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CEO与审计委员会中独立董事的社会关系对财务信息质量的影响

摘 要： 在我国，CEO的社会关系是审计委员会中独立董事来源的重要影响因素，而现有文献尚未关注此种关系对审计委员会财务信息监督功能的影响。以2008-2017年我国沪深两市A股上市公司为样本，实证检验CEO与审计委员会中独立董事的社会关系对财务信息质量的影响。结果发现，CEO与审计委员会中独立董事存在社会关系显著降低了公司财务信息质量，尤其在法治水平较低的地区，或是在民营企业中，这一削弱效应更为显著。进一步分析发现，代理成本部分中介CEO与审计委员会中独立董事的社会关系对财务信息质量的影响；CEO与审计委员会召集人存在社会关系对财务信息质量的削弱效应更为显著。
关键词： 审计委员会； CEO； 社会关系； 财务信息质量
一、引言
社会关系广泛存在于中国上市公司治理的实践过程中。在中国，CEO的社会关系是独立董事来源的重要影响因素[1]，CEO倾向于任命与自己有社会关系的独立董事，且CEO权力越大该现象越明显[2]。首先，CEO有影响独立董事选聘的权力。以国有企业与家族企业为主的中国资本市场，长期存在由所有者缺位、前任总经理留任董事、二职兼任、董事提名制度等问题而导致的内部人控制，或由股权过度集中而导致的大股东控制等现象，董事会独立董事提名权(1)《公司法》规定董事会、监事会以及单独或合并持有公司已发行股份1%以上的股东有权力提名独立董事，但由于中国监事会治理效应有限以及中小股东“用脚投票”的心理，独立董事往往是由董事会进行提名。因此，审计委员会的委员主要由大股东所掌控的董事会从董事会成员中任命。实际上由CEO(大股东的代表)掌控。其次，CEO有影响独立董事选聘的动机。代理理论与霸权理论认为CEO存在自利动机并追求权力，倾向于选择与自己有关系的“友好”董事[2]，而非“对立”董事。此外，CEO有影响独立董事选聘的机会。中国上市公司审计委员会的设置是外部制度约束的结果[3]，选择与管理层存在社会关系的独立董事进入上市公司董事会未违反现有规定(2)中国现有制度规定独立董事人不应是控股股东、实际控制人及其附属企业任职的人员及其直系亲属，并且在最近12个月内有前述情形的，也不得担任独立董事。。中国资本市场监管机构要求审计委员会中独立董事人数应占其委员总数的一半以上。因此，CEO与审计委员会中独立董事存在社会关系的情形在中国上市公司审计委员会的治理实践中较为普遍。近期，便有媒体关注到我国审计委员会在履职过程中存在这种关联关系，并质疑该类审计委员会的治理效果。例如，央视“2002年度经济人物”的刘姝威，曾因揭露“蓝田事件”而声名鹊起，却在近日因任职格力电器的独立董事并担任审计委员会主任委员而备受质疑，由于其与格力电器董事长兼CEO董明珠之间存在“闺蜜”关系，其能否站在“独立”的立场监督管理者行为，受到市场广泛关注。巧合的是，在刘姝威任职格力电器时，随即发生董明珠“违规发布经营业绩”的错误，而刘姝威并未对此公开发表任何意见(3)新闻源于东方财富网2019年1月28日新闻，标题为“独立董事：最高年薪120万88人兼任5独董”。。因此CEO与审计委员会中独立董事存在社会关系可能会影响审计委员会治理效应的发挥。
财务信息监督是审计委员会的核心治理功能，中国资本市场的监管机构特别重视促进实现该功能。2018年中国证监会发布修订后的《上市公司治理准则》明确提出要强化审计委员会在上市公司治理中的作用。学术界与实务界普遍认为审计委员会的独立性及专业能力是其履职能力的组成要素。一方面，独立性强的审计委员会，能够排除管理层与大股东对其履职过程的干扰，客观地评价公司的财务信息，为外部审计提供有力支持，及时遏制管理层与大股东的机会主义行为，确保公司财务信息披露质量；另一方面，专业能力强的审计委员会，能够有效识别公司在财务信息生成过程中存在的问题，更好地规避财务信息低质量风险。以往实证研究在检验审计委员会专业能力效用方面取得的结果较为一致[4-6]，而在检验其独立性效用方面获得的结果则存在差异[6-10]。可能的原因是以往研究以独立董事在审计委员会中的人数占比代表其独立性存在问题。由于我国上市公司缺乏应用审计委员会提高财务信息质量的动机[11]，独立董事占比可能仅是针对当前监管制度在形式上的应对之策。近期有学者开始从审计委员会非独立董事成员视角讨论其独立性，发现CEO任职审计委员会显著降低了公司的盈余质量，其作用机理之一是CEO若任职审计委员会，可能导致审计委员会被CEO所控制，降低审计委员会的履职能力[12]。那么，基于社会关系的“偏好效应”假说，CEO与审计委员会中独立董事若存在社会关系可能会因此建立亲密关系，CEO也可以通过与审计委员会成员建立密切关系控制审计委员会，抑制其财务监督职能的发挥，但目前鲜有文献对此予以关注。同时，基于社会关系的“信息效应”假说，CEO与审计委员会中独立董事若存在社会关系还可能会畅通独立董事获取履职信息的渠道而提升专业能力，有益于提高其财务监督能力。因此，CEO与审计委员会中独立董事的社会关系对审计委员会财务监督治理效应的影响值得研究。
基于此，本文以2008-2017年中国A股上市公司为研究样本，以CEO与审计委员会中独立董事之间的地缘、学缘及业缘关系作为衡量二者是否存在社会关系的替代指标，实证检验了CEO与审计委员会中独立董事的社会关系对财务信息质量的影响。并从制度层面探讨与检验不同的法治环境及产权性质下，该类社会关系对财务信息质量影响的差异化。随后，进一步从代理成本及关系主体角色的角度探讨与检验该类社会关系对财务信息质量影响可能的作用机理。
本文可能的贡献主要体现在如下三点：一是从社会关系的角度补充了影响审计委员会履职能力影响因素的研究。以往审计委员会履职能力的研究主要的假设是满足制度要求的独立董事这种形式上的独立性与实质上的独立性等同，认为增加独立董事的占比有利于提高审计委员会的独立性，而实证结论并不一致。后续的研究逐渐放宽这一假设，开始思考审计委员会实质独立性的影响因素，有学者从审计委员会中非独立董事背景入手，而本文是从审计委员会中独立董事个体社会关系的视角对此进行补充，拓展该领域的研究；二是依据我国社会的特点，从正式制度、产权差异、代理成本以及关系主体权力等角度，进一步考察CEO与审计委员会中独立董事的社会关系这一非正式制度形成的隐性契约的作用机制，为社会关系在新兴市场主体中的作用提供新的证据；三是本文的结论有助于增进对审计委员会独立董事委任制度实施效果的认知，回应媒体的质疑，为进一步完善我国审计委员会制度的制定，提高上市公司质量，促进资本市场效率提供参考。
二、文献回顾
财务信息质量是维持资本市场有效运行的根本保障，上市公司审计委员会制度是提高公司财务信息质量的重要制度创新。自2002年我国将审计委员会制度引进并纳入《上市公司治理准则》开始，其在我国资本市场中能否以及如何发挥其财务信息监督功能成为学者们讨论的焦点。由于制度引进之初未强制要求上市公司必须设立审计委员会，因此为检验审计委员会设立能否提高公司财务信息质量提供了可能。杨忠莲和徐振旦(2004)[11]首次对我国上市公司设立审计委员会是否具有提高财务信息质量的动机进行实证研究，发现我国上市公司设立审计委员会不具有提高财务报告质量的动机，而董事会人数以及外部董事的比例与上市公司是否设立审计委员会显著正相关。由此他们认为我国上市公司设立审计委员会可能存在装饰门面的嫌疑。翟华云(2006)[13]发现上市公司通过设立审计委员会能够提高其盈余质量。杨忠莲和杨振慧(2006)[10]发现上市公司通过设立审计委员会能够降低财务重述概率，从而验证审计委员会制度在我国上市公司治理实践中发挥着一定的作用。
然而，尽管在制度引进后数年内，我国绝大部分上市公司已设立审计委员会，却未根除我国资本市场财务信息失真的乱象。因此，后继的学者们开始关注审计委员会履职能力的影响因素，学术界与实务界普遍认为独立性与专业能力是审计委员会履职能力的重要组成要素。已有研究亦是从这二者出发寻找审计委员会履职能力的影响因素。首先，在专业能力方面。已有学者通过审计委员会的规模、专业背景、信息获取能力等角度进行验证[4-6]，发现审计委员会规模较大，专业的独立董事占比较多以及独立董事本地化的上市公司，其财务信息质量越高，研究结论较为一致。其次，在独立性方面。大部分学者将符合制度标准而在形式上独立的独立董事假定与实质上的独立等同，并以独立董事占比作为衡量审计委员会独立性的替代指标，却得出不一致的结论。一些学者的结果支持独立董事占比与财务信息质量的正相关关系[6，8-9]，而另一些学者的结果表明独立董事占比与财务信息质量不存在相关关系[7，10]。近年来，有少量学者开始质疑独立董事占比指标的合理性，从审计委员会的非独立董事的角色出发，考虑CEO任职审计委员会对其实质上独立性的影响。张川和黄夏燕(2018)[12]认为我国上市公司存在CEO任职审计委员会的现象严重损害审计委员会独立性，并将其定义为CEO对审计委员会权力侵蚀，检验结果发现该现象显著降低公司的盈余质量。
中国是典型的“关系型”社会，上市公司独立董事与管理层之间存在社会关系的现象十分普遍。在上市公司董事会功能的研究领域，独立董事与管理层之间社会关系的作用主要存在“信息效应”和“偏好效应”两种假说[14]。 “信息效应”假说认为社会关系可以搭建个体之间的信息渠道，由此便利信息的沟通与交流[15]，甚至有助于传达一些微妙和敏感的信息[16]。因此关系网络能够降低信息搜集成本，促进信息在网络内传播，赋予个体信息优势，而获取可靠且充分的信息是独立董事有效履职的前提[1,17-19]。 “偏好效应”假说认为关系网络可能带来所联结个体之间的有偏信任，促使对有联系个体的意图与行为做出有利解读[20]。因此社会关系可能带来个体之间的有偏信赖，这种有偏信任很可能对独立董事的独立性造成负面影响[2,21-24]。
我国审计委员会成员主要是独立董事(4)我国大部分上市公司的审计委员会成员为三人，其中两人为独立董事。，审计委员会中的独立董事与管理层之间的社会关系必然会影响审计委员会治理功能，尤其是财务信息监督功能的发挥。Cohen等(2014)[25]通过实验研究发现，投资者认为与CEO存在社会关系的审计委员会缺乏独立性。Bruynseels和Cardinaels(2014)[26]发现美国上市公司CEO与审计委员会成员的朋友关系会损害审计委员会的监督作用，但职业关系和教育背景关系的效果不显著。可见，国外成熟资本市场已开始关注社会关系对审计委员会治理能力的影响。相比国外成熟的资本市场而言，社会关系在我国发挥着更为重要的作用，并且我国上市公司审计委员会中的独立董事人数也相对较少，CEO通过利用与审计委员会独立董事社会关系控制审计委员会，所付出的成本也相对较低。社会关系对我国上市公司审计委员会的影响可能更为明显，而现有关于我国审计委员会财务信息监督功能影响因素的研究并未关注审计委员会独立董事的社会关系。基于已有研究，若CEO与审计委员会中独立董事存在社会关系，既可能通过社会关系的“信息效应”弥补审计委员会中独立董事不参与企业日常经营所导致的信息获取不足，促进CEO与审计委员会独立董事之间的合作，提高其专业能力；也可能通过社会关系的“偏好效应”影响其对财务信息进行的客观评价，进而影响其实质上的独立性。因此在我国，CEO与审计委员会中独立董事的社会关系对财务信息质量的影响及其作用机理仍有待分析和检验，这也是本文致力于探究的核心问题，以期弥补该类文献的不足。
三、理论分析与假设提出
(一)CEO-审计委员会中独立董事社会关系与财务信息披露质量
企业是各种契约关系的组合[27]，管理者作为契约关系的受托方，财务信息是其与利益相关者之间沟通的重要媒介，以反应其受托责任的完成情况，也为利益相关者的决策提供参考。然而，两权分离易促使管理者产生机会主义行为动机，而信息生成者的角色为其实施机会主义行为提供机会，增加代理成本。尽管订立及完善契约可以对管理者形成有效激励，约束其行为，降低代理成本[28]，但由于人的有限理性以及交易成本的存在，经济主体之间依据法律、法规签订的契约存在不完全性[29-30]，需要通过建立审计师、董事会、内部控制体系等治理机制进行补充。设立主要由独立董事组成的审计委员会是抑制管理层机会主义行为的重要治理机制[31]，其在治理过程中扮演着公司内外部沟通桥梁的作用。通过全面监控财务报告的生成过程，影响公司内部信息系统的设计与执行以及外部审计行为，降低代理成本，提高公司财务信息质量[32-33]。我国上市公司的股权高度集中，企业控制权实际由大股东掌控。大股东通过利用管理者粉饰财务信息以误导中小投资者，实现利益侵占的现象在我国资本市场频频发生，且难以找到有效的治理方式抑制该行为。监管机构在我国引入审计委员会制度的主要目的是为规范上市公司财务信息披露，降低大股东与中小股东之间的代理成本，保护中小股东利益。学术界与实务界普遍认为审计委员会成员的独立性与专业能力是影响审计委员会治理效应的关键因素。审计委员会中独立董事的独立性与专业能力，不仅会受到收入、声誉、法律等显性的经济因素的影响，还会受到社会、文化、宗教等隐性的非经济因素的影响。经济行动是行动者行动集合中的组成单元，经济主体既存在经济动机，也存在非经济动机，如社交、赞同、地位和权力等，个体的经济行为必然会受到其所嵌入的社会关系的影响[34]。由于市场经济引入的时间较短，相关制度、规则、法律尚不完善，社会关系在中国基于关系的经济发展过程中发挥了重要作用[35]。因此，CEO与审计委员会中独立董事之间存在社会关系可能会对审计委员会的财务信息监督功能产生影响。
基于“偏好效应”假说，审计委员会中独立董事与CEO存在社会关系会损害审计委员会的独立性。具体来说，第一，与CEO存在社会关系的审计委员会独立董事，倾向于接受有关CEO行为的有利解读。社会认同理论认为，个体按照社会关系对群体进行分类，会产生群体认同。审计委员会独立董事将与自己有社会关系的CEO划分为同群，形成内群体偏好[36]，易于接受CEO对其违规行为的合理化解释，不利于对上市公司欺诈性财务报告风险以及管理层诚信进行客观评价[37]。第二，与CEO存在社会关系的审计委员会独立董事，易产生对CEO的特殊情感。社会心理学理论认为社会关系具有“情感性”特征，有着共同经历的个体易相互吸引，进行较深层次的互动与交流，形成超出一般契约关系的特殊情感，会为维持该情感而进行利他行为。当CEO出于自利动机提出进行信息操纵的诉求时，带有特殊情感的审计委员会成员倾向认同与其有关系的CEO。第三，与CEO存在社会关系的审计委员会独立董事，揭露CEO的违规行为会产生较高成本。社会资本理论认为，社会关系是个体获取资源的重要方式。独立董事是各行业的精英，有着广泛的社会关系，积累了大量的社会资本。然而，在社会关系网络中，他们的身份以及社会资本也可以被视作一种抵押品。因与CEO存在社会关系而获得独立董事职位的委员，一旦做出损害社会关系群体内其他成员利益的行为，如向社会公众或监管机构告发CEO违规行为，将面临不仅仅是失去当前继续合作的机会，更重要的是，也丧失了与社会关系网络中其他成员未来合作的机会。这种有利解读的倾向性、特殊情感以及较高的揭露成本，必然影响审计委员会独立董事独立性的发挥，放松对CEO及其所代表的大股东的监管，增加代理成本，导致财务信息质量的下降。
基于“信息效应”假说，与CEO存在社会关系能够畅通审计委员会独立董事获取信息的渠道，提高审计委员会的监督能力。具体来说，第一，与CEO存在社会关系的审计委员会独立董事，易取得CEO的信任，帮助其获取更多有关公司经营的硬信息。友好董事会模型认为CEO不会与较独立的董事会分享信息，有效的信息沟通是发挥独立董事监督效应的保证[38-39]。社会关系会减少CEO对损害社会地位以及向审计委员会披露信息的担忧[40]，CEO更愿意主动与有社会关系的审计委员会独立董事讨论公司战略、经营策略以及会计事项以寻求建议及援助，社会关系促进CEO与审计委员会独立董事进行更多的互动以及更轻松的交流，帮助审计委员会获取更多有关公司经营方面的敏感和微妙的信息。第二，与CEO存在社会关系的审计委员会独立董事，易获取更为深入的有关CEO个人特质的软信息。CEO个人特质信息可以在社会网络中实现快速传播[41]，包括CEO的个体特征、管理风格、风险偏好等。高层梯队理论认为管理层的特质影响企业行为，掌握该类信息，可以帮助审计委员会更好地识别公司内部可能存在的代理问题以及潜在经营风险，评估CEO进行财务信息违规操作的可能性。通过获取硬信息和软信息，可以帮助审计委员会独立董事对上市公司的信息披露风险作出更为准确的判断，并对CEO及其所代表的大股东的机会主义行为提前预警，降低代理成本，提高财务信息质量。
因此，本文提出如下竞争性假设。
H1-1 CEO与审计委员会中独立董事的社会关系降低了财务信息质量；
H1-2 CEO与审计委员会中独立董事的社会关系增加了财务信息质量。
(二)CEO-审计委员会中独立董事社会关系与法治水平
社会关系这一非正式制度会受到来自成熟的法律、规则等正式制度的冲击。完善的法律制度易成为人们理性决策的约束条件[42]，“法与金融”理论认为良好的法律环境将有助于规范企业行为，约束管理者的权力“寻租”，保护投资者利益，完善的立法体系有助于提高公司的财务信息质量[43]。受政策环境的影响，中国各地区的经济发展水平存在很大差异，各地区的法治水平、市场开放程度存在很大的不同[44]。较低的法治水平是导致中国社会普遍依靠社会关系进行契约建立的重要原因，各地区法治水平的差异可能影响社会关系效应的发挥。中国的现实情况为检验法治水平对CEO和审计委员会独立董事的社会关系与财务信息质量相关性的影响提供了很好的机会。
首先，法治水平较高的地区，对企业财务信息的披露质量要求较高。外部投资者监督和行权的有效性依赖财务信息披露质量[45]。重视投资者法律保护的地区，法律对企业财务信息披露违规行为的监督和惩罚力度也会提高，相应地增加了审计委员会委员和CEO的违法行为被发现的概率及违法成本。因此，投资者法律保护越好，CEO利用与审计委员会独立董事的社会关系进行合谋的动机越低；投资者法律保护越差，社会关系则越能促进CEO与审计委员会独立董事产生合谋动机，降低财务信息质量，侵占投资者利益。
其次，法治水平较高的地区，对高质量独立董事的需求也会增加。现代企业在经营过程中面临较高的环境不确定性。在法治水平较高的地区，违规风险可能增加，公司需要更加规范以保持经营的稳健性，限于企业内部资源的限制，CEO需要寻求外部专家进行援助，聘请专业能力较高的独立董事自然成为满足该需求的重要方式。因此，社会关系将发挥何种作用，决定于企业对独立董事的真实需求，法治水平较高的地区，CEO利用审计委员会独立董事的社会关系获取实现公司稳健经营的动机越强，利用该关系进行机会主义行为的动机越弱。
再次，法治水平较高的地区，社会的法制观念较强。人们自觉守法、用法的意识较高，存在对平等、公正、人权、自由等法治内在精神的普遍追求。在法治水平较高的地区，人们通过法律建立信任关系，可以降低遵守法律的交易成本，更加公平、高效地获取社会资源，从而减弱对社会关系的依赖，个体追求关系小团体利益的观念会淡化，CEO利用与审计委员会独立董事的社会关系谋求私利的动机会减弱。可以预期，随着法治水平的提高，依赖规则进行治理的边际成本逐渐降低，相应地依赖关系谋求私利的边际成本逐渐提高。因此，基于违规成本、独立董事需求、法治观念的分析，本文提出如下假设。
H2 在法治水平较高的地区，CEO与审计委员会中独立董事的社会关系对财务信息质量的影响程度会降低。
(三)CEO-审计委员会中独立董事的社会关系与产权性质
不同的产权性质是我国企业重要特征之一，无论从经营风险还是从监管力度来看，国有企业与民营企业都存在许多的不同，可能会影响CEO与审计委员会独立董事社会关系发挥的效用。首先，国有企业因其与政府的自然关联而具有资源优势，相对于追求企业利润，其目标更多地是为政府承担社会责任。国有企业面临的“预算软约束”问题，可以使其方便地获取融资、政府补贴及税收优惠[46]，经营风险较小，其CEO通过财务信息操纵粉饰报表的动机不强烈。其次，国有企业的行为受到社会的普遍关注。新制度理论认为组织需要满足各利益主体对其的规范要求以获取合法性[47]，监管部门、社会公众以及新闻媒体等利益相关者给予国有企业的极大关注，要求国有企业具有更高的合法性，使国有企业面临更多的监督和监管。CEO与审计委员会独立董事存在社会关系的现象也更容易引起社会的关注和质疑，为树立良好形象，CEO可能较少利用该社会关系进行财务报表操纵的行为。再次，由于正式制度的不完善，民营企业依赖正式契约获取资源的压力较大，导致其CEO倾向于通过社会关系获取资源的现象较为普遍，利益的持续获取使CEO依赖社会关系的行为更为稳固，更加重视人情法则的效用以及维护“圈内人”的利益。相比国有企业，社会关系在民营企业中的效用更大。因此，本文提出如下假设。
H3 相比于国有企业，CEO与审计委员会中独立董事的社会关系对财务信息质量的影响在民营企业中更加显著。
四、数据来源与模型设计
(一)数据来源
基于对2007年开始证监会要求上市公司须在年报中报告审计委员会的履职情况和新会计准则的颁布与执行，以及上市公司审计委员会的设立数(5)根据沪深两市交易所统计数据显示：截止2007年底，沪市上市公司审计委员会的设立率为94.66%，深市的设立率为89.33%，表明我国A股上市公司的绝大多数已设立了审计委员会。等情况的考虑，选取2008-2017年我国沪深两市A股上市公司数据，并进行如下筛选：(1)删除ST公司样本；(2)删除金融、保险业公司样本；(3)剔除当年IPO的公司样本；(4)剔除未设立审计委员会的样本；(5)删除数据缺失样本。最后得到7 240个样本，并对所有的连续变量进行1%的winsorise缩尾。数据主要来源于CSMAR数据库，CEO与审计委员会独立董事的籍贯及出生地、教育、履职等背景信息通过手工摘取CSMAR数据库中的高管简历，并利用百度、谷歌等搜索引擎、新浪财经、公司官方网站、人物自传以及媒体新闻报道等渠道对缺失数据进行补充。
(二)模型设定
为检验假设1，设定了如下模型，当被解释变量为Quality_1时，采用OLS回归；当被解释变量为Quality_2时，采用logistic回归
Qualityi,t=β0+β1*Tiesi,t+β2*Controlvari,t+Year+Ind+εi,t
(1)
为检验假设2，设定了如下模型
Qualityi,t=β0+β1*Tiesi,t+β2*Lawi,t+β3*Lawi,t*Tiesi,t+β4*Controlvari,t+Year+Ind+εi,t
肇庆市政府指定疏浚物处理项目由肇庆市国资委管理，肇庆市国资委委托城投公司组织公开招投标。最终，方少瑜名下的广州市安邦装饰工程有限公司以约6500万元中标。
(2)
Qualityi,t=β0+β1*Tiesi,t+β2*Govi,t+β3*Govi,t*Tiesi,t+β4*Controlvari,t+Year+Ind+εi,t
(3)
(三)变量选择及度量
1.被解释变量：财务信息质量(Quality)
以往研究使用的财务信息质量的替代指标主要有盈余质量、财务重述、会计稳健性以及内部控制质量。我们认为盈余质量可以衡量会计盈余被人为操纵的可能性，而财务重述的发生是财务信息质量低下的既成事实。此二者与上市公司财务信息风险的关系最为密切，能较好反映本文所关注的公司财务信息质量。因此，参考以往的研究[48-49]，选取应计盈余管理(Quality_1)、财务重述(Quality_2)作为财务信息质量的衡量指标。应计盈余管理依据修正的琼斯模型计算得出的操纵性应计值，该值越大，表示财务信息质量越低；财务重述为虚拟变量，当公司当年的财务信息存在差错调整，表示财务信息质量较低，取值为1，否则为0。此外，在稳健性检验中使用DD模型计算的应计盈余(Wca)、会计稳健性(C_score)及内部控制质量(Con)指标。
2.解释变量：CEO与审计委员会独立董事的社会关系(Ties)
翟学伟(1993)[50]认为受伦理为本位的儒家文化的熏陶，中国人非常看重因地缘、学缘和业缘而形成的社会关系。黄光国(1988)[51]将此类关系划分为混合型关系，认为其兼具情感性与工具性，该类关系主体通常采用建立于“报”规范之上的“人情法则”行事。与本文所关注的社会关系可能发生的“偏好效应”与“信息效应”相契合。因此，若审计委员会独立董事与CEO存在地缘、学缘或业缘等关系，则认为CEO与审计委员会独立董事存在社会关系，Ties取值为1，否则为0。其中：(1)地缘关系为主体双方的籍贯或出生地是否为同一省份；(2)学缘关系为主体双方是否在曾在同一所院校就读(同学关系)或者教学(师生关系)；(3)业缘关系为主体双方曾在相同的工作单位工作或在相同的社会组织中兼职。
3.调节变量
(1)地区法治水平(Law)。选取樊纲市场化指数中的市场中介组织的发育和法律制度环境评分代表地区的法治水平，该值越大表示该区域的法治水平越高；(2)产权性质(Gov)。当上市公司为国有企业时，取值为1，否则为0。
表1 变量选择及度量方式

4. 控制变量
参考以往的研究，本文选取的控制变量如下：(1)公司特征变量：公司规模(Size)、产权性质(Gov)、股权集中度(Largest)、二职兼任(Dual)、上市年数(ListAge)；(2)事务所特征变量：是否四大(Big4)、审计费用(Fee)、审计意见(Opinion)；(3)财务指标：财务风险(Lev)、获利能力(Roa)、企业成长性(Growth)、经营质量(Ocf)；(4)审计委员会特征变量：审计委员会规模(Scale)、审计委员会独立董事占比(Indep)、审计委员会权力侵蚀(Power)。此外，还控制了行业固定效应(Ind)和年度固定效应(Year)。模型的变量定义在表1中列示。
表2 变量描述性统计

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。(下同)
表3 单变量分析

五、实证检验及分析
(一)描述性统计及单变量分析
表2列示了各变量的描述性统计情况。操纵性应计的绝对值(Quality_1)的均值为0.077，中位数为0.057，标准差为0.075，表明各上市公司的盈余管理程度存在差异。财务重述(Quality_2)的均值为0.042，表明上市公司存在一定的财务差错更正情况。CEO与审计委员会独立董事社会关系(Ties)的均值为0.312，表明该类关系在我国上市公司治理中较为普遍。表3列示了单因素差异分析的结果。有关系(Ties=1)的财务信息质量(Quality_1和Quality_2)的均值与没关系(Ties=0)组之间存在显著的差异，有关系组的财务信息质量的均值高于无关系组，表明有关系组的财务信息质量较低。此外，相关系数检验结果显示，Ties与Quality_1相关系数为0.077，在1%的水平上显著为正，与Quality_2相关系数为0.060，在1%的水平上显著为正，表明CEO与审计委员会独立董事社会关系与更差的财务信息质量有关，与假设1-1一致。所有变量间的相关系数小于0.5，表明模型变量间不存在严重的共线性。限于篇幅，相关系数表格未展示，留底备查。
(二)回归分析
如表4列(1)和列(2)所示，CEO与审计委员会独立董事社会关系(Ties)与应计盈余质量(Quality_1)和财务重述(Quality_2)的回归系数均显著为正，表明与没有该类关系的企业相比，存在该类关系的企业的盈余质量较低和会计信息差错发生的概率较大，表现出更低的财务信息质量，假设1-1得到验证，表明该类关系主要发挥“偏好效应”。在表4列(3)和列(4)中，地方法治水平(Law)与CEO与审计委员会社会关系(Ties)的交乘项(Law*Ties)的系数均显著为负，表明在地方法治水平较好的地区，CEO与审计委员会独立董事社会关系对财务信息质量的不利影响程度更低，假设2得到验证。在表4列(5)和列(6)中，企业产权性质(Gov)与CEO与审计委员会社会关系(Ties)的交乘项(Gov*Ties)的系数均显著为负，表明与国有企业相比，CEO与审计委员会独立董事社会关系对财务信息质量的不利影响在民营企业中更为显著，假设3得到验证。此外，审计委员会特征变量的系数中，审计委员会规模(Scale)与财务重述(Quality_2)的回归系数在10%的水平上显著为负，表明增加审计委员会人数可以在一定程度上提高财务信息质量；审计委员会独立董事占比(Indep)与Quality_1及Quality_2的回归系数均不显著，表明仅改变审计委员会独立董事占比对财务信息质量的影响不明显，也表明从其他角度考察审计委员会独立性存在必要性。审计委员会权力侵蚀(Power)与应计盈余质量(Quality_1)的回归系数显著为正，与张川和黄夏燕(2018)[12]的研究结果一致，表明CEO兼任审计委员会成员损害了企业财务信息质量。
表4 回归分析结果

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号内为t统计量值。
表5 中介效应检验结果

六、进一步分析
(一)中介效应检验
如前所述，中国企业主要由政府或者家族等大股东掌控[52]，导致中小股东与控股股东间存在的第二类代理问题相比股东和经理人之间的第一类代理问题更为严重。作为控股股东选聘的代表，CEO可能利用与审计委员会独立董事的社会关系，掩护控股股东的机会主义行为，损害中小股东的利益，这表明CEO与审计委员会独立董事的社会关系增加了企业代理成本，并导致财务信息质量的下降，即代理成本可能在该类关系对财务信息质量的影响中发挥了中介效应。使用其他应收款占总资产的比率衡量代理成本[53]，借鉴温忠麟等(2004)[54]中介效应的检验方法检验代理成本的中介效应，表5列(1)为假设1模型检验结果，列(2)的结果表明CEO与审计委员会独立董事社会关系在1%的水平上显著正向影响代理成本(Agent)，表5列(3)的结果显示在假设1模型引入代理成本(Agent)变量后，CEO与审计委员会独立董事社会关系仍在1%的水平上显著正向影响应计盈余质量(Quality_1)，但t值和系数都有明显的下降，表明代理成本在该类关系(Ties)对应计盈余质量(Quality_1)的影响过程中，发挥了部分中介效应。
(二)审计委员会召集人的影响分析
在中国，审计委员会参与公司治理过程中，其召集人对委员会的运作效率及治理效果有着非常重要的影响[4]。召集人负责推动委员会的工作以及内部成员的沟通，并监督和保证委员会按章程的规定合法运行，确保各项职能的切实履行。与审计委员会其他成员相比，勤勉尽责的召集人是审计委员会有效性的保证[55]。那么CEO与审计委员会召集人的社会关系是否对企业财务信息质量产生更大的影响？为检验该问题，本文进一步将CEO与审计委员会的社会关系(Ties)划分为CEO与审计委员会召集人存在社会关系(Ties_mast)以及CEO与审计委员会非召集人的社会关系(Ties_nomast)。当CEO与召集人存在社会关系时Ties_mast取值为1，否则为0；而当CEO仅与一般委员(非召集人)存在社会关系时Ties_nomast取值为1，否则为0。表6列示的结果显示，相比于CEO仅与一般委员存在社会关系，CEO与召集人存在社会关系时，对财务信息质量的影响更为明显，表现为Ties_mast的系数值显著更大，表明CEO与审计委员会召集人的社会关系对企业财务信息质量影响更大。
表6 召集人效应检验

七、稳健性检验
(一)内生性问题
为缓解研究模型可能存在的互为因果、遗漏变量等内生性问题，进行如下稳健性检验。
1.倾向得分匹配
本文基于存在“社会关系”的企业，筛选出跟这些企业各方面类似(为本文所选取的控制变量)但是没有“社会关系”的企业(即审计委员会独立董事与CEO不存在“社会关系”的样本)。具体步骤，通过Logit模型对审计委员会与CEO是否存在“社会关系”进行倾向评分；然后，采用最近邻匹配的方法对样本进行一对一匹配，最后得到3 893个样本。表7列(1)和列(2)结果显示，Ties对Qualiy_1和Quality_2的回归系数均显著为正，该类关系对财务信息质量的不利影响仍然显著。
2.两阶段回归
本文使用了Heckman两阶段模型。第一阶段用Probit方程估计企业CEO与审计委员会独立董事社会关系的决定因素(本文控制变量)，据此获得逆米尔斯比率(IMR)；然后将逆米尔斯比率代入原模型中。表7列(3)和列(4)的结果显示，逆米尔斯比率(IMR)对Quality_1和Quality_2的回归系数仍显著为正，CEO与审计委员会社会关系对财务信息质量的不利影响仍然显著。
3.个体固定效应
为排除公司层面的遗漏变量问题，控制了公司层面的个体固定相应。表7列(5)和列(6)的结果显示，控制了个体固定效应后，Ties对Quality_1和Quality_2的回归系数仍显著为正，CEO与审计委员会独立董事社会关系对财务信息质量的不利影响仍然显著。
表7 内生性问题检验结果

(二)因变量的替代
1.双D模型
参考Ashbaugh等(2003)[56]、贾平等(2010)[57]的研究，选取异常性营运资本(AWC)作为应计盈余质量的另一替代变量。表8列(1)的结果显示，Ties对AWC的回归系数在5%的水平上显著为正，表明CEO与审计委员会独立董事的社会关系降低了企业的应计盈余质量。
2.会计稳健性(C_score)
已有研究还利用了会计稳健性衡量企业财务信息质量[58]。本文使用Khan和Watts(2009)[59]的方法计算会计稳健性。表8列(2)的结果显示，Ties对C_score的回归系数在5%的水平上显著为负，表明CEO与审计委员会独立董事的社会关系降低了企业的会计稳健性。
3.内部控制(Con)
已有研究表明，内部控制与企业财务信息质量正相关[60]。本文使用迪博内部控制指数除以1 000的值作为企业内部控制质量的替代指标，表8列(3)的结果显示，Ties对Con的回归系数在5%的水平上显著为负，即CEO与审计委员会独立董事的社会关系降低了企业内部控制质量。
(三)自变量的替代
应用关系独董占比(Ties_1)，即审计委员会中与CEO存在社会关系的独立董事人数占审计委员会中所有独立董事人数的比重，对解释变量Ties进行替代。表9的结果显示，Ties_1对Quality_1和Quality_2的回归系数均显著为正。
上述检验均与原模型检验的结果一致，保证了研究结论的稳健性。
表8 因变量替代结果

表9 自变量替代结果

八、结论与启示
如何提高上市公司审计委员会的治理能力，使之有效服务中国资本市场一直是学术界关注的焦点。本文从中国“关系型”社会的视角切入，检验了CEO与审计委员会独立董事的社会关系对财务信息质量的影响。研究发现，CEO与审计委员会独立董事存在社会关系会损害企业财务信息质量，并且在法治水平较低以及民营企业中这种影响更为显著。这印证社会关系在中国上市公司的治理实践中的作用不容忽视，并且这种关系背后可能存在“圈子”文化，即重视圈内成员的利益，而无视圈外人员利益，甚至损害圈外人的利益。完善制度建设，提高违规成本，则有助于减弱人们对于关系的依赖，也可抑制关系所形成的“圈子”文化所产生的负面作用。而在制度建设的过程中，要重视降低国有与民营企业之间的不公平待遇。进一步分析显示，代理成本在该类关系对财务信息质量的影响中发挥了部分中介作用。这表明审计委员会的重要功能是通过约束管理者的机会主义行为，实现其对财务报告的监督功能，也从侧面印证提高审计委员会的治理能力，确实能够实现提高我国上市公司财务信息质量的目的。此外，本研究还发现在召集人与CEO存在社会关系时对财务信息的不利影响更加明显。这表明审计委员会功能的发挥，较大程度上依赖召集人的能力。总之，本研究结果表明，在中国“关系型”社会背景下，CEO与审计委员会的社会关系削弱了审计委员会的财务信息监督的治理效应。
本文研究结果可能带来如下启示：第一，制度的落地需要结合我国的现实情况。在引入外来制度，进行本土化的设计过程中应充分考虑我国国情，社会关系在当前我国建设中国特色社会主义市场经济过程中仍扮演着重要的角色，各资本市场主体以及监管机构在制定以及实施我国审计委员会制度时，应重视社会关系对公司治理的影响。在公司运营层面，重视在审计委员会的独立董事选任过程中，评价独立董事与管理层是否存在社会关系，以及该类关系对审计委员会的治理能力产生的可能影响；在制度建设层面，应对审计委员会的独立董事任职条件制定特别规定，以避免与管理层存在社会关系的独立董事任职董事会。第二，通过正式制度建立的信任与资源配置关系可以有效避免依赖社会关系而对上市公司治理能力所产生的不利影响，应继续全面推进依法治国，以法治增加资本市场的违规成本，以完善的制度促进资本市场的信息透明，同时降低政府对经济的直接干预程度，建立清新型政商关系，为民营企业提供与国有企业公平竞争的机会。第三，审计委员会是上市公司治理体系的重要组成部分，应重视发挥其在规范上市公司行为，提高其在上市公司治理过程中扮演的重要角色，对其设立、运行过程中存在的问题进行深入细致的分析，切实发挥审计委员会的作用。召集人是审计委员会的核心人员，而学术界与实务界对其能力的关注不足，未来应更加重视对召集人个体特征的研究。
本文的研究可能存在如下不足：第一，从地缘、学缘和业缘构建社会关系，可能与真正的亲密关系存在偏差，在地缘、学缘和业缘关系中主体的亲密程度也可能存在差异，未来研究需要应用实地调查等方法进行更为细致的考察。第二，由于上市公司对于高管背景披露的情况不同，存在较多的样本缺失，虽然本文应用了排除内生性的统计方法，但可能无法完全排除该情况对研究结论的影响，未来研究可借鉴社会学的方法，采用问卷调查的方式，获取更为详细的数据。第三，独立董事声誉市场的完善能否抑制社会关系的效用，本文未对此进行解答，有待以后进行深入研究。
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