社會信任、會計專業(yè)背景獨立董事聲譽與內(nèi)部控制質(zhì)量

魏立江，雷彎彎，徐 陽

(安徽工業(yè)大學 商學院，安徽 馬鞍山 243002)

自SOX法案頒發(fā)以來，各國資本市場監(jiān)管機構(gòu)日益強化上市公司內(nèi)部控制制度的有效運行。我國自2006年上交所與深交所相繼出臺的內(nèi)部控制指引到財政部、銀監(jiān)會、保監(jiān)會共同發(fā)布的《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，內(nèi)部控制實施及信息披露已然是我國上市公司的硬性規(guī)定。對內(nèi)部控制質(zhì)量及其影響因素的探究成為業(yè)界和學者的關(guān)注。已有的研究大多聚焦媒體監(jiān)督、審計委員會、董事特征、獨立董事獨立性以及正式制度等因素對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，鮮有考察會計專業(yè)背景獨立董事聲譽以及社會信任這一非正式制度對內(nèi)部控制質(zhì)量影響的研究。

依據(jù)公司治理權(quán)力制衡機理，獨立董事的重要職責之一是監(jiān)督上市公司內(nèi)部控制的有效性，加強董事會的制衡作用從而規(guī)避管理層凌駕于內(nèi)部控制之上的現(xiàn)象。中國證監(jiān)會于2002年頒布《上市公司治理準則》規(guī)定，公司至少有一名會計專業(yè)人士在董事會審計委員會中擔任獨立董事。眾所周知，現(xiàn)代公司內(nèi)部控制成熟于會計學科，會計專業(yè)背景的獨立董事應(yīng)諳熟內(nèi)部控制的要旨。中國上市公司會計背景的獨立董事源于高校院所科研部門和會計師事務(wù)所機構(gòu)，他們的聲譽存在很大差異，這種事實是否影響到所任上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量值得深究。值得推敲的另一個問題是，我國正處于經(jīng)濟制度的轉(zhuǎn)型期，各種正式制度的建設(shè)還不完善，那么作為非正式制度的社會信任會對上市公司的內(nèi)部控制是否產(chǎn)生影響？目前從社會嵌入視角研究這一問題的文獻還是鳳毛麟角。社會信任與會計專業(yè)背景獨立董事兩者是否對內(nèi)控質(zhì)量產(chǎn)生交互影響，亦值得思考。

基于以上分析，本文以2009～2015年民營上市公司為研究對象，探討會計專業(yè)背景獨立董事聲譽與社會信任對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響。

一、文獻分析和研究假設(shè)提出

(一)會計專業(yè)背景獨立董事聲譽對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響

內(nèi)部控制是指由公司董事會、管理層與全體員工共同實施的旨在合理保證實現(xiàn)公司基本目標的一系列控制活動。運行良好的內(nèi)部控制可以降低信息不對稱，能夠?qū)ν獠啃畔⒌摹靶畔⒄承浴币约皟?nèi)部信息的“代理粘性”產(chǎn)生抑制作用，進而降低企業(yè)財務(wù)風險[1]。Rice等證實了在內(nèi)部控制存在缺陷的公司出現(xiàn)財務(wù)錯報與會計舞弊的概率更大[2]。從上述文獻分析可見,如果公司的內(nèi)部控制系統(tǒng)比較薄弱,對公司盈余質(zhì)量以及會計信息質(zhì)量的負向影響會更大，甚至導致經(jīng)營與破產(chǎn)風險的擴大。

從獨立董事角度看,會計專業(yè)背景的獨立董事在審計委員會中任職，審計委員會負責審查企業(yè)內(nèi)部控制，監(jiān)督內(nèi)部控制的有效實施和內(nèi)部控制的自我評價情況等。如果獨立董事未盡勤勉之責，公司出現(xiàn)重大內(nèi)部控制缺陷導致財務(wù)欺詐行為滋長，可能對會計專業(yè)背景獨立董事的聲譽以及職業(yè)前景造成嚴重后果。已有的研究認為，會計專業(yè)背景獨董基于其聲譽方面的考慮，能夠?qū)居喙芾沓潭犬a(chǎn)生抑制作用[3]。Fich等研究發(fā)現(xiàn)，因財務(wù)舞弊而遭受訴訟公司的獨立董事在其他公司兼職情況會惡化，且公司財務(wù)舞弊性質(zhì)越嚴重，獨立董事連帶責任越重大，自身受到的影響也就越嚴重[4]。獨立董事也可能因公司治理缺陷被監(jiān)管機構(gòu)問責，致使其聲譽損失較重[5]。概言之，若公司治理出現(xiàn)缺陷，會計專業(yè)背景獨立董事聲譽將受到毀損，聲譽會對其產(chǎn)生鞭策效果。

綜上分析，當公司運營、治理出現(xiàn)問題，特別是內(nèi)部控制問題出現(xiàn)，會增大公司的財務(wù)舞弊風險，降低會計信息質(zhì)量，增加管理層的機會主義行為，進而影響?yīng)毩⒍侣曌u。而聲譽是獨立董事長期積累的一項稀缺資源，它在資本市場上難以被復制、模仿，一旦因公司治理問題特別是內(nèi)部控制問題被損壞，不僅修復困難，還會帶來種種“不良反應(yīng)”。因此我們認為聲譽機制能夠?qū)媽I(yè)背景獨董產(chǎn)生激勵作用，使其積極參與公司治理，加強公司的內(nèi)部控制建設(shè)，提高公司內(nèi)部控制質(zhì)量，以規(guī)避“聲譽風險”?；谝陨?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a：在控制其他因素后，會計專業(yè)背景獨立董事聲譽越高，其所任職公司的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，即獨立董事聲譽與內(nèi)部控制質(zhì)量正相關(guān)。

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審計委員會主任作為審計委員會的召集人，其可能把審計委員會服務(wù)作為增強其聲譽資本的手段[6]。Vineeta & Errol認為審計委員會成員的聲譽以及支付給其的現(xiàn)金補償與財務(wù)重述負相關(guān)，審計委員會成員通過財務(wù)報表的高質(zhì)量來增強他們的聲譽[7]。當公司的內(nèi)部控制出現(xiàn)問題，審計委員會主任作為審計委員會的負責人，其聲譽受到的損害更大。我們認為，與非主任的會計專業(yè)背景獨董相比，審計委員會主任所處的地位與職責驅(qū)動他們更有動機改善公司治理，提高內(nèi)部控制質(zhì)量?；谝陨险撌?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1b：在控制其他因素后，與沒有擔任審計委員會主任的高聲譽會計專業(yè)背景獨董相比，擔任審計委員會主任的高聲譽獨董對內(nèi)部控制質(zhì)量的正向影響更明顯。

(二)社會信任對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響

信任作為社會資本市場的核心，信任水平與其所處的經(jīng)濟環(huán)境緊密關(guān)聯(lián)，是提高經(jīng)濟績效與完善社會秩序的樞紐。福山認為社會信任對經(jīng)濟發(fā)展至關(guān)重要[8]。張維迎、柯榮住發(fā)現(xiàn)各省的經(jīng)濟發(fā)展、企業(yè)業(yè)績、外商投資與社會信任有密切關(guān)系[9]。

在我國由于各種正式制度的建立還并不完善，只是約束決定選擇的一部分，人們生活的其他方面仍需非正式制度來調(diào)節(jié)。已有的研究認識到社會信任有利于企業(yè)內(nèi)部治理、外部投資[10-11]。與此同時，社會信任又是意識形態(tài)的共享價值觀，能夠通過同心圓擴散，進而影響企業(yè)管理層、股東的風險意識、經(jīng)營理念、價值觀等心理特征因素，而高管的這些心理特征因素同樣是內(nèi)控環(huán)境的重要組成部分，進而對內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生重要影響。進一步說，信任與信譽具有“連坐機制”，在高信任水平的網(wǎng)絡(luò)機制中，如果企業(yè)管理層、股東基于個人的“帝國夢”與“財富夢”不加強內(nèi)部控制體系建設(shè)，導致機會主義行為層層出現(xiàn)，甚至導致企業(yè)財務(wù)欺詐等失信行為產(chǎn)生，那么這種失信行為在信任網(wǎng)絡(luò)中付出的修繕代價是昂貴的。

綜上所述，在高水平的社會信任網(wǎng)絡(luò)中，管理層的風險意識與經(jīng)營理念等內(nèi)控環(huán)境的基本因素受到影響，加之失信行為的成本昂貴，能夠有效地促使管理層更加勤勉工作，加強內(nèi)部控制，進而提高內(nèi)部控制質(zhì)量。基于以上，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在控制其他因素后，企業(yè)所在地區(qū)社會信任度越高，企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越好。

(三)社會信任與會計專業(yè)獨立董事聲譽的交互作用對內(nèi)部控制的影響

我國正處于經(jīng)濟制度轉(zhuǎn)型期，不同區(qū)域的社會信任度參差不齊。Sapienza & Zingales發(fā)現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)社會信任對股市參與產(chǎn)生影響，缺失信任的個體很少購買股票[12]。張敦力等研究表明，社會信任水平能夠促進企業(yè)獲得銀行借款，并且借款成本低[13]。Pevzner發(fā)現(xiàn)一個國家的社會信任度越高，企業(yè)公告的盈余越可靠，投資者的反應(yīng)越強烈[14]。以上說明在社會信任度高的地區(qū)，某項交易的達成與實施得到加速進行。由于信任具有“連坐制”，人們對于某一組織的信任程度會對該組織內(nèi)部個體的信任度產(chǎn)生直接影響。在高社會信任程度的網(wǎng)絡(luò)機制中，如果企業(yè)管理層的各項機會主義行為得不到約束，代理成本嚴重及內(nèi)部控制出現(xiàn)缺陷，甚至造成企業(yè)財務(wù)欺詐，那么這種失信行為在信任網(wǎng)絡(luò)中的付出的糾正代價是昂貴的。而高聲譽獨立董事基于自身的風險與聲譽受損修復成本的考慮，更會加強企業(yè)的內(nèi)部控制，提高內(nèi)部控制質(zhì)量。因此，假如聲譽機制能夠激勵會計專業(yè)背景獨董積極發(fā)揮治理作用，那么這一效應(yīng)在高社會信任水平的企業(yè)更為明顯?；谏鲜龇治?，我們提出如下假設(shè)：

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇

本文選取2009～2015年度我國民營上市公司為初選樣本，在刪除數(shù)據(jù)缺失樣本后最終得到6 973個觀測值，公司的財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)。為了消除極端值對實證結(jié)果的影響，對回歸模型中的連續(xù)變量進行了1%的Winsorize處理。我們提出對所有模型都控制了年份與行業(yè)固定效應(yīng)。

(二)模型設(shè)定與變量定義

為了檢驗假設(shè)1a、1b，構(gòu)造如下模型:

IC=α0+α1Acc+α2Size+α3ROA+α4Growth+α5Lev+α6Cash+α7Sindex+α8Comp+α9First+α10Indepth+α11Audit+α12Dual+α13Seats+α14Life

(1a)

IC=α0+α1Chair+α2Size+α3ROA+α4Growth+α5Lev+α6Cash+α7Sindex+α8Comp+α9First+α10Indepth+α11Audit+α12Dual+α13Seats+α14Life

(1b)

根據(jù)已有研究，模型(1)中的被解釋變量為迪博內(nèi)控指數(shù)的自然對數(shù)。解釋變量(Acc)為會計專業(yè)背景獨立董事聲譽，本文借鑒黃海杰等的做法[15]通過手工整理獨立董事的簡歷，然后判斷其是否是會計專業(yè)背景獨董，最后在會計專業(yè)背景獨立董事的樣本中采用其是否來源“985”高校或者國家會計重點學科、前十大會計師事務(wù)所判斷其是否屬于高聲譽。相關(guān)變量定義見表1。

表1 變量定義表

為了檢驗假設(shè)2，我們構(gòu)造如下模型：

IC=α0+α1Trust+α2Size+α3ROA+α4Growth+α5Lev+α6Cash+α7Sindex+α8Comp+α9First+α10Indepth+α11Audit+α12Dual+α13Seats+α14Life

(2)

為了檢驗假設(shè) 3，我們按照社會信任水平的均值進行劃分，大于均值的定義為高社會信任水平地區(qū)，否則為低社會信任水平地區(qū)，基于此對模型1進行分組回歸。如果在社會信任水平低的地區(qū)，會計專業(yè)獨立董事聲譽對內(nèi)部控制質(zhì)量具有顯著的正向影響，而在社會信任水平高的地區(qū)，會計專業(yè)獨董聲譽對內(nèi)控質(zhì)量的影響不顯著，則驗證假設(shè)3。

三、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計。內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)的均值為6.4890，最小值為3.6899，最大值為6.8826，這說明不同民營企業(yè)上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量差異較大。Acc1的均值為0.3364，說明33.64%的民營企業(yè)中有高聲譽的會計專業(yè)獨董。Chair均值為0.3099，說明在民營企業(yè)中有30.99%的審計委員會主任為高聲譽會計專業(yè)獨董。Trust均值為0.8339，標準差為0.5920，說明我國各地區(qū)的社會信任水平存在顯著差異。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)主要變量的單變量檢驗

表3描述了主要變量的單變量檢驗結(jié)果。從上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量看，其均值分別6.4855、6.4958，在1%的水平上存在顯著差異，兩組中位數(shù)分別為6.5180、6.5214,在10%的水平上存在差異，這說明均值T檢驗與中位數(shù)Z檢驗均初步驗證了本文的假設(shè)，即會計專業(yè)背景獨董聲譽越高，內(nèi)部控制質(zhì)量越好。

表3 主要變量的單變量檢驗

(三)回歸分析

1.會計專業(yè)獨立董事聲譽與內(nèi)部控制質(zhì)量

表4報告了會計專業(yè)獨立董事聲譽與內(nèi)部控制質(zhì)量之間的OLS回歸結(jié)果。第(1)列中在未控制其他因素的情況下，Acc的回歸系數(shù)為0.0102且顯著(t=3.09, p<0.01)，這表明高聲譽會計專業(yè)背景獨立董事對公司內(nèi)部控制的影響更加明顯。第(2)列表明在控制所有的影響因素后，Acc的回歸系數(shù)為0.0101且顯著(t=3.31，p<0.01),這意味著上市企業(yè)中會計專業(yè)背景獨立董事的聲譽越高，其內(nèi)部控制質(zhì)量越高。假設(shè)1a得證。

表4 會計專業(yè)背景獨立董事聲譽與內(nèi)控質(zhì)量

注：***、**、* 分別表示在 1%、5%、10% 水平上顯著，以上結(jié)果均經(jīng)過異方差調(diào)整。

表5列示了對假設(shè)1b的檢驗結(jié)果。第(1)列是全樣本中回歸結(jié)果，Chair的回歸系數(shù)為0.0121且顯著(p<0.01)。這說明在考慮其他因素后，Chair為0組的內(nèi)部控制質(zhì)量要明顯地低，即審計委員會主任組的高聲譽對內(nèi)部控制質(zhì)量具有正向影響。相比表4中Acc前面的系數(shù)0.0101，說明審計委員會主任的聲譽對于內(nèi)部控制質(zhì)量的作用強于普通的會計專業(yè)獨董聲譽對內(nèi)部控制的作用。第(2)列是把樣本定在只是高聲譽的子樣本中進行回歸的結(jié)果，可以看出Chair的回歸系數(shù)為0.0137且顯著(t=1.65,p<0.1)，說明與非主任的高聲譽會計專業(yè)獨董相比，高聲譽的審計委員會主任對內(nèi)部控制的正向作用更加明顯。由此，假設(shè)1b得以驗證。

表5 審計委員會主任的聲譽與內(nèi)部控制質(zhì)量

注：***、**、* 分別表示在 1%、5%、10% 水平上顯著，以上結(jié)果均經(jīng)過異方差調(diào)整。

2．社會信任與內(nèi)部控制質(zhì)量

表6報告了社會信任對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，回歸結(jié)果如表6中的第(1)～(3)列所示。在第(1)列中，我們不控制其他因素的情況下，Trust的回歸系數(shù)為0.0170且顯著為正(t=5.88, p<0.01)，這說明不考慮其他因素的條件下，相比處于低社會信任水平地區(qū)的民營企業(yè)，高社會信任水平企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量更好。第(2)列表明在考慮其他因素后，Trust的回歸系數(shù)為0.0051且顯著(t=1.77，p<0.1),這表明相比Trust為0這組，Trust為1這組的內(nèi)部控制質(zhì)量更高即社會信任對內(nèi)部控制具有顯著的正向影響。進一步地，本文按照全樣本社會信任的中位數(shù)將社會信任水平虛擬化，如果公司高于全部整體的中位數(shù)為1，否則為0，回歸結(jié)果如第(3)列所示。第3列的結(jié)果表明，Trust與內(nèi)部控制質(zhì)量仍在5%的水平上顯著正相關(guān)，即社會信任水平與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著正相關(guān)。由此假設(shè)2得證。

3.社會信任、會計專業(yè)背景獨董聲譽與內(nèi)部控制質(zhì)量

表7揭示了社會信任與會計專業(yè)獨董聲譽對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，回歸結(jié)果如表7中的第(1)～(3)列所示。我們對會計專業(yè)獨立董事聲譽分別在低社會信任水平組與高社會信任水平組分別進行回歸，在第(2)列中，Acc的回歸系數(shù)為0.0049且不顯著(t=1.35, p>0.1)，這表明在考慮其他因素后，處于低社會信任水平的企業(yè)，會計專業(yè)獨立董事聲譽對內(nèi)控質(zhì)量的影響不明顯。在第(3)列中，發(fā)現(xiàn)Acc的回歸系數(shù)為0.0094且顯著為正(t=2.68, p<0.01)，這表明在高社會信任水平地區(qū)的企業(yè)，會計專業(yè)獨董聲譽對內(nèi)部控制具有顯著的正向影響。由此表7的結(jié)果支持了假設(shè)3，即社會信任水平強化了高聲譽會計專業(yè)獨立董事對內(nèi)控控制質(zhì)量的影響。

表6 社會信任與內(nèi)部控制質(zhì)量

注：***、**、* 分別表示在 1%、5%、10% 水平上顯著，以上結(jié)果均經(jīng)過異方差調(diào)整。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了增加研究結(jié)論的穩(wěn)健性，進行了以下穩(wěn)健性測試：(1)利用ROE替換ROA，回歸結(jié)果未發(fā)生實際性變化。(2)使用內(nèi)部控制缺陷作為內(nèi)部控制質(zhì)量的替代變量，結(jié)果不變。(3)借鑒黃海杰和呂長江的做法[15]，采用前十大會計師事務(wù)所、來自“985”高?；驀視嬛攸c學科的排名衡量獨董聲譽，結(jié)論未發(fā)生實質(zhì)性變化。(4)本文采用“985”高校或國家會計重點學科的院校衡量會計專業(yè)獨董聲譽，結(jié)論不變。(5)在原有衡量會計專業(yè)獨董聲譽方法的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)地加入全國會計領(lǐng)軍人才、組織部杰青、人大代表、全國五一勞動獎?wù)芦@得者、政協(xié)委員等稱號進行穩(wěn)健性檢驗結(jié)果不變。(6)采用中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)的數(shù)據(jù)衡量社會信任結(jié)果不變。

表7 社會信任、會計專業(yè)獨董聲譽、內(nèi)部控制質(zhì)量

注：***、**、* 分別表示在 1%、5%、10% 水平上顯著，以上結(jié)果均經(jīng)過異方差調(diào)整。

四、研究結(jié)論與局限性

本文以滬深A股2009～2015年的民營上市公司數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，檢驗了會計專業(yè)背景獨立董事聲譽、社會信任對內(nèi)控質(zhì)量的影響以及社會信任在獨董聲譽影響內(nèi)部控制質(zhì)量中所發(fā)揮的樞紐作用。研究結(jié)果表明，會計專業(yè)獨董的聲譽資源具有稀缺性，一旦公司內(nèi)控出現(xiàn)缺陷，風險增加，其聲譽會受損，因此會對內(nèi)控質(zhì)量的改善發(fā)揮治理作用。社會信任作為一種非正式制度基于聲譽的“連坐機制”，會促進企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，以提高內(nèi)部治理機制的效率；隨著社會信任水平的提高，會計專業(yè)獨董聲譽與內(nèi)部控制之間的顯著正相關(guān)關(guān)系有所減緩。本文拓展了外部非正式制度與內(nèi)部治理機制——獨立董事聲譽的共生互動性：在社會信任水平度較低的地區(qū)，聲譽更能激勵獨董發(fā)揮公司治理作用，提高內(nèi)部控制質(zhì)量。

本文局限在于：第一，我國獨立董事聲譽目前沒有標準的衡量方法，用會計專業(yè)獨董是否來自“985”高校、會計國家重點學科或前十大會計師事務(wù)所其精確性值得斟酌。第二，本文只考慮非正式制度、獨立董事之間的影響，未進一步考察宏觀環(huán)境的變化可能對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響。