實際控制人性質與聲譽機制的有效性——基于公司信息披露的經驗證據

雷 宇

(廣東商學院會計學院,廣東 廣州 510320)

法律和聲譽是維持市場有序運行的兩個基本機制[1]。聲譽機制的作用在于,市場參與者基于自身長期利益的考慮,會自覺信守承諾,自覺維護市場運行的秩序。因此,聲譽機制具有比法律系統更低的運行成本。更廣泛地看,相對于法律系統等正式制度,聲譽機制等非正式制度對市場經濟有序運行的重要作用正在得到越來越多的重視。市場經濟的有序運行,需要正式制度和非正式制度的共同作用。

Kreps and Wilson(1982)[2]、Kreps et al.(1982)[3]等建立了經濟學中標準的聲譽理論,認為重復博弈是參與者注重維護自身聲譽的原因。然而,相對于運用博弈模型研究聲譽機制發揮作用的原因而言,研究聲譽機制在現實當中是否真的有效以及聲譽機制的有效性可能受到的潛在影響更加具有現實意義。本文從公司信息披露的視角,研究公司實際控制人性質對聲譽機制有效性的影響。如果聲譽機制能夠有效維護市場秩序,那么其應當導致代理人自覺披露高質量的信息。進一步地,本文認為公司實際控制人性質會對聲譽機制的有效性產生影響,也就是說,同樣是解決信息披露中的代理問題,聲譽機制對國有企業和民營企業的有效性是不同的。研究發現,聲譽機制對于國有企業的有效性要強于民營企業。

一、理論分析與研究假設

(一)聲譽機制與信息披露

經濟學中的聲譽主要是指一種激勵機制,這種機制在信息不對稱的情況下,促使個人或組織建立并維護好的名聲[4]。Kreps and Wilson(1982)[2]、Kreps et al.(1982)[3]等使用博弈論作為工具建立并發展了現代意義上的聲譽理論,其基本思想是參與人基于長期利益的考慮會自覺遵守承諾、放棄欺詐行為帶來的短期利益。聲譽機制的作用已經獲得了廣泛的重視,張維迎 (2002)甚至將聲譽和法律并列為維持市場有序運行的兩個基本機制[1]。與法律制度的外部強制性不同,聲譽機制能夠由參與者自我實施,從而具有更低的運行成本。

聲譽機制在緩解信息不對稱造成的代理問題當中同樣能夠發揮作用。Fama(1980)指出即便沒有顯性的激勵契約,經理人也會出于對職業聲譽和未來職業發展的考慮而努力工作。因此,聲譽機制是一種重要的公司治理機制[5]。信息披露是公司治理的重要且具有基礎性作用的一環,誤導性的信息披露是代理人道德風險的一種體現。張程睿和王華 (2006)對國內外公司信息披露 (透明度)的影響因素和經濟后果進行了比較全面的綜述[6]。大量經驗研究檢驗了制度環境、公司治理、特定交易、公司特征、外部審計等因素對公司信息披露的影響 (Bushman et al.,2004[7];Berglof and Pajuste,2005[8];崔學剛,2004[9];王艷艷和陳漢文,2006[10];高雷和宋順林,2007[11];杜興強和周澤將,2010[12])。但是,很少有研究關注聲譽機制對公司信息披露的影響。與大多數外部強制性的治理機制不同,聲譽機制是一種能夠由代理人自我實施的治理機制,代理人可能會基于對自身誠信名聲的考慮,注重信息披露的真實可靠。如果聲譽機制能夠對公司信息披露產生影響,那么可以預計,具有較高聲譽的代理人其信息披露的質量會更高。由此提出本文的假設1:

假設1:限定其他條件,公司的聲譽越高,其信息披露質量也越高。

(二)實際控制人性質對聲譽機制有效性的影響

聲譽機制并非總是能夠發揮作用,根據聲譽理論,聲譽機制的有效運作需要一些前提條件。張維迎 (2002)將這些條件總結為四點:第一,博弈必須是重復的;第二,當事人必須有足夠的耐心,也就是更注重長遠利益;第三,當事人的不誠實行為能被及時觀察到;第四,當事人必須有足夠的積極性和可能性對交易對手的欺騙行為進行懲罰[1]。也就是說,聲譽機制的有效性受到一些外部因素的影響。在這些因素中,本文關注的是公司實際控制人的性質,公司實際控制人的性質是國有還是民營可能會對聲譽機制的有效性產生影響。我們可以結合上述聲譽機制的前提條件,從以下方面作出具體的分析:

第一,重復博弈是聲譽機制發揮作用的前提。張維迎 (2002)指出,在現代社會高度匿名的環境中,企業是將一次性博弈轉化為重復博弈的載體,“一個人可以很容易地消失在黑暗中,而一個‘企業’是不容易逃跑的”[1]。延續這一邏輯,在現代經濟中企業也時常發生變化,民營企業同樣“很容易消失在黑暗中”,如果企業的所有者是國家或政府,其更加具有穩定性,這為重復博弈創造了更有利條件。因此,重復博弈使國有企業更可能注重建立和維護自身的聲譽。

第二,聲譽機制發揮作用的一個條件是參與者注重長期利益。與民營企業的所有者和經營者注重經濟利益不同,國有企業的經營者所期待的長期利益更加復雜。考慮中國的制度背景,國有企業的經營者通常都具有一定的行政級別,國有企業經營者和政府官員之間經常發生轉換,具有企業任職經歷甚至是官員晉升過程中的一種重要的歷練經歷。這種情況下,國有企業的經營者考慮的長期利益并不限于經濟利益,其政治晉升同樣屬于長期利益的表現。在這樣的激勵結構下,國有企業的經營者必然更加注重企業的聲譽,從而為未來的經濟和政治利益積累籌碼。

第三,國有企業的所有者是政府,這類似于給所有的國有企業加蓋了一個“政府印章”,國有企業的敗德行為通常會不知不覺地轉嫁到政府身上。國有企業維護企業的聲譽,實際上相當于維護了政府的聲譽。此外,國有企業具有一定的數量,這增加了將敗德行為轉嫁至政府的概率。這可以理解為,國有企業的敗德行為具有更高的信息傳播效率,同樣迫使國有企業必須注意維護聲譽。

通過以上分析可以發現,相對于民營企業來說,國有企業應當會更加注重維護自身的聲譽,聲譽機制對國有企業的有效性要高于民營企業。具體到公司信息披露行為,如果國有企業和民營企業具有同樣好的聲譽,那么國有企業為了更好地維護這種聲譽,其信息披露質量會比民營企業更高。由此提出本文的假設2:

假設2:限定其他條件,相對于民營企業,具有同樣聲譽的國有企業其信息披露質量更高。

二、研究設計

(一)模型與變量

本文建立模型 (1)來檢驗聲譽機制對公司信息披露的作用:

模型中各變量的定義見表1。公司聲譽變量 (REPUTATION)取自張維迎和柯榮住 (2002)的調查數據[13]。張維迎和柯榮住委托“中國企業家調查系統”2000年對全國進行了關于信任評價的問卷調查。該調查向15000多家企業發出問卷,涉及全國31個省、自治區和直轄市,調查對象主要是一些企業和企業領導人。有關信任的問題設計是“根據您的經驗,您認為哪五個地區的企業比較守信用 (按順序排列)?”根據調查結果,張維迎和柯榮住 (2002)計算了一個地區被認為守信用的程度[13]。是否“守信用”體現了企業的聲譽,本文使用這一調查結果作為公司聲譽的替代變量。

表1 變量定義

(二)樣本與數據

本文的樣本為2001-2007年我國深市全部A股上市公司,根據CCER數據庫中的公司實際控制人性質,選擇國有企業和民營企業構成初始樣本。在此基礎上,剔除了金融保險類公司、ST等特殊處理公司、同時發行除A股外其他股票的公司以及數據缺失的公司,最終得到2798個觀測值(2001-2007年分別為378、370、356、356、413、425和500個),作為本文的研究樣本。計算所需變量時,公司治理數據均取自CCER數據庫,財務數據取自CSMAR數據庫。為了克服極端值的影響,對連續變量最大和最小的1%進行了Winsorize處理。

三、研究結果

(一)描述性統計

表2報告了各變量的描述性統計,我們也檢驗了各變量的相關系數 (限于篇幅未報告)。從相關系數來看,信息披露考評結果 (KP)與聲譽變量 (REPUTATION)相關系數顯著為正,初步表明聲譽高的公司信息披露質量也高。

表2 變量描述性統計

(二)回歸分析

由于模型 (1)的因變量為定序變量,我們對其采用有序的logistic回歸進行回歸分析,結果報告在表3中。表3分為全樣本、國有企業子樣本和民營企業子樣本三部分。

全樣本回歸結果顯示,模型中REPUTATION的系數在5%的水平顯著為正,意味著公司以往的聲譽越高,其研究當年信息披露的質量也越高,從而支持了假設1。實際控制人性質變量SOE顯著為正,意味著國有企業比民營企業的信息披露質量更高,這在一定程度上支持了前文對國有企業比民營企業更加注重聲譽的判斷,說明國有企業可能對信息披露更加重視,避免由于信息披露問題帶來的聲譽損失。其他控制變量方面,上市年限越短,信息披露質量越高;董事長和總經理兩職兼任會降低信息披露水平;業績越好、規模越大的公司,信息披露質量越高;較高的負債率會降低信息披露水平。

為了檢驗假設2,我們將全樣本區分為國有企業和民營企業兩個子樣本,分別對模型進行回歸(見表3)。可以看到,表3中國有企業子樣本的回歸結果中聲譽變量的系數為0.0325、在5%的水平顯著,而民營企業子樣本的聲譽變量系數不顯著;此外兩者之間Chow檢驗的顯著性水平為0.1030,可以認為二者之間的差異是顯著的。這一結果意味著,對國有企業來說,如果其之前擁有較好的聲譽,那么企業將會維護這種聲譽,繼續提供高質量的信息披露;而對于民營企業,過去較高的聲譽并不一定會帶來未來較高質量的信息披露。也就是說,國有企業相對于民營企業更加注重維護已有的聲譽。這一結果支持了本文的假設2。

聲譽機制在民營企業中沒有起到顯著作用,這可能意味著民營企業存在著短視行為。民營企業的短視行為可能是民營企業自身原因導致的,比如一些家族企業后繼乏人將影響企業對長期發展的預期。但是另一方面,對民營企業產權保護不利、政策性歧視、政府行為的易變性等因素都會影響民營企業對未來穩定發展的預期。因此,加強對民營企業的產權保護、規范政府行為是促進民營企業注重長遠利益的必要措施,也是聲譽機制能夠發揮作用的前提。

表3 回歸結果

(三)穩健性測試

本文從以下三個方面對上述回歸分析進行了穩健性測試。第一,上述回歸中使用的聲譽指標是張維迎和柯榮住 (2002)[13]計算的各地區第一信任度得分,在穩健性測試中我們也使用了他們計算的綜合信任度得分。重新回歸的結果與上述結果一致。第二,將信息披露考評結果替換為二分變量,即信息披露考評結果為“優秀”或“良好”時取1,否則取0,采用logistic回歸,結果與前文一致。第三,為了克服股權分置改革和會計準則變更對上述結果的潛在影響,我們用2001-2004年樣本重新進行前文的回歸分析,結果仍然支持前文的結論。這些穩健性測試結果表明,本文的結論具有一定的可靠性。

四、小 結

從公司信息披露的角度,研究了聲譽機制的有效性及其受公司實際控制人性質的影響。研究發現,良好的聲譽會帶來高質量的信息披露,國有企業比民營企業更加注重維護自身的聲譽,從而聲譽機制對于國有企業更加有效。本文的這一發現為聲譽機制的效果提供了具體的經驗證據,而且證明了正式制度安排 (實際控制人性質)會對非正式制度 (聲譽機制)的運行效果產生影響。

然而,由于本文只是以信息披露作為切入點,因此研究結論可能僅存在于信息披露這一種典型事件中。此外,以地區企業信任度得分作為公司聲譽替代變量的做法比較粗糙,它只能大體反應一個地區企業整體的聲譽狀況,因此本文對聲譽機制有效性的研究只能看作是一個初步的結果。盡管存在上述不足,但是應當看到,非正式制度對經濟運行的重要影響正在得到重視,對包括聲譽機制在內的非正式制度的深入研究具有廣闊的發展前景,在這一領域不斷前進是本文后續的研究方向。

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