○ 袁蓉麗 李瑞敬 孫 健

引言

自“863”計劃實施以來，信息技術(shù)就成為我國經(jīng)濟社會發(fā)展的重要國家戰(zhàn)略之一，黨中央和國務(wù)院高度重視信息技術(shù)的發(fā)展與應(yīng)用。習(xí)近平同志親自擔(dān)任中央網(wǎng)絡(luò)安全和信息化領(lǐng)導(dǎo)小組組長，提出“以信息化、智能化為杠桿培育新動能”，利用新一輪信息技術(shù)變革驅(qū)動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。在國家戰(zhàn)略引領(lǐng)下，微觀企業(yè)對信息技術(shù)的需求逐年增長。根據(jù)工信部的統(tǒng)計，2019年國內(nèi)軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)實現(xiàn)收入超過7 萬億元，從業(yè)人數(shù)超過673 萬人。從世界范圍來看，信息技術(shù)投資已成為企業(yè)最重要的戰(zhàn)略性投資。[1,2]

然而，信息技術(shù)對于企業(yè)來說是一把“雙刃劍”。應(yīng)用得當，信息技術(shù)可以提高企業(yè)的信息質(zhì)量、賦能企業(yè)的價值創(chuàng)造；反之，也可以成為管理層自利行為的“幫兇”，損害企業(yè)價值。在學(xué)術(shù)界，現(xiàn)有研究分析了信息技術(shù)應(yīng)用對信息質(zhì)量和企業(yè)業(yè)績的影響，但得到的結(jié)論并不一致。部分研究發(fā)現(xiàn)，信息技術(shù)的應(yīng)用可以提升信息質(zhì)量、[3-5]提升企業(yè)業(yè)績；[6-11]而另一部分研究則認為，信息技術(shù)的應(yīng)用會為管理層提供操縱信息的能力，降低信息質(zhì)量，[12-14]且對企業(yè)業(yè)績沒有顯著的正向影響。[15-17]上述實務(wù)和研究結(jié)果表明，信息技術(shù)的應(yīng)用并不一定能夠取得預(yù)期收益。

為了應(yīng)對信息化時代企業(yè)管理的需要，董事的信息技術(shù)背景逐漸受到監(jiān)管部門和學(xué)術(shù)研究的關(guān)注。例如，2017年5月證監(jiān)會發(fā)布《證券基金經(jīng)營機構(gòu)信息技術(shù)管理辦法》明確要求，證券基金經(jīng)營機構(gòu)的董事會負責(zé)審議本公司的信息技術(shù)管理目標，對信息技術(shù)管理的有效性承擔(dān)責(zé)任，并設(shè)立信息技術(shù)治理委員會；青島銀行在其董事會下設(shè)“信息技術(shù)委員會”，該委員會的職責(zé)包括研究IT戰(zhàn)略、評估IT工作整體業(yè)績、指導(dǎo)并監(jiān)督管理層的IT 建設(shè)與治理工作、開展IT 風(fēng)險識別、計量監(jiān)測和控制工作，審閱IT 專項審計報告，并提供建議。已有學(xué)術(shù)研究也驗證了信息技術(shù)背景董事的作用，表明信息技術(shù)背景董事可以抑制信息風(fēng)險、[18,19]促進企業(yè)創(chuàng)新[20,21]并提升企業(yè)業(yè)績。[22]

盈余管理是會計信息質(zhì)量的重要特征之一，[23]也是資本市場關(guān)注的熱點話題。在信息技術(shù)高度發(fā)展的今天，會計信息的搜集、生產(chǎn)、處理與報告都離不開信息技術(shù)，那么董事會中具有信息技術(shù)背景的董事是否能發(fā)揮其在信息技術(shù)方面的優(yōu)勢，對會計信息的生產(chǎn)過程進行監(jiān)督，從而有效抑制管理層的盈余管理行為？鑒于此，本文研究董事的信息技術(shù)背景對盈余管理的影響，貢獻主要體現(xiàn)為：第一，以往關(guān)于董事個人特征的經(jīng)濟后果的研究主要關(guān)注董事的財務(wù)和審計背景、[24,25]海外經(jīng)歷、[26-28]政府背景等，[29,30]本文關(guān)注董事的信息技術(shù)背景?，F(xiàn)有關(guān)于董事信息技術(shù)背景的經(jīng)濟后果的文獻主要關(guān)注對企業(yè)信息安全、[18,19]企業(yè)創(chuàng)新[20,21]和企業(yè)業(yè)績[2,22]等的影響，本文則進一步從會計信息質(zhì)量角度考察了董事的信息技術(shù)背景對盈余管理的影響，既豐富了董事個人特征的文獻，又拓展了關(guān)于董事信息技術(shù)背景的經(jīng)濟后果的研究。第二，已有研究從不同視角分析了盈余管理的影響因素，包括經(jīng)濟周期、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、地區(qū)領(lǐng)導(dǎo)人變更、是否聘請行業(yè)專長事務(wù)所、企業(yè)戰(zhàn)略類型、融資需求、公司治理及高管的個人特征。[31-44]本文則進一步發(fā)現(xiàn)董事的信息技術(shù)背景會影響盈余管理，豐富了盈余管理的相關(guān)研究文獻。

一、理論分析與假設(shè)提出

1.董事特征與盈余管理

盈余管理是公司管理層為了獲取私人收益而操縱財務(wù)報告信息的行為。管理層為了達到或超過利潤基準（如業(yè)績預(yù)告利潤、分析師預(yù)測利潤、薪酬契約要求利潤等）進行盈余管理，從而達到左右資本市場、建立個人聲譽、滿足薪酬契約要求等自利目的。[45-48]為了緩解盈余管理等代理問題帶來的影響，董事會應(yīng)運而生?，F(xiàn)代公司制度下，董事會作為公司的最高決策和控制機構(gòu)，有義務(wù)監(jiān)督管理層的自利行為，保障股東利益最大化。[49,50]監(jiān)控企業(yè)的會計信息處理過程，保障財務(wù)報告真實公允是董事會的重要職責(zé)之一。[40]

由于董事會對公司的財務(wù)報告信息質(zhì)量負有重要責(zé)任，董事會成員的專業(yè)技能和社會關(guān)系等特征都會影響董事會對會計信息的監(jiān)督和控制效率。例如，海外經(jīng)歷可以提高董事會監(jiān)督管理層隱藏壞消息的動機和能力，從而降低股價崩盤風(fēng)險；[27]銀行關(guān)聯(lián)董事可以降低上市公司會計信息的謹慎性；連鎖董事會引起盈余管理行為的傳染效應(yīng)，即當連鎖公司具有盈余管理行為時，董事所在公司也更可能進行盈余管理；[51]當企業(yè)的董事與高管具有較多的社會關(guān)系時會降低董事的監(jiān)督效率，盈余管理程度更高。[52]然而，目前尚未有研究從信息技術(shù)的視角去探討董事的這一專業(yè)技能對其監(jiān)督盈余管理效率的影響。

2.信息技術(shù)與盈余管理

信息技術(shù)是會計信息系統(tǒng)的重要支撐，會計信息系統(tǒng)利用信息技術(shù)來搜集、記錄、管理及報告會計信息。當前，幾乎所有企業(yè)的會計信息系統(tǒng)都已經(jīng)實現(xiàn)了計算機化，因此會計信息與財務(wù)報告幾乎完全依賴于信息技術(shù)。信息技術(shù)的應(yīng)用對于會計信息質(zhì)量有兩個方面的影響：第一，企業(yè)可以利用信息技術(shù)重新梳理各項業(yè)務(wù)流程，明確關(guān)鍵節(jié)點的職責(zé)劃分，將各項業(yè)務(wù)活動以統(tǒng)一固定的格式精準嵌入信息系統(tǒng)中，實現(xiàn)業(yè)務(wù)流程的優(yōu)化和固化，使各項業(yè)務(wù)活動能夠有效落實，[53]最終以固定整合的格式實現(xiàn)企業(yè)會計信息的輸出。應(yīng)用成功的信息技術(shù)可以使部分信息處理過程自動完成，克服人工操作中可能存在的任意性、相機抉擇或標準模糊不統(tǒng)一等問題，[3]可能借助信息技術(shù)對信息生產(chǎn)過程實現(xiàn)實時監(jiān)督，[54]從而減少人為操縱空間，抑制盈余管理。實證研究表明，信息技術(shù)應(yīng)用可以提高內(nèi)部控制水平、降低錯報風(fēng)險、[55]提升管理層預(yù)測的質(zhì)量、[4]提高盈余公告的及時性。[14]第二，若企業(yè)不能較好地駕馭信息技術(shù)也可能對會計信息質(zhì)量造成負面影響。信息技術(shù)的應(yīng)用使管理者能夠更容易地接觸和干預(yù)信息的生產(chǎn)過程，[14]或者通過選擇不使用某個信息技術(shù)模塊使得信息系統(tǒng)內(nèi)嵌的流程失效，[3]同時內(nèi)部控制中的信息技術(shù)控制缺陷也會導(dǎo)致公司對外披露的預(yù)告信息準確性更低。[56,57]由此可見，信息技術(shù)對會計信息質(zhì)量的影響取決于企業(yè)是否有一套完善的機制，能夠保證管理層無法過多干預(yù)信息技術(shù)的應(yīng)用過程，并有效控制信息技術(shù)本身存在的風(fēng)險。

3.董事的信息技術(shù)背景與盈余管理

隨著企業(yè)信息技術(shù)投資的加大，以及信息技術(shù)對企業(yè)戰(zhàn)略與運營的支撐作用日益凸顯，無論實務(wù)界還是學(xué)術(shù)界都開始強調(diào)應(yīng)該將信息技術(shù)作為企業(yè)公司治理的重要對象之一，從董事會層面加強對企業(yè)信息技術(shù)應(yīng)用的監(jiān)督和咨詢作用，[19]而董事的信息技術(shù)背景是實現(xiàn)董事會信息技術(shù)治理的重要機制。[58,59]董事的信息技術(shù)背景可以從以下三個方面提升企業(yè)的會計信息質(zhì)量，從而抑制盈余管理：

（1）企業(yè)的會計信息系統(tǒng)和內(nèi)部控制很多都依賴于信息技術(shù)，董事在信息技術(shù)方面的知識和經(jīng)驗使董事會可以清楚地了解信息技術(shù)在會計信息生產(chǎn)過程中的角色及可能存在的風(fēng)險，從而加強對管理層應(yīng)用信息技術(shù)的監(jiān)督。自利的管理層可能會為了方便日后對信息進行加工和調(diào)整而選擇性地實施某些系統(tǒng)或模塊，或在信息系統(tǒng)中預(yù)留操縱空間；[3,57]此外，管理層還可能利用操作權(quán)限設(shè)置進行數(shù)據(jù)篡改。例如，傳統(tǒng)手工記賬體系下，出納、記賬和審核人員不能兼任，需要通過每個人的簽字保障每筆業(yè)務(wù)真實可靠；但是在信息系統(tǒng)中，雖然也對不相容崗位的職責(zé)權(quán)限進行了授權(quán)劃分，但一旦管理層利用其職務(wù)之便獲取到相應(yīng)權(quán)限，則無需經(jīng)過不同崗位員工分別確認就能實現(xiàn)數(shù)據(jù)操縱。

當董事具有信息技術(shù)背景時，他們更容易理解信息技術(shù)和信息系統(tǒng)實施的全過程，會更加關(guān)注財務(wù)報告信息生產(chǎn)全過程的合理性，識別出存在風(fēng)險的操作環(huán)節(jié)，從而更及時地發(fā)現(xiàn)和糾正管理層的信息操縱行為，抑制盈余管理。[60]此外，董事的信息技術(shù)專業(yè)技能還使他們能夠選擇合適的信息系統(tǒng)供應(yīng)商，更容易通過與系統(tǒng)供應(yīng)商溝通，從系統(tǒng)設(shè)計時就確定要實施的模塊并嚴格設(shè)置對應(yīng)分級權(quán)限，在信息系統(tǒng)中建立內(nèi)部控制制度，從源頭上防止管理層的操縱行為，保障財務(wù)報告質(zhì)量。

（2）董事的信息技術(shù)背景有助于建立重視信息技術(shù)和信息質(zhì)量的內(nèi)部環(huán)境，有利于改善內(nèi)部信息環(huán)境。相較于不具有信息技術(shù)背景的董事，信息技術(shù)背景董事既懂得信息技術(shù)又掌握公司的發(fā)展戰(zhàn)略，因而會從企業(yè)長遠利益最大化的角度出發(fā)，幫企業(yè)將信息化建設(shè)提升至戰(zhàn)略性地位，提高組織全體對企業(yè)信息技術(shù)和信息資源的戰(zhàn)略地位的認同和理解，在企業(yè)范圍內(nèi)形成重視信息資源及其質(zhì)量的環(huán)境和文化。[61]內(nèi)部信息環(huán)境的改善有利于提升會計信息的準確性、透明度，從而抑制盈余管理。[4]

（3）信息技術(shù)背景的董事更加注重防范信息風(fēng)險，而根據(jù)Francis等的定義，[23]財務(wù)報告相關(guān)的信息風(fēng)險是指信息輸入財務(wù)報告過程中可能產(chǎn)生的風(fēng)險或從信息系統(tǒng)中輸出的財報信息質(zhì)量較低的風(fēng)險。盈余管理會導(dǎo)致財務(wù)報告信息失真，是一種常見的信息風(fēng)險。信息技術(shù)相關(guān)的過往經(jīng)歷會使董事更加注重防范信息風(fēng)險，如信息泄露、信息失真等，并將這種風(fēng)險防范意識傳遞給其他董事會成員和企業(yè)員工。當組織全體從上到下的信息風(fēng)險防范意識較高時，管理層的操縱難度大大增加，盈余管理程度降低?；谝陨戏治?，我們提出如下假設(shè)：

H：董事的信息技術(shù)背景有助于抑制盈余管理

二、研究設(shè)計

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2004-2016年我國所有A 股上市公司作為初始樣本。根據(jù)證監(jiān)會《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則第2 號——年度報告的內(nèi)容與格式》的規(guī)定，從2004年開始，上市公司需要在其年報中披露“現(xiàn)任董事、監(jiān)事、高級管理人員的主要工作經(jīng)歷”，因此我們選擇2004年作為樣本期間的起始年份。我們對樣本剔除金融保險行業(yè)的公司樣本和存在缺失值數(shù)據(jù)的樣本，最終保留22429 條“公司—年份”觀測值。本文使用的數(shù)據(jù)，除董事的信息技術(shù)背景數(shù)據(jù)為手工整理外，其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

2.回歸模型和變量定義

為了驗證假設(shè)，我們設(shè)計模型如下：

（1）因變量：盈余管理（|DA|）。本文利用修正的Jones模型[62]計算的可操控性應(yīng)計利潤（DA）的絕對值來度量盈余管理。|DA| 值越高，盈余管理程度越高。

（2）測試變量：董事的信息技術(shù)背景（IT），等于上市公司當年具有信息技術(shù)背景的董事數(shù)量占整個董事會成員總?cè)藬?shù)的比例。參考Haislip等、Enns等的研究，[61,63]當董事具有與企業(yè)信息化管理或信息技術(shù)相關(guān)的教育或從業(yè)經(jīng)歷時，我們認為其具有信息技術(shù)背景。根據(jù)教育部2012年發(fā)布的《普通高等學(xué)校本科專業(yè)目錄》，信息技術(shù)教育背景是指具有電子信息類（0807）、計算機類（0809）、電子商務(wù)類（1208）、信息與計算科學(xué)（070102）、信息管理與信息系統(tǒng)（120102）、信息資源管理（120503）等專業(yè)背景；從業(yè)經(jīng)歷是指具有信息技術(shù)（IT）、信息管理、信息系統(tǒng)、信息化建設(shè)、ERP 建設(shè)、軟件開發(fā)、互聯(lián)網(wǎng)/網(wǎng)絡(luò)開發(fā)、計算機/電腦、電子工程、系統(tǒng)工程、系統(tǒng)構(gòu)建、電子商務(wù)和電子政務(wù)、物聯(lián)網(wǎng)、云計算等工作經(jīng)歷。我們對上市公司董事的教育背景和工作經(jīng)歷進行手工整理，當董事具有以上工作或教育經(jīng)歷認為其具有信息技術(shù)背景，稱為信息技術(shù)背景董事。

（3）控制變量。參考已有文獻，[33,35]我們在回歸模型中控制了以下影響盈余管理的其他因素，包括公司基本財務(wù)特征變量：公司規(guī)模（Size，期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)）、負債水平（Lev，期末總負債與總資產(chǎn)之比）、經(jīng)營業(yè)績（ROA，凈利潤與期末總資產(chǎn)之比）、賬面市值比（BM）、是否增發(fā)（SEO，上市公司當年是否存在增發(fā)配股行為，如果存在，取值為1，否則為0）；公司治理特征變量：是否國企（SOE，如果公司最終控制人為國有則取值為1，否則為0）、股權(quán)集中度（Top1，第一大股東持股比例）、管理層持股比例（Mngmhold，管理層持股數(shù)量除以上市公司發(fā)行在外的總股數(shù)）、董事會規(guī)模（Boardsize，董事會總?cè)藬?shù)取自然對數(shù)）、是否四大（Big4，上市公司當年是否被國際四大會計師事務(wù)所審計，如果是，取值為1，否則為0）。此外，我們還加入了行業(yè)和年度控制變量，分別控制行業(yè)效應(yīng)和不同年份宏觀經(jīng)濟環(huán)境的影響。上市公司的行業(yè)按照2012年證監(jiān)會行業(yè)分類標準進行劃分，制造業(yè)按照前兩位代碼進行細分。為減少極端值產(chǎn)生的誤差，我們對所有連續(xù)變量采用上下1% 水平的縮尾處理。本文使用的所有變量定義見表1。

表1 變量定義

三、實證結(jié)果

1.描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計見表2。在樣本期間內(nèi)，約25% 的公司擁有信息技術(shù)背景董事，上市公司具有信息技術(shù)背景的董事占整個董事會成員的比例均值為3.9%，說明在我國上市公司的董事會成員中，信息技術(shù)背景董事的占比較低。

表2 描述性統(tǒng)計

2.相關(guān)性分析

表3 報告了主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。在不考慮其他控制變量的情況下，董事的信息技術(shù)背景與盈余管理的相關(guān)系數(shù)為-0.019，并在1% 的水平上顯著，即董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間存在負相關(guān)關(guān)系。為檢測潛在的多重共線性，我們計算了自變量的方差膨脹因子（VIF），最大值為2.92，即在本文中多重共線性不會構(gòu)成嚴重問題。

表3 相關(guān)系數(shù)表

3.多元回歸結(jié)果

主模型（1）的回歸結(jié)果如表4所示。表中第（1）-（3）列分別列示了在沒有控制變量、依次加入公司基本財務(wù)特征和治理特征后，董事的信息技術(shù)背景與盈余管理的回歸結(jié)果。第（3）列結(jié)果表明，在加入了以上所有的控制變量后，董事的信息技術(shù)背景變量（IT）的系數(shù)為-0.035，且在1% 的水平上顯著，表明董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間存在顯著的負向相關(guān)關(guān)系，即上市公司擁有信息技術(shù)背景董事的比例越高，盈余管理程度越低。

表4 董事的信息技術(shù)背景與盈余管理

4.內(nèi)生性問題

董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間的關(guān)系可能受到內(nèi)生性問題的影響。例如，可能存在遺漏變量會同時影響董事的信息技術(shù)背景與盈余管理、盈余管理可能會反向影響董事的信息技術(shù)背景等。為了減輕內(nèi)生性問題帶來的影響，我們使用以下方法對回歸結(jié)果進行了重新檢驗。

（1）固定效應(yīng)模型

為避免不同上市公司間個體差異產(chǎn)生的影響，我們使用固定效應(yīng)回歸進行檢驗結(jié)果見表5。與主回歸模型類似，第（1）-（3）列分別列示了沒有控制變量、加入公司基本財務(wù)特征和治理特征后的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。第（3）列結(jié)果顯示，在加入所有控制變量后，董事的信息技術(shù)背景（IT）系數(shù)為-0.056，且在1% 的水平上顯著，即董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間存在顯著負向關(guān)系，與表4 中的結(jié)果一致，表明該發(fā)現(xiàn)不受使用模型的影響。

表5 固定效應(yīng)模型

（2）工具變量法

如果董事的信息技術(shù)背景是內(nèi)生變量，那么估計結(jié)果可能有偏，因此使用工具變量法對模型進行處理，關(guān)鍵是找到合適的工具變量。我們采用上市公司所在地區(qū)的信息化程度（InternetUsers）和董事的信息技術(shù)背景的年份—行業(yè)均值（IT_ind）作為工具變量，其中，地區(qū)的信息化程度使用該省份的上網(wǎng)密度來衡量。

表6 報告了工具變量法的回歸結(jié)果。第（1）列的回歸結(jié)果顯示，地區(qū)的信息化程度（InternetUsers）與信息技術(shù)背景的行業(yè)—年份均值（IT_ind）的系數(shù)分別為0.026 和0.907，且分別在5% 和1% 的水平上顯著，兩個工具變量都與IT變量顯著正相關(guān)，表明上市公司所在地區(qū)的信息化發(fā)展水平越高，所在行業(yè)信息技術(shù)背景董事的比例越高，上市公司信息技術(shù)背景董事的比例也越高。第（2）列結(jié)果顯示，董事的信息技術(shù)背景（InstrumentedIT）的系數(shù)為-0.519，且在1% 的水平上顯著，與主回歸模型結(jié)果一致。弱工具變量檢驗時，F(xiàn)值為135.14，大于10，拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)。過度識別檢驗中，P 值為0.217，接受了所有工具變量都外生的假設(shè)。因此，我們對于工具變量的選擇是合理的。

表6 工具變量法

（3）傾向評分匹配法（PSM）

為了解決本文研究中可能存在的選擇性偏差問題，我們使用PSM 方法重新檢驗了董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間的關(guān)系：首先，確定實驗組和對照組公司。使用PSM 方法時，我們需要找到樣本期間內(nèi)一直擁有信息技術(shù)背景董事的實驗組公司和樣本期間內(nèi)一直沒有信息技術(shù)背景董事的對照組公司進行配對。我們將從某一年份t 期開始至樣本期末連續(xù)具有信息技術(shù)背景董事的公司作為實驗組（ITfirm），將在樣本期間從未擁有過信息技術(shù)背景董事的公司作為對照組（Non_ITfirm）。其次，使用PSM 方法配對，按照實驗組公司信息技術(shù)背景開始的年份（即t 期），根據(jù)模型（2）的Probit 回歸，選擇公司特征最接近的同一年份的對照組公司進行配對。最后，將選擇出的上述兩組樣本公司的t 期及之后年份的觀測值按照主回歸模型（1）進行回歸，既保證了同一家實驗組公司在不同年份都匹配到對應(yīng)年份的同一家對照組公司，又保證了參與回歸的實驗組公司—年份觀測值全部都擁有信息技術(shù)背景董事（即IT_dummy 變量取值為1），而對照組公司—年份觀測值全部都沒有信息技術(shù)背景董事（即IT_dummy 變量取值為0），保證樣本均衡。

其中，Size是指公司規(guī)模，等于年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Subsidiary是指公司復(fù)雜程度，等于公司擁有的子公司數(shù)量的自然對數(shù)；Loss是指是否虧損，當凈利潤小于0時取值為1，否則為0；CostLeader是指企業(yè)的成本領(lǐng)先戰(zhàn)略，參考Haislip等[61]使用收入資產(chǎn)比來衡量；Productdiff是指企業(yè)的差異化戰(zhàn)略；參考Haislip等使用營業(yè)收入占總收入的比例來衡量；[61]Top1是第一大股東持股比例；Boardsize 是董事會規(guī)模，等于董事會總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)；Independence是董事會獨立性，等于獨立董事在董事會中的占比。

按照上述方法，我們篩選出327 家實驗組公司，為實驗組公司配對了相應(yīng)的對照組公司。表7 列示了按照模型（2）進行Probit回歸匹配后的協(xié)變量平衡檢驗，由結(jié)果可以看出兩組樣本的協(xié)變量不存在顯著差異，滿足配對要求。表8 列示了上述配對樣本按照主回歸模型（1）進行回歸的結(jié)果，由結(jié)果可以看出IT變量的系數(shù)為-0.060，且在5% 的水平上顯著；IT_dummy變量的系數(shù)為-0.008，與|DA| 變量負向相關(guān)，在10% 的水平上顯著。董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間的負相關(guān)關(guān)系穩(wěn)健。

表7 PSM樣本協(xié)變量均衡檢驗

表8 PSM樣本回歸結(jié)果

（4）刪除特殊行業(yè)的影響

由于大多數(shù)電子信息科技企業(yè)的創(chuàng)始團隊可能天然具有信息技術(shù)背景，相較于其他企業(yè)，他們的信息技術(shù)背景董事的比例可能更高，并且此類公司的董事信息技術(shù)背景可能更多是出于專業(yè)技術(shù)需求，而非信息化管理需求。因此將電子信息科技企業(yè)予以剔除，只保留非電子信息科技企業(yè)作為樣本，并按照主回歸模型重新進行回歸。這里的電子信息科技行業(yè)是指當企業(yè)屬于證監(jiān)會行業(yè)分類標準中的“制造業(yè)——電子制造業(yè)（C5）”或“信息技術(shù)業(yè)（G）”時，認為該企業(yè)屬于電子信息科技行業(yè)。表9 第（1）列報告了非電子信息科技行業(yè)樣本的回歸結(jié)果。由結(jié)果可以看到，IT變量的系數(shù)為-0.030，且在5% 的水平上顯著。即在考慮了特殊行業(yè)的影響后，董事信息技術(shù)背景與盈余管理之間的負向相關(guān)關(guān)系依然顯著存在，結(jié)果穩(wěn)健。

表9 特殊行業(yè)和董事其他特征的影響

（5）董事其他個人特征的影響

董事的其他背景特征也會影響到盈余管理。為了減輕遺漏董事的其他個人特征變量可能帶來的影響，我們在模型（1）中增加了董事的財務(wù)金融背景、海外經(jīng)歷、學(xué)術(shù)經(jīng)歷和董事的平均年齡作為控制變量后進行重新回歸。其中，財務(wù)金融背景（Financial）是指具有金融和財務(wù)工作經(jīng)歷的董事占董事會成員的比例；海外經(jīng)歷（ForeignExp）是指具有海外工作和教育背景的董事在董事會成員中的占比；學(xué)術(shù)經(jīng)歷（Academic）是指董事會成員中具有高校和科研機構(gòu)工作經(jīng)歷的人員占比；平均年齡（AgeAverage）是指董事會成員年齡的平均值。

表9 中第（2）列報告了在加入董事的其他個人特征后，董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間的關(guān)系。由結(jié)果可以看到，在考慮了董事會成員的其他個人特征后，董事的信息技術(shù)背景變量的系數(shù)為-0.031，在1% 的水平上顯著，即董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間依然存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，結(jié)果穩(wěn)健。

5.替換主要變量的穩(wěn)健性檢驗

為了進一步保證結(jié)果的穩(wěn)健，我們替換主要變量的方法對回歸結(jié)果進行重新檢驗。首先，檢驗董事的信息技術(shù)背景虛擬變量（IT_dummy，即上市公司是否擁有至少一名信息技術(shù)背景董事）對盈余管理的影響。表10第（1）列的結(jié)果表明，上市公司是否擁有信息技術(shù)背景董事與盈余管理顯著負相關(guān)，即相較于沒有信息技術(shù)背景董事的上市公司，當企業(yè)擁有信息技術(shù)背景董事時，其盈余管理程度更低，結(jié)果穩(wěn)健。

此外，除采用修正的Jones模型[62]計算|DA| 外，我們還使用Jones 模型、[64]Kothari 模型、[65]和DD 模型[66]計算了操控性應(yīng)計的絕對值|DA| 來衡量盈余管理，并與董事的信息技術(shù)背景（IT）變量進行回歸。表10 第（2）-（4）列示了使用不同方式衡量盈余管理時的回歸結(jié)果。由結(jié)果可以看到，在不同的計算方式下，董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間均存在顯著負相關(guān)關(guān)系，結(jié)果穩(wěn)健。

表10 替換主要變量的穩(wěn)健性檢驗

四、調(diào)節(jié)效應(yīng)測試

我們發(fā)現(xiàn)，董事的信息技術(shù)背景有助于抑制盈余管理，這種作用可能會受到外部環(huán)境的影響。已有研究表明，當企業(yè)面臨的外部監(jiān)督作用較弱時，不道德行為可能會更加嚴重，[67]此時公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的合理安排便成為一種有效的替代機制。[32,68]產(chǎn)品市場競爭和機構(gòu)投資者持股常常被用作外部監(jiān)督機制的代理變量。[69,70]基于此，本文分析了產(chǎn)品市場競爭和機構(gòu)投資者持股對董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)當上市公司面臨的產(chǎn)品市場競爭較弱、機構(gòu)投資者持股比例較低時，董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間的負向關(guān)系更加顯著，實證結(jié)果見表11。

表11 調(diào)節(jié)效應(yīng)

1.產(chǎn)品市場競爭

產(chǎn)品市場競爭可以視為公司的一個外部監(jiān)督機制，發(fā)揮公司治理的作用。Giroud等[71]發(fā)現(xiàn)外部市場競爭能夠降低管理層的機會主義行為，抑制操縱行為。當上市公司面臨較高程度的外部市場競爭時，外部約束機制更強，董事的信息技術(shù)背景對盈余管理的負向影響可能被削弱；當外部市場競爭程度較低時，外部約束較小，具有內(nèi)部治理效應(yīng)的董事信息技術(shù)背景對盈余管理的負向作用更強。

參考已有研究，[72,73]我們使用HHI指數(shù)來度量企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭程度，HHI 指數(shù)越大，產(chǎn)品市場越集中，企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭程度（Competition）越低。其中，HHI指數(shù)等于行業(yè)內(nèi)各公司的營業(yè)收入與行業(yè)內(nèi)所有公司的營業(yè)收入總和的比值的平方和。為了驗證產(chǎn)品市場競爭對董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，我們將所有樣本按照HHI 的年度中位數(shù)進行分組，當企業(yè)所處行業(yè)的HHI 指數(shù)低于該年度所有行業(yè)的HHI 指數(shù)中位數(shù)時，我們認為其面臨較強的產(chǎn)品市場競爭，反之則較弱。將兩組樣本分別按照模型（1）進行回歸，并比較兩組回歸中IT變量的系數(shù)是否存在顯著差異。

表11 第（1）和（2）列報告了在不同的產(chǎn)品市場競爭程度下，董事的信息技術(shù)背景對盈余管理的作用。結(jié)果表明，當產(chǎn)品市場競爭程度較低時，IT變量的系數(shù)為-0.076，在1% 的水平上顯著，董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間存在顯著負向關(guān)系；而當產(chǎn)品市場競爭程度較高時，IT變量的系數(shù)為-0.009，但不顯著，董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系，且兩組回歸中IT變量的系數(shù)差異顯著（P=0.002）。也就是說，產(chǎn)品市場競爭對董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，當企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭程度較低時，董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間的關(guān)系更顯著。

2.機構(gòu)投資者持股

機構(gòu)投資者會在一定程度上參與上市公司的治理，[74,75]當機構(gòu)投資者持股比例較低時，對上市公司的外部監(jiān)督作用較弱，此時內(nèi)部治理機制可能會更大程度地發(fā)揮作用，董事的信息技術(shù)背景對盈余管理的抑制作用更強；當機構(gòu)投資者持股比例較高時，對上市公司的外部監(jiān)督作用較強，董事的信息技術(shù)背景對盈余管理的作用可能被削弱。

在所有的機構(gòu)投資者中，證券投資基金對持股公司的影響作用最大，是機構(gòu)投資者參與公司治理的主導(dǎo)力量，[76]已有文獻中也常用基金持股比例來代理機構(gòu)投資者的監(jiān)督作用。[77,78]因此，為了檢驗機構(gòu)投資者持股對董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，我們將樣本按照基金持股比例的行業(yè)—年份中位數(shù)進行分組，當上市公司的基金持股比例高于行業(yè)—年份中位數(shù)時，我們認為其外部監(jiān)督作用較強；反之則較弱。將兩組樣本按照模型（1）分別進行回歸，并比較兩組回歸中IT 變量的系數(shù)是否存在顯著差異。

表11 第（3）和（4）列報告了在機構(gòu)投資者持股比例較低和較高時，董事的信息技術(shù)背景對盈余管理的影響。結(jié)果表明，當機構(gòu)投資者持股比例較低時，IT 變量的回歸系數(shù)為-0.058，在1% 的水平上顯著，董事的信息技術(shù)背景能夠顯著降低盈余管理水平；當機構(gòu)投資者持股比例較高時，IT變量的系數(shù)為-0.012，但不顯著，即董事的信息技術(shù)背景與盈余管理之間不存在顯著相關(guān)關(guān)系。組間系數(shù)差異檢驗結(jié)果表明，兩組回歸中IT變量的系數(shù)存在顯著差異（P=0.013），即在機構(gòu)投資者持股比例較低時，董事的信息技術(shù)背景對盈余管理的降低作用更加顯著。

五、結(jié)論與啟示

本文研究了董事的信息技術(shù)背景對盈余管理的影響。以我國A 股上市公司為樣本發(fā)現(xiàn)，董事的信息技術(shù)背景對盈余管理具有顯著負向影響，上市公司信息技術(shù)背景董事的比例越高，盈余管理程度越低。這種關(guān)系在外部產(chǎn)品市場競爭程度和機構(gòu)投資者持股比例較低時更為顯著。本研究揭示了從董事會層面對信息技術(shù)進行監(jiān)督的重要性，豐富了董事個人特征的相關(guān)研究，提供了董事的信息技術(shù)背景對盈余管理行為影響的經(jīng)驗證據(jù)。

本文的研究結(jié)論同樣具有很強的實踐意義。在當前信息技術(shù)發(fā)展日新月異的環(huán)境下，作為企業(yè)最重要的投資之一，信息技術(shù)的投資與應(yīng)用是企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的重要保障，因此如何保證信息技術(shù)投資的效率與效果就成為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要影響因素。已有研究表明，信息技術(shù)的應(yīng)用既有可能提升企業(yè)的信息質(zhì)量，也可能給管理層提供操縱信息的手段從而降低企業(yè)的信息質(zhì)量。本文研究結(jié)果表明，從董事會層面加強對企業(yè)信息技術(shù)投資與應(yīng)用的監(jiān)督才是保證企業(yè)信息技術(shù)投資取得預(yù)期效果的重要制度保證。因此，無論對于監(jiān)管部門還是企業(yè)自身來說，必須將對信息技術(shù)的監(jiān)管上升到公司治理的高度，通過構(gòu)建董事會層面的信息技術(shù)治理機制，如聘用信息技術(shù)背景的董事、設(shè)立首席信息官及信息技術(shù)委員會等措施來加強董事會對企業(yè)信息技術(shù)投資與應(yīng)用的監(jiān)管，充分發(fā)揮信息技術(shù)的優(yōu)勢，提升信息質(zhì)量，賦能企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。