产品市场竞争与信息披露违规：诱发还是治理？——基于古诺和Mlogit模型的分析

贺宝成，阮孝青

(陕西科技大学 经济与管理学院，西安 710021)

引 言

信息披露是资本市场的灵魂，披露违规治理却是一个世界性难题。我国作为新兴资本市场，会计信息披露违规问题突出。国泰安数据库2010—2017年披露的上市公司违规样本中，存在信息披露违规的有2 469例，占比41.38%。近年来披露违规事件层出不穷，华泽钴镍将37.8亿元无效票据入账充当还款，康得新2015—2018年三年累计虚增利润总额119.21亿元，辅仁药业近17亿元货币资金“凭空消失”，康美药业2017年度报告中货币资金多计金额299.44亿元……披露违规侵害了投资者合法权益，扰乱了资本市场运行秩序。

现有对信息披露违规影响因素的研究主要集中在内部治理结构方面，如董事会规模、结构、董事长与总经理二职合一情况、独立董事比例、背景以及是否设立审计委员会等(万欣荣、郑新等，2007；冯旭南、陈工孟，2011；张晓岚、吴东霖等，2009)[1-3]；又如股权集中度、制衡度、流通股比例和机构持股比例(汤立斌，2004；陈国进、林辉等，2005；于晓强、刘善存；2012)[4-6]以及财务特征(吴国萍、马施，2010；曾月明、崔燕来等，2011)[7-8]。随着全球市场竞争的加剧，作为外部治理机制[9]，产品市场竞争愈发引起学界的关注[10]，但存在“诱发”和“治理”两种相悖观点，仍存在较大的研究拓展空间。

一、文献回顾

当前，关于产品市场竞争对信息披露违规的影响主要有诱发观[11]和治理观[9]两种观点。

诱发观下，产品市场竞争越激烈的企业为了避免来自竞争对手的威胁，倾向于披露无效信息或违规披露信息。Karuna等(2012)[12]、Datta等(2013)[13]认为，市场竞争会增加企业盈余管理的可能性。Porter(2008)[14]认为，竞争者大量涌入的行业中往往会催生更多不法活动，因为激烈的产品市场竞争使得企业有动机通过败德行为缓解有限市场和有限资源的争夺压力。同时，产品市场竞争会发挥业绩标尺和声誉机制作用，而Peng和Roell (2014)[15]的研究表明，当管理层薪酬直接与经营业绩和个人声誉挂钩时，会导致经理人违规行为的产生。Wang等(2012)[16]研究表明产品竞争程度高的行业，发生财务欺诈的可能性更高。国内相关研究沿袭国外这一趋势，宁家耀和李军(2012)[17]研究发现市场竞争会降低公司治理存在缺陷企业的信息披露质量。温日光和汪剑锋(2018)[18]认为竞争性市场中的企业盈余管理的上调幅度更大。滕飞和辛宇等(2016)[19]研究发现，产品市场竞争的加剧，对公司违规行为具有显著“诱发”效应，也会削弱社会资本(蒋尧明、赖妍，2017)[20]对违规的抑制作用。

治理观下，产品市场竞争作为一种重要的外部治理机制，会加剧企业因经营不善而破产清算的风险、威胁管理层的职业安全与收入水平，因此促使高管自觉履行其经营管理职能。Balakrishnan和Cohen(2011)[9]认为，高强度的产品市场竞争会减少财务信息错报行为。Hoberg和Phillips(2010)[21]的研究表明，产品市场竞争能够抑制企业操纵利润水平等盈余管理行为。Markarian和Santalo(2014)[22]研究表明，当信息透明度较高时，产品市场竞争更能显著抑制企业的盈余管理动机。我国部分学者的研究结论与之类似。产品市场竞争可以有效缓解代理问题，减少财务舞弊或错报行为(谢盛纹、王洋洋等，2015)[23]，显著提升企业信息披露质量，尤其是对处在竞争劣势的公司影响更为显著(王雄元、刘焱，2008)[24]。魏芳和耿修林(2018)[25]实证结果表明激烈的产品市场竞争抑制了企业违规行为的发生。

逻辑上，无论“诱发观”还是“治理观”都具有合理性，但两种观点是相悖的，这意味着现有研究仍有较大的研究拓展空间：(1)在机理解析上，多为代理理论，鲜有从博弈理论视角的分析；(2)作为外部治理机制，产品市场竞争对信息披露的影响具有“情景依赖”性，而对中国的市场环境，特别是企业类型异质性、违规类型异质性的研究有待细化与深入。

二、理论分析与研究假设

借鉴Markarian和Santalo(2014)[22]的研究， 构建一个不完全信息古诺模型。假设N家企业连续两个时期在同质产品市场上竞争，θi表示单位生产成本，其中θH和θL分别表示高单位生产成本和低单位生产成本，二者以相同的概率出现且在两个时期中相互独立。假设管理者有动机在第一时期最大化市值的增长，而牺牲第二时期的会计收益和市值。因此，管理层的薪酬设计可以建立模型为w+μ1g1+μ2g2，其中，w代表固定工资，gt是t时期市值的增长，μ1、μ2代表影响程度，模型的一个关键假设是μ1=μ2+μ，而为了简单起见，不失一般性地假设μ2=0(因为只要μ1和μ2之间的差异足够大，结果就会保持不变)。

(一)分离均衡：无信息披露违规的均衡

(1)

即若由于违规信息披露增加的管理报酬低于预期的惩罚，则管理者不会进行信息披露违规，此时就可以实现没有信息披露违规的分离均衡。

(二)混合均衡：有信息披露违规的均衡

(2)

上式经化简后可得：

(3)

(三)混合战略均衡

(4)

如果混合战略中存在均衡，那么必须是这样的：

(5)

否则，管理者通过选择Pm=0或Pm=1会获得更高的效用，因此混合战略中不存在均衡。

(6)

联立式(5)和(6)可得：

(7)

(8)

综上所述，当高效企业与低效企业的利润差距足够大时，低效企业的管理者就会违规披露信息。产品市场竞争程度与竞争者数量(N)呈正相关关系，因此只需证明(πL-πH)/MV0随着竞争者数量的增加而增加，即产品市场竞争越激烈则低效企业与高效企业的利润差距越大，因此低效企业的损失更大，那么低效企业发生信息披露违规的可能性就越大。证明如下：

(9)

(10)

综上所述，产品市场竞争越激烈，分离均衡出现的概率越低，即无信息披露违规的情况越不可能出现；而混合均衡出现的概率越高，即低效企业更可能发生信息披露违规；在混合战略均衡中，产品市场竞争越激烈，信息披露违规的可能性越大。据此，提出以下假设：

H：产品市场竞争会“诱发”信息披露违规，竞争越激烈，信息披露违规发生的概率越高

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

选取2010—2017年沪深两市上市公司为研究样本。同时，按以下要求对样本进行剔除：(1)剔除金融类行业的上市公司；(2)剔除控制变量数据缺失的上市公司；(3)为了消除极端值对结果的不利影响，对所有连续控制变量进行上下两端各1%的缩尾处理(Winsorize)。所用数据来源于国泰安CSMAR数据库和锐思RESSET数据库，采用EXCEL和STATA12.0软件进行数据处理。

(二)模型构建

依据被解释变量信息披露违规(Vio)的二元变量属性，选用二值Logit选择模型考察产品市场竞争对信息披露违规的影响。模型构建如下：

logit(Vio)=β0+β1HHI+β2Size+β3Debt+β4Roe+β5Growth+β6Dsize+β7Idr+β8Top10+β9Volatility+β10Turn+β11Year+ε

(11)

其中，β0为截距，β1-β11为回归系数，ε为随机误差项。

(三)变量定义

1.被解释变量：信息披露违规(Vio)

根据证监会2011年公布的《信息披露违法行为行政责任认定规则》，信息披露违规共包含四种情形，分别是未按规定披露信息、虚假记载、误导性陈述和重大遗漏。

2.解释变量：产品市场竞争

表1 变量定义表

3.控制变量

参照现有研究(陆瑶、李茶，2016)[27]，控制了公司规模(Size)、资产负债率(Debt)、净资产收益率(Roe)、成长性(Growth)等公司经营状况变量，董事会规模(Dsize)、独立董事比例(Idr)、股权集中度(Top10)等治理结构变量，以及股票收益率波动性(Volatility)和换手率(Turn)等诉讼风险变量，此外还控制了年度虚拟变量。各类变量定义如表1所示。

表2 信息披露违规及类型的分年度统计

四、实证分析

(一)描述性统计

表2是对公司信息披露违规及其违规类型的分年度统计。相对于未违规的公司，违规公司约占公司总数的11.90%，比重较小。但是，2010—2015年信息披露违规公司数量整体上呈增加趋势，2016—2017年略微有所下降。其中，未按规定披露和误导性陈述两种违规类型占较大比重，重大遗漏次之，虚假记载所占比重最小。表3是各变量的描述性统计结果。可以看出，赫芬达尔-赫希曼指数(HHI)的均值在总体样本、违规样本和非违规样本中分别为0.0471、0.0432和0.0476，说明信息披露违规样本的产品市场竞争程度较高，且违规样本和非违规样本的均值检验结果进一步表明产品市场竞争在两者之间存在显著差别。

表3 各变量描述性统计

表4 相关性分析

注：***表示1%的显著性水平，**表示5%的显著性水平，*表示10%的显著性水平，下表同

(二)相关性结果分析

表4是各变量间的pearson相关性检验的结果。可以看出，产品市场竞争(HHI)与信息披露违规(Vio)的相关系数为-0.020，且在5%的水平上保持显著，说明产品市场竞争程度越激烈，上市公司发生信息披露违规的概率越大，但是仍有待于回归分析中进一步检验。资产负债率(Debt)、股票收益率波动性(Volatility)和换手率(Turn)的相关系数均在1%的水平上显著正相关，公司规模(Size)、净资产收益率(Roe)、董事会规模(Dsize)和股权集中度(Top10)的相关系数均呈显著负相关。此外，各控制变量与信息披露违规(Vio)之间的相关系数均小于0.2，表明模型中存在多重共线的可能性较小。

(三)回归结果分析

采取逐步增加控制变量、层层递进的方法对产品市场竞争与信息披露违规的关系进行了细致的回归分析，模型(1)为不考虑相关控制变量，模型(2)为加入公司经营相关变量，模型(3)为加入公司治理相关变量，模型(4)为加入诉讼风险相关变量。结果如表5所示，赫芬达尔-赫希曼指数(HHI)与信息披露违规(Vio)的回归系数分别为-1.038、-1.020、-0.984和-0.963，且始终保持在1%的水平上显著。模型(1)、(2)、(3)、(4)共同表明，产品市场竞争对信息披露违规具有正向“诱发”作用，这与滕飞、辛宇等(2016)[19]的研究结论一致，说明产品市场竞争越激烈，上市公司越可能以违规的信息披露来应对这种竞争压力。

(四)稳健性检验

为进一步检验研究结果的可靠性，设计如下稳健性检验，结果如表6所示。

表6 稳健性检验

1.替换产品市场竞争的测度

第一，将回归分析中指标由连续变量替换为0-1变量，赫芬达尔-赫希曼指数(HHI)以中值为界，高于中值取0，否则为1，记为newHHI；第二，采用行业内上市公司数目的自然对数Ln(N)作为产品市场竞争的另一替代变量。Ln(N)越大，说明行业内上市公司数目越多，产品市场竞争程度越激烈。而后重新代入模型检验，结果分别如模型(1)、(2)所示，研究结果与表5基本一致。

2.采用倾向得分匹配法(Propensity score matching，PSM)克服内生性问题

采用最近邻匹配法，以所有控制变量作为匹配协变量，按照1:1的比例进行无放回匹配，从而分别为2 007家信息披露违规公司匹配信息披露违规倾向得分最接近但未发生信息披露违规的2 007家上市公司，最终共获得4 014个观测样本。分别以HHI和newHHI作为解释变量，重新运行前文模型，结果如模型(3)、(4)所示，研究结果并未发生显著改变。

3.在主回归的基础上增加监事会规模(Ssize)、董事长与总经理是否二职合一(Dual)作为控制变量，结果如模型(5)所示，在5%的水平上显著负相关，表明本文的研究结果比较稳健。

五、进一步分析

(一)企业类型异质性分析

回归结果均显示，产品市场竞争显著“诱发”信息披露违规。针对这种结果，借鉴张传财、陈汉文(2017)[9]和Markarian、Santalo(2014)[22]的研究，从产权性质和企业绩效两个维度进一步探究其是否存在企业类型上的异质性。

表7为比较不同产权性质的企业中产品市场竞争与信息披露违规之间的关系是否存在不同。结果如模型(1)、(2)所示，非国有企业(State=0)中产品市场竞争对信息披露违规的“诱发”作用更为显著，而这种影响在国有企业(State=1)中并不明显。

表7 产品市场竞争与信息披露违规：产权性质分组

①采用SUEST检验(基于似无相关模型SUR的检验)进行组间系数差异比较，结果表明，两组的差异存在统计上的显著性，显著性水平为10%。

这可能是因为不同产权性质的企业面临着不同的产品市场竞争压力。一方面，随着经济体制改革的不断深入，国有企业不断向石油石化、电力等关乎国民经济命脉的行业集中，而逐步从一般竞争性领域退出(张传财、陈汉文，2017)[9]；另一方面，国有企业在稳定物价、维持就业、提供公共物品等方面扮演着重要角色，关系到地方经济发展和官员的政治升迁。同时，国有企业的控股股东多为政府机关，实际领导也多为政府官员。国有企业拥有天然的“保护伞”，使其能够得到政府在财政补贴、银行贷款以及股市融资等方面的支持(林毅夫、李志赟，2004)[28]，而非国有企业在获取资源和资金支持上处于劣势。因此，国有企业面临的产品市场竞争压力远远小于非国有企业，从而使得产品市场竞争对信息披露违规的“诱发”作用在国有企业中不显著，而在非国有企业中影响显著。

企业绩效的高低对这种“诱发”作用也将产生影响。借鉴骆嘉琪、匡海波等(2019)[29]的研究，以资产回报率(Roa)衡量的财务绩效和Tobin’sQ值衡量的市场绩效共同衡量企业绩效。同时，以中值为界，将其转变为0-1虚拟变量，高于中值取1，表示企业绩效较好的一组；反之为0，表示企业绩效不佳的一组。回归结果见表8，可以看出，在绩效不佳(Roa=0、Tobin’s Q=0)的公司中，产品市场竞争对信息披露违规具有显著影响，而在绩效较好(Roa=1、Tobin’s Q=1)的公司中，产品市场竞争对信息披露违规并无显著影响。这说明产品市场竞争对信息披露违规的“诱发”效应仅存在于企业绩效不佳的公司中。

表8 产品市场竞争与信息披露违规：企业绩效分组

① SUEST检验结果表明，无论是以财务绩效(Roa)分组还是以市场绩效(Tobin’s Q)分组，两组回归系数均在5%的水平上具有显著差异。

财务绩效是企业成本控制、资产运用管理和资金调配效果的全面表达，市场绩效则反映了在特定的市场结构和市场行为条件下市场运行的效果。一方面，企业绩效越好，意味着企业拥有更多的市场份额，表明企业的产品在市场上的竞争能力越强，拥有更强定价能力的企业可以因其产品的低替代性或者品牌效应更好地保持其盈利水平(周夏飞、周强龙，2014)[30]；同时，绩效好的企业拥有更多的投资机会和较强的融资能力，有利于保持充足的现金流，降低其遭遇经营困难或者进一步退出市场的可能性，也降低了其在信息披露中违规操纵的必要性。反观绩效不佳的企业，由于缺乏这种定价能力和投融资能力，可能会有更大的压力和动机去违规披露信息以达到维持特定盈利水平的目的。另一方面，企业绩效与管理者的职业安全、收入水平和个人声誉紧密相连。激烈的产品市场竞争会加剧企业因经营不善而破产清算的风险，直接危及管理者的自身利益。因此，促使管理者自觉降低成本、完善生产经营，提高企业绩效以避免产品市场竞争压力。综上，绩效好的企业更不容易违规信息披露，因此产品市场竞争对信息披露违规的“诱发”作用在绩效不佳的企业中更为显著。

(二)违规类型异质性分析

考虑到信息披露违规的多种违规类型，选用Mlogit模型(Multiple Logit Model)进一步分析产品市场竞争对信息披露违规“诱发”效应的差异性。

假设第i个个体选择第j种行为所能带来的随机效用为Uij=x'iβj+εij(i=1,…,n;j=1,…,J)，其中，xi为所有解释变量构成的向量，β为不同的违规类型j对应的系数。将二值选择的Logit模型推广可得：

(12)

表9 MLogit模型回归结果

其中，信息披露违规类型共有五种可选项，以选择0(没有信息披露违规)作为“参照组”。显然，各选择之间概率和为1，因此可得四组系数估计值对应四个方程。将“参照组”对应方程的系数向量标准化为零向量，通过另外四种选择对应方程的估计，可得到所有选择对应的系数向量。yi表示第i个个体的信息披露违规类型选择，假设“选择0”或“选择j”(j ≠0)必然发生，则在此条件下，“选择j”发生的条件概率为：

(13)

同时，几率比为：

(14)

故对数几率比为：

(15)

由此，得到了一个线性的模型，采用最大似然估计方法对式(15)进行估计，就可得到选择1(未按规定披露信息)、选择2(虚假记载)、选择3(误导性陈述)和选择4(重大遗漏)相对于“参照组”选择0(没有信息披露违规)的对数几率比。

从表9可以看出，相对于没有违规披露信息的企业来说，产品市场竞争显著影响未按规定披露信息(Type=1)和误导性陈述(Type=3)两类信息披露违规，且分别在1%和10%的水平上显著负相关，而对虚假记载(Type=2)和重大遗漏(Type=4)两类违规不存在显著影响。说明产品市场竞争越激烈，上市公司发生未按规定披露信息(Type=1)和误导性陈述(Type=3)的可能性越高。从相对风险比率(RRR)来看，相对于没有信息披露违规的企业，产品市场竞争对未按规定披露信息(Type=1)和误导性陈述(Type=3)影响的概率分别为0.2333849倍和0.3655507倍。由此可见，未按规定披露信息(Type=1)和误导性陈述(Type=3)两类信息披露违规行为一直是资本市场违规行为的“重灾区”。这可能是因为，这两类违规行为所受处罚较轻，处罚方式多为“批评”“谴责”，且罚款金额总体较小，违规成本较低，这也使得这两类违规行为在信息披露违规总数中所占比重较大。因此，产品市场竞争越激烈，企业越企图以成本较低的违规行为来缓解产品市场竞争压力。

结 论

信息披露是上市公司治理基础性的制度安排。针对产品市场竞争对披露违规究竟是“诱发”还是“治理”两种观点，引入博弈理论，构建一个不完全信息古诺模型，利用2010—2017年沪深上市公司数据，采用二值Logit和Mlogit模型进行影响效果和路径的实证检验。研究结果表明，在中国的市场环境下，产品市场竞争越激烈，信息披露违规发生的概率越高，在进行测度变量替换、倾向得分匹配等检验后结论依然稳健。进一步的异质性研究发现，这种“诱发”效应主要存在于非国有、绩效不佳的企业，同时对“未按规定披露信息”“误导性陈述”两类违规的影响更显著。

本研究通过构建古诺模型揭示了产品市场竞争影响披露违规的路径机理，并为从该视角防范披露违规提供了经验证据。启示在于：(1)监管部门应加强对产品市场竞争度高行业的监管，特别是对非国有、绩效不佳企业和“未按规定披露信息”“误导性陈述”两类违规的监管，提高监管的“威慑力”和“精准性”。(2)企业应化产品竞争的压力为转型升级、创新发展模式的动力，完善公司治理，提升核心竞争力。(3)投资者可将产品市场竞争纳入决策参考，警惕其对信息披露违规的“诱发效应”，“用脚投票”倒逼企业提升披露质量，多元共治，提升上市公司信息披露治理水平。