摘 要：有效的內部控制是實現利益相關者的權益的重要保障，股權結構對企業(yè)各要素的配置效率和公司控制權安排產生直接影響，也影響到內部控制制度是否能夠科學的制定與有效的執(zhí)行。本文選取2009～2013年農業(yè)上市公司數據，實證研究了股權結構對內部控制的有效性的影響，結果表明：國家股比例、高級管理層持股比例、Z指數、S指數、公司規(guī)模和公司盈利能力均與內部控制有效性呈正相關;國有股比例、Z指數、S指數和公司規(guī)模與內部控制有效性呈正相關但是不顯著。

關鍵詞：股權結構;內部控制;有效性

一、引言

我國資本市場的發(fā)展實踐起步較晚，監(jiān)管環(huán)境和法律制度發(fā)展相對滯后。內部控制系統(tǒng)發(fā)展歷史顯示，國外政府規(guī)制于1977年就要求公司建立內部控制系統(tǒng)，國內從1986年才開始起步，直到2010年4月我國才逐步形成內部控制的標準體系。股權結構是指股東、董事會、經理和其他人員之間的權利和責任安排，形成委托代理雙方的有效制衡，實現企業(yè)的科學決策。內部控制由高級管理層和次級管理人員，次級管理人員和一般員工之間的監(jiān)督和制衡，以確保貫徹股東意志，維護利益相關者的權益，形成企業(yè)內部可持續(xù)發(fā)展的良性循環(huán)系統(tǒng)。

二、研究假設和研究設計

1.研究假設

假設1：國有股比例與內部控制有效性正相關

國有股是指代表國家投資部門或機構，以國有資產向股份公司投資所形成的股份。委托代理理論認為，國有控股的上市公司代理成本較高，更容易產生道德風險，公司董事會及高管層有責任建立健全內部控制系統(tǒng)，主動披露內部控制信息，不斷提高內部控制有效性，降低代理成本并避免道德風險。國家控股的上市公司不僅要塑造公司自身形象，也是國家形象的代表，其經營決策時應為其他公司做出表率。

假設2：高級管理層持股比例與內部控制有效性正相關

高級管理層是指公司的經理、副經理、財務經理、上市公司董事會秘書和公司章程規(guī)定的其他人員。管理層持股致使管理層兼具所有者和管理者身份，公司的利益與自身利益緊密相連，管理層為實現自身的利益最大化，將積極地通過增強內部控制有效性來強化公司競爭優(yōu)勢。

假設3：Z指數與內部控制有效性負相關

Z指數是衡量股權集中度的重要指標。當股權高度集中時，內部控制報告將從由經理人對股東的報告演變?yōu)榇蠊蓶|和經理人對小股東的報告。當第一大股東絕對控股時，可以實現對公司的內部控制有效性的控制。我國上市公司股權集中度較高，公司控股股東或者大股東實際掌控了董事會，控股股東或大股東通常會攫取中小股東的利益，實現自身的利益最大化。

假設4：股權制衡度與內部控制有效性正相關

股權制衡度是指公司股東特別是大股東持股數的相對比例，反映了股東之間的相互制約程度，特別是其他股東對大股東的制約能力。對公司控制權的相對強弱實質上反映了股東之間的制衡能力，而持股比例決定了股東之間的制衡能力。當投資者保護立法不完善時，控制權由少數幾個大股東均享，任一大股東往往無法單獨控制企業(yè)的經營決策，大股東掠奪行為可以有效抑制。

假設5：公司盈利能力與內部控制有效性正相關

根據信號傳遞理論，高質量的公司通過傳遞信號可與其他公司區(qū)別開來。公司內部控制越完善，公司的經營越有效率，盈利能力越強。因此，本研究認為經營業(yè)績越好的上市公司，其對外披露內部控制信息的概率就越大，內部控制有效性越高。

假設6：公司規(guī)模與內部控制有效性正相關

公司規(guī)模越大，其業(yè)務愈趨復雜，股權構成也越分散。代理理論認為，公司規(guī)模越大，社會關注度越高，其代理成本亦越高。提高內部控制的有效性，將會有效降低代理成本?？梢?，公司規(guī)模是影響公司內部控制有效性的重要因素，且規(guī)模越大，內部控制有效性越高。

2.樣本選擇及數據來源

本研究以農業(yè)上市公司為樣本，并按以下原則剔除樣本：（1）剔除距年度報告日上市時間不到一年的公司;（2）剔除收集數據過程中一些無法得到公司內部控制信息的公司。最終選取40家農業(yè)上市公司2009～2013年的相關數據來研究公司股權結構對內部控制有效性的影響。

數據來源于CSMAR數據庫，相關數據的統(tǒng)計和處理通過SPSS19.0軟件完成。

3.變量選取

表1 變量的經濟含義、計算方法和預期符號

4.模型建立

以公司內部控制有效性作為被解釋變量（ICE），反映公司股權狀況的指標：國有股比例、高管持股比例、S指數和Z指數作為解釋變量，以反映公司特征的公司規(guī)模、盈利能力作為控制變量，構建如下多元回歸模型：

ICE=β0+β1STA+β2MNA+β3Z+β4S+β5EPS+β6LNSIZE+ε

模型中，β0是回歸方程的常數項;βi是各解釋變量的待估系數（i=1，…，6）。

三、實證分析

我們對樣本公司2009～2013年的整體內部控制有效性進行了描述性統(tǒng)計分析，之后進行多重共線性問題的診斷，然后利用多元線性回歸方法對樣本公司整體內部控制有效性進行回歸擬合，最后利用回歸結果對各個假設進行了檢驗。

1.描述性統(tǒng)計分析

表2 2009年～2013年樣本描述統(tǒng)計

從表2中，我們可以看出，樣本公司內部控制有效性、國家股比例、高管持股比例差異較大;第一大股東控股程度較高，股權結構形成了一定的制衡力量;公司規(guī)模，公司盈利水平差異不明顯。

2.相關性檢驗及分析

變量相關性檢驗結果如表3，可以發(fā)現：內部控制有效性指數與國家持股比例、高管持股比例在5%的水平上顯著相關，與盈利水平（EPS）在10%水平上顯著相關。S指數與內部控制有效性之間的相關性不顯著，這可能是因為在我國股權制衡水平普遍不高，而Z指數為-0.148，說明股權集中度與內部控制有效性呈負相關。國家持股比例（STA）與高管持股比例（MNA），Z指數、S指數、盈利水平（EPS）與高管持股比例（MNA）等等它們之間也存在顯著相關，其相關系數均遠小于0.8，所以變量之間存在多重共線性的概率較小。endprint

表3 各變量之間的相關分析

*.在0.05水平（雙側）上顯著相關。

**.在0.01水平（雙側）上顯著相關。

經進一步的容忍度（Tolerance）和方差膨脹因子（VIF）驗證，結果顯示，容忍度最小為0.349（大于0.1），VIF最大為2.868（小于5），根據數理統(tǒng)計規(guī)律，自變量之間不存在多重共線性問題。

3.多元線性回歸

當用解釋變量和控制變量對上市公司內部控制有效性指數進行回歸擬合時，我們得到的回歸方程如下：

ICE=0.303+0.014STA+0.001MNA+0.001Z+0.001S+0.092EPS+ 0.002LINSIZ

表4 各變量對內部控制有效性影響的回歸結果

對該多元線性回歸方程的總體回歸效果（F檢驗）、擬合優(yōu)度（R2）及解釋變量系數的顯著性進行相應的檢驗，發(fā)現調整R2為0.212，即方程的擬合程度為0.212，表明因變量的變化中有21.2%的部分可以被本文中的自變量解釋。在表5中，F檢驗值為8.544，其顯著性水平（Sig.=0.000）小于0.001，說明回歸效果很好，回歸模型具有統(tǒng)計學意義。

四、結果分析

國家持股比例與內部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設1。但從實證結果可以看出，雖然國家持股比例系數為正，但不是特別顯著。原因可能是選取的樣本農業(yè)上市公司國家股比例整體來說普遍較低（表2中STA的均值8.4533%），難以對內部控制有效性產生較大影響。

高管持股比例與內部控制有效性正相關，假設2得到證據支持，表明高管持股比例將對內部控制有效性產生較大影響，即高管持股比例越高，內部控制有效性越高。

Z指數與內部控制有效性成負相關關系，實證結果不支持假設3。這說明權集中度能顯著的提高內部控制有效性。即大股東持股比例較高對公司內部控制有效性的影響有一定的正向激勵，而不全是負向的侵害效應。

S指數與內部控制有效性成正相關關系，假設4成立，但顯著性不高。這表明第一大股東與第二到第十大股東持股比例之和差距越小，其他股東對第一大股東的牽制力量越大，股權制衡的效果就越好，對內部控制有效性的影響就越明顯。

盈利能力與內部控制有效性成顯著正相關關系，假設5成立。研究發(fā)現，就我國農業(yè)上市公司而言，內部控制越完善的公司，表明公司的經營越有效率，盈利能力越高。

公司規(guī)模與內部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設6，但顯著性不高。規(guī)模大的上市公司因為容易受到更多的監(jiān)管和注意，會更積極遵循和響應在法律法規(guī)的，同時，也說明規(guī)模較大的公司更為重視自己的聲譽和形象，營造良好的優(yōu)質公司形象，提升企業(yè)價值。

參考文獻：

[1]陸正飛，岳衡，祝繼高.公司財務實證研究：重點文獻導讀[M].北京：中國人民大學出版社，2011.

[2]袁靜股權分置改革對我國上市公司股權結構的影響研究[J].生產力研究，2011（02）.

[3]趙靖.中國上市公司股權結構特征及其影響[J].中國市場，2010（01）.

[4]趙建鳳不同股權結構下內部控制行為主體的“動機選擇”[J].會計之友，2013（09）.

[5]胡瑤.股權結構對內部控制有效性影響研究[J].財經界（學術版），2013（13）.

[6]孫明山，周銀燕.內部控制、公司治理和股權結構關系芻議[J].中外企業(yè)家，2012（01）.

[7]萬叢穎.股權分置改革對上市公司的股權結構與治理效應的影響研究[J].公司治理評論，2011（01）.

[8]林鐘高，;徐虹，唐亮.股權結構、內部控制信息披露與公司價值——來自滬深兩市上市公司的經驗證據.財經論叢，2009（01）.

[9]尚春玲，高潔.股權結構、內部控制與盈余穩(wěn)健性.貴州財經學院學報，2014（01）.

[10]何廣益，方紅英.股權結構、內部控制與會計信息質量研究綜述.現代企業(yè)，2014（05）.

作者簡介：王太林（1970- ），男，四川內江人，碩士，主要從事財會理論與實務研究endprint

表3 各變量之間的相關分析

*.在0.05水平（雙側）上顯著相關。

**.在0.01水平（雙側）上顯著相關。

經進一步的容忍度（Tolerance）和方差膨脹因子（VIF）驗證，結果顯示，容忍度最小為0.349（大于0.1），VIF最大為2.868（小于5），根據數理統(tǒng)計規(guī)律，自變量之間不存在多重共線性問題。

3.多元線性回歸

當用解釋變量和控制變量對上市公司內部控制有效性指數進行回歸擬合時，我們得到的回歸方程如下：

ICE=0.303+0.014STA+0.001MNA+0.001Z+0.001S+0.092EPS+ 0.002LINSIZ

表4 各變量對內部控制有效性影響的回歸結果

對該多元線性回歸方程的總體回歸效果（F檢驗）、擬合優(yōu)度（R2）及解釋變量系數的顯著性進行相應的檢驗，發(fā)現調整R2為0.212，即方程的擬合程度為0.212，表明因變量的變化中有21.2%的部分可以被本文中的自變量解釋。在表5中，F檢驗值為8.544，其顯著性水平（Sig.=0.000）小于0.001，說明回歸效果很好，回歸模型具有統(tǒng)計學意義。

四、結果分析

國家持股比例與內部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設1。但從實證結果可以看出，雖然國家持股比例系數為正，但不是特別顯著。原因可能是選取的樣本農業(yè)上市公司國家股比例整體來說普遍較低（表2中STA的均值8.4533%），難以對內部控制有效性產生較大影響。

高管持股比例與內部控制有效性正相關，假設2得到證據支持，表明高管持股比例將對內部控制有效性產生較大影響，即高管持股比例越高，內部控制有效性越高。

Z指數與內部控制有效性成負相關關系，實證結果不支持假設3。這說明權集中度能顯著的提高內部控制有效性。即大股東持股比例較高對公司內部控制有效性的影響有一定的正向激勵，而不全是負向的侵害效應。

S指數與內部控制有效性成正相關關系，假設4成立，但顯著性不高。這表明第一大股東與第二到第十大股東持股比例之和差距越小，其他股東對第一大股東的牽制力量越大，股權制衡的效果就越好，對內部控制有效性的影響就越明顯。

盈利能力與內部控制有效性成顯著正相關關系，假設5成立。研究發(fā)現，就我國農業(yè)上市公司而言，內部控制越完善的公司，表明公司的經營越有效率，盈利能力越高。

公司規(guī)模與內部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設6，但顯著性不高。規(guī)模大的上市公司因為容易受到更多的監(jiān)管和注意，會更積極遵循和響應在法律法規(guī)的，同時，也說明規(guī)模較大的公司更為重視自己的聲譽和形象，營造良好的優(yōu)質公司形象，提升企業(yè)價值。

參考文獻：

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[2]袁靜股權分置改革對我國上市公司股權結構的影響研究[J].生產力研究，2011（02）.

[3]趙靖.中國上市公司股權結構特征及其影響[J].中國市場，2010（01）.

[4]趙建鳳不同股權結構下內部控制行為主體的“動機選擇”[J].會計之友，2013（09）.

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[7]萬叢穎.股權分置改革對上市公司的股權結構與治理效應的影響研究[J].公司治理評論，2011（01）.

[8]林鐘高，;徐虹，唐亮.股權結構、內部控制信息披露與公司價值——來自滬深兩市上市公司的經驗證據.財經論叢，2009（01）.

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[10]何廣益，方紅英.股權結構、內部控制與會計信息質量研究綜述.現代企業(yè)，2014（05）.

作者簡介：王太林（1970- ），男，四川內江人，碩士，主要從事財會理論與實務研究endprint

表3 各變量之間的相關分析

*.在0.05水平（雙側）上顯著相關。

**.在0.01水平（雙側）上顯著相關。

經進一步的容忍度（Tolerance）和方差膨脹因子（VIF）驗證，結果顯示，容忍度最小為0.349（大于0.1），VIF最大為2.868（小于5），根據數理統(tǒng)計規(guī)律，自變量之間不存在多重共線性問題。

3.多元線性回歸

當用解釋變量和控制變量對上市公司內部控制有效性指數進行回歸擬合時，我們得到的回歸方程如下：

ICE=0.303+0.014STA+0.001MNA+0.001Z+0.001S+0.092EPS+ 0.002LINSIZ

表4 各變量對內部控制有效性影響的回歸結果

對該多元線性回歸方程的總體回歸效果（F檢驗）、擬合優(yōu)度（R2）及解釋變量系數的顯著性進行相應的檢驗，發(fā)現調整R2為0.212，即方程的擬合程度為0.212，表明因變量的變化中有21.2%的部分可以被本文中的自變量解釋。在表5中，F檢驗值為8.544，其顯著性水平（Sig.=0.000）小于0.001，說明回歸效果很好，回歸模型具有統(tǒng)計學意義。

四、結果分析

國家持股比例與內部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設1。但從實證結果可以看出，雖然國家持股比例系數為正，但不是特別顯著。原因可能是選取的樣本農業(yè)上市公司國家股比例整體來說普遍較低（表2中STA的均值8.4533%），難以對內部控制有效性產生較大影響。

高管持股比例與內部控制有效性正相關，假設2得到證據支持，表明高管持股比例將對內部控制有效性產生較大影響，即高管持股比例越高，內部控制有效性越高。

Z指數與內部控制有效性成負相關關系，實證結果不支持假設3。這說明權集中度能顯著的提高內部控制有效性。即大股東持股比例較高對公司內部控制有效性的影響有一定的正向激勵，而不全是負向的侵害效應。

S指數與內部控制有效性成正相關關系，假設4成立，但顯著性不高。這表明第一大股東與第二到第十大股東持股比例之和差距越小，其他股東對第一大股東的牽制力量越大，股權制衡的效果就越好，對內部控制有效性的影響就越明顯。

盈利能力與內部控制有效性成顯著正相關關系，假設5成立。研究發(fā)現，就我國農業(yè)上市公司而言，內部控制越完善的公司，表明公司的經營越有效率，盈利能力越高。

公司規(guī)模與內部控制有效性成正相關關系，實證結果支持假設6，但顯著性不高。規(guī)模大的上市公司因為容易受到更多的監(jiān)管和注意，會更積極遵循和響應在法律法規(guī)的，同時，也說明規(guī)模較大的公司更為重視自己的聲譽和形象，營造良好的優(yōu)質公司形象，提升企業(yè)價值。

參考文獻：

[1]陸正飛，岳衡，祝繼高.公司財務實證研究：重點文獻導讀[M].北京：中國人民大學出版社，2011.

[2]袁靜股權分置改革對我國上市公司股權結構的影響研究[J].生產力研究，2011（02）.

[3]趙靖.中國上市公司股權結構特征及其影響[J].中國市場，2010（01）.

[4]趙建鳳不同股權結構下內部控制行為主體的“動機選擇”[J].會計之友，2013（09）.

[5]胡瑤.股權結構對內部控制有效性影響研究[J].財經界（學術版），2013（13）.

[6]孫明山，周銀燕.內部控制、公司治理和股權結構關系芻議[J].中外企業(yè)家，2012（01）.

[7]萬叢穎.股權分置改革對上市公司的股權結構與治理效應的影響研究[J].公司治理評論，2011（01）.

[8]林鐘高，;徐虹，唐亮.股權結構、內部控制信息披露與公司價值——來自滬深兩市上市公司的經驗證據.財經論叢，2009（01）.

[9]尚春玲，高潔.股權結構、內部控制與盈余穩(wěn)健性.貴州財經學院學報，2014（01）.

[10]何廣益，方紅英.股權結構、內部控制與會計信息質量研究綜述.現代企業(yè)，2014（05）.

作者簡介：王太林（1970- ），男，四川內江人，碩士，主要從事財會理論與實務研究endprint