上市公司內(nèi)部控制有效性對(duì)審計(jì)意見的影響研究

【摘要】本文以2009-2011年深市主板A股上市公司為研究對(duì)象，探討了上市公司內(nèi)部控制有效性對(duì)審計(jì)意見的影響。

【關(guān)鍵詞】?jī)?nèi)部控制 有效性 審計(jì)意見

1 內(nèi)部控制有效性的度量

本文把內(nèi)部控制有效性分為總體有效性和要素有效性，因此，在對(duì)有效性度量時(shí)，也主要是從這兩方面入手的。其中內(nèi)部控制總體有效性用ICI表示、控制環(huán)境要素有效性用ICC表示、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估要素有效性用RE表示、控制活動(dòng)要素有效性用ICA表示、信息與溝通要素有效性用IE表示、監(jiān)督要素有效性用SV表示。

本文對(duì)內(nèi)部控制有效性的度量主要是分三個(gè)步驟完成的，第一步明確各要素評(píng)價(jià)指標(biāo)及衡量方式；第二步確定指標(biāo)層次及權(quán)重；第三步內(nèi)部控制有效性的計(jì)算。

1.1 明確各要素評(píng)價(jià)指標(biāo)及指標(biāo)的選擇依據(jù)

內(nèi)部控制有效性具體的評(píng)價(jià)指標(biāo)及衡量如表1所示。

1.2 確定指標(biāo)層次及權(quán)重

本文指標(biāo)的層次及權(quán)重設(shè)定是以林鐘高（2007）對(duì)內(nèi)部控制各層次指標(biāo)及權(quán)重的設(shè)置為參考的，將衡量五要素的全部指標(biāo)分為三個(gè)層次，第一層次賦予的權(quán)重為5，第二層次指標(biāo)的權(quán)重為3，第三層次的指標(biāo)權(quán)重為2。

第一層次（A）的指標(biāo)包括：股權(quán)性質(zhì)（A1）、董事長(zhǎng)或董事長(zhǎng)與經(jīng)理職責(zé)是否分離（A2）、風(fēng)險(xiǎn)是否得到披露（A3）、風(fēng)險(xiǎn)的應(yīng)對(duì)措施是否得到披露（A4）、績(jī)效評(píng)價(jià)和薪酬制度是否得到披露（A5）、外部信息使用者制度是否得到披露（A6）、投資者關(guān)系管理制度是否得到披露（A7）、CPA對(duì)上市公司內(nèi)部控制提出的評(píng)價(jià)意見（A8）。

第二層次（B）的指標(biāo)包括：獨(dú)立董事比例（B1）、第一大股東持股比例（B2）、內(nèi)部控制的自我評(píng)價(jià)報(bào)告和社會(huì)責(zé)任報(bào)告是否得到披露（B3）、內(nèi)部控制活動(dòng)安排是否得到披露（B4）、是否公開信息披露活動(dòng)（B5）、獨(dú)立董事參加會(huì)議情況（B6）、公司是否受到證監(jiān)會(huì)或交易所的處罰（B7）。

第三層次（C）的指標(biāo)包括：第二到第十大股東持股比例之和（C1）、高管人員是否持股（C2）、董事長(zhǎng)或副董事長(zhǎng)是否在股東單位或關(guān)聯(lián)單位領(lǐng)薪（C3）、審計(jì)委員會(huì)是否得到披露（C4）、公司文化是否得到披露（C5）、監(jiān)事會(huì)的獨(dú)立意見是否得到披露（C6）。

1.3 內(nèi)部控制有效性的計(jì)算

公式1：ICC要素得分=（A1+A2）*5+（B1+B2）*3+（C1+C2+C3+C4+C5）*2

公式2：RE要素得分=（A3+A4）*5+B3*3

公式3：ICA要素得分=（A5+A6）*5+B4*3

公式4：IE要素得分=A7*5+（B5+B6）*3

公式5：SV要素得分=A8*5+B7*3+C6*2

公式6：ICI得分

=（A1+A2+A3+A4+A5+A6+A7+A8）*5+（B1+B2+B3+B4+B5+B6+B7）*3+（C1+C2+C3+C4+C5+C6）*2

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究假設(shè)

假設(shè)1：內(nèi)部控制總體有效性與非清潔審計(jì)意見負(fù)相關(guān)

假設(shè)2：控制環(huán)境要素有效性與非清潔審計(jì)意見負(fù)相關(guān)

假設(shè)3：風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估要素有效性與非清潔審計(jì)意見負(fù)相關(guān)

假設(shè)4：控制活動(dòng)要素有效性與非清潔審計(jì)意見負(fù)相關(guān)

假設(shè)5：信息與溝通要素有效性與非清潔審計(jì)意見負(fù)相關(guān)

假設(shè)6：監(jiān)督要素有效性與非清潔審計(jì)意見負(fù)相關(guān)

2.2 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

在進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)，選取了2009-2011年深市主板A股上市公司為樣本，為了使研究結(jié)論更具代表性，本文選取的樣本公司涉及上市公司的各個(gè)行業(yè)，并剔除了金融保險(xiǎn)類公司和無法獲得其內(nèi)部控制相關(guān)信息的公司。經(jīng)過最終的篩選，本文選取的樣本公司總數(shù)為1324家，其中2011年樣本數(shù)為462家，2010年樣本數(shù)為442家，2009年樣本數(shù)為420家，其中1324家樣本公司中收到清潔審計(jì)意見的公司共有1192家，收到非清潔審計(jì)意見的公司共有132家。

數(shù)據(jù)主要來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、銳思數(shù)據(jù)庫(kù)、巨潮資訊網(wǎng)、中國(guó)注冊(cè)會(huì)計(jì)師協(xié)會(huì)審計(jì)年報(bào)快報(bào)、深證證券交易所網(wǎng)站。收集的資料主要包括上市公司年度報(bào)告和公司治理相關(guān)指標(biāo)。并運(yùn)用SPSS軟件及EXCEL對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2.3 變量選擇及界定

（1）因變量

審計(jì)意見（OPINION）?；谘芯啃枰?，若上市公司收到了標(biāo)準(zhǔn)無保留意見則視為清潔審計(jì)意見，則取OP取0，若收到其它審計(jì)意見則視為非清潔審計(jì)意見，則OP取1。

（2）自變量

本文將內(nèi)部控制及其五要素的評(píng)價(jià)作為自變量。其中內(nèi)部控制總體有效性用ICI表示、控制環(huán)境要素有效性用ICC表示、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估要素有效性用RE表示、控制活動(dòng)要素有效性用ICA表示、信息與溝通要素有效性用IE表示、監(jiān)督要素有效性用SV表示。

（3）控制變量

上市公司審計(jì)意見類型的影響因素有很多，本文將上期審計(jì)意見類型（LOP）、公司規(guī)模（SIZE）和本年度損益（PROFIT）作為控制變量。

本文所定義的變量如表2所示。

2.4 模型建立

本文研究的是內(nèi)部控制有效性對(duì)審計(jì)意見的影響，審計(jì)意見的取值只有“0”與“1”兩種情況，基于上述分析及假設(shè)，本文采用Logistic回歸模型對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。Logistic回歸函數(shù)為：P=

=

也可以變形為Y=ln

其中Y在本文中代表OP。

根據(jù)本文前述的分析及假設(shè)，內(nèi)部控制總體有效性ICI是根據(jù)各要素有效性綜合計(jì)算出來的，為避免出現(xiàn)多重共線性問題，因此本文建立兩個(gè)Logistic回歸模型。本文用OP表示審計(jì)意見類型。

Model1模型構(gòu)建為：

OP=ln=+++++

Model2模型構(gòu)建為：

OP=ln=+++++++++

Model1用來檢驗(yàn)假設(shè)1， Model2用來檢驗(yàn)假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)4、假設(shè)5和假設(shè)6，其中OP表示審計(jì)意見類型。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1描述性統(tǒng)計(jì)分析

由于目前對(duì)內(nèi)部控制有效性的評(píng)價(jià)方法還沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，而本文研究的是內(nèi)部控制有效性對(duì)審計(jì)意見的影響，因此，為了更直觀的分析被出具不同審計(jì)意見類型上市公司內(nèi)部控制有效性的差別，本文在判斷內(nèi)部控制總體及各項(xiàng)要素的有效性時(shí)，采用各組樣本均值與總樣本均值對(duì)比的方法。同時(shí)，為了了解上市公司內(nèi)部控制總體及各項(xiàng)要素的得分狀況，本文也把內(nèi)部控制總體及各要素得分的均值與其各自對(duì)應(yīng)的總分進(jìn)行比較，由前面理論部分對(duì)內(nèi)部控制及各要素指標(biāo)的評(píng)價(jià)及度量可知，內(nèi)部控制總體的得分為76、控制環(huán)境總分為26、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估總分為13、控制活動(dòng)總分為13、信息與溝通總分為11、監(jiān)督總分為10。以下將對(duì)表3、表4和表5中內(nèi)部控制及各要素的得分狀況進(jìn)行對(duì)比分析：

同時(shí)，從表3、表4和表5可知，清潔審計(jì)意見組在自變量指標(biāo)及控制變量指標(biāo)得分的均值均大于非清潔審計(jì)意見組，而清潔審計(jì)意見組自變量指標(biāo)及控制變量指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差卻小于非清潔審計(jì)意見組。這說明收到清潔審計(jì)意見的上市公司內(nèi)部控制有效性要好于收到非清潔審計(jì)意見的上市公司。這初步說明了內(nèi)部控制有效性好的公司，更容易收到清潔審計(jì)意見；而內(nèi)部控制有效差的公司，更容易收到非清潔審計(jì)意見，即內(nèi)部控制的有效性會(huì)對(duì)審計(jì)意見類型產(chǎn)生影響。這也初步證明了本文的假設(shè)。

3.2 相關(guān)性分析

由于內(nèi)部控制總體有效性是根據(jù)各要素指標(biāo)綜合計(jì)算所得，為避免出現(xiàn)共線性問題，對(duì)總體有效性和要素有效性分別進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。表6和表7列示了各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。

由表6可知，非清潔審計(jì)意見與內(nèi)部控制總體有效性、上期審計(jì)意見類型、資產(chǎn)規(guī)模和本年度損益的相關(guān)系數(shù)分別為-0.254、0.743、-0.459、-0.292，并且在0.01的水平上顯著相關(guān)。其中內(nèi)部控制總體有效性、資產(chǎn)規(guī)模、本年度損益與非清潔意見負(fù)相關(guān)，上期審計(jì)意見類型與本期審計(jì)意見類型正相關(guān)，這也與本文的假設(shè)相符。

由表7可知，非清潔審計(jì)意見與控制環(huán)境要素有效性、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估要素有效性、控制活動(dòng)要素有效性、信息與溝通要素有效性、監(jiān)督要素有效性、上期審計(jì)意見類型、資產(chǎn)規(guī)模、本年度損益的相關(guān)系數(shù)分別為-0.013、-0.274、-0.242、-0.106、-0.119、0.743、-0.459、-0.292，除了控制環(huán)境要素外，其它要素在0.01的水平上顯著相關(guān)。并且，其中控制環(huán)境要素、風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估要素、控制活動(dòng)要素、信息與溝通要素、監(jiān)督要素、資產(chǎn)規(guī)模、本年度損益與非清潔審計(jì)意見負(fù)相關(guān)，上期審計(jì)意見類型與本期審計(jì)意見類型正相關(guān)，同樣與本文前述的假設(shè)相同。但是，控制環(huán)境要素與非清潔審計(jì)意見不存在顯著相關(guān)性，這有待于進(jìn)一步檢驗(yàn)。

Logistic回歸分析要求解釋變量之間不存在高度的線性相關(guān)性，否則會(huì)影響回歸分析結(jié)果。從表6和表7可以看出，各個(gè)解釋變量之間存在一定的相關(guān)性，但相關(guān)系數(shù)都不是很大，說明它們不存在嚴(yán)重的共線性問題。這也為進(jìn)一步做回歸分析打下了基礎(chǔ)。

3.3回歸分析

本文研究的是內(nèi)部控制有效性對(duì)審計(jì)意見的影響，由于審計(jì)意見的影響因素有很多，而本文則僅選取了三個(gè)因素，因此本文將三個(gè)控制變量全部納入模型。并且在回歸分析時(shí)，讓全部變量以ENTER的方法全部進(jìn)入模型。本文分別對(duì)模型Model1、Model2進(jìn)行二元Logistic回歸分析，結(jié)果如下所示。

（1）Model1模型的回歸分析

①M(fèi)odel1模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)是驗(yàn)證模型是否能很好的對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合。表8、表9、表10從不角度說明了模型的擬合優(yōu)度。

表8是Model1模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)，模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)是將方程中的所有自變量作為一個(gè)整體來檢驗(yàn)他們與因變量之間是否具有顯著性關(guān)系，由表8 Model1模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)可知，卡方值為542.302，P值為0.000，均小于0.05，說明所擬合的方程具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但這并不能說明模型擬合的好壞。

Nagelkerke R方是修正的R方，其值越接近1說明模型的擬合度越好，由表9可知，Model1模型中修正的R方值為0.704，說明Model1模型的擬合度較好。

表10是對(duì)Model1模型進(jìn)行的Hosmer和Lemeshow檢驗(yàn)。Hosmer和Lemeshow檢驗(yàn)是模型的擬合優(yōu)度指標(biāo)，值越小，P值越大表明模型越好。若此檢驗(yàn)為“顯著”，說明模型擬合度不好；若為“不顯著”則說明模型擬合度較好。由表3-8可知，值為6.723，P=0.567，說明模型擬合度較好。

②Model1模型的錯(cuò)判矩陣

表11是Model1模型的錯(cuò)判矩陣。由該表可知，1192家收到清潔審計(jì)的公司中，1178家預(yù)測(cè)正確，14家預(yù)測(cè)錯(cuò)誤，正確率為98.8%；而132家收到非清潔審計(jì)的公司中，97家預(yù)測(cè)正確，35家被預(yù)測(cè)錯(cuò)誤，正確率為73.5%?？傮w預(yù)測(cè)正確率為96.3%，由此可知，模型總體的預(yù)測(cè)正確率是比較好的。

③Model1模型的多變量分析結(jié)果

由表12可知，內(nèi)部控制總體有效性的系數(shù)B為-0.086，sig=0.000<0.05，通過了顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)1得到了驗(yàn)證。說明上市公司內(nèi)部控制總體有效性越高，被出具非清潔審計(jì)意見的可能性越小。

Model1模型中，控制變量LOP的系數(shù)B為3.993，sig=0.000<0.05，也通過了顯著性檢驗(yàn)；控制變量SIZE的系數(shù)B為-0.834，sig=0.000<0.05，也通過了顯著性檢驗(yàn)；控制變量PROFIT的系數(shù)B為-1.670，sig=0.000<0.05，也通過了顯著性檢驗(yàn)。由此可知，本文對(duì)控制變量的預(yù)測(cè)都是正確的。

a. 在步驟 1 中輸入的變量： ICI， LOP， SIZE， PROFIT.

（2）Model2模型的回歸分析

①M(fèi)odel2模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

表13、表14、表15從不角度說明了Model2模型的擬合優(yōu)度。

表13 是Model2模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)，由該表可知，卡方值為557.191，P值為0.000，均小于0.05，說明模型的擬合度較好。

由表14可知，Model2模型中修正的 R方的值為0.720，說明Model2模型的擬合度也較好。

表15是對(duì)Model2模型進(jìn)行的Hosmer和Lemeshow檢驗(yàn)。由該表可知，值為4.045，P=0.853，說明模型擬合度較好。

表16是Model2模型的錯(cuò)判矩陣。由該表可知，1192家收到清潔審計(jì)的公司被模型準(zhǔn)確預(yù)測(cè)的概率為98.9%；而132家收到非清潔審計(jì)的公司被模型正確預(yù)測(cè)的概率為73.5%。模型對(duì)全部公司的預(yù)測(cè)正確率為96.4%，Model2模型總體的預(yù)測(cè)效果比較好。

③Model2模型的多變量分析結(jié)果

由模型1的回歸分析結(jié)果可知，內(nèi)部控制總體有效性與非清潔審計(jì)意見顯著負(fù)相關(guān)，由于內(nèi)部控制總體有效性是根據(jù)各個(gè)要素有效性綜合計(jì)算所得，接下來通過模型2具體分析內(nèi)部控制中哪些因素會(huì)對(duì)審計(jì)意見具有顯著影響。

由表17可知，控制環(huán)境要素有效性的系數(shù)B為0.007， sig=0.867>0.05，與本文假設(shè)不符，假設(shè)2不成立?？赡艿脑蚴强刂骗h(huán)境二級(jí)指標(biāo)的量化出現(xiàn)了問題，本文中控制環(huán)境有9個(gè)細(xì)化指標(biāo)，可能導(dǎo)致了對(duì)該要素的量化過細(xì)，使得某些對(duì)審計(jì)意見不顯著的因子被放大而不能得到預(yù)期的結(jié)果。這也進(jìn)一步解釋了相關(guān)性分析中控制環(huán)境要素與非清潔審計(jì)意見不具有顯著相關(guān)性的結(jié)論。

由表17可知，風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估要素有效性的系數(shù)B為-0.146，sig=0.000<0.05，通過了顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)3成立。說明上市公司風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估要素有效有效性越高，被出具非清潔審計(jì)意見的可能性越小。

由表17可知，控制活動(dòng)要素有效性的系數(shù)B為-0.146，sig=0.013<0.05，與本文假設(shè)相符，假設(shè)4成立。說明上市公司控制活動(dòng)要素有效性越高，被出具非清潔審計(jì)意見的可能性越小。

由表17可知，信息與溝通要素有效性的系數(shù)B為0.015，sig=0.772>0.05，與原文假設(shè)不符，假設(shè)5不成立?？赡艿脑蚴切畔⑴c溝通要素這一指標(biāo)的量化相對(duì)比較抽象，而本文在對(duì)這一指標(biāo)量化時(shí)，只選擇了3個(gè)兩級(jí)指標(biāo)，指標(biāo)量化較差，導(dǎo)致不能得到預(yù)期的結(jié)果。

由表17可知，監(jiān)督要素有效性的系數(shù)B為-0.208，sig=0.060>0.05，未能通過顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)6不成立。

Model2模型中，控制變量LOP的系數(shù)B為3.950，sig=0.000<0.05，與本文的假設(shè)相符；控制變量SIZE的系數(shù)B為-0.825，sig=0.000<0.05，也通過了顯著性檢驗(yàn)；控制變量PROFIT的系數(shù)B為-1.686，sig=0.000<0.05，也通過了顯著性檢驗(yàn)。由此可知，本文對(duì)控制變量的預(yù)測(cè)都是正確的。

4 研究結(jié)論

通過理論部分的分析和實(shí)證部分的驗(yàn)證，本文得出以下結(jié)論：

上市公司內(nèi)部控制總體有效性與非清潔審計(jì)意見顯著負(fù)相關(guān)，并且被出具清潔審計(jì)意見公司的內(nèi)部控制總體有效性要明顯好于被出具非清潔審計(jì)意見公司；上市公司控制環(huán)境、信息與溝通、監(jiān)督有效性與非清潔審計(jì)意見不具有顯著負(fù)相關(guān)；上市公司風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估和控制活動(dòng)有效性與非清潔審計(jì)意見顯著負(fù)相關(guān)。

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