上市公司信息披露质量的影响因素——深圳股市面板数据的实证研究，本文主要内容关键词为：深圳股市论文,信息披露论文,上市公司论文,面板论文,因素论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
资本市场上接二连三出现的财务舞弊事件表明：上市公司信息披露存在异质性。那么，上市公司信息披露质量究竟受哪些因素影响?学术界对此进行了不懈的探索。比如，Fan & Wong(2000)发现控股股东所持股份比例越高，会计盈余的信息含量越低。Ball el al.(2005)发现英国私有企业信息披露的质量比公众公司低。Zarzeski(1996)发现，较之于来自强回避不确定性国家的企业，来自弱回避不确定性国家的企业会披露更多的投资者导向的会计信息；与个人主义文化中的企业相比，处于集体主义文化中的企业较少地披露公开信息；男性文化中的企业披露更多的投资者导向的会计信息；低权距文化中的企业披露的信息更充分，而高权距的国家在发展商业活动和制定有关制度时不鼓励广泛分享信息。Barton & Wymire(2004)发现，即使在财务报告不加管制的1929年，经理人还是对投资者的信息需求做出反应，他们自愿地选择那些可以保护投资者的会计程序。Ball et al.(2003)认为，采纳高质量的会计准则是提高会计信息质量的必要手段。
但是，我国新兴资本市场信息披露的质量究竟受哪些因素影响，目前的研究尚不充分。我们以深圳股票市场2001～2004年的1 958家上市公司的面板数据为研究样本，运用实证分析方法，检验上市公司信息披露质量的影响因素。
一、研究假设
孔翔、陈炜(2005)发现上市公司第一大股东持股比例与公司经营绩效呈正向关系。何卫东(2003)发现：(1)与股权集中度低(控股股东持股比例低于30％)的公司相比，股权集中度高(控股股东持股比例超过50％)的公司规模大、信息披露质量高、财务业绩较好，两者在1％的水平上显著。(2)相对于非国有控股公司，国有控股公司的规模大，信息披露质量高，两者在1％的水平上显著。证据表明，控股股东会影响信息披露质量。随着第一大股东持股比例的加大，其掏空和偷盗的动机逐渐减弱，而利益趋同效应逐渐明显和强化，第一大股东为了获取资本市场的正面形象，博取中小股东、债权人、监管机构等利益相关者的好感，以便以较低的成本融资，会有意识地改善并逐步提高信息披露的质量。因此，我们假定：
H1：信息披露质量与第一大股东持股比例正相关。进一步地，如果第一大股东持有的是国有股，信息披露质量较高。
Barton & Wymire(2004)发现财务报告质量与财务杠杆显著正相关。张为国和王霞(2004)研究发现，资产负债率越高的企业，经理人员出于职位安全的考虑更多地利用高报错误来进行盈余管理。
H2：信息披露质量与资产负债率负相关。
COSO报告(1999)指出，相对于其较大的舞弊金额，舞弊公司的规模一般都小于公众公司的平均水平。张为国和王霞(2004)研究发现，大公司由于内部控制较好，较少产生高报利润的错误。大公司可以通过多元化经营减弱风险、提高绩效。而且大公司代理链条过长，客观上也需要提高信息披露质量以强化监督和控制。
H3：信息披露质量与资产规模正相关。
陆建桥(2002)发现，出现亏损的上市公司在亏损年度存在着人为调减收益的盈余管理行为。孙蔓莉(2005)研究发现，我国上市公司存在根据业绩不同人为操纵年报语言可读性的迹象。绩优公司年报的可读性水平高于绩差公司年报的可读性。证据表明，信息披露质量与公司业绩相关。
H4：信息披露质量与净资产收益率正相关。
审计监督机制也会影响信息披露的质量，这是由于，随着审计诉讼爆炸时代的到来，为了降低审计风险，提升自身的信誉，著名的会计公司会关注并提高审计质量。因此，它们会强化对控股股东的审计监督，从而提高信息披露质量。Becker et al.(1998)通过对一万余家企业年度观察值的检验，发现6大会计师事务所的客户操控性应计利润显著地小于其他企业，说明高质量的审计对盈余管理起到了制约作用。Krishnan(2003)研究发现，被行业经验丰富的审计师审计的公司操控性应计利润的绝对值低于其他公司，说明审计师的行业经验可以抑制盈余管理行为。
H5：信息披露质量与审计意见正相关。而且，如果审计师为国际四大会计师事务所及其合作所的工作人员，则信息披露的质量较高。
近年来，越来越多的上市公司设立了审计委员会。以深圳证券交易所上市公司为例，2002年有119家设立审计委员会，2003年上升为179家，2004年则为222家，占当年全部深市上市公司的一半左右。Dechow et al.(1996)研究发现，相对于控制样本而言，利润操纵的公司较少可能设立审计委员会。J.Felo et al.(2003)发现，审计委员会的规模、审计委员会中会计和财务管理专家的人数与信息披露质量正相关。Bryan et al(2004)发现，审计委员会成员越独立、财务专家越多，公司的盈余反应系数就越大。Farber(2005)发现，在舞弊被发现的前一年，舞弊公司的审计委员会会议次数较少、审计委员会中财务专家较少。COSO报告(1999)指出，绝大多数财务报告舞弊公司的审计委员会一年只会面一次，而25％的公司没有审计委员会。我们提出假设6：设立审计委员会的公司信息披露质量较高。
二、模型与变量
为了检验上述假设，我们建立模型如下：
三、数据来源
我们以深圳股票市场2001～2004年的1 958家上市公司的面板数据为研究样本，运用实证分析方法，检验上市公司信息披露质量的影响因素。数据的选择过程如下：有关股权结构、审计师和审计委员会的数据取自金融界网站(www.jrj.com.cn)；财务数据取自CSMAR Financial；信息披露质量的数据取自深圳证券交易所网站“诚信档案”中的“信息披露考评”栏。深圳证券交易所对上市公司信息披露的考评分为四个等级：优秀、良好、及格和不及格。分值越大，信息披露质量越高。剔除金融类和数据不全的上市公司。手工录入EXCEL2000，运用SPSS11.5软件进行统计分析。
四、实证检验
1.描述性统计
变量的描述性统计结果显示，各有关变量的分布比较合理(见表2)。对于极端值，我们采用SPSS11.5软件提供的自动处理功能，舍弃超过3倍标准差的异常值。
2.假设1～6基本得到验证
表3的相关性检验结果显示，信息披露质量受以下因素的综合影响：(1)信息披露质量与第一大股东持股比例正相关，二者在1％的水平上显著，假设1得到验证；(2)如果第一大股东是国有股股东，信息披露质量较高，二者在1％的水平上显著，假设1得到验证；(3)信息披露质量与资产负债率负相关，二者在1％的水平上显著，假设2得到验证；(4)信息披露质量与资产规模正相关，二者在1％的水平上显著，假设3得到验证；(5)信息披露质量与审计意见正相关，二者在1％的水平上显著，假设5得到部分的验证；(6)设立审计委员会的公司信息披露质量较高，二者在5％的水平上显著，假设6得到验证。相关性检验与Pearson相关性检验结果基本一致，不同的是相关性检验发现，信息披露质量与净资产收益率正相关，二者在1％的水平上显著，假设4得到验证。综上所述，假设1～6基本得到验证。
3.回归分析结果
表4的回归分析结果显示：(1)在2004年度，信息披露质量与第一大股东持股比例正相关，二者在10％的水平上显著，该效应在面板数据方面不明显，假设1得到部分验证；(2)在面板数据方面，信息披露质量与资产负债率负相关，二者在1％的水平上显著，假设2得到验证，分年度检验发现，该效应在2001年度和2004年度不明显；(3)无论是面板数据，还是分年度检验，结果均表明，信息披露质量与资产规模正相关，二者在1％的水平上显著，假设3得到验证；(4)在2002年度和2003年度，信息披露质量与净资产收益率正相关，二者在1％的水平上显著，该效应在面板数据方面不明显，假设4得到验证；(5)无论是面板数据，还是分年度检验，结果均表明，信息披露质量与审计意见正相关，二者至少在5％的水平上显著，假设5得到部分的验证；(6)在面板数据方面，设立审计委员会的公司信息披露质量较高，二者在5％的水平上显著，假设6得到验证。各回归方程的卡方检验(Chi-square)均在1％的水平上显著，说明方程在统计的意义上是成立的。
五、研究结论
我们以深圳股票市场2001～2004年的1 958家上市公司的面板数据为研究样本，运用实证分析方法，检验上市公司信息披露质量的影响因素。实证结果显示：(1)信息披露质量与第一大股东持股比例、资产规模、净资产收益率以及审计意见正相关；(2)信息披露质量与资产负债率负相关；(3)设立审计委员会的公司信息披露质量较高。实证结果与理论预期和研究假设基本一致。
标签：审计委员会论文; 上市公司信息披露论文; 面板数据论文; 股票论文; 资产负债率论文;