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独立董事特征与盈余管理关系的实证研究摘要：我国上市公司也存在管理当局对财务数据的盈余管理问题，而又由于我国特有的政治、经济和社会环境，如新兴的市场经济体制、股权分置改革、一股独大、国有股所有权定位缺失、内部人控制严重等一系列问题，使得我国的盈余管理又呈现出自己的特点，在监管中要更强调和体现针对性。本文以2012年沪深两市所有的上市公司为样本，运用修正的琼斯模型来计算公司的盈余管理，并采用横截面数据进行估计。研究说明在我国，独立董事制度的现状并不是非常乐观的，许多本应发挥作用的机制并未带来显著的作用。关键词：独立董事；独立董事特征；盈余管理一、引言上市公司盈余管理行为主要源于大股东的代理问题以及大股东和中小股东之间信息的严重不对称。由于治理结构的不完善，使得所有者对经营者的约束和监控弱化，导致出现“内部人控制”的现象，经营者可以不受约束地进行盈余管理。改善公司的治理结构，加强公司的治理水平是解决这些问题的有力措施。而大量事实又说明，单纯依靠外部资本市场和经理人市场的约束机制，并不能有效地防止内部人控制以及由此产生的监控问题。正是在这样的背景下，独立董事制度作为完善公司治理结构、制衡控股股东和监督管理层的有效措施得到了广泛的认同和采纳。2001年8月16日中国证监会发布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，正式开启了独立董事制度在我国的法制化和规范化进程。本文旨在前人研究结论的基础上，进一步考虑独立董事本身的特征，如独立董事在董事会中所占的比重、上市公司是否设立由独立董事为成员的审计委员会、独立董事每年参加的董事会会议次数、独立董事每年获取的津贴以及独立董事与上市公司是否处于同城等等因素，考察这些因素的不同对于上市公司盈余管理程度的影响。并根据结论提出相应建议，探讨如何进一步完善独立董事制度，以更好地发挥独立董事的作用，有效监控和约束上市公司的盈余管理行为。二、文献综述（一）国外文献上市公司设立独立董事的宗旨之一就是在公司内部监督机制缺失的情况下，要求独立董事从维护公司的整体利益出发，发挥独立董事独立客观判断的作用，监督公司的盈余管理行为，从而保护公司股东特别是中小股东和其他利益相关者的合法权益不受损害。在西方，独立董事能够在多大程度上改善公司治理结构一直是一个有争议的问题。有的研究认为独立董事能够发挥很大作用，如Weisbach（1988）等；而另外一些研究却发现独立董事是没有意义的，如Mehran（1995）等。（二）国内文献而在我国规范了独立董事机制之后，独立董事的设置到底有没有意义？独立董事对于改善公司经营业绩、抑制公司盈余管理的程度有没有发挥其应有的作用？根据相关研究显示，由于所选样本、时间区间、变量设置和模型构建等不同，也显示出了与国外类似的结果，即有人认为独立董事发挥了作用，如李常青、赖建清等（2004）通过实证研究认为独立董事与盈余管理存在相关关系，董事会会议次数越多，盈余管理程度越大，张国华、陈方正（2006）用实证的方法研究了我国上市公司盈余管理与董事会特征的相关性，研究结果表明：独立董事比例较高的公司盈余管理程度较低。但是，也有相当一部分研究显示独立董事没有发挥应有的作用，如胡勤勤和沈艺峰（2002）等研究表明，上市公司的经营业绩与独立外部董事之间存在不显著的正相关关系。而且上市公司对独立董事作用发挥情况的评价也不高，并有独立董事不“懂事”，独立董事不独立之说。三、研究设计（一）研究假设假设一：独立董事在董事会成员中所占比重越大，上市公司盈余管理的程度越低。假设二：上市公司设立审计委员会有利于降低其盈余管理程度。假设三：独立董事参加的董事会会议次数越多，上市公司盈余管理的程度越低。假设四：独立董事薪酬越高，上市公司盈余管理的程度越低。假设五：独立董事与上市公司同处一地，有利于降低上市公司盈余管理的程度。（二）样本及数据来源本文选取了2012年度沪深两市的所有上市公司作为样本。2012年度，沪深两市共有1446家上市公司。对这1446个样本进行了如下处理：（1）首先，由于银行、保险等金融行业的资产负债结构以及业务特征与其他行业有着很大区别，金融行业所适用的盈余管理模型也不同于一般行业，加之该行业上市公司较少，因此直接将这16家上市公司剔除。（2）其次，2006年度共有36家被特别处理（SpecialTreatment，ST）的上市公司，以及51家进行股权再融资的公司，由于这两类公司存在强烈的盈余管理动机，也要剔除。（3）再次，由于在盈余管理的计算过程中，需要采用2011年度的数据，因此，2012年新上市的以及2011年度数据不全的公司也要剔除，共79家。经过上述处理，最终得到有效样本1206个,（三）指标选择与变量定义1.盈余管理的指标选择本文采用修正的Jones模型来计算公司的盈余管理程度，并采用横截面数据进行估计。该模型如下)/A(PPEα)/AΔRECREV(α)(1/AαNDA1tt31ttt21t1t(1)其中，NDAt表示t年的非操控性应计项目，At-1表示t-1年的总资产，ΔREVt28表示t年的主营业务收入增加额，ΔRECt表示t年的应收账款增加额，PPEt表示t年的固定资产。上式中的参数α1、α2和α3可以使用横截面数据通过下式得到：t1tt31tt21t11ttξ)/A(PPEβ)/AREV(β)(1/Aβ/ATA(2)其中TAt表示t年的总应计项目，等于企业的净利润减去经营活动现金流量，ξt是随机误差项。β1、β2和β3分别是参数α1、α2和α3的估计值。所以，将对上市公司进行分行业回归，得到相应的系数估计值。用总应计项目减去非操控性应计项目，即可得到操控性应计项目：1tt1tt1tt/ANDA/ATA/ADA(3)用操控性应计项目的绝对值来作为公司的盈余管理程度的计量（EM）。2.变量定义本文以盈余管理为被解释变量，独立董事比例、是否设立审计委员会、独立董事参加的董事会会议次数、独立董事津贴、独立董事与上市公司工作地点一致性作为解释变量。与此同时，根据以上文献综述，本文将董事长总经理是否两职合一、净资产收益率、资本结构、资产规模、股权集中度、上一年度是否亏损等因素作为控制变量。并预测了解释变量相应的符号，控制变量符号基本为前人研究成果的总结。变量设置见表1：表1变量定义名称符号预测符号定义盈余管理EM非操控性应计项目(DA)的绝对值独立董事比重PLID-独立董事数量/董事会规模是否设立审计委员会Audit+虚拟变量,设立为1,否则为0董事会会议次数Meet+董事会会议年召开次数的自然对数独立董事津贴Subsidy-每位独立董事每年从公司获得的津贴数额，若有不同，取均值独立董事与上市公司地点一至性Same-虚拟变量，一至取1，否则0董事长、总经理是否两职合一One+控制变量，虚拟变量，合一1，否则为0净资产收益率ROE-控制变量，净利润/净资产资本结构Structune+控制变量，总负债/总资产，反映财务杠杆程度资产规模Ln(asset)-控制变量，总资产的自然对数，反映上市公司的规模股权集中度ten+控制变量，公司前十位流通股股东特股之和/总股本。上一年度是否亏损Loss+控制变量，上市公司2005年度亏损为1，否则为0（四）模型构建为检验上述假设，构建如下多元回归模型来检验独立董事特征与上市公司盈余管理之间的关系：εLossβTenβLn(asset)βStructureβROEβOneβSameβSubsidyβMeetβAuditβP0IDββEM11109876543210(4)该模型中，EM表示盈余管理，是对可操控性应计利润取绝对值求得。β（i=1，2，……11）为各解释变量和控制变量的回归系数，ε为残差。四、实证检验（一）描述性统计1.解释变量的描述性统计表2解释变量的描述性统计描述统计量n极小值极大值均值标准差DA1206-7.4669948.3382970.0423740.71481盈余管理绝对值12060.0001488.3382970.2713670.662608独立董事数量1206183.280.729独立董事比例12060.0588230.60.3522990.046774董事会会议次数12063338.163.462津贴1206025000038180.7222287.36有效N（列表状态）1206由表2的描述性统计结果可以看出：（1）以可操控性应计利润所度量的盈余管理最大值为8.338297，而最小值为-7.466994，说明我国的上市公司既存在正向的盈余管理，也存在负向的盈余管理，而均值为0.042374，说明正向盈余管理的程度更为严重。从盈余管理的绝对值来看，各公司间差别很大，但基本上都存在一定程度的盈余管理，有的甚至相当严重。均值达到0.27，盈余管理的程度较高。（2）从独立董事的数量看，最少的为1位，最多的达到8位，平均值达到了3.28位。而从独立董事在董事会席位中所占的比例来看，最小的仅占5.88%，最大的可以达到60%，均值为35.22%。说明各公司独立董事的设置情况差别很大，有少部分公司对于《指导意见》“在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一独立董事”的规定并没有进行贯彻，但总体均值超过了三分之一的标准，说明在《指导意见》的规范下，独立董事的设立取得了一定的成果。但是同时作者还发现，在这1206家上市公司中，独立董事比重为三分之一的有684家，比例高达56.72%，说明很多上市公司可能在迎合中国证监会的硬性规定，而其自身引进独立董事的积极性并不高。（3）从董事会会议召开的次数来看，最少的是3次，而最多的达到33次，平均为8.16次。（4）从独立董事在上市公司领取的津贴标准看，独立董事的津贴也基本上分布在3～4万的区间，但总体来看，差别比较大，有的独立董事不领取报酬，而有的领取高达25万的津贴，在不发达地区为1～3万，发达地区则主要集中在6～8万。（5）由于是否设立审计委员会以及独立董事与上市公司地点一致性两个变量都是虚拟变量，我们可以对其数量和比例做以下分析，见表4：表3虚拟变量的分析是否设立审计委员会10公司数量所占比例公司数量所占比例45637.81%75062.19%工作地点一致性12公司数量所占比例公司数量所占比例61551%59149%由此可见，2006年我国上市公司设立审计委员会的仅有37.81%，这一方面是由于中国证监会没有对设立审计委员会做出强制性规定，另一方面则在于如果上市公司设立审计委员会，则必须有二分之一以上的成员是独立董事，而按照上述的分析结果，我国的独立董事数量较少，上市公司没有足够的独立董事来担任审计委员会的成员，这两个原因造成我国设立审计委员会的上市公司较少。而从工作地点一致性方面来看，同城与异地的差距较小。2.控制变量的描述性统计表4表5控制变量的描述性统计（一）描述统计量N极小值极大值均值标准差总资产的自然对数120614.9374525.7409421.276471.097784ROE1206-16.72468.0921830.0943270.851126资产负债率12062.07%797.90%59.96%58.34%前十股东12068.35%94.24%55.07%13.85%有交的N(列表状态)1206控制变量的描述性统计（二）两职合一10公司数量所占比例公司数量所占比例16113.35%104586.65%上一年度是否亏损10公司数量所占比例公司数量所占比例23119%97580.85%由上述描述性统计结果可以看出：（1）我国上市公司的规模差别较大，总资产的自然对数最大的达到25，而最小的仅为14。（2）净资产收益率的差别也很大，最小的为-16%，最大为8%。（3）资产负债率方面，最小的仅2%，最大的竟然达到798%（中华A，000017，严重资不抵债），均值为59.96%，说明我国上市公司平均负债融资的比率超过股权融资，负债融资在我国上市公司的融资结构中所占的地位更加重要，