企業內部控制要素對全要素生產率的影響研究

錢佳亮 徐 燕 駢子涵

（新疆財經大學 新疆烏魯木齊 830012）

研究背景

步入21世紀以來，隨著人們對美好生活需求的逐步升級，我國經濟在經歷高速發展的同時也越來越關注生產產品的效率和質量，這意味著我國經濟發展開始更加重視質量和效率的提升。全要素生產率作為實現經濟高質量發展的重要指標，近幾年來受到國內外學者的廣泛關注，但全要素生產率會受到企業規模大小、技術水平和管理模式的影響。雖然我國上市公司規模在不斷擴張，但企業除人力和資金之外的投入產出比率即全要素生產率卻仍然較低，所以提高企業生產效率、探索經濟增長的新動力成為亟需解決的難題。

企業全要素生產率的變化是內部控制經濟效果的綜合體現，有效的內控制度可以為企業的運轉提供保障，使得企業的資源按照預期目標在不同的技術水平下進行合理配置，并從內部進行監督，確保資源的高效利用。《關于加強中央企業內部控制體系建設與監督工作的實施意見》印發以來，各中央企業按照國資委有關工作要求，在完善工作機制、加強制度建設、強化重大風險防控及監督評價等方面取得了積極成效，但從國資委監管工作中反映出的重大風險事件及嚴重違規經營投資問題看，部分企業內控體系還存在重大缺陷和突出問題，具體表現為基層單位管理制度不完善、內控體系制度整合優化不到位、重大風險評估監測工作不深入、內控體系監督評價覆蓋率低、監督評價流于形式等。

創新是企業在競爭中立足市場的重要手段，同時創新會給企業帶來新問題和新情況，企業所面臨的風險程度可能會更高，這時企業內部控制能及時地為企業治理活動提供相應的制度規則，同時為企業的技術創新業務提供及時的保障。因為通過建立有效的內部控制體系對企業進行有效的內部控制，能夠約束和降低企業受到信息不對稱、委托代理等問題所帶來的風險，所以良好有效的內部控制會對公司創新起到重要的促進作用。

基于上述分析，本文以我國A股制造業上市公司為樣本，從內部控制的不同維度研究不同程度的內部控制對公司全要素生產率的影響，以拓展已有文獻對全要素生產率的研究，促進企業完善內部控制體系以實現企業生產率的提高。

理論分析與研究假設

（一）內部控制要素與全要素生產率

內部控制實質上是一種目標管理。其目的在于運用一定的手段在企業內部設立各方面制約、監督和調節的組織、體系、程序和方法來提高企業運營效率和有效獲取并使用各類資源。內部控制被認為是企業的一項重要治理機制，是企業實現資源配置效率提升、實現高質量發展的關鍵前提條件。許多研究及相關理論表明，公開披露公司的真實信息是有效解決市場信息不對稱問題的關鍵途徑，但公司的管理層可能出于自身利益考慮只會報喜不報憂，導致管理層利用其掌握的私有信息及企業實際經營權來阻礙內部控制的有效性。此外，內部控制的重要作用還體現在其作為一種調節機制，內部審計和控制活動自我評估會在監督過程中發揮重要的職能作用，最終效果會通過能否監督各工作流程的實施并且保證每項工作完美銜接體現出來。內部控制可以利用其風險評估和監督機制做到預估風險、監督企業活動，并利用控制活動減少甚至消除風險，保證企業健康運行。

全要素生產率（TFP）指對投入資源利用的效率。在追求高質量發展的時代背景下，越來越多的企業將提高全要素生產率作為企業實現長遠發展的目標。在大多數學者的研究中，將全要素生產率定義為企業總產量增長率中除勞動要素和資本要素之外，依靠技術進步和資源的優化配置等因素所產生的“余值”。資源開發利用效率是全要素生產率的關鍵，它的提高需要依賴良好的內部控制質量、薪酬制度等。一方面，內部控制可以有效防止一些發生在企業內的典型代理問題的出現，保證企業運營的有效性；另一方面，內部控制可以提高企業內部信息的公開性和透明度，從而降低內部信息傳遞成本，減少信息不對稱現象的發生，提高企業管理效率。良好的企業內部環境能夠為公司提供規范的治理結構以及議事規程，使得公司各項工作能夠順利進行，同時也能明確各方的職責權限，科學地為企業做好分工，使得企業內每個人都各司其職，充分發揮每個人的主動性與能力，從而企業效率得到提高，使得企業全要素生產率得到增長。

內部控制各要素在全要素生產率的提高上都發揮了重要作用，每一個要素都在這一過程中起到關鍵作用。內部控制中的風險評估是企業識別相關風險的關鍵所在，有效的風險評估能夠及時對企業中決策、經營等方面遇到的風險進行分析，并采取方案解決風險。風險評估能夠識別研發投入等影響因素所導致的潛在風險，使研發活動能順利進行，以此來促進企業全要素生產率的提升。內部控制中的信息溝通有利于減少企業內部信息不對稱問題的發生，減少企業內部的一些代理成本，使得企業內上下級能夠準確迅速地傳遞信息，提高整個企業的運行效率，促進企業全要素生產率的增長。此外，內部控制中的內部監督能夠使經理人的權利受到制約，減少經理人的機會主義傾向，使得經理人隱瞞股東做出對自己有益的決策，而使得企業利益受損的行為減少，使其做出更有利于企業的決策，促進企業全要素生產率的增長。因此，本文提出假設H1：企業內部控制各要素與全要素生產率呈正相關關系。

（二）內部控制要素與研發投入

技術進步是提升全要素生產率的關鍵，但技術的創新往往伴隨著大量資金、人力等資源的投入，必然要從其他的經營活動中擠占大量資源，給企業造成巨大的負擔使得經理人盡可能地避免投資創新，因此要想使得研發投入對企業績效起到促進效果，企業必須要擁有良好的內部控制來進行監督。根據委托代理理論，委托方（股東）和代理方（管理層）之間由于兩權分離且目標函數不一致，代理方會利用私有信息和實際經營決策權在委托方無法察覺的情況下做出損害對方利益而最大化自身利益的隱藏性行動。內部控制各要素能夠起到緩解信息不對稱的作用，并以此給予股東進行研發投入的信心，使得創新研發活力得到激發。并且，伴隨著企業內部控制水平的提高，企業公布的會計信息的可信度及透明度也會隨之提升，利益相關者能更加迅速有效且全面地把控企業的資源分配，使得資源投入到正確的生產活動中，提高企業資源的使用效率，避免無效的投資行為，提高企業資金的使用效率，在公司內部進行更加謹慎的戰略決策，從而提升公司的運營效率，減少管理層只追求短期利益的行為。內部控制的無效性則意味著相關利益者所能獲得的信息可能是不可靠的，其后果是投資者的投資風險增加，進而導致想要增加權益性投資變得困難，更高的債務性投資會使企業減少研發的投入以降低企業的財務負擔。因此，良好的內部控制質量有利于為企業創建良好的創新環境，提高企業內部各級人員的創新意識，使各級部門之間協調運行，保證企業的創新活動有序進行。

此外，內部控制中的風險評估在內部控制中發揮著識別、分析企業各項活動過程中相關風險的作用，并能夠快速制定應對風險的策略來解決風險。構建完善的內部控制風險評估機制可以正確評價企業的外部競爭、法律環境、內部運營安全等，并以此為管理層選擇合理的風險投資組合提供有效建議，使得投資收益不偏離特定目標。因此，在研發活動過程中可以借助有效的監督和風險評估體系來保證整個過程中的風險處于可控范圍之內，減少投資研發失敗所帶來的負面影響，從而鼓勵創新以提高企業的創新能力。內部控制中的控制活動是對上級下達命令得以實現的保障措施，為了控制“使企業目標不能達成的風險”而采取的必要行動。有效的信息和溝通系統可以讓利益相關者密切關注企業整體運營狀況，同時影響到企業內部控制的效果。信息溝通減少了部門間信息不對稱，因而降低了企業內部的溝通成本，提高各部門之間的生產活動協調度，使管理者做出更加明智的決策。

企業內部控制質量越好，就越能減少內部管理人員為了私人利益而冒險占有企業資產的行為，從而保證了企業內部循環的現金流充足，將資金用在企業創新等長期獲益的活動中，會給予投資者感知其存在重大經營風險的程度較低，相關投資者就會對企業的未來擁有更強的信心，就越愿意對企業進行投資，這便使得企業高管更容易通過對研發投入的決策。因此，本文提出假設H2：企業內部控制各要素與企業的研發投入呈正相關關系。

（三）研發投入與全要素生產率

全要素生產率（TFP）描述的是在一定時間內生產的效率，其增長率經常被用來當作是衡量技術進步的指標，即除有形生產要素之外的投入要素所引起的經濟增長，特指由于技術進步所引起的生產率的增長，是衡量企業綜合能力的一項重要指標。當前，企業間的競爭形式逐漸轉變為通過創新提高企業全要素生產率，進而增強自身核心競爭力。企業研發投入越高，就越能吸引高新技術人才，企業的資源利用就會更優化；而當企業的研發投入不足時，企業就會從多方面控制成本，甚至抑制創新，從而抑制全要素生產率的提高。通過對發達國家過去的成長經歷研究可以發現，增加研發投入能給企業帶來更多的知識資本的積累，并利用知識資本最終實現企業的技術進步。此外，科技創新是提升全要素生產率的關鍵，為企業生產率水平的提升提供基礎，能使得企業的核心競爭力得到巨大的提升。隨著發展中國家內部創新活動的快速增加，一國內部區域間技術流動也越來越密切，完善技術市場經濟成為提升全社會技術要素配置效率的關鍵路徑。技術創新的最終目標是使企業獲得競爭優勢，實現高質量發展，更好地促進企業全要素生產率的提升。

有學者發現研發投入對當期企業全要素生產率并無顯著的正向影響，甚至有時會產生負向影響，使得企業承擔更多的成本。盡管研發投入促進全要素生產率提高不可能一蹴而就，需要逐步的積累，但隨著技術能力水平的提高，企業研發創新對全要素生產率的作用將逐漸由不相關最終向正向顯著轉變。在追求經濟高質量發展的時代背景下，一味地依靠資源來實現企業的發展已然不切實際，企業核心競爭力的形成越來越依賴科技，企業的研發投入強度也成為企業能否更好利用自身資源的前提。因此，本文提出假設H3：企業研發投入強度對企業全要素生產率具有正向影響。

結合上述內容，內部控制各要素對全要素生產率起到了顯著的影響，研發投入在這一傳遞路徑中起到了中介的作用。內部控制中的各要素有利于減少企業內部的信息不對稱，在降低企業內部成本的同時也使得股東及相關投資者對企業未來充滿信心，從而促進股東和管理層加大對研發的投入，提高企業的創新能力，促進企業資源的有效利用，使全要素生產率得到提升。因此，本文提出假設H4：研發投入在企業內部控制各要素對全要素生產率的影響中產生中介作用。

研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2015-2019年A股制造業上市公司為研究對象，對內部控制各要素、研發投入和全要素生產率之間的內在關系進行探索。其中，作為解釋變量的內部控制各要素評價指數選用的是深圳迪博公司開發的迪博（DIB）內部控制與風險管理數據庫里的數據，其他數據均來源于國泰安數據庫。

本文按照下列原則對原始樣本數據進行篩選：樣本選擇時剔除ST、*ST公司；剔除樣本數據中的缺失和異常值。經過初步篩選后，共得到2711家企業的7400個樣本觀測值。為了避免極端值對實證結果的影響，本文對所有連續型變量在1%和99%分位上進行了Winsorize處理，所有的數據處理與分析均在STATA16.0中完成。

（二）變量定義及度量

被解釋變量：全要素生產率（TFP）。本文參考Olley and Pakes提出的OP法確定我國A股制造業上市公司的全要素生產率，主要原理是以柯布-道格拉斯生產函數（Y=AKL）為基礎，采用資本和勞動進行估算。其中，Y表示實際產出，以利潤表中的公司年度“營業總收入”來衡量；K表示生產中資本存量投入，以資產負債表中企業年末的“固定資產凈額”來衡量；L表示生產中勞動的投入，以公司年報中披露的上市公司在冊“員工人數”衡量；α為平均資本產出所占份額，β為平均勞動力產出所占份額。結合現在大多數學者的測算方法，本文在原先的兩要素估計前提下引入中間投入要素，通過對C-D生產函數兩邊取自然對數等一系列變換可表示為lnY=θlnK+θlnL+θlnM+ε，M表示中間投入，以企業年度“購買商品、接受勞務支付的現金”衡量。本文采用OP法計算的企業全要素生產率進行實證檢驗，以LP法計算出的企業全要素生產率進行穩健性檢驗，并對兩者都進行ACF修正。

解釋變量：內部控制質量（X）。解釋變量是一個連續型變量即內部控制信息披露指數，目前國內外企業一般都從內部環境、風險評估、控制活動、信息與溝通和內部監督這五個方面來進行內部控制，所以本文分別用這五個維度的指數值來對內部控制質量進行衡量。

中介變量：研發投入（R＆D）。研發投入是指企業為獲得前沿技術，提高企業核心競爭力而進行的開發活動所發生的費用。因此，本文采用企業研發投入金額的自然對數來衡量研發投入。

控制變量（Controls）。參考已有的文獻，本文選取企業規模、資產負債率、盈利能力、勞動力質量、現金持有量和產權性質作為控制變量的選擇。值得注意的是，其中產權性質是一個虛擬變量，主要衡量制造業企業的全要素生產率是否受企業產權性質的影響，用0-1表示，將產權性質是國企的賦值為1，其他產權性質的企業賦值為0。具體相關變量的信息如表1所示。

表1 變量定義表

（三）模型設計

根據假設H1建立如下模型：

在模型（1）中，i表示企業個體，t表示年份，j表示解釋變量的指標（j=1時表示風險評估指數，j=2時表示控制活動指數，j=3時表示信息與溝通指數，j=4時表示內部監督指數，j=5時表示內部信息披露指數）；被解釋變量為企業全要素生產率（TFP），自變量為企業內部控制各要素（X=風險評估質量，X=控制活動質量，X=信息與溝通質量，X=內部監督質量，X=內部信息披露質量）；Controls代表其余控制變量，包括企業規模（Size）、企業資產負債率（Lev）、企業盈利能力（ROA）、勞動力質量（Wage）和企業現金持有量（Q）。

根據假設H2建立如下模型：

根據假設H3和H4建立如下模型：

本文借鑒眾多學者采用的中介效應檢驗方法，在模型（1）的基礎上構建逐步回歸模型（2）和模型（3）并依次進行檢驗。在檢驗模型（2）和模型（3）時，其中R＆Dit為企業研發投入的程度，主要依據研發投入金額自然對數的值衡量。

中介效應檢驗主要步驟如下：第一，對模型（1）進行回歸，檢驗X與TFP之間的回歸系數β，即解釋變量對被解釋變量的總效應。若β是顯著的，說明企業內部控制各要素的質量確實會對企業全要素生產率產生影響，若不顯著則繼續進行檢驗就沒有意義，便停止檢驗。第二，對模型（2）進行回歸，檢驗回歸系數δ，即解釋變量對中介變量產生的效應，對模型（3）進行回歸，檢驗回歸系數α，即研究中介變量產生的效應。若結果為在模型（2）中解釋變量X對應的系數δ是顯著的，且在模型（3）中中介變量R＆D對應的系數α以及α也是顯著的，那么說明中介效應顯著，研發投入具有部分中介效應；若是在模型（3）中解釋變量系數α是不顯著的，則說明研發投入在內部控制對全要素生產率的影響中起到完全中介的作用。

實證分析

（一）描述性統計

表2顯示了本文主要變量的描述性統計結果，其中被解釋變量TFP_OP的均值為9.366，最小值為8.207，最大值為11.215，標準差為0.592，說明制造業企業全要素生產率水平存在較為明顯的差距。解釋變量分為五個維度，第一個維度X（風險評估）的均值為1.765，最小值為1.075，最大值為2.192，標準差為0.234；第二個維度X（控制活動）的均值為2.105，最小值為1.212，最大值為2.503，標準差為0.216；第三個維度X（信息與溝通）的均值為0.859，最小值為-1.715，最大值為1.609，標準差為0.544；第四個維度X（內部監督）的均值為2.524，最小值為1.391，最大值為2.747，標準差為0.247；第五個維度X（內部信息披露）的均值為3.598，最小值為3.194，最大值為3.819，標準差為0.117。可以看出，制造業企業在內部控制不同維度的控制程度存在著較多或較少的差異，其中大多數企業在對內部信息披露的程度基本是一致的，標準差最大的就是內部信息與溝通方面，說明各個企業內部的信息與溝通差異較大。

表2 主要變量描述性統計

此外，對控制變量的描述性統計結果中，D為0-1虛擬變量，均值為0.26，標準差為0.439，說明有26%的制造業企業是屬于國有企業；企業規模的最小值為20.123，最大值為25.675，標準差為1.153，說明樣本中企業規模是存在較大差異的，各企業間存在一定的差距；資產負債率Lev的均值為0.377，最小值為0.062，最大值為0.78，資產負債率整體水平都偏低；企業盈利能力ROA均值為0.054，最小值為0.002，最大值為0.203，差距依然很大；勞動力質量Wage的均值為2.847，最小值為2.589，最大值為3.062，標準差達到0.082，差異并不是很顯著；企業期末現金持有量Q的均值為0.168，最小值為0.025，最大值為0.542。

（二）回歸分析

1.主回歸分析。模型（1）用于檢驗企業內部控制各要素對企業全要素生產率的影響，表3為以內部控制的五個維度X—X作為自變量進行回歸得到的結果。第（1）列結果顯示，解釋變量X1與被解釋變量TFP_OP的回歸系數為-0.016，在1%、5%和10%的顯著性水平下都不顯著，即風險評估質量對全要素生產率不存在直接影響，那么可以對解釋變量X停止中介效應檢驗即對被解釋變量不存在顯著的效應；第（2）列結果顯示，解釋變量X與被解釋變量TFP_OP的回歸系數為-0.116，并且在1%的顯著性水平下顯著，對其進行中介效應檢驗，結果表明當企業的內部控制活動程度指數增加1個百分點會導致企業全要素生產率減少11.6個百分點，企業在內部采取一定的控制活動時可以有效地提高員工的工作效率，使投入的相關資源能更好地利用，企業的全要素生產率也相應得到提高；第（3）列結果顯示，解釋變量X與被解釋變量TFP_OP的回歸系數為0.055，并且在1%的顯著性水平下顯著，對其進行中介效應檢驗，結果表明當企業內部信息與溝通程度指數增加1個百分點會導致企業全要素生產率的提升，提升的幅度為5.5個百分點，企業內部有效的溝通和快速的信息傳遞能使企業內部成本降低，企業資源利用效率將得到提升，企業全要素生產率也隨之提升；第（4）列結果顯示，解釋變量X與被解釋變量TFP_OP的回歸系數為0.046，并且在10%的顯著性水平下顯著，對其進行中介效應檢驗，結果表明當企業內部信息披露程度指數增加1個百分點時企業的全要素生產率會相應地提升4.6個百分點，當企業的內部信息披露更加公開、更加準確時，企業利益相關者便能夠更好地了解公司的狀況，就有更大的勇氣去投入資源，降低了企業的時間成本，并能使企業快速把握機會；第（5）列結果顯示，解釋變量X與被解釋變量TFP_OP的回歸系數為0.080，并且在1%、5%和10%的顯著性水平下都不顯著，故對X5停止中介效應檢驗。以上結果部分地驗證了假設H1的正確性，即假設H1的成立依靠一定的前提條件，表明企業內部控制質量確實會對企業的全要素生產率產生影響，具體表現為企業內部控制中的控制活動程度、內部信息與溝通程度和內部監督程度會對企業的全要素生產率產生顯著影響。

表3 主回歸結果

通過對控制變量的回歸結果觀察可以發現，控制變量的系數都是顯著的。其中，企業產權性質對全要素生產率有正向影響，說明國有企業具有更高的全要素生產率，對資源有更好的利用；企業規模對全要素生產率具有正向的影響，其現實意義為企業規模越大，規模效應在生產過程中的優勢越突出；企業資產負債率Lev、盈利能力ROA和企業期末現金持有量Q與全要素生產率呈現正相關關系；勞動力質量Wage與全要素生產率呈現負相關關系。

2.加入中介的回歸。根據中介效應檢驗第一個步驟的結果，應當剔除主效應不顯著的解釋變量X和X，僅對解釋變量X、X和X進行中介效應檢驗步驟，得到表4為加入中介變量研發投入后的回歸結果，其中第（1）、（3）和（5）列檢驗模型（2），第（2）、（4）和（6）列檢驗模型（3）。

根據表4可知，第（1）列中自變量X與中介變量研發投入R＆D在1%水平上顯著正相關，說明加強企業內部控制活動可以促進對研發的投入；接著將自變量X和中介變量研發投入R＆D同時放入模型進行檢驗后，結果見第（2）列，此時中介變量R＆D的回歸系數在顯著性為1%的水平上顯著且系數為0.034，解釋變量X2的回歸系數為-0.122且在1%的顯著性水平下顯著，相比中介效應這條渠道，其符號正好相反，說明增加研發投入這個中介變量后，解釋變量X2對被解釋變量的效應被新加入的中介變量隱藏了；第（3）列結果顯示，解釋變量X與中介變量研發投入R＆D在1%水平上顯著正相關且系數為0.102，說明隨著企業內部信息與溝通有效性程度增加，企業對研發的投入隨之提升；當把自變量X3和研發投入R＆D全部放入模型進行檢驗后，結果見第（4）列，解釋變量和中介變量的回歸系數都在1%顯著性水平下顯著，但解釋變量X3的回歸系數變小為0.051，符號沒有發生改變；第（5）列結果顯示，解釋變量X與中介變量研發投入R＆D之間的關系是不顯著的，說明解釋變量X對被解釋變量的效應是不存在中介效應的；當把自變量X和企業研發投入R＆D全部放入模型進行檢驗后，結果見第（6）列，由于解釋變量X對被解釋變量不存在中介效應，所以只看解釋變量X的回歸系數0.045，在10%顯著性水平下顯著，說明對被解釋變量只存在直接效應，所以企業的內部監督能夠直接對企業全要素生產率產生影響，更嚴格的監督能使企業對資源的利用更加有效。

表4 創新投入的中介效應

綜上所述，可以驗證假設H2和H3成立，且驗證了研發投入在控制活動程度、信息與溝通對企業全要素生產率的關系中起部分中介效應，所以假設H4部分成立。

（三）穩健性檢驗

本文通過替換被解釋變量TFP_OP的測量方法，參考魯曉東和連玉君的測算方法度量企業全要素生產率，使用TFP_LP來表示，仍然以產權性質、企業規模、資產負債率、勞動力質量和現金持有量進行控制，而后重新回歸。通過改變企業TFP測度方法回歸結果可知，表5主要變量回歸結果與前文基本一致，其中實施控制活動質量與企業全要素生產率負相關，企業內部有效的溝通能促進全要素生產率的提高，同時高效的內部監督也能促進企業全要素生產率的提高。因此，本文研究結論基本不變。

表5 穩健性檢驗主回歸結果

研究結論與政策建議

本文根據信息不對稱理論分析了企業內部控制各要素和企業全要素生產率兩者之間的關系，進一步結合委托代理理論分析企業研發投入在內部控制要素影響全要素生產率的渠道機制。以2015-2019年我國A股制造業企業為樣本進行實證分析，通過實證檢驗得出以下結論：第一，內部控制質量確實會對企業全要素生產率產生影響，在追求高質量發展的時代背景下，企業可以提高自身的內部控制質量來尋求全要素生產率的提高。第二，企業內部控制中的五個維度并不都對企業全要素生產率產生顯著影響且其與被解釋變量相關性正負也不一致。其中，實施控制活動程度與企業全要素生產率呈負相關關系，可能是過于嚴格的控制活動使得管理活動變得不靈活，導致企業內部工作效率降低，資源利用效率下降，抑制了全要素生產率的提升；企業內部信息與溝通有效性以及內部監督程度與企業全要素生產率都呈正相關關系，即建立有效的信息與溝通機制和嚴謹的監督體系可以促進企業規范發展和技術進步，為提高企業全要素生產率提供堅實的基礎。第三，企業對研發的投入在一定程度上與全要素生產率呈正相關關系，即對研發的投入增加使得新技術的產生，并同時優化了企業資源配置和使用的效率。第四，企業的內部控制活動程度和信息與溝通程度對全要素生產率存在直接影響外，還以研發投入的強度為中介對全要素生產率產生間接效應。第五，企業內部監督對全要素生產率只存在直接效應，不存在中介效應。

根據以上研究結論，本文提出如下政策建議：第一，基于控制活動程度和全要素生產率的負相關性，應該注重企業管理的彈性，根據企業的各方面特征來實施更為合理的控制活動。第二，從信息與溝通和內部監督有效性與全要素生產率正相關關系來看，應該加強信息溝通渠道和監督體系的建設，保證企業內部信息傳遞以及上下級溝通通暢，減少信息傳遞的時間成本，提高企業運作效率以及資源使用效率。第三，從渠道機制上看，在我國經濟新常態和結構性轉型升級的大環境下，實現經濟的高質量發展的關鍵在于創新技術和提高資源的利用效率，這就需要積極引導和鼓勵企業重視創新研發，提升資源配置以及使用的效率，促進全要素生產率的持續提高，將創新驅動發展戰略落到實處。此外，本文在研究過程中還發現內部控制各要素在不同產權性質的企業中對全要素生產率的影響存在差異，未來可以進一步探索產生這一差異的機理和原因。