连锁董事与信息风险的实证分析

蔡 慧

一、引言

经济活动中固有的信息不对称和人为因素的干预、无效传导为信息风险的滋生提供了条件。信息风险是指与利益相关者决策相关的公司会计信息质量较低和会计信息披露质量较差的可能性，可以导致会计信息质量波动性增加。信息风险从风险的视角反映了公司会计信息披露质量的高低，也为投资者辨识公司重大盈余管理提供了甄别指标，当信息风险超过某一阈值时，则需要密切注意公司重大盈余管理存在的可能性。虽然信息风险和会计信息质量息息相关，但信息风险将不确定性和波动性纳入至公司会计信息披露质量的评价体系中，更有助于分析公司信息披露与经济现实中的偏差问题及该偏差所产生的经济后果。

已有关于信息风险的研究基本基于正式制度探讨影响信息风险的因素，尚未基于非正式制度因素研究董事联结对信息风险的影响。事实上，董事作为公司经营决策的核心力量，在公司经营活动中扮演联结作用，这种关系与联结是一种非正式的制度因素，对公司生产经营产生着重要影响。在两家及两家以上公司董事会担任相关职务的董事，即为连锁董事。中国是一个礼仪之邦，社会关系和社会联结在公司的发展中起着至关重要的作用，且连锁董事这一群体与公司之间已然形成了一个关系网络。根据社会资本理论，个人无法完全依靠自身固有的能力在社会网络中搜集和获得信息、利用资源，而需依赖于社会层面包括家族及家族外网络的支持。公司的经营决策行为能够通过社会网络在不同群体间传递。一方面，连锁董事能为公司带来声誉、资源、信息等多样化的社会资本，连锁董事可以通过其网络关系为其任职的公司传递信息和知识；另一方面，镶嵌在社会关系网络中的社会资本能够强化连锁董事的监督职能，可以在某种程度上制约管理层的策略性信息披露行为，从而使得公司信息风险降低。由此，本文试图从董事网络这一角度，将公司的财务与会计行为置于社会关系网络中，探讨连锁董事如何通过其社会关系与社会联结这一非正式渠道影响公司的信息风险，以丰富连锁董事这一领域的文献。

二、文献回顾与研究假说

（一）文献回顾

从已有的关于信息风险的研究来看，影响信息风险的因素主要包括会计重述、公司治理、公司成长机会、无形资产比例、控股股东持股比例、董事会规模、创新投入等等。学者们基于应计质量的波动性，将信息风险分解为基本面信息风险和操控性信息风险，基本面信息风险是与公司固有特征相关的风险，操控性信息风险则是与管理层操控会计信息相关的风险。会计重述会降低公司的信息披露质量和管理层声誉，从而导致操控性信息风险加剧，资本成本增加。独立董事兼职席位有助于提高公司审计质量，降低信息风险。成长性较好、杠杆率较高以及面临财务困境的公司信息风险较高，有形资产占比较高、公司规模较大以及经营现金流较多的公司信息风险较低。控股股东持股比例与信息风险呈现U 型关系，董事会规模可以降低信息风险，创新投入增加会导致公司信息风险提升，且创新投入对信息风险的增加主要体现在加剧操控性信息风险上。从上述可见，虽然既有文献直接检验了信息风险的影响因素，但总体而言，目前的研究主要围绕公司特征这一正式制度层面展开，缺少从非正式制度和财务报告生成层面对信息风险的影响因素研究。

（二）研究假说

1. 连锁董事与信息风险。财务报告是公司向投资者传递关于其经营成果和财务状况的关键信息，也是外部利益相关者识别风险、做出投资决策的重要依据。低质量的财务报告往往会增加公司与外部投资者间的信息不对称程度，而信息不对称为信息风险的产生提供了条件。从财务报告的形成过程看，董事会作为重大经营决策的主体，需要对公司的会计政策选择、财务报告所反映的会计信息质量进行监督。现有研究表明，董事联结关系可以使公司与其他公司在经营决策上具有相似性和关联性，例如并购决策、慈善捐赠、会计政策选择等。

连锁董事对信息风险产生影响主要源于如下原因：第一，连锁董事的信息传递功能。董事的联结关系在其兼任的多家公司之间具有信息中介的作用，是不同公司之间获取信息和资源的重要渠道。虽然公司可以利用网络、出版刊物等媒介获得其他公司的财务报告等公开信息，但难以从中获取有关公司管理实践、战略决策等内部信息。董事在行使其经营决策和监督职能的过程中，能够直接参与其任职公司的投融资决策行为，从而为不同公司间进行隐蔽的私下交流、传递信息提供了可能性。一方面，公司间的董事联结为公司与外部进行信息传递提供了重要平台，可以促进信息交换和公司行为的传播。连锁董事可以通过其在多个公司兼职形成的社会关系网络有效地将公司信息扩散出去，进而可以缓解公司与外界的信息不对称，降低公司信息风险。另一方面，资源依赖理论认为，连锁董事不仅能够为公司解决更多的行业、法律和技术层面的问题，还能够帮助目标公司与其他公司、供应商和金融机构建立联系。通过这种资源联结关系可以降低公司交易成本，增强公司应对环境不确定性的能力，从而提高公司绩效水平。公司可以通过提供真实的、高质量的盈余信息来为外界呈现公司良好的发展前景，而不必以虚假呈报、虚构交易、调整报表等方式进行市值管理。而高质量的盈余信息具有降低信息不对称的作用，进而可以降低信息风险。

表1 主要变量的描述性统计

表2 均值差异检验

第二，连锁董事的监督和决策职能得到强化。通过董事网络所获取的社会资本，可以促使连锁董事享有更高的社会声誉，更渴望获得其他公司高层管理人员等精英阶层的认同感。声誉机制能够激励董事维持其客观性，在公司治理中扮演着重要角色。声誉较低会使董事的职业生涯受到严重影响，声誉较高则会提高董事的议价能力。声誉机制有助于激励董事更好地履行职责，增强董事的监督动机，进而可以有效制约公司管理层的相机抉择行为，减弱管理层操纵会计信息的动机。黄海杰等（2016）研究发现，董事的声誉对公司会计信息质量具有显著的提升作用。董事声望越高，其引起的社会关注越广，其失职行为会为其带来巨大的声誉损失。可以预期，在声誉机制下，连锁董事会积极履行其监督与决策职能，充分发挥其治理效应。通过与其他公司分享其经验，连锁董事可以更有效地监督公司规范会计信息披露，提高会计信息质量，降低信息风险。据此，本文提出如下假设：

H1：连锁董事可以降低公司的信息风险。

2.连锁董事与信息风险构成成分。信息风险按照其性质和来源，可以分解为基本面信息风险和操控性信息风险。基本面信息风险主要取决于公司的经营环境、商业模式等固有经济特征，包括公司的盈亏状况、运营周期、资产周转率、所处的地理位置等；而操控性信息风险与会计信息操纵联系紧密，例如管理层的会计政策、会计方法选择等均会影响操控性信息风险，操控性信息风险是除基本面信息风险之外的信息不确定性的体现。公司固有层面经济特征的不稳定会增加基本面信息风险，会降低公司的竞争位势；管理层对会计信息的操纵越严重，会增加公司的操控性信息风险。可见，基本面信息风险和操控性信息风险分别代表了公司固有层面和操作层面的风险，其本质上的潜在差异有助于本文深入探讨连锁董事对不同类别信息风险的影响形式及传导路径。

基本面信息风险的大小取决于公司内在固有的基本面经济特征。虽然公司的经营环境、行业性质、商业模式、管理方式等基本经济特征是由公司自主决定的，具有长期持续性，短期内较难进行调整。但连锁董事通过社会关系网络传递知识和经验，可以在一定程度上改善公司的基本面特征。Stuart and Yim（2010）研究发现，连锁董事及其社会网络在控制权变更中起着重要作用，拥有连锁董事的公司更容易发生并购重组行为。并购重组会促使公司改变商业模式、改善管理方式、提高经营管理效率，进而可以改变公司的基本面经济特征。并购重组能为公司带来产业扩大与股权结构的战略性调整，最终可以产生价值创造的协同效应。此外，连锁董事的资源联结作用可以促进公司内部及外部间的相互协作、资源共享的改善，最终也会形成公司价值提升的协同效应。可见，连锁董事通过改变公司基本面特征，可以降低基本面信息风险。

表3 连锁董事与信息风险

区别于基本面信息风险，操控性信息风险与公司的信息管理行为有密切的联系。外部利益相关者的信息解读能力有限，为管理层操纵会计信息、加剧操控性信息风险提供了条件。公司可以通过隐性选择会计政策和会计方法来实施盈余管理行为。此外，非财务信息的披露也可以作为隐藏盈余管理的工具，公司可以利用管理层讨论与分析（MD&A）等非财务信息的披露来掩饰公司的盈余操纵。虽然基于盈余操纵和信息管理对公司经营成果进行粉饰的行为在短期内可以被掩盖，从长期来看，随意进行信息管理很难不被外部利益相关者发现。连锁董事因同时任职于多家公司而具备更加多元化的信息，这些信息可以提升连锁董事的决策和监督能力。同时，为了维护自身声望，连锁董事会努力履行其职能，对管理层的信息管理和盈余操纵行为进行监督，从而制约管理层的机会主义行为，降低操控性信息风险。据此，本文提出如下假设：

H2：连锁董事不仅可以降低公司的基本面信息风险，还可以降低操控性信息风险。

三、研究设计与描述性统计

（一）样本选择与数据来源

本文以2008-2018 年沪深两市A 股上市公司作为初始样本，考察了连锁董事对信息风险的影响。本文研究所需的公司层面数据主要包括治理数据、财务数据和高管人物特征数据，本文所使用的数据均来自国泰安数据库。本文对初始样本作如下处理：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除数据缺失的样本；（3）对相关连续变量在1%和99%分位进行Winsorize处理，以排除异常值对结果的可能干扰。最终得到9472 个有效观测值。

（二）主要变量与检验模型

1. 信息风险指标。参考已有文献的做法，本文对信息风险衡量如下：

第一步，根据会计利润与现金流量的逻辑关系，以总流动应计模型为基础得出应计质量的拟合值i，t。总流动应计模型如（1）式：

（1） 式 中，TCAi，t为 公 司i 第t年的总流动应计，Ai，t为公司i 第t 年的总资产，CFOi，t为公司i 第t 年的经营活动现金流量，△REVi，t为营业收入变动额，PPEi，t为公司i 第t 年的固定资产，εi，t为公司i 第t 年的会计应计指标。

表4 连锁董事与信息风险：PSM 检验

表5 Heckman 两阶段模型检验

表6 采用未来一期因变量的回归

第二步，计算应计质量的波动性，采用t-4 年至t 年共计五个年度求i，t的标准差σ( )，以此作为信息风险（Irisk）的度量。σ( ) 值越大，信息风险越高。

第三步，按信息风险的构成成分将其分解为基本面信息风险和操控性信息风险，分解方式如（2）式：

其 中，Size 是 企 业 规 模，σ(CFO/A) 是企业经营现金流量波动性，σ(Sale/A) 是企业营业收入波动性，Opcy 是企业运营周期，NEarn是企业亏损概率。首先，以 的拟合值 来度量操控性信息风险（Mrisk）；其次，以 与 之差来度量基本面信息风险（Frisk）。

2. 检验模型。为检验前文提出的研究假说，本文构建如下多元回归模型：

式（3）中，被解释变量为信息风险（Irisk）、基本面信息风险（Frisk）和操控性信息风险（Mrisk）。解释变量为连锁董事（Inlock）， 参考Cai and Sevilir（2012） 和Dass et al.（2014）的做法，若同一年在两家及两家以上公司担任董事，则为连锁董事。本文采用连锁董事数量（Inlock1）和连锁董事比例（Inlock2）两个指标度量公司连锁董事，其中连锁董事数量以公司拥有的同一年在多家公司任职的董事数量衡量，连锁董事比例等于连锁董事数量与董事会总人数的比值。

Controls 为控制变量，主要包括公司规模（Size），等于总资产的自然对数；杠杆率（Lev），等于总负债与总资产的比值；盈利能力（ROA），等于息税前利润除以总资产；股权集中度（Top5），等于前五大股东持股比例之和；再融资（Refin），若公司当年或下一年提出或实施增发配股，则取值为1，否则为0；高管持股比例（Maho），等于高管持有的股数与公司股票发行总数的比值；公司价值（TobinQ），等于权益市场价值与负债账面价值之和除以总L 资产；经营现金流（Cflow），等于经营性现金流量与总资产之比；成长性（Growth），等于营业收入增长率；独立董事比例（Indratio），等于独立董事人数除以董事会总人数；董事会规模（Bsize），等于董事会总人数的自然对数；两职合一（Duality），董事长和总经理两职兼任时取1，否则为0。此外，本文还控制了行业和年度虚拟变量。

表7 改变连锁董事的度量方式

表8 进行公司聚类调整

（三）描述性统计

表1 报告了主要变量的描述性统计结果。公司信息风险（Irisk）的均值为0.0879，基本面信息风险（Frisk）和操控性信息风险（Mrisk）的均值分别为0.0890 和-0.0011，可见基本面信息风险的绝对值比操控性信息风险的绝对值更大，说明相比操控性信息风险，样本公司的基本面信息风险更高。连锁董事数量（Inlock1）的均值为3.4837，最小值为1.0000，最大值为12.0000，说明不同公司拥有的连锁董事数量存在较大差异，有的公司只有1 位连锁董事，有的公司却有12 位连锁董事，平均来看，样本公司拥有的连锁董事数量为3个左右。连锁董事比例（Inlock2）的平均值为0.4001，说明样本公司拥有的连锁董事比例平均为40.01%。股权集中度（Top5）的均值为0.5222，说明我国上市公司的股权较为集中。再融资（Refin）的均值为0.2238，说明有22.38% 的公司公布或实施了增发、配股提案。高管持股比例（Maho）的均值为0.0515，说明上市公司平均持股比例为5.15%。

（四）均值差异检验

表2 报告了主要变量的均值差异检验。本文按照连锁董事数量的行业年度均值将样本分为少连锁董事组和多连锁董事组，按照连锁董事比例的行业年度均值将样本分为低连锁董事比例组和高连锁董事比例组，分别比较了少连锁董事组与多连锁董事组、低连锁董事比例组与高连锁董事比例组在信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险方面的差异。检验结果显示，少连锁董事组与低连锁董事比例组的信息风险（Irisk）、基本面信息风险（Frisk）和操控性信息风险性（Mrisk）的均值均显著高于多连锁董事组和高连锁董事比例组，说明连锁董事较多的公司拥有更低的信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险，初步证实本文的假设1 和假设2。

四、检验结果

（一）基本分析

表3 报告了连锁董事对信息风险及其构成成分的回归结果。其中，列（1）和列（2）为连锁董事对信息风险的检验结果，连锁董事数量（Inlock1）和连锁董事比例（Inlock2）的估计系数分别为-0.0013 和-0.0129，且均在1% 水平上显著，说明连锁董事可以降低公司信息风险，支持了本文的假设1。列（3）和列（4）为连锁董事对基本面信息风险的回归结果，连锁董事数量（Inlock1）和连锁董事比例（Inlock2）的估计系数分别为-0.0003和-0.0031，在1% 水平上显著，说明连锁董事较多的公司基本面信息风险较小；列（5）和列（6）为连锁董事与操控性信息风险的回归结果，连锁董事数量（Inlock1）和连锁董事比例（Inlock2）与操控性信息风险（Mrisk）显著负相关，说明连锁董事可以降低公司操控性信息风险，支持了本文的假设2。

表9 基于连锁董事总影响力分组的检验

（二）考虑内生性问题

为了证实连锁董事的确能够降低公司信息风险，而非信息风险较低的公司倾向于选择具有 “联结” 特征的董事，本文进行如下检验：

1. 如果公司信息风险降低是由连锁董事带来的，那么对于连锁董事较少的公司，信息风险应较高。因此，本文利用倾向得分匹配法（PSM 法），从高维度选择配对数据，进而缓解可能存在的内生性问题。首先，将连锁董事数量和连锁董事比例按照行业年度均值分为少连锁董事组与多连锁董事组、低连锁董事比例组与高连锁比例董事组。其次，将公司规模、股权集中度、再融资、公司价值、上市年限、董事薪酬、董事会规模、产权性质等多方面特征降维为一个概率值，寻找到连锁董事数量较多及连锁董事比例较高的公司（处理组）多维度特征类似的匹配公司（控制组）。最后，比较少连锁董事组与多连锁董事组、低连锁董事比例组与高连锁比例董事组的信息风险差异。表4 报告了PSM法的检验结果。ATT 表示基于PSM法得出的拥有不同连锁董事数量的公司信息风险水平的差异，ATT 为负则表示连锁董事较多的公司信息风险较低。按最近邻匹配、半径匹配和核匹配法将样本进行配对后，连锁董事数量较多和连锁董事比例较高的公司信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险水平均显著低于连锁董事数量较少和连锁董事比例较低的公司。这说明，连锁董事对信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险的降低作用是显著的。

2. 采 用Heckman 两 阶 段 回 归模型控制样本选择偏误问题。参考刘斌等（2019）的研究，在第一阶段的Probit 模型中，在控制了公司规模、股权集中度、再融资、公司价值、上市年限、董事薪酬、董事会规模、产权性质等变量的基础上，本文设立以 “连锁董事数量是否较多” 以及 “连锁董事比例是否较高” 为因变量的定性回归模型。对于该因变量的定义，若连锁董事数量及连锁董事比例超过当期行业年度中位数，则取值为1，否则取值为0。之后，根据定性回归模型计算IMR（Inverse Mills Ratio），将其代入主回归模型进行第二阶段回归，检验结果如表5。结果显示，相比连锁董事数量较少和连锁董事比例较低的公司，连锁董事数量较多和连锁董事比例较高的公司信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险显著较低。由此证明，在控制了连锁董事的选择性偏误后，连锁董事较多的公司信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险均更低。

（三）稳健性检验

为了保证研究结论的可靠性，本文进行了如下稳健性检验：

1. 采用未来一期的因变量回归。考虑到连锁董事对信息风险影响可能存在滞后性，本文采用未来一期的信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险重新回归，结果如表6。表6中连锁董事数量（Inlock1）和连锁董事比例（Inlock2）的回归系数均显著为负，说明连锁董事有助于降低公司的信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险，并未改变之前的结论。

2. 改变连锁董事的度量方式。本文采用连锁董事数量的自然对数作为连锁董事的衡量方式，重新回归结果如表7。列（1）至列（3）的结果显示，连锁董事与信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险均在5% 水平上显著负相关，说明连锁董事可以降低公司的信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险。本文之前的结论是稳健的。

表10 连锁董事对信息风险的长期影响

3. 进行公司聚类调整，结果见表8。其中，列（1）和列（2）为连锁董事与信息风险的回归结果，可见连锁董事的估计系数显著为负；列（3）和列（4）为连锁董事与基本面信息风险的回归结果，可见连锁董事与基本面信息风险显著负相关；列（5）和列（6）为连锁董事与操控性信息风险的回归结果，可见连锁董事的估计系数显著为负。结果表明，连锁董事能够导致公司的信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险降低，与前文结论一致。

五、进一步分析

（一）基于连锁董事影响力的分组检验

连锁董事的声誉越高，所产生影响力越大，从而对信息风险的降低作用会更加明显。参考倪娟等（2019）的做法，以连锁董事当年总共任职的公司数量作为对连锁董事影响力简单的衡量，任职的公司数量越多，其影响力越大。在公司层面，本文将连锁董事当年任职的公司数量加总求和，以此度量公司所拥有的连锁董事的总影响力。由此预期公司所拥有的连锁董事总影响力越大，其对信息风险及其构成成分的降低作用越明显。根据连锁董事总影响力的行业年度中位数，将样本分为两组：连锁董事影响力高于样本中位数的公司组和连锁董事影响力低于样本中位数的公司组。表9汇报了基于连锁董事总影响力的分组检验结果。列（1）至列（4）是连锁董事对信息风险的回归结果，在影响力较高的组中，连锁董事数量、连锁董事比例对公司信息风险具有显著的降低作用，而在影响力较低的组中，连锁董事数量、连锁董事比例的估计系数均不显著，说明连锁董事总影响力加大的公司，对信息风险的降低作用更加显著。列（5）至列（8）为连锁董事对基本面信息风险的回归结果，列（9）至列（12）为连锁董事对操控性信息风险的回归结果，与列（1）至列（4）的结论类似，连锁董事总影响力越大，越能够降低公司的基本面信息风险和操控性信息风险。综上，表明相对于影响力低的连锁董事，总影响力大的连锁董事对信息风险及其构成成分的降低作用更加明显。

（二）连锁董事对信息风险的长期影响

在之前的分析中，本文探讨了连锁董事对当期信息风险的影响，即前述研究主要考察的是连锁董事对公司信息风险的短期影响，发现连锁董事可以降低公司的信息风险及其构成成分。为检验连锁董事是否有助于降低公司的长期信息风险，本文进一步考察了连锁董事对公司信息风险的长期影响。本文分别采用两年平均信息风险及其构成成分、三年平均信息风险及其构成成分衡量公司的长期信息风险，检验结果如表10。列（1）至列（6）为连锁董事对两年平均信息风险及其构成成分的影响，可见连锁董事的估计系数均显著为负，说明连锁董事可以降低两年期信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险。列（7）至列（12）为连锁董事对三年平均信息风险及其构成成分的影响，可见列（7）和列（8）、列（11）和列（12）中连锁董事的系数均在1%水平上显著为负，列（9）和列（10）中连锁董事的系数虽为负，但不显著，说明长期来看，连锁董事可以降低公司的信息风险和操控性信息风险，但无法降低公司的基本面信息风险。该结果表明，随着时间的推移，连锁董事对信息风险和操控性信息风险的影响没有发生改变，而对基本面信息风险的影响会逐渐消失，这可能与董事换届有关。我国《公司法》规定，董事每届任期不得超过三年。董事换届会影响董事联结的期限，在三年期满董事濒临换届之时，为确保其声誉不受损失，连锁董事可能更倾向于减少管理层的信息操纵行为，而对公司本身的基本面特征改善的动机不明显。

六、研究结论

本文采用2008-2018年沪深A股上市公司相关数据，从董事的社会联结视角，考察了连锁董事对公司信息风险及其构成成分的影响。实证结果发现：连锁董事数量和连锁董事比例均可以降低公司信息风险；将信息风险分解为基本面信息风险和操控性信息风险后，发现连锁董事既可以降低公司基本面信息风险，也能够降低操控性信息风险；进一步研究发现，连锁董事对信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险的降低作用只存在于影响力较高组，说明连锁董事总影响力越大，其对公司信息风险、基本面信息风险和操控性信息风险的降低作用更明显；连锁董事对两年期平均信息风险及其构成成分均有降低作用，连锁董事可以降低公司三年期平均信息风险和三年期平均操控性信息风险，但无法降低公司三年期平均基本面信息风险。本文的研究结论表明，连锁董事所拥有的信息、资源及影响力等社会资本，以及连锁董事的社会联结功能所发挥的非正式调节机制，在公司的发展进程中起着至关重要的作用。