獨立董事選用與盈余管理監控有效性分析

摘要：作為我國公司治理機制的重要組成部分，獨立董事制度的有效性對制約公司盈余管理行為至關重要，如果獨立董事是自愿性選用的，董事會的獨立性就會降低盈余管理；如果獨立董事是強制性選用的，董事會的獨立性程度較高與較低的盈余管理是不相關的。因此，董事會的獨立性可以有效地監控盈余管理，但監控扭曲了獨立董事的市場環境，這會導致治理機制失效。所以，我國監管機構通過不斷完善公司治理機制，以應對國際金融市場不斷反復的波動和沖擊。

關鍵詞：獨立董事；盈余管理；可操縱應計利潤

中圖分類號：F271.5 文獻標識碼：A

Analysis of Selection of Independent Director Monitoring on the Effectiveness of

Earnings Management

CHEN Liang

(Accounting Department， Guangdong University of Finance ，Guangzhou 510521，China)

Abstract：As an important part of China′s corporate governance mechanism，the effectiveness of the system of independent director is essential to constraint company′s earnings management behavior. If the independent director is voluntary and optional，the independence of board of director will reduce earnings management； If the independent director is mandatory， a higher degree of board independence and lower earnings management is not relevant. Accordingly，the board can effectively monitor the independence of earnings management，but the independent director monitor distorted market environment，which will lead to governance failure. Therefore，our regulators continue to improve corporate governance through mechanisms to cope with the international financial market volatility and the constant impact.

Key words:independent director；earnings management；rulable accruals

近十年以來，盡管全球出現了政府主導的公司治理改革趨勢，但是能否大幅度地提升財務報告的透明度和完整性沒有達成共識。一方面，公司治理改革派認為嚴格的公司治理要求，將導致公司財務會計實務改進；另一方面，更嚴格的公司治理要求將加強事實上的公司治理。由于我國金融市場受到信息不對稱問題的嚴重困擾，我國盈余管理的做法主要是引入新的法規和公司治理守則。如2001年8月，中國證監會頒布 “在上市公司的董事會引入獨立董事 ”，這種監管要求對不成熟的獨立董事市場造成了巨大的壓力。本文研究了我國A股上市公司在2001年至2003年期間，董事會獨立董事的選用與盈余管理實踐之間的關系，旨在澄清嚴格的法律名義上的公司治理要求，比事實上的公司治理更有效的辯論，從而克服該問題所產生的越來越大的市場波動。

一、發展假說

獨立董事的有效性在于上市公司能夠通過獨立董事，實施潛在的強有力的全面監控，從而解決公司治理機制的缺陷。我國的銀行大多為政府擁有，缺少來自債權人的監控。由于國有股占上市公司股份總數的比例較高，內部治理機制不健全，少有以股票為基礎的激勵補償計劃，以致審計師的獨立性受到質疑，因此對獨立董事的依賴具有重大意義。如Agrawal認為中國缺乏替代性的公司治理機制，獨立董事的監控作用沒有起到應有的替代效應。相反，Fama認為獨立董事恐懼訴訟和對聲譽的關注，促使獨立董事認真履行其職責，從而對投資者起到了保障作用。此外，在我國往往是一股獨大或幾個大股東擁有一家公司超過50％的股份，大股東有權提名并選擇獨立董事，致使獨立董事的“獨立性”受到損傷。基于以上觀點，本文期望通過設立獨立董事，以提高對上市公司財務報告的監控。本文的另一個目的是考察操縱性應計利潤與董事會的獨立性之間的關系，是否取決于獨立董事是自愿性選用還是強制性選用。因此，對以下假設進行測試：

H1：上市公司董事會中的獨立董事或董事會中有較高比例的獨立董事，與較低的操縱性應計利潤的絕對值相關。

一個公司自愿從市場雇傭獨立董事，是期望獲得一些邊際收益，如改進監控。因此，自愿選用獨立董事很可能是經濟激勵的結果。假設H1更適用于2001年時的預調期（完成指導意見要求之前的時間），那時獨立董事的選用是自愿的。證監會在21世紀初所制定的指引，最終的目的是要產生真正的“獨立”的董事，雖然證監會規定了獨立董事的資格要求，但提名程序是值得商榷的（Clarke，2006）。由于我國的獨立董事市場是初級的，證監會的強制性要求將產生對獨立董事需求過度的壓力。隨著獨立董事需求的急速增加，提供高質量的獨立董事可能跟不上市場發展速度。由于監管方面的壓力，公司可能只是采取名義上增加“獨立”的董事，以滿足強制性的數量要求，但選用的這些“獨立”董事可能是低質量的，而且他們的“獨立性”更值得商榷。

基于以上的分析，預計在調控后期（2002-2003年），董事會中更多獨立董事的監控與盈余管理不相關。因此，對以下假設進行測試：

H2A：2002年，上市公司董事會中有更高比例的獨立董事，或者比規定需要的獨立董事更多，其與操縱性應計利潤的絕對值不相關。

H2B：2003年，上市公司董事會中有更高比例的獨立董事，或者比規定需要的獨立董事更多，其與操縱性應計利潤的絕對值不相關。

二、研究方法、樣本選取和回歸結果

（一）變量測量

1．操縱性應計利潤。根據Kothari等（2005）的研究，本文試圖使用橫截面修正的瓊斯模型（Dechow et al.，1995），并且采用操縱性應計利潤的絕對值作為盈余管理的替代變量，用｜DAit｜表示，其中i表示公司，t表示年份，具體的估計模型如下：

[SX(]TAit[]Ait-1[SX)]=α1k[SX(]1[]Ait-1+α2K[SX(]ΔREVit-ΔRECit[]Ait-1[SX)]+α3k[SX(]PPEit[]Ait-1[SX)][JB)］]+α4k(ROAit)+εit（1）

公式中TAit表示總的應計項目，用第i家公司第t年的凈利潤與經營現金流量的差表示；Ait-1表示第i家公司第t-1的總資產；ΔREVit表示第i家公司第t-1年與t年的營業收入的變化；ΔRECit表示第i家公司第t-1年與t年的應收賬款的變化；PPEit表示第i家公司第t年的固定資產原值；ROAit表示第i家公司第t年的凈資產收益率。同時，利用模型（1）計算回歸系數。

2．董事會的獨立性測試。為了區分預調期和調控后期，本文采用幾項在本研究中有關董事會獨立性的措施：2001年采用兩項董事會獨立性的措施，第一項措施是一家公司自愿選用至少一名獨立董事賦值1，否則為0；第二項措施是用董事會中獨立董事人數表示。2002年和2003年，使用董事會中獨立董事人數進行測試，由于是根據強制性要求選用獨立董事，自愿（Voluntary）選用獨立董事的測試已不再適用于2002年和2003年。由于使用的是董事會獨立性的替代措施，董事會中獨立董事的人數比考慮下一年強制性要求的人數要多。因此，在2002年，一家公司的獨立董事超過2名，賦值1，否則為0；同樣，在2003年，一家公司的獨立董事超過董事會中所有董事的1 /3，賦值1，否則為0。

（二）回歸模型

1．OLS回歸。根據已有的文獻，為了能夠檢驗｜DAit｜和董事會獨立性之間的關系，為了區分開預調期和調控后期，對包括相關控制變量進行逐年回歸（2001，2002和2003年），具體見公式（2）：

｜DAit｜=α0+α1 INDit+α2 CEOChairit+α3 Big5it+α4 %Blockit+α5 Leverageit+α6 SalesGrowthit+α7 Ageit+εit（2）

其中的｜DAit｜是第i家公司第t年采用橫截面修正的瓊斯模型估計的操縱性應計利潤的絕對值，INDit是用來測試第i家公司第t年董事會的獨立性。對假設H1的討論，期望在預調期2001年時，在自愿選用獨立董事的條件下，董事會的獨立性測試的相關系數為負。由于新的指導意見可能扭曲獨立董事市場的供求狀況，根據假設H2A和H2B，期望在調控后期（2002，2003）董事會的獨立性測試的相關系數不會顯著的異于零。

作為控制變量，CEOChairit是一個二進制變量，如果第i家公司第t年的CEO同時也是董事會主席，則賦值1，否則為0。Big5it是一個二進制變量，如果第i家公司第t年是經過前5大會計師事務所之一審計的，則賦值1，否則為0。Big5通常是用來衡量審計質量的控制變量。%Blockit是i第家公司第t年所有大股東持有的股份比例，其中大股東定義為那些擁有公司的股份超過5％的股東。大股東的持股百分比是用來衡量大股東的監控影響，盡管有研究發現大股東的監管有助于減少盈余管理（Farber et al.，2005），而在我國很多大股東是國有機構。

Leverageit表示第i家公司第t年的資產負債率，Dechow等（1996）發現具有較高的資產負債率對利用操縱盈余以避免違反債務契約，或獲得較低融資成本起到了積極作用。SalesGrowthit是銷售收入變化的一個變量，用第i家公司第t年的銷售收入減去第t-1年的銷售收入，除以第t-1年的銷售收入來表示。Ageit是年數，表示該公司的存續期，Beneish（1999）發現存續期短的公司更容易從事盈余管理。但是，Defond等(2000）的研究表明存續期較長的公司，更可能從審計師那里獲取修改后的審計意見，因為他們的財務狀況不佳。

2.2SLS回歸。由于潛在的內生性問題，除了OLS，回歸公式（2）使用了2SLS方法。有兩個可能的原因導致產生內生性問題，也就是說盈余管理水平可能會影響到獨立董事的選用。一種觀點認為“問題”公司對獨立董事的選用采取激勵機制，這些公司從更好的監控中能夠獲得最大的邊際效益。如Bhagat等（2002）發現財務業績較差的公司雇用更多的獨立董事。如果這種“激勵”的說法成立，OLS估計公式（2）中的INDit系數將偏高。另一個的說法是“健康”的公司會積極地選用獨立董事，目的是向市場傳遞他們是健康的“信號”。如果這個“信號”成立，OLS估計公式（2）中的INDit系數將偏低。

董事會規模和外國投資者的持股比例是兩個工量變量，用于識別董事會的獨立性對盈余管理的結構效應。作為衡量董事會獨立性的工具變量，董事會規模是因為大規模的董事會能夠負擔得起從外部聘請董事的費用，而不會損害內部董事的利益（Agrawal et al.，1996）。如代理理論（Fama et al.，1983）表明股東基礎已成為更多元化的監督成本，可以增加外部代表的需求。此外，外國投資者更習慣于將獨立董事作為一種治理機制，并且希望通過自律管理加強獨立性。

我國上市公司的外國投資者可能面對較多的信息不對稱，原因是語言障礙和缺乏獲取公司信息的渠道（Wang et al.，2008），從而損害他們直接對中國公司的管理監控。因此，外國投資者的持股比例可能是一個很好的工具變量，更多的外國投資者持股與較高程度的董事會獨立性相關，但是外國投資者的持股可能沒有直接影響盈余管理。為了檢驗是否存在內生性問題，以及工具變量是否是有效的外生性工具變量，可以每年進行內生性測試，而且可以同時對過度識別約束進行Hausman檢驗。

（三）樣本選擇和數據采集

本文所選用的樣本包含2001-2003年在上海和深圳證券交易所上市的非金融類A股公司，數據是手工從證監會網站上查閱公司年度報告收集的。剔除計算操縱性應計利潤所需數據缺失的公司和各控制變量缺失數據的公司，得到的樣本數量為2001年642家，2002年741家，2003年786家。由于本文的目的之一是檢驗董事會的獨立性與盈余管理的關系在預調期（2001年）和調控后期（2002-2003年）是否不同，為了使結果在不同年份相互可比，本文在回歸分析中使用共同樣本，最終共同樣本為每年的586家公司（共計1 758個觀測樣本）。

（四）回歸結果

1．預調期2001年的回歸結果。根據預調期的假設H1，測試董事會的獨立性與盈余管理之間的關系。使用OLS對公式（2）的自愿性和控制變量進行測試，結果顯示自愿性（Voluntary）是正的和不顯著的系數。由于自愿性｜DA｜和盈余管理之間存在潛在的內生性問題，使用2SLS回歸完成內生性測試。下面幾個2SLS的結果是值得注意的：第一，有統計的內生性問題。2SLS結果表明2001年自愿選用獨立董事與較低的盈余管理相關。第二，OLS估計公式（2）的自愿性系數相比2SLS估計有向上的偏差，這表明“激勵”的說法壓倒了“信號”的說法。也就是說“問題”公司自愿選取獨立董事更有積極性，因為這些公司可能從改進監控中獲得最大的邊際效益。第三，過度識別約束測試表明外國投資者的持股百分比和董事會規模（工具變量），與公式（2）的誤差項沒有關系，這表明外國投資者沒有起到直接監控盈余管理的作用，但對自愿選取獨立董事有監督管理的激勵作用。 作為測量董事會獨立性的措施，獨立董事數量的統計結果是相似的。銷售增長的系數是正的和顯著的，這與Beneish（1999）和McNichols（2000）的研究發現相一致。也有一些證據表明具有較高財務杠桿的公司與高的操縱性應計利潤相關，這與Dechow等人（1996）和Haw等人（2005）的發現是一致的。公司存續期的系數是正的，這與Defond等人（2000）的研究一致，但不顯著。其他公司治理變量，CEOChair的系數有錯誤的跡象，但不顯著。 Big5的系數預期為負，但不顯著。 ％Block的系數也不顯著，因為這些大股東許多是國家機構。

2．2002年和2003年調控后期的回歸結果。為了檢驗董事會的獨立性對盈余管理監控的影響，本文對2002年和2003年進行了分析。由于這兩年獨立董事的選用是強制性的，在這兩年繼續使用獨立董事的數量作為衡量董事會獨立性的方法，與2001年預調期的結果相反；在調控后期使用OLS、2SLS，其董事會獨立性的測試都不是與操縱性應計利潤顯著的負相關，這些結果支持了在2002年和2003年的假設H2A和H2B。當中國證監會的指導意見公布后，公司董事會中獨立董事的數量提高了，或者說根據規則的要求出現了更多的獨立董事，這與較低的盈余管理是不相關的。總之，中國證監會指導意見的頒布對獨立董事市場產生了很大的壓力，獨立董事供給的數量趕不上突然增加的需求。雖然多數公司按照指引滿足了獨立董事數量或比例的要求，卻可能導致不好的結果：在調控后期，更多獨立董事的“獨立性”與盈余管理之間沒有清晰的關系。 所以，在控制變量方面，銷售增長的系數在2002年和2003年是正的并且顯著，與2001年一樣；杠桿系數是正的，但并不顯著。公司存續期的系數是正的并且顯著，這與Defond等（2000）的結論一致。在其他公司治理變量方面，CEOChair系數在2003年是正的，并且統計顯著，這表明CEO同時也是董事會主席會增加盈余管理，如2002年該系數是正的，但不顯著。 Big5的系數預期為負，但不顯著，％Block的系數在2002年和2003年仍然統計不顯著。

（五）靈敏度和額外的分析

本研究使用操縱性應計利潤模型測試結論的敏感性，使用修正Jones模型（Dechow et al.，1995）進行類似的實證分析，從幾個靈敏度和額外的分析中進一步驗證主要結論的穩定性，定性結果不變。在2001年預調期，2SLS估計的自愿性和獨立董事數量的系數是負的，并且在常規水平下統計顯著。在2002和2003調整后期，2SLS估計的強制性和獨立董事數量的系數不變，并且統計不顯著。通過使用樣本測試結論的敏感性，使用相同3年的沒有限制的樣本進行類似的實證分析，沒有限制的樣本公司在2001年有642家，2002年741家，2003年786家，定性結果再一次不變。對調整后期進行額外的分析，測試是否指引與更嚴重的盈余管理之間不相關。中國證監會監管要求背后隱含的思想是在董事會中限定最低數量的獨立董事對監管是有效的，部分解決了委托代理問題。根據相同的樣本，2002年約3.8％的公司未能遵守指引的要求，2003年約有24.9％的公司沒有符合指引的要求， 2SLS估計表明董事會的獨立性與操縱性應計利潤沒有積極的顯著的關系。

三、總結

本文的實證研究發現2001年上市公司通過自愿性選取獨立董事時，董事會中更多的獨立董事與不太嚴重的盈余管理之間是相關的；在2002年和2003年，當獨立董事的選用是強制性的，董事會中更多獨立董事與不太嚴重的盈余管理之間是不相關的。這些實證結果的貢獻在于獨立董事可以有效地降低盈余管理，但是在我國現有狀況下強制性地規定獨立董事的數量，以此加強公司治理是徒勞的，中國證監會指引的“數量”要求可能僅僅是帶來了表面的“質量飛躍”。

中國證監會與其他四個主要監管機構一起，于2008年6月28日共同發布了企業內部控制基本規范，被一些人描述為“中國薩班斯法案”的這一規范于2009年7月1日起實施。這個“規范”包括進行年度內部控制自我評估的要求，設置審計委員會和董事會下的風險評估委員會，并獨立內部審計部門。由于我國的許多上市公司沒有進行風險評估和內部控制的自我評估的能力和實踐經驗，內部審計部門的“獨立性”和審計委員會在實施內部控制方面的作用是值得商榷的，對提高我國公司的財務報告和會計實務的結果也是可疑的。

在實證方面，本文在考慮內生性問題的情況下，分析了董事會的獨立性和盈余管理之間的關系，研究發現較高的盈余管理公司更趨向于選擇更多的獨立董事。但是，由于沒有考慮內生性問題簡化的回歸形式，產生了偏頗和不一致的估計，混淆了董事會的獨立性對盈余管理的影響。此外，雖然本文2SLS結果和弱工具變量穩定性測試結果與其他研究相一致，但是對工具變量的測試是重要的，如果2SLS對弱識別的零假設沒有拒絕，那么還要進行替代的估計和測試，以保證弱識別問題更加穩定。

本文研究可以擴展到許多方面。首先，降低盈余管理是設立獨立董事的目標之一，未來對于獨立董事監管作用的其他方面的研究將進一步闡釋獨立董事的有效性。其次，獨立董事可能受到扭曲的理解，未來將對獨立董事可能在減少盈余管理的監管效果的滯后效應方面進行更透徹地分析。第三，未發現重要的結果可能歸因于操縱性應計利潤是盈余管理的一個嘈雜的代理變量，因此使用盈余管理的替代變量來重新審視目前的問題將卓有成效。此外，在調控后期，通過董事會的獨立性和盈余管理之間的負相關關系，對獨立董事選用是一個“質量飛躍”的結果是推測得來的，關于獨立董事質量的數據在年度報告中未提供。因此，通過其他途徑搜索關于獨立董事質量的替代數據，可以幫助測試上述猜想。第四，雖然本研究對通過公司治理改革，促進財務報告的完整性的好處存在疑慮，但并不能掩蓋問題的重要性。

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（責任編輯：關立新）