上市公司獨(dú)立董事能夠抑制盈余管理行為嗎？

楊金磊，楊位留，顧甜甜

(棗莊學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，山東 棗莊 277160)

一、引言

公司作為資源配置的微觀主體，不僅要向社會各方提供各類產(chǎn)品和服務(wù)，而且還要盡可能多地實(shí)現(xiàn)公司的商業(yè)價(jià)值。公司在運(yùn)行過程中，既是生產(chǎn)經(jīng)營和資源綜合利用的過程，又是不斷完善自身內(nèi)部治理的過程。在這個(gè)過程中，由于委托代理和信息不對稱的存在，管理者的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇往往普遍存在。對此，公司盈余管理行為也就顯得更加司空見慣。尤其是管理者為了達(dá)到自身利益，常常采用盈余管理手段，進(jìn)而對財(cái)務(wù)報(bào)告進(jìn)行美化或粉飾，這不僅大大降低了財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性，而且也降低了會計(jì)信息的真實(shí)性。最終，不僅會影響投資者的理性決策，而且會導(dǎo)致利益相關(guān)者受到重大經(jīng)濟(jì)損失，并嚴(yán)重干擾資本市場的有效運(yùn)行。從歷年證監(jiān)部門反饋的公司監(jiān)管年報(bào)來看，公司的盈余管理行為是影響中國資本市場會計(jì)信息質(zhì)量的重要因素之一。因此，如何抑制公司的盈余管理行為，早已成為監(jiān)管部門和學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。

公司治理作為監(jiān)督和約束管理者行為的重要機(jī)制，其治理效率的高低對盈余管理行為會產(chǎn)生重要影響。而獨(dú)立董事作為公司治理的重要組成部分，其獨(dú)立性很大程度上影響著公司治理效果的發(fā)揮，并且也會影響公司的盈余管理行為。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)對獨(dú)立董事如何影響公司的盈余管理行為仍舊存在較大分歧，并主要集中于“獨(dú)董治理對盈余行為的抑制論”和“獨(dú)董治理對盈余行為的非抑制論”兩種截然不同的觀點(diǎn)。

堅(jiān)持“獨(dú)董治理能夠抑制公司的盈余管理行為”的觀點(diǎn)認(rèn)為，獨(dú)立董事對公司盈余管理行為的治理作用，可以從獨(dú)立董事比例多少和是否異地就職兩個(gè)方面來考慮。一方面，獨(dú)立董事比例的多少，對公司的盈余管理行為的抑制強(qiáng)調(diào)存在差異。其中，隨著獨(dú)立董事比例的下降，公司會更傾向盈余操縱行為(Dechow等,2010)[1]。相反，當(dāng)獨(dú)立董事比例提高時(shí)，公司的盈余管理行為會降低。如Pope等(1998)[2]研究認(rèn)為，在英國的非金融類公司中，擁有較多外部獨(dú)立董事的公司能夠抑制公司的正向盈余管理行為。與英國的研究結(jié)論類似，Jaggi和Singh(2010)[3]研究認(rèn)為，在香港上市公司中，獨(dú)立非執(zhí)行董事占董事會比例增加時(shí)，能夠顯著降低公司的盈余管理程度。另一方面，獨(dú)立董事為了維護(hù)自身的外部聲譽(yù)、證明其專業(yè)技能水平，能夠減弱管理層的盈余管理行為(徐高彥，2011)[4]。蔡春等(2017)[5]研究認(rèn)為，具有會計(jì)專業(yè)的獨(dú)立董事兼職席位數(shù)越多，就越能夠抑制其真實(shí)盈余管理程度，尤其是具有事務(wù)所經(jīng)歷的會計(jì)專業(yè)的獨(dú)立董事越多時(shí),會降低其真實(shí)盈余管理程度。胡元木等(2016)[6]研究認(rèn)為，技術(shù)獨(dú)立董事對管理層操控R & D費(fèi)用所形成的抑制作用,進(jìn)而可以提高公司的盈余信息質(zhì)量。史春玲和王茁(2018)[7]研究認(rèn)為，隨著具有財(cái)務(wù)專業(yè)獨(dú)立董事比例的上升,上市公司應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理行為會產(chǎn)生抑制作用。另外，獨(dú)立董事的任職地點(diǎn)的差異能夠影響公司的盈余管理行為。如孫亮和劉春(2014)[8]研究認(rèn)為，適當(dāng)發(fā)揮異地獨(dú)立董事的咨詢功能，有助于提升公司異地的經(jīng)營效率。因此，監(jiān)管機(jī)構(gòu)需要對代理沖突較大的公司，在選聘異地獨(dú)立董事時(shí)給予恰當(dāng)?shù)谋O(jiān)管，以充分發(fā)揮異地獨(dú)立董事的咨詢功能。傅代國和夏常源(2014)[9]研究認(rèn)為，中心度較高的獨(dú)立董事，可以提高公司的盈余信息質(zhì)量，并且能夠降低盈余管理水平，還能夠提升當(dāng)前盈余預(yù)測未來市場回報(bào)的能力。

與此相反，堅(jiān)持“獨(dú)董治理不能夠抑制公司的盈余管理行為”的觀點(diǎn)認(rèn)為，從我國現(xiàn)行獨(dú)立董事制度落實(shí)情況來看，滬深A(yù)股公司的獨(dú)立董事制度的發(fā)展現(xiàn)狀并不容樂觀，獨(dú)立董事的獨(dú)立性并未發(fā)揮其應(yīng)有的作用(李明竹，2014)[10]。耿志民(2006)[11]研究認(rèn)為，受上市公司國有股“一股獨(dú)大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)及由此產(chǎn)生的內(nèi)部人控制問題的影響,獨(dú)立董事制度未能發(fā)揮其應(yīng)有的作用。黃月云(2007)[12]研究認(rèn)為，當(dāng)前，由于我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)不合理,尤其是國有股“一股獨(dú)大”較為普遍，最終導(dǎo)致公司實(shí)際上被“內(nèi)部人”控制。此外，獨(dú)立董事制度在設(shè)計(jì)方面缺乏完善性,加之獨(dú)立董事職能運(yùn)行在實(shí)踐的獨(dú)立性尚未得到保障等現(xiàn)象仍然存在。劉曉光等(2018)[13]研究認(rèn)為，在家族企業(yè)中，獨(dú)立董事兼任比例并不能顯著影響到家族企業(yè)的盈余管理行為。

顯然，學(xué)術(shù)界對于上市公司獨(dú)立董事治理作用的認(rèn)識，以及獨(dú)立董事與盈余管理關(guān)系的認(rèn)識，尚未達(dá)成共識。究其原因可能包括諸多方面，諸如不同研究中存在研究樣本的選取和指標(biāo)體系的構(gòu)建方面的差異，也存在對獨(dú)立董事治理效果測度方法方面的差異，以及實(shí)證分析過程中缺乏足夠細(xì)致的異質(zhì)性考察等。為此，本文進(jìn)一步縮小研究的差異性，基于滬深A(yù)股上市公司2007年至2017年的數(shù)據(jù)，分析了獨(dú)立董事治理對公司盈余管理行為的影響。并且還考慮到不同盈余管理動機(jī)下，獨(dú)立董事治理對公司盈余管理行為的影響。因此，上述研究對提升公司內(nèi)部治理效率，以及預(yù)防公司內(nèi)部人為控制方面，均具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本文為了更好地研究獨(dú)立董事治理與公司盈余管理行為之間的關(guān)系，在以下三個(gè)方面有所創(chuàng)新。第一，在研究對象上，不同于以往研究，文中以滬深A(yù)股企業(yè)2007—2017年的面板數(shù)據(jù)為樣本，公司數(shù)量更多，分析的時(shí)間跨度更長。第二，在研究變量選取上，現(xiàn)有的對獨(dú)立董事的研究更多地以其比例多少作為衡量變量?？紤]到該變量并不能較為全面地反映出獨(dú)立董事的治理效果，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，引入獨(dú)立董事的任職地點(diǎn)這一新的變量。將獨(dú)立董事的比例和其任職地點(diǎn)兩個(gè)維度，作為衡量公司獨(dú)立董事治理的指標(biāo)，這可以更為全面地研究獨(dú)立董事治理對公司盈余管理的影響。第三，在研究內(nèi)容上，與以往研究不同的是，本文在考慮公司應(yīng)計(jì)盈余管理方式的基礎(chǔ)上，還考慮了公司盈余管理的不同動機(jī)，使研究更加廣泛和深入，且細(xì)化了這一主題研究。因此，總體看來，對于公司的盈余管理治理，國內(nèi)外學(xué)者主要從公司社會責(zé)任履行的角度或?qū)徲?jì)等角度開展有關(guān)研究，而純粹從獨(dú)立董事治理的角度探討公司的盈余管理問題的研究相對較少。

二、理論分析與研究假說

委托代理理論是探討有關(guān)獨(dú)立董事問題的基礎(chǔ)理論。具體來看，委托代理理論從公司治理的層面揭示了獨(dú)立董事制度創(chuàng)立的必要性。在上市公司中，普遍存在兩層委托代理關(guān)系。第一層，公司的經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)的分離，導(dǎo)致公司的所有者自由讓渡其經(jīng)營權(quán)，并通過引入職業(yè)經(jīng)理人為其代行經(jīng)營公司，使得經(jīng)營者在信息不對稱中形成機(jī)會主義行為。第二層，由于公司控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)的分離，導(dǎo)致大股東能夠直接控制公司，而分散的小股東無法參與公司的經(jīng)營，中小股東參與公司治理的高成本，使得此類股東存在搭便車行為。為了解決這一問題，可以對董事會實(shí)施監(jiān)督，并與董事會形成內(nèi)部制衡，從而預(yù)防因控制權(quán)過于集中所引發(fā)的掏空行為(葉康濤等，2007)[14]。另外，還有研究認(rèn)為，可以向董事會注入活力，在促進(jìn)董事會履行職責(zé)的同時(shí)，對管理層起到考核、獎勵(lì)以及懲罰作用，從而能夠降低第一層代理問題的發(fā)生概率(Fama和Jensen，1983)[15]。而獨(dú)立董事在公司中主要發(fā)揮的就是監(jiān)督作用。在公司治理結(jié)構(gòu)中，適當(dāng)?shù)匾氇?dú)立董事制度，有利于對公司雙層委托關(guān)系的有效治理(張巍，2002)[16]。在某種程度上，獨(dú)立董事制度可以彌補(bǔ)公司治理結(jié)構(gòu)中的缺陷，以及公司治理中存在的委托代理問題。因此，在公司治理中，完善的委托代理關(guān)系需要引入獨(dú)立董事制度，并且通過社會化委托代理方向來強(qiáng)化獨(dú)立董事的創(chuàng)新(曹立，2001)[17]。

基于對相關(guān)文獻(xiàn)和理論的分析可以發(fā)現(xiàn)，在上市公司中，獨(dú)立董事的治理發(fā)揮著較為重要的作用，而且具有獨(dú)立性的獨(dú)立董事，也能夠抑制不道德的盈余管理行為。為了進(jìn)一步深化研究，找出獨(dú)立董事的獨(dú)立性對于公司治理的真實(shí)效果，本研究擬從獨(dú)立董事的比例和是否在公司所在地任職兩個(gè)維度，來系統(tǒng)研究獨(dú)立董事獨(dú)立性與公司盈余管理的關(guān)系。

(一)獨(dú)立董事的比例多少對公司盈余管理行為的影響

從理論層面看，公司中獨(dú)立董事比例越高，對公司的監(jiān)督監(jiān)管效應(yīng)越明顯，自然對于盈余管理行為的抑制作用也就越好。其中，在中國臺灣地區(qū)上市的高科技企業(yè)中，獨(dú)立董事與家族企業(yè)的互動，能夠減少企業(yè)的盈余管理行為，董事會獨(dú)立性對于新興市場減輕家族企業(yè)實(shí)施的盈余管理行為非常重要(Chi等，2015)[18]。而且在董事會中過低的獨(dú)立董事比例并不能有效阻止公司的財(cái)務(wù)違規(guī)行為。相反，只有當(dāng)獨(dú)立董事的比例相對較高時(shí)，才可以有效降低公司財(cái)務(wù)違規(guī)行為和盈余管理行為(鄭春美和李文耀,2011)[19]。特別是，獨(dú)立董事的比例越高，越有助于抑制盈余管理行為(馮莉，2014)[20]。而且，公司中獨(dú)立董事的獨(dú)立性越強(qiáng)，對于盈余管理行為的抑制越明顯。其中，具有董事會的獨(dú)立性可以有效地監(jiān)控公司的盈余管理行為。但是，一旦過度監(jiān)控改變了獨(dú)立董事的市場環(huán)境，則會導(dǎo)致公司治理機(jī)制的失效(陳亮，2011)[21]。另外，在公司中，通過強(qiáng)化董事會的獨(dú)立性，有助于提高公司的盈余管理質(zhì)量(許文強(qiáng)和唐建新，2016)[22]。獨(dú)立董事的獨(dú)立性被認(rèn)為，在一定程度上負(fù)向影響公司盈余管理行為，而且這種影響還會隨著公司治理的優(yōu)化有所增強(qiáng)(張炳才和孔慶景，2011)[23]。特別是，隨著我國市場經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，公司的獨(dú)立董事制度得到了逐步完善，這對公司盈余管理行為的治理十分關(guān)鍵(陳家樂，2010)[24]。除此以外，較為完善的獨(dú)立董事制度，能夠?qū)緦?shí)際運(yùn)行起到一定的監(jiān)管作用，并能夠增強(qiáng)公司財(cái)務(wù)報(bào)告的有效性和真實(shí)性(管亞梅，2008)[25]。

假設(shè)H1：公司獨(dú)立董事比例越高對公司的盈余管理行為抑制作用越明顯。

(二)獨(dú)立董事的任職所在地對公司盈余管理行為的影響

從理論層面上看，公司獨(dú)立董事本地化任職越多，直接參與對公司監(jiān)管的效率越高，對其盈余管理行為抑制作用也就越明顯。童娜瓊等(2015)[26]研究認(rèn)為，聘用當(dāng)?shù)厍揖哂胸?cái)務(wù)背景的獨(dú)立董事，能夠抑制上市公司的真實(shí)盈余管理行為。但是，在國企和大股東控制權(quán)較高的公司中，有財(cái)務(wù)背景的當(dāng)?shù)鬲?dú)立董事對真實(shí)盈余管理的抑制作用會受到一定的阻礙。黃芳等(2016)[27]研究認(rèn)為，隨著獨(dú)立董事本地化任職的增多，上市公司的盈余管理質(zhì)量會有所提高。特別是，在宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境較差時(shí)，這種抑制作用會更加顯著。周澤將和劉中燕(2016)[28]研究認(rèn)為，獨(dú)立董事的本地任職，在某種程度上能夠降低上市公司違規(guī)的傾向，而且還能提升獨(dú)立董事的監(jiān)督效率。黃芳和楊七中(2016)[29]研究認(rèn)為，獨(dú)立董事本地化能抑制公司應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理。另外，獨(dú)立董事本地化還能約束真實(shí)活動盈余操控，包括銷售操控、生產(chǎn)操控和費(fèi)用操控等行為。周澤將等(2017)[30]研究認(rèn)為，在公司中，獨(dú)立董事的本地任職能夠?qū)?yīng)計(jì)盈余管理具有顯著的抑制作用。

假設(shè)H2：獨(dú)立董事的任職地點(diǎn)能夠影響公司的盈余管理行為。

H2.1：獨(dú)立董事異地任職增強(qiáng)了公司的盈余管理行為。

H2.2：獨(dú)立董事本地任職抑制了公司的盈余管理行為。

另外，從監(jiān)管部門對上市公司年報(bào)的檢查結(jié)果來看，公司為避免虧損或有較強(qiáng)的再融資動機(jī)時(shí)，盈余管理行為表現(xiàn)較為明顯。因此，減少具有較強(qiáng)盈余動機(jī)的公司盈余管理行為，對資本市場的有效運(yùn)行和保護(hù)利益相關(guān)者的利益，均具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。其中，聶建平(2016)[31]研究認(rèn)為，企業(yè)若存在債務(wù)契約動機(jī)、扭虧為盈動機(jī)、增發(fā)新股動機(jī)以及收益平滑動機(jī)時(shí)，真實(shí)盈余管理程度會顯著增加。但也有研究顯示，公司董事會的獨(dú)立性、專業(yè)性能夠影響上市公司的盈余管理信息質(zhì)量，且擁有較高的獨(dú)立董事比例的公司和擁有財(cái)務(wù)專業(yè)背景的獨(dú)立董事，能夠更好地抑制公司的盈余管理行為(吳清華和王平心，2007)[32]。另外，孟巖和周航(2018)[33]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)網(wǎng)絡(luò)位置越趨于中心,信息和資源優(yōu)勢越明顯,盈余管理行為越容易得到有效抑制。所以,董事會的獨(dú)立性可以有效地監(jiān)控盈余管理。那么，在不同的盈余動機(jī)下，公司獨(dú)立董事的獨(dú)立性能否抑制其盈余管理行為呢？對此，文中提出假設(shè)H3。

假設(shè)H3:盈余動機(jī)不會影響?yīng)毩⒍陋?dú)立性與公司盈余管理行為之間的關(guān)系。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型

首先，要解決的核心問題是獨(dú)立董事的治理能否抑制公司的盈余管理行為，即驗(yàn)證假設(shè)1與假設(shè)2。具體如式(1)所示。

(1)

上述模型中，其中，β為系數(shù)，Year為年度，共計(jì)11年設(shè)10列虛擬變量；Ind為行業(yè)效應(yīng)，參照中國證監(jiān)會2012年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，并對部分?jǐn)?shù)量較少行業(yè)進(jìn)行整合，最終劃分為10大行業(yè)，設(shè)立9列虛擬變量。為減少異方差問題，回歸分析采用了OLS普通最小二乘法。

(二)變量設(shè)定

為了更好地開展實(shí)證研究，現(xiàn)對被解釋變量、解釋變量及控制變量予以介紹和說明，如表1所示。

盈余管理(ZDA)為本文的被解釋變量。根據(jù)不同盈余管理方式，可以分為應(yīng)計(jì)和真實(shí)活動的盈余管理。因?yàn)檫@兩種方式各有利弊，所以公司會結(jié)合自身經(jīng)營的特點(diǎn)，綜合性地判斷使用哪一種方式對其利潤進(jìn)行操縱。本研究考慮到現(xiàn)階段我國資本市場發(fā)展尚不成熟，且應(yīng)計(jì)盈余管理的操作相對簡單，操作風(fēng)險(xiǎn)及成本相對較低和使用較為普遍的特點(diǎn)，因此選擇應(yīng)計(jì)盈余管理作為因變量來反映公司的盈余管理行為。

對于應(yīng)計(jì)盈余管理的計(jì)量，本文借鑒Dechow等(1995)[34]提出的修正Jones模型，采用分離操縱性應(yīng)計(jì)利潤的做法來進(jìn)行衡量，還參考了馮麗艷等(2016)[35]衡量應(yīng)計(jì)盈余管理的方法，重點(diǎn)考慮在計(jì)量應(yīng)計(jì)盈余管理中分離出的會計(jì)收益。通常情況下，計(jì)入報(bào)表的利潤包括被人為操縱過的利潤和未被人為操縱過的利潤兩個(gè)部分。其中，把被操縱過的利潤部分，經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后，可以得出應(yīng)計(jì)盈余管理的部分。具體如式(2)所示。

(2)

其中，NIt為公司第t年的凈利潤，CFOt為公司第t年的經(jīng)營現(xiàn)金流量，At-1為公司第t-1年的資產(chǎn)總額，ΔSt為公司的主營業(yè)務(wù)收入較上一年的變化額，ΔARt為公司的應(yīng)收賬款較上一年的變化額，PPEt為第t年公司的固定資產(chǎn)的凈額。通過對模型分年度分行業(yè)截面數(shù)據(jù)混合回歸得出的殘差，即為操縱性應(yīng)計(jì)利潤(DA)。然后，用Z-score方法標(biāo)準(zhǔn)化處理后，得到公司的應(yīng)計(jì)盈余管理水平(ZDA)。

本文把獨(dú)立董事的獨(dú)立性(INDR/IDW)作為解釋變量。獨(dú)立董事作為現(xiàn)代公司治理體系中的重要組成部分，其獨(dú)立程度在某種程度上是發(fā)揮好其監(jiān)督和咨詢職能的關(guān)鍵。但是，目前在學(xué)界并未對獨(dú)立董事的獨(dú)立性的衡量標(biāo)準(zhǔn)達(dá)成共識。對此，為了保證研究的科學(xué)性和準(zhǔn)確性，同時(shí)兼顧可操作性，文中選擇董事會中獨(dú)立董事的比例和獨(dú)立董事是否在公司所在地任職兩個(gè)維度來研究其獨(dú)立性。

1.獨(dú)立董事的比例(INDR)

獨(dú)立董事往往是獨(dú)立于公司股東，且不在公司內(nèi)部擔(dān)任職務(wù)，并與公司或公司的經(jīng)營者沒有相關(guān)聯(lián)的業(yè)務(wù)聯(lián)系，也不對公司的事物做出獨(dú)立判斷的董事。其主要職能是為公司發(fā)展和運(yùn)營提供監(jiān)督和咨詢。本研究中選用的獨(dú)立董事的比例(INDR)=獨(dú)立董事的人數(shù)/董事會人數(shù)。

另外，為了討論獨(dú)立董事獨(dú)立比例大小對盈余管理行為的影響，以獨(dú)立董事比例的中位數(shù)為分界點(diǎn)，把獨(dú)立董事的比例分為高低兩組：把獨(dú)立董事比例大于其中位數(shù)的組別稱為高獨(dú)立董事比例組;相反，把獨(dú)立董事比例小于其中位數(shù)的組別稱為低獨(dú)立董事比例組。

2.獨(dú)立董事的任職地點(diǎn)情況(IDW)

上市公司為了提高公司治理的效率，在對董事會體系進(jìn)行設(shè)計(jì)時(shí)，往往在考慮獨(dú)立董事比例的同時(shí)，還會考慮獨(dú)立董事的任職地點(diǎn)。對此，本研究將公司獨(dú)立董事是否在公司所在地任職這一維度納入考評體系中，并通過虛擬變量，對獨(dú)立董事的任職地點(diǎn)進(jìn)行計(jì)量。其中，若公司與獨(dú)立董事位于同一地域，即為本地獨(dú)立董事，設(shè)為0，異地獨(dú)立董事則設(shè)為1。但一家公司若聘請多位獨(dú)立董事，則按照會計(jì)專業(yè)的獨(dú)立董事工作所在地，判斷同城或異地。另外，一家公司中有兩個(gè)會計(jì)專業(yè)的獨(dú)立董事，則只要有一人與上市公司注冊地不同就算異地。

此外，還有其他控制變量。本文借鑒了高翔(2011)[36]及向壽生和薛小榮(2016)[37]的相關(guān)研究，在探究公司獨(dú)立董事的獨(dú)立性與盈余管理行為之間的關(guān)系時(shí)，為更好地分析獨(dú)立董事的獨(dú)立性，進(jìn)一步選擇了總資產(chǎn)收益率、公司規(guī)模、股權(quán)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等作為控制變量，以便確保研究的準(zhǔn)確性和科學(xué)性，具體內(nèi)容不再贅述。

(三) 數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計(jì)特征

本文選取2007年至2017年滬深A(yù)股公司的年度數(shù)據(jù)作為研究樣本。以現(xiàn)金流量表、資產(chǎn)負(fù)債表及損益表的原始數(shù)據(jù)作為第一手資料，并對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行以下具體處理。首先，在原始數(shù)據(jù)中刪除了極少數(shù)出現(xiàn)缺失值和異常值的樣本。其次，在原始數(shù)據(jù)中剔除了連續(xù)虧損且不具有指標(biāo)意義的ST、*ST、PT類公司。最后，在原始數(shù)據(jù)中考慮到金融、保險(xiǎn)類公司的資產(chǎn)負(fù)債率過高，若將其納入分析框架中，會影響分析結(jié)論的穩(wěn)定性和有效性，特予以剔除。為了研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，文中預(yù)先通過Excel中數(shù)據(jù)有效性進(jìn)行回歸分析前的驗(yàn)證，其結(jié)果未發(fā)現(xiàn)錯(cuò)誤的數(shù)據(jù)，說明所選舉的研究數(shù)據(jù)具有較好的可信度。

最終，本文共得到滬深兩市A股2772家公司的數(shù)據(jù)，共計(jì)19261個(gè)樣本數(shù)。本文所需的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)。本研究將利用SPSS25.0對樣本進(jìn)行多元回歸分析，表2為全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。

表2 全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析表

從表2可以看出，盈余管理(ZDA)的均值為0.010，中位數(shù)為0.008，最小值為-2.157，最大值為2.084，第50%百分位值為0.008，第25%百分位值為-0.166，第75%百分位值為0.183。這說明，各數(shù)據(jù)項(xiàng)在最小值與最大值之間分布中存在明顯差異，進(jìn)一步說明滬深A(yù)股的上市公司中普遍存在盈余管理行為，而且絕大多數(shù)公司的盈余管理的程度較為嚴(yán)重。但是，在不同公司個(gè)體之間的盈余管理差距也較大；獨(dú)立董事比例(INDR)的均值為0.370，中位數(shù)為0.333，最小值為0.125，最大值為0.800，第75%百分位值為0.400。其中，均值大于中位數(shù)，最大值與最小值的差距較大。這說明滬深A(yù)股的絕大多數(shù)公司中獨(dú)立董事人數(shù)在3人以上，但也存在極少數(shù)公司獨(dú)立董事人數(shù)較少的現(xiàn)象；獨(dú)立董事在公司所在地任職(IDW)的均值為0.480，中位數(shù)為0.000，第75%百分位值為1。這說明滬深A(yù)股的絕大多數(shù)公司中獨(dú)立董事屬于異地任職。

另外，再從所選的控制變量來看，其中，營業(yè)收入增長率(Growth)、公司規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turn)、總資產(chǎn)收益率(Roa)的均值大于中位數(shù)，且第75%百分位值分別為0.294、22.752、0.770、0.066。這說明，滬深A(yù)股絕大多數(shù)公司在成長能力、公司規(guī)模、周轉(zhuǎn)能力、盈利能力方面均較好。而且，資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、高管薪酬(Pay)、前十大股東持股比例之和(Bts)的均值小于中位數(shù)，且p75百分位分別為0.617、13.469、0.672。這說明，滬深A(yù)股絕大多數(shù)公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)并不大，公司之間的高管薪酬差距并不大，公司股權(quán)結(jié)構(gòu)相對合理。

表3為滬深A(yù)股公司的獨(dú)立董事比例高低分組檢驗(yàn)，可以看出，高比例組與低比例組的組別之間在盈余管理(ZDA)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、公司規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turn)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、高管薪酬(Pay)、前十大股東持股比例之和(Bts)之間均存在顯著差異。其中，最后一列給出了獨(dú)立董事比例的分組檢驗(yàn)(T值)，從中可以看出，獨(dú)立董事比例(INDR)的分組檢驗(yàn)(T值)顯著。初步表明可以考慮采用獨(dú)立董事比例多少開展分組討論。

表3 獨(dú)立董事比例(high/low)分組樣本T檢驗(yàn)

另外，為了深入研究獨(dú)立董事獨(dú)立性對盈余管理的穩(wěn)定性，本文在考慮獨(dú)立董事比例差異、任職地點(diǎn)差異的同時(shí)，還從盈余管理動機(jī)入手，進(jìn)一步考慮(假設(shè)H3)獨(dú)立董事獨(dú)立性對不同盈余管理動機(jī)的影響。所以，文中結(jié)合前人的研究，把盈余管理動機(jī)分為強(qiáng)弱兩類分別進(jìn)行研究。

在中國，公司上市需要證監(jiān)會審核，其門檻相對較高，具有一定的稀缺性。因此為滿足資本市場的要求并取得上市，以及再融資和避免退市監(jiān)管文件中的要求，上市公司具有一定的盈余管理動機(jī)。對此，本研究參考陳小悅和肖星(2000)[38]、肖成民和呂長江(2011)[39]的有關(guān)研究，采用凈資產(chǎn)收益率(ROE)的大小進(jìn)行分組，把全樣本分為高低兩個(gè)盈余管理動機(jī)組。其中，凈資產(chǎn)收益率(ROE)處于0%～2%的公司屬于避免虧損動機(jī)較強(qiáng)的樣本；2007—2017年的11年內(nèi)平均凈收益率在6%～8%之間的公司屬于再融資動機(jī)較強(qiáng)的樣本。在此基礎(chǔ)上，把公司的盈余動機(jī)(Motivation)分為強(qiáng)弱兩組。并且通過虛擬變量(0,1)，把存在避免虧損、再融資動機(jī)行為的公司稱為強(qiáng)盈余動機(jī)組，取值為1；其余公司稱為弱盈余動機(jī)組，取值為0。

表4為滬深A(yù)股公司的盈余管理動機(jī)的強(qiáng)弱分組檢驗(yàn)?？梢钥闯觯趶?qiáng)弱不同的盈余管理動機(jī)組別中，盈余管理(ZDA)、獨(dú)立董事的獨(dú)立性(INDR/IDW)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、營業(yè)收入增長率(Growth)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、公司規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turn)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、高管薪酬(Pay)、前十大股東持股比例之和(Bts)之間均存在顯著的差異。因此，可以初步判斷，通過對盈余動機(jī)分類研究具有一定的可行性。

表4 盈余管理動機(jī)(high/low)分組樣本T檢驗(yàn)

為了深入了解選取研究變量之間的相關(guān)關(guān)系，文中開展了相關(guān)性分析。表5是對于研究變量進(jìn)行的Pearson法的相關(guān)性分析結(jié)果?？梢钥闯觯?dú)立董事比例(INDR)與公司的盈余管理行為(ZDA)之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，獨(dú)立董事任職地點(diǎn)與公司所在地是否一致(IDW)與公司的盈余管理行為(ZDA)之間也存在顯著的相關(guān)關(guān)系。再從其他控制變量來看，資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、營業(yè)收入增長率(Growth)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、公司規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turn)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、高管薪酬(Pay)及前十大股東持股比例之和(Bts)均與公司的盈余管理行為(ZDA)之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。這說明，本文所選擇的控制變量的質(zhì)量較好，并在邏輯上均與因變量存在關(guān)系。另外，從研究變量的相關(guān)系數(shù)來看，絕對多數(shù)研究變量的相關(guān)系數(shù)均在0.5以下。這說明所選變量之間不會產(chǎn)生多重共線問題。所以，可以考慮下一步的有關(guān)研究。

表5 研究變量的相關(guān)性分析

續(xù)表

四、實(shí)證分析

(一)獨(dú)立董事的質(zhì)量功能與盈余管理行為之間的關(guān)系

表6為回歸分析結(jié)果?？梢钥闯觯Ｐ?1)中，變量獨(dú)立董事比例(INDR)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)(-0.015，t=-2.805)，這一結(jié)果說明，滬深A(yù)股公司的獨(dú)立董事比例與盈余管理行為之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這表明公司獨(dú)立董事比例越高，公司的盈余管理行為越少。因?yàn)楣局歇?dú)立董事比例的增加，不僅對于公司的監(jiān)督力度更大，而且還能夠?yàn)楣咎峁└哔|(zhì)量的業(yè)務(wù)咨詢，所以在某種程度上能夠抑制公司的盈余管理行為。這與Dechow等(2010)[1]、徐高彥(2011)[4]的研究結(jié)論一致。此外，資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、營業(yè)收入增長率(Growth)及前十大股東持股比例之和(Bts)與因變量呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，說明這些因素有效抑制了公司的盈余管理行為。相反，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、公司規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turn)、總資產(chǎn)收益率(Roa)及高管薪酬(Pay)的系數(shù)顯著為正，說明這些因素增強(qiáng)了公司的盈余管理行為。

在模型(3)中，變量獨(dú)立董事比例(高)的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)(-0.015，t=-1.904)，這一結(jié)果說明，滬深A(yù)股公司中，獨(dú)立董事比例(高)與盈余管理行為之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這表明，公司中獨(dú)立董事的比例越高，公司的盈余管理行為越少。相反，在模型(4)中，獨(dú)立董事比例(低)的系數(shù)為正，且不顯著。這一結(jié)果說明，滬深A(yù)股公司中，較低的獨(dú)立董事比例與盈余管理行為之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。這表明，公司中獨(dú)立董事的比例越低，對于公司的盈余管理行為的影響越不明顯。因?yàn)樵谏鲜泄局?，較高的獨(dú)立董事的比例，不僅監(jiān)督的效果更明顯，同時(shí)也可以為公司提供更多的治理咨詢和智力支持。另外，公司中的獨(dú)立董事人數(shù)越多，對于董事會的制衡也就越多，公司的內(nèi)部的治理自然也就越好，其盈余管理行為的表現(xiàn)相對也就會減少。因此，模型(1)、模型(3)、模型(4)共同驗(yàn)證了文中的假設(shè)H1。

在模型(2)中，變量獨(dú)立董事是否在本地任職(IDW)的相關(guān)系數(shù)在1%的水平上顯著為正(0.015，t=2.791)，這一結(jié)果說明，滬深A(yù)股公司的獨(dú)立董事異地任職與盈余管理行為之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。進(jìn)而表明，公司中異地任職的獨(dú)立董事越多，公司的盈余管理行為越多。公司中獨(dú)立董事異地任職的增多，在某種程度上不僅會降低對公司治理的監(jiān)督，而且還影響公司智力咨詢的效果。一方面，獨(dú)立董事的異地任職會增加其參加董事會的成本(時(shí)間成本、交通成本等)，增加參會缺席率。羅進(jìn)輝等(2017)[40]研究認(rèn)為，在公司中，隨著獨(dú)立董事與任職公司間的地理距離越遠(yuǎn)，其參與董事會會議的缺席率會有所增加，從而會影響?yīng)毩⒍卤O(jiān)督職能的履行。另一方面，獨(dú)立董事的異地任職會弱化其對當(dāng)?shù)毓菊鎸?shí)情況了解，進(jìn)而降低對其咨詢的可行性。胡宗旭(2014)[41]研究認(rèn)為，獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致性和盈余管理程度顯著負(fù)相關(guān)。這也間接說明，在公司中異地獨(dú)立董事的增多，在某種程度上會提高上市公司的盈余管理程度。因此，模型(2)驗(yàn)證了文中的假設(shè)H2.1。

表6 回歸分析結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)文中研究結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性，選用獨(dú)立董事的絕對數(shù)代替其相對數(shù)的辦法進(jìn)行穩(wěn)健性分析。另外，為了檢驗(yàn)不同盈余管理動機(jī)環(huán)境下，獨(dú)立董事的獨(dú)立性與公司盈余管理行為之間關(guān)系的穩(wěn)健性，利用劃分強(qiáng)弱兩種盈余管理環(huán)境，再分別進(jìn)行回歸分析的辦法，來進(jìn)一步驗(yàn)證不同盈余管理動機(jī)下二者之間的穩(wěn)定性。如表7所示。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證獨(dú)立董事獨(dú)立性對盈余管理行為抑制作用的穩(wěn)定性，文中采用了有關(guān)替代變量，及盈余動機(jī)的分類開展具體研究。從表7的回歸結(jié)果可以看出，模型(5)中，變量獨(dú)立董事比例(INDR)絕對數(shù)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)(-0.015，t=-2.805)，這一結(jié)果說明，滬深A(yù)股公司的獨(dú)立董事人數(shù)與盈余管理行為之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。進(jìn)而表明，公司獨(dú)立董事的人數(shù)越多，公司的盈余管理行為越少。在模型(6)和模型(8)中，變量獨(dú)立董事比例的相對數(shù)(INDR)的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，分別為：(-0.012，t=-2.049)、(-0.027，t=-2.182)。這一結(jié)果說明，獨(dú)立董事的獨(dú)立性對盈余管理行為的抑制作用，并不會隨著盈余管理動機(jī)的強(qiáng)弱發(fā)生改變。進(jìn)一步表明，即便在強(qiáng)盈余管理動機(jī)下，公司獨(dú)立董事比例對公司的盈余管理行為的抑制作用不會改變。

表7 變量替代穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

另外，在模型(7)和模型(9)中，變量獨(dú)立董事異地任職(IDW)的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，分別為：(0.014，t=2.323)、(0.020，t=1.617)。這一結(jié)果說明，獨(dú)立董事異地任職會正向影響盈余管理行為。進(jìn)一步表明，獨(dú)立董事異地任職的人數(shù)越多，其所在公司的盈余管理行為越多，而且不會隨盈余動機(jī)的強(qiáng)弱而改變。這一點(diǎn)與表6模型2的研究結(jié)論一致，并進(jìn)一步證實(shí)了假設(shè)H2。

綜合來看，在模型(5)、模型(8)和模型(9)中，變量獨(dú)立董事比例(INDR)相對數(shù)、絕對數(shù)的系數(shù)均與盈余管理行為存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；在模型(6)、模型(8)中，進(jìn)一步表明強(qiáng)弱盈余動機(jī)下，獨(dú)立董事的相對數(shù)與其不同盈余管理動機(jī)行為分別負(fù)相關(guān)。這一結(jié)果說明，公司獨(dú)立董事的獨(dú)立性對公司的盈余管理行為的抑制作用不會隨著盈余動機(jī)強(qiáng)弱發(fā)生改變。另外，在模型(7)、模型(9)中，均表明在強(qiáng)的盈余動機(jī)下，異地任職的獨(dú)立董事與盈余管理行為正相關(guān)。這一結(jié)果說明，滬深A(yù)股公司的獨(dú)立董事異地任職情況越多，其所在公司的盈余管理行為越明顯。相反，獨(dú)立董事本地化任職越多，其所在公司的盈余管理行為越不明顯，而且這一影響不受盈余動機(jī)強(qiáng)弱的影響。這一點(diǎn)與前述結(jié)論是一致的。因此，上述研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、擴(kuò)展分析

為進(jìn)一步探究不同盈余管理動機(jī)下獨(dú)立董事的獨(dú)立性對盈余管理行為的影響，在前文研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建式(3)。

(3)

在式(3)中，Motivation與INDR的交乘項(xiàng)(或者M(jìn)otivation與IDW的交乘項(xiàng))的系數(shù)β3反映盈余管理動機(jī)對獨(dú)立董事的獨(dú)立性與公司盈余管理行為之間關(guān)系的影響。表8是針對式(3)的回歸分析結(jié)果。

表8 回歸分析結(jié)果

從表8的回歸結(jié)果可以看出，模型(10)中變量盈余管理動機(jī)(Motivation)的系數(shù)為負(fù)數(shù)，但不顯著。這一結(jié)果說明，當(dāng)公司為了避免虧損、再融資等資本市場動機(jī)時(shí)，公司進(jìn)行盈余管理的行為較為普遍。但是，由于文中選取的應(yīng)計(jì)盈余管理受到會計(jì)準(zhǔn)則的約束，盈余管理操縱的空間相對有限，再加上其隱蔽性相對較差，所以當(dāng)公司的盈余動機(jī)較強(qiáng)時(shí)，或者公司的盈余需求非常迫切時(shí)，就會選擇隱蔽性更好的盈余管理行為。這一點(diǎn)與李彬等(2011)[42]研究結(jié)論一致。

在模型(11)中，變量獨(dú)立董事異地任職(IDW)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正(0.015，t=2.767)，而且交乘項(xiàng)ZMotivation*ZIDW為正，但不顯著。這一結(jié)果說明，公司較強(qiáng)的盈余動機(jī)并不能影響滬深A(yù)股公司的獨(dú)立董事任職地點(diǎn)與獨(dú)盈余管理行為之間的關(guān)系。這表明，在強(qiáng)盈余動機(jī)下，獨(dú)立董事異地任職正向影響公司的盈余管理行為沒有改變。在模型(12)中，獨(dú)立董事比例(INDR)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)(-0.015，t=-2.799)，而且交乘項(xiàng)ZMotivation*ZIDW為負(fù)，但不顯著。這一結(jié)果說明，公司較強(qiáng)的盈余動機(jī)不能影響到滬深A(yù)股公司的獨(dú)立董事比例與盈余管理行為之間的關(guān)系。這表明，在強(qiáng)盈余動機(jī)下，公司獨(dú)立董事比例對其盈余管理行為的影響沒有改變。這是因?yàn)楣镜莫?dú)立董事的獨(dú)立性雖然能夠參與公司的治理，但是較高的獨(dú)立董事比例和更多的當(dāng)?shù)鬲?dú)立董事任職，均能抑制其盈余管理行為。即使公司因面臨虧損、再融資限制等而出現(xiàn)盈余管理行為時(shí)，較高的獨(dú)立董事比例和更多在當(dāng)?shù)厝温毜莫?dú)立董事對公司的盈余管理行為依然具有抑制作用。因此，模型(10)、模型(11)、模型(12)共同驗(yàn)證了文中的假設(shè)H3。

六、研究結(jié)論、有關(guān)建議與進(jìn)一步研究方向

(一)研究結(jié)論

長期以來，在信息不對稱環(huán)境下，公司的管理層形成的道德風(fēng)險(xiǎn)，最終導(dǎo)致了公司的盈余管理行為，嚴(yán)重干擾資本市場的正常運(yùn)行。為了探索公司盈余管理行為的治理機(jī)制，文中選擇從公司獨(dú)立董事獨(dú)立性程度出發(fā)，以能夠抑制公司管理層道德風(fēng)險(xiǎn)的獨(dú)立董事的獨(dú)立性作為視角，結(jié)合盈余管理的動機(jī)，研究了中國當(dāng)前環(huán)境下獨(dú)立董事的獨(dú)立性對公司的盈余管理行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：獨(dú)立董事的獨(dú)立性越強(qiáng)，對其盈余管理行為抑制作用越明顯。而且，獨(dú)立董事的比例越大和在本地就職越多，對盈余管理行為的抑制作用越明顯。相反，公司的獨(dú)立董事比例越小和異地任職越多，公司的盈余管理行為就會越嚴(yán)重。即便公司的管理層是出于扭轉(zhuǎn)公司面臨虧損的考慮，或者出于公司再融資的考慮，而形成較強(qiáng)的盈余管理動機(jī)時(shí)，獨(dú)立董事的獨(dú)立性對于其盈余管理行為的抑制作用都不會顯著改變。

(二)有關(guān)建議

整體來看，獨(dú)立董事的獨(dú)立性能夠抑制公司的盈余管理行為。因此，應(yīng)當(dāng)重視獨(dú)立董事的獨(dú)立性作用。具體而言，應(yīng)當(dāng)做到：

第一，適當(dāng)完善公司治理結(jié)構(gòu)。建立健全上市公司的獨(dú)立董事監(jiān)督制度，選聘不存在可能妨礙獨(dú)立客觀判斷關(guān)系的董事。第二，適當(dāng)提高上市企業(yè)的獨(dú)立董事比重。適當(dāng)增加獨(dú)立董事的人數(shù)，尤其是提高獨(dú)立董事在經(jīng)濟(jì)上、行權(quán)上的獨(dú)立性。第三，適當(dāng)增加對本地獨(dú)立董事的選聘。尤其在增加本地獨(dú)立董事中，應(yīng)更多地考慮具有財(cái)會和法律專業(yè)背景的人選，特別是從事高等教育工作，且具有高學(xué)歷、高職稱的專業(yè)教師。在增加本地區(qū)獨(dú)立董事的同時(shí)，還要排除與在上市公司或者其附屬公司任職的主要管理人員，或其直系親屬及主要社會關(guān)系的相關(guān)人員。

(三)不足和進(jìn)一步研究方向

本文研究存在一些不足之處，還需后續(xù)深入探討：第一，文中在考慮獨(dú)立董事的獨(dú)立性對公司盈余管理行為的影響時(shí)，由于受到數(shù)據(jù)可獲性的限制，未從產(chǎn)業(yè)性質(zhì)的角度分類探討?yīng)毩⒍轮贫?。因此，在未來研究中需要對這一問題進(jìn)行深入探討。第二，在考察獨(dú)立董事的獨(dú)立性對公司盈余管理行為的影響時(shí)，文中選擇了獨(dú)立董事比例和任職地點(diǎn)為解釋變量，而事實(shí)上，反映獨(dú)立董事的獨(dú)立性強(qiáng)弱的指標(biāo)，還有制度是否完善、企業(yè)規(guī)模，等等。探究這些變量如何影響盈余管理行為，也是后續(xù)可以拓展的方向。