高管股权激励对内部控制有效性的影响研究——基于我国A股上市公司的经验证据

黄 娟，李艾芯

(西南财经大学 会计学院，四川 成都 611130)

一、引 言

近年来，由于内部控制失效而导致公司经营失败的案例不胜枚举，多国相继出台法律法规，力争完善本国上市公司内部控制制度与监督机制。2008年，我国财政部等五部委颁布了《企业内部控制基本规范》，2010年又联合发布了《企业内部控制配套指引》，这标志着适应我国企业基本情况、汲取国际先进经验的中国企业内部控制规范体系基本建成。改革开放以来，我国经济体制发生的巨大变化使人们意识到协调所有者和经营者利益的重要性。股权激励是解决两权分离导致的委托代理问题的良好途径，因而我国企业，尤其是上市公司，纷纷致力于加强股权激励机制的建立与实施。

对高管授予股权，可以让高管重视企业的长期发展，努力提升企业业绩，保证企业资产安全性等，而这些也都是内部控制的实施目标。但在实践中，激励效果与预期效果有时大相径庭，因为道德风险以及信息不对称等问题的存在，股权激励反而加剧了委托人与代理人之间的利益冲突。此外，虽然我国股权激励相对较晚，但经济全球化使得知识、资源、技术、人才等实现共享，我国越来越多的公司实施员工持股、股票期权等激励方式，实施强度或水平也逐渐提高，因而有必要探究目前我国高管股权激励与内部控制有效性的关系。

二、文献回顾

国内外学者对“高管”的范围界定不一，有的文献界定“高管”仅包括CEO，而有的文献则认为“高管”包括董事、监事、高级管理人员。如，Hambrick和Chen(1996)[1]认为高管团队成员是从事关键活动的高层管理者，包括内部董事在内，具体指副总裁级别以上的执行者。陈晓红等(2006)[2]则认为企业高管团队成员除了应当包括总经理、副总经理、CFO，还应当包括董事长、副董事长、独立董事和监事等。借鉴已有研究的普遍共识以及数据的可获得性，本文把高管团队成员界定为“总经理、总裁、副总经理、副总裁、董秘和年报上公布的其他管理人员，包括董事兼任管理者的情况”。

股权激励从提出伊始，就受到业界的追捧，大多认为股权激励是解决委托代理问题的好方法。随着各国财务舞弊的激增以及2008年金融危机的爆发，人们意识到在缺乏监管的环境下，管理者过度的自利行为会对企业经营产生重大负面影响。美国、加拿大、日本等国的研究成果也证明股权激励效应存在多面性。如Yermack(1995)[3]利用1984年～1991年美国公司的数据，探讨CEO股票期权激励效果，指出CEO可以通过盈余操纵、信息公告时间的选择等拉升短期股票价格的方式，来达到自身价值最大化的目的，但这样的做法却牺牲了公司和股东价值。当然除了存在这种绝对观点，也存在中立的观点。McConnell和Servaes(1990)[4]证明了管理层持股与公司业绩之间存在非线性关系，即说明高管股权激励强度存在最优选择，过少或过度激励都会削减公司业绩。与国外类似，我国对股权激励效应也存在两种声音。如盛明泉等(2016)[5]利用2003年～2013年A股上市公司的数据，研究高管股权激励对资本结构动态调整的影响。研究结果显示，高管股权激励强度和资本结构调整速度之间具有显著的正相关关系；当资本结构向下调整时，股权激励的促进作用更加明显。许娟娟等(2016)[6]利用A股上市公司2007年～2013年的数据，通过剔除公司绩效中的盈余管理“噪音”，检验股权激励实际发挥的作用。实证结果表明，剔除盈余管理“噪音”后，CEO股权激励与公司绩效没有显著的相关关系，这说明股权激励使得经理人为获得行权收益而进行盈余管理。

国内外虽然对股权激励效应没有统一的看法，但对内部控制有效性影响因素的研究则比较丰富，且得到大多数学者的认可。国外研究认为，影响内部控制有效性的因素包括公司治理结构、所处生命周期、可投入资源、审计师能力以及经营现状等。从公司治理水平角度，Rose等(2010)[7]研究发现内部控制缺陷可以通过完善公司治理结构来弥补。Doyle和Mcvay(2007)[8]则认为，那些资源充足、成长速度快、设置内部控制审计部门的企业具有较高的内部控制质量，也比较倾向于发布内部控制评价报告。从公司所处发展阶段和公司规模的角度，Kim和Lu(2011)[9]发现处于成熟期的公司，内部控制质量最高。Ashbaugh等(2009)[10]发现小公司由于信息系统的建立和维护能力有限，但信息系统对企业内部控制建设又至关重要，所以小企业比大企业更容易出现缺陷。国内研究认为由于我国国情的特殊性，企业性质是影响内部控制有效性的重要因素之一。如刘启亮等(2012)[11]选择2007年～2009年我国A股上市公司为研究样本，研究最终控制人及所属地区制度环境对内部控制质量的影响。研究发现，相比于中央政府控制的公司，地方政府控制的公司内部控制质量更差，而非政府控制的公司与中央政府控制的公司内部控制质量则没有显著的差异。高管的社会关系属性也是内部控制质量的驱动因素之一。张萍和徐巍(2016)[12]指出，存在高管联结的公司，其内部控制具有显著的相似性。这为内部控制在实践中的应用提供可以借鉴的经验证据，即加强高管联结可以促进公司之间的行为模仿。

梳理国内外文献可知，高管股权激励实施效应主要可以分为三类：一是高管股权激励缓解了委托代理问题，增加了公司价值；二是高管股权激励增加了委托代理问题，损害了股东利益；三是高管股权激励在一定范围内可以缓解委托代理问题，过度则会增加委托代理问题。在我国，股权激励应用时间不长，股权激励被过度使用或滥用的现象较少，所以本文认为第三种效应比较符合我国企业目前的基本情况，即合理的高管股权激励可以增加公司价值。因而，关于内部控制有效性影响因素，本文认为除了企业规模、企业发展阶段、公司治理结构、审计师能力、市场化程度等，还应当包括高管股权激励。

三、理论分析与研究假设

现代企业，特别是上市公司，普遍存在所有权与经营权分离的情况。管理者与所有者之间的代理关系其实就是一种契约。所有者聘用管理者代表他们来管理公司，目的是为了获得回报，但经营者一般不会完全无条件地按照所有者的意愿行事。如果经营者只领取固定薪酬，那么股东价值最大化与其自身价值最大化就没有关系。经营者可能存在偷懒、享受在职消费、不选择对公司长期发展有利的项目等行为，使公司的物力资本与人力资本不能有效结合发挥作用。可以看出，经营者和所有者之间存在严重的信息不对称问题。所有者不可能在契约中对经营者的任何行为都进行规定，故经营者在任职过程中始终存在“道德风险”。此外由于大多数代理关系所需监督和约束成本较高，因此所有者和经营者之间的委托代理问题需要一种巧妙的方式解决，故股权激励应运而生。Jensen和Meckling(1976)[13]提出了“利益趋同假说”，发现随着经营者持股比例的上升，会使经营者与所有者的利益函数趋同，进而减少两者之间的冲突。经营者拥有剩余索取权，如果其采取背离股东价值最大化的行为，那么自身的利益也会受到影响。因此提高经营者的持股比例是减少经营者通过控制公司资产获取私人利益的有效途径。利益趋同假说肯定了股权激励的积极效应，但股权激励在现实中的应用却不是十全十美，故Fama和Jensen(1993)[14]提出“壕沟效应假说”，指出管理者持有公司大量的股份就会扩大其在公司的影响力和投票权，可能实施背离公司目标的行为；管理者自己成为公司的大股东，就有足够的能力对抗外部股东和董事会对其产生的压力。

为了降低代理成本，减少目标冲突，股权激励的运用尺度极其重要。另外企业物力资本能否得到合理利用取决于人力资本的效率，可见人力资本在企业经营发展中的重要性。企业高管的责任之一就是设计、执行和维护必要的内部控制，有效的内部控制可以促进股东和企业价值最大化目标的实现。因而通过赋予高管一定比例的股权，不仅可以缓解经营者与所有者目标利益不一致而产生的矛盾，还可以让高管主动实施内部控制，从而提高内部控制有效性。但根据股权激励的实践效果，企业应当把握股权激励的“度”，即只有适合企业自身条件状况的激励强度才能发挥股权激励的积极作用。

基于上述分析，本文认为股权激励使高管有动力设计并执行内部控制，因为可以防止内部控制缺陷给企业造成的损失，从而有利于实现高管自身价值的最大化。考虑到过度激励很可能会带来负面作用，因此在假设2中加入了高管股权激励实施强度的二次项，以考察可能存在的非线性关系。

H1：高管股权激励的实施能提高公司内部控制总体的有效性。

H2：高管股权激励的强度与公司内部控制总体有效性呈“倒U形”关系。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以2011年～2015年沪深两市A股上市公司为研究样本，并对样本进行了筛选。筛选条件如下：(1)剔除ST公司；(2)剔除金融类公司；(3)剔除数据缺失公司；(4)对变量存在的离群值进行缩尾处理。经过筛选，共得到2 456个上市公司5年的数据，10 379个有效的非平行样本。DIB内部控制指数搜集于DIB内部控制与风险管理数据库，其他数据搜集于国泰安数据库。此外本文通过Wind数据库等对样本数据进行了补遗。本文的所有数据处理均通过STATA12完成，并使用STATA12对数据进行描述性统计和回归分析等。

(二)模型设定与变量说明

针对假设1，本文采用普通OLS回归拟合模型。另外上市公司是否实施高管股权激励是其自我选择的结果，故普通OLS回归模型存在内生性问题，即如果不采取措施削减内生性问题，则OLS回归结果就缺乏可靠性。所以本文首先运用OLS回归检验是否实施高管股权激励与内部控制有效性之间的关系，再用PSM方法检验OLS回归结果的可靠性。针对假设1，建立模型(1)。

ICindexi,t=β0+ β1Incentivei,t+β2Levi,t+β3Sizei,t+β4Growthi,t+β5Auditori,t+β6Holdi,t+

β7Sitei,t+β8Boardsizei,t+ΣIndi,t+ΣYeari,t+δi,t

(1)

逯东等(2014)[15]指出，我国国有企业股权激励程度较低，不存在过度激励的问题。但随着市场化进程的推进，笔者认为高管股权激励在我国企业正逐步加强，激励强度对内部控制有效性的影响存在最优值，低于或高于该值都会削弱有效性。针对假设2，建立模型(2)、模型(3)。

ICindexi,t=β0+ β1EIi,t+β2Levi,t+β3Sizei,t+β4Growthi,t+β5Auditori,t+β6Holdi,t+

β7Sitei,t+β8Boardsizei,t+ΣIndi,t+ΣYeari,t+δi,t

(2)

β7Holdi,t+β8Sitei,t+β9Boardsizei,t+ΣIndi,t+ΣYeari,t+δi,t

(3)

DIB内部控制与风险管理数据库每年发布的上市公司内部控制指数，为我国上市公司提供综合反映其内部控制水平和风险管理能力的量化指数。由于DIB内部控制指数综合评价了战略执行结果、经营回报、信息披露真实完整性、经营管理合法性、资产安全性这五个方面的实现程度，故本文选择该指标衡量内部控制总体有效性。解释变量为是否实施高管股权激励以及激励强度。控制变量不仅包括企业自身因素，也包括企业外部因素。企业自身因素又包括企业治理因素(如资产负债率、股权集中度、董事会规模)、企业特征(如规模和成长性)。企业外部因素包括所属辖区、审计事务所是否为四大。变量具体定义见表1。

表1 变量定义汇总表

五、实证检验

(一)描述性统计分析

从表2可以看出，内部控制有效性的均值为667.9，标准差为69.55，最小值为410.7，中位数为678.6，最大值为822.3。这说明目前我国上市公司内部控制有效性参差不齐，公司之间差距较大。对于有效性低于平均值的公司应当对内部控制和风险管理提高关注度。在所选的样本单位中，实施了高管股权激励的样本百分比为65.6%。本文将该比例与以往的研究结果进行对比，发现近年来我国实施了股权激励的上市公司越来越多，表明上市公司普遍重视了对公司的治理、完善了组织结构。上市公司的高管股权激励实施强度波动幅度特别大，这说明虽然我国上市公司逐步开始运用股权激励机制，但实施水平却大不一样。激励水平最低为0，最高为84.3%，平均值为6.5%，标准差为13.9%。通过股权激励实施强度可以看出，有的上市公司管理层是该公司的大股东，如果上市公司存在一股独大的情况，则很可能存在中小股东利益被侵蚀的状况，这时中小股东只能“用脚投票”。

表2 描述性统计分析表

续表2 描述性统计分析表

(二)回归结果分析

1.是否实施高管股权激励与内部控制有效性

表3 回归分析表

注：(1)***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著；(2)括号中为T值.

由表3中的模型(1)回归结果可知，是否实施高管股权激励变量的系数为8.025，在1%的置信水平上显著，表明上市公司引入高管股权激励机制可以改善内部控制质量。资产负债率、企业规模、营业收入增长率、会计师事务所是否为四大、第一大股东持股比例以及注册地所属辖区均通过了1%的显著性检验。董事会规模指标的系数为负，且未通过显著性检验，这说明现阶段我国上市公司的董事会规模对内部控制总体有效性影响不显著，我国上市公司应当重视董事会团队建设，让其更好地代表股东行使管理和监督职能。

在已有的研究中，大多数采用OLS拟合股权激励与内部控制之间的关系，而较少考虑模型存在的内生性问题(黄之骏、王华，2006)[16]。上市公司是否实施高管股权激励是其自我选择的结果，内部控制质量高的企业可能更倾向于实施高管股权激励，而内部控制质量较低的企业可能出于成本效益的综合考虑不实施高管股权激励。那么研究高管股权激励对内部控制有效性的影响就有必要考虑初始条件差异导致的选择偏差。笔者认为影响内部控制有效性的因素可能也影响公司是否实施高管股权激励，比如公司所属辖区。因此本文运用匹配倾向得分方法(PSM)来解决由于高管股权激励自我选择导致的内生性问题。

每个上市公司都有多维度特征，根据每个公司的多维度特征值，PSM运用Logit模型或Probit模型计算出每个公司发生高管股权激励的概率值，即倾向得分值。在获得倾向得分值后，将用最近邻匹配(本文采用1∶1匹配)、半径匹配、核匹配对样本进行配对，从而形成处理组和对照组。最后计算处理组DIB内部控制指数的平均数和计算对照组DIB内部控制指数的平均数，处理组平均数减对照组平均数就是高管股权激励对内部控制有效性的影响程度，该差异被称为ATT值。PSM的优点就是通过将多维度的指标浓缩为一个概率值，利用概率值选择匹配对象，使得研究结论更为可靠。如果说模型(1)是在证明“高管股权激励是内部控制有效性的影响因素”，那么PSM检验就是在讨论“同样的上市公司如果没有选择实施高管股权激励，内部控制有效性会有什么变化”。显然不能观测到这些已经实施高管股权激励的上市公司如果没有实施的后果，只能通过在样本中找寻与其条件相似的未实施高管股权激励的公司代替。

根据模型(1)，本文选择的影响上市公司是否实施高管股权激励的变量包括资产负债率、企业规模、审计师是否为四大、第一大股东持股比例、企业成长性、所属辖区以及董事会规模共七个变量。标准化偏差低于5%说明对于某一变量，处理组和对照组不存在显著差异。以半径匹配为例，除企业成长性变量，其他六个变量的均值在匹配前存在显著差异。两组样本存在初始条件差异，但采用半径匹配后，因为七个变量的标准化偏差均低于5%，说明匹配后处理组和对照组在上述七个方面就不存在显著性差异了，即满足平行假设。最近邻匹配和核匹配也满足平行假设。

表4 是否实施高管股权激励对内部控制总体有效性的影响(PSM检验)

表4列示了样本匹配前以及采用三种匹配方法后所得到的ATT值。匹配前，处理组和对照组的DIB内部控制指数均值就存在显著的差异，但并不能确切地说差异全部是由实施了高管股权激励导致的。采用1∶1最近邻匹配后，处理组的内部控制有效性为671.01，高于匹配后对照组的659.14，并且ATT值为11.87,在1%的水平上显著。同样的，半径匹配和核匹配法计算的ATT值均在1%的置信水平上显著。由此可知，相较于未实施高管股权激励的公司，实施高管股权激励提升了公司内部控制质量。PSM匹配后的ATT较匹配前提高了，说明通过PSM方法有效地分离出是否实施高管股权激励对公司内部控制有效性的真实影响程度，H1得以验证。

2.高管股权激励强度与内部控制有效性

在表3中，模型(2)的回归结果显示股权激励强度(EI)的系数为20.67，在1%的置信水平上显著。模型(3)的回归结果显示激励强度变量EI和EI平方项的系数分别为56.46和-73.29，也都在1%的置信水平上显著。但不难看出，模型(2)的R2为0.186，模型(3)的R2为0.222。未加平方项模型的R2低于加了平方项模型的R2，这说明用非线性模型来衡量高管股权激励实施强度与内部控制总体有效性的关系更为恰当。综上所述，虽然实施高管股权激励有助于提升内部控制有效性，但是一定要注重激励强度的适度性，以免让股权激励成为高管牟利的机会。假设2得到证明。值得一提的是，模型(1)、模型(2)、模型(3)中除了董事会规模变量，其余变量的系数均通过了1%的显著性检验，说明资产负债率、企业规模、营业收入增长率、会计师事务所是否为四大、第一大股东持股比例以及注册地所属辖区这六大变量均是内部控制有效性的稳定影响因素。

3.进一步研究

为了丰富前文的研究成果，本文按上市公司注册地所属辖区把所有样本分为东部、中部和西部组，并选择半径匹配法分别对各组样本进行组内匹配，再用筛选出的各组样本分别按模型(3)进行回归。

表5 基于半径匹配法的分组回归

续表5 基于半径匹配法的分组回归

注：(1)***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著；(2)括号中为T值.

通过半径匹配法筛选后各组样本分别为：东部5 824个，中部1 757个，西部2 658个。由此可见所选样本大多数分布在东部地区，而东部地区模型拟合优度、各变量系数和显著性水平都与总样本回归接近。东部、中部和西部三组样本的回归表明，高管股权激励强度与内部控制总体有效性存在非线性关系。东部和西部样本回归系数EI均在1%的置信水平下显著，而EI2在5%的置信水平下显著。中部地区回归系数EI的系数为66.13，EI2的系数为-112.1，都未能通过显著性检验，但仍可以看出高管股权激励强度与内部控制总体有效性关系的趋势。本文对样本数据进行分组统计分析，发现东部组高管股权激励强度平均值为7.12%，标准差为14.25%；中部组为4.46%，标准差为11.32%；西部组为6.31%，标准差为14.48%。不难看出，中部组回归结果不显著是因为中部地区上市公司普遍股权激励强度不高，公司之间差别较小。所以，中部地区上市公司应更加关注公司治理方面制度的创新，提高管理层的经营效率。

4.稳健性检验

为了进一步提高研究结论的可靠性，本文使用滞后一期的是否实施高管股权激励变量以及激励强度变量来进行稳健性检验，同时研究假设和其他变量的衡量方式保持不变。之所以将解释变量滞后一期是因为考虑到对高管实施激励的效果很可能体现在公司下一期的内部控制有效性上面。稳健性检验结论与前文基本无差异，增加了本文结论的可信性。

六、研究结论与政策建议

本文以2011～2015年沪深两市A股上市公司为研究样本，首先理论分析企业高管股权激励对内部控制有效性的作用机理，然后选择变量、建立模型、实证检验研究假设，考虑到上市公司是否实施高管股权激励存在自我选择导致的内生性问题，故使用PSM方法解决问题并检验本文的结论；接着按上市公司注册地所属辖区将样本分为东部、中部、西部组，运用PSM中的半径匹配法对各组样本进行组内筛选，用筛选后的样本检验“倒U型”关系在不同地区的适用性。具体研究结论如下：

(1)整体而言，对上市公司的高管团队成员进行股权激励有助于提升内部控制有效性，并且股权激励实施强度与内部控制有效性之间呈“倒U型”关系，说明适度的高管股权激励可以促进高管加强内部控制制度建设，但如果激励过度就会适得其反。鉴于我国大部分上市公司，特别是国企目前不存在过度激励的情况，所以高管股权激励机制是提升企业内部控制有效性的重要方法之一。

(2)运用PSM方法削减内生性问题，验证了本文的研究结论，即“相比于没有实施高管股权激励的上市公司，实施高管股权激励的上市公司可以为其带来内部控制总体有效性的提高”。另外本文发现高管股权激励强度与内部控制总体有效性的“倒U型”关系，在东部和西部地区十分显著，中部地区则不显著。

我国资本市场尚不成熟，从2012年起，我国上市公司开始强制披露内部控制自我评价和审计报告，设计并执行合理的内部控制制度对企业至关重要。目前，虽然我国上市公司在设计层面已建立起内部控制规范体系，但一些非上市企业、行政单位或事业单位的内部控制规范体系仍流于表面，难以真正发挥内部控制防弊兴利的作用。鉴于此，本文提出如下建议：

(1)我国颁布的《上市公司股权激励管理办法》中提及多种股权激励方式，如业绩股票、股票期权、虚拟股票、限制性股票等，上市公司在选择激励方式时，不能“一刀切”照搬国内外行业标杆的做法。为了避免激励方式单一或激励对象单一，可以选择将股权激励、薪酬激励、职位提升、精神嘉奖等结合使用，还可以对董事会、管理层和职工等一起进行股权激励。

(2)将内部控制质量纳入管理者的考核体系中。激励和考核两种方式的结合才能促进高管积极主动地提高内部控制质量。内部控制五大目标的实施效果也可以衡量内部控制有效性，故可以从五大目标入手设置考核指标。这样可以使得高管能够发现目前企业内部控制还存在哪方面的缺陷或不足，而不是简单地追求一个最终结果。

(3)内部控制在我国企业设计有效与执行有效上还任重而道远。企业所属地的监管部门应当结合企业的具体资源情况，允许企业内部控制建设有所侧重。内部控制设计的初衷是帮助企业及时发现并规避风险，应当让企业切实感受到内部控制所带来的长远利益，因而监管层应充分考虑如何在实践中强化企业内部控制的执行力，以增进内部控制的有效性。