上市公司獨立董事能夠抑制盈余管理行為嗎？

楊金磊，楊位留，顧甜甜

(棗莊學院 經濟與管理學院，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品和服務，而且還要盡可能多地實現公司的商業價值。公司在運行過程中，既是生產經營和資源綜合利用的過程，又是不斷完善自身內部治理的過程。在這個過程中，由于委托代理和信息不對稱的存在，管理者的道德風險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到自身利益，常常采用盈余管理手段，進而對財務報告進行美化或粉飾，這不僅大大降低了財務報告的可靠性，而且也降低了會計信息的真實性。最終，不僅會影響投資者的理性決策，而且會導致利益相關者受到重大經濟損失，并嚴重干擾資本市場的有效運行。從歷年證監部門反饋的公司監管年報來看，公司的盈余管理行為是影響中國資本市場會計信息質量的重要因素之一。因此，如何抑制公司的盈余管理行為，早已成為監管部門和學術界關注的焦點。

公司治理作為監督和約束管理者行為的重要機制，其治理效率的高低對盈余管理行為會產生重要影響。而獨立董事作為公司治理的重要組成部分，其獨立性很大程度上影響著公司治理效果的發揮，并且也會影響公司的盈余管理行為。然而，現有文獻對獨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“獨董治理對盈余行為的抑制論”和“獨董治理對盈余行為的非抑制論”兩種截然不同的觀點。

堅持“獨董治理能夠抑制公司的盈余管理行為”的觀點認為，獨立董事對公司盈余管理行為的治理作用，可以從獨立董事比例多少和是否異地就職兩個方面來考慮。一方面，獨立董事比例的多少，對公司的盈余管理行為的抑制強調存在差異。其中，隨著獨立董事比例的下降，公司會更傾向盈余操縱行為(Dechow等,2010)[1]。相反，當獨立董事比例提高時，公司的盈余管理行為會降低。如Pope等(1998)[2]研究認為，在英國的非金融類公司中，擁有較多外部獨立董事的公司能夠抑制公司的正向盈余管理行為。與英國的研究結論類似，Jaggi和Singh(2010)[3]研究認為，在香港上市公司中，獨立非執行董事占董事會比例增加時，能夠顯著降低公司的盈余管理程度。另一方面，獨立董事為了維護自身的外部聲譽、證明其專業技能水平，能夠減弱管理層的盈余管理行為(徐高彥，2011)[4]。蔡春等(2017)[5]研究認為，具有會計專業的獨立董事兼職席位數越多，就越能夠抑制其真實盈余管理程度，尤其是具有事務所經歷的會計專業的獨立董事越多時,會降低其真實盈余管理程度。胡元木等(2016)[6]研究認為，技術獨立董事對管理層操控R & D費用所形成的抑制作用,進而可以提高公司的盈余信息質量。史春玲和王茁(2018)[7]研究認為，隨著具有財務專業獨立董事比例的上升,上市公司應計和真實盈余管理行為會產生抑制作用。另外，獨立董事的任職地點的差異能夠影響公司的盈余管理行為。如孫亮和劉春(2014)[8]研究認為，適當發揮異地獨立董事的咨詢功能，有助于提升公司異地的經營效率。因此，監管機構需要對代理沖突較大的公司，在選聘異地獨立董事時給予恰當的監管，以充分發揮異地獨立董事的咨詢功能。傅代國和夏常源(2014)[9]研究認為，中心度較高的獨立董事，可以提高公司的盈余信息質量，并且能夠降低盈余管理水平，還能夠提升當前盈余預測未來市場回報的能力。

與此相反，堅持“獨董治理不能夠抑制公司的盈余管理行為”的觀點認為，從我國現行獨立董事制度落實情況來看，滬深A股公司的獨立董事制度的發展現狀并不容樂觀，獨立董事的獨立性并未發揮其應有的作用(李明竹，2014)[10]。耿志民(2006)[11]研究認為，受上市公司國有股“一股獨大”的股權結構及由此產生的內部人控制問題的影響,獨立董事制度未能發揮其應有的作用。黃月云(2007)[12]研究認為，當前，由于我國上市公司股權結構不合理,尤其是國有股“一股獨大”較為普遍，最終導致公司實際上被“內部人”控制。此外，獨立董事制度在設計方面缺乏完善性,加之獨立董事職能運行在實踐的獨立性尚未得到保障等現象仍然存在。劉曉光等(2018)[13]研究認為，在家族企業中，獨立董事兼任比例并不能顯著影響到家族企業的盈余管理行為。

顯然，學術界對于上市公司獨立董事治理作用的認識，以及獨立董事與盈余管理關系的認識，尚未達成共識。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體系的構建方面的差異，也存在對獨立董事治理效果測度方法方面的差異，以及實證分析過程中缺乏足夠細致的異質性考察等。為此，本文進一步縮小研究的差異性，基于滬深A股上市公司2007年至2017年的數據，分析了獨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下，獨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部治理效率，以及預防公司內部人為控制方面，均具有十分重要的現實意義。

本文為了更好地研究獨立董事治理與公司盈余管理行為之間的關系，在以下三個方面有所創新。第一，在研究對象上，不同于以往研究，文中以滬深A股企業2007—2017年的面板數據為樣本，公司數量更多，分析的時間跨度更長。第二，在研究變量選取上，現有的對獨立董事的研究更多地以其比例多少作為衡量變量。考慮到該變量并不能較為全面地反映出獨立董事的治理效果，本文在前人研究的基礎上，引入獨立董事的任職地點這一新的變量。將獨立董事的比例和其任職地點兩個維度，作為衡量公司獨立董事治理的指標，這可以更為全面地研究獨立董事治理對公司盈余管理的影響。第三，在研究內容上，與以往研究不同的是，本文在考慮公司應計盈余管理方式的基礎上，還考慮了公司盈余管理的不同動機，使研究更加廣泛和深入，且細化了這一主題研究。因此，總體看來，對于公司的盈余管理治理，國內外學者主要從公司社會責任履行的角度或審計等角度開展有關研究，而純粹從獨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獨立董事問題的基礎理論。具體來看，委托代理理論從公司治理的層面揭示了獨立董事制度創立的必要性。在上市公司中，普遍存在兩層委托代理關系。第一層，公司的經營權和所有權的分離，導致公司的所有者自由讓渡其經營權，并通過引入職業經理人為其代行經營公司，使得經營者在信息不對稱中形成機會主義行為。第二層，由于公司控制權和現金流權的分離，導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，可以對董事會實施監督，并與董事會形成內部制衡，從而預防因控制權過于集中所引發的掏空行為(葉康濤等，2007)[14]。另外，還有研究認為，可以向董事會注入活力，在促進董事會履行職責的同時，對管理層起到考核、獎勵以及懲罰作用，從而能夠降低第一層代理問題的發生概率(Fama和Jensen，1983)[15]。而獨立董事在公司中主要發揮的就是監督作用。在公司治理結構中，適當地引入獨立董事制度，有利于對公司雙層委托關系的有效治理(張巍，2002)[16]。在某種程度上，獨立董事制度可以彌補公司治理結構中的缺陷，以及公司治理中存在的委托代理問題。因此，在公司治理中，完善的委托代理關系需要引入獨立董事制度，并且通過社會化委托代理方向來強化獨立董事的創新(曹立，2001)[17]。

基于對相關文獻和理論的分析可以發現，在上市公司中，獨立董事的治理發揮著較為重要的作用，而且具有獨立性的獨立董事，也能夠抑制不道德的盈余管理行為。為了進一步深化研究，找出獨立董事的獨立性對于公司治理的真實效果，本研究擬從獨立董事的比例和是否在公司所在地任職兩個維度，來系統研究獨立董事獨立性與公司盈余管理的關系。

(一)獨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，公司中獨立董事比例越高，對公司的監督監管效應越明顯，自然對于盈余管理行為的抑制作用也就越好。其中，在中國臺灣地區上市的高科技企業中，獨立董事與家族企業的互動，能夠減少企業的盈余管理行為，董事會獨立性對于新興市場減輕家族企業實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立董事比例并不能有效阻止公司的財務違規行為。相反，只有當獨立董事的比例相對較高時，才可以有效降低公司財務違規行為和盈余管理行為(鄭春美和李文耀,2011)[19]。特別是，獨立董事的比例越高，越有助于抑制盈余管理行為(馮莉，2014)[20]。而且，公司中獨立董事的獨立性越強，對于盈余管理行為的抑制越明顯。其中，具有董事會的獨立性可以有效地監控公司的盈余管理行為。但是，一旦過度監控改變了獨立董事的市場環境，則會導致公司治理機制的失效(陳亮，2011)[21]。另外，在公司中，通過強化董事會的獨立性，有助于提高公司的盈余管理質量(許文強和唐建新，2016)[22]。獨立董事的獨立性被認為，在一定程度上負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化有所增強(張炳才和孔慶景，2011)[23]。特別是，隨著我國市場經濟的不斷發展，公司的獨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鍵(陳家樂，2010)[24]。除此以外，較為完善的獨立董事制度，能夠對公司實際運行起到一定的監管作用，并能夠增強公司財務報告的有效性和真實性(管亞梅，2008)[25]。

假設H1：公司獨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，公司獨立董事本地化任職越多，直接參與對公司監管的效率越高，對其盈余管理行為抑制作用也就越明顯。童娜瓊等(2015)[26]研究認為，聘用當地且具有財務背景的獨立董事，能夠抑制上市公司的真實盈余管理行為。但是，在國企和大股東控制權較高的公司中，有財務背景的當地獨立董事對真實盈余管理的抑制作用會受到一定的阻礙。黃芳等(2016)[27]研究認為，隨著獨立董事本地化任職的增多，上市公司的盈余管理質量會有所提高。特別是，在宏觀經濟環境較差時，這種抑制作用會更加顯著。周澤將和劉中燕(2016)[28]研究認為，獨立董事的本地任職，在某種程度上能夠降低上市公司違規的傾向，而且還能提升獨立董事的監督效率。黃芳和楊七中(2016)[29]研究認為，獨立董事本地化能抑制公司應計項目盈余管理。另外，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。周澤將等(2017)[30]研究認為，在公司中，獨立董事的本地任職能夠對應計盈余管理具有顯著的抑制作用。

假設H2：獨立董事的任職地點能夠影響公司的盈余管理行為。

H2.1：獨立董事異地任職增強了公司的盈余管理行為。

H2.2：獨立董事本地任職抑制了公司的盈余管理行為。

另外，從監管部門對上市公司年報的檢查結果來看，公司為避免虧損或有較強的再融資動機時，盈余管理行為表現較為明顯。因此，減少具有較強盈余動機的公司盈余管理行為，對資本市場的有效運行和保護利益相關者的利益，均具有重要的現實意義。其中，聶建平(2016)[31]研究認為，企業若存在債務契約動機、扭虧為盈動機、增發新股動機以及收益平滑動機時，真實盈余管理程度會顯著增加。但也有研究顯示，公司董事會的獨立性、專業性能夠影響上市公司的盈余管理信息質量，且擁有較高的獨立董事比例的公司和擁有財務專業背景的獨立董事，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]研究發現，企業網絡位置越趨于中心,信息和資源優勢越明顯,盈余管理行為越容易得到有效抑制。所以,董事會的獨立性可以有效地監控盈余管理。那么，在不同的盈余動機下，公司獨立董事的獨立性能否抑制其盈余管理行為呢？對此，文中提出假設H3。

假設H3:盈余動機不會影響獨立董事獨立性與公司盈余管理行為之間的關系。

三、模型、變量與數據

(一)計量模型

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

(1)

上述模型中，其中，β為系數，Year為年度，共計11年設10列虛擬變量；Ind為行業效應，參照中國證監會2012年頒布的《上市公司行業分類指引》，并對部分數量較少行業進行整合，最終劃分為10大行業，設立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)變量設定

為了更好地開展實證研究，現對被解釋變量、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。根據不同盈余管理方式，可以分為應計和真實活動的盈余管理。因為這兩種方式各有利弊，所以公司會結合自身經營的特點，綜合性地判斷使用哪一種方式對其利潤進行操縱。本研究考慮到現階段我國資本市場發展尚不成熟，且應計盈余管理的操作相對簡單，操作風險及成本相對較低和使用較為普遍的特點，因此選擇應計盈余管理作為因變量來反映公司的盈余管理行為。

對于應計盈余管理的計量，本文借鑒Dechow等(1995)[34]提出的修正Jones模型，采用分離操縱性應計利潤的做法來進行衡量，還參考了馮麗艷等(2016)[35]衡量應計盈余管理的方法，重點考慮在計量應計盈余管理中分離出的會計收益。通常情況下，計入報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部分。其中，把被操縱過的利潤部分，經過標準化處理后，可以得出應計盈余管理的部分。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年的經營現金流量，At-1為公司第t-1年的資產總額，ΔSt為公司的主營業務收入較上一年的變化額，ΔARt為公司的應收賬款較上一年的變化額，PPEt為第t年公司的固定資產的凈額。通過對模型分年度分行業截面數據混合回歸得出的殘差，即為操縱性應計利潤(DA)。然后，用Z-score方法標準化處理后，得到公司的應計盈余管理水平(ZDA)。

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

1.獨立董事的比例(INDR)

獨立董事往往是獨立于公司股東，且不在公司內部擔任職務，并與公司或公司的經營者沒有相關聯的業務聯系，也不對公司的事物做出獨立判斷的董事。其主要職能是為公司發展和運營提供監督和咨詢。本研究中選用的獨立董事的比例(INDR)=獨立董事的人數/董事會人數。

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

2.獨立董事的任職地點情況(IDW)

上市公司為了提高公司治理的效率，在對董事會體系進行設計時，往往在考慮獨立董事比例的同時，還會考慮獨立董事的任職地點。對此，本研究將公司獨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，對獨立董事的任職地點進行計量。其中，若公司與獨立董事位于同一地域，即為本地獨立董事，設為0，異地獨立董事則設為1。但一家公司若聘請多位獨立董事，則按照會計專業的獨立董事工作所在地，判斷同城或異地。另外，一家公司中有兩個會計專業的獨立董事，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]的相關研究，在探究公司獨立董事的獨立性與盈余管理行為之間的關系時，為更好地分析獨立董事的獨立性，進一步選擇了總資產收益率、公司規模、股權結構、產權性質等作為控制變量，以便確保研究的準確性和科學性，具體內容不再贅述。

(三) 數據來源與統計特征

本文選取2007年至2017年滬深A股公司的年度數據作為研究樣本。以現金流量表、資產負債表及損益表的原始數據作為第一手資料，并對原始數據進行以下具體處理。首先，在原始數據中刪除了極少數出現缺失值和異常值的樣本。其次，在原始數據中剔除了連續虧損且不具有指標意義的ST、*ST、PT類公司。最后，在原始數據中考慮到金融、保險類公司的資產負債率過高，若將其納入分析框架中，會影響分析結論的穩定性和有效性，特予以剔除。為了研究結果的準確性，文中預先通過Excel中數據有效性進行回歸分析前的驗證，其結果未發現錯誤的數據，說明所選舉的研究數據具有較好的可信度。

最終，本文共得到滬深兩市A股2772家公司的數據，共計19261個樣本數。本文所需的財務數據來源于國泰安數據庫(CSMAR)、銳思數據庫(RESSET)。本研究將利用SPSS25.0對樣本進行多元回歸分析，表2為全樣本的描述性統計。

表2 全樣本的描述性統計分析表

從表2可以看出，盈余管理(ZDA)的均值為0.010，中位數為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，各數據項在最小值與最大值之間分布中存在明顯差異，進一步說明滬深A股的上市公司中普遍存在盈余管理行為，而且絕大多數公司的盈余管理的程度較為嚴重。但是，在不同公司個體之間的盈余管理差距也較大；獨立董事比例(INDR)的均值為0.370，中位數為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，最大值與最小值的差距較大。這說明滬深A股的絕大多數公司中獨立董事人數在3人以上，但也存在極少數公司獨立董事人數較少的現象；獨立董事在公司所在地任職(IDW)的均值為0.480，中位數為0.000，第75%百分位值為1。這說明滬深A股的絕大多數公司中獨立董事屬于異地任職。

另外，再從所選的控制變量來看，其中，營業收入增長率(Growth)、公司規模(Size)、總資產周轉率(Turn)、總資產收益率(Roa)的均值大于中位數，且第75%百分位值分別為0.294、22.752、0.770、0.066。這說明，滬深A股絕大多數公司在成長能力、公司規模、周轉能力、盈利能力方面均較好。而且，資產負債率(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，且p75百分位分別為0.617、13.469、0.672。這說明，滬深A股絕大多數公司的財務風險并不大，公司之間的高管薪酬差距并不大，公司股權結構相對合理。

表3為滬深A股公司的獨立董事比例高低分組檢驗，可以看出，高比例組與低比例組的組別之間在盈余管理(ZDA)、資產負債率(Lev)、產權性質(State)、公司規模(Size)、總資產周轉率(Turn)、總資產收益率(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，最后一列給出了獨立董事比例的分組檢驗(T值)，從中可以看出，獨立董事比例(INDR)的分組檢驗(T值)顯著。初步表明可以考慮采用獨立董事比例多少開展分組討論。

表3 獨立董事比例(high/low)分組樣本T檢驗

另外，為了深入研究獨立董事獨立性對盈余管理的穩定性，本文在考慮獨立董事比例差異、任職地點差異的同時，還從盈余管理動機入手，進一步考慮(假設H3)獨立董事獨立性對不同盈余管理動機的影響。所以，文中結合前人的研究，把盈余管理動機分為強弱兩類分別進行研究。

在中國，公司上市需要證監會審核，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管文件中的要求，上市公司具有一定的盈余管理動機。對此，本研究參考陳小悅和肖星(2000)[38]、肖成民和呂長江(2011)[39]的有關研究，采用凈資產收益率(ROE)的大小進行分組，把全樣本分為高低兩個盈余管理動機組。其中，凈資產收益率(ROE)處于0%～2%的公司屬于避免虧損動機較強的樣本；2007—2017年的11年內平均凈收益率在6%～8%之間的公司屬于再融資動機較強的樣本。在此基礎上，把公司的盈余動機(Motivation)分為強弱兩組。并且通過虛擬變量(0,1)，把存在避免虧損、再融資動機行為的公司稱為強盈余動機組，取值為1；其余公司稱為弱盈余動機組，取值為0。

表4為滬深A股公司的盈余管理動機的強弱分組檢驗。可以看出，在強弱不同的盈余管理動機組別中，盈余管理(ZDA)、獨立董事的獨立性(INDR/IDW)、資產負債率(Lev)、營業收入增長率(Growth)、產權性質(State)、公司規模(Size)、總資產周轉率(Turn)、總資產收益率(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，通過對盈余動機分類研究具有一定的可行性。

表4 盈余管理動機(high/low)分組樣本T檢驗

為了深入了解選取研究變量之間的相關關系，文中開展了相關性分析。表5是對于研究變量進行的Pearson法的相關性分析結果。可以看出，獨立董事比例(INDR)與公司的盈余管理行為(ZDA)之間存在顯著的相關關系，獨立董事任職地點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關系。再從其他控制變量來看，資產負債率(Lev)、營業收入增長率(Growth)、產權性質(State)、公司規模(Size)、總資產周轉率(Turn)、總資產收益率(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關系。這說明，本文所選擇的控制變量的質量較好，并在邏輯上均與因變量存在關系。另外，從研究變量的相關系數來看，絕對多數研究變量的相關系數均在0.5以下。這說明所選變量之間不會產生多重共線問題。所以，可以考慮下一步的有關研究。

表5 研究變量的相關性分析

續表

四、實證分析

(一)獨立董事的質量功能與盈余管理行為之間的關系

表6為回歸分析結果。可以看出，模型(1)中，變量獨立董事比例(INDR)的系數在1%的水平上顯著為負(-0.015，t=-2.805)，這一結果說明，滬深A股公司的獨立董事比例與盈余管理行為之間存在顯著的負相關關系。這表明公司獨立董事比例越高，公司的盈余管理行為越少。因為公司中獨立董事比例的增加，不僅對于公司的監督力度更大，而且還能夠為公司提供更高質量的業務咨詢，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]的研究結論一致。此外，資產負債率(Lev)、營業收入增長率(Growth)及前十大股東持股比例之和(Bts)與因變量呈現顯著負相關，說明這些因素有效抑制了公司的盈余管理行為。相反，產權性質(State)、公司規模(Size)、總資產周轉率(Turn)、總資產收益率(Roa)及高管薪酬(Pay)的系數顯著為正，說明這些因素增強了公司的盈余管理行為。

在模型(3)中，變量獨立董事比例(高)的系數在10%的水平上顯著為負(-0.015，t=-1.904)，這一結果說明，滬深A股公司中，獨立董事比例(高)與盈余管理行為之間存在顯著的負相關關系。這表明，公司中獨立董事的比例越高，公司的盈余管理行為越少。相反，在模型(4)中，獨立董事比例(低)的系數為正，且不顯著。這一結果說明，滬深A股公司中，較低的獨立董事比例與盈余管理行為之間不存在顯著的相關關系。這表明，公司中獨立董事的比例越低，對于公司的盈余管理行為的影響越不明顯。因為在上市公司中，較高的獨立董事的比例，不僅監督的效果更明顯，同時也可以為公司提供更多的治理咨詢和智力支持。另外，公司中的獨立董事人數越多，對于董事會的制衡也就越多，公司的內部的治理自然也就越好，其盈余管理行為的表現相對也就會減少。因此，模型(1)、模型(3)、模型(4)共同驗證了文中的假設H1。

在模型(2)中，變量獨立董事是否在本地任職(IDW)的相關系數在1%的水平上顯著為正(0.015，t=2.791)，這一結果說明，滬深A股公司的獨立董事異地任職與盈余管理行為之間存在顯著的正相關關系。進而表明，公司中異地任職的獨立董事越多，公司的盈余管理行為越多。公司中獨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督，而且還影響公司智力咨詢的效果。一方面，獨立董事的異地任職會增加其參加董事會的成本(時間成本、交通成本等)，增加參會缺席率。羅進輝等(2017)[40]研究認為，在公司中，隨著獨立董事與任職公司間的地理距離越遠，其參與董事會會議的缺席率會有所增加，從而會影響獨立董事監督職能的履行。另一方面，獨立董事的異地任職會弱化其對當地公司真實情況了解，進而降低對其咨詢的可行性。胡宗旭(2014)[41]研究認為，獨立董事與上市公司工作地點一致性和盈余管理程度顯著負相關。這也間接說明，在公司中異地獨立董事的增多，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)驗證了文中的假設H2.1。

表6 回歸分析結果

(二)穩健性檢驗

為了進一步檢驗文中研究結論的穩健性和可靠性，選用獨立董事的絕對數代替其相對數的辦法進行穩健性分析。另外，為了檢驗不同盈余管理動機環境下，獨立董事的獨立性與公司盈余管理行為之間關系的穩健性，利用劃分強弱兩種盈余管理環境，再分別進行回歸分析的辦法，來進一步驗證不同盈余管理動機下二者之間的穩定性。如表7所示。

為了進一步驗證獨立董事獨立性對盈余管理行為抑制作用的穩定性，文中采用了有關替代變量，及盈余動機的分類開展具體研究。從表7的回歸結果可以看出，模型(5)中，變量獨立董事比例(INDR)絕對數的系數在1%的水平上顯著為負(-0.015，t=-2.805)，這一結果說明，滬深A股公司的獨立董事人數與盈余管理行為之間存在顯著的負相關關系。進而表明，公司獨立董事的人數越多，公司的盈余管理行為越少。在模型(6)和模型(8)中，變量獨立董事比例的相對數(INDR)的系數在5%的水平上顯著為負，分別為：(-0.012，t=-2.049)、(-0.027，t=-2.182)。這一結果說明，獨立董事的獨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的強弱發生改變。進一步表明，即便在強盈余管理動機下，公司獨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 變量替代穩健性檢驗回歸結果

另外，在模型(7)和模型(9)中，變量獨立董事異地任職(IDW)的系數在5%的水平上顯著為正，分別為：(0.014，t=2.323)、(0.020，t=1.617)。這一結果說明，獨立董事異地任職會正向影響盈余管理行為。進一步表明，獨立董事異地任職的人數越多，其所在公司的盈余管理行為越多，而且不會隨盈余動機的強弱而改變。這一點與表6模型2的研究結論一致，并進一步證實了假設H2。

綜合來看，在模型(5)、模型(8)和模型(9)中，變量獨立董事比例(INDR)相對數、絕對數的系數均與盈余管理行為存在顯著負相關關系；在模型(6)、模型(8)中，進一步表明強弱盈余動機下，獨立董事的相對數與其不同盈余管理動機行為分別負相關。這一結果說明，公司獨立董事的獨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強弱發生改變。另外，在模型(7)、模型(9)中，均表明在強的盈余動機下，異地任職的獨立董事與盈余管理行為正相關。這一結果說明，滬深A股公司的獨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強弱的影響。這一點與前述結論是一致的。因此，上述研究結論具有穩健性。

五、擴展分析

為進一步探究不同盈余管理動機下獨立董事的獨立性對盈余管理行為的影響，在前文研究的基礎上，構建式(3)。

(3)

在式(3)中，Motivation與INDR的交乘項(或者Motivation與IDW的交乘項)的系數β3反映盈余管理動機對獨立董事的獨立性與公司盈余管理行為之間關系的影響。表8是針對式(3)的回歸分析結果。

表8 回歸分析結果

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

在模型(11)中，變量獨立董事異地任職(IDW)的系數在1%的水平上顯著為正(0.015，t=2.767)，而且交乘項ZMotivation*ZIDW為正，但不顯著。這一結果說明，公司較強的盈余動機并不能影響滬深A股公司的獨立董事任職地點與獨盈余管理行為之間的關系。這表明，在強盈余動機下，獨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，獨立董事比例(INDR)的系數在1%的水平上顯著為負(-0.015，t=-2.799)，而且交乘項ZMotivation*ZIDW為負，但不顯著。這一結果說明，公司較強的盈余動機不能影響到滬深A股公司的獨立董事比例與盈余管理行為之間的關系。這表明，在強盈余動機下，公司獨立董事比例對其盈余管理行為的影響沒有改變。這是因為公司的獨立董事的獨立性雖然能夠參與公司的治理，但是較高的獨立董事比例和更多的當地獨立董事任職，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盈余管理行為時，較高的獨立董事比例和更多在當地任職的獨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)共同驗證了文中的假設H3。

六、研究結論、有關建議與進一步研究方向

(一)研究結論

長期以來，在信息不對稱環境下，公司的管理層形成的道德風險，最終導致了公司的盈余管理行為，嚴重干擾資本市場的正常運行。為了探索公司盈余管理行為的治理機制，文中選擇從公司獨立董事獨立性程度出發，以能夠抑制公司管理層道德風險的獨立董事的獨立性作為視角，結合盈余管理的動機，研究了中國當前環境下獨立董事的獨立性對公司的盈余管理行為的影響。研究發現：獨立董事的獨立性越強，對其盈余管理行為抑制作用越明顯。而且，獨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重。即便公司的管理層是出于扭轉公司面臨虧損的考慮，或者出于公司再融資的考慮，而形成較強的盈余管理動機時，獨立董事的獨立性對于其盈余管理行為的抑制作用都不會顯著改變。

(二)有關建議

整體來看，獨立董事的獨立性能夠抑制公司的盈余管理行為。因此，應當重視獨立董事的獨立性作用。具體而言，應當做到：

第一，適當完善公司治理結構。建立健全上市公司的獨立董事監督制度，選聘不存在可能妨礙獨立客觀判斷關系的董事。第二，適當提高上市企業的獨立董事比重。適當增加獨立董事的人數，尤其是提高獨立董事在經濟上、行權上的獨立性。第三，適當增加對本地獨立董事的選聘。尤其在增加本地獨立董事中，應更多地考慮具有財會和法律專業背景的人選，特別是從事高等教育工作，且具有高學歷、高職稱的專業教師。在增加本地區獨立董事的同時，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系的相關人員。

(三)不足和進一步研究方向

本文研究存在一些不足之處，還需后續深入探討：第一，文中在考慮獨立董事的獨立性對公司盈余管理行為的影響時，由于受到數據可獲性的限制，未從產業性質的角度分類探討獨立董事制度。因此，在未來研究中需要對這一問題進行深入探討。第二，在考察獨立董事的獨立性對公司盈余管理行為的影響時，文中選擇了獨立董事比例和任職地點為解釋變量，而事實上，反映獨立董事的獨立性強弱的指標，還有制度是否完善、企業規模，等等。探究這些變量如何影響盈余管理行為，也是后續可以拓展的方向。