CEO教育背景与内部控制信息披露质量

李百兴，李弄文

(首都经济贸易大学 会计学院，北京 100070)

一、问题提出

2002年美国萨班斯法案(SOX Act)的404条款规定，在美上市公司必须建立涵盖内部控制五要素的内控体系，企业内部控制信息披露自此成为提高企业透明度的重要渠道。中国对上市企业内部控制信息披露制度也作出了深刻调整，分别于2001年出台《内部会计控制规范》、2006年成立内部控制标准委员会，并于2008年和2010年分别颁布《企业内部控制基本规范》和《企业内部控制配套指引》，后二者的颁布与逐步实施表明中国资本市场开始进入内部控制信息强制披露阶段。在2013年美国反虚假财务报告委员会的发起组织委员会(The Committee of Sponsoring Organizations of the Treadway Commission，COSO)发布《内部控制——整体框架》及其配套指南之后，中国证券监督管理委员会(以下简称“证监会”)在2014年1月发布《公开发行证券的公司信息披露编报规则第21号——年度内部控制评价报告的一般规定》，以法规形式进一步确立了企业内部控制信息披露的必要性和重要性，对中国上市企业提出了更高要求。

内部控制与内部控制信息披露二者属于不同范畴。内部控制的目标在于合理保证企业经营管理合法合规、资产安全、财务报告及相关信息真实完整，提高经营效率和效果，促进企业实现发展战略。已有研究证明，有效的内部控制不仅可以抑制管理层自利行为[1]，而且有助于降低盈余管理水平并提高会计稳健性[2-4]，以及抑制大股东掏空行为[5]。与内部控制的目标不同，内部控制信息披露立足于缓解企业与投资者之间的信息不对称问题，其披露形式以上市公司年度报告和内部控制评价报告为主。内部控制信息披露质量，则依据上市公司年度报告及其内部控制评价报告中的具体内容，通过构建一系列衡量指标加以测度。高质量的内部控制信息披露不仅有助于提高股市定价效率[6]、降低股价崩盘风险[7-8]，还有利于缓解融资约束甚至促进企业创新[9-10]。内部控制的重要经济后果主要体现在公司治理层面，而高质量内部控制信息披露主要作用于内外部信息环境，进而产生积极影响。

在内部控制信息披露的相关研究中，已有研究主要从公司治理环境[11-13]、审计师特征[1，14-15]、管理层特征[16-17]和公司基本特征[18-19]等方面进行探讨，但却鲜有从首席执行官(CEO)个人特征的视角进行考察。

一方面，相比于管理层整体而言，CEO作为核心的决策者和管理者，在企业中发挥的个体作用不容忽视，其个人特征引致的行为偏好与内部控制信息披露决策直接相关。虽然有少数研究考察了CEO个人特征如家庭出身[20]、股权激励[21-23]和专业背景[24-25]等对内部控制质量的影响，但却未能延伸至内部控制信息披露的研究范畴，研究深度有待挖掘。

另一方面，尽管内部控制评价报告由董事会负有最终责任，并由内部审计部门或指定团队具体执行，但整个评价过程离不开CEO及管理层的监督和参与，最终形成的内部控制评价报告也通常由CEO向董事会呈送。显然，内部控制评价报告的最终形成离不开CEO这个核心角色，其中具体信息披露的内容选择自然也会受到CEO的影响。并且，通过深圳希施玛数据科技有限公司CSMAR中国经济金融研究数据库可知，中国A股上市公司中具备硕士研究生及以上学历的CEO数量占比，由2007年的47.58%上升至2021年的55.33%。与此同时，中国资本市场的上市公司数量也在迅速增长，可见中国资本市场中CEO教育背景越来越受到重视。然而，高学历CEO是否会对企业内部控制信息披露质量产生影响以及何种影响，目前还少有文章进行讨论。鉴于前述的高质量内部控制信息披露的必要性及其积极经济后果，本文拟考察CEO的教育背景与企业内部控制信息披露质量之间的逻辑关系。

通常而言，CEO学历水平与其学习新事物、分析和解决问题的能力正相关[26]。高学历CEO拥有更扎实的知识训练和技能储备，行为更加理性[27]，更能有效应对经营环境变化，社会资本(社会关系)更丰富，能在更为广泛的水平上收集、处理与企业经营发展相关的信息，其获得的技能和社会资本均有助于提升CEO的整合能力[28]。一方面，高学历CEO有可能基于声誉效应等主观因素，倾向于提高企业内部控制信息披露质量；另一方面，具备更强能力的高学历CEO也可能基于竞争劣势成本、信息披露成本和同业竞争等进行综合审慎决策，避免过高质量的内部控制信息披露。鉴于CEO学历水平与内部控制信息披露质量的关系并不明确，本文构建竞争性假设以考察何种效应占据主导地位。

本文以2007—2021年中国A股上市公司为样本，对CEO教育背景与企业内部控制信息披露质量间作用关系进行了实证检验。结果表明，高学历CEO能够提升企业内部控制信息披露质量，经过一系列稳健性检验后该结论依然成立。进一步分析表明，学历水平通过提高CEO能力，从而促进内部控制信息披露质量提升，且CEO能力所隐含的声誉也是重要作用机制之一。

本文可能的边际贡献在于：第一，丰富了CEO个人特征的经济后果研究并拓展了内部控制信息披露质量的影响因素研究。本文从教育背景所隐含的综合能力角度出发，发现高学历CEO能够有效促进企业内部控制信息披露质量的提升，并指出了二者间可能的作用逻辑，为提高上市企业内部控制信息披露质量、优化市场透明度提供了管理启示。第二，探明了高学历CEO提高内部控制信息披露质量的具体方面，为上市公司针对性优化内部控制信息披露质量提供了经验证据；第三，从企业规模和代理成本的角度出发，明确内部控制信息披露质量提升所需考虑的内部条件，为不同类型企业提高内部控制信息披露质量提供了参考依据。

二、文献回顾和理论分析

(一)企业内部控制信息披露质量的影响因素及相关研究

对企业内部控制信息披露质量的影响因素研究可大致划分为如下几个方面：(1)公司治理环境。内部控制信息披露质量不仅受到董事会规模、独董比例和股权结构等因素的影响[11-12，29]，还受到审计委员会与董事会成员专业背景的制约[13，15，30]。董事会规模越大、独立性越强及股权结构越分散，内部控制信息披露质量越高，审计委员会与董事会成员具备财会、管理等专业背景则更能促进企业提升内部控制信息披露质量。(2)管理层特征。内部控制信息披露会受到管理层权力、任期及其认知偏差等因素的影响。若管理层权力越大、任期越长及过度自信和短视程度越高，则企业内部控制信息披露质量越会受到明显削弱[16-17，31]。(3)审计师特征。审计师质量对企业内部控制信息披露行为有直接影响[32-33]。审计师质量越高则越有能力识别企业的内部控制缺陷，从而促使企业提升内部控制信息披露质量[1，14]。(4)公司基本特征。公司规模、业绩表现和业务复杂度等是影响公司内部控制信息披露的重要因素[34]。公司规模越小、业绩压力越大及业务越复杂的公司越易存在内部控制缺陷[2]，并且其与公司潜在诉讼风险相关[1]。张霁若和杨金凤(2020)指出公司战略也会对内部控制信息披露产生异质性影响[19]。

此外，沈等人(Shen et al.，2021)检验了CEO家庭出身对企业内部控制的影响，发现农村出身的CEO能显著提高公司内部控制质量[20]。逯东等(2014)指出对CEO的适度激励有助于提高内部控制有效性[21]，后续学者关于CEO股权激励的研究[22-23]也证实了这一点。欧拉迪等(Oradi et al.，2020)、李瑞敬等(2022)则分别发现CEO的财务背景和信息技术背景有利于减少内部控制缺陷以及提升公司内部控制质量[24-25]。有学者指出管理层能力与内部控制质量之间存在非线性关系[35]，还有学者指出高素质雇员在人工智能时代为提高内部控制质量发挥了重要中介作用[36]。

上述研究分别从公司治理环境、管理层特征、审计师特征和公司基本特征四方面探讨了其对企业内部控制及其信息披露的影响，但关于CEO个人特征对企业内部控制信息披露潜在影响的研究仍比较薄弱。尽管已有研究考察了CEO家庭出身、专业背景和激励方式等对企业内部控制质量的影响，但鲜有考察CEO的个人特征对企业内部控制信息披露的潜在重要作用。CEO是企业中的核心决策与管理人员，从学历水平所隐含的综合能力角度出发，高学历CEO可能具备更高的专业技能或更理性的行为，进而对企业内部控制信息披露决策考虑得更为审慎和周全，因此会对企业内部控制信息披露质量产生重要影响。虽然内部控制信息披露及其质量具备法定必要性和一系列积极经济后果，但却鲜有文献对其从CEO教育背景的角度进行专门考察，高学历CEO对企业内部控制信息披露质量的影响究竟是促进还是抑制也仍未明确，本文研究旨在对此进行拓展补充。

(二)CEO教育背景与企业内部控制信息披露质量

首先，根据高阶理论[37]，管理者会在公司经营情境及决策中作出高度个性化的诠释，并基于个人特征采取具体行动，其中个人特征包括但不限于过去经验和价值观等要素，而管理者的学历水平可以有效地反映管理者的认知基础和心理因素。对于管理者而言，更高的学历水平代表更为科学、谨慎的思维方式，并在公司经营中具备更加理性、审慎与周全的决策偏好，有利于约束管理者自利及机会主义行为，从而抑制隐瞒企业内部控制缺陷的动机。此外，根据筛选假设理论，在其他条件不变的情况下，CEO学历水平可作为个人综合能力强弱的信号，高学历水平CEO预示着其可能具备更高的综合素质或更丰富的经历背景，也更能意识到企业内部控制信息披露的重要性，以及更能缓解企业与市场投资者之间的信息不对称问题，降低代理成本从而更好地促进企业发展。

其次，考虑声誉效应。CEO学历水平越高，其社交关系及社会资本相对而言就会越复杂和丰富。在对企业内部控制信息披露行为作决策时，CEO会考虑到隐瞒内部控制缺陷甚至被出具非标准内控审计意见的经济后果及其对个人声誉的影响。同时，根据社会认同理论，高学历CEO也会争取积极的社会认同(可视作其自尊意识)，但积极的社会认同显然不会源自隐瞒内控缺陷的技巧，而是来自更加理性的经营决策以及对可能存在的过度自信和短视行为的自我约束。因此，考虑到CEO可能存在的个人声誉偏好及积极的社会认同需求，高学历CEO会更有动机主动提高公司透明度、降低信息不对称程度，并借此营造健康、稳定的经营状态，从而获取投资者更多信任，结果之一表现为企业内部控制信息披露质量的提升。

综上，不论是CEO高学历水平所预示的更为理性、审慎与周全的决策行为，抑或是声誉偏好和社会认同需求所引致的自我行为约束，高学历CEO都有合理的动机和理由去提升企业内部控制信息披露质量。CEO高学历水平所隐含的个人综合能力，与之很可能具备的提高企业内部控制信息披露质量的动机，展现了CEO的知识水平与理性经营行为的和谐统一。

由此，本文提出假设H1a：其他条件不变，高学历CEO有助于提升内部控制信息披露质量。

然而，考虑到同行业竞争以及市场中企业生产经营的复杂性，上述假设并不一定成立。

首先，企业内部控制信息披露质量主要取决于其内控自我评价报告的有效信息含量，而其中的有效信息则可能被同行业的竞争对手所了解，竞争者可能会根据所获得的信息实施相应策略来掠夺企业的竞争优势[38]。具体而言，企业内控自我评价报告主要包括内部控制评价结论、内部控制评价工作情况以及内部控制缺陷认定及整改情况。其中，内部控制评价工作情况中详细阐述了企业内部控制五要素的具体内容，包括但不限于内部环境(如组织架构、发展战略、人力资源、社会责任和企业文化等)、风险评估、控制活动(如投资管理、资金活动、采购业务、资产管理、销售业务、研究与开发、工程项目、合同管理和信息系统等)、信息与沟通以及内部监督等。可见，内部控制评价工作情况中的内容具备较高的信息含量，并且内部控制缺陷认定及整改情况中披露了公司是否存在重要或重大内控缺陷，及其未来的整改措施。上述内容的披露，可能被同行业的竞争对手所利用，有助于竞争对手作出更优决策，从而损害本公司的价值[39-40]，也被称为“竞争劣势成本”。因此，高学历CEO更有可能意识到竞争劣势成本对公司造成的不利影响，进而导致其产生隐瞒动机，以避免来自竞争对手的压力，此类行为被概括为竞争劣势成本效应，已被以往研究[41-42]佐证。

其次，企业内部控制信息的高质量披露，不仅意味着较高水平的内控制度成本，而且可能导致高昂的处理与整改成本。相比于较小规模企业限于成本效益原则而难以实行高质量内控信息披露，较大规模企业由于其组织机构和经营业务更为复杂，高质量内控信息披露的成本更具规模，在展现个人专业能力的动机下，高学历CEO基于成本与效益的权衡更可能对企业内部控制信息披露采取折衷态度，主动降低内部控制治理成本，导致信息披露质量偏低。

综上可知，不管是基于竞争劣势成本的考虑，还是对内部控制信息披露成本的衡量，高学历CEO均存在合理动机来避免披露高质量的内部控制信息，即高学历CEO不能带来企业内部控制信息披露质量的提升，反而会基于同业竞争、披露成本等其他因素的考虑而降低内部控制信息披露质量。

由此，本文提出假设H1b：其他条件不变，高学历CEO倾向于降低内部控制信息披露质量。

三、研究设计

(一)回归模型与变量定义

为检验假设H1，本文设定模型如下：

IRIi，t=β0+β1EDUi，t+β2SIZEi，t+β3LEVi，t+β4ROAi，t+β5GROWTHi，t+β6RTRi，t+β7ORECTARi，t+β8SHBi，t+β9SHAREi，t+β10BOARDSIZEi，t+β11RINDi，t+β12MSALARYi，t+β13INVAi，t+β14DUALi，t+β15SOEi，t+β16TOP10i，t+β17OPINIONi，t+β18ACi，t+YEAR+IND+ε

(1)

其中，被解释变量为企业内部控制信息披露质量(IRI)。内部控制信息披露质量的衡量方式大致可分为三类：(1)有效性。包括公司是否披露内部控制自我评价报告或内部控制缺陷信息、公司内部控制自我评价报告与内部控制审计报告结论是否一致等[5，43]。(2)详细程度。即企业内部控制信息披露内容是否详细，按上市公司披露的详细程度可简要分为详细说明、一般陈述、简单披露三个层次[44-45]。方红星和孙翯(2007)则在使用公司内控自我评价报告与内控审计报告结论是否一致来衡量内部控制信息披露质量的基础上，对详细披露内控信息的公司IRI额外赋值加分[46]。(3)综合性评价指标体系。结合国际国内广泛认同的内部控制评价标准，采用内部控制五要素(内部环境、风险评估、控制活动、信息与沟通和内部监督)为一级指标，以及其分解的多层级指标来构建衡量内部控制信息披露质量的综合性评价指标体系。该评价体系对企业内部控制信息披露质量的评价更为全面、客观，是衡量内部控制信息披露质量的常见方式[47]。因此，本文使用第三类衡量方式即综合性评价指标，并采用迪博数据库中企业内部控制信息披露指数度量IRI，IRI值越大则表明企业内部控制信息披露质量越高。该指数由迪博公司基于内部控制五要素并结合自身多年实践经验开发设计，而且根据国内实际情况修正得到，已被国内学者广泛参考使用[8，10]。

核心解释变量为上市公司CEO的教育背景即学历水平(EDU)。其中，中专及中专以下学历取值为1，专科学历取值为2，本科学历取值为3，硕士研究生学历取值为4，博士研究生学历取值为5。与此同时，在后文均值与中位数检验、内生性处理及稳健性检验中，设立高学历CEO二值变量(EDU_dum)，当CEO的最高学历为硕士研究生或博士研究生，则视为高学历(EDU_dum=1)，否则视为低学历(EDU_dum=0)。此外，借鉴叶康涛等(2015)[8]、王萍和卜华(2022)[10]的研究，在模型(1)中加入下述可能影响企业内部控制信息披露质量的控制变量，包括公司特征层面变量如企业规模(SIZE)、资本结构(LEV)、资产收益率(ROA)、营业收入增长率(GROWTH)、应收账款周转率(RTR)和存货比率(INVA)等，公司治理层面变量如董事会规模(BOARDSIZE)、股权集中度(SHARE)、独董比例(RIND)、股权制衡度(SHB)、大股东占款比例(ORECTAR)、高管薪酬(MSALARY)和经营费用率(AC)等，审计相关变量如“十大”(TOP10)和审计意见(OPINION)等。本文依据证监会2012行业代码对样本企业所属行业进行分类，以此控制行业效应(IND)，同时控制年度效应(YEAR)。主要变量定义详见表1。

表1 变量定义

(二)样本选择与数据来源

本文选取中国A股上市公司为研究样本，其中迪博数据库中的内部控制信息披露指数最早发布年度为2007年且最新数据至2021年，鉴于数据可得性及样本量，本文样本的观测跨度为2007—2021年，并对数据进行如下处理：(1)剔除样本中金融行业公司的观测值；(2)剔除关键变量缺失的观测值；(3)删除CEO学历信息为函授、荣誉博士等观测值；(4)剔除存在ST、*ST等风险警示的公司观测值。经上述处理，最终获得26 332个公司-年度观测值。CEO学历数据来自CSMAR董监高个人特征子数据库，内部控制相关数据来自迪博数据库，其他变量数据均来自CSMAR各子数据库。此外，为避免离群值可能对回归结果造成偏误，本文对所有连续变量均进行了前后1%的缩尾处理。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2为主要变量描述性统计结果。内部控制信息披露质量的中位数高于均值，呈现负偏态分布特征，且标准差为8.549，说明上市公司的内部控制信息披露质量存在较大差异。CEO学历水平(EDU_dum)均值为0.523，即全样本中52.3%的上市公司CEO为高学历，具备硕士研究生及以上学历的CEO在半数以上。资本结构最小值为5.1%，最大值为86.9%，标准差为20.3%，上市公司之间资本结构差异明显。其他变量统计结果均与已有研究一致或相近，不再赘述。

表2 主要变量描述性统计

(二)均值与中位数检验

表3报告了主要变量的均值和中位数检验结果。本文以高学历CEO变量(EDU_dum)进行分组，以检验不同学历水平下样本公司的内部控制信息披露质量是否存在差异。结果如差异列(Diff.)所示，不论是均值检验还是中位数检验，相比于CEO学历水平较低的公司，具备高学历CEO的公司(EDU_dum=1)其内部控制信息披露质量均整体更优，且在1%的水平上显著，该结果初步验证了研究假设H1a。

表3 主要变量均值与中位数检验

(三)相关性分析

本文计算了主要变量的皮尔逊(Pearson)相关系数。在不考虑模型中其他控制变量的情况下，企业内部控制信息披露质量与CEO学历水平在1%的显著性水平上正相关，相关系数为0.065，再次初步验证了研究假设H1a。此外，本文还计算了方差膨胀因子(VIF)以检测潜在的多重共线性问题，VIF最大值为2.18，均值为1.38，预计多重共线性不会对研究结果造成过度影响。

(四)基准回归结果分析

表4报告了模型(1)的关键回归结果。如列(1)和列(2)所示，在控制了年度和行业固定效应的基础上，不论加入控制变量与否，EDU的回归系数仍在1%的水平上显著为正，表明高学历CEO有助于提升企业内部控制信息披露质量，假设H1a得到验证。此外，考虑到除CEO本身学历水平外，CEO其他背景特征也会影响企业内部控制情况，参考利西奇等(Lisic et al.，2019)[48]的研究，除董事长兼任CEO(两职合一，DUAL)变量之外，控制变量中还加入CEO海外背景(Oversea)、金融背景(Finance)、性别特征(Gender)、年龄特征(Age)、年末持股数量(CEO_Share)以及CEO兼任董事的公司数量(Adjunct)六个变量以控制CEO个人特征带来的影响。结果由表4列(3)所示。可以看出，在控制了CEO的其他个人特征后，EDU的回归系数为0.196，仍在1%的水平上显著，表明企业内部控制信息披露质量与CEO学历水平存在正向关系，结论保持稳健。

表4 基准回归的实证结果

五、内生性处理与稳健性检验

(一)工具变量法

考虑到遗漏变量导致的内生性问题可能会影响结论的可靠性，本文采用工具变量法加以缓解。借鉴海斯利普和理查森(Haislip &Richardson，2018)[50]、李瑞敬等(2022)[51]的研究，本文选择各地区的企业CEO学历水平均值(m_EDU)和各行业的企业CEO学历水平均值(l_EDU)作为工具变量，地区或行业CEO学历均值水平越高，企业越有可能选择高学历CEO，但不会影响企业层面的内部控制信息披露质量。然后对模型进行两阶段最小二乘估计(2SLS)。选取的工具变量通过了弱工具变量检验(Cragg Donald WaldF统计量大于10%水平的临界值19.93，拒绝弱工具变量的原假设)和过度识别检验(Hansen JP值为0.614 6，不拒绝工具变量整体上外生的原假设)，因而选取的工具变量有效。回归结果显示，在缓解遗漏变量所导致的内生性问题后，EDU的回归系数仍在1%的水平上显著为正，即高学历CEO的确有助于提升企业内部控制信息披露质量，结论保持稳健。

(二)处理效应模型

由于内部控制信息披露质量较高的企业与学历较高的CEO之间可能存在自选择问题，本文使用基于赫克曼(Heckman)两步法思想的处理效应模型(TEM)作进一步处理。首先，根据前文所述定义高学历CEO虚拟变量(EDU_dum)，若CEO的最高学历为硕士及以上则取1，否则取0。其次，选择前述工具变量作为外生变量，并在第一阶段回归中加入模型(1)中的所有控制变量。通过第一阶段回归后计算产生逆米尔斯比(IMR)，再将其加入第二阶段回归以修正自选择偏误。结果表明，EDU的回归系数仍在1%的水平上显著为正，与基准结论一致，说明控制自选择问题后结果依然保持稳健。

(三)倾向得分匹配法

本文进一步采用倾向得分匹配(PSM)法放松基准回归模型对函数形式的依赖，以缓解其可能的函数形式误设(FFM)导致的内生性问题。具体而言，使用1∶1无放回最近邻匹配方法并将所有控制变量作为协变量，匹配后的处理组公司和对照组公司在整体上不存在显著差异。使用匹配后的样本进行回归，EDU的回归系数仍在1%的水平上显著为正，与全样本回归结论保持一致。

(四)控制往期被解释变量及前置被解释变量

在基准回归结果的基础上，首先，本文将上一期被解释变量(L.IRI)作为控制变量，发现EDU的回归系数仍保持显著；其次，将被解释变量IRI替换为t+1期(即F.IRI)，EDU的回归系数仍保持显著；最后，在将被解释变量IRI替换为t+1期(即F.IRI)的基础上，再把IRI作为控制变量，基准结论仍保持不变。这表明高学历CEO的确有助于提升内部控制信息披露质量，基准结论稳健。

(五)被解释变量经行业调整

考虑到样本内不同行业的内部控制信息披露质量存在差异，本文对各企业的内部控制信息披露质量进行行业调整。具体而言，将样本企业内部控制信息披露指数减去同年度、行业内企业内部控制信息披露质量的均值，得到经行业调整的内部控制信息披露质量，然后重新进行回归。结果表明，EDU的回归系数仍在1%的水平上显著为正，结论保持稳健。

(六)调整样本观测期间

2014年证监会发布《公开发行证券的公司信息披露编报规则第21号——年度内部控制评价报告的一般规定》，要求上市公司按照该规定的要求与格式披露内部控制评价报告，上市公司内部控制信息披露内容发生了较大变化，因而迪博公司调整了2013年及以后的内部控制信息披露指数的评价体系。考虑到此次调整可能导致前后内部控制信息披露指数数据存在一定系统性差异，本文截取了2013年及以后的样本重新进行回归。结果表明，EDU的回归系数仍在1%的水平上显著为正，结论保持一致。

(七)引入行业与年度交乘固定效应

考虑到样本内不同行业企业对观测期间内宏观经济周期变化存在感知差异，从而可能对企业内部控制信息披露行为造成潜在影响，本文在回归模型中引入行业与年度的交乘项，以尽可能地消除各种宏观因素对回归结果的影响。结果表明，EDU的回归系数仍在1%的水平上显著为正，结论保持稳健。

六、进一步研究

(一)高学历CEO如何提高内部控制信息披露质量：CEO能力和声誉的作用机制检验

在前文的理论分析中指出，对于CEO而言，高学历水平可能预示着更为理性、审慎与周全的决策行为，以及声誉偏好和社会认同需求所引致的自我行为约束，因而高学历CEO有合理的动机和理由去强化企业内部控制信息披露质量。作为企业的核心管理者，CEO的本职工作就是提高所在企业的业绩表现，企业绩效水平越高，代表CEO的能力越强。因此，本文借鉴马尔门迪尔和塔特(Malmendier &Tate，2009)[52]、张莹和池国华(2023)[53]的研究，使用经行业调整的资产收益率(IAROA)作为CEO能力的度量指标，并将其序数化从小到大排序，序数越大则表明CEO的能力越强，计算方式如下：

(2)

(3)

(4)

(5)

其中，IAROA_1是i公司在t年经过去3年行业调整的ROA均值，ROAi，t-k为i公司在t-k年的ROA，小括号内表示除i公司以外的行业平均ROA，N为行业内公司总数。计算得到IAROA_1后，再将其分年度在行业内进行从小到大排序，从而得到序数化的IAROA_1，用来衡量CEO能力。此外，为得到更稳健的结果，本文对式(2)进行了一定调整，式(2)中所用到的是t-3、t-2及t-1时期的ROA，本文将其调整为t-2、t-1及t时期，从而得到式(3)所示的IAROA_2。进一步，分别使用t-2和t-1时期、t-1和t时期的ROA，从而得到式(4)所示的IAROA_3和式(5)所示的IAROA_4。

本文参考江艇(2022)[54]的研究，结合基准回归结果并通过以下模型分析作用渠道，模型构建如下：

Mediatorsi，t，k=β0+β1EDUi，t+Controls+YEAR+IND+ε

(6)

其中，Mediators为中介变量，包含IAROA_1、IAROA_2、IAROA_3和IAROA_4四个变量，回归结果如表5所示。可以看出，EDU的系数均显著为正，表明高学历水平确实能够提升CEO能力，从而有助于提高企业内部控制信息披露质量。

表5 作用机制检验结果：CEO能力

基于CEO声誉的能力观，即声誉本身是能力的一种体现，CEO能力越强，其个人声誉就越高[52-53]，本文将前文中的CEO能力作为声誉的代理变量，考察声誉对基准结论的作用机制。具体如表6所示，分别将前述4个变量(IAROA_1、IAROA_2、IAROA_3和IAROA_4)分年度以行业中位数为界，将样本分为声誉较高组和声誉较低组，分别进行回归。可以看出，在四组回归中，EDU的回归系数均只在声誉较高组中显著，而在声誉较低组中均不显著，四组回归中EDU的回归系数通过了组间系数检验。由此可知，基于能力观的CEO声誉也是基准结论的重要机制，即高学历CEO对内部控制信息披露质量的提升效应受到声誉的影响，高学历CEO的能力越强、声誉越高，也就越重视内部控制信息披露质量。此外，表5与表6虽然使用了不同检验方式，但使用的变量相同，结论也显示两表的回归结果存在一致逻辑，因此，这也是对两表结果可靠性的交叉验证。

表6 作用机制检验结果：CEO声誉(能力观)

(二)高学历CEO提高了何种内部控制信息披露质量：五要素分项检验

COSO发布的内部控制框架对内部控制进行了定义和分类，其中控制环境、风险评估过程、信息系统和沟通、控制活动和内部监督作为内部控制五要素的分类方式已被广泛认可。尽管被审计单位并不一定完全依照此种分类方式对内部控制进行设计与执行，但对信息使用者而言，企业在内部控制评价报告等文件中对内部控制五要素相关信息的披露，仍具备较高信息含量。

CEO的学历水平越高则意味着其能力越强，不仅可以在日常经营决策中有效降低判断或决策失误的概率，也更能有效意识到企业内部控制信息披露的重要性及其高昂的违规代价，进而更加积极地致力于提高企业内部控制信息披露质量。然而，虽然本文已经证明高学历CEO有助于提升企业内部控制信息披露质量，但是内部控制信息披露质量包含多个方面，究竟作用于哪一方面尚不明确。因此，在COSO内部控制五要素的分类框架下，本文利用迪博数据库内部控制信息披露指数中五要素的分项指数进行分项检验，以探究高学历CEO究竟提高了内部控制信息披露质量的哪些方面。

本文通过模型(7)加以考察，构建如下：

IRI_Spliti，t，k=β0+β1EDUi，t+Controls+YEAR+IND+ε

(7)

其中，IRI_Split为内部控制信息披露指数的分项指数，包含控制活动(ConActiv)、信息与沟通(InforCommu)、内部环境(InterEnvir)、风险评估(RiskAssess)和内部监督(InterSuperv)，分别表示公司在内部控制五要素方面的信息披露质量，回归结果如表7所示。

表7 内部控制信息披露质量的分项检验结果

可以看出，在内部控制五要素中，EDU与控制活动、信息与沟通以及内部环境的回归系数分别为0.046、0.013和0.095，均显著；EDU与风险评估和内部监督的回归系数分别为0.011和0.032，均不显著。表7的分项检验结果表明，高学历CEO并未提升公司风险评估和内部监督这两方面的信息披露质量，而是主要提升了公司在控制活动、信息与沟通、内部环境这三个方面的信息披露质量。

(三)CEO教育背景和内部控制信息披露质量：代理成本的异质性

两权分离引致的委托代理问题在信息不对称和追求目标不一致的情况下催生了代理成本。已有研究表明，良好的内部控制可以有效降低企业代理成本[47]，其主要机制表现为高质量内部控制提高了公司透明度从而缓解了信息不对称问题。并且，发挥内部控制制度的监督与激励作用可以抑制管理者的自利动机并使其趋于股东利益目标，减少管理者损害股东利益的行为并降低道德风险，从而缓解代理问题。赵息和张西栓(2013)研究发现，内部控制与高管权力存在相互作用关系[55]。与此同理，本身代理问题突出的企业，其短视管理者可能会倾向于降低公司透明度来谋求个人利益，这显然有损于企业内部控制信息披露质量，前文基准回归结果中用以衡量代理成本的变量管理费用率(AC)为负数也证实了这一点。由此可以预测，在代理成本较高的企业中，高学历CEO对企业内部控制信息披露质量的提升效应会更明显。

因此，本文分年度以各行业企业的代理成本中位数为界，将全样本划分为代理成本较高组和代理成本较低组进行分组检验，回归结果如表8所示。

表8 异质性检验结果：代理成本和企业规模

可以看出，在代理成本较高组中，CEO学历水平的回归系数为0.232，在1%的水平上显著；而在代理成本较低组中，CEO学历水平的回归系数为0.148，仅在5%的水平上显著，回归系数通过了组间系数差异检验。这表明，在代理问题更加严重的企业中，CEO学历水平对企业内部控制信息披露质量的提升效应更加明显。

(四)CEO教育背景和内部控制信息披露质量：企业规模的异质性

企业规模是影响内部控制运行的重要因素之一，因此绝大部分有关内部控制的研究均将企业规模作为控制变量。

首先，对于内部控制制度的建立、执行而言，相比于规模较小的企业受限于成本效益原则而难以建立、实施高质量内部控制制度，规模较大的企业有更加雄厚的资金、更加充足的资源建设和维护内部控制制度的有效运行[56]。由此可知，因较大规模企业的内部控制质量更高且运行更有效，从而可以预测高学历CEO对较大规模企业内部控制信息披露质量的提升作用会受到削弱，而在较小规模企业中，高学历CEO对企业内部控制信息披露质量的提升作用更明显。

其次，在上市公司中，管理层可调动的资源势必随企业规模增长而被放大，在一定程度上有利于CEO对内部控制制度的优化和执行效率，但与此同时，CEO权力比例亦受限于企业规模。具体而言，相较于规模较大的企业，虽然较小规模企业的可调动资源更少，但其组织结构更加精简，业务类型的复杂程度也更低，因而管理层特别是CEO的行为不易受到阻碍，即组织和管理成本更低，表现为CEO的权力比例更大，因此更有利于高学历CEO对企业内部控制信息披露质量进行提升、优化。

综上所述，本文预测，相比于规模较大的企业，在规模较小的企业中，高学历CEO对企业内部控制信息披露质量的提升效应更加明显。为此，本文将全样本分年度和行业以企业规模中位数划分为规模较大组和规模较小组进行分组回归。检验结果如表8所示。

可以看出，在规模较大组中，CEO学历水平的回归系数为0.134且仅在10%的水平上显著；而在规模较小组中，CEO学历水平的回归系数为0.256且在1%的水平上显著，回归系数通过了组间系数差异检验。这表明，当企业规模较小时，高学历CEO对企业内部控制信息披露质量的提升效应更明显。

七、结论、启示与展望

(一)结论

自从证监会发布《公开发行证券的公司信息披露编报规则第21号——年度内部控制评价报告的一般规定》以来，企业内部控制信息披露的必要性和重要性以法规形式得到了进一步确立，并对中国上市公司提出了更高要求。在此背景下，本文以CEO教育背景为切入点，实证探讨了CEO学历水平对企业内部控制信息披露质量的影响，丰富了已有关于CEO个人特征的经济后果研究。利用2007—2021年中国A股上市公司的相关数据，本文实证检验CEO教育背景对企业内部控制信息披露质量的影响。研究结果表明，高学历CEO可以有效提升企业内部控制信息披露质量，在一系列稳健性检验后依然成立。进一步分析表明，高学历水平有效提升了CEO能力，进而促进内部控制信息披露质量提升，CEO声誉是其中的重要作用机制之一。分项检验结果表明，高学历CEO主要提高了内部环境、控制活动和信息与沟通等方面的信息披露质量。异质性检验结果表明，在代理问题更严重或者规模更小的企业中，高学历CEO对企业内部控制信息披露质量的提升效应更为明显。本文结论不仅丰富了CEO个人特征的经济后果研究，还补充了内部控制信息披露质量的影响因素文献，为CEO在内部控制信息披露方面的治理作用提供了新的经验证据。

(二)启示

第一，CEO教育背景对内部控制信息披露质量具有重要影响，公司应重视CEO的学历水平及其附带的个人能力对内部控制信息披露质量的影响，保证CEO主观上对内部控制信息披露优化的积极性，从而获取高质量内部控制信息披露的积极经济后果。

第二，本文分项检验的结果显示，高学历CEO能够提升内部控制五要素中内部环境、控制活动和信息与沟通等方面的信息披露质量，但却不能提高风险评估和内部监督这两方面的信息披露质量。因此，管理层应额外采取必要且合理的措施注重风险评估和内部监督两方面的信息披露质量，从而进一步提高企业整体内部控制信息披露质量。

第三，本文异质性分析结果显示，在规模较小的企业和代理问题更为严重的企业中，高学历CEO对企业内部控制信息披露质量的提升效应更为明显。因此，对于这些企业而言，应该更加注重CEO学历水平背后所隐含的综合能力对内部控制信息披露质量的提升效应。

(三)展望

本文研究依然存在局限性。尽管本文从CEO学历即综合能力的角度考察了其对内部控制信息披露质量的影响，并控制了CEO的海外背景、金融背景、性别特征、年龄特征、持股情况与兼任情况等个人特征变量，但限于数据完整性及可得性，本文并未充分考虑CEO间不同的学科背景、专业能力及其与企业所处行业领域的匹配性，因而未能得出更详尽、细致的研究结论，未来研究可予以进一步探讨。