引言

随着资本市场的发展与股权结构的日益复杂化，共同股东作为同时持有多个竞争性企业股权的特殊主体，其对公司治理的影响机制已成为学术界关注的重要议题。现有研究主要从两个维度探讨共同股东的经济后果：一方面，部分学者基于合谋理论，强调共同股东可能促成关联企业间的战略协同，从而影响市场竞争力与经营效率；另一方面，现有研究从治理效应出发，认为共同股东能够通过其网络位置对企业管理层形成有效制衡。然而，这些研究大多聚焦于企业绩效、创新产出等经济后果，却相对忽视了共同股东对企业内部控制这一基础性治理机制的影响。尽管已有研究揭示了共同股东在信息传递与资源整合方面的独特优势，但其通过什么样的中介路径影响企业内部控制体系，尚缺乏系统性的理论阐释与实证检验。因此，本文将系统考察共同股东影响企业内部控制质量的内在机理，为理解新兴市场中的公司治理问题提供新的理论视角，也为优化企业内部控制实践提供有益参考。

理论分析与研究假设

共同股东作为同时持有多家关联企业股权的资本力量，其核心特征在于其构建了一个以自身为枢纽的企业间网络，具有显著的信息优势与治理影响力。而企业内部控制作为保障企业财务报告可靠性、经营效率与效果以及法律法规遵循性的关键制度安排，其有效性高度依赖于企业所面临的信息环境与内部治理结构。因此，共同股东可能是影响企业内部控制质量的关键因素之一，具体来说共同股东对企业内部控制质量的影响可以从以下两个方面来考虑：

从积极效应来看，共同股东可能通过以下两种机制提高企业内部控制质量：第一，提升企业信息透明度。共同股东凭借其在关联企业网络中的信息枢纽地位，能够获取更丰富的行业信息和管理实践。为了降低其投资组合的监督成本，共同股东有强烈动机要求企业提高信息透明度，完善信息披露机制。而企业信息透明度的提升可以通过双重路径强化企业内部控制：一方面，更高的信息透明度使企业面临更强的外部监督压力，促使管理层主动完善内部控制体系；另一方面，高质量的信息披露本身就需要健全的内部控制作为支撑，这将推动企业加强内部控制建设。第二，提高企业治理水平。共同股东能利用其在股东网络中的独特交点位置，推动企业治理结构的优化：一方面，共同股东不仅可以通过派驻董事、行使投票权等方式，改善董事会的独立性和监督效能，还可以引入先进的管理经验，帮助企业建立更科学的决策机制。另一方面，共同股东能通过股权制衡的作用，抑制控股股东或管理层的自利行为。而企业治理水平的提升会直接改善其内部控制环境，为内部控制制度的有效实施提供有力保障。

从消极效应来看，共同股东也可能对内部控制质量产生负面影响。具体来说，共同股东可能因监督注意力分散而无法对单个企业实施有效监督，其有限的监督资源难以深入关注每个企业的内部控制状况。更重要的是，当面临投资组合内企业的利益冲突时，共同股东可能为了整体利益而容忍甚至利用个别企业的内部控制缺陷。综上所述，共同股东对企业内部控制质量的影响存在理论上的对立性。一方面，其信息优势和治理改善功能可能促进企业内部控制质量的提升；另一方面，其代理问题又可能对企业内部控制产生消极影响。因此，本文提出以下两个对立的研究假设：

H1a：在其他条件不变的情况下，共同股东会提高企业内部控制质量。

H1b：在其他条件不变的情况下，共同股东会降低企业内部控制质量。

研究设计

样本选择与数据来源

本文选用A股2007-2023年所有上市公司作为研究样本，使用的企业数据均来自CSMAR数据库。参照相关文献，本文对数据进行以下处理：剔除所有ST、ST*样本；剔除数据缺失样本；剔除金融业样本，得到了38296个公司—年度样本。本文参按照证监会2012年行业二级分类标准对上市公司进行分类，以研究共同股东对企业内部控制质量的影响。最后，为了排除异常值对回归结果的影响，本文对连续变量在1%和99%水平上进行了Winsorize处理。

变量定义与测量

1. 被解释变量：企业内部控制质量（IC）

本文被解释变量为企业内部控制质量（IC），采用迪博数据库中内部控制指数除以100进行衡量。该变量越大，企业内部控制质量越高。

2.解释变量：同行共同股东（COS）

本文解释变量为同行共同股东，参照已有研究，本文从2个维度构造指标反映同行业共同股东：一是上市公司是否存在共同股东(COS1)；二是共同股东联结程度(COS2)。上市公司是否存在共同股东(COS1)定义为任意一季度上市公司存在共同股东，则COS1为1，否则为0，其中，共同股东是指在同行业两家及以上公司中均持有不小于5%股权的股东。共同股东联结程度(COS2)是指共同持股该企业的共同股东的数量的季度均值加1后取自然对数。

3. 控制变量

参照已有研究，本文纳入了与可能影响企业内部控制质量的控制变量，分别包括：企业规模(Size)，取企业资产总额的自然对数；资产负债率(Lev)，取企业负债总额与资产总额之比；企业年龄(Age)，取统计年份与上市年份的差额的自然对数；总资产报酬率(ROA)，取企业当年报酬总额与总资产平均余额之比；两职合一(Dual)，若董事长和总经理为同一人取值为1，否则取值为0；董事会规模(Board)，取董事人数的自然对数;营业收入增长率(Growth)，取公司当年营业收入除以上年营业收入后减１;独立董事比例(Indep)，取独立董事人数／董事会总人数；产权性质(SOE)，国有企业取值为1,否则为0；是否被四大审计(Big4)，若审计公司为四大则取1，否则取0。

模型设计

模型(1)中为被解释变量企业内部控制质量，为解释变量同行共同股东，由，为控制变量组；、分别为年度固定效应和行业固定效应；为随机扰动项。

除此之外，本文借鉴江艇对中介效应检验和传导机制研究的建议，构建了以下模型检验机制：

其中，为中介变量，在机制检验中分别用不同的变量作为被解释变量进行回归，进行机制分析和检验。

实证结果与分析

基础回归结果

表1报告了同行共同股东与企业内部控制质量的回归结果。列(1)和列(3)是未添加控制变量的回归结果，列(2)和列(4)是添加控制公司外部治理层面变量的回归结果，同行共同股东的回归系数分别为0.063、0.086,且均通过了1%的显著性检验，表明同行共同股东对企业内部控制质量产生了显著的正向影响，即同行业共同股东能够有效提高企业内部控制质量，假设H1a得以验证。

	(1)	(2)	(3)	(4)
变量名称	IC	IC	IC	IC
COS1	0.362***	0.063***
	(16.023)	(2.923)
COS2			0.516***	0.086***
			(16.509)	(2.904)
Size		0.218***		0.218***
		(28.010)		(27.989)
Lev		-0.335***		-0.335***
		(-6.901)		(-6.900)
ROA		6.390***		6.390***
		(39.303)		(39.298)
Age		-0.134***		-0.134***
		(-14.179)		(-14.176)
Growth		0.202***		0.202***
		(9.911)		(9.909)
Board		0.027		0.027
		(0.723)		(0.718)
Indep		0.003**		0.003**
		(2.519)		(2.516)
SOE		0.086***		0.086***
		(5.673)		(5.679)
Dual		0.049***		0.049***
		(3.815)		(3.812)
Big4		0.158***		0.158***
		(6.528)		(6.522)
截距项	6.663***	2.012***	6.663***	2.013***
	(58.647)	(10.289)	(58.652)	(10.287)
样本量	38296
调整后R2	0.055 /0.227

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的水平下显著；括号内为t值，使用robust标准误，以下各表同。

稳健性检验

1. 替换解释变量

考虑股东在上市公司中的影响力，本文在构建同行业共同股东时选择持股5%以上的股东。在稳健性检验部分，本文使用3%的持股比例重新构建同行业共同股东指标COS1_3%和COS2_3%代入基准回归模型进行检验。检验结果如表2所示，同行业共同股东对企业内部控制质量的回归系数均在5%的水平下显著为正，说明本文结论具有稳健性。

	(1)	(2)
变量名称	IC	IC
COS1_3%	0.040**
	(2.163)
COS2_3%		0.051**
		(2.252)
Size	0.218***	0.218***
	(27.832)	(27.789)
Lev	-0.336***	-0.336***
	(-6.926)	(-6.923)
ROA	6.386***	6.385***
	(39.219)	(39.212)
Age	-0.134***	-0.134***
	(-14.163)	(-14.155)
Growth	0.202***	0.202***
	(9.912)	(9.913)
Board	0.027	0.027
	(0.737)	(0.720)
Indep	0.003**	0.003**
	(2.557)	(2.546)
SOE	0.087***	0.087***
	(5.754)	(5.759)
Dual	0.049***	0.049***
	(3.798)	(3.792)
Big4	0.160***	0.160***
	(6.632)	(6.618)
截距项	1.999***	2.003***
	(10.181)	(10.182)
样本量	38296
调整后R2	0.227

2. 滞后解释变量

考虑到企业内部控制质量的发展是一个持续性的较为漫长的过程，共同股东的影响可能存在一定的滞后性，因此本文用滞后一期指标L.COS1、L.COS2替换同行共同股东指标，回归结果如表3中所示，企业内部控制质量(IC)与滞后一期同行共同股东(L.COS1、L.COS2)的回归系数均在1%水平下显著为正，这说明本文的研究结论依旧稳健。

	(1)	(2)
变量名称	IC	IC
L.COS1	0.063***
	(2.951)
L.COS2		0.085***
		(2.877)
Size	0.179***	0.179***
	(25.068)	(25.052)
Lev	-0.268***	-0.268***
	(-5.736)	(-5.737)
ROA	6.343***	6.343***
	(38.710)	(38.709)
Age	-0.087***	-0.086***
	(-8.113)	(-8.107)
Growth	0.265***	0.265***
	(14.866)	(14.864)
Board	0.056	0.056
	(1.490)	(1.486)
Indep	0.003**	0.003**
	(2.395)	(2.393)
SOE	0.106***	0.106***
	(7.142)	(7.151)
Dual	0.039***	0.039***
	(2.929)	(2.925)
Big4	0.179***	0.179***
	(7.341)	(7.338)
截距项	2.663***	2.663***
	(14.651)	(14.641)
样本量	33053
调整后R2	0.238

进一步分析

企业信息透明度

根据前文的理论分析，共同股东可以通过提高企业信息透明质量促进企业内部控制质量提升。为验证这一机制，本文参照已有研究，根据盈余质量、信息披露考评指数DSCORE、分析师跟踪人数ANALYSTS、分析师盈余预测ACCURACY、审计师角度选取指标BIG的变量样本百分等级的平均值构建一个综合性指标TRANS，以此衡量企业信息透明质量并代入模型(2)进行检验。回归结果如表4所示，同行共同股东的回归系数均在1%的水平上显著为正，且有文献证明提高企业信息透明度能促进企业内部控制质量的提升，验证了企业信息透明度起到了中介作用，即共同股东可以提高企业信息透明度，进而提高企业内部控制质量。

	(1)	(2)
变量名称	TRANS	TRANS
COS1	0.017***
	(5.962)
COS2		0.024***
		(6.049)
Size	0.070***	0.070***
	(87.515)	(87.431)
Lev	-0.070***	-0.070***
	(-15.113)	(-15.108)
ROA	0.817***	0.816***
	(57.986)	(57.979)
Age	0.002	0.002
	(1.531)	(1.532)
Growth	-0.004**	-0.004**
	(-2.073)	(-2.075)
Board	0.027***	0.027***
	(6.171)	(6.156)
Indep	0.000	0.000
	(0.590)	(0.581)
SOE	-0.005***	-0.005***
	(-2.976)	(-2.978)
Dual	0.009***	0.009***
	(5.642)	(5.635)
Big4	0.308***	0.308***
	(91.995)	(91.947)
截距项	-1.245***	-1.244***
	(-60.457)	(-60.379)
样本量	36226
调整后R2	0.558

（二）企业治理水平

根据前文的理论分析，共同股东可以通过提升企业治理水平促进企业内部控制质量提升。为验证这一机制，本文参照已有研究，选取管理层薪酬与管理层持股比例表征企业激励机制，选取独立董事比例与董事会规模表征董事会的监督作用，选取机构投资者持股比例与股权制衡制度表征股权结构的监督作用，选取董事长与总经理是否两职合一表征总经理的决策权力，利用上面七个指标通过主成分分析法得到反应公司治理水平的综合指标，为了便于结果解读，将该指数乘以-1得到变量公司治理水平（Governance），Governance越大，说明企业治理水平越差。代入模型(2)进行检验。回归结果如表5所示，共同股东的回归系数均在1%的水平上显著为负，且有文献证明提升企业治理水平可以提高企业内部控制质量，验证了企业治理水平起到了中介作用，即共同股东可以提升企业治理水平，进而促进企业内部控制质量的提升。

	(1)	(2)
变量名称	Governance	Governance
COS1	-0.081***
	(-9.019)
COS2		-0.115***
		(-8.971)
Size	-0.128***	-0.128***
	(-42.803)	(-42.768)
Lev	-0.130***	-0.130***
	(-7.032)	(-7.034)
ROA	-0.746***	-0.746***
	(-13.842)	(-13.831)
Age	-0.173***	-0.173***
	(-33.987)	(-33.987)
Growth	0.016**	0.016**
	(2.118)	(2.121)
Board	-1.472***	-1.472***
	(-83.136)	(-83.139)
Indep	0.039***	0.039***
	(61.480)	(61.479)
SOE	-0.321***	-0.321***
	(-48.804)	(-48.812)
Dual	0.581***	0.581***
	(76.000)	(76.000)
Big4	-0.221***	-0.221***
	(-18.529)	(-18.512)
截距项	4.592***	4.591***
	(58.401)	(58.375)
样本量	36059
调整后R2	0.689

研究结论与启示

本研究以2007-2023年中国A股上市公司为样本，实证考察了共同股东对企业内部控制质量的影响机制，得出的主要结论包括：第一，共同股东对企业内部控制质量具有显著的提升作用。经过一系列稳健性检验后结论依然成立，表明共同股东通过其信息优势与监督能力，有效促进了企业内部控制体系的完善。第二，共同股东通过提升信息透明度和改善企业治理水平两条路径影响内部控制质量。具体而言，共同股东一方面通过改善企业信息环境、强化信息披露质量，促进企业内部控制质量提升；另一方面通过优化治理结构、完善监督机制，促进企业内部控制质量提升。

基于上述研究结论，本文提出以下政策建议：第一，对监管机构而言，应当充分认识共同股东在完善公司治理中的积极作用，进一步完善共同股东参与公司治理的制度环境，引导共同股东参与企业治理，推动企业内部控制体系从“形式合规”向“实质有效”转变。第二，对上市公司而言，应当重视共同股东的治理价值，主动优化股权结构，积极引入具有专业能力和监督意愿的共同股东。企业应当充分利用共同股东在提升信息透明度和改善治理水平方面的优势，不断完善内部控制体系建设，提升企业治理效能。第三，对投资者而言，可以将共同股东的存在及其网络特征作为评估企业内部控制质量的重要参考指标。在投资决策过程中，应当关注企业的股东结构特征，将具有高质量共同股东的企业作为重要投资标的，这有助于获得更稳健的投资回报。

参考文献：

1. [1] 于左, 张容嘉,付红艳.交叉持股、共同股东与竞争企业合谋[J].经济研究,2021,56(10):172-188.
2. [2] 王新光, 盛宇华.共同机构所有权与企业数字化转型：协同治理抑或私利合谋[J]. 科技进步与对策,2023,40(20):87-98.
3. [3] 张奇, 杨振宇.共同股东与企业创新——来自公募基金的经验证据[J]. 投资研究,2023,42(10):131-159.
4. [4] 任萍, 宁晨昊,赵英会.共同机构投资者能否抑制企业非效率投资[J]. 财会月刊,2022(19):56-65.
5. [5] 向元高, 罗进辉.共同股东与公司治理趋同[J]. 系统工程理论与实践,2023,43(06):1568-1596.
6. [6] 杜勇, 孙帆, 邓旭.共同机构所有权与企业盈余管理[J]. 中国工业经济,2021(06):155-173.
7. [7] 杜勇, 孙帆.共同大股东与投资组合高管薪酬激励——兼论公司薪酬契约的“横向持股共谋理论”[J]. 财贸经济,2023,44(11):106-121.
8. [8] 赵洁. 多元化、内部控制与企业价值[J]. 会计之友,2018(08):26-31.
9. [9] 蔡名蕊.机构投资者持股、股权集中度与内部控制质量[J]. 财会学习,2016(16):1-4.
10. [10] 彭桂英. 外部治理环境与内部控制质量的实证研究——来自电子业上市公司的经验数据[J]. 商业会计,2015(10):78-80.
11. [11] 曹越, 孙丽, 郭天枭, 等. “国企混改”与内部控制质量:来自上市国企的经验证据[J]. 会计研究,2020(08):144-158.
12. [12] 张莹, 池国华. CEO声誉与企业内部控制质量[J]. 中南财经政法大学学报,2023(03):16-27.
13. [13] 辛清泉, 孔东民, 郝颖. 公司透明度与股价波动性[J]. 金融研究,2014(10):193-206.
14. [14] 周茜,许晓芳, 陆正飞. 去杠杆, 究竟谁更积极与稳妥？[J]. 管理世界,2020,36(08):127-148.