高管特质、法治环境与信息披露质量

何平林，孙雨龙,宁 静,陈 亮

(1.华北电力大学 经济与管理学院，北京 102206；2.桂林理工大学商学院，广西 桂林 541006)

一、引言

公司信息在资本市场中被充分、可靠、及时披露，是影响投资者决策的重要因素。完备的公司治理机制在上市公司盈余品质上扮演着重要角色，能够有效地抑制管理层投机性的操纵盈余行为[1-3]，有助于提升公司财务报告信息的可靠性[4]，进而改善上市公司信息披露质量。近年来国内外资本市场上财务造假、违规披露事件陆续发生，不断打击投资者对于上市公司财务报告及信息披露可靠性的信赖程度。例如，2015年日本东芝(Toshiba)爆出六年内对经营利润进行夸大，涉及金额高达12亿美元，此次造假事件还导致东芝集团遭26个单位和个人起诉，东芝内部超过半数的高管层成员集体辞职；2019年3月，我国证监会就珠海中富未能履行如实对关联交易进行真实、准确、完整的披露义务，查实多次违法信息披露行为，对珠海中富实业股份有限公司及相关高管层成员发布行政处罚决定书，给予警告和罚款处罚。信息披露质量瑕疵事件，突显了信息不对称问题的严峻性，也暴露出公司治理机制不健全等深层次问题。

本文基于2008-2018年我国上市公司的面板数据，综合考虑市场化水平、地域文化特征差异等抑制变量对实证结论的影响，研究了公司高管特质、法治环境与信息披露质量的关系。本文回归结果表明，高管金融、学术、海外经历与可操纵性盈余呈现负相关，有助于改善上市公司信息披露质量；在控制了公司所在区域的市场化水平时，高管薪酬与可操纵性盈余呈现显著正相关；法治环境与可操纵性盈余呈现显著负相关，法治环境改善有助于提高上市公司信息披露质量。本文的进一步研究表明，作为公司治理结构中的一项重要组成部分，高管异质性对于信息披露质量的影响程度显著地受到公司外部市场环境的制约。公司所在省份的地域文化特征差异、市场化水平差异，是研究上市公司高管特质、法治环境对信息披露质量影响关系时不可忽视的关键抑制变量。内生性探讨、交互效应分析、自变量敏感性等后续回归表明，本文的结论依然稳健。

本文研究的边际贡献体现在如下几个方面：第一，既有文献常以公司特征(例如公司规模、股权结构、董事会独立性等)视角探讨盈余品质和信息披露质量问题[5]。近年来基于管理者个人特征视角的研究文献逐渐增多，例如管理者风格与公司决策[6]、CEO声誉与公司盈余品质[7]、CFO专业背景与盈余品质[8]、管理者能力与盈余品质[9]等。目前缺乏从高管特质、法治环境的融合性视角，来探究信息披露质量影响因素的文献。本文综合了内外部治理机制方面的理论成果，从高管素质与法治环境两个维度实证检验了我国上市公司信息披露质量的影响因素，探讨高管素质、法治环境如何影响信息披露质量，对理解内外部治理关系，进一步提升信息披露质量具有理论和实践意义。第二，本文考虑到我国各地区的特殊地域性差异，将上市公司所在地的法治环境、市场化水平差异、地域文化的异质性纳入解释变量进行考量，多方面拓展探究了地域性差异对信息披露质量产生的影响。现有文献集中在考察公司内部特征及外部正式制度对公司信息披露质量的影响，而本文将文化这一非正式制度引入企业信息披露的分析框架之中，丰富了相关研究，有助于深化信息披露质量影响因素的理解。第三，高管海外背景、高管学术经历是中国改革开放以来上市公司高管特质的重要方面，但目前鲜有文献研究其对公司财务决策的影响，尤其是对信息披露质量的影响。本文首次研究了高管学术经历对信息披露质量的影响，拓展了高管异质性特征的研究视角。

二、理论基础与研究假设

高管是决定公司信息披露透明度的关键人物，Bertrand等(2003)[6]、Kaplan等(2012)[10]指出管理者的特质会影响包括投资、绩效、组织等在内的公司决策行为。Hambrick等(1984)[11]首次提出高阶理论，开启了通过高阶经理人团队经营风格、组成特征探索组织产出结果的研究先河，指出企业高阶经理人对于组织决策的制定、经营绩效等方面拥有关键性的影响力。高阶理论将管理者特质分为人格特质和人群特质两个维度，前者包括价值观和认知模式，偏向于心理层面，不易度量；后者包括年龄、学历、性别、经历等方面。Bamber等(2010)[12]认为包括MBA学历、从军经历、年龄等在内的高管独特的人群特质，会反映在公司关于盈余预测的自愿性信息披露风格上。Barua等(2010)[13]指出高管性别与信息披露质量具有显著的关联性。Lovata(2011)[14]指出管理者的年龄、任期、MBA学历等人群特质，与财务报表重述和会计信息质量具有关联性。

随着知识经济时代的到来，企业越来越重视知识积累和人才资源。企业内部具有丰富工作经历和知识储备背景的高层管理人员是价值创造过程中最重要的人力资本[15]。海外背景是一项重要观测特征，会对高层管理人员的社会认知和价值观产生重要影响，进而影响企业信息披露行为决策。具备国际工作经验的CEO的价值观与本土成长的高管不同，显著影响企业的决策行为[16]。通过研究具备海外经历高管与企业创新活动、社会责任之间的关系，认为具有海外背景的高管长期接受海外文化的教育和熏陶，海外经历会帮助高管熟悉海外企业运营模式，掌握先进管理理念和价值观，更好的运用于中国的管理实践[17-18]。具备海外学习和工作背景的高管更易崇尚社会责任，履行信息披露义务的价值观，回国任职后更重视企业信息披露质量的地位[19]。本文以高管成员具备海外任职及海外求学经历比例作为海外背景变量，认为具备海外背景高管更具备信息披露的价值观念和实践体会，更能引导企业与国际信息披露体系接轨，提高信息披露质量，故本文提出研究假设H1-1：

H1-1：高管成员海外背景比例对企业信息披露质量为正向影响。

公司高管金融背景指的是高管人员曾具有监管部门、政策性银行、商业银行等的金融机构工作经历[20]。具备金融背景的企业高管更了解金融行业制度，降低信息不对称，有助于在投融资方面建立银企关联关系，从而帮助企业降低融资难度、获得更高的信贷额度[21]。高管成员具备投行等金融机构工作经历，会提升企业并购的可能性，进而提升企业的业绩表现[22]。具备金融背景的CEO相对一般CEO对金融投资策略、资本运作等方面具有更强的处理能力，会促进企业的金融化进程，并且在较好的制度环境中，CEO具备金融背景会降低企业金融化进程中的风险[23]。根据以上分析，本文提出研究假设H1-2：

H1-2：高管成员金融背景比例对企业信息披露质量为正向影响。

高管过去的学术经历是高管特殊而难忘的经历之一，会影响高管的思维方式、决策行为和德道水平[24]。高管学术经历影响公司的信息披露质量的逻辑机理在于：首先，过去的教学、研究经历使得高管的思维更加严谨，特别是面临不确定性决策时更加擅长用数据和事实作为依据。高管学术经历能够提升公司的内部治理水平，从而提升公司的盈余管理质量[25-26]。进而，拥有学术背景的高管在财务决策和信息披露时更加保守，对会计信息质量要求可能更高，因此公司的会计稳健性水平更高[27]。其次，高管过去的学术经历能够让高管自律性更强，从而在行为中表现出“严以律己”的形象。同时，高管学术经历能够提升高管的社会责任意识，当公司高管向外部传递较高的诚信度和承担责任的意识时，投资者会认为公司的会计信息质量更高，从而降低了公司与债权人、投资者的信息不对称程度，降低上市公司融资约束和融资成本，提升公司业绩[28-29]。最后，在中国由于长期受到儒家思想的熏陶，学术工作者对自身的形象、德道、信誉要求更高。在管理工作中，更高的德道标准和信誉水平能够降低公司的盈余管理动机，提升了公司的盈余质量，从而提高了公司会计信息质量。基于保守倾向、社会责任、道德和信誉等多方面的分析，本文提出如下假设H1-3：

H1-3：高管成员学术背景比例对企业信息披露质量为正向影响。

高管薪酬与信息披露质量的关系，既往学者已经从多维度进行了研究，但迄今为止尚未得到完全一致的结论[30]。少部分学者认为高管薪酬与会计信息质量之间的关联性比较微弱[31-32]。大部分学者的研究结果证实了高管薪酬与会计信息质量之间存在着内在联系。一方面，基于利益掠夺假说[33]，当公司业绩与薪酬挂钩时，公司高阶经理人可能利用研发支出、广告支出等来调控盈余，保护高阶经理人之奖酬[34]。高管薪酬对公司会计政策选择具有显著影响，高阶经理人倾向于以盈余管理的方式达到自身利益的最大化[35-36]。经营业绩较差公司的经理人得到的薪酬将相应减少，为了避免这种情形出现，高阶经理人也更倾向于操纵盈余数字。当企业以红利发放与绩效奖励挂钩时，将会导致更多盈余管理行为，修订年终绩效敏感度可以有效抑制高阶经理人的盈余管理动机[37]。另一方面，基于利益收敛假说[38]，公司可以利用薪酬或者股权来激励高阶经理人提升内部控制品质[39-40]，进而改善公司披露的财务报表的可靠性[41-42]。激励机制的存在能够使得高薪酬的高阶管理者与公司的利益趋于一致，有利于减少其实施盈余管理的动机，进而能够提高会计信息质量。因此，高管薪酬与上市公司会计信息质量之间存在着显著的正相关关系[43-44]。本文将上市公司领取薪酬高管比例作为高管激励变量，研究其与信息披露质量的关系，提出研究假设H1-4：

H1-4：高管成员领取薪酬比例对企业信息披露质量为正向影响。

法治环境作为重要的外部治理机制，在上市公司决策行为的影响因素之中起着至关重要的作用。一个国家的法律制度状况，对经济增长具有显著而直接的作用[45]，深度影响着公司的财务报告行为。既往文献中的国际比较研究显示，一个国家或者地区的法律环境水平对提高上市公司会计信息质量起着重要的作用[46-49]。强有力的法律体系有助于减少和约束对上市公司盈余进行人为操控，公司披露的盈余质量的真实状况因一个国家的法律实力而显著不同[50-53]。良好的法律环境要求更加透明的信息披露，这使得资本市场监管者、分析师、投资者更容易辨认不恰当的盈余操纵行为[54]，进而优化企业资本结构，进行动态调整，提升资本配置效率[55]。会计准则等技术规范增强了会计信息的可比性，但是会计信息质量的提升，最终取决于高阶经理人是否客观公允地执行会计准则和信息披露要求，而这有赖于较高的法律环境水平来约束高阶经理人的信息披露动机和行为。因此，与会计准则等技术规范相比较而言，法律环境对会计信息质量的影响更为重要[56]。由此分析，在法制环境较好的地区，司法和行政执法水平、诉讼和执法效率、守法和依法维权的自觉性均较高，企业一旦因公开披露会计信息的可比性不符合相关准则、规则要求致使信息使用者遭受经济损失，会面临较高的监管、诉讼风险和处罚成本。相反，在法制环境较差的地区，法律体系较为薄弱，监管机制存在漏洞，司法诉讼效率较低，会计信息使用者的合法权益难以得到有效保护，导致企业违反会计信息披露要求的违法违规成本也较低[57]。在中国广袤的地域环境下，各个地区的法制环境存在着明显的差异，并且在中国特殊的制度背景下，作为外部治理机制的法制环境对上市公司的信息披露会产生什么样的影响呢？本文从《中国分省份市场化指数报告》中获得我国各地区法制环境、营商环境数据[58]，同时控制了各个省、自治区、直辖市GLOBE文化习俗的地域文化变量[59]，研究法律和文化环境对上市公司信息披露质量的影响力。本文提出研究假设H2：

H2：我国法治环境向好对企业信息披露质量为正向影响。

三、研究设计

(一)样本与数据选择

本文选择2008-2018年的沪深A股主板、中小板和创业板上市公司作为研究对象，初始样本数据主要公司治理和财务数据来自国泰安数据库，法制环境指标数据来自王小鲁、樊纲等《中国分省份市场化指数报告(2018)》，地域文化指标来自赵向阳等(2015)[59]中国各个省、自治区、直辖市GLOBE文化习俗。为排除异常值影响，确保样本的有效性，本文遵循如下数据筛选和处理的标准：(1)按照中国证监会《上市公司行业分类指引》；(2)剔除金融保险行业数据；(3)剔除ST、S*ST、*ST、SST年度公司数据；(4)对大量主要变量缺失数据、及总资产绝对数小于0等明显错误数据进行剔除；(5)对变量绝对数大于0数据进行Ln(COUNT)处理；最终得到26740个“公司/年”初始观测值。

(二)研究模型

本文将信息披露质量作为被解释变量，如何选择测算指标和测算方法，是能否对沪深A股上市公司信息披露质量准确合理计算的关键问题。借鉴现有研究的普遍做法，本文采用可操纵性盈余(ABACC)来测度信息披露质量。一般来讲，上市公司的可操纵性盈余的绝对值越大，表示该公司的盈余管理越多，该公司可能存在较严重的盈余操控现象，其信息披露质量越低；上市公司的应计项目具有缓解经营活动现金流量的噪音以及及时确认经济损益的作用，应计项目与负经营活动现金流量的相关性更强，上市公司应计项目值越大，该公司的信息披露质量越低。本文中可操纵性盈余(ABACC)的计算过程借鉴Kothari等(2005)[60]的方法，计算过程如下：

首先，建立计算上市公司i第t年的总应计利润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年的总应计利润，NIi,t表示上市公司i第t年的净利润，CFOi,t表示上市公司i第t年的经营现金流净额，ASSETi,t-1表示上市公司i第t-1年的总资产。

其次，利用ROA修正的Jones模型分年度回归，计算上市公司i第t年的总应计利润TAi,t，建立模型(2)，得到回归系数β0，β1，β2，β3，β4。

β4*ROAi,t-1+εi,t

(2)

模型(2)增加的变量有：ΔNRi,t表示公司i第t年净营业收入的增加额，ΔTRi,t表示公司i第t年应收账款的增加额，PPEi,t表示公司i第t年的固定资产，ROAi,t-1表示公司i第t-1年资产回报率。

然后，将模型(2)中的回归系数β0，β1，β2，β3，β4带入模型(3)，得到非操纵性应计利润NDAi,t：

β4*ROAi,t-1+εi,t

(3)

最后，利用模型(4)计算出可操纵性应计利润DAi,t:

DAi,t=TAi,t-NDAi,t

(4)

对可操纵性应计利润取绝对数得到本文变量可操纵性盈余(ABACC)，如模型(5)：

ABACC=ABS(DA)

(5)

相较于截面数据和时间序列数据，面板数据模型对时间和个体维度进行了综合考量，能够正确反映各个经济变量间的关系。面板数据可以测量一些难以度量因素与被解释变量之间的影响关系，结合本文的数据特性，为估计法治环境、高管素质对信息披露质量的影响，进行面板数据回归，建立具体回归模型。为了验证研究假设，本文控制行业和年份进行回归，首先建立主回归模型(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，可操纵性盈余的绝对值(ABACC)是本文因变量，用来衡量会计信息质量。一般来说，公司的可操纵性盈余的绝对值越高，其会计信息质量越低。FINB、ACAD、OSEA、PAID、RLE分别代表本文的解释变量上市公司高管金融背景比例、学术背景、海外经历、领取薪酬比例、各省份法治背景，AGE、TOP10、ASSET、LEV、GROWTH分别代表本文的控制变量公司年龄、前十大股东持股、总资产、资本结构、成长能力，L1_MI代表滞后一期各省份市场化程度，YEAR、IND分别代表行业和年份，ε为随机扰动项。根据本文研究假设，我们预期系数β1，β2，β3，β10均为显著负值，β9为显著正值。

为了进一步分析，本文考虑行业和年份时进行回归，加入地域文化变量，进行逐步和分组回归，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分别代表地域文化变量：不确定性规避、权力差距、性别平等，其他变量均与前述模型相同。

为了进行稳健性检验，除加入工具变量外，还加入外部治理与高管特质交互变量，考虑行业和年份进行回归，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分别代表外部治理变量RLE、MI、UA、PD、GE，根据本文研究假设及主模型回归结果，我们预期系数β1,β2,β3,β10均为负值，β9为正值。

(三)变量解释及描述性统计

本文采用上市公司可操纵性盈余的绝对值(ABACC)来衡量信息披露质量， FINB、ACAD、OSEA、PAID、RLE分别代表本文的解释变量上市公司高管金融背景比例、海外背景比例、学术背景比例、领取薪酬比例以及各省份法治环境，市场化水平(MI)由各省份市场化指数得分进行量化，UA、PD、GE分别代表地域文化特征变量不确定性规避、权力差距、性别平等，AGE、TOP10、ASSET、LEV、GROWTH分别代表本文的控制变量公司成立年数、股权集中度、资本结构、成长能力，YEAR、IND分别代表行业和年份。本文研究的具体变量解释见表1。

表1 变量解释

表2是本文研究变量的描述性统计结果。从被解释变量的情况来看，信息披露质量(ABACC)的极差较大，说明该指标对各个公司/年观测值具有一定的区分度，样本公司间的信息披露质量差异较大；从解释变量的情况来看，法治环境(RLE)的均值与中位数比较接近，海外背景(OSEA)、金融背景(FINB)、学术背景(ACAD)、领取薪酬(PAID)的标准差均较小，说明本文研究的解释变量数据波动性较小，但进一步比较发现，法制环境(RLE)的均值、中位数分别为6.177、6.300，说明样本上市公司所在地的法制环境总体水平低于中等水平，市场化指数(MI)的均值、中位数分别为8.092、8.030，说明样本上市公司所在地的市场化总体水平高于中等水平，高管素质变量中海外背景(OSEA)、金融背景(FINB)、学术背景(ACAD)的总体水平高于中等水平，领取薪酬(PAID)的总体水平低于中等水平；从控制变量的情况来看，各变量1/4分位数、1/2分位数、3/4分位均比较接近，股东持股(TOP10)的总体水平低于中等水平，除总资产(ASSET)、企业年龄(AGE)外标准差也在较小的水平上，说明本研究的控制变量整体比较平稳。

表2 描述性统计数据

四、实证结果与分析

(一)Pearson和Spearman相关关系检验

表3是本研究中被解释变量、解释变量和控制变量之间的Pearson和Spearman相关关系的检验结果。表3中的左下三角为Pearson相关系数的结果，右上三角为Spearman相关系数的结果，ABACC与FINB、ACAD、OSEA、PAID、RLE的相关系数均为负值，且Spearman相关系数均保持了0.01水平上的显著关系，这说明不考虑其他因素时，董事海外背景、金融背景、学术背景、领取薪酬比例上升，法治环境提升，会显著提高上市公司的信息披露质量，初步支持本文假设。在控制变量中，除了不确定性规避外，其他变量都与 ABACC在一定水平上显著，说明在不考虑其它因素的影响时，本文控制变量与因变量都存在一定的相关性，表明本文的控制变量选取较为合理，对可能影响实验结果的非实验因素起到了很好的控制作用。但在Pearson相关检验中，解释变量ACAD、PAID与ABACC的相关关系并不显著，因此，本文信息披露质量与内部高管异质性、外部法治环境的关系需要在基本回归模型进行详细分析。

(二)基本回归分析

表2和表3仅仅验证了没有其它因素影响时，高管异质性与ABACC、法治环境与ABACC等变量之间的相关关系，从而支持本文假设H1和H2。如果考虑其他变量的影响，需要做回归分析。本文基本回归分析结果见表4，其中第(1)列至第(3)列分别是因变量为ABACC时，逐步控制了部分变量的回归结果；第(4)列是因变量为ABACC时，控制了所有变量的回归结果。实验结果显示：第一，有金融行业从业经历的高管比例与ABACC在0.01水平上显著负相关，这一结果在逐步模型和一次控制所有变量模型中始终显著。有金融行业从业经历的高管比例每提升1个百分点，可操纵性盈余的绝对值下降47.9个百分点，表明有金融从业经历的高管比例有助于提升公司的信息披露质量，具有显著的经济意义。第二，有学术经历的高管比例与ABACC负相关，这一结果的显著程度随着逐步纳入抑制变量而显现出差异性。在逐步考虑高管的薪酬异质性、上市公司所在区域的法治环境差异时，高管学术经历对ABACC影响力的显著性并无变化。而当我们考虑上市公司所在区域的市场化发育程度这一重要因素时，有学术经历的高管比例与ABACC在0.1的水平上显著负相关。这表明，忽视市场化发育程度这一重要抑制变量，会导致有学术经历的高管比例与ABACC的真实关系被弱化或者掩盖。在控制了市场化程度变量时，有学术经历的高管比例的提升每提升1个百分点，可操纵性盈余的绝对值显著下降15.5个百分点，有学术经历的高管比例的提升有助于提升公司的会计信息质量，具有显著的经济意义。第三，高管薪酬与ABACC正相关，这一结果的显著程度也随着关键抑制变量的纳入而得到提升。在考虑法治环境差异时，高管薪酬对ABACC影响力的显著性并无变化。而当纳入市场化发育程度这一抑制变量时，高管薪酬与ABACC在0.1的水平上显著正相关。这表明，忽视市场化发育程度这一重要抑制变量，也会导致高管薪酬与ABACC的真实关系被弱化或者掩盖。因此，在控制了市场化程度变量时，高管薪酬变量每提升1个百分点，可操纵性盈余的绝对值显著上升12.60个百分点，这一实验结果支持利益掠夺假说，与Healy(1985)、Gul(2003)、Augustine等(2010)、Qian等(2014)等学者的研究结论相一致。第四，有海外经历的高管比例与ABACC负相关。在控制所有变量的情况下，有海外经历的高管比例每提升1个百分点，可操纵性盈余的绝对值下降8.6个百分点，表明有海外经历的高管比例的提升有助于提升公司的信息披露质量。第五，法治环境与ABACC负相关，法治环境改善有助于提高公司信息披露质量；二者关系的显著程度也受到抑制变量的影响。当我们考虑上市公司所在区域的市场化发育程度这一重要因素时，法治环境与ABACC在0.01的水平上显著负相关。在不考虑上市公司所在省份的市场化发育程度变量时，法治环境状况变量每提升1个百分点，可操纵性盈余的绝对值显著下降1.7个百分点；而我们控制了市场化程度变量时，法治环境状况每提升1个百分点，可操纵性盈余的绝对值显著下降3.4个百分点。考虑抑制变量之后显著性明显增强，以及影响力增大100%，这充分表明：忽视市场化发育程度这一重要抑制变量，会导致法治环境与ABACC的真实关系被弱化或者掩盖。在研究改善法治环境是否有助于改善公司行为问题时，需要充分考虑公司所在地的市场发育程度等重要抑制变量。否则，第三因素可能掩盖变量之间的真实关系。第六，在控制变量方面，公司上市年龄、资产规模、股权特征、资产负债率、总资产增长率等变量都在不同水平上显著影响 ABACC，这些均是影响公司信息披露质量的重要因素。

表3 变量的Pearson和Spearman相关关系检验

注：下三角为Pearson相关系数，上三角为Spearman相关系数，***，**，*分别在1%，5%和10%置信水平上显著。

表4 高管特质、法治环境对信息披露质量的基本回归结果

注：括号内是相应T统计量的精确值，***，**，*分别在1%，5%和10%置信水平上显著。

(三)进一步分析

本文在基本回归分析部分实证检验了高管特质、法治环境与上市公司信息披露质量之间的关系，但是它们间的影响效应会不会因为其它变量水平的不同而存在差异呢？本文进一步分析高管特质对信息披露质量的影响方向和影响程度，是否显著地受到公司所在省份的地域文化特征、法治环境差异、市场化水平差异等变量的影响。

理解中国的种种社会、经济问题时，除了研究正式制度，还应该关注几千年来在历史中缓慢形成而影响深远的非正式制度[61]。作为制度的重要组成部分，非正式制度对公司行为的影响深远而且重要。当法律等正式制度缺失或者不完善时，非正式制度往往发挥至关重要的作用，甚至在一定程度上替代正式制度。地域文化作为一种非正式制度，对人的行为以及公司行为具有深刻的影响，行为是文化的函数，企业会计信息披露行为也必然深受公司文化特征的影响[62]。事实上，会计信息披露决策最终是由人作出的，这种决策毕竟是在一定的社会和组织环境下做出的，不可避免地受到外部环境的制约和影响。作为一种典型的非正式制度，区域文化对企业信息披露质量具有重要影响[63]，传统文化与企业的环境信息披露水平呈现正相关[64]。可以看出，研究地域文化这一非正式制度如何发挥作用，探讨它对上市公司信息披露质量的影响，有助于深化和细化对信息披露质量影响因素的理解。以权力差距为例来分析，权力差距描述了社会接受或者承认组织内部权力分配不平等的程度，它是区域文化特征的重要代表变量。权力差距影响上市公司信息披露质量的作用机理在于：作为一种在社会中普遍存在的文化特征，权力差距对个人和组织决策风格具有显著影响。从信息供给者角度来看，在权力差距较高的区域，公司决策者对于信息披露质量以及公平正义地对待信息使用者的重视程度较低。从信息需求者角度来看，权力差距变量越大时人们更倾向于容忍和接受，对会计信息披露质量的要求亦随之降低。

纳入上市公司所在省份地域文化特征差异之后的回归分析如表5所示，其中第(5)列至第(6)列分别是因变量为ABACC时，逐步控制了部分地域文化变量的回归结果；第(7)列是因变量为ABACC时，控制了所有地域文化变量的归回结果。实验结果显示：第一，不确定性规避、权力差距文化变量与ABACC呈现显著正向相关；性别平等变量与ABACC呈现负向相关。不确定性规避和权力差距变量每提高1个百分点，可操纵性盈余的绝对值显著提高40.6个百分点、31.3个百分点。所在省份的地域文化变量，是上市公司信息披露质量的重要影响因素。在高不确定性规避、高权力差距的文化氛围中，人们对不确定性和权力差距的容忍度更高，对阶级和等级秩序的接受度更高，因而更容易接受和满足现状而忽视对社会平等和公平的追求，此种文化环境下公司更加倾向于通过操纵会计盈余从而使得信息披露质量较低。第二，逐步回归显示公司所在地域文化特征差异变量，对于高管特征、法治环境与信息披露质量之间的关系具有显著影响。在纳入上市公司所在省份的地域文化特征因素之后，有学术经历的高管比例、法治环境状况变量每提升1个百分点，可操纵性盈余的绝对值显著下降的百分比，分别增大到16个百分点和3.7个百分点。这表明所在省份的地域文化特征差异，是在探讨高管特质、法治环境对信息披露质量影响方向和影响程度时不可忽视的关键抑制变量。

表5 纳入地域文化特征差异的全样本回归结果

注：括号内是相应T统计量的精确值，***，**，*分别在1%，5%和10%置信水平上显著。

本文的表4和表5实验结果已经表明，法治环境、市场化水平、地域文化差异，既是影响上市公司信息披露质量的重要因素，也是影响高管异质性与公司信息披露质量关系的重要抑制变量。在进一步研究时，我们有必要分别以市场化程度、法治环境、地域文化分别作为约束条件，考察上市公司外部环境特征明显不同的各个地区分组样本下，高管特质等变量对于信息披露质量的影响。一些学者认为，市场化进程会影响公司资源配置效率，进而影响公司内外部治理。夏立军(2005)[65]指出公司所处的市场环境的改善能够显著减少高管行为对公司经营产生的负面影响。表6的(1)到(2)列报告了按市场化水平将样本进行分组的回归结果。结果显示，有金融背景的高管比例、高管薪酬、法治环境、地域文化特征等变量对于ABACC的影响，市场化水平高的样本组的显著性明显优于市场化水平低的样本组。在控制变量方面，公司年龄、资产负债率等变量，市场化水平高的样本组的显著性也明显优于市场化水平低的样本组。这一结果进一步表明，作为公司治理结构中的重要组成部分，高管异质性、法治环境对于信息披露质量的影响程度，显著地受到公司外部市场化水平因素的制约。事实上，上市公司管理层的行为很大程度上会受到国家市场机制的监督约束。在市场化水平高时，产品市场、资本市场、经理人市场和法治环境都比较健全，监管部门对于公司披露的会计信息审查更趋严格，因此对公司高管的约束机制也会更加有效，能促使上市公司及时、完整地对外披露更多信息。在此背景下，公司盈余操纵和造假行为更加易于被市场发现。因此，我国作为新兴市场化国家，各地区市场化进程极度不平衡，提升市场化水平有助于改善上市公司信息披露质量。表6的(3)到(4)列报告了按法治环境将样本进行分组的回归结果。结果显示，有金融背景的高管比例、法治环境、地域文化特征等变量对于ABACC的影响，在法治环境状况高的样本组的显著性，明显优于法治环境状况低的样本组。在控制变量方面，公司年龄、资产负债率等变量，法治环境状况高的样本组的显著性也明显优于法治环境状况低的样本组。这一结果进一步表明，法治环境状况是制约公司信息披露质量诸多影响因素起作用的重要变量，要使得高管等内部治理因子有效改进公司信息披露质量，必须同时完善法治环境这一重要外部治理机制。

表6 考虑公司外部环境特征差异的分组回归结果

注：括号内是相应T统计量的精确值，***，**，*分别在1%，5%和10%置信水平上显著。

(四)稳健性检验

1.内生性探讨

将解释变量和控制变量取滞后一期数值可以缓解由反向因果导致的内生性问题，但是由遗漏重要变量、自相关导致的内生性问题仍可能存在。解决内生性问题的关键在于寻找工具变量，法治环境差异、市场化水平、地域文化特征均为分省数据，本文借鉴Doytch和Uctum(2011)[66]的研究方法，对高管特质包含金融背景、学术背景、海外经历、高管薪酬取滞后两期作为工具变量，进行两阶段回归，回归结果见表7。表7的(1)到(4)列报告了第一阶段各高管异质性工具变量与解释变量的回归结果。FINBt-2与FINBt-1在0.01水平上显著正相关，ACADt-2与ACADt-1在0.01水平上显著正相关，OSEAt-2与OSEAt-1在0.01水平上显著负相关，PAIDt-2与PAIDt-1在0.01水平上显著正相关，均符合工具变量的相关性原则。表7的(5)列报告了第二阶段ABACCt与刨除内生性后解释变量的回归结果。结果显示，在经过工具变量两阶段回归后，高管成员金融背景比例提高、学术背景比例提高、法治环境向好均显著提升企业信息披露质量，高管薪酬比例对ABACC仍具有正向影响，本文主回归结论整体得到验证，本文结果仍然稳健。

表7 考虑内生性问题后使用工具变量的回归结果

注：括号内是相应Z统计量的精确值，***，**，*分别在1%，5%和10%置信水平上显著。

2.交互效应分析

为了检验结论的稳健性，我们需要进一步用两个自变量之间的交互项来检验变量之间的交互效应，建立包含自变量及某些乘积项的回归模型，检验其统计学意义来判断交互作用是否存在。考虑到不同地区的经济市场化水平、文化特征对本文研究非随机性的影响，出于稳健性的考虑，本文借鉴毛其淋和许家云(2018)[67]、Moser和Voena(2012)[68]的研究做法，检验可能存在的交互效应，在主实验模型基础上再加入法治环境、市场化程度、地域文化乘以各个高管素质变量的交互项，进一步控制事前趋势。交叉项变量的回归结果是本文交互效应稳健性检验中较为关注的，其回归系数的方向和量级衡量了外部治理与内部治理对信息披露质量的交互效应，即各省份不同法治环境、市场化程度、地域文化下与高管特质对信息披露质量的促进作用或替代作用。表8报告了高管特质、法治环境对信息披露质量的交互滞后回归结果。回归结果显示，法治环境、市场化程度、地域文化与FINB交互后仍然均在0.01水平上与ABACC显著负相关，表明外部治理与高管金融背景之间存在显著的替代作用，诸如法治环境、市场化水平、地域文化特征等外部治理机制，可以作为高管金融背景的替代变量，帮助提升上市公司信息披露质量；高管学术背景与地域文化变量交互后保持了与主回归一致的结果，在0.1的水平上与ABACC显著负向相关，表明地域文化与高管学术经历之间存在显著的替代作用，可以作为后者的替代变量，帮助提升上市公司信息披露质量。法治环境、地域文化与PAID交互后与ABACC显著正相关，验证了主回归结论的稳健性，同时进一步表明法治环境和地域文化因素与高管薪酬具有互补作用。总体来说，在经过交互效应回归后，高管成员金融背景比例提高、学术背景比例提高、法治环境向好均显著提升企业信息披露质量，高管薪酬比例对ABACC依然具有显著正向影响，本文主回归结论整体得到验证，本文结果仍然稳健。

表8 考虑公司内外部治理变量交互效应的回归结果

注：括号内是相应T统计量的精确值，***，**，*分别在1%，5%和10%置信水平上显著。

3.自变量重新度量

考虑到变量划分可能对实证结论的影响，本文对解释变量——金融背景、学术背景、海外经历、高管薪酬、法制环境重新度量，按其量级高低划分1-0虚拟变量，与被解释变量ABACC逐步回归。回归结果见表9。其中第(1)列至第(4)列分别是因变量为ABACC时，逐步控制了部分变量的回归结果；第(5)列是因变量为ABACC时，控制了所有变量的回归结果。实验结果显示，在逐步模型和一次控制所有变量模型中本文的各个解释变量与ABACC的相关方向均和主模型结论一致，并且在控制所有变量后，FINB、ACAD、OSEA与ABACC均保持了显著的负相关性，RLE与ABACC显著负相关，PAID与ABACC依然保持了负向关系，说明上市公司高管层中具备较高的金融背景、学术背景、海外经历比例有助于提升公司的信息披露质量，法治环境向好会提升公司信息披露质量，高管领取薪酬比例提高会降低信息披露质量，本文主回归结论整体得到验证，本文结果仍然稳健。

表9 考虑自变量敏感性的虚拟变量回归结果

注：括号内是相应T统计量的精确值，***，**，*分别在1%，5%和10%置信水平上显著。

五、结论与启示

公司内部治理和外部环境对上市公司的行为有着重要的影响，是学术界和实务界的研究重点。本文基于2008-2018年中国上市公司的面板数据，综合考虑内外部治理机制，研究上市公司内部高管特质、外部法制环境与信息披露质量的关系。本文回归结果表明，有金融背景的高管比例、有学术背景的高管比例、有海外背景的高管比例与可操纵性盈余呈现负相关，高管金融、学术、海外经历有助于改善上市公司信息披露质量；在控制了市场化水平变量时，高管薪酬变量与可操纵性盈余呈现显著负相关。在控制了市场化水平变量时，法治环境与可操纵性盈余呈现负相关，法治环境改善有助于提高上市公司信息披露质量。在控制变量方面，公司上市年龄、资产规模、股权特征、资产负债率、总资产增长率等变量都不同水平上显著影响可操纵性盈余，它们均是影响公司信息披露质量的重要因素。公司所在地域市场化水平差异因素，对于高管特征、法治环境与信息披露质量之间的关系具有显著影响。本文的进一步研究表明，上市公司所在省份的地域文化特征差异、市场化水平差异，是在探讨高管特质、法治环境对信息披露质量影响方向和影响程度时不可忽视的关键抑制变量。在研究改善法治环境是否有助于改善公司行为问题时，需要充分考虑公司所在地的市场发育程度等重要抑制变量，否则，第三因素可能掩盖变量之间的真实关系。内生性探讨、交互效应分析、自变量敏感性等后续回归表明，本文的结论依然稳健。

作为公司治理结构中的一项重要组成部分，高管异质性对于信息披露质量的影响程度显著地受到公司外部市场环境的制约。包括法治环境、市场化程度、地域文化在内的外部治理因素，与高管金融背景之间存在显著的替代作用，诸如法治环境、市场化水平、地域文化特征等外部治理机制，可以作为高管金融背景的替代变量，帮助提升上市公司信息披露质量；地域文化与高管学术经历之间存在显著的替代作用，可以作为后者的替代变量，帮助提升上市公司信息披露质量。法治环境状况、市场化水平状况、地域文化因素是制约公司信息披露质量诸多影响因素起作用的关键变量，要使得高管等内部治理因子有效改进公司信息披露质量，必须同时完善这些重要外部治理机制。

基于本文上述研究结论，在我国的当前社会制度背景下，要想改善上市公司的信息披露质量，需要优化公司内部治理和重视外部环境因素的影响。在高管人员选拔上，适当提高公司中具有海外背景、金融背景、学术背景高管的比重；在高管层结构上，适当提高高管领取薪酬的比重、降低股权集中度。在外部环境方面，重视公司所在地法治环境对企业整体信息披露质量的影响。法治环境状况是制约公司信息披露质量诸多影响因素起作用的重要外部变量，要使得高管等内部治理因子有效改进信息披露质量，必须同时完善法治环境这一重要外部治理机制。更为重要的是，在理论和实践中忽视市场化发育程度这一重要抑制变量，可能导致法治环境与信息披露质量的真实关系被弱化或者掩盖。另外，作为一种非正式制度，区域文化对企业信息披露质量具有显著的重要影响。从地域文化的分析的视角，本文实证检验了公司所在省份的文化异质性这一非正式制度与企业信息披露质量的关系，扩展了现有非正式制度与企业行为关系的研究文献。本文的研究结论对上市公司选择高管成员构成、优化高管层结构、重视外部环境影响具有重要参考意义。