摘 要：以深市国有上市公司为例，实证分析了四个董事会特征与自愿性披露水平的关系。通过使用自愿性披露水平的衡量指标——信息披露指数，研究发现独立董事人数、第一大股东所派董事人数、执行董事人数均与披露水平显著地正相关，董事会规模与披露水平负相关，但并不显著。另外，公司规模与披露水平显著正相关，而银行借款水平则与此显著负相关。研究表明，应该继续完善独立董事制度，同时需要审慎思考第一大股东对上市公司信息披露行为的影响。
关键词：董事会；自愿性信息披露；公司治理
1 引言
上市公司的信息披露是保证资本市场运作效率的关键因素。自从上海、深圳两个股票交易所建立以来，我国上市公司信息披露的规范化工作取得了明显的成效。但同时也存在许多不尽完善之处，信息不对称状态普遍存在于上市公司与外部投资者及其他利益相关者之间，且并未出现缓解趋势，从而导致大量的“逆向选择”与“道德风险”问题发生。例如在每年被深交所和上交所公开谴责的上市公司中，绝大部分是由于信息披露方面的问题。
股权分置改革以后，上市公司透明度将成为证券市场监管的核心。上市公司信息披露体系包括强制性信息披露和自愿性信息披露，从一国国内上市公司之间比较的角度来说，自愿性信息披露是上市公司在满足强制性披露要求之后经过利弊权衡的披露行为，代表着公司透明度，它与强制性披露一起满足投资者的信息需求。对于上市公司来说， 企业 外部经营环境变化的加剧和越来越严峻的竞争态势促使上市公司必须重视和改进与投资者以及其他利益相关者之间的有效沟通，而自愿性信息披露是上市公司增加信息供给的一个直接且有效的手段，可以使市场对公司价值评估更具公允性。Www.11665.Com所以，近年来，上市公司的自愿披露呈现出逐渐增多的趋势（fasb，2001）。而且从上世纪末开始，自愿性信息披露与公司治理结构之间的关系逐渐成为研究的重点（core,2001）。作为公司治理结构的核心，董事会必然对上市公司的自愿性信息披露行为产生重要影响，所以，本文的目的在于研究董事会特征与上市公司自愿性信息披露之间的关系。
2 文献 回顾
根据委托代理理论，上市公司的对外公开信息披露是解决股东与管理层之间委托代理问题的主要方法之一，但在信息披露过程中也存在道德风险问题（healy 和palepu，2001），需要建立相应的治理机制。healy等（1999）的研究发现信息披露水平的上升与机构投资者占公司权益资本的比例上升有联系。simon 和 kar(2001) 通过分析香港上市公司的四个治理指标（董事会中独立董事比例、总经理董事长是否两职合一、是否存在审计委员会、董事会中的家族成员比例）来考察自愿性信息披露情况，发现审计委员会与公司自愿性信息披露显著正相关，家族成员构成与公司自愿性信息披露呈现负相关。 chau和gray（2002）研究了香港和新加坡上市公司的股权结构与自愿披露水平的关系，发现自愿披露水平与外部股权比例正相关，同时也发现由“内部人”或家族控股的上市公司信息披露水平较低。eng和mak（2003）考察了在新加坡上市的158家上市公司不同所有权结构和董事会构成对公司自愿性信息披露影响，研究显示公司治理程度与上市公司信息披露存在明显正向关系。
我国学者主要从公司具体特征方面进行了初步分析，而缺乏关注于公司治理角度的研究。本文的目的是研究董事会特征与自愿性披露水平之间的关系。由于众所周知的原因，我国上市公司具有独特的股权结构，即一种分裂的、二元的股权结构，非流通股与流通股并存，大部分公司的非流通股是国有股，而且国有股往往是“一股独大”。这种独特的股权结构在公司治理结构的核心——董事会中充分地体现出来。具体来说，大股东往往通过向董事会派驻董事实现对公司的控制，另外，独立董事和执行董事也是两类个性鲜明的董事。所以，本文以深市国有上市公司为例，从多个角度考察董事会特征对公司自愿性披露水平的影响，具体来说，将要分析的董事会特征包括：独立董事人数、执行董事人数、第一大股东所派董事人数、董事会规模。本文的研究对于从公司治理角度完善上市公司信息披露具备重要的实践与借鉴意义。
3 研究假设
董事会的一项重要功能是通过监督经理层的经营行为来最小化两权分离造成的代理成本，另外，在我国还普遍存在另外一种代理成本：即大股东侵害中小股东的利益。所以，向董事会派驻外部董事将会加强对大股东和经理层的监督，从而提高公司的信息披露水平（fama和jensen，1983）。所以，我们得到如下假设：
假设1：独立董事人数与自愿性披露水平正相关。
在股权集中的情况下，大股东侵害中小股东的利益已经成为最重要的委托代理问题（shleifer 和 vishny，1997）。大股东通过向董事会派驻董事对上市公司进行控制，为了隐瞒或掩饰各种侵害活动，大股东倾向于降低披露水平；但另一方面，如果信息披露水平过低而被监管当局谴责，公司就要为此付出代价，从而威胁到大股东的利益。所以，第一大股东所派董事与公司的自愿披露水平之间的关系是不确定的，在此，我们暂且假设如下：
假设2：第一大股东所派董事人数与自愿性披露水平负相关。
执行董事执行业务并从事内部经营管理，一般是公司内部人士，本文中执行董事既是董事，又属于公司高管人员（李维安，2005）。执行董事对公司生产经营活动和行业背景极为了解，有助于提高董事会的信息披露决策效率，所以，假设如下：
假设3：执行董事人数与自愿性披露水平正相关。
董事会规模与董事会的运作效率密切相关，并非越大越好，过多的董事可能造成决策时间的拖延和决策质量的下降，当然也包括信息披露决策，所以，我们得到假设如下：
假设4：董事会规模与自愿性披露水平负相关。
我们选择的控制变量有公司规模、股权集中度、银行借款水平、扣除项后每股收益。
4 数据与研究设计
4.1 样本选取
我们以在深交所主板上市的所有a股国有上市公司为样本，国有上市公司是指第一大股东为国家股或国有法人股的公司，并剔除以下两类公司：（1） 金融 保险类；（2）2001年及其以后上市的公司，这样做是为了排除上市时间对信息披露行为的影响，最后的检验样本数是305个国有上市公司。
我们使用信息披露指数（dscore）衡量自愿性披露水平，该指标是使用“基于年报的自愿披露水平测量表”（李远勤和刘燕萍，2006）对上市公司2004年年度报告中的自愿性披露内容进行测量而得到的。采用年报的原因在于年报是外部投资者获取上市公司信息非常重要的途径之一，而且年报的信息披露水平与其他途径的披露水平正相关（botosan,1997）。
2004年财务数据来自天软数据库，样本公司2004年报下载自深交所网站，董事会特征数据由本文作者根据2004年报整理而得，统计分析软件为spss12.0。
4.2 自愿性披露水平的衡量指标：信息披露指数
参照botosan指数（botosan,1997）和chau－ gray指数（chau和gray，2002）的思路,我们设计了“基于年报的自愿披露水平测量表” 用以 计算 信息披露指数，利用该表衡量上市公司信息披露水平的文章已经公开发表（李远勤和刘燕萍，2006）。botosan指数的测量表中信息条目共分为五类，分别是：背景信息、 历史 信息、关键性非财务信息、预测信息、管理层讨论和分析，某个公司的信息披露指数等于该公司分别在五个部分得分的加总。chau－gray指数的测量表中信息条目共分为三类，分别是：战略类信息、非财务类信息、财务类信息，某个公司的信息披露指数等于该公司在三个部分得分的加总与可能的最高得分之比。botosan指数和chau－gray指数在我国学者的文献中均有使用，前者如王咏梅（2003），后者如张宗新等（2003）。因此，我们参照botosan指数和chau－ gray指数，根据有关 法律 法规、
“基于年报的自愿披露水平测量表”包括五类不同的信息类别，分别是战略类信息、关键性非财务类信息、公司治理类信息、预测类信息、财务类信息，共有102个信息条目。量表中信息条目适用于所有的上市公司，所以，不存在针对不同公司的调整问题，某个公司的最高得分是204分。
某个公司信息披露指数的 计算 方法为：
“基于年报的自愿披露水平测量表”是参照botosan指数的测量表和chau－ gray指数的测量表设计而成的，上述两个测量表均通过了有效性检验，所以本文的测量表是具备有效性的。此外，我们邀请两位相关领域的学者对照测量表分别对305个样本公司的2004年报进行打分，当出现双方打分不一致的情况时，我们在深入细致的讨论后重新打分，直至双方打分一致，所以，测量表的测量结果是可以信赖的。
4.3 变量
多元线性回归分析的被解释变量为信息披露指数（自愿性披露水平），解释变量有独立董事人数、第一大股东所派董事人数、执行董事人数、董事会规模，控制变量有公司规模、股权集中度、银行借款水平、扣除项后每股收益。具体的变量定义见表1：
5 结果与分析
5.1 描述性统计
表2是变量的描述性统计，可以看出国有上市公司的平均自愿性披露水平并不高，只有20.87%，国有上市公司的规模均比较大，而且标准差很低，第一大股东所派董事和执行董事平均在2至3人之间， 董事会规模平均为10人左右，独立董事平均在3至4人之间，尚未达到董事会平均规模的50％。
5.2 多元线性回归
我们以信息披露指数为因变量进行了4次多元线性回归，检验样本数为305个，得到4个多元线性回归模型，具体结果见表3：
在模型1中，参加回归的解释变量只有独立董事人数、第一大股东所派董事人数、执行董事人数，模型2中加入了董事会规模，此后，在控制了公司规模后得到模型3，在模型4中，增加控制了股权集中度、银行借款水平、扣除项后的每股收益。独立董事人数、第一大股东所派董事人数在4个模型中均在1％或5%的水平上显著，但第一大股东所派董事人数的回归符号与预测的相反。而执行董事人数在控制董事会规模后才在10％的水平上显著（见模型2），但同时控制董事会规模与公司规模后并不显著（见模型3），在模型4中，我们增加了控制变量后，执行董事人数又变成在5％的水平上显著，且符号与预测的一致。董事会规模的回归符号与预测的一致，但在模型中均不显著。在控制变量中，公司规模与自愿性披露水平显著正相关，银行借款水平与自愿性披露水平显著负相关，而股权集中度和收益情况则对自愿性披露水平没有显著影响。4个模型中各变量的vif值均低于3，说明变量间不存在共线性问题。
实证结果支持假设1和假设3，即独立董事人数与自愿性披露水平显著地正相关，执行董事人数与自愿性披露水平显著地正相关，但不支持假设2和假设4。实证结果发现第一大股东所派董事人数与自愿性披露水平显著正相关，这与假设2相反，而董事会规模与自愿性披露水平负相关，但并不显著。
第一大股东所派董事人数与自愿性披露水平显著正相关，我们分析原因主要在于：（1）国有上市公司第一大股东的实际控制人为国有资产管理部门（例如国资委或各级财政局等），国有上市公司领导者的选聘与升迁体系取决于上级行政主管部门，造成国有上市公司领导者不以最大化 企业 价值为目标，而以满足上级行政机关的各项任务为目标，期望作个“太平官”。所以，国有上市公司一方面希望尽量避免因隐瞒信息而违规受到处罚，另一方面也要求尽量降低披露水平以避免招致一些不必要的成本，这种矛盾心态表现为第一大股东所派董事人数与自愿披露水平正相关，但同时回归系数很低，只有0.003，另外，前文已有分析，国有上市公司的披露水平整体偏低。（2）我国股市的诞生与国有企业改革息息相关，承担着转换国有企业经营机制的重大使命，以满足国有企业融资需求的方式推动国有企业改革。所以，为了降低融资成本，国有上市公司有动力提高自愿性披露水平。公司规模显著地正向影响自愿披露水平，说明规模越大的公司，融资需求越大，越需要加强与资本市场投资者的沟通，以降低资本成本。银行借款水平与自愿披露水平显著地负相关，原因在于银行可以通过直接沟通的方式获得公司的信息，所以负债越多的国有公司，自愿披露水平越低。
6 结论与建议
本文以深市国有上市公司为例，实证分析了董事会特征与自愿性披露水平的关系。发现独立董事人数、第一大股东所派董事人数、执行董事人数均与披露水平显著地正相关，董事会规模与披露水平负相关，但并不显著。另外，公司规模与披露水平显著正相关，而银行借款水平则与此显著负相关。
独立董事可以有效改进上市公司的信息披露行为，但是回归系数仍然偏低，为0.01，略高于第一大股东所派董事人数的回归系数。
