林晟瑤 侯倩格

摘 要：會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量極大地影響廣大中小股東的利益，獨(dú)董制度也應(yīng)運(yùn)而生，本文對(duì)2015年-2019年深交所上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與獨(dú)董執(zhí)行情況采用實(shí)證分析，以系統(tǒng)研究獨(dú)董制度對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的影響。在此基礎(chǔ)上提出了進(jìn)一步完善獨(dú)董薪酬制度、改善獨(dú)董選聘機(jī)制、健全獨(dú)董職業(yè)誠信體制、加強(qiáng)獨(dú)董的資格審核等相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：獨(dú)立董事制度;獨(dú)立董事的數(shù)量特征;會(huì)計(jì)信息的披露質(zhì)量

引言：源于歐美的獨(dú)董制度自20世紀(jì)80年代逐漸從歐美國家發(fā)展到全球，成為監(jiān)督和完善上市公司治理的一種普遍管理模式，我國證監(jiān)會(huì)于2001年發(fā)布的《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》（以下簡(jiǎn)稱《指導(dǎo)意見》）標(biāo)志著我國獨(dú)董制度的正式確立。此后，新《公司法》也規(guī)定企業(yè)建立獨(dú)董制度，是我國首次用法律的形式推進(jìn)獨(dú)董制度的發(fā)展。我國引入獨(dú)立董事制度的目的是運(yùn)用獨(dú)董的專業(yè)知識(shí)及經(jīng)驗(yàn)，監(jiān)督企業(yè)的會(huì)計(jì)信息，保證會(huì)計(jì)信息的真實(shí)性，從而保護(hù)中小股東的利益（王秀思，2016），但2013年金亞科技、2018年康美藥業(yè)等已具有獨(dú)董的上市企業(yè)仍被爆出財(cái)務(wù)造假（Anup，2005），對(duì)獨(dú)董制度的研究仍具有重大實(shí)踐價(jià)值。

一、相關(guān)理論概述

1.獨(dú)立董事的概念

我國《指導(dǎo)意見》指出獨(dú)董不參與企業(yè)日常經(jīng)營管理，不擔(dān)任除董事以外的職務(wù)，獨(dú)董與公司及主要股東不存在可妨礙其進(jìn)行客觀判斷的關(guān)系，因而具有獨(dú)立性，能對(duì)董事會(huì)的相關(guān)決定做出獨(dú)立的判斷，有效地管理、監(jiān)督和維護(hù)公司的整體利益。上市公司設(shè)立獨(dú)董的目的是防止因控股股東與管理層的內(nèi)部控制而損害公司整體利益，特別是保護(hù)中小股東的合法利益不受損害。

2.獨(dú)董的數(shù)量特征

薪酬?！吨笇?dǎo)意見》規(guī)定，有且只有董事會(huì)有權(quán)制定公司獨(dú)董的薪酬標(biāo)準(zhǔn)，在經(jīng)過股東大會(huì)的批準(zhǔn)之后，其標(biāo)準(zhǔn)必須披露在公司年度報(bào)告中。

比例?！吨笇?dǎo)意見》規(guī)定，獨(dú)董的人數(shù)要大于等于公司董事人數(shù)的1/3。

工作時(shí)間?！吨笇?dǎo)意見》規(guī)定，獨(dú)董一年在一家企業(yè)工作大于等于15個(gè)工作日，同時(shí)還要保證獨(dú)董的效率。

任職數(shù)上限?！吨笇?dǎo)意見》指出，獨(dú)董只能不超過五家企業(yè)同時(shí)任職，以保證獨(dú)董專注于各家公司的工作，而不是為獲利而擔(dān)任多家獨(dú)董，進(jìn)而以最大限度地發(fā)揮他們的監(jiān)管責(zé)任。

3.會(huì)計(jì)信息披露的涵義

會(huì)計(jì)信息的披露，是指披露關(guān)于一切可以證明公司的財(cái)務(wù)狀況還有現(xiàn)金流量以及經(jīng)營成果的材料或者信息。上市公司的披露有兩個(gè)不同的形態(tài)，一種是自愿性，一種是強(qiáng)制性。

二、理論假設(shè)與實(shí)證模型設(shè)計(jì)

本文選取2015年至2019年深交所的上市公司，通過檢驗(yàn)獨(dú)董執(zhí)行特征對(duì)披露質(zhì)量的影響，分析影響?yīng)毝贫劝l(fā)揮作用的因素，從而進(jìn)一步完善制度，提升會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量。

1.理論假設(shè)

《指導(dǎo)意見》規(guī)定，獨(dú)董一年在一家企業(yè)工作須大于等于15個(gè)工作日。獨(dú)董如果連續(xù)3屆不出席會(huì)議，將免去獨(dú)立董事一職。何璐璐（2019）認(rèn)為，頻繁的董事會(huì)議可以有效抑制公司發(fā)生財(cái)務(wù)舞弊的情況，獨(dú)董只有出席董事會(huì)會(huì)議，才能獲得更多的公司信息，更有利于在董事會(huì)上表達(dá)正確的意見和決定，因此提出假設(shè)：

H1：獨(dú)董參與會(huì)議次數(shù)與公司信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

《指導(dǎo)意見》規(guī)定，獨(dú)董人數(shù)須大于等于公司董事的1/3。若獨(dú)董占比較高，則在公司董事會(huì)層面里有一定的發(fā)言權(quán)，可以一定程度上使企業(yè)的披露更加完善（杜瑩等，2003）;若董事會(huì)獨(dú)立董事占比較低，則難以獲得更多的發(fā)言權(quán)。獨(dú)立董事制度的有效運(yùn)行可以一定程度上避免內(nèi)部人控制現(xiàn)象的出現(xiàn)，因此提出假設(shè)：

H2：獨(dú)董人數(shù)在董事會(huì)占比與信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

較高薪酬可以激勵(lì)獨(dú)董有效履行其職責(zé)，從利益相關(guān)者的角度看，若薪酬較低，則無法達(dá)到激勵(lì)效果。研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)董的薪酬與其任職期間的責(zé)任感和積極性有很大關(guān)聯(lián)。獨(dú)董薪酬越高，越容易激發(fā)獨(dú)董的責(zé)任感，會(huì)更愿意積極地履行職責(zé)。因此提出假設(shè)：

H3：在一定范圍內(nèi)，獨(dú)董薪酬與公司披露質(zhì)量呈正相關(guān)。

2.實(shí)證模型設(shè)計(jì)

（1） 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取2015年-2019年深交所的上市公司為樣本，剔除2015年-2019年退市的公司且①只選取主板公司，剔除創(chuàng)業(yè)板的與中小板公司;②剔除數(shù)據(jù)不全的公司;③剔除金融保險(xiǎn)業(yè)公司;④剔除財(cái)務(wù)異常的公司。共挑選450家公司用作樣本，企業(yè)的披露評(píng)價(jià)結(jié)果由手工采集，上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和獨(dú)立董事團(tuán)隊(duì)成員特征數(shù)據(jù)主要來自國家泰安數(shù)據(jù)庫和wind數(shù)據(jù)庫，使用SPSS24.0作為數(shù)據(jù)分析軟件。

（2） 變量定義與模型設(shè)計(jì)

①變量定義

a.自變量

本文選取代表性變量研究：獨(dú)董比例（BL），即獨(dú)董占全部董事會(huì)人數(shù)的比例;獨(dú)董的薪酬（XC），即所有獨(dú)董的薪酬總額除以獨(dú)董總數(shù);獨(dú)董會(huì)議出勤率（CQL），即獨(dú)董參加會(huì)議的頻率除以公司董事會(huì)會(huì)議次數(shù)。

b.控制變量

第一，選取股權(quán)集中度（OC）作為控制變量。研究表明公司股權(quán)越集中，其發(fā)展前景越好，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量越高（郭真真，2016）。

第二，選取公司規(guī)模（SIZE）作為控制變量。研究表明公司運(yùn)營規(guī)模越大，通常對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的影響更顯著的披露質(zhì)量更高。

第三，選取資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）作為控制變量。長(zhǎng)期來看，償債能力越強(qiáng)的公司，企業(yè)發(fā)展更為穩(wěn)定，披露質(zhì)量也一般更好。

c.因變量

本文根據(jù)信息披露評(píng)價(jià)P，將優(yōu)秀、良好、合格和不合格進(jìn)行了統(tǒng)一，考評(píng)等級(jí)為A、B標(biāo)記為1，等級(jí)C、D標(biāo)記為0。

②模型設(shè)計(jì)

研究獨(dú)董數(shù)量特征對(duì)信息披露質(zhì)量的影響，本文綜合前人研究結(jié)果，選取獨(dú)立董事數(shù)量特征中的三個(gè)具有代表性的變量，引入并改進(jìn)了模型，回歸模型如下：

P= β0+β1B+β2X+β3C+β4O+β5S+β6L+ε

其中，P代表信息披露結(jié)果。B、X、C分別代表獨(dú)董的比例、薪酬、會(huì)議出勤率，O、S、L分別代表股權(quán)集中度、公司規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率。β0為常數(shù)項(xiàng)，β1為比例系數(shù)，β2為薪酬系數(shù)，β3為出席會(huì)議系數(shù)，β4是股權(quán)集中度系數(shù)，β5是公司規(guī)模系數(shù)，β6是資產(chǎn)負(fù)債率系數(shù)。其中ε為隨機(jī)誤差。

三、實(shí)證分析與結(jié)論

1.描述性統(tǒng)計(jì)

這一部分進(jìn)行獨(dú)董比例、薪酬和會(huì)議參與次數(shù)以及信息披露的考評(píng)等級(jí)的描述性統(tǒng)計(jì)。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下表所示：

根據(jù)表2的數(shù)據(jù)顯示，信息披露質(zhì)量P的均值為0.853，最低為0，最高為1，均值更偏近最大值，說明超過半數(shù)的企業(yè)披露質(zhì)量較好。

獨(dú)董參會(huì)次數(shù)CQL，極小值是0.425，表示一些獨(dú)董參會(huì)次數(shù)較少，也許很難有效履行職責(zé)。極大值為1，平均值為0.871，表明大多數(shù)獨(dú)董還是積極參會(huì)并盡可能履行職責(zé)。

就獨(dú)董的比例BL而言，極小值0.28，說明部分企業(yè)獨(dú)董占比仍然偏低。極大值0.667，對(duì)比說明各企業(yè)間比例差異較大。平均值為0.375，標(biāo)準(zhǔn)差極小，僅為0.061，表明絕大多數(shù)企業(yè)獨(dú)董比例相當(dāng)，且仍處于較低水平，主動(dòng)提高獨(dú)董比例的意愿并不強(qiáng)。

對(duì)于獨(dú)董薪酬XC，極小值為0，大部分原因是一些獨(dú)立董事自愿放棄薪酬。極大值27840元，平均值8741元?？梢?，不同的企業(yè)他們的獨(dú)董薪酬差異較為明顯。

2.相關(guān)性分析

從表3可以看出，在顯著性水平低于5%的條件下，披露質(zhì)量P與出勤率CQL的相關(guān)系數(shù)為0.0423，小于0.05，這表明披露質(zhì)量P與出勤率CQL之間相關(guān)系數(shù)顯著，且為明顯的正相關(guān)關(guān)系。

同樣條件下，披露質(zhì)量P與薪酬XC的相關(guān)系數(shù)是0.0271，小于0.05且大于0，表明相關(guān)系數(shù)顯著，且也為正相關(guān)關(guān)系。

而披露質(zhì)量P與獨(dú)董比例BL相關(guān)系數(shù)為0.0678，是大于0.05的，這表明兩者之間的顯著性并不明顯，不能確定二者關(guān)系是否為正相關(guān)關(guān)系。

此外，披露質(zhì)量P與規(guī)模SIZE以及資產(chǎn)負(fù)債率LEV的相關(guān)系數(shù)的P值小于0.05，相關(guān)系數(shù)都是顯著的。其中，規(guī)模SIZE的相關(guān)系數(shù)大于0，說明二者存在著比較明顯的正相關(guān);而披露質(zhì)量P與資產(chǎn)負(fù)債率LEV之間的相關(guān)系數(shù)小于0，表示二者負(fù)相關(guān);而披露質(zhì)量P與自變量股權(quán)集中程度 OC之間的相關(guān)系數(shù)大于0.05，表明在沒有其他因素影響下，二者相關(guān)關(guān)系并不明顯。

另外，本文自變量的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均小于0.8，說明嚴(yán)重的多重共線性在本文將建立的模型中不會(huì)存在。

3.回歸分析

在相關(guān)性分析之后，需要通過本文建立的回歸分析模型進(jìn)一步驗(yàn)證獨(dú)董比例、薪酬和會(huì)議次數(shù)對(duì)披露質(zhì)量是否有較為明顯的影響，并將所有變量的對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)帶入回歸模型。

據(jù)表4顯示，Cox&Snell R方和Nagelkerke R方的結(jié)果分別為0.087、0.145，模型效果一般;Hosmer-Lemeshow的統(tǒng)計(jì)量值為6.326，對(duì)應(yīng)的P值為0.837大于0.05，說明因變量的實(shí)際值與擬合值的分布特征無顯著差異，這說明方程對(duì)樣本數(shù)據(jù)的契合結(jié)果很好。

獨(dú)董出勤率CQL的統(tǒng)計(jì)量值為5.725，同時(shí)相伴概率P值小于0.05，最終模型參數(shù)估計(jì)值為1.341，這說明會(huì)議次數(shù)對(duì)披露的質(zhì)量有著一個(gè)積極的影響，符合H1。

薪酬XC在相伴概率值小于0.05的條件下，wald統(tǒng)計(jì)量的值為5.237，對(duì)應(yīng)的伴隨概率P值小于0.05，而且薪酬的模型估計(jì)值為0.074大于0，這說明薪酬對(duì)披露質(zhì)量有顯著的積極影響，符合H3。

獨(dú)董比例BL的wald統(tǒng)計(jì)量值為0.137，對(duì)應(yīng)的P值為0.724大于0.05，這意味著比例對(duì)于披露質(zhì)量的影響不顯著，即H2檢驗(yàn)不合格，這與研究假設(shè)也保持一致性。

另外，在控制變量方面，股權(quán)集中程度與披露質(zhì)量有顯著的積極影響，說明股權(quán)越集中，披露效果越理想;同時(shí)規(guī)模對(duì)披露效果也有積極影響，規(guī)模越大的企業(yè)，披露效果越好;企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)披露的質(zhì)量起到消極影響，即較低的資產(chǎn)負(fù)債率，對(duì)應(yīng)較高的披露質(zhì)量，那么披露的質(zhì)量也就會(huì)很好。以上三者與預(yù)期是一致的。

4.實(shí)證結(jié)論

（1） 獨(dú)董參會(huì)次數(shù)與披露質(zhì)量正相關(guān)

獨(dú)董參與會(huì)議越多，則該企業(yè)披露質(zhì)量越高。作為獨(dú)董，需要經(jīng)常出席會(huì)議來獲取更多的信息以更好履行職責(zé)。若公司的獨(dú)董們能夠更多參與會(huì)議，那么正常情況下這家公司的披露質(zhì)量會(huì)較高。

（2） 獨(dú)董薪酬與信息披露質(zhì)量正相關(guān)

獨(dú)董的薪資如果在一定范圍內(nèi)足夠高的話，那么該公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量也會(huì)隨之升高。這說明薪酬在公司披露中有一定的激勵(lì)作用，可以建立一個(gè)適當(dāng)?shù)姆秶岣擢?dú)立董事的薪酬，從而提高公司的披露質(zhì)量。

（3） 獨(dú)董比例對(duì)信息披露質(zhì)量的影響不顯著

獨(dú)董制度引入我國后未能充分發(fā)揮效用，并不是獨(dú)董占比越高，披露質(zhì)量會(huì)越好。一方面也許我國獨(dú)董制度尚未完善，另一方面也許我國符合獨(dú)立董事條件的人不多，且要身兼多職，沒有充足的時(shí)間精力履行責(zé)任。

四、政策建議

1.完善獨(dú)立董事薪酬制度

目前我國獨(dú)董薪酬普遍獲取固定薪酬。應(yīng)采用固定工資加績(jī)效獎(jiǎng)勵(lì)，針對(duì)有突出貢獻(xiàn)的獨(dú)董給予獎(jiǎng)勵(lì)，激勵(lì)獨(dú)董們盡職完成工作。

2.改善獨(dú)立董事聘選機(jī)制

在我國，中小股東們對(duì)于獨(dú)董選舉只有提名權(quán)，難以保障中小股東合法權(quán)益，應(yīng)完善獨(dú)董委派規(guī)則，加強(qiáng)獨(dú)董選舉的透明性，嚴(yán)格實(shí)行回避制度，采取差額選舉方式，以提高披露質(zhì)量。

3.健全獨(dú)董職業(yè)誠信體制

證監(jiān)會(huì)等部門應(yīng)建立獨(dú)董職業(yè)誠信體系，強(qiáng)化獨(dú)董監(jiān)督及懲處。建立獨(dú)董職業(yè)誠信體系，有利于促進(jìn)獨(dú)董的職業(yè)自律與謹(jǐn)慎。對(duì)出現(xiàn)重大舞弊企業(yè)的獨(dú)董，進(jìn)行調(diào)查懲處。

4.加強(qiáng)獨(dú)董的資格審核

我國目前對(duì)獨(dú)董資格的審核機(jī)制尚未確立，難以審核獨(dú)董是否盡職盡責(zé)。監(jiān)管部門應(yīng)建立適當(dāng)?shù)莫?dú)董資格審核機(jī)制，強(qiáng)化監(jiān)督獨(dú)董履職情況，評(píng)估獨(dú)董履職資格。此外，證券交易所應(yīng)完善獨(dú)董信息庫，進(jìn)一步披露獨(dú)董在任期內(nèi)的履職情況，例如參會(huì)頻率、任期內(nèi)各項(xiàng)工作表現(xiàn)等，制定評(píng)級(jí)機(jī)制，對(duì)獨(dú)董的年度工作進(jìn)行評(píng)級(jí)并及時(shí)披露，方便投資者了解獨(dú)董在任職期間的工作表現(xiàn)，以為公司選擇最為合適的獨(dú)董，保障公司的整體利益。

參考文獻(xiàn)：

[1]Anup Agrawal，Sahiba Chadha.Corporate Governance and Accounting Scandals[J].Journal of? Law and Economics，2005，48（2）.

[2]何璐璐.獨(dú)立董事特征對(duì)上市公司會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量影響的實(shí)證研究[D].甘肅政法學(xué)院，2019.

[3]劉立國，杜瑩.公司治理與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證研究[J].會(huì)計(jì)研究，2003（02）：28-36+65.

[4]王秀思.財(cái)務(wù)背景獨(dú)立董事對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響[D].四川師范大學(xué)，2016.

[5]郭真真.公司控制權(quán)對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量影響的實(shí)證研究[D].遼寧大學(xué)，2017.

作者簡(jiǎn)介：林晟瑤（1991.11- ），女，漢族，江蘇南京人，研究生，講師，研究方向：企業(yè)治理、社會(huì)責(zé)任;侯倩格（1997.08- ），女，漢族，江蘇泗洪人，碩士在讀，研究方向：財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)理論與實(shí)務(wù)