何平林，孫雨龍,寧 靜,陳 亮

(1.華北電力大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 102206；2.桂林理工大學(xué)商學(xué)院，廣西 桂林 541006)

一、引言

公司信息在資本市場(chǎng)中被充分、可靠、及時(shí)披露，是影響投資者決策的重要因素。完備的公司治理機(jī)制在上市公司盈余品質(zhì)上扮演著重要角色，能夠有效地抑制管理層投機(jī)性的操縱盈余行為[1-3]，有助于提升公司財(cái)務(wù)報(bào)告信息的可靠性[4]，進(jìn)而改善上市公司信息披露質(zhì)量。近年來(lái)國(guó)內(nèi)外資本市場(chǎng)上財(cái)務(wù)造假、違規(guī)披露事件陸續(xù)發(fā)生，不斷打擊投資者對(duì)于上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告及信息披露可靠性的信賴程度。例如，2015年日本東芝(Toshiba)爆出六年內(nèi)對(duì)經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)進(jìn)行夸大，涉及金額高達(dá)12億美元，此次造假事件還導(dǎo)致東芝集團(tuán)遭26個(gè)單位和個(gè)人起訴，東芝內(nèi)部超過(guò)半數(shù)的高管層成員集體辭職；2019年3月，我國(guó)證監(jiān)會(huì)就珠海中富未能履行如實(shí)對(duì)關(guān)聯(lián)交易進(jìn)行真實(shí)、準(zhǔn)確、完整的披露義務(wù)，查實(shí)多次違法信息披露行為，對(duì)珠海中富實(shí)業(yè)股份有限公司及相關(guān)高管層成員發(fā)布行政處罰決定書(shū)，給予警告和罰款處罰。信息披露質(zhì)量瑕疵事件，突顯了信息不對(duì)稱問(wèn)題的嚴(yán)峻性，也暴露出公司治理機(jī)制不健全等深層次問(wèn)題。

本文基于2008-2018年我國(guó)上市公司的面板數(shù)據(jù)，綜合考慮市場(chǎng)化水平、地域文化特征差異等抑制變量對(duì)實(shí)證結(jié)論的影響，研究了公司高管特質(zhì)、法治環(huán)境與信息披露質(zhì)量的關(guān)系。本文回歸結(jié)果表明，高管金融、學(xué)術(shù)、海外經(jīng)歷與可操縱性盈余呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，有助于改善上市公司信息披露質(zhì)量；在控制了公司所在區(qū)域的市場(chǎng)化水平時(shí)，高管薪酬與可操縱性盈余呈現(xiàn)顯著正相關(guān)；法治環(huán)境與可操縱性盈余呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，法治環(huán)境改善有助于提高上市公司信息披露質(zhì)量。本文的進(jìn)一步研究表明，作為公司治理結(jié)構(gòu)中的一項(xiàng)重要組成部分，高管異質(zhì)性對(duì)于信息披露質(zhì)量的影響程度顯著地受到公司外部市場(chǎng)環(huán)境的制約。公司所在省份的地域文化特征差異、市場(chǎng)化水平差異，是研究上市公司高管特質(zhì)、法治環(huán)境對(duì)信息披露質(zhì)量影響關(guān)系時(shí)不可忽視的關(guān)鍵抑制變量。內(nèi)生性探討、交互效應(yīng)分析、自變量敏感性等后續(xù)回歸表明，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

本文研究的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在如下幾個(gè)方面：第一，既有文獻(xiàn)常以公司特征(例如公司規(guī)模、股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)獨(dú)立性等)視角探討盈余品質(zhì)和信息披露質(zhì)量問(wèn)題[5]。近年來(lái)基于管理者個(gè)人特征視角的研究文獻(xiàn)逐漸增多，例如管理者風(fēng)格與公司決策[6]、CEO聲譽(yù)與公司盈余品質(zhì)[7]、CFO專業(yè)背景與盈余品質(zhì)[8]、管理者能力與盈余品質(zhì)[9]等。目前缺乏從高管特質(zhì)、法治環(huán)境的融合性視角，來(lái)探究信息披露質(zhì)量影響因素的文獻(xiàn)。本文綜合了內(nèi)外部治理機(jī)制方面的理論成果，從高管素質(zhì)與法治環(huán)境兩個(gè)維度實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)上市公司信息披露質(zhì)量的影響因素，探討高管素質(zhì)、法治環(huán)境如何影響信息披露質(zhì)量，對(duì)理解內(nèi)外部治理關(guān)系，進(jìn)一步提升信息披露質(zhì)量具有理論和實(shí)踐意義。第二，本文考慮到我國(guó)各地區(qū)的特殊地域性差異，將上市公司所在地的法治環(huán)境、市場(chǎng)化水平差異、地域文化的異質(zhì)性納入解釋變量進(jìn)行考量，多方面拓展探究了地域性差異對(duì)信息披露質(zhì)量產(chǎn)生的影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)集中在考察公司內(nèi)部特征及外部正式制度對(duì)公司信息披露質(zhì)量的影響，而本文將文化這一非正式制度引入企業(yè)信息披露的分析框架之中，豐富了相關(guān)研究，有助于深化信息披露質(zhì)量影響因素的理解。第三，高管海外背景、高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷是中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)上市公司高管特質(zhì)的重要方面，但目前鮮有文獻(xiàn)研究其對(duì)公司財(cái)務(wù)決策的影響，尤其是對(duì)信息披露質(zhì)量的影響。本文首次研究了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對(duì)信息披露質(zhì)量的影響，拓展了高管異質(zhì)性特征的研究視角。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

高管是決定公司信息披露透明度的關(guān)鍵人物，Bertrand等(2003)[6]、Kaplan等(2012)[10]指出管理者的特質(zhì)會(huì)影響包括投資、績(jī)效、組織等在內(nèi)的公司決策行為。Hambrick等(1984)[11]首次提出高階理論，開(kāi)啟了通過(guò)高階經(jīng)理人團(tuán)隊(duì)經(jīng)營(yíng)風(fēng)格、組成特征探索組織產(chǎn)出結(jié)果的研究先河，指出企業(yè)高階經(jīng)理人對(duì)于組織決策的制定、經(jīng)營(yíng)績(jī)效等方面擁有關(guān)鍵性的影響力。高階理論將管理者特質(zhì)分為人格特質(zhì)和人群特質(zhì)兩個(gè)維度，前者包括價(jià)值觀和認(rèn)知模式，偏向于心理層面，不易度量；后者包括年齡、學(xué)歷、性別、經(jīng)歷等方面。Bamber等(2010)[12]認(rèn)為包括MBA學(xué)歷、從軍經(jīng)歷、年齡等在內(nèi)的高管獨(dú)特的人群特質(zhì)，會(huì)反映在公司關(guān)于盈余預(yù)測(cè)的自愿性信息披露風(fēng)格上。Barua等(2010)[13]指出高管性別與信息披露質(zhì)量具有顯著的關(guān)聯(lián)性。Lovata(2011)[14]指出管理者的年齡、任期、MBA學(xué)歷等人群特質(zhì)，與財(cái)務(wù)報(bào)表重述和會(huì)計(jì)信息質(zhì)量具有關(guān)聯(lián)性。

隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的到來(lái)，企業(yè)越來(lái)越重視知識(shí)積累和人才資源。企業(yè)內(nèi)部具有豐富工作經(jīng)歷和知識(shí)儲(chǔ)備背景的高層管理人員是價(jià)值創(chuàng)造過(guò)程中最重要的人力資本[15]。海外背景是一項(xiàng)重要觀測(cè)特征，會(huì)對(duì)高層管理人員的社會(huì)認(rèn)知和價(jià)值觀產(chǎn)生重要影響，進(jìn)而影響企業(yè)信息披露行為決策。具備國(guó)際工作經(jīng)驗(yàn)的CEO的價(jià)值觀與本土成長(zhǎng)的高管不同，顯著影響企業(yè)的決策行為[16]。通過(guò)研究具備海外經(jīng)歷高管與企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)、社會(huì)責(zé)任之間的關(guān)系，認(rèn)為具有海外背景的高管長(zhǎng)期接受海外文化的教育和熏陶，海外經(jīng)歷會(huì)幫助高管熟悉海外企業(yè)運(yùn)營(yíng)模式，掌握先進(jìn)管理理念和價(jià)值觀，更好的運(yùn)用于中國(guó)的管理實(shí)踐[17-18]。具備海外學(xué)習(xí)和工作背景的高管更易崇尚社會(huì)責(zé)任，履行信息披露義務(wù)的價(jià)值觀，回國(guó)任職后更重視企業(yè)信息披露質(zhì)量的地位[19]。本文以高管成員具備海外任職及海外求學(xué)經(jīng)歷比例作為海外背景變量，認(rèn)為具備海外背景高管更具備信息披露的價(jià)值觀念和實(shí)踐體會(huì)，更能引導(dǎo)企業(yè)與國(guó)際信息披露體系接軌，提高信息披露質(zhì)量，故本文提出研究假設(shè)H1-1：

H1-1：高管成員海外背景比例對(duì)企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

公司高管金融背景指的是高管人員曾具有監(jiān)管部門、政策性銀行、商業(yè)銀行等的金融機(jī)構(gòu)工作經(jīng)歷[20]。具備金融背景的企業(yè)高管更了解金融行業(yè)制度，降低信息不對(duì)稱，有助于在投融資方面建立銀企關(guān)聯(lián)關(guān)系，從而幫助企業(yè)降低融資難度、獲得更高的信貸額度[21]。高管成員具備投行等金融機(jī)構(gòu)工作經(jīng)歷，會(huì)提升企業(yè)并購(gòu)的可能性，進(jìn)而提升企業(yè)的業(yè)績(jī)表現(xiàn)[22]。具備金融背景的CEO相對(duì)一般CEO對(duì)金融投資策略、資本運(yùn)作等方面具有更強(qiáng)的處理能力，會(huì)促進(jìn)企業(yè)的金融化進(jìn)程，并且在較好的制度環(huán)境中，CEO具備金融背景會(huì)降低企業(yè)金融化進(jìn)程中的風(fēng)險(xiǎn)[23]。根據(jù)以上分析，本文提出研究假設(shè)H1-2：

H1-2：高管成員金融背景比例對(duì)企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

高管過(guò)去的學(xué)術(shù)經(jīng)歷是高管特殊而難忘的經(jīng)歷之一，會(huì)影響高管的思維方式、決策行為和德道水平[24]。高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷影響公司的信息披露質(zhì)量的邏輯機(jī)理在于：首先，過(guò)去的教學(xué)、研究經(jīng)歷使得高管的思維更加嚴(yán)謹(jǐn)，特別是面臨不確定性決策時(shí)更加擅長(zhǎng)用數(shù)據(jù)和事實(shí)作為依據(jù)。高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠提升公司的內(nèi)部治理水平，從而提升公司的盈余管理質(zhì)量[25-26]。進(jìn)而，擁有學(xué)術(shù)背景的高管在財(cái)務(wù)決策和信息披露時(shí)更加保守，對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量要求可能更高，因此公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平更高[27]。其次，高管過(guò)去的學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠讓高管自律性更強(qiáng)，從而在行為中表現(xiàn)出“嚴(yán)以律己”的形象。同時(shí)，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠提升高管的社會(huì)責(zé)任意識(shí)，當(dāng)公司高管向外部傳遞較高的誠(chéng)信度和承擔(dān)責(zé)任的意識(shí)時(shí)，投資者會(huì)認(rèn)為公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量更高，從而降低了公司與債權(quán)人、投資者的信息不對(duì)稱程度，降低上市公司融資約束和融資成本，提升公司業(yè)績(jī)[28-29]。最后，在中國(guó)由于長(zhǎng)期受到儒家思想的熏陶，學(xué)術(shù)工作者對(duì)自身的形象、德道、信譽(yù)要求更高。在管理工作中，更高的德道標(biāo)準(zhǔn)和信譽(yù)水平能夠降低公司的盈余管理動(dòng)機(jī)，提升了公司的盈余質(zhì)量，從而提高了公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量?；诒Ｊ貎A向、社會(huì)責(zé)任、道德和信譽(yù)等多方面的分析，本文提出如下假設(shè)H1-3：

H1-3：高管成員學(xué)術(shù)背景比例對(duì)企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

高管薪酬與信息披露質(zhì)量的關(guān)系，既往學(xué)者已經(jīng)從多維度進(jìn)行了研究，但迄今為止尚未得到完全一致的結(jié)論[30]。少部分學(xué)者認(rèn)為高管薪酬與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)聯(lián)性比較微弱[31-32]。大部分學(xué)者的研究結(jié)果證實(shí)了高管薪酬與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間存在著內(nèi)在聯(lián)系。一方面，基于利益掠奪假說(shuō)[33]，當(dāng)公司業(yè)績(jī)與薪酬掛鉤時(shí)，公司高階經(jīng)理人可能利用研發(fā)支出、廣告支出等來(lái)調(diào)控盈余，保護(hù)高階經(jīng)理人之獎(jiǎng)酬[34]。高管薪酬對(duì)公司會(huì)計(jì)政策選擇具有顯著影響，高階經(jīng)理人傾向于以盈余管理的方式達(dá)到自身利益的最大化[35-36]。經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)較差公司的經(jīng)理人得到的薪酬將相應(yīng)減少，為了避免這種情形出現(xiàn)，高階經(jīng)理人也更傾向于操縱盈余數(shù)字。當(dāng)企業(yè)以紅利發(fā)放與績(jī)效獎(jiǎng)勵(lì)掛鉤時(shí)，將會(huì)導(dǎo)致更多盈余管理行為，修訂年終績(jī)效敏感度可以有效抑制高階經(jīng)理人的盈余管理動(dòng)機(jī)[37]。另一方面，基于利益收斂假說(shuō)[38]，公司可以利用薪酬或者股權(quán)來(lái)激勵(lì)高階經(jīng)理人提升內(nèi)部控制品質(zhì)[39-40]，進(jìn)而改善公司披露的財(cái)務(wù)報(bào)表的可靠性[41-42]。激勵(lì)機(jī)制的存在能夠使得高薪酬的高階管理者與公司的利益趨于一致，有利于減少其實(shí)施盈余管理的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而能夠提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。因此，高管薪酬與上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系[43-44]。本文將上市公司領(lǐng)取薪酬高管比例作為高管激勵(lì)變量，研究其與信息披露質(zhì)量的關(guān)系，提出研究假設(shè)H1-4：

H1-4：高管成員領(lǐng)取薪酬比例對(duì)企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

法治環(huán)境作為重要的外部治理機(jī)制，在上市公司決策行為的影響因素之中起著至關(guān)重要的作用。一個(gè)國(guó)家的法律制度狀況，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著而直接的作用[45]，深度影響著公司的財(cái)務(wù)報(bào)告行為。既往文獻(xiàn)中的國(guó)際比較研究顯示，一個(gè)國(guó)家或者地區(qū)的法律環(huán)境水平對(duì)提高上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量起著重要的作用[46-49]。強(qiáng)有力的法律體系有助于減少和約束對(duì)上市公司盈余進(jìn)行人為操控，公司披露的盈余質(zhì)量的真實(shí)狀況因一個(gè)國(guó)家的法律實(shí)力而顯著不同[50-53]。良好的法律環(huán)境要求更加透明的信息披露，這使得資本市場(chǎng)監(jiān)管者、分析師、投資者更容易辨認(rèn)不恰當(dāng)?shù)挠嗖倏v行為[54]，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整，提升資本配置效率[55]。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則等技術(shù)規(guī)范增強(qiáng)了會(huì)計(jì)信息的可比性，但是會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升，最終取決于高階經(jīng)理人是否客觀公允地執(zhí)行會(huì)計(jì)準(zhǔn)則和信息披露要求，而這有賴于較高的法律環(huán)境水平來(lái)約束高階經(jīng)理人的信息披露動(dòng)機(jī)和行為。因此，與會(huì)計(jì)準(zhǔn)則等技術(shù)規(guī)范相比較而言，法律環(huán)境對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響更為重要[56]。由此分析，在法制環(huán)境較好的地區(qū)，司法和行政執(zhí)法水平、訴訟和執(zhí)法效率、守法和依法維權(quán)的自覺(jué)性均較高，企業(yè)一旦因公開(kāi)披露會(huì)計(jì)信息的可比性不符合相關(guān)準(zhǔn)則、規(guī)則要求致使信息使用者遭受經(jīng)濟(jì)損失，會(huì)面臨較高的監(jiān)管、訴訟風(fēng)險(xiǎn)和處罰成本。相反，在法制環(huán)境較差的地區(qū)，法律體系較為薄弱，監(jiān)管機(jī)制存在漏洞，司法訴訟效率較低，會(huì)計(jì)信息使用者的合法權(quán)益難以得到有效保護(hù)，導(dǎo)致企業(yè)違反會(huì)計(jì)信息披露要求的違法違規(guī)成本也較低[57]。在中國(guó)廣袤的地域環(huán)境下，各個(gè)地區(qū)的法制環(huán)境存在著明顯的差異，并且在中國(guó)特殊的制度背景下，作為外部治理機(jī)制的法制環(huán)境對(duì)上市公司的信息披露會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響呢？本文從《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》中獲得我國(guó)各地區(qū)法制環(huán)境、營(yíng)商環(huán)境數(shù)據(jù)[58]，同時(shí)控制了各個(gè)省、自治區(qū)、直轄市GLOBE文化習(xí)俗的地域文化變量[59]，研究法律和文化環(huán)境對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量的影響力。本文提出研究假設(shè)H2：

H2：我國(guó)法治環(huán)境向好對(duì)企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)選擇

本文選擇2008-2018年的滬深A(yù)股主板、中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究對(duì)象，初始樣本數(shù)據(jù)主要公司治理和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，法制環(huán)境指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自王小魯、樊綱等《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2018)》，地域文化指標(biāo)來(lái)自趙向陽(yáng)等(2015)[59]中國(guó)各個(gè)省、自治區(qū)、直轄市GLOBE文化習(xí)俗。為排除異常值影響，確保樣本的有效性，本文遵循如下數(shù)據(jù)篩選和處理的標(biāo)準(zhǔn)：(1)按照中國(guó)證監(jiān)會(huì)《上市公司行業(yè)分類指引》；(2)剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)數(shù)據(jù)；(3)剔除ST、S*ST、*ST、SST年度公司數(shù)據(jù)；(4)對(duì)大量主要變量缺失數(shù)據(jù)、及總資產(chǎn)絕對(duì)數(shù)小于0等明顯錯(cuò)誤數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除；(5)對(duì)變量絕對(duì)數(shù)大于0數(shù)據(jù)進(jìn)行Ln(COUNT)處理；最終得到26740個(gè)“公司/年”初始觀測(cè)值。

(二)研究模型

本文將信息披露質(zhì)量作為被解釋變量，如何選擇測(cè)算指標(biāo)和測(cè)算方法，是能否對(duì)滬深A(yù)股上市公司信息披露質(zhì)量準(zhǔn)確合理計(jì)算的關(guān)鍵問(wèn)題。借鑒現(xiàn)有研究的普遍做法，本文采用可操縱性盈余(ABACC)來(lái)測(cè)度信息披露質(zhì)量。一般來(lái)講，上市公司的可操縱性盈余的絕對(duì)值越大，表示該公司的盈余管理越多，該公司可能存在較嚴(yán)重的盈余操控現(xiàn)象，其信息披露質(zhì)量越低；上市公司的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目具有緩解經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量的噪音以及及時(shí)確認(rèn)經(jīng)濟(jì)損益的作用，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目與負(fù)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量的相關(guān)性更強(qiáng)，上市公司應(yīng)計(jì)項(xiàng)目值越大，該公司的信息披露質(zhì)量越低。本文中可操縱性盈余(ABACC)的計(jì)算過(guò)程借鑒Kothari等(2005)[60]的方法，計(jì)算過(guò)程如下：

首先，建立計(jì)算上市公司i第t年的總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)TAi,t的模型(1)：

TAi,t=(NIi,t-CFOi,t)/ASSETi,t-1

(1)

模型(1)中的TAi,t表示上市公司i第t年的總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，NIi,t表示上市公司i第t年的凈利潤(rùn)，CFOi,t表示上市公司i第t年的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流凈額，ASSETi,t-1表示上市公司i第t-1年的總資產(chǎn)。

其次，利用ROA修正的Jones模型分年度回歸，計(jì)算上市公司i第t年的總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)TAi,t，建立模型(2)，得到回歸系數(shù)β0，β1，β2，β3，β4。

β4*ROAi,t-1+εi,t

(2)

模型(2)增加的變量有：ΔNRi,t表示公司i第t年凈營(yíng)業(yè)收入的增加額，ΔTRi,t表示公司i第t年應(yīng)收賬款的增加額，PPEi,t表示公司i第t年的固定資產(chǎn)，ROAi,t-1表示公司i第t-1年資產(chǎn)回報(bào)率。

然后，將模型(2)中的回歸系數(shù)β0，β1，β2，β3，β4帶入模型(3)，得到非操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)NDAi,t：

β4*ROAi,t-1+εi,t

(3)

最后，利用模型(4)計(jì)算出可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)DAi,t:

DAi,t=TAi,t-NDAi,t

(4)

對(duì)可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)取絕對(duì)數(shù)得到本文變量可操縱性盈余(ABACC)，如模型(5)：

ABACC=ABS(DA)

(5)

相較于截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)模型對(duì)時(shí)間和個(gè)體維度進(jìn)行了綜合考量，能夠正確反映各個(gè)經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系。面板數(shù)據(jù)可以測(cè)量一些難以度量因素與被解釋變量之間的影響關(guān)系，結(jié)合本文的數(shù)據(jù)特性，為估計(jì)法治環(huán)境、高管素質(zhì)對(duì)信息披露質(zhì)量的影響，進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，建立具體回歸模型。為了驗(yàn)證研究假設(shè)，本文控制行業(yè)和年份進(jìn)行回歸，首先建立主回歸模型(6)：

ABACCi,t=α1+β1*FINBi,t+β2*ACADi,t+β3*OSEAi,t+β4*AGEi,t+β5*TOP10i,t+β6*ASSETi,t+β7*LEVi,t+β8*GROWTHi,t+β9*PAIDi,t+β10*RLEi,t+β11*L1_MIi,t+ε

(6)

模型(6)中，可操縱性盈余的絕對(duì)值(ABACC)是本文因變量，用來(lái)衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。一般來(lái)說(shuō)，公司的可操縱性盈余的絕對(duì)值越高，其會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低。FINB、ACAD、OSEA、PAID、RLE分別代表本文的解釋變量上市公司高管金融背景比例、學(xué)術(shù)背景、海外經(jīng)歷、領(lǐng)取薪酬比例、各省份法治背景，AGE、TOP10、ASSET、LEV、GROWTH分別代表本文的控制變量公司年齡、前十大股東持股、總資產(chǎn)、資本結(jié)構(gòu)、成長(zhǎng)能力，L1_MI代表滯后一期各省份市場(chǎng)化程度，YEAR、IND分別代表行業(yè)和年份，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)本文研究假設(shè)，我們預(yù)期系數(shù)β1，β2，β3，β10均為顯著負(fù)值，β9為顯著正值。

為了進(jìn)一步分析，本文考慮行業(yè)和年份時(shí)進(jìn)行回歸，加入地域文化變量，進(jìn)行逐步和分組回歸，建立模型(7)：

ABACCi,t=α1+β1*FINBi,t+β2*ACADi,t+β3*OSEAi,t+β4*AGEi,t+β5*TOP10i,t+

β6*ASSETi,t+β7*LEVi,t+β8*GROWTHi,t+β9*PAIDi,t+β10*RLEi,t+β11*L1_MIi,t+β12*UAi,t+β13*PDi,t+β14*GEi,t+ε

(7)

模型(7)中UA、PD、GE分別代表地域文化變量：不確定性規(guī)避、權(quán)力差距、性別平等，其他變量均與前述模型相同。

為了進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，除加入工具變量外，還加入外部治理與高管特質(zhì)交互變量，考慮行業(yè)和年份進(jìn)行回歸，建立模型(8)：

ABACCi,t=α1+β1*Xi,t*FINBi,t+β2*Xi,t*

ACADi,t+β3*Xi,t*OSEAi,t+β4*AGEi,t+β5*

TOP10i,t+β6*ASSETi,t+β7*LEVi,t+β8*GROWTHi,t+β9*Xi,t*PAIDi,t+β10*RLEi,t+β11*L1_MIi,t+β12*UAi,t+β13*PDi,t+β14*GEi,t+ε

(8)

其中，Xi,t分別代表外部治理變量RLE、MI、UA、PD、GE，根據(jù)本文研究假設(shè)及主模型回歸結(jié)果，我們預(yù)期系數(shù)β1,β2,β3,β10均為負(fù)值，β9為正值。

(三)變量解釋及描述性統(tǒng)計(jì)

本文采用上市公司可操縱性盈余的絕對(duì)值(ABACC)來(lái)衡量信息披露質(zhì)量， FINB、ACAD、OSEA、PAID、RLE分別代表本文的解釋變量上市公司高管金融背景比例、海外背景比例、學(xué)術(shù)背景比例、領(lǐng)取薪酬比例以及各省份法治環(huán)境，市場(chǎng)化水平(MI)由各省份市場(chǎng)化指數(shù)得分進(jìn)行量化，UA、PD、GE分別代表地域文化特征變量不確定性規(guī)避、權(quán)力差距、性別平等，AGE、TOP10、ASSET、LEV、GROWTH分別代表本文的控制變量公司成立年數(shù)、股權(quán)集中度、資本結(jié)構(gòu)、成長(zhǎng)能力，YEAR、IND分別代表行業(yè)和年份。本文研究的具體變量解釋見(jiàn)表1。

表1 變量解釋

表2是本文研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從被解釋變量的情況來(lái)看，信息披露質(zhì)量(ABACC)的極差較大，說(shuō)明該指標(biāo)對(duì)各個(gè)公司/年觀測(cè)值具有一定的區(qū)分度，樣本公司間的信息披露質(zhì)量差異較大；從解釋變量的情況來(lái)看，法治環(huán)境(RLE)的均值與中位數(shù)比較接近，海外背景(OSEA)、金融背景(FINB)、學(xué)術(shù)背景(ACAD)、領(lǐng)取薪酬(PAID)的標(biāo)準(zhǔn)差均較小，說(shuō)明本文研究的解釋變量數(shù)據(jù)波動(dòng)性較小，但進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，法制環(huán)境(RLE)的均值、中位數(shù)分別為6.177、6.300，說(shuō)明樣本上市公司所在地的法制環(huán)境總體水平低于中等水平，市場(chǎng)化指數(shù)(MI)的均值、中位數(shù)分別為8.092、8.030，說(shuō)明樣本上市公司所在地的市場(chǎng)化總體水平高于中等水平，高管素質(zhì)變量中海外背景(OSEA)、金融背景(FINB)、學(xué)術(shù)背景(ACAD)的總體水平高于中等水平，領(lǐng)取薪酬(PAID)的總體水平低于中等水平；從控制變量的情況來(lái)看，各變量1/4分位數(shù)、1/2分位數(shù)、3/4分位均比較接近，股東持股(TOP10)的總體水平低于中等水平，除總資產(chǎn)(ASSET)、企業(yè)年齡(AGE)外標(biāo)準(zhǔn)差也在較小的水平上，說(shuō)明本研究的控制變量整體比較平穩(wěn)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)Pearson和Spearman相關(guān)關(guān)系檢驗(yàn)

表3是本研究中被解釋變量、解釋變量和控制變量之間的Pearson和Spearman相關(guān)關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。表3中的左下三角為Pearson相關(guān)系數(shù)的結(jié)果，右上三角為Spearman相關(guān)系數(shù)的結(jié)果，ABACC與FINB、ACAD、OSEA、PAID、RLE的相關(guān)系數(shù)均為負(fù)值，且Spearman相關(guān)系數(shù)均保持了0.01水平上的顯著關(guān)系，這說(shuō)明不考慮其他因素時(shí)，董事海外背景、金融背景、學(xué)術(shù)背景、領(lǐng)取薪酬比例上升，法治環(huán)境提升，會(huì)顯著提高上市公司的信息披露質(zhì)量，初步支持本文假設(shè)。在控制變量中，除了不確定性規(guī)避外，其他變量都與 ABACC在一定水平上顯著，說(shuō)明在不考慮其它因素的影響時(shí)，本文控制變量與因變量都存在一定的相關(guān)性，表明本文的控制變量選取較為合理，對(duì)可能影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果的非實(shí)驗(yàn)因素起到了很好的控制作用。但在Pearson相關(guān)檢驗(yàn)中，解釋變量ACAD、PAID與ABACC的相關(guān)關(guān)系并不顯著，因此，本文信息披露質(zhì)量與內(nèi)部高管異質(zhì)性、外部法治環(huán)境的關(guān)系需要在基本回歸模型進(jìn)行詳細(xì)分析。

(二)基本回歸分析

表2和表3僅僅驗(yàn)證了沒(méi)有其它因素影響時(shí)，高管異質(zhì)性與ABACC、法治環(huán)境與ABACC等變量之間的相關(guān)關(guān)系，從而支持本文假設(shè)H1和H2。如果考慮其他變量的影響，需要做回歸分析。本文基本回歸分析結(jié)果見(jiàn)表4，其中第(1)列至第(3)列分別是因變量為ABACC時(shí)，逐步控制了部分變量的回歸結(jié)果；第(4)列是因變量為ABACC時(shí)，控制了所有變量的回歸結(jié)果。實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯示：第一，有金融行業(yè)從業(yè)經(jīng)歷的高管比例與ABACC在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，這一結(jié)果在逐步模型和一次控制所有變量模型中始終顯著。有金融行業(yè)從業(yè)經(jīng)歷的高管比例每提升1個(gè)百分點(diǎn)，可操縱性盈余的絕對(duì)值下降47.9個(gè)百分點(diǎn)，表明有金融從業(yè)經(jīng)歷的高管比例有助于提升公司的信息披露質(zhì)量，具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義。第二，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例與ABACC負(fù)相關(guān)，這一結(jié)果的顯著程度隨著逐步納入抑制變量而顯現(xiàn)出差異性。在逐步考慮高管的薪酬異質(zhì)性、上市公司所在區(qū)域的法治環(huán)境差異時(shí)，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對(duì)ABACC影響力的顯著性并無(wú)變化。而當(dāng)我們考慮上市公司所在區(qū)域的市場(chǎng)化發(fā)育程度這一重要因素時(shí)，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例與ABACC在0.1的水平上顯著負(fù)相關(guān)。這表明，忽視市場(chǎng)化發(fā)育程度這一重要抑制變量，會(huì)導(dǎo)致有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例與ABACC的真實(shí)關(guān)系被弱化或者掩蓋。在控制了市場(chǎng)化程度變量時(shí)，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例的提升每提升1個(gè)百分點(diǎn)，可操縱性盈余的絕對(duì)值顯著下降15.5個(gè)百分點(diǎn)，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例的提升有助于提升公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義。第三，高管薪酬與ABACC正相關(guān)，這一結(jié)果的顯著程度也隨著關(guān)鍵抑制變量的納入而得到提升。在考慮法治環(huán)境差異時(shí)，高管薪酬對(duì)ABACC影響力的顯著性并無(wú)變化。而當(dāng)納入市場(chǎng)化發(fā)育程度這一抑制變量時(shí)，高管薪酬與ABACC在0.1的水平上顯著正相關(guān)。這表明，忽視市場(chǎng)化發(fā)育程度這一重要抑制變量，也會(huì)導(dǎo)致高管薪酬與ABACC的真實(shí)關(guān)系被弱化或者掩蓋。因此，在控制了市場(chǎng)化程度變量時(shí)，高管薪酬變量每提升1個(gè)百分點(diǎn)，可操縱性盈余的絕對(duì)值顯著上升12.60個(gè)百分點(diǎn)，這一實(shí)驗(yàn)結(jié)果支持利益掠奪假說(shuō)，與Healy(1985)、Gul(2003)、Augustine等(2010)、Qian等(2014)等學(xué)者的研究結(jié)論相一致。第四，有海外經(jīng)歷的高管比例與ABACC負(fù)相關(guān)。在控制所有變量的情況下，有海外經(jīng)歷的高管比例每提升1個(gè)百分點(diǎn)，可操縱性盈余的絕對(duì)值下降8.6個(gè)百分點(diǎn)，表明有海外經(jīng)歷的高管比例的提升有助于提升公司的信息披露質(zhì)量。第五，法治環(huán)境與ABACC負(fù)相關(guān)，法治環(huán)境改善有助于提高公司信息披露質(zhì)量；二者關(guān)系的顯著程度也受到抑制變量的影響。當(dāng)我們考慮上市公司所在區(qū)域的市場(chǎng)化發(fā)育程度這一重要因素時(shí)，法治環(huán)境與ABACC在0.01的水平上顯著負(fù)相關(guān)。在不考慮上市公司所在省份的市場(chǎng)化發(fā)育程度變量時(shí)，法治環(huán)境狀況變量每提升1個(gè)百分點(diǎn)，可操縱性盈余的絕對(duì)值顯著下降1.7個(gè)百分點(diǎn)；而我們控制了市場(chǎng)化程度變量時(shí)，法治環(huán)境狀況每提升1個(gè)百分點(diǎn)，可操縱性盈余的絕對(duì)值顯著下降3.4個(gè)百分點(diǎn)?？紤]抑制變量之后顯著性明顯增強(qiáng)，以及影響力增大100%，這充分表明：忽視市場(chǎng)化發(fā)育程度這一重要抑制變量，會(huì)導(dǎo)致法治環(huán)境與ABACC的真實(shí)關(guān)系被弱化或者掩蓋。在研究改善法治環(huán)境是否有助于改善公司行為問(wèn)題時(shí)，需要充分考慮公司所在地的市場(chǎng)發(fā)育程度等重要抑制變量。否則，第三因素可能掩蓋變量之間的真實(shí)關(guān)系。第六，在控制變量方面，公司上市年齡、資產(chǎn)規(guī)模、股權(quán)特征、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率等變量都在不同水平上顯著影響 ABACC，這些均是影響公司信息披露質(zhì)量的重要因素。

表3 變量的Pearson和Spearman相關(guān)關(guān)系檢驗(yàn)

注：下三角為Pearson相關(guān)系數(shù)，上三角為Spearman相關(guān)系數(shù)，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

表4 高管特質(zhì)、法治環(huán)境對(duì)信息披露質(zhì)量的基本回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計(jì)量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

(三)進(jìn)一步分析

本文在基本回歸分析部分實(shí)證檢驗(yàn)了高管特質(zhì)、法治環(huán)境與上市公司信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系，但是它們間的影響效應(yīng)會(huì)不會(huì)因?yàn)槠渌兞克降牟煌嬖诓町惸兀勘疚倪M(jìn)一步分析高管特質(zhì)對(duì)信息披露質(zhì)量的影響方向和影響程度，是否顯著地受到公司所在省份的地域文化特征、法治環(huán)境差異、市場(chǎng)化水平差異等變量的影響。

理解中國(guó)的種種社會(huì)、經(jīng)濟(jì)問(wèn)題時(shí)，除了研究正式制度，還應(yīng)該關(guān)注幾千年來(lái)在歷史中緩慢形成而影響深遠(yuǎn)的非正式制度[61]。作為制度的重要組成部分，非正式制度對(duì)公司行為的影響深遠(yuǎn)而且重要。當(dāng)法律等正式制度缺失或者不完善時(shí)，非正式制度往往發(fā)揮至關(guān)重要的作用，甚至在一定程度上替代正式制度。地域文化作為一種非正式制度，對(duì)人的行為以及公司行為具有深刻的影響，行為是文化的函數(shù)，企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露行為也必然深受公司文化特征的影響[62]。事實(shí)上，會(huì)計(jì)信息披露決策最終是由人作出的，這種決策畢竟是在一定的社會(huì)和組織環(huán)境下做出的，不可避免地受到外部環(huán)境的制約和影響。作為一種典型的非正式制度，區(qū)域文化對(duì)企業(yè)信息披露質(zhì)量具有重要影響[63]，傳統(tǒng)文化與企業(yè)的環(huán)境信息披露水平呈現(xiàn)正相關(guān)[64]?？梢钥闯觯芯康赜蛭幕@一非正式制度如何發(fā)揮作用，探討它對(duì)上市公司信息披露質(zhì)量的影響，有助于深化和細(xì)化對(duì)信息披露質(zhì)量影響因素的理解。以權(quán)力差距為例來(lái)分析，權(quán)力差距描述了社會(huì)接受或者承認(rèn)組織內(nèi)部權(quán)力分配不平等的程度，它是區(qū)域文化特征的重要代表變量。權(quán)力差距影響上市公司信息披露質(zhì)量的作用機(jī)理在于：作為一種在社會(huì)中普遍存在的文化特征，權(quán)力差距對(duì)個(gè)人和組織決策風(fēng)格具有顯著影響。從信息供給者角度來(lái)看，在權(quán)力差距較高的區(qū)域，公司決策者對(duì)于信息披露質(zhì)量以及公平正義地對(duì)待信息使用者的重視程度較低。從信息需求者角度來(lái)看，權(quán)力差距變量越大時(shí)人們更傾向于容忍和接受，對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的要求亦隨之降低。

納入上市公司所在省份地域文化特征差異之后的回歸分析如表5所示，其中第(5)列至第(6)列分別是因變量為ABACC時(shí)，逐步控制了部分地域文化變量的回歸結(jié)果；第(7)列是因變量為ABACC時(shí)，控制了所有地域文化變量的歸回結(jié)果。實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯示：第一，不確定性規(guī)避、權(quán)力差距文化變量與ABACC呈現(xiàn)顯著正向相關(guān)；性別平等變量與ABACC呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)。不確定性規(guī)避和權(quán)力差距變量每提高1個(gè)百分點(diǎn)，可操縱性盈余的絕對(duì)值顯著提高40.6個(gè)百分點(diǎn)、31.3個(gè)百分點(diǎn)。所在省份的地域文化變量，是上市公司信息披露質(zhì)量的重要影響因素。在高不確定性規(guī)避、高權(quán)力差距的文化氛圍中，人們對(duì)不確定性和權(quán)力差距的容忍度更高，對(duì)階級(jí)和等級(jí)秩序的接受度更高，因而更容易接受和滿足現(xiàn)狀而忽視對(duì)社會(huì)平等和公平的追求，此種文化環(huán)境下公司更加傾向于通過(guò)操縱會(huì)計(jì)盈余從而使得信息披露質(zhì)量較低。第二，逐步回歸顯示公司所在地域文化特征差異變量，對(duì)于高管特征、法治環(huán)境與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系具有顯著影響。在納入上市公司所在省份的地域文化特征因素之后，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例、法治環(huán)境狀況變量每提升1個(gè)百分點(diǎn)，可操縱性盈余的絕對(duì)值顯著下降的百分比，分別增大到16個(gè)百分點(diǎn)和3.7個(gè)百分點(diǎn)。這表明所在省份的地域文化特征差異，是在探討高管特質(zhì)、法治環(huán)境對(duì)信息披露質(zhì)量影響方向和影響程度時(shí)不可忽視的關(guān)鍵抑制變量。

表5 納入地域文化特征差異的全樣本回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計(jì)量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

本文的表4和表5實(shí)驗(yàn)結(jié)果已經(jīng)表明，法治環(huán)境、市場(chǎng)化水平、地域文化差異，既是影響上市公司信息披露質(zhì)量的重要因素，也是影響高管異質(zhì)性與公司信息披露質(zhì)量關(guān)系的重要抑制變量。在進(jìn)一步研究時(shí)，我們有必要分別以市場(chǎng)化程度、法治環(huán)境、地域文化分別作為約束條件，考察上市公司外部環(huán)境特征明顯不同的各個(gè)地區(qū)分組樣本下，高管特質(zhì)等變量對(duì)于信息披露質(zhì)量的影響。一些學(xué)者認(rèn)為，市場(chǎng)化進(jìn)程會(huì)影響公司資源配置效率，進(jìn)而影響公司內(nèi)外部治理。夏立軍(2005)[65]指出公司所處的市場(chǎng)環(huán)境的改善能夠顯著減少高管行為對(duì)公司經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生的負(fù)面影響。表6的(1)到(2)列報(bào)告了按市場(chǎng)化水平將樣本進(jìn)行分組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，有金融背景的高管比例、高管薪酬、法治環(huán)境、地域文化特征等變量對(duì)于ABACC的影響，市場(chǎng)化水平高的樣本組的顯著性明顯優(yōu)于市場(chǎng)化水平低的樣本組。在控制變量方面，公司年齡、資產(chǎn)負(fù)債率等變量，市場(chǎng)化水平高的樣本組的顯著性也明顯優(yōu)于市場(chǎng)化水平低的樣本組。這一結(jié)果進(jìn)一步表明，作為公司治理結(jié)構(gòu)中的重要組成部分，高管異質(zhì)性、法治環(huán)境對(duì)于信息披露質(zhì)量的影響程度，顯著地受到公司外部市場(chǎng)化水平因素的制約。事實(shí)上，上市公司管理層的行為很大程度上會(huì)受到國(guó)家市場(chǎng)機(jī)制的監(jiān)督約束。在市場(chǎng)化水平高時(shí)，產(chǎn)品市場(chǎng)、資本市場(chǎng)、經(jīng)理人市場(chǎng)和法治環(huán)境都比較健全，監(jiān)管部門對(duì)于公司披露的會(huì)計(jì)信息審查更趨嚴(yán)格，因此對(duì)公司高管的約束機(jī)制也會(huì)更加有效，能促使上市公司及時(shí)、完整地對(duì)外披露更多信息。在此背景下，公司盈余操縱和造假行為更加易于被市場(chǎng)發(fā)現(xiàn)。因此，我國(guó)作為新興市場(chǎng)化國(guó)家，各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程極度不平衡，提升市場(chǎng)化水平有助于改善上市公司信息披露質(zhì)量。表6的(3)到(4)列報(bào)告了按法治環(huán)境將樣本進(jìn)行分組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，有金融背景的高管比例、法治環(huán)境、地域文化特征等變量對(duì)于ABACC的影響，在法治環(huán)境狀況高的樣本組的顯著性，明顯優(yōu)于法治環(huán)境狀況低的樣本組。在控制變量方面，公司年齡、資產(chǎn)負(fù)債率等變量，法治環(huán)境狀況高的樣本組的顯著性也明顯優(yōu)于法治環(huán)境狀況低的樣本組。這一結(jié)果進(jìn)一步表明，法治環(huán)境狀況是制約公司信息披露質(zhì)量諸多影響因素起作用的重要變量，要使得高管等內(nèi)部治理因子有效改進(jìn)公司信息披露質(zhì)量，必須同時(shí)完善法治環(huán)境這一重要外部治理機(jī)制。

表6 考慮公司外部環(huán)境特征差異的分組回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計(jì)量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性探討

將解釋變量和控制變量取滯后一期數(shù)值可以緩解由反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，但是由遺漏重要變量、自相關(guān)導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題仍可能存在。解決內(nèi)生性問(wèn)題的關(guān)鍵在于尋找工具變量，法治環(huán)境差異、市場(chǎng)化水平、地域文化特征均為分省數(shù)據(jù)，本文借鑒Doytch和Uctum(2011)[66]的研究方法，對(duì)高管特質(zhì)包含金融背景、學(xué)術(shù)背景、海外經(jīng)歷、高管薪酬取滯后兩期作為工具變量，進(jìn)行兩階段回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表7。表7的(1)到(4)列報(bào)告了第一階段各高管異質(zhì)性工具變量與解釋變量的回歸結(jié)果。FINBt-2與FINBt-1在0.01水平上顯著正相關(guān)，ACADt-2與ACADt-1在0.01水平上顯著正相關(guān)，OSEAt-2與OSEAt-1在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，PAIDt-2與PAIDt-1在0.01水平上顯著正相關(guān)，均符合工具變量的相關(guān)性原則。表7的(5)列報(bào)告了第二階段ABACCt與刨除內(nèi)生性后解釋變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在經(jīng)過(guò)工具變量?jī)呻A段回歸后，高管成員金融背景比例提高、學(xué)術(shù)背景比例提高、法治環(huán)境向好均顯著提升企業(yè)信息披露質(zhì)量，高管薪酬比例對(duì)ABACC仍具有正向影響，本文主回歸結(jié)論整體得到驗(yàn)證，本文結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表7 考慮內(nèi)生性問(wèn)題后使用工具變量的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)是相應(yīng)Z統(tǒng)計(jì)量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

2.交互效應(yīng)分析

為了檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，我們需要進(jìn)一步用兩個(gè)自變量之間的交互項(xiàng)來(lái)檢驗(yàn)變量之間的交互效應(yīng)，建立包含自變量及某些乘積項(xiàng)的回歸模型，檢驗(yàn)其統(tǒng)計(jì)學(xué)意義來(lái)判斷交互作用是否存在?？紤]到不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化水平、文化特征對(duì)本文研究非隨機(jī)性的影響，出于穩(wěn)健性的考慮，本文借鑒毛其淋和許家云(2018)[67]、Moser和Voena(2012)[68]的研究做法，檢驗(yàn)可能存在的交互效應(yīng)，在主實(shí)驗(yàn)?zāi)Ｐ突A(chǔ)上再加入法治環(huán)境、市場(chǎng)化程度、地域文化乘以各個(gè)高管素質(zhì)變量的交互項(xiàng)，進(jìn)一步控制事前趨勢(shì)。交叉項(xiàng)變量的回歸結(jié)果是本文交互效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中較為關(guān)注的，其回歸系數(shù)的方向和量級(jí)衡量了外部治理與內(nèi)部治理對(duì)信息披露質(zhì)量的交互效應(yīng)，即各省份不同法治環(huán)境、市場(chǎng)化程度、地域文化下與高管特質(zhì)對(duì)信息披露質(zhì)量的促進(jìn)作用或替代作用。表8報(bào)告了高管特質(zhì)、法治環(huán)境對(duì)信息披露質(zhì)量的交互滯后回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，法治環(huán)境、市場(chǎng)化程度、地域文化與FINB交互后仍然均在0.01水平上與ABACC顯著負(fù)相關(guān)，表明外部治理與高管金融背景之間存在顯著的替代作用，諸如法治環(huán)境、市場(chǎng)化水平、地域文化特征等外部治理機(jī)制，可以作為高管金融背景的替代變量，幫助提升上市公司信息披露質(zhì)量；高管學(xué)術(shù)背景與地域文化變量交互后保持了與主回歸一致的結(jié)果，在0.1的水平上與ABACC顯著負(fù)向相關(guān)，表明地域文化與高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷之間存在顯著的替代作用，可以作為后者的替代變量，幫助提升上市公司信息披露質(zhì)量。法治環(huán)境、地域文化與PAID交互后與ABACC顯著正相關(guān)，驗(yàn)證了主回歸結(jié)論的穩(wěn)健性，同時(shí)進(jìn)一步表明法治環(huán)境和地域文化因素與高管薪酬具有互補(bǔ)作用?？傮w來(lái)說(shuō)，在經(jīng)過(guò)交互效應(yīng)回歸后，高管成員金融背景比例提高、學(xué)術(shù)背景比例提高、法治環(huán)境向好均顯著提升企業(yè)信息披露質(zhì)量，高管薪酬比例對(duì)ABACC依然具有顯著正向影響，本文主回歸結(jié)論整體得到驗(yàn)證，本文結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表8 考慮公司內(nèi)外部治理變量交互效應(yīng)的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計(jì)量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

3.自變量重新度量

考慮到變量劃分可能對(duì)實(shí)證結(jié)論的影響，本文對(duì)解釋變量——金融背景、學(xué)術(shù)背景、海外經(jīng)歷、高管薪酬、法制環(huán)境重新度量，按其量級(jí)高低劃分1-0虛擬變量，與被解釋變量ABACC逐步回歸?；貧w結(jié)果見(jiàn)表9。其中第(1)列至第(4)列分別是因變量為ABACC時(shí)，逐步控制了部分變量的回歸結(jié)果；第(5)列是因變量為ABACC時(shí)，控制了所有變量的回歸結(jié)果。實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯示，在逐步模型和一次控制所有變量模型中本文的各個(gè)解釋變量與ABACC的相關(guān)方向均和主模型結(jié)論一致，并且在控制所有變量后，F(xiàn)INB、ACAD、OSEA與ABACC均保持了顯著的負(fù)相關(guān)性，RLE與ABACC顯著負(fù)相關(guān)，PAID與ABACC依然保持了負(fù)向關(guān)系，說(shuō)明上市公司高管層中具備較高的金融背景、學(xué)術(shù)背景、海外經(jīng)歷比例有助于提升公司的信息披露質(zhì)量，法治環(huán)境向好會(huì)提升公司信息披露質(zhì)量，高管領(lǐng)取薪酬比例提高會(huì)降低信息披露質(zhì)量，本文主回歸結(jié)論整體得到驗(yàn)證，本文結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表9 考慮自變量敏感性的虛擬變量回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計(jì)量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

五、結(jié)論與啟示

公司內(nèi)部治理和外部環(huán)境對(duì)上市公司的行為有著重要的影響，是學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的研究重點(diǎn)。本文基于2008-2018年中國(guó)上市公司的面板數(shù)據(jù)，綜合考慮內(nèi)外部治理機(jī)制，研究上市公司內(nèi)部高管特質(zhì)、外部法制環(huán)境與信息披露質(zhì)量的關(guān)系。本文回歸結(jié)果表明，有金融背景的高管比例、有學(xué)術(shù)背景的高管比例、有海外背景的高管比例與可操縱性盈余呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，高管金融、學(xué)術(shù)、海外經(jīng)歷有助于改善上市公司信息披露質(zhì)量；在控制了市場(chǎng)化水平變量時(shí)，高管薪酬變量與可操縱性盈余呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)。在控制了市場(chǎng)化水平變量時(shí)，法治環(huán)境與可操縱性盈余呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，法治環(huán)境改善有助于提高上市公司信息披露質(zhì)量。在控制變量方面，公司上市年齡、資產(chǎn)規(guī)模、股權(quán)特征、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率等變量都不同水平上顯著影響可操縱性盈余，它們均是影響公司信息披露質(zhì)量的重要因素。公司所在地域市場(chǎng)化水平差異因素，對(duì)于高管特征、法治環(huán)境與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系具有顯著影響。本文的進(jìn)一步研究表明，上市公司所在省份的地域文化特征差異、市場(chǎng)化水平差異，是在探討高管特質(zhì)、法治環(huán)境對(duì)信息披露質(zhì)量影響方向和影響程度時(shí)不可忽視的關(guān)鍵抑制變量。在研究改善法治環(huán)境是否有助于改善公司行為問(wèn)題時(shí)，需要充分考慮公司所在地的市場(chǎng)發(fā)育程度等重要抑制變量，否則，第三因素可能掩蓋變量之間的真實(shí)關(guān)系。內(nèi)生性探討、交互效應(yīng)分析、自變量敏感性等后續(xù)回歸表明，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

作為公司治理結(jié)構(gòu)中的一項(xiàng)重要組成部分，高管異質(zhì)性對(duì)于信息披露質(zhì)量的影響程度顯著地受到公司外部市場(chǎng)環(huán)境的制約。包括法治環(huán)境、市場(chǎng)化程度、地域文化在內(nèi)的外部治理因素，與高管金融背景之間存在顯著的替代作用，諸如法治環(huán)境、市場(chǎng)化水平、地域文化特征等外部治理機(jī)制，可以作為高管金融背景的替代變量，幫助提升上市公司信息披露質(zhì)量；地域文化與高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷之間存在顯著的替代作用，可以作為后者的替代變量，幫助提升上市公司信息披露質(zhì)量。法治環(huán)境狀況、市場(chǎng)化水平狀況、地域文化因素是制約公司信息披露質(zhì)量諸多影響因素起作用的關(guān)鍵變量，要使得高管等內(nèi)部治理因子有效改進(jìn)公司信息披露質(zhì)量，必須同時(shí)完善這些重要外部治理機(jī)制。

基于本文上述研究結(jié)論，在我國(guó)的當(dāng)前社會(huì)制度背景下，要想改善上市公司的信息披露質(zhì)量，需要優(yōu)化公司內(nèi)部治理和重視外部環(huán)境因素的影響。在高管人員選拔上，適當(dāng)提高公司中具有海外背景、金融背景、學(xué)術(shù)背景高管的比重；在高管層結(jié)構(gòu)上，適當(dāng)提高高管領(lǐng)取薪酬的比重、降低股權(quán)集中度。在外部環(huán)境方面，重視公司所在地法治環(huán)境對(duì)企業(yè)整體信息披露質(zhì)量的影響。法治環(huán)境狀況是制約公司信息披露質(zhì)量諸多影響因素起作用的重要外部變量，要使得高管等內(nèi)部治理因子有效改進(jìn)信息披露質(zhì)量，必須同時(shí)完善法治環(huán)境這一重要外部治理機(jī)制。更為重要的是，在理論和實(shí)踐中忽視市場(chǎng)化發(fā)育程度這一重要抑制變量，可能導(dǎo)致法治環(huán)境與信息披露質(zhì)量的真實(shí)關(guān)系被弱化或者掩蓋。另外，作為一種非正式制度，區(qū)域文化對(duì)企業(yè)信息披露質(zhì)量具有顯著的重要影響。從地域文化的分析的視角，本文實(shí)證檢驗(yàn)了公司所在省份的文化異質(zhì)性這一非正式制度與企業(yè)信息披露質(zhì)量的關(guān)系，擴(kuò)展了現(xiàn)有非正式制度與企業(yè)行為關(guān)系的研究文獻(xiàn)。本文的研究結(jié)論對(duì)上市公司選擇高管成員構(gòu)成、優(yōu)化高管層結(jié)構(gòu)、重視外部環(huán)境影響具有重要參考意義。