一、引言
由于家族企業(yè)“一股獨大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)以及家族對企業(yè)的控制，相對于非家族企業(yè)，家族企業(yè)在所有權(quán)結(jié)構(gòu)和治理模式方面有著自身獨特之處。自1992年“深圳華源”成為我國第一家家族上市公司以來，在二十年的發(fā)展歷程中，我國的家族企業(yè)得到了蓬勃的發(fā)展。但是，與現(xiàn)實中家族企業(yè)的欣欣向榮、方興未艾不相稱的是，我國對家族企業(yè)的研究尚處于起步階段，不僅缺乏系統(tǒng)性的研究成果，而且實證研究得出的結(jié)論相互矛盾。
本文從家族企業(yè)獨特的公司治理特征入手，對家族企業(yè)與非家族企業(yè)的信息透明度進行比較，指出不同的公司治理因素對于家族企業(yè)與非家族企業(yè)信息透明度的影響。
二、文獻回顧與研究假設(shè)
集中的所有權(quán)結(jié)構(gòu)使得控股股東更容易侵占中小股東的利益（Fama and Jensen，1983；Morck， Shleifer 和 Vishny，1988）。Chen和Jaggi （2000）發(fā)現(xiàn)家族控制會對香港上市公司的信息披露水平產(chǎn)生負面影響。Fan 和 Wong（2002）認為，東亞國家和地區(qū)企業(yè)集中的所有權(quán)、金字塔結(jié)構(gòu)、交叉持股現(xiàn)象的存在，使得控制股東與外部其他股東之間存在著嚴重的代理沖突?？毓晒蓶|通過對會計信息的操縱掩蓋其攫取私人收益的動機，使得財務(wù)報告對外部投資者而言缺乏公信力。同時，對于所有權(quán)集中型的企業(yè)來講，低透明度的披露方式也是其避免將私人信息泄漏給競爭對手，使企業(yè)免于暴露在政治與公眾監(jiān)督之下的手段。Burgstahler， Hail和Leuz（2006）指出由于家族企業(yè)集中所有權(quán)結(jié)構(gòu)的存在，使得其通過私人渠道傳遞信息更為有效，這就使得家族企業(yè)不愿意在披露公司業(yè)績方面消耗太多的資源。
基于此，本文提出以下假設(shè)：
H1：上市家族企業(yè)的信息透明度要顯著低于非家族企業(yè)。
家族由于牢牢掌控企業(yè)的現(xiàn)金流權(quán)，有激勵也有能力采取措施以犧牲公司利益為代價謀取私人利益，可能利用自身的信息強勢和選擇性披露誤導外部股東（Gomez-Mejia， Nunez-Nickel和 Gutierrez ，2001）。另一方面，Demsetz 和 Lehn （1985）認為，投資的集中使得投資者擁有更強的經(jīng)濟激勵去消除代理沖突，從而最大化企業(yè)價值。由于家族的財富與企業(yè)的繁榮被緊緊捆綁在了一起，家庭有更大的動機去監(jiān)督管理層，并且最小化伴隨著中小股東一直存在搭便車問題。也就是說家庭股東在上市公司的信息披露當中起到了兩種不同的作用：一是協(xié)同效應(yīng)；二是壕溝效應(yīng)。家族企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)對于信息透明度的影響取決于兩種效應(yīng)的比較，在家族持股比例較低的區(qū)域，此時“協(xié)同效應(yīng)”要大于“壕溝效應(yīng)”，持股比例與信息透明度正相關(guān)；當家族的持股比例增加到使其具有絕對控股地位時，由于缺乏其他股東的制衡，“壕溝效應(yīng)”超過了“協(xié)同效應(yīng)”，為逃避監(jiān)督和處罰，大股東傾向于設(shè)法操縱相關(guān)信息以隱瞞自身的剝奪行為，避免披露可能會導致外部股東進行嚴密監(jiān)督的信息（Fan和Wong，2002），此時持股比例與信息透明度負相關(guān)。
根據(jù)上述分析，本文提出以下假設(shè)：
H2：家族企業(yè)第一大股東持股比例與信息透明度成倒U型曲線關(guān)系。
內(nèi)部人控制理論認為，董事會只是一種徒具法律形式的組織機構(gòu)；Lipton和Lorsch（1992）認為，董事會的規(guī)模過大會導致內(nèi)部協(xié)調(diào)能力變差，影響其對管理層的監(jiān)督；Yermack（1996）、 Beasley（1996）也得出了類似的結(jié)果。從這個角度上講，規(guī)模較大的董事會是一個“虛弱的”董事會。Mlshra和TrondRandoy（2001）也得出了類似的結(jié)論，認為小規(guī)模的董事會對家族控股公司來說是一個較好的內(nèi)部治理機制。
根據(jù)上述分析，本文提出以下假設(shè)：
H3：家族企業(yè)董事會規(guī)模與信息透明度呈負相關(guān)關(guān)系。
Jensen （1993）指出一個能實施有效監(jiān)督的董事會有相對較多的獨立董事。Forker（1992） 研究表明公司董事會中獨立非執(zhí)行董事的比例將有助于改善信息披露的質(zhì)量。在嚴格的監(jiān)督機制下，管理層通過抑制信息披露而獲取更多利益的成本將會大大升高， 從而降低了其機會主義行為，增強了信息披露的水平和質(zhì)量。
根據(jù)上述分析，本文提出以下假設(shè)：
H4：家族企業(yè)中董事會獨立董事的比例與信息透明度呈正相關(guān)關(guān)系。
Donaldson 和 Davis（1991）認為，總經(jīng)理和董事長職務(wù)的合一可以減少兩職分離所引起的權(quán)利利益糾紛和企業(yè)運行的低效率，代理成本大大減少。兩職合一為公司提供了一個領(lǐng)導核心，并會產(chǎn)生更清晰的公司戰(zhàn)略和使命，因此兩職合一對公司的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展是有利的，進而會促進企業(yè)績效的提升。
根據(jù)上述分析，本文提出以下假設(shè)：
H5：家族企業(yè)中兩職合一的領(lǐng)導權(quán)結(jié)構(gòu)與信息透明度呈正相關(guān)關(guān)系。
當家族董事持股超過一定比例時，不僅使他們有足夠的動力去監(jiān)督管理層經(jīng)營企業(yè)，使家族越來越關(guān)注企業(yè)剩余的創(chuàng)造，相應(yīng)的企業(yè)的績效會越來越好，而且家族董事的持股與一般公司基于股票的報酬計劃還存在著一定的不同。家族股東并非為短期內(nèi)出售股票獲利而持有股票，因而不存在使用可以影響股價的方式進行信息披露的動機（Healy和Wahlen，1999）。根據(jù)上述分析，本文提出以下假設(shè)：
H6：家族企業(yè)中高管持股比例與信息透明度呈正相關(guān)關(guān)系。
三、研究設(shè)計
本文對家族企業(yè)的篩選標準如下：上市公司必須是民營企業(yè)；最終控制人能夠追溯到自然人或家族。以此為標準，共選取了586家家族企業(yè)。研究期間為2007―2010年。另外，以同行業(yè)和資產(chǎn)規(guī)模相近為依據(jù)，選擇非家族企業(yè)作為配對樣本，最終得到1 861個觀測值。本文所用的數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫和RESSET數(shù)據(jù)庫。
鑒于本文的研究目的，選擇盈余激進度作為信息透明度的代理變量。盈余激進度指的是上市公司在信息披露的時候， 避免報告損失而加快報告收益的傾向，其結(jié)果是增加應(yīng)計利潤。盈余激進度越大，說明公司管理層越有可能利用應(yīng)計制下會計政策選擇的彈性對盈余項目進行粉飾，以掩蓋公司實際的經(jīng)濟行為和經(jīng)營業(yè)績，從而增加公司信息的不透明度。
Bhattacharya et al.（2003）以應(yīng)計利潤總額占總資產(chǎn)的比例作為盈余激進度的代理變量，但是，以應(yīng)計利潤總額衡量盈余激進度存在著較大的噪音，有些學者以采用行業(yè)橫截面修正后的Jones模型計量可操控應(yīng)計項目來衡量盈余激進度。研究表明，行業(yè)截面修正過的Jones模型比時間序列修正過的效果要好。本文所采取的也是這種方法。
當盈余激進度為正數(shù)時，數(shù)值越大，說明公司避免報告損失而加速報告收益的傾向越高，信息透明度越低。但是盈余激進度為負值時，其值越大，說明信息透明度越高。所以本文采用對EA取絕對值的方法來消除這種影響。
同時，借鑒已有文獻并根據(jù)本文的研究目的，本文選擇以下控制變量Ishare、LEVER、SIZE、GROWTH、ROA、YEAR、INDUSTRY分別控制公司機構(gòu)持股、債務(wù)水平、公司規(guī)模、成長性、盈利能力、年份、行業(yè)因素對上市公司信息透明度的影響。具體的變量定義與描述見表1。
四、實證檢驗與分析
表2列示了2007年至2010年共1 861家家族企業(yè)與相應(yīng)配對非家族企業(yè)的信息透明度與公司治理特征的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可以看出，家族企業(yè)的信息透明度要明顯低于非家族企業(yè)，其盈余激進度要高出非家族企業(yè)6%，假設(shè)1得到驗證。股權(quán)集中是家族企業(yè)的普遍特征，其第一大股東持股比例高達38%，股權(quán)的制衡程度也要弱于非家族企業(yè)。另外，家族企業(yè)的董事會規(guī)模、獨立董事比例、董事長與總經(jīng)理的兩職合一程度、高管持股與機構(gòu)持股都要高于非家族企業(yè)。樣本平均董事會規(guī)模約為12人，平均獨立董事比例約為34.9%。另外，約有24%的樣本采用了董事長與總經(jīng)理兩職合一的領(lǐng)導職位設(shè)置模式。
為了驗證不同的公司治理因素對于家族企業(yè)與非家族企業(yè)信息透明度的不同影響，本文以盈余激進度EA作為信息透明度的代理變量進行了回歸，回歸結(jié)果如表3所示。
從非家族企業(yè)的回歸結(jié)果來看：第一，Top1/Top2與盈余激進度的系數(shù)顯著為正，說明股權(quán)的制衡度越低，盈余激進度越大，信息透明度越低；第二，董事會規(guī)模與盈余激進度呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；第三，獨立董事比例的系數(shù)為負但并不顯著，反映出獨立董事的設(shè)立更多的是出于政策上的考慮，而非企業(yè)實際的需要；第四，董事長和總經(jīng)理的兩職合一狀況在5%的水平上與盈余激進度顯著負相關(guān)，說明董事長兼任總經(jīng)理會使其權(quán)力過大，而相應(yīng)的制衡不足，由此而導致的內(nèi)部人控制現(xiàn)象更加嚴重；第五，高管持股比例與盈余激進度顯著正相關(guān)，高管人員為短期內(nèi)出售股票獲利而持有股票，因而存在著使用一切可以影響股價的方式進行信息披露的動機（Healy和Wahlen，1999）。
從家族企業(yè)的回歸結(jié)果來看， Top1CEN的回歸系數(shù)小于0，而Top1SQ的回歸系數(shù)大于0，并且其回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著，這表明第一大股東持股比例與盈余激進度呈U型曲線關(guān)系，而與信息透明度呈先升后降的倒U型曲線關(guān)系，假設(shè)2得到了支持。結(jié)合拋物線的特征，可以計算出駐點的位置，當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例在29.21%時， 家族企業(yè)的盈余激進度最低，信息透明度（TRA）達到最高點。另外，董事會規(guī)模與盈余激進度正相關(guān)，并且在5%的顯著性水平上顯著，說明董事會人數(shù)的增加會降低信息透明度，假設(shè)3得到支持。獨立董事比例與盈余激進度的系數(shù)為負但并不顯著，反映出獨立董事制度在家族企業(yè)當中并沒有發(fā)揮應(yīng)有的作用。Jaggi， Leung和Gul（2009）的研究也證實了這一結(jié)論。認為董事會在監(jiān)督信息披露質(zhì)量上的有效性會受到家族所有權(quán)的削弱。董事長和總經(jīng)理的兩職合一狀況會降低信息透明度，但是并不顯著。高管持股比例對家族企業(yè)信息透明度雖然有正向影響，但不顯著。
五、研究結(jié)論
本文通過利用2007―2010年滬深兩市上市公司數(shù)據(jù)，以同行業(yè)和資產(chǎn)規(guī)模相近為依據(jù)，為每家家族企業(yè)選擇相應(yīng)的非家族企業(yè)進行配比，對兩者的信息透明度進行比較，研究公司治理機制對兩類公司信息披露水平的不同影響。研究結(jié)論表明，家族治理并不能提升家族企業(yè)的信息透明度。采用盈余激進度來衡量信息透明度時，家族企業(yè)的信息透明度要低于非家族企業(yè)。同時發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)第一大股東的持股比例與信息透明度呈先升后降的倒U型曲線關(guān)系。家族企業(yè)董事會人數(shù)的增加會降低其信息透明度。盡管家族企業(yè)的獨立董事比例符合法律所規(guī)定的1/3，但是獨立董事制度在家族企業(yè)當中并沒有發(fā)揮應(yīng)有的作用，其對信息透明度的影響并不顯著。另外，董事長和總經(jīng)理的兩職合一狀況、高管持股比例對家族企業(yè)信息透明度的影響也并不明顯。
