內部控制質量、分析師預測性質與市場流動性

李常安

(上海財經大學 會計學院，上海 200433)

一 引言

內部控制規(guī)范的實施深刻影響了資本市場信息環(huán)境。近期內部控制相關研究認為在內部控制執(zhí)行后，公司和財報質量同較低的資本成本相關，但研究結論是混合的。例如，Ogneva 等［1］控制了公司特征和其他財報質量變量后發(fā)現(xiàn)，執(zhí)行SOX404 披露公司的信息在解釋資本成本方面的基本沒有解釋作用;與之相對，Ashbaugh -Skaife 等［2］發(fā)現(xiàn)，SOX302和404 披露缺陷公司與資本成本具有正相關關系。

與上述研究相似，在考察內部控制信息披露市場反應的研究中，研究者們通過價格效應發(fā)現(xiàn)內部控制缺陷信息披露的市場反應同樣具有混合性［3，4］。這使人們認識到，盡管價格效應可以提供市場投資者以及潛在投資者對于信息披露“信息效應”的直接證據，但價格效應本身意味著，如果股價能夠根據較差的財務報告質量特性進行充分調整，那么重大缺陷披露應該不會向市場傳遞新的信息。因此，以價格效應進行內部控制信息對市場的影響的研究是不明確或者不全面的，需要從不同視角來理解公司內部控制質量與潛在風險之間的關系。

正如Beaver［5］所言，將財務報告(會計特征)和股價聯(lián)系的經驗研究可能無法全面衡量信息使用者納入決策程序的價值信息。Lev［6］也認為，評價披露監(jiān)管效果應當建立在信息不對稱基礎之上，而信息不對稱程度應以市場流動性而非股價反應來測度。

為此，近期文獻以投資者和市場流動性視角檢驗了內部控制信息的監(jiān)管效應［7，8］，這些研究拓展了人們對信息環(huán)境改變條件下“信息效應”和“共識效應”，以及特殊事件期交易行為和市場流動性的認知。如，Jain 等［7］檢驗了2001 -2004年期間整個市場流動性，將期間分為安然事件前、安然事件期和SOX 執(zhí)行期后發(fā)現(xiàn)，(1)市場流動性在丑聞期間明顯較低;(2)從監(jiān)管政策長期執(zhí)行效果看，其提升了市場流動性。但Burts［8］以價格漂移和交易量為代理變量，考察了上市公司因執(zhí)行內部控制監(jiān)管要求而產生大量財務報告重述現(xiàn)象。在控制了當期回報后沒有發(fā)現(xiàn)財務報告重述公司具有更高的交易量。

毫無疑問，內部控制監(jiān)管政策目的是為了提高公司信息披露完整性，減少資本市場信息不對稱，降低信息不透明度［9］，從而有利于市場投資者達成共識［10］，進而提供流動性并促進資本市場有效。

假如內部控制機制能夠增加公司財務報告的衡量誤差或者管理層管理盈余的能力，那么披露的內部控制信息可能會證實那些具有事先存在而未被發(fā)現(xiàn)的低財報質量公司。理論和經驗研究表明，投資者需要對那些財報質量具有不確定性公司獲得補償的要求。因此，公司內部控制質量會引致投資者潛在信念的改變。投資者會要求公司向市場披露更多信息，或者投資者會更依賴于私人信息。即當公司信息環(huán)境發(fā)生變化時，其會使得市場投資者信息環(huán)境發(fā)生變化，并影響投資者交易行為。

基于此，本文通過投資者視角將公司內部控制質量與市場流動性綜合起來進行研究的貢獻在于:(1)以交易量測度市場流動性，考察了內部控制信息價值含量;(2)公司披露內部控制重大缺陷信息會導致投資者所面對公司信息環(huán)境不確定性增加，通過分析師視角研究了內部控制質量和市場流動性之間的關系，發(fā)現(xiàn)內部控制質量、分析師信息準確度與交易量之間的經驗證據;(3)拓展了內部控制的研究范圍，同時為監(jiān)管部門提供了思路。

文章具體安排如下:首先是引言和貢獻。第二部分，背景和相關研究。第三部分，假說提出。第四部分，研究設計。第五部分，多元回歸和分析。第六部分為結論。

二 背景和相關研究

在傳統(tǒng)文獻中，分析師一直被視為市場專家或市場代理，認為其報告會影響流動性提供者決策，并對流動性產生影響［11，10］。例如，Roulstone［10］發(fā)現(xiàn)分析師跟進同市場流動性正相關。文章認為通過分析師活動媒介，公司披露能夠影響流動性和資本成本。因為投資者會通過分析師收到可靠和透明財務信息減少獲得私人信息動機，降低市場信息不對稱。

因為內部控制監(jiān)管的目的不僅在于提高財務報告可靠性和專業(yè)責任，同時有利于財務分析師等資本市場專業(yè)投資者獲得完整財務報告信息，有利于市場價值發(fā)現(xiàn)。在內部控制披露市場反應的研究中，分析師也被用來作為測度市場反應的變量［13，3］。其中，Doyle 等［13］指出，分析師很早就注意到較差報告質量相關的缺陷因素水平與公司外部特征的關系。Hammersley 等［3］調查了內部控制缺陷特征是否傳遞給市場參與者信息，并以分析師報告例證了市場投資者對于內部控制缺陷的反應。

近期研究同樣表明，上市公司內部控制監(jiān)管制度對于恢復投資者信心和共識形成具有顯著作用［10，14］。例如，Kim 等［10］出于分析師跟進動機的考慮控制了交易量因素，他們發(fā)現(xiàn)內部控制信息披露后，分析師信念形成和交易量高度正相關。Brochet［14］檢驗了執(zhí)行SOX 之后內部人交易股票行為。文章發(fā)現(xiàn)，在市場股票回報為負或者實際宣告盈余沒有達到分析師預期之前，公司內部人出售股票可能性較低，買(賣)同正(負)盈余意外相對應，并具有顯著關系。

綜合已有研究發(fā)展:(1)理論模型和經驗證據都表明內部控制缺陷信息對資本市場流動性具有影響;(2)研究者們主要從價格效應和流動性兩方面考察了市場反應，二者都將分析師或分析師預測作為市場投資者代理或比較基礎，并指出了內部控制信息披露對分析師的直接影響;(3)分析師作為重要的市場信息中介，其報告會影響投資者們資源配置決策，但很少涉及投資者是否將內部控制決定因素納入其決策程序［15，16］，并將內部控制質量與分析師預測性質二者聯(lián)合起來解釋對交易量的影響。(4)資本市場投資者與內部控制監(jiān)管效果是目前較為活躍的一個研究方向，但已有文獻并沒有充分闡述內部控制缺陷公司信息環(huán)境變化對投資者信息環(huán)境產生的影響，并提供相關的經驗證據。

三 假說提出

(一)假說1 的提出

早期經典文獻認為，評價披露監(jiān)管效果應當建立在信息不對稱基礎之上，而信息不對稱程度應以市場流動性而非股價反應來測度［6］。理論研究表明，公共信息有可能會影響資本市場投資者信息不對稱水平，信息披露增加會減少交易的價格反向效應，進而增加市場流動性［17］。其次，信息不對稱被認為會促使沒有意愿的交易程度上升，市場上資本成本的增加被視為“價格保護”，市場專家會根據信息環(huán)境的改變調整他們的交易水平［18］。例如，Kim和Verrecchia［19］、Abarbanell 等［20］通過模型分析認為，交易量同盈余公告前私人信息準確度負相關。而經驗證據則表明，在盈余宣告前后，交易量同分析師預測達成共識負相關。Ziebarti［21］檢驗了盈余公告窗口期的分析師盈余預測分散度，他們發(fā)現(xiàn)分散度變化和交易量變量正相關。Barron［22］發(fā)現(xiàn)在盈余公告期間，隨著交易量的增加，分析師共識會降低;在盈余公告后，分析師信念變化與交易量正相關，即分析師t-1期盈余預測分散度同t期交易量正相關。此外，Chung 等［23］發(fā)現(xiàn)分析師跟進同交易量負相關關系，作者將之歸因于分析師跟進公司具有較高信息不對稱。

對于監(jiān)管者而言，無論是美國的SOX 法案，還是我國的內部控制制度，都期望通過提升公司披露信息的真實性和可靠性來降低公司與市場信息不對稱程度，從而促使市場有效。國內外研究者通過資本市場投資者與市場流動性視角檢驗了內部控制信息披露市場反應，其研究結論拓展了人們對信息環(huán)境改變條件下“信息效應”和“共識效應”，以及特殊事件期資本市場交易行為和市場流動性的認識。

學者們首先考察了公司內部控制狀況對資本市場投資者的影響，認為無效內部控制會導致高的信息風險以及分析師預測的誤差和偏差［10，16］。既然內部控制缺陷是公司信息或者會計風險的重要決定因素，那么其有可能增加信息不對稱水平和改變信息環(huán)境［3，4］。理論分析同時指出，投資者很難將復合信息(impounding information)納入資產價格，就內部控制缺陷信息而言，其可能會增加機構和單個投資者信息處理成本［4，8］。如，Beneish 等［4］指出，公司披露內部控制重大缺陷可能會增加信息不對稱水平和改變信息環(huán)境。文章發(fā)現(xiàn)重大缺陷披露同超額收益率負相關、交易量正相關;分析師預測方向發(fā)生反轉，其對披露重大缺陷公司EPS 負修正兩倍于控制組公司。Kim 等［10］則研究了內部控制重大缺陷披露對單個分析師預測性質的影響，他們發(fā)現(xiàn)分析師盈余預測誤差和分散度同重大缺陷變量顯著正相關;分析師預測分散度變化同交易量正相關。他們認為交易量增加有利于分析師共識形成。但黃壽昌等［24］則沒有發(fā)現(xiàn)分析師跟進同交易量具有顯著關系。

其次，學者們進一步研究了內部控制監(jiān)管效應。Jain 等［7］將樣本期間分為安然事件前、安然事件期和SOX 監(jiān)管期，檢驗了2001 -2004期間整個市場流動性。他們發(fā)現(xiàn)，(1)市場流動性在丑聞期間明顯較低，即披露內部控制重大缺陷在短期內會對資本市場流動性產生破壞或逆向作用;(2)就監(jiān)管政策長期執(zhí)行效果而言，SOX 立法變量、交易量與買賣價差顯著負相關，即內部控制信息監(jiān)管政策提升了市場流動性。

此外，黃壽昌等［24］以2007年度滬市上市公司為研究樣本，考察了內部控制報告自愿披露的市場效應，發(fā)現(xiàn)內部控制自愿披露同交易量正相關。而Burks［8］以價格漂移和交易量為代理變量，考察了上市公司因執(zhí)行內部控制監(jiān)管要求而產生大量財務報告重述現(xiàn)象。在控制了當期回報后沒有發(fā)現(xiàn)財務報告重述公司具有更高的交易量。由此，本文提出:

假說1a:在公司存在重大內部控制缺陷情形下，分析師公共信息準確度同交易量負相關。

假說1b:在公司存在重大內部控制缺陷情形下，分析師私人信息準確度同交易量具有相關關系。

(二)假說2 的提出

Doyle 等［13］指出，分析師更關注與財務報告質量較差相關的公司水平缺陷因素。文章認為，內部控制嚴重程度問題發(fā)生實質性變化和重大缺陷分類相關。文章建議將重大缺陷分為兩大類:會計水平缺陷和公司水平缺陷。研究發(fā)現(xiàn)，公司水平內部控制缺陷的應計質量比會計水平內部控制缺陷低［25］。但李萬福等［26］利用手工收集上市公司治理整改報告來研究投資效率問題，他們發(fā)現(xiàn)公司水平同會計水平樣本沒有差異。

在隨后的相關研究中，Callen 等［27］對會計質量、價格延遲和未來回報之間關系進行研究后發(fā)現(xiàn)，價格延遲公司具有較差的應計質量;文章進一步分析顯示，價格延遲同分析師跟進與交易量顯著負相關。Hostak 等［28］研究了SOX 立法之后在美國證交會注冊自愿退市的外國公司，他們發(fā)現(xiàn)這些公司具有較弱的公司治理質量，較低的財務可見度。經驗結果表明，退市同交易量正相關，同分析師跟進負相關。由此，本文在此提出:

假說2a:在不同重大內部控制缺陷類型條件下，分析師公共信息準確度同交易量負相關。

假說2b:在不同重大內部控制缺陷類型條件下，分析師私人信息準確度同交易量具有相關關系。

(三)假說3 的提出

內部控制缺陷改進公司能夠改善估計風險和信息風險，這個信號必然會被市場專家所觀察到，其會降低他們對估價的不確定性，進而有利于市場流動性。故而本文通過內部控制缺陷水平來進一步研究重大缺陷改進對交易量的影響。

Ashbaugh -Skaife 等［16］分析了連續(xù)執(zhí)行SOX 404 審計意見的報告后發(fā)現(xiàn)，內部缺陷改進公司的應計質量好于沒有改進的公司，公司改進內部缺陷問題后的內部控制設計和運行更有效，其盈余質量也會隨之提高。Johnstone 等［29］發(fā)現(xiàn)，內部缺陷公司更有可能解聘CFO，接任的新CFO 和內部控制改進正相關。Dowdell 等［30］發(fā)現(xiàn)，在404 報告下，交易量同買賣價差負相關，同缺陷改進正相關。由此，本文在此提出:

假說3a:在內部控制缺陷改進情形下，分析師公共信息準確度同交易量負相關。

假說3b:在內部控制缺陷改進情形下，分析師私人信息準確度同交易量具有相關關系。

四 研究設計

(一)數據來源與樣本選擇

1.數據來源。本文所指內部控制評價報告，是由注冊會計師出具的內部控制審核報告、內部控制鑒證報告或內部控制審核報告，且僅用于年報用途;以及與之相關的內部控制自我評價報告、公司治理整改報告。上述文檔全部通過巨潮信息網站收集;資本市場以及財務指標來自國泰安數據庫(CSMAR);業(yè)務和行業(yè)數據來自中國經濟金融數據庫(CCER)。本文樣本區(qū)間為2007 -2011年度，初始樣本總量為2090 個。

2.樣本選擇。本文樣本選擇標準如下:(1)樣本公司年報披露當年必須同時披露注冊會計師鑒證的外部評價報告和內部控制自我評價報告。(2)刪除因初始發(fā)行股票(IPO)和上市期間發(fā)行股票(SEO)而出具外部評價報告的樣本。(3)刪除金融行業(yè)公司。根據篩選標準，本文得到含有2008 個樣本。出于控制極端值的考慮，本文按樣本1% 和99%分位數對所有連續(xù)變量進行減尾處理(Winsorize)。

由于交易量數據的實際取得的原因，最后樣本數為1915 個。其中，因為交易量數據的原因，導致重大缺陷公司年數減少了20 個，從119 個減少為99 個。

3.根據Doyle 等［13］和Ashbaugh -Skaife 等［2］，本文使用全部出具外部內控報告樣本中沒有揭示有內部控制缺陷的公司作為控制組(而非采用配對樣本)，以消除樣本選擇偏差。

(二)變量定義和模型設定

1.變量定義

(1)被解釋變量

交易量(Tradingvolume):已有理論和經驗研究認為，交易量具有價格所不包含的信息可以理解公司與資本市場信息不對稱;測度市場代理共識程度。近期內部控制披露文獻以交易量檢驗了該制度實施，以及實施以后的經濟后果［7，8］。

本文采用日換手率來表征交易量，以百分數值進行回歸，進而避免回歸估計中系數趨于0 的現(xiàn)象發(fā)生。本文將公司內部控制外部評價報告披露日作為事件日(第0 天)，事件期窗口為［-1，+1］。即累積交易量為公司i 包括事件日在前一天和后一天，累積3 天每日換手率之和。

(2)解釋變量

累積超額收益率(Car):本文以內部控制信息披露日期即年報披露日為事件日，以年報披露日前80 天即［-86，-6］為估計期，采用累積超額收益率來控制價格反應。

分析師公共信息準確度(Rankpublic)和私人信息準確度(Rankprivate):本文根據Barron 等［31］定義單個分析師公共信息準確度和私人信息準確度;分析師報告選擇區(qū)間為單個分析師j 當年5 月1 日-12 月31 日對公司i 當年盈余預測;且公司i 當年分析師跟進人數不少于1 人。

Barron 等［31］以分析師預測均值誤差和單個分析師預測分散度構建了公共和私人信息質量指標。該指標在設定中，預測誤差是公共信息質量的組成部分，預測分散度是私人信息質量的組成部分。該指標假定:分析師可以觀察到的公共信號(public signal);每個分析師所觀察到的私人信號(private signal);分析師預測是無偏的，且完全基于其所觀察到的公共和私人信號。在這些給定條件下，預測分散度(D)和預測均值方差(SE)分別表征無法直接觀察的不確定性和共識。模型進一步假定，在分析師中私人信息準確度相似條件下，D(不確定性)、SE(共識)能夠表示為公共信息和私人信息準確度的函數。

本文進一步依據Basu 和Markov(2004)［32］對得到的單個分析師信息準確度進一步采用排序方式進行變換得到本文所使用的分析師公共信息準確度(Rankpublic)和分析師私人信息準確度(Rankprivate)。

(3)其他解釋變量

本文控制了影響公司價值因素，例如:公司規(guī)模(Lnasset)、代表盈利能力的總資產收益率(Roa)、財務杠桿(Lev)等。具體參見表1。

表1 變量定義

2.模型設定

(1)重大內部控制缺陷與交易量

a.重大內部控制缺陷與交易量模型

為了檢驗假說1 中交易量與重大內部控制缺陷之間的關系，本文參考Doyle 等［13］設計模型，具體回歸方程如下。

b.重大內部控制缺陷嚴重性水平與交易量模型

為了檢驗假說2 重大內部控制缺陷嚴重程度，本文將其劃分為公司水平和會計水平兩種形式［13，2］。本文預期這兩種水平缺陷信息披露都會引起交易量增加。并在方程(1)基礎上，加入交乘項進行檢驗，具體回歸方程如下。

c.重大內部控制缺陷改進以及不同嚴重性水平下與交易量模型

為進一步拓展議題，本文考察了重大缺陷改進以及不同嚴重性水平下與市場流動性之間的關系。檢驗假說3 的回歸方程如下。

(2)重大內部控制缺陷間接效應:分析師預測信息準確度與市場流動性

本部分在方程(1)和方程(2)基礎上結合重大內部控制缺陷、重大缺陷不同嚴重性水平以及重大缺陷改進交乘項對分析師預測信息準確度與交易量進行考察，具體回歸方程如下。

a.在重大內部控制缺陷條件下，以回歸方程(5)檢驗假說1a 和1b 中分析師信息準確度與交易量關系。

b.在重大內部控制缺陷嚴重性條件下，以回歸方程(6)檢驗假說2a 和2b 中分析師信息準確度與交易量回歸方程關系。

c.在重大內部控制缺陷改進以及不同重大缺陷嚴重性水平改進條件下，以回歸方程(7)和方程(8)分別檢驗假說3a 和3b 中分析師信息準確度與交易量關系。

五 多元回歸結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

1.主要變量差異性分析

表2 主要變量差異性分析

由表2 可知，重大和非重大內部控制缺陷公司樣本交易量均值(中位數)分別為10.283(7.023)和11.085(7.374)，其中均值Wilcoxon 檢驗z 值在9%水平顯著。超額回報均值分別為-0.015 和-0.005，但不顯著。分析師公共和私人信息準確度皆在1%水平高度顯著。相對于樣本非重大缺陷公司，重大缺陷公司具有資產規(guī)模較小、財務杠桿較高、業(yè)務復雜程度較高和利潤收入較低等特征。

(二)多元回歸結果與分析

1.交易量與重大內部控制缺陷、重大缺陷重要性水平以及改進回歸檢驗

(1)交易量與重大內部控制缺陷

由表3 可知，方程(1)中重大內部控制缺陷(Weakness)在5%水平同交易量(Tradingvolume)正相關。超額收益率(Car)與交易量回歸系數顯著為正。

(2)交易量與重大缺陷重要性水平

表3 方程(1)與方程(2)回歸分析

表3 第二欄中方程(2)回歸結果表明，Car 與Tradingvolume 在1%水平高度正相關。Lev_com 與交易量在5%水平顯著，Lev_acc 和Tradingvolume 回歸系數為正，但不顯著，這表明市場對公司水平缺陷更敏感。

(3)交易量與內部控制缺陷改進

表4 方程(3)與方程(4)回歸分析

在表4 中，方程(3)的Weakness 在1%與Tradingvolume 正相關;缺陷改進(Remedy)與Tradingvolume 回歸系數顯著負相關，但符號同假說3 預期相反。Car 與Tradingvolume 在1%水平顯著為正。表4 第二欄方程(4)的回歸結果表明，Lev_com 與交易量在5%水平顯著(t=2.4)，會計水平不顯著，這同表3 第二欄結果相似。但表4 第二欄方程(4)回歸結果中，公司水平改進(Remedy_com)和會計水平缺陷改進(Remedy_acc)盡管同交易量回歸系數為負，但不顯著。這說明，市場不能區(qū)分重大缺陷具體改進水平。

2.在重大內部控制缺陷條件下，交易量與分析師信息準確度回歸檢驗

(1)交易量與分析師信息準確度

表5 第一欄列示了方程(5)沒有分析師信息準確度與重大缺陷交乘項的回歸結果。其中，重大內部控制缺陷與交易量在1%水平顯著正相關;Rankpublic 和Rankprivate 皆與Ttradingvolume 在1% 水平顯著負相關。在第二欄方程(5)回歸結果中，Rankpublic 與Weakness 的交乘項同Ttradingvolume顯著負相關(t=-2.8)，這驗證了假說1a。Rankprivate 與Weakness 的交乘項同Ttradingvolume 在10%水平正相關，這驗證了假說1b。這說明在重大內部控制缺陷條件下，分析師信息準確度交乘項同交易量顯著相關表明，公共信息準確度對交易量具有弱化作用，而私人信息準確度對交易量具有刺激作用。

表5 方程(5)回歸分析

(2)在重大缺陷嚴重性水平條件下，交易量與分析師信息準確度回歸檢驗

與表5 中方程(5)方法相似，表6 第一欄列示了方程(6)中沒有分析師信息準確度與重大缺陷嚴重性水平交乘項的回歸結果。結果表明，Lev_com與Ttradingvolume 在5%水平顯著正相關;但Lev_acc 與Ttradingvolume 不顯著。Rankpublic 和Rankprivate 分別在1%水平和5%水平與交易量顯著負相關。這個結果分別同表3 和表4 結果一致。

在表6 第二欄中，Rankpublic 同Lev_com 交乘項在1%水平負相關，同Lev_acc 交乘項在5%水平正相關，這驗證了2a。Rankprivate 同Lev_com 交乘項在5%水平正相關。這驗證了假說2b。

令人感到有趣的是，在加入分析師信息準確度與重大缺陷嚴重性水平交乘項后，發(fā)現(xiàn):(1)第二欄中Lev_com 的回歸系數(t 值，p 值)由2.22(2.11，0.036)變?yōu)?.221(2.56，0.011);(2)盡管分析師公共信息與公司水平缺陷、會計水平缺陷系數符號相反，但其系數值(t 值，p 值)分別為-0.011(-3.24，0.0007)和0.009(2.42，0.016)，顯然公共信息準確度在公司水平下對交易量影響更大;(3)分析師私人信息與公司水平交乘項雖然與交易量正相關，但其同樣表明在公司水平下對交易量影響更大。綜合而論，公司水平重大缺陷與分析師信息準確度對交易量產生顯著的綜合影響。此外，分析師公共信息準確度對交易量的影響更大，這意味著，市場在取得共識時能更好地促進流動性。

表6 方程(6)回歸分析

表7 方程(7)與方程(8)回歸分析

(3)內部控制缺陷改進條件下，交易量與分析師信息準確度回歸檢驗

表7 第一欄方程(7)回歸結果表明，Weakness同Ttradingvolume 在1%水平正相關。Rankpublic 在1%水平，Rankprivate 在10%水平與Ttradingvolume顯著負相關。Remedy 同Ttradingvolume 在10%水平負相關，這表明公司重大缺陷改進對交易量產生影響，但回歸系數與假說3 預期相反。

第二欄中，Lev_com 與Ttradingvolume 在6%水平正相關;但(1)Lev_com、Lev_acc 與Remedy 交乘項同Ttradingvolume 都不相關;(2)Rankpublic、Rankprivate 與Remedy 交乘項回歸系數同樣不顯著。這同表1.6 方程(4)回歸結果一致。本文認為一個可能的解釋是:市場以及分析師對公司披露所聲稱的改進還需要予以觀察。

(三)穩(wěn)定性檢驗

出于穩(wěn)健性考慮，本文通過［0，3］和［0，5］窗口期，并以方程(5)檢驗了交易量與重大缺陷，以及分析師信息準確度之間關系。主要結論具有穩(wěn)定性。限于篇幅，本文未作列示。

六 結論

本文考察了內部控制質量、分析師預測與市場流動性之間的關系。本文發(fā)現(xiàn)，(1)交易量與重大內部控制缺陷正相關，與分析師信息準確度負相關;(2)分析師能夠吸收重大缺陷信息并對交易量產生影響。(3)本文的經驗證據表明，內部控制問題對專業(yè)投資者信息準確度產生了影響，對資本市場流動性發(fā)揮了作用。這有助于上市公司進一步認知分析師或投資者在資本市場的作用。

有鑒于此，上市公司需建立這樣的認知:(1)內部控制披露是“逆向選擇”的結果。因為本應為公司自律的內部控制一旦為大眾所懷疑，則其必將被投資者“用腳投票”。(2)作為監(jiān)管的結果，上市公司內部控制信息披露及其質量逐漸揭開公司內部治理機制的“黑匣子”，可以讓投資者更為全面了解公司為保證財務報告所付出的資源和努力，從而降低公司的不透明度，促進投資者保護。

［1］Maria Ogneva，K R Subramanyam and K Raghunandan.Internal Control Weakness and Cost of Equity:Evidence from SOX Section 404 Disclosures［J］.The Accounting Review，2007，82:1255 -1297.

［2］Ashbaugh-Skaife H，D W Collins and W R Kinney Jr.The discovery and reporting of internal control deficiencies prior to SOX -mandated audits［J］.Journal of Accounting and Economics，2007，44:166 -192.

［3］Hammersley J S，L A Myers and C Shakespeare.Market reactions to the disclosure of internal control weaknesses and to the characteristics of those weaknesses under Section 302 of the Sarbanes Oxley Act of 2002［J］.Review of Accounting Studies，2008，13:141 -165.

［4］Beneish M D，M B Billings and L D Hodder.Internal control weaknesses and information uncertainty［J］.The Accounting Review，2008，83:665 -703.

［5］Beaver W.The information content of annual earnings announcements［J］.Journal of Accounting Research，1968(6):67 -92.

［6］Lev B.Toward a theory of equitable and efficient accounting policy［J］.The Accounting Review，1988，63(1):1 -22.

［7］Pankaj K Jain，Jang-Chul Kim and Zabihollah Rezaee.The Sarbanes-Oxley Act of 2002 and Market Liquidity［J］.The Financial Review，2008，43:361 -382.

［8］Jeffrey J Burks.Are Investors Confused by Restatements after Sarbanes-Oxley?［J］.The Accounting Review，2011，86(2):507 -539.

［9］Stefan Arping，Zacharias Sautner.Did SOX Section 404 Make Firms Less Opaque?Evidence from Cross -Listed Firms［J］.Contemporary Accounting Research，2013，30(3):1133 -1165.

［10］Jeong-Bon Kim，Byron Y Song and Liandong Zhang.Internal Control Quality and Analyst Forecast Behavior:Evidence from SOX Section 404 Disclosures.［R/OL］Available at SSRN，http:∥ssrn.com/abstract=id1367504，2009.

［11］Katherine Schipper.Commentary on Analysts’Forecasts［J］.Accounting Horizons，1991，5:105 -121.

［12］Roulstone D T.Analyst following and market liquidity［J］.Contemporary Accounting Research，2003，20:551 -578.

［13］Jeffrey Doyle，Weili Ge and Sarah McVay.Determinants of weaknesses in internal control over financial reporting［J］.Journal of Accounting and Economics，2007a，44:193 -223.

［14］Francois Brochet.Information Content of Insider Trades before and after the Sarbanes -Oxley Act［J］.The Accounting Review，2010，85(2):419 -446.

［15］Behn B K，J H Choi and T Kang.Audit quality and properties of analyst earnings forecasts［J］.The Accounting Review，2008，83:327 -349.

［16］Ashbaugh -Skaife H，D W Collins W R and R LaFond.The effect of SOX internal control deficiencies on firm risk and cost of equity［J］.Journal of Accounting Research，2009，47:1 -43.

［17］Diamond D，R E Verrecchia.Disclosure，liquidity，and the cost of capital［J］.The Journal of Finance，1991，46:1325-1359.

［18］Chae J.Trading volume，information asymmetry and timing information［J］.The Journal of Finance，2005，60(1):413-42.

［19］Oliver Kim，Robert E.Verrecchia，1994.Market liquidity and volume around earnings announcements［J］.Journal of Accounting and Economics，1994，17(1 -2):41 -67.

［20］Jeffery S Abarbanel，William N Lanen and Robert E Verrecchia.Analysts’forecasts as proxies for investor beliefs in empirical research［J］.Journal of Accounting and Economics，1995，20:31 -60.

［21］Ziebart D.The association between consensus of beliefs and trading activity surrounding earnings announcements［J］.The Accounting Review，1990，65:477 -88.

［22］Orie E Barron.Trading Volume and Belief Revisions That Differ Among［J］.The Accounting Review，1995，70:581-597.

［23］Chung K，T McInish，R Wood and D Wyhowski.Production of information，information asymmetry，and the bid -ask spread:Empirical evidence from analysts’forecasts［J］.Journal of Banking and Finance，1995，19:1025 -1046.

［24］黃壽昌，李蕓達，陳圣飛.內部控制報告自愿披露的市場效應——基于股票交易量及股票收益波動率的實證研究［J］.審計研究，2010(4):44 -51.

［25］Jeffrey T Doyle，Weili Ge and Sarah McVay.AccrualsQuality and Internal Control over Financial Reporting［J］.The Accounting Review，2007b，82:1141 -1170.

［26］李萬福，林斌，宋 璐.內部控制在公司投資中的角色:效率促進還是抑制［J］.管理世界，2011，2:81 -99.

［27］J L Callen，M Khan and H Lu.Accounting Quality，Stock Price Delay and Future Stock Returns［J］.Contemporary Accounting Research 30:269 -295.

［28］Peter Hostak，Thomas Lys，Yong George Yang and Emre Carr.An examination of the impact of the Sarbanes -Oxley Act on the attractiveness of U.S.capital markets for foreign firms［J］.Review of Accounting Studies，2013，18:522 -559.

［29］Karla Johnstone，Chan Li，Kathleen Hertz Rupley.Changes in Corporate Governance Associated with the Revelation of Internal Control Material Weaknesses and Their Subsequent Remediation［J］.Contemporary Accounting Research，Volume，2011，28:331 -383.

［30］Thomas D Dowdell，Jang -Chul Kim，Bonnie K Klamm，Marcia Weidenmier Watson.Internal control reporting and market liquidity［J］.Research in Accounting Regulation，2013，25:30 -40.

［31］Barron O，O Kim，S Lim and D Stevens.1998.Using analysts’forecasts to measure properties of analysts’information environment［J］.The Accounting Review，1998，73:421 -433.

［32］Sudipta Basu，Stanimir Markov.Loss function assumptions in rational expectations tests on financial analysts’earnings forecasts［J］.Journal of Accounting and Economics，2004，38:171 -203.