葉邦銀，王 璇

(南京審計大學(xué) a.社會審計學(xué)院，b.會計學(xué)院，江蘇 南京 211815)

一、 引言

隨著資本市場的日趨完善，市場參與者對信息質(zhì)量的要求也不斷提高。出于會計信息質(zhì)量的金融加速效應(yīng)，在當(dāng)前面臨全球疫情和經(jīng)貿(mào)形勢不確定性等諸多不利因素影響與制約的背景下，低質(zhì)量的會計信息可能會起到催化劑的作用，進(jìn)一步引發(fā)金融市場的動蕩。信息披露作為企業(yè)應(yīng)對外部市場發(fā)生重大變革的重要手段，其質(zhì)量如何越來越受到社會各界的關(guān)注。

資本市場的有效運轉(zhuǎn)離不開充分有效的會計信息的支撐，高質(zhì)量的會計信息在有效緩解企業(yè)與投資者之間信息不對稱問題的同時，還可以提高企業(yè)的投融資效率[1]。然而，旨在降低代理成本的信息披露制度往往成為管理層尋租的工具，管理層常常操縱盈余來最大化個人利益[2]。董事會作為公司治理的重要機構(gòu)，其治理效力會直接影響管理層的自利空間和機會，進(jìn)而對公司披露的會計信息質(zhì)量產(chǎn)生影響。近年來，已有文獻(xiàn)從董事會制度、特征、結(jié)構(gòu)、成員背景等視角出發(fā)，研究其對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響[3-7]。隨著研究的不斷深入，董事會內(nèi)部次級團(tuán)隊的行為越來越受到關(guān)注，學(xué)者們以董事會斷裂帶為切入點，探尋其在組織層面發(fā)揮的作用，就其對企業(yè)績效[8]、企業(yè)并購[9]、企業(yè)價值[10]、企業(yè)創(chuàng)新[11]等方面的影響進(jìn)行了有益探索，但關(guān)于董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的影響研究卻并不多見，這也為本文的研究提供了契機。

因此，本文擬從社會認(rèn)同理論和代理問題的角度，實證檢驗董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量之間的關(guān)系，以及內(nèi)部控制是否會在二者之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要在于兩點。一是將斷裂帶理論的研究拓展至?xí)嬓畔①|(zhì)量這一領(lǐng)域，可以豐富會計信息質(zhì)量影響因素的相關(guān)研究。有別于以往的研究大多從董事會成員的某一單一特征視角探索董事會特征與會計信息質(zhì)量關(guān)系，本文嘗試以董事會斷裂帶為切入點重新審視董事會這一重要治理機制對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響機理及后果，有助于深入剖析董事會結(jié)構(gòu)及其運行規(guī)律與企業(yè)會計信息質(zhì)量之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。二是將企業(yè)內(nèi)部控制的影響納入研究范疇內(nèi)。盡管現(xiàn)有研究表明，斷裂帶的存在會導(dǎo)致董事難以有效監(jiān)控管理層的權(quán)力尋租行為[3]，而內(nèi)部控制則會抑制管理層的機會盈余管理行為，降低公司的應(yīng)計盈余管理程度[12]，但是有關(guān)內(nèi)部控制是否在董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量的關(guān)系間產(chǎn)生作用尚未得到檢驗。本文針對上述問題展開實證分析，對于推進(jìn)與完善企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)具有一定的參考價值。

二、 理論分析與研究假設(shè)

(一) 董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量

作為企業(yè)向外進(jìn)行信息披露的關(guān)鍵構(gòu)成因素，會計信息質(zhì)量的高低對企業(yè)的發(fā)展意義重大。真實而可靠的會計信息一方面能夠有效改善企業(yè)的資本配置效率，另一方面還能幫助減輕企業(yè)和外部投資者面臨的信息不對稱問題[13]。然而，公司如何披露會計信息以及披露哪些會計信息會受到股東、管理層和投資者等多重利益相關(guān)者的影響。利益相關(guān)者理論指出，在面臨外部要求不斷增多而內(nèi)部彈性卻日趨下降的困境下，公司的經(jīng)營管理者應(yīng)正確處理和協(xié)調(diào)公司內(nèi)外部各利益團(tuán)體之間的矛盾，通過進(jìn)行有效的管理活動，最終平衡各利益相關(guān)者之間的關(guān)系，并使其目標(biāo)趨于一致，從而提高公司管理效率?？紤]到管理層與股東之間存在著代理問題，而股東決策和外部投資者選擇極大地依賴著會計信息質(zhì)量，管理層可能通過盈余管理來美化自己的業(yè)績，從而獲取更高昂的薪酬并且得到更好的升職。當(dāng)企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督機制存在漏洞時，管理層盈余管理的機會增加，加大了其對企業(yè)會計信息質(zhì)量的損害。

考慮到董事會成員會代表不同類型的利益相關(guān)者向公司提出各自的建議，因而，公司在決定董事會構(gòu)成時有必要提高其多元化水平，以實現(xiàn)平衡各種利益相關(guān)者群體的目標(biāo)。董事會成員背景特征的多元化能夠讓公司得以更為全面地考慮利益相關(guān)者的訴求，有利于公司及其利益相關(guān)者維持良好的契約關(guān)系，提高公司治理水平與信息透明度。當(dāng)公司信息透明度較高時，董事會對公司財務(wù)情況和經(jīng)營狀況的了解得以增強，可以更為有效地發(fā)揮董事會對管理層的監(jiān)督作用，抑制管理層的機會主義行為，在降低交易成本的同時提高董事會的工作效率，而良好的公司治理水平和較高的董事會工作效率則為公司披露高質(zhì)量的會計信息創(chuàng)造了有利條件。

社會認(rèn)同理論指出，人們傾向于根據(jù)不同的屬性特征(如性別、國籍、職能經(jīng)驗等)將自己和他人進(jìn)行歸類，劃分至不同的社會類別，并出于維護(hù)自身高自尊的需求，對自己所屬的子群體予以積極評價，而對其他子群體做出消極評價[14]。個體對某個特定的角色或社會類別的認(rèn)同，會弱化其對整個組織的認(rèn)同[15]，而斷裂帶的存在則導(dǎo)致個體成員更為認(rèn)同自己所在的子群體，而不是其他子群體或整個團(tuán)隊，從而導(dǎo)致團(tuán)隊內(nèi)部關(guān)系沖突的加劇以及團(tuán)隊成員間信任的降低。

董事會作為一個特殊團(tuán)隊，其成員也會基于差異化的結(jié)構(gòu)特征或認(rèn)知特征劃分為不同子群體，形成董事會斷裂帶。而董事會斷裂帶越強，其內(nèi)部劃分就越明確，群體間的界限越清晰[3]。當(dāng)斷裂帶強度高于閾值時，董事會成員對子群體的認(rèn)同甚至可能超出其對整個董事會和股東價值的認(rèn)同[16]。由于董事會成員對所屬子群體更加認(rèn)同，而對其他子群體排斥性較強，這種成員間的認(rèn)同沖突可能導(dǎo)致董事會內(nèi)部被人為分裂，損害董事會的群體凝聚力，進(jìn)而降低董事會成員的監(jiān)督意愿[17]。此外，董事會成員對自身所處子群體的認(rèn)同感和對其他子群體的排斥感會削弱其與自身所屬子群體外部成員的溝通與交流，使得信息難以充分流通。而信息溝通不暢使交流成本上升則會導(dǎo)致董事會成員無法及時充分地掌握與管理層行為相關(guān)的信息，從而降低董事會的監(jiān)督能力[18]。

綜上所述，斷裂帶的存在不僅削弱董事會成員的監(jiān)督意愿，也會降低董事會的監(jiān)督能力，使其難以對管理層的行為進(jìn)行有效監(jiān)督，從而激化股東和管理層之間的第一類代理問題，加劇管理層的機會主義或自利行為，其會刻意隱藏“壞消息”，導(dǎo)致會計信息質(zhì)量下降。而董事會斷裂帶越強，子群體間的沖突可能越激烈，群體間信息傳遞阻力越大。當(dāng)私有信息難以在公司內(nèi)部順利傳遞時，其信息透明度會大為下降，致使公司提供的會計信息準(zhǔn)確性有所減弱。基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，董事會斷裂帶強度增強會降低會計信息質(zhì)量，即董事會斷裂帶強度越高，企業(yè)披露的會計信息質(zhì)量越低。

(二) 董事會斷裂帶、內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量

在企業(yè)中，董事會有責(zé)任對財務(wù)報表的會計信息真實性進(jìn)行監(jiān)管[19]。然而，斷裂帶弱化了董事會的監(jiān)督作用，導(dǎo)致管理層尋租空間增加，會計信息質(zhì)量受到損害，企業(yè)內(nèi)部控制制度則可以遏制這種負(fù)面影響。董事會與內(nèi)部控制制度均是企業(yè)治理機制的重要組成，內(nèi)部控制質(zhì)量越高，越能合理保證企業(yè)的有效運營?？梢哉f，良好的內(nèi)部控制能夠在董事會監(jiān)督缺失時起到極為重要的替代作用。實際上，內(nèi)部控制制度建立的起因就是為了減少管理層舞弊的潛在機會[20]。在兩權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)制度下，大部分公司的所有者并不直接參與管理，而是通過聘用職業(yè)經(jīng)理人代其管理公司，股東與管理層形成了委托代理關(guān)系。管理層作為理性經(jīng)濟(jì)人，逐利的特性使其在履行代理責(zé)任時具備機會主義動機，其可能出于尋求自身利益最大化的目的而實施暗箱操作，損害委托人的既得利益，伺機進(jìn)行財務(wù)舞弊。另外，由于逆向選擇問題，代理人通常會采取粉飾業(yè)績等盈余管理行為獲取股東和投資者的信任，導(dǎo)致公司對外披露的會計信息質(zhì)量降低?；诖耍瑸榱讼蚓徑庑畔⒉粚ΨQ、委托代理問題以及逆向選擇等產(chǎn)生的影響，維護(hù)公司利益相關(guān)者的利益，企業(yè)有必要建立和健全內(nèi)部控制來約束管理層機會主義行為，確保會計信息真實且可靠。已有文獻(xiàn)研究表明，內(nèi)部控制會抑制管理層的盈余管理行為，降低公司的應(yīng)計盈余管理程度，是應(yīng)計項目質(zhì)量的潛在決定因素，而內(nèi)部控制存在重大缺陷的企業(yè)往往存在更高的操縱性盈余[21]。內(nèi)部控制不單單影響著財務(wù)報告結(jié)果的真實性，還和財務(wù)報告形成過程有著不可忽視的緊密聯(lián)系。企業(yè)內(nèi)部控制越完善，內(nèi)部監(jiān)督就越有效，信息透明度越高，越有利于彌補董事會監(jiān)督效力的下降，減少股東與管理者間因信息不對稱帶來的代理問題，幫助董事會制約管理層操縱盈余的動機與能力。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：其他條件不變的情況下，高質(zhì)量的內(nèi)部控制削弱了董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的負(fù)面影響。

三、 研究設(shè)計

(一) 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取滬深A(yù)股上市公司2008—2018年的數(shù)據(jù)作為初始研究樣本?？紤]到2008年之前關(guān)于董事會斷裂帶的相關(guān)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，因而本文的樣本期間始于2008年。本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下調(diào)整：(1)剔除金融業(yè)；(2)剔除ST和*ST企業(yè)；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到了8840個公司年度觀測值。為避免極端值的影響，本文對公司層面的所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%的Winsorize縮尾處理。本文分析中涉及的董事成員特征數(shù)據(jù)及相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)等主要來自Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制質(zhì)量數(shù)據(jù)則來自迪博(DIB)內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫。本文所用軟件為Stata15.0。

(二) 變量定義

1. 會計信息質(zhì)量。本文以盈余管理水平作為企業(yè)的會計信息質(zhì)量衡量標(biāo)準(zhǔn)，參考Jones和Dechow等的研究，采用Jones模型和修正的Jones模型估算企業(yè)的操縱性應(yīng)計作為會計信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)[22-23]。具體模型如下：

(1)

(2)

其中，TAi,t表示公司i在第t期總應(yīng)計利潤，Ai,t-1為i公司t-1期期末總資本，ΔREVi,t和ΔRECi,t分別指公司i在第t期營業(yè)收入增加額和應(yīng)收賬款增加額，PPEi,t表示公司i在第t期期末固定資產(chǎn)總額，CFOi,t-1、CFOi,t、CFOi,t+1分別表示i公司在t-1,t和t+1期產(chǎn)生的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額。本文以DAi,t=|εi,t|作為企業(yè)會計信息質(zhì)量測量指標(biāo)，DAi,t的值越小，會計信息質(zhì)量越高。

2. 董事會斷裂帶。借鑒Barkema、張章等的研究[24-25]，本文通過Thatcher等提出的二分模式[26]衡量董事會斷裂帶(Fau)，選取性別、年齡、教育程度、職業(yè)背景和任期五個測量指標(biāo)。其中，關(guān)于董事會性別用0-1賦值，男性賦值1，女性賦值0。董事年齡則根據(jù)董事成員年齡的十分位分別賦值0-10。董事教育程度借鑒張章等學(xué)者的研究，分為大專及以下、本科、研究生、博士生和其他，分別賦值為1、2、3、4、5[25]。董事任期借鑒Tuggle等學(xué)者選擇董事成員任職的年數(shù)來測度[9]。關(guān)于董事會職業(yè)背景，本文借鑒李小青和周建的研究[8]，將其分為輸出、轉(zhuǎn)換與支持三種。營銷、銷售和研發(fā)為輸出職能，賦值1；生產(chǎn)、運營和制造為轉(zhuǎn)換職能，賦值2；金融等其他職能為支持職能，賦值3。具體計算公式如下：

(3)

3. 內(nèi)部控制質(zhì)量。借鑒余海宗和吳艷玲的研究[27]，以迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫中內(nèi)部控制指數(shù)的自然對數(shù)作為內(nèi)部控制有效性(ICQ)的衡量指標(biāo)。該指標(biāo)越大，反映公司的內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

4.控制變量。本文在借秦璇等研究的基礎(chǔ)上[28]，選取公司規(guī)模(Size)、經(jīng)營活動現(xiàn)金流(OCF)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(ROA)、兩職合一(Dual)、股權(quán)集中度(TOP1)、獨立董事比例(Indrate)、審計質(zhì)量(Audit)、審計事務(wù)所(Dadtunit)、公司成長性(Growth)作為主要控制變量(Controls)，并對行業(yè)(Industry)和年度(Year)進(jìn)行控制。各變量的具體說明見表1。

表1 相關(guān)變量說明

(三) 模型構(gòu)建

基于前述分析，本文構(gòu)建如下模型檢驗董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量產(chǎn)生的影響：

DA=β0+β1Fau+β2Size+β3OCF+β4Lev+β5ROA+β6Dual+β7TOP1+β8Indrate+β9Audit+β10Dadtunit+β11Growth+∑Year+∑Industry+ε

(4)

進(jìn)一步，分析內(nèi)部控制在董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量之間的調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建如下模型：

DA=β0+β1Fau+βICQ+β3Fau×ICQ+β4Size+β5OCF+β6Lev+β7ROA+β8Dual+β9TOP1+β10Indrate+β11Audit+β12Dadtunit+β13Growth+∑Year+∑Industry+ε

(5)

四、 實證結(jié)果與分析

(一) 描述性統(tǒng)計分析

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。兩類盈余管理的均值分別為0.061與0.062，最小值均為0.001，最大值為0.387和0.405，說明為了自身利益，上市公司管理層普遍存在操控財務(wù)指標(biāo)的行為，且差異較大。此外，董事會斷裂帶的均值為0.608，最小值為0.357，最大值為0.931，說明不同公司之間董事會形成的子群體間普遍存在差異性。從內(nèi)部控制質(zhì)量的數(shù)據(jù)來看，其最小值和最大值分別為0和6.902，說明企業(yè)間內(nèi)部控制制度建設(shè)及實施存在顯著差異。控制變量的數(shù)據(jù)說明各公司的內(nèi)部治理有利于降低企業(yè)的盈余管理行為。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二) 實證結(jié)果與分析

1. 董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的影響

對于假設(shè)1的檢驗結(jié)果如表3所示。第(1)列和第(3)列為單獨納入董事會斷裂帶的回歸結(jié)果，F(xiàn)au對DA1和DA2的回歸系數(shù)分別為0.01和0.012，表明無論選取基本Jones模型還是修正的Jones模型，董事會斷裂帶與盈余管理均在5%的顯著性水平上正相關(guān)，即董事會斷裂帶會顯著降低公司的會計信息質(zhì)量；第(2)列和第(4)列是加入相關(guān)控制變量后的回歸結(jié)果，F(xiàn)au對DA1和DA2的回歸系數(shù)仍然顯著為正，說明董事會斷裂帶強度與企業(yè)的盈余操控之間顯著正相關(guān)，即董事會斷裂帶越強，越易加劇子群體之間的沖突，降低董事會的監(jiān)督意愿與監(jiān)督能力，促使公司進(jìn)行盈余操縱，從而使其對外披露的會計信息質(zhì)量有所下降，這支持了假設(shè)1。

2. 內(nèi)部控制對董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)

假設(shè)2回歸結(jié)果如表4所示。第(1)列和第(2)列回歸結(jié)果表明，內(nèi)部控制與董事會斷裂帶的交乘項(Fau×ICQ)的系數(shù)分別為-1.707和-1.839，且均在1%的水平上顯著。這表明企業(yè)內(nèi)部控制制度的高效運行能夠顯著縮小管理層的自利空間，遏制管理層盈余管理行為，從而提升企業(yè)會計信息質(zhì)量，回歸結(jié)果支持了假設(shè)2。

(三) 進(jìn)一步分析

1. 董事會非正式層級的調(diào)節(jié)作用

除斷裂帶之外，董事會內(nèi)部還會基于董事個體所擁有的社會地位的高低形成一種非正式且隱形的層級結(jié)構(gòu)，即董事會非正式層級。董事會成員地位越高，在進(jìn)行交流與決策時越具有話語權(quán)，低地位成員傾向于“順從”并且認(rèn)同高地位成員，決策效率得以提升。當(dāng)董事由于多樣化特征形成各自的子群體時，非正式層級可以在不同子群體間有效地引導(dǎo)與協(xié)調(diào)董事成員的互動，信息透明度下降。因此，本文認(rèn)為非正式層級可以弱化董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的負(fù)面影響。參考陳仕華等的方法[29]，本文基于董事成員的兼職數(shù)量、媒體關(guān)注度與政治關(guān)聯(lián)數(shù)三個地位指標(biāo)，通過公式(6)計算董事會非正式層級清晰度(Gini)：

(6)

表5第(1)列和第(2)列回歸結(jié)果顯示，斷裂帶與董事會非正式層級的交乘項(Fau×Gini)的系數(shù)分別為-0.100和-0.101，且均在5%水平上顯著。上述結(jié)果表明，董事會非正式層級可以緩解斷裂帶與會計信息質(zhì)量之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明董事會非正式層級發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。

表5 基于董事會持股比例與非正式層級調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗

2. 董事會持股比例的調(diào)節(jié)作用

Homan等研究發(fā)現(xiàn)，有效的激勵契約能夠幫助團(tuán)隊減少斷裂帶造成的負(fù)面效應(yīng)[30]。股權(quán)激勵作為激勵機制的一種，顯然能夠強化董事對股東價值的認(rèn)同，使得董事更有動力跨越斷裂帶進(jìn)行信息交流，這緩解了斷裂帶引發(fā)的董事會內(nèi)部不同“圈子”之間的摩擦，有助于成員間的人際關(guān)系，從而降低斷裂帶對董事會監(jiān)督效應(yīng)的負(fù)面影響。因此，本文認(rèn)為董事會持股比例較高時，能夠抑制斷裂帶對會計信息質(zhì)量的損害。借鑒李小青等的研究，本文選取董事會持股比例(Bshare)作為調(diào)節(jié)變量[8]。

表5第(3)列至第(4)列的回歸結(jié)果顯示，斷裂帶與董事會持股比例交乘項(Fau×Bshare)的系數(shù)分別為-0.052和-0.063，且分別在5%和1%水平上顯著。結(jié)果表明，董事會持股比例越高，董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的負(fù)面影響越受到抑制，表明董事會持股比例發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。

3. 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗

相較民營企業(yè)，國有企業(yè)的代理問題更為突出，管理層更容易凌駕于內(nèi)部控制之上[31]，董事會職能較弱，更加難以對管理層機會主義行為進(jìn)行監(jiān)管與約束，而高強度的董事會斷裂帶則會加劇董事會成員的沖突，使得管理層更可能進(jìn)行盈余管理操縱，致使對外提供的會計信息質(zhì)量下降。因而可以預(yù)期，在國有企業(yè)，董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的負(fù)向影響更為顯著。

表6的回歸結(jié)果顯示，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的董事會斷裂帶強度(Fau)對操縱性應(yīng)計的回歸系數(shù)分別為0.022和0.025，分別在5%和1%水平上顯著，而在非國有企業(yè)中，董事會斷裂帶對操縱性應(yīng)計的回歸系數(shù)分別為-0.003和-0.002，不顯著。上述結(jié)果證明了前文的推論，國有企業(yè)由于缺乏對管理層自利行為的有效監(jiān)督，加大了斷裂帶與會計信息質(zhì)量的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量

4. 基于市場化程度的分組檢驗

一般而言，市場化程度越高的地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)制度、投資者法律保護(hù)更為完善[32]，處于這些地區(qū)的公司更容易受到會計政策變化帶來的影響，公司董事會對管理層的監(jiān)督意愿和監(jiān)督能力更強，公司也更有動機披露高質(zhì)量的會計信息，董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量的負(fù)向關(guān)系在市場化程度高的地區(qū)更可能受到抑制。而處于市場化程度較低地區(qū)的企業(yè)，其受到政府干預(yù)和保護(hù)的色彩更濃[33]，在對外披露會計信息時干擾因素更多，董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量的負(fù)向關(guān)系可能更為顯著。由此本文推測，公司所處地區(qū)的市場化程度越低，董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量的負(fù)相關(guān)關(guān)系越顯著。

本文引入王小魯?shù)葴y度的中國省級層面市場化指數(shù)表示各地區(qū)市場化水平[34]，由于市場化水平數(shù)據(jù)存在缺失，故本文采用近三年的平均增長率推算出2017—2018年市場化指數(shù)，進(jìn)行分組回歸。本文將企業(yè)所在地按市場化指數(shù)均值劃分為高市場化水平地區(qū)和低市場化水平地區(qū)。表7顯示，在高市場化水平地區(qū)，董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量的回歸系數(shù)并不顯著，而在低市場化水平地區(qū)，董事會斷裂帶對盈余管理的回歸系數(shù)分別為0.02和0.022，且在0.01水平上顯著為正?；貧w結(jié)果說明，市場化程度越低，董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的負(fù)向影響越強。

表7 市場化程度、董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量

(四) 穩(wěn)健性檢驗

1. 工具變量法

為緩解董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量之間樣本選擇性偏誤和互為因果引起的內(nèi)生性問題，本文采用Heckmam兩步法和兩階段工具變量法對結(jié)論進(jìn)行檢驗。參照現(xiàn)有研究[3]，首先將董事會斷裂帶按均值劃分成高董事會斷裂帶和低董事會斷裂帶，再構(gòu)建董事會斷裂帶的選擇模型，計算出逆米爾斯比率，由此對樣本的自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生問題進(jìn)行控制。如表8第(1)列和第(2)列所示，在二階段回歸中，董事會斷裂帶與盈余操縱水平依然呈顯著關(guān)系，這說明在考慮了可能存在的樣本自選擇問題后，董事會斷裂帶導(dǎo)致會計信息質(zhì)量降低的結(jié)論依然成立。而互為因果問題，本文選取剔除本企業(yè)董事會斷裂帶的行業(yè)年份均值作為工具變量進(jìn)行檢驗，某一企業(yè)的行業(yè)年份的董事會斷裂帶可能存在顯著相關(guān)性，但行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)的董事會斷裂帶并不會對本企業(yè)的會計信息質(zhì)量產(chǎn)生直接相關(guān)性，因此以此作為工具變量能夠緩解董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量互為因果的關(guān)系，回歸結(jié)果如表8所示。第(3)列和第(4)列回歸結(jié)果和前文的模型回歸結(jié)果高度一致，董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量分別在5%水平上顯著，這說明在考慮了互為因果問題之后，本文的結(jié)論依舊成立。

表8 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

2. 更改被解釋變量的衡量方法

考慮到會計信息質(zhì)量還包括其他的衡量方法，本文借鑒汪蕓倩和王永海的研究[13]，采用現(xiàn)金流量Jones模型作為會計信息質(zhì)量的測量指標(biāo)，回歸結(jié)果如表9所示，表明董事會斷裂帶會顯著抑制會計信息質(zhì)量，且有效的內(nèi)部控制會削弱董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的抑制作用，故本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表9 更換變量的回歸結(jié)果

3. 改變樣本區(qū)間

考慮到金融危機、股災(zāi)對會計信息質(zhì)量可能造成的影響，本文剔除了2008年和2015年兩年的觀測值，研究樣本從8840縮減到7546，回歸結(jié)果如表10所示。在兩種會計信息質(zhì)量下，董事會斷裂帶的系數(shù)均為正，且在10%水平上顯著，這說明剔除金融危機年份、股災(zāi)年份的影響后，本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表10 剔除金融危機、股災(zāi)年份的回歸結(jié)果

4. 分組回歸分析

為使內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)更加穩(wěn)健，本文以企業(yè)的內(nèi)部控制指數(shù)均值為界，將企業(yè)分為內(nèi)部控制較低與內(nèi)部控制較高兩組進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表11所示。在低內(nèi)部控制組，董事會斷裂帶與盈余操縱水平在10%的水平上顯著正相關(guān)，而在內(nèi)部控制水平較高的企業(yè)，董事會斷裂帶與盈余操縱水平并沒有顯著的關(guān)系，說明有效的內(nèi)部控制抑制了董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的影響。

表11 內(nèi)部控制分組回歸結(jié)果

五、 結(jié)論性評述

董事會斷裂帶的存在可能導(dǎo)致董事會成員降低對管理層的監(jiān)督意愿和監(jiān)督能力，進(jìn)而引發(fā)管理層進(jìn)行更嚴(yán)重的機會主義行為，而高質(zhì)量的內(nèi)部控制則可以有效緩解該問題。本文以2008—2018年A股上市公司為研究樣本，從董事會斷裂帶的視角，基于社會分類理論與代理理論，探究了董事會斷裂帶、內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：(1)董事會斷裂帶與會計信息質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即董事會斷裂帶越大，監(jiān)督效應(yīng)越低，管理層自利空間擴(kuò)大，會計信息質(zhì)量越低；(2)有效的內(nèi)部控制弱化了董事會斷裂帶對會計信息質(zhì)量的負(fù)面影響。進(jìn)一步的分析表明，董事會的非正式層級和持股比例較高，可以緩解斷裂帶對會計信息質(zhì)量的不利作用。當(dāng)董事會所在企業(yè)是國有企業(yè)、所在地區(qū)市場化程度較低時，斷裂帶對會計信息質(zhì)量的負(fù)向影響更為顯著。

本文提出以下建議：上市企業(yè)有必要重視董事多樣化特征形成的斷裂帶可能引發(fā)的消極影響，優(yōu)化董事會治理結(jié)構(gòu)，同時也需要進(jìn)一步完善內(nèi)部控制制度，增強內(nèi)部監(jiān)管，從而最大限度地抑制管理層的盈余管理行為，保證會計信息質(zhì)量的真實性與可靠性；對企業(yè)會計信息的使用者而言，不僅需要重視企業(yè)內(nèi)部控制的有效性，還需要觀察董事會結(jié)構(gòu)，以預(yù)防斷裂帶存在的潛在風(fēng)險。

本文的研究不僅豐富了董事會斷裂帶對企業(yè)會計信息質(zhì)量影響后果的相關(guān)文獻(xiàn)，也為如何有效監(jiān)督管理層的行為提供了參考，對于深入理解董事會運行規(guī)律及其與企業(yè)會計信息質(zhì)量之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。與此同時，研究中考慮了內(nèi)部控制對二者關(guān)系的影響，對于進(jìn)一步完善企業(yè)內(nèi)部控制機制具有一定的借鑒意義。本文尚有一定的局限性：(1)本文選取了性別、年齡、教育程度、職業(yè)背景和任期五個董事特征的影響，但忽視了兼職董事、獨立董事和董事網(wǎng)絡(luò)等其他因素可能存在的作用；(2)本文在測度斷裂帶強度時僅參考了Thatcher等的度量方法[26]，參與測度的特征屬性默認(rèn)為同等重要，以后的研究還可以應(yīng)用其他不同的斷裂帶測度指標(biāo)更加深入且精確地計算董事會斷裂帶，并且對董事成員不同屬性的重要程度進(jìn)行賦值，這一部分仍有待進(jìn)一步探討。