李慶華，高利芳（副教授），劉坤鵬，3

一、引言

財務(wù)報告是公司利益相關(guān)者進行決策時的重要信息來源，而任何一項決策必然涉及不同方案或項目之間的比較，因此財務(wù)報告是否可比將直接影響公司利益相關(guān)者決策的結(jié)果?？杀鹊呢攧?wù)報告不僅能夠更好地反映經(jīng)濟事件的實質(zhì)，降低使用者的信息解讀難度，而且可以緩解信息不對稱程度，提高決策的有效性[1]。

在學術(shù)界，探究哪些因素會影響財務(wù)報告可比性是一個重要的議題?，F(xiàn)有研究更多地關(guān)注會計準則[2，3]、審計機構(gòu)[4-6]、經(jīng)營環(huán)境[7，8]等對財務(wù)報告可比性的影響，而較少關(guān)注管理層行為的影響。實際上，管理層作為財務(wù)報告的主要準備者和呈報者，其個人動機必然會影響財務(wù)報告的質(zhì)量。在所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的背景下，公司管理層會為了個人利益而損害所有者的利益，其中異常在職消費是比較常見的方式。在職消費是管理層在履職中產(chǎn)生的由企業(yè)負擔的消費支出，正常水平或合理的在職消費能夠起到激勵作用，提高管理層工作熱情從而提升經(jīng)營管理效率，而偏離正常水平的異常在職消費則會造成財務(wù)資源浪費，最終損害企業(yè)價值[9]，降低異常在職消費是公司治理的重要內(nèi)容。高質(zhì)量的財務(wù)報告可以更好地反映公司真實情況，有利于對管理層實施監(jiān)督和激勵，因此管理層進行異常在職消費后，為了緩解來自治理層和監(jiān)督者的壓力，有動機降低財務(wù)報告質(zhì)量，增加信息不對稱，方便為其私利進行辯護。

那么，管理層異常在職消費引致的低質(zhì)量財務(wù)報告的披露動機是否降低了財務(wù)報告可比性呢？同時，當管理層擁有更大的權(quán)力時，會更容易按照自己的意愿行事，使得管理層能夠?qū)嬓袨楹蜁嫀熓聞?wù)所的聘任施加更多的影響，更有能力影響財務(wù)報告質(zhì)量。那么，管理層權(quán)力是否會調(diào)節(jié)異常在職消費與財務(wù)報告可比性之間的關(guān)系呢？本文將嘗試對以上問題進行回答。

二、文獻回顧和假設(shè)提出

（一）文獻回顧

可比性是指財務(wù)信息能夠使相似的經(jīng)濟業(yè)務(wù)或事項看起來相似，不同的經(jīng)濟業(yè)務(wù)或事項看起來不同[2]。美國財務(wù)會計準則委員會（FASB，1980）對財務(wù)報告可比性的定義是“有助于信息使用者區(qū)別不同經(jīng)濟業(yè)務(wù)或事項間異同的一種信息質(zhì)量特征”，并在修訂財務(wù)報告框架時把可比性作為最重要的信息質(zhì)量特征之一，包括國際會計準則理事會（IASB）以及我國財政部在內(nèi)的很多會計準則制定機構(gòu)都在積極尋求以增強財務(wù)信息可比性為主旨的會計準則趨同。

Ball[10]的研究表明，實施一致和趨同的高質(zhì)量會計準則確實能夠提高財務(wù)信息的可比性。但是，高質(zhì)量會計準則的實施并不是唯一決定可比性的因素。Holthausen[11]的研究指出，制度環(huán)境、治理環(huán)境以及經(jīng)營環(huán)境都會影響公司對會計準則的具體執(zhí)行，從而導(dǎo)致執(zhí)行效果的差異性，最終影響財務(wù)報告的質(zhì)量。

目前，國內(nèi)有關(guān)財務(wù)報告可比性影響因素的文獻并不豐富，且除了關(guān)注會計準則的影響[2，3，10]，大多研究集中于審計機構(gòu)特征、經(jīng)營環(huán)境的影響。如謝盛紋、劉楊暉[4]研究發(fā)現(xiàn)，整體而言，變更審計師的公司其會計信息可比性要低于未變更審計師的公司，同時前任審計師任期在兩者關(guān)系間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。葉飛騰等[5]考察了會計師事務(wù)所合并對客戶財務(wù)報告可比性的影響，發(fā)現(xiàn)合并后會計師事務(wù)所審計的財務(wù)報告可比性顯著高于合并前會計師事務(wù)所審計的財務(wù)報告可比性。方紅星等[7]從客戶、供應(yīng)商信息需求的角度進行分析和檢驗，發(fā)現(xiàn)在客戶和供應(yīng)商集中的經(jīng)營環(huán)境下，由于私下信息的溝通需要，公司傾向于披露可比性更低的財務(wù)報告。袁知柱等[8]的研究表明，產(chǎn)品市場競爭程度與財務(wù)報告可比性顯著負相關(guān)。

現(xiàn)有文獻中，無論是審計機構(gòu)特征還是經(jīng)營環(huán)境，其對財務(wù)報告可比性的影響都是間接的，管理層作為財務(wù)報告的直接準備者與呈報者卻較少涉及，僅有兩篇文獻關(guān)注了管理者特征的影響。周曉蘇等[1]發(fā)現(xiàn)了公司間高管聯(lián)結(jié)能提升其財務(wù)報告可比性的證據(jù)；張霽若[12]的研究表明，CEO繼任會降低財務(wù)報告可比性。而關(guān)于管理層行為和披露動機對財務(wù)報告可比性的影響，目前仍然有待研究。

在職消費是管理層在履職中產(chǎn)生的由企業(yè)負擔的消費支出，關(guān)于在職消費的經(jīng)濟后果，一直有“代理觀”和“效率觀”兩種觀點[13]。代理觀認為，管理層利用職權(quán)進行在職消費的財務(wù)成本大于其能帶來的經(jīng)濟利益，造成財務(wù)資源的浪費，從而降低企業(yè)價值；而效率觀認為，在職消費作為薪酬契約的一部分能夠起到對管理層的激勵作用，提升其工作熱情，進而提升企業(yè)價值。萬華林[13]對國外有關(guān)在職消費的研究進行分析后認為兩種觀點并不矛盾，兩者具有內(nèi)在一致性，關(guān)鍵在于找到兩者的均衡點。

國內(nèi)外很多學者都嘗試把在職消費合理的部分剝離出來，剩余的則表現(xiàn)為異常在職消費[14，15]。合理水平的在職消費有助于提升經(jīng)營管理效率，是企業(yè)正常經(jīng)營所需、應(yīng)予以保留的必要支出，異常在職消費會降低企業(yè)績效，是需要進行治理的代理成本[9]。異常在職消費行為是管理層追求私利的常見方式，特別是在我國企業(yè)普遍存在顯性薪酬激勵不足的情況下，管理層異常在職消費普遍存在。王東清、李靜[16]的研究表明，管理層進行異常在職消費后，為辯護私利行為的合理性會進行盈余管理?？梢?，討論管理層行為和披露動機對財務(wù)報告可比性的影響時可以從異常在職消費的視角進行。同時，管理層權(quán)力的存在讓管理層更有能力按照自己的意愿行事，包括對財務(wù)報告的生成與披露施加更多影響，如林芳、馮麗麗[17]的研究發(fā)現(xiàn)，管理層權(quán)力越大的公司，越容易進行盈余管理。因此，討論管理層異常在職消費行為對財務(wù)報告可比性的影響時，應(yīng)該考慮管理層權(quán)力賦予管理層影響財務(wù)報告的能力。

（二）理論分析與研究假設(shè)

1.基于異常在職消費視角的披露動機與財務(wù)報告可比性?，F(xiàn)代公司制度下所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，所有者和管理層存在委托代理關(guān)系，由于兩者的效用函數(shù)并不完全一致，管理層會產(chǎn)生有損所有者利益但增加自身利益的行為，進而引發(fā)道德風險和逆向選擇。管理層激勵是解決這種委托代理沖突的主要方式之一，激勵的重要組成部分是薪酬激勵，包括顯性薪酬激勵和隱性薪酬激勵。我國“限薪令”的實施以及管理層持股普遍偏低的狀況，導(dǎo)致了無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)都存在顯性薪酬激勵不足的問題[18]，因此隱性薪酬激勵成為很重要的補充，在職消費是最常見的激勵手段。然而管理層可能利用對公司的剩余裁量權(quán)影響激勵契約設(shè)計，為自己謀取更多的利益，使其成為委托代理問題的一部分[19]，在隱性薪酬上的體現(xiàn)就是發(fā)生偏離合理水平在職消費的異常在職消費，因此如何抑制異常在職消費成為公司治理的一項重要內(nèi)容。

信息不對稱為管理層薪酬自利行為提供了重要的條件，隱性的異常在職消費相較于顯性薪酬更加依賴于信息不對稱的存在。財務(wù)信息的披露是資本市場中緩解信息不對稱的重要途徑，高質(zhì)量的財務(wù)報告信息能夠為監(jiān)管者和投資者提供更多關(guān)于管理層努力程度的信息，有助于監(jiān)督和激勵措施的有效實施[20]。因此，為了更便于實施自利行為，管理層有動機削弱財務(wù)報告的質(zhì)量來增加信息不對稱程度，更高水平的異常在職消費常常伴隨著更低的財務(wù)信息質(zhì)量[21]?？杀刃允歉哔|(zhì)量財務(wù)報告的重要特征，可比的財務(wù)報告可以更好地反映經(jīng)濟事件的實質(zhì)，降低財務(wù)報表使用者的信息解讀難度，提高決策的有效性[1，3]。財務(wù)報告間可比可以使不同的公司對相似的業(yè)務(wù)或事項有相似的財務(wù)產(chǎn)出，對相異的業(yè)務(wù)或事項有相異的財務(wù)產(chǎn)出。當管理層把不屬于或超過正常規(guī)定的消費作為公司費用列支時，高可比性的財務(wù)報告能夠?qū)Υ诉M行反映，從而被報告使用者所了解，形成對管理層的監(jiān)管壓力。作為財務(wù)報告的準備者和呈報者，管理層可以影響財務(wù)信息的質(zhì)量，在準則具體執(zhí)行中使用更多“不當”的會計判斷和會計估計甚至進行財務(wù)造假，從而弱化本公司與同行業(yè)公司的可比性，試圖以公司業(yè)務(wù)的“特殊性”來為異常在職消費的自利行為進行辯護，以降低投資者的憤怒程度。根據(jù)以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：在其他條件不變的情況下，管理層異常在職消費會削弱披露高質(zhì)量財務(wù)報告的動機，降低財務(wù)報告可比性，即管理層異常在職消費水平越高，財務(wù)報告可比性越低。

2.管理層權(quán)力、披露動機與財務(wù)報告可比性。管理層權(quán)力理論認為，管理層權(quán)力反映了管理層按照自己意愿行事的能力，當管理層擁有更大的權(quán)力時，更有能力實施對自己有利的行為[19]。管理層權(quán)力的發(fā)揮會受到公司內(nèi)外部治理機制的影響。我國上市公司中，普遍存在的“一股獨大”現(xiàn)象使得國有企業(yè)中出現(xiàn)所有者缺位下的內(nèi)部人控制，民營企業(yè)中由于家族控制表現(xiàn)出所有者與管理者重合或合謀[22]，公司內(nèi)部治理機制無法有效發(fā)揮作用；同時在當前轉(zhuǎn)型經(jīng)濟環(huán)境下，公司外部治理機制有待完善。這些都導(dǎo)致管理層獲得了更多按照自己意愿行事的能力。管理層權(quán)力使得管理層有能力在財務(wù)信息披露方面選擇利己的機會主義行為，當披露更低可比性的財務(wù)信息有利可圖時，管理層會利用所掌握的權(quán)力施加影響，采取可能的措施來實現(xiàn)財務(wù)報告可比性的降低。

管理層進行自利的異常在職消費后，越低的財務(wù)報告可比性越有利于其對自利行為進行“特殊性”辯護，以減少來自投資者的壓力，而較大的管理層權(quán)力能夠為降低可比性提供能力支持。一方面，權(quán)力較大的管理層擁有更多的自由裁量權(quán)，有能力對會計行為實施更多的干涉，使其自利消費通過“不當”會計判斷和會計估計甚至造假行為進入財務(wù)報告項目，從而降低財務(wù)報告可比性；另一方面，已有研究表明審計師特征會影響財務(wù)報告可比性[4，5]，同時客戶依賴度越高的會計師事務(wù)所和審計師審計的財務(wù)報告可比性越低[23]，而權(quán)力較大的管理層在選擇會計師事務(wù)所時更有話語權(quán)[24]，有能力選擇對公司依賴程度更高、容易和自己達成一致意見的會計師事務(wù)所和審計師。由此可見，擁有較大權(quán)力的管理層進行異常在職消費后，不但有動機而且有能力降低財務(wù)報告可比性，因此本文提出以下假設(shè)：

H2：在其他條件不變的情況下，管理層權(quán)力能增強異常在職消費對財務(wù)報告可比性的負向影響。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于財務(wù)報告可比性的計算需要前4年的數(shù)據(jù)，而研究表明會計準則的趨同會系統(tǒng)地提升財務(wù)報告的可比性[3]。為了消除會計準則趨同可能對研究設(shè)計產(chǎn)生的影響，本文選擇2010～2016年A 股上市公司作為研究樣本（2010年可比性計算會用到2007～2010年數(shù)據(jù)）并進行以下篩選：①刪除金融保險類和交叉上市的公司；②刪除沒有連續(xù)16個月披露季度報告或進行證券交易公司的年度數(shù)據(jù)；③刪除未披露管理費用明細公司的年度數(shù)據(jù)；④刪除年度內(nèi)不足11個樣本的行業(yè)；⑤剔除回歸變量缺失的數(shù)據(jù)。最終得到4788 個有效的公司年度數(shù)據(jù)。文中涉及的財務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)和證券交易數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制相關(guān)數(shù)據(jù)來自迪博公司的DIB內(nèi)部控制數(shù)據(jù)庫，行業(yè)分類參照2001年證監(jiān)會行業(yè)分類標準，除制造業(yè)取兩位編碼外，其他行業(yè)取一位編碼。為了消除極端影響，對所有的連續(xù)變量進行1%和99%分位的Winsorize縮尾處理。

（二）變量定義

1.財務(wù)報告可比性（CompMean、CompInd）。會計可以看作是以經(jīng)濟業(yè)務(wù)或事項為輸入、財務(wù)信息為產(chǎn)出的信息系統(tǒng)，可比的會計系統(tǒng)對于相似的輸入會產(chǎn)生相似的產(chǎn)出?；诖?，De Franco等[25]以會計盈余代表信息產(chǎn)出、對應(yīng)期間股票收益代表投入，用兩者之間的簡單線性關(guān)系表示特定公司的會計系統(tǒng)，建立了以產(chǎn)出為導(dǎo)向、定量測度公司層面行業(yè)內(nèi)橫向可比的方法，并使用非持股機構(gòu)分析師預(yù)測和公司信息環(huán)境特征驗證了這種方法的有效性。國內(nèi)相關(guān)研究也證實了該方法在我國市場環(huán)境下的適用性[4，7]。本文參考這種測量方法，并借鑒劉睿智等[26]的做法加入對“好消息”和“壞消息”的考慮，對財務(wù)報告的可比性進行測度，具體步驟如下：

首先，估計i公司的會計系統(tǒng)。使用式（1）來估計i公司的會計系統(tǒng)，其中凈利潤與期初權(quán)益市場價值的比值（Earnings）代表信息產(chǎn)出，對應(yīng)期間股票收益（Return）代表經(jīng)濟業(yè)務(wù)或事項，Neg 代表消息類型（Return為負，表示“壞消息”，取1；為正，表示“好消息”，取0），Neg×Return 為Neg和Return 的乘積。利用i公司第t年（含）前連續(xù)16個季度數(shù)據(jù)對式（1）進行回歸，模擬出系數(shù)作為i公司第t年的會計系統(tǒng)轉(zhuǎn)換函數(shù)，同理可以計算出同行業(yè)同年度內(nèi)所有公司的會計系統(tǒng)轉(zhuǎn)換函數(shù)。

其次，計算同行業(yè)同年度內(nèi)i 與j公司財務(wù)報告可比性。利用上步驟中i 與j 公司第t年度模擬出的會計系統(tǒng)轉(zhuǎn)換函數(shù)，通過式（2）和式（3）以i公司股票收益信息（Returnit）作為共同經(jīng)濟業(yè)務(wù)或事項，計算經(jīng)過i 和j 公司會計系統(tǒng)產(chǎn)出的財務(wù)信息E（Earings）iit和E（Earings）ijt。最后利用式（4），以兩個系統(tǒng)產(chǎn)出差值絕對值的平均數(shù)再取相反數(shù)作為i和j公司第t年度的財務(wù)報告可比性（Compij），該值越大兩個公司的財務(wù)報告可比性越高。

最后，計算i 公司第t年的財務(wù)報告可比性。為了反映i 公司第t年相對于行業(yè)內(nèi)其他公司總的財務(wù)報告可比性程度，把行業(yè)年度內(nèi)所有與i 配對公司間的財務(wù)報告可比性（Compij）取平均數(shù)，記為CompMean，取中位數(shù)，記為CompInd。此外，取行業(yè)年度內(nèi)所有與i 配對公司財務(wù)報告的可比性（Compij）最高的前4個值的平均數(shù)，記為Comp4，取最高的前10個值平均數(shù)，記為Comp10，用于穩(wěn)健性測試。

2.異常在職消費（AbPerks）。如前文分析，本文從管理層異常在職消費的視角考量財務(wù)報告質(zhì)量的披露動機，越高的異常在職消費水平意味著披露高質(zhì)量財務(wù)信息的動機越弱。在職消費本身具備隱蔽性[13]，而異常在職消費作為在職消費中不合理的部分更難準確計量，如何對異常在職消費進行計量一直是理論研究的難點?，F(xiàn)有研究做了很多有益的嘗試，異常在職消費的替代變量主要可以分為兩類：一類是來自報表及附注的數(shù)據(jù)，從中篩選出很可能屬于異常在職消費的項目，并經(jīng)過調(diào)整后消除企業(yè)規(guī)模的影響[27]；另一類是采用數(shù)理統(tǒng)計方法擬合出與經(jīng)營管理活動相關(guān)的正常的經(jīng)營管理費用，用殘差表示異常在職消費[14，15]。第一類方法中異常在職消費仍可能包含正常的費用支出，為了更好地反映管理層的隱性私利行為，本文借鑒后一類方法，使用式（5）分行業(yè)分年度回歸后的殘差表示異常在職消費，記為AbPerks。

其中：i 表示第i 家公司，t 表示年度（下文同）；Perks 為管理費用中扣除董監(jiān)高的薪酬、壞賬準備、折舊和攤銷以及停工損失等明顯不屬于在職消費項目后的余額；TA 為年末資產(chǎn)總額；△Sales 表示主營業(yè)務(wù)收入變動額；PPE 為年末固定資產(chǎn)凈額；Inventory 為年末存貨賬面價值；LnEmployee 為年末職工數(shù)的自然對數(shù)。

3.管理層權(quán)力（Power1、Power2）。管理層權(quán)力可以從組織結(jié)構(gòu)權(quán)、所有者權(quán)、專家權(quán)和聲譽權(quán)這四個維度進行度量。由于我國目前仍未建立有效的經(jīng)理人市場，參考權(quán)小峰等[15]和劉坤鵬等[28]的研究，選取董事長與總經(jīng)理兩職合一、董事會規(guī)模、管理層持股、實際控制人的監(jiān)督能力四個指標度量管理層權(quán)力：①董事長與總經(jīng)理兩職合一，當兩職合一時取1，否則取0。②董事會規(guī)模，董事會的規(guī)模越大越不容易達成一致的意見，高管影響董事會的可能性越大，管理層權(quán)力也越大，當董事會規(guī)模大于行業(yè)均值時取1，否則取0。③管理層持股，管理層持股時為1，否則取0。④實際控制人的監(jiān)督能力，上市公司可能存在多層級股權(quán)結(jié)構(gòu)背后的實際控制人，其對上市公司的控制權(quán)更能夠反映大股東對管理層的監(jiān)督能力，因此用實際控制人控制權(quán)與前十大股東持股比例之和的比值來度量大股東的監(jiān)督能力，監(jiān)督能力越弱則管理層權(quán)力越大。當公司實際控制人監(jiān)督能力小于行業(yè)均值時，管理層權(quán)力更大，賦值為1，否則取0。最后，取上述四個指標值之和作為管理層權(quán)力累計指標Power1，同時使用主成分分析方法，保留特征值大于1 的主成分，合成四個指標的綜合指標Power2。

4.內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）?，F(xiàn)有研究主要使用三種方法來衡量內(nèi)部控制質(zhì)量：一是根據(jù)公司披露與內(nèi)部控制相關(guān)的可感知信息把內(nèi)部控制質(zhì)量分為低、中、高三個等級[29]；二是根據(jù)內(nèi)部控制五要素進行評分[30]；三是采用權(quán)威數(shù)據(jù)庫發(fā)布的內(nèi)部控制指數(shù)[31]。第一種方法度量的內(nèi)部控制質(zhì)量是非連續(xù)變量，不能細致地反映公司間的差異，第二種和第三種方法使用的是連續(xù)變量度量。本文借鑒徐虹等[31]的做法，使用迪博公司發(fā)布的上市公司內(nèi)部控制指數(shù)來衡量公司的內(nèi)部控制質(zhì)量，同時考慮量綱對回歸系數(shù)大小的影響，除以100，記為IC。

（三）模型設(shè)定

為了檢驗H1和H2，分別建立式（6）和式（7）。若H1 成立，預(yù)期式（6）中α1為負；若H2 成立，預(yù)期式（7）中α3為負。

表1 變量說明

目前關(guān)于影響財務(wù)報告可比性因素的研究還不夠豐富，可用的控制變量并不成熟。本文參考De Franco 等[25]與謝盛紋、劉楊暉[4]的研究選擇以下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）；資產(chǎn)負債率（Lev）；公司經(jīng)營業(yè)績（ROA）；現(xiàn)金替代物（Liquid）；非債務(wù)稅盾（NDTS）；每股盈余（EPS）；資本支出率（INVR）；管理層持股（MHold）；股權(quán)集中度（OC）；行業(yè)（Industry）；年度（Year）。此外，由于我國國有產(chǎn)權(quán)和非國有產(chǎn)權(quán)上市公司面臨的制度環(huán)境有較大差異，加入對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）的控制。具體變量定義如表1所示。

四、實證檢驗與結(jié)果

（一）變量描述性統(tǒng)計

表2 列示了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 變量描述性統(tǒng)計

如表2 所示，財務(wù)報告可比性（CompMean 和CompInd）的均值分別為-0.0103 和-0.0088，標準差分別為0.0046 和0.0049，說明不同樣本間財務(wù)報告可比性的差異很大。由于異常在職消費（AbPerks）來自于OLS回歸的殘差，均值和中位數(shù)都非常接近0，最大值為0.0497，意味著異常在職消費偏離正常值的部分最高達到了上年總資產(chǎn)的4.97%，異常在職消費比較嚴重，同時標準差為0.0123，表明不同公司間異常在職消費水平差異很大；管理層權(quán)力（Power1和Power2）的均值分別為1.769和-0.0550，中位數(shù)為2和0.144，標準差為0.844和0.472，說明樣本間管理層權(quán)力差異較大；內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的均值和標準差分別為6.590 和1.222，表明樣本期間公司內(nèi)部控制質(zhì)量普遍較高且公司間的差異較大。從其他控制變量的統(tǒng)計特征來看，變異程度都相對較大。

（二）多元回歸分析

1.披露動機與財務(wù)報告可比性。為了檢驗H1，將異常在職消費（AbPerks）作為解釋變量，財務(wù)報告可比性（CompMean和CompInd）分別作為被解釋變量對式（6）進行穩(wěn)健標準誤的混合OLS 回歸，同時控制行業(yè)與年度效應(yīng)，結(jié)果見表3。

表3 披露動機與財務(wù)報告可比性

在控制其他變量后，異常在職消費（AbPerks）與財務(wù)報告可比性（CompMean 和CompInd）均在1%的水平上顯著負相關(guān)，異常在職消費水平越高，公司財務(wù)報告可比性越低，支持H1。說明當管理層實施更多的異常在職消費私利行為后，為了減少來自治理層與監(jiān)督者的壓力，更有動機采取措施降低公司與同行業(yè)其他公司間的財務(wù)報告可比性，從而為其自利行為“特殊性”做辯護。從控制變量的顯著性來看，除了管理層持股（MHold）外，其他控制變量都顯著影響了財務(wù)報告可比性，同時模型的擬合優(yōu)度都在30%以上，說明控制變量的選擇恰當，模型對財務(wù)報告可比性具有較好的解釋度。

2.管理層權(quán)力、披露動機與財務(wù)報告可比性。本文進一步考察了管理層在擁有不同管理層權(quán)力時，披露動機對財務(wù)報告可比性的影響是否存在差異，即檢驗H2。在式（6）的基礎(chǔ)上，引入管理層權(quán)力與異常在職消費的交乘項（Power×AbPerks），建立式（7）進行穩(wěn)健標準誤的混合OLS 回歸，同時控制了行業(yè)與年度效應(yīng)，結(jié)果如表4所示。

表4第（1）和（3）列中管理層權(quán)力累計指標與異常在職消費的交乘項（Power1×AbPerks）的系數(shù)分別為-0.0110 和-0.0112，且分別在5%和10%的水平上顯著，第（2）和（4）列中管理層權(quán)力綜合指標與異常在職消費的交乘項（Power2×AbPerks）的系數(shù)分別為-0.0160 和-0.0153，且前者在10%的水平上顯著，說明在控制其他變量的情況下，管理層權(quán)力增強了異常在職消費對財務(wù)報告可比性的負向影響。表4 的結(jié)果表明，面對異常在職消費引致的降低財務(wù)報告可比性的動機，當管理層擁有更大的管理層權(quán)力時，其更有能力顯著降低財務(wù)報告可比性，證明了H2。

（三）穩(wěn)健性測試

為了使結(jié)果更加穩(wěn)健，本文使用以下方法進行穩(wěn)健性檢驗：

1.替換異常在職消費的度量指標。前文在使用模型（5）計算異常在職消費時，用管理費用扣除明顯不屬于在職消費的項目余額作為被解釋變量，這種方法把無法判斷的管理費用項目都視為可能的在職消費，最終有可能高估在職消費水平。因此，參考張麗平、楊興全[32]的做法，首先，把管理費用中“辦公費、差旅費、業(yè)務(wù)招待費、通訊費、出國培訓費、董事會費、小車費和會議費等”很可能用于在職消費自利的項目之和作為被解釋變量Perks1，重新對式（5）進行分行業(yè)分年度回歸，得出的殘差作為異常在職消費的度量指標，記為AbPerks1。然后，用AbPerks1 替換AbPerks 對式（6）和式（7）進行穩(wěn)健標準誤的混合OLS 回歸。為節(jié)省篇幅，僅使用了CompMean 作為財務(wù)報告可比性的度量指標，并對所有的控制變量省略顯示，結(jié)果如表5所示。

表4 管理層權(quán)力、披露動機與財務(wù)報告可比性

從表5 的第（1）列可以看出，異常在職消費在10%的顯著性水平上與財務(wù)報告可比性負相關(guān)，支持H1；從第（2）和（3）列可以看出，管理層權(quán)力與異常在職消費交乘項的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，支持H2。

表5 替換異常在職消費的度量指標的檢驗結(jié)果

2.按照管理層權(quán)力進行分組檢驗。按照管理層權(quán)力累計指標Power1是否大于行業(yè)均值進行分組，當Power1大于行業(yè)均值時劃分為高權(quán)力組，否則為低權(quán)力組。然后，用兩組樣本分別對式（6）進行穩(wěn)健標準誤的混合OLS 回歸，受篇幅限制，對所有的控制變量省略顯示，結(jié)果如表6所示。

表6 按管理層權(quán)力分組的檢驗結(jié)果

從表6 第（1）和（3）列可以看出，高權(quán)力組中異常在職消費（AbPerks）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負；從第（2）和（4）列可以看出，低權(quán)力組中Ab-Perks 的回歸系數(shù)不顯著。以上結(jié)果表明，當管理層擁有更大的管理層權(quán)力時，面對異常在職消費引致的降低財務(wù)報告可比性的動機，其更有能力顯著降低財務(wù)報告可比性，支持了H2。

3.替換財務(wù)報告可比性的度量指標。參考謝盛紋、劉楊暉[4]的做法，對根據(jù)所有行業(yè)年度內(nèi)與i 公司可比的公司計算出的財務(wù)報告可比性（Compij）按大小排序，取前四大的平均值，記為Comp4，取前十大的平均值，記為Comp10，用它們來表示公司層面的財務(wù)報告可比性，代替CompMean 和CompInd作為被解釋變量對式（6）和式（7）進行回歸，回歸結(jié)果仍然支持H1和H2，限于篇幅，具體結(jié)果省略報告。

（四）進一步檢驗：內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用

公司內(nèi)部控制可以防范管理層濫用權(quán)力，有利于把權(quán)力關(guān)進制度的“籠子”里[33]。我國《內(nèi)部控制基本規(guī)范》要求公司建立規(guī)范的治理結(jié)構(gòu)和議事規(guī)則，明確決策、執(zhí)行、監(jiān)督等方面的職責權(quán)限，形成科學有效的職責分工和制衡機制。有效的內(nèi)部控制通過對制度和流程的規(guī)范與控制，有助于限制管理層對會計估計和方法選擇的自由裁量權(quán)，保證財務(wù)信息質(zhì)量的提高[34]。已有研究表明，良好的內(nèi)部控制在抑制盈余管理[30，35]、提高盈余反應(yīng)系數(shù)[30]以及提高會計穩(wěn)健性[29]等方面都發(fā)揮了積極的作用。內(nèi)部控制通過對管理層權(quán)力的規(guī)范和制衡機制的安排，還將削弱管理層對審計機構(gòu)選擇的影響力。由此我們推斷，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠發(fā)揮提升財務(wù)報告可比性的調(diào)節(jié)作用，對管理層異常在職消費引致的降低財務(wù)報告可比性以辯護私利的行為起到抑制作用。

為了檢驗上述推斷，在式（6）中依次加入表示內(nèi)部控制質(zhì)量的變量IC 以及其與管理層異常在職消費的交乘項（IC×AbPerks），并以高權(quán)力組數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健標準誤的混合OLS回歸，同時控制行業(yè)與年度效應(yīng)，結(jié)果如表7所示。

從列（1）、（3）列示的回歸結(jié)果可以看出，同時用異常在職消費（AbPerks）和內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）直接對財務(wù)報告可比性進行回歸時，AbPerks仍與Comp-Mean 和CompInd 在1%的水平上顯著負相關(guān)，而IC與CompMean 和CompInd 在1%的水平上顯著正相關(guān)，表明在控制了其他變量的情況下，內(nèi)部控制質(zhì)量的提升能夠顯著提高公司財務(wù)報告可比性。從列（2）和（4）列示的回歸結(jié)果來看，考慮IC與AbPerks的交乘項影響時，AbPerks 的系數(shù)仍顯著為負，同時交乘項IC×AbPerks 的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）可以抑制管理層異常在職消費（AbPerks）引致的披露動機對財務(wù)報告可比性的降低作用。

表7 內(nèi)部控制對管理層異常在職消費自利辯護的調(diào)節(jié)作用

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文以我國2010～2016年滬深兩市A 股為樣本，參考De Franco 等[25]的模型度量公司層面財務(wù)報告可比性，基于管理層異常在職消費的視角，檢驗了管理層權(quán)力、披露動機對財務(wù)報告可比性的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，管理層進行異常在職消費后有動機降低財務(wù)報告可比性，以達到對自利行為進行“特殊性”辯護的目的，即管理層異常在職消費水平越高，財務(wù)報告可比性越低。當考慮管理層所擁有的權(quán)力時，發(fā)現(xiàn)管理層權(quán)力顯著增強了異常在職消費與財務(wù)報告可比性的負相關(guān)關(guān)系，表明管理層權(quán)力為管理層異常在職消費后降低財務(wù)報告可比性的動機提供了能力支持。以上結(jié)論在進行穩(wěn)健性測試后仍然成立。此外，本文還分析了內(nèi)部控制質(zhì)量對財務(wù)報告可比性的直接影響以及對異常在職消費降低財務(wù)報告可比性的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠直接顯著地提高財務(wù)報告可比性，從而提升財務(wù)報告質(zhì)量，并且能夠抑制高權(quán)力組中異常在職消費對財務(wù)報告可比性的降低作用，起到了負向調(diào)節(jié)管理層通過降低財務(wù)報告可比性對異常在職消費進行“特殊性”辯護的作用。

（二）啟示

本文研究的啟示在于：①與現(xiàn)有研究關(guān)注準則趨同[3]或外部因素如外部審計[4]等對于財務(wù)報告可比性的影響不同，本文發(fā)現(xiàn)管理層作為財務(wù)報告的準備者和呈報者，其披露動機和影響財務(wù)報告的能力也會顯著影響財務(wù)報告可比性，這為我們從公司內(nèi)部尋找影響財務(wù)報告可比性的因素提供了新思路，同時提示投資者和公司治理層可以從限制管理層權(quán)力入手來提高財務(wù)報告質(zhì)量，以形成對管理層更高質(zhì)量的監(jiān)督和治理。②內(nèi)部控制會顯著提升財務(wù)報告可比性，并且能夠通過負向調(diào)節(jié)異常在職消費引致的披露動機對財務(wù)報告可比性的降低發(fā)揮作用，意味著我國公司內(nèi)部控制的實施確實具有保證高質(zhì)量會計信息的作用，今后公司治理層應(yīng)更加注重公司內(nèi)部控制的完善與運行。