葉陳云，楊 光，劉國超，閆麗娟

（1.山東管理學(xué)院 會(huì)計(jì)學(xué)院，濟(jì)南 250357；2.浙江萬里學(xué)院 商學(xué)院，浙江 寧波 315100；3.中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，北京 100081；4.北京聯(lián)合大學(xué) 管理學(xué)院，北京 100101）

0 引言

黨的十九大報(bào)告明確提出培育具有全球競爭力的世界一流企業(yè)，這無疑將企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造提升至新的戰(zhàn)略高度。同時(shí)，作為市場競爭主體，企業(yè)的內(nèi)部治理水平不僅顯著沖擊經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域國家治理體系的構(gòu)建，也直接影響企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造與實(shí)現(xiàn)。

內(nèi)部審計(jì)（下文簡稱“內(nèi)審”）是公司內(nèi)部治理的重要機(jī)制[1]，在緩解代理問題方面作用顯著[2]。盡管我國資本市場體系與法制環(huán)境逐步得到改善，企業(yè)內(nèi)審建設(shè)有了積極成效，但由于內(nèi)審功能落實(shí)不足導(dǎo)致的違規(guī)案例依然時(shí)有發(fā)生[3]，如康得新財(cái)務(wù)造假、長生生物違規(guī)披露等都大大毀損了企業(yè)價(jià)值，影響了我國企業(yè)國際形象。鑒于此，違規(guī)風(fēng)險(xiǎn)管理理所當(dāng)然成為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管控的重要一環(huán)，并由內(nèi)審部門負(fù)責(zé)監(jiān)督，使內(nèi)審進(jìn)一步助力深化企業(yè)改革和國有資本的保值增值。因此，新的時(shí)空背景下重新審視內(nèi)審水平與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系不僅對于完善企業(yè)內(nèi)審制度的建設(shè)意義重大，也為企業(yè)價(jià)值提升路徑提供了參考。

由于對內(nèi)審水平測度、樣本選取的差異，關(guān)于內(nèi)審水平與企業(yè)價(jià)值關(guān)系的研究結(jié)論并不統(tǒng)一。一部分研究認(rèn)為內(nèi)審不能提升企業(yè)價(jià)值，蔡春等（2011）[4]發(fā)現(xiàn)內(nèi)審質(zhì)量與公司托賓Q 值并不相關(guān)。另一部分研究認(rèn)為內(nèi)審可以提升企業(yè)價(jià)值，陳瑩等（2016）[5]發(fā)現(xiàn)內(nèi)審可以提高企業(yè)托賓Q 值，并進(jìn)一步考察了三類機(jī)制的調(diào)節(jié)作用，具有較強(qiáng)的理論意義。但這些文獻(xiàn)時(shí)間較久遠(yuǎn)、樣本量偏少且缺乏中介機(jī)制和內(nèi)生性檢驗(yàn)，因此，重新檢驗(yàn)內(nèi)審水平與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系迫在眉睫。

本文以2010—2020 年滬深A(yù) 股上市公司為樣本，研究內(nèi)審水平對企業(yè)價(jià)值的影響及作用機(jī)理。在已有研究的基礎(chǔ)上，本文做了如下工作及拓展：（1）驗(yàn)證內(nèi)審水平對企業(yè)價(jià)值影響機(jī)理。從內(nèi)部監(jiān)督有效性視角剖析內(nèi)審促進(jìn)企業(yè)價(jià)值增值的中介機(jī)制，為提升企業(yè)價(jià)值提供新思路。（2）豐富內(nèi)審經(jīng)濟(jì)后果相關(guān)研究。引入行業(yè)競爭、內(nèi)部控制和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)三個(gè)調(diào)節(jié)變量，進(jìn)一步豐富內(nèi)審水平與企業(yè)價(jià)值關(guān)系的研究，為處在不同內(nèi)外部治理情境下的上市企業(yè)完善內(nèi)審制度提供參考。（3）采用經(jīng)濟(jì)增加值率作為企業(yè)價(jià)值的代理變量，規(guī)避了托賓Q 等指標(biāo)的缺陷，更有利于反映企業(yè)價(jià)值。（4）擴(kuò)展傳統(tǒng)研究的樣本區(qū)間。手工搜集2010—2020年內(nèi)審數(shù)據(jù)，增加樣本量，增強(qiáng)了結(jié)論的穩(wěn)健性。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 內(nèi)審水平對企業(yè)價(jià)值的影響

兩權(quán)分離帶來的信息不對稱和代理問題是影響企業(yè)價(jià)值的主要因素。內(nèi)審作為公司治理的重要機(jī)制，可在一定程度上防止高管的逆向選擇行為、降低道德風(fēng)險(xiǎn)[6]，提高企業(yè)對外披露會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量[2]和企業(yè)績效[4]。

內(nèi)審可以促進(jìn)企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造。一方面，內(nèi)審可以提升會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量[7]，降低信息不對稱程度。內(nèi)審特殊的對比評(píng)價(jià)功能可以糾正財(cái)務(wù)報(bào)表中的錯(cuò)誤信息，降低應(yīng)計(jì)盈余管理的可能性。同時(shí)，數(shù)據(jù)質(zhì)量的提升可降低企業(yè)的融資成本，因?yàn)閭鶛?quán)人由于信息質(zhì)量提高而降低利息補(bǔ)償。另一方面，內(nèi)審可以緩解代理問題。內(nèi)審的監(jiān)察作用可以識(shí)別自我報(bào)告欺詐行為[3]，減少違規(guī)行為，管理層將更多的精力用于改進(jìn)企業(yè)經(jīng)營和管理現(xiàn)狀，這有利于企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造。綜上，本文提出：

假設(shè)1：內(nèi)審能夠提升企業(yè)價(jià)值。

1.2 行業(yè)競爭程度的調(diào)節(jié)作用

產(chǎn)品競爭市場作為一種市場治理機(jī)制，通過向管理層傳遞經(jīng)營壓力發(fā)揮其監(jiān)督和約束作用[8]。一方面，產(chǎn)品市場競爭程度的增強(qiáng)會(huì)降低信息不對稱帶來的風(fēng)險(xiǎn)，緩解委托代理問題。另一方面，競爭激烈產(chǎn)品市場中的標(biāo)尺競爭，會(huì)使管理層減少對企業(yè)價(jià)值毀損的行為來維護(hù)自身的職業(yè)。因此，處在競爭越激烈行業(yè)的企業(yè)，代理問題越少，信息披露質(zhì)量越高。

高度行業(yè)競爭作為一種外部監(jiān)督機(jī)制，通過提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和緩解代理問題提升企業(yè)價(jià)值。由于這兩個(gè)渠道也是內(nèi)審提升企業(yè)價(jià)值的路徑，此時(shí)內(nèi)審發(fā)揮的作用有限。因此作為行業(yè)競爭的替代機(jī)制，在高度競爭行業(yè)中內(nèi)審對企業(yè)價(jià)值的提升作用被弱化，在競爭程度低的行業(yè)會(huì)得到增強(qiáng)。綜上，本文提出：

假設(shè)2：相較于處于低度競爭行業(yè)的企業(yè)，內(nèi)審水平對企業(yè)價(jià)值的提升作用在高度競爭行業(yè)的企業(yè)中被弱化。

1.3 內(nèi)部控制水平的調(diào)節(jié)作用

完善的內(nèi)控建設(shè)可以嚴(yán)格監(jiān)督管理者，緩解代理問題，提高企業(yè)價(jià)值[9]，同時(shí)，高質(zhì)量內(nèi)控可以提高企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量[10]，因此內(nèi)控提升企業(yè)價(jià)值的路徑與內(nèi)審相似。此時(shí)，內(nèi)控的調(diào)節(jié)作用取決于與內(nèi)審的關(guān)系。

關(guān)于內(nèi)控與內(nèi)審的關(guān)系有三種觀點(diǎn)。一是認(rèn)為二者之間為替代機(jī)制[11]，內(nèi)控發(fā)生作用后留給內(nèi)審的空間有限，內(nèi)審對企業(yè)價(jià)值的提升作用被弱化。二是認(rèn)為內(nèi)審是內(nèi)控的重要組成部分，內(nèi)審是評(píng)價(jià)和監(jiān)督內(nèi)控的重要方式[12]，二者之間為互補(bǔ)機(jī)制，內(nèi)控通過上述兩個(gè)渠道提升企業(yè)價(jià)值，內(nèi)審亦然，這種提升作用會(huì)被加強(qiáng)。三是認(rèn)為二者具有耦合關(guān)系，此時(shí)二者之間替代機(jī)制與互補(bǔ)機(jī)制并存，內(nèi)控的調(diào)節(jié)作用取決于二者之間的凈效應(yīng)。如果前者大于后者則被弱化，反之被強(qiáng)化?；诖?，本文提出：

假設(shè)3a：二者之間為替代機(jī)制，隨著企業(yè)內(nèi)控水平的提高，內(nèi)審水平對企業(yè)價(jià)值的提升作用被弱化。

假設(shè)3b：二者之間為互補(bǔ)機(jī)制，隨著企業(yè)內(nèi)控水平的提高，內(nèi)審水平對企業(yè)價(jià)值的提升作用被強(qiáng)化。

1.4 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會(huì)影響內(nèi)審水平與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系。一方面，國企模糊的內(nèi)審報(bào)告機(jī)構(gòu)影響內(nèi)審功能發(fā)揮，而非國企內(nèi)審報(bào)告主體明確，監(jiān)督效果優(yōu)于國企[1]。因此，在非國有企業(yè)中內(nèi)審對企業(yè)價(jià)值的提升作用更顯著。另一方面，較低的同行趕超壓力使國企從事違規(guī)行為的動(dòng)機(jī)較低，因此國企內(nèi)審的功能發(fā)揮更有限，對企業(yè)價(jià)值的提升作用也被弱化。

黨的十八大以來國家對內(nèi)審管理體制進(jìn)行優(yōu)化，指出國企應(yīng)認(rèn)真完善企業(yè)內(nèi)審制度。近年來包括《審計(jì)署關(guān)于內(nèi)部審計(jì)工作的規(guī)定》（審計(jì)署令第11 號(hào)）在內(nèi)的文件要求強(qiáng)化內(nèi)審的全面性和獨(dú)立性，提高內(nèi)審緩解委托代理問題和提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的作用，進(jìn)而提升國有企業(yè)價(jià)值。

基于此，本文提出：

假設(shè)4a：較之非國企，內(nèi)審水平對國企企業(yè)價(jià)值的提升作用被弱化。

假設(shè)4b：較之非國企，內(nèi)審水平對國企企業(yè)價(jià)值的提升作用被強(qiáng)化。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2020 年滬深A(yù) 股上市公司為研究樣本。手工整理內(nèi)審水平數(shù)據(jù)，資料來源包括企業(yè)年報(bào)、內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告、公司內(nèi)審制度等。其他樣本數(shù)據(jù)來源于國泰安等數(shù)據(jù)庫。在初始樣本的基礎(chǔ)上，剔除了如下樣本：（1）金融行業(yè)的樣本；（2）交易狀態(tài)為ST、ST*和PT的樣本；（3）同時(shí)發(fā)行B股或H股的樣本。最終共獲得6518個(gè)有效樣本。

2.2 變量定義

（1）被解釋變量：企業(yè)價(jià)值

借鑒方心童和高誠昊（2015）[13]的做法，采用經(jīng)濟(jì)增加值率（EVA）指標(biāo)來衡量企業(yè)價(jià)值。其中，經(jīng)濟(jì)增加值率為經(jīng)濟(jì)增加值額（EVA_T）與投入資本總額的比值，經(jīng)濟(jì)增加值率越高表明企業(yè)價(jià)值越高。經(jīng)濟(jì)增加值額可以反映公司為股東創(chuàng)造的價(jià)值，更有利于反映企業(yè)整體價(jià)值的創(chuàng)造情況。經(jīng)濟(jì)增加值率指標(biāo)的計(jì)算公式如下：

（2）解釋變量：內(nèi)審水平

借鑒韋小泉和袁振超（2014）[14]的做法，通過模型（2）計(jì)算內(nèi)審水平（IAQ）。該指標(biāo)綜合了前人的研究成果，可較為準(zhǔn)確地衡量上市公司的內(nèi)審水平，具有一定權(quán)威性和代表性。IAQ數(shù)值越大，表示公司內(nèi)審水平越高。公式中對數(shù)中的變量依次為內(nèi)審部門隸屬模式、職責(zé)范圍、總經(jīng)理與董事長是否兼任以及是否為十大審計(jì)。

（3）調(diào)節(jié)變量

采用HHI 指數(shù)度量行業(yè)競爭程度（COMP），HHI 指數(shù)越小表示行業(yè)競爭越激烈。采用內(nèi)部控制指數(shù)衡量內(nèi)部控制水平（ICI），該值越大表明內(nèi)部控制水平越高。企業(yè)性質(zhì)為SOE，國有企業(yè)為1，否則為0。

（4）控制變量

參考蔡春等（2011）[4]和陳瑩等（2016）[5]的做法設(shè)置如下控制變量：公司規(guī)模（SIZE），以年末公司平均總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；償債能力（LEV），為當(dāng)期平均總負(fù)債/當(dāng)期平均總資產(chǎn)；凈資產(chǎn)收益率（ROE），為當(dāng)期凈利潤/當(dāng)期平均凈資產(chǎn)；公司年齡（AGE），為公司上市年限；發(fā)展能力（GROWTH），為年度銷售收入增長率；第一大股東持股比例（TOP1），為第一大股東持股總數(shù)/當(dāng)期發(fā)行在外的平均總股數(shù)；機(jī)構(gòu)持股比例（IVPER），為機(jī)構(gòu)持股/公司流通股。同時(shí)，還控制了年度效應(yīng)（YEAR）和行業(yè)效應(yīng)（IND）。

2.3 模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證上文假設(shè)，建立如下計(jì)量模型：

其中MOD為調(diào)節(jié)變量，包括COMP（行業(yè)競爭程度）、ICI（內(nèi)部控制水平）和SOE（企業(yè)性質(zhì)）。Control為控制變量。

3 實(shí)證分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量描述性統(tǒng)計(jì)見表1，所有連續(xù)變量均在1%和99%的水平上進(jìn)行縮尾處理。EVA的最小值為-0.12，最大值為0.27，平均值為0.04，標(biāo)準(zhǔn)差為0.06，表明我國企業(yè)EVA 水平適中，各個(gè)企業(yè)間差距較小。IAQ 的最大值為1.39，平均值為1.04，中位數(shù)1.10 大于平均值，且波動(dòng)幅度較小，表明我國上市公司整體的內(nèi)審水平相對較高。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 相關(guān)性分析

下頁表2展示的Spearman相關(guān)系數(shù)中，大多數(shù)變量之間顯著相關(guān)，且VIF檢驗(yàn)的結(jié)果顯示不存在多重共線問題。

表2 各變量Spearman相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計(jì)

3.3 回歸結(jié)果分析

下頁表3列示了假設(shè)1至假設(shè)4的回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果。對于假設(shè)1，α1在5%的水平上顯著為正，說明內(nèi)審對企業(yè)價(jià)值有促進(jìn)作用，假設(shè)1通過檢驗(yàn)。

表3 假設(shè)1至假設(shè)4回歸結(jié)果

對于假設(shè)2，α1在1%水平上顯著為正，α3在1%的水平上顯著為負(fù)，說明較之處于低度競爭行業(yè)的企業(yè)，內(nèi)審對企業(yè)價(jià)值的提升作用在高度競爭行業(yè)的企業(yè)中更明顯，假設(shè)2沒有通過檢驗(yàn)。原因可能是，處于高度競爭行業(yè)的企業(yè)面臨外界更高水平的監(jiān)督，此時(shí)管理層更有動(dòng)機(jī)建立高水平的內(nèi)審治理體系，進(jìn)而增強(qiáng)了內(nèi)審對企業(yè)價(jià)值的提升作用。

對于假設(shè)3a 和假設(shè)3b，α1在5%的水平上顯著為正，α3在5%的水平上顯著為負(fù)，說明較之內(nèi)部控制水平高的企業(yè)，內(nèi)審對企業(yè)價(jià)值的提升作用在內(nèi)部控制水平低的企業(yè)更強(qiáng)，假設(shè)3a通過檢驗(yàn)。

對于假設(shè)4a 和假設(shè)4b，α1在1%的水平上顯著為正，α3在1%的水平上顯著為負(fù)，說明較之非國有企業(yè)，內(nèi)審對企業(yè)價(jià)值的提升作用在國有企業(yè)中被弱化，假設(shè)4a 通過檢驗(yàn)。

此外，將假設(shè)2到假設(shè)4進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果見下頁表4。分別將COMP、ICI 按照中位數(shù)分成高低兩組，對模型（3）分別進(jìn)行回歸，低度競爭組中α1為負(fù)但不顯著，高度競爭組中α1顯著為正，假設(shè)2 沒有通過檢驗(yàn)，低內(nèi)控水平組中α1大于高內(nèi)控水平組，假設(shè)3a通過檢驗(yàn)；將SOE分為國企組和非國企組，對模型（3）分別進(jìn)行回歸，國企組中α1為負(fù)但不顯著，非國企組中α1顯著為正，假設(shè)4a通過檢驗(yàn)。

表4 分組回歸結(jié)果

4 進(jìn)一步分析

4.1 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

內(nèi)審可以通過提高會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量和緩解代理問題兩條路徑提升企業(yè)價(jià)值。采用融資約束KZ指數(shù)衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，因?yàn)楦哔|(zhì)量的會(huì)計(jì)信息使信息透明度更高，可以緩解借貸的信息不對稱，進(jìn)而緩解融資約束。此外，采用管理費(fèi)用率ADM衡量代理問題。構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

4.1.1 KZ檢驗(yàn)

回歸結(jié)果見表5的列（1）至列（3）。α1在5%的水平上顯著為正，α2在10%的水平上顯著為負(fù)，α4在1%的水平上顯著為負(fù)，說明KZ 的中介效應(yīng)存在。同時(shí)α3在5%的水平上顯著為正，說明KZ為部分中介效應(yīng)。

表5 中介效應(yīng)回歸結(jié)果

4.1.2 ADM檢驗(yàn)

回歸結(jié)果見表5的列（4）至列（6）。α1在5%的水平上顯著為正，α2在10%的水平上顯著為負(fù)，α4在1%的水平上顯著為負(fù)，說明ADM 的中介效應(yīng)存在。同時(shí),α3在5%的水平上顯著為正，說明ADM也為部分中介效應(yīng)。

4.2 內(nèi)審水平與企業(yè)價(jià)值的分位數(shù)回歸檢驗(yàn)

為考查內(nèi)審對企業(yè)價(jià)值在各個(gè)分位數(shù)水平上的影響，建立模型（8），選取分位點(diǎn)0.1、0.25、0.5、0.75和0.9對模型（8）進(jìn)行回歸，結(jié)果見下頁表6。內(nèi)審可以提升不同分位數(shù)水平下的企業(yè)價(jià)值，說明結(jié)論是穩(wěn)健的。但隨著企業(yè)價(jià)值提高，這種促進(jìn)作用被弱化，原因可能是這種促進(jìn)效用的邊際遞減。

表6 分位數(shù)回歸結(jié)果

4.3 內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.3.1 Heckman兩階段回歸

企業(yè)價(jià)值越高的公司越有動(dòng)機(jī)設(shè)立健全的內(nèi)審部門，本文的結(jié)論會(huì)受到自選擇問題的影響，因此采用Heckman兩階段模型檢驗(yàn)樣本的自選擇問題。工具變量分別采用審計(jì)委員會(huì)獨(dú)董人數(shù)（inde）和審計(jì)委員會(huì)人數(shù)（number），因?yàn)檫@兩個(gè)變量與內(nèi)審相關(guān)，但與EVA無關(guān)。同時(shí)，采用主回歸模型中的控制變量作為解釋企業(yè)是否設(shè)置內(nèi)審部門的變量。如果公司設(shè)置了內(nèi)審部門，則虛擬變量iaq_dummy 取1，否則取0。采用審計(jì)委員會(huì)獨(dú)董人數(shù)（inde）作為工具變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表7列（1）。將自選擇模型計(jì)算得出的逆米爾斯比率（IMR）代入主回歸模型中，進(jìn)一步分析內(nèi)審水平對企業(yè)價(jià)值的影響，表7 列（2）列示了結(jié)果。同理，采用審計(jì)委員會(huì)人數(shù)（number）作為工具變量的分析結(jié)果見表7 列（3）和列（4）。從表7 列（2）和列（4）可以看出，控制自選擇問題后內(nèi)審水平顯著提高了企業(yè)價(jià)值。

表7 Heckman和PSM回歸結(jié)果

4.3.2 傾向得分匹配（PSM）

對于PSM的使用，本文將上市公司是否設(shè)立內(nèi)審部門的啞變量iaq_dummy對所有的控制變量進(jìn)行回歸，得到各個(gè)觀測值的分?jǐn)?shù)；基于此分?jǐn)?shù)將具有內(nèi)審部門的企業(yè)與不具有內(nèi)審部門的企業(yè)樣本進(jìn)行匹配后再次回歸。表7 列（5）為回歸結(jié)果，IAQ的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，表明在匹配后上文結(jié)論依然成立。

4.3.3 重新定義內(nèi)審水平

將內(nèi)審水平按中位數(shù)1.1重新分組并定義變量IAQ1，大于等于1.1 的樣本IAQ1 賦值為1，否則賦值為0。用IAQ1替代模型（1）至模型（4）中的IAQ重新回歸，結(jié)果如表8所示，研究結(jié)論不變。

表8 重新定義內(nèi)審水平回歸結(jié)果

4.3.4 改變衡量企業(yè)價(jià)值的變量

采用投入資本回報(bào)率ROIC 衡量企業(yè)價(jià)值，投入資本回報(bào)率為稅后凈營業(yè)利潤與總投資額的比值。用ROIC替代模型（1）至模型（4）中的EVA重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表9所示，研究結(jié)論不變。

表9 改變企業(yè)價(jià)值衡量變量的回歸結(jié)果

5 結(jié)束語

本文以2010—2020 年A 股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)內(nèi)審水平與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：高水平內(nèi)審可以提升企業(yè)價(jià)值；異質(zhì)性檢驗(yàn)表明上述關(guān)系在高度競爭或低內(nèi)控水平的企業(yè)及非國有企業(yè)表現(xiàn)更為顯著；上述作用主要通過提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和緩解委托代理問題這兩個(gè)途徑實(shí)現(xiàn)。