更大的CEO權(quán)力強(qiáng)度會導(dǎo)致更多的財務(wù)重述嗎？
——基于內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

張青 張宇林

一、引言

進(jìn)入21世紀(jì)以來，全球范圍內(nèi)的會計信息失真現(xiàn)象頻出，上市公司財務(wù)重述事件愈演愈烈。Scholz（2008）統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，1997年至2006年，美國上市公司發(fā)生財務(wù)重述的數(shù)量增長了18倍。于鵬（2007）研究發(fā)現(xiàn)，1999年至2005年間，我國上市公司發(fā)生財務(wù)重述的比例高達(dá)28%。Palmrose et al.（2004）研究發(fā)現(xiàn)，財務(wù)重述的頻發(fā)給資本市場帶來了巨大損失，致使投資者對管理層的誠信產(chǎn)生嚴(yán)重質(zhì)疑，沉重打擊了廣大投資者的信心。企業(yè)進(jìn)行財務(wù)重述的本意是為資本市場提供更加真實可靠的會計信息，但大量研究表明，財務(wù)重述的發(fā)生也在一定程度上證實了上市公司的財務(wù)報告存在重大差錯，會計信息并不可靠，甚至伴隨著盈余操縱的可能（Burns and Kedia，2008；陳曉敏和胡玉明，2011）。

CEO既是上市公司的高級管理人員，也是會計政策的制定者，在很大程度上影響著會計決策的選擇與執(zhí)行，并對財務(wù)報告的生成和披露起到重要影響?？墒牵谖覈Y本市場尚不成熟、公司治理制度仍待完善的階段，上市公司高管和投資者間存在著嚴(yán)重的信息不對稱問題。在高管權(quán)力強(qiáng)度逐漸增大的情況下，CEO作為絕對信息優(yōu)勢方，很可能會通過財務(wù)重述以謀取自身利益最大化，由此引起筆者關(guān)注第一個問題，即更大的CEO權(quán)力強(qiáng)度會導(dǎo)致更多的財務(wù)重述嗎？

表1 變量定義

表2 變量描述性統(tǒng)計

已有研究表明，高質(zhì)量的內(nèi)部控制直接關(guān)系到資本市場的發(fā)展前景，它在提升會計信息質(zhì)量（Doyle et al.，2007）、保護(hù)投資者利益（李萬福等，2011）等方面發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，特別是在我國現(xiàn)階段強(qiáng)制實施內(nèi)部控制規(guī)范體系的現(xiàn)實背景下，內(nèi)部控制更得到了實務(wù)界和學(xué)術(shù)界的空前重視，由此引起筆者關(guān)注第二個問題，即內(nèi)部控制在CEO權(quán)力強(qiáng)度影響財務(wù)重述的過程中究竟扮演著什么作用？

基于上述分析，本文在回顧前人研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國現(xiàn)階段資本市場發(fā)展的現(xiàn)實背景，選取2009-2016年我國A股非金融類上市公司作為研究樣本，使用Logit模型實證檢驗了CEO權(quán)力強(qiáng)度對財務(wù)重述的影響，以及內(nèi)部控制在其中扮演的調(diào)節(jié)作用，以為上述問題提供理論解釋與經(jīng)驗證據(jù)。

本文的研究不僅豐富和拓展了財務(wù)重述影響因素的研究，還有助于監(jiān)管部門認(rèn)識到進(jìn)一步完善CEO制度和內(nèi)部控制制度的重要性。

二、理論分析與研究假設(shè)

行為理論認(rèn)為，規(guī)則、約束、動機(jī)和權(quán)力是影響個人行為的四大因素。在這四大影響因素中，權(quán)力代表了實現(xiàn)行動的可能性，或者說擁有權(quán)力是實現(xiàn)行動的必備條件，而管理層的權(quán)力決定了其對契約的控制程度。如Bebchuk et al.（2002）研究發(fā)現(xiàn)，管理層權(quán)力大的高管能夠為自己量身定制薪酬契約；Burns and Kedia（2008）研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵占薪酬總額的比例越大，企業(yè)的會計信息越容易被操縱，這是因為高管會動用權(quán)力進(jìn)行盈余操縱，以增加行權(quán)的現(xiàn)金回報；Carter and Lynch（2001）研究發(fā)現(xiàn)，高管權(quán)力強(qiáng)度能夠影響行權(quán)價格，當(dāng)股票期權(quán)無法行權(quán)時，“強(qiáng)勢”高管可以要求董事會重新制定行權(quán)價格?？梢姡吖艿臋?quán)力越大，對于契約的控制力就越強(qiáng)，那么規(guī)則被濫用和約束被規(guī)避的可能性也就越高。當(dāng)權(quán)力過度膨脹時，高管很可能會為了一己私利而違反會計準(zhǔn)則，濫用會計政策，導(dǎo)致財務(wù)重述的發(fā)生。

表3 CEO權(quán)力強(qiáng)度與財務(wù)重述的檢驗結(jié)果

委托代理理論認(rèn)為，委托人（股東）賦予代理人（管理層）參與企業(yè)決策和處理經(jīng)營事務(wù)的權(quán)力，而管理層應(yīng)以財務(wù)報告的形式向股東傳遞受托責(zé)任的履行信息。CEO作為企業(yè)的高級管理人員，處于管理層的核心，因而企業(yè)的重大經(jīng)營決策與會計政策的選擇都可視為CEO個人決策的結(jié)果。同時，擁有更大權(quán)力強(qiáng)度的CEO也更加關(guān)注個人薪酬和聲譽問題，如果經(jīng)營業(yè)績不佳，迫于被降職或解雇的風(fēng)險，他們會產(chǎn)生提供虛假財務(wù)報告的動機(jī)?？墒?，由于信息不對稱，股東往往將財務(wù)報告作為考核CEO努力水平和經(jīng)營業(yè)績的主要標(biāo)準(zhǔn)，那么CEO為追求個人經(jīng)濟(jì)利益、迎合資本市場盈利預(yù)測的壓力，就有著強(qiáng)烈的動機(jī)進(jìn)行會計信息操縱，而財務(wù)重述因涉及到前期會計差錯的更正，具有較強(qiáng)的業(yè)務(wù)復(fù)雜性和準(zhǔn)則的模糊性，這就為CEO進(jìn)行會計操縱提供了廣闊空間。因此，綜合上述分析，本文提出研究假設(shè)：

H1：CEO權(quán)力強(qiáng)度越大，企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述的可能性越高。

前文已述，CEO權(quán)力強(qiáng)度會對財務(wù)重述產(chǎn)生重要影響，但是如果企業(yè)內(nèi)部建立了有效的監(jiān)管制度，能對CEO權(quán)力形成有效制約，則會大大增加其操縱會計信息的成本，降低財務(wù)重述行為的發(fā)生。內(nèi)部控制作為企業(yè)的“免疫系統(tǒng)”，在公司內(nèi)部治理中發(fā)揮著日益重要的作用（范經(jīng)華等，2013），大量研究表明，內(nèi)部控制的完善有助于改善企業(yè)的監(jiān)督與制約機(jī)制，提高公司的財務(wù)信息質(zhì)量。Doyle et al.（2007）研究發(fā)現(xiàn)，在內(nèi)部控制質(zhì)量較差的企業(yè)，代理問題更突出，高管更傾向于通過盈余管理來操縱應(yīng)計利潤，導(dǎo)致會計信息質(zhì)量下降。Ashbaugh-Skaife et al.（2008）研宄發(fā)現(xiàn)，相比于未披露內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)，已披露內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)有著更大的正向或負(fù)向的非正常性應(yīng)計盈余。Chan et al.（2008）研究發(fā)現(xiàn)，自SOX法案頒布以后，管理層的盈余管理行為得到了有效抑制，會計信息質(zhì)量顯著提升。Altamuro and Beatty（2010）研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制制度有助于降低管理層的機(jī)會主義動機(jī)，增加未來現(xiàn)金流的可持續(xù)性，進(jìn)而導(dǎo)致更高的財務(wù)報告質(zhì)量。因此，本文預(yù)期，在完善的內(nèi)部控制制度下，CEO權(quán)力得到了有效監(jiān)督與約束，進(jìn)而抑制CEO的機(jī)會主義行為，減少財務(wù)重述的發(fā)生。綜合上述分析，本文提出研究假設(shè)：

H2：高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于弱化CEO權(quán)力強(qiáng)度與財務(wù)重述間的正相關(guān)性。

表4 內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選取

本文選取2009-2016年A股上市公司作為研究樣本，并參照何威風(fēng)和劉啟亮（2010）的研究，對全樣本執(zhí)行了以下篩選程序：剔除金融、保險類樣本，剔除ST類、＊ ST類、PT類樣本，剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失樣本，最終得到9845個觀測值。本文通過手工整理上市公司年報獲得財務(wù)重述數(shù)據(jù)。此外，內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來自深圳市迪博企業(yè)風(fēng)險管理技術(shù)有限公司開發(fā)的迪博數(shù)據(jù)庫，其他財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%分位數(shù)與99%分位數(shù)的Winsorize處理。

（二）變量定義與模型設(shè)計

為檢驗第一個研究假設(shè)，本文設(shè)定了如下回歸模型：

為檢驗第二個研究假設(shè)，本文在回歸模型中加入了調(diào)節(jié)變量，具體如下：

控制變量方面，參照現(xiàn)有研究成果，本文在回歸模型中控制了以下變量：股權(quán)集中度）、資產(chǎn)規(guī)模（）、成長性（）、財務(wù)杠桿（）、盈利能力（）、資產(chǎn)負(fù)債率（）、事務(wù)所排名（）、年度效應(yīng)（）以及行業(yè)效應(yīng)（），詳見表1變量定義。

四、檢驗結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。筆者發(fā)現(xiàn)，上市公司財務(wù)重述均值為0.104，標(biāo)準(zhǔn)差為0.315，最小值為0，中位數(shù)為0，最大值為1，表明我國資本市場在2009-2016年間有10.4%的上市公司進(jìn)行了財務(wù)重述，且均值大于中位數(shù)，樣本為右偏分布。CEO權(quán)力強(qiáng)度均值為0.352，中位數(shù)為0.306，均值大于中位數(shù)，表明樣本呈現(xiàn)右偏分布。內(nèi)部控制

均值為689.012，標(biāo)準(zhǔn)差為0.882，最小值為82.093，中位數(shù)為652.884，最大值為742.569，表明我國上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量差異較大，且處于較低水平的樣本占多數(shù)。此外，從控制變量的統(tǒng)計結(jié)果來看，股權(quán)集中度指標(biāo)的均值小于中位，表明樣本呈現(xiàn)左偏，而資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率的均值與中位數(shù)基本相等，表明樣本呈現(xiàn)正態(tài)分布，其余控制變量皆呈現(xiàn)右偏分布。

（二）實證結(jié)果分析

1. CEO權(quán)力強(qiáng)度與財務(wù)重述

針對CEO權(quán)力強(qiáng)度與財務(wù)重述問題，本文選擇了固定效應(yīng)模型進(jìn)行處理，理由是：一方面，引發(fā)上市公司進(jìn)行財務(wù)重述的因素眾多，而采用固定效應(yīng)模型能夠較好排除其他影響因素的干擾；另一方面，本文在檢驗結(jié)果下面附上了F統(tǒng)計量，如果F統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，則表明本文的固定效應(yīng)檢驗有效。

表3列報了模型（1）的內(nèi)部控制質(zhì)量與銀行貸款檢驗結(jié)果，第（1）列為沒有加入控制變量的檢驗結(jié)果，第（2）列為加入控制變量后的檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示：總體上，CEO權(quán)力強(qiáng)度與財務(wù)重述顯著正相關(guān)，兩列結(jié)果均在1%水平顯著。這與本文的理論預(yù)期一致，表明CEO權(quán)力強(qiáng)度越大，企業(yè)進(jìn)行財務(wù)重述的可能性越大，研究假設(shè)一成立。從控制變量來看，股權(quán)集中度（）、資產(chǎn)規(guī)模（）、成長性（）、資產(chǎn)負(fù)債率（）均顯著為負(fù)，而其他控制變量并不顯著。

2. 內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表4列報了內(nèi)部控制質(zhì)量、銀行產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與銀行貸款的檢驗結(jié)果。第（1）列為沒有加入控制變量的檢驗結(jié)果，第（2）列為加入控制變量后的檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示：在不考慮控制變量的情況下，交乘項的相關(guān)系數(shù)為-0.127，在1%水平上顯著為負(fù)；在考慮控制變量的情況下，交乘項的相關(guān)系數(shù)為-0.035，在5%水平上顯著為負(fù)。兩列檢驗結(jié)果表明，企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，CEO權(quán)力強(qiáng)度對財務(wù)重述的正向影響越小，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制在CEO權(quán)力強(qiáng)度對財務(wù)重述的正向影響中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用，研究假設(shè)二成立。在控制變量方面，筆者發(fā)現(xiàn)，對于股權(quán)集中度越高、財務(wù)杠桿作用越強(qiáng)的企業(yè)，企業(yè)發(fā)生財務(wù)重述的可能性越小。

五、穩(wěn)健性檢驗

為確保估計結(jié)果的有效性，本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗：

1.替換CEO權(quán)力強(qiáng)度。CEO權(quán)力強(qiáng)度與高管特征有著密切關(guān)系，據(jù)此，本文使用四個高管特征變量綜合度量CEO權(quán)力強(qiáng)度：第一個特征變量是CEO是否兼任董事會主席，因為CEO兼任董事會主席會更容易控制董事會，其行政權(quán)力更大；第二個特征變量是CEO任職時間是否超過中位數(shù)，因為CEO任職越長，“人脈”越豐富，其權(quán)威性越高；第三個特征變量是CEO在公司IPO當(dāng)年是否為公司高管，因為在IPO當(dāng)年就已經(jīng)是高管的CEO必然有較高的地位與威望；第四個特征變量是CEO是否兩權(quán)合一，因為CEO同時擁有經(jīng)營管理權(quán)和投票表決權(quán)，其權(quán)利更大。本文取這四個虛擬變量的算數(shù)平均值作為CEO權(quán)力強(qiáng)度的替代變量，再次代入到模型（1）和模型（2）中進(jìn)行固定效應(yīng)檢驗。回歸結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，與的相關(guān)系數(shù)均顯著為正，交乘項與的相關(guān)系數(shù)均顯著為負(fù)，兩組結(jié)果再次驗證了本文的研究假設(shè)。

2.本文以是否披露內(nèi)部控制重大缺陷作為內(nèi)部控制質(zhì)量的替代變量，如果上市公司存在重大缺陷，則表明內(nèi)部控制質(zhì)量較差，如果不存在重大缺陷，則表明內(nèi)部控制質(zhì)量較高。據(jù)此，本文將新的調(diào)節(jié)變量代入模型（2）重新進(jìn)行回歸檢驗，結(jié)果顯示，交乘項與的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著。上述結(jié)果再次證實了本文的研究假設(shè)。

六、研究結(jié)論和啟示

本文基于我國現(xiàn)階段資本市場發(fā)展的現(xiàn)實背景，選取2009-2016年我國A股市場非金融類上市公司作為研究樣本，使用Logit模型和固定效應(yīng)模型實證檢驗了CEO權(quán)力強(qiáng)度對財務(wù)重述的影響，以及內(nèi)部控制在其中扮演的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：更大的CEO權(quán)力強(qiáng)度會導(dǎo)致更多的財務(wù)重述，并且內(nèi)部控制在這一正向影響中發(fā)揮著顯著的調(diào)節(jié)作用，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于監(jiān)督與制約CEO權(quán)力，抑制財務(wù)重述的發(fā)生。

研究結(jié)果表明，雖然現(xiàn)階段我國公司治理制度仍亟待完善，但是內(nèi)部控制制度能夠在一定程度上填補這一制度不足，即有效的內(nèi)部控制能夠促進(jìn)CEO權(quán)力的合理配置，進(jìn)而減少財務(wù)報告重述的發(fā)生。本文的研究不僅豐富和拓展了財務(wù)重述影響因素的研究，還有助于監(jiān)管部門認(rèn)識到進(jìn)一步完善CEO制度和內(nèi)部控制制度的重要性。