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2001年，中国证监会颁布《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》），首次要求上市公司建立独立董事制度，并对独立董事制度进行了明确规范。2002年，证监会和当时的国家经贸委联合发布《上市公司治理准则》，明确提出上市公司董事会应当设立审计委员会，审计委员会的主要职责包括提议聘请或更换外部审计机构、监督内部审计工作、审核公司财务报告等。2008年，财政部等五部委联合发布《企业内部控制基本规范》，进一步从内部控制方面对审计委员会提出职责要求。审计委员会制度是中国资本市场继监事会制度后又一项完善公司治理结构的重大举措（王雄元和管考磊，2006）。
经过近三十年的发展，中国资本市场成长迅速，独立董事制度也逐步完善，上市公司对独立董事的需求不断增加，然而官员独立董事寻租现象时有发生，公众对政企“旋转门”争议不断。2013年，中组部发布《关于进一步规范党政领导干部在企业兼职（任职）问题的意见》，对在职人员担任独立董事做出了限制，越来越多的公司转而选择聘请退休官员①。2015年，教育部发布《教育部办公厅关于开展党政领导干部在企业兼职情况专项检查的通知》，在职人员担任独立董事的范围进一步缩小。
在心理学研究领域，退休是指个体在特定年龄领取养老金的动态过程，在这一过程中，伴随有个体在行为层面上工作量的减少，以及在心理层面上工作承诺的逐渐降低（Feldman，1994；Beehr，2014）。随着过渡性工作的出现，退休不再意味着个体完全退出工作（Fasbender和Deller，2015）。目前，中国已经成为世界上老年人口最多的国家。统计显示，截至2019年底，中国60岁以上人口已达2.54亿，65岁以上人口达1.76亿，分别占总人口的18.1%和12.6%②。随着中国退休人口的增加以及在职人员担任独立董事限制条件的增多，研究退休人员担任独立董事（简称为退休独立董事）及其对被聘公司的影响具有较高的理论意义和实践价值。
现有文献多从独立性、专业性及勤勉度等角度对审计委员会的作用进行研究，较少从成员任职状态的视角来研究审计委员会对公司盈余管理的影响。一方面，退休会影响独立董事的风险偏好和决策行为；另一方面，退休会影响独立董事在时间和精力方面的投入。高阶理论认为，年龄大的高管更厌恶风险且更爱惜声誉，退休独立董事在公司治理中可能更加谨慎（Hambrick和Mason，1984）。然而，由于存在“视界问题（Horizon Problem）”（Kalyta，2009)，退休独立董事没有晋升激励，可能更不在乎声誉，在公司治理中不会发挥积极作用。那么，审计委员会中的退休独立董事是否会对公司盈余管理产生影响，以及退休独立董事的哪些特征会对公司盈余管理产生影响，这是本文需要研究的问题。
本文选取2004−2016年中国沪深A股上市公司为初始样本，通过阅读审计委员会成员简历，筛选出从原单位退休的独立董事以及男性年龄超过60周岁、女性年龄超过55周岁的独立董事作为研究样本③，考察审计委员会中退休独立董事对盈余管理的影响。研究发现，审计委员会中的退休独立董事能够显著抑制公司盈余管理，提高盈余质量。机制分析表明，退休独立董事通过投入更多的时间和精力在审计委员会中发挥积极作用。进一步考察退休独立董事个人特征后发现，较年轻、高学历、高声誉的退休独立董事能够显著提升公司盈余质量。
本文的贡献主要体现在以下几方面：第一，现有文献多从独立性（Abbott和Parker，2000；Klein，2002；Xie等，2003）、专业性（Abbott等，2004；Krishnan，2005）及勤勉度（Collier和Gregory，1999；Abbott等，2004；张世鹏等，2013）等角度研究审计委员会的作用，本文从审计委员会成员任职状态视角研究审计委员会对公司盈余质量的影响，是对审计委员会治理研究的补充。第二，现有文献多从独立董事兼任数量（Shivdasani和Yermack，1999；Fich和Shivdasani，2006；魏刚等，2007；Jiraporn等，2009）、是否为本地独立董事（Masulis等，2012；Alam等，2014；周泽将等，2017）等角度研究独立董事的精力投入与治理作用，忽略了退休独立董事作为“全职”董事，与非退休独立董事在时间、精力投入上的差异，本文拓展了独立董事领域的相关研究。第三，现有研究较少关注独立董事年龄，且多将年龄作为连续变量，忽视了“退休”这一关键因素的影响。“退休”作为生命周期的重要转折，对个人心理、行为、风险偏好等都会产生影响。本文重点研究退休独立董事的行为及其对公司的影响，丰富了现有研究。第四，国内外关于退休人员继续工作的文献，多集中于研究退休后是否继续工作的影响因素（Beehr，1986；Blekesaune和Skirbekk，2012），以及退休后工作对个人心理、生理、财富等的影响（Bonsang和Klein，2011；Dingemans和Henkens，2014），较少有文献研究退休人员再次步入工作岗位对工作单位的影响。本文关注审计委员会中退休独立董事对任职公司盈余质量的影响，是对退休人员继续工作领域研究的有益补充。本文从公司特征、独立董事个人特征等多角度深入剖析退休独立董事对公司盈余质量的影响，对全面认识审计委员会的作用以及退休独立董事的作用具有一定的理论和现实意义。
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审计委员会制度作为公司治理结构的一项重要制度安排，加强了对公司财务报告过程的监督，减少了公司管理层与投资者之间的信息不对称，有助于提高信息披露质量和公司价值（王雄元和管考磊，2006）。现有研究多从独立性、专业性和勤勉度三个方面研究审计委员会的治理效果，发现审计委员会中独立董事比例与财务报告质量正相关（Carcello和Neal，2000；Klein，2002；Xie等，2003；王守海和李云，2012），审计委员会的财务专业性与内部控制问题发生率负相关（Abbott等，2004；Krishnan，2005），审计委员会开会次数与财务报告错误、财务舞弊（Beasley等，2000）以及审计师非正常变更等（Archambeault和DeZoort，2001；王雄元等，2008）负相关。
大量心理学和会计学文献表明，年龄与道德行为正相关，与风险偏好负相关。个体会随着年龄的增加接受更多传统文化和习俗，从而更加注重道德行为。Huang等（2012）发现，年长的管理者更重视道德行为，任职企业的财务报告质量更高。由于失败带来的负效用会随着年龄的增长而增加，故年长的管理者厌恶风险（Carlsson和Karlsson，1970）且更加保守（Wallach和Kogan，1961），遵循行业标准和历史经验，不愿意离经叛道而毁坏累积的声誉和名望（Prendergast和Stole，1996；Yim，2013），因而倾向于选择风险较小的战略决策（Vroom和Pahl，1971），投资也更为谨慎（Serfling，2014）。据此，本文推测，相比于尚未退休的兼职独立董事，退休独立董事心态上更加谨慎、保守，社会责任感更强，更重视道德行为，故能更有效地抑制公司财务舞弊行为，发挥监督作用。
关于退休人员是否选择继续工作的研究发现：CEO退休后担任独立董事的可能性与该CEO在职时的绩效显著正相关（Brickley等，1999）；员工对待工作和组织的态度越积极，退休后越可能继续工作（Zhan等，2013）；如果工作能够满足个体需求，个体就会选择继续工作（Bal等，2012）。Zhan等（2015）考察了个体退休后继续工作的动机，发现具有追求人际关系动机、知识技能传递动机以及社会地位动机的个体更可能选择退休后继续工作。因此，退休后还担任独立董事者，通常自身能力较强，具有积极的工作态度，追求较高的人生目标，而具有这些特质的独立董事更有可能在审计委员会中发挥积极作用。
充裕的时间和精力是独立董事有效履行监督职能的重要保障④。Core等（1999）、Shivdasani和Yermack（1999）、Carpenter和Westphal（2001）、Fich和Shivdasani（2006）、魏刚等（2007）、Jiraporn等（2009）研究发现，在多家公司任职的独立董事过于忙碌，无法保证足够的时间和精力投入，会对公司治理产生不利影响。Masulis等（2012）、Alam等（2014）、周泽将等（2017）发现，本地独立董事能够将更多的时间和精力投入公司业务，在公司治理中发挥的作用优于异地独立董事。相比于非退休独立董事，退休独立董事已从原单位退休，相当于被聘企业审计委员会中的“全职”董事，能够在审计委员会工作中投入充分的时间和精力，从而在公司治理中发挥积极作用。
在中国制度背景下，独立董事的履职动机主要是规避法律风险和声誉风险（唐清泉等，2006；祝继高等，2015）。公司会根据工作绩效选聘独立董事（Gilson，1990；Kaplan和Reishus，1990），如果独立董事在被聘企业未能履行相应职责，其声誉将受到损害，且在其他公司谋得独立董事职位的难度增加（Fama和Jensen，1983）。中国上市公司的独立董事主要由政界、企业界、教育界相关人员组成，通常在自己主业的工作领域有着出众的业绩和表现，具有较高的社会地位和声誉。作为一般意义上的社会成功人士，独立董事非常注重维护自己的社会声誉（唐清泉等，2006）。能够在退休后仍被聘任为独立董事者往往是某领域的权威，具有较高的社会声望，更珍惜声誉，不会轻易让自己积累的名誉在退休后毁于一旦。
综合上述分析，审计委员会中退休独立董事更加重视道德、追求较高的人生目标，能够将更多的时间和精力投入公司治理。据此，本文提出如下假说：
H1a：审计委员会中退休独立董事的比例与公司盈余质量正相关。
审计委员会中的独立董事在公司治理中主要发挥监督职能，但由于独立董事制度的特殊性，独立董事在公司治理中的作用屡被质疑。而退休独立董事的“退休”特征，可能使其公司治理功能大打折扣：（1）退休独立董事可能存在学习能力下降、不愿接受新事物、知识结构老化等问题；（2）由于存在“视界问题（Horizon Problem）”（Kalyta，2009），退休独立董事缺少晋升、惩戒等激励与约束机制，声誉机制的约束效应对退休独立董事而言相对减弱，因而退休独立董事在公司治理中积极发挥作用的动力较弱；（3）退休独立董事的年龄较大，体能随之下降，身体、心理以及疾病等因素均使得退休独立董事可能无法将太多精力投入公司治理。据此，本文提出如下假说：
H1b：审计委员会中退休独立董事的比例与公司盈余质量负相关。
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本文以2004−2016年中国沪深A股上市公司为研究对象，从审计委员会独立董事简历等信息中筛选出已从原岗位退休以及超过规定退休年龄的独立董事。本文采用的审计委员会数据、独立董事数据、公司财务数据等均来自CSMAR数据库和Wind数据库。本文采用盈余管理程度作为公司盈余质量的代理变量，在估计盈余管理程度时，删除了所处行业观测值少于15家的公司样本，在进一步剔除当年亏损样本及相关数据缺失的样本后，共得到14,281个观测值。本文对所有连续变量进行了1%的缩尾处理。
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为验证假说H1，本文构建如下模型：
$$\begin{split} Qualit{y_{i,t}} =\; & {\beta _0} + {\beta _1}Retire\_rati{o_{i,t}} + {\beta _2}Siz{e_{i,t}} + {\beta _3}Leverag{e_{i,t}} + {\beta _4}RO{A_{i,t}} + {\beta _5}Tobin{Q_{i,t}} \\ &+ {\beta _6}Big{{\textit{10}}_{i,t}} + {\beta _7}Bloc{k_{i,t}} + {\beta _8}ID{N_{i,t}} + Year + Industry + \epsilon\\[-13pt] \end{split}$$ (1) 借鉴Dou等（2018），本文采用综合盈余管理指标（Qualityi.t）衡量上市公司盈余质量。综合盈余管理指标（Qualityi.t）包含四个常用盈余管理水平变量：absDACC，业绩匹配琼斯模型计算的应计项目盈余管理的绝对值（Kothari等，2005）；absDD，修正DD模型计算的应计项目盈余管理的绝对值（Ball和Shivakumar，2006）；REM1，异常产品成本和异常酌量性费用相关的真实活动盈余管理；REM2，异常酌量性费用和异常经营活动现金流净额相关的真实活动盈余管理（McGuire等，2012）。本文将每个变量按从小到大分为10组，赋予0−9分，再除以9，将每组得分调整到0−1之间，然后将四个变量的均值乘以−1，使得该综合指标的得分与盈余质量成正相关关系。
参考Kothari等（2005），absDACC的计算公式如下：
$$\frac{{T{A_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} \!=\! {k_0} \!+\! {k_1}\frac{1}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} \!+\! {k_2}\frac{{\Delta SALE{S_{i,t}} \!-\! \Delta RE{C_{i.t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} \!+\! {k_3}\frac{{PP{E_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} \!+\! {k_4}RO{A_{i,t}} \!+\! {\epsilon _{i,t}}$$ (2) 其中，TAi.t是
i公司t年的总应计项目，ASSETi,t−1是i公司t−1年的总资产，ΔSALESi,t是i公司t年与t−1年主营业务收入的变化额，ΔRECi,t是i公司t年与t−1年应收账款的变化额，PPEi,t是i公司t年的固定资产总额，ROAi,t是i公司t年的总资产收益率。本文用方程残差的绝对值作为异常应计的测度。 借鉴Ball和Shivakumar（2006），absDD的计算公式如下：
$$\begin{split}\frac{{\Delta W{C_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} = \;&{k_0} + {k_1}\frac{{CF{O_{i,t - 1}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {k_2}\frac{{CF{O_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {k_3}\frac{{CF{O_{i,t + 1}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}}\\ & + {k_4}DCF{O_{i,t}} + {k_5}DCF{O_{i,t}} \times CF{O_{i,t}} + {\epsilon _{i,t}} \end{split}$$ (3) 其中，ΔWCi,t是i公司t年与t−1年营运资本的变化额，CFOi,t是i公司t年的经营活动现金流量净额，DCFOi,t是虚拟变量，当i公司t年的经营活动现金流量净额为负时取1，否则为0。本文用方程残差的绝对值作为可操纵性应计的测度。
借鉴McGuire等（2012），异常产品成本（EM_PRODi,t）、异常酌量性费用（EM_DISXi,t）以及异常经营活动现金流量净额（EM_CFOi,t）的计算公式如下：
$$\frac{{CF{O_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} = {k_0} + {k_1}\frac{1}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {k_2}\frac{{SALE{S_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {k_3}\frac{{\Delta SALE{S_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {\epsilon _{i,t}}$$ (4) $$\frac{{PRO{D_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} = {k_0} + {k_1}\frac{1}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {k_2}\frac{{SALE{S_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {k_3}\frac{{\Delta SALE{S_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {k_4}\frac{{\Delta SALE{S_{i,t - 1}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {\epsilon _{i,t}}$$ (5) $$\frac{{DIS{X_{i,t}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} = {k_0} + {k_1}\frac{1}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {k_2}\frac{{SALE{S_{i,t - 1}}}}{{ASSE{T_{i,t - 1}}}} + {\epsilon _{i,t}}$$ (6) $$REM{\textit{1}} = EM\_PRO{D_{i,t}} - EM\_DIS{X_{i,t}}$$ (7) $$REM{\textit{2}} = - EM\_CF{O_{i,t}} - EM\_DIS{X_{i,t}}$$ (8) 其中，CFOi,t是i公司t年的经营活动现金流量净额，ASSETi,t−1是i公司t−1年的总资产，SALESi,t是i公司t年的主营业务收入，ΔSALESi,t是i公司t年与t−1年主营业务收入的变化额，PRODi,t是i公司t年的产品成本（销售产品成本+存货变化额），ΔSALESi,t−1是i公司t−1年与t−2年主营业务收入的变化额，DISXi,t是i公司t年的酌量性费用，SALESi,t−1是i公司t−1年的主营业务收入。
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审计委员会中退休独立董事的比例（Retire_ratioi,t），由i公司t年审计委员会中退休独立董事人数占独立董事总人数的比例来衡量⑤。
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借鉴胡奕明和谢诗蕾（2005）、Francis等（2005）、陆正飞等（2008）、Bharath等（2008）、李增福等（2011）、罗棪心和伍利娜（2018）等研究，本文控制了如下变量：公司规模（Size），由公司总资产的对数衡量；资产负债率（Leverage），由公司负债总额占资产总额的比例衡量；总资产收益率（ROA），由公司净利润占总资产的比例衡量；公司成长性（TobinQ），由公司市场价值与总资产的比值衡量；十大审计（Big10），当公司由国内前十大会计师事务所审计时取1，否则为0；第一大股东持股比例（Block），由第一大股东持有股份与公司总股份的比值衡量；独立董事数量（IDN），由公司独立董事人数的自然对数衡量。具体变量定义见表1。
表 1 变量定义
变量 说明 Quality 盈余质量。借鉴Dou等（2018）方法计算的综合盈余质量指标 Retire_ratio 审计委员会中退休独立董事比例。退休独立董事人数占独立董事总人数的比例 Size 公司规模。总资产的自然对数 Leverage 资产负债率。负债总额占资产总额的比例 ROA 总资产收益率。净利润与总资产的比值 TobinQ 公司成长性。（流通股份×年末收盘价+非流通股份×年末每股净资产+总负债）/总资产 Big10 十大审计。虚拟变量，当公司由国内前十大会计师事务所审计时取1，否则为0 Block 第一大股东持股比例。第一大股东持有股份与公司总股份的比值 IDN 独立董事数量。公司独立董事人数的自然对数 Tenure 独立董事任期。公司独立董事任职时间的自然对数 Separation 两权分离程度。股东控制权－现金流权 SOE 所有权性质。虚拟变量，当公司为国有企业时取1，否则为0 Dual 两职合一。虚拟变量，当公司董事长和CEO为同一人时取1，否则为0 -
表2报告了主要变量的描述性统计结果。由表2可知：退休独立董事比例（Retire_ratio）的均值是0.132，说明审计委员会中退休独立董事人数占独立董事总人数的比例平均为13.2%；十大审计（Big10）的均值为0.490，说明样本中有近一半的公司选择了国内前十大会计师事务所进行财务报表审计；第一大股东持股比例（Block）的均值为0.363，说明样本公司第一大股东持股比例较高。
表 2 主要变量的描述性统计
变量 观测值 均值 标准差 最小值 25分位 中位数 75分位 最大值 Quality 14,281 −0.487 0.191 −1.000 −0.611 −0.472 −0.333 0.000 Retire_ratio 14,281 0.132 0.198 0.000 0.000 0.000 0.250 1.000 Size 14,281 22.046 1.214 19.173 21.186 21.877 22.729 25.735 Leverage 14,281 0.448 0.198 0.056 0.295 0.453 0.605 0.964 ROA 14,281 0.049 0.039 0.000 0.020 0.039 0.066 0.198 TobinQ 14,281 2.104 1.373 0.923 1.253 1.662 2.424 10.829 Big10 14,281 0.490 0.500 0.000 0.000 0.000 1.000 1.000 Block 14,281 0.363 0.156 0.022 0.237 0.344 0.474 0.894 IDN 14,281 1.437 0.145 0.693 1.386 1.386 1.386 2.197 表3报告了主要变量的相关系数检验结果。由表3可知：Retire_ratio与Quality的相关系数为正，且在5%水平上显著，说明退休独立董事比例与盈余质量存在显著的正相关关系。VIF检验结果均小于10，说明各变量之间不存在严重的多重共线性问题。
表 3 主要变量的相关系数
变量 Quality Retire_ratio Size Leverage ROA TobinQ Big10 Block IDN Quality 1.000 Retire_ratio 0.017** 1.000 Size 0.014 0.160*** 1.000 Leverage −0.155*** 0.046*** 0.465*** 1.000 ROA 0.233*** −0.010 −0.054*** −0.377*** 1.000 TobinQ 0.048*** 0.002 −0.356*** −0.335*** 0.315*** 1.000 Big10 0.064*** 0.054*** 0.179*** −0.035*** 0.033*** 0.054*** 1.000 Block −0.006 0.048*** 0.218*** 0.096*** 0.057*** −0.158*** 0.029*** 1.000 IDN 0.036*** −0.020** 0.285*** 0.153*** −0.016* −0.126*** 0.029*** 0.051*** 1.000 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著。 -
表4报告了假说H1的检验结果。列（1）只控制了年度和行业固定效应，审计委员会中退休独立董事比例（Retire_ratio）的系数在5%水平上显著为正；列（2）中加入控制变量，Retire_ratio的系数依然为正，且在1%水平上显著，说明公司聘请退休独立董事的比例越高，盈余质量越高，退休独立董事在公司治理中发挥了积极作用。上述检验结果在一定程度上支持了假说H1a，而不支持假说H1b。
表 4 退休独立董事对盈余质量的影响
变量 Quality (1) (2) Retire_ratio 0.017** 0.022*** (2.12) (2.78) Size 0.012*** (6.61) Leverage −0.153*** (−14.12) ROA 1.031*** (22.36) TobinQ −0.001 (−0.98) Big10 0.021*** (6.47) Block −0.042*** (−3.90) IDN 0.050*** (4.40) Constant −0.498*** −0.774*** (−25.15) (−18.76) Year/Industry Yes Yes N 14,281 14,281 Adj. R2 0.004 0.082 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到。 在控制变量方面，Size的系数在1%水平上显著为正，说明公司规模越大，公司治理越好，盈余质量越高；Leverage的系数在1%水平上显著为负，说明公司资产负债率越高，债务约束越多，越倾向于进行盈余管理，盈余质量越差；ROA的系数在1%水平上显著为正，说明公司总资产收益率越高，盈余质量越好；Big10的系数在1%水平上显著为正，说明国内前十大会计师事务所的审计质量较高，能够有效抑制公司盈余管理行为；Block的系数在1%水平上显著为负，说明第一大股东持股比例越高，公司盈余越容易被操纵，盈余质量越差；IDN的系数在1%水平上显著为正，说明公司独立董事越多，盈余质量越高。
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相比于非退休独立董事，“全职”的退休独立董事能够将更多的时间和精力投入到审计委员会工作中，能够更多地了解公司财务情况，更好地发挥监督职能。由于独立董事投入的时间和精力不易衡量，本文将独立董事出席会议的情况作为独立董事投入的度量指标。表5报告了审计委员会中退休独立董事与非退休独立董事出席会议的情况。结果显示：审计委员会中退休独立董事存在缺席情况的占比均值为1.5%，在10%水平上显著少于非退休独立董事存在缺席情况的占比均值（1.7%）；退休独立董事存在委托出席会议情况的占比均值为14.5%，在1%水平上显著少于非退休独立董事存在委托出席会议情况的占比均值（16.5%）。以上结果表明，在审计委员会中，相比于非退休独立董事，退休独立董事参加公司会议更为积极，投入公司业务的时间和精力更多。
表 5 退休独立董事与非退休独立董事出席会议情况
出席会议情况 退休独立董事 非退休独立董事 均值差异 N 均值 N 均值 缺席 11,484 0.015 39,420 0.017 −0.002* 委托出席 11,484 0.145 39,420 0.165 −0.020*** 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著。 本文还检验了独立董事是否缺席和委托出席会议（Absenti,j,t）与独立董事是否退休（Retirej,t）、独立董事特征以及公司特征的关系，回归模型如下：
$$\begin{split} Absen{t_{i,j,t}}\; & \left({Absent\_numbe{r_{i,j,t}}} /Absent\_ratio_{i,j,t}\right) ={\beta _0} + {\beta _1}Retir{e_{j,t}} + {\beta _2}Gende{r_{j,t}} \\ &+ {\beta _3}Educatio{n_{j,t}} + {\beta _4}Reputatio{n_{j,t}} + {\beta _5}Siz{e_{i,t}}+ {\beta _6}Leverag{e_{i,t}} + {\beta _7}RO{A_{i,t}} \\ & + {\beta _8}Tobin{Q_{i,t}} + {\beta _9}Big{{\textit{10}}_{i,t}}+ {\beta _{10}}Bloc{k_{i,t}} + {\beta _{11}}Tenur{e_{i,t}}+ {\beta _{12}}Separatio{n_{i,t}} \\ &+ {\beta _{13}}SO{E_{i,t}} + {\beta _{14}}Dua{l_{i,t}} + Year + Industry + \epsilon \end{split}$$ (9) 其中，缺席（Absenti,j,t）为虚拟变量，当公司i的独立董事j在t年出现缺席和委托出席会议情况时取1，否则为0；是否退休（Retirej,t）为虚拟变量，当独立董事j在t年已从原单位退休时取1，否则为0；性别（Genderj,t）为虚拟变量，当独立董事j为女性时取1，否则为0；教育背景（Educationj,t）为虚拟变量，当独立董事j获得硕士及以上学位时取1，否则为0；声誉（Reputationj,t）为虚拟变量，当独立董事j在t年兼任其他公司独立董事时取1，否则为0；其他变量定义与前文一致。
表6列（1）、列（2）的回归结果显示，Retire的系数在1%水平上显著为负，说明相比于非退休独立董事，退休独立董事缺席和委托出席会议的比例更低，表明退休独立董事发挥作用的机制之一是更积极地参加公司会议、投入更多的时间和精力参与公司治理。本文用缺席和委托出席次数（Absent_numberi,j,t）、缺席和委托出席次数占应参加会议次数的比例（Absent_ratioi,j,t）作为因变量代入模型（9）进行稳健性检验，表6列（3）至列（6）的回归结果显示，Retire的系数依然在1%水平上显著为负。
表 6 退休独立董事发挥作用的机制分析
变量 Absent Absent_number Absent_ratio (1) (2) (3) (4) (5) (6) Retire −0.085*** −0.070*** −0.031*** −0.029*** −0.005*** −0.004*** (−5.12) (−3.87) (−4.83) (−4.29) (−5.19) (−3.85) Gender −0.035* −0.011 −0.002 (−1.85) (−1.63) (−1.60) Education 0.013 0.006 −0.0001 (0.93) (1.01) (−0.12) Reputation 0.152*** 0.052*** 0.008*** (9.46) (8.48) (9.10) Controls Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 50,904 50,904 50,904 50,904 50,904 50,904 Adj./Pseudo. R2 0.050 0.068 0.051 0.063 0.045 0.055 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。 -
国泰安数据显示，审计委员会中年龄最大和最小的退休独立董事分别为84岁和48岁⑥，退休独立董事之间存在较大的年龄差距。一方面，中老年人身体状况会随着年龄的增加而变差，健康状况是制约退休独立董事发挥作用的重要因素之一；另一方面，年龄过大的退休独立董事存在认知能力下降、知识结构老化等问题。
本文以70岁为界限将退休独立董事按年龄进行分组⑦，设立年长退休独立董事组（Retire_Senior）和年轻退休独立董事组（Retire_Junior）两个新变量。当审计委员会中有退休独立董事年龄在70岁及以上时，Retire_Senior取1，否则为0；当审计委员会中的退休独立董事年龄均在70岁以下时，Retire_Junior取1，否则为0。本文将模型（1）中的解释变量Retire_ratio替换为Retire_Senior和Retire_Junior，检验不同年龄阶段的退休独立董事在公司治理中发挥作用的差异。表7列（1）的回归结果显示：Retire_Senior的系数不显著，Retire_Junior的系数显著为正。这说明较年轻的退休独立董事能够更有效地提高公司盈余质量，在审计委员会中发挥更为积极的作用。
表 7 个人特征对退休独立董事发挥作用的影响
变量 Quality (1) (2) (3) Retire_Senior −0.005 (−0.80) Retire_Junior 0.007** (1.99) Retire_Master 0.013** (2.54) Retire_Bachelor 0.001 (0.28) Retire_Repu_high 0.031*** (2.96) Retire_Repu_low 0.003 (0.92) Controls Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes N 14,281 14,281 14,281 Adj. R2 0.082 0.082 0.082 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。 -
Bantel和Jackson（1989）发现，管理者的受教育水平对企业战略革新和技术变革有显著正向影响。Wiersema和Bantel（1992）发现，高管学历与企业多元化程度正相关。教育背景是个人能力的体现，Bernile等（2017）研究认为，能力对于个人的决策风格有重要影响。接受过高等教育的独立董事，尤其是获得硕士、博士学位的独立董事，经历了长期严谨的学术训练，决策时更倾向于依据专业知识进行较为理性的判断和分析，在逻辑推断方面更加审慎和保守（Jiang和Murphy，2007）。因此，本文预期退休独立董事在审计委员会中作用的发挥会受其教育背景的影响。
本文根据独立董事的教育背景设立研究生学历退休独立董事组（Retire_Master）和非研究生学历退休独立董事组（Retire_Bachelor）两个新变量。若审计委员会中的退休独立董事有获得硕士及以上学位，Retire_Master取1，否则为0；若审计委员会中的退休独立董事均为本科及以下学位，Retire_Bachelor取1，否则为0。本文将模型（1）中的解释变量Retire_ratio替换为Retire_Master和Retire_Bachelor，检验不同教育背景的退休独立董事在审计委员会中发挥作用的差异。表7列（2）的回归结果显示：Retire_Master的系数在5%水平上显著为正，Retire_Bachelor的系数不显著。这说明高学历退休独立董事能够更有效地抑制公司盈余管理行为，提高公司盈余质量，在审计委员会中发挥更为积极的作用。
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如果独立董事所在公司出现法律、经营等问题且独立董事未履行监督职责，该独立董事的声誉必然受到损害，进而导致其在其他公司担任独立董事的可能性降低（Fama和Jensen，1983；Fich和Shivdasani，2006）。祝继高等（2015）认为，高声誉独立董事兼任其他公司独立董事的机会通常多于低声誉独立董事，若公司出现重大法律、经营问题，高声誉独立董事丧失的任职机会远多于低声誉独立董事，故高声誉独立董事可能会为规避法律风险和维护声誉而更积极地参与公司治理。那么，在退休独立董事中，声誉的差异是否会对公司盈余管理产生不同影响？本文预期，退休独立董事的声誉越高，越会珍惜自己的声誉。
借鉴Ferris等（2003），本文采用独立董事兼任上市公司独立董事家数作为衡量独立董事声誉的指标⑧。当退休独立董事担任两家及以上上市公司独立董事时，定义为较高声誉退休独立董事；当退休独立董事只担任一家上市公司独立董事时，定义为较低声誉退休独立董事。根据上述定义，本文设立高声誉退休独立董事组（Retire_Repu_high）和低声誉退休独立董事组（Retire_Repu_low）两个新变量。若审计委员会中较高声誉退休独立董事占多数，则Retire_Repu_high取1，否则为0；若审计委员会中较低声誉退休独立董事占多数，则Retire_Repu_low取1，否则为0。本文将模型（1）中的解释变量Retire_ratio替换为Retire_Repu_high和Retire_Repu _low，检验不同声誉退休独立董事在审计委员会中发挥作用的差异。表7列（3）的回归结果显示：Retire_Repu_high的系数在1%水平上显著为正，Retire_Repu_low的系数不显著，说明审计委员会中较高声誉的退休独立董事能够更有效地抑制公司盈余管理，发挥更为积极的作用。
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本文采用非标准无保留审计意见作为盈余质量的替代指标代入模型（1）进行稳健性检验。非标准无保留审计意见（MAO）为虚拟变量，当公司被出具非标准无保留审计意见时取1，否则为0。表8列（1）只控制了年度和行业固定效应，Retire_ratio的系数在5%水平上显著为负；列（2）中加入控制变量，Retire_ratio的系数依然显著为负。可见，审计委员会中退休独立董事的比例与获得非标准无保留审计意见显著负相关，表明审计委员会中退休独立董事比例越高，退休独立董事对公司治理的积极作用越强，公司盈余质量越高。
表 8 稳健性检验：变更盈余质量代理变量
变量 MAO (1) (2) Retire_ratio −0.388** −0.313* (−2.30) (−1.76) Controls Yes Year/Industry Yes Yes N 14,281 14,281 Pseudo. R2 0.051 0.116 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。 -
本文分别用审计委员会中退休独立董事人数（Retire_number）和审计委员会中退休独立董事占审计委员会总人数的比例（Retire_Aratio）作为解释变量代入模型（1）进行稳健性检验。表9列（1）只控制了年度和行业固定效应，Retire_number的系数在10%水平上显著为正；列（2）中加入控制变量，Retire_number的系数依然显著为正。上述结果说明审计委员会中退休独立董事越多，公司盈余质量越高。列（3）、列（4）以审计委员会中退休独立董事占审计委员会总人数的比例（Retire_Aratio）作为解释变量，检验结果基本一致，不再赘述。
表 9 稳健性检验：变更退休独立董事衡量方式
变量 Quality (1) (2) (3) (4) Retire_number 0.007* 0.007* (1.78) (1.93) Retire_Aratio 0.019** 0.018** (2.24) (2.16) Controls Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes N 14,281 14,281 14,281 14,281 Adj. R2 0.004 0.082 0.004 0.082 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。 -
公司审计委员会是否聘请退休独立董事与公司治理之间可能存在内生性问题，即存在规模大、声誉高、治理好的公司更倾向于聘请退休独立董事的可能。本文采用倾向得分匹配法（PSM），为聘请退休独立董事担任审计委员会成员的公司匹配与之特征最相近的没有退休独立董事在审计委员会任职的公司作为对照组进行回归分析。表10的回归结果显示，本文主要结论不受影响。
表 10 稳健性检验：倾向得分匹配法
变量 Quality (1) (2) Retire_ratio 0.021** 0.030*** (2.05) (2.97) Controls Yes Year/Industry Yes Yes N 7,911 7,911 Adj. R2 0.008 0.084 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。 -
影响独立董事时间、精力投入的因素较多，本文将研究样本限定在退休行为发生在任期之内的审计委员会独立董事群体中，比较同一独立董事退休前后对同一任职公司盈余质量的影响。回归模型如下：
$$\begin{split} Qualit{y_{i,t}} =\; & {\beta _0} + {\beta _1}Retir{e_{i,t}} + {\beta _2}Ag{e_{i,t}} + {\beta _3}Educatio{n_{i,t}} + {\beta _4}Tenur{e_{i,t}} + {\beta _5}Gende{r_{i,t}} \\ &+ {\beta _6}Siz{e_{i,t}} + {\beta _7}Leverag{e_{i,t}} + {\beta _8}RO{A_{i,t}} + {\beta _9}Tobin{Q_{i,t}} + {\beta _{10}}Big{\textit{10}_{i,t}} \\ & + {\beta _{11}}Bloc{k_{i,t}} +{\beta _{12}}SO{E_{i,t}} + Year + Industry + \epsilon \end{split}$$ (10) 其中，解释变量Retire为虚拟变量，若审计委员会独立董事退休，Retirei,t取1，否则为0。被解释变量与控制变量的定义与前文一致。表11的回归结果显示，Retire的系数在5%水平上显著为正，说明审计委员会独立董事退休后能够显著提升公司盈余质量，支持本文的结论。
表 11 稳健性检验：缩小研究样本
变量 Quality (1) Retire 0.036** (2.027) Controls Yes Year/Industry Yes N 1,042 Adj. R2 0.110 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。 -
本文以2004−2016年中国沪深A股上市公司为样本，考察审计委员会中的退休独立董事对公司盈余质量的影响。研究发现，审计委员会中的退休独立董事能够显著提高公司盈余质量，在公司治理中发挥积极作用。机制分析表明，退休独立董事通过投入更多时间和精力对公司盈余质量产生积极影响。进一步考察退休独立董事个人特征后发现，审计委员会中较年轻、高学历、高声誉的退休独立董事提升公司盈余质量的积极作用更显著。本文从独立董事工作状态视角，通过剖析退休独立董事发挥作用的途径及个人特征，揭示了审计委员会中退休独立董事在公司治理中发挥作用的机制及影响因素，对审计委员会领域的研究进行了有益补充，对全面认识退休独立董事的作用具有理论和现实意义。
本文的结论表明，审计委员会中的退休独立董事有更充裕的时间和精力参与公司治理，对公司财务报表的监督作用更强，有助于提高公司财务信息的规范性和真实性，从而提高公司盈余质量。退休独立董事规避风险和珍惜声誉的意愿更强，在履行职责时更加理性和谨慎，从而可以在公司治理中发挥更加积极的作用。在中国独立董事市场人才相对缺乏的情境下，公司在选择独立董事时可以适当提高退休独立董事比例。由于个人特征对于独立董事行为、决策等方面具有显著影响，公司在选择独立董事时应根据自身需求，寻找与公司发展战略相匹配的独立董事。
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摘要: 文章以2004−2016年中国沪深A股上市公司为样本，考察审计委员会中的退休独立董事对公司盈余质量的影响。研究发现，审计委员会中的退休独立董事能够显著提高公司盈余质量，在公司治理中发挥积极作用。机制分析表明，审计委员会中的退休独立董事通过投入更多的时间和精力发挥积极作用。进一步考察退休独立董事个人特征后发现，审计委员会中较年轻、高学历、高声誉的退休独立董事提升公司盈余质量的积极作用更显著。
Do Retired Independent Directors Play a Role? The Effect of Retired Independent Directors in Audit Committee on Earnings Quality
Abstract: Based on the data of China’s listed companies from 2004 to 2016, this paper examines the effect of retired independent directors in audit committee on earnings quality. It finds that the retired independent directors in audit committee can significantly improve earnings quality and play a positive role in corporate government. The mechanism analysis shows that the retired independent directors can play a more effective role through devoting more time and energy in audit committee affairs. This paper further documents that the personal characteristics of retired independent directors, such as younger age, higher education as well as better reputation, can significantly enhance their positive role in earnings quality.-
Key words:
- audit committee /
- retired independent directors /
- earnings quality
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表 1 变量定义
变量 说明 Quality 盈余质量。借鉴Dou等（2018）方法计算的综合盈余质量指标 Retire_ratio 审计委员会中退休独立董事比例。退休独立董事人数占独立董事总人数的比例 Size 公司规模。总资产的自然对数 Leverage 资产负债率。负债总额占资产总额的比例 ROA 总资产收益率。净利润与总资产的比值 TobinQ 公司成长性。（流通股份×年末收盘价+非流通股份×年末每股净资产+总负债）/总资产 Big10 十大审计。虚拟变量，当公司由国内前十大会计师事务所审计时取1，否则为0 Block 第一大股东持股比例。第一大股东持有股份与公司总股份的比值 IDN 独立董事数量。公司独立董事人数的自然对数 Tenure 独立董事任期。公司独立董事任职时间的自然对数 Separation 两权分离程度。股东控制权－现金流权 SOE 所有权性质。虚拟变量，当公司为国有企业时取1，否则为0 Dual 两职合一。虚拟变量，当公司董事长和CEO为同一人时取1，否则为0 
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表 2 主要变量的描述性统计
变量 观测值 均值 标准差 最小值 25分位 中位数 75分位 最大值 Quality 14,281 −0.487 0.191 −1.000 −0.611 −0.472 −0.333 0.000 Retire_ratio 14,281 0.132 0.198 0.000 0.000 0.000 0.250 1.000 Size 14,281 22.046 1.214 19.173 21.186 21.877 22.729 25.735 Leverage 14,281 0.448 0.198 0.056 0.295 0.453 0.605 0.964 ROA 14,281 0.049 0.039 0.000 0.020 0.039 0.066 0.198 TobinQ 14,281 2.104 1.373 0.923 1.253 1.662 2.424 10.829 Big10 14,281 0.490 0.500 0.000 0.000 0.000 1.000 1.000 Block 14,281 0.363 0.156 0.022 0.237 0.344 0.474 0.894 IDN 14,281 1.437 0.145 0.693 1.386 1.386 1.386 2.197
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表 3 主要变量的相关系数
变量 Quality Retire_ratio Size Leverage ROA TobinQ Big10 Block IDN Quality 1.000 Retire_ratio 0.017** 1.000 Size 0.014 0.160*** 1.000 Leverage −0.155*** 0.046*** 0.465*** 1.000 ROA 0.233*** −0.010 −0.054*** −0.377*** 1.000 TobinQ 0.048*** 0.002 −0.356*** −0.335*** 0.315*** 1.000 Big10 0.064*** 0.054*** 0.179*** −0.035*** 0.033*** 0.054*** 1.000 Block −0.006 0.048*** 0.218*** 0.096*** 0.057*** −0.158*** 0.029*** 1.000 IDN 0.036*** −0.020** 0.285*** 0.153*** −0.016* −0.126*** 0.029*** 0.051*** 1.000 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著。
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表 4 退休独立董事对盈余质量的影响
变量 Quality (1) (2) Retire_ratio 0.017** 0.022*** (2.12) (2.78) Size 0.012*** (6.61) Leverage −0.153*** (−14.12) ROA 1.031*** (22.36) TobinQ −0.001 (−0.98) Big10 0.021*** (6.47) Block −0.042*** (−3.90) IDN 0.050*** (4.40) Constant −0.498*** −0.774*** (−25.15) (−18.76) Year/Industry Yes Yes N 14,281 14,281 Adj. R2 0.004 0.082 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到。
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表 5 退休独立董事与非退休独立董事出席会议情况
出席会议情况 退休独立董事 非退休独立董事 均值差异 N 均值 N 均值 缺席 11,484 0.015 39,420 0.017 −0.002* 委托出席 11,484 0.145 39,420 0.165 −0.020*** 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著。
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表 6 退休独立董事发挥作用的机制分析
变量 Absent Absent_number Absent_ratio (1) (2) (3) (4) (5) (6) Retire −0.085*** −0.070*** −0.031*** −0.029*** −0.005*** −0.004*** (−5.12) (−3.87) (−4.83) (−4.29) (−5.19) (−3.85) Gender −0.035* −0.011 −0.002 (−1.85) (−1.63) (−1.60) Education 0.013 0.006 −0.0001 (0.93) (1.01) (−0.12) Reputation 0.152*** 0.052*** 0.008*** (9.46) (8.48) (9.10) Controls Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 50,904 50,904 50,904 50,904 50,904 50,904 Adj./Pseudo. R2 0.050 0.068 0.051 0.063 0.045 0.055 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。
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表 7 个人特征对退休独立董事发挥作用的影响
变量 Quality (1) (2) (3) Retire_Senior −0.005 (−0.80) Retire_Junior 0.007** (1.99) Retire_Master 0.013** (2.54) Retire_Bachelor 0.001 (0.28) Retire_Repu_high 0.031*** (2.96) Retire_Repu_low 0.003 (0.92) Controls Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes N 14,281 14,281 14,281 Adj. R2 0.082 0.082 0.082 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。
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表 8 稳健性检验：变更盈余质量代理变量
变量 MAO (1) (2) Retire_ratio −0.388** −0.313* (−2.30) (−1.76) Controls Yes Year/Industry Yes Yes N 14,281 14,281 Pseudo. R2 0.051 0.116 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。
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表 9 稳健性检验：变更退休独立董事衡量方式
变量 Quality (1) (2) (3) (4) Retire_number 0.007* 0.007* (1.78) (1.93) Retire_Aratio 0.019** 0.018** (2.24) (2.16) Controls Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes N 14,281 14,281 14,281 14,281 Adj. R2 0.004 0.082 0.004 0.082 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。
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表 10 稳健性检验：倾向得分匹配法
变量 Quality (1) (2) Retire_ratio 0.021** 0.030*** (2.05) (2.97) Controls Yes Year/Industry Yes Yes N 7,911 7,911 Adj. R2 0.008 0.084 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。
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表 11 稳健性检验：缩小研究样本
变量 Quality (1) Retire 0.036** (2.027) Controls Yes Year/Industry Yes N 1,042 Adj. R2 0.110 注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；括号内的t值通过稳健标准差计算得到；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，相关资料备索。
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