內部控制質量、信息透明度與公司業績

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”、雛鷹農牧“豬餓死了”和天邦股份“豬餓瘦了”等熱點事件引起了監管部門、媒體和投資者的重視。監管部門通過問詢和調查對相關公司進行監督，媒體和投資者通過已有信息對相關事件進行報道和關注。根據代理理論，當控制權和經營權兩權分離時，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勢為自己謀取私利，進而損害股東的利益，影響公司業績。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致道德風險和逆向選擇等問題，當公司內部控制質量較低時，管理層會選擇損害公司利益以保證個人利益最大化。內部控制質量的高低會影響公司的內部治理水平，進而影響公司的風險水平。COSO內部控制報告指出，內部控制的終極目標是保證公司的經營效果，通過完善公司內部控制體系，降低公司代理成本和道德風險，進而促進公司業績的提升。目前關于內部控制質量對公司業績的提升作用的研究結論還存在分歧，那么，內部控制質量如何影響公司業績呢？

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

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

二、理論基礎與研究假設

（一）內部控制質量與公司業績

目前，已有相關研究對內部控制質量如何影響公司業績進行研究，并取得了一定的成果，已有研究發現公司內部控制質量能夠提高公司業績。楊威和紀晶華（2019）研究發現公司治理結構與控制質量相互依賴，并能夠對公司業績產生積極影響。王依然和劉旭英（2018）以2011-2015年上市公司的數據為樣本，研究發現內部控制質量能夠提高公司業績。宮義飛和夏艷春（2017）以2011-2014年滬深上市公司為樣本，研究發現內部控制質量能夠提高公司的研發投入，進而提高公司業績。陳羽捷和朱玥（2017）以醫藥行業上市公司為樣本，研究發現醫藥類上市公司的內部控制質量能夠提高公司業績。敖慧和郭彩虹（2017）以2010-2014年電子設備制造業為樣本，研究發現內部控制指數與公司業績顯著正相關。葉陳剛等（2016）以2006-2014年我國上市公司為樣本，研究認為國有企業內部控制質量對公司業績沒有顯著影響，而民營企業內部控制質量與公司業績顯著正相關。廖艷（2015）以迪博公司發布內部控制指數排名前30的上市公司為樣本，通過PSM回歸分析發現：內部控制質量與公司業績顯著正相關。基于以上分析，現有關于內部控制質量影響公司業績的研究大多數以某個行業為樣本，而且對內部控制質量影響公司業績的機制沒有清晰的梳理和探討。

表4 內部控制質量與公司業績的面板隨機效應回歸結果

那么，內部控制質量如何影響公司業績呢？內部控制質量越高，公司的內部治理水平可能越好，對公司高管的監督和激勵作用越強，“掏空”行為越不會發生，進而提升公司業績。同時，有學者認為內部控制質量越高，公司的財務報告質量越高，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，進而提高了公司業績（孫勇，2019；沈華玉和吳曉暉，2018）。內部控制質量越高，公司的盈余管理水平越低，進而能夠提高公司業績（馬蓓麗和李蕓達，2016）。基于以上分析，本文提出如下假設：

H1a：其他條件不變時，公司的內部控制質量越高，公司的業績越高。

H1b：其他條件不變時，公司的內部控制有效性越強，公司的業績越高。

（二）信息透明度對兩者的調節作用

已有研究表明，公司的信息透明度越低，管理層越可能發生自利行為，如果公司內部控制質量較高，那么管理者自利行為發生的可能性較小，進而提高了公司業績（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，如果公司的內部控制質量越高，公司的內部治理水平越高（趙淵賢，2015），因而公司的業績越高。基于以上分析，本文提出如下假設：

H2a：信息透明度越低時，公司的內部控制質量對公司的業績的正向影響越顯著。

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

三、樣本選擇與模型設計

（一）樣本選擇與數據來源

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。文中數據來源于CSMAR，為了消除極端值對結果的影響，本文對所有連續變量在0.01和0.99水平上進行縮尾處理。

（二）模型設定與變量說明

為了驗證本文H1a和H1b，本文采用模型（1）：

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

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H2a和H2b，系數β2為負數。

表5 信息透明度對兩者正向關系的調節作用分析

（三）變量衡量

1.因變量的衡量

正文中本文采用ROE對公司業績進行衡量，穩健性檢驗中，本文采用ROA替代ROE衡量公司業績，具體見表1。

2.關鍵自變量的衡量

內部控制質量采用兩個維度進行衡量，包括內部控制缺陷（質量）和內部控制有效性。根據CSMAR數據庫關于內部控制質量的披露信息。內部控制質量（ICQ）采用0-1變量進行衡量，沒有內部控制缺陷的賦值為1，否則為0。內部控制有效性（ICE）也采用0-1變量進行衡量，內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根據修正的Jones模型計算得到。根據公式（4）至公式（7）的步驟計算得到。

首先，計算總應計盈余，見公式（4）

其次，計算不可操縱性應計盈余，見公式（5）

第三，把數據代入公式（5），得到各變量的系數值，把系數值代入公式（6），求得不可操縱的應計盈余。

那么，內部控制質量如何影響公司業績呢？內部控制質量越高，公司的內部治理水平可能越好，對公司高管的監督和激勵作用越強，“掏空”行為越不會發生，進而提升公司業績。同時，有學者認為內部控制質量越高，公司的財務報告質量越高，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，進而提高了公司業績（孫勇，2019；沈華玉和吳曉暉，2018）。

最后，根據公式（7）算出可操縱性應計盈余。

3.控制變量的衡量

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

四、實證結果

（一）描述性統計分析

表2是本文所有變量的描述性統計分析結果，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收益的均值在4.1%左右，且各公司之間的差異較大。內部控制質量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%的公司的內部控制質量較好，且公司之間的差異較大。內部控制有效性方面，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、標準差等都分布較為合理。

（二）相關關系分析

ROE、ROA、ICQ、ICE 和TRAN的Spearman（右上角）和Pearson（左下角）相關分析及顯著性見表3。結果表明：ROE與ICQ、ICE、TRAN在0.01水平上顯著正相關，說明在不考慮其他控制變量時，內部控制質量與公司業績顯著正相關，內部控制有效性與公司業績顯著正相關，支持假設H1a和H1b。為了進一步驗證本文假設，需要在控制相關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）內部控制質量與公司業績的面板隨機效應回歸結果分析

表4是內部控制質量與公司業績的回歸結果。第（1）列結果表明ICQ與ROE在0.01水平上顯著正相關，說明內部內部控制質量能夠顯著提升公司業績，支持H1a。第（2）列結果表明ICE與ROE在0.01水平上顯著正相關，說明內部內部有效性能夠顯著提升公司業績，支持H1b。第（3）列將ICQ和ICE納入同一個模型進行回歸，結果與第（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、董事會規模、獨立董事比例顯著正相關，與公司規模、資產負債率、固定資產比率、董事長與總經理二職合一顯著負相關。

（四）信息透明度對兩者正相關關系的調節作用

為了驗證H2a和H2b，本文擬對信息透明度的調節效應進行研究。表5結果顯示：第（1）列表明TRAN對ICQ與公司業績的正向關系具有負向的調節作用，即當公司的信息透明度越低時，公司內部控制質量對公司業績的正向影響更加明顯，支持H2a。第（2）列表明TRAN對ICE與公司業績的正向關系具有負向的調節作用，即當公司的信息透明度越低時，公司內部控制有效性對公司業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，研究結論仍然成立。控制變量中，各變量對公司業績的影響與表4中結果保持一致，符合預期。

表6 內部控制質量與公司業績的面板固定模型

表7 ROA替代ROE的回歸結果

五、穩健性檢驗

1.面板固定效應模型替代隨機效應模型

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

2.因變量替代

為了保證結果的穩健性，本文采用因變量替代法進行重新檢驗，采用ROA替代ROE的回歸結果見表7。第（1）列結果表明內部控制質量能夠提高公司ROA水平，支持H1a。第（2）列結果表明內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，研究結論仍然成立。

六、研究結論與政策啟示

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

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