常啟軍　王璐　金虹敏

【摘 要】 以我國滬市A股上市公司的2 055個數(shù)據(jù)為研究樣本，運(yùn)用中介變量的研究方法，實證分析股權(quán)結(jié)構(gòu)影響內(nèi)部控制而最終作用于企業(yè)業(yè)績的中介傳導(dǎo)路徑?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)：股權(quán)結(jié)構(gòu)中的機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，內(nèi)部控制水平越高，企業(yè)業(yè)績越好，內(nèi)部控制對股權(quán)結(jié)構(gòu)中的機(jī)構(gòu)投資者持股比例與企業(yè)績效具有部分中介傳導(dǎo)效應(yīng)；第一大股東持股比例越高，企業(yè)內(nèi)部控制水平越高，內(nèi)部控制對股權(quán)結(jié)構(gòu)中的第一大股東持股比例與企業(yè)績效具有部分中介傳導(dǎo)效應(yīng)；內(nèi)部控制對股權(quán)結(jié)構(gòu)中的股權(quán)制衡能力與企業(yè)績效不存在中介傳導(dǎo)效應(yīng)。總體來看，內(nèi)部控制質(zhì)量對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效具有不完全傳導(dǎo)效應(yīng)。

【關(guān)鍵詞】 內(nèi)部控制； 股權(quán)結(jié)構(gòu)； 企業(yè)績效； 傳導(dǎo)效應(yīng)

中圖分類號：F222.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2015）22-0079-06

一、引言

2008年《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》的頒布，說明內(nèi)部控制逐漸受到監(jiān)管部門和企業(yè)的重視。然而，我國“銀廣夏”、“云南綠大地”、“藍(lán)田股份”、“萬福生科”等上市公司接二連三出現(xiàn)財務(wù)舞弊和信息披露違法違規(guī)等事件，這無疑是內(nèi)部控制體系不健全與實施效率低下的表現(xiàn)。研究內(nèi)部控制制度在何種公司治理結(jié)構(gòu)中能充分發(fā)揮其有效性，對于提高內(nèi)部控制的構(gòu)建顯得十分必要。根據(jù)對以往文獻(xiàn)綜述的分析和研究，發(fā)現(xiàn)許多學(xué)者主要研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制以及企業(yè)績效三者之間的相互影響，而關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)影響內(nèi)部控制并最終作用于企業(yè)業(yè)績的中介傳導(dǎo)路徑研究幾乎沒有。另外，目前的研究都將內(nèi)部控制質(zhì)量視為調(diào)節(jié)變量，但是由于內(nèi)部控制與股權(quán)結(jié)構(gòu)（自變量）和企業(yè)績效（因變量）都具有相關(guān)性， 而James L R和Brett J M. Mediators（1984）認(rèn)為只有當(dāng)調(diào)節(jié)變量與解釋變量和被解釋變量的關(guān)系都不大時，才是最理想的調(diào)節(jié)變量。因此，本文借鑒溫忠麟（2004）中介效應(yīng)的分析方法，在國內(nèi)外學(xué)者研究的基礎(chǔ)上將內(nèi)部控制、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效聯(lián)系起來，實證研究并分析股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)業(yè)績的傳導(dǎo)途徑，從而揭示其傳導(dǎo)黑箱。以此通過改善公司治理結(jié)構(gòu)和內(nèi)部環(huán)境，建立良好的企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)，為內(nèi)部控制制度建設(shè)打下良好基礎(chǔ)，從而保證企業(yè)穩(wěn)健運(yùn)營。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

隨著我國2005年股權(quán)分置改革的進(jìn)行，企業(yè)注重 改善股權(quán)結(jié)構(gòu)以此來影響和改善企業(yè)績效。F■lix J. L■pez-Iturriaga和Juan Antonio Rodr■guez-Sanz（2001）選取西班牙1991—1997年共140家上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，運(yùn)用模型聯(lián)立方程分析各變量之間的相互關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，雖然企業(yè)績效和投資價值取決于管理所有權(quán)，但股權(quán)結(jié)構(gòu)也會影響企業(yè)績效和投資價值。張同斌（2012）選取我國高新技術(shù)上市公司4年的財務(wù)數(shù)據(jù)為支撐，運(yùn)用分位數(shù)回歸法研究發(fā)現(xiàn)，隨著公司績效的不斷提升，第一大股東持股比例對企業(yè)績效的影響逐漸增大，并且績效越好的上市公司規(guī)模的制約作用越大。Claessns和Stijin（1998）通過對捷克斯洛伐克以及東南亞企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)研究，發(fā)現(xiàn)這些國家和地區(qū)的企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)高度集中，并且與企業(yè)價值正相關(guān)。葉紅雨和曾芒（2005）選取A股市場2001—2003上市公司964家數(shù)據(jù)為樣本，并結(jié)合196家企業(yè)（滬、深交易所近1 300家上市公司中196家中央直屬企業(yè)集團(tuán)或控股的上市公司）和520家企業(yè)（中國人民銀行1998年聯(lián)合認(rèn)定的全國520家重點扶持企業(yè)集團(tuán)或控股的上市公司）形成三組企業(yè)樣本，通過描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，196家企業(yè)和520家企業(yè)均為第一大股東持股比例較高樣本，通過變量的差異性分析發(fā)現(xiàn)，“一股獨大”是市場化的選擇并在一定程度上促進(jìn)企業(yè)績效的提升，提高公司治理水平。周翼翔（2011）基于內(nèi)生性研究的視角，選取我國滬深1999—2008年上市公司數(shù)據(jù)為樣本，共509家公司，根據(jù)實證分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的作用途徑是非線性的。其中，管理層持股與企業(yè)績效呈W型關(guān)系；控股股東與企業(yè)績效呈N型關(guān)系。因此本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在其他限定條件相同的情況下，股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效顯著相關(guān)。

如今企業(yè)的內(nèi)外環(huán)境瞬息萬變，只有建立科學(xué)的公司治理結(jié)構(gòu)，才能從根本上保證內(nèi)部控制的有效性，提高經(jīng)營效率，保護(hù)投資者利益。已有相關(guān)文獻(xiàn)對股權(quán)結(jié)構(gòu)和內(nèi)部控制的關(guān)系進(jìn)行研究，具有三種代表性觀點，分別是：（1）等同論。即認(rèn)為公司治理與內(nèi)部控制沒有本質(zhì)區(qū)別，可以等同對待。（2）環(huán)境論。把企業(yè)的公司治理視為內(nèi)部控制環(huán)境因素的一個方面，認(rèn)為公司內(nèi)部管理監(jiān)控體系包括公司治理和內(nèi)控環(huán)境因素，兩方面缺一不可（閻達(dá)五和楊有紅（2001））。（3）互動論。認(rèn)為內(nèi)部控制與公司治理環(huán)境二者聯(lián)系緊密、相輔相成，不能割裂對立，必須將內(nèi)部控制置于公司整體的治理框架中。吳益兵、廖義剛和林波（2009）運(yùn)用Logistic回歸模型以滬深A(yù)股市場2007年共167家企業(yè)的數(shù)據(jù)為研究樣本，實證分析股權(quán)結(jié)構(gòu)和內(nèi)部控制質(zhì)量的關(guān)系，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：控股股東性質(zhì)和機(jī)構(gòu)投資者持股比例都與內(nèi)部控制質(zhì)量在1%的水平上正相關(guān)；股權(quán)集中度與內(nèi)部控制質(zhì)量在5%的顯著性水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明高質(zhì)量的機(jī)構(gòu)投資者可以提高企業(yè)內(nèi)部控制的有效性，深化企業(yè)現(xiàn)代制度以及資本市場的發(fā)展對內(nèi)部控制的建設(shè)和執(zhí)行具有重大影響。周奕彤（2012）以三鹿奶粉事件為例，從企業(yè)內(nèi)部控制有效性和治理結(jié)構(gòu)兩個方面分析了食品安全事件發(fā)生的原因，提出優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，擺脫一股獨大的現(xiàn)狀，加強(qiáng)和完善董事會制度在內(nèi)部控制建設(shè)中的核心作用，明確監(jiān)事會職責(zé)，建立有效的激勵約束機(jī)制。儲成兵（2013）基于我國A股市場上市公司2011年的財務(wù)數(shù)據(jù)，實證分析控制權(quán)的分離度以及金字塔式的股權(quán)結(jié)構(gòu)對內(nèi)部控制有效性的影響，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：終極控制人對股權(quán)控制的比例越高，則內(nèi)部控制質(zhì)量越低。程曉陵（2008）選取我國上市公司2006年以前的1 162家企業(yè)為研究樣本，實證分析公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)作為解釋變量時對被解釋變量內(nèi)部控制的影響，研究發(fā)現(xiàn)：管理層的道德價值觀和勝任能力與內(nèi)部控制呈顯著正相關(guān)關(guān)系；設(shè)置審計委員會和增強(qiáng)管理人員對企業(yè)員工工作勝任能力的高度關(guān)注會促進(jìn)企業(yè)改善內(nèi)部控制質(zhì)量從而提高經(jīng)營績效。因此本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在其他限定條件相同的情況下，內(nèi)部控制與股權(quán)結(jié)構(gòu)顯著相關(guān)。

追溯到1932年，Berle和Means（1932）就通過對美國200家大型工業(yè)企業(yè)調(diào)研證明，在股權(quán)分散的情況下企業(yè)決策與中小股東的利益發(fā)生沖突，則不能保證企業(yè)業(yè)績的提升和優(yōu)化。張良、王平和毛道維（2010）以滬深國有企業(yè)838家以及民營企業(yè)297家為研究樣本，其中，2008年國有企業(yè)和民營企業(yè)第一大股東持股比例與企業(yè)績效的回歸系數(shù)分別為0.063（t=3.724，P<0.001）、0.074（t=2.658，P<0.001），第一大股東持股比例與企業(yè)績效顯著正相關(guān)；2008年，國有企業(yè)和民營企業(yè)股權(quán)制衡與公司績效的回歸系數(shù)分別為-0.06（t=-3.543，P<0.001）、-0.008（t=-0.285），說明股權(quán)制衡度與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)。張川和沈紅波（2009）則選取地產(chǎn)公司為研究樣本，通過問卷調(diào)查和實證分析表明，建設(shè)和實施內(nèi)部控制制度將會提高企業(yè)的經(jīng)營效率。張必武和石金濤（2009）選取1995—2003年共8年我國上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，利用Probit模型從總經(jīng)理更換角度出發(fā)，認(rèn)為公司治理結(jié)構(gòu)、企業(yè)績效與總經(jīng)理更換之間存在交互效應(yīng)。林鐘高（2007）研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)結(jié)構(gòu)通過影響內(nèi)部控制披露水平，繼而聯(lián)合影響企業(yè)績效和企業(yè)價值，并且這種影響每年呈遞增趨勢。

基于以上分析不難看出，股權(quán)結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制質(zhì)量、企業(yè)業(yè)績之間存在較為顯著的相關(guān)性，股權(quán)結(jié)構(gòu)對內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生影響時，內(nèi)部控制失靈時的表現(xiàn)（如公司財務(wù)舞弊、違法違規(guī)）對企業(yè)業(yè)績產(chǎn)生負(fù)面影響，內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)業(yè)績也具有顯著影響。在委托代理理論框架中，股權(quán)結(jié)構(gòu)作為內(nèi)部控制的基石，決定著內(nèi)部控制執(zhí)行的效率，內(nèi)部控制要使委托人利益最大化，使企業(yè)決策最優(yōu)化。在我國，相當(dāng)一部分上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)比較復(fù)雜，傳統(tǒng)觀點認(rèn)為股權(quán)分散、股權(quán)制衡就能形成企業(yè)決策民主并提高公司內(nèi)部治理水平，這是缺乏科學(xué)依據(jù)的，并且和筆者的日常實踐經(jīng)驗不符合。“一股獨大”是中國證券市場的顯著特征，并不是公司治理的主要障礙，相反它和股權(quán)分散化都是市場的選擇。我們需要的是大力進(jìn)行制度建設(shè)，加強(qiáng)公司信用建設(shè)，提高決策效率，切實保護(hù)投資者利益?？梢?，只有加強(qiáng)投資者保護(hù)才有可能通過股權(quán)制衡提高公司治理水平。因此本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：在其他限定條件相同的情況下，內(nèi)部控制是股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的中介變量，三者之間存在傳導(dǎo)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文選取2011—2013年滬市主板A股上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，對數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：（1）剔除財務(wù)狀況有問題的ST、*ST、SST、S*ST、PT類公司樣本；（2）剔除金融保險類上市公司的數(shù)據(jù)，因為金融業(yè)在內(nèi)部控制制度建設(shè)方面與其他上市公司差異顯著，因此不作為樣本觀測值；（3）剔除3年相關(guān)資料不全的公司；（4）剔除數(shù)據(jù)殘缺的樣本。經(jīng)過以上處理，最終選取滬市主板A股685家上市公司，3年共2 055個觀測值。本文相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)來自上市公司年報和巨潮資訊網(wǎng)，論文最終數(shù)據(jù)為筆者手工計算整理。在本文中，運(yùn)用Excel2010對數(shù)據(jù)進(jìn)行初步篩選和計算，使用SPSS21.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析。

（二）變量定義

（1）被解釋變量：以企業(yè)績效（ROA）作為被解釋變量，使用總資產(chǎn)收益率作為衡量企業(yè)績效的指標(biāo)（楊典，2013）?？傎Y產(chǎn)收益率可以衡量一個公司的經(jīng)營效果及獲利能力。企業(yè)績效（ROA）指標(biāo)計算的方法為公司的凈利潤與資產(chǎn)總額之比。

（2）中介變量：內(nèi)部控制（IC）。本文在國內(nèi)外學(xué)者有關(guān)研究基礎(chǔ)上，選取內(nèi)控自我評價報告和內(nèi)控審計報告（孫光國和莫冬艷，2012）、財務(wù)報表審計意見類型（黃壽昌和楊雄勝，2010）和會計師事務(wù)所（張龍平和魯清仿），另外本文還加入違法違規(guī)、整改措施。將這些指標(biāo)作為代理變量衡量內(nèi)部控制質(zhì)量，使用改進(jìn)的熵值法確定各個指標(biāo)的權(quán)重，最終求出每個公司的綜合內(nèi)控評價值，該值越大，內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

（3）解釋變量：本文借鑒林鐘高和儲姣嬌（2012）、張同斌（2012）的研究，選取機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Iown）、第一大股東持股比例（Vote）和股權(quán)制衡能力（Rate）作為股權(quán)結(jié)構(gòu)的代理變量。這里，機(jī)構(gòu)投資者持股比例是指年末機(jī)構(gòu)投資者（包括基金、券商等新型投資機(jī)構(gòu)持股之和）持有股票數(shù)量占總股本的比例，用百分比表示。股權(quán)制衡能力是指第二大股東持股比例至第九大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值，以百分比表示。

（4）控制變量：依據(jù)林鐘高和儲姣嬌（2012），張川、沈紅波和高新梓（2009）的研究，本文選取的控制變量包括：公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Debt）、公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Own）等。另外，本文還加入公司所在地區(qū)（Region）、公司所屬行業(yè)（Indu）和年度（Year）。變量說明如表1。

（三）模型設(shè)計

本文將內(nèi)部控制質(zhì)量作為中介傳導(dǎo)變量，以此檢驗內(nèi)部控制的傳導(dǎo)路徑。如果股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效、股權(quán)結(jié)構(gòu)對內(nèi)部控制質(zhì)量都具有顯著影響，并且引入內(nèi)部控制變量以后，股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效仍具有顯著影響，則說明內(nèi)部控制質(zhì)量是股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的中介傳導(dǎo)變量。也就是說，在檢驗股權(quán)結(jié)構(gòu)的傳導(dǎo)過程中，內(nèi)部控制質(zhì)量具有雙重身份，它既是股權(quán)結(jié)構(gòu)的結(jié)果，也是企業(yè)績效的原因，即股權(quán)結(jié)構(gòu)通過內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)績效施加影響。

內(nèi)部控制、股權(quán)結(jié)構(gòu)和企業(yè)績效三者之間相關(guān)關(guān)系如圖1所示（虛線內(nèi)為股權(quán)結(jié)構(gòu)的三個替代變量）。

1.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間相互關(guān)系的檢驗?zāi)Ｐ?/p>

2.股權(quán)結(jié)構(gòu)與內(nèi)部控制質(zhì)量之間相互關(guān)系的檢驗?zāi)Ｐ?/p>

3.股權(quán)結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制質(zhì)量和企業(yè)績效關(guān)系的檢驗?zāi)Ｐ?/p>

第一個模型檢驗股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的關(guān)系，只有？琢i（i=1，2，3）顯著了，才能進(jìn)行模型（2）的檢驗，如果股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效相關(guān)但不顯著，則應(yīng)停止中介效應(yīng)分析。第二個模型檢驗股權(quán)結(jié)構(gòu)與內(nèi)部控制質(zhì)量的關(guān)系。模型（3）是檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量作為中介變量是否具有傳導(dǎo)作用。如果內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的系數(shù)？酌4顯著，同時？酌i（i=1，2，3）比模型（1）中的系數(shù)？琢i（i=1，2，3）顯著降低，那么股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響是部分通過內(nèi)部控制質(zhì)量來傳導(dǎo)的。如果內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）系數(shù)？酌4顯著，同時股權(quán)結(jié)構(gòu)的代理變量系數(shù)？酌4（i=1，2，3）不顯著，則認(rèn)為股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響完全是通過內(nèi)部控制質(zhì)量來傳導(dǎo)的。

四、實證檢驗與理論分析

（一）描述性分析、相關(guān)性分析和多重共線檢驗

對模型中的主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，分析結(jié)果見表2。從表2可以看出，總資產(chǎn)收益率（ROA）的最小值為-0.937，而最大值是1.090，后者大約是前者的2.1倍，平均值為0.041，說明滬市主板公司的整體業(yè)績水平不高并且各公司之間企業(yè)業(yè)績差距較大。第一大股東持股比例（Vote）平均值為0.365，說明一股獨大現(xiàn)象仍然比較突出。股權(quán)制衡能力（Rate）的最小值為0，最大值為0.07，均值為0.006，說明第二至第九大股東對第一大股東的制衡能力總體上處于劣勢地位。內(nèi)部控制（IC）的最小值為1.16，最大值為2，均值為1.789，說明自從我國頒布并施行《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》以來，企業(yè)加強(qiáng)內(nèi)部控制體系的構(gòu)建，內(nèi)部控制有效性提升，并且從標(biāo)準(zhǔn)差來看，內(nèi)部控制差距較小。資產(chǎn)負(fù)債率（Debt）的平均值為0.458，說明公司風(fēng)險程度不高，償債能力較好。公司規(guī)模（Size）的標(biāo)準(zhǔn)誤差為1.453，可見各個公司規(guī)模差異性比較大。

表3是對模型中的主要變量進(jìn)行皮爾森相關(guān)分析。從表3可以看出，企業(yè)績效（ROA）與第一大股東持股比例（Vote）在5%的顯著水平呈正相關(guān)，與機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Iown）在1%的顯著性水平呈正相關(guān)，與股權(quán)制衡能力（Rate）呈不顯著的負(fù)相關(guān)。內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）與企業(yè)績效（ROA）、第一大股東持股比例（Vote）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Iown）均在1%的顯著性水平呈正相關(guān)關(guān)系；而與股權(quán)制衡能力（Rate）在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)。并且各變量的相關(guān)系數(shù)都小于0.5，初步認(rèn)為各變量不存在多重共線性。

（二）多元回歸分析

本文依據(jù)中介變量的檢測方法，選取滬市主板2 055家上市公司的數(shù)據(jù)分別對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效、股權(quán)結(jié)構(gòu)與內(nèi)部控制質(zhì)量以及股權(quán)結(jié)構(gòu)與內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)績效的影響進(jìn)行了回歸檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

1.股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效影響的回歸方程檢驗

從表4模型（1）的回歸結(jié)果來看，股權(quán)結(jié)構(gòu)中機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Iown）、第一大股東持股比例（Vote）與企業(yè)績效的回歸系數(shù)均在5%的水平呈顯著正相關(guān)關(guān)系，其回歸系數(shù)分別為0.034（t=2.532）、0.021（t=2.083）。這一結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者持股比例以及第一大股東持股比例越高，越有助于企業(yè)績效的提升；而股權(quán)制衡能力（Rate）與企業(yè)績效呈不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。對股權(quán)結(jié)構(gòu)的三個代理變量分析發(fā)現(xiàn)，三個變量有兩個顯著相關(guān)，則可以認(rèn)為股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效顯著相關(guān)。至此，假設(shè)1得到驗證。方程回歸整體性檢驗F值為82.202，在1%的水平上顯著；方程整體的擬合優(yōu)度調(diào)整的R2為0.165，擬合較好。各個變量的方差膨脹因子（VIF）略大于1，但顯著小于10，另外D-W統(tǒng)計量為2.056，接近2，可以判斷方程各變量不存在多重共線和序列相關(guān)。模型（2）和模型（3）的檢驗原理類似，由于篇幅所限，本文不再贅述。因此假設(shè)1得到驗證，即股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間存在顯著相關(guān)性。

2.股權(quán)結(jié)構(gòu)對內(nèi)部控制質(zhì)量影響的回歸方程檢驗

從表4模型（2）的結(jié)果可以看出，股權(quán)結(jié)構(gòu)中機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Iown）、第一大股東持股比例（Vote）與內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸系數(shù)均在1%的水平呈顯著正相關(guān)關(guān)系，其回歸系數(shù)分別為0.124（t=4.149）、0.061（2.764），而股權(quán)制衡能力（Rate）與內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸系數(shù)是-1.643（t=-2.926），在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)。這一結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)持股比例以及第一大股東持股比例越高，越有助于內(nèi)部控制有效性的發(fā)揮；而股權(quán)制衡能力（Rate）越高，越不利于內(nèi)部控制質(zhì)量的提升。同時，方程回歸檢驗F值為64.638，在1%的顯著性水平上通過檢驗，整個方程調(diào)整的R2為0.157，擬合程度較好。因此假設(shè)2得到驗證，即股權(quán)結(jié)構(gòu)與內(nèi)部控制之間存在顯著相關(guān)性。

3.股權(quán)結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)績效的傳導(dǎo)效應(yīng)檢驗

模型（1）和模型（2）分別是股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效與股權(quán)結(jié)構(gòu)對內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸分析結(jié)果，而模型（3）是引入中介變量內(nèi)部控制質(zhì)量后，將股權(quán)結(jié)構(gòu)和內(nèi)部控制質(zhì)量作為解釋變量，研究其對企業(yè)績效影響的回歸分析。從表4模型（3）的結(jié)果來看，在加入中介變量內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）之后，股權(quán)結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制質(zhì)量共同對企業(yè)績效影響的回歸分析。從表4模型（3）中的結(jié)果看，加入內(nèi)部控制后，股權(quán)結(jié)構(gòu)中機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Iown）對企業(yè)績效的影響在1%的水平下呈顯著正相關(guān)關(guān)系，第一大股東持股比例（Vote）與企業(yè)績效在10%的顯著性水平上正相關(guān)，股權(quán)制衡能力（Rate）與企業(yè)績效存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，由此可以認(rèn)為內(nèi)部控制質(zhì)量對股權(quán)結(jié)構(gòu)中的股權(quán)制衡能力與企業(yè)績效不存在中介傳導(dǎo)效應(yīng)。股權(quán)結(jié)構(gòu)的代理變量機(jī)構(gòu)持股比例（Iown）的回歸系數(shù)由模型（1）中的0.034上升到模型（3）中的0.048，第一大股東持股比例（Vote）的回歸系數(shù)由模型（1）中的0.021下降到模型（3）中的0.020。根據(jù)傳導(dǎo)變量的檢驗原理，三個步驟的回歸方程都顯著相關(guān)，說明內(nèi)部控制質(zhì)量對股權(quán)結(jié)構(gòu)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例和第一大股東持股比例均與企業(yè)績效存在中介傳導(dǎo)效應(yīng)，并且股權(quán)結(jié)構(gòu)中機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Iown）在三個模型中的回歸系數(shù)分別為0.034、0.124和0.048，第一大股東持股比例（Vote）在三個模型中的回歸系數(shù)分別為0.021、0.061和0.020，這說明內(nèi)部控制質(zhì)量對股權(quán)結(jié)構(gòu)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例和第一大股東持股比例均與企業(yè)績效存在部分傳導(dǎo)作用，而不是完全的傳導(dǎo)效應(yīng)。本文采用Freedman（1992）、張軍華（2013）中介效度分析方法，進(jìn)一步驗證股權(quán)結(jié)構(gòu)的Iown和Vote代理變量在模型（1）中的回歸系數(shù)和模型（3）中的回歸系數(shù)之差是否顯著異于零。統(tǒng)計量的計算方法為：

公式中σ？琢i為？琢i的標(biāo)準(zhǔn)誤差，σ？酌i為？酌i的標(biāo)準(zhǔn)誤差，？籽 ixm為股權(quán)結(jié)構(gòu)的第i個代理變量與中介變量內(nèi)部控制質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)。計算可知，股權(quán)結(jié)構(gòu)Iown的t1值為-8.337，股權(quán)結(jié)構(gòu)Vote的t2值為0.588，均小于臨界值1.786，則拒絕原假設(shè)，接受股權(quán)結(jié)構(gòu)的Iown和Vote代理變量回歸系數(shù)均具有顯著提高的假設(shè)，表明內(nèi)部控制質(zhì)量對股權(quán)結(jié)構(gòu)的Iown和Vote與企業(yè)績效均起到了部分中介效應(yīng)。內(nèi)部控制質(zhì)量對股權(quán)結(jié)構(gòu)中的Rate與企業(yè)績效不存在中介傳導(dǎo)效應(yīng)，而內(nèi)部控制質(zhì)量對股權(quán)結(jié)構(gòu)的Iown和Vote與企業(yè)績效均起到了部分中介效應(yīng)，所以從總體來看，內(nèi)部控制質(zhì)量對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效具有不完全傳導(dǎo)效應(yīng)，即假設(shè)3得以驗證。

五、研究結(jié)論

本文基于內(nèi)部控制質(zhì)量為中介變量，采用滬市主板上市公司2011—2013年的數(shù)據(jù)為研究樣本，實證分析內(nèi)部控制對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的中介傳導(dǎo)作用。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股比例和第一大股東持股比例都與企業(yè)績效在5%的顯著性水平上正相關(guān)，并且機(jī)構(gòu)投資者持股比例和第一大股東持股比例都與內(nèi)部控制在1%的水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，而股權(quán)制衡能力與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)；加入中介變量后機(jī)構(gòu)投資者持股比例從5%的顯著性水平上升到1%的顯著性水平，第一大股東持股比例從5%的顯著性水平下降到10%的顯著性水平，證明了內(nèi)部控制質(zhì)量對股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效起到的是不完全的傳導(dǎo)效應(yīng)。

本文對股權(quán)結(jié)構(gòu)中大股東股權(quán)和企業(yè)績效的關(guān)系研究與葉紅雨和曾芒（2005）的研究結(jié)果一致，認(rèn)為“一股獨大”并不阻礙公司的有效治理，反而是市場機(jī)制的選擇，在一定程度上可以提高內(nèi)部控制有效性，提升企業(yè)業(yè)績。而股權(quán)制衡顯現(xiàn)弱勢，我國應(yīng)該加強(qiáng)投資者保護(hù)體系的建設(shè)，切實保護(hù)投資者利益。只有加強(qiáng)投資者保護(hù)才有可能通過股權(quán)制衡提高公司治理水平。這一研究成果揭開了股權(quán)結(jié)構(gòu)影響企業(yè)績效方式與途徑的黑箱，對于企業(yè)進(jìn)一步完善內(nèi)部控制機(jī)制，改善股權(quán)結(jié)構(gòu)，提高企業(yè)業(yè)績大有裨益。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 溫忠麟，侯杰泰.隱變量交互效應(yīng)分析方法的比較與評價[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2004（3）：37-42.

[2] 張同斌.不同績效高新技術(shù)企業(yè)的結(jié)構(gòu)因素影響——基于高新技術(shù)上市公司的數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)管理，2012（4）：149-158.

[3] 葉紅雨，曾芒.大股東股權(quán)、企業(yè)績效與誠信——來自中國A股市場2001—2003年的實證分析[J].江蘇社會科學(xué)，2005（4）：69-74.

[4] 周翼翔.公司內(nèi)部治理機(jī)制與績效的交互效應(yīng)——基于內(nèi)生性視角的經(jīng)驗證據(jù)[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2011（4）：93-105.

[5] 李玲.公司治理視角下上市公司內(nèi)部控制問題的探析[D].江西財經(jīng)大學(xué)，2009.

[6] 閻達(dá)五，楊有紅.內(nèi)部控制框架的構(gòu)建[J].會計研究，2001（2）：9-14.

[7] 吳益兵，廖義剛，林波.股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響分析——基于2007年上市公司內(nèi)部控制信息數(shù)據(jù)的檢驗[J].當(dāng)代財經(jīng)，2009（9）：110-114.

[8] 周奕彤.基于公司治理結(jié)構(gòu)下上市公司內(nèi)部控制的研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2012（1）：118-119.

[9] 儲成兵.金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)對內(nèi)部控制有效性的影響——基于上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2013（3）：78-83.

[10] 程曉陵，王懷明.公司治理結(jié)構(gòu)對內(nèi)部控制有效性的影響[J].審計研究，2008（4）：53-61.