《现代财经-早读早分享》2024年11月21日周四（第3191期）

今天是2024年11月21日，星期四，农历十月二十一，美好的一天从阅读《现代财经-早读早分享

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一、早读分享

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话题关注：乡村振兴背景下“产—学—研”协同的农村人才培养路径探究

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话题关注：产业聚集、科技创新政策协同与区域经济发展韧性

董事会非正式层级结构对企业盈余平滑策略选择的影响:规范促进还是管控抑制

导读

一、引言

就理想状态与合乎规则的角度而言,企业管理层对外披露盈余信息时应遵循“如实反映”原则而非“自利操纵”动机。但在现实中,由于企业的营运过程时刻都在面临各类不确定性,所以管理层若严格按照以上“如实反映”原则对外披露盈余信息,则很有可能出现较大的盈余波动 [1] 。这样一来,即便企业盈余于长期仍呈现出上升趋势,那些短期内的盈余波动依然会向资本市场传递出企业业绩不稳定甚至下滑的消极讯号,从而致使股价出现震荡乃至下跌现象 [2] 。由此可见,在一定时间范围内,相比于所谓“如实反映”的盈余波动,趋势更为平稳的盈余信息往往更能够传递积极讯号,而这也就为管理层进行“削峰填谷”式的盈余平滑创造了条件 [3] 。

与此同时,基于原则导向的会计准则体系亦赋予了管理层可借助主观判断下的自由裁量权进行盈余平滑的空间 [4] 。与盈余管理不同的是,盈余平滑主要是管理层有目的地利用上述裁量权人为减少企业多个会计期间盈余波动的行为,所以其披露过程便更偏重跨期性与策略性。而随之出现的,便是对于盈余平滑的两种属性完全不同的观点,即有效信息属性与机会主义属性 [5] 。其中,对于前者的评价大多持积极观点,这主要是因为有效信息盈余平滑不仅能够在一定程度上简化信息使用者对于企业经营状况的复杂性感观,并且还在一定范围内传递了具有增量价值的信息,进而提升信息含量;与之截然相反的是,对于后者的评价则几乎全部持消极与批判态度,该观点认为盈余平滑不但在会计计量上违背配比原则 [6] ,致使信息质量下降,并且还充斥着管理层的自利行为与误导动机,因而有损于企业长期价值 [7] 。另外,还有观点指出尽管上述两种盈余平滑属性不同,但二者的形成根源却又都来自管理层迫于“棘轮效应”而倾向于对外披露相对更平稳与持续的盈余信息 [8] 。因此,如何识别盈余平滑属性,以及如何对管理层进行盈余平滑的动机予以治理,进而使有效信息盈余平滑得以规范且机会主义盈余平滑受到管控,就显得尤为重要。

董事会作为公司治理的核心不仅要参与重大决策,还要作为纽带在投资者与管理层之间构筑起符合企业长远利益的连结关系。因此,董事会职能的发挥及评价就不仅需要看其能否有效提升治理水平,更需要分析其应当通过何种渠道来协调代理机制,进而降低管理层与投资者之间的信息壁垒 [9] 。就以往研究来看,多数文献已就董事会不同特征(如异质性,独立性等)探究了其对于管理层披露信息所发挥的治理作用,但上述特征大多仍属于正式层级范畴,因而未能深入阐释不同企业董事会在决策与监督上的差异,并且也难以展现同一企业董事会成员在决策与监督过程中的协调过程。毕竟,董事会并非“一潭死水”,其成员构成尽管在一定时期内变化不大,但上述成员之间却又时刻会受到一股“隐性力量”的支配,进而形成错综复杂的互动关系 [10,11] 。不仅如此,我国“人情世故”与“权威崇拜”的社会属性亦会使得这一“隐性”力量可能在某些情形下被放大 [10] 。所以,应当如何利用这一力量更好地为董事会行使职权发挥积极作用就显得很有必要。

从现有相关研究来看,董事会成员之间因隐性力量而形成的非正式层级关系不仅能够对企业的决策方式与效率产生积极影响 [11,12] ,还可以在一定条件下更好地促进企业技术创新实践、经营战略方式调整 [13] 并形成预防机制,以应对潜在风险 [14] 。由此可见,尽管关于董事会非正式层级积极作用的探索正朝着多元化展开,但是董事会非正式层级究竟如何影响管理层披露盈余信息及其中的作用路径依然有待进一步探讨。鉴于此,本文选取2010至2021年A股非金融上市公司数据,从盈余平滑的视角分析了董事会非正式层级所发挥的积极治理作用。与现有相关文献相比,本文不仅将对管理层披露盈余信息行为的探讨拓展至多个会计期间,而且还对盈余平滑的不同属性进行了分解,另外,本文又进一步探析了董事会非正式层级对每种属性盈余平滑的影响机制。因此,本文可以看作是上述研究在管理层盈余信息披露治理层面的延续与补充。

经过研究,本文发现:更为清晰的董事会非正式层级能够对管理层进行机会主义盈余平滑发挥抑制作用,但与此同时,更为清晰的董事会非正式层级却未能规范并促进管理层进行有效信息盈余平滑。进一步对作用路径进行探索后,本文还发现董事会非正式层级对机会主义盈余平滑抑制作用的发挥可通过缓解短视倾向、促使主动披露及兼顾多方权益等一系列协调代理机制得以实现。不仅如此,来自企业正式层级、董事会特质、信息环境及外部监督等方面的一系列因素亦会对上述抑制作用产生异质性影响。而在缓解内生性方面,本文则通过构建工具变量,用PSM及Heckman两阶段测试等一系列手段进行了检验,结果表明以上结论依然具有稳健性。

本文可能的边际贡献在于:第一,探讨了董事会非正式层级对管理层进行盈余平滑的影响,既丰富了对董事会非正式层级积极治理作用的探讨,同时也丰富了针对盈余平滑在公司治理影响因素方面的研究;第二,对盈余平滑按照不同属性予以分解,并将董事会非正式层级对分解后不同属性盈余平滑的影响及作用机理贯彻始终,尝试在融合相关理论的基础上,以协调董事会与管理层代理关系为切入点深入挖掘可能的作用路径,以求打开董事会非正式层级与管理层进行盈余平滑之间关系的“黑箱”;第三,进一步从企业正式层级、董事会特质、信息环境及外部监督等异质性层面探讨了董事会非正式层级对盈余平滑的差异化表现。

二、文献综述、理论分析与研究假设

(一)文献综述

1.关于董事会非正式层级的研究

根据《公司法》相关规定可知,董事会成员之间不仅没有上下级关系之分,在对相关议题表决时亦遵循等权原则。但在实际中,董事会成员不仅会在企业中担任不同正式层级下的职务,并且不同成员所拥有的各类专业背景、社会资源及个人威信等也存在较大差异 [15,16] 。这样一来,专业能力突出、社会资源广泛且个人影响力出众的董事便更容易获得其他董事的尊重与服从,而由此地位差别所形成的独立于正式层级之外的“隐性秩序”便是董事会非正式层级 [10] 。从本质上讲,它是由于董事会各个成员的个人能力及社会影响力不同而形成的非正式结构,且该结构不仅会对董事会成员之间的互动行为产生影响,亦会对公司治理决策起到不可忽视的作用 [13] ,因此该领域的研究对于揭示董事会治理效应的中间路径具有重要意义 [10] 。

现有相关文献普遍把对董事会非正式层级影响的关注重点集中在企业经营活动与治理机制上,这些研究发现:更加清晰的董事会非正式层级结构能够提升企业整体的经营与财务绩效 [15,17] 及长期并购绩效 [18] ;同时亦有利于企业选择更加符合自身发展需要的战略模式 [13,17] 、资源配置方式 [19] 及资本结构 [20] ;不仅如此,更加清晰的董事会非正式层级结构能够促进企业的创新意愿并提升企业的创新水平与创新效率 [21] ;另外还能够为企业减少违约行为与降低债务成本发挥积极作用 [14] 。与此同时,也有一些研究提出了更加清晰的董事会非正式层级在企业投资行为 [22-23] 方面会产生一定消极影响的观点 [10] ,并指出上述消极影响可能由快速决策中个体权威的强化与程序理性的削弱所导致。但从总体上看,绝大多数研究都肯定了更为清晰的董事会非正式层级能够在企业治理中发挥积极作用。

2.关于盈余平滑的研究

由于管理层比投资者更了解企业真实情况,进而通常能够在年报盈余信息披露中掌握主导权 [24] ,并且亦更容易把握将盈余信息对外披露之后所收到的来自资本市场的反馈 [2] 。因此相较于若干期间内较大的盈余波动可能会对外传递企业正面临较大不确定性风险的信号 [7] ,平稳且持续的盈余信息往往更能够增强资本市场对于企业的信心 [2] ,同时这也有助于企业吸引成本更低的资本投入 [25] ,这一观点主要反映了盈余平滑的有效信息属性 [1] 。但与此同时,亦有学者指出原则导向下会计准则及相关制度所赋予管理层在处理盈余信息中的自由裁量权 [26] 及薪酬契约安排 [8] 都会使得管理层有动机与能力通过平滑盈余达到自利目的,而这一观点则主要反映了盈余平滑的机会主义属性 [1] 。遂结合以上论述,本文将对现有关于盈余平滑的研究按不同类型进行梳理如下。

首先,就属性评价而言,支持有效信息观的研究认为盈余平滑不仅传递了管理层传递内部信息、促进契约执行及提升企业价值的信号 [4] ,同时还能够为企业创新活动创造有利条件 [3,25] 并获得资本市场的积极反馈 [2,7,27-28] ,因此在该观点之下,盈余平滑可被视为一种年报信息披露策略与提升使用者信心的措施;而支持机会主义观的研究则认为盈余平滑不仅违背了会计信息质量特征要求 [29] ,同时亦不符合契约有用性原则 [26] ,因此在该观点之下,盈余平滑不仅不是年报信息披露策略,反而还极易沦为管理者的自利工具与生成误导信息的诱因。其次,就影响因素而言,不同属性盈余平滑的影响因素通常受到管理者晋升路径、薪酬安排及激励方式 [8,26,30] 等契约机制及部分来自利益相关方的监督机制 [25,27] 的影响。最后,就经济后果而言,现有关于不同属性盈余平滑经济后果的研究主要围绕企业本身的组织与创新行为 [4,25] 及来自资本市场上债权人及广大中小投资者的外部反馈 [2,7,28,31-33] 展开,尽管这些研究视角差异较大,但大部分都证实了有效信息盈余平滑与机会主义盈余平滑的并立性与竞争性。

3.文献述评

经过文献梳理可见:一方面,在我国社会属性的故事场景下,更加清晰的董事会非正式层级能够同企业正式层级一样发挥其特有的积极治理效应,并且上述积极治理效应也源自对管理层行为的约束 [14-15] ;另一方面,与盈余平滑相关的文献也证实了有效信息属性与机会主义属性的并立与竞争,其背后所体现的,则正是资本市场对不同属性盈余平滑的扬弃 [34] 。因此,若希望采取措施规范有效信息盈余平滑的同时抑制机会主义盈余平滑,就必然要从包括董事会在内的公司治理机制中寻求解决方法 [10] 。另外需要指出的是,尽管当前已有个别研究开始关注董事会非正式层级对于盈余管理的影响,但这些研究仍未能深入剖析盈余信息的不同属性,并且亦未能通过对其中影响路径的探讨来部分呈现董事会这一“黑箱”发挥积极治理效应的原理。遂本文将从董事会非正式层级这一隐性治理机制的积极作用入手,深入探讨其对于不同属性盈余平滑的影响及其中的作用路径,进而为探讨董事会发挥治理职能的多样性提供理论与经验证据支持。

(二)理论分析与研究假设

董事会作为公司治理的核心机构,其设立本质与企业一样具有组织性与目的性 [35] ,尤其是对于上市公司而言,董事会的规模不仅相比于一般有限责任公司及股份有限公司会更大,且《公司法》对于独立董事的人数及专业技术背景亦有所要求 [13] 。因此在上市公司中,董事会成员的专业技术背景及社会影响力差异便会使得整个董事会在最终行使各项职权及发挥治理效应上不可避免地受到上述成员间相互关系的影响 [14] 。首先,根据行为管理理论,现代企业成员的“社会人”属性在诸多方面已经超越了“经济人”属性,尤其是对于董事会这一带有“富人俱乐部”特点的组织而言,其效率便会更多地取决于成员间的互动模式及关系融洽程度 [10] 。与此同时,包括董事会在内的各成员之间还会长期存在由非正式组织所主导的人际关系网络 [14] ,这些因素在董事会非正式层级的形成方面均起到了关键作用;其次,根据社会资本理论,组织成员通过上述“社会人”属性不仅更容易构建有利于自身的人际环境与关系网络,亦能够更为便利地获取相关信息与资源 [12] ,进而不断积累社会资本。由此一来,尽管董事会成员之间原本并不存在正式层级,但拥有社会资本的不同依然会使得上述成员在无形中形成具有隐性秩序的非正式层级 [10,13] 。最后,根据契约关系理论,组织运作效率往往是组织契约关系有效性的直接体现,这也就意味着当各成员之间的相互信任水平更高且共同合作意愿更强时,董事会的运作效率便会更高。由现有研究 [15,17,21] 可知,更为清晰的非正式层级不仅有助于促进董事会成员之间缓解矛盾从而降低内耗,同时亦有助于促进董事会加强团结以更为快速且高效地解决企业面临的各类问题。加之中国文化本身所具有的高权力距离的集体主义属性,就更加能够凸显出董事会非正式层级在跳脱传统科层结构、简化整体决策程序及有效发挥治理效应方面的积极作用。

盈余平滑作为管理层披露信息时的主观选择,不论属性与动机如何,其根源都来自两权分离下的委托代理问题。在有效信息观下,盈余平滑被看作是管理层传递有用信号的手段,其支持者认为年报信息使用者对于盈余的关注重点在于连续期间内是否符合预期发展的趋势而非追求真实基于数字的业绩信息;而在机会主义观下,盈余平滑则被其支持者看作是管理层利用自由裁量权在自利动机驱使下造成的信息混乱 [25] 。所以要想使董事会非正式层级在规范并促进有效信息盈余平滑的同时能够对机会主义盈余平滑发挥抑制效应,就必然要重视协调作为公司治理机构的董事会与作为盈余平滑实施者的管理层之间的代理机制。因此退一步来讲,即便有效信息盈余平滑可以在权衡各利益相关者当中发挥一定的积极作用,但是考虑到代理问题始终存在,以及盈余平滑行为本身专业性与隐蔽性所带来的信息壁垒等问题,都会使得企业某些利益相关者的权益时刻面临被忽视与被侵占的风险 [2] 。所以不论基于何种解释,协调代理机制都是董事会发挥职能对管理层披露信息进行约束的关键所在。故基于以上分析,本文将通过缓解短视倾向、促使主动披露及兼顾多方权益等一系列协调代理机制的作用路径来探析董事会非正式层级对于不同属性盈余平滑的影响机理。

其一,缓解短视倾向。正如先前讨论,现有研究对于盈余平滑不同属性支持观点的重要分歧之一即在于其究竟是一种管理层基于企业长期发展战略的信息策略抑或是管理层扭曲事实进而干扰信息披露的机会主义行为 [1] ,而这其中所体现出的就是管理者的动机倾向。毕竟,企业契约有效与否的关键因素之一便是两权分离下股东与管理层的利益诉求是否趋于一致。因此,当董事会非正式层级更为清晰时,其成员在相互之间也就更容易在企业长远发展利益的基础上达成一致,进而对管理层展开有效的代理机制协调工作,通过约束及监督等治理手段缓解管理层的短视主义倾向,减少后者的机会主义动机。最终为实现规范并促进有效信息盈余平滑的同时抑制机会主义盈余平滑创造可行条件。

其二,促使主动披露。盈余信息往往具有较强的时效价值,因此若要发挥有效信息盈余平滑的预期积极效应,管理层就必须尽早将盈余信息传递给使用者,同理,若要抑制机会主义盈余平滑所带来的消极影响,要求管理层以业绩预告的形式提前披露部分盈余信息亦不失为一项可行措施。毕竟,业绩预告的设立不仅只是希望管理层对正式披露打好“预防针”,进而缓解信息不对称 [36] ;更是监管部门规范企业信息披露行为所采取的一种“端口前移”式管控措施,其初衷亦与有效信息盈余平滑相容 [3] 。尽管我国当前为了鼓励企业主动发布业绩预告实行自愿与强制相结合的披露模式而非强制披露的制度,且管理层在业绩预告中依然享有较大自由裁量权,但为了增加盈余信息有用性并避免后续出现“变脸”事件,管理层依然会因受到约束从而在盈余平滑中减少机会主义属性。不仅如此,公司治理机制相对良好时,管理层亦有更大的概率会选择主动发布业绩预告 [36] 。换言之,非正式层级越清晰,董事会就越能够发挥出相对高效的治理作用,通过促使管理层更加主动地发布业绩预告就相关经营情况做出事先说明,在一定程度上实现规范并促进有效信息盈余平滑的同时抑制机会主义盈余平滑。

其三,兼顾多方权益。考虑到盈余平滑的背后是多方利益的博弈,因此只有在协调过程中权衡多方利益,才可能使得盈余平滑更多地展现其有效信息属性以符合其追求盈余信息兼具“平稳性”与“持续性”特征的初衷,同时不致使盈余平滑更多地展现其机会主义属性而沦为管理层利用信息壁垒单方面谋取自身利益的工具,进而致使其他利益相关方权益受损。所以当董事会非正式层级更为清晰时,更具专业能力的成员便能够拥有更大的话语权来促成多方利益群体之间的合作秩序 [37] ,以保障契约履行的有效性。该举措不仅有利于提升有效信息盈余平滑作为信息策略的价值,同时亦有利于对管理层进行约束,避免后者将盈余平滑当作少数管理层人员行使机会主义的自利工具 [1] 。遂综合以上分析,本文提出如下假设。

H1a 更为清晰的董事会非正式层级能够规范并促进有效信息盈余平滑。

H1b 更为清晰的董事会非正式层级能够管控并抑制机会主义盈余平滑。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文利用Wind及CSMAR等数据库资源,选取2010—2021年沪深两市A股上市企业数据为样本。在对原始数据进行筛选时,本文剔除了ST、*ST、金融保险类及关键变量数据缺失等样本,最终共得到4 643家上市公司的21 261个年度观测值。在数据处理中,文本通过Python3.8.3和Stata15.0等工具软件进行操作。另外,为避免样本数据中极端数值对实证研究结果所产生的不利影响,本文又对各连续变量在1%及99%分位数两侧进行了缩尾处理,并在回归过程中进行了稳健标准误调整。

(二)变量测度

1．被解释变量:盈余平滑及其不同属性分解

借鉴现有研究 [8,25] ,本文首先通过式(1)计算了经过量纲归一化的企业经营现金流量 OCF 与会计盈余 NP 波动程度的比值,将其作为盈余平滑的测度变量,记为 ES ,该值越大说明企业盈余平滑程度越高。然后,再参考相关研究方法 [2,38] ,通过式(2)将 ES 进行分解。其中,控制变量 AvgS 、 AvgL 、 AvgB 、 AvgO 、 AvgG 、 AvgP 和 AvgC 分别为企业过去5年内资产规模、负债比率、账面市值比、应收账款及存货周转、销售增长率、固定资产份额与经营现金流量的平均值, SdS 表示销售收入的滚动标准差,以及 PerL 表示亏损年份所占比例。同时,该模型还对年份效应及行业差异加以控制。最终,通过式(2)模型回归后所得到的预测值即为有效信息盈余平滑,记为 ESI ,而通过回归得到的残差则为机会主义盈余平滑,记为 ESO 。之所以采用上述方法将盈余平滑按不同属性进行分解,是因为若盈余平滑本身能够符合企业日常经营活动的预期,就表明该部分具备有效信息属性,否则即具备机会主义属性,且近年来相关研究均证实了该方法分解盈余平滑属性的信度与效度 [1] 。

ES t = Sd ( OCF t /TA t -1 ) /Sd ( NP t /TA t -1 )

(1)

ES t = β 1 AvgS t + β 2 AvgL t + β 3 AvgB t + β 4 AvgO t + β 5 AvgG t + β 6 AvgP t + β 7 AvgC t + β 8 SdS t + β 9 PerL t + ΣYear + ΣInd + ε t

(2)

2．解释变量:董事会非正式层级

从前文概念界定可知,由于董事会非正式层级背后所反映的是董事会成员在专业背景、社会资源及个人威信等方面的地位差异,所以从理论上讲,董事会非正式层级的相对最佳测算方法便是通过问卷调查的形式获取相关数据 [16] 。但这一方法最明显的缺点即在于需要得到样本企业每一位董事会成员的回复,故而成本较高且难以进行大样本研究,遂可行性较差 [21] 。于是,为了能够将对董事会非正式层级的测算应用于大样本研究,现有文献的做法通常是利用Gini系数的原理进行测算 [11] 。该方法的原理在于当认定董事会成员在外兼职任董事的数量越多,所能够接触到的资源就会越多,其影响力与个人威信就会越大,进而在董事会中便会更加受到其他成员尊重,相对地位也就越高。尽管该方法难以达到通过问卷调查法所获取信息的准确性水平,但却能够广泛应用于大样本企业研究 [14] 。因此,在综合考量与权衡准确性及可行性的基础上,本文参考现有主要研究 [20] ,以基于Gini系数测算的方法来衡量董事会非正式层级,计算公式见式(3)-(4)

YScore = S + B F + B O + B A + P FA + P OL

(3)

BIH =2 cov ( YScore , Rank YScore ) /BNum × Mean YScore

(4)

其中, YScore 为每位董事会成员在外兼职任董事的数量加上专业背景与任职情况评分之和。 S 为每位董事会成员在外兼职任董事的企业数量; B F 、 B O 、 B A 、 P FA 及 P OL 则分别表示每位董事会成员是否具有金融背景、海外背景、学术背景、是否担任CFO或总会计师等财务负责人以及是否任董事长或总经理,若是则取1,否则取0; Rank YScore 为董事会每位成员的上述评分之和在董事会中的排序; Mean YScore 为 YScore 的均值; BNum 则为董事会成员的数量(亦可称董事会规模)。通过式(4)的Gini系数计算,本文最终得到的 BIH 值即为董事会非正式层级的清晰程度,该值介于0至1区间,其值越大,说明董事会成员之间在专业背景、社会资源及个人威信等方面的地位差异越大,进而非正式层级结构越清晰。

3．控制变量

本文选取的控制变量包括企业规模等10项,另外还对年份及行业进行了控制,详见表1。其中,对总资产取对数的方法控制了企业规模对董事会非正式层级和盈余平滑的影响;负债比率、净资产收益率、营收增长率、固定资产比重及账面市值比等财务指标控制了企业的财务健康状况、盈利能力与稳定性;董事长与总经理持股比例、高管薪酬、独立董事占比及股权制衡度则涉及公司治理方面的因素,它们既反映了企业的所有权结构,同时也控制了能够对企业决策和治理产生影响的重要因素。上述控制变量涵盖了企业财务及公司治理等诸多方面,有助于更好地分析董事会非正式层级对盈余平滑的影响。

表1 控制变量定义

(三)模型构建

为检验假设H1a及H1b,本文通过式(5)设定回归模型,估计参数 β 1 符号及其显著性程度则为关注重点,若 β 1 显著为正(负),即表明更为清晰的董事会非正式层级结构对于有效信息(机会主义)盈余平滑存在促进(抑制)作用。

ESI i , t ( ESO i , t )= β 0 + β 1 BIH i , t + Controls i , t + ΣYear + ΣInd + ε i , t

(5)

四、实证检验结果

(一)主要变量描述性统计

表2列示了本文主要变量的描述性统计结果。从被解释变量来看, ESI 及 ESO 的均值较为接近,分别为3.125与3.358,但二者的标准差则相对较大,分别为2.973与4.485,这也意味着不同企业间的盈余平滑存在差异,尤其是机会主义盈余平滑差异较大;从解释变量来看, BIH 的极小值0与极大值0.417之间的跨度较为明显,说明董事会非正式层级的清晰程度在不同上市公司间亦存在较大差异,该结果与现有研究基本一致;从各控制变量来看,描述性统计结果与已有研究较为相似,故不再赘述。此外,本文还对解释变量与各控制变量进行了VIF检验,从结果来看,各变量VIF的最大值为2.26(小于10),均值为1.30(小于3),说明它们之间几乎不存在共线性问题。另从单变量检验结果可知:无论是T检验抑或是Wilcoxon秩和检验, ESO 的均值与中位数均在 BIH 大于其所在行业及年度均值或中位数的子样本中更低,且相关统计量皆达到了5%及以上显著水平,即机会主义盈余平滑程度在董事会非正式层级结构更为清晰的企业中更低,相反, ESI 的均值与中位数却未因 BIH 是否大于其所在行业及年度均值或中位数而存在显著差异,该结果初步验证了假设H1b的推断。考虑到单变量分析本身并未涉及其他因素的影响及变化趋势,因此便需要通过回归分析来予以进一步验证。

表2 主要变量描述性统计

(二)基准回归

基准回归结果列示于表3,其中,列(1)-(2)仅对年度及行业进行了控制;而列(3)-(4)则进一步加入了其他控制变量。从结果上看: ESO 与 BIH 的系数均为负,且在1%水平上显著,而 ESI 与 BIH 的系数则在统计上不具有显著性。说明更为清晰的董事会非正式层级能够对管理层进行机会主义盈余平滑发挥管控与抑制作用,但与此同时,该结果也表明更为清晰的董事会非正式层级并不能规范并促进管理层进行有效信息盈余平滑。究其原因,可能在于即便是有效信息盈余平滑,其本质也是管理层对真实盈余信息的主观操纵,进而在一定范围内与“如实反映”的首要信息质量特征存在偏离,所以也就难以就此检验董事会非正式层级所发挥的积极治理作用。以上结果与单变量分析一致,再次印证了假设H1b。

表3 基准回归

注：***、**、*分别表示在1%、5%及10%的水平上显著,括号内为t值。下同。

(三)稳健性检验

为了缓解各类内生性问题并强化基准回归检验结果的稳健性,本文采取如下措施。

1．缓解变量遗漏问题:使用工具变量

本文分别选取 BIHiv 1与 BIHiv 2作为董事会非正式层级的工具变量。其中 BIHiv 1的构造依据源自宗族文化概念的衍生,即参考相关研究 [39] ,通过以上海古籍出版社图书《中国家谱总目》中所记载的各地自明朝至1990年间每百万人口拥有家谱或族谱数的自然对数为基础,然后再与企业主要经营活动所在城市进行匹配。这是因为:首先,尽管董事会成员之间通常并非宗族关系,但在正式契约下,共同的工作环境依然能够使得上述成员之间在潜移默化中形成非正式关系的网络,而这种关系网络与受宗族文化影响之下人与人之间形成的信任边界亦存在同源性。故而在信任边界内,同一组织的成员便更容易达成一致意见与合作关系。其次,宗族文化与董事会非正式层级均属于非正式制度条件之下的人际关系,加之受到中国传统文化“长幼尊卑”观念与集体主义精神的影响,其所提倡的“归属认同”与“长幼有序”思想亦与董事会非正式层级所体现出的“尊重权威”与“地位崇拜”观点相吻合。不仅如此,现有研究还发现宗族文化及其衍生理念还有助于提升特定组织内成员之间的信息沟通水平与资源利用效率,进而缓解信息不对称并降低代理成本 [39] ,因此该结论便与更为清晰的董事会非正式层级有助于共享信息、获取资源进而减少代理成本具有逻辑一致性。 BIHiv 2的构造则采用了企业主要经营活动所在省份每年设立洪涝地质灾害防治项目数的自然对数。这是因为,当某地区洪涝地质灾害防治项目较多时,即表明该地区出现洪涝地质灾害的频率更高,加之上述灾害本身还具有突发性及危险性等特点,所以就需要相关负责单位之间在最短时间内迅速决策、达成一致意见并相互配合以应对紧急情况,而这也离不开果断强势且拥有权威的领导者以及各部门之间基于非科层关系的合作效率。因此该结论与更为清晰的董事会非正式层级有助于强化合作意愿并提升决策效率具有逻辑一致性。此外, BIHiv 1与 BIHiv 2在测度上均基于区域宏观数据并且与该地区上市公司的经营活动无较为直接的关系,故具备较好的外生性条件。

在检验中,本文将 BIHiv 1与 BIHiv 2同时针对 BIH 进行了2SLS检验,结果见表4列(1)-(3)。从中可见:在第一阶段中,解释变量与各工具变量的回归系数均取值为正,且在1%水平上显著;而在引入工具变量后2SLS第二阶段中, ESI 及 ESO 与 BIH 的回归系数取值及显著性水平依然同基准回归一致。另外,针对 ESO 的过度识别检验统计量Hansen J的p值亦大于0.1。这说明本文在各工具变量的选取方面不弱且相互之间不存在共线性问题,因此在缓解内生性的同时再次强化并支持了基准回归的结果。

表4 稳健性检验Ⅰ

2．缓解因可观测因素造成的样本的自选择问题:采用倾向得分匹配(PSM)

本文首先通过Logit模型将变量 BIH 分别依据行业年度均值及中位数进行分组,并在此基础上计算出倾向得分;然后再以全部控制变量构成协变量组采用1比1邻近匹配的方法进行匹配。匹配后,各协变量的标准化差异均小于10%,显著降低了上述样本的原生差异,并且 ESO 的平均处理效应T值仍然取值为负,并达到5%及以上显著性水平,而 ESI 的平均处理效应T值则未达到显著水平,进一步验证了假设H1b。

3．缓解因不可观测因素造成的样本的自选择问题:使用Heckman两阶段检验

参考相关研究 [18] ,本文设置二元虚拟变量 DBIH 作为第一阶段的被解释变量,当 BIH 为0时,说明董事会成员间未形成明显的非正式层级,此时 DBIH 取值为0;而当 BIH 不为0时,则说明董事会成员间已经形成明显的非正式层级,此时 DBIH 取值为1。其次,在协变量引入方面,本文亦借鉴相关研究,将董事会规模 BNum 作为第一阶段的解释变量,这是因为当成员人数越多时,董事会就越有可能形成相对清晰的非正式层级结构 [18] 。在此基础上,再通过Probit模型对 DBIH 取值为1的概率进行了预测,并同时基于各控制变量计算得出了各自的Mills反比率( IMR )。从表4列(4)第一阶段的结果来看, DBIH 与 BNum 的系数取值为正,并在1%水平上显著,这表明董事会规模越大,形成非正式层级的可能性越高,说明该阶段变量选取较为合理;而从表4列(5)-(6)列第二阶段结果来看,加入 IMR 以后, ESI 及 ESO 与 BIH 的回归系数取值及显著性水平依然同基准回归一致。此外, IMR 与 BIH 的回归系数也未达到显著性水平,从而进一步排除了选择偏误问题,再次验证了假设H1b。

4．缓解因果识别问题:后置一期检验

即将被解释变量进行后置一期以缓解由反向因果导致的内生性问题。经检验,结果与基准回归一致,详见表4列(7)-(8)。

5．缓解测量偏误问题:替换解释变量

首先,考虑到独立董事身份的特殊性,本文将独立董事进行剔除后重新利用式(3)-(4)测算后得到变量 BIHr 1;其次,考虑到不同年度及不同行业间企业的董事会非正式层级清晰度存在差异,因此为了缓解解释变量差异对研究结果造成的潜在不利影响,本文对解释变量 BIH 进行了行业及年度调整,即计算每个企业 BIH 值与其所在行业及年度均值之比,记为 BHIr 2;最后,再将 BIHr 1与 BHIr 2代入基准回归模型重新检验,结果与基准回归一致,详见表4列(9)-(12)。

6．缓解测量偏误问题:替换被解释变量

结合现有文献,本文分别采用改变测度方式与滚动周期的方法来对被解释变量进行替换:其中,改变测度方式是指参考相关研究 [8] ,首先利用式(6)以最近五年应计项变动额 ΔAcc 与经营活动现金流量变动额Δ OCF 的滚动相关系数重新计算盈余平滑,记为 ESr 1。再将 ESr 1重新代入式(2)进行属性分解,最终得到 ESIr 1及 ESOr 1。而改变滚动周期则是指借鉴现有研究 [3-4] ,将最近五年的滚动周期改为三年重新计算盈余平滑并分解为不同属性,分别记为 ESIr 2和 ESOr 2。

(6)

在以上替换变量构造的基础上,本文将各替换变量代入基准回归模型进行了稳健性检验,结果与基准回归一致,详见表5列(1)-(4)。

表5 稳健性检验Ⅱ

7.其他稳健性检验

为检验基准回归的结果是否由异常值所引起,本文通过中位数回归进行了全样本数据极端敏感性测试,检验结果见表5列(5)-(6);为进一步克服自相关及异方差问题对基准回归结果的影响,本文于企业及年度层面上对标准误做了双向聚类调整,检验结果见表5列(7)-(8);为检验基准回归的结果是否具有行业普适性,本文通过筛选制造业企业样本重新进行了检验,结果见表5列(9)-(10);为排除基准回归的结果可能受到企业生命周期及样本存续的不利影响,本文通过构建平衡面板进行检验,结果见表5列(11)-(12)。从结果不难看出,经过以上检验,基准回归印证假设H1b的结论依然不变。

五、影响机制检验

(一)作用路径探讨

基准回归验证了更为清晰的董事会非正式层级结构有助于抑制管理层进行机会主义盈余平滑,抑制效应可能通过缓解短视倾向、促使主动披露及兼顾多方权益等协调代理机制的作用路径发挥作用。本文将分别就各协调代理机制的作用路径展开董事会非正式层级对不同属性盈余平滑影响的探讨。

1．缓解短视倾向

根据推论,更为清晰的董事会非正式层级可以促使其成员在企业生存发展及长远利益上达成一致意见,进而通过减少管理层的短视主义行为来抑制其进行机会主义盈余平滑。因此,本文借鉴相关研究 [40] ,先确定企业年度总结报告中与“短视主义”相关的直接及间接种子词集,再通过机器学习算法Word 2 Vec中的CBOW模型对语料进行训练以保证客观性,最后再基于词典法将“短视主义”词频数在年度总结报告总词频数中的占比作为中介变量,记为 M 1。该值越大表明管理层的短视倾向越明显。

2．促使主动披露

根据推论,更为清晰的非正式层级能够使董事会发挥更加高效的治理效应,进而通过敦促管理层主动发布业绩预告来抑制其在后续正式披露时进行机会主义盈余平滑 [14] 。因此本文将管理层当年是否主动发布业绩预告作为中介变量,记为 M 2。若管理层主动发布业绩预告, M 2取1,否则取0。

3．兼顾多方权益

根据推论,更为清晰的董事会非正式层级能够使具备专业能力的成员掌握更大的话语权以权衡多方利益诉求,并借此促成多方利益群体之间的合作秩序,以保障企业各项契约的履行,进而抑制管理层作为单方利益群体出于自利而进行机会主义盈余平滑。因此本文通过和讯网企业社会责任评级分项数据库中企业在股东、员工、债权人、供应商、销售商及顾客等各主要利益相关者评分之和占社会责任总评分比例作为中介变量,记为 M 3。该值越大表明企业对于各利益相关方权益诉求的兼顾程度越高。

基于上述变量构造,本文通过中介效应模型进行机制检验。首先,从表6列(1)-(3)可见:更为清晰的董事会非正式层级能够缓解管理层的短视主义倾向,并通过该路径抑制机会主义盈余平滑,同时该结果也证实了管理层短视倾向会导致机会主义盈余平滑;其次,从表6列(4)-(6)可见:更为清晰的董事会非正式层级能够对管理层主动发布业绩预告发挥促进作用(利用Probit模型估算),并通过该路径抑制机会主义盈余平滑,同时该结果也证实了管理层主动发布业绩预告能够压缩机会主义盈余平滑的空间;最后,从表6列(7)-(9)可见:更为清晰的董事会非正式层级能够促使管理层兼顾多方权益,并通过该路径抑制机会主义盈余平滑,同时该结果也证实了管理层兼顾多方权益对于机会主义盈余平滑的抑制作用。不仅如此,以上结果也进一步从作用路径上验证了更为清晰的董事会非正式层级未能有效规范并促进管理层进行有效信息盈余平滑,故而延续了对基准回归结果的支持。此外,表6列(3)、列(6)及列(9)的Sobel Z值亦均达到了显著性水平,再次强化验证了各作用路径所发挥的部分中介作用。

表6 作用机制分析:协调代理问题

(二)横截面分析

更为清晰的董事会非正式层级对于管理层进行机会主义盈余平滑所发挥抑制作用还会因其他影响因素而存在不同的效果,同理,尽管前文已经通过一系列检验证实了董事会非正式层级未能有效规范并促进管理层进行有效信息盈余平滑,但该结论仍需通过异质性检验来进一步验证。另外考虑到董事会非正式层级能否发挥积极治理作用可能会受到来自企业正式层级及董事会自身特质的影响,且盈余平滑行为不论其属性如何,均亦可能受到信息环境及外部监督等方面的影响 [2]