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摘要:文章以深圳证券市场A股上市公司为样本,采用深交所对上市公司的信息披露评级为信息披露质量指标,以总资产收益率(ROA)和托宾Q值作为公司治理绩效的衡量指标,并结合其他公司治理变量研究了我国上市公司的信息披露质量对治理绩效的影响。
关键词:信息披露质量;透明度;公司治理绩效
一、引言
透明度是指公司对其财务状况和业绩、经营活动、风险分布等信息的公开披露程度。公司透明度越高,越有利于投资者了解该公司的真实经营状况,做出正确的投资决策。因此,透明度的高低成为证券市场有效运行的基石。我国证券市场作为一个新兴的市场,在信息披露制度和披露质量方面都和成熟市场有较大差距,因而在现阶段研究我国信息披露与证券市场建设显得尤为重要。
围绕信息披露与公司治理绩效之间的关系的,国内外学界在理论和实证方面都有不少论述。Bushman&Smith(2001)系统阐述了透明度、财务信息披露与公司治理的关系,认为信息披露可以通过加强对投资机会的甄别、监督与激励经理层合理配置资源、减少信息不对称三个渠道影响公司的劳动生产率等。
纵观国内在这一问题上的研究,存在着以下方面的不足:首先,多数研究都是从自愿性信息披露的角度进行研究,而没有考虑上市公司的全面信息披露质量。其次,在信息披露质量的衡量方面,不同的学者采用了不同的方法,如汪炜(2004)将年度公告次数与季报数量作为衡量自愿性信息披露水平的指数;张宗新(2005)则通过建立信息披露指数评分表来衡量上市公司自愿性信息披露的质量,但综合来看这些衡量方法要么就是太过粗糙,要么则是样本数量有限。因此在本文的经验分析中,选取了所有深圳证券交易所的A股上市公司作为样本,用深交所对上市公司的信息披露评级作为信息披露质量的统一衡量指标,这样可以较为有效地克服目前国内这方面研究的存在缺陷。
二、研究假设与变量选取
(一)信息披露与公司绩效
从根本上说,之所以需要公司治理的根源在于投资者和经营者之间信息不对称所导致的委托-代理成本,增加信息供给自然成为降低信息不对称,减少委托-代理成本,提高公司治理效率的关键所在。充分、准确、及时的信息披露可以增加公司的透明度,透明度的增加至少可以通过以下三个机制来影响公司的经营绩效:首先,通过公司自身以及竞争者的信息披露,有助于经营者和投资者发现、评估投资机会,提高决策的准确性。其次,信息披露使股东能够对经理层的管理决策及其后果有充分的了解,以便纠正两者之间的信息不对称状态,便于股东对经理层的监督以及股东权利的有效实现。再次,信息披露程度提高与信息供给增加有利于减少委托任何代理人之间的信息不对称,增加了管理的透明度,从而控制代理成本,有助于抑制内部人控制,提高公司的治理水平,从而有利于公司业绩的提高。另外,透明度的增加可以减少信息不对称,降低投资者在对公司进行估值时的不确定性,降低公司对外融资时的资本成本(汪炜,2004),从而间接影响公司的经营绩效。因此,我们建立如下关于信息披露与公司绩效的假设:
假设1:信息披露程度越高,公司绩效越好。
(二)其他公司治理机制与公司绩效
由于已有的研究证明除信息披露以外的其他一系列公司治理变量也会对公司的业绩产生影响,因此把这些变量排除在外是不科学的。在本文的分析中,除信息披露变量之外,还加入了股权结构特征、董事会特征等其他影响公司绩效的变量。以期更全面地反映信息披露与治理绩效之间的关系。
1、股权集中度
一般来说,相对集中的股权结构,可以更有效地对经理层实施监督。如果股权过度分散,股东实施监督所获收益可能无法弥补其实施监督的成本,从而更愿意搭其他股东的便车,而降低了股东监督的效果。而相对集中的股权,可以使监督的收益更大的内部化,使股东更有积极性对经理层进行监督。但是,股权的集中会产生另一种相反的效果,即大股东利用其控制力干预企业的经营,从而以其他股东的利益为代价谋求自己的利益,而产生“掏空(Tunneling)行为”。由于我国的多数上市公司是由国有企业改制上市的,因此,在我国的上市公司中国有股东往往是控股股东,但是由于国有股本身的代理问题,往往使国有股东的控制权转换到经理层手中,即国有股东往往不能发挥有效的监督作用,而产生“内部人控制”现象,表现出来的结果是大股东侵害小股东的利益。基于以上论述,本文认为存在一个倒U型的最优股权结构,在该结构下,可以起到监督作用并抑制“掏空行为”。
假设2:存在倒U型的最优股权结构。
2、董事会结构
董事会作为公司内部治理机制的核心,对公司的业绩会产生重要影响。而董事会治理中董事会的独立性,即董事会对经理层的监督显得尤其重要。一般认为,由于独立董事不像内部董事那样直接受制于控股股东和公司经理层,与公司的利益关系较弱,因而能够更好地监督执行董事和经理层的行动,有利于董事会对公司事务的独立判断。因此,董事会中独立董事的比例越高,董事会的独立性越强;另外,董事长与总经理的人选是否分离也反映了公司董事会的独立性和执行层创新自由的空间。国外的股东行为主义者指出,首席执行官(CEO)和董事长的职务应该分设,以便于其他董事会成员能够对CEO进行有效的监控。基于以上讨论,本文建立如下假设:
假设3(ⅰ):独立董事比例越高,治理绩效越好。
假设3(ⅱ):两职分设有利于治理绩效的提高。
3、高管激励
管理层激励是在信息不对称的情况下,诱导作为代理人的管理层能够从股东利益的角度出发,谋取公司价值的最大化。一个简单的办法就是管理层持股,如果公司管理层持有公司股份,那么管理层的行为就会直接影响到其利益。因此,管理层持股方面的激励可以更好地解决代理问题,提高公司价值。
假设4:管理层持有公司股份越多,治理绩效越好。
4、债权人治理
公司的负债率越高,一方面由于债务合约的约束,可以限制经理人为盲目追求公司规模,将资金投入到那些净现值为负的项目当中,减少代理成本;但另一方面由于债务的偿还期限一般较短,这就限制了对于那些投资期限较长、但对公司未来盈利能力具有重要影响的项目当中,比如研发支出等,从这个角度讲,债务条款的约束又不利于公司绩效的提高。
假设5:公司的资产负债率对公司的绩效有显著影响,但影响方向待定。
5、公司规模控制变量
在我国,上市公司的规模往往意味着其对市场的垄断能力,这种能力也可能赋予公司特定的盈利能力。因而在本文的模型中,选取公司规模作为控制变量。
(三)公司治理绩效的度量
关于公司治理绩效的衡量,国外大多使用托宾Q值,因为托宾Q值能够反映由于公司治理而增加的价值。但由于我国特殊的二元股权结构,上市公司的总股本中有大量股份不能流通,用流通股股价乘以总股本得到的市场价值并不能真实反映公司的市场价值,因此,公司的绩效与市场价值匹配程度不高,采用托宾Q值衡量我国上市公司绩效并不理想。国内学者在运用此指标时,通常都是将非流通股份在市场价值的基础上打折做调整,但结果并不理想。基于以上原因,在本文的分析中,主要采用全面摊薄的总资产收益率作为公司业绩的代表,而对Q值只作简单的分析。
(四)模型
基于以上的讨论,我们分别以总资产收益率和托宾Q为自变量,以信息披露得分、股权集中度一次项和二次项、高管激励、独立董事比例、两职合一、资产负债率以及公司规模为因变量,建立统一的计量模型,如表1所示。
ROA=c+β1×Dscl+β2×H_Index+β3×H_Index2+β4×Incentive+β5×Ind_Dir+β6×Duality+β7×size+β8×Leverage+ε模型ⅰ
Q=c+β1×Dscl+β2×H_Index+β3×H_Index2+β4×Incentive+β5×Ind_Dir+β6×Duality+β7×size+β8×Leverage+ε模型ⅱ
三、数据与经验分析
(一)样本选择及数据来源
本文以2009年度为时间窗,选取深圳证券交易所所有A股上市公司为样本(剔出金融行业上市公司和ST类上市公司)。2009年深市A股的市场效率系数为0.98,接近随机游走(理论系数为1)。深市A股市场效率系数与完全有效市场系数(市场效率系数为1)的偏离度较2008年(0.94)有所减少,也优于2007年水平(1.22)。信息披露指数来自深证证券交易所网站,董事会结构变量来自巨源金融数据库,其他所有数据来自Wind金融数据库,本文的主要分析软件为Eviews5.0。
(二)变量描述统计
绩效指标和主要解释变量的描述性统计结果,如表2所示。平均资产收益率为1.77%,但标准差较大,说明不同公司的经营绩效差距较大。托宾Q值平均为1.22,并且有32.67%的Q值小于1,说明上市公司的整体市场表现比较差。信息披露得分平均为7.67,说明上市公司的平均信息披露质量处于良好等级左右,具体地,有62.03%的公司信息披露等级为良好,而不及格公司仅为2.43%;另外,公司资产收益率呈现出随信息披露质量的提高而增加的特征。Herfindahl指数平均值为0.20,说明前10大股东的持股比例较大,股权还是比较集中,最大值高达0.66。在董事会结构方面,董事会中独立董事的比例为34.12%,略微超过1/3;另外,有13%的样本公司董事长兼任了总经理(或总裁、CEO);从分类统计看,两职合一的公司的平均资产收益率低于两职分设的公司。高管平均持股为1.52%,统计显示,有67.33%的上市公司高管层持有公司股票,如表3所示。高管持股现象比较普遍,高管有持股公司比高管不持股公司平均资产收益率高。样本公司平均资产负债率为49.4%,公司规模变量均值为12.02。
(三)经验分析
1、相关性分析
为了初步检验上市公司绩效指标变量与其影响因素(自变量)之间的关系,首先进行相关性分析。解释变量与被解释变量相关系数表,如表4所示。
从各解释变量与资产收益率的相关性来看,信息披露得分在1%的显著性水平下正相关于资产收益率,信息披露得分越高的公司,其相应的资产收益率也越高,假设1得到基本验证;股权集中度指标(Herfindahl指数)与资产收益率正相关,但是相伴概率为0.57,表明相关性相当不显著,股权集中度与经营绩效之间不存在线性相关关系,但并不排斥其有可能与绩效存在非线性的关系,假设2有可能得到验证;独立董事比例与公司绩效存在负相关关系,与假设3(ⅰ)相反,但是在15%的显著性水平下也通不过检验,二者关系有待进一步研究;董事长总经理两职合一虚拟变量在10%显著性水平下负相关于绩效,假设3(ⅱ)基本得到验证;高管持股在1%的显著性水平下正相关于资产收益率,假设4得到基本验证;资产负债率在1%的显著性水平下负相关于资产收益率,负债率越高,绩效越差;公司规模与公司绩效在5%显著性水平下存在正相相关关系。从托宾Q值与各解释变量的相关关系来看,相关系数符号与各解释变量与资产收益率的相关系数符号相一致,但是显著性水平有明显降低,可能原因是Q值在我国特殊股权结构下适用能力有限所致。
2、回归分析
根据模型ⅰ和模型ⅱ,我们对所有样本进行0LS回归分析,结果如表5所示。
从模型ⅰ的回归结果看,调整后R-squared为0.28,F统计量为22.97,显著性相当高,说明整个模型的模拟效果较好。对单个变量进行分析,可以得到如下结论:
第一,信息披露与公司资产收益率回归系数为正,且t值相当显著,公司信息披露质量越高,公司资产收益率越高,假设1得到了相当好的验证。信息披露质量的提高,透明度的增加,确实可以通过降低信息不对称程度,增强对公司经营管理层的监督,减少委托-代理成本,降低资本成本等渠道达到提高公司治理绩效的作用。这与Razaur(2002)利用新加坡市场数据得出的结论基本一致。
第二,Herfindahl平方项系数为负,在15%显著性水平下可以通过检验,表明股权集中度与公司绩效之间存在倒U型的非线性关系,假设2也得到验证。这一结果与以往的研究认为股权集中度与公司绩效存在单一线性关系有所不同,表明存在一个最优的股权结构,股权过于集中或者过于分散都不利于治理绩效的提高。
第三,在董事会治理结构方面,独立董事比例回归系数为负,与我们的假设相反,但是不显著,造成这一结果的原因可能有:一是因为我国的独立董事一般都是在高校从事科研的人员,未必具有对企业经营实施有效监督的技能;二是独立董事的聘任一般都由公司高层决定,因此缺少实施有效监督的动力;三是相对于对公司经营状况有更全面了解的内部董事,独立董事作为外部人未必能够获得公司的充分信息,独立董事比例越高,限制了董事会做出正确经营决策的能力。两职合一的系数为负,但是相当不显著,假设3(ⅱ)没能得到验证,这说明在我国两职兼任并没有理论上论述的那么有害于公司经营,可能原因是两职兼任相对于非兼任的总经理具有更大的实际控制权,而这种控制权具有一定的激励作用。这种激励作用与对高管的薪酬激励和股权激励起到了相同的作用,这种激励的正面效应从一定程度上抵消了两职兼任所带来的负面效应。
第四,在高管激励方面,高管持股比例回顾系数为正,且能在1%的显著性水平下通过检验,表明高管持股确实有利于协调管理层与投资人的利益一致性,假设4得到验证。
第五,债权人治理方面,资产负债率的比例回归系数为负,显著性水平相当高,说明债务条款对公司经营的约束所带来的负面影响远远大于其对经理层行为约束所带来的正面影响。
第六、公司资产规模回归系数为正,且在1%显著性水平下通过检验,表明在回归模型中控制公司规模是有必要的,公司规模越大,绩效越好。
四、结论与政策建议
本文的经验研究表明,信息披露与股权结构、董事会结构、高管激励等变量一起形成一个完整的公司治理结构,信息披露质量的提高,公司透明度的增强,对于提高公司的治理绩效具有显著的正面影响。另外,本文的研究除具备理论价值外,还具有以下政策含义:
首先,信息披露质量较高公司的绩效也较好,表明通过强化上市公司信息披露,提高证券市场信息供给,可以减少经营者与所有者之间的信息不对称,降低委托-代理成本,提高公司治理机制的运转效率,因此有必要进一步加强上市公司的对外信息披露,鼓励上市公司通过多种渠道进行及时、准确、充分的信息披露。另外,针对目前我国上市公司在信息披露中存在的披露不真实、不及时、不全面等现象,有必要加大对隐藏信息、违规披露的处罚力度。
其次,应该尽快建立信息披露评级制度。国内除深圳证券交易所对上市公司信息披露有考评机制外,还没有准确、全面、权威的信息披露定量评级制度,因此有必要由公正独立的机构开发和建立一套上市公司信息披露质量的评价指标体系,将上市公司信息披露的真实水平传递给投资者,这将有利于股票市场定价功能的有效发挥,进而使得社会经济资源的配置向着更加良性的方向发展。
参考文献:
1、乔旭东.上市公司会计信息披露与公司治理结构的互动: 一种框架分析[J].会计研究,2003(5).
2、张宗新.信息披露增加能够提升公司价值吗?——基于声誉投资模型的公司价值分析及中国股市证据[M].中国金融出版社,2005.
3、汪炜,蒋高峰.信息披露、透明度与资本成本[J].经济研究,2004(7).
4、向朝进,谢明.我国上市公司绩效与公司治理结构关系的实证分析[J].管理世界,2003(5).
5、于东智.董事会、公司治理与绩效——对中国上市公司的经验分析[J].中国社会科学,2003(3).
6、南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组.中国上市公司治理指数与治理绩效的实证分析[J].管理世界,2004(2).
(作者单位:江苏扬州环境资源职业技术学院;上海财经大学)
关键词:信息披露质量;透明度;公司治理绩效
一、引言
透明度是指公司对其财务状况和业绩、经营活动、风险分布等信息的公开披露程度。公司透明度越高,越有利于投资者了解该公司的真实经营状况,做出正确的投资决策。因此,透明度的高低成为证券市场有效运行的基石。我国证券市场作为一个新兴的市场,在信息披露制度和披露质量方面都和成熟市场有较大差距,因而在现阶段研究我国信息披露与证券市场建设显得尤为重要。
围绕信息披露与公司治理绩效之间的关系的,国内外学界在理论和实证方面都有不少论述。Bushman&Smith(2001)系统阐述了透明度、财务信息披露与公司治理的关系,认为信息披露可以通过加强对投资机会的甄别、监督与激励经理层合理配置资源、减少信息不对称三个渠道影响公司的劳动生产率等。
纵观国内在这一问题上的研究,存在着以下方面的不足:首先,多数研究都是从自愿性信息披露的角度进行研究,而没有考虑上市公司的全面信息披露质量。其次,在信息披露质量的衡量方面,不同的学者采用了不同的方法,如汪炜(2004)将年度公告次数与季报数量作为衡量自愿性信息披露水平的指数;张宗新(2005)则通过建立信息披露指数评分表来衡量上市公司自愿性信息披露的质量,但综合来看这些衡量方法要么就是太过粗糙,要么则是样本数量有限。因此在本文的经验分析中,选取了所有深圳证券交易所的A股上市公司作为样本,用深交所对上市公司的信息披露评级作为信息披露质量的统一衡量指标,这样可以较为有效地克服目前国内这方面研究的存在缺陷。
二、研究假设与变量选取
(一)信息披露与公司绩效
从根本上说,之所以需要公司治理的根源在于投资者和经营者之间信息不对称所导致的委托-代理成本,增加信息供给自然成为降低信息不对称,减少委托-代理成本,提高公司治理效率的关键所在。充分、准确、及时的信息披露可以增加公司的透明度,透明度的增加至少可以通过以下三个机制来影响公司的经营绩效:首先,通过公司自身以及竞争者的信息披露,有助于经营者和投资者发现、评估投资机会,提高决策的准确性。其次,信息披露使股东能够对经理层的管理决策及其后果有充分的了解,以便纠正两者之间的信息不对称状态,便于股东对经理层的监督以及股东权利的有效实现。再次,信息披露程度提高与信息供给增加有利于减少委托任何代理人之间的信息不对称,增加了管理的透明度,从而控制代理成本,有助于抑制内部人控制,提高公司的治理水平,从而有利于公司业绩的提高。另外,透明度的增加可以减少信息不对称,降低投资者在对公司进行估值时的不确定性,降低公司对外融资时的资本成本(汪炜,2004),从而间接影响公司的经营绩效。因此,我们建立如下关于信息披露与公司绩效的假设:
假设1:信息披露程度越高,公司绩效越好。
(二)其他公司治理机制与公司绩效
由于已有的研究证明除信息披露以外的其他一系列公司治理变量也会对公司的业绩产生影响,因此把这些变量排除在外是不科学的。在本文的分析中,除信息披露变量之外,还加入了股权结构特征、董事会特征等其他影响公司绩效的变量。以期更全面地反映信息披露与治理绩效之间的关系。
1、股权集中度
一般来说,相对集中的股权结构,可以更有效地对经理层实施监督。如果股权过度分散,股东实施监督所获收益可能无法弥补其实施监督的成本,从而更愿意搭其他股东的便车,而降低了股东监督的效果。而相对集中的股权,可以使监督的收益更大的内部化,使股东更有积极性对经理层进行监督。但是,股权的集中会产生另一种相反的效果,即大股东利用其控制力干预企业的经营,从而以其他股东的利益为代价谋求自己的利益,而产生“掏空(Tunneling)行为”。由于我国的多数上市公司是由国有企业改制上市的,因此,在我国的上市公司中国有股东往往是控股股东,但是由于国有股本身的代理问题,往往使国有股东的控制权转换到经理层手中,即国有股东往往不能发挥有效的监督作用,而产生“内部人控制”现象,表现出来的结果是大股东侵害小股东的利益。基于以上论述,本文认为存在一个倒U型的最优股权结构,在该结构下,可以起到监督作用并抑制“掏空行为”。
假设2:存在倒U型的最优股权结构。
2、董事会结构
董事会作为公司内部治理机制的核心,对公司的业绩会产生重要影响。而董事会治理中董事会的独立性,即董事会对经理层的监督显得尤其重要。一般认为,由于独立董事不像内部董事那样直接受制于控股股东和公司经理层,与公司的利益关系较弱,因而能够更好地监督执行董事和经理层的行动,有利于董事会对公司事务的独立判断。因此,董事会中独立董事的比例越高,董事会的独立性越强;另外,董事长与总经理的人选是否分离也反映了公司董事会的独立性和执行层创新自由的空间。国外的股东行为主义者指出,首席执行官(CEO)和董事长的职务应该分设,以便于其他董事会成员能够对CEO进行有效的监控。基于以上讨论,本文建立如下假设:
假设3(ⅰ):独立董事比例越高,治理绩效越好。
假设3(ⅱ):两职分设有利于治理绩效的提高。
3、高管激励
管理层激励是在信息不对称的情况下,诱导作为代理人的管理层能够从股东利益的角度出发,谋取公司价值的最大化。一个简单的办法就是管理层持股,如果公司管理层持有公司股份,那么管理层的行为就会直接影响到其利益。因此,管理层持股方面的激励可以更好地解决代理问题,提高公司价值。
假设4:管理层持有公司股份越多,治理绩效越好。
4、债权人治理
公司的负债率越高,一方面由于债务合约的约束,可以限制经理人为盲目追求公司规模,将资金投入到那些净现值为负的项目当中,减少代理成本;但另一方面由于债务的偿还期限一般较短,这就限制了对于那些投资期限较长、但对公司未来盈利能力具有重要影响的项目当中,比如研发支出等,从这个角度讲,债务条款的约束又不利于公司绩效的提高。
假设5:公司的资产负债率对公司的绩效有显著影响,但影响方向待定。
5、公司规模控制变量
在我国,上市公司的规模往往意味着其对市场的垄断能力,这种能力也可能赋予公司特定的盈利能力。因而在本文的模型中,选取公司规模作为控制变量。
(三)公司治理绩效的度量
关于公司治理绩效的衡量,国外大多使用托宾Q值,因为托宾Q值能够反映由于公司治理而增加的价值。但由于我国特殊的二元股权结构,上市公司的总股本中有大量股份不能流通,用流通股股价乘以总股本得到的市场价值并不能真实反映公司的市场价值,因此,公司的绩效与市场价值匹配程度不高,采用托宾Q值衡量我国上市公司绩效并不理想。国内学者在运用此指标时,通常都是将非流通股份在市场价值的基础上打折做调整,但结果并不理想。基于以上原因,在本文的分析中,主要采用全面摊薄的总资产收益率作为公司业绩的代表,而对Q值只作简单的分析。
(四)模型
基于以上的讨论,我们分别以总资产收益率和托宾Q为自变量,以信息披露得分、股权集中度一次项和二次项、高管激励、独立董事比例、两职合一、资产负债率以及公司规模为因变量,建立统一的计量模型,如表1所示。
ROA=c+β1×Dscl+β2×H_Index+β3×H_Index2+β4×Incentive+β5×Ind_Dir+β6×Duality+β7×size+β8×Leverage+ε模型ⅰ
Q=c+β1×Dscl+β2×H_Index+β3×H_Index2+β4×Incentive+β5×Ind_Dir+β6×Duality+β7×size+β8×Leverage+ε模型ⅱ
三、数据与经验分析
(一)样本选择及数据来源
本文以2009年度为时间窗,选取深圳证券交易所所有A股上市公司为样本(剔出金融行业上市公司和ST类上市公司)。2009年深市A股的市场效率系数为0.98,接近随机游走(理论系数为1)。深市A股市场效率系数与完全有效市场系数(市场效率系数为1)的偏离度较2008年(0.94)有所减少,也优于2007年水平(1.22)。信息披露指数来自深证证券交易所网站,董事会结构变量来自巨源金融数据库,其他所有数据来自Wind金融数据库,本文的主要分析软件为Eviews5.0。
(二)变量描述统计
绩效指标和主要解释变量的描述性统计结果,如表2所示。平均资产收益率为1.77%,但标准差较大,说明不同公司的经营绩效差距较大。托宾Q值平均为1.22,并且有32.67%的Q值小于1,说明上市公司的整体市场表现比较差。信息披露得分平均为7.67,说明上市公司的平均信息披露质量处于良好等级左右,具体地,有62.03%的公司信息披露等级为良好,而不及格公司仅为2.43%;另外,公司资产收益率呈现出随信息披露质量的提高而增加的特征。Herfindahl指数平均值为0.20,说明前10大股东的持股比例较大,股权还是比较集中,最大值高达0.66。在董事会结构方面,董事会中独立董事的比例为34.12%,略微超过1/3;另外,有13%的样本公司董事长兼任了总经理(或总裁、CEO);从分类统计看,两职合一的公司的平均资产收益率低于两职分设的公司。高管平均持股为1.52%,统计显示,有67.33%的上市公司高管层持有公司股票,如表3所示。高管持股现象比较普遍,高管有持股公司比高管不持股公司平均资产收益率高。样本公司平均资产负债率为49.4%,公司规模变量均值为12.02。
(三)经验分析
1、相关性分析
为了初步检验上市公司绩效指标变量与其影响因素(自变量)之间的关系,首先进行相关性分析。解释变量与被解释变量相关系数表,如表4所示。
从各解释变量与资产收益率的相关性来看,信息披露得分在1%的显著性水平下正相关于资产收益率,信息披露得分越高的公司,其相应的资产收益率也越高,假设1得到基本验证;股权集中度指标(Herfindahl指数)与资产收益率正相关,但是相伴概率为0.57,表明相关性相当不显著,股权集中度与经营绩效之间不存在线性相关关系,但并不排斥其有可能与绩效存在非线性的关系,假设2有可能得到验证;独立董事比例与公司绩效存在负相关关系,与假设3(ⅰ)相反,但是在15%的显著性水平下也通不过检验,二者关系有待进一步研究;董事长总经理两职合一虚拟变量在10%显著性水平下负相关于绩效,假设3(ⅱ)基本得到验证;高管持股在1%的显著性水平下正相关于资产收益率,假设4得到基本验证;资产负债率在1%的显著性水平下负相关于资产收益率,负债率越高,绩效越差;公司规模与公司绩效在5%显著性水平下存在正相相关关系。从托宾Q值与各解释变量的相关关系来看,相关系数符号与各解释变量与资产收益率的相关系数符号相一致,但是显著性水平有明显降低,可能原因是Q值在我国特殊股权结构下适用能力有限所致。
2、回归分析
根据模型ⅰ和模型ⅱ,我们对所有样本进行0LS回归分析,结果如表5所示。
从模型ⅰ的回归结果看,调整后R-squared为0.28,F统计量为22.97,显著性相当高,说明整个模型的模拟效果较好。对单个变量进行分析,可以得到如下结论:
第一,信息披露与公司资产收益率回归系数为正,且t值相当显著,公司信息披露质量越高,公司资产收益率越高,假设1得到了相当好的验证。信息披露质量的提高,透明度的增加,确实可以通过降低信息不对称程度,增强对公司经营管理层的监督,减少委托-代理成本,降低资本成本等渠道达到提高公司治理绩效的作用。这与Razaur(2002)利用新加坡市场数据得出的结论基本一致。
第二,Herfindahl平方项系数为负,在15%显著性水平下可以通过检验,表明股权集中度与公司绩效之间存在倒U型的非线性关系,假设2也得到验证。这一结果与以往的研究认为股权集中度与公司绩效存在单一线性关系有所不同,表明存在一个最优的股权结构,股权过于集中或者过于分散都不利于治理绩效的提高。
第三,在董事会治理结构方面,独立董事比例回归系数为负,与我们的假设相反,但是不显著,造成这一结果的原因可能有:一是因为我国的独立董事一般都是在高校从事科研的人员,未必具有对企业经营实施有效监督的技能;二是独立董事的聘任一般都由公司高层决定,因此缺少实施有效监督的动力;三是相对于对公司经营状况有更全面了解的内部董事,独立董事作为外部人未必能够获得公司的充分信息,独立董事比例越高,限制了董事会做出正确经营决策的能力。两职合一的系数为负,但是相当不显著,假设3(ⅱ)没能得到验证,这说明在我国两职兼任并没有理论上论述的那么有害于公司经营,可能原因是两职兼任相对于非兼任的总经理具有更大的实际控制权,而这种控制权具有一定的激励作用。这种激励作用与对高管的薪酬激励和股权激励起到了相同的作用,这种激励的正面效应从一定程度上抵消了两职兼任所带来的负面效应。
第四,在高管激励方面,高管持股比例回顾系数为正,且能在1%的显著性水平下通过检验,表明高管持股确实有利于协调管理层与投资人的利益一致性,假设4得到验证。
第五,债权人治理方面,资产负债率的比例回归系数为负,显著性水平相当高,说明债务条款对公司经营的约束所带来的负面影响远远大于其对经理层行为约束所带来的正面影响。
第六、公司资产规模回归系数为正,且在1%显著性水平下通过检验,表明在回归模型中控制公司规模是有必要的,公司规模越大,绩效越好。
四、结论与政策建议
本文的经验研究表明,信息披露与股权结构、董事会结构、高管激励等变量一起形成一个完整的公司治理结构,信息披露质量的提高,公司透明度的增强,对于提高公司的治理绩效具有显著的正面影响。另外,本文的研究除具备理论价值外,还具有以下政策含义:
首先,信息披露质量较高公司的绩效也较好,表明通过强化上市公司信息披露,提高证券市场信息供给,可以减少经营者与所有者之间的信息不对称,降低委托-代理成本,提高公司治理机制的运转效率,因此有必要进一步加强上市公司的对外信息披露,鼓励上市公司通过多种渠道进行及时、准确、充分的信息披露。另外,针对目前我国上市公司在信息披露中存在的披露不真实、不及时、不全面等现象,有必要加大对隐藏信息、违规披露的处罚力度。
其次,应该尽快建立信息披露评级制度。国内除深圳证券交易所对上市公司信息披露有考评机制外,还没有准确、全面、权威的信息披露定量评级制度,因此有必要由公正独立的机构开发和建立一套上市公司信息披露质量的评价指标体系,将上市公司信息披露的真实水平传递给投资者,这将有利于股票市场定价功能的有效发挥,进而使得社会经济资源的配置向着更加良性的方向发展。
参考文献:
1、乔旭东.上市公司会计信息披露与公司治理结构的互动: 一种框架分析[J].会计研究,2003(5).
2、张宗新.信息披露增加能够提升公司价值吗?——基于声誉投资模型的公司价值分析及中国股市证据[M].中国金融出版社,2005.
3、汪炜,蒋高峰.信息披露、透明度与资本成本[J].经济研究,2004(7).
4、向朝进,谢明.我国上市公司绩效与公司治理结构关系的实证分析[J].管理世界,2003(5).
5、于东智.董事会、公司治理与绩效——对中国上市公司的经验分析[J].中国社会科学,2003(3).
6、南开大学公司治理研究中心公司治理评价课题组.中国上市公司治理指数与治理绩效的实证分析[J].管理世界,2004(2).
(作者单位:江苏扬州环境资源职业技术学院;上海财经大学)