摘要：以2019—2021年農(nóng)副食品加工業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，從監(jiān)管角度分析上市公司信息披露質(zhì)量；以學(xué)術(shù)型獨立董事為突破口，運用非平衡面板固定效應(yīng)模型，研究學(xué)術(shù)型獨立董事對上市公司信息披露質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：學(xué)術(shù)型獨立董事對上市公司信息披露質(zhì)量有正向影響；學(xué)術(shù)型獨立董事越多，上市公司信息披露質(zhì)量越高。

關(guān)鍵詞：學(xué)術(shù)型獨立董事；信息披露質(zhì)量；上市公司；農(nóng)副食品加工業(yè)

中圖分類號：G23；G32

一、引言

《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》（證監(jiān)發(fā)〔2001〕102號）發(fā)布以來，上市公司在董事會中積極設(shè)立獨立董事，旨在優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)，提升公司治理水平及專業(yè)化運營能力，提升公司信息披露質(zhì)量。近些年，關(guān)于獨立董事制度對公司信息披露質(zhì)量影響的研究一直是學(xué)術(shù)界重要的課題。現(xiàn)有研究中，都是以公司的盈余質(zhì)量評價公司信息披露質(zhì)量，很少用監(jiān)管部門信息披露評級評價上市公司信息披露質(zhì)量。

中國證券監(jiān)督管理委員會公布的《上市公司獨立董事規(guī)則》，規(guī)定擔(dān)任獨立董事的基本條件之一為具備5a以上法律、經(jīng)濟或者其他履行獨立董事職責(zé)必需的工作經(jīng)驗；獨立董事的任職條件也明確規(guī)定，獨立董事至少包括1名會計專業(yè)人士。因此，具備高校學(xué)術(shù)背景及科研能力的教授、副教授備受青睞，眾多獨立董事來自于高?；蛘呖蒲袡C構(gòu)，具備專業(yè)領(lǐng)域高級職稱，即學(xué)術(shù)型獨立董事。學(xué)術(shù)界關(guān)于獨立董事對公司治理結(jié)構(gòu)、公司經(jīng)營績效、信息披露質(zhì)量的影響進行了探究，因不同行業(yè)的公司和獨立董事存在異質(zhì)性，對學(xué)術(shù)型獨立董事的研究結(jié)論不盡相同。

國內(nèi)外已有研究表明，在中國資本市場，董事會中獨立董事的比例和企業(yè)經(jīng)營業(yè)績之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[1]；也有研究認(rèn)為，獨立董事占比與公司經(jīng)營業(yè)績無顯著正向影響[2-3]；有學(xué)者從獨立董事背景的角度出發(fā)，研究認(rèn)為具有政府和銀行工作經(jīng)歷的獨立董事占比越高，公司經(jīng)營業(yè)績越好[4]。

獨立董事制度旨在改善公司治理結(jié)構(gòu)、降低公司代理成本、提升公司董事會決策能力、提高信息披露質(zhì)量、保護中小投資者，實現(xiàn)該目標(biāo)主要取決于獨立董事能否充分發(fā)揮監(jiān)督制衡和專業(yè)咨詢功能。獨立董事不得在公司擔(dān)任除董事之外的職務(wù)，是保證其獨立性、客觀性，發(fā)揮監(jiān)督功能的基礎(chǔ)。學(xué)術(shù)型獨立董事具備相關(guān)領(lǐng)域的專業(yè)知識，通常能夠提出創(chuàng)新性的意見，可以更好地發(fā)揮咨詢功能。

基于此，以農(nóng)副食品加工業(yè)A股上市公司2019—2021年數(shù)據(jù)為研究樣本，實證研究學(xué)術(shù)型獨立董事對上市公司信息披露質(zhì)量的影響。

二、獨立董事作用機理分析與假設(shè)提出

上市公司信息披露質(zhì)量是衡量公司治理水平的重要指標(biāo)。獨立董事承擔(dān)監(jiān)督、咨詢等職能，對公司信息披露情況發(fā)表意見和建議。獨立董事專業(yè)性、獨立性、重聲譽的特點對信息披露的質(zhì)量影響很大，如圖1所示。

（一）專業(yè)性

獨立董事需要具有5a以上法律、經(jīng)濟或者其他履行獨立董事職責(zé)必需的工作經(jīng)驗；會計領(lǐng)域?qū)＜覔?dān)任獨立董事，一般還需具有注冊會計師資格或具有審計、會計、財務(wù)管理專業(yè)的高級職稱等。學(xué)術(shù)型獨立董事大多來自于知名高校、科研機構(gòu)，具備較高的專業(yè)素質(zhì)和能力，其強大的知識儲備和嚴(yán)密的邏輯思維能夠為公司提供專業(yè)性的指導(dǎo)，發(fā)表有價值的意見。

（二）獨立性

對于獨立董事而言，獨立性是立職之本，包括任職獨立性、薪酬獨立性、意見獨立性。獨立董事的獨立性在一定程度上解決了管理層和股東之間的代理成本問題，保護了中小投資者的基本利益，有利于發(fā)揮監(jiān)督職能，進而提升上市公司信息披露的質(zhì)量。

（三）聲譽機制

聲譽機制是學(xué)術(shù)獨立董事行使責(zé)任的主要約束之一，聲譽機制有利于其監(jiān)督上市公司管理層決策。來自高校、科研機構(gòu)的學(xué)術(shù)型獨立董事，聲譽對他們未來發(fā)展影響巨大，相較于其他類型獨立董事，學(xué)術(shù)型獨立董事更加注重自身聲譽。因此，學(xué)術(shù)型獨立董事在履行監(jiān)督職能、發(fā)表獨立意見時，更能夠依據(jù)法律法規(guī)、尊重事實。國外學(xué)者有研究表明，教授的職業(yè)道德標(biāo)準(zhǔn)與其履行工作責(zé)任有顯著正向關(guān)系。

本研究認(rèn)為，學(xué)術(shù)型獨立董事同時滿足專業(yè)性、獨立性且注重聲譽的特點，基于此，提出假設(shè)：

假設(shè)H1——相比于非學(xué)術(shù)型獨立董事，擁有學(xué)術(shù)型獨立董事的上市公司信息披露質(zhì)量更高。

假設(shè)H2——學(xué)術(shù)型獨立董事數(shù)量越多，上市公司信息披露質(zhì)量越高。

三、實證研究設(shè)計

（一）變量定義與度量

選取2019—2021年我國A股農(nóng)副食品加工業(yè)上市公司作為研究樣本，剔除當(dāng)年上市、實際控股人信息披露不詳、財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司，處理完成后得到145個有效觀測值。獨立董事數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義與度量

1.因變量：信息披露質(zhì)量

學(xué)術(shù)界對信息披露質(zhì)量的衡量方法不盡相同，至今未達成統(tǒng)一共識，使用比較廣泛的衡量方法有評分法、理論模型法。本研究從監(jiān)管角度出發(fā)衡量信息披露質(zhì)量。

2.自變量：是否為學(xué)術(shù)型獨立董事

若上市公司獨立董事來自高校、科研機構(gòu)等單位或具備專業(yè)領(lǐng)域高級職稱的專家，則該獨立董事為學(xué)術(shù)型獨立董事。學(xué)術(shù)型獨立董事（DI） 作為解釋變量，其衡量指標(biāo)為：DI1 為學(xué)術(shù)型獨立董事的人數(shù)；DI2為學(xué)術(shù)型獨立董事占總董事數(shù)量的比例；DI3為是否擁有學(xué)術(shù)型獨立董事的虛擬變量，當(dāng)獨立董事中擁有學(xué)術(shù)型獨立董事時，取值為1，否則為0。

3.控制變量

控制變量參考黃海杰等[5]的研究方法，選取公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、盈利能力（ROA）、公司是否虧損（LOSS）等指標(biāo)，具體變量定義見表1。

（三）模型設(shè)計

利用非平衡面板數(shù)據(jù)構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型，從橫向、縱向角度分析學(xué)術(shù)型獨立董事是否會提升農(nóng)副食品加工業(yè)上市公司的信息披露質(zhì)量[6]。橫向角度比較有學(xué)術(shù)型獨立董事與無學(xué)術(shù)型獨立董事上市公司信息披露質(zhì)量的差異，模型如（1）所示：

式中：DACi，t為個股i在時間t的信息披露質(zhì)量；DIi，t為學(xué)術(shù)型獨立董事（DI）變量的衡量指標(biāo)；DI1為學(xué)術(shù)型獨立董事的人數(shù)；DI2為學(xué)術(shù)型獨立董事占總董事數(shù)量的比例；DI3為是否擁有學(xué)術(shù)型獨立董事的虛擬變量，當(dāng)獨立董事中擁有學(xué)術(shù)型獨立董事時，取值為1，否則為0；Ci，t為個股i在t時期的控制變量，包括總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率；vi、et分別表示股票的個體效應(yīng)與時間效應(yīng)；εi，t為隨機誤差項。

在模型（1）中，如果DI1的系數(shù)（β）估計值大于0且顯著，表示學(xué)術(shù)性獨立董事數(shù)量越多，上市公司信息披露質(zhì)量越高；DI2的系數(shù)（β）估計值大于0且顯著，表明學(xué)術(shù)型獨立董事占總董事數(shù)量比例較大，上市公司信息披露質(zhì)量更高；DI3的系數(shù)（β）估計值大于0且顯著，說明相比于非學(xué)術(shù)型獨立董事，擁有學(xué)術(shù)型獨立董事的上市公司信息披露質(zhì)量更高。

（四）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

剔除當(dāng)年上市、實際控股人信息披露不詳、財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司，得到50家農(nóng)副食品加工業(yè)A股上市公司，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫與CSMAR數(shù)據(jù)庫，樣本選取時間為2019年1月1日至2021年12月31日。

（五）描述性統(tǒng)計

對50支股票3a樣本記錄的非平衡面板數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。從表2統(tǒng)計量描述結(jié)果可以看到，是否有學(xué)術(shù)型獨立董事均值為0.89，表明上市公司在3a期間有89%的時間都有學(xué)術(shù)型獨立董事；標(biāo)準(zhǔn)差為0.314，說明不同上市公司有一定差異。信息披露質(zhì)量均值為2.979，標(biāo)準(zhǔn)差為0.559，最小值為2.000，最大值為4.000，說明信息披露質(zhì)量有一定差異并且波動性較大。

從表3統(tǒng)計量描述結(jié)果（DI3分類）可以觀察到，有學(xué)術(shù)型獨立董事的上市公司信息披露質(zhì)量均值為3.016，顯著高于沒有學(xué)術(shù)型獨立董事的信息披露質(zhì)量均值2.688?？刂谱兞糠矫妫袑W(xué)術(shù)型獨立董事的上市公司在公司規(guī)模、負(fù)債率、盈利能力和董事會規(guī)模等方面均高于沒有學(xué)術(shù)型獨立董事的上市公司。

通過表4相關(guān)系數(shù)分析可以得出，被解釋變量信息披露質(zhì)量和控制變量公司規(guī)模、盈利能力、第一大股東持股比例相關(guān)關(guān)系較強；盈利能力和公司規(guī)模有一定的正相關(guān)關(guān)系，公司規(guī)模越大，盈利能力越強，體現(xiàn)出農(nóng)副食品加工業(yè)具備規(guī)模效應(yīng)；盈利能力和資產(chǎn)負(fù)債率呈反向關(guān)系，資產(chǎn)負(fù)債率越低對應(yīng)盈利能力越強。

四、實證檢驗及結(jié)果分析

為確定面板數(shù)據(jù)回歸模型是否為固定效應(yīng)模型，在構(gòu)建非平衡面板數(shù)據(jù)模型之前，進行Hausman檢驗，檢驗結(jié)果支持固定效應(yīng)模型。

（一）學(xué)術(shù)型獨立董事的人數(shù)與上市公司信息披露質(zhì)量分析

首先，利用處理后的農(nóng)副食品加工業(yè)全樣本數(shù)據(jù)對模型（1）進行回歸估計，分析學(xué)術(shù)型獨立董事的人數(shù)與上市公司信息披露質(zhì)量的關(guān)系，回歸結(jié)果如表5所示。

DI1與DAC回歸系數(shù)的估計值為0.131，并且在1%的顯著性水平下顯著，表明學(xué)術(shù)型獨立董事人數(shù)對上市公司信息披露質(zhì)量有正向促進作用?？刂谱兞糠矫妫疽?guī)模（LNSIZE）的回歸系數(shù)為0.124，且在1%的顯著性水平下顯著，表明公司規(guī)模越大，上市公司信息披露質(zhì)量相對越高；盈利能力的回歸系數(shù)大于0且在5%的顯著性水平下顯著，表明盈利能力越強的上市公司，信息披露質(zhì)量越高。

（二）學(xué)術(shù)型獨立董事的人數(shù)占比與上市公司信息披露質(zhì)量分析

DI2與DAC回歸系數(shù)的估計值為0.084，不顯著，表明學(xué)術(shù)型獨立董事占比與上市公司信息披露質(zhì)量并無直接關(guān)系。控制變量方面，公司規(guī)模（LNSIZE）的回歸系數(shù)為0.132，且在1%的顯著性水平下顯著，與上述結(jié)果相同；盈利能力的回歸系數(shù)大于0且在5%的顯著性水平下顯著，與上述結(jié)果相同。

（三）是否有學(xué)術(shù)型獨立董事與上市公司信息披露質(zhì)量分析

DI3與DAC回歸系數(shù)的估計值為0.324，并且在5%的顯著性水平下顯著，該結(jié)果表明擁有學(xué)術(shù)型獨立董事對上市公司信息披露質(zhì)量有正向促進作用，獨立董事在重要信息披露前的意見至關(guān)重要?？刂谱兞糠矫?，公司規(guī)模（LNSIZE）的回歸系數(shù)為0.141，且在1%的顯著性水平下顯著，與上述結(jié)果相同；盈利能力的回歸系數(shù)大于0且在5%的顯著性水平下顯著，與上述結(jié)果相同。

五、結(jié)論及政策建議

本研究選取2019—2021年農(nóng)副食品加工業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，以學(xué)術(shù)型獨立董事為突破口，運用非平衡面板固定效應(yīng)模型，研究學(xué)術(shù)型獨立董事對上市公司信息披露質(zhì)量的影響。結(jié)果表明：①具備學(xué)術(shù)型獨立董事對上市公司信息披露質(zhì)量有正向影響。以往的研究多針對獨立董事對上市公司盈余管理的影響，本研究拓寬了研究范圍。②學(xué)術(shù)型獨立董事越多，上市公司信息披露質(zhì)量越高?？傮w看，學(xué)術(shù)型獨立董事有利于促進上市公司信息披露質(zhì)量的提升，學(xué)術(shù)型獨立董事可以給中小股東提供更專業(yè)的監(jiān)督和決策支持，保護了中小股東權(quán)益，達到了預(yù)期目標(biāo)。

根據(jù)實證分析結(jié)論，得到以下啟示：①沒有學(xué)術(shù)型獨立董事的上市公司可以引入學(xué)術(shù)型獨立董事。學(xué)術(shù)型獨立董事在專業(yè)領(lǐng)域具備豐富的專業(yè)理論知識，具備獨立的判斷能力，相較于一般獨立董事更不易受到外界干擾，在公司治理方面更易發(fā)揮作用，有助于提升上市公司信息披露質(zhì)量。②上市公司可以增加學(xué)術(shù)型獨立董事數(shù)量，提升獨立董事在治理層的話語權(quán)，學(xué)術(shù)型獨立董事能夠很好地發(fā)揮咨詢和監(jiān)督功能，不僅在盈余管理上對上市公司有正向促進作用，在上市公司信息披露質(zhì)量上也能夠提供有效意見。

參考文獻：

[1]王躍堂， 趙子夜， 魏曉雁. 董事會的獨立性是否影響公司績效？[J]. 經(jīng)濟研究， 2006（5）：62-73.

[2]叢春霞. 我國上市公司董事會設(shè)置與公司經(jīng)營業(yè)績的實證研究[J]. 管理世界， 2004（11）：142-143.

[3]李常青， 賴建清. 董事會特征影響公司績效嗎？[J]. 金融研究， 2004（5）：64-77.

[4]魏剛， 肖澤忠， Travlos N ， 等. 獨立董事背景與公司經(jīng)營績效[J]. 經(jīng)濟研究， 2007（3）：92-105.

[5]黃海杰，呂長江，丁慧. 獨立董事聲譽與盈余質(zhì)量：會計專業(yè)獨董的視角[J]. 管理世界，2016（3）：128-143.

[6]佟孟華，梅光松，張國建. 融資融券交易促進我國股票市場定價效率了嗎？：來自A股市場的經(jīng)驗證據(jù) [J]. 投資研究， 2017， 36 （1）：80-99.

責(zé)任編輯：田國雙