基金持股对信息披露质量的改善作用研究

梅洁 严华麟

［作者简介］梅洁（1981— ），女，江苏盐城人，南京大学金融系博士研究生，从事金融市场研究；严华麟（1958— ），男，江苏姜堰人，南京审计学院财务处处长，副教授，从事财务与金融研究。

［摘 要］证券投资基金能否发挥监督优势、参与所持股公司的外部治理，一直是学术界关注的热点。因此,利用深圳证券交易所2004-2010年之间所公布的信息作为研究材料实证检验基金持股对信息披露质量的改善作用。研究结果表明，基金持股改善了所持股公司的信息披露质量，且随着基金持股比例的增加，所持股公司的信息披露质量随之提升。

［关键词］证券投资基金;信息披露质量;基金持股；公司治理水平;信息不对称

［中图分类号］F830.9［文献标识码］A［文章编号］10044833(2012)02009707オ

一、 引言

美国大法官布兰代斯提出的“阳光是最好的消毒剂，灯光是最有效的警察”深刻而形象地诠释了信息完全及透明的重要性[1]。良好的信息披露质量有助于降低公司权益融资成本，这既得到国外学者的证实，也为我国学者的经验证据所支持。因而，信息披露已成为上市公司降低其与投资者之间信息不对称的重要手段，上市公司披露质量越高越有助于其降低权益融资成本。随之而来的问题是，如何才能提高上市公司的信息披露质量。由于法律制度的不完善，仅依靠法律手段保护投资者不一定有效。在法律基础更不完善的新兴市场，依靠法律体系来提高信息披露质量也更加难以实现。而如果简单地运用准入这样的行政管制手段，直接介入证券市场的治理和监管，则会因监管者与上市公司之间的信息不对称而导致监管无效。故在信息高度不对称的情况下，监管部门很难通过强制性的行政干预切实提高信息披露质量。此外，由于监督成本高昂、持股分散和利益诉求很难达成一致等因素，以散户为主体的广大小股东倾向于“搭便车”，同样难以推动上市公司信息披露质量的提升。鉴于此，我们不禁要问：能否借助机构投资者所拥有的规模、信息和人才等优势，鼓励其发挥监督职能和市场影响力，进而提高我国上市公司的信息披露质量？

随着机构投资者的蓬勃兴起，国外学者已就其与信息披露之间的关系做了诸多研究，证实了机构投资者的参与有助于所持股公司信息披露质量的提升。比如，Gazzar发现机构投资者出于其受信托责任和持股资金规模大等原因，会积极寻找那些未被披露的信息，从而间接促进公司披露更多的信息[2]。Chen等发现，知情的机构投资者选择“用脚投票”的方式参与公司的外部治理，并将相关信息迅速反映到股票价格之中，从而增加股票价格的波动性、提高信息透明度[3]。借助规模优势和专业能力，机构投资者还可以通过各种途径促进上市公司提高信息披露质量。除直接在年度或临时股东大会上对管理层提出信息披露议案即“用手投票”外，Chen还发现，机构投资者通过促使上市公司对管理者实施激励性薪酬计划，使管理者的薪酬必须依赖于公司在股市中的表现，从而向市场披露更多的信息[3]。

与国外研究不同，国内学者侧重于研究公司治理水平、治理机制和股权分置改革背景等对信息披露质量的影响。就已有文献而言，我们仅发现叶建芳等基于2004—2006年间的数据，直接证实了机构投资者持股对信息披露质量的提高具有正向作用[4]。然而，该文把我国所有类型的机构投资者的持股混合在一起加以研究，并未考虑到不同类型机构存在的异质性（heterogeneity），忽视了证券投资基金（下简称基金）与一般法人、社保基金和保险公司等在参与公司治理行为上存在的差异，及其对公司信息披露质量改善作用的异同。来自Wind金融资讯的统计数据显示，我国目前存在证券投资基金、一般法人、券商和社保基金等12种机构投资者，且规模发展极不平衡。2008年之前，基金一直是我国机构投资者的主体，其持股规模一度高达85%以上。其后，基金持股规模占比有所降低，但仍稳定在24%以上。因此，混合所有机构投资者并不能真正反映各种类型机构投资者的行为差异，甚至忽视某些最为重要的机构投资者——基金。此外，该文的实证结论主要基于2004—2006年间的混合截面数据，难以克服如上市公司的企业文化、会计准则变化和外部监管等诸多不可观测因素所带来的内生性问题。因此，囿于样本选择、机构投资者发展现状和计量方法选择等原因，基金持股是否有助于提升所持股公司的信息披露质量仍然值得进一步研究。

为此，我们以深圳证券交易所发布的“上市公司信息披露考评结果”作为上市公司信息披露质量的衡量指标，建立了2004—2010年的大样本数据库，以确保实证数据的可靠性、代表性和动态性。同时，本文还结合我国基金发展的实际情况，构建了联立方程模型和固定效应面板数据模型，以尽可能克服由于遗漏变量和因果关系所产生的模型内生性问题，保证回归结果的稳健性和有效性。本文接下来的内容分为四个部分：第二部分依据相关背景和理论分析，提出本文的主要假说；第三部分是研究设计，包括变量选取及计量模型设定；第四部分对本文的假设进行了实证检验；第五部分给出了本文的主要结论。

二、 假说提出

由于以基金为首的机构投资者通常比普通中小投资者更有动机和能力监督所持股公司和关注公司重大决策，因此我国政府大力扶持基金业的发展，并先后出台了近50个重要的法律、法规和行业指引等文件，用以规范、指导和管理基金行业，推动了基金业在过去的十多年间实现了跨越式发展。1998年，股市中仅5只基金，持股市值0.01万亿，占流通股总市值的1.7%；2004年，发展到161只基金，持股市值0.32万亿；到2010年，基金数目高达704只，持股市值2.5万亿。

Maug研究表明，机构投资者监督职能的发挥、影响公司信息披露质量的能力，在一定程度上取决于其所持有的流通股比重[5]。Shleifer和Vishny认为，颇具规模的持股比例可以摊薄信息获取和解析的单位成本，同时保证监督的收益可观[6]。McKinnon和Dalimunthe则从机构投资者“用手投票”这一影响机制来分析，认为机构投资者较为集中的持股将减少其干预成本、提高干预效果[7]。因此，不同于个人投资者在信息获取时的“搭便车”行为，我国的基金持有较大比重的流通股，可以实现信息获取和使用的“规模效益”。更为重要的是，与中小股东和一般法人等机构相比，基金难以比拟的人才优势保证了其在公开信息解读、监督专业性等方面的能力，从而更有可能促使上市公司更多地和更为真实地披露相关信息。

随着我国基金行业准入门槛的降低和资金规模的扩大，激烈的业绩压力激发了基金行业内部实施“锦标赛”。基金不再满足于“用脚投票”，而更多的是基于受托者身份，积极敦促企业提高信息披露质量以提升自身资产组合的表现。上市公司的任何虚假披露行为将严重歪曲股价，给高持股比例的基金带来巨大的风险，最终很可能导致基金所持资产的缩水。当前，基金“用脚投票”的成本也在不断增加。占据流通股较大比例的基金一旦因信息披露问题而决定“用脚投票”，不可避免地会对上市公司的股票价格产生显著影响，伴随股价大幅下挫的很可能导致基金

投资严重受损。与其频繁操作，不如长期持有，参与到信息披露质量的改善中来，这样才更有可能获得投资收益与公司业绩的“双赢”。在这种考虑下，基金自然更倾向于“用手投票”这样的“股东积极”行为，通过推荐董事或在董事会中占有席位、委托投票权征集、提起股东提案等途径，积极主动地参与到所持股公司的治理中，监督其信息披露决策和流程，促进其信息披露质量的提升。姚颐和刘志远发现，当市场对上市公司再融资行为持反对态度时，基金持股比例越高的公司越倾向于在股东大会上投票否决这一再融资议案[8]。该研究从一个侧面证实了基金是有动机充分利用手中的投票权的，并且是有能力对所持股公司议案的否决起到关键作用的。我国证券市场先后发生的中兴通讯H股发行搁浅、神火股份发行可转债和双汇集团MBO收购抵制等事件，均印证了基金参与公司重大决策和影响信息披露的动机和能力。据此，我们提出两个假设。

假设1：基金持股公司的信息披露质量要高于基金未持股公司。

假设2：随着基金持股比例的增加，基金持股公司的信息披露质量将随之提升。

三、 研究设计

（一） 变量选择

为了衡量上市公司的信息披露质量，本文选择深圳证券交易所公布的信息披露考核评级结果作为被解释变量。鉴于该数据的可得性、公开性和独立性，该所的信息考评指标得到较为广泛的应用。曾颖、陆正飞等都曾选择这一指标衡量我国上市公司的信息披露质量[9]。

借鉴国内已有研究，我们按如下方式选择解释变量。

1． 基金持股。为研究基金持股对上市公司信息披露质量的作用机制，本文选择基金是否持股和基金持股比例作为解释变量。由于上市公司每季度公布的基金持股比例不能全面反映基金的年度持股情况，故本文选择季度持股比例的平均值作为基金年度持股比例。

2． 实际控制人持股比例。公司股权结构越分散，股东对管理者的监管就越弱，从而降低自愿性信息披露质量[22]。与其他衡量股权结构的指标相比，实际控制人所拥有的控制权比例考虑了股权合并、关联交易和交叉持股等因素，反映了上市公司实际控制人控制能力的高低，故本文用实际控制人所拥有的控制权比例来衡量公司的股权结构。刘芍佳等曾选择该指标作为股权结构的代理变量[10]。

3． 治理水平。已有研究表明，独立董事数量越多越有利于公司充分地披露信息。两职合一会削弱董事会的监督功能，且公司倾向于隐瞒对自身不利的信息。因此，本文选择独立董事数量及董事长和总经理是否两职合一作为反映公司治理水平的解释变量。殷枫、王怀明和宿金香都曾选择这样的指标来考量董事会治理水平[1112]。

表1 变量名称与定义

变量定义（计算方法）变量定义（计算方法）

Score信息披露质量。若深圳证券交易所评级结果为良好及以上取1；否则取0 IsFund基金是否持股虚拟变量。若公司存在基金持股，取1；否则取0

Fund基金持股比例LFund上期基金持股比例

Cvr实际控制人拥有的控制权比例Tover换手率，取换手率的自然对数

Ind独立董事人数IsTwo董事长与总经理是否兼任虚拟变量。若兼任，取1；否则取0

Liquid流通比例，取流通股股本/总股本Growth成长性，取主营收入增长率

Roa公司绩效，取总资产收益率Size公司规模，取总资产的自然对数

Lev财务杠杆，取应息债务／总资产Risk市场风险,取公司年度贝塔系数

4． 其他控制变量。本文选择公司绩效、公司规模、财务杠杆、市场风险、成长性作为反映公司基本特征的解释变量，且用玅表示按上述顺序排列的变量组成的5维向量。

5． 随机干扰。用ε表示模型中不可观测的随机扰动项，在解释变量给定的条件下，ε为0。

所有变量定义如表1所示。

（二） 计量模型设定

由于信息披露质量的评级数据和基金持股数据之间存在交互作用，致使我们很难判断究竟是信息披露质量改善带来基金持股比例增加，还是基金持股比例增加致使信息披露质量提升。故本文通过建立信息披露质量和基金持股之间的联立方程组，寻找基金持股的合适工具变量来试图解决此类内生性问题。

玈core=β0+β1FVar+β2Ind+β4Liquid+β5IsTwo+α琓Q+ε(1)

獸Var=β0+β1Score+β2Tover+β3LFund+β4Cvr+β5IsTwo+α琓Q+υ(2)

其中，獸Var为IsFund或Fund。

由式（1）和式（2）组成的联立方程可知，上期基金持股比例（LFund）和换手率（Tover）可作为式（1）中基金是否持股（IsFund）或基金持股比例（Fund）的备选工具变量。已有研究表明，影响信息披露质量的因素众多。除可以观察到的实际控制人持股比例、公司绩效、公司规模、市场风险等指标之外，还有诸多难以观察的或难以计量的遗漏变量，如企业文化、行业竞争程度、法制环境和会计政策等。这些遗漏变量由于其不可观测性，并不能通过建立联立方程得到解决，故需要对这些不可观测的遗漏变量进行细分，以尽可能地消除潜在的内生性问题。在此基础上，我们利用面板数据分离出那些仅随个体变动和仅随时间变动的解释变量，通过建立包含个体固定效应与时间固定效应的回归模型，缓解由于遗漏部分不可观测变量而带来的内生性问题。具体模型如下。

玈core﹊t=β0+β1FVar﹊t+β3Cvr﹊t+β3Ind﹊t+β4Liquid﹊t+β5IsTwo+α琓Q﹊t+α璱+λ璽+u﹊t(3)

其中，獸Var﹊t 为IsFund﹊t或Fund﹊t；α璱为个体固定效应；λ璽为时间固定效应；t=1，…，6。

（三） 数据来源与样本选择

本文选取2004—2010年我国深圳证券交易所A股市场上市的公司为样本，利用以上建立的计量模型检验假设H1和H2的真伪。由于每年被实施ST或取消ST的公司都不尽相同，故需要根据历年信息进行筛选。除了公司实际控制人类型来源于色诺芬（CCER）数据库及公司被ST的信息来自万德数据库外，其他所有样本信息均来自国泰安君（CSMAR）数据库。根据已有文献，本文按如下方式进行样本筛选：按年度获得3772个待选的样本公司，剔除隶属金融和保险业（证监会行业分类）的公司，剔除当年被ST和*ST的公司，剔除含有H股或B股的公司，剔除净资产为负的公司及其他相关数据不全的公司。经过上述筛选程序，本文共获得3082个公司的混合截面数据。

四、 检验结果及分析

（一） 描述性统计

在选定的3082家公司中，信息披露质量高（良好或优秀）的占74%（2293家）。有基金持股的公司高达85%（2631家），但在有基金持股的公司中，持股比例不足1%的占52%（1377家），另有29%的公司其基金持股比例超过了10%（753家）。此外，样本公司隶属于东部地区的占样本总量的57%（1757家）。样本公司的实际控制人为国家的占样本总量的56.6%（1744家），其余43.4%为民营控股、外资控股和集体控股等其他类型（依据CCER实际控制人分类标准）。根据我国证监会行业分类标准，这3082家公司分布在21个行业。基金持股比例最低为0，最高可达66%，这反映了基金持股分布的非均衡性。此外，基金持股比例的中位数显示，半数以上公司的持股比例不足2%，这更加证实了这种分布的非均衡性，从而为我们引入基金是否持股这一虚拟变量提供了必要的依据。

信息披露与基金是否持股、基金持股比例、控制权比例、独立董事人数、公司绩效、公司规模是显著正相关的，且相关度较高，而与是否两职合一、市场风险、杠杆率显著负相关。这与我们的预期是一致的。此外，换手率与信息披露不存在明显的关系，而与基金是否持股和基金持股比例则存在显著负相关关系，这为我们将换手率作为工具变量提供了必要的统计上的依据。

（二） 计量结果

为了估计上述联立方程组，本文选择了两阶段最小二乘法（2SLS）。即在估计式（1）的过程中，我们将换手率（Tover）和上期基金持股比例（LFund）作为基金虚拟变量（IsFund）和基金持股比例（Fund）的备选工具变量。为使得面板数据回归结果更具有稳健性，我们依次采用混合截面模型、联立方程模型和面板数据模型，其中面板数据为剔除了观测次数小于3的样本公司数据。为了便于比较和讨论，本文对于Probit模型直接给出了其边际效应之值，具体如表2所示。表2第1列为变量名称，第2—8列分别为相应的实证结果，依次记为Ⅰ—Ⅶ。其中，Ⅰ为混合截面数据的Probit模型回归结果（检验信息披露质量与基金是否持股之间的关系），Ⅱ和Ⅲ分别为引入工具变量的ivprobit模型回归结果和基于非平衡面板数据的xtprobit模型回归结果。同样的，在基金持股的样本公司中，Ⅳ为混合截面数据的回归结果（检验信息披露质量和基金持股比例）之间的关系，Ⅴ和Ⅵ分别为引入工具变量和基于非平衡面板数据的回归结果，Ⅶ则为基于非平衡面板数据同时采用联立方程模型检验信息披露质量与基金持股比例关系的xtivreg线性模型的回归结果。

注：括号内为稳健性的标准差，“***”、“**”、“*”分别表示在1%、5%、10%水平上显著；Obs为样本容量。

回归结果Ⅰ显示，基金持股虚拟变量（IsFund）的回归系数在1%水平上显著为正。这表明在回归模型中其他变量固定的情况下，基金持股公司信息披露质量为优等的概率要比基金未持股公司高出6.5个百分点。然而，回归结果Ⅰ没有考虑基金持股和信息披露质量之间的联立性，由此可能导致内生性问题，损害估计系数的一致性和有效性。故本文通过建立联立方程，引入了换手率和上期基金持股比例作为基金持股虚拟变量的工具变量，并选择2SLS（两阶段最小二乘法）进行回归估计，得到回归结果Ⅱ。回归结果Ⅱ表明，基金持股虚拟变量的回归系数同样在1%水平上显著为正，而且引入工具变量后，基金持股公司信息披露质量为优的概率是基金未持股公司的1.35倍。尽管回归结果Ⅱ解决了由于联立性而带来的内生性问题，但却无法解决众多影响信息披露质量的不可观测变量带来的内生性问题。比如：企业文化、行业竞争程度、技术创新和法制环境等可能影响信息披露质量，但它们无法直接观察得到。因而，我们利用面板数据的优势剔除其中仅随个体变化而不随时间变化和仅随时间变化而不随个体变化的不可观测变量，并得到回归结果Ⅲ。由回归结果Ⅲ可知，基金持股虚拟变量的回归系数仍为正，但在其他变量和样本数据相同的情况下，基金持股公司信息披露质量为优等的概率比基金未持股公司高出3.8个百分点，这一边际效应显然低于回归结果Ⅰ和Ⅱ，且在13%的水平上显著。回归结果Ⅰ—Ⅲ表明，在信息披露影响因素研究中，被忽视的不可观测因素的影响可能导致我们高估了基金是否持股对信息披露质量的影响力度，但总的来说，基金持股是有利于提升所持股公司的信息披露质量的，从而证实了本文的假设1。

接下来，本文进一步分析信息披露质量与基金持股比例之间的关系，即回归结果Ⅳ—Ⅶ。

在回归结果Ⅳ中，基金持股比例（Fund）的回归系数在1%水平上显著为正。这表明在回归模型中其他变量固定的情况下，基金持股比例每提高0.1，所持股公司信息披露质量为优等的概率将随之增加3%。在引入工具变量后，回归结果Ⅴ的系数在5%水平上仍显著为正，且基金持股比例提升后信息披露质量为优等的概率提升了近1倍，由此证实了上市公司信息披露质量随基金持股比例的增加而提升的假设。回归结果Ⅴ仅仅考虑了联立性带来的内生性问题，这可能导致对基金持股改善信息披露质量作用的高估。为此，我们再次利用面板数据进行回归以剔除部分不可观测的影响因素，得到回归结果Ⅵ。回归结果Ⅵ表明，基金持股比例的回归系数在1%水平上显著为正，且基金持股比例提升0.1则信息披露质量为优等的概率随之增加3.38%。在其他变量和样本数据相同的情况下，这一边际影响显然低于模型回归结果Ⅴ，这使我们无法回避部分不可观测因素所带来的内生性影响。为了证实回归结果的稳健性，我们还利用面板数据的联立方程，估计其线性概率模型，得到回归结果Ⅶ。回归结果Ⅶ表明，在公司其他特征不变的情况下，基金持股比例提升0.1前后公司信息披露质量为优等的概率变动为2%，且显著性水平为15%。回归结果Ⅳ—Ⅶ均表明信息披露质量随基金持股比例的增加而提升，并且这一结果是稳健的，从而证实了本文的假设2。

上述实证结果表明，在回归模型中其他变量固定的情况下，基金持股有助于改善所持股公司的信息披露质量，而且随着基金持股比例的增加，所持股公司的信息披露质量也会随之提升，由此证实了假设1和假设2。

（三） 稳健性检验

为综合检验公司信息披露质量与基金持股之间实证结果的稳健性，本文从两个方面进行检验。一是极值处理，即剔除样本中持股比例最低5%和最高5%的样本值；二是筛选出平衡面板数据，即回归结果Ⅲ、Ⅵ和Ⅶ是基于平衡面板数据回归的结果。实证结果表明，除回归系数值略有改变外，其统计性质、符号均保持不变，由此证实了本文计量模型结果的稳健性及实证结论是可靠的。

五、 结论及启示

本文研究结果表明：基金持股有助于改善所持股公司的信息披露质量，且随着基金持股比例的增加，所持股公司的信息披露质量随之提升。信息披露质量的提升能够有效缓解上市公司与投资者之间的信息不对称程度，从而降低股权融资成本。因此，上市公司可以通过提高信息披露质量来吸引基金长期持股，向市场发送积极信号以降低融资成本、提升公司价值。

本文的研究结论还证实了基金具有参与公司重大决策和影响信息披露的能力，这对于理解我国以基金为首的机构投资者发展战略具有较强的现实意义。同时，依据本文结论，个人投资者不妨多关注基金稳定持股或连结增持的上市公司，以搭上基金监督优势的“便车”。当然，本文只是初步讨论了基金改善所持股公司信息披露质量的内在机制，如“用脚投票”或“用手投票”，具体机制如何发挥作用，以及是否存在基金持股发挥作用的门槛效应，这将是我们今后深入研究的方向。

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［责任编辑：杨志辉，许成安］お

A Research on the Improvement Effect of Fund Shareholdingsof Corporate Transparency: Empirical Evidence from ListedCompanies of SSE Between 2004~2010

MEI Jie1, YAN Hualing2

（1. Department of Finance, Nanjing University, Nanjing 210093, China;

2. Department of Finance, Nanjing Audit University, Nanjing 211815,China）オ

Abstract: The question that whether the securities investment fund plays an important role in the supervision advantage and outside governance of shareholding companies has always been the focus of study. This paper explores the effect of fund shareholdings on the improvement of corporate disclosure level by evaluating the value of the Shenzhen Stock Exchange between 2004~2010 as the measure of information disclosure level of listed companies. We find that fund shareholdings do have a remarkable influence on the improvement of corporate transparency. With the increase of fund shareholdings, the quality of information disclosure of the target company improves.

Key Words: securities investment fund; information disclosure quality; fund shareholdings; company governance level; information asymmetry