何平林，孫雨龍,寧 靜,陳 亮

(1.華北電力大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，北京 102206；2.桂林理工大學(xué)商學(xué)院，廣西 桂林 541006)

一、引言

公司信息在資本市場中被充分、可靠、及時披露，是影響投資者決策的重要因素。完備的公司治理機制在上市公司盈余品質(zhì)上扮演著重要角色，能夠有效地抑制管理層投機性的操縱盈余行為[1-3]，有助于提升公司財務(wù)報告信息的可靠性[4]，進而改善上市公司信息披露質(zhì)量。近年來國內(nèi)外資本市場上財務(wù)造假、違規(guī)披露事件陸續(xù)發(fā)生，不斷打擊投資者對于上市公司財務(wù)報告及信息披露可靠性的信賴程度。例如，2015年日本東芝(Toshiba)爆出六年內(nèi)對經(jīng)營利潤進行夸大，涉及金額高達12億美元，此次造假事件還導(dǎo)致東芝集團遭26個單位和個人起訴，東芝內(nèi)部超過半數(shù)的高管層成員集體辭職；2019年3月，我國證監(jiān)會就珠海中富未能履行如實對關(guān)聯(lián)交易進行真實、準確、完整的披露義務(wù)，查實多次違法信息披露行為，對珠海中富實業(yè)股份有限公司及相關(guān)高管層成員發(fā)布行政處罰決定書，給予警告和罰款處罰。信息披露質(zhì)量瑕疵事件，突顯了信息不對稱問題的嚴峻性，也暴露出公司治理機制不健全等深層次問題。

本文基于2008-2018年我國上市公司的面板數(shù)據(jù)，綜合考慮市場化水平、地域文化特征差異等抑制變量對實證結(jié)論的影響，研究了公司高管特質(zhì)、法治環(huán)境與信息披露質(zhì)量的關(guān)系。本文回歸結(jié)果表明，高管金融、學(xué)術(shù)、海外經(jīng)歷與可操縱性盈余呈現(xiàn)負相關(guān)，有助于改善上市公司信息披露質(zhì)量；在控制了公司所在區(qū)域的市場化水平時，高管薪酬與可操縱性盈余呈現(xiàn)顯著正相關(guān)；法治環(huán)境與可操縱性盈余呈現(xiàn)顯著負相關(guān)，法治環(huán)境改善有助于提高上市公司信息披露質(zhì)量。本文的進一步研究表明，作為公司治理結(jié)構(gòu)中的一項重要組成部分，高管異質(zhì)性對于信息披露質(zhì)量的影響程度顯著地受到公司外部市場環(huán)境的制約。公司所在省份的地域文化特征差異、市場化水平差異，是研究上市公司高管特質(zhì)、法治環(huán)境對信息披露質(zhì)量影響關(guān)系時不可忽視的關(guān)鍵抑制變量。內(nèi)生性探討、交互效應(yīng)分析、自變量敏感性等后續(xù)回歸表明，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

本文研究的邊際貢獻體現(xiàn)在如下幾個方面：第一，既有文獻常以公司特征(例如公司規(guī)模、股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會獨立性等)視角探討盈余品質(zhì)和信息披露質(zhì)量問題[5]。近年來基于管理者個人特征視角的研究文獻逐漸增多，例如管理者風(fēng)格與公司決策[6]、CEO聲譽與公司盈余品質(zhì)[7]、CFO專業(yè)背景與盈余品質(zhì)[8]、管理者能力與盈余品質(zhì)[9]等。目前缺乏從高管特質(zhì)、法治環(huán)境的融合性視角，來探究信息披露質(zhì)量影響因素的文獻。本文綜合了內(nèi)外部治理機制方面的理論成果，從高管素質(zhì)與法治環(huán)境兩個維度實證檢驗了我國上市公司信息披露質(zhì)量的影響因素，探討高管素質(zhì)、法治環(huán)境如何影響信息披露質(zhì)量，對理解內(nèi)外部治理關(guān)系，進一步提升信息披露質(zhì)量具有理論和實踐意義。第二，本文考慮到我國各地區(qū)的特殊地域性差異，將上市公司所在地的法治環(huán)境、市場化水平差異、地域文化的異質(zhì)性納入解釋變量進行考量，多方面拓展探究了地域性差異對信息披露質(zhì)量產(chǎn)生的影響。現(xiàn)有文獻集中在考察公司內(nèi)部特征及外部正式制度對公司信息披露質(zhì)量的影響，而本文將文化這一非正式制度引入企業(yè)信息披露的分析框架之中，豐富了相關(guān)研究，有助于深化信息披露質(zhì)量影響因素的理解。第三，高管海外背景、高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷是中國改革開放以來上市公司高管特質(zhì)的重要方面，但目前鮮有文獻研究其對公司財務(wù)決策的影響，尤其是對信息披露質(zhì)量的影響。本文首次研究了高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對信息披露質(zhì)量的影響，拓展了高管異質(zhì)性特征的研究視角。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

高管是決定公司信息披露透明度的關(guān)鍵人物，Bertrand等(2003)[6]、Kaplan等(2012)[10]指出管理者的特質(zhì)會影響包括投資、績效、組織等在內(nèi)的公司決策行為。Hambrick等(1984)[11]首次提出高階理論，開啟了通過高階經(jīng)理人團隊經(jīng)營風(fēng)格、組成特征探索組織產(chǎn)出結(jié)果的研究先河，指出企業(yè)高階經(jīng)理人對于組織決策的制定、經(jīng)營績效等方面擁有關(guān)鍵性的影響力。高階理論將管理者特質(zhì)分為人格特質(zhì)和人群特質(zhì)兩個維度，前者包括價值觀和認知模式，偏向于心理層面，不易度量；后者包括年齡、學(xué)歷、性別、經(jīng)歷等方面。Bamber等(2010)[12]認為包括MBA學(xué)歷、從軍經(jīng)歷、年齡等在內(nèi)的高管獨特的人群特質(zhì)，會反映在公司關(guān)于盈余預(yù)測的自愿性信息披露風(fēng)格上。Barua等(2010)[13]指出高管性別與信息披露質(zhì)量具有顯著的關(guān)聯(lián)性。Lovata(2011)[14]指出管理者的年齡、任期、MBA學(xué)歷等人群特質(zhì)，與財務(wù)報表重述和會計信息質(zhì)量具有關(guān)聯(lián)性。

隨著知識經(jīng)濟時代的到來，企業(yè)越來越重視知識積累和人才資源。企業(yè)內(nèi)部具有豐富工作經(jīng)歷和知識儲備背景的高層管理人員是價值創(chuàng)造過程中最重要的人力資本[15]。海外背景是一項重要觀測特征，會對高層管理人員的社會認知和價值觀產(chǎn)生重要影響，進而影響企業(yè)信息披露行為決策。具備國際工作經(jīng)驗的CEO的價值觀與本土成長的高管不同，顯著影響企業(yè)的決策行為[16]。通過研究具備海外經(jīng)歷高管與企業(yè)創(chuàng)新活動、社會責(zé)任之間的關(guān)系，認為具有海外背景的高管長期接受海外文化的教育和熏陶，海外經(jīng)歷會幫助高管熟悉海外企業(yè)運營模式，掌握先進管理理念和價值觀，更好的運用于中國的管理實踐[17-18]。具備海外學(xué)習(xí)和工作背景的高管更易崇尚社會責(zé)任，履行信息披露義務(wù)的價值觀，回國任職后更重視企業(yè)信息披露質(zhì)量的地位[19]。本文以高管成員具備海外任職及海外求學(xué)經(jīng)歷比例作為海外背景變量，認為具備海外背景高管更具備信息披露的價值觀念和實踐體會，更能引導(dǎo)企業(yè)與國際信息披露體系接軌，提高信息披露質(zhì)量，故本文提出研究假設(shè)H1-1：

H1-1：高管成員海外背景比例對企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

公司高管金融背景指的是高管人員曾具有監(jiān)管部門、政策性銀行、商業(yè)銀行等的金融機構(gòu)工作經(jīng)歷[20]。具備金融背景的企業(yè)高管更了解金融行業(yè)制度，降低信息不對稱，有助于在投融資方面建立銀企關(guān)聯(lián)關(guān)系，從而幫助企業(yè)降低融資難度、獲得更高的信貸額度[21]。高管成員具備投行等金融機構(gòu)工作經(jīng)歷，會提升企業(yè)并購的可能性，進而提升企業(yè)的業(yè)績表現(xiàn)[22]。具備金融背景的CEO相對一般CEO對金融投資策略、資本運作等方面具有更強的處理能力，會促進企業(yè)的金融化進程，并且在較好的制度環(huán)境中，CEO具備金融背景會降低企業(yè)金融化進程中的風(fēng)險[23]。根據(jù)以上分析，本文提出研究假設(shè)H1-2：

H1-2：高管成員金融背景比例對企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

高管過去的學(xué)術(shù)經(jīng)歷是高管特殊而難忘的經(jīng)歷之一，會影響高管的思維方式、決策行為和德道水平[24]。高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷影響公司的信息披露質(zhì)量的邏輯機理在于：首先，過去的教學(xué)、研究經(jīng)歷使得高管的思維更加嚴謹，特別是面臨不確定性決策時更加擅長用數(shù)據(jù)和事實作為依據(jù)。高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠提升公司的內(nèi)部治理水平，從而提升公司的盈余管理質(zhì)量[25-26]。進而，擁有學(xué)術(shù)背景的高管在財務(wù)決策和信息披露時更加保守，對會計信息質(zhì)量要求可能更高，因此公司的會計穩(wěn)健性水平更高[27]。其次，高管過去的學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠讓高管自律性更強，從而在行為中表現(xiàn)出“嚴以律己”的形象。同時，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠提升高管的社會責(zé)任意識，當(dāng)公司高管向外部傳遞較高的誠信度和承擔(dān)責(zé)任的意識時，投資者會認為公司的會計信息質(zhì)量更高，從而降低了公司與債權(quán)人、投資者的信息不對稱程度，降低上市公司融資約束和融資成本，提升公司業(yè)績[28-29]。最后，在中國由于長期受到儒家思想的熏陶，學(xué)術(shù)工作者對自身的形象、德道、信譽要求更高。在管理工作中，更高的德道標(biāo)準和信譽水平能夠降低公司的盈余管理動機，提升了公司的盈余質(zhì)量，從而提高了公司會計信息質(zhì)量?；诒Ｊ貎A向、社會責(zé)任、道德和信譽等多方面的分析，本文提出如下假設(shè)H1-3：

H1-3：高管成員學(xué)術(shù)背景比例對企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

高管薪酬與信息披露質(zhì)量的關(guān)系，既往學(xué)者已經(jīng)從多維度進行了研究，但迄今為止尚未得到完全一致的結(jié)論[30]。少部分學(xué)者認為高管薪酬與會計信息質(zhì)量之間的關(guān)聯(lián)性比較微弱[31-32]。大部分學(xué)者的研究結(jié)果證實了高管薪酬與會計信息質(zhì)量之間存在著內(nèi)在聯(lián)系。一方面，基于利益掠奪假說[33]，當(dāng)公司業(yè)績與薪酬掛鉤時，公司高階經(jīng)理人可能利用研發(fā)支出、廣告支出等來調(diào)控盈余，保護高階經(jīng)理人之獎酬[34]。高管薪酬對公司會計政策選擇具有顯著影響，高階經(jīng)理人傾向于以盈余管理的方式達到自身利益的最大化[35-36]。經(jīng)營業(yè)績較差公司的經(jīng)理人得到的薪酬將相應(yīng)減少，為了避免這種情形出現(xiàn)，高階經(jīng)理人也更傾向于操縱盈余數(shù)字。當(dāng)企業(yè)以紅利發(fā)放與績效獎勵掛鉤時，將會導(dǎo)致更多盈余管理行為，修訂年終績效敏感度可以有效抑制高階經(jīng)理人的盈余管理動機[37]。另一方面，基于利益收斂假說[38]，公司可以利用薪酬或者股權(quán)來激勵高階經(jīng)理人提升內(nèi)部控制品質(zhì)[39-40]，進而改善公司披露的財務(wù)報表的可靠性[41-42]。激勵機制的存在能夠使得高薪酬的高階管理者與公司的利益趨于一致，有利于減少其實施盈余管理的動機，進而能夠提高會計信息質(zhì)量。因此，高管薪酬與上市公司會計信息質(zhì)量之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系[43-44]。本文將上市公司領(lǐng)取薪酬高管比例作為高管激勵變量，研究其與信息披露質(zhì)量的關(guān)系，提出研究假設(shè)H1-4：

H1-4：高管成員領(lǐng)取薪酬比例對企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

法治環(huán)境作為重要的外部治理機制，在上市公司決策行為的影響因素之中起著至關(guān)重要的作用。一個國家的法律制度狀況，對經(jīng)濟增長具有顯著而直接的作用[45]，深度影響著公司的財務(wù)報告行為。既往文獻中的國際比較研究顯示，一個國家或者地區(qū)的法律環(huán)境水平對提高上市公司會計信息質(zhì)量起著重要的作用[46-49]。強有力的法律體系有助于減少和約束對上市公司盈余進行人為操控，公司披露的盈余質(zhì)量的真實狀況因一個國家的法律實力而顯著不同[50-53]。良好的法律環(huán)境要求更加透明的信息披露，這使得資本市場監(jiān)管者、分析師、投資者更容易辨認不恰當(dāng)?shù)挠嗖倏v行為[54]，進而優(yōu)化企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，進行動態(tài)調(diào)整，提升資本配置效率[55]。會計準則等技術(shù)規(guī)范增強了會計信息的可比性，但是會計信息質(zhì)量的提升，最終取決于高階經(jīng)理人是否客觀公允地執(zhí)行會計準則和信息披露要求，而這有賴于較高的法律環(huán)境水平來約束高階經(jīng)理人的信息披露動機和行為。因此，與會計準則等技術(shù)規(guī)范相比較而言，法律環(huán)境對會計信息質(zhì)量的影響更為重要[56]。由此分析，在法制環(huán)境較好的地區(qū)，司法和行政執(zhí)法水平、訴訟和執(zhí)法效率、守法和依法維權(quán)的自覺性均較高，企業(yè)一旦因公開披露會計信息的可比性不符合相關(guān)準則、規(guī)則要求致使信息使用者遭受經(jīng)濟損失，會面臨較高的監(jiān)管、訴訟風(fēng)險和處罰成本。相反，在法制環(huán)境較差的地區(qū)，法律體系較為薄弱，監(jiān)管機制存在漏洞，司法訴訟效率較低，會計信息使用者的合法權(quán)益難以得到有效保護，導(dǎo)致企業(yè)違反會計信息披露要求的違法違規(guī)成本也較低[57]。在中國廣袤的地域環(huán)境下，各個地區(qū)的法制環(huán)境存在著明顯的差異，并且在中國特殊的制度背景下，作為外部治理機制的法制環(huán)境對上市公司的信息披露會產(chǎn)生什么樣的影響呢？本文從《中國分省份市場化指數(shù)報告》中獲得我國各地區(qū)法制環(huán)境、營商環(huán)境數(shù)據(jù)[58]，同時控制了各個省、自治區(qū)、直轄市GLOBE文化習(xí)俗的地域文化變量[59]，研究法律和文化環(huán)境對上市公司信息披露質(zhì)量的影響力。本文提出研究假設(shè)H2：

H2：我國法治環(huán)境向好對企業(yè)信息披露質(zhì)量為正向影響。

三、研究設(shè)計

(一)樣本與數(shù)據(jù)選擇

本文選擇2008-2018年的滬深A(yù)股主板、中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司作為研究對象，初始樣本數(shù)據(jù)主要公司治理和財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，法制環(huán)境指標(biāo)數(shù)據(jù)來自王小魯、樊綱等《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》，地域文化指標(biāo)來自趙向陽等(2015)[59]中國各個省、自治區(qū)、直轄市GLOBE文化習(xí)俗。為排除異常值影響，確保樣本的有效性，本文遵循如下數(shù)據(jù)篩選和處理的標(biāo)準：(1)按照中國證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》；(2)剔除金融保險行業(yè)數(shù)據(jù)；(3)剔除ST、S*ST、*ST、SST年度公司數(shù)據(jù)；(4)對大量主要變量缺失數(shù)據(jù)、及總資產(chǎn)絕對數(shù)小于0等明顯錯誤數(shù)據(jù)進行剔除；(5)對變量絕對數(shù)大于0數(shù)據(jù)進行Ln(COUNT)處理；最終得到26740個“公司/年”初始觀測值。

(二)研究模型

本文將信息披露質(zhì)量作為被解釋變量，如何選擇測算指標(biāo)和測算方法，是能否對滬深A(yù)股上市公司信息披露質(zhì)量準確合理計算的關(guān)鍵問題。借鑒現(xiàn)有研究的普遍做法，本文采用可操縱性盈余(ABACC)來測度信息披露質(zhì)量。一般來講，上市公司的可操縱性盈余的絕對值越大，表示該公司的盈余管理越多，該公司可能存在較嚴重的盈余操控現(xiàn)象，其信息披露質(zhì)量越低；上市公司的應(yīng)計項目具有緩解經(jīng)營活動現(xiàn)金流量的噪音以及及時確認經(jīng)濟損益的作用，應(yīng)計項目與負經(jīng)營活動現(xiàn)金流量的相關(guān)性更強，上市公司應(yīng)計項目值越大，該公司的信息披露質(zhì)量越低。本文中可操縱性盈余(ABACC)的計算過程借鑒Kothari等(2005)[60]的方法，計算過程如下：

首先，建立計算上市公司i第t年的總應(yīng)計利潤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年的總應(yīng)計利潤，NIi,t表示上市公司i第t年的凈利潤，CFOi,t表示上市公司i第t年的經(jīng)營現(xiàn)金流凈額，ASSETi,t-1表示上市公司i第t-1年的總資產(chǎn)。

其次，利用ROA修正的Jones模型分年度回歸，計算上市公司i第t年的總應(yīng)計利潤TAi,t，建立模型(2)，得到回歸系數(shù)β0，β1，β2，β3，β4。

β4*ROAi,t-1+εi,t

(2)

模型(2)增加的變量有：ΔNRi,t表示公司i第t年凈營業(yè)收入的增加額，ΔTRi,t表示公司i第t年應(yīng)收賬款的增加額，PPEi,t表示公司i第t年的固定資產(chǎn)，ROAi,t-1表示公司i第t-1年資產(chǎn)回報率。

然后，將模型(2)中的回歸系數(shù)β0，β1，β2，β3，β4帶入模型(3)，得到非操縱性應(yīng)計利潤NDAi,t：

β4*ROAi,t-1+εi,t

(3)

最后，利用模型(4)計算出可操縱性應(yīng)計利潤DAi,t:

DAi,t=TAi,t-NDAi,t

(4)

對可操縱性應(yīng)計利潤取絕對數(shù)得到本文變量可操縱性盈余(ABACC)，如模型(5)：

ABACC=ABS(DA)

(5)

相較于截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)模型對時間和個體維度進行了綜合考量，能夠正確反映各個經(jīng)濟變量間的關(guān)系。面板數(shù)據(jù)可以測量一些難以度量因素與被解釋變量之間的影響關(guān)系，結(jié)合本文的數(shù)據(jù)特性，為估計法治環(huán)境、高管素質(zhì)對信息披露質(zhì)量的影響，進行面板數(shù)據(jù)回歸，建立具體回歸模型。為了驗證研究假設(shè)，本文控制行業(yè)和年份進行回歸，首先建立主回歸模型(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，可操縱性盈余的絕對值(ABACC)是本文因變量，用來衡量會計信息質(zhì)量。一般來說，公司的可操縱性盈余的絕對值越高，其會計信息質(zhì)量越低。FINB、ACAD、OSEA、PAID、RLE分別代表本文的解釋變量上市公司高管金融背景比例、學(xué)術(shù)背景、海外經(jīng)歷、領(lǐng)取薪酬比例、各省份法治背景，AGE、TOP10、ASSET、LEV、GROWTH分別代表本文的控制變量公司年齡、前十大股東持股、總資產(chǎn)、資本結(jié)構(gòu)、成長能力，L1_MI代表滯后一期各省份市場化程度，YEAR、IND分別代表行業(yè)和年份，ε為隨機擾動項。根據(jù)本文研究假設(shè)，我們預(yù)期系數(shù)β1，β2，β3，β10均為顯著負值，β9為顯著正值。

為了進一步分析，本文考慮行業(yè)和年份時進行回歸，加入地域文化變量，進行逐步和分組回歸，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分別代表地域文化變量：不確定性規(guī)避、權(quán)力差距、性別平等，其他變量均與前述模型相同。

為了進行穩(wěn)健性檢驗，除加入工具變量外，還加入外部治理與高管特質(zhì)交互變量，考慮行業(yè)和年份進行回歸，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分別代表外部治理變量RLE、MI、UA、PD、GE，根據(jù)本文研究假設(shè)及主模型回歸結(jié)果，我們預(yù)期系數(shù)β1,β2,β3,β10均為負值，β9為正值。

(三)變量解釋及描述性統(tǒng)計

本文采用上市公司可操縱性盈余的絕對值(ABACC)來衡量信息披露質(zhì)量， FINB、ACAD、OSEA、PAID、RLE分別代表本文的解釋變量上市公司高管金融背景比例、海外背景比例、學(xué)術(shù)背景比例、領(lǐng)取薪酬比例以及各省份法治環(huán)境，市場化水平(MI)由各省份市場化指數(shù)得分進行量化，UA、PD、GE分別代表地域文化特征變量不確定性規(guī)避、權(quán)力差距、性別平等，AGE、TOP10、ASSET、LEV、GROWTH分別代表本文的控制變量公司成立年數(shù)、股權(quán)集中度、資本結(jié)構(gòu)、成長能力，YEAR、IND分別代表行業(yè)和年份。本文研究的具體變量解釋見表1。

表1 變量解釋

表2是本文研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從被解釋變量的情況來看，信息披露質(zhì)量(ABACC)的極差較大，說明該指標(biāo)對各個公司/年觀測值具有一定的區(qū)分度，樣本公司間的信息披露質(zhì)量差異較大；從解釋變量的情況來看，法治環(huán)境(RLE)的均值與中位數(shù)比較接近，海外背景(OSEA)、金融背景(FINB)、學(xué)術(shù)背景(ACAD)、領(lǐng)取薪酬(PAID)的標(biāo)準差均較小，說明本文研究的解釋變量數(shù)據(jù)波動性較小，但進一步比較發(fā)現(xiàn)，法制環(huán)境(RLE)的均值、中位數(shù)分別為6.177、6.300，說明樣本上市公司所在地的法制環(huán)境總體水平低于中等水平，市場化指數(shù)(MI)的均值、中位數(shù)分別為8.092、8.030，說明樣本上市公司所在地的市場化總體水平高于中等水平，高管素質(zhì)變量中海外背景(OSEA)、金融背景(FINB)、學(xué)術(shù)背景(ACAD)的總體水平高于中等水平，領(lǐng)取薪酬(PAID)的總體水平低于中等水平；從控制變量的情況來看，各變量1/4分位數(shù)、1/2分位數(shù)、3/4分位均比較接近，股東持股(TOP10)的總體水平低于中等水平，除總資產(chǎn)(ASSET)、企業(yè)年齡(AGE)外標(biāo)準差也在較小的水平上，說明本研究的控制變量整體比較平穩(wěn)。

表2 描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)

四、實證結(jié)果與分析

(一)Pearson和Spearman相關(guān)關(guān)系檢驗

表3是本研究中被解釋變量、解釋變量和控制變量之間的Pearson和Spearman相關(guān)關(guān)系的檢驗結(jié)果。表3中的左下三角為Pearson相關(guān)系數(shù)的結(jié)果，右上三角為Spearman相關(guān)系數(shù)的結(jié)果，ABACC與FINB、ACAD、OSEA、PAID、RLE的相關(guān)系數(shù)均為負值，且Spearman相關(guān)系數(shù)均保持了0.01水平上的顯著關(guān)系，這說明不考慮其他因素時，董事海外背景、金融背景、學(xué)術(shù)背景、領(lǐng)取薪酬比例上升，法治環(huán)境提升，會顯著提高上市公司的信息披露質(zhì)量，初步支持本文假設(shè)。在控制變量中，除了不確定性規(guī)避外，其他變量都與 ABACC在一定水平上顯著，說明在不考慮其它因素的影響時，本文控制變量與因變量都存在一定的相關(guān)性，表明本文的控制變量選取較為合理，對可能影響實驗結(jié)果的非實驗因素起到了很好的控制作用。但在Pearson相關(guān)檢驗中，解釋變量ACAD、PAID與ABACC的相關(guān)關(guān)系并不顯著，因此，本文信息披露質(zhì)量與內(nèi)部高管異質(zhì)性、外部法治環(huán)境的關(guān)系需要在基本回歸模型進行詳細分析。

(二)基本回歸分析

表2和表3僅僅驗證了沒有其它因素影響時，高管異質(zhì)性與ABACC、法治環(huán)境與ABACC等變量之間的相關(guān)關(guān)系，從而支持本文假設(shè)H1和H2。如果考慮其他變量的影響，需要做回歸分析。本文基本回歸分析結(jié)果見表4，其中第(1)列至第(3)列分別是因變量為ABACC時，逐步控制了部分變量的回歸結(jié)果；第(4)列是因變量為ABACC時，控制了所有變量的回歸結(jié)果。實驗結(jié)果顯示：第一，有金融行業(yè)從業(yè)經(jīng)歷的高管比例與ABACC在0.01水平上顯著負相關(guān)，這一結(jié)果在逐步模型和一次控制所有變量模型中始終顯著。有金融行業(yè)從業(yè)經(jīng)歷的高管比例每提升1個百分點，可操縱性盈余的絕對值下降47.9個百分點，表明有金融從業(yè)經(jīng)歷的高管比例有助于提升公司的信息披露質(zhì)量，具有顯著的經(jīng)濟意義。第二，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例與ABACC負相關(guān)，這一結(jié)果的顯著程度隨著逐步納入抑制變量而顯現(xiàn)出差異性。在逐步考慮高管的薪酬異質(zhì)性、上市公司所在區(qū)域的法治環(huán)境差異時，高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷對ABACC影響力的顯著性并無變化。而當(dāng)我們考慮上市公司所在區(qū)域的市場化發(fā)育程度這一重要因素時，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例與ABACC在0.1的水平上顯著負相關(guān)。這表明，忽視市場化發(fā)育程度這一重要抑制變量，會導(dǎo)致有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例與ABACC的真實關(guān)系被弱化或者掩蓋。在控制了市場化程度變量時，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例的提升每提升1個百分點，可操縱性盈余的絕對值顯著下降15.5個百分點，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例的提升有助于提升公司的會計信息質(zhì)量，具有顯著的經(jīng)濟意義。第三，高管薪酬與ABACC正相關(guān)，這一結(jié)果的顯著程度也隨著關(guān)鍵抑制變量的納入而得到提升。在考慮法治環(huán)境差異時，高管薪酬對ABACC影響力的顯著性并無變化。而當(dāng)納入市場化發(fā)育程度這一抑制變量時，高管薪酬與ABACC在0.1的水平上顯著正相關(guān)。這表明，忽視市場化發(fā)育程度這一重要抑制變量，也會導(dǎo)致高管薪酬與ABACC的真實關(guān)系被弱化或者掩蓋。因此，在控制了市場化程度變量時，高管薪酬變量每提升1個百分點，可操縱性盈余的絕對值顯著上升12.60個百分點，這一實驗結(jié)果支持利益掠奪假說，與Healy(1985)、Gul(2003)、Augustine等(2010)、Qian等(2014)等學(xué)者的研究結(jié)論相一致。第四，有海外經(jīng)歷的高管比例與ABACC負相關(guān)。在控制所有變量的情況下，有海外經(jīng)歷的高管比例每提升1個百分點，可操縱性盈余的絕對值下降8.6個百分點，表明有海外經(jīng)歷的高管比例的提升有助于提升公司的信息披露質(zhì)量。第五，法治環(huán)境與ABACC負相關(guān)，法治環(huán)境改善有助于提高公司信息披露質(zhì)量；二者關(guān)系的顯著程度也受到抑制變量的影響。當(dāng)我們考慮上市公司所在區(qū)域的市場化發(fā)育程度這一重要因素時，法治環(huán)境與ABACC在0.01的水平上顯著負相關(guān)。在不考慮上市公司所在省份的市場化發(fā)育程度變量時，法治環(huán)境狀況變量每提升1個百分點，可操縱性盈余的絕對值顯著下降1.7個百分點；而我們控制了市場化程度變量時，法治環(huán)境狀況每提升1個百分點，可操縱性盈余的絕對值顯著下降3.4個百分點。考慮抑制變量之后顯著性明顯增強，以及影響力增大100%，這充分表明：忽視市場化發(fā)育程度這一重要抑制變量，會導(dǎo)致法治環(huán)境與ABACC的真實關(guān)系被弱化或者掩蓋。在研究改善法治環(huán)境是否有助于改善公司行為問題時，需要充分考慮公司所在地的市場發(fā)育程度等重要抑制變量。否則，第三因素可能掩蓋變量之間的真實關(guān)系。第六，在控制變量方面，公司上市年齡、資產(chǎn)規(guī)模、股權(quán)特征、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)增長率等變量都在不同水平上顯著影響 ABACC，這些均是影響公司信息披露質(zhì)量的重要因素。

表3 變量的Pearson和Spearman相關(guān)關(guān)系檢驗

注：下三角為Pearson相關(guān)系數(shù)，上三角為Spearman相關(guān)系數(shù)，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

表4 高管特質(zhì)、法治環(huán)境對信息披露質(zhì)量的基本回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

(三)進一步分析

本文在基本回歸分析部分實證檢驗了高管特質(zhì)、法治環(huán)境與上市公司信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系，但是它們間的影響效應(yīng)會不會因為其它變量水平的不同而存在差異呢？本文進一步分析高管特質(zhì)對信息披露質(zhì)量的影響方向和影響程度，是否顯著地受到公司所在省份的地域文化特征、法治環(huán)境差異、市場化水平差異等變量的影響。

理解中國的種種社會、經(jīng)濟問題時，除了研究正式制度，還應(yīng)該關(guān)注幾千年來在歷史中緩慢形成而影響深遠的非正式制度[61]。作為制度的重要組成部分，非正式制度對公司行為的影響深遠而且重要。當(dāng)法律等正式制度缺失或者不完善時，非正式制度往往發(fā)揮至關(guān)重要的作用，甚至在一定程度上替代正式制度。地域文化作為一種非正式制度，對人的行為以及公司行為具有深刻的影響，行為是文化的函數(shù)，企業(yè)會計信息披露行為也必然深受公司文化特征的影響[62]。事實上，會計信息披露決策最終是由人作出的，這種決策畢竟是在一定的社會和組織環(huán)境下做出的，不可避免地受到外部環(huán)境的制約和影響。作為一種典型的非正式制度，區(qū)域文化對企業(yè)信息披露質(zhì)量具有重要影響[63]，傳統(tǒng)文化與企業(yè)的環(huán)境信息披露水平呈現(xiàn)正相關(guān)[64]?？梢钥闯?，研究地域文化這一非正式制度如何發(fā)揮作用，探討它對上市公司信息披露質(zhì)量的影響，有助于深化和細化對信息披露質(zhì)量影響因素的理解。以權(quán)力差距為例來分析，權(quán)力差距描述了社會接受或者承認組織內(nèi)部權(quán)力分配不平等的程度，它是區(qū)域文化特征的重要代表變量。權(quán)力差距影響上市公司信息披露質(zhì)量的作用機理在于：作為一種在社會中普遍存在的文化特征，權(quán)力差距對個人和組織決策風(fēng)格具有顯著影響。從信息供給者角度來看，在權(quán)力差距較高的區(qū)域，公司決策者對于信息披露質(zhì)量以及公平正義地對待信息使用者的重視程度較低。從信息需求者角度來看，權(quán)力差距變量越大時人們更傾向于容忍和接受，對會計信息披露質(zhì)量的要求亦隨之降低。

納入上市公司所在省份地域文化特征差異之后的回歸分析如表5所示，其中第(5)列至第(6)列分別是因變量為ABACC時，逐步控制了部分地域文化變量的回歸結(jié)果；第(7)列是因變量為ABACC時，控制了所有地域文化變量的歸回結(jié)果。實驗結(jié)果顯示：第一，不確定性規(guī)避、權(quán)力差距文化變量與ABACC呈現(xiàn)顯著正向相關(guān)；性別平等變量與ABACC呈現(xiàn)負向相關(guān)。不確定性規(guī)避和權(quán)力差距變量每提高1個百分點，可操縱性盈余的絕對值顯著提高40.6個百分點、31.3個百分點。所在省份的地域文化變量，是上市公司信息披露質(zhì)量的重要影響因素。在高不確定性規(guī)避、高權(quán)力差距的文化氛圍中，人們對不確定性和權(quán)力差距的容忍度更高，對階級和等級秩序的接受度更高，因而更容易接受和滿足現(xiàn)狀而忽視對社會平等和公平的追求，此種文化環(huán)境下公司更加傾向于通過操縱會計盈余從而使得信息披露質(zhì)量較低。第二，逐步回歸顯示公司所在地域文化特征差異變量，對于高管特征、法治環(huán)境與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系具有顯著影響。在納入上市公司所在省份的地域文化特征因素之后，有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管比例、法治環(huán)境狀況變量每提升1個百分點，可操縱性盈余的絕對值顯著下降的百分比，分別增大到16個百分點和3.7個百分點。這表明所在省份的地域文化特征差異，是在探討高管特質(zhì)、法治環(huán)境對信息披露質(zhì)量影響方向和影響程度時不可忽視的關(guān)鍵抑制變量。

表5 納入地域文化特征差異的全樣本回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

本文的表4和表5實驗結(jié)果已經(jīng)表明，法治環(huán)境、市場化水平、地域文化差異，既是影響上市公司信息披露質(zhì)量的重要因素，也是影響高管異質(zhì)性與公司信息披露質(zhì)量關(guān)系的重要抑制變量。在進一步研究時，我們有必要分別以市場化程度、法治環(huán)境、地域文化分別作為約束條件，考察上市公司外部環(huán)境特征明顯不同的各個地區(qū)分組樣本下，高管特質(zhì)等變量對于信息披露質(zhì)量的影響。一些學(xué)者認為，市場化進程會影響公司資源配置效率，進而影響公司內(nèi)外部治理。夏立軍(2005)[65]指出公司所處的市場環(huán)境的改善能夠顯著減少高管行為對公司經(jīng)營產(chǎn)生的負面影響。表6的(1)到(2)列報告了按市場化水平將樣本進行分組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，有金融背景的高管比例、高管薪酬、法治環(huán)境、地域文化特征等變量對于ABACC的影響，市場化水平高的樣本組的顯著性明顯優(yōu)于市場化水平低的樣本組。在控制變量方面，公司年齡、資產(chǎn)負債率等變量，市場化水平高的樣本組的顯著性也明顯優(yōu)于市場化水平低的樣本組。這一結(jié)果進一步表明，作為公司治理結(jié)構(gòu)中的重要組成部分，高管異質(zhì)性、法治環(huán)境對于信息披露質(zhì)量的影響程度，顯著地受到公司外部市場化水平因素的制約。事實上，上市公司管理層的行為很大程度上會受到國家市場機制的監(jiān)督約束。在市場化水平高時，產(chǎn)品市場、資本市場、經(jīng)理人市場和法治環(huán)境都比較健全，監(jiān)管部門對于公司披露的會計信息審查更趨嚴格，因此對公司高管的約束機制也會更加有效，能促使上市公司及時、完整地對外披露更多信息。在此背景下，公司盈余操縱和造假行為更加易于被市場發(fā)現(xiàn)。因此，我國作為新興市場化國家，各地區(qū)市場化進程極度不平衡，提升市場化水平有助于改善上市公司信息披露質(zhì)量。表6的(3)到(4)列報告了按法治環(huán)境將樣本進行分組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，有金融背景的高管比例、法治環(huán)境、地域文化特征等變量對于ABACC的影響，在法治環(huán)境狀況高的樣本組的顯著性，明顯優(yōu)于法治環(huán)境狀況低的樣本組。在控制變量方面，公司年齡、資產(chǎn)負債率等變量，法治環(huán)境狀況高的樣本組的顯著性也明顯優(yōu)于法治環(huán)境狀況低的樣本組。這一結(jié)果進一步表明，法治環(huán)境狀況是制約公司信息披露質(zhì)量諸多影響因素起作用的重要變量，要使得高管等內(nèi)部治理因子有效改進公司信息披露質(zhì)量，必須同時完善法治環(huán)境這一重要外部治理機制。

表6 考慮公司外部環(huán)境特征差異的分組回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性探討

將解釋變量和控制變量取滯后一期數(shù)值可以緩解由反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，但是由遺漏重要變量、自相關(guān)導(dǎo)致的內(nèi)生性問題仍可能存在。解決內(nèi)生性問題的關(guān)鍵在于尋找工具變量，法治環(huán)境差異、市場化水平、地域文化特征均為分省數(shù)據(jù)，本文借鑒Doytch和Uctum(2011)[66]的研究方法，對高管特質(zhì)包含金融背景、學(xué)術(shù)背景、海外經(jīng)歷、高管薪酬取滯后兩期作為工具變量，進行兩階段回歸，回歸結(jié)果見表7。表7的(1)到(4)列報告了第一階段各高管異質(zhì)性工具變量與解釋變量的回歸結(jié)果。FINBt-2與FINBt-1在0.01水平上顯著正相關(guān)，ACADt-2與ACADt-1在0.01水平上顯著正相關(guān)，OSEAt-2與OSEAt-1在0.01水平上顯著負相關(guān)，PAIDt-2與PAIDt-1在0.01水平上顯著正相關(guān)，均符合工具變量的相關(guān)性原則。表7的(5)列報告了第二階段ABACCt與刨除內(nèi)生性后解釋變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在經(jīng)過工具變量兩階段回歸后，高管成員金融背景比例提高、學(xué)術(shù)背景比例提高、法治環(huán)境向好均顯著提升企業(yè)信息披露質(zhì)量，高管薪酬比例對ABACC仍具有正向影響，本文主回歸結(jié)論整體得到驗證，本文結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表7 考慮內(nèi)生性問題后使用工具變量的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是相應(yīng)Z統(tǒng)計量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

2.交互效應(yīng)分析

為了檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，我們需要進一步用兩個自變量之間的交互項來檢驗變量之間的交互效應(yīng)，建立包含自變量及某些乘積項的回歸模型，檢驗其統(tǒng)計學(xué)意義來判斷交互作用是否存在?？紤]到不同地區(qū)的經(jīng)濟市場化水平、文化特征對本文研究非隨機性的影響，出于穩(wěn)健性的考慮，本文借鑒毛其淋和許家云(2018)[67]、Moser和Voena(2012)[68]的研究做法，檢驗可能存在的交互效應(yīng)，在主實驗?zāi)Ｐ突A(chǔ)上再加入法治環(huán)境、市場化程度、地域文化乘以各個高管素質(zhì)變量的交互項，進一步控制事前趨勢。交叉項變量的回歸結(jié)果是本文交互效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗中較為關(guān)注的，其回歸系數(shù)的方向和量級衡量了外部治理與內(nèi)部治理對信息披露質(zhì)量的交互效應(yīng)，即各省份不同法治環(huán)境、市場化程度、地域文化下與高管特質(zhì)對信息披露質(zhì)量的促進作用或替代作用。表8報告了高管特質(zhì)、法治環(huán)境對信息披露質(zhì)量的交互滯后回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，法治環(huán)境、市場化程度、地域文化與FINB交互后仍然均在0.01水平上與ABACC顯著負相關(guān)，表明外部治理與高管金融背景之間存在顯著的替代作用，諸如法治環(huán)境、市場化水平、地域文化特征等外部治理機制，可以作為高管金融背景的替代變量，幫助提升上市公司信息披露質(zhì)量；高管學(xué)術(shù)背景與地域文化變量交互后保持了與主回歸一致的結(jié)果，在0.1的水平上與ABACC顯著負向相關(guān)，表明地域文化與高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷之間存在顯著的替代作用，可以作為后者的替代變量，幫助提升上市公司信息披露質(zhì)量。法治環(huán)境、地域文化與PAID交互后與ABACC顯著正相關(guān)，驗證了主回歸結(jié)論的穩(wěn)健性，同時進一步表明法治環(huán)境和地域文化因素與高管薪酬具有互補作用?？傮w來說，在經(jīng)過交互效應(yīng)回歸后，高管成員金融背景比例提高、學(xué)術(shù)背景比例提高、法治環(huán)境向好均顯著提升企業(yè)信息披露質(zhì)量，高管薪酬比例對ABACC依然具有顯著正向影響，本文主回歸結(jié)論整體得到驗證，本文結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表8 考慮公司內(nèi)外部治理變量交互效應(yīng)的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

3.自變量重新度量

考慮到變量劃分可能對實證結(jié)論的影響，本文對解釋變量——金融背景、學(xué)術(shù)背景、海外經(jīng)歷、高管薪酬、法制環(huán)境重新度量，按其量級高低劃分1-0虛擬變量，與被解釋變量ABACC逐步回歸?；貧w結(jié)果見表9。其中第(1)列至第(4)列分別是因變量為ABACC時，逐步控制了部分變量的回歸結(jié)果；第(5)列是因變量為ABACC時，控制了所有變量的回歸結(jié)果。實驗結(jié)果顯示，在逐步模型和一次控制所有變量模型中本文的各個解釋變量與ABACC的相關(guān)方向均和主模型結(jié)論一致，并且在控制所有變量后，F(xiàn)INB、ACAD、OSEA與ABACC均保持了顯著的負相關(guān)性，RLE與ABACC顯著負相關(guān)，PAID與ABACC依然保持了負向關(guān)系，說明上市公司高管層中具備較高的金融背景、學(xué)術(shù)背景、海外經(jīng)歷比例有助于提升公司的信息披露質(zhì)量，法治環(huán)境向好會提升公司信息披露質(zhì)量，高管領(lǐng)取薪酬比例提高會降低信息披露質(zhì)量，本文主回歸結(jié)論整體得到驗證，本文結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表9 考慮自變量敏感性的虛擬變量回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)是相應(yīng)T統(tǒng)計量的精確值，***，**，*分別在1%，5%和10%置信水平上顯著。

五、結(jié)論與啟示

公司內(nèi)部治理和外部環(huán)境對上市公司的行為有著重要的影響，是學(xué)術(shù)界和實務(wù)界的研究重點。本文基于2008-2018年中國上市公司的面板數(shù)據(jù)，綜合考慮內(nèi)外部治理機制，研究上市公司內(nèi)部高管特質(zhì)、外部法制環(huán)境與信息披露質(zhì)量的關(guān)系。本文回歸結(jié)果表明，有金融背景的高管比例、有學(xué)術(shù)背景的高管比例、有海外背景的高管比例與可操縱性盈余呈現(xiàn)負相關(guān)，高管金融、學(xué)術(shù)、海外經(jīng)歷有助于改善上市公司信息披露質(zhì)量；在控制了市場化水平變量時，高管薪酬變量與可操縱性盈余呈現(xiàn)顯著負相關(guān)。在控制了市場化水平變量時，法治環(huán)境與可操縱性盈余呈現(xiàn)負相關(guān)，法治環(huán)境改善有助于提高上市公司信息披露質(zhì)量。在控制變量方面，公司上市年齡、資產(chǎn)規(guī)模、股權(quán)特征、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)增長率等變量都不同水平上顯著影響可操縱性盈余，它們均是影響公司信息披露質(zhì)量的重要因素。公司所在地域市場化水平差異因素，對于高管特征、法治環(huán)境與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系具有顯著影響。本文的進一步研究表明，上市公司所在省份的地域文化特征差異、市場化水平差異，是在探討高管特質(zhì)、法治環(huán)境對信息披露質(zhì)量影響方向和影響程度時不可忽視的關(guān)鍵抑制變量。在研究改善法治環(huán)境是否有助于改善公司行為問題時，需要充分考慮公司所在地的市場發(fā)育程度等重要抑制變量，否則，第三因素可能掩蓋變量之間的真實關(guān)系。內(nèi)生性探討、交互效應(yīng)分析、自變量敏感性等后續(xù)回歸表明，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

作為公司治理結(jié)構(gòu)中的一項重要組成部分，高管異質(zhì)性對于信息披露質(zhì)量的影響程度顯著地受到公司外部市場環(huán)境的制約。包括法治環(huán)境、市場化程度、地域文化在內(nèi)的外部治理因素，與高管金融背景之間存在顯著的替代作用，諸如法治環(huán)境、市場化水平、地域文化特征等外部治理機制，可以作為高管金融背景的替代變量，幫助提升上市公司信息披露質(zhì)量；地域文化與高管學(xué)術(shù)經(jīng)歷之間存在顯著的替代作用，可以作為后者的替代變量，幫助提升上市公司信息披露質(zhì)量。法治環(huán)境狀況、市場化水平狀況、地域文化因素是制約公司信息披露質(zhì)量諸多影響因素起作用的關(guān)鍵變量，要使得高管等內(nèi)部治理因子有效改進公司信息披露質(zhì)量，必須同時完善這些重要外部治理機制。

基于本文上述研究結(jié)論，在我國的當(dāng)前社會制度背景下，要想改善上市公司的信息披露質(zhì)量，需要優(yōu)化公司內(nèi)部治理和重視外部環(huán)境因素的影響。在高管人員選拔上，適當(dāng)提高公司中具有海外背景、金融背景、學(xué)術(shù)背景高管的比重；在高管層結(jié)構(gòu)上，適當(dāng)提高高管領(lǐng)取薪酬的比重、降低股權(quán)集中度。在外部環(huán)境方面，重視公司所在地法治環(huán)境對企業(yè)整體信息披露質(zhì)量的影響。法治環(huán)境狀況是制約公司信息披露質(zhì)量諸多影響因素起作用的重要外部變量，要使得高管等內(nèi)部治理因子有效改進信息披露質(zhì)量，必須同時完善法治環(huán)境這一重要外部治理機制。更為重要的是，在理論和實踐中忽視市場化發(fā)育程度這一重要抑制變量，可能導(dǎo)致法治環(huán)境與信息披露質(zhì)量的真實關(guān)系被弱化或者掩蓋。另外，作為一種非正式制度，區(qū)域文化對企業(yè)信息披露質(zhì)量具有顯著的重要影響。從地域文化的分析的視角，本文實證檢驗了公司所在省份的文化異質(zhì)性這一非正式制度與企業(yè)信息披露質(zhì)量的關(guān)系，擴展了現(xiàn)有非正式制度與企業(yè)行為關(guān)系的研究文獻。本文的研究結(jié)論對上市公司選擇高管成員構(gòu)成、優(yōu)化高管層結(jié)構(gòu)、重視外部環(huán)境影響具有重要參考意義。