石青梅，王夢圓，孫夢娜

(1.河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會計(jì)學(xué)院，河南 鄭州 450016；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引言

2020年10月，國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于進(jìn)一步提高上市公司質(zhì)量的意見》，強(qiáng)調(diào)要明確控股股東、實(shí)際控制人、董事、監(jiān)事和高級管理人員的職責(zé)界限和法律責(zé)任，通過規(guī)范公司內(nèi)部治理和內(nèi)部控制以提升上市公司治理水平。以往有關(guān)股權(quán)集中度下實(shí)際控制人、控股股東對公司治理的影響研究存在兩種對立觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為，控制權(quán)穩(wěn)定既可以避免惡意收購和控制權(quán)爭奪，又可以有效監(jiān)督管理層，有助于公司治理[1-2]；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，該股權(quán)結(jié)構(gòu)容易引發(fā)第二類代理問題，侵占中小股東利益[3-5]，不利于公司治理。相對于股權(quán)集中，隨著現(xiàn)代企業(yè)管理制度的發(fā)展，我國資本市場呈現(xiàn)出股權(quán)結(jié)構(gòu)分散的特點(diǎn)，無實(shí)際控制人逐漸成為一種新的趨勢[6]，根據(jù)Wind數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，截至2021年12月31日，在我國滬深A(yù)股上市公司中，有293家為無實(shí)際控制人公司，且無實(shí)際控制人公司數(shù)量占A股上市公司數(shù)量的比重由2000年的1.04%提升至2021年的6.14%，其中一些企業(yè)同時(shí)宣告無控股股東，這就出現(xiàn)了“既無實(shí)際控制人又無控股股東”(以下簡稱“雙無控制”)現(xiàn)象，諸如中國平安、蘇寧易購、格力電器、永輝超市、云南白藥、掌趣科技等公司。這種分散股權(quán)治理對公司治理是否有影響？如果有影響，是促進(jìn)還是抑制？這些問題還有待檢驗(yàn)。

上述分散股權(quán)治理主要涉及實(shí)際控制人和控股股東，當(dāng)僅考慮其中一方時(shí)，則為以往文獻(xiàn)中的“無實(shí)際控制人”或“無控股股東”，這兩類文獻(xiàn)均為單一視角，且兩類單無樣本中分別存在“控股股東或?qū)嶋H控制人”的干擾，很難厘清無實(shí)際控制人或無控股股東對公司治理的影響。為區(qū)別以往研究，體現(xiàn)既無實(shí)際控制人又無控股股東的雙重研究視角，本文聚焦雙無控制對公司內(nèi)控質(zhì)量的影響，雙無控制這一治理變化之所以會影響公司內(nèi)控質(zhì)量，是因?yàn)楣緝?nèi)部治理是內(nèi)部控制的頂層設(shè)計(jì)，內(nèi)部控制是公司治理的有效保證機(jī)制[7]，兩者相輔相成，缺一不可。內(nèi)控重大缺陷作為公司治理水平的有效衡量指標(biāo)，以往研究文獻(xiàn)大多聚焦于公司規(guī)模、盈利能力、經(jīng)營復(fù)雜性、董事會、審計(jì)委員會特征以及高管權(quán)力等視角[8-17]，較少關(guān)注雙無控制對其產(chǎn)生的影響。同時(shí)，基于“缺陷有效觀”，內(nèi)控重大缺陷屬于內(nèi)控?zé)o效的一種客觀現(xiàn)象，不受研究者主觀意志的影響，可以更好地體現(xiàn)公司內(nèi)控質(zhì)量和公司治理水平。

對此，本文基于雙無控制視角，利用2009—2019年深滬兩市A股上市企業(yè)為研究樣本，檢驗(yàn)上市企業(yè)雙無控制對其內(nèi)控重大缺陷的影響。研究發(fā)現(xiàn)，相對于非雙無控制，雙無控制公司發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率較大，其中，第一類代理問題發(fā)揮了部分中介作用；異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)公司高管薪酬總額越高、男性高管占比越高、高管平均年齡越小以及公司監(jiān)事會規(guī)模越小、機(jī)構(gòu)投資者持股比例越低時(shí)，雙無控制對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響越大；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，在前十大股東存在關(guān)聯(lián)關(guān)系或?qū)儆谝恢滦袆尤说摹靶问诫p無控制”企業(yè)中，兩類代理問題同時(shí)并存，并引發(fā)內(nèi)控重大缺陷。

本文可能的研究貢獻(xiàn)如下：第一，本文拓展了雙無控制經(jīng)濟(jì)后果的研究視角，以往文獻(xiàn)大多基于無控股股東或者無實(shí)際控制人的單一視角，鮮有文獻(xiàn)同時(shí)考察“無實(shí)際控制人、無控股股東”這一雙無控制對企業(yè)內(nèi)部治理的影響。雙無控制有助于剔除單無控制下“實(shí)際控制人或控股股東”對公司治理的干擾，可以比較干凈地檢驗(yàn)“雙無控制”對企業(yè)內(nèi)部控制重大缺陷的影響。第二，本文豐富了企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響因素研究，以往研究多聚焦在公司規(guī)模、盈利能力、經(jīng)營復(fù)雜性、董事會、審計(jì)委員會特征以及高管權(quán)力等視角，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注雙無控制視角下尤其是具體分析不同類型雙無控制對內(nèi)控重大缺陷的影響。第三，本文研究結(jié)論不僅為雙無控制公司完善內(nèi)部治理機(jī)制提供了理論分析和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，還為政府進(jìn)一步提高上市公司質(zhì)量提供了政策參考。

二、文獻(xiàn)綜述

與本文研究主題密切相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩類：一是雙無控制的經(jīng)濟(jì)后果研究；二是內(nèi)控重大缺陷的影響因素研究。

(一)雙無控制的經(jīng)濟(jì)后果研究

實(shí)際控制人、控股股東是把“雙刃劍”，關(guān)于其對公司治理和績效的影響存在兩種對立觀點(diǎn)。支持者認(rèn)為實(shí)際控制人和控股股東能夠通過對管理層的有效監(jiān)督而促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展、提高內(nèi)控質(zhì)量、提升企業(yè)價(jià)值[2]，如通過杠桿增持促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[18]，通過委派執(zhí)行董事參與公司治理降低盈余管理[19]。而反對者認(rèn)為，存在控股股東的公司，控股股東持股比例越高，關(guān)聯(lián)交易越多，即控股股東可以憑借其控制權(quán)通過關(guān)聯(lián)交易轉(zhuǎn)移公司的資源[3]，甚至出現(xiàn)“隧道效應(yīng)”，負(fù)面影響公司績效，造成公司投資效率降低，企業(yè)價(jià)值下降，使公司抗風(fēng)險(xiǎn)能力和償債能力受損[20]，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)上升[21]。存在實(shí)際控制人的企業(yè)，實(shí)際控制人傾向于采取多層級金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)鏈條實(shí)現(xiàn)對較低層級公司的控制，且隨著股權(quán)高度集中，其侵占中小股東利益的動機(jī)更強(qiáng)、可能性更高[6]，第二類代理問題逐漸加劇[4-5]，進(jìn)而出現(xiàn)大規(guī)模資金占用、關(guān)聯(lián)交易等問題[22]。

隨著資本市場不斷健全完善，股東多樣化使得股權(quán)結(jié)構(gòu)變得分散。無控股股東或無實(shí)際控制人上市公司的數(shù)量在不斷增加[23]。這一現(xiàn)象引發(fā)學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的關(guān)注，減少委托鏈條能否提升公司治理和績效？就目前針對無實(shí)際控制人經(jīng)濟(jì)后果的研究來看，學(xué)術(shù)界存在較大分歧。一些學(xué)者認(rèn)為，無實(shí)際控制人這種特殊的股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠通過提升企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度來提高上市公司的成長性[24]；而另一些學(xué)者則認(rèn)為，相對于有實(shí)際控制人，無實(shí)際控制人的企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量較差，且存在更多的財(cái)務(wù)違規(guī)行為，例如，無實(shí)際控制人會加劇管理層的“盤踞效應(yīng)”，增加企業(yè)的審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，提高審計(jì)收費(fèi)[25]；再如，無實(shí)際控制人監(jiān)督會讓大股東更容易通過違規(guī)關(guān)聯(lián)交易、資金占用、違規(guī)擔(dān)保等方式損害上市公司及中小股東的合法權(quán)益，即增加大股東的違規(guī)風(fēng)險(xiǎn)[26]。同理，當(dāng)企業(yè)無控股股東時(shí)，公司更容易出現(xiàn)內(nèi)部人控制問題，進(jìn)而降低企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量[23]。

綜上，以往文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，實(shí)際控制人、控股股東以及兩者缺位對公司治理或績效的影響均存在較大分歧，雙無控制能否提高公司治理還有待研究。

(二)內(nèi)控重大缺陷的影響因素研究

影響內(nèi)控重大缺陷的因素主要有兩類。一是公司特征或績效特征對內(nèi)控重大缺陷的影響。國外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的規(guī)模越小、業(yè)績越差、貝塔值越高，越可能存在內(nèi)控重大缺陷[8]；Ge等研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的規(guī)模、盈利能力與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而上市公司的經(jīng)營復(fù)雜性與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷正相關(guān)[9]。國內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，上市公司經(jīng)營業(yè)務(wù)復(fù)雜性越大、盈利能力越差、成立時(shí)間越短，上市公司越容易發(fā)生內(nèi)控重大缺陷[10-11]。

二是公司治理特征對內(nèi)控重大缺陷的影響。公司治理是內(nèi)部控制的頂層設(shè)計(jì)，而作為公司治理重要組成部分，董事會、審計(jì)委員會以及公司高管均可能影響內(nèi)控重大缺陷。具體而言，以往研究發(fā)現(xiàn)，董事會獨(dú)立性、成員人數(shù)、會議次數(shù)以及兩職分離均與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷顯著負(fù)相關(guān)[12-13]；審計(jì)委員會成立時(shí)間越短，企業(yè)越可能發(fā)生內(nèi)控重大缺陷[14-15]，但是審計(jì)委員會中獨(dú)立董事越多、專業(yè)性越強(qiáng)，企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率越低[16]；高管權(quán)力可以通過干預(yù)審計(jì)委員會的專業(yè)性作用和董事會監(jiān)督治理效應(yīng)而加劇企業(yè)內(nèi)控重大缺陷，但良好的內(nèi)外部治理環(huán)境能夠緩解高管權(quán)力對內(nèi)控缺陷的消極影響[15,17]。總之，國內(nèi)外學(xué)者主要聚焦公司特質(zhì)以及公司治理對內(nèi)控重大缺陷的影響，但較少從雙無控制視角研究內(nèi)部控制重大缺陷披露的影響因素。

綜上，以往研究文獻(xiàn)具有如下特征：(1)相對于無控股股東，以往文獻(xiàn)主要聚焦無實(shí)際控制人的經(jīng)濟(jì)后果研究，且其經(jīng)濟(jì)后果存在兩種對立觀點(diǎn)；同時(shí)這兩類文獻(xiàn)均采用單一研究視角，缺乏同時(shí)考慮既無實(shí)際控制人又無控股股東的雙重研究視角。(2)以往內(nèi)控重大缺陷影響因素的研究大多聚焦公司特征、績效特征以及治理特征等視角，較少關(guān)注治理特征中的雙無控制對內(nèi)控重大缺陷的影響。因此，本文基于無實(shí)際控制人、無控股股東這一雙無控制視角，從公司治理視角研究其對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)雙無控制與內(nèi)控重大缺陷

基于內(nèi)部控制理論，為了實(shí)現(xiàn)內(nèi)部控制五目標(biāo)，內(nèi)部控制五要素的實(shí)施是關(guān)鍵，而作為內(nèi)部控制五要素之一的內(nèi)控環(huán)境是企業(yè)建立與實(shí)施內(nèi)部控制的基礎(chǔ)，一般包括治理結(jié)構(gòu)、機(jī)構(gòu)設(shè)置及權(quán)責(zé)分配等內(nèi)容。而“無實(shí)際控制人、無控股股東”的雙無控制是公司分散股權(quán)治理結(jié)構(gòu)的一種表現(xiàn)形式，隸屬于內(nèi)控環(huán)境，而控制環(huán)境為其他控制要素提供約束和保障，直接影響企業(yè)內(nèi)部控制的實(shí)施效果。因此，作為控制環(huán)境的關(guān)鍵因素，公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)又被稱為“內(nèi)部控制的頂層設(shè)計(jì)”[7]，如果頂層設(shè)計(jì)出現(xiàn)問題，勢必會影響內(nèi)部控制目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)程度，引發(fā)內(nèi)控重大缺陷問題。

作為內(nèi)部控制的頂層設(shè)計(jì)，雙無控制這種分散的股權(quán)治理結(jié)構(gòu)雖然可以在一定程度上緩解股權(quán)集中下實(shí)際控制人和控股股東對中小股東的利益侵占，但鑒于兩者在治理結(jié)構(gòu)中發(fā)揮的重要監(jiān)督職能，如果兩者監(jiān)督主體缺位，則很可能會增加管理層權(quán)力，引發(fā)管理層的“盤踞效應(yīng)”或內(nèi)部人控制問題。在缺乏有效監(jiān)督的情況下，為實(shí)施機(jī)會主義行為，管理層勢必會架空內(nèi)部控制約束和監(jiān)督，從而加大企業(yè)內(nèi)控重大缺陷概率。

具體而言，一方面，基于理性人假說，當(dāng)“實(shí)際控制人、控股股東”監(jiān)督缺位時(shí)，持股比例較高的股東之間常發(fā)生控制權(quán)爭奪大戰(zhàn)，從而無暇監(jiān)督管理層，導(dǎo)致內(nèi)控環(huán)境薄弱，不利于內(nèi)部控制的有效運(yùn)行。例如，ST北文董事會與股東為了爭奪公司實(shí)際控制權(quán)發(fā)生兩次內(nèi)斗，這對公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性產(chǎn)生了一定的負(fù)面影響。同時(shí)，對于持股比例較低的股東來說，公司利益與自身利益的協(xié)同效應(yīng)較弱[27]，作為理性經(jīng)濟(jì)人，為了自身經(jīng)濟(jì)利益最大化，持股比例較低的股東們很可能產(chǎn)生“搭便車”的機(jī)會主義傾向，甚至?xí)x擇與管理者合謀。尤其當(dāng)股東與管理層的利益協(xié)同時(shí)，股東監(jiān)督行為的弱化會降低管理者機(jī)會主義風(fēng)險(xiǎn)和成本[28]，從而降低企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。另一方面，基于不完全契約理論，在雙無控制下，企業(yè)的控制權(quán)通常更容易掌握在管理層手中，出現(xiàn)管理層“盤踞效應(yīng)”。相較于股東，在信息不對稱情況下，作為信息優(yōu)勢方的管理層為了個(gè)人利益最大化，更可能實(shí)施機(jī)會主義行為，導(dǎo)致內(nèi)部控制運(yùn)行失效。

(二)雙無控制、第一類代理問題與內(nèi)控重大缺陷

一方面，基于委托代理理論，為了減少管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)際控制人或控股股東會采取各種措施加強(qiáng)對管理層的監(jiān)督與制約，但是當(dāng)企業(yè)為雙無控制時(shí)，由于企業(yè)監(jiān)督主體的缺位，兩者很難對管理層進(jìn)行有效監(jiān)督，具體而言：(1)在股權(quán)分散的情況下，由于監(jiān)督收益與成本不匹配，股東們很可能出現(xiàn)監(jiān)督“搭便車”的行為；(2)在股權(quán)相對集中的情況下，持股比例較大的股東之間可能會陷入控制權(quán)的爭奪而無暇監(jiān)督管理層。在缺乏有效監(jiān)督的情況下，基于信息不對稱理論，處于信息優(yōu)勢的管理層很可能進(jìn)行權(quán)力尋租，從而加劇股東與管理層之間的利益沖突，加劇第一類代理問題，引發(fā)管理層“盤踞效應(yīng)”[29]，從而降低企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。

另一方面，基于內(nèi)部控制理論，管理層是企業(yè)內(nèi)部控制的直接責(zé)任人，對內(nèi)部控制制度的制定和有效執(zhí)行承擔(dān)責(zé)任；而董事會則是內(nèi)部控制的最終責(zé)任人或第一責(zé)任人，負(fù)責(zé)建立和完善企業(yè)內(nèi)部控制的政策和方案，監(jiān)督內(nèi)部控制的運(yùn)轉(zhuǎn)和執(zhí)行。但在“雙無控制”下，由于缺乏實(shí)際控制人和控股股東的有效監(jiān)督，企業(yè)很可能出現(xiàn)內(nèi)部人控制問題，導(dǎo)致管理層權(quán)力尋租。管理層權(quán)力越大，越可能憑借自身權(quán)力干預(yù)董事會對內(nèi)部控制的監(jiān)督，干預(yù)審計(jì)委員會專業(yè)性對內(nèi)部控制的正向促進(jìn)作用[15]，甚至直接在經(jīng)濟(jì)活動中架空內(nèi)部控制的制度約束，導(dǎo)致內(nèi)控環(huán)境薄弱，進(jìn)而影響內(nèi)控質(zhì)量，出現(xiàn)內(nèi)控重大缺陷。

綜上，當(dāng)內(nèi)部治理缺乏有效監(jiān)督機(jī)制時(shí)，雙無控制更可能加劇第一類代理問題，引發(fā)管理層“盤踞效應(yīng)”，架空內(nèi)部控制的制度約束，增加內(nèi)控重大缺陷的概率。基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)H1和H2。

H1:在其他條件相同的情況下，雙無控制會增加企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的概率。

H2:在其他條件相同的情況下，雙無控制通過加劇第一類代理問題而加大內(nèi)控重大缺陷的概率。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

考慮到金融危機(jī)和新冠疫情的影響，本文選取2009—2019年滬深兩市A股上市公司為初始樣本，其中，“雙無控制”是以既無實(shí)際控制人也無控股股東來界定，具體樣本篩選過程如下：(1)篩選無實(shí)際控制人樣本，即以WIND數(shù)據(jù)庫的無實(shí)際控制人為基礎(chǔ)，同時(shí)參考CSMAR數(shù)據(jù)庫、CNRDS中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺與RESSET數(shù)據(jù)庫，比對數(shù)據(jù)庫之間的數(shù)據(jù)差異，針對該數(shù)據(jù)差異，手工查閱報(bào)表中所披露的實(shí)際控制人信息，并用“天眼查”繼續(xù)核實(shí)，最終確定無實(shí)際控制人樣本；(2)在無實(shí)際控制人的基礎(chǔ)上，繼續(xù)手工查閱報(bào)表并進(jìn)一步核實(shí)“有無控股股東”，最終確定“既無實(shí)際控制人，又無控股股東”的“雙無控制”研究樣本，具體樣本量參見表1。內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來自迪博數(shù)據(jù)庫，其他企業(yè)財(cái)務(wù)及治理數(shù)據(jù)均來源于CSMAR、WIND數(shù)據(jù)庫。

本文對選取的公司樣本按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選:(1)剔除金融類企業(yè)；(2)剔除ST和*ST的研究樣本；(3)剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本；(4)對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行Winsorize處理。經(jīng)篩選，最終得到25854個(gè)樣本，其中“雙無控制”企業(yè)樣本為671個(gè)。同時(shí)，由于新增變量、更換變量衡量方式以及某些行業(yè)中因變量沒有變化而被忽略等原因，部分回歸模型中的有效樣本量略有增減。

(二)變量定義

1．被解釋變量

被解釋變量為內(nèi)控重大缺陷(ICMW)。借鑒石青梅等[30]的研究，本文將滿足財(cái)務(wù)報(bào)表、內(nèi)部控制審計(jì)意見為“保留、否定意見、無法發(fā)表意見”、內(nèi)控評價(jià)缺陷等級為重大缺陷、當(dāng)年發(fā)生“差錯(cuò)更正”類財(cái)務(wù)重述以及違規(guī)行為等至少五個(gè)條件之一的上市企業(yè)界定為內(nèi)控重大缺陷企業(yè)，賦值為1，否則為0。

2．解釋變量

解釋變量為雙無控制(SWKZ)。本文雙無控制是指在無實(shí)際控制人的情況下，也無控股股東的情形。綜合借鑒干勝道等[31]、章琳一等[23]做法，以企業(yè)是否存在“既無控股股東又無實(shí)際控制人”界定SWKZ(參見下表1中的“無無”樣本)，無無樣本則賦值為1，否則為0。具體見表1。

表1 雙無控制樣本分布與篩選

3．控制變量

根據(jù)已有文獻(xiàn)[32]，考慮到雙無控制對公司治理的影響，本文在控制公司特征、公司績效、審計(jì)特征之外，還從董事會、監(jiān)事會、管理層等不同層面加入公司治理特征變量，具體控制變量如下：企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、企業(yè)績效(ROA)、獨(dú)立董事占比(Indep)、事務(wù)所類型(Big4)、營運(yùn)能力(Turn)、成長性(Growth)、董事會規(guī)模(Board)、現(xiàn)金持有(Cash)、兩職合一(Dual)以及監(jiān)事會規(guī)模(Sup)，并控制了行業(yè)(Ind)和年度變量(Year)。具體變量定義見表2。

表2 主要變量定義

(三)模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)雙無控制對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響，本文建立如下模型(1):

ICMWi,t=α0+α1SWKZi,t+∑Controlsi,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(1)

其中，i為企業(yè)，t為年份，α0為常數(shù)項(xiàng)，α1為解釋變量的回歸系數(shù)，ε為殘差項(xiàng)。根據(jù)理論分析，本文預(yù)期α1顯著為正。

為了驗(yàn)證H2，借鑒溫忠麟中介效應(yīng)三步法[33]，本文構(gòu)建如下模型(2)和模型(3)檢驗(yàn)雙無控制對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響機(jī)制。其中，M為中介因子，表示第一類代理問題，本文借鑒朱榮等的研究[34]，用管理費(fèi)用率(Adm)作為企業(yè)第一類代理成本的衡量指標(biāo)，管理費(fèi)用率為管理費(fèi)用與營業(yè)收入之比，該指標(biāo)的值越大，企業(yè)的第一類代理成本越高，表明企業(yè)的第一類代理問題越嚴(yán)重。其他變量同模型(1)。

Mi,t=β0+β1SWKZi,t+∑Controlsi,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(2)

ICMWi,t=γ0+γ1SWKZi,t+γ2Mi,t+∑Controlsi,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(3)

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表3列示了回歸中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表3可以看出，內(nèi)控重大缺陷(ICMW)的均值為0.049，即存在內(nèi)控重大缺陷的上市企業(yè)占總樣本的4.9%；雙無控制(SWKZ)的均值為0.026，表明存在雙無控制的上市企業(yè)占總樣本的2.6%。其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致，在此不再贅述。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

(二)回歸結(jié)果

1．雙無控制對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響

表4列示了雙無控制與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的回歸結(jié)果。表4第(1)列回歸結(jié)果顯示，SWKZ的系數(shù)為0.402，且在5%的水平上顯著為正，即上市企業(yè)雙無控制顯著增加了企業(yè)的內(nèi)控重大缺陷概率，假設(shè)H1得以驗(yàn)證，這也表明雙無控制對公司治理具有負(fù)面影響。這是因?yàn)橄鄬τ诜请p無控制，雙無控制公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)較為分散，且由于“實(shí)際控制人、控股股東”缺位，無法對企業(yè)管理層實(shí)施有效的監(jiān)督，在缺乏有效監(jiān)督的情況下，基于自利動機(jī)，企業(yè)管理層通常會干預(yù)內(nèi)部控制的有效運(yùn)行，從而導(dǎo)致企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率提高。

表4 主回歸及影響機(jī)制檢驗(yàn)

控制變量方面：(1)Lev的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿越高，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大，企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率越大；(2)Size、ROA、Big4、Sup的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明企業(yè)規(guī)模越大、盈利能力越高、審計(jì)事務(wù)所規(guī)模越大、監(jiān)事會規(guī)模越大，企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率越小。

2.雙無控制影響企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的機(jī)制檢驗(yàn)

雙無控制雖然能夠在一定程度上預(yù)防一股獨(dú)大、緩解大股東與小股東之間的利益沖突，但如果缺乏實(shí)際控制人、控股股東對管理層的監(jiān)督和制約，雙無控制可能會導(dǎo)致管理層的“盤踞效應(yīng)”，加劇管理者與股東之間的第一類代理問題，降低企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果參見表4的第(1)列至第(3)列。第(1)列回歸結(jié)果表明雙無控制與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷在5%水平上顯著正相關(guān)，即雙無控制會增加企業(yè)的內(nèi)控重大缺陷概率。第(2)列回歸結(jié)果顯示SWKZ的系數(shù)為0.016，在1%的水平上顯著為正，表明雙無控制更容易加劇股東與管理者之間的代理沖突。第(3)列回歸結(jié)果顯示SWKZ的系數(shù)為0.387，在5%的水平上顯著為正，Adm的系數(shù)為0.675，但不顯著，因此，需要對第一類代理問題的中介效應(yīng)做Sobel檢驗(yàn)。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示Z值為2.605，且在1%水平上顯著，這表明第一類代理問題在雙無控制與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷之間發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，即雙無控制通過增加股東與管理層之間的第一類代理問題，引發(fā)內(nèi)部人控制或管理層“盤踞效應(yīng)”，進(jìn)而加劇企業(yè)內(nèi)控重大缺陷。

六、異質(zhì)性檢驗(yàn)

(一)高管特征對雙無控制企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的調(diào)節(jié)作用

基于內(nèi)部控制理論，高管對企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量負(fù)有直接責(zé)任。因此，雙無控制對內(nèi)控重大缺陷的影響可能因高管薪酬激勵和高管個(gè)人特征(性別、年齡)的不同而存在顯著性差異。

1.高管薪酬總額

在缺乏有效監(jiān)督的情況下，雙無控制企業(yè)更可能出現(xiàn)管理層的“盤踞效應(yīng)”，基于權(quán)力尋租，高管更可能通過內(nèi)控重大缺陷來謀取私利，如自定薪酬、自我犒勞、自利歸因等[31]。相對于高管薪酬總額較低的企業(yè)，高管薪酬總額較高的雙無控制企業(yè)，企業(yè)高管為了維護(hù)自身話語權(quán)、掩飾在職消費(fèi)等不當(dāng)行為，會更有動機(jī)降低內(nèi)控質(zhì)量，增加企業(yè)內(nèi)控重大缺陷。因此，在高管薪酬總額較高時(shí)，雙無控制對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響更顯著。

表5 企業(yè)高管的薪酬總額、男性占比、平均年齡的調(diào)節(jié)作用

本文根據(jù)同行業(yè)、同年度企業(yè)高管(前三名)薪酬總額的中位數(shù)，將樣本分為高管薪酬總額高(TOP3=1)和高管薪酬總額低(TOP3=0)兩組，根據(jù)上述理論分析，本文預(yù)計(jì)SWKZ的系數(shù)在高管薪酬總額較高組會更顯著。由表5第(1)列、第(2)列檢驗(yàn)結(jié)果可知，在高管薪酬總額高(TOP3=1)組中，SWKZ的系數(shù)為0.581，且在1%的水平上顯著為正；而在高管薪酬總額低(TOP3=0)組中，SWKZ的系數(shù)并不顯著。費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)P值表明，SWKZ系數(shù)在高管薪酬總額高、低兩組存在顯著差異。該回歸結(jié)果表明，相對于高管(前三名)薪酬總額較低的企業(yè)，高管薪酬總額較高的雙無控制企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率會更高，可能的原因在于，基于自利動機(jī)，企業(yè)高管會通過自身權(quán)力干預(yù)內(nèi)控制度的有效運(yùn)行，最終導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)控重大缺陷。

2.高管的男性占比

基于高管梯隊(duì)理論，高管的性別會影響高管的行為。研究表明男性高管和女性高管在風(fēng)險(xiǎn)偏好、戰(zhàn)略關(guān)注點(diǎn)以及對成就感追求的強(qiáng)烈愿望方面存在較大差異[35]。相對于男性，女性管理者往往更注重風(fēng)險(xiǎn)的防范與規(guī)避，追求長期穩(wěn)定增長[36-37]。相對于女性，男性高管具有更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好，在其占比較高的雙無控制企業(yè)，男性高管更有動機(jī)為了滿足自己的私利而出現(xiàn)降低內(nèi)部控制質(zhì)量的行為，從而加大企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的概率。因此，相對于女性，在男性高管占比較高時(shí)，雙無控制對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響更顯著。

本文根據(jù)同行業(yè)、同年度企業(yè)男性高管所占比例的中位數(shù)，將樣本分為男性高管占比高(Male=1)和男性高管占比低(Male=0)兩組,根據(jù)上述理論分析，本文預(yù)計(jì)SWKZ的系數(shù)在男性高管占比高(Male=1)組中會更顯著。表5第(3)列、第(4)列檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在男性高管占比高(Male=1)組中，SWKZ的系數(shù)為0.758，且在1%的水平上顯著為正，而在男性高管占比低(Male=0)組中,SWKZ的系數(shù)并不顯著。費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)P值表明，SWKZ系數(shù)在男性高管占比高、低兩組存在顯著差異。該回歸結(jié)果表明，相對于男性高管占比較低的企業(yè)，男性高管占比較高的雙無控制企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率會更高，可能的原因在于男性高管具有更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好，更有動機(jī)為了滿足自己的私利而出現(xiàn)降低內(nèi)控質(zhì)量的行為，加大企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率。

3.高管的平均年齡

不同年齡的管理人員其生活體驗(yàn)、閱歷、價(jià)值觀以及風(fēng)險(xiǎn)偏好等方面都存在較大的差異[38]。年齡較大的高管，更多的是關(guān)心自身經(jīng)濟(jì)與工作方面的穩(wěn)定性，其風(fēng)險(xiǎn)意識較強(qiáng)，往往更傾向于采取規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的決策，降低公司風(fēng)險(xiǎn)[39-40]，選擇更為嚴(yán)格的風(fēng)險(xiǎn)管控措施，提高企業(yè)的內(nèi)控質(zhì)量[41]。相反，在缺乏有效監(jiān)督的雙無控制企業(yè)，年齡較小的高管其風(fēng)險(xiǎn)管控意識較弱，更可能加劇企業(yè)內(nèi)控重大缺陷。因此，相對而言，在高管平均年齡較小時(shí)，雙無控制對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響更顯著。

本文根據(jù)同行業(yè)、同年度企業(yè)高管平均年齡的中位數(shù)，將樣本企業(yè)分為高管年齡小(Average=0)和高管年齡大(Average=1)兩組，根據(jù)上述理論分析，本文預(yù)計(jì)SWKZ的系數(shù)在高管年齡小(Average=0)組中會更顯著。表5第(5)列、第(6)列檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在企業(yè)的高管年齡小(Average=0)組中，SWKZ的系數(shù)為0.575，且在5%的水平上顯著為正，而在高管年齡大(Average=1)組中,SWKZ的系數(shù)不顯著。費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)P值表明，SWKZ系數(shù)在高管平均年齡大、小兩組存在顯著差異。該回歸結(jié)果表明，相對于高管平均年齡較大的企業(yè)，高管平均年齡較小的雙無控制企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率會更高，可能的原因在于，相對年輕的高管更具有較高的風(fēng)險(xiǎn)偏好，更愿意選擇風(fēng)險(xiǎn)較高的決策、投資高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目等，從而加大企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率。

(二)監(jiān)管環(huán)境對雙無控制企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)治理水平通常會受到內(nèi)外部監(jiān)管環(huán)境的影響。因此，雙無控制對內(nèi)控重大缺陷的影響可能因內(nèi)部監(jiān)事會規(guī)模、外部機(jī)構(gòu)投資者持股比例的不同而存在顯著性差異。

1.監(jiān)事會規(guī)模

上市公司的監(jiān)事會作為一個(gè)具有獨(dú)立性、法定性和專門性的監(jiān)督機(jī)構(gòu),對企業(yè)董事會、管理層負(fù)有監(jiān)督責(zé)任，企業(yè)根據(jù)自身實(shí)際情況確定合理的監(jiān)事會規(guī)模，能夠保證監(jiān)事會對管理層監(jiān)督和制約的有效性，提高公司治理效率，從而降低代理成本[31]，提高內(nèi)控質(zhì)量。因此，相對于規(guī)模較大的監(jiān)事會，規(guī)模較小的監(jiān)事會更可能加劇雙無控制對內(nèi)控重大缺陷的影響。

表6 企業(yè)監(jiān)事會規(guī)模、機(jī)構(gòu)投資者持股比例的調(diào)節(jié)作用

本文根據(jù)同行業(yè)、同年度監(jiān)事會規(guī)模的中位數(shù)，將樣本分為大規(guī)模(Sup=1)和小規(guī)模(Sup=0)兩組，根據(jù)上述理論分析，本文預(yù)計(jì)SWKZ的系數(shù)在小規(guī)模組中會更顯著。表6第(1)列、第(2)列檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在小規(guī)模(Sup=0)組中，SWKZ的系數(shù)為0.514，且在1%的水平上顯著為正，而在大規(guī)模(Sup=1)組中，SWKZ的系數(shù)不顯著。費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)P值表明，SWKZ系數(shù)在監(jiān)事會規(guī)模大、小兩組存在顯著差異。該回歸結(jié)果表明，相對于監(jiān)事會規(guī)模較大的企業(yè)，監(jiān)事會規(guī)模較小的雙無控制企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率會更高，可能的原因在于，監(jiān)事會規(guī)模越小，越難以有效監(jiān)督管理層，管理者更容易干預(yù)內(nèi)控的有效運(yùn)行。

2.機(jī)構(gòu)投資者持股比例

機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中扮演著重要角色。隨著機(jī)構(gòu)投資者的數(shù)量和市值比例越來越高,其參與公司治理的動力也越來越大，從而能夠?qū)蓶|、管理層、董事會等行為進(jìn)行有效監(jiān)督[42]。因此，相對于較高的機(jī)構(gòu)投資者持股比例，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越低，雙無控制對內(nèi)控重大缺陷的影響越顯著。

本文根據(jù)同行業(yè)、同年度機(jī)構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)，將樣本分為機(jī)構(gòu)投資者持股比例高(Insinvest=1)和持股比例低(Insinvest=0)兩組，根據(jù)上述理論分析，本文預(yù)計(jì)SWKZ的系數(shù)在機(jī)構(gòu)投資者持股比例低組中會更顯著。表6第(3)列、第(4)列檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在機(jī)構(gòu)投資者持股比例低(Insinvest=0)組中，SWKZ的系數(shù)為0.537，且在1%的水平上顯著為正，而在持股比例高(Insinvest=1)組中,SWKZ的系數(shù)不顯著。費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)P值表明，SWKZ系數(shù)在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高、低兩組存在顯著差異。該回歸結(jié)果表明，相對于機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高的企業(yè)，機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的雙無控制企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率會更高，可能的原因在于，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越低，越難以有效監(jiān)督管理層，越容易形成管理層的“盤踞效應(yīng)”，進(jìn)而加劇企業(yè)內(nèi)控重大缺陷。

七、進(jìn)一步研究：雙無控制特征對內(nèi)控重大缺陷的影響

“雙無控制”對公司治理的影響一直備受爭議，雖然目前已有研究發(fā)現(xiàn)無實(shí)際控制人或無控股股東會加劇公司代理問題，但實(shí)務(wù)界確實(shí)也存在不少成功的案例，諸如萬科A、民生銀行、中國平安等知名公司。為了更好地厘清雙無控制對公司治理的影響，圍繞研究主題，本文繼續(xù)就雙無控制的特征進(jìn)一步分樣本考察。

第一，雙無控制特征對內(nèi)控重大缺陷的影響。根據(jù)前十大股東是否存在關(guān)聯(lián)，即前十大股東是否存在關(guān)聯(lián)關(guān)系或者屬于一致行動人，我們把雙無控制又分為“形式雙無”(存在隱性控制鏈)和“實(shí)質(zhì)雙無”(不存在隱性控制鏈)，以此區(qū)分雙無控制的純度。由于隱性控制鏈條中潛在的代理問題會對內(nèi)控重大缺陷產(chǎn)生負(fù)面影響，因此，不同類型的雙無控制對內(nèi)控重大缺陷的影響應(yīng)該有所差異，本文預(yù)期其負(fù)面影響程度從大到小依次為：形式雙無、混合雙無(形式雙無+實(shí)質(zhì)雙無)、實(shí)質(zhì)雙無。

表7 雙無控制不同類型對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響

對此，本文將滿足前十大股東存在關(guān)聯(lián)關(guān)系或者屬于一致行動人兩個(gè)條件中至少一項(xiàng)的雙無控制企業(yè)界定為形式雙無控制(XSSW)，賦值為1，否則為0。將兩個(gè)條件均不滿足的雙無控制企業(yè)界定為實(shí)質(zhì)雙無控制(SZSW)，賦值為1，否則為0。表7為雙無控制的不同類型與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的回歸分析結(jié)果。第(1)列報(bào)告了混合雙無控制與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示SWKZ的系數(shù)為0.402，且在5%的水平上顯著為正，表明混合雙無控制會顯著增加企業(yè)內(nèi)控重大缺陷概率。第(2)列報(bào)告了形式雙無控制與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示XSSW的系數(shù)為0.525，相對于第(1)列的回歸系數(shù)0.402，系數(shù)略有增加，且在5%的水平上顯著為正，表明形式雙無控制會顯著增加企業(yè)內(nèi)控重大缺陷概率，且相對于混合雙無，其負(fù)面影響更大。第(3)列報(bào)告了實(shí)質(zhì)雙無控制與企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示SZSW的系數(shù)為0.230，但并不顯著，表明實(shí)質(zhì)雙無控制未對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷產(chǎn)生顯著影響，這在一定程度上也表明了并非所有的雙無控制都會對公司治理產(chǎn)生負(fù)面影響。

以上實(shí)證結(jié)果表明，雙無控制之所以會提高企業(yè)發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率，可能是形式雙無控制所致，這是因?yàn)樵谛问诫p無控制下，實(shí)際控制人、控股股東不僅可以規(guī)避法律責(zé)任，而且可以通過股東關(guān)聯(lián)或一致行動人繼續(xù)實(shí)施掏空行為，損害中小股東利益，導(dǎo)致內(nèi)控重大缺陷。然而，當(dāng)企業(yè)為實(shí)質(zhì)雙無時(shí)，并不會顯著加劇企業(yè)內(nèi)控重大缺陷，這也為現(xiàn)實(shí)中雙無控制存在不同治理效果提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

第二，形式雙無控制下代理問題的影響機(jī)制研究?；诒疚睦碚摲治?，雙無控制會通過加劇第一類代理問題來提高企業(yè)的內(nèi)控重大缺陷。針對“形式雙無”控制，在增加第一類代理問題的同時(shí)，也可能會增加第二類代理問題，這是由于在形式雙無控制下，前十大股東可能會有較強(qiáng)的動機(jī)聯(lián)合起來，利用關(guān)聯(lián)關(guān)系或一致行動人關(guān)系做出侵占中小股東利益的行為，從而加劇大股東與小股東之間的第二類代理問題，降低企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。

對此，本文用管理費(fèi)用率(Adm)衡量企業(yè)第一類代理成本，具體定義同模型(2)中的M。同時(shí)，借鑒朱春艷等的研究[43]，用其他應(yīng)收款率(QTYSK)衡量第二類代理成本，其他應(yīng)收款率為其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比值，該指標(biāo)的值越大，企業(yè)的第二類代理成本越高，表明企業(yè)的第二類代理問題越嚴(yán)重。

表8的第(1)列、第(2)列和第(3)列報(bào)告了第一類代理問題的中介效應(yīng)結(jié)果，第(1)列、第(4)列和第(5)列報(bào)告了第二類代理問題的中介效應(yīng)結(jié)果。其中，第(2)列和第(4)列的回歸結(jié)果表明，形式雙無控制與第一類代理問題和第二類代理問題均在1%水平上顯著正相關(guān)，即形式雙無控制會同時(shí)加劇企業(yè)的第一類代理問題和第二類代理問題；第(3)列和第(5)列的回歸結(jié)果顯示XSSW的系數(shù)均在5%水平上顯著為正，第(5)列的QTYSK系數(shù)在1%的水平上顯著為正，但第(3)列回歸結(jié)果顯示Adm的系數(shù)為0.701，不顯著，因此需要對第一類代理問題的中介效應(yīng)做Sobel檢驗(yàn)，Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示Z值為2.135，且在5%水平上顯著。上述實(shí)證結(jié)果表明，形式雙無控制不僅沒有改善公司治理，還使兩類代理問題同時(shí)并存，并且這兩類代理問題在形式雙無與內(nèi)控重大缺陷之間均發(fā)揮了部分中介作用，即在代理沖突下，管理層的“盤踞效應(yīng)”或內(nèi)部人控制以及大股東之間的隱性關(guān)聯(lián)關(guān)系均會加劇企業(yè)的內(nèi)控重大缺陷。

表8 “形式雙無”對企業(yè)內(nèi)控重大缺陷的影響機(jī)制

八、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)改變被解釋變量的衡量方式

一是借鑒朱彩婕等[44]、方紅星等[45]的研究，本文采用內(nèi)控缺陷程度(ICQ)重新度量被解釋變量內(nèi)控重大缺陷，即在迪博內(nèi)控指數(shù)前面加“負(fù)號”，該指標(biāo)越大，表示內(nèi)控缺陷程度越大。二是本文采用內(nèi)控重大缺陷程度(QICMW)定量指標(biāo)，將年度-樣本公司出現(xiàn)五種內(nèi)控重大缺陷跡象的次數(shù)進(jìn)行加總來衡量。

(二)變更回歸樣本

為排除金融危機(jī)以及新冠疫情對研究結(jié)論的影響，本文剔除2009年、2010年和2019年的樣本，重新進(jìn)行檢驗(yàn)。

以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(未列示，備索)均與前文結(jié)論保持一致。

表9 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

(三)內(nèi)生性問題

1.傾向得分匹配法PSM。為了解決樣本選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選擇傾向得分匹配雙無控制樣本。借鑒劉佳偉等的研究[25]，本文采用Logit回歸，選取模型(1)中的控制變量對雙無控制與非雙無控制公司進(jìn)行1∶1最近鄰匹配，得到匹配的樣本組。基于這一PSM樣本重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表9。在第(1)列中，SWKZ的系數(shù)為1.822，且在5%的水平上顯著為正，研究結(jié)果支持了假設(shè)H1。

2.控制遺漏變量。我們以ICQ(定義同上)衡量內(nèi)控重大缺陷，采用固定效應(yīng)檢驗(yàn)雙無控制對內(nèi)控重大缺陷的影響，結(jié)果參見表9第(2)列，SWKZ的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，研究結(jié)果依舊穩(wěn)健。

3.雙向因果關(guān)系。為解決雙無控制與內(nèi)控重大缺陷雙向影響的內(nèi)生性問題，我們分別采用一階差分和多期DID進(jìn)行檢驗(yàn)。(1)一階差分回歸。表9第(3)列列示了被解釋變量DICMW一階差分的實(shí)證結(jié)果，SWKZ的系數(shù)為0.528，且在1%的水平上顯著為正；表9第(4)列列示了解釋變量一階差分DSWKZ與被解釋變量一階差分DICMW的實(shí)證結(jié)果，DSWKZ的系數(shù)為1.187，且在5%的水平上顯著為正，其中，DSWKZ的一階增量變化源于證監(jiān)會2018年發(fā)布《上市公司治理準(zhǔn)則》這一外部政策事件的沖擊，該事件導(dǎo)致2019年“雙無控制”樣本劇增。(2)多期DID回歸。本文以ICQ(定義同上)衡量內(nèi)控重大缺陷，其中，SWKZ為多期DID中的交乘項(xiàng)，即披露為“雙無控制”的企業(yè)及其以后年度賦值為1，否則為0，控制公司固定效應(yīng)、年度固定效應(yīng)，總樣本包括實(shí)驗(yàn)組雙無企業(yè)(從有到無的變化)和控制組(非雙無)，表9第(5)列結(jié)果顯示，SWKZ的系數(shù)為0.199，且在10%的水平上顯著為正。此外，我們還通過了多期DID的平行趨勢檢驗(yàn)。

上述內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果表明，在控制內(nèi)生性后，本文研究結(jié)論依然成立。

九、研究結(jié)論及啟示

(一)研究結(jié)論

本文基于雙無控制視角，利用2009—2019年深滬兩市A股上市企業(yè)為研究樣本，檢驗(yàn)上市企業(yè)的雙無控制對其內(nèi)控重大缺陷的影響。研究發(fā)現(xiàn)，相對于非雙無控制，雙無控制公司發(fā)生內(nèi)控重大缺陷的概率較大，其中，第一類代理問題發(fā)揮了部分中介作用；異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)公司高管薪酬總額越高、男性高管占比越高、高管平均年齡越小以及當(dāng)公司監(jiān)事會規(guī)模越小、機(jī)構(gòu)投資者持股比例越低時(shí)，雙無控制越可能加劇企業(yè)內(nèi)控重大缺陷；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，在前十大股東存在關(guān)聯(lián)關(guān)系或?qū)儆谝恢滦袆尤说摹靶问诫p無控制”企業(yè)中，兩類代理問題同時(shí)并存，并引發(fā)內(nèi)控重大缺陷。

(二)研究啟示

第一，企業(yè)應(yīng)強(qiáng)化內(nèi)外部治理，提高內(nèi)控質(zhì)量。一方面，雙無控制公司要改善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，強(qiáng)化股東與高管之間的權(quán)力制衡，營造良好的內(nèi)控環(huán)境，以保障內(nèi)控制度的有效運(yùn)行；另一方面，強(qiáng)化內(nèi)外部治理機(jī)制，建立健全董事會、監(jiān)事會成員選聘與獎懲機(jī)制以及機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理的渠道和方式，強(qiáng)化對高管權(quán)力的約束，關(guān)注高管個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)特征，充分發(fā)揮內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制，提高企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。

第二，政府應(yīng)營造良好的營商環(huán)境，完善公司外部治理環(huán)境。在明確公司治理參與者的職責(zé)界限和法律責(zé)任的同時(shí),“有為政府和有效市場”協(xié)同推進(jìn)市場化改革，營造良好的外部營商環(huán)境，完善外部治理機(jī)制，強(qiáng)化對雙無控制企業(yè)的監(jiān)督職能，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

(三)研究局限與展望

關(guān)于形式雙無的界定，由于目前研究文獻(xiàn)大多聚焦無實(shí)際控制人、無控股股東單一研究視角，較少關(guān)注雙無控制對公司治理的影響。因此，本文在劃分雙無控制樣本時(shí)，主要基于前十大股東是否存在隱性關(guān)聯(lián)(關(guān)聯(lián)關(guān)系或一致行動人)來界定形式雙無，這可能缺乏以往文獻(xiàn)支撐和劃分依據(jù)，但可以成為后續(xù)研究的拓展方向。

“雙無控制”這一治理現(xiàn)象會逐漸引起學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的關(guān)注，其中，“雙無控制”的分類、經(jīng)濟(jì)后果、影響因素等均可能成為后續(xù)研究的重點(diǎn)。具體而言，可以進(jìn)一步探究形式雙無的動機(jī)和治理效果；雙無控制的影響因素研究也是未來研究的重點(diǎn)，即什么因素影響企業(yè)選擇雙無控制治理結(jié)構(gòu)，因?yàn)槟壳斑@一治理結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)后果存在較大分歧，有必要探討研究結(jié)論不一致的深層次原因。