摘要:隨著上市公司股權分置改革的不斷深入,公司自愿性信息披露日益受到理論界和實務界的關注。獨立董事作為中小投資者利益的代表,應當在公司自愿性信息披露方面起到積極的促進作用。但是,實證分析的結果表明,目前我國的獨立董事制度并沒有對上市公司的自愿性信息披露起到有效的促進作用。產生這種結果的主要原因是我國獨立董事制度的內、外部制約機制不健全,因此,完善獨立董事制度的相關法律法規(guī),提高獨立董事的專業(yè)性,健全獨立董事的外部制約機制將對獨立董事的職能發(fā)揮和上市公司的績效提高起到積極的促進作用。

　　關鍵詞:獨立董事;信息披露;上市公司

　　一、引言

　　近年來一系列公司舞弊案件的發(fā)生,使投資者的投資信心受到了很大程度的影響。雖然事后證券監(jiān)管部門相繼出臺了有關的法律、法規(guī)強化公司的強制性信息披露,但是,強制性信息只能保證投資者對公司的基本了解,不足以滿足投資者決策所需要的全面信息,因此,越來越多的上市公司為了促進與投資者和其他利益相關者之間的有效溝通,開始在強制性信息披露以外自發(fā)性提供更多公司的信息。《OECD公司治理原則》中規(guī)定,董事會應該對信息披露和溝通過程進行監(jiān)管,對管理層、董事會成員和股東之間的潛在沖突進行監(jiān)督管理,信息披露的內容和準確度主要由公司董事會負責。但是,當董事會被“內部人”控制時,往往不能客觀地評價公司管理層的業(yè)績,導致信息披露的不充分,而獨立董事由于獨立于公司的管理層,可以對管理層進行更加公正的監(jiān)督,減少管理者與所有者之間的信息不對稱。本文試圖通過對獨立董事比例與公司自愿性信息披露之間的關系進行研究,對獨立董事制度在我國的作用發(fā)揮進行評價,并提出相應的建議。

　　二、文獻回顧

　　雖然Fama and Jensen(1983)和Williamson(1984)就發(fā)現了獨立董事對公司自愿性信息披露的促進作用,但是,董事會獨立性與自愿性信息披露之間的關系直到20世紀末才逐漸成為學術界的研究重點。部分學者的研究結果顯示,獨立董事的比例與公司自愿性信息披露之間存在正相關的關系,例如Chen and Jaggi(2000)指出,獨立董事比例的增加能夠促使公司在年報中披露更廣泛的財務信息,增加財務信息的準確度。Horwitz(2004)研究發(fā)現,在控股比例小于25%的上市公司中,董事會的獨立性與公司自愿性信息披露之間存在正相關的關系。Barako, Hancoock, and Izan Leung(2006)對肯尼亞上市公司的研究結果也證明,非執(zhí)行董事的比例與公司自愿性信息的披露呈顯著的正相關關系。然而,Forker(1992)對自愿性信息披露與公司治理之間關系的研究則顯示,董事會的獨立性與公司自愿信息披露之間不存在相關性(Ho and Wang,2001)。另外,一些學者的研究結果則發(fā)現公司自愿性信息披露與獨立董事比例之間成負相關關系(Eng and Mak 2003, Gul and Leung 2002)。我國學者對公司自愿性信息披露的研究時間較短,相關的文獻也比較缺乏。喬旭東(2003)通過對影響上市公司自愿性披露的若干因素進行分析指出,公司自愿性信息披露的程度與獨立董事的比例之間存在正相關關系(杜淑潔,2004;向凱,2006)。而李豫湘(2004)研究則顯示,自愿信息披露與獨立董事在董事會中的比例無顯著相關關系。鐘偉強、張?zhí)煳?/font>、張燕妮(2006)的研究也表明,獨立董事的存在并未對我國上市公司自愿信息披露水平產生顯著正面的影響。

　　目前,國內外學者對于獨立董事比例與公司自愿性信息披露之間的關系并沒有統(tǒng)一的結論。這主要是由于獨立董事制度的建設是一個長期的過程,制度作用的發(fā)揮不僅依賴于獨立董事制度本身的完善程度,同時還取決于外部制約機制的健全與否。因此,本文將采用2006年的最新上市公司數據對獨立董事比例與公司自愿性信息披露之間的關系進行進一步的檢驗,并對我國獨立董事制度的完善提供進一步的建議。

　　三、實證檢驗及分析

　　(一)假設提出

　　獨立董事一般是經濟、法律等各方面的專家,能夠對公司管理層進行有效監(jiān)督,提高決策的效率和準確性,因此,獨立董事比例是衡量董事會有效性的重要指標。Fama and Jensen(1983)認為,獨立董事能夠有效地降低所有者與管理者之間由于代理問題所引起的利益沖突。Franks(2001)也指出,由于獨立董事在董事會中的監(jiān)督和平衡作用,能夠有效地提高董事會的有效性。董事會有效性的提高能夠促使企業(yè)進行更多地信息披露,更好地保護股東和中小投資者的利益。Forker(1992)認為,董事會中獨立非執(zhí)行董事的比例越高,就越能加強對財務信息披露質量的監(jiān)控,減少經理人員保留信息而獲得的好處,因此,可以做出假設H1:獨立董事的比例與公司自愿性信息披露成正相關的關系。

　　上市公司自愿性信息披露的程度會受到一些公司特征的影響,因此,本文在對以往文獻進行總結的基礎上結合我國上市公司情況,選取公司規(guī)模、盈利情況和公司股權集中度作為控制變量。

　　(二)研究方法

　　(1)樣本選擇

　　為了避免股票發(fā)行類別,以及行業(yè)對公司自愿性信息披露質量的影響,本文選取A股制造業(yè)上市公司為樣本。數據來源于國泰安數據庫,巨潮資訊網和深、滬兩市交易所統(tǒng)計年鑒。行業(yè)分類標準依據中國證監(jiān)會2001年發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》。入選的樣本必須滿足如下3個條件:(1)必須是2003年以前(含2003年)上市的公司,防止上市時間對信息披露的影響;(2)不是ST、PT公司,ST和PT公司由于經營較差,往往連基本的強制性披露都難以保證,更難以進行自愿性信息披露;(3)能夠提供完整的2006年年報。我國深、滬兩市A股上市公司2003年以前上市的制造業(yè)上市公司770家(數據來源巨潮資訊網),符合上述條件的有665家,隨機抽取樣本187家。之所以選擇一年的數據,是因為相同公司的信息披露特點一般不隨時間而改變,同時證監(jiān)會2005年發(fā)布了最新的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內容與格式-2》,因此,本文選擇2006年上市公司作為樣本,采用SPSS14.0進行實證分析。

　　(2)變量設計

　　本文中所用變量的信息來自于上市公司2006年年報和國泰安數據庫。獨立董事的比例指的是獨立董事在董事會成員中所占的比例,用INB表示。公司規(guī)模用公司總資產的Ln形式衡量,表示為LNSIZE。公司業(yè)績用2006年末凈利潤除以股東權益表示,計為ROE。股權集中度,指的是股東因持股比例不同而表現出來的股權集中還是分散的數量化指標,本文采用公司前十大股份持股比例的平方和表示,計作HEFD10。

　　(3)自愿性信息披露指數的構建

　　公司自愿性信息披露實證研究的難點之處在于,難以準確量化被解釋變量-自愿性信息披露質量。國外的主要做法有三種方式:①采用專業(yè)評級機構的披露指數來量化自愿性信息披露;②采用某一披露項目作為自愿性信息披露的替代變量;③自建自愿性披露指數。由于我國目前還沒有類似于美國AIMR的機構,而替代變量不能全面反映公司的自愿性信息披露水平,因此,本文用自愿性信息披露指數描述公司的自愿性信息披露質量。自愿性信息披露表的構建以Botosan(1997)所建自愿性信息披露項目為基本模式,結合我國已有學者的研究文獻確立潛在自愿信息披露內容,然后對照證監(jiān)會發(fā)布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內容與格式準則-2》(2005修訂版),剔除強制性信息披露項目,最終確立的公司自愿性信息披露內容共包括4大類,68項。本文自愿性信息披露項目全部來源于公司年報,雖然年報并不是公司披露信息的唯一來源,但是,由于年報的披露水平與其他的披露途徑正相關的關系(Lang and Lundholm 1993),所以完全可以代表公司的自愿性信息披露水平。

　　自愿性信息披露指數(VDI)用公司各信息項目所得分值除以該公司信息披露項目應得最大分值表示。由于本文研究結果面向所有的年報使用者,而并不是某一特殊群體,因此,自愿性信息披露指數的設計采用非加權評分方法,即對照自愿性信息披露的內容,進行定性或簡單定量描述的項目計1分,進行詳細定量披露的項目計2分,沒有披露的項目計0分,公司最高得分136分。自愿性信息披露指數的具體計算公式如下:

　　VDI=∑SCOREi/136(i=1,2...4),其中SCOREi代表每類自愿信息披露的得分

　　(4)回歸模型的建立

　　本文以上市公司自愿性信息披露指數作為多元回歸模型的因變量,以獨立董事比例為解釋變量,以公司規(guī)模、公司業(yè)績和股權集中度為控制變量,通過構建多元線性回歸模型,采用SPSS14.0統(tǒng)計軟件對上市公司自愿性信息披露質量進行實證研究。回歸方程如下:

　　VID=C+∑β1INDB+β2LNSIZE+β3ROE+β4HEFD+δ,其中C為常數;β1,β2,β3,β4為各解釋變量系數;δ為隨機誤差項。

　　四、實證結果和分析

　　1.描述性統(tǒng)計

　　被解釋變量和各解釋變量的描述性統(tǒng)計結果見表1。

　　從表1中可以看出,我國上市公司的自愿性信息披露水平總體偏低,只有22.10%,且標準差較大。上市公司獨立董事比例達到34.93%,基本上符合中國證監(jiān)會關于獨立董事至少占董事會成員1/3的要求。公司盈利水平最大值為30.19%,最小值為-50.45%。公司的股權集中度較高,最大的達到了66.51%。

　　2.實證分析結果

　　多元回歸模型統(tǒng)計結果表明,多元相關系數R為0.618,調整確定系數R2adj為0.338,F值為9.725,P<0.001,因此,回歸方程具有較好的擬和優(yōu)度及統(tǒng)計學意義。以自愿性信息披露指數為被解釋變量進行回歸分析,結果見表2。

　　回歸結果顯示,獨立董事比例與公司自愿性信息披露之間的系數為負,且沒有通過顯著性水平的檢驗,表明作為中小股東利益代表而引入的獨立董事在職能發(fā)揮方面仍存在不完善的地方。這主要是由于獨立董事制度在選拔、激勵等方面存在制度的不健全,同時我國目前尚沒有形成完善的外部市場機制。獨立董事往往難以真正獨立于公司的管理者或大股東,沒有動力或實力對公司內部人進行監(jiān)督,反而存在與內部人合謀的積極性,導致獨立董事制度的引入不但沒有起到保護中小股東利益的作用,反而使公司內部人能夠在獨立董事的合法掩護下進一步損害投資者及其他利益相關者的利益。

　　五、結論及政策建議

　　本文以187家制造業(yè)A股上市公司為例,分析了獨立董事制度與公司自愿性信息披露質量之間的關系,結果顯示,獨立董事制度目前并沒有起到促進上市公司進行自愿性信息披露的作用,公司規(guī)模和盈利水平與自愿性信息披露質量之間存在顯著的正相關關系,股權集中度對自愿性信息披露水平沒有影響。

　　2005年4月,我國開始實行股權分置改革,隨著股權分置改革的不斷深化,上市公司的質量必將成為市場關注的焦點。激烈的競爭環(huán)境促使上市公司加強與投資者和其他利益相關者之間的溝通,而具有靈活性、及時性優(yōu)勢的自愿性信息披露將成為公司增加信息披露,提升自身價值的方式之一。目前,上市公司的自愿性信息披露已經呈現越來越多的趨勢(張宗新,2005)。獨立董事作為廣大中小股東的利益代表,在保護投資者利益方面應起到重要的作用,而自愿性信息的披露是減少投資者信息劣勢,保障投資者合法利益的有效途徑之一,因此,獨立董事應該在促進上市公司自愿性信息披露方面起到重要的作用。為此,應采取以下措施:

　　首先,出臺相應的獨立董事制度法律法規(guī),對獨立董事的內涵進行明確的界定,同時規(guī)范獨立董事的責任和權利,增加獨立董事的責任感和約束感。其次,成立獨立董事協會,對獨立董事的選聘及薪酬發(fā)放進行統(tǒng)一管理,使其在經濟上完全獨立于上市公司管理層,從而更好地利用其知識、信息方面的優(yōu)勢保護投資者利益,促進企業(yè)價值的最大化。最后,提高獨立董事的決策和監(jiān)督效率,通過引入經濟、法律、會計等多方面的專業(yè)人才,限制獨立董事兼職數目的方式,保證獨立董事有充分的時間履行職責,同時在公司內部創(chuàng)造良好的條件,保證獨立董事對各種信息、資料的了解和獲取,促進獨立董事職能的發(fā)揮。

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