四、 检验结果及分析 （一） 描述性统计 在选定的3082家公司中，信息披露质量高（良好或优秀）的占74%（2293家）。有基金持股的公司高达85%（2631家），但在有基金持股的公司中，持股比例不足1%的占52%（1377家
四、 检验结果及分析
（一） 描述性统计
在选定的3082家公司中，信息披露质量高（良好或优秀）的占74%（2293家）。有基金持股的公司高达85%（2631家），但在有基金持股的公司中，持股比例不足1%的占52%（1377家），另有29%的公司其基金持股比例超过了10%（753家）。此外，样本公司隶属于东部地区的占样本总量的57%（1757家）。样本公司的实际控制人为国家的占样本总量的56.6%（1744家），其余43.4%为民营控股、外资控股和集体控股等其他类型（依据CCER实际控制人分类标准）。根据我国证监会行业分类标准，这3082家公司分布在21个行业。基金持股比例最低为0，最高可达66%，这反映了基金持股分布的非均衡性。此外，基金持股比例的中位数显示，半数以上公司的持股比例不足2%，这更加证实了这种分布的非均衡性，从而为我们引入基金是否持股这一虚拟变量提供了必要的依据。
信息披露与基金是否持股、基金持股比例、控制权比例、独立董事人数、公司绩效、公司规模是显著正相关的，且相关度较高，而与是否两职合一、市场风险、杠杆率显著负相关。这与我们的预期是一致的。此外，换手率与信息披露不存在明显的关系，而与基金是否持股和基金持股比例则存在显著负相关关系，这为我们将换手率作为工具变量提供了必要的统计上的依据。
（二） 计量结果
为了估计上述联立方程组，本文选择了两阶段最小二乘法（2SLS）。即在估计式（1）的过程中，我们将换手率（Tover）和上期基金持股比例（LFund）作为基金虚拟变量（IsFund）和基金持股比例（Fund）的备选工具变量。为使得面板数据回归结果更具有稳健性，我们依次采用混合截面模型、联立方程模型和面板数据模型，其中面板数据为剔除了观测次数小于3的样本公司数据。为了便于比较和讨论，本文对于Probit模型直接给出了其边际效应之值，具体如表2所示。表2第1列为变量名称，第2—8列分别为相应的实证结果，依次记为Ⅰ—Ⅶ。其中，Ⅰ为混合截面数据的Probit模型回归结果（检验信息披露质量与基金是否持股之间的关系），Ⅱ和Ⅲ分别为引入工具变量的ivprobit模型回归结果和基于非平衡面板数据的xtprobit模型回归结果。同样的，在基金持股的样本公司中，Ⅳ为混合截面数据的回归结果（检验信息披露质量和基金持股比例）之间的关系，Ⅴ和Ⅵ分别为引入工具变量和基于非平衡面板数据的回归结果，Ⅶ则为基于非平衡面板数据同时采用联立方程模型检验信息披露质量与基金持股比例关系的xtivreg线性模型的回归结果。
注：括号内为稳健性的标准差，“***”、“**”、“*”分别表示在1%、5%、10%水平上显著；Obs为样本容量。
回归结果Ⅰ显示，基金持股虚拟变量（IsFund）的回归系数在1%水平上显著为正。这表明在回归模型中其他变量固定的情况下，基金持股公司信息披露质量为优等的概率要比基金未持股公司高出6.5个百分点。然而，回归结果Ⅰ没有考虑基金持股和信息披露质量之间的联立性，由此可能导致内生性问题，损害估计系数的一致性和有效性。故本文通过建立联立方程，引入了换手率和上期基金持股比例作为基金持股虚拟变量的工具变量，并选择2SLS（两阶段最小二乘法）进行回归估计，得到回归结果Ⅱ。回归结果Ⅱ表明，基金持股虚拟变量的回归系数同样在1%水平上显著为正，而且引入工具变量后，基金持股公司信息披露质量为优的概率是基金未持股公司的1.35倍。尽管回归结果Ⅱ解决了由于联立性而带来的内生性问题，但却无法解决众多影响信息披露质量的不可观测变量带来的内生性问题。比如：企业文化、行业竞争程度、技术创新和法制环境等可能影响信息披露质量，但它们无法直接观察得到。因而，我们利用面板数据的优势剔除其中仅随个体变化而不随时间变化和仅随时间变化而不随个体变化的不可观测变量，并得到回归结果Ⅲ。由回归结果Ⅲ可知，基金持股虚拟变量的回归系数仍为正，但在其他变量和样本数据相同的情况下，基金持股公司信息披露质量为优等的概率比基金未持股公司高出3.8个百分点，这一边际效应显然低于回归结果Ⅰ和Ⅱ，且在13%的水平上显著。回归结果Ⅰ—Ⅲ表明，在信息披露影响因素研究中，被忽视的不可观测因素的影响可能导致我们高估了基金是否持股对信息披露质量的影响力度，但总的来说，基金持股是有利于提升所持股公司的信息披露质量的，从而证实了本文的假设1。
接下来，本文进一步分析信息披露质量与基金持股比例之间的关系，即回归结果Ⅳ—Ⅶ。
在回归结果Ⅳ中，基金持股比例（Fund）的回归系数在1%水平上显著为正。这表明在回归模型中其他变量固定的情况下，基金持股比例每提高0.1，所持股公司信息披露质量为优等的概率将随之增加3%。在引入工具变量后，回归结果Ⅴ的系数在5%水平上仍显著为正，且基金持股比例提升后信息披露质量为优等的概率提升了近1倍，由此证实了上市公司信息披露质量随基金持股比例的增加而提升的假设。回归结果Ⅴ仅仅考虑了联立性带来的内生性问题，这可能导致对基金持股改善信息披露质量作用的高估。为此，我们再次利用面板数据进行回归以剔除部分不可观测的影响因素，得到回归结果Ⅵ。回归结果Ⅵ表明，基金持股比例的回归系数在1%水平上显著为正，且基金持股比例提升0.1则信息披露质量为优等的概率随之增加3.38%。在其他变量和样本数据相同的情况下，这一边际影响显然低于模型回归结果Ⅴ，这使我们无法回避部分不可观测因素所带来的内生性影响。为了证实回归结果的稳健性，我们还利用面板数据的联立方程，估计其线性概率模型，得到回归结果Ⅶ。回归结果Ⅶ表明，在公司其他特征不变的情况下，基金持股比例提升0.1前后公司信息披露质量为优等的概率变动为2%，且显著性水平为15%。回归结果Ⅳ—Ⅶ均表明信息披露质量随基金持股比例的增加而提升，并且这一结果是稳健的，从而证实了本文的假设2。
上述实证结果表明，在回归模型中其他变量固定的情况下，基金持股有助于改善所持股公司的信息披露质量，而且随着基金持股比例的增加，所持股公司的信息披露质量也会随之提升，由此证实了假设1和假设2。
（三） 稳健性检验
为综合检验公司信息披露质量与基金持股之间实证结果的稳健性，本文从两个方面进行检验。一是极值处理，即剔除样本中持股比例最低5%和最高5%的样本值；二是筛选出平衡面板数据，即回归结果Ⅲ、Ⅵ和Ⅶ是基于平衡面板数据回归的结果。实证结果表明，除回归系数值略有改变外，其统计性质、符号均保持不变，由此证实了本文计量模型结果的稳健性及实证结论是可靠的。 (责任编辑：南粤论文中心)转贴于南粤论文中心: http://www.nylw.net(南粤论文中心__代写代发论文_毕业论文带写_广州职称论文代发_广州论文网）
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