披露特征（共8篇）
披露特征 篇1
1 引言
上市公司的信息披露机制是资本市场有效运行的重要保障, 上市公司信息披露质量的提高, 对于降低资本市场的信息非对称性, 维护市场的公开、公正、公平, 提高投资者的保护水平和降低企业的融资成本, 都具有非常重要的意义。而准确、及时、真实、完整地进行上市公司的信息披露则是上市公司应尽的义务。上市公司年报信息披露, 作为上市公司信息披露环节中最为重要的一环, 不仅汇集了上市公司在会计年度内几乎所有财务信息、公司治理信息、经营信息, 是上市公司与投资者之间沟通的重要桥梁, 是投资者进行投资决策、获取公司信息的重要信息来源, 也是资本市场监管机构对信息披露的重点监管环节。
《中华人民共和国证券法》 (2006年) 在“持续信息公开”第六十五条中规定:“上市公司和公司债券上市交易的公司, 应当在每一会计年度结束之日起4个月内, 向国务院证券监督管理机构和证券交易所报送年度报告”。即我国上市公司年报披露的时间为上一会计年度结束后的120天内。并且, 为了避免上市公司集中披露年报, 2001年起我国开始实施年报预约披露制度, 即上市公司先向交易所预约年报披露的时间, 交易所再根据“均衡”的原则, 每日分别安排不超过35家 (上交所) 和25家 (深交所) 的公司披露其年报。上市公司应该在与交易所约定的时间内披露其年度报告, 原则上上市公司应该按照预约日期披露年报, 但为防特殊情况, 规定也允许上市公司进行日期调整。
我国上市公司多达两千多家, 按照大数定律, 如果上市公司在年报披露时, 没有人为地主观操作披露时间, 那么上市公司的年报披露时间大致应该服从均匀分布, 而不应该表现出与时间有关联的任何统计特征, 年报的披露时间也不应该有任何的信息价值。但是, 一直以来, 我国上市公司在年报披露上就存在显著的“扎堆”效应和“挤末班车”效应:例如张善伟 (2008) 年的统计发现, 我国上市公司在年报披露时, 有典型的“挤末班车”现象, 即很多上市公司会集中在四月披露年报。这固然受到上市公司年报制定与审计的时间限制影响, 但是也不难发现其背后隐藏的上市公司与审计机构之间的长时间博弈, 以及上市公司期望通过集中披露淡化其年报信息中“坏消息”市场反应的动机。因此, 我国上市公司在年报披露时间上的一些统计特征是值得我们深入挖掘和分析的, 这对于提高上市公司年报信息质量和投资者保护水平, 促进我国资本市场的良性发展具有重要的意义。本文主要关注于我国上市公司是的年报披露是否具有星期效应, 即否会利用投资者在星期内注意力与关注度的变化, 调整年报披露时间, 从而实现“放大”好消息, “缩小”坏消息的目的。
2 我国上市公司年报预约披露总体情况
我国证监会对上市公司年报披露情况实行的是预约披露制度, 在规定的披露期间内每天限定具体的预约披露数量, 其目的是为了缓解上市公司在披露期末段, 如四月底, 扎堆进行其年报的披露, 提高年报披露的信息显性价值, 减少投资者的投资风险。本文统计了我国沪深两市过去三年的预约披露情况, 如表1所示。
表1我们可以发现, 相对于唐跃军对预约披露执行初始阶段, 即2001-2003年的年报披露情况, 在过去的三年里, 上市公司年报披露预约制度的实施情况总体上有很大的改善, 不按约披露年报的上市公司比例已从2002年的最高值51.52%, 下降到了2012年的最小值15.89%, 其中延迟披露年报的上市公司数量已经下降到10%以下。2010年到2012年大约80%左右的上市公司均能按照年报披露的预约日如期披露年报, 这显示至2001年实施预约披露政策以来, 政策效果逐步显现, 上市公司年报披露的预约制度的执行情况越来越规范化, 这有利于提高上市公司年报披露的信息价值和投资者的关注程度, 减少投资者的风险。
3 年报披露星期特征统计分析
一直以来, 我国上市公司年报披露的时间特征上, 存在典型的“星期六”显现, 也成为非交易日现象, 即上市公司为了减轻年报中的“坏”消息对于其股价, 乃至公司的不利影响, 通常倾向于在非交易如, 如星期六披露年报。这是因为在非交易日, 由于投资者的有限注意力, 导致投资者对非交易日披露年报的关注度会下降, 或对其中“坏”信息的甄别辨识能力会下降, 从而市场对于“坏”消息的反应会相对减弱, 从而有利于达到公司“掩人耳目”, 稳定股价的目的。本文统计了2010-2012年上市公司年报披露时间的星期分布, 如表2所示。
从表2的统计数据可以发现, 2010年到2012年连续三年的年报披露时间在星期内各日的分布并不均匀, 且表现出较为有趣而稳定的特征, 具体表现在:
(1) 上市公司大多集中在星期二和星期五披露年报, 星期二和星期五披露年报的上市公司分别占到上市公司总数的22.95%和21.37%。
(2) 选择星期一披露年报的上市公司数量比例显著低于其他日期, 平均仅有4.34%。
(3) 选择周末星期六披露年报的上市公司数量平均达到17.86%, 这与周内的星期三、四披露年报的上市公司数量并没有显著区别。
显然, 上述三个现象, 并不符合“均衡披露”原则, 如果上市公司是随机选择年报披露时间, 而无任何主观选择或调整披露时间的动机, 那么在披露时间的星期特征上, 不应有任何稳定的且不同于均匀分布的统计特征。而上述现象显然证明了在披露时间的选择上, 上市公司存在一定的人为主观因素。本文认为, 上市公司年报披露的星期效应之所以存在上述特征, 可以归结如下:
投资者有限注意力理论认为个体在认知过程中是存在缺陷的, 比如个体在同一时间处理信息或执行任务的数量是有限的, 个体的注意力在处理信息或执行任务的过程中, 是一种稀缺资源, 因此, 当个体面临超过其能力数量的信息或任务时, 必须做出取舍。也即当个体关注一些信息时, 势必会造成其对另外一些信息注意力的下降。Hirshleifer等 (2009) 、周嘉南、黄登仕 (2011) 的研究均发现, 当很多家公司选择在统一时间披露年报时, 其披露年报信息的市场反应显著减弱, 交易量也相对较小。因此, 当上市公司选择扎推披露年报, 即和众多公司集中一起披露年报, 或者在投资者把注意力转移到休闲中去的时候披露年报, 都可能会造成投资者对年报信息注意力的下降, 从而减轻年报中的负面消息对股价的不利影响。由此我们可以解释周末披露年报的上市公司数量相对较多。
另一方面, 在周五和周六披露年报, 在年报公布后, 要面临1-2个非交易日, 即使投资者在年报披露后及时注意到年报中包含的“坏”消息, 但由于非交易日的阻断, 投资者对相关消息的反应将会延迟, 且会因时间而衰减, Dellavigna和Pollet (2009) 的研究发现, 在星期五市场对上市公司披露的盈余信息反应是不足的, 同时后盈余公告漂移现象比较明显, 因此选择周末披露坏消息同样可以达到公司弱化市场反应, 管理形象的目的。
其次, 周一披露年报上市公司数量较少, 周二较多, 我们认为原因在于周一作为一个星期开始的第一天, 投资者经过周末的休息, 往往会重新投入较高的热情进入资本市场, 导致投资者对于周一的信息关注度相对较高, 因此, 拥有坏消息的公司会尽量避免在周一披露年报;而另一方面, 周末披露的相关年报, 其坏消息会集中在周一反应在资本市场上, 因此, 拥有好消息的公司为了避免被市场误伤, 也会避免在周一披露其年报, 而选择延迟披露, 如周二。
4 结语
印象管理理论认为, 他人对自己所形成的印象的过程是可以管理和控制的, 并且, 人们总是倾向于以一种与当前的社会情境或人际背景相吻合的形象来展示自己, 以确保他人对自己做出愉快的评价。尽管上市公司在变更年报披露时间时, 往往把审计任务工作量大、突发事件影响等作为其变更理由, 但是我们的分析认为, 即使如上市公司公布的理由, 在大样本环境下, 其变更的结果也不应该有任何与时间相关的异于均匀分布的统计特征。而本文的研究发现上市公司的年报披露时间具有显著而稳定的星期特征, 如周一现象、周末现象和扎堆现象, 而这些现象正式上市公司利用投资者的认知特征而进行的印象管理。本文的研究, 对于提高我国上市公司信息披露质量, 加强我国资本市场信息披露的监管, 提高投资者的保护程度均具有一定的积极意义。
参考文献
[1]唐跃军, 谢仍明.好消息、坏消息与季报预约披露的时间选择[J].财经问题研究, 2006, (1) :38-44.
[2]周嘉南, 黄登仕.投资者有限注意力与上市公司年报公布时间选择[J].证券市场导报, 2011, (5) :53-60.
[3]王雄元, 张鹏, 顾俊.信息环境、年报披露时间选择与下年盈余管理[J].南开管理评论, 2009, 12 (5) :47-54.
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[5]杜长春, 郭明杉.上市公司年报披露时间影响因素研究[J].哈尔滨工业大学学报, 2009, 11 (1) :108-114.
[6]Dellavigna, S., and Pollet, J.M., Investor Inattention and Friday Earnings Announcements[J].Journal of Finance, 2009, Lxiv, 2:709-749.
[7]Hirshlerfer, D., and Teoh S.H., Limited Attention, Information Disclosure, and Financial Reporting[J].Journal of Accounting and Economics, 2003, 36:337-386.
披露特征 篇2
[关键词] 独立董事特征薪酬信息披露质量
我国引入独立董事制度的目的是为了加强董事会职能，客观监督经理层，防止内部人控制，保护股东权益不受侵害。自2001年8月中国证监会发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》（以下简称为《指导意见》）以来，独立董事制度在中国被正式采用已经有五年多了，其有效性却一直备受争论。影响独立董事有效性的原因除了一些外部因素外，独立董事制度的某些特征是否也影响了其有效性的发挥？由于上市公司的信息披露质量能比较直接体现独立董事监督职能发挥的效果，因此，本文拟从实证的角度探讨上市公司独立董事的某些特征和信息披露质量之间的关系，分析独立董事制度的哪些特征对提高信息披露质量有显著作用，哪些特征却没有显著作用或无
效。
一、样本选择和数据来源
证券交易所定期公布的上市公司信息披露年度考评结果能从一定意义上说明上市公司信息披露的质量高低。以下分别以2004年、2005年深圳证券交易所对A股上市公司的“信息披露考评”结果为依据选择样本。
2004年、2005年信息披露考评为“不及格”的A股公司分别有22家、35家，其中大部分是ST公司，剔除掉信息不完整的公司，2004年还有20家，2005年还有33家，分别以这20家和33家公司为测试样本。同时为每家测试公司选取一家同年被深交所信息披露考评为“优”的公司为控制样本。2004年、2005年被评为“优”的公司分别是30家、55家，为了排除其他因素对考评结果的影响，首先剔除含H股和B股的A股，再考察其余公司的资产规模，分别选出20家、33家分别与测试样本资产规模相当的公司作为控制样本。表1说明测试样本与控制样本之间资产规模对比情况。
表1测试样本和控制样本年末资产规模对比单位:万元
对两组样本的年末资产规模进行配对样本t—检验，在а=0.05时，查表知t(38)=2.03,t(64)=1.99，计算两个年度值t值分别为1.21、1.133，说明两组配对样本资产规模不存在显著差异。
需要说明的是本文数据均来自于深圳证券交易所网站和新浪财经网。下面分别比较两个年度兩组样本间独立董事特征变量是否存在显著差异。
二、独立董事特征与信息披露质量
1.独立董事比例与信息披露质量
独立董事比例是指独立董事在公司董事会中的比重。中国证监会于2001年8月发布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》中规定在2003年6月30日前，上市公司独立董事比例至少应达到三分之一。据OECD1999年的调查结果，实施独立董事制度最早的美国的独立董事比例为62%，英国、法国分别是34%、29%。对于独立董事比例与信息披露质量之间的关系，国内外学者都作过探讨：Fama 和Jensen提出，独立董事比例越大，越能有效监督董事会，使公司倾向于更多的自愿披露；Forker提出，独立董事的存在能够提高信息披露的质量。但是，也有学者发现，独立董事比例与信息披露程度无显著相关，甚至负相关。从国内来看，钟田丽等认为独立董事比例与上市公司自愿披露程度正相关。
对于信息披露考评分别被评为“不及格”和“优”的两组样本公司的独立董事比例是否有显著差异呢？下面通过表2进行说明。
表2 测试样本和控制样本独立董事比例对比
从表2来看，不论信息披露考评结果是“不及格”的公司，还是结果为“优”的公司，独立董事比例绝大部分都正好为《指导意见》规定的三分之一标准，甚至少数公司还低于三分之一，而超过三分之一比例的公司较少。2005年的独立董事比例相对于2004年则有明显提高，只有个别公司未达到标准，是证监会进一步加强此项管理的结果。
对两组样本的独立董事比例进行配对样本t—检验，在а=0.05时，计算两个年度值t值分别为1.27、1.34，说明两组配对样本的独立董事比例情况并不存在显著差异，说明该特征对信息披露质量的影响不明显。原因在于：在激励和约束等独立董事制度的其他方面还没有完善的情况下，简单增加独立董事的数量对独立董事的作用发挥并没有明显效果。但这并不意味着不需要提倡上市公司提高独立董事比例，由于绝大部分公司的独立董事比例都在规定的强制性标准左右徘徊，独立董事在董事会中只占少数席位，其意见难以得到重视，也影响了其作用的发挥。
2.独立董事薪酬与信息披露质量
独立董事的薪酬问题作为一种重要的激励和约束形式正日益受到关注。《指导意见》对独立董事的薪酬规定为“上市公司应该给予独立董事适当的津贴。津贴的标准应该由董事会制定预案，股东大会审议通过，并在公司年报中披露。除津贴外，独立董事不应从该上市公司及其主要股东或有利害关系的机构和人员处取得额外的、未予披露的其他利益。”该项规定是以短期激励为主，保证了独立董事的独立性，与我国公司的现状是相适应的。目前我国上市公司独立董事薪酬一般由年度固定津贴和报销合理的相关费用两部分组成，各公司的年度报酬差异也较大，从2004年的情况来看，最少的不到一万元，最多则达到了十多万元。这种年度报酬的差异是否会对公司的信息披露质量产生影响呢？下面通过表3对比信息披露考评分别被评为“不及格”和“优”的两个年度两组样本公司的独立董事薪酬是否存在显著差异。
表3测试样本和控制样本独立董事平均年薪对比 单位:万元
表3显示测试样本公司的独立董事薪酬（2004年均值4.5万元、2005年均值3.0428万元）显著小于控制样本公司（2004年均值5.6万元、2005年均值4.047万元），对两组样本的独立董事平均年薪进行配对样本t—检验，在а=0.05时，计算两个年度值t值分别为4.99、4.13，说明两组配对样本平均年度薪酬存在显著差异。一定程度上表明独立董事的薪酬越高，越能更好地履行其监督职能。
分析原因，从我国独立董事队伍的构成来看，专家学者占了主要部分，有成功商业经历的人士则很少，所以大部分独立董事的个人财富较少，这就意味着上市公司提供的报酬越高，独立董事就越有为公司服务的积极性，但其公正性也可能会同时有所降低。独立董事薪酬的最佳区间为多少才能既保持其积极性又不损害其公正性是值得我们研究思考的问题。从2001年到2003年，独立董事年度津贴平均值为3.14、3.34、3.7万元，2004年5万元左右的年度津贴成为主流，平均值在4万元以上，呈上升趋势。而从表3来看，独立董事2005年度的薪酬与2004年相比则略呈下降趋势，其中原因尚需继续观察，这里不属于本文讨论范围。
3.独立董事出席董事会会议平均次数与信息披露质量
出席董事会会议是独立董事履行其职责的重要方式，一定程度上体现了独立董事工作的活跃程度，一般来说独立董事每年出席董事会会议应该不少于3次。下面通过表4对比信息披露考评分别被评为“不及格”和“优”的两个年度两组样本公司的独立董事出席会议平均是否存在显著差异。
表4测试样本和控制样本出席董事会平均次数对比 单位:次
表4显示2004年测试样本公司的独立董事出席董事会会议平均次数（中值6.08次、均值5.16次）显著小于控制样本公司（中值7.9次、均值7.41次），进行配对样本t—检验，在а=0.05时，计算t值为4.02，说明配对样本独力董事出席会议平均次数存在显著差异，一定程度上表明独立董事出席会议次数越多，越能有助于提高公司的信息披露质量。而2005年测试样本公司的独立董事出席董事会会议平均次数也小于控制样本公司，但差异不太显著。原因在于：出席董事会会议虽然是独立董事履行其职责的重要方式，但其履行职责的努力程度并不能完全用出席次数来衡量。有些信息披露质量较差的公司，独立董事会议次数也相当多，说明这些公司面临问题也经常会增加会议次数来调查情况和商议对策。
三、结论与建议
以上研究表明：第一，目前的独立董事比例特征不是影响我国上市公司信息披露质量差异的因素。绝大部分上市公司的独立董事比例都在规定标准左右，差别不大。第二，独立董事年度津贴的多少对公司信息披露质量能够产生较显著影响。说明目前在我国薪酬激励对提高独立董事的工作努力程度是有效的。第三，独立董事参加董事会的次数多少受多方面因素影响，但也能在一定程度上说明其工作的勤勉度，对提高上市公司信息披露质量有一定作用。
要提高独立董事制度的有效性，关键还是在于独立董事的激励约束机制的完善，对薪酬激励和声誉激励问题进行进一步研究，加强和完善对独立董事工作业绩的考评工作。在此基础上，完善独立董事的选聘机制，适当增加独立董事比例。
本文的探讨还存在局限性，只进行了配对样本均值差异的显著性检验，对测试变量与信息披露质量的关系提供了方向性的依据，未综合各种因素进行回归分析。同时对公司独立董事的学历、从业背景、年龄等其他特征未进行分析。
披露特征 篇3
关键词：企业家,特征,社会责任
一、引言
改革开放以来, 随着企业蓬勃发展带来经济效益的同时也带来了众多问题, 如出现了三鹿奶粉、地沟油等劣质产品问题, 从事高危行业却没有安全措施的职工问题, 不经处理直接排放污水、有毒气体的环境问题等等。诸如此类的问题引起了社会大众对企业的广泛重视, 要求企业不能仅仅追求利润最大化, 还必须向社会提交一份满意的答卷。目前, 除少数企业要求强制披露外, 大多企业均是自愿披露社会责任报告, 其披露的形式和内容并没有统一的规定, 披露的社会责任信息水平参差不平, 存在很大的差异。
二、社会责任信息披露的现状
(1) 从数量上来看, 向外发布的社会责任报告逐年递增。企业社会责任这一理念在我国出现较晚, 且并没有统一的相关制度进行规范, 这使我国企业家长期以来并不重视社会责任信息的披露或者可能错误认为履行社会责任这一行为可有可无。直到2006年随着一系列鼓励文件的发布, 不断有企业开始向外披露社会责任报告。2011年向外披露的社会责任报告共有486份, 2012年以达到581份, 2013达到644份, 2014年为681份。可以看出在数量上所发布的社会责任报告是呈上升趋势的, 已经有越来越多的企业开始思考并采取行动实践社会责任这一理念。
(2) 从质量上来看, 向外发布的社会责任报告逐年上升。以润灵环球社会责任评级为依据, 从2011年至2014年社会责任评级最高分由81.46分至88.85分逐年递增, 最低分也呈上升趋势。由此可以看出企业披露社会责任的意识不断增强, 不再仅仅是披露一些可有可无的信息应付了事。
(3) 从行业上来看, 不同行业披露的社会责任质量存在很大差异。以2013年为例可以看出, 以金融保险业和采掘业社会责任信息披露质量较高, 金融保险业、采掘业的平均分分别为54.13分、46.03分, 远远高于最低的平均分22.31分。金融保险业较高的披露质量主要由于政策的强制性规定和一些相关政策的规范指引。采掘业作为资源开采的基础型产业, 其带来的环境污染问题和频发的安全事故使得社会公众更加关注该行业的社会责任履行情况, 种种压力迫使该行业为提升企业的声誉发布质量较高的社会责任信息。各行业由于政策规定、企业性质、生产经营活动的不同, 披露的社会责任质量不一。
总体来说, 虽然企业向外发布的社会责任报告在数量和质量上均有所提高, 但每年发布社会责任报告的企业数不足30%, 且不同行业的社会责任报告的质量也存在较大差异。
三、企业家特征对企业社会责任信息披露质量的影响
(1) 企业家年龄与企业社会责任。随着年龄的增长, 人们的经验、阅历也随之丰富, 不再仅满足于物质财富的增加, 而更加注重对精神财富的追求, 企业家也是如此。马斯洛的需求层次理论认为, 人类的需求依次为生理、安全、社交、尊重以及自我实现的需求。年龄较大的企业家, 早已过了靠赚取金钱实现满足感的年纪, 他们往往追求自我实现和社会尊重的更高层次的需求。在国家日益倡导和谐社会、可持续发展的今天, 企业家以更积极的态度在力所能及的范围内履行企业所应承担社会责任并披露较高质量的社会责任信息, 更能得到社会的尊重和大众的广泛认可, 提升企业家的声誉。因此, 企业家的年龄越大, 更有可能关注社会责任问题。
(2) 企业家性别与企业社会责任。受传统观念的局限, 在企业占主导地位的往往男性占绝大比例, 女性企业家是少之又少。然而, 大量研究表明女性企业家对企业管理有巨大的推动作用。一般情况下, 伦理问题更容易使女性企业家产生关注。男性企业家在处理道德问题时更偏向于非必要的独立性的追求, 而女性企业家则把其视为基于相互依赖而产生的责任意识和关怀。因此, 社会责任问题如关注员工的福利与心理需求问题、慈善捐赠、环境治理问题等更容易引起女性企业家的重视, 男性则更多的关注企业的经济绩效如企业的利润、投资回报率、权益净利率等财务指标。此外, 女性企业家的加入, 为董事会的决策提供更多方面的观点以促进企业披露更高质量水平的社会责任信息。
(3) 企业家的受教育水平与企业社会责任。一般情况下, 企业家的受教育水平越高, 在校学习越容易受到尊师重道保护环境与人为善的等伦理观念的熏陶。同时, 受过高水平教育的企业家相对于较低学历的企业家通常具有更缜密的思维和更快速的应变能力, 他们往往更容易接受新事物的发展和变化并做出更有效的决策, 因此对于社会责任理念更具有更高的认识与深层次的理解。另外, 企业家受到的教育水平越高, 其自身的眼界更广, 思考问题更长远, 他们往往更关注的是履行社会责任所带来的长远利益。
(4) 企业家任职时间与企业社会责任。目前, 我国的资本市场还不完善, 企业内外部人员所获得的信息是极其不对称的。企业如果披露较高质量的社会责任信息, 为外界传递企业是值得社会公众信任的信号, 无形中为企业家乃至整个企业带来良好的声誉, 引起社会公众高度的关注。如果企业家的任职时间很短, 他有可能更加关注企业在短期内所能获得的利益。而如果企业家的任职时间过长, 承担社会责任所带来的声誉和权力不能得到进一步的上升, 动机的降低使企业家可能失去承担社会责任的动力。因此, 企业家任职时间可能更多的与企业社会责任呈倒U形关系, 企业家在所属的企业任职时间越长, 企业可能披露较高质量的社会责任信息, 若任职时间过长, 企业所披露的社会责任信息则有可能有所下降。
四、结论与建议
随着经济全球化的发展, 企业社会责任理念已形成国际化趋势, 越来越多的国家开始加入到企业社会责任这一行动中来。为提高我国企业社会责任信息的披露水平, 应充分考虑我国企业家在企业社会责任信息披露中所起的推动作用。
(1) 企业家的选聘。企业在选聘企业家的过程中, 不仅需要考虑企业家自身的专业素质和才能, 还应将企业家的个体特征纳入考虑的要素当中。目前, 在我国的上市企业, 女性企业家所占的比例是少之又少, 但大量的研究表明, 女性在企业的管理中起着非常重要的作用。她们不同于男性的思维方式和博爱情, 怀往往更容易履行社会责任, 为企业创造良好的声誉和良性的持续发展。
(2) 强化企业家的认识。应从各方面加强宣传企业正确的社会责任理念, 并针对不同个体特征的企业家进行强化教育, 提升我国企业家对社会责任理念的正确认识, 改变社会责任就是慈善捐献的错误理念。这有利于提升员工高度认同感, 促进社会的和谐发展和环境的绿色发展, 更有利于企业的长期持续发展。
参考文献
[1].陈鹏.高管性别差异化与上市公司信息披露质量的关系研究.西南财经大学, 2014.
[2] .黄廷娟.高管团队特征与企业社会责任信息披露关系的实证研究.西南交通大学, 2014.
披露特征 篇4
上市公司会计信息披露方式经历了“自愿性信息披露→强制性信息披露→强制性信息披露为主, 自愿性信息披露为辅”的演进过程。公司通常更急于披露好的信息, 而往往推迟公布不良信息。因此, 良好的信息实质上是通过股票收益而被宣布的, 而不良信息则向投资者构成新的信息。自愿披露在何种程度上是有效的, 并有助于股市资源的有效配置, 与披露的会计信息的可信度是密切相关的。会计信息披露的可信度可以通过比较管理者的盈利预测与实际财务业绩予以验证。国内大多数研究主要关注自愿性会计信息披露的影响因素, 而很少探讨或多或少自愿性披露会计信息体现出上市公司具有哪些财务特征。鉴于此, 本文主要探讨了自愿性披露关键会计信息包括债务契约、会计政策变更、财务风险、员工激励计划以及套期保值的公司体现出来的财务特征。旨在为我国上市公司自愿性会计信息的披露提供实践指导意见。
二、上市公司自愿性会计信息披露相关理论分析
(一) 自愿性会计信息披露内涵
2001年, 美国财务会计准则委员会在《改进企业报告:对增进自愿披露的洞察》中对自愿性会计信息披露给出如下的定义:“上市公司主动披露的, 而非公认会计准则和证券监管部门明确要求的基本财务信息之外的信息”。结合国内外学者的观点, 本文认为上市公司自愿性会计信息披露是上市公司有自主权选择披露数量和质量, 现行法律法规和证券监管部门强制规定披露的会计信息以外的会计信息。我国的自愿性会计信息披露内容主要包含以下这些:公司背景和经营状况信息;人力资源、社会责任和环境保护信息;公司面临的机会、风险及相应措施;前瞻性预测信息;研发活动等。
(二) 上市公司自愿性会计信息披露动机
上市公司自愿性会计信息披露的动机主要有: (1) 降低融资成本。资本市场的竞争日益加剧, 融资模式由内部转向外部。当上市公司存在融资需求时, 管理人员就有意愿在强制性信息披露之外披露更多的会计信息, 帮助投资者了解和评估投资风险, 进而降低融资成本。当公司需要发行债券或股票进行筹资, 或实行收购时, 管理层倾向于提供自愿性信息披露, 以向投资者提供真实、可靠的信息并影响他们的决策。 (2) 降低代理成本。在我国现阶段的资本市场上, 公司管理层和股东之间的信息不对称问题突出, 导致“道德风险”和“逆向选择”的代理问题的产生。管理层为增加股东对自己的认可, 倾向于自愿披露有关受托责任的履行情况的会计信息。如果自愿披露的会计信息得到委托人的认可, 则有助于降低代理成本。可见, 自愿披露会计信息可以降低代理成本。 (3) 管理层自利行为。自利行为会促使管理者自愿性披露会计信息。经营业绩较好的公司管理层往往为了显示其较强的管理能力, 并避免不当评价他们的行动和表现而积极地提供自愿性信息披露。从绩效考核的角度考虑, 管理者倾向于披露有关其业绩的信息, 以对该公司的股票收益和相关的股票报酬计划产生有利影响。管理者计划好不利消息和有利消息的披露时间, 以最大限度地提高他们的薪酬。在收益不确定时期, 管理者为了安抚投资者并恢复他们的信心而倾向于提供盈利预测, 以避免股票收益率及薪酬的极大幅度变动。在股票被股市低估的情况下, 管理者为了纠正低估会倾向自愿提供信息披露。当董事会把公司盈利状况不佳作为更换经理层的理由时, 经理层为了避免被解雇, 并维持其对公司的控制权, 就会积极地进行自愿性披露信息来显示其能力。管理者可能提供自愿性信息披露和预测以告知投资者该公司的经济环境并能据以迅速应对变化。这将对管理者的能力向投资者传递一个积极的信号。当公司采用复杂的或积极的会计处理方法时, 自愿性信息披露也是必要的, 这就需要作出进一步澄清和解释。相比之下, 在采用保守会计政策的情况下, 企业可能不须提供充分的或成本较高的自愿性信息披露。公司倾向不披露那些损害他们竞争地位的信息, 即便这会增加发行新资本的成本。在这种情况下, 他们往往会披露有关其业绩的的汇总信息, 而隐瞒可能会损害他们财务状况的信息。另一方面, 在盈利能力及其波动率较低的跨业务领域, 企业可能自愿披露有关各分部的业绩。自愿披露的程度也受到由企业的会计信息披露带来的潜在的政治和签约成本的影响。降低管理者在选择会计方法的自由决定权往往会降低其提供前瞻性的会计信息和增加非财务信息的意愿。在此之前, 会计自由决定权允许管理者确定其管理的预测误差, 并减轻相关的负面影响。因此, 降低会计自由决定权往往会导致更高的成本, 并且更容易发生管理预测误差。另一个要考虑的地方是, 强制性信息披露的要求以及其如何影响管理者的自由决定权可能会影响到公司的意愿和自愿性会计信息披露的价值。
(三) 上市公司自愿性会计信息披露影响因素
我国上市公司自愿性会计信息披露的影响因素主要有: (1) 上市公司的经营发展能力。当上市公司有较好的经营状况和较高的发展能力时, 为反映其良好的发展能力和提升企业整体价值, 吸引投资者的青睐, 公司管理层有较强的意愿主动地披露会计信息。另外, 成长性和发展能力强的公司对资金的需求量大, 筹资渠道对他们来说非常重要。为了能更快地在资本市场上筹集到所需的资金, 上市公司会主动自愿性披露更多的会计信息, 使得投资者对公司的经营状况和财务信息有更加全面地认识, 降低他们的信息风险, 以提高投资者对公司股票的需求, 进而提高筹资效率。 (2) 上市公司的盈利能力。基于信号传递理论, 盈利能力较好的公司为获得投资者的信任和青睐, 会有更大的动力披露更为及时、详尽、有价值的会计信息, 向市场传递其较好的公司业绩, 避免投资者误判其为“柠檬品”, 从而吸引更多的外部资金。投资者在对企业市场价值进行重新评估后, 更愿意进行投资, 进而提升公司的市场价值。相反地, 盈利能力较差的上市公司则较少甚至不会自愿性披露会计信息。信息披露制度是上市公司和投资者之间的沟通桥梁。由于信息不对称问题的存在, 业绩不好的上市公司的市场价值被高估, 而业绩较好的上市公司的市场价值被低估, 因而盈利能力较好的公司更有动机进行自愿性信息披露, 揭示真实的公司内在价值, 使其市场价值能更加真实、准确地反映其真实价值。 (3) 上市公司的独立董事比例。在我国, 上市公司的独立董事不应少于董事会成员的1/3, 并且至少有一名人员精通财会方面的知识。独立董事作为外部股东的代表, 经验丰富, 能更加客观地发表意见。他们不仅监督股东和管理层的活动, 也对重大信息的披露发表意见, 进而有助于提高上市公司会计信息披露的数量和质量。此外, 为了维护其自身的声誉, 独立董事会实施更有效的监督, 使得董事会工作更加透明, 同时提高会计信息的准确性和真实性, 信息披露水平也越高。
三、上市公司自愿性会计信息披露的公司财务特征分析
(一) 总体特征分析
提供充分的会计信息披露会降低信息的不对称性, 进而导致股票和债券资本成本较低。需要提高债务或股本融资的公司将提供充分的信息披露。同样的考虑也适用于衡量增长性和流动性指标的情况, 即具有高增长潜力和流动性的公司, 往往会披露更多的会计信息。这也将是公司努力保持和增加其市场份额和盈利能力的一项工作, 因此他们需要向顾客和其他市场参与者传递有关公司目标和计划行动的信息以提高他们对公司的信心。与公司盈利能力和业绩密切相关的管理人员的报酬, 也往往与信息披露正相关。提供充分信息披露的公司会给出更多的证据和保证以显示他们的行动与期望和投资者的利益是一致的。这样的保证会导致政治、代理和监管成本的降低, 政治成本与企业的规模和公布的收益密切相关, 尤其是受政治关注和审查的大型企业更明显。基于公司在其财务报表中披露的会计信息的数量和质量, 将信息提供者分为低信息质量提供者和高信息质量提供者。公司提供基本的即最低要求的会计信息, 如管理层报告、资产负债表、损益表、现金流量表及账户信息价值较低的简要附注, 被称为低信息质量提供者。相比之下, 对账目和“敏感”信息如公司治理, 内部控制制度, 债务契约, 风险状况, 会计政策变更和影响会计数字的详细信息, 分部资料, 金融工具及衍生工具的使用, 管理人员的薪酬等提供了详实的解释说明的公司被称为高信息质量的提供者。一般来说, 提供高质量信息披露的公司表现出较大的规模、增长潜力、盈利能力、财务杠杆和税收措施。为了向投资者提供他们的商业计划和政策选择, 避免政治关注和审查, 规模较大的公司倾向于进行会计信息披露。充分的信息披露与高财务杠杆和权益债务比相关, 企业为了吸引投资者和其他资本供应者, 寻求筹集外部资金, 如债务资本或股本而愿意进行信息披露。此外, 高质量的信息提供者往往表现出更高的流动性和盈利能力。这表明, 充分的会计信息披露并没有对公司的财务业绩产生不利影响。这也意味着财务表现良好的公司往往提供充分的信息披露, 以给市场参与者留下深刻印象, 而财务表现不佳的公司为减少投资者的不满和反对, 而不愿进行披露。
(二) 披露有关债务契约信息公司财务特征
债务契约和其他限制的披露如利息保障倍数和流动比率, 伴随着企业的贷款相应会降低公司和贷款人之间的信息不对称。减少信息不对称会因此降低企业业绩和未来发展前景的不确定性, 这反过来会降低资本成本, 加强企业信誉和诚信。披露债务契约是重要的, 因为它是贷款人和财务分析师衡量风险的一种方法。违反债务契约意味着改变关键会计措施, 如盈利性、流动性等, 并增加破产的风险。这种情况会严重影响股票收益和管理者的声誉和地位。因此, 企业倾向于提供有关债务契约的信息以及如何影响财务状况以获得投资者的信心。与没有披露相关信息的公司相比, 披露有关债务契约的公司往往具有较大规模、较高的增长和盈利能力。为了使投资者明确其财务状况, 避免造成股票收益失真, 大公司倾向于披露有关其财务状况和债务契约的信息。为了很好地解决潜在投资者对于其财务状况的疑问, 同时更容易在债务和资本市场筹集资本, 改善其财务数字, 在高速发展地区经营的公司往往提供有关敏感会计问题的信息披露, 包括债务契约。
(三) 披露会计政策变更信息公司财务特征
一般情况下, 企业往往会采用收入平滑或增加的方法报告会计收益或其他会计措施的变化, 以向投资者展示坚实和稳定的财务状况。这些方法的采用是为了増强企业的盈利能力和财务状况, 因此吸引更多股票或债务资本, 并降低资本成本。因此, 会计政策变更预计将导致其改进和实施更好的财务措施。披露其会计政策变更的公司往往具有较大的规模, 较高的盈利能力, 财务杠杆和增长率, 但较低的流动性和管理支出。实质上可以看出这些企业发生会计政策变更的动机, 即改善财务业绩, 并因此满足投资者的期望, 达到财务分析师的预测。上述的考虑适用于特别是为了显示财务和商业经验的大型公司。
(四) 披露公司的风险状况信息公司财务特征
某些情况下, 公司也可能披露一些无关紧要的、非财务和定性的信息, 以便使投资者和政府部门迷失方向, 尤其是当他们的财务状况不理想时。有关风险状况和他们给员工提供的激励计划等信息的披露使利益相关者对公司的财务状况给予相当明确的洞察和见解。披露其风险信息的公司通常表现出较大的规模, 增长潜力, 盈利能力, 财务杠杆和税收措施, 和较低的流动性和管理支出。提供风险披露的公司往往规模较大。考虑到大型企业更容易引起政治关注, 他们往往向投资者告知其风险状况, 为了说明其财务现状, 避免市场参与者之间不实传言或其他错误认知的传播及其影响。提供有关风险信息的公司也往往表现出更高的盈利能力和财务杠杆。明确介绍企业的风险方面与高盈利水平, 可以给贷款人和债权人提供一定的保证, 并减少违反债务契约或破产风险。提供关于公司风险状况的信息, 是希望得到股市参与者的赞赏, 增强他们对公司未来发展前景和业绩的信心。风险信息内容的披露, 将使贷款人和债权人意识到他们的风险负担, 并协助其有效地调整借贷政策。这反过来可能会导致更低的利息费用和更宽松的债务约束。因此, 有发展潜力的公司将倾向于披露其风险状况的信息。
(五) 披露员工激励计划信息公司财务特征
提供雇员奖励计划信息披露的公司, 往往表现出良好的会计数据和增长潜力, 特别是高增长, 盈利能力和流动性。公司为了保护员工利益需要强大的财务状况和业绩, 以调动其积极性, 提高生产力和劳动效率。否则, 公司可能会令投资者失望, 对他们的企业形象产生负面影响, 进而影响其股票表现。因此, 如果公司披露有关员工激励计划的信息, 将呈现良好的财务数据和员工奖励政策。
(六) 披露套期保值的信息公司财务特征
金融衍生工具往往在规避风险的投资者和愿意承受高风险高回报的投资者之间转移风险和报酬。套期保值的诱因涉及财务困境, 债务契约, 看涨期权和流动性。套期保值可以减少盈利的波动性, 稳定公司的现金流。衍生工具构成资产负债表表外融资的一种手段, 因此它们不会出现在财务报表上。这意味着在某些情况下, 企业可以构建自己的套期保值做法, 以便操纵报告中的财务数据, 进而影响投资者的看法。套期保值成本也会影响公司的盈利能力。因此, 有关套期保值活动的信息披露会对企业的财务状况产生较大的影响。因为它揭示了企业短期和长期的市场地位, 财务风险敞口和风险管理策略。披露套期保值做法信息的公司一般显示较大的规模、增长、盈利能力、杠杆和税收措施, 以及较低的流动性和管理支出。披露有关其套期保值做法的公司, 往往表现出较大规模、更高的增长和财务杠杆。在高增长领域经营的公司, 较高水平的财务杠杆敦促他们对冲头寸, 以对抗价格波动和其他内、外部金融风险, 维护公司财务状况。披露套期保值信息的公司往往规模较大。由于其庞大的规模和敏感性, 投资者有时会对套期工具的性质产生歧义, 公司披露相关信息以向市场参与者保证他们的套期保值符合基本法规的规定。因此, 公司能够避免政治关注, 避免引发投资者对他们风险管理活动的怀疑以及对未来业绩的影响。套期保值的使用成本可能非常大, 这取决于采用的套期保值工具。因此, 采用这种做法可能会对公司的盈利能力和流动性产生不利影响。
四、结论
本文关注的是或多或少自愿性披露会计信息体现出上市公司具有哪些财务特征。公司规模、增长潜力和财务杠杆对会计信息披露的质量和数量有显著影响。特别是提供充分会计信息披露的公司往往规模较大, 有较高的增长潜力, 更多地运用债务而非股权融资来运营公司。因此, 公司似乎倾向于披露有关敏感的会计问题, 如风险状况, 会计政策变更和套期保值, 来向投资者和贷款人保证其遵守了会计法规。这样, 公司能够避免政治关注和审查, 同时避免利益相关者对公司的未来发展前景持怀疑态度。丰富的会计信息披露也可以减少任何有关公司会计实务和决策的不确定性。因此, 可以促进企业扩张, 提高其增长潜力。换句话说, 提供会计信息披露往往会降低公司的整体风险水平, 使公司更容易在股票和债券市场筹集资本。此外, 提供充分信息披露的公司会表现出更高的盈利能力。可见, 广泛的信息披露不一定会影响企业的盈利能力。具有较高盈利能力的公司将能够有效地支付其财务负债, 并满足投资者的预期和财务分析师的预测。为进行正确决策而利用会计信息披露的程度取决于股市的效率。在低效率的股票市场中, 投资者可能会对公司的业绩做出错误的评价, 这又将导致他们做出不正确的预测和决策。通过有效的缔约以及评价和预测企业绩效的财务分析师和评级机构来减少管理者和利益相关者之间的信息不对称以及公司的利润操纵能力。信息披露对于提高股市效率是必不可少的, 但问题是需要披露什么类型的信息。结合已有的研究和对信息使用者需求的识别, 会计监管机构据此制定会计准则, 以提高财务报告的质量, 降低信息不对称与盈余管理。这样的会计制度将有助于投资者正确预测和评估公司的表现, 因而有助于提高股票市场的效率。
摘要：本文分析了上市公司自愿性会计信息披露的动机、影响因素及其所产生的经济效果。从债务契约、会计政策变更、风险状况、员工激励计划和套期保值方面出发, 探讨了上市公司自愿性会计信息披露程度的高低所体现的不同的财务特征。发现提供详细的会计信息披露上市公司表现出较大的规模、增长潜力、财务杠杆和更高的盈利能力。
关键词：上市公司,自愿性会计信息披露,公司财务特征
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披露特征 篇5
上海证券交易所和深圳证券交易所于2006年颁布的《上市公司内部控制指引》对上市公司内部控制自我评价报告和注册会计师的核实评价意见的披露提出了具体要求以推进上市公司内部控制制度的完善。财政部、证监会、保监会、银监会和审计署先后发布 《企业内部控制基本规范》、《企业内部控制评价指引》、《企业内部控制审计指引》以及18 项应用指引,对公司内部控制缺陷的认定做出了具体指导。上市公司内部控制缺陷披露之所以受到理论界与实务界的广泛关注与其重要性有关,内部控制作为保证财务报告可靠性与有效性的有效措施,如果存在一个或多个重大缺陷就会影响到财务报告的可靠性,也会对投资者的投资决策产生误导。因此,上市公司内部控制缺陷的识别与披露对于保护投资者利益,促进上市公司健康发展尤为重要。我国内部控制缺陷有关规范、指引颁布以来,上市公司内部控制缺陷披露的现状如何?上市公司内部监督机制是否影响内部控制缺陷信息的披露?为进一步探讨以上问题,本文通过实证分析探讨上市公司内部监督机制对上市公司内部控制缺陷披露的影响,进而制定适应公司发展要求的部门监督策略,维护投资者利益和实现公司的健康发展。
二、文献综述
(一)国外文献
(1)有关影响上市公司内部控制缺陷披露的公司财务特征。Ashbaugh(2006)对公司规模对内部控制缺陷披露的影响进行了分析,由于小公司资源有限,在信息系统的资金投入与人力资源投入方面远远低于大公司,因此,小公司内部控制系统更容易出现问题,但其内部控制缺陷的披露积极性则低于大公司。Kinney(2010)从公司生命周期的角度进行了研究,以销售增长率为指标,分析发现当公司处于快速增长时,公司内部控制平衡被打破,而内部控制的完善则需要一段时间,因此,会使得公司出现内部控制漏洞,而处于这一发展时期的企业也疏于对内部控制缺陷的披露。Kenichi(2012)以日本上市公司为研究样本,检验了盈余质量与上市公司内部控制缺陷的关系,并分析了资本市场对内部控制缺陷披露的经济反应,研究发现公司规模越大、经营项目越复杂、财务状况越良好、增长均衡的公司披露内部控制缺陷的可能性更高。(2) 有关影响上市公司内部控制缺陷披露的公司特征。Stephens等(2010)从外部审计质量的角度研究了影响内部控制缺陷披露的影响因素,研究发现会计师事务所声誉越高、公司治理质量越高,越能发现并披露内部控制缺陷。
(二)国内文献
我国学者对于内部控制信息质量的研究较多,有关内部控制信息披露多是整体信息的质量评价,在内部控制缺陷披露方面的研究较少。唐坤新(2011)研究了公司外聘的审计时质量对内部控制缺陷披露的影响,外聘审计质量越高内部控制缺陷披露越少。这与国外的研究相反,对此的解释是聘请“四大”会计师事务所进行审计的公司规模大、内控制度完善,出现内部控制缺陷的几率小,因此,需要披露内部控制缺陷的情况少。田勇(2012)对深交所A股上市公司的财务报告披露情况进行了分析,发现公司发展速度、盈利能力与公司内部控制缺陷存在显著负相关关系,此外,研究发现存在重大重组背景的上市公司其内部控制缺陷的几率更高。何新建(2014)研究了财务重述、审计师变更与内部控制信息披露之间的关系,发现财务重述与内部控制缺陷信息披露正相关,而审计师变更对内部控制缺陷披露的影响不显著。
三、理论分析与研究假设
(一)审计委员会特征与内部控制缺陷披露
审计委员会制衡上市公司管理层的有效机制,同时,担负着沟通内外部审计、组织单位内部审计活动的职能,对公司内部控制的实施具有重要作用。审计委员会组织越合理、运行越有效,越能识别公司内部控制存在的缺陷,并通过督促公司管理层采取纠正措施予以完善,因此,从长期看,审计委员会质量越高,上市公司内部控制缺陷就越少,因此,其披露的内部控制缺陷也越少。在其研究中本文从三个方面来衡量上市公司审计委员会的质量:(1)审计委员会规模。审计委员会的职能发挥需要足够的人力资源,只有这样才能更好的参与到公司内部审计、内部控制的监督、稽查工作中去,同时,让更多董事参与到审计委员会中,也有利于减轻审计工作的阻力,纽约证券交易所、纳斯达克交易所均规定上市公司审计委员会人员不能少于三人,审计委员会必须具备一定规模才能真正发挥其职能。(2) 审计委员会独立性。审计独立性是任何审计活动的灵魂,审计委员会的独立性是审计委员会发挥监督职能的基本保障。目前审计委员会的组成既包括公司董事,也包括独立董事,公司董事受制于与公司的利益关系难以保证独立性,而独立董事则具有更强的独立性,因此,独立董事占审计委员会人数的比例越高,审计委员会独立性越强,由此,会减少内部控制缺陷,公司披露的内部控制缺陷也就相应较少。(3)审计委员会的专业性。审计委员会要发挥监督财务报告、保证内部审计独立性和内部控制有效性的职能,必须具有相关的审计、财务专业技能,因此,在审计委员会中具有一定比例的财务专家更有利于内部控制水平的提升。在研究中,本文将财务专家界定为从事会计或财务教学的大学教师、从事过财务审计活动的注册会计师、担任或正在担任公司财务总监或总会计师的人员。
根据以上分析,提出以下研究假设:
H1:审计委员会质量与内部控制缺陷披露负相关,并且存在以下关系
H1a:审计委员会规模越大,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露越少
H1b:审计委员会独立性越强,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露越少
H1c:审计委员会专业性越高,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露越少
(二)监事会特征与内部控制缺陷披露
(1)监事会规模。监事会是公司治理结构中制衡董事会和经理层的内部监督机构,我国相关法律对于监事会的规模、任职条件、任职期限等做了严格要求,一般而言监事会的监事人数越多,监事的财务、审计技能越高,越能够有效的发现并纠正上市公司内部控制缺陷,从而减少内部控制缺陷的披露,尽管有学者认为董事会人员过多会导致意见过多无法统一,分散监事会的监督效力,但董路(2013)年的调查发现上市公司监事会监事人数一般为4人左右,更多的公司是为了满足公司法的规定而设置人数,因此,在这种情况下增加监事会成员的人数将有利于减少内部控制缺陷。(2)监事会会议。监事会会议有关法规规定了最少一年召开一次,一般认为,监事会会议次数越多越有利于监事会成员加强交流,发挥监督职能。(3)监事会成员持股比例。如果监事会成员持有公司股票,他们会更加关注公司的正常发展,对于公司管理层的行为会加强监督,因此,持股比例越高,利益管理越大,对于公司内部控制体系的完善也会更加关注,进而不断减少内部控制缺陷。根据以上分析提出本文的研究假设:
H2a:监事会规模越大,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露也较少
H2b:监事会会议次数越多,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露也较少
H2c:监事会成员持有公司比例越高,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露也较少
(三)独立董事与内部控制缺陷披露
独立董事制度完善上市公司董事会结构的有效措施,独立董事的任职人员一般具有良好的专业背景和经验,而且,独立董事与上市公司之间即不存在隶属关系,也没有业务往来,因此,能够对公司业务活动进行独立判断。独立董事参与董事会管理形成了对管理者的有效制约和监督,有利于完善上市公司治理结构,提高内部控制质量。Fama和Jensen(1983)、Beasley (1996)的研究均表明独立董事占董事会比例越高,越能够对公司管理层形成有效的制约,进而降低公司虚假财务报告的机率。独立董事参加董事会会议的次数反映了独立董事的勤勉程度,独立董事的人数及比例反映了独立董事的规模,根据上述分析提出以下研究假设:
H3:独立董事制度越完善,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露也较少,相应的有以下子假设
H3a:独立董事人数越多,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露也较少
H3b:独立董事占全体董事的比例越高,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露也较少
H3c:参加董事会会议次数越多,公司内部控制缺陷越少,相应内部控制缺陷披露也较少
四、研究设计
(一)样本选取与数据来源
上交所要求披露内部控制自我评价报告的上市公司限于“上证公司治理板块”样本公司、金融类公司以及发行境外上市外资股公司,其实际披露年度内部控制自我评价报告的公司比例为40%左右,而深交所要求所有深市上市公司都要进行内部控制自我评价披露,实际有98%的深交所上市公司进行了内部控制自我评价披露,鉴于两市规定的不同,本文选取深交所2010-2013年A股上市公司为研究对象,并剔除了在内部控制方面有特殊要求的金融类上市公司、海内外同时上市的上市公司作为本文研究样本。有关内部控制缺陷披露的数据来自于上市公司披露的内部控制自我评价报告和年度报告,其他信息则来自于国泰安(CSMAR)数据库。
(二)变量定义
(1)因变量。内部控制缺陷披露目前尚属于上市公司自愿披露的内容,本文以上市公司是否在内部控制自我评价报告中披露的内部控制缺陷作为解释变量,如果在内部控制自我评价中披露了内部控制缺陷则取值为1,否则取值为0,在认定是否披露方面,以自我评价报告是否明确说明公司内部控制是否存在缺陷并对缺陷进行了完整描述为准,否则视为未披露。(2)自变量。本文选取的自变量包括审计委员会规模、审计委员会独立性、审计委员会专业性等9个指标,具体见表1。(3)控制变量。为了更好的反映上市公司内部监管对内部控制缺陷披露的影响,需要对内部控制缺陷有显著影响的其他因素进行考虑,本文主要从公司经营状况和外部监管两个角度进行控制,具体包括:公司规模、公司获利能力、公司成长能力、所聘请的事务所是否属于“四大”、会计师对公司年度财务报告出具的审计报告意见类型。各变量定义情况如表1所示。
(三)模型构建
根据研究假设与研究变量构建如下回归模型:
其中,β0、β1、β2…β14为相关系数,ε 为误差项。
五、实证分析
(一)描述性统计
本文以SPSS17.0对样本数据进行描述性统计分析,统计结果见表2。表2的统计结果表明,我国上市公司在内部控制自我评价中披露内部控制缺陷的平均数为41%,即有41%的上市公司在内部控制自我评价中披露了其内部控制缺陷,表明我国上市公司对于自身内部控制体系的重视程度有了显著提升,越来越多的上市公司开始注重自身内部控制体系建设。审计委员会规模中位数为3,均值为3.12.,峰值为5.01,表明我国上市公司审计委员会人数普遍为3人,我国上市公司为了满足法规最低要求而设定审计委员会人数,而仅仅依靠三人要完成上市公司内部控制有效性的检验、审查基本是不可能的。审计委员会中独立董事比例中位数为0.19,均值为0.29,表明独立董事在审计委员会中的比例普遍较低,且在不同上市公司差距较大,尽管《上市公司治理准则》第52 条、《关于提高上市公司质量意见的通知》都对审计委员会的独立性做了特别强调,但我国上市公司审计委员会从独立董事比例角度来衡量,其独立性明显不够。审计委员会中财务专家比例较低,均值为0.32,峰度为0.34,表明审计委员会中财务专家比例低,且分布均匀。监事会人数最大为10,最小值为3,均值为3.27,符合我国公司法关于上市公司监事会人数不得低于3人的规定,监事会持股比例中位数为0,均值为1.84%,表明我国上市公司监事会成员大部分不持有公司股票,即使持有公司股票,比例也很低。监事会会议次数最大值为11,最小值为0,均值为5.29,中位数为5,高于公司法规定的每年召开一次的要求。独立董事人数最大值为7,最小值为2,平均值为3.18,中位数为3,独立董事占董事会人数的比例最高为0.69,最低为0.25,中位数0.33,均值为0.34,这表明我国上市公司独立董事设置基本按照 《关于上市公司建立董事制度的指导意见》(2001)的要求“独立董事至少2人,占董事会比例不低于1/3”来设定,独立董事参加董事会会议次数均值为7.16,中位数为8,最小值为0,存在独立董事一年不参加一次董事会会议的情况。
(二)相关性分析
根据Pearson相关系数分析的情况见表3,各自变量之间的相关系数最大的是0.325,其余变量之间的相关系数均小于0.325,而Thomas和Williams(1991)的研究表明如果变量间的相关系数小于0.65则可以认为变量具有独立性,因此,模型中的各变量之间不存在明显的多重共线性。
注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著相关。
(三)回归分析
运用软件对样本数据进行回归分析,得到如表4所示的回归系数及显著性水平。审计委员会人数、审计委员会成员的财务背景与上市公司内部控制缺陷披露不存在相关性,根据我国上市公司审计委员会的实际情况可以理解为我国审计委员会人数偏少,无法有效的实施监督过程,无法识别内部控制缺陷,不具有财务专家背景的审计委员会成员,也存在不能识别公司内部控制缺陷的问题。审计委员会独立性与上市公司内部控制缺陷在1%水平上显著正相关,表明近年来各上市公司开始注重审计委员会建设,提升审计委员会独立性有效提升了内部控制水平,能够及时发现上市公司内部控制缺陷并对外披露,这与本文的研究假设恰恰相反,对此的解释是审计委员会对于公司内部控制的提升需要一个过程,首先要识别内部控制缺陷,然后才能督促相关部门完善内部控制,减少可披露的内部控制缺陷数量,要实现这一目标一是需要一定时间,二是需要相关部门的配合。综合上述分析,上市公司审计委员会在内部控制建设方面,尤其是识别内部控制缺陷发挥了积极作用但还存在诸多问题需要改进。监事会规模、监事会会议次数与上市公司内部控制缺陷披露不存在相关性,对此的解释是我国监事会规模不足、监事成员勤勉度不高,对内部控制的监督不足,难以有效的发现内部控制存在的不足。监事会成员持有公司股票则显著提升了监事会成员参与公司内部监督的积极性,有效抑制公司内部控制缺陷的披露,当然,在高持股比例下,是否存在监事为自身利益,对存在的内部控制缺陷不予披露的问题仍然需要进一步的探讨。总之,监事会在内部控制建设方面的积极作用不可忽视,需要进一步完善上市公司监事会制度。独立董事规模、独立董事占董事会比例和独立董事参加董事会会议次数均与内部控制缺陷披露不存在相关性,表明我国独立董事制度并没有发挥应有的作用,这与独立董事规模不大有关,也与我国上市公司董事会一股独大,监管阻力大的局面有关。
注:***,**,*分别表示在1%、5%、10%水平上显著相关。
六、结论与建议
(一)结论
上市公司审计委员会独立性与内部控制缺陷披露正相关,表明我国上市公司审计委员会独立性的提升加强了对公司业务活动的监督,能够及时发现存在的内部控制缺陷,但要真正减少内部控制缺陷,需要一定时间的纠正,更需要相关部门的配合。上市公司监事会特征仅有监事会持股比例与内部控制缺陷披露负相关,对此,结合审计委员会独立性与内部控制缺陷披露正相关的统计结果,可能存在监事在持股比例较高时,为自身利益,对发现的内部控制缺陷不予披露的可能。独立董事的特征与内部控制缺陷披露均无相关性,独立董事制度建设亟待完善。通过上述分析可以发现上市公司内部控制缺陷的披露综合反映了上市公司监督机制的有效性,上市公司内部监督机制之间又存在相互依存的关系,目前的上市公司内部监督机制在一定程度上发挥了积极作用,但受到自身条件以及公司治理结构的多重影响,需要解决的问题仍然很多。
(二)建议
(1)进一步完善公司内部监督机制。上市公司内部监督机制建设是识别内部控制缺陷,提升内部控制水平的关键,根据研究结论,需要继续保持、提升审计委员会的独立性。独立董事是审计委员会独立性提升的关键,要建立有效的激励机制和统一的独立董事考核体系。完善上市公司监事会制度,我国现有的由股东代表及职工代表组成的监事会有责无权,缺少对董事会的制衡能力,需要进一步从立法的角度赋予监事会真正的权力。(2)强化内部控制缺陷披露监督。内部控制缺陷披露属于自愿披露的范畴,如果上市公司对于“坏消息”不予披露或者披露不详,就会使得内部控制缺陷披露流于形式。因此,在强化公司内部监督机制的同时,需要外部监管部门、监管机构强化对内部控制缺陷披露的监督,要求会计师事务所对公司内部控制披露内容进行鉴证,对于不按规定披露内部控制缺陷的相关责任人给予严惩,加大公司违规行为的成本,促进内部控制体系的不断完善。
参考文献
[1]夏文贤、陈汉文:《审计师变更、审计收费与审计委员会效率》,《财会通讯》2006年第2期。
[2]李维安、郝臣:《中国上市公司监事会治理评价实证研究》,《上海财经大学学报》2006年第3期。
[3]Ashbaugh L.M.,et al.M.Voluntary Disclosure in an Emerging Capital Market,International Journal of Accounting,2006.
[4]Kenichi.D.W.Evidence on the Relation between Corporate Governance Characteristics and the Quality of Financial Reporting,2012.
披露特征 篇6
关键词：董事会特征,独立董事比例,董事会规模,信息披露违规
1 问题的提出
自公司所有权与控制权分离以来, 信息不对称使代理人有机会为自己谋取更多的私利而损害委托人权益, 从而围绕着公司委托——代理问题, 怎样设计一个制度机制, 以最小的监督成本来实现所有者利益最大化成为现代公司治理研究中的热门话题。在众多公司治理机制中董事会被认为是企业中一组契约的最高内部监督者, 独立董事在履行监督职能中发挥了积极作用。关于董事职能定位, Fama和Jensen (1983) 认为公司董事主要履行决策管理和决策控制的职能, 由于独立董事独立于公司管理层的影响, 因此相对于内部董事而言, 独立董事更能有效监督管理层, 保护所有者利益免受管理机会主义行为[1]。
会计信息为公司治理提供重要的信息来源, 降低了信息不对称, 使得公司治理能够有效运作;同时公司治理通过一套制度安排来保证会计信息质量, 公司治理的完善程度影响着会计信息质量。一家公司的会计信息披露是其向所有者和潜在所有者提供关于公司运营情况的综合信息机制, 董事会作为公司治理机制中的内部控制系统的核心, 有义务保证信息披露的及时性与准确性。目前, 国内外学者关于董事会与信息披露的实证研究主要是关于自愿性信息披露和财务报表违规两个方面。信息自愿披露研究的是资本市场中财务报告的信息作用, Dye (2001) 认为其理论前提是隐含着这样一个博弈论的特例:任何考虑作出披露的个体只会披露对自己有利的信息, 而不使披露的信息对自己不利[2]。Chen和Jaggi (2000) 通过实证研究发现, 独立董事占董事会的比重与信息披露水平呈正相关[3]。而我国学者钟伟强和张天西 (2006) 对我国上市公司2004年的数据进行分析得出独立董事比例和两职兼任状态对公司自愿信息披露水平没有显著性影响[10]。对于自愿披露水平的衡量, 这里有一个标准问题, 也就是学者对于哪些属于自愿披露的条目并没有统一的标准, 所以会得到不同的结论。从财务报表违规的研究来看, Beasley (1996) 研究发现, 未发生财务报告舞弊的公司比发生舞弊的公司有更多的外部董事;董事会规模越大, 公司越可能发生财务报告舞弊[4]。我国学者刘立国等对我国上市公司的研究发现, 执行董事比例和内部董事比例与财务报告舞弊正相关, 而两职状态与财务报告舞弊无显著性影响[11]。
对于我国这样一个新兴证券投资市场, 在这些年的发展过程中曾出现过多起会计信息披露的违规事件, 如影响较大的“琼民源”事件、“郑百文”事件等等, 极大的损害了广大股民的利益。自2001年中国证监会发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》要求所有的上市公司都要建立独立董事制度以来, 这项制度在我国已运行6年有余, 它改变了我国公司董事会的基本构成。从引入这项制度的用意来看, 是希望其能够监督公司管理层、促进信息公开、拓宽董事会的战略视野等等, 通过这些最终达到提高公司绩效的目的。因为独立董事并不直接参与公司的经营决策, 相对于研究这一间接关系, 笔者认为研究独立董事对于公司的直接监督作用更合适。王兵 (2007) 从赢余质量的角度研究了我国独立董事的作用, 发现独立董事数量的增加不能改进公司赢余质量, 配备具有会计背景的独立董事在一定程度上能够发挥监督作用[12]。
本研究从相关理论分析出发, 以2004年至2006年被上海或深圳证券交易所公开谴责的上市公司为违规样本, 分析了董事会特征与我国上市公司信息披露违规之间的关系。与大多分析独立董事与公司绩效关系的研究不同, 本研究首先着重分析独立董事的直接监督作用, 直接分析了其与信息披露违规间的关系。其次, 大多研究信息披露的文献从自愿信息披露或财务报表违规两个角度进行分析, 本研究从信息披露违规的角度作为衡量监督作用的标准, 信息披露违规较财务报表违规更广, 他不仅包括财务报表违规还包括信息披露不及时和不充分。最后, 通过实证分析得出结论, 对充分发挥董事会的监督作用特别是独立董事的监督作用提出相关政策建议。
2 理论假设
2.1 独立董事比例
作为引入独立董事的目的来看, 就是主要发挥其监督作用, 防止内部人控制问题。Williamson (1984) 指出, 因为高级经理人员兼职的董事掌握更多的内部经营的有价值的信息, 董事会容易变成他们的管理工具, 从而损害股东的利益[5]。独立董事有义务保证公司信息披露的及时性、充分性与规范性。而至于独立董事履行监督职能的动机主要来源于其对自身声誉的维护。独立董事大多是其他在社会上有地位的人, 独立董事利用它们管理者的职位向外部市场发出信号:他们是决策专家, 他们熟悉公司治理问题, 他们能很好地在这种决策机制中工作。一些经验数据也支持了这一论点, kaplan和Reishus (1990) 研究发现那些业绩差的高级管理人员比业绩好的管理人员获得外部董事的机会要少[6]。
就我国而言, 还并没有建立起完善的独立董事市场, 独立董事的提名任命问题往往由大股东或董事会决定, 并不能保证其真正的独立性。还有我国的独立董事很少或从不发表与内部董事不同的意见, 并没有起到设立这项制度时意愿中的监督作用。据首份中国独立董事调查报告显示:63%的独立董事为上市公司董事会提名产生, 超过36%的独立董事为第一大股东提名, 33.3%独立董事在董事会表决时从未投过弃权票或反对票, 35%的独立董事从未发表过与上市公司大股东或者高管等实际控制人有分歧的独立意见[13]。
从以上的分析中不难看出, 虽然独立董事的引入一方面是为了监督公司的经营管理, 但是在我国的法律制度框架下, 尚不能充分发挥监督作用。因此, 笔者提出如下假设:
假设1:独立董事比例与会计信息披露违规存在弱的正相关关系。
2.2 董事会规模
基于董事会规模的研究, 如今主要有两类理论, 一类是基于代理理论和组织行为理论, 另一类是资源依赖理论。代理理论认为, 自现代公司诞生以来, 所有权与控制权分离, 委托人和代理人各自的效用函数有差异, 导致委托人与代理人之间的利益冲突, 而规模较大的董事会则会加剧这一代理问题。Jensen (1993) 认为, 董事会规模越大, 出于礼貌等原因, 董事会上董事们倾向于不再坦率地批评总经理的错误做法、或者不再对总经理的工作绩效进行直率评价, 董事搭便车的行为将使公司丧失很多好的投资机会[7]。组织行为理论的支持者Lipton和Lorsch (1992) 认为, 董事会规模太大会导致董事会成员间沟通与协调的困难。董事会要承担对公司重大问题进行筹划与决策的职能, 沟通和协调方面若出现问题, 会使很多好的策略与思路因理解的偏颇而遭流产[8]。依据资源依赖理论, 董事会的规模可以作为一个组织通过与外部环境相联系以获取关键资源的能力的计量指标, 它反映了公司订约环境的大致“内容”和董事会服务所提供的专家建议的数量。对于外部有效联系的需求越大, 董事会的规模就应该越大。
从关于董事会规模的实证分析来看, 孙永祥、章融 (2000) 对1998年我国519家A股上市公司董事会规模与公司绩效的研究显示, 董事会规模与公司绩效间存在负相关关系[14]。而于东智 (2004) 的研究则表明董事会规模与公司绩效指标之间存在着倒U型的曲线关系[15]。
虽说上述实证分析都是从董事会规模与公司绩效间来研究, 但仍可以合理的根据前述理论并结合实证分析的结果对我国上市公司董事会规模与会计信息披露间关系作出合理假设:
假设2:董事会规模与会计信息披露违规存在正相关关系。
假设3:董事会规模与会计信息披露违规存在正U型关系。
2.3 两职状态
作为一种公司治理机制, 董事会的构成及其独立性的保障就是制约总经理等高级管理团队的重要机制之一。董事长与总经理两职分离可以增强董事会的独立性, 但也可能会损害高层管理团队的创新动力。两职合一虽有利于提高创新自由度, 但对总经理等高层管理团队监督的有效性可能被降低。从企业决策过程看, 一般是由总经理等高级管理团队提出战略动议, 经董事会批准认可, 然后再由总经理组织分解、实施, 但这个过程又受到董事会的监督和控制。在这个过程中, 董事长还有权制定以及决定对总经理等高级管理团队的奖惩直至解聘, 如果董事会缺乏独立性, 其结果就可能导致高级管理团队自己监控自己的局面。显然, 董事长与总经理两职合一或分离的状态 (以下简称两职状态) 会对董事会的独立性产生重要的影响。
从实证研究的结果来看, Baliga (1996) 等人认为市场对两职状态的变换是无差异的, 并没有足够的证据表明绩效会随两职状态的变换而变化, 但在控制其他影响公司绩效的变量后, 两职状态对长期绩效有较弱的正相关关系[9]。我国学者蒲自立、刘芍佳 (2004) 的研究认为两职状态与公司绩效存在负相关关系[16]。因此, 笔者作出如下假设:
假设4:两职状态与会计信息披露违规存在正相关关系。
3 研究设计
3.1 样本的选取
本文所选取的样本公司是在2004年至2006年间被上海或深圳证券交易所谴责的信息披露违规的公司, 先后有92家公司被上述证券交易所谴责, 其中有11家公司被两次谴责, 有3家公司被三次谴责, 对于被多次谴责的公司选取其靠后年份的年报作为分析对象, 其年报选取的时间是以其实际发生违规事件的时间, 在这些公司中有两家公司的年报数据不全所以予以剔除, 最后得到有效的违规公司样本数为90家。而为了进行对比, 选择了一组在上海或深圳证券交易所上市没有被谴责的公司作为控制样本 (至于那些有信息披露问题而没被谴责的公司不在本研究的讨论范围内) , 因而也选取了90家公司, 其选取标准有以下三条: (1) 和违规公司处于同一行业; (2) 和违规公司的总资产规模相近; (3) 采用和违规公司同一年份的年报进行分析。所有公司的年报都在证监会指定信息披露网站巨潮资讯网下载 (www.cinifo.com.cn) , 其数据是通过手工整理的。控制样本公司的选择有效剔除了公司规模、违规时间和行业因素对于信息披露的影响。
3.2 变量定义及选取
3.2.1 被解释变量
被解释变量 (Fraud) 是一个虚拟变量, 即如果公司信息披露违规取值为1, 否则取值为0。
3.2.2 解释变量
独立董事比例 (Independent) , 独立董事人数与董事总人数之比;董事会规模 (Scale) , 董事总人数;两职状态 (Dual) , 是虚拟变量, 假如董事长与总经理为同一人则取值为1, 否则取值为0。
3.2.3 控制变量
总资产增长率 (Growth) , 财务年度的总资产增减数与上一年度之比;经营绩效 (Performance) , 每股收益为正则取值为1, 否则取值为0, 对于那些业绩较差的公司来说, 其有更大动机来违反信息披露规定;资产负债率 (Debt) , 总负债与总资产的比例。对于一家资产负债率过高的公司来说, 其再融资的成本就大, 因而其更有可能违反信息披露规定;流通股比例 (Liquidity) , 衡量股权结构的指标。我国上市公司中流通股比例偏低, 但投资者可以行使“用脚投票”的权利, 这种权利对内部人会产生一定的制约作用, 因此预期其与信息披露违规负相关;第一大股东持股比例 (First) , 我国上市公司中大多国有股“一股独大”, 缺乏来自外部的控制威胁, 大量存在着控股股东侵害上市公司利益的行为, 所以预期其与信息披露违规正相关。
3.3 模型的设计
因为被解释变量是虚拟变量, 因而选取logit模型作为回归模型, 根据前述理论及相关假设作出以下模型:
假设1:Fraud = α0+α1Independent+α2Growth+α3Performance+α4Debt+α5Liquidity+α6First+ε
假设2:Fraud =α0+α1Scale +α2Growth+α3Performance+α4Debt+α5Liquidity+α6First+ε
假设3:Fraud =α0+α1Scale +α2Scale2 +α3Growth +α4Performance +α5Debt+α6Liquidity +α7First+ε
假设4:Fraud =α0+α1Dual +α2Growth+α3Performance+α4Debt+α5Liquidity+α6First+ε
模型中各单词的解释为:Fraud代表公司是否违规的虚拟变量, Independent代表独立董事比例, Scale代表董事会董事人数, Dual代表两职状态的虚拟变量, Growth代表公司总资产增长率, Performance代表公司业绩的虚拟变量, Debt代表资产负债率, Liquidity代表流通股比例, First代表第一大股东持股比例, ε代表随机变量。
4 实证分析
4.1 描述性统计
表1是违规公司和控制样本公司的相关变量描述性统计, 从表1可以看出, 违规公司的独立董事比例平均为34.48, 控制公司的独立董事比例平均为34.73, 虽然存在部分公司的独立董事比例不符合证监会的要求, 但大多数公司都达到了证监会所要求的1/3的规定。但可以很明显看出两者差别不大, 且刚刚超过证监会所要求的水平, 这或许是因为上市公司聘请独立董事是为了达到证监会的要求而聘用而并不是由于自身需求。从董事会规模来看, 违规公司的平均值为9.26 , 而控制公司为9.36, 且中位数也都为9, 说明我国上市公司倾向于选择一个9人构成的董事会, 并不存在违规公司和正常公司间的差别。从两职状态来看, 违规公司的平均值为0.08, 而控制公司为0.06, 两个数值都很小, 表明我国上市公司现在都基本脱离了董事长与总经理为同一人的内部人控制程度下降。关于其他的控制变量的描述性统计均在表1列出。
4.2 回归分析
利用ML (极大似然法) 方法对各模型进行回归分析, 得出的结果如表2所示。各个模型总体上显著, LR统计量都在1%的水平上显著, 且McFadden R2都在0.4左右, 说明模型所选变量对被解释变量有一定的解释能力。
从模型1的结果来看, 虽说独立董事比例的系数为负与预期符号一致, 但系数很小且不显著, 表明独立董事在防止信息披露违规中没有起到什么作用。这与我们的预期基本一致, 我国的独立董事在行使职责时存在较多的“不作为”现象, “花瓶董事”、“人情董事”较多, 限制了独立董事应该作用的发挥。他们往往很少发表自己的独立意见, 更很少发表与内部董事意见有分歧的意见, 没能起到设立独立董事时所期望的监督作用。结合描述性统计分析的结果, 各公司平均的独立董事比例刚刚达到证监会所1/3的要求, 让人不难联想各公司聘请独立董事更多的为了完成证监会的要求而不是本身为了加强公司治理的需要。因为各公司从聘用独立董事的初衷就不是期望其能发挥作用, 所以独立董事加入董事会对于公司信息披露违规并无影响。
注:*、**分别代表在5%、1%水平下显著。
模型2和3考查了董事会规模对信息披露违规的影响。结果表明, 董事会规模的系数为0.108, 并不显著, 董事会规模越大越有可能违反信息披露规定。另外模型3的结果与我们预期的基本一致, 董事会规模与信息披露违规存在一个正U型关系, 且在董事会人数为9时违反信息披露的可能性最小, 其Z统计量虽不显著但数值较大, 表明还是存在弱的正U型关系。董事会人数越多其相互间协调沟通就越困难, 更有可能产生搭便车行为, 而由较少人数构成的董事会的人员知识构成面偏底, 董事之间也更容易合谋, 所以一个合适的董事会规模对于信息披露是有一定影响的。通过本研究表明, 董事会规模理想人数应为9。
模型4的结果表明两职状态对于信息披露违规的影响较弱, 其符号为正与预期一致, 说明董事长与总经理合一会增加信息披露违规的可能性, 但系数统计量并不显著。结合描述性统计结果, 可以看出当前我国上市公司中的两职状态的比例很小, 大多数公司董事长与总经理是分离的, 其在公司治理中产生的影响越来越小, 对于董事会独立性的影响很小。
模型各控制变量与信息披露的关系有显著影响的是Debt、Performance和Liquidity, 前两者在1%的水平上显著, 后者在5%水平上显著, 而Growth变量只在模型2中在5%水平上显著, 在其他3个模型中在10%水平上显著。Debt越大, 公司的负债越高, 面临的财务风险也越大, 因而其越有可能违反信息披露规定。企业的业绩不好, 公司高层为了保住自己的位子有动力去造假, 掩饰有关信息。而Liquidity与信息披露违规正相关, 与我们的预期相反。这可以认为是我国投资者并没能充分利用“用脚投票”的权利, 没有对内部人员产生控制约束作用, 普通投资者普遍存在搭便车的心理, 不愿对公司的管理问题加以理会。当然我国股票市场上投机现象严重, 股票的换手率是发达国家的几倍, 普通投资者更关注的是短线抄作, 很少愿意对公司治理问题加以关注这也是个原因。另外Growth与信息披露违规存在较弱的负相关关系, 即总资产增长越多, 信息披露的违规可能性越小, 这可以认为是公司总资产的增长表明公司业绩向好的方面发展, 各方面发展正常, 其信息披露违规的可能性就小。此外, 笔者还将所有的解释变量 (即包括Independent 、Scale和 Dual) 放入一个模型中, 得出各变量的符号和统计量显著性均未改变。
5 基本结论
关于董事会特征的实证研究大多侧重于其与公司绩效之间的关系, 近来学者开始关注其在监督方面职能, 但更多的是从财务报表作假这方面来进行研究。本研究对于董事会特征与会计信息披露违规之间的关系作了全面的分析, 分析了独立董事比例、董事会规模和两职状态对于信息披露的影响。从回归分析中可以得出以下结论: (1) 独立董事比例与信息披露之间不存在相关关系; (2) 董事会规模与信息披露违规之间存在较弱正U型关系, 且在董事人数为9人左右时, 发生信息披露违规的可能性最小; (3) 两职状态与信息披露违规间存在弱的正相关关系。
从以上结论中我们认为要加强我国公司治理水平, 充分发挥董事会的作用, 加强监督管理水平。一方面需要完善独立董事制度, 独立董事作为外部监管者本应能很好的起着监督作用, 但在我国, 独立董事从提名到履行职责均存在种种问题, 基本背离了设立独立董事制度的初衷。我们应建立有效的独立董事市场, 各公司也应该设立提名委员会来选择独立董事。此外也应该完善独立董事制度的外部环境, 加强证券诉讼和保障制度。另一方面, 需要设立合适的董事会规模, 从各方面的研究综合来看, 过大或过小的董事会规模都不利于公司治理水平的提高。当然这个所谓合适的标准并没有一个统一的结论, 一般研究认为在7-10人时为合适, 这个因公司行业而异。此外, 董事长与总经理的也不应由同一人担任, 这样可以降低公司的内部人控制性。
披露特征 篇7
关键词：环境信息披露,董事会特征,实证分析
一、引言
在可持续发展战略下,企业作为资源的主要消耗者、 环境污染物的主要排放者,理应担负起社会责任,尤其是高能耗的电力行业,而环境信息的及时确认,计量与披露应该是其自觉行动的对外反映。信息披露是公司的内部行为,公司治理结构对内部控制的监管与促进,会促进企业的环境保护行动,进而会影响企业环境信息的披露。一个社会责任感强、功能完善的董事会能够督促管理层充分、 及时、准确地对企业的环境信息进行披露,重污染行业尤其如此。关于董事会特征,Fama(1983)就研究发现,当公司拥有就多的外部的独立的董事会时,董事会就更能有效的起到监督的作用,从而能更好的监督管理层,促使其更自愿的披露更多的环境信息;1988年Molz研究发现当公司的董事长和总经理两职合一时,公司较少的披露环境信息相比于两职未合一的公司。因为两职合一的公司经理较容易控制董事会,更倾向于不向外部人披露不利信息;Forker (1992)研究发现董事会中独立董事的比例越大,就更容易监督经理的机会主义,经理层就更愿意披露环境信息;李晚金(2008)研究发现,董事长与总经理是否两职合一及独立董事比例等因素对环境信息披露影响不显著。魏杏芳(2013)研究表明独立董事比例、董事会会议频次与环境信息披露水平存在显著地正相关关系;董事会规模、两职状态与环境信息披露水平存在不显著正相关关系。同时为了反映代表性行业的情形,本文以重污染行业的电力上市公司为例,分析了董事会特征对环境信息披露的影响,揭示了我国现阶段环境信息披露存在的问题并提出相关建议。
二、理论分析与研究假设
(一)董事会规模与环境信息披露的关系董事会规模指的是董事会中包含董事的人数。我国《公司法》第112条规定董事会成员为5-19人,一般人数为奇数。董事会规模过大会较容易发生争论,缺乏凝聚力,导致缓慢的决策制定速度和监控成本的提高。董事会规模过小,会导致每个人的工作负担过重,工作效率下降,同样有损董事会的有效性。Linpton和Lorsch(1992)研究发现董事会的人数最多为10个,最好为8个或9个。Jensen(1993)研究也发现当董事会的规模超出7人或8人,董事会的运行的有效性会较弱,更容易被管理层所控制。由此可见,董事会的运行是否有效受董事会的规模的影响,间接地影响企业信息披露的情况。根据上文中的理论分析,这里针对董事会特征对环境信息披露的影响提出假设。本文主要选取沪市A股2010年以电力为主营业的33家上市公司为样本。从表1的统计结果看,沪市电力公司的董事会规模平均为12人。然而各个公司之间的差异较大,规模最小的仅为7人,最大的则为21人。所占比重最大的是董事会有9人的公司,其占比为24.25%。其中绝大部分公司的董事会规模为9~15人,这一区间内的公司约为93.94%。因为董事会规模过大或过小都会对其有效性产生不利影响,这里采用Linpton和Lorsch以及Jensen的建议,董事会人数越接近8,企业环境信息披露的质量越好。
假设1:沪市电力公司董事会的人数与8的差的绝对值与环境信息披露质量负相关
(二)董事会独立性与环境信息披露的关系董事会的成员有内部董事和外部董事(含独立董事)构成。独立董事就是除经理人员特别是现任总经理、与公司有明显关系的董事、退休的经理人员包括退休的总经理,以外的人担任的董事。独立董事代表的是社会公众的利益,体现的是公开、公正、公平的原则。董事会较高的独立性有助于其加强对经理层的监管。由此,董事会的独立性强弱影响着董事会的运行效果,从而对企业环境信息披露造成影响。表2为董事会独立性分布表。我国在《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》中规定:在2006年6月30日前,董事会成员中应当至少包括2名独立董事;在2003年6月30日前,上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一独立董事。从表2的统计结果看,沪市电力公司中有4家的独立董事占比低于1/3,而正好达到1/3的有14家占总数的42.42%, 总体来看董事会独立性较弱。
假设2:沪市电力公司中独立董事的比例越高,企业环境信息披露质量也越高
(三)董事会中的“两职合一”与环境信息披露的关系 “两职合一”指的是,董事会成员同时担任企业内经理层的相关职务。董事会的主要职能是对经理层进行监管。而两职合一,意味着自己监督自己,使企业的监督机制形同虚设,难以避免对外隐瞒不利信息的情况出现。两职合一削弱了董事会的监控功能,有损董事会运行的有效性,从而影响到企业环境信息披露的质量。表3为董事会中的两职合一比例分布表。根据表3的统计数据,沪市电力公司两职合一比例的平均水平为12.62%。然而各个公司之间的差异较大,有5家公司没有两职合一的情况,而两职合一比例最大的为1/3有3家公司。所占比重最大的区间在5%~10%有12家公司,其占比为36.36%。
假设3:沪市电力公司两职合一比例与环境信息披露质量负相关
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源本文以我国上市公司年报和社会责任报告作为环境信息披露的载体,鉴于数据的时效性以及收集的便利性,选取了沪市A股市场2010年的主营业务为电力的上市公司作为本文研究的总体样本,另外为了保证数据的有效性,尽可能消除非正常样本对本文研究的影响,首先从总体样本公司中剔除掉ST、*ST等财务状况恶化的公司,其次在此基础上又剔除了某些材料、数据不齐全的样本公司,最终整理得到33家样本公司。本文共提出了3个关于公司董事会特征对环境信息披露水平影响的假设,另外构建了环境信息披露指数。其中有关环境信息披露指数方面的数据主要来源于33家样本公司2010年的年报和社会责任报告,通过手工查阅汇总得到,董事会特征方面的数据则主要来自东方财富网,并进行相关的计算后得到。有关上市公司年报和社会责任报告方面的资料与数据主要来源于上海证券交易所,公司董事会特征的资料与数据主要来源于东方财富网。本文对搜集到的数据运用EXCEL2003和Eviews 3统计软件进行整理、分析。
(二)变量定义本文设定环境信息披露指数EDI选择沿用舒岳在《公司治理结构对环境信息披露影响的实证研究》中评价方法并进行了适当的改动。这里把环境信息披露的质量分为以下四个方面:(1)环境信息披露的相关性: 主要包括企业环境政策信息、企业环境责任信息、企业环境保护信息。其中,空泛为1分,明确为2分,若明确指出政策名称即为明确;(2)环境信息披露的具体性:主要包括企业的能源消耗信息、污染物排放信息以及有关的财务信息等定量的信息。若为定性则1分,定量为2分;(3)环境信息披露的明晰性:要求明晰易读。明晰性主要参考环境信息披露在年报的位置,其中在董事会报告1分,社会责任报告1分。我们根据1~3三个方面的质量为标准,逐个收集汇总33家样本公司2009年年报和社会责任报告中的环境信息, 以累加方式计分。各变量定义见表4。
(三)模型构建为了分析公司的董事会特征与环境信息披露的相关关系,本文主要通过以下模型来论证:
四、实证分析
(一)变量描述性统计从表5可以看出,所统计的样本公司的环境信息披露最小值为0,均值为3.91,说明环境信息披露水平总体比较低,而且其中有两家企业在2010年的年报和社会责任报告中没有披露环境信息。董事会人数的均值为11.64,超过了Linpton和Lorsch(1992)建议限制董事会的人数为10个的标准,说明董事会规模相对较大。独立董事比例的平均水平是36.63%,仅比《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》规定的标准比例33.33%超出3.3%。两职合一的平均比例是12.62%,样本公司中仅有5家没有出现两职合一的情况。这一统计结果跟魏杏芳(2013)基于河北省上市公司数据得到的结果是一致的。
(二)共线性诊断一般情况,当解释变量之间的相关系数超过0.8时我们认为可能存在多重共线性,从表6中可见,样本各解释变量之间的相关系数都低于0.8,所以,根据数理统计原理,本文各解释变量之间不存在多重共线性问题,可以确保统计结果准确性。
(三)回归分析以样本公司环境信息披露指数为解释变量进行回归分析,结果见表7。由表7的回归结果来看, 调整后的R2为0.776033,即方程的拟合优度为0.776033,表明被解释变量即EDI的变化中约有77.6%的部分可以被解释变量解释,这个比例还是比较高的,拟合优度较好。F检验:给定显著性水平a=0.05,在F分布表中查得k-1=5和n-k=27,则临界值Fa(5,27)=2.57,由Eviews 3得到F=19. 47956>Fa(5,27),回归方程的显著性水平远远大于a=0.05, 说明被解释变量和解释变量之间有显著的线性关系。t检验:当显著性水平a=0.05时,ta/2(n-k)=t0.025(33-6)=t0.025(27) =2.05183,由表7的回归结果可见,解释变量和控制变量中只有董事会独立性(IND)的的系数t检验显著,说明董事会独立性对环境信息披露质量有显著的影响,而且其t检验值为8.451211,说明其与环境信息披露质量显著正相关。因此三个假设中,只有假设二成立,而假设一和假设三皆不成立。关于模型中的控制变量,在显著性水平a=0.05时,公司的获利能力(ROE)通过了t检验。也就是说,公司的盈利能力对环境信息披露质量有较显著的影响,而且由于其t检验值为-2.377629,说明公司盈利能力对其环境信息披露质量有一定的负面影响。通过上面的分析,我们验证了董事会特征与环境信息披露之间存在一定相关性。具体而言,独立董事比例与环境信息披露水平存在显著的正相关关系; 董事会规模、两职状态与环境信息披露水平存在不显著正相关关系。
五、结论及建议
(一)研究结论
(1)环境信息披露的缺乏统一平台。虽然近年来上市公司招股说明书中关于环境责任,污染原因、治理措施,通过环境认证情况,污染治理费用等信息披露的比例增高。 但仍然没有独立的环境报告书,比较集中体现在企业年报中的董事会报告、社会责任报告和公司招股说明书中。通常社会责任报告中披露的环境信息比董事会报告中披露的环境信息更为系统和详尽。有关财务影响信息,主要是排污费、绿化费和环保方面的政府补助等散布在财务报表附注中。由于大多数企业的环境信息分布过于零散,查阅起来十分不便,给信息的获取增加了难度。
(2)环境信息披露的内容缺乏统一规范。国家环保总局《环境信息公开办法(试行)》中的规定以及前人的研究成果,将环境信息分为五大类22项指标:环境政策信息、能源消耗信息、污染物排放信息、环境责任信息、环境保护信息等方面的情况,而财务信息方面基本只在排污费、环保方面的政府补助、技术改造的设备投资上有所体现。有些企业只披露以上三项。比较详细的会对能源消耗信息和污染物排放信息有数据上的披露。其余的那些信息鲜少有企业披露。
披露特征 篇8
一、文献综述
(一) 国外文献
国外的环境信息披露研究起源于20世纪40年代, 很多学者对环境信息披露的相关问题进行了研究, 研究范围广泛、程度深入, 研究的方式和方法也呈现多样化的局面。在董事会特征方面, Fama等 (1983) 发现拥有较多外部董事的董事会能更有效地发挥监督作用, 从而可以有效地限制管理层的机会主义行为, 促使公司自愿的披露更多的环境信息;Molz (1988) 发现董事长和总经理两职合一的公司, 环境信息自愿披露水平明显低于董事长和总经理分任的公司, 两职合一的公司中董事会更容易被经理人员控制, 更倾向于不向外部人披露不利信息;Forker (1992) 发现二职合一与自愿披露环境信息水平之间存在着显著的负相关关系;董事会中独立董事的比例越大, 监控经理层的机会主义行为就越有效, 经理层自愿披露信息的意愿就越强, 因而披露的环境信息也越多;Simon和Kar Shun Wong (2001) 发现, 独立董事比例与上市公司披露程度正相关, 但不显著;设立审计委员会的公司自愿披露环境信息的程度更高, 董事长与总经理兼任的公司环境信息自愿披露程度比相对较低, 但不显著;Eng和Mak (2003) 也发现独立董事比例与上市公司环境信息自愿披露水平负相关。
(二) 国内文献
我国对环境信息披露的研究起步比较晚, 主要集中在理论方面的研究, 关于公司治理结构中的董事会特征对环境信息披露影响的研究是最近几年才开始的。邹立 (2008) 发现董事会特征中的独立董事人数对环境信息披露影响显著, 董事长与总经理两职合一对环境信息披露影响不显著;李晚金、匡小兰、龚光明 (2008) 发现我国上市公司环境信息披露水平整体情况很差, 但在不断提高。实证研究结果表明, 董事会特征中的董事长与总经理是否二职合一、及独立董事比例等因素对环境信息披露影响不显著。
二、研究设计
(一) 理论分析
董事会特征与环境披露信息披露关系研究的基本理论主要包括:
(1) 代理理论。代理理论认为代理关系实际上就是一种“契约”, 在这种契约下委托人聘请代理人代表自己来履行某些职责, 并赋予代理人相应的权利。代理关系主要产生于现代企业当中, 其中最典型的契约关系就是股东与管理当局之间的委托代理关系。在代理关系下, 股东无法观察到管理当局的一切经营行为, 只能通过与管理当局签订契约来对管理当局进行约束和监督, 但监督契约的执行需要花费费用, 这些费用又会降低企业的利润, 从而降低管理当局的报酬, 因此管理当局就有动力将监督成本保持在较低的水平, 管理当局通过向股东主动披露更多可靠的公司信息来降低监督成本。随着国家对环境问题的要求越来越严格, 环境问题成为影响企业发展的一个重要因素, 企业的委托人关注投入到企业的资源的利用情况及管理当局对环境受托责任的履行情况, 管理当局通过向委托人披露更多的环境信息来降低代理成本, 而且代理成本越高, 管理当局自愿披露环境信息的动机就越强。
(2) 信息不对称理论。信息经济学研究表明, 在现实生活中, 每个人掌握的信息都具有不完全性和非对称性。信息不对称现象的存在容易引发逆向选择问题和道德风险。逆向选择会导致“劣币驱逐良币”现象的发生, 这一现象发生在企业和投资者的环保投入上, 就会导致环保投入高的企业由于不对外披露自身的环境投资情况, 存在信息不对称, 投资者则只会依据同行业的平均环保投入能获得的回报来考虑是否对企业投资。这样一来, 许多环保投入和环境绩效高于平均水平的企业, 投资者看不到投资应带来的环境改善, 就会减少投资, 从而造成环保投入越来越少, 环境绩效越来越差的恶性循环;道德风险是由于代理人处于信息优势一方, 委托人处于信息劣势一方, 代理人很可能会通过损害委托人利益的方式增进自身效用, 达到自己的目的。企业资源的供给者与企业的管理当局之间是委托代理关系, 资源供给者希望企业的管理当局在追求经济利益的同时, 投入一定资源在环境保护上, 使企业环境绩效达到最大化。但是, 在信息不对称条件下, 资源供给者无法观察到企业管理当局的全部行为, 当存在道德风险时, 企业管理当局将用于环境保护的资源挪用, 导致企业的环境绩效降低, 如果利益相关者察觉了这种行为, 给企业带来的将会是失去产品市场和消费者, 最终导致企业的经营业绩下滑。
(二) 研究假设
董事会是公司治理结构的重要组成部分, 一个运行有效地董事会能够监督并控制管理层的经营管理活动, 尽量减少可能出现的机会主义行为, 降低信息不对称现象, 促使经理层认真履行自己的管理职责, 及时、充分、准确地向外披露企业的信息, 从而影响企业披露信息的质量。
(1) 董事会规模与环境信息披露。我国《公司法》规定股份有限公司的董事会人数为5至19人。当企业的董事会规模过小时, 董事会成员的专业范围会缩小, 同时由于工作事务繁多, 人数过少, 导致董事会成员负荷过大, 工作效率难免会下降, 也就降低了对经营者的监督, 势必会影响环境信息的披露水平;而另一方面, 如果企业董事会的规模过大, 也不利于董事会职能的发挥, 这是因为组织理论认为大型组织在制定决策时往往要花费更多的时间, 这样一来就会降低组织的工作效率, 董事会规模过大, 那么董事会成员在制定决策或解决问题时, 意见种类多样, 很难达成统一, 必然会降低工作效率。国内外关于董事会对环境信息披露水平影响的研究很多, 但是并没有统一的结论。有研究认为, 较大的董事会规模, 制定决策时沟通、交流都需要花费更多的时间, 会降低董事会的有效性和监督能力, 从而降低信息披露水平。本文认为, 考虑到我国上市公司的规模普遍较小, 人数较少的董事会更为高效精干。基于以上分析, 提出如下假设:
假设1:上市公司董事会规模与环境信息披露水平负相关
(2) 独立董事比例与环境信息披露。董事会主要由内部董事和独立董事构成, 内部董事由于直接参与企业的经营管理, 所以很难保证其独立性, 而独立董事的设立正是为了增强董事会的独立性。正是由于独立董事的这种独立性, 使其与企业的执行董事相比更具有客观性, 对管理层的任免、高管人员的薪酬以及绩效评价等敏感问题, 能够做出更客观、更公正的决策, 从而更有效的对经营者实施监督, 促使其披露更多的环境信息;另外, 独立董事大多是学术界和企业界的知名人士, 很看重个人的声誉, 为了维护在人力资本市场上的信誉, 他们会尽职尽责地监督管理者的行为, 切实从企业的利益相关者角度考虑, 鼓励企业多披露信息, 在社会中树立企业良好的形象, 同时也提升个人的声誉和价值。随着我国独立董事制度的不断完善, 独立董事对经理层的监督功能也会不断增强, 公司环境信息披露水平也会不断提高。基于理论与实际相联系, 本文认为在其他条件不变的情况下, 我国上市公司独立董事人数越多, 越容易发生环境信息披露行为。基于以上研究, 提出如下假设:
假设2:上市公司独立董事比例与环境信息披露水平正相关
(3) 董事激励水平与环境信息披露。董事并不是企业的所有者, 所以追求的目标往往不会是企业价值最大化。只有让企业的董事有和企业共进退的观念, 才能使他们认真履行职责, 监督经理层的经营活动, 从而提高经理层披露信息的含量。激励与约束机制是提高董事工作效率和忠诚度的重要方法。为了解决年薪制的缺陷, 股票期权激励制度近几年发展起来。实际上股票期权就是让管理者占有公司的剩余索取权, 从而对管理者产生激励作用, 这样管理者从长期发展的角度选择有利于企业的经营战略, 在实现自身利益的最大化的同时也实现企业价值最大化, 从而减少机会主义行为, 提高信息披露水平。基于以上分析, 提出如下假设:
假设3:上市公司董事会持股比例与环境信息披露水平正相关
假设4:上市公司董事会薪酬水平与环境信息披露水平正相关
(4) 董事会会议次数与环境信息披露。董事会的决议主要通过召开董事会决定, 所以在一定程度上董事会会议召开的次数可以反映出董事会的勤勉程度, 是反映董事会运作效率的重要因素。董事会召开会议次数多, 说明董事对企业的关心度高, 勤勉度高, 使管理层迫于压力更尽心于自己的工作, 从而减少机会主义行为, 披露更多的环境信息。基于以上分析, 提出如下假设:
假设5:上市公司董事会会议次数与环境信息披露水平正相关
(三) 样本选取与数据来源
本文选取上交所和深交所A股市场制造业上市公司2006年至2008年的年报以及社会责任报告作为研究总样本, 并按如下顺序进行筛选:剔除被ST、*ST的上市公司;剔除材料、资料不全上市公司。最后得到598家样本公司, 3年共1794个有效样本。我国上市公司年报和社会责任报告方面的资料与数据主要来源于上海证券交易所 (www.sse.com.cn) 、深圳证券交易所 (www.szse.cn) 、中国证监会 (www.csrc.gov.cn) ;董事会特征方面的资料与数据主要来源于国泰安数据库以及巨潮资讯网 (www.cninfo.com.cn) 。本文对搜集到的数据运用EXCEL2003和SPSS16.0统计软件进行整理、分析。
(四) 变量设定
本文实证研究中的变量包括被解释变量、解释变量和控制变量, 其中被解释变量是环境信息披露指数, 由于环境信息披露内容目前并没有统一的规定, 本文主要借鉴国家环保总局《环境信息公开办法 (试行) 》中的规定以及前人的研究成果, 将环境信息分为五大类22项指标:环境政策信息 (与企业有关的环境法规与政策、采取的环境措施及策略、环境保护和污染治理目标及计划、对未来环境状况的预测) ;能源消耗信息 (消耗自然资源的种类、消耗自然资源的数量、为降低能源消耗进行的技术改造) ;污染物排放信息 (排放污染物种类、排放污染物数量、排放量是否达标、为降低污染物排放量进行的技术改造) ;环境责任信息 (因环境问题引起的诉讼、因生产对环境造成的影响、缴纳的环保费用、环境问题对企业财务状况的影响) ;环境保护信息 (环境治理投资、当年环保目标实现的效果、获得的环保收入、获得的环保荣誉或奖励、与环保部门签订的环保协议、对员工进行环保知识培训、通过环境质量认证情况) 。通过查阅上市公司公布的年报和社会责任报告, 对每家样本公司的22条环境信息披露条目逐条进行打分, 打分的具体原则是:如果样本公司对某项环境信息进行了定量披露, 得2分;如果只进行了定性描述, 得1分;如果未披露, 得0分, 最后把22项信息条目的得分进行加总, 得到每家样本公司的环境信息披露指数。在这里需要说明一下, 本文没有给各项指标设定权重系数, 主要是两个原因:一是权重系数的设定带有很强的主观性;二是本文的研究所面对的是所有环境信息使用者而不是特定的使用者, 不同的使用者对信息有不同的偏好, 侧重点不同。根据所提假设, 将董事会人数、独立董事比例、董事会持股比例、董事会薪酬水平以及董事会会议次数设为解释变量。根据国内外学者的研究, 公司环境信息披露还会受到公司规模的影响。Patten (1992) 的研究发现, 大公司准备信息的成本较低, 从而会增加信息披露含量。因此, 为了使研究结果更加准确, 本文选取了公司规模作为控制变量。详见 (表1) 。
(五) 模型建立
根据实证研究的目标, 本文建立一个多元线性回归方程, 通过SPSS16.0软件对所收集得到的数据进行统计分析、多元线性回归分析和t检验, 对公司董事会特征对环境信息披露水平的影响进行研究。建立回归模型如下:
其中:EDI为环境信息披露指数;β0为回归方程的常数项;βi为各解释变量及控制变量的待估系数 (i=1, 2, …6) ;ε为误差项的随机变量。
三、实证结果分析
a.Predictors:CS, ID, MS, MC, MM, SIZEb.Dependent Variable:EDI
(一) 描述性统计
从 (表2) 可以看出, 环境信息披露指数三年的平均值分别为4.4、5.13、7.24, 可见我国企业环境信息披露水平还不高, 但呈现逐年增长趋势, 这主要是因为近几年来我国加强了对环境信息披露的监管, 环保总局和证监会颁布了许多法律法规, 从而促使环境信息披露有所增加;环境信息披露指数得分的最小值三年都是0分, 说明每年都有企业没有披露环境信息, 而最大值和最小值相差悬殊, 说明企业之间对环境保护的重视程度不同, 环境信息披露水平参差不齐。
(二) 回归分析
从 (表3) 看, F值为20.138在1%的水平上显著, 说明因变量与自变量之间有显著的线性关系, 回归效果不错, 回归模型具有统计学意义。通过表4, 可以看出各变量的容忍度都大于5, 膨胀因子都小于2, 说明各变量间不存在共线性问题, 董事会规模、董事会薪酬水平和董事会会议次数的t检验值在1%的水平上显著, 即通过了检验, 董事会持股比例和独立董事比例与环境信息披露水平关系不显著, 没有通过检验。另外, 控制变量公司规模也通过检验, 说明规模越大的企业越倾向于披露环境信息。
四、结论与建议
通过对影响环境信息披露水平的董事会特征进行回归分析, 可以看出董事会规模与环境信息披露水平之间呈显著的负相关关系, 说明过大的董事会规模确实会降低董事会效率, 影响环境信息披露水平;董事会薪酬水平与环境信息披露之间呈显著的正相关关系, 证实了假设4, 说明目前在我国年薪制还是起到了一定激励作用, 促使管理者更加尽职尽责;董事会会议次数也通过了检验, 可见一个勤勉的董事会确实提高了监督效率;独立董事人数与环境信息披露水平没有显著关系, 假设2没有通过检验, 可见我国上市公司虽然引进了独立董事制度, 但是在加强环境信息披露方面的效果并不显著;董事会持股比例也没有通过检验, 这可能是由于我国目前的股权激励机制还不完善, 董事会成员的持股量较少, 激励作用还不显著造成的。本文针对以上结果, 提出如下建议:合理控制董事会的规模, 使之更适应公司管理的要求, 提高监督效率, 从而披露更多的环境信息;完善独立董事机制, 改革独立董事的提名制和津贴制度, 增强董事会的独立性和监督能力, 提高环境信息披露水平;逐步实现选聘机制的市场化, 提高董事会成员的工作积极性, 并且充分利用股票期权激励制度, 克服高管层的短期行为, 考虑企业的长远发展, 加强环保工作和环境信息披露行为。
参考文献
[1]李晚金、匡小兰:《环境信息披露的影响因素研究》, 《财经理论与实践》2008年第5期。
[2]汤亚莉、陈自力:《我国上市公司环境信息披露状况及影响因素的实证研究》, 《管理世界》2006年第1期。