董事會(huì)特征對(duì)內(nèi)部控制失效的影響研究
——基于中國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)分析

呂景勝，趙玉梅

(1.中國(guó)人民大學(xué)　商學(xué)院，北京　100872； 2.北華航天工業(yè)學(xué)院　會(huì)計(jì)系，河北廊坊　065000)

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董事會(huì)特征對(duì)內(nèi)部控制失效的影響研究
——基于中國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)分析

呂景勝1，趙玉梅2

(1.中國(guó)人民大學(xué)商學(xué)院，北京100872； 2.北華航天工業(yè)學(xué)院會(huì)計(jì)系，河北廊坊065000)

本文以我國(guó)上市公司2007—2013年854家面板數(shù)據(jù)為樣本，圍繞董事會(huì)獨(dú)立性、董事會(huì)特征—董事會(huì)行為—內(nèi)部控制失效的邏輯思路，實(shí)證分析董事會(huì)特征對(duì)內(nèi)部控制失效的影響機(jī)理。首先提出董事會(huì)特征(董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)持股、董事薪酬及專業(yè)委員會(huì)齊全程度)與董事會(huì)行為(董事會(huì)議事行為強(qiáng)度和董事會(huì)信息披露強(qiáng)度)、董事會(huì)行為與內(nèi)部控制失效以及董事會(huì)特征通過行為對(duì)內(nèi)部控制失效影響的研究假設(shè)，接著構(gòu)建相關(guān)理論模型，最后進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)并得出董事會(huì)特征通過董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效的影響具有中介效應(yīng)，且是一種非線性的中介效應(yīng)的結(jié)論。

董事會(huì)特征；內(nèi)部控制失效；董事會(huì)行為

一、引言

世界范圍內(nèi)上市公司舞弊案件頻頻爆發(fā)，不僅將如何防范和治理內(nèi)部控制失效的問題凸顯出來，同時(shí)也引起社會(huì)各界對(duì)如何完善公司治理機(jī)制問題的高度關(guān)注，成為全球化的共同話題。毫無例外地折射出內(nèi)部控制存在的種種問題，也在不同程度上反映出公司治理效率的低下甚至無效。國(guó)際證券委員會(huì)(2005)對(duì)世界范圍內(nèi)的財(cái)務(wù)舞弊事件進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，證券市場(chǎng)監(jiān)管的弱化和公司治理的低效是公司發(fā)生包括舞弊在內(nèi)的違規(guī)違法行為的主要原因之一，其中董事會(huì)治理水平偏低是更應(yīng)該引起關(guān)注和得到充分重視。出現(xiàn)舞弊行為的公司董事會(huì)治理水平往往處于較低水平。李金偉(2013)[1]通過對(duì)宏盛公司內(nèi)部控制失效的分析后指出，內(nèi)部控制沒有納入董事會(huì)日常工作、投資者管理制度混亂、咨詢和反饋機(jī)制不健全、內(nèi)部監(jiān)督無效、對(duì)于公司存在的違法違規(guī)信息披露行為沒能及時(shí)披露等是主要問題所在。余麗萍(2014)[2]通過對(duì)萬福生科財(cái)務(wù)造假案進(jìn)行分析后認(rèn)為，該公司暴露了其內(nèi)部控制存在的重大缺陷(董事會(huì)虛設(shè)和內(nèi)部人控制)、信息失真嚴(yán)重、人為虛構(gòu)經(jīng)濟(jì)事項(xiàng)和私自篡改財(cái)務(wù)據(jù)數(shù))、內(nèi)部審計(jì)監(jiān)督乏力及配備資源嚴(yán)重不足等是導(dǎo)致內(nèi)部控制失效的主要因素。當(dāng)董事會(huì)治理失效時(shí)，便會(huì)出現(xiàn)公司舞弊、高管腐敗、公司經(jīng)營(yíng)失敗等內(nèi)部控制失效事件?？梢?，董事會(huì)治理是影響內(nèi)部控制失效的關(guān)鍵因素。

二、董事會(huì)特征對(duì)內(nèi)部控制失效的影響機(jī)理與研究假設(shè)

董事會(huì)治理層面的影響因素很多，董事會(huì)規(guī)模是學(xué)者們研究董事會(huì)治理中最古老也是最具有代表性的測(cè)量指標(biāo)。隨著學(xué)者們研究的深入，如羅新華等(2008)[3]、閆賢賢(2011)[4]、江萍等(2012)[5]、孟貴珍(2013)[6]等把董事會(huì)的治理因素也逐漸擴(kuò)展到董事會(huì)持股、董事薪酬以及專業(yè)委員會(huì)的設(shè)置情況(審計(jì)委員會(huì)設(shè)立)方面。借鑒學(xué)者們對(duì)研究變量的擴(kuò)展選取，董事會(huì)特征衡量采用董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)持股、董事薪酬以及專業(yè)委員會(huì)的設(shè)置情況(審計(jì)委員會(huì)設(shè)立)四個(gè)方面。構(gòu)建董事會(huì)特征各變量對(duì)董事會(huì)行為(董事會(huì)議事行為強(qiáng)度和董事會(huì)信息披露強(qiáng)度)、董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效以及董事會(huì)特征對(duì)內(nèi)部控制失效影響過程中存在董事會(huì)行為這一中介變量的理論模型，據(jù)此提出相關(guān)研究假設(shè)并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

(一)董事會(huì)特征對(duì)董事會(huì)行為影響的假設(shè)分析

1.董事會(huì)特征與董事會(huì)議事行為強(qiáng)度

對(duì)董事會(huì)規(guī)模的研究一直爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。董事會(huì)規(guī)模較大，有利于治理效率的提高和限制 CEO對(duì)公司產(chǎn)生的不利影響，更有利于公司績(jī)效的提升。董事會(huì)組成過大的負(fù)面影響，如搭便車現(xiàn)象往往在董事會(huì)成員之間容易產(chǎn)生，即一部分董事成員不需要付出一定大的成本便可容易獲取很多的收益；派系問題也容易出現(xiàn)，嚴(yán)重影響董事會(huì)監(jiān)督和戰(zhàn)略決策參與程度，進(jìn)而降低董事會(huì)治理的效果(劉際陸2011[7]等)。同樣董事會(huì)規(guī)模過小，缺乏充足的專業(yè)背景，工作負(fù)荷過大容易導(dǎo)致工作效率低下，董事會(huì)很容易被大股東或者控股股東控制，往往會(huì)造成內(nèi)部人的發(fā)生；董事會(huì)的監(jiān)控作用得不到應(yīng)有的發(fā)揮，內(nèi)部控制可能成為經(jīng)理層應(yīng)付檢查的工具，內(nèi)部控制制度流于紙面形式。為此本文認(rèn)為，隨著董事會(huì)獨(dú)立董事的加入以及委員會(huì)的設(shè)立和增加，董事會(huì)的議事強(qiáng)度會(huì)隨著不斷增強(qiáng)，當(dāng)人數(shù)達(dá)到甚至超過公司的承受范圍時(shí)，由于受到協(xié)調(diào)和整合成本所帶來的董事會(huì)決策遲緩等負(fù)面影響會(huì)越來越大，往往使董事會(huì)議事的行為受到阻礙，導(dǎo)致董事會(huì)運(yùn)作效率低下。為此提出假設(shè)1a：

假設(shè)1a：董事會(huì)規(guī)模與董事會(huì)議事行為強(qiáng)度具有倒U型關(guān)系。

董事會(huì)持股的意義在于，保持董事會(huì)整體利益取向與其他股東的目標(biāo)是基本一致的。董事會(huì)持股對(duì)公司會(huì)有正向的影響作用，可以使董事會(huì)利益與公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)利益有機(jī)地結(jié)合在一起；董事會(huì)成員持股較多時(shí)，董事會(huì)能成為有效的監(jiān)督者，更好地監(jiān)督經(jīng)理層。這種激勵(lì)作用，會(huì)激勵(lì)董事會(huì)從長(zhǎng)遠(yuǎn)和整體利益出發(fā)，更會(huì)關(guān)注經(jīng)營(yíng)中的缺陷和管理中的漏洞，使董事會(huì)自覺地增強(qiáng)對(duì)經(jīng)理人的監(jiān)督管理活動(dòng)，從而提高董事會(huì)行為的參與程度。董事會(huì)持股比重越大，公司的價(jià)值增長(zhǎng)空間也會(huì)越大，存在正向關(guān)系(薄瀾，姚海鑫2012[8])。本文認(rèn)為，董事會(huì)持股在我國(guó)雖已存在，但持股的正向效應(yīng)沒有充分發(fā)揮，隨著董事會(huì)持股比例的不斷增大，董事會(huì)會(huì)更有動(dòng)力履行其職責(zé)，利于公司的健康長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。為此提出假設(shè)1b：

假設(shè)1b：董事會(huì)持股比例與董事會(huì)議事行為強(qiáng)度具有正向關(guān)系。

依據(jù)代理理論和不完全契約理論，所有權(quán)人要通過建立和完善對(duì)經(jīng)營(yíng)者的監(jiān)督激勵(lì)機(jī)制，明確每個(gè)利益主體的責(zé)權(quán)利，故董事薪酬對(duì)董事會(huì)整體運(yùn)行效力會(huì)產(chǎn)生重大影響。董事薪酬的影響作用體現(xiàn)在兩方面：一是當(dāng)董事薪酬達(dá)到或者超過董事的預(yù)期心理時(shí)，董事成員們往往會(huì)更負(fù)責(zé)地履行各自監(jiān)督和決策職責(zé)。董事們?yōu)楂@得公司潛在和持久的高額薪酬和其他利益回報(bào)，會(huì)更加勤奮工作，主動(dòng)承擔(dān)更多的董事會(huì)工作。另一方面，當(dāng)薪酬低于期望的薪酬時(shí)，可能存在監(jiān)督動(dòng)力不足的問題，參與董事會(huì)的積極性會(huì)受到不同程度的影響。這是因?yàn)椋鲁蓡T作為個(gè)體，同樣需要被公司激勵(lì)，從而更有動(dòng)力做出有助于公司決策的行為。Chou，Chung and Yin(2013)[9]利用臺(tái)灣上市公司 2005—2006期間2年的數(shù)據(jù)對(duì)董事個(gè)人、董事會(huì)規(guī)模對(duì)董事會(huì)出席率進(jìn)行研究，得出對(duì)董事進(jìn)行薪酬激勵(lì)更能促進(jìn)董事積極按時(shí)參加董事會(huì)和在會(huì)上主動(dòng)發(fā)表意見，從而證實(shí)董事薪酬對(duì)董事會(huì)的出席率具有正向作用。張先治(2010)[10]、付增貴(2012)[11]等從研究?jī)?nèi)部控制有效性方面入手，認(rèn)為高管持股比例越大，對(duì)內(nèi)部控制有效性越增強(qiáng)，即具有正相關(guān)的影響。趙琳(2014)[12]利用我國(guó)509家創(chuàng)業(yè)板上市公司2009—2011期間3年的數(shù)據(jù)對(duì)董事會(huì)特征和董事會(huì)行為之間的關(guān)系實(shí)證分析后，得出結(jié)論：董事持股對(duì)董事會(huì)行為之間存在U型關(guān)系?；谝陨戏治?，提出假設(shè)1c：

假設(shè)1c：董事薪酬與董事會(huì)議事行為強(qiáng)度具有倒U型關(guān)系。

一般來說，董事會(huì)設(shè)立專業(yè)委員會(huì)的數(shù)量越多，意味著董事會(huì)越需要這些專業(yè)委員會(huì)發(fā)揮各自作用，協(xié)助董事會(huì)更好地履行職能，彌補(bǔ)董事會(huì)治理中的不足，進(jìn)而為董事會(huì)科學(xué)決策提供更多的資源。Marra，Mazzola and Prencipe(2011)[13]發(fā)現(xiàn)審計(jì)委員會(huì)在降低盈余管理方面發(fā)揮著重大作用。楊忠蓮，楊振慧(2006)[14]等通過檢驗(yàn)審計(jì)委員會(huì)的設(shè)立以及其特征對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)表重述的影響中發(fā)現(xiàn)，審計(jì)委員會(huì)的設(shè)立以及其他特征因素與財(cái)務(wù)報(bào)表重述的之間具有負(fù)相關(guān)的關(guān)系?；谝陨戏治?，提出假設(shè)1d：

假設(shè)1d：專業(yè)委員會(huì)齊全程度與董事會(huì)議事行為強(qiáng)度具有正向關(guān)系。

即：設(shè)置專業(yè)委員會(huì)的數(shù)量與董事會(huì)議事行為強(qiáng)度具有正向關(guān)系。

設(shè)立審計(jì)委員會(huì)與董事會(huì)議事行為強(qiáng)度具有正向關(guān)系。

2.董事會(huì)特征與董事會(huì)信息披露強(qiáng)度

我國(guó)自規(guī)定董事會(huì)成員中要有一定比例的獨(dú)立董事和可以設(shè)置委員會(huì)以來，董事會(huì)組成不斷擴(kuò)大，對(duì)信息的生成、處理、評(píng)價(jià)、審核以及披露等環(huán)節(jié)影響很大，會(huì)影響到信息的全面性和真實(shí)性。根據(jù)信號(hào)傳遞理論認(rèn)為，董事會(huì)人員的增加會(huì)使董事之間進(jìn)行良好的溝通。由于各自的背景不盡相同，更能全面地通過監(jiān)督經(jīng)理層的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，獲取更多有價(jià)值的信息，并對(duì)這些信息進(jìn)行審核和評(píng)價(jià)，及時(shí)傳遞給股東和董事會(huì)，便于董事會(huì)作出合理決策。隨著具有良好社會(huì)地位和較高威望的董事成員的加入，董事會(huì)隨著組成的擴(kuò)大，董事會(huì)會(huì)獲得這些董事的社會(huì)信息資源(趙晶晶2013)[15]。這些董事會(huì)利用自己所擁有的信息資源和經(jīng)驗(yàn)，在董事會(huì)中更好地與大家分享，為董事會(huì)提供咨詢并提出合理化建議；利用自己較好的信息識(shí)別和處理能力，從而提高董事會(huì)的信息評(píng)價(jià)和披露質(zhì)量。為此，提出假設(shè)2a：

假設(shè)2a：董事會(huì)規(guī)模與董事會(huì)信息披露強(qiáng)度具有正向關(guān)系。

董事會(huì)持股不僅可以激勵(lì)董事會(huì)更好地履行監(jiān)督職能，更能從戰(zhàn)略角度關(guān)注公司的前景和規(guī)劃發(fā)展。董事會(huì)作為對(duì)外信息的發(fā)布者，會(huì)及時(shí)關(guān)注公司內(nèi)外的信息傳遞所產(chǎn)生的各種反應(yīng)程度，并根據(jù)這種反應(yīng)變化情況適時(shí)作出決策調(diào)整。董事會(huì)持股不僅可以起到激勵(lì)與約束董事會(huì)的作用，還對(duì)公司長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展發(fā)揮著正向作用(薛有志等2010[16]等)。在信息時(shí)代，董事會(huì)持股比例的增加會(huì)促使董事會(huì)更關(guān)注公司內(nèi)外部信息的傳遞渠道和傳遞信息的質(zhì)量。為此，提出假設(shè)2b：

假設(shè)2b：董事會(huì)持股比例與董事會(huì)信息披露強(qiáng)度具有正向關(guān)系。

董事和經(jīng)理層的薪酬不僅是作為評(píng)價(jià)董事會(huì)成員工作和經(jīng)理層工作的直接指標(biāo)，而且還往往是作為對(duì)董事和經(jīng)理個(gè)人價(jià)值是否得以實(shí)現(xiàn)的一種價(jià)值衡量尺度。董事和經(jīng)理層都非?？粗毓窘o予的薪酬，這代表著公司對(duì)他們工作的認(rèn)可程度。董事會(huì)作為公司信息樞紐機(jī)構(gòu)，對(duì)上要接受股東大會(huì)對(duì)公司信息的需求，下要對(duì)經(jīng)理層進(jìn)行監(jiān)督以獲取更多的信息。這些信息作為對(duì)經(jīng)理層和董事成員薪酬考核和評(píng)價(jià)的主要依據(jù)。如果過度監(jiān)督更加不利于董事會(huì)及時(shí)從經(jīng)理層獲取需要的信息，信息披露的質(zhì)量也無法得到保障。財(cái)務(wù)薪酬的激勵(lì)往往對(duì)董事會(huì)整體職能的履行效能更具有積極作用。以激勵(lì)為基礎(chǔ)的董事薪酬會(huì)極大地增強(qiáng)董事會(huì)對(duì)監(jiān)督和控制功能的執(zhí)行。羅正英(2016)[17]認(rèn)為內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)公司高管薪酬的影響主要體現(xiàn)為內(nèi)部環(huán)境、控制活動(dòng)以及信息與溝通等三個(gè)方面。李育紅(2011)[18]等也認(rèn)為高管薪酬及持股比例越大，內(nèi)部控制有效性也越強(qiáng)。高書勝(2009)[19]經(jīng)營(yíng)者股權(quán)對(duì)董事會(huì)治理具有顯著的倒U型的曲線關(guān)系，而董事會(huì)治理對(duì)經(jīng)營(yíng)者股權(quán)具有明顯的負(fù)向影響。為此，提出假設(shè)2c：

假設(shè)2c：董事薪酬與董事會(huì)信息披露強(qiáng)度具有倒U型關(guān)系。

董事會(huì)設(shè)立各專業(yè)委員會(huì)的目的是提高董事會(huì)治理的效率和效果。審計(jì)委員會(huì)的設(shè)立不僅能夠促進(jìn)董事會(huì)監(jiān)督內(nèi)部控制的執(zhí)行情況，還能督促董事會(huì)客觀評(píng)價(jià)和披露這些信息。審計(jì)委員會(huì)的設(shè)立在降低信息披露虛假方面具有重大作用，我國(guó)上市公司董事會(huì)應(yīng)及早建立審計(jì)委員，并充分利用審計(jì)委員會(huì)在遏制信息披露違規(guī)中的作用。審計(jì)委員會(huì)在內(nèi)部控制信息和財(cái)務(wù)信息評(píng)價(jià)和監(jiān)督中起到關(guān)鍵作用，它的存在有利保障了信息披露的質(zhì)量(余怒濤，葛桓志2010[20])。審計(jì)委員會(huì)自主工作的獨(dú)立性越髙，在審計(jì)委員會(huì)中，具有財(cái)務(wù)審計(jì)背景的外部董事和委員越多，就更有利于改善和提高審計(jì)質(zhì)量。提出假設(shè)2d：

假設(shè)2d：專業(yè)委員會(huì)齊全程度與董事會(huì)信息披露強(qiáng)度具有正向關(guān)系。

即：設(shè)置專業(yè)委員會(huì)的數(shù)量與董事會(huì)信息披露強(qiáng)度具有正向關(guān)系。

設(shè)立審計(jì)委員會(huì)與董事會(huì)信息披露強(qiáng)度具有正向關(guān)系。

(二)董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效影響的假設(shè)分析

在新制度主義理論看來，制度有多種形式,可以是正式的，也可以是非正式的。內(nèi)部控制失效的結(jié)果主要是違背規(guī)則和誠(chéng)信。這更強(qiáng)調(diào)組織要對(duì)內(nèi)部控制主體的道德誠(chéng)信和行為進(jìn)行正式制度的強(qiáng)制規(guī)范及非正式制度的約束。從董事會(huì)治理角度分析，道德氛圍的軟環(huán)境比最精細(xì)的內(nèi)部控制制度體系更能發(fā)揮作用。所以董事會(huì)的職責(zé)不僅僅是制度和規(guī)則的建立和完善，更重要的是要在內(nèi)部率先形成價(jià)值觀念和道德的正向氛圍。董事會(huì)會(huì)議被認(rèn)為是最好的交流平臺(tái)和職能履行的見證。如江維琳等(2011)[21]等學(xué)者從董事會(huì)監(jiān)督程度或者戰(zhàn)略參與決策強(qiáng)度以及同時(shí)考察董事會(huì)監(jiān)督和戰(zhàn)略決策程度(董事會(huì)會(huì)議次數(shù)或者董事會(huì)出席率)對(duì)公司價(jià)值(凈資產(chǎn)收益率、每股收益、托Q值、經(jīng)濟(jì)增加值、營(yíng)業(yè)增長(zhǎng)率、盈余管理水平等)的影響，得出基本一致的觀點(diǎn)，認(rèn)為董事會(huì)監(jiān)督和戰(zhàn)略決策的參與程度越高，對(duì)公司各種業(yè)績(jī)的改善和提升的作用越大，存在正向影響關(guān)系。周婷婷(2014)[22]認(rèn)為董事會(huì)年度會(huì)議召開次數(shù)越多，表明董事會(huì)履行職責(zé)越是勤勉努力工作，董事會(huì)整體治理效果越好，越能提高內(nèi)部控制的有效性，即存在顯著正相關(guān)的關(guān)系。為此提出假設(shè)3a：

假設(shè)3a：董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的提高有利于降低內(nèi)部控制失效的可能性。

在眾多內(nèi)部控制失效的事件中發(fā)現(xiàn)，多是由于內(nèi)幕交易、披露虛假消息誤導(dǎo)利益相關(guān)者；利用低買高拋股票等方式操縱公司股市，給利益相關(guān)者造成巨大的損失，這足以表明董事會(huì)對(duì)信息評(píng)價(jià)和披露職能有效履行的重要性。董事會(huì)通過選擇外部審計(jì)師和審計(jì)委員會(huì)的設(shè)立和有效運(yùn)行，對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告和其他信息報(bào)告進(jìn)行審計(jì)從而監(jiān)督高管的行為，降低高管的財(cái)務(wù)舞弊行為，提高信息披露的質(zhì)量。程小可，姚立杰(2014)[23]微觀企業(yè)層面，自愿披露內(nèi)部控制鑒證報(bào)告的公司，控股股東掏空較低，考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)調(diào)節(jié)作用后，自愿披露內(nèi)部控制鑒證報(bào)告的民營(yíng)公司掏空程度更低。董事會(huì)通過選擇和聘請(qǐng)外部審計(jì)師進(jìn)行審計(jì)，能顯著提升對(duì)高管的機(jī)會(huì)主義行為的監(jiān)督效果，提高公司對(duì)外信息披露的質(zhì)量，從而降低公司內(nèi)部控制失效的可能性。董事會(huì)在開會(huì)時(shí)對(duì)內(nèi)部控制記錄有效性情況、評(píng)價(jià)和報(bào)告對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的提高具有促進(jìn)作用，更能增強(qiáng)信息使用者對(duì)公司報(bào)告的信心。董事會(huì)聘請(qǐng)獨(dú)立審計(jì)師需要對(duì)經(jīng)理層內(nèi)部控制報(bào)告進(jìn)行審核，并對(duì)其發(fā)表是否有效的意見，有利于保障公司信息質(zhì)量。提出假設(shè)3b：

假設(shè)3b：董事會(huì)信息披露強(qiáng)度越強(qiáng)內(nèi)部控制失效的可能性越小。

(三)董事會(huì)特征與董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效影響的假設(shè)分析

董事會(huì)行為作為董事會(huì)特征對(duì)內(nèi)部控制失效影響的中介橋梁，在其中發(fā)揮著重要的傳導(dǎo)作用。Finegold，Benson and Hecht(2007)[24]的研究中更進(jìn)一步證實(shí)了董事會(huì)治理中結(jié)構(gòu)、規(guī)模以及特征等會(huì)直接作用于董事會(huì)的行為，而行為又會(huì)進(jìn)一步對(duì)公司財(cái)務(wù)、市場(chǎng)價(jià)值、社會(huì)與道德產(chǎn)生影響。因此，可以認(rèn)為董事會(huì)特征對(duì)治理績(jī)效的傳遞關(guān)系是通過董事會(huì)行為來完成的。我國(guó)學(xué)者方剛和劉小元(2013)[25]通過梳理董事會(huì)結(jié)構(gòu)和董事會(huì)行為的整體治理研究成果，系統(tǒng)分析了董事會(huì)控制和戰(zhàn)略行為的演進(jìn)過程，整合了兩者之間的治理模型之后，得出董事會(huì)行為(控制與戰(zhàn)略行為)是董事會(huì)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效治之間的傳導(dǎo)變量，起著中間變量的作用。趙琳(2014)[26]以我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司2009—2011年期間3年509家作為研究樣本，不僅較全面地梳理董事會(huì)行為(監(jiān)督和戰(zhàn)略)，還構(gòu)建了董事會(huì)特征到董事會(huì)行為再到董事會(huì)治理績(jī)效的傳導(dǎo)模型，檢驗(yàn)了董事會(huì)行為在董事會(huì)特征與治理績(jī)效之間的中介效應(yīng)(非線性)。為此，提出假設(shè)4：

假設(shè)4：董事會(huì)特征通過董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效產(chǎn)生影響的這一過程中具有中介效應(yīng)，而且可能是一種非線性的中介效應(yīng)。

(四)變量選取

董事會(huì)特征各變量名稱、變量簡(jiǎn)稱以及變量定義具體見表1，董事會(huì)行為強(qiáng)度變量選取和控制變量選取見表2，內(nèi)部控制失效變量選取了內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告中是否披露重大缺陷、內(nèi)部審計(jì)報(bào)告中是否披露重大缺陷、是否受到證監(jiān)會(huì)處罰、內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告是否是非標(biāo)準(zhǔn)的審計(jì)意見、財(cái)務(wù)審計(jì)報(bào)告是否是非標(biāo)準(zhǔn)的審計(jì)意見來衡量?jī)?nèi)部控制的失效。在此更強(qiáng)調(diào)內(nèi)部控制信息披露結(jié)果和外部監(jiān)管結(jié)果，認(rèn)為公司只要有一項(xiàng)是，就認(rèn)為該公司內(nèi)部控制是失效的。變量簡(jiǎn)稱為ICF(1為是，0為否)。

表1　董事會(huì)特征變量選取一覽表

表2　董事會(huì)行為強(qiáng)度變量及控制變量選取一覽表

(五)數(shù)據(jù)來源及研究方法

本文所有變量來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和銳思金融數(shù)據(jù)庫(kù)以及一部分證監(jiān)會(huì)網(wǎng)站公告數(shù)據(jù)。鑒于我國(guó)上市公司內(nèi)部控制信息披露是2007年及以后才開始要求披露的，為此樣本的開始節(jié)點(diǎn)選擇在2007年，所有上市公司2007—2013年間樣本，共計(jì)3108個(gè)樣本。為了樣本期的匹配性，將數(shù)據(jù)樣本周期不全或存在數(shù)據(jù)缺失的樣本剔除后剩余854個(gè)樣本，占總樣本量的27.48%。為此，本文最后保留了854家上市公司2007—2013年共計(jì)5978個(gè)樣本點(diǎn)。利用平衡面板數(shù)據(jù)構(gòu)建固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，通過離差變換最小二乘法對(duì)模型加以估計(jì)，使用Eviews 7.0軟件得出實(shí)證結(jié)論。

(六)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

1.董事會(huì)特征變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

如下表3所示，董事會(huì)人數(shù)的均值為9.364170，中位數(shù)為9，最大值為20，最小值為3，標(biāo)準(zhǔn)誤為2.012851，這表明公司董事會(huì)規(guī)模的均值為9.36。從董事會(huì)持股比例來看，董事會(huì)持股比例的均值為0.033292，中位數(shù)為0，最大值為0.7417，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.107648，這表明大部分公司的董事會(huì)持股比例為低水平。從董事薪酬來看，董事年度薪酬的均值為407993.9，中位數(shù)為177000.0，最大值為19735400，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)誤為792420.9，這表明公司的董事年度薪酬的均值為40萬左右。從專業(yè)委員會(huì)齊全程度來看，設(shè)置專業(yè)委員會(huì)的數(shù)量均值為3.854198，中位數(shù)為4，最大值為7，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.716544，這表明大部分公司設(shè)置專業(yè)委員會(huì)的數(shù)量在4個(gè)及以下；是否設(shè)立審計(jì)委員會(huì)均值為0.394671，中位數(shù)為0，最大值為1，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.48821，這表明大概有39.47%的公司設(shè)立了審計(jì)委員會(huì)。

2.董事會(huì)行為強(qiáng)度變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

如下表4所示，從董事會(huì)議事行為強(qiáng)度來看，董事會(huì)年度開會(huì)次數(shù)的均值為9.293458，中位數(shù)為9，最大值為57，最小值為2，標(biāo)準(zhǔn)誤為3.911703，這表明大部分公司董事會(huì)年度平均開會(huì)9次左右；從董事會(huì)信息披露程度來看，董事會(huì)信息披露程度的均值為0.378618，中位數(shù)為0，最大值為1，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.485083，這表明大部分公司沒有同時(shí)披露內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告和內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告，但從均值來看，有三分之一多的公司同時(shí)披露內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告和內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告。

表3　董事會(huì)特征變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

表4　董事會(huì)行為強(qiáng)度和內(nèi)控失效變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

3.內(nèi)部控制失效變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

如上表4所示，內(nèi)部控制失效的均值為0.402208，中位數(shù)為0，最大值為1，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.490385，這表明大部分企業(yè)沒有內(nèi)控失效，但從均值來看，大概有40%的公司的內(nèi)部控制失效。

三、董事會(huì)特征對(duì)內(nèi)部控制失效影響的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)董事會(huì)特征對(duì)董事會(huì)行為影響的實(shí)證檢驗(yàn)

1.董事會(huì)特征對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度影響的實(shí)證檢驗(yàn)

(1)模型設(shè)定

基于前面的研究假設(shè)，建立理論模型1至6。

(模型1)

BMit=β0+β3ROSCCit+γXit+ε2it

(模型2)

(模型3)

BMit=β0+β6NCit+γXit+ε4it

(模型4)

BMit=β0+β7ACit+γXit+ε5it

(模型5)

(模型6)

(2)Hausman 檢驗(yàn)

下表5是實(shí)證模型的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，Hausman統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)P值均為0，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型原假設(shè)，這表明固定效應(yīng)模型更加合理，為此，以下采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

表5　模型的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

(3)實(shí)證結(jié)果

表6實(shí)證結(jié)果顯示，董事會(huì)規(guī)模對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度影響呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，其中β1=1.708046，β2=-0.073867，且P=0.0000<0.1，這表明董事會(huì)規(guī)模對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度影響呈現(xiàn)倒U型，并在0.0216處出現(xiàn)拐點(diǎn)，即假設(shè)1a成立。表7實(shí)證結(jié)果顯示，董事會(huì)持股比例對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響顯著為正，β3=2.036949，P=0.0790<0.1，這表明董事會(huì)持股比例對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響為正，假設(shè)1b成立。表8實(shí)證結(jié)果顯示，董事薪酬一次項(xiàng)對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響顯著為正，董事薪酬二次項(xiàng)對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響為正但不顯著，β4=3.67E-07，P=0.0076<0.1，β5=9.93E-15，P=0.3885>0.1，這表明董事薪酬對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響為正，假設(shè)1c不成立。這可能是短期薪酬與長(zhǎng)期股權(quán)相結(jié)合的激勵(lì)措施在積極發(fā)揮作用，使得我國(guó)董事薪酬的正向激勵(lì)效果更加明顯；還可能是內(nèi)部控制失效后，董事會(huì)激勵(lì)與約束機(jī)制的變更對(duì)董事和經(jīng)理人產(chǎn)生正向鼓舞和激勵(lì)作用。表9實(shí)證結(jié)果顯示，設(shè)置專業(yè)委員會(huì)的數(shù)量對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響顯著為正，β6=2.113707，P=0.0000<0.1，這表明專業(yè)委員會(huì)齊全程度對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響為正向關(guān)系，假設(shè)1d成立。表10實(shí)證結(jié)果顯示，設(shè)立審計(jì)委員會(huì)與董事會(huì)議事行為強(qiáng)度對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響顯著為正，β7=0.823101，P=0.0000<0.1，這表明專業(yè)委員會(huì)齊全程度對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響為正，假設(shè)1d成立。表11實(shí)證結(jié)果在某種程度上印證了上述結(jié)論的合理性。

表6　模型1的實(shí)證結(jié)果

表7　模型2的實(shí)證結(jié)果

表8　模型3的實(shí)證結(jié)果

表9　模型4的實(shí)證結(jié)果

表10　模型5的實(shí)證結(jié)果

表11　模型6的實(shí)證結(jié)果

2.董事會(huì)特征對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度影響的實(shí)證檢驗(yàn)

(1)模型設(shè)定

基于前面的研究假設(shè)，建立理論模型7至12。

ICAEit=β0+β1NODMit+γXit+ε1it

(模型7)

ICAEit=β0+β2ROSCCit+γXit+ε2it

(模型8)

(模型9)

ICAEit=β0+β5NCit+γXit+ε4it

(模型10)

ICAEit=β0+β6ACit+γXit+ε5it

(模型11)

(模型12)

(2)Hausman 檢驗(yàn)

表12是實(shí)證模型的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，Hausman統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)P值均為0，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型原假設(shè)，這表明固定效應(yīng)模型更加合理，為此，以下采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

表12　模型的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

(3)實(shí)證結(jié)果

表13實(shí)證結(jié)果顯示，董事會(huì)規(guī)模對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度影響為正，其中β1=0.033530，P=0.0000<0.1，這表明董事會(huì)規(guī)模對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度影響顯著為正，即假設(shè)2a成立。表14實(shí)證結(jié)果顯示，董事會(huì)持股比例對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響顯著為正，β2=0.757311，P=0.0000<0.1，這表明董事會(huì)持股比例對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響為正，假設(shè)2b成立。表15實(shí)證結(jié)果顯示，董事薪酬一次項(xiàng)對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響顯著為正，董事薪酬二次項(xiàng)對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響顯著為負(fù)，β3=2.95E-07，β4=-1.62E-14，P=0.0000<0.1，這表明董事薪酬對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，并在0.0027處出現(xiàn)拐點(diǎn)，假設(shè)2c成立。表16實(shí)證結(jié)果顯示，設(shè)置專業(yè)委員會(huì)的數(shù)量對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響顯著為正，β5=0.084550，P=0.0000<0.1，這表明專業(yè)委員會(huì)齊全程度對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響為正，假設(shè)2d成立。表17實(shí)證結(jié)果顯示，設(shè)立審計(jì)委員會(huì)與董事會(huì)議事行為強(qiáng)度對(duì)董事會(huì)議事信息披露的影響顯著為正，β6=0.077042，P=0.0000<0.1，這表明設(shè)立審計(jì)委員會(huì)對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度具有顯著的促進(jìn)影響，假設(shè)2d成立。表18實(shí)證結(jié)果在某種程度上印證了上述結(jié)論的合理性。

表13　模型7的實(shí)證結(jié)果

表14　模型8的實(shí)證結(jié)果

表15　模型9的實(shí)證結(jié)果

表17　模型11的實(shí)證結(jié)果

表18　模型12的實(shí)證結(jié)果

(二)董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效影響的實(shí)證檢驗(yàn)

1.模型設(shè)定

基于前面的研究假設(shè)，建立理論模型13。其模型形式為：

ICFit=β0+β1BMit+β2ICAEit+γXit+εit

(模型13)

2.實(shí)證結(jié)果

表19是模型13的實(shí)證結(jié)果。如表19所示，董事會(huì)議事行為強(qiáng)度對(duì)內(nèi)控失效可能性的影響顯著為正，β1=0.044545，P=0.0000<0.1，這說明董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的提高有助于增加內(nèi)控失效的可能性；而董事會(huì)信息披露強(qiáng)度對(duì)內(nèi)控失效可能性對(duì)的影響顯著為負(fù)，β2=-0.366251，P=0.0000<0.1，這說明董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的提高有助于降低內(nèi)控失效的可能性。該結(jié)果表明，假設(shè)3a不成立，而假設(shè)3b成立。這一實(shí)證結(jié)果證實(shí)了董事會(huì)議事強(qiáng)度的不斷增大反而對(duì)公司抑制內(nèi)部控制失效產(chǎn)生負(fù)面影響。這可能因?yàn)槎聲?huì)會(huì)議召開的頻率越大，表明公司存在的不良問題和潛在的隱患越多。

表19　模型13的實(shí)證結(jié)果

(三)董事會(huì)特征與董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效影響的實(shí)證檢驗(yàn)

1.模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)董事會(huì)特征與內(nèi)部控制失效之間的非線性中介效應(yīng)，本文通過模型14來檢驗(yàn)董事會(huì)特征對(duì)董事會(huì)行為的效應(yīng)，通過引入董事會(huì)特征的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)用于檢驗(yàn)兩者的U型或倒U型的非線性關(guān)系。模型15中引入董事會(huì)行為的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)以檢驗(yàn)董事會(huì)行為與內(nèi)部控制失效的倒U型或U型關(guān)系。故模型14和模型15得到具體形式如下：

(模型14)

(模型15)

董事會(huì)特征通過董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效影響產(chǎn)生的間接效應(yīng)應(yīng)記為θ，是指董事會(huì)行為對(duì)董事會(huì)特征偏導(dǎo)數(shù)與內(nèi)部控制失效對(duì)董事會(huì)行為偏導(dǎo)數(shù)的乘積：

根據(jù)模型14和模型15可知，董事會(huì)特征通過董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效影響產(chǎn)生的間接效應(yīng)記為θ：

θ=(λ1+2λ2Pit)(γ1+2γ2BMit)

為此，如果λ1、λ2、γ1、γ2以及θ均顯著，則說明董事會(huì)行為在董事會(huì)獨(dú)立性與內(nèi)部控制失效間的非線性中介效應(yīng)顯著。

2.實(shí)證結(jié)果

上表11是模型14的實(shí)證結(jié)果，下表20是模型15的實(shí)證結(jié)果。如表11所示，董事會(huì)規(guī)模NODM、董事會(huì)持股比例ROSCC、董事薪酬ROC、專業(yè)委員會(huì)齊全程度NC、AC的系數(shù)是顯著的，故λ1和λ2是顯著的；如表20所示，BM和BM^2的系數(shù)分別為0.027374和-0.000556，并且P<0.1為顯著的，故γ1和γ2是顯著的。為此，董事會(huì)行為在董事會(huì)特征與內(nèi)部控制失效間的非線性中介效應(yīng)存在且顯著。故假設(shè)4董事會(huì)特征通過董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效的影響具有中介效應(yīng)是成立的。

表20　模型15的實(shí)證結(jié)果

四、結(jié)論與建議

通過上述的實(shí)證研究，可以得出以下結(jié)論與建議：

(一)董事會(huì)特征對(duì)董事會(huì)行為強(qiáng)度的影響

從董事會(huì)議事行為強(qiáng)度來看，首先，董事會(huì)規(guī)模對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度影響呈現(xiàn)倒U型，假設(shè)1a得到驗(yàn)證。這意味著隨著董事會(huì)規(guī)模的逐漸增大，董事會(huì)融入更多資源，有利于董事會(huì)議事行為的增強(qiáng)，但超過拐點(diǎn)后，人員過多的負(fù)面影響，如經(jīng)濟(jì)成本、派系分歧等，會(huì)漸漸抵削原有的促進(jìn)作用，反而使董事會(huì)議事行為受到阻礙，導(dǎo)致董事會(huì)運(yùn)作效率低下。為此，我國(guó)上市公司的董事會(huì)可以考慮行業(yè)等因素，保持適當(dāng)?shù)囊?guī)模，避免組成過大或者過小帶來的負(fù)面影響，積極發(fā)揮董事會(huì)人員組成對(duì)議事行為和質(zhì)量的促進(jìn)作用。

其次，董事會(huì)持股比例對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響為正，假設(shè)1b得到驗(yàn)證。這說明隨著董事會(huì)持股比例的不斷提高，能夠激勵(lì)和有效地促進(jìn)董事會(huì)履行議事職能，提高董事會(huì)會(huì)議的參與度和議事效率。目前我國(guó)上市公司董事會(huì)持股比例偏低，今后應(yīng)適當(dāng)加大我國(guó)董事會(huì)持股的比例，充分利用董事會(huì)會(huì)議這個(gè)公共的交流平臺(tái)，為公司健康發(fā)展服務(wù)。內(nèi)部控制失效的治理中，可以采取加大對(duì)董事會(huì)的持股激勵(lì)措施，這有利于降低代理成本，促進(jìn)公司整體形象的改善。

再次，董事薪酬對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響為正，但不呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，即假設(shè)1c不成立。這可能是由于我國(guó)上市公司的薪酬制度改革取得良好的成效，短期薪酬與長(zhǎng)期股權(quán)相結(jié)合的激勵(lì)措施在積極發(fā)揮作用，使得我國(guó)董事薪酬的正向激勵(lì)效果更加明顯。還可能是因?yàn)椋瑑?nèi)部控制失效后，董事會(huì)激勵(lì)與約束機(jī)制的變更對(duì)董事和經(jīng)理人一種有效整改措施。這種機(jī)制的調(diào)整不僅能夠?qū)Χ潞徒?jīng)理人產(chǎn)生正向鼓舞和激勵(lì)作用，而且還具有負(fù)向的約束懲戒作用，它既能夠鼓勵(lì)現(xiàn)在位的董事和經(jīng)理人從所有人利益角度出發(fā)努力治理和經(jīng)營(yíng)公司，還能對(duì)嚴(yán)重偏離所有人利益的行為進(jìn)行嚴(yán)厲的強(qiáng)制懲罰，甚至解雇相關(guān)董事和經(jīng)理人。雖然假設(shè)沒有得到驗(yàn)證。表明董事薪酬在我國(guó)還有提升的空間，可以通過薪酬激勵(lì)機(jī)制的不斷完善，可以更有利于董事積極參與公司治理。

最后，專業(yè)委員會(huì)齊全程度對(duì)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的影響為正，假設(shè)1d得以驗(yàn)證。這說明我國(guó)專業(yè)委員會(huì)的設(shè)立對(duì)董事會(huì)議事行為具有積極的促進(jìn)作用，今后上市公司應(yīng)根據(jù)需要合理設(shè)立專業(yè)委員會(huì)，切實(shí)發(fā)揮他們的作用，為董事會(huì)更好地履行監(jiān)督職能和科學(xué)決策提供更多的資源。審計(jì)委員會(huì)的設(shè)立在公司財(cái)務(wù)審計(jì)和內(nèi)部控制監(jiān)控中發(fā)揮著至關(guān)重要的地位，相對(duì)于其他部門來說，它更能及時(shí)發(fā)現(xiàn)問題和提出整改措施，為此更能增強(qiáng)董事會(huì)議事行為。

從董事會(huì)信息披露強(qiáng)度來看，首先，董事會(huì)規(guī)模對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度影響顯著為正，假設(shè)2a得以驗(yàn)證，這說明，隨著董事會(huì)組成不斷擴(kuò)大，由于董事背景和專業(yè)知識(shí)等方面各有不同，董事會(huì)會(huì)獲取更多有價(jià)值的信息資源，這能促進(jìn)董事會(huì)履行信息披露的職責(zé)。為此，在我國(guó)上市公司董事會(huì)構(gòu)成中應(yīng)積極引進(jìn)業(yè)務(wù)能力強(qiáng)的董事，并強(qiáng)化現(xiàn)有董事素養(yǎng)和專業(yè)技能的培訓(xùn)和教育，開展多種形式的信息交流和學(xué)習(xí)活動(dòng)，優(yōu)化董事會(huì)的構(gòu)成，進(jìn)而更有利于提高董事會(huì)信息整合和評(píng)價(jià)的水平和質(zhì)量。

其次，董事會(huì)持股比例對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響顯著為正，假設(shè)2b得以驗(yàn)證。這表明隨著董事會(huì)持股比例的不斷增加，對(duì)董事會(huì)信息披露的強(qiáng)度具有積極的促進(jìn)影響。所以，今后應(yīng)把適當(dāng)提高董事會(huì)持股比例作為重要的激勵(lì)手段，促使董事會(huì)更好地履行信息披露職責(zé)，進(jìn)而保障信息披露的質(zhì)量。

再次，董事薪酬對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響呈現(xiàn)倒U型，假設(shè)2c得以驗(yàn)證。這表明董事薪酬對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響并非是單一的線性關(guān)系，具有雙重作用。在拐點(diǎn)出現(xiàn)之前，董事薪酬的增加，會(huì)激勵(lì)董事積極參加到董事會(huì)信息評(píng)價(jià)和披露的工作中來，當(dāng)超過拐點(diǎn)后，董事們往往由于所得到的薪酬低于預(yù)先的期望，履行職責(zé)的動(dòng)力和積極性會(huì)受到不同程度的影響，進(jìn)而弱化董事會(huì)信息披露強(qiáng)度。因此，在今后董事薪酬激勵(lì)中，一定要把握“度”，避免因薪酬的過高或者過低產(chǎn)生過多的負(fù)面影響。

最后，專業(yè)委員會(huì)齊全程度對(duì)董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的影響為正，假設(shè)2d得以驗(yàn)證。這說明專業(yè)委員會(huì)越是齊全，越有利于促進(jìn)董事會(huì)履行信息披露職責(zé)。審計(jì)委員會(huì)的設(shè)立能夠促進(jìn)董事會(huì)客觀評(píng)價(jià)和披露信息，從而可以有利保障信息披露質(zhì)量和維護(hù)利益相關(guān)者的權(quán)益。為此，我國(guó)上市公司董事會(huì)應(yīng)根據(jù)成本效益原則，合理設(shè)置各專業(yè)委員會(huì)，明確劃分各委員會(huì)的職責(zé)，充分發(fā)揮它們事先督導(dǎo)和事中監(jiān)控信息的作用。尤其是應(yīng)充分發(fā)揮審計(jì)委員會(huì)在信息監(jiān)督和評(píng)價(jià)中的作用，讓審計(jì)委員會(huì)成為保障信息真實(shí)的第一道防線。

(二)董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效的影響

董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的提高有助于增加內(nèi)控失效的可能性，即假設(shè)3a，沒有得到驗(yàn)證。雖然本文認(rèn)為董事會(huì)年度會(huì)議召開次數(shù)越多，表明董事會(huì)履行職責(zé)更勤勉和有效，董事會(huì)整體治理效果會(huì)越好，往往越能降低內(nèi)部控制失效的可能。但實(shí)證結(jié)果卻表明董事會(huì)議事行為強(qiáng)度的不斷提高反而增大了內(nèi)部控制失效的可能。這往往是因?yàn)槎聲?huì)會(huì)議召開的頻率越大，并不是表示董事會(huì)工作越盡責(zé)，而是公司存在不良問題和潛在隱患可能很多，需要被動(dòng)地通過多召開董事會(huì)來共同商議解決對(duì)策。還有一種可能是在內(nèi)部控制失效后，董事會(huì)為了重塑公司形象，往往都會(huì)通過多次召開董事會(huì)的方式來進(jìn)行整改，并把這一信號(hào)及時(shí)傳遞給相關(guān)使用者。所以在今后的公司治理中，不僅要及時(shí)防范內(nèi)部控制失效行為，還要關(guān)注和加強(qiáng)對(duì)已失效公司董事會(huì)后續(xù)治理行為?？梢娢覈?guó)上市公司召開董事會(huì)會(huì)議是一種為要解決已存在隱患的事后被動(dòng)方式，為此，要發(fā)揮董事會(huì)會(huì)議預(yù)先識(shí)別和防范風(fēng)險(xiǎn)的作用。

董事會(huì)信息披露強(qiáng)度的提高有助于降低內(nèi)控失效的可能性，假設(shè)3b得以驗(yàn)證。這說明董事會(huì)信息披露職能的履行可以作為防范內(nèi)部控制失效的一個(gè)有效途徑。因此要不斷加強(qiáng)董事會(huì)信息披露制度的建設(shè)，強(qiáng)化董事會(huì)信息披露行為，確保信息生成、傳遞和披露的真實(shí)性和全面性，為有效防范和治理因信息虛假導(dǎo)致的內(nèi)部控制失效問題。

(三)董事會(huì)特征通過董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效的影響

董事會(huì)特征通過董事會(huì)行為對(duì)內(nèi)部控制失效的影響具有中介效應(yīng)，而且還具有非線性的影響。這表明董事會(huì)特征(董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)持股、董事薪酬和專業(yè)委員會(huì)齊全程度)通過監(jiān)督和決策職能的履行過程可以對(duì)內(nèi)部控制的失效產(chǎn)生影響。為此，在我國(guó)上市公司今后的董事會(huì)治理和內(nèi)部控制的相關(guān)研究中，不僅要關(guān)注董事會(huì)特征，直接作用于董事會(huì)行為引起的變化，更應(yīng)該關(guān)注董事會(huì)行為這一變化又對(duì)內(nèi)部控制失效產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響。這更有利于從董事會(huì)治理特征視角全面審視和分析內(nèi)部控制失效發(fā)生的動(dòng)態(tài)過程，為防范和治理內(nèi)部控制失效提供可行的路徑。

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(本文責(zé)編：海洋)

Study on the Impact of Board Characteristics on Invalidation of Internal Control——Data Analysis Based on Companies Listed in China

LV Jing-sheng1ZHAO Yu-mei2

(1.BusinessSchoolRenminUniversilyniofChina,Beijing100872china；2.NorthChinaInstituteofAerospaceAccountingDepartment,Langfang065000)

Based on Chinese listed companies from 2007 to 2013, 854 panel data as samples, around the failure of the board characteristics-behavior-internal control logical train of thought, Analyzes the affection of board characteristics to the failure of internal controls. First, hypothesizes the board characteristics (size of the board, the board holdings, directors’ remuneration and the full extent of the Professional Committee) and the board behavior (procedure for the Board and the board information disclosure behavior intensity strength), the board behavior, internal control failures and board characteristics through behavior research hypothesis of the impact of internal control failure, and then build the relevant theoretical model, it verifies that the board behavior plays an nonlinear effect intermediary role in the independence of the board and characteristics to the invalidation of internal control.

board characteristics；invalidation of internal control ；board behavior

2015-12-16

2016-04-11

呂景勝(1961-)男，北京人，中國(guó)人民大學(xué)商學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向：公司治理與企業(yè)法律實(shí)務(wù)。

F270

A

1002-9753(2016)05-0093-14