公司治理与内部控制关系实证研究

公司治理一直是企业管理的重要话题，特别是在经济迅 猛发展、市场竞争愈加激烈的背景下，公司的治理必定要迎

关关系假设3 ：董事会规模与内部控制的有效性呈正相关关系假设4：独立董事人数与内部控制的有效性呈正相关

接来自各方面的挑战。从本世纪初爆发的安然、世界通信等

公司到我国披露的银广夏、蓝田股份等财务造假丑闻案件, 金额以及其舞弊的手段无不令人震惊,这在很大程度对公司

关系假设5：监事会规模与内部控制的有效性呈正相关关系潜在的投资者造成不利影响。研究结果表明这些公司内部

控制无效、财务信息失真等问题出现的主要原因是，公司内 部制度的实施出现漏洞。因此,我们必须采取专门研究的方

假设6:监事会开会次数与内部控制的有效性呈正相关 关系3.研究设计式来应对这一问题。2. 理论分析与研究假设3. 1样本选择与数据来源本文选取的样本是从我国2920家A股上市公司截止到

2.1理论分析(1) 股权结构对内部控制的影响。当公司的股权处于高 度集中状态时，表明公司所采取的对经营管理者的激励和监

2016年1月的数据。其中保险类、金融类公司由于资产负债 表特征、会计政策的选用等与其他的样本公司不同，所以将 其从样本数据中剔除。另外剔除ST、PT公司数据。督措施的内部控制起到明显的作用。原因是股东对公司实

施的控制手段所带来的收益是远大于付出的代价的，即他们 有足够的主观能动性去监督和管理经营者的行为，从而在一

3. 2变量定义及模型设计本文选取了第一大股东持股比率(TOP1)、国家股东持 股比率(SL)、董事会规模(SD)、独立董事人数(TD)、监事会

规模(SBS)、监事会开会次数(FR)为解释变量;净资产收益 率(ROE)、资产负债率(LEV)、营业收入增长率(GEOW)为

定程度上可以提高内部控制的有效性水平。相反，当公司的 股权处于高度分散状态时，股东对企业所制定的控制措施所

带来的收益是低于付出的代价的，使得在控制和监管管理经 营者的行为方面缺乏积极性,内控的有效性失去保障。控制变量，因变量为DIB。利用多元回归模型对其进行检

(2) 董事会对内部控制的影响。董事会通过改变董事会

的构成和规模，来影响企业内部控制制度的建设和权力的制

验，模型设计如下：DIB = Bo + 3, Topi + p2SL + P,SD + p4TD + p5SBS +

衡关系，进而影响企业内部控制实施的有效性。具体体现如

下:董事会规模越大，一方面说明公司越有能力和资本，那么 在公司内部控制制度的建设方面能投入更多的精力和资金；

p6 FR + p7 ROE + p8 LEV + p9 GEOW + e注：P。为模型的截距项,念为各变量之间的相关关系2

为服从数学期望0。4. 实证检验分析另一方面董事会的构成越丰富,可以实现董事会内部权力之

间的相互制衡，就能够提高公司内部控制实施的有效性。4. 1描述性分析样本总量为1466个，内部控制有效性指数DIB的最小

值为1.34,最大值为3. 42,标准差为0.24,表明我国上市公

(3) 监事会对内部控制的影响。监事会规模越大，则公

司内部控制实施的力度越强。一方面表示公司的监事会的

构成越丰富，各监事越能够在自己擅长的领域发挥自身的监

督与控制作用，另一方面表示他们能够对企业战略决策的制

司内部控制有效性的差异比较悬殊，但总体而言内部控制的

有效性还是达到了一定的效果。第一大股东的持股比率的 最大值、最小值分别为0. 85,0. 25，由此可见第一大股东没有

定和实施提出建设性的意见，对企业战略决策的科学性和执

行的有效性起到积极的推动作用，来影响企业内部控制的

出现特别明显的一股独大的问题；而董事会规模的最大、最

实施。小值分别是15.00,5.00,可见董事会的规模较小；同理可知 监事会的规模也较小，且监事会开会的次数也不是很多，在

2. 2研究假设本文在运用前一节进行理论分析的基础上给出如下

这两个变量上各个样本间的差距比较明显。净资产收益率、 营业收入增长率最小值、最大值、标准差分别为0. 03,0. 33,I 0. 08； -0.01,1.02,0. 22表明不同的上市公司经营效率的不假设：假设1 ：第一大股东持股比率与内部控制的有效性呈正126同，所带来的与内部控制的有效性的程度也是不一样的。即被解释变量与解释变量全体线性关系是显著的，可以建立 表1描述性分析线性模型。样本量最小值最大值平均值标准差（3）回归系数的显著性检验TOP114660. 250. 850. 320. 17SL14660.010. 260.420. 15表5回归系数显普性检验SD14665.0015.00& 872. 10模型非标准化系数标准系数tSig.TD14661.593. 353. 030. 11B标准误差试用版SBS14661.0013.003.221.23（常量）44. 24533. 2254& 34.002FR14661.0115.005. 121.66第一大股东持股比率.125.065.216.121.000ROE14660.030. 330. 120. 08国家股东持股比率.015.003.203.190.004LEV14660.090.660. 330. 10董事会规模.018.017.652.429.021GEOW1466-0. 101.020. 150. 221独立董事人数.251.233.340.234.030DIB14661.343.420. 970. 24监事会规模.167.134.064.036.029有效N1466监事会开会次数.147• 129.020.016.005净资产收益率.184.270.028.719.0384. 2相关性分析资产负债率125.211145-.442.024营业收入增长率.098.089023.019.031表2相关性分析Speirman相关性从上表的对变量显著性T检验的结果可以看岀：（1）第

TOP1SLSDTDSBSFRROELEVGEOWDIBTOPI1.335.825.595~.773 ••.742.847.576 ••.524 ••.422\"一大股东持股比率的非标准系数为0. 125 ,t值为0. 121 ,p值

SL.8251.528 \".621 ~.74O-.824*.849“.663\".579 ••.262 '•SD.415.0211-.010”.072 ••-.032-.025为0.000,在0.05的水平下是显著的，系数为正数。国家股

.125 \".001 ••.021 '•TD125167.1571-.021-.015.031.028.015.075 •'东持股比率的非标准系数为0. 15 ,t值为0. 190, p值为

SBS.089\".295.316-.623 -1.298°.276 -.208”.180.168 \"FR.018.011.021.027.017-1.013.002.121 -.026“0.004,在0.05的水平下是显著的。说明假设1和2成立。

ROE.024\".031 -.017”.061.022“.035 \"1.013.021.281 ••LEV.073 \".054.074 ••.689.042 ••.765'.8581.467“-.532 \"（2）董事会规模的非标准系数为0.018,1值为0. 429,p值为 GEOW.064-.049.065“.508.031 M.226*.418.201 ••1.312“DIB.735~.681 M.241 -.257.152 ••.105 '•.376“

-.324 *.406”10. 021,在0.05的水平下是显著的，系数为正数。监事会规 * *•表示在.01水平（双侧）上显著相关模的非标准系数为0. 167,1值为0. 036, p值为0. 029,在

*•表示在.05水平（双侧）上显著相关0.05的水平下是显著的。说明假设3和5成立。（3）独立 由上表可见:在0.05的显著水平下，国家股东持股比率

董事的非标准系数为0. 251 ,t值为0. 234,p值为0. 030,在

（SL）、董事会规模（SD）、独立董事人数（TD）、监事会规模

0.05的水平下是显著的,系数为正数。监事会开会次数的非

（SBS）、监事会开会次数（FR）与内部控制有效性指数DIB 标准系数为0. 147,t值为0.016,p值为0.005,¢0.05的水

的相关系数分别是 0. 335\"、0. 825”、0.595\"、0. 773 “、

平下是显著的。这说明假设4和6成立。0. 742、0. 847,所对应的P值均小于0. 05，反映了这几个变量 由此得出的线性回归方程为：之间具有高度的正相关关系，说明控制变量选取合理。DIB = 44. 245 + 0. 125 Topi + 0. 015 SL + 0. 018 SD +

4.3回归分析0. 251 TD +0. 167SBS +0. 147 FR +0. 184 ROE - 0. 125 LEV （1）拟合优度检验+ 0.098 GEOW5.结论表3模型汇总本文的研究结论:第一，公司的股权处于高度集中状态

模型RR方调整R方标准估计的误差1.982a.966.964.1887632时,所采取的对经营管理者的激励和监督措施的内部控制起 到明显的作用。第二，董事会规模越大，则公司内部控制的

表中调整的判定系数（0.964）较接近1,因此可以得出

有效性越高。第三，监事会规模越大、开会的次数越多，内部

结论,模型的拟合度较高。模型的拟合优度系数是0. 982,说 控制越有效，那么也就越能充分发挥其监督与控制的职能。明两者之间具有高度显著的线性关系。（西安石油大学，陕西西安710065）（2）回归方程的显著性检验参考文献：表4回归方程显著性检验[1 ] Narendra Sharma. Extent of corporate governance disclosure

模型平方和df均方FSig.by banks and finance companies liststed on Nepal Stock Ex­回归7. 3339.8155& 214.000achange [J]. Advances in Accounting, incorporating Ad­

1残值20.0051457.014总计27. 3381466vances in International Accounting,2014, （30） ：425 ~439.[2]郑洪涛，张颖主编.企业内部控制学[M].（第3版）.

模型的设定检验F统计量58. 214,显著性水平a几乎为 东北：东北财经大学出版社,2015.7 -20.零，如果显著性水平a为0. 05 ,所以模型通过了设定的检验，

（责任编辑：魏书传）127