公司治理机制对公司透明度的影响_来自中国上市公司的经验数据

会计研究200418

公司治理机制对公司

透明度的影响①

———来自中国上市公司的经验数据

崔学刚

(北京工商大学会计学院　100037)

【摘要】越来越多的国家把公司透明度作为衡量公司治理效率的标志,并为提高企业透明度做出了种种努力。中国同样面临提高公司透明度的问题,然而截至目前,国内并没有关于企业透明度与公司治理机制之间关系的实证研究。本文以我国上市公司作为研究对象,以自愿性信息披露水平作为公司透明度的替代变量,分析了公司治理机制对公司透明度的影响。

【关键词】自愿披露水平　两职合一　独立董事　股权结构　机构投资者

一、理论渊源与文献回顾

在现代资本市场中,对上市公司信息披露的要求源于管理层和外部股东之间的信息不对称和利益冲突。因此,有效的信息披露可以降低信息不对称,使股价更准确地反映公司信息,强化资本市场对公司管理层的约束;此外,在存在控股大股东的情况下,对有关股权结构、关联交易等非财务信息的披露也有利于保护中小股东的利益。Merton(1987)指出,当公司信息披露无法达到要求时,投资者对该公司的股票进行估值时将要求信息风险溢价,从而会增加公司的资本成本。Bushee和N oe(1999)、Luez和Ver2 recchia(2000)的实证研究也证实了这一点。

1996年4月11日,美国证券交易委员会(SEC)发布了关于I ASC“核心准则”的声明。在该声明中,对“高质量”准则的具体解释是可比性、透明度(transparency)和充分披露。这之后,SEC及其主席加Arthur Levitt多次公开重申高质量会计准则问题,并将透明度作为一个核心概念加以使用。1997年初东南亚金融危机爆发后,许多国际性组织将东南亚国家不透明的信息披露归为经济危机爆发的原因之一。联合国贸发局(UNCT AD)的调查报告认为,透明度和解释度不足是东南亚金融危机的直接诱因,并将透明度定义为“使得公司状况、决策和行动可获知、可监督和可理解的一种技术程序”(W orking G roup on Inter2 national Financial Crisis,1998)。巴塞尔银行监管委员会(Basle C ommittee on Banking Supervision)1998年9月发布的“增强银行透明度”研究报告中,将透明度定义为“公开披露可靠与及时的信息,有助于信息使用者准确评价一家银行的财务状况和业绩、经营活动、风险分布及风险管理实务”。按照该定义,高透明

①本文是谢志华教授主持的北京市教委重点课题(S z200410011003)的阶段性成果。

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度意味着能够“透过现象看本质”,即企业所提供的信息,使用者能据以准确了解企业的财务状况、经营成果及风险程度等。

公司披露由强制性披露与自愿性披露构成。公司的高透明度不仅有赖于强制性披露,更大程度上依赖于自愿性披露。Ball,R obin and Wu对据称都执行了国际会计准则的香港、泰国、马来西亚和新加坡的研究表明,如果只按照会计准则区分,这四国(地区)应当提供高透明度的财务报表;但如果按照当地经济和政治环境对财务报表提供者所产生的激励来看,则他们所报告的会计信息将是低透明度的。所以,一套清晰、准确的会计准则和相应的信息披露制度,只是为高透明度会计的实现提供了技术上的可能,只有当相关会计环境使得提供不透明会计信息的预期收益为负时,会计高透明度的实现才成为必要。因此,尽管公司的自愿性披露可能是由强制性披露诱致或者是强制性披露的必要补充,但是自愿信息披露具有相对的独立性,且更能反映公司的透明度程度。所以,透明度实际上指除了强制信息披露之外的自愿信息披露(Sim on S.M.H O&K ar Shun W ong,2001)。本文同意这种观点,并用自愿性信息披露水平作为公司透明度的替代变量,认为具有较高自愿性信息披露水平的公司具有较高的透明度。反之,则公司透明度较低。

在我国,上市公司信息披露的法规架构虽已基本确立,但部分上市公司缺少公开、透明、及时提供准确信息的传统,一些公司甚至操纵利润报表,提供虚假信息。即便在较成熟的美国资本市场上,各种“数字游戏”仍然存在。所以许多研究认为,这些问题的解决,即公司透明度的提高,有赖于公司治理机制设计的有效性。然而对什么样的公司治理机制对提高公司透明度是有效的这一问题却不很清楚。

国外一些文献就公司治理对公司自愿信息披露水平的影响做了研究。这些研究中,分别考察了以下变量:股权结构(如Craswell and T aylor1992;Mckinnon and Dalimunthe1993;H ossain,T an and Adams1994; Raffournier1995)、独立董事比例(如F orker,1992;Malone,Fries and Jones1993)、董事长的任命(如F orker, 1992)、是否存在审计委员会(如F orker,1992;H O&W ong,2001)、董事长与CE O的两职合一以及董事会中家族成员比例(如H o and W ong,2001)。然而这些研究主要基于西方和香港等地的资本市场环境和制度背景,与中国大陆的市场环境与制度背景差异较大,其结论对中国大陆上市公司的适用性有待检验。然而迄今为止,国内并没有关于公司治理机制与公司透明度之间关系的研究。因此,本文将基于中国大陆资本市场环境和特定的制度环境,研究公司治理机制对公司透明度的影响。

二、研究假设

Jensen和Meckling(1976)的代理理论提供了考察信息披露行为与公司治理关系的理论框架。公司治理是用来控制代理问题,保证经营者能够从股东利益最大化出发来管理公司的。公司治理机制主要存在内部治理机制与外部治理机制两个方面,前者以董事会监控为核心,后者以外部治理主体为核心,而公司信息披露主要服务于外部治理机制。在理论上,公司内部治理机制与公司信息披露(外部治理机制)之间存在互补(C om plementary)效应与替代(Substitutive)效应两种可能。如果这两种治理机制存在互补效应,当公司采用有效的内部治理机制,从而提供了强大的内部监控手段,这样可以有效减少经营者的机会主义行为(Opportunistic Behaviors)和信息不对称(In formation Asymmetry),那么根据代理理论可以预期外部治理机制也相应得到完善,即信息披露水平较高(Leftwich,Watts and Z immerman1981; Welker1995)。经营者在这种严格的监控环境中不太可能为实现个人的利益而隐瞒过多信息,从而导致公司财务报告的可理解性和信息的整体质量水平提高,即公司透明度的提高。另一方面,如果内外两种治理机制存在替代效应,那么,当公司可以采取有效的内部治理机制时,公司就不必提供更多的信息披露,因为完善的内部公司治理机制可以替代外部公司治理机制,外部治理机制的作用弱化必然导致其对信息需求

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的降低。公司内外治理机制的互补效应与替代效应这两个截然相反的观点,孰是孰非,迄今还没有完全得到证实。尽管存在理论上的分歧,H ill(1999)却认为,无论内部治理机制还是外部治理机制,都不可能完全单独地成为公司治理机制的完美替代,因而,理想的情况是这两种治理机制实现最佳配合与均衡。所以,在本文中我们运用互补效应观点,预期内部治理机制与外部治理机制之间存在正相关关系,即存在较完善的内部治理机制的公司具有较高的信息披露水平。为此,我们引入了如下公司治理变量,并提出相应的理论假设。

(一)董事长与总经理的两职合一

在所有权与经营权分离的现代公司中,代理问题主要表现为以总经理为代表的高层管理人员与股东之间的利益冲突。利用董事会监控总经理,是股东维护自身利益的一种机制。然而两职合一意味着总经理自己监督自己,这与总经理的自利性相违背,于是代理理论认为,董事长和总经理两职合一会削弱董事会的监控功能(M olz,1988),公司倾向于隐瞒对自身不利的信息,从而公司透明度会降低。虽然Jensen (1983)认为逆向选择的后果可以通过市场规则来消除。但是F orker(1992)断言两职合一会威胁到内部监控质量和信息披露质量,并发现两职合一与公司信息披露水平存在负相关关系;H o and W ong(2001)对香港上市公司的研究也得到同样的发现。因此,我们有假设:

H1:存在两职合一的公司具有较低的公司透明度。

(二)独立董事

董事会的重要角色在于其对经营者的监控功能(P ound,1995)。独立董事作为抵制经营者机会主义行为的手段,有利于内部治理机制的强化(R osenstein and Wyatt1990),从而独立董事在董事会中的比例越大,公司越倾向于更大程度地自愿披露信息。Leftwich et al.(1981)和Fama and Jensen(1983)都证实了独立董事在董事会中的比例越高,越能有效地监督经营者的机会主义行为。从而可以预期公司更多地自愿披露信息。F orker(1992)发现较高的独立董事比例能够提高财务信息披露质量,减少经营者由于隐瞒信息而获得不当利益的可能性。因此,我们有假设:

H2:。

(三)前十大股东持股比例

代理理论认为股权越分散,经营者侵犯投资者利益的可能性越大(Leftwich et al,1981;Fama and Jensen, 1983)。一个主要的原因是股权越分散,单个股东为保护其利益的行动越困难(成本越高),其获取的利益越小。Shleifer和Vishny(1986)的模型则表明,大股东具有限制管理层牺牲股东利益、谋取自身利益行为的经济激励及能力,可以更有效地监督经理层的行为,有助于增强接管市场运行的有效性,降低代理成本。所以我们预期,在控制前十大股东内部持股集中程度的基础上,前十大股东持股比例越高,股东对经营者的监督越有利,根据内外治理机制的互补效应观点,公司越倾向于更多地自愿披露信息。于是有: H3:前十大股东持股比例越高的公司具有较高的公司透明度。

(四)高级管理人员①持股

董事会是内部公司治理机制的核心,其监控效率不仅与内部治理结构有关,而且更与董事会成员(董事)的能力与责任心有关,股东与董事会成员之间仍然存在委托代理关系。较高的董事持股比例能够有效激发董事为股东利益而勤勉尽责地工作,从而会强化董事会的运做效率。所以较高的董事会成员持股比例意味着公司具有有效率的内部治理机制,从而信息披露水平较高。于是我们有假设: H4(a):董事持股比例较高的公司具有较高的公司透明度。

①对上市公司而言,高级管理人员一般指董事会成员、总经理和监事会成员,由于受资料限制,本文只考察董事会成员和总经理的持股情况对公司透明度的影响。

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当经理对公司没有剩余索取权时,他们就会回避风险较高、收益较高的项目,选择风险较小收益较低的项目,从而偏离股东价值最大化目标。当经理拥有公司剩余索取权时,即持有公司股份时,他们就会投资风险较高而收益较高的项目,从而使自己福利水平得到提高。因此,当公司经理人员持有较多的公司股份时,就如给他们戴上了“金手铐”,公司利益与经理人员的利益就紧紧地捆在一起。这样内部治理机制就会更有效,公司将倾向于更多披露信息。所以假设:

H4(b):总经理持股比例越高的公司,越倾向于较高的公司透明度。

(五)前十大股东中是否具有机构投资者①

机构投资者不象国家股、法人股那样容易接触公司内幕信息(Defond et al,2000),并且其盈利压力也大于前者,所以机构投资者会以不同的方式对公司管理施加压力,机构投资者不再是一个纯粹意义上的资本炒作者,而更是一个理性投资者、管家型的管理者(王斌,2001),具有较强的市场激励,在公司监控方面是较为积极的。于是假设:

H5:前十大股东中拥有机构投资者的公司,具有较高的公司透明度。

(六)A股流通股的比例

在我国上市公司同时存在流通股和非流通股的体制背景下,A流通股的市场约束显然高于非流通股,正如H5的道理一样,发行A流通股的比例越高,非流通股相对越低,对公司改善治理的压力越大,所要求的公司透明度越高。于是有:

H6:发行A股流通股的比例越高,公司越倾向于更透明。

(七)B股比例

一般地,外资股股东可能面临更高的信息不对称,从而承担更高的代理成本。这样公司只有更多地自愿披露信息,增加公司透明度,才能提高公司外资股股价。对中国上市公司更是如此(肖泽忠等, 2003),因为外资股东缺乏直接接触公司员工以获得信息收集和信息证实的渠道。同时,发行B股的公司除了要求遵循中国的会计准则以外,还要求遵循国际会计准则(IS A),这种额外要求也带动了国内信息的自愿披露。西方学者也有证据证明,公司在多地上市具有较高的信息披露水平(Singhvi and Desai,1971; Firth,1979;C ook,1989;Inchausti,1997;Fergus on,2002)。所以我们假设:

H5:B股比例越高的公司具有更高的公司透明度。

(八)其他控制变量

为有效检验以上假设,我们在多元回归模型中控制如下变量:公司规模(Chow and W ong2Boren1987)、盈利水平(Meek et al.1995)、财务杠杆(Bradbury,1992);行业类型(Meek et al.1995)、前十大股东股权相对集中程度、无形资产比例。

三、数据来源与研究设计

(一)公司透明度的计量

如前文所述,我们以公司自愿性信息披露水平作为公司透明度的替代变量,且自愿性信息披露水平越高,公司透明度越高;反之则反之。因此对公司自愿性信息披露水平的计量即是对公司透明度的计量。

本文采用信息披露指数(Disclosure Index)来测度自愿信息披露水平。我们设计的信息披露指数包括了41个信息条目,这些条目全部是自愿披露条目,且每个年度的公司信息披露指数均由这41个自愿信息

①机构投资者有各种各样的定义,它泛指以法人形式入主公司并进行投资的实体。我国自颁布实施证券投资基金管理办法以来,证券投资基金取得了长足发展,截止到2000年初,我国证券投资基金已达19家,发行规模达470亿元,基金成为中国二级市场中最主要的机构投资者。因此本文所研究的机构投资者仅指投资基金或基金公司。

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披露条目汇总而成。构成信息披露指数的41个信息条目主要是以信息使用者的信息需求为宗旨,参照前人的研究成果和通用信息需求而设计的,并从公司1997、1999、2001三年年报中选取的。这样,每一家样本公司在各年所被考察的信息条目是完全相同的。

然后分别对各年每家样本公司的41条自愿性披露信息条目打分,打分原则是:任意一家样本公司在1997、1999、2001任一年进行披露,则该年该公司的该条目取值为1;如果未披露,则有两种情况,第一,公司该年本身没有该项业务,则为缺省值,第二,如果有相关业务而未披露则取值为0。

接下来要把每家样本公司的信息条目的分值汇总成公司信息披露指数。令第i 家公司信息披露指数记为Y i ,Y i 等于第i 家公司自愿披露条目得分之和除以有效条目①数量。Y i 考察的是公司的自愿信息披露水平。Y i 是本文考察的因变量。

(二)变量定义与计量

关于变量含义及计量见表1。

表1　

变量含义及其计量规则一览表变量类型

变量符号含义描述及计量因变量Y

　公司信息披露指数,代表公司信息自愿披露水平,其计量见前文。解释变量②DUA 董事长与总经理是否两职合一,两职合一取值为1;否则为0I DR

　独立董事比例,等于独立董事数量除以公司董事规模TE NR 前十大股东持股比例,等于前十大股东持股数量之和除以公司总股数

DE QU 董事持股比例,等于董事会成员持股数量之和除以公司总股数。

ME QU 总经理持股比例,等于公司总经理持股数量除以公司总股本

I NST 前十大股东中是否具有机构投资者,前十大股东中具有机构投资者取值为1;否则为0

A LI Q 发行的A 股流通股比例,等于发行的A 股流通股数量除以公司总股数。

BSH B 股比例,等于发行的B 股数量除以公司总股数

控制变量SIZE 公司规模,等于公司资产总额的自然对数

ROE 盈利水平,等于净资产收益率,即公司净利润除以所有者权益

LE V 财务杠杆,等于资产负债率,即负债除以总资产

I ND 行业类型。属于制造业的公司,取值为1;否则为0

C ONC

　前十大股东股权相对集中程度。等于Σ(Nj/NT )2,其中,Nj 是第j 大股东的持股数量,

j 从1到10;NT 是公司总股数。I NT AN 无形资产比例,等于无形资产金额除以资产总额

(三)样本选择

从1997年至今,我国上市公司治理机制发生变化最大的几年。为了把公司治理机制的这些变化尽可能纳入研究范围,以提高自变量的方差,本文等间隔地选取了1997、1999和2001年作为研究样本。为满6

7①②解释变量数据均来自巨灵数据库和公司年报,我们通过统计、计算而得到。

我们所选的41个自愿披露信息条目,不是每个公司的信息披露都涉及,比如公司没有某一信息条目所涉及的经济业务,该公司自然不会披露该项信息,我们就认为该条目对该公司来说属于无效条目,在对该公司的该条目打分时赋予缺省值。所以有效信息条目是指公司涉及有关业务并且得分不为缺省值的信息条目。比如,在汇总时,某公司1997年涉及30个有效信息条目,而各有效信息条目的得分之和为12,则该公司该年的信息披露指数=12/30=014。

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足研究需要,采用下列规则对样本进行筛选。从截止2001年底发行A 股的1172家上市公司中,首先扣除1997年至2001年间被ST 、PT 的公司(1997～2001年累计有101家公司被ST 、PT ),因为ST 、PT 公司财务状况异常,而我们主要考察的是正常经营状态下公司的信息披露;其次,扣除了金融类与房地产类公司共34家,因为金融类和房地产类上市公司,其业务及其风险揭示具有特殊性,证监会对属于这两类行业的公司信息披露有专门规定;第三,扣除了在1997～2001年633家新增上市公司(2001年新增上市108家;2000年134家;1999年96家;1998年101家,1997年194家),以保证1997、1999、2001三年公司披露数据的连续性;第四,扣除了1997～2001三年更名的公司118家,公司更名,往往是因为被并购或重组,其主营业务会因之发生较大变化,为保证主业经营的连续性和稳定性,需要把研究期内更名的公司扣除。第五,由于在境外发行H 股或N 股的上市公司信息披露的内容和格式与境内上市公司有很大差异,对境内信息披露可能会有较大影响,为控制这种影响,我们扣除了发行H 股或N 股的上市公司。最后得到有效样本量为234个。

四、实证结果分析与讨论

(一)样本公司治理机制与自愿信息披露特征描述①

因变量Y 的均值为0120,变化区间为0103到0154,因而样本公司的信息披露指数的标准差系数为0155,说明样本公司之间透明度存在较大差异。这个结果与中国大陆资本市场整体信息披露水平不高、公司在自愿披露信息方面具有较高灵活性的背景相一致。另外还可以看出,公司透明度的整体水平是很低的②。这与中国大陆证券市场的“政策市”、“消息市”、“消息满天飞”等现象是吻合的,因为在公司透明度不高的情况下,股东或专业投资者必然求助于其他途径获取的信息。

独立董事与董事会规模的比例I DR 均值为3%,变化区间0到80%,说明独立董事数量偏低,各公司之间差异较大。这虽然可能与2001年8月22日证监会发布《关于上市公司设立独立董事的指导意见》有关③,而在这之前,监管部门没有对独立董事的聘任做出具体规定,但是,由于《意见》只可能对2001年I DR 有影响,而且影响时间范围有限(最多是4个月),同时由于独立董事的聘任有许多限制性规定④,也会使公司在聘任独立董事方面谨慎行事,从而使考察独立董事的时间拉长,这又会进一步缩小《意见》对本文样本公司I DR 的影响。所以我们认为本文样本公司的I DR 是在市场力量约束下的公司自主行为。

董事持股比例DE QU 和总经理持股比例ME QU 是很低的,其均值分别是0104%和01008%。A 股流通股比例A LI Q 和B 股比例BSH 均值分别为34%和4%,因此我国资本市场非流通股的比例是很高的。

各变量之间最高的相关系数在TE NR 和A LI Q 之间(R2=0167)。但是只要相关系数不超过018,就不需要担心自变量之间的多重共线问题(H o and W ong ,2001)。

(二)多元回归模型与假设检验

本文的多元回归模型如下:

Y i =a 0+β1DUA i +β2IDR i +β3TENR i +β4DEQU i +β5MEQU i +β6ALIQ i +β7BSH i +β8INST i +

β9INT AN i +β10LEV i +β11conc i +β12IND i +β13ROE i +β14SIZE i +εi ,i =1,2,…

23477①②③④比如更换独立董事必须公告的规定,使得公司要考虑更换独立董事公告对公司带来的负面影响。

其要求:在2002年6月30日以前,上市公司董事成员中至少包括2名独立董事;在2003年6月30日以前,上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一独立董事,其中至少一名会计专业人士。

2001年1月,普华永道(price W aterhouse &C oopers )发布了一份关于“不透明指数”(The Opacity Index )的调查报告。在普华永道“不透明指数”的分项调查中包括了会计准则与实务(含公司治理与信息披露)的“不透明”研究。根据该报告,中国的“会计不透明指数”为86,仅次于南非(90),会计透明度与其他国家相比有明显的差距。由于该项调查至少在受访者的控制上,存在较大争议。比如,对中国的调查以普华永道的员工作为主要受访者,而其他国家的受访对象为当地人士。所以尽管笔者不赞同普华永道过于极端的研究结论,但是中国上市公司透明度较低似乎是事实。

限于篇幅,我们没有列出变量的描述性统计、相关系数矩阵等表格。

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回归结果见表2。表2中的T olerance与VIF值进一步证实了回归模型基本不受多重共线性的影响①,并且可以看出方程的整体拟合效果较好。公司治理变量DUA、I DR、I NST、A LI Q系数在1%的水平上显

著,且系数符号与假设预期的一致。这样假设H1、H2、H5、H6分别得到证实。两职合一会降低公司自

愿信息披露水平,从而降低公司透明度。我国的《上市公司治理准则》(修改稿)明确提出“董事长与总

经理原则上不能由同一人兼任”是有一定道理的;独立董事能够有效推动公司透明度的提高,这从一个

侧面证明了近年来,我国证券监管部门在推动独立董事制度的建立与完善方面所做的工作是符合提高公

司透明度要求的;A股流通股比例以及机构投资者能够有效改善公司治理,提高公司自愿信息披露水平,

从而提高公司透明度。因此,我国近年来发展机构投资者的努力以及十六届三中全会提出的股市全流通

目标是符合提高公司透明度,以发展证券市场、完善公司治理要求的。

公司治理变量BSH系数在10%的水平上显著,证实了假设H7,说明外国投资者在提高公司透明度方

面具有一定作用。TE NR系数也在10%的水平上显著,符号也与假设预期一致,证实了H3。

表2还表明董事持股比例与总经理持股比例对公司透明度没有显著的影响,所以H3(a)、H3(b)假设

遭到拒绝。那么,为什么我国上市公司高级管理人员(董事与总经理等公司高层管理人员的统称)的持股制

度没有达到应有的效果呢?我们认为有如下原因:第一,高级管理人员的持股比例偏低,不能产生有效的激

励作用。本文样本公司董事持股总和占公司总股本的比例仅为0104%,总经理平均持股比例为01008%,这

同《财富》杂志1980年公布的371家美国大公司董事会成员平均1016%的持股比例相比(M ock,1988),无

疑是太低了。第二,与西方上市公司高级管理人员的持股计划相比,我国上市公司高级管理人员的持股有两

个显著不同的特点:一它是一种奖励,但这种奖励不是靠表现,而是凭公司正式员工资格就可获得;二是这

种奖励是针对过去的奖励,是一次性的,将来表现再好可能也不会有。因此,这样定位不明确的持股制度,

仅仅是一种福利性质的补偿,并不能起到多大的激励作用。

表2　方程及变量系数回归结果

Dependent variable=Y R2=01232

Adjusted R2=01216 F significance=01000

N=702

自变量B t T olerance VIF

(C onstant)-111660-2150933

DUA-10451-51329333196811033

I DR1276051821333192511081

DE QU415E-0711330172011389

ME QU-115E-07-1408172711375

TE NR10008117483136221764

A LI Q1178041279333131931132

BSH10848117503153711862

I NST1048051947333189311120

①比如更换独立董事必须公告的规定,使得公司要考虑更换独立董事公告对公司带来的负面影响。只要VIF值不超过10,多元回归模型就不受多重共线的显著影响。

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续表自变量B t T olerance VIF

I NT AN121301198433195411049

LE V-10003-11228191811089

C ONC-10152-1930187911138

I ND1023721777333178911267

ROE1000311602184111188

SIZE1019641135333178011282

333表示在1%的水平显著;33表示在5%的水平显著;3表示在10%的水平显著。

另外,公司透明度与行业类型、公司规模等特征在1%的水平上呈现正相关关系,即制造行业具有较高的公司透明度,公司规模越大越倾向于高透明度,这与大量的研究结果相一致(C ooke,1995;崔学刚、朱文明,2003;等),无形资产在10%的水平上与公司透明度正相关,所以控制无形资产比例是合适的。

五、独立董事与两职合一对自愿信息披露的交互影响

前文的实证结论证实了两职合一对于提高公司透明度具有负面影响,而独立董事在提高公司透明度方面具有正面影响,但是把两者结合起来考虑会有什么结果呢?中国证监会2001年9月发布的《上市公司治理准则》(修订稿)第三十二条规定:“……董事长和总经理要明确各自的职责。为有利于董事会对经理层的有效监督,上市公司董事长和总经理原则上不应该由同一人担任。如果董事长和总经理由同一人担任,则公司董事会成员中应至少包括二分之一的独立董事……”但是,在2002年1月颁布的《上市公司治理准则》中,取消了这一规定。我们不知道取消的具体原因是什么①,但是,这给我们提出了研究独立董事在两职合一情况下能否改善公司透明度的问题。这一问题的结论似乎是肯定的,但是我们的研究并没有发现相关的支持证据。

为研究独立董事与两职合一对公司自愿信息披露水平的影响,我们做如下设计:

在前文的回归模型中,把独立董事变量从模型中取出,而加入独立董事变量I DR与两职合一DUA变量的乘积,即I DR做为一个新的自变量,这样,多元回归方程变为:

Y i=a0+β1DUA i+β3TENR i+β4DEQU i+β5MEQU i+β6ALIQ i+β7BSH i+β8INST i+β9INT AN i +β10LEV i+β11conc i+β12IND i+β13ROE i+β14SIZE i+β15IDR i×DUA i+εi,i=1,2, (234)

这样对于新的解释变量(I DR i×DUA i),当两职不合一,即DUA i=0时,该变量为0;但当公司存在两职合一,即DUA i=1时,该变量就等于I DR i。因为在前文的回归方程中I DR、DUA的系数均高度显著,且符号相反,所以在新的回归方程中,如果新的解释变量(I DR×DUA)的回归系数不显著,那么,就说明独立董事在两职合一情况下提高公司自愿披露水平的作用是不显著的,即独立董事无法对两职合一的负面影响产生抵消作用,这反过来也说明独立董事对提高公司透明度、改善公司治理的积极作用在公司不存在两职合一的情况下最有效。

新回归结果表明,方程的R2=01195,Adjusted R2=01178,方程在1%的水平上显著,方程仍然具有较好的拟合优度。且T olerance和VIF值都表明无须担心变量之间多重共线问题。这时,原先系数显著的变量仍旧显著,而且ROE也在10%的水平上变得显著。但是,新变量(I DR×DUA)的系数不显著。因此,

①我们推测,禁止董事长与总经理的两职合一,既不符合我国的具体的经济环境,也不符合国际惯例。因而取消禁止两职合一的规定,而不是因为考虑独立董事对在两职合一情况能否提高公司透明度的问题。

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独立董事在克服两职合一对公司透明度的负面影响方面是无能为力的。《上市公司治理准则》(修订稿)中关于“如果董事长和总经理由同一人担任,则公司董事会成员中应至少包括二分之一的独立董事……”的规定是缺乏理论依据的。

六、研究结论与政策含义

(一)研究结论

美国大法官路易斯.布兰戴斯在其所著的《他人的金钱》中提出一句名言:“公开是救治现代化社会及工业弊病的良药,阳光是最好的防腐剂,灯光是最好的警察”。作为公开原则的具体体现,充分有效的信息披露是保证资本市场有效运转的基石。本文运用我国上市公司数据分析了对公司透明度产生影响的公司治理因素,并考察了它们之间的作用规律。发现公司治理变量中的两职合一对公司透明度产生负面影响,而独立董事、前十大股东持股比例、A股流通股比例、前十大股东中具有机构投资者、B股比例等公司治理变量能够提高公司透明度;公司透明度与无形资产比例、行业类型、公司规模等控制变量具有显著的相关性;在存在两职合一的情况下,独立董事对提高公司透明度的作用会受到限制。本文的研究结论支持了公司内部治理与外部治理之间存在互补效应的论断。

(二)政策含义

本文的研究结论具有以下政策含义:

1.公司内部治理机制与外部治理机制具有互补效应,对上市公司而言,完善公司治理,仅仅按照《公司法》的要求建立股东大会、董事会、监事会的管理体制是远远不够的,强制所谓的“规范运作”最终可能还是不规范运作。内部治理机制与外部环境要同步建设,塑造理性、成熟、受市场严格约束的投资主体,提高公司透明度,是完善公司治理的关键一环。

2.由于公司透明度受行业类型、公司规模、无形资产比例等公司特征变量的影响,因此在制定信息披露准则时,需要根据市场发展程度,因势利导,实现“规则导向”向“原则导向”的转变。

3.高层管理人员持股制度等西方公司治理机制的引入要考虑我国现实的体制背景和市场环境,不能盲目照搬。至少从提高公司透明度来看,没有证据支持我国的高层持股制度取得了预期的效果。

4.独立董事在一定程度上能够促进公司透明度的提高,但是在两职合一的情况下,这种作用会大大减弱。所以,要求两职合一的公司增设独立董事,至少从提高企业透明度的角度来看,其成效是值得怀疑的。同时,说明公司治理机制的有效性是有条件的、权变的。

主要参考文献

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