論董事會特征與自愿性信息披露

論董事會特征與自愿性信息披露

摘 要：以深市國有上市公司為例，實證分析了四個董事會特征與自愿性披露水平的關系。通過使用自愿性披露水平的衡量指標——信息披露指數，研究發現獨立董事人數、第一大股東所派董事人數、執行董事人數均與披露水平顯著地正相關，董事會規模與披露水平負相關，但并不顯著。另外，公司規模與披露水平顯著正相關，而銀行借款水平則與此顯著負相關。研究表明，應該繼續完善獨立董事制度，同時需要審慎思考第一大股東對上市公司信息披露行為的影響。?
　　關鍵詞：董事會；自愿性信息披露；公司治理
　　
　　1 引言?
　　
　　上市公司的信息披露是保證資本市場運作效率的關鍵因素。自從上海、深圳兩個股票交易所建立以來，我國上市公司信息披露的規范化工作取得了明顯的成效。但同時也存在許多不盡完善之處，信息不對稱狀態普遍存在于上市公司與外部投資者及其他利益相關者之間，且并未出現緩解趨勢，從而導致大量的“逆向選擇”與“道德風險”問題發生。例如在每年被深交所和上交所公開譴責的上市公司中，絕大部分是由于信息披露方面的問題。?
　　股權分置改革以后，上市公司透明度將成為證券市場監管的核心。上市公司信息披露體系包括強制性信息披露和自愿性信息披露，從一國國內上市公司之間比較的角度來說，自愿性信息披露是上市公司在滿足強制性披露要求之后經過利弊權衡的披露行為，代表著公司透明度，它與強制性披露一起滿足投資者的信息需求。對于上市公司來說，企業外部經營環境變化的加劇和越來越嚴峻的競爭態勢促使上市公司必須重視和改進與投資者以及其他利益相關者之間的有效溝通，而自愿性信息披露是上市公司增加信息供給的一個直接且有效的手段，可以使市場對公司價值評估更具公允性。所以，近年來，上市公司的自愿披露呈現出逐漸增多的趨勢（FASB，2001）。而且從上世紀末開始，自愿性信息披露與公司治理結構之間的關系逐漸成為研究的重點（Core,2001）。作為公司治理結構的核心，董事會必然對上市公司的自愿性信息披露行為產生重要影響，所以，本文的目的在于研究董事會特征與上市公司自愿性信息披露之間的關系。?
　　
　　2 文獻回顧?
　　
　　根據委托代理理論，上市公司的對外公開信息披露是解決股東與管理層之間委托代理問題的主要方法之一，但在信息披露過程中也存在道德風險問題（Healy 和Palepu，2001），需要建立相應的治理機制。Healy等（1999）的研究發現信息披露水平的上升與機構投資者占公司權益資本的比例上升有聯系。Simon 和 Kar(2001) 通過分析香港上市公司的四個治理指標（董事會中獨立董事比例、總經理董事長是否兩職合一、是否存在審計委員會、董事會中的家族成員比例）來考察自愿性信息披露情況，發現審計委員會與公司自愿性信息披露顯著正相關，家族成員構成與公司自愿性信息披露呈現負相關。 Chau和Gray（2002）研究了香港和新加坡上市公司的股權結構與自愿披露水平的關系，發現自愿披露水平與外部股權比例正相關，同時也發現由“內部人”或家族控股的上市公司信息披露水平較低。Eng和Mak（2003）考察了在新加坡上市的158家上市公司不同所有權結構和董事會構成對公司自愿性信息披露影響，研究顯示公司治理程度與上市公司信息披露存在明顯正向關系。?
　　我國學者主要從公司具體特征方面進行了初步分析，而缺乏關注于公司治理角度的研究。本文的目的是研究董事會特征與自愿性披露水平之間的關系。由于眾所周知的原因，我國上市公司具有獨特的股權結構，即一種分裂的、二元的股權結構，非流通股與流通股并存，大部分公司的非流通股是國有股，而且國有股往往是“一股獨大”。這種獨特的股權結構在公司治理結構的核心——董事會中充分地體現出來。具體來說，大股東往往通過向董事會派駐董事實現對公司的控制，另外，獨立董事和執行董事也是兩類個性鮮明的董事。所以，本文以深市國有上市公司為例，從多個角度考察董事會特征對公司自愿性披露水平的影響，具體來說，將要分析的董事會特征包括：獨立董事人數、執行董事人數、第一大股東所派董事人數、董事會規模。本文的研究對于從公司治理角度完善上市公司信息披露具備重要的實踐與借鑒意義。?
　　
　　3 研究假設?
　　
　　董事會的一項重要功能是通過監督經理層的經營行為來最小化兩權分離造成的代理成本，另外，在我國還普遍存在另外一種代理成本：即大股東侵害中小股東的利益。所以，向董事會派駐外部董事將會加強對大股東和經理層的監督，從而提高公司的信息披露水平（Fama和Jensen，1983）。所以，我們得到如下假設：?
　　假設1：獨立董事人數與自愿性披露水平正相關。?
　　在股權集中的情況下，大股東侵害中小股東的利益已經成為最重要的委托代理問題（Shleifer 和 Vishny，1997）。大股東通過向董事會派駐董事對上市公司進行控制，為了隱瞞或掩飾各種侵害活動，大股東傾向于降低披露水平；但另一方面，如果信息披露水平過低而被監管當局譴責，公司就要為此付出代價，從而威脅到大股東的利益。所以，第一大股東所派董事與公司的自愿披露水平之間的關系是不確定的，在此，我們暫且假設如下：?
　　假設2：第一大股東所派董事人數與自愿性披露水平負相關。?
　　執行董事執行業務并從事內部經營管理，一般是公司內部人士，本文中執行董事既是董事，又屬于公司高管人員（李維安，2005）。執行董事對公司生產經營活動和行業背景極為了解，有助于提高董事會的信息披露決策效率，所以，假設如下：?
　　假設3：執行董事人數與自愿性披露水平正相關。?
　　董事會規模與董事會的運作效率密切相關，并非越大越好，過多的董事可能造成決策時間的拖延和決策質量的下降，當然也包括信息披露決策，所以，我們得到假設如下：?
　　假設4：董事會規模與自愿性披露水平負相關。?
　　我們選擇的控制變量有公司規模、股權集中度、銀行借款水平、扣除項后每股收益。?
　　
　　4 數據與研究設計?
　　
　　4.1 樣本選取?
　　我們以在深交所主板上市的所有A股國有上市公司為樣本，國有上市公司是指第一大股東為國家股或國有法人股的公司，并剔除以下兩類公司：（1）金融保險類；（2）2001年及其以后上市的公司，這樣做是為了排除上市時間對信息披露行為的影響，最后的檢驗樣本數是305個國有上市公司。?
　　我們使用信息披露指數（DSCORE）衡量自愿性披露水平，該指標是使用“基于年報的自愿披露水平測量表”（李遠勤和劉燕萍，2006）對上市公司2004年年度報告中的自愿性披露內容進行測量而得到的。采用年報的原因在于年報是外部投資者獲取上市公司信息非常重要的途徑之一，而且年報的信息披露水平與其他途徑的披露水平正相關（Botosan,1997）。?
　　2004年財務數據來自天軟數據庫，樣本公司2004年報下載自深交所網站，董事會特征數據由本文作者根據2004年報整理而得，統計分析軟件為SPSS12.0。?
　　4.2 自愿性披露水平的衡量指標：信息披露指數?
　　參照Botosan指數（Botosan,1997）和Chau－ Gray指數（Chau和Gray，2002）的思路,我們設計了“基于年報的自愿披露水平測量表” 用以計算信息披露指數，利用該表衡量上市公司信息披露水平的文章已經公開發表（李遠勤和劉燕萍，2006）。Botosan指數的測量表中信息條目共分為五類，分別是：背景信息、歷史信息、關鍵性非財務信息、預測信息、管理層討論和分析，某個公司的信息披露指數等于該公司分別在五個部分得分的加總。Chau－Gray指數的測量表中信息條目共分為三類，分別是：戰略類信息、非財務類信息、財務類信息，某個公司的信息披露指數等于該公司在三個部分得分的加總與可能的最高得分之比。Botosan指數和Chau－Gray指數在我國學者的文獻中均有使用，前者如王詠梅（2003），后者如張宗新等（2003）。因此，我們參照Botosan指數和Chau－ Gray指數，根據有關法律法規、中國證監會發布的《公開發行證券的公司信息披露內容與格式準則1－13號》以及有關的實施細則、投資者信息需求的調查分析（陸正飛、劉桂進，2002），并結合未來信息披露的發展趨勢，對Botosan指數測量表和Chau－ Gray指數測量表中的信息條目進行調整和重新組合，最后得出適用于我國上市公司的“基于年報的自愿披露水平測量表”。　　“基于年報的自愿披露水平測量表”包括五類不同的信息類別，分別是戰略類信息、關鍵性非財務類信息、公司治理類信息、預測類信息、財務類信息，共有102個信息條目。量表中信息條目適用于所有的上市公司，所以，不存在針對不同公司的調整問題，某個公司的最高得分是204分。?
　　某個公司信息披露指數的計算方法為：?
　　
　　“基于年報的自愿披露水平測量表”是參照Botosan指數的測量表和Chau－ Gray指數的測量表設計而成的，上述兩個測量表均通過了有效性檢驗，所以本文的測量表是具備有效性的。此外，我們邀請兩位相關領域的學者對照測量表分別對305個樣本公司的2004年報進行打分，當出現雙方打分不一致的情況時，我們在深入細致的討論后重新打分，直至雙方打分一致，所以，測量表的測量結果是可以信賴的。?
　　4.3 變量?
　　多元線性回歸分析的被解釋變量為信息披露指數（自愿性披露水平），解釋變量有獨立董事人數、第一大股東所派董事人數、執行董事人數、董事會規模，控制變量有公司規模、股權集中度、銀行借款水平、扣除項后每股收益。具體的變量定義見表1：?
　　
　　5 結果與分析?
　　
　　5.1 描述性統計?
　　表2是變量的描述性統計，可以看出國有上市公司的平均自愿性披露水平并不高，只有20.87%，國有上市公司的規模均比較大，而且標準差很低，第一大股東所派董事和執行董事平均在2至3人之間， 董事會規模平均為10人左右，獨立董事平均在3至4人之間，尚未達到董事會平均規模的50％。?
　　
　　5.2 多元線性回歸?
　　我們以信息披露指數為因變量進行了4次多元線性回歸，檢驗樣本數為305個，得到4個多元線性回歸模型，具體結果見表3：?
　　在模型1中，參加回歸的解釋變量只有獨立董事人數、第一大股東所派董事人數、執行董事人數，模型2中加入了董事會規模，此后，在控制了公司規模后得到模型3，在模型4中，增加控制了股權集中度、銀行借款水平、扣除項后的每股收益。獨立董事人數、第一大股東所派董事人數在4個模型中均在1％或5%的水平上顯著，但第一大股東所派董事人數的回歸符號與預測的相反。而執行董事人數在控制董事會規模后才在10％的水平上顯著（見模型2），但同時控制董事會規模與公司規模后并不顯著（見模型3），在模型4中，我們增加了控制變量后，執行董事人數又變成在5％的水平上顯著，且符號與預測的一致。董事會規模的回歸符號與預測的一致，但在模型中均不顯著。在控制變量中，公司規模與自愿性披露水平顯著正相關，銀行借款水平與自愿性披露水平顯著負相關，而股權集中度和收益情況則對自愿性披露水平沒有顯著影響。4個模型中各變量的VIF值均低于3，說明變量間不存在共線性問題。?
　　
　　實證結果支持假設1和假設3，即獨立董事人數與自愿性披露水平顯著地正相關，執行董事人數與自愿性披露水平顯著地正相關，但不支持假設2和假設4。實證結果發現第一大股東所派董事人數與自愿性披露水平顯著正相關，這與假設2相反，而董事會規模與自愿性披露水平負相關，但并不顯著。?
　　第一大股東所派董事人數與自愿性披露水平顯著正相關，我們分析原因主要在于：（1）國有上市公司第一大股東的實際控制人為國有資產管理部門（例如國資委或各級財政局等），國有上市公司領導者的選聘與升遷體系取決于上級行政主管部門，造成國有上市公司領導者不以最大化企業價值為目標，而以滿足上級行政機關的各項任務為目標，期望作個“太平官”。所以，國有上市公司一方面希望盡量避免因隱瞞信息而違規受到處罰，另一方面也要求盡量降低披露水平以避免招致一些不必要的成本，這種矛盾心態表現為第一大股東所派董事人數與自愿披露水平正相關，但同時回歸系數很低，只有0.003，另外，前文已有分析，國有上市公司的披露水平整體偏低。（2）我國股市的誕生與國有企業改革息息相關，承擔著轉換國有企業經營機制的重大使命，以滿足國有企業融資需求的方式推動國有企業改革。所以，為了降低融資成本，國有上市公司有動力提高自愿性披露水平。公司規模顯著地正向影響自愿披露水平，說明規模越大的公司，融資需求越大，越需要加強與資本市場投資者的溝通，以降低資本成本。銀行借款水平與自愿披露水平顯著地負相關，原因在于銀行可以通過直接溝通的方式獲得公司的信息，所以負債越多的國有公司，自愿披露水平越低。?
　　
　　6 結論與建議?
　　
　　本文以深市國有上市公司為例，實證分析了董事會特征與自愿性披露水平的關系。發現獨立董事人數、第一大股東所派董事人數、執行董事人數均與披露水平顯著地正相關，董事會規模與披露水平負相關，但并不顯著。另外，公司規模與披露水平顯著正相關，而銀行借款水平則與此顯著負相關。?
　　獨立董事可以有效改進上市公司的信息披露行為，但是回歸系數仍然偏低，為0.01，略高于第一大股東所派董事人數的回歸系數。中國證監會于2001年正式要求滬深兩市的上市公司建立獨立董事制度，根據研究數據，我們發現目前國有上市公司獨立董事人數低于董事會規模的50％，而美國政府近年來對證券監管的一項重大修改就是增加獨立董事的數量和提高獨立董事的獨立性（李維安，2005）。此外，第一大股東所派董事人數與自愿性披露水平顯著地正相關，但我們認為應該審慎地看待這一結果。另外，執行董事有利于提高披露水平。針對以上結果，我們提出如下建議：（1）增加獨立董事的數量，并改革現有獨立董事提名與津貼制度，以提高獨立董事的獨立性；（2）逐步實現國有上市公司領導者選聘機制的市場化，并結合股票期權制度，克服高層管理者行為的短期化；（3）盡快建立上市公司自愿性信息披露指引規則，以完善我國上市公司信息披露體系，指導上市公司不斷提高信息披露質量。?
　　
　　參考文獻?
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