上市公司内部控制效率影响因素的假设与实证分析

○东北林业大学

柏春华 王佳宇

上市公司内部控制效率影响因素的假设与实证分析

○东北林业大学

柏春华 王佳宇

最近几年，上市公司由于缺乏有效的内部控制，出现了一系列的财务舞弊事件。为了使内部控制更加有效，有必要深入全面地研究内部控制效率及其影响因素，从而使上市公司能够完成与企业利益相一致的目标。本文以2011-2015年沪深两市主板上市公司为样本，基于委托代理理论、信息不对称理论和信号传递理论研究分析了内部控制效率的影响因素。根据原有内部控制五大目标，加入了主营业务资产收益率、净利润现金净含量、资产损失率等新指标，确定了报告目标的评价内容，包括财务报告重述、在财务报告中披露的重大缺陷、审计意见类型等，构建了新的评价体系，并进行了实证分析。

内部控制 内部控制效率 实证分析

随着我国市场经济的发展，国家对市场的效率及有效性提出了严格的要求，上市公司开始逐渐重视内部控制效率。2016年7月13日“中国上市公司内部控制指数(2016)发布会”在北京正式召开, 2016年内部控制指数显示，截至2015年底，我国A股上市公司共2585家，其中内部控制优秀的公司共33家，内部控制良好的公司501家，内部控制合格的公司1479家，内部控制不合格的公司451家，内部控制无效的公司121家。基于以上数据分析，我国大部分上市公司的内部控制都是达标的，但内部控制优秀的公司却寥寥无几。因此，我国上市公司的内控水平需要进一步提高，如何加速提升我国上市公司内部控制效率，成为当今急需解决的问题。

一、 研究假设

(一)基于委托代理理论提出的假设

管理层人员对董事会的治理效率有直接的影响，并间接影响内部控制效率。根据委托代理理论，如果企业给予管理层一定的持股比例，那么管理层健全管理制度、完善内部控制体系、推进内部控制建设的意愿就会更高，与公司的利益目标也会相一致，这样可减少管理层与股东的利益冲突，提高管理层的工作效率，进而提升内部控制效率。本研究的管理层持股比例也包括监事的持股比例，如果给予监事一定的持股比例，就会提高监事的积极性，发挥监事对企业管理的监督作用，提高监事会的监管效率，从而有利于内部控制效率的提升。所以，本文提出：

假设1：管理层持股比例与我国上市公司内部控制效率呈正相关关系。

企业控制权的性质反映企业资产所有权归属基本情况，它是由公司持有股份最多的股东是归属于国家或政府控股，还是私人控股所决定的。由于国有企业的经营者通常受现有的法律法规制约因而不能公开合法地拥有自己的经济实体，进而就难以将公司股东的利益直接转移给个人。他们对上市公司侵占目的通常是代表国有大股东实现自己财产的保值增值目标，以及应对上级部门的业绩考核，有强烈利益动机去利用高质量信息来掩饰真实转移资产的目的。同时根据委托代理理论可知，国有控股企业的代理成本较高，所有者权益受到严重削弱，所有者和经营者之间获得的信息不同，经营者尤其需要提升内部控制效率来降低代理成本。由此提出：

假设2：控股股东性质为国有，上市公司内部控制效率的提升速度快。

中国的资本市场还未发育成熟，“一股独大”和大股东“掏空”上市公司的现象经常出现，这加剧了大股东和中小股东之间的矛盾，公司治理无法进一步改善。在我国，公司治理不但要关注经营者和外部股东之间的利益冲突，还需要减少控股股东和其他股东之间的代理冲突。较高的股权集中度不利于公司内部控制体系的建设。一旦大股东的股权集中度较高，控股股东很有可能与管理层串通，改变公司会计政策或屏蔽掉透明公允的会计信息，以此来损害少数股东的利益。所以提出假设：

假设3：第一大股东占有的产权份额越高，上市公司的内部控制效率越低。

股权相互制衡不仅能够充分发挥股权相对集中的优势，又能有效抑制控股股东对其他股东的掠夺。一般来讲，如果股权越分散，单个股东鉴于成本因素保护其利益的行动就越难以实现，其获取的利益就越小，那么，控股股东就会掠夺中小股东利益，也会将公司的经营决策权掌握在自己手中。根据委托代理理论，当上市公司的股东之间可以相互制衡时，主要股东的表决权几乎持平，双方之间的矛盾也会得到缓解，这种股权结构对于抑制大股东侵蚀中小股东的利益的确具有正面影响。所以，本文提出假设：

假设4：股权制衡度越高，公司内部控制效率越高。

(二)基于信号传递理论提出的假设

信号传递理论认为：当公司经营状况较好时，管理层有动机将公司高质量的信号及时传递给利益相关者，这可以将其与其他公司区别开来，市场也会对此做出积极反应，其股票的价格预期会上升。一方面，业绩较好、盈利能力较强的公司有能力建立良好的内部控制体系。完善内部控制体系需要公司对内部控制进行投资，而公司内部控制投资能力的重要影响因素之一就是投资收益率，公司的投资收益率越高，其投资能力越强，其建立良好内部控制体系的可能性就越高。从另一方面来看，有良好的内部控制的公司，其经营业绩也会得到改善，两者之间是相互促进的。基于以上分析，本文提出：

假设5：我国上市公司内部控制效率与净资产收益率成正比。

我国上市公司如果陷入财务困境、企业运营困难，其股票交易会被中国证监会进行特别处理，即ST。本文采用公司是否ST类来代替经营质量。被ST的上市公司，大都说明它的经营管理或者资金方面有可能出现了问题，可能会损害债权人的利益。根据信号传递理论，ST类公司的信息需求者认为公司的内部控制方面较差，盈利能力出现了问题，内部控制制度薄弱，该ST类公司内部控制效率较低。所以，本文提出如下假设：

假设6：ST类公司，其内部控制效率较低。

在市场经济下，市场竞争越激烈，企业生存的空间就会变得越狭小。根据信号传递理论，竞争环境越激烈，企业不断提升自身的能力、完善自身的规章制度的意愿就会越高，这会帮助公司提升内部控制效率，从而增强消费者对公司产品的信任并树立公司良好的形象，增加企业价值。本文使用企业的销售费用与营业收入的比来衡量市场竞争激烈程度，销售费用与营业收入的比越低，产品的市场竞争就越激烈，企业的内部控制水平就会进一步提高。所以，本文提出如下假设：

假设7：我国上市公司内部控制效率与销售费用和营业收入的比呈负相关关系。

(三)基于信息不对称理论提出的假设

通常在交易过程中，由于交易双方信息不对称，会导致逆向选择。在降低投资者所面临的信息不对称和逆向选择中，审计机构起到了重要作用。上市公司对审计机构的选择是发行人向投资者传递公司价值信息的重要信号。内部控制较好的公司往往聘请规模较大、影响力较大的会计师事务所。审计机构的声誉越好，其必然会为了维持自身声誉，保持审计独立性，审计程序更严格，从而其报告的可信赖程度比较高，能吸引更多的投资者。由此可见，高声誉的会计师事务所在提高内部控制效率方面发挥了重要的作用。因此，本文提出以下假设：

假设8：上市公司选择国际“四大”会计师事务所，其内部控制效率会更高。

企业控制权市场是一个由各个不同管理团队在其中相互竞争公司资源管理权所组成的市场，它通过控制权的转移来发挥监督作用。然而，我国的股票控制权市场的作用小于债权转移的作用。企业如果资不抵债，那么控制权将会发生转移，为了避免这样的风险，企业将会更加注重其自身的经营管理，加强企业内部的监管，提高企业的内部控制效率。由此，本文提出如下假设：

假设9：企业控制权市场的控制权转移与内部控制效率成正相关关系。

企业文化是公司员工共同秉持的价值观念，是企业个性化的根本体现，它是企业生存、竞争和发展的灵魂。在日常工作中，员工素质与内部控制是紧密联系的。如果公司员工的内心接纳企业内部控制管理制度，并在行为上不断传播企业文化，建立良好的内部控制，这不仅可以提升企业的核心竞争力，还可以为提高内部控制效率提供有力保证。本文采用受谴责高级管理人员的人数来衡量企业文化，受谴责高级管理人员的人数越少，企业文化建设越好，所以提出如下假设：

假设10：企业文化建设与内部控制效率显著正相关。

(四)基于企业风险层面提出的假设

通常情况下，适当的负债可以产生财务杠杆效应，但是公司有一部分资产是债权人投入的债务资本，因此公司不仅需要满足股东的需求，还需要考虑债权人对公司的经营发展的特殊需求。债权人与企业达成协议后，债权人会不断关注企业的经营成果和财务状况，也会监督企业的内部控制，因而对内部控制效率产生积极作用。所以，提出假设：

假设11：我国上市公司内部控制效率与上市公司的财务杠杆呈正相关关系。

风险评估是内部控制的五要素之一。通常在公司经营过程中所面临的潜在风险处于较高水平的情况下，公司需通过要加强内部控制建设、提高内部控制效率来提高应对风险的能力。尽管我们常用的衡量综合杠杆的指标是销售量的变动对普通股每股收益变动的影响程度，但是考虑到企业处理一些特殊事项时，例如公司增发股票、股票回购及被ST时，都要用到每股收益作为考核指标，因此企业一般都会对每股收益进行盈余管理，而主营业务利润占比不容易篡改，所以本文采用主营业务利润占比来衡量综合风险，并提出假设：

假设12：我国上市公司内部控制效率与上市公司的综合杠杆呈正相关关系。

二、 数据来源与研究设计

(一)数据来源

本文实证研究在数据收集过程中采用截面数据，所需的上市公司内部控制效率的信息通过上海证券交易所、深圳证券交易所下载2011-2015年上市公司年度财务报告并手工整理获得。其他财务信息主要是从锐思(RESSET)数据库，国泰安数据库搜集整理的。并根据本文的需要，剔除了以下数据：第一，剔除内部控制效率指标数据不全的上市公司；第二，由于金融保险类公司和综合类公司比较特殊，其内部控制制度有别于普通的公司，所以剔除其数据。剔除上述公司后，有效数据为9097个样本数据。本文使用Excel，SPSS17.0对数据进行数据处理及分析。

(二) 变量选择

基于研究假设，本文将管理层持股比例、控股投东性质、股权集中度、股权制衡度、净资产收益率、公司是否被ST、市场竞争激烈程度、会计师事务所声誉、资产负债率、受谴责高级管理人员人数、财务杠杆及综合杠杆作为解释变量。变量的含义及代码如表1所示：

表1 变量名称及计量方法

本文将上市公司内部控制效率作为被解释变量。内部控制效率的量化是上市公司内部控制效率影响因素研究中的关键问题，但由于内部控制效率是一个抽象概念，不能直接地进行计量，本文选择内部控制目标变量后，利用主成分分析法筛选出影响内部控制效率和效果的主要因素并计算内部控制有效性综合得分，以其综合得分为被解释变量。选取的具体内部控制目标变量如表2所示：

表2 内部控制评价指标体系

续表2

本文利用SPSS17.0对内部控制目标变量进行主成分分析，而在主成分分析过程中会自动对指标进行标准化处理，所以无需对指标进行手工标准化处理。对标准化的内部控制指标进行因子分析，结果如表3所示。前7个主因子的特征根解释了总体方差的累计贡献率大于70%，说明选取的综合因子能保持数据总量70%以上的信息。

表3 解释的总方差

表4为旋转后的因子矩阵，7个主因子从5个方面解释了内部控制效率。通过进一步整理可以发现：主因子F1的因子载荷主要分布于可持续增长率、资产减值损失、主营业务资产收益率和净资产收益率上，并且这四个因子的载荷都非常高，分别为0.907、0.491、0.776、0.876，因此主因子F1为综合目标，包括战略目标、资产目标和经营目标；主因子F2在资本保值增值率和所有者权益增长率上有较高的载荷，这些变量主要反映资产目标；主因子F3的因子载荷主要集中于财务报告重大缺陷、审计意见这两个变量上，分别为0.876、0.831，因此F3主要反映报告目标；主因子F4在违法违规、罚款金额上有较高载荷，分别为0.738、0.793，这两个指标主要反映合规目标；主因子F5、主因子F6、主因子F7分别在总资产净利润率、总资产周转率和净利润现金净含量上有较大载荷，分别为0.887、0.776、0.891，这三个指标都主要反映经营目标。从表4可以看出，本文选取的内部控制效率指标从五个不同的角度反映了内部控制的五个目标，说明指标的选取较为全面合理。

表4 旋转成分矩阵

依照表3解释的总方差并结合主成分分析法，内部控制效率的综合得分=(17.787*F1+14.297*F2+10.747*F3+8.582*F4+7.832*F5+7.448*F6+7.223*F7)/100。而根据表5成分得分系数矩阵可以得出主因子与各变量之间的关系，即:

F1=0.284*RMA-0.046*ROA+0.024*NCC+0.386*RNA-0.023*RFS-0.085*DFR-0.01*AO-0.013*IE-0.028*PA-0.185*AIL-0.003*RCA-0.055*TAT-0.003*GRA+0.393*SGA

F2，F3，F4，F5，F6，F7以此类推。

表5 成分得分系数矩阵

(三)模型建立

根据上述假设，本文构建以下回归模型：

ICE=α+β1MO+β2CSN+β3OC+β4ER+β5ROI+β6ST+β7NPMS+β8SD+β9DAR+β10Accused+β11DFL+β12DTL+β13CSIZE+β14SBD+ε

其中：α为常数项;βi为解释变量的系数，i的取值范围是1、2、3、…、14；ε为随机误差项。

三、 实证检验与分析

回归模型汇总结果如表6所示。调整后R2是经过自由度调整后的值，即它考虑了自变量个数的影响，其系数为0.115，表明上市公司样本中所选择的影响因素与内部控制效率之间存在很好的线性关系，在一定程度上说明了影响因素能够很好地对内部控制效率进行解释。DW为1.938，在2附近，说明模型中的误差序列是独立的，不存在自相关关系，可以说明模型是有效的。F值为79.930，sig.的值接近0，其显著性概率值明显小于0.001，因此可以得出此研究不接受总体回归系数均等于0的原假设，回归效果很好，该模型通过了检验。

利用SPSS17.0处理的多元线性回归分析(内部控制效率为被解释变量)结果如表7所示。

表6 模型汇总

表7 多元回归结果

根据表7，对各个解释变量的显著性进行分析，得到的结论如下：

(1) 管理层持股比例与内部控制效率的相关系数为2.619，Sig.值为0.009，表明两者在0.01水平下呈显著的正相关关系，说明股利激励的政策起到了很好的效果。

(2) 控股股东性质与内部控制效率的相关系数为2.526，Sig.值为0.012，表明两者在0.05水平下呈正相关关系，回归系数比较显著，且与假设方向一致。国有控股企业作为一个相对独立的经济体，经营管理权力更加自主，公司内部制度体系更加完善，愿意追求更高的利益，监督作用能够有效发挥，因此内部控制效率会更高。

(3) 股权制衡度与内部控制效率的相关系数为8.943，Sig.值为0.000，通过显著性检验，说明提高股权制衡度，内部控制效率随之提高。

(4) 作为公司经营好坏的综合评价指标投资收益率也是内部控制效率水平的有效反映，其与内部控制效率的相关系数为1.786，Sig.值为0.074，两者在0.1水平下呈显著的正相关关系。

(5) 销售费用与营业收入之比与内部控制效率的相关系数为-15.203，Sig.值为0.000，两者在0.01水平下呈显著的负相关关系，与预测符号相同。说明销售费用与营业收入之比越低，市场竞争越激烈，内部控制效率越高。

(6) 资产负债率与内部控制效率的相关系数为-16.792，Sig.值为0.000，呈显著的负相关关系。虽然控制权市场在我国的发展时间尚短，但是控制权市场的机制较完善，作用相对较强，效果比较明显。

(7) 企业文化建设与内部控制效率的相关系数为-8.754，Sig.值为0.000，通过显著性检验，说明受谴责高级管理人员人数越多，企业文化建设越差，内部控制效率越低。

(8) 财务杠杆、综合杠杆与内部控制效率的相关系数分别为2.942、3.605，Sig.值分别为0.003、0.000，两者均通过了显著性检验。

(9) 会计师事务所声誉与内部控制效率呈正相关关系，未通过显著性检验。

(10)经营质量与内部控制效率呈非显著的负相关关系，两者的结果与预测结果相同，但并不显著。

四、 研究结论

通过对2013—2015年我国上市公司内部控制效率的影响因素进行实证研究，得出以下结论：

(1) 股权结构对内部控制效率的影响比较显著。管理层持股比例、控股股东的性质、股权集中度、股权制衡度都对我国上市公司内部控制效率影响显著。根据委托代理理论，管理层持有较多的股票、控股股东性质为国有、股权集中度低、股权制衡度高的公司内部控制效率较高。

(2) 公司业绩较好的上市公司，更加注重自身的社会声誉，以便于向投资者传递公司治理良好的信息，内部控制效率就高。经营质量对内部控制效率的影响呈负相关但是并不显著。从没有被ST的公司来看，其没有被特殊处理，只能说明公司的财务状况不存在明显的问题，而不能说明其内部控制效率较高。从ST类公司来看，其为了增加投资者的信任，也会努力建设内部控制制度，改善经营质量，以期提升本身的价值。所以，经营质量与内部控制效率之间的相关关系表现不显著。

(3) 市场竞争激烈程度对内部控制效率有比较显著作用。竞争环境越激烈，企业不断增强自身的能力、完善自身的规章制度的意愿就会越强，激烈的竞争环境会使企业重视自身发展问题，从而努力加强内部控制制度建设，继而提升企业自身的内部控制效率。

(4) 企业对外界监督中介不够重视，会计师事务所在上市公司提升内部控制效率中的作用有限，导致会计师事务所声誉对内部控制效率的影响结果不显著。控制权转移对内部控制效率呈显著的负相关关系，主要是由于我国控制权市场机制比较完善，作用效果比较明显。

(5) 企业文化建设对内部控制效率有显著的正面影响。虽然每个企业的企业文化都不相同，对于内部控制，企业员工持有的观点也不尽相同，但注重内部控制制度建设的企业文化，是提高内部控制效率的有利因素，还可以为企业提供精神支柱。因此，培养良好的企业文化能够提高上市公司内部控制效率。

(6) 从企业风险来看，财务杠杆和综合杠杆都对提高内部控制效率有积极作用。在公司经营过程中面临的潜在风险处于较高水平的情况下，上市公司面临的经营压力越来越大，因而公司更需要加强内部控制建设、提高内部控制效率进而提高应对风险的能力。财务杠杆、综合杠杆均与内部控制效率呈显著的正相关关系，因此在一定的范围内，提高财务杠杆和综合杠杆是有效的。

责任编辑: 姜洪云

F272