CEO与审计委员会中独立董事的社会关系对内部控制质量的影响

李敏鑫 包翠华

一、引言

审计委员会是完善内部控制最有影响力的治理结构。2008年，财政部等五部委联合发布的《企业内部控制基本规范》强调，审计委员会是提升企业内部控制质量的关键组织。那么，如何发挥好审计委员会制度的优势，使其服务于企业的内部控制建设就显得尤为重要。学术界与实务界普遍认为审计委员会职能的有效发挥主要依赖其独立董事委员（以下简称独董委员）的履职能力（胜任能力）和履职意愿（独立性）。基于此，学者基于经济学中的“理性人”角度，发现了独董委员的个体特征、企业的组织特征以及区域的制度环境等因素，均能影响审计委员会对企业内部控制质量的监控效率，但却忽视了独董委员的“社会人”属性。在中国这样的“人情”社会，无法避免的是社会关系对经济行为的嵌入效应（Granovetter, 1985）。

在企业运营过程中，CEO是企业内部控制的执行主体和责任主体，企业内部控制质量不高的关键原因，在于CEO的机会主义行为动机，我国资本市场中也时常出现CEO凌驾于内部控制之上的情形。通过在董事会下成立主要由独立董事组成的审计委员会，介入企业的内控设计和实施过程，有利于遏制CEO的机会主义行为，提升内部控制的质量。然而，当独董委员与CEO之间存在社会关系，独董委员还能对CEO实施严格的监控吗？实践中，与CEO的社会关系是成为独董委员的重要影响因素，社会关系既能产生代理理论延伸的“偏好效应”，弱化独董委员的监控能力，导致内部控制质量的下降；也可能出现资源依赖理论延伸的“信息效应”，促进独董委员的建议功能，进而强化了内部控制质量建设。

因此，社会关系是否以及如何影响内部控制质量仍有待检验。本文选取了2008-2018年沪、深两市A股上市公司作为研究样本，以业缘、学缘和地缘，分析并检验了社会关系对内部控制质量的影响，发现社会关系降低了公司的内部控制质量。基于此，本文从代理成本和审计委员会勤勉度分析了社会关系可能的影响机制。最后，本文讨论了CEO权力、关系主体是否为审计委员会主任委员、审计委员会的专业能力和声誉、地区的法治水平和儒家文化建设的差异化情境对社会关系作用的影响。

本文可能存在如下两点贡献：（1）将新经济社会学引入审计委员会的研究界域，不仅扩展了嵌入性理论在公司治理领域的研究范畴，也有助于丰富内部控制质量影响因素的相关文献；（2）本文进一步探讨了审计委员会结构特征以及宏观制度与文化等因素缓解社会关系偏好效应的因素，为政府部门采取有力措施加快构建独具浓厚“乡土文化”本色气息的中国审计委员会制度、切实提高公司治理水平等提供了重要决策性参考。

二、文献回顾

在经历数次重大的财务舞弊案件后，监管部门逐渐意识到有效的审计委员会，应当拥有影响企业内部控制系统建设与运行的权力。2008年，财政部等五部委联合发布了《企业内部控制基本规范》，将内部控制建设视为公司治理的重中之重，并明确赋予审计委员会审查企业内部控制制度、监督内部控制的实施和自我评价、协调内部控制审计及其他相关事宜的权力。伴随着制度层面对审计委员会在内部控制建设方面的重视程度的加深，在实践中，大多数的审计委员会章程都将规范内部控制作为其主要职责之一（Carcello et al.,2002）。有关审计委员会对内部控制影响的研究正逐步开展。学者们相继发现审计委员会独立性（Krishnan,2005；Krishnan and Visvanathan,2007）、财务专业知识（Zhang et al., 2007；Hoitash et al., 2009）、会议频率（Naiker and Sharma,2009；Cheng et al., 2019）等特征，能够降低企业内部控制缺陷的发生的概率，提升企业内部控制质量。近年来，审计委员会的研究领域开始重视“人”的因素，例如，周泽将等（2020）发现审计委员会成员的海归背景可以提升其专业能力和独立性，进而提升企业的内部控制质量；而Lisic et al.（2016）发现 CEO较大的权力会抑制审计委员会财务专长对减少内部控制缺陷发生的作用。然而，现有研究忽视了审计委员会成员的“社会人”属性。

近年来，随着社会学研究向公司治理研究领域的渗透，越来越多的学者开始关注独立董事与管理层之间的社会关系对公司治理水平的影响，并对此存在信息效应与偏好效应两种观点（Renneboog et al., 2011；蔡宁，2018）。独立董事在企业中主要发挥两种功能：建议功能与监督功能。一方面，社会关系的信息效应能够促进独立董事建议功能的发挥。学者们发现社会关系降低了内部控制缺陷及财务重述的概率（Hoitash，2011），提高了企业的创新绩效（Kang et al.,2018），抑制了代理成本（戴亦一等，2016；潘越等，2020），提高了CEO薪酬业绩敏感性（田祥宇等，2017），提升了企业绩效（陈霞等，2018），促进企业的研发投入（许强等，2019），降低了企业的费用粘性（杜兴强和殷敬伟，2020）；另一方面，社会关系的偏好效应削弱了独立董事的监督功能。学者们发现社会关系降低了CEO因业绩较差而被解雇的概率（Hwang and Kim，2009），增加了代理成本（闫伟宸和肖星，2019；Zhang et al.，2020），抑制了研发投入（杜兴强和熊浩，2017），增加了权益成本（Appelghem and Nguye，2021），降低了公司价值（Fracassi and Tate，2012；Khedmati et al.，2020），损害了财务信息质量（Krishnan et al.，2011；朱朝晖和李敏鑫，2020）。

综合来看，学术界关于审计委员会有效性的研究日趋丰富，对全面深化审计委员会制度理解与改革落实、加快构建更加完善的公司治理机制等发挥了重要的建设性作用。然而尤其在中国，已有研究过分关注审计委员会的结构特征，近乎忽视了人所嵌入的广泛的社会互动背景，即缺乏对审计委员会行为的社会基础——社会关系的探讨。与西方的契约型社会不同，中国是比较典型的关系型社会，关系在构建和维持社会信任中发挥着至关重要的作用。社会关系是中国公司治理体系建设中难以忽视的隐性因素，关系型治理也是完善公司治理机制的重要方式。近年来，已有学者对社会关系对审计委员会效率的影响进行了初步探索（朱朝晖和李敏鑫，2020；Bruynseels and Cardinaels,2014；Wilbanks et al., 2017），但相关研究总体上比较缺乏且结论不一，有待进一步研究。基于此，本文基于新社会经济学的嵌入性理论，从社会关系的公司治理效应出发，对CEO与独董委员的社会关系对内部控制质量的影响及其内在机制等问题开展深入研究与探讨。

三、理论分析与假设

中国资本市场主体主要由国有企业与家族掌控的民营企业组成，呈现出股权相对集中的特征。在公司治理过程中，大股东拥有较高的权力（La Porta, 1999）。大股东的权力不受约束，产生较高的控制权与现金流权分离度，激发其侵占中小股东利益的动机，引发较为严重的第二类代理问题（Claessens et al., 2002），是导致企业内部控制质量较低的重要原因（周美华等，2017）。Gong et al.（2013）发现，如果管理层的控制权超过其现金流权的程度越高，公司瞒报内部控制缺陷的可能性越大。如何约束大股东权力，建立并执行高质量内部控制一直以来是监管部门、市场实体与学术界共同关注的核心课题。近年来，中国监管部门为提升内部控制质量进行了许多制度创新。其中，较为重要的是21世纪初对审计委员会制度的引入。审计委员会是内部控制有效实施的关键因素（张砚和杨雄胜，2007），保证内部控制有效性也是设立审计委员会的主要动机之一（杨忠莲和徐政旦，2004）。有效的审计委员会能对大股东及其指派的CEO在内部控制方面的控制权形成制约，从而提升内部控制质量。

从审计委员会的功能来看，《企业内部控制基本规范》规定审计委员会负责内部控制的制度审查、过程监督及运行评价，并能够领导和监督内部审计部门的工作。内部审计是全面审查和持续监控内部控制制度运行的专门组织，是对内部控制的控制。审计委员会对内部控制制度的评价及与内部审计部门的互动，能够防止企业违规现象的发生（钱华，2006）。从审计委员会的构成来看，审计委员会的独立性越强，专业能力越好，内部控制的质量越高（Krishnan，2005；Zhang et al., 2007；董卉娜和朱志雄，2012；刘焱和姚海鑫，2014）。但仅从构成角度，而忽略个人履职意愿，可能无法诠释审计委员会对内部控制质量的影响过程。在公司治理实践中，个体的经济行为会受到其所嵌入的社会关系的影响（Granovetter，1985）。若独董委员与CEO存在社会关系，关系的偏好效应可能会影响其履职行为，进而影响企业内部控制质量。

1.与CEO存在社会关系的独董委员会放松对内部审计工作的督促。在内部控制建设过程中，审计委员会是信息沟通的纽带（吴玉心，2003）。独董委员在监督内部控制时的信息，主要来自于内部审计部门，其需要与内部审计部门维持良好的信息交流与互动，更好地对内部控制进行评价（周兰等，2009）。独立与专业的审计委员会更可能与内部审计人员频繁接触，提高内部审计效率，保障内部控制的质量（Krishnan，2005）。同时，审计委员会通过介入CEO对内部控制部门的控制权，确保内部审计部门的独立性，增加其在内部控制方面的投入（Abbott et al., 2007；Trotman and Duncan, 2018），提高内部审计的努力程度。然而，CEO在经营决策过程中通常不愿意受过多的约束，内部审计也是其实施机会主义行为的重要阻力。为维系关系，与CEO有着社会关系的独董委员不太愿意支持内部审计部门去挑战CEO的决策。而内部审计部门在清楚此类社会关系的情形下，为能继续在公司工作，也不会向独董委员透露过多的敏感信息。在这样的预期下，拥有此类关系的独董委员通常不愿在督促内部审计工作中付出较多努力，而内部审计部门向其传递公司风险信息的动力也不足，难以保证内部控制的高质量。

2.与CEO存在社会关系的独董委员会易接受内部控制制度设计。审计委员会的独立性是高质量内部控制建设的必要因素（Cassell et al.,2018）。与CEO存在社会关系的独董委员，会更加认同CEO的决策行为，导致对CEO的有偏信赖，影响其独立性。同质性理论认为，个人会依社会关系进行分群，产生群体认同（Tajfel et al., 1971），形成内群体偏好（Hewstone et al., 2002），易对关系对象行为进行有利解读（Uzzi,1996）。例如，Hwang and Kim（2009）发现，当董事会与高管存在社会关联时，高管的业绩薪酬敏感性降低。独董委员将与其有社会关系的CEO划分为同群，易接受CEO对其机会主义行为及内部控制决策方面的合理化解释，降低CEO的游说成本，难以对内部控制建设进行客观评价。此外，此类关系代表独董委员与CEO之间有共同经历，彼此认知和偏好类似，易在内部控制审计争端中支持CEO（DeZoort and Salterio, 2001），难以保证内部控制的高质量。

3.与CEO存在社会关系的独董委员更易被CEO俘获，甚至参与其利用内部控制缺陷进行的机会主义行为。一方面，相熟主体间在深层次的互动过程交流中，易产生超出一般契约关系的特殊情感，社会心理学认为社会关系具有“情感性”特征（Hwang,1987），而从事许多利他主义的行为（Engelberg et al., 2012；Cohen et al., 2008）。另一方面，社会关系有维护圈内人利益的行事规则。在中国，正式制度获取资源的方式成本较高，人们通常利用关系获取资源。独董委员拥有广泛的社会关系，积累了深厚的社会资本。然而，这一社会资本也成为维护社会关系网络个体利益的抵押品，在网络中的个体需要遵循社会关系的互惠原则。因与CEO存在社会关系而入驻审计委员会的独董委员，一旦作出有损CEO利益的行为。其不近人情的做法，将在社会关系网络中广泛传播，不仅当前的合作关系难以维系，还丧失了与社会关系网络中其他个体的潜在合作机会（戴亦一，2016）。当CEO向与其有社会关系的独董委员提出机会主义行为要求时，无论是出于情感还是互惠原则，独董委员都易默许，甚至参与其中。

基于信息效应假说的视角来看，（1）与CEO存在社会关系的独董委员更容易获得CEO的信任。一方面，社会关系改善了彼此间的信息沟通状况(Wilbanks et al.，2017)，帮助独董委员获取更多有关公司内部控制制度设计与执行方面的“硬信息”，另一方面，独董委员-CEO的社会关系也使CEO更乐于主动向独董委员就如何进一步完善内部控制制度等寻求专业咨询与意见建议，进而提高内部控制质量。（2）与CEO存在社会关系的独董委员更容易与CEO建立稳固的长期合作伙伴关系，助力独董委员获取更多更为深入的有关CEO个人特质的“软信息”，如CEO的个体特征、管理风格、风险偏好等。这些高质量“软信息”的掌握不仅能够为独董委员合理评估企业内部控制缺陷、管理层不当干预乃至凌驾内部控制等情况发生的可能性提供重要信息支持，对独董委员科学预防并采取针对性措施予以有效应对等亦大有裨益，进而保障了高质量的内部控制。

综上所述。一方面，基于偏好效应，社会关系的存在导致审计委员会既无法提升内部审计效率，又难以对内部控制制度进行客观评价，甚至还会默许CEO的机会主义行为。因而难以实现审计委员会提升企业内部控制质量的目标；另一方面，基于信息效应，社会关系也能助力独董委员与CEO之间的信息沟通效果、建立稳固的长期合作伙伴关系，进而促进了内部控制质量的提高。因此，本文提出如下竞争性假设：

假设1a：CEO与独董委员存在社会关系的企业，其内部控制质量较低。

假设1b：CEO与独董委员存在社会关系的企业，其内部控制质量较高。

四、研究设计

(一 )样本选取与数据来源

财政部于2007年发布新的《企业会计准则》后，企业的会计处理方式发生较大变化。而2008年财政部联合证监会、审计署、银监会、保监会等监管机构制定颁布的《企业内部控制基本规范》则将上市公司内部控制建设置于公司治理更加突出的重要位置。此外，中国上市公司至2007年底已基本设置了审计委员会。基于此，本文以2008-2018年中国沪、深A股上市企业作为初始研究样本，并经过如下筛选过程：(1)剔除ST、PT等特殊风险提示类样本；(2)剔除金融、保险类样本；(3)剔除未设立审计委员会样本；(4)剔除当年新上市样本；(5)剔除关键数据缺失样本。最终获得14920个有效公司样本观测值，并对所有连续变量进行上下1%的Winsorise处理。

本文样本数据主要来源于CSMAR数据库等。具体来说，CEO及独董委员的籍贯或出生地、毕业院校、履职背景等信息源于CSMAR数据中的高管简历，并尽可能的通过百度、谷歌等搜索引擎、上市公司公告、新浪财经、中国知网、人物自传、公司官网、媒体报道等渠道进行手工补充。

(二 )模型设定及变量说明

为验证假设，构建了如下模型：

1.被解释变量：内部控制质量。在模型(1)中，被解释变量Con表示内部控制质量。参考周泽将等(2020)的研究，选取DIB内部控制与风险管理数据库中的企业内部控制评分作为衡量内部控制质量的基础。基于回归系数可读性改善的现实考量,将该评分缩小100倍，得到最终的内部控制质量的替代变量Con，该变量值越大，表明内部控制质量越高。同时还选取DIB内部控制与风险管理数据库中的内部控制信息披露指数，衡量内部控制的五个细分要素：控制环境(Con1)、风险评估(Con2)、控制活动(Con3)、信息与沟通(Con4)、内部监督(Con5)。此外，后文还选取内部控制缺陷指标进行稳健性检验。

2.解释变量：独董委员-CEO社会关系。在模型(1)中，解释变量Ties为虚拟变量，表示CEO与独董委员之间存在的社会关系。若上市公司的CEO与审计委员会中的任一独立董事存在地缘、学缘或业缘等关系，则认为独董委员-CEO存在社会关系，Ties的取值为1，否则为0。其中，地缘关系(Ties_1)表示独董委员-CEO的籍贯或出生地是否为同一地级市；学缘关系(Ties_2)表示独董委员-CEO是否曾在同一院校就读或教学；业缘关系(Ties_3)表示独董委员-CEO是否曾在同一组织任职或拥有相同的社会兼职。若模型(1)中Ties的回归系数α1显著为负，则表明社会关系对企业内部控制质量存在削弱影响，从而支持假设H1a，若α1显著为正，则支持假设H1b。

3.控制变量。参考以往研究选取可能影响内部控制质量的其他控制变量。主要包括企业规模(Size)、财务杠杆(Lev)、盈利能力(Roa)、股权集中度(Largest)、存货占比(Inv)、上市年龄(ListAge)、发展能力(Growth)等企业特征变量，是否四大(Big4)、行业专长(Special)、审计年数(Term)等会计师事务所特征变量以及审计委员会的规模(ABoard)、权力侵蚀(Erode)、独立董事比例(Aind)等审计委员会特征变量。此外，还控制了年度(Year)和行业(Ind)的固定效应。各变量的具体定义说明如表1所示。

表1 变量定义

五、实证检验

(一 )描述性统计及单变量分析

表2列示了各变量的描述性统计结果。其中，Con的均值为6.5495，中位数为6.7565，最小值为0，最大值为9.0792，标准差为1.2585，表明不同上市公司之间的内部控制质量存在较大差异。Ties的均值为0.2157，说明约有21.57%的上市公司的独董委员与其CEO之间存在社会关系，这一现象在中国上市公司治理实践中比较常见。其他控制变量的分布情况也较为合理。表3列示了单变量分析的分组检验结果。结果显示，有关系组(Ties=1)的Con均值为6.478，无关系组(Ties=0)的Con均值为6.569，有关系组与无关系组的Con均值存在显著差异，且有关系组的Con均值低于无关系组的Con均值，表明有关系组的内部控制质量较低，从而初步支持了假设H1a。

表2 描述性统计结果

表3 单变量分析

表4 基本回归结果

(二 )基本回归分析

可以发现，列(2)中，变量Ties_1、Ties_2、Ties_3的回归系数符号均为负，且至少在5%的水平上显著，表明无论是基于学缘、地缘还是基于业缘的独董委员-CEO社会关系类型，其都会对审计委员会的内部控制监督职能发挥产生比较负面的影响。第三，列(3)~列(7)列示的是对内部控制五个基本要素的分析结果，仅Con1和Con5的回归系数在5%的水平上显著为负，而Con2、Con3及Con4的回归结果均不显著，表明独董委员-CEO的社会关系主要对控制环境和内部监督产生了不利影响，进而降低了内部控制质量。此外，各变量的VIF值中，最大值为3.59，均小于10，表明模型不存在严重的共线性问题。

(三 )稳健性测试

为缓解模型中可能存在的样本自选择、遗漏控制变量等内生性问题，本文进行了如下检验。

1.Heckman两阶段检验。在第一阶段，本文使用Probit模型估计出企业选择与CEO存在社会关系的独董委员的可能性。具体的，本文首先使用地区信任指数(张维迎和柯荣住，2002)作为工具变量，一般来说，地方的人际信任状况会影响人们对关系的使用频率和重视程度，但可能不直接作用于企业的内部控制质量。然后利用工具变量和前文选取的控制变量

表3列示了独董委员-CEO社会关系与内部控制质量的相关回归结果。结果显示：第一，列(1)中，变量Ties的回归系数在1%的水平上显著为负，表明相比独董委员-CEO不存在社会关系，独董委员-CEO存在社会关系的企业，其内部控制质量显著降低，符合了社会关系的“偏好效应假说”，假设H1a得到验证。第二，进一步将独董委员-CEO的社会关系类型区分为学缘、地缘和业缘关系，对Ties进行回归，得出逆米尔斯比率(lambda)。在第二阶段，将Lambda作为控制变量放入模型(1)中重新进行回归。回归结果如表5 Panel A第(1)列所示。

表5 稳健性测试结果

2.倾向得分匹配(PSM)检验。为避免样本差异对回归检验结果的影响，本文使用PSM的方法进行检验。具体的：第一步，基于独董委员与CEO存在社会关系的公司样本，匹配出与这些公司样本类型类似的(本文为前文选取的控制变量)但不存在社会关系的公司样本；第二步，通过logit模型对独董委员与CEO是否存在社会关系进行倾向评分；第三步，设定卡尺范围为0.05，通过最近邻近匹配的办法，对样本进行1:1的无放回匹配，最终获得6436个样本；第四步，实施平行趋势检验，结果显示样本控制变量的均值差异大多明显降低，说明样本的组间异质性控制效果良好；最后，重新进行检验。回归结果如表5 Panel A第(2)列所示。

3.延后一期因变量。社会关系的影响效应可能存在一定程度的滞后性。本文将因变量Con延后一期，生成新变量FCon，重新进行检验。回归结果如表5 Panel A第(3)列所示。

4.控制公司层面的固定效应。本文使用个体固定效应模型进一步排除公司层面可能存在的遗漏变量问题。回归结果如表5 Panel A第(4)列所示。

5.D I D 测试。本文借助C E O或独董委员的离任作为外生冲击(Francassi 和 Tate，2012)，构建双重差分模型，以排除可能存在的内生性问题。具体的：首先，设置时间虚拟变量Post，即因CEO或独董委员离任导致社会关系消失时取值为1，否则取0；然后，设置事件虚拟变量Treat，即存在社会关系的企业因存在CEO或独董委员离任导致社会关系消失时取值为1，否则为0；最后，事件窗口设置为(-1,1)，表示实验组和对照组都保留离任事件前后一年的样本，并进行回归。回归结果如表5 Panel A第(5)列所示。

此外，本文还进行了如下形式的其他稳健性检验。

1.增加控制变量。为排除独董委员-CFO社会关系对模型(1)中社会关系Ties变量的回归系数的影响。本文选取了其他最具代表性的非核心高管CFO，并设置了独董委员-CFO社会关系变量Ties_CFO。若独董委员与CFO之间存在因地缘、学缘或业缘而产生的社会关系，Ties_CFO的取值为1，否则，取值为0，然后重新进行回归。回归结果如表5 Panel B第(1)列所示。

2.替换因变量。为避免因变量的衡量方式对假设检验结果的影响。本文选取内部控制缺陷(Con_lack)作为衡量企业内部控制质量的替代变量，以替换模型(1)中的因变量。Con_lack为虚拟变量，若企业当期存在内部控制缺陷，Con_lack的取值为1，否则，取值为0，然后重新进行回归。回归结果如表5 Panel B第(2)列所示。

3.替换自变量。本文选取独董委员与CEO存在社会关系的人数Ties_n和占比Ties_r作为模型(1)中的自变量，替代原有的自变量Ties，并在此基础上重新进行回归。回归结果如表5 Panel B第(3)(4)列所示。

表5 Panel A第(1)~(5)列依次集中列示了上述旨在缓解内生性问题的测试方式的回归检验结果。其中，第(1)~(4)列中，变量Ties的回归系数符号均为负，且维持至少5%水平上的显著性，表明独董委员-CEO社会关系显著降低了内部控制质量，而第(5)列中，交互项Post x Treat的回归系数在5%的水平上显著为正，说明当发生因离职事件引致的独董委员-CEO社会关系消失的情形时，反而提高了内部控制质量，表明独董委员-CEO之间存在的社会关系确实会降低内部控制质量。表5 Panel B第(1)~(4)列依次集中列示了上述其他稳健性测试方式的回归检验结果，结果显示相关变量的回归系数亦均能继续保持至少5%的负向显著性水平，表明独董委员-CEO社会关系显著降低了内部控制质量。总之，基于上述多种形式进行的检验，进一步保证了研究结果的稳健性。

(四 )作用机制

1.代理成本。中国资本市场中的上市主体普遍由具有政府或家族背景的大股东所掌控(Chen等，2013)，导致董事会功能发挥不同程度受损。大股东与中小股东之间的第二类代理问题相比投资者与管理者之间的第一类代理问题更严重。CEO作为大股东选聘的利益代表，能够利用与独董委员的社会关系，掩护大股东的机会主义行为，侵害中小股东的合法权益。这表明独董委员-CEO的社会关系很可能难以抑制第二类代理问题，进而削弱内部控制质量。即第二类代理成本可能在独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的影响中发挥了中介作用。

本文选取代理成本变量Agent，并采用其他应收款占总资产的比重(刘新民等，2017)进行衡量，其值越大，表示代理成本越高。在此基础上借鉴温忠麟(2004)中介效应的检验方法，对代理成本是否在独董委员-CEO社会关系对内部控制质量影响中发挥了中介效应进行检验。表6列示的回归结果显示：在列(1)变量Ties的回归系数显著为负的基础上，列(2)中变量Ties的回归系数显著为正，表明独董委员-CEO的社会关系增加了代理成本，而在列(1)的回归模型中加入Agent后，列(3)中Ties的回归系数与其t值虽有所下降，但仍在1%水平上显著为负。表明代理成本在独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的影响过程中发挥了部分中介作用，代理成本的作用机制得到检验支持。

表6 作用机制检验结果

2.审计委员会勤勉度。已有研究认为有效的审计委员会其勤勉程度较高(Raghunandan 和 Rama,2007)，审计委员会的勤勉度是高效审计委员会的重要组成要素，对抑制内部控制缺陷发挥着重要作用(Krishnan 和Visvanathan, 2007)。但与CEO存在社会关系的独董委员不愿过多干涉CEO的日常决策过程，其监督CEO的积极性及努力程度较弱，通常仅满足于符合基本要求即可。这表明独董委员-CEO社会关系可能会通过降低审计委员会的勤勉度，进而降低企业内部控制质量。即审计委员会勤勉度也可能在独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的影响过程中发挥了中介作用。

本文选取勤勉度变量Diligent，并采用审计委员会年度会议次数(Raghunandan和 Rama, 2007)作为可替代的衡量方法，其值越大，表示勤勉度越高。尽管用会议次数来衡量勤勉性比较粗糙，但不经常开会可能表明审计委员会的监管效益较差(Menon 和 Williams, 1994)。同时借鉴温忠麟(2004)中介效应的检验方法，对审计委员会勤勉度是否在独董委员-CEO社会关系对内部控制质量影响中发挥了中介效应进行检验。表6列示的回归结果显示：在列(4)变量Ties的回归系数显著为负的基础上，列(5)中变量Ties的回归系数亦显著为负，表明独董委员-CEO的社会关系降低了审计委员会勤勉度，而在列(4)的回归模型中加入Diligent后，列(6)中Ties的回归系数与其t值虽有所下降，但亦保持1%水平上的显著为负。表明审计委员会勤勉度在独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的影响过程中发挥了部分中介作用，审计委员会勤勉度的作用机制亦得到检验支持。

六、进一步研究

(一 )CEO权力

CEO对企业关键资源的掌控力度直接决定其是否有能力对独董委员监督内部控制的效率效果产生不利影响。一方面，权力较大的CEO能够通过独占企业内部信息、影响独董委员选聘或者干扰审计委员会会议议程等方式限制审计委员会对其干预、凌驾内部控制行为的监督功能发挥(Cassell等，2018)。另一方面，权力较大的CEO能够更好的利用其与独董委员的社会关系资源，使独董委员在情感上产生有偏信赖，更易接受其合理化解释，在履职过程中，减少异议行为发表，甚至被俘获而参与其破坏内部控制制度的机会主义合谋行为。因此，相比权力较小的CEO，CEO权力较大很可能会加剧独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的不利影响。

为了验证CEO权力的影响效应，本文引入管理者权力变量Dual。具体的，若CEO兼任公司的董事长，Dual的取值为1，否则，取值为0，并设置了交互项Dual x Ties，然后进行回归。表7列(1)列示的结果显示，交互项Dual x Ties的回归系数为负，且在5%水平上显著，表明较大的CEO权力加剧了独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的不利影响，CEO权力效应得到支持。

表7 进一步研究检验结果

(二 )主任委员

主任委员不仅是审计委员会会议的召集主持人、决议签发人,在审计委员会中还充当着领导者的角色,犹如审计委员会中的CEO(Ghafran 和Yasmin, 2018)。在中国，审计委员会中的主任委员对审计委员会的运作效率也有着十分重要的影响(谢德仁和汤晓燕，2012)。与审计委员会中的其他成员相比，主任委员是审计委员会有效性的关键保证，对内部控制质量的影响责任更大。鉴于审计委员会主任委员在审计委员会中的核心领导地位，若其与CEO存在社会关系，可能比一般委员与CEO存在社会关系对审计委员会的监督能力发挥产生更不利的影响，进而进一步降低内部审计质量。

为了验证主任委员的影响效应，本文将独董委员-CEO社会关系(Ties)，划分为主任委员-CEO社会关系(Ties_Head)和非主任委员-CEO社会关系(Ties_normal)。具体的，当主任委员与CEO存在社会关系时，Ties_Head的取值为1，否则，取值为0。当非主任委员与CEO存在社会关系时，Ties_normal的取值为1，否则，取值为0，然后进行回归。表7列(2)列示的结果显示，Ties_Head的回归系数在1%的水平上显著为负，而Ties_normal的回归系数虽亦为负，但不显著。表明CEO与主任委员的社会关系对内部控制质量的影响更大，主任委员效应得到支持。

(三 )专业能力

具备较高专业能力的审计委员会在履职过程中更能保持较高的敏锐性，并与内部审计部门建立良好的沟通、合作关系，降低了内部控制缺陷发生概率，提升了内部控制质量(Hoitash等，2009)。一方面，具备较高专业能力的审计委员会，因其具有的长期的职业习惯及厚重的专精知识积累，使其能够及时发现内部控制薄弱环节，并能够与内部审计部门进行无障碍而高质量的沟通交流与协同配合，及时采取措施纠正内部控制风险点；另一方面，具备较高专业能力的审计委员会成员拥有的广泛的专业资本，能够促使其与内部审计人员建立和保持良好的专业关系，形成专业的协同性团队，共同抵抗来自CEO方面施加的较大压力。因此，审计委员会的专业能力能够有效抑制此独董委员-CEO社会关系对内部控制职能效率发挥的不利影响，进而保障高质量的内部控制。

为了验证审计委员会专业能力的影响效应，本文引入审计委员会专业能力变量ACfina，其值为审计委员会中财务专家所占的比重，ACfina的值越大，审计委员会的财务专家能力越强，并设置了交互项Ties x ACfina，然后进行回归。表7列(3)列示的结果显示，Ties x ACfina的回归系数在5%的水平上显著为正，表明较高的审计委员会专业能力能够有效抑制独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的不利影响。

(四 )声誉

独董委员的专家声誉是其获得行业话语权及各类资源的重要“名片”，为获得并维护声誉，独董委员更需要勤勉尽责。相比薪酬机制、市场机制及法律机制等，声誉机制是影响中国独立董事履职效应发挥最为重要的激励机制(黄海杰等，2016)。一方面，高声誉独董委员有动机维护其作为咨询及监督专家的良好声誉，进而在内部控制的监督中能够降低对与其有社会关系的CEO的有偏信赖程度，保持较高的独立性与勤勉度。另一方面，独董委员较高的声誉代表其在“圈子”内的重要地位及较高影响力，资源获取渠道也较多，对本企业依赖程度低，不仅能够形成对CEO权力的有力制衡，甚至可能使CEO为维护其话语权而做出保护独董委员声誉的行为，进而有效减少乃至避免管理层凌驾内部控制等情形的出现。因此，独董委员的高声誉能够抑制独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的不利影响。

为了验证独董委员声誉的影响效应，本文引入了独董委员声誉变量A C r e p，其值为审计委员会中独立董事的程度中心度的最大值，ACrep的值越大，表示独董委员的声誉越高，并设置了交互项Ties x ACrep，然后进行回归。表7列(4)列示的结果显示，Ties x ACrep的回归系数在5%的水平上显著为正，表明独董委员的高声誉能够有效抑制独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的不利影响。

(五 )法治水平

完善的法治不仅能够对代理人形成有力威慑，进而其理性决策，尽可能保护中小投资者的正当利益，法治威慑力对人们的社会关系认知亦具有重要的引导性作用。然而中国不同地区的经济发展水平差异很大，地方的法治建设也存在着较大的差异。法治水平可能从如下几个方面抑制独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的不利影响：其一是，地方较高的法治水平导致企业面临较高的违规成本，激发了CEO选聘高声誉独董委员、进一步加强与独董委员的沟通协调、构建完善的内部控制体系以预防合法性风险的重要动机；其二是，地方较高的法治水平，导致独董委员亦会面临较高的监管处罚风险，激发其对企业内部控制制度更强烈的监督意愿与努力程度，尽可能抵御与其有社会关系的CEO对其凌驾内部控制等方面的无理诉求。

为了验证法治水平的影响效应，本文引入了地区法治水平变量Law，其值为樊纲市场化指数中的市场中介组织的发育和法律制度环境评分，Law的值越大，表示法治水平越高，并设置了交互项Ties x Law，然后进行回归。表7列(5)列示的结果显示，Ties x Law的回归系数在1%的水平上显著为正，表明较高的地方法治水平能够有效抑制独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的不利影响。

(六 )儒家文化

儒家文化强调“仁义礼智信”、抵御个人私利，寻求大道真理，是对中国社会影响最为深远的传统文化，持续影响着中国人的行为方式和价值观。独董委员在儒家文化的熏陶下，可能从如下几个方面抑制独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的不利影响：其一是，儒家文化提倡“以仁为业，博施济重”的敬业精神以及“诚信”为本的个人品行，受此思想观念熏陶影响较深的独董委员，更可能坚守“威武不能屈”的气节，努力减少对CEO的盲目认同式的有偏信赖、抵制“内外有别”的处事原则，进而对内部控制制度作出更客观、公允的评价；其二是，儒家文化提倡“义利”观，重“义”轻“利”、先“义”后“利”，受此思想观念熏陶影响较深的独董委员，更可能坚决反对利用与CEO的社会关系获取共谋利益的腐败行为，努力减少与其有社会关系的CEO合谋可能性，尽可能保证高质量的内部控制。

为了验证儒家文化的影响效应，本文引入了儒家文化变量Confucius，使用独董委员家乡所在地的明清时期历代进士密度的最大值进行衡量。Confucius的值越大，表示审计独董委员受儒家文化的熏陶越深，并设置了交互项Ties x Confucius，然后进行回归。表7列(6)列示的结果显示，Ties x Confucius的回归系数在1%的水平上显著为正，表明较深的儒家文化熏陶能够有效抑制独董委员-CEO社会关系对内部控制质量的不利影响。

七、结论与建议

本文基于新社会经济学的嵌入性理论基础，从社会关系对两种公司治理的两种不同效应出发，分析并检验了独董委员-CEO社会关系与内部控制质量之间的关系，得到以下几点研究结论：（1）独董委员-CEO的社会关系显著降低了企业内部控制质量，且无论是基于学缘、地缘还是业缘的社会关系类型，其都会对审计委员会的内部控制监督职能发挥产生比较负面影响，从而支持了社会关系的“偏好效应假说”，社会关系的“信息效应假说”未能得到支持；（2）独董委员-CEO社会关系对企业内部控制质量的负面影响主要通过增加代理成本、降低审计委员会勤勉度两种作用机制得以实现；（3）独董委员-CEO社会关系与内部控制质量之间存在的负相关关系在CEO权力较大以及独董委员为主任委员的企业中表现的更加明显，但审计委员会专业能力、独董委员声誉、地区法治水平以及儒家文化熏陶均可有效发挥独董委员-CEO社会关系对企业内部控制质量负面影响的抑制性作用。

基于上述研究发现，本文提出如下几点建议：（1）进一步规范管理层权力配置。一方面，完善制约CEO权力治理机制，避免其掌握过多权力；另一方面，尽量避免使用短期绩效指标考核评价CEO。（2）加快构建独立董事劳动力市场。一方面，完善独立董事履职信息披露渠道；另一方面，建立独立董事自律协会，对独立董事证书进行规范化管理，组织考评和培训；此外，改革完善独立董事选聘机制，如可以考虑由监管机构委任独立董事，或者由行业协会推荐，抑或给予中小股东更大的独立董事推荐与选举权等。（3）推动法治建设的持续完善。一方面，制度设计层面上加大对信息披露、凌驾内部控制等违规行为的处罚力度；另一方面，各地区应强化执行力度，形成依法办事的工作理念，降低人们对社会关系的路径依赖；此外，完善集体诉讼制度，助力广大投资者开展集体诉讼。（4）加强优秀中华传统文化传承与弘扬。一方面，应加强对我国传统文化的宣传，增强国人的文化自信；另一方面，要清晰地区分传统文化中的精华和糟粕，做到“取其精华，摈弃糟粕”。