黃芳

[摘要] 本文探討上市公司獨立董事日常工作所在地和上市公司所在地是否一致對公司盈余管理的影響。文章以2010--2014年A股上市公司為研究樣本，以修正Jones 模型估計的操控性應計絕對值作為應計項目盈余管理的衡量指標，研究發(fā)現，獨立董事本地化能抑制公司應計項目盈余管理。此外，進一步研究還發(fā)現，獨立董事本地化還能約束真實活動盈余操控，包括銷售操控、生產操控和費用操控等行為。

[關鍵詞]獨立董事盈余管理 應計項目盈余管理 真實活動盈余管理

Can Local independent directors constrainEarning Management？ ------Empirical Evidence from A-Listed Companies from 2010 to 2014

Huangfang

Abstract： This paper discusses whether local independent directorscan constrain the listing Corporations earnings management. Using A-share listed companies from 2010 to 2014 in Chinas capital markets as sample， the paper finds that local independent director can effectively constrain accrual earnings management. Further research found that local independent directors can also constrain real earnings management， including changing cash expenditure， discretionary expenditure and controlling production.

Key words： Independent Director； Earnings Management； Accrual Earnings Management； Real Activity Earnings Management

引言

作為現代公司治理機制中一個重要組成部分，獨立董事的設置初衷是通過在董事會中引入獨立的第三方，從而監(jiān)督經理層，維護中小股東權益，防止內部人控制。根據中國注冊會計師審計準則第1151號，治理層應對管理層編制財務報表的過程實施有效的監(jiān)督，抑制管理層和大股東的盈余操縱行為。健全的公司治理機制能夠減少管理層盈余管理（蔡吉甫，2007），反則反之，不健全的公司治理機制導致更多的質量低劣的財務報告、盈余操縱甚至公然的財務欺詐（Ganesh和Wright，2002）。獨立董事作為公司治理機制的重要組成部分，其狀況理應影響公司會計信息質量，國內外均有不少這方面的研究，但主要集中于獨立董事的引入、比例及薪酬方面，而鮮見考察獨立董事日常工作所在地和上市公司所在地是否一致（以下簡稱本地化）對公司盈余管理的影響的研究文獻。

Famaand Jesen（1983）認為，與內部董事相比，獨立董事的主要優(yōu)勢在于其利益相對獨立，從而能更有效地監(jiān)督管理層，保護股東利益免受管理者機會主義行為的損害。但其局限也同樣在于其獨立于管理層，不在公司內部任職，導致了一定程度乃至較為嚴重的信息不對稱。獨立董事日常工作所在地距離上市公司所在地越遠，信息不對稱越嚴重，越難及時、準確地獲取關于公司運營和管理方面的具體信息，越不利于其有效發(fā)揮監(jiān)督作用；但距離越遠，雖然難于獲取信息和進行溝通，同時也更難被公司管理層所捕獲，利于維護其獨立性。所以，獨立董事本地化是否影響公司治理的有效性，進而影響公司的盈余管理？這是一個是一個有待檢驗的實證問題。

本文研究發(fā)現，當獨立董事工作所在地與上市公司所在地相同時，公司應計項目盈余管理顯著偏小，通過暫時性促銷、縮減研發(fā)費用或攤薄固定成本三種方式來進行真實活動盈余管理的可能性也顯著偏小。也就是說獨立董事本地化能夠約束公司盈余管理，包括應計項目盈余管理和真實盈余管理行為。

本文的主要貢獻在于：（1）進一步拓展了獨立董事對盈余管理影響的研究領域，為其增加了新的論題和經驗證據；（2）豐富了近年來從地域視角研究會計和財務問題的文獻；（3）為監(jiān)管部門加強對獨立董事異地化公司的監(jiān)督提供了經驗證據，也對獨立董事的任職和甄選有一定的參考價值。

本文后續(xù)篇章結構如下：第二部分是文獻回顧與研究假設；第三部分是研究設計；第四部分是實證結果；第五部分是結論、局限性以及政策性含義。

文獻綜述和研究假設

現代公司兩權分離產生了代理人和委托人之間的代理沖突。為了實現自身利益最大化，代理人往往運用會計方法或者安排真實交易等來操控公司盈余，而這種行為又往往加劇了代理沖突。所以，從性質來看， 管理層的盈余管理問題不僅是一個會計問題，也是一個代理問題（蔡吉甫，2007）。在解決代理問題的諸多公司治理機制中，董事會被稱為企業(yè)中一組契約的最高內部監(jiān)督者，而獨立董事在履行監(jiān)督職能中發(fā)揮了積極作用（Fama，1950；FamaandJensen，1983）。關于獨立董事是否提高了董事會治理職能，從而約束了盈余管理這一問題，國內外均有一些研究。國外文獻方面，Dechow等（1995）和Peasnell等（2005）的研究均發(fā)現，董事會中獨立董事所占比例越高，董事會對管理層盈余管理行為的約束就越強。Dechow 等（1996）的研究發(fā)現，公司董事會中內部董事的比例越高，或董事長與總經理兩職合一，或未設立審計委員會的，就越有可能因違反GAAP而受到SEC的處罰。Chtourou等（2000）的研究表明，獨立董事比例與調增利潤的盈余管理之間顯著負相關。Chin-JungLuan and Ming-Je Tang （2002）的研究發(fā)現，臺灣IPO公司外部獨立董事制度會顯著地改善公司業(yè)績，提高公司利潤，公司盈余管理程度與獨立董事的安排呈顯著負相關關系。而Park and shin（2004）采用加拿大數據研究卻發(fā)現，總體而言，增加外部董事并不能降低任意應計額，但獨立財務董事和來自投資機構董事的比重高能明顯降低公司的盈余管理水平。國內文獻方面，劉立國、杜瑩（2003）以14 家年報舞弊上市公司為研究樣本發(fā)現，公司發(fā)生財務舞弊的可能性與內部董事在董事會中的比例顯著正相關。葉康濤等（2007）考察了獨立董事能否有效抑制大股東掏空行為，發(fā)現獨立董事的引入與大股東資金占用顯著負相關。胡奕明（2008）發(fā)現，當獨立董事占比較高、有財務、會計專業(yè)背景時，上市公司盈余信息質量較好，但沒有發(fā)現獨立董事報酬與公司盈余信息質量之間有顯著關系。余峰燕和郝項超（2011）對2006—2008年間816家國有控股非金融上市公司研究表明，聘請了具有行政背景獨立董事的公司的財務信息質量更差。而王兵（2007）采用2002-2004上市公司樣本研究卻發(fā)現，獨立董事并不能提高公司盈余質量，獨立董事報酬越高、兼職家數越多，公司盈余質量越差。蔡吉莆（2007）利用2004年數據研究發(fā)現，獨立董事、管理層持股和大股東治理與公司盈余管理相關性不大。支曉強、童盼（2005）利用2001—2003年的上市公司相關數據研究發(fā)現，公司的盈余管理程度和獨立董事變更概率和變更比例顯著正相關；獨立董事“懂事”，但不夠獨立，是當前我國獨立董事制度未能在公司治理中發(fā)揮實質性作用的關鍵原因。李燕媛、劉晴晴（2012）以2011年A股樣本從盈余管理視角研究中國獨立董事制度的有效性，結果發(fā)現，獨立董事的專業(yè)性與盈余管理之間呈顯著負相關關系；獨立董事報酬與盈余管理程度呈不顯著U型關系；而獨立董事比例與盈余管理不存在顯著的相關關系?？傮w上看，現有關于獨立董事與公司盈余管理方面的研究文獻主要著眼于獨立董事的引入、在董事會占比和報酬等方面，結論并不一致，研究樣本也多為2008年以前，幾無文獻專門研究獨立董事辦公地點與公司盈余管理之間的關系。

中國證監(jiān)會在《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》（以下簡稱指導意見）中指出：“上市公司獨立董事是指不在上市公司擔任除董事外的其他職務，并與其所受聘的上市公司及其主要股東不存在可能妨礙其進行獨立客觀判斷關系的董事。”獨立董事和一般董事最大的不同就是獨立。獨立性無疑是獨立董事治理的優(yōu)勢，但同時也引致了獨立董事治理的困難——與管理層之間的信息不對稱。而其日常工作所在地和上市公司所在地是否相同影響著其和管理層之間的信息不對稱。當獨立董事的日常工作所在地和上市公司注冊地相同時，我們稱之謂本地化的獨立董事。本地化的獨立董事與公司高管之間的信息不對稱程度較異地獨立董事要低些，因為距離遠近將影響獨立董事對信息的獲取成本和獲取效率。首先，本地化的獨立董事在當地無疑擁有很多很緊密的人際關系，從而擁有更多更便捷的渠道來間接獲取有關所任職公司的信息，甚至包括一些非公開的信息；其次，本地化的獨立董事在直接獲取任職公司信息方面也具有天然優(yōu)勢；例如，本地化的獨立董事在需要的時候可以很方便地到訪公司，通過實地觀察和詢問等方式及時了解公司實際運營情況；再如，與外地的獨立董事可能因交通等問題選擇通訊或委托方式參與董事會決策不同，本地化的獨立董事往往會現場出席董事會，通過與公司高管和其他董事們面對面的交流獲得更全面、更及時、更準確的高質量信息，而這些高質量信息反過來又有助于本地化的獨立董事參與相關討論并提高決策的質量和及時性。但也有觀點認為獨立董事是否“本地”是影響其獨立性的重要因素，理由是獨立董事辦公地與上市公司所在地相同時會加大與管理層合謀的可能性，不利于公司治理。我們認為，“本地”與否并不構成獨立董事“獨立”與否的標志，因為位置近與遠并不能促成或妨礙公司管理層與獨立董事合謀，但位置遠近卻能帶來所獲取信息在數量和質量上的不同從而影響信息不對稱程度。事實上，在財務金融和審計會計領域，已有不少研究發(fā)現，投資者與監(jiān)管者距離上市公司的位置遠近影響著與公司之間的信息不對稱并進而影響他們的行為決策，如Malloy（2005）發(fā)現臨近公司的分析師預測精度更高，Chhaochharia等（2012）認為當地機構投資者由于信息收集成本較低，從而監(jiān)督更加有效。Baik等（2010）、Coval和Moskowitz（2001）認為，當地機構投資者因地理位置臨近而具有信息優(yōu)勢，從而能獲得更高的回報。Kedia和Rajgopal（2011）發(fā)現SEC因資源限制而偏好調查臨近公司，公司預期到SEC這種偏好，因此臨近公司更少發(fā)生財務重述。

基于上述分析，我們相信，本地化的獨立董事有助于減輕信息不對稱、提高董事會的治理職能，從而約束了盈余管理。故本文提出第一個假設：

假說1：與獨立董事非本地化的公司相比較，獨立董事本地化的公司應計盈余管理程度更低。

我們知道，管理層除了可通過選擇和運用會計政策和會計估計來進行應計盈余管理外，還可以通過影響企業(yè)實際生產經營活動來進行真實盈余管理。獨立董事除了要對重大關聯交易進行監(jiān)管外，還要對公司戰(zhàn)略、資源、業(yè)績以及主要人員的操守等問題做出獨立判斷，所以，獨立董事雖不介入企業(yè)日常經營，但要關注重大的銷售業(yè)務和資金活動，并約束異常關聯交易和異常資金支出，包括可能損害中小股東利益的、大額異常的銷售、生產、費用開支和資金占用等，而本地化的獨立董事利用區(qū)域優(yōu)勢可以更容易地獲取上述相關信息，從而能抑制那些通過影響企業(yè)實際生產經營活動來進行的真實盈余管理行為，比如暫時性促銷、攤薄生產成本、削減研發(fā)支出等。Roychowdhury（2006）系統(tǒng)闡述了真實活動盈余管理的內涵，并將其分為三種：經營現金流操控、生產成本操控和酌量性支出操控，并在度量方面取得了重大突破。本文借鑒了Roychowdhury的度量模型，并提出第二個假說：

假說2：與獨立董事非本地化的公司相比較，獨立董事本地化的公司真實活動盈余管理程度更低。

三、研究設計

數據來源及樣本選擇

本文以2010至2014年五年的A股上市公司數據作為研究樣本，同時對樣本做了如下調整：1）剔除金融保險業(yè)公司；2）剔除ST和PT的公司；3）剔除數據缺失的公司。這樣，一共得到9451個公司/年度樣本，2010年至2014年各年樣本量分別為1416、1610、1972、2206和2247個，占比分別為14.98%、17.04%、20.87%、23.34%和23.78%。

本文按2012年版中國證監(jiān)會上市公司行業(yè)分類依次取值，其中制造業(yè)取二級代碼，觀測樣本一共涉及15個行業(yè)，其中，C3制造業(yè)的樣本量最多（占35.17%），C2制造業(yè)樣本量位于其次（占18.9%），R文化、體育和娛樂業(yè)樣本量最少（占比1.03%）。

除了計算市賬率所需要的年末市值數據來自于RESSET數據庫外，其他數據一律來源于國泰安CSMAR數據庫，包括獨立董事與上市公司工作地點一致性統(tǒng)計數據。國泰安CSMAR判斷獨立董事是否本地的規(guī)則是：當上市公司聘請了不止一個獨立董事時，視財會專業(yè)獨立董事日常辦公地來判斷本地抑或異地；而當上市公司聘請了不止一個財會專業(yè)獨立董事時，只有當他們均在上市公司所在地辦公時才判為本地，否則為異地。對國泰安CSMAR無法判斷獨立董事是本地還是異地的樣本，本文進行了剔除。

回歸模型及變量定義

〖EM_（i，t）=β_0+β_1 LOCAL_（i，t）+β_2 LEV_（i，t）+β_3 BM_（i，t）+β_4 GROWTH_（i，t）+β_5 SIZE_（i，t）+β_6 ROA_（i，t）+β_7 LOSS_（i，t）+β_8 BIGAUDIT_（i，t）+β_9 MAO_（i，t）+β_10 STATE_（i，t）+β_11 DUAL_（i，t）+β_12 INDRATE_（i，t）+β_13 MAGPAY_（i，t）+ε_（i，t）〗_ （1）

因變量

（1）應計項盈余管理及其度量

應計項目盈余管理的度量指標有多種（Schipper，2003），本文采用修正的Jones 模型進行分行業(yè)分年度回歸估計的可操縱應計額（Discretionary Accruals，ACC ）的絕對值ABSACC作為度量指標。遵循Dechow等（1995）的研究，修正Jones 模型為：

TA_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+α_（1，i） （1/A_（i，t-1） ）+（β_（1，i） （?S_（i，t）-?REC_（i，t） ））/A_（i，t-1） +β_（2，i） （PPE_（i，t）/A_（i，t-1） ）+ ε_（i，t） （2）

式中，TAi，t 表示i公司t期總應計項目，為營業(yè)利潤減去經營活動現金流量；△RECi，t為i公司t期期末應收賬款與t-1期期末應收賬款之差；△Si，t為i公司t期主營業(yè)務收入減去t-1期主營業(yè)務收入；PPEi，t是i公司t期期末固定資產凈值；Ai，t-1是i公司t-1期期末總資產；εi，t是殘差。對模型（2），進行分行業(yè)分年度的最小二乘法（OLS）回歸所得的殘差，即為修正Jones模型下的操控性應計ACC，再取絕對值即得本文所定義的應計盈余管理度量指標ABSACC。ABSACC越大，表示應計盈余管理程度越大。

真實活動盈余管理及其度量

Roychowdhury（2006）闡述了盈余與現金流量關系后，提出三個模型來推導正常的經營現金流、生產成本和酌量性費用的預期值，再用實際值減去預期值所得到的操控性經營現金流（ABCFO）、操控性生產成本（ABPROD）和操控性酌量費用（ABEXP）來度量真實盈余管理程度。本文沿用Roychowdhury（2006）的三個真實活動盈余管理度量模型，這同時也是目前主流的度量真實活動盈余管理的方式。

操控性經營現金流（AABCFO）

Roychowdhury（2006）認為，正常的經營現金流可以通過當期銷售及當期銷售變化額來合理預期，因此銷售操控即操縱性經營現金流ABCFO可以通過以下模型進行回歸所得殘值來衡量：

CFO_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+α_（1，i） （1/A_（i，t-1） ）+β_（1，i） （S_（i，t）/A_（i，t-1） ）+β_（2，i） （（?S_（i，t））/A_（i，t-1） ）+ε_（i，t ） （3）

其中，CFOi，t表示i公司t期經營現金流，Si，t表示i公司t期營業(yè)收入，△Si，t為i公司t期營業(yè)收入減去上期營業(yè)收入。對模型（3）進行分行業(yè)分年度OLS回歸所得殘差取絕對值即得操控性經營現金流AABCFO。

2）操控性生產成本（AABPROD）

Roychowdhury（2006）認為，正常的生產成本同樣可通過當期銷售、當期和前期銷售變化來預期，因此操控性生產成本ABPROD可以通過以下模型進行回歸所得殘差來衡量。

PROD_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+α_（1，i） （1/A_（i，t-1） ）+β_（1，i） （S_（i，t）/A_（i，t-1） ）+β_（2，i） （（?S_（i，t））/A_（i，t-1） ）+β_（3，i） （（?S_（i，t-1））/A_（i，t-1） ）+ε_（i，t ） （4）

其中，PROD為生產成本，等于當期銷售成本加上當期存貨變動之和，其他變量取值同前。對模型（4）進行分行業(yè)分年度OLS回歸所得殘差取絕對值即得操控性生產成本ABPROD。

操控性酌量費用（AABEXP）

Roychowdhury（2006）認為，對酌量性費用即研發(fā)費用、廣告費用和日常費用，可以通過建立酌量性費用與上期銷售收入的線性關系模型來預期其正常值。因此，操控性酌量費用ABEXP可以通過以下模型進行回歸所得殘差來衡量。

EXP_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+β_（o，i） （1/A_（i，t-1） ）+β_（2，i） （S_（i，t-1）/A_（i，t-1） ）+ε_（i，t ） （5）

由于我國上市公司財務報表并未單獨列示廣告費用和研發(fā)費用，這兩項數據是混跡于銷售費用和管理費用中一起披露的，故只能用銷售費用和管理費用之和來近似度量酌量性費用（方紅星等，2011）。因此，上式中EXP為酌量性費用，等于銷售費用加上管理費用。對模型（5）進行分行業(yè)分年度OLS回歸所得殘差取絕對值即得操控性酌量費用AABEXP。

4）真實活動盈余管理總額（RM）

為衡量真實活動盈余管理的總體程度，本文采用綜合指標RM來度量：

RM_（i，t）=ABPROD_（i，t）-ABCFO_（i，t）-ABEXP_（i，t） （6）

其中，RM為總體的真實活動盈余管理。注意，上式中了，操控性經營現金流ABCFO、操控性生產成本ABPROD及操控性酌量費用ABEXP均為不取絕對值時的操控程度，包括正向和負向操控。對RM取其絕對值ARM衡量總的真實活動盈余管理程度。

解釋變量

LOCAL為虛擬變量。若獨立董事與上市公司工作地點一致，賦值為1，否則為0。我們的假設是本地化的獨立董事能夠約束公司盈余管理，故預期符號為負。

3、控制變量及其度量

我們控制了獨立董事占董事會成員比例INDRATE、董事長與總經理兼任與否DUAL、前三名高管薪酬MAGPAY、控制人性質STATE對盈余管理的影響。參考其他國內外研究文獻，我們還進一步控制了公司規(guī)模SIZE、資產負債率LEV、市賬率BM、收入增長率GROWTH、外部審計意見MAO、公司是否虧損LOSS、資產收益率ROA、是否十大所審計BIGAUDIT等因素對盈余管理的影響，具體見表1。

表1：變量定義

變量符號 變量定義

因變量 ABACC 應計項盈余管理，回歸模型（2）殘值的絕對值

AABCFO 操控性經營現金流，回歸模型（3）殘值的絕對值

AABPROD 操控性生產成本，回歸模型（4）殘值的絕對值

AABEXP 操控性酌量費用，回歸模型（5）殘值的絕對值

ARM 真實活動盈余管理，模型（6）的絕對值

解釋變量 LOCAL 虛擬變量，獨立董事與上市公司工作地點一致，賦值為1，否則為0

控制變量 INDRATE 獨立董事在董事會占比

DUAL 虛擬變量，如果董事長與總經理二職合一，賦值為1，否則為0

MAGPAY 高管薪酬，借鑒方紅星和金玉娜（2011），取值為前三位高管薪酬總額*10/總資產

STATE 虛擬變量， 公司控制人性質為國有時，賦值為1，否則為0

LEV 資產負債率，總負債除于總資產

BM 公司市賬率， 取值為年末公司市值除以期末總資產賬面價值

ROA 資產收益率，凈利潤除于總資產

LOSS 虛擬變量， 公司當年凈利潤小于0時，賦值為l，否則為0

SIZE 公司規(guī)模，總資產的自然對數

GROWTH 收入增長率，即營業(yè)收入增長率

BIGAUDIT 虛擬變量， 所聘事務所為國際四大或國內八大所時，賦值為1，否則為0

MAO 虛擬變量，被出具非標準審計報告時，賦值為1，否則為0

IND 行業(yè)虛擬變量，按2012年版中國證監(jiān)會行業(yè)分類依次賦值，共15個

YEAR 年份虛擬變量

實證結果

描述性統(tǒng)計及單變量檢驗

表2是年度數據統(tǒng)計的結果，為了控制極端值對結果的影響，對所有的連續(xù)變量均按其兩端1%分位數進行了縮尾（winsorize）處理。從表2可以看出，獨立董事本地化程度從2010年的32.98%上升到2014年的51.05%，雖然中間有升有降，但整體來看，獨立董事本地化程度升高了。此外，無論應計項盈余管理還是經營活動盈余管理的均值均不為零，說明盈余管理現象普遍存在，但從2010年至2014年整體呈下降趨勢，反映盈余質量整體得到提高。此外，表中ABACC、ARM、AABCFO、AABPROD、AABEXP的均值均明顯大于中位數，說明有些公司的盈余操縱較為嚴重。

表2：年度數據描述

年度 樣本量 ABACC ARM AABCFO AABPROD AABEXP LOCAL

2010 1416 0.0757 0.1926 0.0797 0.1029 0.0540 0.3298

2011 1610 0.0853 0.2385 0.1007 0.1571 0.0609 0.5410

2012 1972 0.0636 0.1731 0.0628 0.0920 0.0577 0.5056

2013 2206 0.0693 0.2509 0.0654 0.0963 0.1229 0.5376

2014 2247 0.0603 0.1662 0.0612 0.0932 0.0495 0.5105

合計 9451 0.0696 0.2037 0.0720 0.1060 0.0710 0.4939

表3是按照2010一2014年統(tǒng)計的綜合結果。從表3可以看出，獨立董事占董事會人數比例INDRATE從最小18.2%到最大55.6%數值不等，但從均值和中值來看，兩者均大于1/3即證監(jiān)會《指導意見》中對獨立董事最低比例要求。LEV即資產負債率的均值和中位數均在47%左右。LOCAL、STATE、LOSS和MAO等為啞變量，從相應均值可以看出，平均有49.4%的上市公司聘用了本地化的獨立董事，有21.7%的公司董事長與總經理是兩職合一的，有66.9%的公司聘請了國際四大或國內八大會計師事務所，有9.2%的公司發(fā)生了年度虧損，有3.7%公司的年度報告被出具了非標準審計意見。

表3：變量描述性統(tǒng)計

變量 最大值 最小值 均值 中位數 標準差

ABACC 0.481 0.001 0.070 0.047 0.077

AABCFO 0.534 0.001 0.072 0.048 0.084

AABPROD 0.947 0.001 0.106 0.066 0.141

AABEXP 0.522 0.001 0.071 0.041 0.094

ARM 1.319 0.002 0.204 0.134 0.232

LOCAL 1 0 0.494 0 0.500

DUAL 1 0 0.217 0 0.412

MAGPAY 0.043 0.000 0.007 0.004 0.007

INDRATE 0.556 0.182 0.370 0.333 0.053

STATE 1 0 0.151 0 0.358

LEV 1.614 0.059 0.471 0.471 0.232

BM 4.985 0.091 1.047 0.716 0.983

SIZE 25.389 18.768 21.955 21.813 1.288

ROA 0.209 -0.339 0.037 0.034 0.058

GROWTH 4.464 -0.748 0.214 0.122 0.575

LOSS 1 0 0.092 0 0.288

BIGAUDIT 1 0 0.669 1 0.471

MAO 1 0 0.037 0 0.190

按獨立董事與上市公司工作地是否一致進行了分組比較，在未控制其他因素影響的情況下進行了單變量檢驗，結果見表4。從表4的結果可以看出，獨立董事本地化的上市公司其操控性應計盈余值ABACC和操控性經營現金流AABCFO均值在1%水平上顯著低于獨立董事非本地化公司，獨立董事本地化的上市公司其操控性生產成本AABPRO均值在5%水平上顯著低于獨立董事非本地化公司，獨立董事本地化的公司其操控性酌量費用AABEXP和真實活動盈余管理ARM均值均低于獨立董事非本地化公司，只不過差異不顯著。這為本文的假說獨立董事本地化與否影響盈余管理提供了初步證據。

表4：獨立董事本地化與盈余管理單變量檢驗

組別 ABACC AABCFO AABPRO AABEXP ARM

LOCAL=1 0.0669 0.0686 0.1028 0.0699 0.2006

LOCAL=0 0.0723 0.0753 0.1091 0.0721 0.2067

P值 0.0005*** 0.0001*** 0.029** 0.2681 0.1964

注： *、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。

相關性檢驗

表5為因變量和自變量之間的相關度分析。因變量有五個指標分別是：應計項目盈余管理ABACC、操控性經營現金流AABCFO、操控性生產成本AABPRO、操控性酌量費用AABEXP和真實活動盈余管理ARM。這五個指標之間均在1‰水平上存在顯著的正相關關系，說明它們均能夠較好地反映盈余質量水平。而自變量獨立董事本地化LOCAL與應計盈余管理、操控性經營現金流、操控性生產成本之間存在顯著的負相關關系。

表5：因變量與各自變量之間相關系數矩陣

ABACC AABCFO AABPRO AABEXP ARM LOCAL

ABACC 1

AABCFO 0.623*** 1

0

AABPRO 0.392*** 0.611*** 1

0 0

AABEXP 0.077*** 0.102*** 0.262*** 1

0 0 0

ARM 0.344*** 0.57*** 0.741*** 0.63*** 1

0 0 0 0

LOCAL -0.036*** -0.04*** -0.022** 0.011 -0.013 1

0.0005 0.0001 0.0294 0.2681 0.1964

注：*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。所有變量VIF<5

表6為控制變量與各個因變量之間的相關度分析，限于篇幅，未列出完整的相關關系矩陣，只列出了其中的一部分，其余部分資料備索。由表6可見，審計意見、收入增長率和高管薪酬與本文五個盈余管理變量之間均存在顯著的正相關關系，說明收入增長越快、高管薪酬越多、被出具非標準審計意見的上市公司無論應計盈余還是真實活動盈余管理越嚴重。資產負債率、是否虧損、獨立董事占董事會比例與操控性應計項分別在1%、1%和5%水平上顯著正相關，而是否大所審計、公司規(guī)模、資產收益率與操控性應計均在1%水平上顯著負相關，這意味著確有必要將這些控制變量納入回歸模型。此外，各個變量VIF值均小于5，說明各個變量之間不存在多重共線性問題。

表6：控制變量與各自變量之間相關系數

ABACC AABCFO AABPROD AABEXP ARM

INDRATE 0.026** 0.019* 0.002 0.015 0.002

0.013 0.059 0.857 0.139 0.831

MAGPAY 0.042*** 0.044*** 0.021** 0.135*** 0.092***

0 0 0.04 0 0

DUAL 0.017* -0.001 -0.005 0.058*** 0.019*

0.092 0.901 0.65 0 0.063

STATE 0.008 0.014 -0.011 -0.017* -0.017

0.458 0.161 0.296 0.096 0.107

GROWTH 0.185*** 0.223*** 0.221*** 0.166*** 0.229***

0 0 0 0 0

BM -0.004 0 0.013 -0.101*** -0.063***

0.696 0.995 0.204 0 0

LEV 0.142*** 0.103*** 0.077*** -0.069*** 0.019*

0 0 0 0 0.062

ROA -0.063*** 0.089*** 0.136*** 0.081*** 0.140***

0 0 0 0 0

SIZE -0.058*** -0.02* 0.027*** -0.087*** -0.034***

0 0.052 0.009 0 0.001

LOSS 0.085*** -0.003 -0.012 -0.008 -0.005

0 0.775 0.231 0.428 0.614

BIGAUDIT -0.052*** -0.045*** -0.023** 0.029*** -0.007

0 0 0.027 0.004 0.525

MAO 0.09*** 0.045*** 0.02* 0.026** 0.03**

0 0 0.058 0.013 0.004

注：*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。所有變量VIF<5

回歸分析

本文對假說1和2的檢驗結果見表7。回歸結果顯示，五個被解釋變量調整后的R2值與余峰燕等（2011）和楊七中等（2014）接近，回歸的F值均在1‰的水平上顯著，說明方程總體線性顯著。獨立董事本地化變量LOCAL與應計項目盈余管理ABACC在1%水平上呈顯著負相關關系（t值為-2.93）。故本文的第一個假設通過了檢驗，也就是說，獨立董事本地化有助于抑制上市公司進行應計項盈余管理行為。檢驗結果還顯示，控制變量的符號與預期基本一致，具體而言，非國有控股上市公司的應計項目盈余管理程度在10%水平上顯著低于國有控股上市公司，董事長兼任總經理的公司其應計項目盈余管理程度在1%水平上顯著高于兩職分離的上市公司；同樣地，財務狀況較差（資產負債率較高）、或發(fā)生虧損、或收入增長較快、或被出具非標準審計報告的公司其應計項目盈余管理程度顯著更高些。而規(guī)模SIZE較大或市賬率BM較高的公司其應計項盈余管理程度顯著更低些。從檢驗結果來看，獨立董事占董事會人數比例INDRATE、高管薪酬MAGPAY、資產收益率和是否聘請大所審計BIGAUDIT等因素不影響公司應計項盈余管理。

當衡量真實活動盈余管理的變量是操控性經營現金流絕對值AABCFO和真實活動盈余管理絕對值ARM時，獨立董事本地化系數在1%的水平上顯著為負（T值分別為-3.53和-3.07），表明獨立董事本地化能顯著約束真實活動盈余管理，尤其是銷售操控行為。當衡量真實活動盈余管理的變量是操控性酌量費用絕對值AABEXP時，獨立董事本地化系數在5%水平上顯著為負（T值為-2.35），表明獨立董事本地化會約束上市公司費用操控行為。當衡量真實活動盈余管理的變量是操控性生產成本AABPROD時，獨立董事本地化系數在10%水平上顯著為負（T值為-1.83），說明獨立董事本地化能約束上市公司利用生產操控來管理真實活動盈余的行為。故此，本文的第二個假說也通過了檢驗。檢驗結果還顯示，控制變量方面，收入增長率GROWTH、資產負債率LEV、資產收益率ROA、發(fā)生虧損LOSS與真實活動盈余管理的四個衡量指標之間均存在顯著正相關關系，而市賬率與真實活動盈余管理的四個衡量指標之間則存在顯著的負相關關系；此外，從BIGAUDIT和MAO的系數來看，聘請四大所或國內八大所審計幾乎不能更加約束上市公司盈余管理行為，且民間審計能識別和抑制上市公司應計項目盈余管理，但對真實活動盈余管理卻沒有什么約束力。

表7：多元回歸結果

變量 應計盈余 真實活動盈余

ABACC AABCFO AABPROD AABEXP ARM

LOCAL -0.005*** -0.006*** -0.005* -0.004** -0.014***

（-3.03） -3.53 -1.83 -2.35 -3.07

INDRATE 0.019 0.022 -0.015 0.013 -0.023

1.34 1.44 -0.61 0.79 -0.55

MAGPAY -0.158 0.142 0.368 1.272*** 2.051***

-1.16 0.97 1.55 8.02 5.06

DUAL 0.005*** 0.003* 0.004 0.003 0.006

2.84 1.73 1.27 1.46 1.08

STATE 0.004* 0.005** 0.002 0.004 0.005

1.86 2.38 0.62 1.61 0.81

GROWTH 0.023*** 0.026*** 0.044*** 0.027*** 0.079***

17.31 18.57 19.12 17.68 20.31

BM -0.003*** -0.002* -0.005** -0.006*** -0.020***

-2.84 -1.73 -2.42 -4.45 -5.69

LEV 0.042*** 0.043*** 0.053*** 0.023*** 0.105***

（-9.71） 9.36 7.01 4.52 8.19

ROA 0.020 0.246*** 0.521*** 0.117*** 0.784***

1.1 12.59 16.44 5.55 14.51

SIZE -0.006*** -0.005*** 0.001 0.005*** 0.008***

-5.38 -4.32 0.56 3.99 2.65

LOSS 0.023*** 0.029*** 0.063*** 0.017*** 0.105***

7.09 8.28 11.12 4.57 10.87

BIGAUDIT -0.003* -0.003* -0.002 0.002 -0.002

-1.75 -1.92 -0.67 1 -0.35

MAO 0.011*** 0.006 0.009 0.009* 0.019

2.57 1.34 1.17 1.79 1.48

行業(yè) 控制 控制 控制 控制 控制

年份 控制 控制 控制 控制 控制

N 9451 9451 9451 9451 9451

調整 R2 14.35% 18.38% 22.56% 22.86% 17.55%

F 52*** 69.64*** 89.79*** 91.33*** 65.87***

注：ABACC為修正的Jones模型估計的操控性應計絕對值、AABCFO為操控性經營現金流絕對值、AABPROD為操控性生產成本絕對值、AABEXP為操控性酌量費用絕對值、ARM為真實活動盈余管理絕對值；15個行業(yè)虛擬變量控制不同行業(yè)因素的影響，按2012年中國證監(jiān)會行業(yè)分類標準；4個年度虛擬變量控制2010-2014年間不同年份宏觀經擠因索的影晌。括號內為t值；*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。所有變量VIF<5按2012年版中國證監(jiān)會行業(yè)分類依次賦值按2012年版中國證監(jiān)會行業(yè)分類依次賦值。

（四）研究結論的可靠性分析

為了增強實證研究結論的有效性，本文從以下多個角度分別做了穩(wěn)健性檢驗：

1、改變模型設置?？紤]到應計項目盈余管理有多種度量方法，且一直以來成為很多文獻關注的焦點，我們借鑒Kothari等（2005）的做法，進一步在修正Jones模型中加入凈資產收益率ROA計算業(yè)績調整的可操控應計項，然后取絕對值度量應計項盈余管理，主要回歸結果保持一致，見表8第二列。

2、增加控制變量?？紤]到公司治理方面的其他變量對盈余管理的可能影響，我們加入董事會四個專業(yè)委員會設置情況、第一大股東持有股份占比之后，除了更加顯著以外，回歸結果沒有變化，系數符號也沒有發(fā)生變化。限于篇幅，該角度穩(wěn)健性檢驗結果未列出，資料備索。

3、改變主要變量定義。前文衡量應計項目盈余管理和真實活動盈余管理的五個變量均是分行業(yè)運用OLS回歸估計系數平均計算獲得的結果；按McNichols（2000）的觀點，分行業(yè)估算可能影響可操縱應計項的大小，故我們又分別按照總體樣本進行了計算，結果更加顯著，具體見表8后面5列。

4、細分正向和負向應計盈余管理。回歸結果顯示，當以修正Jones 模型估計的正向可操縱應計額作為因變量時，獨立董事本地化變量LOCAL的系數在10%水平上顯著為負，表明獨立董事本地化公司，應計盈余正向操縱程度顯著低于獨立董事非本地化公司；當以修正Jones 模型估計的負向可操縱應計額作為因變量時，獨立董事本地化變量LOCAL的系數在5%水平上顯著為正，表明獨立董事本地化公司負的應計額要顯著小于獨立董事非本地化的公司；也就是說，獨立董事本地化既能抑制正向應計盈余管理，也能抑制負向應計盈余管理。限于篇幅，該角度穩(wěn)健性檢驗結果未列出，資料備索。

5、重新定義樣本。由于2010—2014年樣本不是很多，我國上市公司自2003年開始獨立董事占董事會比例基本達到《指導意見》所要求的1/3比例，因此，我們又以2003-2014年的A股上市公司數據為樣本進行了回歸，發(fā)現除AABEXP的系數變得不顯著以外，其他結論沒有變化，具體詳見表9。

因此，通過上述檢驗表明，本文的結論較為穩(wěn)健。

表8：穩(wěn)健性檢驗結果（方法1和方法3）

變量 應計盈余 真實活動盈余

業(yè)績調整的ABACC ABACCS AABCFOS AABPROS AABEXPS ARMS

LOCAL -0.003*** -0.009*** -0.009*** -0.013*** -0.003*** -0.018***

LEV 0.032*** 0.058*** 0.020*** 0.057*** 0.015*** 0.044***

BM -0.004*** 0.0002 -0.002* -0.011*** -0.007*** -0.005*

SIZE -0.004*** 0.002 -0.001 0.006*** 0.004*** 0.001

MAGPAY -0.187* 0.752*** 0.639*** 2.264*** 0.995*** 1.962***

INDRATE 0.014 -0.005 0.009 0.000 0.007 -0.014

LOSS 0.020*** 0.023*** 0.032*** 0.075*** 0.019*** 0.081***

BIG -0.003** -0.002 -0.004** 0.004* 0.001 -0.004

MAO 0.008** 0.001 0.011** 0.025*** 0.014*** 0.028***

DUAL 0.004*** -0.005 0.003 0.002 0.004** 0.002

STATE 0.002 0.008* 0.006*** 0.003 0.001 0.015***

GROWTH 0.015*** 0.061*** 0.033*** 0.056*** 0.022*** 0.072***

ROA -0.082** 0.231*** 0.632*** 0.200*** 0.666***

行業(yè) 控制 控制 控制 控制 控制 控制

年份 控制 控制 控制 控制 控制 控制

N 9451 9451 9451 9451 9352 9344

調整R 11.26% 43.79% 42.83% 25.98% 11.99% 36.34%

F 40.97 238.52 229.38 107.84% 42.09 173.08

注：ABACCS、AABCFOS、AABPROS、AABEXPS和ARMS分別按總體樣本估計系數平均計算的操控性應計、操控性經營現金流、操控性生產成本、操控性酌量費用和真實活動盈余操控。*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。

表9：穩(wěn)健性檢驗結果（方法5）

ABACC AABCFO AABPROD AABEXP ARM

LOCAL -0.002* -0.003** -0.004** -0.001 -0.008**

INDRATE 0.03*** 0.028** -0.004 0.008 -0.008

MAGPAY 0.209* 0.221* 0.378** 1.212*** 1.994***

GROWTH 0.021*** 0.023*** 0.044*** 0.022*** 0.075***

ROA -0.032** 0.222*** 0.407*** 0.073*** 0.678***

SIZE -0.002*** -0.002*** 0.004*** 0.006*** 0.011***

BM -0.008*** -0.003*** -0.009*** -0.008*** -0.024***

LEV 0.048*** 0.035*** 0.039*** 0.019*** 0.081***

LOSS 0.019*** 0.026*** 0.053*** 0.015*** 0.093***

BIG -0.002* -0.002* -0.001 0.002 -0.003

MAO 0.015*** 0.005* 0.012** 0.01*** 0.017**

DUAL 0.004*** 0.001 0.006** 0.005*** 0.01**

STATE 0.002 0.002 0 0 0.001

N 15659 15659 15659 15659 15659

調整R 17.58% 17.57% 25.25% 19.16% 18.27%

F值 83.71 88.82 140.18 98.68 93.11

注：*、**、***分別表示在10%、5%、l%水平顯著。

五、結論、局限性以及政策性含義

我國自2001年在上市公司建立獨立董事制度以來已將近十五年了，其運行是否提高了董事會的監(jiān)督職能、約束了盈余管理？我國有關這方面的研究結論并不一致，且鮮有文獻探討獨立董事日常工作所在地和上市公司所在地是否一致對公司盈余管理的影響。本文從信息不對稱的視角專門研究了獨立董事本地化同公司盈余管理之間的關系，且在討論了獨立董事本地化對應計項盈余管理影響的基礎上，又創(chuàng)新性地討論了獨立董事本地化對真實活動盈余管理的影響。本文利用2010-2014年間A股上市公司數據研究發(fā)現，獨立董事本地化既能抑制上市公司應計項目盈余管理，也能約束真實活動盈余管理。

本文的局限性在于：1）未收集有關獨立董事薪酬、專業(yè)背景等方面的信息，從而分析獨立董事本地化和盈余管理之間的關系時，雖然控制了不少公司特征變量、財務特征變量、外部審計特征變量和公司治理特征變量，但對獨立董事特征，卻只控制了獨立董事占董事會人數比例，而未控制獨立董事薪酬及專業(yè)背景方面的特征，而這些特征可能對實證結果構成影響；2）未手工收集每個獨立董事工作地詳細數據，而直接采用國泰安CSMAR現成數據，以財會專業(yè)的獨立董事工作地作為替代，有一定的局限性；3））盡管研究表明獨立董事降低了公司盈余管理程度，但是本文并沒有深入分析獨立董事影響盈余管理的途徑和方式。

本文的政策性含義在于：我國的獨立董事制度建設需關注獨立董事日常工作地等信息獲取能力的個人特征。

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