管理層權力、披露動機與財務報告可比性
——基于管理層異常在職消費視角

李慶華，高利芳（副教授），劉坤鵬，3

一、引言

財務報告是公司利益相關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，因此財務報告是否可比將直接影響公司利益相關者決策的結果?？杀鹊呢攧請蟾娌粌H能夠更好地反映經濟事件的實質，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]。

在學術界，探究哪些因素會影響財務報告可比性是一個重要的議題。現(xiàn)有研究更多地關注會計準則[2，3]、審計機構[4-6]、經營環(huán)境[7，8]等對財務報告可比性的影響，而較少關注管理層行為的影響。實際上，管理層作為財務報告的主要準備者和呈報者，其個人動機必然會影響財務報告的質量。在所有權與經營權分離的背景下，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容。高質量的財務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，有動機降低財務報告質量，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量財務報告的披露動機是否降低了財務報告可比性呢？同時，當管理層擁有更大的權力時，會更容易按照自己的意愿行事，使得管理層能夠對會計行為和會計師事務所的聘任施加更多的影響，更有能力影響財務報告質量。那么，管理層權力是否會調節(jié)異常在職消費與財務報告可比性之間的關系呢？本文將嘗試對以上問題進行回答。

二、文獻回顧和假設提出

（一）文獻回顧

可比性是指財務信息能夠使相似的經濟業(yè)務或事項看起來相似，不同的經濟業(yè)務或事項看起來不同[2]。美國財務會計準則委員會（FASB，1980）對財務報告可比性的定義是“有助于信息使用者區(qū)別不同經濟業(yè)務或事項間異同的一種信息質量特征”，并在修訂財務報告框架時把可比性作為最重要的信息質量特征之一，包括國際會計準則理事會（IASB）以及我國財政部在內的很多會計準則制定機構都在積極尋求以增強財務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量會計準則確實能夠提高財務信息的可比性。但是，高質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)境以及經營環(huán)境都會影響公司對會計準則的具體執(zhí)行，從而導致執(zhí)行效果的差異性，最終影響財務報告的質量。

目前，國內有關財務報告可比性影響因素的文獻并不豐富，且除了關注會計準則的影響[2，3，10]，大多研究集中于審計機構特征、經營環(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系間發(fā)揮調節(jié)作用。葉飛騰等[5]考察了會計師事務所合并對客戶財務報告可比性的影響，發(fā)現(xiàn)合并后會計師事務所審計的財務報告可比性顯著高于合并前會計師事務所審計的財務報告可比性。方紅星等[7]從客戶、供應商信息需求的角度進行分析和檢驗，發(fā)現(xiàn)在客戶和供應商集中的經營環(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報告。袁知柱等[8]的研究表明，產品市場競爭程度與財務報告可比性顯著負相關。

現(xiàn)有文獻中，無論是審計機構特征還是經營環(huán)境，其對財務報告可比性的影響都是間接的，管理層作為財務報告的直接準備者與呈報者卻較少涉及，僅有兩篇文獻關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)結能提升其財務報告可比性的證據；張霽若[12]的研究表明，CEO繼任會降低財務報告可比性。而關于管理層行為和披露動機對財務報告可比性的影響，目前仍然有待研究。

在職消費是管理層在履職中產生的由企業(yè)負擔的消費支出，關于在職消費的經濟后果，一直有“代理觀”和“效率觀”兩種觀點[13]。代理觀認為，管理層利用職權進行在職消費的財務成本大于其能帶來的經濟利益，造成財務資源的浪費，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，兩者具有內在一致性，關鍵在于找到兩者的均衡點。

國內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營管理效率，是企業(yè)正常經營所需、應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報告可比性的影響時，應該考慮管理層權力賦予管理層影響財務報告的能力。

（二）理論分析與研究假設

1.基于異常在職消費視角的披露動機與財務報告可比性?，F(xiàn)代公司制度下所有權與經營權分離，所有者和管理層存在委托代理關系，由于兩者的效用函數(shù)并不完全一致，管理層會產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影響激勵契約設計，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，高質量的財務報告信息能夠為監(jiān)管者和投資者提供更多關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報告的質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信息質量[21]?？杀刃允歉哔|量財務報告的重要特征，可比的財務報告可以更好地反映經濟事件的實質，降低財務報表使用者的信息解讀難度，提高決策的有效性[1，3]。財務報告間可比可以使不同的公司對相似的業(yè)務或事項有相似的財務產出，對相異的業(yè)務或事項有相異的財務產出。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，高可比性的財務報告能夠對此進行反映，從而被報告使用者所了解，形成對管理層的監(jiān)管壓力。作為財務報告的準備者和呈報者，管理層可以影響財務信息的質量，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。根據以上分析，本文提出以下假設：

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量財務報告的動機，降低財務報告可比性，即管理層異常在職消費水平越高，財務報告可比性越低。

2.管理層權力、披露動機與財務報告可比性。管理層權力理論認為，管理層權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力時，更有能力實施對自己有利的行為[19]。管理層權力的發(fā)揮會受到公司內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]，公司內部治理機制無法有效發(fā)揮作用；同時在當前轉型經濟環(huán)境下，公司外部治理機制有待完善。這些都導致管理層獲得了更多按照自己意愿行事的能力。管理層權力使得管理層有能力在財務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信息有利可圖時，管理層會利用所掌握的權力施加影響，采取可能的措施來實現(xiàn)財務報告可比性的降低。

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，而較大的管理層權力能夠為降低可比性提供能力支持。一方面，權力較大的管理層擁有更多的自由裁量權，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報告項目，從而降低財務報告可比性；另一方面，已有研究表明審計師特征會影響財務報告可比性[4，5]，同時客戶依賴度越高的會計師事務所和審計師審計的財務報告可比性越低[23]，而權力較大的管理層在選擇會計師事務所時更有話語權[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所和審計師。由此可見，擁有較大權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報告可比性，因此本文提出以下假設：

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

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據來源

由于財務報告可比性的計算需要前4年的數(shù)據，而研究表明會計準則的趨同會系統(tǒng)地提升財務報告的可比性[3]。為了消除會計準則趨同可能對研究設計產生的影響，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）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；③刪除未披露管理費用明細公司的年度數(shù)據；④刪除年度內不足11個樣本的行業(yè)；⑤剔除回歸變量缺失的數(shù)據。最終得到4788 個有效的公司年度數(shù)據。文中涉及的財務數(shù)據、公司治理數(shù)據和證券交易數(shù)據來自CSMAR 數(shù)據庫，內部控制相關數(shù)據來自迪博公司的DIB內部控制數(shù)據庫，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.財務報告可比性（CompMean、CompInd）。會計可以看作是以經濟業(yè)務或事項為輸入、財務信息為產出的信息系統(tǒng)，可比的會計系統(tǒng)對于相似的輸入會產生相似的產出。基于此，De Franco等[25]以會計盈余代表信息產出、對應期間股票收益代表投入，用兩者之間的簡單線性關系表示特定公司的會計系統(tǒng)，建立了以產出為導向、定量測度公司層面行業(yè)內橫向可比的方法，并使用非持股機構分析師預測和公司信息環(huán)境特征驗證了這種方法的有效性。國內相關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益市場價值的比值（Earnings）代表信息產出，對應期間股票收益（Return）代表經濟業(yè)務或事項，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)轉換函數(shù)，同理可以計算出同行業(yè)同年度內所有公司的會計系統(tǒng)轉換函數(shù)。

其次，計算同行業(yè)同年度內i 與j公司財務報告可比性。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）作為共同經濟業(yè)務或事項，計算經過i 和j 公司會計系統(tǒng)產出的財務信息E（Earings）iit和E（Earings）ijt。最后利用式（4），以兩個系統(tǒng)產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年度的財務報告可比性（Compij），該值越大兩個公司的財務報告可比性越高。

最后，計算i 公司第t年的財務報告可比性。為了反映i 公司第t年相對于行業(yè)內其他公司總的財務報告可比性程度，把行業(yè)年度內所有與i 配對公司間的財務報告可比性（Compij）取平均數(shù)，記為CompMean，取中位數(shù)，記為CompInd。此外，取行業(yè)年度內所有與i 配對公司財務報告的可比性（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報告質量的披露動機，越高的異常在職消費水平意味著披露高質量財務信息的動機越弱。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，從中篩選出很可能屬于異常在職消費的項目，并經過調整后消除企業(yè)規(guī)模的影響[27]；另一類是采用數(shù)理統(tǒng)計方法擬合出與經營管理活動相關的正常的經營管理費用，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 為年末資產總額；△Sales 表示主營業(yè)務收入變動額；PPE 為年末固定資產凈額；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.管理層權力（Power1、Power2）。管理層權力可以從組織結構權、所有者權、專家權和聲譽權這四個維度進行度量。由于我國目前仍未建立有效的經理人市場，參考權小峰等[15]和劉坤鵬等[28]的研究，選取董事長與總經理兩職合一、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力：①董事長與總經理兩職合一，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結構背后的實際控制人，其對上市公司的控制權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.內部控制質量（IC）?，F(xiàn)有研究主要使用三種方法來衡量內部控制質量：一是根據公司披露與內部控制相關的可感知信息把內部控制質量分為低、中、高三個等級[29]；二是根據內部控制五要素進行評分[30]；三是采用權威數(shù)據庫發(fā)布的內部控制指數(shù)[31]。第一種方法度量的內部控制質量是非連續(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)布的上市公司內部控制指數(shù)來衡量公司的內部控制質量，同時考慮量綱對回歸系數(shù)大小的影響，除以100，記為IC。

（三）模型設定

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

表1 變量說明

目前關于影響財務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）；資產負債率（Lev）；公司經營業(yè)績（ROA）；現(xiàn)金替代物（Liquid）；非債務稅盾（NDTS）；每股盈余（EPS）；資本支出率（INVR）；管理層持股（MHold）；股權集中度（OC）；行業(yè)（Industry）；年度（Year）。此外，由于我國國有產權和非國有產權上市公司面臨的制度環(huán)境有較大差異，加入對產權性質（State）的控制。具體變量定義如表1所示。

四、實證檢驗與結果

（一）變量描述性統(tǒng)計

表2 列示了相關變量的描述性統(tǒng)計結果。

表2 變量描述性統(tǒng)計

如表2 所示，財務報告可比性（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力差異較大；內部控制質量（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部控制質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，結果見表3。

表3 披露動機與財務報告可比性

在控制其他變量后，異常在職消費（AbPerks）與財務報告可比性（CompMean 和CompInd）均在1%的水平上顯著負相關，異常在職消費水平越高，公司財務報告可比性越低，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，模型對財務報告可比性具有較好的解釋度。

2.管理層權力、披露動機與財務報告可比性。本文進一步考察了管理層在擁有不同管理層權力時，披露動機對財務報告可比性的影響是否存在差異，即檢驗H2。在式（6）的基礎上，引入管理層權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，結果如表4所示。

表4第（1）和（3）列中管理層權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，管理層權力增強了異常在職消費對財務報告可比性的負向影響。表4 的結果表明，面對異常在職消費引致的降低財務報告可比性的動機，當管理層擁有更大的管理層權力時，其更有能力顯著降低財務報告可比性，證明了H2。

（三）穩(wěn)健性測試

為了使結果更加穩(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 作為財務報告可比性的度量指標，并對所有的控制變量省略顯示，結果如表5所示。

表4 管理層權力、披露動機與財務報告可比性

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報告可比性負相關，支持H1；從第（2）和（3）列可以看出，管理層權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果

2.按照管理層權力進行分組檢驗。按照管理層權力累計指標Power1是否大于行業(yè)均值進行分組，當Power1大于行業(yè)均值時劃分為高權力組，否則為低權力組。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，結果如表6所示。

表6 按管理層權力分組的檢驗結果

從表6 第（1）和（3）列可以看出，高權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，低權力組中Ab-Perks 的回歸系數(shù)不顯著。以上結果表明，當管理層擁有更大的管理層權力時，面對異常在職消費引致的降低財務報告可比性的動機，其更有能力顯著降低財務報告可比性，支持了H2。

3.替換財務報告可比性的度量指標。參考謝盛紋、劉楊暉[4]的做法，對根據所有行業(yè)年度內與i 公司可比的公司計算出的財務報告可比性（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，回歸結果仍然支持H1和H2，限于篇幅，具體結果省略報告。

（四）進一步檢驗：內部控制的調節(jié)作用

公司內部控制可以防范管理層濫用權力，有利于把權力關進制度的“籠子”里[33]。我國《內部控制基本規(guī)范》要求公司建立規(guī)范的治理結構和議事規(guī)則，明確決策、執(zhí)行、監(jiān)督等方面的職責權限，形成科學有效的職責分工和制衡機制。有效的內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，保證財務信息質量的提高[34]。已有研究表明，良好的內部控制在抑制盈余管理[30，35]、提高盈余反應系數(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。內部控制通過對管理層權力的規(guī)范和制衡機制的安排，還將削弱管理層對審計機構選擇的影響力。由此我們推斷，高質量的內部控制能夠發(fā)揮提升財務報告可比性的調節(jié)作用，對管理層異常在職消費引致的降低財務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）中依次加入表示內部控制質量的變量IC 以及其與管理層異常在職消費的交乘項（IC×AbPerks），并以高權力組數(shù)據進行穩(wěn)健標準誤的混合OLS回歸，同時控制行業(yè)與年度效應，結果如表7所示。

從列（1）、（3）列示的回歸結果可以看出，同時用異常在職消費（AbPerks）和內部控制質量（IC）直接對財務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，而IC與CompMean 和CompInd 在1%的水平上顯著正相關，表明在控制了其他變量的情況下，內部控制質量的提升能夠顯著提高公司財務報告可比性。從列（2）和（4）列示的回歸結果來看，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，說明內部控制質量（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報告可比性的降低作用。

表7 內部控制對管理層異常在職消費自利辯護的調節(jié)作用

五、結論與啟示

（一）結論

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，檢驗了管理層權力、披露動機對財務報告可比性的影響。結果發(fā)現(xiàn)，管理層進行異常在職消費后有動機降低財務報告可比性，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，財務報告可比性越低。當考慮管理層所擁有的權力時，發(fā)現(xiàn)管理層權力顯著增強了異常在職消費與財務報告可比性的負相關關系，表明管理層權力為管理層異常在職消費后降低財務報告可比性的動機提供了能力支持。以上結論在進行穩(wěn)健性測試后仍然成立。此外，本文還分析了內部控制質量對財務報告可比性的直接影響以及對異常在職消費降低財務報告可比性的調節(jié)作用。結果表明，高質量的內部控制能夠直接顯著地提高財務報告可比性，從而提升財務報告質量，并且能夠抑制高權力組中異常在職消費對財務報告可比性的降低作用，起到了負向調節(jié)管理層通過降低財務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)有研究關注準則趨同[3]或外部因素如外部審計[4]等對于財務報告可比性的影響不同，本文發(fā)現(xiàn)管理層作為財務報告的準備者和呈報者，其披露動機和影響財務報告的能力也會顯著影響財務報告可比性，這為我們從公司內部尋找影響財務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力入手來提高財務報告質量，以形成對管理層更高質量的監(jiān)督和治理。②內部控制會顯著提升財務報告可比性，并且能夠通過負向調節(jié)異常在職消費引致的披露動機對財務報告可比性的降低發(fā)揮作用，意味著我國公司內部控制的實施確實具有保證高質量會計信息的作用，今后公司治理層應更加注重公司內部控制的完善與運行。