金融業(yè)自愿性信息披露影響因素實證研究

王蘋香++張芳麗++謝萍

【摘 要】 以2009—2015年我國金融業(yè)上市公司為樣本，實證分析了金融業(yè)上市公司自愿性信息披露的程度及影響因素。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自愿性信息披露水平與會計信息質(zhì)量、盈利能力、公司規(guī)模、財務風險、流通股比例、有會計專業(yè)背景的獨立董事的比例呈正相關關系，與兩職合一狀態(tài)、股權集中度呈負相關關系；是否設立審計委員會對上市金融企業(yè)自愿性信息披露的影響不顯著。文章進一步分析了金融業(yè)自愿性信息披露水平與企業(yè)價值之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)金融業(yè)自愿性信息披露水平與企業(yè)價值之間存在負相關關系，但市場化程度較高的地區(qū)，兩者之間呈現(xiàn)出正相關關系。研究結(jié)果有利于豐富自愿性信息披露的相關文獻，且為我國金融市場的完善提供參考。

【關鍵詞】 金融業(yè)； 上市公司； 自愿性信息披露

【中圖分類號】 F832.3 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2017）04-0089-07

一、引言

伴隨著我國市場經(jīng)濟的不斷深入發(fā)展以及資本市場的日益完善，上市公司披露的信息在利益相關者決策過程中所起的作用越來越大。上市公司的信息披露可以增加信息供給、減少信息不對稱、緩解委托代理問題、優(yōu)化資源分配效率，從而提升整體社會福利[1]。因此，無論是投資者，還是其他利益相關者，甚至是監(jiān)管層都對信息披露具有更高的要求。信息披露包括強制性信息披露和自愿性信息披露。強制性信息披露指按照證券監(jiān)管部門和相關會計準則要求進行的信息披露；自愿性信息披露指“公司自愿進行披露的，證券監(jiān)管部門和公認會計準則明確要求的基本財務信息之外的信息”（美國會計準則委員會，2001）。我國深交所（2003）在《上市公司投資者關系管理指引》中首次提出自愿性信息披露的定義，指出“自愿性信息披露是指上市公司可以通過各種方式或活動，自愿披露現(xiàn)行法律法規(guī)要求披露信息以外的信息”。

作為整個經(jīng)濟系統(tǒng)中的關鍵元素，金融行業(yè)具有資產(chǎn)負債率較高、經(jīng)營的對象是資金等特殊性。特別是互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展，對傳統(tǒng)的金融企業(yè)產(chǎn)生了巨大的沖擊。全國人大代表、中國人民銀行內(nèi)審司巡視員王順在2016年十二屆全國人大四次會議上表示，要“盡快出臺信息披露……努力實現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)金融風險監(jiān)管的全覆蓋，促進互聯(lián)網(wǎng)金融健康發(fā)展”。由此可見，金融行業(yè)信息披露的可靠性和充分性至關重要。在金融企業(yè)信息披露要求上，我國強制性披露信息主要體現(xiàn)在《商業(yè)銀行信息披露辦法》《公開發(fā)行證券的公司信息披露編報規(guī)則第26號——商業(yè)銀行信息披露特別規(guī)定》中，則金融業(yè)上市公司自愿披露的除這些強制性規(guī)定披露的信息外的信息即為自愿性披露的信息。雖然金融行業(yè)比其他行業(yè)自愿性信息披露程度高（如2013年，金融類上市公司自愿性信息披露指數(shù)為45.52，居所有行業(yè)首位），但是加大其自愿性信息披露力度仍然是不斷增加的需求。在現(xiàn)有的研究中，學者們在分析自愿性信息披露時，總是把金融行業(yè)剔除。那么，金融行業(yè)的信息披露受哪些因素影響？影響非金融類上市公司的因素是否會影響金融類上市公司？基于此，本文將以金融業(yè)上市公司為研究樣本，重點考察其自愿性信息披露的影響因素，并進一步分析市場化進程中金融業(yè)自愿性信息披露對企業(yè)績效的影響，以期豐富自愿性信息披露影響因素的相關文獻，并為決策者和監(jiān)管者提供一定的啟示。

二、文獻綜述

關于自愿性信息披露影響因素的研究，國內(nèi)外學者主要從企業(yè)外部和企業(yè)內(nèi)部兩個層面進行了探討。企業(yè)外部的影響因素主要涉及政治、法律、文化、行業(yè)、地域等方面對自愿性披露的影響，如Gary et al.[2]認為自愿性信息包括戰(zhàn)略信息、財務信息和非財務信息，不同地域跨國公司在這三類自愿性信息披露方面存在差異。行業(yè)差異性也會影響自愿性信息披露的內(nèi)容，同類行業(yè)存在自愿性信息披露的“羊群效應”，且這種效應在高科技及虧損行業(yè)中表現(xiàn)更為明顯[3]；處于壟斷性行業(yè)的公司傾向于增加自愿性信息披露[4]；處于不同訴訟風險的公司自愿性信息披露存在差異。FASB（2001）發(fā)布的報告中指出：行業(yè)性因素會促進上市公司自愿披露更多的信息，但是Marston則認為行業(yè)類型與自愿性信息披露程度不存在相關性。另外，有學者也研究了會計師事務所規(guī)模對自愿性信息披露的影響，DeAngelo et al.認為會計師事務所規(guī)模與自愿性信息披露正相關，而L.L.Eng et al.[5]則認為會計師事務所規(guī)模與自愿性信息披露之間不存在顯著性相關關系。

關于企業(yè)內(nèi)部影響因素方面的研究，主要集中于公司治理結(jié)構和公司特征等方面。部分學者研究了股權結(jié)構對自愿性信息披露的影響，但未達成一致結(jié)論：有實證研究表明管理層持股比例與自愿性信息披露水平存在正相關關系[6]；Jensen and Meckling（1976）認為管理層持股比例與自愿性信息披露程度呈負相關關系；而鐘偉強和張?zhí)煳鱗7]則認為我國管理層持股比例與自愿性披露水平不相關。另外有學者分別考察了股權集中度[8]、獨立董事比例[9]、董事長和總經(jīng)理二職合一[10]、機構投資者持股比例[11]等方面對自愿性信息披露的影響。在公司特征方面，學者們主要研究了公司規(guī)模和公司業(yè)績等方面對自愿性信息披露的影響，但是均未得到一致結(jié)論。如陳國輝和韓海文[12]研究認為，公司規(guī)模越大，自愿性信息披露的意愿越高；而喬旭東[13]等則認為兩者之間不存在顯著相關關系。張黃等[14]通過研究發(fā)現(xiàn)，相比于業(yè)績差的公司，業(yè)績好的公司傾向于自愿披露更多的信息；崔學剛和周穎[15]則認為公司的盈利水平與自愿性信息披露水平呈負相關關系。此外，關于企業(yè)自愿性信息披露的內(nèi)部影響因素，有學者還考察了財務杠桿[8，16]、發(fā)行股票類型[13]和會計信息質(zhì)量[12]等方面。

綜上分析可知，目前關于上市公司自愿性信息披露影響因素方面的研究，主要集中在企業(yè)外部的政治、經(jīng)濟、文化、行業(yè)等方面以及企業(yè)內(nèi)部公司治理結(jié)構和公司特征等方面，而且現(xiàn)有實證研究多將金融業(yè)剔除，然而金融業(yè)信息披露程度與質(zhì)量卻對社會具有極大影響。基于此，本研究重點考察金融行業(yè)自愿性信息披露的影響因素，并進一步探討市場化進程中金融業(yè)自愿性信息披露水平對企業(yè)績效的影響，以期對相關文獻進行補充。

三、理論分析與假設提出

本文以委托代理理論、信號傳遞理論以及資本市場有效假說理論為基礎，通過借鑒國內(nèi)外學者的研究成果，結(jié)合國內(nèi)關于信息披露政策的相關規(guī)定，從公司特征和公司治理兩大方面分析金融業(yè)上市公司自愿性信息披露程度及影響因素，并根據(jù)分析結(jié)果，結(jié)合我國證券市場的具體情況提出了相關改善建議。

（一）公司特征方面

1.會計信息質(zhì)量

會計信息質(zhì)量反映會計信息滿足需求的程度。高質(zhì)量的會計信息有利于緩解信息不對稱，提高信息使用人的決策水平；相反低質(zhì)量的會計信息則會導致決策失敗甚至會影響整個資本市場和國家經(jīng)濟的健康發(fā)展。本文以可操縱性應計利潤作為會計信息質(zhì)量的代理變量，提出假設1。

H1：上市金融企業(yè)可操縱性應計利潤越大，自愿性信息披露水平越低。

2.盈利能力

相關研究表明，經(jīng)營狀況良好的公司傾向于更多地披露公司信息，傳遞盈利信號以提高公司價值，減少與投資者之間的信息不對稱。本文選取處于杜邦分析體系核心地位的凈資產(chǎn)收益率作為盈利能力替代變量，并提出假設2。

H2：盈利能力的強度與上市金融企業(yè)的自愿性信息披露程度呈正相關關系。

3.公司規(guī)模

公司規(guī)模越大，內(nèi)部機制設置越復雜，從而委托代理成本越高。上市企業(yè)為減少信息不對稱，傾向于披露更多的表外信息，從而維護公司形象，提升企業(yè)價值。同一般上市企業(yè)一樣，金融上市企業(yè)也有著相同的特點。據(jù)此提出假設3。

H3：公司規(guī)模與上市金融企業(yè)的自愿性信息披露程度呈正相關關系。

4.財務風險

相比于一般企業(yè)，作為具有較高財務風險的上市企業(yè)的債權人，為了保障自己的權利，常依賴于公司財務報表所披露的信息進行判斷，從而要求上市公司提供更多的信息。為維持信譽，高負債率公司傾向于披露更多的信息以傳遞經(jīng)營狀況良好的信號。在此，以資產(chǎn)負債率作為財務風險的替代變量，提出假設4。

H4：財務風險與上市金融企業(yè)的自愿性信息披露程度呈正相關關系。

（二）公司治理方面

1.流通股比例

流通股的持有者多為中小投資者，因為流通股可以在金融市場流通，因此為了維護自身利益，流通股的持有者更愿意關注企業(yè)的財務狀況、經(jīng)營成果及未來的發(fā)展趨勢，促使管理層完善公司治理，有利于自愿性信息披露程度的提高。據(jù)此提出假設5。

H5：流通股比例與自愿性信息披露程度呈正相關關系。

2.股權集中度

股權集中度高，說明第一大股東擁有相對較大的權力。此時，第一大股東傾向于與管理者聯(lián)盟，侵蝕其他利益相關者的利益，尤其是債權人和中小股東，而且傾向于規(guī)避信息披露。相反，若股權相對分散，雖然可以緩解大股東的控制行為，但與此同時又可能因為股權過度分散從而導致管理層的“內(nèi)部人控制”，進而規(guī)避信息披露。基于此，提出競爭性假設6。

H6a：股權集中度越高，金融上市企業(yè)自愿性信息披露水平越高；

H6b：股權集中度越高，金融上市企業(yè)自愿性信息披露水平越低。

3.二職合一

若金融企業(yè)董事長與總經(jīng)理兩個職位由同一個人擔當，則存在兩職合一的情況。董事長負責戰(zhàn)略決策和管理層的監(jiān)督，若兩職合一，則存在自己監(jiān)督自己的情形。委托代理理論認為，兩職合一容易導致內(nèi)部人控制，從而對外披露信息的意愿不強。由此，提出假設7。

H7：若金融企業(yè)存在兩職合一，則其自愿性信息披露程度較低。

4.會計專業(yè)背景獨立董事比例

作為世界通用的“商業(yè)語言”，會計在公司治理中的作用不容小覷。SOX法案和我國《上市公司治理準則》中都對獨立董事的會計專業(yè)背景有所要求。鑒于金融業(yè)的特殊性，上市金融企業(yè)聘請的獨立董事多為會計方面的專家、教授，專業(yè)化的背景有利于提升財務報告的質(zhì)量。根據(jù)信號傳遞理論，財務報告質(zhì)量高的企業(yè)更傾向于披露信息。由此，提出假設8。

H8：上市金融企業(yè)擁有會計專業(yè)背景獨立董事比例越高，自愿性信息披露水平越高。

5.審計委員會

作為公司治理不斷完善的產(chǎn)物，審計委員會的建立有利于加強對管理層的監(jiān)督。相比于外部監(jiān)督機構，內(nèi)部審計委員會能夠獲取更直接的信息，從而降低監(jiān)督成本。審計委員會的設立促使公司權衡更多利益相關者的利益，披露更多的表外信息。由此，提出假設9。

H9：審計委員會與金融上市企業(yè)自愿性信息披露水平正相關。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

按照2012年證監(jiān)會行業(yè)分類，選取40家金融業(yè)上市公司，時間跨度2009—2015年，總計280個樣本。樣本數(shù)據(jù)來源于深圳證券交易所網(wǎng)站、上海證券交易所網(wǎng)站、國泰安數(shù)據(jù)庫及巨潮資訊網(wǎng)。運用Excel進行數(shù)據(jù)處理，并用Stata 13.0進行實證分析。

（二）變量選取

1.因變量

（1）因變量說明

借鑒Gary et al.[2]的研究方法，構建自愿性信息披露指數(shù)。考慮到《年度報告的內(nèi)容與格式》修訂（如2005、2012、2014年修訂），為避免由此導致的自愿性信息披露評分存在不可比性，本文結(jié)合《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則第2號（2014年修訂）》細則，構建自愿性信息披露指數(shù)（VDI）。自愿性信息披露指數(shù)（VDI）通過閱讀年報，根據(jù)信息披露條目打分來實現(xiàn)。打分的原則是各項指標未披露計0分；簡單說明（僅定性或定量分析）計1分；詳細說明（從定量和定性兩個角度結(jié)合說明）計2分。將所有分值匯總后得到該公司自愿性信息披露指數(shù)，該指數(shù)最小值0分，最大值24分。具體評價指標見表1。

（2）信度與效度檢驗

文章運用Cronbach's Alpha系數(shù)考察自愿性信息披露指數(shù)的信度。自愿性信息披露指數(shù)的信度檢驗如表2所示。由此可知，自愿性信息披露總量表的Crobach's Alpha系數(shù)為0.756，分量表Crobach's Alpha系數(shù)最小值為0.645，高于判斷標準，說明自愿性信息披露指數(shù)的信度處于可接受范圍之內(nèi)。

參考Botosan[17]的做法，檢驗自愿性信息披露指數(shù)和公司規(guī)模的相關性，具體Person系數(shù)如表3所示。由表3可知，自愿性信息披露總體指數(shù)與公司總體規(guī)模具有顯著的正相關關系。指標各組成部分也與公司總體規(guī)模顯著正相關，說明本文構建的自愿性披露指數(shù)的效度較高。

2.自變量

本文依據(jù)所提出的假設，分別選取表示公司特征方面的四個變量和表示公司治理的五個變量。其中，關于會計信息質(zhì)量的度量，參考已有研究，運用陸建橋（1999）提出的擴展的瓊斯模型。具體計算公式為：

（1）總應計利潤（TA）

TAi，t=（Earningi，t-CFOi，t）/Ai，t-1

其中，TA表示年末總應計利潤，Earning表示年末凈利潤，CFO表示經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量，A表示公司資產(chǎn)總額。

（2）非操縱性應計利潤（NDA）

NDAi，t=■0（1/Ai，t-1）+■1[（ΔREVi，t-ΔRECi，t）/Ai，t-1]+

■2（PPEi，t/Ai，t-1）+■3（IAi，t/Ai，t-1）

其中，NDA為公司年末未經(jīng)滯后總資產(chǎn)調(diào)整的非操控性應計利潤，ΔREV為公司主營業(yè)務收入變動額，ΔREC為公司年度應收賬款變動額，PPE為固定資產(chǎn)總額，IA為公司年末固定資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)。

（3）可操縱性應計利潤

DAi，t=TAi，t-NDAi，t

其中，DA為公司未經(jīng)總資產(chǎn)調(diào)整過的可操控性應計利潤。

被解釋變量、解釋變量及控制變量如表4所示。

在確定上述變量后，本文建立多元線性回歸模型1。

VDIi，t=β0+β1DAi，t+β2ROEi，t+β3Sizei，t+β4LEVi，t+

β5CSPi，t+β6OCi，t+β7CEOi，t+β8IDi，t+β9ACi，t+Year+εi，t （1）

其中，α是常數(shù)量，與其他因素無關；β是各因素的回歸系數(shù)；ε是隨機誤差項。

五、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

運用Stata 13.0對相關變量進行描述性統(tǒng)計分析。

由表5可知，金融企業(yè)操控性應計盈余最小值為0，最大值為0.511，均值為0.063；凈資產(chǎn)收益率最小值-0.088，最大值1.989，均值0.156；企業(yè)規(guī)模最小值為18.881，最大值25.670，均值21.457；資產(chǎn)負債率最小值0.036，最大值0.977，均值0.720；流通股比例最小值0.040，最大值1，均值為0.742；股權集中度最小值為0，最大值為0.565，均值0.123；兩職合一最小值為0，最大值為1，均值為0.196，說明平均有19.6%的上市金融企業(yè)存在兩職合一；上市金融企業(yè)聘請的具有會計專業(yè)背景獨立董事在董事會中占比最小為0.171，最大為0.573，均值0.359；審計監(jiān)督委員會最小值為0，最大值為1，均值為0.451，說明平均有45.1%的上市金融企業(yè)設置審計委員會。

表6給出了金融業(yè)上市公司自愿性信息披露程度整體狀況。由統(tǒng)計結(jié)果可知，金融行業(yè)自愿性信息披露水平整體較低，在總分24分的標準下，平均得分為13.04分。從平均值來看，戰(zhàn)略信息、財務信息和非財務信息的披露程度分別占自愿性信息披露程度的29.45%、48.58%和21.97%。財務信息披露程度最高，戰(zhàn)略信息的披露程度相對較高，而非財務信息披露程度則相對較低。

（二）回歸分析

表7給出了模型回歸結(jié)果。由此可知，模型調(diào)整后R2為0.602，擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)值為442.120，模型整體效果較好?？刹倏匦杂嗯c自愿性信息披露水平在1%的水平上顯著負相關，說明會計信息質(zhì)量越高，上市金融企業(yè)越傾向于披露表外信息，與假設1相符。凈資產(chǎn)收益率與自愿性信息披露水平在10%的水平上顯著正相關，說明上市金融企業(yè)盈利能力越好，自愿性信息披露水平越高，與假設2相符。公司規(guī)模與自愿性信息披露水平顯著正相關，假設3得到驗證。財務風險與自愿性信息披露水平在5%水平上顯著正相關，與假設4相符。流通股比例與自愿性信息披露水平在5%水平上顯著正相關，與假設5相符。股權集中度與自愿性信息披露水平在5%水平上顯著負相關，說明在上市金融企業(yè)中，較高股權集中度會損害其披露信息的意愿。兩職合一與自愿性信息披露顯著負相關，說明董事長與總經(jīng)理由一人承擔的上市金融企業(yè)傾向于不披露信息，與假設7相符。具有會計專業(yè)背景的獨立董事與自愿性信息披露水平在5%水平上顯著正相關，與假設8相反。是否設立監(jiān)事會的系數(shù)為正，但不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

用總資產(chǎn)凈利率替換凈資產(chǎn)收益率、用獨立董事比例替換有會計專業(yè)的背景的獨立董事比例，進行穩(wěn)健性檢驗，實證結(jié)果未受影響，說明模型穩(wěn)健。

六、進一步分析

根據(jù)市場交易動機假說，要在檸檬市場上獲利，價值高、業(yè)績良好的公司更有動機披露更多的信息[18]。交易動機假說成立的基本前提是成熟的資本市場。然而，我國資本市場并未滿足要求。如果不考慮市場化進程差異，在我國資本市場中，尤其是對于金融業(yè)而言，關系資源[19]比契約經(jīng)濟的作用更大，且我國相關法律制度不完善，導致低價值公司迷惑投資者的信息披露行為受不到應有的處罰，因而高價值的公司披露信息的積極性受到抑制。

但是，我國各地區(qū)市場的發(fā)育程度是不同的[20]。在市場化程度較高地區(qū)，相關法律法規(guī)比較健全，政府干預較少，契約經(jīng)濟能夠有效發(fā)揮，虛假的信息披露更容易被發(fā)現(xiàn)，公司更傾向于披露有價值的信息，從而提升公司形象和公司價值。相反，在市場化程度較低的地區(qū)，關系經(jīng)濟發(fā)揮作用，披露的信息更多的是無效或虛假的信息，公司的價值受到負面影響。由此，進一步提出兩個假設。

H10：不考慮市場化程度，金融業(yè)自愿性信息披露水平與公司價值呈負相關關系。

H11：市場化進程在金融業(yè)自愿性信息披露對公司價值影響的過程中具有正向調(diào)節(jié)作用。

借鑒國內(nèi)外學者經(jīng)驗，本文選取托賓Q值衡量公司價值；參照李惠云等[21]的做法，設置虛擬變量Market考察市場化進程，以2005—2009年樊綱指數(shù)連續(xù)排名前四的廣東、江蘇、上海、浙江作為市場化進程較高的地區(qū)，Market=1；其他地區(qū)，Market=0。另外，選取公司規(guī)模、公司盈利水平、財務杠桿、董事會規(guī)模、獨立董事比例、成長能力為控制變量。參照程新生等的做法，構建模型2和模型3。

TQt=β0+β1VDIt-1+■Controlst+wt （2）

TQt=γ0+γ1VDIt-1+γ2Market+γ3Market×VDIt-1+

■Controlst+δt （3）

主要變量回歸結(jié)果如表8。

由回歸結(jié)果可知，模型2中VDI系數(shù)在10%的水平上顯著為負，說明在不考慮市場化程度的前提下，金融業(yè)自愿性信息披露水平與企業(yè)價值呈負相關關系，與假設10相符。模型3中自愿性信息披露水平與市場化程度交乘項系數(shù)在10%的水平上顯著，說明存在調(diào)節(jié)效應；交乘項系數(shù)為正（0.311）、自愿性信息披露水平的系數(shù)為負（-0.145），說明市場化程度會抑制金融業(yè)自愿性信息披露水平與公司價值之間的關系，即市場化程度高的地區(qū)，金融業(yè)自愿性信息披露水平有利于提升企業(yè)的價值。

七、結(jié)論及建議

由實證研究結(jié)果看，凈資產(chǎn)收益率、公司規(guī)模、財務風險、流通股比例、有會計專業(yè)背景的獨立董事的比例與上市金融企業(yè)自愿性信息披露程度呈正相關關系；兩職合一狀態(tài)、股權集中度與自愿性信息披露程度呈負相關關系；是否設立審計委員會與上市公司自愿性信息披露的關系未通過顯著性檢驗，可能是由于上市金融企業(yè)監(jiān)事會的監(jiān)督作用未得到有效實施。這說明公司治理水平、上市企業(yè)基本特征對自愿性信息披露水平影響顯著，且金融業(yè)自愿性信息披露水平與公司價值之間存在負相關關系，而市場化進程能夠緩解這種關系。由此認為，雖然與其他行業(yè)相比，上市金融行業(yè)自愿性信息披露水平較高，但仍然存在很大提升空間，且隨著經(jīng)濟的發(fā)展、公司治理的日益完善，上市金融企業(yè)信息披露水平將會得到進一步提升。而隨著市場化進程的加快，金融業(yè)信息披露水平在公司價值中的促進作用將越來越明顯?！?/p>

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