国有上市公司治理对内部控制有效性的影响

黄 莉 胡朝艳

(西安石油大学 经济管理学院，陕西 西安 710065)

0 引 言

公司治理结构是由所有者、治理层和管理层之间形成的相互制衡的制度安排[1]53，通过权利之间的相互制衡以及企业内部的规章制度，给予受托人激励和监督，以实现股东权益最大化。1992年COSO框架提出了三类目标、五项构成要素概念，目标体现在企业经营目标的实现，财务报告的真实可靠性以及法律法规的遵循情况[2]42。

安然事件、银广夏事件暴露企业内部控制失效和舞弊现象使公司面临重大风险。因此，内部控制是否健全、实施是否有效就成为企业能否壮大和快速成长的基石。依据委托代理理论和利益相关者理论，企业的所有权与控制权相分离，委托代理人和其他利益相关者的权利相互制衡。因此，国有企业的治理结构会影响到内部控制有效性。本文以920家沪深上市国有企业作为研究对象，通过因子分析法得出内部控制有效性的综合得分，分析国有企业公司治理结构(董事会、股东和管理者)对内部控制有效性的影响，以期对国有企业内部控制有效性影响的研究提供思路。

1 文献综述

已有许多学者对企业内部控制问题进行了研究。许飞认为我国大多关于公司治理结构的研究只偏重于对内部控制的影响，而忽略了其最终要落实到内部控制有效性上[3]182。周立佳从内部控制的三大目标分别研究公司治理结构对内部控制有效性的影响[4]115。在股权制衡与内部控制有效性的研究方面，韩忠雪研究指出股东之间持股比例越接近，股东对自身利益最大化的追求，更有可能发生合谋，导致股东之间的监督制衡机制失效[5]9。孔玉生、刘成刚等运用案例分析法，朱颐和张娥运用实证检验的方法，从股权结构层面研究股权制衡对内部控制有效性的影响，结果发现股权制衡与内部控制有效性成正比[6]107，[7]94。李颖琦，俞俊利[8]50，张青,刘晓旭[9]17认为当实际控制人为国有时，引入非国有制衡股东能达到较优的内部控制状态。

在董事会与内部控制有效性的研究方面，宋佳实证研究发现不同的公司应根据企业所处的环境合理地配置董事会的人数[10]222。周敏认为监事会特征对内部控制有效性的影响在不同的阶段表现出不同的特征[11]96。付增贵研究了董事会与内部控制有效性的关系，他指出合理的董事会结构可以提高企业的经营绩效，推动企业的发展[12]166。王红秀，黄政实证研究发现董事会的独立性与财务报告内部控制有效性显著正相关，董事会的会议频率、两职合一、董事会的持股比例均与财务报告内部控制有效性显著负相关[13]46。丁沛文通过文献总结得出董事会的规模和企业内部控制呈正相关关系[14]131。

在管理层与内部控制有效性的研究方面，李育红研究指出：管理层是公司的运营层，关系着公司经营绩效的产生和企业未来的发展状况，能最直接地发现企业存在的问题，应加强内部控制有效性[15]69。张云研究发现：股权激励协同效应的保障来自于企业内部控制的有效性，当内部控制存在缺陷时，宽松的内部控制环境为股权激励堑壕效应提供了便利[16]37。

本文关于公司治理对内部控制有效性的研究，主要从股权结构、董事会、管理层三方面进行研究，关于内部控制有效性的变量设计是从经营绩效，报告的真实性以及法律法规的遵守情况三个方面分别设立模型的。本文将通过因子分析法得出内部控制有有效性的综合指标，然后分析公司治理影响内部控制有效性的途径。

2 研究假设

大股东可以通过“隧道行为”无偿侵占小股东的利益以增加自身的利益，要解决这一问题就需要制定约束机制规范控股股东的行为。朱彩婕，郑晓丽研究发现股权集中度为财务舞弊提供了机会，只有充分发挥股权之间的相互制衡，才会避免企业“一股独大”的情况，不容易出现经营者操控内部和内部控制失效的情况[17]47。内部控制作为完善契约的重要工具，可以保证公司各股东责权利的合理划分。因此，在股权制衡度高的公司，没有任何一个股东可以单独控制公司，由此避免了第一大股东为谋取私利而掏空企业资产的行为，减少企业违规行为，提高了内部控制有效性。

假设H1：股权制衡度与内部控制有效性是正相关。

首先，根据资源依赖理论，董事会规模的增加可以拓宽公司与外部环境的联系，利用自身的专业知识和人际关系，提升企业的业绩同时加强公司内部控制建设。其次，董事会规模越大，成员的专业知识和经验更加丰富，更容易相互牵制，从而监督公司的内部控制的运行。最后，较大的董事会规模可以避免人员较少导致效率低下的问题，保证董事会和管理层之间关系的协调。基于以上分析，提出如下假设：

假设H2：董事会规模与内部控制有效性是正相关。

根据利益汇聚原则，管理层持股比例属于对管理层的激励措施，薪酬机制能够对管理层起到激励作用。股权激励作为实现管理层与股东利益共享与风险共担的公司治理机制，能够发挥利益协同效应，降低代理成本，提高公司业绩和内部控制的有效性。因此，当公司的利益与管理者自身的利益相联系时，管理层就会主动提高经营效率和经营业绩，从而自觉投身于企业管理工作，所以会更加关注内部控制的运行和设计。

假设H3：管理层持股比例与内部控制有效性正相关。

3 研究设计

3.1 样本选择和数据来源

本文根据国泰安数据库提供的数据进行实证研究，选取了我国920家国有上市公司，按照企业性质包含央企国资控股320家，省属国资控股326家，地市国资控股267家，其他国资控股7家。通过整理2014—2016年的数据得到2 960家企业作为样本，剔除ST公司以及已经停牌的公司和数据不全的公司。具体见表1。

表1 样本描述

3.2 变量选取

3.2.1 选取公司治理结构相关变量

企业的治理结构由股东、董事会和高级管理者组成。公司治理的核心是股东与管理层的利益关系博弈，即所有者、治理层、管理层3个层次的制度安排。本文选取选取前5大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值、董事会实际人数、管理层持股比例作为衡量指标。选择可能影响内部控制有效性的其他变量作为控制变量，包括企业规模、资产负债率和总资产增长率。具体见表2。

表2 公司治理结构的相关变量

3.2.2 内部控制有效性的相关变量

内部控制是一个过程，在这个过程中董事会，监事会，管理层都发挥着至关重要的作用。企业内部控制的目标是保证企业经营活动的有效性、经济性、资产的安全性、财务报告的可靠性。周敏针对企业的不同生命期进行研究，同时将内部控制有效性分为三大部分，即财务报告可靠性、遵守法律法规、经营绩效，分别对三个模型进性了讨论[11]92。本文根据已有研究以及COSO框架内部控制的三大目标，选择经营绩效、财务报告可靠性、法律法规遵循三个二级指标来解释内部控制有效性，最后运用因子分析法得出内部控制有效性的综合得分。具体见表3。

表3 内部控制有效性相关变量

4 实证分析

本文将通过因子分析法找出可以综合代替内部控制有效性的主成分，然后计算综合得分，最后用其得分作为因变量，将公司治理结构的相关指标作为自变量，采用多元线性回归方法，验证本文的假设。

4.1 因子分析

本文利用SPSS17.0统计分析软件，将内部控制有效性的指标作为研究对象，得到以下解释的总方差。具体见表4。

表4 解释的总方差

提取方法：主成分分析。

本文根据表4能够确定3个主成份的贡献率，进而得到总体贡献率为79.631%。通过表5能够看到这三个主成份从层面上分析了内部控制有效性：成份1包括总资产净利率和总资产报酬率，该成分体现企业的经营效率；成分2包括净资产周转率 、股东收益周转率，它代表企业内部资产的周转速度；成分3代表了审计意见类型和法律法规的遵守,反映了内部控制的财务报告可靠性目标 、合规性目标以及内部控制设计的完整。

利用SPSS17.0计算出的成份得分矩阵，具体见表5。

表5 旋转成份矩阵a

提取方法:主成分分析法。 旋转法:具有 Kaiser 标准化的正交旋转法。a.旋转在 4 次迭代后收敛。

下面计算出各样本的得分，再根据各成份所占比重算出综合得分。见(1)式：

Y=33.531%Z1+26.752%Z2+19.348%Z3

(1)

(1)式中,Z1、Z2、Z3分别为第i个样本第1，2，3个主成分的取值(i=1，2，3......920)。

4.2 描述性统计分析

本研究共取得上市交易的2 760个国有上市公司财务数据作为研究样本。具体见表6。

由表6可知，股权制衡度的极小值为1，说明我国国有企业第二大股东持股比例至第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例持平，符合我国国有企业控股的特点。董事会规模为0～12人分布不等，这里的董事会规模是剔除了独立董事的数量，董事会规模为0表明我国国有企业的董事会成员存在全部为独立董事的情况。管理层持股比例有极小值为0的情况，说明国有企业的持股分布并不趋同，对管理层的重视程度不一致。本文对上市公司年末总资产取自然对数，其标准差为1.39，说明所选取的样本数据较为分散，能更好地体现公司规模对内部控制有效性的影响程度。公司的总资产增长率均值为0.202，说明所选取的样本数据大多为正增长，具有较好的发展前景。

表6 变量的描述性统计

4.3 模型建立

在研究假设的基础上，选择了股权制衡度(X1)、董事会规模(X2)、管理层持股比例(X3)作为自变量，内部控制有效性综合得分(Y)作为因变量，公司规模(X4)、资产负债率(X5)、总资产增长率(X6)作为控制变量。模型构建具体表达式见(2)式：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+ξ

(2)

其中，β0为常数项，β1，β2……为各自变量系数，ξ为随机误差项。

4.4 相关性分析

各变量间的Pearson双尾检验见表7。

表7 各变量间的Pearson双尾检验

**表示在0.01 水平(双侧)上显著相关，*表示在0.05 水平(双侧)上显著相关。

由表7可知，股权制衡度在1%的水平上与内部控制有效性显著负相关，管理层持股比例与内部控制有效性显著正相关，董事会规模与内部控制有效性正相关但不显著。控制变量资产负债率与内部控制有效性显著负相关。总资产增长率与内部控制有效性显著正相关。表中相关性水平的绝对值均低于0.5，说明各变量之间不存在严重的共线性。

4.5 回归分析

方差总体显著性见表8。

表8 方差总体显著性

从表8可以看出，F值为12.251，p值趋近于0，说明该模成立且具有意义。方差各变量显著性水平见表9。

表9 方差各变量显著性水平

通过表9可以看出，股权制衡度(X1)系数为负，且通过了显著性水平检验，说明一定的股权制衡度能显著影响内部控制有效性。其结果与假设H1相反，原因在于对于其他性质的上市公司，股权制衡度分散了第一大股东的持股比例，避免了“一股独大”的情况，从而提高了内部控制的有效性。但是对于国有上市公司，最终控制人为国有股东，当第一大股东持股比例较高时，股东利益会与公司利益趋于一致，大股东会主动承担起监督经营者和维护内部控制有效性的责任，所以股权制衡度针对不同性质的企业会产生不同的影响。对于国有上市公司来说，此时的股权制衡度就与内部控制有效性成负相关。

董事会规模(X2)系数为正，其与内部控制有效性正相关但不显著。企业董事会的人数没有统一的规定，过多或过少的董事会人数都会影响国有企业的发展，只有适合企业自身发展的董事会规模才是合理的。由于董事会是公司的决策机构，对于人数过多的董事会规模，在内部决策的时候意见众多，董事会成员之间会相互牵制，从而会提高决策的正确性，但这种相互牵制的决策并没有直接作用于内部控制有效性。管理层收到董事会下达的命令，然后制定企业内部控制体系，这种由于间接作用引起的影响，在一定程度上并不显著，所以，董事会规模对内部控制有效性的影响并不显著。

管理层持股比例(X3)系数为正，其与内部控制有效性显著正相关，验证了假设了H3。依据委托代理理论，现代公司是两权分离制，董事会选择职业经理人对公司进行管理。管理层是最了解公司的运营情况，当国有企业利用适当的持股比例激励管理层时，管理层就会因自身的利益与企业的发展相关联，从而重视内部控制制度的建设，避免公司出现财务舞弊的情况。所以管理层持股比例越高，内部控制有效性越好。

5 结论与建议

综上所述，通过改善公司治理结构可以提高国有企业内部控制有效性。对于股权集中度较高的国有企业，一方面利用控股股东或实际控制人机制实施内部控制规范，另一方面，国有上市公司也应该清醒地意识到内部控制有效性提升的重要性。首先，上市公司应该建立适度集中的股权结构以增强控股股东的监督能力，相关部门应加大对公司的监督管理力度使其合法经营，而合法经营也属于内部控制的目标之一。所以，当股权适当集中时，控股股东就会充分关注企业的经营绩效以及企业的合法性，这样控股股东的目的就与内部控制的目标趋同，内部控制有效性就得以加强。其次，应提高董事会的独立性。根据国有企业的规模大小，严格控制董事会人数和独立董事的人数，充分发挥独立董事的外部监督能力，避免出现花瓶董事的情况。在监督企业管理者的同时，关注企业内部控制的运行情况，及时对企业内部控制实施自我评价，找出内部控制中存在的缺陷，并及时进行整改，提高内部控制的有效性。最后，国有企业应设计完善的管理层薪酬结构，实施股权激励。这不仅有利于完善上市公司的治理结构，还可实现高管利益与企业利益的趋同，避免管理层短期机会主义行为的出现。国有上市公司增加高管持股比例，可以激发管理者的积极性，增强其风险防范意识，从而在经营企业时注意到内部控制设计与运行的有效性，逐步建立内部控制的风险防范机制。

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