內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響研究

林春雷,苗 潔,宮興國

(1.燕山大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,河北 秦皇島 066004;2.河北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,天津 300401)

一、 引言

在資本市場中,收益信息、賬面價(jià)值信息均會(huì)在信息使用者決策中發(fā)揮作用,影響股票價(jià)格,進(jìn)而影響資源配置,即為會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性。事件研究、價(jià)格模型和回報(bào)模型也被廣泛應(yīng)用于后續(xù)的研究中［1-6］。在理論層面,學(xué)者們對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的研究在“決策有用觀”的基礎(chǔ)上衍生出信息觀和計(jì)量觀。信息觀建立在信息使用者能夠充分利用會(huì)計(jì)信息并對市場做出正確預(yù)測的基礎(chǔ)上,認(rèn)為會(huì)計(jì)信息中真正有用的是反映公司未來盈利能力的信號(hào)［1］;計(jì)量觀則認(rèn)為會(huì)計(jì)盈余直接衡量了權(quán)益市場價(jià)值,強(qiáng)調(diào)會(huì)計(jì)信息在企業(yè)估值中所發(fā)揮的作用［2］。2006—2008年,我國發(fā)布了一系列與內(nèi)部控制相關(guān)的政策文件,部分上市公司表現(xiàn)出了加強(qiáng)完善內(nèi)部控制建設(shè)的決心,選擇了自愿進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)?！蛾P(guān)于2012年主板上市公司分類分批實(shí)施企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范體系的通知》要求自2012年起國有控股上市公司開始內(nèi)部控制審計(jì),自2013年起總市值和近三年的平均凈利潤達(dá)到規(guī)定要求的非國有控股的主板上市公司開始內(nèi)部控制審計(jì),其他的主板上市公司應(yīng)于2014年起開始內(nèi)部控制審計(jì)。國外內(nèi)部控制審計(jì)研究的主要成果集中在內(nèi)部控制審計(jì)會(huì)改善內(nèi)部控制、提高盈余質(zhì)量方面［7］。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制缺陷會(huì)使會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性在總體上有所降低［8］;內(nèi)部控制審計(jì)作為外部監(jiān)督手段,可以通過緩解信息不對稱提高投資者對會(huì)計(jì)信息的信心［9］。我國學(xué)者也從會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性角度論證了內(nèi)部控制審計(jì)的必要性,認(rèn)為只有經(jīng)過審計(jì)的信息披露才可以影響會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性,自愿披露的內(nèi)部控制信息本身并不能增強(qiáng)投資者信心［10］。隨著我國內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則的實(shí)施,學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)了內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則所具有的經(jīng)濟(jì)后果,比如對企業(yè)避稅、創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)增長的影響［11-12］。在內(nèi)部控制審計(jì)意見類型研究文獻(xiàn)中,有學(xué)者指出非標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)部控制審計(jì)意見會(huì)使信息使用者對財(cái)務(wù)報(bào)告審計(jì)的信賴程度降低,提升預(yù)測的投資風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)行更少的投資［13］;強(qiáng)制規(guī)則下非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見會(huì)導(dǎo)致短期內(nèi)股價(jià)的負(fù)向反應(yīng)［14］,但也有研究指出投資者對非標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)部控制審計(jì)意見的反映并不充分［15］。此外,為避免非標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)部控制審計(jì)意見可能導(dǎo)致的不利影響,企業(yè)存在通過變更注冊會(huì)計(jì)師、異常整合審計(jì)費(fèi)用等進(jìn)行審計(jì)意見購買的行為［16-18］。目前,現(xiàn)有文獻(xiàn)對內(nèi)部控制審計(jì)模式的研究主要集中于整合審計(jì)模式和獨(dú)立審計(jì)模式在審計(jì)質(zhì)量和審計(jì)效率上是否存在差異［19-20］,偶見研究涉及內(nèi)部控制審計(jì)模式對盈余質(zhì)量的影響［21］。

我國主板上市公司內(nèi)部控制審計(jì)完成了由自愿規(guī)則到強(qiáng)制規(guī)則的轉(zhuǎn)變。在自愿規(guī)則與強(qiáng)制規(guī)則下,會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性孰高,即由自愿規(guī)則至強(qiáng)制規(guī)則的轉(zhuǎn)變是否會(huì)影響信息使用者對會(huì)計(jì)信息的利用程度?強(qiáng)制規(guī)則下內(nèi)部控制審計(jì)意見類型和內(nèi)部控制審計(jì)模式是否會(huì)影響會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性?我國內(nèi)部控制審計(jì)制度演變的獨(dú)特情境使其成為值得思考話題的同時(shí),也為探究此類問題提供了現(xiàn)實(shí)條件。通過對上述問題進(jìn)行深入探討,本文可能的貢獻(xiàn)在于:第一,通過梳理內(nèi)部控制審計(jì)發(fā)展的不同歷史階段,檢驗(yàn)規(guī)則改變對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性影響的差異,從而豐富內(nèi)部控制審計(jì)理論研究內(nèi)容并為資本市場后續(xù)相關(guān)監(jiān)管政策制訂提供數(shù)據(jù)支撐。第二,考察強(qiáng)制規(guī)則在審計(jì)意見類型與審計(jì)模式影響信息使用者進(jìn)行價(jià)值判斷過程中所發(fā)揮的作用,可明確強(qiáng)制規(guī)則下利益相關(guān)者對內(nèi)部控制審計(jì)所關(guān)注的重點(diǎn)內(nèi)容,同時(shí)也拓寬上市公司價(jià)值管理的思路和方向。第三,構(gòu)建內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則與會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的關(guān)系受公司內(nèi)外部因素影響的研究框架。

二、 理論分析與研究假設(shè)

(一) 內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則與會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性

前文已提及,只有經(jīng)過內(nèi)部控制審計(jì)的內(nèi)部控制信息披露才能夠在投資者進(jìn)行投資決策時(shí)發(fā)揮作用［10］。因此,由獨(dú)立第三方鑒證后的財(cái)務(wù)信息會(huì)在信息使用者利用信息的過程中發(fā)揮作用,內(nèi)部控制審計(jì)帶來的財(cái)務(wù)信息質(zhì)量提高可以被信息使用者感知。作為內(nèi)部控制審計(jì)的“好效果”的信號(hào)釋放過程,相較于強(qiáng)制披露,自愿披露的信息含量更豐富［22］。另外,有研究表明強(qiáng)制信息披露的作用在逐漸被關(guān)注,強(qiáng)制內(nèi)部控制信息披露帶來的市場反應(yīng)更強(qiáng)烈,但也有研究認(rèn)為由于削弱了審計(jì)對管理層的激勵(lì)作用和投資者甄別機(jī)制,對內(nèi)部控制進(jìn)行強(qiáng)制審計(jì)反而會(huì)引起股價(jià)的不利反應(yīng)［23-24］。

對于上市公司來說,內(nèi)部控制審計(jì)相當(dāng)于隱性激勵(lì)機(jī)制。因此,當(dāng)其內(nèi)部控制質(zhì)量較高時(shí),公司可能會(huì)自愿進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)以和其他公司區(qū)別開來,并在內(nèi)部控制審計(jì)前主動(dòng)地進(jìn)一步完善內(nèi)部控制以獲取無保留意見的審計(jì)報(bào)告,向市場傳遞“好消息”。此外,在自愿階段,信息使用者對上市公司披露的信息并不會(huì)一視同仁或者說不會(huì)在同一程度上進(jìn)行利用,而是對進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)的公司披露的信息給予更多的信心。對于理性的信息使用者來說,他們往往會(huì)認(rèn)為自愿進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)的公司,其內(nèi)部控制體系相對較完善,被出具非無保留審計(jì)意見會(huì)給公司帶來不利的影響;另外,審計(jì)意見購買則會(huì)面臨嚴(yán)重的處罰風(fēng)險(xiǎn),更加不符合成本效益原則。而在內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則下,雖然整體上公司內(nèi)部控制質(zhì)量在強(qiáng)制審計(jì)推動(dòng)下有所提高,但是信息使用者卻難以通過無差別的強(qiáng)制內(nèi)部控制審計(jì)這一行為直觀判斷某一公司的內(nèi)部控制對提供信息的保證程度如何。因此,在強(qiáng)制規(guī)則下,信息使用者在進(jìn)行決策時(shí)可能會(huì)更少利用內(nèi)部控制審計(jì)的“好效果”,即相較于自愿內(nèi)部控制審計(jì),強(qiáng)制內(nèi)部控制審計(jì)使信息使用者對內(nèi)部控制審計(jì)的“好效果”的感知程度會(huì)有所降低。綜上所述,本文提出如下假設(shè):

H1:與自愿規(guī)則相比,會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性在內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則下有所下降。

(二) 內(nèi)部控制審計(jì)意見類型與會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性

非標(biāo)準(zhǔn)意見的內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告中披露的缺陷會(huì)給投資者造成其內(nèi)部管理混亂,甚至經(jīng)營可持續(xù)性不強(qiáng)等壞印象,從而導(dǎo)致不利的市場反應(yīng)［14］。因此,當(dāng)一個(gè)公司被出具非標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)部控制審計(jì)意見時(shí),表明該公司的盈余管理程度更高、財(cái)務(wù)信息質(zhì)量更低［25］。信息使用者對財(cái)務(wù)信息的信任程度會(huì)因內(nèi)部控制缺陷的披露降低,會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性也會(huì)因此降低［26］。在自愿規(guī)則下,上市公司選擇耗費(fèi)人力、物力進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì),希望獲得“清潔”的內(nèi)部控制審計(jì)意見,向投資者傳遞“好消息”,從而獲取更多資源以滿足自身發(fā)展需求。另外,從結(jié)果上看,自愿進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)的公司往往確實(shí)能夠獲得“清潔”的審計(jì)意見。

因此,在自愿規(guī)則下,信息使用者更加關(guān)注的是上市公司是否進(jìn)行了內(nèi)部控制審計(jì)。究其原因在于:如果上市公司內(nèi)部控制存在缺陷,還選擇自愿進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì),很可能會(huì)獲得非無保留審計(jì)意見。上述情況屬于公司管理層自己揭短的行為,發(fā)生概率極低。但是,由于強(qiáng)制規(guī)則,所有上市公司都無差別地進(jìn)行了內(nèi)部控制審計(jì),在“羊群效應(yīng)”驅(qū)動(dòng)下,是否進(jìn)行了內(nèi)部控制審計(jì)“似乎”就會(huì)變得沒有那么重要。因此,信息使用者對內(nèi)部控制審計(jì)的感知就可能會(huì)落在審計(jì)的最終結(jié)果上——審計(jì)意見層面。此外,投資決策過程中的信息使用者會(huì)參考內(nèi)部控制是否存在重大缺陷衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。在自愿內(nèi)部控制審計(jì)階段,由于進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)的公司較少,信息使用者并不能直接獲取公司的內(nèi)部控制信息,只能通過獨(dú)立董事是否主動(dòng)辭職、內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)等信息判斷［27］;而強(qiáng)制規(guī)則的實(shí)施,上市公司披露內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告,降低了信息不對稱程度,相較于自愿階段,信息使用者可以更加便利且更大程度地利用內(nèi)部控制審計(jì)意見。因此,在強(qiáng)制規(guī)則階段,內(nèi)部控制審計(jì)意見所傳遞的保證信號(hào)在信息使用者決策過程中將會(huì)發(fā)揮更大的作用。綜上所述,本文提出如下假設(shè):

H2:內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則強(qiáng)化了審計(jì)意見類型對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響。

(三) 內(nèi)部控制審計(jì)模式與會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性

在我國資本市場中,內(nèi)部控制審計(jì)整合模式和獨(dú)立模式并存。獨(dú)立模式更容易發(fā)現(xiàn)管理層的利潤操縱行為,會(huì)增大企業(yè)被出具非無保留審計(jì)意見的風(fēng)險(xiǎn)［21］。對于會(huì)計(jì)師事務(wù)所來說,由于財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)與內(nèi)部控制審計(jì)業(yè)務(wù)在流程上有重合之處,整合模式可以節(jié)約人力和時(shí)間成本,提高審計(jì)效率。但是,獨(dú)立審計(jì)模式在維護(hù)審計(jì)獨(dú)立性方面具有一定的天然優(yōu)勢。公司選擇獨(dú)立模式意味著其進(jìn)行盈余管理的動(dòng)機(jī)較小,公司盈余管理程度更低。相對于獨(dú)立審計(jì),會(huì)計(jì)師事務(wù)所與客戶公司之間在整合審計(jì)中存在較為密切的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系,整合審計(jì)中審計(jì)師的獨(dú)立性較弱。因此,信息使用者可能會(huì)認(rèn)為選擇獨(dú)立模式的公司加強(qiáng)內(nèi)部控制的意識(shí)更強(qiáng),進(jìn)行審計(jì)意見購買等舞弊行為的動(dòng)機(jī)更小,對其財(cái)務(wù)信息質(zhì)量會(huì)給予更多信賴。

企業(yè)選擇獨(dú)立性更強(qiáng)的獨(dú)立模式可以向外界傳達(dá)企業(yè)對內(nèi)部控制的重視信號(hào)以及企業(yè)為減少信息不對稱所做的努力。這種積極信號(hào)的傳遞與企業(yè)自愿進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)的信號(hào)傳遞機(jī)制相類似。另外,強(qiáng)制規(guī)則的實(shí)施使信息使用者對內(nèi)部控制審計(jì)關(guān)注的焦點(diǎn)從是否進(jìn)行了內(nèi)部控制審計(jì)轉(zhuǎn)移到審計(jì)意見類型上,為避免“非清潔”審計(jì)意見所帶來的損失,上市公司舞弊等行為的動(dòng)機(jī)將會(huì)增強(qiáng),因此,信息使用者對獨(dú)立性更強(qiáng)的獨(dú)立審計(jì)模式出具的審計(jì)意見可能會(huì)更加信賴。綜上,強(qiáng)制規(guī)則的實(shí)行,整個(gè)資本市場對獨(dú)立審計(jì)模式的信號(hào)傳遞作用感知可能會(huì)增強(qiáng)。因此,本文提出如下假設(shè):

H3:內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則加強(qiáng)了獨(dú)立審計(jì)模式對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

在2007年以前,我國非金融業(yè)上市公司內(nèi)部控制極少經(jīng)過獨(dú)立審計(jì)［28］,故本文以2007—2021年我國實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)的上市公司為研究樣本,其中:2007—2011年為內(nèi)部控制審計(jì)自愿規(guī)則;2012和2013年根據(jù)上述規(guī)定既有自愿規(guī)則又有強(qiáng)制規(guī)則,根據(jù)公司實(shí)際情況歸類于自愿和強(qiáng)制樣本;2014—2021年所有主板上市公司為強(qiáng)制規(guī)則。本文對樣本剔除金融公司,剔除ST、*ST的公司和數(shù)據(jù)缺失的公司,并且考慮到金融危機(jī)和股災(zāi)的影響,剔除2008年和2015年的數(shù)據(jù),篩選后共得到8864個(gè)觀測值。本文從國泰安數(shù)據(jù)庫下載并手工整理了內(nèi)部控制相關(guān)數(shù)據(jù),對數(shù)據(jù)進(jìn)行1%—99%水平上的WINSOR處理,使用STATA17.0進(jìn)行分析和處理。

(二) 變量定義

1. 被解釋變量

國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性時(shí)大多運(yùn)用了Ohlson價(jià)格模型［29-30］。因此,本文在主回歸部分采用價(jià)格模型。在權(quán)益價(jià)值量化上,有文獻(xiàn)采用總價(jià)值衡量［29］,也有文獻(xiàn)采用每股價(jià)值衡量［5］。對于信息使用者而言,每股價(jià)值具有直觀性和可比性高的特點(diǎn),因此,本文采用每股價(jià)值。由于我國上市公司年報(bào)披露截止時(shí)點(diǎn)為下一年4月30日,考慮到時(shí)滯性,選擇下一年五月份第七個(gè)交易日的股票收盤價(jià)(Pit+1)作為被解釋變量。

2. 解釋變量

為了區(qū)分內(nèi)部控制審計(jì)規(guī)則轉(zhuǎn)變是對利潤表還是資產(chǎn)負(fù)債表的會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性影響程度更大,本文分別加入每股收益(EPSit,凈利潤本期值/股本本期期末值)和每股凈資產(chǎn)(BVPSit,所有者權(quán)益合計(jì)期末值/股本本期期末值)。

內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則(Mandatoryit):用內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則實(shí)施年度區(qū)分實(shí)驗(yàn)組與控制組,實(shí)驗(yàn)組為內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則,取1;控制組為內(nèi)部控制審計(jì)自愿規(guī)則,取0。

內(nèi)部控制審計(jì)意見類型(ICAit):如果公司當(dāng)年獲取了標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)部控制審計(jì)意見,取1;否則取0。

內(nèi)部控制審計(jì)模式(ICMit):如果公司當(dāng)年的財(cái)務(wù)報(bào)表審計(jì)和內(nèi)部控制審計(jì)分別由不同的會(huì)計(jì)師事務(wù)所執(zhí)行,為獨(dú)立審計(jì)模式,取1;否則,取0。

3. 控制變量

本文選擇公司規(guī)模(Sizeit)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEVit)、企業(yè)性質(zhì)(SOEit)、上市年齡(Ageit)、成長機(jī)會(huì)(Growthit)、每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量(CFOit)、審計(jì)委員會(huì)的規(guī)模(ACSit)、會(huì)計(jì)師事務(wù)所的聲譽(yù)(Big4it)、行業(yè)(Ind)、年份(Year)作為模型的控制變量［31-33］。各變量具體名稱及定義,見表1。

表1 變量定義

(三) 描述性統(tǒng)計(jì)

自愿進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)的公司次年五月第七個(gè)交易日的收盤價(jià)均值為11.86,高于強(qiáng)制規(guī)則下的均值10.79,具體見表2。強(qiáng)制規(guī)則下,內(nèi)部控制審計(jì)公司的每股收益和每股凈資產(chǎn)的均值低于自愿規(guī)則的公司,說明整體上自愿進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)的公司財(cái)務(wù)指標(biāo)較好。在內(nèi)部控制審計(jì)意見類型方面,強(qiáng)制實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)公司的均值較小,說明強(qiáng)制規(guī)則相對于自愿規(guī)則,獲取非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見的比重較大。在內(nèi)部控制審計(jì)模式方面,強(qiáng)制規(guī)則的均值大于自愿規(guī)則,說明強(qiáng)制規(guī)則下進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)的公司選擇獨(dú)立審計(jì)模式相對較多。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(四) 模型設(shè)計(jì)

構(gòu)建模型(1)、模型(2),通過觀察交互項(xiàng)系數(shù)a3、b3的顯著性及正負(fù)驗(yàn)證內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則與會(huì)計(jì)信息價(jià)值的相關(guān)性,即假設(shè)H1:

Pit+1=a0+a1EPSit+a2Mandatoryit+a3EPSit×Mandatoryit+∑Control+εit

(1)

Pit+1=b0+b1BVPSit+b2Mandatoryit+b3BVPSit×Mandatoryit+∑Control+εit

(2)

按照內(nèi)部控制審計(jì)是否強(qiáng)制進(jìn)行分組檢驗(yàn),加入內(nèi)部控制審計(jì)意見類型這一變量以及其與財(cái)務(wù)指標(biāo)的交叉項(xiàng)構(gòu)建模型進(jìn)行多元回歸,觀察系數(shù)c3、d3的顯著性及正負(fù)以驗(yàn)證H2,構(gòu)建模型如下:

Pit+1=c0+c1EPSit+c2ICAit+c3EPSit×ICAit+∑Control+εit

(3)

Pit+1=d0+d1BVPSit+d2ICAit+d3BVPSit×ICAit+∑Control+εit

(4)

按照內(nèi)部控制審計(jì)是否強(qiáng)制進(jìn)行分組檢驗(yàn),加入內(nèi)部控制審計(jì)模式變量以及其與財(cái)務(wù)指標(biāo)的交叉項(xiàng)構(gòu)建模型進(jìn)行多元回歸,通過觀察系數(shù)e3、f3的顯著性及正負(fù)驗(yàn)證假設(shè)H3,構(gòu)建模型如下:

Pit+1=e0+e1EPSit+e2ICMit+e3EPSit×ICMit+∑Control+εit

(5)

Pit+1=f0+f1BVPSit+f2ICMit+f3BVPSit×ICMit+∑Control+εit

(6)

表3 內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性影響回歸結(jié)果表

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

(一) 回歸結(jié)果分析

表3中的結(jié)果顯示內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則與每股收益的交乘項(xiàng)以及與每股凈資產(chǎn)的交乘項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù),分別在5%和10%的水平上顯著。這說明,在強(qiáng)制規(guī)則下,會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性有所減弱,假設(shè)H1得到支持。對比每股收益和每股凈資產(chǎn)回歸系數(shù)的顯著性,還發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則對信息使用者利用利潤表信息的價(jià)值相關(guān)性負(fù)向影響更加明顯。由于利潤表更容易受到操縱,資本市場對利潤表信息和資產(chǎn)負(fù)債表信息價(jià)值兩者的反應(yīng)有所不同,從另一個(gè)角度佐證了利潤表信息價(jià)值相關(guān)性在下降,而資產(chǎn)負(fù)債表信息價(jià)值相關(guān)性在上升的結(jié)論［34］。上述回歸結(jié)果也表明信息使用者在有限理性以及從眾心理的驅(qū)使下,并沒有對強(qiáng)制規(guī)則內(nèi)部控制審計(jì)給予更充分的重視。另外,可能由于財(cái)務(wù)報(bào)告審計(jì)覆蓋范圍更加廣泛,且與內(nèi)部控制審計(jì)在內(nèi)容上有重合,財(cái)務(wù)報(bào)告審計(jì)在一定程度上對內(nèi)部控制審計(jì)具有替代作用,導(dǎo)致強(qiáng)制規(guī)則內(nèi)部控制審計(jì)并沒有加強(qiáng)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性。

通過分組回歸,對比表4中兩組交乘項(xiàng)系數(shù)顯著性可以發(fā)現(xiàn):自愿規(guī)則下的內(nèi)部控制審計(jì)意見類型與每股凈資產(chǎn)以及與每股收益的交乘項(xiàng)系數(shù)的顯著性與強(qiáng)制規(guī)則相比均有所升高,但是組間系數(shù)的差異不顯著。綜合來看,H2未得到支持。但是,在各自分組模型中,也可以得到一些有用的結(jié)論。比如,內(nèi)部控制審計(jì)意見類型與財(cái)務(wù)指標(biāo)交乘項(xiàng)的系數(shù)為正,且分別均在1%的水平上顯著,說明內(nèi)部控制審計(jì)意見類型可以影響會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性,具體表現(xiàn)為非標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告會(huì)減弱會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性。同時(shí),還可以發(fā)現(xiàn):在整體上,非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見同等程度上減弱了信息使用者對利潤表和資產(chǎn)負(fù)債表的利用程度,但是在自愿階段,利潤表信息受到內(nèi)部控制審計(jì)影響程度更大。由于審計(jì)意見類型的特點(diǎn)在于本身能夠非常清楚地說明上市公司在內(nèi)部控制建設(shè)方面存在的問題和不足,因此,其對信息使用者進(jìn)行決策判斷會(huì)具有更明確的指導(dǎo)作用。

表4 內(nèi)部控制審計(jì)意見類型對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性影響回歸結(jié)果

表5中列示的內(nèi)部控制審計(jì)模式與每股收益交乘項(xiàng)的系數(shù)以及與每股凈資產(chǎn)交乘項(xiàng)的系數(shù)均為正,均在10%水平上顯著。由此看出,內(nèi)部控制審計(jì)獨(dú)立模式可以增強(qiáng)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性。分組回歸顯示,內(nèi)部控制審計(jì)自愿規(guī)則組的交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著,而內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則組的內(nèi)部控制審計(jì)模式與每股收益的交乘項(xiàng)以及與每股凈資產(chǎn)的交乘項(xiàng)均在5%水平上顯著,并且組間系數(shù)差異顯著。上述結(jié)果說明強(qiáng)制規(guī)則加強(qiáng)了內(nèi)部控制審計(jì)獨(dú)立模式對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響,假設(shè)H3得到支持。同時(shí),我們還發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制審計(jì)獨(dú)立模式同等程度上增強(qiáng)了信息使用者對利潤表和資產(chǎn)負(fù)債表的利用程度。這也說明獨(dú)立性更強(qiáng)的內(nèi)部控制獨(dú)立審計(jì)模式鑒證效果更好。效率優(yōu)先和成本效益原則是國外內(nèi)部控制審計(jì)普遍采用整合模式的出發(fā)點(diǎn)。上述回歸結(jié)果證明了我國特殊的內(nèi)部控制審計(jì)獨(dú)立模式存在的合理性。獨(dú)立審計(jì)模式在效率和成本方面可能不具有優(yōu)勢,但是其能夠向資本市場傳遞更有利于上市公司的信號(hào),對信息使用者在運(yùn)用公司會(huì)計(jì)信息,尤其在利潤表方面做出更可靠的保證。

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 傾向得分匹配法。本文使用傾向得分匹配法控制樣本選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。采用Logit模型按照1%顯著性在控制變量中篩選出匹配變量,將公司規(guī)模(Sizeit)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEVit)、企業(yè)性質(zhì)(SOEit)、上市年齡(Ageit)、成長機(jī)會(huì)(Growthit)、會(huì)計(jì)師事務(wù)所的聲譽(yù)(Big4it)等作為匹配變量進(jìn)行無放回的1∶1篩選。匹配后各變量偏差均控制在10%以下且不存在顯著差異,說明匹配數(shù)據(jù)合理。用匹配后的樣本對模型(1)和模型(2)進(jìn)行回歸,未改變主回歸得出的結(jié)論。(由于篇幅所限,穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果將不予列示。下同。)

2. 替換變量。借鑒吳妮娜的方法［32］,用當(dāng)年年末的股票收盤價(jià)(Pit)替換模型(1)至模型(6)中的股票收盤價(jià),再次進(jìn)行回歸,得到的結(jié)論與前述相同。

3. 替換模型。設(shè)置因變量為公司個(gè)股回報(bào)率RETit［(當(dāng)年最后一個(gè)交易日收盤價(jià)/當(dāng)期第一個(gè)交易日收盤價(jià))-1］,自變量為會(huì)計(jì)盈余EPSit/Pit-1(當(dāng)年每股收益/上年股票收盤價(jià)),重新構(gòu)建模型進(jìn)行回歸分析,結(jié)論與前述相同。

表5 內(nèi)部控制審計(jì)審計(jì)模式對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性影響回歸結(jié)果

4. 安慰劑檢驗(yàn)。由于除內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則實(shí)施以外可能還存在其他政策或因素的影響,從而并不能準(zhǔn)確反映內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則與會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性之間的關(guān)系,因此本文使用安慰劑檢驗(yàn),將實(shí)驗(yàn)組與控制組進(jìn)行隨機(jī)分配,在8864個(gè)全樣本中隨機(jī)抽取與原實(shí)驗(yàn)組相同數(shù)量的樣本作為新的實(shí)驗(yàn)組,其余樣本作為新的對照組,然后進(jìn)行檢驗(yàn),重復(fù)1000次,運(yùn)用STATA生成不同統(tǒng)計(jì)量下的T值分布圖?？梢钥闯龃蟛糠蛛S機(jī)抽樣結(jié)果的T值都位于零值附近,僅有少數(shù)估計(jì)結(jié)果的T值大于基準(zhǔn)回歸結(jié)果。以上結(jié)果表明,本文的研究結(jié)論可以排除其他隨機(jī)性因素的干擾。

五、 進(jìn)一步研究

本文經(jīng)過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則減弱了會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性,但是現(xiàn)實(shí)情況可能是有其他機(jī)制取代了或者說在一定程度上彌補(bǔ)了強(qiáng)制內(nèi)部控制審計(jì)影響會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的增量部分。因此,本文從公司內(nèi)部和外部兩方面探究強(qiáng)制規(guī)則對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性負(fù)面作用的調(diào)節(jié)機(jī)制。

在公司內(nèi)部,盈余質(zhì)量可以反映會(huì)計(jì)信息可靠性的程度。盈余質(zhì)量與會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性之間具有天然的密切聯(lián)系。信息使用者對盈余質(zhì)量高的公司披露的會(huì)計(jì)信息的信賴程度更高,表現(xiàn)為股價(jià)與財(cái)務(wù)指標(biāo)之間有更加顯著的相關(guān)關(guān)系,即高盈余質(zhì)量提高了會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性［35］。內(nèi)部控制為會(huì)計(jì)信息生成過程和環(huán)境提供了合規(guī)、合法保證,高盈余質(zhì)量離不開內(nèi)部控制的高質(zhì)量。因此,內(nèi)部控制審計(jì)作為內(nèi)部控制有效性的外部監(jiān)督機(jī)制,為盈余質(zhì)量提供了間接保障。據(jù)此推斷,盈余質(zhì)量可能會(huì)在內(nèi)部控制強(qiáng)制規(guī)則對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的負(fù)向影響中發(fā)揮緩沖作用。

在公司外部,機(jī)構(gòu)投資者和分析師關(guān)注是重要的外部治理機(jī)制。當(dāng)不真實(shí)信息出現(xiàn)時(shí),機(jī)構(gòu)投資者和分析師通過迅速判斷反應(yīng)從而避免股價(jià)大幅波動(dòng),有利于股市穩(wěn)定［36］。由于具有專業(yè)性強(qiáng)、時(shí)間和精力充沛等優(yōu)勢,他們會(huì)綜合考慮各方面會(huì)計(jì)信息是否能充分反映股價(jià);與此同時(shí),會(huì)計(jì)信息也受到了他們更專業(yè)的監(jiān)督,為投資者提供了更多可供利用的信息。因此,兩者在一定程度上可以彌補(bǔ)或者改善強(qiáng)制規(guī)則內(nèi)部控制審計(jì)對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的負(fù)向增量作用。所以,當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者或分析師的關(guān)注度較高時(shí),也可能會(huì)減輕內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的削弱作用。

據(jù)此,在模型(1)和模型(2)的基礎(chǔ)上,本文加入盈余質(zhì)量(DAit)以及財(cái)務(wù)指標(biāo)、內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則與盈余質(zhì)量的三項(xiàng)交乘項(xiàng)EPSit×Mandatoryit×DAit、BVPSit×Mandatoryit×DAit構(gòu)建模型。同理構(gòu)建機(jī)構(gòu)投資者(INSit)和分析師關(guān)注(Analystit)的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。其中:DAit表示盈余質(zhì)量,以可操縱性應(yīng)計(jì)利潤絕對值作為其負(fù)向衡量指標(biāo)。INSit為機(jī)構(gòu)投資者對公司的持股比例總和。Analystit以當(dāng)年對公司做出盈利預(yù)測的分析師人數(shù)加1取自然對數(shù)進(jìn)行衡量;如果由分析師團(tuán)隊(duì)做出盈利預(yù)測時(shí),關(guān)注人數(shù)視為1人。

EPSit×Mandatoryit×DAit、BVPSit×Mandatoryit×DAit三者交乘項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)數(shù)(由于DA為負(fù)向指標(biāo)),這說明盈余質(zhì)量可以緩解內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的負(fù)向影響。對于機(jī)構(gòu)投資者和分析師關(guān)注,財(cái)務(wù)指標(biāo)與強(qiáng)制規(guī)則的兩者交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù),而機(jī)構(gòu)投資者、分析師關(guān)注分別與財(cái)務(wù)指標(biāo)和強(qiáng)制規(guī)則的三者交乘項(xiàng)系數(shù)均顯著為正,表明機(jī)構(gòu)投資者、分析師關(guān)注也可以緩解強(qiáng)制規(guī)則對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的不利影響。具體見表6。

表6 盈余質(zhì)量、機(jī)構(gòu)投資者和分析師關(guān)注的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

六、 結(jié)論性評(píng)述

本文以2007—2021年我國資本市場實(shí)施內(nèi)部控制審計(jì)的上市公司為樣本,探討內(nèi)部控制強(qiáng)制規(guī)則對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響,研究發(fā)現(xiàn):相對于自愿內(nèi)部控制審計(jì),內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則減弱了會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性。這可能是由于制度約束所帶來的“羊群效應(yīng)”影響,強(qiáng)制內(nèi)部控制審計(jì)導(dǎo)致了明顯的從眾心理,信息使用者無法做到在自愿階段通過公司是否進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)這一行為對其內(nèi)部控制制度體系建設(shè)的重視程度和內(nèi)部控制質(zhì)量進(jìn)行判斷。標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的審計(jì)報(bào)告會(huì)增強(qiáng)信息使用者對會(huì)計(jì)信息的利用程度,提高會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性。同時(shí),意見類型對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響并不受強(qiáng)制規(guī)則和自愿規(guī)則的影響。此外,本文還發(fā)現(xiàn)信息使用者對選擇獨(dú)立模式的公司的會(huì)計(jì)信息更有信心,會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性也更強(qiáng);并且與自愿規(guī)則相比,強(qiáng)制規(guī)則下審計(jì)模式所帶來的這種信心還有所增強(qiáng)。利潤表和資產(chǎn)負(fù)債表信息價(jià)值相關(guān)性受影響程度存在差異,利潤表信息受到內(nèi)部控制審計(jì)的影響更明顯。

基于上述結(jié)論,本文認(rèn)為:在目前強(qiáng)制規(guī)則下,相關(guān)部門應(yīng)強(qiáng)化對內(nèi)部控制審計(jì)的監(jiān)管力度,提高上市公司和會(huì)計(jì)師事務(wù)所對內(nèi)部控制及其審計(jì)的重視程度,規(guī)范上市公司內(nèi)部控制運(yùn)作,明確事務(wù)所內(nèi)部控制審計(jì)執(zhí)業(yè)的質(zhì)量要求。同時(shí),應(yīng)進(jìn)一步完善內(nèi)部控制規(guī)范體系并引導(dǎo)公司自我監(jiān)督,充分發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者和證券分析師的職能以緩解信息不對稱。在會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性信息觀的理論指導(dǎo)下,上市公司應(yīng)注意完善內(nèi)部控制制度、維護(hù)內(nèi)部控制有效運(yùn)行,以獲取無保留內(nèi)部控制審計(jì)意見,向信息使用者傳遞有利信號(hào),從而有助于企業(yè)獲得滿足當(dāng)前發(fā)展所需的資源。此外,在條件允許的情況下,上市公司可以適當(dāng)考慮選擇獨(dú)立審計(jì)模式,利用不同的會(huì)計(jì)師事務(wù)所,博采眾長,加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)的水平。

本文研究了內(nèi)部控制審計(jì)強(qiáng)制規(guī)則對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響,得出了有一定理論價(jià)值和實(shí)際意義的結(jié)論。但是,在此過程中,本文只考慮了審計(jì)意見類型和審計(jì)模式對會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響,其他諸如會(huì)計(jì)師事務(wù)所規(guī)模、審計(jì)師聲譽(yù)等內(nèi)容尚未納入研究范圍中。此外,強(qiáng)制規(guī)則弱化了會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性并不是意味著該規(guī)則無用,而是表明在該規(guī)則下有其他渠道分散了信息使用者對內(nèi)部控制審計(jì)的關(guān)注度,比如機(jī)構(gòu)投資者和分析師關(guān)注。但是,這些信息渠道影響會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的內(nèi)在機(jī)制以及分散路徑,并沒有在本文中予以充分且詳細(xì)的解釋。上述問題也是相關(guān)研究將來所應(yīng)關(guān)注和解答的重點(diǎn)內(nèi)容。