內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用機(jī)理及實(shí)踐影響
——基于電力上市公司的實(shí)證分析

●郭思淳

一、引言

我國(guó)當(dāng)前側(cè)重于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，以此推動(dòng)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。內(nèi)部審計(jì)作為現(xiàn)代化企業(yè)經(jīng)營(yíng)的必要手段，通過(guò)利用自身所具有的監(jiān)督作用，對(duì)企業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實(shí)行產(chǎn)生積極的影響，對(duì)提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有著積極影響。在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)大背景下，電力行業(yè)找到重點(diǎn)整治，受到的影響很大，從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)看2021 年電力行業(yè)和上半年相比前三季度整體上行業(yè)景氣度略有下滑，包括兩家龍頭企業(yè)在內(nèi)有約38%的上市企業(yè)同期對(duì)比凈利潤(rùn)出現(xiàn)了下滑。因此，探究電力行業(yè)企業(yè)績(jī)效的提升策略顯得尤為重要。本文試圖驗(yàn)證電力行業(yè)內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量是否對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效具有顯著的影響關(guān)系，嘗試提出以提升企業(yè)內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量為出發(fā)點(diǎn)，來(lái)提高電力公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效的理念。

二、影響機(jī)制

《國(guó)際內(nèi)部審計(jì)專業(yè)實(shí)物框架》（IPPF）對(duì)內(nèi)部審計(jì)的定義是“一種獨(dú)立、客觀的確認(rèn)和咨詢活動(dòng)，旨在增加價(jià)值和改善組織的運(yùn)營(yíng)。它通過(guò)應(yīng)用系統(tǒng)的規(guī)范的方法，評(píng)價(jià)并改善風(fēng)險(xiǎn)管理、控制及治理過(guò)程的效果，幫助組織實(shí)現(xiàn)其目標(biāo)?！庇纱丝梢?jiàn)，內(nèi)部審計(jì)可以幫助企業(yè)降低運(yùn)作中面臨的風(fēng)險(xiǎn)，提高企業(yè)工作的效率，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)的發(fā)展。而內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量的提高，能夠協(xié)助企業(yè)各部門做出正確的決策，這對(duì)于企業(yè)進(jìn)一步加強(qiáng)內(nèi)部控制，改善組織績(jī)效具有一定影響。

基于當(dāng)前已有的理論基礎(chǔ)和研究成果，結(jié)合電力上市公司組織架構(gòu)和內(nèi)控情況，本文選取三個(gè)影響內(nèi)部審計(jì)工作質(zhì)量的關(guān)鍵點(diǎn)：內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)獨(dú)立性和完善的內(nèi)部審計(jì)制度。第一，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量能夠全方面地顯示出企業(yè)內(nèi)部審計(jì)工作的水平，保證內(nèi)部工作的合理性，促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提高。第二，內(nèi)部審計(jì)獨(dú)立性是企業(yè)的一項(xiàng)重要職能，獨(dú)立性的提高，能夠確保企業(yè)內(nèi)部審計(jì)工作在最大權(quán)限范圍內(nèi)合理運(yùn)行，使得各部門各司其職，審計(jì)結(jié)論更加真實(shí)、可靠，促進(jìn)企業(yè)有效發(fā)展。第三，完善的內(nèi)部審計(jì)制度能夠加強(qiáng)內(nèi)部審計(jì)工作一體化、標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)程，督促審計(jì)人員在審計(jì)工作中規(guī)范自己的行為，及時(shí)發(fā)現(xiàn)相關(guān)問(wèn)題并合理解決，降低審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，這對(duì)于提高內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量有著重要影響，從而有助于提升企業(yè)績(jī)效。同理，綜合考慮理論研究和電力行業(yè)實(shí)際情況，本文選取影響企業(yè)獨(dú)立性的關(guān)鍵指標(biāo)主要包括設(shè)立審計(jì)委員會(huì)和出具獨(dú)立董事會(huì)意見(jiàn)兩點(diǎn)，影響健全審計(jì)制度關(guān)鍵指標(biāo)主要包括整合內(nèi)部審計(jì)、出具審計(jì)報(bào)告、披露報(bào)告缺陷三點(diǎn)，設(shè)計(jì)內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用機(jī)理見(jiàn)圖1。

圖1 內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用機(jī)理

三、模型與變量

本研究將采用電力行業(yè)66 家上市公司2018—2020 年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，選擇的回歸模型為：

Y=+β X+γ Z+

其中，Y是被解釋變量，包括總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率和托賓Q 值。X是解釋變量，包括內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、設(shè)立審計(jì)委員會(huì)、出具獨(dú)立董事意見(jiàn)、整合內(nèi)部審計(jì)、出具審計(jì)報(bào)告、披露報(bào)告缺陷。Z是控制變量，包括公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度。為系數(shù)，殘差。

變量選擇上，財(cái)務(wù)績(jī)效將通過(guò)總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、托賓Q 值進(jìn)行表示。內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量將通過(guò)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度健全性進(jìn)行表示。基于企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的其他因素影響，選擇公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度作為控制變量。變量說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 變量說(shuō)明

四、數(shù)據(jù)分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

針對(duì)被解釋變量總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、托賓Q 值和解釋變量?jī)?nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度健全性等相關(guān)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，公司樣本為66 家電力上市公司，時(shí)間樣本為2018—2020 年數(shù)據(jù)，共計(jì)192 個(gè)數(shù)據(jù)樣本，采用Stata 軟件進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

電力上市公司財(cái)務(wù)績(jī)效方面，總資產(chǎn)收益率的最小值為-1.2435，最大值為0.6382，平均值為0.0719，標(biāo)準(zhǔn)差為0.6465；凈資產(chǎn)收益率的最小值為-0.5310，最大值為0.6.5972，平均值為0.0422，標(biāo)準(zhǔn)差為0.4601；托賓Q 值的最小值為0.1717，最大值為6.5972，平均值為2.0377，標(biāo)準(zhǔn)差為1.3722?？梢?jiàn)，電力行業(yè)公司的財(cái)務(wù)績(jī)效便顯出較大的差異性，甚至有些電力公司處于虧損狀態(tài)。

電力上市公司相關(guān)審計(jì)信息方面，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的最小值為1，最大值為4，平均值為3.1224，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2144，說(shuō)明大部分電力上市公司的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量很高。設(shè)立審計(jì)委員會(huì)的最小值為0，最大值為1，平均值為0.6514，標(biāo)準(zhǔn)差為0.3142，說(shuō)明大部分電力上市公司都設(shè)立了審計(jì)委員會(huì)。出具獨(dú)立董事意見(jiàn)的最小值為0，最大值為1，平均值為0.5362，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1206，說(shuō)明大部分電力上市公司都出具了獨(dú)立董事意見(jiàn)。整合內(nèi)部審計(jì)的最小值為0，最大值為1，平均值為0.5226，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2268，說(shuō)明大部分電力上市公司都針對(duì)內(nèi)部審計(jì)信息進(jìn)行了整合。出具審計(jì)報(bào)告的最小值為0，最大值為1，平均值為0.6428，標(biāo)準(zhǔn)差為0.3312，說(shuō)明大部分電力上市公司都出具了審計(jì)報(bào)告。披露報(bào)告缺陷的最小值為0，最大值為1，平均值為0.6122，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2628，說(shuō)明大部分電力上市公司都披露了審計(jì)報(bào)告缺陷?？偟膩?lái)說(shuō)，電力上市公司的內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量較高，但也有公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量差、內(nèi)部審計(jì)部門缺乏獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度不健全，需要進(jìn)一步提升。

（二）相關(guān)分析

針對(duì)被解釋變量總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、托賓Q 值和解釋變量?jī)?nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度健全性等相關(guān)變量進(jìn)行相關(guān)性分析，公司樣本同樣為66 家電力上市公司，時(shí)間樣本同樣為2018—2020 年數(shù)據(jù)，共計(jì)192 個(gè)數(shù)據(jù)樣本，采用Stata 軟件進(jìn)行pearson 相關(guān)性分析，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 相關(guān)性分析

內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、設(shè)立審計(jì)委員會(huì)、出具獨(dú)立董事意見(jiàn)、整合內(nèi)部審計(jì)、出具審計(jì)報(bào)告、披露報(bào)告缺陷與總資產(chǎn)收益率的相關(guān)系數(shù)分別為0.623、0.641、0.635、0.714、0.711、0.721，均大于0.6，說(shuō)明內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度健全性與總資產(chǎn)收益率有著較強(qiáng)的相關(guān)性。

內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、設(shè)立審計(jì)委員會(huì)、出具獨(dú)立董事意見(jiàn)、整合內(nèi)部審計(jì)、出具審計(jì)報(bào)告、披露報(bào)告缺陷與凈資產(chǎn)收益率的相關(guān)系數(shù)分別為0.663、0.604、0.630、0.633、0.785、0.813，均大于0.6，說(shuō)明內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度健全性與凈資產(chǎn)收益率也有著較強(qiáng)的相關(guān)性。

內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、設(shè)立審計(jì)委員會(huì)、出具獨(dú)立董事意見(jiàn)、整合內(nèi)部審計(jì)、出具審計(jì)報(bào)告、披露報(bào)告缺陷與托賓Q值的相關(guān)系數(shù)分別為0.689、0.785、0.692、0.705、0.831、0.811，均大于0.6，說(shuō)明內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度健全性與托賓Q 值同樣有著較強(qiáng)的相關(guān)性。

綜上，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度健全性與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效存在較強(qiáng)的相關(guān)性，即內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量與企業(yè)績(jī)效存在顯著的內(nèi)在聯(lián)系。

（三）回歸分析

針對(duì)解釋變量?jī)?nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度健全性等相關(guān)變量對(duì)被解釋變量總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、托賓Q 值的影響，采用Stata 軟件進(jìn)行面板回歸分析。

1.豪斯曼檢驗(yàn)。本研究采用的是面板回歸模型，首先應(yīng)當(dāng)界定是采用隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)回歸模型，采用豪斯曼檢驗(yàn)進(jìn)行分析，提出以下假設(shè)：

假設(shè)H0：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量無(wú)關(guān)，應(yīng)建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型

假設(shè)H1：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)，應(yīng)建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型

豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。通過(guò)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果可得：三個(gè)模型的豪斯曼統(tǒng)計(jì)量分別為85.12、72.31、61.45，對(duì)應(yīng)的P 值均為0.000，小于0.05，說(shuō)明三個(gè)模型在顯著性水平0.05 下原假設(shè)均被拒絕，即拒絕隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于固定效應(yīng)的假設(shè)，接受三個(gè)模型均應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)回歸模型。

表4 豪斯曼檢驗(yàn)

2.針對(duì)總資產(chǎn)收益率的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。被解釋變量為總資產(chǎn)收益率的固定效應(yīng)回歸結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 針對(duì)總資產(chǎn)收益率的固定效應(yīng)回歸結(jié)果

根據(jù)固定效應(yīng)回歸結(jié)果可知擬合優(yōu)度為0.7432，擬合優(yōu)度相對(duì)較好，F(xiàn) 值為15.25，顯著性水平為0.000，小于0.05，通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明模型分析結(jié)果合理有效?；貧w系數(shù)結(jié)果如下：

內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量方面，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.2105，T 檢驗(yàn)在0.01 的水平顯著，說(shuō)明內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量對(duì)總資產(chǎn)收益率具有非常顯著的正向影響。

內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性方面，設(shè)立審計(jì)委員會(huì)和出具獨(dú)立董事意見(jiàn)的回歸系數(shù)分別為0.0845 和0.0732，T 檢驗(yàn)均在0.05 的水平顯著，說(shuō)明設(shè)立審計(jì)委員會(huì)和出具獨(dú)立董事意見(jiàn)對(duì)總資產(chǎn)收益率均具有顯著的正向影響。

內(nèi)部審計(jì)制度健全性方面，整合內(nèi)部審計(jì)和出具審計(jì)報(bào)告的回歸系數(shù)分別為0.0665 和0.0259，T 檢驗(yàn)均在0.05 的水平顯著，說(shuō)明整合內(nèi)部審計(jì)和出具審計(jì)報(bào)告對(duì)總資產(chǎn)收益率均具有顯著的正向影響。然而，披露報(bào)告缺陷沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明披露報(bào)告缺陷對(duì)總資產(chǎn)收益率不具有顯著影響。

控制變量方面，公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度的回歸系數(shù)分別為0.1246、0.1026 和0.1132，T 檢驗(yàn)均在0.01 的水平顯著，說(shuō)明公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度對(duì)總資產(chǎn)收益率均具有非常顯著的正向影響。

3.針對(duì)凈資產(chǎn)收益率的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。被解釋變量為凈資產(chǎn)收益率的固定效應(yīng)回歸結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 針對(duì)凈資產(chǎn)收益率的固定效應(yīng)回歸結(jié)果

根據(jù)固定效應(yīng)回歸結(jié)果可知擬合優(yōu)度為0.6654，擬合優(yōu)度相對(duì)較好，F(xiàn) 值為13.38，顯著性水平為0.000，小于0.05，通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明模型分析結(jié)果合理有效。回歸系數(shù)結(jié)果如下：

內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量方面，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.1014，T 檢驗(yàn)在0.05 的水平顯著，說(shuō)明內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量對(duì)凈資產(chǎn)收益率具有顯著的正向影響。

內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性方面，設(shè)立審計(jì)委員會(huì)和出具獨(dú)立董事意見(jiàn)的回歸系數(shù)分別為0.0715 和0.0542，T 檢驗(yàn)均在0.05 的水平顯著，說(shuō)明設(shè)立審計(jì)委員會(huì)和出具獨(dú)立董事意見(jiàn)對(duì)凈資產(chǎn)收益率均具有顯著的正向影響。

內(nèi)部審計(jì)制度健全性方面，整合內(nèi)部審計(jì)和出具審計(jì)報(bào)告的回歸系數(shù)分別為0.0665 和0.0416，T 檢驗(yàn)均在0.05 的水平顯著，說(shuō)明整合內(nèi)部審計(jì)和出具審計(jì)報(bào)告對(duì)總資產(chǎn)收益率均具有顯著的正向影響。然而，披露報(bào)告缺陷沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明披露報(bào)告缺陷對(duì)凈資產(chǎn)收益率不具有顯著影響。

控制變量方面，公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度的回歸系數(shù)分別為0.2136、0.2456 和0.3846，T 檢驗(yàn)均在0.01 的水平顯著，說(shuō)明公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度對(duì)凈資產(chǎn)收益率均具有非常顯著的正向影響。

4.針對(duì)托賓Q 值的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。被解釋變量為托賓Q 值的固定效應(yīng)回歸結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 針對(duì)托賓Q 值的固定效應(yīng)回歸結(jié)果

根據(jù)固定效應(yīng)回歸結(jié)果可知擬合優(yōu)度為0.8812，擬合優(yōu)度相對(duì)很好，F(xiàn) 值為21.36，顯著性水平為0.000，小于0.05，通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明模型分析結(jié)果合理有效?；貧w系數(shù)結(jié)果如下：

內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量方面，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.4556，T 檢驗(yàn)在0.01 的水平顯著，說(shuō)明內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量對(duì)托賓Q 值具有非常顯著的正向影響。

內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性方面，設(shè)立審計(jì)委員會(huì)和出具獨(dú)立董事意見(jiàn)的回歸系數(shù)分別為0.4217 和0.3921，T 檢驗(yàn)均在0.01 的水平顯著，說(shuō)明設(shè)立審計(jì)委員會(huì)和出具獨(dú)立董事意見(jiàn)對(duì)托賓Q 值均具有非常顯著的正向影響。

內(nèi)部審計(jì)制度健全性方面，整合內(nèi)部審計(jì)和出具審計(jì)報(bào)告的回歸系數(shù)分別為0.3326 和0.3412，T 檢驗(yàn)均在0.01 的水平顯著，說(shuō)明整合內(nèi)部審計(jì)和出具審計(jì)報(bào)告對(duì)總資產(chǎn)收益率均具有非常顯著的正向影響。然而，披露報(bào)告缺陷沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明披露報(bào)告缺陷對(duì)托賓Q 值不具有顯著影響。

控制變量方面，公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度的回歸系數(shù)分別為0.2455、0.1243 和0.1569，T 檢驗(yàn)均在0.05 的水平顯著，說(shuō)明公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度對(duì)托賓Q 值均具有顯著的正向影響。

綜上，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、內(nèi)部審計(jì)部門獨(dú)立性、內(nèi)部審計(jì)制度健全性部分指標(biāo)與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效存在因果影響關(guān)系，即內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量對(duì)企業(yè)績(jī)效存在顯著的因果影響。

五、結(jié)束語(yǔ)

本文以電力行業(yè)上市公司為樣本，研究了內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用機(jī)理及實(shí)踐影響?？傮w上來(lái)說(shuō)，內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量對(duì)企業(yè)績(jī)效存在顯著的正向影響。具體而言，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量、設(shè)立審計(jì)委員會(huì)、出具獨(dú)立董事意見(jiàn)、整合內(nèi)部審計(jì)、出具審計(jì)報(bào)告對(duì)總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、托賓Q 值均具有顯著的正向影響，而披露報(bào)告缺陷對(duì)總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、托賓Q 值均沒(méi)有顯著影響。說(shuō)明針對(duì)我國(guó)電力企業(yè)而言，應(yīng)當(dāng)注重內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量，但是在提升內(nèi)部審計(jì)質(zhì)量時(shí)特別要突出正面信息，盡量避免負(fù)面信息的披露。