财务独立董事影响因素研究——来自中国上市公司的经验证据

刘俊涛，向　锐

(1.兴泸投资集团有限公司，四川　泸州　646000；2.四川大学 商学院， 四川　成都　610064)

财务独立董事影响因素研究
——来自中国上市公司的经验证据

刘俊涛1，向锐2

(1.兴泸投资集团有限公司，四川泸州646000；2.四川大学 商学院， 四川成都610064)

摘要：以中国证监会对独立董事聘任制度的强制性规制为背景，选取我国2004～2006年A股上市公司为研究样本，对财务独立董事影响因素进行了检验。研究发现，法制环境、国际四大、董事会规模、董事会独立性、股权集中度与财务独立董事水平之间存在着显著为正的关系，控制权与财务独立董事水平之间存在着显著为负的关系，而交叉上市、董事长兼任总经理、国有控股、机构投资者与财务独立董事水平之间没有显著的影响关系。这意味着，在借鉴国外财务独立董事制度的基础上，必须紧密结合我国特有制度背景，不断调整所有权结构与控制权安排，以更好地发挥财务独立董事对上市公司中的治理作用。

关键词：财务独立董事；监管环境；董事会；所有权结构；公司治理

一、引言

安然、世通等一系列大公司会计丑闻事件，凸显出对公司治理机制进行改革、完善的重要性。财务专家型的独立董事作为一种完善上市公司治理结构、促进上市公司规范运作以及保护中小股东权益的重要制度安排，受到了各国监管机构的高度重视。美国国会和政府于2002年制定和实施了《萨班斯—奥克斯利法案》，强调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。英国史密斯委员会于2003年1月发布了《审计委员会——联合法案指南》，强调指出审计委员会中至少有一名财务专家并且还应有近年的从业经历。2003年3月澳大利亚证交所发布了《良好公司治理准则和最佳实务建议》，要求审计委员会成员都应该有财务知识(能够读懂和理解财务报告)，至少有一位有财务或会计专长。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”)。与此同时，有关财务独立董事的治理效率也引起了国内外学者的高度关注。

国外大量研究文献发现，财务独立董事具有重要的公司治理作用(DeFond等，2005；Krishnan和Visvanathan, 2008；Jiang等，2009；Dhaliwal等，2010；John等，2012)，同时，财务独立董事水平会受到某些公司因素的影响(Jeanjean和Stolowy，2009)。在我国，目前仅有少量文献对财务独立董事履职效率进行了针对性的研究(向锐，2008；陆宇建和肖睿，2009)，而对于财务独立董事水平影响因素的实证研究至今仍无文献涉及。

中国证监会规定：2003年6月30日前我国上市公司董事会成员中至少应当包括三分之一的独立董事，这为我们提供了一个“干净”的研究样本。同时，我国从2007年开始实行新会计准则体系，新准则的实施可能会影响上市公司的信息环境。因此，本文以2004年～2006年我国A股上市公司为研究样本，考察财务独立董事的影响因素，为我国独立董事制度的改革提供经验证据。

后文安排如下：第二部分是相关文献回顾，第三部分是理论分析与研究假设，第四部分是研究设计，第五部分是实证结果与分析，第六部分是研究结论与启示。

二、相关文献回顾

国外有大量的研究文献对财务独立董事的效率进行了系统的研究，主要集中于财务报告质量、资源配置效率和影响因素等三方面。Carcello等(2002)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。Bédard等(2004)[10]发现，独立的、至少配备一个有财务和公司治理知识的审计委员会成员，实施激进盈余管理行为的可能性较低。Agrawal和Chadha(2005)[11]发现，审计委员会中具有财务背景的董事能够降低企业财务重述概率。Krishnan和Visvanathan(2008)发现，审计委员会中的会计类财务专家与会计稳健性之间存在正相关关系。Jiang等(2009)根据配对样本研究发现，财务独立董事促使公司管理层追求高质量的会计政策决策，即财务独立董事与员工股票期权费用化的会计政策选择之间存在着显著正相关关系。Dhaliwal等(2010)发现，会计类财务独立董事、会计与金融混合类财务独立董事对公司财务报告质量的影响显著为正。

DeFond等(2005)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)。Sameer等(2010)[12]研究发现，仅审计委员会中的财务独立董事能够有效抑制上市公司资产挪用行为的发生。John等(2012)研究发现，审计委员会中的会计类财务专家能够使分析师盈利预测的精确性更高和预测误差更小。

Jeanjean和Stolowy(2009)发现，财务独立董事水平与董事会类型、公司成长性之间有显著为负的关系，而与董事会独立性、所有权集中度和机构所有者之间有显著为正的关系。Venkataraman等(2013)[13]研究发现，有会计职业资格和审计委员会经历的人很容易被董事会委任为审计委员会财务专家。

在我国，大量的文献是在研究独立董事履职的过程中附带地涉及了对财务独立董事履职效率的研究。王跃堂等(2006)[14]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)[15]发现，独立董事的学历水平对公司绩效具有显著的正向影响。吴清华等(2007)[16]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。胡奕明和唐松莲(2008)[17]指出，董事会中具有财务背景的独立董事越多，公司的盈余质量越高。唐雪松等(2010)[18]研究发现，会计类财务专长的独立董事更可能在独立意见中说“不”。叶康涛等(2011)[19]发现，具有财务背景的独立董事更有可能对管理层决策提出质疑。邱兆祥和史明坤(2012)[20]研究发现，具有会计专长个性特征的独立董事对企业经营绩效有显著影响。

此外，我国也有学者开始对财务独立董事的履职效率开展了专门化研究。向锐(2008)分析了不同类型的财务独立董事与公司绩效之间的关系，发现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。陆宇建和肖睿(2009)结合配对样本T 检验、威尔科克森符号秩检验和回归分析等方法，研究发现财务独立董事因其专业性特质，在上市公司中具有独特的履职效力。

总之，国外已有大量文献对财务独立董事的效率进行了专门化研究，并取得较为丰硕的研究成果。但是，这些研究所考察国家的实际情况与中国存在着显著差异，其研究结论可能无法很好地解释我国财务独立董事的治理效率。与此同时，国内相关研究还比较有限，且存在诸多局限，主要是对财务独立董事的研究更多的是附带性的，而有针对性的实证研究文献却很少。本文的目的在于从我国特殊的制度背景出发，来实证研究我国财务独立董事的影响因素。

三、理论分析与研究假设

(一)监管环境与财务独立董事

1.政府干预、法制环境与财务独立董事水平

La Porta等(1997[21]，1998[22]，2000[23])发现普通法国家对投资者利益的保护显著优于大陆法国家，健全的投资者保护法律可以提高会计信息的质量。Bushman等(2004)[24]发现，一国的公司会计信息质量与其政治经济环境相关，而治理透明度则更多地取决于该国的法律制度。中国是典型的转型经济国家，在法制环境欠发达地区，地方政府为了实现其政治目标，对经济与司法实施干预的程度就越大。Allena等(2005)[25]研究发现，我国的法律制度，包括投资者保护制度、公司治理机制、会计准则以及政府质量等，都明显落后于La Porta等(1998)[22]研究样本中的许多国家。Roland(2000)[26]认为，转轨经济背景下，国有企业治理的根本问题在于政府干预的低效率。朱茶芬和李志文(2008)[27]研究表明，政府干预是导致内地上市公司财务报告质量不高的重要因素。法律规则和法律水平影响公司内部治理机制如董事的监督能力(Cheng和Courtenay，2006[28])。基于这些分析，我们认为，政府干预越低和法制环境越好，公司财务独立董事水平越高。为此，本文提出如下假设：

假设H1：公司所在地区的政府干预程度越低，公司财务独立董事水平越高；

假设H2：公司所在地区的法治水平与财务独立董事水平正相关。

2.交叉上市与财务独立董事水平

Coffee(2002)[29]和Stulz(1999)[30]指出，当一个外国公司在投资者保护健全的国家(如美国)交叉上市后，可能会受到法律和声誉两方面的约束。Doidge等(2004)[31]证明在美国跨境上市的外国公司会受到更多的监管，控股股东获取私利的机会较少，这些公司必须按国际惯例向境外投资者提供真实、公允和可比的会计信息。Lang等(2003)[32]研究发现，交叉上市公司按照其母国会计准则编制的财务报告质量要显著高于配比的非交叉上市公司。Huijgen和Lubberink(2005)[33]研究发现，在美国上市的英国公司其会计盈余要比非交叉上市英国公司更为稳健。基于以上分析，我们认为，中国上市公司如果在发行A股的同时，也发行B股或H股，那么外国投资者可能会委任具有财务知识的独立董事来加强对管理层的监管，提高公司信息披露质量，而公司管理层也可能会委任具有财务知识的独立董事来为他们提供更多的管理建议，以便帮助他们与海外投资者之间的沟通、交流。为此，本文提出如下假设：

假设H3：交叉上市与财务独立董事水平正相关。

3.国际四大与财务独立董事水平

根据DeAngelo(1981)[34]的审计师规模理论，声誉机制在约束四大审计行为上也更为有效。Weber等(2008)[35]发现，即使在法律诉讼风险较低的国家(德国)，声誉机制也能够对审计质量起到约束作用。良好的声誉是审计师的核心竞争力之所在。因此，审计师有激励为维持其声誉而要求其客户进行更多的信息披露。大量的文献表明，相比于非国际四大，国际四大对公司信息披露质量有显著为正的影响(Teoh和Wong，1993[36]；Giner，1997[37]；Francis和Krishnan , 1999[38]；Geiger和Rama，2006[39])。对于管理层的有效监管依赖于对董事会和投资者进行高质量的信息披露。基于以上分析，我们认为，国际四大的审计师很可能会要求公司委任更多具有财务知识的独立董事，来协调审计师与管理层之间的意见分歧，以便提高审计独立性，降低审计合谋动机，提高审计质量。为此，本文提出如下假设：

假设H4：国际四大与财务独立董事水平负相关。

(二)董事会结构与财务独立董事

1.董事长兼任总经理与财务独立董事水平

公司董事长同时兼任总经理，这种领导结构在履行公司的两种分离的职责时将会面临着潜在的利益冲突。Fama和Jensen(1983)[40]发现，董事长兼任总经理的领导结构有能力去追求自身利益而不是股东利益的最大化。Molz(1988)[41]认为，被公司经理人员控制了的董事会将不能行使其法定的治理职能。公司董事长兼任总经理，很可能会对董事会中新董事的遴选施加很大的影响。Shivdasani和Yermack(1999)[42]研究发现，当CEO参与董事的遴选时，倾向于选择那些可能很少对他们进行监管的董事。Yeh和Woidtke (2005)[43]发现，控股股东董事长和总经理同时兼任时，董事会的关联性很强。基于以上分析，我们认为董事长兼任总经理时，将导致内部人控制董事会，造成董事会丧失监督的独立性，从而降低了董事会对财务独立董事需求。为此，本文提出如下假设：

假设H5：董事长兼任总经理与财务独立董事水平负相关。

2. 董事会规模与财务独立董事水平

董事会规模将影响董事会监督经理层的有效性。一般认为，较多的董事能为董事会带来较多的知识、经验以及外部资源，在一定程度上减少公司风险，并且，拥有较多董事的董事会有利于协调诸多利益相关者的权益。Chaganti等(1985)[44]认为，大规模董事会对于拓展董事会服务功能非常有用。Yermack(1996)[45]发现，某些大规模董事会对管理者的监控行为更加有效。Monks和Minow(1995)[46]认为，大规模董事会比小规模董事会有更多的时间与精力去履行对管理者行为的监控职责。Lehn等(2003)[47]发现，由于带来更多的信息分享，大规模董事会会更有效地发挥董事会的监管职能。基于以上分析，我们认为大规模董事会更可能支持委任具有财务知识的独立董事去履行监管职责。为此，本文提出如下假设：

假设H6：董事会规模与财务独立董事水平正相关。

3.董事会独立性与财务独立董事水平

董事会能否发挥对公司管理层的监管职能，关键在于是否具有独立性。Fama和Jensen(1983)[40]认为，高比例的独立董事将更加有效监管董事和限制管理层的机会主义行为。Brickley和James(1987)[48]发现，独立董事降低了管理层的在职消费。Lehn等(2003)[47]发现，由于带来更多的信息分享，外部董事比例的提高会更有效地发挥董事会的监管功能。唐雪松等(2010)[18]研究发现，会计类财务专长的独立董事更可能在独立意见中说“不”，独立意见的严重等级也较高。叶康涛等(2011)[19]发现，具有财务背景的独立董事更有可能对管理层决策提出质疑。Cheng和Courtenay(2006)[26]发现，董事会独立性越强，公司自愿性信息披露水平越高。Jeanjean和Stolowy(2009)研究发现，董事会独立性与财务独立董事水平之间存在着显著为正关系。基于以上分析，我们认为，董事会独立性越强，就会需要更多拥有财务知识的独立董事来履行监管职责。为此，本文提出如下假设：

假设H7：董事会独立性与财务独立董事水平正相关。

(三)所有权结构与财务独立董事

1.国有控股与财务独立董事水平

政府比较重视国有资产的保值、增值，对国有企业有着比较严格的监管，国有企业控股股东实施“掏空”行为有着较高的政治成本和声誉风险。国有企业还可以获得政府对其提供融资、经营等方面的支持(田利辉，2005[49])。Chen等(2009)[50]以中国上市公司为样本研究发现，自然人控制的企业由于不受国家监管，更容易通过“掏空”行为来侵占中小股东的利益。由此，国有企业总体而言，被控股股东“掏空”的可能性与程度较小，而对于自然人控制的企业来说，自然人具有更强烈的最大化自身私利的动机。Shleifer和Vishny(1986)[51]指出，大股东有动机付出成本去监督经理行为，从而避免了“搭便车”问题。基于以上分析，我们认为，国有控股公司，由于控股股东可以获得稳定的控制权收益，其进行利益盘剥的短期行为动机受到抑制，而监督管理层提升公司价值的长期行为动机上升，因此，在这种情况下，国有控股公司会需要更多拥有财务知识的独立董事来履行监管职责。为此，本文提出如下假设：

假设H8：国有控股与财务独立董事水平正相关。

2.控制权与财务独立董事水平

终极控股股东利用上市公司直接控制大股东的多数所有权，实现所有权集中并对上市公司实施有效控制，导致管理层盘踞，即终极控制股东指定的代理人几乎可以不接受董事会的监管和外部公司控制权市场的约束。Cheung等(2006)[52]发现香港上市公司的控制性大股东通过特定的交易活动从上市公司窃取利益，小股东的利益遭受损失。周中胜和陈俊(2006)[53]研究发现，大股东及其附属公司对上市公司的资金侵占越严重，上市公司进行盈余管理的程度越高。当拥有超额控制权时，控股股东很少委任具有监控能力的独立董事，而是委任那些会支持其将来进行利益侵占决策的独立董事。基于以上分析，我们认为，对于终极控股股东而言，拥有的终极控制权越大，“掠夺”中小股东利益的动机就越大，在董事会中委任具有财务知识的独立董事履行监管职责的概率会相应下降。为此，本文提出如下假设：

假设H9：控制权与财务独立董事水平负相关。

3.股权集中度与财务独立董事水平

中国上市公司的一个显著特征是股权高度集中。Shleifer和Vishny(1986)[51]指出，大股东有动机付出成本去监督经理行为。La Porta等(1999)[54]认为，在投资者法律保护较弱的国家，股权结构趋于集中是股东对自身利益保护的结果。Xu和Wang(1999)[55]研究发现，股权集中度与公司盈利能力呈显著的正相关关系。徐莉萍等(2006)[56]的研究却发现，第一大股东持股比例和经营绩效之间有着显著的正向线性关系，而且这种关系在不同性质的控股股东中都是存在的。Jeanjean和Stolowy(2009)研究发现，股权集中度与财务独立董事水平之间存在着显著为正的关系。基于以上分析，我们认为，公司股权集中度的存在，大股东很可能会委任具有财务知识的独立董事去监督公司管理层。为此，本文提出如下假设：

假设H10：股权集中度与财务独立董事水平正相关。

4.机构投资者与财务独立董事水平

一般而言，机构投资者是专业的投资人，他们对会计信息的甄别和解读能力高于一般投资者，在一定程度上对管理层的信息披露起到监督作用。Brickley等(1988)[57]和Chen等(2007)[58]研究表明，集中持股的机构投资者很可能去监督管理层。Healy等(1999)[59]发现，机构投资者严格要求管理层必须提供及时的财务信息。Yan和Zhang (2009)[60]发现，机构投资者持股水平与预期的股票回报之间存在正相关关系。高雷和张杰(2008)[61]的研究表明，机构投资者能够对“大股东”起到监督作用，提高公司治理水平，进而抑制盈余管理。Jeanjean和Stolowy(2009)研究发现，机构投资者所有权与财务独立董事水平之间存在着显著为正的关系。基于以上分析，我们认为，机构投资者的存在，很可能会委任拥有财务知识的独立董事去履行董事会的监管职责，来提高公司的信息披露质量。为此，本文提出如下假设：

假设H11：机构投资者与财务独立董事水平正相关。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

考虑到中国证监会对独立董事聘任制度的

强制性规制事件(2003年6月30日前，我国上市公司董事会成员中应当至少包括1/3的独立董事)和新准则实施对上市公司信息环境的影响问题，本文选择2004～2006年A股上市公司为研究样本，并按照以下程序对样本进行筛选：(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。最终得到有效样本3757家，2004～2006年分别为1223、1249、1285家。表1给出了样本公司年度与行业分布。

表1　样本公司行业与年度分布

按照中国证监会的指导意见，财务独立董事是指具有财务或会计知识背景的专家，因此，本文将财务独立董事的范畴界定为会计实务型和金融型两大类(划分标准见向锐，2008)。财务独立董事数据来自上市公司年报，手工收集完成，其他数据全部来自CSMAR研究数据库。表2提供了样本公司的财务独立董事类型分布情况。从表2可见，整体而言，会计实务型财务独立董事的公司占样本总数的41.6%，金融型财务独立董事的公司占样本总数的3.91%，既有会计实务型财务独立董事又有金融型财务独立董事的公司占样本总数的3.33%。

表2　财务独立董事类型分布

(二)检验模型和变量定义

为了检验财务独立董事的影响因素，根据前文的理论分析，我们构建如下回归模型：

FIND=α0+β1INTERV+β2LEGAL+β3CROSS+β4BIG4+β5DUAL+β6BNUM+β7OUTDIR+β8STATE+β9VOTE+β10CONT+β11INST+β12SIZE+β13FCF+β14DEBT+β15MARKET+∑INDUSTRY+ε

(1)

其中，模型(1)中的因变量为财务独立董事(FIND)。财务独立董事(FIND)采用以下三种衡量指标：(1)财务独立董事FIND#1，借鉴向锐(2008)的方法，对样本公司的会计实务型和金融型财务独立董事分别赋予相应的分值，然后将分值汇总就得到每家样本公司的财务独立董事FIND#1，值越大，表示该公司财务独立董事水平越高；(2)财务独立董事FIND#2，计算每家样本公司平均的财务独立董事分值FIND#2，值越大，表示该公司财务独立董事水平越高；(3) 财务独立董事FIND#3，虚拟变量，当样本公司中存在会计实务型或金融型独立董事时取1，否则为0。

此外，稳健性测试中财务独立董事(FIND)还采用如下衡量方法：(1)财务独立董事FIND#4；计算样本公司的会计实务型和金融型独立董事规模(人数)；(2)财务独立董事FIND#5，只计算会计实务型独立董事的分值；(3)财务独立董事FIND#6，计算会计实务型、金融型和会计专家型独立董事的分值。

模型(1)中的主要测试变量是用于表征监管环境、董事会结构和所有权结构的变量。

监管环境变量：政府干预(INTREV),虚拟变量，采用樊纲等(2006)[62]报告的2004年的政府干预指数，如果公司所在地区的政府干预程度超过整体政府干预程度的中位数时，取值为1，否则为0(该指标为负项指标)；法制环境(LEGAL) 虚拟变量，采用樊纲等(2006)[62]报告的2004年的法制化指数，如果公司所在地区的法制化水平超过整体法制化水平的中位数时，取值为1，否则为0；交叉上市(CROSS),虚拟变量，公司发行B或H股时取值为1，否则为0；国际四大(BIG4)虚拟变量，审计机构类型是国际四大时取1，否则为0。

董事会结构变量：董事长兼任总经理(DUAL)虚拟变量，当董事长与总经理由一人兼任时取1，否则为0。董事会规模(BNUM)，用董事会人数表示；董事会独立性(OUTDIR)，用独立董事数量占董事会总人数的比例表示。

所有权结构变量：国有控股(STATE)虚拟变量，终极控股股东为国有或国有法人股时取1，否则为0；控制权(VOTE)，以终极控股股东享有的投票权比例来表示；股权集中度(CONT)，用前三大股东持股比例平方和表示；机构投资者(INST)，用年末机构投资者持股数量合计占总股本表示。

此外，我们在模型中还引入以下控制变量：公司规模(SIZE)，用年末总资产的自然对数表示；经营现金流量(FCF)，用(当年经营性现金流量净额/年初资产总额)表示；资产负债率(DEBT)，用(年末总债务/年末总资产)表示；市场化进程(MARKET)虚拟变量，采用樊纲等(2004)发布的市场化指数，如果公司所在地区的市场化水平超过整体市场化水平的中位数时，取值为1，否则为0；行业(INDUSTRY)虚拟变量，采用证监会行业分类标准，共5个非金融行业。

五、实证检验与分析

(一)描述性统计分析

表3是样本主要变量的描述性统计。由表3可知，因变量财务独立董事FIND#1、FIND#2、FIND#3的标准差分别为2.518、1.954和0.5，表明样本公司之间的财务独立董事水平存在较大的差异。

表3　主要变量描述性统计

董事长兼任总经理(DUAL)的均值为0.12，表明样本中董事长兼任总经理的情况并不严重，董事会总体上偏重于两权分离。董事会规模(BNUM)的均值为9.55人，最小只有3人，最多的则达19人，表明样本公司之间存在较大的差异。董事会独立性(OUTDIR)的均值为0.348，且其标准差0.048，基本上是在30%的法定水平上下轻微波动。国有控股(STATE)的均值是0.61，表明60%以上样本公司的终极控制人属性属于国有或国有法人股。控制权(VOTE)的均值为0.396，而最小值与最大值分别为0.015和1，表明样本公司之间的终极控制权水平差异较大。股权集中度(CONT)、机构投资者(INST)的均值分别为0.53和0.152，这表明样本公司中前三大股东集中持股程度较高，而机构持股水平还较低。

(二)回归分析

表4给出了模型(1)的回归结果。在表4的所有回归模型中，因变量为财务独立董事(FIND)，分别用FIND#1、FIND#2和FIND#3来衡量。在第(1)列和第(2)列中，分别用OLS回归方法检验了财务独立董事FIND#1和FIND#2的影响因素。在第(3)列中，用Logistic回归方法检验了财务独立董事FIND#3的影响因素。

从表4可以看出，在第(1)至(3)列中，政府干预INTREV系数，在1%的水平上显著为正，说明政府干预越低的地区，公司的财务独立董事水平越高，假设H1得到了验证；法制环境LEGAL的系数，在1%的水平上显著为正，说明法制环境水平越好的地区，公司的财务独立董事水平越高，假设H2得到了验证；交叉上市CROSS的系数为负，并不具有显著，假设H3没有得到经验证据的支持，这说明交叉上市没有对我国上市公司的财务独立董事水平产生影响，这与Jeanjean和Stolowy(2009)的结论一致；国际四大BIG4的系数，分别在10%和5%的水平上显著为正，并与Jeanjean和Stolowy(2009)的结论一致，说明经过国际四大审计的公司，其财务独立董事水平越高，假设H4得到了验证。

在第(1)至(3)列中，董事长兼任总经理DUAL的系数，均无显著的影响关系，假设H5没有得到经验证据的支持，这说明董事长兼任总经理没有对我国上市公司的财务独立董事水平产生影响；董事会规模BNUM的系数，分别在1%和10%的水平上显著为正，说明董事会规模越大，公司的财务独立水平越高，假设H6得到了验证；董事会独立性OUTDIR，在1%的水平上显著为正，并与Jeanjean和Stolowy(2009)的结论一致，说明董事会独立性越强，公司的财务独立董事水平越高，假设H7得到了验证。

在第(1)至(3)列中，国有控股STATE的系数，均无显著的影响关系，这说明国有终极控股对我国上市公司的财务独立董事水平没有影响作用，假设H8没有得到经验证据的支持；控制权VOTE的系数，在1%的水平上显著为负，这说明终极控制权越大，公司的财务独立董事水平越低，假设H9得到了验证；股权集中度CONT的系数，在5%的水平上显著为正，并与Jeanjean和Stolowy(2009)的结论一致，这说明股权集中度越高，公司的财务独立董事水平越高，假设H10得到了验证；机构投资者INST的系数为负，但不显著，假设H11没有得到经验证据的支持，与Jeanjean和Stolowy(2009)的结论并不一致，说明我国的机构投资者对上市公司的财务独立董事水平没有影响作用。

表4　财务独立董事影响因素回归结果

续表4　财务独立董事影响因素回归结果

注：括号中的数字为P值；*、** 、*** 分别代表在0.1、0.05和0.01的水平上显著(双尾检验).

(三)稳健性检验

1.因变量重新定义的回归分析

因变量重新定义为FIND#4、FIND#5和FIND#6，回归结果(见表5)基本上与表4保持一致，支持了前文的相关研究结论。

表5　财务独立董事影响因素回归结果 (因变量重新定义)

续表5　财务独立董事影响因素回归结果 (因变量重新定义)

2.FIND#1的Panel data检验和FIND#2的Tobit检验

为了排除FIND#1回归结果受面板数据的潜在影响，我们采用Panel data 随机效应模型的GLS分析方法对模型中所有变量重新进行回归分析，回归结果基本与表4保持一致，支持了前文的相关研究结论。模型中的因变量FIND#2，其值介于0与4之间，呈非正态分布，分析时若采用一般线性回归会导致估计的系统偏差，Tobit回归模型属于截断模型，适合于分析偏态设限数据，因此，我们采用Tobit回归模型重新进行回归分析，回归结果基本与表4保持一致，支持了前文的相关研究结论。

3.极端值检验

为了剔除极端值的可能影响，我们将模型中所有连续变量的值在1%和99%分位数使用winsorization处理，即对所有小于1%分位数(大于99%分位数)的变量，令其值分别等于1%分位数(99%分位数)，重新进行了回归分析，回归结果与表4基本保持一致，支持了前文的相关研究结论。

4.多重线性检验

为了控制多重共线性的影响，我们对模型的每个回归方程均计算了方差膨胀因子(VIF值)，发现VIF值均小于3，说明变量之间不存在多重共线性问题。

六、研究结论与启示

本文以我国证券市场2004～2006年A股上市公司为研究对象，研究了监管环境、董事会结构、所有权结构与财务独立董事水平之间的关系。在理论分析的基础上，提出了相关的研究假设，并通过构建多元回归模型进行了检验。得出的主要研究结论是：法制环境、国际四大与财务独立董事水平之间存在显著为正的关系，而交叉上市与财务独立董事水平之间不存在显著的影响关系；董事会规模、董事会独立性与财务独立董事水平之间存在显著为正的关系，而董事长兼任总经理与财务独立董事水平之间不存在显著的影响关系；终极控制权与财务独立董事水平之间存在着显著为负的关系，股权集中度与财务独立董事水平之间存在着显著为正的关系，而国有控股、机构投资者与财务独立董事水平之间不存在显著的影响关系。

本文结论说明了财务独立董事水平的影响因素具有高度的复杂性，但随着公司监管环境的改善、董事会结构的完善、所有权结构的调整，财务独立董事水平将不断提高。同时证明了目前在借鉴国外财务独立董事制度的基础上，必须紧密结合我国特有的制度背景，继续加强我国上市公司监管环境的建设，继续深化董事会的改革和完善，不断调整所有权结构与控制权安排，才能更好地发挥财务独立董事在我国上市公司中的治理作用，提高我国公司治理效率，促进资本市场健康发展和保护投资者利益。

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责任编校：陈强，王彩红

收稿日期：2016-04-12

基金项目：中央高校基本科研业务费研究专项项目(sqky201226)；中国博士后基金项目(2013M531975)；四川省系统科学与企业发展中心项目(xq15c05)

作者简介：刘俊涛，女，四川泸州人，硕士，高级会计师，财政部“全国会计领军(后备)人才(企业类)”，研究方向为财务管理。

DOI:10.19327/j.cnki.zuaxb.1007-9734.2016.03.015

中图分类号：F830.91

文献标识码：A

文章编号：1007-9734(2016)03-0085-12

向锐，男，重庆奉节人，副教授，会计学博士、博士后，财政部“全国会计领军(后备)人才(学术类)”，研究方向为财务管理。