獨(dú)立董事財(cái)務(wù)背景對(duì)信息披露質(zhì)量影響的實(shí)證檢驗(yàn)

況福敏

(重慶理工大學(xué) 重慶 400054)

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)財(cái)務(wù)獨(dú)立董事與信息披露質(zhì)量。根據(jù)“高階梯隊(duì)理論”，財(cái)務(wù)背景獨(dú)立董事作為權(quán)力制衡者與企業(yè)內(nèi)部管理者保持了高度獨(dú)立性，并在已有專業(yè)的基礎(chǔ)上作出體現(xiàn)自我意愿且符合企業(yè)發(fā)展的決策，提高信息披露質(zhì)量。因此，本文認(rèn)為財(cái)務(wù)背景獨(dú)董數(shù)量越多，信息披露質(zhì)量越高，故提出假設(shè)1。

H1：擁有財(cái)務(wù)背景獨(dú)立董事能提高信息披露質(zhì)量。

(二)性別與信息披露質(zhì)量。行為心理學(xué)認(rèn)為相對(duì)于男性而言，女性天生對(duì)于外界的變化更加敏感謹(jǐn)慎細(xì)致[1]。女性性格上可以總結(jié)為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者，會(huì)在道德觀上最大限度地約束自我機(jī)會(huì)主義行為，因此其與管理者“合謀”或只擔(dān)任“花瓶”懂事的可能性更小，保證了公司披露信息的正確性、完整性和及時(shí)性。故提出假設(shè)2。

H2：女性財(cái)務(wù)獨(dú)立董事占比的提高會(huì)提升信息披露質(zhì)量。

(三)兼職數(shù)量與信息披露質(zhì)量。獨(dú)立董事往往是業(yè)界精英，擁有豐富的經(jīng)驗(yàn)和資源，任職于公司因自身輻射效應(yīng)能將優(yōu)異資源帶入公司。但其精力是有限的且其在精力分配上存在偏好，一旦其任職于多家公司，這種網(wǎng)絡(luò)輻射效應(yīng)也會(huì)減弱，無法保證對(duì)外信息披露的質(zhì)量。故提出假設(shè)3。

H3：財(cái)務(wù)獨(dú)立董事兼職數(shù)量越多，信息披露質(zhì)量越低。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源。為驗(yàn)證上述假設(shè)，本文選取2014-2018年創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)為原始樣本，以使研究結(jié)論更具時(shí)效性，并對(duì)數(shù)據(jù)作以下處理：(1)剔除ST、PT公司的樣本；(2)剔除金融公司、保險(xiǎn)公司的樣本；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。并手工收集獨(dú)立董事簡歷判斷其是否具有財(cái)務(wù)背景，其他樣本數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)變量設(shè)計(jì)。1.因變量。信息披露質(zhì)量。文章參考張勁松，譚萌萌(2019)[2]的研究方法，利用深交所公布的創(chuàng)業(yè)板上市公司年度信息披露考評(píng)結(jié)果，優(yōu)秀或良好賦值為1，合格或不合格賦值為0。2.自變量。獨(dú)立董事財(cái)務(wù)背景。一是具有財(cái)務(wù)背景的獨(dú)董數(shù)量；二是女性財(cái)務(wù)董比例；三是財(cái)務(wù)獨(dú)董兼職數(shù)量。本文認(rèn)為該獨(dú)董只要有高校教學(xué)或與財(cái)務(wù)相關(guān)的工作經(jīng)歷就具有財(cái)務(wù)背景。3.控制變量。企業(yè)規(guī)模越大，內(nèi)部控制越健全，提供的信息質(zhì)量越高；資本結(jié)構(gòu)中負(fù)債比例越高，企業(yè)越可能提供虛假信息滿足融資需求；盈利水平越高，也面臨更高的監(jiān)管要求和越多的法律約束，信息質(zhì)量得以保證。在回歸過程中，同時(shí)控制年份(YEAR)與行業(yè)(INDUSTRY)的固定效應(yīng)。所有變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

三、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析。由表2可知，財(cái)務(wù)獨(dú)董平均值為1.136，最大值為4，最小值為0，表明各公司的財(cái)務(wù)獨(dú)董數(shù)量相差較大。女性財(cái)務(wù)獨(dú)董的占比平均值僅為0.185，管理崗位為女性的人數(shù)仍然有限。獨(dú)董兼職平均值為1.848，說明獨(dú)董存在多家任職現(xiàn)象?？刂谱兞恐?，營業(yè)收入增長水平的標(biāo)準(zhǔn)差為2.034，企業(yè)規(guī)模的標(biāo)準(zhǔn)差也達(dá)到了0.748，表明樣本差異差異較大，加以控制能減少對(duì)信息披露質(zhì)量研究的影響。且樣本VIF值均不超過10，通過多重共線性檢驗(yàn)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)線性回歸分析。由表3中的Model1可知，擁有財(cái)務(wù)獨(dú)董的數(shù)量和信息披露質(zhì)量正相關(guān)，因?yàn)樨?cái)務(wù)背景獨(dú)董利用專業(yè)優(yōu)勢，通過監(jiān)督和咨詢使高管行動(dòng)與公司戰(zhàn)略目標(biāo)一致，強(qiáng)化了信息披露質(zhì)量，驗(yàn)證了假設(shè)1。但Model2的女性財(cái)務(wù)獨(dú)董占比的回歸系數(shù)不顯著，假設(shè)3不成立，可能是未考慮女性年齡上的職業(yè)經(jīng)驗(yàn)差別。Model3驗(yàn)證了假設(shè)4，一旦獨(dú)立董事的精力被分散，就很難保證信息披露的質(zhì)量。所有控制變量的方向也都與理論分析的結(jié)論相符。

表3 回歸分析結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著

四、結(jié)論與啟示

本文以2014-2018年創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)為樣本，從獨(dú)立董事的財(cái)務(wù)背景層面研究其對(duì)信息披露質(zhì)量的影響機(jī)理，實(shí)證結(jié)果表明：財(cái)務(wù)獨(dú)立董事對(duì)信息披露質(zhì)量存在積極影響，而女性獨(dú)立董事的影響不顯著，且隨著獨(dú)董兼職數(shù)量的增多，其能保證的信息披露質(zhì)量就越低。這是由于，財(cái)務(wù)獨(dú)立董事能為公司帶去自身及周邊資源，其縝密的財(cái)務(wù)思維、高水準(zhǔn)的業(yè)務(wù)能力能為企業(yè)提供高質(zhì)量的咨詢和監(jiān)督，提升信息披露質(zhì)量。但獨(dú)董任職數(shù)量增多，會(huì)使精力和資源分散，難以保證信息披露水平。女性獨(dú)立董事則因其自身知識(shí)結(jié)構(gòu)、工作經(jīng)驗(yàn)等方面的差異對(duì)信息披露質(zhì)量的影響并不顯著。