政治联系方式与民营上市公司信息透明度——基于深交所信息披露考评的经验证据

杜兴强 周泽将

(厦门大学 管理学院，福建 厦门 361005)

一、引言

信息披露是管理层向投资者传递公司经营业绩、财务状况乃至公司治理情况最为重要的途径，对资本市场的有效运转发挥着非常重要的作用。为此，信息的可获得性(透明度)在一定程度上影响着资源配置效率，从而可能会对经济增长产生影响，所以信息透明度历来为相关投资者和监管机构所重视。之前文献大多侧重于公司治理机制对信息透明度的影响，却较少关注政治联系对信息透明度的影响。而在我国转轨经济背景下，政治联系对民营企业而言是一项弥足珍贵的资源，可以在一定程度上作为正式机制的一种替代，帮助民营企业获得贷款，获得更多的补贴收入，促进民营企业发展。因此研究政治联系与信息透明度之间的关系已经成为一项重要且有意义的课题。

本文可能的贡献之处在于：第一，初步构建了政治联系与信息透明度之间的经验分析模型，为理解我国资本市场信息披露的影响因素提供了新的经验证据；第二，将政治联系区分为政府官员类联系和代表委员类联系，这种分析方式拓展了以前关于政治联系的研究，可以为我们分析不同政治联系方式发挥作用的路径提供新的视角。本文余下部分安排如下：第二部分是文献综述和假设发展，第三部分是样本选择与研究设计，第四部分是实证研究结果及其分析，最后是小结与进一步的研究方向。

二、文献综述与研究假设

(一)信息透明度影响因素的相关研究

信息透明度是资本市场效率的重要影响因素之一，它可以在一定程度上降低由于信息不对称所带来的代理成本，提高资源配置效率[1]。La Porta、Lopez-de-Silanes、Shleifer和Vishny指出，法律体系和投资者保护程度是影响一个国家信息披露质量的重要因素[2]。该文献内含的法与金融学派的思想，在此后一系列文献的推动下，不断的丰富和拓展。Bushman、Piotroski和Smith将透明度区分为治理透明度和财务透明度两个维度，并发现影响治理透明度的主要因素是法律体系(legal system)，而影响财务透明度的主要因素则是一个国家的政治经济环境[3]。Berglof和Pajuste以中欧和东欧370家上市公司作为样本，研究发现决定信息披露内容的主要是国家的法律框架和实践(framework and practice)，而与公司的财务绩效无关，且财务绩效是公众获得信息难易程度的重要影响因素[4]。

在公司层面，崔学刚以自愿信息披露水平作为信息透明度的替代变量，发现两职合一对信息透明度产生了显著的负面影响，前十大股东持股比例、独立董事、A股流通股比例、前十大股东中包含机构投资者以及B股比例等公司治理变量则显著地提高了信息透明度[5]。高雷和宋顺林以深圳证券交易所信息披露考评结果作为信息透明度的代理变量，研究发现地区制度环境和公司治理结构对信息透明度存在显著影响的经验证据，作者同时发现企业规模、会计绩效和银行负债率等公司特征变量也对信息透明度产生了显著的影响[6]。李丹蒙研究了金字塔控股结构和信息透明度之间的关系，发现控制权和现金流量权分离程度越大，信息透明度越低，这种关系在民营企业中表现更为显著[7]。

通过对信息透明度影响因素的梳理可以看出，国内外文献目前鲜有涉及政治联系这一角度，而政治联系作为一种重要的经济影响因素，无论在我国还是在经济发达的欧美国家，都是非常普遍的[8]。因此研究政治联系与信息透明度之间的关系显得异常必要且具有重要的现实意义。

(二)研究假设的提出

政治联系的存在，往往使得上市公司能够凭借其为企业争取一定的资源。民营企业的高管若具有政治联系，显然会充分利用这一“关系”资源，为企业争取利益，但是民营上市公司为了维持这种政治联系，必须付出一定的成本[9]。显然，政治联系是民营上市公司在权衡成本收益后做出的选择。本文尊重中国资本市场的现实制度背景，将政治联系划分为政府官员类联系和代表委员类联系两种方式。参考国务院颁布的《国家公务员暂行条例》(1993年8月14日)的第十条，本文将政府官员类、代表委员类政治联系界定如下：当公司存在某个高管曾经或现在在党委(含纪委)、政府、人大或政协常设机构、法院、检察院任职时，本文界定该公司具有政府官员类政治联系；当公司存在某个高管曾经或现在担任党代表(比较鲜见)、人大代表或政协委员(但不包括人大或政协常设机构成员)时，本文界定该公司具有代表委员类政治联系。不同的政治联系方式对信息透明度的影响不尽相同，具体分析如下：

政府官员类政治联系大多是官员“下海”或退休之后进入民营企业所形成的，此类政治联系对民营上市公司绩效的促进往往是隐性的。的确，政府掌握着大量民营企业创立和发展所需的经济资源和行政资源，这些资源的分配往往是不透明的[10]，如果民营上市公司通过政府官员类政治联系获取了某种资源，具有政府背景的企业高层管理人员为了逃避外部监督和公众注意，往往具有强烈的降低信息透明度的动机[11]。毕竟，政府官员即便退休，仍需接受纪检监察部门的监督。因此本文提出假设1：

H1：限定其他条件，民营上市公司的政府官员类政治联系降低了信息透明度。

与政府官员类政治联系不同，代表委员类政治联系更多的是依靠企业的成长和发展而取得的后天政治联系。民营企业的高管要想成为人大代表或者政协委员，通常要求企业具有良好的业绩和为地方经济发展发挥了重要作用，他们更愿意树立企业的“明星”形象。为了强化“明星”形象，本文预测具有代表委员类政治联系的民营上市公司，倾向于披露更为透明的信息。为此，本文提出假设2：

H2：限定其他条件，民营上市公司的代表委员类政治联系提高了信息透明度。

三、研究设计与样本选择

(一)模型设定与变量定义

为了检验假设1和假设2，本文构建了模型(1)：

QUALITY=α0+α1GOV+α2DBWY+α3BANK+α4FIRST+α5BIG2_5+α6BOARD

+α7INDRATIO+α8DUAL+α9ROA+α10LEV+α11LNSIZE+α12GROWTH

(1)

上述模型中被解释变量、主要的解释变量与控制变量的符号表示及扼要定义如下：

1.被解释变量

QUALITY：透明度指标，选用深圳证券交易所对上市公司的年度信息披露考评结果作为信息透明度的替代变量。深交所对上市公司的年度信息披露考评结果属于权威机构评级，指标较为客观，容易接受[12]。本文对QUALITY采用四级度量方法：不及格，0；及格，1；良好，2；优秀，3。

2.主要的解释变量

第一，GOVDUM：政府官员类虚拟变量，确定原则为：当公司存在某个高管曾经或现在在党委(含纪委)、政府、人大或政协常设机构、法院、检察院任职时，赋值为1，否则取0。

第二，DBWYDUM：代表委员类虚拟变量，确定原则为：当公司存在某个高管曾经或现在担任党代表(比较鲜见)、人大代表或政协委员(但不包括人大或政协常设机构成员)时，赋值为1，否则取0。

第三，GOVMAX：政府官员类赋值变量，具体确定原则为：第一步，公司的各个高管，若曾在党委(含纪委)、政府、人大或政协常设机构、法院、检察院任职，那么依据国务院颁布的《国家公务员暂行条例》(1993年8月14日)的第十条，根据个人曾任职的级别进行如下的赋值：(1)省(部)级正职及以上，9；(2)省(部)级副职，8；(3)厅(司、局)级正职、巡视员，7；(4)厅(司、局)级副职、助理巡视员，6；(5)处(县) 级正职、调研员，5；(6)处(县) 级副职、助理调研员，4；(7)科(乡)级正职、主任科员，3；(8)科(乡)级副职、副主任科员，2；(9)副科级以下，1；(10)若高管未曾在任何政府部门任职，则赋值0。第二步，针对各高管曾任职的政府部门的行政级别，进行单位赋值，原则是：(1)副科级以下，1；(2)副科级，2；(3)正科级，3；(4)副处(副县)级，4；(5)处(县)级，5；(6)副厅(局)级，6；(7)厅(局)级，7；(8)副部(省)级，8；(9)部(省)级以上，9。第三步，根据前两步的赋值，各个高管均存在个人级别和单位级别两个政府官员方式的政治联系的赋值，将二者相乘，作为该高管最终的政治联系取值。 第四步，取各个高管的政府官员类政治联系的最大值，作为该公司政府官员类政治联系的最终值。

第四，DBWYMAX：代表委员类赋值变量，具体确定原则为：第一步，公司的各个高管，若曾经或现在担任党代表、人大代表或政协委员(但不包括人大或政协常设机构成员)，则赋值为：乡级，1；县级，2；市级，3；省级，4；国家级，5。若从未担任任何一级的党代表、人大代表或政协委员，则取值为0。第二步，取公司中各个高管代表委员类政治联系取值的最大值，作为其代表委员类政治联系的取值。

3.控制变量

根据相关文献及本文研究的需要，我们设置了如下的控制变量：(1)BANK：若公司的高管现在或曾经在银行任职，则取1，否则取0；(2)FIRST：第一大股东持股比例；(3)BIG2-5：第二到第五大股东持股比例之和，用于衡量股权制衡度；(4)BOARD：董事会总人数的自然对数；(5)INDRATIO：若独立董事比例>董事会人数×1/3，INDRATIO为1，否则为0；(6)DUAL：若董事长和总经理两职合二为一，DUAL为1，否则为0；(7)ROA：总资产收益率，等于净利润除以年初总资产(之所以除以年初总资产，主要是为了滞后一期，以便在一定程度上控制ROA和透明度QUALITY之间可能的内生性，下同)；(8)LEV：资产负债率，等于期末总负债除以期末总资产；(9)LNSIZE：年末资产总额的自然对数；(10)GROWTH：销售收入增长率，以衡量增长性；(11)OCF/TA：经营活动现金流量/年初总资产；(12)INDEX：樊纲等所提供的市场化指数[13](P5-8)，本文选取上市公司注册地所在省份的对应值(樊纲等提供了2001～2005年各省份的市场化程度，各省份不同年度间变化不大，本文选择2005年各省份的市场化进程指数作为替代)；(13)INDREG：管制行业虚拟变量，若公司的证监会行业代码为B、C4、C6、D、F、G时取1，否则取0[14]；(14)YEAR：年度哑变量，涉及四个年度，设置三个年度哑变量。

(二)样本选择与数据来源

本文选择2004～2007年在深交所上市交易的民营A股上市公司作为初始样本，并按照如下的原则进行筛选：(1)由于制度环境和监管要求的差异，剔除交叉上市的公司，包括同时发行B股或H股的上市公司；(2)由于金融行业与其他行业在财务特征方面的差异，删除了金融类上市公司；(3)考虑财务数据上的异常，删除ST、*ST 类的上市公司；(4)删除高管简历不全和相关数据缺失的上市公司。

最终，本文得到了478个民营上市公司的样本观测值，其中2004～2007年分别有102、126、112、138个观测值，其中纯民营上市公司2004～2007年的观测值分别有30、55、51、84个。所谓纯民营企业，是指在IPO时最终控制人即为自然人或民营企业的上市公司。之所以同时考核纯民营上市公司的情况，是因为通过买壳上市、管理层收购(management buy out，MBO)等控制权转移方式进行民营化的上市公司，其高管是否具有政治联系可能不“纯粹”[15]，高管的政治联系往往有可能在控制权转移之前就已建立。本文同时对全部民营上市公司和纯民营上市公司进行经验研究，目的是为了增加本文结论的可靠性。本文还对所有连续变量进行了winsorize处理，即令小于1%分位数和大于99%分位数的连续变量，分别等于1%与99%分位数。本文的公司治理数据和交易状态(ST和*ST)数据来自于CCER中国经济金融数据库，其余数据来自于CSMAR系统的中国民营上市公司数据库。

四、实证研究结果与分析

(一)描述性统计

深交所将上市公司的信息披露考评结果分为优秀、良好、及格和不及格四个等级，本文分别赋值为3、2、1和0。本文研究所选用的样本中，优秀和良好的观测值占到60.87%，不及格的观测值仅占总体观测值的5.64%，说明了深圳证券交易所的民营上市公司总体上信息披露质量较高。具有政府官员类政治联系的民营上市公司所占比例大约为64.22%，具有代表委员类政治联系的民营上市公司约占22.17%，说明了民营上市公司中政治联系的普遍性。第一大股东持股比例的平均值为31.28%，而第二到第五大股东持股比例之和的平均值为19.97%，仅占第一大股东持股比例的63.84%，说明了在我国民营上市公司中“一股独大”的现象比较突出。此外，大约有28.24%的民营上市公司进入了管制行业。

(二)多元回归分析结果

表1报告了模型(1)的多元回归分析结果，所有统计值均经过了Huber/White调整。所有回归模型的Pseudo-R2均大于0.12，P值均小于0.001，说明了模型总体效果较好。

1.表1的Panel.A和B揭示，无论是全部民营企业还是纯民营企业，政府官员类政治联系虚拟变量GOVDUM均和信息透明度QUALITY负相关，但不显著，说明政府官员类政治联系的存在，一定程度上降低了信息披露的透明度。进一步，全部民营企业和纯民营企业的政府官员类政治联系赋值变量GOVMAX均与信息透明度QUALITY负相关，但不显著，说明伴随着政府官员类政治联系层级的增加，信息透明度随之下降，但不显著。该研究结论并未拒绝(弱支持)本文的假设1。

2.表1的Panel.A表明，在全部民营企业中，代表委员类政治联系虚拟变量DBWYDUM与信息透明度QUALITY在5%的显著性水平上正相关，系数为0.511(Z值2.178)，说明代表委员类政治联系对于提高信息透明度具有显著的促进作用；代表委员类政治联系赋值变量DBWYMAX与信息透明度QUALITY在5%的显著性水平上正相关，系数为0.133(Z值2.370)，说明民营企业中的代表委员类政治联系层级越高，信息透明度越高。假设2得到了本文经验证据的支持。

3.表1的Panel.B表明，在纯民营企业中，DBWYDUM与QUALITY在1%的显著性水平上正相关，系数为1.188(Z值3.152)，说明代表委员类政治联系对于提高信息透明度具有显著的促进作用；DBWYMAX与QUALITY在1%的显著性水平上正相关，系数为0.242(Z值2.682)，进一步说明了民营企业中的代表委员类政治联系层级越高，信息透明度越高。假设2进一步得到了本文经验证据的支持。代表委员类政治联系的存在提高了信息披露的透明度，代表委员类政治联系的层级越高，信息透明度明显越高，究其原因在于：我国民营企业家若想成为人大代表或政协委员参政议政，通常他们及其企业都应已为地方经济发展做出了巨大贡献，同时他们也有动机向外界传递这一良好信号，为自己谋取参政议政的政治资本服务，从而有提高信息透明度的强烈动机。

4.控制变量方面，四个回归结果中银行联系BANK与信息透明度QUALITY均在5%的水平上显著负相关，说明了民营上市公司具有的银行联系显著降低了民营上市公司的透明度，原因在于：民营企业具有的银行联系使其更加方便和银行之间“疏通”，从而降低了银行的监督力度，使得银行在信息披露方面的推动作用大大降低，从而导致了较低的信息透明度。此外，公司治理变量方面，两职合一DUAL在10%水平上显著为负，这说明了董事长和总经理的“两职合一”显著降低了信息透明度；公司特征变量方面，四个回归结果中ROA与信息透明度QUALITY均在1%水平上显著正相关，说明了业绩越好，民营上市公司披露的动机越强，于是提高了信息透明度——这符合信号传递假说。

表1 政治联系方式与信息透明度的ordered logistic回归结果

(三)稳健性测试

为了使本文的研究结论更加可靠，本文进行了以下敏感性测试：

1.本文将深圳证券交易所信息披露考评结果划分为两个等级，当信息披露考评结果为“优秀”或“良好”时，赋值为1；当信息披露考评结果为“及格”或“不及格”时，赋值为0，采用二元logistic回归进行分析，本文的主要研究结论没有改变。

2.以往关于政治联系的界定大多限定在关键高管人员(董事长和总经理)，本文亦选择关键高管人员的政治联系，确定政治联系的取值，利用模型(1)重新进行回归分析，发现主要研究结论不变。

五、研究结论与展望

本文以深圳证券交易所2004～2007年的民营上市公司为样本，实证研究了不同的政治联系方式对信息透明度的影响。研究结论表明政府官员类政治联系一定程度上降低了民营上市公司的信息透明度，但不显著，而代表委员类政治联系则对提高上市公司的信息透明度具有显著的促进作用。这揭示了中国新兴资本市场中不同的政治联系方式对信息透明度影响的不一致性，为政治联系与信息披露之间的关系提供了新的经验证据，这也将有助于我们进一步加深对信息透明度影响因素的理解。鉴于本文的结论，我们认为减少政府及政府官员对上市公司具体经营的干预，一定程度上有助于提高信息透明度。此外，应该积极鼓励民营企业家参政议政，这样将有助于上市公司信息透明度的提升。

本文的研究虽揭示了政治联系的确会影响信息透明度，但是政治联系是否通过对信息透明度的影响进而影响了资源的配置效率，不同的政治联系方式对企业的经济绩效乃至社会的经济绩效产生了什么样的影响，都是值得进一步研究的命题。

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