董事會特征與內部控制缺陷信息披露
——基于制度變遷視角的實證研究

池國華，王 鈺

(東北財經大學 會計學院/中國內部控制研究中心，遼寧 大連 116025)*>

一、引 言

我國《內部控制基本規范》及配套指引明確規定，董事會對內部控制信息披露的真實性負責。但對董事會而言，內部控制缺陷信息的披露相當于“自曝家丑”，容易引起利益相關者質疑。因此，董事會極有可能在內部控制缺陷信息披露的過程中實施機會主義行為，隱瞞已經存在的內部控制缺陷[1，2]。那么，內部控制缺陷信息披露過程中的機會主義行為是否受到董事會自身不同特征的影響？這一影響在我國內部控制規范體系逐步實施的漸進過程中是否存在差異？監管力度的加強能否有效抑制董事會的這一機會主義行為？

基于此，本文以2007-2016年滬深A股存在內部控制缺陷的上市公司為研究對象，基于制度變遷視角，從構成特征、行為特征、激勵特征和素質特征四個維度系統探討董事會對內部控制缺陷信息披露的影響。與以往文獻基于“現存內部控制缺陷已被充分披露”的假設展開研究不同，本文在內部控制缺陷存在的前提下關注董事會在內部控制缺陷披露過程中的機會主義行為，不僅緩解了“缺陷識別”與“缺陷認定”等前序環節對“缺陷披露”的影響，更有利于直接檢驗董事會在內部控制缺陷信息披露過程中的機會主義行為。同時,與以往文獻從靜態視角關注制度環境對內部控制有效性的影響不同，本文基于我國公司治理不夠完善、內部控制監管制度逐步推進的實際國情，從動態視角研究制度變遷對董事會特征與內部控制缺陷信息披露之間關系的調節作用，研究了不同制度實施背景下，董事會特征對內部控制缺陷披露的影響。

二、理論分析與假設提出

(一)董事會特征與內部控制缺陷信息披露

委托代理理論認為，在缺乏有效約束的情況下，經理人可能為追求自身效益最大化而實施機會主義行為。在我國，董事會負責企業內部控制制度的建立健全，而內部控制缺陷信息的披露相當于董事會的自我否定，可能會引起利益相關者對董事會專業能力及努力程度的質疑，進而影響其職位升遷及薪酬水平。因此，經濟人的自利本性決定了董事會極有可能在內部控制缺陷信息披露的過程中實施機會主義行為，隱瞞已經存在的內部控制缺陷。同時，內部控制作為一個過程，其不可直接觀察與驗證的特征也為董事會的機會主義行為提供了空間。而董事會特征作為董事會發揮作用的基礎[3]，必然會對董事會的機會主義行為產生直接影響。本文以Zahra和Pearce(1989)[4]的界定依據為基礎，同時借鑒張陽(2013)[3]的方法，從構成特征、行為特征、激勵特征、素質特征四個維度描述董事會特征。

1.董事會構成特征與內部控制缺陷信息披露。董事會構成特征是指董事會的組成結構，具體包括董事會規模、獨立性及權力結構三個方面。規模較小的董事會在信息溝通方面具有比較優勢，協調和組織成本較低，信息透明度較高，這些都有利于緩解信息不對稱下的委托代理問題，抑制董事會的機會主義行為。而就規模較大的董事會而言，人數的增加可能會引起信息溝通困難，加劇信息不對稱程度，從而為董事會的機會主義行為提供了空間；董事會獨立性與內部控制缺陷披露顯著相關[5]。獨立董事以“外部人”身份在公司內部擔任職務，能夠提升董事會的監督能力，降低經理人因信息不對稱而獲取私利的可能。也就是說，較高的獨立董事比例能夠緩解代理問題，有效抑制董事會的機會主義行為；董事會權力結構是指董事長與總經理是否由一人兼任。董事長與總經理兩職合一意味著契約關系的變化，經理人的雙重權力使其信息優勢地位更加突顯，極有可能因個人權力過大而具有更多的機會主義行為。而兩職分離的設置，有利于董事會監督職能的發揮及委托代理問題的解決。綜上，提出如下假設：

H1(a)：董事會規模越小，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷。

H1(b)：董事會獨立性越高，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷。

H1(c)：董事長與總經理兩職分離時，更傾向于披露已存在的內部控制缺陷。

2.董事會行為特征與內部控制缺陷信息披露。董事會行為特征是指董事會在履行職責時所采取的行為。董事會會議是衡量董事履職強度的重要標志，會議的召開有利于實現信息溝通與共享，增強信息透明度，強化董事會的受托責任。同時，外部董事能夠通過會議知悉和參與公司事務，更好地發揮其監督職能，這些都有利于抑制董事會的機會主義行為。但是，召開會議會導致公司成本提高，且日常事務和無效率會消耗會議時間。因此，并不是所有會議都對抑制機會主義行為有積極作用。此外，除正式會議溝通外，董事會成員也有電話、郵件等非正式溝通方式。這種基于信任和社交互動形成的非正式溝通方式對實現自我約束、緩解信息不對稱同樣具有重要作用。因此，提出如下競爭性假設：

H2(a)：董事會會議次數越多，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷。

H2(b)：董事會會議次數越少，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷。

3.董事會激勵特征與內部控制缺陷信息披露。董事會激勵特征是上市公司針對董事會成員激勵的表現，主要包括長期激勵和短期激勵兩部分。長期激勵主要指股權激勵，短期激勵則是指貨幣薪酬激勵。激勵制度是實現自律約束，緩解委托代理問題的重要途徑。根據利益趨同假說，股權激勵能夠將董事個人利益與公司未來業績相聯系，實現董事與企業風險共擔，減少董事自身的道德風險，有效約束董事會的機會主義行為；高水平的薪酬激勵能夠使董事會與股東之間的價值取向產生激勵相容，進一步提高董事會成員的努力水平，放棄謀取私利的動機。此外，在高水平的薪酬激勵下，董事會被給予有效的正強化，會更認真履行職責，完善內控建設的動機更強[3]。綜上，提出如下假設：

H3(a)：董事會持股水平越高，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷。

H3(b)：董事會薪酬水平越高，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷。

4.董事會素質特征與內部控制缺陷信息披露。董事會素質特征是董事會成員個人素質的統稱，這種素質涵蓋的范圍很廣，本文參考池國華等(2014)[6]的做法，主要考慮董事會成員的學歷水平以及教育背景兩個方面。高階理論認為，董事會成員的學歷水平能夠影響其認知和行為。更高的學歷水平代表著更科學的思維方式和更理性的行為決策，這些特征都有利于董事會自覺約束機會主義行為；具有財會類教育背景的董事能夠更深入地理解內部控制的本質，更容易識別出存在的內部控制缺陷，也更有能力對內部控制缺陷信息披露提供有效監督。此外，財會類的教育背景使董事在決策時考慮更多的風險因素，決策更趨于理性，對內部控制缺陷的披露也更為客觀和專業。綜上，提出如下假設：

H4(a)：董事會成員學歷水平越高，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷。

H4(b)：具有財會專業教育背景的董事會成員越多，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷。

(二)制度變遷對董事會特征與內部控制缺陷信息披露之間關系的調節

公共壓力理論認為，法律制度是政府對企業最直接最具威懾力的一種壓力。因此，內部控制規范體系的頒布與實施，必然對上市公司形成一種直接的監管壓力，促使上市公司規范內部控制信息披露行為。我國內部控制規范體系自2012年起全面實施，內部控制監管制度隨之從“誘致性變遷階段”過渡到“強制性變遷階段”[7]。內部控制規范體系全面實施前，上市公司內部控制缺陷信息的披露處于無規范約束的無序狀態，企業可以自愿選擇是否披露內部控制信息。在這樣相對寬松的法律監管環境下，較低的違規成本會提高董事會機會主義行為的可能性，董事會可能上調內部控制有效性評價[8]。此外，在自愿披露階段，為避免資本市場的負面反應，董事會更傾向于“家丑不可外揚”，隱瞞現存的內部控制缺陷；內部控制規范體系全面實施后，政府強制上市公司披露內部控制相關信息，為應對嚴密的法律監管要求，上市公司會自覺強化風險管控意識，更加科學客觀地評價內部控制有效性，如實披露評價結果。同時，強制披露弱化了自愿披露階段存在的“家丑不可外揚”的心理，減少了“披露缺陷”與“存在缺陷”之間的偏差。此外，強制披露有效緩解了上市公司內外部之間的信息不對稱，從根源上壓縮了董事會實施機會主義行為的空間。綜上，本文提出假設5：

H5: 強化內部控制監督力度能夠抑制董事會在內部控制缺陷信息披露過程中的機會主義行為。

三、研究設計

(一)樣本選擇及數據來源

以2007-2016年滬深A股主板上市公司為初始樣本，參考葉建芳等(2012)[9]的方法，通過可能存在缺陷的跡象識別出內部控制存在缺陷的上市公司，最終樣本量為5974個①。內部控制缺陷數據來源于DIB數據庫，其他數據均來源于CSMAR數據庫。本文使用stata14處理分析數據。

(二)模型設計

構建模型(1)用于檢驗董事會特征(BoardCharacter)對內部控制缺陷披露(ICW)的影響及監管制度變遷(Post)對二者關系的調節作用。此外，進一步構建模型(2)，用于檢驗董事會特征對內部控制缺陷修正(REM)的影響以及制度變遷對二者關系的調節作用。

ICWt=α0+∑αj,itBoardCharacterj,it+α1Post+

Post×∑βj,itBoardCharacterj,it+

∑γj,itControlj,it+εi,t

(1)

REMt=α0+∑αj,itBoardCharacterj,it+α1Post+

Post×∑βj,itBoardCharacterj,it+

∑γj,itControlj,it+εi,t

(2)

(三)變量定義

1.被解釋變量。(1)內部控制缺陷披露(ICW)。樣本公司披露內部控制缺陷時取值為1，否則為0。(2)內部控制缺陷修正(REM)。以前年度披露內部控制缺陷的公司在當期披露不存在缺陷或不再披露缺陷時該變量取值為1，否則為0。

2.解釋變量。(1)董事會構成特征。董事會構成特征具體包括以下三個方面：董事會規模(BSize)，用年末董事會成員人數的自然對數表示；獨立性(Indep)，即獨立董事人數占董事會總人數的比例；權力結構(Dual)，當董事長和總經理兩職合一時取1，否則取0。(2)董事會行為特征。本文主要考慮年度內董事會召開會議的次數(Meeting)。(3)董事會激勵特征。董事會激勵特征具體包括三個指標：董事會持股水平(Share)，即各董事持股總量占公司流通在外總股數的比例；董事會薪酬(Salary)，即金額最高前三名董事薪酬總和的自然對數；未領取薪酬的董事比例(Unpaid)，即未在上市公司領取薪酬的董事人數占董事會總人數的比例。(4)董事會素質特征。董事會素質特征主要包括兩個指標：董事學歷水平(Degree)，即所有董事的學歷水平之和。其中，中專及中專以下取1，大專取2，本科取3，碩士研究生取4，博士研究生取5。教育背景(Edu)是指所有董事的教育背景之和。董事所學專業為會計或財務管理類時取1，否則取0。(5)制度變遷。鑒于五部委聯合印發的《內部控制配套指引》自2012年1月1日起在滬深兩市主板上市公司施行，因此，參考林鐘高等(2017)[7]的方法，定義內部控制監管制度的變遷(Post)，2007-2011年作為內部控制規范體系全面實施前(Post=0)；2012-2016年作為內部控制規范體系全面實施后(Post=1)。

3.控制變量。參考已有文獻[5，7，10-12]，選取審計質量、存貨規模、上市年齡、產權性質、公司規模、債務杠桿等作為控制變量，具體定義如表1所示。

四、實證結果分析

(一)描述性統計及相關分析

表2為各主要變量的描述性統計結果。從表2可以看到，ICW=0及ICW=1時，樣本公司董事會規模(BSize)的均值與中位數較為接近，說明樣本分布較為均勻。獨立性(Indep)的均值、中位數及最小值較為接近，說明樣本公司的獨立董事大多保持在董事會的1/3，組間均值差異不顯著。權力結構(Dual)的均值分別為0.24及0.22，說明大部分樣本公司的董事長與總經理處于兩職分離狀態。會議次數(Meeting)的最大值與最小值差距較大，說明樣本公司的董事會會議次數存在較大差距。持股水平(Share)的均值分別為0.20及0.21，說明樣本公司的董事會持股比例較低，且個別公司存在零持股現象。金額最高的前三名董事報酬總額(Salary)和未領取薪酬的董事所占比例(Unpaid)的均值與中位數較為接近，說明樣本公司的董事會薪酬分布較為均勻。學歷水平(Degree)的最大值與最小值差距較大，說明樣本公司的董事會學歷水平存在較大差異。教育背景(Edu)的均值分別為0.14及0.15，說明樣本公司中具有財會背景的董事人數較少，且個別公司并沒有具備財會教育背景的董事。值得注意的是，BSize、Meeting、Salary、Unpaid及Degree的組間均值差異顯著，說明披露內部控制缺陷信息的樣本公司在董事會規模、會議次數、薪酬及學歷水平方面與沒有披露缺陷信息的公司存在顯著差異。為避免多重共線性，本文計算了各主要變量的Pearson系數，結果顯示相關系數均小于0.5，表明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表1 變量定義

表2 主要變量的描述性統計

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的水平上顯著(下表同)。

(二)邏輯回歸分析

1.董事會特征與內部控制缺陷披露的logit回歸。由表3第(1)列可見，董事會規模(BSize)在1%的水平上顯著負相關，說明董事會規模越小，企業越傾向于披露已存在的內部控制缺陷，假設1(a)得到驗證。行為特征(Meeting)在1%的水平上顯著負相關，說明董事會會議次數越少，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷，支持競爭性假設2(b)。金額最高的前三名董事報酬總額(Salary)在1%的水平上顯著正相關，說明董事會薪酬激勵越高，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷，假設3(b)得到驗證。學歷水平(Degree)在1%的水平上顯著正相關，說明董事學歷水平越高，越傾向于披露已存在的內部控制缺陷，支持假設4(a)。董事會獨立性(Indep)的系數為正，但不顯著，與假設1(b)不符，可能的原因有：一是我國獨立董事存在獨立性悖論，治理能力不足；二是獨立董事的選聘及問責機制不健全，上市公司聘任獨立董事，可能僅僅是為了符合法律規范的要求，并沒有聘請真正負責任的獨立董事。權力結構(Dual)的系數為負但不顯著，與假設1(c)不符，可能是由于我國上市公司兩職兼任同樣具備較強的治理能力所致[13]。持股水平(Share)的回歸系數為正但不顯著，與假設3(a)不符，可能是由于我國上市公司董事會持股比例偏低所致。教育背景(Edu)的回歸系數為負但不顯著，與假設4(b)不符，可能是由于我國上市公司具有財會專業教育背景的董事會成員數量偏低所致。

2.監管制度變遷對董事會特征與內部控制缺陷披露關系的調節。由表3第(2)列可知，董事會規模(BSize)與制度變遷的交乘項在5%的水平上顯著為正，薪酬激勵(Salary)、學歷水平(Degree)與制度變遷的交乘項在1%的水平上顯著為負，說明強化監管力度能夠緩解董事會規模、薪酬激勵及學歷水平對內部控制缺陷披露的影響，即內部控制監管制度的完善能夠抑制董事會在內部控制缺陷披露過程中的機會主義行為，假設5得到驗證。此外，為檢驗在制度實施的不同階段，董事會特征對內部控制缺陷信息披露的影響有何不同，本文將全部樣本分為“全面實施前”和“全面實施后”兩個階段，分別對董事會特征與內部控制缺陷披露進行logit回歸，結果如表3第(3)列及第(4)列所示。在內部控制規范體系全面實施前，董事會規模(BSize)越大、會議次數(Meeting)越多、薪酬激勵(Salary)越低、未領取薪酬的董事所占比例(Unpaid)越高、學歷水平(Degree)越低，上市公司越傾向于隱瞞已經存在的內部控制缺陷。在內部控制規范體系全面實施后，董事會特征對內部控制缺陷信息披露的影響有所減弱，說明強化監管制度能夠有效抑制董事會在內部控制缺陷披露過程中的機會主義行為，假設5進一步得到驗證。

表3 董事會特征與內部控制缺陷披露的回歸結果

注：括號內的數值為t值(下表同)。

(三)進一步檢驗

為研究已披露的內部控制缺陷是否得到及時修正，本文進一步檢驗董事會特征對內部控制缺陷修正的影響，回歸結果如表4所示。由第(1)列可見，董事會規模(BSize)與內部控制缺陷修正顯著負相關，說明董事會規模越大，越不利于內部控制缺陷的及時修正。薪酬激勵(Salary)的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明薪酬激勵能夠促進內部控制缺陷的及時修正。由第(2)列可見，董事會獨立性(Indep)的系數顯著為負，這與謝永珍等(2016)[12]的研究結論基本一致。獨立性(Indep)與制度變遷的交互項系數顯著為正，說明加強監管制度能夠緩解董事會獨立性對內部控制缺陷修正的影響。此外，本文同樣將全部樣本分為“全面實施前”和“全面實施后”兩個階段，分別對董事會特征與內部控制缺陷修正進行logit回歸，結果如表4第(3)列及第(4)列所示。值得注意的是，不論內部控制監管制度全面實施前后，薪酬激勵(Salary)的回歸系數始終顯著為正，說明薪酬激勵能夠有效促進內部控制缺陷的及時修正。此外，權力結構(Dual)、會議次數(Meeting)、持股水平(Share)、未領取薪酬的董事所占比例(Unpaid)、學歷水平(Degree)及教育背景(Edu)的回歸系數均不顯著，可能是由于內部控制的不斷完善需要時間，而本文僅考慮內部控制缺陷披露下一期的修正情況所致。

(四)穩健性檢驗

本文進行了以下穩健性檢驗：(1)為避免董事會特征與內部控制缺陷披露之間的內生性，首先，采用雙重差分(DID)模型進行穩健性檢驗。眾所周知，董事長居于董事會的核心地位，而我國公司治理實踐中又普遍存在“一把手”文化[14]。因此，企業董事會各項特征無疑會深受董事長的影響。基于此，以董事長變更作為外部沖擊事件進行雙重差分分析，其結果支持前文結論。參考譚燕等(2016)的做法[10]，將解釋變量及控制變量滯后一期重新回歸，結論基本不變。(2)使用是否披露重大缺陷重新定義ICW，回歸結論基本不變。(3)在控制變量中加入并購重組、訴訟風險、公司價值、經營能力、股權集中度等，重新回歸結論基本不變。(4)采用因子分析，從董事會特征的九個變量中提出四個主因子，納入模型重新回歸，結論基本不變。

表4 董事會特征與內部控制缺陷修正的回歸結果

五、結論與啟示

以上基于制度變遷視角，以2007-2016年存在內部控制缺陷的上市公司為樣本，從構成特征、行為特征、激勵特征及素質特征四個維度，考察董事會在內部控制缺陷信息披露過程中的機會主義行為。研究發現：董事會規模越大、會議次數越多、薪酬激勵程度越低、學歷水平越低，上市公司越傾向于隱瞞已經存在的內部控制缺陷；內部控制監管制度的變遷能夠緩解董事會特征對內部控制缺陷信息披露的影響，有效抑制董事會的機會主義行為。進一步研究發現：董事會薪酬激勵與內部控制缺陷及時修正顯著正相關。

可見董事會自身特征能夠對上市公司內部控制缺陷信息披露與及時修正產生影響。因此，企業可以通過將董事會規模控制在適當范圍內、完善股權及貨幣激勵機制、鼓勵董事提高自身學歷水平等途徑增強董事會自身治理能力，減少董事會機會主義行為發生的可能性。此外，本文為檢驗內部控制監管制度的實施效果提供了直接的經驗證據，對提高監管力度，切實推動相關法規的細化與落實具有重大現實意義。不足之處在于：本文關注董事會構成特征、行為特征、激勵特征和素質特征對內部控制缺陷披露的影響，并沒有進一步區分這四種特征的影響差異，這一問題留待今后進一步研究。

注釋：

① 判斷內部控制缺陷存在的依據為：(1)公司內部控制自評報告披露存在內部控制缺陷；(2)公司存在違規事實受到證監會、交易所等機構的處罰；(3)公司被出具了非標準審計意見。存在以上三種情況之一的公司被認定為存在內部控制缺陷。