權力強度、內控缺陷披露與大股東掏空行為變化

楊七中，韓建清，馬蓓麗

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

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權力強度、內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.南京大學商學院，江蘇 南京 210093；2.江蘇理工學院商學院，江蘇 常州 213001)

本文分別采用混合樣本和PSM配對樣本，通過研究2009年-2013年間上市公司內部控制缺陷披露前后的大股東資金占用情況，揭示內部控制對大股東掏空行為的影響，研究發現：內部控制水平能夠顯著抑制大股東的掏空行為，抑制效應一直持續到內控缺陷披露之后的第二年才衰減消失，但對大股東權力強度的抑制效應并不明顯。研究結論為兩者之間存在的因果關系提供更直接的證據，也為化解有關內部控制制度的“效益與成本”之爭提供證據支持。

權力強度；內部控制；掏空行為

一、引 言

自La porta, Lopez-de-Silanes和Shleifer(LLS，1999)[1]發現上市公司控股股東經常侵占小股東利益，存在“第二類代理”問題以來。大股東對上市公司伸出的“掠奪之手”以及掏空行為一直是學術界和實務界關注的焦點，“掠奪之手”伸出的時點以及程度不僅取決于大股東的動機和內外部監管環境，而且取決于上市公司的財務狀況，財務狀況優的上市公司更可能受到大股東的掠奪。另外承擔內部監管機制的內部控制制度越健全、越有效，則越能制衡大股東及經理層的權力強度、抑制大股東的掏空行為。因此，本文結合上市公司財務狀況，探討內部控制對權力強度、大股東掏空行為的中介作用機理。

一般認為，公司披露內部控制缺陷(Internal Control Weakness, ICW)意味著內部運營存在著嚴重問題，公司內部信息傳遞和權力監督制衡機制不能發揮應有的效力。考慮到這種情況，結合Biddle et al.(2009)[2]、Mei Cheng et al.(2013)[3]的發現，本文預期那些披露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，無疑又會受到來自公司內外部各種利益相關方的質疑和制約，公司為了繼續留在資本市場，預計會積極地采取矯正措施。這樣，相對于披露ICW之前而言，披露ICW之后的公司應該會主動整改并努力提高其內部控制水平，如果內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《企業內部控制基本規范》要求上市公司披露內部控制缺陷作為契機，研究內部控制能否制衡大股東權力強度，進而抑制大股東掏空行為，為內部控制有效性提供更為直接的因果關系證據。

文章其余部分安排如下：第二部分是理論分析和假設提出，第三部分是研究設計，第四部分是實證結果與分析，第五部分是穩健性檢驗，最后是結論。

二、理論分析和假設提出

(一)ICW披露前一年的內部控制、權力強度與大股東掏空行為

本文定義公司首次披露內部控制缺陷年度為T年，第一組假設是檢驗在首次披露內部控制缺陷前一年的大股東掏空行為(即T-1年)，披露內部控制缺陷意味著公司內部運營存在問題，財務報告質量不高，信息不對稱程度嚴重。嚴重的信息不對稱會導致大股東的道德風險和逆向選擇，進而產生掏空行為[4]。

首先，內部控制缺陷加劇了大股東的逆向選擇。在信息不對稱情形下，代理理論認為大股東及其代理人為了控制權收益私有化，會轉向掏空行為，例如通過盈余管理來占用上市公司資金[5]；定向增發中的利益輸送行為[6]；關聯交易進行掏空[7][8]；操控重大信息、披露虛假信息[9]；通過股權再融資進行掏空[10]。因此，本文預計內部控制缺陷公司存在較嚴重的大股東掏空行為，而內部控制有效公司的大股東掏空行為越可能受到抑制。

其次，內部控制缺陷增大了大股東的道德風險。當大股東和中小股東利益不相一致時，大股東為了控制權私人收益，具有侵占中小股東利益動機，特別是在內部控制存在缺陷，外部缺少監督機制的情形下，大股東更有機會操控不利于中小股東的信息來追逐自身利益，例如通過高估收入、低估成本披露虛假信息實現利益輸送[5]，通過真實盈余管理行為進行掏空[8]。因此內部控制缺陷公司的大股東掏空行為較嚴重，內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、商品或勞務獲取資金[5]；能夠以優惠的條件獲得貸款；能夠把上市公司的資產轉移到自己旗下的公司；以優惠的價格向自己發行股份稀釋小股東的權益[11]。大股東權力越集中，掏空行為就越嚴重，兩權分離度與公司價值負相關[12]，兩權分離度越高，大股東侵占中小股東利益越嚴重[13] [14]。本文認為，在披露ICW之前，控制組樣本公司的內控水平要高于ICW組，內部控制水平越高預計越顯著地抑制大股東權力強度，進而抑制掏空行為，此外，上市公司財務狀況越良好，就越能為大股東逆向選擇和道德風險的發生提供機會，大股東越有可能通過掏空行為實現其控制權私人收益，有效的內部控制系統應該抑制這種掏空行為的發生。

結合前期文獻，本文預期在首次披露內部控制缺陷前一年(即T-1年)，相對于內部控制缺陷公司，內部控制有效公司能夠抑制這種掏空行為，特別是當公司大股東權力強度高、公司財務狀況良好時，其內部控制抑制效應更顯著。借鑒Biddle et al.(2009)[2]，提出第一組假設：

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

H1b：在內控缺陷披露的前一年，在大股東權力強度高、公司財務狀況良好時，內部控制越有效就越能夠抑制大股東權力強度和掏空行為。

(二)ICW披露后兩年的內部控制、權力強度與大股東掏空行為

本文第二組的假設是內控缺陷首次披露之后的大股東掏空行為變化。本文預期披露內控缺陷會使得公司進行重大整改和變革，這些舉措預計會提高公司營運效率、改善財務報告質量，減少逆向選擇和道德風險引發的代理成本，約束大股東掏空行為，因而內部控制缺陷公司的掏空行為不再異于內部控制有效公司，即預期兩者內部控制抑制效應差異出現衰減甚至消失。

首先，披露公司內部控制缺陷能夠減少逆向選擇問題。披露ICW相當于向公司董事會、中小股東們傳遞了企業營運水平不高、財務報告質量低下等信號。一旦投資者和董事會認識到公司的內部控制系統存在缺陷，那么他們有可能要求公司進行整改、提高信息質量[15][16]，并且隨著信息披露程度的加強和信息透明度的提高，信息不對稱程度大大降低，逆向選擇情形大大緩解，大股東通過股票發行、盈余管理、關聯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，盈余持續性的增加以及現金流可預測性，內部控制抑制效應的差異應不再明顯[19]。

其次，披露ICW將導致公司內外部監督者們加強對公司的關注力度和層次，增進信息透明度，從而減少道德風險問題。比如監督者們會通過獲取更為獨立、更為交叉的信息，深入到公司的內部運營層面，關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務信息的偏差和錯誤數量，降低經理層建立個人帝國等代理成本，抑制掏空行為發生的概率。反過來說，這些舉措又會使大股東認識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，預期內部控制對權力強度的抑制效應差異亦會衰減消失。

因而，在確認和披露ICW之后，預期可以減少逆向選擇和道德風險問題，提高財務報告信息質量，降低信息不對稱程度和代理成本，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部控制有效性和大股東掏空行為之間的因果關系，形成了第二組假設：

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

H2b：在內控缺陷披露之后期間，權力強度高、財務狀況良好、內部控制有效公司的抑制效應衰減更顯著。

三、研究設計

(一)模型設計

本文采用兩種設計來獲取與內控缺陷公司進行比較研究的控制組樣本。第一種設計是以所有從未披露內控缺陷公司作為控制組樣本，稱之為混合樣本，這也是大多數文獻所采用的研究設計。第二種設計是基于傾向性評分法進行樣本配對，稱之為傾向性評分配對設計。

1. 混合樣本

本文分別對T-1、T+1和T+2三個年度的混合樣本，使用模型(1)檢驗假設H1a、H2a，使用模型(2)檢驗假設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是公司內部控制水平[20]，Wedge是大股東權力強度[8][12][14]，Overfin是公司財務狀況*Overfin的構造方法是首先對T-1年末經營活動現金流、凈資產報酬率和負的資產負債率三個指標進行十分位排序，然后計算三個指標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股權性質變量(Ownertype)，即中央國有和地方國有；②內部控制變量(DefectDeterminant)[16]，即規模、上市年齡和財務杠桿；③公司治理變量(Gov)[3]，即審計意見、四大審計、海外上市和成長性。最后控制了行業和年度變量對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

為了檢驗第一組假設H1a，用模型(1)對T-1年的數據進行OLS回歸，重點集中于虛擬變量Defect和交互項Defect*Overfin兩者的系數。在公司首次披露ICW前一年(即T-1年)，ICW公司相對于控制組公司而言，更容易受到大股東的掏空，反過來說，內部控制水平越有效，則掏空行為就越得到抑制，由于內部控制有效時Defect取值為1，則正如H1a預計的那樣，Defect的系數應顯著為負。為了檢驗H1b在模型(1)的基礎上增加了Wedge、Wedgesqr、Wedge*Defect三個變量，分別代表權力強度、權力強度平方項、權力強度和內部控制兩者交叉效應。在披露前一年，如果內部控制能夠有效抑制權力強度的話，則正如H1b預計那樣，交互項Wedge*Defect的系數應顯著為負，交互項Overfin*Defect的系數應顯著為負。

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

2. 傾向性評分配對

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

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

(二)樣本選擇

本文選取2009年～2013年五年間首次披露內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個公司年樣本量。關于控制組樣本，主要遵循以下步驟篩選：一是剔除了金融類公司；二是剔除了資產負債大于100%的公司；三是剔除了銷售增長率大于150%的公司；四是從未披露過內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個公司年樣本量。總之，無論是每個年度還是五個年度總和，控制組樣本數都遠遠大于缺陷組樣本數，為混合樣本設計和PSM配對法提供了較強的檢驗力度。數據分別來自深圳國泰安CSMAR數據庫和深圳迪博風險管理咨詢公司。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計分析

表2分別列示了混合樣本中的首次披露內部控制缺陷公司(即ICW組)和控制組公司的描述性統計量，為簡化起見，文中僅列示T-1年數值。在T-1年，總共得到7442個公司年混合樣本量，其中ICW樣本量是1056個，控制組樣本量是6386個，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的1.6%。這一數據比李增泉(2004)[19]和姜國華(2010)[7]文中的數值偏小，但是符合大股東資金占用呈現出逐漸降低的變化趨勢，尤其是在2003年之后具有相當大的減少，這或許與中國證監會2003年6月起特別關注上市公司關聯資金往來有關[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，都是標準化后的控制權和現金流權分離度，由于在檢驗模型中直接納入第一大股東兩權分離度及其平方項會引起共線性問題，故我們對第一大股東兩權分離度進行中心化處理。其他控制變量的描述統計值基本和先前文獻相一致，表明本文樣本具有代表性。

表2 變量描述性統計

(二)相關性分析

所有解釋變量相關系數表明解釋變量之間共線性不強，符合OLS回歸假設*限于篇輻，相關系數表未列示，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樣本的實證結果

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回歸對比，可知在ICW披露前一年，兩組Defect系數分別為-0.357(t值是-2.83)和-0.476(t值是-3.05)，即內部控制越強，則資金占用越少，表明內部控制在1%顯著水平抑制大股東資金占用。兩權分離度Wedge系數分別為-0.073(t值是-0.74)和0.062(t值是0.40)，表明權力強度對大股東資金占用無顯著影響，Wedge*Defect和Overfin*Defect的系數在兩組樣本中均不顯著，表明內部控制水平對大股東權力強度和先驗財務狀況并無顯著抑制效應，結論支持H1a，但不支持假設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+2三年數值；“*** ”、“** ”和“* ”分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；下方括號內是t值。

列②③分別報告了T+1和T+2兩年資金占用變量在混合和PSM兩組樣本的OLS回歸對比，即披露ICW之后內部控制整改、提高對大股東資金占用情況的影響，并與T-1年結果進行比較。可以看出在T+1年，兩組Defect系數分別為-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顯著負相關，內部控制對大股東權力強度和先驗財務狀況仍然沒有顯著抑制效應，一方面說明ICW公司大股東的資金占用持續高于控制組公司，另一方面也說明ICW公司內部控制整改和提高舉措尚未發揮應有的抑制效應。

值得注意的是，與T-1、T+1兩年不同，T+2年的兩組Defect系數分別為0.075(t值是0.46)和0.062(t值是0.30)，與被解釋變量ORECTA_T+2不再顯著負相關，表明內部控制有效地發揮了抑制效應。Overfin*Defect系數不顯著，表明內部控制對先驗財務狀況仍然沒有顯著抑制效應。內部控制與大股東權力強度交互項Wedge*Defect的系數在混合樣本組是-0.141(t值是-1.67)，在10%顯著水平上顯著負相關，而在PSM樣本組，該系數是-0.126(t值是-1.03)，并不顯著。考慮到PSM配對樣本更少受到內生性影響，相對于混合樣本而言，其結果更為穩健，所以并不能說明內部控制對大股東權力強度具有顯著抑制效應。其他變量和前兩年結果基本一致，支持假設H2a，不支持假設H2b。

比較發現，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)仍然繼續存在顯著差異，直到第二年才消失，一方面表明內部控制對大股東資金占用發揮了顯著的抑制效應，另一方面也表明ICW組內部控制的整改和提高存在抑制時滯性。控制組和ICW組對大股東權力強度在ICW信息披露前一年和后兩年的抑制效應并不存在顯著差異，結論支持H1a、H2a，不支持H1b、H2b。

五、穩健性測試

(一)考慮自選擇偏差的處理效應模型分析

傳統最小二乘法分析是建立在內部控制缺陷外生性假設基礎之上，但是內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參數不再具有無偏性、一致性。本文選用處理效應模型(Treatment Effect Model)校正自選擇性帶來的偏差，重新檢驗內部控制缺陷和大股東資金占用的關系。

本文參考Doyle et al.(2007b)[16]選取營業收入增長率(Growth)、第一大股東持股比(Shar1)、董事會規模(Boardsize)、董事長兼職總經理(Duality)、總資產收益率(Roa)、市值(Tobin)六個外生變量作為影響公司內部控制缺陷的因素。第一階段采用Probit模型，用Defect作為因變量對上述六個外生變量作為自變量進行回歸，計算出自選擇系數λ。第二階段將自選擇系數λ作為新的內控缺陷回歸變量代入OLS模型，再次檢驗內部控制缺陷與大股東資金占用關系。本文建立如下兩階段處理效應模型：

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)

結果發現，在內控缺陷披露的T-1、T+1和T+2三個年度，自選擇系數λ均不顯著，說明內部控制缺陷披露和大股東資金占用之間不存在嚴重自選擇問題，控制內生性后的兩階段處理效應模型和簡單OLS回歸結果基本一致*限于篇輻，穩健性測試結果未列示，有興趣的讀者資料備索。。

(二) ICW公司整改效果檢驗

假設H2a的實證結果是基于披露內部控制缺陷信息能夠促進公司內部控制水平整改，從而減少大股東資金占用。因此，本文特別檢驗大股東資金占用的改變，是發生在那些進行內控整改的公司還是沒有進行整改的公司。

筆者進一步將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，即在下一個年度沒有繼續披露ICW，這意味著公司進行了內控整改和提高；另一類是未改組，即在下一年度繼續披露ICW，這意味公司并未進行實質性的內控整改和提高。再次回歸分析，發現對于整改組，大股東資金占用變化與表3中一致，特別明顯地是，從T+1年開始內部控制水平Defect的系數就不再顯著為負，T+2年持續不再顯著為負，表明大股東資金占用從T+1年即顯著減少。而對于未改組，從T-1到T+2三年內部控制水平Defect的系數一直顯著為負，表明大股東資金占用情況沒有發生變化，ICW組整改效果檢驗再次揭示了內部控制水平和大股東資金占用兩者之間的因果關系。

六、研究結論

本文研究了我國自2008年《內部控制基本規范》頒布以來，在上市公司首次披露內部控制缺陷之前和之后對大股東資金占用的影響。發現在內部控制缺陷披露的前一年，相對于那些沒有披露內部控制缺陷的上市公司而言，披露內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。然而當披露內部控制缺陷信息并伴隨著整改實施之后兩年，資金占用情況得到緩解或消失。但是本文也發現上市公司財務狀況不是影響大股東資金占用的因素，內部控制對大股東的權力強度亦缺乏明顯的抑制效應。

本文的發現支持了“無效的內部控制會加大上市公司大股東進行逆向選擇和道德風險” 和“披露內部控制缺陷能夠引起中小股東和其他利益相關方的關注和監督，改善公司內部運營水平、提高財務報告質量，最終降低第二類代理成本”等理論假說，為研究內部控制和大股東掏空行為抑制之間的因果關系提供了更為直接的證據，但未能發現內部控制對大股東權力強度存在明顯抑制效應，這或許在某種程度上反映出了我國大股東權力制衡的制度現實與困境。最后，在筆者的知識范圍內，本研究是國內為數不多的將內部控制缺陷披露與大股東資金占用相聯系，也是自2008年《內部控制基本規范》頒布以來，關于“成本效益”之爭中為數不多的為“效益觀”提供證據的研究之一。

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(責任編輯: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

國家自然科學基金資助項目(71502130)；教育部人文社會科學基金資助項目(14YJC630161)；江蘇省教育廳高校哲學社會科學研究資助項目(2014SJB433)

楊七中(1978-)，男，江蘇徐州人，南京大學會計學博士，江蘇理工學院商學院講師；韓建清(1971-)，男，江蘇靖江人，江蘇理工學院商學院講師；馬蓓麗(1981-)，女，江蘇常州人，江蘇理工學院商學院講師。

F713.55

A

1004-4892(2016)01-0074-09