內(nèi)部控制信息披露對盈余質(zhì)量的影響

汪宏華，安亞人

(1.金華職業(yè)技術(shù)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 金華 321000； 2.東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130117)

一、引 言

2015年資本市場跌宕起伏，變幻莫測。許多投資者經(jīng)歷了股市的繁榮之后，也遭受了資本市場的重創(chuàng)。投資者的投資行為與企業(yè)的盈余質(zhì)量息息相關(guān)，提高盈余質(zhì)量對于建立資本市場秩序有著深遠(yuǎn)的意義。21世紀(jì)之初，美國出現(xiàn)頻繁的財務(wù)丑聞導(dǎo)致資本市場動蕩，投資者遭受了巨大損失。為了挽回投資者的投資信心，美國政府頒布了《塞班斯法案》，強(qiáng)制要求企業(yè)披露內(nèi)部控制相關(guān)信息，穩(wěn)定國內(nèi)市場。我國早在2010年就頒布了《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》，強(qiáng)制要求在國內(nèi)外同時上市的企業(yè)于2011年披露內(nèi)部控制信息，2012年開始要求所有上市公司執(zhí)行此規(guī)定。我國內(nèi)部控制信息披露政策是否有效？內(nèi)部控制信息披露對于提高盈余質(zhì)量有沒有作用？本文采用實證研究方法揭示兩者之間的內(nèi)在關(guān)系。

我國內(nèi)部控制相關(guān)政策萌芽于上世紀(jì)90年代，當(dāng)時內(nèi)部控制還沒有單獨的法規(guī)，只是隱含于《會計法》之中。到了2000年左右，我國內(nèi)部控制及信息披露政策有了初步的發(fā)展。2001 年證監(jiān)會發(fā)布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露的內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第 2 號——年度報告的內(nèi)容與格式》，要求證券公司披露內(nèi)部控制信息，但并未要求其他公司披露相關(guān)信息。2006 年上海證券交易所和深圳證券交易所先后頒布《上海證券交易所上市公司內(nèi)部控制指引》和《深圳證券交易所上市公司內(nèi)部控制指引》。深圳證券交易所要求本所內(nèi)上市公司必須披露內(nèi)部控制信息，先于上海證券交易所開始執(zhí)行內(nèi)部控制信息強(qiáng)制披露政策。2008 年五部委聯(lián)合頒布《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，2010 年頒布《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》，強(qiáng)制要求上市公司于 2012 年全面對外提供內(nèi)部控制自我評價報告，同時要求注冊會計師審計內(nèi)部控制報告并發(fā)表審計意見?！镀髽I(yè)內(nèi)部控制配套指引》標(biāo)志著我國內(nèi)部控制以及內(nèi)部控制披露政策走向成熟。我國欲通過強(qiáng)制要求企業(yè)披露內(nèi)部控制信息，激勵企業(yè)完善內(nèi)部建設(shè)，提高盈余質(zhì)量，構(gòu)建健康的資本市場。

內(nèi)部控制信息對盈余質(zhì)量影響的研究文獻(xiàn)主要集中于政策實施后的效果。Doyle、Weili 和 Sarah(2005)從 2002 年開始研究261 家企業(yè)三年的數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)披露內(nèi)部控制重大缺陷與盈余管理程度正相關(guān)，與企業(yè)盈余質(zhì)量負(fù)相關(guān)。[1]Ashbaugh-Skaife(2007)通過實證研究內(nèi)部控制缺陷對盈余質(zhì)量的影響，結(jié)果表明，存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)盈余質(zhì)量較差，但是經(jīng)過有效整改后，企業(yè)的盈余質(zhì)量也會顯著提高。[2]方紅星、金玉娜(2011)基于2009年A股上市公司數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的內(nèi)部控制信息披露報告可以有效抑制盈余管理行為。[3]彭雯、肖翔(2014)通過研究上證A股公司，發(fā)現(xiàn)存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)盈余質(zhì)量較低。[4]也有文獻(xiàn)表明，內(nèi)部控制信息披露對盈余質(zhì)量不存在明顯影響，披露不存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)也會進(jìn)行盈余管理，只不過手段異于存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)。本文通過實證研究內(nèi)部控制信息披露對盈余質(zhì)量的影響，揭示內(nèi)部控制信息披露政策是否能有效提高盈余質(zhì)量。

二、理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)代企業(yè)的經(jīng)營管理行為建立在“委托代理”機(jī)制之上，所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，經(jīng)理層被賦予一定的權(quán)利來管理企業(yè)日常經(jīng)營活動，企業(yè)的所有者考核經(jīng)理層的經(jīng)營效果。內(nèi)部控制通過合理分配職位，建立授權(quán)審批制度，從根源上降低經(jīng)理層舞弊的可能性。內(nèi)部控制信息披露制度則將內(nèi)部控制信息傳遞給外界，有利于所有者監(jiān)督經(jīng)理層，同時也會促使企業(yè)完善原有的內(nèi)部控制制度。內(nèi)部控制完善的企業(yè)會有意愿向社會披露內(nèi)部控制信息，希望所有者和潛在的投資者認(rèn)可其盈余質(zhì)量；而內(nèi)部控制存在缺陷的企業(yè)則會擔(dān)心市場出現(xiàn)負(fù)面影響，而選擇暫時不披露內(nèi)部控制信息。

(一)強(qiáng)制披露內(nèi)部控制信息政策是否會提高企業(yè)盈余質(zhì)量

2010年五部委頒布的《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》指出，2011年只要求在國內(nèi)外同時上市的企業(yè)率先執(zhí)行強(qiáng)制披露政策，2012年開始要求所有上市公司披露內(nèi)部控制信息。雖然2006年《深交所內(nèi)控指引》也要求深交所內(nèi)的上市公司披露內(nèi)部控制信息，但并未指明披露信息公布的平臺，造成披露的隨意性，而《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》要求內(nèi)部控制信息要隨同財務(wù)報告發(fā)布。2010年深交所內(nèi)上市的部分公司未連同財務(wù)報告同時公布內(nèi)部控制信息，而是隨意地選擇披露信息的時間和平臺，本文認(rèn)為公布的信息不太容易被信息使用者收集，信息公布失效，默認(rèn)為未公布內(nèi)部控制信息。內(nèi)部控制信息披露的載體有兩個，即內(nèi)部控制自我評價報告和內(nèi)部控制審計報告。自我評價報告是管理層自身對企業(yè)內(nèi)部控制的評估；內(nèi)部控制審計報告則是由專業(yè)的注冊會計師對企業(yè)內(nèi)部控制進(jìn)行審查并出具審查意見的書面文件，具有較強(qiáng)的可信度。強(qiáng)制披露期間企業(yè)必須同時披露兩個報告，而自愿披露期間企業(yè)可以選擇披露任意一個報告或者選擇不披露任何報告。董望和陳漢文(2011)以2009年A股上市公司為樣本研究了內(nèi)部控制信息對財務(wù)報告應(yīng)計質(zhì)量的影響，結(jié)果顯示披露內(nèi)部控制有效的企業(yè)其財務(wù)報告應(yīng)計質(zhì)量也較高。[5]王也(2015)研究了上證A股上市企業(yè)2011～2013年數(shù)據(jù)，顯示內(nèi)部控制信息披露自愿性與其盈余質(zhì)量成正比。自愿披露的企業(yè)的盈余質(zhì)量明顯高于不愿披露的企業(yè)。[6]綜合上述，本文提出第一組假設(shè)。

H1—1：2010～2014年上市企業(yè)經(jīng)歷了完全自愿披露、部分自愿披露部分強(qiáng)制披露和完全強(qiáng)制披露的三個階段。所以，假設(shè)2010～2014年企業(yè)整體盈余質(zhì)量逐年提高，即年份與盈余質(zhì)量呈正相關(guān)。

H1—2：在自愿披露和半強(qiáng)制披露期間，上市公司可以只披露內(nèi)部控制自我評價報告。本文引入虛擬變量，令披露自我評價報告的企業(yè)為1，未披露的企業(yè)為2。假設(shè)披露內(nèi)部控制自我評價報告的企業(yè)其盈余質(zhì)量高于未披露任何報告的企業(yè)，即披露內(nèi)部控制自我評價報告與盈余質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)。

H1—3：在自愿披露和半強(qiáng)制披露期間，上市公司可以只披露內(nèi)部控制審計報告。本文引入虛擬變量，令披露審計報告的企業(yè)為1，未披露的企業(yè)為2。假設(shè)披露內(nèi)部控制審計報告的企業(yè)其盈余質(zhì)量高于未披露任何報告的企業(yè)，即披露內(nèi)部控制審計報告與盈余質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)。

H1—4：在強(qiáng)制披露政策實施以前，部分企業(yè)同時披露兩個報告，部分企業(yè)至多披露一個報告。假設(shè)同時披露兩個報告的企業(yè)其盈余質(zhì)量高于至多披露一個報告的企業(yè)。

(二)披露存在內(nèi)部控制缺陷是否會激勵企業(yè)完善內(nèi)部控制制度，從而提高盈余質(zhì)量

《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》對內(nèi)部控制缺陷進(jìn)行了明確的分類，把內(nèi)部控制缺陷分為一般缺陷、重要缺陷和重大缺陷三大類。企業(yè)在披露內(nèi)部控制信息時，要嚴(yán)格按照《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》的規(guī)定披露企業(yè)存在的內(nèi)部控制缺陷類別、個數(shù)以及整改情況。企業(yè)披露存在內(nèi)部控制缺陷，說明企業(yè)內(nèi)部存在管理漏洞，有可能給盈余管理行為留有調(diào)控的余地，最終導(dǎo)致盈余質(zhì)量下降，而缺陷的等級和數(shù)量都與這種調(diào)控的可能性成正比，并且也會影響企業(yè)盈余質(zhì)量。Bedard等(2012)通過研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制缺陷在短期內(nèi)得到完全修正的企業(yè)不多，不過一旦內(nèi)部控制披露的缺陷得到有效整改，企業(yè)的盈余質(zhì)量也會大幅度提高。[7]Myllymaki(2013)在研究中指出，在披露后的兩年內(nèi)，披露存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)比不存在缺陷的企業(yè)出現(xiàn)財務(wù)差錯的可能更大。因此，披露存在內(nèi)部控制缺陷以及整改的情況都會對盈余質(zhì)量產(chǎn)生重大影響。[8]葉建芳等(2012)采用實證研究方法檢驗了2008～2009年深市主板上市公司披露內(nèi)部控制缺陷的情況，結(jié)果顯示，披露存在內(nèi)部控制缺陷的公司存在較多盈余管理行為，不存在內(nèi)部控制缺陷的公司盈余質(zhì)量高于存在缺陷的公司。[9]不過，公司能夠及時整改披露的缺陷可以有效抑制財務(wù)粉飾行為，對提升財務(wù)質(zhì)量具有顯著作用。綜合上述，本文提出第二組假設(shè)。

H2—1：披露不存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)其盈余質(zhì)量高于披露存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)。本文引入虛擬變量，令披露不存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)為1，披露存在缺陷的企業(yè)為2，即披露內(nèi)部控制缺陷與盈余質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)。

H2—2：內(nèi)部控制缺陷可以按嚴(yán)重程度分為重大缺陷、重要缺陷、一般缺陷和無缺陷四類，披露內(nèi)部控制缺陷越嚴(yán)重其盈余質(zhì)量就越差。本文引入虛擬變量，令披露存在嚴(yán)重缺陷的企業(yè)為3，披露存在重大缺陷的企業(yè)為2，披露存在一般缺陷的企業(yè)為1，披露不存在缺陷的企業(yè)為0，即披露內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重程度與盈余質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)。

H2—3：披露內(nèi)部控制缺陷的數(shù)量影響其盈余管理行為發(fā)生的概率，缺陷數(shù)量越多，進(jìn)行舞弊等盈余管理行為的機(jī)會也越多，即披露內(nèi)部控制缺陷的數(shù)量與盈余質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)。

H2—4：披露存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)會進(jìn)行整改，整改的情況會影響企業(yè)盈余質(zhì)量。部分企業(yè)及時整改全部的內(nèi)部控制缺陷，部分企業(yè)整改部分缺陷，還有小部分企業(yè)甚至未做任何整改。將整改情況分為兩組，即全部完成整改的企業(yè)和未完成整改的企業(yè)，并假設(shè)完成整改的企業(yè)其盈余質(zhì)量高于未完成整改的企業(yè)。

三、研究設(shè)計

(一)樣本與數(shù)據(jù)

本文從深圳證券交易所、國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、巨潮資訊網(wǎng)和銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)選取2010～2014年深圳證券交易所主板上市的企業(yè)作為研究對象，并使用Excel 2013和SPSS 21.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和分析。本文還對數(shù)據(jù)做了如下特殊處理：(1)剔除金融保險類企業(yè)。早在2001年就有專門針對金融保險類企業(yè)的內(nèi)部控制信息披露政策，強(qiáng)制要求金融保險類企業(yè)披露內(nèi)部控制信息。(2)剔除 ST、*ST、SST、S*ST 以及暫停上市和退市的企業(yè)。這些企業(yè)盈余質(zhì)量普遍較差，其中原因較多。若將其引入研究樣本，會對研究結(jié)果造成異常的擾動。 (3)本文還剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)缺失和指標(biāo)異常的企業(yè)數(shù)據(jù)，以免干擾研究。經(jīng)過數(shù)據(jù)收集、整理和剔除后，最終得到452家企業(yè)五年數(shù)據(jù)，2260個研究樣本。

(二)變量定義

根據(jù)研究需要，本文選取六個解釋變量、六個控制變量和一個被解釋變量。

1.解釋變量

(1)年份虛擬變量。2010年頒布的《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》指出，分階段強(qiáng)制要求企業(yè)披露內(nèi)部控制信息。2010年，所有的上市公司自愿選擇是否披露內(nèi)部控制信息；2011年，強(qiáng)制要求在中國境內(nèi)外同時上市的公司披露內(nèi)部控制信息，其他上市公司仍然自愿選擇是否披露；2012年進(jìn)入全面強(qiáng)制披露時代，要求所有的上市公司必須披露內(nèi)部控制自我評價報告和內(nèi)部控制審計報告。所以，2010～2012這三年是內(nèi)部控制由自愿披露轉(zhuǎn)向強(qiáng)制披露的重要過渡時期，強(qiáng)制披露政策會逐漸提高企業(yè)盈余質(zhì)量。

年份虛擬變量用YEAR表示，2010年YEAR取1；2011年YEAR取2；2012年YEAR取3；2013年YEAR取4；2014年YEAR取5。

(2)披露內(nèi)部控制自我評價報告。內(nèi)部控制自我評價報告是企業(yè)管理層自身對整個企業(yè)經(jīng)營的環(huán)境、風(fēng)險發(fā)生的概率、抵抗風(fēng)險的措施、信息傳達(dá)的效果和控制監(jiān)督活動等方面的診斷，清查企業(yè)運作的漏洞，完善內(nèi)部控制制度，提高盈余質(zhì)量。相對內(nèi)部控制審計報告而言，自我評價報告編制的成本較低，在一定程度上也能促進(jìn)內(nèi)部控制制度的完善，完善的企業(yè)內(nèi)部控制無疑會提升企業(yè)的經(jīng)營效率，改善企業(yè)經(jīng)營環(huán)境。目前，我國只要求上市公司披露自我評價報告，對于中小企業(yè)仍然以自愿披露為主。本文實證研究表明，披露自我評價報告有利于提升盈余質(zhì)量，而且披露成本也相對較低，有利于中小企業(yè)加強(qiáng)內(nèi)部控制制度建設(shè)。

內(nèi)部控制自我評價報告用ICR表示，披露內(nèi)部控制自我評價報告，ICR取1；否則，ICR取2。

(3)披露內(nèi)部控制審計報告。內(nèi)部控制審計報告是由獨立的第三方專業(yè)人士——注冊會計師，對企業(yè)內(nèi)部控制進(jìn)行全面審查并發(fā)表內(nèi)部控制有效性的書面報告。審計報告的真實性和權(quán)威性均高于自我評價報告。強(qiáng)制披露內(nèi)部控制審計報告迫使企業(yè)接受外界監(jiān)督，在很大程度上會激勵企業(yè)整改內(nèi)部控制缺陷，減少人為操控企業(yè)的機(jī)會，提升企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量。不愿意披露內(nèi)部控制審計報告的企業(yè)，內(nèi)部控制往往較為薄弱，可能存在內(nèi)部人控制企業(yè)的現(xiàn)象，對外提供的盈余質(zhì)量也相對較差。

內(nèi)部控制審計報告用ICAR表示，披露內(nèi)部控制審計報告ICAR取1;否則，ICAR取2。

(4)披露存在內(nèi)部控制缺陷。內(nèi)部控制自我評價報告和內(nèi)部控制審計報告都將對內(nèi)部控制的有效性進(jìn)行披露，同時也會公布內(nèi)部控制缺陷的狀況。披露存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)，內(nèi)部制度還不夠完善，內(nèi)部人尚可尋找時機(jī)粉飾經(jīng)營業(yè)績，日常經(jīng)營活動也易發(fā)生差錯，導(dǎo)致財務(wù)報告真實性下降。投資者有可能使用了具有誤導(dǎo)性質(zhì)的財務(wù)報告，做出錯誤的決策從而遭受損失。披露內(nèi)部控制缺陷可以激勵企業(yè)完善內(nèi)部控制制度，有助于企業(yè)提升營運能力，改善盈余質(zhì)量。

內(nèi)部控制缺陷用ICD表示，披露存在內(nèi)部控制缺陷ICD取1;否則，ICD取2。

(5)披露內(nèi)部控制缺陷的嚴(yán)重程度?！镀髽I(yè)內(nèi)部控制配套指引》對披露內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重等級進(jìn)行了詳細(xì)歸納：重大缺陷、重要缺陷和一般缺陷；同時規(guī)定企業(yè)可以根據(jù)上述分類和企業(yè)實際情況自行確定內(nèi)部控制缺陷的類別。披露內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重等級越高，說明企業(yè)內(nèi)部控制存在的制度漏洞越發(fā)致命，企業(yè)內(nèi)部盈余管理活動越容易發(fā)生，盈余質(zhì)量相對而言更差。由于企業(yè)之間所處的行業(yè)和成長周期等因素不同，確定內(nèi)部控制缺陷等級就必然受人為判斷因素的影響。部分企業(yè)擔(dān)心披露高等級內(nèi)部控制缺陷不利于其在資本市場融資，于是存在人為降低嚴(yán)重程度等級的可能性。

內(nèi)部控制缺陷的嚴(yán)重程度用SER表示，當(dāng)披露的內(nèi)部控制缺陷等級為重大缺陷時，SER取3；當(dāng)披露的內(nèi)部控制缺陷等級為重要缺陷時，SER取2；當(dāng)披露的內(nèi)部控制缺陷等級為一般缺陷時，SER取1；當(dāng)披露的內(nèi)部控制缺陷等級為無缺陷時，SER取0。

(6)披露內(nèi)部控制缺陷的數(shù)量。披露內(nèi)部控制信息時，不僅要披露缺陷的嚴(yán)重程度，還要披露缺陷的數(shù)量。所謂 “量變引起質(zhì)變”，大量的低級別內(nèi)部控制缺陷對盈余質(zhì)量的影響程度可能大于少量高級別的內(nèi)部控制缺陷。內(nèi)部控制缺陷越多，企業(yè)由管理層人為操控的可能性就越大，粉飾財務(wù)報告的機(jī)會也就越大，從而財務(wù)報告的質(zhì)量就越低。所以，研究披露內(nèi)部控制缺陷的數(shù)量對于盈余質(zhì)量的影響十分重要。

內(nèi)部控制缺陷數(shù)量用QUAN表示，根據(jù)企業(yè)實際披露的內(nèi)部控制數(shù)量確定其數(shù)值。

2.控制變量

除了上述影響盈余質(zhì)量的因素之外，本文還引入六個控制變量：一是企業(yè)規(guī)模(SIZE)。相對于小規(guī)模企業(yè)，大型企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)完整，企業(yè)內(nèi)部控制相對完善，盈余管理行為較少，盈余質(zhì)量較高。二是資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)。股東希望通過外部借款來發(fā)揮財務(wù)杠桿作用，而債權(quán)人在借款時會考慮企業(yè)的還貸能力。于是，部分企業(yè)通過粉飾經(jīng)營業(yè)績滿足其借貸需求。三是獨立董事比率(ID)。獨立董事來源于企業(yè)外部，能夠監(jiān)控企業(yè)管理層的日常行為，抑制盈余管理，維護(hù)廣大投資者的利益。四是企業(yè)成長速度(GROWTH)。企業(yè)處于高速發(fā)展期時，一方面，企業(yè)內(nèi)部管理制度往往滯后于發(fā)展速度，內(nèi)部控制漏洞較多，盈余管理較容易；另一方面，高速發(fā)展需要大量的資金，部分企業(yè)為了滿足融資需求，粉飾經(jīng)營業(yè)績。五是Z指數(shù)(Z)。第一大股東與第二大股東的比值即 Z 值，Z值可以有效地衡量企業(yè)的股權(quán)集中程度。股權(quán)集中的企業(yè)，大股東控制企業(yè)經(jīng)營活動，有能力進(jìn)行盈余管理以實現(xiàn)超額利潤私有化，侵害其他股東利益。六是監(jiān)事會人數(shù)(SUP)。監(jiān)事會成員由股東大會和職工民主選舉產(chǎn)生，監(jiān)督管理層，防止其濫用職權(quán)，損害公司利益。監(jiān)事會人數(shù)在一定程度上影響監(jiān)事會的工作效率，從而影響企業(yè)盈余質(zhì)量。

3.被解釋變量

學(xué)術(shù)界有三種方法將盈余質(zhì)量量化：應(yīng)計利潤分離法、特定應(yīng)計項目法和應(yīng)計利潤分布法。特定應(yīng)計項目法只適用于特定行業(yè)、特定項目和特定會計準(zhǔn)則對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響，不適用于研究整體上市公司的狀況。應(yīng)計利潤分布法適用于檢查企業(yè)是否存在盈余管理行為，并不能準(zhǔn)確量化盈余管理的項目和金額，也不適用于本文。所以，本文采用應(yīng)計利潤分離法量化企業(yè)盈余質(zhì)量。這種方法認(rèn)為總報告盈余由現(xiàn)金流量和總應(yīng)計利潤(TA)兩部分構(gòu)成，其中，總報告凈利潤(NI)扣除經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額(CFO)得到總應(yīng)計利潤,公式表達(dá)為： NI-CFO=TA。而總應(yīng)計利潤可以再次分解為可操控性應(yīng)計利潤(Discretionary Accruals，DA)和非操控性應(yīng)計利潤(Non-Discretionary Accruals，NDA),公式表達(dá)為： DA+NDA=TA。由于我國資本市場起步相對較晚，且本文研究也僅限于五年，不能提供時間更長的樣本數(shù)據(jù)，所以，放棄時間序列 Jones 模型，采用橫截面Jones 模型。本文還引入無形資產(chǎn)、其他長期資產(chǎn)和經(jīng)營現(xiàn)金流量等因素對應(yīng)計利潤的影響。具體模型如下：

NDAit/Ait-1=α1i[1/Ait-1]+α2i[△REVit/Ait-1-△RECit/Ait-1]+α3i[PPEit/Ait-1]+α4i[IAit/Ait-1]+α5i[CFOit/Ait-1]+e

(3.1)

TAit/Ait-1=β1i[1/Ait-1]+β2i[ΔREVit/Ait-1-ΔRECit/Ait-1]+β3i[PPEit/Ait-1] +β4i[IAit/Ait-1]+β5i[CFOit/Ait-1]+e

(3.2)

DA=TAit/Ait-1-NDAit/Ait-1

(3.3)

其中，NDAit為i個公司在第t期經(jīng)總資產(chǎn)調(diào)整過的非操縱性應(yīng)計利潤，Ait-1是t-1期期末總資產(chǎn)，ΔREVit為t期銷售收入和t-1期銷售收入的差額，ΔRECit為t期和t-1期應(yīng)收賬款的差額，PPEit為t期固定資產(chǎn)原值,IAit為t期的無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn),CFOit為t期的經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額，e是殘差項。在使用此模型時，先將收集到的數(shù)據(jù)按照模型3.2進(jìn)行的OLS回歸，得到α1i、α2i、α3i、α4i、α5i的估計值β1i、β2i、β3i、β4i、β5i，再將估計值帶入模型3.1計算得到非操控性應(yīng)計盈余，最后，在總應(yīng)計利潤扣除非操控性應(yīng)計盈余得到可操控性應(yīng)計盈余。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)計

為了檢驗上述兩組假設(shè)，建立以下六個回歸模型：

|DA|=α0+α1YEAR+α2SIZE+α3LEV+α4ID+α5GROWTH+α6Z+α7SUP+e

(模型1—1)

|DA|=β0+β1ICR+β2SIZE+β3LEV+β4ID+β5GROWTH+β6Z+β7SUP+e

(模型1—2)

|DA|=χ0+χ1ICAR+χ2SIZE+χ3LEV+χ4ID+χ5GROWTH+χ6Z+χ7SUP+e

(模型1—3)

|DA|=δ0+δ1ICD+δ2SIZE+δ3LEV+δ4ID+δ5GROWTH+δ6Z+δ7SUP+e

(模型2—1)

|DA|=γ0+γ1SER+γ2SIZE+γ3LEV+γ4ID+γ5GROWTH+γ6Z+γ7SUP+e

(模型2—2)

|DA|=λ0+λ1QUAN+λ2SIZE+λ3LEV+λ4ID+λ5GROWTH+λ6Z+λ7SUP+e

(模型2—3)

建立模型1—1至模型1—3用于驗證第一組假設(shè)的H1—1至H1—3；建立模型2—1至模型2—3用于驗證第二組假設(shè)的H2—1至H2—3。對于假設(shè)H1—4，本文按照披露內(nèi)部控制報告的情況進(jìn)行分組：第一組為至多披露一個報告的企業(yè)(只披露任意一個報告的企業(yè)和未披露任何報告的企業(yè))；第二組為同時披露內(nèi)部控制自我評價報告和審計報告的企業(yè)。對于假設(shè)H2—4，本文按照內(nèi)部控制缺陷的整改情況進(jìn)行分組：第一組為完成所有內(nèi)部控制缺陷整改的企業(yè)；第二組為未完成內(nèi)部控制缺陷整改的企業(yè)。然后，進(jìn)行獨立樣本T檢驗，檢測兩個假設(shè)是否成立。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

使用SPSS統(tǒng)計軟件進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果見表2?？刹倏貞?yīng)計利潤絕對值與上期總資產(chǎn)的比率(|DA|)極小值為 0.0000214，極大值為 19.653133，均值為0.1139876，揭示上市公司的盈余管理程度較為嚴(yán)重，可操控應(yīng)計利潤絕對值達(dá)到上期期末總資產(chǎn)的11.4%。披露內(nèi)部控制自我評價報告(ICR)的平均值為1.01，說明大多數(shù)上市公司積極披露自我評價報告。披露內(nèi)部控制審計報告(ICAR)的平均值為1.02，說明大部分企業(yè)都披露內(nèi)部控制審計報告。不過，披露內(nèi)部控制審計報告的企業(yè)數(shù)量少于披露內(nèi)部控制自我評價報告的企業(yè)，原因在于披露審計報告花費的成本大于披露自我評價報告的成本。披露內(nèi)部控制缺陷(ICD)的平均值為1.23，表明有相當(dāng)大的一部分企業(yè)內(nèi)部控制存在嚴(yán)重程度不等的缺陷，給企業(yè)盈余管理行為留有機(jī)會。披露內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重程度(SER)均值為0.24，表明企業(yè)披露的內(nèi)部控制缺陷大多數(shù)為一般缺陷，缺陷嚴(yán)重程度較低。披露內(nèi)部控制缺陷數(shù)量(QUAN)均值為0.91，最大值為139，最小值為0，說明有部分企業(yè)存在大量內(nèi)部控制缺陷，有部分企業(yè)內(nèi)部控制較完善，企業(yè)之間內(nèi)部控制水平參差不齊。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

進(jìn)行相關(guān)性分析檢測各變量之間是否存在多重共線性的問題，將變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果置于表3。從檢驗結(jié)果中可以得到，各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)的絕對值最大為0.602，最小為0.003，未超過臨界值0.65。因此，可以證實各變量之間不存在多重共線性問題。同時，從Pearson相關(guān)系數(shù)的符號可以初步證實假設(shè)H1—2、H1—3、H2—1和H2—3成立，假設(shè)H2—2不成立。

表3 Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗

注：**表示在 0.1水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；*表示在 0.05 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

(三)回歸分析

使用SPSS軟件進(jìn)行回歸分析，將兩組檢驗結(jié)果總結(jié)于表4。模型的可決系數(shù)最大值為0.815，最小值為0.769；F值最大值為282.82，最小值為274.31，說明模型總體擬合優(yōu)度較好。

表4 多元回歸結(jié)果

注：**表示在 0.1水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；*表示在 0.05 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

1.第一組假設(shè)檢驗

(1)模型1—1回歸檢驗結(jié)果顯示，從2010～2014年，隨著內(nèi)部控制信息披露政策由完全自愿披露時期過渡到強(qiáng)制披露時期，變量年份與因變量可操控性應(yīng)計盈余的絕對值呈負(fù)相關(guān)，與盈余質(zhì)量呈正相關(guān)，假設(shè)H1—1得到證實?？傮w而言，實施強(qiáng)制披露內(nèi)部控制信息政策對于上市公司提高盈余質(zhì)量具有促進(jìn)作用，上市公司要不斷深化落實強(qiáng)制披露內(nèi)部控制信息政策。

(2)模型1—2回歸檢驗結(jié)果顯示，披露內(nèi)部控制自我評價報告的企業(yè)其可操控性應(yīng)計盈余較少，而未披露的企業(yè)較多，說明披露內(nèi)部控制自我評價報告與可操控性應(yīng)計盈余呈正相關(guān)，與盈余質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，檢驗了假設(shè)H1—2。披露內(nèi)部控制自我評價報告可以促進(jìn)企業(yè)加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)，減少盈余管理行為，提高盈余質(zhì)量。

(3)模型1—3回歸檢驗結(jié)果顯示，披露內(nèi)部控制審計報告的企業(yè)其可操控性應(yīng)計盈余較少，而未披露的企業(yè)較多，說明披露內(nèi)部控制審計報告與可操控性應(yīng)計盈余呈正相關(guān)，與盈余質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，檢驗了假設(shè)H1—3。披露內(nèi)部控制審計報告實際上是強(qiáng)制要求企業(yè)引入社會監(jiān)督，由獨立的第三方檢測企業(yè)內(nèi)部控制情況，同時將企業(yè)內(nèi)部信息向全體社會成員公布，讓廣大的外部人員參與企業(yè)監(jiān)督。企業(yè)迫于各種社會壓力會完善內(nèi)部控制制度，從客觀因素上遏制盈余管理的發(fā)生。

2.第二組假設(shè)檢驗

(1)模型2—1回歸檢驗結(jié)果顯示，企業(yè)是否披露內(nèi)部控制缺陷與可操控性應(yīng)計盈余顯著正相關(guān)，因此，披露不存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)其可操控性應(yīng)計盈余較少，盈余質(zhì)量較高；披露存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)可操控性應(yīng)計盈余較多，盈余質(zhì)量較低，合理驗證了假設(shè)H2—1。內(nèi)部控制通過巧妙設(shè)置不相容崗位、合理分配職權(quán)等方法，從源頭上杜絕盈余管理行為，大幅度減少操控性應(yīng)計盈余；另一方面，內(nèi)部控制具有自動識別差錯的功能，能及時預(yù)防、發(fā)現(xiàn)并糾正企業(yè)發(fā)生的差錯。披露存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)應(yīng)盡早修正缺陷，減少盈余管理發(fā)生的可能性，避免出現(xiàn)差錯。

(2)模型2—2回歸檢驗結(jié)果顯示，披露內(nèi)部控制缺陷的嚴(yán)重程度與可操控性應(yīng)計盈余顯著正相關(guān)，即披露內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重程度越高，可操控性應(yīng)計盈余越多，盈余質(zhì)量越低；披露內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重程度越低，可操控性應(yīng)計盈余越少，盈余質(zhì)量越高，這與假設(shè)H2—2相反。相對于披露只存在內(nèi)部控制重要缺陷和一般缺陷的企業(yè)，披露存在重大缺陷的企業(yè)的內(nèi)部控制制度抵御潛在風(fēng)險的能力較弱，管理層操控企業(yè)的機(jī)會增加，財務(wù)報告出現(xiàn)重大差錯的可能性也提高。回歸檢驗的結(jié)果卻與假設(shè)相悖，原因如下：其一，內(nèi)部控制缺陷的披露存在較大的自主性?！镀髽I(yè)內(nèi)部控制配套指引》指出，內(nèi)部控制缺陷的等級與企業(yè)實際經(jīng)營情況息息相關(guān)。企業(yè)擔(dān)心披露的缺陷嚴(yán)重等級過高將會引起市場的不良反應(yīng)，于是，人為降低了內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重等級。其二，企業(yè)能夠如實披露內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重程度從另一方面說明企業(yè)內(nèi)部控制制度不至于過于薄弱，相反人為降低內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重等級的企業(yè)內(nèi)部控制實施效果較差。其三，內(nèi)部控制實施效果還可能與內(nèi)部控制缺陷的數(shù)量有關(guān)。部分企業(yè)存在的內(nèi)部控制缺陷屬于低程度的缺陷，但數(shù)量龐大，其內(nèi)部控制的有效性有可能低于披露存在少量更嚴(yán)重內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)。

(3)模型2—3回歸檢驗結(jié)果顯示，披露內(nèi)部控制缺陷數(shù)量與可操控性應(yīng)計盈余顯著正相關(guān)。披露內(nèi)部控制缺陷數(shù)量越多，可操控性應(yīng)計盈余越多，盈余質(zhì)量越低，證明假設(shè)H2—3成立。內(nèi)部控制缺陷數(shù)量較多的企業(yè)，內(nèi)部控制存在較多漏洞，出現(xiàn)差錯的可能性增加，內(nèi)部管理層進(jìn)行盈余粉飾的機(jī)會也增多。同時，也證明了企業(yè)盈余質(zhì)量不僅受內(nèi)部控制缺陷性質(zhì)的影響，也受缺陷數(shù)量的影響。

(四)獨立樣本T檢驗

為了檢驗假設(shè)H1—4，將2260個樣本分為兩組：第一組為至多披露一個內(nèi)部控制報告的企業(yè)；第二組為同時披露兩個報告的企業(yè)，進(jìn)行獨立樣本T檢驗，檢驗可操控性應(yīng)計盈余的均值。為了檢驗H2—4，將披露存在內(nèi)部控制缺陷的287個樣本分為兩組：第一組為整改全部完成的企業(yè)；第二組為整改未全部完成的企業(yè)，進(jìn)行獨立樣本T檢驗，檢驗可操控性應(yīng)計盈余的均值。

1.第一組假設(shè)檢驗

對于假設(shè)H1—4的獨立樣本T檢驗(見表5和表6)顯示，第一組至多披露一個內(nèi)部控制報告的企業(yè)其可操控性應(yīng)計盈余的均值約為0.21；第二組同時披露兩個報告的企業(yè)可操控性應(yīng)計盈余的均值約為0.11，并且檢驗通過了F檢驗，兩組之間的均值差異顯著。假設(shè)H1—4得到驗證，說明披露內(nèi)部控制自我評價報告和審計報告對于改善企業(yè)盈余質(zhì)量的作用十分顯著。企業(yè)同時披露內(nèi)部控制自我評價報告和審計報告的作用明顯高于只披露一種報告的企業(yè)，更高于不披露任何報告的企業(yè)。同時披露內(nèi)部控制自我評價報告和審計報告能夠更有力地對企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督，抑制盈余管理行為的發(fā)生。

表5 第一組統(tǒng)計量

表6 第一組獨立樣本檢測表

2.第二組假設(shè)檢驗

對于假設(shè)H2—4的獨立樣本T檢驗(見表7和表8)顯示，第一組整改全部完成的企業(yè)其可操控性應(yīng)計盈余的均值約為0.89；第二組整改未全部完成的企業(yè)可操控性應(yīng)計盈余的均值約為0.47，不過檢驗未通過F檢驗，兩組之間的均值差異不顯著。這說明假設(shè)H2—4未得到驗證。究其原因如下：第一，有部分企業(yè)被迫披露內(nèi)部控制缺陷，迫于外界壓力實施缺陷的整改工作，整改工作流于形式，只是為了應(yīng)付檢查。所以，即使這部分公司整改工作完成了，也不能提高企業(yè)盈余質(zhì)量。第二，有66家企業(yè)內(nèi)部控制缺陷未得到及時整改，并且如實披露了整改情況，未掩蓋事實，說明其內(nèi)部控制在一定程度上有所完善。第三，部分企業(yè)整改了披露的缺陷后又發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制存在新缺陷，導(dǎo)致盈余質(zhì)量沒有明顯的提升。

表7 第二組統(tǒng)計量

表8 第二組獨立樣本檢測表

五、研究結(jié)論與啟示

本文通過收集2010～2014年深圳證券交易所主板上市公司的數(shù)據(jù)，使用Jones模型測算盈余質(zhì)量，研究內(nèi)部控制信息披露對企業(yè)盈余質(zhì)量的影響。第一組研究顯示：自從2011年部分企業(yè)開始實施強(qiáng)制披露內(nèi)部控制信息政策以來，企業(yè)總體的盈余質(zhì)量在不斷提高。同時披露內(nèi)部控制自我評價報告和審計報告的企業(yè)盈余質(zhì)量高于只披露其中一個報告的企業(yè)；披露任意一個報告的企業(yè)其盈余質(zhì)量又高于未披露內(nèi)部控制信息的企業(yè)?？傮w說明，強(qiáng)制披露內(nèi)部控制政策可以有效改善企業(yè)盈余質(zhì)量。第二組研究顯示：披露存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)其盈余質(zhì)量低于披露不存在缺陷的企業(yè)；披露存在較多內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)其盈余質(zhì)量低于披露存在少量內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)；披露存在嚴(yán)重內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)其盈余質(zhì)量不一定會低于披露存在一般缺陷的企業(yè)；內(nèi)部控制缺陷整改完成的企業(yè)其盈余質(zhì)量也不一定會高于整改未完成的企業(yè)。

本文的研究具有一定的啟示意義：實施強(qiáng)制披露內(nèi)部控制信息政策有利于提高企業(yè)盈余質(zhì)量；披露內(nèi)部控制缺陷的嚴(yán)重程度和數(shù)量共同影響企業(yè)盈余質(zhì)量；必須加大力度追蹤內(nèi)部控制缺陷的整改落實情況。

[1]Doyle，Weili Ge，Sarah McVay.The Disclosure of Material Weaknesses in Internal Control after the Sarbanes-Oxley Act[J].Accounting Horizons，2005，(3)：37-158.

[2]Ashbaugh-Skaife,H.D.W.Collins,Jr.W.R.Kinney.The Discovery and Reporting of Internal Control Deficiencies Prior to SOX-mandated Audits[J]. Journal of Accounting and Economics,2007，44(1):166-192.

[3]方紅星，金玉娜.高質(zhì)量內(nèi)部控制能抑制盈余管理嗎？——基于自愿性內(nèi)部控制鑒證報告的經(jīng)驗研究[J].會計研究，2011，(8)：53-60.

[4]彭雯，肖翔.企業(yè)內(nèi)部控制缺陷披露與盈余質(zhì)量相關(guān)性研究[J].統(tǒng)計與決策，2014，(8)：182-184.

[5]董望,陳漢文.內(nèi)部控制、應(yīng)計質(zhì)量和盈余反應(yīng)——基于中國2009年A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].審計研究，2011，(4):68-78.

[6]王也.內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量與盈余管理的相關(guān)性研究[D].哈爾濱：哈爾濱工業(yè)大學(xué)，2015.

[7]Bedard,J.C.,R.Hotash,U.Hotash,K.Westermann.Material Weakness Remediation and Earnings Quality:A Detailed Examination by Type of Control Deficiency[J].Journal of Practice & Theory,2012,31(1):57-78.

[8]Myllymaki,E.R.The Persistence in the Association between Section 404 Material Weaknesses and Financial Reporting Quality[J].Journal of Practice & Theory,2013,33(1):93-116.

[9]葉建芳，李丹蒙，章斌穎.內(nèi)部控制缺陷及其修正對盈余管理的影響[J].審計研究，2012，(6)：50-59.