戰(zhàn)略變革、內(nèi)部控制與企業(yè)績效

朱 丹 周守華

一、引言

當前我國經(jīng)濟發(fā)展的顯著特征就是進入新常態(tài)，新常態(tài)下我國經(jīng)濟增長速度從高速轉向中高速，經(jīng)濟發(fā)展方式要從規(guī)模速度型轉向質(zhì)量效率型，經(jīng)濟結構調(diào)整要從增量擴能為主轉向調(diào)整存量、做優(yōu)增量并舉。在此時代背景下，我國提出供給側結構性改革的國家戰(zhàn)略。與刺激政策為核心需求側管理不同，供給側改革的重心在企業(yè)戰(zhàn)略變革。企業(yè)需要調(diào)整其戰(zhàn)略定位和戰(zhàn)略資源配置計劃：減少無效供給，增加有效供給。這既包含供給過剩的企業(yè)去產(chǎn)能去庫存，也要求供給明顯滯后于需求結構升級的企業(yè)提升有效的中高端供給。企業(yè)通過戰(zhàn)略變革，調(diào)整資源配置方式，增強企業(yè)競爭力，最終目的是提升企業(yè)績效。但是，戰(zhàn)略變革對企業(yè)績效的影響具有極大的復雜性與不確定性，其原因在于戰(zhàn)略變革既帶來收益又伴隨著巨大成本與風險 （謝康等，2016［1］），如何保障既定戰(zhàn)略的有效執(zhí)行與控制是決定企業(yè)戰(zhàn)略變革是否成功的關鍵因素。而內(nèi)部控制的本質(zhì)就是戰(zhàn)略制定與實施控制，是確保企業(yè)實施戰(zhàn)略從而保證組織目標實現(xiàn)的一種機制 （池國華， 2009［2］）。 COSO 《企業(yè)風險管理——整合框架》和我國 《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》均將戰(zhàn)略目標納入到內(nèi)部控制和風險管理目標體系。正是因為戰(zhàn)略與內(nèi)部控制具備的內(nèi)在聯(lián)系，有必要研究內(nèi)部控制在戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效關系中發(fā)揮怎樣的影響，其影響機理是什么。

基于其管理導向，企業(yè)戰(zhàn)略研究領域始終將企業(yè)績效作為最終因變量 （Meyer，1991［3］；賈建鋒等，2015［4］），有關戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效關系的討論持續(xù)被管理者和研究者所關注，并且尚無定論?，F(xiàn)有研究表明戰(zhàn)略變革是一把雙刃劍，即可能導致預期收益又可能引發(fā)意外損失。戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效的關系是正向 （ Haveman， 1992［5］； Zajac 和 Kraatz， 2000［6］；Zú?iga-Vicente 和 Vicente-Lorente， 2006［7］） 還是負向（ Jauch 等， 1980［8］； Singh 等， 1986［9］； Cui 等，2011［10］）仍然存在爭論，也暗示二者可能存在復雜的非線性關系。戰(zhàn)略變革是新戰(zhàn)略的開端，企業(yè)績效則是戰(zhàn)略變革追求的經(jīng)濟后果體現(xiàn)，而現(xiàn)有研究往往忽略二者邏輯鏈條中發(fā)揮重要作用的一環(huán)：戰(zhàn)略執(zhí)行與控制，這類研究沒有從企業(yè)財務和流程控制視角審視戰(zhàn)略變革可能存在的風險和成本，沒有考慮到影響戰(zhàn)略執(zhí)行的重要因素企業(yè)內(nèi)部控制。

戰(zhàn)略績效目標的實現(xiàn)是以戰(zhàn)略執(zhí)行為前提的（Anthony等， 1998［11］）， 否則會導致戰(zhàn)略制定與戰(zhàn)略實施脫節(jié) （王玉，1997［12］），造成戰(zhàn)略失控。完善的內(nèi)部控制制度正是控制戰(zhàn)略變革成本與風險、保障戰(zhàn)略執(zhí)行能力、促進戰(zhàn)略目標實現(xiàn)的重要機制?？v觀現(xiàn)有企業(yè)內(nèi)部控制的研究多從抑制代理沖突和降低信息不對稱等視角分析內(nèi)部控制對財務報告、盈余質(zhì)量、企業(yè)違規(guī)和投融資效率的影響 （方紅星和金玉娜， 2011［13］； 毛新述和孟杰， 2013［14］； 李萬福等，2011［15］），這類研究多從會計審計視角探索內(nèi)部控制目標，而忽略從管理控制視角研究內(nèi)部控制與戰(zhàn)略執(zhí)行和戰(zhàn)略績效的關系 （楊雄勝，2005［16］）。如果實施內(nèi)部控制，收益僅僅是提高財務報告可靠性、保障企業(yè)合法合規(guī)，不僅違背COSO《企業(yè)風險管理——整合框架》和我國 《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》之精神，還會造成實務界和學術界對于內(nèi)部控制實施成本大于實施收益的爭論 （Alexander， 2013［17］）， 以及建立基于財務報告合法性內(nèi)部控制還是建立基于業(yè)績相關性內(nèi)部控制的困惑。已有研究雖已提出建立戰(zhàn)略導向內(nèi)部控制體系的重要性 （李心合，2007［18］；池國華，2009［2］），但仍缺乏內(nèi)部控制與企業(yè)戰(zhàn)略的實證研究，內(nèi)部控制在戰(zhàn)略執(zhí)行中發(fā)揮的作用以及內(nèi)部控制對戰(zhàn)略變革經(jīng)濟后果的影響仍不明晰。因此，深入探討戰(zhàn)略變革和內(nèi)部控制對企業(yè)績效的共同影響及其作用機理具有研究價值。

本文以2007—2016年滬深兩市A股上市公司為樣本，研究戰(zhàn)略變革對企業(yè)績效的影響，重點討論內(nèi)部控制質(zhì)量對戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效關系的調(diào)節(jié)效應以及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：戰(zhàn)略變革的程度與企業(yè)績效呈現(xiàn)倒U型關系，適度戰(zhàn)略變革對企業(yè)績效產(chǎn)生積極作用，而過高幅度的戰(zhàn)略變革可能帶來業(yè)績損害，這主要歸因于戰(zhàn)略變革的適應效應和破壞效應同時存在但變化規(guī)律不同；內(nèi)部控制質(zhì)量能夠對戰(zhàn)略變革的適應效應和破壞效應產(chǎn)生影響，因此對戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效的倒U型關系產(chǎn)生顯著的調(diào)節(jié)效應。高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠使得戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效的倒U型曲線關系更加平緩，使曲線關系的拐點發(fā)生右移，并且提升曲線的整體水平，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠降低戰(zhàn)略變革后業(yè)績波動性，提升企業(yè)對較大幅度戰(zhàn)略變革的管理能力，增進戰(zhàn)略變革后企業(yè)績效的整體水平。

本文的創(chuàng)新在于：首先在理論層面，本文將內(nèi)部控制理論和戰(zhàn)略管理理論相結合探討內(nèi)部控制質(zhì)量對戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效關系的影響及其內(nèi)在機理，豐富了內(nèi)部控制戰(zhàn)略目標方面的研究，同時也為戰(zhàn)略管理領域有關戰(zhàn)略控制方面的研究引入新的理論視角。現(xiàn)有內(nèi)部控制方面的研究多從會計審計視角分析內(nèi)部控制發(fā)揮的作用，但是其最高目標在于促進企業(yè)實現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略，而有關內(nèi)部控制與企業(yè)戰(zhàn)略管理的文獻較為匱乏，企業(yè)戰(zhàn)略變革過程中內(nèi)部控制對戰(zhàn)略執(zhí)行和執(zhí)行效果產(chǎn)生何種影響，還沒有文獻給出較為明晰的理論和實證分析。其次在方法層面，本文通過數(shù)學推導給出了調(diào)節(jié)變量如何影響倒U型曲線形態(tài)、拐點和整體水平的分析范式，豐富了倒U型 （U型）曲線關系調(diào)節(jié)效應的分析視角和檢驗方法。近年來，企業(yè)管理領域越來越多地采用曲線模型而非簡單的線性模型進行研究，特別是對于有調(diào)節(jié)的U型曲線回歸模型，對統(tǒng)計結果的解讀仍存在不足。本文借鑒了Hanns等 （2016）［19］的分析方法并加以改進，規(guī)范和豐富了該問題的研究。

二、理論分析與研究假設

（一）戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效關系

基于 Mintzberg （1978）［20］所提出的資源基礎理論 （resource based theory），企業(yè)戰(zhàn)略被定義為組織基于自身資源做出的資源配置方式?jīng)Q策，而戰(zhàn)略變革則代表多種關鍵戰(zhàn)略維度資源配置模式的總體變化（Finkelstein 和 Hambrick， 1990［21］）。 戰(zhàn)略變革通過影響企業(yè)的資源配置方式，作用于組織流程、結構和文化，最終影響企業(yè)績效 （余浩，2010［22］）。

為闡述戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效關系，學者們提出兩類對立觀點：適應觀 （the adaptation view）和組織生態(tài)觀 （the ecological approach）?；谶m應觀，戰(zhàn)略變革能夠提高企業(yè)對環(huán)境的適應效應，對企業(yè)績效產(chǎn)生積極影響，有利于維系企業(yè)生存。原因在于：環(huán)境變化會導致組織與環(huán)境不匹配，降低現(xiàn)有戰(zhàn)略的效率，促使管理者調(diào)整戰(zhàn)略 （Friesen和Miller， 1986［23］； Ginsberg， 1988［24］）。 適應觀的核心觀點是企業(yè)應以快速和靈活的方式調(diào)整戰(zhàn)略以適應制度環(huán)境和行業(yè)環(huán)境的變化 （Smith和 Grimm，1987［25］；Child，1972［26］）。 環(huán)境被看作是戰(zhàn)略變革的觸發(fā)因素，Zajac等 （2000）［6］以美國銀行業(yè)為研究對象發(fā)現(xiàn)當企業(yè)面臨環(huán)境變化時戰(zhàn)略變革能夠促進企業(yè)績效提升。

相反，基于組織生態(tài)觀，戰(zhàn)略變革對組織產(chǎn)生破壞效應，增加風險和成本并降低企業(yè)績效。主要體現(xiàn)在三個方面：第一，新戰(zhàn)略與企業(yè)傳統(tǒng)理念和文化產(chǎn)生差異的戰(zhàn)略分歧風險。該流派認為企業(yè)存在戰(zhàn)略慣性，在某些領域形成了一定的慣例并積累豐富的資源和知識，這些資源與慣例能為企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢（劉海建，2012［27］），而企業(yè)突破組織慣性脫離傳統(tǒng)模式則會給企業(yè)文化帶來沖擊，員工可能因為缺乏對新戰(zhàn)略的了解和認同不能有效執(zhí)行，繼而損害企業(yè)績效 （Ye等，2007［28］）。第二，戰(zhàn)略未能有效分解和落地造成的目標與實施脫節(jié)風險。企業(yè)戰(zhàn)略真正能夠有效執(zhí)行，需要通過目標分解將企業(yè)發(fā)展的總體戰(zhàn)略轉化為貫穿企業(yè)管理全過程的實際行動，而薛云奎等（2005）［29］的研究發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)戰(zhàn)略執(zhí)行能力并不盡如人意，半數(shù)以上的戰(zhàn)略舉措未能在預算及計劃時間內(nèi)有效實現(xiàn)。第三，戰(zhàn)略變革伴隨著高昂成本。大幅度的戰(zhàn)略變革通常會伴隨組織結構調(diào)整，對現(xiàn)有組織結構形成沖擊并帶來重組成本 （Jauch等，1980［8］）。另外，企業(yè)戰(zhàn)略變革可能存在較高的資金需求，從而加大企業(yè)債務融資和股權融資成本。同時，變革需要的新知識和新實踐需要組織付出學習成本，但是管理者的吸收能力是有限的，短時間內(nèi)資源配置模式重大調(diào)整使公司管理體系面臨考驗。

綜合兩類觀點，本文認為戰(zhàn)略變革的適應效應和破壞效應同時存在并對業(yè)績產(chǎn)生相反作用，但是隨著戰(zhàn)略變革程度提高兩種效應增長速度不同，因此戰(zhàn)略變革對企業(yè)績效呈現(xiàn)出的整體效應是倒U型的。就適應效應而言，企業(yè)調(diào)整其戰(zhàn)略以達到與環(huán)境匹配的目的，但是企業(yè)戰(zhàn)略與環(huán)境的匹配程度存在上限，因此適應效應隨著戰(zhàn)略變革程度提高其邊際效應逐漸下降，即適應效應的增長速度越來越慢 （Zhang和Rajagopalan，2010［30］）。 相反， 戰(zhàn)略變革破壞效應則隨著變革程度提高其增長速度越來越快。因為，當變革程度較低時新戰(zhàn)略與企業(yè)現(xiàn)有模式存在較大程度重疊，變革成本有限，企業(yè)對新戰(zhàn)略具備較強的執(zhí)行和控制能力。而當企業(yè)計劃實施重大戰(zhàn)略調(diào)整時，會增加組織內(nèi)部成員及關聯(lián)方對新戰(zhàn)略產(chǎn)生意見分歧的風險，同時在推進戰(zhàn)略分解和戰(zhàn)略實施過程中需要重新構建組織結構和管理流程，變革成本大幅提升。因此，企業(yè)戰(zhàn)略變革程度處于適度區(qū)域時，適應效應的增長速度大于破壞效應的增長速度，戰(zhàn)略變革能夠提升企業(yè)績效；當戰(zhàn)略變革程度超過一定限度之后，破壞效應的增長速度會超過適應效應的增長速度，過度的戰(zhàn)略變革會給企業(yè)帶來業(yè)績損害。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設1戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效之間具有倒U型關系，企業(yè)績效會隨著戰(zhàn)略變革程度的提高先增加再降低。

圖1 戰(zhàn)略變革適應效應

圖2 戰(zhàn)略變革破壞效應

圖3 戰(zhàn)略變革對績效整體效應

（二）內(nèi)部控制質(zhì)量對戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效關系的調(diào)節(jié)作用

由于戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效的關系取決于變革起始和實施的組織條件 （Rajagopalan和 Spreitzer，1997［31］），而內(nèi)部控制作為企業(yè)重要的內(nèi)部治理機制，其質(zhì)量會對二者關系產(chǎn)生重要影響。薛云奎等（2005）［29］認為戰(zhàn)略執(zhí)行力能夠影響戰(zhàn)略執(zhí)行效果，而戰(zhàn)略執(zhí)行力包含戰(zhàn)略共識、戰(zhàn)略協(xié)同和戰(zhàn)略控制。本文借鑒戰(zhàn)略執(zhí)行力的理論框架，通過內(nèi)部控制影響戰(zhàn)略執(zhí)行力繼而傳導到影響戰(zhàn)略執(zhí)行效果的邏輯思路，分析內(nèi)部控制對戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效關系的調(diào)節(jié)作用。

一方面，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠整體提升戰(zhàn)略變革的適應效應。如前文所述，戰(zhàn)略變革的適應效應主要來自于企業(yè)自身戰(zhàn)略模式與外部環(huán)境的匹配，高質(zhì)量內(nèi)部控制幫助企業(yè)構建完善的外部信息收集、處理和傳遞程序，并對外部環(huán)境信息進行合理篩選、核對、整合，確保信息傳遞的及時性和信息內(nèi)容的有效性，當發(fā)現(xiàn)企業(yè)戰(zhàn)略與環(huán)境不匹配時及時調(diào)整戰(zhàn)略以適應環(huán)境變化 （方紅星和陳作華，2015［32］）。因此，相比于內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)，高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)與環(huán)境的匹配度整體較高。但是，本文認為內(nèi)部控制對于戰(zhàn)略變革適應效應的增長速度影響有限，因為影響該效應的重要因素是外部環(huán)境變量，包括宏觀經(jīng)濟環(huán)境、行業(yè)競爭狀態(tài)和市場需求變化，戰(zhàn)略變革適應效應的邊際遞減規(guī)律依然存在。

另一方面，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠抑制戰(zhàn)略變革破壞效應的增長速度。具體可以體現(xiàn)在如下三個方面：第一，提升戰(zhàn)略共識，降低戰(zhàn)略分歧風險。戰(zhàn)略變革的基礎是達成戰(zhàn)略共識，特別是當企業(yè)大幅調(diào)整戰(zhàn)略時達成戰(zhàn)略共識的難度很高，而共識的根源在于溝通。按照我國 《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和COSO內(nèi)部控制框架 （2013）要求，不僅需要建立主動溝通 （如現(xiàn)場會議）和被動溝通 （如群發(fā)郵件或網(wǎng)內(nèi)公告）等常規(guī)渠道，同時建立獨立的溝通渠道 （如舉報熱線）作為失效保護機制。因此，內(nèi)部控制體系中對信息溝通渠道以及方法的建設，為組織內(nèi)部戰(zhàn)略相關信息的有效溝通提供合理保障，有助于促進組織員工達成戰(zhàn)略共識。第二，增進戰(zhàn)略協(xié)同，降低戰(zhàn)略目標與實施脫節(jié)風險。COSO內(nèi)部控制框架（2013）指出，內(nèi)部控制可以將企業(yè)戰(zhàn)略目標轉化為各層級各職能部門具有明確性、可量化性和可實現(xiàn)性目標，且根據(jù)事實、具體情況和法律法規(guī)評估目標適用性及風險點，并貫穿企業(yè)主體上下進行戰(zhàn)略總體目標和子目標的協(xié)調(diào)溝通。第三，控制變革成本。首先，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以配合戰(zhàn)略變革需要實現(xiàn)流程再造并明確權責分配 （李心合，2007［21］），提高組織結構調(diào)整的效率和效果。其次，高質(zhì)量內(nèi)部控制有助于評估員工的勝任能力，而員工勝任能力和戰(zhàn)略目標的匹配，能夠節(jié)約學習成本和試錯成本，對企業(yè)績效產(chǎn)生積極影響 （賈建鋒等，2015［4］）。再次，資金問題往往是制約企業(yè)戰(zhàn)略變革的一大難題，而高質(zhì)量的內(nèi)部控制通過緩解信息不對稱、降低代理成本和控制企業(yè)系統(tǒng)風險可以降低企業(yè)股權融資成本和債務融資成本 （Ashbaugh-Skaife等， 2009［33］； 陳漢文和周中勝，2014［34］）。前文所述，隨著戰(zhàn)略變革程度提升伴隨的風險和成本遞增速度逐漸加快，而內(nèi)部控制對于這類破壞性效應能夠有效發(fā)揮抑制作用，從而降低戰(zhàn)略變革破壞效應的增長速度。

綜上，內(nèi)部控制對影響戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效關系的兩種效應發(fā)揮重要作用，因此內(nèi)部控制質(zhì)量能夠對戰(zhàn)略變革和企業(yè)績效的倒U型曲線關系產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應。相比于內(nèi)部控制較低的企業(yè)，高質(zhì)量內(nèi)部控制企業(yè)由于戰(zhàn)略變革的適應性較強而破壞性效應較弱，因此高質(zhì)量內(nèi)部控制企業(yè)戰(zhàn)略變革后整體業(yè)績水平較優(yōu)。雖然內(nèi)部控制質(zhì)量對戰(zhàn)略變革適應效應的增長速度影響有限，但是高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效降低戰(zhàn)略變革破壞效應的增長速度，破壞效應對企業(yè)績效的影響變得更加平緩，因此高質(zhì)量內(nèi)部控制企業(yè)戰(zhàn)略變革和績效的曲線關系較為平滑。同時，由于內(nèi)部控制質(zhì)量對于戰(zhàn)略變革適應效應的提升作用和戰(zhàn)略變革破壞效應的抑制作用，企業(yè)能夠管理更大幅度的戰(zhàn)略變革，即戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效倒U型曲線關系的拐點右移。因此，本文提出如下假設：

假設2內(nèi)部控制質(zhì)量能夠對戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效的倒U型曲線關系產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應。

2a 高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠使戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效倒U型曲線形態(tài)更加平緩。

2b 高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠使戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效倒U型曲線的拐點右移。

2c 高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠提升戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效倒U型曲線的整體水平。

圖4 內(nèi)部控制質(zhì)量對適應效應影響

圖5 內(nèi)部控制質(zhì)量對破壞效應影響

圖6 內(nèi)部控制質(zhì)量對整體效應影響

三、樣本選擇與研究設計

（一）樣本和數(shù)據(jù)

本文以滬深兩市A股主板上市公司為研究樣本，考慮到我國于2007年開始實施新會計準則，樣本選取的時間區(qū)間是2007年到2016年。樣本篩選過程如下：其一，剔除數(shù)據(jù)存在嚴重缺失的公司；其二，剔除金融類上市公司；其三，剔除ST、PT公司；其四，剔除了內(nèi)部控制質(zhì)量為0的公司。為控制極端值的影響，對連續(xù)變量進行Winsorize的處理。本文使用的內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)來自深圳市迪博企業(yè)風險管理技術有限公司發(fā)布的 “迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”，其余數(shù)據(jù)來自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）戰(zhàn)略變革程度測度方法

本文將戰(zhàn)略變革定義為企業(yè)在多種關鍵戰(zhàn)略維度中資源配置模式的變化，依據(jù)這一定義戰(zhàn)略變革程度即關鍵戰(zhàn)略維度中資源配置模式隨時間變化的程度（Carpenter， 2000［35］； Zhang， 2006［36］）。借鑒戰(zhàn)略管理研究對戰(zhàn)略變革的度量方法 （Finkelstein和Hambrick， 1990［21］； Zhang 和 Rajagopalan， 2010［30］；葉康濤等，2014［37］），本文使用包括六個關鍵戰(zhàn)略維度的復合度量方法測量戰(zhàn)略變革程度：一是廣告和宣傳投入 （銷售費用／營業(yè)收入）；二是研發(fā)投入 （研發(fā)支出／營業(yè)收入）；三是固定資產(chǎn)更新程度 （固定資產(chǎn)凈值／固定資產(chǎn)總值）；四是管理費用投入 （管理費用／營業(yè)收入）；五是庫存水平 （存貨與銷售收入比率）；六是財務杠桿 （負債總額／所有者權益）。使用該方法度量戰(zhàn)略變革源自于這六項指標對業(yè)績的重要性，高管對指標的可控性，指標相互之間的互補性，以及數(shù)據(jù)的可獲取性 （Finkelstein和 Hambrick，1990［21］）。戰(zhàn)略變革程度的計算方法如下：首先，計算每項指標當期 （t）與上一期 （t－1）的變化值并基于行業(yè)中位數(shù)進行調(diào)整；其次，對每項指標變動值取絕對值，并對絕對值進行標準化；最后，將標準化后的六項指標加總然后求平均值，即得到戰(zhàn)略變革程度 （SC）。

（三）研究模型

本文檢驗戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效的倒U型曲線關系，重點分析內(nèi)部控制質(zhì)量對戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效曲線關系的調(diào)節(jié)作用 （圖7）。

圖7 戰(zhàn)略變革、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)績效的關系

首先，本文以戰(zhàn)略變革程度為解釋變量，以企業(yè)績效作為被解釋變量，構建曲線回歸模型 （1）；其后，納入內(nèi)部控制質(zhì)量作為調(diào)節(jié)變量，構建曲線回歸的調(diào)節(jié)模型 （2）（溫忠麟等，2005［38］；杜運周等，2012［39］）。

由于戰(zhàn)略變革對企業(yè)績效的影響存在滯后性，在模型里所有解釋變量和控制變量比被解釋變量滯后一期。企業(yè)績效采用總資產(chǎn)收益率 （ROA）。內(nèi)部控制（IC）采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)除以1 000（逯東等，2013［40］）。同時，為控制對戰(zhàn)略變革和企業(yè)績效可能的影響因素，本文納入以下控制變量：一是成長能力（Growth），基期與上期主營業(yè)務收入差值除以上期主營業(yè)務收入 （張祥建等， 2015［41］）； 二是兩職合一（Dceo），董事長與CEO兩職兼任設定為1，否則為0；三是董事會規(guī)模 （Bsize），董事會人數(shù) （取自然對數(shù)）；四是獨董比例 （InD），獨立董事人數(shù)占董事會人數(shù)比例；五是兩權分離度 （OC），大股東控制權與所有權的差值 （馬磊和徐向藝，2010［42］）；六是管理層持股比例（MH），高管持股占總股數(shù)比例；七是 CEO任期（CEO_T），CEO任職年限；八是公司規(guī)模 （Size），公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；九是上一期的企業(yè)績效（EROA），考慮到企業(yè)績效具有慣性本文控制上一期企業(yè)績效，由于直接使用上一期ROA的觀測值可能會和其他控制變量產(chǎn)生共線性從而導致估計偏誤，因此借鑒 Westphal （1999）［43］的方法使用上一期 ROA 的估計值作為上一期企業(yè)績效①ROA的估計方法為，將ROA與其影響因素流動比率、財務杠桿、市場份額、產(chǎn)權性質(zhì)和公司年齡回歸，按照回歸方程計算ROA的估計值作為工具變量。。此外，本文為控制行業(yè)和年度的影響，還加入了行業(yè)和年度的虛擬變量。

（四）模型估計方法

借鑒張祥建 （2015）［41］的研究，本文使用廣義最小二乘法 （GLS）分析面板數(shù)據(jù)。本文模型的VIF值均小于7，不存在嚴重的多重共線性問題。

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1列示了本文中變量的描述性統(tǒng)計結果。從表1可以看出，ROA的均值是0.038，最小值為－0.147，最大值是0.204，樣本內(nèi)上市公司整體盈利狀況為正，但是方差較大。戰(zhàn)略變革程度 （SC）的均值為－0.042，中位數(shù)為－0.090，接近行業(yè)平均戰(zhàn)略調(diào)整水平，但SC最小值為－0.203，最大值為2.204，表明不同企業(yè)戰(zhàn)略變革的水平差異較大，部分企業(yè)較大程度偏離行業(yè)變革水平。內(nèi)部控制質(zhì)量均值是0.679，最小值為0.009，最大值是0.923，內(nèi)部控制水平兩極分化嚴重。企業(yè)績效 （ROA）與戰(zhàn)略變革程度（SC）和內(nèi)部控制質(zhì)量 （IC）的相關系數(shù)均為正。

表1 描述性統(tǒng)計結果

為進一步考察戰(zhàn)略變革和企業(yè)績效的非線性關系以及內(nèi)部控制質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用，本文將ROA進行分組分析 （詳見表2）。根據(jù)戰(zhàn)略變革25%和75%分位數(shù)和內(nèi)部控制中位數(shù)將樣本公司分為6組，計算每組企業(yè)績效的均值和中位數(shù)。數(shù)據(jù)縱向來看，戰(zhàn)略變革程度適中組的ROA最高，而戰(zhàn)略變革程度較低組和戰(zhàn)略變革程度較高組的ROA相對較低，說明戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效可能存在倒U型的非線性關系。橫向來看，低質(zhì)量內(nèi)部控制組的ROA整體低于高質(zhì)量內(nèi)部控制組的ROA，說明內(nèi)部控制能夠提升不同戰(zhàn)略變革程度下企業(yè)績效的整體水平。

表2 分組描述性統(tǒng)計

（二）回歸結果分析

1.戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效關系回歸結果分析。

表3為層次回歸結果，第一部分是基礎回歸，只包含控制變量的回歸結果，卡方檢驗值為7 962。第二部分為模型 （1）的回歸結果，和基礎回歸模型相比，新納入SC、SC2和IC三個變量使模型卡方檢驗值上升至9 973，模型的解釋力得到增強，因此在分析企業(yè)績效時有必要考慮戰(zhàn)略變革和內(nèi)部控制質(zhì)量因素。下面，本文借鑒Lind和Mehlum （2010）［44］提出的檢驗倒U型 （U型）曲線關系三步法，檢驗本文假設1：第一步要求SC系數(shù)β1顯著為正，SC2系數(shù)β2顯著為負。模型 （1）回歸結果中，SC與ROA的回歸系數(shù)β1為0.004 5，在1%的水平顯著；SC2與ROA的回歸系數(shù)β2為－0.007 3，在1%的水平顯著，滿足條件一。第二步要求曲線的兩個端點斜率要明顯陡峭，當SC取最小值SCmin時曲線斜率為正，當SC取最大值SCmax時曲線斜率為負。由于本文關注戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效的曲線關系，而控制變量不影響曲線關系的形態(tài)，因此在分析曲線形態(tài)時模型 （1）可以簡化為公式 （3）。公式 （3）對自變量SC求一階導數(shù)為曲線斜率ROA′，見公式 （4）。根據(jù)SC描述性統(tǒng)計結果和模型 （1） 回歸結果， ROA′SCmin＝β1+2β2SCL為0.007 5， ROA′SCmax＝ β1+2β2SCH為 －0.027 7，滿足條件二。第三步要求拐點 （即對稱軸）取值SC?位于SC的取值范圍之內(nèi)。由于該曲線拐點為曲線斜率ROA′等于0時的取值，因此令公式 （4）等于0可求得曲線拐點 SC?，見公式 （5）。代入模型（1）的回歸結果后發(fā)現(xiàn)SC?為0.308 2，在SC的取值范圍內(nèi)，滿足條件三。因此，戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效滿足倒U型曲線關系，假設1得到支持?，F(xiàn)有研究常按照曲線回歸方程一次項和二次項系數(shù)符號和顯著性水平判斷是否滿足U型 （或倒U型）關系，但是還應關注對稱軸是否在取值范圍這一問題，若對稱軸不在解釋變量的取值范圍內(nèi)，數(shù)據(jù)結果是單調(diào)遞增或單調(diào)遞減，不包含拐點。

表3 戰(zhàn)略變革程度、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)績效層次回歸結果

2.內(nèi)部控制質(zhì)量調(diào)節(jié)效應回歸結果分析。

表3第三部分是模型 （2）的回歸結果，在模型（1）的基礎上納入了內(nèi)部控制質(zhì)量 （IC）與戰(zhàn)略變革程度 （SC）和戰(zhàn)略變革程度平方 （SC2）的交互項，該模型卡方檢驗值為20 658，和模型 （1）相比解釋力度大幅提升。同時，IC與SC交互項系數(shù)為－0.016 4，在10%水平顯著；IC與SC2交互項系數(shù)為0.067 6，在1%水平顯著。說明內(nèi)部控制質(zhì)量對戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效關系產(chǎn)生顯著調(diào)節(jié)效應，假設2得到支持。那么內(nèi)部控制質(zhì)量的影響效果如何體現(xiàn)呢？為解釋這一問題，本文將根據(jù)回歸結果采取畫圖示意和數(shù)據(jù)分析兩種方法加以說明。

本文先對內(nèi)部控制質(zhì)量分別取25%和75%分位數(shù)，按照模型 （2）回歸結果畫圖示意內(nèi)部控制質(zhì)量較低時 （IC_low）和內(nèi)部控制質(zhì)量較高時 （IC_high）戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效的不同曲線，詳見圖8。當內(nèi)部控制質(zhì)量較低時，戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效的倒U型曲線較為陡峭，而當內(nèi)部控制質(zhì)量較高時，戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效的倒U型曲線較為平緩，同時曲線整體水平較高，初步印證假設2a和2c。

圖8 不同內(nèi)部控制質(zhì)量下戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效關系圖

進一步，本文將通過數(shù)學推導和數(shù)據(jù)分析的方法更加嚴謹?shù)亟忉寖?nèi)部控制調(diào)節(jié)效應的表現(xiàn)方式。Haans等 （2016）［19］總結 《Stragetic Management Journal》近33年來發(fā)表的163篇研究U型關系 （包含正U型和倒U型關系）文獻，發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略管理領域的研究越來越多地采用二次關系而非簡單的線性關系分析戰(zhàn)略問題。但是，現(xiàn)有的U型關系研究特別是有調(diào)節(jié)效應的U型關系研究在理論分析和假設檢驗方面仍存在不足，因此提出U型關系的調(diào)節(jié)效應需從曲線的拐點 （turning point）是左移還是右移以及曲線的形態(tài) （shape）是平緩還是陡峭兩個方面分析。本文借鑒該文章提出的分析范式，并加以改進，提出U型關系調(diào)節(jié)效應可以從三個方面展開：形態(tài)、拐點和整體水平。下面將以本文模型為例，具體分析內(nèi)部控制質(zhì)量調(diào)節(jié)效應在這三個方面的表現(xiàn)方式。

第一，調(diào)節(jié)變量對曲線形態(tài)的影響。分析這一問題應首先考慮模型 （2）的曲線形態(tài)如何進行量化，其次考慮調(diào)節(jié)變量的影響方式。本文的研究模型是關于自變量戰(zhàn)略變革 （SC）的二次函數(shù)，而二次函數(shù)曲線的形態(tài)是平緩還是陡峭可以由頂點的曲率決定。根據(jù)高等數(shù)學中曲率的函數(shù)表達式可以求出二次函數(shù)頂點的曲率K恰好等于二次函數(shù)的二階導數(shù) （同濟大學數(shù)學系，2007）［45］。省略控制變量后，本文模型（2）可以簡化為二次函數(shù)公式 （6），對其求二階導數(shù)可得到頂點曲率K，見公式 （7）。對于倒U型曲線而言，頂點曲率K應滿足K＜0，且K越小曲線越陡峭，反之K越大越趨近于零則曲線越平緩。確立了曲線形態(tài)的函數(shù)表達形式后，調(diào)節(jié)變量對曲線形態(tài)的影響可以通過K對IC求偏導獲得，見公式 （8）。由此公式可知，調(diào)節(jié)變量IC對倒U型曲線頂點曲率K的影響主要表現(xiàn)在β4系數(shù)的正負①本文中調(diào)節(jié)變量對倒U型曲線形態(tài)平緩還是陡峭的影響方式結論與Haans等 （2016）一致，但是分析思路不同。該文采用曲線斜率方法推導，推導過程較為繁瑣；本文則引入高等數(shù)學中曲率的概念進行解釋，推導過程更為簡潔。。如果β4顯著為正則當IC越大時K越大，即曲線形態(tài)越平緩；如果β4顯著為負則當IC越大K越小，即曲線形態(tài)越陡峭。在表3模型 （2）回歸結果中，β4為0.067 6，在1%水平顯著，說明當內(nèi)部控制質(zhì)量越高時戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效的曲線關系越平緩。假設2a得到支持。具體地，為驗證內(nèi)部控制質(zhì)量對曲線形態(tài)的影響，本文將IC取25%分位數(shù) （0.638 3）代表內(nèi)部控制質(zhì)量較低，IC取75%分位數(shù) （0.718 3）代表內(nèi)部控制質(zhì)量較高，將IC取值和系數(shù)回歸結果帶入公式 （7）分別求頂點曲率K的大小。結果顯示，當IC為25%分位數(shù)時，K為－0.025 7；當IC為75%分位數(shù)時，K為－0.014 9。說明當內(nèi)部控制質(zhì)量較高時，戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效倒U型曲線的頂點曲率變大，更趨近于0，因此高質(zhì)量內(nèi)部控制使得曲線形態(tài)更加平緩。

第二，調(diào)節(jié)變量對曲線拐點的影響。分析這一問題應首先考慮模型 （2）的曲線拐點如何進行量化，其次考慮調(diào)節(jié)變量對拐點的影響是左移還是右移。前文所述，二次函數(shù)一階導數(shù)等于0時的自變量取值即曲線拐點 （對稱軸），因此由公式 （6）可求得該曲線的拐點取值SC?，見公式 （9）。為了研究調(diào)節(jié)變量IC的變動對SC?的影響，可以將SC?對IC求偏導，見公式 （10）。若SC?對IC的偏導大于0，則調(diào)節(jié)變量IC越大SC?取值越大，曲線拐點會發(fā)生右移；若SC?對IC的偏導小于0，則調(diào)節(jié)變量IC越大SC?取值越小，曲線拐點會發(fā)生左移。由公式 （10）可知分母大于0，因此IC對曲線對稱軸的影響由β1β4－ β2β3決定。 表 3 模型 （2） 回歸結果中 β1、 β2、 β3、β4均顯著， 帶入系數(shù)大小計算 β1β4－ β2β3的值為0.000 22， β1β4－β2β3大于 0， 說明當 IC 越大時戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效的拐點發(fā)生右移。假設2b得到支持。具體地，為驗證內(nèi)部控制質(zhì)量對曲線拐點的影響，本文將IC取25%分位數(shù) （0.638 3）代表內(nèi)部控制質(zhì)量較低，IC取75%分位數(shù) （0.718 3）代表內(nèi)部控制質(zhì)量較高，將IC取值和系數(shù)回歸結果帶入公式 （9）分別求SC?大小。結果顯示，當IC為25%分位數(shù)時，SC?為0.246 4；當IC為75%分位數(shù)時，SC?為0.337 2。說明當內(nèi)部控制質(zhì)量較高時，戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效的拐點右移了0.090 8。

第三，調(diào)節(jié)變量對曲線整體水平的影響。曲線整體水平由模型自變量取任意值時對應的因變量大小刻畫。本文假設2c提出高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)提升了戰(zhàn)略變革程度和企業(yè)績效曲線關系的整體水平。為驗證這一問題，本文將高質(zhì)量內(nèi)部控制企業(yè)ROA記為ROAICH，將低質(zhì)量內(nèi)部控制企業(yè)ROA記為ROAICL，若ROAICH－ROAICL恒大于0，則驗證該假設。ROAICHROAICL的計算方法見公式 （11）。其中ICH－ICL＞0，那么若二次函數(shù)在 SC 任意取值大于0，則假設成立。而函數(shù)f（SC）恒大于0需要滿足兩個條件：一是β4＞0；二是函數(shù)f（SC）無實根，即。 表 3 模型 （2） 回歸結果中，β4為0.067 6，在1%水平顯著，滿足條件一。β3在10%水平顯著，β5在1%水平顯著，，滿足條件二。因此，在SC任意取值時，ROAICH－ROAICL恒大于0，假設2c得到驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

為進一步解決戰(zhàn)略變革與企業(yè)績效之間的內(nèi)生性問題，我們采用行業(yè)變革速度作為企業(yè)戰(zhàn)略變革的工具變量，對模型進行兩階段最小二乘法 （2SLS）估計，因為行業(yè)變革速度是企業(yè)重要的環(huán)境條件，影響企業(yè)戰(zhàn)略決策。快速變革行業(yè)的企業(yè)維持現(xiàn)有的戰(zhàn)略模式很難獲得持續(xù)競爭優(yōu)勢 （Eisenhardt和Martin，2000［46］），而緩慢變革行業(yè)技術和競爭變化慢，可以通過設置進入障礙、防止競爭對手模仿來建立隔離機制 （Garg等，2003［47］） 保護競爭優(yōu)勢。因此，行業(yè)變革速度對企業(yè)戰(zhàn)略變革程度產(chǎn)生重要影響。本文行業(yè)變革速度的計算方法如下：首先計算本文中的六個關鍵戰(zhàn)略維度指標在近三年的方差，并求行業(yè)中位數(shù)；其次對每項指標行業(yè)中位數(shù)取絕對值并標準化，然后求平均，計算出近三年的行業(yè)變革速度。基于兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結果，本文結論沒有發(fā)生根本性改變。

為增強研究結論的穩(wěn)健性，本文采用了以下方法進行穩(wěn)健性檢驗：其一，本文采用銷售費用近似替代廣告費用，采用資本化的研發(fā)支出和費用化的研發(fā)支出替代研發(fā)費用，而研發(fā)支出數(shù)據(jù)存在比較明顯的數(shù)據(jù)缺失，可能導致變量存在測度誤差。為此，本文在計算戰(zhàn)略變革SC時剔除這兩個變量，用其他四個維度指標度量戰(zhàn)略變革，前文研究結論依然成立。其二，采用行業(yè)調(diào)整的總資產(chǎn)收益率ROA、凈資產(chǎn)收益率ROE和銷售利潤率ROS衡量企業(yè)績效，其結論與前文研究基本一致。其三，本文在計算模型 （2）時并未將變量進行中心化處理，原因在于中心化處理并不能降低本質(zhì)的共線性，只能減小非本質(zhì)的共線性，并且對調(diào)節(jié)效應檢驗結果沒有任何影響 （方杰等，2015［48］）。本文在主檢驗中沒有采用中心化處理，還因為中心化會對本文中拐點的分析產(chǎn)生影響（杜運周等，2012［39］）。而在穩(wěn)健性檢驗中，本文模型 （2）變量進行中心化處理，結論也與前文一致。

六、研究結論

本文以2007—2016年滬深兩市A股上市公司為樣本，將戰(zhàn)略管理和內(nèi)部控制方面的研究相結合，分析企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量對戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效的關系是否產(chǎn)生影響，影響的方式是什么。本文通過理論分析和實證檢驗發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略變革的程度與企業(yè)績效呈現(xiàn)倒U型關系，適度戰(zhàn)略變革有利于提升企業(yè)績效，而過高幅度的戰(zhàn)略變革則會帶來業(yè)績損害。原因是企業(yè)戰(zhàn)略變量同時存在適應性效應和破壞效應，二者分別對企業(yè)績效產(chǎn)生相反作用，但是戰(zhàn)略變革適應效應的增長速度隨著變革程度提高逐漸降低，而破壞效應的增長速度隨著變革程度提高快速上升。當企業(yè)戰(zhàn)略變革程度適中時，適應效應占據(jù)主導，而戰(zhàn)略變革程度過高時，破壞效應占據(jù)主導。高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠整體提升戰(zhàn)略變革適應效應，并且顯著降低破壞效應的增長速度，因此內(nèi)部控制質(zhì)量對戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效的倒U型關系具有調(diào)節(jié)效應。內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應表現(xiàn)在三個方面：高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠使得戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效的倒U型曲線關系更加平緩，降低戰(zhàn)略變革的業(yè)績波動性；高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠使戰(zhàn)略變革程度與企業(yè)績效倒U型曲線關系的拐點發(fā)生右移，企業(yè)能夠管理和控制更高水平的變革；并且具備高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)戰(zhàn)略變革后企業(yè)績效的整體水平較高。

本文研究具有以下啟示：第一，戰(zhàn)略變革過程中內(nèi)部控制能夠對企業(yè)戰(zhàn)略的實施發(fā)揮重要作用，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠增進戰(zhàn)略共識、提升戰(zhàn)略協(xié)同并控制變革成本與風險。企業(yè)應著力構建戰(zhàn)略導向內(nèi)部控制，將內(nèi)部控制嵌入到戰(zhàn)略管理的各個環(huán)節(jié)、各個層級，以實現(xiàn)企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略和創(chuàng)造價值作為內(nèi)部控制的核心管理目標。第二，為適應環(huán)境變化和滿足自身發(fā)展需要企業(yè)應調(diào)整其發(fā)展戰(zhàn)略，但是作為企業(yè)管理者應深刻認識到戰(zhàn)略變革的雙面性：一方面戰(zhàn)略變革能夠使企業(yè)更加適應環(huán)境變化提升綜合競爭力，為企業(yè)績效帶來新的增長契機；而另一方面戰(zhàn)略變革也存在較高的變革風險和變革成本，短時間內(nèi)過高幅度的戰(zhàn)略變革可能會對企業(yè)績效帶來損害。因此，企業(yè)在制定戰(zhàn)略規(guī)劃時應采用適度原則，同時在戰(zhàn)略實施過程中注重戰(zhàn)略控制。企業(yè)戰(zhàn)略變革能否成功是一場改革與風險的賽跑，而內(nèi)部控制體系中如何構建一套戰(zhàn)略執(zhí)行、控制、監(jiān)督、反饋機制，為企業(yè)戰(zhàn)略的有效執(zhí)行保駕護航，也有待實務界和學術界的進一步探索。

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