创业板上市公司所有权结构对会计信息披露质量的影响

曾建新

摘要：本文研究所有权结构对创业板上市公司会计信息披露质量的影响，以实际控制人性质、控制层次、实际控制人所有权比例和股权集中度等变量度量所有权结构。结果表明，控制层次与会计信息披露质量显著负相关，表明控制层次的增多降低了会计信息披露质量；实际控制人性质、所有权比例以及股权集中度对会计信息披露质量没有显著影响。

关键词：创业板上市公司 所有权结构 会计信息披露质量

息披露是一种信号传递，真实披露不利消息能显示公司对未来的强大信心，披露好消息有助于将公司与其他对手区分开来（王雄元、刘焱，2008）。会计信息披露的质量同样对证券市场的稳定和发展有着重要的意义，提高会计信息披露质量有助于减轻信息不对称，弥补投资者信息弱势地位，降低公司的融资成本及运作风险，提高证券市场效率，从而实现证券市场的健康发展。创业板上市公司大多为新兴高科技行业的公司，具有规模小、成长速度快、效益好等特点，目前我国创业板市场的会计信息披露制度还不够完善，虽然相关文件对上市公司的信息披露做了详细明确的规定，但仍存在监管不到位的现象，不利于创业板市场的长远发展。本文研究所有权结构对创业板上市公司会计信息披露质量的影响，旨在为规范创业板上市公司会计信息披露质量、完善创业板市场的建设提供经验证据。

一、相关文献回顾

刘芍佳等（2003）利用终极所有权理论对中国上市公司的控股主体进行了研究，发现84%的上市公司最终仍由政府控制，国家直接控股的上市公司经营绩效低下，信息披露质量较低。朱松（2006）认为，最终控制人对上市公司的控制层次越长，产生的代理问题越多，信息披露质量越低，而且这种影响在非国家控制的上市公司更为明显。王雄元等（2008）通过构建控制结构，分项和综合考察了公司治理对信息披露质量的影响，结果显示，信息披露质量与控制层次显著负相关。王正军等（2012）发现当终极控制人的现金流所有权较大时，终极控制人能够有效地抑制经理人员的道德风险，减少经理人员与股东之间的直接代理冲突。控制性股东持有的现金流权比例越低，其侵占中小股东利益的动机就越强，为了掩饰或支持其侵占行为，控制性股东就越有动机去操控披露的信息质量。王俊秋（2009）研究表明上市公司信息透明度与终极控制股东控制权和现金流量权的分离程度显著负相关。

二、理论分析与研究假设

创业板上市公司大多处于高科技行业，王咏梅（2004）认为高科技上市公司为了增加竞争优势，会通过向外界增加自愿信息披露来努力减少潜在投资者和公司之间的信息不对称，高科技上市公司财务会计信息自愿披露程度与行业特性、公司治理结构、成长性有显著的相关性。本文旨在研究所有权结构对创业板上市公司的会计信息披露质量的影响，主要集中于实际控制人性质、控制层次、实际控制人所有权比例和股权集中度四个方面。

不同的实际控制人会导致不同的信息披露结果，在我国，实际控制人主要可以分为两类，一类是国家控制，一类是非国家控制。由于两者的控制目的不同从而导致不同的控制结果。前者侧重于实现政治和社会目的，后者主要是为了达到经济目标，实现公司利润最大化，两种不同的控制目标将导致不同的会计信息披露质量结果。因此，本文提出假设：

H1：实际控制人性质对创业板上市公司的会计信息披露质量有影响，当实际控制人为国家控制时，信息披露质量降低。

一般而言，控制层次越短，随着信息披露路径的减少，实际控制人越能有效实施其战略意图，会计信息披露质量会越高；而控制层次越长，创业板上市公司管理层采取战略措施逃避实际控制人控制的倾向越大，将会导致会计信息披露质量降低。因此，本文提出假设：

H2：创业板上市公司控制层次与会计信息披露质量显著负相关。

根据代理理论，公司股东与管理层之间存在委托—代理关系，两者的效用函数不一致，双方会因各自不同的利益而产生冲突。代理人持股比例越小，就越会作出一些损害委托人利益的行为，并通过披露不准确或不真实的信息来掩盖其行为。而委托人为了防止自身利益遭受损失，会花费一定的成本来监督激励代理人的行为，或转让一部分股权给代理人。因此，本文提出假设：

H3：创业板上市公司实际控制人的所有权比例与会计信息披露质量正相关。

随着大股东持股比例的提高，其获取控制权私有收益的能力会越来越强。大股东为了降低融资成本和诉讼风险等原因而倾向于干预企业信息的披露，对外发布有利于自身的信息。控股股东与非控股股东之间的冲突，由于控制股东掌握了公司控制权使得他们更有能力剥夺其他股东的利益，引起代理成本增加，从而降低了公司的信息披露质量，导致“壕沟效应”（Entrenchment Effect）。因此，本文提出假设：

H4：创业板上市公司股权集中度与信息披露质量显著负相关。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源 。本文以2010-2011年深圳证券交易所创业板上市公司为研究对象。要求样本公司处于正常经营状况下且具有完整的公司信息披露质量等特征数据，因而剔除财务状况异常的ST、PT公司和变量数据缺失的样本，最终得到431个样本观测值。上市公司的会计信息披露质量来自于深圳证券交易所网站中的“诚信档案”考评结果，控制层次的数据通过查阅创业板上市公司年度报告手工收集，其他数据来自于国泰安CSMAR数据库。本文的数据处理采用Excel软件。

（二）变量设计。被解释变量为信息披露质量。借鉴王雄元和刘焱（2008），本文采用深圳证券交易所对创业板上市公司信息披露工作的考核结果作为上市公司会计信息披露质量的替代变量，依据上市公司会计信息披露质量（QUALITY）从高到低划分为A、B、C、D四个等级，分别代表优秀、良好、及格和不及格，相应地赋值4、3、2、1，数值越大代表信息披露质量越好。

本文的解释变量为实际控制人性质、控制层次、实际控制人所有权比例和股权集中度。实际控制人性质（XINGZHI），是指实际控制人是国家控制还是非国家控制。该变量为哑变量，实际控制人为国有性质时取1，否则取0。控制层次（CL），是指实际控制人到上市公司之间所经历控制层级的数目，上市公司的层级结构直接反映了实际控制人控制层次的长度，该指标按照2010-2011年创业板上市公司的年度报告摘要中的控制关系的方框图进行统计。实际控制人所有权比例（SUO），即实际控制人拥有上市公司所有权比例，是指实际控制人与上市公司股权关系链每层持有比例相乘或实际控制人与上市公司每条股权关系链每层持有比例相乘之总和，其中所有权又称现金流权。股权集中度（H10），是指前十大股东持股比例的平方和。H10越接近1，说明前10位股东的持股比例越大，股权集中度越高；H10越接近0，说明前10位股东的持股比例越小，股权越分散。一般以0.25作为H10的临界值，若大于0.25则说明股权集中度较高，若小于0.25则说明股权集中度较低。endprint

除上述变量外，本文还设置了六个控制变量，即，董事长、总经理是否兼任（DIRCEO）；独立董事比例（INDR）；监事总规模（JIANSHI），即公司监事会的人数；企业规模（SIZE），用公司期末资产的自然对数表示；盈利水平（ROE），用期末净利润除以股东权益来衡量；财务杠杆（LEV），用资产负债率表示。

（三）模型构建。本文以创业板上市公司的会计信息披露质量作为被解释变量，以反映创业板上市公司的所有权结构的指标作为解释变量，以反映公司治理结构和财务状况的指标作为控制变量，构建下列多元线性回归模型：

QUALITY=β0+β2CL+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（1）

QUALITY=β0+β1XINGZHI+β2CL+β3SUO+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（2）

模型中，β0是回归方程的常数项；βi（其中i=1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）是各解释变量和控制变量的偏回归系数；ξ为随机误差项。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计分析。表1是对2010-2011年样本公司会计信息披露质量的统计。可以看出，2010-2011年创业板上市公司的会计信息披露质量总体状况较为稳定，一直保持着“中间大，两头小”的格局，即获得良好的公司占了主体，其比例基本保持在73%左右，而获得优秀和及格的公司比例差不多相同，都在13%左右。然而，2011年获得优秀的公司比例有上升趋势，而及格公司比例有所下降，说明创业板上市公司会计信息披露质量总体有上升趋势。

回归变量的描述性统计见下页表2。控制层次（CL）的最高层级为5，最低层级为1，均值为1.6009。结合对控制层次频数分布的统计，表明大多数创业板公司都采用中低等层次的控制结构控制创业板上市公司。实际控制人所有权比例（SUO）的最小值为0.71%，最大值为85.39%，均值为38.92%，说明创业板上市公司的实际控制股东持有公司股权超过1/3。在股权集中度（H10）方面，股权集中度的均值为0.1683，小于临界值0.25，说明创业板上市公司的股权相对分散，进一步分析实际控制人性质的频数，发现有401个测量值即占总样本数的93.04%的公司是非国有性质的。控制变量中，独立董事比例（INDR）的最小值为25%，最大值为60%，均值为36.9274%，满足证监会“上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一的独立董事”的要求，但部分公司未能达到该项要求，说明存在监督管理不规范的问题；样本公司的盈利能力（ROE）平均水平为10.2521%，最小值为负数，即-0.0883%，最大值为16.9121%。

（二）相关性分析。下页表3为回归变量间的Pearson相关系数。可以看出，信息披露质量与其他各解释变量之间存在着显著的相关性，如与股权集中度（H10）显著正相关，而与控制层次（CL）显著负相关。这说明本文选择的解释变量能较好地解释信息披露质量，同时为多元线性回归研究提供了基础。此外，各解释变量之间的相关系数都不高，最高为0.4868，没有超过共线性临界值0.8，所以各变量之间的共线性问题并不严重。

（三）回归结果分析。多元回归分析结果如表4所示。

模型1回归结果显示，控制层次（CL）对信息披露质量有负面影响，而且在10%的水平上显著，这种关系在模型2中仍然存在，显著性水平相同，从而验证了假设2。从表4中还可以看出，股权集中度（H10）对信息披露质量有正向影响，但这种影响并不显著，且在模型1和模型2中均相同，表明假设4未得到验证。其原因可能在于，创业板上市公司的控股大股东往往也是管理层的核心成员，创业板开市时间不长，大部分公司仍然处于扩张规模的阶段，需要通过良好的会计信息披露质量来降低融资成本，因而在一定程度上存在对信息披露质量的正向激励，从而抵消了负向的“壕沟效应”。比如，有研究发现，在我国特定的制度环境下，“一股独大”能有效弥补法律制度的缺失，对投资者提供有效保护，并有利于公司业绩的提升（叶勇等，2005）。

模型2回归结果显示，实际控制人所有权性质（XINGZHI）对信息披露质量存在正向影响，但是这种影响并不显著，假设1未得到验证。可能的原因在于绝大部分创业板上市公司均为非国有企业，国有性质实际控制样本较少。实际控制人所有权比例（SUO）对信息披露质量有负面影响，但这种影响并不显著，假设3未得到验证，可能原因是实际控制人所有权比例总体上不高，受到其他股东的制约。另外，控制变量中，独立董事比例与会计信息披露质量显著负相关，表明独立董事的独立性不强，未能真正发挥作用；企业规模、盈利水平与会计信息披露质量显著正相关，与研究文献的结论一致。

五、结论

创业板上市公司的实际控制人性质对会计信息披露质量无影响，即在创业板上市公司中，国有控制和非国控制两者对会计信息披露质量结果的差异不大；而控制层次与会计信息披露质量之间呈现显著负相关，表明减少控制层次可以提高会计信息披露质量；另外，实际控制人所有权比例和股权集中度均对信息披露质量没有显著影响。S

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参考文献：

1.刘芍佳，孙霈，王志伟.终极产权论、股权结构及公司绩效[J].经济研究，2003，（2）.

2.王雄元，刘焱.产品市场竞争与信息披露质量的实证研究[J].经济科学，2008，（1）.

3.朱松.最终控制人特征与盈余信息含量[J].中国会计与财务研究，2006，（1）.

4.刘立国，杜莹.公司治理与会计信息质量关系的实证研究[J].经济研究，2003，（2）.endprint

除上述变量外，本文还设置了六个控制变量，即，董事长、总经理是否兼任（DIRCEO）；独立董事比例（INDR）；监事总规模（JIANSHI），即公司监事会的人数；企业规模（SIZE），用公司期末资产的自然对数表示；盈利水平（ROE），用期末净利润除以股东权益来衡量；财务杠杆（LEV），用资产负债率表示。

（三）模型构建。本文以创业板上市公司的会计信息披露质量作为被解释变量，以反映创业板上市公司的所有权结构的指标作为解释变量，以反映公司治理结构和财务状况的指标作为控制变量，构建下列多元线性回归模型：

QUALITY=β0+β2CL+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（1）

QUALITY=β0+β1XINGZHI+β2CL+β3SUO+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（2）

模型中，β0是回归方程的常数项；βi（其中i=1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）是各解释变量和控制变量的偏回归系数；ξ为随机误差项。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计分析。表1是对2010-2011年样本公司会计信息披露质量的统计。可以看出，2010-2011年创业板上市公司的会计信息披露质量总体状况较为稳定，一直保持着“中间大，两头小”的格局，即获得良好的公司占了主体，其比例基本保持在73%左右，而获得优秀和及格的公司比例差不多相同，都在13%左右。然而，2011年获得优秀的公司比例有上升趋势，而及格公司比例有所下降，说明创业板上市公司会计信息披露质量总体有上升趋势。

回归变量的描述性统计见下页表2。控制层次（CL）的最高层级为5，最低层级为1，均值为1.6009。结合对控制层次频数分布的统计，表明大多数创业板公司都采用中低等层次的控制结构控制创业板上市公司。实际控制人所有权比例（SUO）的最小值为0.71%，最大值为85.39%，均值为38.92%，说明创业板上市公司的实际控制股东持有公司股权超过1/3。在股权集中度（H10）方面，股权集中度的均值为0.1683，小于临界值0.25，说明创业板上市公司的股权相对分散，进一步分析实际控制人性质的频数，发现有401个测量值即占总样本数的93.04%的公司是非国有性质的。控制变量中，独立董事比例（INDR）的最小值为25%，最大值为60%，均值为36.9274%，满足证监会“上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一的独立董事”的要求，但部分公司未能达到该项要求，说明存在监督管理不规范的问题；样本公司的盈利能力（ROE）平均水平为10.2521%，最小值为负数，即-0.0883%，最大值为16.9121%。

（二）相关性分析。下页表3为回归变量间的Pearson相关系数。可以看出，信息披露质量与其他各解释变量之间存在着显著的相关性，如与股权集中度（H10）显著正相关，而与控制层次（CL）显著负相关。这说明本文选择的解释变量能较好地解释信息披露质量，同时为多元线性回归研究提供了基础。此外，各解释变量之间的相关系数都不高，最高为0.4868，没有超过共线性临界值0.8，所以各变量之间的共线性问题并不严重。

（三）回归结果分析。多元回归分析结果如表4所示。

模型1回归结果显示，控制层次（CL）对信息披露质量有负面影响，而且在10%的水平上显著，这种关系在模型2中仍然存在，显著性水平相同，从而验证了假设2。从表4中还可以看出，股权集中度（H10）对信息披露质量有正向影响，但这种影响并不显著，且在模型1和模型2中均相同，表明假设4未得到验证。其原因可能在于，创业板上市公司的控股大股东往往也是管理层的核心成员，创业板开市时间不长，大部分公司仍然处于扩张规模的阶段，需要通过良好的会计信息披露质量来降低融资成本，因而在一定程度上存在对信息披露质量的正向激励，从而抵消了负向的“壕沟效应”。比如，有研究发现，在我国特定的制度环境下，“一股独大”能有效弥补法律制度的缺失，对投资者提供有效保护，并有利于公司业绩的提升（叶勇等，2005）。

模型2回归结果显示，实际控制人所有权性质（XINGZHI）对信息披露质量存在正向影响，但是这种影响并不显著，假设1未得到验证。可能的原因在于绝大部分创业板上市公司均为非国有企业，国有性质实际控制样本较少。实际控制人所有权比例（SUO）对信息披露质量有负面影响，但这种影响并不显著，假设3未得到验证，可能原因是实际控制人所有权比例总体上不高，受到其他股东的制约。另外，控制变量中，独立董事比例与会计信息披露质量显著负相关，表明独立董事的独立性不强，未能真正发挥作用；企业规模、盈利水平与会计信息披露质量显著正相关，与研究文献的结论一致。

五、结论

创业板上市公司的实际控制人性质对会计信息披露质量无影响，即在创业板上市公司中，国有控制和非国控制两者对会计信息披露质量结果的差异不大；而控制层次与会计信息披露质量之间呈现显著负相关，表明减少控制层次可以提高会计信息披露质量；另外，实际控制人所有权比例和股权集中度均对信息披露质量没有显著影响。S

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参考文献：

1.刘芍佳，孙霈，王志伟.终极产权论、股权结构及公司绩效[J].经济研究，2003，（2）.

2.王雄元，刘焱.产品市场竞争与信息披露质量的实证研究[J].经济科学，2008，（1）.

3.朱松.最终控制人特征与盈余信息含量[J].中国会计与财务研究，2006，（1）.

4.刘立国，杜莹.公司治理与会计信息质量关系的实证研究[J].经济研究，2003，（2）.endprint

除上述变量外，本文还设置了六个控制变量，即，董事长、总经理是否兼任（DIRCEO）；独立董事比例（INDR）；监事总规模（JIANSHI），即公司监事会的人数；企业规模（SIZE），用公司期末资产的自然对数表示；盈利水平（ROE），用期末净利润除以股东权益来衡量；财务杠杆（LEV），用资产负债率表示。

（三）模型构建。本文以创业板上市公司的会计信息披露质量作为被解释变量，以反映创业板上市公司的所有权结构的指标作为解释变量，以反映公司治理结构和财务状况的指标作为控制变量，构建下列多元线性回归模型：

QUALITY=β0+β2CL+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（1）

QUALITY=β0+β1XINGZHI+β2CL+β3SUO+β4H10+β5DIRCEO+β6INDR+β7JIANSHI+β8SIZE+β9ROE+β10LEV+ξ（2）

模型中，β0是回归方程的常数项；βi（其中i=1、2、3、4、5、6、7、8、9、10）是各解释变量和控制变量的偏回归系数；ξ为随机误差项。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计分析。表1是对2010-2011年样本公司会计信息披露质量的统计。可以看出，2010-2011年创业板上市公司的会计信息披露质量总体状况较为稳定，一直保持着“中间大，两头小”的格局，即获得良好的公司占了主体，其比例基本保持在73%左右，而获得优秀和及格的公司比例差不多相同，都在13%左右。然而，2011年获得优秀的公司比例有上升趋势，而及格公司比例有所下降，说明创业板上市公司会计信息披露质量总体有上升趋势。

回归变量的描述性统计见下页表2。控制层次（CL）的最高层级为5，最低层级为1，均值为1.6009。结合对控制层次频数分布的统计，表明大多数创业板公司都采用中低等层次的控制结构控制创业板上市公司。实际控制人所有权比例（SUO）的最小值为0.71%，最大值为85.39%，均值为38.92%，说明创业板上市公司的实际控制股东持有公司股权超过1/3。在股权集中度（H10）方面，股权集中度的均值为0.1683，小于临界值0.25，说明创业板上市公司的股权相对分散，进一步分析实际控制人性质的频数，发现有401个测量值即占总样本数的93.04%的公司是非国有性质的。控制变量中，独立董事比例（INDR）的最小值为25%，最大值为60%，均值为36.9274%，满足证监会“上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一的独立董事”的要求，但部分公司未能达到该项要求，说明存在监督管理不规范的问题；样本公司的盈利能力（ROE）平均水平为10.2521%，最小值为负数，即-0.0883%，最大值为16.9121%。

（二）相关性分析。下页表3为回归变量间的Pearson相关系数。可以看出，信息披露质量与其他各解释变量之间存在着显著的相关性，如与股权集中度（H10）显著正相关，而与控制层次（CL）显著负相关。这说明本文选择的解释变量能较好地解释信息披露质量，同时为多元线性回归研究提供了基础。此外，各解释变量之间的相关系数都不高，最高为0.4868，没有超过共线性临界值0.8，所以各变量之间的共线性问题并不严重。

（三）回归结果分析。多元回归分析结果如表4所示。

模型1回归结果显示，控制层次（CL）对信息披露质量有负面影响，而且在10%的水平上显著，这种关系在模型2中仍然存在，显著性水平相同，从而验证了假设2。从表4中还可以看出，股权集中度（H10）对信息披露质量有正向影响，但这种影响并不显著，且在模型1和模型2中均相同，表明假设4未得到验证。其原因可能在于，创业板上市公司的控股大股东往往也是管理层的核心成员，创业板开市时间不长，大部分公司仍然处于扩张规模的阶段，需要通过良好的会计信息披露质量来降低融资成本，因而在一定程度上存在对信息披露质量的正向激励，从而抵消了负向的“壕沟效应”。比如，有研究发现，在我国特定的制度环境下，“一股独大”能有效弥补法律制度的缺失，对投资者提供有效保护，并有利于公司业绩的提升（叶勇等，2005）。

模型2回归结果显示，实际控制人所有权性质（XINGZHI）对信息披露质量存在正向影响，但是这种影响并不显著，假设1未得到验证。可能的原因在于绝大部分创业板上市公司均为非国有企业，国有性质实际控制样本较少。实际控制人所有权比例（SUO）对信息披露质量有负面影响，但这种影响并不显著，假设3未得到验证，可能原因是实际控制人所有权比例总体上不高，受到其他股东的制约。另外，控制变量中，独立董事比例与会计信息披露质量显著负相关，表明独立董事的独立性不强，未能真正发挥作用；企业规模、盈利水平与会计信息披露质量显著正相关，与研究文献的结论一致。

五、结论

创业板上市公司的实际控制人性质对会计信息披露质量无影响，即在创业板上市公司中，国有控制和非国控制两者对会计信息披露质量结果的差异不大；而控制层次与会计信息披露质量之间呈现显著负相关，表明减少控制层次可以提高会计信息披露质量；另外，实际控制人所有权比例和股权集中度均对信息披露质量没有显著影响。S

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参考文献：

1.刘芍佳，孙霈，王志伟.终极产权论、股权结构及公司绩效[J].经济研究，2003，（2）.

2.王雄元，刘焱.产品市场竞争与信息披露质量的实证研究[J].经济科学，2008，（1）.

3.朱松.最终控制人特征与盈余信息含量[J].中国会计与财务研究，2006，（1）.

4.刘立国，杜莹.公司治理与会计信息质量关系的实证研究[J].经济研究，2003，（2）.endprint