董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響研究

劉 娟 姚文英

(新疆財經(jīng)大學(xué),新疆 烏魯木齊 830012)

盈余質(zhì)量是企業(yè)會計信息的體現(xiàn)形式,通常情況下,企業(yè)的盈余質(zhì)量越高,企業(yè)對外披露的會計信息質(zhì)量越高,會計信息可信度越大。隨著企業(yè)盈余質(zhì)量的提高,企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱程度降低,這不僅有利于降低企業(yè)的外部融資成本，提高企業(yè)的資本配置效率,還能夠為外部投資者提供健康的投資環(huán)境，穩(wěn)定資本市場。反之,如果企業(yè)的盈余質(zhì)量較低,就表明企業(yè)內(nèi)部管理層可能對企業(yè)盈余進行了一定程度的操縱、掩蓋行為,不僅會加劇企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱，增加企業(yè)的融資成本和融資難度,還有可能影響企業(yè)長期發(fā)展。

董事會是公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的重要組成部分,肩負(fù)著向外部投資者和其他利益相關(guān)者提供高質(zhì)量會計信息的責(zé)任。而有效的董事會治理機制和合理的董事會層級結(jié)構(gòu)能夠提高企業(yè)的內(nèi)部治理水平，抑制管理層的盈余管理行為,從而提高企業(yè)的盈余質(zhì)量。目前,關(guān)于董事會治理與企業(yè)盈余質(zhì)量之間關(guān)系的研究主要集中在董事會成員的顯性特征對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響,如董事會背景、董事會年齡、董事會性別、董事會受教育水平等,鮮有學(xué)者從董事會非正式層級這一隱性特征的角度入手研究其對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響。事實上,這種由于董事會成員個體間社會資本、權(quán)威等不平等因素導(dǎo)致的非正式等級制度對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響巨大而深遠(yuǎn),因此本文深入分析董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響,并進一步探討董事會規(guī)模以及董事會會議次數(shù)對二者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文的研究貢獻(xiàn)有以下兩點:第一,與以往研究相比,本文從董事會非正式層級這一隱性特征角度入手研究其對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響,不僅拓展了董事會特征對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響,還豐富了董事會非正式層級經(jīng)濟后果的相關(guān)研究;第二,本文進一步探討董事會會議次數(shù)和董事會規(guī)模這兩個正式層級對董事會非正式層級與企業(yè)盈余質(zhì)量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng),不僅有利于明晰董事會正式層級和非正式層級二者交叉對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響,還能夠為企業(yè)優(yōu)化董事會結(jié)構(gòu)、提高企業(yè)治理水平提供理論借鑒,從而為企業(yè)的持續(xù)、高速發(fā)展打好基礎(chǔ)。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)董事會非正式層級與企業(yè)盈余質(zhì)量

Nielsen(2010)研究指出,董事會的有效運行能力決定了其決策的質(zhì)量和效率。這是因為董事會是公司治理的核心,肩負(fù)著企業(yè)的戰(zhàn)略決策、監(jiān)督和咨詢等重要職能。因此,董事會機制的合理性和運行效率不僅能夠影響董事會的決策效率,還會影響到董事會治理質(zhì)量,進而影響公司的內(nèi)部治理水平。通常情況下,在存在正式層級結(jié)構(gòu)的團隊中,團隊成員之間的上下級關(guān)系比較明確,個體的權(quán)利和責(zé)任也比較清晰,在不違背職業(yè)道德的情況下,上級有權(quán)向下級下達(dá)命令,而下級也必須服從。然而,在不存在正式層級結(jié)構(gòu)的團隊中,團隊成員之間不存在上下級關(guān)系,個體的權(quán)利和責(zé)任也比較模糊,此時就需要依靠團隊成員之間自發(fā)形成的非正式層級來維持團隊的運行,如董事會。董事會是一種會議型決策機構(gòu),決策規(guī)則采取一人一票制,在董事會團隊中除董事長外，其他董事會成員之間都是平等關(guān)系,不存在明確的上下級關(guān)系,但是成員之間卻會因為所擁有社會資本等差異而自發(fā)形成一種非正式層級,從而引發(fā)低層級董事對高層級董事的尊重或者順從,進而使董事會順利高效地運行。因此,在研究董事會特征對企業(yè)行為的影響時,考察董事會成員之間由于社會資本差異而在董事之間引發(fā)的尊重或順從等非正式結(jié)構(gòu)對企業(yè)行為的影響更具現(xiàn)實意義。

董事會非正式層級影響企業(yè)盈余質(zhì)量的原因主要有以下三點：首先,層級較高的董事具有強烈的動機去監(jiān)督企業(yè)董事會和管理層的行為。因為層級較高的董事通常同時在多個企業(yè)兼職董事會成員,并因此具有較高的社會聲譽。萬良勇等(2014)提出，為了維護并進一步提高自己在人力資本市場中的影響(更多的兼職、更高的聲譽等),同時降低因瀆職、違規(guī)而導(dǎo)致的聲譽損失及法律風(fēng)險,層級較高的董事大多會對公司盈余管理行為存在強烈的監(jiān)督動機及意愿。其次,層級較高的董事往往擁有較強的監(jiān)督能力。層級較高的董事通常擁有較多的社會關(guān)系等方面的資源,這使得他們具有較多與不同類型的專業(yè)人士進行溝通交流的機會,從而獲得產(chǎn)業(yè)政策、法律法規(guī)等信息,進而為公司的盈余管理行為做好專業(yè)知識方面的儲備。最后,非正式層級的存在有利于董事會內(nèi)部快速建立一種特定的等級秩序(低層級董事對高層級董事的尊重和順從),這種秩序使得在發(fā)生意見分歧時,高層級董事的意見往往更加令人信服,而低層級董事更傾向于以合作的方式提出建設(shè)性意見,大大減少了董事會成員之間的非必要沖突,從而提高了董事會互動的有效性和監(jiān)督質(zhì)量。

以上觀點得到許多學(xué)者的證實,如焦歡(2017)研究發(fā)現(xiàn),董事會非正式層級能夠提高企業(yè)的治理效率,而且非正式層級清晰度越高,治理效果越好。劉振杰等(2019)以2009—2017年間的386家違規(guī)公司和與之相匹配的386家未違規(guī)公司為研究樣本,運用Logistic回歸方法探究董事會非正式層級對企業(yè)違規(guī)行為的影響效應(yīng),研究發(fā)現(xiàn)董事會非正式層級能夠有效提高董事會監(jiān)督公司行為的能力和強度,進而削弱公司的機會主義動機,減少公司的違規(guī)行為?；诖?本文提出以下假設(shè):

H1 董事會非正式層級與企業(yè)盈余質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系。

(二)董事會會議次數(shù)的調(diào)節(jié)作用

Ridgeway(2014)研究提出，董事會非正式層級發(fā)揮作用的強弱與董事會成員間的互動強度密切相關(guān)。通常情況下,董事會成員在初次見面時對其他董事的影響力做出評估,并以此作為是否對其“順從”的依據(jù)。馬連福等(2019)指出，由于初次見面的時間比較短,對其他董事信息的了解不夠充分,不能夠準(zhǔn)確評估其他董事所擁有的社會資本和個人影響力的大??；而隨著董事會成員之間互動頻率的增加,獲取的信息也隨之增多,董事會成員之間的相互了解越發(fā)充分,董事對其他董事認(rèn)知更加清晰，定位更加準(zhǔn)確,董事會非正式層級隨之產(chǎn)生并發(fā)揮作用。董事會成員之間主要以參加董事會會議的方式發(fā)生互動,董事會會議越多,成員間的互動程度越強,彼此間的了解越充分,董事會非正式層級對董事會成員行為的影響越大。陳仕華和張瑞彬(2020)基于群體層面的預(yù)期地位理論探究董事會會議次數(shù)對董事會行為的影響,發(fā)現(xiàn)董事會非正式層級對董事異議的負(fù)向影響隨董事會會議次數(shù)的增加而增強?；诖?本文提出以下假設(shè)：

H2 董事會會議次數(shù)越多,董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的正向影響越強。

(三)董事會規(guī)模的調(diào)節(jié)作用

董事會成員擁有的社會資本差異是董事會非正式層級形成的基礎(chǔ),基于資源基礎(chǔ)理論所述,隨著董事會規(guī)模的擴大,更加多樣化和異質(zhì)性的人力、社會資本將隨之進入企業(yè),這不僅有利于豐富企業(yè)的人力資本,還能夠通過多樣化的資源幫助企業(yè)與外部資本市場建立通暢的信息傳送渠道,使企業(yè)能夠以較低的成本獲得較多的產(chǎn)業(yè)政策和法律法規(guī)等方面的信息,從而幫助企業(yè)快速做出合理、合法的決策活動。同時,董事會規(guī)模越大,成員之間的異質(zhì)性越大,越能夠為董事會貢獻(xiàn)更加豐富和不同視角的建議,從而在董事會決策過程中引發(fā)建設(shè)性的觀點、意見爭鳴,提高企業(yè)的治理水平。周小梅(2021)、焦歡(2017)的研究結(jié)果表明,董事會規(guī)模越大,越有助于企業(yè)獲取大量的外部信息,提高企業(yè)的決策質(zhì)量,公司的整體治理效率越高?；谝陨戏治?本文提出以下假設(shè):

H3 董事會規(guī)模越大,董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的正向影響越強。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2019年間滬深A(yù)股上市公司為研究對象,先后剔除金融類企業(yè)樣本、被ST和PT類的企業(yè)樣本以及數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本,并對所有連續(xù)變量進行縮尾處理,最終獲得11 852個樣本，然后利用stata15.1軟件對所有數(shù)據(jù)進行處理和分析。

(二)模型設(shè)計

為了驗證上述假設(shè),本文構(gòu)建如下多元回歸模型進行實證檢驗。

EA=β0+β1Gini+β2Lev+β3Size+β4ROA+β5Growth+β6Top1+β7PID+β8Big4+β9Dual+Ind+Year+ε1

(1)

若β1的系數(shù)顯著為負(fù),則說明假設(shè)1得到驗證,即董事會非正式層級能夠抑制企業(yè)的盈余激進度,進而提高企業(yè)的盈余質(zhì)量。

EA=β0+β1Gini+β2Meeting+β3Gini×Meeting+β4Lev+β5Size+β6ROA+β7Growth+β8Top1+β9PID+β10Big4+β11Dual+Ind+Year+ε2

(2)

若β3的系數(shù)顯著為負(fù),說明假設(shè)2得到驗證,即董事會會議次數(shù)越多,董事會非正式層級對盈余質(zhì)量的正向影響越強。

EA=β0+β1Gini+β2Boardsize+β3Gini×Boardsize+β4Lev+β5Size+β6ROA+β7Growth+β8Top1+β9PID+β10Big4+β11Dual+Ind+Year+ε2

(3)

若β3的系數(shù)顯著為負(fù),說明假設(shè)3得到驗證,即董事會規(guī)模越大,董事會非正式層級與企業(yè)盈余質(zhì)量之間的正相關(guān)關(guān)系越強。

(三)變量選擇

1.被解釋變量為盈余質(zhì)量(EA)。本文將上市公司披露盈余時的盈余激進度作為衡量盈余質(zhì)量的替代變量。盈余激進度為公司推遲確認(rèn)損失(費用)和加速確認(rèn)收入的傾向。盈余激進度越大,公司實施財務(wù)操縱的可能性越大,盈余質(zhì)量越低。本文借鑒Francis J等(2004)、游家興和李斌(2007)等研究者的方法衡量上市公司盈余激進度。

EAit=ACCit/Ait-1

(4)

ACCit=ΔCAit-ΔCLit-ΔCashit+ΔSTDit-ΔDEPit+ΔTPit

(5)

其中,ACC為應(yīng)計項目總額;Ait-1為t-1 期末總資產(chǎn); ΔCA為流動資產(chǎn)變動額;ΔCL為流動負(fù)債變動額;ΔCash為貨幣資金變動額;ΔSTD為一年內(nèi)到期的長期負(fù)債變動額;ΔDEP為計提的固定資產(chǎn)累計折舊和無形資產(chǎn)攤銷額的變動額;ΔTP為應(yīng)交稅費變動額。

2.解釋變量為董事會非正式層級(Gini)。董事會非正式層級指董事成員個體之間社會資本差異而自發(fā)形成的一種特定的等級秩序,具體表現(xiàn)為低層級董事對高層級董事的尊重和順從。通常,同時兼任越多個公司董事職位的董事,擁有的社會資源越多,因此本文借鑒He 和 Huang(2011)、張耀偉等(2015)、武立東等(2016)的做法,用單個董事的兼職數(shù)量衡量其擁有的社會資本總量,同時利用基尼系數(shù)的計算方法計算董事會內(nèi)部等級秩序的清晰度,即董事會非正式層級清晰度。計算方法如下:

創(chuàng)客教育就是要學(xué)習(xí)者將自己的創(chuàng)意變?yōu)楝F(xiàn)實，也就是自主創(chuàng)新教育。在高校教育教學(xué)改革過程中實施創(chuàng)客教育具有十分重要的意義。

(6)

3.調(diào)節(jié)變量為董事會規(guī)模(Boardsize)和董事會會議次數(shù)(Meeting)。董事會規(guī)模指董事會中的董事總?cè)藬?shù)。董事會會議次數(shù)指公司每年召開的董事會現(xiàn)場會議次數(shù)。

4.控制變量?？紤]到影響企業(yè)盈余質(zhì)量的因素有很多,結(jié)合現(xiàn)有研究,本文選取的控制變量主要包括資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模、盈利能力、企業(yè)成長性、股權(quán)集中度、獨立董事比例、審計質(zhì)量和董事長與總經(jīng)理是否兼任,同時還對行業(yè)和年度進行控制。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計

由表2可知,盈余質(zhì)量(EA)的最大值為0.490,表明樣本企業(yè)確實存在盈余激進行為,盈余質(zhì)量較低,極值(最小值為-1.024,最大值為0.490)之間的波動幅度較大,表明樣本企業(yè)之間盈余質(zhì)量差距較大;董事會非正式層級(Gini)的均值為0.904,中位數(shù)為0.488,說明樣本企業(yè)的董事會中大多存在非正式層級,最小值為0.000,最大值為0.904,說明不同企業(yè)之間董事會非正式層級清晰度存在較大差異;其他控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果均在合理范圍內(nèi),沒有出現(xiàn)極值現(xiàn)象。

(二)相關(guān)性分析

各變量之間的相關(guān)性分析結(jié)果如表3所示。

表3 相關(guān)性分析

由表3可以看出，董事會非正式層級(Gini)與盈余激進度(EA)之間的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù),說明董事會非正式層級能夠有效抑制企業(yè)的盈余激進行為,從而給企業(yè)盈余質(zhì)量帶來積極的正向影響,該結(jié)果初步驗證了假設(shè)1。其余控制變量除企業(yè)成長性(Growth)外,均在1%的統(tǒng)計水平上與盈余質(zhì)量顯著相關(guān),這一結(jié)果表明這些控制變量確實能夠?qū)ζ髽I(yè)的盈余質(zhì)量產(chǎn)生正向或負(fù)向的顯著影響,同時也證明本文控制變量的選取與設(shè)置是有意義的,且各變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.500,表明變量之間不存在多重共線性問題。

(三)實證分析

表4 回歸分析

表4中第1列按照模型(2)進行多元回歸,驗證董事會非正式層級與企業(yè)盈余質(zhì)量之間的關(guān)系,回歸結(jié)果顯示董事會非正式層級的回歸系數(shù)為-0.023,并在1%的統(tǒng)計水平上顯著,表明董事會非正式層級與企業(yè)盈余質(zhì)量呈正相關(guān),即董事會非正式層級清晰度越高,越能夠促進董事會成員之間的交流和溝通,從而提高董事會的治理效果和內(nèi)部控制質(zhì)量,抑制企業(yè)盈余激進行為,最終正向影響企業(yè)的盈余質(zhì)量，假設(shè)1得到驗證。表4中第2列按照模型(2)進行多元回歸,驗證董事會會議次數(shù)對董事會非正式層級與盈余質(zhì)量關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,回歸結(jié)果顯示董事會非正式層級與董事會會議次數(shù)的交乘項(Gini×Meeting)的回歸系數(shù)為-0.005,且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,表明董事會會議次數(shù)能夠正向調(diào)節(jié)董事會非正式層級對盈余質(zhì)量的促進作用,即董事會會議次數(shù)越多,董事會成員之間的互動程度越強,彼此之間的認(rèn)識越充分,董事會非正式層級對董事會成員行為的影響越大,越能夠提高企業(yè)的治理水平,削弱企業(yè)操縱盈余的動機,進而提高企業(yè)盈余質(zhì)量，假設(shè)2得到驗證。表4中第3列按照模型(3)進行多元回歸,驗證董事會規(guī)模對董事會非正式層級與盈余質(zhì)量關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,回歸結(jié)果顯示董事會非正式層級與董事會規(guī)模的交乘項(Gini×Boardsize)的回歸系數(shù)為-0.003,但不顯著,說明董事會規(guī)模僅能在一定程度上強化董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的正向影響,作用效果不顯著。

四、進一步分析

本文進一步分析董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和不同業(yè)績壓力條件下的差異性,如表5所示。

表5 進一步分析

(一)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的分組回歸

由于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)資源基礎(chǔ)和社會責(zé)任不同,對董事會決策效率的需求也不同,故董事會非正式層級的作用效果在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中所展現(xiàn)出的特點也存在一定差異。因此,本文進一步檢驗董事會非正式層級在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)條件下作用效果的差異性。由表5第1列和第2列可以看出,董事會非正式層級對盈余激進度的抑制作用在國有企業(yè)樣本中更加顯著,表明相對于非國有企業(yè),國有企業(yè)因承擔(dān)社會責(zé)任而戰(zhàn)略目標(biāo)更加分散,所以更加需要董事會非正式層級這一特殊的秩序來提高企業(yè)的決策效率和治理水平。

(二)不同業(yè)績壓力條件下的分組回歸

通過對比表5中第3列、第4列的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn),董事會非正式層級對盈余激進度的抑制作用在業(yè)績壓力較大的企業(yè)樣本中更加顯著,這表明相對于業(yè)績壓力小的企業(yè)來說,在業(yè)績壓力較大的企業(yè)中董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的正向影響更大。原因在于,當(dāng)面臨較高程度的業(yè)績壓力時,董事會面臨較大的壓力和危機,成員間的沖突和分歧也會隨之加劇,而董事會非正式層級能夠有效緩解董事成員間的沖突,改善董事會的決策效率和治理水平。

五、穩(wěn)健性檢驗

上文已經(jīng)對董事會非正式層級與企業(yè)盈余質(zhì)量之間的關(guān)系進行回歸分析,驗證了本研究的假設(shè)。但董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響關(guān)系是否具有穩(wěn)健性,還需要做進一步研究。因此,為了檢驗上述實證結(jié)果是否具有穩(wěn)健性,本文采用替換被解釋變量、固定效應(yīng)模型和滯后一期回歸的方法進行穩(wěn)健性檢驗,如表6所示。

(一)替換被解釋變量

本文的實證分析用盈余激進度衡量企業(yè)盈余質(zhì)量,驗證了董事會非正式層級能夠顯著抑制企業(yè)的盈余激進度,進而提高企業(yè)盈余質(zhì)量。為進一步驗證上述結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采用盈余平滑度作為盈余質(zhì)量的替代指標(biāo)。表6第1列回歸結(jié)果顯示,替換被解釋變量后,董事會非正式層級與盈余平滑呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,即董事會非正式層級能夠抑制企業(yè)的盈余平滑行為,進而提高企業(yè)的盈余質(zhì)量,與上文回歸結(jié)果保持一致。

(二)固定效應(yīng)模型

為了檢驗遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題,本文采用固定效應(yīng)模型對上述結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗。由表6第2列可知,董事會非正式層級的回歸系數(shù)為-0.015*,表明董事會非正式層級能夠抑制企業(yè)的盈余激進行為,進而提高企業(yè)的盈余質(zhì)量。與上文回歸結(jié)果一致,說明在考慮了內(nèi)生性問題后,結(jié)果仍具有穩(wěn)健性。

(三)滯后一期回歸

董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響很可能在當(dāng)期不會完全體現(xiàn),故本文采用滯后一期的回歸方法對結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗。表6第4列顯示,進行滯后一期回歸后,董事會非正式層級與盈余激進度負(fù)相關(guān),即與盈余質(zhì)量正相關(guān),并在 1%的顯著水平上顯著相關(guān),進一步驗證了上文的結(jié)論。

表6 穩(wěn)健性檢驗

六、研究結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

本文以我國2010—2019年滬深A(yù)股上市公司為研究對象,考察董事會非正式層級對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響,并驗證董事會規(guī)模與董事會會議次數(shù)對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，董事會非正式層級能夠顯著抑制企業(yè)的盈余激進行為,提高企業(yè)的盈余質(zhì)量;董事會會議次數(shù)和董事會規(guī)模均能夠強化董事會非正式層級對盈余質(zhì)量的正向影響。進一步研究發(fā)現(xiàn),相對于非國有企業(yè),在國有企業(yè)中董事會非正式層級對盈余質(zhì)量的促進作用更加顯著;區(qū)分企業(yè)過去業(yè)績的好壞后發(fā)現(xiàn),相對于業(yè)績壓力較小的企業(yè),在業(yè)績壓力較大的企業(yè)中董事會非正式層級對盈余質(zhì)量的作用效果更顯著。

(二)啟示

董事會非正式層級是指董事成員個體之間社會資本差異而自發(fā)形成一種特定的等級秩序,能夠彌補正式層級結(jié)構(gòu)的不足,從而進一步完善公司的治理機制。因此,企業(yè)應(yīng)重視董事會非正式層級在公司治理機制中發(fā)揮的作用,并且在聘用董事會成員時,應(yīng)盡可能選用和其他成員存在一定資本差異的董事,從而促使董事會非正式層級的形成并發(fā)揮作用。