董事聲譽(yù)、繁忙董事會(huì)與信息披露質(zhì)量

王建瓊，陸賢偉

(西南交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川 成都 610031)

一、引言

信息披露質(zhì)量的高低直接影響上市公司與投資者之間信息不對(duì)稱的程度。雖然我國(guó)監(jiān)管部門出臺(tái)了諸多政策規(guī)定，但每年因信息披露不當(dāng)而違規(guī)的公司常有。通過(guò)查閱2011年度深圳證券交易所公開(kāi)的譴責(zé)和批評(píng)公告后我們發(fā)現(xiàn)，在49份違規(guī)處罰公告中有26份涉及信息披露問(wèn)題。雖然相關(guān)政策為提高信息披露質(zhì)量提供了政策依據(jù)，但信息披露的執(zhí)行階段才最為關(guān)鍵[1]，信息披露違規(guī)的根源在于混亂的公司治理[2]。因此，提高公司治理效率對(duì)信息披露質(zhì)量的提高起到至關(guān)重要的作用。

董事會(huì)治理功能對(duì)改善公司治理至關(guān)重要，因此如何提高董事會(huì)治理效率備受關(guān)注。我國(guó)證監(jiān)會(huì)2002年頒布的《上市公司治理準(zhǔn)則》對(duì)董事義務(wù)最基本的兩點(diǎn)作出要求：“董事應(yīng)根據(jù)公司和全體股東的最大利益，忠實(shí)、誠(chéng)信、勤勉地履行職責(zé)”以及“董事應(yīng)保證有足夠的時(shí)間和精力履行其應(yīng)盡的職責(zé)”?？梢钥闯觯曌u(yù)(忠實(shí)、誠(chéng)信)和時(shí)間是董事義務(wù)中最為重要，也是其他各項(xiàng)義務(wù)得以有效履行的前提。因此，考察董事聲譽(yù)和時(shí)間充足性對(duì)公司治理的影響非常重要。董事多席位現(xiàn)象為研究董事聲譽(yù)等提供了技術(shù)條件。Fama和Jensen提出的聲譽(yù)理論認(rèn)為，只有優(yōu)秀的董事才可以獲得更多外部任職機(jī)會(huì)，董事的多席位可以作為其能力的外在體現(xiàn)，在信息不對(duì)稱的市場(chǎng)中通過(guò)多席位來(lái)向決策者證明自身能力，因此多席位可以衡量董事的能力或者聲譽(yù)[3]。Fich和Shivdasani提出“繁忙假說(shuō)”，并通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，董事過(guò)多的席位會(huì)導(dǎo)致其無(wú)法“確保有足夠的時(shí)間和精力”履行其治理職責(zé)，從而弱化了公司治理[4]。因此，多席位程度可以衡量時(shí)間因素對(duì)于董事治理的影響。Ferris等首次從“繁忙假說(shuō)”的角度實(shí)證分析董事多席位狀況對(duì)信息披露的影響，發(fā)現(xiàn)公司因違規(guī)被處罰的可能性并沒(méi)有因董事多席位的增加而提高[5]。但以違規(guī)樣本為對(duì)象的研究可能存在兩個(gè)問(wèn)題：(1)正如作者文中所提到，違規(guī)樣本存在時(shí)間滯后性，當(dāng)期被處罰的事件可能是由前期治理失效引起的；(2)以違規(guī)與否作為信息披露的高低雖然客觀但也存在一定的問(wèn)題，當(dāng)前披露規(guī)則只是給公司設(shè)定了最低的底線要求，然而滿足規(guī)則底線的公司并不一定意味著信息披露質(zhì)量高[6]?，F(xiàn)有的研究主要針對(duì)美國(guó)證券市場(chǎng)展開(kāi)，與其單一的董事會(huì)治理機(jī)構(gòu)不同，我國(guó)實(shí)行兩會(huì)(董事會(huì)與監(jiān)事會(huì))共同治理的雙重治理機(jī)制，因此國(guó)外現(xiàn)有的研究結(jié)論并不一定適用于我國(guó)證券市場(chǎng)。部分國(guó)內(nèi)學(xué)者從聲譽(yù)理論出發(fā)研究獨(dú)立董事對(duì)公司信息披露質(zhì)量影響[7]，但并沒(méi)有從“繁忙假說(shuō)”的角度進(jìn)行探討，此外從“聲譽(yù)假說(shuō)”和“繁忙假說(shuō)”來(lái)看，由于董事多席位作用相互制衡使得董事多席位對(duì)信息披露的影響可能是非線性的，而國(guó)內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)這一特征少有涉及。為此，基于深圳證券交易所信息披露評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)，本文將對(duì)上述問(wèn)題逐一進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一) 文獻(xiàn)回顧

“聲譽(yù)假說(shuō)”表明，董事多席位可以提高公司治理效率，從而對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生積極作用。Gilson研究發(fā)現(xiàn)，董事多席位可以通過(guò)其社會(huì)資本為陷入財(cái)務(wù)危機(jī)的上市公司帶來(lái)資金來(lái)源[8]。Vafeas認(rèn)為董事的多席位是一種聲譽(yù)資本，也是其自身“高質(zhì)量”的外在體現(xiàn)[9]。此外，董事服務(wù)于多個(gè)公司可以使得董事經(jīng)歷更多元化，更有利于提高公司的決策效率。Ferris等研究發(fā)現(xiàn)多席位董事的增加對(duì)股東來(lái)說(shuō)是個(gè)好消息，因?yàn)樵黾咏?jīng)驗(yàn)和聲譽(yù)對(duì)于董事會(huì)效率提高是有益的，多席位董事可以增加公司價(jià)值，因此他對(duì)美國(guó)監(jiān)管機(jī)構(gòu)限制董事席位數(shù)量的規(guī)定提出質(zhì)疑[5]。唐雪松等研究獨(dú)立董事的監(jiān)督動(dòng)機(jī)時(shí)發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事?lián)碛械耐獠肯辉缴?，其?dú)立意見(jiàn)說(shuō)“不”的可能性就越低，獨(dú)立董事現(xiàn)有席位會(huì)影響其監(jiān)督動(dòng)機(jī)[10]。此外，獨(dú)立董事多席位構(gòu)成的公司網(wǎng)絡(luò)也影響公司治理效率，陳運(yùn)森和謝德仁研究便發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)有利于獨(dú)立董事治理效率的提高，表現(xiàn)在處于網(wǎng)絡(luò)中心位置的公司其投資效率更高，并且網(wǎng)絡(luò)中心度高的獨(dú)立董事既有助于緩解公司的投資不足，也有助于抑制投資過(guò)度[11]。

另外，董事的監(jiān)督能力(時(shí)間、精力)是一種稀缺資源，如果董事同時(shí)就職于多家上市公司則需將有限的資源進(jìn)行分配，意味著如果上市公司董事席位數(shù)目越多，其平均分配在每家公司的時(shí)間和精力就會(huì)越少[12]。Ferris等提出的“繁忙假說(shuō)”認(rèn)為，董事服務(wù)于多家公司會(huì)使得其受到過(guò)度約束，導(dǎo)致無(wú)法做出富有成效的監(jiān)督，而監(jiān)督能力的弱化加劇了代理成本，但實(shí)證研究結(jié)論并沒(méi)有支持這一論斷[5]。Fich和Shivdasani對(duì)“繁忙假說(shuō)”進(jìn)行重新實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)董事席位數(shù)量過(guò)多會(huì)導(dǎo)致公司治理失效從而證明了“繁忙假說(shuō)”的合理性，該研究為監(jiān)管部門限制董事席位數(shù)量的規(guī)定提供理論支持[4]。之后Fich和Shivdasani又探討了公司財(cái)務(wù)舞弊訴訟是否影響外部董事聲譽(yù)，他們通過(guò)對(duì)財(cái)務(wù)欺詐訴訟公告進(jìn)行實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)，訴訟公告的發(fā)生將使該公司董事的外部席位數(shù)量顯著減少[13]。此外，董事多席位形成的網(wǎng)絡(luò)會(huì)使網(wǎng)絡(luò)中的人更傾向于維護(hù)階層利益，從而弱化了其監(jiān)督效率。Barnea等研究發(fā)現(xiàn)董事多席位形成的網(wǎng)絡(luò)使得上市公司CEO獲得更高的報(bào)酬，并且弱化了報(bào)酬的業(yè)績(jī)敏感性[14-15]。上述文獻(xiàn)表明，董事多席位對(duì)公司治理的影響尚存爭(zhēng)議。在信息披露方面的研究，F(xiàn)erris等從“繁忙假說(shuō)”的角度實(shí)證分析了董事多席位狀況對(duì)信息披露的影響，研究發(fā)現(xiàn)公司違規(guī)被處罰的可能性并沒(méi)有因董事多席位的增加而提高[5]。

(二) 研究假設(shè)

時(shí)間和精力作為一種稀缺資源，致使董事需在外部席位及時(shí)間上進(jìn)行權(quán)衡。能力雖然作為一種很重要的資源，但是能力的發(fā)揮是建立在有充足的時(shí)間和精力的基礎(chǔ)上。高質(zhì)量的董事如果無(wú)法保證勤勉，那么其作用就難以得到有效發(fā)揮[16]。“繁忙假說(shuō)”認(rèn)為，過(guò)多的席位會(huì)使得董事受到過(guò)度約束以及時(shí)間和精力上的限制，從而弱化公司治理。因此，基于“繁忙假說(shuō)”，我們提出以下假設(shè)1。

H1：相比于非繁忙董事會(huì)，繁忙董事會(huì)公司的信息披露質(zhì)量更低。

聲譽(yù)理論認(rèn)為董事外部席位有利于董事會(huì)效率的提高，而“繁忙假說(shuō)”則認(rèn)為過(guò)多的董事外部席位會(huì)弱化公司治理。兩個(gè)理論從不同的角度對(duì)董事外部席位的作用進(jìn)行分析，聲譽(yù)理論主要是基于質(zhì)的角度(是否兼職)來(lái)分析兼職的經(jīng)濟(jì)效果，而“繁忙假說(shuō)”則是主要基于數(shù)量程度來(lái)分析，考察在同質(zhì)狀況(都存在席位)下不同數(shù)量的經(jīng)濟(jì)效果。因此，當(dāng)考察存在多席位這一類別公司的經(jīng)濟(jì)效果時(shí)，就要同時(shí)考慮聲譽(yù)理論和“繁忙假說(shuō)”的影響作用。在聲譽(yù)理論的水平優(yōu)勢(shì)和“繁忙假說(shuō)”的時(shí)間約束同時(shí)作用下，董事外部席位程度對(duì)公司治理的影響可能存在非線性特征。非線性的特征則是可以將聲譽(yù)理論和“繁忙假說(shuō)”的觀點(diǎn)進(jìn)行有效融合。因此，我們提出假設(shè)2。

H2：董事會(huì)兼職程度對(duì)信息披露質(zhì)量的影響是非線性的。

三、研究設(shè)計(jì)

為了驗(yàn)證研究假設(shè)1，我們建立以下回歸模型：

Logistic(Quality)i,t=α+β12Busyi,t+β2Duali,t+β3B_sizei,t+β4R_indi,t+β5Sizei,t+β6Auditori,t+β7Levi,t+β8Firsti,t+β9ROAi,t+β10Yeari,t+β11Indi,t+εi,t

(1)

其中Quality表示信息披露質(zhì)量得分。借鑒譚勁松等[17]、尹志宏等[2]的做法，我們采用深圳證券交易所發(fā)布的上市公司信息披露的評(píng)級(jí)作為信息披露質(zhì)量的代理變量，這樣做可以保證信息披露質(zhì)量得分?jǐn)?shù)據(jù)的權(quán)威性和客觀性，也克服了采用違規(guī)樣本作為信息披露高低的代理變量存在的弊端。深圳證券交易所對(duì)上市公司的信息披露質(zhì)量考評(píng)等級(jí)分為不及格、及格、良好以及優(yōu)秀四個(gè)分類。因此，本文采用有序二元Logistic回歸模型來(lái)考察信息披露質(zhì)量與董事會(huì)多席位的相關(guān)性，將信息披露質(zhì)量分為高得分組和低得分組，當(dāng)深圳證券交易所信息披露考評(píng)結(jié)果為優(yōu)秀、良好時(shí)取值為1、及格和不及格時(shí)取值0。

解釋變量為繁忙董事會(huì)指標(biāo)(Busy)。本文將從絕對(duì)測(cè)度、相對(duì)測(cè)度以及存在與否三方面來(lái)展開(kāi)繁忙董事會(huì)定義的探討。絕對(duì)測(cè)度方面，我們計(jì)算出每個(gè)公司董事會(huì)成員中兼職的總數(shù)量(AP)，借鑒Ferris等[5]、Fich和Shivdasani[4]的做法，并避免把繁忙主觀設(shè)置為某個(gè)數(shù)值，我們認(rèn)為上市公司的董事會(huì)外部席位大于樣本均值時(shí)該公司董事會(huì)為繁忙董事會(huì)(DAP)。相對(duì)測(cè)度方面，由于上述是從絕對(duì)值的角度進(jìn)行測(cè)度，并沒(méi)有考慮到董事會(huì)規(guī)模的影響，因此我們將存在董事兼職的上市公司董事會(huì)外部席位加總再除以相應(yīng)的董事會(huì)規(guī)模作為相對(duì)比例(RP)，如果該比例大于樣本均值，則我們定義該董事會(huì)為繁忙董事會(huì)(DRP)。另外，本文還將從存在與否的角度來(lái)對(duì)繁忙進(jìn)行定義，如果上市公司的董事會(huì)成員存在外部席位則定義該董事會(huì)為繁忙董事會(huì)(D_ship)，反之則為非繁忙董事會(huì)。如果繁忙董事會(huì)的存在弱化了公司治理效率從而降低了其信息披露質(zhì)量，那么回歸的系數(shù)應(yīng)為負(fù)。借鑒尹志宏等[2]的做法，我們對(duì)其他公司治理特征也進(jìn)行控制，如：董事會(huì)特征、債務(wù)治理特征、第一大股東治理特征、外部審計(jì)特征。此外，我們還對(duì)公司規(guī)模、年度以及行業(yè)變量特征進(jìn)行控制。變量的具體定義如下頁(yè)表1所示。

為了檢驗(yàn)董事兼職的非線性特征，我們?cè)谑?1)的基礎(chǔ)上加入繁忙董事會(huì)測(cè)度指標(biāo)(Busy)平方項(xiàng)(Busy2)的來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)2，得到以下回歸模型：

(2)

四、實(shí)證分析

(一) 樣本選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

上市公司的管理層一直是證監(jiān)會(huì)等監(jiān)管機(jī)構(gòu)關(guān)注的重點(diǎn)，因此本文對(duì)董事會(huì)成員兼任職務(wù)的范圍限定于證監(jiān)會(huì)界定的上市公司管理層，即董事(包括獨(dú)立董事)、監(jiān)事以及高級(jí)管理人員。如果該上市公司董事會(huì)成員在其他上市公司管理層中有任職，則納入我們所定義的外部席位范圍。

我們的總體樣本由兩個(gè)子樣本構(gòu)成：(1)外部席位子樣本。首先，我們從國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)中獲取2007—2010年所有上市公司管理層的兼職信息和基本信息，由于董事兼職單位包括了上市與非上市公司，因此我們對(duì)兼職單位與上市公司名稱進(jìn)行一一匹配，剔除任職單位為非上市公司的樣本，然后計(jì)算出外部席位數(shù)量，得到董事會(huì)存在外部席位的上市公司總樣本(包含滬深兩市公司)，并從中篩選出屬于深圳證券交易所上市公司樣本，得到董事會(huì)存在外部席位的最終樣本[17]。(2)無(wú)外部席位樣本。根據(jù)2007—2010年深圳證券交易所所有上市公司信息，我們從中剔除外部席位子樣本后，得到最終無(wú)外部席位子樣本。我們從北京色諾芬數(shù)據(jù)庫(kù)(CCER)獲取公司治理特征變量與公司財(cái)務(wù)特征變量數(shù)據(jù)，剔除缺失值樣本以及ST類、金融類上市公司，最終一共得到3032個(gè)年度數(shù)據(jù)，其中外部席位子樣本為2047個(gè)，無(wú)外部席位子樣本為985個(gè)。

表1 主要變量定義匯總

(二) 描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了樣本區(qū)間內(nèi)信息披露考評(píng)結(jié)果?？傮w上來(lái)看，樣本公司的信息披露質(zhì)量逐年提高。其中獲得優(yōu)秀評(píng)級(jí)所占比例超過(guò)10%，且每年平均以1%的速度遞增，此外多數(shù)樣本公司的信息披露質(zhì)量獲得優(yōu)秀和良好評(píng)級(jí)，并且信息披露考評(píng)被評(píng)為不合格的公司數(shù)量逐年下降，在2010年下降到了1%以下，說(shuō)明我國(guó)上市公司信息披露狀況不斷改善、公司內(nèi)部治理效率不斷提高以及外部監(jiān)管法律法規(guī)不斷完善，這些使得我國(guó)上市公司的信息披露質(zhì)量逐年上升。

表2 2007—2010年信息披露考評(píng)結(jié)果分布統(tǒng)計(jì)

表3給出了樣本區(qū)間內(nèi)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從表3中我們可以看出，信息披露質(zhì)量考評(píng)得分均值為2.89，說(shuō)明在樣本區(qū)間內(nèi)上市公司平均信息披露得分接近良好，反映出我國(guó)上市公司信息披露狀況總體上較好。董事會(huì)存在外部席位的樣本公司比例為68%，說(shuō)明董事的外部兼職行為已較為普遍。在存在外部席位的樣本中，董事會(huì)成員平均擁有的外部席位為3個(gè)，其中樣本公司董事會(huì)成員擁有的外部席位總數(shù)最大值達(dá)到10個(gè)。在考慮了董事會(huì)規(guī)模后的相對(duì)比例中，董事會(huì)成員外部席位所占比例約為46%，說(shuō)明平均每個(gè)董事會(huì)成員擁有的外部席位為0.5個(gè)席位，這與證監(jiān)會(huì)規(guī)定的獨(dú)立董事最多不能兼職超過(guò)5個(gè)的限制還有較大差距。此外，我們分別以絕對(duì)數(shù)目和相對(duì)比例的均值作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，發(fā)現(xiàn)約有37%左右的樣本可以劃分為繁忙董事會(huì)，從這一比例上來(lái)看，繁忙董事會(huì)對(duì)公司治理的影響較為普遍。在控制變量方面，約有4%的樣本公司聘請(qǐng)國(guó)際四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所對(duì)其財(cái)務(wù)報(bào)表進(jìn)行審計(jì)(國(guó)際四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)更為規(guī)范，而我國(guó)上市公司的審計(jì)水平還有待提高)。董事會(huì)特征方面，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼職增加了代理沖突，不利于公司治理的提高。樣本中董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼職所占比例為17%，董事會(huì)規(guī)模均值約為6人，獨(dú)立董事比例達(dá)到63%。獨(dú)立董事所占比例較證監(jiān)會(huì)規(guī)定的1/3更高，表明上市公司董事會(huì)中獨(dú)立董事扮演越來(lái)越重要的角色。股權(quán)結(jié)構(gòu)治理方面，第一大股東持股比例平均約為25%，最高達(dá)到74.8%，說(shuō)明我國(guó)上市公司的股權(quán)相對(duì)集中，大小股東的代理沖突影響公司治理效率。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)

(三) 實(shí)證結(jié)果分析

下頁(yè)表4給出了模型(1)的回歸結(jié)果，其中被解釋變量為信息披露質(zhì)量。下面我們來(lái)考察繁忙董事會(huì)是否會(huì)影響信息披露質(zhì)量。從表4回歸結(jié)果我們可以看出，總體而言，繁忙董事會(huì)指標(biāo)的回歸系數(shù)均為正，說(shuō)明繁忙董事會(huì)并沒(méi)有降低信息披露質(zhì)量，反而有利于信息披露質(zhì)量的提升。具體來(lái)看，絕對(duì)測(cè)度指標(biāo)AP以及DAP的回歸系數(shù)均顯著為正，表明在未考慮董事會(huì)規(guī)模的情況下，董事會(huì)成員外部席位數(shù)量越多越有利于上市公司信息披露質(zhì)量；相對(duì)測(cè)度指標(biāo)RP與DRP的回歸系數(shù)也均為正。在對(duì)其他變量進(jìn)行控制的條件下，是否存在外部席位虛擬變量D_ship項(xiàng)的回歸系數(shù)為正，并且在10%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明多席位董事的存在可以提高上市公司的治理效率，從而有利于提升上市公司的信息披露質(zhì)量。董事兼職可以作為董事聲譽(yù)的外部體現(xiàn)，聘任有聲譽(yù)的董事將有利于公司治理效率的提高。因此，從以上回歸結(jié)果我們可以看出，繁忙董事會(huì)并沒(méi)有降低信息披露質(zhì)量，反而有利于信息披露質(zhì)量的提升，這說(shuō)明研究假設(shè)1并未得到實(shí)證支持。

上述回歸結(jié)果支持聲譽(yù)理論的觀點(diǎn)，表明多席位董事的存在改善了公司治理效率，進(jìn)而提高信息披露質(zhì)量。然而，為何繁忙董事會(huì)會(huì)提升上市公司的信息披露質(zhì)量呢？我們認(rèn)為可能原因在于：在繁忙董事會(huì)的測(cè)度中，我們并沒(méi)有(無(wú)法有效)剔除聲譽(yù)理論的作用，繁忙董事會(huì)對(duì)信息披露的提升作用很可能來(lái)自于聲譽(yù)理論。與不考慮董事會(huì)規(guī)模相比，考慮董事會(huì)規(guī)模時(shí)繁忙董事會(huì)(DRP項(xiàng)回歸系數(shù))對(duì)信息披露質(zhì)量的正向影響并不顯著，這表明兩者存在非線性特征。

表4 董事兼職、繁忙董事會(huì)與信息披露質(zhì)量線性關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表5 非線性特征檢驗(yàn)結(jié)果

從表5我們可以得到，繁忙董事會(huì)的平方項(xiàng)回歸系數(shù)為負(fù)，表明繁忙董事會(huì)與信息披露質(zhì)量得分呈現(xiàn)倒U型特征，隨著董事會(huì)外部席位數(shù)量的增加，信息披露質(zhì)量得分呈現(xiàn)先增，在到達(dá)一定的臨界點(diǎn)時(shí)則下降。繁忙董事會(huì)與信息披露質(zhì)量得分呈現(xiàn)非線性特征，但這一U型特征不顯著。因此，研究假設(shè)2沒(méi)有得到實(shí)證的支持。為何這一U型特征不顯著呢？通過(guò)拐點(diǎn)原理計(jì)算后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)繁忙指標(biāo)(AP和RP)分別取值為10及2(四舍五入)時(shí)，回歸方程取最大值，即當(dāng)董事會(huì)成員兼職總數(shù)達(dá)到10人次或者董事會(huì)成員平均每人次的外部席位數(shù)達(dá)到2個(gè)時(shí)，繁忙董事會(huì)對(duì)信息披露質(zhì)量的提升作用達(dá)到最大。當(dāng)董事會(huì)成員兼職情況處于左(右)邊，繁忙董事會(huì)對(duì)信息披露質(zhì)量得分的作用遞增(減)。對(duì)應(yīng)的從表3描述性結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，樣本區(qū)間內(nèi)繁忙董事會(huì)的測(cè)度指標(biāo)均處于最大值臨界點(diǎn)的左邊(即AP的均值約為3，最大值為10；RP的均值約為0.5)，說(shuō)明目前我國(guó)上市公司董事會(huì)成員兼職數(shù)量有利于公司治理效率的改善，從而提升了上市公司信息披露質(zhì)量。

(四) 進(jìn)一步分析

證監(jiān)會(huì)對(duì)獨(dú)立董事的兼職數(shù)量有限制，即獨(dú)立董事的兼職數(shù)不能超過(guò)5家，但對(duì)內(nèi)部董事的兼職數(shù)量并沒(méi)有明確規(guī)定。為此，本文將董事會(huì)成員的外部席位細(xì)分為獨(dú)立董事?lián)碛械耐獠肯粩?shù)和內(nèi)部董事?lián)碛械耐獠肯粩?shù)，進(jìn)一步考察獨(dú)立董事外部席位及內(nèi)部董事外部席位與信息披露質(zhì)量間的非線性關(guān)系。從表6的回歸結(jié)果我們可以看出，獨(dú)立董事及內(nèi)部董事外部席位的二次項(xiàng)均為負(fù)，表明外部席位與信息披露質(zhì)量之間存在倒U型特征。通過(guò)計(jì)算最大值后我們發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事外部席位總數(shù)約為7個(gè)，樣本董事會(huì)規(guī)模中位數(shù)為6，按照獨(dú)立董事最低占比為1/3的規(guī)模來(lái)測(cè)算，獨(dú)立董事的兼職席位在3.5(約為4個(gè))時(shí)達(dá)到最大值，這也接近于證監(jiān)會(huì)規(guī)定的獨(dú)立董事兼職數(shù)目不多于5個(gè)限制數(shù)目；而內(nèi)部董事席位數(shù)總數(shù)約為2個(gè)，按照董事會(huì)規(guī)模(6人)的2/3來(lái)測(cè)算，人均席位數(shù)約為1個(gè)，相比于獨(dú)立董事，內(nèi)部董事在履行公司治理活動(dòng)時(shí)需要更多的時(shí)間和精力，其所擁有的外部席位數(shù)量對(duì)信息披露質(zhì)量的抑制效應(yīng)將顯現(xiàn)更早。

表6 獨(dú)立董事與內(nèi)部董事外部席位與信息披露質(zhì)量的非線性特征檢驗(yàn)結(jié)果

為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們借鑒尹志宏等[2]的做法，將不及格、及格、良好以及優(yōu)秀分別賦值為1、2、3和4，采用有序(Ordinal)Logistic進(jìn)行重新回歸，發(fā)現(xiàn)研究結(jié)論基本保持一致。另外，既然董事會(huì)會(huì)議次數(shù)多少可以表現(xiàn)為董事繁忙，那么就需要消除這種繁忙對(duì)本文研究結(jié)論的影響，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將董事會(huì)年度會(huì)議次數(shù)作為控制變量加入模型進(jìn)行重新回歸，發(fā)現(xiàn)研究結(jié)論基本保持一致。最后，我們還采用中位數(shù)代替均值作為分類標(biāo)準(zhǔn)對(duì)繁忙董事會(huì)重新進(jìn)行界定，重新回歸后發(fā)現(xiàn)，研究結(jié)論也基本保持一致。鑒于篇幅原因，這一部分結(jié)果未在文中列示。

五、研究結(jié)論

目前，如何提高我國(guó)上市公司信息披露質(zhì)量已成為社會(huì)廣泛關(guān)注的焦點(diǎn)。在諸多外部技術(shù)條件支撐的前提下，改善公司治理效率成為提高我國(guó)上市公司的信息披露質(zhì)量的關(guān)鍵。董事會(huì)職能的有效發(fā)揮對(duì)公司治理效率的改善起到至關(guān)重要的作用。董事多席位現(xiàn)象已日益普遍。聲譽(yù)理論從能力的角度出發(fā)認(rèn)為多席位董事可以提高董事會(huì)治理效率；而“繁忙假說(shuō)”則從個(gè)人精力和時(shí)間的角度出發(fā)，認(rèn)為過(guò)多的席位會(huì)導(dǎo)致公司治理失效。關(guān)于董事外部席位是否影響信息披露質(zhì)量，如何影響？本文從聲譽(yù)理論以及“繁忙假說(shuō)”兩個(gè)角度出發(fā)考察董事會(huì)外部席位狀況與信息披露質(zhì)量的相關(guān)性。我們發(fā)現(xiàn)：相比不存在外部席位的公司，存在外部席位的公司信息披露質(zhì)量更高；繁忙董事會(huì)沒(méi)有降低上市公司的信息披露質(zhì)量，相反在樣本區(qū)間內(nèi)還有利于提升上市公司的信息披露質(zhì)量；繁忙董事會(huì)與信息披露質(zhì)量的非線性特征不顯著，可能原因在于樣本區(qū)間內(nèi)，繁忙董事會(huì)指標(biāo)尚處于倒U型曲線的遞增區(qū)間。

本文研究結(jié)論表明我國(guó)上市公司的董事外部席位支持聲譽(yù)理論的觀點(diǎn)，說(shuō)明董事外部席位有利于董事會(huì)治理效率的提高，從而提升信息披露質(zhì)量。這一研究結(jié)論對(duì)董事會(huì)成員的聘任具有積極意義，因此在董事人員聘任中可以聘任已經(jīng)在職的董事成員進(jìn)入董事會(huì)中。但是，董事會(huì)外部席位要保持在適度規(guī)模內(nèi)，過(guò)多的外部席位會(huì)導(dǎo)致董事時(shí)間和精力無(wú)法得到有效保障，從而無(wú)法有效發(fā)揮其治理功能。

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