張麗

摘要：本文以我國深交所A股上市公司2008-2012年數(shù)據(jù)為研究樣本，實證檢驗終極控股股東對我國上市公司會計信息透明度的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：終極控股股東的股東性質(zhì)會對會計信息透明度產(chǎn)生影響，國有控股上市公司會計信息透明度更高；終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例越高，會計信息越透明；隨著終極控股股東的控制權(quán)增加，會計信息透明度呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U型”特征。

關(guān)鍵詞：終極控股股東 會計信息透明度 現(xiàn)金流權(quán) 控制權(quán)

現(xiàn)代資本市場，利益相關(guān)者作出決策、證券市場發(fā)揮資源配置功能等都需依靠上市公司規(guī)范地披露信息。但是，投資者與管理者之間的信息不對稱使前者面臨更多的逆向選擇和道德風(fēng)險。相對美國、英國等國外較發(fā)達的資本市場，我國作為新興的資本市場，在幾十年的發(fā)展過程中，逐漸暴露出了信息披露不規(guī)范問題。許多上市公司披露信息不及時、不真實、不完整，給投資者的利益造成了重大損失。

一、理論分析與研究假設(shè)

由于特殊的歷史原因，我國的上市公司大部分都為國有上市公司。相對于非政府終極控股的上市公司而言，政府控股的上市公司，其地位的特殊性決定它受到的監(jiān)督更為嚴(yán)格，采取投機主義行為獲取不正當(dāng)收益的可能性小，而且融資途徑較多，粉飾財務(wù)報表操作盈余管理的動機較小。Berkrnan等（2005）的研究指出相對于民營公司，我國國有控股的上市公司對中小股東的利益侵占程度較低。陳耿（2013）的研究表明，實際控制人的性質(zhì)影響公司信息披露質(zhì)量?；诖?，本文以終極控股股東為分類標(biāo)準(zhǔn)將上市公司分為兩類：國有控股公司和非國有控股公司，并且認(rèn)為，國有控股上市公司的會計信息透明度質(zhì)量更高。因此，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：非國有控股上市公司的會計信息透明度低于國有控股上市公司。

Grossman and Hart（1980）認(rèn)為，對終極控股股東起激勵作用的是其擁有的現(xiàn)金流所有權(quán)。現(xiàn)金流權(quán)是一種“財務(wù)激勵”，其大小表示終極控股股東與公司利益之間的一致程度（楊淑娥、蘇坤，2009）。終極控股股東擁有越高的現(xiàn)金流權(quán)比例，表明對公司價值占有的比例就越高，“激勵效應(yīng)”越明顯，從而更有動機去監(jiān)督管理層采取正確的符合公司價值增加的經(jīng)營決策，而同時較高的現(xiàn)金流權(quán)比例也賦予終極控股股東有能力抑制管理層的投機主義行為和決策，有效減少管理層的道德風(fēng)險。王鵬等（2006）發(fā)現(xiàn)我國上市公司控股股東的現(xiàn)金流權(quán)越多，資金占用就越少，公司績效就越好；鄒平等（2007）發(fā)現(xiàn)我國上市公司最終控制人擁有的現(xiàn)金流權(quán)越高，上市公司的價值越大。這些研究從側(cè)面表明終極控股股東的利益侵占行為會隨現(xiàn)金流權(quán)比例的提高而減少，從而增強會計信息的披露。因此，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：終極控股股東擁有上市公司的現(xiàn)金流權(quán)比例越大，會計信息透明度越高。

大股東為謀求自身利益的最大化具有侵害小股東的天性（李增泉等，2005）。但當(dāng)終極控股股東的控制權(quán)比例較小時，上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)相對分散的狀態(tài)，此時股權(quán)制衡的作用比較強，其他股東能夠?qū)K極控股股東的各種行為進行有效的監(jiān)督從而使其利益侵占的行為受到約束，終極控股股東與中小股東之間的代理沖突表現(xiàn)不明顯；而此時終極控股股東實際上對上市公司的控制能力也非常有限，較突出的代理問題表現(xiàn)為所有者與管理者之間的第一類代理問題，由于上市公司的管理層實際掌握了公司的控制權(quán)，終極控股股東為維護自己的利益，具有監(jiān)督管理層的動機，使管理層的機會主義行為和道德風(fēng)險受到約束（Shleifer & Vishny，1986），這樣對管理層披露會計信息透明度的要求較高。當(dāng)終極控股股東的控制權(quán)比例逐步提高達到一定的程度時，其作為大股東會產(chǎn)生獲取控制權(quán)私利的行為。尤其在我國新興的資本市場，對中小股東的利益保護機制不夠完善，終極控股股東往往通過非公平關(guān)聯(lián)交易、財產(chǎn)擔(dān)保、大額資金侵占等多種隱蔽復(fù)雜的手段對上市公司實施“掏空”行為，原本在于提高資本配置而存在的企業(yè)集團內(nèi)部資本市場部分地被異化成了進行利益輸送的渠道（王鵬、周黎安，2006）。當(dāng)終極控制人存在且選擇控制權(quán)私有收益時，終極控制人會隨著控制權(quán)的增加傾向于獲取更多的私有收益，終極控制人的控制權(quán)表現(xiàn)出較強的侵占效應(yīng)（周穎、李麗，2013）。在這種情況下，較高的控制權(quán)比例使得終極控股股東能夠?qū)緦嵤┮欢ǔ潭鹊恼瓶?，更有可能與管理層進行“合謀”要求隱藏“壞消息”，人為操縱會計信息為其利益侵占行為提供掩蓋。因此，提出假設(shè)3：

假設(shè)3：終極控股股東的控制權(quán)與會計信息透明度存在倒“U”型關(guān)系，即隨著控制權(quán)比例的提高，會計信息透明度呈現(xiàn)先上升后下降的非線性關(guān)系。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。本文的研究對象為2008-2012年我國深交所A股主板上市公司中信息披露考評結(jié)果為優(yōu)秀等級和不合格等級的公司，并經(jīng)過以下標(biāo)準(zhǔn)進行篩選：（1）剔除金融保險類公司；（2）剔除終極控制權(quán)比例低于10%的公司； （3）剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的公司。最后確定樣本281家，其中優(yōu)秀230家，不合格51家。會計信息透明度的數(shù)據(jù)摘自深交所網(wǎng)站誠信檔案，其他所有數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫及巨潮資訊網(wǎng)公布的上市公司年報。本文運用EXCEL和STATA 12.0軟件進行統(tǒng)計分析。

（二）變量選擇。會計信息透明度的衡量指標(biāo)采用深交所網(wǎng)站誠信檔案中公布的信息披露考評結(jié)果，然后采用logistic回歸考察終極控股股東性質(zhì)、現(xiàn)金流權(quán)比例以及控制權(quán)比例對會計信息透明度的影響。已有研究表明，上市公司會計信息透明度還可能受到公司規(guī)模、公司財務(wù)風(fēng)險、公司績效、發(fā)行B股或H股、行業(yè)、年份等因素的影響。因此本文將這些相關(guān)的控制變量引入到模型設(shè)計中。

（三）模型設(shè)計。本文采用Logistic回歸模型進行統(tǒng)計分析。Logistic回歸模型如下：

Ln[P（tra）/1-P（tra）]=β0+β1gdxz+β2con+β3conpf+β4cas+β5size+β6deb+β7eps+β8fon+∑β（8+i）inu（i）+∑β（19+j）year（j）+εendprint

其中，p（tra）代表tra=1的概率，1-p（tra）代表tra=0概率，Ln[P（tra）/1-P（tra）]是對數(shù)發(fā)生比，β0是常數(shù)項，β1-β22是回歸結(jié)果系數(shù)，ε為誤差項。

三、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析。通過表2可得：（1）會計信息透明度的均值達到0.82，表明近幾年的會計信息透明度較高，中國證監(jiān)會為提高會計信息透明度所采取的一系列措施起到了一定的作用，但應(yīng)看到距離發(fā)達國家還有一定差距。（2）終極控股股東所持有的現(xiàn)金流權(quán)比例差異較大，均值為33.04%，表明在資本市場上控股股東平均投入30.03%的現(xiàn)金流才可以控制一家上市公司。（3）終極控股股東的控制權(quán)最大值為74.98%，控制程度較高，達到了相對控股的地位，最小值為12.22%，可看出控制權(quán)比例的差異也較大。（4）公司規(guī)模最大值為26.66，最小值為15.38，總體上講公司規(guī)模沒有出現(xiàn)較大的差距。（5）資產(chǎn)負(fù)債率的均值為54%，表明所研究的上市公司的整體負(fù)債水平居于中等水平，財務(wù)風(fēng)險不是很大。（6）每股收益均值為0.59，最大值為4.09，最小值為-3.24，表明上市公司的業(yè)績相對差異較大，總體水平相對較低。

（二）logistic回歸分析。為避免多重共線性的影響，下頁表3將股東性質(zhì)、終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)、控制權(quán)、控制權(quán)平方等解釋變量分別引入logistic回歸模型（1、2、3、4）中，然后再將處理過的控制權(quán)、控制權(quán)平方同時引入logistic回歸模型5?；貧w統(tǒng)計結(jié)果表明，所有的回歸方程其結(jié)果都是顯著的。模型1中股東性質(zhì)（gdxz）的回歸系數(shù)為-2.46，Z值為-3.80，在1%的水平下顯著，表明終極控股股東的股東性質(zhì)（gdxz）與會計信息透明度呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得到驗證。由此可見，終極控股股東的性質(zhì)確實會對會計信息透明度產(chǎn)生影響，國有控股公司會計信息透明度高于非國有控股。模型2中我們看到現(xiàn)金流權(quán)（cas）的回歸系數(shù)為0.067，Z值為2.85，在1%的水平下顯著，表明終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例（cas）越大，上市公司的會計信息透明度越高，即較高的現(xiàn)金流權(quán)比例確實能起到激勵終極控股股東監(jiān)督管理層提高會計信息透明度的作用，假設(shè)2得到驗證。模型3中控制權(quán)（con）的回歸系數(shù)為0.077，Z值為2.94，顯著性水平為1%，表明終極控股股東的控制權(quán)（con）與會計信息透明度顯著正相關(guān)，而模型4中控制權(quán)平方項（conpf）的回歸系數(shù)為-0.00132，Z值為-1.41，表明終極控制權(quán)平方項（conpf）與會計信息透明度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但在統(tǒng)計上不顯著。在模型5中終極控制權(quán)（con）的回歸系數(shù)為0.0726，Z值為3.13，顯著性水平為1%，終極控制權(quán)平方（conpf）的回歸系數(shù)為-0.00263，Z值為-1.85，顯著性水平為10%，兩者的回歸系數(shù)符號達到與預(yù)期相一致的結(jié)果，且在統(tǒng)計上顯著。這反映出隨著終極控制權(quán)的逐步增大，上市公司的會計信息透明度呈現(xiàn)出先上升后下降的倒“U型”特征，驗證了假設(shè)3。

以上回歸結(jié)果同時表明：控制變量對會計信息透明度產(chǎn)生了一定的影響，其中公司規(guī)模（size）與會計信息透明度呈顯著正相關(guān)關(guān)系，表明隨著公司規(guī)模的逐步擴大，公司績效的不斷提高，其會計信息透明度也在逐漸提高，原因可能歸結(jié)于大規(guī)模的上市公司，社會對其關(guān)注度較高，而較高的會計信息透明度可以幫助其樹立更良好的社會形象，傳播正能量；公司財務(wù)風(fēng)險（deb）對會計信息透明度產(chǎn)生負(fù)面影響，說明較高的財務(wù)風(fēng)險存在操作盈余管理的可能性更大，在一定程度上降低了會計信息透明度；公司績效（eps）對會計信息透明度產(chǎn)生正面影響，表明對于公司績效好的上市公司，為進一步增強自身競爭力，更傾向于把公司的“好消息”傳遞出去，以此來區(qū)別于績效差的公司，但在統(tǒng)計上不顯著；發(fā)行B股或H股（fon）的回歸系數(shù)為正數(shù)，達到與預(yù)期相一致的結(jié)果，但在統(tǒng)計上不顯著，初步說明上市公司發(fā)行B股或H股受到更多的監(jiān)管，能在一定程度上提高上市公司的會計信息透明度。

四、研究結(jié)論

本文以我國上市公司終極控股股東對會計信息透明度產(chǎn)生的影響進行了理論分析和實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

1.終極控股股東的國有性質(zhì)能顯著提高上市公司的會計信息披露質(zhì)量，使透明度得到提升。而非國有控股的上市公司在信息披露方面表現(xiàn)相對較差，這可能是由于我國目前的階段，相關(guān)的經(jīng)濟制度和法律約束不夠完善，非國有控股的上市公司在投資者保護方面做得較差，內(nèi)部公司治理質(zhì)量不高。

2.終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例越高，會計信息透明度質(zhì)量越高。這說明，終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例的提高確實能夠增強公司的會計信息透明度，其比例越大，“激勵效應(yīng)”越強。

3.終極控股股東的控制權(quán)比例與會計信息透明度呈顯著的非線性相關(guān)關(guān)系，隨著終極控股股東控制權(quán)的逐漸增大，上市公司的會計信息透明度呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U型”特征，且在統(tǒng)計上顯著。這表明目前我國的上市公司中，存在著合理的控制權(quán)私利和超額的控制權(quán)私利，合理的控制權(quán)私利對公司的會計信息透明度產(chǎn)生正面、積極的影響，而超額的控制權(quán)私利則降低了上市公司的會計信息透明度。

鑒于本文的分析可能存在一定的局限性，希望在未來的研究中能進一步改進。一是相對于公司治理機制而言，公司治理環(huán)境是更為基礎(chǔ)性的層面（夏立軍，2005），但本文的研究沒有考慮上市公司所處的治理環(huán)境對會計信息透明度可能產(chǎn)生的影響。二是本文僅采取了深交所的上市公司作為研究樣本，同時衡量會計信息透明度的指標(biāo)引用了其信息披露考核結(jié)果，得出的結(jié)論可能不夠全面。S

參考文獻：

1.陳耿，龔玲，劉星.實際控制人對公司信息披露質(zhì)量的影響研究[J].重慶大學(xué)學(xué)報，2013，（19）.

2.楊淑娥，蘇坤.終極控制、自由現(xiàn)金流約束與公司績效——基于我國民營上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].會計研究，2009，（4）.

3.王鵬，周黎安.控股股東的控制權(quán)、所有權(quán)與公司績效：基于中國上市公司的證據(jù)[J].金融研究，2006，（2）.

4.鄒平，付瑩.我國上市公司控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離——理論研究與實證檢驗[J].財經(jīng)研究，2007，（9）.

5.李增泉，余謙.掏空、支持與并購重組——來自我國上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005，（1）.

6.周穎，李麗.控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)與侵占效應(yīng)——基于中國民營上市公司的實證研究[J].大連理工大學(xué)學(xué)報（社會版），2013，（1）.

7.夏立軍，方軼強.政府控制、治理環(huán)境與公司價值——來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005，（5）.endprint

其中，p（tra）代表tra=1的概率，1-p（tra）代表tra=0概率，Ln[P（tra）/1-P（tra）]是對數(shù)發(fā)生比，β0是常數(shù)項，β1-β22是回歸結(jié)果系數(shù)，ε為誤差項。

三、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析。通過表2可得：（1）會計信息透明度的均值達到0.82，表明近幾年的會計信息透明度較高，中國證監(jiān)會為提高會計信息透明度所采取的一系列措施起到了一定的作用，但應(yīng)看到距離發(fā)達國家還有一定差距。（2）終極控股股東所持有的現(xiàn)金流權(quán)比例差異較大，均值為33.04%，表明在資本市場上控股股東平均投入30.03%的現(xiàn)金流才可以控制一家上市公司。（3）終極控股股東的控制權(quán)最大值為74.98%，控制程度較高，達到了相對控股的地位，最小值為12.22%，可看出控制權(quán)比例的差異也較大。（4）公司規(guī)模最大值為26.66，最小值為15.38，總體上講公司規(guī)模沒有出現(xiàn)較大的差距。（5）資產(chǎn)負(fù)債率的均值為54%，表明所研究的上市公司的整體負(fù)債水平居于中等水平，財務(wù)風(fēng)險不是很大。（6）每股收益均值為0.59，最大值為4.09，最小值為-3.24，表明上市公司的業(yè)績相對差異較大，總體水平相對較低。

（二）logistic回歸分析。為避免多重共線性的影響，下頁表3將股東性質(zhì)、終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)、控制權(quán)、控制權(quán)平方等解釋變量分別引入logistic回歸模型（1、2、3、4）中，然后再將處理過的控制權(quán)、控制權(quán)平方同時引入logistic回歸模型5?；貧w統(tǒng)計結(jié)果表明，所有的回歸方程其結(jié)果都是顯著的。模型1中股東性質(zhì)（gdxz）的回歸系數(shù)為-2.46，Z值為-3.80，在1%的水平下顯著，表明終極控股股東的股東性質(zhì)（gdxz）與會計信息透明度呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得到驗證。由此可見，終極控股股東的性質(zhì)確實會對會計信息透明度產(chǎn)生影響，國有控股公司會計信息透明度高于非國有控股。模型2中我們看到現(xiàn)金流權(quán)（cas）的回歸系數(shù)為0.067，Z值為2.85，在1%的水平下顯著，表明終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例（cas）越大，上市公司的會計信息透明度越高，即較高的現(xiàn)金流權(quán)比例確實能起到激勵終極控股股東監(jiān)督管理層提高會計信息透明度的作用，假設(shè)2得到驗證。模型3中控制權(quán)（con）的回歸系數(shù)為0.077，Z值為2.94，顯著性水平為1%，表明終極控股股東的控制權(quán)（con）與會計信息透明度顯著正相關(guān)，而模型4中控制權(quán)平方項（conpf）的回歸系數(shù)為-0.00132，Z值為-1.41，表明終極控制權(quán)平方項（conpf）與會計信息透明度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但在統(tǒng)計上不顯著。在模型5中終極控制權(quán)（con）的回歸系數(shù)為0.0726，Z值為3.13，顯著性水平為1%，終極控制權(quán)平方（conpf）的回歸系數(shù)為-0.00263，Z值為-1.85，顯著性水平為10%，兩者的回歸系數(shù)符號達到與預(yù)期相一致的結(jié)果，且在統(tǒng)計上顯著。這反映出隨著終極控制權(quán)的逐步增大，上市公司的會計信息透明度呈現(xiàn)出先上升后下降的倒“U型”特征，驗證了假設(shè)3。

以上回歸結(jié)果同時表明：控制變量對會計信息透明度產(chǎn)生了一定的影響，其中公司規(guī)模（size）與會計信息透明度呈顯著正相關(guān)關(guān)系，表明隨著公司規(guī)模的逐步擴大，公司績效的不斷提高，其會計信息透明度也在逐漸提高，原因可能歸結(jié)于大規(guī)模的上市公司，社會對其關(guān)注度較高，而較高的會計信息透明度可以幫助其樹立更良好的社會形象，傳播正能量；公司財務(wù)風(fēng)險（deb）對會計信息透明度產(chǎn)生負(fù)面影響，說明較高的財務(wù)風(fēng)險存在操作盈余管理的可能性更大，在一定程度上降低了會計信息透明度；公司績效（eps）對會計信息透明度產(chǎn)生正面影響，表明對于公司績效好的上市公司，為進一步增強自身競爭力，更傾向于把公司的“好消息”傳遞出去，以此來區(qū)別于績效差的公司，但在統(tǒng)計上不顯著；發(fā)行B股或H股（fon）的回歸系數(shù)為正數(shù)，達到與預(yù)期相一致的結(jié)果，但在統(tǒng)計上不顯著，初步說明上市公司發(fā)行B股或H股受到更多的監(jiān)管，能在一定程度上提高上市公司的會計信息透明度。

四、研究結(jié)論

本文以我國上市公司終極控股股東對會計信息透明度產(chǎn)生的影響進行了理論分析和實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

1.終極控股股東的國有性質(zhì)能顯著提高上市公司的會計信息披露質(zhì)量，使透明度得到提升。而非國有控股的上市公司在信息披露方面表現(xiàn)相對較差，這可能是由于我國目前的階段，相關(guān)的經(jīng)濟制度和法律約束不夠完善，非國有控股的上市公司在投資者保護方面做得較差，內(nèi)部公司治理質(zhì)量不高。

2.終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例越高，會計信息透明度質(zhì)量越高。這說明，終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例的提高確實能夠增強公司的會計信息透明度，其比例越大，“激勵效應(yīng)”越強。

3.終極控股股東的控制權(quán)比例與會計信息透明度呈顯著的非線性相關(guān)關(guān)系，隨著終極控股股東控制權(quán)的逐漸增大，上市公司的會計信息透明度呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U型”特征，且在統(tǒng)計上顯著。這表明目前我國的上市公司中，存在著合理的控制權(quán)私利和超額的控制權(quán)私利，合理的控制權(quán)私利對公司的會計信息透明度產(chǎn)生正面、積極的影響，而超額的控制權(quán)私利則降低了上市公司的會計信息透明度。

鑒于本文的分析可能存在一定的局限性，希望在未來的研究中能進一步改進。一是相對于公司治理機制而言，公司治理環(huán)境是更為基礎(chǔ)性的層面（夏立軍，2005），但本文的研究沒有考慮上市公司所處的治理環(huán)境對會計信息透明度可能產(chǎn)生的影響。二是本文僅采取了深交所的上市公司作為研究樣本，同時衡量會計信息透明度的指標(biāo)引用了其信息披露考核結(jié)果，得出的結(jié)論可能不夠全面。S

參考文獻：

1.陳耿，龔玲，劉星.實際控制人對公司信息披露質(zhì)量的影響研究[J].重慶大學(xué)學(xué)報，2013，（19）.

2.楊淑娥，蘇坤.終極控制、自由現(xiàn)金流約束與公司績效——基于我國民營上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].會計研究，2009，（4）.

3.王鵬，周黎安.控股股東的控制權(quán)、所有權(quán)與公司績效：基于中國上市公司的證據(jù)[J].金融研究，2006，（2）.

4.鄒平，付瑩.我國上市公司控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離——理論研究與實證檢驗[J].財經(jīng)研究，2007，（9）.

5.李增泉，余謙.掏空、支持與并購重組——來自我國上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005，（1）.

6.周穎，李麗.控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)與侵占效應(yīng)——基于中國民營上市公司的實證研究[J].大連理工大學(xué)學(xué)報（社會版），2013，（1）.

7.夏立軍，方軼強.政府控制、治理環(huán)境與公司價值——來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005，（5）.endprint

其中，p（tra）代表tra=1的概率，1-p（tra）代表tra=0概率，Ln[P（tra）/1-P（tra）]是對數(shù)發(fā)生比，β0是常數(shù)項，β1-β22是回歸結(jié)果系數(shù)，ε為誤差項。

三、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析。通過表2可得：（1）會計信息透明度的均值達到0.82，表明近幾年的會計信息透明度較高，中國證監(jiān)會為提高會計信息透明度所采取的一系列措施起到了一定的作用，但應(yīng)看到距離發(fā)達國家還有一定差距。（2）終極控股股東所持有的現(xiàn)金流權(quán)比例差異較大，均值為33.04%，表明在資本市場上控股股東平均投入30.03%的現(xiàn)金流才可以控制一家上市公司。（3）終極控股股東的控制權(quán)最大值為74.98%，控制程度較高，達到了相對控股的地位，最小值為12.22%，可看出控制權(quán)比例的差異也較大。（4）公司規(guī)模最大值為26.66，最小值為15.38，總體上講公司規(guī)模沒有出現(xiàn)較大的差距。（5）資產(chǎn)負(fù)債率的均值為54%，表明所研究的上市公司的整體負(fù)債水平居于中等水平，財務(wù)風(fēng)險不是很大。（6）每股收益均值為0.59，最大值為4.09，最小值為-3.24，表明上市公司的業(yè)績相對差異較大，總體水平相對較低。

（二）logistic回歸分析。為避免多重共線性的影響，下頁表3將股東性質(zhì)、終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)、控制權(quán)、控制權(quán)平方等解釋變量分別引入logistic回歸模型（1、2、3、4）中，然后再將處理過的控制權(quán)、控制權(quán)平方同時引入logistic回歸模型5?；貧w統(tǒng)計結(jié)果表明，所有的回歸方程其結(jié)果都是顯著的。模型1中股東性質(zhì)（gdxz）的回歸系數(shù)為-2.46，Z值為-3.80，在1%的水平下顯著，表明終極控股股東的股東性質(zhì)（gdxz）與會計信息透明度呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得到驗證。由此可見，終極控股股東的性質(zhì)確實會對會計信息透明度產(chǎn)生影響，國有控股公司會計信息透明度高于非國有控股。模型2中我們看到現(xiàn)金流權(quán)（cas）的回歸系數(shù)為0.067，Z值為2.85，在1%的水平下顯著，表明終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例（cas）越大，上市公司的會計信息透明度越高，即較高的現(xiàn)金流權(quán)比例確實能起到激勵終極控股股東監(jiān)督管理層提高會計信息透明度的作用，假設(shè)2得到驗證。模型3中控制權(quán)（con）的回歸系數(shù)為0.077，Z值為2.94，顯著性水平為1%，表明終極控股股東的控制權(quán)（con）與會計信息透明度顯著正相關(guān)，而模型4中控制權(quán)平方項（conpf）的回歸系數(shù)為-0.00132，Z值為-1.41，表明終極控制權(quán)平方項（conpf）與會計信息透明度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但在統(tǒng)計上不顯著。在模型5中終極控制權(quán)（con）的回歸系數(shù)為0.0726，Z值為3.13，顯著性水平為1%，終極控制權(quán)平方（conpf）的回歸系數(shù)為-0.00263，Z值為-1.85，顯著性水平為10%，兩者的回歸系數(shù)符號達到與預(yù)期相一致的結(jié)果，且在統(tǒng)計上顯著。這反映出隨著終極控制權(quán)的逐步增大，上市公司的會計信息透明度呈現(xiàn)出先上升后下降的倒“U型”特征，驗證了假設(shè)3。

以上回歸結(jié)果同時表明：控制變量對會計信息透明度產(chǎn)生了一定的影響，其中公司規(guī)模（size）與會計信息透明度呈顯著正相關(guān)關(guān)系，表明隨著公司規(guī)模的逐步擴大，公司績效的不斷提高，其會計信息透明度也在逐漸提高，原因可能歸結(jié)于大規(guī)模的上市公司，社會對其關(guān)注度較高，而較高的會計信息透明度可以幫助其樹立更良好的社會形象，傳播正能量；公司財務(wù)風(fēng)險（deb）對會計信息透明度產(chǎn)生負(fù)面影響，說明較高的財務(wù)風(fēng)險存在操作盈余管理的可能性更大，在一定程度上降低了會計信息透明度；公司績效（eps）對會計信息透明度產(chǎn)生正面影響，表明對于公司績效好的上市公司，為進一步增強自身競爭力，更傾向于把公司的“好消息”傳遞出去，以此來區(qū)別于績效差的公司，但在統(tǒng)計上不顯著；發(fā)行B股或H股（fon）的回歸系數(shù)為正數(shù)，達到與預(yù)期相一致的結(jié)果，但在統(tǒng)計上不顯著，初步說明上市公司發(fā)行B股或H股受到更多的監(jiān)管，能在一定程度上提高上市公司的會計信息透明度。

四、研究結(jié)論

本文以我國上市公司終極控股股東對會計信息透明度產(chǎn)生的影響進行了理論分析和實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

1.終極控股股東的國有性質(zhì)能顯著提高上市公司的會計信息披露質(zhì)量，使透明度得到提升。而非國有控股的上市公司在信息披露方面表現(xiàn)相對較差，這可能是由于我國目前的階段，相關(guān)的經(jīng)濟制度和法律約束不夠完善，非國有控股的上市公司在投資者保護方面做得較差，內(nèi)部公司治理質(zhì)量不高。

2.終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例越高，會計信息透明度質(zhì)量越高。這說明，終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)比例的提高確實能夠增強公司的會計信息透明度，其比例越大，“激勵效應(yīng)”越強。

3.終極控股股東的控制權(quán)比例與會計信息透明度呈顯著的非線性相關(guān)關(guān)系，隨著終極控股股東控制權(quán)的逐漸增大，上市公司的會計信息透明度呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U型”特征，且在統(tǒng)計上顯著。這表明目前我國的上市公司中，存在著合理的控制權(quán)私利和超額的控制權(quán)私利，合理的控制權(quán)私利對公司的會計信息透明度產(chǎn)生正面、積極的影響，而超額的控制權(quán)私利則降低了上市公司的會計信息透明度。

鑒于本文的分析可能存在一定的局限性，希望在未來的研究中能進一步改進。一是相對于公司治理機制而言，公司治理環(huán)境是更為基礎(chǔ)性的層面（夏立軍，2005），但本文的研究沒有考慮上市公司所處的治理環(huán)境對會計信息透明度可能產(chǎn)生的影響。二是本文僅采取了深交所的上市公司作為研究樣本，同時衡量會計信息透明度的指標(biāo)引用了其信息披露考核結(jié)果，得出的結(jié)論可能不夠全面。S

參考文獻：

1.陳耿，龔玲，劉星.實際控制人對公司信息披露質(zhì)量的影響研究[J].重慶大學(xué)學(xué)報，2013，（19）.

2.楊淑娥，蘇坤.終極控制、自由現(xiàn)金流約束與公司績效——基于我國民營上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].會計研究，2009，（4）.

3.王鵬，周黎安.控股股東的控制權(quán)、所有權(quán)與公司績效：基于中國上市公司的證據(jù)[J].金融研究，2006，（2）.

4.鄒平，付瑩.我國上市公司控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離——理論研究與實證檢驗[J].財經(jīng)研究，2007，（9）.

5.李增泉，余謙.掏空、支持與并購重組——來自我國上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005，（1）.

6.周穎，李麗.控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)與侵占效應(yīng)——基于中國民營上市公司的實證研究[J].大連理工大學(xué)學(xué)報（社會版），2013，（1）.

7.夏立軍，方軼強.政府控制、治理環(huán)境與公司價值——來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005，（5）.endprint