财务独立董事的公司绩效研究.doc
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摘要
本文系统回顾了国外关于财务专家与公司绩效之间关系的研究成果，并以我国上市公司2004年～2006年的经验数据为样本，在对财务独立董事分类评分的基础上，分析了不同类型的财务独立董事与公司绩效之间的关系。
结果表明：
会计专家型财务独立董事和金融型财务独立董事能够显著地促进公司绩效，而会计型财务独立董事和监管型财务独立董事与公司绩效并无相关性。
关键词：
独立董事制度；财务独立董事；公司绩效；公司治理
目录
1文献综述 3
2研究设计 5
2.1样本选取与数据来源 5
2.2变量定义及计算方式 5
2.3模型设计 7
3实证结果与分析 7
3.1描述性统计分析 7
3.2回归结果分析 8
4结论 11
参考文献 12
致谢 13
近年来，公司财务丑闻事件的频繁出现已经引起不同国家的相关组织、机构对独立董事的高度关注，并采取了相应措施。
例如，在美国，针对安然（Enron）、世通（WorldCom）等严重会计及审计舞弊事件的发生，美国国会和政府于2002年6月通过了萨班斯（SOX）法案[1]，明确规定上市公司审计委员中必须要有一个以上的财务专家，以改善公司治理效果。
尽管人们对上市公司通过引入财务专家是否能够提高公司治理的效果还存在一些疑虑，但是，萨班斯（SOX）法案的这一规定目前已被美国的四大交易所采纳（即：
SEC、NYSE、NASDAQ和AMEX）。
在英国，史密斯委员会（SmithCommittee,2003）强调改善治理控制机制的重要性，并指出财务专家在公司治理机制中处于核心地位[2]。
在中国，随着琼民源、郑百文、银广夏等财务丑闻案的不断发生，财务独立董事制度也引起了相关部门的高度关注。
中国证监会于2001年8月16日发布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》的通知，明确规定在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中应当至少包括1/3的独立董事，并且上市公司聘请的独立董事中必须拥有一名具有财务或会计知识背景的专家（本文以下简称为“财务独立董事”）。
独立董事起源于20世纪30年代的美国，对于一元制模式下的公司建立合理的公司治理结构，完善董事会职责，监督和约束公司管理层行为，降低代理成本，实现公司价值和股东利益最大化具有重要的意义。
近年来，我国上市公司为了完善公司治理结构而引入独立董事制度。
本文以独立董事与公司绩效的关系作为研究对象。
从上海证券交易所制造类上市公司中筛选出68家上市公司作为研究样本，从独立董事的年龄、独立董事的薪酬、独立董事占董事会的比例和独立董事出席董事会的比例的角度，分析独立董事对公司绩效的影响。
本文通过构建多因素模型，对模型进行回归分析，最终得出结论：
上市公司独立董事的年龄、独立董事的薪酬、独立董事占董事会的比例和独立董事出席董事会的比例对公司绩效的影响是不显著的。
但是，财务独立董事制度在我国上市公司中已实施近6年时间，其执行效果如何，是否提高了公司绩效，以及如何才能使其真正地发挥治理作用，这些问题至今仍然是一个未解之迷。
因此，本文通过实证研究较为全面地考察我国财务独立董事与公司绩效关系，不仅具有重要的理论意义，还具有重要的现实意义。
1文献综述
政府监管部门较早意识到财务专家对公司治理的重要性。
布鲁瑞伯委员会（BRC，1999）[3]认为公司审计委员会成员都应熟悉商业环境，他们中至少有一名是财务专家，并且将财务专家定义为能够进行阅读理解基本财务报告的管理专家。
萨班斯法案（SOX，2002）[1]要求上市公司的审计委员会应有财务专家，否则应解释说明没有财务专家原因。
但是它并没有要求财务专家必须具备会计知识。
美国证券交易委员会（SEC，2003）[4]认为财务专家应该被证明从前或现在从事过财务或会计工作，或者曾经是财务与会计职业组织的会员。
学者们也逐渐意识到了财务专家对公司治理的重要性。
例如，Bull和Sharp（1989）[5]，DeZoort等（2002）[6]，McDaniel等（2002）[7]都强调财务专家对审计委员会的重要性，并指出财务专家能够更好地理解审计师的职业判断和查清管理当局与外部审计师之间意见不一致的实质所在，进而提高审计委员会的治理效率。
经验研究表明财务专家可以提高财务报告的质量。
Abbott等（2000）[8]研究发现财务专家与虚假财务报告之间存在负的关系，而Felo等（2003）[9]发现财务专家与财务报告质量之间存在正的关系。
Raghunandan等（2001）[10]发现审计委员会中的财务专家会长时间地会见内部审计长、私下约见内部审计长、细察内部审计程序和结果、以及经常会见内部审计师商讨有关公司的管理问题，结果使财务报告质量得到提高。
Carcello和Neal（2003）[11]研究发现就审计师与管理者意见存在分歧而言，财务专家与审计师的解散之间存在负的关系，这表明当审计师与管理当局之间存在意见分歧时，财务专家是支持和同意审计师的意见。
Carcello等（2002）[12]通过研究财务专家与审计收费之间的关系，发现财务专家会提高公司的审计质量，同时也表明了财务专家有助于公司选择正确的财务报告程序。
但是该研究并没有直接对财务专家与财务报告质量之间的关系进行探讨。
Bryan等（2004）[13]研究发现，配备财务专家的审计委员会能提高公司盈余报告的质量。
但是他们既没有对财务专家给予精确的定义，也没有对不同类型财务专家的公司治理效率进行研究。
Musa等（2005）[14]以262家英国上市公司为研究样本，运用加权与没有加权的方法对报告临时性披露进行计量，结果发现财务专家与临时性披露之间存在显著的正相关关系。
Ashbaugh-Skaife等（2005）[15]研究发现财务专家与公司的信誉等级之间存在正的关系。
也有学者从市场反应的角度来研究公司聘用财务专家是否起到了向市场投资者传递公司治理效率的信号作用。
例如，Defond等（2005）[16]发现任命会计类的财务专家到审计委员会工作，有显著的3天正的超额市场报酬（CARS），而对于非会计类财务专家与非财务专家的任命，则没有发现有超额市场报酬的存在。
他们深入研究财务专家的具体定义，市场反应在某种程度上也暗示着财务专家对公司盈余质量的改善，但是他们并没有直接研究不同财务专家以何种方式对财务报告质量产生的影响。
BoQin（2006）[17]对财务专家对盈余质量（ERCS）的影响是否随着财务专家的定义不同而有所区别进行了研究，结果发现SEC准则最初所界定的会计类财务专家比那些非会计类财务专家更可能提高公司的盈余质量，而SEC准则最后所界定的财务专家与公司盈余质量之间不存在任何显著的关系。
在我国，证监会（2001）较早意识到财务专家对公司治理的重要性，并明文规定了上市公司聘请的独立董事中必须拥有一名财务独立董事2。
近年来，我国理论界也开始关注独立董事的特征对公司绩效影响的研究。
如，王跃堂等（2006）[20]认为独立董事的声誉能够显著地促进公司绩效，而其行业专长、政治关系以及经济管理背景与公司绩效并无相关性。
袁萍等（2006）[21]发现独立董事的学历水平对公司绩效具有显著的正的影响。
吴清华等（2007）[22]发现公司拥有财务独立董事能更好地抑制公司的盈余管理行为。
综上所述可见，国外研究所得出共同结论是财务专家能够提高财务报告的质量。
但是，大多数学者是从审计委员会的角度对财务专家与公司治理效率进行研究。
这些研究大多数是关于财务专家总体与公司治理效率的研究，很少考虑不同类型财务专家对公司治理效率的影响，所得出的研究结论可能是受某种类型财务专家（比如，会计专家）影响的结果。
从目前的文献来看，还没有学者对董事会构成中的财务独立董事与公司治理效率的关系进行过专门的分析研究。
总而言之，国外学者对有关财务专家与公司治理效率关系的研究还存在着一定的局限性，而我国尚没有专门对财务独立董事与公司效率的关系进行理论与实证研究的成果。
有鉴于此，在本文中，笔者通过对董事会中财务独立董事进行分类打分，来实证财务独立董事与公司绩效的关系，试图研究财务独立董事对公司治理效率产生何种影响，检验中国证监会实施的财务独立董事制度是否达到了预期的目标。
2研究设计
2.1样本选取与数据来源
中国证监会于2001年8月16日发布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》明确规定在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中应当至少包括1/3的独立董事，为了保证独立董事有关数据的真实性和可比性，本文研究期间为2004年～2006年。
本文以2004年～2006年我国深圳、上海交易所A股上市公司作为研究样本，按照以下方法对样本进行了筛选：
（1）鉴于金融类上市公司的特殊性本文对之予以剔除；
（2）剔除了部分变量数据缺失的样本公司；经过上述筛选最终得到有效样本3932家。
所使用上市公司治理数据来自CASMAR的中国上市公司治理结构研究数据库查询系统，其他数据全部来自金融界网站（）。
2.2变量定义及计算方式
被解释性变量。
上个世纪80年代末以来，西方学者普遍以市场面值比率模型来计量公司绩效，如TobinQ指标。
基于TobinQ衡量公司绩效的广泛性，本文也以TobinQ作为公司绩效衡量指标。
但考虑中国上市公司的特殊性，我将采取郎咸平（2002）3修改后TQ，具体计算方法如下：
TQ=企业总资本市场价值/企业总资本的重置成本
=（年末流通市值+非流通股净资产金额+长期负债合计+短期负债合计）/年末总资产
=（企业年末股价×流通股数+每股净资产×非流通股数+企业负债合计）/年末总资产
解释性变量
本文主要是研究董事会中的财务独立董事与公司绩效之间的关系，在此我们选择财务独立董事作为解释变量，用符号FINANCE表示。
按照证监会的指导意见，财务独立董事是指具有财务或会计知识背景的专家，我们在参考DJ.Coates等（2005）[18]财务专家分类方法的基础上，将我国财务独立董事根据其工作经历和知识背景分为会计型财务独立董事、金融型财务独立董事、会计专家型财务独立董事和监管型财务独立董事四类，并相应的赋予分值4、3、2和1，分别用符号FINANCE4，FINANCE3，FINANCE2，FINANCE1表示。
4——职业经历表明从事过具体的会计工作，比如注册会计师，财务总监，会计主管，以及其他能够清晰地表明具有会计工作经验，即会计型财务独立董事。
3——职业经历表明从事过金融相关的工作，但是没有明显的会计功能，比如投资银行家，金融分析师，以及其他的财务管理角色，即金融型财务独立董事。
2——职业经历表明从事过会计专业知识的教育研究工作，但是没有具体的会计功能，比如会计学专家学者，审计学专家学者，以及其他能够清晰表明具有丰富会计知识的专家学者，即会计专家型财务独立董事。
1——职业经历表明从事过经济管理工作、经济管理咨询工作和经济管理研究工作，但是都较少涉及到会计专业知识。
比如企业高管，经济分析师、经济管理专家学者、以及其他能够清晰表明其具有一定的经济管理知识背景的人员，即监管型财务独立董事。
财务独立董事的分值计算如下：
FINANCE1i＝Mi×1，FINANCE2i＝Ni×2
FINANCE3i＝Ei×3，FINANCE4i＝Fi×4
其中i表示第i家上市公司，Mi表示i公司中1分值财务独立董事的数量，
Ni表示i公司中2分值财务独立董事的数量，Ei表示i公司中3分值财务独立董事的数量
Fi表示i公司中4分值财务独立董事的数量。
控制变量4
（1）公司治理治理环境。
我们用董事会规模（BOARDSIZE）、董事会独立性（BOARDIND）、和董事长和总经理兼任状态（DUALITY）、董事会会议（BOARDMEET）等四个基本特征构建一个公司治理环境强弱的综合评价指标，用符号BDGOV表示5。
为了构建该评价指标，我们对每家上市这四个董事会特征指标进行二分法计量，即每个特征值取1表示较强的公司治理环境，取0表示较弱的公司治理环境。
具体计量过程如下。
董事会规模（BOARDSIZE）——如果样本公司董事会规模大于或等于全部样本公司董事会规模的中位值取1值，否则取0。
董事会独立性（BOARDIND）——如果样本公司的独立董事比例大于0.6取1，否则取0。
董事长和总经理兼任状态（DUALITY）——如果董事长和总经理不是同一人担任取1；否则取0。
董事会会议（BOARDMEET）——如果样本公司董事会会议次数大于或等于8值取1值，否则取0。
将四个二分董事会特征变量值加总就获得公司治理环境综合评价指标（BDGOV），如果大于或等于3（较强的公司治理环境）取1，否则取0（较弱的公司治理环境）。
（2）公司规模——用年末总资产的自然对数形式表示，即lnASSET。
（3）负债水平——用年末负债总额与总资产之比表示，即DEBT。
（4）财务独立董事比率——我们用财务独立董事人数在独立董事总人数的比重来表示，即FINAOUT。
（5）总资产增长率——用（期末总资产－期初总资产）/期末总资产，即GROWTH。
（6）股权结构——用国家股占总股数的比率表示，即STATE。
2.3模型设计
为了研究财务独立董事对公司绩效的可能影响,本文以公司绩效为被解释变量,以不同类型的财务独立董事为解释变量,建立多元回归模型。
模型样式如下：
＝＋＋＋＋＋＋＋＋＋＋＋
（1）
3实证结果与分析
3.1描述性统计分析
表1给出了我国3932家上市公司2004年～2006年四类财务独立董事、公司治理环境、资产规模、资产负债率、财务独立董事比率、总资产增长率、国家股比率与公司绩效的描述性统计结果。
公司绩效（TQ）的变化范围是从0.59到8.25，平均值和中位数分别为1.2678和1.14，这些都比L.D.Brown等（2005）[19]的研究结果小，这说明我国上市公司的公司绩效水平普遍不高。
财务独立董事定义使用广义的概念，将其分为会计型、金融型、会计专家型以及监管型四类。
就描述性统计结果来看，会计型财务独立董事是财务独立董事中的最大贡献者，其分值均值是2；而金融型财务独立董事是财务独立董事中的最小贡献者，其分值均值是0.23。
公司治理环境综合评价指数的均值仅有0.3，表明我国大多数上市公司的公司治理的内部环境普遍较差。
总资产的自然对数的均值是21.253，仅比中位数（21.17）稍微高一点，表明样本公司规模没有明显的偏态性。
资产负债率的平均值和中位数分别是0.5558和0.523，二者都小于60%，说明我国上市公司的负债水平有利于公司绩效的提高。
财务独立董事比率的均值是0.5333，说明独立董事大部分是由财务独立董事所组成的。
公司的总资产增长率的均值是0.138，而中位数是0.074，表明上市公司之间成长性存在较大的差距。
国家股股权结构比率的均值0.31，表明样本公司的股权结构中，国家控制的影响程度较大。
表1各变量的描述性统计
变量
样本容量
最小值
最大值
均值
中位数
标准差
TQ
3932
0.59
8.25
1.2678
1.14
0.4831
FINANCE1
3932
0
4
0.75
1
0.79
FINANCE2
3932
0
6
0.84
0
1.10
FINANCE3
3932
0
12
0.23
0
0.86
FINANCE4
3932
0
16
2.00
0
2.39
BDGOV
3932
0
1
0.30
0
0.46
LNASSET
3932
16.8
27.1
21.253
21.17
1.046
DEBT
3932
0.03
7.98
0.5558
0.523
0.4551
FINAOUT
3932
0.00
1.00
0.5333
0.5
0.2489
GROWTH
3932
-0.83
13.98
0.138
0.074
0.4035
STATE
3932
0
1
0.31
0.33
0.26
注：
TQ是公司市场价值与帐面价值比；FINANCE1为监管型财务独立董事；FINANCE2为会计专家型财务独立董事；FINANCE3为金融型财务独立董事；FINANCE4为会计型财务独立董事；BDGOV为公司治理环境综合评价指标；LNASSET是公司年末总资产的自然对数；DEBT是公司年末的资产负债率；FINAOUT是公司财务独立董事人数与独立董事人数的比率；GROWTH为公司的（期末总资产－期初总资产）/期末总资产；STATE是公司国家股占总股数的比率。
表2主要变量Pearson（Spearman）相关系数
TQFINANCE1FINANCE2FINANCE3FINANCE4
TQ-0.032**-0.0220.044***0.034**
（0.042）（0.172）（0.006）（0.032）
FINANCE1-0.038**-0.062***-0.058***-0.233***
（0.018）（0.000）（0.000）（0.000）
FINANCE2-0.001-0.039**-0.095***-0.479***
（0.972）（0.015）（0.000）（0.000）
FINANCE30.019-0.068***-0.101***-0.009
（0.245）（0.000）（0.000）（0.563）
FINANCE40.031*-0.232***-0.528***-0.004
（0.054）（0.000）（0.000）（0.816）
注：
表的上半部分为Pearson检验结果，下半部分为Spearman检验结果；所有变量释义同表1；括号中的数字为参数估计的P值，*、**、***分别代表在0.1、0.05和0.01的水平上显著（双尾检验）。
表2给出了财务独立董事与公司绩效的Pearson（Spearman）相关系数。
从统计特征上来看，Pearson系数和Spearman系数都表明公司绩效与监管型财务独立董事呈现出显著的负相关关系；Pearson系数和Spearman系数都表明公司绩效与会计型财务独立董事呈现出显著的正相关关系；Pearson系数表明公司绩效与金融型财务独立董事呈现出显著的正相关关系，而Spearman系数表明公司绩效与金融型财务独立董事呈现出的正相关关系，但是并不显著；Pearson系数和Spearman系数都表明公司绩效与会计专家型财务独立董事呈现出不显著的负相关关系。
这些表明在不控制公司其他影响公司绩效的因素时，公司绩效与财务独立董事变量存在一定的相关性，初步印证了财务独立董事可能具有促进公司绩效的作用。
同时，不同类型财务独立董事变量之间的相关系数不高，可以认为多元回归分析的变量之间不存在多重共线性问题。
方差膨胀因子（VIF）（见表3）也可以进一步证明多元回归分析的变量之间不存在多重共线问题，因为方差膨胀因子（VIF）小于10。
3.2回归结果分析
利用Spssforwindows10.0统计软件，按照回归方程
（1）将有关的被解释变量和控制变量与公司价值进行回归拟合，回归结果如表3所示。
表3中给出了F值（166.387）在1%水平显著，调整后的R2值是29.6%，表明了回归模型的变量对公司绩效有较强的解释力。
表3财务独立董事与公司绩效的回归结果（因变量：
TQ）
R20.298
AdjustedR20.296
StandardError0.4053
F-value166.387
Significance0.000
Number3932
Variable
UnstandardizedCoefficients
StandardizedCoefficients
t-value
Sig.
VIF
B
Std.Error
Beta
（Constant）
3.918***
0.141
27.830
0.000
FINANCE1
0.009
0.016
0.015
.585
0.558
3.807
FINANCE2
0.019**
0.009
0.044**
2.020
0.043
2.617
FINANCE3
0.022***
0.009
0.039*
2.563
0.010
1.311
FINANCE4
0.005
0.005
0.025
1.119
0.263
2.861
BDGOV
-0.018
0.014
-0.017
-1.295
0.195
1.017
LNASSET
-0.137***
0.007
-0.296***
-20.741
0.000
1.139
DEBT
0.449***
0.014
0.423***
31.004
0.000
1.037
FINAOUT
-0.042
0.052
-0.021
-0.803
0.422
3.987
GROWTH
0.042*
0.016
0.035*
2.583
0.010
1.038
STATE
-0.026
0.026
-0.014
-0.993
0.321
1.050
注：
所有变量释义同表1；*、**、***分别代表在0.1、0.05和0.01的水平上显著（双尾检验）
从表3可以看出，对于四类财务独立董事，TQ与FINANCE2和FINANCE3分别在5%、10%的水平上显著正相关。
假设TQ代表了公司绩效，这个发现表明了会计专家型财务独立董事和金融型财务独立董事与公司治理业绩正相关，也就是说会计专家型财务独立董事和金融型财务独立董事能够显著地促进公司绩效。
另一方面，TQ与FINANCE1和FINANCE4的回归系数虽然为正，但是并不显
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