摘 要：有效的內(nèi)部控制是實現(xiàn)利益相關者的權益的重要保障，股權結構對企業(yè)各要素的配置效率和公司控制權安排產(chǎn)生直接影響，也影響到內(nèi)部控制制度是否能夠科學的制定與有效的執(zhí)行。本文選取2009～2013年農(nóng)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，實證研究了股權結構對內(nèi)部控制的有效性的影響，結果表明：國家股比例、高級管理層持股比例、Z指數(shù)、S指數(shù)、公司規(guī)模和公司盈利能力均與內(nèi)部控制有效性呈正相關;國有股比例、Z指數(shù)、S指數(shù)和公司規(guī)模與內(nèi)部控制有效性呈正相關但是不顯著。

關鍵詞：股權結構;內(nèi)部控制;有效性

一、引言

我國資本市場的發(fā)展實踐起步較晚，監(jiān)管環(huán)境和法律制度發(fā)展相對滯后。內(nèi)部控制系統(tǒng)發(fā)展歷史顯示，國外政府規(guī)制于1977年就要求公司建立內(nèi)部控制系統(tǒng)，國內(nèi)從1986年才開始起步，直到2010年4月我國才逐步形成內(nèi)部控制的標準體系。股權結構是指股東、董事會、經(jīng)理和其他人員之間的權利和責任安排，形成委托代理雙方的有效制衡，實現(xiàn)企業(yè)的科學決策。內(nèi)部控制由高級管理層和次級管理人員，次級管理人員和一般員工之間的監(jiān)督和制衡，以確保貫徹股東意志，維護利益相關者的權益，形成企業(yè)內(nèi)部可持續(xù)發(fā)展的良性循環(huán)系統(tǒng)。

二、研究假設和研究設計

1.研究假設

假設1：國有股比例與內(nèi)部控制有效性正相關

國有股是指代表國家投資部門或機構，以國有資產(chǎn)向股份公司投資所形成的股份。委托代理理論認為，國有控股的上市公司代理成本較高，更容易產(chǎn)生道德風險，公司董事會及高管層有責任建立健全內(nèi)部控制系統(tǒng)，主動披露內(nèi)部控制信息，不斷提高內(nèi)部控制有效性，降低代理成本并避免道德風險。國家控股的上市公司不僅要塑造公司自身形象，也是國家形象的代表，其經(jīng)營決策時應為其他公司做出表率。

假設2：高級管理層持股比例與內(nèi)部控制有效性正相關

高級管理層是指公司的經(jīng)理、副經(jīng)理、財務經(jīng)理、上市公司董事會秘書和公司章程規(guī)定的其他人員。管理層持股致使管理層兼具所有者和管理者身份，公司的利益與自身利益緊密相連，管理層為實現(xiàn)自身的利益最大化，將積極地通過增強內(nèi)部控制有效性來強化公司競爭優(yōu)勢。

假設3：Z指數(shù)與內(nèi)部控制有效性負相關

Z指數(shù)是衡量股權集中度的重要指標。當股權高度集中時，內(nèi)部控制報告將從由經(jīng)理人對股東的報告演變?yōu)榇蠊蓶|和經(jīng)理人對小股東的報告。當?shù)谝淮蠊蓶|絕對控股時，可以實現(xiàn)對公司的內(nèi)部控制有效性的控制。我國上市公司股權集中度較高，公司控股股東或者大股東實際掌控了董事會，控股股東或大股東通常會攫取中小股東的利益，實現(xiàn)自身的利益最大化。

假設4：股權制衡度與內(nèi)部控制有效性正相關

股權制衡度是指公司股東特別是大股東持股數(shù)的相對比例，反映了股東之間的相互制約程度，特別是其他股東對大股東的制約能力。對公司控制權的相對強弱實質(zhì)上反映了股東之間的制衡能力，而持股比例決定了股東之間的制衡能力。當投資者保護立法不完善時，控制權由少數(shù)幾個大股東均享，任一大股東往往無法單獨控制企業(yè)的經(jīng)營決策，大股東掠奪行為可以有效抑制。

假設5：公司盈利能力與內(nèi)部控制有效性正相關

根據(jù)信號傳遞理論，高質(zhì)量的公司通過傳遞信號可與其他公司區(qū)別開來。公司內(nèi)部控制越完善，公司的經(jīng)營越有效率，盈利能力越強。因此，本研究認為經(jīng)營業(yè)績越好的上市公司，其對外披露內(nèi)部控制信息的概率就越大，內(nèi)部控制有效性越高。

假設6：公司規(guī)模與內(nèi)部控制有效性正相關

公司規(guī)模越大，其業(yè)務愈趨復雜，股權構成也越分散。代理理論認為，公司規(guī)模越大，社會關注度越高，其代理成本亦越高。提高內(nèi)部控制的有效性，將會有效降低代理成本。可見，公司規(guī)模是影響公司內(nèi)部控制有效性的重要因素，且規(guī)模越大，內(nèi)部控制有效性越高。

2.樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本研究以農(nóng)業(yè)上市公司為樣本，并按以下原則剔除樣本：（1）剔除距年度報告日上市時間不到一年的公司;（2）剔除收集數(shù)據(jù)過程中一些無法得到公司內(nèi)部控制信息的公司。最終選取40家農(nóng)業(yè)上市公司2009～2013年的相關數(shù)據(jù)來研究公司股權結構對內(nèi)部控制有效性的影響。

數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，相關數(shù)據(jù)的統(tǒng)計和處理通過SPSS19.0軟件完成。

3.變量選取

表1 變量的經(jīng)濟含義、計算方法和預期符號

4.模型建立

以公司內(nèi)部控制有效性作為被解釋變量（ICE），反映公司股權狀況的指標：國有股比例、高管持股比例、S指數(shù)和Z指數(shù)作為解釋變量，以反映公司特征的公司規(guī)模、盈利能力作為控制變量，構建如下多元回歸模型：

ICE=β0+β1STA+β2MNA+β3Z+β4S+β5EPS+β6LNSIZE+ε

模型中，β0是回歸方程的常數(shù)項;βi是各解釋變量的待估系數(shù)（i=1，…，6）。

三、實證分析

我們對樣本公司2009～2013年的整體內(nèi)部控制有效性進行了描述性統(tǒng)計分析，之后進行多重共線性問題的診斷，然后利用多元線性回歸方法對樣本公司整體內(nèi)部控制有效性進行回歸擬合，最后利用回歸結果對各個假設進行了檢驗。

1.描述性統(tǒng)計分析

表2 2009年～2013年樣本描述統(tǒng)計

從表2中，我們可以看出，樣本公司內(nèi)部控制有效性、國家股比例、高管持股比例差異較大;第一大股東控股程度較高，股權結構形成了一定的制衡力量;公司規(guī)模，公司盈利水平差異不明顯。

2.相關性檢驗及分析

變量相關性檢驗結果如表3，可以發(fā)現(xiàn)：內(nèi)部控制有效性指數(shù)與國家持股比例、高管持股比例在5%的水平上顯著相關，與盈利水平（EPS）在10%水平上顯著相關。S指數(shù)與內(nèi)部控制有效性之間的相關性不顯著，這可能是因為在我國股權制衡水平普遍不高，而Z指數(shù)為-0.148，說明股權集中度與內(nèi)部控制有效性呈負相關。國家持股比例（STA）與高管持股比例（MNA），Z指數(shù)、S指數(shù)、盈利水平（EPS）與高管持股比例（MNA）等等它們之間也存在顯著相關，其相關系數(shù)均遠小于0.8，所以變量之間存在多重共線性的概率較小。endprint

表3 各變量之間的相關分析

*.在0.05水平（雙側）上顯著相關。

**.在0.01水平（雙側）上顯著相關。

經(jīng)進一步的容忍度（Tolerance）和方差膨脹因子（VIF）驗證，結果顯示，容忍度最小為0.349（大于0.1），VIF最大為2.868（小于5），根據(jù)數(shù)理統(tǒng)計規(guī)律，自變量之間不存在多重共線性問題。

3.多元線性回歸

當用解釋變量和控制變量對上市公司內(nèi)部控制有效性指數(shù)進行回歸擬合時，我們得到的回歸方程如下：

ICE=0.303+0.014STA+0.001MNA+0.001Z+0.001S+0.092EPS+ 0.002LINSIZ

表4 各變量對內(nèi)部控制有效性影響的回歸結果

對該多元線性回歸方程的總體回歸效果（F檢驗）、擬合優(yōu)度（R2）及解釋變量系數(shù)的顯著性進行相應的檢驗，發(fā)現(xiàn)調(diào)整R2為0.212，即方程的擬合程度為0.212，表明因變量的變化中有21.2%的部分可以被本文中的自變量解釋。在表5中，F(xiàn)檢驗值為8.544，其顯著性水平（Sig.=0.000）小于0.001，說明回歸效果很好，回歸模型具有統(tǒng)計學意義。

四、結果分析

國家持股比例與內(nèi)部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設1。但從實證結果可以看出，雖然國家持股比例系數(shù)為正，但不是特別顯著。原因可能是選取的樣本農(nóng)業(yè)上市公司國家股比例整體來說普遍較低（表2中STA的均值8.4533%），難以對內(nèi)部控制有效性產(chǎn)生較大影響。

高管持股比例與內(nèi)部控制有效性正相關，假設2得到證據(jù)支持，表明高管持股比例將對內(nèi)部控制有效性產(chǎn)生較大影響，即高管持股比例越高，內(nèi)部控制有效性越高。

Z指數(shù)與內(nèi)部控制有效性成負相關關系，實證結果不支持假設3。這說明權集中度能顯著的提高內(nèi)部控制有效性。即大股東持股比例較高對公司內(nèi)部控制有效性的影響有一定的正向激勵，而不全是負向的侵害效應。

S指數(shù)與內(nèi)部控制有效性成正相關關系，假設4成立，但顯著性不高。這表明第一大股東與第二到第十大股東持股比例之和差距越小，其他股東對第一大股東的牽制力量越大，股權制衡的效果就越好，對內(nèi)部控制有效性的影響就越明顯。

盈利能力與內(nèi)部控制有效性成顯著正相關關系，假設5成立。研究發(fā)現(xiàn)，就我國農(nóng)業(yè)上市公司而言，內(nèi)部控制越完善的公司，表明公司的經(jīng)營越有效率，盈利能力越高。

公司規(guī)模與內(nèi)部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設6，但顯著性不高。規(guī)模大的上市公司因為容易受到更多的監(jiān)管和注意，會更積極遵循和響應在法律法規(guī)的，同時，也說明規(guī)模較大的公司更為重視自己的聲譽和形象，營造良好的優(yōu)質(zhì)公司形象，提升企業(yè)價值。

參考文獻：

[1]陸正飛，岳衡，祝繼高.公司財務實證研究：重點文獻導讀[M].北京：中國人民大學出版社，2011.

[2]袁靜股權分置改革對我國上市公司股權結構的影響研究[J].生產(chǎn)力研究，2011（02）.

[3]趙靖.中國上市公司股權結構特征及其影響[J].中國市場，2010（01）.

[4]趙建鳳不同股權結構下內(nèi)部控制行為主體的“動機選擇”[J].會計之友，2013（09）.

[5]胡瑤.股權結構對內(nèi)部控制有效性影響研究[J].財經(jīng)界（學術版），2013（13）.

[6]孫明山，周銀燕.內(nèi)部控制、公司治理和股權結構關系芻議[J].中外企業(yè)家，2012（01）.

[7]萬叢穎.股權分置改革對上市公司的股權結構與治理效應的影響研究[J].公司治理評論，2011（01）.

[8]林鐘高，;徐虹，唐亮.股權結構、內(nèi)部控制信息披露與公司價值——來自滬深兩市上市公司的經(jīng)驗證據(jù).財經(jīng)論叢，2009（01）.

[9]尚春玲，高潔.股權結構、內(nèi)部控制與盈余穩(wěn)健性.貴州財經(jīng)學院學報，2014（01）.

[10]何廣益，方紅英.股權結構、內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量研究綜述.現(xiàn)代企業(yè)，2014（05）.

作者簡介：王太林（1970- ），男，四川內(nèi)江人，碩士，主要從事財會理論與實務研究endprint

表3 各變量之間的相關分析

*.在0.05水平（雙側）上顯著相關。

**.在0.01水平（雙側）上顯著相關。

經(jīng)進一步的容忍度（Tolerance）和方差膨脹因子（VIF）驗證，結果顯示，容忍度最小為0.349（大于0.1），VIF最大為2.868（小于5），根據(jù)數(shù)理統(tǒng)計規(guī)律，自變量之間不存在多重共線性問題。

3.多元線性回歸

當用解釋變量和控制變量對上市公司內(nèi)部控制有效性指數(shù)進行回歸擬合時，我們得到的回歸方程如下：

ICE=0.303+0.014STA+0.001MNA+0.001Z+0.001S+0.092EPS+ 0.002LINSIZ

表4 各變量對內(nèi)部控制有效性影響的回歸結果

對該多元線性回歸方程的總體回歸效果（F檢驗）、擬合優(yōu)度（R2）及解釋變量系數(shù)的顯著性進行相應的檢驗，發(fā)現(xiàn)調(diào)整R2為0.212，即方程的擬合程度為0.212，表明因變量的變化中有21.2%的部分可以被本文中的自變量解釋。在表5中，F(xiàn)檢驗值為8.544，其顯著性水平（Sig.=0.000）小于0.001，說明回歸效果很好，回歸模型具有統(tǒng)計學意義。

四、結果分析

國家持股比例與內(nèi)部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設1。但從實證結果可以看出，雖然國家持股比例系數(shù)為正，但不是特別顯著。原因可能是選取的樣本農(nóng)業(yè)上市公司國家股比例整體來說普遍較低（表2中STA的均值8.4533%），難以對內(nèi)部控制有效性產(chǎn)生較大影響。

高管持股比例與內(nèi)部控制有效性正相關，假設2得到證據(jù)支持，表明高管持股比例將對內(nèi)部控制有效性產(chǎn)生較大影響，即高管持股比例越高，內(nèi)部控制有效性越高。

Z指數(shù)與內(nèi)部控制有效性成負相關關系，實證結果不支持假設3。這說明權集中度能顯著的提高內(nèi)部控制有效性。即大股東持股比例較高對公司內(nèi)部控制有效性的影響有一定的正向激勵，而不全是負向的侵害效應。

S指數(shù)與內(nèi)部控制有效性成正相關關系，假設4成立，但顯著性不高。這表明第一大股東與第二到第十大股東持股比例之和差距越小，其他股東對第一大股東的牽制力量越大，股權制衡的效果就越好，對內(nèi)部控制有效性的影響就越明顯。

盈利能力與內(nèi)部控制有效性成顯著正相關關系，假設5成立。研究發(fā)現(xiàn)，就我國農(nóng)業(yè)上市公司而言，內(nèi)部控制越完善的公司，表明公司的經(jīng)營越有效率，盈利能力越高。

公司規(guī)模與內(nèi)部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設6，但顯著性不高。規(guī)模大的上市公司因為容易受到更多的監(jiān)管和注意，會更積極遵循和響應在法律法規(guī)的，同時，也說明規(guī)模較大的公司更為重視自己的聲譽和形象，營造良好的優(yōu)質(zhì)公司形象，提升企業(yè)價值。

參考文獻：

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[5]胡瑤.股權結構對內(nèi)部控制有效性影響研究[J].財經(jīng)界（學術版），2013（13）.

[6]孫明山，周銀燕.內(nèi)部控制、公司治理和股權結構關系芻議[J].中外企業(yè)家，2012（01）.

[7]萬叢穎.股權分置改革對上市公司的股權結構與治理效應的影響研究[J].公司治理評論，2011（01）.

[8]林鐘高，;徐虹，唐亮.股權結構、內(nèi)部控制信息披露與公司價值——來自滬深兩市上市公司的經(jīng)驗證據(jù).財經(jīng)論叢，2009（01）.

[9]尚春玲，高潔.股權結構、內(nèi)部控制與盈余穩(wěn)健性.貴州財經(jīng)學院學報，2014（01）.

[10]何廣益，方紅英.股權結構、內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量研究綜述.現(xiàn)代企業(yè)，2014（05）.

作者簡介：王太林（1970- ），男，四川內(nèi)江人，碩士，主要從事財會理論與實務研究endprint

表3 各變量之間的相關分析

*.在0.05水平（雙側）上顯著相關。

**.在0.01水平（雙側）上顯著相關。

經(jīng)進一步的容忍度（Tolerance）和方差膨脹因子（VIF）驗證，結果顯示，容忍度最小為0.349（大于0.1），VIF最大為2.868（小于5），根據(jù)數(shù)理統(tǒng)計規(guī)律，自變量之間不存在多重共線性問題。

3.多元線性回歸

當用解釋變量和控制變量對上市公司內(nèi)部控制有效性指數(shù)進行回歸擬合時，我們得到的回歸方程如下：

ICE=0.303+0.014STA+0.001MNA+0.001Z+0.001S+0.092EPS+ 0.002LINSIZ

表4 各變量對內(nèi)部控制有效性影響的回歸結果

對該多元線性回歸方程的總體回歸效果（F檢驗）、擬合優(yōu)度（R2）及解釋變量系數(shù)的顯著性進行相應的檢驗，發(fā)現(xiàn)調(diào)整R2為0.212，即方程的擬合程度為0.212，表明因變量的變化中有21.2%的部分可以被本文中的自變量解釋。在表5中，F(xiàn)檢驗值為8.544，其顯著性水平（Sig.=0.000）小于0.001，說明回歸效果很好，回歸模型具有統(tǒng)計學意義。

四、結果分析

國家持股比例與內(nèi)部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設1。但從實證結果可以看出，雖然國家持股比例系數(shù)為正，但不是特別顯著。原因可能是選取的樣本農(nóng)業(yè)上市公司國家股比例整體來說普遍較低（表2中STA的均值8.4533%），難以對內(nèi)部控制有效性產(chǎn)生較大影響。

高管持股比例與內(nèi)部控制有效性正相關，假設2得到證據(jù)支持，表明高管持股比例將對內(nèi)部控制有效性產(chǎn)生較大影響，即高管持股比例越高，內(nèi)部控制有效性越高。

Z指數(shù)與內(nèi)部控制有效性成負相關關系，實證結果不支持假設3。這說明權集中度能顯著的提高內(nèi)部控制有效性。即大股東持股比例較高對公司內(nèi)部控制有效性的影響有一定的正向激勵，而不全是負向的侵害效應。

S指數(shù)與內(nèi)部控制有效性成正相關關系，假設4成立，但顯著性不高。這表明第一大股東與第二到第十大股東持股比例之和差距越小，其他股東對第一大股東的牽制力量越大，股權制衡的效果就越好，對內(nèi)部控制有效性的影響就越明顯。

盈利能力與內(nèi)部控制有效性成顯著正相關關系，假設5成立。研究發(fā)現(xiàn)，就我國農(nóng)業(yè)上市公司而言，內(nèi)部控制越完善的公司，表明公司的經(jīng)營越有效率，盈利能力越高。

公司規(guī)模與內(nèi)部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設6，但顯著性不高。規(guī)模大的上市公司因為容易受到更多的監(jiān)管和注意，會更積極遵循和響應在法律法規(guī)的，同時，也說明規(guī)模較大的公司更為重視自己的聲譽和形象，營造良好的優(yōu)質(zhì)公司形象，提升企業(yè)價值。

參考文獻：

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[3]趙靖.中國上市公司股權結構特征及其影響[J].中國市場，2010（01）.

[4]趙建鳳不同股權結構下內(nèi)部控制行為主體的“動機選擇”[J].會計之友，2013（09）.

[5]胡瑤.股權結構對內(nèi)部控制有效性影響研究[J].財經(jīng)界（學術版），2013（13）.

[6]孫明山，周銀燕.內(nèi)部控制、公司治理和股權結構關系芻議[J].中外企業(yè)家，2012（01）.

[7]萬叢穎.股權分置改革對上市公司的股權結構與治理效應的影響研究[J].公司治理評論，2011（01）.

[8]林鐘高，;徐虹，唐亮.股權結構、內(nèi)部控制信息披露與公司價值——來自滬深兩市上市公司的經(jīng)驗證據(jù).財經(jīng)論叢，2009（01）.

[9]尚春玲，高潔.股權結構、內(nèi)部控制與盈余穩(wěn)健性.貴州財經(jīng)學院學報，2014（01）.

[10]何廣益，方紅英.股權結構、內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量研究綜述.現(xiàn)代企業(yè)，2014（05）.

作者簡介：王太林（1970- ），男，四川內(nèi)江人，碩士，主要從事財會理論與實務研究endprint