摘要：立足于當前上市公司快速發(fā)展的背景，選擇2016—2019年A股市場所有非ST上市公司作為研究對象，使用多元回歸模型分析股權集中度對公司績效的作用，并分析內(nèi)部控制在二者關系中的中介效應。研究結果表明：公司的股權集中度越高，則公司績效越好，同時內(nèi)部控制在股權集中度與公司績效中發(fā)揮部分中介作用，即內(nèi)控指數(shù)越高，部分股權集中度通過內(nèi)部控制對公司績效的積極作用越大。

關鍵詞：公司績效;股權集中度;內(nèi)部控制

0 引言

近年來，我國上市公司的股權結構越來越集中，到2019年，第一大股東持股比例超過40%的公司占比約29%，前三大股東持股比例之和超過60%的公司占比約24%，且前三大股東持股比例之和的增勢最為明顯。2020年前4個月，有200家企業(yè)的前三大股東持股比例較2019年年底增幅超過10%，由此產(chǎn)生的“如何在股權集中度增高的情況下保持公司價值”問題引起社會廣泛關注。黨的十九大報告強調(diào)，企業(yè)在發(fā)展過程中應當重視股權集中度與企業(yè)績效的協(xié)調(diào)性。同時，學術界也對股權集中度與公司績效的關系展開了系統(tǒng)研究，主要集中在3個方面：第一，重視股權集中度和公司績效的相關性分析，就如何通過改善當前公司的股東持股比例，進而提高公司績效方面進行研究[1];第二，分析股權集中度對公司績效的具體影響，且不同規(guī)模的企業(yè)應當如何應對這種影響[2];第三，如何有效調(diào)整內(nèi)部股權結構，進而影響公司的治理結構，從內(nèi)部管理結構層面來協(xié)調(diào)二者的關系展開研究[3]。但目前較少有專門針對內(nèi)部控制在股權集中度和公司績效關系中的中介效應的研究成果?；诖?，本文從公司內(nèi)部發(fā)展的角度出發(fā)，希望通過加強企業(yè)內(nèi)部控制，提高股權集中度對公司績效的積極影響。

據(jù)此，本文使用多家上市公司發(fā)布的相關數(shù)據(jù)，選擇2016—2019年不存在財務異常的A股公司作為研究對象，從公司內(nèi)部控制角度，分析股權集中度對公司績效的影響。研究結果顯示，股權集中度越高的公司，其公司績效水平越高，且內(nèi)部控制在二者關系中起部分中介作用。將內(nèi)控指數(shù)替換為內(nèi)部控制有效性，將公司規(guī)模替換為大型和非大型的情況下，這一結論仍然成立。股權集中度越高，公司績效水平越高，內(nèi)部控制在股權集中度對公司績效的正向影響中發(fā)揮部分積極的中介作用。

1 理論分析與研究假設

公司績效能夠將企業(yè)戰(zhàn)略導向特征和企業(yè)生產(chǎn)效率結合起來，大部分企業(yè)戰(zhàn)略以公司績效為導向，繼而制訂企業(yè)生產(chǎn)及發(fā)展規(guī)劃等內(nèi)容[4]。可見現(xiàn)有研究結論一般認為公司績效是公司價值的集中體現(xiàn)，其能夠直接影響企業(yè)的運營戰(zhàn)略。公司績效作為企業(yè)資本運作的體現(xiàn)，用于體現(xiàn)公司資本在未來期間內(nèi)預計收入的現(xiàn)值，可綜合反映企業(yè)市場價值和會計業(yè)績情況。但當前企業(yè)內(nèi)部、外部、管理人員、員工等，特別是在法律、制度設置薄弱的情況下，會導致差異化的企業(yè)績效[5]。鑒于公司績效存在獨特性和多變性，適合從戰(zhàn)略高度進行考量[6]。而在評價公司績效的同時，需要綜合考究多方面因素。而股權結構的不同會影響直接企業(yè)的日常經(jīng)營與治理水平，在公司面對重大決策時也會產(chǎn)生直接的影響，從而影響公司的績效，進一步影響外部投資者對企業(yè)的價值評估。部分學者驗證了當前股權集中度與公司績效正相關[7]。當公司的股權集中時，因控制權的集中而增加了公司的決策能力，對市場變化能快速做出應變，從而提升了公司的績效水平。賈佩雷和黃陽[8]指出，中小上市企業(yè)的股權集中度對公司績效具有顯著的正向影響，即公司的股權越集中，則該公司的公司績效水平越高，這是由于公司的權益較為集中時，會產(chǎn)生一種利益趨同的效果。大股東占有較多的股份，分紅也更多，因此其會將自身利益與公司利益保持一致，增強公司管理層的監(jiān)督并實施一定激勵政策，進而提升公司的績效。在大部分行業(yè)中，股權集中度均會對公司績效產(chǎn)生影響。因此本文認為，較高的股權集中度會提升公司績效[9]，股權集中度越高，股東對公司發(fā)展的決策力越強，越能保證公司的發(fā)展規(guī)劃與股東權益的一致性，在管理過程中，對公司資產(chǎn)運營和投資方面均有較大的話語權，進而保證公司權益的最大化。綜上，提出假設：

假設1：股權集中度越高，則公司績效水平越高。

現(xiàn)有的研究成果支持股權集中度對內(nèi)部控制具有顯著影響[10]。由于股權集中度直接影響公司的股權結構，而公司股權結構與公司內(nèi)部治理體系密不可分，內(nèi)部控制作為內(nèi)部治理的有效手段，其與股權結構具有顯著的相關性[11]。針對目前的公司內(nèi)部管理形態(tài)，大部分公司采用委托管理的形式，股東不直接參與或不作為公司的管理者進入公司運營體系中，這就不可避免地出現(xiàn)了委托代理下滋生的矛盾，這一矛盾集中體現(xiàn)為管理者利益與股東利益的沖突。而在股權集中度相對較高的公司中，股東對管理者的決策有直接的影響力，甚至掌控管理者的決策，這種環(huán)境弱化了二者的利益沖突，從而提高了內(nèi)部控制的質(zhì)量[12]。在現(xiàn)代企業(yè)的管理結構中，管理者與股東的權力區(qū)分愈加顯著，但仍有部分公司的股東直接任職公司的管理崗位，雖然是以二次任命的形式參與公司管理，但這些人在管理層的作用和決策權相對較大，其對于公司的內(nèi)部控制活動和內(nèi)部控制工作的開展均有直接作用。其在有效控制公司代理成本的同時，也能在各項內(nèi)部控制活動中有效降低內(nèi)部控制的成本支出，并集中力量打造更為嚴謹?shù)膬?nèi)部控制環(huán)境。從這一點上看，大部分學者的研究成果支持股權集中度對內(nèi)部控制具有積極的影響[13]?；诖耍岢黾僭O：

假設2：股權集中度越高，則公司的內(nèi)控指數(shù)越高。

公司進行內(nèi)部控制，主要是為了有效提高公司會計信息披露水平，并維護公司資產(chǎn)運轉的安全性和完整性，即當前公司進行積極的內(nèi)部控制活動主要是為保證公司運營方面的安全性。從這一角度分析，內(nèi)部控制的效果越好，則公司運營情況越好，公司的績效水平越高。同時，內(nèi)部控制不是一項短期活動，而是伴隨著公司發(fā)展不斷深入的長期性戰(zhàn)略措施。因此，馬建威和黃春[14]在內(nèi)部控制與公司績效進行專門的實證分析中得出結論：內(nèi)部控制的時間越長，則企業(yè)績效水平越高。內(nèi)部控制的可持續(xù)性會對公司績效產(chǎn)生顯著的正向促進作用。同時內(nèi)部控制作為企業(yè)內(nèi)部管理和企業(yè)發(fā)展的管理措施，也是當前大部分企業(yè)內(nèi)部發(fā)展戰(zhàn)略的主要內(nèi)容，因此，從公司內(nèi)部發(fā)展戰(zhàn)略角度來分析，公司內(nèi)部控制的強度越大，則說明公司內(nèi)部管理戰(zhàn)略的實施程度越高，其對于公司總資產(chǎn)收益率的促進作用越明顯[15]。通過有效的內(nèi)部控制活動和較高的內(nèi)部控制質(zhì)量，能夠直接影響公司績效水平，內(nèi)部控制的強度越大 ，則公司績效的提升效果越顯著[16]?；诂F(xiàn)有研究成果，提出假設：

假設3：內(nèi)部控制對公司績效具有積極作用。

當前大部分企業(yè)的管理者和所有者之間具有明顯的區(qū)分，企業(yè)的股東通過將企業(yè)的管理權委托給管理者的方式，將企業(yè)的控制權交給管理者。同時在委托代理的過程中，企業(yè)管理者的決策與股東的利益最大化之間會出現(xiàn)矛盾。部分學者則直接將股權集中度作為內(nèi)部控制建設的重要環(huán)境，將其歸至內(nèi)部控制建設對公司績效產(chǎn)生影響的環(huán)境因素，并指出，股權集中度越高的公司，內(nèi)部控制對公司績效的積極作用越顯著[17]。但將股權集中度直接作為公司的股權結構進行分析，認為在當前現(xiàn)代企業(yè)建設的環(huán)境中，股權集中度越高的公司，為了降低代理矛盾，通常采用有效的內(nèi)部控制手段來實現(xiàn)管理者的業(yè)績與公司利益的有效統(tǒng)一，進而實現(xiàn)公司績效的提升[18]。基于此，提出假設：

假設4：內(nèi)部控制在股權集中度對公司績效的影響中具有中介作用。

2 研究設計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)

選擇2016—2019年的全部A股市場的非ST上市公司作為研究樣本，同時基于下列條件剔除無效樣本：①未披露內(nèi)部控制報告和沒有內(nèi)部控制報告結論;②相關年度數(shù)據(jù)存在缺失。對樣本按照同公司和同年度進行對應處理，最終確定532家樣本公司共2 128個面板數(shù)據(jù)。文中使用的股權集中度、內(nèi)部控制，以及公司績效的相關數(shù)據(jù)分別來自CSMAR數(shù)據(jù)庫、迪博數(shù)據(jù)庫和RESSET數(shù)據(jù)庫。對所有連續(xù)變量的數(shù)據(jù)進行極差標準化處理。

2.2 指標說明

2.2.1 因變量

借鑒已有的公司績效的定義，進而確定公司績效的衡量指標。公司績效作為公司價值的直接體現(xiàn)，是公司組織資本的綜合體現(xiàn)。Miles和Clieaf[19]認為，公司績效是通過創(chuàng)造超常的資本收入增長、創(chuàng)新、卓越的運營和利益相關者關系持續(xù)創(chuàng)造價值。而資產(chǎn)報酬率能夠直接反映一定時期內(nèi)的企業(yè)資本回報效率，因此本文選取總資產(chǎn)報酬率作為因變量的直接衡量指標，當公司的總資產(chǎn)報酬率越高，則公司績效水平越高。

2.2.2 自變量

分析所有樣本公司第一大股東持股比例之和、前三大股東持股比例之和、前五大股東持股比例之和，得到前三大股東持股比例之和具有明顯的區(qū)分度，第一大股東持股比例之和和前五大股東持股比例之和沒有顯著的年度差異，因此本文選擇前三大股東持股比例之和衡量股權集中度，該值越大，則說明公司的股權集中度越高。

2.2.3 中介變量

以迪博數(shù)據(jù)庫發(fā)布的公司內(nèi)控指數(shù)作為內(nèi)部控制情況的衡量指標，內(nèi)控指數(shù)越高則說明公司的內(nèi)部控制強度越大。

2.2.4 控制變量

基于本文研究主要是針對公司內(nèi)部管理層面，且基于委托代理理論，借鑒相關的研究成果，在中介效應模型中對企業(yè)的兩權分離、公司規(guī)模、公司發(fā)展性、公司經(jīng)營狀況和公司運營風險進行控制。其中分別使用可持續(xù)增長率、股東權益周轉率、綜合杠桿作為公司發(fā)展性、經(jīng)營狀況和運營風險的直接衡量指標，具體見表1。

2.3 建立模型

Baron和Kenny[20]對中介效應的檢測提出了逐步檢驗，結合本文研究的假設，建立多元回歸模型如下

GSJXit=C+a1GQJZit+a2GPRSit+a3LQFLit+a4GSGMit+a5SMEANit+a6QYZLit+a7ZHGLit+ε （1）

NKZSit=C+b1GQJZit+b2GPRSit+b3LQFLit+b4GSGMit+b5SMEANit+b6QYZLit+b7ZHGLit+ε （2）

GSJXit=C+d1GQJZit+d2NKZSit+d3GPRSit+d4LQFLit+?? d5GSGMit+d6SMEANit+d7QYZLit+d8ZHGLit+ε（3）

先分析模型（1）中a1是否顯著，再分析股權集中度對內(nèi)部控制的回歸情況，確定模型（2）中b2的顯著性。在模型（3）中，當d1不顯著且d2顯著時，說明內(nèi)部控制在股權集中度和公司績效關系中發(fā)揮完全中介作用;當d1顯著且d2也顯著時，若d1

3 實證結果

3.1 描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計分析見表2。表2顯示，公司績效的均值為6.576，標準差為13.495，說明當前不同公司的公司績效差異較大，同時根據(jù)不同公司規(guī)模的兩權分離情況進行劃分可知，大型的兩權未分離公司的公司績效均值最大，為9.529。而股權集中度的均值為62.216%，說明當前大部分公司的前三大股東持股比例之和大于60%，其中小型的兩權分離公司的股權集中度均值最大，為63.46%。內(nèi)控指數(shù)的均值為704.234，說明當前大部分樣本公司的內(nèi)控指數(shù)較高，其中中型的兩權未分離公司的內(nèi)控指數(shù)均值為718.513，均高于大型、小型公司的內(nèi)控指數(shù)均值。

3.2 相關性分析

公司績效與股權集中度、內(nèi)部控制的相關性結果見表3。樣本公司的公司績效與股權中度、內(nèi)部控制在0.01水平正相關，同時股權集中度與內(nèi)部控制具有顯著的中度相關性。兩權分離與公司績效在0.01水平負相關，可持續(xù)增長率、股東權益周轉率、綜合杠桿與公司績效正相關。此外，變量之間的兩兩相關系數(shù)的絕對值均不超過0.4，說明當前各變量之間不存在顯著的多重共線性問題。

3.3 回歸分析

股權集中度、內(nèi)部控制、公司績效兩兩回歸結果見表4。

表4顯示，3個多元回歸模型調(diào)整后的R2分別為0.150、0.187、0.212，模型的F值均在0.01水平顯著，說明3個模型均為有效模型。其中模型（1）中股權集中度的回歸系數(shù)為0.323，且符號為正，同時t為15.899（p<0.001）。同時，公司發(fā)展性、兩權分離、股東權益周轉率、綜合杠桿的回歸系數(shù)均為正，同時p值均小于0.05，此外公司規(guī)模的回歸系數(shù)為負，且p<0.05。因此，根據(jù)模型（1）的測試結果可知：

股權集中度對公司績效具有顯著的正向影響，同時公司發(fā)展性、公司規(guī)模、公司經(jīng)營狀況、公司運營風險與公司績效正相關，兩權分離與公司績效負相關，這符合當前大部分公司的委托-代理的現(xiàn)狀。當兩權分離之后，管理者在提高自身業(yè)績或薪酬以實現(xiàn)個人利益最大化的過程中，隨之增加了企業(yè)的代理成本，而公司績效主要是針對公司獲利部分，成本增加勢必造成公司績效的下降。

在模型（1）成立的前提下，進一步測試模型（2），其中股權集中度的回歸系數(shù)為0.435，同時p<0.001。此外，股東權益周轉率的回歸系數(shù)為0.038，且p值為0.049，小于0.05。因此，基于模型（2）的測試結果可知：股權集中度對內(nèi)部控制產(chǎn)生顯著的正向影響，控制變量公司經(jīng)營狀況對內(nèi)部控制產(chǎn)生積極影響。

模型（3）中股權集中度、內(nèi)控指數(shù)的回歸系數(shù)均為正，同時均在0.001水平顯著，此外所有控制變量的回歸系數(shù)均在0.01水平顯著。模型（3）的回歸結果說明：股權集中度和內(nèi)部控制能夠同時對公司績效產(chǎn)生積極影響，控制變量中除兩權分離外，其他控制變量均會對公司績效產(chǎn)生顯著的正向作用。

對比模型（3）和模型（1），股權集中度的回歸系數(shù)均顯著，但回歸系數(shù)從0.323下降至0.202，說明內(nèi)部控制在股權集中度對工資績效的影響中產(chǎn)生部分中介作用。綜上可知，回歸模型測試結果驗證了假設1、假設2、假設3，而假設4則部分成立。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了對3個回歸模型進行穩(wěn)健性檢驗，使用內(nèi)部控制有效性替換原有的內(nèi)控指數(shù)，即引入當前CSMAR數(shù)據(jù)庫中各樣本公司披露的內(nèi)部控制有效性情況，有效取1，無效取0。同時對樣本公司的總資產(chǎn)進行匹配可知，樣本公司中中小型企業(yè)總資產(chǎn)的差異性較小，因此將公司規(guī)模按照總資產(chǎn)劃分為大型取1，非大型取0。分別對上述模型進行穩(wěn)健性檢驗，保持其他變量不變的情況下，解釋變量和中介變量的顯著性和回歸系數(shù)符號均與前文的模型測試結果基本一致，說明本文的模型測試結果具有穩(wěn)定性，見表5。4 結語

公司績效的高低直觀反映了公司的運營和發(fā)展狀況，而股權集中度能夠對公司績效產(chǎn)生積極影響，是企業(yè)提升公司績效的有效路徑。內(nèi)部控制是公司內(nèi)部管理的重要內(nèi)容，股權集中度越高，內(nèi)控指數(shù)越高，進而說明通過有效的內(nèi)部控制能正向影響公司績效，

換言之，內(nèi)控指數(shù)越高，則公司績效的提升速度越快。因此，要保證公司績效持續(xù)增長，除保持較高的股權集中度外，還要采取有效的內(nèi)部控制。本文以2016—2019年披露了內(nèi)部控制狀況的A股公司為樣本，研究公司的股權集中度對公司績效的影響，以及內(nèi)部控制的中介效應。

本文的研究結果解釋了當前許多行業(yè)的企業(yè)股權集中度不斷提高的現(xiàn)狀，表明許多公司通過提高股權集中度來提升公司績效。同時，越來越強的內(nèi)部控制是一種有效的手段。股權集中度對公司績效產(chǎn)生正向影響。因此，應當進一步穩(wěn)定當前前三大股東持股比例之和，即增強前三大股東對公司股權的控制力，在保證股東以最低的代理費用下實現(xiàn)有效監(jiān)管控制管理層，進而實現(xiàn)公司績效最大化。同時，內(nèi)部控制會對股權集中度與公司績效的關系產(chǎn)生部分中介作用。為此，公司管理者可從提高內(nèi)部控制的視角采取相應措施，通過優(yōu)化當前控制環(huán)境，加強風險評估，積極開展控制活動，加強信息交流與溝通，建立內(nèi)部監(jiān)督機制，進而提高股權集中度對公司績效的積極作用。

參考文獻

[1]林漢銀.股權結構與公司績效關系的實證研究：基于中國電力行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)[J].財政監(jiān)督，2018（23）：105-111.

[2]尹華，張顏顏，馬媛.企業(yè)生命周期與股權集中度的匹配對企業(yè)績效的影響：基于制造業(yè)上市公司的實證[J].重慶大學學報（社會科學版），2018，24（6）：85-92.

[3]劉重.股權集中度對公司績效的影響：基于石油化工建設行業(yè)的實證研究[J].四川建材，2017，43（11）：234-235.

[4]MORGAN R E，STRONG C A. Business performance and dimensions of strategic orientation[J].Journal of Business Research，2003，56（3）：163-176.

[5]ESTRIN S，ROSEVEAR A. Enterprise performance and ownership：the case of Ukraine[J].European Economic Review，1999，43（4）：1125-1136.

[6]鄭偉，姜民杰.戰(zhàn)略績效動態(tài)綜合評價體系構建與案例研究：基于利益相關者及權變理論[J].會計之友，2019（20）：48-53.

[7]王玉霞，王浩然，張容芳.上市公司薪酬差距對公司績效的影響：基于股權集中度的中介效應[J].經(jīng)濟問題，2021（3）：108-115.

[8]賈佩雷，黃陽.股權結構對上市公司經(jīng)營績效的影響：基于2015年—2017年中小板上市公司數(shù)據(jù)[J].紹興文理學院學報（人文社會科學），2019，39（6）：87-93.

[9]楊佩月，唐麗均.公司治理與公司績效的關系研究：以消費類上市公司為例[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2020（7）：119-122.

[10]楊星.試論股權結構與內(nèi)部控制水平[J].新會計，2013（9）：15-17.

[11]郭曉鳳，周玉晶，白雪.股權結構與內(nèi)部控制質(zhì)量的相關性研究[J].金融經(jīng)濟，2014（14）：116-118.

[12]蔣燕，陳永麗.股權集中度、內(nèi)部控制與過度投資[J].財會通訊，2017（27）：25-27.

[13]王曉軍，趙俊俊，房娜娜.內(nèi)部控制質(zhì)量、股權集中度與企業(yè)績效[J].天津商業(yè)大學學報，2020，40（4）：38-45.

[14]馬建威，黃春.國有控股公司治理、內(nèi)部控制與企業(yè)績效[J].科技促進發(fā)展，2019，15（2）：113-120.

[15]丁正平，胡瑩瑩.內(nèi)部控制有效性對企業(yè)財務績效的影響：基于大、中小型企業(yè)對比分析[J].合肥工業(yè)大學學報（社會科學版），2020，34（3）：29-35.

[16]魏文君，吳蒙.內(nèi)部控制、融資約束與公司績效[J].會計之友，2019（21）：53-58.

[17]羅莉，余晨.股權集中度、內(nèi)部控制與公司績效[J].商業(yè)會計，2017（15）：66-69.

[18]王棣華，管莎莎.內(nèi)部控制在股權結構對企業(yè)績效影響中的中介傳導效應研究[J].湖南財政經(jīng)濟學院學報，2016，32（5）：60-70.

[19]MILES S J，CLIEAF M V.Strategic fit：key to growing enterprise value through organizational capital[J]. Business Horizons，2017，60（1）：55-65.

[20]BARON R M，KENNY D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research：conceptual，strategic，and statistical considerations.[J].Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：1173-1182.

收稿日期：2021-11-20

作者簡介：

耿一丁，女，1988年生，碩士研究生，講師，主要研究方向：財務分析、公司治理。