管理层权力与内部控制有效性基于不同产权制度的视角文档格式.docx
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目前仅有几篇认同管理层权力会对内部控制有效性产生的重要影响，但只是笼统地论述我国管理层权力整体与内部控制有效性关系，并且得出的结论是单一的，并没有从不同产权制度角度比较两类企业管理层权力与内部控制有效性的关系。
三、理论框架与研究假说
法律环境
社会文化等
本文依据“管理层权力”理论，构建管理层权力影响内部控制有效性的理论框架。
由于管理层权力的形成受到法律环境、产权制度以及社会文化等因素的影响，在假定法律环境、社会文化等因素一定情况下，本文将重点研究不同产权制度下，企业的管理层权力与内部控制有效性的关系。
由此构建一个产权影响管理层权力并进一步影响内部控制有效性的理论框架。
根据经济学理性经济人假设，经理人与股东各自追求自身利益最大化[11]。
公司作为契约的联结，难以避免由于目标函数不一致而导致经理人与股东之间的代理冲突（Jensen&
Meckling,1976），而信息不对称所导致的约束机制弱化则使经理人最大化自身效用的机会主义行为产生[12]。
内部控制旨在“合理保证企业实现其经营目标（经营的效率和效果）、报告目标（财务报告信息的可靠性）和合规目标（遵循适用的法律法规和有关监管要求）”。
良好的内部控制可以保证公司内部职能部门之间权力的有效制衡、权责的合理分配、业务流程的有效安排，避免技术性失误发生[13]，因此内部控制制度一方面可以防范管理层的机会主义行为。
但另一方面管理层作为内部控制制度的实际执行主体，也为管理层最大化自身私利打开了方便之门。
加之我国目前处于转型经济过程中，公司治理机制的外部约束机制（例如，经理市场、劳动力市场及公司控制权市场）不健全和资本市场缺乏有效性，形成严重“内部人控制”，管理层设计有利于自身利益的内部控制制度，当其权力过大时还可以绕过内部控制制度，从而使内部控制失效。
因此假设1：
管理层权力越大，公司内部控制有效性越低。
对于我国国有上市企业而言，所有者“缺位”使公司控制权不可避免地转移到管理层手中加之信息的不对称及官员的“廉价投票权”，处于多层代理链条末端的上级主管部门往往缺乏监督动力[14]，从而形成严重的“内部人控制”，造成内部控制制度的设计和实施流于形式。
另一方面，国有股的控股地位使国有股的代表控制董事会并成为董事长同时兼任总经理，这一现象加大了问题的严重性。
因此我国国有上市企业中，两类代理冲突都存在而第一类代理冲突更明显，管理层拥有较大权力，其内部控制的设计和实施更可能沦为管理层攫取私利的渠道。
因此假设2：
在其他条件不变的情况下，国有企业管理层权力越大，其内部控制有效性越低。
对民营上市企业总体而言，其控股股东普遍参与公司的经营管理，可以对公司职业经理人进行有效控制，从而缓解了传统“内部人控制”问题。
但是中小股东持股比例较小，不足以产生监督公司经营的动力，因此董事会往往被家族控股股东控制，管理层也由其委派。
在独立董事制度未发挥真正监督作用的情况下，民营上市企业往往缺乏可以制衡控股股东的力量，加之民营上市企业中控股股东往往和管理层是合一的，因此其管理层权力也较大。
因此，民营上市公司弱化了第一类代理冲突，而使第二类代理冲突更严重。
因此假设3：
与民营上市公司相比，国有企业中管理层权力对内部控制有效性影响更显著。
在国有企业的不同控制层级中，中央政府控制的国有企业（以下简称“央企”）和地方政府控制的国有企业（以下简称“地方国企”）所受约束不同[15]（夏立军等，2005）、政府干预程度不同[16]（潘红波等，2008）以及经营目标市场化程度的不同[17]（夏纪军等，2008）其行为会存在显著差异。
由于承担着更大的社会性功能，央企面临更多的社会舆论压力，其管理层权力会受到更大程度约束和监督[18]。
政府改革以后，我国地方政府与企业的相互依赖性较强，地方国企承担的政策性负担较多（林毅夫等，2004）、政府干预、官员的“廉价投票权”以及企业的预算软约束造成管理层一方面对政府的寻租能力较强，另一方面在企业内部权力极大[16]。
加之自利本性使管理层可能会利用自身拥有的权力凌驾于内部控制之上，从而使内部控制的有效性受到质疑。
综合上述分析，本文形成如下假设4：
基于不同控制层级的差异，相对于中央政府控制的国有企业，地方政府控制的国有企业管理层权力对内部控制有效性具有更显著的影响。
我国民营上市企业按照上市方式分为直接上市和间接上市两类。
前者由创业者团队或家族历时数年，在符合我国证券法律法规的条件并经过证监会发审委严格审核后公开发行上市[19-1]。
后者主要由原国有上市公司经控制权转移而成为民营上市公司，其中绝大部分是在国有企业改制的大背景下，原国有大股东协议将其控制权转让给民营企业，还有一小部分则是原国有大股东通过MBO方式将控制权转让给公司管理层[19-2]。
直接上市的民营企业最终控制股东具有企业家的本质属性，做好企业是他们毕生的使命[20-1]。
即使在市场法律治理缺乏足够约束力和社会信任机会成本很高的制度环境里，企业家精神所产生的激励效应仍能导致良好的公司治理[20-2]。
对于这类民营企业其控股股东和管理层往往是合一的，虽然其管理层权力很大，但是管理层更倾向于从企业的稳定、持续发展角度制定战略决策和经营计划，因此其内部控制可能更有效。
而对间接上市的民营企业而言，其最终控制人往往缺乏实业经营的足够经验，其收购目的也并非为了提高上市公司主营业务能力，而是利用我国股市制度和法律漏洞谋取控制权私人收益。
这类企业的代理冲突较严重，第一类和第二类都同时存在。
相比之下，间接上市民营企业的终极控股股东通过股权转让获得控制权，更倾向于通过资本运作获得资金在短期内的增值机会，缺乏实现长期价值最大化的动力，实业经营经验及能力的不足和外部治理环境的缺失进一步加剧终极控股股东对上市公司的“掏空”行为[21]，此时管理层权力相比而言较小，但其内部控制有效性可能更低。
因此假设5：
相比间接上市民营企业而言，直接上市民营企业其管理层权力更大，但是内部控制有效性更高。
四、实证研究设计
（一）样本与数据来源
《基本规范》要求“自2009年7月1日起在上市公司范围内实行，要求上市公司对本公司内部控制的有效性进行自我评价、披露年度自我评价报告、并聘请有证券期货业务资格的会计师事务所对内部控制有效性进行审计”。
本文选取2010所有A股上市公司为初始研究样本。
然后剔除金融类上市公司、剔除ST、PT样本公司及财务数据及内部控制指数缺失的样本，最终得到1418个回归样本。
上市公司财务数据、公司治理数据来源于CSMAR数据库，其中CEO任职时间及内部董事比例手工计算获取。
内部控制指数数据来源于中国上市公司内部控制指数研究课题组和深圳迪博公司。
数据处理使用的是SPSS16.0计量分析软件。
（二）模型设定与变量说明
1.检验模型：
ICEI=a+b1Power+b2Leverage+b3Size+b4Growth+b5LsdI+b6LsdI+ε
2.变量定义：
（1）被解释变量
《企业内部控制基本规范》对内部控制的定义为“内部控制是由企业董事会、监事会、管理层和全体员工实施的、旨在实现控制目标的过程。
内部控制的目标是合理保证企业经营管理合法合规、资产安全、财务报告及相关信息真实完整，提高经营效率和效果，促进企业实现发展战略。
”由此可知，企业内部控制体系的有效性指数（ICEI）可以通过内部控制战略、经营、报告、合规和资产安全五大目标的实现程度来衡量（中国上市公司内部控制指数研究课题组，2011）。
本企业内部控制有效性数据由深圳市迪博企业风险管理技术有限公司提供。
该指数采用百分制，理论上最高分是100分，最低分是0分。
分值越高，表示内部控制越好。
（2）解释变量
管理层权力泛指管理层对公司治理体系（包括决策权、监督权及执行权）的影响能力。
Finkestein（1992）将企业高管的权力划分为结构权力、所有权权力、专家权力及声誉权力。
Hu和Kumar（2004）以CEO的任期和服务年限、董事会独立性、CEO是否兼任董事长、CEO是否在两年内退休及是否存在大股东等指标综合反映管理层权力的大小。
本文借鉴Grinstei&
Hribar（2004）、Albuquerque&
Miao（2007）、Fanetal，2009及卢锐etal（2008）对管理层权力间接度量的基础上，考虑中国制度背景，从CEO个体和管理层整体层面分解管理层权力指标，分别为：
①组织结构权力，采用CEO在董事会任职情况、董事会规模和董事会中内部董事比例衡量。
CEO在董事会的任职越高，董事会对CEO的监督能力越弱，管理层权力越大（Cheng，2009）。
董事会规模越大，董事间形成“合力”可能性越小，CEO越容易影响和操纵董事会来获取权力优势（Albuquerque等，2007；
Morse等，2011），因此管理层权力可能更大。
董事会中内部董事比例，内部董事往往比外部董事更受CEO支配，内部董事比例越高，意味管理层权力越大。
②个人能力权力，反映管理层本身具有的权力，采用CEO任职时间衡量。
CEO任职时间长短能够体现其在公司渗透力，反映其对公司和董事会的影响力和控制力（赵纯祥，2011）。
CEO任职时间越长，其影响董事会决策的能力越强，权力也越大。
③所有制权力，用CEO持股比例和股权分散度来衡量。
CEO持股比例越高，越能抗拒董事会对管理层的制约和影响，因此管理层权力越大。
当股权较为分散时，小股东“搭便车”倾向将导致其对管理层的监督较为薄弱，公司处于内部人控制状态，此时管理层权力较大。
其具体度量见表1。
表1管理层权力指标测度表
权力维度
指标及解释
组织结构权力
CEO在董事会任职情况：
CEO兼任董事长取值为1，否则为0。
董事会规模：
董事会成员的人数
董事会中内部董事比例：
董事会规模扣除独立董事后人数
个人能力权力
CEO任职时间：
CEO担任该职务时间，以月为单位
所有权结构权力
CEO持股比例
股权分散度:
第一大股东持股数与第二到第十的股东持股总和之比如果小于1，则取1，反之取为0。
对构成管理层权力（Power）指标进行主成分处理，剔除信息重叠部分，从而获得管理层权力（Power）的几个主要成分，不仅可以保留原始测度指标的主要信息，还可以避免多重共线性对实证研究的影响[9-2]。
根据定义的管理层权力测度指标数据，运用SPSS软件进行主成分分析，获得以下分析结果，见表2和表3。
表2KMO和Bartlett
检验方法
指标
检验结果
KMO方法
KMO值
0.526
Bartlett检验
1.926E3
df
15
Sig.
0.000
表3因子载荷阵表
管理层权力
测度指标
主成分
1
2
3
4
股权分散
-0.011
0.732
0.055
0.531
两职兼任
0.297
-0.526
0.152
0.736
董事会规模
0.948
0.223
-0.064
-0.100
内部董事比例
0.947
0.238
-0.050
-0.083
管理层持股比例
-0.397
0.698
-0.030
0.077
任职年限
0.052
0.088
0.983
-0.152
表2表明主成分分析的KMO检验和Bartlett球形检验结果，其中KMO的值大于0.5，说明使用主成分分析法是较为合适的。
Bartlett球形检验衡量管理层权力各测度指标之间的相关性程度，结果显示这些指标变量之间存在共线性问题（显著性水平为0.000）。
因此，本研究结果表明本文选取管理层权力指标间存在共同因素，有必要进行主成分分析。
通过相关性检验后，以特征值大于1为标准，提取四个主成分，如表3所示。
第一主成分为董事会规模和内部董事比例（Power1），主要反映组织结构对管理层权力的制约。
第二主成分为股权分散和管理层持股比例上的权重较大反映了所有权结构（Power2）对管理层权力的制约关系。
第三和第四主成分分别为任职年限和两职兼任情况（Power3），反映CEO个人能力对管理层权力的作用关系。
然后合成管理层权力综合指标Power，指标值越大，管理层权力越高。
（3）控制变量
Leverage：
资产负债率，衡量债权人治理效应。
内部控制越有效则股权代理成本越低，从而使得股东与管理层利益趋于一致，但会引致债权代理成本激化债权人和管理层之间代理冲突[22]（Jensen&
Meckling，1976）。
资产负债率越高，债权人对管理层权力约束较大，则内部控制越有效。
因此预期该变量符号为正。
Size：
公司规模，为公司期末总资产的自然对数，用来控制公司规模的影响。
Growth：
营业收入增长率，表示公司的成长性。
LsdI:
是否双重上市，当公司在B股和H股同时上市时为1，否则为0。
（四）描述性统计
从表2的描述性统计结果看，ICEI变量的均值为700.39，方差为82.85，最大值为978.78，最小值为253.8，可见内部控制有效性指数其离散程度较大。
是什么原因导致ICEI变量数值如此大差异呢？
Power的均值为25.49，最大值为100.30，最小值为0.83,变异较大，意味管理层权力在不同样本公司之间存在较大差异。
Growth的均值为2.09，方差为30.74，该变量均呈现较大离散程度。
表4连续型变量描述性统计
N
Minimum
Maximum
Mean
Std.Deviation
Statistic
ICEI
1418
253.82
978.78
700.3934
82.85250
Power
0.83
100.30
25.4926
15.44829
Size
9.47
19.15
12.6896
1.30097
Leverage
.0108
1.1733
.485880
0.2030872
Growth
-1.6584
922.3482
2.092411
30.7431488
（五）基本回归分析
表5-1管理层权力与内部控制有效性分析
自变量
预期
符号
全样本
国有企业
民营企业
名称
栏目1
栏目2
栏目3
-
0.191
（1.546）*
-0.655
（-0.895）*
0.079
（0.604）*
LsdI
+
15.512
（2.071）
14.712
（1.616）
36.681
（1.810）
42.432
（25.20）***
40.084
（17.674）***
51.113
（15.575）***
？
-88.502
（-8.614）***
-70.914
（-4.690）***
-116.081
（-7.445）***
0.021
（0.358）**
0.008
（0.127）**
0.277
（0.729）**
647
771
AdjustedRSquare
0.358
0.369
0.344
注：
***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。
表5-1中模型回归结果来看，管理层权力综合指标均通过了显著性水平检验。
从全样本的结果来看，管理层权力与内部控制有效性正相关，从而拒绝了假设1，主要是由于全样本中民营上市企业在样本中占据较大权重，从而影响了结果的方向，因此管理层权力作用于内部控制有效性需要考虑不同产权性质。
国有上市企业管理层权力与内部控制有效性负相关，相关系数为-0.655，在10%的水平显著为负，从而验证了假设2。
民营上市企业管理层权力与内部控制有效性正相关，相关系数为0.079，在10%的水平显著为正。
与民营上市企业相比，国有上市企业管理层权力对内部控制有效性的影响更显著，从而验证了假设3。
从其他控制变量的情况来看，变量Leverage的回归系数显著为负，表明随着资产负债率的提高，企业内部控制有效性趋于增强。
这在一定程度上说明，债权人对管理层的机会主义行为具有一定的治理作用。
此外，变量Growth的回归系数显著为正，表明业绩好、成长性高的企业，其内部控制越有效。
变量LsdI未通过显著性检验，表明在所选取的样本中是否双重上市对内部控制有效性的影响不显著。
表5-2中回归结果来看，管理层权力（Power）综合指标均通过了显著性水平检验。
中央政府控制和地方政府控制的国有企业，其管理层权力均与内部控制有效性负相关，中央政府控制的国有企业其相关系数为-0.004，地方政府控制的国有企业其相关系数为-0.432，即地方政府控制的国有企业管理层权力对内部控制有效性的影响更显著。
从而验证了假设4。
对于直接上市的民营企业，其管理层权力综合指标与内部控制有效性正相关，即管理层权力越大，其内部控制有效性反而更高。
从而验证了假设5。
从其他控制变量的情况来看，变量Leverage、Growth、Size均通过显著性检验。
表5-2管理层权力与内部控制有效性分析
因变量：
ICED
预期符号
央企
地方国企
直接上市民营企业
间接上市民营企业
栏目4
栏目5
-0.004
（-0.005）*
-0.432
（-0.609）*
0.009
（0.061）*
-0.025
（-0.061）*
LSDI
10.172
（0.766）
27.373
（2.303）
56.556
（2.077）
20.474
（0.669）
SIZE
36.113
（10.454）***
38.078
（11.166）***
46.862
（11.325）***
57.610
（10.610）***
-69.562
（-3.215）**
-50.959
（-2.479）**
-103.808
（-5.637）***
-139.192
（-4.599）***
-4.018
（-1.894）*
0.014
（0.249）*
0.332
（0.737）*
0.225
（0.314）*
341
306
560
211
0.329
0.276
0.461
***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。
（六）稳健性检验
在基本回归分析部分，回归模型的被解释变量是内部控制有效性指数（中国上市公司内部控制指数研究课题组和深圳迪博公司联
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