企业董事会特征与内部控制缺陷影响研究

仲旦彦　陈玉荣

[摘 要]近年来，内控缺陷问题成为当今学者研究的热点问题，导致企业内部控制缺陷影响因素的研究很少。以此为契机，选取董事会特征层面来研究导致内部控制缺陷的影响因素。文章运用理论知识结合实证检验研究了公司治理结构对内部控制缺陷的影响。实证结论是： 董事会会议的数量对公司是否存在内部控制缺陷有重大影响。文章在理论分析和实证结论的基础上，提出针对内控缺陷影响的建议，期望能为我国上市公司治理结构的完善和防范内部控制缺陷提供参考。

[关键词]董事会特征;内部控制;内部控制缺陷

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2020.21.075

1 序论

基于国内外资本市场频繁出现的金融诈骗和欺诈事件，如“中航油”上市公司的财务欺诈等事件，我国监管机构发布了一系列有关上市公司内部控制的监管文件。 2008年，由财政部协同国家审计署、中国证监会、中国银监会、中国保监会组成的五部委颁布了《企业内部控制基本规范》。2010年4月，五部委联合发布了按照基本规范对企业内部控制的指导方针。

企业内部控制基本规范的颁布及其配套指导标志着中国企业内部控制标准体系的基本建立。笔者对以往文献的研究，发现大多研究是关于董事会特征与内部控制关系的研究，很大一部分是关于缺陷披露问题的研究，但对于董事会特征对内部控制缺陷影响的研究相对较少。文章主要研究旨在拓展了公司治理結构和内部控制理论体系，对完善公司内部控制制度和优化公司治理结构提供了理论依据。

2理论分析及研究假设

2.1 理论分析

国外学者在董事会层面对公司治理结构和内部控制缺陷进行了实证研究。2011年，John·stone发现独立董事的比例对纠正内部控制缺陷产生了积极影响。Jarrar（2016）通过对25家在巴勒斯坦证券交易所上市的公司研究发现，公司治理结构中独立董事的独立性越高，上市公司内部控制的质量越高。以日本公司作为研究的样本，Sakawa 和 Watanabel（2016）的研究结果表明董事会规模越大，管理层管理不当导致的内部控制缺陷越容易解决。2011年，刘亚丽和我国其他学者的研究发现，董事长兼任总经理、审计委员会成立时间越短的企业，越有可能披露企业存在的内部控制缺陷。2016年赵玉梅和吕景胜收集了我国854个上市公司2007—2013 年的面板样本数据，通过研究发现董事薪水高低和董事会的持股比例都会对内控缺陷产生负向影响。

2.2研究假设

2.2.1 董事会规模与内部控制缺陷

董事会规模就是指董事会中有多少成员。董事会是内部控制制度的重要组成部分，是公司治理的核心。董事会主要职责是代表公司行使决策权，并监督管理层。董事会的规模大了，可能每个成员拥有的专业知识和背景都不一样，那不同成员就拥有不同的想法和意见，每个人根据自己的想法提出不同见解，能够提高公司决策和内部控制的质量。而且参与公司治理人员的利益都是相关的，为了降低公司经营可能存在的风险和内部控制缺陷，董事会规模就要越大，这样成员之间才能互相制约。

假设 1：董事会的规模越大，公司存在内部控制缺陷的可能性越低。

2.2.2 独立董事比例与内部控制缺陷

根据我国公司法规定，董事会中独立董事的比例不得低于1/3。在一定程度上，董事会中独立董事所占的数量反映了董事会的专业性和独立性。从独立董事所学的专业和他们的背景来看，大型上市公司中是其他公司的高级管理层或学者的比例较高，他们可以提供自己独特的想法和见解，以其出色的专业素养和丰富的知识技能帮助公司进行科学规划，制定发展战略，不断完善公司治理。此外，独立董事能够更好地在决策中保持客观公正的立场，并独立表达自己的观点。因此可以发现，适当提高独立董事的比例可能会提高公司管理层造假财务报告的成本，有效监督管理，减少欺诈和违规行为，从而改善内部控制效果。

假设 2：董事会的独立性越高，公司存在内部控制缺陷的可能性越小。

2.2.3 董事会会议次数与内部控制缺陷

根据公司法的规定，中国上市公司董事会会议每年至少召开两次。当公司遇到紧急情况或需要做出重大决策时，需要举行董事会会议来进行决议，董事会成员通过表决来行使他的权力。董事会会议举行的频率体现了董事会成员参与工作的勤勉度，反映了董事会的运作状况和决策的效率，还反映了公司内部控制制度的建设和实施。董事会通过多召开董事会会议，让成员之间多沟通交流信息，加强管理层之间的互相监督，公司内部可能潜在的漏洞能够得到及时的发现并解决，从而为内部和外部的匹配创造了良好的发展战略。

假设3：董事会召开会议次数越多，公司存在内部控制缺陷的可能性越小。

2.2.4 董事长兼任总经理与内部控制缺陷

根据公司法的规定，我国公司董事长可以同时担任该公司的总经理。在两者兼任的情况下，不仅董事会的独立性会降低，还会削弱董事会对管理层的监督。一旦出现了这种情况董事会就变成了可利用的工具，管理者专门用来寻求自身利益的。就算公司是存在内部控制缺陷的，那也因为得不到披露而失效，失效了就不能解决公司存在的内部控制缺陷。

假设4：如果公司的董事长同时担任总经理，那么公司存在内部控制缺陷的可能性更大。

3 董事会特征与内部控制缺陷研究设计

3.1 样本选取与数据来源

文章筛选的样本数据来自国泰安CSMAR数据库，基于我国沪深主板上市的公司，选取了信息传输、软件和信息技术服务业，这一行业2017年度的样本数据，最终有效的样本数据量为247个。

3.2 变量设计与说明

3.2.1 因变量

文章将内部控制缺陷作为因变量，通过对关于公司治理结构对内部控制缺陷影响因素的研究文献的查找和整理，在对文献的内容和指标进行深度挖掘基础上，在公司治理内部控制缺陷方面，存在内部控制缺陷定义为1，否则定义为0。

3.2.2 自变量

根据前文假设，文章选择董事会特征的相关变量：董事会规模、独立董事比例、董事会会议次数和董事长兼任总经理从董事会特征层面设置了4个自变量指标。

3.2.3 控制变量

文章选择的控制变量是公司规模和公司经营亏损情况作为控制变量。

3.3 模型设计.

文章建立如下计量模型分析董事会特征对公司内部控制缺陷影响，模型具体表现如下：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5S+β6W+εt

其中，β0为常数项，βi（i=1，…，6）为待估回归系数，εt是随机扰动项。

3.4 实证检验与结果分析

3.4.1 描述性统计分析

文章通过对数据进行描述统计分析，来了解数据之间的分布形态，更好地了解和认知数据分布的规律特点，描述统计分析结果如下。

表2显示主要变量的统计量值，包括均值、标准差、最大值、最小值，从表中可以看出选取的样本企业，内控缺陷组样本量占比22.27%，内控无缺陷组样本量占比77.73%。董事会总人数平均值为8.267，最大值为16，最小值为5，符合上市公司的法律法规标准，其中内部缺陷组企业董事会总人数比内控无缺陷组样本量要低些;独立董事比例平均值为0.382，符合我国公司法规定的独立董事占董事会成员的比例不得低于 1/3 的规定，内部缺陷组企业独立董事比例比内控无缺陷组要低些;董事会会议平均数为11.247，最多为28次，最少为3次。最大值与最小值之间的差异相对较大，表明不同企业的董事会会议次数相差之间较多;董事长总经理兼任的平均值0.381，说明企业两职合一的情况接近一半。公司规模平均值为21.769，最大值为27.075，最小值为19.546，企业总资产差异比较大。公司出现亏损平均值为7.7%。

3.4.2 相关性分析

相关性分析是分析两个或多个变量来测量两个变量的相关程度。当相关系数r为负时，变量具有负向线性关系;当r为正时，变量具有正向线性关系;另外，相关系数 r的值是[-1，1]，并且r的绝对值更接近1，54% ：另一方面，线性相关越高， r的绝对值越接近0，并且线性相关越低。

文章主要采用SPSS21.0软件计算内部控制缺陷与其影响因素之间的相关系数，以实现分析研究变量之间的关系。

由表3可知，在5%的显著性水平下，内部控制缺陷（Y）与董事会会议次数（X3）之间的相关系数的p值小于0.05，说明内部控制缺陷与董事会会议次数的相关系数都是显著的;但内部控制缺陷（Y）与董事会规模（X1）、独立董事比例（X2）、董事长兼任总经理（X4）、公司规模（S）、是否亏损（W）之间的相关系数都是不显著的，这是因为Y为0-1分类变量，非连续性变量与其他变量的相关系数比较低。另外，在各解释变量之间的相关系数中，董事会规模（X1）与独立董事比例（X2）之间的相关系数值最大，该值为-0.553且绝对值小于0.8，表明在建立的回归模型中没有严重的多重共线性。

3.4.3 Logistic回归分析

由于模型中因变量Y为二元分类变量，因需要此对内部控制缺陷（Y）与董事会规模（X1）、独立董事比例（X2）、董事会会议次数（X3）、董事长兼任总经理（X4）、公司规模（S）、是否亏损（W）之间七个变量进行Logistic回归分析。

表4显示了内部控制缺陷与其影响因素之间的综合测试分析表，其中卡方统计量用于检验整个Logistic回归方程的显著性，由表可知回归模型的卡方值为12.170，其对应伴随概率值为0.028< 0.05，表明建立的Logistic回归模型通过方程显著性检验，说明可以通过Logistic回归模型科学、合理反映内部控制缺陷（Y）与董事会规模（X1）、独立董事比例（X2）、董事会会议次数（X3）、董事長兼任总经理（X4）、公司规模（S）以及企业是否亏损（W）之间的关系。

表5和表6的检验主要是针对模型整体的拟合效果和解释力度而言的，在表5模型汇总中，Cox&Snell R2、Nagelkerke R2都比较小，由于本模型为Logistic模型，表5中的统计量值参考意义不大，文章采用了Hosmer-Lemeshow检验进一步检验模型的整体拟合度，检验结果显示卡方值为5.6，相应的伴随概率值为0.692，相对较大，表明模型拟合良好。

在10%的显著性水平下，对应于模型中的解释变量X3和W对应的p值都小于0.10，说明董事会会议次数和企业是否亏损对内部控制缺陷有显著性影响，其余解释变量对内部控制缺陷没有显著性影响。具体表现如下。

变量X1的统计量Wald值为0.078，对应的应伴随概率值（Sig.）为0.780> 0.05，显然 X1的回归系数未通过显著性检验，即董事会规模对公司是否存在内部控制缺陷没有显著影响。董事会规模越大，上市企业协调时间会越长，企业决策时机可能会因此被错过，此时企业无法达成一致的内部管理意见，导致企业存在一定的内控缺陷。变量X2的统计量Wald值为0.506，对应的应伴随概率值（Sig.）为0.477> 0.05，说明X2的回归系数没有通过显著性检验，即独立董事比例对企业是否存在内部控制缺陷不会产生显著性影响。说明独立董事发挥作用有限，在公司治理方面没有发挥其应有作用。变量X3的统计量Wald值为5.967，对应的应伴随概率值（Sig.）为0.015< 0.05，很明显 X3的回归系数通过显著性检验（即董事会会议次数）对公司内部控制缺陷的存在产生重大影响。由于X3的系数为正，说明董事会会议次数对企业是否存在内部控制缺陷会产生正向影响，这可能是因为上市企业董事会会议次数增加，但只是在形式上做工夫，没有发挥实际作用，董事会会议效率低下，公司经历了内部控制缺陷。变量X4的统计量Wald值为0.100，对应的应伴随概率值（Sig.）为0.751> 0.05，显然X4的回归系数没有通过显著性检验，即董事长总经理兼任对公司是否存在内部控制缺陷没有产生重大影响。控制变量S的统计量Wald值为0.526，对应的应伴随概率值（Sig.）为0.468> 0.05，表明S的回归系数没有通过显著性检验，即公司规模对企业是否存在内部控制缺陷没有产生显著性影响。变量W的统计量Wald值为2.985，对应的应伴随概率值（Sig.）为0.084< 0.10，结果表明在10%的水平上，W的回归系数通过显著性检验（即企业经营是否亏损）对企业内部控制缺陷的存在产生重大影响。

4 研究结论、建议、局限性与展望

4.1 研究结论

本文在理论分析的基础上，从公司治理结构视角切入，利用我国沪深主板247家上市公司数据，采用 Logistic回归方法，从董事会的特点以及公司治理结构对内部控制缺陷的影响进行实证检验。具体结论如下。

（1）董事会规模对公司是否存在内部控制缺陷没有影响。董事会规模越大，上市企业协调时间会越长，企业决策时机可能会因此被错过，此时企业无法达成一致的内部管理意见，导致企业存在一定的内控缺陷。

（2）独立董事比例不会对公司是否存在内部控制缺陷产生重大影响。说明独立董事发挥的作用有限，在公司治理方面不能发挥其应有作用。

（3）董事会会议次数对企业是否存在内部控制缺陷会产生显著性影响。由于X3的系数为正，说明董事会会议次数对企业是否存在内部控制缺陷产生了显著性的影响，这有可能是因为上市企业董事会会议次数增加，但只是在形式上做工夫，没有发挥实际作用，董事会会议效率低下，公司经历了内部控制缺陷。

（4）董事长和总经理兼任不会对公司是否存在内部控制缺陷产生重大影响。

4.2 政策性建议

为了有效地提高公司治理水平和防范内部控制缺陷产生，根据文章研究出的结论，提出了以下建议：避免董事会会议形式化。前文实证研究显示，董事会会议次数对企业是否存在内部控制缺陷会产生正向影响，可能是董事会会议过于形式化，没有真正的解决公司内部存在的问题，而是为了举行董事会会议而举行会议。因此，避免董事会会议流于形式化可以从根本上防范内部控制缺陷。

4.3 研究展望

在之后的研究中可以选取不同角度的影响因素。文章仅从董事会的特点中选择内部控制缺陷的影响因素。在后续研究中可以考虑公司治理之外的影响因素，比如公司行业特征、财务特征、政府行为、法律环境、经济发展水平等，通过对公司治理外的影响因素的研究应该能提供更丰富有效的建议和措施来确保上市公司内部控制能够有效地运行。

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[基金项目]江苏省教育厅哲学社会科学项目“融资结构、研发投入及创新绩效——基于江苏省创业板企业的经验数据”（项目编号：2018SJA2267）;江苏省“青蓝工程”资助项目（项目编号：SCZ1900300001）。

[作者简介]仲旦彦（1985—），女，汉族，江苏常州人，碩士，常州大学怀德学院讲师，研究方向：公司治理和内部控制;陈玉荣，男，四川遂宁人，常州大学教授，研究方向：公司治理理论与方法。