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摘要：上市公司自愿性信息披露是对强制性信息披露的补充和扩展。近年来我国上市公司的自愿性信息披露已经起步，但仍存在着披露项目较少、披露质量不高等一系列问题。而公司治理各因素与自愿性信息披露之间存在着密切的联系，要从根本上推进上市公司自愿性信息披露工作，改善公司治理环境是一条有效路径，尤其是要尽快建立和完善审计委员会制度，监督上市公司按承诺时间完成有限售条件股份的上市，并不遗余力地进一步完善独立董事制度。
关键词：自愿性信息披露；公司治理；信息技术行业
中图分类号： F830.91文献标识码：A文章编号：1674-2265（2008）08-0056-05
一、引言
信息披露是投资者和上市公司之间的一种沟通方式，它能够缓解公司与外部投资者之间的信息不对称情况，提高公司价值。尤其是自愿性信息披露能更好地反映公司动机，对于资本市场功能的发挥有着十分重要的意义。因此如何提高自愿性信息披露水平也越来越受到各国监管机构及上市公司的重视。
我国证券监管部门从2000年开始鼓励上市公司披露所有可能对利益相关者决策产生实质性影响的信息，而从2002年开始，监管当局更是出台了一系列鼓励自愿性信息披露的文件，从而促进了我国上市公司自愿性信息披露工作的长足发展。但是，由于起步较晚，我国上市公司的自愿性信息披露仍存在不少欠缺。从披露内容上看，一些对于国外上市公司而言已经很成熟的信息披露项目，如盈利预测和未确认的无形资产（如人力资源因素、商誉等），我国上市公司披露较少。而且自愿性信息披露的内容多混杂于强制披露规则之内，难以引起投资者的注意；从披露质量上看，我国上市公司自愿性信息披露随意性较大，如对计划类信息多数只涉及一些外围的、定性的说明；披露信息可靠性较差，如对一些预测性信息报喜不报忧，难免导致预测数与实际数存在较大偏差。
自愿性信息披露的欠缺，一方面源于相关政策法规的不完善以及我国证券市场的相对落后，另一方面归因于我国上市公司自身的素质不高。因此要完善我国上市公司自愿性信息披露工作，可以从外部环境和内部因素两方面来考虑。对于上市公司自身来说，公司治理是保证信息披露质量的内部制度安排，完善的公司治理结构能够加强公司的内部控制，减少机会主义行为和降低信息不对称，是高质量信息披露的保障。许多国外学者的研究认为，自愿性信息披露程度的提高有赖于公司治理机制的设计及其有效性。而在我国特定的经济文化环境下，公司治理与自愿性信息披露之间是否也如国外学者的研究一样呈现出千丝万缕的联系，公司治理能在多大程度上提高自愿性信息的披露水平，这将是本文实证研究的重点。
二、实证研究假设
（一）董事会特征与自愿性信息披露
1. 董事会规模。Beasley(1996)认为随着董事会规模的增加，财务报告舞弊发生的可能性亦增大。本文假设：董事会规模与公司自愿性信息披露程度负相关。
2. 董事会的独立性。Fama和Jensen(1983)指出，独立非执行董事比例越高，越能有效地监督管理层机会主义行为，公司自愿披露的信息也越多。本文假设：独立董事的比例与自愿性信息披露程度正相关。
3. 董事会的领导结构。董事会的领导结构即董事长与总经理是否两职合一。代理理论认为代理人的总经理不一定总是从股东的利益出发披露信息，如果两职合一则会削弱董事会的监控职能，总经理倾向于对外隐瞒不利的信息，从而使公司透明度降低。本文假设：董事长和CEO两职合一的公司，自愿性信息披露的程度低。
4. 审计委员会。由于审计委员会的成员以独立董事居多，独立于管理当局，因此审计委员会的设立可以增加自愿性信息披露的程度。本文假设：设立审计委员会的公司有可能更大程度地进行自愿性信息披露。
（二）股权结构与自愿性信息披露
1. 流通股、法人股、国有股。“股权分置”这种结构性问题是中国股市的特有现象。我国股市的股权结构按投资者的出身不同，分为国有股、法人股和流通股。而在一个健全的资本市场中，流通股股东通过股票市场的价格信号和接管控制功能影响着公司价值，对公司治理起着至关重要的作用。为了充分发挥这些作用，他们有获取大量有关公司财务状况、业绩及未来战略等方面信息的强烈要求，从而促使公司披露更多的信息。至于法人股与国有股，虽然我国已开始股权分置改革，但截至2006年仍有大部分不能上市流通，法人股出于自身利益的考虑，对管理层进行监督的动力很强。而国有股股东代表由于得不到激励和监督的收益，缺乏激励和监督的动机，从而使经营者利用政府产权上的超弱控制，形成内部人控制。因此本文假设：流通股比例与自愿性信息披露水平存在正相关关系，法人股比例与自愿性信息披露程度正相关，国有股比例与自愿性信息披露程度负相关。
2. 高管人员持股。高管人员持股是上市公司采取的一种激励方式，通过准许管理人员持有一定的股权来使自身的利益与股东的利益相一致，勉励高管人员更勤勉尽责地工作，从而提高董事会的运作效率，强化对经理层的监督。较高的高管人员持股比例使公司治理机制更为有效，公司也将倾向于更多地披露信息。因此本文假设：高管持股比例与自愿性信息披露程度正相关。
3. 股权集中度。Haskins（2000）的研究表明，自愿信息披露行为受股权集中度的影响，欧美公司股权分散，数量众多的股东对信息披露的要求很高，公司自愿披露的程度就高；而亚洲公司股权相对集中，股东不像西方股东那样对报表披露要求苛刻，自愿披露的程度就低。目前，我国大部分公司的股权集中度仍然很高，经理层自愿披露信息的动机并不强烈。因此本文假设：股权集中度越高的公司，自愿性信息披露的程度越低。
三、样本选择及研究方法的设计
（一）样本选择
本文以我国信息技术行业的上市公司为例，对其自愿性信息披露的影响因素进行实证检验。在之前的研究文献中多是采用所有的行业作为样本，但是应该注意到各个行业之间的企业信息披露格式及内容可能存在差异，如果仅仅采用一种自愿性信息的分类标准，可能导致自愿性信息分类标准的行业误差偏大。而信息技术行业是一个新兴的行业，技术含量高，员工的学历、知识体系也具有较高的水平，在境外上市的公司较多，公司治理结构较为完善。因此，公司自愿性信息披露的程度应相对较高，变量的选取也会更具有典型性。
本文以信息技术行业上市公司2006年的年度报表信息为基础，研究自愿性信息披露的水平。考虑到ST类上市公司财务数据非正常，剔除了这些上市公司。这样，样本数据最终选取的是截至2006年12月31日的信息技术行业（主营业务）的所有财务数据正常的A股上市公司，共58家。数据来源于巨潮资讯网及CSMAR数据库。
（二）研究方法的设计
1. 自愿性信息披露程度的衡量。自愿性信息披露是本文研究的核心，如何准确地计量显得尤为重要。然而公司自愿性信息披露作为一个抽象的概念，不能直接地进行计量，国内外的学者们在研究此问题时，都是通过建立一个指标体系来量化，从而反映公司信息披露的水平。Meek、Robert和Gray(1995)将上市公司自愿披露的信息分为战略性信息、财务信息和非财务信息。战略性信息包括公司特征、公司战略、研发、公司未来发展信息；财务信息包括外币信息、股价信息及其他财务信息；非财务信息包括与董事会有关的信息、与员工有关的信息、社会责任和附加值信息。在本文的研究中，将主要借鉴这一基本模式来建立自愿性信息披露的衡量体系。
本文自愿性信息披露指标按以下程序进行选取：首先，借鉴Meek的基本框架、其他相关文献及上市公司的年报已经提供的自愿性信息披露的指标；然后，从这些指标中剔除《公开发行证券的公司信息披露的内容与格式准则第2号：年度报告的内容与格式（2005修订）》及证监会制定的2006年年报披露的相关要求中已作为强制性信息披露的指标；最后得到我国上市公司的34个自愿性信息披露指标。
在指标体系建立后本文利用该指标体系对样本公司的自愿性信息披露水平进行计量。本文假定每个指标具有相同的重要性，并没有对不同指标赋予不同的权重，这是因为公司信息的使用者有很多，如投资者、债权人、监督者以及其他潜在的使用者等，他们对同一信息也会有不同的价值评估，不赋予权重可能会更具有广泛性。本文中的自愿性信息披露指数为公司实际披露的项目数占最大信息披露数的比例。依照这种思路，分别对每家样本公司的34条自愿性披露信息条目打分，如果样本公司对某项自愿性信息进行披露，则取值为1；如果未披露，则取值为0。然后把各指标得分进行加总，再除以34得到每家样本公司的自愿性信息披露指数。
2. 解释变量。本文选择的解释变量为：
H1：董事会规模，即董事会中董事的人数；H2：独立董事比例，即独立董事在董事会中的比例；H3：董事会领导结构，即董事长与总经理是否两职合一，如果两职合一时取 1，反之取0；H4：是否设立审计委员会，如果公司设立审计委员会，取值为1，否则为0；H5：流通股占总股本的比例；H6：法人股占总股本的比例；H7：国有股占总股本的比例；H8：高管人员持股比例，包括董事、经理和监事的持股比例；H9：股权集中度，即前十大股东的持股比例。
3. 控制变量。根据国内外学者的研究，公司自愿性信息披露还会受到公司规模、盈利能力和财务杠杆的影响。Elibert和Parket(1973)的实证研究表明，自愿性信息披露与公司规模显著正相关。Healy和Palepu（2001）的研究显示，公司盈利能力越强，其披露的信息也越多。Noe(1999)证明了公司财务杠杆与自愿性信息披露存在显著关系。因此本文选择公司规模、盈利能力和财务杠杆来作为研究中的控制变量。
H10：公司规模，以总股本的自然对数计量；H11：盈利能力，以净资产收益率计量；H12：财务杠杆，以资产负债比率计量。
4. 模型构建。根据上述分析，本文以公司自愿性信息披露水平（vdi）作为被解释变量，以反映公司治理结构的各项指标作为解释变量，以公司规模、盈利能力和财务杠杆作为控制变量，构建了多元线性回归模型，对公司自愿性信息披露水平进行回归拟合，并将对有关参数进行显著性检验。回归模型如下：
其中 是回归方程中的常数项， （i=1,2……,12）是解释变量的待估系数， 是随机项。
四、实证结果和分析
（一）描述性统计分析
表1是被解释变量和解释变量及控制变量中连续变量的基本情况统计表。从中可以看出，我国信息行业上市公司2006年的自愿性信息披露程度最低值为0.118，最高值为0.588，均值已达到0.329，相比于以前相关文献研究，我国信息行业上市公司自愿性信息披露的程度在整体上有了提高。而从自愿性信息披露的内部结构来看，战略信息披露的平均值在0.333，财务信息披露的平均值为0.372，而非财务信息平均披露水平为0.299，充分反映了我国信息类上市公司目前自愿性信息披露项目已趋于平衡。
从连续性解释变量的统计可以看出，我国信息技术类上市公司的董事会规模平均在9人左右，独立董事的比例已基本达到证监会规定的1/3的最低标准，而且随着股权分置改革的进行，各公司的流通股比例也得到了提高，但是股权集中度仍较高，高层持股比例差别较大。另外，对于控制变量的统计分析表明，我国信息类上市公司的盈利能力及财务杠杆情况有一定的差别，而从均值来看尚属正常水平。
从表2的统计分析可以看出，我国信息技术行业上市公司董事长与总经理两职合一的情况不多，仅占17.24%，相应的两权分离的比例较高，较为符合现代企业所有权与经营权分离的企业理论；而设置审计委员会的有22家，占所有样本的37.93%，表明上市公司内部控制水平有了一定的提高。
（二）相关性分析
在进行多元回归分析之前，本文对解释变量进行了相关性检验，结果见表3。
从表3可以看出，一些解释变量间存在显著性关系，如流通股比例（H5）与国有股比例（H7）、股权集中度（H9）的关系，高层持股比例（H8）与公司盈利能力（H11）的关系等，但一般而言，解释变量之间的简单相关系数超过0.8时将会存在共线性问题，而表3中的相关系数并没有超过0.8的数据存在，因此各变量间存在多重共线性的可能性比较低。
（三）多元回归分析
1. 回归结果。本文运用Eviews5.0对模型进行了多元线性回归，将所有变量带入模型中进行计算得到的初始结果如表4。
从表4中可以看出，调整的R2为0.346，即方程的拟合优度为0.346，这表明被解释变量的变化中有部分可以被本文中的解释变量解释，考虑到本文的研究重点是公司治理结构与自愿性信息披露之间的关系，仍有很多其他方面的指标没有进入本文研究范围，这样的结果是可以接受的。而回归方程的F检验值为3.515，远大于F0.05=1.75，回归模型具有统计学意义。
另外，从表4也可以看出，在5%的概率水平下，审计委员会的成立与否、流通股比例、法人股比例、国有股比例、高层持股比例及公司规模通过了显著性检验；在10%的概率水平下，董事会的领导结构也能够通过显著性检验。
2. 回归结果分析。从多元线性回归的最终结果可以看出，回归结果与预测存在一定的差异。
假设1（董事会规模与上市公司自愿性信息披露负相关）没有通过显著性检验，这可能是由于本文的研究集中于信息技术行业，公司董事会的设置差别不大，对自愿性信息披露的影响有限。
假设2（独立董事比例与自愿性信息披露程度正相关）并没有通过检验，这可能是由于我国独立董事更多地关注上市公司是否按照相关规定进行强制性信息披露，而没有积极要求公司披露自愿性信息。同时，公司设立独立董事的原因也许有一部分出于证监会的规定而非自身需要，这使得独立董事对管理层决策的影响程度十分有限，从而难以影响公司自愿性信息披露的程度。
假设3（两职合一的公司，自愿性信息披露程度较低）在10%的概率下通过了显著性检验。这支持了以前的研究假设，两职分离可使公司的透明度提高。
假设4（设立审计委员会的公司有更大可能进行自愿性信息披露）通过了显著性检验。这说明我国公司的审计委员会已起到了相当大的作用，其有能力减少信息保留的数量，能够在较大程度上确保信息的真实性、完整性和及时性，因此设立审计委员会是提升公司信息披露质量的一种有效的监控手段。
假设5（流通股比例与公司自愿性信息披露程度之间存在正相关关系）通过了显著性检验。这说明流通股的存在对公司的信息披露有着积极的影响，比例越大，公司会越有动力去披露更多的信息。而我国股权分置改革的实行使原来不能流通的股票逐步开始流通，不仅有利于优化公司治理结构，也有利于促使公司披露数量更多、质量更好的信息，提高公司信息的透明度，减轻信息不对称问题。
假设6（法人股比例与公司自愿性信息披露程度正相关）通过显著性检验，但系数与原先预测相反。本文尚无法解释此现象。
假设7（国有股比例与自愿性信息披露程度负相关）通过了显著性检验。这说明在我国国有股仍占相当大比重的情况下，容易形成内部人控制，不利于对经理层的监督，使信息披露的程度降低。
假设8（管理层持股比例与自愿性信息披露程度存在正相关关系）通过了显著性检验，但系数为负，与原先预测相反。这应是支持了代理理论中公司治理与信息披露之间存在替代效应的结论。代理理论认为，当管理层持股比例下降时，他们追求薪酬、福利的兴趣就会增加，而提升公司业绩的动力就会减弱，这样外部股东就会加强对管理层行为的监督。为了降低外部股东的监督成本，管理层会自愿提供更多的信息以消除外部股东的疑虑。也就是说，自愿性信息披露对代理问题中产生的监督成本有替代作用。Ruland等人(1990)的实证研究也已表明管理层持股比例与自愿性信息披露水平负相关 。
假设9（股权集中度越高的公司，自愿性信息披露的程度越低）没有通过显著性检验。这可能是由于前几年我国资本市场上屡屡出现大股东侵害小股东利益的事件，严重打击了中小投资者的信心和积极性，危害了资本市场的平稳健康发展，相关部门陆续采取了一些措施来保护小股东的利益。而相关部门加强资本市场监管和保护中小股东利益的力度使大股东利用信息优势对小股东的利益侵害行为有所收敛，公司也相应改善了信息披露的行为。
另外，控制变量中公司规模的系数也通过了t检验，系数为正，说明规模越大的公司，自愿性信息披露的程度越高。而公司的盈利能力和财务杠杆与自愿性信息披露之间不存在显著的关系。
五、研究结论
本文运用我国信息技术行业上市公司的数据进行实证研究，发现我国上市公司治理结构对自愿性信息披露能产生较为显著的影响。主要研究结论如下：
第一，根据相关变量的描述性统计可知，我国上市公司自愿性信息披露的程度在整体上有了提高，且自愿性信息披露项目已趋于平衡。
第二，两职合一的公司，自愿性信息披露程度较低，可见董事长与总经理的两职分离能够提高上市公司的透明度。
第三，公司设立审计委员会能有效促进自愿性信息披露，审计委员会能在较大程度上确保公司披露信息的真实性、完整性和及时性，提高信息质量。
第四，不同性质的股权对自愿性信息披露的影响不同。流通股比例与公司自愿性信息披露程度之间存在正相关关系。流通股的存在对公司的信息披露有着积极的影响，我国股权分置改革的顺利进行也是推动上市公司自愿性信息披露的重要动力。法人股比例与公司自愿性信息披露程度正相关。国有股比例与自愿性信息披露程度负相关。在国有股仍占相当大比重的情况下，易形成内部人控制，从而影响信息披露质量。
第五，管理层持股比例与自愿性信息披露程度正相关，这一实证结论支持了代理理论中公司治理与信息披露之间存在替代效应的理论。
可见公司治理结构中董事会的领导结构、审计委员会的成立与否以及公司的股权结构三类指标是影响公司自愿性信息披露程度的重要因素。因此要进一步推进公司两职分离，建立和完善审计委员会制度，监督上市公司按承诺时间完成有限售条件股份的上市，逐步完成股权分置改革，从而提高我国上市公司信息披露的数量和质量。
另外，从本文的研究结果来看，公司治理结构中独立董事比例这一指标与公司自愿性信息披露之间关系的假设并没有获得实证的支持。这个实证结果与理论分析及很多国外学者针对国外公司所做的实证分析结果都相违背，表明我国上市公司的独立董事制度还很不完善，在规范公司治理结构和促进信息披露上所发挥的作用还很不够。因此要不遗余力地完善独立董事制度，促进公司自愿性信息披露程度的提高。
参考文献：
[1]崔学刚：《公司治理机制对公司透明度的影响》，《会计研究》2004年第8期。
[2]王俊秋、张奇峰：《治理环境、治理机制与信息披露质量：来自深交所的证据》，《当代经济管理》2007年第6期。
（编辑 王 馨）
□□作者简介：陈红（1970-），女，浙江湖州人，中南财经政法大学金融学院，教授，博士，博士生导师；杨凌霄（1984-），女，河南开封人，中南财经政法大学新华金融保险学院金融学硕士研究生。
关键词：自愿性信息披露；公司治理；信息技术行业
中图分类号： F830.91文献标识码：A文章编号：1674-2265（2008）08-0056-05
一、引言
信息披露是投资者和上市公司之间的一种沟通方式，它能够缓解公司与外部投资者之间的信息不对称情况，提高公司价值。尤其是自愿性信息披露能更好地反映公司动机，对于资本市场功能的发挥有着十分重要的意义。因此如何提高自愿性信息披露水平也越来越受到各国监管机构及上市公司的重视。
我国证券监管部门从2000年开始鼓励上市公司披露所有可能对利益相关者决策产生实质性影响的信息，而从2002年开始，监管当局更是出台了一系列鼓励自愿性信息披露的文件，从而促进了我国上市公司自愿性信息披露工作的长足发展。但是，由于起步较晚，我国上市公司的自愿性信息披露仍存在不少欠缺。从披露内容上看，一些对于国外上市公司而言已经很成熟的信息披露项目，如盈利预测和未确认的无形资产（如人力资源因素、商誉等），我国上市公司披露较少。而且自愿性信息披露的内容多混杂于强制披露规则之内，难以引起投资者的注意；从披露质量上看，我国上市公司自愿性信息披露随意性较大，如对计划类信息多数只涉及一些外围的、定性的说明；披露信息可靠性较差，如对一些预测性信息报喜不报忧，难免导致预测数与实际数存在较大偏差。
自愿性信息披露的欠缺，一方面源于相关政策法规的不完善以及我国证券市场的相对落后，另一方面归因于我国上市公司自身的素质不高。因此要完善我国上市公司自愿性信息披露工作，可以从外部环境和内部因素两方面来考虑。对于上市公司自身来说，公司治理是保证信息披露质量的内部制度安排，完善的公司治理结构能够加强公司的内部控制，减少机会主义行为和降低信息不对称，是高质量信息披露的保障。许多国外学者的研究认为，自愿性信息披露程度的提高有赖于公司治理机制的设计及其有效性。而在我国特定的经济文化环境下，公司治理与自愿性信息披露之间是否也如国外学者的研究一样呈现出千丝万缕的联系，公司治理能在多大程度上提高自愿性信息的披露水平，这将是本文实证研究的重点。
二、实证研究假设
（一）董事会特征与自愿性信息披露
1. 董事会规模。Beasley(1996)认为随着董事会规模的增加，财务报告舞弊发生的可能性亦增大。本文假设：董事会规模与公司自愿性信息披露程度负相关。
2. 董事会的独立性。Fama和Jensen(1983)指出，独立非执行董事比例越高，越能有效地监督管理层机会主义行为，公司自愿披露的信息也越多。本文假设：独立董事的比例与自愿性信息披露程度正相关。
3. 董事会的领导结构。董事会的领导结构即董事长与总经理是否两职合一。代理理论认为代理人的总经理不一定总是从股东的利益出发披露信息，如果两职合一则会削弱董事会的监控职能，总经理倾向于对外隐瞒不利的信息，从而使公司透明度降低。本文假设：董事长和CEO两职合一的公司，自愿性信息披露的程度低。
4. 审计委员会。由于审计委员会的成员以独立董事居多，独立于管理当局，因此审计委员会的设立可以增加自愿性信息披露的程度。本文假设：设立审计委员会的公司有可能更大程度地进行自愿性信息披露。
（二）股权结构与自愿性信息披露
1. 流通股、法人股、国有股。“股权分置”这种结构性问题是中国股市的特有现象。我国股市的股权结构按投资者的出身不同，分为国有股、法人股和流通股。而在一个健全的资本市场中，流通股股东通过股票市场的价格信号和接管控制功能影响着公司价值，对公司治理起着至关重要的作用。为了充分发挥这些作用，他们有获取大量有关公司财务状况、业绩及未来战略等方面信息的强烈要求，从而促使公司披露更多的信息。至于法人股与国有股，虽然我国已开始股权分置改革，但截至2006年仍有大部分不能上市流通，法人股出于自身利益的考虑，对管理层进行监督的动力很强。而国有股股东代表由于得不到激励和监督的收益，缺乏激励和监督的动机，从而使经营者利用政府产权上的超弱控制，形成内部人控制。因此本文假设：流通股比例与自愿性信息披露水平存在正相关关系，法人股比例与自愿性信息披露程度正相关，国有股比例与自愿性信息披露程度负相关。
2. 高管人员持股。高管人员持股是上市公司采取的一种激励方式，通过准许管理人员持有一定的股权来使自身的利益与股东的利益相一致，勉励高管人员更勤勉尽责地工作，从而提高董事会的运作效率，强化对经理层的监督。较高的高管人员持股比例使公司治理机制更为有效，公司也将倾向于更多地披露信息。因此本文假设：高管持股比例与自愿性信息披露程度正相关。
3. 股权集中度。Haskins（2000）的研究表明，自愿信息披露行为受股权集中度的影响，欧美公司股权分散，数量众多的股东对信息披露的要求很高，公司自愿披露的程度就高；而亚洲公司股权相对集中，股东不像西方股东那样对报表披露要求苛刻，自愿披露的程度就低。目前，我国大部分公司的股权集中度仍然很高，经理层自愿披露信息的动机并不强烈。因此本文假设：股权集中度越高的公司，自愿性信息披露的程度越低。
三、样本选择及研究方法的设计
（一）样本选择
本文以我国信息技术行业的上市公司为例，对其自愿性信息披露的影响因素进行实证检验。在之前的研究文献中多是采用所有的行业作为样本，但是应该注意到各个行业之间的企业信息披露格式及内容可能存在差异，如果仅仅采用一种自愿性信息的分类标准，可能导致自愿性信息分类标准的行业误差偏大。而信息技术行业是一个新兴的行业，技术含量高，员工的学历、知识体系也具有较高的水平，在境外上市的公司较多，公司治理结构较为完善。因此，公司自愿性信息披露的程度应相对较高，变量的选取也会更具有典型性。
本文以信息技术行业上市公司2006年的年度报表信息为基础，研究自愿性信息披露的水平。考虑到ST类上市公司财务数据非正常，剔除了这些上市公司。这样，样本数据最终选取的是截至2006年12月31日的信息技术行业（主营业务）的所有财务数据正常的A股上市公司，共58家。数据来源于巨潮资讯网及CSMAR数据库。
（二）研究方法的设计
1. 自愿性信息披露程度的衡量。自愿性信息披露是本文研究的核心，如何准确地计量显得尤为重要。然而公司自愿性信息披露作为一个抽象的概念，不能直接地进行计量，国内外的学者们在研究此问题时，都是通过建立一个指标体系来量化，从而反映公司信息披露的水平。Meek、Robert和Gray(1995)将上市公司自愿披露的信息分为战略性信息、财务信息和非财务信息。战略性信息包括公司特征、公司战略、研发、公司未来发展信息；财务信息包括外币信息、股价信息及其他财务信息；非财务信息包括与董事会有关的信息、与员工有关的信息、社会责任和附加值信息。在本文的研究中，将主要借鉴这一基本模式来建立自愿性信息披露的衡量体系。
本文自愿性信息披露指标按以下程序进行选取：首先，借鉴Meek的基本框架、其他相关文献及上市公司的年报已经提供的自愿性信息披露的指标；然后，从这些指标中剔除《公开发行证券的公司信息披露的内容与格式准则第2号：年度报告的内容与格式（2005修订）》及证监会制定的2006年年报披露的相关要求中已作为强制性信息披露的指标；最后得到我国上市公司的34个自愿性信息披露指标。
在指标体系建立后本文利用该指标体系对样本公司的自愿性信息披露水平进行计量。本文假定每个指标具有相同的重要性，并没有对不同指标赋予不同的权重，这是因为公司信息的使用者有很多，如投资者、债权人、监督者以及其他潜在的使用者等，他们对同一信息也会有不同的价值评估，不赋予权重可能会更具有广泛性。本文中的自愿性信息披露指数为公司实际披露的项目数占最大信息披露数的比例。依照这种思路，分别对每家样本公司的34条自愿性披露信息条目打分，如果样本公司对某项自愿性信息进行披露，则取值为1；如果未披露，则取值为0。然后把各指标得分进行加总，再除以34得到每家样本公司的自愿性信息披露指数。
2. 解释变量。本文选择的解释变量为：
H1：董事会规模，即董事会中董事的人数；H2：独立董事比例，即独立董事在董事会中的比例；H3：董事会领导结构，即董事长与总经理是否两职合一，如果两职合一时取 1，反之取0；H4：是否设立审计委员会，如果公司设立审计委员会，取值为1，否则为0；H5：流通股占总股本的比例；H6：法人股占总股本的比例；H7：国有股占总股本的比例；H8：高管人员持股比例，包括董事、经理和监事的持股比例；H9：股权集中度，即前十大股东的持股比例。
3. 控制变量。根据国内外学者的研究，公司自愿性信息披露还会受到公司规模、盈利能力和财务杠杆的影响。Elibert和Parket(1973)的实证研究表明，自愿性信息披露与公司规模显著正相关。Healy和Palepu（2001）的研究显示，公司盈利能力越强，其披露的信息也越多。Noe(1999)证明了公司财务杠杆与自愿性信息披露存在显著关系。因此本文选择公司规模、盈利能力和财务杠杆来作为研究中的控制变量。
H10：公司规模，以总股本的自然对数计量；H11：盈利能力，以净资产收益率计量；H12：财务杠杆，以资产负债比率计量。
4. 模型构建。根据上述分析，本文以公司自愿性信息披露水平（vdi）作为被解释变量，以反映公司治理结构的各项指标作为解释变量，以公司规模、盈利能力和财务杠杆作为控制变量，构建了多元线性回归模型，对公司自愿性信息披露水平进行回归拟合，并将对有关参数进行显著性检验。回归模型如下：
其中 是回归方程中的常数项， （i=1,2……,12）是解释变量的待估系数， 是随机项。
四、实证结果和分析
（一）描述性统计分析
表1是被解释变量和解释变量及控制变量中连续变量的基本情况统计表。从中可以看出，我国信息行业上市公司2006年的自愿性信息披露程度最低值为0.118，最高值为0.588，均值已达到0.329，相比于以前相关文献研究，我国信息行业上市公司自愿性信息披露的程度在整体上有了提高。而从自愿性信息披露的内部结构来看，战略信息披露的平均值在0.333，财务信息披露的平均值为0.372，而非财务信息平均披露水平为0.299，充分反映了我国信息类上市公司目前自愿性信息披露项目已趋于平衡。
从连续性解释变量的统计可以看出，我国信息技术类上市公司的董事会规模平均在9人左右，独立董事的比例已基本达到证监会规定的1/3的最低标准，而且随着股权分置改革的进行，各公司的流通股比例也得到了提高，但是股权集中度仍较高，高层持股比例差别较大。另外，对于控制变量的统计分析表明，我国信息类上市公司的盈利能力及财务杠杆情况有一定的差别，而从均值来看尚属正常水平。
从表2的统计分析可以看出，我国信息技术行业上市公司董事长与总经理两职合一的情况不多，仅占17.24%，相应的两权分离的比例较高，较为符合现代企业所有权与经营权分离的企业理论；而设置审计委员会的有22家，占所有样本的37.93%，表明上市公司内部控制水平有了一定的提高。
（二）相关性分析
在进行多元回归分析之前，本文对解释变量进行了相关性检验，结果见表3。
从表3可以看出，一些解释变量间存在显著性关系，如流通股比例（H5）与国有股比例（H7）、股权集中度（H9）的关系，高层持股比例（H8）与公司盈利能力（H11）的关系等，但一般而言，解释变量之间的简单相关系数超过0.8时将会存在共线性问题，而表3中的相关系数并没有超过0.8的数据存在，因此各变量间存在多重共线性的可能性比较低。
（三）多元回归分析
1. 回归结果。本文运用Eviews5.0对模型进行了多元线性回归，将所有变量带入模型中进行计算得到的初始结果如表4。
从表4中可以看出，调整的R2为0.346，即方程的拟合优度为0.346，这表明被解释变量的变化中有部分可以被本文中的解释变量解释，考虑到本文的研究重点是公司治理结构与自愿性信息披露之间的关系，仍有很多其他方面的指标没有进入本文研究范围，这样的结果是可以接受的。而回归方程的F检验值为3.515，远大于F0.05=1.75，回归模型具有统计学意义。
另外，从表4也可以看出，在5%的概率水平下，审计委员会的成立与否、流通股比例、法人股比例、国有股比例、高层持股比例及公司规模通过了显著性检验；在10%的概率水平下，董事会的领导结构也能够通过显著性检验。
2. 回归结果分析。从多元线性回归的最终结果可以看出，回归结果与预测存在一定的差异。
假设1（董事会规模与上市公司自愿性信息披露负相关）没有通过显著性检验，这可能是由于本文的研究集中于信息技术行业，公司董事会的设置差别不大，对自愿性信息披露的影响有限。
假设2（独立董事比例与自愿性信息披露程度正相关）并没有通过检验，这可能是由于我国独立董事更多地关注上市公司是否按照相关规定进行强制性信息披露，而没有积极要求公司披露自愿性信息。同时，公司设立独立董事的原因也许有一部分出于证监会的规定而非自身需要，这使得独立董事对管理层决策的影响程度十分有限，从而难以影响公司自愿性信息披露的程度。
假设3（两职合一的公司，自愿性信息披露程度较低）在10%的概率下通过了显著性检验。这支持了以前的研究假设，两职分离可使公司的透明度提高。
假设4（设立审计委员会的公司有更大可能进行自愿性信息披露）通过了显著性检验。这说明我国公司的审计委员会已起到了相当大的作用，其有能力减少信息保留的数量，能够在较大程度上确保信息的真实性、完整性和及时性，因此设立审计委员会是提升公司信息披露质量的一种有效的监控手段。
假设5（流通股比例与公司自愿性信息披露程度之间存在正相关关系）通过了显著性检验。这说明流通股的存在对公司的信息披露有着积极的影响，比例越大，公司会越有动力去披露更多的信息。而我国股权分置改革的实行使原来不能流通的股票逐步开始流通，不仅有利于优化公司治理结构，也有利于促使公司披露数量更多、质量更好的信息，提高公司信息的透明度，减轻信息不对称问题。
假设6（法人股比例与公司自愿性信息披露程度正相关）通过显著性检验，但系数与原先预测相反。本文尚无法解释此现象。
假设7（国有股比例与自愿性信息披露程度负相关）通过了显著性检验。这说明在我国国有股仍占相当大比重的情况下，容易形成内部人控制，不利于对经理层的监督，使信息披露的程度降低。
假设8（管理层持股比例与自愿性信息披露程度存在正相关关系）通过了显著性检验，但系数为负，与原先预测相反。这应是支持了代理理论中公司治理与信息披露之间存在替代效应的结论。代理理论认为，当管理层持股比例下降时，他们追求薪酬、福利的兴趣就会增加，而提升公司业绩的动力就会减弱，这样外部股东就会加强对管理层行为的监督。为了降低外部股东的监督成本，管理层会自愿提供更多的信息以消除外部股东的疑虑。也就是说，自愿性信息披露对代理问题中产生的监督成本有替代作用。Ruland等人(1990)的实证研究也已表明管理层持股比例与自愿性信息披露水平负相关 。
假设9（股权集中度越高的公司，自愿性信息披露的程度越低）没有通过显著性检验。这可能是由于前几年我国资本市场上屡屡出现大股东侵害小股东利益的事件，严重打击了中小投资者的信心和积极性，危害了资本市场的平稳健康发展，相关部门陆续采取了一些措施来保护小股东的利益。而相关部门加强资本市场监管和保护中小股东利益的力度使大股东利用信息优势对小股东的利益侵害行为有所收敛，公司也相应改善了信息披露的行为。
另外，控制变量中公司规模的系数也通过了t检验，系数为正，说明规模越大的公司，自愿性信息披露的程度越高。而公司的盈利能力和财务杠杆与自愿性信息披露之间不存在显著的关系。
五、研究结论
本文运用我国信息技术行业上市公司的数据进行实证研究，发现我国上市公司治理结构对自愿性信息披露能产生较为显著的影响。主要研究结论如下：
第一，根据相关变量的描述性统计可知，我国上市公司自愿性信息披露的程度在整体上有了提高，且自愿性信息披露项目已趋于平衡。
第二，两职合一的公司，自愿性信息披露程度较低，可见董事长与总经理的两职分离能够提高上市公司的透明度。
第三，公司设立审计委员会能有效促进自愿性信息披露，审计委员会能在较大程度上确保公司披露信息的真实性、完整性和及时性，提高信息质量。
第四，不同性质的股权对自愿性信息披露的影响不同。流通股比例与公司自愿性信息披露程度之间存在正相关关系。流通股的存在对公司的信息披露有着积极的影响，我国股权分置改革的顺利进行也是推动上市公司自愿性信息披露的重要动力。法人股比例与公司自愿性信息披露程度正相关。国有股比例与自愿性信息披露程度负相关。在国有股仍占相当大比重的情况下，易形成内部人控制，从而影响信息披露质量。
第五，管理层持股比例与自愿性信息披露程度正相关，这一实证结论支持了代理理论中公司治理与信息披露之间存在替代效应的理论。
可见公司治理结构中董事会的领导结构、审计委员会的成立与否以及公司的股权结构三类指标是影响公司自愿性信息披露程度的重要因素。因此要进一步推进公司两职分离，建立和完善审计委员会制度，监督上市公司按承诺时间完成有限售条件股份的上市，逐步完成股权分置改革，从而提高我国上市公司信息披露的数量和质量。
另外，从本文的研究结果来看，公司治理结构中独立董事比例这一指标与公司自愿性信息披露之间关系的假设并没有获得实证的支持。这个实证结果与理论分析及很多国外学者针对国外公司所做的实证分析结果都相违背，表明我国上市公司的独立董事制度还很不完善，在规范公司治理结构和促进信息披露上所发挥的作用还很不够。因此要不遗余力地完善独立董事制度，促进公司自愿性信息披露程度的提高。
参考文献：
[1]崔学刚：《公司治理机制对公司透明度的影响》，《会计研究》2004年第8期。
[2]王俊秋、张奇峰：《治理环境、治理机制与信息披露质量：来自深交所的证据》，《当代经济管理》2007年第6期。
（编辑 王 馨）
□□作者简介：陈红（1970-），女，浙江湖州人，中南财经政法大学金融学院，教授，博士，博士生导师；杨凌霄（1984-），女，河南开封人，中南财经政法大学新华金融保险学院金融学硕士研究生。