朱逢念
武汉工商学院 湖北 武汉430065
摘要：近年，我国上市公司披露的内部控制重大缺陷由2011年度的0.16%增加到2017年的2.13%，内部控制质量已经成为评判上市公司是否健康的一个重要指标。本文从2008年-2018年的上市公司高管权力等相关数据入手，研究企业董事会的独立性、董事会履职情况、董事长与总经理兼任情况、内部审计独立性、盈利能力等几方面是否对内部控制质量产生显著影响，根据回归分析结果得出实证结论，上市公司的董事会开会次数越多，企业高管权力越受到制衡，内部控制质量越高，而企业董事会的独立性、董事长与总经理兼任情况和内部审计独立性则与内控质量不呈现显著相关性。
关键词：高管权力；内控质量；实证研究
一、引言
内部控制作为企业和机构规避风险，提高管理质量和水平的重要管理手段，对于企业的顺利健康发展具有重要意义。2002年美国国会颁布了《萨班斯-奥克斯利法案》（SOX法案），其中第404条款规定上市公司必须定期披露经审计的内部控制评价报告。2008年我国企业内部控制标准委员会制定了《企业内部控制基本规范》，2010 年发布了《企业内部控制配套指引》，表明内部控制是公司制定的企业战略和公司治理结构董事会，监管机构和管理层对经营活动进行风险管理的重要手段，并提出内部控制缺陷的分类、认定标准以及披露的相关规定。截止2018年末，中国上市公司共有3569家，其中有3460家上市公司出具了《内控评价报告》，占比97%，而出具了经会计事务所审计的《内控审计报告》的上市公司也达到了2710家，占比76%。本文以2008-2018年的上市公司为样本，研究董事会特征的三个方面：董事会的独立性、董事会的履职能力及董事长与总经理兼任的情况以及内部审计的独立性对内部控制缺陷的影响。
目前，国内外研究内部控制缺陷方面的文章很多，角度也有很多，比如研究内控缺陷的分类，内控缺陷的披露情况、整改情况，以及研究企业存在内控缺陷的后果，当然也有很多学者从不同角度研究内部控制缺陷的影响因素。本文将从上市公司高管权力的影响因素，主要是从董事会特征因素和审计特征因素两方面着手。
二、高管权力和内部控制质量影响因素文献综述
对于内部控制质量一般用内部控制缺陷的程度来衡量，采用的是《企业内部控制基本规范》中的概念，但是对于内部控制缺陷的衡量和认定则并不统一。杨有红等（2009）和齐堡垒等（2012）提出上市公司发布重大会计差错更正即确认存在内控缺陷，瞿旭等（2009）、柳俊俊（2010）和刘中华等（2015）都提出了以上市公司每年公布的《内控评价报告》和《审计报告》为基础，如果报告中出现了对公司治理层面和内控层面的否定语句，则可以认为公司存在内控缺陷。李万福等（2011）提出了根据内部控制五要素归纳出的15项指标，只要有1项不达标，即认为公司存在内控缺陷。
而高管权力多是和董事会和公司内审的履职能力呈现反向关系，因此，将从董事会和公司内审的履职能力方面探讨与内控质量之间的关系。
（一）董事会特征方面的因素
董事会对公司内部控制的制定和执行起着监督作用，因此具备不同特征的董事会所发挥的监督作用会存在明显的差异。宋文阁等（2012）通过实证研究了董事会比例、独立性、审计委员会的设置对企业内部控制有效性有着显著的影响，但是董事会会议次数的影响不明显。而不同的是孟贵珍（2013）研究表明会议次数越多，董事会规模越大，对企业内部控制的监督越到位，内控也越有效。周冬华（2014）研究得出，董事会稳定性越高，对高管的监控作用越强，企业内控缺陷存在的可能性也越小。
（二）审计特征方面的因素
审计委员会作为董事会下辖的专业委员会，起着内外部审计之间信息沟通的作用。如果企业有单设审计委员会，则一般内审的职责主要由其负责，而若上市公司未成立专门的审计委员会，则意味着其内部审计部门将只是该企业的一个普通机构，这两种情况决定着内审发挥的作用的不同。Johnstone K等(2011)实证研究发现审计委员会人员变更 、审计委员会独立性的提高及高管能力的提升都有助于内部控制缺陷的及时整改。刘亚莉等（2011）研究表明审计委员会成立的时间越短，企业存在的内控缺陷越多。韩传模（2012）和刘焱等（2014）发现审计委员会的专业性和内部控制缺陷之间存在着显著负相关。
综上所述，目前国内外对内部控制缺陷影响因素的研究，主要集中在对公司的董事会特征，下辖的审计委员会的特征的不同，从而对内部控制的影响上，但是结论的分歧较大，并没有形成较为权威的结果。
三、研究设计
（一）研究假设
本文的高管权力的主要以董事会的部分特征和内审的相关指标来衡量。
1．董事会特征相关假设
董事会的职责就是监督公司高管的经营决策，调节经营层和股东之间的利益冲突，因此，董事会的独立性越高，开会次数越多，履职能力就越强，对高管权力起到内部监督的作用也越强，从而可以大大提高公司内部控制的约束能力。企业董事会中的独立董事人数越多，其作用越能得到更好的发挥，高管权力也会受到较大限制。
而当公司的总经理和董事长由同一人兼任，即两职合一情况，此时公司高管的经营权力和董事会的监督权会有部分重合，那么由于两权分离导致的代理成本也会增加，董事会的监督作用也会大打折扣。同时，公司的内部控制制度很难对其形成有效的监督，高管很有可能会因为自身利益，而损害委托人的利益，从而降低内部控制的有效性。本文提出如下三个假设：
H1：董事会独立性越高，高管权力越小，内部控制质量越高。
H2：董事会开会次数越多，高管权力越小，内部控制质量越高。
H3：董事长和总经理由1人兼任的公司，高管权力越大，其内部控制质量越差。
2. 审计特征相关假设
《内控规范》第十三条要求企业应当在董事会下设立审计委员会。审计委员会负责审查企业内部控制，监督内部控制的有效实施和内部控制的自我评价情况，协调内部控制审计及其他相关事宜等。内部审计机构对监督检查中发现的内部控制缺陷，应当按照企业内部审计工作程序进行报告；对监督检查中发现的内部控制重大缺陷，有权直接向董事会及其审计委员会、监事会报告。但不同的审计委员会能发挥的效果是不一样的,其有效性受到了审计委员会独立性大小的影响。综上，本文提出第四个假设：
H4：内部审计的独立性越强，高管权力越小，公司内部控制质量越高。
（二）样本选取与数据来源
本文以2008-2018年中国上市公司为初选样本，数据来自CSMAR数据库。在初选样本的基础上，按照以下标准剔除了部分数据：
（1）金融类上市公司，（2）缺失董事会特征、内审特征等相关数据的上市公司；
（3）《内控评价报告》未披露的上市公司；
最终得到24065个样本。在数据的处理和统计分析工作中，主要运用了Excel2010表格和spss20.0软件.
（三）变量定义
1.被解释变量
对于内部控制质量以内部控制缺陷的多少来衡量，而对于内部控制缺陷的衡量，本文衡量内控缺陷时只考虑重要缺陷和重大缺陷两类，《内部控制评价报告》中有内控方面重要缺陷和重大缺陷的说明或《内控鉴证报告》出具了非无保留意见，则控制缺陷（ICD）取1，否则取0。《内部控制评价报告》和《内控鉴证报告》的相关数据取自CSMAR数据库中，从24065个观测样本中，获得有内控缺陷的样本公司511个，无内控缺陷的样本公司23554个。
2.解释变量
本文的解释变量是假设中的影响因素，共设置了四个解释变量，具体如下：
董事会的独立性：董事会的董事除了独立董事外，都是公司股东，因此独立董事越多，董事会独立程度越高，故以独立董事在董事会中所占比重来衡量董事会的独立性，用符号BIndep表示。
董事会的开会次数：当年公司董事会开会次数来衡量，用符号Bconduct表示。
两职兼任：董事长兼任总经理取1，否则取0，用符号dual表示。
内部审计独立性：如果公司有设置内部审计委员会，将直接负责内审工作，即内部审计将隶属于董事会或监事会，而如果未设置内审委员会，对内控的内审职责将由普通员工负责，不会严格选拔人员的独立性，故而对高管权力的监督程度较差，因此如果有设置审计委员会，内审独立性取1，否则取0，用符号IAindep表示。
3.控制变量
上市公司的盈利能力越强，高管就越没有必要违规做盈余管理，也无须高管越过内控做些不合法的事情，因此公司的盈利能力越高，投入内部控制建设的需求和资源就越多，内部控制的缺陷存在的可能也较小。公司的盈利能力可以用符号profit表示。
其次，考虑到样本较大，而上市公司的规模大小可能会对内控缺陷有影响，一般公司的规模越大，投入内部控制建设的资源就较多，内部控制的缺陷存在的可能也较小。本文的控制变量主要选取样本公司的规模，用平均总资产的自然对数来衡量，以符号size表示。
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四、实证检验
（一）描述性统计
通过进行有内控缺陷的样本公司描述性统计和无内控缺陷的样本公司描述性统计可知，有内控缺陷的样本总共551个，无内控缺陷的样本共23554个。两组样本的解释变量董事会独立性均值分别为0.375和0.374，标准差也较小，无明显差异。两职兼任、内审独立性以及控制变量企业规模的均值都相差不大，两组差异性不明显。同时也可以很明显看出，有内控缺陷的样本公司的盈利能力显然较差，均值为-0.078，即处于亏损状态，而无内控缺陷的样本公司盈利能力均值为0.043，即处于盈利状态。这些数据表明，盈利能力较好的上市公司存在内部控制缺陷的可能性较亏损状态的公司可能性更大。
（二）相关性分析
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**. 在 .01 水平（双侧）上显著相关。
*. 在 0.05 水平（双侧）上显著相关。
表2是各变量的Person相关系数矩阵。从相关系数可以看出解释变量董事会开会次数和控制变量企业规模都和内控缺陷存在显著正相关，与假设不一致。解释变量盈利能力和内控缺陷呈现显著负相关，和描述性统计结果一致。而其他的解释变量董事会独立性和内控独立性与内控缺陷的相关系数分别为0.005和0.006，也呈现出正相关关系，但是并不显著。而解释变量两职兼任与内控缺陷的相关系数为-0.009，表示两者之间呈现负相关，即兼任会导致内控缺陷变少，但是并不显著。此外，各变量之间的相关系数均小于0.3，说明变量之间不存在共线性关系。
（三）回归分析
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从表3的回归分析可以看出董事会的独立性、两职兼任和内审独立性三个解释变量对内控缺陷的解释程度不高，回归系数分别为0.002，-0.002和0.004，且均不显著。而董事会开会次数与内控缺陷的回归系数为0.04，且sig值为0.000，呈现显著性。此外，样本公司的盈利能力与内控缺陷的回归系数为-0.037，且呈现显著性，与相关性分析的结论是一致的。
五、实证结果
本文使用实证分析法，通过对2008-2018年上市公司高管权力与内控质量之间进行系统性研究，实证结果如下：
假设1、3和4均不成立，即董事会的独立性、两职兼任和内审独立性与上市公司的内控质量之间并不呈现相关性。究其原因，有以下几点：
一是以独立董事在董事会的比重衡量董事会的独立性，有欠考虑，因为证监会有对上市公司的独董占比提出最低要求，必须占比三分之一以上，而所有样本的董事会独立性均值为0.374，标准差为0.055，这表示上市公司独董比例基本上都是刚好达到要求，并不会存在较大差异，因此做回归分析时，独董占比与企业的内控缺陷之间并不会呈现明显的线性关系。
二是在24065个样本中，两职兼任的样本均值为0.275，即约有近三层的样本公司董事长是兼任总经理的，说明两职兼任在我国上市公司中是件比较常见的事，而这种情况通常表明在公司内部有实际控制人的存在，故假设两职兼任会导致内控缺陷增多是不合理的，恰恰相反，实际控制人往往意味着更严谨的作弊过程，即使公司存在内控缺陷，但是能被事务所审计出来和被上市公司自我评价中披露的可能性也会大大降低。
三是内审独立性与内控缺陷之间的关系不符合预期，主要是由于仅用上市公司是否设置审计委员会来衡量内审独立性有所偏颇，审计委员会是否尽职的原因有很多，比如审计委员会的成员的独立性是否会影响审计内控的效果等，因此用单一指标来衡量内审独立性与内控缺陷之间的关系很难得出结论。
假设2成立。根据回归分析和相关分析，可以发现董事会开会次数越多，上市公司盈利能力越强，高管权力越受到约束，因此公司内控缺陷存在的可能性越小，内控质量也就越高。如果董事会开会次数越少，也说明高管未受到足够的有效监督，高管权力也就越大，长此以往，权力必然会失控，不受控制的权力必然会增加代理成本，企业的内控质量必然下降。
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本文系武汉工商学院校级科研项目(项目编号：A2018003）