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        內(nèi)部控制質(zhì)量、信息透明度與公司業(yè)績

        2019-10-25 01:46:06高影楊博白明
        中國注冊會計師 2019年10期
        關(guān)鍵詞:公司業(yè)績透明度結(jié)果表明

        高影 楊博 白明

        一、引言

        近幾年,上市公司中,獐子島“扇貝去哪兒了”、雛鷹農(nóng)牧“豬餓死了”和天邦股份“豬餓瘦了”等熱點事件引起了監(jiān)管部門、媒體和投資者的重視。監(jiān)管部門通過問詢和調(diào)查對相關(guān)公司進行監(jiān)督,媒體和投資者通過已有信息對相關(guān)事件進行報道和關(guān)注。根據(jù)代理理論,當(dāng)控制權(quán)和經(jīng)營權(quán)兩權(quán)分離時,股東和管理者之間存在信息不對稱,管理者可能利用信息優(yōu)勢為自己謀取私利,進而損害股東的利益,影響公司業(yè)績。信息不對稱理論認為管理者和股東之間的信息不對稱會導(dǎo)致道德風(fēng)險和逆向選擇等問題,當(dāng)公司內(nèi)部控制質(zhì)量較低時,管理層會選擇損害公司利益以保證個人利益最大化。內(nèi)部控制質(zhì)量的高低會影響公司的內(nèi)部治理水平,進而影響公司的風(fēng)險水平。COSO內(nèi)部控制報告指出,內(nèi)部控制的終極目標(biāo)是保證公司的經(jīng)營效果,通過完善公司內(nèi)部控制體系,降低公司代理成本和道德風(fēng)險,進而促進公司業(yè)績的提升。目前關(guān)于內(nèi)部控制質(zhì)量對公司業(yè)績的提升作用的研究結(jié)論還存在分歧,那么,內(nèi)部控制質(zhì)量如何影響公司業(yè)績呢?

        本文以2007-2018年滬深上市公司為樣本,探討了內(nèi)部控制質(zhì)量對公司業(yè)績的影響,研究結(jié)果表明:內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績顯著正相關(guān),內(nèi)部控制有效性與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。進一步檢驗發(fā)現(xiàn),在信息透明度較低的上市公司,內(nèi)部控制質(zhì)量對公司業(yè)績的正向影響更加明顯,內(nèi)部控制有效性對公司業(yè)績的正向影響更加明顯。

        本文的主要貢獻有:第一,將內(nèi)部控制質(zhì)量細化為內(nèi)部控制缺陷(質(zhì)量)和內(nèi)部控制有效性,能夠更好地反應(yīng)公司內(nèi)部控制質(zhì)量的不同維度,使研究結(jié)果更加穩(wěn)健,為以后內(nèi)部控制質(zhì)量的衡量提供思路及借鑒。第二,研究了信息透明度的調(diào)節(jié)作用,深入探討內(nèi)部控制質(zhì)量對公司業(yè)績的影響機制,研究結(jié)論豐富了公司業(yè)績的影響因素等相關(guān)文獻。

        二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

        (一)內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績

        目前,已有相關(guān)研究對內(nèi)部控制質(zhì)量如何影響公司業(yè)績進行研究,并取得了一定的成果,已有研究發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)部控制質(zhì)量能夠提高公司業(yè)績。楊威和紀(jì)晶華(2019)研究發(fā)現(xiàn)公司治理結(jié)構(gòu)與控制質(zhì)量相互依賴,并能夠?qū)緲I(yè)績產(chǎn)生積極影響。王依然和劉旭英(2018)以2011-2015年上市公司的數(shù)據(jù)為樣本,研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量能夠提高公司業(yè)績。宮義飛和夏艷春(2017)以2011-2014年滬深上市公司為樣本,研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量能夠提高公司的研發(fā)投入,進而提高公司業(yè)績。陳羽捷和朱玥(2017)以醫(yī)藥行業(yè)上市公司為樣本,研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)藥類上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量能夠提高公司業(yè)績。敖慧和郭彩虹(2017)以2010-2014年電子設(shè)備制造業(yè)為樣本,研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制指數(shù)與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。葉陳剛等(2016)以2006-2014年我國上市公司為樣本,研究認為國有企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量對公司業(yè)績沒有顯著影響,而民營企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。廖艷(2015)以迪博公司發(fā)布內(nèi)部控制指數(shù)排名前30的上市公司為樣本,通過PSM回歸分析發(fā)現(xiàn):內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。基于以上分析,現(xiàn)有關(guān)于內(nèi)部控制質(zhì)量影響公司業(yè)績的研究大多數(shù)以某個行業(yè)為樣本,而且對內(nèi)部控制質(zhì)量影響公司業(yè)績的機制沒有清晰的梳理和探討。

        表4 內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績的面板隨機效應(yīng)回歸結(jié)果

        那么,內(nèi)部控制質(zhì)量如何影響公司業(yè)績呢?內(nèi)部控制質(zhì)量越高,公司的內(nèi)部治理水平可能越好,對公司高管的監(jiān)督和激勵作用越強,“掏空”行為越不會發(fā)生,進而提升公司業(yè)績。同時,有學(xué)者認為內(nèi)部控制質(zhì)量越高,公司的財務(wù)報告質(zhì)量越高,進而能夠降低公司與外界的信息不對稱程度,提高公司的投資效率,降低公司的融資成本,進而提高了公司業(yè)績(孫勇,2019;沈華玉和吳曉暉,2018)。內(nèi)部控制質(zhì)量越高,公司的盈余管理水平越低,進而能夠提高公司業(yè)績(馬蓓麗和李蕓達,2016)?;谝陨戏治?,本文提出如下假設(shè):

        H1a:其他條件不變時,公司的內(nèi)部控制質(zhì)量越高,公司的業(yè)績越高。

        H1b:其他條件不變時,公司的內(nèi)部控制有效性越強,公司的業(yè)績越高。

        (二)信息透明度對兩者的調(diào)節(jié)作用

        已有研究表明,公司的信息透明度越低,管理層越可能發(fā)生自利行為,如果公司內(nèi)部控制質(zhì)量較高,那么管理者自利行為發(fā)生的可能性較小,進而提高了公司業(yè)績(董育軍等,2019)。同時,公司信息透明度越低,意味著公司的信息不對稱程度越高,如果公司的內(nèi)部控制質(zhì)量越高,公司的內(nèi)部治理水平越高(趙淵賢,2015),因而公司的業(yè)績越高?;谝陨戏治?,本文提出如下假設(shè):

        H2a:信息透明度越低時,公司的內(nèi)部控制質(zhì)量對公司的業(yè)績的正向影響越顯著。

        H2b:信息透明度越低時,公司的內(nèi)部控制有效性對公司的業(yè)績的正向影響越顯著。

        三、樣本選擇與模型設(shè)計

        (一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

        本文以2007-2018年滬深上市公司為樣本,樣本剔除過程如下:首先,剔除金融類、公用事業(yè)類、ST或*ST上市公司;其次,剔除自變量、因變量和控制變量等缺失的樣本,得到18361個年度個體樣本。文中數(shù)據(jù)來源于CSMAR,為了消除極端值對結(jié)果的影響,本文對所有連續(xù)變量在0.01和0.99水平上進行縮尾處理。

        (二)模型設(shè)定與變量說明

        為了驗證本文H1a和H1b,本文采用模型(1):

        式(1)中,PER代表公司業(yè)績,采用凈資產(chǎn)收益率ROE來衡量,穩(wěn)健性檢驗中,采用ROA替代ROE進行回歸。ICQ和ICE分別代表公司的內(nèi)部控制質(zhì)量和內(nèi)部控制有效性,Control表示文中所有控制變量,YEAR和IND分別控制年度和行業(yè)。根據(jù)H1a和H1b,式(1)中的系數(shù)β1應(yīng)該為正數(shù)。

        為了驗證本文H2a和H2b,本文采用模型(2):

        式(2)中,TRAN表示公司的信息透明度。其他變量和式(1)相同。根據(jù)H2a和H2b,系數(shù)β2為負數(shù)。

        表5 信息透明度對兩者正向關(guān)系的調(diào)節(jié)作用分析

        (三)變量衡量

        1.因變量的衡量

        正文中本文采用ROE對公司業(yè)績進行衡量,穩(wěn)健性檢驗中,本文采用ROA替代ROE衡量公司業(yè)績,具體見表1。

        2.關(guān)鍵自變量的衡量

        內(nèi)部控制質(zhì)量采用兩個維度進行衡量,包括內(nèi)部控制缺陷(質(zhì)量)和內(nèi)部控制有效性。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫關(guān)于內(nèi)部控制質(zhì)量的披露信息。內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)采用0-1變量進行衡量,沒有內(nèi)部控制缺陷的賦值為1,否則為0。內(nèi)部控制有效性(ICE)也采用0-1變量進行衡量,內(nèi)部控制有效的賦值為1,否則賦值為0。

        信息透明度的計算步驟如下:借鑒沈華玉等(2017)等方法,采用公司近三年可操縱應(yīng)計利潤均值的絕對值來衡量公司信息透明度。具體見公式(3)。

        式(3)中,Abacc根據(jù)修正的Jones模型計算得到。根據(jù)公式(4)至公式(7)的步驟計算得到。

        首先,計算總應(yīng)計盈余,見公式(4)

        其次,計算不可操縱性應(yīng)計盈余,見公式(5)

        第三,把數(shù)據(jù)代入公式(5),得到各變量的系數(shù)值,把系數(shù)值代入公式(6),求得不可操縱的應(yīng)計盈余。

        那么,內(nèi)部控制質(zhì)量如何影響公司業(yè)績呢?內(nèi)部控制質(zhì)量越高,公司的內(nèi)部治理水平可能越好,對公司高管的監(jiān)督和激勵作用越強,“掏空”行為越不會發(fā)生,進而提升公司業(yè)績。同時,有學(xué)者認為內(nèi)部控制質(zhì)量越高,公司的財務(wù)報告質(zhì)量越高,進而能夠降低公司與外界的信息不對稱程度,提高公司的投資效率,降低公司的融資成本,進而提高了公司業(yè)績(孫勇,2019;沈華玉和吳曉暉,2018)。

        最后,根據(jù)公式(7)算出可操縱性應(yīng)計盈余。

        3.控制變量的衡量

        根據(jù)已有研究,本文對公司規(guī)模(ASS)、資產(chǎn)負債率(LEV)、現(xiàn)金流比率(MP)、固定資產(chǎn)比例(FP)、第一大股東持股比例(FIRST)、是否二職合一(DUAL)、董事會規(guī)模(BSIZE)、獨立董事比例(INDP)、年度(YEAR)和行業(yè)(IND)進行控制。

        四、實證結(jié)果

        (一)描述性統(tǒng)計分析

        表2是本文所有變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果,其中,ROE的均值為0.052,方差為0.185,最小最大值分別為-0.649和0.512,表明樣本中各公司的凈資產(chǎn)收益的均值在5.2%左右,各公司之間的差異較大。ROA的均值為0.041,方差為0.164,最小最大值分別為-0.227和0.361,表明樣本中各公司的總資產(chǎn)收益的均值在4.1%左右,且各公司之間的差異較大。內(nèi)部控制質(zhì)量ICQ均值為0.672,最小最大值為0和1,方差為0.218,說明樣本中67.2%的公司的內(nèi)部控制質(zhì)量較好,且公司之間的差異較大。內(nèi)部控制有效性方面,ICE均值為0.595,最小最大值為0和1,方差為0.261,說明樣本中59.5%的公司的內(nèi)部控制有效性較好,且公司之間的差異較大。其他控制變量的極值、各分位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差等都分布較為合理。

        (二)相關(guān)關(guān)系分析

        ROE、ROA、ICQ、ICE 和TRAN的Spearman(右上角)和Pearson(左下角)相關(guān)分析及顯著性見表3。結(jié)果表明:ROE與ICQ、ICE、TRAN在0.01水平上顯著正相關(guān),說明在不考慮其他控制變量時,內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績顯著正相關(guān),內(nèi)部控制有效性與公司業(yè)績顯著正相關(guān),支持假設(shè)H1a和H1b。為了進一步驗證本文假設(shè),需要在控制相關(guān)變量的情況下對模型進行回歸分析,同時,為了驗證H2a和H2b,需要對公式(2)進行回歸分析。

        (三)內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績的面板隨機效應(yīng)回歸結(jié)果分析

        表4是內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績的回歸結(jié)果。第(1)列結(jié)果表明ICQ與ROE在0.01水平上顯著正相關(guān),說明內(nèi)部內(nèi)部控制質(zhì)量能夠顯著提升公司業(yè)績,支持H1a。第(2)列結(jié)果表明ICE與ROE在0.01水平上顯著正相關(guān),說明內(nèi)部內(nèi)部有效性能夠顯著提升公司業(yè)績,支持H1b。第(3)列將ICQ和ICE納入同一個模型進行回歸,結(jié)果與第(1)列和第(2)列一致,支持H1a和H1b。控制變量中,ROE與信息透明度、董事會規(guī)模、獨立董事比例顯著正相關(guān),與公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、固定資產(chǎn)比率、董事長與總經(jīng)理二職合一顯著負相關(guān)。

        (四)信息透明度對兩者正相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

        為了驗證H2a和H2b,本文擬對信息透明度的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行研究。表5結(jié)果顯示:第(1)列表明TRAN對ICQ與公司業(yè)績的正向關(guān)系具有負向的調(diào)節(jié)作用,即當(dāng)公司的信息透明度越低時,公司內(nèi)部控制質(zhì)量對公司業(yè)績的正向影響更加明顯,支持H2a。第(2)列表明TRAN對ICE與公司業(yè)績的正向關(guān)系具有負向的調(diào)節(jié)作用,即當(dāng)公司的信息透明度越低時,公司內(nèi)部控制有效性對公司業(yè)績的正向影響更加明顯,支持H2b。 第(3) 列 將 ICQ*TRAN 和ICE*TRAN同時納入模型,研究結(jié)論仍然成立??刂谱兞恐?,各變量對公司業(yè)績的影響與表4中結(jié)果保持一致,符合預(yù)期。

        表6 內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績的面板固定模型

        表7 ROA替代ROE的回歸結(jié)果

        五、穩(wěn)健性檢驗

        1.面板固定效應(yīng)模型替代隨機效應(yīng)模型

        為了消除樣本個體差異對回歸結(jié)果的影響,對模型(1)采用固定效應(yīng)進行回歸,結(jié)果見表6。第(1)列結(jié)果表明內(nèi)部控制質(zhì)量能夠提高公司業(yè)績,支持H1a。第(2)列結(jié)果表明內(nèi)部控制有效性能夠提高公司業(yè)績,支持H1b。第(3)列將ICQ和ICE納入同一個模型,研究結(jié)論仍然成立。

        2.因變量替代

        為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采用因變量替代法進行重新檢驗,采用ROA替代ROE的回歸結(jié)果見表7。第(1)列結(jié)果表明內(nèi)部控制質(zhì)量能夠提高公司ROA水平,支持H1a。第(2)列結(jié)果表明內(nèi)部控制有效性能夠提高公司ROA水平,支持H1b。第(3)列將ICQ和ICE納入同一個模型,研究結(jié)論仍然成立。

        六、研究結(jié)論與政策啟示

        本文以2007-2018年滬深上市公司為樣本,探討了內(nèi)部控制質(zhì)量對公司業(yè)績的影響,研究結(jié)果表明:內(nèi)部控制質(zhì)量與公司業(yè)績顯著正相關(guān),內(nèi)部控制有效性與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。進一步檢驗發(fā)現(xiàn),在信息透明度較低的上市公司,內(nèi)部控制質(zhì)量對公司業(yè)績的正向影響更加明顯,內(nèi)部控制有效性對公司業(yè)績的正向影響更加明顯。

        從本文實證研究結(jié)果,可以得到如下政策啟示:第一,內(nèi)部控制質(zhì)量和有效性能夠提高公司業(yè)績,應(yīng)該從內(nèi)部控制缺陷和內(nèi)部控制有效性兩個方面提升內(nèi)部控制質(zhì)量,進而提高公司業(yè)績。第二,公司信息透明度能夠提高公司業(yè)績,公司信息透明度越低,內(nèi)部控制對公司業(yè)績的正向影響越顯著。說明在信息透明度較低的公司,提高公司內(nèi)控質(zhì)量能夠有效提升公司業(yè)績,因而對于信息透明度較低的公司,內(nèi)部控制質(zhì)量的提升顯得尤為重要。第三,控制變量中,ROE與信息透明度、董事會規(guī)模、獨立董事比例顯著正相關(guān),與公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、固定資產(chǎn)比率、董事長與總經(jīng)理二職合一顯著負相關(guān)。因此,提高公司信息透明度、適當(dāng)范圍內(nèi)擴大董事會規(guī)模、提升獨立董事比例有利于公司業(yè)績的提升;而降低資產(chǎn)負債率、降低固定資產(chǎn)比率、避免二職合一有利于公司業(yè)績的提升。

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