董 竹,馬鵬飛

(1.吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心,吉林長春130012;2.吉林大學(xué)商學(xué)院,吉林長春130012)

2016年8月13日,《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》正式施行,標(biāo)志著以高管持股為核心的管理人激勵體系進(jìn)入了新的時代。高管持股曾經(jīng)被認(rèn)為是緩解代理沖突的最有效方式,因為高管持股可以將股東利益與管理者利益連接起來,將股東的風(fēng)險分?jǐn)傆诠芾碚呱砩?形成“一榮俱榮,一損俱損”的關(guān)系,高管持股具有利益趨同效應(yīng)[1]。但隨著股權(quán)激勵的不斷推廣,研究發(fā)現(xiàn),高管持股比例提高的同時,管理者對公司的控制權(quán)力也逐漸增加。股東對管理者失去了原有的監(jiān)督與約束,使他們更容易實施自利行為,對公司與股東的利益造成損害,高管持股具有塹壕防御效應(yīng)[2]。莫克爾(Morck)等[3]指出高管持股比例與公司市場價值之間存在非線性關(guān)系。當(dāng)高管持股比例較低時,雖然從經(jīng)營成果中受益較低,但管理者的權(quán)力也相對較小,難以實施自利行為。因此,高管持股有利于公司市場價值的提高,表現(xiàn)為利益趨同效應(yīng);隨著高管持股比例的不斷增加,管理者權(quán)力不斷擴(kuò)張,實施自利行為所帶來的收益大于從經(jīng)營成果中的獲益,高管持股對公司價值產(chǎn)生負(fù)向作用,表現(xiàn)為塹壕防御效應(yīng);但當(dāng)高管持股比例進(jìn)一步提高時,管理者從經(jīng)營成果中的獲益高于自利行為的收益。即使是對管理者的監(jiān)督與約束較弱,管理者仍然不會實施自利行為,進(jìn)而高管持股對公司價值又重新產(chǎn)生正向作用,表現(xiàn)為利益趨同效應(yīng)。此后研究發(fā)現(xiàn),高管持股在公司治理中的作用受到大股東持股比例、控股股東性質(zhì)、外部監(jiān)管等因素的影響[4-6]?？梢?高管持股會出現(xiàn)何種效應(yīng)不僅受到其自身動機(jī)的作用,還會受到其他因素的影響。

內(nèi)部控制通常被認(rèn)為是保證企業(yè)經(jīng)營效率、財務(wù)報告可靠、法規(guī)遵循等的重要手段[7]。1992年,美國反虛假財務(wù)報告委員會發(fā)布《內(nèi)部控制—整體框架》,奠定了企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)的基礎(chǔ)。2002年,美國政府出臺了《薩班斯—奧克斯利法案》,對內(nèi)控信息披露等問題進(jìn)行了進(jìn)一步規(guī)范。我國于2008—2014年相繼出臺《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》《年度內(nèi)部控制評價報告的一般規(guī)定》,組成了上市公司內(nèi)部控制規(guī)范體系。高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以對企業(yè)經(jīng)營活動提供可靠監(jiān)督,對管理層提供有效激勵機(jī)制。以往研究證實,高質(zhì)量內(nèi)部控制有利于提升應(yīng)計質(zhì)量[8]、減少企業(yè)冒險行為[9]、降低代理成本與財務(wù)重述發(fā)生的可能性[10]。這些結(jié)論為本文研究內(nèi)部控制對高管持股異質(zhì)性效應(yīng)的決定作用提供了理論基礎(chǔ)。

本文的創(chuàng)新之處在于:第一,以往研究主要認(rèn)為高管持股與代理成本或公司績效之間的非線性關(guān)系依賴于高管持股比例的變化,而本文則是將其中的二者關(guān)系擴(kuò)展為以內(nèi)部控制質(zhì)量為基礎(chǔ)的三元關(guān)系,首次系統(tǒng)地討論高管持股、內(nèi)部控制與不同持股效應(yīng)(體現(xiàn)在代理成本或公司績效的差異)三者之間的關(guān)系。第二,不同于以往利用多次項的刻畫方式,本文引入面板門檻模型,利用網(wǎng)格搜索法找出內(nèi)部控制質(zhì)量門檻值,進(jìn)而發(fā)現(xiàn)在內(nèi)部控制質(zhì)量門檻的作用下,高管持股與代理成本或公司績效之間存在非線性關(guān)系。第三,本文發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制是高管持股發(fā)揮治理效應(yīng)的基礎(chǔ),當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量低于門檻值時,高管持股體現(xiàn)為塹壕防御效應(yīng);當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量高于門檻值時,高管持股體現(xiàn)為利益趨同效應(yīng)。這個結(jié)論更好地解釋了高管持股、內(nèi)部控制與持股效應(yīng)之間的作用邏輯,為股權(quán)激勵等相關(guān)研究提供理論補(bǔ)充。

一、文獻(xiàn)回顧與理論分析

詹森(Jensen)等[1]發(fā)現(xiàn)當(dāng)企業(yè)的所有權(quán)與控制權(quán)發(fā)生分離時,掌握控制權(quán)的管理人與掌握所有權(quán)的股東之間目標(biāo)可能出現(xiàn)分歧,自身利益最大化動機(jī)會使企業(yè)經(jīng)營產(chǎn)生額外的成本,這種成本被稱為“代理成本”。當(dāng)管理者持有公司股份時,管理者與股東的利益逐漸趨同,直到管理者擁有公司百分之百的股權(quán)時,代理成本為零。說明高管持股有利于緩解代理沖突,表現(xiàn)為利益趨同效應(yīng)。邁赫蘭(Mehran)[11]認(rèn)為高管激勵是包括薪酬、獎金、股權(quán)等一攬子的計劃,其中,股權(quán)是最重要的激勵方式,高管持股比例及其在激勵方案中所占的比重,均對公司績效產(chǎn)生正向影響,支持利益趨同假說。與此相反,法瑪(Fama)等[2]則認(rèn)為,管理者持有上市公司股份,意味著他們對公司擁有更多的控制權(quán),受到更少的監(jiān)督與約束。進(jìn)而更容易開展自利行為,如增加自身的工資與福利、避免有價值的企業(yè)兼并等[12]。這表明,高管持股存在塹壕防御效應(yīng)。莫克爾(Morck)等[3]通過分析1980年371家美國五百強(qiáng)企業(yè)的高管持股水平,發(fā)現(xiàn)當(dāng)高管持股在5%以下或25%以上時,表現(xiàn)為利益趨同效應(yīng),高管持股有利于公司市場價值的提升;當(dāng)高管持股在5%—25%之間時,表現(xiàn)為塹壕防御效應(yīng),高管持股會導(dǎo)致公司市場價值下降。格里菲思(Griffith)[13]也發(fā)現(xiàn)了高管持股與公司價值之間的非線性關(guān)系,但由于數(shù)據(jù)與指標(biāo)選擇存在差異,導(dǎo)致拐點位置也有所不同。在我國,韓亮亮等[14]通過計算,指出A股上市公司高管持股水平與公司價值之間確實存在兩種效應(yīng),當(dāng)持股比例小于8%或大于25%時,利益趨同效應(yīng)占主導(dǎo),高管持股與公司價值正相關(guān);當(dāng)持股比例在8%—25%之間時,塹壕防御效應(yīng)占主導(dǎo),高管持股與公司價值負(fù)相關(guān)。

在此后的研究中,與高管持股有關(guān)的文獻(xiàn)主要集中討論三個方面:第一,檢驗不同的變量與模型下,原有結(jié)論是否仍然成立。如:古格勒(Gugler)等[15]利用高管持股占流通股比例與高管持股的市場價值變量,區(qū)分塹壕防御效應(yīng)與利益趨同效應(yīng),以邊際Q衡量公司市場價值,驗證兩種效應(yīng)在公司治理中的作用;法倫巴赫(Fahlenbrach)等[16]發(fā)現(xiàn),在公司業(yè)績較好時,高管傾向減持股票;當(dāng)公司處于困境時,高管傾向于增持股票。說明高管持股與公司業(yè)績存在動態(tài)關(guān)系。在控制過往的股票收益后,高管持股的大幅增加會帶來公司市場價值的提升。但這僅與內(nèi)部管理者持股有關(guān),與董事成員持股無關(guān),并且沒有證據(jù)表明高管持股比例的大幅下降會引起公司價值下降?？茽査?Coles)等[17]認(rèn)為,在嚴(yán)格控制內(nèi)生性的條件下,沒有穩(wěn)健性的證據(jù)能夠表明股權(quán)激勵會降低代理成本、提高公司績效。

第二,討論高管持股中的兩種效應(yīng)所帶來的其他經(jīng)濟(jì)后果。如:拜爾(Beyer)等[18]分析了高管持股與研發(fā)投入的關(guān)系。他們指出,如果研發(fā)投資的項目失敗,管理人員可能會面臨薪酬減少或失業(yè)的風(fēng)險,因此就會導(dǎo)致研發(fā)投入不足。但管理者也可能為了更高的報酬、權(quán)力和威望,加大公司的研發(fā)投入,出現(xiàn)投資過度。實證結(jié)果表明,高管持股比例與研發(fā)投入存在顯著的倒U型關(guān)系。當(dāng)塹壕防御效應(yīng)顯著時,管理者權(quán)力較大,也更傾向于冒險行為,導(dǎo)致研發(fā)過度投資的出現(xiàn)。高(Gao)等[19]研究了高管持股與現(xiàn)金持有的關(guān)系。發(fā)現(xiàn)高管持股比例較低的公司擁有更多的超額現(xiàn)金,表明良好的公司治理有助于抑制超額現(xiàn)金持有。馬晨等[20]分析了高管持股對財務(wù)重述的影響,研究表明,當(dāng)高管持股比例較低時,存在利益趨同效應(yīng),高管持股比例與財務(wù)重述發(fā)生比率負(fù)相關(guān);當(dāng)高管持股比例較高時,存在塹壕防御效應(yīng),高管持股比例與財務(wù)重述發(fā)生比率正相關(guān)。宋建波等[21]指出,管理層持股對企業(yè)的盈余持續(xù)性有顯著的促進(jìn)作用,且這種促進(jìn)作用在股權(quán)分置改革后更強(qiáng),說明管理層持股可以有效降低企業(yè)的代理成本。

第三,討論其他因素是否對高管持股的兩種效應(yīng)產(chǎn)生影響。如費爾南多(Fernando)等[5]發(fā)現(xiàn),金融監(jiān)管可以減輕外部投資者的擔(dān)憂,從而使外部投資者對家族高管持股起到監(jiān)督作用,提升股權(quán)激勵的有效性。李(Li)等[6]選取2001—2009年中國上市公司作為研究樣本,認(rèn)為終極股東性質(zhì)是影響管理層持股兩種不同效應(yīng)的關(guān)鍵。在非國有企業(yè)公司中,高管持股的利益趨同效應(yīng)更加顯著。在國有公司中,高管持股既不會產(chǎn)生利益趨同效應(yīng),也不會產(chǎn)生塹壕防御效應(yīng)。李維安等[4]提出,第一大股東特征對高管持股與公司績效的關(guān)系影響顯著,具體而言,當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|絕對控股或持股比例低于20%時,高管持股對公司績效無法發(fā)揮作用,當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例在20%—40%之間時,高管持股比例和績效呈現(xiàn)倒U型關(guān)系,股權(quán)激勵發(fā)揮顯著作用。薛有志等[22]發(fā)現(xiàn),有效的公司治理機(jī)制是確保高管持股積極效應(yīng)發(fā)揮的重要條件。提高公司治理水平,有利于防止塹壕防御效應(yīng)的出現(xiàn)。陳笑雪[23]的研究表明,當(dāng)總經(jīng)理由董事會成員兼任時,難以獨立于董事會,高管持股與公司績效的正相關(guān)關(guān)系不顯著,激勵效果被降低。

本文的研究作為第三個方面的延續(xù),從內(nèi)部控制質(zhì)量的視角,分析內(nèi)部控制對高管持股在公司治理中兩種效應(yīng)的影響。通常認(rèn)為,上市公司的內(nèi)部控制制度是約束高管行為的重要環(huán)節(jié),良好的內(nèi)部控制可以提升應(yīng)計質(zhì)量[8]、削減融資成本[24]、減少企業(yè)的冒險行為[9],也是降低代理成本的可靠保障[10]。內(nèi)部控制是企業(yè)建立的具有約束力的管理和經(jīng)營制度,對企業(yè)運(yùn)營中的業(yè)務(wù)流程和授權(quán)審批等環(huán)節(jié)進(jìn)行監(jiān)督,促使管理者的決策符合企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略。實際上,內(nèi)部控制制度對管理者也常常體現(xiàn)出兩種效應(yīng):一種為監(jiān)督效應(yīng)。即高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以降低管理者機(jī)會主義會計選擇的可能性,減少財務(wù)舞弊等不良行為的發(fā)生,對高管的自利行為起到監(jiān)督作用;另一種為激勵效應(yīng)。即高質(zhì)量的內(nèi)部控制包含有效的激勵機(jī)制,是高管薪酬與獎勵機(jī)制的基礎(chǔ),能夠提高管理者的自覺性和自律性,促進(jìn)其為企業(yè)創(chuàng)造更大價值?？梢?當(dāng)上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量較高時,對管理者的監(jiān)督與激勵作用得到保障,管理者就會避免那些違背公司利益的行為,進(jìn)而使高管持股出現(xiàn)正向效應(yīng);當(dāng)上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量較低時,對管理者的監(jiān)督與激勵作用就難以發(fā)揮,甚至制度上的漏洞可能促使管理者更容易實施違背道德的行為,導(dǎo)致高管持股出現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)。據(jù)此推測,高管持股中很可能存在以內(nèi)部控制質(zhì)量為基礎(chǔ)的門檻效應(yīng),是否高于門檻值作為內(nèi)控質(zhì)量高低的標(biāo)志,決定了高管持股所帶來的不同結(jié)果。據(jù)此,本文提出假設(shè)1與假設(shè)2:

H1:當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量低于門檻值時,高管持股比例與代理成本正相關(guān),高管持股出現(xiàn)“塹壕防御效應(yīng)”;當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量高于門檻值時,高管持股比例與代理成本負(fù)相關(guān),高管持股出現(xiàn)“利益趨同效應(yīng)”。

H2:當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量低于門檻值時,“塹壕防御效應(yīng)”使高管持股與公司績效負(fù)相關(guān);當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量高于門檻值時,“利益趨同效應(yīng)”使高管持股與公司績效正相關(guān)。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選取

由于面板門檻模型要求使用平衡面板數(shù)據(jù),因此,如果選擇時間跨度過長會導(dǎo)致刪除較多的樣本公司,使樣本難以代表A股的總體特征?？紤]到2009—2011年由創(chuàng)業(yè)板所帶來的新股發(fā)行高峰[注]據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫顯示,A股2009年總計發(fā)行新股99只,2010年總計349只,2011年總計282只,2012年總計155只,可見對于保留2010年與2011年新上市的樣本數(shù)據(jù)尤為重要。,選擇2011年以前的年份作為起始年則會損失較多樣本(特別是如果選擇2009年以前的數(shù)據(jù)作為起始年,則會損失掉全部創(chuàng)業(yè)板數(shù)據(jù))。在確保盡可能多的保留樣本公司與盡可能長的選擇樣本時間跨度的雙重目標(biāo)下,本文的研究樣本選取為2011—2016年滬深兩市全部A股上市公司。

同時,本文對樣本進(jìn)行了如下處理:第一,剔除不符合條件的樣本公司。如金融行業(yè)的上市公司、期間出現(xiàn)ST狀態(tài)的上市公司與已退市的上市公司;第二,剔除數(shù)據(jù)存在異常值的樣本公司,如年度股利支付率為負(fù)的樣本、總資產(chǎn)增長率大于100%的樣本、所有者權(quán)益或資產(chǎn)負(fù)債率為負(fù)的樣本;第三,保留平衡面板,剔除非平衡面板數(shù)據(jù);第四,對連續(xù)變量在1%與99%分位數(shù)上進(jìn)行縮尾處理。最終,保留1 252家上市公司,樣本總數(shù)為7 512個。其中,內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)來源于迪博內(nèi)部控制數(shù)據(jù)庫,其他數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

(二)變量設(shè)置

表1列示了本文的變量及其定義。被解釋變量包括代理成本(MNFEE)與公司績效(ROA),分別使用管理費用率與總資產(chǎn)報酬率進(jìn)行衡量。解釋變量為高管持股(Ownership),等于高管持股數(shù)量占總股本的比重。預(yù)期當(dāng)高管持股表現(xiàn)為塹壕防御效應(yīng)時,其與代理成本正相關(guān)、與公司績效負(fù)相關(guān);當(dāng)高管持股表現(xiàn)為利益趨同效應(yīng)時,其與代理成本負(fù)相關(guān)、與公司績效正相關(guān)。

門檻變量為迪博內(nèi)控指數(shù)(IC),是取值范圍為0—1 000的連續(xù)變量。預(yù)期當(dāng)內(nèi)部控制指數(shù)低于門檻值時,高管持股表現(xiàn)為塹壕防御效應(yīng);當(dāng)內(nèi)部控制指數(shù)高于門檻值時,高管持股表現(xiàn)為利益趨同效應(yīng)。

控制變量選取:公司規(guī)模(Size)、負(fù)債比率(LEV)、總資產(chǎn)增長率(Growth)、每股自由現(xiàn)金流(FCF)、第一大股東持股比例(First)、股權(quán)性質(zhì)(State)與審計師資質(zhì)(Big4)等。

表1 變量定義

(三)模型構(gòu)建

本文對假設(shè)1與假設(shè)2分別進(jìn)行檢驗,對應(yīng)建立模型1與模型2。其中,模型1以代理成本(MNFEE)為被解釋變量,模型2以公司績效(ROA)為被解釋變量,具體如下:

MNFEEit=α+ω1Ownershipit×I(ICit≤τ)+

ω2Ownershipit×I(ICit>τ)+βControlsit+εit

(1)

ROAit=α+ω1Ownershipit×I(ICit≤τ)+

ω2Ownershipit×I(ICit>τ)+βControlsit+εit

(2)

其中,i表示上市公司,t表示年份,τ為待估門檻值,εit為隨機(jī)干擾項,I(·)為示性函數(shù)。該模型相當(dāng)于一個分段函數(shù)模型,當(dāng)ICit≤τ時,ICit的系數(shù)為ω1,當(dāng)ICit>τ時,ICit的系數(shù)為ω2。在模型1與模型2中,與給定門檻值τ相對應(yīng)的模型殘差平方和可以表示為:

S1(τ)=e*(τ)′e*(τ)

(3)

可見,如果τ與真實門檻水平越相近,其殘差平方和S1(τ)就越小。因此,可以通過網(wǎng)格搜索法獲得S1(τ)的最小值,并將此處對應(yīng)的τ值記為真實門檻τ*,得到:

τ*=arg minS1(τ)

(4)

(5)

如果使門檻模型得到合理運(yùn)用,還應(yīng)當(dāng)進(jìn)行兩方面的檢驗:第一,檢驗門檻是否顯著存在?？梢酝ㄟ^構(gòu)建F統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗:

(6)

其中,S0是在門檻存在性檢驗的原假設(shè)下,模型估計得到的殘差平方和。原假設(shè)為:ω1=ω2,備擇假設(shè)為:ω1≠ω2。

第二,檢驗門檻的估計值是否等于真實值?？梢酝ㄟ^構(gòu)建LR統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗:

(7)

其中,原假設(shè)為:τ*=τ0,備擇假設(shè)為:τ*≠τ0。

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2所示為描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。其中,代理成本(MNFEE)均值為0.099,表示樣本公司平均的管理費用率為9.9%;最小值為0.009,最大值為0.551,可見,上市公司之間的管理費用率差異較大,一些上市公司的管理費用占營業(yè)收入比重甚至超過了50%,遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了合理區(qū)間,不利于公司的生產(chǎn)經(jīng)營。公司績效(ROA)均值為0.057, 最小值為-0.117,最大值為0.233,表現(xiàn)出了經(jīng)營虧損與盈利的不同特征。高管持股(Ownership)在不同的上市公司之間,也表現(xiàn)出較大的差異,最小值為0,說明存在一部分上市公司沒有高管持股,公司股份全部由外部股東持有;最大值為0.548,說明存在一部分上市公司高管持股超過50%,掌握了較多的表決權(quán)力。內(nèi)部控制指數(shù)(IC)最小值為0,最大值為879.500,可見,我國上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量仍然良莠不齊,一些上市公司的內(nèi)控制度亟需加強(qiáng)。

(二)相關(guān)系數(shù)分析

表3為變量的相關(guān)性檢驗結(jié)果。其中,代理成本(MNFEE)與公司績效(ROA)呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,即代理成本越高,公司績效越低。而高管持股(Ownership)與代理成本(MNFEE)、公司績效(ROA)均出現(xiàn)了顯著的正相關(guān)關(guān)系,與預(yù)期的一負(fù)一正結(jié)果有所差異。由此猜想,高管持股(Ownership)與代理成本(MNFEE)或公司績效(ROA)之間可能存在非線性關(guān)系。內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)與代理成本(MNFEE)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,與公司績效(ROA)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,符合以往的研究發(fā)現(xiàn)。此外,盡管控制變量之間出現(xiàn)了顯著的相關(guān)性,但相關(guān)系數(shù)都比較低,說明模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗

注:***、**、*代表1%、5%、10%的顯著性水平。

(三)門檻效應(yīng)假設(shè)檢驗

表4列示了門檻效應(yīng)的檢驗結(jié)果與門檻值。通過Bootstrap方法,獲得F統(tǒng)計量的漸進(jìn)分布,發(fā)現(xiàn)在兩個模型中,F值均大于1%臨界值,并且P值均小于0.01,說明在1%的水平上拒絕原假設(shè)。第一個門檻效應(yīng)的假設(shè)檢驗得以通過,表示門檻效應(yīng)顯著存在。門檻值分別為561.660與551.620,對于0—1 000的取值范圍而言,差異較小。說明高管持股對代理成本的作用與其對公司績效影響的趨勢基本一致。

第二個門檻效應(yīng)的假設(shè)檢驗是以門檻變量的5%分位數(shù)作為搜索起點,當(dāng)殘差平方和最小時,門檻變量的取值即為門檻估計值,并在此基礎(chǔ)上檢驗門檻估計值是否與真實值相等。圖1為兩個模型門檻效應(yīng)的估計值與置信區(qū)間。其中,虛線是95%顯著性水平的似然比統(tǒng)計量(LR)的臨界值,為7.35。當(dāng)LR<7.35時,說明門檻變量所在的區(qū)間為95%顯著性水平下的置信區(qū)間,即有理由相信門檻變量的取值即為門檻的真實值。

表4 門檻效應(yīng)檢驗、門檻值與95%置信區(qū)間

注:表中各值為采用Bootstrap抽樣1 000次得到的結(jié)果;***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。

圖1 估計值與置信區(qū)間

(四)門檻效應(yīng)回歸分析

表5為基于門檻值的模型回歸結(jié)果。其中,低于門檻值時的高管持股用Onwership_1表示,高于門檻值時的高管持股用Onwership_2表示。在模型1中,當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量低于門檻值時,高管持股(Onwership_1)與代理成本(MNFEE)顯著正相關(guān)(ω1=0.054;p<0.05),即增加高管持股會導(dǎo)致代理成本的提高,加劇代理沖突,高管持股存在塹壕防御效應(yīng);當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量高于門檻值時,高管持股(Onwership_2)與代理成本(MNFEE)顯著負(fù)相關(guān)(ω2=-0.037;p<0.01),即增加高管持股會使得代理成本下降,緩解代理沖突,高管持股存在利益趨同效應(yīng)。由此,假設(shè)1得到驗證。在模型2中,當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量低于門檻值時,高管持股(Onwership_2)與公司績效(ROA) 顯著負(fù)相關(guān)(ω1=-0.095;p<0.01),表明在內(nèi)部控制質(zhì)量較差時(小于等于門檻值),內(nèi)部控制制度無法對公司高層管理人員起到監(jiān)督與激勵的作用,表現(xiàn)出塹壕防御效應(yīng),進(jìn)而降低了公司的經(jīng)營績效;當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量高于門檻時,高管持股(Onwership_1)與公司績效(ROA)顯著正相關(guān)(ω1=0.019;p<0.1),表明在內(nèi)部控制質(zhì)量較高時(大于門檻值),內(nèi)部控制制度能夠?qū)Ω邔庸芾砣藛T起到良好的監(jiān)督與激勵作用,高管持股表現(xiàn)出利益趨同效應(yīng),使公司績效得到提高。由此,假設(shè)2得到驗證。此外,控制變量的結(jié)果表明,公司規(guī)模(Size)、負(fù)債比率(LEV)與第一大股東持股比例(First)等均與代理成本、公司績效同時存在顯著相關(guān)關(guān)系,并作用相反。

表5 面板門檻模型的系數(shù)估計結(jié)果

注:***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平,括號內(nèi)為t值。

(五)進(jìn)一步分析

表6為基于門檻值的公司數(shù)量統(tǒng)計結(jié)果。迪博公司根據(jù)不同的內(nèi)控指數(shù)對上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量進(jìn)行評價,其中當(dāng)內(nèi)部控制指數(shù)取值區(qū)間為[800,1 000)時,內(nèi)部控制質(zhì)量為優(yōu)秀;當(dāng)取值區(qū)間為[700,800)時,內(nèi)部控制質(zhì)量為良好;當(dāng)取值區(qū)間為[600,700)時,內(nèi)部控制質(zhì)量為合格;當(dāng)取值區(qū)間為(600,0)時,內(nèi)部控制質(zhì)量為不合格;當(dāng)取值為0時,內(nèi)部控制質(zhì)量為無效。此前計算的內(nèi)部控制質(zhì)量門檻值分別為561.660(模型1)與551.620(模型2),因此當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量處于合格、良好與優(yōu)秀時,高管持股均會出現(xiàn)利益趨同效應(yīng),持股比例的增加會降低代理成本、提高公司績效。對應(yīng)表中IC≥600.000,公司數(shù)量年均1 035家,占比為82.668%。門檻值出現(xiàn)在內(nèi)部控制質(zhì)量為不合格的區(qū)間內(nèi),當(dāng)600.000>IC>561.660時,雖然內(nèi)部控制質(zhì)量被評價為不合格,但高管持股仍然存在利益趨同效應(yīng)。這部分公司數(shù)量年均為91家,占比7.268%。可見,超過內(nèi)部控制質(zhì)量門檻值的公司年均占比為89.936%(82.668%+7.268%),接近90%。當(dāng)561.660≥IC>551.620時,受到變量選擇的影響,無法確定這些公司高管持股效應(yīng),但占比較小,僅為1.278%,不改變本文結(jié)論。當(dāng)551.620≥IC時,高管持股出現(xiàn)塹壕防御效應(yīng),持股比例的提高會增加代理成本、降低公司績效。公司數(shù)量為年均110家,占比8.786%。這類上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量主要體現(xiàn)為不合格或無效狀態(tài)。綜上,內(nèi)部控制評價為優(yōu)秀、良好、合格與不合格(部分)時,高管持股表現(xiàn)為利益趨同效應(yīng);內(nèi)部控制評價為不合格(部分)與無效時,高管持股表現(xiàn)為塹壕防御效應(yīng)。

(六)穩(wěn)健性檢驗

本文的穩(wěn)健性檢驗主要包括以下兩方面:第一,以門檻值為依據(jù)構(gòu)建虛擬變量,利用OLS進(jìn)行估計(對年份與行業(yè)進(jìn)行控制)。當(dāng)IC≤561.660時,令D1_1=1;當(dāng)IC>561.660時,令D1_2=1;當(dāng)IC≤551.620時,令D2_1=1;當(dāng)IC>551.620時,令D2_2=1。通過估計,得到了與前文一致的回歸結(jié)果。新模型如下(分別對應(yīng)模型1與模型2的修改):

MNFEEit=α+ω1Ownershipit×D1_1+

ω2Ownershipit×D1_2+βControlit+εit

(8)

ROAit=α+ω1Ownershipit×D2_1+

ω2Ownershipit×D2_2+βControlit+εit

(9)

第二,改變被解釋變量的刻畫方式。使代理成本等于資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(TURN),即營業(yè)收入除以總資產(chǎn),該指標(biāo)越大表示代理成本越小;使公司績效等于凈資產(chǎn)收益率(ROE),即凈利潤與所有者權(quán)益之比。替換變量后,帶入模型1與模型2重新估計。最終得到的結(jié)果仍是顯著的存在門檻效應(yīng)[注]對應(yīng)的門檻值分別為552.180與548.700。,即當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)低于門檻值時,高管持股存在塹壕防御效應(yīng),與代理成本正相關(guān),與公司績效負(fù)相關(guān);當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)高于門檻值時,高管持股存在利益趨同效應(yīng),與代理成本負(fù)相關(guān),與公司績效正相關(guān)。以上表明,本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論

本文基于2011—2016年滬深A(yù)股上市公司,使用面板門檻模型,研究在內(nèi)部控制質(zhì)量作用下,高管持股所展現(xiàn)的不同特征。得到以下結(jié)論:第一,當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量低于門檻值時,高管持股表現(xiàn)為塹壕防御效應(yīng),高管持股比例與代理成本正相關(guān)、與公司績效負(fù)相關(guān)。說明在內(nèi)部控制質(zhì)量較差時,內(nèi)控制度存在缺陷,難以對管理者進(jìn)行有效的監(jiān)督與激勵。隨著高管持股的增加,管理者權(quán)力逐漸增強(qiáng),更容易開展自利行為,導(dǎo)致代理成本上升,損害公司績效。第二,當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量高于門檻值時,高管持股表現(xiàn)為利益趨同效應(yīng),高管持股比例與代理成本負(fù)相關(guān)、與公司績效正相關(guān)。說明在內(nèi)部控制質(zhì)量較高時,內(nèi)控制度較為完善,可以對管理者進(jìn)行有效的監(jiān)督與激勵。隨著高管持股比例的增加,管理者與股東的利益趨同效應(yīng)逐漸增強(qiáng),降低代理成本,提高公司經(jīng)營績效。第三,高于內(nèi)部控制質(zhì)量門檻值的上市公司,年均占比接近90%,說明我國上市公司高管持股主要表現(xiàn)為利益趨同效應(yīng),總體而言,對管理者的股權(quán)激勵有效。此外,高于內(nèi)部控制質(zhì)量門檻值的公司主要包括迪博內(nèi)控評級為優(yōu)秀、良好、合格(B級及以上)的上市公司,低于內(nèi)部控制質(zhì)量門檻值的公司主要包括迪博內(nèi)控評級為不合格與無效(C級和D級)的上市公司。綜上所述,內(nèi)部控制是高管持股發(fā)揮積極作用的基礎(chǔ),我國上市公司應(yīng)重視內(nèi)部控制的建設(shè),在完善內(nèi)部控制的基礎(chǔ)上開展股權(quán)激勵工作,可以有效降低代理成本,提高經(jīng)營績效。