經(jīng)理自主權(quán)、內(nèi)部控制與企業(yè)績效

經(jīng)理自主權(quán)、內(nèi)部控制與企業(yè)績效一、引言從20世紀(jì)90年代歐美巴林、安然到近年來我們國家三鹿、中石油等財(cái)務(wù)舞弊事件發(fā)生后，國內(nèi)外紛紛采取措施加強(qiáng)對(duì)上市公司的監(jiān)管。2002年美國相關(guān)部門率先通過并頒布了〔薩班斯法案〕，6年之后我們國家五部委聯(lián)合發(fā)布了〔內(nèi)部控制基本規(guī)范〕。我們國家內(nèi)部控制整體效果不好，隨著內(nèi)部控制制度的規(guī)范與完善，內(nèi)部控制建設(shè)的重心從制度設(shè)計(jì)的科學(xué)性轉(zhuǎn)向執(zhí)行的有效性，但從實(shí)施效果來看不同公司之間存在差異。這種差異存在的根本原因是不同者對(duì)內(nèi)部控制工作的重視程度各不相同，職業(yè)經(jīng)理人是一個(gè)企業(yè)經(jīng)營的核心人物，企業(yè)的發(fā)展離不開經(jīng)理的決策，所以經(jīng)理的態(tài)度和行為會(huì)對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制產(chǎn)生巨大影響。在委托代理關(guān)系下，非契約性的游離于股東監(jiān)督之外的經(jīng)理努力是經(jīng)理獲得實(shí)際控制權(quán)并自主創(chuàng)新的動(dòng)力源泉，這些自主行為是形成企業(yè)績效的內(nèi)在因素[1]。經(jīng)理努力隨著大股東股權(quán)的提高呈單調(diào)遞減凹函數(shù)曲線變化[2]。經(jīng)理努力程度與自主權(quán)大小具有相關(guān)性，那么經(jīng)理作為企業(yè)內(nèi)部控制的執(zhí)行主體，當(dāng)被賦予較大自主權(quán)時(shí)是否會(huì)通過加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部控制以抵御市場(chǎng)帶來的風(fēng)險(xiǎn)，從而提升企業(yè)績效？當(dāng)前，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)經(jīng)理自主權(quán)、內(nèi)部控制與企業(yè)績效兩兩之間的研究較多，而關(guān)于三者關(guān)系的研究較少。我們國家深圳交易所的中小板多為初創(chuàng)型民營企業(yè)，具有高成長性與高風(fēng)險(xiǎn)性并存的特點(diǎn)，而高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于企業(yè)管理者及時(shí)防范和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。因此，本文以深市中小板上市公司為研究對(duì)象，以內(nèi)部控制為中介變量，研究內(nèi)部控制作為“黑箱〞對(duì)經(jīng)理自主權(quán)與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響，希望能夠啟發(fā)企業(yè)合理安排經(jīng)理自主權(quán)，通過提升人力資本價(jià)值促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)，從而達(dá)到提升企業(yè)績效的目的。二、理論分析和研究假設(shè)委托代理理論是指在企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離的情況下，委托人和代理人之間信息不對(duì)稱，代理人為了實(shí)現(xiàn)自身利益最大化而損害委托人的利益。美國著名學(xué)者錢德勒指出，經(jīng)理自主權(quán)的合理分配有利于緩解現(xiàn)代企業(yè)由于兩權(quán)分離而產(chǎn)生的委托代理問題[3]。經(jīng)理自主權(quán)是職業(yè)經(jīng)理人運(yùn)用法定權(quán)和自身影響力對(duì)企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)進(jìn)行有效決策的自主行為空間[4]。因此，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)、組織結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制和經(jīng)營業(yè)績等各項(xiàng)重大決策都會(huì)產(chǎn)生很大影響[5]。在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中，較大的自主權(quán)可以使經(jīng)理更好地適應(yīng)多變的市場(chǎng)，提高經(jīng)理的積極性、充分發(fā)揮其專業(yè)管理能力，從而獲取更大的公司收益。另外，在委托代理背景下，給予經(jīng)理較大的自主權(quán)使其有機(jī)會(huì)產(chǎn)生“隧道〞行為，為了實(shí)現(xiàn)自身利益最大化而犧牲股東和企業(yè)的整體效益，引發(fā)嚴(yán)重的代理成本。因此，當(dāng)經(jīng)理被賦予較大自主權(quán)時(shí)，企業(yè)績效究竟會(huì)受到正向還是負(fù)向的影響呢？這個(gè)問題一直是管理研究的重點(diǎn)，但當(dāng)前尚未形成一致結(jié)論。Child〔1972〕認(rèn)為經(jīng)理自主權(quán)能幫助管理者在動(dòng)態(tài)中及時(shí)進(jìn)行調(diào)整，因而經(jīng)理自主權(quán)對(duì)企業(yè)績效的提升起促進(jìn)作用。Boycko[6]在研究國有企業(yè)的決策權(quán)時(shí)，發(fā)現(xiàn)在國有企業(yè)中，隨著經(jīng)理自主權(quán)的加大企業(yè)績效呈上升趨勢(shì)。我者李有根〔2004〕通過研究大股東股權(quán)、經(jīng)理自主權(quán)與企業(yè)績效的關(guān)系，得出經(jīng)理自主權(quán)與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，并且這種影響是長期的。經(jīng)理自主權(quán)加大導(dǎo)致的代理問題可通過內(nèi)部監(jiān)管、高管持股等方式得到控制，但經(jīng)理自主權(quán)受到限制的話，經(jīng)理的工作積極性和自主創(chuàng)造性都會(huì)受到限制。張三保和張志學(xué)[7]認(rèn)為經(jīng)理自主權(quán)的加大有助于經(jīng)理在機(jī)會(huì)面前既敢于冒險(xiǎn)又能及時(shí)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，從而增進(jìn)企業(yè)績效。但另外一些學(xué)者提出了不同的觀點(diǎn)。牛建波〔2014〕證明，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)企業(yè)績效具有顯著促進(jìn)作用，但當(dāng)自主權(quán)達(dá)到一定程度后，這個(gè)作用明顯減弱。黃璐璐[8]研究CEO任期在高管薪酬差距與公司績效之間的調(diào)節(jié)作用時(shí)，認(rèn)為CEO會(huì)利用經(jīng)理自主權(quán)使個(gè)人收益超過最優(yōu)薪酬。我們國家中小板上市公司正處在快速成長期，企業(yè)績效的提升一方面能帶來效益，另一方面還能看到企業(yè)發(fā)展前景，增強(qiáng)者信心，因此，公司股東和經(jīng)理人的目標(biāo)一致，經(jīng)理自主權(quán)的加大對(duì)上市公司的發(fā)展更有利。基于以上分析，提出假設(shè)1：H1：在其他條件限定不變的情況下，經(jīng)理自主權(quán)和企業(yè)績效顯著正相關(guān)。2008年我們國家五部委發(fā)布的〔企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范〕對(duì)內(nèi)部控制給出了較為詳細(xì)和準(zhǔn)確的定義：內(nèi)部控制指由企業(yè)董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)、經(jīng)理層和全體員工實(shí)施的，旨在實(shí)現(xiàn)控制目標(biāo)的過程。企業(yè)內(nèi)部控制有五大目標(biāo)，即保證合法合規(guī)、經(jīng)營效率、資產(chǎn)安全、財(cái)務(wù)報(bào)告以及的實(shí)現(xiàn)[9]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于經(jīng)理自主權(quán)和內(nèi)部控制的研究大多是從信息質(zhì)量這個(gè)角度展開，經(jīng)理能從高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告中認(rèn)識(shí)到企業(yè)經(jīng)營過程中存在的問題并及時(shí)采取措施解決。Warfiel〔1995〕在研究管理層權(quán)力與信息質(zhì)量之間的關(guān)系時(shí)，發(fā)現(xiàn)管理層權(quán)力與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間負(fù)相關(guān)，管理層權(quán)力客觀上有利于抑制經(jīng)理產(chǎn)生投機(jī)行為從而增強(qiáng)公司披露會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量。劉啟亮等〔2013〕在研究企業(yè)內(nèi)部權(quán)力配置對(duì)內(nèi)部控制與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系影響時(shí)，發(fā)現(xiàn)CEO權(quán)力越集中，內(nèi)部控制運(yùn)行的有效性就越容易受到?jīng)_擊。林煜恩、初昌瑋等〔2018〕實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)在高新技術(shù)行業(yè)，管理者權(quán)力越大，公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量越高，且內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量對(duì)管理者權(quán)力和研發(fā)支出存在中介傳導(dǎo)效應(yīng)。李維安等[10]認(rèn)為內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告發(fā)布以后，為了預(yù)防不良信息破壞公司聲譽(yù)，公司會(huì)加強(qiáng)自我監(jiān)督，因而有利于經(jīng)理及時(shí)發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)。近年來，我們國家內(nèi)部控制制度在不斷完善，完善的制度需要實(shí)施和監(jiān)控才能體現(xiàn)出價(jià)值。對(duì)于中小板上市公司來說，公司治理是基礎(chǔ)，通常股東和經(jīng)理人的目標(biāo)一致，都希望公司持續(xù)健康發(fā)展，因此都有動(dòng)力去建設(shè)和實(shí)施內(nèi)部控制。黃娟和張配配[11]在研究滬深兩市上市公司管理層權(quán)力和內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量關(guān)系時(shí)，認(rèn)為一定程度的自主權(quán)能起到激勵(lì)經(jīng)理人的作用，并促使他們將自身利益融入公司利益當(dāng)中，當(dāng)經(jīng)理和股東的目標(biāo)一致時(shí)，他們更有動(dòng)力加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)，減少內(nèi)部控制缺陷給企業(yè)帶來的不利影響，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)長期價(jià)值最大化。逯東等〔2014〕以國有上市公司為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)給予CEO適度的薪酬激勵(lì)和權(quán)力激勵(lì)能夠提高內(nèi)部控制的有效性，CEO激勵(lì)是提升內(nèi)部控制有效性的關(guān)鍵?；谝陨戏治?，提出假設(shè)2：H2：在其他條件限定不變的情況下，經(jīng)理自主權(quán)和內(nèi)部控制顯著正相關(guān)。隨著國內(nèi)外一系列與內(nèi)部控制相關(guān)的法律規(guī)定頒布與實(shí)施，有理由相信：高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠使企業(yè)內(nèi)部治理更加完善，從而提高企業(yè)績效。很多學(xué)者基于不同視角對(duì)此進(jìn)行了研究，得到相同的結(jié)論。林鐘高等〔2007〕研究價(jià)值創(chuàng)造下的公司治理和內(nèi)部控制，認(rèn)為內(nèi)部控制的建立和完善能顯著提高企業(yè)價(jià)值，而且內(nèi)部控制與公司治理結(jié)合起來能夠創(chuàng)造更大價(jià)值。李國盛和杜巖[12]考察我們國家上市公司內(nèi)部控制與企業(yè)績效的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的內(nèi)部控制能顯著促進(jìn)企業(yè)績效。黃賢環(huán)[13]研究滬深A(yù)股上市公司高管薪酬激勵(lì)、內(nèi)部控制與公司業(yè)績?nèi)咧g的關(guān)系，以內(nèi)部控制有效性為中介變量，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制有效性是高管薪酬激勵(lì)程度影響公司業(yè)績的部分中介變量。從以上分析可以看出，經(jīng)理自主權(quán)、內(nèi)部控制和企業(yè)績效之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。經(jīng)理自主權(quán)對(duì)內(nèi)部控制的建設(shè)和實(shí)施有至關(guān)重要的影響，有效的內(nèi)部控制又能使公司治理更加完善，從而提高企業(yè)績效。因此，內(nèi)部控制在經(jīng)理自主權(quán)影響企業(yè)績效的過程中起到一種傳導(dǎo)作用?；谝陨戏治?，提出假設(shè)3：H3：在其他條件限定不變的情況下，內(nèi)部控制是經(jīng)理自主權(quán)影響企業(yè)績效的中介變量。三、研究設(shè)計(jì)〔一〕樣本選擇與數(shù)據(jù);本文以2012—2016年深市中小板上市公司的數(shù)據(jù)為初始樣本，內(nèi)部控制評(píng)價(jià)指數(shù)來自于深圳迪博風(fēng)險(xiǎn)管理公司開發(fā)的內(nèi)部控制指數(shù)，其他數(shù)據(jù);為CSMAR數(shù)據(jù)庫〔國泰安數(shù)據(jù)庫〕。為了保證研究的可行性與有效性，對(duì)初始樣本進(jìn)行以下篩選：〔1〕剔除ST、*ST、SST、PT類上市公司;〔2〕剔除、行業(yè)的公司;〔3〕剔除研究區(qū)間內(nèi)數(shù)據(jù)缺失的公司。本文使用Excel2010進(jìn)行數(shù)據(jù)的篩選，最終得到深市中小企業(yè)板共466家樣本公司的數(shù)據(jù)，然后使用Eviews8.0和SPSS22.0進(jìn)行變量的描述性與多元回歸分析?！捕匙兞拷缍?.被解釋變量本文的被解釋變量是企業(yè)績效。國外很多學(xué)者采用托賓Q作為企業(yè)績效的衡量指標(biāo)，而國內(nèi)學(xué)者普遍采用總資產(chǎn)收益率〔ROA〕，本文參照國內(nèi)大部分學(xué)者的做法采取后者作為企業(yè)績效的衡量指標(biāo)[14]?？傎Y產(chǎn)收益率等于公司凈利潤除以總資產(chǎn)，該值越大，表明企業(yè)績效越好。2.解釋變量本文的解釋變量是經(jīng)理自主權(quán)。由于經(jīng)理的權(quán)力大小不能直接觀察得到，經(jīng)理自主權(quán)尚沒有統(tǒng)一的指標(biāo)來衡量。本文借鑒張長征〔2006〕、陳芳〔2017〕的做法，具體測(cè)量職位權(quán)〔Led〕、薪酬權(quán)〔Pay〕、運(yùn)作權(quán)〔Operate〕三個(gè)指標(biāo)，將每個(gè)衡量指標(biāo)進(jìn)行正態(tài)標(biāo)準(zhǔn)以后分配相同的權(quán)重，取三者平均值作為經(jīng)理自主權(quán)指數(shù)〔MD〕[15]?！?〕職位權(quán)〔Led〕。經(jīng)理由董事長兼任表明經(jīng)理擁有公司的所有法定權(quán)，法定權(quán)是經(jīng)理自主權(quán)的一個(gè)重要方面，因此，本文用兩職合一這個(gè)虛擬變量代替職位權(quán)，經(jīng)理兼任董事長時(shí)取1，否則取0?！?〕薪酬權(quán)〔Pay〕。經(jīng)理在人力資本市場(chǎng)中扮演著重要的角色，經(jīng)理薪酬越高，說明在市場(chǎng)中的認(rèn)可度就越高，那么在公司內(nèi)部的自主權(quán)也就越大。本文通過對(duì)薪酬最高的前三位高管的薪酬均值取對(duì)數(shù)后來衡量薪酬權(quán)?！?〕運(yùn)作權(quán)〔Operate〕。本文借鑒Hambrick〔1987〕、張長征〔2006〕等做法，采取公司年?duì)I運(yùn)資金與年?duì)I業(yè)收入的比來衡量運(yùn)作權(quán)。3.中介變量本文的中介變量是內(nèi)部控制。當(dāng)前內(nèi)部控制評(píng)價(jià)沒有統(tǒng)一的衡量指標(biāo)，有的研究通過構(gòu)建內(nèi)部控制評(píng)價(jià)體系，然后運(yùn)用層次分析法量化內(nèi)部控制質(zhì)量，有的從內(nèi)部控制信息披露角度出發(fā)，根據(jù)自我評(píng)價(jià)報(bào)告和報(bào)告評(píng)價(jià)內(nèi)部控制質(zhì)量，這兩種方法的評(píng)價(jià)體系和分類標(biāo)準(zhǔn)都存在主觀性，因此，本文選取“迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)〞來衡量內(nèi)部控制〔IC〕。該指數(shù)的取值區(qū)間為0～1000，為了研究方便，本文用迪博內(nèi)部控制指數(shù)除以100作為內(nèi)部控制的最終值。該值越大，表明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高。4.控制變量結(jié)合實(shí)際情況，本文選取資產(chǎn)負(fù)債率〔LEV〕、營業(yè)收入增長率〔Grow〕、企業(yè)性質(zhì)〔State〕作為控制變量，另外還控制了行業(yè)〔Industry〕和年度〔Year〕兩個(gè)因素。本文全部變量及具體釋義如表1所示?！踩衬Ｐ驮O(shè)計(jì)四、實(shí)證分析〔一〕變量的描述性對(duì)模型中的變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，分析結(jié)果如表2所示。根據(jù)表2的第二行，深市中小板上市公司的總資產(chǎn)收益率〔ROA〕均值為0.053，數(shù)值較小，表明我們國家中小板上市公司的整體業(yè)績水平不高;最大值為0.669，最小值為-0.399，前者大約為后者的1.68倍，說明各公司的業(yè)績存在較大差距。經(jīng)理自主權(quán)最大值為3.220，最小值為-1.820，說明我們國家中小板上市公司的經(jīng)理自主權(quán)存在較大差異。并且，在薪酬權(quán)相同時(shí)，職位權(quán)和經(jīng)營權(quán)越大，則經(jīng)理自主權(quán)越大;薪酬權(quán)的最大值為15.791，最小值為10.691，運(yùn)作權(quán)的最大值為8.577，最小值為-2.032，說明我們國家中小板上市公司對(duì)職業(yè)經(jīng)理人的認(rèn)可和重視程度大有不同。內(nèi)部控制評(píng)價(jià)指數(shù)的最小值為2.976，最大值為9.519，均值為6.758，說明我們國家上市公司加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)的意識(shí)明顯上升，標(biāo)準(zhǔn)差為0.603，說明各公司內(nèi)部控制差距較大。資產(chǎn)負(fù)債率〔LEV〕最小值為0.008，最大值為0.953，說明中小板上市公司面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)大不相同，且償債能力差距大，均值為0.362，說明公司總體形勢(shì)較好。營業(yè)收入增長率〔Grow〕均值為0.202，說明我們國家中小板上市公司發(fā)展迅速，處在一個(gè)良好的市場(chǎng)環(huán)境中。企業(yè)性質(zhì)〔State〕均值為0.181，說明深市中小板大部分上市公司都屬于民營企業(yè)。〔二〕平穩(wěn)性檢驗(yàn)分析進(jìn)行回歸分析必須要有一個(gè)前提，即數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)可能會(huì)出現(xiàn)偽回歸而得到錯(cuò)誤結(jié)論，為了防止這種狀況出現(xiàn)，在回歸分析之前首先要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢測(cè)。本文利用Eviews8.0分別對(duì)總資產(chǎn)收益率〔ROA〕、經(jīng)理自主權(quán)〔MD〕、內(nèi)部控制評(píng)價(jià)指數(shù)〔IC〕、資產(chǎn)負(fù)債率〔LEV〕、營業(yè)收入增長率〔Grow〕進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，企業(yè)性質(zhì)〔State〕是虛擬變量不需要進(jìn)行此項(xiàng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。檢驗(yàn)變量平穩(wěn)性的方法最常用的是單位根檢驗(yàn)，本文選擇IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法對(duì)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，兩個(gè)或兩個(gè)以上方法的檢測(cè)結(jié)果在5%水平上顯著就說明該變量不存在單位根。從表3可以看出所有變量都沒有單位根，即數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的?！踩扯嘣貧w分析本文通過SPSS22.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析，回歸分析結(jié)果如表4所示。三個(gè)模型的F值都顯著，說明模型當(dāng)中自變量和因變量之間有比較顯著的線性關(guān)系;三個(gè)D-W值接近，且都小于2，可以判斷三個(gè)模型各變量之間不存在多重共線和序列相關(guān)的問題;另外三個(gè)模型調(diào)整后的擬合度基本滿足研究要求。1.經(jīng)理自主權(quán)〔MD〕與企業(yè)績效〔ROA〕關(guān)系的回歸檢驗(yàn)本文借鑒溫忠麟〔2004〕的中介效應(yīng)方法，從表4模型〔1〕的回歸結(jié)果可以看出，經(jīng)理自主權(quán)與企業(yè)績效的回歸系數(shù)在1%水平上顯著正相關(guān)，其回歸系數(shù)為0.011〔t=5.556〕。因此經(jīng)理自主權(quán)與企業(yè)績效之間顯著正相關(guān)，H1得到驗(yàn)證。經(jīng)檢驗(yàn)經(jīng)理自主權(quán)與企業(yè)績效之間顯著相關(guān)，那么接下來就可以進(jìn)行模型〔2〕的檢驗(yàn)。模型〔1〕中控制變量資產(chǎn)負(fù)債率〔LEV〕與企業(yè)績效的回歸系數(shù)為-0.089，因此資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)內(nèi)部存在一些問題，導(dǎo)致企業(yè)績效偏低;企業(yè)性質(zhì)〔State〕與企業(yè)績效的回歸系數(shù)為0.006，因此企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)績效正相關(guān)，說明我們國家國有企業(yè)的經(jīng)營效益比非國有企業(yè)好，這和我們國家國情也基本相符。2.經(jīng)理自主權(quán)〔MD〕與內(nèi)部控制〔IC〕關(guān)系的回歸檢驗(yàn)從表4模型〔2〕的回歸結(jié)果看出，經(jīng)理自主權(quán)與內(nèi)部控制的回歸系數(shù)在1%水平上顯著正相關(guān)，其回歸系數(shù)為0.078〔t=3.392〕。因此經(jīng)理自主權(quán)與內(nèi)部控制之間顯著正相關(guān)，H2得到驗(yàn)證。模型〔2〕中控制變量營業(yè)收入增長率〔Grow〕與內(nèi)部控制的回歸系數(shù)為0.098，在1%的水平上顯著，因此營業(yè)收入增長率與內(nèi)部控制正相關(guān)，這可能是因?yàn)楫?dāng)企業(yè)增長率較高時(shí)會(huì)更加注重長期發(fā)展，從而形成一個(gè)良性循環(huán)。3.經(jīng)理自主權(quán)〔MD〕、內(nèi)部控制〔IC〕與企業(yè)績效〔ROA〕的傳導(dǎo)效應(yīng)檢驗(yàn)從表4模型〔3〕的結(jié)果來看，內(nèi)部控制與企業(yè)績效的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上正相關(guān)，其回歸系數(shù)為0.037〔t=22.474〕，因此內(nèi)部控制與企業(yè)績效之間顯著正相關(guān)。且在加入中介變量內(nèi)部控制之后，經(jīng)理自主權(quán)的回歸系數(shù)由模型〔1〕中的0.011下降為模型〔3〕中的0.008，在1%的水平上顯著，因此內(nèi)部控制是經(jīng)理自主權(quán)影響企業(yè)績效的部分中介變量，H3得到驗(yàn)證?！菜摹撤€(wěn)健性檢驗(yàn)分析本文以2012—2016年深市466家中小板上市公司為研究樣本，樣本中包含國有企業(yè)和非國有企業(yè)，考慮到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可能會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生