股东—经理代理冲突与非执行董事的治理作用——来自中国A股市场的经验证据，本文主要内容关键词为：中国论文,与非论文,股东论文,执行董事论文,证据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
董事会作为连接公司股东和公司管理层的桥梁，一直以来都是研究公司治理机制的核心内容(Hermalin & Weisbach，1998)。有效的董事会能对管理层起到良好的监督和咨询作用，从而减少信息不对称和降低委托代理成本(Jensen，1993)。董事会的构成是决定董事会治理效果的重要因素，英美国家的公司股权相对分散，因此一般以独立非执行董事(下文简称“独立董事”)作为外部董事的代表，独立董事的比例作为衡量董事会治理效果的最重要指标(Mishra & Nielsen，2000；Ernst，1997)。不同于英美国家，我国的公司股权结构决定了董事会由独立董事，非执行董事和执行董事三部分人组成，其中，非执行董事在大多数公司董事会当中所占比例达到1/3以上，是一股不可忽视的力量。我们的研究发现，在控制独立董事的作用下，非执行董事对于管理层进行的盈余平滑具有额外的治理作用①。
以往的研究多侧重于关注董事会当中独立董事的治理效果。比如一些研究验证了独立董事和公司绩效之间的关系(王跃堂等，2006)，一些研究发现了独立董事监督大股东，保护中小股东权益的作用(叶康涛等，2007)。但是另一方面，一些文献发现独立董事的治理效果有限，比如有研究发现独立董事在很多情况下很难公开反对或者质疑管理层的行为，独立董事的投票权变成了橡皮图章(Kesner et al.，1986；叶康涛等，2011)。实际上，独立董事在和管理层的冲突当中处于相对弱势的地位和独立董事治理机制有很大关系。首先，独立董事的聘任多数时候受管理层影响(叶康涛等，2011)，独立董事在对管理层进行监督时存在一定的顾忌；其次，由于独立董事和管理层之间存在信息不对称，独立董事很难真正发挥监督管理层的作用。
我们认为，在研究第一类委托代理问题的时候，不能忽视非执行董事的治理功能。不同于独立董事的聘任机制，非执行董事大多是由大股东，上级单位或者具有一定影响力的中小股东直接委派，因此相比之下非执行董事更独立于管理层。在对管理层的监督方面，非执行董事的动机更强，并且受到的掣肘更少。其次，非执行董事在中国上市公司当中普遍存在，在2006-2012年的A股上市公司样本中，95%以上的公司年份都有非执行董事。比如万科(000002)2009年的董事会当中非执行董事5人，独立董事4人，执行董事2人；华能国际(600011)2012年的董事当中非执行董事8人，独立董事5人，执行董事2人等等。这样的公司年份普遍存在，所以从人数上来说，非执行董事在董事会当中也具有重要的话语权。
本文利用CSMAR数据库的董事会成员信息数据，首先对董事会结构进行整理分析。我们发现，董事会当中非执行董事和执行董事之间存在明显的替代关系，随着非执行董事比例的增大，执行董事的比例相应减小，这种此消彼长的关系一定程度上代表了管理层和股东的力量对比。另外，独立董事的比例基本稳定，维持在1/3左右，这一结果主要跟中国的独立董事制度相关(辛清泉等，2013)。我们还发现，非执行董事的比例随着董事会规模的增加而增加，说明董事会规模的扩大很可能是因为控股股东和其他重要影响的股东安插代表其利益的非执行董事造成的。
本文进一步检验了非执行董事对于盈余平滑的治理作用。以往研究发现，盈余平滑会降低会计信息质量(胡奕明、唐松莲，2008；Bhattacharya et al.，2003)，而管理层基于自身薪酬动机和业绩评价的考虑是造成盈余平滑的主要原因(Leuz et al.，2003；Tucker and Zarowin，2006)。我们发现，非执行董事能够显著降低盈余平滑程度，从而起到对管理层的制衡和监督作用。其次，股权制衡度对于非执行董事发挥其作用也有很大关系，当股权制衡度高时，非执行董事对于盈余平滑的治理效果更好。我们认为，这是因为在股权制衡度低时，大股东对管理层的直接监督作用替代了一部分非执行董事的职能。最后，在非国有企业当中，非执行董事对于盈余平滑的治理效果更显著。
本文的贡献主要是：第一，本文将董事构成划分为执行董事、非执行董事和独立董事等三类，有助于我们更具体地理解董事会的决策行为和治理机制。第二，本文的研究丰富了董事会独立性的内涵，说明了在讨论针对管理层的监督治理时，除了独立董事之外，非执行董事也能起到治理作用，提高信息质量。第三，由于非执行董事大都代表大股东和其他重要影响股东的利益，他们在缓解股东和管理层的冲突当中，起到了预期的作用。第四，本文的研究发现对于我国监管机构和上市公司进一步完善公司治理机制具有一定的参考作用。
二、文献回顾
公司治理机制旨在解决现代企业由于所有权和经营权分离而导致的委托代理问题(郑志刚、吕秀华，2009；Shleifer and Vishny，1997)。委托代理问题包括第一类委托代理问题和第二类委托代理问题。前者是指公司股东和管理层之间的代理问题；后者是指大股东和中小股东之间的代理问题。在英美国家，由于股权分散，采用独立董事制度作为解决股东和经理人之间代理问题的主要机制(Fama and French，1983)。大量的国外文献发现，独立董事比例的高低显著影响到公司的盈余管理程度(Davidson et al.，2005；Peasnell et al.，2005)，独立董事能够对管理层起到监督作用。
不同于美国资本市场，中国现阶段的资本市场发展还不成熟，La Porta等(1997，2000)的研究发现由于投资者保护机制不够完善，西方传统的公司治理机制的治理效果对于新兴市场经济国家而言并不理想。事实上，从中国独立董事制度的现状来看，上市公司独立董事比例在公司间差异非常小，基本上是为了满足监管的需求(辛清泉等，2003)。同时，独立董事的聘任多数时候受管理层影响，这种关系造成董事会内生性问题，影响到董事会的独立性(Hwang & Kim，2009；Stevenson & Radin，2009)。刘诚等(2012)的研究发现，CEO倾向于聘任跟自己存在社会关系的独立董事，并且CEO的权利越大这种现象越明显，因此独立董事并不能完全独立于管理层。辛清泉等(2013)的研究进一步发现，对独立董事的约束主要依赖批评、罚款等行政监管机制。只有上市公司虚假陈述等重大问题上才可能触发到对上述独立董事的问责措施，这进一步削弱了独立董事的监督动因。实际上，独立董事在多数情况下并不会公开质疑管理层的行为(叶康涛等，2011)。近年来，国内的研究也注意到了独立董事制度的缺陷，进而更多地将目光放在如大股东侵占(叶康涛等，2007)和企业信贷融资咨询(刘浩，2012)等非第一类委托代理问题上。李建标等(2009)总结到独立董事制度在英美国家着重解决第一类委托代理关系，在我国则更侧重于解决第二类委托代理问题。
盈余信息为股东和潜在投资者提供与决策相关的信息，因此盈余信息质量是投资者所关心的重要问题之一(Ball and Brown，1986)。盈余平滑是衡量盈余质量的常用指标之一。前人的研究发现，人为进行的盈余平滑会降低会计信息质量(Kirschenheiter and Melumad，2002；Bhattacharya et al.，2003)，并且使得盈余信息不能真实地反映公司经营状况和经营风险(Leuz et al.，2003；Beidleman，1973)。早在20世纪60年代就有学者指出，只要经理对于会计计量具有一定的自由选择权，就会对利润和利润的增长进行平滑处理(Gordon，1964；Beidleman，1973)。Leuz等(2003)指出，公司的内部管理者可以通过真实的盈余操作或者应计的盈余操作来平滑利润。Graham等(2005)的调查研究显示，96.9%的经理表示会倾向于进行一定程度的盈余平滑。虽然也有研究表明合理的盈余平滑能够降低资本成本(Tucker and Zarowin，2006)，这一发现后来又被证明并不可靠(McInnis，2010)，但是大多数的研究仍然认为盈余平滑不利于会计信息质量并且会增加资本成本(Francis et al.，2004)。在我国的研究当中也发现，盈余平滑度会降低盈余信息质量并且增加融资成本(胡奕明、唐松莲，2008；曾颖、陆正飞，2006)。
盈余平滑对盈余信息质量的负面影响，主要是由于经理会基于自身利益的考虑进行不合理的盈余平滑(Trueman & Titman，1988)。这种情况下的盈余平滑就会使得账面盈余不能反映出公司真实的经营情况，从而增加盈余的不透明度(Bhattacharya et al.，2003；Leuz et al.，2003)。管理层进行这种盈余平滑的操作主要是出于维护其自身薪酬契约的考虑。一方面，在经营情况特别好的时候，管理层希望通过盈余平滑为未来储存一部分利润，反之亦然(Cheng & Warfield，2005；Grant et al.，2010)；另一方面，管理层的薪酬契约制定具有“齿轮”效应(Leone & Rock，2002)，超出预期的利润增长会使得管理层在签订未来的薪酬契约时处于不利地位。Dechow和Schrand(2010)总结到，相比于其他影响信息质量的盈余操纵，盈余平滑更多是因为管理层自利。盈余平滑不利于反映公司真实的经营情况和经营风险，会降低盈余质量，并通过逆向选择最终抬高公司资本成本，最终使得股东利益受到损害。
综上所述，管理层出于自身利益的考虑会进行盈余平滑，由于独立董事受到管理层的制约，上市公司又很少因为盈余平滑而受到监管机构的处罚，使得独立董事对于盈余平滑的监督动机和监督能力有限(辛清泉等人，2013)。因此本文试图从新的视角出发，通过考察作为董事会另一股力量的非执行董事对于管理层进行盈余平滑的监督效果，研究和说明董事会独立性在公司治理中的重要意义。
图1 上市公司IPO之后10年间三部分董事比例变化
三、制度背景与研究假设
我国上市公司董事会通常由三部分董事构成：独立董事、非执行董事和执行董事。其中，按证监会规定，独立董事由上市公司聘任。在董事会中，独立董事的比例相对稳定。根据证监会2001年发布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，上市公司中独立董事的人数应该占到董事会人数的1/3以上。执行董事是参与公司经营管理的董事，负有积极履行董事会决定的职责，被看作公司管理层在董事会当中的代表。不同于英美国家，我国上市公司特殊的股权性质和股权结构导致董事会中第三类人即非执行董事在上市公司中普遍存在。不同于独立董事，证监会等监管部门对上市公司非执行董事比例没有明确要求，因此非执行董事比例更多反映了上市公司自身的实际需求，或许更能体现上市公司的公司治理水平。以2010年发生的“国美争夺战”为例，根据国美电器2009年年报，在“国美争夺战”前夕陈晓为代表的管理层以执行董事的身份占据董事会5个席位，另外非执行董事3人，独立董事3人。当大股东黄光裕重新取得控制权之后，国美电器2010年年报披露执行董事4人，非执行董事5人，独立董事3人。其中，张大中非执行董事担任董事会主席，黄光裕的妹妹黄晓虹成为第5名非执行董事，独立董事人员不变。2011年和2012年，根据国美电器的年报披露，执行董事人数进一步减少为2人，非执行董事4人，独立董事3人。从“国美争夺战”的例子可以看出，董事会中非执行董事比例和执行董事比例往往反映了大股东和其他重要影响股东与管理层的力量对比。
图1采用2006-2012年所有A股上市公司作为样本，描绘了上市公司首次公开发行(IPO)之后三部分董事比例的变化。如图1所示，上市当年的公司非执行董事(NONEXE)占比不到29%，之后的10年间，非执行董事比例逐年上升，最后稳定在33%左右。非执行董事比例上升主要发生在IPO之后的5年之内，大约上升4个百分点。与之相反，上市当年的公司执行董事(EXE)占比在35%左右，之后10年间，执行董事比例逐年下降，最后稳定在31%左右，大约下降4个百分点。独立董事(INDE)的比例随着上市时间有略微下降。图2描绘了上市公司IPO之后董事会规模和三部分董事人数的变化。如图2所示，上市当年，董事会(Board)平均人数8.9人，非执行董事(nonexe_n)2.6人，独立董事(inde_n)3.3人，执行董事(exe_n)3.0人。之后10年间，董事会总人数，非执行董事人数和独立董事人数逐年增加，执行董事人数逐年减少。其中，在IPO之后的5年之内非执行董事人数增加最为明显，从平均2.6人增加为平均3.2人。
我国非执行董事在上市公司董事会当中占有很大比例的原因主要有以下两方面。一方面，由于我国很大一部分上市公司是国有控股企业，这些国有上市公司通常都具有国有控股的母公司、国有控股大股东或者上级单位。为了对国有控股上市公司进行有效的管理和监督，这些母公司或者上级单位往往会在董事会当中安排代表自身利益的非执行董事。例如工商银行2008年《关于股东向临时股东大会提交选举非执行董事提案的公告》显示，分别持有工商银行35.3%股份(合计70.7%股份)的中华人民共和国财政部和中央汇金投资有限公司提交了六项书面提案，向工商银行推举了6名非执行董事，并最终获得通过。另一方面，相比于英美国家，我国的股权集中度相对较高，因此在上市公司当中普遍存在控股大股东和其他具有重要影响的股东。这些具有重要影响的股东都有机会向股东大会推举非执行董事，并容易获得通过。
前文提到，由于我国的诉讼风险很低(La Porta et al.，1997，2000)，独立董事独立性受到管理层的制约(叶康涛等，2011)，因此独立董事对管理层的监督作用有限。对于缓解第一类委托代理问题，相比于独立董事，非执行董事可能更独立于管理层。因此，非执行董事对于管理层的监督动机更强。另一方面，不同于独立董事往往是兼职董事，非执行董事可能是大股东或二股东等委派的全职监督人员，非执行董事本身可能就是上市公司主要股东之一。因此，非执行董事接触上市公司时间更长，对于上市公司的了解也更深入，和管理层之间的信息不对称程度更低，对管理层的监督能力也更强。
我国股权高度集中的现象使得大股东和具有重要影响股东主要承担了监督管理层的责任(徐晓东、陈小悦，2003；陈德萍、陈永圣，2011；周仁俊、高开娟，2012)。Hart(1995)认为监督需要花费成本，但是只要有股东对管理层进行监督所有股东都能受益，因此小股东往往会搭大股东的便车。Gillan和Starks(2000)也认为大股东和机构投资者在对管理层的监督上起到了至关重要的作用。大股东和其他重要影响股东需要通过非执行董事在董事会中行使自己的权利，从而对管理层进行监督。以前的学者提到股东对管理层的监督控制主要体现在董事会成员对公司日常经营决策进行投票(Lippert and Moore，1995；Maug，1998；Gillan and Starks，2000)。因此，我们认为，在控制股权结构和大股东影响的情况下，作为董事会成员的非执行董事对监督管理层具有额外边际作用。
图2 上市公司IPO之后10年间董事会规模和三部分董事人数变化
基于以上的分析，我们认为在对管理层的监督上，也就是针对第一类委托代理问题，非执行董事具有额外的边际作用。根据前人的研究，盈余平滑会降低盈余信息质量，损害股东利益，而管理层自利是进行盈余平滑的主要动机。因此，如果代表股东利益的非执行董事能够有效监督管理层，我们应该看到非执行董事对盈余平滑具有监督抑制作用。据此，我们提出假设1。
H1：非执行董事对于盈余平滑具有监督作用。
其次，我们考察了股权制衡度的不同对于非执行董事发挥其监督职能的影响。国内外的研究发现，股权制衡度越高的企业其公司治理水平越高，公司价值越大(陈德萍、陈永圣，2011)。因为在股权制衡度较高的公司，大股东以外其他具有重要影响的股东能够更有效地参与到公司治理当中，从而提高公司治理水平。从实际情况出发，当股权制衡度较低时，大股东对于上市公司具有绝对控制权，因此大股东可以直接对管理层进行控制和监督，非执行董事的作用一部分被大股东替代。通过使用股权制衡度作为调解变量②，我们希望进一步检验非执行董事监督管理层的额外边际作用。另一方面，后文的研究也发现，股权制衡度和非执行董事的比例存在正相关关系。考察不同股权制衡度下非执行董事的监督作用有助于我们进一步理解股权制衡度对提高公司治理的作用机理。因此，我们认为当股权制衡度高时，非执行董事对于管理层的监督作用更加明显。据此，我们提出假设2。
H2：在股权制衡度高时，非执行董事对于盈余平滑的监督作用更为明显。
最后，我们希望检验不同股权性质下非执行董事对盈余平滑的监督职能。在国有企业当中，由于所有者缺位，第一类代理问题即股东经理人的利益冲突问题较为严重(孙光国、赵建宇，2014)。相比于非国有企业，国有企业管理层和大股东以及具有重要影响股东之间信息不对称的程度更高。已有的研究发现国有企业，特别是地方国有企业内部控制质量较差(刘启亮等，2012)。由此，我们认为国有企业当中代表大股东和其他重要影响股东的非执行董事发挥监督职能的动机和能力受到限制。相比于国有企业，非国有企业当中非执行董事对管理层盈余平滑操纵的监督力度可能更大。据此，我们提出假设3。
H3：相比于国有企业，非国有企业当中非执行董事对于管理层盈余平滑行为的监督作用更为明显。
四、研究设计
(一)样本来源与处理
考虑到早些年份非执行董事数据的缺失情况以及盈余平滑计算过程当中所需变量的缺失情况，本文选取2006-2012年A股上市公司作为研究对象。按照惯例，剔除了金融行业的公司、IPO当年的公司样本和计算盈余平滑必须数据缺失的公司样本，最终获得了9172个公司/年度样本。
董事会构成变量，包括非执行董事比例、独立董事比例和执行董事比例来源于CSMAR数据库。我们通过对CSMAR数据库提供的董事会人员名单进行整理，确认出董事所属类别。正文当中，我们采用CSMAR提供的职务类别十位编码进行分类，首先通过董事是否在公司担任具体职务分离出执行董事和外部董事，再将独立董事从外部董事当中剔除以得到非执行董事。在稳健性检验中，我们采用文本检索的方法，对董事会人员的具体职务名称进行文本筛选，选择出非执行董事③。其他数据也来源于CSMAR数据库。
(二)研究模型与变量定义
为了检验本文的假设，我们借鉴现有文献(Bhattacharya et al.，2003；Leuz et al.，2002；Tucker and Zarowin，2006)的做法，采用操纵性盈余的改变量(ΔDA)和操纵前盈余的改变量(ΔPDA)的相关系数作为衡量盈余平滑的指标。我们首先采用修正的琼斯模型(Dechow and Sloan，1995)对操纵性盈余进行衡量：
从上述方程(1)按照证监会二级行业分类进行回归，从中得到的残差作为操纵性盈余(DA)衡量指标，操纵前盈余是由净利润减去操纵性盈余计算得出(PDA=NI-DA)。我们采用当年数据和前3年的数据计算操纵性盈余变化值和操纵前盈余变化值的相关系数：Corr(ΔDA，ΔPDA)。对于大多数公司年度，Corr(ΔDA，ΔPDA)为负，并且值越小说明盈余平滑的程度越高(Leuz et al.2002)。为了使得观测分布更加均匀，我们对-Corr(ΔDA，ΔPDA)进行百分位赋值得到盈余平滑度衡量指标ES_Corr，ES_Corr在(0，1]间分布并且值越大表示盈余平滑的程度越大。
我们采用方程(2)表示的模型对H1进行检验。其中，公司治理变量包括非执行董事比例NONEXE，独立董事比例INDE和外部董事比例OUTER。我们认为在对管理层进行监督时，非执行董事和独立董事都可以看作为外部董事，因此外部董事比例为非执行董事比例加上独立董事比例。在方程(2)中我们还控制了公司规模SIZE，公司负债率LEV，公司资产收益率ROA，公司股权性质SOE。如果公司具有审计委员会，AUDCOM为1，否则为0(胡奕明、唐松莲，2008)。另外，以前的文献多次发现股权结构对于公司治理以及公司价值起到倒U型的作用(陈德萍、陈永圣，2011)，因此我们控制了第一大股东持股比例Her_1和第一大股东持股比例二次项Her_Square。在H2的检验中，我们还引入了股权制衡度指标：第二大股东持股比例和第一大股东持股比例的比值Z，以及Z值的虚拟变量Z_dum，第2到第10大股东持股比例之和与第1大股东持股比例的比值S，以及S值的虚拟变量S_dum。
五、实证分析
(一)描述性统计
表2列示了主要变量的描述性统计结果。其中，ES_Corr的均值是0.5013。NONEXE的均值是0.3280，最小值为0，最大值为0.8182，5%到95%的观测值分布在0.1111到0.5556之间，说明非执行董事比例在公司间的差异还是比较大的。INDE的均值是0.3645，最小值为0.1250，最大值为0.4615，5%到95%的观测值分布在0.3000到0.4615之间，说明独立董事比例在公司间的差异比较小。EXE的均值是0.3075，最小值为0，最大值为0.8000，5%到95%的观测值分布0.1111到0.5556之间，后文进一步的检验发现执行董事和非执行董事之间存在替代关系。OUTER的均值是0.6925，最小值为0.2000，最大值为1。BOARD的均值是9.6019，最小值为3，最大值为25。
表3列示了董事会构成变量间的Pearson相关系数。其中，NONEXE和INDE的相关系数为-0.381，说明非执行董事和独立董事之间存在着一定程度的替代关系。NONEXE和EXE的相关系数为-0.906，说明非执行董事和执行董事之间存在很强的替代关系，当非执行董事比例高时，执行董事的占比则低。NONEXE和BOARD的相关系数为0.279，说明非执行董事和董事会规模之间存在一定的正相关关系。
图3 按照NONEXE大小分组的董事会成员比例分析
图4 按照BOARD大小分组的董事会成员比例分析
为了进一步说明董事会成员之间的比例关系，我们按照NONEXE的大小排序将公司年度样本分为10组，并且比较每组当中董事会各成员之间的比例关系。如图3所示，随着非执行董事比例的提高，独立董事和执行董事的比例都有所下降。其中，因为证监会规定，独立董事的比例不得低于1/3，因此非执行董事和独立董事的替代关系并不明显。相反，非执行董事和执行董事之间存在明显的替代关系，我们认为这种替代关系一定程度上代表了董事会中股东对管理层的制约关系。当非执行董事比例较高时，董事会中股东占据更大的话语权；反之则相反。为了更进一步说明随着董事会规模的变化，董事会成员之间比例关系的变动，我们按照BOARD的大小排序将公司年度样本分为5组，并且比较每组当中董事会各成员之间的比例关系。如图4所示，随着董事会规模的增大，非执行董事的比例显著提高，独立董事的比例则维持在比较稳定的水平上，而执行董事的比例显著下降。我们认为，董事会规模的增大很可能是因为股东们需要安排较多的非执行董事进入董事会所造成的。
图5和图6列示了非执行董事和独立董事观测值的Kernel密度分布估计情况。我们发现，非执行董事的分布较为均匀，说明不同公司年份之间，非执行董事比例普遍存在差异。独立董事的分布主要集中在0.3到0.4之间，说明独立董事比例在公司年份之间差异较小。
表4列示了不同股权制衡度下董事会成员比例的均值T检验。由表4可以看出，在股权制衡度较高的情况下，非执行董事的比例为0.33057，在股权制衡度较低的情况下，非执行董事的比例为0.3202，两者的差值为0.0154，且在1%的水平上显著，说明股权制衡度较高的情况下非执行董事的比例更高。
(二)回归结果分析
表5列示了非执行董事对于公司盈余平滑的治理作用。从表5的模型1可以看出，非执行董事的回归系数为-0.0649，且在1%的水平上显著，说明非执行董事比例高的公司，盈余平滑的程度更小。模型2考虑了将非执行董事和独立董事一并视作外部董事的联合治理作用，回归结果显示外部董事的回归系数为-0.0527，且在5%的水平上显著，说明外部董事对于盈余平滑具有综合治理作用。模型3在控制了独立董事的情况下考察非执行董事的治理作用，回归结果显示非执行董事的回归系数为-0.0550，且在5%的水平上显著，说明非执行董事对于公司进行盈余平滑依然具有治理作用。在模型1到模型3当中，Her_1对盈余平滑具有正向的作用，Her_Square对盈余平滑具有负向的作用，说明通过大股东衡量的股权集中度和盈余平滑之间存在正U型关系，符合前人研究的发现(陈德萍、陈永圣，2011)。表5模型1到模型3的回归结果说明非执行董事确实对盈余平滑行为具有额外的抑制作用，验证了本文的假说1。
图5 非执行董事的Kernel密度估计
图6 独立董事的Kernel密度估计
表6的回归考察了股权制衡度对盈余平滑的作用。模型1和模型3分别通过Z值和S值对股权制衡度进行了控制。非执行董事的回归结果在模型1中的系数是-0.0445，且在10%的水平上显著；在模型3中的系数是-0.0527，且在5%的水平上显著。模型1中非执行董事回归结果显著性下降的原因可能是非执行董事和Z值之间存在共线性。模型2和模型4考察了股权制衡度对非执行董事的相互效应，回归结果显示交互项NONEXE×Z在模型2当中回归系数是-0.0791，且在1%水平上显著；交互项NONEXE×S在模型4当中回归系数是-0.0670，且在1%水平上显著。我们发现，非执行董事对于盈余平滑的抑制作用受到股权制衡度的影响，在高股权制衡度下，非执行董事更能发挥其治理作用。我们认为股权制衡度低时，非执行董事对盈余平滑的抑制作用不显著是因为大股东对管理层的直接监管作用代替了一部分非执行董事的监督作用。在稳健性检验当中，我们使用大股东占股在50%以上的子样本，发现大股东对于盈余平滑具有明显的抑制作用，而非执行董事对盈余平滑的抑制作用并不显著。表6模型1到模型4的回归结果说明在股权制衡度高时，非执行董事对于盈余平滑的抑制作用更为明显，验证了本文的假说2。
最后，我们考察了不同股权性质下，非执行董事对于盈余平滑的影响。实证结果如表7所示，在国有公司(SOE=1)当中，NONEXE的回归系数是-0.0261，并不显著；在非国有公司(SOE=O)当中，NONEXE的回归系数是-0.0659，在5%的水平上显著。模型1和模型2的回归结果说明在分样本的情况下，只在非国有上市公司当中观察到非执行董事的治理作用，说明非国有上市公司当中非执行董事对盈余平滑的抑制作用更明显，验证了本文的假设3。这一结果并不能说明在国有企业当中，非执行董事不能发挥监督治理作用，只表明由于国有企业当中第一类委托代理问题较为严重，同时股东和董事会对管理层的内部控制较差(刘启亮等，2012)，非执行董事的监督职能受到限制。
(三)内生性的检验
前人的研究认为，董事会成员的聘请受到内生性因素的影响(叶康涛等，2007)。本文采用2SLS的方法，以董事会规模作为非执行董事的工具变量检验本文结论的稳健性。从表8的第一阶段回归结果来看，董事会规模BOARD的回归系数是0.0132，且在1%的水平上显著。说明董事会规模和股权制衡度都对于非执行董事比例具有正向影响。第二阶段的回归结果显示，非执行董事的回归系数是-0.3364，且在1%的水平上显著，和前文的结论一致。
六、稳健性分析
为了增加研究结论的可靠性，我们对上述研究结果进行了稳健性测试。
(1)为了检验盈余平滑衡量指标的稳健性，我们采用经营性现金流净额标准差和净利润的标准差的比值作为盈余平滑的衡量指标(Leuz et al.，2002；Bhattacharya et al.，2003；胡奕明、唐松莲，2008)，检验本文的研究结论。
上面的公式(3)中，ES_Dev代表盈余平滑度，
代表净利润，
代表公司经营性现金流净额，
代表公司总资产，
代表公司在t-2年到t年经营性现金流净额与当年总资产之比的标准差，
公司在t-2年到t年净利润与当年总资产之比的标准差。为了统一量纲并消除样本分布的偏倚，对ES_Dev进行百分比赋值处理。ES_Dev的值越高代表盈余平滑程度越高。回归结果和前文中采用ES_Corr作为衡量盈余指标的回归结果一致。
(2)以前的文献认为采用业绩配对的琼斯模型衡量的操纵性盈余(DA)更加可靠(Kothari et al.，2005)，我们在Kothari等的业绩配对琼斯模型的基础上计算了盈余平滑指标ES_Corr，发现回归结果和之前的结论一致。
(3)我们采用了文本检索的方式，通过对董事会成员的职务名称进行文本筛选，挑选出不担任具体职务的非执行董事。这种方式衡量对非执行董事的标准更严格，非执行董事比例(NONEXE_Robust)的均值是0.2761，中位数是0.2857，标准差是0.1345。回归结果和前文的结果并无差异。
(4)董事会成员变动可能发生在年初或者年中，前文中都是以期末年报公布的信息进行计算。为了增加本文的稳健性，我们以上一期报表公布的信息作为年初信息的代表，来衡量当年董事会成员的比例。我们发现，这种方法衡量的非执行董事比例回归结果和前文的结果并无差异。
(5)为了进一步检验本文的假设2，我们利用大股东持股比例在50%以上的子样本进行回归。回归结果显示，大股东的回归系数是-0.1753，且在5%的水平上显著；非执行董事的回归系数是0.0081，但不显著。说明在大股东绝对控股的情况下，管理层盈余平滑操纵的行为主要是受到大股东的直接干预和监督，非执行董事的监督作用部分被大股东替代。这一结果也和本文的假设2一致，在股权制衡度高时，非执行更能发挥其对管理层的监督职能，降低盈余平滑水平。
(6)根据《公司法》的规定，股份有限责任公司董事会人数应为5人到19人。本文对董事会人数进行了限制，删除了董事会人数低于5人或高于19人的研究样本。删减后的样本为9118，回归结果和前文的结果无差异。
七、研究结论
以往对于董事会独立性的研究，主要以独立董事比例作为董事会独立性的代理变量。实际上，董事会可以分为独立董事、非执行董事和执行董事。当考虑董事会对于管理层的监督时，非执行董事由于是大股东和其他重要影响的股东提名委任，相比于独立董事，更独立于管理层。本文的研究发现，非执行董事能够显著降低公司盈余平滑的水平；在股权制衡度较高时，非执行董事的治理作用能够得到更好的发挥；非执行董事对盈余平滑的治理作用在非国有公司中更为明显。本文的研究丰富了我们对于董事会独立性以及董事会治理机制的认识。
本文的研究还有如下启示：第一，在不同的问题上，各类董事会成员的治理作用可能不尽相同。在考虑董事会的治理机制时，我们需要充分考虑董事会成员各自代表的利益以及各自的立场。第二，在我国上市公司股权相对集中情况下，除了通过规范独立董事制度提高公司治理水平之外，还可以考虑通过加强对非执行董事队伍建设来提高公司治理水平。
①衡量股东—经理代理冲突的方法有很多，本文采用盈余平滑作为衡量股东—经理代理冲突的代理变量。大量文献表明(胡奕明、唐松莲，2008；Leuz et al.，2002；Bhattacharya et al.，2003)，盈余平滑很大程度上受到经理自身薪酬动机的影响。
②使用大股东持股比例是否超过50%作为调解变量可以得到类似结论，即大股东对上市公司具有绝对控制权时，非执行董事的一部分监督职能被大股东替代。由于篇幅所限，我们没有对此结果进行报告。
③通过十位编码确认的非执行董事比例均值为0.328，标准差为0.136；通过文本检索方式确认的非执行董事比例均值为0.276，标准差为0.134。在稳健性检验中，我们发现两种方法确认的非执行董事对于盈余平滑的抑制作用是一致的。
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