內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值

張玉蘭++王園園++張雪

【摘 要】 國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性研究主要集中于兩兩關(guān)系的分析，將三者納入同一框架下的研究寥寥無(wú)幾。文章以2014—2016年滬深兩市A股16類(lèi)重污染行業(yè)的1 962個(gè)樣本數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，運(yùn)用多元回歸模型分析了內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值存在直接正相關(guān)關(guān)系；社會(huì)責(zé)任成本在內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系中存在部分中介效應(yīng)，其中，對(duì)當(dāng)期企業(yè)價(jià)值的正向促進(jìn)幅度較小，對(duì)后期企業(yè)價(jià)值的正向促進(jìn)作用顯著。因此，內(nèi)部控制質(zhì)量和社會(huì)責(zé)任成本對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響具有持續(xù)性和漸進(jìn)性。

【關(guān)鍵詞】 內(nèi)部控制質(zhì)量； 社會(huì)責(zé)任成本； 企業(yè)價(jià)值； 中介效應(yīng)

【中圖分類(lèi)號(hào)】 F270 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A 【文章編號(hào)】 1004-5937（2018）04-0085-08

一、引言

中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”后，隨著可持續(xù)發(fā)展觀念的逐步深入，企業(yè)的內(nèi)部控制制度建設(shè)愈發(fā)重要。《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》中將內(nèi)部控制的最終目標(biāo)定位于最大化地實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值，而非僅局限于“糾錯(cuò)與防弊”，企業(yè)應(yīng)在價(jià)值導(dǎo)向的指引下不斷完善其內(nèi)部控制體系。同時(shí)，作為企業(yè)內(nèi)部控制基準(zhǔn)體系的關(guān)鍵組成部分和內(nèi)部控制質(zhì)量提高的必然結(jié)果，社會(huì)責(zé)任的履行必然伴隨著企業(yè)相關(guān)現(xiàn)實(shí)成本的增加，而企業(yè)作為以盈利為目的的契約團(tuán)體，能否在積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的過(guò)程中提高自身價(jià)值，這是一個(gè)值得思考和關(guān)注的問(wèn)題。企業(yè)在建立健全內(nèi)部控制體系以提升企業(yè)價(jià)值的同時(shí)，將履行社會(huì)責(zé)任的理念真正融入到內(nèi)部控制建設(shè)之中，能夠促使企業(yè)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)向經(jīng)濟(jì)價(jià)值和社會(huì)價(jià)值雙重目標(biāo)轉(zhuǎn)化，提升企業(yè)的發(fā)展?jié)摿?，?shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性研究

目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)論分為兩類(lèi)：一是內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值呈直接正相關(guān)關(guān)系，曹曉麗等[1]認(rèn)為高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以顯著提高企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效；二是內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值呈非直接正相關(guān)關(guān)系，Ittonen[2]、楊松令等[3]均通過(guò)中介效應(yīng)或替代效應(yīng)驗(yàn)證了內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的正相關(guān)關(guān)系，Agyei-Mensah[4]得出內(nèi)部控制質(zhì)量的提高對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響是一個(gè)漸進(jìn)的過(guò)程，并非一蹴而就。

（二）內(nèi)部控制質(zhì)量與社會(huì)責(zé)任成本的相關(guān)性研究

國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與社會(huì)責(zé)任成本的關(guān)系研究并不廣泛，主要分為兩種相反的觀點(diǎn)：一是認(rèn)為內(nèi)部控制質(zhì)量作用于社會(huì)責(zé)任成本，Ackers[5]、湯曉建[6]認(rèn)為企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量提高將對(duì)社會(huì)責(zé)任履行起到監(jiān)督和保證作用；二是認(rèn)為社會(huì)責(zé)任成本作用于內(nèi)部控制質(zhì)量，Kim et al.[7]研究發(fā)現(xiàn)具有社會(huì)責(zé)任感的企業(yè)會(huì)表現(xiàn)出負(fù)責(zé)任的態(tài)度驅(qū)使管理者執(zhí)行規(guī)范的內(nèi)部控制制度，戚鵬等[8]認(rèn)為企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任有助于提高內(nèi)部控制質(zhì)量。

（三）社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性研究

關(guān)于社會(huì)責(zé)任成本對(duì)企業(yè)價(jià)值影響的研究主要形成了兩種觀點(diǎn)：一是社會(huì)責(zé)任成本能正向促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的實(shí)現(xiàn)，Cochran[9]、高芳等[10]認(rèn)為具有高水平的社會(huì)責(zé)任感的企業(yè)其總成本是最小的，相應(yīng)的企業(yè)價(jià)值是最大的；二是社會(huì)責(zé)任成本對(duì)企業(yè)價(jià)值的促進(jìn)作用具有一定的范圍限制或存在滯后性，Aras et al.[11]研究得出社會(huì)責(zé)任履行在短期內(nèi)會(huì)阻礙企業(yè)績(jī)效的提高，但對(duì)企業(yè)的長(zhǎng)期績(jī)效具有促進(jìn)作用，于曉紅等[12]認(rèn)為企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任與當(dāng)期企業(yè)價(jià)值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但與后期企業(yè)價(jià)值呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，發(fā)現(xiàn)存在以下分歧：從研究形式看，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值的分析主要集中于兩兩關(guān)系的研究，將三者納入同一框架下的分析寥寥無(wú)幾；從量化標(biāo)準(zhǔn)看，對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量和社會(huì)責(zé)任成本的量化，國(guó)內(nèi)外學(xué)者沒(méi)有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)；從研究結(jié)果看，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)兩兩關(guān)系的研究尚未形成一致結(jié)論。以上分歧為本文的研究提供了一個(gè)新契機(jī)。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系假設(shè)

內(nèi)部控制產(chǎn)生的根本原因就是受托責(zé)任的存在，所有者和經(jīng)營(yíng)者由于目標(biāo)不一致產(chǎn)生的委托代理矛盾及代理成本不利于企業(yè)價(jià)值最大化目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。為解決委托代理問(wèn)題，實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值的保值增值，需要對(duì)企業(yè)的關(guān)系予以明晰，鼓勵(lì)企業(yè)董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)、經(jīng)理層和員工等共同參與建立一個(gè)比較完善的內(nèi)部控制機(jī)制。

張曉萌等[13]建立了一套基于價(jià)值鏈管理的制造型企業(yè)內(nèi)部控制體系，研究得出企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值呈直接正相關(guān)關(guān)系。Thuneibat et al.[14]認(rèn)為企業(yè)所有者應(yīng)審查內(nèi)部控制實(shí)施的有效性，以保證決策風(fēng)險(xiǎn)的可控性，提高決策的有效性，盡可能地謀求企業(yè)價(jià)值最大化。

現(xiàn)代企業(yè)是以契約形式組成的多層委托代理關(guān)系的集合體，企業(yè)內(nèi)部控制制度作為系統(tǒng)沖突與矛盾的制約機(jī)制，內(nèi)部控制設(shè)計(jì)完善和運(yùn)行良好，能夠彌補(bǔ)企業(yè)契約形式不完全和利益群體資源分配不合理等缺陷，幫助企業(yè)找到管理者和所有者等相關(guān)群體之間的利益平衡點(diǎn)，降低代理成本，提升企業(yè)管理水平，避免因管理效率降低帶來(lái)的企業(yè)各項(xiàng)價(jià)值損耗，實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值最大化的目標(biāo)。因此，本文提出假設(shè)1。

H1：內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值呈正相關(guān)關(guān)系。

（二）內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系假設(shè)

內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值之間并非單純的此消彼長(zhǎng)的零和博弈，企業(yè)內(nèi)部控制與社會(huì)責(zé)任的終極目標(biāo)均是實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值最大化。企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量良好，社會(huì)責(zé)任履行程度提高，因主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任所耗費(fèi)的成本支出也會(huì)相應(yīng)增加，短期內(nèi)可能不利于企業(yè)價(jià)值的快速提升。企業(yè)應(yīng)具有長(zhǎng)遠(yuǎn)的發(fā)展眼光，培養(yǎng)企業(yè)的長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)價(jià)值與社會(huì)價(jià)值的協(xié)調(diào)發(fā)展。Ingram et al.[15]認(rèn)為在同等條件下，較高的社會(huì)責(zé)任成本會(huì)使企業(yè)被動(dòng)地承擔(dān)因?yàn)槭袌?chǎng)波動(dòng)、政策變更等外在客觀原因?qū)е碌膿p失，削弱自身的競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力。田利軍[16]研究得出企業(yè)社會(huì)責(zé)任與當(dāng)期財(cái)務(wù)績(jī)效之間的正相關(guān)關(guān)系不明顯，引入滯后變量后，大多數(shù)社會(huì)責(zé)任變量對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效具有正向影響。endprint

以往學(xué)者大都研究?jī)?nèi)部控制、社會(huì)責(zé)任與企業(yè)價(jià)值兩兩之間的關(guān)系，對(duì)三者之間關(guān)系與相互作用的研究甚少，而社會(huì)責(zé)任成本作為企業(yè)內(nèi)部控制運(yùn)行良好、社會(huì)責(zé)任積極履行的必然產(chǎn)物，成本的增加必然會(huì)對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生影響，是正向促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的提高，還是反向阻礙企業(yè)價(jià)值最大化的實(shí)現(xiàn)？抑或與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系并非簡(jiǎn)單的線性相關(guān)，存在時(shí)間上的滯后性？這一問(wèn)題值得深入研究與探討。因此，本文提出假設(shè)2。

H2：社會(huì)責(zé)任成本在內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值之間存在中介效應(yīng)。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2010年環(huán)保部公布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》（征求意見(jiàn)稿）中披露的16類(lèi)重污染行業(yè)為研究樣本，采用與環(huán)保部門(mén)對(duì)重污染行業(yè)的分類(lèi)契合度較高的申銀萬(wàn)國(guó)行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，選取2014—2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，并剔除了含B股、H股和境外股的上市公司、ST和*ST公司以及研究區(qū)間內(nèi)數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到3年共1 962個(gè)樣本數(shù)據(jù)。指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、萬(wàn)得數(shù)據(jù)庫(kù)和新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)，使用Excel和SPSS 19.0完成數(shù)據(jù)搜集整理和各項(xiàng)處理過(guò)程。

（二）變量設(shè)計(jì)

1.被解釋變量

學(xué)術(shù)界較為廣泛接受并使用的是將托賓Q值作為企業(yè)價(jià)值的量化評(píng)估值，這種方法將企業(yè)視為包括負(fù)債和權(quán)益在內(nèi)的整體，可以更全面地衡量企業(yè)價(jià)值，與企業(yè)價(jià)值本身就是一種整體價(jià)值的研究定位不謀而合，且操作簡(jiǎn)單、數(shù)據(jù)容易獲取，因此本文選用托賓Q值作為企業(yè)價(jià)值的衡量指標(biāo)。

2.解釋變量

本文對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量相關(guān)評(píng)價(jià)指標(biāo)的選取是基于內(nèi)部控制五目標(biāo)角度，參考“迪博·中國(guó)上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”體系，并進(jìn)行一定程度的改進(jìn)以增強(qiáng)其適用性。

3.中介變量

本文對(duì)社會(huì)責(zé)任成本的度量基于廣義的社會(huì)責(zé)任內(nèi)容劃分的角度，即社會(huì)責(zé)任主要產(chǎn)生于日常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)、利益相關(guān)者合法維權(quán)、生態(tài)環(huán)境保護(hù)及社會(huì)公益建設(shè)四大領(lǐng)域。

4.控制變量

通過(guò)參考國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，本文選取企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為控制變量以提高回歸模型的解釋力度。

綜上所述，各變量定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

1.因子分析模型

本文基于內(nèi)部控制五目標(biāo)和內(nèi)部控制缺陷披露的角度選取指標(biāo)衡量?jī)?nèi)部控制質(zhì)量水平，由于所選取指標(biāo)較多，因此本文采用因子分析法對(duì)指標(biāo)進(jìn)行降維處理。因篇幅限制，相關(guān)表格略，得到的分析結(jié)果如表2所示。

（1）KMO和Bartlett檢驗(yàn)

由表2可得，KMO值為0.527，大于0.5；Bartlett球度檢驗(yàn)的Sig值為0.000，表示相關(guān)系數(shù)矩陣和單位矩陣之間有顯著性差異。以上結(jié)果說(shuō)明本文所選取的樣本及指標(biāo)數(shù)據(jù)通過(guò)了KMO和Bartlett檢驗(yàn)，可以進(jìn)行因子分析。

（2）因子提取

本文采用主成分分析法提取了5個(gè)公共因子，提取的5個(gè)主成分的特征根均大于1，表示其解釋力度強(qiáng)于原始變量；提取的5個(gè)主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率為70.007%，能夠包含原始變量的大部分信息。因此本文選擇5個(gè)主成分作為綜合評(píng)價(jià)的公共因子。

（3）因子旋轉(zhuǎn)

本文運(yùn)用最大方差法對(duì)因子進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，使每個(gè)指標(biāo)在特定因子上有較大負(fù)載，以便于準(zhǔn)確識(shí)別各指標(biāo)應(yīng)歸屬到第幾個(gè)公共因子下。

（4）因子命名

雖然數(shù)據(jù)處理結(jié)果與理論分析存在一定差異，但使用主成分分析法提取的5個(gè)公共因子同樣可以在較大程度上解釋內(nèi)部控制質(zhì)量的11個(gè)要素。具體的指標(biāo)歸類(lèi)及因子命名如表3所示。

（5）因子得分

將得到的成分得分系數(shù)矩陣與標(biāo)準(zhǔn)化處理后數(shù)據(jù)的乘積求和，用原始因子的線性組合來(lái)表示公共因子的得分公式，可得到各因子的得分函數(shù)，如公式1至公式5所示。

F1=-0.007X1-0.055X2-0.001X3-0.090X4-0.079X5-

0.106X6-0.015X7+0.536X8+0.532X9-0.025X10+0.007X11

（1）

F2=-0.027X1+0.011X2+0.566X3+0.508X4+0.064X5-

0.019X6-0.047X7-0.032X8-0.064X9-0.136X10-0.015X11

（2）

F3=-0.147X1+0.074X2-0.011X3-0.001X4+0.523X5+

0.490X6+0.450X7-0.065X8-0.053X9+0.051X10-0.056X11

（3）

F4=-0.012X1+0.047X2-0.180X3+0.070X4-0.064X5+

0.059X6+0.001X7-0.015X8+0.005X9+0.654X10+0.561X11

（4）

F5=0.701X1+0.584X2-0.003X3-0.011X4-0.021X5+

0.018X6-0.109X7-0.046X8-0.002X9-0.011X10+0.045X11

（5）

由于各因子的方差貢獻(xiàn)率相對(duì)表示各因子對(duì)綜合因子影響程度的大小，因此本文以各因子的方差貢獻(xiàn)率比重作為權(quán)重，對(duì)提取的公共因子進(jìn)行加權(quán)平均，計(jì)算得出內(nèi)部控制質(zhì)量的綜合得分，以綜合得分作為衡量?jī)?nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）的依據(jù)，如公式6所示。

ICQ=（0.1698F1+0.1639F2+0.1320F3+0.1233F4+

0.1111F5）/0.7001 （6）

2.多元回歸模型endprint

（1）內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值關(guān)系的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

EV=β0+β1ICQ+β2Ln Ass+β3LEV+β4OWNER+ε

（1）

模型1中，EV代表企業(yè)價(jià)值，ICQ代表企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，Ln Ass代表企業(yè)規(guī)模，LEV代表企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，OWNER表示企業(yè)所有權(quán)屬性，ε表示殘差。

（2）社會(huì)責(zé)任成本對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值中介效應(yīng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

當(dāng)期模型：

EVt=β0+β1ICQt+β2SRCt+β3Ln Asst+β4LEVt+

β5OWNERt+ε （2）

滯后期模型：

EVt+1=β0+β1ICQt+β2SRCt+β3Ln Asst+β4LEVt+

β5OWNERt+ε （3）

模型2中，EV代表企業(yè)價(jià)值，ICQ代表企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，SRC代表社會(huì)責(zé)任成本，Ln Ass代表企業(yè)規(guī)模，LEV代表企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，OWNER表示企業(yè)所有權(quán)屬性，ε表示殘差。模型2表示內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，且社會(huì)責(zé)任成本作為中介變量來(lái)傳遞內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)當(dāng)期企業(yè)價(jià)值的影響。模型3作為研究滯后影響的模型，解釋為當(dāng)年內(nèi)部控制質(zhì)量與社會(huì)責(zé)任成本對(duì)滯后一期企業(yè)價(jià)值的影響，用來(lái)探究社會(huì)責(zé)任成本作為中介變量，在相對(duì)較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)是否受到內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，并將此影響傳遞給企業(yè)價(jià)值。

五、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）描述性分析

本文利用SPSS 19.0軟件對(duì)所選擇的變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，其結(jié)果如表4所示。

由表4可得，托賓Q值的極大值為9.9957，極小值為0.1016，均值接近1.7757，說(shuō)明樣本企業(yè)整體的企業(yè)價(jià)值水平較好，但企業(yè)間有一定的差異；內(nèi)部控制質(zhì)量的極大值為8.9158，極小值為-1.1762，均值約為0.0045，說(shuō)明樣本企業(yè)整體的內(nèi)部控制質(zhì)量水平較低、參差不齊；社會(huì)責(zé)任成本率的極大值為185.2024%，極小值為-4.9061%，均值約為9.6729%，標(biāo)準(zhǔn)差約為1.3298%，說(shuō)明總體而言，樣本企業(yè)的社會(huì)責(zé)任履行成本偏低，社會(huì)責(zé)任意識(shí)有待提高，且企業(yè)間的差異性很大；企業(yè)規(guī)模的極大值為28.5088，極小值為19.2521，均值約為22.2597，說(shuō)明樣本企業(yè)規(guī)模普遍較大，但規(guī)模差別不大；資產(chǎn)負(fù)債率的極大值為239.4002%，極小值為2.8054%，均值約為42.8546%，說(shuō)明樣本企業(yè)的負(fù)債水平中等，但企業(yè)間的差異較大；公司屬性的均值為0.38，說(shuō)明在選取的樣本公司中，非國(guó)有企業(yè)的數(shù)量大于國(guó)有企業(yè)。

（二）相關(guān)性分析

為了檢驗(yàn)變量間的線性相關(guān)程度，避免出現(xiàn)解釋變量相關(guān)導(dǎo)致的模型失效，本文采用Pearson相關(guān)系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

統(tǒng)計(jì)學(xué)上一般認(rèn)為相關(guān)系數(shù)大于0.7就存在多重共線性問(wèn)題。由表5可得，解釋變量之間的相關(guān)性系數(shù)的絕對(duì)值均沒(méi)有超過(guò)0.5，因此可以初步推斷解釋變量之間不存在多重共線性關(guān)系。內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值之間呈正相關(guān)關(guān)系，并且在1%的水平顯著，初步驗(yàn)證了本文的基本假設(shè)，即內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值呈直接正相關(guān)關(guān)系；社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性系數(shù)為正，并在1%的置信區(qū)間顯著；企業(yè)規(guī)模與企業(yè)價(jià)值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平顯著，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模過(guò)大不利于企業(yè)價(jià)值的增加；資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān)，并且在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著，說(shuō)明企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率過(guò)高不利于企業(yè)價(jià)值的提升；企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān)，并且在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著，說(shuō)明所選樣本行業(yè)中國(guó)有企業(yè)的企業(yè)價(jià)值水平低于非國(guó)有企業(yè)。由于相關(guān)性分析是對(duì)變量之間的兩兩分析，其過(guò)程并未涉及其他變量的影響，因此不能通過(guò)相關(guān)性分析簡(jiǎn)單地認(rèn)定結(jié)果，要通過(guò)以下的回歸分析結(jié)果進(jìn)行比對(duì)，進(jìn)而得出結(jié)論。

（三）回歸結(jié)果分析

1.內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)企業(yè)價(jià)值的回歸檢驗(yàn)

EV=β0+β1ICQ+β2Ln Ass+β3LEV+β4OWNER+ε

（1）

本文對(duì)模型1進(jìn)行了多元回歸分析，其結(jié)果如表6所示。

（1）總體性分析

由表6可得，模型的擬合度為23.7%，考慮樣本量和解釋變量個(gè)數(shù)等影響因素后，模型的擬合度為23.5%，說(shuō)明模型能夠較好地解釋變量之間的關(guān)系。Durbin-Watson檢驗(yàn)的值為1.687，統(tǒng)計(jì)學(xué)中一般認(rèn)為D-W等于2即不存在自相關(guān)性，因此該模型不存在自相關(guān)問(wèn)題。F值為151.569，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明本模型總體上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。

（2）具體性分析

各變量的方差膨脹因子（VIF）顯示均大于1且小于2，基于統(tǒng)計(jì)學(xué)的角度可以判定本模型所選取的變量之間不存在多重共線性問(wèn)題。

由模型1的回歸分析結(jié)果可以得出各變量之間的關(guān)系。內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值存在直接正相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠抑制盈余管理行為，降低企業(yè)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)價(jià)值的提高，這與本文的假設(shè)1（內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值呈直接正相關(guān)關(guān)系）相一致，并為下文的中介效應(yīng)檢驗(yàn)奠定了基礎(chǔ)；企業(yè)規(guī)模與企業(yè)價(jià)值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)削弱企業(yè)價(jià)值，這一結(jié)論推翻了企業(yè)追求規(guī)模擴(kuò)張就能夠提高自身價(jià)值的傳統(tǒng)觀念，同時(shí)警示企業(yè)應(yīng)更多的關(guān)注自身核心競(jìng)爭(zhēng)力的提升，不應(yīng)盲目擴(kuò)張；資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)價(jià)值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%的置信區(qū)間顯著，說(shuō)明企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，用于資本循環(huán)和資本積累的流動(dòng)資金會(huì)大大減少，從而導(dǎo)致企業(yè)發(fā)展能力受限，企業(yè)價(jià)值降低；企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)價(jià)值呈正相關(guān)關(guān)系，顯著性水平為5%，說(shuō)明相對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言，非國(guó)有企業(yè)制度管理不夠規(guī)范、經(jīng)營(yíng)狀況不夠穩(wěn)定及投資與籌資渠道受限等多種因素影響了企業(yè)價(jià)值的提高。

2.社會(huì)責(zé)任成本對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量與當(dāng)期企業(yè)價(jià)值中介效應(yīng)的回歸檢驗(yàn)endprint

EVt=β0+β1ICQt+β2SRCt+β3LnAsst+β4LEVt+

β5OWNERt+ε （2）

本文對(duì)模型2進(jìn)行了多元回歸分析，其結(jié)果如表7所示。

（1）總體性分析

由表7可得，模型的擬合度為25.4%，考慮樣本量和解釋變量個(gè)數(shù)等影響因素后，模型的擬合度為25.2%，說(shuō)明模型能夠較好地解釋變量之間的關(guān)系。Durbin-Watson檢驗(yàn)的值為1.696，因此該模型不存在自相關(guān)問(wèn)題。F值為132.936，并且在1%的水平上顯著，說(shuō)明本模型總體上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。

（2）具體性分析

各變量的方差膨脹因子（VIF）顯示均大于1且小于2，基于統(tǒng)計(jì)學(xué)的角度可以判定本模型選取的變量之間不存在多重共線性問(wèn)題。

模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了中介變量——社會(huì)責(zé)任成本（SRC），通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果顯示SRC的系數(shù)不為零且在1%的置信區(qū)間顯著，說(shuō)明模型中介效應(yīng)顯著，驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)2（社會(huì)責(zé)任成本在內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值之間存在中介效應(yīng)）；模型1中未加入變量SRC時(shí)，內(nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）的系數(shù)為0.060并且顯著，模型2中加入了變量SRC后，ICQ的系數(shù)下降為0.053，且在1%的置信區(qū)間顯著，說(shuō)明社會(huì)責(zé)任成本對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值具有部分中介效應(yīng)；社會(huì)責(zé)任成本的相關(guān)性系數(shù)為正，表明社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值正相關(guān)，說(shuō)明企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任盡管會(huì)帶來(lái)一定的成本支出，但這種無(wú)形資產(chǎn)的投資能夠提升企業(yè)聲譽(yù)，增強(qiáng)企業(yè)持有資源的異質(zhì)性，進(jìn)而提高企業(yè)價(jià)值；此外，控制變量與被解釋變量的關(guān)系同模型1的分析結(jié)果，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān)，并在1%的水平上顯著，資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān)，并在1%的水平上顯著，企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)價(jià)值正相關(guān)，顯著性水平為5%，說(shuō)明與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)發(fā)展能力相對(duì)較好。

3.社會(huì)責(zé)任成本對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量與后期企業(yè)價(jià)值中介效應(yīng)的回歸檢驗(yàn)

EVt+1=β0+β1ICQt+β2SRCt+β3Ln Asst+β4LEVt+

β5OWNERt+ε （3）

本文對(duì)模型3進(jìn)行了多元回歸分析，其結(jié)果如表8所示。

（1）總體性分析

由表8可得，模型的擬合度為32.10%，考慮樣本量和解釋變量個(gè)數(shù)等影響因素后，模型的擬合度為31.80%，說(shuō)明模型能夠較好地解釋變量之間的關(guān)系。Durbin-Watson檢驗(yàn)的值為1.940，該模型不存在自相關(guān)問(wèn)題。F值為117.393，并且在1%的水平上顯著，說(shuō)明本模型總體上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。

（2）具體性分析

各變量的方差膨脹因子（VIF）顯示均大于1且小于2，基于統(tǒng)計(jì)學(xué)的角度可以判定本文所選取的變量之間不存在多重共線性問(wèn)題。

模型3主要研究了內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本與后期企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系。內(nèi)部控制質(zhì)量和社會(huì)責(zé)任履行意識(shí)提高，進(jìn)而作用于企業(yè)價(jià)值是一個(gè)持續(xù)的、漸進(jìn)的過(guò)程，可能在當(dāng)期企業(yè)價(jià)值中并不能完全反映，而是體現(xiàn)在以后各年度。因此，本文選取滯后一期的企業(yè)價(jià)值建立模型，即探討當(dāng)期內(nèi)部控制質(zhì)量和社會(huì)責(zé)任成本與滯后一期企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系。

由檢驗(yàn)結(jié)果可以得出：SRC的系數(shù)由模型2的0.125提高為0.168，且在1%的置信區(qū)間顯著，說(shuō)明模型中介效應(yīng)顯著，再次驗(yàn)證了假設(shè)2（社會(huì)責(zé)任成本在內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值之間存在中介效應(yīng)），系數(shù)的提高表明社會(huì)責(zé)任成本對(duì)當(dāng)期企業(yè)價(jià)值的正向促進(jìn)幅度較小，對(duì)后期企業(yè)價(jià)值的正向促進(jìn)作用顯著；ICQ的系數(shù)為0.058，低于模型1的系數(shù)0.060但高于模型2的系數(shù)0.053，且顯著性水平為5%，說(shuō)明社會(huì)責(zé)任成本對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值具有部分中介效應(yīng)，且當(dāng)期內(nèi)部控制質(zhì)量與滯后一期企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性更強(qiáng)，表明內(nèi)部控制質(zhì)量提高對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響并非一蹴而就，而是一個(gè)長(zhǎng)期的漸進(jìn)的過(guò)程；此外，控制變量與被解釋變量的關(guān)系與模型2的分析結(jié)果一致，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān)并在1%的水平上顯著，資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān)并在1%的水平上顯著，企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)價(jià)值正相關(guān)并在5%的水平顯著。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了深層次驗(yàn)證假設(shè)和防止偽回歸，本文進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，改變企業(yè)價(jià)值的計(jì)量口徑，引入新的變量——息稅前利潤(rùn)（EBIT）替換上文中的企業(yè)價(jià)值衡量指標(biāo)——托賓Q值，分別進(jìn)行總體性與具體性分析，檢驗(yàn)結(jié)果與本文的研究結(jié)論一致，證明本文的結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。限于篇幅，在此不贅述。

六、結(jié)論與啟示

本文以社會(huì)責(zé)任成本作為中介變量，研究?jī)?nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系，選取2014—2016年滬深兩市A股16類(lèi)重污染行業(yè)的1 962個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值存在直接正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)證明內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任成本與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系并非此消彼長(zhǎng)的零和博弈，社會(huì)責(zé)任成本在內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系中存在部分中介效應(yīng)，其中，對(duì)當(dāng)期企業(yè)價(jià)值的正向促進(jìn)幅度較小，對(duì)后期企業(yè)價(jià)值的正向促進(jìn)作用顯著。因此，內(nèi)部控制質(zhì)量和社會(huì)責(zé)任成本對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響不是一蹴而就，而是一個(gè)持續(xù)的、漸進(jìn)的過(guò)程。

本文研究啟示在于：（1）企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)，將意識(shí)層面、制度層面的宣傳切實(shí)體現(xiàn)在實(shí)施層面，進(jìn)行切實(shí)有效的內(nèi)部控制改革，提高企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量水平，并以此為基礎(chǔ)推動(dòng)企業(yè)價(jià)值最大化目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。（2）社會(huì)責(zé)任成本作為企業(yè)建立健全內(nèi)部控制制度、切實(shí)履行社會(huì)責(zé)任的必然產(chǎn)物，成本的增加直觀上會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期利潤(rùn)的下降，但企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任能夠形成強(qiáng)有力的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，其所帶來(lái)的價(jià)值增量遠(yuǎn)大于相關(guān)的社會(huì)責(zé)任成本增加導(dǎo)致的企業(yè)價(jià)值減量，因此企業(yè)應(yīng)積極履行社會(huì)責(zé)任以樹(shù)立良好的企業(yè)形象，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)價(jià)值與社會(huì)價(jià)值的協(xié)調(diào)發(fā)展。（3）企業(yè)應(yīng)具有長(zhǎng)遠(yuǎn)目光，不能僅關(guān)注內(nèi)部控制建設(shè)和社會(huì)責(zé)任履行對(duì)當(dāng)期企業(yè)價(jià)值的影響，更應(yīng)在不斷完善內(nèi)部控制制度、積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的過(guò)程中關(guān)注其對(duì)后期企業(yè)價(jià)值的影響，關(guān)注企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展?jié)摿?，推進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。endprint

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