CEO教育背景與內部控制信息披露質量

李百興，李弄文

(首都經濟貿易大學 會計學院，北京 100070)

一、問題提出

2002年美國薩班斯法案(SOX Act)的404條款規定，在美上市公司必須建立涵蓋內部控制五要素的內控體系，企業內部控制信息披露自此成為提高企業透明度的重要渠道。中國對上市企業內部控制信息披露制度也作出了深刻調整，分別于2001年出臺《內部會計控制規范》、2006年成立內部控制標準委員會，并于2008年和2010年分別頒布《企業內部控制基本規范》和《企業內部控制配套指引》，后二者的頒布與逐步實施表明中國資本市場開始進入內部控制信息強制披露階段。在2013年美國反虛假財務報告委員會的發起組織委員會(The Committee of Sponsoring Organizations of the Treadway Commission，COSO)發布《內部控制——整體框架》及其配套指南之后，中國證券監督管理委員會(以下簡稱“證監會”)在2014年1月發布《公開發行證券的公司信息披露編報規則第21號——年度內部控制評價報告的一般規定》，以法規形式進一步確立了企業內部控制信息披露的必要性和重要性，對中國上市企業提出了更高要求。

內部控制與內部控制信息披露二者屬于不同范疇。內部控制的目標在于合理保證企業經營管理合法合規、資產安全、財務報告及相關信息真實完整，提高經營效率和效果，促進企業實現發展戰略。已有研究證明，有效的內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計穩健性[2-4]，以及抑制大股東掏空行為[5]。與內部控制的目標不同，內部控制信息披露立足于緩解企業與投資者之間的信息不對稱問題，其披露形式以上市公司年度報告和內部控制評價報告為主。內部控制信息披露質量，則依據上市公司年度報告及其內部控制評價報告中的具體內容，通過構建一系列衡量指標加以測度。高質量的內部控制信息披露不僅有助于提高股市定價效率[6]、降低股價崩盤風險[7-8]，還有利于緩解融資約束甚至促進企業創新[9-10]。內部控制的重要經濟后果主要體現在公司治理層面，而高質量內部控制信息披露主要作用于內外部信息環境，進而產生積極影響。

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

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，在企業中發揮的個體作用不容忽視，其個人特征引致的行為偏好與內部控制信息披露決策直接相關。雖然有少數研究考察了CEO個人特征如家庭出身[20]、股權激勵[21-23]和專業背景[24-25]等對內部控制質量的影響，但卻未能延伸至內部控制信息披露的研究范疇，研究深度有待挖掘。

另一方面，盡管內部控制評價報告由董事會負有最終責任，并由內部審計部門或指定團隊具體執行，但整個評價過程離不開CEO及管理層的監督和參與，最終形成的內部控制評價報告也通常由CEO向董事會呈送。顯然，內部控制評價報告的最終形成離不開CEO這個核心角色，其中具體信息披露的內容選擇自然也會受到CEO的影響。并且，通過深圳希施瑪數據科技有限公司CSMAR中國經濟金融研究數據庫可知，中國A股上市公司中具備碩士研究生及以上學歷的CEO數量占比，由2007年的47.58%上升至2021年的55.33%。與此同時，中國資本市場的上市公司數量也在迅速增長，可見中國資本市場中CEO教育背景越來越受到重視。然而，高學歷CEO是否會對企業內部控制信息披露質量產生影響以及何種影響，目前還少有文章進行討論。鑒于前述的高質量內部控制信息披露的必要性及其積極經濟后果，本文擬考察CEO的教育背景與企業內部控制信息披露質量之間的邏輯關系。

通常而言，CEO學歷水平與其學習新事物、分析和解決問題的能力正相關[26]。高學歷CEO擁有更扎實的知識訓練和技能儲備，行為更加理性[27]，更能有效應對經營環境變化，社會資本(社會關系)更豐富，能在更為廣泛的水平上收集、處理與企業經營發展相關的信息，其獲得的技能和社會資本均有助于提升CEO的整合能力[28]。一方面，高學歷CEO有可能基于聲譽效應等主觀因素，傾向于提高企業內部控制信息披露質量；另一方面，具備更強能力的高學歷CEO也可能基于競爭劣勢成本、信息披露成本和同業競爭等進行綜合審慎決策，避免過高質量的內部控制信息披露。鑒于CEO學歷水平與內部控制信息披露質量的關系并不明確，本文構建競爭性假設以考察何種效應占據主導地位。

本文以2007—2021年中國A股上市公司為樣本，對CEO教育背景與企業內部控制信息披露質量間作用關系進行了實證檢驗。結果表明，高學歷CEO能夠提升企業內部控制信息披露質量，經過一系列穩健性檢驗后該結論依然成立。進一步分析表明，學歷水平通過提高CEO能力，從而促進內部控制信息披露質量提升，且CEO能力所隱含的聲譽也是重要作用機制之一。

本文可能的邊際貢獻在于：第一，豐富了CEO個人特征的經濟后果研究并拓展了內部控制信息披露質量的影響因素研究。本文從教育背景所隱含的綜合能力角度出發，發現高學歷CEO能夠有效促進企業內部控制信息披露質量的提升，并指出了二者間可能的作用邏輯，為提高上市企業內部控制信息披露質量、優化市場透明度提供了管理啟示。第二，探明了高學歷CEO提高內部控制信息披露質量的具體方面，為上市公司針對性優化內部控制信息披露質量提供了經驗證據；第三，從企業規模和代理成本的角度出發，明確內部控制信息披露質量提升所需考慮的內部條件，為不同類型企業提高內部控制信息披露質量提供了參考依據。

二、文獻回顧和理論分析

(一)企業內部控制信息披露質量的影響因素及相關研究

對企業內部控制信息披露質量的影響因素研究可大致劃分為如下幾個方面：(1)公司治理環境。內部控制信息披露質量不僅受到董事會規模、獨董比例和股權結構等因素的影響[11-12，29]，還受到審計委員會與董事會成員專業背景的制約[13，15，30]。董事會規模越大、獨立性越強及股權結構越分散，內部控制信息披露質量越高，審計委員會與董事會成員具備財會、管理等專業背景則更能促進企業提升內部控制信息披露質量。(2)管理層特征。內部控制信息披露會受到管理層權力、任期及其認知偏差等因素的影響。若管理層權力越大、任期越長及過度自信和短視程度越高，則企業內部控制信息披露質量越會受到明顯削弱[16-17，31]。(3)審計師特征。審計師質量對企業內部控制信息披露行為有直接影響[32-33]。審計師質量越高則越有能力識別企業的內部控制缺陷，從而促使企業提升內部控制信息披露質量[1，14]。(4)公司基本特征。公司規模、業績表現和業務復雜度等是影響公司內部控制信息披露的重要因素[34]。公司規模越小、業績壓力越大及業務越復雜的公司越易存在內部控制缺陷[2]，并且其與公司潛在訴訟風險相關[1]。張霽若和楊金鳳(2020)指出公司戰略也會對內部控制信息披露產生異質性影響[19]。

此外，沈等人(Shen et al.，2021)檢驗了CEO家庭出身對企業內部控制的影響，發現農村出身的CEO能顯著提高公司內部控制質量[20]。逯東等(2014)指出對CEO的適度激勵有助于提高內部控制有效性[21]，后續學者關于CEO股權激勵的研究[22-23]也證實了這一點。歐拉迪等(Oradi et al.，2020)、李瑞敬等(2022)則分別發現CEO的財務背景和信息技術背景有利于減少內部控制缺陷以及提升公司內部控制質量[24-25]。有學者指出管理層能力與內部控制質量之間存在非線性關系[35]，還有學者指出高素質雇員在人工智能時代為提高內部控制質量發揮了重要中介作用[36]。

上述研究分別從公司治理環境、管理層特征、審計師特征和公司基本特征四方面探討了其對企業內部控制及其信息披露的影響，但關于CEO個人特征對企業內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、專業背景和激勵方式等對企業內部控制質量的影響，但鮮有考察CEO的個人特征對企業內部控制信息披露的潛在重要作用。CEO是企業中的核心決策與管理人員，從學歷水平所隱含的綜合能力角度出發，高學歷CEO可能具備更高的專業技能或更理性的行為，進而對企業內部控制信息披露決策考慮得更為審慎和周全，因此會對企業內部控制信息披露質量產生重要影響。雖然內部控制信息披露及其質量具備法定必要性和一系列積極經濟后果，但卻鮮有文獻對其從CEO教育背景的角度進行專門考察，高學歷CEO對企業內部控制信息披露質量的影響究竟是促進還是抑制也仍未明確，本文研究旨在對此進行拓展補充。

(二)CEO教育背景與企業內部控制信息披露質量

首先，根據高階理論[37]，管理者會在公司經營情境及決策中作出高度個性化的詮釋，并基于個人特征采取具體行動，其中個人特征包括但不限于過去經驗和價值觀等要素，而管理者的學歷水平可以有效地反映管理者的認知基礎和心理因素。對于管理者而言，更高的學歷水平代表更為科學、謹慎的思維方式，并在公司經營中具備更加理性、審慎與周全的決策偏好，有利于約束管理者自利及機會主義行為，從而抑制隱瞞企業內部控制缺陷的動機。此外，根據篩選假設理論，在其他條件不變的情況下，CEO學歷水平可作為個人綜合能力強弱的信號，高學歷水平CEO預示著其可能具備更高的綜合素質或更豐富的經歷背景，也更能意識到企業內部控制信息披露的重要性，以及更能緩解企業與市場投資者之間的信息不對稱問題，降低代理成本從而更好地促進企業發展。

其次，考慮聲譽效應。CEO學歷水平越高，其社交關系及社會資本相對而言就會越復雜和豐富。在對企業內部控制信息披露行為作決策時，CEO會考慮到隱瞞內部控制缺陷甚至被出具非標準內控審計意見的經濟后果及其對個人聲譽的影響。同時，根據社會認同理論，高學歷CEO也會爭取積極的社會認同(可視作其自尊意識)，但積極的社會認同顯然不會源自隱瞞內控缺陷的技巧，而是來自更加理性的經營決策以及對可能存在的過度自信和短視行為的自我約束。因此，考慮到CEO可能存在的個人聲譽偏好及積極的社會認同需求，高學歷CEO會更有動機主動提高公司透明度、降低信息不對稱程度，并借此營造健康、穩定的經營狀態，從而獲取投資者更多信任，結果之一表現為企業內部控制信息披露質量的提升。

綜上，不論是CEO高學歷水平所預示的更為理性、審慎與周全的決策行為，抑或是聲譽偏好和社會認同需求所引致的自我行為約束，高學歷CEO都有合理的動機和理由去提升企業內部控制信息披露質量。CEO高學歷水平所隱含的個人綜合能力，與之很可能具備的提高企業內部控制信息披露質量的動機，展現了CEO的知識水平與理性經營行為的和諧統一。

由此，本文提出假設H1a：其他條件不變，高學歷CEO有助于提升內部控制信息披露質量。

然而，考慮到同行業競爭以及市場中企業生產經營的復雜性，上述假設并不一定成立。

首先，企業內部控制信息披露質量主要取決于其內控自我評價報告的有效信息含量，而其中的有效信息則可能被同行業的競爭對手所了解，競爭者可能會根據所獲得的信息實施相應策略來掠奪企業的競爭優勢[38]。具體而言，企業內控自我評價報告主要包括內部控制評價結論、內部控制評價工作情況以及內部控制缺陷認定及整改情況。其中，內部控制評價工作情況中詳細闡述了企業內部控制五要素的具體內容，包括但不限于內部環境(如組織架構、發展戰略、人力資源、社會責任和企業文化等)、風險評估、控制活動(如投資管理、資金活動、采購業務、資產管理、銷售業務、研究與開發、工程項目、合同管理和信息系統等)、信息與溝通以及內部監督等。可見，內部控制評價工作情況中的內容具備較高的信息含量，并且內部控制缺陷認定及整改情況中披露了公司是否存在重要或重大內控缺陷，及其未來的整改措施。上述內容的披露，可能被同行業的競爭對手所利用，有助于競爭對手作出更優決策，從而損害本公司的價值[39-40]，也被稱為“競爭劣勢成本”。因此，高學歷CEO更有可能意識到競爭劣勢成本對公司造成的不利影響，進而導致其產生隱瞞動機，以避免來自競爭對手的壓力，此類行為被概括為競爭劣勢成本效應，已被以往研究[41-42]佐證。

其次，企業內部控制信息的高質量披露，不僅意味著較高水平的內控制度成本，而且可能導致高昂的處理與整改成本。相比于較小規模企業限于成本效益原則而難以實行高質量內控信息披露，較大規模企業由于其組織機構和經營業務更為復雜，高質量內控信息披露的成本更具規模，在展現個人專業能力的動機下，高學歷CEO基于成本與效益的權衡更可能對企業內部控制信息披露采取折衷態度，主動降低內部控制治理成本，導致信息披露質量偏低。

綜上可知，不管是基于競爭劣勢成本的考慮，還是對內部控制信息披露成本的衡量，高學歷CEO均存在合理動機來避免披露高質量的內部控制信息，即高學歷CEO不能帶來企業內部控制信息披露質量的提升，反而會基于同業競爭、披露成本等其他因素的考慮而降低內部控制信息披露質量。

由此，本文提出假設H1b：其他條件不變，高學歷CEO傾向于降低內部控制信息披露質量。

三、研究設計

(一)回歸模型與變量定義

為檢驗假設H1，本文設定模型如下：

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，被解釋變量為企業內部控制信息披露質量(IRI)。內部控制信息披露質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部控制自我評價報告或內部控制缺陷信息、公司內部控制自我評價報告與內部控制審計報告結論是否一致等[5，43]。(2)詳細程度。即企業內部控制信息披露內容是否詳細，按上市公司披露的詳細程度可簡要分為詳細說明、一般陳述、簡單披露三個層次[44-45]。方紅星和孫翯(2007)則在使用公司內控自我評價報告與內控審計報告結論是否一致來衡量內部控制信息披露質量的基礎上，對詳細披露內控信息的公司IRI額外賦值加分[46]。(3)綜合性評價指標體系。結合國際國內廣泛認同的內部控制評價標準，采用內部控制五要素(內部環境、風險評估、控制活動、信息與溝通和內部監督)為一級指標，以及其分解的多層級指標來構建衡量內部控制信息披露質量的綜合性評價指標體系。該評價體系對企業內部控制信息披露質量的評價更為全面、客觀，是衡量內部控制信息披露質量的常見方式[47]。因此，本文使用第三類衡量方式即綜合性評價指標，并采用迪博數據庫中企業內部控制信息披露指數度量IRI，IRI值越大則表明企業內部控制信息披露質量越高。該指數由迪博公司基于內部控制五要素并結合自身多年實踐經驗開發設計，而且根據國內實際情況修正得到，已被國內學者廣泛參考使用[8，10]。

核心解釋變量為上市公司CEO的教育背景即學歷水平(EDU)。其中，中專及中專以下學歷取值為1，?？茖W歷取值為2，本科學歷取值為3，碩士研究生學歷取值為4，博士研究生學歷取值為5。與此同時，在后文均值與中位數檢驗、內生性處理及穩健性檢驗中，設立高學歷CEO二值變量(EDU_dum)，當CEO的最高學歷為碩士研究生或博士研究生，則視為高學歷(EDU_dum=1)，否則視為低學歷(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內部控制信息披露質量的控制變量，包括公司特征層面變量如企業規模(SIZE)、資本結構(LEV)、資產收益率(ROA)、營業收入增長率(GROWTH)、應收賬款周轉率(RTR)和存貨比率(INVA)等，公司治理層面變量如董事會規模(BOARDSIZE)、股權集中度(SHARE)、獨董比例(RIND)、股權制衡度(SHB)、大股東占款比例(ORECTAR)、高管薪酬(MSALARY)和經營費用率(AC)等，審計相關變量如“十大”(TOP10)和審計意見(OPINION)等。本文依據證監會2012行業代碼對樣本企業所屬行業進行分類，以此控制行業效應(IND)，同時控制年度效應(YEAR)。主要變量定義詳見表1。

表1 變量定義

(二)樣本選擇與數據來源

本文選取中國A股上市公司為研究樣本，其中迪博數據庫中的內部控制信息披露指數最早發布年度為2007年且最新數據至2021年，鑒于數據可得性及樣本量，本文樣本的觀測跨度為2007—2021年，并對數據進行如下處理：(1)剔除樣本中金融行業公司的觀測值；(2)剔除關鍵變量缺失的觀測值；(3)刪除CEO學歷信息為函授、榮譽博士等觀測值；(4)剔除存在ST、*ST等風險警示的公司觀測值。經上述處理，最終獲得26 332個公司-年度觀測值。CEO學歷數據來自CSMAR董監高個人特征子數據庫，內部控制相關數據來自迪博數據庫，其他變量數據均來自CSMAR各子數據庫。此外，為避免離群值可能對回歸結果造成偏誤，本文對所有連續變量均進行了前后1%的縮尾處理。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2為主要變量描述性統計結果。內部控制信息披露質量的中位數高于均值，呈現負偏態分布特征，且標準差為8.549，說明上市公司的內部控制信息披露質量存在較大差異。CEO學歷水平(EDU_dum)均值為0.523，即全樣本中52.3%的上市公司CEO為高學歷，具備碩士研究生及以上學歷的CEO在半數以上。資本結構最小值為5.1%，最大值為86.9%，標準差為20.3%，上市公司之間資本結構差異明顯。其他變量統計結果均與已有研究一致或相近，不再贅述。

表2 主要變量描述性統計

(二)均值與中位數檢驗

表3報告了主要變量的均值和中位數檢驗結果。本文以高學歷CEO變量(EDU_dum)進行分組，以檢驗不同學歷水平下樣本公司的內部控制信息披露質量是否存在差異。結果如差異列(Diff.)所示，不論是均值檢驗還是中位數檢驗，相比于CEO學歷水平較低的公司，具備高學歷CEO的公司(EDU_dum=1)其內部控制信息披露質量均整體更優，且在1%的水平上顯著，該結果初步驗證了研究假設H1a。

表3 主要變量均值與中位數檢驗

(三)相關性分析

本文計算了主要變量的皮爾遜(Pearson)相關系數。在不考慮模型中其他控制變量的情況下，企業內部控制信息披露質量與CEO學歷水平在1%的顯著性水平上正相關，相關系數為0.065，再次初步驗證了研究假設H1a。此外，本文還計算了方差膨脹因子(VIF)以檢測潛在的多重共線性問題，VIF最大值為2.18，均值為1.38，預計多重共線性不會對研究結果造成過度影響。

(四)基準回歸結果分析

表4報告了模型(1)的關鍵回歸結果。如列(1)和列(2)所示，在控制了年度和行業固定效應的基礎上，不論加入控制變量與否，EDU的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正，表明高學歷CEO有助于提升企業內部控制信息披露質量，假設H1a得到驗證。此外，考慮到除CEO本身學歷水平外，CEO其他背景特征也會影響企業內部控制情況，參考利西奇等(Lisic et al.，2019)[48]的研究，除董事長兼任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)、年末持股數量(CEO_Share)以及CEO兼任董事的公司數量(Adjunct)六個變量以控制CEO個人特征帶來的影響。結果由表4列(3)所示。可以看出，在控制了CEO的其他個人特征后，EDU的回歸系數為0.196，仍在1%的水平上顯著，表明企業內部控制信息披露質量與CEO學歷水平存在正向關系，結論保持穩健。

表4 基準回歸的實證結果

五、內生性處理與穩健性檢驗

(一)工具變量法

考慮到遺漏變量導致的內生性問題可能會影響結論的可靠性，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，本文選擇各地區的企業CEO學歷水平均值(m_EDU)和各行業的企業CEO學歷水平均值(l_EDU)作為工具變量，地區或行業CEO學歷均值水平越高，企業越有可能選擇高學歷CEO，但不會影響企業層面的內部控制信息披露質量。然后對模型進行兩階段最小二乘估計(2SLS)。選取的工具變量通過了弱工具變量檢驗(Cragg Donald WaldF統計量大于10%水平的臨界值19.93，拒絕弱工具變量的原假設)和過度識別檢驗(Hansen JP值為0.614 6，不拒絕工具變量整體上外生的原假設)，因而選取的工具變量有效?；貧w結果顯示，在緩解遺漏變量所導致的內生性問題后，EDU的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正，即高學歷CEO的確有助于提升企業內部控制信息披露質量，結論保持穩健。

(二)處理效應模型

由于內部控制信息披露質量較高的企業與學歷較高的CEO之間可能存在自選擇問題，本文使用基于赫克曼(Heckman)兩步法思想的處理效應模型(TEM)作進一步處理。首先，根據前文所述定義高學歷CEO虛擬變量(EDU_dum)，若CEO的最高學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。通過第一階段回歸后計算產生逆米爾斯比(IMR)，再將其加入第二階段回歸以修正自選擇偏誤。結果表明，EDU的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正，與基準結論一致，說明控制自選擇問題后結果依然保持穩健。

(三)傾向得分匹配法

本文進一步采用傾向得分匹配(PSM)法放松基準回歸模型對函數形式的依賴，以緩解其可能的函數形式誤設(FFM)導致的內生性問題。具體而言，使用1∶1無放回最近鄰匹配方法并將所有控制變量作為協變量，匹配后的處理組公司和對照組公司在整體上不存在顯著差異。使用匹配后的樣本進行回歸，EDU的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正，與全樣本回歸結論保持一致。

(四)控制往期被解釋變量及前置被解釋變量

在基準回歸結果的基礎上，首先，本文將上一期被解釋變量(L.IRI)作為控制變量，發現EDU的回歸系數仍保持顯著；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)的基礎上，再把IRI作為控制變量，基準結論仍保持不變。這表明高學歷CEO的確有助于提升內部控制信息披露質量，基準結論穩健。

(五)被解釋變量經行業調整

考慮到樣本內不同行業的內部控制信息披露質量存在差異，本文對各企業的內部控制信息披露質量進行行業調整。具體而言，將樣本企業內部控制信息披露指數減去同年度、行業內企業內部控制信息披露質量的均值，得到經行業調整的內部控制信息披露質量，然后重新進行回歸。結果表明，EDU的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正，結論保持穩健。

(六)調整樣本觀測期間

2014年證監會發布《公開發行證券的公司信息披露編報規則第21號——年度內部控制評價報告的一般規定》，要求上市公司按照該規定的要求與格式披露內部控制評價報告，上市公司內部控制信息披露內容發生了較大變化，因而迪博公司調整了2013年及以后的內部控制信息披露指數的評價體系?？紤]到此次調整可能導致前后內部控制信息披露指數數據存在一定系統性差異，本文截取了2013年及以后的樣本重新進行回歸。結果表明，EDU的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正，結論保持一致。

(七)引入行業與年度交乘固定效應

考慮到樣本內不同行業企業對觀測期間內宏觀經濟周期變化存在感知差異，從而可能對企業內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與年度的交乘項，以盡可能地消除各種宏觀因素對回歸結果的影響。結果表明，EDU的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正，結論保持穩健。

六、進一步研究

(一)高學歷CEO如何提高內部控制信息披露質量：CEO能力和聲譽的作用機制檢驗

在前文的理論分析中指出，對于CEO而言，高學歷水平可能預示著更為理性、審慎與周全的決策行為，以及聲譽偏好和社會認同需求所引致的自我行為約束，因而高學歷CEO有合理的動機和理由去強化企業內部控制信息披露質量。作為企業的核心管理者，CEO的本職工作就是提高所在企業的業績表現，企業績效水平越高，代表CEO的能力越強。因此，本文借鑒馬爾門迪爾和塔特(Malmendier &Tate，2009)[52]、張瑩和池國華(2023)[53]的研究，使用經行業調整的資產收益率(IAROA)作為CEO能力的度量指標，并將其序數化從小到大排序，序數越大則表明CEO的能力越強，計算方式如下：

(2)

(3)

(4)

(5)

其中，IAROA_1是i公司在t年經過去3年行業調整的ROA均值，ROAi，t-k為i公司在t-k年的ROA，小括號內表示除i公司以外的行業平均ROA，N為行業內公司總數。計算得到IAROA_1后，再將其分年度在行業內進行從小到大排序，從而得到序數化的IAROA_1，用來衡量CEO能力。此外，為得到更穩健的結果，本文對式(2)進行了一定調整，式(2)中所用到的是t-3、t-2及t-1時期的ROA，本文將其調整為t-2、t-1及t時期，從而得到式(3)所示的IAROA_2。進一步，分別使用t-2和t-1時期、t-1和t時期的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，結合基準回歸結果并通過以下模型分析作用渠道，模型構建如下：

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_4四個變量，回歸結果如表5所示。可以看出，EDU的系數均顯著為正，表明高學歷水平確實能夠提升CEO能力，從而有助于提高企業內部控制信息披露質量。

表5 作用機制檢驗結果：CEO能力

基于CEO聲譽的能力觀，即聲譽本身是能力的一種體現，CEO能力越強，其個人聲譽就越高[52-53]，本文將前文中的CEO能力作為聲譽的代理變量，考察聲譽對基準結論的作用機制。具體如表6所示，分別將前述4個變量(IAROA_1、IAROA_2、IAROA_3和IAROA_4)分年度以行業中位數為界，將樣本分為聲譽較高組和聲譽較低組，分別進行回歸?？梢钥闯?，在四組回歸中，EDU的回歸系數均只在聲譽較高組中顯著，而在聲譽較低組中均不顯著，四組回歸中EDU的回歸系數通過了組間系數檢驗。由此可知，基于能力觀的CEO聲譽也是基準結論的重要機制，即高學歷CEO對內部控制信息披露質量的提升效應受到聲譽的影響，高學歷CEO的能力越強、聲譽越高，也就越重視內部控制信息披露質量。此外，表5與表6雖然使用了不同檢驗方式，但使用的變量相同，結論也顯示兩表的回歸結果存在一致邏輯，因此，這也是對兩表結果可靠性的交叉驗證。

表6 作用機制檢驗結果：CEO聲譽(能力觀)

(二)高學歷CEO提高了何種內部控制信息披露質量：五要素分項檢驗

COSO發布的內部控制框架對內部控制進行了定義和分類，其中控制環境、風險評估過程、信息系統和溝通、控制活動和內部監督作為內部控制五要素的分類方式已被廣泛認可。盡管被審計單位并不一定完全依照此種分類方式對內部控制進行設計與執行，但對信息使用者而言，企業在內部控制評價報告等文件中對內部控制五要素相關信息的披露，仍具備較高信息含量。

CEO的學歷水平越高則意味著其能力越強，不僅可以在日常經營決策中有效降低判斷或決策失誤的概率，也更能有效意識到企業內部控制信息披露的重要性及其高昂的違規代價，進而更加積極地致力于提高企業內部控制信息披露質量。然而，雖然本文已經證明高學歷CEO有助于提升企業內部控制信息披露質量，但是內部控制信息披露質量包含多個方面，究竟作用于哪一方面尚不明確。因此，在COSO內部控制五要素的分類框架下，本文利用迪博數據庫內部控制信息披露指數中五要素的分項指數進行分項檢驗，以探究高學歷CEO究竟提高了內部控制信息披露質量的哪些方面。

本文通過模型(7)加以考察，構建如下：

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

(7)

其中，IRI_Split為內部控制信息披露指數的分項指數，包含控制活動(ConActiv)、信息與溝通(InforCommu)、內部環境(InterEnvir)、風險評估(RiskAssess)和內部監督(InterSuperv)，分別表示公司在內部控制五要素方面的信息披露質量，回歸結果如表7所示。

表7 內部控制信息披露質量的分項檢驗結果

可以看出，在內部控制五要素中，EDU與控制活動、信息與溝通以及內部環境的回歸系數分別為0.046、0.013和0.095，均顯著；EDU與風險評估和內部監督的回歸系數分別為0.011和0.032，均不顯著。表7的分項檢驗結果表明，高學歷CEO并未提升公司風險評估和內部監督這兩方面的信息披露質量，而是主要提升了公司在控制活動、信息與溝通、內部環境這三個方面的信息披露質量。

(三)CEO教育背景和內部控制信息披露質量：代理成本的異質性

兩權分離引致的委托代理問題在信息不對稱和追求目標不一致的情況下催生了代理成本。已有研究表明，良好的內部控制可以有效降低企業代理成本[47]，其主要機制表現為高質量內部控制提高了公司透明度從而緩解了信息不對稱問題。并且，發揮內部控制制度的監督與激勵作用可以抑制管理者的自利動機并使其趨于股東利益目標，減少管理者損害股東利益的行為并降低道德風險，從而緩解代理問題。趙息和張西栓(2013)研究發現，內部控制與高管權力存在相互作用關系[55]。與此同理，本身代理問題突出的企業，其短視管理者可能會傾向于降低公司透明度來謀求個人利益，這顯然有損于企業內部控制信息披露質量，前文基準回歸結果中用以衡量代理成本的變量管理費用率(AC)為負數也證實了這一點。由此可以預測，在代理成本較高的企業中，高學歷CEO對企業內部控制信息披露質量的提升效應會更明顯。

因此，本文分年度以各行業企業的代理成本中位數為界，將全樣本劃分為代理成本較高組和代理成本較低組進行分組檢驗，回歸結果如表8所示。

表8 異質性檢驗結果：代理成本和企業規模

可以看出，在代理成本較高組中，CEO學歷水平的回歸系數為0.232，在1%的水平上顯著；而在代理成本較低組中，CEO學歷水平的回歸系數為0.148，僅在5%的水平上顯著，回歸系數通過了組間系數差異檢驗。這表明，在代理問題更加嚴重的企業中，CEO學歷水平對企業內部控制信息披露質量的提升效應更加明顯。

(四)CEO教育背景和內部控制信息披露質量：企業規模的異質性

企業規模是影響內部控制運行的重要因素之一，因此絕大部分有關內部控制的研究均將企業規模作為控制變量。

首先，對于內部控制制度的建立、執行而言，相比于規模較小的企業受限于成本效益原則而難以建立、實施高質量內部控制制度，規模較大的企業有更加雄厚的資金、更加充足的資源建設和維護內部控制制度的有效運行[56]。由此可知，因較大規模企業的內部控制質量更高且運行更有效，從而可以預測高學歷CEO對較大規模企業內部控制信息披露質量的提升作用會受到削弱，而在較小規模企業中，高學歷CEO對企業內部控制信息披露質量的提升作用更明顯。

其次，在上市公司中，管理層可調動的資源勢必隨企業規模增長而被放大，在一定程度上有利于CEO對內部控制制度的優化和執行效率，但與此同時，CEO權力比例亦受限于企業規模。具體而言，相較于規模較大的企業，雖然較小規模企業的可調動資源更少，但其組織結構更加精簡，業務類型的復雜程度也更低，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，表現為CEO的權力比例更大，因此更有利于高學歷CEO對企業內部控制信息披露質量進行提升、優化。

綜上所述，本文預測，相比于規模較大的企業，在規模較小的企業中，高學歷CEO對企業內部控制信息披露質量的提升效應更加明顯。為此，本文將全樣本分年度和行業以企業規模中位數劃分為規模較大組和規模較小組進行分組回歸。檢驗結果如表8所示。

可以看出，在規模較大組中，CEO學歷水平的回歸系數為0.134且僅在10%的水平上顯著；而在規模較小組中，CEO學歷水平的回歸系數為0.256且在1%的水平上顯著，回歸系數通過了組間系數差異檢驗。這表明，當企業規模較小時，高學歷CEO對企業內部控制信息披露質量的提升效應更明顯。

七、結論、啟示與展望

(一)結論

自從證監會發布《公開發行證券的公司信息披露編報規則第21號——年度內部控制評價報告的一般規定》以來，企業內部控制信息披露的必要性和重要性以法規形式得到了進一步確立，并對中國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，實證探討了CEO學歷水平對企業內部控制信息披露質量的影響，豐富了已有關于CEO個人特征的經濟后果研究。利用2007—2021年中國A股上市公司的相關數據，本文實證檢驗CEO教育背景對企業內部控制信息披露質量的影響。研究結果表明，高學歷CEO可以有效提升企業內部控制信息披露質量，在一系列穩健性檢驗后依然成立。進一步分析表明，高學歷水平有效提升了CEO能力，進而促進內部控制信息披露質量提升，CEO聲譽是其中的重要作用機制之一。分項檢驗結果表明，高學歷CEO主要提高了內部環境、控制活動和信息與溝通等方面的信息披露質量。異質性檢驗結果表明，在代理問題更嚴重或者規模更小的企業中，高學歷CEO對企業內部控制信息披露質量的提升效應更為明顯。本文結論不僅豐富了CEO個人特征的經濟后果研究，還補充了內部控制信息披露質量的影響因素文獻，為CEO在內部控制信息披露方面的治理作用提供了新的經驗證據。

(二)啟示

第一，CEO教育背景對內部控制信息披露質量具有重要影響，公司應重視CEO的學歷水平及其附帶的個人能力對內部控制信息披露質量的影響，保證CEO主觀上對內部控制信息披露優化的積極性，從而獲取高質量內部控制信息披露的積極經濟后果。

第二，本文分項檢驗的結果顯示，高學歷CEO能夠提升內部控制五要素中內部環境、控制活動和信息與溝通等方面的信息披露質量，但卻不能提高風險評估和內部監督這兩方面的信息披露質量。因此，管理層應額外采取必要且合理的措施注重風險評估和內部監督兩方面的信息披露質量，從而進一步提高企業整體內部控制信息披露質量。

第三，本文異質性分析結果顯示，在規模較小的企業和代理問題更為嚴重的企業中，高學歷CEO對企業內部控制信息披露質量的提升效應更為明顯。因此，對于這些企業而言，應該更加注重CEO學歷水平背后所隱含的綜合能力對內部控制信息披露質量的提升效應。

(三)展望

本文研究依然存在局限性。盡管本文從CEO學歷即綜合能力的角度考察了其對內部控制信息披露質量的影響，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人特征變量，但限于數據完整性及可得性，本文并未充分考慮CEO間不同的學科背景、專業能力及其與企業所處行業領域的匹配性，因而未能得出更詳盡、細致的研究結論，未來研究可予以進一步探討。