賈 麗，史春玲（副教授）

一、引言

獨(dú)立董事制度的引入作為完善我國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)的重要舉措之一，其有效性一直飽受質(zhì)疑。我國(guó)引入獨(dú)立董事制度的初衷是為了緩解代理問題，保護(hù)中小股東利益，發(fā)揮監(jiān)督作用。但是，由于我國(guó)“一股獨(dú)大”的特殊股權(quán)環(huán)境，獨(dú)立董事一般是由大股東選聘，導(dǎo)致獨(dú)立董事不獨(dú)立，監(jiān)督職能難以有效發(fā)揮，反而更多地起著資源作用和咨詢作用。由于監(jiān)督職能弱化，獨(dú)立董事很少公開質(zhì)疑董事會(huì)決議，即“用手投票”數(shù)量很少。但是，獨(dú)立董事卻存在著另一種發(fā)表自身看法的方式，即“用腳投票”。一方面，“用腳投票”可以理解為上市公司存在較為嚴(yán)重的公司治理問題，而獨(dú)立董事不愿與管理層“合謀”，故選擇主動(dòng)辭職以保護(hù)自身的聲譽(yù)；另一方面，“用腳投票”也可以理解為獨(dú)立董事為維護(hù)自身利益而放棄中小股東的利益，是一種不盡職的表現(xiàn)，比如Fahlenbrach等[1]將之稱為獨(dú)立董事的“黑暗面”。

越來越多的證據(jù)表明，獨(dú)立董事與中小股東之間也存在著利益分歧，獨(dú)立董事出于對(duì)自身聲譽(yù)的保護(hù)，可能犧牲中小股東利益以最大化個(gè)人利益[1，2]。然而，何種情形才會(huì)觸發(fā)獨(dú)立董事的聲譽(yù)保護(hù)呢？部分國(guó)內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)就此問題開展了相關(guān)研究。在西方國(guó)家，公司董事會(huì)中獨(dú)立董事占比較高，更多地將業(yè)績(jī)作為獨(dú)立董事的履職考核指標(biāo)，因此，當(dāng)上市公司業(yè)績(jī)不佳時(shí)，獨(dú)立董事更有可能提前辭職。但在我國(guó)，獨(dú)立董事在董事會(huì)中占比較低，兼職性質(zhì)明顯，投資者和監(jiān)管部門都很少將業(yè)績(jī)與獨(dú)立董事履職直接掛鉤。公司會(huì)計(jì)信息披露是中小股東獲取公司信息的基本途徑，而會(huì)計(jì)信息質(zhì)量作為資本市場(chǎng)的基石，已成為衡量獨(dú)立董事監(jiān)督職能履行情況的核心指標(biāo)。若公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較差，獨(dú)立董事履職風(fēng)險(xiǎn)將提高，甚至有遭受處罰的可能。在此種情形下，獨(dú)立董事會(huì)選擇繼續(xù)任職提升公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量以維護(hù)中小股東利益，還是會(huì)選擇主動(dòng)辭職以保障個(gè)人利益？這正是本文所要探討的主要問題。

本文通過搜集2015～2020年A股上市公司獨(dú)立董事主動(dòng)辭職事件數(shù)據(jù)，選取財(cái)務(wù)重述作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量，考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)獨(dú)立董事主動(dòng)辭職行為的影響。同時(shí)根據(jù)辭職原因可信與否，將主動(dòng)辭職分為可信辭職與可疑辭職，進(jìn)一步清洗樣本，比較財(cái)務(wù)重述與非財(cái)務(wù)重述公司的可疑辭職概率和可信辭職概率，以檢驗(yàn)獨(dú)立董事主動(dòng)辭職公告中辭職原因的可信度。本文還利用“獨(dú)立董事—公司—年”數(shù)據(jù)，探討?yīng)毩⒍聜€(gè)人特征對(duì)辭職行為的影響。

本文可能的貢獻(xiàn)包括：首先，提供了額外的證據(jù)表明獨(dú)立董事即使對(duì)股東負(fù)有受托責(zé)任，亦有可能為了自身利益而犧牲股東利益；其次，根據(jù)辭職原因?qū)⒅鲃?dòng)辭職分為可信辭職與可疑辭職，檢驗(yàn)了獨(dú)立董事主動(dòng)辭職原因的可信度，擴(kuò)展了獨(dú)立董事辭職的研究視角；最后，利用“獨(dú)立董事—公司—年”的多維數(shù)據(jù)，探討了獨(dú)立董事個(gè)人特征對(duì)辭職行為的影響，豐富了獨(dú)立董事辭職動(dòng)因的研究，也為監(jiān)管部門完善獨(dú)立董事制度提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

（一）文獻(xiàn)回顧

1.獨(dú)立董事辭職行為。關(guān)于獨(dú)立董事辭職行為，國(guó)外主要從獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的動(dòng)因及其帶來的經(jīng)濟(jì)后果兩方面展開研究。其中動(dòng)因又可以分為公司因素和自身因素兩大類。當(dāng)上市公司績(jī)效表現(xiàn)不佳[2，3]，或者出現(xiàn)財(cái)務(wù)重述時(shí)[4]，以及董事會(huì)職能薄弱，有公開證據(jù)表明管理層操縱收益損害股東權(quán)益，與管理層發(fā)生沖突行為時(shí)[5]，獨(dú)立董事為了保護(hù)自身的聲譽(yù)，很可能會(huì)選擇主動(dòng)辭職。獨(dú)立董事的自身特征也會(huì)影響主動(dòng)辭職行為的選擇，比如具有財(cái)務(wù)金融背景的獨(dú)立董事更可能因“與管理層發(fā)生沖突”而選擇主動(dòng)辭職[5]，主動(dòng)辭職的獨(dú)立董事一般會(huì)比正常辭任的獨(dú)立董事年輕8～10歲[5]。獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的經(jīng)濟(jì)后果也可分為公司和自身兩大類。首先，獨(dú)立董事主動(dòng)辭職往往與上市公司業(yè)績(jī)下滑[6]、財(cái)務(wù)預(yù)警[6]、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較低[7]相關(guān)聯(lián)，因此，獨(dú)立董事辭職通常會(huì)導(dǎo)致消極的市場(chǎng)反應(yīng)[5]。其次，盡管獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的動(dòng)因是保護(hù)自身聲譽(yù)，但是從陷入困境的董事會(huì)辭職后獨(dú)立董事的再就業(yè)也會(huì)受影響，比如兼任的外部董事席位減少[8]以及發(fā)生聲譽(yù)資本損失[7]。

我國(guó)自2001年引入獨(dú)立董事制度以來，關(guān)于獨(dú)立董事辭職行為的研究主要集中在辭職原因以及市場(chǎng)反應(yīng)兩個(gè)方面。唐清泉等[9]指出獨(dú)立董事是理性的經(jīng)濟(jì)人，具有風(fēng)險(xiǎn)回避態(tài)度。其指出公司的運(yùn)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)以及處罰風(fēng)險(xiǎn)能夠顯著地被不同背景的獨(dú)立董事所感知，但是財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)卻容易被獨(dú)立董事所忽視。李焰等[10]指出，媒體負(fù)面報(bào)道量與獨(dú)立董事辭職概率顯著正相關(guān)。沈維濤等[11]從獨(dú)立董事辭職公告的市場(chǎng)反應(yīng)開展研究，發(fā)現(xiàn)若獨(dú)立董事任職時(shí)間早于現(xiàn)任董事長(zhǎng)，則辭職公告的市場(chǎng)反應(yīng)較差。彭宇等[12]研究指出，獨(dú)立董事的辭職行為會(huì)對(duì)公司股價(jià)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。吳冬梅等[13]指出，多數(shù)上市公司獨(dú)立董事的辭職信息是與其他信息捆綁披露的。

《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職（任職）問題的意見》（中組發(fā)［2013］18號(hào)）的發(fā)布，引發(fā)了一波前所未有的官員獨(dú)立董事辭職浪潮，大量文獻(xiàn)以這一事件作為外生沖擊，進(jìn)一步討論政治背景和學(xué)術(shù)背景獨(dú)立董事的治理作用[14-16]。田利輝等[16]利用官員獨(dú)立董事集中主動(dòng)辭職的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在非國(guó)有上市公司中，官員獨(dú)立董事辭職顯著降低了公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。樂菲菲等[17]發(fā)現(xiàn)，官員獨(dú)立董事辭職所導(dǎo)致的政治關(guān)聯(lián)喪失對(duì)非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新效率會(huì)產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。

2.會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與獨(dú)立董事主動(dòng)辭職。獨(dú)立董事之所以選擇主動(dòng)辭職，可以歸因于對(duì)自身聲譽(yù)的保護(hù)。但由于國(guó)內(nèi)外獨(dú)立董事發(fā)揮的職能并不完全一致，激發(fā)獨(dú)立董事聲譽(yù)保護(hù)的情形也不盡相同。國(guó)外研究認(rèn)為，當(dāng)獨(dú)立董事預(yù)期公司即將披露不利消息[1]，或預(yù)期公司未來表現(xiàn)不佳時(shí)[6]，為了保護(hù)自身的聲譽(yù)可能會(huì)選擇提前辭職。聲譽(yù)資本越高的獨(dú)立董事在預(yù)期公司未來業(yè)績(jī)下滑時(shí)，越有可能提早辭職[6]。上市公司如果發(fā)生財(cái)務(wù)重述行為，獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的可能性也會(huì)更大[7，18]。相較于國(guó)外，國(guó)內(nèi)很少會(huì)將公司的不良績(jī)效表現(xiàn)歸咎于獨(dú)立董事，但如果公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量不高，發(fā)生了財(cái)務(wù)重述行為，則可能會(huì)被認(rèn)為是獨(dú)立董事履職不力。目前，國(guó)內(nèi)關(guān)于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與獨(dú)立董事主動(dòng)辭職之間關(guān)系的研究并不多。戴亦一等[19]研究指出，獨(dú)立董事提前辭職的公司下年度出現(xiàn)重大財(cái)務(wù)報(bào)表重述和嚴(yán)重違規(guī)行為的概率會(huì)顯著提高。

（二）假設(shè)的提出

獨(dú)立董事作為理性的經(jīng)濟(jì)人，其主動(dòng)辭職行為傳遞出繼續(xù)留任的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)大于收益的信號(hào)。我國(guó)獨(dú)立董事大多在某一行業(yè)具有資深背景和聲望，聲譽(yù)被破壞將帶給他們重大損失。截至2020年12月31日發(fā)生的近八百起獨(dú)董受處罰案例中，與信息披露違規(guī)相關(guān)的占60%以上。因此，可以推斷獨(dú)立董事對(duì)所任職公司的信息披露質(zhì)量尤為關(guān)注。財(cái)務(wù)重述行為的發(fā)生預(yù)示著企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較差、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較低，未來進(jìn)一步發(fā)生違規(guī)行為的可能性也會(huì)較高[20]。由此推斷，如果上市公司已經(jīng)發(fā)生財(cái)務(wù)重述行為，那么獨(dú)立董事履職的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)陡然提升，會(huì)進(jìn)一步提升可能需要承擔(dān)的法律責(zé)任風(fēng)險(xiǎn)，也會(huì)增加其自身的聲譽(yù)損失。此時(shí)，獨(dú)立董事為了維護(hù)個(gè)人利益，很有可能選擇主動(dòng)辭職。因此，本文認(rèn)為，發(fā)生財(cái)務(wù)重述的上市公司的獨(dú)立董事更可能主動(dòng)辭職。由此，提出以下假設(shè)：

H1：相較于沒有財(cái)務(wù)重述的上市公司，財(cái)務(wù)重述上市公司獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的可能性更大。

進(jìn)一步分析獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的原因，可以發(fā)現(xiàn)絕大多數(shù)獨(dú)立董事辭職公告中關(guān)于辭職原因的表述只有寥寥幾字，如個(gè)人原因、工作原因、身體原因等。僅從文字表述無法判斷辭職原因的可信度，比如某位獨(dú)立董事可能確實(shí)由于工作繁忙而辭職，但某位獨(dú)立董事可能以工作繁忙為托辭，實(shí)則由于公司存在風(fēng)險(xiǎn)而辭職。獨(dú)立董事很少表達(dá)自己的真實(shí)想法，其原因在于若獨(dú)立董事真是由于與管理層意見不一致或聲譽(yù)擔(dān)憂而辭職，那么無論是上市公司還是獨(dú)立董事都沒有動(dòng)機(jī)披露真正的辭職原因。因?yàn)?，這只會(huì)提高上市公司和獨(dú)立董事的成本，比如其他公司可能不愿意聘請(qǐng)?jiān)摢?dú)立董事，從而影響該獨(dú)立董事未來的職業(yè)生涯等。獨(dú)立董事主動(dòng)辭職原因的可信與否與上市公司治理水平和風(fēng)險(xiǎn)息息相關(guān)，因此，本文進(jìn)一步將獨(dú)立董事主動(dòng)辭職按照原因分為可信辭職和可疑辭職兩種。相較于可信辭職，可疑辭職往往與上市公司更大的風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)聯(lián)。而財(cái)務(wù)重述往往預(yù)示著上市公司由于公司治理缺陷存在較大的風(fēng)險(xiǎn)，因此，本文認(rèn)為當(dāng)上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述時(shí)，獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大，即獨(dú)立董事辭職時(shí)并不會(huì)披露真正原因，反而傾向于使用托辭掩蓋真相。由此，提出以下假設(shè)：

H2：相較于沒有財(cái)務(wù)重述的上市公司，財(cái)務(wù)重述上市公司獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2015～2020年我國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)作為初選研究樣本，依照慣例剔除金融行業(yè)、ST、*ST和數(shù)據(jù)缺失觀測(cè)值，并對(duì)主要變量進(jìn)行1%和99%分位的winsorize縮尾處理。需要說明的是，中組發(fā)［2013］18號(hào)文引發(fā)了獨(dú)立董事的辭職浪潮，2014年有大量獨(dú)立董事被迫辭職，故為避免該事件的影響，本文將樣本起點(diǎn)定為2015年。上市公司獨(dú)立董事辭職數(shù)據(jù)通過Wind數(shù)據(jù)庫下載辭職公告并手工整理所得，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)均來自于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。最終有效樣本為16421個(gè)“公司—年”數(shù)據(jù)，包含有獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的觀測(cè)值1331個(gè)，其中因可疑原因主動(dòng)辭職的觀測(cè)值有1087個(gè)。不過，樣本數(shù)量可能因數(shù)據(jù)的可獲得性而變化。

（二）變量選擇

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為獨(dú)立董事主動(dòng)辭職，并將其分為正常辭職和提前辭職。公告中關(guān)于獨(dú)立董事辭職的常見原因可歸納為六年任期已滿、相關(guān)機(jī)構(gòu)要求、個(gè)人原因、工作原因、年齡及身體原因以及工作繁忙等，而不會(huì)明示那些與公司風(fēng)險(xiǎn)和缺陷相關(guān)的深層次辭職原因[13，19]。本文將其中的由于個(gè)人原因、工作原因以及年齡、身體原因等提前辭職事件作為研究對(duì)象，來考察獨(dú)立董事的主動(dòng)辭職行為。獨(dú)立董事主動(dòng)辭職原因是否可信是考察獨(dú)立董事主動(dòng)辭職動(dòng)因的關(guān)鍵點(diǎn)，因此，本文按照辭職原因可信與否將主動(dòng)辭職進(jìn)一步分為可信辭職與可疑辭職。具體做法為：將獨(dú)立董事同時(shí)或者大約同時(shí)辭職的上市公司數(shù)量與該獨(dú)立董事任職公司總數(shù)對(duì)比，如果該獨(dú)立董事僅僅是在某家上市公司以托辭原因辭職，但是在其他上市公司仍然任職，則認(rèn)為其主動(dòng)提前辭職行為為可疑辭職，反之，為可信辭職。若獨(dú)立董事不存在兼職行為，則僅將因身體原因、年齡原因的主動(dòng)辭職行為判定為可信辭職，其余均判定為可疑辭職。

2.解釋變量。本文參考馬晨等[20]的研究，將財(cái)務(wù)重述界定為上市公司對(duì)以前年度財(cái)務(wù)報(bào)表的會(huì)計(jì)差錯(cuò)進(jìn)行更正和披露的行為，但不包括新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的應(yīng)用、股票股利、增資擴(kuò)股、并購(gòu)重組以及終止經(jīng)營(yíng)等活動(dòng)導(dǎo)致的更正。

3.控制變量。參考Srinivasan[7]和唐清泉等[9]的研究，選取公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)收益率（Roa）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）、董事經(jīng)理兩權(quán)合一（Power）、董事會(huì)規(guī)模（Bsize）、股權(quán)集中度（Top1）、股權(quán)制衡度（Sba）、獨(dú)立董事比例（Ind）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）等公司特征，以及同地獨(dú)董（Local）、獨(dú)董平均年齡（C_age）、女性獨(dú)董比例（C_gender）和獨(dú)董平均薪酬（C_pay）等公司層面的獨(dú)董特征作為控制變量，同時(shí)考慮行業(yè)（Indu）、年份（Year）的固定效應(yīng)。變量的具體定義詳見表1。

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)以上假設(shè)，本文構(gòu)建如下基本模型：

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中Panel A為全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)，Panel B為財(cái)務(wù)重述和非財(cái)務(wù)重述子樣本的描述性統(tǒng)計(jì)以及兩組樣本的均值檢驗(yàn)。Panel A中Resign的平均值為0.081，說明樣本中有8.1%的觀測(cè)值存在獨(dú)立董事主動(dòng)辭職；Uncredit的平均值為0.066，說明樣本中有6.6%的觀測(cè)值存在獨(dú)立董事可疑辭職。兩者相互對(duì)比，可以發(fā)現(xiàn)我國(guó)絕大多數(shù)獨(dú)立董事的主動(dòng)辭職行為并非真正由于工作、身體等個(gè)人因素，而與所任職上市公司息息相關(guān)。Panel B中財(cái)務(wù)重述樣本的Resign均值為0.099，顯著高于非財(cái)務(wù)重述樣本（t值=3.86），且財(cái)務(wù)重述樣本Uncredit的均值0.085也顯著高于非財(cái)務(wù)重述樣本（t值=4.33），說明在不考慮控制變量的情況下，相較于非財(cái)務(wù)重述樣本，財(cái)務(wù)重述樣本發(fā)生獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率更高。對(duì)比財(cái)務(wù)重述樣本和非財(cái)務(wù)重述樣本控制變量的均值，可以發(fā)現(xiàn)除Ind外，所有變量均值都存在顯著差異，說明財(cái)務(wù)重述可能是樣本選擇的結(jié)果，為后續(xù)的傾向得分匹配法（PSM）提供了數(shù)據(jù)支撐。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸結(jié)果分析

表3列示了獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職與財(cái)務(wù)重述的回歸結(jié)果。第（1）列中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)為0.210，且在1%的水平上顯著，第（2）列進(jìn)一步控制獨(dú)立董事特征變量，財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)為0.203，仍在1%的水平上顯著，說明若上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述，其獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的可能性更大，支持H1。這是因?yàn)椋鲜泄景l(fā)生財(cái)務(wù)重述意味著該公司的歷史會(huì)計(jì)信息質(zhì)量低下，內(nèi)部控制存在缺陷，未來發(fā)生違規(guī)行為的可能性較大。獨(dú)立董事履職風(fēng)險(xiǎn)提高，聲譽(yù)有受損的可能性，履職成本較高，故而獨(dú)立董事會(huì)選擇主動(dòng)辭職以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。從控制變量來看，獨(dú)立董事主動(dòng)辭職更多地受公司層面獨(dú)董特征的影響，異地獨(dú)立董事、年輕的獨(dú)立董事以及薪酬較低的獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的可能性更高。公司特征變量中，公司業(yè)績(jī)?cè)胶茫?dú)立董事辭職的可能性越低，也與已有研究保持一致[6]。其他控制變量則未發(fā)現(xiàn)有顯著影響。

從表3的第（3）列和第（4）列可以看出，獨(dú)立董事可疑辭職與財(cái)務(wù)重述的回歸系數(shù)分別為0.261和0.255，且均在1%的水平上顯著，說明若上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述，其獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大，支持H2。獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的原因多種多樣，既包括真實(shí)的自身原因，也包括虛借自身原因的托辭，而后者正是獨(dú)立董事在承受較高履職風(fēng)險(xiǎn)的情況下，不愿意披露真正的辭職原因所做出的選擇。因此，本文通過區(qū)分可信辭職和可疑辭職進(jìn)一步清理數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述而形成較高的履職風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大。而可信辭職與財(cái)務(wù)重述的回歸系數(shù)并不顯著（限于篇幅，結(jié)果未報(bào)告），說明獨(dú)立董事可疑辭職較可信辭職，與更大的公司層面風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)聯(lián)。同時(shí)，亦說明獨(dú)立董事主動(dòng)辭職公告中所披露的辭職原因大多不可信，我國(guó)獨(dú)立董事更傾向于隱藏真實(shí)的辭職原因。

表3 獨(dú)立董事辭職與財(cái)務(wù)重述

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）更換解釋變量

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)論，本文使用應(yīng)計(jì)盈余管理的絕對(duì)值DA替代財(cái)務(wù)重述，對(duì)模型（1）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。應(yīng)計(jì)盈余管理可以視為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)，應(yīng)計(jì)盈余管理的絕對(duì)值越大，說明上市公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低，盈余操縱越嚴(yán)重。從表4的回歸結(jié)果可以看出，獨(dú)立董事主動(dòng)辭職Resign和獨(dú)立董事可疑辭職Uncredit與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值DA的回歸系數(shù)均為正，且在5%的水平上顯著，說明當(dāng)上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較低時(shí)，獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率更大，與前述結(jié)論一致，進(jìn)一步支持了H1和H2。

表4 獨(dú)立董事辭職與應(yīng)計(jì)盈余管理

（二）PSM傾向得分匹配法

由表2的Panel B可以看出，財(cái)務(wù)重述樣本和非財(cái)務(wù)重述樣本的公司特征存在顯著差異，因此，上市公司是否進(jìn)行財(cái)務(wù)重述可能不是隨機(jī)的，而與公司特征相關(guān)。為了避免樣本選擇問題，本文使用傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試?？傮w思路是以發(fā)生財(cái)務(wù)重述的樣本公司作為實(shí)驗(yàn)組，為其匹配一組在公司特征上十分接近，但并未發(fā)生財(cái)務(wù)重述的控制組公司，用配對(duì)后的樣本對(duì)模型（1）重新進(jìn)行回歸。具體匹配過程如下：首先，用模型（1）中的所有反映公司特征（Firm）的控制變量以及行業(yè)、年度虛擬變量作為匹配變量，進(jìn)行Logit回歸，得到每個(gè)觀測(cè)對(duì)象的傾向得分（PS）值；然后采用無放回的最近鄰匹配法在未發(fā)生財(cái)務(wù)重述的控制組樣本中按照1∶1的比例進(jìn)行匹配。匹配后所有變量在實(shí)驗(yàn)組和控制組的樣本偏差均小于5%，且t值變得不再顯著，說明樣本基本滿足了平行假設(shè)。從表5第（1）列和第（3）列的回歸結(jié)果可以看出，財(cái)務(wù)重述Res的系數(shù)仍均在1%的水平上顯著為正，與前述結(jié)論保持一致，說明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 PSM傾向得分匹配的回歸結(jié)果

（三）固定效應(yīng)模型

為了避免不隨時(shí)間變化的個(gè)體特征等遺漏變量可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文使用固定效應(yīng)模型進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財(cái)務(wù)重述Res的系數(shù)仍顯著為正，較前述結(jié)論未發(fā)生顯著變化（限于篇幅，結(jié)果未報(bào)告）。

（四）其他穩(wěn)健性測(cè)試

考慮到2015年仍有大量獨(dú)立董事由于中組發(fā)［2013］18號(hào)文而辭職，且部分獨(dú)立董事在辭職原因中并未明確指出該情況，可能對(duì)本文主動(dòng)辭職樣本篩選產(chǎn)生影響，故進(jìn)一步刪除2015年的數(shù)據(jù)，重新對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果未發(fā)生顯著變化。另外，參考唐清泉等[9]將獨(dú)立董事辭職時(shí)間按照前后半年劃分，重新匹配樣本，即如果辭職發(fā)生在上半年，相關(guān)解釋變量使用上一年數(shù)據(jù)，反之亦然。回歸結(jié)果仍未發(fā)生顯著變化，說明本文結(jié)論穩(wěn)健。

六、橫截面檢驗(yàn)

本部分將樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、有無違規(guī)處罰以及媒體報(bào)道強(qiáng)弱進(jìn)行橫截面檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。

首先，通過表6第（1）～（4）列的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)組中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)均不顯著，而民營(yíng)企業(yè)組中Res的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正?？赡艿脑蚴窍噍^于民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有企業(yè)具有獨(dú)特的政企關(guān)聯(lián)以及較強(qiáng)的危機(jī)應(yīng)對(duì)能力，當(dāng)國(guó)有企業(yè)出現(xiàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量變差、財(cái)務(wù)重述風(fēng)險(xiǎn)增加、違規(guī)行為增多時(shí)，獨(dú)立董事對(duì)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知和評(píng)估的程度較低。

其次，本文設(shè)置處罰經(jīng)歷Pun虛擬變量，若上市公司在近5年內(nèi)曾經(jīng)受過監(jiān)管部門的處罰，則Pun取值為1，否則取值為0。表6第（5）～（8）列的回歸結(jié)果顯示，有違規(guī)處罰經(jīng)歷組中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，無違規(guī)處罰經(jīng)歷組中獨(dú)立董事主動(dòng)辭職Resign與財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)不顯著，而可疑辭職Uncredit與財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正?？赡艿脑蚴牵哼`規(guī)處罰經(jīng)歷意味著上市公司存在較為嚴(yán)重的內(nèi)部控制缺陷，獨(dú)立董事履職風(fēng)險(xiǎn)較大，若上市公司又發(fā)生財(cái)務(wù)重述行為，風(fēng)險(xiǎn)必然加大，獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率也將提升。

最后，以上市公司的報(bào)刊財(cái)經(jīng)新聞報(bào)道數(shù)量來度量媒體監(jiān)督力度Media，以媒體報(bào)道數(shù)量的樣本中位數(shù)作為分界線，將媒體報(bào)道分為強(qiáng)媒體報(bào)道（Media=1）和弱媒體報(bào)道（Media=0）。從表6第（9）～（12）列的回歸結(jié)果可以看出，強(qiáng)媒體報(bào)道組中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)均不顯著，而在弱媒體報(bào)道組中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明當(dāng)媒體監(jiān)督力度較小時(shí)，獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的意愿更為強(qiáng)烈。究其原因，可能在于當(dāng)上市公司處于強(qiáng)媒體報(bào)道組時(shí)，獨(dú)立董事的辭職行為可能引起更大的市場(chǎng)反應(yīng)，故獨(dú)立董事并不會(huì)針對(duì)財(cái)務(wù)重述立即做出辭職反應(yīng)，以免留下“不盡職”的印象。

表6 橫截面檢驗(yàn)

七、拓展性研究

獨(dú)立董事的主動(dòng)辭職行為除了受公司特征影響，還受獨(dú)立董事個(gè)人特征的影響。因此，本文進(jìn)一步整理“獨(dú)立董事—公司—年”數(shù)據(jù)，涵蓋“公司—年”數(shù)據(jù)中的全部獨(dú)立董事，并按照樣本中每家公司在當(dāng)年至少有一名獨(dú)立董事存在主動(dòng)辭職行為進(jìn)行篩選，最終得到7568個(gè)觀測(cè)值。為了考察獨(dú)立董事個(gè)人特征對(duì)主動(dòng)辭職行為的影響，進(jìn)一步加入年齡（Age）、性別（Gender）、兼職數(shù)量（Sum）、薪酬（Pay）、任期（Tenure）、海外背景（Oversea）、學(xué)術(shù)背景（Academic）、金融背景（Finance）等個(gè)人特征變量，并構(gòu)建如下模型：

表7報(bào)告了個(gè)人特征對(duì)獨(dú)立董事辭職行為的影響。從第（1）列可以看出，年齡Age的系數(shù)顯著為負(fù)，說明獨(dú)立董事越年輕，主動(dòng)辭職的概率越大，與已有研究結(jié)論一致[11]。性別Gender的系數(shù)顯著為負(fù)，說明女性獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的概率更低。這可能是因?yàn)橄鄬?duì)于男性獨(dú)立董事，女性獨(dú)立董事更為“寬容”。兼職數(shù)量Sum的系數(shù)顯著為正，說明獨(dú)立董事兼職數(shù)量越多主動(dòng)辭職的可能性越大。這是因?yàn)榧媛殧?shù)量一般可以代表獨(dú)立董事的聲譽(yù)，兼職數(shù)量越多的獨(dú)立董事聲譽(yù)越高，其保護(hù)聲譽(yù)的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈，主動(dòng)辭職的概率也就越高。薪酬P(guān)ay的系數(shù)顯著為負(fù)，說明獨(dú)立董事薪酬越高，主動(dòng)辭職的可能性越低，這也與成本收益權(quán)衡這一理論相符。任期Tenure的系數(shù)顯著為正，說明獨(dú)立董事任期越長(zhǎng)，主動(dòng)辭職的可能性越大。這可能是因?yàn)槿温殨r(shí)間越長(zhǎng)，獨(dú)立董事越有可能發(fā)現(xiàn)上市公司存在的問題以及風(fēng)險(xiǎn)點(diǎn)，辭職的概率也就隨之提高。從職業(yè)背景的角度看，海外背景Oversea的系數(shù)顯著為正，學(xué)術(shù)背景Academic和金融背景Finance的系數(shù)顯著為負(fù)，說明海外背景獨(dú)立董事對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的容忍度更低，更有可能主動(dòng)辭職，而學(xué)術(shù)背景和金融背景獨(dú)立董事的風(fēng)險(xiǎn)承受能力較強(qiáng)，主動(dòng)辭職的概率更低。

表7 獨(dú)立董事辭職與個(gè)人特征

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在第（2）列中進(jìn)一步控制財(cái)務(wù)重述變量，回歸結(jié)果基本未發(fā)生變化，且財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)不再顯著，說明在控制公司固定效應(yīng)后，對(duì)于那些財(cái)務(wù)重述變量一直未發(fā)生變化的公司，財(cái)務(wù)重述對(duì)獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的影響效應(yīng)已經(jīng)被吸收了。另外，由于該樣本中所有公司均存在獨(dú)立董事主動(dòng)辭職行為，所以從公司層面看，所有觀測(cè)對(duì)象的履職風(fēng)險(xiǎn)均較大，獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的決定因素已不再是公司層面，而是個(gè)人層面。本文在第（3）、（4）列又以可疑辭職替代主動(dòng)辭職進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果也未發(fā)生顯著變化，說明前述結(jié)論是穩(wěn)健的。

八、結(jié)論與建議

本文以2015～2020年A股上市公司獨(dú)立董事主動(dòng)辭職事件作為研究對(duì)象，以財(cái)務(wù)重述作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代變量，考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)獨(dú)立董事主動(dòng)辭職行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，相較于沒有財(cái)務(wù)重述的上市公司，財(cái)務(wù)重述上市公司的獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的概率顯著提高，表明財(cái)務(wù)重述傳遞出了履職風(fēng)險(xiǎn)增加的信號(hào)。根據(jù)辭職原因可信與否將主動(dòng)辭職進(jìn)一步分為可信辭職和可疑辭職，發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)重述上市公司的獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大，說明可疑辭職與更大的公司層面風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)聯(lián)，且獨(dú)立董事辭職公告中的原因表述大多不可信。經(jīng)過一系列穩(wěn)健性測(cè)試后，上述結(jié)論仍然成立。橫截面檢驗(yàn)中，發(fā)現(xiàn)上述結(jié)論在民營(yíng)企業(yè)、有違規(guī)處罰經(jīng)歷企業(yè)和弱媒體報(bào)道企業(yè)中顯著成立。充分考慮獨(dú)立董事的個(gè)人特征，還發(fā)現(xiàn)年輕、男性、兼職多、薪酬低、任期長(zhǎng)和海外背景獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率更高，而具有學(xué)術(shù)背景和金融背景的獨(dú)立董事的風(fēng)險(xiǎn)承受能力較強(qiáng)，主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率較低。

基于以上結(jié)論，本文提出如下建議：首先，對(duì)于上市公司而言，應(yīng)該重視獨(dú)立董事職能，完善獨(dú)立董事激勵(lì)機(jī)制，為其營(yíng)造良好的履職氛圍，激勵(lì)其參與公司的管理，充分發(fā)揮其監(jiān)督、咨詢以及保護(hù)中小股東利益的作用，進(jìn)一步提升公司的價(jià)值；其次，對(duì)于監(jiān)管部門而言，建議其對(duì)于獨(dú)立董事主動(dòng)辭職行為強(qiáng)制其公告更加詳細(xì)完整的信息，并加強(qiáng)董事辭職后去向等信息的披露，對(duì)于獨(dú)立董事辭職后上市公司發(fā)生的違規(guī)行為，建立追溯處罰機(jī)制，以更好地發(fā)揮獨(dú)立董事的作用；最后，可以利用媒體監(jiān)督、第三方審計(jì)制度來對(duì)獨(dú)立董事辭職行為進(jìn)行事后監(jiān)督，建立健全獨(dú)立董事的責(zé)任機(jī)制，盡量避免獨(dú)立董事做出規(guī)避責(zé)任和風(fēng)險(xiǎn)的主動(dòng)可疑辭職行為。