賈麗　史春玲

【摘要】以2015 ～ 2020年A股上市公司獨(dú)立董事主動(dòng)辭職事件作為研究對(duì)象， 以財(cái)務(wù)重述作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代變量， 考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)獨(dú)立董事主動(dòng)辭職行為的影響。 研究發(fā)現(xiàn)： 相較于沒有財(cái)務(wù)重述的上市公司， 財(cái)務(wù)重述上市公司的獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的可能性顯著提高， 表明財(cái)務(wù)重述傳遞了履職風(fēng)險(xiǎn)提高的信號(hào)。 根據(jù)辭職原因可信與否， 將主動(dòng)辭職進(jìn)一步分為可信辭職和可疑辭職， 發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)重述與獨(dú)立董事可疑辭職相關(guān)， 而與獨(dú)立董事可信辭職不相關(guān)。 橫截面分析發(fā)現(xiàn)， 上述結(jié)論主要存在于民營(yíng)企業(yè)、有違規(guī)處罰經(jīng)歷企業(yè)和弱媒體監(jiān)督企業(yè)。 充分考慮獨(dú)立董事的個(gè)人特征后還發(fā)現(xiàn)， 年輕、男性、兼職數(shù)量多、薪酬水平低、任期長(zhǎng)和海外背景的獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職的可能性更大， 而具有學(xué)術(shù)背景和金融背景獨(dú)立董事的風(fēng)險(xiǎn)承受能力較強(qiáng)， 主動(dòng)辭職和可疑辭職的可能性較小。

【關(guān)鍵詞】獨(dú)立董事;辭職;財(cái)務(wù)重述;辭職原因

【中圖分類號(hào)】F276? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2022）12-0090-9

一、引言

獨(dú)立董事制度的引入作為完善我國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)的重要舉措之一， 其有效性一直飽受質(zhì)疑。 我國(guó)引入獨(dú)立董事制度的初衷是為了緩解代理問題， 保護(hù)中小股東利益， 發(fā)揮監(jiān)督作用。 但是， 由于我國(guó)“一股獨(dú)大”的特殊股權(quán)環(huán)境， 獨(dú)立董事一般是由大股東選聘， 導(dǎo)致獨(dú)立董事不獨(dú)立， 監(jiān)督職能難以有效發(fā)揮， 反而更多地起著資源作用和咨詢作用。 由于監(jiān)督職能弱化， 獨(dú)立董事很少公開質(zhì)疑董事會(huì)決議， 即“用手投票”數(shù)量很少。 但是， 獨(dú)立董事卻存在著另一種發(fā)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(yán)重的公司治理問題， 而獨(dú)立董事不愿與管理層“合謀”， 故選擇主動(dòng)辭職以保護(hù)自身的聲譽(yù); 另一方面， “用腳投票”也可以理解為獨(dú)立董事為維護(hù)自身利益而放棄中小股東的利益， 是一種不盡職的表現(xiàn)， 比如Fahlenbrach等[1] 將之稱為獨(dú)立董事的“黑暗面”。

越來(lái)越多的證據(jù)表明， 獨(dú)立董事與中小股東之間也存在著利益分歧， 獨(dú)立董事出于對(duì)自身聲譽(yù)的保護(hù)， 可能犧牲中小股東利益以最大化個(gè)人利益[1，2] 。 然而， 何種情形才會(huì)觸發(fā)獨(dú)立董事的聲譽(yù)保護(hù)呢？ 部分國(guó)內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)就此問題開展了相關(guān)研究。 在西方國(guó)家， 公司董事會(huì)中獨(dú)立董事占比較高， 更多地將業(yè)績(jī)作為獨(dú)立董事的履職考核指標(biāo)， 因此， 當(dāng)上市公司業(yè)績(jī)不佳時(shí)， 獨(dú)立董事更有可能提前辭職。 但在我國(guó)， 獨(dú)立董事在董事會(huì)中占比較低， 兼職性質(zhì)明顯， 投資者和監(jiān)管部門都很少將業(yè)績(jī)與獨(dú)立董事履職直接掛鉤。 公司會(huì)計(jì)信息披露是中小股東獲取公司信息的基本途徑， 而會(huì)計(jì)信息質(zhì)量作為資本市場(chǎng)的基石， 已成為衡量獨(dú)立董事監(jiān)督職能履行情況的核心指標(biāo)。 若公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較差， 獨(dú)立董事履職風(fēng)險(xiǎn)將提高， 甚至有遭受處罰的可能。 在此種情形下， 獨(dú)立董事會(huì)選擇繼續(xù)任職提升公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量以維護(hù)中小股東利益， 還是會(huì)選擇主動(dòng)辭職以保障個(gè)人利益？ 這正是本文所要探討的主要問題。

本文通過(guò)搜集2015 ～ 2020年A股上市公司獨(dú)立董事主動(dòng)辭職事件數(shù)據(jù)， 選取財(cái)務(wù)重述作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量， 考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)獨(dú)立董事主動(dòng)辭職行為的影響。 同時(shí)根據(jù)辭職原因可信與否， 將主動(dòng)辭職分為可信辭職與可疑辭職， 進(jìn)一步清洗樣本， 比較財(cái)務(wù)重述與非財(cái)務(wù)重述公司的可疑辭職概率和可信辭職概率， 以檢驗(yàn)獨(dú)立董事主動(dòng)辭職公告中辭職原因的可信度。 本文還利用“獨(dú)立董事—公司—年”數(shù)據(jù)， 探討?yīng)毩⒍聜€(gè)人特征對(duì)辭職行為的影響。

本文可能的貢獻(xiàn)包括： 首先， 提供了額外的證據(jù)表明獨(dú)立董事即使對(duì)股東負(fù)有受托責(zé)任， 亦有可能為了自身利益而犧牲股東利益; 其次， 根據(jù)辭職原因?qū)⒅鲃?dòng)辭職分為可信辭職與可疑辭職， 檢驗(yàn)了獨(dú)立董事主動(dòng)辭職原因的可信度， 擴(kuò)展了獨(dú)立董事辭職的研究視角; 最后， 利用“獨(dú)立董事—公司—年”的多維數(shù)據(jù)， 探討了獨(dú)立董事個(gè)人特征對(duì)辭職行為的影響， 豐富了獨(dú)立董事辭職動(dòng)因的研究， 也為監(jiān)管部門完善獨(dú)立董事制度提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

（一）文獻(xiàn)回顧

1. 獨(dú)立董事辭職行為。 關(guān)于獨(dú)立董事辭職行為， 國(guó)外主要從獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的動(dòng)因及其帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果兩方面展開研究。 其中動(dòng)因又可以分為公司因素和自身因素兩大類。 當(dāng)上市公司績(jī)效表現(xiàn)不佳[2，3] ， 或者出現(xiàn)財(cái)務(wù)重述時(shí)[4] ， 以及董事會(huì)職能薄弱， 有公開證據(jù)表明管理層操縱收益損害股東權(quán)益， 與管理層發(fā)生沖突行為時(shí)[5] ， 獨(dú)立董事為了保護(hù)自身的聲譽(yù)， 很可能會(huì)選擇主動(dòng)辭職。 獨(dú)立董事的自身特征也會(huì)影響主動(dòng)辭職行為的選擇， 比如具有財(cái)務(wù)金融背景的獨(dú)立董事更可能因“與管理層發(fā)生沖突”而選擇主動(dòng)辭職[5] ， 主動(dòng)辭職的獨(dú)立董事一般會(huì)比正常辭任的獨(dú)立董事年輕8 ～ 10歲[5] 。 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的經(jīng)濟(jì)后果也可分為公司和自身兩大類。 首先， 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職往往與上市公司業(yè)績(jī)下滑[6] 、財(cái)務(wù)預(yù)警[6] 、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較低[7] 相關(guān)聯(lián)， 因此， 獨(dú)立董事辭職通常會(huì)導(dǎo)致消極的市場(chǎng)反應(yīng)[5] 。 其次， 盡管獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的動(dòng)因是保護(hù)自身聲譽(yù)， 但是從陷入困境的董事會(huì)辭職后獨(dú)立董事的再就業(yè)也會(huì)受影響， 比如兼任的外部董事席位減少[8] 以及發(fā)生聲譽(yù)資本損失[7] 。

我國(guó)自2001年引入獨(dú)立董事制度以來(lái)， 關(guān)于獨(dú)立董事辭職行為的研究主要集中在辭職原因以及市場(chǎng)反應(yīng)兩個(gè)方面。 唐清泉等[9] 指出獨(dú)立董事是理性的經(jīng)濟(jì)人， 具有風(fēng)險(xiǎn)回避態(tài)度。 其指出公司的運(yùn)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)以及處罰風(fēng)險(xiǎn)能夠顯著地被不同背景的獨(dú)立董事所感知， 但是財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)卻容易被獨(dú)立董事所忽視。 李焰等[10] 指出， 媒體負(fù)面報(bào)道量與獨(dú)立董事辭職概率顯著正相關(guān)。 沈維濤等[11] 從獨(dú)立董事辭職公告的市場(chǎng)反應(yīng)開展研究， 發(fā)現(xiàn)若獨(dú)立董事任職時(shí)間早于現(xiàn)任董事長(zhǎng)， 則辭職公告的市場(chǎng)反應(yīng)較差。 彭宇等[12] 研究指出， 獨(dú)立董事的辭職行為會(huì)對(duì)公司股價(jià)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。 吳冬梅等[13] 指出， 多數(shù)上市公司獨(dú)立董事的辭職信息是與其他信息捆綁披露的。

《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職（任職）問題的意見》（中組發(fā)[2013]18號(hào)）的發(fā)布， 引發(fā)了一波前所未有的官員獨(dú)立董事辭職浪潮， 大量文獻(xiàn)以這一事件作為外生沖擊， 進(jìn)一步討論政治背景和學(xué)術(shù)背景獨(dú)立董事的治理作用[14-16] 。 田利輝等[16] 利用官員獨(dú)立董事集中主動(dòng)辭職的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn)在非國(guó)有上市公司中， 官員獨(dú)立董事辭職顯著降低了公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。 樂菲菲等[17] 發(fā)現(xiàn)， 官員獨(dú)立董事辭職所導(dǎo)致的政治關(guān)聯(lián)喪失對(duì)非國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新效率會(huì)產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。

2. 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與獨(dú)立董事主動(dòng)辭職。 獨(dú)立董事之所以選擇主動(dòng)辭職， 可以歸因于對(duì)自身聲譽(yù)的保護(hù)。 但由于國(guó)內(nèi)外獨(dú)立董事發(fā)揮的職能并不完全一致， 激發(fā)獨(dú)立董事聲譽(yù)保護(hù)的情形也不盡相同。 國(guó)外研究認(rèn)為， 當(dāng)獨(dú)立董事預(yù)期公司即將披露不利消息[1] ， 或預(yù)期公司未來(lái)表現(xiàn)不佳時(shí)[6] ， 為了保護(hù)自身的聲譽(yù)可能會(huì)選擇提前辭職。 聲譽(yù)資本越高的獨(dú)立董事在預(yù)期公司未來(lái)業(yè)績(jī)下滑時(shí)， 越有可能提早辭職[6] 。 上市公司如果發(fā)生財(cái)務(wù)重述行為， 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的可能性也會(huì)更大[7，18] 。 相較于國(guó)外， 國(guó)內(nèi)很少會(huì)將公司的不良績(jī)效表現(xiàn)歸咎于獨(dú)立董事， 但如果公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量不高， 發(fā)生了財(cái)務(wù)重述行為， 則可能會(huì)被認(rèn)為是獨(dú)立董事履職不力。 目前， 國(guó)內(nèi)關(guān)于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與獨(dú)立董事主動(dòng)辭職之間關(guān)系的研究并不多。 戴亦一等[19] 研究指出， 獨(dú)立董事提前辭職的公司下年度出現(xiàn)重大財(cái)務(wù)報(bào)表重述和嚴(yán)重違規(guī)行為的概率會(huì)顯著提高。

（二）假設(shè)的提出

獨(dú)立董事作為理性的經(jīng)濟(jì)人， 其主動(dòng)辭職行為傳遞出繼續(xù)留任的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)大于收益的信號(hào)。 我國(guó)獨(dú)立董事大多在某一行業(yè)具有資深背景和聲望， 聲譽(yù)被破壞將帶給他們重大損失。 截至2020年12月31日發(fā)生的近八百起獨(dú)董受處罰案例中， 與信息披露違規(guī)相關(guān)的占60%以上。 因此， 可以推斷獨(dú)立董事對(duì)所任職公司的信息披露質(zhì)量尤為關(guān)注。 財(cái)務(wù)重述行為的發(fā)生預(yù)示著企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較差、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較低， 未來(lái)進(jìn)一步發(fā)生違規(guī)行為的可能性也會(huì)較高[20] 。 由此推斷， 如果上市公司已經(jīng)發(fā)生財(cái)務(wù)重述行為， 那么獨(dú)立董事履職的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)陡然提升， 會(huì)進(jìn)一步提升可能需要承擔(dān)的法律責(zé)任風(fēng)險(xiǎn)， 也會(huì)增加其自身的聲譽(yù)損失。 此時(shí)， 獨(dú)立董事為了維護(hù)個(gè)人利益， 很有可能選擇主動(dòng)辭職。 因此， 本文認(rèn)為， 發(fā)生財(cái)務(wù)重述的上市公司的獨(dú)立董事更可能主動(dòng)辭職。 由此， 提出以下假設(shè)：

H1： 相較于沒有財(cái)務(wù)重述的上市公司， 財(cái)務(wù)重述上市公司獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的可能性更大。

進(jìn)一步分析獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的原因， 可以發(fā)現(xiàn)絕大多數(shù)獨(dú)立董事辭職公告中關(guān)于辭職原因的表述只有寥寥幾字， 如個(gè)人原因、工作原因、身體原因等。 僅從文字表述無(wú)法判斷辭職原因的可信度， 比如某位獨(dú)立董事可能確實(shí)由于工作繁忙而辭職， 但某位獨(dú)立董事可能以工作繁忙為托辭， 實(shí)則由于公司存在風(fēng)險(xiǎn)而辭職。 獨(dú)立董事很少表達(dá)自己的真實(shí)想法， 其原因在于若獨(dú)立董事真是由于與管理層意見不一致或聲譽(yù)擔(dān)憂而辭職， 那么無(wú)論是上市公司還是獨(dú)立董事都沒有動(dòng)機(jī)披露真正的辭職原因。 因?yàn)椋?這只會(huì)提高上市公司和獨(dú)立董事的成本， 比如其他公司可能不愿意聘請(qǐng)?jiān)摢?dú)立董事， 從而影響該獨(dú)立董事未來(lái)的職業(yè)生涯等。 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職原因的可信與否與上市公司治理水平和風(fēng)險(xiǎn)息息相關(guān)， 因此， 本文進(jìn)一步將獨(dú)立董事主動(dòng)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(fēng)險(xiǎn)相關(guān)聯(lián)。 而財(cái)務(wù)重述往往預(yù)示著上市公司由于公司治理缺陷存在較大的風(fēng)險(xiǎn)， 因此， 本文認(rèn)為當(dāng)上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述時(shí)， 獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大， 即獨(dú)立董事辭職時(shí)并不會(huì)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(shè)：

H2： 相較于沒有財(cái)務(wù)重述的上市公司， 財(cái)務(wù)重述上市公司獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2015 ～ 2020年我國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)作為初選研究樣本， 依照慣例剔除金融行業(yè)、ST、?ST和數(shù)據(jù)缺失觀測(cè)值， 并對(duì)主要變量進(jìn)行1%和99%分位的winsorize縮尾處理。 需要說(shuō)明的是， 中組發(fā)[2013]18號(hào)文引發(fā)了獨(dú)立董事的辭職浪潮， 2014年有大量獨(dú)立董事被迫辭職， 故為避免該事件的影響， 本文將樣本起點(diǎn)定為2015年。 上市公司獨(dú)立董事辭職數(shù)據(jù)通過(guò)Wind數(shù)據(jù)庫(kù)下載辭職公告并手工整理所得， 其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)均來(lái)自于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。 最終有效樣本為16421個(gè)“公司—年”數(shù)據(jù)， 包含有獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的觀測(cè)值1331個(gè)， 其中因可疑原因主動(dòng)辭職的觀測(cè)值有1087個(gè)。 不過(guò)， 樣本數(shù)量可能因數(shù)據(jù)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(dú)立董事主動(dòng)辭職， 并將其分為正常辭職和提前辭職。 公告中關(guān)于獨(dú)立董事辭職的常見原因可歸納為六年任期已滿、相關(guān)機(jī)構(gòu)要求、個(gè)人原因、工作原因、年齡及身體原因以及工作繁忙等， 而不會(huì)明示那些與公司風(fēng)險(xiǎn)和缺陷相關(guān)的深層次辭職原因[13，19] 。 本文將其中的由于個(gè)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(duì)象， 來(lái)考察獨(dú)立董事的主動(dòng)辭職行為。 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職原因是否可信是考察獨(dú)立董事主動(dòng)辭職動(dòng)因的關(guān)鍵點(diǎn)， 因此， 本文按照辭職原因可信與否將主動(dòng)辭職進(jìn)一步分為可信辭職與可疑辭職。 具體做法為： 將獨(dú)立董事同時(shí)或者大約同時(shí)辭職的上市公司數(shù)量與該獨(dú)立董事任職公司總數(shù)對(duì)比， 如果該獨(dú)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(rèn)為其主動(dòng)提前辭職行為為可疑辭職， 反之， 為可信辭職。 若獨(dú)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(dòng)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(cái)務(wù)重述界定為上市公司對(duì)以前年度財(cái)務(wù)報(bào)表的會(huì)計(jì)差錯(cuò)進(jìn)行更正和披露的行為， 但不包括新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的應(yīng)用、股票股利、增資擴(kuò)股、并購(gòu)重組以及終止經(jīng)營(yíng)等活動(dòng)導(dǎo)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(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（Growth）、董事經(jīng)理兩權(quán)合一（Power）、董事會(huì)規(guī)模（Bsize）、股權(quán)集中度（Top1）、股權(quán)制衡度（Sba）、獨(dú)立董事比例（Ind）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）等公司特征， 以及同地獨(dú)董（Local）、獨(dú)董平均年齡（C_age）、女性獨(dú)董比例（C_gender）和獨(dú)董平均薪酬（C_pay）等公司層面的獨(dú)董特征作為控制變量， 同時(shí)考慮行業(yè)（Indu）、年份（Year）的固定效應(yīng)。 變量的具體定義詳見表1。

（三）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)以上假設(shè)， 本文構(gòu)建如下基本模型：

Logit（Resigni，t/Uncrediti，t）=α0+α1Resi，t+

α2Sizei，t+α3Roai，t+α4Levi，t+α5Growthi，t+

α6Poweri，t+α7Bsizei，t+α8Top1i，t+α9Sbai，t+

α10Indi，t+α11Soei，t+α12Locali，t+α13C_agei，t+

α14C_genderi，t+α15C_payi，t+Indu+Year+εi，t

（1）

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果， 其中Panel A為全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)， Panel B為財(cái)務(wù)重述和非財(cái)務(wù)重述子樣本的描述性統(tǒng)計(jì)以及兩組樣本的均值檢驗(yàn)。 Panel A中Resign的平均值為0.081， 說(shuō)明樣本中有8.1%的觀測(cè)值存在獨(dú)立董事主動(dòng)辭職; Uncredit的平均值為0.066， 說(shuō)明樣本中有6.6%的觀測(cè)值存在獨(dú)立董事可疑辭職。 兩者相互對(duì)比， 可以發(fā)現(xiàn)我國(guó)絕大多數(shù)獨(dú)立董事的主動(dòng)辭職行為并非真正由于工作、身體等個(gè)人因素， 而與所任職上市公司息息相關(guān)。 Panel B中財(cái)務(wù)重述樣本的Resign均值為0.099， 顯著高于非財(cái)務(wù)重述樣本（t值=3.86）， 且財(cái)務(wù)重述樣本Uncredit的均值0.085也顯著高于非財(cái)務(wù)重述樣本（t值=4.33）， 說(shuō)明在不考慮控制變量的情況下， 相較于非財(cái)務(wù)重述樣本， 財(cái)務(wù)重述樣本發(fā)生獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率更高。 對(duì)比財(cái)務(wù)重述樣本和非財(cái)務(wù)重述樣本控制變量的均值， 可以發(fā)現(xiàn)除Ind外， 所有變量均值都存在顯著差異， 說(shuō)明財(cái)務(wù)重述可能是樣本選擇的結(jié)果， 為后續(xù)的傾向得分匹配法（PSM）提供了數(shù)據(jù)支撐。

（二）回歸結(jié)果分析

表3列示了獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職與財(cái)務(wù)重述的回歸結(jié)果。 第（1）列中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)為0.210， 且在1%的水平上顯著， 第（2）列進(jìn)一步控制獨(dú)立董事特征變量， 財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)為0.203， 仍在1%的水平上顯著， 說(shuō)明若上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述， 其獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的可能性更大， 支持H1。 這是因?yàn)椋?上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述意味著該公司的歷史會(huì)計(jì)信息質(zhì)量低下， 內(nèi)部控制存在缺陷， 未來(lái)發(fā)生違規(guī)行為的可能性較大。 獨(dú)立董事履職風(fēng)險(xiǎn)提高， 聲譽(yù)有受損的可能性， 履職成本較高， 故而獨(dú)立董事會(huì)選擇主動(dòng)辭職以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。 從控制變量來(lái)看， 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職更多地受公司層面獨(dú)董特征的影響， 異地獨(dú)立董事、年輕的獨(dú)立董事以及薪酬較低的獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的可能性更高。 公司特征變量中， 公司業(yè)績(jī)?cè)胶茫?獨(dú)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(fā)現(xiàn)有顯著影響。

從表3的第（3）列和第（4）列可以看出， 獨(dú)立董事可疑辭職與財(cái)務(wù)重述的回歸系數(shù)分別為0.261和0.255， 且均在1%的水平上顯著， 說(shuō)明若上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述， 其獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大， 支持H2。 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的原因多種多樣， 既包括真實(shí)的自身原因， 也包括虛借自身原因的托辭， 而后者正是獨(dú)立董事在承受較高履職風(fēng)險(xiǎn)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(guò)區(qū)分可信辭職和可疑辭職進(jìn)一步清理數(shù)據(jù)， 發(fā)現(xiàn)當(dāng)上市公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述而形成較高的履職風(fēng)險(xiǎn)時(shí)， 獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大。 而可信辭職與財(cái)務(wù)重述的回歸系數(shù)并不顯著（限于篇幅， 結(jié)果未報(bào)告）， 說(shuō)明獨(dú)立董事可疑辭職較可信辭職， 與更大的公司層面風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)聯(lián)。 同時(shí)， 亦說(shuō)明獨(dú)立董事主動(dòng)辭職公告中所披露的辭職原因大多不可信， 我國(guó)獨(dú)立董事更傾向于隱藏真實(shí)的辭職原因。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）更換解釋變量

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)論， 本文使用應(yīng)計(jì)盈余管理的絕對(duì)值DA替代財(cái)務(wù)重述， 對(duì)模型（1）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 應(yīng)計(jì)盈余管理可以視為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)， 應(yīng)計(jì)盈余管理的絕對(duì)值越大， 說(shuō)明上市公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低， 盈余操縱越嚴(yán)重。 從表4的回歸結(jié)果可以看出， 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職Resign和獨(dú)立董事可疑辭職Uncredit與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值DA的回歸系數(shù)均為正， 且在5%的水平上顯著， 說(shuō)明當(dāng)上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較低時(shí)， 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率更大， 與前述結(jié)論一致， 進(jìn)一步支持了H1和H2。

（二）PSM傾向得分匹配法

由表2的Panel B可以看出， 財(cái)務(wù)重述樣本和非財(cái)務(wù)重述樣本的公司特征存在顯著差異， 因此， 上市公司是否進(jìn)行財(cái)務(wù)重述可能不是隨機(jī)的， 而與公司特征相關(guān)。 為了避免樣本選擇問題， 本文使用傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試。 總體思路是以發(fā)生財(cái)務(wù)重述的樣本公司作為實(shí)驗(yàn)組， 為其匹配一組在公司特征上十分接近， 但并未發(fā)生財(cái)務(wù)重述的控制組公司， 用配對(duì)后的樣本對(duì)模型（1）重新進(jìn)行回歸。 具體匹配過(guò)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(yè)、年度虛擬變量作為匹配變量， 進(jìn)行Logit回歸， 得到每個(gè)觀測(cè)對(duì)象的傾向得分（PS）值; 然后采用無(wú)放回的最近鄰匹配法在未發(fā)生財(cái)務(wù)重述的控制組樣本中按照1∶1的比例進(jìn)行匹配。 匹配后所有變量在實(shí)驗(yàn)組和控制組的樣本偏差均小于5%， 且t值變得不再顯著， 說(shuō)明樣本基本滿足了平行假設(shè)。 從表5第（1）列和第（3）列的回歸結(jié)果可以看出， 財(cái)務(wù)重述Res的系數(shù)仍均在1%的水平上顯著為正， 與前述結(jié)論保持一致， 說(shuō)明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

（三）固定效應(yīng)模型

為了避免不隨時(shí)間變化的個(gè)體特征等遺漏變量可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題， 本文使用固定效應(yīng)模型進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 財(cái)務(wù)重述Res的系數(shù)仍顯著為正， 較前述結(jié)論未發(fā)生顯著變化（限于篇幅， 結(jié)果未報(bào)告）。

（四）其他穩(wěn)健性測(cè)試

考慮到2015年仍有大量獨(dú)立董事由于中組發(fā)[2013]18號(hào)文而辭職， 且部分獨(dú)立董事在辭職原因中并未明確指出該情況， 可能對(duì)本文主動(dòng)辭職樣本篩選產(chǎn)生影響， 故進(jìn)一步刪除2015年的數(shù)據(jù)， 重新對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸， 結(jié)果未發(fā)生顯著變化。 另外， 參考唐清泉等[9] 將獨(dú)立董事辭職時(shí)間按照前后半年劃分， 重新匹配樣本， 即如果辭職發(fā)生在上半年， 相關(guān)解釋變量使用上一年數(shù)據(jù)， 反之亦然。 回歸結(jié)果仍未發(fā)生顯著變化， 說(shuō)明本文結(jié)論穩(wěn)健。

六、橫截面檢驗(yàn)

本部分將樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、有無(wú)違規(guī)處罰以及媒體報(bào)道強(qiáng)弱進(jìn)行橫截面檢驗(yàn)， 結(jié)果見表6。

首先， 通過(guò)表6第（1） ～ （4）列的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 國(guó)有企業(yè)組中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)均不顯著， 而民營(yíng)企業(yè)組中Res的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。 可能的原因是相較于民營(yíng)企業(yè)， 國(guó)有企業(yè)具有獨(dú)特的政企關(guān)聯(lián)以及較強(qiáng)的危機(jī)應(yīng)對(duì)能力， 當(dāng)國(guó)有企業(yè)出現(xiàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量變差、財(cái)務(wù)重述風(fēng)險(xiǎn)增加、違規(guī)行為增多時(shí)， 獨(dú)立董事對(duì)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知和評(píng)估的程度較低。

其次， 本文設(shè)置處罰經(jīng)歷Pun虛擬變量， 若上市公司在近5年內(nèi)曾經(jīng)受過(guò)監(jiān)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(jié)果顯示， 有違規(guī)處罰經(jīng)歷組中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正， 無(wú)違規(guī)處罰經(jīng)歷組中獨(dú)立董事主動(dòng)辭職Resign與財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)不顯著， 而可疑辭職Uncredit與財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正。 可能的原因是： 違規(guī)處罰經(jīng)歷意味著上市公司存在較為嚴(yán)重的內(nèi)部控制缺陷， 獨(dú)立董事履職風(fēng)險(xiǎn)較大， 若上市公司又發(fā)生財(cái)務(wù)重述行為， 風(fēng)險(xiǎn)必然加大， 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率也將提升。

最后， 以上市公司的報(bào)刊財(cái)經(jīng)新聞報(bào)道數(shù)量來(lái)度量媒體監(jiān)督力度Media， 以媒體報(bào)道數(shù)量的樣本中位數(shù)作為分界線， 將媒體報(bào)道分為強(qiáng)媒體報(bào)道（Media=1）和弱媒體報(bào)道（Media=0）。 從表6第（9） ～ （12）列的回歸結(jié)果可以看出， 強(qiáng)媒體報(bào)道組中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)均不顯著， 而在弱媒體報(bào)道組中財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 說(shuō)明當(dāng)媒體監(jiān)督力度較小時(shí)， 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的意愿更為強(qiáng)烈。 究其原因， 可能在于當(dāng)上市公司處于強(qiáng)媒體報(bào)道組時(shí)， 獨(dú)立董事的辭職行為可能引起更大的市場(chǎng)反應(yīng)， 故獨(dú)立董事并不會(huì)針對(duì)財(cái)務(wù)重述立即做出辭職反應(yīng)， 以免留下“不盡職”的印象。

七、拓展性研究

獨(dú)立董事的主動(dòng)辭職行為除了受公司特征影響， 還受獨(dú)立董事個(gè)人特征的影響。 因此， 本文進(jìn)一步整理“獨(dú)立董事—公司—年”數(shù)據(jù)， 涵蓋“公司—年”數(shù)據(jù)中的全部獨(dú)立董事， 并按照樣本中每家公司在當(dāng)年至少有一名獨(dú)立董事存在主動(dòng)辭職行為進(jìn)行篩選， 最終得到7568個(gè)觀測(cè)值。 為了考察獨(dú)立董事個(gè)人特征對(duì)主動(dòng)辭職行為的影響， 進(jìn)一步加入年齡（Age）、性別（Gender）、兼職數(shù)量（Sum）、薪酬（Pay）、任期（Tenure）、海外背景（Oversea）、學(xué)術(shù)背景（Academic）、金融背景（Finance）等個(gè)人特征變量， 并構(gòu)建如下模型：

Logit（Resignj，i，t/Uncreditj，i，t）=β0+β1Agej，i，t+

β2Genderj，i，t+β3Sumj，i，t+β4Payi，t+β5Tenturej，i，t+

β6Overseaj，i，t+β7Academicj，i，t+β8Financej，i，t+

Firm+Year+εj，i，t （2）

表7報(bào)告了個(gè)人特征對(duì)獨(dú)立董事辭職行為的影響。 從第（1）列可以看出， 年齡Age的系數(shù)顯著為負(fù)， 說(shuō)明獨(dú)立董事越年輕， 主動(dòng)辭職的概率越大， 與已有研究結(jié)論一致[11] 。 性別Gender的系數(shù)顯著為負(fù)， 說(shuō)明女性獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的概率更低。 這可能是因?yàn)橄鄬?duì)于男性獨(dú)立董事， 女性獨(dú)立董事更為“寬容”。 兼職數(shù)量Sum的系數(shù)顯著為正， 說(shuō)明獨(dú)立董事兼職數(shù)量越多主動(dòng)辭職的可能性越大。 這是因?yàn)榧媛殧?shù)量一般可以代表獨(dú)立董事的聲譽(yù)， 兼職數(shù)量越多的獨(dú)立董事聲譽(yù)越高， 其保護(hù)聲譽(yù)的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈， 主動(dòng)辭職的概率也就越高。 薪酬P(guān)ay的系數(shù)顯著為負(fù)， 說(shuō)明獨(dú)立董事薪酬越高， 主動(dòng)辭職的可能性越低， 這也與成本收益權(quán)衡這一理論相符。 任期Tenure的系數(shù)顯著為正， 說(shuō)明獨(dú)立董事任期越長(zhǎng)， 主動(dòng)辭職的可能性越大。 這可能是因?yàn)槿温殨r(shí)間越長(zhǎng)， 獨(dú)立董事越有可能發(fā)現(xiàn)上市公司存在的問題以及風(fēng)險(xiǎn)點(diǎn)， 辭職的概率也就隨之提高。 從職業(yè)背景的角度看， 海外背景Oversea的系數(shù)顯著為正， 學(xué)術(shù)背景Academic和金融背景Finance的系數(shù)顯著為負(fù)， 說(shuō)明海外背景獨(dú)立董事對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的容忍度更低， 更有可能主動(dòng)辭職， 而學(xué)術(shù)背景和金融背景獨(dú)立董事的風(fēng)險(xiǎn)承受能力較強(qiáng)， 主動(dòng)辭職的概率更低。

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性， 本文在第（2）列中進(jìn)一步控制財(cái)務(wù)重述變量， 回歸結(jié)果基本未發(fā)生變化， 且財(cái)務(wù)重述Res的回歸系數(shù)不再顯著， 說(shuō)明在控制公司固定效應(yīng)后， 對(duì)于那些財(cái)務(wù)重述變量一直未發(fā)生變化的公司， 財(cái)務(wù)重述對(duì)獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的影響效應(yīng)已經(jīng)被吸收了。 另外， 由于該樣本中所有公司均存在獨(dú)立董事主動(dòng)辭職行為， 所以從公司層面看， 所有觀測(cè)對(duì)象的履職風(fēng)險(xiǎn)均較大， 獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的決定因素已不再是公司層面， 而是個(gè)人層面。 本文在第（3）、（4）列又以可疑辭職替代主動(dòng)辭職進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)， 回歸結(jié)果也未發(fā)生顯著變化， 說(shuō)明前述結(jié)論是穩(wěn)健的。

八、結(jié)論與建議

本文以2015 ～ 2020年A股上市公司獨(dú)立董事主動(dòng)辭職事件作為研究對(duì)象， 以財(cái)務(wù)重述作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代變量， 考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)獨(dú)立董事主動(dòng)辭職行為的影響。 研究發(fā)現(xiàn)， 相較于沒有財(cái)務(wù)重述的上市公司， 財(cái)務(wù)重述上市公司的獨(dú)立董事主動(dòng)辭職的概率顯著提高， 表明財(cái)務(wù)重述傳遞出了履職風(fēng)險(xiǎn)增加的信號(hào)。 根據(jù)辭職原因可信與否將主動(dòng)辭職進(jìn)一步分為可信辭職和可疑辭職， 發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)重述上市公司的獨(dú)立董事可疑辭職的可能性更大， 說(shuō)明可疑辭職與更大的公司層面風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)聯(lián)， 且獨(dú)立董事辭職公告中的原因表述大多不可信。 經(jīng)過(guò)一系列穩(wěn)健性測(cè)試后， 上述結(jié)論仍然成立。 橫截面檢驗(yàn)中， 發(fā)現(xiàn)上述結(jié)論在民營(yíng)企業(yè)、有違規(guī)處罰經(jīng)歷企業(yè)和弱媒體報(bào)道企業(yè)中顯著成立。 充分考慮獨(dú)立董事的個(gè)人特征， 還發(fā)現(xiàn)年輕、男性、兼職多、薪酬低、任期長(zhǎng)和海外背景獨(dú)立董事主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率更高， 而具有學(xué)術(shù)背景和金融背景的獨(dú)立董事的風(fēng)險(xiǎn)承受能力較強(qiáng)， 主動(dòng)辭職和可疑辭職的概率較低。

基于以上結(jié)論， 本文提出如下建議： 首先， 對(duì)于上市公司而言， 應(yīng)該重視獨(dú)立董事職能， 完善獨(dú)立董事激勵(lì)機(jī)制， 為其營(yíng)造良好的履職氛圍， 激勵(lì)其參與公司的管理， 充分發(fā)揮其監(jiān)督、咨詢以及保護(hù)中小股東利益的作用， 進(jìn)一步提升公司的價(jià)值; 其次， 對(duì)于監(jiān)管部門而言， 建議其對(duì)于獨(dú)立董事主動(dòng)辭職行為強(qiáng)制其公告更加詳細(xì)完整的信息， 并加強(qiáng)董事辭職后去向等信息的披露， 對(duì)于獨(dú)立董事辭職后上市公司發(fā)生的違規(guī)行為， 建立追溯處罰機(jī)制， 以更好地發(fā)揮獨(dú)立董事的作用; 最后， 可以利用媒體監(jiān)督、第三方審計(jì)制度來(lái)對(duì)獨(dú)立董事辭職行為進(jìn)行事后監(jiān)督， 建立健全獨(dú)立董事的責(zé)任機(jī)制， 盡量避免獨(dú)立董事做出規(guī)避責(zé)任和風(fēng)險(xiǎn)的主動(dòng)可疑辭職行為。

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（責(zé)任編輯·校對(duì)： 黃艷晶? 許春玲）