独立董事本地化影响公司盈余管理吗？

黄芳

[摘要] 本文探讨上市公司独立董事日常工作所在地和上市公司所在地是否一致对公司盈余管理的影响。文章以2010--2014年A股上市公司为研究样本，以修正Jones 模型估计的操控性应计绝对值作为应计项目盈余管理的衡量指标，研究发现，独立董事本地化能抑制公司应计项目盈余管理。此外，进一步研究还发现，独立董事本地化还能约束真实活动盈余操控，包括销售操控、生产操控和费用操控等行为。

[关键词]独立董事盈余管理 应计项目盈余管理 真实活动盈余管理

Can Local independent directors constrainEarning Management？ ------Empirical Evidence from A-Listed Companies from 2010 to 2014

Huangfang

Abstract： This paper discusses whether local independent directorscan constrain the listing Corporations earnings management. Using A-share listed companies from 2010 to 2014 in Chinas capital markets as sample， the paper finds that local independent director can effectively constrain accrual earnings management. Further research found that local independent directors can also constrain real earnings management， including changing cash expenditure， discretionary expenditure and controlling production.

Key words： Independent Director； Earnings Management； Accrual Earnings Management； Real Activity Earnings Management

引言

作为现代公司治理机制中一个重要组成部分，独立董事的设置初衷是通过在董事会中引入独立的第三方，从而监督经理层，维护中小股东权益，防止内部人控制。根据中国注册会计师审计准则第1151号，治理层应对管理层编制财务报表的过程实施有效的监督，抑制管理层和大股东的盈余操纵行为。健全的公司治理机制能够减少管理层盈余管理（蔡吉甫，2007），反则反之，不健全的公司治理机制导致更多的质量低劣的财务报告、盈余操纵甚至公然的财务欺诈（Ganesh和Wright，2002）。独立董事作为公司治理机制的重要组成部分，其状况理应影响公司会计信息质量，国内外均有不少这方面的研究，但主要集中于独立董事的引入、比例及薪酬方面，而鲜见考察独立董事日常工作所在地和上市公司所在地是否一致（以下简称本地化）对公司盈余管理的影响的研究文献。

Famaand Jesen（1983）认为，与内部董事相比，独立董事的主要优势在于其利益相对独立，从而能更有效地监督管理层，保护股东利益免受管理者机会主义行为的损害。但其局限也同样在于其独立于管理层，不在公司内部任职，导致了一定程度乃至较为严重的信息不对称。独立董事日常工作所在地距离上市公司所在地越远，信息不对称越严重，越难及时、准确地获取关于公司运营和管理方面的具体信息，越不利于其有效发挥监督作用；但距离越远，虽然难于获取信息和进行沟通，同时也更难被公司管理层所捕获，利于维护其独立性。所以，独立董事本地化是否影响公司治理的有效性，进而影响公司的盈余管理？这是一个是一个有待检验的实证问题。

本文研究发现，当独立董事工作所在地与上市公司所在地相同时，公司应计项目盈余管理显著偏小，通过暂时性促销、缩减研发费用或摊薄固定成本三种方式来进行真实活动盈余管理的可能性也显著偏小。也就是说独立董事本地化能够约束公司盈余管理，包括应计项目盈余管理和真实盈余管理行为。

本文的主要贡献在于：（1）进一步拓展了独立董事对盈余管理影响的研究领域，为其增加了新的论题和经验证据；（2）丰富了近年来从地域视角研究会计和财务问题的文献；（3）为监管部门加强对独立董事异地化公司的监督提供了经验证据，也对独立董事的任职和甄选有一定的参考价值。

本文后续篇章结构如下：第二部分是文献回顾与研究假设；第三部分是研究设计；第四部分是实证结果；第五部分是结论、局限性以及政策性含义。

文献综述和研究假设

现代公司两权分离产生了代理人和委托人之间的代理冲突。为了实现自身利益最大化，代理人往往运用会计方法或者安排真实交易等来操控公司盈余，而这种行为又往往加剧了代理冲突。所以，从性质来看， 管理层的盈余管理问题不仅是一个会计问题，也是一个代理问题（蔡吉甫，2007）。在解决代理问题的诸多公司治理机制中，董事会被称为企业中一组契约的最高内部监督者，而独立董事在履行监督职能中发挥了积极作用（Fama，1950；FamaandJensen，1983）。关于独立董事是否提高了董事会治理职能，从而约束了盈余管理这一问题，国内外均有一些研究。国外文献方面，Dechow等（1995）和Peasnell等（2005）的研究均发现，董事会中独立董事所占比例越高，董事会对管理层盈余管理行为的约束就越强。Dechow 等（1996）的研究发现，公司董事会中内部董事的比例越高，或董事长与总经理两职合一，或未设立审计委员会的，就越有可能因违反GAAP而受到SEC的处罚。Chtourou等（2000）的研究表明，独立董事比例与调增利润的盈余管理之间显著负相关。Chin-JungLuan and Ming-Je Tang （2002）的研究发现，台湾IPO公司外部独立董事制度会显著地改善公司业绩，提高公司利润，公司盈余管理程度与独立董事的安排呈显著负相关关系。而Park and shin（2004）采用加拿大数据研究却发现，总体而言，增加外部董事并不能降低任意应计额，但独立财务董事和来自投资机构董事的比重高能明显降低公司的盈余管理水平。国内文献方面，刘立国、杜莹（2003）以14 家年报舞弊上市公司为研究样本发现，公司发生财务舞弊的可能性与内部董事在董事会中的比例显著正相关。叶康涛等（2007）考察了独立董事能否有效抑制大股东掏空行为，发现独立董事的引入与大股东资金占用显著负相关。胡奕明（2008）发现，当独立董事占比较高、有财务、会计专业背景时，上市公司盈余信息质量较好，但没有发现独立董事报酬与公司盈余信息质量之间有显著关系。余峰燕和郝项超（2011）对2006—2008年间816家国有控股非金融上市公司研究表明，聘请了具有行政背景独立董事的公司的财务信息质量更差。而王兵（2007）采用2002-2004上市公司样本研究却发现，独立董事并不能提高公司盈余质量，独立董事报酬越高、兼职家数越多，公司盈余质量越差。蔡吉莆（2007）利用2004年数据研究发现，独立董事、管理层持股和大股东治理与公司盈余管理相关性不大。支晓强、童盼（2005）利用2001—2003年的上市公司相关数据研究发现，公司的盈余管理程度和独立董事变更概率和变更比例显著正相关；独立董事“懂事”，但不够独立，是当前我国独立董事制度未能在公司治理中发挥实质性作用的关键原因。李燕媛、刘晴晴（2012）以2011年A股样本从盈余管理视角研究中国独立董事制度的有效性，结果发现，独立董事的专业性与盈余管理之间呈显著负相关关系；独立董事报酬与盈余管理程度呈不显著U型关系；而独立董事比例与盈余管理不存在显著的相关关系。总体上看，现有关于独立董事与公司盈余管理方面的研究文献主要着眼于独立董事的引入、在董事会占比和报酬等方面，结论并不一致，研究样本也多为2008年以前，几无文献专门研究独立董事办公地点与公司盈余管理之间的关系。

中国证监会在《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》（以下简称指导意见）中指出：“上市公司独立董事是指不在上市公司担任除董事外的其他职务，并与其所受聘的上市公司及其主要股东不存在可能妨碍其进行独立客观判断关系的董事。”独立董事和一般董事最大的不同就是独立。独立性无疑是独立董事治理的优势，但同时也引致了独立董事治理的困难——与管理层之间的信息不对称。而其日常工作所在地和上市公司所在地是否相同影响着其和管理层之间的信息不对称。当独立董事的日常工作所在地和上市公司注册地相同时，我们称之谓本地化的独立董事。本地化的独立董事与公司高管之间的信息不对称程度较异地独立董事要低些，因为距离远近将影响独立董事对信息的获取成本和获取效率。首先，本地化的独立董事在当地无疑拥有很多很紧密的人际关系，从而拥有更多更便捷的渠道来间接获取有关所任职公司的信息，甚至包括一些非公开的信息；其次，本地化的独立董事在直接获取任职公司信息方面也具有天然优势；例如，本地化的独立董事在需要的时候可以很方便地到访公司，通过实地观察和询问等方式及时了解公司实际运营情况；再如，与外地的独立董事可能因交通等问题选择通讯或委托方式参与董事会决策不同，本地化的独立董事往往会现场出席董事会，通过与公司高管和其他董事们面对面的交流获得更全面、更及时、更准确的高质量信息，而这些高质量信息反过来又有助于本地化的独立董事参与相关讨论并提高决策的质量和及时性。但也有观点认为独立董事是否“本地”是影响其独立性的重要因素，理由是独立董事办公地与上市公司所在地相同时会加大与管理层合谋的可能性，不利于公司治理。我们认为，“本地”与否并不构成独立董事“独立”与否的标志，因为位置近与远并不能促成或妨碍公司管理层与独立董事合谋，但位置远近却能带来所获取信息在数量和质量上的不同从而影响信息不对称程度。事实上，在财务金融和审计会计领域，已有不少研究发现，投资者与监管者距离上市公司的位置远近影响着与公司之间的信息不对称并进而影响他们的行为决策，如Malloy（2005）发现临近公司的分析师预测精度更高，Chhaochharia等（2012）认为当地机构投资者由于信息收集成本较低，从而监督更加有效。Baik等（2010）、Coval和Moskowitz（2001）认为，当地机构投资者因地理位置临近而具有信息优势，从而能获得更高的回报。Kedia和Rajgopal（2011）发现SEC因资源限制而偏好调查临近公司，公司预期到SEC这种偏好，因此临近公司更少发生财务重述。

基于上述分析，我们相信，本地化的独立董事有助于减轻信息不对称、提高董事会的治理职能，从而约束了盈余管理。故本文提出第一个假设：

假说1：与独立董事非本地化的公司相比较，独立董事本地化的公司应计盈余管理程度更低。

我们知道，管理层除了可通过选择和运用会计政策和会计估计来进行应计盈余管理外，还可以通过影响企业实际生产经营活动来进行真实盈余管理。独立董事除了要对重大关联交易进行监管外，还要对公司战略、资源、业绩以及主要人员的操守等问题做出独立判断，所以，独立董事虽不介入企业日常经营，但要关注重大的销售业务和资金活动，并约束异常关联交易和异常资金支出，包括可能损害中小股东利益的、大额异常的销售、生产、费用开支和资金占用等，而本地化的独立董事利用区域优势可以更容易地获取上述相关信息，从而能抑制那些通过影响企业实际生产经营活动来进行的真实盈余管理行为，比如暂时性促销、摊薄生产成本、削减研发支出等。Roychowdhury（2006）系统阐述了真实活动盈余管理的内涵，并将其分为三种：经营现金流操控、生产成本操控和酌量性支出操控，并在度量方面取得了重大突破。本文借鉴了Roychowdhury的度量模型，并提出第二个假说：

假说2：与独立董事非本地化的公司相比较，独立董事本地化的公司真实活动盈余管理程度更低。

三、研究设计

数据来源及样本选择

本文以2010至2014年五年的A股上市公司数据作为研究样本，同时对样本做了如下调整：1）剔除金融保险业公司；2）剔除ST和PT的公司；3）剔除数据缺失的公司。这样，一共得到9451个公司/年度样本，2010年至2014年各年样本量分别为1416、1610、1972、2206和2247个，占比分别为14.98%、17.04%、20.87%、23.34%和23.78%。

本文按2012年版中国证监会上市公司行业分类依次取值，其中制造业取二级代码，观测样本一共涉及15个行业，其中，C3制造业的样本量最多（占35.17%），C2制造业样本量位于其次（占18.9%），R文化、体育和娱乐业样本量最少（占比1.03%）。

除了计算市账率所需要的年末市值数据来自于RESSET数据库外，其他数据一律来源于国泰安CSMAR数据库，包括独立董事与上市公司工作地点一致性统计数据。国泰安CSMAR判断独立董事是否本地的规则是：当上市公司聘请了不止一个独立董事时，视财会专业独立董事日常办公地来判断本地抑或异地；而当上市公司聘请了不止一个财会专业独立董事时，只有当他们均在上市公司所在地办公时才判为本地，否则为异地。对国泰安CSMAR无法判断独立董事是本地还是异地的样本，本文进行了剔除。

回归模型及变量定义

〖EM_（i，t）=β_0+β_1 LOCAL_（i，t）+β_2 LEV_（i，t）+β_3 BM_（i，t）+β_4 GROWTH_（i，t）+β_5 SIZE_（i，t）+β_6 ROA_（i，t）+β_7 LOSS_（i，t）+β_8 BIGAUDIT_（i，t）+β_9 MAO_（i，t）+β_10 STATE_（i，t）+β_11 DUAL_（i，t）+β_12 INDRATE_（i，t）+β_13 MAGPAY_（i，t）+ε_（i，t）〗_ （1）

因变量

（1）应计项盈余管理及其度量

应计项目盈余管理的度量指标有多种（Schipper，2003），本文采用修正的Jones 模型进行分行业分年度回归估计的可操纵应计额（Discretionary Accruals，ACC ）的绝对值ABSACC作为度量指标。遵循Dechow等（1995）的研究，修正Jones 模型为：

TA_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+α_（1，i） （1/A_（i，t-1） ）+（β_（1，i） （?S_（i，t）-?REC_（i，t） ））/A_（i，t-1） +β_（2，i） （PPE_（i，t）/A_（i，t-1） ）+ ε_（i，t） （2）

式中，TAi，t 表示i公司t期总应计项目，为营业利润减去经营活动现金流量；△RECi，t为i公司t期期末应收账款与t-1期期末应收账款之差；△Si，t为i公司t期主营业务收入减去t-1期主营业务收入；PPEi，t是i公司t期期末固定资产净值；Ai，t-1是i公司t-1期期末总资产；εi，t是残差。对模型（2），进行分行业分年度的最小二乘法（OLS）回归所得的残差，即为修正Jones模型下的操控性应计ACC，再取绝对值即得本文所定义的应计盈余管理度量指标ABSACC。ABSACC越大，表示应计盈余管理程度越大。

真实活动盈余管理及其度量

Roychowdhury（2006）阐述了盈余与现金流量关系后，提出三个模型来推导正常的经营现金流、生产成本和酌量性费用的预期值，再用实际值减去预期值所得到的操控性经营现金流（ABCFO）、操控性生产成本（ABPROD）和操控性酌量费用（ABEXP）来度量真实盈余管理程度。本文沿用Roychowdhury（2006）的三个真实活动盈余管理度量模型，这同时也是目前主流的度量真实活动盈余管理的方式。

操控性经营现金流（AABCFO）

Roychowdhury（2006）认为，正常的经营现金流可以通过当期销售及当期销售变化额来合理预期，因此销售操控即操纵性经营现金流ABCFO可以通过以下模型进行回归所得残值来衡量：

CFO_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+α_（1，i） （1/A_（i，t-1） ）+β_（1，i） （S_（i，t）/A_（i，t-1） ）+β_（2，i） （（?S_（i，t））/A_（i，t-1） ）+ε_（i，t ） （3）

其中，CFOi，t表示i公司t期经营现金流，Si，t表示i公司t期营业收入，△Si，t为i公司t期营业收入减去上期营业收入。对模型（3）进行分行业分年度OLS回归所得残差取绝对值即得操控性经营现金流AABCFO。

2）操控性生产成本（AABPROD）

Roychowdhury（2006）认为，正常的生产成本同样可通过当期销售、当期和前期销售变化来预期，因此操控性生产成本ABPROD可以通过以下模型进行回归所得残差来衡量。

PROD_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+α_（1，i） （1/A_（i，t-1） ）+β_（1，i） （S_（i，t）/A_（i，t-1） ）+β_（2，i） （（?S_（i，t））/A_（i，t-1） ）+β_（3，i） （（?S_（i，t-1））/A_（i，t-1） ）+ε_（i，t ） （4）

其中，PROD为生产成本，等于当期销售成本加上当期存货变动之和，其他变量取值同前。对模型（4）进行分行业分年度OLS回归所得残差取绝对值即得操控性生产成本ABPROD。

操控性酌量费用（AABEXP）

Roychowdhury（2006）认为，对酌量性费用即研发费用、广告费用和日常费用，可以通过建立酌量性费用与上期销售收入的线性关系模型来预期其正常值。因此，操控性酌量费用ABEXP可以通过以下模型进行回归所得残差来衡量。

EXP_（i，t）/A_（i，t-1） =α_（0，i）+β_（o，i） （1/A_（i，t-1） ）+β_（2，i） （S_（i，t-1）/A_（i，t-1） ）+ε_（i，t ） （5）

由于我国上市公司财务报表并未单独列示广告费用和研发费用，这两项数据是混迹于销售费用和管理费用中一起披露的，故只能用销售费用和管理费用之和来近似度量酌量性费用（方红星等，2011）。因此，上式中EXP为酌量性费用，等于销售费用加上管理费用。对模型（5）进行分行业分年度OLS回归所得残差取绝对值即得操控性酌量费用AABEXP。

4）真实活动盈余管理总额（RM）

为衡量真实活动盈余管理的总体程度，本文采用综合指标RM来度量：

RM_（i，t）=ABPROD_（i，t）-ABCFO_（i，t）-ABEXP_（i，t） （6）

其中，RM为总体的真实活动盈余管理。注意，上式中了，操控性经营现金流ABCFO、操控性生产成本ABPROD及操控性酌量费用ABEXP均为不取绝对值时的操控程度，包括正向和负向操控。对RM取其绝对值ARM衡量总的真实活动盈余管理程度。

解释变量

LOCAL为虚拟变量。若独立董事与上市公司工作地点一致，赋值为1，否则为0。我们的假设是本地化的独立董事能够约束公司盈余管理，故预期符号为负。

3、控制变量及其度量

我们控制了独立董事占董事会成员比例INDRATE、董事长与总经理兼任与否DUAL、前三名高管薪酬MAGPAY、控制人性质STATE对盈余管理的影响。参考其他国内外研究文献，我们还进一步控制了公司规模SIZE、资产负债率LEV、市账率BM、收入增长率GROWTH、外部审计意见MAO、公司是否亏损LOSS、资产收益率ROA、是否十大所审计BIGAUDIT等因素对盈余管理的影响，具体见表1。

表1：变量定义

变量符号 变量定义

因变量 ABACC 应计项盈余管理，回归模型（2）残值的绝对值

AABCFO 操控性经营现金流，回归模型（3）残值的绝对值

AABPROD 操控性生产成本，回归模型（4）残值的绝对值

AABEXP 操控性酌量费用，回归模型（5）残值的绝对值

ARM 真实活动盈余管理，模型（6）的绝对值

解释变量 LOCAL 虚拟变量，独立董事与上市公司工作地点一致，赋值为1，否则为0

控制变量 INDRATE 独立董事在董事会占比

DUAL 虚拟变量，如果董事长与总经理二职合一，赋值为1，否则为0

MAGPAY 高管薪酬，借鉴方红星和金玉娜（2011），取值为前三位高管薪酬总额*10/总资产

STATE 虚拟变量， 公司控制人性质为国有时，赋值为1，否则为0

LEV 资产负债率，总负债除于总资产

BM 公司市账率， 取值为年末公司市值除以期末总资产账面价值

ROA 资产收益率，净利润除于总资产

LOSS 虚拟变量， 公司当年净利润小于0时，赋值为l，否则为0

SIZE 公司规模，总资产的自然对数

GROWTH 收入增长率，即营业收入增长率

BIGAUDIT 虚拟变量， 所聘事务所为国际四大或国内八大所时，赋值为1，否则为0

MAO 虚拟变量，被出具非标准审计报告时，赋值为1，否则为0

IND 行业虚拟变量，按2012年版中国证监会行业分类依次赋值，共15个

YEAR 年份虚拟变量

实证结果

描述性统计及单变量检验

表2是年度数据统计的结果，为了控制极端值对结果的影响，对所有的连续变量均按其两端1%分位数进行了缩尾（winsorize）处理。从表2可以看出，独立董事本地化程度从2010年的32.98%上升到2014年的51.05%，虽然中间有升有降，但整体来看，独立董事本地化程度升高了。此外，无论应计项盈余管理还是经营活动盈余管理的均值均不为零，说明盈余管理现象普遍存在，但从2010年至2014年整体呈下降趋势，反映盈余质量整体得到提高。此外，表中ABACC、ARM、AABCFO、AABPROD、AABEXP的均值均明显大于中位数，说明有些公司的盈余操纵较为严重。

表2：年度数据描述

年度 样本量 ABACC ARM AABCFO AABPROD AABEXP LOCAL

2010 1416 0.0757 0.1926 0.0797 0.1029 0.0540 0.3298

2011 1610 0.0853 0.2385 0.1007 0.1571 0.0609 0.5410

2012 1972 0.0636 0.1731 0.0628 0.0920 0.0577 0.5056

2013 2206 0.0693 0.2509 0.0654 0.0963 0.1229 0.5376

2014 2247 0.0603 0.1662 0.0612 0.0932 0.0495 0.5105

合计 9451 0.0696 0.2037 0.0720 0.1060 0.0710 0.4939

表3是按照2010一2014年统计的综合结果。从表3可以看出，独立董事占董事会人数比例INDRATE从最小18.2%到最大55.6%数值不等，但从均值和中值来看，两者均大于1/3即证监会《指导意见》中对独立董事最低比例要求。LEV即资产负债率的均值和中位数均在47%左右。LOCAL、STATE、LOSS和MAO等为哑变量，从相应均值可以看出，平均有49.4%的上市公司聘用了本地化的独立董事，有21.7%的公司董事长与总经理是两职合一的，有66.9%的公司聘请了国际四大或国内八大会计师事务所，有9.2%的公司发生了年度亏损，有3.7%公司的年度报告被出具了非标准审计意见。

表3：变量描述性统计

变量 最大值 最小值 均值 中位数 标准差

ABACC 0.481 0.001 0.070 0.047 0.077

AABCFO 0.534 0.001 0.072 0.048 0.084

AABPROD 0.947 0.001 0.106 0.066 0.141

AABEXP 0.522 0.001 0.071 0.041 0.094

ARM 1.319 0.002 0.204 0.134 0.232

LOCAL 1 0 0.494 0 0.500

DUAL 1 0 0.217 0 0.412

MAGPAY 0.043 0.000 0.007 0.004 0.007

INDRATE 0.556 0.182 0.370 0.333 0.053

STATE 1 0 0.151 0 0.358

LEV 1.614 0.059 0.471 0.471 0.232

BM 4.985 0.091 1.047 0.716 0.983

SIZE 25.389 18.768 21.955 21.813 1.288

ROA 0.209 -0.339 0.037 0.034 0.058

GROWTH 4.464 -0.748 0.214 0.122 0.575

LOSS 1 0 0.092 0 0.288

BIGAUDIT 1 0 0.669 1 0.471

MAO 1 0 0.037 0 0.190

按独立董事与上市公司工作地是否一致进行了分组比较，在未控制其他因素影响的情况下进行了单变量检验，结果见表4。从表4的结果可以看出，独立董事本地化的上市公司其操控性应计盈余值ABACC和操控性经营现金流AABCFO均值在1%水平上显著低于独立董事非本地化公司，独立董事本地化的上市公司其操控性生产成本AABPRO均值在5%水平上显著低于独立董事非本地化公司，独立董事本地化的公司其操控性酌量费用AABEXP和真实活动盈余管理ARM均值均低于独立董事非本地化公司，只不过差异不显著。这为本文的假说独立董事本地化与否影响盈余管理提供了初步证据。

表4：独立董事本地化与盈余管理单变量检验

组别 ABACC AABCFO AABPRO AABEXP ARM

LOCAL=1 0.0669 0.0686 0.1028 0.0699 0.2006

LOCAL=0 0.0723 0.0753 0.1091 0.0721 0.2067

P值 0.0005*** 0.0001*** 0.029** 0.2681 0.1964

注： *、**、***分别表示在10%、5%、l%水平显著。

相关性检验

表5为因变量和自变量之间的相关度分析。因变量有五个指标分别是：应计项目盈余管理ABACC、操控性经营现金流AABCFO、操控性生产成本AABPRO、操控性酌量费用AABEXP和真实活动盈余管理ARM。这五个指标之间均在1‰水平上存在显著的正相关关系，说明它们均能够较好地反映盈余质量水平。而自变量独立董事本地化LOCAL与应计盈余管理、操控性经营现金流、操控性生产成本之间存在显著的负相关关系。

表5：因变量与各自变量之间相关系数矩阵

ABACC AABCFO AABPRO AABEXP ARM LOCAL

ABACC 1

AABCFO 0.623*** 1

0

AABPRO 0.392*** 0.611*** 1

0 0

AABEXP 0.077*** 0.102*** 0.262*** 1

0 0 0

ARM 0.344*** 0.57*** 0.741*** 0.63*** 1

0 0 0 0

LOCAL -0.036*** -0.04*** -0.022** 0.011 -0.013 1

0.0005 0.0001 0.0294 0.2681 0.1964

注：*、**、***分别表示在10%、5%、l%水平显著。所有变量VIF<5

表6为控制变量与各个因变量之间的相关度分析，限于篇幅，未列出完整的相关关系矩阵，只列出了其中的一部分，其余部分资料备索。由表6可见，审计意见、收入增长率和高管薪酬与本文五个盈余管理变量之间均存在显著的正相关关系，说明收入增长越快、高管薪酬越多、被出具非标准审计意见的上市公司无论应计盈余还是真实活动盈余管理越严重。资产负债率、是否亏损、独立董事占董事会比例与操控性应计项分别在1%、1%和5%水平上显著正相关，而是否大所审计、公司规模、资产收益率与操控性应计均在1%水平上显著负相关，这意味着确有必要将这些控制变量纳入回归模型。此外，各个变量VIF值均小于5，说明各个变量之间不存在多重共线性问题。

表6：控制变量与各自变量之间相关系数

ABACC AABCFO AABPROD AABEXP ARM

INDRATE 0.026** 0.019* 0.002 0.015 0.002

0.013 0.059 0.857 0.139 0.831

MAGPAY 0.042*** 0.044*** 0.021** 0.135*** 0.092***

0 0 0.04 0 0

DUAL 0.017* -0.001 -0.005 0.058*** 0.019*

0.092 0.901 0.65 0 0.063

STATE 0.008 0.014 -0.011 -0.017* -0.017

0.458 0.161 0.296 0.096 0.107

GROWTH 0.185*** 0.223*** 0.221*** 0.166*** 0.229***

0 0 0 0 0

BM -0.004 0 0.013 -0.101*** -0.063***

0.696 0.995 0.204 0 0

LEV 0.142*** 0.103*** 0.077*** -0.069*** 0.019*

0 0 0 0 0.062

ROA -0.063*** 0.089*** 0.136*** 0.081*** 0.140***

0 0 0 0 0

SIZE -0.058*** -0.02* 0.027*** -0.087*** -0.034***

0 0.052 0.009 0 0.001

LOSS 0.085*** -0.003 -0.012 -0.008 -0.005

0 0.775 0.231 0.428 0.614

BIGAUDIT -0.052*** -0.045*** -0.023** 0.029*** -0.007

0 0 0.027 0.004 0.525

MAO 0.09*** 0.045*** 0.02* 0.026** 0.03**

0 0 0.058 0.013 0.004

注：*、**、***分别表示在10%、5%、l%水平显著。所有变量VIF<5

回归分析

本文对假说1和2的检验结果见表7。回归结果显示，五个被解释变量调整后的R2值与余峰燕等（2011）和杨七中等（2014）接近，回归的F值均在1‰的水平上显著，说明方程总体线性显著。独立董事本地化变量LOCAL与应计项目盈余管理ABACC在1%水平上呈显著负相关关系（t值为-2.93）。故本文的第一个假设通过了检验，也就是说，独立董事本地化有助于抑制上市公司进行应计项盈余管理行为。检验结果还显示，控制变量的符号与预期基本一致，具体而言，非国有控股上市公司的应计项目盈余管理程度在10%水平上显著低于国有控股上市公司，董事长兼任总经理的公司其应计项目盈余管理程度在1%水平上显著高于两职分离的上市公司；同样地，财务状况较差（资产负债率较高）、或发生亏损、或收入增长较快、或被出具非标准审计报告的公司其应计项目盈余管理程度显著更高些。而规模SIZE较大或市账率BM较高的公司其应计项盈余管理程度显著更低些。从检验结果来看，独立董事占董事会人数比例INDRATE、高管薪酬MAGPAY、资产收益率和是否聘请大所审计BIGAUDIT等因素不影响公司应计项盈余管理。

当衡量真实活动盈余管理的变量是操控性经营现金流绝对值AABCFO和真实活动盈余管理绝对值ARM时，独立董事本地化系数在1%的水平上显著为负（T值分别为-3.53和-3.07），表明独立董事本地化能显著约束真实活动盈余管理，尤其是销售操控行为。当衡量真实活动盈余管理的变量是操控性酌量费用绝对值AABEXP时，独立董事本地化系数在5%水平上显著为负（T值为-2.35），表明独立董事本地化会约束上市公司费用操控行为。当衡量真实活动盈余管理的变量是操控性生产成本AABPROD时，独立董事本地化系数在10%水平上显著为负（T值为-1.83），说明独立董事本地化能约束上市公司利用生产操控来管理真实活动盈余的行为。故此，本文的第二个假说也通过了检验。检验结果还显示，控制变量方面，收入增长率GROWTH、资产负债率LEV、资产收益率ROA、发生亏损LOSS与真实活动盈余管理的四个衡量指标之间均存在显著正相关关系，而市账率与真实活动盈余管理的四个衡量指标之间则存在显著的负相关关系；此外，从BIGAUDIT和MAO的系数来看，聘请四大所或国内八大所审计几乎不能更加约束上市公司盈余管理行为，且民间审计能识别和抑制上市公司应计项目盈余管理，但对真实活动盈余管理却没有什么约束力。

表7：多元回归结果

变量 应计盈余 真实活动盈余

ABACC AABCFO AABPROD AABEXP ARM

LOCAL -0.005*** -0.006*** -0.005* -0.004** -0.014***

（-3.03） -3.53 -1.83 -2.35 -3.07

INDRATE 0.019 0.022 -0.015 0.013 -0.023

1.34 1.44 -0.61 0.79 -0.55

MAGPAY -0.158 0.142 0.368 1.272*** 2.051***

-1.16 0.97 1.55 8.02 5.06

DUAL 0.005*** 0.003* 0.004 0.003 0.006

2.84 1.73 1.27 1.46 1.08

STATE 0.004* 0.005** 0.002 0.004 0.005

1.86 2.38 0.62 1.61 0.81

GROWTH 0.023*** 0.026*** 0.044*** 0.027*** 0.079***

17.31 18.57 19.12 17.68 20.31

BM -0.003*** -0.002* -0.005** -0.006*** -0.020***

-2.84 -1.73 -2.42 -4.45 -5.69

LEV 0.042*** 0.043*** 0.053*** 0.023*** 0.105***

（-9.71） 9.36 7.01 4.52 8.19

ROA 0.020 0.246*** 0.521*** 0.117*** 0.784***

1.1 12.59 16.44 5.55 14.51

SIZE -0.006*** -0.005*** 0.001 0.005*** 0.008***

-5.38 -4.32 0.56 3.99 2.65

LOSS 0.023*** 0.029*** 0.063*** 0.017*** 0.105***

7.09 8.28 11.12 4.57 10.87

BIGAUDIT -0.003* -0.003* -0.002 0.002 -0.002

-1.75 -1.92 -0.67 1 -0.35

MAO 0.011*** 0.006 0.009 0.009* 0.019

2.57 1.34 1.17 1.79 1.48

行业 控制 控制 控制 控制 控制

年份 控制 控制 控制 控制 控制

N 9451 9451 9451 9451 9451

调整 R2 14.35% 18.38% 22.56% 22.86% 17.55%

F 52*** 69.64*** 89.79*** 91.33*** 65.87***

注：ABACC为修正的Jones模型估计的操控性应计绝对值、AABCFO为操控性经营现金流绝对值、AABPROD为操控性生产成本绝对值、AABEXP为操控性酌量费用绝对值、ARM为真实活动盈余管理绝对值；15个行业虚拟变量控制不同行业因素的影响，按2012年中国证监会行业分类标准；4个年度虚拟变量控制2010-2014年间不同年份宏观经挤因索的影晌。括号内为t值；*、**、***分别表示在10%、5%、l%水平显著。所有变量VIF<5按2012年版中国证监会行业分类依次赋值按2012年版中国证监会行业分类依次赋值。

（四）研究结论的可靠性分析

为了增强实证研究结论的有效性，本文从以下多个角度分别做了稳健性检验：

1、改变模型设置。考虑到应计项目盈余管理有多种度量方法，且一直以来成为很多文献关注的焦点，我们借鉴Kothari等（2005）的做法，进一步在修正Jones模型中加入净资产收益率ROA计算业绩调整的可操控应计项，然后取绝对值度量应计项盈余管理，主要回归结果保持一致，见表8第二列。

2、增加控制变量。考虑到公司治理方面的其他变量对盈余管理的可能影响，我们加入董事会四个专业委员会设置情况、第一大股东持有股份占比之后，除了更加显著以外，回归结果没有变化，系数符号也没有发生变化。限于篇幅，该角度稳健性检验结果未列出，资料备索。

3、改变主要变量定义。前文衡量应计项目盈余管理和真实活动盈余管理的五个变量均是分行业运用OLS回归估计系数平均计算获得的结果；按McNichols（2000）的观点，分行业估算可能影响可操纵应计项的大小，故我们又分别按照总体样本进行了计算，结果更加显著，具体见表8后面5列。

4、细分正向和负向应计盈余管理。回归结果显示，当以修正Jones 模型估计的正向可操纵应计额作为因变量时，独立董事本地化变量LOCAL的系数在10%水平上显著为负，表明独立董事本地化公司，应计盈余正向操纵程度显著低于独立董事非本地化公司；当以修正Jones 模型估计的负向可操纵应计额作为因变量时，独立董事本地化变量LOCAL的系数在5%水平上显著为正，表明独立董事本地化公司负的应计额要显著小于独立董事非本地化的公司；也就是说，独立董事本地化既能抑制正向应计盈余管理，也能抑制负向应计盈余管理。限于篇幅，该角度稳健性检验结果未列出，资料备索。

5、重新定义样本。由于2010—2014年样本不是很多，我国上市公司自2003年开始独立董事占董事会比例基本达到《指导意见》所要求的1/3比例，因此，我们又以2003-2014年的A股上市公司数据为样本进行了回归，发现除AABEXP的系数变得不显著以外，其他结论没有变化，具体详见表9。

因此，通过上述检验表明，本文的结论较为稳健。

表8：稳健性检验结果（方法1和方法3）

变量 应计盈余 真实活动盈余

业绩调整的ABACC ABACCS AABCFOS AABPROS AABEXPS ARMS

LOCAL -0.003*** -0.009*** -0.009*** -0.013*** -0.003*** -0.018***

LEV 0.032*** 0.058*** 0.020*** 0.057*** 0.015*** 0.044***

BM -0.004*** 0.0002 -0.002* -0.011*** -0.007*** -0.005*

SIZE -0.004*** 0.002 -0.001 0.006*** 0.004*** 0.001

MAGPAY -0.187* 0.752*** 0.639*** 2.264*** 0.995*** 1.962***

INDRATE 0.014 -0.005 0.009 0.000 0.007 -0.014

LOSS 0.020*** 0.023*** 0.032*** 0.075*** 0.019*** 0.081***

BIG -0.003** -0.002 -0.004** 0.004* 0.001 -0.004

MAO 0.008** 0.001 0.011** 0.025*** 0.014*** 0.028***

DUAL 0.004*** -0.005 0.003 0.002 0.004** 0.002

STATE 0.002 0.008* 0.006*** 0.003 0.001 0.015***

GROWTH 0.015*** 0.061*** 0.033*** 0.056*** 0.022*** 0.072***

ROA -0.082** 0.231*** 0.632*** 0.200*** 0.666***

行业 控制 控制 控制 控制 控制 控制

年份 控制 控制 控制 控制 控制 控制

N 9451 9451 9451 9451 9352 9344

调整R 11.26% 43.79% 42.83% 25.98% 11.99% 36.34%

F 40.97 238.52 229.38 107.84% 42.09 173.08

注：ABACCS、AABCFOS、AABPROS、AABEXPS和ARMS分别按总体样本估计系数平均计算的操控性应计、操控性经营现金流、操控性生产成本、操控性酌量费用和真实活动盈余操控。*、**、***分别表示在10%、5%、l%水平显著。

表9：稳健性检验结果（方法5）

ABACC AABCFO AABPROD AABEXP ARM

LOCAL -0.002* -0.003** -0.004** -0.001 -0.008**

INDRATE 0.03*** 0.028** -0.004 0.008 -0.008

MAGPAY 0.209* 0.221* 0.378** 1.212*** 1.994***

GROWTH 0.021*** 0.023*** 0.044*** 0.022*** 0.075***

ROA -0.032** 0.222*** 0.407*** 0.073*** 0.678***

SIZE -0.002*** -0.002*** 0.004*** 0.006*** 0.011***

BM -0.008*** -0.003*** -0.009*** -0.008*** -0.024***

LEV 0.048*** 0.035*** 0.039*** 0.019*** 0.081***

LOSS 0.019*** 0.026*** 0.053*** 0.015*** 0.093***

BIG -0.002* -0.002* -0.001 0.002 -0.003

MAO 0.015*** 0.005* 0.012** 0.01*** 0.017**

DUAL 0.004*** 0.001 0.006** 0.005*** 0.01**

STATE 0.002 0.002 0 0 0.001

N 15659 15659 15659 15659 15659

调整R 17.58% 17.57% 25.25% 19.16% 18.27%

F值 83.71 88.82 140.18 98.68 93.11

注：*、**、***分别表示在10%、5%、l%水平显著。

五、结论、局限性以及政策性含义

我国自2001年在上市公司建立独立董事制度以来已将近十五年了，其运行是否提高了董事会的监督职能、约束了盈余管理？我国有关这方面的研究结论并不一致，且鲜有文献探讨独立董事日常工作所在地和上市公司所在地是否一致对公司盈余管理的影响。本文从信息不对称的视角专门研究了独立董事本地化同公司盈余管理之间的关系，且在讨论了独立董事本地化对应计项盈余管理影响的基础上，又创新性地讨论了独立董事本地化对真实活动盈余管理的影响。本文利用2010-2014年间A股上市公司数据研究发现，独立董事本地化既能抑制上市公司应计项目盈余管理，也能约束真实活动盈余管理。

本文的局限性在于：1）未收集有关独立董事薪酬、专业背景等方面的信息，从而分析独立董事本地化和盈余管理之间的关系时，虽然控制了不少公司特征变量、财务特征变量、外部审计特征变量和公司治理特征变量，但对独立董事特征，却只控制了独立董事占董事会人数比例，而未控制独立董事薪酬及专业背景方面的特征，而这些特征可能对实证结果构成影响；2）未手工收集每个独立董事工作地详细数据，而直接采用国泰安CSMAR现成数据，以财会专业的独立董事工作地作为替代，有一定的局限性；3））尽管研究表明独立董事降低了公司盈余管理程度，但是本文并没有深入分析独立董事影响盈余管理的途径和方式。

本文的政策性含义在于：我国的独立董事制度建设需关注独立董事日常工作地等信息获取能力的个人特征。

参考文献：

[1]蔡吉甫：会计盈余管理与公司治理[J]，当代财经，2007年第6期.

[2] Ganesh K.， Arnold M. W.， 2002， Contemporary AccountingResearch， 19， pp.234～264.

[3]Fama ， E. and M.C. Jensen （ 1983 ） Separation of Ownership and Control， Journal of Law and Economics 26： 301一325.

[4] Dechow， P.， SLoan， R.， and Sweeney， A. Detecting EarningsManagement[J]. The Accounting Review， 1995，（70）：193～225.

[5] Peasnell， K.， Pope， P.， and Yong， S. Board Monitoring andEarnings Management： Do Outside Directors Influence AbnormalAccruals？[J] Journal of Business Finance and Accounting， 2005， （7）：

1311- 1344.

[6] Dechow， P.， R.G. Sloan and A.P. Sweeney.， 1996， “Causes and Consequences of Earnings Manipulation： An Analysisof Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC”， Contemporary Accounting Research， Vol.13 （1）， pp.1～36.

[7]Chtourou. S. M， Jean. Bedard and Lucie.Courteau， 2000， Corporate Governance and Earnings Management， www.ssrn.com.

[8] Chin-Jung Luan，Ming-Je Tang. Where is Independent Director Efficacy？ [J]. Corporate Governance， 2007， 15 （4） _8 .

[9」Park. Y. W and Shin. H. H. （2004） Board Composition and Earnings Management in Canada. Journal of Corporate Finance. 10： 431-457

[10] 刘立国、杜莹：《公司治理与会计信息质量关系的实证研究》，《会计研究》，2003 年第2 期。

[11] 叶康涛、陆正飞、张志华：《独立董事能否抑制大股东的“掏空”？》，《经济研究》，2007 年第4 期。

[12] 胡奕明、唐松莲：独立董事与上市公司盈余信息质量，《管理世界》，2008年第9期。

[13] 余峰燕、郝项超：具有行政背景的独立董事影响公司财务信息质量么？——基于国有控股上市公司的实证分析，南开经济研究，2011年第1期。

[14] 王兵：独立董事监督了吗？—基于中国上市公司盈余质量的视角，《金融研究》，2007年第1期。

[15] 支晓强； 童盼：盈余管理、控制权转移与独立董事变更——兼论独立董事治理作用的发挥，管理世界，2005（11）

[16] 李燕媛； 刘晴晴：中国独立董事制度的有效性：基于盈余管理维度的评价与建议，经济与管理研究，2012（11）

[17] Coval， J.D. and T.J. Moskowitz. 2001. The Geography of Investment： Informed Trading and Asset Prices[J]. Journal of PoliticalEconomy， 109（4）：811-841.

[18] Ayers， B.， S. Ramalingegowda and P. Yeung. 2011. Hometown Advantage： The Effects of Monitoring Institution Location onFinancial Reporting Discretion[J]. Journal of Accounting and Economics， 52（1）： 41-61.

[19] Schipper，K. 1989. Commentary on earnings management. Accounting Horizons 3（ 4） ： 91-102.

[20] Roychowdhury，S.2006. Earnings management through real activities manipulation. Journal of Accounting and Economics 42（3）： 335-370.

[21] 杨七中； 马蓓丽： 内部控制与盈余管理方式选择， 会计与经济研究， 2014（5）

[22] Kothari， S. P.， A. J. Leoneb and C. E. Wasley. 2005. Performance Matched Discretionary Accrual Measures[J]. Journal ofAccounting and Economics， 39：163-197.

[23] McNichols Maureen F. 2000. Research design issues in earnings management studies [J]. Journal of Accounting and Public Policy， 19，（4-5）； 313-345.