内部控制缺陷、家族CEO与掏空行为

戴明禹，孙光国

(东北财经大学 会计学院/中国内部控制中心，辽宁 大连 116025)

引 言

改革开放40多年来，我国民营经济从小到大、从弱到强，不断发展壮大。作为民营企业的主力军，家族企业在民营经济发展中发挥着至关重要的作用。然而，一直存在着这样一个争议，即家族企业发展不大，却频繁陷入“富不过三代”的魔咒。这可以归于其内部管理机制以及家族企业价值观，任人唯亲、裙带关系、家族式管理等现象的普遍存在等。因此，处理好企业治理结构中亲属关系对提高家族资产与维护公司利益起到关键作用。此外，较高的股权集中使得家族企业更倾向于采取集中化决策，缺乏制衡和监督的公司治理结构进一步增加了内部控制缺陷。内部控制缺陷增多为家族企业通过关联交易等方式来掏空中小股东利益提供了便利，尤其是在法律体系和监管制度对投资者保护尚不强的环境下，家族企业以关联交易掏空中小股东利益的行为越来越明显。

一、相关研究述评

1.内部控制缺陷的经济后果

2010年我国颁布的《企业内部控制审计指引》强调，注册会计师应当评价其识别的各项内部控制缺陷的严重程度，表明内部控制可能存在重大缺陷的迹象，并在确认构成重大缺陷时，给予评价补偿性控制的影响。除此之外，国内外学者也对内部控制缺陷披露的经济后果给予了广泛的关注。研究发现，内部控制缺陷会影响公司业绩，其董事会、审计委员会和高管的变更率较高[1]，不仅会降低董事会治理水平[2]，也会产生较高的审计费用[3]。在信息质量上，存在内部控制缺陷的公司不仅降低了信息申报的及时性[4]，其会计稳健性和应计质量均显著低于不存在内部控制缺陷的公司[5]，其中，较难审计的公司层面内部控制缺陷对企业应计质量的负影响更大[6]。顾奋玲等指出，存在内部控制缺陷的企业有较高的融资约束，并且随着企业内部控制缺陷程度的增加，企业将面临更高的融资约束[7]。存在内部控制缺陷的公司也存在较高的资本成本，与权益资本成本和债务资本成本呈现显著正相关关系[8]。在投资效率上，池国华等认为内部控制缺陷信息披露会导致企业投资不足加剧，会显著影响个人投资者的风险认知[9]。而对于审计监督较弱、披露充分性较低的上市公司，内部控制缺陷信息披露对过度投资与投资不足均产生了显著影响[10]。

2.关联交易

作为资产征用的手段之一，关联交易已普遍存在于现代市场经济中。理论上而言，如果市场竞争不充分，家族企业的实际控制人通过更多的关联交易能够有效地提高交易效率并降低交易成本[11]。然而，关联交易也逐渐沦为大股东“掏空”少数股东的主要工具。张洪辉等发现，内部控制缺陷和关联交易正相关：存在内部控制缺陷的公司，其关联交易的金额、次数和比例更高。其中，内部控制缺陷和审计失职为关联方易舞弊提供了机会[12]。在治理结构上，汪健[13]认为良好的公司治理结构确实能够降低关联交易的概率和规模；王晗等检验出高管团队持股与关联交易数额呈线性负相关关系，管理层持股能够有条件地抑制关联交易[14]。大股东关系对公司关联交易也有着相应的影响，存在大股东关系的公司所对应的关联交易规模更小；大股东关系越亲密，关联交易规模越小；控股股东关系强度越大，关联交易规模越大。

从目前国内外相关研究的成果看，家族企业与内部控制缺陷的关联性研究较少，以往研究主要集中于关联大股东、债务成本、机构投资者等方面，也缺乏对于家族企业内部控制缺陷的影响因素、经济后果方面的研究。有鉴于此，本研究从关联交易角度出发，基于委托代理理论，研究内部控制缺陷与掏空行为的关联性，并尝试从治理结构、内部控制信息披露以及政治关联三方面，探寻家族实际控制人利用企业内部控制缺陷掏空中小股东问题的影响因素以及治理效应。

二、理论与研究假设

1.内部控制缺陷与掏空行为

鉴于家族所有者在公司中的影响力及其独特地位，对代理问题会产生重大影响，一方面，家族企业的治理结构特殊性会缓解第一类代理问题，即家族企业中的管理者和股东之间的利益冲突较少。在这种观点下，家族所有者为长期的、集中的且多元化程度低的股东，公司价值的最大化成为他们唯一的动机。魏春燕等[15]认为由于代理成本的根源来自于所有权和控制权的分离，而在大部分家族企业中所有权与控制权重合，大部分的家族企业所有者通常自己担任CEO，或者通过董事会积极参与公司经营，由于彼此具有血缘关系，某种程度上确保他们不会通过额外津贴、资源低效率配置来侵占其他所有者的权益，促使代理冲突得到缓解、代理问题趋于最小化。此外，管理层激励一致性也对家族企业的绩效和价值产生积极影响，当管理层激励一致性水平较高时，管理层的行为与股东的利益相一致，企业的代理成本较低，从而会减少代理问题对企业价值的侵蚀。因此，家族企业所受第一类代理问题的影响较小。

另一方面，家族企业的治理结构特殊性会加剧第二类代理问题，即家族企业中的大股东与小股东之间的利益冲突较多。在这种观点下，由于家族控股股东的持股比例越高，家族对公司董事席位控制比例就越高，他们对公司经营决策的干预能力也就会越强，对关键的公司决策呈现较强的影响力，但是家族企业内部普遍缺乏有效的监督与制约机制，为家族大股东掏空行为埋下隐患。因此，家族控股股东的所有权监督和董事席位控制会提高家族控股股东保护家族资产和公司利益的动机和能力。当控股股东与其他股东的利益不一致时，控股股东很可能为了自身利益而凭借其所拥有的控制权优势，通过关联交易、定向增发等方式实施掏空，使上市公司变成控股股东的“提款机”[16]。这些形式会降低家族企业财务报告的透明度，隐藏家族所有者的掏空行为，阻碍外部投资者对此类活动的戒备，甚至证券分析师都会对他们敬而远之，不敢轻易发布分析报告[17]。如果家族企业拥有健全的内部控制机制，并进行有效的内部控制信息披露，即使是有强烈掏空行为动机的家族所有人也可能无法做到这一点，因为内部控制能够发挥其限制作用。然而，当家族企业内部控制作用较小甚至失效，那么家族所有者可以利用这些内部控制缺陷，而小股东和独立董事几乎没有发现这些风险的可能。因此，提出以下假设：

H1: 内部控制缺陷与家族企业掏空行为的关联性较强。

2.内部控制缺陷、家族企业CEO与掏空行为

家族企业CEO担任方式主要有家族内部成员晋升或聘用外部职业经理人两种方式。当家族成员担任家族企业CEO时，一方面其与控股股东有着共同的利益关系，会更多地考虑企业长远发展和维持家族企业财富在家族内部的传承。由于建立和完善内部控制的费用较大，家族企业的家族成员更可能选择加大自身在内部控制上的参与，降低对于内部控制机制的投入[18]，从而不可避免地会引发内部控制有效性的问题。另一方面，大股东不直接参与公司日常管理，其掏空行为需要获得经理的配合，与控股股东很大程度上是一种合谋的关系。由于家族成员彼此利益一致性，家族经理与大股东间极易产生“合作”与“合谋”行为，比如通过增加年薪、期权、在职消费、闲暇时间等方式提高自身效用，满足家族管理者的私利。此外，他们未来的就业机会和薪酬风险较小，因此虽然媒体监督会对他们的声誉造成不利影响，但是对经理人造成的冲击力较小，因此对掏空的影响也较小。最后，家族企业决策集中化，治理结构缺乏约束与制衡机制，任人唯亲及裙带关系的普遍存在，也会加剧家族CEO的不作为，并会迎合大股东的意愿，降低家族企业大股东的掏空成本。

与家族成员担任CEO相比，外聘的职业经理人的管理能力往往更强，外聘职业经理人能够减少与控股股东在掏空上的合谋，减轻大股东的掏空倾向。根据Fama&Jensen(1983)构建的声誉模型，经理人声誉好坏直接决定了其人力资本价值的高低，为避免其声誉受损，职业经理人会更加重视职业操守以及道德品质，积极参与企业决策管理，优化企业内部控制制度，从而形成一种家族权力制衡机制，尽可能抵制家族大股东的掏空行为。此外，媒体的监督作用也不可忽视，即媒体监督会影响职业经理人的声誉，进而促使其采取积极措施修正个人和公司行为。因为媒体负面报道会对经理人的声誉造成极其负面的影响，良好的媒介环境也会对经理人形成外在的舆论压力，声誉受损将会对其未来的薪酬水平和就业机会产生非常消极的影响。因此，提出以下假设：

H2a:其他条件不变的情况下，家族成员担任CEO会增加内部控制缺陷与掏空行为的关联性。

H2b:其他条件不变的情况下，非家族成员担任CEO会抑制内部控制缺陷与掏空行为的关联性。

三、研究设计

1.数据来源与研究样本

本文选取 2008—2017 年度沪深A股主板、中小板、创业板上市的所有家族企业为样本，之所以选取中小板和创业板的家族企业，是因为中小板和创业板中的企业正处于成长阶段，内部控制缺陷存在的可能性较大，更有助于研究目标的完成。其中，对于家族企业的界定，参照Andersen和Reeb[19]、苏启林和朱文[20]，综合满足以下3个条件:(1)最终控制权能够归结到一个自然人或一个家族；(2)实际控制人拥有对企业的实质控制权，即家族总持股至少为10%；(3)最终控制人直接或间接是上市公司第一大股东。在此基础上继续剔除金融行业、当年为ST或PT状态以及数据缺失样本后，最终得到4144个观测值。家族企业财务数据和内部控制数据来自CSMAR金融数据库，为控制极端值的影响，对主要变量进行1%和99%分位上进行缩尾处理，数据处理采用Excel和Stata 15.1。

2.变量定义

(1)关联交易(掏空行为)：本文采用家族企业关联交易来衡量掏空行为，这是因为关联交易作为中国资本市场上第二类代理冲突的重要途径，在研究这一问题时也经常将关联交易作为衡量控股股东掏空行为的指标。本文参照先前研究[21]，选择商品销售和购买、接受和提供劳务两类日常经营性关联交易作为关联交易的考察范围，并以Rpt表示，参照杜兴强等[22]的方法采用当期关联交易金额的自然对数。

(2)内部控制缺陷：上市公司披露内部控制缺陷信息的载体主要有三种：一是内部控制自我评价报告，二是内部控制审计报告，三是上市公司年报“公司治理”和“重要事项”等项目。由于年报披露的内控信息比较分散，而审计报告披露的缺陷一般在自评报告中也会披露，所以我们仅选择统计内控自评报告中披露的缺陷信息。根据各公司披露的内部控制信息将其划分为存在内部控制缺陷和不存在内部控制缺陷两类，当内部控制存在缺陷时，ICMWs=1，否则为0。

(3)家族企业：为考察家族CEO的家族企业和非家族CEO家族企业与内部控制缺陷之间的关联性，本文进一步区分了采用家族CEO的家族企业(Familyceo)以及非家族的专业CEO家族企业(Professionalceo)。家族CEO是创始人或后代担任CEO的家族企业，而专业CEO则是CEO不属于家族成员的家族企业。其中，当家族企业CEO为家族成员担任时，Familyceo=1，否则为0。同理，当家族企业CEO为非家族成员担任时，Professionalceo=1，否则为0。

(4)其他控制变量：本文将公司规模(Size)、公司年龄(Age)、审计师质量(Big4)、资产收益率(ROA)、流动性(Std_earnings)、外资成分(Foreign)、是否有重组(Restructuring)、资产负债率(Lev)、成长性(Growth)、委员会设立总数(Committee)、固定资产(FA)、企业员工数目(Staff)等因素作为控制变量，具体变量定义如表1所示。

表1 主要变量及其具体定义

3.实证模型

为验证假设1、2，构建如下回归模型(1)～(2)：

Rpti,t=α0+α1ICMWsi,t+α2Sizei,t+α3Agei,t+α4Big4i,t+α5ROAi,t+α6Std_earningsi,t+α7Foreigni,t+α8Restructuringi,t+α9Levi,t+α10Growthi,t+α11Committei,t+α12FAi,t+∑Year Dummies+∑IND Dummies+εi,t

(1)

Rpti,t=α0+α1ICMWsi,t+α2aFamilyceoi,t+α2bProfessionali,t+α3aFamilyceoi,t×ICMWsi,t+α3bProfessionalceoi,t×ICMWsi,t+β1Sizei,t+β2Agei,t+β3Big4i,t+β4ROAi,t+β5Std_earningsi,t+β6Foreigni,t+β7Restructuringi,t+β8Levi,t+β9Growthi,t+β10Committei,t+β11FAi,t+∑Year Dummies+∑IND Dummies+εi,t

(2)

模型(1)中， i 为公司，t 为时间，∑Year 与 ∑IND 分别为年度与行业虚拟变量，α0为截距项，α1为解释变量的回归系数，α2～α12为控制变量的回归系数，ε为残差。根据H1，那么预计本研究模型(1)中的 ICMWsi,t系数 α1相关系数应显著为正。

模型(2)中，i 为公司，t 为时间，∑Year为年度虚拟变量，α0为截距项，α1～α3为解释变量的回归系数，β1～β11为各控制变量的回归系数，ε为残差。根据H2a与H2b，当家族企业CEO为家族成员担任时，其内部控制缺陷与关联交易的关联性较强，那么本研究预期模型(1)中的Familyceo×ICMWs相关系数应显著为正。相反，当家族企业CEO为非家族成员担任时，其内部控制缺陷与关联交易的关联性较弱，那么预计本研究模型(2)中的Professional×ICMWs相关系数应显著为负。

四、实证检验及结果分析

1.描述性统计分析

表2是主要变量的描述性统计结果，家族企业CEO和非家族企业CEO的平均值分别为0.152和0.046，这说明多数家族公司的CEO为家族成员所担任，只有较少数家族企业会选择非家族成员担任家族企业的CEO；内部控制缺陷的平均值为0.21，表明按照本文对内部控制缺陷的界定标准，样本公司中有 21% 的企业存在内部控制缺陷；控制变量的描述性统计结果显示，各控制变量的均值与中位数相差不大，基本符合正态分布，与国内相关研究基本一致，在样本中，委员会设立总数的平均值与中位数分别为3.928与4，说明家族企业董事会根据《上市公司治理准则》以及相关决议,设立战略、审计、提名、薪酬与考核等四大委员会，但是也不能够说明其是否为家族成员所担任。而对于审计师质量与外资成分，平均值分别为0.019和0.05，说明家族企业较少采用四大会计师事务所审计，外资成分也不高，可能为内部控制存在缺陷埋下隐患。

表2 主要变量的描述性统计分析

2.多元回归分析

将观测数据带入模型(1)进行多元回归分析，结果如表3所示。表3列示了全样本中内部控制缺陷与掏空行为关联性的多元回归分析结果，且模型中控制了年份、行业虚拟变量，结果表明ICMWs系数为0.196，在1%水平上显著为正，说明内部控制缺陷与家族企业掏空行为的关联性较强，即证明假设H1成立。

表3 内部控制缺陷与掏空行为关联性的回归分析

将观测数据带入模型(2)进行多元回归分析，结果如表4所示。表4列示了全样本中内部控制缺陷、家族CEO与掏空行为关联性的多元回归分析结果，且模型中控制了年份变量，结果表明Familyceo×ICMWs系数为0.452，在5%水平上显著为正，说明其他条件不变的情况下，家族成员担任CEO增加了内部控制缺陷与掏空行为的关联性，即证明假设H2a成立；而Professional×ICMWs系数为-0.452，在5%水平上显著为负，说明其他条件不变的情况下，非家族成员担任CEO抑制了内部控制缺陷与掏空行为的关联性，即证明假设H2b成立。

表4 内部控制缺陷、家族企业CEO与掏空行为的回归分析

五、进一步分析

在家族企业中，所有者对于员工、管理层和董事会有着很强的控制力。这种影响可能使家族所有者规避或凌驾于内部控制之上，可能致使内部控制丧失对家族企业内部制衡的作用。美国公众公司会计监督委员会(PCAOB)发布的内部控制审计标准——审计准则5号(AS5)以及我国颁布的《企业内部控制审计指引》都强调，要重点关注公司内部控制中那些可能会导致财务报告中的重大缺陷未能被发现或预防的高风险领域。为防止内部控制缺陷为有影响力的家族企业所有者提供可乘之机，采取相关的职权控制政策、公开披露程序和内部审计职能是有效的。所以，有效的内部控制能够限制家族所有者的影响力，对其掏空行为构成重大障碍。因此，本文从治理结构、内部控制信息披露以及政治关联三方面，尝试修复缺陷带来的影响，探寻内部控制对于家族企业利用内部控制缺陷掏空中小股东这一问题的影响因素以及治理效应。

1.治理结构

中国家族企业两权合一的治理模式显著降低了家族企业委托代理问题，但是职权的重叠却违背了企业内部控制中权责分配的要求。在职责分离的情况下，授权和责任被指定并分配给具有不同职能和不同层级的员工，因此，掏空行为将不可避免地涉及多个雇员。虽然家庭所有人及成员可以对相关员工施加影响，但员工可能由于担心自己的声誉和职业前景而不合作。此外，一些员工可能会通过举报方式向外部揭发家族成员潜在的掏空行为，不同职能和级别的多个员工的参与为利用内部控制缺陷掏空中小股东设置了障碍，增加了内部监督的有效性。因此，本文将存在职权分离的家族企业作为治理结构制衡度高的分组，不存在职权分离的家族企业作为治理结构制衡度低的分组。相比于制衡度高的家族企业治理结构，家族CEO对于内部控制缺陷与掏空行为的调节作用在制衡度低的家族企业治理结构中更强。

对于内部控制缺陷、家族企业CEO与家族企业掏空行为的治理结构分组回归检验，回归结果见表5。治理结构制衡度高组中，Familyceo×ICMWs的回归系数为0.220，且并不显著；而治理结构制衡度低组中，Familyceo×ICMWs的回归系数为1.332，且在1%水平上显著为正，并且满足组间差异检验。说明相比于治理结构制衡度高组，家族CEO对于内部控制缺陷与掏空行为的调节作用在治理结构制衡度低组中更强，也就是说，具有制衡性的治理结构能够有效地抑制家族企业控股股东与家族CEO合谋，防止家族成员利用内部控制缺陷掏空中小股东这一行为。

表5 内部控制缺陷、家族企业CEO与掏空行为的治理结构分组回归检验

2.信息披露质量

2008年《企业内部控制基本规范》的颁布与实施，要求企业对本公司内部控制的有效性进行自我评价并进行公开披露。有研究表明，内部控制体系既是高质量会计信息生成过程的控制要素，也是投资者保护体系的重要过程要素，能够改善投资者关系[39]，在提升投资者沟通和投资者权益保护等方面发挥了积极的作用[40]。具体来说，家族企业若能严格遵守规范，其内部控制的有效性会成为公开信息，其激励机制会随着内部控制质量的公开披露而发生变化。投资者可以更好地识别具有内部控制缺陷的家族企业，一旦内部控制有效性被公开披露，由于投资者情绪对股票市场有着显著的影响，投资者可以通过定价导致这些公司的股票价格下降，以此保护自己[23]。这种价格保护对家族所有人来说代价高昂，因为他们拥有大量的财产。为了避免承担与价格保护相关的费用，家族成员有强烈的动机补救内部控制缺陷，家族企业所有人也会减少利用内部控制缺陷掏空中小股东的倾向。因此，相比于内部控制信息披露较高的家族企业，家族企业CEO对内部控制缺陷与掏空行为的调节作用在内部控制信息披露较低的家族企业中更强。

对于内部控制缺陷、家族企业CEO与掏空行为的内部控制信息披露质量分组回归检验，回归结果见表6。在高质量内部控制信息披露质量组中，Familyceo×ICMWs的回归系数为0.334，且并不显著；而在低质量内部控制信息披露质量组中，Familyceo×ICMWs的回归系数为0.614，且在5%水平上显著为正，并且满足组间差异检验。因此，相比于内部控制信息披露质量较高的家族企业，家族CEO对内部控制缺陷与掏空行为的调节作用在内部控制信息披露质量较低的家族企业中更强，也就是说，提高内部控制信息披露质量能够有效地提升信息透明度，抑制控股股东利用内部控制缺陷掏空中小股东这一行为。

表6 内部控制缺陷、家族企业CEO与掏空行为的内部控制信息披露质量分组回归检验

3.政治关联

政治关联表现为企业高层管理人员(董事长、董事、CEO)及大股东拥有在政府部门任职的经历，或者通过公益事业及人际关系网络建立的与政府的关系等。然而，被学者们普遍忽略的一种非常重要的政治关联渠道是民营控股公司在所有权安排时有意引入国有股权或在买壳上市时保留一定比例的国有股权。余汉(2017)[24]将民营企业在所有权安排中引入国有股权这种关联定义为“显性”的政治关联，国有股权依靠其与政府的天然联系，为民营企业起到制度层面的声誉担保作用，当越是地方制度环境较差时，民营公司就越希望引入或保留国有股权，进而帮助民营企业发展获取较多的经济资源与发展空间。因此，当家族企业引入国有参股时，也视为与政府形成政治关联，而存在政治关联的家族企业会进一步提升内部控制质量，修补内部控制缺陷，有效地抑制家族企业所有者利用内部控制缺陷掏空中小股东的行为。正如先前研究所示，在政府干预程度低的地区，国有参股能够避免过度干预企业，发挥“帮扶之手”作用，纠正民营企业不合理的关联交易，提升企业绩效。除了国有参股的政治关联对于家族企业内部控制的提升外，在某种程度上政治关联也会监督家族企业高层人员的行为。比如人大代表或政协委员。由于他们在中国的社会声誉较高，其社会关注度也随之提高，“一言一行”都会受到公众与媒体的普遍关注。考虑到政府的重要性，商业组织从政府那里得到的支持和合法性对于企业的成功尤其重要，因此，当家族企业高管具有政治关联时，他们极有可能为维护个人的政治生涯、社会声誉，也为了家族企业的利益而降低掏空行为的可能性。因此，相比于存在政治关联的家族企业，家族CEO对内部控制缺陷与掏空行为的调节作用在不存在政治关联的家族企业中更强。

对于内部控制缺陷、家族CEO与掏空行为的政治关联分组回归检验，回归结果见下页表7。在CEO存在政治关联组中，Familyceo×ICMWs的回归系数为-0.710，不仅为负且并不显著；而在CEO不存在政治关联组中，Familyceo×ICMWs的回归系数为0.487，在5%水平上显著为正，并且满足组间差异检验。相比于存在政治关联的家族企业，家族CEO对内部控制缺陷与掏空行为的调节作用在不存在政治关联的家族企业中更强，也就是说，CEO具有政治关联或适当引进国有控股，能够有效地使家族CEO重视自己的职业声誉及道德操守，抑制控股股东利用内部控制缺陷掏空中小股东这一行为。

表7 内部控制缺陷、家族企业CEO与掏空行为的政治关联分组回归检验

结 论

以往研究对于家族企业与内部控制缺陷关注较少，更缺乏对于家族企业内部控制缺陷的影响因素、经济后果方面的探讨。本研究基于第二类委托代理问题，以2008—2017年度沪深A股主板、中小板及创业板上市的家族企业数据为样本，论述了家族企业内部控制缺陷与掏空行为的关联性，并通过家族成员CEO与非家族成员CEO角度探寻了家族企业CEO对于内部控制缺陷与掏空行为的调节作用。通过实证检验得出以下结论：(1)内部控制缺陷与掏空行为的关联性较强，也就是家族所有者会利用企业存在的内部控制缺陷对中小股东进行掏空行为。(2)家族CEO会增加内部控制缺陷与掏空行为的关联性，非家族CEO会抑制内部控制缺陷与掏空行为的关联性。(3)相比于治理结构制衡度高组，家族CEO对于内部控制缺陷与掏空行为的调节作用在治理结构制衡度低组中更强，也就是说，具有制衡性的治理结构能够有效地抑制家族企业控股股东与家族CEO合谋，防止家族成员利用内部控制缺陷掏空中小股东这一行为。(4)相比于内部控制信息披露质量较高的家族企业，家族CEO对内部控制缺陷与掏空行为的调节作用在内部控制信息披露质量较低的家族企业中更强，也就是说，提高内部控制信息披露质量能够有效地提升信息透明度，抑制控股股东利用内部控制缺陷掏空中小股东这一行为。(5)相比于存在政治关联的家族企业，家族CEO对内部控制缺陷与掏空行为的调节作用在不存在政治关联的家族企业中更强，也就是说，CEO具有政治关联或适当引进国有控股，能够有效地使家族CEO重视自己的职业声誉及道德操守，抑制控股股东利用内部控制缺陷掏空中小股东这一行为。(1)本文主检验通过滞后一期、替换变量的稳健性检验，也通过Heckman两阶段回归的内生性检验，在第二阶段回归结果中，逆米尔斯比率(IMR)的回归系数为-2.494，在10%上显著，而内部控制缺陷与掏空行为的回归系数为0.2，在5%的水平上显著为正，即在控制了样本选择偏差后，研究结论十分稳健且依然满足研究假设H1，限于篇幅过程省略。