内部审计水平对企业价值的影响效应研究

2023-10-16叶陈云刘国超闫丽娟

统计与决策 2023年18期

叶陈云，杨光，刘国超，闫丽娟

（1.山东管理学院会计学院，济南 250357；2.浙江万里学院商学院，浙江宁波 315100；3.中央财经大学商学院，北京 100081；4.北京联合大学管理学院，北京 100101）

0 引言

党的十九大报告明确提出培育具有全球竞争力的世界一流企业，这无疑将企业价值创造提升至新的战略高度。同时，作为市场竞争主体，企业的内部治理水平不仅显著冲击经济领域国家治理体系的构建，也直接影响企业价值创造与实现。

内部审计（下文简称“内审”）是公司内部治理的重要机制[1]，在缓解代理问题方面作用显著[2]。尽管我国资本市场体系与法制环境逐步得到改善，企业内审建设有了积极成效，但由于内审功能落实不足导致的违规案例依然时有发生[3]，如康得新财务造假、长生生物违规披露等都大大毁损了企业价值，影响了我国企业国际形象。鉴于此，违规风险管理理所当然成为企业风险管控的重要一环，并由内审部门负责监督，使内审进一步助力深化企业改革和国有资本的保值增值。因此，新的时空背景下重新审视内审水平与企业价值的关系不仅对于完善企业内审制度的建设意义重大，也为企业价值提升路径提供了参考。

由于对内审水平测度、样本选取的差异，关于内审水平与企业价值关系的研究结论并不统一。一部分研究认为内审不能提升企业价值，蔡春等（2011）[4]发现内审质量与公司托宾Q 值并不相关。另一部分研究认为内审可以提升企业价值，陈莹等（2016）[5]发现内审可以提高企业托宾Q 值，并进一步考察了三类机制的调节作用，具有较强的理论意义。但这些文献时间较久远、样本量偏少且缺乏中介机制和内生性检验，因此，重新检验内审水平与企业价值的关系迫在眉睫。

本文以2010—2020 年沪深A 股上市公司为样本，研究内审水平对企业价值的影响及作用机理。在已有研究的基础上，本文做了如下工作及拓展：（1）验证内审水平对企业价值影响机理。从内部监督有效性视角剖析内审促进企业价值增值的中介机制，为提升企业价值提供新思路。（2）丰富内审经济后果相关研究。引入行业竞争、内部控制和产权性质三个调节变量，进一步丰富内审水平与企业价值关系的研究，为处在不同内外部治理情境下的上市企业完善内审制度提供参考。（3）采用经济增加值率作为企业价值的代理变量，规避了托宾Q 等指标的缺陷，更有利于反映企业价值。（4）扩展传统研究的样本区间。手工搜集2010—2020年内审数据，增加样本量，增强了结论的稳健性。

1 理论分析与研究假设

1.1 内审水平对企业价值的影响

两权分离带来的信息不对称和代理问题是影响企业价值的主要因素。内审作为公司治理的重要机制，可在一定程度上防止高管的逆向选择行为、降低道德风险[6]，提高企业对外披露会计信息的质量[2]和企业绩效[4]。

内审可以促进企业价值创造。一方面，内审可以提升会计信息披露质量[7]，降低信息不对称程度。内审特殊的对比评价功能可以纠正财务报表中的错误信息，降低应计盈余管理的可能性。同时，数据质量的提升可降低企业的融资成本，因为债权人由于信息质量提高而降低利息补偿。另一方面，内审可以缓解代理问题。内审的监察作用可以识别自我报告欺诈行为[3]，减少违规行为，管理层将更多的精力用于改进企业经营和管理现状，这有利于企业价值创造。综上，本文提出：

假设1：内审能够提升企业价值。

1.2 行业竞争程度的调节作用

产品竞争市场作为一种市场治理机制，通过向管理层传递经营压力发挥其监督和约束作用[8]。一方面，产品市场竞争程度的增强会降低信息不对称带来的风险，缓解委托代理问题。另一方面，竞争激烈产品市场中的标尺竞争，会使管理层减少对企业价值毁损的行为来维护自身的职业。因此，处在竞争越激烈行业的企业，代理问题越少，信息披露质量越高。

高度行业竞争作为一种外部监督机制，通过提升会计信息质量和缓解代理问题提升企业价值。由于这两个渠道也是内审提升企业价值的路径，此时内审发挥的作用有限。因此作为行业竞争的替代机制，在高度竞争行业中内审对企业价值的提升作用被弱化，在竞争程度低的行业会得到增强。综上，本文提出：

假设2：相较于处于低度竞争行业的企业，内审水平对企业价值的提升作用在高度竞争行业的企业中被弱化。

1.3 内部控制水平的调节作用

完善的内控建设可以严格监督管理者，缓解代理问题，提高企业价值[9]，同时，高质量内控可以提高企业会计信息披露质量[10]，因此内控提升企业价值的路径与内审相似。此时，内控的调节作用取决于与内审的关系。

关于内控与内审的关系有三种观点。一是认为二者之间为替代机制[11]，内控发生作用后留给内审的空间有限，内审对企业价值的提升作用被弱化。二是认为内审是内控的重要组成部分，内审是评价和监督内控的重要方式[12]，二者之间为互补机制，内控通过上述两个渠道提升企业价值，内审亦然，这种提升作用会被加强。三是认为二者具有耦合关系，此时二者之间替代机制与互补机制并存，内控的调节作用取决于二者之间的净效应。如果前者大于后者则被弱化，反之被强化。基于此，本文提出：

假设3a：二者之间为替代机制，随着企业内控水平的提高，内审水平对企业价值的提升作用被弱化。

假设3b：二者之间为互补机制，随着企业内控水平的提高，内审水平对企业价值的提升作用被强化。

1.4 产权性质的调节作用

产权性质会影响内审水平与企业价值的关系。一方面，国企模糊的内审报告机构影响内审功能发挥，而非国企内审报告主体明确，监督效果优于国企[1]。因此，在非国有企业中内审对企业价值的提升作用更显著。另一方面，较低的同行赶超压力使国企从事违规行为的动机较低，因此国企内审的功能发挥更有限，对企业价值的提升作用也被弱化。

党的十八大以来国家对内审管理体制进行优化，指出国企应认真完善企业内审制度。近年来包括《审计署关于内部审计工作的规定》（审计署令第11 号）在内的文件要求强化内审的全面性和独立性，提高内审缓解委托代理问题和提升会计信息质量的作用，进而提升国有企业价值。

基于此，本文提出：

假设4a：较之非国企，内审水平对国企企业价值的提升作用被弱化。

假设4b：较之非国企，内审水平对国企企业价值的提升作用被强化。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

本文选取2010—2020 年沪深A 股上市公司为研究样本。手工整理内审水平数据，资料来源包括企业年报、内部控制评价报告、公司内审制度等。其他样本数据来源于国泰安等数据库。在初始样本的基础上，剔除了如下样本：（1）金融行业的样本；（2）交易状态为ST、ST*和PT的样本；（3）同时发行B股或H股的样本。最终共获得6518个有效样本。

2.2 变量定义

（1）被解释变量：企业价值

借鉴方心童和高诚昊（2015）[13]的做法，采用经济增加值率（EVA）指标来衡量企业价值。其中，经济增加值率为经济增加值额（EVA_T）与投入资本总额的比值，经济增加值率越高表明企业价值越高。经济增加值额可以反映公司为股东创造的价值，更有利于反映企业整体价值的创造情况。经济增加值率指标的计算公式如下：

（2）解释变量：内审水平

借鉴韦小泉和袁振超（2014）[14]的做法，通过模型（2）计算内审水平（IAQ）。该指标综合了前人的研究成果，可较为准确地衡量上市公司的内审水平，具有一定权威性和代表性。IAQ数值越大，表示公司内审水平越高。公式中对数中的变量依次为内审部门隶属模式、职责范围、总经理与董事长是否兼任以及是否为十大审计。

（3）调节变量

采用HHI 指数度量行业竞争程度（COMP），HHI 指数越小表示行业竞争越激烈。采用内部控制指数衡量内部控制水平（ICI），该值越大表明内部控制水平越高。企业性质为SOE，国有企业为1，否则为0。

（4）控制变量

参考蔡春等（2011）[4]和陈莹等（2016）[5]的做法设置如下控制变量：公司规模（SIZE），以年末公司平均总资产的自然对数衡量；偿债能力（LEV），为当期平均总负债/当期平均总资产；净资产收益率（ROE），为当期净利润/当期平均净资产；公司年龄（AGE），为公司上市年限；发展能力（GROWTH），为年度销售收入增长率；第一大股东持股比例（TOP1），为第一大股东持股总数/当期发行在外的平均总股数；机构持股比例（IVPER），为机构持股/公司流通股。同时，还控制了年度效应（YEAR）和行业效应（IND）。

2.3 模型构建

为了验证上文假设，建立如下计量模型：

其中MOD为调节变量，包括COMP（行业竞争程度）、ICI（内部控制水平）和SOE（企业性质）。Control为控制变量。

3 实证分析

3.1 变量描述性统计

主要变量描述性统计见表1，所有连续变量均在1%和99%的水平上进行缩尾处理。EVA的最小值为-0.12，最大值为0.27，平均值为0.04，标准差为0.06，表明我国企业EVA 水平适中，各个企业间差距较小。IAQ 的最大值为1.39，平均值为1.04，中位数1.10 大于平均值，且波动幅度较小，表明我国上市公司整体的内审水平相对较高。

表1 主要变量描述性统计

3.2 相关性分析

下页表2展示的Spearman相关系数中，大多数变量之间显著相关，且VIF检验的结果显示不存在多重共线问题。

表2 各变量Spearman相关系数统计

3.3 回归结果分析

下页表3列示了假设1至假设4的回归统计结果。对于假设1，α1在5%的水平上显著为正，说明内审对企业价值有促进作用，假设1通过检验。

表3 假设1至假设4回归结果

对于假设2，α1在1%水平上显著为正，α3在1%的水平上显著为负，说明较之处于低度竞争行业的企业，内审对企业价值的提升作用在高度竞争行业的企业中更明显，假设2没有通过检验。原因可能是，处于高度竞争行业的企业面临外界更高水平的监督，此时管理层更有动机建立高水平的内审治理体系，进而增强了内审对企业价值的提升作用。

对于假设3a 和假设3b，α1在5%的水平上显著为正，α3在5%的水平上显著为负，说明较之内部控制水平高的企业，内审对企业价值的提升作用在内部控制水平低的企业更强，假设3a通过检验。

对于假设4a 和假设4b，α1在1%的水平上显著为正，α3在1%的水平上显著为负，说明较之非国有企业，内审对企业价值的提升作用在国有企业中被弱化，假设4a 通过检验。

此外，将假设2到假设4进行分组检验，结果见下页表4。分别将COMP、ICI 按照中位数分成高低两组，对模型（3）分别进行回归，低度竞争组中α1为负但不显著，高度竞争组中α1显著为正，假设2 没有通过检验，低内控水平组中α1大于高内控水平组，假设3a通过检验；将SOE分为国企组和非国企组，对模型（3）分别进行回归，国企组中α1为负但不显著，非国企组中α1显著为正，假设4a通过检验。

表4 分组回归结果

4 进一步分析

4.1 中介效应检验

内审可以通过提高会计信息的质量和缓解代理问题两条路径提升企业价值。采用融资约束KZ指数衡量会计信息质量，因为高质量的会计信息使信息透明度更高，可以缓解借贷的信息不对称，进而缓解融资约束。此外，采用管理费用率ADM衡量代理问题。构建如下中介效应模型：

4.1.1 KZ检验

回归结果见表5的列（1）至列（3）。α1在5%的水平上显著为正，α2在10%的水平上显著为负，α4在1%的水平上显著为负，说明KZ 的中介效应存在。同时α3在5%的水平上显著为正，说明KZ为部分中介效应。

表5 中介效应回归结果

4.1.2 ADM检验

回归结果见表5的列（4）至列（6）。α1在5%的水平上显著为正，α2在10%的水平上显著为负，α4在1%的水平上显著为负，说明ADM 的中介效应存在。同时,α3在5%的水平上显著为正，说明ADM也为部分中介效应。

4.2 内审水平与企业价值的分位数回归检验

为考查内审对企业价值在各个分位数水平上的影响，建立模型（8），选取分位点0.1、0.25、0.5、0.75和0.9对模型（8）进行回归，结果见下页表6。内审可以提升不同分位数水平下的企业价值，说明结论是稳健的。但随着企业价值提高，这种促进作用被弱化，原因可能是这种促进效用的边际递减。

表6 分位数回归结果

4.3 内生性及稳健性检验

4.3.1 Heckman两阶段回归

企业价值越高的公司越有动机设立健全的内审部门，本文的结论会受到自选择问题的影响，因此采用Heckman两阶段模型检验样本的自选择问题。工具变量分别采用审计委员会独董人数（inde）和审计委员会人数（number），因为这两个变量与内审相关，但与EVA无关。同时，采用主回归模型中的控制变量作为解释企业是否设置内审部门的变量。如果公司设置了内审部门，则虚拟变量iaq_dummy 取1，否则取0。采用审计委员会独董人数（inde）作为工具变量进行回归分析，结果见表7列（1）。将自选择模型计算得出的逆米尔斯比率（IMR）代入主回归模型中，进一步分析内审水平对企业价值的影响，表7 列（2）列示了结果。同理，采用审计委员会人数（number）作为工具变量的分析结果见表7 列（3）和列（4）。从表7 列（2）和列（4）可以看出，控制自选择问题后内审水平显著提高了企业价值。