陳寧寧

（大連外國(guó)語(yǔ)大學(xué)商學(xué)院，遼寧 大連 116044）

黨的十九大報(bào)告明確指出我國(guó)經(jīng)濟(jì)已轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展提質(zhì)增速的核心環(huán)節(jié)，其能否實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)直接關(guān)系到我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。實(shí)際上，中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制仍處在不斷健全和完善的階段，資本配置效率惡化、企業(yè)自主創(chuàng)新能力不足（錢雪松等，2018；程晨，2017）等原因均會(huì)導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率的下降。在此背景下，大力提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，對(duì)于推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展具有極其重要的意義。

企業(yè)的全要素生產(chǎn)率是指在既定的要素投入水平下額外增加的生產(chǎn)效率[3]，可用來(lái)衡量企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況。已有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率不僅受到貸款利率[4]、產(chǎn)業(yè)政策[5]等外部環(huán)境的影響：吳靜樺等（2021）認(rèn)為貸款利率市場(chǎng)化通過(guò)優(yōu)化企業(yè)間的資本配置效率促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升；張莉（2019）認(rèn)為重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)政策通過(guò)將資源從非重點(diǎn)行業(yè)流向重點(diǎn)行業(yè)的作用機(jī)制，降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，還會(huì)受到研發(fā)投入[6]、技術(shù)創(chuàng)新[7]等內(nèi)部環(huán)境的影響：劉麗輝（2022）研究認(rèn)為當(dāng)期研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈倒“U”型的非線性關(guān)系；范曉男等（2020）研究得出“市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)→技術(shù)創(chuàng)新投入→技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出→全要素生產(chǎn)率”的影響路徑。以上研究表明企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素眾多，然而鮮有研究關(guān)注內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

基于上述分析，本文選取2008年～2020年中國(guó)A股上市公司作為研究樣本，建立回歸模型針對(duì)內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行實(shí)證研究，并進(jìn)一步分析了在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和不同資質(zhì)的企業(yè)中，內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否存在差異。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：與現(xiàn)有文獻(xiàn)研究視角不同，本文以內(nèi)部控制為切入點(diǎn)，豐富了企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的相關(guān)研究以及內(nèi)部控制的經(jīng)濟(jì)后果，彌補(bǔ)了內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響研究存在的空缺；為不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和資質(zhì)的企業(yè)全面實(shí)施內(nèi)部控制提供了決策依據(jù)，也為其探索提高全要素生產(chǎn)率的途徑提供了一定的參考，有利于提高企業(yè)建立和完善內(nèi)部控制體系的自主性和積極性，研究結(jié)論具有重要的理論指導(dǎo)和實(shí)踐意義。

一、理論分析與研究假設(shè)

COSO內(nèi)部控制框架指出內(nèi)部控制是由內(nèi)部環(huán)境、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估、控制活動(dòng)、信息與溝通、監(jiān)督五要素構(gòu)成的，企業(yè)董事會(huì)、經(jīng)理層和全體員工共同實(shí)施內(nèi)部控制的過(guò)程就是五要素積極作用的過(guò)程。內(nèi)部控制作為重要的治理機(jī)制，貫穿企業(yè)決策、執(zhí)行和監(jiān)督的全過(guò)程[8]，旨在提高企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率和效果、促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略發(fā)展，發(fā)揮自身的公司治理效應(yīng)。

內(nèi)部控制環(huán)境是企業(yè)實(shí)施內(nèi)部控制的基礎(chǔ)。完善的治理結(jié)構(gòu)、明確的職責(zé)分工賦予企業(yè)職工不同的權(quán)利與義務(wù)，優(yōu)化企業(yè)管理體系，是進(jìn)行績(jī)效考核的重要依據(jù)；內(nèi)部審計(jì)部門加強(qiáng)對(duì)企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)環(huán)境的監(jiān)督，規(guī)范企業(yè)財(cái)務(wù)部門的工作，有助于提供更加相關(guān)可靠的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息，幫助企業(yè)利益相關(guān)者做出合理的決策；人力資源政策是企業(yè)進(jìn)行人力資源管理、吸引高質(zhì)量人才的指導(dǎo)方針。良好的內(nèi)控環(huán)境有助于企業(yè)目標(biāo)的設(shè)定（陳紅等，2018），實(shí)現(xiàn)董事會(huì)、管理層對(duì)企業(yè)全方位的把控（李瑛玫等，2019），能夠防范潛在的風(fēng)險(xiǎn)，提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別、應(yīng)對(duì)的能力。

風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估與控制活動(dòng)是企業(yè)及時(shí)識(shí)別、系統(tǒng)分析經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的風(fēng)險(xiǎn)，合理確定風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)策略。內(nèi)部控制的實(shí)施可以提高企業(yè)的財(cái)務(wù)信息質(zhì)量（毛新述等，2013），從而化解企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)（王玲，2018），減少資源的浪費(fèi)。企業(yè)通過(guò)有效的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估可以針對(duì)各個(gè)環(huán)節(jié)存在的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行應(yīng)對(duì)，提高企業(yè)的資源配置效率。信息與溝通是確保信息在企業(yè)內(nèi)部、企業(yè)與外部之間進(jìn)行有效溝通。監(jiān)督和激勵(lì)是解決代理問(wèn)題的兩個(gè)重要途徑，在降低信息不對(duì)稱、緩解代理沖突中起著重要的作用；企業(yè)戰(zhàn)略、財(cái)務(wù)和研發(fā)部門之間通過(guò)有效的信息傳遞，能夠促使企業(yè)更加高效地進(jìn)行研發(fā)投入（陳紅等，2018）。信息不對(duì)稱程度的降低能夠促進(jìn)企業(yè)董事和管理層的溝通交流，對(duì)重大投資項(xiàng)目進(jìn)行全面考慮、謹(jǐn)慎決策。

有效的內(nèi)部控制能夠及時(shí)發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理因素、創(chuàng)新因素、財(cái)務(wù)因素等方面存在的風(fēng)險(xiǎn)，并將風(fēng)險(xiǎn)降低到可承受范圍內(nèi)，對(duì)企業(yè)的投資項(xiàng)目持續(xù)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，識(shí)別影響投資回報(bào)的各種潛在風(fēng)險(xiǎn)并及時(shí)防范。信息與溝通可以增強(qiáng)企業(yè)各部門之間的溝通交流，提高企業(yè)組織的運(yùn)行效率；內(nèi)部控制的監(jiān)督機(jī)制在企業(yè)所有者、經(jīng)營(yíng)者之間形成權(quán)力的制約，對(duì)資金的流向進(jìn)行監(jiān)督，減少了經(jīng)營(yíng)者因自身利益規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)性投資的機(jī)會(huì)主義行為[11]，提高了企業(yè)的投資效率，從而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：控制其他影響因素不變的條件下，內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向顯著的促進(jìn)作用。

二、研究設(shè)計(jì)

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2008年～2020年中國(guó)A股上市公司樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，其中內(nèi)部控制指數(shù)來(lái)自DIB內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)，其余數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)公司；剔除ST、*ST公司；剔除當(dāng)年數(shù)據(jù)缺失的樣本；對(duì)本文所有連續(xù)型變量?jī)啥诉M(jìn)行1%的縮尾處理。

2.變量定義與測(cè)度

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量是通過(guò)LP法和OP法測(cè)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率的自然對(duì)數(shù)值。根據(jù)魯曉東和連玉君（2012）的研究[13]，全要素生產(chǎn)率的測(cè)算方法主要有OLS模型、固定效應(yīng)模型、OP法和LP法，OP法和LP法解決了內(nèi)生性和樣本選擇性偏差的問(wèn)題。

（2）解釋變量。本文的解釋變量?jī)?nèi)部控制（IC）來(lái)源于“DIB中國(guó)上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”，該內(nèi)部控制指數(shù)加1后取自然對(duì)數(shù)作為本文的核心解釋變量。該值越高，表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，能夠綜合反映上市公司內(nèi)控水平和風(fēng)險(xiǎn)管控能力。

（3）控制變量。本文選擇企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)的成長(zhǎng)性（Growth）、資產(chǎn)收益率（Roa）、股東持股比例（Sharehold）、高管薪酬（Salary）、兩職合一（Duality）作為本次研究的控制變量，設(shè)置年份（Year）、行業(yè)（Industry）作為虛擬變量對(duì)年份和行業(yè)的固定效應(yīng)進(jìn)行控制，詳見表1。

表1 變量界定與含義

3.模型設(shè)計(jì)

本文通過(guò)建立回歸模型檢驗(yàn)上文提出的假設(shè)：

該模型中，企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）為本文的被解釋變量，內(nèi)部控制（IC）為本文的核心解釋變量，其余變量均為控制變量，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了增加研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還對(duì)年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行了控制。

三、實(shí)證結(jié)果分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)

（1）單變量分析。如表2所示，內(nèi)部控制（IC）的最大值為6.809，最小值為0，平均值為6.304，說(shuō)明所選樣本公司的內(nèi)部控制狀況存在差異，但整體狀況較為良好。企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）最大值為16.157，最小值為10.838，均值為6.304，說(shuō)明所選樣本公司的全要素生產(chǎn)率存在較大差距，全要素生產(chǎn)率的整體水平有待提高。其余變量的最大值、最小值及均值均不再匯報(bào)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（2）相關(guān)性分析。本文對(duì)所有研究變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，詳見表3。企業(yè)的內(nèi)部控制（IC）與全要素生產(chǎn)率（TFP）的相關(guān)系數(shù)為0.117，在1%的水平上正向顯著，即內(nèi)部控制（IC）和全要素生產(chǎn)率（TFP）正向相關(guān)，此結(jié)果初步證明了H1假設(shè)，但具體的結(jié)果還需要采用線性回歸方法進(jìn)一步論證分析，使得研究結(jié)論更具穩(wěn)健性和可靠性。

表3 相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

2.回歸分析

（1）回歸結(jié)果分析。表4報(bào)告了本文回歸檢驗(yàn)的結(jié)果，模型（1）是單獨(dú)列入內(nèi)部控制（IC）的回歸結(jié)果，模型（2）是列入內(nèi)部控制（IC）與控制變量回歸的結(jié)果，其內(nèi)部控制（IC）的系數(shù)0.035在1%的水平上正向顯著。為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性，對(duì)年份和行業(yè)的固定效應(yīng)進(jìn)行控制后重復(fù)進(jìn)行回歸，結(jié)果如模型（3）所示，內(nèi)部控制（IC）的系數(shù)依舊在1%的水平上正向顯著。以上回歸結(jié)果均證明了本文的H1假設(shè)，即內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率就越高，為企業(yè)提高自身的全要素生產(chǎn)率提供了一定的參考途徑。

表 4 回歸結(jié)果

（2）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文采用更換被解釋變量、增加控制變量、更換樣本等方法，將企業(yè)全要素生產(chǎn)率以O(shè)P法衡量、選擇企業(yè)的現(xiàn)金流量（Cash）和資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）兩個(gè)會(huì)計(jì)指標(biāo)作為新增控制變量、剔除2010年以前的樣本數(shù)據(jù)后重復(fù)進(jìn)行了上述檢驗(yàn)，詳見表5。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果與上述回歸檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，證明本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表 5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（3）異質(zhì)性分析。本文通過(guò)區(qū)分企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)及企業(yè)資質(zhì)進(jìn)行異質(zhì)性分析，設(shè)置企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和企業(yè)資質(zhì)均為虛擬變量，若企業(yè)為國(guó)有企業(yè)或高新技術(shù)企業(yè)則取值為1，若企業(yè)為非國(guó)有企業(yè)或非高新技術(shù)企業(yè)則取值為0，結(jié)果詳見表6。

表 6 異質(zhì)性分析

前兩列內(nèi)部控制的系數(shù)分別為0.012、0.025，且分別在10%、1%的水平上正向顯著，說(shuō)明與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)的內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更加顯著，原因可能是國(guó)有企業(yè)需要考慮政治目標(biāo)和社會(huì)責(zé)任，在資源的優(yōu)化配置上需要有所平衡，不能集中所有資源促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益的增長(zhǎng)，導(dǎo)致其資源配置的效率降低。后兩列內(nèi)部控制的系數(shù)分別為0.016和0.024，說(shuō)明相較于高新技術(shù)企業(yè)，內(nèi)部控制對(duì)非高新技術(shù)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用更強(qiáng)，系高新技術(shù)企業(yè)缺少完善的組織結(jié)構(gòu)，內(nèi)部權(quán)力較為集中，導(dǎo)致高新技術(shù)企業(yè)管理人員監(jiān)督的有效性大大降低，從而降低了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

四、研究結(jié)論與建議

基于2008年～2020年中國(guó)A股上市公司樣本數(shù)據(jù)，本文對(duì)于企業(yè)內(nèi)部控制對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。本文的研究結(jié)論為：企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用；與國(guó)有企業(yè)和高新技術(shù)企業(yè)相比，企業(yè)內(nèi)部控制對(duì)于非國(guó)有企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更加顯著。

根據(jù)本文的研究結(jié)論針對(duì)我國(guó)內(nèi)部控制制度建設(shè)提出如下建議：從國(guó)家層面上來(lái)說(shuō)，國(guó)家應(yīng)當(dāng)繼續(xù)普及企業(yè)內(nèi)部控制制度建設(shè)的重要性，不斷優(yōu)化企業(yè)的內(nèi)部控制制度和體系，擴(kuò)大強(qiáng)制披露內(nèi)部控制信息的企業(yè)范圍。從企業(yè)層面上來(lái)說(shuō)，企業(yè)應(yīng)當(dāng)重視自身內(nèi)部控制建設(shè)過(guò)程中出現(xiàn)的問(wèn)題，并根據(jù)自身內(nèi)部控制的缺陷積極進(jìn)行整改，依靠企業(yè)內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極作用，不斷提高企業(yè)的內(nèi)部控制建設(shè)質(zhì)量。從社會(huì)層面上來(lái)說(shuō)，為了適應(yīng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的要求，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)實(shí)體必須轉(zhuǎn)變其發(fā)展模式，合理高效使用資源，健全內(nèi)部控制制度，堅(jiān)持可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長(zhǎng)。