楊小娟，朱光應(yīng)

1.安徽機(jī)電職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)貿(mào)管理系,蕪湖,241000； 2.安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院黨委辦公室，蕪湖,241002

不同產(chǎn)權(quán)下內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值的相關(guān)性研究

楊小娟1，朱光應(yīng)2

1.安徽機(jī)電職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)貿(mào)管理系,蕪湖,241000； 2.安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院黨委辦公室，蕪湖,241002

為探究不同產(chǎn)權(quán)屬性下內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值的相關(guān)性，選擇2000-2015年深滬A股安徽上市公司平衡面板數(shù)據(jù)，分別將資產(chǎn)收益率ROA及托賓Q值作為企業(yè)價(jià)值的衡量指標(biāo)，選擇迪博中國上市公司內(nèi)控指數(shù)對(duì)數(shù)作為內(nèi)控質(zhì)量的替代指標(biāo)，設(shè)置現(xiàn)金流(CFO)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、公司規(guī)模(Size)等控制變量，進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，并對(duì)全樣本上市公司、安徽國有上市公司、安徽非國有上市公司分別進(jìn)行多元回歸。結(jié)果表明，內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司資產(chǎn)收益率存在正向協(xié)同性，并且在國有產(chǎn)權(quán)下這種協(xié)同性更顯著；與托賓Q正相關(guān)關(guān)系不顯著；安徽非國有上市公司內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值關(guān)系不顯著。

產(chǎn)權(quán)屬性；內(nèi)控質(zhì)量；安徽上市公司；相關(guān)性

1 問題的提出

美國于2002年7月頒布的《薩班斯—奧克斯利》法案引發(fā)了世界各國理論與實(shí)務(wù)界對(duì)內(nèi)部控制的關(guān)注。我國財(cái)政部等五部委在2008年和2010年分別出臺(tái)了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和相關(guān)配套指引，促成了我國上市公司內(nèi)控規(guī)范體系的建成，內(nèi)部控制從自發(fā)性的風(fēng)險(xiǎn)約束行為轉(zhuǎn)變成強(qiáng)制性的內(nèi)控實(shí)施機(jī)制。2012年，財(cái)政部和證監(jiān)會(huì)聯(lián)合決定將內(nèi)控體系的實(shí)施范圍擴(kuò)大到主板國有控股上市公司。然而，2011年云南綠大地、2013年萬福生科和光大證券等事件的發(fā)生暴露出我國企業(yè)內(nèi)部控制體系存在的弊病。內(nèi)部控制規(guī)范體系本質(zhì)上就是通過一系列制度安排，從整體上對(duì)公司經(jīng)營管理實(shí)施監(jiān)督和約束，進(jìn)一步解決所有者與經(jīng)營管理者的委托代理問題以及減少企業(yè)相關(guān)工作人員的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，有助于企業(yè)健康有序的發(fā)展，從而不斷創(chuàng)造優(yōu)質(zhì)的價(jià)值。

國內(nèi)外學(xué)者主要通過理論與實(shí)證方法研究內(nèi)部控制與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系，但結(jié)論有所不同。Rezaee、Jain和Li等人一致認(rèn)為，內(nèi)控制度的實(shí)施能夠有效提高公司價(jià)值，美國SOX法案的實(shí)施帶來了上市公司股價(jià)的積極反映就是很好的證明[1-2]。然而，有些學(xué)者通過實(shí)證研究表明，內(nèi)控質(zhì)量的提高減弱了企業(yè)價(jià)值的創(chuàng)造能力，如Zhang、Engel等認(rèn)為，內(nèi)控制度強(qiáng)制實(shí)施，給企業(yè)的運(yùn)行帶來壓力和負(fù)擔(dān)，實(shí)施內(nèi)控制度帶來的成本增加會(huì)帶來企業(yè)價(jià)值下降[3-4]。另外，還有研究認(rèn)為，內(nèi)控制度的實(shí)施對(duì)企業(yè)價(jià)值并沒有顯著影響。Ogneva、Beneish等通過研究內(nèi)控缺陷披露對(duì)公司股價(jià)、資本成本的影響，發(fā)現(xiàn)這之間并不存在顯著性關(guān)系，表明內(nèi)控制度對(duì)企業(yè)價(jià)值并無顯著影響[5-6]。國內(nèi)學(xué)者研究認(rèn)為，內(nèi)控制度的實(shí)施能夠促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的提高。林鐘高、池國華、王愛群等認(rèn)為，內(nèi)控質(zhì)量的提高對(duì)企業(yè)價(jià)值的提升具有正向促進(jìn)作用[7-9]。

有關(guān)不同產(chǎn)權(quán)屬性下內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系研究較少。劉啟亮等研究不同控制權(quán)下的企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量情況，發(fā)現(xiàn)中央政府控制的企業(yè)、地方政府控制的企業(yè)以及非政府控制的企業(yè)在內(nèi)控質(zhì)量上存在明顯差別[10]。王愛群等將研究樣本分為國有上市公司和非國有上市公司進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)國有上市公司內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系更顯著。

截至2015年底，安徽上市公司共96家，在承載地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展上發(fā)揮了重要作用。安徽上市公司對(duì)我國內(nèi)控制度規(guī)范與指引執(zhí)行得如何，內(nèi)控制度的實(shí)施對(duì)安徽上市公司價(jià)值的影響如何，安徽上市公司價(jià)值的增加會(huì)不會(huì)反過來促進(jìn)內(nèi)控質(zhì)量的提高？二者是否存在相關(guān)性或者前后因果關(guān)系？另一方面，安徽上市公司一部分是由國企改制而來，伴隨產(chǎn)權(quán)屬性的不同，內(nèi)控質(zhì)量會(huì)不會(huì)有明顯的差異，以及不同產(chǎn)權(quán)下內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值的相關(guān)性是否存在顯著區(qū)別？

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為了回答以上問題，選取2000-2015年深滬A股安徽上市公司16年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，利用Excel進(jìn)行初步整理，刪除信息不完整的，共得到288個(gè)平衡面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)從截面和時(shí)間序列兩個(gè)維度反映數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)調(diào)整，有效克服了截面數(shù)據(jù)與單一時(shí)間序列數(shù)據(jù)的缺點(diǎn)。研究所需的安徽上市公司數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，內(nèi)部控制指數(shù)(ICI)來自迪博中國上市公司內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(DIB)。數(shù)據(jù)的整理和分析利用Excel和Stata 14.0軟件。

2.2 變量設(shè)計(jì)

采用DIB風(fēng)險(xiǎn)與控制數(shù)據(jù)庫的內(nèi)控指數(shù)(ICI)作為內(nèi)控質(zhì)量度量指標(biāo)。該指標(biāo)ICI從5個(gè)一級(jí)指標(biāo)(戰(zhàn)略、經(jīng)營、報(bào)告、合規(guī)、資產(chǎn)安全)、24個(gè)二級(jí)指標(biāo)和43個(gè)三級(jí)指標(biāo)出發(fā)構(gòu)建了內(nèi)部控制指數(shù)體系，并且利用內(nèi)控存在的4個(gè)缺陷對(duì)內(nèi)控指數(shù)體系進(jìn)行修正，得到修正的內(nèi)控指數(shù)體系。該指數(shù)體系自發(fā)布以來被廣泛用于內(nèi)控質(zhì)量的相關(guān)研究，并得到充分認(rèn)可。本文中內(nèi)控質(zhì)量以內(nèi)部控制指數(shù)的自然對(duì)數(shù)來表示，即lnICI作為內(nèi)控質(zhì)量(ICQ)的替代變量。

國際上主流的做法是用托賓Q值(Tobin，Q)作為企業(yè)價(jià)值的衡量指標(biāo)，當(dāng)前我國也有越來越多的學(xué)者采用托賓Q度量企業(yè)價(jià)值。托賓Q值是企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值與重置成本的比值，而在我國當(dāng)前資本市場(chǎng)還不夠發(fā)達(dá)的情況下，準(zhǔn)確得到重置成本較難。另一方面，企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值受股價(jià)、金融市場(chǎng)波動(dòng)影響較大，不能準(zhǔn)確反映企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值，因此本文為了更全面地考察企業(yè)價(jià)值，選擇了托賓Q值和資產(chǎn)收益率ROA兩個(gè)指標(biāo)。采用資產(chǎn)收益率指標(biāo)主要是出于該指標(biāo)不是對(duì)外財(cái)務(wù)報(bào)表披露的指標(biāo)，受粉飾可能性小[11]，能客觀反映企業(yè)真實(shí)的價(jià)值創(chuàng)造能力。

影響企業(yè)價(jià)值與內(nèi)控質(zhì)量的因素有很多，為了全面地分析外生變量對(duì)內(nèi)控質(zhì)量與上市公司價(jià)值的相關(guān)性影響，借鑒以前學(xué)者的研究方法和結(jié)論，選擇了6個(gè)控制變量，分別是現(xiàn)金流(CFO)、盈利能力(EPS)、第一大股東持股比例(Control)、公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、企業(yè)成長性(Growth)。變量的選擇與定義具體見表1。

表1 變量設(shè)計(jì)與定義

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)2000-2015年安徽上市公司全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表2。從表2可以看出，安徽上市公司的企業(yè)價(jià)值差距較大，內(nèi)控質(zhì)量ICQ最小值為-0.313，極大值為6.861，表明不同上市公司的內(nèi)控質(zhì)量存在較大差別。為了直接反映不同產(chǎn)權(quán)下主要變量的差異性，按產(chǎn)權(quán)屬性不同將樣本公司分為國有上市公司、非國有上市公司。不同產(chǎn)權(quán)屬性的界定是按照第一大股東的股東性質(zhì)來區(qū)分的。不同產(chǎn)權(quán)的安徽上市公司變量的差異性分析如表3?？傮w來說，安徽非國有上市公司托賓Q值比國有上市公司大，而資產(chǎn)收益率則相反。另外，國有上市公司內(nèi)控質(zhì)量總體上高于非國有上市公司。

3.2 相關(guān)分析

相關(guān)分析(correlate)主要是觀察變量之間的聯(lián)系緊密程度，發(fā)現(xiàn)變量之間的線性相關(guān)性。對(duì)于不同類型的變量相關(guān)系數(shù)(r)計(jì)算方法不同，但是取值范圍和包含的含義是一樣的。r取值在(-1,1)之間，r大于0,變量存在正相關(guān);r小于0,變量之間存在負(fù)相關(guān)。如果|r|大于0.8，說明變量之間存在較強(qiáng)的線性關(guān)系，如果|r|小于0.3，說明變量之間線性關(guān)系較弱。

表2 全樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

表3 不同產(chǎn)權(quán)屬性上市公司主要變量的比較

為了研究內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值Q的相關(guān)性，利用Stata 14.0分析出主要變量ICQ與Tobin’Q、ROA的相關(guān)系數(shù)，并且進(jìn)行相關(guān)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)(表4)，得到內(nèi)控質(zhì)量ICQ與ROA相關(guān)系數(shù)為0.462，并且在99%置信水平上檢驗(yàn)顯著，說明內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司資產(chǎn)收益率顯著正相關(guān)。內(nèi)控質(zhì)量ICQ與Tobin’Q的相關(guān)系數(shù)為0.133，并且顯著性檢驗(yàn)P值為0.491，說明內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司托賓Q值正相關(guān)，但不顯著。為了解不同產(chǎn)權(quán)下內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性，分國有上市公司和非國有上市公司分別進(jìn)行相關(guān)分析。國有上市公司的內(nèi)控質(zhì)量與托賓Q值呈正相關(guān)，顯著性檢驗(yàn)P值不顯著。另一組內(nèi)控質(zhì)量與資產(chǎn)總收益(ROA)的相關(guān)系數(shù)與顯著性檢驗(yàn)得到在全樣本、國有上市公司以及非國有上市公司都呈正相關(guān)，并且P值顯著。通過相關(guān)分析得到內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值呈正相關(guān)，具體表現(xiàn)在與托賓Q正相關(guān)不顯著，與ROA顯著正相關(guān)。同時(shí)，安徽國有上市公司內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的正相關(guān)顯著性高于非國有上市公司。說明國有上市公司內(nèi)控質(zhì)量的提高對(duì)公司價(jià)值提高的促進(jìn)作用更明顯。

表4 內(nèi)控質(zhì)量ICQ與Tobin’Q的相關(guān)系數(shù)與顯著性檢驗(yàn)

注：括號(hào)里數(shù)值表示相關(guān)系數(shù)在99%置性水平上的顯著性檢驗(yàn)P值，數(shù)值越小，說明變量之間相關(guān)性越強(qiáng)。

3.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

Clive W.J.Granger提出的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，依賴過去時(shí)點(diǎn)有關(guān)經(jīng)濟(jì)變量所有信息最佳最小二乘預(yù)測(cè)的方差來探討變量之間的因果關(guān)系[12]。判斷x是否是y變動(dòng)的原因，觀察y的當(dāng)期值在多大程度上可以由過去值解釋，然后再加入x的滯后值觀察能否改善解釋程度，如果有助于改善，則表明x是y的格蘭杰原因，否則不是。為了探究內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值是否存在格蘭杰因果關(guān)系，結(jié)合格蘭杰檢驗(yàn)的回歸模型以及平衡面板數(shù)據(jù)特征建立以下模型。模型Ⅰ、Ⅲ分別檢驗(yàn)內(nèi)控質(zhì)量是否是Tobin，Q及ROA的格蘭杰原因，模型Ⅱ、Ⅳ分別檢驗(yàn)企業(yè)價(jià)值Tobin’Q及ROA是否是內(nèi)控質(zhì)量的格蘭杰原因。

格蘭杰檢驗(yàn)的前提條件是變量平穩(wěn)，因此對(duì)Tobin’Q、ROA以及ICQ要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的原假設(shè)是變量存在單位根。如果P值在5%水平下，則拒絕原假設(shè)，表明序列是平穩(wěn)的，不存在單位根。由于研究中數(shù)據(jù)是平衡面板數(shù)據(jù)，因此單位根檢驗(yàn)采用LLC與IPS方法。LLC以及IPS檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。表5顯示，P值顯著，表明Tobin’Q、ROA以及ICQ序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

表5主要變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在變量平穩(wěn)的情況下，利用模型Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ分別進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，根據(jù)AIC與SC準(zhǔn)則確定最佳滯后期數(shù)，結(jié)果如表6所示。由表6可以看出，內(nèi)控質(zhì)量的提高與安徽上市公司Tobin’Q不存在格蘭杰因果關(guān)系。而其他三組的格蘭杰檢驗(yàn)都決絕原假設(shè)，說明內(nèi)控質(zhì)量的提高與安徽上市公司資產(chǎn)總收益存在格蘭杰因果關(guān)系，并且Tobin’Q是內(nèi)控質(zhì)量的格蘭杰原因。格蘭杰檢驗(yàn)是針對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如果按產(chǎn)權(quán)分別進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，會(huì)導(dǎo)致數(shù)據(jù)不滿足時(shí)間序列特征，為了深入挖掘不同產(chǎn)權(quán)下內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值的相關(guān)性，采用多元回歸分析。

表6 內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值的關(guān)系格蘭杰檢驗(yàn)

3.4 多元回歸分析

根據(jù)相關(guān)性分析以及內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值的格蘭杰因果檢驗(yàn)，可以確定內(nèi)控質(zhì)量與資產(chǎn)收益率互為格蘭杰因果，并且相關(guān)性顯著，因此建立以資產(chǎn)收益率和內(nèi)控質(zhì)量相關(guān)性的多元回歸模型如下：

模型Ⅵ：

Qi×t=α0+α1ICQi×t+α2CFOi×t+α3EPSi×t

+α4Controli×t+α5Sizei×t+α6Levi×t

+α7Growthi×t+δi+εt

模型Ⅶ：

ICQi×t=α0+α1Qi×t+α2CFOi×t+α3EPSi×t

+α4Controli×t+α5Sizei×t+α6Levi×t

+α7Growthi×t+δi+εt

分別對(duì)全樣本數(shù)據(jù)、國有上市公司和非國有上市公司進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表7所示。對(duì)面板數(shù)據(jù)的回歸采用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行模型選擇。Stata 14.0軟件中Hausman檢驗(yàn)的P值如果小于0.05，表明建立固定效應(yīng)模型，反之建立隨機(jī)效應(yīng)模型。由表7可以看出，國有上市公司的內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的正相關(guān)系數(shù)最大并且最顯著，系數(shù)是0.134。表明安徽國有上市公司的內(nèi)控質(zhì)量提高對(duì)企業(yè)價(jià)值資產(chǎn)收益率有正向促進(jìn)作用，非國有上市公司與資產(chǎn)收益率呈負(fù)相關(guān)，但不顯著。在企業(yè)價(jià)值對(duì)內(nèi)控質(zhì)量的影響分析中，國有上市公司資產(chǎn)收益率對(duì)內(nèi)控質(zhì)量影響系數(shù)為1.38，并且在1%水平下顯著，表明安徽國有上市資產(chǎn)收益的提高能夠進(jìn)一步促進(jìn)內(nèi)控質(zhì)量的提高。非國有上市公司資產(chǎn)收益率的提高對(duì)內(nèi)控質(zhì)量也具有正向促進(jìn)作用，但不顯著。以上研究表明，安徽國有上市公司內(nèi)控質(zhì)量與資產(chǎn)收益率的關(guān)系具有高度的協(xié)同性，非國有上市公司的這種協(xié)同作用不顯著。

4 結(jié) 論

本文豐富了內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值關(guān)系的相關(guān)研究，并且探索了不同產(chǎn)權(quán)屬性下這種關(guān)系表現(xiàn)。為了探究不同產(chǎn)權(quán)屬性下內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系，選取了2000-2015年深滬A股安徽上市公司的平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了全樣本數(shù)據(jù)、國有上市公司及非國有上市公司分析。在企業(yè)價(jià)值指標(biāo)的選擇上分別選取資產(chǎn)收益率ROA和托賓Q值。通過相關(guān)性分析與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司托賓Q值不存在顯著關(guān)系，另驗(yàn)證了內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值指標(biāo)資產(chǎn)收益率具有協(xié)同性，內(nèi)控質(zhì)量的提高，能夠促進(jìn)資產(chǎn)收益率的增加；反過來，資產(chǎn)收益率的增加能夠進(jìn)一步促進(jìn)內(nèi)控質(zhì)量的提高，并且在國有產(chǎn)權(quán)下這種協(xié)同性關(guān)系更顯著。然而，本文的結(jié)論與其他省份的上市公司乃至我國整個(gè)上市公司序列是否適用還需進(jìn)一步研究。

表7 內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值的關(guān)系回歸結(jié)果分析

注：△表示在10%水平下顯著，#表示在5%水平下顯著，*表明在1%水平下顯著，回歸系數(shù)下括號(hào)里數(shù)值表示t值，Hausman檢驗(yàn)下括號(hào)數(shù)值表示P值，P值小于0.05建立固定效應(yīng)模型，P值大于0.05建立隨機(jī)效應(yīng)模型。

[1]Rezaee Z，Jain P K．The Sarbanes-Oxley Act of 2002 and Capital-Market Behavior:Early Evidence[J].Contemporary Accounting Research,2006,23(3):629-654

[2]Li H，Pincus M，Rego S．Market Reaction to Events Surrounding the Sarbanes-Oxley Act of 2002 and Earnings Management[J].Journal of Law and Economics,2008,51(1):111-134

[3]Zhang I X．Economic Consequences of the Sarbanes-Oxley Act of 2002[J].Journal of Accounting and Economics，2007,44(1):74-115

[4]Engel E，Hayes，R M，Wang X．The Sarbanes-Oxley Act and Firms’Going-Private Decisions[J].Journal of Accounting and Economics，2007，44(1-2):116-145

[5]Ogneva M，Raghunandan K，Subramanyam，K．R．Internal Control Weakness and Cost of Equity:Evidence from SOX Section 404 Disclosures[J]．The Accounting Review，2007，82(5):1255-1297

[6]Beneish M D，Billings M B，Hodder L D．Internal Control Weaknesses and Information Uncertainty[J].The Accounting Review，2008，83(3):665-704

[7]林鐘高，王書珍.內(nèi)部控制與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性:實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)研究，2007(2):129-134

[8]池國華，楊金．高質(zhì)量內(nèi)部控制能夠改善公司價(jià)值創(chuàng)造效果嗎：基于滬市 A 股上市公司的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2013(8):94-101

[9]王愛群，阮磊，王藝霖.基于面板數(shù)據(jù)的內(nèi)控質(zhì)量、產(chǎn)權(quán)屬性與公司價(jià)值研究[J].會(huì)計(jì)研究，2015(7)：63-70

[10]劉啟亮，羅樂，何威風(fēng)，等.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、制度環(huán)境與內(nèi)部控制[J].會(huì)計(jì)研究，2012(3):52-61

[11]徐麗萍，辛宇，陳孟工.股權(quán)集中度和股權(quán)制衡及其對(duì)公司經(jīng)營績效的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006(1)：90-100

[12]林曉羽.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)在面板數(shù)據(jù)上的應(yīng)用研究[J].福州大學(xué)學(xué)報(bào)，2010(2)：183-187

(責(zé)任編輯：周博)

10.3969/j.issn.1673-2006.2017.10.005

2017-04-18

安徽高校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)項(xiàng)目“內(nèi)控質(zhì)量與安徽上市公司價(jià)值的關(guān)系研究：基于產(chǎn)權(quán)屬性視角”(SK2017A0805)。

楊小娟(1987-)，女，安徽合肥人，碩士，講師，研究方向：財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)。

F235.99

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1673-2006(2017)10-0018-05