【摘要】以2010 ～ 2018年A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本， 以獨(dú)立董事出席會(huì)議和發(fā)表意見作為獨(dú)立董事履職行為的衡量標(biāo)準(zhǔn)， 檢驗(yàn)其對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理的影響， 從而考察履職行為的有效性。 研究發(fā)現(xiàn)：獨(dú)立董事發(fā)表一般意見并不屬于有效性履職， 只有發(fā)表勤勉意見才有利于抑制真實(shí)盈余管理， 形成有效性履職; 而獨(dú)立董事出席會(huì)議對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理同時(shí)起到促進(jìn)作用， 僅僅屬于合規(guī)性履職， 不形成有效性履職。 該結(jié)論表明合規(guī)性履職并不等同于有效性履職， 并對(duì)進(jìn)一步規(guī)范上市公司獨(dú)立董事履職行為起到一定的借鑒作用。

【關(guān)鍵詞】獨(dú)立董事; 合規(guī)性履職; 有效性履職; 盈余管理

【中圖分類號(hào)】F275? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2020）14-0122-8

一、 引言

證監(jiān)會(huì)將獨(dú)立董事制度作為完善公司治理結(jié)構(gòu)的重要舉措引入我國， 期望其在維護(hù)公司整體利益， 尤其是保護(hù)中小股東利益方面發(fā)揮作用[1] 。 然而， 外界對(duì)我國獨(dú)立董事的履職效果一直存在質(zhì)疑， 出現(xiàn)了“花瓶”董事、“橡皮圖章”、獨(dú)立董事不作為等聲音。 現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于獨(dú)立董事履職效果的研究較多， 早期主要是從履職效果的衡量標(biāo)準(zhǔn)出發(fā)， 研究獨(dú)立董事對(duì)公司業(yè)績(jī)、投資效率、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量等方面的影響， 近幾年則更多地考察獨(dú)立董事的特征， 諸如聲譽(yù)、薪酬、職業(yè)背景等對(duì)上述方面的影響。 不過關(guān)于獨(dú)立董事究竟如何發(fā)揮作用， 以何種方式履職， 即獨(dú)立董事履職行為的研究卻并不占多數(shù)。

2014年9月， 我國上市公司協(xié)會(huì)發(fā)布《上市公司獨(dú)立董事履職指引》（以下簡(jiǎn)稱《指引》）中提到：“獨(dú)立董事每年為所任職上市公司有效工作的時(shí)間原則上不少于十五個(gè)工作日， 包括出席股東大會(huì)、董事會(huì)及各專業(yè)委員會(huì)會(huì)議， 對(duì)公司生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況、管理和內(nèi)部控制等制度的建設(shè)及執(zhí)行情況、董事會(huì)決議執(zhí)行情況等進(jìn)行調(diào)查， 與公司管理層進(jìn)行工作討論等[2] 。 ”可見， 獨(dú)立董事作為外部董事， 不在公司中任職， 出席公司董事會(huì)、股東大會(huì)和發(fā)表獨(dú)立意見是獨(dú)立董事履職的主要內(nèi)容和形式。 不過上述內(nèi)容作為獨(dú)立董事的工作義務(wù)和職責(zé)僅僅構(gòu)成合規(guī)性履職， 可以用于衡量履職勤勉度， 但是合規(guī)或勤勉履職最終是否會(huì)形成有效性履職則是本文想要探討的內(nèi)容。

盈余管理是企業(yè)管理層通過會(huì)計(jì)政策選擇或者真實(shí)交易活動(dòng)影響企業(yè)對(duì)外報(bào)送的會(huì)計(jì)信息， 以達(dá)到自身利益最大化的行為。 會(huì)計(jì)信息是上市公司向中小股東傳遞公司經(jīng)營(yíng)信號(hào)的根本途徑， 是資本市場(chǎng)運(yùn)作的基石。 獨(dú)立董事制度作為保護(hù)中小股東利益的重要舉措， 擔(dān)負(fù)著抑制盈余管理、提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的責(zé)任。 對(duì)獨(dú)立董事履職過程關(guān)鍵點(diǎn)、履職效果以及兩者關(guān)系的研究應(yīng)是獨(dú)立董事研究的重要領(lǐng)域[3] 。 本文以盈余管理作為檢驗(yàn)獨(dú)立董事履職效果的標(biāo)準(zhǔn)， 考察獨(dú)立董事履職行為， 即獨(dú)立董事出席會(huì)議和發(fā)表獨(dú)立意見對(duì)盈余管理的影響， 以明確獨(dú)立董事有效履職的途徑， 為完善我國的獨(dú)立董事制度提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

1. 獨(dú)立董事履職行為的度量。 現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)獨(dú)立董事履職行為的度量方法主要有兩種， 一種是利用上市公司公開披露的二手?jǐn)?shù)據(jù)衡量獨(dú)立董事的履職行為， 將獨(dú)立董事年度實(shí)際出席董事會(huì)次數(shù)、是否投過反對(duì)票或棄權(quán)票等作為判斷獨(dú)立董事是否盡責(zé)的標(biāo)準(zhǔn)。 如Adams和Ferreira[4] 、全怡等[5] 以獨(dú)立董事每年出席董事會(huì)會(huì)議的次數(shù)度量獨(dú)立董事履職行為， 認(rèn)為獨(dú)立董事親自參加會(huì)議的次數(shù)越多， 其對(duì)公司投入的時(shí)間和精力就越多， 履職越勤勉。 葉康濤等[6] 用獨(dú)立董事對(duì)董事會(huì)議案發(fā)表意見和投票的數(shù)據(jù)度量獨(dú)立董事的履職行為， 認(rèn)為獨(dú)立董事就董事會(huì)議案進(jìn)行公開質(zhì)疑和投票是獨(dú)立董事發(fā)揮監(jiān)督作用的重要渠道之一。 另一種度量方法是發(fā)放調(diào)查問卷， 如楊有紅等[3] 用問卷調(diào)查結(jié)果度量獨(dú)立董事的履職行為。 問卷調(diào)查的缺陷在于問卷回收率低且難以確保回收問卷的質(zhì)量。 在無法了解獨(dú)立董事參與公司決策過程和細(xì)節(jié)的背景下， 本文用獨(dú)立董事出席會(huì)議和發(fā)表獨(dú)立意見情況作為度量獨(dú)立董事履職行為的變量， 幫助我們?cè)谝欢ǔ潭壬狭私猹?dú)立董事的履職路徑。

2. 獨(dú)立董事履職行為與履職效果。 現(xiàn)有的大多數(shù)關(guān)于獨(dú)立董事履職行為的研究并不是就行為談行為， 而是以獨(dú)立董事履職行為作為切入點(diǎn)審視獨(dú)立董事的履職效果[7] 。 Yermack[8] 發(fā)現(xiàn)， 獨(dú)立董事作為外部董事， 其有效履職可以使公司價(jià)值提升11%左右。 Brick等[9] 認(rèn)為， 董事會(huì)的監(jiān)督活動(dòng)（如董事會(huì)會(huì)議、董事工作時(shí)間等）可以提高公司價(jià)值。 Jiang等[10] 的研究表明， 獨(dú)董質(zhì)疑可以改善公司治理和提高公司信息透明度。 趙昌文等[11] 研究發(fā)現(xiàn)， 獨(dú)立董事親自出席董事會(huì)的頻率與企業(yè)價(jià)值呈正相關(guān)關(guān)系。 江維琳等[12] 認(rèn)為， 獨(dú)立董事的出勤率與盈余管理水平負(fù)相關(guān)。 葉康濤等[6] 發(fā)現(xiàn)存在異議獨(dú)立董事的公司， 其市場(chǎng)價(jià)值更高。 段海艷[13] 卻發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事缺席董事會(huì)會(huì)議對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響不顯著。 可見， 大多數(shù)文獻(xiàn)肯定了獨(dú)立董事有效履職的成果， 認(rèn)為其有利于提升公司治理水平， 不過究竟如何界定有效履職行為還有待進(jìn)一步研究。

（二）假設(shè)提出

獨(dú)立董事有效履職的前提是能夠獲取企業(yè)局限與機(jī)會(huì)等專有信息[14] 。 獨(dú)立董事作為外部董事并不參與公司的日常經(jīng)營(yíng)管理， 與經(jīng)理層之間存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱， 而參加董事會(huì)、股東大會(huì)、各委員會(huì)會(huì)議有助于獨(dú)立董事獲取企業(yè)專有信息， 深入了解企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境和狀況， 緩解信息不對(duì)稱。 參加董事會(huì)會(huì)議次數(shù)是正式制度約束下董事履職強(qiáng)度的體現(xiàn)， 反映了董事之間信息交換的頻率。 根據(jù)《指引》， 獨(dú)立董事一年內(nèi)親自出席董事會(huì)會(huì)議的次數(shù)少于當(dāng)年董事會(huì)會(huì)議次數(shù)三分之二的， 即可認(rèn)為其沒有盡到勤勉義務(wù)。 獨(dú)立董事出席公司會(huì)議的次數(shù)越多， 參會(huì)率越高， 獲取的專有信息越多， 越有利于提高獨(dú)立董事對(duì)經(jīng)理層的監(jiān)督水平， 并減少經(jīng)理層的尋租行為， 進(jìn)而提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量， 最終達(dá)到維護(hù)中小股東利益的目的。

盈余管理包括應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理， 主要是通過會(huì)計(jì)政策選擇或改變真實(shí)交易活動(dòng)影響會(huì)計(jì)信息。 獨(dú)立董事出席公司會(huì)議， 有助于其全面了解和認(rèn)識(shí)公司的經(jīng)營(yíng)狀況和戰(zhàn)略定位， 使其更容易發(fā)現(xiàn)企業(yè)在決策過程中是否存在不合理或者不合法的操縱行為， 并做出準(zhǔn)確的職業(yè)判斷， 保障盈余信息質(zhì)量。 因此， 本文認(rèn)為獨(dú)立董事出席公司董事會(huì)、股東大會(huì)、各委員會(huì)會(huì)議次數(shù)越多， 參會(huì)率越高， 越有利于抑制企業(yè)經(jīng)理層的盈余管理行為。 由此， 本文提出以下假設(shè)：

H1a：獨(dú)立董事親自出席會(huì)議與企業(yè)盈余管理水平負(fù)相關(guān)。

然而， 獨(dú)立董事作為外部董事， 其發(fā)揮監(jiān)督職能的根本立足于“獨(dú)立性”， 獨(dú)立董事過多地出席公司會(huì)議雖然有利于其獲取專有信息， 但也增加了獨(dú)立董事與經(jīng)理層的聯(lián)系， 提高了“合謀”的可能性。 已有文獻(xiàn)也證明， 董事會(huì)會(huì)議次數(shù)也不是越多越好， 當(dāng)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)超出必需時(shí)， 反而不利于提升企業(yè)價(jià)值[13] 。 薛祖云等[15] 發(fā)現(xiàn)， 董事會(huì)會(huì)議次數(shù)較多可能是公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較差的反映; 薛有志等[16] 發(fā)現(xiàn)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多， 代理成本越高; 周澤將[17] 發(fā)現(xiàn)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多， 企業(yè)的過度投資水平就越高， 且企業(yè)績(jī)效越差。 隨著董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的增多， 獨(dú)立董事為保證勤勉履職， 必然會(huì)增加出席董事會(huì)會(huì)議的絕對(duì)次數(shù)。 因此， 本文認(rèn)為獨(dú)立董事過多地出席公司會(huì)議， 有可能反而削弱其監(jiān)督效果， 提高盈余管理行為發(fā)生的可能性， 故提出H1a的備擇假設(shè)：

H1b：獨(dú)立董事親自出席會(huì)議與企業(yè)盈余管理水平正相關(guān)。

根據(jù)《指引》， 就上市公司相關(guān)事項(xiàng)發(fā)表獨(dú)立意見是上市公司獨(dú)立董事最主要的工作內(nèi)容。 我國上市公司獨(dú)立董事意見強(qiáng)制披露制度提供了打開獨(dú)立董事履職“黑匣子”的鑰匙[18] ， 不僅披露了意見類別、意見事項(xiàng)， 還包括意見全文。 許多學(xué)者以發(fā)表意見類別， 即是否發(fā)表否定意見作為獨(dú)立董事勤勉履職的標(biāo)準(zhǔn)， 這一做法值得商榷。 首先， 我國獨(dú)立董事投反對(duì)票比例極低; 其次， 我國人文習(xí)俗中的民主集中習(xí)慣也導(dǎo)致人們習(xí)慣性地進(jìn)行事前意見交流， 提前達(dá)成一致[7] 。 不過， 披露的意見中還包括意見全文， 其中的勤勉文字表述可以從一定程度上體現(xiàn)獨(dú)立董事履職的勤勉度。 有調(diào)查研究才有發(fā)言權(quán)， 獨(dú)立董事能夠發(fā)表勤勉意見， 一定是對(duì)公司生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況、管理和內(nèi)部控制等制度的建設(shè)及執(zhí)行情況， 對(duì)董事會(huì)決議執(zhí)行情況等進(jìn)行過調(diào)查才能得到相關(guān)信息[3] 。 獨(dú)立董事發(fā)表意見中的勤勉文字表述意味著獨(dú)立董事真正參與了公司治理， 能夠體現(xiàn)監(jiān)督作用的大小。 因此， 本文認(rèn)為， 獨(dú)立董事發(fā)表意見中的勤勉文字表述越多， 意味著其越盡責(zé)、勤勉， 更有可能發(fā)現(xiàn)管理當(dāng)局操控盈余的行為， 保障會(huì)計(jì)信息質(zhì)量， 從而提出以下假設(shè)：

H2：獨(dú)立董事發(fā)表勤勉意見與企業(yè)盈余管理水平負(fù)相關(guān)。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取了2010 ～ 2018年連續(xù)9年的A股上市公司數(shù)據(jù)作為初選研究樣本。 本文所用的公司治理數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自于CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫， 獨(dú)立董事發(fā)表勤勉意見數(shù)據(jù)通過閱讀獨(dú)立董事意見全文手工搜集整理。 依照慣例對(duì)初選樣本進(jìn)行篩選， 剔除金融行業(yè)、數(shù)據(jù)缺失、ST、?ST的上市公司樣本， 對(duì)制造業(yè)次類行業(yè)進(jìn)行適當(dāng)?shù)暮喜ⅲ?并對(duì)主要變量進(jìn)行winsorize縮尾處理， 最終得到有效樣本13060個(gè)。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。

（1）應(yīng)計(jì)盈余管理。 本文采用修正的Jones模型， 以可操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)DA作為衡量公司應(yīng)計(jì)盈余管理水平的指標(biāo)。

對(duì)模型（1）分年度、分行業(yè)進(jìn)行回歸， 將估計(jì)得到的系數(shù)代入模型（2）中， 得到NDA的擬合值， 將其作為不可操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的估計(jì)值， 最后將總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)TA與不可操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)NDA之差定義為可操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)DA， 即模型（3）。

其中：TAt是第t期的凈利潤(rùn)與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量之差; ASSETt-1是t-1期的總資產(chǎn); △REV=REVt-REVt-1， 是第t-1期到第t期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的變化額; △REC=RECt-RECt-1是第t-1期到第t期應(yīng)收賬款的變化額; PPEt是第t期的固定資產(chǎn); 誤差項(xiàng)εt為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（2）真實(shí)盈余管理。 關(guān)于真實(shí)盈余管理的計(jì)量， 借鑒了學(xué)術(shù)界常引用的Roychowdhury[19] 的方法和模型。

分別對(duì)上述模型進(jìn)行回歸， 根據(jù)回歸系數(shù)計(jì)算擬合值， 將其作為正常經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量、正常操控性費(fèi)用、正常生產(chǎn)成本的估計(jì)值; 在此基礎(chǔ)上， 用實(shí)際值減去正常值得出異常經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量AB_CFO、異常操控性費(fèi)用AB_DIS和異常生產(chǎn)成本AB_PROD的值。

若公司分別采取這三種方式進(jìn)行向上的盈余操控， 則操控銷售所產(chǎn)生的異常經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量AB_CFO的值為負(fù)， 操控費(fèi)用所產(chǎn)生的異常操控性費(fèi)用AB_DIS的值為負(fù)， 而操控生產(chǎn)所產(chǎn)生的異常生產(chǎn)成本AB_PROD的值為正。 因此， 本文進(jìn)一步參考李增福等[20] 的研究得到真實(shí)盈余管理總體指標(biāo)：

當(dāng)公司通過真實(shí)盈余管理活動(dòng)調(diào)增盈余時(shí)， 該指標(biāo)為正， 反之為負(fù)。

2. 解釋變量。 本文使用獨(dú)立董事出席會(huì)議和發(fā)表獨(dú)立意見情況作為獨(dú)立董事履職行為的衡量標(biāo)準(zhǔn)。 獨(dú)立董事出席會(huì)議情況以董事會(huì)中獨(dú)董親自參會(huì)率、委托參會(huì)率、最小親自參會(huì)率、最大委托參會(huì)率和是否勤勉作為替代變量。 發(fā)表獨(dú)立意見情況以獨(dú)董發(fā)表意見次數(shù)、意見字符數(shù)、意見中勤勉字符次數(shù)、意見中勤勉字符比例和投過非贊成票作為替代變量。 其中， 勤勉字符的范圍借鑒Ning Jia等[21] 的文獻(xiàn)中“勤勉字典”的內(nèi)容并結(jié)合中文表述進(jìn)行了部分調(diào)整， 具體見表1。 若獨(dú)立董事發(fā)表意見全文中出現(xiàn)表1中的文字， 則認(rèn)為獨(dú)立董事盡到了勤勉義務(wù)， 將該意見認(rèn)定為勤勉意見。

3. 控制變量。 參考其他盈余管理的相關(guān)研究文獻(xiàn)， 本文選取了公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（SG）、股權(quán)集中度（TOP1）、股權(quán)制衡度（SBA）、董事經(jīng)理兩權(quán)合一（DUA）、高管持股比例（MGT）、董事會(huì)規(guī)模（BSIZE）、獨(dú)立董事比例（IND）、四大事務(wù)所審計(jì)（BIG4）、行業(yè)（INDU）、年份（YEAR）等公司層面因素作為控制變量。 具體變量定義及說明如表2所示。

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)及上述假設(shè)， 本文以ATTEND替代AATT、PATT、MATT、MPATT和ATT， 代表獨(dú)立董事出席會(huì)議情況; 以O(shè)PINION替代NOO、NOW、NDILI、PERDILI和NEG， 代表獨(dú)立董事發(fā)表意見情況; 以CONTROL代表控制變量， 構(gòu)建如下多元線性回歸模型：

四、 實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

從表3的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出， DA的最大值為正、最小值為負(fù)， 中位數(shù)和平均值均不大， 說明我國上市公司應(yīng)計(jì)盈余管理水平相對(duì)不高; AB_PROXY的最大值為正、最小值為負(fù)， 平均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差均大于應(yīng)計(jì)盈余管理對(duì)應(yīng)值， 說明我國真實(shí)盈余管理水平參差不齊， 且真實(shí)盈余管理水平明顯高于應(yīng)計(jì)盈余管理水平， 這也與已有研究一致， 即近年來上市公司更偏向于真實(shí)盈余管理。 AATT平均值為0.9774、中位數(shù)為1， PATT平均值為0.0209、中位數(shù)為0， 說明我國獨(dú)立董事親自參會(huì)率較高， 委托參會(huì)率較低。 ATT平均值為0.9688、中位數(shù)為1， 說明我國上市公司絕大多數(shù)獨(dú)立董事盡到《指引》規(guī)定的勤勉義務(wù)。 NOO的最小值為1、最大值為75、標(biāo)準(zhǔn)差為7.60048， 說明我國不同上市公司獨(dú)立董事發(fā)表意見次數(shù)差異較大。 NOW的最小值為76.5、最大值為3518.55、標(biāo)準(zhǔn)差為149.88376， 說明我國不同上市公司獨(dú)立董事發(fā)表意見字符數(shù)有顯著差異。 NDILI的平均值為3.0087、中位數(shù)為2.8824， 說明我國絕大多數(shù)獨(dú)立董事發(fā)表的意見中存在勤勉字符。 NEG的平均值為0.0084、中位數(shù)為0， 說明我國上市公司獨(dú)立董事極少投非贊成票。

（二）回歸分析

表4驗(yàn)證了獨(dú)立董事出席會(huì)議情況對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理的影響。 模型（8）和模型（9）的擬合度均較好且通過了顯著性檢驗(yàn)。

應(yīng)計(jì)盈余管理水平DA與獨(dú)董親自參會(huì)率AATT、獨(dú)董最小親自參會(huì)率MATT和獨(dú)董是否勤勉ATT的回歸系數(shù)均為正， 且分別在10%、5%和5%的水平上顯著， 與獨(dú)董委托參會(huì)率PATT和獨(dú)董最大委托參會(huì)率MPATT的回歸系數(shù)均為負(fù)， 且均在5%的水平上顯著， 說明獨(dú)立董事親自參加董事會(huì)、股東大會(huì)、委員會(huì)會(huì)議比例越高， 越有可能促使上市公司以應(yīng)計(jì)盈余管理的方式操縱盈余， 符合H1b。

真實(shí)盈余管理水平AB_PROXY與獨(dú)董親自參會(huì)率AATT、獨(dú)董最小親自參會(huì)率MATT和獨(dú)董是否勤勉ATT的回歸系數(shù)均為正， 且分別在1%、1%和5%的水平上顯著， 與獨(dú)董委托參會(huì)率PATT、獨(dú)董最大委托參會(huì)率MPATT的回歸系數(shù)均為負(fù)， 且均在1%的水平上顯著， 說明獨(dú)立董事親自參加董事會(huì)、股東大會(huì)、委員會(huì)會(huì)議比例越高， 越有可能促使上市公司以真實(shí)盈余管理的方式操縱盈余， 亦與H1b完全相符。

上述回歸結(jié)果均表明， 獨(dú)立董事出席公司會(huì)議次數(shù)越多， 越可能增加獨(dú)立董事與經(jīng)理層的聯(lián)系， 削弱獨(dú)立董事的獨(dú)立性， 影響?yīng)毩⒍碌谋O(jiān)督效果， 從而提高盈余管理行為發(fā)生的可能性。 可見， 出席公司會(huì)議作為獨(dú)立董事的工作義務(wù)和職責(zé)僅僅構(gòu)成合規(guī)性履職， 可以用于衡量獨(dú)立董事履職勤勉度， 卻無法從保障會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的角度形成有效性履職。

表5驗(yàn)證了獨(dú)立董事發(fā)表意見情況對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理的影響。 模型（10）和模型（11）的擬合度均較好且通過了顯著性檢驗(yàn)。

應(yīng)計(jì)盈余管理水平DA與獨(dú)董發(fā)表意見次數(shù)NOO和獨(dú)董意見字符數(shù)NOW的回歸系數(shù)顯著為正， 但與意見中勤勉字符次數(shù)NDILI、意見中勤勉字符比例PERDILI和投過非贊成票NEG的回歸系數(shù)均不顯著， 說明獨(dú)立董事發(fā)表一般意見并不構(gòu)成有效性履職， 而獨(dú)立董事發(fā)表勤勉意見也并未對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理產(chǎn)生有效的抑制作用， 與H2不完全相符。

真實(shí)盈余管理水平AB_PROXY與意見中勤勉字符比例PERDILI和投過非贊成票NEG的回歸系數(shù)均為負(fù)， 其中真實(shí)盈余管理水平AB_PROXY與意見中勤勉字符比例PERDILI的回歸系數(shù)高達(dá)-1.279， 且在1%的水平上顯著， 但與獨(dú)董發(fā)表意見次數(shù)NOO和獨(dú)董意見字符數(shù)NOW的回歸系數(shù)為正， 亦說明獨(dú)立董事發(fā)表一般意見并不構(gòu)成有效性履職， 只有發(fā)表勤勉意見才能真正抑制真實(shí)盈余管理行為， 與H2相符。

從模型（10）和模型（11）的回歸結(jié)果可以看出， 獨(dú)立董事發(fā)表一般意見對(duì)于應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理均無法起到抑制作用， 而獨(dú)立董事發(fā)表勤勉意見雖不能對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理起到抑制作用， 卻能夠?qū)φ鎸?shí)盈余管理起到較好的抑制作用。 即只有當(dāng)獨(dú)立董事發(fā)表勤勉意見時(shí)， 才意味著其真正地參與了公司治理， 發(fā)揮了監(jiān)督作用， 構(gòu)成了有效性履職， 而獨(dú)立董事發(fā)表一般意見僅僅屬于合規(guī)性履職， 不構(gòu)成有效性履職。 另外， 真實(shí)盈余管理通過實(shí)質(zhì)性的交易活動(dòng)影響公司盈余， 且所帶來的危害更大， 而獨(dú)立董事發(fā)表勤勉意見必然需要經(jīng)過調(diào)查研究， 在該過程中真實(shí)盈余管理活動(dòng)更易受到獨(dú)立董事的監(jiān)督。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 主成分分析法。 本文采取主成分分析法對(duì)獨(dú)立董事參加會(huì)議的五個(gè)變量提取主要成分， 具體結(jié)果見表6。

根據(jù)主成分提取的標(biāo)準(zhǔn)， 模型中特征值大于1的成分有1個(gè)， 且其方差貢獻(xiàn)率為84.364%， 大于80%， 說明降維后的這個(gè)主成分所包含的信息占據(jù)了原始信息的84.364%。 以該主成分作為ATTEND的替代變量， 檢驗(yàn)獨(dú)立董事出席會(huì)議對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理的影響。 可以發(fā)現(xiàn)， 應(yīng)計(jì)盈余管理DA和真實(shí)盈余管理AB_PROXY與ATTEND的回歸系數(shù)均為正， 且均在5%的水平上顯著， 與前文結(jié)論一致（受篇幅所限， 回歸結(jié)果不予列示）。

2. 引入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗(yàn)。 我國上市公司中有大量國有上市公司， 基于委托代理理論， 國有上市公司存在著明顯的“所有者缺位”， 更加有可能進(jìn)行盈余管理。 另外， 已有文獻(xiàn)表明， 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)亦會(huì)影響盈余管理方式的選擇[20] 。 為了進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性， 本文引入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量， 將總體樣本分為國有組和民營(yíng)組， 發(fā)現(xiàn)前述結(jié)論在兩組樣本中均成立（受篇幅所限， 回歸結(jié)果不列示）。

3. 內(nèi)生性問題。 現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未證實(shí)盈余管理水平和獨(dú)立董事履職行為之間存在互為因果的關(guān)系， 為避免遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題， 本文分別以獨(dú)董最小親自參會(huì)率MATT和意見中勤勉字符比例PERDILI的一階滯后項(xiàng)作為獨(dú)立董事參會(huì)和發(fā)表意見的工具變量， 進(jìn)行2SLS回歸， 結(jié)果如表7所示。

由表7的回歸結(jié)果可以看出， 控制了內(nèi)生性問題以后， 獨(dú)立董事參會(huì)與應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理的回歸系數(shù)仍顯著為正， 獨(dú)立董事發(fā)表勤勉意見與真實(shí)盈余管理的回歸系數(shù)仍顯著為負(fù)， 與應(yīng)計(jì)盈余管理的回歸系數(shù)仍不顯著， 可見上述結(jié)論并未發(fā)生顯著變化。

五、 研究結(jié)論和啟示

本文以2010 ～ 2018年A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本， 以獨(dú)立董事出席會(huì)議和發(fā)表意見度量獨(dú)立董事履職行為， 檢驗(yàn)其對(duì)應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理的影響， 從而考察獨(dú)立董事履職行為的有效性。 結(jié)果表明， 獨(dú)立董事發(fā)表勤勉意見有利于抑制真實(shí)盈余管理， 屬于有效性履職; 獨(dú)立董事發(fā)表一般意見對(duì)于應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理均無法起到抑制作用， 僅屬于合規(guī)性履職; 而獨(dú)立董事出席會(huì)議對(duì)于應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理卻同時(shí)起到促進(jìn)作用， 說明獨(dú)立董事過多地出席公司會(huì)議反而可能會(huì)損害獨(dú)立董事的獨(dú)立性， 降低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量， 使得其履職行為僅僅屬于合規(guī)性履職， 并不構(gòu)成有效性履職。 在控制內(nèi)生性問題后上述結(jié)論仍然成立， 且進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 上述結(jié)論在國有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)中同樣成立。

本文的啟示在于：獨(dú)立董事出席公司會(huì)議和發(fā)表獨(dú)立意見作為獨(dú)立董事履職的主要內(nèi)容和形式， 構(gòu)成合規(guī)性履職， 是獨(dú)立董事發(fā)揮作用的必要條件， 可以用于衡量獨(dú)立董事的履職勤勉度。 但是合規(guī)性履職并不等于有效性履職， 獨(dú)立董事出席會(huì)議很有可能流于表面， 并未進(jìn)行有效監(jiān)督， 反而增進(jìn)獨(dú)立董事與經(jīng)理層的關(guān)系， 損害其獨(dú)立性。 而在獨(dú)立董事發(fā)表的獨(dú)立意見中， 一般意見無法發(fā)揮監(jiān)督作用， 只有發(fā)表勤勉意見才意味著獨(dú)立董事真正參與了公司治理， 能夠體現(xiàn)其監(jiān)督作用。 本文的研究結(jié)果可以幫助我們?cè)谝欢ǔ潭壬狭私猹?dú)立董事的履職路徑， 打開獨(dú)立董事履職的“黑匣子”。 建議監(jiān)管部門不要過分強(qiáng)調(diào)獨(dú)立董事履職的勤勉度， 而應(yīng)該進(jìn)一步細(xì)化獨(dú)立董事履職指引， 找到獨(dú)立董事履職的關(guān)鍵點(diǎn)， 區(qū)分合規(guī)性履職與有效性履職， 以提升我國獨(dú)立董事的履職效果。

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