內部人控制、股權集中度與國企會計信息質量

（山西財經大學會計學院 山西太原030006）

一、序言

會計信息質量高低不僅影響企業決策的有效性，而且會對證券市場資源有效配置以及政府宏觀政策產生重要影響，還能夠降低管理者尋租機會和自利行為等。但目前我國國企會計信息質量仍存在不少問題，2017年6月23日，審計署發布的《2016年度中央預算執行和其他財政收支的審計情況》指出，有18戶央企采取虛構業務、人為增加交易環節、調節報表等方式，近年累計虛增收入2 001.6億元、利潤202.95億元，分別占同期收入的0.8%和利潤的1.7%。這使會計信息質量再次成為人們關注的焦點問題。導致會計信息失真的原因很多，如公司內部制度的不完善，社會審計監督不力等，而從2017年查處的國企腐敗案件發現，高管舞弊行為與股權分散形成的內部人控制是重要原因。因此，有必要研究內部人控制與國企會計信息質量的關系，以及股權集中度對這一關系的影響，以期找到新的有效保障會計信息質量的路徑。

當前對會計信息質量影響因素研究的文獻可大致分為兩類：一是主要關注外部因素的影響，包括環境因素（鄭槐淼等，2003）、法律因素（LaPortaeta1，1997）、會計準則（Shleifer，1999； 王躍堂，2001）、機構投資者（Taylor，1990；Coffee，1991）、媒體關注（Duck and Zingales，2002；葉青，2012）、產品市場競爭（Birteta1，2006；張程睿，2008；伊志宏等，2010）、數據庫技術（楊周南，1999；W.E.Mcrthy，1982）、新會計制度（劉偉琴，2006）等。二是關注企業內部因素的影響，包括企業因素和“人”的因素兩類。企業因素包括審計委員會（Xie，2003；吳國萍，2012）、股權結構（Beasley，1996；陳漢文，1999等）、內部控制環境 （陳漢文，2000；Doyle，2006）、會計技術的發展（楊世忠，2005）、會計的穩健性（李遠鵬，2006；Watts，2003）、經營風險 （Jan Barton，2001；張勁松、陳旭，2004）、企業對反傾銷的應對 （Matschke and Schottner，2010）、公司規模（Lang and Lundolm，1993）、公司業績指標 （Bowman and Haire，1975）、資產減值計提（Strong and Meyer，1987）、公允價值計量（Douglas Breeden，1990）、XBRL（Hunton，2003；沈穎玲，2004）、ERP 系統的應用 （Joseph，2005）、內部審計（Ryan et al，2005）、文化因素（Hofstede，1984）、會計數據、會計系統（莊明來，2010）等。“人”的因素，包括倫理道德（Bernardi and Arnold，1997）、會計人員的工作態度（曾明，2003等）、財務高管的行為 （Li et al，2010；王進朝、陳麗，2010）、董事會人數 （Park and Shin，2004）、獨立董事比例（Beasley，1996；崔學剛，2004）、董事長和總經理兩權合一（崔學剛，2004；殷楓，2006）、第一大股東（陳巖，2012）、終極控股股東 （劉建民，2012）、管理層持股比例（David，2000）、會計信息需求者（龔光明、陳文婕，2009）、董事會特征（Rosenstein and Wyatt，1990）等。

綜上，關于會計信息質量影響因素的研究文獻很多，但尚未有學者研究內部人控制對會計信息質量的影響。因此，本文選擇2014—2016年我國國企上市公司的數據，研究內部人控制對國企會計信息質量的影響，以及股權集中度對二者的調節作用。研究表明國企中內部人控制程度越高，會計信息質量越低；第一大股東持股比例強化了內部人控制與國企會計信息質量的負相關關系，降低了會計信息質量。

二、理論分析與研究假設

（一）內部人控制與會計信息質量

“內部人控制”對會計信息質量的影響主要基于內部控制理論與委托代理理論。在國企中，存在以下兩個層次的委托代理關系：股東與董事之間的委托代理關系和董事與經理之間的委托代理關系。其中，董事處于治理結構中的樞紐位置。因此，董事會的構成與董事會發揮作用的程度將對公司產生決定性的影響。在公司內部存在內部人控制時即董事兼任經理人員，而監事會作用又不充分的情況下，董事與經理的責任、權利和義務就很難界定清楚，從而經理人員有更多的機會濫用職權謀取私利達到侵犯所有者權益的目的（于東智，2001）。其次，由于內部人控制造成的雙方信息不對稱，在獲取信息程度、信息質量等方面存在差異，使得其中一方參與者有空可鉆，在交易中為了最大化地實現自己的利益，采取隱瞞、扭曲信息等方式，存在隱瞞、錯報、謊報或遲報信息給所有者的現象，進而導致會計信息質量失真。

眾所周知，在國有企業中，事實上由于每個層級的委托人都不具備直接享有企業剩余索取權的權利，從而失去對代理人進行監督與約束的動機，造成委托代理關系中，委托人事實上的虛置現象，即所有者缺位，從而形成內部人控制問題。一般說來，企業中所有者的利益與經營者的利益是一致的，但有時也會存在分歧，由于目標不一致，雙方之間的利益就會產生背離，進而造成所有者和經營者之間的利益沖突，由于內部人掌握著公司經營管理的信息優勢，內部人往往為了自身的利益，會利用信息優勢進行欺詐，具體表現在虛假信息的披露，內部人為掩蓋公司經營不善導致的業績下滑或虧損，對財務報告信息進行技術性的處理；為掩蓋關聯交易等利益輸送行為，對涉及關聯交易等某些重大事項的信息披露進行故意遺漏等，出現了偽造會計信息的行為，最終導致企業會計信息失真。

另一方面，根據內部控制理論，健全完善的內部控制制度有利于保證會計信息的真實性和正確性。這是因為有效健全的內部控制制度可以及時地提供可靠的管理情報，為企業決策者和有關部門領導提供計劃、資金投放等可靠的決策依據。而目前由于企業內部存在內部人控制問題，導致缺乏必要的約束，領導的意志經常會凌駕于企業的內部控制制度之上，使設計良好的內部控制經常失效。為了個人的利益，極有可能向外界提供虛假的、令人誤解的會計報告。例如，出于自身利益或局部利益的考慮，在某些情況下控股股東會避開或指使下級避開某些預定的控制程序，從而使內部控制制度形同虛設（趙偉，2009）。綜上提出以下假設：

假設1：內部人控制程度與國企會計信息質量負相關。

（二）股權集中度對內部人控制與會計信息質量關系的影響

我國國有上市公司普遍存在著較為嚴重的“所有者缺位”問題，而這種所有者缺位的國有股在上市公司中往往處于“一股獨大”局面（劉芍佳，2003）。國有股“一股獨大”使得上市公司的控制權掌握在國家手中，而通過上述分析我們知道，國有股的有效持股主體是缺位的。一方面，董事長和總經理只是單純的代理者，他們掌握公司的控制權和經營權，但剩余索取權則是由國家法人所有，經營權和控制權同剩余索取權的分離，使得內部人為了彌補剩余索取權的缺失而利用手中的權力，采取利己主義行為，導致了公司治理結構中的機會主義傾向和經營行為的扭曲。內部人對公司控制權的行使更加傾向于內部人自我利益的實現，同時為維持其對公司的控制權，促使經理人員與上級主管官員搞好關系，從而產生尋租行為，經理人員與上級官員的合謀進一步縱容了內部人控制，從而帶來了一系列的會計信息失真問題。

另一方面，作為國有股權代表的董事會成員本身就是大股東 （國有股）的代理人，而非像一般市場經濟國家處于資產委托方的角色。我國上市公司中的董事會成員既然也是代理人，就必然和經理人員一樣有著偏離全體股東利益的動機。按照經濟學有關代理的理論 ，代理行為產生的代理風險經濟后果不應由中間委托人承擔，而是應該由初始委托人承擔，而事實上初始委托人又不能到位。其結果是國有資產管理者和經營者個個是所有者，而最終是個個都不愿意也不可能承擔經濟責任。在我國，不少上市公司的董事會成員和經理層人員大都由原國有企業的高管人員組成，董事會實際上被公司內部高管人員所把持，進而加劇了內部人控制問題的產生，影響了會計信息質量。綜上提出以下假設：

假設2：股權集中度強化了內部人控制對國企會計信息質量的負向效應。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2014—2016年深交所和上交所全部A股上市公司作為研究樣本。為了降低特殊值和極端值對本文研究結果的影響，本文在初始樣本的選取上做了相關處理，最終確定2 657個樣本觀測值。其中，2014年樣本總數為866家，2015年樣本總數為873家，2016年樣本總數為918。所用的數據中大部分財務指標取自國泰安CSMAR數據庫，并以公司的招股說明書、年度報告為準，手動搜集了董事與經理兼任人數，同時，為了使數據具有準確性，本文還通過和訊網、巨潮網等網站進行了數據比對。

（二）變量設計及說明

1.會計信息質量。由于無法直接對會計信息質量進行計量，本文采用盈余管理作為會計信息質量的替代變量，并采用應計利潤分離法對盈余管理程度進行度量。目前，相關學者的研究文獻中介紹了很多盈余管理的度量模型，結合我國資本市場的實際情況，本文選用截面修正的Jones模型、采用應計利潤分離法度量盈余管理程度，即通過模型計算出可操縱性應計項目的絕對值|DA|作為盈余管理程度的替代變量。

2.內部人控制。在眾多學者的研究成果中，何浚（1998）較早對我國上市公司內部人控制進行了研究，他引入了“內部人控制度”概念，即NK=內部董事人數/董事會成員總數。馮彩和高波（2004）在研究中引入了變量M=董事長兼總經理/總董事數。本文將用這兩個變量計量內部人控制。

3.股權集中度。目前，衡量股權集中度的方法很多，包括采用第一大股東持股比例、公司前十大股東持股比例之和等。本文主要采用王化成和佟巖（2006）的研究指標，用第一大股東持股比例FIRST度量股權集中度，FIRST的值越大，說明股權越集中。

4.控制變量。本文主要研究內部人控制與盈余管理的關系，因此，要對內部人控制之外影響盈余管理的因素加以控制。王躍堂（2000）研究發現影響盈余質量的因素包括公司治理結構、公司經營水平和年度等，陳克兢（2017）在研究中說明了盈余管理的控制變量包括企業績效、財務杠桿、公司規模、董事會規模、監事會規模、獨立董事比率、自由現金流、其他應收款比率和年度。本文為使研究結果更具精準性，借鑒陳克兢（2017）的研究設置本文的控制變量。

本文使用的具體指標及其計算方法見表1。

（三）模型構建

為檢驗本文研究假設，設計以下模型：

1.內部人控制對盈余管理的影響。

|DAi，t|=β0+β1NKi，t+β2ROAi，t+β3LEVi，t+β4SIZEi，t+β5BDSi，t+β6BSSi，t+β7INDi，t+β8CFi，t+β9ORi，t+β10YEAR+β11INDUSTRY+εi，t

2.股權集中度對內部人控制與盈余管理關系的調節作用。

|DAi，t|=β0+β1NKi，t+β2FIRSTi，t+β3NKi，t×FIRSTi，t+β4ROAi，t+β5LEVi，t+β6SIZEi，t+β7BDSi，t+β8BSSi，t+β9INDi，t+β10CFi，t+β11ORi，t+β12YEAR+β13INDUSTRY+εi，t

四、實證分析

（一）描述性統計分析

本文采用|DA|衡量盈余管理程度，|DA|的值越小，上市公司的盈余管理程度越低，則會計信息質量越高。根據樣本公司2014年、2015年和 2016年相關的財務數據，本文運用修正的Jones模型對可操縱性應計項目DA和|DA|進行計算，具體的描述性統計分析結果見表2。

從表2可知，盈余管理程度的最大值為15.45，最小值為0，均值為0.0801，偏向最小值，表明大部分樣本公司的盈余管理水平都很低，且趨近于0，只有很少部分企業會選擇進行大規模的盈余管理。內部人控制度NK的最大值為0.909，最小值為0，均值為0.197，可見，我國國企總體的內部人控制度狀況較好，根據最大值與最小值的差距，可以發現各公司之間內部人控制度的差距較大，表明各公司在披露的會計信息質量上高低不同。資產負債率的最小值為1.561，最大值為268.1，均值為51.37，說明樣本公司的資本結構中債務比重相對較高，具有一定的財務風險，由最小值和最大值之間的差異可看出，各上市公司之間的資本結構差異較大，財務風險差異也較大。公司規模的最小值為18.37，最大值為28.51，均值為22.81，可見樣本在公司規模方面差異不大。第一大股東的持股比率均值為39.26，最小值為7.14，最大值為99，可見我國國企中股權相對集中。董事會規模的最大值為 3.04，最小值為 1.09，均值為 2.19，可知董事會人數相差不大。獨立董事比率的最小值為0.23，最大值為0.8，均值為0.37，可見國企中獨立董事人數均占3%。監事會規模的最小值為0，最大值為2.48，均值為1.38，監管還可以。自由現金流的最小值為-1.7，最大值為 1.7，均值為0.03，其他應收款的最大值為0.7，均值為0.02。

此外，資產負債率的標準差最大，為21.08，說明各公司在資產負債率方面的差異較為明顯，股權集中度的標準差次之，為15.33，差異也較大，其他變量的標準差都較小，不存在太大的差別。

（二）多元線性回歸分析

為了驗證研究假設，本文將使用|DA|度量盈余管理程度，并使用stata對數據進行多元線性回歸處理。

1.內部人控制與盈余管理的回歸結果分析。從下頁表3中可以看出，模型中R2值（0.2074）和調整后的 R2值（0.0043）較小，但是模型的F值較大，為40.93，并且在1%的水平下顯著，說明模型有意義。內部人控制度與盈余管理的回歸系數為 0.2856，t值為2.95，在1%的水平下顯著，假設1成立，內部人控制度對盈余管理程度具有正向影響，即二者具有顯著的正相關關系，內部人控制度越高，盈余管理程度越高。結果也說明國有企業的內部人控制度越低，越有利于抑制管理者的盈余管理行為，從而國企的會計信息質量越高。

在控制變量方面，自由現金流的系數為0.113，t值為2.80，在1%的水平下顯著，可見，自由現金流與盈余管理程度具有正相關關系，認為在國企中擁有較高自由現金流的同時，其經理人與股東的利益沖突更為嚴重，管理者為了追求個人利益與聲望，可能會背離股東利益，采用盈余管理的方式獲得更多的個人利益。資產負債率LEV的系數為0.0023，t值為2.56，與盈余管理正相關，在5%的水平下顯著，表明隨著公司資本結構中負債比重的增加，債權人出于對自身利益的考慮會對上市公司實施更為嚴格的監督，因此，隨著公司負債水平的增加，公司管理者進行盈余管理的程度會逐漸降低。公司規模這一控制變量與盈余管理之間具有顯著的正相關關系，回歸系數為0.49，在1%的水平下顯著，與我們的預期一致，研究顯示，國企規模與其進行真實活動盈余管理程度為正相關關系，國有企業的規模越大，公司資產越多，公司內部治理就越困難，就可能容易出現真實活動盈余管理行為，不過目前學術界關于公司規模與盈余管理關系并沒有給出統一的結論。與前人研究不同，本文董事會規模（BDS）與盈余管理程度的相關性并不明顯，表明董事會規模對企業的盈余管理行為影響不大。與董事會規模一致的是，獨立董事比率（IND）、監事會規模（BSS）、其他應收款比率（OR）和總資產報酬率（ROA）對企業盈余管理程度也無顯著影響，進一步表明這些因素對企業盈余管理程度的高低并無制約作用。

表1 變量定義及說明

表2 描述性統計分析結果

表3 整體樣本回歸系數表

表4 內部人控制度、股權集中度與盈余管理的回歸結果

2.內部人控制、股權集中度與盈余管理的回歸結果分析。本文引入股權集中度作為調節變量，進一步檢驗股權集中度在內部人控制與盈余管理的關系中的調節作用，具體的回歸分析結果見表4。

由表4可知，雖然模型的R2和調整R2較小，但模型F值較大，為37.84，在1%的水平下顯著，說明該模型有意義。內部人控制度與第一大股東持股比例的交互項NK×FIRST回歸系數為0.03，在1%的水平顯著，表明第一大股東持股比例強化了內部人控制與盈余管理的正相關關系，即隨著第一大股東持股比例的增加，內部人控制度對國企會計信息質量的負向影響越嚴重，支持假設2。

（三）穩健性檢驗

為了確保研究結論的穩健性，本文對前文提到的所有回歸模型進行了穩健性檢驗，采用資產負債表法重新計算了總應計利潤TA和可操縱性應計項目DA和|DA|，并以重新計算后的變量數據替代前文回歸中使用的變量，通過二次分析重新對盈余管理進行度量，其次采用了內部人控制度的替代變量，即M=董事長兼總經理/總董事數作為被解釋變量。1表示的是董事長與總經理兩職兼任，0表示董事長與總經理分開設置。回歸結果與前文結論一致，因此，本文的實證結果具有穩定性。

五、結論與政策建議

本文研究結論在于：內部人控制對國企會計信息質量具有負向影響。股權集中度強化了內部人控制對國企會計信息質量的負向影響，表明隨著第一大股東持股比例的增加，內部人控制度對國企會計信息質量的負向影響越嚴重。據此，提出以下政策建議：（1）優化股權結構，在保障國家對國企控制權的基礎上，盡可能分散國企股權，提高股權制衡度。（2）加快國企公司制改造，完善公司治理機制；努力推進職業經理人制度，建設董事會決策民主化制度和企業內部控制制度，以有效遏制內部人的產生和內部人控制行為的發生。（3）加強對國企披露信息行為的規范，在充分、真實披露會計信息的基礎上，充分披露公司治理、內部控制的相關信息，以便外部利益相關者進行有效監督。