獨立董事與應(yīng)計盈余質(zhì)量：基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)視角

孫金平

【摘? 要】獨立董事制度是改善公司治理的有效手段之一。獨立董事能夠以獨立公正的視角在董事會決策中發(fā)表意見，維護公司全體股東尤其是中小股東的利益。但獨立董事制度是否發(fā)揮作用，現(xiàn)有研究還沒達(dá)成一致結(jié)論。論文選取我國A股上市公司2007-2016年樣本，采用OLS方法，研究獨立董事比例對盈余質(zhì)量的影響。結(jié)果表明，獨立董事確實能不顯著地提高上市公司盈余質(zhì)量，但這一作用在國有企業(yè)中發(fā)揮得不夠。相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)獨立董事的存在并沒有提高盈余質(zhì)量。

【Abstract】The independent director system is one of the effective means to improve corporate governance. Independent directors can express their opinions in the decision-making of the board of directors from an independent and impartial perspective， and safeguard the interests of all shareholders， especially small and medium-sized shareholders. However， there is no consensus on whether the independent director system will play a role. This paper selects the sample of China's A-share listed companies from 2007 to 2016， and uses OLS method to study the impact of the proportion of independent directors on earnings quality. The results show that independent directors can not significantly improve the earnings quality of listed companies， but this role is not enough in state-owned enterprises. Compared with non-state-owned enterprises， the existence of independent directors in state-owned enterprises does not improve the quality of earnings.

【關(guān)鍵詞】獨立董事;盈余質(zhì)量;最小二乘回歸;產(chǎn)權(quán)性質(zhì);國有企業(yè)

【Keywords】independent director; earnings quality; least squares regression; property right nature; state-owned enterprise

【中圖分類號】F275? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文章編號】1673-1069（2020）12-0124-04

1 引言

基于兩權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)制度不可避免地會存在代理風(fēng)險和代理成本的問題，這也是一直以來公司治理中十分重要的研究領(lǐng)域。長期的研究與實踐過程中產(chǎn)生了獨立董事制度這一成果。這一制度的目的是降低代理風(fēng)險和控制代理成本，寄希望于獨立董事的獨立與公正立場能夠制約董事會，影響董事會的非理性決策。所以，理論上獨立董事應(yīng)該能夠按有關(guān)法律法規(guī)和公司章程的要求履職，維護公司整體利益，保護中小股東利益。其獨立性體現(xiàn)在因為不在公司任職、與公司高管沒有業(yè)務(wù)聯(lián)系等關(guān)系，所以能夠不受公司實際控制人或主要股東的影響，在有效遏制內(nèi)部人控制方面發(fā)揮作用。但從近年來不斷發(fā)生的上市公司丑聞現(xiàn)象來看，獨立董事真正產(chǎn)生監(jiān)督效果可能需要打上一個問號。

本文基于2007-2016年我國上市公司樣本來再次驗證獨立董事比例與公司盈余質(zhì)量關(guān)系，并基于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)這一視角厘清獨立董事的作用，這是本文創(chuàng)新之處，其意義在于豐富了這一領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)，并期望為獨立董事制度的完善提供有益借鑒。

2 文獻(xiàn)綜述

董事會是否獨立，學(xué)術(shù)界通常以獨立董事比例作為衡量因素之一。從設(shè)置獨立董事的初衷來說，獨立董事因其獨立而得名，能夠站在公平的第三方角度，反映公司真實活動，并對盈余操縱和盈余管理提出反對意見，從而能夠降低公司的盈余管理程度，進(jìn)而提高盈余質(zhì)量。然而已有文獻(xiàn)尚未得到一致結(jié)論。獨立董事比例與盈余管理程度之間由于我國的某些強制性規(guī)定而呈現(xiàn)不確定關(guān)系（杜曉旭，2009），獨立董事的比例與利潤虛增呈負(fù)相關(guān)、與利潤隱藏增正相關(guān)（蘇衛(wèi)東，王加勝，2006）;《關(guān)于在上市公司設(shè)立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》的出臺為我國上市公司設(shè)立獨立董事制度提供了政策依據(jù)，而這一意見的發(fā)布對獨立董事比例與盈余反應(yīng)系數(shù)之間的關(guān)系也造成了影響。發(fā)布前雙方是顯著負(fù)相關(guān)，而發(fā)布后則轉(zhuǎn)為不顯著的正相關(guān)走勢（余怒濤等，2009）。

獨立董事比例提高了盈余質(zhì)量這一觀點是已有研究文獻(xiàn)的代表性觀點，它認(rèn)為，公司獨立董事的數(shù)量或者說提高獨立董事比例會改善盈余質(zhì)量，雙方是顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（張敦力，崔海紅，2016;姜成會，鄭家秀，2013;郭玲玲，2012;高明華，方芳，2014），而公司總體治理上的向好會明顯增強這種關(guān)系（張炳才，孔慶景，2011）。但也有研究發(fā)現(xiàn)這個影響并不顯著。鑒于獨立董事聘任存在內(nèi)部控制人現(xiàn)象，職能與監(jiān)事會重疊等原因造成獨立董事履職不佳，獨立董事比例的提高并不能提升企業(yè)的盈余質(zhì)量（陳家樂，2010）。我國獨立董事制度的現(xiàn)狀并不是非常樂觀的，許多本應(yīng)發(fā)揮作用的機制并未帶來顯著的作用，如獨董比例并不能顯著影響企業(yè)盈余質(zhì)量（李明竹，2014），換句話說，獨立董事比例與盈余管理相關(guān)性不大或不存在相關(guān)關(guān)系（李燕媛，劉晴晴，2012;余灼萍，胡國柳，2011;李延喜等，2010），一言以蔽之，董事會獨立性并不能約束公司的盈余管理行為（馬麗雅，2010）。當(dāng)然，也有研究文獻(xiàn)得到雖然獨立董事比例不能顯著影響企業(yè)的盈余管理行為，但兩者之間卻還是存在不顯著的正相關(guān)關(guān)系（張勤，陳良華，2012;江維琳等，2011）或不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（楊清香等，2008）。還有一種研究觀點認(rèn)為，雙方還可能是一種U型關(guān)系，所以為了更有效發(fā)揮獨立董事制度的作用，不能完全追求高比例（高廣闊，陳琦，2009）。

3 理論分析與研究假說

3.1 獨立董事比例與盈余質(zhì)量

依法依規(guī)按章程履行獨立公正職責(zé)，維護公司整體利益，保障全體股東尤其是中小股東利益不受損失是獨立董事的職責(zé)所在。董事會采取的投票決策制度決定了獨立董事人數(shù)的多少，或者說獨立董事比例的高低，會影響到獨立董事發(fā)揮作用的大小，進(jìn)而影響到其是否能夠影響董事會進(jìn)行盈余管理操縱利潤的程度。獨立董事比例越高，故而能夠?qū)p害公司利益的盈余管理起到一定的抑制作用（張敦力，崔海紅，2016;姜成會，鄭家秀，2013）。但也有研究認(rèn)為，鑒于獨立董事聘任存在內(nèi)部控制人現(xiàn)象，職能與監(jiān)事會重疊等原因造成獨立董事履職不佳，獨立董事比例的提高并不能提升企業(yè)的盈余質(zhì)量（陳家樂，2010;李明竹，2014）。而眾多因素影響下，有可能存在獨立董事與董事會其他董事的“合謀”現(xiàn)象，進(jìn)而降低了公司的盈余質(zhì)量。據(jù)此提出假設(shè)：

假設(shè)1a：獨立董事比例越大，公司盈余質(zhì)量越低。

假設(shè)1b：獨立董事比例越大，公司盈余質(zhì)量越高。

3.2 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在獨立董事與盈余質(zhì)量中的調(diào)節(jié)作用

國有企業(yè)與非國有企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)本應(yīng)是一樣的，但我國國有企業(yè)還存在一定的行政現(xiàn)象，企業(yè)負(fù)責(zé)人或高管大多來源于政府部門的任命，且有可能負(fù)責(zé)人與政府官員進(jìn)行交流任職。國有企業(yè)的控制權(quán)也基本上由政府掌握，由此造成了國有企業(yè)與非國有企業(yè)在內(nèi)部治理機制上的較大差異。國有企業(yè)負(fù)責(zé)人有可能基于政治因素或個人晉升因素去進(jìn)行盈余管理，以獲取較好的政治資本。而且國有企業(yè)負(fù)責(zé)人存在的行政級別現(xiàn)象有可能抑制獨立董事發(fā)揮作用（張敦力，崔海紅，2016）。但也有研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)作為政府在經(jīng)濟領(lǐng)域的代表，會受到更多的關(guān)注，建設(shè)了更為完善的財務(wù)制度，盈余管理反而不如非國有企業(yè)強烈。據(jù)此提出假設(shè)：

假設(shè)2a：相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)中獨立董事比例越大，公司盈余質(zhì)量越低。

假設(shè)2b：相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)中獨立董事比例越大，公司盈余質(zhì)量越高。

4 研究設(shè)計

4.1 變量定義

①被解釋變量。修正的Jones模型被用來度量應(yīng)計盈余質(zhì)量是應(yīng)用比較多且也比較有解釋力的（夏立軍，2002）。這一模型得到的是可操縱性應(yīng)計利潤DA。鑒于DA有可能正向操縱也有可能負(fù)向操縱，本文按已有文獻(xiàn)的研究方法，對其取絕對值為ABSDA衡量盈余管理程度。其值反映了盈余管理程度的高低，越低則表示公司盈余質(zhì)量越好。

②解釋變量。本文的解釋變量為董事會中獨立董事的占比inddir。

③控制變量。借鑒已有的關(guān)于獨立董事和盈余管理相關(guān)文獻(xiàn)研究成果，控制了企業(yè)規(guī)模size、資產(chǎn)負(fù)債率lev、營收增長率irrev、凈資產(chǎn)增長率roe、前十大股東持股比例topten、董事會總?cè)藬?shù)dnum等變量。另外，還設(shè)置了代表產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的是否國有企業(yè)的啞變量state。按例控制了year（年份）和ind（行業(yè)，行業(yè)分類按證監(jiān)會的2012版分類標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行，制造業(yè)按二級行業(yè)分，其余行業(yè)按一級）。

4.2 模型設(shè)計

本文擬構(gòu)建兩個多元回歸模型來檢驗獨立董事比例與應(yīng)計盈余質(zhì)量之間的關(guān)系。首先，為驗證假設(shè)1，構(gòu)建了模型（1）且主要關(guān)注系數(shù)β1：

如果β1大于0，表明獨立董事比例的提升能夠增加操縱利潤ABSDA，會降低公司的盈余質(zhì)量，相反，如果β1小于0則表明獨立董事比例提升會提高公司盈余質(zhì)量。為進(jìn)一步驗證，可以分別運用全樣本和分組（即分國有企業(yè)、非國有企業(yè)兩個子樣本）回歸來驗證。

為了驗證假設(shè)2，構(gòu)建了模型（2）且主要關(guān)注系數(shù)β3：

引入是否國有這一虛擬變量來作為交乘項，考察的是調(diào)節(jié)效應(yīng)，即在同一總體樣本中，相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)在獨立董事比例對應(yīng)計盈余質(zhì)量的效果。如果β3大于0且顯著，表明相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)中獨立董事比例提升會降低公司盈余質(zhì)量;如果β3小于0且顯著，則表明相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)獨立董事比例提升會提高公司盈余質(zhì)量。

上述模型中，i公司的第t年數(shù)據(jù)用it表示，全體控制變量用controls表示。ε為隨機擾動項。

4.3 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文從國泰安數(shù)據(jù)庫選取2006年至2016年滬深上市A股公司作為樣本，因為計算DA需要增加一年數(shù)據(jù)，所以實際考察的樣本年度是2007年至2016年。按已有研究盈余管理的文獻(xiàn)，對數(shù)據(jù)不全的公司、金融保險行業(yè)公司進(jìn)行剔除。最終得到樣本10473家。按例對連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。數(shù)據(jù)分析軟件是STATA16.0。

5 實證分析

5.1 描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。ABSDA的均值0.0867，與已有研究盈余管理的文獻(xiàn)基本一致，表明我國上市公司操縱利潤是事實存在的現(xiàn)象。獨立董事比例inddir的均值是36.89%，符合證監(jiān)會要求的1/3，也與已有研究的文獻(xiàn)結(jié)果基本一致。

5.2 相關(guān)性分析

表2是對全體因、自變量和控制變量進(jìn)行Pearson相關(guān)性分析結(jié)果。表中各變量的相關(guān)系數(shù)小于0.5，不存在嚴(yán)重的多重共線性。因變量ABSDA與自變量inddir之間呈不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（相關(guān)系數(shù)為-0.012，p值為0.236）。這一系數(shù)初步證明了inddir越大，ABSDA越小。簡單來說，獨立董事比例與公司的盈余質(zhì)量之間存在正相關(guān)關(guān)系，比例越大盈余質(zhì)量越高，初步驗證了假設(shè)1b。

5.3 分組均值T檢驗

按state分組進(jìn)行均值T檢驗，結(jié)果如表3所示。國有企業(yè)有4173個樣本;非國有企業(yè)有6300個樣本。從表中可以看出，國企與非國企之間在盈余質(zhì)量和獨立董事比例兩方面差異比較大，都在1%的水平顯著。

5.4 回歸結(jié)果分析

本文的研究目的是考察獨立董事比例與企業(yè)應(yīng)計盈余質(zhì)量之間的關(guān)系，所以采用OLS回歸分析法，同時加入robust參數(shù)，以控制異方差影響。表4所示即回歸結(jié)果匯總。

列（1）是模型1全樣本回歸結(jié)果，表明在全樣本的情況下，獨立董事比例越大，上市公司的可操縱利潤越低，即能夠提高公司盈余質(zhì)量，系數(shù)為-0.0243，相比盈余質(zhì)量的均值0.0867而言已是較大的影響了，但并不顯著，假設(shè)1b得到了驗證。當(dāng)然，這一結(jié)果不顯著的原因有可能是獨立董事比例的作用在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)里被相互抵消而導(dǎo)致，為了進(jìn)一步驗證這一結(jié)論是否成立，采用分組回歸的方式對模型（1）再次進(jìn)行驗證。結(jié)果表明，在國有企業(yè)子樣本中（列2 state），獨立董事比例越大，公司盈余質(zhì)量越低，但不顯著（系數(shù)是0.0255）。而在非國有企業(yè)中（列3 private）則恰恰相反，獨立董事比例在5%的水平上顯著提高了公司的盈余質(zhì)量（系數(shù)是-0.0637）。意味著獨立董事制度在非國有企業(yè)中作用更大。假設(shè)2a得到了驗證。這一驗證還只是分樣本回歸，不在同一模型中，可能存在系數(shù)對比不正確。為進(jìn)一步驗證，采用交乘項，將state作為交乘項放入模型再次進(jìn)行全樣本回歸，即對模型（2）進(jìn)行回歸得到結(jié)果列（4）。列（4）結(jié)果表明，State×inddir的系數(shù)為0.0647且在10%的水平上顯著，這一結(jié)果表明，在全樣本的前提下，相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)中獨立董事比例并沒有起到抑制盈余管理的作用，公司的盈余質(zhì)量反而降低了。

6 結(jié)論

獨立董事制度的效果在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中有較大差異。總體來說獨立董事能夠站在客觀、獨立的立場對董事會的決策發(fā)表自己的意見，而且這一比例越高，公司的盈余質(zhì)量就越好。經(jīng)驗證據(jù)表明這一制度在我國上市公司中還是起到了一定的作用，能夠抑制董事會的非理性決策，防止內(nèi)部人的控制現(xiàn)象給公司尤其是中小股東帶來的損失。而在國有企業(yè)中，由于行政現(xiàn)象的存在，負(fù)責(zé)人及高管操縱利潤的意愿比非國有企業(yè)更為強烈，所以在其盈余質(zhì)量會降低。

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