醫(yī)藥制造企業(yè)內部控制、社會責任與財務績效關系研究

張國柱（教授）司成琪 趙海琳

（武漢工程大學管理學院 湖北武漢 430073）

一、文獻梳理與理論分析

（一）內部控制與財務績效關系

內部控制質量對企業(yè)財務績效具有正向促進作用。如研究發(fā)現內部控制整體的有效性越高，企業(yè)財務績效水平就越高（江其玟、褚揚，2018）；在新冠疫情的影響下內部控制質量提升對企業(yè)財務績效的改善有正向促進作用（鄭莉莉，2021）。在對外公布的財務與非財務數據中有關內部控制的相關信息越多，企業(yè)財務績效水平往往越高（王真，2012）；報告強信息系統(tǒng)內部控制的公司具有較高的會計收益（Muhanna S.，2011）。但也有觀點認為內部控制缺陷程度反向作用于財務績效。內控五要素中內部控制缺陷程度對財務績效水平的影響程度最大（尚偉華，2021）。

（二）內部控制與社會責任關系

內部控制質量與企業(yè)社會責任顯著正相關，對于不同產權性質的企業(yè)，內部控制的影響程度不同。針對國內上市公司，內部控制對其社會責任具有顯著的正向影響，并且這種正向促進作用在非國有企業(yè)中更加顯著（劉文麗、李欣怡、楊亦民，2021）；滬深兩市國有控股上市公司，其內部控制質量的提升有利于正向促進社會責任的履行（張禮濤、王建玲，2016）；針對不同行業(yè)，相關研究顯示內部控制對社會責任均具有正向促進作用。高質、有效的內部控制可以提升企業(yè)履行社會責任的意愿（馮麗麗、廖海霞、宋紹清，2015）。企業(yè)內部控制規(guī)章制度越完善、運行越有效，越能促使決策者積極承擔社會責任，內部控制的幾個要素中不同要素對社會責任的影響程度不同。

（三）社會責任與財務績效關系

社會責任正向促進財務績效。研究發(fā)現積極承擔社會責任的企業(yè)價值高于其他未承擔社會責任的企業(yè)（Braune E.，Charosky P.，Hikkerova L.，2019）；積極履行社會責任對財務績效托賓Q值產生了有利影響（李茜、徐佳銘、熊杰等，2022）。有研究認為社會責任與財務績效為非正向關系，企業(yè)履行社會責任會降低財務績效水平（周張佳雯、徐煥章，2016）。另有相關研究認為，社會責任與財務績效之間相互促進，社會責任正向促進財務績效，同時財務績效有利于促進社會責任的履行。還有研究認為兩者之間不是簡單的直線線性關系。在環(huán)保支出投入的一定量范圍內財務水平會隨之增加，超過一定量時，財務績效水平反而會下降。

（四）內部控制、社會責任與財務績效三者關系

社會責任在內部控制與財務績效之間發(fā)揮了顯著的中介效應，并且在非國有上市公司中這種效應更為顯著（田利軍、陳甜甜，2015）；社會責任在食品飲料制造行業(yè)內部控制對財務績效的影響中發(fā)揮了中介效應（劉婉、程克群，2019）；對于深市A 股信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)上市公司而言，社會責任也發(fā)揮了部分中介效應（苗雨君、朱丹，2017）。

二、概念界定與研究假設

（一）相關概念界定及衡量

1.企業(yè)內部控制及衡量?！镀髽I(yè)內部控制基本規(guī)范》界定內部控制是董事會、監(jiān)事會、經理層和全體員工實施的旨在實現控制目標的過程，通過內部環(huán)境、風險評估、控制活動、信息與溝通、內部監(jiān)督五要素來衡量。從內部控制的五要素出發(fā)，迪博數據庫構建了評價企業(yè)內部控制質量的相關9個子數據庫，多方位、客觀、全面、真實地反映了我國上市公司的內部控制水平，本文對于內部控制質量的衡量，以迪博數據庫公布的內控指數為基準。

2.社會責任及衡量。企業(yè)社會責任是管理者依據社會的標準、期望及需求來制定企業(yè)的政策、作出相關經營決策，并據此采取行動的義務。衡量社會責任的方法眾多，在已有文獻中，大多使用和訊網公布的社會責任綜合評分來衡量，該評分體系包括5個一級指標、13個二級指標、37個三級指標，涵蓋了員工、股東、供應商客戶消費者、環(huán)境和社會五大責任體系，該系統(tǒng)考慮因素覆蓋全面，設計合理，因此本文也選用了該評分體系作為衡量社會責任履行水平的工具。

3.財務績效及衡量。企業(yè)的財務績效是企業(yè)進行生產經營之后所產生的成果。目前衡量財務績效的方法主要有兩種：一種是市場指標法，通過市場增值（MVA）以及托賓Q值進行衡量；另一種是財務指標法，主要通過總資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）、基本股每股收益（EPS）等指標進行衡量?；跀祿目色@得性以及可理解性，本文選取財務指標法展開實證分析，選擇總資產收益率（ROA）作為回歸分析的因變量，另外以基本股每股收益（EPS）作為替換變量來衡量企業(yè)財務績效。

（二）研究假設

1.內部控制與財務績效。根據利益相關者理論，股東及企業(yè)其他員工構成了企業(yè)內部利益相關者，供應商、客戶、政府、債權人以及社會公眾等為外部利益相關者。醫(yī)藥制造企業(yè)設計并嚴格執(zhí)行高質量的內部控制制度，以成文的規(guī)章制度作為各級員工行動的基準與參照，通過合理的監(jiān)督機制有效限制了高層權力的濫用，保證了管理者決策以企業(yè)發(fā)展為遵循，提高了企業(yè)長遠發(fā)展的可能性；通過嚴格規(guī)范生產標準以及生產流程保證醫(yī)藥產品質量，切實維護消費者權益，有助于企業(yè)獲取更大的市場份額以及用戶粘性，穩(wěn)步提升企業(yè)財務績效?；谏鲜鑫墨I梳理分析，提出以下假設：

H1a：醫(yī)藥制造企業(yè)內部控制和財務績效之間存在顯著正相關關系。

H1b：國有與非國有企業(yè)內部控制均對財務績效有正向促進作用。

2.內部控制與社會責任。依據社會契約理論，企業(yè)作為社會的一部分，不僅要對內部員工承擔責任，更要對企業(yè)之外的社會公眾承擔責任，這也是企業(yè)必須遵守的生存法則。企業(yè)提高內部控制質量，不僅有助于在生產經營過程中識別、分析、應對風險，保證合法合規(guī)經營，更能保證在日常的內部管理中維護好職工利益、激發(fā)員工積極性與工作潛能，也能為企業(yè)樹立更加正確的治理觀念與更加負責任的經營態(tài)度，促使企業(yè)在實現內部治理最優(yōu)化的同時積極尋求外部成就感，積極履行社會責任?；谝陨衔墨I梳理分析，本文提出以下假設：

H2a：醫(yī)藥制造企業(yè)內部控制質量越高，越有利于提升企業(yè)承擔社會責任的積極性。

H2b：國有與非國有醫(yī)藥制造企業(yè)內部控制與社會責任均顯著正相關。

3.內部控制、社會責任與財務績效。內部控制的合理設計、有效運行，能保證企業(yè)合規(guī)經營、控制重大生產經營風險，進而提升企業(yè)財務績效，即內部控制對企業(yè)財務績效有正向促進作用；并且良好的內部控制能夠促使企業(yè)更加積極地履行社會責任。此外，企業(yè)積極承擔社會責任，例如維護股東與員工利益、保障消費者權益、公益性捐贈、環(huán)境保護措施的落地、協(xié)助支持當地居民基礎設施建設，都會為企業(yè)在市場上贏得良好的聲譽，有利于擴大現有市場，提升銷量，增加營業(yè)收入；在激烈的市場競爭中幫助企業(yè)獲得獨特優(yōu)勢，在獲得更多關注與期待的同時，激發(fā)企業(yè)提升產品與服務質量的動力，提升企業(yè)財務績效。基于以上文獻梳理分析，本文提出以下假設：

H3a：醫(yī)藥制造企業(yè)內部控制對財務績效的影響過程中，社會責任存在中介效應。

H3b：非國有醫(yī)藥制造企業(yè)的社會責任中介效應略大于國有企業(yè)。

三、實證設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以滬深A 股醫(yī)藥制造企業(yè)2016—2020 年的數據為研究對象，有關內部控制相關數據來自迪博數據庫，社會責任相關數據來自和訊網，其他財務數據來自國泰安數據庫以及Wind數據庫。為保證數據的合理性以及有效性，對原始數據進行了以下處理：（1）剔除研究期間被ST 和*ST企業(yè)相關數據。（2）剔除主要變量數據不完整樣本，例如有部分企業(yè)缺失大量內控指數數據，或者內控指數為0?？刂谱兞繑祿笔У臉颖疽灿枰蕴蕹?。（3）剔除2016 年以后產權性質發(fā)生變化的數據。本文對不同產權性質企業(yè)的相關數據關系進行了實證研究，因此對于產權性質發(fā)生變化企業(yè)的數據予以剔除。（4）為了保證數據的完整性，剔除了2016年以后上市的企業(yè)。經過上述數據處理的步驟，最后得到137家企業(yè)，共計684個有效樣本。為避免異常值對回歸結果的影響，在進行回歸分析前，對文中涉及的所有連續(xù)型變量做了上下1%的縮尾處理，以保證分析結果的可靠性。

（二）變量設計

1.被解釋變量。

（1）總資產回報率（ROA）。該指標的計算以稅后凈利潤/期初期末資產平均值得到，利潤是時期指標，總資產為時點指標，在計算時總資產取平均值，體現了每單位資產所能創(chuàng)造的凈利潤，該指標值越大代表企業(yè)單位資產能為企業(yè)創(chuàng)造的凈利潤越高。企業(yè)的凈利潤一部分用于留存，另一部分用于向股東分配股利，凈利潤是企業(yè)持續(xù)發(fā)展的保障，該指標值越大，代表企業(yè)財務績效水平越高。

（2）基本股每股收益（EPS）。該指標與總資產報酬率不同，依據凈利潤/流通在外普通股加權平均數計算得出。由于凈利潤是時期指標，而普通股股數是時點指標，因此需要計算加權平均數，在當期已有的普通股基礎之上加上（扣除）按在本期存在時間比例與當期新發(fā)行的普通股股數（當期回購的普通股股數）相乘之后的結果。每股收益指標是指某一會計年度內歸屬于普通股的凈利潤，用于衡量企業(yè)的盈利能力，并且該指標是絕對數指標，可以在不同企業(yè)以及同一企業(yè)的不同經營時期之間進行比較，該指標數值越大，企業(yè)盈利能力越強。

2.中介變量：社會責任（CSR）。本文使用和訊網社會責任評分體系公布的企業(yè)綜合得分來衡量樣本企業(yè)的社會責任履行情況，綜合得分越高代表社會責任履行情況越好。該評分體系將社會責任分為5 個一級指標，即股東責任（占比30%）、員工責任（占比15%）、供應商客戶消費者權益責任（占比15%）、環(huán)境責任（占比20%）以及社會責任（占比20%）這5 大類，在每個一級指標下分為若干個二級指標，共計13 個，在每個二級指標下又分為若干個三級指標，共計37個。這一評分體系不僅涵蓋了企業(yè)內部責任，也包含企業(yè)對外責任；對外責任指標中涉及密切的利益相關者（如上游供應商以及下游消費者），也包含非密切利益相關者（如環(huán)境保護和社會貢獻）。該指標體系如表1所示。

表1 社會責任指標體系表

3.核心解釋變量：內控指數（ICQ）。迪博數據庫基于內部控制的五要素設置了一系列子數據庫，真實客觀地反映了我國上市公司的內部控制水平。而且近年來，該數據庫對內控指數進行了完善，所包含的指標層級以及計算方法更加合理。在使用該數據庫公布的醫(yī)藥制造企業(yè)內控指數時，由于相關指標數值較大，為了便于開展研究，本文對該指標取自然對數來衡量企業(yè)的內部控制質量。

4.控制變量。

（1）資產負債率（LEV）。以資產負債表列示的負債總額/總資產計算得出。企業(yè)負債越多，面臨的還本付息壓力越大，財務風險越高；相反，在企業(yè)償債壓力較小時會有更大的能力和意愿去改善經營，提升企業(yè)的財務績效，并且資產負債率越低，生產經營面臨的風險越小，企業(yè)財務狀況越穩(wěn)定。

（2）企業(yè)規(guī)模（SIZE）。企業(yè)規(guī)模是一個相對抽象的概念，為了便于衡量，本文以企業(yè)期末總資產的自然對數來衡量企業(yè)規(guī)模的大小。規(guī)模較大的企業(yè)資本雄厚、更加注重企業(yè)形象價值，也更有能力和意愿去履行社會責任，形成良性循環(huán)。積極承擔社會責任也能夠幫助企業(yè)塑造良好的企業(yè)形象，獲取更多的信任和市場，從而提升企業(yè)的經營業(yè)績和財務績效。

（3）成長能力（GROWTH）。企業(yè)成長能力以營業(yè)收入增長率來衡量，即本年營業(yè)收入增加額與上年營業(yè)收入總額的比率，是評價企業(yè)成長狀況與發(fā)展能力的重要指標。營業(yè)收入增長率可以有效衡量企業(yè)的經營狀況和市場占有能力，指標值越大表明企業(yè)經營狀況越好，市場占有程度越高，創(chuàng)收能力比較穩(wěn)定。

（4）股權集中度（CR）。該指標以第一大股東持股數/前十大股東持股數計算得出。企業(yè)所有者通常包括少數持股比例較大的組織或個人，也包括眾多持股比例較小的股東，通常前十大股東合計持股比例可以占到企業(yè)股本總額的絕大部分，所以該指標能夠較好地反映企業(yè)的股權集中度。當股權集中度較高時，企業(yè)決策效率越高，但可能導致“一股獨大”，侵害中小股東利益，企業(yè)的決策更多是出于對控股股東利益的考慮，而不是基于企業(yè)利益以及長遠發(fā)展；股權集中度過低，可能導致決策效率低下，企業(yè)無法對市場的變化做出及時的反應，可能錯失難得的發(fā)展時機。

（5）企業(yè)現金持有（CASH）。該指標以貨幣資金/總資產計算得出，該指標值越大，代表企業(yè)持有的貨幣資金越多，越能滿足企業(yè)的交易性需求、預防性需求或投資性需求，適當的貨幣資金持有能夠保證企業(yè)在面臨困境時能夠迅速投入生產經營，降低經營風險，也可以預防突發(fā)性危機，保證生產經營的穩(wěn)定性。

各變量定義如表2所示。

表2 各變量定義表

（三）模型設計

1.針對H1a 和H1b，為研究全樣本以及分組樣本內部控制對財務績效的影響，構建模型1：

ROA=α0+α1ICQ+α2LEV+α3SIZE+α4CR+α5GROWTH+α6CASH+ε1

2.針對H2a 和H2b，為研究全樣本以及分組樣本內部控制對社會責任的影響，構建模型2：

CSR=β0+β1ICQ+β2LEV+β3SIZE+β4CR+β5GROWTH+β6CASH+ε2

3.針對H3a 和H3b，為研究社會責任在內部控制與財務績效之間的中介作用，以及比較國有與非國有組中介作用的大小，構建模型3：

ROA= δ0+ δ1CSR + δ2ICQ + δ3LEV + δ4SIZE + δ5CR +δ6GROWTH+δ7CASH+ε3

本文研究企業(yè)社會責任的中介效應參考的是溫忠麟（2004）的中介效應檢驗方法，具體方法為：通過模型1的回歸分析結果，判斷內部控制與財務績效的相關關系，即α1是否通過顯著性檢驗，若未通過中介效應檢驗，則進行Bootstrap 檢驗，若通過則進入中介效應檢驗的第二步。對于模型2，檢驗內部控制與社會責任是否顯著相關，若β1未通過顯著性檢驗，則進行Bootstrap檢驗，若通過則進入中介效應檢驗的第三步。對于模型3，首先判斷社會責任與財務績效的統(tǒng)計分析指數δ1是否通過顯著性檢驗，若未通過則進行Bootstrap檢驗，若通過，則進一步判斷模型3中內部控制與財務績效的統(tǒng)計分析指數δ2是否通過顯著性檢驗。如果內部控制與財務績效的相關關系不顯著，說明社會責任發(fā)揮了完全中介效應。若內部控制與財務績效的相關關系顯著，且δ2與β1、δ1同號，說明社會責任發(fā)揮了部分中介效應；若δ2與β1、δ1不同號，則為遮掩效應。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本文選取2016—2020年醫(yī)藥制造行業(yè)137家上市公司數據作為樣本，經過數據篩選之后，共得到684 個有效樣本。使用Stata 16.0軟件進行描述性統(tǒng)計分析，以確定相關數據的特征，以及相關變量數據是否存在異常情況，分析結果如表3所示。

表3 描述性統(tǒng)計分析結果

被解釋變量總資產報酬率（ROA）均值為0.0609，最大值與最小值分別為0.2165和-0.2188，說明醫(yī)藥制造行業(yè)中不同企業(yè)的財務績效差異較大，最小值出現負數說明部分企業(yè)存在虧損的情況。對于ROA 的替換變量基本股每股收益（EPS），均值為0.5611，最大值與最小值分別為4.2177和-1.4487，說明不同醫(yī)藥制造企業(yè)基本股每股收益差異較大，出現負值說明部分企業(yè)當期凈利潤為負，財務狀況不佳。

解釋變量內部控制質量（ICQ）均值為6.4610，最大值與最小值分別為6.6779 和5.8124，表明不同企業(yè)內部控制質量之間存在差異，但差異相對較小，內部控制質量低于平均標準的企業(yè)更應該完善內部控制體系，保障企業(yè)規(guī)范有序經營。

中介變量企業(yè)社會責任（CSR）均值為24.7685，最大值與最小值分別為72.44 和-3.71，不同企業(yè)承擔社會責任的意識與實際行動相差較大，對于社會責任評分較低甚至為負數的企業(yè)，應當調整企業(yè)戰(zhàn)略，設定積極承擔社會責任的戰(zhàn)略目標，把積極承擔社會責任作為企業(yè)發(fā)展的加速器。

在控制變量中，企業(yè)資產負債率（LEV）均值為0.3128，最大值與最小值分別為0.7628 和0.0453，不同企業(yè)期末負債占總資產的比重有較大差異，反映了不同企業(yè)的長期償債能力不同。資產負債率不宜過高也不宜過低，過高易導致企業(yè)無法償還借款出現經營困難，過低易導致企業(yè)無法更好地利用財務杠桿進行生產經營，企業(yè)應守好資產負債率的安全線。企業(yè)規(guī)模指標（SIZE）均值為13.0872，最大值與最小值分別為15.5242與11.207，因對期末總資產取自然對數的原因，個體之間差異較小。股權集中度（CR）均值為0.3331，最大值與最小值為0.6876和0.1046，不同企業(yè)之間股權集中度存在差異，部分企業(yè)股權集中度高，第一大股東對企業(yè)的控制力強，部分企業(yè)第一大股東持股比例相對較少，對企業(yè)的控制力也相對較弱。成長能力（GROWTH）均值為0.1418，最大值與最小值分別為1.2582 和-0.4884，說明不同企業(yè)之間的成長性差異較大，即不同企業(yè)的發(fā)展前景差異較大，部分企業(yè)營業(yè)收入增長率高，存在較大的成長發(fā)展空間，部分企業(yè)的成長性較差?，F金流（CASH）均值為0.1808，最大值與最小值分別為0.5541和0.0119，表明不同企業(yè)貨幣資金占總資產比重有較大差異，貨幣資金流通性高，說明企業(yè)在經營危機中能以較快速度投入生產運營，但是貨幣資金持有比例也不宜過高，以避免錯失良好的投資機會，喪失本應獲得的投資收益。

（二）相關性分析與多重共線性檢驗

1.相關性分析。指標之間具有相關性是進行回歸分析的基礎，所以在進行回歸分析之前，應對相關變量之間是否具有相關性進行檢驗，具體分析結果如表4所示。

表4 相關性分析結果

可以看出，內部控制與財務績效無論是ROA指標還是EPS 指標均在1%的水平上顯著，并與上文中假設方向一致。內部控制與社會責任在1%的水平上顯著正相關，即高質量內部控制有利于促進企業(yè)承擔社會責任，與假設方向一致。

2.多重共線性檢驗。為防止變量之間相關程度過高而導致模型估計結果不準確，在回歸分析前應進行多重共線性檢驗，結果如表5所示。

表5 多重共線性檢驗結果

VIF 的取值大于1，越接近1 表明多重共線性越輕，反之越重，通常以10 為邊界，VIF 值大于1 小于10，表明不存在多重共線性問題。由檢驗結果可知Mean VIF均處于（1，10）范圍內且都接近1，說明本文建立的模型比較可靠，不存在多重共線性問題，通過建立回歸模型得出的結論也相對較為可靠。

（三）回歸分析

1.內部控制與財務績效回歸分析結果。為了驗證H1a和H1b，構建了模型1，通過回歸分析研究醫(yī)藥制造企業(yè)內部控制對財務績效是否真的存在正向的促進作用，分別對全樣本以及分組樣本（國有組和非國有組）進行了回歸分析，這也是進行中介效應檢驗的第一步。結果如下頁表6 所示。

表6 內部控制與財務績效回歸結果

（1）全樣本分析結果。表6第（1）列顯示了全樣本回歸分析結果，其中內部控制（ICQ）與財務績效（ROA）的回歸系數為0.1153，t值為6.39，二者在1%的水平上為顯著正相關關系，即企業(yè)內部控制制度越完善、內部控制質量越高，企業(yè)經營風險越小，越能從企業(yè)宏觀層面把控與支持企業(yè)健康穩(wěn)定發(fā)展，給企業(yè)提供一個高效有序的發(fā)展環(huán)境，從而促進企業(yè)財務績效的提升。H1a 得到驗證，全樣本檢驗結果也通過了中介效應檢驗的第一步。

在控制變量中，資產負債率（LEV）與財務績效（ROA）的回歸系數為-0.189，t 值為-8.01，二者在1%的水平上顯著負相關，相對于企業(yè)現有的資產規(guī)模，企業(yè)承擔的負債越高，面臨的財務風險越大，越不利于提升企業(yè)財務績效。企業(yè)規(guī)模（SIZE）與財務績效（ROA）的回歸系數為0.0885，t值為8.09，二者在1%的水平上顯著正相關，即企業(yè)資產規(guī)模越大，有更多的資本去承擔生產經營風險，越能夠順勢而為或者逆勢而上，在財務績效上實現更大突破。成長能力（GROWTH）與財務績效（ROA）的回歸系數為0.0235，t值為3.08，二者在1%的水平上顯著正相關，以營業(yè)收入增長率來衡量企業(yè)的成長性，營業(yè)收入增長率越高，企業(yè)成長性越強，發(fā)展能力越高，不僅代表企業(yè)面臨著良好的機遇，更重要的是企業(yè)有相應的能力和實力去抓住機遇，為企業(yè)贏得更優(yōu)的發(fā)展、實現更高的財務績效，并為利益相關者謀得更多的利益。

（2）國有企業(yè)與非國有企業(yè)分組回歸分析結果。本文將全樣本分為國有組與非國有組，基于H1b 和模型1 開展分組回歸，研究不同產權性質下內部控制與企業(yè)財務績效的關系，也是完成分組樣本中介效應檢驗的第一步，如表6 第（2）、（3）列所示。國有組內部控制（ICQ）與財務績效（ROA）的回歸系數是0.1634，t值為4.39，二者在1%的水平上顯著正相關。非國有組內部控制（ICQ）與財務績效（ROA）的回歸系數是0.1122，t 值為5.41，二者在1%的水平上顯著正相關。無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，高質量的內部控制都有利于促進企業(yè)實現更高的財務績效水平，分組樣本也得到了與全樣本相同的回歸分析結果，H1b得到驗證，國有組與非國有組均通過了中介效應檢驗的第一步。

2.內部控制與社會責任回歸分析結果。為了研究醫(yī)藥制造企業(yè)內部控制與社會責任的關系，本文提出了H2a 和H2b，并且構建了模型2，具體回歸分析結果如表7所示。

表7 內部控制與社會責任回歸結果

（1）全樣本分析結果。首先根據模型2進行回歸分析，研究全樣本的內部控制和社會責任之間的關系，如表7 第（1）列所示。企業(yè)內部控制（ICQ）與社會責任（CSR）的回歸系數為11.6937，t 值為2.97，二者在1%的水平上顯著正相關。良好的內部控制，不僅為企業(yè)的生產經營提供了高效的運行機制，還為社會責任的履行與承擔提供了有效的激勵機制，內部控制質量越高的企業(yè)，其承擔社會責任的意識越強。H2a 得到驗證，全樣本通過了中介效應檢驗的第二步。

對于控制變量，資產負債率（LEV）與社會責任（CSR）的回歸系數為-20.7381，t 值為-4.03，二者在1%的水平上顯著負相關，說明資產負債率越高，還本付息壓力越大，企業(yè)面臨的財務風險越大，企業(yè)越無暇顧及外部社會責任的履行。企業(yè)規(guī)模（SIZE）與社會責任（CSR）的回歸系數為9.9342，t 值為4.17，二者在1%的水平上顯著正相關，說明企業(yè)規(guī)模越大，資本越雄厚，企業(yè)越有能力去承擔社會責任，另外，企業(yè)規(guī)模較大意味著高產出與更廣闊的市場，企業(yè)生產經營面臨的群體越廣泛，越需要履行社會責任來樹立良好的企業(yè)形象，以保持已經獲得的顧客與市場并且開拓新的市場。

（2）國有企業(yè)與非國有企業(yè)分組回歸分析結果。在進行了全樣本的回歸分析之后，利用模型2，對國有與非國有的分組樣本進行回歸分析，也是分組樣本中介效應檢驗的第二步，如表7 第（2）、（3）列所示。國有組內部控制（ICQ）與社會責任（CSR）的回歸系數是21.1466，t 值為1.71，二者在10%的水平上顯著正相關。國有企業(yè)履行社會責任更多的是國家的強制性要求，所以內部控制對社會責任產生了正向促進作用，但是該作用相對較??；非國有組內部控制（ICQ）與社會責任（CSR）的回歸系數是9.9647，t 值為2.92，二者在5%的水平上顯著正相關。分組樣本回歸分析結果得出了與全樣本類似的結果，即內部控制制度設計越完善、運行越有效，越能促使企業(yè)積極承擔社會責任，這種正向促進作用不因企業(yè)性質而缺失。H2b 得到驗證，國有組與非國有組均通過了中介效應檢驗的第二步。

3.內部控制、社會責任與財務績效回歸分析結果。為了驗證社會責任在內部控制與財務績效之間是否發(fā)揮了中介作用，以及比較國有與非國有企業(yè)社會責任中介效應的大小，即驗證H3a與H3b，在模型1的基礎上加入了社會責任這一中介變量構建了模型3，對全樣本以及分組樣本進行回歸分析，這是進行中介效應檢驗的最后一步，根據對模型3 中內部控制、社會責任的統(tǒng)計分析值是否均通過了顯著性檢驗，來判定是否存在中介效應，并得出在總效應中所占比重。有關三者關系的回歸分析結果如表8所示。

表8 內部控制、社會責任與財務績效回歸結果

（1）全樣本分析結果。根據模型1，全樣本內部控制與財務績效回歸分析結果顯示回歸系數通過了顯著性檢驗；根據模型2，全樣本內部控制與社會責任的回歸分析結果顯示回歸系數也通過了顯著性檢驗。進行中介效應檢驗的第三步：表8中第（1）列為模型3全樣本的回歸分析結果，可知社會責任（CSR）與財務績效（ROA）的回歸系數為0.0017，t值為9.3，二者在1%的水平上顯著正相關，通過了顯著性檢驗，無需進行Bootstrap 檢驗。接下來需要判斷模型3 中內部控制與財務績效的關系是否顯著，若不顯著則為完全中介效應，若顯著則需要進行進一步分析。表8 第（1）列結果顯示，在加入中介變量后，內部控制與財務績效的回歸系數為0.0953，t值為5.64，二者在1%的水平上顯著正相關，內部控制統(tǒng)計分析值通過了顯著性檢驗，根據溫忠麟（2004）中介效應檢驗的步驟，排除了完全中介效應的可能，進行下一步分析。根據中介效應分析方法可知，若δ2與β1、δ1同號，則說明為部分中介效應，否則為遮掩效應。綜合來看，回歸分析結果顯示為同號，說明社會責任在內部控制與財務績效中發(fā)揮了部分中介效應，并且通過執(zhí)行相應命令得出中介效應所占比重為17.27%。

由上述結果可以得出，全樣本中社會責任中介效應占總效應的比值為17.27%，說明對醫(yī)藥制造企業(yè)來說，內部控制對企業(yè)財務績效的影響有17.27%是通過履行社會責任實現的，H3a得到驗證。

（2）國有企業(yè)與非國有企業(yè)分組回歸分析結果。為了檢驗不同產權性質下，社會責任是否在內部控制與財務績效之間發(fā)揮中介效應以及比較中介效應的大小，分組樣本也需要進行中介效應檢驗的最后一個步驟。基于H3b和模型3，進行國有組和非國有組的分組回歸分析，并確認回歸結果中各分組樣本的內部控制與社會責任統(tǒng)計分析值是否均通過了顯著性檢驗。

有關國有組檢驗結果。表8第（2）列結果顯示，對于國有組，社會責任與財務績效在1%的水平上呈顯著正相關關系，無需進行Bootstrap 檢驗；進一步來看，加入中介變量后，內部控制與財務績效在1%的顯著性水平上也呈顯著正相關關系，由此可以排除完全中介效應結果，另外根據δ2與β1、δ1同號可知，國有組中，社會責任在內部控制與財務績效之間發(fā)揮了部分中介效應，中介效應所占比重為9.04%。

有關非國有組檢驗結果。表8第（3）列結果顯示，對于非國有組，社會責任與財務績效在1%的水平上呈顯著正相關關系，無需進行Bootstrap檢驗，內部控制與財務績效也在1%的水平上呈顯著正相關關系，且δ2與β1、δ1同號，與國有組相同。非國有組中，社會責任在內部控制與財務績效中發(fā)揮了部分中介效應，中介效應比重為20.43%。

無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，在內部控制對財務績效產生正向影響時，社會責任都在其中發(fā)揮了部分中介效應。在國有企業(yè)中，內部控制對財務績效的影響有9.04%是通過履行社會責任實現的，在非國有企業(yè)中，內部控制對企業(yè)財務績效的影響有20.43%是通過積極履行社會責任實現的，社會責任在非國有企業(yè)中發(fā)揮的中介效應略大于國有企業(yè)，H3b得到驗證。

五、研究結論與建議

（一）研究結論

1.內部控制與企業(yè)財務績效顯著正相關。全樣本回歸分析結果顯示，內部控制與企業(yè)財務績效為顯著正相關關系，通過了中介效應檢驗的第一步，企業(yè)內部控制體系越完善，內部控制質量越高，代表企業(yè)內部規(guī)制以及運行更規(guī)范，企業(yè)越能有效地應對生產經營中的各項困難，有利于促進企業(yè)財務績效的提升。根據分組回歸結果，國有組與非國有組均通過了顯著性檢驗，即內部控制均與財務績效呈顯著正相關關系，通過了中介效應檢驗的第一步，說明無論是什么性質的企業(yè)，提升內部控制質量、抓好內部管控的每一環(huán)，都是提升企業(yè)財務績效的有力舉措。

2.內部控制與社會責任顯著正相關。全樣本回歸結果顯示，企業(yè)內部控制與社會責任為顯著正相關關系，通過了中介效應檢驗的第二步，企業(yè)內部控制質量越高，內部環(huán)境越良好，內部監(jiān)督越有效，不僅能提高管理者內部治理效率，也能促使企業(yè)積極承擔外部責任，進一步提升企業(yè)形象，良好的監(jiān)督機制也能保證企業(yè)履行社會責任過程的公正、有效。分組樣本回歸結果顯示，國有組與非國有組內部控制與社會責任均為顯著正相關關系，分組樣本均通過了中介效應檢驗的第二步，國有企業(yè)與非國有企業(yè)內部控制質量越高，越能促使企業(yè)積極履行社會責任。

3.社會責任在內部控制與財務績效之間發(fā)揮部分中介作用。全樣本回歸結果顯示，社會責任在內部控制對財務績效的影響過程中發(fā)揮了部分中介效應，說明企業(yè)可以通過積極履行社會責任來實現提高內部控制質量促進財務績效提高的目的，但是社會責任在此過程中并未發(fā)揮完全中介效應，還存在其他因素可以為提升財務績效賦能。分組樣本回歸結果顯示，對于不同產權性質的企業(yè)，社會責任均發(fā)揮了部分中介效應，但中介效應的大小有所不同，社會責任在非國有企業(yè)中發(fā)揮的中介效用更為明顯。無論對于國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，積極履行社會責任都是以高質量內部控制提升財務績效的途徑，非國有企業(yè)更應該樹立為社會謀長遠、為群眾創(chuàng)利益的戰(zhàn)略理念，這也是企業(yè)行穩(wěn)致遠的奠基石、助推器。

（二）對策建議

1.加強企業(yè)內部控制建設。內部控制與財務績效顯著正相關，高質量內部控制是醫(yī)藥制造企業(yè)實現財務目標的合理方式；此外，高質量的內部控制能促使企業(yè)積極承擔社會責任，為企業(yè)創(chuàng)造良好的形象與信譽。因此，一方面，企業(yè)要完善內部控制制度設計。企業(yè)所有者以及高管應規(guī)劃設之可行、行之有效的各類內部控制規(guī)章制度，并貫穿企業(yè)生產的全過程，要求企業(yè)在每一環(huán)節(jié)都明確相關規(guī)范。另一方面，企業(yè)需要提升員工遵守內部控制制度的意識，將其作為嚴格遵守的工作規(guī)范。為此企業(yè)可以在內部開展遵守相關規(guī)章制度的宣講會、定制宣傳手冊，通過企業(yè)官方信息發(fā)布平臺加大宣傳介紹，增強各級員工對企業(yè)相關規(guī)范的理解以及遵守規(guī)范意識，同時要加強內部控制運行監(jiān)督。企業(yè)內部要形成有效的監(jiān)督機制，上級對下級員工，平級員工之間，下級對上級之間都需要互相加強監(jiān)督，以保持內部控制制度的生命力。此外，外部監(jiān)管機構也要加強監(jiān)督，如外部獨立審計機構以及國家有關監(jiān)管機構的監(jiān)督也是有力的保障。

2.促進企業(yè)積極履行社會責任。實證研究發(fā)現，無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，社會責任都在內部控制影響財務績效的過程中發(fā)揮了部分中介效應，并且在非國有企業(yè)中這種中介效應更為顯著。盡管只發(fā)揮了部分中介效應，即不是唯一影響因素，社會責任也是不可忽視的重要因素，是企業(yè)實現財務目標的重要抓手。社會責任更為突出的中介作用為非國有企業(yè)提高財務績效水平提供了重要思路，與此同時國有企業(yè)也應該在國家管理之下繼續(xù)積極承擔社會責任，為國家、為社會創(chuàng)造更大的價值。