产品市场竞争、公司治理与信息披露质量，本文主要内容关键词为：市场竞争论文,信息披露论文,公司治理论文,质量论文,产品论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
信息和激励一直是困扰现代资本市场的两大难题。对于迫切需要又快又好发展资本市场的新兴市场国家，如何将由其导致的交易成本降到最低更是一个关键问题。有研究表明，强化上市公司的信息披露是一项可能的解决方案。Healy和Palepu(2001)认为，良好的信息披露不仅能够削弱资金供求双方之间的信息不对称、提升资源在整个市场内的配置效率，还能够为外部投资者监督和评价公司管理层提供依据、降低道德风险与机会主义行为，因而对于促进资本市场的有效运转起到了不可忽视的作用。
然而，在中国资本市场上，上市公司的信息披露状况一直令人堪忧。根据普华永道PWC(2001)的一项调查，中国的信息不透明程度位居被调查的35个国家(地区)之首。因信息披露失真、不规范、不及时导致的上市公司破产整顿、高管人员内幕交易、中小投资者利益受损的案例屡屡发生，严重阻碍了上市公司与资本市场的健康发展，甚至为中国的金融与经济安全埋下了隐患。
为了维护市场稳定、保护投资者利益，相关部门继郑百文、银广夏之后陆续出台了《关于提高上市公司财务信息披露质量的通知》、《深圳证券交易所上市公司信息披露工作考核办法》、《关于进一步提高上市公司财务信息披露质量的通知》以及《上市公司信息披露管理办法》等多项政策法规，并修订了《会计法》、颁布了与国际接轨的《企业会计准则(2006)》。这些措施从行为规范上为提高上市公司的信息披露质量奠定了制度基础。但是，此后再度爆发的浙大海纳、杭萧钢构事件却表明，问题的根源并不在于信息披露制度或是公司会计部门，而在于混乱的公司治理。如Ball,Robin和Wu(2003)所言，制度或准则仅仅为高质量的信息披露提供了技术上的可能性，执行过程才是最为关键的必要条件。
通过公司治理安排，能够对内部人实现有效的激励和约束，从而降低他们对公司信息披露进行操纵的动机和可能性。可以发现，现有关于公司治理与信息披露质量之间关系的研究主要基于股权结构(Shleifer and Vishny,1986)与董事会特征(Beasley,1996)等视角，并得出了一些有意义的研究结论，尽管这些研究结论并不一致。与此同时，我们也发现，在公司的内部治理机制之外，还存在一些同样可以制约内部人的外部机制，例如产品市场竞争。激烈的产品市场竞争一方面压缩了公司的盈利空间，极大地影响了公司的内源融资能力；而另一方面，处于竞争激烈行业里的企业为了拓展新的业务领域、降低公司的经营风险，可能具有更为迫切的融资需求。在这种情况下，公司为了以较低的成本获取外部资金，必须尽可能地降低资金供需双方的信息不对称，并塑造一个良好的社会形象和市场形象。因此，产品市场竞争将对公司的信息披露产生一定的外部压力，从而促进信息披露质量的提升。Johnson等(2000)也认为，即使在那些投资者利益保护较差的国家，只要公司的经营前景较好，而且具有外部融资需求，内部人便会迫于产品市场的压力善待投资者。那么，产品市场竞争与公司治理这两种不同的机制在促进信息披露质量提升方面，具有怎样的关系呢？现有研究并没有给出明确的答案。
本文基于深交所信息披露考评结果对产品市场竞争、公司治理与信息披露质量之间的关系进行了探讨。结果表明，公司治理结构的合理安排能够对信息披露产生促进作用，而产品市场竞争则对某些公司治理机制产生了互补或替代的作用。这一结论意味着，在中国当前的制度背景下，要提升信息披露质量、保护投资者利益，有必要继续完善上市公司的治理结构，并综合考虑产品市场的竞争情况为上市公司选择最为合适的治理机制。
本文的主要贡献有二：其一，本文是首次将产品市场竞争、公司治理与信息披露质量纳入一个研究框架的文献，对于深刻理解这三者之间的内在关系和信息披露质量的影响因素提供了可行思路；其二，本文基于深交所信息披露考评结果得出了有意义的研究结论，对于证券市场监管机构完善相关规定、提高上市公司质量具有较大的政策含义。
本文的结构安排如下：第二部分对相关文献进行了简要回顾；第三部分对研究样本与变量进行了界定；第四部分以中国上市公司为例，采用Logistic 模型对产品市场竞争、公司治理与信息披露质量之间的关系进行了实证分析；最后是本文的结论。
二、文献回顾与假设提出
信息披露的根本目的在于降低公司内外部的信息不对称，帮助外部投资者做出正确的评价和决策。而在两权分离的决策环境下，公司内部人有动机、也有能力操纵和扭曲信息披露，实现职位固守。通过对公司内部治理机制进行合理安排，能够对内部人与外部人的利益实现协同，从而约束内部人的这种道德风险行为。现有研究在讨论公司治理与信息披露质量的关系时，主要基于股权结构、董事会特征与高管激励等几个视角。
La Porta,Lopez De Silanes和Shleifer(1999)认为，各国在投资者保护与信息披露水平方面的差异，在很大程度上可以用该国公司股权结构的差异来解释，其中股权集中度与持股人身份是最为重要的两个方面。股权集中可以减少股权分散下的“搭便车”问题，使大股东具有足够的激励监督管理层，降低管理层利用信息披露侵占所有者利益的可能(Shleifer and Vishny,1986)。但是，股权集中也为大股东与管理层的合谋提供了条件。La Porta,Lopez De Silanes和Shleifer(1999)认为，当股权过度集中于大股东之手时，公司的控制权与现金流权发生背离，大股东具有以外部股东的利益为代价获取私有收益的动机，从而可能利用自身的信息强势和选择性披露误导外部股东。而持股人的身份则决定了其在治理过程中的利益动机。例如，Warfield,Wild和Wild(1995)认为，增加管理层或机构投资者的持股，能激励他们更好地监督信息披露，有效降低内部人进行操纵的可能。但是Beasley(1996)发现，管理层持股超过一定比例则可能诱发“内部人控制”，他们为了获取私有收益可能利用职位优势操纵信息；而当机构投资者作为第一大股东时，他们对短期收益的偏好可能诱发公司披露信息的短视倾向。此外，Chau和Gray(2002)发现家族股东和法人股东在信息披露过程中具有消极作用。
董事会是“保护企业和管理层之间契约关系的重要机制”(Williamson,1988)，其规模和构成对信息披露具有重要影响。理论上，大规模的董事会可能代表更多股东的利益，也可能囊括更多的专业知识和经验丰富的成员，这对于提高信息披露质量具有积极作用。但是Beasley(1996)却发现，董事会规模较大的公司却更有可能发生财务报告舞弊，因为董事的增加产生更多的沟通协调成本，也更容易被管理层操控。在董事会构成中，独立董事或外部董事的比例越高，董事会被内部人操控的可能性也就越小，信息披露被操控的可能性也就越低(Beasley，1996)。Wright(1996)还提出，在内部或外部董事之外，还存在一种董事会成员——“灰色”董事，他们是外部董事，但是却与公司具有某种实质关联。他发现，灰色董事与内部董事的一样，都会对信息披露产生消极影响。Chen和Jaggi(2000)等也得出了类似的经验证据。Gul和Leung(2004)还对董事长与总经理的两职合一进行了讨论，发现这种领导结构不利于信息披露质量提高。
上述文献表明，公司治理对企业的信息披露质量有着显著的影响。虽然上述文献主要是以西方发达市场为基础进行的研究，但对我国来说也是适用的。刘立国和杜莹(2003)发现我国的家族股东和法人股东在信息披露过程中具有消极作用。王斌和梁欣欣(2008)发现董事长与总经理的两职合一对企业的信息披露质量有负面影响。此外，高强和伍利娜(2008)还基于董事会秘书的任职情况进一步研究了我国现行董秘机制在信息披露中所起的作用。随着我国现代企业制度的逐步建立及公司治理机制的逐步完善，我国企业的公司治理机制的作用日益明显，在一定程度上能够对企业的信息披露质量产生影响，但不同治理机制的影响可能存在一定的差异。基于上述分析，我们提出如下假设：
假设1：公司治理机制对企业的信息披露质量有着显著影响。
Alchian(1950)认为，在公司治理机制以外，来自产品市场的竞争压力同样可能在约束管理层方面产生积极的作用。根据Alchian(1950)和Stigler(1958)的经济变迁进化论，产品市场竞争是获取经济效率的最强大的力量，企业迫于外部环境的压力将自觉完善生产经营，从而解决可能存在的信息与激励问题。因而从某种意义上来说，仅仅凭借市场竞争的力量就可以完全解决两权分离所产生的信息和激励问题。为了对Alchian(1950)以及Stigler(1958)的经验判断提供正式的证明，Hart(1983)提出了一个隐藏信息模型，模型中管理层的工资取决于所在企业的实际利润，市场竞争能够促使企业披露更多的信息从而降低管理层偷懒的可能。不过Scharfstein(1988)指出，Hart(1983)的结论是否成立还取决于管理层效用函数，如果假设管理层对收入水平的边际效用严格为正，那么上述结论将会发生颠倒，产品市场竞争不仅不能替代公司治理，反而可能激化管理层的激励问题。
Schmidt(1997)基于竞争的非信息效应视角构建了一个多阶段博弈模型，他发现产品市场竞争对管理层激励具有两种不同效应，一方面，竞争可能产生清算压力从而对管理层产生积极作用，另一方面，竞争又可能降低利润水平从而降低管理层积极工作的激励。两种效应综合起来构成了一种非线性关系，当产品市场由完全垄断向竞争过渡时，与公司治理之间是替代关系，能够使管理层工作更加积极，而市场竞争程度的进一步提升则将产生相反的作用。因此，产品市场竞争与公司治理之间可能存在某种“状态依存”，一个成功的治理系统应当是内部治理体系与产品市场竞争的有机结合，日本的竞争性主银行制企业集团也许就是一个例子(Mayer，1997)。
在经验证据上，一些研究对替代效应提供了支持，Nickell,Nicolitsas和Dryden(1997)对英国企业的研究发现，产品市场竞争、股东控制和负债水平都能够对生产力增长产生积极作用，其中产品市场竞争与股东控制之间具有相互替代的关系。蒋荣和陈丽蓉(2007)基于CEO变更视角的研究也发现，中国产品市场竞争在一定程度上增强了对CEO的监督，具有一定的替代效应。也有一些研究对互补效应提供了支持，Januszewski,Koke和Winter(1999)对德国企业的研究发现，产品市场竞争对生产增长率具有积极作用，而股权集中对于生产增长率则具有消极作用，产品市场竞争在一定程度上能够对股权集中的消极作用提供补充。Grosfeld和Tressel(2002)对波兰企业的研究也得出了类似的结论。
从国内研究来看，张功富和宋献中(2007)从过度投资的角度检验了产品市场竞争与公司治理的关系，他们发现在竞争激烈的行业中公司治理抑制企业过度投资的边际效应更强，体现出互补关系。陈晓和江东(2000)对3个不同竞争程度行业的研究发现，不同类型的股东在公司治理中发挥的作用具有“状态依存”的特征，即股东在不同行业中的动机和特征均具有差异。但正如牛建波和李维安(2007)所认为的，不同公司治理机制与产品市场竞争之间存在不同的内在关系，他们发现股权结构与产品市场竞争为互补关系，董事会治理、董事长兼任CEO与产品市场竞争则为替代关系。不同的治理机制具有不同的治理作用，而且它们的侧重点也各不相同，因此，它们和产品市场竞争这一外部环境之间的关系可能存在显著差异，在对公司信息披露质量的影响上，部分公司治理特征可能和产品市场竞争之间存在替代关系，其他公司治理特征与产品市场竞争之间可能存在互补关系。基于上述分析，我们提出如下假设：
假设2：在对信息披露质量的影响上，公司治理机制和产品市场竞争之间存在一定的替代或互补关系。
三、研究设计
(一)主要变量定义
1.产品市场竞争
在产业组织理论中，如何界定市场是一个难题。学术界公认，目前还没有一个合理的指标可以准确反映产品市场竞争。现有产业组织理论文献最常用于反映市场竞争强度的指标是行业的市场集中度比率(一般表示为CRn)以及交叉价格弹性等。但是，集中度比率指标(CRn)所度量的是行业中最大的n家厂商的产出占行业总产出的比例，它反映不出企业之间行为的相互影响程度，因此也难以准确衡量企业之间的竞争强度；而由于全体企业定价资料常常难以获取，因此，交叉价格弹性指标也难以计量。
为此，本文借鉴已有研究与实践①的做法，采用企业数目(N)和赫芬达尔—赫希曼指数(Herfindahl-Hirschman Index，以下简称HHI指数)②两个指标度量产品市场竞争强度。
由于难以得到行业内所有企业的财务数据，而且根据产业组织理论，行业的竞争更多体现为产业内大企业之间的竞争，因此本文根据国务院发展研究中心企业研究所编制的《中国大企业年度发展报告》③整理出产品市场竞争的相关数据。通过查阅2003-2005年的《中国大企业年度发展报告》，本文根据三级行业分类，以各行业规模超过10亿的企业数目作为变量N，并计算了各行业的HHI指数，最终得到53个三级分类行业的数据。所得数据不仅包含上市公司，还包含大量的非上市企业，较为全面地反映了中国产品市场的竞争情况。
2.公司治理
公司治理的核心是约束和激励内部人按照投资者的利益行事。早期研究主要从股权结构、董事会特征与管理层激励3个方面进行考察(Shleifer and Vishny,1997)，后期研究则倾向于构造综合指数从更全面的角度对公司治理进行度量，例如Klapper和Love(2004)等。考虑到综合指数的构造常带有一定主观性，研究结论受指数构造方法的影响较大，本文选择从公司治理的各具体方面进行研究。本文具体考察股权结构、董事会特征与高管激励等3个方面。
(1)股权结构。考虑到我国上市公司普遍存在国有股独大、股份过度集中的股权特征，本文重点考察产权性质(State)与控股股东持股比例(First)两个方面。
(2)董事会特征。为了衡量董事会“保护企业和管理层之间契约关系”的程度，本文考察的董事会特征主要包括董事会规模(Board)、监事会规模(SpvBoard)、独董比例(Indirector)、董事会活跃度(Meet)以及两职合一状态(Dual)等几个方面。
(3)高管激励。根据主流研究的做法，本文从董事会持股比例(Bshare)、高管持股比例(Mshare)和高管薪酬(Salary)等几个方面考察。
3.信息披露质量
现有研究在度量信息披露质量时所采用的手段主要包括信息披露评价指数，例如Bushee和Noe(2000)等，以及是否适用SEC对会计与审计执行的豁免条款，例如Wright(1996)。考虑到权威机构提供的信息披露评价指数通常具有较好的公正性和客观性，本文参考曾颖和陆正飞(2006)、高强和伍利娜(2008)等的做法，采用深圳证券交易所对上市公司信息披露质量的评级作为信息披露质量的度量。
深交所对上市公司信息披露考评的依据是2001年颁布的《深圳证券交易所上市公司信息披露工作考核办法》，考评内容包括及时性、准确性、完整性、合法性等4方面，较为全面的衡量了上市公司信息披露质量，考评结果分为优秀、良好、及格和不及格4个等级。当考察信息披露评级是否达到“良好”等级时，本文即认为样本的信息披露质量较好，令信息披露质量变量Disclosure为1，否则为0。
(二)研究方法与模型设计
为了检验产品市场竞争和公司治理在提升信息披露质量方面的内在关系，本文的实证检验包括两个步骤：第一，检验公司治理与信息披露质量的关系；第二，检验产品市场竞争与公司治理在提升信息披露质量方面具有怎样的关系。
为了实现第一步研究目标，本文根据信息披露质量的二级计分法构建了Logistic回归模型，具体如式(1)所示：
其中，Disclosure为信息披露质量，取值0或1；Governance为公司治理变量，具体包含本文所研究的产权性质(State)、控股股东持股比例(First)、董事会规模(Board)、监事会规模(Spvboard)、独董比例(Indirector)以及两职合一(Dual)等多个方面；α为常数项，ε为残差。
Control Variable为控制变量，本文参照相关研究，选取了公司规模、经营业绩、负债水平、会计事务所以及年度等可能直接影响信息披露质量的因素。
(1)公司规模(Size)。根据Lev和Penman(1990)，大规模公司对外部资金的依赖和需求较大，往往更有动机也更有能力避免不当信息披露所产生的巨大政治成本和经济后果。而Lang和Lundholm(1993)也指出，规模较大的公司容易受到公众和管制的关注，媒体也更愿意发布大企业的相关信息，因此大规模企业发布信息的成本相对较低，信息披露质量也相对较高。
(2)经营业绩(ROE)。Singhvi和Desai(1971)认为，企业的业绩较好意味着良好的内部管理水平，为了拥有持续性的高层地位和薪酬水平，管理层具有较强的对外披露信息的动机；另一方面，业绩较差的企业管理层还具有强烈的动机掩饰经营亏损或业绩下降的真实原因，因此企业的经营业绩常与信息披露水平正相关。
(3)负债水平(Debt)。Jensen和Meckling(1976)指出，负债的使用可能激化公司内部新的委托代理问题。一方面，随着负债水平的上升，公司“粉饰”合并报表、进行盈余管理的动机越强烈，从而信息披露质量也可能越低；另一方面，债权人通过设定保护性债务条款并积极参与公司监管，又能够促使公司披露更加充分、可靠的信息。因而，负债水平对信息披露质量的影响方向并不明确。
(4)公司的审计师所在事务所规模(Auditor)。根据De Angelo(1981)，规模较大的会计事务所在财务造假后吊销执照的成本远远大于小规模事务所，因此具有更大的坚持审计独立性的动机，从而对上市公司的信息披露质量产生积极的作用。
表1列示了本文所使用变量的具体定义及计算方法。
为了实现第二步研究目标，本文基于模型(1)对不同产品市场竞争环境下公司治理与信息披露质量的关系进行检验。具体而言，本文根据产品市场竞争程度对样本进行分组，对各组样本分别运用Williams(2008)所提出的异质选择模型(heterogeneous choice model)估计公司治理与信息披露质量的关系，并在比较回归系数的基础上得出相应结论。
(三)样本选取与数据来源
本文以2003-2005年为研究区间，以深交所的非金融行业上市公司为研究对象。在剔除了2003年之后上市的公司以及数据不全的样本之后，最终得到一个包含779个观测值的非平衡面板数据。需要说明的是，本文之所以选择2003-2005年为研究区间，主要是基于产品市场竞争数据的可得性；而之所以选择深交所上市公司，则主要是基于信息披露质量数据的可得性。
本文所用的产品市场竞争数据是根据2003-2005年《中国大企业集团年度发展报告》整理而来，信息披露质量数据来源于深交所网站，其他数据来源于国泰安的CSMAR数据库。
四、实证分析
(一)描述性统计
2003-2005年间样本公司的信息披露考评结果分布情况如表2所示。
样本公司的信息披露质量总体呈逐年上升趋势。其中，获得良好或优秀评级的样本所占比例之和由68.98％上升为78.93％，但获得优秀评级的样本在2004年有所回落，所占比例仅为9.13％。与此同时，评级为不及格的样本在2004与2005年均降低至1％以下。
表3是对所有变量的描述性统计。从中可以发现，研究样本中高信息披露质量的约占74.2％。样本所在行业总资产超过10亿的企业数目平均约为43家，但分布较为离散，最多可达160家，最少仅为1家；平均HHI指数为0.167，分布同样非常离散，最大值为1.000，最小值仅为0.029。在股权结构方面，样本中国有企业所占比例高达76.5％；第一大股东持股比例平均高达42.2％，最高甚至达到85％，反映出样本存在的国有股独大、股权过度集中的股权结构特征。在董事会方面，样本平均董事会规模约为11人；平均监事会规模约为5人，平均独立董事比例约为30.3％，同时也存在少数未设立监事会、独立董事的样本；同时约有9.1％的样本采用了董事长与总经理两职合一的职位设置模式。此外，其他变量的统计数据显示，约有6.7％的样本聘请了国际四大会计事务所。
(二)公司治理与信息披露质量
表4是对公司治理与信息披露质量关系的检验结果。为控制可能的异方差，本文使用了经怀特异方差修正的标准误；为解决同一公司之间可能的自相关问题，本文以样本公司为单位实行了群回归。
第(1)～(12)列是单独引入各公司治理变量的回归结果，第(13)列同时引入了所有公司治理变量。第(1)列显示，在控制其他因素的前提下，产权性质系数显著为正，说明国有产权的上市公司信息披露质量通常好于非国有产权公司。第(2)列考查了大股东持股比例，但是与Shleifer和Vishny(1986)的理论预期不一致的是，此处并没有发现大股东持股有利于提高披露质量的显著证据。考虑到不同产权性质的控股股东在利益函数和决策目标上可能存在差异(La Porta,Lopez De Silanes and Shleifer,1999)，而且由于中国经济体制的原因，不同性质大股东在持股比例、治理作用上具有完全不一样的特征，本文在第(3)列中同时考虑了产权性质与第一大股东持股比例。结果表明，对于非国有产权的样本公司，大股东持股的增加显著有益于提高披露质量；而对于国有公司，大股东的积极作用并没有体现在持股数量上，说明持股比例的上升没有产生激发国有股东积极行使监督权的作用。
考虑到董事会规模可能存在的非单调作用(Abbott,Parker and Peters,2000)，对董事会规模的检验增加了平方项。由第(4)列可知，董事会规模与信息披露质量存在显著关系，一次项显著为正、二次项显著为负，说明董事会人数的增加总体而言有助于提升信息披露质量，但是这一积极作用在董事会规模超过某一水平后被徒增的沟通协调成本所抵消。根据函数拐点计算原理，此处这一最优规模约为13人，与Abbott,Parker和Peters(2000)的观点保持了一致。第(5)列中监事会规模没有表现出统计显著性，说明监事会规模与信息披露质量的关系并不明确。第(6)列中独立董事比例的系数显著为正，说明董事会独立性的加强通常伴随着公司信息披露质量的提升，反映出独立董事制度在中国能够起到一定的积极作用。第(7)列中两职合一状况的系数并不显著，表现出董事会与总经理的职位安排与信息披露质量的关系并不明确。第(8)列中董事会活跃度的系数不显著，表明董事会是否活跃与信息披露质量的关系不明显。第(9)列中董事会持股比例的系数显著为正，表明董事会持股比例越高，信息披露质量越高。但第(10)列中高管持股比例虽然系数为正，但不显著，表明高管持股对信息披露质量没有显著影响。第(11)列中高管薪酬的系数显著为正，表明高管薪酬越高，信息披露质量越高。第(12)列中股权集中度的系数显著为正，表明股权越集中，信息披露质量越高。第(13)列同时考查了所有的公司治理机制，回归系数的符号和显著性与单独回归保持了一致。
(三)产品市场竞争、公司治理与信息披露质量
根据样本所在行业的大企业数目(或HHI指数)是否大于(或小于)中位数，本文将样本划分为高竞争和低竞争两组，并分别采取异质选择模型进行回归分析，结果如表5所示。为了便于对比，表5同时列出了全样本的回归结果。
以企业数目为判别标准的回归结果显示，在低竞争样本中，产权性质、董事会规模、独立董事比例、股权集中度的回归系数依然显著，且符号与全样本回归一致，第一大股东持股比例、董事会持股比例、高管薪酬则不再显著。而在高竞争样本中，回归系数发生了一些变化。首先，在股权结构方面，产权性质、第一大股东持股比例系数仍然显著为正，二者交互项系数则显著为负；股权集中度不显著。其次，在董事会方面，董事会规模、监事会规模以及独立董事比例均不具有显著性。
对比低、高竞争行业的回归结果可以发现，当企业所处行业的竞争程度较低时，与信息披露质量相关的治理机制主要是产权性质与董事会特征，而当企业所处行业的竞争程度较高时，相关治理机制则主要是产权性质、大股东持股比例和高管激励。这意味着，产品竞争与大股东治理和高管激励治理形成了互补效应，而与董事会治理则形成了完全的替代效应。
根据Hart(1983)，由于缺少同质竞争的“标杆”效应，垄断行业的企业面临着更加严重的信息不对称问题，为了降低这种信息不对称、抑制内部人道德风险，应当强化对公司内部人的约束。此时，利用国家所处的超然地位和董事会的监督功能能够对上市公司形成有力约束，敦促内部人遵守有关披露规则，从而有利于提高上市公司信息披露质量。而大股东持股比例提升一方面具有激发大股东监督内部人的作用(Shleifer and Vishny,1986)，另一方面还可能诱发他们的利益侵占动机(La Porta,Lopez De Silanes and Shleifer,1999)，在信息问题较为严重的低竞争环境下，这两种效应更加难以区分，因此体现不出相应的显著性。
随着市场竞争程度的提升，市场上和公司内部的信息问题在企业自由竞争的过程中得到缓解，董事会这种约束机制的有效性也就逐渐被淡化。与此同时，由于竞争所产生的信息效应，大股东利用控制权优势对小股东实施侵害的有利环境被有效削弱，他们的利益侵占动机有所弱化，主要体现出有效监督内部人的积极效应。因此，在高竞争环境中，大股东持股比例的提升往往伴随着信息披露质量的升高。但是，对于国有企业的大股东而言，由于他们始终拥有相同的超然地位，他们的积极作用仍然体现在产权性质上④，持股比例提高没有产生显著效应。
当采用行业HHI指数作为竞争程度判别标准时，上述结论基本保持不变，如表5所示。
(四)稳健性检验
首先，考虑到深交所信息披露考评的原始结果采用了优秀、良好、及格和不及格4级计分制，将其转换为二级计分制进行回归分析可能过滤掉某些有价值的原始信息，本文采用Ordered Logistic模型对其进行进一步分析，对比上述Logistic回归结果，仅部分系数数值与显著性水平略有差别，主要结论没有发生大的波动。因此，进一步支持了本文的结论。
其次，借鉴夏利军和鹿小楠(2005)的做法，我们采用上市公司是否被交易所公开谴责来衡量企业的信息披露质量，如果上市公司未被谴责取值为1，否则取值为0。上市公司被公开谴责的原因主要是未披露重要信息、信息披露不及时、披露不实、披露遗漏等，因此，该变量能在一定程度上衡量企业的信息披露质量。我们用这一变量作为信息披露质量变量重新进行了回归分析，结果基本一致。
再次，考虑到我国各地区的金融生态环境以及市场化进程的差异较大，各地区的法律监管水平和执行力度也不尽相同，这些都可能对上市公司的信息披露质量产生影响，所以我们进一步分析了市场化程度对本文结论的影响。我们以樊纲、王小鲁、朱恒鹏(2007)编制的“市场化指数”为基础，将样本分为两组，如果样本所在省份的市场化指数高于当年的中位数，则为市场化程度高组；否则为市场化程度低组。我们对这两组样本分别运行前述的回归模型，发现市场化程度对结论基本没有显著影响。限于篇幅，本文没有报告上述回归结果。
五、结语
信息披露质量低下是当前制约我国资本市场以及上市公司发展的重要问题。中国的证券市场如何才能健康发展，广大投资者利益如何能得到有效保护，已经成为社会各界关注的焦点问题之一。本文在对相关理论进行梳理的基础上，以2003-2005年深交所上市公司数据，考察了产品市场竞争、公司治理与信息披露质量之间的关系。
本文的研究表明，公司治理机制的合理安排能够对信息披露产生促进作用，而产品市场竞争与不同的公司治理机制之间具有不同的关系。具体而言，国有产权性质、非国有大股东持股比例提升、董事会规模适度、独立董事比例提升有利于提升信息披露质量，监事会规模、两职合一没有表现出显著的效应。产品市场竞争主要通过与公司治理机制相互配合产生作用：竞争与大股东持股比例、高管激励之间具有互补关系，与董事会治理机制之间具有完全的替代关系，但是与产权性质、监事会规模、两职合一的关系并不明确。
这一结论意味着，在中国当前的制度背景下，要提升信息披露质量、保护投资者利益，有必要继续完善上市公司的治理结构，并综合考虑产品市场的竞争情况为上市公司选择最为合适的公司治理机制。例如，对于那些处于竞争激烈行业的企业而言，可以考虑以较低的控股比例维持国家在国有公司中的控制地位，或适度提升大股东在非国有公司中的持股比例；对于那些处于垄断或寡头竞争行业的企业而言，则可以考虑采取维持国有产权地位、合理设计董事会规模(例如限制在13人以下)、强化完善独立董事制度等具体治理手段，有效促进上市公司信息披露质量的提升。
注释：
①例如，美国司法部在反托拉斯调查过程中即使用了赫芬达尔—赫希曼指数。
②HHI指数(HHI)。该指数为反映市场集中度的综合指数，计算公式如下：
③报告中的大企业集团是指，列入国家统计局企调队统计范围且销售收入处于前500位的大企业集团。列入国家统计局企调队统计范围的企业集团包括：中央企业集团，由国务院主管部门批准的国家试点企业集团，由国务院主管部门批准的企业集团，由各省、自治区、直辖市人民政府批准的企业集团，以及资产总额在5亿元以上的其他各类企业集团。
④Wald Chi[2]统计量显示，产权性质在低竞争和高竞争样本中不具有显著差异。
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