仲旦彥　陳玉榮

[摘 要]近年來，內控缺陷問題成為當今學者研究的熱點問題，導致企業(yè)內部控制缺陷影響因素的研究很少。以此為契機，選取董事會特征層面來研究導致內部控制缺陷的影響因素。文章運用理論知識結合實證檢驗研究了公司治理結構對內部控制缺陷的影響。實證結論是： 董事會會議的數(shù)量對公司是否存在內部控制缺陷有重大影響。文章在理論分析和實證結論的基礎上，提出針對內控缺陷影響的建議，期望能為我國上市公司治理結構的完善和防范內部控制缺陷提供參考。

[關鍵詞]董事會特征;內部控制;內部控制缺陷

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

1 序論

基于國內外資本市場頻繁出現(xiàn)的金融詐騙和欺詐事件，如“中航油”上市公司的財務欺詐等事件，我國監(jiān)管機構發(fā)布了一系列有關上市公司內部控制的監(jiān)管文件。 2008年，由財政部協(xié)同國家審計署、中國證監(jiān)會、中國銀監(jiān)會、中國保監(jiān)會組成的五部委頒布了《企業(yè)內部控制基本規(guī)范》。2010年4月，五部委聯(lián)合發(fā)布了按照基本規(guī)范對企業(yè)內部控制的指導方針。

企業(yè)內部控制基本規(guī)范的頒布及其配套指導標志著中國企業(yè)內部控制標準體系的基本建立。筆者對以往文獻的研究，發(fā)現(xiàn)大多研究是關于董事會特征與內部控制關系的研究，很大一部分是關于缺陷披露問題的研究，但對于董事會特征對內部控制缺陷影響的研究相對較少。文章主要研究旨在拓展了公司治理結構和內部控制理論體系，對完善公司內部控制制度和優(yōu)化公司治理結構提供了理論依據(jù)。

2理論分析及研究假設

2.1 理論分析

國外學者在董事會層面對公司治理結構和內部控制缺陷進行了實證研究。2011年，John·stone發(fā)現(xiàn)獨立董事的比例對糾正內部控制缺陷產生了積極影響。Jarrar（2016）通過對25家在巴勒斯坦證券交易所上市的公司研究發(fā)現(xiàn)，公司治理結構中獨立董事的獨立性越高，上市公司內部控制的質量越高。以日本公司作為研究的樣本，Sakawa 和 Watanabel（2016）的研究結果表明董事會規(guī)模越大，管理層管理不當導致的內部控制缺陷越容易解決。2011年，劉亞麗和我國其他學者的研究發(fā)現(xiàn)，董事長兼任總經(jīng)理、審計委員會成立時間越短的企業(yè)，越有可能披露企業(yè)存在的內部控制缺陷。2016年趙玉梅和呂景勝收集了我國854個上市公司2007—2013 年的面板樣本數(shù)據(jù)，通過研究發(fā)現(xiàn)董事薪水高低和董事會的持股比例都會對內控缺陷產生負向影響。

2.2研究假設

2.2.1 董事會規(guī)模與內部控制缺陷

董事會規(guī)模就是指董事會中有多少成員。董事會是內部控制制度的重要組成部分，是公司治理的核心。董事會主要職責是代表公司行使決策權，并監(jiān)督管理層。董事會的規(guī)模大了，可能每個成員擁有的專業(yè)知識和背景都不一樣，那不同成員就擁有不同的想法和意見，每個人根據(jù)自己的想法提出不同見解，能夠提高公司決策和內部控制的質量。而且參與公司治理人員的利益都是相關的，為了降低公司經(jīng)營可能存在的風險和內部控制缺陷，董事會規(guī)模就要越大，這樣成員之間才能互相制約。

假設 1：董事會的規(guī)模越大，公司存在內部控制缺陷的可能性越低。

2.2.2 獨立董事比例與內部控制缺陷

根據(jù)我國公司法規(guī)定，董事會中獨立董事的比例不得低于1/3。在一定程度上，董事會中獨立董事所占的數(shù)量反映了董事會的專業(yè)性和獨立性。從獨立董事所學的專業(yè)和他們的背景來看，大型上市公司中是其他公司的高級管理層或學者的比例較高，他們可以提供自己獨特的想法和見解，以其出色的專業(yè)素養(yǎng)和豐富的知識技能幫助公司進行科學規(guī)劃，制定發(fā)展戰(zhàn)略，不斷完善公司治理。此外，獨立董事能夠更好地在決策中保持客觀公正的立場，并獨立表達自己的觀點。因此可以發(fā)現(xiàn)，適當提高獨立董事的比例可能會提高公司管理層造假財務報告的成本，有效監(jiān)督管理，減少欺詐和違規(guī)行為，從而改善內部控制效果。

假設 2：董事會的獨立性越高，公司存在內部控制缺陷的可能性越小。

2.2.3 董事會會議次數(shù)與內部控制缺陷

根據(jù)公司法的規(guī)定，中國上市公司董事會會議每年至少召開兩次。當公司遇到緊急情況或需要做出重大決策時，需要舉行董事會會議來進行決議，董事會成員通過表決來行使他的權力。董事會會議舉行的頻率體現(xiàn)了董事會成員參與工作的勤勉度，反映了董事會的運作狀況和決策的效率，還反映了公司內部控制制度的建設和實施。董事會通過多召開董事會會議，讓成員之間多溝通交流信息，加強管理層之間的互相監(jiān)督，公司內部可能潛在的漏洞能夠得到及時的發(fā)現(xiàn)并解決，從而為內部和外部的匹配創(chuàng)造了良好的發(fā)展戰(zhàn)略。

假設3：董事會召開會議次數(shù)越多，公司存在內部控制缺陷的可能性越小。

2.2.4 董事長兼任總經(jīng)理與內部控制缺陷

根據(jù)公司法的規(guī)定，我國公司董事長可以同時擔任該公司的總經(jīng)理。在兩者兼任的情況下，不僅董事會的獨立性會降低，還會削弱董事會對管理層的監(jiān)督。一旦出現(xiàn)了這種情況董事會就變成了可利用的工具，管理者專門用來尋求自身利益的。就算公司是存在內部控制缺陷的，那也因為得不到披露而失效，失效了就不能解決公司存在的內部控制缺陷。

假設4：如果公司的董事長同時擔任總經(jīng)理，那么公司存在內部控制缺陷的可能性更大。

3 董事會特征與內部控制缺陷研究設計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

文章篩選的樣本數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，基于我國滬深主板上市的公司，選取了信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)，這一行業(yè)2017年度的樣本數(shù)據(jù)，最終有效的樣本數(shù)據(jù)量為247個。

3.2 變量設計與說明

3.2.1 因變量

文章將內部控制缺陷作為因變量，通過對關于公司治理結構對內部控制缺陷影響因素的研究文獻的查找和整理，在對文獻的內容和指標進行深度挖掘基礎上，在公司治理內部控制缺陷方面，存在內部控制缺陷定義為1，否則定義為0。

3.2.2 自變量

根據(jù)前文假設，文章選擇董事會特征的相關變量：董事會規(guī)模、獨立董事比例、董事會會議次數(shù)和董事長兼任總經(jīng)理從董事會特征層面設置了4個自變量指標。

3.2.3 控制變量

文章選擇的控制變量是公司規(guī)模和公司經(jīng)營虧損情況作為控制變量。

3.3 模型設計.

文章建立如下計量模型分析董事會特征對公司內部控制缺陷影響，模型具體表現(xiàn)如下：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5S+β6W+εt

其中，β0為常數(shù)項，βi（i=1，…，6）為待估回歸系數(shù)，εt是隨機擾動項。

3.4 實證檢驗與結果分析

3.4.1 描述性統(tǒng)計分析

文章通過對數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計分析，來了解數(shù)據(jù)之間的分布形態(tài)，更好地了解和認知數(shù)據(jù)分布的規(guī)律特點，描述統(tǒng)計分析結果如下。

表2顯示主要變量的統(tǒng)計量值，包括均值、標準差、最大值、最小值，從表中可以看出選取的樣本企業(yè)，內控缺陷組樣本量占比22.27%，內控無缺陷組樣本量占比77.73%。董事會總人數(shù)平均值為8.267，最大值為16，最小值為5，符合上市公司的法律法規(guī)標準，其中內部缺陷組企業(yè)董事會總人數(shù)比內控無缺陷組樣本量要低些;獨立董事比例平均值為0.382，符合我國公司法規(guī)定的獨立董事占董事會成員的比例不得低于 1/3 的規(guī)定，內部缺陷組企業(yè)獨立董事比例比內控無缺陷組要低些;董事會會議平均數(shù)為11.247，最多為28次，最少為3次。最大值與最小值之間的差異相對較大，表明不同企業(yè)的董事會會議次數(shù)相差之間較多;董事長總經(jīng)理兼任的平均值0.381，說明企業(yè)兩職合一的情況接近一半。公司規(guī)模平均值為21.769，最大值為27.075，最小值為19.546，企業(yè)總資產差異比較大。公司出現(xiàn)虧損平均值為7.7%。

3.4.2 相關性分析

相關性分析是分析兩個或多個變量來測量兩個變量的相關程度。當相關系數(shù)r為負時，變量具有負向線性關系;當r為正時，變量具有正向線性關系;另外，相關系數(shù) r的值是[-1，1]，并且r的絕對值更接近1，54% ：另一方面，線性相關越高， r的絕對值越接近0，并且線性相關越低。

文章主要采用SPSS21.0軟件計算內部控制缺陷與其影響因素之間的相關系數(shù)，以實現(xiàn)分析研究變量之間的關系。

由表3可知，在5%的顯著性水平下，內部控制缺陷（Y）與董事會會議次數(shù)（X3）之間的相關系數(shù)的p值小于0.05，說明內部控制缺陷與董事會會議次數(shù)的相關系數(shù)都是顯著的;但內部控制缺陷（Y）與董事會規(guī)模（X1）、獨立董事比例（X2）、董事長兼任總經(jīng)理（X4）、公司規(guī)模（S）、是否虧損（W）之間的相關系數(shù)都是不顯著的，這是因為Y為0-1分類變量，非連續(xù)性變量與其他變量的相關系數(shù)比較低。另外，在各解釋變量之間的相關系數(shù)中，董事會規(guī)模（X1）與獨立董事比例（X2）之間的相關系數(shù)值最大，該值為-0.553且絕對值小于0.8，表明在建立的回歸模型中沒有嚴重的多重共線性。

3.4.3 Logistic回歸分析

由于模型中因變量Y為二元分類變量，因需要此對內部控制缺陷（Y）與董事會規(guī)模（X1）、獨立董事比例（X2）、董事會會議次數(shù)（X3）、董事長兼任總經(jīng)理（X4）、公司規(guī)模（S）、是否虧損（W）之間七個變量進行Logistic回歸分析。

表4顯示了內部控制缺陷與其影響因素之間的綜合測試分析表，其中卡方統(tǒng)計量用于檢驗整個Logistic回歸方程的顯著性，由表可知回歸模型的卡方值為12.170，其對應伴隨概率值為0.028< 0.05，表明建立的Logistic回歸模型通過方程顯著性檢驗，說明可以通過Logistic回歸模型科學、合理反映內部控制缺陷（Y）與董事會規(guī)模（X1）、獨立董事比例（X2）、董事會會議次數(shù)（X3）、董事長兼任總經(jīng)理（X4）、公司規(guī)模（S）以及企業(yè)是否虧損（W）之間的關系。

表5和表6的檢驗主要是針對模型整體的擬合效果和解釋力度而言的，在表5模型匯總中，Cox&Snell R2、Nagelkerke R2都比較小，由于本模型為Logistic模型，表5中的統(tǒng)計量值參考意義不大，文章采用了Hosmer-Lemeshow檢驗進一步檢驗模型的整體擬合度，檢驗結果顯示卡方值為5.6，相應的伴隨概率值為0.692，相對較大，表明模型擬合良好。

在10%的顯著性水平下，對應于模型中的解釋變量X3和W對應的p值都小于0.10，說明董事會會議次數(shù)和企業(yè)是否虧損對內部控制缺陷有顯著性影響，其余解釋變量對內部控制缺陷沒有顯著性影響。具體表現(xiàn)如下。

變量X1的統(tǒng)計量Wald值為0.078，對應的應伴隨概率值（Sig.）為0.780> 0.05，顯然 X1的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，即董事會規(guī)模對公司是否存在內部控制缺陷沒有顯著影響。董事會規(guī)模越大，上市企業(yè)協(xié)調時間會越長，企業(yè)決策時機可能會因此被錯過，此時企業(yè)無法達成一致的內部管理意見，導致企業(yè)存在一定的內控缺陷。變量X2的統(tǒng)計量Wald值為0.506，對應的應伴隨概率值（Sig.）為0.477> 0.05，說明X2的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，即獨立董事比例對企業(yè)是否存在內部控制缺陷不會產生顯著性影響。說明獨立董事發(fā)揮作用有限，在公司治理方面沒有發(fā)揮其應有作用。變量X3的統(tǒng)計量Wald值為5.967，對應的應伴隨概率值（Sig.）為0.015< 0.05，很明顯 X3的回歸系數(shù)通過顯著性檢驗（即董事會會議次數(shù)）對公司內部控制缺陷的存在產生重大影響。由于X3的系數(shù)為正，說明董事會會議次數(shù)對企業(yè)是否存在內部控制缺陷會產生正向影響，這可能是因為上市企業(yè)董事會會議次數(shù)增加，但只是在形式上做工夫，沒有發(fā)揮實際作用，董事會會議效率低下，公司經(jīng)歷了內部控制缺陷。變量X4的統(tǒng)計量Wald值為0.100，對應的應伴隨概率值（Sig.）為0.751> 0.05，顯然X4的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，即董事長總經(jīng)理兼任對公司是否存在內部控制缺陷沒有產生重大影響。控制變量S的統(tǒng)計量Wald值為0.526，對應的應伴隨概率值（Sig.）為0.468> 0.05，表明S的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，即公司規(guī)模對企業(yè)是否存在內部控制缺陷沒有產生顯著性影響。變量W的統(tǒng)計量Wald值為2.985，對應的應伴隨概率值（Sig.）為0.084< 0.10，結果表明在10%的水平上，W的回歸系數(shù)通過顯著性檢驗（即企業(yè)經(jīng)營是否虧損）對企業(yè)內部控制缺陷的存在產生重大影響。

4 研究結論、建議、局限性與展望

4.1 研究結論

本文在理論分析的基礎上，從公司治理結構視角切入，利用我國滬深主板247家上市公司數(shù)據(jù)，采用 Logistic回歸方法，從董事會的特點以及公司治理結構對內部控制缺陷的影響進行實證檢驗。具體結論如下。

（1）董事會規(guī)模對公司是否存在內部控制缺陷沒有影響。董事會規(guī)模越大，上市企業(yè)協(xié)調時間會越長，企業(yè)決策時機可能會因此被錯過，此時企業(yè)無法達成一致的內部管理意見，導致企業(yè)存在一定的內控缺陷。

（2）獨立董事比例不會對公司是否存在內部控制缺陷產生重大影響。說明獨立董事發(fā)揮的作用有限，在公司治理方面不能發(fā)揮其應有作用。

（3）董事會會議次數(shù)對企業(yè)是否存在內部控制缺陷會產生顯著性影響。由于X3的系數(shù)為正，說明董事會會議次數(shù)對企業(yè)是否存在內部控制缺陷產生了顯著性的影響，這有可能是因為上市企業(yè)董事會會議次數(shù)增加，但只是在形式上做工夫，沒有發(fā)揮實際作用，董事會會議效率低下，公司經(jīng)歷了內部控制缺陷。

（4）董事長和總經(jīng)理兼任不會對公司是否存在內部控制缺陷產生重大影響。

4.2 政策性建議

為了有效地提高公司治理水平和防范內部控制缺陷產生，根據(jù)文章研究出的結論，提出了以下建議：避免董事會會議形式化。前文實證研究顯示，董事會會議次數(shù)對企業(yè)是否存在內部控制缺陷會產生正向影響，可能是董事會會議過于形式化，沒有真正的解決公司內部存在的問題，而是為了舉行董事會會議而舉行會議。因此，避免董事會會議流于形式化可以從根本上防范內部控制缺陷。

4.3 研究展望

在之后的研究中可以選取不同角度的影響因素。文章僅從董事會的特點中選擇內部控制缺陷的影響因素。在后續(xù)研究中可以考慮公司治理之外的影響因素，比如公司行業(yè)特征、財務特征、政府行為、法律環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平等，通過對公司治理外的影響因素的研究應該能提供更豐富有效的建議和措施來確保上市公司內部控制能夠有效地運行。

參考文獻：

[1]李靜思.內部控制缺陷與公司治理的實證研究[D].北京：首都經(jīng)濟貿易大學，2014.

[2]蔚鳳英，林愛梅.內部控制有效性影響因素研究[J].財會通訊，2015（18）：87-90.

[3]陳曉紅，尹哲，曾江洪.中小企業(yè)董事會治理水平與成長性關系之研究[J].華東師范大學學報，2007（3）：115-120.

[4]劉忠瑞.上市公司董事會構成、會議次數(shù)和公司績效統(tǒng)計分析[J].統(tǒng)計與決策，2007（21）：90-92.

[5]李常青，賴建清.董事會特征影響公司績效嗎[J].金融研究，2004（5）：34-42.

[6] 陳恒珍.企業(yè)內部控制有效性影響因素研究[J].納稅，2019（2）：262-263.

[7] 邢芳.醫(yī)院內部控制有效性影響因素研究[J].當代經(jīng)濟，2014（20）：58-59.

[基金項目]江蘇省教育廳哲學社會科學項目“融資結構、研發(fā)投入及創(chuàng)新績效——基于江蘇省創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的經(jīng)驗數(shù)據(jù)”（項目編號：2018SJA2267）;江蘇省“青藍工程”資助項目（項目編號：SCZ1900300001）。

[作者簡介]仲旦彥（1985—），女，漢族，江蘇常州人，碩士，常州大學懷德學院講師，研究方向：公司治理和內部控制;陳玉榮，男，四川遂寧人，常州大學教授，研究方向：公司治理理論與方法。