楊七中，韓建清，馬蓓麗

(1.南京大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 210093；2.江蘇理工學(xué)院商學(xué)院，江蘇 常州 213001)

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權(quán)力強(qiáng)度、內(nèi)控缺陷披露與大股東掏空行為變化

楊七中1,2，韓建清2，馬蓓麗2

(1.南京大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 210093；2.江蘇理工學(xué)院商學(xué)院，江蘇 常州 213001)

本文分別采用混合樣本和PSM配對(duì)樣本，通過研究2009年-2013年間上市公司內(nèi)部控制缺陷披露前后的大股東資金占用情況，揭示內(nèi)部控制對(duì)大股東掏空行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)：內(nèi)部控制水平能夠顯著抑制大股東的掏空行為，抑制效應(yīng)一直持續(xù)到內(nèi)控缺陷披露之后的第二年才衰減消失，但對(duì)大股東權(quán)力強(qiáng)度的抑制效應(yīng)并不明顯。研究結(jié)論為兩者之間存在的因果關(guān)系提供更直接的證據(jù)，也為化解有關(guān)內(nèi)部控制制度的“效益與成本”之爭(zhēng)提供證據(jù)支持。

權(quán)力強(qiáng)度；內(nèi)部控制；掏空行為

一、引 言

自La porta, Lopez-de-Silanes和Shleifer(LLS，1999)[1]發(fā)現(xiàn)上市公司控股股東經(jīng)常侵占小股東利益，存在“第二類代理”問題以來(lái)。大股東對(duì)上市公司伸出的“掠奪之手”以及掏空行為一直是學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的焦點(diǎn)，“掠奪之手”伸出的時(shí)點(diǎn)以及程度不僅取決于大股東的動(dòng)機(jī)和內(nèi)外部監(jiān)管環(huán)境，而且取決于上市公司的財(cái)務(wù)狀況，財(cái)務(wù)狀況優(yōu)的上市公司更可能受到大股東的掠奪。另外承擔(dān)內(nèi)部監(jiān)管機(jī)制的內(nèi)部控制制度越健全、越有效，則越能制衡大股東及經(jīng)理層的權(quán)力強(qiáng)度、抑制大股東的掏空行為。因此，本文結(jié)合上市公司財(cái)務(wù)狀況，探討內(nèi)部控制對(duì)權(quán)力強(qiáng)度、大股東掏空行為的中介作用機(jī)理。

一般認(rèn)為，公司披露內(nèi)部控制缺陷(Internal Control Weakness, ICW)意味著內(nèi)部運(yùn)營(yíng)存在著嚴(yán)重問題，公司內(nèi)部信息傳遞和權(quán)力監(jiān)督制衡機(jī)制不能發(fā)揮應(yīng)有的效力?？紤]到這種情況，結(jié)合Biddle et al.(2009)[2]、Mei Cheng et al.(2013)[3]的發(fā)現(xiàn)，本文預(yù)期那些披露ICW的公司在信息披露之前，大股東可能存在過度掏空行為。然而，披露ICW就意味著向公眾傳遞了逆向信號(hào)，無(wú)疑又會(huì)受到來(lái)自公司內(nèi)外部各種利益相關(guān)方的質(zhì)疑和制約，公司為了繼續(xù)留在資本市場(chǎng)，預(yù)計(jì)會(huì)積極地采取矯正措施。這樣，相對(duì)于披露ICW之前而言，披露ICW之后的公司應(yīng)該會(huì)主動(dòng)整改并努力提高其內(nèi)部控制水平，如果內(nèi)部控制水平的提高能夠抑制大股東過度掏空行為的話，那么ICW公司的大股東過度掏空行為將在ICW披露之后得到緩解或消失。因此，本文以2008年《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》要求上市公司披露內(nèi)部控制缺陷作為契機(jī)，研究?jī)?nèi)部控制能否制衡大股東權(quán)力強(qiáng)度，進(jìn)而抑制大股東掏空行為，為內(nèi)部控制有效性提供更為直接的因果關(guān)系證據(jù)。

文章其余部分安排如下：第二部分是理論分析和假設(shè)提出，第三部分是研究設(shè)計(jì)，第四部分是實(shí)證結(jié)果與分析，第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)，最后是結(jié)論。

二、理論分析和假設(shè)提出

(一)ICW披露前一年的內(nèi)部控制、權(quán)力強(qiáng)度與大股東掏空行為

本文定義公司首次披露內(nèi)部控制缺陷年度為T年，第一組假設(shè)是檢驗(yàn)在首次披露內(nèi)部控制缺陷前一年的大股東掏空行為(即T-1年)，披露內(nèi)部控制缺陷意味著公司內(nèi)部運(yùn)營(yíng)存在問題，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量不高，信息不對(duì)稱程度嚴(yán)重。嚴(yán)重的信息不對(duì)稱會(huì)導(dǎo)致大股東的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇，進(jìn)而產(chǎn)生掏空行為[4]。

首先，內(nèi)部控制缺陷加劇了大股東的逆向選擇。在信息不對(duì)稱情形下，代理理論認(rèn)為大股東及其代理人為了控制權(quán)收益私有化，會(huì)轉(zhuǎn)向掏空行為，例如通過盈余管理來(lái)占用上市公司資金[5]；定向增發(fā)中的利益輸送行為[6]；關(guān)聯(lián)交易進(jìn)行掏空[7][8]；操控重大信息、披露虛假信息[9]；通過股權(quán)再融資進(jìn)行掏空[10]。因此，本文預(yù)計(jì)內(nèi)部控制缺陷公司存在較嚴(yán)重的大股東掏空行為，而內(nèi)部控制有效公司的大股東掏空行為越可能受到抑制。

其次，內(nèi)部控制缺陷增大了大股東的道德風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)大股東和中小股東利益不相一致時(shí)，大股東為了控制權(quán)私人收益，具有侵占中小股東利益動(dòng)機(jī)，特別是在內(nèi)部控制存在缺陷，外部缺少監(jiān)督機(jī)制的情形下，大股東更有機(jī)會(huì)操控不利于中小股東的信息來(lái)追逐自身利益，例如通過高估收入、低估成本披露虛假信息實(shí)現(xiàn)利益輸送[5]，通過真實(shí)盈余管理行為進(jìn)行掏空[8]。因此內(nèi)部控制缺陷公司的大股東掏空行為較嚴(yán)重，內(nèi)部控制有效公司的大股東掏空行為越可能受到抑制。

再次，前期研究表明在股權(quán)高度集中的公司，大股東可以通過很多途徑侵占小股東利益，如他們能夠通過自利性地銷售資產(chǎn)、商品或勞務(wù)獲取資金[5]；能夠以優(yōu)惠的條件獲得貸款；能夠把上市公司的資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到自己旗下的公司；以優(yōu)惠的價(jià)格向自己發(fā)行股份稀釋小股東的權(quán)益[11]。大股東權(quán)力越集中，掏空行為就越嚴(yán)重，兩權(quán)分離度與公司價(jià)值負(fù)相關(guān)[12]，兩權(quán)分離度越高，大股東侵占中小股東利益越嚴(yán)重[13] [14]。本文認(rèn)為，在披露ICW之前，控制組樣本公司的內(nèi)控水平要高于ICW組，內(nèi)部控制水平越高預(yù)計(jì)越顯著地抑制大股東權(quán)力強(qiáng)度，進(jìn)而抑制掏空行為，此外，上市公司財(cái)務(wù)狀況越良好，就越能為大股東逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生提供機(jī)會(huì)，大股東越有可能通過掏空行為實(shí)現(xiàn)其控制權(quán)私人收益，有效的內(nèi)部控制系統(tǒng)應(yīng)該抑制這種掏空行為的發(fā)生。

結(jié)合前期文獻(xiàn)，本文預(yù)期在首次披露內(nèi)部控制缺陷前一年(即T-1年)，相對(duì)于內(nèi)部控制缺陷公司，內(nèi)部控制有效公司能夠抑制這種掏空行為，特別是當(dāng)公司大股東權(quán)力強(qiáng)度高、公司財(cái)務(wù)狀況良好時(shí)，其內(nèi)部控制抑制效應(yīng)更顯著。借鑒Biddle et al.(2009)[2]，提出第一組假設(shè)：

H1a：在內(nèi)控缺陷披露的前一年，公司內(nèi)部控制越有效，其大股東掏空行為抑制效應(yīng)越顯著。

H1b：在內(nèi)控缺陷披露的前一年，在大股東權(quán)力強(qiáng)度高、公司財(cái)務(wù)狀況良好時(shí)，內(nèi)部控制越有效就越能夠抑制大股東權(quán)力強(qiáng)度和掏空行為。

(二)ICW披露后兩年的內(nèi)部控制、權(quán)力強(qiáng)度與大股東掏空行為

本文第二組的假設(shè)是內(nèi)控缺陷首次披露之后的大股東掏空行為變化。本文預(yù)期披露內(nèi)控缺陷會(huì)使得公司進(jìn)行重大整改和變革，這些舉措預(yù)計(jì)會(huì)提高公司營(yíng)運(yùn)效率、改善財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量，減少逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)引發(fā)的代理成本，約束大股東掏空行為，因而內(nèi)部控制缺陷公司的掏空行為不再異于內(nèi)部控制有效公司，即預(yù)期兩者內(nèi)部控制抑制效應(yīng)差異出現(xiàn)衰減甚至消失。

首先，披露公司內(nèi)部控制缺陷能夠減少逆向選擇問題。披露ICW相當(dāng)于向公司董事會(huì)、中小股東們傳遞了企業(yè)營(yíng)運(yùn)水平不高、財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量低下等信號(hào)。一旦投資者和董事會(huì)認(rèn)識(shí)到公司的內(nèi)部控制系統(tǒng)存在缺陷，那么他們有可能要求公司進(jìn)行整改、提高信息質(zhì)量[15][16]，并且隨著信息披露程度的加強(qiáng)和信息透明度的提高，信息不對(duì)稱程度大大降低，逆向選擇情形大大緩解，大股東通過股票發(fā)行、盈余管理、關(guān)聯(lián)交易等侵占中小股東利益的掏空行為必將受到抑制[17]，盈余管理行為的減少，盈余持續(xù)性的增加以及現(xiàn)金流可預(yù)測(cè)性，內(nèi)部控制抑制效應(yīng)的差異應(yīng)不再明顯[19]。

其次，披露ICW將導(dǎo)致公司內(nèi)外部監(jiān)督者們加強(qiáng)對(duì)公司的關(guān)注力度和層次，增進(jìn)信息透明度，從而減少道德風(fēng)險(xiǎn)問題。比如監(jiān)督者們會(huì)通過獲取更為獨(dú)立、更為交叉的信息，深入到公司的內(nèi)部運(yùn)營(yíng)層面，關(guān)注公司的投融資決策甚至是管理策略，這些都有助于減少財(cái)務(wù)信息的偏差和錯(cuò)誤數(shù)量，降低經(jīng)理層建立個(gè)人帝國(guó)等代理成本，抑制掏空行為發(fā)生的概率。反過來(lái)說，這些舉措又會(huì)使大股東認(rèn)識(shí)到過度的掏空行為不符合中小股東利益，最終危害的是大股東自身的利益，預(yù)期內(nèi)部控制對(duì)權(quán)力強(qiáng)度的抑制效應(yīng)差異亦會(huì)衰減消失。

因而，在確認(rèn)和披露ICW之后，預(yù)期可以減少逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問題，提高財(cái)務(wù)報(bào)告信息質(zhì)量，降低信息不對(duì)稱程度和代理成本，抑制大股東掏空行為。這種情形可以幫助我們更好地理解內(nèi)部控制有效性和大股東掏空行為之間的因果關(guān)系，形成了第二組假設(shè)：

H2a：在內(nèi)控缺陷披露之后期間，內(nèi)控缺陷公司與內(nèi)控有效公司的大股東掏空行為抑制效應(yīng)差異出現(xiàn)衰減甚至消失。

H2b：在內(nèi)控缺陷披露之后期間，權(quán)力強(qiáng)度高、財(cái)務(wù)狀況良好、內(nèi)部控制有效公司的抑制效應(yīng)衰減更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)計(jì)

本文采用兩種設(shè)計(jì)來(lái)獲取與內(nèi)控缺陷公司進(jìn)行比較研究的控制組樣本。第一種設(shè)計(jì)是以所有從未披露內(nèi)控缺陷公司作為控制組樣本，稱之為混合樣本，這也是大多數(shù)文獻(xiàn)所采用的研究設(shè)計(jì)。第二種設(shè)計(jì)是基于傾向性評(píng)分法進(jìn)行樣本配對(duì)，稱之為傾向性評(píng)分配對(duì)設(shè)計(jì)。

1. 混合樣本

本文分別對(duì)T-1、T+1和T+2三個(gè)年度的混合樣本，使用模型(1)檢驗(yàn)假設(shè)H1a、H2a，使用模型(2)檢驗(yàn)假設(shè)H1b、H2b，模型如下：

ORECTAt=a0+a1*Defect+a2*Defect*Overfint-1+a3*Overfint-1+a4*Ownertype+∑bi*DefectDeterminanti,t-1+∑ci*GOVi,t-1+ei,t

(1)

ORECTAt=a0+a1*Wedge+a2*Wedgesqr+a3*Defect+a4*Wedge*Defect+a5*Overfint-1+a6*Overfint-1*Defect+a7*Ownertype+∑bi*DefectDeterminanti,t-1+∑ci*GOVi,t-1+ei,t

(2)

被解釋變量ORECTA是大股東掏空程度[7][19]；解釋變量Defect是公司內(nèi)部控制水平[20]，Wedge是大股東權(quán)力強(qiáng)度[8][12][14]，Overfin是公司財(cái)務(wù)狀況*Overfin的構(gòu)造方法是首先對(duì)T-1年末經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流、凈資產(chǎn)報(bào)酬率和負(fù)的資產(chǎn)負(fù)債率三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行十分位排序，然后計(jì)算三個(gè)指標(biāo)十分位排序的平均值，平均值≥5，取值為1，平均值≤5，Overfin取值為0。；控制變量分三類：①股權(quán)性質(zhì)變量(Ownertype)，即中央國(guó)有和地方國(guó)有；②內(nèi)部控制變量(DefectDeterminant)[16]，即規(guī)模、上市年齡和財(cái)務(wù)杠桿；③公司治理變量(Gov)[3]，即審計(jì)意見、四大審計(jì)、海外上市和成長(zhǎng)性。最后控制了行業(yè)和年度變量對(duì)大股東掏空行為的影響，變量的名稱及定義見表1：

表1 變量的名稱及定義

為了檢驗(yàn)第一組假設(shè)H1a，用模型(1)對(duì)T-1年的數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸，重點(diǎn)集中于虛擬變量Defect和交互項(xiàng)Defect*Overfin兩者的系數(shù)。在公司首次披露ICW前一年(即T-1年)，ICW公司相對(duì)于控制組公司而言，更容易受到大股東的掏空，反過來(lái)說，內(nèi)部控制水平越有效，則掏空行為就越得到抑制，由于內(nèi)部控制有效時(shí)Defect取值為1，則正如H1a預(yù)計(jì)的那樣，Defect的系數(shù)應(yīng)顯著為負(fù)。為了檢驗(yàn)H1b在模型(1)的基礎(chǔ)上增加了Wedge、Wedgesqr、Wedge*Defect三個(gè)變量，分別代表權(quán)力強(qiáng)度、權(quán)力強(qiáng)度平方項(xiàng)、權(quán)力強(qiáng)度和內(nèi)部控制兩者交叉效應(yīng)。在披露前一年，如果內(nèi)部控制能夠有效抑制權(quán)力強(qiáng)度的話，則正如H1b預(yù)計(jì)那樣，交互項(xiàng)Wedge*Defect的系數(shù)應(yīng)顯著為負(fù)，交互項(xiàng)Overfin*Defect的系數(shù)應(yīng)顯著為負(fù)。

為了檢驗(yàn)第二組假設(shè)H2a，分別用T+1和T+2兩年的ORECTA代替T年的ORECTA。目的在于檢驗(yàn)披露ICW之后多久，中小股東和外部利益相關(guān)者才能夠意識(shí)內(nèi)控缺陷到并開始作出反應(yīng)。如果披露ICW能夠迫使公司采取整改措施，增加信息透明度，最終導(dǎo)致大股東掏空行為減少的話，那么虛擬變量Defect和交互項(xiàng)Defect*Overfin兩者的系數(shù)應(yīng)當(dāng)不再顯著(或數(shù)值變小)。為了檢驗(yàn)H2b，如果披露ICW能夠迫使大股東掏空行為減少的話，那么交互項(xiàng)Wedge*Defect、Overfin*Defect兩者的系數(shù)應(yīng)在T+1年或者T+2年不再顯著(或數(shù)值變小)。

2. 傾向性評(píng)分配對(duì)

為了減少樣本選擇偏差產(chǎn)生內(nèi)生性問題的干擾，以及潛在線性假設(shè)的約束，穩(wěn)健性地檢驗(yàn)上述研究假說，本文將研究樣本分為兩組：①ICW組，包括2009—2013年間首次披露內(nèi)部控制缺陷的公司；②控制組，包括在此期間從未披露內(nèi)部控制缺陷的公司。為了降低混合樣本選擇的偏差，本文運(yùn)用Rosenbaum and Rubin(1983)[23]提出的傾向性評(píng)分法(PSM)，能夠獲得一個(gè)傾向性評(píng)分值(Propensity Score，PS)，它計(jì)量了在多維協(xié)變量層面，缺陷組和控制組的配對(duì)程度,可以解決樣本選擇性偏誤所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

本文擬基于缺陷組和配對(duì)樣本組成的新的混合樣本，使用模型(1)-(2)重新估計(jì)T-1年、T+1年和T+2年的內(nèi)部控制水平和大股東掏空行為關(guān)系，內(nèi)部控制水平和權(quán)力強(qiáng)度與大股東掏空行為關(guān)系。

(二)樣本選擇

本文選取2009年～2013年五年間首次披露內(nèi)部控制缺陷信息的公司作為缺陷組樣本，其中2009年是193家、2010年是237家、2011年是212家、2012年是184家、2013年是257家，在剔除金融類公司情況下共得到1056個(gè)公司年樣本量。關(guān)于控制組樣本，主要遵循以下步驟篩選：一是剔除了金融類公司；二是剔除了資產(chǎn)負(fù)債大于100%的公司；三是剔除了銷售增長(zhǎng)率大于150%的公司；四是從未披露過內(nèi)部控制缺陷信息的公司；五是能得到研究所需要的全部變量的公司，其中2009年是1082家、2010年是1239家、2011年是1577家、2012年是1762家、2013年是1987家，這樣共獲得6386個(gè)公司年樣本量。總之，無(wú)論是每個(gè)年度還是五個(gè)年度總和，控制組樣本數(shù)都遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于缺陷組樣本數(shù)，為混合樣本設(shè)計(jì)和PSM配對(duì)法提供了較強(qiáng)的檢驗(yàn)力度。數(shù)據(jù)分別來(lái)自深圳國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和深圳迪博風(fēng)險(xiǎn)管理咨詢公司。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2分別列示了混合樣本中的首次披露內(nèi)部控制缺陷公司(即ICW組)和控制組公司的描述性統(tǒng)計(jì)量，為簡(jiǎn)化起見，文中僅列示T-1年數(shù)值。在T-1年，總共得到7442個(gè)公司年混合樣本量，其中ICW樣本量是1056個(gè)，控制組樣本量是6386個(gè)，分別占混合樣本量的14.2%和85.8%。ICW組的變量ORECTA的平均值是0.021，表明大股東占用的資金量是總資產(chǎn)的2.1%，控制組的變量ORECTA的平均值是0.016，表明大股東占用的資金量是總資產(chǎn)的1.6%。這一數(shù)據(jù)比李增泉(2004)[19]和姜國(guó)華(2010)[7]文中的數(shù)值偏小，但是符合大股東資金占用呈現(xiàn)出逐漸降低的變化趨勢(shì)，尤其是在2003年之后具有相當(dāng)大的減少，這或許與中國(guó)證監(jiān)會(huì)2003年6月起特別關(guān)注上市公司關(guān)聯(lián)資金往來(lái)有關(guān)[22]。ICW組的變量Wedge的平均值是0.003，控制組的變量Wedge的平均值是-0.015，都是標(biāo)準(zhǔn)化后的控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)分離度，由于在檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭兄苯蛹{入第一大股東兩權(quán)分離度及其平方項(xiàng)會(huì)引起共線性問題，故我們對(duì)第一大股東兩權(quán)分離度進(jìn)行中心化處理。其他控制變量的描述統(tǒng)計(jì)值基本和先前文獻(xiàn)相一致，表明本文樣本具有代表性。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

所有解釋變量相關(guān)系數(shù)表明解釋變量之間共線性不強(qiáng)，符合OLS回歸假設(shè)*限于篇輻，相關(guān)系數(shù)表未列示，有興趣的讀者資料備索。。

(三)基于T-1、T+1和T+2三年混合樣本和PSM樣本的實(shí)證結(jié)果

表3列①是T-1年資金占用變量ORECTA_T-1在混合和PSM兩組樣本的OLS回歸對(duì)比，可知在ICW披露前一年，兩組Defect系數(shù)分別為-0.357(t值是-2.83)和-0.476(t值是-3.05)，即內(nèi)部控制越強(qiáng)，則資金占用越少，表明內(nèi)部控制在1%顯著水平抑制大股東資金占用。兩權(quán)分離度Wedge系數(shù)分別為-0.073(t值是-0.74)和0.062(t值是0.40)，表明權(quán)力強(qiáng)度對(duì)大股東資金占用無(wú)顯著影響，Wedge*Defect和Overfin*Defect的系數(shù)在兩組樣本中均不顯著，表明內(nèi)部控制水平對(duì)大股東權(quán)力強(qiáng)度和先驗(yàn)財(cái)務(wù)狀況并無(wú)顯著抑制效應(yīng)，結(jié)論支持H1a，但不支持假設(shè)H1b。

表3 基于T-1、T+1和T+2三年混合樣本和PSM樣本的OLS回歸對(duì)比

注：因變量是大股東資金占用(ORECTA)，分別用T-1、T+1和T+2三年數(shù)值；“*** ”、“** ”和“* ”分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；下方括號(hào)內(nèi)是t值。

列②③分別報(bào)告了T+1和T+2兩年資金占用變量在混合和PSM兩組樣本的OLS回歸對(duì)比，即披露ICW之后內(nèi)部控制整改、提高對(duì)大股東資金占用情況的影響，并與T-1年結(jié)果進(jìn)行比較?？梢钥闯鲈赥+1年，兩組Defect系數(shù)分別為-0.410(t值是-3.00)和-0.333(t值是-1.84)，仍然與被解釋變量ORECTA_T+1顯著負(fù)相關(guān)，內(nèi)部控制對(duì)大股東權(quán)力強(qiáng)度和先驗(yàn)財(cái)務(wù)狀況仍然沒有顯著抑制效應(yīng)，一方面說明ICW公司大股東的資金占用持續(xù)高于控制組公司，另一方面也說明ICW公司內(nèi)部控制整改和提高舉措尚未發(fā)揮應(yīng)有的抑制效應(yīng)。

值得注意的是，與T-1、T+1兩年不同，T+2年的兩組Defect系數(shù)分別為0.075(t值是0.46)和0.062(t值是0.30)，與被解釋變量ORECTA_T+2不再顯著負(fù)相關(guān)，表明內(nèi)部控制有效地發(fā)揮了抑制效應(yīng)。Overfin*Defect系數(shù)不顯著，表明內(nèi)部控制對(duì)先驗(yàn)財(cái)務(wù)狀況仍然沒有顯著抑制效應(yīng)。內(nèi)部控制與大股東權(quán)力強(qiáng)度交互項(xiàng)Wedge*Defect的系數(shù)在混合樣本組是-0.141(t值是-1.67)，在10%顯著水平上顯著負(fù)相關(guān)，而在PSM樣本組，該系數(shù)是-0.126(t值是-1.03)，并不顯著。考慮到PSM配對(duì)樣本更少受到內(nèi)生性影響，相對(duì)于混合樣本而言，其結(jié)果更為穩(wěn)健，所以并不能說明內(nèi)部控制對(duì)大股東權(quán)力強(qiáng)度具有顯著抑制效應(yīng)。其他變量和前兩年結(jié)果基本一致，支持假設(shè)H2a，不支持假設(shè)H2b。

比較發(fā)現(xiàn)，控制組和ICW組公司的大股東資金占用，在ICW信息披露后第一年(即T+1年)仍然繼續(xù)存在顯著差異，直到第二年才消失，一方面表明內(nèi)部控制對(duì)大股東資金占用發(fā)揮了顯著的抑制效應(yīng)，另一方面也表明ICW組內(nèi)部控制的整改和提高存在抑制時(shí)滯性?？刂平M和ICW組對(duì)大股東權(quán)力強(qiáng)度在ICW信息披露前一年和后兩年的抑制效應(yīng)并不存在顯著差異，結(jié)論支持H1a、H2a，不支持H1b、H2b。

五、穩(wěn)健性測(cè)試

(一)考慮自選擇偏差的處理效應(yīng)模型分析

傳統(tǒng)最小二乘法分析是建立在內(nèi)部控制缺陷外生性假設(shè)基礎(chǔ)之上，但是內(nèi)部控制披露缺陷存在樣本自選擇問題，使得最小二乘法估計(jì)參數(shù)不再具有無(wú)偏性、一致性。本文選用處理效應(yīng)模型(Treatment Effect Model)校正自選擇性帶來(lái)的偏差，重新檢驗(yàn)內(nèi)部控制缺陷和大股東資金占用的關(guān)系。

本文參考Doyle et al.(2007b)[16]選取營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、第一大股東持股比(Shar1)、董事會(huì)規(guī)模(Boardsize)、董事長(zhǎng)兼職總經(jīng)理(Duality)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、市值(Tobin)六個(gè)外生變量作為影響公司內(nèi)部控制缺陷的因素。第一階段采用Probit模型，用Defect作為因變量對(duì)上述六個(gè)外生變量作為自變量進(jìn)行回歸，計(jì)算出自選擇系數(shù)λ。第二階段將自選擇系數(shù)λ作為新的內(nèi)控缺陷回歸變量代入OLS模型，再次檢驗(yàn)內(nèi)部控制缺陷與大股東資金占用關(guān)系。本文建立如下兩階段處理效應(yīng)模型：

Defectt=β1+β2Growtht+β3Shar1t+β4Boardsizet+β5Dualityt+β6Roat+β7Tobint+εt

(3)

ORECTAt=a0+a1Wedge+a2Wedgesqr+a3λ+a4Wedge*λ+a5Overfint-1+a6Overfint-1*λ+a7Ownertype+∑biDefectDeterminanti,t-1+∑ciGOVi,t-1+∑diGOVi,t-1*Overfint-1+et

(4)

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在內(nèi)控缺陷披露的T-1、T+1和T+2三個(gè)年度，自選擇系數(shù)λ均不顯著，說明內(nèi)部控制缺陷披露和大股東資金占用之間不存在嚴(yán)重自選擇問題，控制內(nèi)生性后的兩階段處理效應(yīng)模型和簡(jiǎn)單OLS回歸結(jié)果基本一致*限于篇輻，穩(wěn)健性測(cè)試結(jié)果未列示，有興趣的讀者資料備索。。

(二) ICW公司整改效果檢驗(yàn)

假設(shè)H2a的實(shí)證結(jié)果是基于披露內(nèi)部控制缺陷信息能夠促進(jìn)公司內(nèi)部控制水平整改，從而減少大股東資金占用。因此，本文特別檢驗(yàn)大股東資金占用的改變，是發(fā)生在那些進(jìn)行內(nèi)控整改的公司還是沒有進(jìn)行整改的公司。

筆者進(jìn)一步將T-1、T+1和T+2三年間首次披露ICW公司分為兩類：一類是整改組，即在下一個(gè)年度沒有繼續(xù)披露ICW，這意味著公司進(jìn)行了內(nèi)控整改和提高；另一類是未改組，即在下一年度繼續(xù)披露ICW，這意味公司并未進(jìn)行實(shí)質(zhì)性的內(nèi)控整改和提高。再次回歸分析，發(fā)現(xiàn)對(duì)于整改組，大股東資金占用變化與表3中一致，特別明顯地是，從T+1年開始內(nèi)部控制水平Defect的系數(shù)就不再顯著為負(fù)，T+2年持續(xù)不再顯著為負(fù)，表明大股東資金占用從T+1年即顯著減少。而對(duì)于未改組，從T-1到T+2三年內(nèi)部控制水平Defect的系數(shù)一直顯著為負(fù)，表明大股東資金占用情況沒有發(fā)生變化，ICW組整改效果檢驗(yàn)再次揭示了內(nèi)部控制水平和大股東資金占用兩者之間的因果關(guān)系。

六、研究結(jié)論

本文研究了我國(guó)自2008年《內(nèi)部控制基本規(guī)范》頒布以來(lái)，在上市公司首次披露內(nèi)部控制缺陷之前和之后對(duì)大股東資金占用的影響。發(fā)現(xiàn)在內(nèi)部控制缺陷披露的前一年，相對(duì)于那些沒有披露內(nèi)部控制缺陷的上市公司而言，披露內(nèi)部控制缺陷的上市公司的大股東傾向于占用上市公司更多的資金。然而當(dāng)披露內(nèi)部控制缺陷信息并伴隨著整改實(shí)施之后兩年，資金占用情況得到緩解或消失。但是本文也發(fā)現(xiàn)上市公司財(cái)務(wù)狀況不是影響大股東資金占用的因素，內(nèi)部控制對(duì)大股東的權(quán)力強(qiáng)度亦缺乏明顯的抑制效應(yīng)。

本文的發(fā)現(xiàn)支持了“無(wú)效的內(nèi)部控制會(huì)加大上市公司大股東進(jìn)行逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)” 和“披露內(nèi)部控制缺陷能夠引起中小股東和其他利益相關(guān)方的關(guān)注和監(jiān)督，改善公司內(nèi)部運(yùn)營(yíng)水平、提高財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量，最終降低第二類代理成本”等理論假說，為研究?jī)?nèi)部控制和大股東掏空行為抑制之間的因果關(guān)系提供了更為直接的證據(jù)，但未能發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制對(duì)大股東權(quán)力強(qiáng)度存在明顯抑制效應(yīng)，這或許在某種程度上反映出了我國(guó)大股東權(quán)力制衡的制度現(xiàn)實(shí)與困境。最后，在筆者的知識(shí)范圍內(nèi)，本研究是國(guó)內(nèi)為數(shù)不多的將內(nèi)部控制缺陷披露與大股東資金占用相聯(lián)系，也是自2008年《內(nèi)部控制基本規(guī)范》頒布以來(lái)，關(guān)于“成本效益”之爭(zhēng)中為數(shù)不多的為“效益觀”提供證據(jù)的研究之一。

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(責(zé)任編輯:肖 如)

Power Strength, Internal Control and Tunneling Behavior Change

YANG Qi-zhong1,2，HAN Jian-qing2，MA Bei-li2

(1.Business School，Nanjing University，Nanjing 210093，China； 2.Business School，Jiangsu University of Technology，Changzhou 213001，China)

This paper applies the pooled sample and propensity score matching sample to examine the change of fund occupied by the stock shareholder before and after the disclosure of internal control weaknesses. It’s found that prior to the disclosure, the internal control can constrain the appropriation and this effect lasts until the second year after the disclosure. This paper provides more direct evidence on the causal relation between the quality of internal control and the tunneling behavior of stock shareholder, and sheds light on the debate regarding the costs and benefits of the section 2008.

power strength；internal control；tunneling

2015-07-25

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71502130)；教育部人文社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(14YJC630161)；江蘇省教育廳高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究資助項(xiàng)目(2014SJB433)

楊七中(1978-)，男，江蘇徐州人，南京大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)博士，江蘇理工學(xué)院商學(xué)院講師；韓建清(1971-)，男，江蘇靖江人，江蘇理工學(xué)院商學(xué)院講師；馬蓓麗(1981-)，女，江蘇常州人，江蘇理工學(xué)院商學(xué)院講師。

F713.55

A

1004-4892(2016)01-0074-09