绿色治理视域下内部控制信息披露质量与企业绩效
时间：2023-01-23 12:00:06 来源：柠檬阅读网 本文已影响 人 
任昕宇，陶克涛，石宝国,巴音那
(1.内蒙古财经大学 工商管理学院，内蒙古 呼和浩特 010070；
2.内蒙古中磊投资集团有限责任公司,内蒙古 鄂尔多斯 017000;3.蒙古国生命与科技大学 经济管理学院，蒙古乌兰巴托 17024)
绿色治理是近年来企业界广泛重视的问题。我国经济由高速发展转向高质量发展要求企业在完成自身经济目标的同时兼顾绿色环保治理，在获得企业绩效的同时要保护利益相关者的利益。企业内部控制是监督和规范企业绿色行为的重要手段。各国颁布了许多法律规范来强制企业披露内部控制信。例如2002年SOX法案的发布标志着美国内部控制体系的建设与执行逐渐成熟。2010年我国进入全面强制披露内部控制信息的时代，但数十家上市公司都存在财务造假行为。反映出近年来国内企业内部控制存在缺陷，因此必须重视企业内部控制信息披露体系建设来减少经营管理人员违规行为。
绿色治理带来企业生产技术更新换代、资源贬值，投资者对企业绿色行为的关注增加。在绿色治理视域下，企业能否通过高质量内部控制信息披露向外界传达利好信息，以达到提高企业绩效，进而实现企业稳定可持续发展的目的，是本文重点研究的问题。
企业内部控制信息披露，有利于降低融资成本，进而提高企业绩效[1]。信号理论认为拥有优质股票的公司可以提高内部控制信息披露质量来提高透明度，使投资者获得更多有利于决策的信息，来向资本市场传达经营状况良好的信息去区别于劣质股票公司，从而降低投资风险，有利于企业降低融资成本，提高企业绩效[2]。有国外研究发现，披露内部控制重大缺陷可以促使企业改进内部控制，提高财报质量，降低融资成本，提高企业绩效[3]。
基于信息不对称理论，内部控制信息披露质量较高的企业通常被视为经营状况良好和违规行为较少[4]，由于管理者手中掌握的信息更丰富，所以管理者容易出现投机行为。所以投资者为降低风险会保守投资，进而增加企业融资成本，导致企业内部控制信息披露质量降低[5]。基于委托代理理论，高质量的内部控制信息披露可以缓解代理问题并且降低企业经营风险，从而提高企业绩效[6]。如果企业内部监督机制有缺陷，那么管理者更容易谋求自身利益，甚至损害投资者利益，所以需要内部控制信息披露来规避这种现象[7]。因此，提出假设:内部控制信息披露质量与企业绩效正相关。
(一)样本数据来源
文章以2014-2017年深沪A股上市公司数据为样本进行实证研究，并对样本数据进行了初步的筛选，数据来源于国泰安CSMAR数据库和迪博内部控制数据库，经筛选最终的样本量为9738，数据用SPSS26.0软件进行分析。
(二)研究变量的创建
1.企业绩效。本文借鉴孙奕驰[8]的方法，选取了12个财务指标，分别为总资产净利润率、每股收益、资产报酬率衡量盈利能力；
总资产周转率、股东权益周转率、固定总资产周转率衡量营运能力；
速动比率、流动比率、现金比率衡量偿债能力；
营业收入增长率、总资产增长率、资本积累率衡量发展能力(如表1)。以2017年为例来用因子分析法分析。
表1 元件系数表
因子创建。KMO值大于0.5，说明数据间的相关度良好，通过巴特利特球体检验得出统计量在1%上显著，以上结果说明数据适合做因子分析。文章创建了四个因子，分析发现累计方差贡献率为81.555%>65%(如表2)，说明因子对于整个样本数据的解释程度较好，文章创建四个因子是合理的。
表2 KMO、巴特利特球体检验和累计方差贡献率
因子计算模型。通过上表得出各因子与各指标的相关系数，进而得出A1模型，A2、A3、A4以此类推。
A1=-0.008x1-0.027x2-0.062x3+0.026x4+0.090x5-0.011x6-0.014x7-0.014x8-0.022x9+0.331x10+0.370x11+0.368x12
企业绩效综合得分计算。由因子权重=方差贡献率/累计方差贡献率，可得企业绩效计算公式：
PER2017=0.36A1+0.28A2+0.20A3+0.16A4
PER2014=0.32A1+0.24A2+0.23A3+0.21A4
PER2015=0.37A1+0.26A2+0.21A3+0.16A4
PER2016=0.37A1+0.26A2+0.23A3+0.14A4
2.变量计算。文章将内部控制信息披露质量指数(ICID)作为解释变量，利用迪博内部控制信息披露指数来衡量。此外，将公司规模、资产负债率、公司成长速度、企业性质、股权制衡度、管理费用率、是否亏损及年份虚拟变量作为控制变量(如表3)。
表3 变量计算方法
(三)模型构建
根据文章前面的理论分析和变量的创建，以2014-2017年全样本数据创建以下模型：
PER=α0+α1IC+α2SIZE+α3LEV+α4GR+α5TLSG+α6ERR+α7LOSS+α8MFR+α9YEAR+ε1
其中，α0为常数项，α1为解释变量的系数，αi(i=2,3……9)为控制变量的系数，ε1为误差项。
(一)描述性统计和相关性分析
描述性统计和相关性分析显示，各变量的数值未出现异常情况，可以进行下一步检验。其相关关系如表4所示。
表4 变量描述性统计和相关性分析
(二)回归分析
通过描述性统计和相关性分析发现，各变量数值未出现异常情况，可进行下一步检验。内部控制信息披露质量与企业绩效的相关系数为0.027，呈显著正相关，说明内部控制信息披露质量高的企业有着更高的企业绩效，与假设中提到的一致。表5显示F值为63.294，在1%水平上显著，说明模型设置合理。内部控制信息披露质量与企业绩效的T值为2.075且在5%水平上显著，验证了假设。通过共线性诊断发现VIF值均小于10，所以不存在严重多重共线性问题。
表5 回归分析
(三)稳健性检验
文章将PER替换为ROE和ROA进行稳健性检验(控制变量和常量此处表格省略)(如表6)。
表6 回归分析
结果显示，用ROE、ROA代替PER后，内部控制信息披露质量与企业绩效仍呈显著正相关，可以看出模型的回归结果稳健。
(一)研究结论
第一，内部控制信息披露质量与企业绩效呈显著正相关关系。文章从盈利能力、营运能力、偿债能力和发展能力等四个方面来衡量企业综合绩效。
第二，企业绩效与公司规模、成长速度、国企、股权制衡度呈正相关，与管理费用率、资产负债率、亏损呈负相关。其中，企业绩效与管理费用率呈显著负相关关系，也就是说证明了内部控制信息披露质量的提高可以降低管理费用率，即代理成本，从而可以提高企业绩效。
(二)政策建议
文章基于内部控制信息披露与企业绩效的关系研究，提出以下几点建议。
第一，国家应完善内部控制信息披露的法律规范，将内部控制信息披露规范进一步上升至法律层面，充分引起企业对内部控制信息披露体系建设的重视，使企业违规成本增加，起到强化约束作用。
第二，国家应制定强制的内部控制信息披露体系，规范内部控制信息披露的统一形式和标准，强化企业内部控制信息披露体系的建立和执行。
第三，加强外部监督机制，强制披露内部控制信息披露审计报告，提高内部控制信息披露审计过程的透明度，加强内部控制信息披露审计的公平公正，减少企业的投机行为和非法操纵现象，促使企业及时、完整地披露内部控制自评报告和审计报告。
第四，敦促企业完善自身内部审计制度，使企业增强主动披露内部控制信息的意愿。研究表明，主动披露比强制披露的效果更加显著。
(三)研究展望
第一，在指标的选取上，可以考虑更多因素。比如人文、环境等不从财务上衡量的指标，这些因素可以使结果反映的问题更加全面。
第二，在内部控制信息披露的评价上，希望在以后的研究中可以独立建立评价标准体系来对内部控制信息披露质量进行评分，加深对内部控制信息披露的理解。
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