伍中信 曠文輝

【摘 要】 以2007—2013年中國A股上市公司為樣本，首次探討內(nèi)部控制對貨幣政策和公司過度投資關系的影響并運用多元線性回歸模型進行實證檢驗。結(jié)果表明：貨幣政策越寬松，上市公司過度投資越嚴重;內(nèi)部控制對貨幣政策和公司過度投資的關系具有調(diào)節(jié)效應，這種效應在非國有上市公司顯著，在國有上市公司不顯著。這說明內(nèi)部控制質(zhì)量越好，公司自身抵御貨幣政策波動風險的能力越強，不管是公司還是監(jiān)管機構(gòu)，都應思考和學習如何通過內(nèi)部控制對外部政策不確定性引起的風險進行管理。

【關鍵詞】 貨幣政策; 公司過度投資; 內(nèi)部控制; 調(diào)節(jié)效應

中圖分類號：F272;F275;F822 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1004-5937（2015）06-0084-08

一、引言與文獻綜述

公司投資效率直接關系到企業(yè)的長遠發(fā)展，因而公司投資效率方面的研究受到了廣泛關注。以往對于企業(yè)投資效率的研究，大多關注于公司層面，但只局限于公司層面，不把貨幣政策等宏觀環(huán)境因素對公司投資效率的影響考慮在內(nèi)，嚴重割裂研究微觀公司行為的會計學術界與研究宏觀經(jīng)濟政策的經(jīng)濟學術界（姜國華等，2011）。從宏觀層面看，根據(jù)IS-LM模型，在擴張的貨幣政策下，貨幣供給量的增加會促進投資支出增加從而達到擴張經(jīng)濟的目的。從微觀層面看，宏觀經(jīng)濟政策通過改變宏觀經(jīng)濟前景預期、行業(yè)前景預期、公司資本成本、信息環(huán)境等影響微觀主體的行為（姜國華等，2011）。已有研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策和公司投資支出呈正向關系，有學者認為這種關系是線性的（隋姍姍等，2010），也有學者認為是非線性的（靳慶魯?shù)龋?012），但是實證檢驗都支持貨幣政策主要通過貨幣渠道和信貸渠道對公司投資行為產(chǎn)生影響。貨幣政策的傳導機制意味著，寬松的貨幣政策有助于企業(yè)更容易地獲取外部融資，可利用資金的增加更容易刺激公司盲目擴大投資規(guī)模，甚至導致公司過度投資。

我國上交所和深交所分別于2006年、2007年發(fā)布內(nèi)部控制指引，2008年6月財政部等五部委聯(lián)合發(fā)布了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，2010年4月頒布了《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》，可以看出，內(nèi)部控制從過去關注“內(nèi)部牽制”到現(xiàn)在關注“風險管理”，在不斷地完善。已有研究證明內(nèi)部控制能抑制公司的過度投資行為，內(nèi)控缺陷更多的公司更容易加重非效率投資（李萬福等，2011），高質(zhì)量內(nèi)部控制能夠抑制公司的非效率投資（Mei Cheng等，2013）。方紅星、金玉娜（2013）把公司的非效率投資分為意愿性非效率投資和操作性非效率投資，發(fā)現(xiàn)公司治理對意愿性非效率投資的抑制作用顯著，內(nèi)部控制對操作性非效率投資的抑制作用顯著。但是公司過度投資的影響因素很多，既包括公司層面的，也包括非公司層面的，即使檢驗發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制能抑制公司的過度投資行為，也不能表明內(nèi)部控制對每一種因素引起的公司過度投資行為都有抑制作用。另外，從企業(yè)風險管理的角度，有學者發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制能抑制企業(yè)的經(jīng)營風險和財務風險，隨著上市公司經(jīng)營風險的增加，內(nèi)部控制對經(jīng)營風險的抑制作用越來越顯著（高明華等，2013;袁曉波，2010），內(nèi)部控制也與企業(yè)風險呈負相關關系（戴文濤等，2014）。宏觀經(jīng)濟環(huán)境的不確定性包括經(jīng)濟形勢的變化、稅收政策和金融政策的調(diào)整等，這些都可能成為企業(yè)風險的來源，內(nèi)部控制對各種特定的宏觀經(jīng)濟環(huán)境變化帶來的公司風險的作用卻不能一概而論。

從公司過度投資的影響因素來看，貨幣政策調(diào)整是引起公司過度投資的外部因素之一，內(nèi)部控制對這種特定因素引起的公司過度投資行為是否有抑制作用尚待檢驗。從公司風險的角度看，對微觀經(jīng)濟主體而言，貨幣政策的調(diào)整存有很大的不確定性，這種外部的不確定性會增加企業(yè)的風險，包括增加公司過度投資的風險，內(nèi)部控制對這種風險是否有緩解作用尚缺乏研究。那么，貨幣政策調(diào)整對公司投資帶來了怎樣的風險？內(nèi)部控制的新政策實施以來，我國上市公司實施內(nèi)部控制時是否切實做到“以風險管理為導向”，能否關注到貨幣政策這種宏觀環(huán)境的變化對公司投資產(chǎn)生的風險并實施一定的控制措施來緩解此風險？圍繞這些問題，本文從貨幣政策和公司過度投資的關系出發(fā)，首次探討內(nèi)部控制對兩者關系的調(diào)節(jié)效應，并以2007—2013年我國滬深A股上市公司為樣本對以上問題進行實證檢驗。這不僅拓展了宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)行為互動關系方面的研究，還能從新的角度檢驗內(nèi)部控制的有效性，揭示出面對貨幣政策波動微觀主體能發(fā)揮的主觀能動性，為上市公司提高投資效率以及監(jiān)管機構(gòu)完善內(nèi)部控制方面的政策帶來新的思考和借鑒。

二、理論分析與研究假設

（一）貨幣政策與公司過度投資

在完美資本市場假設和代理成本為零假設下，企業(yè)投資規(guī)模可以達到使企業(yè)價值最大化的最優(yōu)水平（Fumio Hayashi，1982）。在現(xiàn)實世界中，經(jīng)理人與股東之間代理沖突和信息不對稱會使企業(yè)投資規(guī)模偏離最優(yōu)水平從而產(chǎn)生非效率投資問題（Myers S C 等，1984;Jensen M C，1986）。根據(jù)傳統(tǒng)的自由現(xiàn)金流代理成本假說，經(jīng)理人為構(gòu)建自己的企業(yè)帝國常常具有強烈的投資擴張沖動，項目決策者將資金投入凈現(xiàn)值小于零、會給企業(yè)造成一定損失的投資項目，導致企業(yè)的投資超出最優(yōu)水平（即過度投資），嚴重損害股東利益（Jensen M C，1986）。在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期間，中國政府對資源配置有重要的影響，通過政策和行政指令等方式對上市公司的投資行為產(chǎn)生影響（李延喜等，2013）。貨幣政策調(diào)整對微觀主體資源配置有一定影響，貨幣政策對微觀企業(yè)投資行為的傳導路徑主要有貨幣渠道和信貸渠道?！柏泿庞^”建立在金融市場信息完美假設下，主要包括利率渠道、匯率渠道和資產(chǎn)價格渠道（馮佳琪，2012）;“信貸觀”基于金融市場信息不完全假設，主要包括銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道（Bernanke B S等，1995）。這些傳導主要體現(xiàn)在改變公司的融資成本和限制融資規(guī)模，并最終影響企業(yè)的投資行為（龔光明等，2012）。鄧富民等（2012）研究表明，短期內(nèi)利率變化對房地產(chǎn)價格的影響并不明顯，而在較長的時期內(nèi)，貨幣政策則可以顯著影響房價與房地產(chǎn)投資，而且貨幣供應量的大小相比利率的調(diào)控影響效果更加顯著一些?？梢钥闯?，不同于國外的制度背景，我國還未完全市場化的利率與匯率形成機制、不夠完善的資本市場都不利于利率渠道作用的發(fā)揮;由于金融體制演變的路徑依賴性，在我國貨幣政策傳導中信貸渠道占據(jù)著主導地位（宣揚，2013）。

在其他條件一定的情況下，當貨幣政策較為寬松時，貨幣供應量增加，銀行信貸配給增加，借款利率降低，企業(yè)面臨的融資約束變小，投資機會增多，企業(yè)更容易出現(xiàn)過度投資的現(xiàn)象。因此，可以得到假設1。

假設1：其他條件一定的情況下，貨幣政策越寬松，公司過度投資程度越嚴重。

（二）貨幣政策、內(nèi)部控制與公司過度投資

國內(nèi)外學者研究表明，公司過度投資主要是由信息不對稱和代理問題引起的，代理問題主要包括經(jīng)理和股東之間的第一類代理問題以及大股東與小股東之間的第二類代理問題。Jensen（1986、1993）認為，經(jīng)理的私人收益隨著公司規(guī)模的擴大而增加，因而為了最大化私人收益，經(jīng)理有建立“經(jīng)理帝國”的沖動，即把所有可支配的資金都用于投資項目（即使該投資項目的NPV小于零），從而導致過度投資。Johnson et al.（2000）認為第二類代理問題可能導致公司以高于市場水平的價格購買控股股東的資產(chǎn)，或者投資于能使控股股東享受協(xié)同效應的投資項目，由此導致上市公司投資于部分NPV小于零的投資項目而引發(fā)過度投資。貨幣政策的變動增加了企業(yè)的外部不確定性，進而導致企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度增加（Mozaffar Khan et al.，2009），也增加了對管理者行為預測和監(jiān)督的難度，掩蓋了管理層投資失敗時所需要承擔的責任，從而增加了高管將資金用于給其帶來私人收益的非效率投資的機會（申慧慧等，2012）。如果企業(yè)缺乏有效的內(nèi)部制度安排，經(jīng)理人可能利用貨幣政策的調(diào)整謀取私利，“挪用”資金用于“帝國”擴張（李萬福等，2011），加重了第一類代理問題;大股東也可能會進行利益輸送，通過資金占用高價收購控股股東的不良資產(chǎn)實現(xiàn)“掏空”行為（楊德明等，2010），加重了第二類代理問題。這些問題都可能造成公司過度投資。面對貨幣政策調(diào)整帶來的風險，微觀企業(yè)有動機主動采取措施防范貨幣政策調(diào)整帶來的風險。微觀企業(yè)可以主動提高其內(nèi)部控制質(zhì)量來防范貨幣政策變動對公司投資帶來的風險：一方面，在良好的內(nèi)部控制體系下企業(yè)能建立一個相對有效的風險預警機制，當預期貨幣政策發(fā)生大的變化時，企業(yè)會采取一定的措施防范這種風險對公司投資產(chǎn)生負面影響，防范過度投資;另一方面，內(nèi)部控制作為企業(yè)一種內(nèi)在制度安排（包括激勵和監(jiān)督方面的制度安排）（鄭軍等，2013），其激勵機制促進管理者以投資者利益為中心合理地把握和選擇投資機會，其監(jiān)督機制能防范經(jīng)理人和大股東利用貨幣政策的變化來謀取私利，緩解貨幣政策調(diào)整引起的企業(yè)信息不對稱和代理問題，減輕貨幣政策趨松帶來的公司過度投資。也就是說，內(nèi)部控制可通過其一系列的制度安排來提高企業(yè)經(jīng)營效率和效果，促進企業(yè)實現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略，保證企業(yè)實現(xiàn)其經(jīng)營目標、報告目標和合規(guī)目標，保護投資者利益;對于內(nèi)控質(zhì)量不同的企業(yè)而言，貨幣政策對企業(yè)投資效率的影響存在一定的差異，良好的內(nèi)部控制能緩解貨幣政策調(diào)整對公司投資效率的負面影響，反過來看，內(nèi)部控制質(zhì)量越低，公司投資行為越容易受到貨幣政策這種外部環(huán)境的影響。因此，提出假設2。

假設2：其他條件一定的情況下，高質(zhì)量內(nèi)部控制會減弱貨幣政策與公司過度投資程度之間的正相關關系。

從產(chǎn)權性質(zhì)的角度看，中國國有上市公司過度投資的主要原因不一定是代理問題，國有上市公司非效率投資行為是由政府將公共目標（如就業(yè)、稅收等國家經(jīng)濟政策）內(nèi)部化到其控制企業(yè)的結(jié)果（張洪輝等，2010）。國家實行寬松的貨幣政策來刺激經(jīng)濟，政府為了實現(xiàn)國家的宏觀調(diào)控目標把GDP的增長看成實現(xiàn)目標的重要指標，由于各級政府部門控制絕大多數(shù)國有企業(yè)經(jīng)營者的任免權，政府目標與企業(yè)價值最大化目標并不完全一致，國有企業(yè)的經(jīng)營目標需要滿足政府的要求而變得多元化。當貨幣政策寬松時，國有企業(yè)承擔著政府促進GDP增長等多重目標，更容易擴張投資規(guī)模，國有企業(yè)提高內(nèi)部控制質(zhì)量對貨幣政策寬松導致過度投資的抑制作用就不如非國有企業(yè)那么顯著。因此，可以提出假設3。

假設3：其他條件一定的情況下，相對于國有企業(yè)，高質(zhì)量內(nèi)部控制對貨幣政策和過度投資程度正相關關系的影響在非國有企業(yè)表現(xiàn)得更顯著。

三、研究設計

（一）公司過度投資的度量

關于投資效率的替代變量主要有兩種模型：一種是以Vogt（1994）為代表的現(xiàn)金流—投資敏感度模型;另一種是Richardson（2006）投資效率模型。Richardson模型（2006）較科學地量化了企業(yè)投資非效率程度，易于理解。因此，本文借鑒研究投資效率的同類研究文獻（Biddle G C et al.，2009;劉行等，2013），運用Richardson模型（2006）對樣本數(shù)據(jù)進行回歸，采用模型（1）估計出的殘差？著來度量公司非效率投資，其中殘差為正的樣本是過度投資樣本，殘差為負的樣本為投資不足樣本。本文選取殘差為正的樣本進行研究，樣本殘差表示公司過度投資程度，用OI表示。具體變量定義見表1。

INVi，t = ？茁0 + ？茁1INVi，t-1 + ？茁2CASHi，t-1 + ？茁3LEVi，t-1 +

？茁4GROWTHi，t-1 +？茁5RETi，t-1+？茁6SIZEi，t-1 + ？茁7AGEi，t-1 + YEAR+

INDUSTRY+？著i，t ?（1）

（二）貨幣政策的度量

吳曉靈（2009）根據(jù)貨幣數(shù)量論的理論，用GDP的增長率表示商品實物量，CPI的增長率表示價格，采用貨幣供應量M2增長率等于GDP增長率加CPI調(diào)整率以及一個包含各種不可預測變量（2～3個百分點）的方法來匡算貨幣供應量增長。借鑒段云（2012）對貨幣政策松緊程度的衡量方法，本文將貨幣供應量M2增長率與同期經(jīng)濟增長速度（GDP）、居民消費物價指數(shù)（CPI）漲幅之和進行比較，度量貨幣政策松緊程度MP，其中貨幣供給量增長率為截至本年末的M2相對于上年末的M2的變化率。MP偏大表示貨幣政策偏于寬松;否則表示貨幣政策偏于緊縮。MP具體關系式如下：

MP=■-■-■

（三）內(nèi)部控制質(zhì)量的度量

2011年之前我國部分上市公司存在自愿性內(nèi)控審計的實務，根據(jù)財政部等五部委的部署，從2011年開始我國上市公司將分類分批執(zhí)行強制性內(nèi)控審計。依據(jù)信號傳遞理論，公司當年度披露了無保留內(nèi)控審計意見，就意味著公司董事會和外部審計師都認為公司內(nèi)控是有效的，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制。借鑒肖華等（2013）對內(nèi)部控制的衡量方法，本文使用內(nèi)控審計意見作為內(nèi)部控制質(zhì)量的度量指標。IC表示公司內(nèi)部控制質(zhì)量，如果公司當年度披露了標準無保留內(nèi)部控制審計意見，則公司當年具有高質(zhì)量內(nèi)部控制，IC取1;否則，IC取0。

（四）模型的構(gòu)建

為了檢驗假設1，借鑒Richardson（2006）、劉星等（2013）、楊漢明等（2014）的研究，建立模型（2）。因變量過度投資程度OI由模型（1）得到，在模型（2）中引入管理費用率、凈資產(chǎn)收益率、大股東占款、第一大股東持股比例、自由現(xiàn)金流量等對過度投資有重要影響的變量作為主要控制變量。具體變量定義見表1。當模型（2）的回歸結(jié)果中？琢1顯著大于0時，假設1成立。

OIi，t=？琢0 + ？琢1MPt + ？琢2ADMi，t + ？琢3ROEi，t + ？琢4OCCUPYi，t +

？琢5TOP1i，t +？琢6FCFi，t + ？琢7SIZEi，t + ？琢8AGEi，t + YEAR + INDUSTRY

+？著i，t ?（2）

模型（2）中主要控制變量的選取說明：楊漢明、劉廣瑞（2014）認為在新興資本市場中，上市公司管理者的私人利益是公司進行過度投資行為的決定因素，選取管理費用率（ADM）和大股東占款（OCCUPY）分別作為管理層與股東之間代理成本、大小股東之間代理成本的替代變量，發(fā)現(xiàn)代理成本與過度投資正相關，因此，本文將ADM和OCCUPY納入模型（2）作為控制變量，預期ADM、OCCUPY與過度投資程度正相關。張敏（2010）認為公司的盈利能力越強，越有能力擴大投資規(guī)模，更容易產(chǎn)生過度投資，因此，本文以凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為公司盈利能力的替代變量，將其作為控制變量，預期ROE與過度投資程度正相關。冉茂盛等（2010）認為大股東控制會減弱股東之間的制衡作用，對投資效率的損耗效應大于激勵效應，大股東控制會增加公司過度投資程度，第一大股東在上市公司占有重要的地位，因此用第一大股東持股比例（TOP1）表示大股東控制，作為模型（2）的控制變量，預期TOP1與過度投資程度正相關。Jensen（1986）和Richardson（2006）基于委托代理理論，認為管理者為了自身利益最大化，會將減少股利支付、增加債務和股權融資產(chǎn)生的過多的自由現(xiàn)金流量進行過度投資，因此，選取自由現(xiàn)金流量（FCF）作為一個重要的控制變量，預期FCF與過度投資程度正相關。

為了檢驗假設2，在模型（2）的基礎上引入內(nèi)部控制質(zhì)量變量IC以及交乘項MP*IC，建立模型（3），當？琢1顯著大于0且？琢3顯著小于0時，假設2成立。為了檢驗假設3，將全部樣本按實際控制人的性質(zhì)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本，運用模型（3）分別進行回歸分析。

OIi，t=？琢0+？琢1MPt+？琢2ICi，t+？琢3MPt*ICi，t+？琢4ADMi，t+？琢5ROEi，t+

？琢6OCCUPYi，t + ？琢7TOP1i，t + ？琢8FCFi，t + ？琢9SIZEi，t + ？琢10AGEi，t+

YEAR+INDUSTRY+？著i，t ? （3）

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）樣本選擇

本文的上市公司財務數(shù)據(jù)及內(nèi)部控制相關數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，貨幣供應量等宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。本文所用的數(shù)據(jù)處理軟件為Excel 2010和SPSS 17.0。2007年之前，我國上市公司內(nèi)部控制信息披露的實質(zhì)性內(nèi)容較少，2007年之后深滬上市公司以《上市公司內(nèi)部控制指引》為導向逐步完善了內(nèi)部控制信息披露（方紅星等，2013）。因此，本文選取2007—2013年A股上市公司為初始研究樣本。由于投資效率測度模型涉及滯后一年的指標，本文最終樣本年度實際分布為2008—2013年。2008—2013年中國各宏觀經(jīng)濟指標計算結(jié)果如表2。

基于2007—2013年所有A股上市公司的觀測值，本文做了如下處理：第一，由于金融行業(yè)會計準則與其他行業(yè)會計準則有較大的差異，金融行業(yè)與非金融行業(yè)之間相關指標不具有可比性，剔除金融業(yè)上市公司;第二，為了避免監(jiān)管環(huán)境的差異，剔除同時發(fā)行B股或H股、N股的公司;第三，剔除被特別處理的公司;第四，剔除數(shù)據(jù)缺失或存在異常值的公司。經(jīng)過篩選得到9 883個A股上市公司的觀測值，采用模型（1）進行回歸，F(xiàn)值244.990，調(diào)整的R2為28.1%，該模型擬合效果較好，進而對樣本殘差進行分析，得到 3 942個過度投資樣本和5 941個投資不足樣本，過度投資樣本占總樣本的比例為39.89%，和以往學者的結(jié)論相近。

然后，剔除過度投資樣本中的數(shù)據(jù)缺失樣本、極端值和異常值樣本，本文選取剩下的3 890個觀測值作為最終的總樣本。表3為過度投資最終總樣本的分布情況。

（二）描述性統(tǒng)計及相關分析

本文對過度投資樣本進行描述性統(tǒng)計，結(jié)果見表4。過度投資程度OI的最小值和最大值分別為0.000142和0.321047，說明公司很難實現(xiàn)最優(yōu)投資規(guī)模，平均值為0.049594，四分位數(shù)下限和上限分別為0.013018和0.067481，說明過度投資程度在0.067481以上的樣本只占25%，集中度較高，過度投資程度不是很嚴重。IC的平均值為0.405656，說明樣本中內(nèi)部控制質(zhì)量高的樣本所占比例約為40.57%。

表5為模型（2）中過度投資總樣本各變量之間的相關性分析。通過Spearman和Pearson檢驗可以發(fā)現(xiàn)，貨幣政策寬松程度MP、自由現(xiàn)金流量FCF與過度投資程度OI呈顯著的正相關關系。大股東占款OCCUPY、公司規(guī)模SIZE和上市年限AGE與過度投資程度OI呈顯著的負相關關系。而凈資產(chǎn)收益率ROE、管理費用率ADM、第一大股東持股比例TOP1與過度投資程度OI的關系不顯著。

（三）貨幣政策對公司過度投資的影響

考慮到國有控股公司和非國有控股公司之間的差異可能會對結(jié)果產(chǎn)生影響，本文將全部過度投資樣本按實際控制人性質(zhì)分為國有控股樣本（以下簡稱A組）和非國有控股樣本（以下簡稱B組），用模型（2）對全部過度投資樣本、A組樣本、B組樣本分別進行回歸分析，回歸結(jié)果匯總為表6?？倶颖菊{(diào)整的R2為9.6%，F(xiàn)值在1%的水平下顯著為26.926，該模型整體是有效的。貨幣政策MP與總樣本的過度投資程度OI在1%的水平下顯著正相關且相關系數(shù)為0.060，貨幣政策MP與A組子樣本的過度投資程度OI在1%的水平下顯著正相關且相關系數(shù)為0.089，貨幣政策MP與B組子樣本的過度投資程度OI在5%的水平下顯著正相關且相關系數(shù)為0.040，貨幣政策和總樣本及A、B兩個子樣本的過度投資程度均顯著正相關。換而言之，在控制其他因素的情況下，貨幣政策越寬松，上市公司過度投資程度越嚴重，因此，假設1成立。

（四）不同內(nèi)部控制質(zhì)量下貨幣政策對公司過度投資的影響

為了檢驗假設2和假設3，用模型（3）分別對總樣本、A組和B組樣本進行回歸分析，回歸結(jié)果見表7。從總樣本的回歸結(jié)果來看，貨幣政策MP的系數(shù)在5%的水平上顯著大于0，交乘項MP*IC的系數(shù)在5%的水平上顯著小于0，這說明內(nèi)部控制質(zhì)量的提高會使貨幣政策與上市公司過度投資程度的敏感性顯著變小，因此，假設2成立。

從國有企業(yè)樣本（A組）回歸結(jié)果來看，貨幣政策MP的系數(shù)在1%的水平上顯著大于0，交乘項MP*IC的系數(shù)雖然小于0，但是在10%的水平上不顯著，這說明內(nèi)部控制質(zhì)量的提高對貨幣政策與國有上市公司過度投資程度的敏感性影響不顯著。從非國有企業(yè)樣本（B組）的回歸結(jié)果來看，貨幣政策MP的系數(shù)在1%的水平上顯著大于0，交乘項MP*IC的系數(shù)在5%的水平上顯著小于0，這說明內(nèi)部控制質(zhì)量的提高會顯著減弱貨幣政策與非國有上市公司過度投資程度之間的敏感性。國有樣本和非國有樣本的回歸結(jié)果存在一定的差異，相比國有上市公司，非國有上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對于貨幣政策與過度投資程度關系的影響更顯著，假設3成立。

（五）穩(wěn)健性檢驗

第一，鑒于Richardson（2006）模型的殘差衡量過度投資程度時容易產(chǎn)生系統(tǒng)性偏誤，借鑒辛清泉（2007）的做法，將模型（3）的全部回歸殘差按大小等分成三組并剔除中間一組，剩下殘差最大的一組為過度投資組，以此組樣本重新檢驗（由于篇幅限制，只給出模型（3）的檢驗結(jié)果），如表8穩(wěn)健性檢驗1，發(fā)現(xiàn)總樣本和B組樣本的MP系數(shù)顯著大于0，交乘項MP*IC的系數(shù)顯著小于0。

第二，如果存在上市公司過度投資程度高促使政府制定更緊縮貨幣政策的反饋效應，那么模型（2）和模型（3）可能會存在內(nèi)生性問題。為了檢驗模型的內(nèi)生性問題，將模型（2）和模型（3）解釋變量和控制變量進行滯后一期處理，按照前文的分組對各組樣本進行回歸，如表8穩(wěn)健性檢驗2，發(fā)現(xiàn)總樣本和B組樣本的MP系數(shù)顯著大于0，交乘項MP*IC的系數(shù)顯著小于0，表明模型（2）和模型（3）不存在內(nèi)生性問題。各組樣本回歸模型中自變量的VIF值均小于10，說明各自變量之間可能不存在嚴重的共線性問題。綜上所述，本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論及啟示

基于A股上市公司2007—2013年的年度數(shù)據(jù)，實證檢驗了貨幣政策和公司過度投資的關系以及內(nèi)部控制對這種關系的影響。研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策越寬松，上市公司過度投資越嚴重;然而提高內(nèi)部控制質(zhì)量能顯著減弱貨幣政策和公司過度投資程度的正相關關系;由于國有企業(yè)與政府的特殊關系以及國有企業(yè)目標的多元化，相對于國有企業(yè)，提高內(nèi)部控制質(zhì)量緩解貨幣政策對非國有企業(yè)過度投資影響的效應更明顯。研究結(jié)果表明，企業(yè)無法完全控制政策調(diào)整不確定性引起的公司風險，但是企業(yè)能發(fā)揮一定的“主觀能動性”：如果上市公司建立和實施內(nèi)部控制時全面貫徹了“風險管理”的思想，關注了外部宏觀環(huán)境變化產(chǎn)生的風險，做好風險預警和風險應對工作，那么內(nèi)部控制對貨幣政策不確定性引起的公司過度投資風險能起到一定的緩解作用。

本文為提高上市公司投資效率及監(jiān)管機構(gòu)完善內(nèi)部控制方面的制度提供如下啟示：在貨幣政策等外部宏觀環(huán)境不斷變化的背景下，內(nèi)部控制質(zhì)量越好，公司自身抵御貨幣政策波動風險的能力越強，因而，把內(nèi)部控制完全理解為“內(nèi)部的”是不全面的。對于企業(yè)，在進行內(nèi)部控制制度建設時應針對外部的環(huán)境變化建立一套風險預警和風險防范措施，從而抵銷貨幣政策調(diào)整對企業(yè)過度投資的影響，提高企業(yè)的投資效率;對于監(jiān)管者，在制定內(nèi)部控制方面的政策時應關注外部宏觀環(huán)境的變化，將“提高企業(yè)抵御外部風險能力”的思想也貫穿到控制環(huán)境、控制活動、監(jiān)控與評價等基本要素當中。總之，不管是公司還是監(jiān)管機構(gòu)，都應思考和學習如何通過內(nèi)部控制對外部政策不確定性引起的公司風險進行管理。

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