吳雪冰　向思霓　畢茜

內(nèi)容摘要：在“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下，良好的企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量已成為企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的必然要求，企業(yè)的壯大需要大量資金，降低融資成本對提升企業(yè)績效至關(guān)重要。商貿(mào)流通業(yè)作為連接生產(chǎn)與消費的中間環(huán)節(jié)，在我國生產(chǎn)能力和消費需求日益提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)面臨轉(zhuǎn)型升級的今天，變得尤為重要?；诖耍恼滤鸭?009-2013年我國商貿(mào)流通業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，探討了該行業(yè)企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量、融資成本與企業(yè)績效間的互動機理，檢驗融資成本在內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)績效間的中介作用，以此提出相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：“互聯(lián)網(wǎng)+” 內(nèi)部控制質(zhì)量 融資成本 企業(yè)績效 商貿(mào)流通業(yè)

科技日益發(fā)展，企業(yè)內(nèi)控環(huán)境更加復(fù)雜?；ヂ?lián)網(wǎng)信息傳遞作用，使企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度大大降低。“互聯(lián)網(wǎng)+”加大了風(fēng)險評估范圍，卻降低了由人工控制帶來的風(fēng)險（汪云琨，2016）；在更加透明的企業(yè)信息披露和新興技術(shù)的助力下，企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量的提高將成為企業(yè)發(fā)展的必然與迫切要求。我國財政部等五部委于2008年聯(lián)合頒布《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，并于2010年頒布了配套指引，內(nèi)控會帶來高額成本，但其是否能提高企業(yè)績效是一個問題。檢索相關(guān)文獻，發(fā)現(xiàn)研究內(nèi)部控制與財務(wù)績效關(guān)聯(lián)度的文獻并不多（邵婷婷、王京芳，2013），內(nèi)控質(zhì)量到底怎樣影響企業(yè)績效，引起了學(xué)者的關(guān)注與思考。

文獻理論回顧與問題假設(shè)

（一）內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)績效

2002年，隨著SOX法案的頒布，內(nèi)控成為學(xué)術(shù)界研究的熱點。Muraleetharan P.（2011）發(fā)現(xiàn)內(nèi)控與企業(yè)績效存在正相關(guān)關(guān)系。2008年我國頒布了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，國內(nèi)對內(nèi)控與企業(yè)績效的研究也更加關(guān)注。鐘瑋等（2010）通過梳理內(nèi)控、股權(quán)結(jié)構(gòu)、公司業(yè)績之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)內(nèi)控水平與企業(yè)績效間存在正相關(guān)關(guān)系。邵婷婷、王京芳（2013）選取醫(yī)藥制造公司為樣本，證明了內(nèi)控水平與企業(yè)績效存在顯著正相關(guān)關(guān)系。敖慧、郭彩虹（2017）提出內(nèi)部控制有利于經(jīng)營質(zhì)量和企業(yè)財產(chǎn)安全的提升，這些均有利于企業(yè)績效的提升。因而提出假設(shè)：

假設(shè)H1：上市公司企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)績效成正相關(guān)關(guān)系。

（二）內(nèi)部控制質(zhì)量與融資成本

對于內(nèi)控質(zhì)量與債務(wù)融資成本之間的關(guān)系，國內(nèi)外存在不少理論研究成果。Kim（2011）通過對比研究內(nèi)控存在缺陷與未披露內(nèi)控缺陷的企業(yè)，發(fā)現(xiàn)披露了內(nèi)控缺陷的企業(yè)具有更高成本的債務(wù)融資。陳漢文、周中勝（2014）通過理論分析和實證分析，得出企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量與債務(wù)融資成本成負相關(guān)關(guān)系。張琰（2016）發(fā)現(xiàn)財務(wù)報告是影響投資者決策的重要信息來源，良好的內(nèi)控能夠使企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量提高，企業(yè)與銀行間信息不對稱程度的降低則使債權(quán)人放寬債約條件，債務(wù)融資成本更低（張瑩瑩，2016）；所有權(quán)與管理權(quán)的分離，為企業(yè)帶來了代理成本，良好的內(nèi)控能夠有效約束管理者行為，降低管理者的違法行為，降低代理成本，進而降低銀行的債務(wù)風(fēng)險，企業(yè)債務(wù)融資成本也會越低（陳漢文、周中勝，2014）。因而提出假設(shè)：

假設(shè)H2a：企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與債務(wù)融資成本成負相關(guān)關(guān)系。

股權(quán)融資成本即企業(yè)資金使用者向資金提供者支付的報酬。Ashbaugh-Skaife等（2009）發(fā)現(xiàn)，內(nèi)控缺陷改善后，公司股權(quán)成本會降低。陳漢文、程智榮（2015）等也通過研究發(fā)現(xiàn)，更好的內(nèi)控意味著投資者信息風(fēng)險的降低，股權(quán)投資成本降低。因此，內(nèi)控質(zhì)量的提高，企業(yè)會傾向于披露更有利的財務(wù)信息，降低投資者風(fēng)險估計，股權(quán)融資成本降低（陳漢文、周中勝，2014）；此外，良好的內(nèi)控使企業(yè)盈利能力增強，在有效市場假說下，投資者會盡可能收集行業(yè)相關(guān)信息，企業(yè)會更加吸引投資者的投資，有利于股權(quán)融資成本的減少（殷琦、韓東平，2010）。此外，總?cè)谫Y成本主要由債務(wù)融資成本和股權(quán)融資成本構(gòu)成，因而提出假設(shè)：

假設(shè)H2b：企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與股權(quán)融資成本成負相關(guān)關(guān)系；假設(shè)H2c：企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與總?cè)谫Y成本成負相關(guān)關(guān)系。

（三）融資成本的中介作用

內(nèi)控可通過多種途徑影響企業(yè)績效。秦江萍、于丹（2016）提出內(nèi)控目標的實現(xiàn)應(yīng)該以資源的有效配置為前提，融資成本的降低同樣帶來資源配置的優(yōu)化，因此內(nèi)控在影響企業(yè)績效的過程中，融資成本發(fā)揮了中介作用。而企業(yè)更低的融資成本意味著更少的費用支出，同樣意味著用更少的支出支付了同樣的企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動。在企業(yè)其他條件不變的情況下，利潤則相應(yīng)增加，使績效更好。張亞林（2016）也在研究中表明較少的融資成本能夠降低資金成本，優(yōu)化資源配置，增強企業(yè)盈利能力。因而提出假設(shè)：

假設(shè)H3a：內(nèi)部控制質(zhì)量通過債務(wù)融資成本影響企業(yè)績效，企業(yè)債務(wù)融資成本發(fā)揮中介作用；假設(shè)H3b：內(nèi)部控制質(zhì)量通過股權(quán)融資成本影響企業(yè)績效，企業(yè)股權(quán)融資成本發(fā)揮中介作用；假設(shè)H3c：內(nèi)部控制質(zhì)量通過總?cè)谫Y成本影響企業(yè)績效，企業(yè)總?cè)谫Y成本發(fā)揮中介作用。

研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

總?cè)谫Y成本計算時需要用到未來兩年的預(yù)測每股收益（EPS），由于很難收集到2016、2017年的數(shù)據(jù)，本文選取商貿(mào)流通業(yè)共288家上市公司2009-2013年的數(shù)據(jù)為研究對象，剔除掉以下企業(yè)：ST等被特別處理的企業(yè)；通過手工搜集仍無法收集到或數(shù)據(jù)有明顯錯誤或異常的企業(yè)；股權(quán)融資成本計算公式中EPS1>EPS2的企業(yè)；利息支出為0或收集不到的企業(yè)。最終得到2009-2013年有效樣本386個，其中2009-2013年的樣本分別38個、78個、94個、95個和81個。

內(nèi)控質(zhì)量選取迪博上市公司內(nèi)部控制指數(shù)來衡量，其余指標數(shù)據(jù)主要通過CSMAR數(shù)據(jù)庫、WIND數(shù)據(jù)庫以及手工翻閱各公司年報得到，數(shù)據(jù)的統(tǒng)計處理與分析主要采用Excel2013和SPSS22.0軟件。

（二）變量定義與衡量方法

解釋變量。企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量：選取在國內(nèi)較有影響力的內(nèi)控質(zhì)量指標之一—迪博·中國上市公司內(nèi)控指數(shù)（ICI）作為企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量的度量指標。endprint

被解釋變量。企業(yè)績效：目前我國股市尚不能充分有效地發(fā)揮作用，托賓Q值不能準確地衡量企業(yè)績效，本文從會計業(yè)績層面選取使用頻率較高的總資產(chǎn)收益率（ROA）作為企業(yè)績效的替代指標。ROA=凈利潤/平均資產(chǎn)總額。

中介變量。債務(wù)融資成本（D）：本文采用利息費用率作為替代指標，D=利息支出/（長期借款+短期借款）。股權(quán)融資成本（E）：本文擬采用OJN模型中的特例，被證明是股權(quán)資本成本評估有效性最高的模型之一的PEG推導(dǎo)模型來計算，預(yù)測EPS采用分析師預(yù)測值的均值，消除不同分析師對于盈利預(yù)測的分歧。總?cè)谫Y成本（C）：本文采取債務(wù)融資成本和股權(quán)融資成本的加權(quán)平均成本來度量總?cè)谫Y成本，C=E×（1-LEV）+D×LEV，LEV為企業(yè)的資產(chǎn)負債率。

控制變量。本文擬選擇對股權(quán)融資成本、債務(wù)融資成本及企業(yè)績效都有重要影響的資產(chǎn)負債率（LEV）=負債總額/資產(chǎn)總額，企業(yè)規(guī)模（SIZE）=公司總資產(chǎn)賬面價值的自然對數(shù)，企業(yè)成長性（GROWTH）=上一年營業(yè)收入的增長率，年度虛擬變量（YEAR）作為控制變量。

實證檢驗分析

（一）描述性統(tǒng)計

在本文選取的樣本中，內(nèi)控質(zhì)量總體平均水平是7.10（經(jīng)過歸一化處理），即樣本公司整體內(nèi)控質(zhì)量良好。企業(yè)績效的平均值為0.0628，整體處于正常水平，但個別公司間績效差距較大。融資成本極小值是-3.9059，極大值是105.4932，平均數(shù)是0.9577，總體平均水平較正常，但樣本企業(yè)間的融資成本水平相差很大。債務(wù)、股權(quán)融資成本的平均水平分別為1.1768、0.8905，相比之下，股權(quán)融資成本更低。

（二）相關(guān)性分析

由表1可知，企業(yè)績效與內(nèi)控質(zhì)量有顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1得到初步驗證。內(nèi)控質(zhì)量與債務(wù)融資成本的相關(guān)系數(shù)為-0.072，說明，企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量的提高在一定程度上可以降低債務(wù)融資成本，但其相關(guān)關(guān)系并不顯著。內(nèi)控質(zhì)量與股權(quán)融資成本呈顯著負相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2b也得到初步驗證。

（三）多重共線性診斷

本文選取容忍度（Tolerance）和方差膨脹因子（VIF）作為多重共線性診斷的指標。如表2所示，本文所有自變量及控制變量的VIF均小于2.5，遠小于臨界值10，容忍度的值也接近于1，排除了模型的多重共線性問題。

（四）回歸性分析

如表3所示，由模型（1）可見企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量（ICI）與債務(wù)融資成本（D）的相關(guān)性并不顯著，說明兩者之間并無顯著相關(guān)關(guān)系，與本文的假設(shè)H2a相悖，可能是由于我國債務(wù)融資的主要來源是銀行，而企業(yè)根據(jù)所披露信息的預(yù)期利率與銀行實際放貸時的利率可能不同；不同所有制、不同地區(qū)的公司企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量對債務(wù)融資成本的影響不同。由模型（2）可見，企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量（ICI）與股權(quán)融資成本（E）的相關(guān)系數(shù)為-0.012，且在1%的水平上顯著，說明企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量與股權(quán)融資成本顯著負相關(guān)，從而假設(shè)H2b得到驗證。由模型（3）可見，企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量（ICI）與總?cè)谫Y成本（C）的相關(guān)系數(shù)為-0.043，且在5%的水平上顯著。說明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與總?cè)谫Y成本顯著負相關(guān)，從而假設(shè)H3c得到驗證。

由模型（4）可見，企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量（ICI）與企業(yè)績效（ROA）的相關(guān)系數(shù)為0.015，且在1%的水平上顯著，印證了假設(shè)H1，即當公司內(nèi)控質(zhì)量較好時，能降低融資成本，此外信息不對稱問題也會在各方之間得到一定程度的緩解，降低委托代理成本等，使公司績效得到提升。

模型（5）-（7）都是分別加入中介變量債務(wù)融資成本（D）、股權(quán)融資成本（E）、總?cè)谫Y成本（C）后，企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量（ICI）對企業(yè)績效（ROA）的回歸結(jié)果，分別用于檢驗三者的中介效應(yīng)。模型（5）ICI對ROA通過了顯著性檢驗，但D對ROA沒有通過顯著性檢驗，證明債務(wù)融資成本的中介效應(yīng)不顯著，假設(shè)H3a不成立。模型（6）ICI對ROA通過了顯著性檢驗，E對ROA也在1%的水平上顯著通過了顯著性檢驗，從模型（4）到模型（6）ICI對ROA的相關(guān)系數(shù)從0.015減弱到0.014，且調(diào)整的R2從0.146增加到0.190，改進效果明顯。由中介效應(yīng)的Baron三步檢驗法可知，股權(quán)融資成本對商貿(mào)流通企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)績效的關(guān)系起部分中介作用，即企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量的提高能有效降低股權(quán)融資成本，提高企業(yè)績效，假設(shè)H3b得到驗證。同理分析模型（7）可得，總?cè)谫Y成本對商貿(mào)流通企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量與企業(yè)績效的關(guān)系也起部分中介作用，從而假設(shè)H3c也得到驗證。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文用托賓 Q 值、融資成本的增量在樣本不變的情況下，重新進行上述研究，得到的實證結(jié)果與之前一致，印證了本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

綜上，企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身情況，結(jié)合互聯(lián)網(wǎng)時代特征，進行內(nèi)部信息技術(shù)變革，完善內(nèi)部控制體系，培養(yǎng)專業(yè)人才隊伍；引入外部利益相關(guān)者，加強外部監(jiān)管，完善公司內(nèi)部治理；政府要著力于完善中國的資本市場，在“互聯(lián)網(wǎng)+”的大背景下，更要利用相關(guān)技術(shù)改進和完善信息披露機制，縮小資金供需雙方的信息不對稱，降低企業(yè)的融資成本，提升企業(yè)績效。

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