【作　　者】
董卉娜（副教授），严茹梅

【作者单位】
上海立信会计学院会计与财务学院，上海201620

【摘　　要】

    【摘要】本文以2010 ~ 2013年沪深两市主板A股上市公司为样本，构建Logistic模型和Multinomial Logistic模型，检验了高管层持股对内部控制缺陷的影响。结果表明：其一，高管层总体持股比例能够显著降低内部控制存在缺陷的可能性；其二，将高管层持股比例分解为董事会持股比例、监事会持股比例和经理层持股比例后发现，只有董事会持股比例能够对内部控制缺陷产生显著影响，监事会持股比例和经理层持股比例对内部控制缺陷都没有产生显著影响；其三，将内部控制缺陷区分为重大缺陷和非重大缺陷后发现，高管层总体持股比例和董事会持股比例对内部控制重大缺陷和非重大缺陷都有显著的抑制作用，但是它们对前者的抑制作用并不显著强于对后者的抑制作用。
【关键词】高管层持股；董事会持股；内部控制缺陷；重大缺陷
【中图分类号】F276.6           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）05-0008-6一、引言
美国《萨班斯—奥克斯利法案》（SOX法案）强调了高管层对内部控制的设计和运行所承担的重要责任。我国2008年颁布的《企业内部控制基本规范》（财会［2008］7号）也强调了高管层的重要责任，其中指出，董事会负责内部控制的建立健全和有效实施，监事会对董事会建立和实施内部控制进行监督，经理层负责组织领导企业内部控制的日常运行。SOX法案执行后，Mitra等研究表明，管理层持股比例与内部控制缺陷弥补的及时性存在显著正相关关系，即管理层持股比例越高，内部控制缺陷弥补越及时。然而，我国企业高管层持股能否对内部控制缺陷起到抑制作用，能否对内部控制缺陷严重程度产生影响等问题尚未得到经验证据的检验。鉴于此，本文试图分析高管层持股对内部控制缺陷的影响。
本文以2010 ~ 2013年沪深两市主板A股上市公司为研究样本，构建Logistic模型和Multinomial Logistic模型进行实证检验，结果表明：其一，高管层持股比例能够显著降低内部控制存在缺陷的可能性；其二，高管层持股比例对内部控制重大缺陷和非重大缺陷都有显著的抑制作用，但是其对内部控制重大缺陷的抑制作用并没有强于其对内部控制非重大缺陷的抑制作用；其三，监事会持股比例和经理层持股比例对内部控制缺陷都没有产生显著影响，只有董事会持股比例能够显著降低内部控制重大缺陷和非重大缺陷存在的可能性，但是董事会持股比例对重大缺陷的抑制作用也没有显著强于其对非重大缺陷的抑制作用。本文的研究成果进一步丰富了我国现有的内部控制实证研究文献，能够为上市公司内部控制体系的建立和完善提供有益的参考。
二、文献回顾与研究假设
1. 高管层持股与内部控制存在缺陷的可能性。Jensen和Meckling认为，管理者持股有助于管理者和外部股东的利益趋同，削弱管理者在职消费、剥夺股东财富和进行其他非价值最大化行为的动机。Fama和Jensen强调，当管理者持有大量股份时，可能有足够的投票权或广泛的影响力来保证他们进行非价值最大化目标的行为。Morck等论证了高管层持股能够产生的“利益协同效应”和“壕沟防守效应”，当董事持股比例在0 ~ 5%时，Tobin"s Q 值与董事持股比例正相关；持股比例在5% ~ 25%时，Tobin"s Q 值与董事持股比例负相关；超过25%时二者又正相关。Morck 等的研究表明：董事持股比例在0 ~ 5%及大于25%的比例区间时，利益协同效应大于壕沟防守效应；在5% ~ 25%的区间时，利益协同效应小于壕沟防守效应。此后，McConnell和Servaes研究发现，当高管人员持股在40% ~ 50%之前时，曲线向上倾斜，之后曲线缓慢向下倾斜。Myeong研究发现，内部股东持股比例在0 ~ 7%、7% ~ 38%以及38% ~ 100%三个区间内时，公司价值将分别随着内部股东持股比例的增加而增加、减少和增加。国内学者吴淑琨以及王华、黄之俊研究发现，企业高管层持股比例与公司绩效存在显著的倒U型关系，但是并没有给出具体区间。韩亮亮、李凯、宋力以深交所78家民营上市公司为样本研究发现，我国高管层持股比例也会引起“利益趋同效应”和“壕沟防守效应”。当高管层持股比例在8% ~ 25%之间时，高管层持股的壕沟防守效应占主导；而高管层持股比例小于8%或大于25%时，高管层持股的利益趋同效应占主导。
我国高管层持股比例普遍偏低，根据沪深A股主板上市公司近三年的数据分析，99%的公司高管层持股比例在5%以下，该比例落在Morck等所提出的利益协同效应大于壕沟防守效应区间，也落在韩亮亮等所提出的利益趋同效应占主导的区间。根据上述理论分析可以推断，我国高管层持股比例的增加能够对高管人员起到有效激励作用，这种激励效应反映到内部控制体系上则表现为：董事会、监事会和经理层所追求的效应与股东趋于一致，他们有动力去设计合理的、适合企业发展而非适合谋求个人利益的内部控制体系，且有动力去维护和监督内部控制有效运行，降低代理成本，提高企业价值。因此，本文提出如下研究假设：
假设1：高管层持股比例越高，内部控制存在缺陷的可能性越低。
2. 高管层持股与内部控制缺陷严重程度。我国2010年颁布的《企业内部控制配套指引》（财会［2010］11号）将内部控制缺陷按照缺陷的严重程度分为重大缺陷、重要缺陷和一般缺陷。需说明的是，非重大缺陷包括重要缺陷和一般缺陷，目前《企业内部控制配套指引》和《企业内部控制规范讲解2010》仅列示了内部控制重大缺陷迹象，没有明确列示内部控制重要缺陷和一般缺陷的迹象，上市公司制定的内部控制缺陷认定标准中两者界限也不容易区分，因此本文不再区分重要缺陷和一般缺陷，而是将二者都归为内部控制非重大缺陷。
内部控制缺陷严重程度不同，为企业带来的负面影响也有所不同。内部控制重大缺陷是最严重的内部控制缺陷，会导致内部控制信息目标、合法合规目标、资产安全目标、经营目标和战略目标无法实现，增加企业代理成本，降低企业绩效和价值，甚至会给企业带来毁灭性的打击。近年来紫金矿业、国恒铁路、绿大地、新华制药等一系列上市公司财务造假案件背后无不隐藏着公司内部控制的重大缺陷。《企业内部控制配套指引》指出，如果企业内部控制存在重大缺陷，则通常认为内部控制是无效的。为提升企业价值，高管层在内部控制设计和运行过程中，会注意到内部控制缺陷的严重程度，相比非重大缺陷，高管层对可能存在的重大缺陷或已经发现的重大缺陷会投入更多精力和成本予以监督和修正。据此，本文提出以下研究假设：
假设2：高管层持股对内部控制重大缺陷的抑制作用会强于其对非重大缺陷的抑制作用。
三、研究设计
1. 样本选择及数据来源。目前，上市公司内部控制信息的披露主要有两条途径：其一，每年年末随年报一并披露的内部控制评价报告、内部控制审计报告或保荐机构出具的相关内部控制报告中所披露的内部控制信息；其二，上市公司接受公司治理专项检查、地方证监局现场检查、财政部会计信息质量检查，以及进行公司治理自查等过程中，披露的整改报告或自查报告中所涉及的内部控制信息。上述两条途径披露的内部控制信息中会涉及内部控制缺陷信息。
虽然我国相关规范从2006年起就提到上市公司内部控制缺陷，但是直到2010年《企业内部控制配套指引》颁布开始，上市公司内部控制缺陷的分类、认定和披露方面才真正有了规范指导，2010年之前披露的内部控制缺陷信息存在概念不清晰、范围不确定、标准不明确等问题，因此本文选择2010 ~ 2013年沪深两市通过上述两条途径披露内部控制信息的主板A股上市公司作为研究对象。在此基础上，剔除信息模糊的公司、金融类公司和研究数据不全的公司，共得到3531个观测值。
本文逐一对上市公司内部控制评价报告、内部控制审计报告、相关检查所查问题的整改公告等信息进行分析，获取上市公司的内部控制缺陷信息，控制变量子公司数量、公司上市年限、是否经历重大重组或合并事项的数据根据年报及相关公告整理而得，其他数据来自CSMAR和Wind数据库，并对不一致的数据进行了审核。
2. 内部控制缺陷及缺陷严重程度的界定。本文认定公司存在内部控制缺陷的标准主要有两条：其一，内部控制评价报告或相关整改公告中明确陈述内部控制存在缺陷。其二，内部控制评价报告或相关整改公告中没有明确陈述内部控制存在缺陷，但是报告或公告中对内部控制存在否定表达的语句，且该否定表达能够明确表示内部控制存在某些不足，例如，存在内部控制覆盖面窄、内部控制制度体系不完善、内部控制制度体系规范性和完整性不足、部分内部控制制度可操作性不强、部分内部控制制度时效性不足、董事会专门委员会未实际运作、内部审计缺失、重要事项授权审批权限不合理等语句。披露了内部控制信息且满足上述标准之一的样本公司，本文将其界定为内部控制存在缺陷的公司；而以上两条标准都不满足的样本公司，本文将其界定为内部控制不存在缺陷的公司。据此，在样本的3531个观测值中，存在内部控制缺陷的观测值为1196个，不存在内部控制缺陷的观测值为2335个。
为检验高管层持股对内部控制缺陷的影响，本文将内部控制存在缺陷的样本公司进一步划分为内部控制存在重大缺陷的公司和内部控制存在非重大缺陷的公司。《企业内部控制规范讲解2010》指出：财务报告内部控制可能存在重大缺陷的迹象包括董事、监事和高级管理人员舞弊，企业更正已公布的财务报告，注册会计师发现当期财务报告存在重大错报，而内部控制在运行过程中未能发现该错报，企业审计委员会和内部审计机构对内部控制的监督无效；非财务报告内部控制可能存在重大缺陷的迹象包括国有企业缺乏民主决策程序、企业决策程序不科学、违反国家法律法规、管理人员或技术人员纷纷流失、媒体负面新闻频现、重要业务缺乏制度控制或制度系统性失效、内部控制评价的结果特别是重大缺陷或重要缺陷未得到整改。鉴于此，本文认定公司存在内部控制重大缺陷的标准有：其一，内部控制评价报告或整改公告中明确陈述公司存在内部控制重大缺陷；其二，内部控制评价报告或整改公告中没有明确陈述公司存在内部控制重大缺陷，但是所披露的内部控制信息涉及《企业内部控制规范讲解2010》所列示的财务报告和非财务报告内部控制重大缺陷的种种迹象。存在内部控制缺陷的样本公司满足上述两条标准之一的，本文将其认定为内部控制存在重大缺陷；两条标准都不满足的，本文将其认定为内部控制存在非重大缺陷。据此，1196个内部控制存在缺陷的样本中，存在重大缺陷的为474个，存在非重大缺陷的为722个。
3. 变量界定及模型构建。本文的被解释变量为内部控制是否存在缺陷和内部控制缺陷严重程度。解释变量为高管层持股比例。为了研究不同类型高管层持股的影响，本文将解释变量进一步分解为董事会持股比例、监事会持股比例和经理层持股比例。根据国内外的研究文献（Doly等、Ashbaugh等、Hoitash等、田高良等），本文选择的控制变量为：资产规模、资产周转率、子公司数量、是否国有控股、事务所声誉、是否亏损、是否经历重大重组或合并事项、公司上市年限、公司成长性等。各变量定义如表1所示。针对内部控制存在缺陷的可能性和内部控制缺陷的严重程度，建立以下Logistic模型和Multinomial Logistic模型：
ICDF=α0+α1MAGSR+α2ASSET+α3TATURN+α4SUBSID+α5STATE+α6BIG4+α7LOSS+α8M&A+α9AGE+α10
GROWTH+∑YEAR+∑INDUSTRY+ε  （1）
ICDFDG=α0+α1MAGSR+α2ASSET+α3TATURN+α4
SUBSID+α5STATE+α6BIG4+α7LOSS+α8M&A+α9AGE+α10
GROWTH+∑YEAR+∑INDUSTRY+ε     （2）
四、实证结果及分析
1. 描述性统计及相关性分析。表2为总样本、有缺陷和无缺陷三组样本解释变量和控制变量的描述性统计结果。由表2可以看出，有缺陷样本组和无缺陷样本组的高管层持股比例均值和中位数的差异分别在5%和10%的统计水平上显著，有缺陷样本组和无缺陷样本组的董事会持股比例均值和中位数的差异都在10%的统计水平上显著，监事会持股比例和经理层持股比例的均值虽然没有显著差异，但是其中位数有显著差异，且都在5%的统计水平上显著。该结果初步说明，高管层持股及不同类型高管层持股对内部控制缺陷可能存在不同影响。控制变量方面，有缺陷样本组与无缺陷样本组相比，除事务所声誉和上市年限两个变量外，其他变量的均值或中位数都存在显著差异。

表3进一步分析了重大缺陷和非重大缺陷样本组解释变量的均值、中位数和标准差。结果显示，重大缺陷样本组的高管层持股比例、董事会持股比例、监事会持股比例和经理层持股比例的均值都高于非重大缺陷样本组，但是这些差异并不显著，未通过显著性水平检验，且两组样本解释变量的中位数也无显著差异。这说明高管层持股对内部控制重大缺陷的抑制程度可能并没有强于对非重大缺陷的抑制程度。
相关性分析方面（表略），被解释变量ICDF与解释变量MAGSR、DSHSR、 JSHSR和JLCSR的相关系数均为负且绝对值都在0.1以下，ICDF与MAGSR、DSHSR的相关系数具有统计显著性，与JSHSR、 JLCSR的相关系数不具有统计显著性。被解释变量ICDFDG与解释变量MAGSR、DSHSR、JSHSR和JLCSR的相关系数均为负且绝对值都在0.1以下，ICDFDG与MAGSR、DSHSR的相关系数具有统计显著性，与JSHSR、JLCSR的相关系数不具有统计显著性。被解释变量与控制变量之间、解释变量与控制变量之间以及各控制变量之间的相关系数绝对值均在0.5以下。但是，解释变量MAGSR、DSHSR、JSHSR和JLCSR之间的相关系数较高且都具有统计显著性，其中，MAGSR与DSHSR的相关系数达到0.9，MAGSR与JLCSR、MAGSR与JSHSR、DSHSR与JLCSR的相关系数也都超过了0.5。为避免严重的多重共线性问题，四个解释变量不能同时放入模型。
2. 回归结果分析。表4为模型1的回归结果。第（1）列回归结果显示，高管层持股比例总和能够显著抑制内部控制缺陷的产生，即高管层持股比例越高，内部控制存在缺陷的可能性越低，假设1得到验证。经计算，高管层持股比例对内部控制存在缺陷可能性的边际效用为0.05%，表示高管层持股比例每增加1%，内部控制存在缺陷的可能性降低0.05%。表4中第（2）、（3）、（4）列为分别将董事会持股比例（DSHSR）、监事会持股比例（JSHSR）和经理层持股比例（JLCSR）三个变量逐次放入模型1后的回归结果。结果表明，当高管层持股比例被进一步分解后，只有董事会持股比例与内部控制存在缺陷的可能性显著负相关，且两者系数在5%统计水平上显著，监事会持股比例和经理层持股比例与内部控制存在缺陷的可能性都不具有显著负相关关系，也即只有董事会持股比例能够显著降低内部控制存在缺陷的可能性，监事会持股比例和经理层持股比例对内部控制缺陷的抑制作用并不明显。经计算，董事会持股比例对内部控制存在缺陷可能性的边际效用为0.03%，即董事会持股比例每增加1%，内部控制存在缺陷的可能性降低0.03%。该结果表明，高管层持股比例总和对内部控制缺陷的抑制作用也主要是通过董事会持股所发挥出来的，董事会持股比例能够激励董事会充分发挥其在内部控制体系的设计、运行、维护、监督等各环节的重要作用，而监事会持股比例和经理层持股比例尚不能起到这种激励作用。
表5为模型2的回归结果。结果显示，以内部控制不存在缺陷的公司为对照组来看，高管层持股比例对内部控制存在重大缺陷和存在非重大缺陷的可能性都能够产生显著影响，其系数分别在10%和5%的统计水平上显著。进一步对表5第（1）列回归系数的差异性进行检验，结果显示Chi2值为0.56，P值为0.45，这表明高管层持股对内部控制重大缺陷的抑制程度与其对内部控制非重大缺陷的抑制程度没有显著差异，即高管层持股总和对内部控制重大缺陷的抑制作用并没有强于其对非重大缺陷的抑制作用，假设2没有得到验证。将高管层持股比例分解为董事会持股比例、监事会持股比例和经理层持股比例后，表5第（2）、（3）、（4）列结果显示，董事会持股比例对内部控制重大缺陷和非重大缺陷都有显著的抑制作用，监事会持股比例和经理层持股比例对内部控制重大缺陷和非重大缺陷都没有显著的抑制作用。其中，第（2）列结果显示，董事会持股比例与内部控制重大缺陷和非重大缺陷的负相关关系分别在5%和10%的统计水平上显著，但与高管层持股比例总和类似，对表5第（2）列回归系数的差异性进行检验，结果显示Chi2值为0.49，P值为0.48，说明董事会持股比例对内部控制重大缺陷的抑制程度与其对内部控制非重大缺陷的抑制程度没有显著差异，即董事会持股比例对内部控制重大缺陷的抑制作用并没有显著强于其对内部控制非重大缺陷的抑制作用，假设2依然没有得到验证。
控制变量方面，表4和表5显示，资产规模和资产周转率都能够显著降低内部控制存在缺陷的可能性，且系数的差异性检验表明，资产规模对内部控制重大缺陷的抑制作用强于其对非重大缺陷的抑制作用。是否亏损、是否经历重大重组或合并事项能够显著增加内部控制存在缺陷的可能性，且与内部控制重大缺陷和非重大缺陷都有显著的正相关关系。系数的差异性检验表明，是否亏损对内部控制重大缺陷的影响程度强于其对非重大缺陷的影响程度，是否经历重大重组或合并事项对内部控制重大缺陷和非重大缺陷的抑制作用没有明显差异。事务所声誉与内部控制存在缺陷的可能性有显著正相关关系，原因可能在于四大会计师事务所拥有较高的审计质量，能够帮助或促使公司发现和披露更多的内部控制缺陷。公司成长性能够显著增加内部控制重大缺陷，但是对内部控制非重大缺陷没有显著影响。子公司数量、是否国有控股和公司上市年限对内部控制存在缺陷的可能性及缺陷严重程度都没有显著影响。
五、研究结论与局限性
本文选择2010 ~ 2013年沪深两市主板A股上市公司作为研究样本，实证检验了高管层持股对内部控制缺陷的影响。研究表明：其一，以董事会、监事会和总经理为代表的高管层持股比例总和能够显著降低内部控制存在缺陷的可能性；其二，将内部控制缺陷区分为重大缺陷和非重大缺陷后发现，高管层持股比例总和对内部控制重大缺陷和非重大缺陷都有显著的抑制作用，但是其对前者的抑制作用并没有强于对后者的抑制作用；其三，将高管层持股比例分解为董事会持股比例、监事会持股比例和经理层持股比例后发现，监事会持股比例和经理层持股比例对内部控制缺陷都未产生显著影响，只有董事会持股比例能显著降低内部控制存在重大缺陷和非重大缺陷的可能性，但董事会持股比例对重大缺陷的抑制作用也没有显著强于其对非重大缺陷的抑制作用。
本文的局限性在于：其一，收集的内部控制缺陷信息包含外部检查发现的缺陷和董事会自我评估发现的缺陷，样本选择隐含的假设前提是，上市公司披露的这些内部控制信息是真实可靠的，且上市公司充分披露了该公司的内部控制缺陷，但是现实中该假设前提有待商榷。其二，本文的研究期间为2010 ~ 2013年，处于《企业内部控制配套指引》颁布实施的初始阶段，上市公司对内部控制缺陷的认定和披露尚不完善，相关结论还有待进一步做更长期间的检验。

主要参考文献：
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