董事會非正式層級結構與審計報告穩健性

【中圖分類號】F271；F239.4 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2025）09-0087-9

一、引言

審計報告及其意見是基于外部反饋視角鑒證與評價企業年報的重要參照依據，它既能夠用來衡量特定年度的財務報告質量，同時也在一定程度上反映了管理層的信息披露策略（吳秋生和江雅婧，2023），進而折射出公司治理機制的運行效果。就屬性差異來講，盡管審計報告意見有無保留、保留、否定及無法表示意見四種分類，但其中只有無保留意見才可作為真正意義上的“標準”審計意見，其余三種則通常被視為“非標\"審計意見。另外，就實際情況來看，自 2 0 1 0 ～ 2 0 2 2 年，我國上市公司收到\"標準”意見的占比已超過 9 7 % ，但這卻并不意味著 9 7 % 的審計意見都具備可靠性（黃昊和趙玲，2023），究其原因，則不外乎審計意見指標選取本身的二分性特征。畢竟，“標準\"與“非標\"這種趨近于“非黑即白\"的離散評價方式不但忽略了中間的“灰色地帶”，而且未能考慮到審計師必須給企業出具“非標\"審計意見的閾值因素。

由此可見，若要通過審計報告對企業年報信息披露質量給予更為可靠、有效且客觀的分析，就必須先澄清以下問題：第一，僅憑審計意見為“標準\"或“非標\"的二分性離散指標來衡量審計意見可靠性既難以全面反映審計師對客戶編制與披露年報過程的核查、監督及鑒證工作，也不利于企業外部利益相關者做出有效決策。為彌補這一缺陷，部分學者轉而利用應計盈余管理等連續指標衡量審計意見可靠性，該做法雖然在特定范圍內避免了使相關研究落入“非黑即白\"的測度陷阱，但是卻未能基于企業外部反饋視角給出客觀評價。相比于上述兩種方式，審計報告穩健性不僅在指標測度上具有連續性，而且能夠立足于外部反饋立場呈現出年報審計機構禁止企業采取不穩健會計政策或違反會計準則的態度傾向（Gu1等，2013），因此更適宜于衡量審計意見可靠性。第二，從審計關系博弈的視角來看，盡管做出審計意見的最終決定權歸屬于審計師，但企業希望通過年報信息披露獲得外部積極反饋的最終主導權仍掌握在其內部人員手中。

身為企業內部重要的治理機構，董事會除了要制定各類重要戰略決策，還必須時刻平衡兼顧各利益相關者的權益訴求，并降低各方利益分歧下的信息壁壘。所以，研究董事會采用何種方式履行職能并發揮治理效應就顯得很有必要。對此，盡管已有文獻以董事會特質為視角探析了董事會在規范企業財務與會計活動時所能夠發揮的積極作用，但由于上述特質大多仍聚焦于正式層級層面，所以在深入剖析董事會詳盡履職過程與各成員之間動態關系協調等方面就顯得不足（He和Huang，2011；謝永珍等，2015）。事實上，在我國企業中，董事會的運作過程不但會因受到來自人際關系“隱性力量”的支配而形成錯綜復雜的組織地位差異（馬連福等，2019），而且會時常體現出推崇權威的特定社會屬性（武立東等，2018）。由此一來，探究上述“隱性力量”的形成原因并使之為董事會履職及公司治理服務便顯得十分必要。鑒于此，本文選取2 0 1 0 ～ 2 0 2 2 年A股非金融上市公司數據，理論分析并實證檢驗董事會非正式層級結構對審計報告穩健性的影響。

本文可能具有的邊際貢獻如下：第一，現有關于審計報告穩健性影響因素的文獻多以審計師和會計師事務所為研究主體（Zeng等，2021），因而在一定程度上忽視了企業及其內部治理機制才是審計報告穩健性的最終主導力量。遂本文采用審計報告穩健性衡量審計意見可靠性的方式便是從外部反饋立場開辟了客觀分析與判斷管理層信息披露行為的新視角。第二，本文既從積極立場豐富了董事會非正式層級結構可能產生何種經濟后果的探討，又從非正式制度的隱性視角拓展了審計報告穩健性影響因素的研究。在此基礎上，本文還深入挖掘了董事會非正式層級結構對審計報告穩健性的作用路徑，這不僅有助于開啟董事會治理過程的“黑箱”，還能夠為企業在信息與治理維度全方位提升審計師決策效率提供有益啟示。第三，考慮到董事會非正式層級結構所特有的“隱性治理”屬性，本文還通過異質性與經濟后果檢驗對董事會非正式層級結構影響審計報告穩健性的機制進行了討論，進一步充實并拓展上述“隱性治理\"特性發揮積極作用的故事場景。

二、文獻回顧

1.董事會非正式層級及其經濟后果研究?？紤]到特殊成因與存在價值，現有相關文獻普遍將關注重點集中在董事會非正式層級的經濟后果上，總結這些文獻可知：更為清晰的董事會非正式層級結構既能夠在企業發展的各個階段有效提升整體經營水平并優化各項財務決策（He和Huang，2011；何瑛和馬添翼，2021），亦可以幫助企業選擇更加符合自身戰略發展所需的商業營運模式與資源配置方式（凌華和王璇，2023；王曉亮和鄧可斌，2020），同時還有助于提升企業的創新意愿、創新水平及創新效率。不但如此，更為清晰的董事會非正式層級結構還能夠幫助企業改善信息披露、防范違約行為并抵御債務風險（賀宏等，2024；馬元駒等，2024；劉振杰等，2019）。與此同時，盡管有少數研究指出，更為清晰的非正式層級結構可能導致董事會在履行職能過程中強化個體權威并弱化程序理性，進而對企業投資行為產生消極影響（馬連福等，2019），大多數研究依然對更為清晰的董事會非正式層級結構能夠在公司治理中發揮積極作用持積極態度。

2.審計報告穩健性的影響因素研究?，F有相關研究表明，審計報告穩健性不但是審計意見可靠度與審計質量的重要體現，同時也是企業外部利益相關者與資本市場獲取有用決策信息并做出反饋的重要媒介。首先，從審計活動方面來看，審計崗位輪換違規行為及任期交錯（Zhang等，2022）、租金性異常審計費用（許亞湖，2018）及審計負責人流動所產生的客戶追隨效應均可能致使審計報告穩健性下降，而審計負責人初次主審業務的職業起點效應則有利于提升審計報告穩健性。其次，媒體報道、投服中心行權及監督型基金持股等監管機制因素皆有助于審計報告穩健性的提升（宋云玲等，2024）。另外，就審計師特質而言，相對欠缺的專業素養（Gul等，2013）與執業經驗（Chen等，2017）、過度自信的執業態度以及較大的相對年齡差異均會對審計報告穩健性造成負面影響（吳偉榮等，2017）。同時，就會計師事務所特質而言，更高的納稅信用評級、更完善的組織建設（Zeng等，2021）與更充足的IT人力資本供給（王嘉鑫等，2024）皆能夠為提升審計報告穩健性發揮積極作用。不僅如此，推行金融化（董小紅和孫文祥，2024）與組建戰略聯盟（侯德帥等，2024）等方式亦會成為提升審計報告穩健性的不利因素。除此之外，供應鏈風險、分行業信息披露（黃昊和趙玲，2023）、注冊制改革（喬貴濤和杜英巧，2023）及審計市場競爭加劇等制度環境變化因素也會對審計報告穩健性產生不同程度的影響。

梳理以上文獻可知：一方面，與企業正式層級下的治理結構相比，董事會的非正式層級結構同樣能夠在公司治理中發揮出特有的積極作用，而且該治理作用的覆蓋范圍也包括了約束管理層行為并獲得企業外部利益相關者的積極反饋（劉振杰等，2019）。另一方面，作為審計意見可靠性的重要評判標準，審計報告穩健性所反映的不僅是年報信息的披露質量，更是一家企業整體治理機制的運行效率。鑒于此，本文擬以審計意見可靠性為視角，探究董事會非正式層級結構對審計報告穩健性的影響及其內在機制。

三、理論分析與研究假設

1.董事會非正式層級結構與審計報告穩健性。薛坤坤等（2021）的研究表明：更為清晰的非正式層級結構不僅能有效化解董事會成員之間的分歧進而減少內部摩擦，還能積極推動董事會成員在決策過程中建立協作機制，從而快速達成共識以提升公司的治理效能。尤其是在中國文化特有的高權力距離與集體主義屬性之下，這一積極作用不但能夠在一定程度上跳脫科層治理程序，還有利于簡化集體決策程序并發揮全局治理效應。

審計報告穩健性一方面揭示了審計師對于企業年報信息披露質量的判斷傾向，另一方面也預示著外部利益相關者對企業審計意見可靠度的評價依據（宋云玲等，2024）。在審計需求代理觀下，審計報告穩健性取決于企業股東、管理層與外聘審計機構之間基于多重代理關系的動態博弈；在審計需求信息觀下，審計報告穩健性取決于上述各方在整個審計流程中的訊號傳遞、信息成本及聲譽動機；而在審計需求保險觀下，審計報告穩健性則取決于企業的資源配置方式與風險轉移機制等保險價值因素?？梢?，不論是基于何種觀點，若要從根本上提升審計報告穩健性，都應從公司治理層面尋找解決方法（董小紅和孫文祥，2021）。

作為公司治理的關鍵環節，董事會內部更為清晰的非正式結構不僅能夠降低代理關系的協調成本，還可為審計師的合規履職創造更為有利的前置條件；同時，來自董事會更強的約束與監督力量也有利于削弱造成年報信息質量降低的諸多負面影響，從而提升審計效率；不僅如此，當非正式層級結構更為清晰時，董事會成員之間便會更容易形成合作生態，并為優化企業資源配置奠定組織基礎，進而創造有助于審計師決策判斷的便利條件。以上因素均能夠增強審計意見可靠性，并由此提升審計報告穩健性。

據此，本文提出H1：其他條件不變時，更為清晰的董事會非正式層級結構有助于提升審計報告穩健性。

2.作用路徑?；谝陨戏治?，本文進一步推測，當董事會非正式層級結構更為清晰時，其對于審計報告穩健性的促進效應可通過協調代理關系、提高審計效率及優化資源配置三條作用路徑實現。

（1）協調代理關系。在現代企業兩權分離的制度背景下，董事會設立的目的之一即在于系統性緩解委托代理沖突，從而強化治理效能，遂當非正式層級結構更清晰時，董事會便能更好地協調企業股東、管理層及外聘審計機構之間的代理關系，并通過以下方式提升審計報告穩健性。

其一，強化溝通協調。企業股東、管理層及外聘審計機構之間不但在各自的利益訴求上存在差異，各自成員在相互之間也存在錯綜復雜的關系。由此一來，一旦這些群體之間缺乏溝通協調，就極易引發矛盾與沖突并加劇信息壁壘，進而對年報披露質量以及審計師開展工作的環境造成負面影響。因此，董事會非正式層級結構越清晰，企業的治理機制就越能夠通過有效的溝通協調及時化解上述矛盾與沖突，進而為規范管理層年報披露行為及獨立審計工作的開展創造有利條件，并同時降低審計師于各個必要環節的溝通成本，從而提升審計報告穩健性。

其二，緩解短視傾向。本質上來說，穩健性較差的審計報告體現的是審計師對于年報披露信息的不信任以及管理層在代理關系下的自利動機與僥幸心理等短視主義傾向。在此情形下，即便審計師最終出具了所謂的“標準”審計意見，審計報告的可靠性也依然有待商榷。所以，非正式層級結構越清晰，董事會成員在關乎企業長遠利益的問題上就越容易達成共識，這樣一來，董事會便有利于構建治理機制以緩解管理層的短視主義傾向，并掃除審計工作中的潛在障礙，從而為審計報告穩健性的提升創造有利條件。

據此，本文提出 ：其他條件不變時，更為清晰的董事會非正式層級結構可通過協調代理關系提升審計報告穩健性。

（2）提高審計效率。相對穩健的審計報告是較高審計效率的集中體現，而審計效率則又取決于整個審計過程中的資源投入及成本耗費。因此，當非正式層級結構更加清晰時，董事會便能夠更為高效地發揮其治理作用，為保證年報質量構建預防系統，從而節省外部審計機構的各類資源投入及成本耗費，并通過以下方式提升審計報告穩健性。

其一，縮短審計延遲時間。根據監管要求，我國上市公司年報披露窗口期為會計年度結束后120天，該制度理論上賦予了管理層在合規區間內自主擇時披露的彈性決策空間。但在實際中，企業披露意愿越低，年報質量往往越差，且延期披露行為普遍存在，并連帶造成審計延遲現象。因此，非正式層級結構越清晰，董事會就越容易在約束管理層行為方面達成一致決策，以此敦促后者主動并及時地披露年報以提升審計師信任度。基于此，審計師便能夠將資源投人到更為關鍵的審計事項當中以提高工作效率，進而減少非必要審計程序并縮短審計延遲時間，從而提升審計報告穩健性。

其二，削減異常審計費用。異常審計費用不但反映了審計師額外投入資源所對應的成本耗費，同時也是審計師對企業年報的風險感知以及審計工作整體效率的體現。這也意味著當對管理層披露年報存疑時，審計師的風險感知便會增強，進而隨之加大對額外資源的投入力度并索取更高的風險補償，從而產生異常審計費用。所以，非正式層級結構越清晰，董事會就越容易形成監督制衡機制，進而在規范管理層披露年報的同時降低審計師對企業的風險感知與最終發表“非標”審計意見的概率，從而提升審計報告穩健性。

據此，本文提出H2b：其他條件不變時，更為清晰的董事會非正式層級結構可通過提高審計效率提升審計報告穩健性。

（3）優化資源配置。由于稀缺性緣故，資源配置方式不但是衡量企業治理水平的重要標準，同時也是審計師開展工作所必須考慮的現實情況。因此，當非正式層級結構更加清晰時，便會更利于董事從治理端擴大資源掌控能力，同時抑制因資源用途不明確而產生的復雜項目與冗余事件以縮小審計風險敞口，并通過以下方式提升審計報告穩健性。

其一，緩解融資約束。當企業面臨較強的融資約束時，管理層以吸引外部投資為由的年報粉飾動機亦會隨之增強，該傾向性舉措既不利于企業的整體資源配置效率，亦不利于審計師的決策判斷。而董事會身為核心治理機構，其不但在為企業發展爭取資源方面負有主體責任，而且在對管理層獲取及利用資源方面亦有監督義務。因此，非正式層級結構越清晰，社會資本豐富的董事會成員就越能夠利用自身優勢為企業獲取優質資源，緩解融資約束，進而實現從社會資本向經濟價值的轉化。同時，這一過程也能夠節省相應的審計資源，為審計師決策判斷創造便利條件，從而提升審計報告穩健性。

其二，減少復雜業務。對于企業而言，較高的業務復雜度往往依賴更多的資源投入，這也就意味著業務復雜度越高，管理層就越需要采用更繁瑣的估計手段合成年報信息，會計規則異化、資源配置效率受損以及潛在審計風險擴張的概率越高。所以，非正式層級結構越清晰，董事會就越容易形成合作機制，進而敦促管理層降低業務復雜度，并將有限的資源投入企業的關鍵項目中。相應地，審計師也可以避免其無法利用有限審計資源對企業進行全面評估的風險，從而提升審計報告穩健性。

據此，本文提出H2c：其他條件不變時，更為清晰的董事會非正式層級結構可通過優化資源配置提升審計報告穩健性。

四、研究設計

1.樣本選取與數據來源。本文通過CSMAR及Wind等經濟數據庫，選取 2 0 1 0 ～ 2 0 2 2 年A股上市公司數據作為研究樣本，對ST類、金融保險類及關鍵變量數據缺失等樣本進行剔除之后，共得到來自4068家上市公司的27963個觀測值。在數據分析過程中，本文主要運用Sta-ta15.0進行處理。另外，為了避免研究樣本中的極端數值對后續實證研究結果產生不利影響，本文還對各連續變量在上下 1 % 分位處做縮尾處理，并利用穩健標準誤對回歸結果進行調整。

2.變量測度。

（1）被解釋變量：審計報告穩健性（ARR）。參考Gul等（2013）、侯德帥等（2024）及王嘉鑫等（2024）的方法，本文以審計意見激進度的逆向指標測度審計報告穩健性。該值越大，表示審計意見的可靠性越強、審計報告的穩健性越高。

（2）解釋變量：董事會非正式層級結構（BIH）。參考王曉亮和鄧可斌（2020）等的研究，本文在充分權衡準確性及可行性的前提下，以基于Gini系數測算的方法來衡量董事會非正式層級結構。計算公式見式（1）：

（YScore，RankyScore）/BNumXMeanγScore （1）

其中：YScore為董事會中每位成員的在外兼職數量、專業背景評分及任職情況評分的總和；Rankyscore為每位董事的YScore評分數值在董事會所有成員中的排序； 為 YScore 的均值； 則為董事會規模，即董事會組成人數。BIH值越大，說明不同董事在社會資源、專業背景、相對地位及個人威信等方面的差異越大，董事會非正式層級結構越清晰。

（3）控制變量。參考現有文獻并結合研究主題，本文共選取了10項涉及公司財務與公司治理層面的指標作為控制變量，具體定義詳見表1。

3.模型構建。為了檢驗H1，本文設定如下回歸模型，詳見式（2）。在該模型中，本文將重點關注估計參數 的符號及顯著性水平，換言之，若 顯著為正，則表明更為清晰的董事會非正式層級結構有助于提升企業的審計報告穩健性。另外，考慮到審計報告的生成時間通常為企業財年的后一年度，本文還將解釋變量進行了滯后一期，以此強化回歸模型的因果識別關系。

五、實證檢驗

1.描述性統計及單變量檢驗。本文的描述性統計結果如表2所示，就被解釋變量而言，ARR的極大值與極小值分別為0.977與-0.577，且均值及中位數皆趨近于0，這說明不同企業在審計報告穩健性方面存在較大差異。就解釋變量而言，BIH的極小值與極大值之間存在較為明顯的跨度，這說明不同企業在董事會非正式層級結構的清晰程度方面同樣存在較大差異。就數值分布來看，本文的被解釋變量、解釋變量及各控制變量的描述性統計結果均與現有相關研究基本一致。除此之外，本文還對解釋變量及各控制變量進行了方差膨脹因子（VIF）檢驗。從檢驗結果來看，解釋變量及各控制變量的VIF值最大為2.25（小于10）且均值為1.30（小于3），進而說明上述各變量之間幾乎不存在共線性問題。

從單變量檢驗的結果（限于篇幅未列示）來看：無論是均值T檢驗抑或是中位數Wilcoxon秩和檢驗，ARR的數值分布均在BIH取值高于其所在行業及年度均值或中位數的子樣本中更大，且對應的T及乙統計量皆達到 1 % 的顯著性水平。該結果表明，審計報告穩健性在董事會非正式層級結構更為清晰的企業中更強，因此初步驗證了H1的推斷。但考慮到單變量分析本身并未涉及其他控制變量的影響及各變量整體的變化趨勢，因此尚需通過進一步的回歸分析來予以驗證。

2.基準回歸。本文基準回歸的結果見表3。其中：列（1）為未控制任何除解釋變量外其他因素的檢驗結果，列（2）為僅對年份及行業因素進行控制的檢驗結果；列（3）則為加入所有控制變量的檢驗結果。從結果中不難看出：不論是否加入控制變量，BIH的回歸系數均顯著為正。這說明更為清晰的董事會非正式層級結構能夠顯著提升企業的審計報告穩健性，驗證了 。

3.穩健性檢驗。為緩解內生性問題進而強化基準回歸的檢驗結果，本文做了如下穩健性檢驗（結果受篇幅所限未列示）。

（1）緩解變量遺漏問題：構造工具變量。本文分別構造BIHiv1與BIHiv2作為工具變量。BIHiv1的測度源自傳統宗族文化，具體而言，采用《中國家譜總目》所記錄的明朝至1990年間各區域每百萬人口家譜數量的自然對數，并與企業主要經營活動所在城市進行匹配。原因在于：其一，雖然董事會成員間通常并無宗族關系，但在正式契約框架下，共同的工作環境會在潛移默化中促使他們形成非正式的關系網絡；其二，宗族文化和董事會非正式層級結構都屬于非正式制度下的人際關系，與中國傳統文化中的集體主義精神相契合；其三，已有實證文獻證實宗族網絡通過增強信息共享與資源整合能力降低交易成本，這與非正式層級結構優化代理成本的傳導路徑形成了理論呼應。BIHiv2的測度則為企業主要經營活動所在省份每年設立洪澇地質災害防治項目數的自然對數。原因主要在于，災害防治項自密度通常與區域災害發生頻率存在顯著正相關，且上述災害本身所具有的突發性及緊急性也往往要求各負責單位之間要盡快合作并達成共識予以配合應對。在此情境下，行事果斷且擁有權威的領導者以及各部門之間基于非科層關系的合作效率就顯得尤為關鍵，這亦與非正式層級結構有助于強化合作意愿及提升決策效率的表述形成了理論呼應。另外，工具變量的構建主要基于外生性較好的區域層面宏觀指標，與企業經營行為的直接關聯微乎其微，因而滿足排他性約束條件。

隨后，本文通過2SLS模型進行了工具變量檢驗，經檢驗，在BIHiv1及BIHiv2與BIH回歸系數顯著為正的基礎上，引入工具變量處理效應后的BIH與ARR的回歸系數依然顯著為正，并通過了過度識別檢驗。這就說明各工具變量選取不弱且相互之間不存在共線性問題，強化了基準回歸結果。

（2）緩解由可觀測因素導致的樣本自選擇問題：采用傾向得分匹配（PSM）法。本文首先通過Logit模型將變量BIH分別依據行業一年度均值（中位數）進行分組并計算傾向得分；然后再以各控制變量為協變量組采用1：1近鄰方式進行匹配。經檢驗，各協變量的標準化差異在匹配后均小于 10 % ，且ARR的平均處理效應T值顯著為正，強化了基準回歸結果。

（3）緩解由不可觀測因素導致的樣本自選擇問題：使用Heckman兩階段檢驗。參考何瑛和馬添翼（2021）的研究，本文將董事會規模 作為第一階段的解釋變量，并設置二元虛擬變量DBIH作為第一階段的被解釋變量，當BIH為O時，DBIH取值為O；而當BIH不為0時，DBIH則取值為1?；谝陨显O定，本文利用Probit模型進行了概率預測，并計算了對應的逆米爾斯比率（IMR）。經檢驗，DBIH與BNum的系數顯著為正，說明董事會規模越大，形成非正式層級結構的概率就越高；而在加入IMR以后，BIH與ARR的回歸系數依然顯著為正，強化了基準回歸結果。

（4）緩解測量偏誤問題：替換解釋變量?？紤]到獨立董事的身份特殊性，本文將獨立董事進行剔除后重新計算了董事會非正式層級結構的數值，記為BIHr1；另外，為緩解解釋變量差異對研究結果造成的潛在不利影響，本文又對解釋變量進行了行業及年度調整，即計算每個企業BIH值與其所在行業及年度均值之比，記為BIHr2；再將BIHr1與BIHr2代入基準回歸模型重新檢驗后，結果仍然不變。

（5）緩解測量偏誤問題：替換被解釋變量。為考查被解釋變量的穩健性，本文重新對審計報告穩健性指標進行了測算，在測算過程中，本文對同一年度及行業內企業數量少于10家的樣本進行了剔除，所得變量記為ARRr1；在測算方法上，本文利用各樣本ARRr1值與其所在截面數據中行業及年度中位數的差值進行替換，記為ARRr2。基于以上設定，本文將ARRr1與ARRr2分別代入基準回歸模型重新進行檢驗，結果仍然不變。

六、影響機制

1.作用路徑分析。

（1）協調代理關系。根據H2a，更為清晰的董事會非正式層級結構可通過協調代理關系的作用路徑提升審計報告穩健性，且該作用路徑主要包含強化溝通協調與緩解短視傾向兩個維度。其中，在溝通協調的指標構建上，本文依次利用DIB數據庫中內部控制的分項評分數據，以信息與溝通及風險評估兩個分項評分的總和在內控總評分中所占的比例作為代理變量并記為M11，該值越大，表明企業的溝通協調機制越完善。而在短視傾向的指標構建上，本文則利用機器學習的原理及方法，將企業年報MDamp;A信息中與“短視主義\"相關的直接及間接種子詞集所確定的詞頻數在MDamp;A信息總詞頻數中所占的比例作為代理變量并記為M12，該值越大，表明管理層的短視傾向越明顯。

（2）提高審計效率。根據H2b，更為清晰的董事會非正式層級結構可通過提高審計效率的作用路徑提升審計報告穩健性，且該作用路徑主要包含縮短審計延遲時間與削減異常審計費用兩個維度。其中，在審計延遲時間的指標構建上，本文利用企業資產負債表日至審計報告發布時經歷天數的自然對數作為代理變量并記為M21，該值越大，表明企業的審計延遲時間越長。而在異常審計費用的指標構建上，本文則利用估算模型分離出正常審計費用后的異常數值作為代理變量并記為M22，該值越大，表明企業的異常審計費用越高。

（3）優化資源配置。根據 ，更為清晰的董事會非正式層級結構可通過優化資源配置的作用路徑提升審計報告穩健性，且該作用路徑主要包含緩解融資約束與減少復雜業務兩個維度。其中，在融資約束的指標構建上，本文利用針對企業融資約束所構造的SA指數的絕對值作為代理變量并記為M31，該值越大，說明企業受到的融資約束越強。在復雜業務的指標構建上，本文則利用企業經營活動所涉及的行業數量作為代理變量并記為M32，該值越大，說明企業的業務復雜度越高。

基于以上變量設定，本文進一步利用中介效應模型對各作用路徑進行了檢驗。從表4第 （ 1 ） ～ （ 4 ） 列可見，更加清晰的董事會非正式層級結構能夠通過強化溝通協調與緩解短視傾向等協調代理關系的方式提升審計報告穩健性。從第 （ 5 ） ～ （ 8 ） 列可見，更加清晰的董事會非正式層級結構能夠通過縮短審計延遲時間與削減異常審計費用等提高審計效率的方式提升審計報告穩健性。從第（9） ～ （12）列可見，更加清晰的董事會非正式層級結構能夠通過緩解融資約束與減少復雜業務等優化資源配置的方式提升審計報告穩健性。不僅如此，各中介效應模型所對應的SobelZ統計量亦均達到了顯著性水平，遂該檢驗結果再次強化并驗證了上述各作用路徑在董事會非正式層級結構影響審計報告穩健性過程中所發揮的部分中介作用。

2.異質性檢驗。理論上來說，董事會非正式層級結構究竟能否發揮積極治理作用還取決于企業正式層級的職位設置及董事會自身所具備的特質，同時，審計報告穩健性也同樣取決于企業與審計機構的關系屬性及來自第三方的監督力量。據此，本文還將基于正式層級設置、董事會特質、審計關系屬性及第三方監督等異質性因素逐一分析董事會非正式層級結構對審計報告穩健性的差異化影響。

（1）正式層級設置。根據研究主題，本文依次選取董事長是否處于董事會非正式層級最高地位、總經理是否處于董事會非正式層級最高地位以及董事長與總經理是否由同一人兼任為異質性因素和分組依據，進而分析它們在董事會非正式層級結構影響審計報告穩健性中的差異化表現。

從表5第（1）～（6）列來看，更為清晰的董事會非正式層級結構對審計報告穩健性的促進作用在董事長處于董事會非正式層級最高地位、總經理不處于董事會非正式層級最高地位以及董事長與總經理不是由同一人兼任的樣本組中更為顯著。這一結果表明：一方面，董事長在正式層級結構中本身就處于高于其他董事的地位。如果其在非正式層級中同樣占據最高地位，基于對自身聲譽和權威的考量，董事長便會進一步強化監督治理工作，使董事會行使職權的效率進一步提升，進而增強上述促進作用。另一方面，若總經理在董事會的非正式層級中位居最高地位，企業的治理架構就可能因管理層的正式層級與董事會的非正式層級由同一最高領導者掌控，導致二者之間的界限變得模糊，從而削弱其監督與制衡作用，使審計師風險感知提升，從而導致使上述促進作用被弱化。同理，當董事長與總經理由同一人兼任時，企業亦會因為上述監督與制衡機制的缺失而導致管理層機會主義行為加劇，從而削弱上述促進作用。

（2）董事會特質。根據研究主題，本文依次選取董事會互動頻率、董事會穩定程度及審計委員會規模為異質性因素。在分組依據方面：本文以企業每年召開董事會會議的次數是否大于同年度及行業所有企業的平均值為界對董事會互動頻率進行劃分；借鑒測算高管團隊穩定性的方法代入董事會情景得出數值，再以該數值是否大于同年度及行業所有企業的平均值為界對董事會穩定程度進行劃分；以董事會下設審計委員會人數是否大于同年度及行業所有企業的平均值為界對審計委員會規模進行劃分。進而分析它們在董事會非正式層級結構影響審計報告穩健性中的差異化表現。

從表5第（7）～（12）列來看，更為清晰的董事會非正式層級結構對審計報告穩健性的促進作用在董事會互動頻率較高、董事會穩定程度較高以及審計委員會規模較大的樣本組中更為顯著。這一結果表明：其一，如果董事會存在非正式層級結構，成員之間頻繁的互動則有利于促進信息的共享與交流，進而加速相互合作的達成，最終提升董事會的治理效能，從而增強上述促進作用。其二，當董事會結構相對穩定時，董事們對彼此的行為特點和地位差異便會較為熟悉，這亦使得非正式層級結構更容易明晰化，進而促使董事會更有效地履行治理與監督職能，約束管理層的機會主義行為，并以此強化上述促進作用。其三，更大規模的審計委員會意味著更多獨立董事及擁有財會審專業背景的董事會成員參與到企業年報信息的監督體系中，在我國監事會履職缺位的現實背景下，更大規模的審計委員會不但有利于審計委員會成員通過其人際關系及社會資本強化董事會非正式層級結構的積極治理效應，還能夠對管理層的策略性年報披露行為起到監督效果，進而使得上述促進作用得以強化。

（3）審計關系屬性。根據研究主題，本文依次選取客戶企業重要性、會計師事務所執業專長性及“企所\"關系穩定性為異質性因素。在分組依據方面：本文以客戶企業資產規模在會計師事務所當年全部客戶企業資產規模中的占比刻畫客戶重要性，并根據其行業年度均值進行劃分；使用會計師事務所在特定行業的客戶企業的資產總額衡量會計師事務所執業專長，再根據該值的行業年度均值進行劃分；利用會計師事務所為客戶企業累計所提供審計服務的年限測度“企所\"關系穩定性，然后以這一數值的行業年度均值進行劃分。進而分析這些因素在董事會非正式層級結構影響審計報告穩健性中的差異化表現。

從表6第 （ 1 ） ～ （ 6 ） 列來看，更為清晰的董事會非正式層級結構對審計報告穩健性的促進作用在客戶企業重要性較弱、會計師事務所執業專長性較強以及“企所”關系穩定性較強的樣本組中更為顯著。對此可能的解釋為：首先，就會計師事務所而言，客戶重要性越強，往往意味著經濟依賴度越高，這一現象不但有損其獨立性，還會對其所出具審計意見的可靠性造成負面影響，致使上述促進作用被弱化。其次，就客戶企業而言，選聘在其所屬行業內具備專長的會計師事務所既便于相關審計工作的開展，同時亦能夠為審計意見的可靠性提供“保險加成”，進而強化上述促進作用。相應地，更加穩定的“企所”關系一方面有助于節省會計師事務所為深入了解客戶企業經營及財務狀況所必須耗用的審計成本，另一方面也有助于客戶企業節省因會計師事務所變更而產生的轉換成本，因而強化了上述促進作用。

（4）第三方監督。本文選取分析師跟蹤人數、持股機構投資者數及媒體關注數為第三方監督的異質性因素。在分組依據方面：本文按照企業的分析師跟蹤人數及持股機構投資者數是否大于同年度及行業所有企業的平均值為界進行劃分；以企業全年被媒體報道數量的自然對數是否大于同年度及行業所有企業的平均值為界對媒體關注數進行劃分。進而分析這些因素在董事會非正式層級結構影響審計報告穩健性中的差異化表現。

從表6第 （ 7 ） ～ （ 1 2 ） 列來看，更為清晰的董事會非正式層級結構對審計報告穩健性的促進作用在分析師跟蹤人數較少、持股機構投資者數較少及媒體關注數較少的樣本組中更為顯著。由此可見：來自分析師、持股機構投資者及公眾媒體等第三方監督的約束力量有助于約束管理層行為，改善企業的整體信息環境生態，并降低審計師的風險感知程度。這樣一來，原本來自董事會非正式層級結構的治理效應就會在相當程度上被替代，進而弱化了上述促進作用。

七、進一步拓展

更為清晰的董事會非正式層級結構在提升審計報告穩健性之后還能進一步發揮哪些積極治理效應，同樣值得關注。這不僅是從完整邏輯鏈條上補齊董事會非正式層級結構影響審計報告穩健性與提升本文研究價值的重要環節，更是進一步基于審計意見探討企業如何實現可持續發展的現實意義所在。

從企業的角度來看，從完善內部治理機制，到收到外部正向反饋，再到提升資源獲取便利度與財務風險抵抗力，這些無疑是實現可持續發展的良性模式。同時，現有相關研究也證實了可靠性較高的審計意見有利于企業緩解市場風險、獲取資源支持并實現高質量發展?；诖?，本文認為：更為清晰的董事會非正式層級結構在提升審計報告穩健性之后，還能進一步幫助企業達到抵御財務風險與降低資本成本的目標，從而為實現可持續發展創造必要前提條件。

在變量選取方面，本文采用OScore值衡量企業的財務風險（EC1）、采用加權平均資本成本衡量企業的資本成本（EC2），上述變量均為正向指標。然后，本文再將各經濟后果變量進行延后一期處理，分別記為EC1after及EC2after。緊接著，本文通過構建交互模型來對以上推論進行檢驗，結果見表7。

從表7可見，ARR與EC1after及EC2after的相關系數為負，經濟意義上說明更具穩健性的審計報告有助于企業抵御財務風險并降低資本成本，在此基礎上，ARR BIH與EC1after及EC2after的相關系數顯著為負，說明更為清晰的董事會非正式層級結構在上述過程中發揮了積極促進作用并具備統計意義?？梢姡鼮榍逦亩聲钦綄蛹壗Y構在提升審計報告穩健性之后，還能進一步幫助企業抵御財務風險并降低資本成本，從而實現可持續發展。

八、結論與建議

本文以 2 0 1 0 ～ 2 0 2 2 年A股非金融上市公司為樣本，探究董事會非正式層級結構如何影響審計報告穩健性以及其中的作用機理，得到如下研究結論：其一，從整體影響來看，更為清晰的董事會非正式層級結構有助于提升企業的審計報告穩健性，并且該結論在經過一系列穩健性檢驗后依然成立。其二，從作用路徑來看，上述促進作用可通過協調代理關系、提升審計效率及優化資源配置等途徑實現。其三，從基于橫截面分析的異質性檢驗結果來看，企業的正式層級設置、董事會特質、審計關系屬性以及第三方監督等因素均可能對上述促進作用產生差異化影響。其四，從基于經濟后果的拓展性檢驗結果來看，董事會非正式層級結構的積極治理作用在提升審計報告穩健性后，還能夠進一步幫助企業抵御財務風險并降低資本成本，從而助力企業實現可持續發展。

結合以上研究結論，本文提出政策建議如下：首先，以董事會非正式層級為代表的非正式制度作為正式制度安排的補充，其形成過程與作用發揮正日趨成為企業經營與管理活動中一股不可忽視的隱性力量。尤其是在我國人際關系型的社會網絡結構當中，如何利用好董事會非正式層級的積極治理因素完善企業管理顯得十分重要。對此，企業不但要給予董事會成員的社會資本與相對地位差異以足夠重視，更需要將引進具有豐富專業技術背景及個人威信的董事會成員作為實現企業價值創造與價值轉化目標在人力資本層面的關鍵前置性任務。其次，從獨立審計機構的視角來看，會計師事務所在為客戶企業提供審計服務時應充分考慮企業所在行業的現實情況及企業管理層可能存在的機會主義傾向，全面評估并權衡各利益相關者的合理訴求，進而在此前提下安排更具行業專長且風險應對能力更強的審計師或團隊負責相關事宜，從而保證有限的審計資源得以高效利用，并最終提升審計意見可靠性。

【主要參考文獻】

何瑛，馬添翼.董事會非正式層級與企業并購績效[J].審計與經濟研究，2021（2）：74～84.

賀宏，熊健，史璐寒.董事會非正式層級如何影響管理層年報語調操縱？[J].經濟與管理研究，2024（8）：125～144.

侯德帥，任驛佳，樊益中等.戰略聯盟降低了審計報告穩健性嗎？[J].審計研究，2024（2）：113～125.

黃昊，趙玲.分行業信息披露與審計質量——基于一項“準自然實驗\"的研究[J].審計研究，2023（3）：136～147.

凌華，王璇.董事會非正式層級與企業金融化[J].審計與經濟研究，2023（5）：119～127.

劉振杰，顧亮，李維安.董事會非正式層級與公司違規[J].財貿研究，2019（8）：76～87.

馬連福，高塬，杜博.隱性的秩序：董事會非正式層級研究述評及展望[J].外國經濟與管理，2019（4）：111～125.

馬元駒，熊健，李曉冬，董事會非正式層級結構對企業盈余平滑策略選擇的影響：規范促進還是管控抑制[J].現代財經（天津財經大學學報），2024（10）：91～108.

喬貴濤，杜英巧.注冊制改革與審計質量一—基于注冊制首發上市執業經歷的經驗證據[J].會計研究，2023（9）：164～179.

宋云玲，武浩，宋衍蘅等.監督型基金持股會影響審計意見嗎？[J].審計研究，2024（3）：75～87.

王嘉鑫，趙牧，黃翔等.會計師事務所的IT人力資本供給與審計質量[J」.審計研究，2024（3）：63～74.

王曉亮，鄧可斌.董事會非正式層級會提升資本結構決策效率嗎？[J」.會計研究，2020（8）：77～90.

吳秋生，江雅婧.中小投資者保護與審計意見決策一—基于投服中心行權視角[J].審計研究，2023（6）：60～71+148.

吳偉榮，李晶晶，包曉嵐.簽字注冊會計師過度自信、政府監管與審計質量研究[J].審計研究，2017（5）：70～77+86.

武立東，薛坤坤，王凱.非正式層級對董事會決策過程的影響：政治行為還是程序理性[J].管理世界，2018（11）：80～92.

謝永珍，張雅萌，張慧等.董事會正式、非正式結構對董事會會議頻率的影響——非正式溝通對董事會行為強度的調節作用[J].外國經濟與管理，2015（4）：15～28.

（責任編輯·校對：劉鈺瑩許春玲）