李明娟++孫琦

【摘 要】 文章以2015年深交所主板上市公司為樣本，進行相關實證分析。研究結果表明：會計背景獨立董事的占比與會計信息的真實性、透明性、可靠性呈正相關關系；會計背景獨立董事的薪酬與會計信息的透明性、可靠性呈正相關關系；會計背景獨立董事的兼職數(shù)目與會計信息的真實性、透明性、可靠性呈負相關關系。因此，我國上市公司在聘請會計背景獨立董事時應提高會計背景獨立董事的比例，適當控制薪酬范圍，并考慮其兼職數(shù)目。

【關鍵詞】 會計背景； 獨立董事； 會計信息質量

【中圖分類號】 F230；F275 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2017）03-0067-04

一、引言

為了避免由于委托代理環(huán)境下管理者與投資者之間信息不對稱而引起的公司治理方面的缺陷，我國開始逐步引入獨立董事制度，并明確規(guī)定公司所聘請的獨立董事中應當有一名會計專業(yè)人士（以下簡稱為會計獨董）。證監(jiān)會強制要求公司聘請的獨立董事中有一名會計獨董的原因是：獨立董事對公司進行監(jiān)督主要通過閱讀和了解上市公司所披露的信息，而會計信息是上市公司所披露信息的主要組成部分，對會計信息的理解和質量的評價需要具有專門知識的會計專家進行鑒定。所以，為了保障會計信息的質量，需要會計專家以獨立董事的身份進行相關的決策，對公司的經濟活動進行監(jiān)督。因此本文以會計信息質量為切入點對會計獨董的監(jiān)督效果進行檢驗。

國內外對會計獨董從不同的角度進行了很多研究。Agrawal L and Anup R研究發(fā)現(xiàn)，由于會計獨董擁有相關的專業(yè)知識，從而可以幫助公司進行盈余管理，反而提高了公司的財務風險，降低了會計信息質量[ 1 ]。但HH Pei的研究卻表明會計獨董可以降低企業(yè)的盈余管理程度，從而提高了會計信息質量[ 2 ]。Cohen的研究也表明會計獨董能夠促進會計信息質量的提高[ 3 ]。國內也有不少學者進行了相關研究。曹洋、林樹的研究表明，政府背景的會計獨董并沒有抑制盈余管理的程度，反而使盈余管理的程度有所提高，從而降低了會計信息質量[ 4 ]。龔光明、王京京研究表明高級會計師和具有良好聲譽的會計獨董在抑制盈余管理方面起到了突出的作用[ 5 ]。冉光圭運用聯(lián)立方程模型進行研究，結果表明會計獨董會在一定程度上提高會計信息質量[ 6 ]。

以往的研究由于國內外差異，時間不同，樣本的選取不同，并沒有得出統(tǒng)一的結論，但研究方向和方法為本文的研究拓寬了思路。這些研究對會計信息質量的衡量多用單一指標代替，且對會計獨董的研究多僅關注了會計獨董的比例。所以本文在以往研究基礎上深入分析會計獨董與會計信息質量的真實性、透明性和可靠性三個方面之間的關系，并在分析會計獨董所占比例與會計信息質量相關性的基礎上，從公司治理層面和個人特質層面進一步分析何種特質的會計獨董能夠對會計信息質量的哪些方面起到積極的作用。

二、理論分析與研究假設

（一）從會計獨董占比方面提出假設

獨立董事履行其監(jiān)督職能主要通過閱讀和理解公司披露的各種財務信息，而對財務信息的挖掘需要具有專門知識的會計專家，只有當獨立董事?lián)碛胸S富的專業(yè)知識和良好的專業(yè)素養(yǎng)時，才能對公司重大經濟事項作出準確的判斷，提出相應的意見，保證會計信息的質量。所以本文認為，會計獨董比例的提高有助于會計信息質量的真實性、透明性、可靠性的提高。所以提出以下假設：

H1a：會計獨董比例與會計信息的真實性呈正相關關系。

H1b：會計獨董比例與會計信息的透明性呈正相關關系。

H1c：會計獨董比例與會計信息的可靠性呈正相關關系。

（二）從公司治理層面提出假設

報酬機制作為一種激勵措施，不僅為會計獨董提供了履行其監(jiān)督職責的補償，而且在一定程度上提高了監(jiān)督效力。當會計獨董獲得足夠的物質激勵時，才有動機履行其職責，提高其決策水平和決策效率，對侵害中小股東權益的決策提出質疑，更大限度地發(fā)揮其監(jiān)督作用，促進會計信息質量真實性、透明性和可靠性的提高。所以本文提出以下假設：

H2a：會計獨董薪酬與會計信息的真實性正相關。

H2b：會計獨董薪酬與會計信息的透明性正相關。

H2c：會計獨董薪酬與會計信息的可靠性正相關。

如果會計獨董在同一個公司擔任獨立董事時間較長時，就很有可能與公司的管理層勾結，當會計獨董對公司的事項作出判斷的時候，就很容易被管理層的思想所左右，降低其獨立性，與最初聘請會計獨董對公司事項進行獨立判斷的初衷相背離。所以本文認為，會計獨董的任期增加時會降低會計信息質量的真實性、透明性、可靠性。所以提出以下假設：

H3a：會計獨董的任期與會計信息的真實性負相關。

H3b：會計獨董的任期與會計信息的透明性負相關。

H3c：會計獨董的任期與會計信息的可靠性負相關。

（三）從個人特質層面提出假設

年齡較大的會計獨董具有更豐富的會計知識和相關經驗，而且年齡大的會計獨董往往是會計領域知名專家擁有較高的聲譽，處理事情會更深思熟慮，很少會出于某一方的利益考慮而作出具有傾向性的評價。所以本文認為會計獨董年齡的增加有助于會計信息質量的真實性、透明性、可靠性的提高。所以提出以下假設：

H4a：會計獨董年齡與會計信息的真實性正相關。

H4b：會計獨董年齡與會計信息的透明性正相關。

H4c：會計獨董年齡與會計信息的可靠性正相關。

人的時間和精力是有限的，當會計獨董同時在多家公司任職時，分配給每個公司的時間和精力就會降低[ 7 ]。特別是會計獨董要花更多的時間對公司的重大經濟事項作出判斷，當身兼數(shù)家公司獨立董事職位時，也容易把各公司的信息相混淆，這會在一定程度上影響對上市公司會計信息的監(jiān)督效力，影響其判斷的公正性。所以本文認為，當會計獨董兼職的公司數(shù)目增加時會降低會計信息質量的真實性、透明性、可靠性。所以提出以下假設：

H5a：會計獨董兼職的公司數(shù)目與會計信息的真實性負相關。

H5b：會計獨董兼職的公司數(shù)目與會計信息的透明性負相關。

H5c：會計獨董兼職的公司數(shù)目與會計信息的可靠性負相關。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于深交易所2015年主板上市公司。剔除金融保險行業(yè)，ST、PT、*ST公司，信息披露不完整的公司和會計獨董年內換屆和任期不滿一年的公司，得到264家上市公司的觀測值。為了使不同公司間具有可比性，對會計獨董在公司治理層面和個人特質層面的研究選取只有一名會計獨董的公司，得到218家上市公司的觀測值。

會計獨董的信息通過巨潮資訊網下載公司年報并手工整理獲得。其他財務信息通過國泰安數(shù)據(jù)庫下載并進行整理和計算獲得。信息披露的考評結果在深交所網站上進行查詢并整理。本文使用STATA、Excel和SPSS19.0進行數(shù)據(jù)處理及分析。

（二）變量選擇

研究會計獨董與會計信息質量的相關性，會計信息質量從真實性、可靠性和透明性三個方面進行評價。本文選取盈余管理程度、盈余激進程度、信息披露考評等級作為被解釋變量。（1）盈余管理程度（DA）。運用修正的瓊斯模型計算出操控性應計利潤絕對值DA來衡量公司的盈余管理程度，并代表會計信息的真實性[ 8 ]。當DA值越高時，表示會計信息的真實性越低。（2）盈余激進程度（EA）。通過總應計利潤與上年末總資產之比來計算盈余激進程度，并用其絕對值EA代表會計信息質量的透明性，EA值越高說明會計信息透明度越低[ 9 ]。（3）信息披露考評等級（RANK）。采取深交所公布的信息披露考評等級代表會計信息可靠性[ 10 ]。深交所披露的考評等級分為四個等級，分別為A、B、C、D，將四個等級進行賦值，0代表考評結果為C、D，1代表考評結果為A、B。當賦值為1時說明會計信息的可靠性較高。解釋變量為會計獨董比例（AP）、會計獨董薪酬（PAY）、會計獨董任期（RQ）、會計獨董年齡（AGE）、會計獨董兼職數(shù)（JZ）?？刂谱兞繛楣蓹嗉卸龋‵IR）、資產負債率（DBET）、公司規(guī)模（LNSIZE）、總資產凈利率（ROA）、董事會規(guī)模（LNS）。

（三）模型建立

根據(jù)會計獨董占比的假設，本文建立以下模型：

模型1：

DA=？琢0 + ？琢1AP + ？琢2PAY + ？琢3RQ + ？琢4FIR + ？琢5DBET +

？琢6LNSIZE+？琢7ROA+？琢8LNS+？著1 （1）

模型2：

EA=？茁0 + ？茁1AP + ？茁2PAY + ？茁3RQ + ？茁4FIR + ？茁5DBET +

？茁6LNSIZE+？茁7ROA+？茁8LNS+？著2 （2）

模型3：

RANK=？酌0 + ？酌1AP + ？酌2PAY + ？酌3RQ + ？酌4FIR + ？酌5DBET+

？酌6LNSIZE+？酌7ROA+？酌8LNS+？著3 （3）

根據(jù)公司治理層面和個人特質層面的假設，本文建立以下模型：

模型4：

DA=λ0 + λ1AGE + λ2JZ + λ3DB + λ4PAY+λ5RQ+

λ6FIR+λ7DBET+λ8LNSIZE+λ9ROA+λ10LNS+？孜1（4）

模型5：

EA=？滋0+？滋1AGE+？滋2JZ + ？滋3DB + ？滋4PAY + ？滋5RQ+λ6FIR

+？滋7DBET+？滋8LNSIZE+？滋9ROA+？滋10LNS+？孜2 （5）

模型6：

RANK=？濁0+？濁1AGE+？濁2JZ+？濁3DB+？濁4PAY+？濁5RQ+？濁6FIR

+？濁7DBET+？濁8LNSIZE+？濁9ROA+？濁10LNS+？孜3 （6）

其中模型3、模型6為Logistics回歸，其他模型均為多元線性回歸。

四、實證檢驗與分析

為了避免變量之間存在共線性，從而影響模型的效果，本文對6個模型各變量之間進行了Pearson相關系數(shù)檢驗。檢驗結果表明自變量與控制變量之間簡單相關系數(shù)的絕對值均小于0.8，不存在共線性，可以進行回歸分析。

（一）會計獨董占比相關假設的回歸分析

1.對模型的檢驗

表1中，模型1調整R2值為0.042，模型2調整R2值為0.040。F檢驗模型1 Sig.值為0.009，模型2 Sig.值為0.011，通過顯著性檢驗。模型1 DW值為2.062，模型2 DW值為1.9399，均在2附近，不存在自相關關系。以上檢驗說明模型1、模型2都是有效的。

表2中，模型3的Cox&Snell R方值為0.105，Nagelkerke R方值為0.222。Hosmer和Lemeshow檢驗其Sig.值為0.688，在顯著水平為0.05時，Sig.值大于0.05，說明模型對數(shù)據(jù)的擬合度是良好的。

2.對回歸系數(shù)的檢驗

從表3中可以看出，模型1中會計獨董占比與盈余管理程度的相關系數(shù)為-0.131，Sig.值為0.002，通過顯著性檢驗，證明了假設H1a：會計獨董比例與會計信息的真實性呈正相關關系。模型2中會計獨董占比與盈余激進程度的相關系數(shù)為-0.131，Sig.值為0.000，通過顯著性檢驗，證明了假設H1b：會計獨董比例與會計信息的透明性呈正相關關系。模型3中會計獨董占比與信息披露等級的相關系數(shù)為3.484，Sig.值為0.018，通過顯著性檢驗，證明了假設H1c：會計獨董比例與會計信息的可靠性呈正相關關系。

（二）公司治理層面和個人特質層面相關假設的回歸分析

1.對模型的檢驗

表4中，模型4調整R2值為0.046，模型5調整R2值為0.085。F檢驗，模型4 Sig.值為0.026，模型5 Sig.值為0.001，均通過顯著性檢驗。模型4 DW值為2.017，模型5 DW值為1.965，均在2附近，不存在自相關關系。以上檢驗說明模型4、模型5是有效的。

表5中，模型6的Cox&SnellR方值為0.254，NagelkerkeR方值為0.554。Hosmer和Lemeshow檢驗其Sig.值為0.799，在顯著水平為0.05時，Sig.值大于0.05，說明模型對數(shù)據(jù)的擬合度是良好的。

2.對回歸系數(shù)的檢驗

從表6可以看出，模型4中會計獨董兼職數(shù)目與盈余管理程度的相關系數(shù)為0.029，Sig.值為0.000，通過顯著性檢驗，證明了假設H5a：會計獨董兼職的公司數(shù)目與會計信息的真實性呈負相關關系。會計獨董的薪酬、任期和年齡均與盈余管理程度不存在顯著的相關關系。

模型5中會計獨董薪酬與盈余激進程度的相關系數(shù)為-0.004，Sig.值為0.030，通過顯著性檢驗，證明了假設H2b：會計獨董薪酬與會計信息的透明性呈正相關關系。會計獨董的兼職數(shù)目與盈余激進程度的相關系數(shù)為0.021，Sig.值為0.001，通過顯著性檢驗，證明了假設H5b：會計獨董兼職的公司數(shù)目與會計信息的透明性呈負相關關系。另外，會計獨董的任期、年齡與盈余激進程度間不存在顯著的相關性。

模型6中，會計獨董薪酬與信息披露等級的相關系數(shù)為0.710，Sig.值為0.000，通過顯著性檢驗，證明了假設H2c：會計獨董薪酬與會計信息的可靠性呈正相關關系。會計獨董的兼職數(shù)目與信息披露等級的相關系數(shù)為-1.324，Sig.值為0.000，通過顯著性檢驗，證明了假設H5c：會計獨董兼職的公司數(shù)目與會計信息的可靠性呈負相關關系。另外，會計獨董的任期與兼職數(shù)目均與會計信息披露等級不存在顯著的相關關系。

五、研究結論

通過對實證結果的分析，能得到以下結論：（1）會計獨董占比與會計信息質量的真實性、透明性和可靠性都存在正相關關系。隨著會計獨董在獨立董事中所占比例的提高，會計信息的真實性、透明性和可靠性也會提高，這表明通過這些年的努力和制度的完善，會計背景的獨立董事已經起到了監(jiān)督作用。（2）在公司治理層面，會計獨董薪酬與會計信息質量的可靠性、透明性都存在正相關關系。說明薪酬激勵作為一種激勵手段對會計獨董的監(jiān)督效果起到了良好的激勵作用，能夠有效地提高會計獨董履職的積極性，從而可以促進會計信息質量的可靠性和透明性的提高。但由于本文會計信息的真實性由盈余管理程度代替，如果企業(yè)想進行盈余管理必定需要會計獨董的配合，而想要得到會計獨董的配合就需要提高薪酬來“收買”。但薪酬的提高又會對會計獨董起到激勵作用，促進其履行監(jiān)督職能。這就導致不同的會計獨董會作出不同的選擇，或是被“收買”或是認真履行職責。所以會計獨董的薪酬與會計信息的真實性之間并無明顯的相關關系。此外，會計獨董任期也沒有通過顯著性檢驗。分析可能的原因如下：較長的任職時間可能會使會計獨董失去原有的獨立性；較短的任職時間也可能使會計獨董在短時間內很難判斷會計信息的真實性；適中的任職時間也有可能因為會計獨董自身所具備不同的特征而對會計信息質量產生不同的影響。所以會計獨董的任職時間對會計信息質量的真實性、可靠性、透明性的影響是不確定的。（3）在個人特質方面，會計獨董兼職數(shù)目與會計信息質量的真實性、可靠性、透明性都存在負相關關系。這說明兼職數(shù)目的增多，確實會分散會計獨董的精力，降低對公司的監(jiān)督效力，從而導致公司會計信息質量的下降。但會計獨董年齡與會計信息質量的真實性、可靠性、透明性均未通過顯著性檢驗。分析出現(xiàn)這種現(xiàn)象可能的原因如下：一般認為會計獨董的年齡越大代表其經驗越豐富，相比年輕的會計獨董具有一定的優(yōu)勢。但在年齡增大的同時，由于身體狀況和學習能力都會下降，在經濟環(huán)境不斷變化和科技日益進步的今天，年齡較大的會計獨董相對于年輕的會計獨董很難具有超前意識。所以會計獨董的年齡對會計信息質量的真實性、可靠性以及透明性的影響都是不確定的，所以不存在顯著的相關關系。

基于以上結論，本文對我國上市公司提出以下建議：（1）公司應適當加大會計獨董的比例，發(fā)揮會計獨董的優(yōu)勢，促進公司會計信息質量的提高。（2）在公司治理層面，上市公司應當控制好會計獨董薪酬的范圍，有效發(fā)揮薪酬的激勵作用，提高會計獨董的監(jiān)督作用。（3）在個人特質層面，公司在聘請會計獨董時，應考慮其兼職的數(shù)目，考慮兼職數(shù)目對會計信息質量的影響，避免聘請兼職數(shù)量過多的會計獨董?！?/p>

【參考文獻】

[1] AGRAWAL L， ANUP R. Corporate governance and accounting scandals[J].Low and economics，2005，48（2）：371-406.

[2] PEI HH. Do financial expert directors affect the incidence of accruals management to meet or beat analyst forecasts[J].Dissertations and Theses-Gradworks，2015，22（4）：406-427.

[3] COHEN J R，HOITASH U，KRISHNAMOORTHY G，et al. The effect of audit committee industry expertise on monitoring the financial reporting process[J].Accounting review，2014，89（1）：243-273.

[4] 曹洋，林樹.會計專業(yè)人士擔任獨立董事的效果研究[J].山西財經大學學報，2011（2）：109-116.

[5] 龔光明，王京京.財務專家型獨立董事能有效抑制盈余管理嗎？[J].華東經濟管理，2013（12）：1-9.

[6] 冉光圭.會計專長、獨立董事治理與會計信息質量[J].會計之友，2015（17）：2-13.

[7] 楊艾.獨立董事制度有效性研究綜述[J].財會通訊，2008（3）：123-125.

[8] 高明華，方芳.董事會治理和財務治理的作用效應[J].經濟與管理研究，2014（8）：108-119.

[9] 楊海燕，韋德洪，孫健.機構投資者持股能提高上市公司會計信息質量嗎？[J].會計研究，2012（9）：16-23.

[10] 楊華.上市公司會計信息披露質量與經營績效關系：來自我國深圳A股化工行業(yè)上市公司的經驗證據(jù)[J].重慶理工大學學報，2012（6）：18-31.