監(jiān)事會、董事會特征與信息披露質(zhì)量

張振新，杜光文，王振山

(東北財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引言及文獻綜述

證券市場信息披露的質(zhì)量問題是“公開、公平、公正”原則得以實現(xiàn)的根本保證，也是實現(xiàn)中國資本市場效率的必要條件。中國經(jīng)歷20多年的資本市場建設(shè)，上市公司信息披露的質(zhì)量已經(jīng)得到大大提升，這對促進資本市場為社會資源配置發(fā)揮基礎(chǔ)性作用和保護投資者利益不受侵害無疑發(fā)揮了重要作用。但是，提高證券市場上市公司信息披露質(zhì)量是一項長期的建設(shè)任務(wù)，它不僅與證券市場制度建設(shè)和投資者自我保護能力有關(guān)，更與上市公司治理機制的完善密切相關(guān)。因此，從完善上市公司內(nèi)部治理機制的方面入手，加強上市公司的信息披露質(zhì)量是一項更基礎(chǔ)的工作。通過對公司治理與公司信息披露質(zhì)量的研究為此提供政策依據(jù)無疑具有理論和現(xiàn)實的意義。

從20世紀(jì)60年代開始，上市公司的公司治理與信息披露之間關(guān)系問題就成為學(xué)術(shù)領(lǐng)域最重要的研究對象。國內(nèi)外學(xué)者對于這一問題的研究主要圍繞以下三條主線展開:一是信息披露質(zhì)量與公司治理之間的關(guān)系，研究不同信息披露質(zhì)量下的公司治理特征;二是揭示信息披露與資本成本之間的關(guān)系，驗證提高公司透明度能否降低資本成本;三是檢驗信息披露與公司價值之間的關(guān)系，解釋信息透明度高的公司能否獲得價值溢價。由于本文主要研究公司內(nèi)部治理機制中監(jiān)事會、董事會特征對信息披露質(zhì)量的影響，故主要沿著第一條主線，在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上更深入地揭示上市公司治理與信息披露之間的關(guān)系，因此，對相關(guān)文獻的討論也主要在這一領(lǐng)域。

國外關(guān)于監(jiān)事會特征與信息披露質(zhì)量的研究文獻相對較少，其原因主要是以英美為代表的公司治理模式中沒有監(jiān)事會的設(shè)置，對公司的監(jiān)督職能主要是通過董事會下設(shè)的相關(guān)專業(yè)委員會、外部獨立董事以及外部市場來實現(xiàn)。對公司監(jiān)督機制的代表性研究主要有:Klein通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)審計委員會的獨立性與信息披露質(zhì)量正相關(guān)［1］;當(dāng)審計委員會中增加少數(shù)外部董事時，與信息披露質(zhì)量的相關(guān)性更為顯著。這表明審計委員會獨立性越強，越能有效地監(jiān)督企業(yè)信息披露過程。國內(nèi)學(xué)者薛祖云和黃彤的研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司監(jiān)事會制度在公司財務(wù)控制方面發(fā)揮了一定的作用，其中監(jiān)事會會議頻率、持股監(jiān)事比例、監(jiān)事會規(guī)模等監(jiān)事會特征變量與公司信息披露質(zhì)量在一定程度上存在正相關(guān)關(guān)系［2］。李維安通過對上市公司監(jiān)事會治理評價的實證研究表明，雖然我國監(jiān)事會治理水平總體偏低，監(jiān)事會虛職現(xiàn)象存在，但是監(jiān)事會作為法定的公司監(jiān)督機構(gòu)仍發(fā)揮不可替代的作用［3］;我國監(jiān)事會治理水平不高并不是制度本身的問題，而是運行過程中存在的問題。余銀波對深市民營上市公司實證分析表明，上市公司監(jiān)事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，但是監(jiān)事會會議次數(shù)與持股監(jiān)事比例與信息披露質(zhì)量的相關(guān)關(guān)系不顯著［4］。馬施考察了2001—2007年度深交所上市的A股公司，發(fā)現(xiàn)監(jiān)事會會議次數(shù)、監(jiān)事會規(guī)模和監(jiān)事會成員是否持股與信息披露質(zhì)量雖然正相關(guān)，但是相關(guān)關(guān)系不顯著，只有監(jiān)事會成員年齡與監(jiān)事會主席變更與信息披露質(zhì)量相關(guān)關(guān)系顯著，作者同時認(rèn)為，我國上市公司監(jiān)事會治理水平總體偏低，監(jiān)事會虛職現(xiàn)象比較嚴(yán)重［5］。

國外關(guān)于董事會特征與公司信息披露質(zhì)量的研究文獻非常豐富，研究視角也比較廣泛，涉及董事會規(guī)模、董事會的獨立性、董事會會議頻率、董事持股等董事會特征對信息披露質(zhì)量的影響。其中，Jensen認(rèn)為，規(guī)模大的董事會效率低且易被管理層控制［6］;Beasley則發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模越大，財務(wù)報告發(fā)生舞弊的可能性會增加［7］。Brush和Chaganti認(rèn)為董事會規(guī)模大的公司可以提供更大范圍的服務(wù)，從而防止企業(yè)財務(wù)失敗［8］;Chtourou等認(rèn)為董事會規(guī)模與盈余管理負(fù)相關(guān)，而與信息披露質(zhì)量正相關(guān)［9］。此外，F(xiàn)orker研究表明，獨立董事比例越高，越能夠減少經(jīng)營者隱瞞信息的可能性，信息披露的質(zhì)量也就越高［10］;Chen和 Charles通過實證研究也證明了獨立董事比例與信息披露水平呈正相關(guān)的關(guān)系［11］。國內(nèi)關(guān)于董事會行為和特征與公司信息披露質(zhì)量關(guān)系的研究大致始于2000年以后，并且也取得了比較豐富的成果。其中，劉立國和杜瑩選取了因財務(wù)報告舞弊而被證監(jiān)會處罰的上市公司作為研究樣本，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會特征兩方面，對公司治理特征與財務(wù)報告舞弊信息之間的相關(guān)性進行了實證分析，結(jié)果表明，法人股比例、獨立董事比例、內(nèi)部人控制制度、監(jiān)事會的規(guī)模與財務(wù)舞弊的可能性正相關(guān)，流通股比例則與之負(fù)相關(guān);董事會規(guī)模與虛假的財務(wù)報告之間的關(guān)系不顯著［12］。杜興強和溫日光、杜興強和周澤則研究發(fā)現(xiàn)，股東大會和董事會會議次數(shù)與信息披露質(zhì)量負(fù)相關(guān)，內(nèi)外部審計機制并沒有發(fā)揮保護股東的作用，管理層持股比例、兩職分離與否、債務(wù)治理機制、獨立董事比例以及法律環(huán)境對信息披露質(zhì)量并無顯著影響［13－14］。王立彥和劉軍霞發(fā)現(xiàn)我國董事會規(guī)模越大的公司，盈余管理程度越小［15］。薛祖云和黃彤發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模并未顯著改變會計信息質(zhì)量［2］;而適度的監(jiān)事和董事持股能夠激勵董事和監(jiān)事真正履行監(jiān)督職責(zé)，那些持股比例較高的董事會，其財務(wù)報告的信息質(zhì)量也越高。譚興民等通過實證研究發(fā)現(xiàn)，董事會特征變量中，僅有領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)對信息披露質(zhì)量影響顯著，其他如董事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量不顯著［16］。喬旭東研究發(fā)現(xiàn)，上市公司信息披露程度與獨立董事的存在與否密切相關(guān)［17］;張?zhí)煳魍ㄟ^對我國上市公司2004年的數(shù)據(jù)進行實證研究得出結(jié)論認(rèn)為，獨立董事比例對公司自愿性信息披露沒有顯著影響［18］;張國華等研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例越高的上市公司其盈余管理程度越低，即信息披露質(zhì)量越高［19］;李維安實證研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事津貼與信息披露質(zhì)量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)，獨立董事治理質(zhì)量與上市公司違規(guī)現(xiàn)象發(fā)生率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)［20］。

概括國內(nèi)現(xiàn)有研究，我們認(rèn)為存在如下不足:一是對監(jiān)事會在公司治理中的作用認(rèn)識不足，尚沒有統(tǒng)一的結(jié)論;二是股權(quán)分置改革之后，上市公司監(jiān)事會、董事會行為和特征對信息披露質(zhì)量的影響尚不清楚;三是在實證研究中，由于信息披露質(zhì)量缺乏客觀的標(biāo)準(zhǔn)，因此相關(guān)結(jié)論不具有可比性，這也是導(dǎo)致結(jié)論不統(tǒng)一的可能原因。本文的研究試圖克服這些缺陷。

二、研究設(shè)計

(一)研究假設(shè)

1.監(jiān)事會規(guī)模反映了監(jiān)事會監(jiān)督董事會和經(jīng)理層的能力。與董事會類似，規(guī)模較大的監(jiān)事會可吸收多方面專業(yè)人員和投入更多精力從事對董事會和經(jīng)理層監(jiān)督，從而確保董事會和經(jīng)理層規(guī)范行事并提供真實信息，故本文有如下假設(shè):

A1:監(jiān)事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

2.監(jiān)事會會議次數(shù)是監(jiān)事會活躍程度的衡量。監(jiān)事會會議頻率較高，可以表明監(jiān)事會成員更加勤勉地履行監(jiān)督職責(zé)，從而對保證財務(wù)報告的監(jiān)督水平和提高信息披露質(zhì)量發(fā)揮更大作用。雖然，監(jiān)事會會議次數(shù)的增加，或可意味著公司存在較多問題需要議決，但從信息披露的意義上看，會議頻率的提高對增加公司透明度仍有較大意義。因此，本文提出如下假設(shè):

A2:監(jiān)事會會議次數(shù)與信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

3.前文述及，有國外的研究表明，為避免公司監(jiān)督者與管理層合謀，提高對監(jiān)督者的激勵是一種有效方法。國內(nèi)學(xué)者也證明了對監(jiān)事的激勵可以降低管理層的違規(guī)概率和提高監(jiān)督效率。從我國的公司實踐看，我國上市公司監(jiān)事多數(shù)來自大股東的直接委派和職工選派，由于對監(jiān)事的激勵不足，有可能導(dǎo)致監(jiān)事會的監(jiān)督動機被削弱。若能夠增加對監(jiān)事的股權(quán)激勵，或可提高監(jiān)事會的運行效率。監(jiān)事持股比例可反映對監(jiān)事的激勵程度，與監(jiān)事會監(jiān)督職能的有效發(fā)揮密切相關(guān)。因此，本文提出如下假設(shè):

A3:監(jiān)事持股比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

4.董事會規(guī)模是影響董事會運行效率從而影響信息披露的重要原因。一方面，董事會規(guī)模較大，可以吸納各方面專業(yè)人才進入董事會，從而為公司重大決策提供智力支持;同時，各方面利益的相互制衡也有利于董事會決策的公開性和透明度。另一方面，董事會規(guī)模過大，也可能會增加董事之間協(xié)調(diào)的困難，降低董事會的決策效率和對經(jīng)理人員的監(jiān)督能力。此外，在我國現(xiàn)階段公司治理實踐中，董事會規(guī)模較大或有利于改善公司治理結(jié)構(gòu)、促進公司治理機制的建立和完善。鑒于此，本文提出如下假設(shè):

B1:董事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

5.獨立董事通常為與公司所從事行業(yè)相關(guān)的專業(yè)人士，他們在產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域或經(jīng)濟、管理、財務(wù)等方面具有專業(yè)知識，在董事會中擁有獨立發(fā)表專業(yè)意見的權(quán)力。獨立董事通常作為外部股東和其他利益相關(guān)者的代表，對董事會各項議案客觀公正地發(fā)表獨立意見。在董事會中，獨立董事所擁有的這種相對獨立的身份，不受其他董事和公司經(jīng)營者的控制。因此，獨立董事的存在，在一定程度上或許可以對其他董事和管理者發(fā)揮制約作用，促進董事會和經(jīng)理人員披露真實信息、增加透明度，以維護廣大利益相關(guān)者的利益。因此本文提出以下假設(shè):

B2:董事會中獨立董事比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

6.董事會會議次數(shù)是董事會的一種行為特征，董事雖然多在會前進行交流和溝通，但各項議決事項均須通過舉行會議加以決定。因此，董事會會議次數(shù)反映了董事會在公司治理中發(fā)揮作用的頻率。顯然，董事會會議頻率過低可能是一種不正常的公司運作狀態(tài)，往往表明董事會形同虛設(shè)，許多公司事務(wù)未經(jīng)董事會決定，而是由個別董事甚至管理層來決定。董事會頻率過高也可能意味著公司有較多較復(fù)雜的事務(wù)，或某些事務(wù)議而難決。但總體上，董事會會議次數(shù)的增加，表明董事會積極參與公司決策事務(wù)，是公司治理水平提高的一種信號。相應(yīng)地，董事會會議越頻繁，說明董事越勤勉履行職責(zé)，越有利于公司決策的公開性和透明度的提高。因此，本文假設(shè):

B3:董事會會議次數(shù)與信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

7.為了鼓勵董事勤勉盡職，現(xiàn)代公司治理機制中設(shè)計了多種董事激勵機制，其中股權(quán)激勵是一種最主要的激勵形式。董事持有一定數(shù)量的股權(quán)可以緩和他們與股東之間的利益沖突;那些持有大量公司股權(quán)的董事在作出決策時會相應(yīng)承擔(dān)決策后果，相對于不持有股份或持有較少數(shù)量股份的董事來說，持股比例越大的董事越有可能作出符合股東利益的決策。因此，董事持股比例可以反映上市公司對董事的激勵程度。由于董事勤勉程度的提高有利于公司治理機制的改善，因而對增加公司決策信息的公開性和透明度發(fā)揮積極影響。因此，本文提出假設(shè):

B4:董事持股比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)。

(二)樣本選擇

本文所用的樣本選自2006—2008年度深圳證券交易所所有主板 (485家)和中小板 (327家)A股上市公司。為了本文研究的需要，對這些上市公司樣本進行如下篩選:剔除考察期3年中數(shù)據(jù)不全的上市公司;剔除3年中退市的上市公司;剔除金融類上市公司。經(jīng)過上述篩選，最終得到每年531個樣本公司，2006—2008年度共1 593個樣本。

關(guān)于數(shù)據(jù)的處理方法，本文在數(shù)據(jù)基礎(chǔ)處理部分使用Excel軟件，描述性統(tǒng)計和回歸分析以及統(tǒng)計性檢驗均使用SPSS16.0計量分析軟件。由于本文的研究基于橫截面數(shù)據(jù)，分年度分別研究2006—2008年的數(shù)據(jù)。為了避免年度差異，本文在進行描述性統(tǒng)計分析和應(yīng)用模型回歸時，均采用三個年度各變量的均值進行分析。

(三)變量定義

為了確立統(tǒng)一的信息披露質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，本文選取深交所年度信息考評結(jié)果作為被解釋變量。該考評結(jié)果分為優(yōu)秀、良好、合格及不合格，可分別賦值為4、3、2、1。由于被解釋變量為離散型變量，不能使用常規(guī)方法和估計模型，只能選擇離散因變量模型進行估計和實證分析。根據(jù)本文的實證需要，二元Logistic模型能夠滿足文章實證的需要［5］，遂將因變量，即信息披露質(zhì)量用Excel進行如下處理:在對信息披露質(zhì)量的定量分析中，將每個年度信息披露質(zhì)量水平僅分為兩級，即好與差;凡上市公司信息披露質(zhì)量為優(yōu)秀和良好，記為1，凡上市公司信息披露質(zhì)量為合格與不合格記為0。這樣，被解釋變量滿足Logistic二元選擇模型的實證需要。其他變量分別定義如表1和表2所示。

表1 模型1變量定義表

表2 模型2變量定義表

(四)二項Logistic回歸模型

本文的研究目標(biāo)是實證分析監(jiān)事會特征和董事會特征對信息披露質(zhì)量的影響。但是，由于監(jiān)事會特征變量和董事會特征變量可能存在共線性問題。因此，為了更好地揭示監(jiān)事會特征和董事會特征對信息披露質(zhì)量的影響，本文構(gòu)建兩個模型分別研究兩者對信息披露質(zhì)量的影響。

模型1:監(jiān)事會特征與信息披露質(zhì)量。

模型2:董事會特征與信息披露質(zhì)量。

在上述模型中，b0是回歸方程中的常數(shù)項，bi為各個解釋變量的待估計系數(shù)。

在一個多元回歸模型中，存在多個解釋變量時，各解釋變量之間可能會相互影響，因此有必要進行多重共線性診斷。通過多重共線性檢驗，本文未發(fā)現(xiàn)兩個模型中存在多重共線性現(xiàn)象。限于篇幅，文章對此不再細(xì)述。

四、實證分析結(jié)果

(一)監(jiān)事會特征與信息披露質(zhì)量

本文利用模型1，將上市公司信息披露質(zhì)量作為被解釋變量，將監(jiān)事會特征 (監(jiān)事會規(guī)模、監(jiān)事會會議次數(shù)、監(jiān)事會持股比例)作為解釋變量，把股權(quán)集中度、國有股比例、公司規(guī)模、每股收益、財務(wù)杠桿等作為控制變量，采用強行進入法進行多元Logistic回歸擬合，結(jié)果如表3—表6所示。

表3 2006年度監(jiān)事會特征變量Logistic回歸結(jié)果

表4 2007年度監(jiān)事會特征變量Logistic回歸結(jié)果

表5 2008年度監(jiān)事會特征變量Logistic回歸結(jié)果

表6 2006—2008年度監(jiān)事會特征變量Logistic回歸結(jié)果

檢驗假設(shè)A1監(jiān)事會規(guī)模 (SS)與信息披露質(zhì)量。從系數(shù)的顯著性檢驗觀察，除2007年度系數(shù)顯著外，其余年度系數(shù)均不顯著，而且相關(guān)系數(shù)的值非常小，這說明我國上市公司監(jiān)事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量的相關(guān)性不顯著，這一結(jié)論與薛祖云和黃彤［2］、馬施［5］的研究結(jié)論相同。

檢驗假設(shè)A2監(jiān)事會會議次數(shù) (TMBS)與信息披露質(zhì)量。如前文所述，本文假設(shè)監(jiān)事會會議次數(shù)與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，回歸過程中，不論是分年度，還是以均值來回歸，相關(guān)系數(shù)均不顯著，這說明我國上市公司監(jiān)事會活躍程度對信息披露質(zhì)量的正向影響不顯著。這與馬施［5］的研究結(jié)論一致。但值得一提的是，所有系數(shù)值均為正，顯示二者或有微弱的正向關(guān)系。

檢驗假設(shè)A3監(jiān)事持股比例 (SHDS)與信息披露質(zhì)量。監(jiān)事會持股比例反映了對監(jiān)事會的激勵程度，它能激勵監(jiān)事會勤勉執(zhí)行監(jiān)督職能和提高監(jiān)督效率。本文監(jiān)事會持股比例的回歸系數(shù)均為正，除2007年和2008年度不顯著之外，其余年度均顯著。這部分印證了假設(shè)A3，監(jiān)事會持股比例的增加能夠激勵監(jiān)事會成員監(jiān)督上市公司管理層，提高監(jiān)督效率和信息披露質(zhì)量。但是本文的回歸系數(shù)在2007年和2008年度不顯著，這說明監(jiān)事會持股比例系數(shù)的顯著性不穩(wěn)定，還有待于進一步實證的檢驗。從這個角度上理解，本文得出的結(jié)論與馬施［5］基本一致。

通過對監(jiān)事會特征對信息披露質(zhì)量影響的實證分析，本文證明了監(jiān)事持股比例與信息披露質(zhì)量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明監(jiān)事會成員持股能夠激勵監(jiān)事會成員勤勉執(zhí)行監(jiān)督職能，提高信息披露質(zhì)量;監(jiān)事會規(guī)模和監(jiān)事會會議次數(shù)對信息披露質(zhì)量的影響并不顯著;控制變量中，公司杠桿水平與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，而公司規(guī)模、盈利水平與信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，股權(quán)集中度，國有股比例未能通過顯著性檢驗。這表明，在我國作為公司治理的重要組成部分的監(jiān)事會對信息披露質(zhì)量起到一定的微弱作用，但是作用非常有限。而往往是公司內(nèi)部治理之外的因素，如公司規(guī)模和公司財務(wù)因素在顯著影響著上市公司信息披露水平。

(二)董事會特征與信息披露質(zhì)量

利用模型2，將深交所信息考評結(jié)果，即信息披露質(zhì)量的度量結(jié)果作為被解釋變量，把董事會規(guī)模、獨立董事比例、董事會會議次數(shù)和董事持股比例作為解釋變量，將股權(quán)集中度、國有股比例、公司規(guī)模、每股收益和財務(wù)杠桿作為控制變量，采用強行進入法代入模型2進行Logistic回歸分析，結(jié)果如表7—表10所示。

表7 2006年度董事會特征變量Logistic回歸結(jié)果

表8 2007年度董事會特征變量Logistic回歸結(jié)果

表9 2008年度董事會特征變量Logistic回歸結(jié)果

表10 2006—2008年度董事會特征變量Logistic回歸結(jié)果

檢驗假設(shè)B1董事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量。董事會規(guī)模未能通過顯著性檢驗。董事會規(guī)模變量的系數(shù)為正，但是綜合各年度和均值來看，僅僅2006年和2007年的系數(shù)檢驗顯著 (且顯著性水平很低)，其他均不顯著。這說明相關(guān)關(guān)系并不顯著，穩(wěn)定性也較低。因此，我國上市公司董事會規(guī)模因素對信息披露質(zhì)量的影響很弱。本文的研究結(jié)論與劉立國和杜瑩［12］、孫敬水和周永強［21］、宋理升［22］的研究結(jié)論一致。

檢驗假設(shè)B2獨立董事比例與信息披露質(zhì)量。反映獨立董事比例的變量未通過顯著性檢驗。從相關(guān)系數(shù)來看，僅2006年和2008年度系數(shù)在0.1的顯著性水平上，顯著性水平較低，且2007年度相關(guān)系數(shù)為負(fù);2006—2008的均值檢驗系數(shù)不顯著。這說明獨立董事比例與信息披露質(zhì)量相關(guān)關(guān)系非常不穩(wěn)定，且相關(guān)性不顯著。因此，獨立董事比例對信息披露質(zhì)量的提高有限，獨立董事并未在公司治理中發(fā)揮有效作用。本文的研究結(jié)論與薛祖云和黃彤［2］、孫敬水和周永強［21］等人的結(jié)論一致。

檢驗假設(shè)B3董事會會議次數(shù)與信息披露質(zhì)量。董事會會議次數(shù)與信息披露質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且系數(shù)顯著，這與本文的假設(shè)相反。董事會會議次數(shù)增多反而降低了信息披露質(zhì)量，這印證了Jensen［6］的結(jié)論:董事會會議只是解決公司問題的滅火器。公司董事會只是在公司出現(xiàn)問題的時候被迫從事高頻率的活動，那些處于危機或財務(wù)困境的上市公司才常常具有高頻率的董事會會議。董事會會議次數(shù)并不能代表董事會的勤勉程度，只是反映了公司出現(xiàn)問題時“滅火器”的作用，因而并不與信息披露質(zhì)量相關(guān)。本文這一結(jié)論與宋理升［22］的結(jié)論一致，但與薛祖云和黃彤［2］的結(jié)論相反。

檢驗假設(shè)B4董事持股比例與信息披露質(zhì)量。結(jié)果顯示，董事持股比例與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，并且系數(shù)在0.05水平上顯著，這與本文假設(shè)一致。這說明，董事持有一定股權(quán)能夠顯著提高信息披露質(zhì)量。因此，對董事會成員進行股權(quán)激勵可以緩解他們與股東的利益沖突、降低代理成本，激發(fā)董事履職積極性，提高信息披露質(zhì)量。這一結(jié)論與薛祖云和黃彤［2］、宋理升［22］的研究結(jié)論一致。

通過對董事會特征變量的Logistic回歸分析發(fā)現(xiàn)，董事會持股比例與信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，并通過了假設(shè)檢驗，說明董事會成員股權(quán)激勵能夠提高信息披露質(zhì)量;董事會會議次數(shù)與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，與文章假設(shè)相反，表明董事會會議次數(shù)不反映董事工作的勤勉程度;獨立董事比例未能通過顯著性檢驗，表明獨立董事在公司治理中的作用有限。董事會規(guī)模與信息披露質(zhì)量未能通過顯著性檢驗。

五、結(jié)論與建議

本文選取深圳市場2006—2008年主板和中小企業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)，利用Logistic回歸模型分別實證分析了上市公司監(jiān)事會和董事會特征對信息披露質(zhì)量的影響。

實證研究結(jié)論表明，監(jiān)事持股比例與信息披露質(zhì)量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系;監(jiān)事會規(guī)模和監(jiān)事會會議次數(shù)對信息披露質(zhì)量的影響并不顯著。公司財務(wù)杠桿水平與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，而公司規(guī)模、盈利水平與信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān)，股權(quán)集中度、國有股比例對信息披露質(zhì)量的影響不能確定。這些結(jié)論可能說明，在我國作為公司治理的重要組成部分的監(jiān)事會對信息披露質(zhì)量有微弱影響，但是影響程度十分有限。而公司內(nèi)部治理之外的因素，如公司規(guī)模和公司財務(wù)因素在上市公司信息披露水平的影響方面更為顯著。

通過董事會特征變量與信息披露質(zhì)量的logistic回歸分析發(fā)現(xiàn)，董事會持股比例與信息披露質(zhì)量顯著正相關(guān);董事會規(guī)模對信息披露質(zhì)量影響不顯著;董事會會議次數(shù)與信息披露質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，表明董事會會議次數(shù)不反映董事工作的勤勉程度;獨立董事比例對提高上市公司信息披露質(zhì)量影響不顯著，表明獨立董事在公司治理中的作用有限。

以上結(jié)論說明，通過進一步完善公司治理中監(jiān)事會和董事會的運行機制，并以此提高上市公司信息披露質(zhì)量仍有較大空間。

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