獨立董事薪酬與關鍵審計事項披露：薪酬辯護還是才能信號？

| 李正 張慧

一、引言

2021年11月12日，康美藥業5位獨立董事中的3位被廣州市中級人民法院判罰承擔投資者損失10%的連帶賠償責任，金額達到2.46億元；另外兩位獨立董事承擔投資者損失5%的連帶賠償責任，金額達到1.23億元。巨額判罰引發了獨立董事的辭職熱潮。風險與收益的不匹配，使獨立董事變成了一種“高危”兼職。繼康美藥業風波之后，美盛文化的3名獨立董事通過連夜查證核實，集體反對公司實際控制人資金占用，越來越多的獨立董事通過更多地了解上市公司業務的方式來降低履職風險。顯然，在我國資本市場中，獨立董事工作具有職責大、風險大、報酬低的特點。依據心理契約理論（Levinson等，2013），如果員工的工作得到了相應的回報，那么，員工愿意付出更多努力來實現組織的目標。同樣的，當獨立董事薪酬上升時，獨立董事將獲得正向激勵，在工作中表現出更多的責任感。

獨立董事制度是現代公司治理機制中的重要組成部分，理論上而言，獨立董事監督職能的發揮需要借助外部審計。獨立董事占比高的董事會更支持高水平的審計服務（李補喜和王平心，2006；Abbott和Parker，2000），更傾向于選擇高質量的會計師事務所（Beasley和Petroni，2001），以彌補自身監督能力的不足（O’sullivan，2000）。而獨立董事的特征，例如財務專業知識（Kim等，2014）、社會聯系（竇歡等，2021）等，有助于提高財務報告質量。而且，審計委員會中獨立董事比例高的企業，外部審計師被解聘的概率更低（Carcello和Neal，2003）。《上市公司治理準則》第38條規定，“上市公司董事會應當設立審計委員會等相關專門委員會；其中審計委員會、提名委員會、薪酬與考核委員會中獨立董事應當占多數并擔任召集人，審計委員會的召集人應當為會計專業人士”。第39十九條規定，“審計委員會的主要職責包括：監督及評估外部審計工作，提議聘請或者更換外部審計機構；審核公司的財務信息及其披露”。而且，獨立董事要對公司的年度報告簽署意見，作為董事會成員承諾“本公司董事會、監事會及董事、監事、高級管理人員保證年度報告內容的真實性、準確性、完整性，不存在虛假記載、誤導性陳述或重大遺漏，并承擔個別和連帶的法律責任”。法律責任使獨立董事必須重視年度報告內容的真實性、準確性、完整性，并且不存在虛假記載、誤導性陳述或重大遺漏。外部審計師提供的信息是獨立董事進行決策的重要來源（辛清泉等，2013），獨立董事可以與外部審計師一同分享、識別并糾正由管理層導致的報告誤差，而不受管理層的影響（O’sullivan，2000）。以上學術研究和規章制度說明，獨立董事作為治理層成員，借助外部審計的力量提升財務報告透明度，是履行職責的重要手段。

《中國注冊會計師審計準則第1504號—在審計報告中溝通關鍵審計事項》第9條規定，“注冊會計師應當從與治理層溝通過的事項中確定在執行審計工作時重點關注過的事項。在確定時，注冊會計師應當考慮下列方面：評估的重大錯報風險較高的領域或識別出的特別風險；與財務報表中涉及重大管理層判斷（包括被認為具有高度估計不確定性的會計估計）的領域相關的重大審計判斷；本期重大交易或事項對審計的影響”。關鍵審計事項也是作為治理層成員的獨立董事所關心的內容，通過與注冊會計師溝通，審查清楚關鍵審計事項是否合法合規，對于獨立董事避免履行職責中“踩雷”具有重要意義。例如，廣州市中級人民法院在對康美藥業一案做出的民事判決書中認為，“獨立董事并未直接參與財務造假，卻未勤勉盡責，存在較大過失，且均在案涉定期財務報告中簽字，保證財務報告真實、準確、完整，所以前述被告是康美藥業信息披露違法行為的其他直接責任人員”。康美藥業的案例說明，上市公司財務報告造假，投贊成票或簽字的獨立董事需要承擔連帶賠償責任。獨立董事通過關鍵審計事項（以下簡稱：CAM）的披露，表明自己為了保證財務報告質量做到了勤勉盡責，也表明了獨立董事作為專業人士的個人才能；而且，企業通過披露關鍵審計事項來降低重大錯報風險，可以避免給獨立董事帶來聲譽損失和法律訴訟。

獨立董事薪酬是獨立董事履責的重要激勵。已有文獻探討了獨立董事薪酬對企業盈余管理、公司治理效率、信息披露違規等的影響（石宗輝等，2014；張天舒等，2018；朱杰，2020）。Perry（2000）認為高薪酬的獨立董事在公司治理上更為積極。提高獨立董事薪酬有利于改善企業績效（Liu等，2015；鄭志剛等，2017）、提高財務報告質量（Ye，2014）、更可能對董事會議案說“不”（李世剛等，2019），高額薪酬使獨立董事在降低機會主義行為（Cornett等，2008）、抑制內部人交易（Liu等，2015）、抑制企業違規（周澤將等，2021）等方面發揮了良好的監督作用。如果獨立董事沒有發現并解決企業的問題，其聲譽資本受損，則會影響到未來潛在獨立董事席位的獲取，無形之中給獨立董事帶來經濟損失；當然，倘若獨立董事未盡其責導致現有席位不保，也必然會影響到自身在資本市場的聲譽價值。綜上所述，獨立董事履行監督責任的動力來源是聲譽增值或者獲得報酬，聲譽增值難以衡量，而貨幣薪酬作為獨立董事履行職責貢獻的直觀衡量，能夠以更直接更具體的形式衡量其任職的回報。現有文獻已經探討了獨立董事薪酬對企業盈余管理、公司治理效率、信息披露違規等的影響，但尚無文獻考察獨立董事薪酬對CAM披露的影響。因此，本文以關鍵審計事項披露水平為切入點，以2016-2020年披露CAM的A股上市公司為樣本，實證分析發現，獨立董事薪酬顯著提高了CAM的披露水平，而且，在國有企業、內部控制質量較低的企業、獨立董事來自異地、獨立董事網絡中心度較低的情況下，獨立董事薪酬促進CAM披露水平的提升效應更明顯。進一步發現，在獨立董事薪酬高于年度行業中位數而且CAM披露水平高于年度行業中位數的企業，大股東掏空程度降低，驗證了才能信號假說的成立。

二、理論分析與假設提出

（一）才能信號假說

Trueman（1986）提出的“經理人才能信號”假說理論認為，經理人通過發布盈余預測向投資者展現其預測企業未來變化的能力，此時信息披露具有信號作用。Borokhovich等（1996）認為，獨立董事為了提升人力資本價值，樂于彰顯其在董事會決策控制中的專業能力。也就是說，獨立董事為獲得組織內部以及外部市場的認同（陳艷，2009），通過現有的董事職位向人力資源市場傳遞自身價值信號（Fama和Jensen，1983），努力維護并提升其作為企業監督者的聲譽（譚勁松等，2003）。因此，當由獨立董事占多數的董事會來行使企業剩余控制權時，獨立董事也會向外界傳遞才能信號。

個人的才能可以區分為顯性才能和隱性才能（蔣國洲，2003）。獨立董事顯性才能的體現，從自身的專業性中可見一斑。《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》明確提出獨立董事應當具備與其行使職權相適應的任職條件，包括具備上市公司運作的基本知識，熟悉相關法律、行政法規、規章及規則，具有五年以上法律、經濟或者其他履行獨立董事職責所必需的工作經驗。獨立董事的受教育水平、工作經歷等是較容易觀測到的公開信息，可視為獨立董事能否勝任職位的才能信號。而諸如分析、判斷、決策和應變能力等隱性才能，并不能從獨立董事過去的經歷中被直接觀測到，需要根據獨立董事的履職情況進行評估。CAM信息的披露是獨立董事監督企業財務報告過程的結果，一定程度上可以體現獨立董事的隱性才能，從已經披露的CAM的內容來看，包括了資產減值、收入確認、公允價值計量、股權投資等涉及判斷和估計的各類事項。上述內容能夠增強投資者對財務報表的理解，極大地提高了獨立董事監督企業財務報告過程的信息透明度，維護了中小股東的利益，反映了獨立董事的專業才能。高薪酬的獨立董事希望向外界展示自己的專業才能，利用CAM披露來體現其勤勉盡責，同時也展現自己對財務報告質量的監督能力，提高其在獨立董事市場的人力資源價值。因此，高薪酬的獨立董事有動機促使外部審計師披露更多的CAM信息，體現了才能信號假說。

（二）薪酬辯護假說

與才能信號假說不同，經理人進行信息披露并不一定是一種真實的才能信號，也可能是為自己的機會主義行為辯護，其目的在于追求自身利益最大化(Merkl-Davies等，2011)。對于獲得高薪酬的管理者來說，在社會公平性壓力下有動機對其薪酬進行辯護，尋找充分、正當的理由來證明自己的薪酬水平是合理的(謝德仁等，2012)。Osma和Guillamón-Saorín(2011)認為，管理者可能通過信息披露進行印象管理，從而達到薪酬辯護的目的。現實經濟活動中存在著“花瓶獨立董事”的情況，他們拿著高薪，借助CAM信息的披露，體現其盡到了獨立董事的職責，在業界建立并維護一個良好形象，為高薪酬尋求合理性和正當性；實際上，這些獨立董事并沒有為維護中小股東利益起到實質性的作用。

基于以上分析，無論是才能信號假說還是薪酬辯護假說，獨立董事薪酬均有助于提高CAM披露水平。本文提出假設：

H1：在其他條件不變時，獨立董事薪酬有助于提高CAM披露水平。

三、研究設計

（一）數據來源

本文以2016-2020年5年期間在審計報告中溝通CAM的企業為初始樣本，并剔除了以下觀測值：（1）金融保險類企業；（2）交易狀態為ST、＊ST、PT、暫停上市、終止上市的企業；（3）當年新上市的樣本；（4）財務數據缺失的樣本。最終得到11285個年度行業觀測值。除CAM披露數據來源于CNRDS數據庫，其他數據均來自CSMAR數據庫。為避免異常值的影響，本文對所有連續數據進行了上下1%的Winsorize處理。

（二）模型構建與變量定義

本文構建如下模型（1），以檢驗研究假設：

模型（1）中各研究變量的定義如下：

1.被解釋變量。本文采用兩種方式來衡量CAM的披露水平：Num為披露數量；Length為披露詳細程度。

2.解釋變量。獨立董事的報酬（DCL）包括上市公司定期支付的貨幣薪酬、出席董事會的會議津貼以及在審計委員會任職的津貼。參考已有文獻（張天舒等，2018；周澤將等，2021），本文采用獨立董事報告期薪酬總額除以獨立董事總人數并取自然對數來度量獨立董事薪酬水平（DCL）。

3.控制變量。本文還選取了如下可能影響CAM披露水平的企業特征、治理特征和審計師特征作為控制變量（Control）:公司規模（Size）、財務杠桿（Lev）、營業收入增長率（Growth）、總資產報酬率（R o a）、經營活動現金流比率（CFO）、賬面市值比（BM）以及是否虧損（Loss）；第一大股東持股比例（First）、董事會規模（Board）、管理層持股比例（Manashare）；審計師聲譽（Top10）、是否變更會計師事務所（Chfirm）、審計延遲（Delay）、審計意見（OP, 審計師出具標準無保留意見，OP取1，否則取0）。此外，本文還控制了年度和行業效應。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計和相關性分析

企業平均披露2.05個CAM，大部分企業披露2個CAM，最少披露1個CAM，最多不超過6個CAM，CAM的文本信息長度平均為7.06，與以往對CAM披露特點的研究保持一致（路軍和張金丹，2018）。獨立董事薪酬的自然對數DCL最小值為9.904，最大值為12.301，表明不同企業的獨立董事薪酬水平存在差異。控制變量的描述性統計結果與現有文獻基本一致，在這里不再贅述。

各變量之間的Pearson相關系數和Spearman相關系數表明，DCL與Num、Length在1%的水平上顯著正相關，初步說明獨立董事薪酬在一定程度上提高了CAM的披露水平，限于篇幅，單變量統計表格備索。

（二）回歸結果分析

在實證分析中，為了控制可能存在的異方差，本文采用了White異方差穩健標準誤。表1報告了獨立董事薪酬與CAM披露水平回歸的結果。其中（1）（3）列為只控制行業和年份效應的情況，（2）（4）列為加入各個控制變量之后的情況。結果顯示：（1）在沒有加入控制變量的情形下，DCL與Num在1%的水平上顯著正相關（t值為4.338）；（2）在加入企業財務特征、治理特征和審計師特征后，DCL與Num的回歸t值為2.085，并且在5%的水平上顯著。同樣地，（3）列顯示DCL與Length在1%的水平上顯著正相關（t值為7.216），在加入控制變量后，DCL與Length的回歸t值為3.658。以上結果表明獨立董事薪酬越高，CAM的披露水平越高，該結果支持了假設1。控制變量的回歸結果顯示，企業規模越大，業務越復雜，CAM披露水平越高；財務杠桿越大的企業、成長性越高的企業，經營的波動性越大，CAM披露水平越高；公司盈利能力越好，風險越小，CAM披露水平越低；第一大股東持股比例越高，CAM披露水平越低，說明第一大股東并不希望通過詳細的CAM披露來提升公司的財務信息透明度；審計師聲譽越高、更換會計師事務所、審計師出具標準無保留意見、審計延遲越久，說明搜集的審計證據越充分，CAM披露水平越高。

表1 多元回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.工具變量法。較高的薪酬代表了企業董事會對獨立董事任職能力的肯定，使得獨立董事促使審計師披露更多的CAM；反之，為了促進CAM披露水平的提升，企業可能會聘請能力強、聲譽高的獨立董事并給予其較高的勞動報酬。即獨立董事薪酬與CAM披露水平之間可能存在反向因果關系而導致的內生性問題。因此，本文借鑒周澤將等（2021）的做法，以人均省級地區生產總值的自然對數（GDP）為獨立董事的工具變量進行兩階段回歸。人均省級地區生產總值越大，說明這個地區的經濟發展水平較高，從而獨立董事的薪酬也較高，滿足工具變量的內生性要求。而微觀上的企業外部審計行為不容易受到宏觀上的地區發展水平的影響，滿足了工具變量的外生性要求。本文采用Cragg-Donald檢驗工具變量的有效性，F統計量的值〉10，排除弱工具變量問題，表明本文選用的工具變量較為合理。表2報告了兩階段的回歸結果。篇幅所限，控制變量的結果未列出，以Control表示，下同。

表2 工具變量法兩階段回歸結果

在工具變量第一階段回歸中，列（1）顯示GDP與DCL的回歸系數為0.169，在1%的水平上顯著為正（t值為15.648），說明人均省級地區生產總值與獨立董事薪酬激勵顯著正相關；在第二階段回歸中，列（2）和列（3）顯示DCL與Num的回歸系數分別為0.199、0.166，均通過了至少5%的顯著性檢驗。以上結果與前文基本一致，表明在控制了企業的內生性問題之后，獨立董事薪酬仍然顯著促進了CAM的披露，回歸結果較為穩健。

2.更換獨立董事薪酬的度量方式。本文選取兩種方式來重新度量獨立董事薪酬變量：（1）獨立董事行業薪酬差距（DCL_ind）。獨立董事的相對薪酬水平可能更容易反映獨立董事對該職位的勝任能力，因此采用當年獨立董事平均薪酬減去同年度的同行業均值來度量DCL_ind；（2）審計委員會獨立董事薪酬（DCL_aud），審計委員會負責內外部審計的溝通及審核企業的會計信息披露，因此本文考察了在審計委員會兼職的獨立董事的平均薪酬（DCL_aud）對CAM披露的影響。更換變量之后的回歸結果如表3所示，可以看出，無論是獨立董事行業薪酬差距，還是審計委員會獨立董事薪酬，二者均與CAM披露水平的兩個指標在1%的水平上顯著正相關，進一步支持了本文的假設。

表3 更換獨立董事薪酬的回歸結果

3.調整樣本區間。由于2016年披露CAM的樣本都是A+H公司，為了使樣本在年份之間可比，本文剔除了2016年的43個觀測值之后再進行回歸；另外，考慮到2020年新冠疫情的影響，本文又剔除了2020年度的樣本進行回歸。回歸結果表明，研究變量DCL與因變量Num和Length仍然是顯著正相關。限于篇幅，結果備索。

（四）異質性分析

前文的研究結果表明，獨立董事薪酬越高，CAM披露水平越高。然而在不同的情境下，獨立董事薪酬對CAM披露水平的影響是否存在差異？下文將從企業產權性質、內部控制質量、獨立董事的任職地、網絡中心度等角度考察獨立董事薪酬與CAM披露水平之間的關系。

1.產權性質不同的情境下獨立董事薪酬與CAM披露。在不同的產權性質下，國有企業和民營企業對于經理人的激勵機制存在差異，獨立董事對聲譽的訴求不一樣，相較于民營企業，國有企業的經理人受到國資委、黨委和其他政府機構的多重監管，愛惜聲譽的獨立董事應對的監督壓力更大。因此，國有企業中獨立董事薪酬越高，越可能披露更多的CAM來顯示其履行了職責，發揮了財務報告監督職能。分組回歸結果見表4，結果表明，與民營企業相比，國有企業獨立董事薪酬對CAM披露的促進作用更強。

表4 獨立董事薪酬與CAM披露水平：不同的產權性質

2.內部控制質量不同的情境下獨立董事薪酬與CAM披露。內部控制作為影響組織效率的重要內在因素，在一定程度上會對獨立董事的履職行為產生影響。內部控制質量越低，企業信息透明度也越低（Abbott等，2007）。低質量的內部控制，往往伴隨著企業較高的盈余管理程度（方紅星和金玉娜，2011），企業信息透明度較低，加劇了內外部的信息不對稱程度，經理人市場很難全面了解到獨立董事的真才實能，薪酬越高的獨立董事，傳遞才能信號的需求越強。因此，本文預期在低質量內部控制的企業，獨立董事薪酬與CAM披露之間存在顯著的正相關關系。基于以上分析，將內部控制質量按照同年度同行業的中位數分為內部控制質量較低組和內部控制質量較高組，重復模型（1）的回歸。本文采用迪博內部控制指數來衡量企業內部控制質量，回歸結果如表5所示。結果表明，內部控制質量低的企業中獨立董事薪酬越高，越可能披露更多的CAM來顯示其履行了職責，發揮了財務報告監督職能。

表5 獨立董事薪酬與CAM披露水平：不同的內部控制質量

3.獨立董事任職地不同的情境下獨立董事薪酬與CAM披露。企業更青睞于聘用異地獨立董事的原因在于，異地獨立董事的監督功能被弱化，而對管理層和股東的自利行為鞭長莫及（孫亮和劉春，2014）。由于地理距離的限制，異地獨立董事很難完全洞悉企業內部情況，需要花費更多的時間和金錢成本才能完成和同城獨立董事幾近一樣的工作量（趙放等，2017），以獲得組織內部以及外部市場的認同。按照規定，每家上市企業都會至少聘請一位具有會計專業背景的獨立董事，因此，本文以會計專業獨立董事的居住地與任職地是否相同為標準判斷獨立董事是否在同城任職，只要企業中的會計專業獨立董事有一位在異地任職，便認為該企業聘請的是異地獨立董事，進而將樣本劃分為異地獨立董事組和同城獨立董事組，重復模型（1）的回歸，表6報告了回歸結果。結果表明，異地獨立董事薪酬越高，越可能披露更多的CAM來顯示其履行了職責，發揮了財務報告監督職能。

表6 獨立董事薪酬與CAM披露水平：不同的獨立董事任職地

4.獨立董事網絡中心度不同的情境下獨立董事薪酬與CAM披露。在中國的關系型社會中，董事的行為難免會受到社會網絡的影響（謝德仁和陳運森，2012）。獨立董事在董事網絡中所處的位置代表著該獨立董事關系強度大小，以及獲取信息、資源、聲譽、潛在席位等社會資本的難易程度（陳運森，2012）。隨著獨立董事網絡中心度的提高，獨立董事與其他董事之間直接或間接的聯系更大，越容易獲取董事網絡中所嵌入的社會資本，進行聲譽增值的動機隨之減弱。因此，獨立董事網絡中心度低的企業中任職的獨立董事，薪酬越高，越可能通過披露更多的CAM來顯示其履行了職責，發揮了財務報告監督職能，以便為獲得更多的獨立董事席位而積聚聲譽。將獨立董事網絡中心度按照同年度同行業的中位數分為獨立董事網絡中心度較低組和獨立董事網絡中心度較高組，獨立董事網絡中心度參考李志生等（2018）的做法，根據下列公式計算：

其中，A為公司i和公司j之間是否存在關系，如果公司i的獨立董事在公司j擔任獨立董事職務，則A=1，否則A=0；n為企業數量。計算得到的IDNC就是企業i的獨立董事網絡中心度。重復模型（1）的回歸，表7報告了回歸結果。結果顯示，無論是Num還是Length，DCL的系數僅在獨立董事網絡中心度較低組顯著為正。以上結果表明，獨立董事薪酬對CAM披露的促進作用在獨立董事網絡中心度較低時更強。

表7 獨立董事薪酬與CAM披露水平：不同的獨立董事網絡中心度

五、進一步分析

為了進一步驗證獨立董事薪酬對CAM披露的促進作用是出于傳遞才能信號還是薪酬辯護的目的，本文檢驗了獨立董事薪酬高于年度行業中位數而且CAM披露高于年度行業中位數的公司，是否抑制了大股東掏空行為。如果與才能信號假說一致，則獨立董事薪酬促進CAM披露是在真正地展示才能、積極履職，那么在獨立董事薪酬高于年度行業中位數而且CAM披露高于年度行業中位數的企業，大股東掏空程度應該減輕。如果與薪酬辯護假說一致，則獨立董事薪酬促進CAM披露屬于進行印象管理的一種自利行為，那么獨立董事薪酬高于年度行業中位數而且CAM披露高于年度行業中位數的企業，大股東掏空程度更加嚴重。因此，把獨立董事薪酬高于年度行業中位數而且CAM披露個數高于年度行業中位數的觀測值DCL_num賦值為1，否則為0。獨立董事薪酬高于年度行業中位數且CAM文本信息長度高于年度行業中位數的觀測值DCL_length賦值為1，否則為0。參考Cheung等（2009）、侯青川等（2017）的做法，本文采用三個指標定義大股東掏空程度：RPT1為年度關聯交易之和／期末總資產；RPT2為侵占型關聯交易之和／期末總資產，侵占型關聯交易包括商品、資產、勞務和股權交易；RPT3為商品和勞務兩類關聯交易之和／期末總資產。如表8所示，無論因變量為RPT1、RPT2還是RPT3，DCL_num、DCL_length與因變量都是顯著負相關，降低了大股東掏空，表明獨立董事薪酬對CAM披露的促進作用是在傳遞才能信號，進而排除了薪酬辯護假說。

表8 CAM披露動機與大股東掏空程度

借鑒侯青川等（2017）的做法，重新定義大股東掏空程度：RPT_A、RPT_B和RPT_C分別為RPT1、RPT2和RPT3經過行業中位數調整之后的大股東掏空程度指標。回歸結果的顯著性與表8相同，限于篇幅，結果備索。

六、結論與啟示

本文從獨立董事薪酬視角，研究CAM披露的動機是展現真實才能（才能信號假說），還是進行印象管理（薪酬辯護假說）。以2016-2020年披露CAM的A股上市公司為樣本進行實證分析發現，在控制內生性問題、更換獨立董事薪酬衡量方式以及調整樣本區間之后，獨立董事薪酬都顯著提高了CAM的披露水平。區分不同的企業環境，獨立董事薪酬促進CAM披露水平提升僅在國有企業、企業內部控制質量較低的情境中顯著；區分獨立董事的個人特征，僅在異地獨立董事、獨立董事網絡中心度較低的情境中顯著。進一步發現，在獨立董事薪酬高于年度行業中位數而且CAM披露高于年度行業中位數的企業中，大股東掏空程度減輕，驗證了才能信號假說的成立。研究結果表明，在我國的制度背景下，獨立董事有動機向外界傳遞才能信號，維護自身良好聲譽。本文的結論為企業制定合理的獨立董事薪酬方案提供了一定的啟示，合理的薪酬水平既能實現獨立董事的個人價值，又能扭轉其監督功能弱化的局面。