管理層業(yè)績目標、內部控制有效性與財務舞弊

余思明， 唐建新， 孫輝東

(武漢大學 經(jīng)濟與管理學院,湖北 武漢 430072)

1 引言

財務舞弊行為是指公司在對外財務報告的過程中，由于故意的行為，如虛增收入、提前確認應計收入等，結果導致重大的誤導性財務報告，對合理預期的報告使用人產生實質影響的行為[1]。雖然學者圍繞董事會特征、投資者保護、法律治理等內外部治理機制探討了財務舞弊的解決辦法[1]，但我國資本市場的財務舞弊行為仍屢有發(fā)生，如2014年步森股份借殼方康華農業(yè)財務造假、2015年山水文化核銷應付款虛增利潤、2016年太化股份涉嫌虛增營業(yè)收入與2017年的“樂視事件”等，這些財務舞弊行為嚴重損害了公司管理層、外部投資者、審計師以及股東等利益相關者的利益[2]。已有的研究發(fā)現(xiàn)有效的激勵機制能夠緩解財務舞弊行為[3]，根據(jù)最優(yōu)契約理論，合理的業(yè)績目標是一種重要的激勵機制，它為管理層提供了努力的方向，緩解了股東和管理層的信息不對稱，能夠發(fā)揮治理作用[2]，但關于經(jīng)營業(yè)績目標這種考核激勵機制能否抑制財務舞弊行為的文獻較少。

“舞弊三角論”認為財務舞弊行為是由動機、機會和借口三要素導致的[3]。其中機會是指實施欺詐或舞弊的環(huán)境條件，或指能掩蓋欺詐或舞弊不被發(fā)現(xiàn)或能逃避懲罰的時機；動機是指因目標難以實現(xiàn)，壓力過大表現(xiàn)出的逐利傾向和意愿；借口是指在實施財務舞弊行為時找到一個“合理化的理由”，以使其財務舞弊行為符合個人的道德觀念和行為準則[3]。管理層業(yè)績目標的實質是績效評價的標準，屬于績效評價體系中關鍵的、綜合化的、顯性的一項契約安排，成為企業(yè)進行績效評價以及制定薪酬契約的基礎[4～6]。一方面，目標基準的確定是管理層與董事會動態(tài)博弈的結果，在博弈過程中管理層對自身的實際生產能力和公司經(jīng)營情況具有信息優(yōu)勢，使得經(jīng)營業(yè)績目標的確定更符合管理層的預期，從而增強了管理層對經(jīng)營業(yè)績目標的認可度，而認可度較高的目標會增強管理層對目標制定過程和目標設置標準的公平性認知，減少了管理層從事財務舞弊行為的借口[7]。另外一方面，業(yè)績目標的完成情況成為高管薪酬和晉升的依據(jù)[6]，在“誘導報酬”動機下為了完成業(yè)績目標，管理層可能會進行更多的盈余操縱等財務舞弊行為，增強了管理層從事財務舞弊行為的動機。總之，我們認為管理層經(jīng)營業(yè)績目標影響了財務舞弊行為。

如果管理層業(yè)績目標影響了財務舞弊行為，那么它具體是通過什么路徑來實現(xiàn)呢？首先，董事會設置業(yè)績目標為企業(yè)內部控制制度的建立和完善指明了方向，有利于提升內部控制有效性，而內部控制有效性的提升既能夠幫助完成業(yè)績目標，又能降低財務舞弊概率[7～9]；由于經(jīng)營業(yè)績目標與管理層的薪酬和晉升相關，盈余管理和銷售操縱行為能在短期內快速完成業(yè)績目標，管理層也有采取這些非法手段的動機，為了降低其機會主義行為被發(fā)現(xiàn)的風險，管理層更可能采取寬松的內部控制，但這會造成更多的財務舞弊行為[7]。因此，我們認為內部控制是管理層業(yè)績目標影響財務舞弊行為的中介變量。

基于以上分析，本文提出如下兩個問題：首先，管理層經(jīng)營業(yè)績目標影響了財務舞弊行為嗎？其次，管理層經(jīng)營業(yè)績目標是通過內部控制來影響財務舞弊行為嗎？本文研究貢獻在于：第一，基于最優(yōu)契約理論檢驗了管理層業(yè)績目標設置的激勵有效性，說明業(yè)績目標能夠發(fā)揮治理作用，這佐證了戴璐和宋迪[7]的研究結論。第二，研究了管理層業(yè)績目標設置對內部控制的影響，為揭示“激勵契約”如何轉化為“管理效率”內在機理提供了一個有效路徑。

2 理論基礎與研究假設

2.1 管理層業(yè)績目標與財務舞弊行為

目標設置理論認為目標本身就具有激勵作用，外來的刺激(如獎勵、工作反饋、監(jiān)督的壓力)都是通過目標來影響動機的。目標能引導活動指向與目標有關的行為，使人們的行為朝著一定的方向努力，并將自己的行為結果與既定的目標相對照，及時進行調整和修正，從而實現(xiàn)目標[4]。管理層業(yè)績目標既為管理層的努力提供了明確的方向，又將努力結果(管理層業(yè)績目標完成程度)作為考核和晉升的依據(jù)[6]，股東設置管理層業(yè)績目標可能會產生“雙刃劍”作用。

從舞弊三角論出發(fā)，我們認為管理層業(yè)績目標會降低財務舞弊概率。當受托人獲得良好的業(yè)績目標時，他們對委托人和組織的信任感和組織承諾會很高。難度較低的目標向受托人傳遞了積極的信號(受托人可以輕易完成目標獲取報酬)，使受托人對他們委托人和組織產生了積極的情感，如對組織的信任感更高、組織承諾更好[5]。然而，當受托人收到不利的業(yè)績目標時，業(yè)績目標執(zhí)行人員認為不利的目標是由于他們未參與到目標制定過程中，從而會降低對委托人的信任，認為業(yè)績目標的設置是不公平的[10]。從管理層業(yè)績目標的設置過程來看，目標基準最終是在管理層與股東談判后確定的，由于管理層掌握更多的經(jīng)營信息，在談判過程中占據(jù)著更為主動的地位，導致目標標準事前就可能已經(jīng)設置在管理層的實際生產能力之下[10]，這種業(yè)績目標更容易得到管理層的認可，受管理層和股東協(xié)商一致并認可的目標契約對雙方具有較強的約束力[11]。管理層認可度的增加改變了業(yè)績目標執(zhí)行者對目標制定程序公平性的認知，減弱了管理層從事財務舞弊行為的借口。

從業(yè)績目標的執(zhí)行情況來看，由管理層的監(jiān)督者——內部委托人董事會，代表股東(投資者)的利益，設計符合股東價值最大化的合理的薪酬激勵合約，從而緩解股東和代理人之間的代理問題[10]。Murphy和Dacin[11]認為充分的、合適的目標水平能夠反映充分的、合適的努力水平之下的期望績效產出。相對于實際業(yè)績的絕對值，在契約中使用實際業(yè)績與業(yè)績目標的差異來評價管理者，能夠提高業(yè)績衡量標準的可控性，從而更準確地衡量高管的努力程度，降低其承擔的風險[7]，股東也會通過目標的差距對管理層的經(jīng)營活動進行監(jiān)管，管理層的財務舞弊行為容易被發(fā)現(xiàn)，因此，目標設置的具體數(shù)值能夠減少管理層從事財務舞弊行為的動機和機會。

從財務舞弊的結果來看，雖然業(yè)績目標的完成程度成為管理層晉升和考核的依據(jù)[6]，管理層可通過提前確認應計項目、虛增收入甚至關聯(lián)交易等財務舞弊行為來提升銷售收入，但是這些財務舞弊行為一旦被發(fā)現(xiàn)，其聲譽不僅會受損，也有可能會被解雇，管理層職位越高，基于業(yè)績考核能夠獲得的報酬越多，財務舞弊被發(fā)現(xiàn)面臨的損失也更大[9]，管理層從事財務舞弊的動機就更弱。因此，我們認為管理層業(yè)績目標降低了財務舞弊概率。基于上述分析，提出本文的假設H1a：

假設H1a管理層業(yè)績目標與財務舞弊行為負相關。

由于財務舞弊行為產生的主要原因是業(yè)績壓力[7]，管理層的業(yè)績目標完成情況同管理層薪酬掛鉤，從“誘導報酬”動機出發(fā)，我們認為管理層業(yè)績目標增加了財務舞弊行為的動機。首先，股東在設置收入業(yè)績目標時通常會高于上一年度的數(shù)值，適當增加難度，而目標難度的增加會成為管理層進行財務舞弊行為的動機和借口。其次，由于業(yè)績目標是否實現(xiàn)已經(jīng)成為管理層的重要考核依據(jù)，如潘飛和程明[12]收集了截至2004年12月31日，50家上市公司披露的高級管理人員激勵契約方案。他們發(fā)現(xiàn)所有50家上市公司高管薪酬合約中的業(yè)績指標都包含會計利潤，其中29家公司(占58%)采用兩個及以上的業(yè)績評價指標，主營業(yè)務收入是會計利潤以外使用最多的業(yè)績指標。如果設置的業(yè)績目標難度較高，一旦業(yè)績目標無法實現(xiàn)，管理層不僅無法獲取與業(yè)績相關的考核，其聲譽也會受損[11]，在信息不對稱條件下，管理者為了完成業(yè)績目標，具有強烈的財務舞弊動機，更有可能通過虛構業(yè)務虛增收入等手段完成業(yè)績目標。在“誘導報酬”動機下，我們認為管理層業(yè)績目標提升了財務舞弊概率。基于上述分析，提出本文的假設H1b：

假設H1b管理層業(yè)績目標與財務舞弊行為正相關。

2.2 管理層業(yè)績目標與內部控制有效性

首先，董事會設定年度經(jīng)營業(yè)績目標對管理層進行考核，在公司治理層面上對高管進行任免以及制定薪酬契約；在運營管理層面上用于組織和協(xié)調企業(yè)的多項決策。這種目標設定及考核過程屬于公司內部管理控制系統(tǒng)實踐，業(yè)績目標作為完整管理控制系統(tǒng)循環(huán)的初始端，具有引領作用。董事會批準的管理層經(jīng)營業(yè)績目標為管理層的內部控制活動提供了方向，能夠激勵管理層完善相關規(guī)章制度、加強對重點活動的控制、改善公司治理結構、積極防范風險、加強各部門的溝通協(xié)作，這些公司治理手段可以完善內部控制設計及執(zhí)行機制和克服內部控制的局限性[11]。其次，內部控制系統(tǒng)的建立與完善需要準確、及時的階段性財務和非財務信息，從信息傳遞的角度，業(yè)績目標的設置傳遞了企業(yè)經(jīng)營活動所需要的信息，從而為企業(yè)改善內部控制活動指明了方向，提升了內部控制有效性[7]。最后，受聲譽機制的影響，管理層有充分的動力去建立與完善內部控制制度，以期塑造良好的公司形象，為自己積累足夠的聲譽資本與潛在收益[13]，由于股東設置了業(yè)績目標，會對業(yè)績目標的完成過程進行監(jiān)督管理，而管理層為了向董事會展現(xiàn)其在完成業(yè)績目標過程中付出的努力，更有動力配合董事會建立和完善內控制度，以嚴格遵循法律法規(guī)，讓股東相信其完成業(yè)績目標是真實可靠的，從而建立起良好的聲譽資本。因此，從目標設置理論、信息傳遞和聲譽機制來看，我們認為業(yè)績目標提升了內部控制有效性?；谏鲜龇治觯岢霰疚牡募僭OH2a：

假設H2a管理層業(yè)績目標提升了內部控制有效性。

管理層除了通過改善內部控制活動等高效率手段完成業(yè)績目標，還有可能采取盈余管理、銷售操縱等手段完成業(yè)績目標。由于管理層的業(yè)績目標完成情況同管理層的薪酬、晉升相掛鉤[11,13]，為了獲取基于業(yè)績的薪酬獎勵，管理層在事前有可能會有意低報業(yè)績目標或者在事中虛增收入、提前確認應計項目、為信譽較差的客戶提供商業(yè)信用等來完成業(yè)績目標，而寬松的內部控制降低了管理層的機會主義行為被發(fā)現(xiàn)的風險。如果管理層事前感覺到目標偏難，或者業(yè)績目標考核能夠獲得的獎勵在管理層的心里占據(jù)更大的地位，在實現(xiàn)業(yè)績目標過程中，管理層更加愿意保持寬松的內部控制，使得其在業(yè)績目標制定和執(zhí)行過程中的機會主義行為被發(fā)現(xiàn)的概率更低[7]。尤其是管理者權力較大時，董事會很難克服管理者的“壕溝效應”并替換CEO。所受制約較少的管理者會設定較為容易完成的業(yè)績目標，或者傾向于保持寬松的內部控制以便開展盈余管理[8]，從而更為輕松地達成業(yè)績目標，以保證業(yè)績目標激勵帶來個人利益最大化。因此，從管理層自利角度來看，我們認為業(yè)績目標的設定降低了內部控制有效性?；谏鲜龇治觯岢霰疚牡募僭OH2b：

假設H2b管理層業(yè)績目標降低了內部控制有效性。

2.3 管理層業(yè)績目標、內部控制有效性與財務舞弊行為

鑒于內部控制對于業(yè)績目標實現(xiàn)過程中的重要性，業(yè)績目標設置可能通過內部控制對財務舞弊行為產生不同的影響。

管理層如果從股東和公司利益角度出發(fā)，根據(jù)業(yè)績目標基礎促使內部控制不斷改進，這意味著內部控制活動有效性的提升[13]，而內部控制活動有效性的提升能夠對管理層銷售操縱行為起到有效監(jiān)督，同時對其它的財務造假行為也起到制約作用，即為了完成業(yè)績目標而提升內部控制會產生“溢出效應”[14]。良好的內控企業(yè)中一系列標準和合理的流程，能夠明晰、量化工作權限和工作內容，及時糾正偏差，加強合約履行的效率。此外，良好的內部控制通過完善的信息與溝通，加強部門和員工之間的配合，對企業(yè)的經(jīng)營活動加強監(jiān)控，確保實際經(jīng)營不偏離目標計劃，對目標執(zhí)行存在的風險進行評估等，為業(yè)績目標的實現(xiàn)以及獲取基于業(yè)績目標的激勵夯實管理基礎，承擔業(yè)績目標的高管可能有動力建設或改進所在公司的內部控制，以避免內部控制缺陷帶來負面影響[7]，從而約束了業(yè)績目標完成過程中及其它經(jīng)營活動產生的財務舞弊行為。因此，在管理層業(yè)績目標的指引下，管理層通過加強企業(yè)內部控制質量從而抑制了財務舞弊行為。基于上述分析，提出本文的假設H3a：

假設H3a管理層業(yè)績目標通過提升內部控制有效性而降低了財務舞弊行為。

相反，如果管理層出于報酬考慮，可能會借助于虛增收入、業(yè)績操縱等消極手段來完成業(yè)績目標，且為了避免這些機會主義行為被發(fā)現(xiàn)，管理層會有意弱化內部控制質量[8]，在寬松的內部控制下，公司更容易發(fā)生財務重述行為[15]，孟慶斌等[16]研究發(fā)現(xiàn)內部控制存在缺陷的公司更容易發(fā)生財務違規(guī)行為。張友棠和熊毅[17]研究發(fā)現(xiàn)內部控制質量差的公司真實盈余管理程度更高。因此，出于業(yè)績目標的報酬與獎勵，在業(yè)績目標指引下，管理層出于私利可能采取寬松的內部控制，從而增加了財務舞弊行為發(fā)生的概率?；谏鲜龇治?，提出本文的假設H3b：

假設H3b管理層業(yè)績目標通過降低內部控制有效性而增加了財務舞弊行為。

圖1 管理層業(yè)績目標與財務舞弊行為的路徑分析

3 研究設計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2002～2017年全部A股非金融類上市公司為研究樣本，收入數(shù)據(jù)來自2001～2017年的上市公司年報，通過手工搜集整理而得。本文對樣本進行了如下處理：(1)剔除金融行業(yè)的樣本；(2)剔除ST和*ST企業(yè)的樣本;(3)剔除財務數(shù)據(jù)缺失的樣本。得到最終的有效數(shù)據(jù)為6652個。內部控制數(shù)據(jù)來自于迪博數(shù)據(jù)庫，財務舞弊行為數(shù)據(jù)和其他財務數(shù)據(jù)均來自于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。為了避免極端值的影響，本文對所有數(shù)據(jù)進行了1%分位的縮尾(winsorize)處理。

3.2 變量選擇

3.2.1 財務舞弊行為(Fdum)

財務舞弊行為變量主要參照汪昌云和孫艷梅[18]。汪昌云和孫艷梅將上市公司的財務舞弊行為分為兩類，第一類舞弊行為是由于高管和股東之間的信息不對稱引發(fā)的財務舞弊行為，如“虛構利潤”、“虛列資產”、“推遲披露”、“虛假陳述”、“重大遺漏”等。另一類是由于大股東和小股東之間的信息不對稱引發(fā)的財務舞弊行為，如“關聯(lián)交易”、“共同擔?！钡刃袨?。由于本文主要研究了管理層與股東之間信息不對稱導致的業(yè)績目標制定過高對財務舞弊行為的影響。因此，本文將財務舞弊行為定義為第一類舞弊行為，如管理層事先知道業(yè)績目標制定過高，在經(jīng)營過程中更有可能引發(fā)虛增收入等財務舞弊行為。當某公司某年度發(fā)生以上五項違規(guī)行為中的一項或多項，同時還被上海證券交易所、深圳證券交易所、證監(jiān)會或財政部等部門中的一個或多個認定為違規(guī)行為時，虛擬變量Fdum取值為“1”，否則取值為“0”，F(xiàn)dum來源于國泰安數(shù)據(jù)庫經(jīng)手工整理。

3.2.2 內部控制有效性(Index)

借鑒余海宗和吳艷玲[8]，戴璐和宋迪[7]的做法，本文使用迪博數(shù)據(jù)庫中內部控制指數(shù)來衡量，為了消除量綱的影響，本文將內控指數(shù)數(shù)值除以1000。

3.2.3 管理層業(yè)績目標(Goal)

上市公司會在年報的MD&A(管理層討論與分析)部分披露下一年度的業(yè)績目標，包括營業(yè)收入、利潤、成本等，其中披露最多的是營業(yè)收入目標[11]?？紤]到不同行業(yè)、不同地區(qū)以及不同時期的公司設定業(yè)績目標具有較大差異，相同的目標值傳遞的信號可能大不相同，本文參照戴璐和宋迪[7]，對所有的業(yè)績目標均調整滯后一期的指標實際值，為了增強不同規(guī)模企業(yè)的可比性，用t-1期期末總資產進行標準化，這代表了業(yè)績目標相較于歷史水平的難度大小，用Goal1表示。此外，本文還參照了戴璐和宋迪[7]，用第t年業(yè)績目標減去t-1年行業(yè)平均的營業(yè)收入實際數(shù)的中位數(shù)，同樣用t-1期期末總資產進行標準化，用Goal2表示。

3.2.4 控制變量(Controls)

本文參照汪昌云和孫艷梅[18]，控制了影響財務舞弊行為的其它因素，包括第一大股東持股比例(Sup)、兩職合一(Chair_Ceo)、公司成長機會(Sales_Growth)、資產負債率(Lev)、資產收益率(ROA)、營業(yè)收入利潤率(ROE)等。此外，還控制了行業(yè)(Ind)和年份(Year)。

3.3 模型設計

為了檢驗假設1，參照汪昌云和孫艷梅[18]，建立如下Logit模型

Fdum=α0+α1Goal+α2Controls+ε

(1)

模型(1)中Fdum代表公司是否發(fā)生了財務舞弊行為，發(fā)生了取值為1，反之取值為0；Goal表示管理層業(yè)績目標，分別用Goal1和Goal2表示；Controls代表控制變量。根據(jù)本文的假設H1a，我們預期Goal的系數(shù)α1顯著小于0，即管理層業(yè)績目標與財務舞弊行為負相關。根據(jù)本文的假設H1b，我們預期Goal的系數(shù)α1顯著大于0，即管理層業(yè)績目標與財務舞弊行為正相關。

為了檢驗假設2，本文參照戴璐和宋迪[7],許瑜等[19]，建立如下模型

Index=β0+β1Goal+β2Controls+ε

(2)

模型(2)中Index代表內部控制有效性，其它變量同模型(1)相一致。根據(jù)本文的假設H2a，我們預期Goal的系數(shù)β1顯著大于0。根據(jù)本文的假設H2b，我們預期Goal的系數(shù)β1顯著小于0。

為檢驗管理層業(yè)績目標是否通過內部控制有效性影響管理層的財務舞弊行為時，本文借鑒溫忠麟等[20],方杰等[21]的Sobel中介因子檢驗方法，結合模型(1)和模型(2)，構建本文的路徑分析模型

Fdum=χ0+χ1Goal+χ2Index+χ3Controls+ε

(3)

根據(jù)中介效應模型，模型(1)中系數(shù)α1是管理層業(yè)績目標對財務舞弊行為影響的總效應，模型(2)中系數(shù)β1是管理層業(yè)績目標對內部控制質量的影響，模型(3)中系數(shù)χ1是管理層業(yè)績目標對財務舞弊行為影響的直接效應。根據(jù)溫忠麟等[20]的中介效應模型步驟：第一步先檢驗模型(1)α1的系數(shù)是否顯著，如果不顯著，中介效應就不存在，如果顯著，接下來檢驗模型(2)β1和模型(3)χ2的系數(shù)是否顯著，如果都不顯著，則中介效應不存在，其中至少一個顯著，則需要進一步做Sobel檢驗，若Sobel統(tǒng)計上顯著，則具有中介效應，否則不存在中介效應；如果回歸系數(shù)α1、β1、χ1及χ2均顯著，說明存在部分中介效應。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果發(fā)現(xiàn)：財務舞弊行為的啞變量Fdum的均值為0.15，25和75分位值均為0，說明財務舞弊現(xiàn)象在我國上市公司分布存在著較大的差異，這與汪昌云和孫艷梅[18]研究結論一致。在管理層業(yè)績目標Goal1和Goal2中，均值分別為0.69和0.35，并且25分位數(shù)分別是-0.12和-0.23，說明在樣本公司中業(yè)績目標設置高于過去一期實際值與過去一期行業(yè)均值的樣本占大多數(shù)，股東設計目標時傾向于在過去一年的業(yè)績上提高難度，兩個指標間最小值和最大值之間存在較大的差異，說明樣本公司管理層業(yè)績目標設計難度差異較大。內部控制的最小值為0，最大值為0.093，均值為0.062，標準差為0.13，說明樣本公司內部控制有效性差異較大。

4.2 變量相關性分析

主要變量之間的相關性分析結果發(fā)現(xiàn)，Goal1與Fdum的相關系數(shù)為-0.017，Goal2與Fdum相關系數(shù)為-0.036，在1%水平下顯著，說明管理層的業(yè)績目標設置較行業(yè)平均水平定得高，有助于抑制財務舞弊行為，初步驗證了我們的假設H1a；內部控制與財務舞弊行為的相關系數(shù)顯著為負，說明內部控制有效性能夠抑制財務舞弊行為，這與韓飛和田昆儒[22]的研究結論相一致。Goal1與Index的相關系數(shù)為0.123，Goal2與Index相關系數(shù)為0.122，均在1%水平下顯著，說明管理層的業(yè)績目標設置較歷史水平或行業(yè)平均水平定得高，越能夠提升內部控制的有效性，因為有效的內部控制可以通過監(jiān)督、控制活動的改善以及風險評估等完成業(yè)績目標，初步驗證了我們的假設H2a。

4.3 回歸分析

4.3.1 管理層業(yè)績目標與財務舞弊行為

為了檢驗管理層業(yè)績目標對財務舞弊行為的影響是否可靠，同時排除多重共線性和異方差帶來的問題，表1的(1)～(2)列為Goal1的回歸結果。(3)～(4)列為Goal2的回歸結果。(1)和(3)、(2)和(4)列分別是帶年度行業(yè)固定效應的一元回歸，帶行業(yè)年度固定效應的多元回歸。結果顯示，管理層的業(yè)績目標設置較歷史水平或行業(yè)平均水平定得高與財務舞弊行為的系數(shù)均在至少5%水平下顯著為負，表明管理層的業(yè)績目標設置較歷史水平或行業(yè)平均水平定得高，能為管理層指明努力的方向，抑制財務舞弊行為，驗證了本文的假設H1a。

注:***,**,*分別表示回歸系數(shù)在1%,5%,10%水平上顯著;括號內為p值。下同。

4.3.2 管理層業(yè)績目標與內部控制有效性

表2 管理層業(yè)績目標與內部控制有效性回歸結果

表2的(1)～(2)和(3)～(4)列分別為管理層的業(yè)績目標設置較歷史水平與行業(yè)平均水平定得高對內部控制有效性的檢驗結果。(1)和(3)、(2)和(4)列分別是帶年度行業(yè)固定效應的一元回歸，以及帶行業(yè)年度固定效應的多元回歸。結果顯示，管理層的業(yè)績目標設置較歷史水平或行業(yè)平均水平定得高與內部控制有效性的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，說明管理層業(yè)績目標對內部控制有效性的正向影響比較穩(wěn)定，驗證了本文的假設H2a。

4.3.3 管理層業(yè)績目標、內部控制有效性與財務舞弊行為

表3的(1)～(3)和(4)～(6)列分別為管理層的業(yè)績目標設置較歷史水平與行業(yè)平均水平定得高的中介效應模型檢驗結果。(1)列中，Goal1的系數(shù)α1顯著為負，通過了中介效應的第一步，(2)列中，Goal1的系數(shù)β1顯著為正，通過了中介效應的第二步，列(3)為管理層的業(yè)績目標設置較歷史水平定得高與內部控制有效性同財務舞弊行為的系數(shù)χ1、χ2顯著為負，為了解決Logistic回歸方程與OLS回歸方程的尺度不同問題，本文參照方杰等[21]，先將回歸系數(shù)標準化，使得 Logistic回歸方程同OLS回歸的尺度相同，然后再進行中介效應分析，Sobel檢驗Z統(tǒng)計量的t值為4.14，在1%水平下顯著，證明了內部控制有效性在管理層業(yè)績目標同財務舞弊行為之間發(fā)揮了中介效應。同理，管理層的業(yè)績目標設置較行業(yè)平均水平定得高的中介效應也顯著。說明管理層的業(yè)績目標設置較歷史水平或行業(yè)平均定得高能夠通過提升內部控制有效性從而降低了財務舞弊行為。

表3 管理層業(yè)績目標、內部控制有效性與財務舞弊行為

續(xù)表3

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為了控制樣本選擇自偏差問題，本文通過采取PSM方法重新對中介效應模型進行了檢驗，具體做法如下，根據(jù)Goal1與Goal2的中位數(shù)將樣本分為目標設置較高組和較低組，構造匹配樣本。具體步驟如下:第一步，將目標設置較高組的企業(yè)作為處理組；第二步，將企業(yè)資產規(guī)模、資產負債率和銷售增長率等多方面特征降維為一個概率值，尋找到業(yè)績目標設置較高組的公司(處理組)多維度特征類似的配對樣本；第三步，采用了半徑匹配的方法對樣本進行匹配，根據(jù)匹配后的樣本對模型重新進行了檢驗。為了解決內生性問題，本文財務舞弊行為和內部控制有效性采取了滯后一期的值對其進行回歸分析，本文的結論依然得到支持。

為了驗證本文研究結論的可靠性，除了用兩種不同的指標進行穩(wěn)健性檢驗外，還采取了下列穩(wěn)健性檢驗措施。首先，2006年發(fā)生股權分置改革，股權分置改革有利于完善公司治理機制，約束財務舞弊行為，考慮這一自然事件對財務舞弊行為的影響，本文將樣本區(qū)間選在股權分置改革后。其次，將樣本數(shù)量非常少的行業(yè)(J、Q和O)刪去后、以及只保留樣本最多的制造業(yè)(C)重新進行回歸，以避免樣本行業(yè)分布不均對本文結果的可能影響，結果也與前文相一致。

5 結論與啟示

本文利用通過手工收集的 2002～2017年中國上市公司為樣本，進行實證分析。研究結果發(fā)現(xiàn)：(1)管理層業(yè)績目標較公司歷史基準或行業(yè)平均水平設定的要高有利于約束財務舞弊行為，主要原因在于讓管理層參與到業(yè)績目標基準的制定過程中，增強了管理層對于業(yè)績目標的公平性認知；此外，股東也會通過目標的差距對管理層的經(jīng)營活動進行監(jiān)管，管理層的財務舞弊行為容易被發(fā)現(xiàn)，這些均降低了管理層從事財務舞弊的概率。(2)目標設置為內部控制的建立和完善提供了經(jīng)營信息、指明了方向，提升了內部控制有效性。(3)管理層業(yè)績目標是通過提升內部控制有效性這一路徑來約束財務舞弊行為，說明激勵契約的業(yè)績目標設置能夠起到治理作用。

本文的研究結論具有重要的理論和實踐意義。(1)以往研究并未關注管理層業(yè)績目標設置是否有效合理，以及是否具有長期效果以激勵高管改善管理活動，而另一方面我國針對管理層的激勵政策強制要求設置業(yè)績目標，并且對業(yè)績目標的嚴謹性有一定要求，為本文的研究提供了實踐基礎。最終，本文的研究結論為理解公司管理層的業(yè)績目標設置是否會改善內部控制活動提供了新的證據(jù)，并且基于我國實際情況得出的研究結論也支持了最優(yōu)契約理論。(2)本文的研究還表明目標導向下的業(yè)績目標能夠為管理層的經(jīng)營活動提供方向，管理層并非完全追逐私利，在目標導向下管理層能夠提升內部控制活動有效性，而內部控制活動有效性的提升能夠抑制財務舞弊行為，本文的研究為內部控制活動的優(yōu)化與財務舞弊行為的治理提供了新思路。