農(nóng)業(yè)企業(yè)內(nèi)部控制有效性與企業(yè)社會責任履行效果

姚麗娟 徐玉龍

摘 要：農(nóng)業(yè)企業(yè)是最接“地氣”的企業(yè)，其社會責任的履行直接關(guān)系著鄉(xiāng)村振興、共同富裕實現(xiàn)進程。但根據(jù)和訊網(wǎng)、潤靈環(huán)球、彭博等的調(diào)查數(shù)據(jù)，我國農(nóng)業(yè)企業(yè)近些年的社會責任履行效果遠低于其他類型的企業(yè)，這可能源于其薄弱的內(nèi)部控制。鑒于此，本文通過實證分析方法，檢驗了農(nóng)業(yè)企業(yè)內(nèi)部控制有效性對企業(yè)社會責任履行效果的影響，結(jié)果顯示：農(nóng)業(yè)企業(yè)內(nèi)部控制越有效，其企業(yè)社會責任履行效果越好。這一結(jié)論為政府部門、農(nóng)業(yè)企業(yè)及相關(guān)利益方從內(nèi)部控制視角提高農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行效果，加快鄉(xiāng)村振興、共同富裕歷史進程提供了經(jīng)驗證據(jù)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)企業(yè) 內(nèi)部控制 社會責任

農(nóng)業(yè)企業(yè)是促進鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)共同富裕的重要參與主體，在農(nóng)業(yè)創(chuàng)新探索、創(chuàng)造農(nóng)民就業(yè)、暢通城鄉(xiāng)要素流動、發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營、實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展、促進農(nóng)業(yè)農(nóng)村區(qū)域平衡、發(fā)展農(nóng)村公益慈善等方面發(fā)揮著不可替代的作用。與其他類型的企業(yè)相比，其行業(yè)特性及其運行特征決定了其在推進鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)共同富裕方面具有獨特的優(yōu)勢。因此，農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任的履行直接關(guān)系著鄉(xiāng)村振興、共同富裕實現(xiàn)進程。但根據(jù)數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)業(yè)企業(yè)近些年的社會責任履行效果綜合得分遠低于其他類型的企業(yè)。農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行效果較差可能源于其薄弱的內(nèi)部控制。內(nèi)部控制可以通過一系列組織架構(gòu)設(shè)計、制度安排對企業(yè)自利行為形成約束，使其在追求自身利益最大化時，高效履行對股東、員工、債權(quán)人、政府等相關(guān)利益主體的社會責任，進而提高農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任的履行效果，從而加快鄉(xiāng)村振興、共同富裕的歷史進程。

一、研究設(shè)計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

鑒于我國農(nóng)業(yè)類上市公司樣本數(shù)據(jù)較少，所以本文選取了2010～2020年我國A股農(nóng)業(yè)上市公司作為初選樣本，并在此基礎(chǔ)上，甄選剔除了ST及ST*類公司、變量數(shù)據(jù)全部缺失的公司。本文所用農(nóng)業(yè)企業(yè)實證面板數(shù)據(jù)來源于和訊網(wǎng)企業(yè)社會責任數(shù)據(jù)庫、迪博內(nèi)部控制與風險管理數(shù)據(jù)庫（DIB）、國泰安經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫（CSMAR）、銳思金融研究數(shù)據(jù)庫（RESSET）、萬得經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫（Wind）以及樣本公司的相關(guān)年度財務(wù)報告及非財務(wù)報告。此外，本文部分原始數(shù)據(jù)通過查閱新浪財經(jīng)、國信證券手工整理而得。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

為了檢驗農(nóng)業(yè)企業(yè)內(nèi)部控制有效性與企業(yè)社會責任履行效果之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了如下實證計量模型：

[Acsrit=β0+β1Lniciit+β2Rotait+β3Lniciit*Rotait+β4Levit+β5Ccfit+β6Sizeit+β7Soeit+β8Hdf10it+β9Iderit+β10Fageit+εit]

模型中，Acsr為因變量，表示農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行水平，用和訊網(wǎng)企業(yè)社會責任綜合評分度量；Lnici、Rota、Lnici*Rota為自變量，分別表示內(nèi)部控制有效性指數(shù)（用迪博內(nèi)部控制指數(shù)的自然對數(shù)來度量）、公司業(yè)績（用總資產(chǎn)報酬率來度量）以及內(nèi)部控制有效性指數(shù)與公司業(yè)績的交互項，如果本文假設(shè)成立，則模型中交叉項Lnici*Rota的估計參數(shù)將會顯著為正。農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行效果除了受到內(nèi)部控制及公司業(yè)績因素影響外，還會受到其他因素的影響。因此，為了使研究更具科學性，本文還甄選了公司負債經(jīng)營水平、公司現(xiàn)金流水平、公司規(guī)模、公司股權(quán)性質(zhì)、公司股權(quán)集中度、公司獨董比例、公司年齡作為控制變量。具體變量定義如表1所示：

二、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

定量研究對數(shù)據(jù)的分析大多從描述性統(tǒng)計分析入手，描述性統(tǒng)計分析致力于以簡單明白的統(tǒng)計量來描述龐大的樣本數(shù)據(jù)，筆者借助stata16.0統(tǒng)計分析軟件對本文主要變量進行了描述性統(tǒng)計分析，具體分析結(jié)果如表2所示：

通過表2的具體分析結(jié)果可知，我國農(nóng)業(yè)上市公司2010-2020年社會責任履行水平的均值為20.582，中位數(shù)為18.865，最小值為-16.720，最大值為75.840，說明我國農(nóng)業(yè)上市公司的整體社會責任履行水平很低，且不同農(nóng)業(yè)上市公司社會責任履行水平差異懸殊。內(nèi)部控制有效性指數(shù)的均值為593.679，中位數(shù)為653.95，最小值為0，最大值為907.100，說明我國農(nóng)業(yè)上市公司內(nèi)部控制有效性整體偏低，且不同農(nóng)業(yè)上市公司之間的內(nèi)部控制有效性存在巨大差距。從代表農(nóng)業(yè)上市公司業(yè)績水平的總資產(chǎn)報酬率來看，均值為4.8%，中位數(shù)為5%，最小值為-183.8%，最大值為67.8%，表明我國農(nóng)業(yè)上市公司整體業(yè)績水平偏低，且不同農(nóng)業(yè)上市公司之間的業(yè)績水平相差很大。從農(nóng)業(yè)上市公司負債經(jīng)營水平來看，資產(chǎn)負債率均值為42.5%，中位數(shù)為40.3%，最小值為2.8%，最大值為124.9%，表明我國農(nóng)業(yè)上市公司負債經(jīng)營水平偏高，且不同農(nóng)業(yè)上市公司之間相差很大。從公司現(xiàn)金流水平來看，均值為-18976萬元，中位數(shù)為-2724萬元，最小值為-2831656萬元，最大值為749307萬元，表明我國農(nóng)業(yè)上市公司現(xiàn)金流水平很低，且不同農(nóng)業(yè)上市公司之間相差巨大。從農(nóng)業(yè)上市公司規(guī)模來看，其均值為21.767（對應(yīng)的年末實際總資產(chǎn)均值為284000萬元），中位數(shù)為21.659（對應(yīng)的年末實際總資產(chǎn)中位數(shù)為255022萬元），最小值為18.645（對應(yīng)的年末實際總資產(chǎn)為12511.22萬元），最大值為25.912（對應(yīng)的年末實際總資產(chǎn)為17917700萬元），表明我國農(nóng)業(yè)上市公司整體規(guī)模相對較小，且不同農(nóng)業(yè)上市公司之間的規(guī)模相差甚遠。從農(nóng)業(yè)上市公司的股權(quán)性質(zhì)來看，其均值為0.389，中位數(shù)為0，說明我國農(nóng)業(yè)上市公司非國有控股公司占多數(shù)。從反映公司股權(quán)集中度的Hdf指數(shù)來看，其均值為0.156，中位數(shù)為0.136，最小值為0.007，最大值為0.810，表明我國農(nóng)業(yè)上市公司的股權(quán)集中度整體相對分散，且不同農(nóng)業(yè)上市公司的股權(quán)集中度差異顯著。從代表農(nóng)業(yè)上市公司董事會治理的關(guān)鍵指標獨董比例來看，其均值為37.9%，中位數(shù)為36.4%，最小值為20%，最大值為66.7%，表明大部分農(nóng)業(yè)上市公司的獨董比例在形式上均達到了《公司法》所要求的最低比例1/3，但還有部分農(nóng)業(yè)上市公司的獨董比例低于法定要求。

（二）多元回歸分析

為了進一步檢驗本文所提出的研究假設(shè)，依據(jù)實證模型運用多元回歸分析方法檢驗了農(nóng)業(yè)企業(yè)內(nèi)部控制有效性與企業(yè)社會責任履行效果之間的關(guān)系。需要說明的是面板數(shù)據(jù)的多元回歸分析面臨著模型的選擇問題，為了解決這一問題，在回歸分析之前，筆者對農(nóng)業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)進行了穩(wěn)健的Hausman檢驗，具體檢驗結(jié)果顯示：模型的p值為0.013，小于0.05，故回歸分析應(yīng)選用固定效應(yīng)模型。具體回歸分析結(jié)果如表3所示：

從表3可以看出，農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行水平與內(nèi)部控制有效性指數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，與公司業(yè)績在1%的水平上顯著正相關(guān)，與內(nèi)部控制有效性指數(shù)與公司業(yè)績的交叉項在1%的水平上顯著正相關(guān)，這表明農(nóng)業(yè)企業(yè)內(nèi)部控制越有效，其企業(yè)社會責任履行水平就越高，且企業(yè)社會責任業(yè)績敏感性就越強，本文提出的研究假設(shè)得到了驗證。

從控制變量來看，公司負債經(jīng)營水平與農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行水平在5%的水平上顯著負相關(guān)，表明公司負債經(jīng)營水平越高，農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行效果越差，因為公司負債經(jīng)營水平越高，其面臨的償債壓力越大且其受到債權(quán)人的約束越強，其社會責任履行效果可能就會越差。公司現(xiàn)金流水平與農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行水平在在10%的水平上顯著正相關(guān)，表明公司現(xiàn)金流越充足，農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行效果越好，因為充足現(xiàn)金流為其社會責任履行提供了強大的資金支持。公司規(guī)模與農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行水平在1%的水平上顯著正相關(guān)，表明公司規(guī)模越大，農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行效果越好，因為規(guī)模越大的公司其資源稟賦及管理水平通常越高，這為其社會責任履行提供了有力保障。公司股權(quán)集中度與農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行水平在10%的水平上顯著正相關(guān)，表明公司股權(quán)越集中，農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行效果越好，因為公司股權(quán)越集中，大股東對高管的監(jiān)督可能越強，企業(yè)社會責任履行效果也會相應(yīng)得到提升。公司年齡與農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行水平在1%的水平上顯著負相關(guān)，表明公司成立年限越長，農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行效果越差，這可能源于處于成立初期的公司為了樹立自己良好聲譽而更關(guān)注企業(yè)社會責任的履行效果。另外，公司股權(quán)性質(zhì)、公司獨董比例與農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行水平不存在顯著相關(guān)關(guān)系，說明國有與非國有農(nóng)業(yè)上市公司的企業(yè)社會責任履行效果并不存在明顯差異，獨董在我國可能只是流于形式而沒有真正起到監(jiān)督企業(yè)更好履行社會責任的作用。

三、結(jié)論

國家的鄉(xiāng)村振興與共同富裕戰(zhàn)略為農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行營造了良好的外部政策環(huán)境與營商環(huán)境。當下，農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任的履行關(guān)鍵在于從企業(yè)內(nèi)部下手，凈化內(nèi)部控制環(huán)境，加強企業(yè)社會責任風險識別、評估與應(yīng)對，強化與相關(guān)利益方信息溝通，及時開展相應(yīng)的控制活動，并適時進行控制監(jiān)督，以最大限度的提高農(nóng)業(yè)企業(yè)社會責任履行水平和履行效果。因此，從微觀層面來看，本文的研究結(jié)論為農(nóng)業(yè)上市公司從內(nèi)部控制視角提高其社會責任履行效果提供了理論支撐與經(jīng)驗證據(jù)；同時，從宏觀層面來看，本文的研究結(jié)論也許能為政府推進鄉(xiāng)村振興與共同富裕進程提供實踐借鑒，即通過提高與鄉(xiāng)村振興、共同富裕這一最接“地氣”的參與主體——農(nóng)業(yè)企業(yè)的社會責任履行效果來加快鄉(xiāng)村振興與共同富裕的歷史進程。

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