黃芳++李高奎++郭耕愚

摘 要：上市公司獨立董事日常工作所在地與上市公司所在地相同與否對公司盈余質量是否存在影響，既關系到監(jiān)管部門對獨立董事異地化公司的監(jiān)督，也關系到對獨立董事的任用和甄選。采用修正Jones模型和修正DD 模型來衡量盈余質量，通過研究2010—2013年A股上市公司相關數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，獨立董事本地化可以提高上市公司的盈余質量。

關鍵詞：獨立董事；本地化盈余質量；Jones模型； DD模型

中圖分類號：F234.4 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2016）05-0085-07

一、引言

作為現(xiàn)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(jīng)理層，維護中小股東權益，防止內部人控制。根據(jù)《中國注冊會計師審計準則第1151號——與治理層的溝通》，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[1]，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[2]。可以說，盈余信息質量的好壞是公司治理健全與否的重要標志。獨立董事作為公司治理機制的一個重要組成部分，其狀況是否影響到公司會計信息質量，國內外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）對公司盈余質量的影響的研究文獻。

Fama et al（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[3]。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，同時也難于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效率和效果，進而影響公司的盈余質量？

本文的主要貢獻在于：（1）進一步拓展了獨立董事對盈余質量影響的研究領域，為其增加了新的論題和經(jīng)驗證據(jù)；（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(jīng)驗證據(jù)，也對獨立董事的任職和甄選有一定的參考價值。

二、文獻綜述和研究假設

從財務報告的生成來看，董事會是財務報告的監(jiān)督主體，董事會負責監(jiān)督財務報表中會計信息的質量[4]；而獨立董事作為董事會中的重要成員，在履行監(jiān)督職能中發(fā)揮了積極作用。關于獨立董事是否提高了董事會治理職能，提升了盈余質量這一問題，國內外均有一些研究。國外文獻方面，Dechow et al（1995）發(fā)現(xiàn)，董事會中獨立董事的比例越高，董事會對管理層的盈余管理行為約束越強[5]。Dechow et al（1996）的研究發(fā)現(xiàn)，公司董事會中內部董事的比例越高，或董事長與總經(jīng)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[6]。Klein（2002）研究發(fā)現(xiàn)，董事會的獨立性與可操縱性應計利潤負相關[7]。Peasnell et al（2005）發(fā)現(xiàn)董事會中外部董事的比例越高，就越有可能通過提高異常應計來提高報告期盈利[8]。而Park et al（2004）卻發(fā)現(xiàn)，在加拿大，增加外部董事并不能降低可操縱應計額[9]。國內文獻方面，劉立國 等（2003）以14家年報舞弊上市公司為研究樣本發(fā)現(xiàn)，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[10]。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(xiàn)獨立董事的引入與大股東資金占用顯著負相關[11]。胡奕明 等（2008）發(fā)現(xiàn)，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(xiàn)獨立董事報酬與公司盈余信息質量之間有顯著關系[12]。而王兵（2007）采用2002—2004年上市公司樣本研究卻發(fā)現(xiàn)，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(shù)越多，公司盈余質量越差[4]。蔡吉莆（2007）利用2004年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，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[1]。總體來看，現(xiàn)有這方面的研究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，研究樣本多為2008年以前，幾無文獻專門研究獨立董事本地化與公司盈余質量之間的關系。

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?！豹毩⒍伦钪匾奶卣骶褪仟毩ⅰ＊毩⑿詿o疑構成了獨立董事治理的最大優(yōu)勢，但同時也引致了獨立董事治理的最大困難——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?shù)責o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(xiàn)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(shù)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(xiàn)，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(xiàn)臨近公司的分析師預測精度更高[13]，Chhaochhariaet al（2012）認為當?shù)貦C構投資者由于信息收集成本較低，從而監(jiān)督更加有效[14]。Baik et al（2009）、Coval et al（2001）認為，當?shù)貦C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[15-16]。Kedia et al（2011）發(fā)現(xiàn)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[17]。

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，從而提升了公司的盈余質量，為此，提出以下研究假說：

假說：與獨立董事非本地化的公司相比較，獨立董事本地化公司的盈余質量更高。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本文以2010—2013年四年的A股上市公司數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)缺失的公司。這樣，一共得到8 188個年度樣本，2010—2013年各年樣本量分別為1 589、1 994、2 238和2 367個，占比分別為19.41%、24.35%、27.33%和28.91%。

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35.92%），C2制造業(yè)樣本量位于其次（占19.09%），S綜合類樣本量最少（占比不足1%）。

除了計算市賬率所需要的年末市值數(shù)據(jù)來自于RESSET數(shù)據(jù)庫外，其他數(shù)據(jù)一律來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，包括獨立董事與上市公司工作地點一致性統(tǒng)計數(shù)據(jù)。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。

（二）回歸模型及變量定義

EMi，t=β0+β1LOCALi，t+β2LEVi，t+β3BMi，t+β4GROWTHi，t+β5SIZEi，t+β6ROAi，t+β7LOSSi，t+β8BIGAUDITi，t+β9MAOi，t+β10STATEi，t+β11DUALi，t+β12INDRATEi，t+β13MAGPAYi，t+β14OWNRATEi，t+εi，t（1）

1. 因變量——盈余質量及其度量。盈余質量的度量視角有多種，盈余穩(wěn)健性、盈余反應系數(shù)、盈余管理程度等。一般地，采用修正的Jones 模型和修正的DD 模型等來度量盈余質量。本文也不例外，分別采用這兩個模型進行分行業(yè)分年度回歸估計的可操縱應計額（Discretionary Accruals，ACC）的絕對值ABSACC作為度量盈余質量的指標。各變量定義詳見表1。

（1）修正的Jones模型。遵循Dechow et al（1995）[5]的研究，修正Jones 模型為：

■=α0，i+α1，i（■）+■+β2，i（■）+εi，t（2）

式（2）中，TAi，t表示i公司t期總應計項目，為營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金流量；ΔRECi，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；ΔSi，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盈余質量的第一個度量指標，其值越大表示盈余質量越低。

（2）修正的DD模型。采用修正DD模型估計應計項目：

TAi，t=α0，i+α1，iCFOi，t-1+α2，iCFOi，t+α3，iCFOi，t+1+α4，iDCFOi，t+α5，iDCFOi，t×CFOi，t+εi，t（3）

式（3）中：TAi，t表示i公司t期總應計；CFOi，t-1、CFOi，t、CFOi，t+1分別為i公司t-1期、t期和t+1期的經(jīng)營現(xiàn)金流量；DCFOi，t為虛擬變量，當CFOt小于CFOt-1時為1，否則為0；ε是殘差。對模型（3）進行分行業(yè)分年度OLS回歸所得殘差即為修正DD模型下的操控性應計ACC，再取絕對值即得本文盈余質量的第二個度量指標，其值越大表示盈余質量越低。

2. 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提高公司盈余質量，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(jīng)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等其他因素可能對盈余管理行為的影響。

四、實證結果

（一）描述性統(tǒng)計及單變量檢驗

表2是年度數(shù)據(jù)統(tǒng)計的結果，為了控制極端值對于本文結果的影響，對所有的連續(xù)變量均按其兩端1%分位數(shù)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32.66%上升到2013年的53.36%，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，無論是修正Jones模型估計的可操縱應計盈余還是修正DD模型估計的可操縱應計盈余均值均不為零，說明盈余管理現(xiàn)象普遍存在，但2010—2013年整體呈下降趨勢，反映盈余質量整體得到提高。

表3是按照2010—2013年統(tǒng)計的綜合結果。從表3可以看出，無論是修正Jones模型還是修正DD模型估計的可操縱應計盈余的均值均明顯大于中位數(shù)，說明有些公司的盈余操縱較為嚴重。獨立董事占董事會人數(shù)比例INDRATE從最小18.2%到最大55.6%數(shù)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(shù)均在46%左右。LOCAL、STATE、LOSS和MAO等為啞變量，從相應均值可以看出，平均有48.5%的上市公司聘用了本地化的獨立董事，有22.9%的公司董事長與總經(jīng)理是兩職合一的，有65.6%的公司聘請了國際四大或國內八大會計師事務所，有8.7%的公司發(fā)生了年度虧損，有4.1%公司的年度報告被出具了非標準審計意見。

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，無論用修正的Jones模型還是修正的DD模型計算的異常應計盈余值ABCC均值，獨立董事本地化的上市公司組均在1%水平上顯著低于獨立董事非本地化公司組。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(jù)。

（二）相關性檢驗

本文對研究模型中的所有變量進行了相關性檢驗，結果見表5。在表5中，左下部分是修正的Jones模型估計的異常應計ABACC與自變量和控制變量之間的相關系數(shù)矩陣，右上部分是修正的DD模型估計的異常應計ABACC與自變量和控制變量之間的相關系數(shù)矩陣。由表5可見，修正的Jones模型估計的異常應計和修正的DD模型估計的異常應計絕對值相關系數(shù)為0.39，在1‰的水平上顯著相關，說明兩種不同度量之間存在顯著的相關關系，能夠較好地反映盈余質量水平；獨立董事本地化變量分別與兩模型估算的異常應計絕對值之間在1%水平上存在顯著負相關關系。審計意見、高管薪酬、是否虧損、資產負債率與兩模型估算的異常應計絕對值之間均存在顯著的正相關關系，而市賬率、是否大所審計、公司規(guī)模、資產收益率與兩模型估算的異常應計絕對值存在顯著的負相關關系，這與預期基本一致，并說明將這些控制變量納入回歸模型是有必要的，由于相關性VIF值均小于5，故不存在嚴重的多重共線性。

（三）回歸分析

本文對假說的檢驗結果見表6?；貧w結果顯示，調整后的R2值與余峰燕 等（2011）[19]和楊七中 等（2014）[20]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。當衡量盈余質量的變量分別是修正的Jones模型和修正的DD模型計算的異常應計絕對值ABACC時，獨立董事本地化系數(shù)均在5%的水平上顯著為負（T值分別為-2.26和-2.14），表明獨立董事本地化公司，應計盈余操縱程度顯著低于獨立董事非本地化公司；也就是說，獨立董事本地化能顯著提高公司盈余質量。因此，本文的研究假說通過了檢驗。檢驗結果還顯示，控制變量方面，資產負債率LEV、發(fā)生虧損LOSS和審計意見MAO與兩個模型計算的異常應計盈余絕對值之間均存在顯著正相關關系，而市賬率與兩個模型計算的異常應計盈余絕對值之間則均存在顯著的負相關關系。

（四）研究結論的可靠性分析

為了進一步提高結論的可靠性，我們從以下兩個角度對上述結論做了穩(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 et al（2005）[21]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7第2、3列。

2.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(shù)平均計算獲得的結果；按McNichols（2000）[22]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7第4至7列。

因此，通過上述檢驗表明，本文的結論較為穩(wěn)健。

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、提升了盈余質量？我國有關這方面的研究結論并不一致，且鮮有文獻專門探討上市公司獨立董事本地或異地對公司盈余質量是否存在影響。本文從信息不對稱的視角、利用2010—2014年A股上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事本地化有助于提高上市公司盈余質量。

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質量之間的關系時，雖然控制了不少公司特征變量、財務特征變量、外審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(shù)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(shù)據(jù)，而直接采用國泰安CSMAR現(xiàn)成數(shù)據(jù)，以會計專業(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提高了公司盈余質量，但是本文并沒有深入分析獨立董事影響盈余質量的途徑和方式。

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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責任編輯：許永兵