第
30
卷
摇
第
6
期
马
摇
宁
,摇
孟卫东
:
市场化水平
、
信息透明度与企业价值
较高杠杆水平的企业可能会面临更高的风险和较
弱的绩效水平
( Watts & Zimmerman,1990
[13]
) 。
此外
,
本文还选取企业的年龄作为控制变量
,
因为
早期
Geroski(1995)
[14]
研究发现企业的增长
、
绩
效水平和企业的年龄也呈相关关系
。
同时也对行
业和年份因素进行了控制
。
三
、
实证检验与分析
(
一
)
描述性统计
根据表
2
的描述性统计结果
,
可以看出在样
本期内
,
我国区域间的市场化程度很不平衡
,
市场
化水平的最大值和最小值分别是
11郾 8
和
0郾 29,
标准差为
2郾 03,
显示出我国的市场化水平发生了
巨大的改变
,
市场化程度明显增高
,
其他变量的情
况基本类似
。
而均值方面
,
企业信息透明度的均
值是
2郾 85,
基本上处于
“
及格
冶
到
“
良好
冶
之间
,
这
表明我国的上市公司的信息披露水平较低
,
还有
待进一步提高
。
表
2摇
变量的描述性统计
变量 观测值 均值 标准差 最小值 最大值
M
2 367 7郾 34 2郾 03 0郾 29 11郾 8
ID
2 367 2郾 85 0郾 64
1
4
PB
2 367 3郾 29 2郾 48
0 24郾 89
Tobin
爷
s Q
2 367 1郾 44 0郾 76 0郾 61 11郾 32
Size
2 367 21郾 57 0郾 98 19郾 22 25郾 65
Lev
2 367 0郾 47 0郾 17 0郾 01 0郾 86
Age
2 367 10郾 41 4郾 12
2
26
摇 摇
同时
,
从图
1
可以看出
,2001—2004
年间我
国的市场化水平处于一个快速增长的阶段
,
但是
在
2004—2005
年的时候出现了停滞
,2005
年以
后又出现增长的趋势
,
但增长的幅度小于
2004
年
以前的增长水平
。
而企业的信息透明度在
2005
年以前缓慢增长
,2005
年开始小幅回落
,
一直到
2007
年又开始出现增长趋势
,
从二者的趋势图可
以看出
,
上市公司信息透明度会随着市场化程度
的提高而提高
,
随市场化水平的降低而降低
,
但存
在一定程度的滞后性
。
(
二
)
平稳性检验
在进行门槛回归以前
,
首先要对各个变量进
行平稳性检验
。
本文选取
LLC
检验和
Hadri
检
验
,
结果如表
3
所示
,
从表
3
中可以看出
,
各变量
都体现出平稳性
,
不需要进行一阶差分
。
图
1摇
市场化水平和企业信息透明度趋势图
表
3摇
变量的平稳性检验结果
变量
LLC
Hadri
M
- 40郾 44
***
66郾 44
***
ID
- 36郾 08
***
9郾 29
***
PB
- 35郾 57
***
12郾 20
***
Tobin
爷
s Q
- 25郾 93
***
14郾 21
***
Size
- 15郾 00
***
59郾 31
***
Lev
- 34郾 73
***
36郾 01
***
Age
/
69郾 97
***
摇 摇
注
:
**
表示在
1%
的水平下显著
。
(
三
)
门槛回归结果
运用
Stata12郾 0
统计软件对模型
1
进行检验
以确定是否存在门槛效应
。
为此
,
本文设置了
100
个网格搜寻点
,
并进行了
1 000
次
“
自举法
冶
重复
。
门槛效应的检验结果如表
4
所示
,
可以
看出
,
模型
1
的单门槛效应和双门槛效应均在
1%
显著性水平下显著
。
本文选择双门槛回归
模型对上市公司透明度与企业市场价值之间的
关系进行分析
,
双重门槛值将市场化水平划分
为低
、
中
、
高三个区域
,
有助于从不同的市场化
水平下考察上市公司信息透明度对企业市场价
值的非线性关系
。
通过对双重门槛的分析
,
本文在
(2)
式的基
础上提出双重门槛模型
(3)。
其中
,
酌
1
和
酌
2
分别
表示第一个门槛值和第二个门槛值
,
门槛值估计
结果如表
5
所示
。
p
it
=
茁
1
ID
it
I
(
M
it
臆
酌
1
) +
茁
2
ID
it
I
(
酌
1
<
M
it
臆
酌
2
)
+
茁
3
ID
it
I
(
M
it
>
酌
2
) +
滋
i
+
兹忆X
it
+
着
it
(3)
分别对
PB
和
Tobin
爷
s Q
两个企业市场价值
指标进行市场化水平门槛值估计
,
可以发现两个
指标的市场化水平门槛值基本一致
。
以
PB
为
例
,
门槛
1
和门槛
2
的估计值分别为
6郾 85
和
·36·
