謝麗彬，李浩航

(1.福州外語外貿(mào)學(xué)院 財(cái)金學(xué)院，福州 350202;2.漳州市公路事業(yè)發(fā)展中心 財(cái)務(wù)處,福建 漳州 363800)

自財(cái)政部等五部委于2008年發(fā)布的《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和2010年發(fā)布的《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》分類分批實(shí)施以來，我國上市公司內(nèi)部控制體系日益完善，但內(nèi)部控制功能的發(fā)揮需要以高額的成本為代價(jià)[1-2]。因此，內(nèi)部控制體系的建設(shè)最終能否提升上市公司經(jīng)營績效成為企業(yè)界和學(xué)術(shù)界都非常關(guān)心的一個(gè)重要問題。鑒于此，基于2001—2016年間我國計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)51家上市公司的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，并提出相關(guān)對策建議。

一、研究設(shè)計(jì)

(一)研究假設(shè)

筆者認(rèn)為，內(nèi)部控制可能通過以下幾個(gè)方面對企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生影響：第一，內(nèi)部控制越完善的企業(yè)，其企業(yè)內(nèi)部制度建設(shè)越完善，管理層和員工的績效考核及業(yè)績激勵(lì)制度越健全[3]，完善的考核機(jī)制是激發(fā)管理層及員工提高企業(yè)績效的有效動力；第二，內(nèi)部控制作為一種內(nèi)部監(jiān)督與風(fēng)險(xiǎn)管理機(jī)制，其本質(zhì)在于制衡與監(jiān)督[4]，內(nèi)部控制可以有效抑制高管的機(jī)會主義行為[5]，內(nèi)部控制制度越完善越健全，企業(yè)的日常事務(wù)就有章可循、有規(guī)可依，無意識錯(cuò)誤及舞弊發(fā)生的概率就越低，有利于提升企業(yè)經(jīng)營績效；第三，良好的內(nèi)部控制能夠?yàn)槠髽I(yè)管理者提供更真實(shí)、更準(zhǔn)確的決策信息[6-7]，從而使管理者做出更加有利于提高企業(yè)績效的理性決策；第四，良好的內(nèi)部控制制度可以提高企業(yè)對風(fēng)險(xiǎn)的識別、評估、應(yīng)對和控制能力，可以增加企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)抵抗力，也可以減少風(fēng)險(xiǎn)對企業(yè)績效的威脅[8]。

基于此，本文提出假設(shè)：內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)經(jīng)營績效有正向影響。

(二)樣本選擇

數(shù)字經(jīng)濟(jì)是我國推動產(chǎn)業(yè)升級轉(zhuǎn)型、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動力，計(jì)算機(jī)、通信和電子設(shè)備制造業(yè)是數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。選擇該行業(yè)上市公司作為研究對象，為數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供理論補(bǔ)充。目前，A股市場上計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)上市公司共有54家，在剔除未披露內(nèi)部控制信息和缺少其他相關(guān)數(shù)據(jù)的公司后，最終選擇51家公司2001—2016年的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，共計(jì)有816個(gè)觀測點(diǎn)。

(三)模型構(gòu)建

借鑒張曉輝等[9]的做法，考察內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，構(gòu)建的計(jì)量模型為:

ROEi,t=α0+β1ICIi,t+β2CONTROLS+εi,t

其中，i為企業(yè)個(gè)體，t為年份，ROEi,t為因變量企業(yè)i在t年度的經(jīng)營績效，ICI為核心解釋變量企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，CONTROLS為一系列控制變量;α0為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2為相應(yīng)解釋變量的待估系數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。

(四)變量選擇及數(shù)據(jù)來源

1.變量選取

(1)被解釋變量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對企業(yè)經(jīng)營績效的衡量指標(biāo)主要有托賓Q、每股收益、資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、凈利潤、銷售利潤率、凈資產(chǎn)利潤率等，參考黃小琳等[10]的做法選取企業(yè)凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為經(jīng)營績效的代理變量，使用資產(chǎn)收益率(ROA)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。(2)核心解釋變量。國內(nèi)目前公認(rèn)的較為權(quán)威的內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)包括迪博內(nèi)控指數(shù)和廈門大學(xué)內(nèi)控指數(shù)，選取迪博內(nèi)控指數(shù)作為上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量，同時(shí)參考前人研究成果控制了一系列其他變量,包括資金運(yùn)營能力(RGB)，以應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率表示；公司年齡(DAYS)；企業(yè)規(guī)模(SIZE)，以上市公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示；償債能力(LEVER)，以資產(chǎn)負(fù)債率衡量；股權(quán)集中度(CONF)，以第一大股東持股比例衡量；國有股比例(STATE)。

2.數(shù)據(jù)來源

被解釋變量經(jīng)營績效的數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫，解釋變量內(nèi)部控制質(zhì)量數(shù)據(jù)來源于迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫，控制變量數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫以及銳思數(shù)據(jù)庫。對數(shù)據(jù)庫中缺失的少量數(shù)據(jù)，本文結(jié)合上市公司年報(bào)數(shù)據(jù)進(jìn)行手工修訂和補(bǔ)充，數(shù)據(jù)處理使用STATA 15軟件。所選取變量的具體信息及數(shù)據(jù)來源如表1所示。

表1 變量信息與數(shù)據(jù)來源

為了使研究對象數(shù)據(jù)更加直觀，對51家上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析。具體結(jié)果如表2 所示。為了避免共線性問題，在后續(xù)回歸過程中對內(nèi)部控制質(zhì)量、公司年齡及企業(yè)規(guī)模等指標(biāo)取對數(shù)處理。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

二、實(shí)證結(jié)果

(一)相關(guān)性分析

在實(shí)證研究中，為了避免變量之間存在著普遍嚴(yán)重的共線性問題，提高回歸分析的準(zhǔn)確度，需要在回歸分析之前做變量相關(guān)性檢驗(yàn)。使用STATA 15軟件對模型中所有的變量進(jìn)行Pearson分析，結(jié)果如表3所示。

表3 內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)經(jīng)營績效的相關(guān)性分析

在實(shí)際應(yīng)用中，若兩個(gè)變量之間的相關(guān)性系數(shù)大于0.7，則認(rèn)為二者之間很可能存在著相關(guān)性。表3中只有一個(gè)系數(shù)的絕對值大于0.5，而其他系數(shù)絕對值都在0.5以下，說明自變量之間并不存在著顯著的相關(guān)性。同時(shí)，為了保證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，本文還運(yùn)用方差膨脹因子(VIF)對多重共線性進(jìn)行了檢驗(yàn)分析，結(jié)果如表4所示。

表4 共線性分析

多重共線性識別檢驗(yàn)中，VIF小于5，表明變量間不存在嚴(yán)重共線性問題。由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，VIF值均小于2，因此可以推出變量之間不存在嚴(yán)重共線性問題，可以進(jìn)入回歸。

(二)回歸分析

為了檢驗(yàn)前文的假設(shè)，在做完相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用STATA 15軟件進(jìn)一步對模型進(jìn)行回歸分析，以證實(shí)內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)經(jīng)營績效間的相關(guān)性。本文采用固定效應(yīng)模型[11]緩解因遺漏變量誤差可能引起的內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果如表5所示。

表5 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表5中(1)(2)列為隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，(3)(4)列為固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。(1)(3)列為內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)績效單獨(dú)回歸的結(jié)果，(2)(4)列為控制住其他變量的情況下對內(nèi)部控制與企業(yè)績效回歸的結(jié)果。從(1)列中可以看出，解釋變量內(nèi)部控制質(zhì)量(ICI)在隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)下單獨(dú)與企業(yè)經(jīng)營績效分析后回歸系數(shù)為59.79?？刂谱∑渌兞亢螅?2)列中回歸系數(shù)為60.89；在固定效應(yīng)估計(jì)下，單獨(dú)與企業(yè)經(jīng)營績效分析后，(3)列中回歸系數(shù)為62.06，控制住其他變量后，(4)列中回歸系數(shù)為58.14。同時(shí)，無論隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)還是固定效應(yīng)估計(jì)，系數(shù)均值在1%水平上顯著為正，這表明內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)經(jīng)營績效呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。也就是說，內(nèi)部控制質(zhì)量的提高會給企業(yè)創(chuàng)造更多的價(jià)值，本文提出的假設(shè)得到驗(yàn)證。此外，從表5可知：資金運(yùn)營能力在1%的水平上顯著提升了企業(yè)經(jīng)營績效，也就意味著企業(yè)的資金運(yùn)營能力越強(qiáng)，則企業(yè)經(jīng)營績效越好；上市年限(DAYS)與企業(yè)經(jīng)營績效同樣存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；上市公司規(guī)模(SIZE)系數(shù)則表明，在控制其他變量后，該行業(yè)內(nèi)規(guī)模越小的企業(yè)績效會越好；償債能力(LEVER)回歸結(jié)果表明，資產(chǎn)負(fù)債率越高的企業(yè)，其企業(yè)經(jīng)營績效(ROE)越低；股權(quán)集中度(CONF)也與企業(yè)經(jīng)營績效存在著正相關(guān)關(guān)系；國有股比例(STATE)越高，該行業(yè)上市公司企業(yè)績效越差。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了證實(shí)結(jié)果的可靠性，本研究驗(yàn)證模型及相關(guān)系數(shù)的穩(wěn)定性。使用資產(chǎn)凈利率(ROA)作為企業(yè)經(jīng)營績效的代理變量進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表6中(1)(2)列為隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，(3)(4)列為固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。(1)(3)列為內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)績效單獨(dú)分析的結(jié)果，(2)(4)列為控制住其他變量的情況下對內(nèi)部控制與企業(yè)績效相關(guān)性進(jìn)行分析的結(jié)果。從表6中可以看出,在(1)(2)列的隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)中，內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸系數(shù)為26.44和21.35，對企業(yè)績效的正向影響仍然在1%水平上顯著。(2)(4)列的固定效應(yīng)估計(jì)中，內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸系數(shù)分別為36.86和23.20，均在1%水平上顯著。同時(shí)，控制變量系數(shù)及顯著性水平也與基準(zhǔn)回歸基本保持一致?？梢?，本文所構(gòu)建的回歸模型具有一定的穩(wěn)健性。

三、對策建議

基于A股計(jì)算機(jī)、通信和電子設(shè)備制造業(yè)行業(yè)51家上市公司2001—2016年的面板數(shù)據(jù)，對內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)經(jīng)營績效之間關(guān)系進(jìn)行了研究。實(shí)證結(jié)果表明，本行業(yè)內(nèi)上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量對于企業(yè)經(jīng)營績效有著十分顯著的正向影響?；谝陨涎芯拷Y(jié)果，本文對完善上市公司內(nèi)部控制體系提出以下幾點(diǎn)對策建議：

第一，企業(yè)應(yīng)該把內(nèi)部控制制度有效性納入企業(yè)管理層的考核范圍，讓管理層充分認(rèn)識到建立健全良好的內(nèi)部控制制度的重要性，進(jìn)而使管理層自覺維護(hù)和完善企業(yè)內(nèi)部控制制度。

第二，上市公司應(yīng)完善和提高內(nèi)部控制質(zhì)量的信息披露機(jī)制，及時(shí)準(zhǔn)確地披露內(nèi)部控制質(zhì)量情況，股東應(yīng)該加強(qiáng)對相關(guān)信息披露的關(guān)注。

第三，企業(yè)需要重新認(rèn)識內(nèi)部審計(jì)的重要性，充分發(fā)揮內(nèi)部審計(jì)作用，以保障企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量并最終提升企業(yè)經(jīng)營績效。