【作　　者】
宋永春（教授）

【作者单位】
盐城工学院管理学院，江苏盐城224005

【摘　　要】

      【摘要】随着我国资本市场的飞速发展，自愿性信息披露在信息用户决策中具有重要作用，而健全的治理机制是提升上市公司自愿性信息披露水平的基本保障。本文从公司治理的角度研究了自愿性信息披露水平的影响因素，运用实证研究方法，建立了Logistic回归模型，以2007 ~ 2014年深市主板3485个上市公司为研究样本，运用SAS 9.2软件进行回归分析，探究了上市公司内部治理对自愿性信息披露水平的作用机理，从侧面得到了提升自愿性信息披露水平的路径。
【关键词】自愿性信息披露；公司治理；影响因素；Logistic回归模型
【中图分类号】F272.3      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2017）06-0030-6目前我国的资本市场中，信息披露体系尚不完善，投资者的信息意识还不强，投资者特别重视外生的信息和宏观层面的信息，公司内生信息却不太受重视。随着公司逐步市场化，政府干预度下降，公司前景主要取决于公司自身的发展，公司内生信息成为投资决策的主要依据。而公司内生信息除了“规定动作”——强制性信息，占比较大的还有“自选动作”——自愿性信息。2013年4月及10月，深圳证券交易所和上海证券交易所先后颁布了信息披露考核评价办法，严格规范了各上市公司的信息披露行为。然而，从银广夏公司、蓝田公司到绿大地公司，中国经济的“恶性肿瘤”从未断绝，其根源在于公司治理的混乱与违规。这不仅破坏了我国资本市场的健康发展，而且削弱了投资者对上市公司以及我国资本市场的信任。因此，研究公司治理与自愿性信息披露水平之间的相关性，关系到我国各上市公司自身的发展、政府施政效率以及普通投资者的切身利益。
一、文献综述
国内外已有很多专家学者基于公司治理的角度研究上市公司自愿性信息披露的影响因素，最早的研究始于20世纪80年代。Eng（2003）以新加坡的上市公司为研究对象，证明了国有股比例与自愿性信息披露水平正相关，独立董事比例与自愿性信息披露水平负相关。Healy and Palepu（2001）认为会计师事务所中审计师声誉越高，公司自愿性信息披露水平越高。Sudipto Dasgupta、Jie Gan、Ning Gao（2010）发现，独立董事比例、审计委员会存在与否与信息透明度正相关，董事会亲属比例与之负相关。于团叶等（2013）得出结论：自愿性信息披露水平受行业影响程度很小。宫义飞、朱京博（2013）的研究表明，公司治理因素中董事长与总经理两职合一对信息透明度会产生负面影响，而较高的独立董事比例、股权集中度、流通股比例、机构投资者参与等能够提高上市公司信息透明度。陈亚光、储婕（2015）研究发现，董事长与总经理两职合一与自愿性信息披露水平成反向变动关系，审计委员会则有利于提高上市公司自愿性信息披露水平。
通过分析国内外学者的研究结果发现，对于上市公司自愿性信息披露的相关研究已经渐进成熟，特别是国外学者的研究，但符合我国经济发展特点的相关研究还不够完善。由于我国经验数据的时间跨度相对较小，对于相关公司治理因素对自愿性信息披露的影响程度还存在争议，对自愿性信息披露的评价方法也尚未形成统一标准，因此，本文选取2007 ~ 2014年深交所信息披露考评结果作为自愿性信息披露指数，实证研究公司治理因素对自愿性信息披露的影响，从侧面得到了提升自愿性信息披露水平的路径。
二、研究设计
（一）研究假设
1. 股东构成与自愿性信息披露。我国上市公司中，股东可分为国有股股东与非国有股股东。当公司的实际控制者为非国有性质时，公司的生产活动以利润最大化为目标，经营管理者们会围绕此目标运作公司，在公司其他股东的监督下，经营管理者会更加积极地进行信息披露。而当上市公司的性质为国有时，公司的经营目标与经营理念就不再单纯地为利润最大化，此时政府作为控股大股东，需要承担更多的社会责任，公司的决策在考虑市场利润的同时需要关注各项社会问题。由于过多的政府干预和非经济利益问题的考量，导致国有股上市公司的经营管理者的积极性与主动性低于非国有股上市公司，而公司内的股东代表因为其激励与监督行为所得收益无法落实，从而导致他们也缺乏工作的动力，利用国有产权特有的弱势控制，诱发了“内部人控制”问题，最终使国有上市公司自愿性披露信息意愿较低。综上所述，本文提出：
假设1：国有股控股与自愿性信息披露负相关。
2. 是否同时为B股或H股公司与自愿性信息披露。如果一个公司同时发行A股与B股，则该公司需要同时遵守我国证券市场和境外证券市场的规范要求，而如果其同时发行A股与H股，则需要同时遵守我国证券市场和香港证券市场的规范要求。不管是哪种类型，都有着双重标准要求，也就意味着这一类上市公司需要遵循更为严格的信息披露制度。根据代理理论，信息披露意愿与代理成本成反向变动关系。在双重信息披露要求和代理成本的压力下，上市公司会更有动力披露信息，进而向投资者传递公司的积极信号，降低内外部信息逆差，增强投资者信心。综上所述，本文提出：
假设2：上市公司同时发行B股或H股与自愿性信息披露正相关。
3. 董事会规模与自愿性信息披露。董事会规模即董事会总人数。董事会规模增大，有助于扩大监督管理范围，从而提高监督管理的能力与功效。同时，由于我国对上市公司独立董事在董事会中占比的硬性要求，董事会人数的增多，也就间接加强了独立董事的建设，董事会的独立性得到保障，在缓解代理问题的同时更为有效地维护了投资者的利益。综上所述，本文提出：
假设3：董事会规模与自愿性信息披露正相关。
4. 独立董事占董事会比例与自愿性信息披露。证监会于2001年颁布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，对上市公司董事会中独立董事的人数做出了明确要求。独立董事即为外部董事中的无关联的董事。独立董事不受公司内部董事和管理层管理，独立性较强，在公司管理中能起到有效的监督制衡作用：一方面，独立董事有权参与公司经营管理决策，能对公司各项事务发表自己的意见，以股东价值最大化为工作的最终目标，使董事会的监督制约作用能有效发挥；另一方面，独立董事为了展示自身独立尽职的一面，维护自身声誉，其与管理层勾结舞弊的可能性会降低，从而有效监督管理层行为，以解决管理层和外部投资者的信息不对称问题，减少内部人控制，避免董事会丧失作用而受控于管理层。综上所述，本文提出：
假设4：独立董事比例与自愿性信息披露正相关。
5. 董事长与总经理两职合一与自愿性信息披露。董事长兼任总经理形成两职合一，使得董事长拥有了决策和监督的双向权力，这将很可能导致董事长不再遵循公司利益最大化的目标而倾向于满足个人的利益诉求。所以，董事长与总经理两职分离能有效保障董事会的独立性、发挥董事会监督制约的职能功效，使管理层有效提高公司自愿性信息披露水平。综上所述，本文提出：
假设5：董事长与总经理两职合一与自愿性信息披露负相关。
6. 监事会规模与自愿性信息披露。监事会规模即监事总人数。监事会有权全面监督公司的运营管理事项，对公司的各项计划、决策等进行监督与审查；检查公司财务状况并向公司股东大会提供报告；对公司的管理层人员任免提出建议与意见。所以从理论上讲，监事会规模越大，越能兼顾公司各个方面，从而使监督管理职能有效发挥，有效监督公司董事会、管理层的行为，进而对自愿性信息披露水平的提高起到促进作用。综上所述，本文提出：
假设6：监事会规模与自愿性信息披露正相关。
7. 高级管理人员持股比例与自愿性信息披露。高管属于公司管理层，与投资公司的股东相区别，公司所有者与投资人以企业利益最大化为目标，而公司管理者更希望增加自身利益。高管持有公司股份后，自身的利益诉求与股东的利益诉求部分同向化，他们会更加关注公司的长期发展，而不是以短期利益为管理运营的落脚点，减少了高管隐瞒公司部分信息以获取短期利益的机会主义行为。国内外众多研究也认为，高级管理人员持股，可激发其工作热情，并且持股比例越高，这种作用就越明显。综上所述，本文提出：
假设7：高管持股比例与自愿性信息披露正相关。
（二）样本选取与数据来源
本文选取深交所2007 ~ 2014年信息披露中的所有主板A股上市公司作为样本进行研究，共获得3773个样本。为了减少异常样本值对最终结果的影响，本文剔除了金融业和数据存在异常或缺失情形的企业样本，最终取得了3485个样本数据。
本文所采用的所有数据如下：①公司治理因素数据以及财务数据，来源于国泰安数据库（CSMAR）上市公司研究板块。②自愿性信息披露指数数据，本文采用深圳交易所在其网站（www.szse.cn）“信息披露”板块的信息披露考评等级数据，具体数据都为手工搜集整理而得。本文使用WPS表格软件以及SAS 9.2统计软件对数据进行筛选、处理和分析。
（三）变量定义
1. 被解释变量。被解释变量为自愿性信息披露指数（VDI），本文选取深交所信息披露考评结果作为VDI的代理变量。深交所根据《上市公司信息披露工作考核办法》的相关规定，将上市公司信息披露水平分为四个等级，从高到低依次为A、B、C、D。自愿性信息披露指数赋值方法为：如果该上市公司信息披露考评结果2007 ~ 2014年一直为A或B等级，则VDI取值为1，否则取值为0。
2. 解释变量。本文采用上市公司各具体治理因素为解释变量，分别为：股东构成（SC）、同时发行B/H股（B/H）、董事会规模（BS）、独立董事比例（PID）、董事长与总经理两职合一（C&G）、监事会规模（SS）、高管持股比例（PMS）。上文研究假设中已作解释，此处不再重复。
3. 控制变量。①公司规模（CS）。本文采用较具有代表性的总资产的自然对数来代表公司规模。②公司业绩（CP）。本文以公司净资产收益率代表公司业绩。根据逆向选择理论，公司业绩好、盈利能力强的公司为了避免出现劣币驱逐良币的情形，其自身有向投资者披露公司利好信息的动机，以吸引更多投资，减少融资成本。③负债水平（LL）。本文以企业资产负债率代表负债水平。投资者在选择投资对象时，会尽量避免高负债公司，而此类公司为了吸引外部投资者，就有动机减少相关信息的披露以隐藏自身较高的负债情况，故而VDI较低。各变量名称、变量符号、变量类型及变量定义详见表1。
（四）模型构建
由于本文被解释变量采用对上市公司信息披露考评等级的“0”、“1”赋值法，借用以南开大学牛建波为代表的国内众多学者的研究方法，本文采用Logistic回归分析模型进行实证分析。模型如下：
VDI=β0+β1SC+β2B/H+β3BS+β4PID+
β5C&G+β6SS+β7PMS+β8CS+β9CP+β10LL+ε
三、实证分析
（一）描述性统计
本文以2007 ~ 2014年所有深市主板上市公司的信息披露考评结果共3869个数据样本为研究对象，全面分析自愿性信息披露的变化情况与总体趋势，并对所有变量进行描述性统计，如表2所示。

从表2的描述性统计结果分析可知：
1. VDI被赋值为1的上市公司达到1266个，赋值为0的为2218个。VDI均值为0.3628，说明能持续保持良好或优秀的公司还是较少。
2. 在公司治理因素变量方面，国有股控股公司占比8.4%，比例较小；同时发行B股或H股的均值为0.114，说明该类公司占深市A股公司总量的11.4%；董事会规模的均值达到9.0216，最少4人，最多18人，说明仍有少数公司未能达到《公司法》规定的董事会人数应在5 ~ 19人的要求；董事会中独立董事比例平均为36.82%，最小值为11.11%，最大值达71.43%，整体水平上达到了证监会对上市公司独立董事比例达1/3以上的要求，但仍然有少部分公司无法满足，说明独立董事政策的落实还需要加强管理与监督；董事长与总经理两职合一的均值为82.11%，说明大部分公司还是能达到两职分离的要求；监事会规模的均值为3.8978人，最少为1人，最多为13人，总体达到了《公司法》监事会人数不得少于3人的要求，但仍有部分公司违反规定，监督力度无法满足需求；高管持股比例最小值为0，最大值为32.96%，均值为0.14%，即使是最大值，高管持股比例的数据也不容乐观，说明大部分公司并没有重视高管持股激励性的作用。
3. 在控制变量方面，公司规模的均值为21.7697，净资产收益率平均值为0.0383，资产负债率的均值为84.07%。
（二）相关性分析
如表3所示，在公司治理因素的各解释变量中，董事会规模、高管持股比例、监事会规模、同时发行B/H股与上市公司自愿性信息披露在5%的水平上显著正相关，说明董事人数越多、高管持股比例越大、监事会人数越多、同时发行B或H股，上市公司的自愿性信息披露水平越高，这与前文假设相符。股东构成、董事长与总经理两职合一、独立董事比例与自愿性信息披露显著负相关。董事长与总经理两职合一与自愿性信息披露在5%的水平上显著负相关，验证了前文假设；而独立董事比例与自愿性信息披露在10%的水平上负相关，这与前文假设相反。在各控制变量中，公司规模、公司业绩与自愿性信息披露在5%的水平上显著正相关，负债水平与自愿性信息披露在5%的水平上显著负相关，说明规模越大、业绩越好、负债水平越低，上市公司的自愿性信息披露水平越高。从表3可以看出，各解释变量之间相关系数均小于0.5，排除了各个变量之间存在多重共线性情形的可能。
（三）Logistic回归分析
本文引用深市主板A股除金融类的所有上市公司2007 ~ 2014年相关数据，为了避免异常数据值对研究分析的影响，对所有数据按照上下1%进行缩尾处理（Winsorize）。各变量数据都被整理在第一个百分位数值与第九十九个百分位数值之间，调整了极端小值和极端大值，使实证研究结果更为显著。回归分析结果见表4。

1. 在解释变量方面，股东构成与自愿性信息披露在5%的水平上显著负相关，相关系数为-0.3394，假设1成立，说明当股东构成中国有股占有控制权时，公司自愿性信息披露水平较低。究其原因，主要是我国国有股比重较大的公司其筹资难度较低，故失去了自愿披露信息的动力。
2. 在公司治理因素变量方面，同时发行B/H股与自愿性信息披露在1%的水平显著正相关，相关系数为0.4926，假设2成立，说明上市公司同时发行B股或H股有助于提高自愿性信息披露水平，这也证明了发行B股或H股的公司受海外监督较多，且更为严格，信息的披露水平要求会更高。董事会规模与自愿性信息披露在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.1008，假设3成立，表明规模大的董事会更能发挥监督检查作用，有效提高自愿性信息披露水平。独立董事比例与自愿性信息披露的相关性不显著，假设4不成立，说明我国独立董事制度并没有发挥出应有的作用，未能在提高自愿性信息披露水平上产生影响。董事长与总经理两职合一与自愿性信息披露在1%的水平上显著负相关，相关系数为-0.3871，假设5成立，进一步说明了董事长与总经理两职合一不利于自愿性信息披露水平的提高。当两职合一时决策的独立性较差，容易形成“一言堂”。监事会规模与自愿性信息披露之间的关系不显著，假设6不成立，说明监事会未能在提高自愿性信息披露水平方面发挥积极的监督作用。高管持股比例与自愿性信息披露在5%的水平上正相关，相关系数为32.3312，假设7成立，表明高管持股对提高自愿性信息披露水平有一定的激励作用，这说明高管持股会增强高管的主人翁意识，决策会更长远，从而更主动地披露信息，以取得资本市场的信任和支持。
3. 在控制变量方面，公司规模与自愿性信息披露在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.6153，表明规模越大的公司信息披露的意愿越强烈，披露程度越高。公司业绩与自愿性信息披露在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.9934，说明业绩好的公司更注重自身信誉，更愿意通过信号传递给市场好的消息。负债水平与自愿性信息披露在1%的水平上显著负相关，相关系数为-1.2518，说明负债水平越高的公司越有隐瞒相关信息的可能性，其信息透明度相对较低。
（四）稳健性检验
本文为验证研究结果的稳健性，重新搜集深圳迪博公司公布的内部控制指数作为公司内部治理的代理变量，建立多元回归模型，对内部控制质量与自愿性信息披露之间的关系进行了实证分析，回归结果见表5。可以看出，内部控制质量与自愿性信息披露在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.302，这表明内部控制质量越好，自愿性信息披露水平越高。委托代理理论认为，企业通过有效的内部控制，可以减少委托人和代理人之间的矛盾，提高企业信息透明度。这与本文的研究结论也是一致的（因篇幅所限，此处只列示回归结果）。

四、研究结论
当公司为国有控股时，自愿性信息披露水平较低；当公司为非国有控股时，自愿性信息披露水平较高。这是由于公司管理层的决策常受到相关政策干预，其工作的自主性与积极性不高，从而提高自愿性信息披露水平的意愿不强。国有企业不只是以盈利为经营目标，需要考虑国家政策和诸多社会问题，其提高自愿性信息披露水平的动机较其他企业弱。
同时发行B股或H股的公司自愿性信息披露水平更高，说明在双重规则的监督管理下，上市公司的信息披露制度更完善。
在董事会规模方面，提高董事会规模，其发挥作用的范围与力度就更大，管理层在有效的监督体系下将很难隐瞒信息或信息造假，这无疑会有效提升自愿性信息披露水平。
董事会内部的独立董事比例对自愿性信息披露水平的提高基本没有作用。究其原因，一方面，我国现阶段独立董事还只是形式主义，独立董事大多只限于挂头衔、领薪水，而并未参加到公司监督工作中；另一方面，我国现有的独立董事大多由大股东举荐产生，两者之间的联系耐人寻味，其本身的独立性值得商榷，也就无法真正发挥监督管理层信息披露的作用，更无法保护中小股东的利益。
董事长与总经理两职合一会对自愿性信息披露水平产生不利影响。当董事监督自身的行为决策时，其实际上就形成了“一言堂”，公司正常的治理结构将被打破，所以应尽可能地将两职分离开来，决策权与监督权各有其主。
在监事会规模方面，可以发现其对提高自愿性信息披露水平的作用微乎其微。究其缘由，我国目前各公司监督事宜大多只是走过场，并没有发挥出真实效果，而监事们也缺乏相关法定权力，对管理层并没有强制约束力。因此，应尽快改进监事会制度，提升监事会工作积极性，建立监事会工作考评机制与责任认定程序，使其真正发挥出监督职能。
在高管持股比例方面，不难发现，其对自愿性信息披露水平的提高有积极影响，但并不明显，说明高管持股的激励政策还未能全面推广，上市公司高级管理人员持股数量还较少，需要进一步提升。
另外，深市主板上市公司2007 ~ 2014年自愿性信息披露水平总体情况每年提升幅度不大，但整体呈上升趋势。至2014年，已经正式进入B级的良好阶段，今后的上升趋势也较明显。与此相对应，考评结果达到A或B级的上市公司越来越多，C、D级的上市公司逐年减少。公司规模、公司业绩与自愿性信息披露显著正相关，表明规模大、业绩好的公司其治理结构更加完善，信息披露行为更加严谨，更有动机向社会公众传达企业优良的经营信息。同时，企业负债水平与自愿性信息披露显著负相关，说明上市公司资产负债率越高，其债务风险越高，为了隐瞒其经营劣势，自愿性信息披露意愿不强。
综上所述，站在我国公司治理角度可以发现，大部分治理机制完善的公司能积极自愿披露信息，但也有部分原本应发挥积极影响的治理因素见效甚微。此外，虽然上市公司信息考评结果逐年向好，但不难发现，考核结果多为B、C等级，能达到A级的占比很少。这说明我国大部分上市公司提高自愿性信息披露水平的积极性并不高，而相关自愿性信息披露水平的考评程序与规则又不公开、上市公司违规成本太低、相关部门监督管理的全面性与力度未能达到理想要求等因素与之密切相关。

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