董事會(huì)特征與上市公司信息披露質(zhì)量

王蕊

[摘要]本文通過(guò)實(shí)證研究，得出結(jié)論董事會(huì)中獨(dú)立董事的規(guī)模、董事會(huì)會(huì)議召開(kāi)次數(shù)對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響不顯著，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響不顯著，董事會(huì)中的四委員會(huì)的設(shè)立與信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)，未領(lǐng)取薪酬的董事比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

[關(guān)鍵詞]董事會(huì)特征 信息披露 相關(guān)性 回歸分析

一、導(dǎo)論

董事會(huì)是由股東大會(huì)選舉的若干名董事而組成的公司經(jīng)營(yíng)和財(cái)務(wù)決策機(jī)關(guān)。董事會(huì)有義務(wù)維護(hù)利益相關(guān)者的權(quán)益，抑制上市公司內(nèi)部人員的信息披露質(zhì)量違規(guī)行為。

公司信息披露質(zhì)量與公司內(nèi)外部治理的質(zhì)量存在密切的聯(lián)系，本文通過(guò)實(shí)證研究，試圖找到公司治理內(nèi)外部各要素影響公司信息披露的具體途徑，為提升上市公司信息披露質(zhì)量提供一定的理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

劉立國(guó)（2003）發(fā)現(xiàn)執(zhí)行董事比例、監(jiān)事會(huì)的規(guī)模與財(cái)務(wù)舞弊的可能性正相關(guān)，流通股比例則與之負(fù)相關(guān)。

王艷（2007）認(rèn)為在上市公司的董事會(huì)中，只有獨(dú)立董事的比例達(dá)到一定的比例時(shí)，才會(huì)對(duì)上市公司的盈余管理行為產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。

張曉嵐（2009）認(rèn)為董事會(huì)的年齡結(jié)構(gòu)、控股股東派出的董事比例、董事會(huì)下設(shè)的審計(jì)委員會(huì)、具有相關(guān)專業(yè)背景的董事的比例等因素與公司信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)。

Fama E.F.和Jensen（1988）研究發(fā)現(xiàn)在公司治理中，董事會(huì)可以有效地監(jiān)督經(jīng)理層的經(jīng)營(yíng)行為進(jìn)而最小化兩權(quán)分離所帶來(lái)的代理成本。

Chen c.和Jaggi（1990）考察了在香港上市的公司的情況后發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)中獨(dú)立董事所占比例較高的公司，會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量較高。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究性假設(shè)

（1）假設(shè)一：獨(dú)立董事比例越高，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量越高。獨(dú)立董事制度的產(chǎn)生是為了降低董事會(huì)的機(jī)會(huì)主義行為和道德風(fēng)險(xiǎn)，由股東大會(huì)直接聘任的機(jī)構(gòu)，旨在平衡利益相關(guān)者的利益，提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量。

（2）假設(shè)二：四委員會(huì)的設(shè)立越齊全，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量越高。我國(guó)董事會(huì)下設(shè)四個(gè)委員會(huì)：戰(zhàn)略投資委員會(huì)、審計(jì)委員會(huì)、提名委員會(huì)、薪酬與考核委員會(huì)。它們可以從利益相關(guān)者的角度來(lái)監(jiān)督公司的經(jīng)營(yíng)情況。

（3）假設(shè)三：董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量越低。從某種程度上說(shuō)，獨(dú)立董事參加董事會(huì)會(huì)議可以看做是對(duì)公司業(yè)績(jī)下滑的一個(gè)反應(yīng)。由于公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)出現(xiàn)下滑的跡象，董事會(huì)不得不及時(shí)組織董事會(huì)會(huì)議，幫助企業(yè)走出財(cái)務(wù)困境。所以本文提出假設(shè)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，信息披露質(zhì)量越低。

（4）假設(shè)四：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理為同一人將降低會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量。根據(jù)委托代理理論，董事長(zhǎng)若與總經(jīng)理為同一人，則對(duì)公司的控制將大大增加，將增加利益輸送的可能性，而將很大程度降低會(huì)計(jì)信息的真實(shí)性。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取深圳證券交易所2014年的上市公司作為樣本，代碼以2014年的為標(biāo)準(zhǔn)。在此基礎(chǔ)上，本文根據(jù)研究對(duì)象的需要，進(jìn)行了如下篩選：考慮到國(guó)家法律對(duì)創(chuàng)業(yè)板會(huì)計(jì)信息披露的要求不夠嚴(yán)格，因此，剔除創(chuàng)業(yè)板公司，只考慮主板和中小板的上市公司最后選入樣本的公司450家。

數(shù)據(jù)主要來(lái)源于深圳證券交易所網(wǎng)站和國(guó)泰君安數(shù)據(jù)庫(kù)。本文采用的數(shù)據(jù)分析軟件是SAS 9.3和EXCEL。

（三）變量定義

本文擬以深圳交易所“信息披露——誠(chéng)信檔案——信息披露考評(píng)的結(jié)果”作為會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的替代變量，符號(hào)用P表示。該考評(píng)結(jié)果是根據(jù)2014年修訂地《深圳證券交易所上市公司信息披露考核辦法》打分確定的。信息披露考核結(jié)果最后分為優(yōu)秀、良好、合格和不合格。本文將該結(jié)果進(jìn)行量化，分別賦值，不合格即違規(guī)為1，合格為2，良好為3，優(yōu)秀為4。

（1）自變量。本文自變量為U為獨(dú)立董事的人數(shù)；S為四委的設(shè)立個(gè)數(shù)；I為董事會(huì)會(huì)議次數(shù)；W董事會(huì)與總經(jīng)理的兼任情況，兼任為1，否則為0；Q為未領(lǐng)取薪酬的董事會(huì)人數(shù)。

（2）控制變量。董事會(huì)規(guī)模R；監(jiān)事會(huì)規(guī)模0；委員會(huì)的設(shè)立總數(shù)G；獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致性為Y，一致為1，不一致為0；公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)E；資產(chǎn)負(fù)債率Y。

（四）模型建立

通過(guò)分析董事會(huì)特征對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的相關(guān)理論，根據(jù)本文提出的相關(guān)假設(shè)，依據(jù)各變量之間的相關(guān)關(guān)系，本文擬建立以下模型：

用SAS 9.3和excel做實(shí)證分析。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）相關(guān)性分析

本文運(yùn)用pearson相關(guān)性檢驗(yàn)法對(duì)“會(huì)計(jì)信息披露考評(píng)結(jié)果”指標(biāo)與董事會(huì)特征中的各個(gè)指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

首先從因變量與自變量之間的相關(guān)性來(lái)看，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與四委員會(huì)設(shè)立總數(shù)、未領(lǐng)取薪酬的董事人數(shù)存在顯著相關(guān)性，與獨(dú)立董事比例及董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職兼任情況沒(méi)有顯著的相關(guān)性。其次，從因變量和控制變量的關(guān)系上來(lái)看，獨(dú)立董事比例和董事人數(shù)、監(jiān)事會(huì)總?cè)藬?shù)都在1%的水平上顯著相關(guān)。最后，從自變量之間的相關(guān)性來(lái)看，獨(dú)立董事比例和董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職兼任情況在5%的顯著水平上相關(guān)，和未領(lǐng)取薪酬的董事比例在1%水平下顯著相關(guān)，但是相關(guān)系數(shù)均小于50%。

（二）回歸分析

（1）從表2可以看出，獨(dú)立董事的規(guī)模對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響為正，但是統(tǒng)計(jì)上不顯著（t=0.370），這與假設(shè)1是不一致的。

（2）從表2可以看出，設(shè)立四委的數(shù)量與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量是負(fù)相關(guān)的，并且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的（t=2.190），這與假設(shè)2是相反的。

（3）從表2可以看出，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響為負(fù)，但統(tǒng)計(jì)上不顯著（t=0.006），這與假設(shè)3不一致。

（4）從表2可以看出，董事會(huì)中董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兼任情況對(duì)會(huì)計(jì)披露質(zhì)量的影響為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著（t=0.520），這與假設(shè)4是不一致的。

五、研究結(jié)論

（一）獨(dú)立董事比例與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量之間不存在顯著相關(guān)性

我國(guó)的資本市場(chǎng)相對(duì)于西方國(guó)家有效性更低，而獨(dú)立董事的性質(zhì)也決定了其對(duì)于企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的關(guān)注度不會(huì)像普通股東那么高。因此，獨(dú)立董事實(shí)踐中并未發(fā)揮其相應(yīng)的職能，更難以真正地提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量。

（二）四委設(shè)立并不能提高信息披露的質(zhì)量

四委員會(huì)設(shè)立，使得董事會(huì)內(nèi)部機(jī)構(gòu)臃腫，彼此之間職能重合，信息交流的障礙增大，從而影響了信息的披露的效率，導(dǎo)致信息披露真實(shí)性的降低。

（三）董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量之間不存在顯著相關(guān)性

相關(guān)性分析顯示，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量是正相關(guān)的，但是影響力非常微弱。一方面，董事會(huì)頻繁召開(kāi)會(huì)議，是因?yàn)楣镜慕?jīng)營(yíng)狀況良好，謀求更優(yōu)質(zhì)的投資機(jī)會(huì)。另一方面，董事會(huì)的會(huì)議常常發(fā)生表明公司發(fā)生經(jīng)營(yíng)不當(dāng)事件，急需做出挽救的方案，那么會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量也就不高。應(yīng)該結(jié)合其他各方面的信息，辯證地分析董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)會(huì)計(jì)信息披露的影響。

（四）董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一與會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量之間不存在顯著相關(guān)性

董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一并不會(huì)降低會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，董事長(zhǎng)直接參與公司的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，對(duì)于公司的整體信息有一個(gè)準(zhǔn)確的把握，這可能在一定程度上有利于董事會(huì)發(fā)揮作用，在一個(gè)有效的董事會(huì)制度框架下，兩職合一帶來(lái)操縱導(dǎo)致利益輸送的可能將會(huì)下降，有利于會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的提高。