社會(huì)信任、會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事聲譽(yù)與內(nèi)部控制質(zhì)量

魏立江，雷彎彎，徐 陽(yáng)

(安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243002)

自SOX法案頒發(fā)以來(lái)，各國(guó)資本市場(chǎng)監(jiān)管機(jī)構(gòu)日益強(qiáng)化上市公司內(nèi)部控制制度的有效運(yùn)行。我國(guó)自2006年上交所與深交所相繼出臺(tái)的內(nèi)部控制指引到財(cái)政部、銀監(jiān)會(huì)、保監(jiān)會(huì)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(shí)施及信息披露已然是我國(guó)上市公司的硬性規(guī)定。對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量及其影響因素的探究成為業(yè)界和學(xué)者的關(guān)注。已有的研究大多聚焦媒體監(jiān)督、審計(jì)委員會(huì)、董事特征、獨(dú)立董事獨(dú)立性以及正式制度等因素對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，鮮有考察會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事聲譽(yù)以及社會(huì)信任這一非正式制度對(duì)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(jī)理，獨(dú)立董事的重要職責(zé)之一是監(jiān)督上市公司內(nèi)部控制的有效性，加強(qiáng)董事會(huì)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(guó)證監(jiān)會(huì)于2002年頒布《上市公司治理準(zhǔn)則》規(guī)定，公司至少有一名會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)人士在董事會(huì)審計(jì)委員會(huì)中擔(dān)任獨(dú)立董事。眾所周知，現(xiàn)代公司內(nèi)部控制成熟于會(huì)計(jì)學(xué)科，會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景的獨(dú)立董事應(yīng)諳熟內(nèi)部控制的要旨。中國(guó)上市公司會(huì)計(jì)背景的獨(dú)立董事源于高校院所科研部門(mén)和會(huì)計(jì)師事務(wù)所機(jī)構(gòu)，他們的聲譽(yù)存在很大差異，這種事實(shí)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(gè)問(wèn)題是，我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)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(huì)信任會(huì)對(duì)上市公司的內(nèi)部控制是否產(chǎn)生影響？目前從社會(huì)嵌入視角研究這一問(wèn)題的文獻(xiàn)還是鳳毛麟角。社會(huì)信任與會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事兩者是否對(duì)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(yíng)上市公司為研究對(duì)象，探討會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事聲譽(yù)與社會(huì)信任對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響。

一、文獻(xiàn)分析和研究假設(shè)提出

(一)會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事聲譽(yù)對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響

內(nèi)部控制是指由公司董事會(huì)、管理層與全體員工共同實(shí)施的旨在合理保證實(shí)現(xiàn)公司基本目標(biāo)的一系列控制活動(dòng)。運(yùn)行良好的內(nèi)部控制可以降低信息不對(duì)稱(chēng)，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(jìn)而降低企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)[1]。Rice等證實(shí)了在內(nèi)部控制存在缺陷的公司出現(xiàn)財(cái)務(wù)錯(cuò)報(bào)與會(huì)計(jì)舞弊的概率更大[2]。從上述文獻(xiàn)分析可見(jiàn),如果公司的內(nèi)部控制系統(tǒng)比較薄弱,對(duì)公司盈余質(zhì)量以及會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的負(fù)向影響會(huì)更大，甚至導(dǎo)致經(jīng)營(yíng)與破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的擴(kuò)大。

從獨(dú)立董事角度看,會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景的獨(dú)立董事在審計(jì)委員會(huì)中任職，審計(jì)委員會(huì)負(fù)責(zé)審查企業(yè)內(nèi)部控制，監(jiān)督內(nèi)部控制的有效實(shí)施和內(nèi)部控制的自我評(píng)價(jià)情況等。如果獨(dú)立董事未盡勤勉之責(zé)，公司出現(xiàn)重大內(nèi)部控制缺陷導(dǎo)致財(cái)務(wù)欺詐行為滋長(zhǎng)，可能對(duì)會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事的聲譽(yù)以及職業(yè)前景造成嚴(yán)重后果。已有的研究認(rèn)為，會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)董基于其聲譽(yù)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(cái)務(wù)舞弊而遭受訴訟公司的獨(dú)立董事在其他公司兼職情況會(huì)惡化，且公司財(cái)務(wù)舞弊性質(zhì)越嚴(yán)重，獨(dú)立董事連帶責(zé)任越重大，自身受到的影響也就越嚴(yán)重[4]。獨(dú)立董事也可能因公司治理缺陷被監(jiān)管機(jī)構(gòu)問(wèn)責(zé)，致使其聲譽(yù)損失較重[5]。概言之，若公司治理出現(xiàn)缺陷，會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事聲譽(yù)將受到毀損，聲譽(yù)會(huì)對(duì)其產(chǎn)生鞭策效果。

綜上分析，當(dāng)公司運(yùn)營(yíng)、治理出現(xiàn)問(wèn)題，特別是內(nèi)部控制問(wèn)題出現(xiàn)，會(huì)增大公司的財(cái)務(wù)舞弊風(fēng)險(xiǎn)，降低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，增加管理層的機(jī)會(huì)主義行為，進(jìn)而影響?yīng)毩⒍侣曌u(yù)。而聲譽(yù)是獨(dú)立董事長(zhǎng)期積累的一項(xiàng)稀缺資源，它在資本市場(chǎng)上難以被復(fù)制、模仿，一旦因公司治理問(wèn)題特別是內(nèi)部控制問(wèn)題被損壞，不僅修復(fù)困難，還會(huì)帶來(lái)種種“不良反應(yīng)”。因此我們認(rèn)為聲譽(yù)機(jī)制能夠?qū)?huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)董產(chǎn)生激勵(lì)作用，使其積極參與公司治理，加強(qiáng)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(yù)風(fēng)險(xiǎn)”?；谝陨?，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a：在控制其他因素后，會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事聲譽(yù)越高，其所任職公司的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，即獨(dú)立董事聲譽(yù)與內(nèi)部控制質(zhì)量正相關(guān)。

學(xué)生講壇活動(dòng)已經(jīng)走過(guò)了五個(gè)春秋。從低年級(jí)講繪本故事，到中年級(jí)介紹自己喜歡的書(shū)籍，再到高年級(jí)融入自己思想的學(xué)生講壇，孩子們的思維在發(fā)展，思想在成熟，生命在成長(zhǎng)。學(xué)生每次演講少則半個(gè)小時(shí)，多則一個(gè)多小時(shí)，演講的主題都是學(xué)生們自定的，涉及歷史、文學(xué)、科學(xué)、軍事、戲劇、體育等諸多方面，比如，“匈奴的傳奇”“帝國(guó)的興起—大秦統(tǒng)一之路”“曹家謀士賈詡”“第二次世界大戰(zhàn)中的歐洲戰(zhàn)場(chǎng)”“解讀二戰(zhàn)”，等等。演講臺(tái)上，孩子們旁征博引，談古論今，一個(gè)個(gè)儼然是所講主題的專(zhuān)家。講座中，全年級(jí)同學(xué)認(rèn)真聽(tīng)講做筆記，臺(tái)上臺(tái)下不時(shí)的互動(dòng)讓所有人都參與其中。

審計(jì)委員會(huì)主任作為審計(jì)委員會(huì)的召集人，其可能把審計(jì)委員會(huì)服務(wù)作為增強(qiáng)其聲譽(yù)資本的手段[6]。Vineeta & Errol認(rèn)為審計(jì)委員會(huì)成員的聲譽(yù)以及支付給其的現(xiàn)金補(bǔ)償與財(cái)務(wù)重述負(fù)相關(guān)，審計(jì)委員會(huì)成員通過(guò)財(cái)務(wù)報(bào)表的高質(zhì)量來(lái)增強(qiáng)他們的聲譽(yù)[7]。當(dāng)公司的內(nèi)部控制出現(xiàn)問(wèn)題，審計(jì)委員會(huì)主任作為審計(jì)委員會(huì)的負(fù)責(zé)人，其聲譽(yù)受到的損害更大。我們認(rèn)為，與非主任的會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)董相比，審計(jì)委員會(huì)主任所處的地位與職責(zé)驅(qū)動(dòng)他們更有動(dòng)機(jī)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(méi)有擔(dān)任審計(jì)委員會(huì)主任的高聲譽(yù)會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)董相比，擔(dān)任審計(jì)委員會(huì)主任的高聲譽(yù)獨(dú)董對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的正向影響更明顯。

(二)社會(huì)信任對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響

信任作為社會(huì)資本市場(chǎng)的核心，信任水平與其所處的經(jīng)濟(jì)環(huán)境緊密關(guān)聯(lián)，是提高經(jīng)濟(jì)績(jī)效與完善社會(huì)秩序的樞紐。福山認(rèn)為社會(huì)信任對(duì)經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展、企業(yè)業(yè)績(jī)、外商投資與社會(huì)信任有密切關(guān)系[9]。

在我國(guó)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(lái)調(diào)節(jié)。已有的研究認(rèn)識(shí)到社會(huì)信任有利于企業(yè)內(nèi)部治理、外部投資[10-11]。與此同時(shí)，社會(huì)信任又是意識(shí)形態(tài)的共享價(jià)值觀(guān)，能夠通過(guò)同心圓擴(kuò)散，進(jìn)而影響企業(yè)管理層、股東的風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)、經(jīng)營(yíng)理念、價(jià)值觀(guān)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(jìn)而對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生重要影響。進(jìn)一步說(shuō)，信任與信譽(yù)具有“連坐機(jī)制”，在高信任水平的網(wǎng)絡(luò)機(jī)制中，如果企業(yè)管理層、股東基于個(gè)人的“帝國(guó)夢(mèng)”與“財(cái)富夢(mèng)”不加強(qiáng)內(nèi)部控制體系建設(shè)，導(dǎo)致機(jī)會(huì)主義行為層層出現(xiàn)，甚至導(dǎo)致企業(yè)財(cái)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(jià)是昂貴的。

綜上所述，在高水平的社會(huì)信任網(wǎng)絡(luò)中，管理層的風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)與經(jīng)營(yíng)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(qiáng)內(nèi)部控制，進(jìn)而提高內(nèi)部控制質(zhì)量?；谝陨希覀兲岢鋈缦录僭O(shè)：

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

(三)社會(huì)信任與會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)立董事聲譽(yù)的交互作用對(duì)內(nèi)部控制的影響

我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)制度轉(zhuǎn)型期，不同區(qū)域的社會(huì)信任度參差不齊。Sapienza & Zingales發(fā)現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)社會(huì)信任對(duì)股市參與產(chǎn)生影響，缺失信任的個(gè)體很少購(gòu)買(mǎi)股票[12]。張敦力等研究表明，社會(huì)信任水平能夠促進(jìn)企業(yè)獲得銀行借款，并且借款成本低[13]。Pevzner發(fā)現(xiàn)一個(gè)國(guó)家的社會(huì)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(qiáng)烈[14]。以上說(shuō)明在社會(huì)信任度高的地區(qū)，某項(xiàng)交易的達(dá)成與實(shí)施得到加速進(jìn)行。由于信任具有“連坐制”，人們對(duì)于某一組織的信任程度會(huì)對(duì)該組織內(nèi)部個(gè)體的信任度產(chǎn)生直接影響。在高社會(huì)信任程度的網(wǎng)絡(luò)機(jī)制中，如果企業(yè)管理層的各項(xiàng)機(jī)會(huì)主義行為得不到約束，代理成本嚴(yán)重及內(nèi)部控制出現(xiàn)缺陷，甚至造成企業(yè)財(cái)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(jià)是昂貴的。而高聲譽(yù)獨(dú)立董事基于自身的風(fēng)險(xiǎn)與聲譽(yù)受損修復(fù)成本的考慮，更會(huì)加強(qiáng)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(yù)機(jī)制能夠激勵(lì)會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)董積極發(fā)揮治理作用，那么這一效應(yīng)在高社會(huì)信任水平的企業(yè)更為明顯。基于上述分析，我們提出如下假設(shè)：

二、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇

本文選取2009～2015年度我國(guó)民營(yíng)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(gè)觀(guān)測(cè)值，公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)。為了消除極端值對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，對(duì)回歸模型中的連續(xù)變量進(jìn)行了1%的Winsorize處理。我們提出對(duì)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(yàn)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(duì)數(shù)。解釋變量(Acc)為會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事聲譽(yù)，本文借鑒黃海杰等的做法[15]通過(guò)手工整理獨(dú)立董事的簡(jiǎn)歷，然后判斷其是否是會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)董，最后在會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事的樣本中采用其是否來(lái)源“985”高?；蛘邍?guó)家會(huì)計(jì)重點(diǎn)學(xué)科、前十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所判斷其是否屬于高聲譽(yù)。相關(guān)變量定義見(jiàn)表1。

表1 變量定義表

為了檢驗(yàn)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(yàn)假設(shè) 3，我們按照社會(huì)信任水平的均值進(jìn)行劃分，大于均值的定義為高社會(huì)信任水平地區(qū)，否則為低社會(huì)信任水平地區(qū)，基于此對(duì)模型1進(jìn)行分組回歸。如果在社會(huì)信任水平低的地區(qū)，會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)立董事聲譽(yù)對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量具有顯著的正向影響，而在社會(huì)信任水平高的地區(qū)，會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董聲譽(yù)對(duì)內(nèi)控質(zhì)量的影響不顯著，則驗(yàn)證假設(shè)3。

三、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。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(shuō)明不同民營(yíng)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(shuō)明33.64%的民營(yíng)企業(yè)中有高聲譽(yù)的會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董。Chair均值為0.3099，說(shuō)明在民營(yíng)企業(yè)中有30.99%的審計(jì)委員會(huì)主任為高聲譽(yù)會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董。Trust均值為0.8339，標(biāo)準(zhǔn)差為0.5920，說(shuō)明我國(guó)各地區(qū)的社會(huì)信任水平存在顯著差異。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)主要變量的單變量檢驗(yàn)

表3描述了主要變量的單變量檢驗(yàn)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(shuō)明均值T檢驗(yàn)與中位數(shù)Z檢驗(yàn)均初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)，即會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)董聲譽(yù)越高，內(nèi)部控制質(zhì)量越好。

表3 主要變量的單變量檢驗(yàn)

(三)回歸分析

1.會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)立董事聲譽(yù)與內(nèi)部控制質(zhì)量

表4報(bào)告了會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)立董事聲譽(yù)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(yù)會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事對(duì)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(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事的聲譽(yù)越高，其內(nèi)部控制質(zhì)量越高。假設(shè)1a得證。

表4 會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事聲譽(yù)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(guò)異方差調(diào)整。

表5列示了對(duì)假設(shè)1b的檢驗(yàn)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(shuō)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(jì)委員會(huì)主任組的高聲譽(yù)對(duì)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(shuō)明審計(jì)委員會(huì)主任的聲譽(yù)對(duì)于內(nèi)部控制質(zhì)量的作用強(qiáng)于普通的會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董聲譽(yù)對(duì)內(nèi)部控制的作用。第(2)列是把樣本定在只是高聲譽(yù)的子樣本中進(jìn)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(shuō)明與非主任的高聲譽(yù)會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董相比，高聲譽(yù)的審計(jì)委員會(huì)主任對(duì)內(nèi)部控制的正向作用更加明顯。由此，假設(shè)1b得以驗(yàn)證。

表5 審計(jì)委員會(huì)主任的聲譽(yù)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(guò)異方差調(diào)整。

2．社會(huì)信任與內(nèi)部控制質(zhì)量

表6報(bào)告了社會(huì)信任對(duì)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(shuō)明不考慮其他因素的條件下，相比處于低社會(huì)信任水平地區(qū)的民營(yíng)企業(yè)，高社會(huì)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(huì)信任對(duì)內(nèi)部控制具有顯著的正向影響。進(jìn)一步地，本文按照全樣本社會(huì)信任的中位數(shù)將社會(huì)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(huì)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(huì)信任、會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)董聲譽(yù)與內(nèi)部控制質(zhì)量

表7揭示了社會(huì)信任與會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董聲譽(yù)對(duì)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(duì)會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)立董事聲譽(yù)分別在低社會(huì)信任水平組與高社會(huì)信任水平組分別進(jìn)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(huì)信任水平的企業(yè)，會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)立董事聲譽(yù)對(duì)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(huì)信任水平地區(qū)的企業(yè)，會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董聲譽(yù)對(duì)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(huì)信任水平強(qiáng)化了高聲譽(yù)會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)立董事對(duì)內(nèi)控控制質(zhì)量的影響。

表6 社會(huì)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(guò)異方差調(diào)整。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了增加研究結(jié)論的穩(wěn)健性，進(jìn)行了以下穩(wěn)健性測(cè)試：(1)利用ROE替換ROA，回歸結(jié)果未發(fā)生實(shí)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(zhǎng)江的做法[15]，采用前十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所、來(lái)自“985”高校或國(guó)家會(huì)計(jì)重點(diǎn)學(xué)科的排名衡量獨(dú)董聲譽(yù)，結(jié)論未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。(4)本文采用“985”高校或國(guó)家會(huì)計(jì)重點(diǎn)學(xué)科的院校衡量會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董聲譽(yù)，結(jié)論不變。(5)在原有衡量會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董聲譽(yù)方法的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)地加入全國(guó)會(huì)計(jì)領(lǐng)軍人才、組織部杰青、人大代表、全國(guó)五一勞動(dòng)獎(jiǎng)?wù)芦@得者、政協(xié)委員等稱(chēng)號(hào)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果不變。(6)采用中國(guó)企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)的數(shù)據(jù)衡量社會(huì)信任結(jié)果不變。

表7 社會(huì)信任、會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董聲譽(yù)、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(guò)異方差調(diào)整。

四、研究結(jié)論與局限性

本文以滬深A(yù)股2009～2015年的民營(yíng)上市公司數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)背景獨(dú)立董事聲譽(yù)、社會(huì)信任對(duì)內(nèi)控質(zhì)量的影響以及社會(huì)信任在獨(dú)董聲譽(yù)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(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董的聲譽(yù)資源具有稀缺性，一旦公司內(nèi)控出現(xiàn)缺陷，風(fēng)險(xiǎn)增加，其聲譽(yù)會(huì)受損，因此會(huì)對(duì)內(nèi)控質(zhì)量的改善發(fā)揮治理作用。社會(huì)信任作為一種非正式制度基于聲譽(yù)的“連坐機(jī)制”，會(huì)促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，以提高內(nèi)部治理機(jī)制的效率；隨著社會(huì)信任水平的提高，會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董聲譽(yù)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(jī)制——獨(dú)立董事聲譽(yù)的共生互動(dòng)性：在社會(huì)信任水平度較低的地區(qū)，聲譽(yù)更能激勵(lì)獨(dú)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(guó)獨(dú)立董事聲譽(yù)目前沒(méi)有標(biāo)準(zhǔn)的衡量方法，用會(huì)計(jì)專(zhuān)業(yè)獨(dú)董是否來(lái)自“985”高校、會(huì)計(jì)國(guó)家重點(diǎn)學(xué)科或前十大會(huì)計(jì)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(dú)立董事之間的影響，未進(jìn)一步考察宏觀(guān)環(huán)境的變化可能對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響。