丁鴻雁 陳笑笑

摘要：文章選取 2012—2016 年全部A股上市公司作為研究樣本，從公司治理的角度，運用公開數(shù)據(jù)實證檢驗了高管變更與內(nèi)部控制缺陷披露間的相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果顯示：高管非正常變更能夠傳遞公司存在內(nèi)部控制缺陷的信號。進一步區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)發(fā)現(xiàn)，高管非正常變更與內(nèi)控缺陷披露的正相關(guān)關(guān)系，在非國企中得到加強。研究結(jié)論為探究高管變更事件背后的深層動因提供實證支持，進而對規(guī)范高管變更的相關(guān)信息披露機制進行補充和拓展。

關(guān)鍵詞：高管變更；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；內(nèi)部控制缺陷

一、引言

進入新世紀以來，政府對于企業(yè)內(nèi)部控制監(jiān)管的要求愈加嚴格，如《內(nèi)部控制評價指引》規(guī)定，在對外披露自評報告時，企業(yè)要對“內(nèi)部控制缺陷的整改情況及重大缺陷擬采取的措施”進行披露，深交所發(fā)布的《股票上市規(guī)則》明確規(guī)定：收到的審計意見類型為無法表示意見或否定意見的上市公司會被實行退市風險警示。在此重壓之下，上市公司在察覺到公司存在內(nèi)部控制重大缺陷時，將會如何反應(yīng)，我們尚不可知。與此同時，近年來頻頻出現(xiàn)的高管變更事件備受關(guān)注，根據(jù)變更原因可以把高管變更分為兩類。一是正常變更，指不涉及公司治理機制變動的常規(guī)人事變動；二是非正常變更，是公司內(nèi)外部治理機制下發(fā)生的高管人員更換。非正常變更能夠體現(xiàn)公司治理層對改善公司內(nèi)控作出的主觀努力，進而能夠間接反映出公司內(nèi)控存在的問題，因此，本文重點對非正常變更進行研究。

學者研究高管變更包含的信息含量多從變更前后市場反應(yīng)著手，如吳良海等（2013）研究了高管變更前后一個窗口期內(nèi)，公司的累計超額收益率變化情況。研究發(fā)現(xiàn)高管變更具有信息含量。本文從內(nèi)部控制缺陷的角度出發(fā)，將高管變更與內(nèi)部控制缺陷聯(lián)系起來，把高管非正常變更事件作為公司存在內(nèi)控風險的信號，考察發(fā)生高管非正常變更的公司在變更當年是否會披露內(nèi)部控制重大缺陷，以此驗證高管非正常變更的信號傳遞作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）高管變更與內(nèi)部控制缺陷

內(nèi)部控制系統(tǒng)旨在為股東提供真實可靠的財務(wù)報告，當內(nèi)部控制系統(tǒng)存在缺陷時，可能會導(dǎo)致錯報，進而影響股東的正常決策。而內(nèi)部控制系統(tǒng)的有效性在很大程度上依賴于處于高管監(jiān)管之下的控制程序的有效運行，因此高管的盡責程度是內(nèi)部控制系統(tǒng)有效運行的一個關(guān)鍵因素。然而，內(nèi)部控制系統(tǒng)也有可能被高管利用以進行自利行為，即那些旨在約束管理層行為的控制程序可能被高管操縱，Dahya（2002）等人的研究都表明管理層權(quán)力能夠影響公司的經(jīng)營活動。因此，當公司治理層識別出公司的內(nèi)部控制缺陷是管理層的失職所致時，可能通過解雇高管這一極端約束機制及時止損。Chang and Wong（2009）證實高管變更是公司治理中的一種違約懲罰機制，只有在非正常變更過程中才能體現(xiàn)對高管的約束作用。

當前我國內(nèi)部控制監(jiān)管要求對于公司存在的內(nèi)部控制缺陷必須及時進行整改并在下一年度就整改情況進行披露，在此重壓之下，代表股東利益的董事們，出于對內(nèi)控缺陷會損害公司聲譽進而觸及股東利益的考慮，當他們認為公司存在內(nèi)部控制缺陷的可能性很高時，可能也會在披露缺陷之前提前解雇高管，轉(zhuǎn)而聘請更有能力的繼任高管來修復(fù)缺陷。因此，高管非正常變更可能預(yù)示著公司已經(jīng)存在內(nèi)部控制重大缺陷。據(jù)此提出假設(shè)：

H1：相對于高管正常變更，高管非正常變更的公司當年存在內(nèi)部控制缺陷的概率更高。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

直至當前，我國國企高管聘任模式仍然是計劃經(jīng)濟體制下的“行政化”模式。根據(jù)（張維迎，2014；Kato and Long，2006）等人的研究，除企業(yè)業(yè)績外，高管的政治表現(xiàn)也是政府進行高管選聘時的一個重要考量因素。這在某種程度上弱化了高管變更與內(nèi)控缺陷之間的敏感度。從中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，高達90.9%的國企高管在就任前曾有在政府相關(guān)主管部門工作的經(jīng)歷。因此，他們與國有大股東們有著密切的關(guān)系，大股東們不會因為公司風險過高就直接解雇這些高管人員。

顯然，在決定國企高管去留時，評價體系并不是單一化的。這通常會導(dǎo)致兩方面的結(jié)果：從公司治理的角度來看，公司治理層利用解雇高管這一契約懲罰機制制約高管、修復(fù)缺陷的手段受到行政化的選拔模式的影響而收窄；從高管自身角度分析，由于政治擔保成本的存在，國企高管會將更多的注意力和資源投入到自身政治前途上（王艷艷，2013），通過積極進行內(nèi)部控制建設(shè)以向國有大股東傳遞信號以免于被解雇的動機更低?？偟膩碚f，相比于非國企，國企存在內(nèi)部控制缺陷對高管變更的影響更小。據(jù)此提出假設(shè)：

H2：相對于未發(fā)生高管變更和國有控股公司高管變更的公司，非國有控股公司高管非正常變更的公司存在內(nèi)部控制缺陷的概率更高

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2012-2016年全部A股上市公司的數(shù)據(jù)作為研究樣本。內(nèi)部控制重大缺陷數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫中的內(nèi)部控制審計報告、內(nèi)部控制自我評價報告以及其他公告。為了保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文剔除了金融類、數(shù)據(jù)缺失以及被ST、*ST 處理的公司。經(jīng)過以上篩選，獲得8471個有效樣本數(shù)據(jù)。本文利用EXCEL2010對樣本數(shù)據(jù)進行預(yù)處理，進而用Stata13.0對數(shù)據(jù)進行實證分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量。ICW為公司存在內(nèi)部控制重大缺陷的虛擬變量，如果上市公司當通過內(nèi)部控制自我評價報告、內(nèi)部控制審計報告或其他公告披露內(nèi)部控制重大缺陷，則ICW=1，否則ICW=0。

2.解釋變量。Depa為高管變更虛擬變量，如果上述公司當年發(fā)生了高管（董事長或總經(jīng)理）變更則Depa=1，否則Depa=0。為了考察高管非正常變更和正常變更在信號傳遞的強弱程度是否存在差異，本文將Depa進一步細分為Depa1和Depa2，其中Depa1表示高管非正常變更，若當期發(fā)生高管非正常變更則取1，否則取0；Depa2表示高管正常變更，若當期發(fā)生高管正常變更則取1，否則取0。為了對比兩種情況下出現(xiàn)內(nèi)部控制缺陷的區(qū)別，進行分樣本進行回歸時互相不計入樣本。

State為上市公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)虛擬變量。如果當期發(fā)生高管變更的上市公司最終控制人為國家，則State=1，否則State=0。

3.控制變量。為控制其他外部因素對內(nèi)部控制重大缺陷的影響，本文參照陳麗蓉（2010）、齊堡壘、田高良（2010）及其他學者的研究，選取公司規(guī)模（Lnsize）、總資產(chǎn)報酬率（Roa）、成長性（Growth）、資產(chǎn)負債率（Lev）、經(jīng)歷重大資產(chǎn)重組（Restruct）、董事會會議次數(shù)（Board）、董事長兼任總經(jīng)理（Same）、國際四大會計師事務(wù)所審計（Big4）作為控制變量。本文變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

為驗證假設(shè)1中高管非正常變更與公司內(nèi)控缺陷的關(guān)系，運用模型1來檢驗：

ICW=β0+β1Depa/Depa1/Depa2+β2State

+β3Ln Size+β4Board+β5Big4+β6Restruct+

β7Lev+β8Growth+β9Roa+β10Year+β11Industry+ε（1）

設(shè)立模型2考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對高管非正常變更信號傳遞作用的影響：

ICW=β0+β1Depa1+β2State+β3Depa1 ×State+β4Ln Size+β5Board+β6Big4+

β7Restruct+β8Lev+β9Growth+β10Roa+β11Year+β12+Industry+ε（2）

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1描述了2012—2016年發(fā)生高管正常變更、非正常變更和未發(fā)生變更的公司年分布情況。可以看出，在五年的樣本公司中有3104家公司發(fā)生了高管變更事件，其中2105家為高管正常變更，999家為高管非正常變更，約1/3的高管變更是非正常變更。整體來看，發(fā)生高管變更的樣本公司數(shù)量是逐年上升的，這說明公司開始逐漸利用高管變更這一約束懲罰機制來完善公司治理。

根據(jù)高管變更公告中的原因表述，本文將高管變更原因進行了匯總。正常變更指不涉及公司治理機制的常規(guī)人事變動，包括退休、控股權(quán)變動、結(jié)束代理、任期屆滿、工作調(diào)動、健康原因。非正常變更原因是公司內(nèi)外治理機制下發(fā)生的發(fā)高管人員更換，包括完善治理結(jié)構(gòu)、個人原因、解聘、辭職、涉案、其他等。

（二）多元回歸分析

本文首先檢驗了各變量間的相關(guān)系數(shù)，內(nèi)部控制重大缺陷（ICW）在1%水平上，與Depa和Depa1顯著正相關(guān)，這與假設(shè)1的預(yù)期一致。除主要變量外，其余各變量間相關(guān)性系數(shù)均在0.4以下，因此模型受多重共線性影響較小。

表2列示內(nèi)容是本文對假設(shè)1進行回歸分析得到的結(jié)果，在控制了其他影響因素后，高管變更（Depa）對ICW的系數(shù)為0.630，且在5%的顯著性水平上顯著。進行分樣本回歸后，發(fā)現(xiàn)高管正常變更的系數(shù)為0.48，但不顯著；而高管非正常變更的系數(shù)則相對更大（0.779），且在5%的水平上顯著。這說明高管非正常變更的公司存在內(nèi)部控制重大缺陷的概率更高，這符合假設(shè)1的設(shè)定。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）與內(nèi)部控制缺陷的回歸系數(shù)為分別為0.2132、0.2347、0.1945，且10%或5%的水平上顯著，表明產(chǎn)權(quán)性質(zhì)影響內(nèi)控缺陷出現(xiàn)的可能性。

表3結(jié)果顯示，在控制了審計師事務(wù)所規(guī)模、公司盈利能力、財務(wù)杠桿等影響因素后，高管非正常變更（Depa1）對內(nèi)部控制重大缺陷的回歸系數(shù)為0.898，在5%的顯著性水平上顯著；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與高管非正常變更的交乘項（Depa1×State）與內(nèi)部控制重大缺陷的回歸系數(shù)為-0.1159，且在5%的顯著性水平上顯著，這表明產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有企業(yè)時，高管非正常變更與內(nèi)部控制重大缺陷之間的相關(guān)關(guān)系被削弱，即在非國企中，高管非正常變更與內(nèi)部控制有效性的負相關(guān)關(guān)系得到加強，這與假設(shè)2預(yù)期相符，即產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會顯著地影響高管變更事件的信號傳遞作用。

五、研究結(jié)論與政策建議

研究結(jié)果表明，高管正常變更并不能傳遞公司存在內(nèi)部控制重大缺陷信號，相比于高管正常變更和沒有發(fā)生高管變更的公司，高管非正常變更的公司存在內(nèi)部控制重大缺陷的可能性顯著提高。因此高管非正常變更的確能夠傳達出公司內(nèi)部控制質(zhì)量低的信號。此外，相比于國企高管變更，非國企高管變更與內(nèi)部控制重大缺陷的相關(guān)性更顯著，這表明雖然高管非正常變更能傳遞公司存在內(nèi)部控制缺陷的信號，但是這一信號傳遞作用受到了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，非國企高管非正常變更對內(nèi)控風險更敏感。

因此，為了規(guī)范上市公司高管變更機制，首先，建立高管變更追溯責任機制，通過壓力傳遞作用迫使高管發(fā)揮真正實力改善缺陷，而不是出現(xiàn)問題就一走了之。其次，完善高管變更的信息披露機制，對于減少公司內(nèi)外信息不對稱，保護投資者權(quán)益至關(guān)重要。最后，建議投資者關(guān)注公司的高管變更信息，結(jié)合公司的各項經(jīng)營指標對公司的真正實力和發(fā)展前景進行理性預(yù)估，審慎進入存在風險隱患的公司。

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