李百興，李弄文

(首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，北京 100070)

一、問(wèn)題提出

2002年美國(guó)薩班斯法案(SOX Act)的404條款規(guī)定，在美上市公司必須建立涵蓋內(nèi)部控制五要素的內(nèi)控體系，企業(yè)內(nèi)部控制信息披露自此成為提高企業(yè)透明度的重要渠道。中國(guó)對(duì)上市企業(yè)內(nèi)部控制信息披露制度也作出了深刻調(diào)整，分別于2001年出臺(tái)《內(nèi)部會(huì)計(jì)控制規(guī)范》、2006年成立內(nèi)部控制標(biāo)準(zhǔn)委員會(huì)，并于2008年和2010年分別頒布《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》，后二者的頒布與逐步實(shí)施表明中國(guó)資本市場(chǎng)開(kāi)始進(jìn)入內(nèi)部控制信息強(qiáng)制披露階段。在2013年美國(guó)反虛假財(cái)務(wù)報(bào)告委員會(huì)的發(fā)起組織委員會(huì)(The Committee of Sponsoring Organizations of the Treadway Commission，COSO)發(fā)布《內(nèi)部控制——整體框架》及其配套指南之后，中國(guó)證券監(jiān)督管理委員會(huì)(以下簡(jiǎn)稱“證監(jiān)會(huì)”)在2014年1月發(fā)布《公開(kāi)發(fā)行證券的公司信息披露編報(bào)規(guī)則第21號(hào)——年度內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告的一般規(guī)定》，以法規(guī)形式進(jìn)一步確立了企業(yè)內(nèi)部控制信息披露的必要性和重要性，對(duì)中國(guó)上市企業(yè)提出了更高要求。

內(nèi)部控制與內(nèi)部控制信息披露二者屬于不同范疇。內(nèi)部控制的目標(biāo)在于合理保證企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理合法合規(guī)、資產(chǎn)安全、財(cái)務(wù)報(bào)告及相關(guān)信息真實(shí)完整，提高經(jīng)營(yíng)效率和效果，促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略。已有研究證明，有效的內(nèi)部控制不僅可以抑制管理層自利行為[1]，而且有助于降低盈余管理水平并提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性[2-4]，以及抑制大股東掏空行為[5]。與內(nèi)部控制的目標(biāo)不同，內(nèi)部控制信息披露立足于緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對(duì)稱問(wèn)題，其披露形式以上市公司年度報(bào)告和內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告為主。內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，則依據(jù)上市公司年度報(bào)告及其內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告中的具體內(nèi)容，通過(guò)構(gòu)建一系列衡量指標(biāo)加以測(cè)度。高質(zhì)量的內(nèi)部控制信息披露不僅有助于提高股市定價(jià)效率[6]、降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[7-8]，還有利于緩解融資約束甚至促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[9-10]。內(nèi)部控制的重要經(jīng)濟(jì)后果主要體現(xiàn)在公司治理層面，而高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制信息披露主要作用于內(nèi)外部信息環(huán)境，進(jìn)而產(chǎn)生積極影響。

在內(nèi)部控制信息披露的相關(guān)研究中，已有研究主要從公司治理環(huán)境[11-13]、審計(jì)師特征[1，14-15]、管理層特征[16-17]和公司基本特征[18-19]等方面進(jìn)行探討，但卻鮮有從首席執(zhí)行官(CEO)個(gè)人特征的視角進(jìn)行考察。

一方面，相比于管理層整體而言，CEO作為核心的決策者和管理者，在企業(yè)中發(fā)揮的個(gè)體作用不容忽視，其個(gè)人特征引致的行為偏好與內(nèi)部控制信息披露決策直接相關(guān)。雖然有少數(shù)研究考察了CEO個(gè)人特征如家庭出身[20]、股權(quán)激勵(lì)[21-23]和專業(yè)背景[24-25]等對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，但卻未能延伸至內(nèi)部控制信息披露的研究范疇，研究深度有待挖掘。

另一方面，盡管內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告由董事會(huì)負(fù)有最終責(zé)任，并由內(nèi)部審計(jì)部門或指定團(tuán)隊(duì)具體執(zhí)行，但整個(gè)評(píng)價(jià)過(guò)程離不開(kāi)CEO及管理層的監(jiān)督和參與，最終形成的內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告也通常由CEO向董事會(huì)呈送。顯然，內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告的最終形成離不開(kāi)CEO這個(gè)核心角色，其中具體信息披露的內(nèi)容選擇自然也會(huì)受到CEO的影響。并且，通過(guò)深圳希施瑪數(shù)據(jù)科技有限公司CSMAR中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)可知，中國(guó)A股上市公司中具備碩士研究生及以上學(xué)歷的CEO數(shù)量占比，由2007年的47.58%上升至2021年的55.33%。與此同時(shí)，中國(guó)資本市場(chǎng)的上市公司數(shù)量也在迅速增長(zhǎng)，可見(jiàn)中國(guó)資本市場(chǎng)中CEO教育背景越來(lái)越受到重視。然而，高學(xué)歷CEO是否會(huì)對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響以及何種影響，目前還少有文章進(jìn)行討論。鑒于前述的高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制信息披露的必要性及其積極經(jīng)濟(jì)后果，本文擬考察CEO的教育背景與企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量之間的邏輯關(guān)系。

通常而言，CEO學(xué)歷水平與其學(xué)習(xí)新事物、分析和解決問(wèn)題的能力正相關(guān)[26]。高學(xué)歷CEO擁有更扎實(shí)的知識(shí)訓(xùn)練和技能儲(chǔ)備，行為更加理性[27]，更能有效應(yīng)對(duì)經(jīng)營(yíng)環(huán)境變化，社會(huì)資本(社會(huì)關(guān)系)更豐富，能在更為廣泛的水平上收集、處理與企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展相關(guān)的信息，其獲得的技能和社會(huì)資本均有助于提升CEO的整合能力[28]。一方面，高學(xué)歷CEO有可能基于聲譽(yù)效應(yīng)等主觀因素，傾向于提高企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量；另一方面，具備更強(qiáng)能力的高學(xué)歷CEO也可能基于競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)成本、信息披露成本和同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)等進(jìn)行綜合審慎決策，避免過(guò)高質(zhì)量的內(nèi)部控制信息披露。鑒于CEO學(xué)歷水平與內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的關(guān)系并不明確，本文構(gòu)建競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)以考察何種效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。

本文以2007—2021年中國(guó)A股上市公司為樣本，對(duì)CEO教育背景與企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量間作用關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，高學(xué)歷CEO能夠提升企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，經(jīng)過(guò)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后該結(jié)論依然成立。進(jìn)一步分析表明，學(xué)歷水平通過(guò)提高CEO能力，從而促進(jìn)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量提升，且CEO能力所隱含的聲譽(yù)也是重要作用機(jī)制之一。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，豐富了CEO個(gè)人特征的經(jīng)濟(jì)后果研究并拓展了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素研究。本文從教育背景所隱含的綜合能力角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)高學(xué)歷CEO能夠有效促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升，并指出了二者間可能的作用邏輯，為提高上市企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、優(yōu)化市場(chǎng)透明度提供了管理啟示。第二，探明了高學(xué)歷CEO提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的具體方面，為上市公司針對(duì)性優(yōu)化內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；第三，從企業(yè)規(guī)模和代理成本的角度出發(fā)，明確內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量提升所需考慮的內(nèi)部條件，為不同類型企業(yè)提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量提供了參考依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧和理論分析

(一)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素及相關(guān)研究

對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素研究可大致劃分為如下幾個(gè)方面：(1)公司治理環(huán)境。內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量不僅受到董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)董比例和股權(quán)結(jié)構(gòu)等因素的影響[11-12，29]，還受到審計(jì)委員會(huì)與董事會(huì)成員專業(yè)背景的制約[13，15，30]。董事會(huì)規(guī)模越大、獨(dú)立性越強(qiáng)及股權(quán)結(jié)構(gòu)越分散，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量越高，審計(jì)委員會(huì)與董事會(huì)成員具備財(cái)會(huì)、管理等專業(yè)背景則更能促進(jìn)企業(yè)提升內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。(2)管理層特征。內(nèi)部控制信息披露會(huì)受到管理層權(quán)力、任期及其認(rèn)知偏差等因素的影響。若管理層權(quán)力越大、任期越長(zhǎng)及過(guò)度自信和短視程度越高，則企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量越會(huì)受到明顯削弱[16-17，31]。(3)審計(jì)師特征。審計(jì)師質(zhì)量對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露行為有直接影響[32-33]。審計(jì)師質(zhì)量越高則越有能力識(shí)別企業(yè)的內(nèi)部控制缺陷，從而促使企業(yè)提升內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量[1，14]。(4)公司基本特征。公司規(guī)模、業(yè)績(jī)表現(xiàn)和業(yè)務(wù)復(fù)雜度等是影響公司內(nèi)部控制信息披露的重要因素[34]。公司規(guī)模越小、業(yè)績(jī)壓力越大及業(yè)務(wù)越復(fù)雜的公司越易存在內(nèi)部控制缺陷[2]，并且其與公司潛在訴訟風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)[1]。張霽若和楊金鳳(2020)指出公司戰(zhàn)略也會(huì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露產(chǎn)生異質(zhì)性影響[19]。

此外，沈等人(Shen et al.，2021)檢驗(yàn)了CEO家庭出身對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村出身的CEO能顯著提高公司內(nèi)部控制質(zhì)量[20]。逯東等(2014)指出對(duì)CEO的適度激勵(lì)有助于提高內(nèi)部控制有效性[21]，后續(xù)學(xué)者關(guān)于CEO股權(quán)激勵(lì)的研究[22-23]也證實(shí)了這一點(diǎn)。歐拉迪等(Oradi et al.，2020)、李瑞敬等(2022)則分別發(fā)現(xiàn)CEO的財(cái)務(wù)背景和信息技術(shù)背景有利于減少內(nèi)部控制缺陷以及提升公司內(nèi)部控制質(zhì)量[24-25]。有學(xué)者指出管理層能力與內(nèi)部控制質(zhì)量之間存在非線性關(guān)系[35]，還有學(xué)者指出高素質(zhì)雇員在人工智能時(shí)代為提高內(nèi)部控制質(zhì)量發(fā)揮了重要中介作用[36]。

上述研究分別從公司治理環(huán)境、管理層特征、審計(jì)師特征和公司基本特征四方面探討了其對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制及其信息披露的影響，但關(guān)于CEO個(gè)人特征對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露潛在影響的研究仍比較薄弱。盡管已有研究考察了CEO家庭出身、專業(yè)背景和激勵(lì)方式等對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，但鮮有考察CEO的個(gè)人特征對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露的潛在重要作用。CEO是企業(yè)中的核心決策與管理人員，從學(xué)歷水平所隱含的綜合能力角度出發(fā)，高學(xué)歷CEO可能具備更高的專業(yè)技能或更理性的行為，進(jìn)而對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露決策考慮得更為審慎和周全，因此會(huì)對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量產(chǎn)生重要影響。雖然內(nèi)部控制信息披露及其質(zhì)量具備法定必要性和一系列積極經(jīng)濟(jì)后果，但卻鮮有文獻(xiàn)對(duì)其從CEO教育背景的角度進(jìn)行專門考察，高學(xué)歷CEO對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響究竟是促進(jìn)還是抑制也仍未明確，本文研究旨在對(duì)此進(jìn)行拓展補(bǔ)充。

(二)CEO教育背景與企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量

首先，根據(jù)高階理論[37]，管理者會(huì)在公司經(jīng)營(yíng)情境及決策中作出高度個(gè)性化的詮釋，并基于個(gè)人特征采取具體行動(dòng)，其中個(gè)人特征包括但不限于過(guò)去經(jīng)驗(yàn)和價(jià)值觀等要素，而管理者的學(xué)歷水平可以有效地反映管理者的認(rèn)知基礎(chǔ)和心理因素。對(duì)于管理者而言，更高的學(xué)歷水平代表更為科學(xué)、謹(jǐn)慎的思維方式，并在公司經(jīng)營(yíng)中具備更加理性、審慎與周全的決策偏好，有利于約束管理者自利及機(jī)會(huì)主義行為，從而抑制隱瞞企業(yè)內(nèi)部控制缺陷的動(dòng)機(jī)。此外，根據(jù)篩選假設(shè)理論，在其他條件不變的情況下，CEO學(xué)歷水平可作為個(gè)人綜合能力強(qiáng)弱的信號(hào)，高學(xué)歷水平CEO預(yù)示著其可能具備更高的綜合素質(zhì)或更豐富的經(jīng)歷背景，也更能意識(shí)到企業(yè)內(nèi)部控制信息披露的重要性，以及更能緩解企業(yè)與市場(chǎng)投資者之間的信息不對(duì)稱問(wèn)題，降低代理成本從而更好地促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。

其次，考慮聲譽(yù)效應(yīng)。CEO學(xué)歷水平越高，其社交關(guān)系及社會(huì)資本相對(duì)而言就會(huì)越復(fù)雜和豐富。在對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露行為作決策時(shí)，CEO會(huì)考慮到隱瞞內(nèi)部控制缺陷甚至被出具非標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)控審計(jì)意見(jiàn)的經(jīng)濟(jì)后果及其對(duì)個(gè)人聲譽(yù)的影響。同時(shí)，根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，高學(xué)歷CEO也會(huì)爭(zhēng)取積極的社會(huì)認(rèn)同(可視作其自尊意識(shí))，但積極的社會(huì)認(rèn)同顯然不會(huì)源自隱瞞內(nèi)控缺陷的技巧，而是來(lái)自更加理性的經(jīng)營(yíng)決策以及對(duì)可能存在的過(guò)度自信和短視行為的自我約束。因此，考慮到CEO可能存在的個(gè)人聲譽(yù)偏好及積極的社會(huì)認(rèn)同需求，高學(xué)歷CEO會(huì)更有動(dòng)機(jī)主動(dòng)提高公司透明度、降低信息不對(duì)稱程度，并借此營(yíng)造健康、穩(wěn)定的經(jīng)營(yíng)狀態(tài)，從而獲取投資者更多信任，結(jié)果之一表現(xiàn)為企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升。

綜上，不論是CEO高學(xué)歷水平所預(yù)示的更為理性、審慎與周全的決策行為，抑或是聲譽(yù)偏好和社會(huì)認(rèn)同需求所引致的自我行為約束，高學(xué)歷CEO都有合理的動(dòng)機(jī)和理由去提升企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。CEO高學(xué)歷水平所隱含的個(gè)人綜合能力，與之很可能具備的提高企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的動(dòng)機(jī)，展現(xiàn)了CEO的知識(shí)水平與理性經(jīng)營(yíng)行為的和諧統(tǒng)一。

由此，本文提出假設(shè)H1a：其他條件不變，高學(xué)歷CEO有助于提升內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

然而，考慮到同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)以及市場(chǎng)中企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的復(fù)雜性，上述假設(shè)并不一定成立。

首先，企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量主要取決于其內(nèi)控自我評(píng)價(jià)報(bào)告的有效信息含量，而其中的有效信息則可能被同行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手所了解，競(jìng)爭(zhēng)者可能會(huì)根據(jù)所獲得的信息實(shí)施相應(yīng)策略來(lái)掠奪企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[38]。具體而言，企業(yè)內(nèi)控自我評(píng)價(jià)報(bào)告主要包括內(nèi)部控制評(píng)價(jià)結(jié)論、內(nèi)部控制評(píng)價(jià)工作情況以及內(nèi)部控制缺陷認(rèn)定及整改情況。其中，內(nèi)部控制評(píng)價(jià)工作情況中詳細(xì)闡述了企業(yè)內(nèi)部控制五要素的具體內(nèi)容，包括但不限于內(nèi)部環(huán)境(如組織架構(gòu)、發(fā)展戰(zhàn)略、人力資源、社會(huì)責(zé)任和企業(yè)文化等)、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估、控制活動(dòng)(如投資管理、資金活動(dòng)、采購(gòu)業(yè)務(wù)、資產(chǎn)管理、銷售業(yè)務(wù)、研究與開(kāi)發(fā)、工程項(xiàng)目、合同管理和信息系統(tǒng)等)、信息與溝通以及內(nèi)部監(jiān)督等。可見(jiàn)，內(nèi)部控制評(píng)價(jià)工作情況中的內(nèi)容具備較高的信息含量，并且內(nèi)部控制缺陷認(rèn)定及整改情況中披露了公司是否存在重要或重大內(nèi)控缺陷，及其未來(lái)的整改措施。上述內(nèi)容的披露，可能被同行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手所利用，有助于競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手作出更優(yōu)決策，從而損害本公司的價(jià)值[39-40]，也被稱為“競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)成本”。因此，高學(xué)歷CEO更有可能意識(shí)到競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)成本對(duì)公司造成的不利影響，進(jìn)而導(dǎo)致其產(chǎn)生隱瞞動(dòng)機(jī)，以避免來(lái)自競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的壓力，此類行為被概括為競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)成本效應(yīng)，已被以往研究[41-42]佐證。

其次，企業(yè)內(nèi)部控制信息的高質(zhì)量披露，不僅意味著較高水平的內(nèi)控制度成本，而且可能導(dǎo)致高昂的處理與整改成本。相比于較小規(guī)模企業(yè)限于成本效益原則而難以實(shí)行高質(zhì)量?jī)?nèi)控信息披露，較大規(guī)模企業(yè)由于其組織機(jī)構(gòu)和經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)更為復(fù)雜，高質(zhì)量?jī)?nèi)控信息披露的成本更具規(guī)模，在展現(xiàn)個(gè)人專業(yè)能力的動(dòng)機(jī)下，高學(xué)歷CEO基于成本與效益的權(quán)衡更可能對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露采取折衷態(tài)度，主動(dòng)降低內(nèi)部控制治理成本，導(dǎo)致信息披露質(zhì)量偏低。

綜上可知，不管是基于競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)成本的考慮，還是對(duì)內(nèi)部控制信息披露成本的衡量，高學(xué)歷CEO均存在合理動(dòng)機(jī)來(lái)避免披露高質(zhì)量的內(nèi)部控制信息，即高學(xué)歷CEO不能帶來(lái)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升，反而會(huì)基于同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、披露成本等其他因素的考慮而降低內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

由此，本文提出假設(shè)H1b：其他條件不變，高學(xué)歷CEO傾向于降低內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)回歸模型與變量定義

為檢驗(yàn)假設(shè)H1，本文設(shè)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，被解釋變量為企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量(IRI)。內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的衡量方式大致可分為三類：(1)有效性。包括公司是否披露內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告或內(nèi)部控制缺陷信息、公司內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告與內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告結(jié)論是否一致等[5，43]。(2)詳細(xì)程度。即企業(yè)內(nèi)部控制信息披露內(nèi)容是否詳細(xì)，按上市公司披露的詳細(xì)程度可簡(jiǎn)要分為詳細(xì)說(shuō)明、一般陳述、簡(jiǎn)單披露三個(gè)層次[44-45]。方紅星和孫翯(2007)則在使用公司內(nèi)控自我評(píng)價(jià)報(bào)告與內(nèi)控審計(jì)報(bào)告結(jié)論是否一致來(lái)衡量?jī)?nèi)部控制信息披露質(zhì)量的基礎(chǔ)上，對(duì)詳細(xì)披露內(nèi)控信息的公司IRI額外賦值加分[46]。(3)綜合性評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。結(jié)合國(guó)際國(guó)內(nèi)廣泛認(rèn)同的內(nèi)部控制評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，采用內(nèi)部控制五要素(內(nèi)部環(huán)境、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估、控制活動(dòng)、信息與溝通和內(nèi)部監(jiān)督)為一級(jí)指標(biāo)，以及其分解的多層級(jí)指標(biāo)來(lái)構(gòu)建衡量?jī)?nèi)部控制信息披露質(zhì)量的綜合性評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。該評(píng)價(jià)體系對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的評(píng)價(jià)更為全面、客觀，是衡量?jī)?nèi)部控制信息披露質(zhì)量的常見(jiàn)方式[47]。因此，本文使用第三類衡量方式即綜合性評(píng)價(jià)指標(biāo)，并采用迪博數(shù)據(jù)庫(kù)中企業(yè)內(nèi)部控制信息披露指數(shù)度量IRI，IRI值越大則表明企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量越高。該指數(shù)由迪博公司基于內(nèi)部控制五要素并結(jié)合自身多年實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)開(kāi)發(fā)設(shè)計(jì)，而且根據(jù)國(guó)內(nèi)實(shí)際情況修正得到，已被國(guó)內(nèi)學(xué)者廣泛參考使用[8，10]。

核心解釋變量為上市公司CEO的教育背景即學(xué)歷水平(EDU)。其中，中專及中專以下學(xué)歷取值為1，專科學(xué)歷取值為2，本科學(xué)歷取值為3，碩士研究生學(xué)歷取值為4，博士研究生學(xué)歷取值為5。與此同時(shí)，在后文均值與中位數(shù)檢驗(yàn)、內(nèi)生性處理及穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，設(shè)立高學(xué)歷CEO二值變量(EDU_dum)，當(dāng)CEO的最高學(xué)歷為碩士研究生或博士研究生，則視為高學(xué)歷(EDU_dum=1)，否則視為低學(xué)歷(EDU_dum=0)。此外，借鑒葉康濤等(2015)[8]、王萍和卜華(2022)[10]的研究，在模型(1)中加入下述可能影響企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的控制變量，包括公司特征層面變量如企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資本結(jié)構(gòu)(LEV)、資產(chǎn)收益率(ROA)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(GROWTH)、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率(RTR)和存貨比率(INVA)等，公司治理層面變量如董事會(huì)規(guī)模(BOARDSIZE)、股權(quán)集中度(SHARE)、獨(dú)董比例(RIND)、股權(quán)制衡度(SHB)、大股東占款比例(ORECTAR)、高管薪酬(MSALARY)和經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率(AC)等，審計(jì)相關(guān)變量如“十大”(TOP10)和審計(jì)意見(jiàn)(OPINION)等。本文依據(jù)證監(jiān)會(huì)2012行業(yè)代碼對(duì)樣本企業(yè)所屬行業(yè)進(jìn)行分類，以此控制行業(yè)效應(yīng)(IND)，同時(shí)控制年度效應(yīng)(YEAR)。主要變量定義詳見(jiàn)表1。

表1 變量定義

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取中國(guó)A股上市公司為研究樣本，其中迪博數(shù)據(jù)庫(kù)中的內(nèi)部控制信息披露指數(shù)最早發(fā)布年度為2007年且最新數(shù)據(jù)至2021年，鑒于數(shù)據(jù)可得性及樣本量，本文樣本的觀測(cè)跨度為2007—2021年，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：(1)剔除樣本中金融行業(yè)公司的觀測(cè)值；(2)剔除關(guān)鍵變量缺失的觀測(cè)值；(3)刪除CEO學(xué)歷信息為函授、榮譽(yù)博士等觀測(cè)值；(4)剔除存在ST、*ST等風(fēng)險(xiǎn)警示的公司觀測(cè)值。經(jīng)上述處理，最終獲得26 332個(gè)公司-年度觀測(cè)值。CEO學(xué)歷數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR董監(jiān)高個(gè)人特征子數(shù)據(jù)庫(kù)，內(nèi)部控制相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自迪博數(shù)據(jù)庫(kù)，其他變量數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR各子數(shù)據(jù)庫(kù)。此外，為避免離群值可能對(duì)回歸結(jié)果造成偏誤，本文對(duì)所有連續(xù)變量均進(jìn)行了前后1%的縮尾處理。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2為主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的中位數(shù)高于均值，呈現(xiàn)負(fù)偏態(tài)分布特征，且標(biāo)準(zhǔn)差為8.549，說(shuō)明上市公司的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量存在較大差異。CEO學(xué)歷水平(EDU_dum)均值為0.523，即全樣本中52.3%的上市公司CEO為高學(xué)歷，具備碩士研究生及以上學(xué)歷的CEO在半數(shù)以上。資本結(jié)構(gòu)最小值為5.1%，最大值為86.9%，標(biāo)準(zhǔn)差為20.3%，上市公司之間資本結(jié)構(gòu)差異明顯。其他變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果均與已有研究一致或相近，不再贅述。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)均值與中位數(shù)檢驗(yàn)

表3報(bào)告了主要變量的均值和中位數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。本文以高學(xué)歷CEO變量(EDU_dum)進(jìn)行分組，以檢驗(yàn)不同學(xué)歷水平下樣本公司的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量是否存在差異。結(jié)果如差異列(Diff.)所示，不論是均值檢驗(yàn)還是中位數(shù)檢驗(yàn)，相比于CEO學(xué)歷水平較低的公司，具備高學(xué)歷CEO的公司(EDU_dum=1)其內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量均整體更優(yōu)，且在1%的水平上顯著，該結(jié)果初步驗(yàn)證了研究假設(shè)H1a。

表3 主要變量均值與中位數(shù)檢驗(yàn)

(三)相關(guān)性分析

本文計(jì)算了主要變量的皮爾遜(Pearson)相關(guān)系數(shù)。在不考慮模型中其他控制變量的情況下，企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量與CEO學(xué)歷水平在1%的顯著性水平上正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.065，再次初步驗(yàn)證了研究假設(shè)H1a。此外，本文還計(jì)算了方差膨脹因子(VIF)以檢測(cè)潛在的多重共線性問(wèn)題，VIF最大值為2.18，均值為1.38，預(yù)計(jì)多重共線性不會(huì)對(duì)研究結(jié)果造成過(guò)度影響。

(四)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表4報(bào)告了模型(1)的關(guān)鍵回歸結(jié)果。如列(1)和列(2)所示，在控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，不論加入控制變量與否，EDU的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，表明高學(xué)歷CEO有助于提升企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，假設(shè)H1a得到驗(yàn)證。此外，考慮到除CEO本身學(xué)歷水平外，CEO其他背景特征也會(huì)影響企業(yè)內(nèi)部控制情況，參考利西奇等(Lisic et al.，2019)[48]的研究，除董事長(zhǎng)兼任CEO(兩職合一，DUAL)變量之外，控制變量中還加入CEO海外背景(Oversea)、金融背景(Finance)、性別特征(Gender)、年齡特征(Age)、年末持股數(shù)量(CEO_Share)以及CEO兼任董事的公司數(shù)量(Adjunct)六個(gè)變量以控制CEO個(gè)人特征帶來(lái)的影響。結(jié)果由表4列(3)所示?？梢钥闯?，在控制了CEO的其他個(gè)人特征后，EDU的回歸系數(shù)為0.196，仍在1%的水平上顯著，表明企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量與CEO學(xué)歷水平存在正向關(guān)系，結(jié)論保持穩(wěn)健。

表4 基準(zhǔn)回歸的實(shí)證結(jié)果

五、內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)工具變量法

考慮到遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題可能會(huì)影響結(jié)論的可靠性，本文采用工具變量法加以緩解。借鑒海斯利普和理查森(Haislip &Richardson，2018)[50]、李瑞敬等(2022)[51]的研究，本文選擇各地區(qū)的企業(yè)CEO學(xué)歷水平均值(m_EDU)和各行業(yè)的企業(yè)CEO學(xué)歷水平均值(l_EDU)作為工具變量，地區(qū)或行業(yè)CEO學(xué)歷均值水平越高，企業(yè)越有可能選擇高學(xué)歷CEO，但不會(huì)影響企業(yè)層面的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。然后對(duì)模型進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)(2SLS)。選取的工具變量通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)(Cragg Donald WaldF統(tǒng)計(jì)量大于10%水平的臨界值19.93，拒絕弱工具變量的原假設(shè))和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)(Hansen JP值為0.614 6，不拒絕工具變量整體上外生的原假設(shè))，因而選取的工具變量有效?；貧w結(jié)果顯示，在緩解遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題后，EDU的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，即高學(xué)歷CEO的確有助于提升企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，結(jié)論保持穩(wěn)健。

(二)處理效應(yīng)模型

由于內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量較高的企業(yè)與學(xué)歷較高的CEO之間可能存在自選擇問(wèn)題，本文使用基于赫克曼(Heckman)兩步法思想的處理效應(yīng)模型(TEM)作進(jìn)一步處理。首先，根據(jù)前文所述定義高學(xué)歷CEO虛擬變量(EDU_dum)，若CEO的最高學(xué)歷為碩士及以上則取1，否則取0。其次，選擇前述工具變量作為外生變量，并在第一階段回歸中加入模型(1)中的所有控制變量。通過(guò)第一階段回歸后計(jì)算產(chǎn)生逆米爾斯比(IMR)，再將其加入第二階段回歸以修正自選擇偏誤。結(jié)果表明，EDU的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，與基準(zhǔn)結(jié)論一致，說(shuō)明控制自選擇問(wèn)題后結(jié)果依然保持穩(wěn)健。

(三)傾向得分匹配法

本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配(PSM)法放松基準(zhǔn)回歸模型對(duì)函數(shù)形式的依賴，以緩解其可能的函數(shù)形式誤設(shè)(FFM)導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。具體而言，使用1∶1無(wú)放回最近鄰匹配方法并將所有控制變量作為協(xié)變量，匹配后的處理組公司和對(duì)照組公司在整體上不存在顯著差異。使用匹配后的樣本進(jìn)行回歸，EDU的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，與全樣本回歸結(jié)論保持一致。

(四)控制往期被解釋變量及前置被解釋變量

在基準(zhǔn)回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，首先，本文將上一期被解釋變量(L.IRI)作為控制變量，發(fā)現(xiàn)EDU的回歸系數(shù)仍保持顯著；其次，將被解釋變量IRI替換為t+1期(即F.IRI)，EDU的回歸系數(shù)仍保持顯著；最后，在將被解釋變量IRI替換為t+1期(即F.IRI)的基礎(chǔ)上，再把IRI作為控制變量，基準(zhǔn)結(jié)論仍保持不變。這表明高學(xué)歷CEO的確有助于提升內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，基準(zhǔn)結(jié)論穩(wěn)健。

(五)被解釋變量經(jīng)行業(yè)調(diào)整

考慮到樣本內(nèi)不同行業(yè)的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量存在差異，本文對(duì)各企業(yè)的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量進(jìn)行行業(yè)調(diào)整。具體而言，將樣本企業(yè)內(nèi)部控制信息披露指數(shù)減去同年度、行業(yè)內(nèi)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的均值，得到經(jīng)行業(yè)調(diào)整的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，然后重新進(jìn)行回歸。結(jié)果表明，EDU的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，結(jié)論保持穩(wěn)健。

(六)調(diào)整樣本觀測(cè)期間

2014年證監(jiān)會(huì)發(fā)布《公開(kāi)發(fā)行證券的公司信息披露編報(bào)規(guī)則第21號(hào)——年度內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告的一般規(guī)定》，要求上市公司按照該規(guī)定的要求與格式披露內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告，上市公司內(nèi)部控制信息披露內(nèi)容發(fā)生了較大變化，因而迪博公司調(diào)整了2013年及以后的內(nèi)部控制信息披露指數(shù)的評(píng)價(jià)體系。考慮到此次調(diào)整可能導(dǎo)致前后內(nèi)部控制信息披露指數(shù)數(shù)據(jù)存在一定系統(tǒng)性差異，本文截取了2013年及以后的樣本重新進(jìn)行回歸。結(jié)果表明，EDU的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，結(jié)論保持一致。

(七)引入行業(yè)與年度交乘固定效應(yīng)

考慮到樣本內(nèi)不同行業(yè)企業(yè)對(duì)觀測(cè)期間內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)周期變化存在感知差異，從而可能對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露行為造成潛在影響，本文在回歸模型中引入行業(yè)與年度的交乘項(xiàng)，以盡可能地消除各種宏觀因素對(duì)回歸結(jié)果的影響。結(jié)果表明，EDU的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，結(jié)論保持穩(wěn)健。

六、進(jìn)一步研究

(一)高學(xué)歷CEO如何提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量：CEO能力和聲譽(yù)的作用機(jī)制檢驗(yàn)

在前文的理論分析中指出，對(duì)于CEO而言，高學(xué)歷水平可能預(yù)示著更為理性、審慎與周全的決策行為，以及聲譽(yù)偏好和社會(huì)認(rèn)同需求所引致的自我行為約束，因而高學(xué)歷CEO有合理的動(dòng)機(jī)和理由去強(qiáng)化企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。作為企業(yè)的核心管理者，CEO的本職工作就是提高所在企業(yè)的業(yè)績(jī)表現(xiàn)，企業(yè)績(jī)效水平越高，代表CEO的能力越強(qiáng)。因此，本文借鑒馬爾門迪爾和塔特(Malmendier &Tate，2009)[52]、張瑩和池國(guó)華(2023)[53]的研究，使用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的資產(chǎn)收益率(IAROA)作為CEO能力的度量指標(biāo)，并將其序數(shù)化從小到大排序，序數(shù)越大則表明CEO的能力越強(qiáng)，計(jì)算方式如下：

(2)

(3)

(4)

(5)

其中，IAROA_1是i公司在t年經(jīng)過(guò)去3年行業(yè)調(diào)整的ROA均值，ROAi，t-k為i公司在t-k年的ROA，小括號(hào)內(nèi)表示除i公司以外的行業(yè)平均ROA，N為行業(yè)內(nèi)公司總數(shù)。計(jì)算得到IAROA_1后，再將其分年度在行業(yè)內(nèi)進(jìn)行從小到大排序，從而得到序數(shù)化的IAROA_1，用來(lái)衡量CEO能力。此外，為得到更穩(wěn)健的結(jié)果，本文對(duì)式(2)進(jìn)行了一定調(diào)整，式(2)中所用到的是t-3、t-2及t-1時(shí)期的ROA，本文將其調(diào)整為t-2、t-1及t時(shí)期，從而得到式(3)所示的IAROA_2。進(jìn)一步，分別使用t-2和t-1時(shí)期、t-1和t時(shí)期的ROA，從而得到式(4)所示的IAROA_3和式(5)所示的IAROA_4。

本文參考江艇(2022)[54]的研究，結(jié)合基準(zhǔn)回歸結(jié)果并通過(guò)以下模型分析作用渠道，模型構(gòu)建如下：

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

(6)

其中，Mediators為中介變量，包含IAROA_1、IAROA_2、IAROA_3和IAROA_4四個(gè)變量，回歸結(jié)果如表5所示?？梢钥闯?，EDU的系數(shù)均顯著為正，表明高學(xué)歷水平確實(shí)能夠提升CEO能力，從而有助于提高企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

表5 作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果：CEO能力

基于CEO聲譽(yù)的能力觀，即聲譽(yù)本身是能力的一種體現(xiàn)，CEO能力越強(qiáng)，其個(gè)人聲譽(yù)就越高[52-53]，本文將前文中的CEO能力作為聲譽(yù)的代理變量，考察聲譽(yù)對(duì)基準(zhǔn)結(jié)論的作用機(jī)制。具體如表6所示，分別將前述4個(gè)變量(IAROA_1、IAROA_2、IAROA_3和IAROA_4)分年度以行業(yè)中位數(shù)為界，將樣本分為聲譽(yù)較高組和聲譽(yù)較低組，分別進(jìn)行回歸?？梢钥闯?，在四組回歸中，EDU的回歸系數(shù)均只在聲譽(yù)較高組中顯著，而在聲譽(yù)較低組中均不顯著，四組回歸中EDU的回歸系數(shù)通過(guò)了組間系數(shù)檢驗(yàn)。由此可知，基于能力觀的CEO聲譽(yù)也是基準(zhǔn)結(jié)論的重要機(jī)制，即高學(xué)歷CEO對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升效應(yīng)受到聲譽(yù)的影響，高學(xué)歷CEO的能力越強(qiáng)、聲譽(yù)越高，也就越重視內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。此外，表5與表6雖然使用了不同檢驗(yàn)方式，但使用的變量相同，結(jié)論也顯示兩表的回歸結(jié)果存在一致邏輯，因此，這也是對(duì)兩表結(jié)果可靠性的交叉驗(yàn)證。

表6 作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果：CEO聲譽(yù)(能力觀)

(二)高學(xué)歷CEO提高了何種內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量：五要素分項(xiàng)檢驗(yàn)

COSO發(fā)布的內(nèi)部控制框架對(duì)內(nèi)部控制進(jìn)行了定義和分類，其中控制環(huán)境、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估過(guò)程、信息系統(tǒng)和溝通、控制活動(dòng)和內(nèi)部監(jiān)督作為內(nèi)部控制五要素的分類方式已被廣泛認(rèn)可。盡管被審計(jì)單位并不一定完全依照此種分類方式對(duì)內(nèi)部控制進(jìn)行設(shè)計(jì)與執(zhí)行，但對(duì)信息使用者而言，企業(yè)在內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告等文件中對(duì)內(nèi)部控制五要素相關(guān)信息的披露，仍具備較高信息含量。

CEO的學(xué)歷水平越高則意味著其能力越強(qiáng)，不僅可以在日常經(jīng)營(yíng)決策中有效降低判斷或決策失誤的概率，也更能有效意識(shí)到企業(yè)內(nèi)部控制信息披露的重要性及其高昂的違規(guī)代價(jià)，進(jìn)而更加積極地致力于提高企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。然而，雖然本文已經(jīng)證明高學(xué)歷CEO有助于提升企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，但是內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量包含多個(gè)方面，究竟作用于哪一方面尚不明確。因此，在COSO內(nèi)部控制五要素的分類框架下，本文利用迪博數(shù)據(jù)庫(kù)內(nèi)部控制信息披露指數(shù)中五要素的分項(xiàng)指數(shù)進(jìn)行分項(xiàng)檢驗(yàn)，以探究高學(xué)歷CEO究竟提高了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的哪些方面。

本文通過(guò)模型(7)加以考察，構(gòu)建如下：

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

(7)

其中，IRI_Split為內(nèi)部控制信息披露指數(shù)的分項(xiàng)指數(shù)，包含控制活動(dòng)(ConActiv)、信息與溝通(InforCommu)、內(nèi)部環(huán)境(InterEnvir)、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估(RiskAssess)和內(nèi)部監(jiān)督(InterSuperv)，分別表示公司在內(nèi)部控制五要素方面的信息披露質(zhì)量，回歸結(jié)果如表7所示。

表7 內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的分項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果

可以看出，在內(nèi)部控制五要素中，EDU與控制活動(dòng)、信息與溝通以及內(nèi)部環(huán)境的回歸系數(shù)分別為0.046、0.013和0.095，均顯著；EDU與風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估和內(nèi)部監(jiān)督的回歸系數(shù)分別為0.011和0.032，均不顯著。表7的分項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，高學(xué)歷CEO并未提升公司風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估和內(nèi)部監(jiān)督這兩方面的信息披露質(zhì)量，而是主要提升了公司在控制活動(dòng)、信息與溝通、內(nèi)部環(huán)境這三個(gè)方面的信息披露質(zhì)量。

(三)CEO教育背景和內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量：代理成本的異質(zhì)性

兩權(quán)分離引致的委托代理問(wèn)題在信息不對(duì)稱和追求目標(biāo)不一致的情況下催生了代理成本。已有研究表明，良好的內(nèi)部控制可以有效降低企業(yè)代理成本[47]，其主要機(jī)制表現(xiàn)為高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制提高了公司透明度從而緩解了信息不對(duì)稱問(wèn)題。并且，發(fā)揮內(nèi)部控制制度的監(jiān)督與激勵(lì)作用可以抑制管理者的自利動(dòng)機(jī)并使其趨于股東利益目標(biāo)，減少管理者損害股東利益的行為并降低道德風(fēng)險(xiǎn)，從而緩解代理問(wèn)題。趙息和張西栓(2013)研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制與高管權(quán)力存在相互作用關(guān)系[55]。與此同理，本身代理問(wèn)題突出的企業(yè)，其短視管理者可能會(huì)傾向于降低公司透明度來(lái)謀求個(gè)人利益，這顯然有損于企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果中用以衡量代理成本的變量管理費(fèi)用率(AC)為負(fù)數(shù)也證實(shí)了這一點(diǎn)。由此可以預(yù)測(cè)，在代理成本較高的企業(yè)中，高學(xué)歷CEO對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升效應(yīng)會(huì)更明顯。

因此，本文分年度以各行業(yè)企業(yè)的代理成本中位數(shù)為界，將全樣本劃分為代理成本較高組和代理成本較低組進(jìn)行分組檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表8所示。

表8 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果：代理成本和企業(yè)規(guī)模

可以看出，在代理成本較高組中，CEO學(xué)歷水平的回歸系數(shù)為0.232，在1%的水平上顯著；而在代理成本較低組中，CEO學(xué)歷水平的回歸系數(shù)為0.148，僅在5%的水平上顯著，回歸系數(shù)通過(guò)了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)。這表明，在代理問(wèn)題更加嚴(yán)重的企業(yè)中，CEO學(xué)歷水平對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升效應(yīng)更加明顯。

(四)CEO教育背景和內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量：企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性

企業(yè)規(guī)模是影響內(nèi)部控制運(yùn)行的重要因素之一，因此絕大部分有關(guān)內(nèi)部控制的研究均將企業(yè)規(guī)模作為控制變量。

首先，對(duì)于內(nèi)部控制制度的建立、執(zhí)行而言，相比于規(guī)模較小的企業(yè)受限于成本效益原則而難以建立、實(shí)施高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制制度，規(guī)模較大的企業(yè)有更加雄厚的資金、更加充足的資源建設(shè)和維護(hù)內(nèi)部控制制度的有效運(yùn)行[56]。由此可知，因較大規(guī)模企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量更高且運(yùn)行更有效，從而可以預(yù)測(cè)高學(xué)歷CEO對(duì)較大規(guī)模企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升作用會(huì)受到削弱，而在較小規(guī)模企業(yè)中，高學(xué)歷CEO對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升作用更明顯。

其次，在上市公司中，管理層可調(diào)動(dòng)的資源勢(shì)必隨企業(yè)規(guī)模增長(zhǎng)而被放大，在一定程度上有利于CEO對(duì)內(nèi)部控制制度的優(yōu)化和執(zhí)行效率，但與此同時(shí)，CEO權(quán)力比例亦受限于企業(yè)規(guī)模。具體而言，相較于規(guī)模較大的企業(yè)，雖然較小規(guī)模企業(yè)的可調(diào)動(dòng)資源更少，但其組織結(jié)構(gòu)更加精簡(jiǎn)，業(yè)務(wù)類型的復(fù)雜程度也更低，因而管理層特別是CEO的行為不易受到阻礙，即組織和管理成本更低，表現(xiàn)為CEO的權(quán)力比例更大，因此更有利于高學(xué)歷CEO對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量進(jìn)行提升、優(yōu)化。

綜上所述，本文預(yù)測(cè)，相比于規(guī)模較大的企業(yè)，在規(guī)模較小的企業(yè)中，高學(xué)歷CEO對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升效應(yīng)更加明顯。為此，本文將全樣本分年度和行業(yè)以企業(yè)規(guī)模中位數(shù)劃分為規(guī)模較大組和規(guī)模較小組進(jìn)行分組回歸。檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

可以看出，在規(guī)模較大組中，CEO學(xué)歷水平的回歸系數(shù)為0.134且僅在10%的水平上顯著；而在規(guī)模較小組中，CEO學(xué)歷水平的回歸系數(shù)為0.256且在1%的水平上顯著，回歸系數(shù)通過(guò)了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)。這表明，當(dāng)企業(yè)規(guī)模較小時(shí)，高學(xué)歷CEO對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升效應(yīng)更明顯。

七、結(jié)論、啟示與展望

(一)結(jié)論

自從證監(jiān)會(huì)發(fā)布《公開(kāi)發(fā)行證券的公司信息披露編報(bào)規(guī)則第21號(hào)——年度內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告的一般規(guī)定》以來(lái)，企業(yè)內(nèi)部控制信息披露的必要性和重要性以法規(guī)形式得到了進(jìn)一步確立，并對(duì)中國(guó)上市公司提出了更高要求。在此背景下，本文以CEO教育背景為切入點(diǎn)，實(shí)證探討了CEO學(xué)歷水平對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響，豐富了已有關(guān)于CEO個(gè)人特征的經(jīng)濟(jì)后果研究。利用2007—2021年中國(guó)A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，本文實(shí)證檢驗(yàn)CEO教育背景對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響。研究結(jié)果表明，高學(xué)歷CEO可以有效提升企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，在一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。進(jìn)一步分析表明，高學(xué)歷水平有效提升了CEO能力，進(jìn)而促進(jìn)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量提升，CEO聲譽(yù)是其中的重要作用機(jī)制之一。分項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，高學(xué)歷CEO主要提高了內(nèi)部環(huán)境、控制活動(dòng)和信息與溝通等方面的信息披露質(zhì)量。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，在代理問(wèn)題更嚴(yán)重或者規(guī)模更小的企業(yè)中，高學(xué)歷CEO對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升效應(yīng)更為明顯。本文結(jié)論不僅豐富了CEO個(gè)人特征的經(jīng)濟(jì)后果研究，還補(bǔ)充了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素文獻(xiàn)，為CEO在內(nèi)部控制信息披露方面的治理作用提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

(二)啟示

第一，CEO教育背景對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量具有重要影響，公司應(yīng)重視CEO的學(xué)歷水平及其附帶的個(gè)人能力對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響，保證CEO主觀上對(duì)內(nèi)部控制信息披露優(yōu)化的積極性，從而獲取高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制信息披露的積極經(jīng)濟(jì)后果。

第二，本文分項(xiàng)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，高學(xué)歷CEO能夠提升內(nèi)部控制五要素中內(nèi)部環(huán)境、控制活動(dòng)和信息與溝通等方面的信息披露質(zhì)量，但卻不能提高風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估和內(nèi)部監(jiān)督這兩方面的信息披露質(zhì)量。因此，管理層應(yīng)額外采取必要且合理的措施注重風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估和內(nèi)部監(jiān)督兩方面的信息披露質(zhì)量，從而進(jìn)一步提高企業(yè)整體內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

第三，本文異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，在規(guī)模較小的企業(yè)和代理問(wèn)題更為嚴(yán)重的企業(yè)中，高學(xué)歷CEO對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升效應(yīng)更為明顯。因此，對(duì)于這些企業(yè)而言，應(yīng)該更加注重CEO學(xué)歷水平背后所隱含的綜合能力對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提升效應(yīng)。

(三)展望

本文研究依然存在局限性。盡管本文從CEO學(xué)歷即綜合能力的角度考察了其對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響，并控制了CEO的海外背景、金融背景、性別特征、年齡特征、持股情況與兼任情況等個(gè)人特征變量，但限于數(shù)據(jù)完整性及可得性，本文并未充分考慮CEO間不同的學(xué)科背景、專業(yè)能力及其與企業(yè)所處行業(yè)領(lǐng)域的匹配性，因而未能得出更詳盡、細(xì)致的研究結(jié)論，未來(lái)研究可予以進(jìn)一步探討。