董事会治理、股权结构与商业银行自愿性信息披露研究

张益明

（盐城工学院，江苏 盐城224051）

一、引言

上世纪以来，随着《巴塞尔协议》《巴塞尔协议II》和《巴塞尔协议III》的推出，对银行业监管的视角逐渐由外部转向内部，要求银行业及时、全面、准确地披露资本信息，然而这些要求和商业银行遵循的商业原则并不一致，从而产生了信息披露违规的动机。[1-2]Macey[3]、Romano[4]和Hossain[5]认为，强制性信息披露虽然有效，但也会扭曲市场，会遭到消极抵抗，掩盖更深层次的问题。金融危机后，Mehran and Mollineaux[6]指出透明度低其实是银行业治理问题的表象，应当着力提高行业的自愿性信息披露水平。所谓自愿性信息披露是指基于缓解委托代理问题、降低融资成本等方面的考虑，而主动披露强制性信息披露指定内容以外的相关信息，比如社会责任履行情况、未来的盈利预期、投资者结构等。

针对中国的情况，巴曙松等同样把自愿性信息披露不充分归根于银行内部的治理问题[7]。而在现代企业制度中，董事会治理、股权结构构成公司治理的重要内容，对于信息披露具有显著的影响[8-9]。但是大多数研究信息披露的实证文献在样本筛选时剔除了金融类上市公司，比如银行，这使得针对商业银行自愿性信息披露的研究相对较少。本文基于A股上市银行2012-2019年的数据进行了实证分析，研究董事会治理、股权结构对于自愿性信息披露的影响，以期有助于更好地理解银行的信息披露行为和信息披露背后的作用机制。

二、文献回顾与研究假设

现有研究主要从董事会规模和董事会的独立性两个角度分析董事会治理对信息披露的影响。一般认为董事会人数较少、独立性较高时信息披露较充分，但是实证研究得出的结论与此并不完全一致。

（一）董事会治理与商业银行自愿性信息披露

1.董事会规模与商业银行信息披露

早期研究中，Lipton and Jensen认为，增加董事会人数固然提高了监管能力，但也容易滋生分歧以及搭便车问题，并使董事会容易被操控[10-11]，董事会成员并非越多越好。此后，Yermack[12]、Vafeas[8]、Htay et al.[13]也得出了类似结论，但是Bhasin et al.[14]关于哈萨克斯坦银行业的研究却提供了相反的证据。而在针对A股市场的研究中，Firth et al.[15]、Cheng and Courtenay[16]发现董事会规模、活跃程度对于信息披露没有显著影响，但伊志宏等[17]对此提出了质疑。可见在有关董事会规模对信息披露影响的文献中，大部分基于西方国家的研究提示董事会规模不宜过大，而针对新兴市场的研究尚未达成一致的认识，并且从研究的样本来看，有关银行业的研究不多见，这使得董事会规模对于中国商业银行的信息披露有何影响难以确定。这里假设：

H1a为董事会规模的增大提高了商业银行的自愿性信息披露水平；

H1b为董事会规模的增大降低了商业银行的自愿性信息披露水平；

H1c为董事会规模对中国商业银行的自愿性信息披露水平没有显著影响。

2.董事会独立性与商业银行信息披露

传统的公司治理文献认为独立董事更能代表股东的利益[18]，引入独立董事有助于增强董事会的独立性、提升治理水平、减轻高管对盈余的操纵[19]、抑制财务报表造假[20]、提高信息披露水平[5，13，14，16]。此外，独立董事人数较少的公司透明度较低[21]，且对外部董事较为抵触[22]。尽管如此，Bohrer[23]却认为传统的公司治理及相关法规过于注重董事会的独立性，这可能导致独立董事的引入达不到预期效果。其中一个重要方面在于外部董事在信息获取上处于劣势，引入独立董事时若不考虑这一点可能对信息披露并没有帮助[8]，反而会降低董事会的效率[21，24]。因此假设：

H2为独立董事比例的提高降低了商业银行的自愿性信息披露水平。

（二）股权结构与商业银行自愿性信息披露

公司治理的文献中，对股权结构的研究最为关注股权集中度和机构持股。一般认为适度的股权集中有利于大股东治理作用的发挥，降低代理成本。但是过于集中的股权则为大股东侵害中小股东权益、操纵信息披露提供了便利，并弱化董事会治理的作用。其次，机构投资者在信息挖掘、外部约束机制形成方面有着至关重要的作用，对于提高市场的信息效率、减轻信息不对称程度不可或缺。由此，提出以下假设：

H3为适度的股权集中提高了商业银行的自愿性信息披露水平；

H4为过高的股权集中度会弱化董事会的作用，对自愿性信息披露造成负面影响；

H5为机构持股提高了商业银行的自愿性信息披露水平，有助于董事会治理作用的发挥。

三、研究设计

（一）变量设计

1.自愿性信息披露指数（DIS）

由于自愿性信息披露与强制性信息披露在信息披露的内容或范围上不同，两者在变量设计上也相异。具体而言，前者度量的是上市公司拥有披露选择权时的信息披露情况，后者度量的是法律法规指定信息的披露情况。参照证监会发布的《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号——年度报告的内容与格式》，采用巴曙松[7]、李慧云和吕文超[25]等的方法可以构建强制性信息披露与自愿性信息披露指数。而对于银行业，信息披露方面除需遵循上市公司的信息披露要求之外，还要合乎证监会和银监会发布的《商业银行信息披露特别规定》《商业银行信息披露管理办法》。相应的，测度国内商业银行自愿性信息披露水平也需要结合这些具体的政策文件。而在已有的研究中，较少涉及商业银行的自愿性信息披露，主要原因是已上市的银行较少，数据可得性存在问题。对此，本文采取的办法：一是不仅仅依赖CSMAR数据源，尽量获得一些商业银行未上市之前的数据；二是尽量拉长研究的时间窗口。据此，本文在指标设计上借鉴Nier and Baumann[26]、许友传[27]的方法，从Bankscope数据库采集数据，计算自愿性信息披露指数。具体而言，选择非赢利资产、表外项目、同业拆借比、净贷款/储蓄和借款、流动资产/储蓄和短期资金、股权/净贷款、股权/负债、净收入、净利息收益率、ROA、ROE、成本收入比、贷款损失准备、呆账准备金、不良贷款率、交易性负债、总资本、核心资本、资本充足率、核心资本率等21个与商业银行的风险轮廓相关的指标。而证监会对《商业银行信息披露特别规定》的历次修订亦是瞄准了商业银行风险领域的信息披露。若某指标在Bankscope数据库中可查，则得分为1，反之为0。各项指标得分之和除以21后得到对应年度的自愿性信息披露指数。

2.董事会治理

（1）董事会规模（Board），采用董事会人数反映。（2）董事会独立性，采用独立董事所占比例（IND）反映。（3）董事会活跃程度（Meet），采用董事会会议次数反映。（4）董事会成员薪酬（SAL），采用前三名董事薪酬总额的自然对数反映。（5）独立董事与商业银行工作地点一致性统计（PALS），该指标在地点相同时取1，否则取0。另外，国内商业银行两职合一的情况非常少见，占比不足1%，因此未纳入该指标。

3.股权结构

根据研究需要，这里加入了大股东持股比例（FIR）和基金持股比例（Fund）作为股权集中度和机构持股的代理变量。

4.控制变量

参照已有的研究，首先加入银行规模（Size）为控制变量，该指标根据总资产的自然对数计算。其次，设立年度虚拟变量。

（二）研究模型

为检验董事会治理对商业银行自愿性信息披露水平的影响，构建式（1）所示面板数据模型进行估计：

其中，i表示商业银行，t表示年份；C为常数项；ε为残差项。

为检验股权集中度对自愿性信息披露的总体影响，构建式（2）所示模型进行估计。

为检验式（2）中FIR的影响是否与FIR水平的高低有关，设置虚拟变量Gr1、Gr2。假设FIR的均值、中位数分别为mean、median，若FIR＜mean，则Gr1=1，否则Gr1=0。同样，若FIR＜median，则Gr2=1，否则Gr2=0。另外，检验所用模型如式（3）和式（4）所示。Cross1在式（3）中为FIR与Gr1的交叉项，在式（4）中为FIR与Gr2的交叉项。

为检验股权集中度过高是否会削弱董事会治理的作用，构建式（5）所示模型，该模型相对于式（2）引入了Gr1，以及Gr1与董事会治理各变量的交叉项，此处统一用Cross2表示。

为检验假设H5，在式（2）的基础上加入Fund以及其与董事会治理各变量的交叉项（Cross3），得到式（6）所示面板数据模型进行估计。

（三）样本选取与数据来源

本文的研究对象为2012年及之前在A股市场上市的商业银行，时间窗口为2012-2019年，所用数据采集自Bankscope数据库及CSMAR数据库。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表1为各变量的描述性统计。其中DIS的中位数水平要高于平均值，说明大部分银行的自愿性信息披露水平高于平均水平。IND的统计表明大部分商业银行独立董事比例超过1/3。而PALS的中位数为0，表明独立董事与商业银行的工作地点不一致的情况较为普遍。另外，Board、SAL、Meet的均值、中位数均高于伊志宏等[17]对非金融行业的统计。

表1 描述性统计

表2为各变量的Pearson相关系数。自愿性信息披露指数与独立董事比例显著负相关，与银行规模之间显著正相关，但与其他变量之间的关系尚待检验。

（二）董事会治理与商业银行自愿性信息披露

表3为董事会治理影响中国商业银行自愿性信息披露水平的估计结果。根据固定效应的F检验和Hausman统计量，选择了固定效应模型。另外，各列估计结果中回归系数大小、符号、显著性等都比较稳定。特别的，独立董事比例的系数始终在1%水平上显著为负，PALS、SAL、Size的系数显著为正，而董事会规模、会议次数的系数始终不显著。

这些结果表明，独立董事比例的提高对银行业自愿性信息披露目前主要表现为负面影响。PALS、SAL的系数显著为正也说明降低独立董事的信息挖掘成本，可以有效提高自愿性信息披露水平。Board、Meet的系数始终不显著，这与Firthet al.[15]的结论较为一致。银行规模的系数显著为正，与已有文献相符。

表2 变量的Pearson相关系数

表3 董事会治理对中国商业银行自愿性信息披露水平的影响

（三）股权集中度与商业银行自愿性信息披露

表4为股权集中度对商业银行自愿性信息披露影响的检验结果。第（1）列中Fir的系数基本显著为负，说明一股独大抑制了银行业自愿性信息披露水平的提高。第（2）（3）列分别为式（3）和式（4）的估计结果，其中Cross1系数都显著为正，印证了假设2。第（4）至（8）列中，Cross2依次为FIR与IND、Board、SAL、PALS、Meet的交叉项。其中，FIR与IND、SAL的交叉项系数显著为负，说明IND的负面影响主要来自股权集中度过高的样本点，同时过高的股权集中度也弱化了薪酬激励的作用。

（四）机构持股与商业银行自愿性信息披露

表5为机构持股影响商业银行自愿性信息披露的固定效应模型估计结果。其中，Fund系数显著为正，与前文预期一致。第（2）（5）列的交叉项系数显著为正，说明机构持股可以削弱前述股权过于集中时IND的负面影响，并且在独立董事信息获取成本较低时更为明显，此结果印证了假设H5。

表4 股权集中度与商业银行自愿性信息披露

表5 机构持股对商业银行自愿性信息披露的影响

五、结论

本文基于上市银行2012-2019年的数据分析了董事会治理、股权结构对商业银行自愿性信息披露的影响。结果发现，商业银行董事会规模、董事会活跃程度对商业银行自愿性信息披露水平没有明显的影响。提高董事会中独立董事成员的比例不仅不能增强自愿性信息披露，反而可能带来负面影响。该结果与Vafeas[8]、Duchin et al.[24]等的观点一致，意味着商业银行在董事会成员尤其是独立董事的选择上不仅需要关注独立性，还要重视独立董事获取银行信息的难易程度。与此相应，独立董事与商业银行工作地点一致时银行的自愿性信息披露水平较高，也从侧面说明降低独立董事的信息获取成本的重要性。另外，对董事会成员的信息挖掘成本进行补偿也是有必要的。本文的研究还表明大银行的自愿性信息披露程度较高，一定程度的股权集中度增加能够促使自愿性信息披露水平提高，但过高的股权集中度反而可能削弱前述董事会治理的作用而使自愿性信息披露水平下降。同时，机构持股也有助于自愿性信息披露，并可强化董事会治理的正面影响。