財務重述與獨立董事主動辭職
——兼論辭職原因的可信度

賈 麗，史春玲（副教授）

一、引言

獨立董事制度的引入作為完善我國上市公司治理結構的重要舉措之一，其有效性一直飽受質疑。我國引入獨立董事制度的初衷是為了緩解代理問題，保護中小股東利益，發揮監督作用。但是，由于我國“一股獨大”的特殊股權環境，獨立董事一般是由大股東選聘，導致獨立董事不獨立，監督職能難以有效發揮，反而更多地起著資源作用和咨詢作用。由于監督職能弱化，獨立董事很少公開質疑董事會決議，即“用手投票”數量很少。但是，獨立董事卻存在著另一種發表自身看法的方式，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重的公司治理問題，而獨立董事不愿與管理層“合謀”，故選擇主動辭職以保護自身的聲譽；另一方面，“用腳投票”也可以理解為獨立董事為維護自身利益而放棄中小股東的利益，是一種不盡職的表現，比如Fahlenbrach等[1]將之稱為獨立董事的“黑暗面”。

越來越多的證據表明，獨立董事與中小股東之間也存在著利益分歧，獨立董事出于對自身聲譽的保護，可能犧牲中小股東利益以最大化個人利益[1，2]。然而，何種情形才會觸發獨立董事的聲譽保護呢？部分國內外學者已經就此問題開展了相關研究。在西方國家，公司董事會中獨立董事占比較高，更多地將業績作為獨立董事的履職考核指標，因此，當上市公司業績不佳時，獨立董事更有可能提前辭職。但在我國，獨立董事在董事會中占比較低，兼職性質明顯，投資者和監管部門都很少將業績與獨立董事履職直接掛鉤。公司會計信息披露是中小股東獲取公司信息的基本途徑，而會計信息質量作為資本市場的基石，已成為衡量獨立董事監督職能履行情況的核心指標。若公司會計信息質量較差，獨立董事履職風險將提高，甚至有遭受處罰的可能。在此種情形下，獨立董事會選擇繼續任職提升公司會計信息質量以維護中小股東利益，還是會選擇主動辭職以保障個人利益？這正是本文所要探討的主要問題。

本文通過搜集2015～2020年A股上市公司獨立董事主動辭職事件數據，選取財務重述作為會計信息質量的代理變量，考察會計信息質量對獨立董事主動辭職行為的影響。同時根據辭職原因可信與否，將主動辭職分為可信辭職與可疑辭職，進一步清洗樣本，比較財務重述與非財務重述公司的可疑辭職概率和可信辭職概率，以檢驗獨立董事主動辭職公告中辭職原因的可信度。本文還利用“獨立董事—公司—年”數據，探討獨立董事個人特征對辭職行為的影響。

本文可能的貢獻包括：首先，提供了額外的證據表明獨立董事即使對股東負有受托責任，亦有可能為了自身利益而犧牲股東利益；其次，根據辭職原因將主動辭職分為可信辭職與可疑辭職，檢驗了獨立董事主動辭職原因的可信度，擴展了獨立董事辭職的研究視角；最后，利用“獨立董事—公司—年”的多維數據，探討了獨立董事個人特征對辭職行為的影響，豐富了獨立董事辭職動因的研究，也為監管部門完善獨立董事制度提供了經驗證據。

二、文獻回顧與假設提出

（一）文獻回顧

1.獨立董事辭職行為。關于獨立董事辭職行為，國外主要從獨立董事主動辭職的動因及其帶來的經濟后果兩方面展開研究。其中動因又可以分為公司因素和自身因素兩大類。當上市公司績效表現不佳[2，3]，或者出現財務重述時[4]，以及董事會職能薄弱，有公開證據表明管理層操縱收益損害股東權益，與管理層發生沖突行為時[5]，獨立董事為了保護自身的聲譽，很可能會選擇主動辭職。獨立董事的自身特征也會影響主動辭職行為的選擇，比如具有財務金融背景的獨立董事更可能因“與管理層發生沖突”而選擇主動辭職[5]，主動辭職的獨立董事一般會比正常辭任的獨立董事年輕8～10歲[5]。獨立董事主動辭職的經濟后果也可分為公司和自身兩大類。首先，獨立董事主動辭職往往與上市公司業績下滑[6]、財務預警[6]、會計信息質量較低[7]相關聯，因此，獨立董事辭職通常會導致消極的市場反應[5]。其次，盡管獨立董事主動辭職的動因是保護自身聲譽，但是從陷入困境的董事會辭職后獨立董事的再就業也會受影響，比如兼任的外部董事席位減少[8]以及發生聲譽資本損失[7]。

我國自2001年引入獨立董事制度以來，關于獨立董事辭職行為的研究主要集中在辭職原因以及市場反應兩個方面。唐清泉等[9]指出獨立董事是理性的經濟人，具有風險回避態度。其指出公司的運營風險以及處罰風險能夠顯著地被不同背景的獨立董事所感知，但是財務風險卻容易被獨立董事所忽視。李焰等[10]指出，媒體負面報道量與獨立董事辭職概率顯著正相關。沈維濤等[11]從獨立董事辭職公告的市場反應開展研究，發現若獨立董事任職時間早于現任董事長，則辭職公告的市場反應較差。彭宇等[12]研究指出，獨立董事的辭職行為會對公司股價產生顯著的負向影響。吳冬梅等[13]指出，多數上市公司獨立董事的辭職信息是與其他信息捆綁披露的。

《關于進一步規范黨政領導干部在企業兼職（任職）問題的意見》（中組發［2013］18號）的發布，引發了一波前所未有的官員獨立董事辭職浪潮，大量文獻以這一事件作為外生沖擊，進一步討論政治背景和學術背景獨立董事的治理作用[14-16]。田利輝等[16]利用官員獨立董事集中主動辭職的準自然實驗，發現在非國有上市公司中，官員獨立董事辭職顯著降低了公司的股價崩盤風險。樂菲菲等[17]發現，官員獨立董事辭職所導致的政治關聯喪失對非國有企業創新效率會產生顯著負面影響。

2.會計信息質量與獨立董事主動辭職。獨立董事之所以選擇主動辭職，可以歸因于對自身聲譽的保護。但由于國內外獨立董事發揮的職能并不完全一致，激發獨立董事聲譽保護的情形也不盡相同。國外研究認為，當獨立董事預期公司即將披露不利消息[1]，或預期公司未來表現不佳時[6]，為了保護自身的聲譽可能會選擇提前辭職。聲譽資本越高的獨立董事在預期公司未來業績下滑時，越有可能提早辭職[6]。上市公司如果發生財務重述行為，獨立董事主動辭職的可能性也會更大[7，18]。相較于國外，國內很少會將公司的不良績效表現歸咎于獨立董事，但如果公司會計信息質量不高，發生了財務重述行為，則可能會被認為是獨立董事履職不力。目前，國內關于會計信息質量與獨立董事主動辭職之間關系的研究并不多。戴亦一等[19]研究指出，獨立董事提前辭職的公司下年度出現重大財務報表重述和嚴重違規行為的概率會顯著提高。

（二）假設的提出

獨立董事作為理性的經濟人，其主動辭職行為傳遞出繼續留任的風險會大于收益的信號。我國獨立董事大多在某一行業具有資深背景和聲望，聲譽被破壞將帶給他們重大損失。截至2020年12月31日發生的近八百起獨董受處罰案例中，與信息披露違規相關的占60%以上。因此，可以推斷獨立董事對所任職公司的信息披露質量尤為關注。財務重述行為的發生預示著企業內部控制質量較差、會計信息質量較低，未來進一步發生違規行為的可能性也會較高[20]。由此推斷，如果上市公司已經發生財務重述行為，那么獨立董事履職的風險會陡然提升，會進一步提升可能需要承擔的法律責任風險，也會增加其自身的聲譽損失。此時，獨立董事為了維護個人利益，很有可能選擇主動辭職。因此，本文認為，發生財務重述的上市公司的獨立董事更可能主動辭職。由此，提出以下假設：

H1：相較于沒有財務重述的上市公司，財務重述上市公司獨立董事主動辭職的可能性更大。

進一步分析獨立董事主動辭職的原因，可以發現絕大多數獨立董事辭職公告中關于辭職原因的表述只有寥寥幾字，如個人原因、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，比如某位獨立董事可能確實由于工作繁忙而辭職，但某位獨立董事可能以工作繁忙為托辭，實則由于公司存在風險而辭職。獨立董事很少表達自己的真實想法，其原因在于若獨立董事真是由于與管理層意見不一致或聲譽擔憂而辭職，那么無論是上市公司還是獨立董事都沒有動機披露真正的辭職原因。因為，這只會提高上市公司和獨立董事的成本，比如其他公司可能不愿意聘請該獨立董事，從而影響該獨立董事未來的職業生涯等。獨立董事主動辭職原因的可信與否與上市公司治理水平和風險息息相關，因此，本文進一步將獨立董事主動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險相關聯。而財務重述往往預示著上市公司由于公司治理缺陷存在較大的風險，因此，本文認為當上市公司發生財務重述時，獨立董事可疑辭職的可能性更大，即獨立董事辭職時并不會披露真正原因，反而傾向于使用托辭掩蓋真相。由此，提出以下假設：

H2：相較于沒有財務重述的上市公司，財務重述上市公司獨立董事可疑辭職的可能性更大。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2015～2020年我國A股上市公司數據作為初選研究樣本，依照慣例剔除金融行業、ST、*ST和數據缺失觀測值，并對主要變量進行1%和99%分位的winsorize縮尾處理。需要說明的是，中組發［2013］18號文引發了獨立董事的辭職浪潮，2014年有大量獨立董事被迫辭職，故為避免該事件的影響，本文將樣本起點定為2015年。上市公司獨立董事辭職數據通過Wind數據庫下載辭職公告并手工整理所得，其他財務數據和公司治理數據均來自于國泰安CSMAR數據庫。最終有效樣本為16421個“公司—年”數據，包含有獨立董事主動辭職的觀測值1331個，其中因可疑原因主動辭職的觀測值有1087個。不過，樣本數量可能因數據的可獲得性而變化。

（二）變量選擇

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為獨立董事主動辭職，并將其分為正常辭職和提前辭職。公告中關于獨立董事辭職的常見原因可歸納為六年任期已滿、相關機構要求、個人原因、工作原因、年齡及身體原因以及工作繁忙等，而不會明示那些與公司風險和缺陷相關的深層次辭職原因[13，19]。本文將其中的由于個人原因、工作原因以及年齡、身體原因等提前辭職事件作為研究對象，來考察獨立董事的主動辭職行為。獨立董事主動辭職原因是否可信是考察獨立董事主動辭職動因的關鍵點，因此，本文按照辭職原因可信與否將主動辭職進一步分為可信辭職與可疑辭職。具體做法為：將獨立董事同時或者大約同時辭職的上市公司數量與該獨立董事任職公司總數對比，如果該獨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，則認為其主動提前辭職行為為可疑辭職，反之，為可信辭職。若獨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，將財務重述界定為上市公司對以前年度財務報表的會計差錯進行更正和披露的行為，但不包括新會計準則的應用、股票股利、增資擴股、并購重組以及終止經營等活動導致的更正。

3.控制變量。參考Srinivasan[7]和唐清泉等[9]的研究，選取公司規模（Size）、資產收益率（Roa）、資產負債率（Lev）、營業收入增長率（Growth）、董事經理兩權合一（Power）、董事會規模（Bsize）、股權集中度（Top1）、股權制衡度（Sba）、獨立董事比例（Ind）和產權性質（Soe）等公司特征，以及同地獨董（Local）、獨董平均年齡（C_age）、女性獨董比例（C_gender）和獨董平均薪酬（C_pay）等公司層面的獨董特征作為控制變量，同時考慮行業（Indu）、年份（Year）的固定效應。變量的具體定義詳見表1。

表1 變量定義

（三）模型構建

為檢驗以上假設，本文構建如下基本模型：

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2列示了各變量的描述性統計結果，其中Panel A為全樣本的描述性統計，Panel B為財務重述和非財務重述子樣本的描述性統計以及兩組樣本的均值檢驗。Panel A中Resign的平均值為0.081，說明樣本中有8.1%的觀測值存在獨立董事主動辭職；Uncredit的平均值為0.066，說明樣本中有6.6%的觀測值存在獨立董事可疑辭職。兩者相互對比，可以發現我國絕大多數獨立董事的主動辭職行為并非真正由于工作、身體等個人因素，而與所任職上市公司息息相關。Panel B中財務重述樣本的Resign均值為0.099，顯著高于非財務重述樣本（t值=3.86），且財務重述樣本Uncredit的均值0.085也顯著高于非財務重述樣本（t值=4.33），說明在不考慮控制變量的情況下，相較于非財務重述樣本，財務重述樣本發生獨立董事主動辭職和可疑辭職的概率更高。對比財務重述樣本和非財務重述樣本控制變量的均值，可以發現除Ind外，所有變量均值都存在顯著差異，說明財務重述可能是樣本選擇的結果，為后續的傾向得分匹配法（PSM）提供了數據支撐。

表2 描述性統計

（二）回歸結果分析

表3列示了獨立董事主動辭職和可疑辭職與財務重述的回歸結果。第（1）列中財務重述Res的回歸系數為0.210，且在1%的水平上顯著，第（2）列進一步控制獨立董事特征變量，財務重述Res的回歸系數為0.203，仍在1%的水平上顯著，說明若上市公司發生財務重述，其獨立董事主動辭職的可能性更大，支持H1。這是因為，上市公司發生財務重述意味著該公司的歷史會計信息質量低下，內部控制存在缺陷，未來發生違規行為的可能性較大。獨立董事履職風險提高，聲譽有受損的可能性，履職成本較高，故而獨立董事會選擇主動辭職以規避風險。從控制變量來看，獨立董事主動辭職更多地受公司層面獨董特征的影響，異地獨立董事、年輕的獨立董事以及薪酬較低的獨立董事主動辭職的可能性更高。公司特征變量中，公司業績越好，獨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現有顯著影響。

從表3的第（3）列和第（4）列可以看出，獨立董事可疑辭職與財務重述的回歸系數分別為0.261和0.255，且均在1%的水平上顯著，說明若上市公司發生財務重述，其獨立董事可疑辭職的可能性更大，支持H2。獨立董事主動辭職的原因多種多樣，既包括真實的自身原因，也包括虛借自身原因的托辭，而后者正是獨立董事在承受較高履職風險的情況下，不愿意披露真正的辭職原因所做出的選擇。因此，本文通過區分可信辭職和可疑辭職進一步清理數據，發現當上市公司發生財務重述而形成較高的履職風險時，獨立董事可疑辭職的可能性更大。而可信辭職與財務重述的回歸系數并不顯著（限于篇幅，結果未報告），說明獨立董事可疑辭職較可信辭職，與更大的公司層面風險相關聯。同時，亦說明獨立董事主動辭職公告中所披露的辭職原因大多不可信，我國獨立董事更傾向于隱藏真實的辭職原因。

表3 獨立董事辭職與財務重述

五、穩健性檢驗

（一）更換解釋變量

為了進一步驗證上述結論，本文使用應計盈余管理的絕對值DA替代財務重述，對模型（1）進行穩健性檢驗。應計盈余管理可以視為會計信息質量的衡量指標，應計盈余管理的絕對值越大，說明上市公司的會計信息質量越低，盈余操縱越嚴重。從表4的回歸結果可以看出，獨立董事主動辭職Resign和獨立董事可疑辭職Uncredit與應計盈余管理絕對值DA的回歸系數均為正，且在5%的水平上顯著，說明當上市公司會計信息質量較低時，獨立董事主動辭職和可疑辭職的概率更大，與前述結論一致，進一步支持了H1和H2。

表4 獨立董事辭職與應計盈余管理

（二）PSM傾向得分匹配法

由表2的Panel B可以看出，財務重述樣本和非財務重述樣本的公司特征存在顯著差異，因此，上市公司是否進行財務重述可能不是隨機的，而與公司特征相關。為了避免樣本選擇問題，本文使用傾向得分匹配法（PSM）進行穩健性測試。總體思路是以發生財務重述的樣本公司作為實驗組，為其匹配一組在公司特征上十分接近，但并未發生財務重述的控制組公司，用配對后的樣本對模型（1）重新進行回歸。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、年度虛擬變量作為匹配變量，進行Logit回歸，得到每個觀測對象的傾向得分（PS）值；然后采用無放回的最近鄰匹配法在未發生財務重述的控制組樣本中按照1∶1的比例進行匹配。匹配后所有變量在實驗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。從表5第（1）列和第（3）列的回歸結果可以看出，財務重述Res的系數仍均在1%的水平上顯著為正，與前述結論保持一致，說明本文的結論是穩健的。

表5 PSM傾向得分匹配的回歸結果

（三）固定效應模型

為了避免不隨時間變化的個體特征等遺漏變量可能導致的內生性問題，本文使用固定效應模型進一步進行穩健性測試。結果發現，財務重述Res的系數仍顯著為正，較前述結論未發生顯著變化（限于篇幅，結果未報告）。

（四）其他穩健性測試

考慮到2015年仍有大量獨立董事由于中組發［2013］18號文而辭職，且部分獨立董事在辭職原因中并未明確指出該情況，可能對本文主動辭職樣本篩選產生影響，故進一步刪除2015年的數據，重新對模型（1）進行回歸，結果未發生顯著變化。另外，參考唐清泉等[9]將獨立董事辭職時間按照前后半年劃分，重新匹配樣本，即如果辭職發生在上半年，相關解釋變量使用上一年數據，反之亦然。回歸結果仍未發生顯著變化，說明本文結論穩健。

六、橫截面檢驗

本部分將樣本按照產權性質、有無違規處罰以及媒體報道強弱進行橫截面檢驗，結果見表6。

首先，通過表6第（1）～（4）列的回歸結果發現，國有企業組中財務重述Res的回歸系數均不顯著，而民營企業組中Res的回歸系數均在1%的水平上顯著為正。可能的原因是相較于民營企業，國有企業具有獨特的政企關聯以及較強的危機應對能力，當國有企業出現會計信息質量變差、財務重述風險增加、違規行為增多時，獨立董事對風險認知和評估的程度較低。

其次，本文設置處罰經歷Pun虛擬變量，若上市公司在近5年內曾經受過監管部門的處罰，則Pun取值為1，否則取值為0。表6第（5）～（8）列的回歸結果顯示，有違規處罰經歷組中財務重述Res的回歸系數均在5%的水平上顯著為正，無違規處罰經歷組中獨立董事主動辭職Resign與財務重述Res的回歸系數不顯著，而可疑辭職Uncredit與財務重述Res的回歸系數在10%的水平上顯著為正。可能的原因是：違規處罰經歷意味著上市公司存在較為嚴重的內部控制缺陷，獨立董事履職風險較大，若上市公司又發生財務重述行為，風險必然加大，獨立董事主動辭職和可疑辭職的概率也將提升。

最后，以上市公司的報刊財經新聞報道數量來度量媒體監督力度Media，以媒體報道數量的樣本中位數作為分界線，將媒體報道分為強媒體報道（Media=1）和弱媒體報道（Media=0）。從表6第（9）～（12）列的回歸結果可以看出，強媒體報道組中財務重述Res的回歸系數均不顯著，而在弱媒體報道組中財務重述Res的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明當媒體監督力度較小時，獨立董事主動辭職的意愿更為強烈。究其原因，可能在于當上市公司處于強媒體報道組時，獨立董事的辭職行為可能引起更大的市場反應，故獨立董事并不會針對財務重述立即做出辭職反應，以免留下“不盡職”的印象。

表6 橫截面檢驗

七、拓展性研究

獨立董事的主動辭職行為除了受公司特征影響，還受獨立董事個人特征的影響。因此，本文進一步整理“獨立董事—公司—年”數據，涵蓋“公司—年”數據中的全部獨立董事，并按照樣本中每家公司在當年至少有一名獨立董事存在主動辭職行為進行篩選，最終得到7568個觀測值。為了考察獨立董事個人特征對主動辭職行為的影響，進一步加入年齡（Age）、性別（Gender）、兼職數量（Sum）、薪酬（Pay）、任期（Tenure）、海外背景（Oversea）、學術背景（Academic）、金融背景（Finance）等個人特征變量，并構建如下模型：

表7報告了個人特征對獨立董事辭職行為的影響。從第（1）列可以看出，年齡Age的系數顯著為負，說明獨立董事越年輕，主動辭職的概率越大，與已有研究結論一致[11]。性別Gender的系數顯著為負，說明女性獨立董事主動辭職的概率更低。這可能是因為相對于男性獨立董事，女性獨立董事更為“寬容”。兼職數量Sum的系數顯著為正，說明獨立董事兼職數量越多主動辭職的可能性越大。這是因為兼職數量一般可以代表獨立董事的聲譽，兼職數量越多的獨立董事聲譽越高，其保護聲譽的動機越強烈，主動辭職的概率也就越高。薪酬Pay的系數顯著為負，說明獨立董事薪酬越高，主動辭職的可能性越低，這也與成本收益權衡這一理論相符。任期Tenure的系數顯著為正，說明獨立董事任期越長，主動辭職的可能性越大。這可能是因為任職時間越長，獨立董事越有可能發現上市公司存在的問題以及風險點，辭職的概率也就隨之提高。從職業背景的角度看，海外背景Oversea的系數顯著為正，學術背景Academic和金融背景Finance的系數顯著為負，說明海外背景獨立董事對風險的容忍度更低，更有可能主動辭職，而學術背景和金融背景獨立董事的風險承受能力較強，主動辭職的概率更低。

表7 獨立董事辭職與個人特征

為了保證結果的穩健性，本文在第（2）列中進一步控制財務重述變量，回歸結果基本未發生變化，且財務重述Res的回歸系數不再顯著，說明在控制公司固定效應后，對于那些財務重述變量一直未發生變化的公司，財務重述對獨立董事主動辭職的影響效應已經被吸收了。另外，由于該樣本中所有公司均存在獨立董事主動辭職行為，所以從公司層面看，所有觀測對象的履職風險均較大，獨立董事主動辭職的決定因素已不再是公司層面，而是個人層面。本文在第（3）、（4）列又以可疑辭職替代主動辭職進行穩健性檢驗，回歸結果也未發生顯著變化，說明前述結論是穩健的。

八、結論與建議

本文以2015～2020年A股上市公司獨立董事主動辭職事件作為研究對象，以財務重述作為會計信息質量的替代變量，考察會計信息質量對獨立董事主動辭職行為的影響。研究發現，相較于沒有財務重述的上市公司，財務重述上市公司的獨立董事主動辭職的概率顯著提高，表明財務重述傳遞出了履職風險增加的信號。根據辭職原因可信與否將主動辭職進一步分為可信辭職和可疑辭職，發現財務重述上市公司的獨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險相關聯，且獨立董事辭職公告中的原因表述大多不可信。經過一系列穩健性測試后，上述結論仍然成立。橫截面檢驗中，發現上述結論在民營企業、有違規處罰經歷企業和弱媒體報道企業中顯著成立。充分考慮獨立董事的個人特征，還發現年輕、男性、兼職多、薪酬低、任期長和海外背景獨立董事主動辭職和可疑辭職的概率更高，而具有學術背景和金融背景的獨立董事的風險承受能力較強，主動辭職和可疑辭職的概率較低。

基于以上結論，本文提出如下建議：首先，對于上市公司而言，應該重視獨立董事職能，完善獨立董事激勵機制，為其營造良好的履職氛圍，激勵其參與公司的管理，充分發揮其監督、咨詢以及保護中小股東利益的作用，進一步提升公司的價值；其次，對于監管部門而言，建議其對于獨立董事主動辭職行為強制其公告更加詳細完整的信息，并加強董事辭職后去向等信息的披露，對于獨立董事辭職后上市公司發生的違規行為，建立追溯處罰機制，以更好地發揮獨立董事的作用；最后，可以利用媒體監督、第三方審計制度來對獨立董事辭職行為進行事后監督，建立健全獨立董事的責任機制，盡量避免獨立董事做出規避責任和風險的主動可疑辭職行為。