ESG框架下財會背景獨立董事履職能否改善會計信息質(zhì)量？

鄭春美 伍光磊 溫桂榮

基金項目：國家社會科學基金（18BJY219）、湖南省高校思想政治工作精品項目（19JP023）

作者簡介：鄭春美（1965—），女，湖北黃岡人，博士，武漢大學經(jīng)濟與管理學院會計系教授，博士生導師，研究方向：公司治理與會計管理;伍光磊（1978—），男，湖南江華人，武漢大學經(jīng)濟與管理學院會計系博士研究生，研究方向：公司治理與會計管理。

摘 要：基于內(nèi)部控制有效性視角，運用人力資本和公司治理理論，結(jié)合ESG（環(huán)境、社會、公司治理）框架，依據(jù)2010-2019年滬、深主板上市公司數(shù)據(jù)，考量財會背景獨立董事履職的三大維度與會計信息質(zhì)量的關系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：財會背景獨立董事占比越大，兼職同行業(yè)、同類型公司越多，年齡性別為非大齡女性，親自與會次數(shù)越多，會計信息質(zhì)量相對較高;而在任期和薪酬回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗則出現(xiàn)了背離。進一步研究表明，與國有上市公司相比，非國有上市公司財會背景獨立董事履職在薪酬、任期和親自與會次數(shù)三方面對會計信息質(zhì)量有更好的促進作用。

關鍵詞：ESG（環(huán)境、社會、公司治理）;財會背景獨立董事（IDFAB）;履職;會計信息質(zhì)量;內(nèi)部控制有效性

中圖分類號：F275.2 文獻標識碼：A 文章編號：1003-7217（2021）06-0089-07

一、引 言

ESG（環(huán)境、社會、公司治理）作為一種倡導企業(yè)在發(fā)展、運營過程中更加注重環(huán)境友好、社會責任以及公司治理的可持續(xù)發(fā)展理念，近些年來越來越受到各界重視。公司治理作為ESG框架三大因子中的重要內(nèi)容，董事會的獨立性是其核心評價指標之一。獨立董事制度可以減少公司的代理成本、保護中小投資者，同時提高董事會的決策能力[1]。根據(jù)中國證監(jiān)會2001年《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》（下稱《指導意見》）和2014年中國上市公司協(xié)會發(fā)布的《上市公司獨立董事履職指引》（下稱《履職指引》）的要求，上市公司聘任的獨立董事中應該至少包括一名財務或會計專業(yè)人士[2]（以下簡稱財會背景獨董或IDFAB）。IDFAB之所以被重視，在于人們期望他們在履職中能夠用專業(yè)的眼光對上市公司披露的會計信息質(zhì)量進行把關，敢于做喊出“第一嗓子”的“吹哨人”。但現(xiàn)實中不時爆出的一些上市公司違規(guī)甚至造假的事實讓人們不禁發(fā)出疑問：獨立董事尤其是IDFAB履職能否真正改善會計信息質(zhì)量？

根據(jù)我國財政部頒布的《企業(yè)會計準則——基本準則》[3]和COSO《內(nèi)部控制整合框架》（COSO-IC）（2013）[4]的相關內(nèi)容，會計信息質(zhì)量和內(nèi)部控制有效性之間存在著密切的聯(lián)系：會計信息質(zhì)量是進行內(nèi)部控制的基本內(nèi)容，有效的內(nèi)部控制則能夠提升會計信息的真實性和可靠性水平，成為提高會計信息質(zhì)量的重要制度保障;反之，則會對會計信息質(zhì)量帶來一定的負面影響。

回顧以往研究，在財會背景獨立董事和會計信息質(zhì)量關系方面，大多數(shù)學者都肯定獨立董事尤其是財會背景獨立董事對會計信息質(zhì)量起到正向作用[5-8];在獨立董事和內(nèi)部控制的關系方面，獨立董事履職對內(nèi)部控制系統(tǒng)的作用也得到國內(nèi)外學者的普遍認同[9-12]。但是，大多數(shù)相關研究中對于IDFAB履職的衡量往往采用單一維度，如人數(shù)占比，很少采用多維視角綜合考察;對于會計信息質(zhì)量的衡量也較常用深交所的會計信息質(zhì)量指數(shù)或傳統(tǒng)的盈余管理水平指標，較少站在內(nèi)部控制有效性的視角去探討獨立董事尤其是IDFAB履職對會計信息質(zhì)量的影響。因此，本文嘗試以內(nèi)部控制有效性作為會計信息質(zhì)量的替代變量建立回歸模型并進行實證檢驗，以期在進一步弄清ESG框架下IDFAB履職能否改善會計信息質(zhì)量這一問題上有所邊際貢獻。

二、理論分析與研究假設

（一）IDFAB履職的人數(shù)占比維度

舒爾茨和貝克爾的人力資本理論中強調(diào)人力資本“量”是“質(zhì)”的前提。獨立董事作為上市公司內(nèi)部控制制度中的重要力量，在其中增加IDFAB人數(shù)才能夠更好地在審計委員會中對本公司披露的各種財務、會計信息進行分析和內(nèi)部審計，以增強內(nèi)部控制的有效性，提高會計信息質(zhì)量。部分學者已經(jīng)就獨立董事比例與會計信息質(zhì)量的正相關關系做出了實證檢驗[13]。因此本文在政策及借鑒以前研究的基礎上，以內(nèi)部控制有效性作為會計信息質(zhì)量的替代變量，提出以下假設：

H1 給定其他同等條件，IDFAB的人數(shù)占比與內(nèi)部控制有效性正相關。

（二）IDFAB履職的自身特質(zhì)維度

自身特質(zhì)屬于獨立董事人力資本理論中“質(zhì)”的范疇，而年齡就是關鍵自身特質(zhì)之一。獨立董事的閱歷和經(jīng)驗對公司來說是至關重要[14]。尤其是對于IDFAB，年齡的增長通常能帶來較豐富的專業(yè)經(jīng)驗和執(zhí)業(yè)經(jīng)歷，加上自身聲譽機制的作用，有助于他們更好地完成在審計委員會中履職監(jiān)督的職責，從而增強內(nèi)部控制的有效性，提高會計信息質(zhì)量。因此本文在以往研究基礎上，以內(nèi)部控制有效性作為會計信息質(zhì)量的替代變量，提出以下假設：

H2a 給定其他同等條件，IDFAB的年齡與內(nèi)部控制有效性正相關。

同時，性別也是另外一個重要的自身特質(zhì)。獨立董事的性別特征可能會影響公司治理效果。有研究顯示，女性董事在監(jiān)督中投入了更多的精力，能夠有效改進公司治理[15];部分實證研究表明女性性別與公司的社會責任正相關，女性董事比例的提高有助于加強董事會的戰(zhàn)略控制和經(jīng)營控制，減少公司過度投資行為的影響，提高公司的盈余質(zhì)量，更好地識別報表編制和信息披露過程中存在的潛在風險，從而提高會計穩(wěn)健性[16-19]。因此，本文在以往研究基礎上，以內(nèi)部控制有效性作為會計信息質(zhì)量的替代變量，進一步提出以下假設：

H2b 給定其他同等條件，女性IDFAB占比與內(nèi)部控制有效性正相關。

（三）IDFAB履職的外在配套制度維度

一般認為，在特定的時間和空間范圍內(nèi)人的精力是有限的。已有研究表明：當IDFAB在多家公司任職時，分配給每個公司的時間和精力會呈下降趨勢[20]。如果IDFAB在多家上市公司任職，就會疲于應付甚至做出錯誤的信息判斷，這會在某種程度上影響公司治理的成效和其自身的公信力。本文認為兼職公司數(shù)量會影響內(nèi)部控制有效性和會計信息的可靠性，從而提出以下假設：

H3a 給定其他同等條件，IDFAB公司兼職數(shù)目與內(nèi)部控制有效性負相關。

根據(jù)公司治理理論，作為董事會的一員IDFAB履行監(jiān)督職能是上市公司內(nèi)部控制機制的重要內(nèi)容。而薪酬作為獨立董事履職的一項重要的外在配套制度，能一定程度上提高其履職監(jiān)督的動機、積極性和能力。因此，以內(nèi)部控制有效性作為會計信息質(zhì)量的替代變量，提出以下假設：

H3b 給定其他同等條件，IDFAB薪酬與內(nèi)部控制有效性正相關。

任期作為另一項獨立董事履職外在配套制度，不可或缺。有研究表明，IDFAB任期越長，其獨立判斷容易形成思維定式或受到管理層的影響，從而無法達到預期的履職監(jiān)督效果。因此，限制獨立董事的任職年限可以降低財務重述的風險[21]。為此，以內(nèi)部控制有效性作為會計信息質(zhì)量的替代變量，提出以下假設：

H3c 給定其他同等條件，IDFAB的任期與內(nèi)部控制有效性負相關。

依據(jù)《履職指引》，獨立董事應當親自出席董事會會議。確實無法親自出席的，應當事先審閱會議材料，形成明確的意見，書面委托本上市公司的其他獨立董事代為出席。作為可觀察的獨立董事履職的關鍵節(jié)點，獨立董事與會次數(shù)反映其勤勉盡責的程度[22]。為此，以內(nèi)部控制有效性作為會計信息質(zhì)量的替代變量，提出以下假設：

H3d 給定其他同等條件，IDFAB的親自與會次數(shù)與內(nèi)部控制有效性正相關。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的代表性、完整性和獲取的便利性，以2010-2019年滬、深兩市主板上市公司為研究對象。相關數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）、巨潮資訊網(wǎng)（CNINFO）和DIB（迪博內(nèi)部控制與風險管理數(shù)據(jù)庫）。在數(shù)據(jù)的處理過程中，剔除了金融行業(yè)及*ST、ST公司，也刪除了信息披露有缺失值的公司，最后得到19911家上市公司樣本值，其中國有上市公司8067家，非國有上市公司11844家。為了避免異常值影響，對所有連續(xù)變量低于1%和超過99%的數(shù)據(jù)進行了Winsorize縮尾處理。數(shù)據(jù)處理與分析使用了Stata15.1和Excel 2010等軟件。

（二） 模型設定

根據(jù)IDFAB數(shù)量比例維度的假設，建立回歸模型（1）。

以上模型中，i代表第i家公司，t代表第t年的情況，β0代表截距項，β1-6代表回歸系數(shù)，ε代表隨機誤差，controls代表控制變量，具體見表1。

（三）變量定義

在以內(nèi)部控制有效性作為會計信息質(zhì)量的替代變量的基礎上，進一步用迪博內(nèi)部控制指數(shù)IQ作為內(nèi)部控制有效性的測度變量，同時也是被解釋變量。根據(jù)本文的研究目的，解釋變量設定為七個，即IDFAB人數(shù)占比（FAP）、IDFAB年齡（FAGE）、女性IDFAB占比（WFAP）、IDFAB兼職數(shù)量（FJZ）、IDFAB薪酬（ln FSAL）、IDFAB任期（FRQ）和IDFAB親自與會次數(shù)（FPAM）;控制變量參考以往研究文獻設定為公司規(guī)模（ln SSE）、董事會規(guī)模（ln S）、第一大股東持股比例（FIR）、總資產(chǎn)凈利率（ROA）和資產(chǎn)負債率（LEV）[8]。具體的變量定義見表1。

四、回歸結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2描述性統(tǒng)計分析表中：ln IQ均值小于中位數(shù)，說明樣本IQ中存在離群的小值（-11.513）的影響; IDFAB人數(shù)占獨立董事比例（FAP）均值大于中位數(shù)，表明大部分企業(yè)的IDFAB人員占比低于0.439，小部分企業(yè)過高的IDFAB人員比例拉高了整體水平。而且大部分企業(yè)的獨立董事的人員只有一人，且這一人通常為IDFAB，也是造成這類問題的主要原因。 IDFAB的平均年齡（FAGE）與中位數(shù)的差距較小，表明大部分企業(yè)IDFAB的年齡就在51歲。女性IDFAB的占比（WFAP）均值大于中位數(shù)，說明大部分企業(yè)女性IDFAB的較少，少數(shù)企業(yè)女性IDFAB占比較高; IDFAB的兼職數(shù)量（FJZ）平均值大于中位數(shù)，說明大部分人員的兼職數(shù)少于1.613個; IDFAB的年薪酬總額的自然對數(shù)（ln FSAL）的平均值與中位數(shù)差距較小。IDFAB任期（FRQ）的均值大于中位數(shù)，說明IDFAB的任期都在41個月左右。IDFAB親自與會次數(shù)（FPAM）的均值大于中位數(shù)，說明大部分IDFAB親自與會次數(shù)在9次左右。而控制變量的均值和中位數(shù)的差距較小，說明這些變量的分布較為合理。

（二）回歸結(jié)果

在進行總體回歸之前，為了確定是采用固定效應模型還是隨機效應模型，對模型中的七大解釋變量進行了F檢驗、Housman檢驗和多重共線性分析（相關表略），最終選擇固定效應模型進行回歸，回歸結(jié)果見表3。

表3的模型（1）～（7）回歸結(jié)果顯示，迪博內(nèi)部控制指數(shù)ln IQ分別與FAP、ln FSAL和FPAM在1%的顯著性水平下正相關，證明了假設H1、H3b、H3d，說明IDFAB人數(shù)占比越大、薪酬越高;親自與會次數(shù)越多內(nèi)部控制有效性越強，會計信息質(zhì)量越高;與FRQ在1%的顯著性水平下負相關，證明了H3c，說明IDFAB任期越久內(nèi)部控制有效性反而越弱，會計信息質(zhì)量越差;與WFAP在10%的顯著性水平下正相關，驗證了H2b，說明IDFAB女性占比越高內(nèi)部控制有效性越強，會計信息質(zhì)量越高;但與FAGE在5%的顯著性水平下負相關，未證明H2a，說明IDFAB年齡越大，內(nèi)部控制有效性越差，會計信息質(zhì)量越低;與FJZ在10%的顯著性水平下正相關，也未證明H3a，說明IDFAB兼職越多，內(nèi)部控制有效性越高，會計信息質(zhì)量越強。

（三）穩(wěn)健性檢驗

由于真實性是會計信息可靠性的核心質(zhì)量標志[23]，在原有回歸模型（1）～（7）中解釋變量和控制變量均保持不變的前提下，擬用修正的瓊斯模型計算的應計盈余管理程度（DA）取代迪博內(nèi)部控制指數(shù)（ln IQ）作為會計信息質(zhì)量的反向替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。DA越高，會計信息質(zhì)量反而越低;反之，DA越低會計信息質(zhì)量越高。實證回歸結(jié)果見表4。

以上穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，應計盈余管理程度（DA）作為會計信息質(zhì)量的反向替代變量在10%的顯著性水平下與FAP、FRQ負相關，反向證明了H1，未證明H3c; 在10%的顯著性水平下與AGE正相關，未證明H2a;在5%的顯著性水平下與FJZ負相關，未證明H3a;在1%的顯著性水平下與WFAP、FPAM負相關，反向證明了H2b和H3d;與ln FSAL負相關系不顯著，也未反向證明H3b。

（四）拓展分析

進一步將研究樣本劃分為國有上市公司（8067家）和非國有上市公司（11844家），分樣本考察七大解釋變量與內(nèi)部控制有效性（迪博內(nèi)部控制指數(shù)ln IQ）的關系，回歸結(jié)果顯示：在七大解釋變量中，只有薪酬（ln FSAL）、任期（FRQ）和親自與會次數(shù)（FPAM）兩個分樣本同時都具有統(tǒng)計上的顯著意義（P-values<0.01），且相比國有上市公司非國有上市公司的回歸系數(shù)普遍更大;剩余其他解釋變量（FAP、AGE、WFAP和FJZ）兩個分樣本并非同時都具有統(tǒng)計上的顯著意義，故不具備可比性（回歸結(jié)果限于篇幅省略）。

五、結(jié)論與啟示

1.從人數(shù)占比維度來看，主回歸和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示IDFAB履職的人數(shù)占比與會計信息質(zhì)量均存在正相關關系。這說明近些年來IDFAB日益受到各方重視，隨著其人數(shù)占比增加的治理效果正日益顯現(xiàn)。

2.從自身特質(zhì)維度來看，主回歸和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示IDFAB年齡與會計信息質(zhì)量關系均未通假設檢驗。究其原因，一方面，年齡較大的IDFAB雖然他們在工作經(jīng)驗和職業(yè)判斷等方面相較年輕人具備優(yōu)勢，但在身體健康和工作精力方面呈日益下降的趨勢，隨著知識更新、迭代速度的日益加快和信息化浪潮的影響，大齡化將嚴重影響履職監(jiān)督的能力與效果;另外一方面，女性IDFAB占比這一指標與會計信息質(zhì)量關系在主回歸和穩(wěn)健性測試均通過了假設檢驗，這顯示實踐中女性在擔任獨立董事尤其是IDFAB這一職位上具有相對優(yōu)勢（風險偏好較低且善于溝通）。

3.從外部制度配套維度來看，首先，主回歸和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明IDFAB兼職數(shù)目與會計信息質(zhì)量均存在正相關關系，與原假設恰恰相反。其中的原因可能是在兼職數(shù)量不超過5個的法律約束下，IDFAB兼職數(shù)量的增加可以為自身獲得更多的履職經(jīng)驗，尤其是兼職同行業(yè)、同類型公司過程中能獲得各類資源的共享與互補。其次，用ln IQ和DA作為會計信息質(zhì)量的替代變量時，IDFAB薪酬與會計信息質(zhì)量的關系的實證結(jié)果出現(xiàn)了背離——前者呈顯著的正相關關系而后者不存在顯著的負相關關系（按H3b應為顯著負向關系）。這可能表明隨著獨立董事在公司治理機制中的作用日益得到重視，薪酬機制的激勵作用正日益顯現(xiàn);但過高的薪酬可能會使一部分IDFAB“被串通”，從而“配合”企業(yè)進行盈余管理，結(jié)果反而可能某種程度上有損于會計信息質(zhì)量。再次，IDFAB的任期與會計信息質(zhì)量的關系在用ln IQ和DA作為會計信息質(zhì)量的替代變量時也出現(xiàn)了背離——前者呈顯著的負向關系而后者也呈顯著的負向關系（按H3c應為顯著正向關系）。究其原因，任期的復雜性使之對會計信息質(zhì)量的影響存在不確定性：一方面，任期越長可能導致IDFAB在履職監(jiān)督過程中無法保持獨立性的持續(xù)性，加大了盈余管理的可能;另一方面，任期越短反而可能激發(fā)IDFAB為了維護其聲譽，在有限的任期內(nèi)提高履職效率和效力，從而降低盈余管理程度。最后，無論是用ln IQ還是用DA作為會計信息質(zhì)量的替代變量，數(shù)據(jù)結(jié)果顯示IDFAB親自與會次數(shù)與會計信息質(zhì)量之間均存在正相關關系，通過假設檢驗H3d。其中原因可能在于：“與會”是當前IDFAB履職的主要形式，F(xiàn)PAM更能體現(xiàn)IDFAB的勤勉和盡職態(tài)度，其次數(shù)的增加可以一定程度上減少上市公司盈余管理的空間。

4.分樣本回歸結(jié)果表明，與國有上市公司相比非國有上市公司的IDFAB履職在薪酬、任期和親自與會次數(shù)三方面對會計信息質(zhì)量有更好的促進作用。這可能與非國有上市公司在薪酬激勵、人才政策和公司治理效率上的相對優(yōu)勢有一定的關系。薪酬的增長、任期的適當延長和親自與會次數(shù)的提高能更好地改善非國有上市公司原本相對國有上市公司較低的會計信息質(zhì)量。

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（責任編輯：鐘 瑤）