冉光圭

【摘 要】 文章構(gòu)建聯(lián)立方程模型實(shí)證檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事的財(cái)務(wù)監(jiān)督作用，研究發(fā)現(xiàn)：會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事有利于提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，這種治理監(jiān)督作用在民營(yíng)上市公司、投資者法律保護(hù)弱的地區(qū)的上市公司、中小型企業(yè)更顯著。此外，在我國(guó)特有的公司治理框架下，獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)之間是一種替代關(guān)系而非互補(bǔ)關(guān)系。研究結(jié)論為我國(guó)上市公司治理監(jiān)督模式改革和公司治理現(xiàn)代化提供了科學(xué)依據(jù)和方法。

【關(guān)鍵詞】 會(huì)計(jì)專長(zhǎng)； 獨(dú)立董事治理； 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量； 聯(lián)立方程模型

中圖分類號(hào)：F270.7 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1004-5937（2015）17-0002-12

一、引言

安然（Enron）、世界通信（Worldcom）等一系列會(huì)計(jì)丑聞催生了《薩班斯—奧克斯利法案》（Sarbanes-Oxley Act），這是美國(guó)監(jiān)管機(jī)構(gòu)針對(duì)公司會(huì)計(jì)欺詐行為的一次“亮劍”，旨在重拾市場(chǎng)投資者的信心。該法案明確要求，上市公司應(yīng)建立獨(dú)立、合格的董事會(huì)審計(jì)委員會(huì)，審計(jì)委員會(huì)應(yīng)由不少于三名獨(dú)立董事構(gòu)成且至少有一名財(cái)務(wù)專家。2002年1月，中國(guó)證監(jiān)會(huì)和原國(guó)家經(jīng)貿(mào)委發(fā)布的《上市公司治理準(zhǔn)則》規(guī)定，上市公司董事會(huì)可以按照股東大會(huì)決議設(shè)立戰(zhàn)略、審計(jì)、提名、薪酬與考核等委員會(huì)，其中審計(jì)委員會(huì)、提名委員會(huì)、薪酬與考核委員會(huì)中獨(dú)立董事應(yīng)占多數(shù)并擔(dān)任召集人，審計(jì)委員會(huì)中至少應(yīng)有一名獨(dú)立董事是會(huì)計(jì)專業(yè)人士。審計(jì)委員會(huì)的首要目標(biāo)是監(jiān)督公司的財(cái)務(wù)報(bào)告過程，從而提高財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量（Klein，2002）。經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，建立獨(dú)立于CEO的董事會(huì)或?qū)徲?jì)委員會(huì)有利于降低公司財(cái)務(wù)舞弊或財(cái)務(wù)錯(cuò)報(bào)的可能性（Beasley and Salterio，2001；Abbott et al.，2004），抑制公司的盈余管理行為（Klein，2002），提高公司信息披露質(zhì)量（Eng and Mak，2003；謝永珍，2006）及盈利預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性（Karamanou and Vafeas，2005）。蘇冬蔚和林大龐（2010）發(fā)現(xiàn)，設(shè)立審計(jì)委員會(huì)的公司，其盈余管理水平將平均降低0.8或1.6個(gè)百分點(diǎn)。

事實(shí)上，盡管獨(dú)立董事為了維護(hù)自身的市場(chǎng)聲譽(yù)有激勵(lì)勤勉履職，但并非所有獨(dú)立董事都具備財(cái)務(wù)監(jiān)督的能力，唯有兼具會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事① 才能評(píng)估公司會(huì)計(jì)信息的客觀性、公允性和相關(guān)性，甄別可能存在的財(cái)務(wù)舞弊，抑制公司的盈余管理行為，從而提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。那么，擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事能否改善公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量呢？獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)在提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量中是一種什么樣的關(guān)系呢？會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、不同法制環(huán)境和不同規(guī)模公司間發(fā)揮的作用有何區(qū)別呢？這些問題有待進(jìn)一步厘清，從而為加快完善我國(guó)上市公司治理監(jiān)督模式提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文構(gòu)建聯(lián)立方程模型對(duì)內(nèi)生性問題進(jìn)行了控制，研究發(fā)現(xiàn)：（1）具有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事有利于提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；（2）獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)兩者之間是一種替代關(guān)系而非互補(bǔ)關(guān)系，獨(dú)立董事的導(dǎo)入削弱了監(jiān)事會(huì)的治理監(jiān)督效果；（3）相對(duì)國(guó)有上市公司，民營(yíng)上市公司聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更能提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；（4）相對(duì)法律環(huán)境好的公司，處于投資者法律保護(hù)弱的地區(qū)的上市公司聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更能提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，從而驗(yàn)證了投資者法律保護(hù)與獨(dú)立董事治理是一種有效的公司治理替代機(jī)制；（5）相對(duì)于大型企業(yè)，中小型企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量更差，因而聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更能顯著改善公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。本文的主要貢獻(xiàn)在于：第一，采用聯(lián)立方程模型，有效解決了會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事的內(nèi)生性問題，研究結(jié)論更具說服力。Hermalin and Weisbach（1988，2003）認(rèn)為，董事會(huì)構(gòu)成是內(nèi)生因素決定的，是市場(chǎng)選擇的結(jié)果。這項(xiàng)研究的重要啟示在于，在分析董事會(huì)構(gòu)成的決定因素和經(jīng)濟(jì)后果時(shí)，不應(yīng)將其當(dāng)做外生變量，而應(yīng)作為內(nèi)生變量處理。第二，首次考察了我國(guó)特殊的公司治理框架下獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間是一種替代而非互補(bǔ)關(guān)系，這為進(jìn)一步厘清獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)的職能定位，推動(dòng)我國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)改革提供了佐證。第三，考察了會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事的財(cái)務(wù)監(jiān)督作用在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、不同法律環(huán)境和不同規(guī)模公司之間的區(qū)別，為進(jìn)一步完善我國(guó)公司治理指明了方向。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

會(huì)計(jì)是一個(gè)以提供財(cái)務(wù)信息為主的經(jīng)濟(jì)信息系統(tǒng)（葛家澍等，2000）。作為一個(gè)系統(tǒng)，由數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為信息并向外傳遞，主要通過初始確認(rèn)、計(jì)量、記錄、報(bào)告（在報(bào)表中再確認(rèn)和在表外披露）等若干元素組成，他們共同形成系統(tǒng)運(yùn)行的內(nèi)部加工程序。會(huì)計(jì)信息的生成是一個(gè)極其復(fù)雜而精細(xì)的過程，只有具備良好專業(yè)素養(yǎng)的人士才能擔(dān)綱財(cái)務(wù)監(jiān)督的職責(zé)。只有具備會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的人士才能諳熟資產(chǎn)計(jì)價(jià)、收入確認(rèn)和收益計(jì)量等會(huì)計(jì)信息的生成過程，甄別公司的盈余管理行為（包括通過交易規(guī)劃開展的真實(shí)盈余管理）；只有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的人士才能理解和評(píng)估公司財(cái)務(wù)政策（激進(jìn)的抑或是保守的）的適當(dāng)性和可持續(xù)性；只有具備會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的人士才能確保會(huì)計(jì)信息披露的客觀性、公允性和相關(guān)性；也只有具備會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的人士才能洞悉公司內(nèi)部審計(jì)結(jié)構(gòu)和內(nèi)部控制缺陷。因此，審計(jì)委員會(huì)應(yīng)由具有會(huì)計(jì)、財(cái)務(wù)和審計(jì)等相關(guān)專業(yè)知識(shí)，且獨(dú)立于經(jīng)理人的人員組成，直接對(duì)股東負(fù)責(zé)（謝德仁，2005）。Xie et al.（2003）以1992—1996年282家美國(guó)公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)獨(dú)立性與公司盈余管理程度無關(guān)，而擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事能顯著抑制公司的盈余管理行為。Park and Shin（2004）以1991—1997年202家加拿大公司為樣本也得出了類似的研究結(jié)論。Dhaliwal et al.（2006）將審計(jì)委員會(huì)的會(huì)計(jì)專長(zhǎng)細(xì)分為會(huì)計(jì)、財(cái)務(wù)和審計(jì)三個(gè)方面，并利用1995—1998年間1 114家美國(guó)公司為樣本分別檢驗(yàn)了三類會(huì)計(jì)專長(zhǎng)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，結(jié)果表明：僅審計(jì)委員會(huì)的會(huì)計(jì)專長(zhǎng)與盈余管理程度負(fù)相關(guān)。Cohen et al.（2014）的最新研究卻發(fā)現(xiàn)，同時(shí)具備會(huì)計(jì)專長(zhǎng)和行業(yè)知識(shí)的審計(jì)委員會(huì)成員較之僅僅具備會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的成員其履職效果更好，更能降低公司財(cái)務(wù)重述和盈余管理的可能性。在國(guó)內(nèi)，吳清華和王平心（2007）、胡奕明和唐松蓮（2008）、曹洋和林樹（2011）都發(fā)現(xiàn)，擁有財(cái)務(wù)背景的獨(dú)立董事能夠顯著抑制公司的盈余管理行為。本文預(yù)期，擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事能夠約束公司的盈余管理行為，增強(qiáng)現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性，提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。為此，本文提出假設(shè)1。

H1：在其他條件一定的情況下，公司董事會(huì)中會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事占比越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越好。

（二）獨(dú)立董事與監(jiān)事會(huì)的交互效應(yīng)及其對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響

縱觀世界各國(guó)公司治理的實(shí)踐，公司治理監(jiān)督模式主要有以美國(guó)、英國(guó)為代表的獨(dú)立董事監(jiān)督模式和以德國(guó)、日本為代表的監(jiān)事會(huì)監(jiān)督模式。我國(guó)公司治理監(jiān)督模式則經(jīng)歷了監(jiān)事會(huì)監(jiān)督模式到獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)雙頭監(jiān)督模式的強(qiáng)制性制度變遷歷程。在我國(guó)現(xiàn)行的制度框架下，除獨(dú)立董事外，監(jiān)事會(huì)也承擔(dān)著檢查公司財(cái)務(wù)、提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的職責(zé)。鄭志剛和呂秀華（2009）利用我國(guó)上市公司數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了董事會(huì)獨(dú)立性與其他公司治理機(jī)制的交互效應(yīng)，研究結(jié)果表明：董事會(huì)獨(dú)立性與大股東監(jiān)督、管理層薪酬激勵(lì)之間是一種互補(bǔ)關(guān)系，與投資者法律保護(hù)和股權(quán)制衡之間是一種替代關(guān)系。這項(xiàng)研究的政策啟示在于，獨(dú)立董事不是直接而是通過與其他治理機(jī)制的交互影響間接發(fā)揮公司治理作用的。那么，在我國(guó)獨(dú)特的公司治理結(jié)構(gòu)中，獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)之間究竟是一種什么樣的關(guān)系呢？在理論上，獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)可能協(xié)同互補(bǔ)以提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，表現(xiàn)為一種互補(bǔ)關(guān)系，也可能因?yàn)槁毮軟_突而效率衰減，表現(xiàn)為一種替代關(guān)系。為此，本文提出下列兩個(gè)競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)。

H2a：在其他條件一定的情況下，獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)之間是一種互補(bǔ)關(guān)系，兩者能協(xié)同提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

H2b：在其他條件一定的情況下，獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)之間是一種替代關(guān)系，獨(dú)立董事制度的引入會(huì)削弱監(jiān)事會(huì)的治理效率。

（三）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響是一個(gè)備受爭(zhēng)議的話題。蘇冬蔚和林大龐（2010）、薄仙慧和吳聯(lián)生（2009）發(fā)現(xiàn)，國(guó)有股權(quán)有助于降低公司盈余管理的程度。而朱茶芬和李志文（2008）卻認(rèn)為，內(nèi)部人控制、債務(wù)軟約束和政府干預(yù)等因素弱化了國(guó)有上市公司的信息披露意愿，從而降低了國(guó)有上市公司的盈余質(zhì)量。從理論上講，國(guó)有上市公司由于所有權(quán)主體缺位存在嚴(yán)重的“內(nèi)部人控制”問題，公司經(jīng)理人員為了牟取控制權(quán)私利，出于政治晉升和薪酬契約談判的目的，極易進(jìn)行隱秘的盈余管理行為，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量更低，而且，在存在內(nèi)部人控制的情況下，公司經(jīng)理人員對(duì)董事會(huì)成員的選聘施加很大的影響力，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事難以客觀、公允地評(píng)估公司的財(cái)務(wù)報(bào)告過程和信息披露質(zhì)量。本文預(yù)期，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事在民營(yíng)上市公司更能有效地發(fā)揮財(cái)務(wù)監(jiān)督作用。為此，本文提出假設(shè)3。

H3：在其他條件一定的情況下，相對(duì)國(guó)有上市公司，民營(yíng)上市公司聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更能提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

（四）法律環(huán)境、會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

“法和金融”理論的開拓性貢獻(xiàn)在于，發(fā)現(xiàn)法律是一種有效的公司治理替代機(jī)制。Shleifer and Vishny（1997）、La Porta et al.（2000）認(rèn)為，投資者法律保護(hù)是影響公司會(huì)計(jì)政策選擇的重要制度變量。Claessens et al.（2002）指出，在投資者法律保護(hù)弱的地區(qū)，公司價(jià)值易被低估，因而需要提供更高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息以緩解公司內(nèi)部人與外部投資者之間的信息非對(duì)稱程度，從而贏得投資者的青睞和市場(chǎng)的信任。換言之，公司所處的法律環(huán)境越差，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高，即法律環(huán)境與公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量負(fù)向相關(guān)。而Leuz et al.（2003）卻發(fā)現(xiàn)，投資者法律保護(hù)是公司盈余管理行為的重要決定因素，投資者法律保護(hù)程度越低，控制權(quán)私利越大，公司盈余管理程度越嚴(yán)重。本文認(rèn)為，公司所處地區(qū)的法律環(huán)境越差，越需要聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事加強(qiáng)財(cái)務(wù)監(jiān)督，以填補(bǔ)法律環(huán)境弱化留下的制度“真空”，從而強(qiáng)化對(duì)公司高級(jí)管理人員的監(jiān)督和控制以提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。為此，本文提出假設(shè)4。

H4：在其他條件一定的情況下，相對(duì)于法律環(huán)境好的公司，處于投資者法律保護(hù)弱的地區(qū)的公司聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更能改善公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

（五）公司規(guī)模、會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

代理理論認(rèn)為，管理層的控制權(quán)私利是公司規(guī)模的增函數(shù)（Jensen and Meckling，1976）。公司規(guī)模越大，管理幅度越寬，決策鏈條越長(zhǎng)，管理層的操控性越大，越容易借助交易規(guī)劃、關(guān)聯(lián)交易等活動(dòng)進(jìn)行盈余管理，因而會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可能更差。同時(shí)，伴隨公司規(guī)模的擴(kuò)大，經(jīng)營(yíng)的復(fù)雜程度越高，信息非對(duì)稱程度越嚴(yán)重，越難以發(fā)現(xiàn)和揭示公司的盈余管理行為。本文預(yù)期，中小型企業(yè)聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更能有效地發(fā)揮財(cái)務(wù)監(jiān)督作用，提高公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。為此，本文提出假設(shè)5。

H5：在其他條件一定的情況下，相對(duì)大型企業(yè)，中小型企業(yè)聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更能提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文的初始樣本為1999—2012年所有2 624家上市公司23 087個(gè)觀測(cè)值。鑒于金融保險(xiǎn)類公司應(yīng)計(jì)盈余的特殊性和B股上市公司治理結(jié)構(gòu)的特殊性，本文將其剔除，共剔除104家公司1 180個(gè)觀測(cè)值，并剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的公司觀測(cè)值6 943個(gè)，其中股東權(quán)益缺失709個(gè)觀測(cè)值，董事會(huì)規(guī)模缺失174個(gè)觀測(cè)值，監(jiān)事會(huì)規(guī)模缺失1 847個(gè)觀測(cè)值，CEO兩職兼任缺失173個(gè)觀測(cè)值，管理層持股比例缺失201個(gè)觀測(cè)值，企業(yè)成長(zhǎng)性缺失5個(gè)觀測(cè)值，資產(chǎn)報(bào)酬率缺失2個(gè)觀測(cè)值，財(cái)務(wù)杠桿缺失3個(gè)觀測(cè)值，營(yíng)業(yè)周期缺失63個(gè)觀測(cè)值，公司年齡缺失570個(gè)觀測(cè)值，操控性應(yīng)計(jì)缺失1 532個(gè)觀測(cè)值，現(xiàn)金可預(yù)測(cè)性缺失1 664個(gè)觀測(cè)值，最后共獲得有效樣本1 652家公司14 964個(gè)觀測(cè)值。研究數(shù)據(jù)中，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事根據(jù)香港理工大學(xué)與深圳國(guó)泰安信息技術(shù)有限公司合作開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫披露的“董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員簡(jiǎn)歷”進(jìn)行手工收集；法律及市場(chǎng)環(huán)境數(shù)據(jù)取自樊綱等（2011）編制的中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)（以下簡(jiǎn)稱“樊綱指數(shù)”），并采用手工方式錄入。除此以外，財(cái)務(wù)指標(biāo)、公司治理變量和公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)直接來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了消除極端值的影響，本文對(duì)連續(xù)變量在1%/99%水平上進(jìn)行了極值調(diào)整（Winsorize）。統(tǒng)計(jì)計(jì)算分析使用STATA12.0。

（二）會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的度量

Penman（2003）認(rèn)為，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量等同于可證實(shí)的盈余。由于盈余信息的重要性，國(guó)內(nèi)外的實(shí)證研究文獻(xiàn)通常采用盈余質(zhì)量作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代變量。盈余質(zhì)量的度量方法具體包括操控性應(yīng)計(jì)模型、現(xiàn)金預(yù)測(cè)模型和盈余反應(yīng)系數(shù)模型三種。本文分別用操控性應(yīng)計(jì)模型和現(xiàn)金預(yù)測(cè)模型兩種方法度量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

1.操控性應(yīng)計(jì)模型

Kothari et al.（2005）認(rèn)為，利用經(jīng)資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）匹配的操控性應(yīng)計(jì)模型估計(jì)盈余管理更可靠，因?yàn)檫@樣可以避免樣本自選擇而導(dǎo)致的模型設(shè)定偏誤。本文借鑒Kothari et al.（2005）用如下模型估計(jì)的殘差的絕對(duì)值度量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，即QUALITY_1=θi，t，該值越小，公司盈余管理程度越低，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。

TAi，t=δ0+δ1■+δ2■+δ3■

+δ4ROAi，t+θi，t （1）

模型（1）中，TAi，t為i公司第t年的總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，等于（非現(xiàn)金流動(dòng)資產(chǎn)的凈增加額-流動(dòng)負(fù)債的凈增加額-折舊和攤銷）/年初總資產(chǎn)；ΔSALESi，t為i公司第t年的營(yíng)業(yè)收入增加額；FAi，t為i公司第t年的固定資產(chǎn)凈值；ASSETSi，t-1為i公司第t-1年末（第t年初）的資產(chǎn)總額；ROAi，t為i公司第t年的資產(chǎn)報(bào)酬率，等于凈利潤(rùn)/年末總資產(chǎn)；θ為殘差項(xiàng)，即操控性應(yīng)計(jì)DA。

2.現(xiàn)金預(yù)測(cè)模型

決策有用觀認(rèn)為，會(huì)計(jì)信息的有用性在時(shí)間序列上主要表現(xiàn)為盈余的可預(yù)測(cè)性，即過去或現(xiàn)在的盈余對(duì)未來盈余具有預(yù)測(cè)能力，從而改善投資者對(duì)未來投資收益的預(yù)期。借鑒Ali et al.（2007）的做法，本文用如下模型估計(jì)殘差的絕對(duì)值度量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，即QUALITY_2=■i，t，該值越小，公司現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性越強(qiáng)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。

CFOi，t=γ0+γ1CFOi，t-1+γ2ΔARi，t-1+γ3ΔINVi，t-1+γ4ΔAPi，t-1

+γ5DEPRi，t-1+γ6OTHERi，t-1+■i，t （2）

模型（2）中，CFOi，t、CFOi，t-1分別為i公司第t年和t-1年的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量；ΔARi，t-1為i公司第t-1年應(yīng)收款項(xiàng)（包括應(yīng)收賬款、應(yīng)收票據(jù)、預(yù)付賬款）的變動(dòng)額；ΔINVi，t-1為i公司第t-1年存貨的變動(dòng)額；ΔAPi，t-1為i公司第t-1年應(yīng)付款項(xiàng)（包括應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)、預(yù)收賬款）的變動(dòng)額；DEPRi，t-1為i公司第t-1年的折舊及攤銷費(fèi)用；OTHERi，t-1為i公司第t-1年其他應(yīng)計(jì)盈余，等于（凈利潤(rùn)-非經(jīng)常性損益-經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量-應(yīng)收款項(xiàng)的增加額-存貨的增加額+應(yīng)付款項(xiàng)的增加額+折舊及攤銷費(fèi)用）；■為殘差項(xiàng)，即現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性。

（三）計(jì)量模型設(shè)定

會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事能夠充分利用其豐富的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)知識(shí)和查錯(cuò)防弊的專業(yè)技能，及時(shí)發(fā)現(xiàn)和糾正公司的盈余管理乃至財(cái)務(wù)舞弊行為，增強(qiáng)會(huì)計(jì)信息披露的可靠性、公允性和全面性，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。反過來，公司盈余管理程度越嚴(yán)重，甚至因財(cái)務(wù)舞弊而遭致監(jiān)管機(jī)構(gòu)查處，作為完善公司治理結(jié)構(gòu)的一部分，上市公司越有可能聘任更多擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事進(jìn)入董事會(huì)，以增強(qiáng)董事會(huì)或?qū)徲?jì)委員會(huì)的財(cái)務(wù)監(jiān)督機(jī)能。由此可見，不僅會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事會(huì)影響公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的異動(dòng)也會(huì)反過來影響董事會(huì)或?qū)徲?jì)委員會(huì)中會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事所占的比例，兩者之間互為因果關(guān)系，即兩者之間存在內(nèi)生性問題。

借鑒Agrawal and Knoeber（1996）有關(guān)公司治理的研究框架和王躍堂等（2006）的做法，本文構(gòu)建如下聯(lián)立方程組SE（1）以控制內(nèi)生性問題，并對(duì)H1進(jìn)行檢驗(yàn)。該方程組由兩個(gè)計(jì)量模型構(gòu)成：一個(gè)計(jì)量模型的因變量為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，自變量為會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事；另一個(gè)計(jì)量模型則相反，因變量為會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事，自變量為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。本文使用3-SLS方法估計(jì)聯(lián)立方程模型中的各個(gè)參數(shù)。

QUALITY=α0+α1IND_ACC+α2MHOLD+α3DUAL+α4TOP_CHAN+α5FINA+α6OFFER+α7ROA+α8CYCLE+α9LEV+■YEAR+■INDUSTRY+ε SE（1）IND_ACC=β0+β1QUALITY+β2MHOLD+β3DUAL+β4TOP_CHAN+β5FINA+β6OFFER+β7ROA+β8CYCLE+β9LEV+β10DTL+β11SIZE+β12GROWTH+β13BOARD+β14AGE+β15DUM2002+■INDUSTRY+ξ

（四）變量定義及度量方法

1.內(nèi)生變量

在聯(lián)立方程模型SE（1）中，QUALITY和IND_ACC為內(nèi)生變量，其中QUALITY表征會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，分別為模型（1）和模型（2）回歸殘差的絕對(duì)值；IND_ACC表征會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事，為樣本公司董事會(huì)中擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事所占的比例。

2.外生解釋變量

借鑒現(xiàn)有有關(guān)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和董事會(huì)獨(dú)立性影響因素的研究文獻(xiàn)，本文控制了公司治理結(jié)構(gòu)、公司特征、年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事的可能影響。特別的，本文還設(shè)置了年度虛擬變量DUM2002，用以考察《上市公司治理準(zhǔn)則》（2002）發(fā)布后，公司董事會(huì)中會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事是否發(fā)生顯著變化。變量定義及度量方法見表1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表2可知，樣本公司盈余管理程度QUALITY_1的均值和中值分別為0.736、0.596，最大值為3.521，標(biāo)準(zhǔn)差為0.625，說明不同公司盈余管理的程度存在較大差異；現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性QUALITY_2的均值和中值分別為18.129、18.126，標(biāo)準(zhǔn)差為1.486，說明不同公司現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性差異較小；會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事的均值為4.2%，而中值和25%分位數(shù)都為0，說明大多數(shù)上市公司并未在公司董事會(huì)中聘任會(huì)計(jì)專業(yè)人士擔(dān)任獨(dú)立董事，仍未充分認(rèn)識(shí)到會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事在改善公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量中的重要作用。據(jù)統(tǒng)計(jì)，在14 964個(gè)有效研究樣本中，沒有設(shè)立審計(jì)委員會(huì)的公司觀測(cè)值高達(dá)6 742個(gè)，占總樣本量的45.05%。按照《上市公司治理準(zhǔn)則》（2002）規(guī)定，設(shè)立了審計(jì)委員會(huì)的上市公司必須按規(guī)定選任具有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的人士擔(dān)任公司獨(dú)立董事，而沒有建立審計(jì)委員會(huì)的公司則不受此限制，這是導(dǎo)致樣本公司會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事比例畸低的根本原因。管理層持股比例的均值為1.8%，中值為0，整體偏低，說明我國(guó)上市公司仍未重視對(duì)公司高管的股權(quán)激勵(lì)；公司董事會(huì)規(guī)模的均值和中值分別為9.35人、9人，最大值為15人。此外，14.3%的樣本公司CEO同時(shí)兼任公司董事長(zhǎng)，78.4%的樣本公司在窗口期沒有發(fā)生高管變更，26.5%的樣本公司在窗口期發(fā)生過20%及以上的新增負(fù)債融資行為，1.8%的樣本公司在窗口期發(fā)生過配股再融資行為。

（二）各變量間的相關(guān)性分析

相關(guān)性分析結(jié)果顯示，反映會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的盈余管理程度QUALITY_1和現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性QUALITY_2兩個(gè)指標(biāo)之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事IND_ACC與QUALITY_2顯著負(fù)相關(guān)，與QUALITY_1無關(guān)，說明會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事能夠提高公司現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性，改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，卻難以抑制公司的盈余管理行為。此外，QUALITY_1與管理層持股比例、CEO兩職兼任、高管變更、營(yíng)業(yè)周期、公司風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，與新增負(fù)債融資、增資配股、公司業(yè)績(jī)、財(cái)務(wù)杠桿、公司規(guī)模、公司成長(zhǎng)性、董事會(huì)規(guī)模和公司年齡顯著正相關(guān)。QUALITY_2與管理層持股比例、CEO兩職兼任、公司風(fēng)險(xiǎn)和公司成長(zhǎng)性顯著負(fù)相關(guān)，與新增負(fù)債融資、增資配股、公司業(yè)績(jī)、財(cái)務(wù)杠桿、公司規(guī)模、董事會(huì)規(guī)模和公司年齡顯著正相關(guān)，與高管變更和營(yíng)業(yè)周期無關(guān)。會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事IND_ACC隨管理層持股比例、CEO兩職兼任、新增負(fù)債融資、公司成長(zhǎng)性和公司年齡的增加而增長(zhǎng)，隨營(yíng)業(yè)周期、公司規(guī)模和董事會(huì)規(guī)模的增加而逆向調(diào)整，而與高管變更、增資配股、公司業(yè)績(jī)、公司風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)務(wù)杠桿無關(guān)。除公司規(guī)模SIZE與現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性QUALITY_2、公司成長(zhǎng)性GROWTH之間的Spearman相關(guān)系數(shù)分別為0.5834和0.3855，公司業(yè)績(jī)ROA與公司風(fēng)險(xiǎn)DTL之間的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.3333外，其他變量間的相關(guān)系數(shù)都小于0.3，說明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性，適合進(jìn)行多元回歸分析。囿于篇幅，文中沒有報(bào)告相關(guān)性分析的結(jié)果。

（三）多元回歸結(jié)果

1.會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響的檢驗(yàn)結(jié)果

表3報(bào)告了會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響的回歸結(jié)果。從表3可知，在QUALITY_1回歸方程中，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事IND_ACC的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，且在1%水平上顯著，說明具有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事發(fā)揮了積極的財(cái)務(wù)監(jiān)督作用，有助于抑制公司的盈余管理行為，提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，H1得到驗(yàn)證。從控制變量分析，管理層持股比例MHOLD、CEO兩職兼任DUAL的回歸系數(shù)為正數(shù)，且均在1%水平上顯著，說明管理者權(quán)力越大，越有動(dòng)機(jī)和能力進(jìn)行盈余操控以提高自己在薪酬契約中的談判能力或是避免報(bào)告虧損或業(yè)績(jī)下滑影響自己在經(jīng)理人市場(chǎng)的聲譽(yù)；高管變更TOP_CHAN的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表明公司高級(jí)管理人員越少變更，其任期越長(zhǎng)，公司盈余管理程度越輕；負(fù)債融資虛擬變量FINA和增資配股虛擬變量OFFER的回歸系數(shù)為正數(shù)，且均在1%水平上顯著，說明上市公司往往通過盈余管理“粉飾”業(yè)績(jī)以達(dá)到負(fù)債融資和配股再融資的目的，與Ali et al.（2007）、蘇冬蔚和林大龐（2010）的研究結(jié)論相符；公司業(yè)績(jī)ROA的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明公司更傾向于通過正向盈余管理進(jìn)行業(yè)績(jī)操控，與Ali et al.（2007）、胡奕明和唐松蓮（2008）、蘇冬蔚和林大龐（2010）的結(jié)論一致；財(cái)務(wù)杠桿LEV的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明負(fù)債比率越高，公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大，更容易進(jìn)行盈余操控，與Ali et al.（2007）、胡奕明和唐松蓮（2008）的結(jié)論一致；營(yíng)業(yè)周期CYCLE的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明營(yíng)業(yè)周期越長(zhǎng)，公司盈余管理程度越輕，這表明隨著監(jiān)管制度的不斷強(qiáng)化，公司難以通過應(yīng)收賬款和存貨進(jìn)行應(yīng)計(jì)盈余管理，可能轉(zhuǎn)而采用更加隱蔽的真實(shí)盈余管理手段進(jìn)行盈余操控。在QUALITY_2回歸方程中，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事IND_ACC的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表明會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事有助于增強(qiáng)公司現(xiàn)金流的金額、時(shí)間及其分布的可預(yù)測(cè)性，提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，同樣支持H1。除高管變更TOP_CHAN、增資配股虛擬變量OFFER、公司業(yè)績(jī)ROA和營(yíng)業(yè)周期CYCLE的回歸系數(shù)不顯著外，其他控制變量的回歸結(jié)果與QUALITY_1回歸方程相同。

從IND_ACC回歸方程可知，盈余管理程度QUALITY_1對(duì)公司會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事沒有顯著影響，而現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性QUALITY_2對(duì)會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事有顯著正向影響。虛擬變量DUM2002的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明在2002年《上市公司治理準(zhǔn)則》出臺(tái)后，樣本公司董事會(huì)中會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事顯著增加，符合預(yù)期。

2.獨(dú)立董事與監(jiān)事會(huì)交互效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

為了驗(yàn)證H2，本文構(gòu)建聯(lián)立方程組SE（2），并采用3-SLS方法估計(jì)模型參數(shù)。SE（2）中，SUPERV為樣本公司監(jiān)事會(huì)的總?cè)藬?shù)，兩個(gè)方程的控制變量（Control Variables）與SE（1）相同，回歸結(jié)果見表4。

QUALITY=α0+α1IND_ACC+α2SUPERV+α3IND_ACC×SUPERV+■Control Varibles+ε SE（2）IND_ACC=β0+β1QUALITY+β2SUPERV+■Control Varibles+ξ

從表4可知，不論是QUALITY_1回歸方程還是QUALITY_2回歸方程，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事IND_ACC、監(jiān)事會(huì)SUPERV的回歸系數(shù)都為負(fù)數(shù)，且均在1%水平上顯著，表明會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)都發(fā)揮著財(cái)務(wù)監(jiān)督的積極作用，提高了公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；交互項(xiàng)IND_ACC×SUPERV的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)之間是一種替代關(guān)系，在監(jiān)事會(huì)初始制度安排下，引入獨(dú)立董事非但未能增強(qiáng)反而會(huì)因職能沖突削弱了監(jiān)事會(huì)的治理監(jiān)督效率，H2b成立。除此之外，其他變量的檢驗(yàn)結(jié)果與表3相同。

3.不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事治理績(jī)效的檢驗(yàn)結(jié)果

為了驗(yàn)證H3，本文構(gòu)建聯(lián)立方程組SE（3），并采用3-SLS方法估計(jì)模型參數(shù)。SE（3）中，STATE為0—1虛擬變量，若樣本公司實(shí)際控制人為“國(guó)有”賦值為1，否則賦值為0，兩個(gè)方程的控制變量（Control Variables）與SE（1）相同，回歸結(jié)果見表5。

QUALITY=α0+α1IND_ACC+α2STATE+α3IND_ACC×STATE+■Control Varibles+ε SE（3）IND_ACC=β0+β1QUALITY+β2STATE+■Control Varibles+ξ

從表5可知，不論是QUALITY_1回歸方程還是QUALITY_2回歸方程，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事IND_ACC的回歸系數(shù)都為負(fù)數(shù)，且均在1%水平上顯著，表明會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事顯著降低了公司盈余管理程度，提高了公司現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性，有助于改善公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；國(guó)有股權(quán)STATE的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，支持國(guó)有股權(quán)有利于提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的觀點(diǎn)；交互項(xiàng)IND_ACC×STATE的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明相對(duì)國(guó)有上市公司，民營(yíng)上市公司擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更有利于提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，H3得到驗(yàn)證。除此之外，其他變量的檢驗(yàn)結(jié)果與表3相同。

4.不同法律環(huán)境下會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事治理績(jī)效的檢驗(yàn)結(jié)果

為了驗(yàn)證H4，本文構(gòu)建聯(lián)立方程組SE（4），并采用3-SLS方法估計(jì)各個(gè)模型參數(shù)。SE（4）中，LAW為0—1虛擬變量，若樣本公司所處省、區(qū)、市的法律環(huán)境指數(shù)值（數(shù)據(jù)來源于樊綱指數(shù)2011版）高于均值，賦值為1，否則賦值為0，兩個(gè)方程的控制變量（Control Variables）與SE（1）相同，回歸結(jié)果見表6。

QUALITY=α0+α1IND_ACC+α2LAW+α3IND_ACC×LAW+■Control Varibles+ε SE（4）IND_ACC=β0+β1QUALITY+β2LAW+■Control Varibles+ξ從表6可知，不論是QUALITY_1回歸方程還是QUALITY_2回歸方程，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事IND_ACC的回歸系數(shù)都為負(fù)數(shù)，且均在1%水平上顯著，說明擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事發(fā)揮了積極的財(cái)務(wù)監(jiān)督作用，有助于提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；法律環(huán)境LAW的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表明公司所處地區(qū)的法律環(huán)境與其會(huì)計(jì)信息質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系；交互項(xiàng)IND_ACC×LAW的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明相對(duì)法律環(huán)境好的公司，處于投資者保護(hù)弱的地區(qū)的公司聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更能提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，即法律環(huán)境和獨(dú)立董事在公司治理中可以相互替代，H4成立。除此之外，其他變量的檢驗(yàn)結(jié)果與表3相同。

5.不同規(guī)模公司會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事治理績(jī)效的檢驗(yàn)結(jié)果

為了驗(yàn)證H5，本文構(gòu)建聯(lián)立方程組SE（5），并采用3-SLS方法估計(jì)各個(gè)模型參數(shù)。SE（5）中，BIG為0—1虛擬變量，若樣本公司屬于“大型企業(yè)”②賦值為1，否則賦值為0，兩個(gè)方程的控制變量（Control Variables）與SE（1）相同，回歸結(jié)果見表7。

QUALITY=α0+α1IND_ACC+α2BIG+α3IND_ACC×BIG+■Control Varibles+ε SE（5）IND_ACC=β0+β1QUALITY+β2BIG+■Control Varibles+ξ

從表7可知，不論是QUALITY_1回歸方程還是QUALITY_2回歸方程，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事IND_ACC的回歸系數(shù)都在1%水平上顯著為負(fù)，說明擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事比例越高，公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越好；公司規(guī)模BIG的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表明“大型企業(yè)”的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量要顯著好于“中小型企業(yè)”；交互項(xiàng)IND_ACC×BIG的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明相對(duì)大型企業(yè)，中小型企業(yè)擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事發(fā)揮的財(cái)務(wù)監(jiān)督作用更顯著，H5通過驗(yàn)證。除此之外，其他變量的檢驗(yàn)結(jié)果與表3相同。

6.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

除了前文的操控性應(yīng)計(jì)模型與現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性模型相互印證外，本文還用下列兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試。

第一，用扣除非經(jīng)常性損益后的凈資產(chǎn)收益率ROE代替ROA度量公司業(yè)績(jī)，用營(yíng)業(yè)收入SALES（公司營(yíng)業(yè)收入的自然對(duì)數(shù)）取代SIZE度量公司規(guī)模，用長(zhǎng)期負(fù)債比例L_DEBT（公司長(zhǎng)期負(fù)債/年末負(fù)債總額）代替LEV衡量財(cái)務(wù)杠桿，用公司股票的貝塔系數(shù)BETA代替DTL度量公司風(fēng)險(xiǎn)，再對(duì)聯(lián)立方程模型SE（1）進(jìn)行檢驗(yàn)。除QUALITY_1回歸方程中DUAL的回歸系數(shù)正向不顯著外，其他變量的檢驗(yàn)結(jié)果與表3完全相同。

第二，對(duì)所有的數(shù)值型控制變量進(jìn)行5%的Winsorize極值調(diào)整，再對(duì)聯(lián)立方程模型SE（1）進(jìn)行檢驗(yàn)。每個(gè)方程各個(gè)變量的檢驗(yàn)結(jié)果都與表3相同?？傮w上，本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。囿于篇幅，文中沒有報(bào)告穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果。

五、研究結(jié)論及政策啟示

上市公司建立審計(jì)委員會(huì)旨在強(qiáng)化公司財(cái)務(wù)監(jiān)督，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，從而緩解經(jīng)理人員與外部利益相關(guān)者之間的信息非對(duì)稱程度。然而，并非所有的審計(jì)委員會(huì)成員都具備財(cái)務(wù)監(jiān)督的能力，只有兼具會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的獨(dú)立董事才既有意愿又有能力履行財(cái)務(wù)監(jiān)督職能。探討會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事的公司治理績(jī)效對(duì)于推進(jìn)我國(guó)上市公司治理體系和治理能力現(xiàn)代化具有重要的指導(dǎo)意義。本文的實(shí)證結(jié)果和政策含義可歸結(jié)如下：

第一，會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事有助于抑制公司的盈余管理行為，增強(qiáng)現(xiàn)金流的可預(yù)測(cè)性，從而提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。因此，上市公司應(yīng)當(dāng)積極建立健全董事會(huì)審計(jì)委員會(huì)，并聘任擁有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的人士擔(dān)任獨(dú)立董事，提高會(huì)計(jì)信息的決策有用性，增進(jìn)股東價(jià)值。

第二，獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)是一種替代關(guān)系而非互補(bǔ)關(guān)系，兩者并不能協(xié)同提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。由此可見，我國(guó)公司治理結(jié)構(gòu)改革急迫而重要的任務(wù)之一就是將獨(dú)立董事和監(jiān)事會(huì)的職能進(jìn)行適當(dāng)切分，避免職能重疊和權(quán)力沖突帶來的效率衰減現(xiàn)象?？蛇x的做法是，在現(xiàn)行制度框架下，賦予獨(dú)立董事決策咨詢職能，著力提高公司治理的效率，如利用獨(dú)立董事的商業(yè)網(wǎng)絡(luò)資源，評(píng)估公司戰(zhàn)略，優(yōu)化董事會(huì)決策，降低公司資本成本，提高公司價(jià)值；審查公司內(nèi)部控制結(jié)構(gòu)，監(jiān)督公司財(cái)務(wù)報(bào)告過程和結(jié)果，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量等；而將高管薪酬激勵(lì)賦予公司監(jiān)事會(huì)，著力解決高管薪酬差距及薪酬公平性問題。

第三，相對(duì)于民營(yíng)上市公司，國(guó)有公司會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事并未有效地發(fā)揮財(cái)務(wù)監(jiān)督作用。可能的原因是，國(guó)有公司的財(cái)務(wù)監(jiān)督很大一部分是借助于外派監(jiān)事會(huì)完成的，難以體現(xiàn)和反映獨(dú)立董事的邊際貢獻(xiàn)。盡管外派監(jiān)事會(huì)在防范國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)失誤和舞弊、維護(hù)國(guó)有資產(chǎn)的安全、實(shí)現(xiàn)國(guó)有資產(chǎn)保值增值中發(fā)揮了重要的歷史作用，但是作為帶有濃郁計(jì)劃經(jīng)濟(jì)色彩的制度安排，是時(shí)候加以改革了。本文認(rèn)為，應(yīng)將公司財(cái)務(wù)監(jiān)督的職能賦予公司內(nèi)部監(jiān)督機(jī)構(gòu)——董事會(huì)審計(jì)委員會(huì)，還公司治理的本原性質(zhì)。

第四，相對(duì)于法律環(huán)境好的公司，處于投資者法律保護(hù)弱的地區(qū)的公司會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事發(fā)揮的財(cái)務(wù)監(jiān)督作用更顯著。這表明投資者法律保護(hù)和獨(dú)立董事治理是一種有效的公司治理替代機(jī)制。在我國(guó)新興加轉(zhuǎn)軌的特殊制度背景下，投資者法律保護(hù)較為薄弱，而且在短期內(nèi)難以一蹴而就，這凸顯了加強(qiáng)董事會(huì)尤其是獨(dú)立董事制度建設(shè)的重要性。為此，聘任具有會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的人士擔(dān)任公司獨(dú)立董事、強(qiáng)化董事會(huì)或?qū)徲?jì)委員會(huì)能力建設(shè)仍將成為我國(guó)公司治理今后相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間的重要任務(wù)。

第五，相對(duì)于中小型企業(yè)，大型企業(yè)會(huì)計(jì)專長(zhǎng)獨(dú)立董事更難以有效發(fā)揮財(cái)務(wù)監(jiān)督的作用。這說明大型企業(yè)的代理問題更嚴(yán)重，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量更差，更應(yīng)該聘任會(huì)計(jì)專長(zhǎng)的人士擔(dān)任獨(dú)立董事，以強(qiáng)化公司財(cái)務(wù)監(jiān)督職能?！?/p>

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