內(nèi)控審計(jì)能提高內(nèi)控信息披露質(zhì)量嗎？

吳秋生

【摘 要】 我國(guó)自2012年1月1日開(kāi)始強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)，為實(shí)證研究?jī)?nèi)部控制審計(jì)是否能提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量提供了可能。文章選取2010—2013年上交所A股上市公司為樣本，運(yùn)用事件研究法和Logistic回歸分析法，基于動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)后上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量雖有提高，但并不顯著，應(yīng)當(dāng)引起我國(guó)內(nèi)控規(guī)范制定、執(zhí)行和監(jiān)管者的思考。

【關(guān)鍵詞】 內(nèi)部控制； 內(nèi)部控制審計(jì)； 信息披露； 質(zhì)量

中圖分類號(hào)：F239 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1004-5937（2015）03-0115-06

一、引言

自21世紀(jì)初美國(guó)《薩班斯—奧克斯利法案》（The Sarbanes-Oxley Act）出臺(tái)以來(lái)，強(qiáng)制內(nèi)控審計(jì)逐漸成為企業(yè)規(guī)范內(nèi)控的一項(xiàng)重要措施。近年來(lái)中瑞財(cái)團(tuán)、新大地等財(cái)務(wù)欺詐案件的發(fā)生讓我們看到了上市公司內(nèi)部控制的薄弱和內(nèi)控信息披露的漏洞，內(nèi)部控制審計(jì)作為一種有效的外部監(jiān)管機(jī)制，能夠保障企業(yè)內(nèi)部控制信息披露有效實(shí)施，緩解代理沖突，維護(hù)投資者利益。強(qiáng)制內(nèi)控審計(jì)前，資本市場(chǎng)既存在著高質(zhì)量的內(nèi)控信息，也混雜著虛假、隱瞞披露的狀況，內(nèi)控信息披露質(zhì)量無(wú)法得到有效保障，投資者“霧里看花”，降低了資本市場(chǎng)的運(yùn)行效率，不利于達(dá)到資源的優(yōu)化配置。因此，我國(guó)于2012年1月1日也開(kāi)始強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)。

目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制審計(jì)有以下作用：增強(qiáng)內(nèi)部控制有效性（劉玉廷、王宏，2010；周曙光、陳麗蓉，2011）、提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（Kothari，2004；Doyle et al.，2007）、降低企業(yè)融資成本（Barry and Merton，2007；Collins and Kinney，2009）、提高審計(jì)質(zhì)量（孫文娟、韓金紅，2012），但缺少內(nèi)部控制審計(jì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量影響的直接經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。究竟強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)是否有效促進(jìn)了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的提高？自2012年1月1日我國(guó)開(kāi)始強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制信息披露和內(nèi)部控制審計(jì)以來(lái)，已過(guò)去三個(gè)年頭，可以比較強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)控審計(jì)前一年、實(shí)施當(dāng)年、實(shí)施后第一年和第二年內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的變化，實(shí)證檢驗(yàn)該變化是否顯著。

二、理論分析與研究假設(shè)

20世紀(jì)30年代，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家伯利（Berle）和米恩斯（Means）①發(fā)現(xiàn)企業(yè)所有者與經(jīng)營(yíng)者合二為一的做法存在缺陷，因此提出“委托代理理論”（Principal-agent Theory），提倡所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)分離，企業(yè)股東擁有所有權(quán)，管理者掌握經(jīng)營(yíng)權(quán)。委托代理理論②源于制度經(jīng)濟(jì)學(xué)中的契約理論，為現(xiàn)代公司治理的發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。在沒(méi)有強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)控審計(jì)的環(huán)境下，企業(yè)內(nèi)控信息披露的成本較低，內(nèi)部控制報(bào)告中可能充斥著不真實(shí)的信息，從而使上市公司的現(xiàn)有投資者承受道德風(fēng)險(xiǎn)；作為企業(yè)的潛在投資者也會(huì)因無(wú)法有效識(shí)別內(nèi)部控制信息披露中真實(shí)和虛假的部分而面臨逆向選擇的風(fēng)險(xiǎn)。

內(nèi)控審計(jì)作為對(duì)企業(yè)管理者的一種行之有效的約束機(jī)制，能夠有效維系這種契約關(guān)系?，F(xiàn)代企業(yè)制度背景下，“兩權(quán)分離”得以產(chǎn)生，股東作為委托人向公司投入經(jīng)營(yíng)運(yùn)作所需資金，是公司的所有者，但不直接參與公司管理，追求的是公司利潤(rùn)最大化；公司管理者作為代理人接受股東授權(quán)，根據(jù)自身的經(jīng)驗(yàn)和專業(yè)知識(shí)管理公司的經(jīng)營(yíng)運(yùn)作，以獲取最大薪酬。由于存在信息不對(duì)稱（Asymmetric Information）③，代理人會(huì)偏離委托人的目標(biāo)，股東作為委托人由于較為分散，對(duì)公司經(jīng)營(yíng)運(yùn)作情況不夠了解，從而可能出現(xiàn)代理人損害委托人利益的現(xiàn)象。由于代理關(guān)系是一種契約，因此可以通過(guò)制定規(guī)范來(lái)明確契約雙方的權(quán)利、義務(wù)關(guān)系，緩解委托代理中存在的矛盾，如通過(guò)《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》及相關(guān)配套指引等規(guī)范強(qiáng)制要求上市公司披露內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告和內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告，以履行代理人實(shí)施內(nèi)部控制的責(zé)任。另外，通過(guò)構(gòu)建內(nèi)控審計(jì)的監(jiān)督機(jī)制，委托人可以對(duì)管理者的經(jīng)營(yíng)決策行為、結(jié)果進(jìn)行有效審核與約束，同時(shí)為財(cái)務(wù)報(bào)告真實(shí)性進(jìn)行佐證。目前，我國(guó)強(qiáng)制要求企業(yè)披露內(nèi)部控制信息，企業(yè)所有者可以要求管理層披露高質(zhì)量的內(nèi)部控制信息，通過(guò)對(duì)內(nèi)部控制進(jìn)行評(píng)價(jià)和審計(jì)，公司的投資者可以了解公司治理的具體情況，減少信息的盲區(qū)。

強(qiáng)制披露背景下，如何提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量成為亟待解決的問(wèn)題。因此，必須首先明確內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的涵義和影響因素。審計(jì)師作為獨(dú)立的第三方，需要對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制進(jìn)行審計(jì)以保證和提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。但是，內(nèi)部控制審計(jì)能否顯著提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，還需進(jìn)行深入探討。因此，筆者準(zhǔn)備就上述問(wèn)題進(jìn)行研究。

進(jìn)入強(qiáng)制內(nèi)控審計(jì)階段，有責(zé)任心的企業(yè)不得不加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)，以向投資者傳遞企業(yè)運(yùn)作良好的信號(hào)，樹立企業(yè)積極形象。內(nèi)控審計(jì)的強(qiáng)制實(shí)施有助于督促企業(yè)重視內(nèi)控建設(shè)，增強(qiáng)內(nèi)部控制有效性，更有可能提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

因此，提出假設(shè)：強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)有利于提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用行業(yè)分層隨機(jī)抽樣方法抽取截至2012年12月31日的上海證券交易所A股上市公司。剔除：（1）退市的上市公司；（2）暫停上市的上市公司，2012年上海證券交易所A股上市公司共有944家，分屬于18個(gè)行業(yè)。再剔除金融業(yè)上市公司31家，剩余913家上市公司。然后，分行業(yè)④按20%的比例隨機(jī)抽樣⑤，獲得182家上市公司。選取2010—2013年A股上市公司數(shù)據(jù)，剔除7個(gè)數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終共得到721個(gè)觀測(cè)值，以滬市這721個(gè)上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，運(yùn)用二項(xiàng)Logistic回歸的實(shí)證分析方法，對(duì)4年數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)一檢驗(yàn)。

本文數(shù)據(jù)采集過(guò)程如下：（1）有關(guān)的年報(bào)數(shù)據(jù)來(lái)自于上海證券交易所網(wǎng)站、巨潮資訊網(wǎng)。（2）獨(dú)立董事比例、審計(jì)意見(jiàn)數(shù)據(jù)通過(guò)RESSET（銳思）金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)獲得。（3）上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量替代變量、資產(chǎn)規(guī)模和會(huì)計(jì)師事務(wù)所聲譽(yù)指標(biāo)通過(guò)手工收集和分析計(jì)算得到。上市公司及其人員行政處罰⑥信息來(lái)源于中國(guó)證監(jiān)會(huì)網(wǎng)站“證券期貨監(jiān)督管理信息公開(kāi)目錄”欄，將上述整理出來(lái)的數(shù)據(jù)手工錄入Excel表格，運(yùn)用SPSS 20.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

（二）變量定義和模型設(shè)計(jì)

1.因變量：內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量（ICIDQ）

本文以內(nèi)部控制信息披露目的為導(dǎo)向，以內(nèi)部控制有效性理論為依據(jù)，構(gòu)建了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的度量標(biāo)準(zhǔn)。選擇發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)表重述、審計(jì)師發(fā)表非標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)來(lái)考核企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性，依據(jù)上市公司受到證監(jiān)會(huì)行政處罰來(lái)衡量法律、法規(guī)的遵循性，進(jìn)而綜合評(píng)價(jià)內(nèi)控有效性，判斷內(nèi)控重大缺陷存在與否。為了進(jìn)一步驗(yàn)證是否如實(shí)披露內(nèi)控重大缺陷，引入“內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告是否披露重大缺陷”作為制衡指標(biāo)，當(dāng)發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)表重述、審計(jì)師發(fā)表非標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見(jiàn)、受到證監(jiān)會(huì)行政處罰情境下內(nèi)部控制評(píng)價(jià)報(bào)告沒(méi)有披露重大缺陷，說(shuō)明未如實(shí)披露，反之則如實(shí)披露。

2.自變量

為考察強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的促進(jìn)作用，將比較強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)控審計(jì)前一年、實(shí)施當(dāng)年、實(shí)施后第一年和第二年，即2010年、2011年、2012年和2013年內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的變化。因此，對(duì)于年份需設(shè)置3個(gè)虛擬變量。

（1）2011年（TY11），當(dāng)年份是2011年時(shí)TY11=1，否則取0。

（2）2012年（TY12），當(dāng)年份是2012年時(shí)TY12=1，否則取0。

（3）2013年（TY13），當(dāng)年份是2013年時(shí)TY13=1，否則取0。

3.控制變量

根據(jù)已有研究文獻(xiàn)，除了本文重點(diǎn)研究的強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)控審計(jì)前一年、實(shí)施當(dāng)年、實(shí)施后第一年和第二年這一時(shí)間因素外，其他一些公司及中介機(jī)構(gòu)特征也會(huì)影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，因此，在分析強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)控審計(jì)時(shí)間節(jié)點(diǎn)與內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量之間關(guān)系時(shí)，控制了相關(guān)因素的影響。于是，本文選擇以下控制變量：

（1）獨(dú)立董事比例（POID）

上市公司獨(dú)立董事是指不在公司擔(dān)任除董事外的其他職務(wù)，并與其所受聘的上市公司及其主要股東不存在可能妨礙其進(jìn)行獨(dú)立客觀判斷的關(guān)系的董事⑦。獨(dú)立董事所占比重越高越能強(qiáng)化上市公司董事會(huì)的獨(dú)立性與客觀性，從而提高上市公司信息披露的質(zhì)量（Forke，1992）。研究發(fā)現(xiàn)，在1%的顯著性水平下，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量與獨(dú)立董事比例顯著正相關(guān)（何建國(guó)、張欣、周曙光，2011）。因此，上市公司考慮通過(guò)提高獨(dú)立董事比例達(dá)到優(yōu)化內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的目的。

（2）會(huì)計(jì)師事務(wù)所聲譽(yù)（AFR）

當(dāng)會(huì)計(jì)師事務(wù)所排名處于國(guó)內(nèi)前十時(shí)AFR=1，否則取0。會(huì)計(jì)師事務(wù)所排名依據(jù)業(yè)務(wù)收入指標(biāo)、注冊(cè)會(huì)計(jì)師人數(shù)指標(biāo)、綜合評(píng)價(jià)質(zhì)量指標(biāo)、處罰和懲戒指標(biāo)四項(xiàng)計(jì)算的綜合評(píng)價(jià)質(zhì)量指標(biāo)得分來(lái)衡量。由于法律風(fēng)險(xiǎn)和聲譽(yù)機(jī)制的作用，規(guī)模較大的會(huì)計(jì)師事務(wù)所更可能提高審計(jì)質(zhì)量（Francis et al.，1999），督促企業(yè)重視內(nèi)部控制建設(shè)，增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)防范能力，提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量（王紅磊，2012）。

（3）審計(jì)意見(jiàn)（AUOP）

當(dāng)注冊(cè)會(huì)計(jì)師對(duì)公司財(cái)務(wù)報(bào)表出具非標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)時(shí)AUOP=1，否則取0。被出具非標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)表明上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表在合法性、公允性方面存在問(wèn)題，間接反映出該公司內(nèi)部控制存在不足，因此對(duì)外披露內(nèi)控信息的可靠性會(huì)顯著降低。

（4）資產(chǎn)規(guī)模（ASSC）

為規(guī)范企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營(yíng)運(yùn)作，實(shí)力雄厚的大公司會(huì)投入充分的資源以構(gòu)建完善的內(nèi)控制度，通過(guò)嚴(yán)格踐行內(nèi)控規(guī)范以提高內(nèi)控有效性（何建國(guó)，2011）。同時(shí)，不實(shí)的信息披露可能會(huì)給企業(yè)帶來(lái)嚴(yán)重的政治風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)濟(jì)后果，于是大公司肩負(fù)著更加巨大的責(zé)任以促使其完善信息披露質(zhì)量。研究表明，信息披露質(zhì)量與公司規(guī)模顯著正相關(guān)（Lev et al.，1990；Chen，2000；王斌、梁欣欣，2008）。

選取的變量及其定義見(jiàn)表1。

4.模型設(shè)計(jì)

本文運(yùn)用SPSS20.0軟件，通過(guò)構(gòu)建Logistic回歸模型來(lái)分析強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響。Logistic回歸分析是用于定性變量的一種回歸分析方法，當(dāng)因變量是二分變量時(shí)，使用二元Logistic回歸，具體模型構(gòu)建如下：

Logit（ICIDQ） = Ln■= ？茁0 + ？茁1TY11 + ？茁2TY12 +

？茁3TY13+？茁4POID+？茁5AFR+？茁6AUOP+？茁7ASSC+？著 （1）

其中，？茁0是截距項(xiàng)，？茁1—？茁7是待估參數(shù)，？著是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，p=P（ICIDQ=1），1-p=P（ICIDQ=0）。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與分析

從表2可以看出內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量作為虛擬變量，平均值為0.84，反映了樣本公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的平均水平較好。在獨(dú)立董事比例方面，雖然樣本均值達(dá)到了36.2228，但還是有個(gè)別上市公司的獨(dú)立董事人數(shù)僅占董事會(huì)成員的兩成。這樣會(huì)限制獨(dú)立董事履行維護(hù)公司整體利益，尤其要關(guān)注中小股東的合法權(quán)益不受損害的職責(zé)；標(biāo)準(zhǔn)差為5.11631，說(shuō)明各上市公司之間獨(dú)立董事比例存在較大變異性。會(huì)計(jì)師事務(wù)所聲譽(yù)的平均值為0.45，反映了多半的上市公司還是聘請(qǐng)非十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所對(duì)公司財(cái)務(wù)報(bào)表進(jìn)行審計(jì)，這樣難以保障審計(jì)質(zhì)量，容易給上市公司進(jìn)行財(cái)務(wù)舞弊留下漏洞。審計(jì)意見(jiàn)作為虛擬變量，其平均值為0.07，表明只有個(gè)別上市公司被注冊(cè)會(huì)計(jì)師出具了非標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)，絕大多數(shù)上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)表在所有重大方面公允反映了其財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營(yíng)成果和現(xiàn)金流量。資產(chǎn)規(guī)模的標(biāo)準(zhǔn)差為1.52360，說(shuō)明不同上市公司之間存在著較大的規(guī)模差異，這也為內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的高低懸殊埋下了伏筆。

（二）相關(guān)性檢驗(yàn)

通過(guò)數(shù)據(jù)的正態(tài)性檢驗(yàn)可知，模型的變量不服從正態(tài)分布，于是本文采用Spearman（斯皮爾曼）秩相關(guān)檢驗(yàn)各變量之間的相關(guān)性，模型中各變量的Spearman相關(guān)系數(shù)矩陣如表3所示?？梢钥闯鯝UOP和ASSC間的相關(guān)系數(shù)=-0.293，觀測(cè)的顯著性水平為0.000<0.01，故拒絕原假設(shè)，表明審計(jì)意見(jiàn)與資產(chǎn)規(guī)模在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，大公司制度相對(duì)健全、財(cái)務(wù)基礎(chǔ)雄厚，往往會(huì)投入更多的人力和精力加強(qiáng)內(nèi)部控制的建設(shè)和實(shí)施，信息披露質(zhì)量較高，因而很可能被出具標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見(jiàn)。雖然2011年和2012年的相關(guān)系數(shù)=-0.329、2011年和2013年的相關(guān)系數(shù)=-0.338、2012年和2013年的相關(guān)系數(shù)=-0.329，觀測(cè)的顯著性水平均為0.000<0.01，認(rèn)為在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，但根據(jù)虛擬變量的設(shè)定原則可知其不會(huì)出現(xiàn)多重共線性問(wèn)題。其余變量間的相關(guān)系數(shù)較小，故不太可能存在多重共線性問(wèn)題。

（三）回歸分析

從表4可以看出，Cox & Snell R Square為0.240，該值越大表明模型的擬合優(yōu)度越高，缺陷是取值范圍無(wú)法確定。Nagelkerke R Square作為Cox & Snell R Square的修正，取值范圍被限定在0～1之間，取值越接近1表明模型擬合優(yōu)度越高，在本文的模型中Nagelkerke R Square為0.406，擬合效果還是可以的。另外，通過(guò)Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)也可以反映模型的擬合效果，表5中Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度統(tǒng)計(jì)量=9.866且服從卡方發(fā)布，觀測(cè)值的顯著性水平Sig.=0.275>0.05，同樣可以驗(yàn)證模型具有較好的擬合效果，方程有效。

表6得到了模型的錯(cuò)判矩陣，從中可以看到，47家內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量不真實(shí)的上市公司被準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)，正確率為39.8%，同時(shí)，601家內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量真實(shí)的公司被正確預(yù)測(cè)，正確率是99.7%，總的正確判斷率為89.9%，也就是說(shuō)，如果簡(jiǎn)單地推測(cè)所有上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量都真實(shí)，則將有89.9%的正確率。

表7是多元回歸結(jié)果，從中可以看出所有變量的估計(jì)系數(shù)均與預(yù)期符號(hào)一致?；貧w結(jié)果表明TY11、TY12、TY13與ICIDQ正相關(guān)，即強(qiáng)制披露內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告和內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告與內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量正相關(guān)。變量TY11、TY12和TY13沒(méi)有通過(guò)5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)與內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量之間沒(méi)有顯著的相關(guān)關(guān)系，內(nèi)部控制審計(jì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的促進(jìn)作用不明顯。2011年至2013年，內(nèi)部控制審計(jì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的促進(jìn)作用在逐年增加和趨于顯著。

AFR的Sig.=0.014<0.05通過(guò)了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，所以ICIDQ與AFR顯著正相關(guān)，說(shuō)明會(huì)計(jì)師事務(wù)所聲譽(yù)越高越有可能提供高質(zhì)量的鑒證服務(wù)，提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。同樣ICIDQ與ASSC顯著正相關(guān)，大規(guī)模上市公司會(huì)將更多人力、財(cái)力投入內(nèi)部控制建設(shè)和執(zhí)行方面，因而提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。ICIDQ與AUOP在1%水平下顯著負(fù)相關(guān)，表明被出具非標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)的上市公司其內(nèi)控信息披露質(zhì)量較差。POID的估計(jì)系數(shù)符號(hào)為正，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明獨(dú)立董事比例對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響不明顯。

于是，本文得到了最后的回歸方程如下：

Logi■（ICIDQ） = L■■= -5.830 +

0.044TY11 + 0.084TY12 + 0.360TY13 +

0.004POID + 0.685AFR - 5.110AUOP +

0.336ASSC （2）

Logistic回歸的預(yù)測(cè)方程為：

P=■ （3）

其中，？茁是表7中模型的系數(shù)向量，X是由樣本公司均值的自變量和控制變量組成的向量?；诖耍鲜泄緝?nèi)部控制信息披露質(zhì)量真實(shí)、優(yōu)良的概率為■≈99.96%。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

變量ICIDQ是對(duì)上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的度量，本文主要是想驗(yàn)證強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)之后相對(duì)于實(shí)施之前內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量是否有提高，研究所抽取的182家上海證券交易所A股上市公司中，僅有71家上市公司在2010—2013年至少有一年存在內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量不真實(shí)的情況，占上市公司總數(shù)的39.01%，于是這71家上市公司，即281個(gè)樣本才是我們重點(diǎn)研究的對(duì)象。因此，作為進(jìn)一步的穩(wěn)健性測(cè)試，我們從總樣本中拿出這281個(gè)樣本數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)結(jié)論未發(fā)生顯著變化。

五、研究結(jié)論

本文以2010—2013年上海證券交易所A股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，運(yùn)用事件研究法和Logistic回歸分析，從截面和跨期兩個(gè)維度檢驗(yàn)了強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響。實(shí)證研究結(jié)果表明，強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)與內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量之間沒(méi)有顯著的相關(guān)關(guān)系，2010—2013年內(nèi)部控制審計(jì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的促進(jìn)作用逐年增強(qiáng)，且效果的顯著性逐年提高。究其原因可能有以下四點(diǎn)：（1）研究局限性。舞弊公司的發(fā)現(xiàn)具有滯后性，我國(guó)一般是3—5年⑧，而本文選擇的時(shí)間區(qū)間是2010—2013年，于是，可能存在上市公司舞弊行為尚未被發(fā)現(xiàn)的情形，從而影響對(duì)內(nèi)控信息披露質(zhì)量的判斷。（2）內(nèi)控規(guī)范不健全。尤其是對(duì)內(nèi)部控制缺陷的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)不明確，上市公司難以確定內(nèi)部控制重大缺陷，容易導(dǎo)致缺陷錯(cuò)劃或內(nèi)部控制重大缺陷披露不充分，政府監(jiān)管部門難以處罰等問(wèn)題。（3）公司治理結(jié)構(gòu)無(wú)效。盡管我國(guó)開(kāi)始以制度形式強(qiáng)制要求上市公司披露內(nèi)部控制信息，可是仍有一些上市公司存在披露不真實(shí)、未能充分披露內(nèi)部控制重大缺陷的情況。（4）制度執(zhí)行不力。由于上市公司強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)的時(shí)間短，內(nèi)部控制審計(jì)對(duì)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的作用顯現(xiàn)不充分，再加上上市公司內(nèi)部控制構(gòu)建情況參差不齊，一些上市公司在年報(bào)中明確指出“2012年公司未進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)工作，未披露內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告和內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告”、“公司2013年度不進(jìn)行公司內(nèi)部控制董事會(huì)自我評(píng)價(jià)和內(nèi)控審計(jì)”，從側(cè)面說(shuō)明我國(guó)雖然通過(guò)發(fā)布《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》及相關(guān)配套指引強(qiáng)制要求上市公司披露內(nèi)部控制信息，但部分上市公司仍未依照?qǐng)?zhí)行。

針對(duì)以上問(wèn)題，本文提出如下政策建議：

（1）加快推進(jìn)內(nèi)部控制信息披露制度的完善，尤其是要明確內(nèi)部控制重大缺陷認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，為上市公司準(zhǔn)確披露內(nèi)部控制重大缺陷提供依據(jù)，便于政府監(jiān)管部門對(duì)上市公司內(nèi)部控制的運(yùn)行進(jìn)行有效監(jiān)督。（2）會(huì)計(jì)師事務(wù)所應(yīng)當(dāng)提升自身執(zhí)業(yè)質(zhì)量，秉承優(yōu)良的職業(yè)道德，增強(qiáng)抵御審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)的能力，維護(hù)良好的社會(huì)聲譽(yù)。（3）內(nèi)控制度不健全，尚未進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)的上市公司要自覺(jué)構(gòu)建完善的內(nèi)部控制體系，充分發(fā)揮內(nèi)部控制審計(jì)的作用，提升上市公司的內(nèi)部控制效率和公司治理水平，維護(hù)投資者利益。由于我國(guó)強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)的時(shí)間較短，未能顯著提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，于是我們還需延長(zhǎng)觀察周期做進(jìn)一步研究?！?/p>

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