內(nèi)部控制缺陷及整改對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響

宮義飛

(西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715)

一、引言

自資本市場(chǎng)誕生以來，股價(jià)崩盤現(xiàn)象便屢見不鮮。1929年，美國(guó)紐約股市發(fā)生大崩盤，大量投資者傾家蕩產(chǎn)，隨即美國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了持續(xù)十年的大蕭條，直至1954年，美國(guó)資本市場(chǎng)才恢復(fù)到崩盤前的狀況。反觀我國(guó)資本市場(chǎng)也不例外。20世紀(jì)末和21世紀(jì)初先后經(jīng)歷了兩次大的動(dòng)蕩，近年來股價(jià)崩盤現(xiàn)象也屢屢發(fā)生。股價(jià)崩盤使得上市公司的市值在短期內(nèi)急劇縮水，這不僅會(huì)侵害投資者的利益，也會(huì)影響資本市場(chǎng)的穩(wěn)定發(fā)展。為此，股價(jià)崩盤已成為國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)、金融及管理領(lǐng)域備受關(guān)注的研究主題，其研究重點(diǎn)集中在股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響因素方面，如股權(quán)結(jié)構(gòu)、股東行為、公司行為、信息環(huán)境等。

股價(jià)崩盤作為資本市場(chǎng)的一種常見現(xiàn)象，其發(fā)生既受資本市場(chǎng)宏觀層面的影響，也有上市公司微觀層面的誘因。公司內(nèi)部控制體系作為公司微觀經(jīng)營(yíng)管理的重要組成部分，其對(duì)資本市場(chǎng)的健康發(fā)展有著重要的影響，近年來，也受到了各國(guó)學(xué)者的重視。關(guān)于內(nèi)部控制經(jīng)濟(jì)后果的研究，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制有效性會(huì)正向影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量[1]、投資效率[2]、盈余質(zhì)量[3]，負(fù)向影響融資成本[4]。并且，有效的內(nèi)部控制有助于抑制公司的盈余管理行為[5]，而內(nèi)部控制存在缺陷會(huì)影響上市公司的投資效率，降低公司價(jià)值[6]。此外，一些研究表明，上市公司內(nèi)部控制的經(jīng)濟(jì)后果能延伸至資本市場(chǎng)，對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響[7]。

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，著力探討的問題是，上市公司內(nèi)部控制缺陷的存在是否構(gòu)成公司微觀層面的誘因，從而在一定程度上影響其股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)？進(jìn)一步地，不同程度的內(nèi)部控制缺陷對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響是否存在差異？上市公司對(duì)內(nèi)部控制缺陷進(jìn)行整改是否有助于抑制股價(jià)崩盤的可能性？并且在不同的業(yè)績(jī)狀況和信息透明度下，內(nèi)部控制缺陷整改對(duì)股價(jià)崩盤的抑制作用是否存在差異？

本文的研究貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在以下方面：(1)本文不僅從靜態(tài)的角度研究了內(nèi)部控制缺陷對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，還從動(dòng)態(tài)的視角研究了內(nèi)部控制缺陷整改行為對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，為上市公司進(jìn)行內(nèi)部控制缺陷整改提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，同時(shí)，也為監(jiān)管機(jī)構(gòu)及上市公司進(jìn)行股價(jià)崩盤的防范提供了新思路；(2)現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)主要從信息披露、質(zhì)量狀況等角度研究?jī)?nèi)部控制對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，本文從內(nèi)部控制缺陷視角切入來研究其對(duì)上市公司股價(jià)表現(xiàn)及資本市場(chǎng)的影響，拓展了內(nèi)部控制經(jīng)濟(jì)后果、股價(jià)崩盤影響因素的研究；(3)本文按照內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重程度進(jìn)行了細(xì)致研究，分析其對(duì)上市公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響程度差異。

二、理論分析與假設(shè)提出

在資本市場(chǎng)中，信息不對(duì)稱是常態(tài)。上市公司在很大程度上能自主決定其信息披露行為，是市場(chǎng)信息的主動(dòng)輸出者，投資者關(guān)于上市公司的信息來源主要是公司發(fā)布的各類公告，信息渠道較為單一，是市場(chǎng)信息的被動(dòng)接收者。上市公司作為資本市場(chǎng)信息發(fā)布主體，能主導(dǎo)其信息發(fā)布行為，為了推高或穩(wěn)定其股價(jià)水平，其信息披露行為往往具有“避重就輕”的傾向性和“報(bào)喜不報(bào)憂”的選擇性，因而上市公司這種選擇性信息披露行為向資本市場(chǎng)發(fā)布的信息往往是有偏的，并且大多是樂觀偏差，而這種樂觀偏差的背后其實(shí)是上市公司壞消息的囤積。資本市場(chǎng)對(duì)公司壞消息的容納是存在上限的，壞消息的不斷累積必然導(dǎo)致其在達(dá)到某一臨界點(diǎn)后集中爆發(fā)釋放。而在此之前，投資者大多處于上市公司信息發(fā)布行為營(yíng)造的樂觀偏差帶來的繁榮假象中[8]，當(dāng)壞消息突然集中出現(xiàn)時(shí)，投資者便會(huì)迅速做出反應(yīng)，集中拋售股票，導(dǎo)致股價(jià)崩盤[9]。

一方面，內(nèi)部控制能影響公司信息生產(chǎn)系統(tǒng)的質(zhì)量和可靠性[10]。劉啟亮與羅樂等以財(cái)務(wù)重述和管理層盈余管理程度來衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的內(nèi)部控制越有效，公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平越高[11]。李常青和陳澤藝從業(yè)績(jī)快報(bào)質(zhì)量的角度出發(fā)驗(yàn)證了內(nèi)部控制對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的作用，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制有效的企業(yè)，其業(yè)績(jī)快報(bào)發(fā)生重大錯(cuò)報(bào)的概率較低，報(bào)告誤差較小，質(zhì)量較高[1]。財(cái)務(wù)信息是投資者做出投資判斷的主要依據(jù)，由上市公司主導(dǎo)發(fā)布的財(cái)務(wù)信息在一定程度上存在樂觀偏差，尤其當(dāng)內(nèi)部控制存在缺陷時(shí)，公司發(fā)布的財(cái)務(wù)信息質(zhì)量必然不高，更可能會(huì)加大這種偏差。當(dāng)財(cái)務(wù)信息中關(guān)于公司真實(shí)負(fù)面信息的含量少，誤導(dǎo)信息含量多時(shí)，投資者只能獲取有限的企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理層面的有效信息，難以識(shí)別、判斷真實(shí)的投資風(fēng)險(xiǎn)，因而在公司信息樂觀偏差的誘導(dǎo)下投資者容易做出抬高股價(jià)的非理性投資決策，導(dǎo)致上市公司發(fā)生股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)上升。

另一方面，內(nèi)部控制可以在一定程度上提高信息溝通效率，保證各職能部門之間權(quán)力的有效制衡，抑制管理層的非效率投資行為和盈余管理行為[2] [5]，限制管理層的信息操縱和利益侵占行為，從而降低代理成本[6]。內(nèi)部控制實(shí)質(zhì)上是企業(yè)為了緩解內(nèi)部各層級(jí)之間的代理沖突而構(gòu)建的風(fēng)險(xiǎn)管控機(jī)制。換言之，內(nèi)部控制存在缺陷會(huì)有利于管理層隱藏壞消息，加劇委托代理問題，增加管理層從事盈余管理、市值操縱等機(jī)會(huì)主義行為的傾向。同樣地，這類行為實(shí)質(zhì)上依然是上市公司的選擇性信息披露行為，并且這類行為具有更為顯著的壞消息隱藏意圖，其向資本市場(chǎng)發(fā)布的信息特征依然是有效信息含量不足，誤導(dǎo)信息含量較多，投資者難以做出正確的投資決策。由于投資者處于信息劣勢(shì)，難以及時(shí)得到公司經(jīng)營(yíng)管理層面的真實(shí)信息，使得投資決策調(diào)整產(chǎn)生滯后性，公司的真實(shí)價(jià)值難以平緩地反映到股價(jià)中，導(dǎo)致公司股價(jià)背離其真實(shí)價(jià)值且持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。

最后，內(nèi)部控制實(shí)質(zhì)上是公司的一種風(fēng)險(xiǎn)控制活動(dòng)，用以保證內(nèi)部控制目標(biāo)或風(fēng)險(xiǎn)管理目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[12]。內(nèi)部控制發(fā)展到內(nèi)部控制整合框架和全面風(fēng)險(xiǎn)管理階段，風(fēng)險(xiǎn)控制已成為其核心目標(biāo)。李維安和戴文濤指出良好的內(nèi)部控制能在一定程度上發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)控制作用，防范企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，保證企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。如果內(nèi)部控制存在缺陷，就會(huì)使得風(fēng)險(xiǎn)管控能力得不到保障，進(jìn)而增加公司整體風(fēng)險(xiǎn)。Ashbaugh-Skaife等研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制缺陷會(huì)損害會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，進(jìn)而影響投資者對(duì)上市公司投資風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)估，投資者必然要求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，導(dǎo)致資本成本上升，因而存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)會(huì)表現(xiàn)出更高的特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)、系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)和權(quán)益資本成本[4]。內(nèi)部控制的最終目標(biāo)是維護(hù)投資者切身利益、保護(hù)企業(yè)資產(chǎn)完整，并創(chuàng)造新的價(jià)值。而內(nèi)部控制缺陷的存在使其功能弱化，公司整體風(fēng)險(xiǎn)上升，發(fā)生股價(jià)崩盤的可能性加大。并且，內(nèi)部控制缺陷按嚴(yán)重程度分為重大缺陷、重要缺陷和一般缺陷。不同程度的內(nèi)部控制缺陷的監(jiān)督作用和控制作用不同，越嚴(yán)重的缺陷發(fā)揮的監(jiān)管作用越弱，風(fēng)險(xiǎn)控制功能越差，從而在不同程度上影響上市公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

綜上所述，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：內(nèi)部控制缺陷會(huì)加劇上市公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，并且，內(nèi)部控制缺陷越嚴(yán)重，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越高。

上市公司修正內(nèi)部控制缺陷后，內(nèi)部控制質(zhì)量提高，內(nèi)部控制有效性得到保證，隨之帶來相關(guān)經(jīng)濟(jì)后果的正向轉(zhuǎn)變。Graham和Bedard研究發(fā)現(xiàn)，上市公司若成功修正了內(nèi)部控制缺陷，相比修正失敗的公司，其發(fā)生財(cái)務(wù)錯(cuò)報(bào)的可能性降低，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量會(huì)得到改善[13]。Ashbaugh-Skaife等[3]、葉建芳等[14]發(fā)現(xiàn)存在內(nèi)部控制缺陷的上市公司，隨著其內(nèi)部控制缺陷的成功整改，盈余質(zhì)量得以提升，管理層盈余管理程度也降低了。林鐘高和陳俊杰認(rèn)為內(nèi)部控制缺陷的成功修正，能在一定程度上抑制或者消解企業(yè)某一特定危險(xiǎn)情況發(fā)生的可能性，進(jìn)而提升了企業(yè)治理能力，降低了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)[15]。

內(nèi)部控制缺陷的成功整改能使其經(jīng)濟(jì)監(jiān)管和風(fēng)險(xiǎn)控制作用得到恢復(fù)，能提高公司財(cái)務(wù)信息質(zhì)量，有效抑制管理層的機(jī)會(huì)主義行為傾向，緩解委托代理問題，從而縮小上市公司向資本市場(chǎng)釋放的信息偏差，有助于投資者做出正確的投資決策，使得公司信息能真實(shí)平緩地反映到股價(jià)中。同時(shí)，從信號(hào)傳遞理論的角度來看，內(nèi)部控制缺陷修正的消息公布后能向投資者傳達(dá)關(guān)于公司經(jīng)營(yíng)管理的正面信息，有利于增強(qiáng)投資者信心，穩(wěn)定公司股價(jià)水平，抑制股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。因此，隨著企業(yè)內(nèi)部控制缺陷修復(fù)后帶來的這些經(jīng)濟(jì)后果的正向轉(zhuǎn)變，企業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)降低。據(jù)此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)2：企業(yè)進(jìn)行內(nèi)部控制缺陷整改后，其股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)降低。

一方面，當(dāng)公司業(yè)績(jī)較差時(shí)，從公司外部來看，負(fù)面消息的數(shù)量會(huì)增加，投資者對(duì)于負(fù)面信息的敏感度上升，從而更容易對(duì)負(fù)面消息產(chǎn)生過度解讀的行為。由于對(duì)公司的投資信心下降，投資者會(huì)撤銷或減少相應(yīng)投資[8]。從公司內(nèi)部來看，在內(nèi)憂外患的情況下，管理層為維護(hù)自身薪酬或職位利益，更容易產(chǎn)生機(jī)會(huì)主義行為，通過各種渠道來掩蓋公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)下滑的事實(shí)，但企業(yè)對(duì)負(fù)面信息的容納數(shù)量有一個(gè)上限，一旦負(fù)面消息累積直至突破臨界值，將會(huì)集中釋放，增加發(fā)生股價(jià)崩盤的可能性[9]。此時(shí)，進(jìn)行內(nèi)部控制缺陷的修正有利于加強(qiáng)內(nèi)部控制有效性[3]，隨著內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，使得其經(jīng)濟(jì)監(jiān)管和風(fēng)險(xiǎn)控制作用得到恢復(fù)，從而更有助于降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[14]。

另一方面，當(dāng)公司業(yè)績(jī)較好時(shí)，公司處于一個(gè)較有利的外部信息環(huán)境中，負(fù)面信息的來源較少，投資者信心較穩(wěn)定，管理層的業(yè)績(jī)壓力較小，進(jìn)行市值管理或壓制囤積壞消息的機(jī)會(huì)主義傾向較弱，因而發(fā)生股價(jià)崩盤的可能性也相對(duì)較小。此時(shí)，公司進(jìn)行內(nèi)部控制缺陷整改對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)向影響也相對(duì)有限。因此，內(nèi)部控制缺陷整改對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用應(yīng)在業(yè)績(jī)較差的公司中更明顯。據(jù)此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)3：當(dāng)公司業(yè)績(jī)較差時(shí)，對(duì)內(nèi)部控制缺陷進(jìn)行整改更有助于降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

當(dāng)公司信息透明度較差時(shí)，對(duì)資本市場(chǎng)造成的投資干擾較大。一方面，投資者難以了解公司的真實(shí)經(jīng)營(yíng)管理狀況，從而做出正確投資決策[7]，另一方面投資決策的調(diào)整也會(huì)出現(xiàn)滯后性，從而造成上市公司股價(jià)與其真實(shí)價(jià)值的背離程度較大且持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)，發(fā)生股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)也越大。此時(shí)，內(nèi)部控制缺陷的修正有助于緩解公司與投資者之間的信息不對(duì)稱[13]，在一定程度上消除公司信息透明度低給投資者帶來的投資誤導(dǎo)，縮小股價(jià)水平與上市公司真實(shí)價(jià)值的背離程度，從而使得企業(yè)發(fā)生股價(jià)崩盤的可能性變小。

反之，當(dāng)公司信息透明度較好時(shí)，對(duì)資本市場(chǎng)造成的投資干擾較小，投資者能了解企業(yè)真實(shí)的經(jīng)營(yíng)管理狀況，能及時(shí)調(diào)整投資決策，使得股價(jià)與上市公司的真實(shí)價(jià)值背離程度較小，股價(jià)泡沫不大，崩盤風(fēng)險(xiǎn)較低。此時(shí)，內(nèi)部控制缺陷的整改對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)向影響有限。因此，內(nèi)部控制缺陷整改對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用應(yīng)在信息透明度較差的公司中更明顯。據(jù)此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)4：當(dāng)公司信息透明度較差時(shí)，內(nèi)部控制缺陷整改與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2013～2017年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本。內(nèi)部控制缺陷的相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，內(nèi)部控制整改數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中的內(nèi)控缺陷披露情況并結(jié)合上市公司披露的《內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告》手工整理而得，其余股市交易數(shù)據(jù)及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。參考以往相關(guān)研究，對(duì)數(shù)據(jù)做如下處理：(1)剔除金融保險(xiǎn)類公司；(2)剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1 的公司；(3)計(jì)算股價(jià)崩盤指標(biāo)時(shí)剔除年交易周數(shù)不足30周的公司；(4)關(guān)于行業(yè)分類代碼，對(duì)制造業(yè)采用二級(jí)分類代碼，其他行業(yè)采用一級(jí)分類代碼；(5)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本，并對(duì)連續(xù)型變量在1%及99%的水平上進(jìn)行縮尾處理。本文使用Stata14.0和Excel進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，經(jīng)過上述處理后，得到的初始樣本總量為11305個(gè)。

(二)變量定義

1.被解釋變量：股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)(Crash)

本文的被解釋變量為股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)(Crash)，借鑒葉康濤與王化成等[7]、Hutton等[9]、Chen以及Hong等的研究[16]，采用負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)NCSKEW和收益上下波動(dòng)率DUVOL來衡量股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)(Crash)，具體計(jì)算方法如下：

首先，用個(gè)股周收益率對(duì)市場(chǎng)周流通市值加權(quán)平均收益率進(jìn)行回歸，模型如下：

ri,t=αi+β1rM,t-2+β2rM,t-1+β3rM,t+β4rM,t+1+β5rM,t+2+εi,t

(1)

式(1)中，ri,t為公司i第t周的考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票收益率，rM,t為第t周的市場(chǎng)周流通市值加權(quán)平均收益率。為控制非同步交易帶來的影響，模型中加入了rM的超前項(xiàng)和滯后項(xiàng)。i,t為殘差，表示個(gè)股收益未被市場(chǎng)解釋的部分，用Wi,t=ln(1+i,t)作為個(gè)股特有周收益率，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算NCSKEW與DUVOL。

(1)負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)

(2)

(2)收益上下波動(dòng)率

(3)

式(2)和式(3)中，n表示公司i股票每年的交易周數(shù)，nu(nd)表示公司i特有周收益率Wi,t高于(低于)當(dāng)年特有周收益率均值的周數(shù)，UP(DOWN)是Wi,t高于(低于)均值的子樣本。NCSKEW和DUVOL越大，均表明股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)Crash越高。

2.解釋變量及控制變量

本文解釋變量分別為內(nèi)部控制缺陷ICW、內(nèi)部控制缺陷類型ICWType以及內(nèi)部控制缺陷整改IR。借鑒相關(guān)領(lǐng)域的研究，本文選取的控制變量包括以下幾類：一是股市交易特征方面，選取了月平均超額換手率、周平均收益波動(dòng)率、年度平均周收益率；二是個(gè)體因素層面，包括公司基本特征(資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模、成長(zhǎng)性)、信息特征(信息透明度)、治理特征(股權(quán)集中度)。同時(shí)，本文還控制了年度和行業(yè)的影響。具體變量定義如表1所示。

(三)模型設(shè)計(jì)

本文采用模型(4)和模型(5)來檢驗(yàn)假設(shè)1，Crashi,t是股價(jià)崩盤變量，分別為公司i第t年的NCSKEW與DUVOL，模型(4)中ICW為上市公司是否存在內(nèi)部控制缺陷的虛擬變量，存在內(nèi)部控制缺陷取1，否則為0，其余為控制變量。模型(5)中，ICWType是公司內(nèi)部控制缺陷的類型變量，重大缺陷賦值3，重要缺陷賦值2，一般缺陷賦值1。借鑒以往研究，為在一定程度上消除內(nèi)生性的影響，回歸模型中的解釋變量和控制變量均進(jìn)行滯后一期處理。若模型(4)的回歸結(jié)果中1顯著為正，說明內(nèi)部控制缺陷會(huì)顯著加大企業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，若模型(5)的回歸結(jié)果中1顯著為正，說明上市公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)與其內(nèi)部控制缺陷的嚴(yán)重程度顯著正相關(guān)，內(nèi)部控制缺陷越嚴(yán)重，公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越高。

表1變量定義與度量

Crashi,t=β0+β1ICWi,t-1+β2∑Controlsi,t-1+∑Year+∑Ind+εi,t-1

(4)

Crashi,t=β0+β1ICWTypei,t-1+β2∑Controlsi,t-1+∑Year+∑Ind+εi,t-1

(5)

本文采用模型(6)來檢驗(yàn)假設(shè)2，其中IR為公司的內(nèi)部控制缺陷整改變量，若上市公司i第t年披露了內(nèi)部控制缺陷，第t+1年沒有披露，則認(rèn)為該公司的內(nèi)部控制缺陷得到有效整改，IR取值1，否則取0。同樣地，模型中的解釋變量和控制變量均采用滯后一期的數(shù)據(jù)。若1顯著為負(fù)，說明內(nèi)部控制缺陷整改后，隨著內(nèi)部控制有效性提升，公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)降低。

Crashi,t=β0+β1IRi,t-1+β2∑Controlsi,t-1+∑Year+∑Ind+εi,t-1

(6)

對(duì)于假設(shè)3，根據(jù)公司業(yè)績(jī)指標(biāo)總資產(chǎn)回報(bào)率ROA將樣本分為業(yè)績(jī)較差和業(yè)績(jī)較好兩組，按照模型(6)進(jìn)行分組回歸。若業(yè)績(jī)較差組IR的回歸系數(shù)顯著程度高于業(yè)績(jī)較好組，則假設(shè)3得到驗(yàn)證。

對(duì)于假設(shè)4，根據(jù)信息透明度指標(biāo)Abacc將樣本分為信息透明度較差和較好兩組，按照模型(6)進(jìn)行分組回歸。若信息透明度較差的組IR的回歸系數(shù)顯著程度高于信息透明度較好的組，則假設(shè)4得到驗(yàn)證。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

經(jīng)過上述的數(shù)據(jù)收集和處理后，樣本具體情況見表2。2013～2017年滬深A(yù)股上市公司樣本總量為11305個(gè)，其中，存在內(nèi)部控制缺陷的樣本3166個(gè)，占比28%，說明當(dāng)前我國(guó)上市公司的內(nèi)部控制建設(shè)整體不夠完善，內(nèi)部控制的有效性有待加強(qiáng)。在部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的情況下，進(jìn)一步對(duì)3130家存在內(nèi)控缺陷的上市公司按缺陷嚴(yán)重程度進(jìn)行劃分，存在重大缺陷的樣本為104個(gè)，占比3.32%，存在重要缺陷的樣本為188個(gè)，占比6.01%，存在一般缺陷的樣本為2838個(gè)，占比90.67%。這表明目前我國(guó)上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量水平參差不齊，整體來說，一般缺陷較普遍，實(shí)質(zhì)性缺陷所占比例較少。在整改環(huán)節(jié)，因存在樣本缺失，進(jìn)一步對(duì)2973家存在內(nèi)部控制缺陷的上市公司進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)有835家公司成功修正了內(nèi)部控制缺陷，所占比例28.09%，剩余71.91%的公司其內(nèi)控缺陷整改未實(shí)施到位，說明對(duì)我國(guó)上市公司內(nèi)部控制整改的監(jiān)管還有待加強(qiáng)。

表2樣本情況表

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表3可知，樣本公司NCSKEW和DUVOL的均值分別為-0.241與-0.189，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.885和0.802，說明樣本中這兩個(gè)數(shù)據(jù)存在著一定的差異；Size的最小值是19.62，最大值是26.04，標(biāo)準(zhǔn)差是1.272，說明樣本涵蓋的公司規(guī)模差異較大；Growth的最小值是-0.542，最大值是3.383，說明樣本公司成長(zhǎng)性差異也較大。其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，和以往相關(guān)研究的統(tǒng)計(jì)結(jié)果差異不大，說明樣本整體具有一定代表性。

表3主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

由相關(guān)性分析得知(限于篇幅未列示)，NCSKEW與DUVOL的相關(guān)性系數(shù)為0.922，并且在1%的水平上顯著，表明用這兩個(gè)系數(shù)作為股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)具有較高的一致性，可互為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。NCSKEW、DUVOL與ICW均顯著正相關(guān)，初步說明內(nèi)部控制缺陷會(huì)對(duì)上市公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生正向影響。其余變量之間的相關(guān)系數(shù)均不超過0.8，表明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

(二)回歸分析

表4列出了模型(4)～模型(6)的OLS回歸結(jié)果。模型(4)的結(jié)果顯示，是否存在內(nèi)部控制缺陷ICW與NCSKEW、DUVOL的回歸系數(shù)均為0.121，且均在1%的水平上顯著，說明上市公司存在內(nèi)部控制缺陷會(huì)顯著增加其發(fā)生股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)。這是因?yàn)榕c不存在內(nèi)部控制缺陷的企業(yè)相比，存在內(nèi)部控制缺陷的上市公司，其發(fā)布的財(cái)務(wù)信息質(zhì)量較低，管理層從事盈余管理行為的傾向較嚴(yán)重，進(jìn)而向資本市場(chǎng)傳遞的有效信息量不足，使得公司真實(shí)價(jià)值難以平緩地反映到股價(jià)中，造成股價(jià)與公司真實(shí)價(jià)值背離程度較大且時(shí)間較長(zhǎng)，隨著壞消息囤積，發(fā)生股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)上升。NCSKEW和DUVOL的回歸結(jié)果的R2均較高，說明模型具有較好的解釋能力。其余控制變量的符號(hào)均與葉康濤等[7]、許年行等研究結(jié)果基本一致[17]。

為進(jìn)一步區(qū)分不同內(nèi)部控制缺陷類型對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，本文將上市公司的內(nèi)部控制缺陷根據(jù)嚴(yán)重程度依次劃分為重大缺陷、重要缺陷和一般缺陷后，研究?jī)?nèi)部控制缺陷差異對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響。模型(5)的實(shí)證結(jié)果顯示，當(dāng)以NCSKEW作為被解釋變量時(shí)，內(nèi)部控制缺陷類型的回歸系數(shù)是0.0785，且在5%的水平上顯著；當(dāng)以DUVOL為被解釋變量時(shí)，內(nèi)部控制缺陷類型的回歸系數(shù)是0.0699，也在5%的水平上顯著。這說明內(nèi)部控制缺陷的嚴(yán)重程度不同，對(duì)上市公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響存在顯著差異。一般缺陷、重要缺陷、重大缺陷依次更嚴(yán)重，對(duì)上市公司財(cái)務(wù)信息質(zhì)量、委托代理問題的惡化程度也依次更嚴(yán)重，使得公司向資本市場(chǎng)傳遞的信息具有更低的有效信息含量、更高的誤導(dǎo)信息含量，投資者接收到的公司信息中的樂觀偏差也更大，股價(jià)與公司真實(shí)價(jià)值的背離程度也越大。此外，內(nèi)部控制缺陷越嚴(yán)重，意味著內(nèi)部控制相應(yīng)的監(jiān)管作用越弱，風(fēng)險(xiǎn)控制功能越差，進(jìn)而公司整體風(fēng)險(xiǎn)越大。因而相應(yīng)地，越嚴(yán)重的內(nèi)部控制缺陷會(huì)帶來更高的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。再結(jié)合模型(4)的回歸結(jié)果，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

模型(6)是對(duì)存在內(nèi)部控制缺陷的上市公司，進(jìn)一步收集其缺陷整改情況后，研究整改情況對(duì)其股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響結(jié)果。實(shí)證結(jié)果顯示，無論是以DUVOL還是以NCSKEW做被解釋變量，內(nèi)部控制缺陷整改的回歸系數(shù)均為-0.101，且均在1%的水平上顯著，即公司進(jìn)行內(nèi)部控制缺陷整改后，其股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)隨之降低。內(nèi)部控制缺陷的成功整改能使其經(jīng)濟(jì)監(jiān)督和風(fēng)險(xiǎn)控制作用得到恢復(fù)，能有效抑制管理層的機(jī)會(huì)主義行為傾向、緩解委托代理問題，公司財(cái)務(wù)信息質(zhì)量提升，向資本市場(chǎng)釋放的有效信息含量提升，有助于投資者做出正確決策并進(jìn)行決策調(diào)整，從而使得公司信息能真實(shí)平緩地反映到股價(jià)中。并且，內(nèi)部控制缺陷修正的信息披露后能向資本市場(chǎng)傳遞關(guān)于公司經(jīng)營(yíng)管理的正面信息，有利于減少不確定性，增強(qiáng)投資者的信心，穩(wěn)定股價(jià)水平，降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表4模型(4)～(6)回歸結(jié)果

注：***、** 和 *分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t值，下表同。

表5是對(duì)假設(shè)3和假設(shè)4的檢驗(yàn)結(jié)果，將模型(6)的樣本按照業(yè)績(jī)指標(biāo)分為業(yè)績(jī)較差和較好的兩組，按照信息透明度指標(biāo)分為信息透明度較差和較好的兩組分別進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)內(nèi)部控制缺陷整改情況與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示，當(dāng)業(yè)績(jī)較差時(shí)，無論用NCSKEW還是DUVOL作為股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)，內(nèi)部控制缺陷整改IR的回歸系數(shù)均為-0.172，且均在1%的水平上顯著，而在業(yè)績(jī)較好的組中，IR的回歸系數(shù)明顯變小，分別為-0.0188和-0.0183，并且都不顯著。這說明業(yè)績(jī)狀況對(duì)內(nèi)部控制缺陷整改與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系有顯著影響，在業(yè)績(jī)較差時(shí)，缺陷整改能顯著抑制股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，而在業(yè)績(jī)較好時(shí)，缺陷整改對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)向影響力度下降，不能顯著降低股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)。假設(shè)3得到驗(yàn)證。

當(dāng)信息透明度較差時(shí)，分別以NCSKEW和DUVOL作為股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)，內(nèi)部控制缺陷整改IR的回歸系數(shù)分別為-0.107和-0.101，且均在5%的水平顯著；而在信息透明度較好的組中，內(nèi)部控制缺陷整改IR的回歸系數(shù)的絕對(duì)值則明顯變小，分別為-0.0289和-0.0517，并且都不顯著。這說明公司信息透明度對(duì)內(nèi)部控制缺陷整改和股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系有顯著影響，在上市公司的信息透明度較差時(shí)，內(nèi)部控制缺陷整改能顯著降低其股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，而當(dāng)信息透明度較好時(shí)，內(nèi)部控制缺陷整改不能對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮明顯的抑制作用。假設(shè)4得到驗(yàn)證。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.關(guān)于內(nèi)生性。借鑒黃政與吳國(guó)萍等[6]、葉康濤與曹豐等[7]、許年行與江軒宇等人的研究[17]，本文采用Heckman兩階段模型來處理可能存在的自選擇問題。首先，采取Heckman第一階段模型，通過對(duì)是否存在內(nèi)部控制缺陷(ICW)和其影響因素的回歸來估計(jì)相應(yīng)的逆米爾斯比率(Inverse Mill’s Ratio，IMR)。其中，內(nèi)部控制缺陷(ICW)的影響因素選用公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、是否虧損(Loss)、成長(zhǎng)性(Growth)、第一大股東持股比例(SDS1)、獨(dú)立董事比例(IB)、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是否兼任(SAM)、是否四大審計(jì)(Big4)等變量，回歸時(shí)進(jìn)行行業(yè)固定處理。

表5業(yè)績(jī)和信息透明度分組回歸結(jié)果

進(jìn)行上述回歸后，把計(jì)算出的IMR代入模型(4)中進(jìn)行Heckman第二階段的回歸，結(jié)果如表6所示。由表6可知，當(dāng)控制了內(nèi)生性問題后，ICW的回歸系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，與上述實(shí)證結(jié)果一致。

2.替換解釋變量。變更是否存在內(nèi)部控制缺陷的衡量方式，采用內(nèi)部控制是否有效這一變量重新度量并進(jìn)行回歸，若內(nèi)部控制有效，則ICW2取1，否則取0。結(jié)果如表6所示，由表6可知，ICW2與NCSKEW和DUVOL的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明有效的內(nèi)部控制會(huì)降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，內(nèi)部控制失效則會(huì)增加股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，而是否存在內(nèi)部控制缺陷會(huì)直接影響內(nèi)部控制的有效性，因此，本文假設(shè)1進(jìn)一步得到驗(yàn)證。

表6穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.進(jìn)一步控制其他影響因素。為增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，借鑒許年行等[16]、Kim和Zhang等人的研究[17]，本文進(jìn)一步控制可能影響公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的兩組因素：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和公司治理變量。其中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性使用C-Score模型來度量[18]，公司治理變量包括董事會(huì)規(guī)模(Board Size)、獨(dú)立董事比例(IB)、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是否兼任(SAM)。將上述變量加入模型(4)～模型(6)重新進(jìn)行回歸后，解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系并未受到顯著影響，實(shí)證結(jié)果依然顯著支持上述結(jié)論。由于篇幅限制，此處未報(bào)告相關(guān)結(jié)果。

五、研究結(jié)論

本文以2013～2017年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，探討了內(nèi)部控制缺陷及其整改對(duì)上市公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，研究得出以下結(jié)論：(1)企業(yè)內(nèi)部控制存在缺陷會(huì)顯著加大公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)；(2)內(nèi)部控制缺陷的嚴(yán)重程度不同，對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的影響也有差異，一般缺陷、重要缺陷、重大缺陷對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響程度依次增加；(3)企業(yè)進(jìn)行內(nèi)部控制缺陷整改后，相關(guān)職能得以恢復(fù)，內(nèi)部控制得以有效運(yùn)行，這能顯著降低上市公司發(fā)生股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)；(4)在不同的業(yè)績(jī)狀況和信息透明度條件下，內(nèi)部控制缺陷整改對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響程度有所區(qū)別。當(dāng)上市公司業(yè)績(jī)較差時(shí)，進(jìn)行內(nèi)控缺陷整改對(duì)公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)具有更顯著的抑制作用；相比信息透明度較好的情形，公司信息透明度較差時(shí)進(jìn)行內(nèi)部控制缺陷整改更能抑制股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

本文的研究具有理論和實(shí)踐意義。理論意義方面，本文從股價(jià)崩盤這一資本市場(chǎng)視角來研究?jī)?nèi)部控制的經(jīng)濟(jì)后果，同時(shí)，將內(nèi)部控制缺陷納入股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)影響因素的研究范圍，進(jìn)一步細(xì)化對(duì)缺陷的衡量，區(qū)分缺陷類型，跟蹤內(nèi)部控制缺陷整改情況，深入研究了內(nèi)部控制缺陷對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，豐富了該主題的研究。實(shí)踐意義方面，本文的研究結(jié)論證實(shí)了上市公司內(nèi)部控制缺陷的消極影響會(huì)延伸到資本市場(chǎng)。另外，企業(yè)內(nèi)部控制缺陷的整改行為也會(huì)促使資本市場(chǎng)做出良性調(diào)整，從而降低公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。并且，上市公司在遭遇業(yè)績(jī)下滑時(shí)，更應(yīng)注重內(nèi)部調(diào)整，改進(jìn)管理、改善內(nèi)控，從而有效降低其股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)公司信息透明度較差時(shí)，內(nèi)部控制缺陷整改有助于抑制股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，故監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)上市公司內(nèi)部控制整改的跟蹤監(jiān)管工作，緩解由于信息不對(duì)稱帶來的股價(jià)崩盤問題，保護(hù)投資者利益。