內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告質(zhì)量測(cè)度研究

吳秋生，李通乾（山西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，山西太原030006）

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內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告質(zhì)量測(cè)度研究

吳秋生，李通乾
（山西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，山西太原030006）

［摘要］以2011～2013年滬市A股上市公司為樣本，對(duì)公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量與影響因素之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的披露比例、披露質(zhì)量在逐年提升，但總體上仍未達(dá)到令人滿意的水平。此外，非財(cái)務(wù)性變量如公司規(guī)模、獨(dú)立董事比例、上市時(shí)間、股權(quán)集中度、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、控股股東性質(zhì)以及財(cái)務(wù)性變量盈余質(zhì)量等對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的影響非常顯著，這些變量可以用來(lái)判斷內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量。

［關(guān)鍵詞］上市公司；內(nèi)控自評(píng)報(bào)告；質(zhì)量測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)；盈余質(zhì)量

一、引言

企業(yè)內(nèi)控狀況體現(xiàn)了其管理水平并影響企業(yè)績(jī)效，而內(nèi)控自評(píng)報(bào)告是企業(yè)內(nèi)控狀況的反映，其目標(biāo)是將企業(yè)在內(nèi)部控制建設(shè)中所做的努力與成果有效地傳遞給利益相關(guān)者，幫助其做出更加理性的決策。然而，我國(guó)上市公司的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量還存在諸多問(wèn)題，這既有相關(guān)法律、規(guī)章混亂及不完善的原因，更重要的是缺乏測(cè)度內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)，使得使用者很難評(píng)判企業(yè)披露的信息。因此，有必要建立統(tǒng)一的質(zhì)量測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)，以引導(dǎo)企業(yè)的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告編制以及外部使用者對(duì)報(bào)告的有效評(píng)價(jià)。

Kelly（1993）認(rèn)為，內(nèi)控評(píng)價(jià)報(bào)告的發(fā)布主要是滿足利益相關(guān)者的需求，其內(nèi)容應(yīng)包括與財(cái)務(wù)報(bào)告相關(guān)的內(nèi)控評(píng)價(jià)以及與企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理、生產(chǎn)運(yùn)營(yíng)等相關(guān)的遵循性控制[1]。Meek（1995）指出，內(nèi)部控制信息質(zhì)量的高低與企業(yè)規(guī)模、企業(yè)所在國(guó)家或地區(qū)、企業(yè)所屬行業(yè)類型、企業(yè)是否在國(guó)外上市有關(guān)[2]。Wills等（2000）認(rèn)為，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告可以幫助利益相關(guān)者了解企業(yè)的內(nèi)控狀況并判斷其是否有效，這有利于企業(yè)價(jià)值的提升，高質(zhì)量的內(nèi)控信息披露與股價(jià)正相關(guān)[3]。Dav idM.Willis和SusanS.Lightle（2000）認(rèn)為，財(cái)務(wù)報(bào)告的編制、內(nèi)部控制的性質(zhì)、內(nèi)部審計(jì)的作用以及獨(dú)立審計(jì)師和審計(jì)委員會(huì)等作為硬性指標(biāo)應(yīng)包括在內(nèi)部控制報(bào)告中[4]。Ashbaugh-Skaife等（2009）發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制報(bào)告會(huì)影響投資者的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)和公司的權(quán)益成本[5]。

隨著企業(yè)內(nèi)部控制相關(guān)制度的完善，國(guó)內(nèi)關(guān)于內(nèi)控信息披露質(zhì)量的研究也逐漸增多。許碧（2008）指出，上市公司傾向于披露積極信息而避免披露消極信息，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告存在避重就輕的問(wèn)題[6]。于忠泊、田高良（2009）對(duì)上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的有用性進(jìn)行研究后指出，在當(dāng)前的制度背景下，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告披露與否并不等同于內(nèi)部控制的好壞，自愿性披露條件下的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告沒(méi)有對(duì)企業(yè)產(chǎn)生積極影響[7]。詹長(zhǎng)杰（2011）指出，我國(guó)上市公司的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告雖然具有一定的信息含量，但其沒(méi)有對(duì)股價(jià)產(chǎn)生積極的影響[8]。楊玉鳳等（2010）認(rèn)為，內(nèi)控信息披露對(duì)企業(yè)隱性成本具有明顯的抑制作用[9]。陳國(guó)輝、王文杰（2011）發(fā)現(xiàn)，內(nèi)控信息披露質(zhì)量與公司績(jī)效顯著正相關(guān)[10]。張曉嵐等（2012）指出，內(nèi)控信息披露質(zhì)量與企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)，內(nèi)控信息披露表現(xiàn)出決策相關(guān)性[11]。余海宗（2013）、宋常（2014）、周婷婷（2014）、曾建光（2014）、林永堅(jiān)（2012）實(shí)證檢驗(yàn)了內(nèi)控信息質(zhì)量對(duì)市場(chǎng)評(píng)價(jià)和盈余信息含量的影響，認(rèn)為企業(yè)的內(nèi)部控制信息質(zhì)量越好，市場(chǎng)評(píng)價(jià)越高[12-16]。

綜上所述，內(nèi)部控制信息質(zhì)量會(huì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生多方面的影響，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的決策有用性在我國(guó)也逐步體現(xiàn)出來(lái)。因此，有必要通過(guò)一定的手段來(lái)評(píng)判內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量，因?yàn)榈唾|(zhì)量的報(bào)告會(huì)對(duì)使用者產(chǎn)生誤導(dǎo)。本文將通過(guò)建立內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量指標(biāo)體系，研究報(bào)告與影響因素之間的關(guān)系，從報(bào)告自身和外部?jī)蓚€(gè)角度探索測(cè)度內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的方法。

二、內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告質(zhì)量指標(biāo)體系

（一）內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量指標(biāo)體系的構(gòu)建

內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量是指內(nèi)控自評(píng)報(bào)告應(yīng)滿足一定的特征，使報(bào)告能夠客觀、全面地反映企業(yè)內(nèi)部控制的有效性，滿足管理者的經(jīng)營(yíng)管理需求以及利益相關(guān)者投資、監(jiān)管的需求。具體來(lái)說(shuō)，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量特征應(yīng)包括可靠性、相關(guān)性、及時(shí)性、全面性、可比性、合規(guī)性和重要性。

構(gòu)建內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量指標(biāo)體系，首先要選擇合適的質(zhì)量特征作為一級(jí)指標(biāo)。究竟哪些質(zhì)量特征重要且具有代表性，可以參考財(cái)務(wù)信息披露的相關(guān)研究與表述。美國(guó)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)（FASB）在《財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)概念公告第2號(hào)》中指出，可靠性和相關(guān)性是使信息決策有用的最主要的兩個(gè)質(zhì)量特征，為了使相關(guān)性得到滿足，信息必須是及時(shí)的并具有預(yù)測(cè)價(jià)值和反饋價(jià)值；為了使可靠性得到滿足，信息必須具有真實(shí)性、可檢驗(yàn)性、客觀性。另外，具有連貫性特點(diǎn)的可比性特征是次要的質(zhì)量特征。美國(guó)注冊(cè)會(huì)計(jì)師協(xié)會(huì)（AICPA）更側(cè)重于可靠性、一致性和中立性，美國(guó)證券委員會(huì)（SEC）、美國(guó)審計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)（ASB）、藍(lán)帶委員會(huì)（the Blue Ribbon Committee）也對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提出了相關(guān)建議。Gegory和Jeannot（2000）綜合了各方的建議與要求，提出財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量特征包括相關(guān)性、可靠性和清晰度，而及時(shí)性、完整性、客觀性、真實(shí)性等特征是對(duì)可靠性和相關(guān)性的進(jìn)一步保障[17]。葛家澍等（2001）在國(guó)外學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，將財(cái)務(wù)信息質(zhì)量分為內(nèi)容質(zhì)量和表述質(zhì)量?jī)刹糠?，其中，?nèi)容質(zhì)量的核心是決策有用性，它依靠相關(guān)性和可靠性來(lái)保證，而表述質(zhì)量的核心是保護(hù)投資人，它依靠透明度來(lái)保證，重要性、可比性、中立性、清晰性、完整性、充分性及實(shí)質(zhì)重于形式等特征則是前面三個(gè)特征的次級(jí)特征[18]。在內(nèi)部控制信息披露的相關(guān)研究中，張曉嵐等（2011）采用相關(guān)性和可靠性兩個(gè)質(zhì)量特征來(lái)建立內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量指標(biāo)體系[19]，楊玉鳳等（2010）則采用及時(shí)性、真實(shí)性和完整性作為一級(jí)指標(biāo)[9]，對(duì)上市公司的內(nèi)控信息披露質(zhì)量進(jìn)行評(píng)分。還有學(xué)者以信息含量作為內(nèi)控信息披露質(zhì)量的指標(biāo)。本文認(rèn)為，信息含量只是相關(guān)性的一個(gè)方面，以此作為質(zhì)量指標(biāo)有很大的片面性。內(nèi)部控制評(píng)價(jià)應(yīng)遵循全面性、重要性、客觀性的原則，可靠性是對(duì)客觀性原則的反映，而相關(guān)性則是全面性及重要性的綜合體現(xiàn)。綜合以上分析并結(jié)合相關(guān)研究，本文選擇可靠性和相關(guān)性兩個(gè)質(zhì)量特征來(lái)建立內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量指標(biāo)體系。

本文將內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量指標(biāo)劃分為兩級(jí)，一級(jí)指標(biāo)由可靠性D1、相關(guān)性D2構(gòu)成。其中，可靠性指標(biāo)D1是指內(nèi)控自評(píng)報(bào)告必須真實(shí)、可靠、客觀地反映企業(yè)內(nèi)部控制的實(shí)際狀況，可靠性需要從企業(yè)自身以及外部?jī)蓚€(gè)方面來(lái)加強(qiáng)；相關(guān)性指標(biāo)D2是指內(nèi)控自評(píng)報(bào)告必須與利益相關(guān)者的投資、監(jiān)管等要求相關(guān)，這可以從報(bào)告所披露的內(nèi)容來(lái)考慮。

基于對(duì)一級(jí)指標(biāo)內(nèi)涵的理解，我們提出用于衡量一級(jí)指標(biāo)的二級(jí)指標(biāo)，見表1。一般來(lái)說(shuō)，二級(jí)指標(biāo)E1～E6都滿足時(shí)，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告可靠性最高，而某一個(gè)或幾個(gè)條件不滿足時(shí)，可靠性則相應(yīng)降低。E7內(nèi)控五要素披露的詳實(shí)、有效有利于報(bào)告使用者更好地了解企業(yè)內(nèi)控狀況，而E8缺陷的說(shuō)明則有利于報(bào)告使用者評(píng)價(jià)內(nèi)控缺陷的嚴(yán)重程度，這兩個(gè)指標(biāo)影響報(bào)告的相關(guān)性。

在指標(biāo)的計(jì)算上，本文是以客觀事實(shí)是否發(fā)生作為賦值的標(biāo)準(zhǔn)。其中，對(duì)于二級(jí)指標(biāo)E7，本文借鑒《企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范講解》中對(duì)五要素的具體說(shuō)明，建立如表2所示的F1～F5五個(gè)三級(jí)指標(biāo)以及G1～G26的四級(jí)指標(biāo)來(lái)評(píng)分。其他指標(biāo)的計(jì)算如表1所示。

（二）質(zhì)量指標(biāo)權(quán)重分析

在對(duì)各指標(biāo)的權(quán)重進(jìn)行賦值時(shí)，本文采用了組合賦權(quán)法，即對(duì)于一級(jí)指標(biāo)的賦權(quán)采用主觀賦權(quán)，對(duì)于二級(jí)指標(biāo)的賦權(quán)則借助于熵權(quán)法。一級(jí)指標(biāo)的賦權(quán)主要借鑒了相關(guān)專家的研究，即可靠性和相關(guān)性是信息披露中最重要的兩個(gè)質(zhì)量特征。因此，我們對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)賦予了較高的權(quán)重，即可靠性、相關(guān)性的權(quán)重賦值為50%、50%。

表1　內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告質(zhì)量指標(biāo)體系

表2　E7：內(nèi)控信息披露是否包括內(nèi)控五要素及其影響因素下級(jí)指標(biāo)

對(duì)二級(jí)指標(biāo)的賦權(quán)，我們采用了熵權(quán)法。熵權(quán)法是一種客觀賦權(quán)方法，其計(jì)算方法如下：假設(shè)現(xiàn)有m個(gè)樣本公司，n個(gè)用于評(píng)價(jià)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的指標(biāo)，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行排列，就形成如下的數(shù)據(jù)矩陣R=（rij）m×n：

其中，rij為第i個(gè)公司在第j個(gè)指標(biāo)下的評(píng)分。

各指標(biāo)權(quán)重的計(jì)算過(guò)程如下：

計(jì)算第i個(gè)公司第j個(gè)指標(biāo)的指標(biāo)值比重Pij：

計(jì)算第j個(gè)指標(biāo)的熵值ej：

計(jì)算第j個(gè)指標(biāo)的熵權(quán)wj：

（三）樣本選取及指標(biāo)權(quán)重計(jì)算

本文選取了2011～2013年的滬市A股上市公司，剔除了其中的ST公司以及金融、保險(xiǎn)業(yè)公司，并去除沒(méi)有披露內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告的公司，共得到2011年388個(gè)樣本公司、2012年660個(gè)樣本公司、2013年732個(gè)樣本公司。各二級(jí)指標(biāo)和三級(jí)指標(biāo)所對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、巨潮資訊網(wǎng)及上海證券交易所。結(jié)合各公司在二級(jí)指標(biāo)下的取值，并借助上一節(jié)介紹的方法，我們得到2011～2013年各年的二級(jí)指標(biāo)權(quán)重，如表3所示。

表3　各級(jí)指標(biāo)權(quán)重

（四）上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告評(píng)分

1.評(píng)分過(guò)程。我們?cè)趯?duì)各指標(biāo)具體評(píng)分賦值的基礎(chǔ)上，采用加權(quán)求和的方法建立綜合指數(shù)評(píng)價(jià)模型，各二級(jí)指標(biāo)的得分為所有樣本公司在該指標(biāo)的平均取值。為了便于理解與比較，各指標(biāo)得分被轉(zhuǎn)換為百分制計(jì)量，100分為滿分。

對(duì)二級(jí)指標(biāo)進(jìn)行評(píng)分的具體公式為：

其中，F(xiàn)j為第j個(gè)二級(jí)指標(biāo)在百分制下的綜合評(píng)分，rij為第j個(gè)指標(biāo)下第i個(gè)公司的評(píng)價(jià)值，m為樣本公司的數(shù)量，X為轉(zhuǎn)換成百分制時(shí)的比例系數(shù)。

對(duì)一級(jí)指標(biāo)進(jìn)行評(píng)分的具體公式為：

其中，Ek為第k個(gè)一級(jí)指標(biāo)的評(píng)分值，wkj為第k個(gè)一級(jí)指標(biāo)下設(shè)的各二級(jí)指標(biāo)的權(quán)重，n為第k個(gè)一級(jí)指標(biāo)下設(shè)二級(jí)指標(biāo)的個(gè)數(shù)。

對(duì)總目標(biāo)即內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量進(jìn)行評(píng)分的具體公式為：

其中，Z為內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告質(zhì)量得分，wk為各一級(jí)指標(biāo)的權(quán)重，Ek為各一級(jí)指標(biāo)的分值，k為一級(jí)指標(biāo)的個(gè)數(shù)。

根據(jù)以上步驟，借助Excel和SPSS19.0，我們得出如表4和表5所示的各年得分統(tǒng)計(jì)結(jié)果。此外，根據(jù)上述計(jì)算步驟，我們對(duì)各樣本公司進(jìn)行得分處理，并將結(jié)果通過(guò)SPSS19.0繪制成質(zhì)量指數(shù)分布曲線，如圖1所示。

表4　內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量指標(biāo)體系評(píng)分結(jié)果

表5　描述性統(tǒng)計(jì)量

圖1　2011～2013年的質(zhì)量指數(shù)分布曲線

2.質(zhì)量指標(biāo)體系評(píng)分結(jié)果分析。在本文所考察的2011～2013年滬市A股上市公司中，2011年的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告披露比為45.44%，2012年為75%，2013年為99.73%；在披露內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的上市公司中，披露內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告的比例2011年為57.11%，2012年為60.07%，2013年為93.72%。從內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的披露比例來(lái)看，在逐步實(shí)施強(qiáng)制披露的背景下，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的披露比例明顯提升，但內(nèi)控審計(jì)報(bào)告披露的比例滯后于內(nèi)控自評(píng)報(bào)告，這會(huì)使內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的整體質(zhì)量打折扣。

從表4、表5中可以看出，已披露的內(nèi)控自我評(píng)價(jià)報(bào)告整體質(zhì)量較為滿意，在滿分為100分的情況下，2011～2013年的均分都達(dá)到70分以上，且2011～2013年間有微幅上升，說(shuō)明內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量逐年改善。標(biāo)準(zhǔn)差的分值逐年減小，說(shuō)明2011年內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量在不同公司間更為參差不齊，差距較大，而這種狀況在2012、2013年逐步得到改善，各公司的得分更趨于平均值，但還是沒(méi)有達(dá)到滿意的狀態(tài)。

從表4中還可以看到，D1可靠性指標(biāo)的得分在三年間有了較大進(jìn)步，這得益于企業(yè)對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告披露的理解加深以及內(nèi)控審計(jì)的增多，也與內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告披露的比例相印證。D2相關(guān)性的得分則基本沒(méi)有改善，說(shuō)明企業(yè)在內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的內(nèi)容方面沒(méi)有可觀的改善。在對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量評(píng)分的過(guò)程中，我們注意到許多公司的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告過(guò)于簡(jiǎn)單，只提及內(nèi)控自評(píng)的評(píng)價(jià)范圍，而對(duì)具體事項(xiàng)沒(méi)有做出實(shí)質(zhì)性表述。部分公司雖然在上一年披露了詳細(xì)的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告，但下一年的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告卻很簡(jiǎn)略，這可能是由于企業(yè)自身內(nèi)控狀況沒(méi)有較大變動(dòng)而怠于出具詳式報(bào)告。從總目標(biāo)得分來(lái)看，三年的內(nèi)部控制自評(píng)報(bào)告質(zhì)量總體持平，穩(wěn)中有漲，這既說(shuō)明內(nèi)部控制自評(píng)報(bào)告在當(dāng)前的制度背景下質(zhì)量較好，也說(shuō)明質(zhì)量改進(jìn)的幅度不大。

三、內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告質(zhì)量的影響因素分析

（一）研究假設(shè)

內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量可能受到多種因素的影響，本文將對(duì)各種影響因素進(jìn)行分析，并提出相應(yīng)的假設(shè)。

1.外部因素。

（1）企業(yè)所處行業(yè)類型。不同行業(yè)的業(yè)務(wù)性質(zhì)、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)模式及外部監(jiān)管都有很大的不同，利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制信息披露的訴求也不盡相同。Forker（1992）指出，行業(yè)性因素會(huì)對(duì)上市公司的內(nèi)控信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響，如壟斷性企業(yè)由于不必?fù)?dān)心競(jìng)爭(zhēng)壓力會(huì)披露更多的內(nèi)控信息[20]。壟斷性行業(yè)以及金融、保險(xiǎn)業(yè)往往涉及國(guó)民經(jīng)濟(jì)的各個(gè)部門，關(guān)系著經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行及社會(huì)的穩(wěn)定，因此，我國(guó)對(duì)這些行業(yè)有著嚴(yán)格的監(jiān)控，在信息披露的透明、真實(shí)、及時(shí)等方面有著較高的要求?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H1：上市公司所屬的行業(yè)類別影響其內(nèi)控自評(píng)

報(bào)告質(zhì)量。

（2）外部審計(jì)。審計(jì)的目的是改善鑒證對(duì)象的質(zhì)量和內(nèi)涵，財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)能夠促進(jìn)企業(yè)加強(qiáng)內(nèi)部控制以保證報(bào)表的準(zhǔn)確性，這有助于提高內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量，而專項(xiàng)內(nèi)部控制審計(jì)則能提高內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量。此外，承擔(dān)審計(jì)業(yè)務(wù)的會(huì)計(jì)師事務(wù)所的規(guī)模、品牌聲譽(yù)、行業(yè)專長(zhǎng)也會(huì)對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量產(chǎn)生影響。DeAngelo（1981）認(rèn)為，相比于小型事務(wù)所，大規(guī)模事務(wù)所審計(jì)失敗將損失更多的獲取未來(lái)準(zhǔn)租金的機(jī)會(huì)，因此，大型會(huì)計(jì)師事務(wù)所有更大的經(jīng)濟(jì)動(dòng)力來(lái)提高審計(jì)質(zhì)量以維護(hù)自身聲譽(yù)[21]?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：審計(jì)機(jī)構(gòu)為前十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所的上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量更高。

（3）地域環(huán)境。不同國(guó)家、地區(qū)的政治、經(jīng)濟(jì)等發(fā)展?fàn)顩r并不相同，其對(duì)內(nèi)部控制報(bào)告的披露要求也不盡相同。歐美國(guó)家內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的發(fā)展較早，相關(guān)的法律法規(guī)也更加完善。我國(guó)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的發(fā)展較晚，2008年頒布的《企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范》可以認(rèn)為是內(nèi)控自評(píng)報(bào)告發(fā)展的真正起點(diǎn)。此外，不同地區(qū)的市場(chǎng)化程度也可能會(huì)對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量產(chǎn)生影響。胡為民等（2013）對(duì)滬深A(yù)股公司的研究表明，深圳、北京、天津和廣州等地的內(nèi)控披露水平較高，而西藏、黑龍江和內(nèi)蒙等地的披露水平則較低[22]。佟巖等（2012）發(fā)現(xiàn)，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告披露的概率隨著市場(chǎng)集中程度的變化呈倒U型曲線關(guān)系[23]?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H3：所在地為東部地區(qū)的上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量更高。

2.內(nèi)部因素。

（1）公司規(guī)模。公司成長(zhǎng)要基于良好的內(nèi)部控制，而大型企業(yè)在內(nèi)部控制建設(shè)上要比小型企業(yè)投入更多的精力以確保企業(yè)穩(wěn)定運(yùn)行，因此，大型企業(yè)更有動(dòng)力披露自身在內(nèi)控建設(shè)上的投入與效果。King等（1990）認(rèn)為，公司規(guī)模與信息披露質(zhì)量正相關(guān)，由于市場(chǎng)對(duì)大規(guī)模公司的信息需求量更大，披露高質(zhì)量的信息能獲取更大的收益。此外，大公司會(huì)牽涉到更多的利益相關(guān)者，也需要承擔(dān)更多的責(zé)任，受到更多的監(jiān)管，因此，大公司有更大的壓力和動(dòng)機(jī)披露更高質(zhì)量的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H4：上市公司的規(guī)模與其內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量正相關(guān)。

（2）股權(quán)結(jié)構(gòu)。股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的影響主要分為四個(gè)方面：股權(quán)集中程度、控股股東性質(zhì)、高管持股比例、機(jī)構(gòu)投資者持股比例。

關(guān)于股權(quán)集中對(duì)內(nèi)控信息披露質(zhì)量的影響，目前有兩種不同的觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，股權(quán)集中度與內(nèi)控信息披露質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即在缺乏有效監(jiān)管的情況下，大股東更有能力與動(dòng)機(jī)去影響企業(yè)的信息披露，特別是在企業(yè)經(jīng)營(yíng)存在問(wèn)題可能對(duì)大股東造成不利影響時(shí)，大股東更有可能掩蓋信息以保護(hù)自身利益。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，股權(quán)集中度與內(nèi)控信息披露質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系。相對(duì)集中的股權(quán)有利于控股股東、大股東對(duì)企業(yè)的控制，大股東為了維護(hù)自身利益，更愿意監(jiān)督、激勵(lì)管理者做好企業(yè)內(nèi)部控制以實(shí)現(xiàn)好的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，因此，大小股東的利益是一致的，大股東有動(dòng)機(jī)與能力促進(jìn)公司披露高質(zhì)量的內(nèi)部控制信息。本文認(rèn)為，在兩權(quán)分立的情況下，股東參與企業(yè)管理的程度有限，特別是對(duì)于上市公司而言，為了加強(qiáng)企業(yè)投融資及風(fēng)險(xiǎn)管理，公司股權(quán)不會(huì)過(guò)于集中。在有限集中的前提下，提高股權(quán)集中度有利于改善內(nèi)控信息披露質(zhì)量。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H5：上市公司股權(quán)集中度與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量正相關(guān)。

控股股東性質(zhì)主要分為國(guó)有控股與非國(guó)有控股。Eng和Mak（2003）的研究表明，內(nèi)部控制信息披露水平受政府持股比例的影響，政府持股比例越高，公司的內(nèi)控信息披露質(zhì)量就越高[24]。國(guó)有控股公司多為關(guān)系國(guó)民經(jīng)濟(jì)命脈的行業(yè)，會(huì)有更多的政策、法規(guī)監(jiān)管要求，且控股股東為政府部門而非個(gè)人，其更有客觀的動(dòng)機(jī)要求管理層披露真實(shí)的內(nèi)部控制信息，以實(shí)現(xiàn)國(guó)有資產(chǎn)的有效管控。此外，我國(guó)的非國(guó)有控股公司在與國(guó)有控股公司的競(jìng)爭(zhēng)中常處于劣勢(shì)，在這種情況下，前者可能存在矯飾內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的動(dòng)機(jī)?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H6：國(guó)營(yíng)上市公司相比于民營(yíng)上市公司的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量更高。

高管持股作為一種有效的股權(quán)激勵(lì)措施，能夠促使高管利益與股東利益相一致。高管持股比例越大，公司內(nèi)部控制有效性對(duì)其利益的影響就越大，其越有動(dòng)機(jī)提高內(nèi)部控制質(zhì)量，也越有動(dòng)力提高內(nèi)部控制信息披露水平，因?yàn)楦哔|(zhì)量的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告有利于公司向市場(chǎng)傳遞積極信息，進(jìn)一步提升公司效益和高管自身利益?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H7：上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與高管持股比例呈正比關(guān)系。

機(jī)構(gòu)投資者往往涉及眾多的利益相關(guān)者，相比于個(gè)人投資者，其投資決策更加專業(yè)、謹(jǐn)慎，更需要及時(shí)、準(zhǔn)確的財(cái)務(wù)、內(nèi)控等信息來(lái)輔助投資決策，因此，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者成為股東時(shí)，其有動(dòng)機(jī)要求上市公司提高內(nèi)控信息披露水平。同時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者自身?yè)碛休^多的專業(yè)資源及經(jīng)濟(jì)實(shí)力，可以與其他大股東形成相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，有利于增強(qiáng)管理層內(nèi)控信息披露的真實(shí)性?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H8：機(jī)構(gòu)投資者持股比例與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量正相關(guān)。

（3）董事會(huì)特征。董事會(huì)特征包括四個(gè)方面：董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、兩職合一情況、四委設(shè)立個(gè)數(shù)。

董事會(huì)對(duì)管理層的有效領(lǐng)導(dǎo)和督促是建立良好內(nèi)部控制的基礎(chǔ)。董事會(huì)規(guī)模過(guò)小，則難以形成對(duì)管理層有效的監(jiān)督，降低決策的效果，而董事會(huì)規(guī)模過(guò)大，雖然有利于決策的有效性和客觀性，但會(huì)增加董事間的協(xié)調(diào)難度，降低決策效率。Yermack（1996）的實(shí)證研究表明，當(dāng)董事會(huì)規(guī)模為14人時(shí)，公司績(jī)效的分值最高。因此，適當(dāng)規(guī)模的董事會(huì)有利于提高內(nèi)部控制信息披露水平?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H9：上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與董事會(huì)規(guī)模呈正比關(guān)系。

獨(dú)立董事的存在能夠提高董事會(huì)的決策能力，同時(shí)有利于對(duì)管理層進(jìn)行有效監(jiān)管，從而提高信息披露質(zhì)量。Chen和Jaggi（2000）發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事比例較高的上市公司信息披露程度較高[25]。Cerbioni等（2007）的研究表明，內(nèi)部控制信息披露水平隨著獨(dú)立董事比例的提高而提高[26]。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H10：上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與獨(dú)立董事比例呈正比關(guān)系。

兩職合一是指董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩個(gè)職位由同一人擔(dān)任。我國(guó)的公司法沒(méi)有對(duì)董事會(huì)成員與經(jīng)理的交叉任職進(jìn)行限制，但從內(nèi)部控制的角度來(lái)講，董事會(huì)作為治理層，負(fù)有對(duì)管理層的監(jiān)管責(zé)任，兩者交叉任職違背了內(nèi)部控制的制衡性原則，會(huì)對(duì)董事會(huì)的監(jiān)管能力造成較大影響。特別是董事長(zhǎng)與總經(jīng)理由同一人兼任時(shí)，最大的決策權(quán)與執(zhí)行權(quán)就集于他一人手里，容易造成權(quán)力失察，影響企業(yè)的內(nèi)部控制。因此，企業(yè)應(yīng)盡力避免兩職合一的情況，特別是董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的兩職合一?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H11：不存在兩職合一的上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量更高。

董事會(huì)下設(shè)包括戰(zhàn)略與預(yù)算委員會(huì)、提名委員會(huì)、審計(jì)委員會(huì)、薪酬與考核委員會(huì)在內(nèi)的四委，它們是保證內(nèi)控有效運(yùn)行的重要部門，其對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的提升有很大的意義。四委可以代表董事會(huì)對(duì)管理層的相應(yīng)職責(zé)進(jìn)行監(jiān)督，有利于督促管理層加強(qiáng)內(nèi)部控制。Krishnan（2005）發(fā)現(xiàn)，審計(jì)委員會(huì)的規(guī)模、專業(yè)能力等與企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H12：董事會(huì)下設(shè)四大委員會(huì)的個(gè)數(shù)與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告正相關(guān)。

（4）監(jiān)事會(huì)特征。監(jiān)事會(huì)特征主要包括兩個(gè)方面，即監(jiān)事會(huì)規(guī)模和專業(yè)性。過(guò)小規(guī)模的監(jiān)事會(huì)，其權(quán)力會(huì)受到很大的限制，其監(jiān)管決策的客觀性、有效性也相對(duì)較弱；同時(shí)，監(jiān)事會(huì)應(yīng)由不同領(lǐng)域具有一定專業(yè)水平的人員組成，否則很難對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制運(yùn)行中存在的問(wèn)題做出有效的判斷?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H13：上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與監(jiān)事會(huì)規(guī)模呈正比關(guān)系。

（5）上市時(shí)間。上市時(shí)間較長(zhǎng)的公司多處于穩(wěn)定期，容易滿足于現(xiàn)狀，可能存在疏于內(nèi)部控制建設(shè)的積習(xí)，對(duì)內(nèi)控信息披露的要求和重要性缺乏深刻的認(rèn)識(shí)，而新上市的公司為了向外界展現(xiàn)公司良好的經(jīng)營(yíng)狀況以實(shí)現(xiàn)有效融資，更加重視內(nèi)部管理以及相關(guān)信息的披露，因?yàn)楦哔|(zhì)量的內(nèi)控信息是吸引投資的重要途徑。同時(shí)，監(jiān)管部門也會(huì)對(duì)上市時(shí)間短的公司進(jìn)行更多的監(jiān)督?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H14：上市公司內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與其上市時(shí)間呈反比關(guān)系。

（二）研究設(shè)計(jì)

1.被解釋變量。我們以內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量ICRQ作為被解釋變量。

2.解釋變量。根據(jù)研究假設(shè)，我們?cè)O(shè)計(jì)了14個(gè)解釋變量，具體的變量名稱、變量代碼、變量定義以及自變量與因變量之間的預(yù)期關(guān)系如表6所示。

表6　變量定義及預(yù)期

3.模型構(gòu)建。為了研究作為解釋變量的各影響因素與作為被解釋變量的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量之間的關(guān)系，我們建立了如下多元線性回歸模型：

ICRQ=α0+α1IND+α2ADU+α3STATE+α4LNSIZE+α5SUPSIZE+α6ESHP+α7INDEP+α8BSIZE+α9IPO+α10CTBC+α11OC+α12NFC+α13INSH+α14CSP+β（8）

其中，α0為常數(shù)項(xiàng)，αi=(i=1,2,3,…,14)為各解釋變量的待估系數(shù)，β為誤差項(xiàng)。

在回歸模型分析中，本文借助于SPSS19.0中的描述性分析、雙變量相關(guān)性分析、多元線性回歸分析等模塊，對(duì)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)性及回歸分析。

（三）實(shí)證結(jié)果與分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)及分析。表7至表9給出了2011～2013年各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以看出：（1）2011～2013年間，樣本公司中有一多半的公司屬于制造業(yè)，有超過(guò)半數(shù)的公司聘請(qǐng)的審計(jì)機(jī)構(gòu)為國(guó)內(nèi)前十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所；（2）超過(guò)60%的樣本公司處于東部發(fā)達(dá)地區(qū)，這里所說(shuō)的東部發(fā)達(dá)地區(qū)包括河北、天津、北京、廣東、江蘇、浙江、安徽、江西、山東、上海、海南和福建；（3）在公司規(guī)模方面，各公司的規(guī)模相當(dāng)，最小值為19.3，最大值為28.3，均值為22.7；（4）大部分樣本公司的高管持股比例為0，各年的高管持股比例最大值達(dá)到67%的水平，而各年的均值為0.006～0.008，說(shuō)明上市公司的高管持股比例很低；（5）監(jiān)事會(huì)規(guī)模最小為2，最大為12，均值為4.1，說(shuō)明樣本公司監(jiān)事會(huì)規(guī)?？傮w較小，尚有提升的空間；（6）獨(dú)立董事比例最小值為0.25～0.27，最大值為0.67～0.75，均值為0.37，符合公司法的要求（上市公司獨(dú)立董事至少占董事會(huì)人數(shù)的1/3以上），但部分公司比例過(guò)低；（7）董事會(huì)規(guī)模最低為5，最高為18，總體上符合公司法對(duì)上市公司的要求；（8）上市時(shí)間的最小值為0（即樣本當(dāng)年上市），最大值為23（即1990年上市），均值為11，說(shuō)明樣本公司總體上較年輕；（9）兩職合一的均值為1.09～1.11，說(shuō)明樣本上市公司兩職合一的比例僅為10%左右，兩職合一情況并不嚴(yán)重；（10）股權(quán)集中度的最小值2013年為0.04，2011、2012年為0.14，3年的最大值都為0.98，均值為0.56～0.59，說(shuō)明樣本公司的股權(quán)情況總體上較為合適，只有部分公司的股權(quán)過(guò)于集中或分散；（11）四委設(shè)立個(gè)數(shù)的最小值為1，最大值為4，3年的均值都在3.8以上，說(shuō)明大部分樣本公司的董事會(huì)都設(shè)立了3個(gè)以上的委員會(huì)，總體狀況較為滿意；（12）機(jī)構(gòu)投資者持股比例的最小值為0，最大值在0.95以上，均值為0.195，說(shuō)明樣本公司機(jī)構(gòu)持股比例總體較小；（13）控股股東性質(zhì)均值在1.74以上，說(shuō)明超過(guò)74%的公司為國(guó)營(yíng)性質(zhì)。由于本文的樣本選取遵循了隨機(jī)原則并剔除了可比性較差的公司，故上述結(jié)果在很大程度上能夠代表滬市A股上市公司的整體狀況。

表7　2011年的樣本描述統(tǒng)計(jì)量

表8　2012年的樣本描述統(tǒng)計(jì)量

表9　2013年的樣本描述統(tǒng)計(jì)量

2.相關(guān)性分析。在對(duì)樣本進(jìn)行分析前，為了克服不同樣本規(guī)?？赡芤鸬臄?shù)據(jù)誤差，我們將三年的樣本公司數(shù)據(jù)進(jìn)行綜合，組成全樣本公司數(shù)據(jù)，并對(duì)全樣本公司數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析。從表10、表112011～2013年全樣本公司的Pearson、Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，所屬地區(qū)（STATE）、高管持股比例（ESHP）與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量分別在0.01和0.05的水平上顯著負(fù)相關(guān)，這與假設(shè)預(yù)期符號(hào)不符；上市時(shí)間（IPO）與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量在0.01的水平上顯著正相關(guān)，這與預(yù)期符號(hào)相反；審計(jì)機(jī)構(gòu)（ADU）、控股股東性質(zhì)（CSP）的Spearman相關(guān)性與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量在0.01的水平上顯著正相關(guān)，這與假設(shè)預(yù)期相符；公司規(guī)模（LNSIZE）、監(jiān)事會(huì)規(guī)模（SUPSIZE）、獨(dú)立董事比例（INDEP）、董事會(huì)規(guī)模（BSIZE）、股權(quán)集中度（OC）、機(jī)構(gòu)投資者比例（INSH）的Pearson相關(guān)性與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量在0.01的水平上顯著正相關(guān)，這與假設(shè)預(yù)期符號(hào)相符；所屬行業(yè)（IND）、四委設(shè)立個(gè)數(shù)（NFC）、兩職合一（CTBC）與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量不顯著相關(guān)，但兩職合一、四委設(shè)立個(gè)數(shù)與假設(shè)預(yù)期符號(hào)相同，而行業(yè)與假設(shè)預(yù)期符號(hào)相反。

表10　全樣本Pearson相關(guān)系數(shù)

表11　全樣本Spearman相關(guān)系數(shù)

從變量“所屬地區(qū)”來(lái)看，在迪博企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理技術(shù)有限公司關(guān)于2011、2012年各轄區(qū)上市公司內(nèi)控實(shí)施情況的研究中，貴州、廣西、云南等西部地區(qū)在內(nèi)控自評(píng)報(bào)告披露比例、評(píng)價(jià)結(jié)論為有效的比例、內(nèi)控審計(jì)報(bào)告披露比例等方面要優(yōu)于東部地區(qū)，這樣的結(jié)果值得深思。從高管持股比例來(lái)看，由于超過(guò)90%的樣本公司高管持股比例為0，故顯著負(fù)相關(guān)不具有代表性。

3.多元回歸結(jié)果與分析。表12給出了2011～2013年各年及全樣本的評(píng)價(jià)模型檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，其中，Durbin-Watson是用于檢測(cè)殘差自相關(guān)的統(tǒng)計(jì)量，其取值范圍介于0～4之間，其值越接近于2，誤差之間的獨(dú)立性越高，說(shuō)明變量之間是相互獨(dú)立的。從表12中可以看出，各模型的DW值都接近于2，變量之間的獨(dú)立性較高。判定系數(shù)（R方）2011年為0.617，2012年為0.563，2013年為0.519，全樣本為0.425。R方取值越接近于1，說(shuō)明回歸模型越滿意。因此，總體來(lái)看，模型的擬合度中等。但是，從F統(tǒng)計(jì)量的觀察值可以看出，2011年的F值為42.929，顯著性P值為0.000，2012年的F值為59.354，顯著性P值為0.000，2013年的F值為55.300，顯著性P值為0.000，全樣本的F值為93.108，顯著性P值為0.000。F值大于1，說(shuō)明該統(tǒng)計(jì)具有實(shí)際價(jià)值，而P值都小于0.01，可以判斷模型的整體非常顯著，模型是有效的，解釋變量通過(guò)了F檢驗(yàn)。

表12　模型匯總

表13～表16是多元線性回歸的系數(shù)列表以及相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量。從共線性統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，VIF值都小于2，這進(jìn)一步驗(yàn)證了解釋變量之間不存在共線性問(wèn)題，變量相互獨(dú)立。從Sig值來(lái)看，解釋變量所屬地區(qū)（STATE）、公司規(guī)模（LNSIZE）、獨(dú)立董事比例（INDEP）、上市時(shí)間（IPO）、股權(quán)集中度（OC）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INSH）、控股股東性質(zhì)（CSP）的Sig值都小于0.05，部分小于0.01，說(shuō)明相應(yīng)的系數(shù)非常顯著，而行業(yè)（IND）、審計(jì)機(jī)構(gòu)（ADU）、四委設(shè)立個(gè)數(shù)（NFC）、兩職合一（CTBC）、高管持股比例（ESHP）、監(jiān)事會(huì)規(guī)模（SUPSIZE）、董事會(huì)規(guī)模（BSIZE）等變量的Sig大于0.05，部分接近于1，說(shuō)明這些變量的系數(shù)不具有顯著性，也即與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的線性回歸關(guān)系不顯著。

表13　2011年的系數(shù)

表14　2012年的系數(shù)

表15　2013年的系數(shù)

表16　全樣本系數(shù)

4.結(jié)果綜述。在對(duì)被解釋變量?jī)?nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量ICRQ與各解釋變量進(jìn)行描述性、相關(guān)性、多元回歸分析的基礎(chǔ)上，我們將對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行綜合表述。

（1）滬市A股中有55%的公司屬于制造業(yè)，本文假設(shè)上市公司所處行業(yè)會(huì)對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量產(chǎn)生影響。但實(shí)證結(jié)果顯示，行業(yè)與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量既不存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，也不存在顯著的線性關(guān)系，因此，假設(shè)不成立。由于制造業(yè)包含了眾多的子行業(yè)且差異較大，這些因素是否會(huì)影響結(jié)果的準(zhǔn)確性，有待于進(jìn)一步的考證。

（2）審計(jì)機(jī)構(gòu)與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量顯著正相關(guān)，說(shuō)明排名靠前的審計(jì)機(jī)構(gòu)對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的提高具有顯著作用。但兩者之間不是顯著的線性關(guān)系，即審計(jì)機(jī)構(gòu)與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量不是成比例的關(guān)系，高排名的審計(jì)機(jī)構(gòu)只能提高而不能確保內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的高質(zhì)量。

（3）本文假設(shè)東部發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量更高，但實(shí)證結(jié)果顯示，公司所屬地區(qū)與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量負(fù)相關(guān)，且呈現(xiàn)顯著的線性關(guān)系，所以，假設(shè)不成立。已有研究發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)一些企業(yè)的內(nèi)控信息披露狀況要優(yōu)于東部發(fā)達(dá)地區(qū)，這種差異值得深入研究。

（4）公司規(guī)模與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量既存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，也存在顯著的線性關(guān)系，這與假設(shè)相符，說(shuō)明大規(guī)模的公司在其成長(zhǎng)及穩(wěn)定發(fā)展中，都投入了更多的精力來(lái)保證內(nèi)控運(yùn)行有效，并愿意將成效展示給外部使用者。

（5）監(jiān)事會(huì)規(guī)模與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，這與假設(shè)相符，但兩者之間沒(méi)有顯著的線性關(guān)系。這可能是因?yàn)槲覈?guó)上市公司的監(jiān)事會(huì)規(guī)?？傮w較小，且差異性不顯著，監(jiān)事會(huì)的作用難以得到有效發(fā)揮。

（6）高管持股比例與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，這與假設(shè)相反，但兩者不存在顯著的線性關(guān)系。其主要原因在于，滬市的上市公司中只有極少數(shù)公司高管持有股份，相關(guān)性和線性結(jié)果實(shí)際上是少數(shù)公司的數(shù)據(jù)比較，不具有實(shí)質(zhì)意義。

（7）獨(dú)立董事比例與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量顯著正相關(guān)且具有顯著的線性相關(guān)性，這與假設(shè)相符，說(shuō)明獨(dú)立董事在內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的提升中起到了有效作用，高比例的獨(dú)立董事可能意味著內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的高質(zhì)量。

（8）董事會(huì)規(guī)模與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量顯著正相關(guān)，說(shuō)明在公司法對(duì)上市公司董事規(guī)模的具體規(guī)定下，規(guī)模增大有利于提高內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量。但大規(guī)模的董事會(huì)并不能對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的高質(zhì)量提供保證。

（9）上市時(shí)間與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量顯著正相關(guān)且具有顯著的線性關(guān)系，這與假設(shè)相反。這可能是因?yàn)槲覈?guó)的資本市場(chǎng)開放較晚，大部分上市公司還屬于較年輕的公司，隨著上市時(shí)間的延長(zhǎng)，公司在逐漸理解和把握內(nèi)控信息披露的相關(guān)政策。

（10）兩職合一、四委設(shè)立個(gè)數(shù)與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量既沒(méi)有顯著相關(guān)性，也沒(méi)有顯著的線性關(guān)系。但在相關(guān)性檢驗(yàn)中，兩者與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的相關(guān)性都為正，即兩職分離以及四委設(shè)立對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的提高有一定的作用，但從目前的數(shù)據(jù)來(lái)看影響不顯著。

（11）股權(quán)集中度、機(jī)構(gòu)投資者比例、控股股東性質(zhì)與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量有顯著的正相關(guān)關(guān)系且表現(xiàn)出顯著的線性關(guān)系，這與假設(shè)相符，說(shuō)明適度規(guī)模的股權(quán)集中、機(jī)構(gòu)投資者持股比例增加、控股股東為國(guó)家都有利于內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的提高，并可為報(bào)告質(zhì)量提供一定程度的保證，這得益于三者的股權(quán)制衡、專業(yè)能力以及更多的監(jiān)督。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.增加自變量。以往的研究顯示，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與盈余質(zhì)量之間存在一定的關(guān)系。賴文海（2009）基于信號(hào)傳遞理論認(rèn)為，公司盈余質(zhì)量的提高會(huì)使其更愿意披露內(nèi)部控制信息[27]。雷英等（2013）以Jones模型為基礎(chǔ)，將非可控應(yīng)計(jì)利潤(rùn)作為盈余質(zhì)量的度量指標(biāo)，得出內(nèi)部信息披露質(zhì)量與盈余質(zhì)量顯著正相關(guān)的結(jié)論[28]。饒靜（2013）借助于DD會(huì)計(jì)模型進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)是否披露內(nèi)控鑒證報(bào)告與盈余質(zhì)量正相關(guān)[29]。高盈余質(zhì)量往往意味著更好的企業(yè)業(yè)績(jī)、更可靠的財(cái)務(wù)信息、更好的內(nèi)部控制等，管理者在盈余質(zhì)量高的情況下，更愿意披露企業(yè)信息，包括內(nèi)部控制信息，以展現(xiàn)公司及管理層的良好業(yè)績(jī)。

DD模型是由Dechow和Dichev于2002年提出的，主要是用應(yīng)計(jì)項(xiàng)目轉(zhuǎn)換為過(guò)去、未來(lái)和現(xiàn)在現(xiàn)金流量的程度來(lái)測(cè)度應(yīng)計(jì)質(zhì)量，即在模型中引入當(dāng)期及前后一年的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流，以測(cè)度公司流動(dòng)應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的質(zhì)量。Francis（2005）引入了固定資產(chǎn)、營(yíng)業(yè)收入變化等變量，使得應(yīng)計(jì)利潤(rùn)質(zhì)量的測(cè)度更為完善。DD模型采用應(yīng)計(jì)額與現(xiàn)金流之間的配比關(guān)系作為盈余質(zhì)量的衡量標(biāo)準(zhǔn)，在一定程度上避免了Jones模型中關(guān)于現(xiàn)金流不被操縱的假定，且DD模型既能反映盈余上的有意操縱，也能反映無(wú)意的估計(jì)誤差。因此，本文選用DD會(huì)計(jì)模型來(lái)測(cè)度盈余質(zhì)量。我們加入盈余質(zhì)量EQ作為自變量，并提出如下假設(shè)：

假設(shè)H15：在其他條件不變的情況下，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與盈余質(zhì)量正相關(guān)。

2.剔除部分原自變量，增加控制變量。我們將與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量不顯著線性相關(guān)的變量剔除，引入資產(chǎn)負(fù)債率（LEF）、盈利水平（ROA）、是否虧損（LOSS）、財(cái)務(wù)杠桿（LEV）、每股收益（EPS）、凈利潤(rùn)（RP）以及成長(zhǎng)能力（GROWTH）等財(cái)務(wù)變量作為控制變量，并研究這些變量是否會(huì)對(duì)前述結(jié)論產(chǎn)生影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量。我們以內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量ICRQ作為被解釋變量，其取值見前述章節(jié)中各公司的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量得分。

2.解釋變量。這里新增解釋變量盈余質(zhì)量，其計(jì)量借助了Francis（2005）的DD修正模型，模型的殘差即為異常應(yīng)計(jì)利潤(rùn)：

其中，TCAi,t=△CAi,t-△CLi,t-△CASHi,t+△STDEBFi,t，即第t年i公司全部流動(dòng)應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，△CAi,t為i公司第t年與t-1年的流動(dòng)資產(chǎn)差額，△CLi,t為i公司第t年與t-1年的流動(dòng)負(fù)債差額，△CASHi,t為i公司第t年與t-1年的貨幣資金差額，△STDEBFi,t為i公司第t年與t-1年的短期借款差額；CFOi,t-1為i公司第t年經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~，△REVi,t為i公司第t年與上一年?duì)I業(yè)收入的變化，PPEi,t為i公司第t年的固定資產(chǎn)期末值。以上各變量經(jīng)過(guò)i公司第t年和t-1年的平均總資產(chǎn)修正后，通過(guò)SPSS19.0對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，求出各公司的殘差，即βi,t，取殘差的絕對(duì)值即可得到盈余質(zhì)量的度量指標(biāo)EQ=ABS（βi,t），EQ的取值越小，盈余質(zhì)量越高。

3.控制變量。黃梅（2008）指出，企業(yè)的規(guī)模、成長(zhǎng)能力、負(fù)債水平等與應(yīng)計(jì)水平緊密相關(guān)[30]。本文參照相關(guān)研究，進(jìn)一步控制了以下財(cái)務(wù)和非財(cái)務(wù)指標(biāo)：公司規(guī)模（LNSIZE）、上市時(shí)間（IPO）、控股股東性質(zhì)（CSP）、股權(quán)集中度（OC）、機(jī)構(gòu)投資者持股比（INSH）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEF）、盈利水平（ROA）、是否虧損（LOSS）、財(cái)務(wù)杠桿（LEV）、每股收益（EPS）、凈利潤(rùn)（RP）以及成長(zhǎng)能力（GROWTH）。變量的取值方法及說(shuō)明見表17。

表17　變量定義及說(shuō)明

（三）樣本選擇

這里的樣本選擇同前面章節(jié)，同時(shí)剔除了部分財(cái)務(wù)信息缺失的公司，最后的樣本公司為滬市A股2011年279家、2012年653家、2013年729家。各樣本公司的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，部分殘缺數(shù)據(jù)通過(guò)查閱同花順等網(wǎng)站手工補(bǔ)全。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表18～表24給出了穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過(guò)變量的增減變動(dòng)，結(jié)論并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變。同時(shí)，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與EQ取值明顯負(fù)相關(guān)，即內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與盈余質(zhì)量顯著正相關(guān)，并呈現(xiàn)顯著的線性關(guān)系。

表18　Pearson相關(guān)性

（續(xù)表18）

表19　Spearman相關(guān)系數(shù)

表20　模型匯總

表21　2011年的系數(shù)

表22　2012年的系數(shù)

注：因變量為ICRQ。

表23　2013年的系數(shù)

表24　全樣本系數(shù)

五、研究結(jié)論

本文構(gòu)建了內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量指標(biāo)體系，并對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與諸多因素（包括財(cái)務(wù)和非財(cái)務(wù)指標(biāo)）的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量與部分預(yù)期因素存在顯著的線性關(guān)系，這些因素有利于內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的提高并可為報(bào)告的高質(zhì)量提供保證。還有一些因素與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量只存在顯著的相關(guān)性，而沒(méi)有顯著的線性關(guān)系，說(shuō)明這些因素有利于報(bào)告質(zhì)量的提高，但不能為報(bào)告的高質(zhì)量提供保證。另外一些因素則與報(bào)告質(zhì)量不相關(guān)。具體來(lái)說(shuō)，我們確立了內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量測(cè)度的各項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)。

其一，內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量測(cè)度的直接標(biāo)準(zhǔn)。直接標(biāo)準(zhǔn)是指從報(bào)告自身來(lái)測(cè)度質(zhì)量，是最強(qiáng)的標(biāo)準(zhǔn)。在評(píng)價(jià)上市公司的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量時(shí)，首先要考察報(bào)告是否對(duì)內(nèi)控五要素及其影響因素有實(shí)質(zhì)性披露，對(duì)存在的缺陷是否有實(shí)質(zhì)性說(shuō)明，這些方面決定了報(bào)告是否與使用者決策相關(guān)；其次要考察內(nèi)控自評(píng)報(bào)告是否有相應(yīng)的內(nèi)控審計(jì)報(bào)告及審計(jì)報(bào)告意見，財(cái)報(bào)是否經(jīng)重述，公司最近三年是否因違規(guī)被處罰，內(nèi)控審計(jì)報(bào)告與財(cái)務(wù)審計(jì)報(bào)告結(jié)論是否相符，這些問(wèn)題的答案決定了報(bào)告的可靠性。具體的測(cè)度可以參考本文建立的指標(biāo)體系及對(duì)報(bào)告的評(píng)分。

其二，公司規(guī)模、獨(dú)立董事比例、上市時(shí)間、股權(quán)集中度、機(jī)構(gòu)投資者比例、控股股東性質(zhì)等非財(cái)務(wù)因素可以作為測(cè)度報(bào)告質(zhì)量的強(qiáng)標(biāo)準(zhǔn)，而盈余質(zhì)量可以作為測(cè)度報(bào)告質(zhì)量的財(cái)務(wù)性強(qiáng)標(biāo)準(zhǔn)。這些因素都顯示出與內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量存在顯著的正線性關(guān)系。如果報(bào)告使用者不方便對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告進(jìn)行評(píng)分，或者需要對(duì)某些上市公司的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量進(jìn)行橫向比較，可以通過(guò)考察目標(biāo)公司的這些因素做出合理判斷。報(bào)告使用者可以根據(jù)盈余質(zhì)量的高低對(duì)報(bào)告質(zhì)量做出判斷，其既適合于公司間的橫向比較，也適合于對(duì)單一公司不同年份的報(bào)告進(jìn)行縱向比較。盈余質(zhì)量的測(cè)度具有一定的復(fù)雜性，但借助數(shù)據(jù)軟件，可以較好地解決這個(gè)問(wèn)題。

其三，審計(jì)機(jī)構(gòu)排名、監(jiān)事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)規(guī)?？梢宰鳛樵u(píng)判內(nèi)控自評(píng)報(bào)告質(zhì)量的參考標(biāo)準(zhǔn)。這些因素有利于提高內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量，但不能為報(bào)告的高質(zhì)量提供保證，其只適合于對(duì)不同公司的內(nèi)控自評(píng)報(bào)告進(jìn)行橫向比較時(shí)做參考。

綜合以上三方面的標(biāo)準(zhǔn)，報(bào)告的使用者就可以對(duì)內(nèi)控自評(píng)報(bào)告的質(zhì)量做出較為可靠的判斷。

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［責(zé)任編輯：高巍］

經(jīng)濟(jì)與管理研究

Research on How to Measure the Quality of Internal Control Self-assessment Report

WU Qiu-sheng，Li Tong-qia
（School of Accounting，Shanxi University of Finance & Economics，Taiyuan 030006，China）

Abstract：This paper did an empirical research for the internal control self-assessment reports’quality with the sample of Shanghai A shares listed corporation. The authors found the proportion and quality of our listed companies’internal control selfassessment report revelation have risen year by year from 2011 to 2013，but have not yet reached a very satisfactory level. Besides，the non -financial variables such as firm size，proportion of independent directors，time to market，ownership concentration，the share ratio of the institutional investors，nature of the controlling shareholder，and the financial variable such as earnings quality on internal control self-assessment report quality affects the most，they can be used as auxiliary mediums for internal control self-assessment report quality measure.

Key Words：listed company，internal control self-assessment report，standards of quality measure，earning quality

［作者簡(jiǎn)介］吳秋生（1962-），男，江蘇東臺(tái)人，山西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，主要研究方向是審計(jì)；李通乾（1988-），男，山西呂梁人，山西財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士研究生，主要研究方向是審計(jì)。

［收稿日期］2015-02-01

DOI編碼：10.13782/j.cnki.2095-106X.2015.01.010

[文章編號(hào)］2095-106X（2015）01-0059-21

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A

[中圖分類號(hào)］F23