《上市公司內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響實(shí)證探究》13000字（論文）

第[29]。李文昌和王晨（2014）對(duì)“公司治理與內(nèi)部控制有效性的關(guān)系”的研究是以委托代理理論為基礎(chǔ)的，認(rèn)為我國(guó)普遍存在委托代理問(wèn)題，應(yīng)該從公司治理層次完善內(nèi)部控制，運(yùn)用激勵(lì)機(jī)制、約束機(jī)制等提高內(nèi)部控制運(yùn)行有效性REF_Ref29710\r\h[30]。根據(jù)上述理論以及前人的研究文獻(xiàn)，本文認(rèn)為在公司的經(jīng)營(yíng)管理中，潛在的經(jīng)營(yíng)和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)可以依靠?jī)?nèi)部控制管理預(yù)防，有效的內(nèi)部控制管理可以確保企業(yè)的正常、良好的運(yùn)營(yíng)，提高企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)告真實(shí)性，促進(jìn)企業(yè)績(jī)效的提升?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)H:上市房地產(chǎn)公司的內(nèi)部控制指標(biāo)與企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)，即內(nèi)部控制越好，企業(yè)績(jī)效越好。三、研究設(shè)計(jì)（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源本文主要研究?jī)?nèi)容為上市公司的內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源為國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)查詢系統(tǒng)和迪博（DIB）內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)。所有的自變量、因變量以及控制變量的計(jì)算數(shù)據(jù)首先使用了Excel表格進(jìn)行了匯總篩選和整理，然后運(yùn)用SPSS26.0版本進(jìn)行實(shí)證分析，在選擇樣本的時(shí)候進(jìn)行了如下考慮：1.樣本數(shù)據(jù)選擇房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司，21世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)迅速崛起并且發(fā)展迅猛，在短時(shí)間內(nèi)超過(guò)了發(fā)達(dá)國(guó)家的現(xiàn)有房地產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成果，從而選擇對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)研究其內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。2.本文選取了2016年至2020年房地產(chǎn)行業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，同時(shí)剔除了*ST、ST開(kāi)頭的公司以及數(shù)據(jù)資料不健全和已經(jīng)取消年報(bào)的相關(guān)上市公司。共獲得476個(gè)樣本數(shù)據(jù)。（二）變量設(shè)計(jì)與研究方法1.變量設(shè)計(jì)（1）被解釋變量縱觀學(xué)術(shù)界，有少許部分學(xué)者采用的是托賓Q值表示的市場(chǎng)指標(biāo)度量企業(yè)績(jī)效，但采用更多的是資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)利潤(rùn)率等會(huì)計(jì)指標(biāo)作為衡量標(biāo)準(zhǔn)。從全面性和關(guān)聯(lián)性的角度出發(fā)，選擇了11項(xiàng)指標(biāo)，其中包括代表公司收益的資產(chǎn)回報(bào)率等，并運(yùn)用主成分分析法對(duì)其進(jìn)行了全面的評(píng)估，最終結(jié)果用F表示。表1企業(yè)績(jī)效指標(biāo)選取表變量性質(zhì)變量符號(hào)變量名稱變量含義償債能力X1流動(dòng)比率流動(dòng)資產(chǎn)÷流動(dòng)負(fù)債X2速動(dòng)比率（流動(dòng)資產(chǎn)-存貨）÷流動(dòng)負(fù)債X3現(xiàn)金比率（貨幣資金+有價(jià)證券）÷流動(dòng)負(fù)債經(jīng)營(yíng)能力X4股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率銷售收入÷平均股東權(quán)益X5流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率主營(yíng)業(yè)務(wù)收入凈額÷平均流動(dòng)資產(chǎn)總額X6總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率營(yíng)業(yè)收入凈額÷平均資產(chǎn)總額盈利能力X7資產(chǎn)報(bào)酬率凈利潤(rùn)÷平均資產(chǎn)總額*100%X8凈資產(chǎn)收益率凈利潤(rùn)÷平均凈資產(chǎn)*100%X9營(yíng)業(yè)凈利率凈利潤(rùn)÷?tīng)I(yíng)業(yè)收入*100%發(fā)展能力X10資本累積率（本年所有者權(quán)益增長(zhǎng)額÷年初所有者權(quán)益）*100%X11總資產(chǎn)增長(zhǎng)率（本年總資產(chǎn)增長(zhǎng)額÷年初資產(chǎn)總額）*100%（2）解釋變量國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)的內(nèi)部控制指數(shù)被作為解釋變量。內(nèi)部控制的強(qiáng)弱，取決于企業(yè)內(nèi)部控制制度的完善程度，以及能否達(dá)到預(yù)期的內(nèi)部控制效果。本文以內(nèi)部控制合理保證財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性的目標(biāo)為基礎(chǔ)，從我國(guó)上市公司的內(nèi)部控制制度現(xiàn)狀出發(fā)得到了的內(nèi)部控制基本指數(shù)，可以考察內(nèi)部控制的執(zhí)行情況。（3）控制變量以先前的研究為基礎(chǔ)得知內(nèi)部控制只是眾多影響企業(yè)績(jī)效的因素中的一個(gè)。為了更準(zhǔn)確地描述內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，需要對(duì)其他可能的重要影響因素進(jìn)行控制，因此本文選擇的控制變量指標(biāo)為：企業(yè)規(guī)模（SIZE）、股權(quán)集中度（SHARE）、董事會(huì)規(guī)模（BOARDSIZE）和獨(dú)立董事比例（IND-DIR）。表2變量選取與定義變量性質(zhì)變量符號(hào)變量名稱變量解釋被解釋變量F企業(yè)績(jī)效采用主成分分析得到企業(yè)績(jī)效綜合得分解釋變量IC內(nèi)部控制源自迪博數(shù)據(jù)庫(kù)控制變量SIZE企業(yè)規(guī)模期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)SHARE股權(quán)集中度前十大股東持股比例BOARDSIZE董事會(huì)規(guī)模董事會(huì)中董事的數(shù)量IND-DIR獨(dú)立董事比例董事會(huì)成員中獨(dú)立董事所占比例2.研究方法本文主要通過(guò)內(nèi)部控制指數(shù)與企業(yè)績(jī)效的綜合得分進(jìn)行實(shí)證分析，依據(jù)整理所得的數(shù)據(jù)，借助SPSS26.0軟件，通過(guò)主成分分析法和回歸分析法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。（1）主成分分析法主成分分析法使用正交變換，把一系列相關(guān)聯(lián)的變量，轉(zhuǎn)化成為一系列無(wú)關(guān)的變量，轉(zhuǎn)化后的變量即謂所謂的“主成分”。以方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，通過(guò)對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)，將多項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行降維處理，得到綜合得分，目的是利用降維的方法把多個(gè)單一的指標(biāo)轉(zhuǎn)化成綜合指標(biāo)，方便計(jì)算以及保證模型的準(zhǔn)確性。企業(yè)的績(jī)效評(píng)價(jià)涉及多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)，所以運(yùn)用主成分分析法分析樣本數(shù)據(jù)，獲取企業(yè)績(jī)效的綜合數(shù)據(jù)信息。本文從發(fā)展能力的等4個(gè)方面選取了11個(gè)指標(biāo)，分別是：流動(dòng)比率、速動(dòng)比率、現(xiàn)金比率、股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率、流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)報(bào)酬率、營(yíng)業(yè)凈利率、凈資產(chǎn)收益率、資本累計(jì)率、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率，進(jìn)行主成分提取，然后對(duì)提取出來(lái)的主成分進(jìn)行計(jì)算，得出企業(yè)績(jī)效的綜合得分。（2）回歸分析法本文運(yùn)用SPSS26.0軟件對(duì)大量的合并整理后的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，通過(guò)設(shè)定回歸模型研究了企業(yè)績(jī)效與內(nèi)部控制、企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度和董事會(huì)規(guī)模以及獨(dú)立董事的比例之間的線性關(guān)系。3.模型構(gòu)建根據(jù)假設(shè)H設(shè)計(jì)了如下回歸模型：F=α+β1IC+β2SIZE+β3SHARE+β4BOARDSIZE+β5IND-DIR+ε在這里，F(xiàn)為綜合得分，α表示常數(shù)項(xiàng)，βi(i=1,2,…,n)分別代表各個(gè)自變量的回歸參數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。四、實(shí)證分析（一）主成分分析1.因子相關(guān)性檢驗(yàn)主成分分析是最常用的降維方法之一，利用少數(shù)幾個(gè)主成分來(lái)體現(xiàn)多個(gè)指標(biāo)。通常檢驗(yàn)之前變量之間會(huì)存在著一定的相關(guān)性,或者存在著信息重疊，如果直接對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，在加大工作量的同時(shí)還會(huì)出現(xiàn)模型錯(cuò)誤、存在多重共線性等問(wèn)題，所以主成分分析就很有必要。主成分分析后的新變量盡可能地包含了初始變量的全部信息，利用新的變量來(lái)代替之前的變量進(jìn)行分析就會(huì)使得檢驗(yàn)結(jié)果準(zhǔn)確且容易很多。本文采用SPSS26.0軟件，把房地產(chǎn)行業(yè)上市公司2016—2020年的11個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)整理合并后導(dǎo)入SPSS26.0中，對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，看所選取的指標(biāo)之間是否存在相關(guān)性。表3KMO和Bartlett檢驗(yàn)檢驗(yàn)方法數(shù)值KMO取樣適切性量數(shù)0.667Bartlett球形度檢驗(yàn)近似卡方1877.505自由度55顯著性0.000KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)只是主成分分析的第一步，是檢驗(yàn)樣本指標(biāo)偏相關(guān)性的，也是決定后續(xù)操作能否進(jìn)行的關(guān)鍵步驟。關(guān)于KMO值的大小沒(méi)有嚴(yán)格說(shuō)法，通常認(rèn)為KMO值大于0.6、P值小于0.05就適合做因子分析。從上表中可以看出，KMO的檢測(cè)結(jié)果為0.667，略大于0.6，且P值遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于0.05，說(shuō)明各變量數(shù)據(jù)適用于主成分分析，分析結(jié)果是具有參考價(jià)值的。2.主成分提取、因子旋轉(zhuǎn)和因子解釋在完成KMO檢驗(yàn)和Bartlett球面檢驗(yàn)后，點(diǎn)擊“分析”按鈕，選擇“降維”，進(jìn)入“因子分析”對(duì)話框。首先點(diǎn)擊“提取”按鈕，將特征值設(shè)定為“大于1”，然后再單擊“旋轉(zhuǎn)”按鈕，選擇“最大方差法”，勾選“旋轉(zhuǎn)后的解”，并將“最大收斂迭代次數(shù)”更改為25，最后進(jìn)行“得分”操作，導(dǎo)出總方差解釋表、旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣表以及成分得分系數(shù)矩陣表，如表4、5、6中所示。表4總方差解釋成分初始特征值提取載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%12.68524.41324.4132.68524.41324.41322.16719.70344.1162.16719.70344.11631.81016.45760.5731.81016.45760.57341.10410.03770.6101.10410.03770.6105.8117.37177.9816.7526.84184.8227.4734.29889.1208.4674.24793.3679.3453.13496.50110.2462.23298.73311.1391.267100.000根據(jù)總方差解釋表可以知道能夠提取出4個(gè)代表企業(yè)績(jī)效的主成分，主成分1的特征值為2.685，方差為24.413%；主成分2的特征值為2.167，方差為19.703%；主成分3的特征值為1.810，方差為16.457%；主成分4的特征值為1.104，方差為10.037%；4個(gè)主成分特征值都在1以上，累積貢獻(xiàn)率達(dá)到70.610%，其余成分的特征值均達(dá)不到1。表明這4個(gè)主成分能夠較好地反映出原始數(shù)據(jù)的大部分信息，這4個(gè)主成分的綜合得分可以作為房地產(chǎn)行業(yè)上市公司的企業(yè)績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)。表5旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣成分F1F2F3F4X1流動(dòng)比率.877-.005-.236-.005X2速動(dòng)比率.942.061.106-.071X3現(xiàn)金比率.904.146.094-.056X4股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率-.176-.006.561.172X5流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率.057-.019.837-.195X6總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率.115-.006.867-.084X7資產(chǎn)報(bào)酬率.076.841.041.069X8凈資產(chǎn)收益率-.005.683-.020.151X9營(yíng)業(yè)凈利率.100.755-.044.011X10資本累積率-.002.328.002.788X11總資產(chǎn)增長(zhǎng)率-.093-.024-.075.872提取方法：主成分分析法。旋轉(zhuǎn)方法：凱撒正態(tài)化最大方差法表5顯示了旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣的結(jié)果，可以將包含資本累計(jì)率、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率等在內(nèi)的11個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)大致分為四類。其中主成分F1與企業(yè)的償債能力指標(biāo)的相關(guān)性高，其中主要包括：流動(dòng)比率、速動(dòng)比率和現(xiàn)金比率；提取的主成分F2中主要包括：股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率、流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，與企業(yè)的經(jīng)營(yíng)能力具有較高的相關(guān)關(guān)系；主成分F3中包括資產(chǎn)報(bào)酬率、凈資產(chǎn)收益率和營(yíng)業(yè)凈利率，與企業(yè)的盈利水平存在較高的相關(guān)關(guān)系；而提取出的主成分F4包含的則是資本累積率和總資產(chǎn)增長(zhǎng)率，與企業(yè)的發(fā)展能力有很大關(guān)系。表6成分得分系數(shù)矩陣成分F1F2F3F4X1流動(dòng)比率.809-.028-.377.165X2速動(dòng)比率.917-.182-.071.168X3現(xiàn)金比率.907-.106-.035.124X4股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率-.152-.125.539.215X5流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率.113-.504.688.045X6總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率.164-.451.721.147X7資產(chǎn)報(bào)酬率.340.571.398-.345X8凈資產(chǎn)收益率.202.552.300-.233X9營(yíng)業(yè)凈利率.336.514.275-.360X10資本累積率.028.679.232.461X11總資產(chǎn)增長(zhǎng)率-.185.541.037.669提取方法：主成分分析法。根據(jù)表6可以得到各個(gè)變量在每個(gè)主成分中的權(quán)重，進(jìn)而得到的綜合表達(dá)式如下：F1=0.809*X1+0.917*X2+0.907*X3-0.152*X4+0.113*X5+0.164*X6+0.340*X7+0.202*X8+0.336*X9+0.028*X10-0.185*X11F2=-0.028*X1-0.182*X2-0.106*X3-0.125*X4-0.504*X5-0.451*X6+0.571*X7+0.552*X8+0.514*X9+0.679*X10+0.541*X11F3=-0.377*X1-0.071*X2-0.035*X3+0.539*X4+0.688*X5+0.721*X6+0.398*X7+0.300*X8+0.275*X9+0.232*X10+0.037*X11F4=0.165*X1+0.168*X2+0.124*X3+0.215*X4+0.045*X5+0.147*X6-0.345*X7-0.233*X8-0.360*X9+0.461*X10+0.669*X11根據(jù)上述表達(dá)式可以構(gòu)建綜合得分F值的計(jì)算過(guò)程為：F=(24.413/70.610)*F1+(19.703/70.610)*F2+(16.457/70.610)*F3+(10.037/70.610)*F4（二）描述性統(tǒng)計(jì)本文使用SPSS26.0對(duì)所選取的476個(gè)樣本數(shù)據(jù)中的最小值、最大值、均值和標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如下：表7各變量描述性統(tǒng)計(jì)分析描述統(tǒng)計(jì)N最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)偏差F476-9.41704.1201.8267.6781IC4760903657.56122.847SIZE4768.998012.238010.4152.5950SHARE476.293080.648734.415316.3602BOARDSIZE47652010.282.525IND-DIR476.2143.6667.3778.0758有效個(gè)案數(shù)（成列）476表7為描述性統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果。從整個(gè)樣本的企業(yè)績(jī)效、內(nèi)部控制、控制變量等指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，476個(gè)樣本中企業(yè)的企業(yè)績(jī)效最大值為4.1201，最小值為-9.4170，平均值為0.826661，描述了不同企業(yè)在創(chuàng)造企業(yè)績(jī)效時(shí)各個(gè)能力方面的差異。研究期間，內(nèi)部控制指標(biāo)最大值為903，最小值為0，平均值為657.56，標(biāo)準(zhǔn)差為122.847，說(shuō)明不同企業(yè)內(nèi)部控制水平存在較大差異。企業(yè)規(guī)模指標(biāo)最小值為8.9980，最大值為12.2380，平均值為10.4152，可見(jiàn)樣本公司之間的規(guī)模差異并不是很大。同時(shí)，董事會(huì)規(guī)模與獨(dú)立董事的比例差異不大，但股權(quán)集中度有很大差異，最小值為0.2930，最大值為80.6487，平均值為34.415347。這表明，在房地產(chǎn)行業(yè)中，上市公司的整體股權(quán)集中度仍然相對(duì)較大，且股權(quán)的過(guò)度集中不利于企業(yè)等方面的監(jiān)管。因此要實(shí)現(xiàn)企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展，就要改變股權(quán)高度集中的情況。（三）相關(guān)性分析本文使用Pearson系數(shù)檢驗(yàn)方法對(duì)各變量之間的相關(guān)性進(jìn)行分析，以避免多重線性帶來(lái)的影響。分析結(jié)果如下：表8各變量間的相關(guān)分析相關(guān)性企業(yè)績(jī)效內(nèi)部控制企業(yè)規(guī)模股權(quán)集中度董事會(huì)規(guī)模獨(dú)董比例F相關(guān)性1Sig.IC相關(guān)性.169**1.Sig..000SIZE相關(guān)性-.154**.227**1Sig..001.000SHARE相關(guān)性.038.001.0351Sig..407.982.449BOARDSIZE相關(guān)性-.063.060.172**-.0531Sig..168.194.000.247IND-DIR相關(guān)性-.025.051.007.050-.230**1Sig..586.270.886.274.000注：**.在0.01級(jí)別（雙尾），相關(guān)性顯著。表8即為各個(gè)變量之間的相關(guān)性分析系數(shù)，其結(jié)果顯示：在解釋變量方面，內(nèi)部控制與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)，并且相關(guān)性分析的結(jié)果顯示在16.9%的水平上顯著，這一結(jié)論初步說(shuō)明有效的內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)績(jī)效有積極影響，一定程度的內(nèi)部控制有助于提升企業(yè)績(jī)效。在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績(jī)效在15.4%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明小型企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效可能比大型企業(yè)要好。（四）回歸分析本文利用SPSS26.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析以驗(yàn)證模型的建立和做出的假設(shè)?；貧w得到的結(jié)果表9所示：表9模型的OLS回歸結(jié)果變量（1）（2）（3）（4）（5）IC0.169***（3.734）0.215***（4.717）0.215***（4.724）0.216***（4.741）0.219***（4.795）SIZE-0.203***（-4.450）-0.204***（-4.483）-0.198***（-4.274）-0.196***（-4.237）SHARE0.045（1.012）0.043（0.957）0.044（0.997）BOARDSIZE-0.040（-0.884）-0.052（-1.110）IND-DIR-0.049（-1.069）D.W1.5231.5051.5111.5121.518Adj-R20.0270.0640.0640.0630.064F13.94417.14811.7749.0227.448注：***表示在1%顯著性水平顯著相關(guān)。括號(hào)內(nèi)為t值。回歸式（1）顯示內(nèi)部控制與企業(yè)績(jī)效在1%的顯著性水平上正相關(guān)顯著，回歸式（2）～（5）逐步加入控制變量：企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度、董事人數(shù)和獨(dú)董比例，結(jié)果顯示企業(yè)規(guī)模與企業(yè)績(jī)效在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)顯著。（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了保證研究的可靠性和穩(wěn)定性，本文采用了替代變量方法，將凈資產(chǎn)收益率（ROA）作為評(píng)價(jià)企業(yè)績(jī)效的一個(gè)替代性變量，用來(lái)度量公司的業(yè)績(jī)，對(duì)本文所建立的模型重新進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如下：表10模型的OLS回歸結(jié)果變量（1）（2）（3）（4）（5）IC0.275***（6.238）0.285***（6.275）0.285***（6.279）0.285***（6.286）0.286***（6.287）SIZE-0.040（-0.882）-0.041（-0.912）-0.037（-0.798）-0.036（-0.787）SHARE0.039（0.874）0.037（0.836）0.038（0.845）BOARDSIZE-0.027（-0.611）-0.031（-0.662）IND-DIR-0.013（-0.292）D.W1.9661.9641.9671.9661.967Adj-R20.0740.0730.0730.0720.070F38.91919.83913.47410.1868.150注：***表示在1%顯著性水平顯著相關(guān)。括號(hào)內(nèi)為t值。表10再次回歸分析的模型結(jié)果顯示，將內(nèi)部控制指數(shù)與反映企業(yè)績(jī)效的變量再次進(jìn)行回歸分析后，內(nèi)部控制仍然在1%顯著性水平上正相關(guān)顯著，通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，證明了內(nèi)部控制指數(shù)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是正向的，以上重新回歸分析的結(jié)果證實(shí)了本文所提出的假設(shè)H。五、研究結(jié)論及建議本文依據(jù)前人的研究，查找了相關(guān)的研究文獻(xiàn)，學(xué)習(xí)了實(shí)證方法，探討了內(nèi)部控制與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，選取房地產(chǎn)行業(yè)上市公司2016—2020年篩選后的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為樣本，運(yùn)用主成分分析法進(jìn)行了實(shí)證研究。最后得到的實(shí)證結(jié)果與假設(shè)結(jié)果相同：我國(guó)房地產(chǎn)上市公司內(nèi)部控制績(jī)效與績(jī)效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。為了優(yōu)化內(nèi)部控制以促進(jìn)我國(guó)房地產(chǎn)上市公司不斷提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)水平，保證其健康有序發(fā)展，我國(guó)房地產(chǎn)上市公司應(yīng)采取以下措施：1.確定董事會(huì)地位,并限制其規(guī)模。董事會(huì)的成員是由全體股東投票選出，能夠代表全體股東的利益，為股東和經(jīng)理之間溝通的橋梁，是公司治理的核心，所以董事會(huì)在企業(yè)決策中起先導(dǎo)作用，董事會(huì)的組建和管理對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制有較大的影響。有學(xué)者認(rèn)為，合理的董事會(huì)規(guī)模應(yīng)該控制在十人以內(nèi)，如果董事會(huì)的規(guī)模過(guò)大，在溝通、協(xié)調(diào)方面會(huì)產(chǎn)生意見(jiàn)分歧，就無(wú)法將董事會(huì)的作用充分的發(fā)揮出來(lái)，所以合理的控制董事會(huì)的規(guī)模，可以對(duì)上市公司的內(nèi)部控制環(huán)節(jié)進(jìn)行有效的監(jiān)督。同時(shí)，要設(shè)立獨(dú)立監(jiān)事制度，要求監(jiān)事會(huì)與董事會(huì)職能相分離，這樣可以更好的確定董事會(huì)的職能。2.強(qiáng)化政府責(zé)任落實(shí),健全內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制。加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部管理活動(dòng)的關(guān)鍵,在于加強(qiáng)對(duì)企業(yè)每一位人員的管理。一方面,房地產(chǎn)行業(yè)上市公司也必須重視內(nèi)部管理責(zé)任人的責(zé)任落實(shí),權(quán)責(zé)落實(shí)后才能促進(jìn)每一個(gè)管理者和職工都高度重視自身的管理職責(zé),同時(shí),也為構(gòu)建房地產(chǎn)行業(yè)公司績(jī)效評(píng)價(jià)管理體系奠定了技術(shù)基石,也有利于促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)規(guī)范化管理。此外，還應(yīng)明確每個(gè)員工的崗位職責(zé)，規(guī)范管理流程，達(dá)到相互制約的目的。另一方面，要建立激勵(lì)機(jī)制、獎(jiǎng)懲機(jī)制，對(duì)員工內(nèi)部控制績(jī)效進(jìn)行全面考核。合理的獎(jiǎng)勵(lì)激勵(lì)機(jī)制,能夠把職工的切身利益和公司的內(nèi)部管理活動(dòng)相結(jié)合,從而充分調(diào)動(dòng)了職工的積極性和主觀能動(dòng)性,有利于提升公司內(nèi)部管理活動(dòng)的品質(zhì)。3.進(jìn)一步完善企業(yè)文化建設(shè)，增強(qiáng)員工內(nèi)部控制的意識(shí)。能否有效實(shí)施內(nèi)部控制，取決于企業(yè)文化的支撐。企業(yè)文化就是企業(yè)的靈魂，沒(méi)有了靈魂的人是“行尸走肉”，沒(méi)有了靈魂的公司，也不可能長(zhǎng)久。企業(yè)文化是企業(yè)價(jià)值觀的體現(xiàn)，是公司得以長(zhǎng)久發(fā)展的先決條件。企業(yè)文化對(duì)員工的導(dǎo)向是由內(nèi)向外進(jìn)行的，能夠激勵(lì)員工遵守企業(yè)文化，并為有效的內(nèi)部控制工作的實(shí)施起到支撐作用。絕大多數(shù)的員工都認(rèn)同公司的文化，并且企業(yè)文化可以引導(dǎo)他們的行為,使他們與企業(yè)達(dá)成共識(shí)，把企業(yè)當(dāng)成自己的家，擁有“主人翁”意識(shí)，進(jìn)而形成公司的核心競(jìng)爭(zhēng)能力，提高公司業(yè)績(jī)。參考文獻(xiàn)蘭麗娟.內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的實(shí)證研究——來(lái)自廣西上市公司數(shù)據(jù)[J].納稅,2019,13(25):158-160.張寧.我國(guó)內(nèi)部控制與企業(yè)績(jī)效關(guān)聯(lián)性分析[J].納稅,2019,13(01):194+196.HiroshiUemura.EffectsofCEOTurnoverandBoardCompositionReformonImprovementsintheInternalControlQuality[J].InternationalJournalofFinancialResearch，2018，9(3)：36-36.HyejeongShinandSorahPark.Theinternalcontrolmanagerandoperationalefficiency：evidencefromKorea[J].ManagerialAuditingJournal，2020，ahead-of-print(ahead-of-print)：979-1006.LyubovPlotnikovaandV.V.Rubanov.TheInternalControlSystemasaManagementFunctionandtheElementofIntegratedReportingFinancialStatements[J].InternationalJournalofFinancialResearch，2020，11(6)MartinaMelissaLoudoeandFardinalFardinal.TheEffectofHumanResourcesCompetenciesandInternalControllingSystemontheQualityofAccountingInformationSystemandTheirImpactstotheQualityofFinancialReporting[J].AsianJournalofSocialScienceStudies，2021，6(5)張涵.要重視基本建設(shè)內(nèi)部控制的審計(jì)監(jiān)督工作[J].會(huì)計(jì)之友，1984(05)：7-9.楊清香，廖甜甜．內(nèi)部控制、技術(shù)創(chuàng)新與價(jià)值創(chuàng)造能力的關(guān)系研究[J]．管理學(xué)報(bào)，2017，14(08)：1190-1198．周元宏.煤炭企業(yè)內(nèi)部控制對(duì)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響研究[J].煤炭技術(shù),2018,37(05):330-332.陳美蓮.民營(yíng)上市公司內(nèi)部控制存在的問(wèn)題及對(duì)策研究[J].中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)會(huì)計(jì)，2019(12)：203-204.王麗澎.上市公司內(nèi)部控制存在的問(wèn)題與優(yōu)化措施——以富控互動(dòng)為例[J].山西農(nóng)經(jīng)，2020(22)：166-168.韓興國(guó)，蔚嬌.上市企業(yè)內(nèi)部控制評(píng)價(jià)：模式選擇與指標(biāo)構(gòu)建[J].當(dāng)代會(huì)計(jì)，2020(24)：33-34.王明吉,李霞.基于公司治理視角的上市公司內(nèi)部控制優(yōu)化研究[J].經(jīng)營(yíng)與管理,2020(09):24-27.FrederickD.SturdivantandJamesL.GinterandAlanG.Sawyer.Managers'ConservatismandCorporatePerformance[J].StrategicManagementJournal，1985，6(1)：17-38.BenKwameAgyeiMensahandSamuelBuertey.Theeffectofcorruptionandcultureonco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