独立董事薪酬与关键审计事项披露：薪酬辩护还是才能信号？

| 李正 张慧

一、引言

2021年11月12日，康美药业5位独立董事中的3位被广州市中级人民法院判罚承担投资者损失10%的连带赔偿责任，金额达到2.46亿元；另外两位独立董事承担投资者损失5%的连带赔偿责任，金额达到1.23亿元。巨额判罚引发了独立董事的辞职热潮。风险与收益的不匹配，使独立董事变成了一种“高危”兼职。继康美药业风波之后，美盛文化的3名独立董事通过连夜查证核实，集体反对公司实际控制人资金占用，越来越多的独立董事通过更多地了解上市公司业务的方式来降低履职风险。显然，在我国资本市场中，独立董事工作具有职责大、风险大、报酬低的特点。依据心理契约理论（Levinson等，2013），如果员工的工作得到了相应的回报，那么，员工愿意付出更多努力来实现组织的目标。同样的，当独立董事薪酬上升时，独立董事将获得正向激励，在工作中表现出更多的责任感。

独立董事制度是现代公司治理机制中的重要组成部分，理论上而言，独立董事监督职能的发挥需要借助外部审计。独立董事占比高的董事会更支持高水平的审计服务（李补喜和王平心，2006；Abbott和Parker，2000），更倾向于选择高质量的会计师事务所（Beasley和Petroni，2001），以弥补自身监督能力的不足（O’sullivan，2000）。而独立董事的特征，例如财务专业知识（Kim等，2014）、社会联系（窦欢等，2021）等，有助于提高财务报告质量。而且，审计委员会中独立董事比例高的企业，外部审计师被解聘的概率更低（Carcello和Neal，2003）。《上市公司治理准则》第38条规定，“上市公司董事会应当设立审计委员会等相关专门委员会；其中审计委员会、提名委员会、薪酬与考核委员会中独立董事应当占多数并担任召集人，审计委员会的召集人应当为会计专业人士”。第39十九条规定，“审计委员会的主要职责包括：监督及评估外部审计工作，提议聘请或者更换外部审计机构；审核公司的财务信息及其披露”。而且，独立董事要对公司的年度报告签署意见，作为董事会成员承诺“本公司董事会、监事会及董事、监事、高级管理人员保证年度报告内容的真实性、准确性、完整性，不存在虚假记载、误导性陈述或重大遗漏，并承担个别和连带的法律责任”。法律责任使独立董事必须重视年度报告内容的真实性、准确性、完整性，并且不存在虚假记载、误导性陈述或重大遗漏。外部审计师提供的信息是独立董事进行决策的重要来源（辛清泉等，2013），独立董事可以与外部审计师一同分享、识别并纠正由管理层导致的报告误差，而不受管理层的影响（O’sullivan，2000）。以上学术研究和规章制度说明，独立董事作为治理层成员，借助外部审计的力量提升财务报告透明度，是履行职责的重要手段。

《中国注册会计师审计准则第1504号—在审计报告中沟通关键审计事项》第9条规定，“注册会计师应当从与治理层沟通过的事项中确定在执行审计工作时重点关注过的事项。在确定时，注册会计师应当考虑下列方面：评估的重大错报风险较高的领域或识别出的特别风险；与财务报表中涉及重大管理层判断（包括被认为具有高度估计不确定性的会计估计）的领域相关的重大审计判断；本期重大交易或事项对审计的影响”。关键审计事项也是作为治理层成员的独立董事所关心的内容，通过与注册会计师沟通，审查清楚关键审计事项是否合法合规，对于独立董事避免履行职责中“踩雷”具有重要意义。例如，广州市中级人民法院在对康美药业一案做出的民事判决书中认为，“独立董事并未直接参与财务造假，却未勤勉尽责，存在较大过失，且均在案涉定期财务报告中签字，保证财务报告真实、准确、完整，所以前述被告是康美药业信息披露违法行为的其他直接责任人员”。康美药业的案例说明，上市公司财务报告造假，投赞成票或签字的独立董事需要承担连带赔偿责任。独立董事通过关键审计事项（以下简称：CAM）的披露，表明自己为了保证财务报告质量做到了勤勉尽责，也表明了独立董事作为专业人士的个人才能；而且，企业通过披露关键审计事项来降低重大错报风险，可以避免给独立董事带来声誉损失和法律诉讼。

独立董事薪酬是独立董事履责的重要激励。已有文献探讨了独立董事薪酬对企业盈余管理、公司治理效率、信息披露违规等的影响（石宗辉等，2014；张天舒等，2018；朱杰，2020）。Perry（2000）认为高薪酬的独立董事在公司治理上更为积极。提高独立董事薪酬有利于改善企业绩效（Liu等，2015；郑志刚等，2017）、提高财务报告质量（Ye，2014）、更可能对董事会议案说“不”（李世刚等，2019），高额薪酬使独立董事在降低机会主义行为（Cornett等，2008）、抑制内部人交易（Liu等，2015）、抑制企业违规（周泽将等，2021）等方面发挥了良好的监督作用。如果独立董事没有发现并解决企业的问题，其声誉资本受损，则会影响到未来潜在独立董事席位的获取，无形之中给独立董事带来经济损失；当然，倘若独立董事未尽其责导致现有席位不保，也必然会影响到自身在资本市场的声誉价值。综上所述，独立董事履行监督责任的动力来源是声誉增值或者获得报酬，声誉增值难以衡量，而货币薪酬作为独立董事履行职责贡献的直观衡量，能够以更直接更具体的形式衡量其任职的回报。现有文献已经探讨了独立董事薪酬对企业盈余管理、公司治理效率、信息披露违规等的影响，但尚无文献考察独立董事薪酬对CAM披露的影响。因此，本文以关键审计事项披露水平为切入点，以2016-2020年披露CAM的A股上市公司为样本，实证分析发现，独立董事薪酬显著提高了CAM的披露水平，而且，在国有企业、内部控制质量较低的企业、独立董事来自异地、独立董事网络中心度较低的情况下，独立董事薪酬促进CAM披露水平的提升效应更明显。进一步发现，在独立董事薪酬高于年度行业中位数而且CAM披露水平高于年度行业中位数的企业，大股东掏空程度降低，验证了才能信号假说的成立。

二、理论分析与假设提出

（一）才能信号假说

Trueman（1986）提出的“经理人才能信号”假说理论认为，经理人通过发布盈余预测向投资者展现其预测企业未来变化的能力，此时信息披露具有信号作用。Borokhovich等（1996）认为，独立董事为了提升人力资本价值，乐于彰显其在董事会决策控制中的专业能力。也就是说，独立董事为获得组织内部以及外部市场的认同（陈艳，2009），通过现有的董事职位向人力资源市场传递自身价值信号（Fama和Jensen，1983），努力维护并提升其作为企业监督者的声誉（谭劲松等，2003）。因此，当由独立董事占多数的董事会来行使企业剩余控制权时，独立董事也会向外界传递才能信号。

个人的才能可以区分为显性才能和隐性才能（蒋国洲，2003）。独立董事显性才能的体现，从自身的专业性中可见一斑。《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》明确提出独立董事应当具备与其行使职权相适应的任职条件，包括具备上市公司运作的基本知识，熟悉相关法律、行政法规、规章及规则，具有五年以上法律、经济或者其他履行独立董事职责所必需的工作经验。独立董事的受教育水平、工作经历等是较容易观测到的公开信息，可视为独立董事能否胜任职位的才能信号。而诸如分析、判断、决策和应变能力等隐性才能，并不能从独立董事过去的经历中被直接观测到，需要根据独立董事的履职情况进行评估。CAM信息的披露是独立董事监督企业财务报告过程的结果，一定程度上可以体现独立董事的隐性才能，从已经披露的CAM的内容来看，包括了资产减值、收入确认、公允价值计量、股权投资等涉及判断和估计的各类事项。上述内容能够增强投资者对财务报表的理解，极大地提高了独立董事监督企业财务报告过程的信息透明度，维护了中小股东的利益，反映了独立董事的专业才能。高薪酬的独立董事希望向外界展示自己的专业才能，利用CAM披露来体现其勤勉尽责，同时也展现自己对财务报告质量的监督能力，提高其在独立董事市场的人力资源价值。因此，高薪酬的独立董事有动机促使外部审计师披露更多的CAM信息，体现了才能信号假说。

（二）薪酬辩护假说

与才能信号假说不同，经理人进行信息披露并不一定是一种真实的才能信号，也可能是为自己的机会主义行为辩护，其目的在于追求自身利益最大化(Merkl-Davies等，2011)。对于获得高薪酬的管理者来说，在社会公平性压力下有动机对其薪酬进行辩护，寻找充分、正当的理由来证明自己的薪酬水平是合理的(谢德仁等，2012)。Osma和Guillamón-Saorín(2011)认为，管理者可能通过信息披露进行印象管理，从而达到薪酬辩护的目的。现实经济活动中存在着“花瓶独立董事”的情况，他们拿着高薪，借助CAM信息的披露，体现其尽到了独立董事的职责，在业界建立并维护一个良好形象，为高薪酬寻求合理性和正当性；实际上，这些独立董事并没有为维护中小股东利益起到实质性的作用。

基于以上分析，无论是才能信号假说还是薪酬辩护假说，独立董事薪酬均有助于提高CAM披露水平。本文提出假设：

H1：在其他条件不变时，独立董事薪酬有助于提高CAM披露水平。

三、研究设计

（一）数据来源

本文以2016-2020年5年期间在审计报告中沟通CAM的企业为初始样本，并剔除了以下观测值：（1）金融保险类企业；（2）交易状态为ST、＊ST、PT、暂停上市、终止上市的企业；（3）当年新上市的样本；（4）财务数据缺失的样本。最终得到11285个年度行业观测值。除CAM披露数据来源于CNRDS数据库，其他数据均来自CSMAR数据库。为避免异常值的影响，本文对所有连续数据进行了上下1%的Winsorize处理。

（二）模型构建与变量定义

本文构建如下模型（1），以检验研究假设：

模型（1）中各研究变量的定义如下：

1.被解释变量。本文采用两种方式来衡量CAM的披露水平：Num为披露数量；Length为披露详细程度。

2.解释变量。独立董事的报酬（DCL）包括上市公司定期支付的货币薪酬、出席董事会的会议津贴以及在审计委员会任职的津贴。参考已有文献（张天舒等，2018；周泽将等，2021），本文采用独立董事报告期薪酬总额除以独立董事总人数并取自然对数来度量独立董事薪酬水平（DCL）。

3.控制变量。本文还选取了如下可能影响CAM披露水平的企业特征、治理特征和审计师特征作为控制变量（Control）:公司规模（Size）、财务杠杆（Lev）、营业收入增长率（Growth）、总资产报酬率（R o a）、经营活动现金流比率（CFO）、账面市值比（BM）以及是否亏损（Loss）；第一大股东持股比例（First）、董事会规模（Board）、管理层持股比例（Manashare）；审计师声誉（Top10）、是否变更会计师事务所（Chfirm）、审计延迟（Delay）、审计意见（OP, 审计师出具标准无保留意见，OP取1，否则取0）。此外，本文还控制了年度和行业效应。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计和相关性分析

企业平均披露2.05个CAM，大部分企业披露2个CAM，最少披露1个CAM，最多不超过6个CAM，CAM的文本信息长度平均为7.06，与以往对CAM披露特点的研究保持一致（路军和张金丹，2018）。独立董事薪酬的自然对数DCL最小值为9.904，最大值为12.301，表明不同企业的独立董事薪酬水平存在差异。控制变量的描述性统计结果与现有文献基本一致，在这里不再赘述。

各变量之间的Pearson相关系数和Spearman相关系数表明，DCL与Num、Length在1%的水平上显著正相关，初步说明独立董事薪酬在一定程度上提高了CAM的披露水平，限于篇幅，单变量统计表格备索。

（二）回归结果分析

在实证分析中，为了控制可能存在的异方差，本文采用了White异方差稳健标准误。表1报告了独立董事薪酬与CAM披露水平回归的结果。其中（1）（3）列为只控制行业和年份效应的情况，（2）（4）列为加入各个控制变量之后的情况。结果显示：（1）在没有加入控制变量的情形下，DCL与Num在1%的水平上显著正相关（t值为4.338）；（2）在加入企业财务特征、治理特征和审计师特征后，DCL与Num的回归t值为2.085，并且在5%的水平上显著。同样地，（3）列显示DCL与Length在1%的水平上显著正相关（t值为7.216），在加入控制变量后，DCL与Length的回归t值为3.658。以上结果表明独立董事薪酬越高，CAM的披露水平越高，该结果支持了假设1。控制变量的回归结果显示，企业规模越大，业务越复杂，CAM披露水平越高；财务杠杆越大的企业、成长性越高的企业，经营的波动性越大，CAM披露水平越高；公司盈利能力越好，风险越小，CAM披露水平越低；第一大股东持股比例越高，CAM披露水平越低，说明第一大股东并不希望通过详细的CAM披露来提升公司的财务信息透明度；审计师声誉越高、更换会计师事务所、审计师出具标准无保留意见、审计延迟越久，说明搜集的审计证据越充分，CAM披露水平越高。

表1 多元回归结果

（三）稳健性检验

1.工具变量法。较高的薪酬代表了企业董事会对独立董事任职能力的肯定，使得独立董事促使审计师披露更多的CAM；反之，为了促进CAM披露水平的提升，企业可能会聘请能力强、声誉高的独立董事并给予其较高的劳动报酬。即独立董事薪酬与CAM披露水平之间可能存在反向因果关系而导致的内生性问题。因此，本文借鉴周泽将等（2021）的做法，以人均省级地区生产总值的自然对数（GDP）为独立董事的工具变量进行两阶段回归。人均省级地区生产总值越大，说明这个地区的经济发展水平较高，从而独立董事的薪酬也较高，满足工具变量的内生性要求。而微观上的企业外部审计行为不容易受到宏观上的地区发展水平的影响，满足了工具变量的外生性要求。本文采用Cragg-Donald检验工具变量的有效性，F统计量的值〉10，排除弱工具变量问题，表明本文选用的工具变量较为合理。表2报告了两阶段的回归结果。篇幅所限，控制变量的结果未列出，以Control表示，下同。

表2 工具变量法两阶段回归结果

在工具变量第一阶段回归中，列（1）显示GDP与DCL的回归系数为0.169，在1%的水平上显著为正（t值为15.648），说明人均省级地区生产总值与独立董事薪酬激励显著正相关；在第二阶段回归中，列（2）和列（3）显示DCL与Num的回归系数分别为0.199、0.166，均通过了至少5%的显著性检验。以上结果与前文基本一致，表明在控制了企业的内生性问题之后，独立董事薪酬仍然显著促进了CAM的披露，回归结果较为稳健。

2.更换独立董事薪酬的度量方式。本文选取两种方式来重新度量独立董事薪酬变量：（1）独立董事行业薪酬差距（DCL_ind）。独立董事的相对薪酬水平可能更容易反映独立董事对该职位的胜任能力，因此采用当年独立董事平均薪酬减去同年度的同行业均值来度量DCL_ind；（2）审计委员会独立董事薪酬（DCL_aud），审计委员会负责内外部审计的沟通及审核企业的会计信息披露，因此本文考察了在审计委员会兼职的独立董事的平均薪酬（DCL_aud）对CAM披露的影响。更换变量之后的回归结果如表3所示，可以看出，无论是独立董事行业薪酬差距，还是审计委员会独立董事薪酬，二者均与CAM披露水平的两个指标在1%的水平上显著正相关，进一步支持了本文的假设。

表3 更换独立董事薪酬的回归结果

3.调整样本区间。由于2016年披露CAM的样本都是A+H公司，为了使样本在年份之间可比，本文剔除了2016年的43个观测值之后再进行回归；另外，考虑到2020年新冠疫情的影响，本文又剔除了2020年度的样本进行回归。回归结果表明，研究变量DCL与因变量Num和Length仍然是显著正相关。限于篇幅，结果备索。

（四）异质性分析

前文的研究结果表明，独立董事薪酬越高，CAM披露水平越高。然而在不同的情境下，独立董事薪酬对CAM披露水平的影响是否存在差异？下文将从企业产权性质、内部控制质量、独立董事的任职地、网络中心度等角度考察独立董事薪酬与CAM披露水平之间的关系。

1.产权性质不同的情境下独立董事薪酬与CAM披露。在不同的产权性质下，国有企业和民营企业对于经理人的激励机制存在差异，独立董事对声誉的诉求不一样，相较于民营企业，国有企业的经理人受到国资委、党委和其他政府机构的多重监管，爱惜声誉的独立董事应对的监督压力更大。因此，国有企业中独立董事薪酬越高，越可能披露更多的CAM来显示其履行了职责，发挥了财务报告监督职能。分组回归结果见表4，结果表明，与民营企业相比，国有企业独立董事薪酬对CAM披露的促进作用更强。

表4 独立董事薪酬与CAM披露水平：不同的产权性质

2.内部控制质量不同的情境下独立董事薪酬与CAM披露。内部控制作为影响组织效率的重要内在因素，在一定程度上会对独立董事的履职行为产生影响。内部控制质量越低，企业信息透明度也越低（Abbott等，2007）。低质量的内部控制，往往伴随着企业较高的盈余管理程度（方红星和金玉娜，2011），企业信息透明度较低，加剧了内外部的信息不对称程度，经理人市场很难全面了解到独立董事的真才实能，薪酬越高的独立董事，传递才能信号的需求越强。因此，本文预期在低质量内部控制的企业，独立董事薪酬与CAM披露之间存在显著的正相关关系。基于以上分析，将内部控制质量按照同年度同行业的中位数分为内部控制质量较低组和内部控制质量较高组，重复模型（1）的回归。本文采用迪博内部控制指数来衡量企业内部控制质量，回归结果如表5所示。结果表明，内部控制质量低的企业中独立董事薪酬越高，越可能披露更多的CAM来显示其履行了职责，发挥了财务报告监督职能。

表5 独立董事薪酬与CAM披露水平：不同的内部控制质量

3.独立董事任职地不同的情境下独立董事薪酬与CAM披露。企业更青睐于聘用异地独立董事的原因在于，异地独立董事的监督功能被弱化，而对管理层和股东的自利行为鞭长莫及（孙亮和刘春，2014）。由于地理距离的限制，异地独立董事很难完全洞悉企业内部情况，需要花费更多的时间和金钱成本才能完成和同城独立董事几近一样的工作量（赵放等，2017），以获得组织内部以及外部市场的认同。按照规定，每家上市企业都会至少聘请一位具有会计专业背景的独立董事，因此，本文以会计专业独立董事的居住地与任职地是否相同为标准判断独立董事是否在同城任职，只要企业中的会计专业独立董事有一位在异地任职，便认为该企业聘请的是异地独立董事，进而将样本划分为异地独立董事组和同城独立董事组，重复模型（1）的回归，表6报告了回归结果。结果表明，异地独立董事薪酬越高，越可能披露更多的CAM来显示其履行了职责，发挥了财务报告监督职能。

表6 独立董事薪酬与CAM披露水平：不同的独立董事任职地

4.独立董事网络中心度不同的情境下独立董事薪酬与CAM披露。在中国的关系型社会中，董事的行为难免会受到社会网络的影响（谢德仁和陈运森，2012）。独立董事在董事网络中所处的位置代表着该独立董事关系强度大小，以及获取信息、资源、声誉、潜在席位等社会资本的难易程度（陈运森，2012）。随着独立董事网络中心度的提高，独立董事与其他董事之间直接或间接的联系更大，越容易获取董事网络中所嵌入的社会资本，进行声誉增值的动机随之减弱。因此，独立董事网络中心度低的企业中任职的独立董事，薪酬越高，越可能通过披露更多的CAM来显示其履行了职责，发挥了财务报告监督职能，以便为获得更多的独立董事席位而积聚声誉。将独立董事网络中心度按照同年度同行业的中位数分为独立董事网络中心度较低组和独立董事网络中心度较高组，独立董事网络中心度参考李志生等（2018）的做法，根据下列公式计算：

其中，A为公司i和公司j之间是否存在关系，如果公司i的独立董事在公司j担任独立董事职务，则A=1，否则A=0；n为企业数量。计算得到的IDNC就是企业i的独立董事网络中心度。重复模型（1）的回归，表7报告了回归结果。结果显示，无论是Num还是Length，DCL的系数仅在独立董事网络中心度较低组显著为正。以上结果表明，独立董事薪酬对CAM披露的促进作用在独立董事网络中心度较低时更强。

表7 独立董事薪酬与CAM披露水平：不同的独立董事网络中心度

五、进一步分析

为了进一步验证独立董事薪酬对CAM披露的促进作用是出于传递才能信号还是薪酬辩护的目的，本文检验了独立董事薪酬高于年度行业中位数而且CAM披露高于年度行业中位数的公司，是否抑制了大股东掏空行为。如果与才能信号假说一致，则独立董事薪酬促进CAM披露是在真正地展示才能、积极履职，那么在独立董事薪酬高于年度行业中位数而且CAM披露高于年度行业中位数的企业，大股东掏空程度应该减轻。如果与薪酬辩护假说一致，则独立董事薪酬促进CAM披露属于进行印象管理的一种自利行为，那么独立董事薪酬高于年度行业中位数而且CAM披露高于年度行业中位数的企业，大股东掏空程度更加严重。因此，把独立董事薪酬高于年度行业中位数而且CAM披露个数高于年度行业中位数的观测值DCL_num赋值为1，否则为0。独立董事薪酬高于年度行业中位数且CAM文本信息长度高于年度行业中位数的观测值DCL_length赋值为1，否则为0。参考Cheung等（2009）、侯青川等（2017）的做法，本文采用三个指标定义大股东掏空程度：RPT1为年度关联交易之和／期末总资产；RPT2为侵占型关联交易之和／期末总资产，侵占型关联交易包括商品、资产、劳务和股权交易；RPT3为商品和劳务两类关联交易之和／期末总资产。如表8所示，无论因变量为RPT1、RPT2还是RPT3，DCL_num、DCL_length与因变量都是显著负相关，降低了大股东掏空，表明独立董事薪酬对CAM披露的促进作用是在传递才能信号，进而排除了薪酬辩护假说。

表8 CAM披露动机与大股东掏空程度

借鉴侯青川等（2017）的做法，重新定义大股东掏空程度：RPT_A、RPT_B和RPT_C分别为RPT1、RPT2和RPT3经过行业中位数调整之后的大股东掏空程度指标。回归结果的显著性与表8相同，限于篇幅，结果备索。

六、结论与启示

本文从独立董事薪酬视角，研究CAM披露的动机是展现真实才能（才能信号假说），还是进行印象管理（薪酬辩护假说）。以2016-2020年披露CAM的A股上市公司为样本进行实证分析发现，在控制内生性问题、更换独立董事薪酬衡量方式以及调整样本区间之后，独立董事薪酬都显著提高了CAM的披露水平。区分不同的企业环境，独立董事薪酬促进CAM披露水平提升仅在国有企业、企业内部控制质量较低的情境中显著；区分独立董事的个人特征，仅在异地独立董事、独立董事网络中心度较低的情境中显著。进一步发现，在独立董事薪酬高于年度行业中位数而且CAM披露高于年度行业中位数的企业中，大股东掏空程度减轻，验证了才能信号假说的成立。研究结果表明，在我国的制度背景下，独立董事有动机向外界传递才能信号，维护自身良好声誉。本文的结论为企业制定合理的独立董事薪酬方案提供了一定的启示，合理的薪酬水平既能实现独立董事的个人价值，又能扭转其监督功能弱化的局面。