CEO與審計委員會中獨立董事的社會關系對內部控制質量的影響

李敏鑫 包翠華

一、引言

審計委員會是完善內部控制最有影響力的治理結構。2008年，財政部等五部委聯合發布的《企業內部控制基本規范》強調，審計委員會是提升企業內部控制質量的關鍵組織。那么，如何發揮好審計委員會制度的優勢，使其服務于企業的內部控制建設就顯得尤為重要。學術界與實務界普遍認為審計委員會職能的有效發揮主要依賴其獨立董事委員（以下簡稱獨董委員）的履職能力（勝任能力）和履職意愿（獨立性）。基于此，學者基于經濟學中的“理性人”角度，發現了獨董委員的個體特征、企業的組織特征以及區域的制度環境等因素，均能影響審計委員會對企業內部控制質量的監控效率，但卻忽視了獨董委員的“社會人”屬性。在中國這樣的“人情”社會，無法避免的是社會關系對經濟行為的嵌入效應（Granovetter, 1985）。

在企業運營過程中，CEO是企業內部控制的執行主體和責任主體，企業內部控制質量不高的關鍵原因，在于CEO的機會主義行為動機，我國資本市場中也時常出現CEO凌駕于內部控制之上的情形。通過在董事會下成立主要由獨立董事組成的審計委員會，介入企業的內控設計和實施過程，有利于遏制CEO的機會主義行為，提升內部控制的質量。然而，當獨董委員與CEO之間存在社會關系，獨董委員還能對CEO實施嚴格的監控嗎？實踐中，與CEO的社會關系是成為獨董委員的重要影響因素，社會關系既能產生代理理論延伸的“偏好效應”，弱化獨董委員的監控能力，導致內部控制質量的下降；也可能出現資源依賴理論延伸的“信息效應”，促進獨董委員的建議功能，進而強化了內部控制質量建設。

因此，社會關系是否以及如何影響內部控制質量仍有待檢驗。本文選取了2008-2018年滬、深兩市A股上市公司作為研究樣本，以業緣、學緣和地緣，分析并檢驗了社會關系對內部控制質量的影響，發現社會關系降低了公司的內部控制質量。基于此，本文從代理成本和審計委員會勤勉度分析了社會關系可能的影響機制。最后，本文討論了CEO權力、關系主體是否為審計委員會主任委員、審計委員會的專業能力和聲譽、地區的法治水平和儒家文化建設的差異化情境對社會關系作用的影響。

本文可能存在如下兩點貢獻：（1）將新經濟社會學引入審計委員會的研究界域，不僅擴展了嵌入性理論在公司治理領域的研究范疇，也有助于豐富內部控制質量影響因素的相關文獻；（2）本文進一步探討了審計委員會結構特征以及宏觀制度與文化等因素緩解社會關系偏好效應的因素，為政府部門采取有力措施加快構建獨具濃厚“鄉土文化”本色氣息的中國審計委員會制度、切實提高公司治理水平等提供了重要決策性參考。

二、文獻回顧

在經歷數次重大的財務舞弊案件后，監管部門逐漸意識到有效的審計委員會，應當擁有影響企業內部控制系統建設與運行的權力。2008年，財政部等五部委聯合發布了《企業內部控制基本規范》，將內部控制建設視為公司治理的重中之重，并明確賦予審計委員會審查企業內部控制制度、監督內部控制的實施和自我評價、協調內部控制審計及其他相關事宜的權力。伴隨著制度層面對審計委員會在內部控制建設方面的重視程度的加深，在實踐中，大多數的審計委員會章程都將規范內部控制作為其主要職責之一（Carcello et al.,2002）。有關審計委員會對內部控制影響的研究正逐步開展。學者們相繼發現審計委員會獨立性（Krishnan,2005；Krishnan and Visvanathan,2007）、財務專業知識（Zhang et al., 2007；Hoitash et al., 2009）、會議頻率（Naiker and Sharma,2009；Cheng et al., 2019）等特征，能夠降低企業內部控制缺陷的發生的概率，提升企業內部控制質量。近年來，審計委員會的研究領域開始重視“人”的因素，例如，周澤將等（2020）發現審計委員會成員的海歸背景可以提升其專業能力和獨立性，進而提升企業的內部控制質量；而Lisic et al.（2016）發現 CEO較大的權力會抑制審計委員會財務專長對減少內部控制缺陷發生的作用。然而，現有研究忽視了審計委員會成員的“社會人”屬性。

近年來，隨著社會學研究向公司治理研究領域的滲透，越來越多的學者開始關注獨立董事與管理層之間的社會關系對公司治理水平的影響，并對此存在信息效應與偏好效應兩種觀點（Renneboog et al., 2011；蔡寧，2018）。獨立董事在企業中主要發揮兩種功能：建議功能與監督功能。一方面，社會關系的信息效應能夠促進獨立董事建議功能的發揮。學者們發現社會關系降低了內部控制缺陷及財務重述的概率（Hoitash，2011），提高了企業的創新績效（Kang et al.,2018），抑制了代理成本（戴亦一等，2016；潘越等，2020），提高了CEO薪酬業績敏感性（田祥宇等，2017），提升了企業績效（陳霞等，2018），促進企業的研發投入（許強等，2019），降低了企業的費用粘性（杜興強和殷敬偉，2020）；另一方面，社會關系的偏好效應削弱了獨立董事的監督功能。學者們發現社會關系降低了CEO因業績較差而被解雇的概率（Hwang and Kim，2009），增加了代理成本（閆偉宸和肖星，2019；Zhang et al.，2020），抑制了研發投入（杜興強和熊浩，2017），增加了權益成本（Appelghem and Nguye，2021），降低了公司價值（Fracassi and Tate，2012；Khedmati et al.，2020），損害了財務信息質量（Krishnan et al.，2011；朱朝暉和李敏鑫，2020）。

綜合來看，學術界關于審計委員會有效性的研究日趨豐富，對全面深化審計委員會制度理解與改革落實、加快構建更加完善的公司治理機制等發揮了重要的建設性作用。然而尤其在中國，已有研究過分關注審計委員會的結構特征，近乎忽視了人所嵌入的廣泛的社會互動背景，即缺乏對審計委員會行為的社會基礎——社會關系的探討。與西方的契約型社會不同，中國是比較典型的關系型社會，關系在構建和維持社會信任中發揮著至關重要的作用。社會關系是中國公司治理體系建設中難以忽視的隱性因素，關系型治理也是完善公司治理機制的重要方式。近年來，已有學者對社會關系對審計委員會效率的影響進行了初步探索（朱朝暉和李敏鑫，2020；Bruynseels and Cardinaels,2014；Wilbanks et al., 2017），但相關研究總體上比較缺乏且結論不一，有待進一步研究。基于此，本文基于新社會經濟學的嵌入性理論，從社會關系的公司治理效應出發，對CEO與獨董委員的社會關系對內部控制質量的影響及其內在機制等問題開展深入研究與探討。

三、理論分析與假設

中國資本市場主體主要由國有企業與家族掌控的民營企業組成，呈現出股權相對集中的特征。在公司治理過程中，大股東擁有較高的權力（La Porta, 1999）。大股東的權力不受約束，產生較高的控制權與現金流權分離度，激發其侵占中小股東利益的動機，引發較為嚴重的第二類代理問題（Claessens et al., 2002），是導致企業內部控制質量較低的重要原因（周美華等，2017）。Gong et al.（2013）發現，如果管理層的控制權超過其現金流權的程度越高，公司瞞報內部控制缺陷的可能性越大。如何約束大股東權力，建立并執行高質量內部控制一直以來是監管部門、市場實體與學術界共同關注的核心課題。近年來，中國監管部門為提升內部控制質量進行了許多制度創新。其中，較為重要的是21世紀初對審計委員會制度的引入。審計委員會是內部控制有效實施的關鍵因素（張硯和楊雄勝，2007），保證內部控制有效性也是設立審計委員會的主要動機之一（楊忠蓮和徐政旦，2004）。有效的審計委員會能對大股東及其指派的CEO在內部控制方面的控制權形成制約，從而提升內部控制質量。

從審計委員會的功能來看，《企業內部控制基本規范》規定審計委員會負責內部控制的制度審查、過程監督及運行評價，并能夠領導和監督內部審計部門的工作。內部審計是全面審查和持續監控內部控制制度運行的專門組織，是對內部控制的控制。審計委員會對內部控制制度的評價及與內部審計部門的互動，能夠防止企業違規現象的發生（錢華，2006）。從審計委員會的構成來看，審計委員會的獨立性越強，專業能力越好，內部控制的質量越高（Krishnan，2005；Zhang et al., 2007；董卉娜和朱志雄，2012；劉焱和姚海鑫，2014）。但僅從構成角度，而忽略個人履職意愿，可能無法詮釋審計委員會對內部控制質量的影響過程。在公司治理實踐中，個體的經濟行為會受到其所嵌入的社會關系的影響（Granovetter，1985）。若獨董委員與CEO存在社會關系，關系的偏好效應可能會影響其履職行為，進而影響企業內部控制質量。

1.與CEO存在社會關系的獨董委員會放松對內部審計工作的督促。在內部控制建設過程中，審計委員會是信息溝通的紐帶（吳玉心，2003）。獨董委員在監督內部控制時的信息，主要來自于內部審計部門，其需要與內部審計部門維持良好的信息交流與互動，更好地對內部控制進行評價（周蘭等，2009）。獨立與專業的審計委員會更可能與內部審計人員頻繁接觸，提高內部審計效率，保障內部控制的質量（Krishnan，2005）。同時，審計委員會通過介入CEO對內部控制部門的控制權，確保內部審計部門的獨立性，增加其在內部控制方面的投入（Abbott et al., 2007；Trotman and Duncan, 2018），提高內部審計的努力程度。然而，CEO在經營決策過程中通常不愿意受過多的約束，內部審計也是其實施機會主義行為的重要阻力。為維系關系，與CEO有著社會關系的獨董委員不太愿意支持內部審計部門去挑戰CEO的決策。而內部審計部門在清楚此類社會關系的情形下，為能繼續在公司工作，也不會向獨董委員透露過多的敏感信息。在這樣的預期下，擁有此類關系的獨董委員通常不愿在督促內部審計工作中付出較多努力，而內部審計部門向其傳遞公司風險信息的動力也不足，難以保證內部控制的高質量。

2.與CEO存在社會關系的獨董委員會易接受內部控制制度設計。審計委員會的獨立性是高質量內部控制建設的必要因素（Cassell et al.,2018）。與CEO存在社會關系的獨董委員，會更加認同CEO的決策行為，導致對CEO的有偏信賴，影響其獨立性。同質性理論認為，個人會依社會關系進行分群，產生群體認同（Tajfel et al., 1971），形成內群體偏好（Hewstone et al., 2002），易對關系對象行為進行有利解讀（Uzzi,1996）。例如，Hwang and Kim（2009）發現，當董事會與高管存在社會關聯時，高管的業績薪酬敏感性降低。獨董委員將與其有社會關系的CEO劃分為同群，易接受CEO對其機會主義行為及內部控制決策方面的合理化解釋，降低CEO的游說成本，難以對內部控制建設進行客觀評價。此外，此類關系代表獨董委員與CEO之間有共同經歷，彼此認知和偏好類似，易在內部控制審計爭端中支持CEO（DeZoort and Salterio, 2001），難以保證內部控制的高質量。

3.與CEO存在社會關系的獨董委員更易被CEO俘獲，甚至參與其利用內部控制缺陷進行的機會主義行為。一方面，相熟主體間在深層次的互動過程交流中，易產生超出一般契約關系的特殊情感，社會心理學認為社會關系具有“情感性”特征（Hwang,1987），而從事許多利他主義的行為（Engelberg et al., 2012；Cohen et al., 2008）。另一方面，社會關系有維護圈內人利益的行事規則。在中國，正式制度獲取資源的方式成本較高，人們通常利用關系獲取資源。獨董委員擁有廣泛的社會關系，積累了深厚的社會資本。然而，這一社會資本也成為維護社會關系網絡個體利益的抵押品，在網絡中的個體需要遵循社會關系的互惠原則。因與CEO存在社會關系而入駐審計委員會的獨董委員，一旦作出有損CEO利益的行為。其不近人情的做法，將在社會關系網絡中廣泛傳播，不僅當前的合作關系難以維系，還喪失了與社會關系網絡中其他個體的潛在合作機會（戴亦一，2016）。當CEO向與其有社會關系的獨董委員提出機會主義行為要求時，無論是出于情感還是互惠原則，獨董委員都易默許，甚至參與其中。

基于信息效應假說的視角來看，（1）與CEO存在社會關系的獨董委員更容易獲得CEO的信任。一方面，社會關系改善了彼此間的信息溝通狀況(Wilbanks et al.，2017)，幫助獨董委員獲取更多有關公司內部控制制度設計與執行方面的“硬信息”，另一方面，獨董委員-CEO的社會關系也使CEO更樂于主動向獨董委員就如何進一步完善內部控制制度等尋求專業咨詢與意見建議，進而提高內部控制質量。（2）與CEO存在社會關系的獨董委員更容易與CEO建立穩固的長期合作伙伴關系，助力獨董委員獲取更多更為深入的有關CEO個人特質的“軟信息”，如CEO的個體特征、管理風格、風險偏好等。這些高質量“軟信息”的掌握不僅能夠為獨董委員合理評估企業內部控制缺陷、管理層不當干預乃至凌駕內部控制等情況發生的可能性提供重要信息支持，對獨董委員科學預防并采取針對性措施予以有效應對等亦大有裨益，進而保障了高質量的內部控制。

綜上所述。一方面，基于偏好效應，社會關系的存在導致審計委員會既無法提升內部審計效率，又難以對內部控制制度進行客觀評價，甚至還會默許CEO的機會主義行為。因而難以實現審計委員會提升企業內部控制質量的目標；另一方面，基于信息效應，社會關系也能助力獨董委員與CEO之間的信息溝通效果、建立穩固的長期合作伙伴關系，進而促進了內部控制質量的提高。因此，本文提出如下競爭性假設：

假設1a：CEO與獨董委員存在社會關系的企業，其內部控制質量較低。

假設1b：CEO與獨董委員存在社會關系的企業，其內部控制質量較高。

四、研究設計

(一 )樣本選取與數據來源

財政部于2007年發布新的《企業會計準則》后，企業的會計處理方式發生較大變化。而2008年財政部聯合證監會、審計署、銀監會、保監會等監管機構制定頒布的《企業內部控制基本規范》則將上市公司內部控制建設置于公司治理更加突出的重要位置。此外，中國上市公司至2007年底已基本設置了審計委員會。基于此，本文以2008-2018年中國滬、深A股上市企業作為初始研究樣本，并經過如下篩選過程：(1)剔除ST、PT等特殊風險提示類樣本；(2)剔除金融、保險類樣本；(3)剔除未設立審計委員會樣本；(4)剔除當年新上市樣本；(5)剔除關鍵數據缺失樣本。最終獲得14920個有效公司樣本觀測值，并對所有連續變量進行上下1%的Winsorise處理。

本文樣本數據主要來源于CSMAR數據庫等。具體來說，CEO及獨董委員的籍貫或出生地、畢業院校、履職背景等信息源于CSMAR數據中的高管簡歷，并盡可能的通過百度、谷歌等搜索引擎、上市公司公告、新浪財經、中國知網、人物自傳、公司官網、媒體報道等渠道進行手工補充。

(二 )模型設定及變量說明

為驗證假設，構建了如下模型：

1.被解釋變量：內部控制質量。在模型(1)中，被解釋變量Con表示內部控制質量。參考周澤將等(2020)的研究，選取DIB內部控制與風險管理數據庫中的企業內部控制評分作為衡量內部控制質量的基礎。基于回歸系數可讀性改善的現實考量,將該評分縮小100倍，得到最終的內部控制質量的替代變量Con，該變量值越大，表明內部控制質量越高。同時還選取DIB內部控制與風險管理數據庫中的內部控制信息披露指數，衡量內部控制的五個細分要素：控制環境(Con1)、風險評估(Con2)、控制活動(Con3)、信息與溝通(Con4)、內部監督(Con5)。此外，后文還選取內部控制缺陷指標進行穩健性檢驗。

2.解釋變量：獨董委員-CEO社會關系。在模型(1)中，解釋變量Ties為虛擬變量，表示CEO與獨董委員之間存在的社會關系。若上市公司的CEO與審計委員會中的任一獨立董事存在地緣、學緣或業緣等關系，則認為獨董委員-CEO存在社會關系，Ties的取值為1，否則為0。其中，地緣關系(Ties_1)表示獨董委員-CEO的籍貫或出生地是否為同一地級市；學緣關系(Ties_2)表示獨董委員-CEO是否曾在同一院校就讀或教學；業緣關系(Ties_3)表示獨董委員-CEO是否曾在同一組織任職或擁有相同的社會兼職。若模型(1)中Ties的回歸系數α1顯著為負，則表明社會關系對企業內部控制質量存在削弱影響，從而支持假設H1a，若α1顯著為正，則支持假設H1b。

3.控制變量。參考以往研究選取可能影響內部控制質量的其他控制變量。主要包括企業規模(Size)、財務杠桿(Lev)、盈利能力(Roa)、股權集中度(Largest)、存貨占比(Inv)、上市年齡(ListAge)、發展能力(Growth)等企業特征變量，是否四大(Big4)、行業專長(Special)、審計年數(Term)等會計師事務所特征變量以及審計委員會的規模(ABoard)、權力侵蝕(Erode)、獨立董事比例(Aind)等審計委員會特征變量。此外，還控制了年度(Year)和行業(Ind)的固定效應。各變量的具體定義說明如表1所示。

表1 變量定義

五、實證檢驗

(一 )描述性統計及單變量分析

表2列示了各變量的描述性統計結果。其中，Con的均值為6.5495，中位數為6.7565，最小值為0，最大值為9.0792，標準差為1.2585，表明不同上市公司之間的內部控制質量存在較大差異。Ties的均值為0.2157，說明約有21.57%的上市公司的獨董委員與其CEO之間存在社會關系，這一現象在中國上市公司治理實踐中比較常見。其他控制變量的分布情況也較為合理。表3列示了單變量分析的分組檢驗結果。結果顯示，有關系組(Ties=1)的Con均值為6.478，無關系組(Ties=0)的Con均值為6.569，有關系組與無關系組的Con均值存在顯著差異，且有關系組的Con均值低于無關系組的Con均值，表明有關系組的內部控制質量較低，從而初步支持了假設H1a。

表2 描述性統計結果

表3 單變量分析

表4 基本回歸結果

(二 )基本回歸分析

可以發現，列(2)中，變量Ties_1、Ties_2、Ties_3的回歸系數符號均為負，且至少在5%的水平上顯著，表明無論是基于學緣、地緣還是基于業緣的獨董委員-CEO社會關系類型，其都會對審計委員會的內部控制監督職能發揮產生比較負面的影響。第三，列(3)~列(7)列示的是對內部控制五個基本要素的分析結果，僅Con1和Con5的回歸系數在5%的水平上顯著為負，而Con2、Con3及Con4的回歸結果均不顯著，表明獨董委員-CEO的社會關系主要對控制環境和內部監督產生了不利影響，進而降低了內部控制質量。此外，各變量的VIF值中，最大值為3.59，均小于10，表明模型不存在嚴重的共線性問題。

(三 )穩健性測試

為緩解模型中可能存在的樣本自選擇、遺漏控制變量等內生性問題，本文進行了如下檢驗。

1.Heckman兩階段檢驗。在第一階段，本文使用Probit模型估計出企業選擇與CEO存在社會關系的獨董委員的可能性。具體的，本文首先使用地區信任指數(張維迎和柯榮住，2002)作為工具變量，一般來說，地方的人際信任狀況會影響人們對關系的使用頻率和重視程度，但可能不直接作用于企業的內部控制質量。然后利用工具變量和前文選取的控制變量

表3列示了獨董委員-CEO社會關系與內部控制質量的相關回歸結果。結果顯示：第一，列(1)中，變量Ties的回歸系數在1%的水平上顯著為負，表明相比獨董委員-CEO不存在社會關系，獨董委員-CEO存在社會關系的企業，其內部控制質量顯著降低，符合了社會關系的“偏好效應假說”，假設H1a得到驗證。第二，進一步將獨董委員-CEO的社會關系類型區分為學緣、地緣和業緣關系，對Ties進行回歸，得出逆米爾斯比率(lambda)。在第二階段，將Lambda作為控制變量放入模型(1)中重新進行回歸。回歸結果如表5 Panel A第(1)列所示。

表5 穩健性測試結果

2.傾向得分匹配(PSM)檢驗。為避免樣本差異對回歸檢驗結果的影響，本文使用PSM的方法進行檢驗。具體的：第一步，基于獨董委員與CEO存在社會關系的公司樣本，匹配出與這些公司樣本類型類似的(本文為前文選取的控制變量)但不存在社會關系的公司樣本；第二步，通過logit模型對獨董委員與CEO是否存在社會關系進行傾向評分；第三步，設定卡尺范圍為0.05，通過最近鄰近匹配的辦法，對樣本進行1:1的無放回匹配，最終獲得6436個樣本；第四步，實施平行趨勢檢驗，結果顯示樣本控制變量的均值差異大多明顯降低，說明樣本的組間異質性控制效果良好；最后，重新進行檢驗。回歸結果如表5 Panel A第(2)列所示。

3.延后一期因變量。社會關系的影響效應可能存在一定程度的滯后性。本文將因變量Con延后一期，生成新變量FCon，重新進行檢驗。回歸結果如表5 Panel A第(3)列所示。

4.控制公司層面的固定效應。本文使用個體固定效應模型進一步排除公司層面可能存在的遺漏變量問題。回歸結果如表5 Panel A第(4)列所示。

5.D I D 測試。本文借助C E O或獨董委員的離任作為外生沖擊(Francassi 和 Tate，2012)，構建雙重差分模型，以排除可能存在的內生性問題。具體的：首先，設置時間虛擬變量Post，即因CEO或獨董委員離任導致社會關系消失時取值為1，否則取0；然后，設置事件虛擬變量Treat，即存在社會關系的企業因存在CEO或獨董委員離任導致社會關系消失時取值為1，否則為0；最后，事件窗口設置為(-1,1)，表示實驗組和對照組都保留離任事件前后一年的樣本，并進行回歸。回歸結果如表5 Panel A第(5)列所示。

此外，本文還進行了如下形式的其他穩健性檢驗。

1.增加控制變量。為排除獨董委員-CFO社會關系對模型(1)中社會關系Ties變量的回歸系數的影響。本文選取了其他最具代表性的非核心高管CFO，并設置了獨董委員-CFO社會關系變量Ties_CFO。若獨董委員與CFO之間存在因地緣、學緣或業緣而產生的社會關系，Ties_CFO的取值為1，否則，取值為0，然后重新進行回歸。回歸結果如表5 Panel B第(1)列所示。

2.替換因變量。為避免因變量的衡量方式對假設檢驗結果的影響。本文選取內部控制缺陷(Con_lack)作為衡量企業內部控制質量的替代變量，以替換模型(1)中的因變量。Con_lack為虛擬變量，若企業當期存在內部控制缺陷，Con_lack的取值為1，否則，取值為0，然后重新進行回歸。回歸結果如表5 Panel B第(2)列所示。

3.替換自變量。本文選取獨董委員與CEO存在社會關系的人數Ties_n和占比Ties_r作為模型(1)中的自變量，替代原有的自變量Ties，并在此基礎上重新進行回歸。回歸結果如表5 Panel B第(3)(4)列所示。

表5 Panel A第(1)~(5)列依次集中列示了上述旨在緩解內生性問題的測試方式的回歸檢驗結果。其中，第(1)~(4)列中，變量Ties的回歸系數符號均為負，且維持至少5%水平上的顯著性，表明獨董委員-CEO社會關系顯著降低了內部控制質量，而第(5)列中，交互項Post x Treat的回歸系數在5%的水平上顯著為正，說明當發生因離職事件引致的獨董委員-CEO社會關系消失的情形時，反而提高了內部控制質量，表明獨董委員-CEO之間存在的社會關系確實會降低內部控制質量。表5 Panel B第(1)~(4)列依次集中列示了上述其他穩健性測試方式的回歸檢驗結果，結果顯示相關變量的回歸系數亦均能繼續保持至少5%的負向顯著性水平，表明獨董委員-CEO社會關系顯著降低了內部控制質量。總之，基于上述多種形式進行的檢驗，進一步保證了研究結果的穩健性。

(四 )作用機制

1.代理成本。中國資本市場中的上市主體普遍由具有政府或家族背景的大股東所掌控(Chen等，2013)，導致董事會功能發揮不同程度受損。大股東與中小股東之間的第二類代理問題相比投資者與管理者之間的第一類代理問題更嚴重。CEO作為大股東選聘的利益代表，能夠利用與獨董委員的社會關系，掩護大股東的機會主義行為，侵害中小股東的合法權益。這表明獨董委員-CEO的社會關系很可能難以抑制第二類代理問題，進而削弱內部控制質量。即第二類代理成本可能在獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的影響中發揮了中介作用。

本文選取代理成本變量Agent，并采用其他應收款占總資產的比重(劉新民等，2017)進行衡量，其值越大，表示代理成本越高。在此基礎上借鑒溫忠麟(2004)中介效應的檢驗方法，對代理成本是否在獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量影響中發揮了中介效應進行檢驗。表6列示的回歸結果顯示：在列(1)變量Ties的回歸系數顯著為負的基礎上，列(2)中變量Ties的回歸系數顯著為正，表明獨董委員-CEO的社會關系增加了代理成本，而在列(1)的回歸模型中加入Agent后，列(3)中Ties的回歸系數與其t值雖有所下降，但仍在1%水平上顯著為負。表明代理成本在獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的影響過程中發揮了部分中介作用，代理成本的作用機制得到檢驗支持。

表6 作用機制檢驗結果

2.審計委員會勤勉度。已有研究認為有效的審計委員會其勤勉程度較高(Raghunandan 和 Rama,2007)，審計委員會的勤勉度是高效審計委員會的重要組成要素，對抑制內部控制缺陷發揮著重要作用(Krishnan 和Visvanathan, 2007)。但與CEO存在社會關系的獨董委員不愿過多干涉CEO的日常決策過程，其監督CEO的積極性及努力程度較弱，通常僅滿足于符合基本要求即可。這表明獨董委員-CEO社會關系可能會通過降低審計委員會的勤勉度，進而降低企業內部控制質量。即審計委員會勤勉度也可能在獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的影響過程中發揮了中介作用。

本文選取勤勉度變量Diligent，并采用審計委員會年度會議次數(Raghunandan和 Rama, 2007)作為可替代的衡量方法，其值越大，表示勤勉度越高。盡管用會議次數來衡量勤勉性比較粗糙，但不經常開會可能表明審計委員會的監管效益較差(Menon 和 Williams, 1994)。同時借鑒溫忠麟(2004)中介效應的檢驗方法，對審計委員會勤勉度是否在獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量影響中發揮了中介效應進行檢驗。表6列示的回歸結果顯示：在列(4)變量Ties的回歸系數顯著為負的基礎上，列(5)中變量Ties的回歸系數亦顯著為負，表明獨董委員-CEO的社會關系降低了審計委員會勤勉度，而在列(4)的回歸模型中加入Diligent后，列(6)中Ties的回歸系數與其t值雖有所下降，但亦保持1%水平上的顯著為負。表明審計委員會勤勉度在獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的影響過程中發揮了部分中介作用，審計委員會勤勉度的作用機制亦得到檢驗支持。

六、進一步研究

(一 )CEO權力

CEO對企業關鍵資源的掌控力度直接決定其是否有能力對獨董委員監督內部控制的效率效果產生不利影響。一方面，權力較大的CEO能夠通過獨占企業內部信息、影響獨董委員選聘或者干擾審計委員會會議議程等方式限制審計委員會對其干預、凌駕內部控制行為的監督功能發揮(Cassell等，2018)。另一方面，權力較大的CEO能夠更好的利用其與獨董委員的社會關系資源，使獨董委員在情感上產生有偏信賴，更易接受其合理化解釋，在履職過程中，減少異議行為發表，甚至被俘獲而參與其破壞內部控制制度的機會主義合謀行為。因此，相比權力較小的CEO，CEO權力較大很可能會加劇獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的不利影響。

為了驗證CEO權力的影響效應，本文引入管理者權力變量Dual。具體的，若CEO兼任公司的董事長，Dual的取值為1，否則，取值為0，并設置了交互項Dual x Ties，然后進行回歸。表7列(1)列示的結果顯示，交互項Dual x Ties的回歸系數為負，且在5%水平上顯著，表明較大的CEO權力加劇了獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的不利影響，CEO權力效應得到支持。

表7 進一步研究檢驗結果

(二 )主任委員

主任委員不僅是審計委員會會議的召集主持人、決議簽發人,在審計委員會中還充當著領導者的角色,猶如審計委員會中的CEO(Ghafran 和Yasmin, 2018)。在中國，審計委員會中的主任委員對審計委員會的運作效率也有著十分重要的影響(謝德仁和湯曉燕，2012)。與審計委員會中的其他成員相比，主任委員是審計委員會有效性的關鍵保證，對內部控制質量的影響責任更大。鑒于審計委員會主任委員在審計委員會中的核心領導地位，若其與CEO存在社會關系，可能比一般委員與CEO存在社會關系對審計委員會的監督能力發揮產生更不利的影響，進而進一步降低內部審計質量。

為了驗證主任委員的影響效應，本文將獨董委員-CEO社會關系(Ties)，劃分為主任委員-CEO社會關系(Ties_Head)和非主任委員-CEO社會關系(Ties_normal)。具體的，當主任委員與CEO存在社會關系時，Ties_Head的取值為1，否則，取值為0。當非主任委員與CEO存在社會關系時，Ties_normal的取值為1，否則，取值為0，然后進行回歸。表7列(2)列示的結果顯示，Ties_Head的回歸系數在1%的水平上顯著為負，而Ties_normal的回歸系數雖亦為負，但不顯著。表明CEO與主任委員的社會關系對內部控制質量的影響更大，主任委員效應得到支持。

(三 )專業能力

具備較高專業能力的審計委員會在履職過程中更能保持較高的敏銳性，并與內部審計部門建立良好的溝通、合作關系，降低了內部控制缺陷發生概率，提升了內部控制質量(Hoitash等，2009)。一方面，具備較高專業能力的審計委員會，因其具有的長期的職業習慣及厚重的專精知識積累，使其能夠及時發現內部控制薄弱環節，并能夠與內部審計部門進行無障礙而高質量的溝通交流與協同配合，及時采取措施糾正內部控制風險點；另一方面，具備較高專業能力的審計委員會成員擁有的廣泛的專業資本，能夠促使其與內部審計人員建立和保持良好的專業關系，形成專業的協同性團隊，共同抵抗來自CEO方面施加的較大壓力。因此，審計委員會的專業能力能夠有效抑制此獨董委員-CEO社會關系對內部控制職能效率發揮的不利影響，進而保障高質量的內部控制。

為了驗證審計委員會專業能力的影響效應，本文引入審計委員會專業能力變量ACfina，其值為審計委員會中財務專家所占的比重，ACfina的值越大，審計委員會的財務專家能力越強，并設置了交互項Ties x ACfina，然后進行回歸。表7列(3)列示的結果顯示，Ties x ACfina的回歸系數在5%的水平上顯著為正，表明較高的審計委員會專業能力能夠有效抑制獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的不利影響。

(四 )聲譽

獨董委員的專家聲譽是其獲得行業話語權及各類資源的重要“名片”，為獲得并維護聲譽，獨董委員更需要勤勉盡責。相比薪酬機制、市場機制及法律機制等，聲譽機制是影響中國獨立董事履職效應發揮最為重要的激勵機制(黃海杰等，2016)。一方面，高聲譽獨董委員有動機維護其作為咨詢及監督專家的良好聲譽，進而在內部控制的監督中能夠降低對與其有社會關系的CEO的有偏信賴程度，保持較高的獨立性與勤勉度。另一方面，獨董委員較高的聲譽代表其在“圈子”內的重要地位及較高影響力，資源獲取渠道也較多，對本企業依賴程度低，不僅能夠形成對CEO權力的有力制衡，甚至可能使CEO為維護其話語權而做出保護獨董委員聲譽的行為，進而有效減少乃至避免管理層凌駕內部控制等情形的出現。因此，獨董委員的高聲譽能夠抑制獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的不利影響。

為了驗證獨董委員聲譽的影響效應，本文引入了獨董委員聲譽變量A C r e p，其值為審計委員會中獨立董事的程度中心度的最大值，ACrep的值越大，表示獨董委員的聲譽越高，并設置了交互項Ties x ACrep，然后進行回歸。表7列(4)列示的結果顯示，Ties x ACrep的回歸系數在5%的水平上顯著為正，表明獨董委員的高聲譽能夠有效抑制獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的不利影響。

(五 )法治水平

完善的法治不僅能夠對代理人形成有力威懾，進而其理性決策，盡可能保護中小投資者的正當利益，法治威懾力對人們的社會關系認知亦具有重要的引導性作用。然而中國不同地區的經濟發展水平差異很大，地方的法治建設也存在著較大的差異。法治水平可能從如下幾個方面抑制獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的不利影響：其一是，地方較高的法治水平導致企業面臨較高的違規成本，激發了CEO選聘高聲譽獨董委員、進一步加強與獨董委員的溝通協調、構建完善的內部控制體系以預防合法性風險的重要動機；其二是，地方較高的法治水平，導致獨董委員亦會面臨較高的監管處罰風險，激發其對企業內部控制制度更強烈的監督意愿與努力程度，盡可能抵御與其有社會關系的CEO對其凌駕內部控制等方面的無理訴求。

為了驗證法治水平的影響效應，本文引入了地區法治水平變量Law，其值為樊綱市場化指數中的市場中介組織的發育和法律制度環境評分，Law的值越大，表示法治水平越高，并設置了交互項Ties x Law，然后進行回歸。表7列(5)列示的結果顯示，Ties x Law的回歸系數在1%的水平上顯著為正，表明較高的地方法治水平能夠有效抑制獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的不利影響。

(六 )儒家文化

儒家文化強調“仁義禮智信”、抵御個人私利，尋求大道真理，是對中國社會影響最為深遠的傳統文化，持續影響著中國人的行為方式和價值觀。獨董委員在儒家文化的熏陶下，可能從如下幾個方面抑制獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的不利影響：其一是，儒家文化提倡“以仁為業，博施濟重”的敬業精神以及“誠信”為本的個人品行，受此思想觀念熏陶影響較深的獨董委員，更可能堅守“威武不能屈”的氣節，努力減少對CEO的盲目認同式的有偏信賴、抵制“內外有別”的處事原則，進而對內部控制制度作出更客觀、公允的評價；其二是，儒家文化提倡“義利”觀，重“義”輕“利”、先“義”后“利”，受此思想觀念熏陶影響較深的獨董委員，更可能堅決反對利用與CEO的社會關系獲取共謀利益的腐敗行為，努力減少與其有社會關系的CEO合謀可能性，盡可能保證高質量的內部控制。

為了驗證儒家文化的影響效應，本文引入了儒家文化變量Confucius，使用獨董委員家鄉所在地的明清時期歷代進士密度的最大值進行衡量。Confucius的值越大，表示審計獨董委員受儒家文化的熏陶越深，并設置了交互項Ties x Confucius，然后進行回歸。表7列(6)列示的結果顯示，Ties x Confucius的回歸系數在1%的水平上顯著為正，表明較深的儒家文化熏陶能夠有效抑制獨董委員-CEO社會關系對內部控制質量的不利影響。

七、結論與建議

本文基于新社會經濟學的嵌入性理論基礎，從社會關系對兩種公司治理的兩種不同效應出發，分析并檢驗了獨董委員-CEO社會關系與內部控制質量之間的關系，得到以下幾點研究結論：（1）獨董委員-CEO的社會關系顯著降低了企業內部控制質量，且無論是基于學緣、地緣還是業緣的社會關系類型，其都會對審計委員會的內部控制監督職能發揮產生比較負面影響，從而支持了社會關系的“偏好效應假說”，社會關系的“信息效應假說”未能得到支持；（2）獨董委員-CEO社會關系對企業內部控制質量的負面影響主要通過增加代理成本、降低審計委員會勤勉度兩種作用機制得以實現；（3）獨董委員-CEO社會關系與內部控制質量之間存在的負相關關系在CEO權力較大以及獨董委員為主任委員的企業中表現的更加明顯，但審計委員會專業能力、獨董委員聲譽、地區法治水平以及儒家文化熏陶均可有效發揮獨董委員-CEO社會關系對企業內部控制質量負面影響的抑制性作用。

基于上述研究發現，本文提出如下幾點建議：（1）進一步規范管理層權力配置。一方面，完善制約CEO權力治理機制，避免其掌握過多權力；另一方面，盡量避免使用短期績效指標考核評價CEO。（2）加快構建獨立董事勞動力市場。一方面，完善獨立董事履職信息披露渠道；另一方面，建立獨立董事自律協會，對獨立董事證書進行規范化管理，組織考評和培訓；此外，改革完善獨立董事選聘機制，如可以考慮由監管機構委任獨立董事，或者由行業協會推薦，抑或給予中小股東更大的獨立董事推薦與選舉權等。（3）推動法治建設的持續完善。一方面，制度設計層面上加大對信息披露、凌駕內部控制等違規行為的處罰力度；另一方面，各地區應強化執行力度，形成依法辦事的工作理念，降低人們對社會關系的路徑依賴；此外，完善集體訴訟制度，助力廣大投資者開展集體訴訟。（4）加強優秀中華傳統文化傳承與弘揚。一方面，應加強對我國傳統文化的宣傳，增強國人的文化自信；另一方面，要清晰地區分傳統文化中的精華和糟粕，做到“取其精華，擯棄糟粕”。