孫光國，楊金鳳，2

(1.東北財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院/中國內(nèi)部控制研究中心，遼寧 大連 116025;2.山東工商學(xué)院會計學(xué)院，山東 煙臺 264005)

一、問題的提出

眾所周知，透明的會計信息在緩解信息不對稱、維護資本市場有序運行方面發(fā)揮著重要作用。然而十年之前，出自普華永道的一份“不透明度指數(shù)”調(diào)查報告顯示，我國的“不透明度指數(shù)”僅優(yōu)于南非，①我國的不透明指數(shù)為86，南非為90。報告結(jié)果令眾人瞠目之余也發(fā)人深省。轉(zhuǎn)眼十年已過，我國資本市場得到了進一步發(fā)展與完善，我國的會計準則實現(xiàn)了國際趨同，那么現(xiàn)如今我國會計信息透明度的狀況如何?近些年我國相繼發(fā)布了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》及其配套指引，我國的內(nèi)部控制建設(shè)蒸蒸日上，內(nèi)部控制對會計信息透明度影響的功效又如何?

就現(xiàn)有研究來看，國內(nèi)外關(guān)于內(nèi)部控制對會計信息質(zhì)量影響方面的研究主要集中于對會計信息的可靠性 (如減少財務(wù)舞弊［1－2］;更少的財務(wù)報告重述［3－4］)和價值相關(guān)性方面［5］，也有相當數(shù)量的研究［6－7－8］集中于內(nèi)部控制對應(yīng)計質(zhì)量的影響。然而，鮮有從會計信息透明度的角度出發(fā)研究內(nèi)部控制對會計信息質(zhì)量的影響。從我國投資者保護的緊迫性與重要性的現(xiàn)實出發(fā)，立足于內(nèi)部控制建設(shè)逐步完善的實際，本文檢驗了內(nèi)部控制對會計信息透明度的影響，希望有助于我國相關(guān)監(jiān)管機構(gòu)、理論界及實務(wù)界了解會計信息透明度的內(nèi)涵和現(xiàn)階段內(nèi)部控制對會計信息透明度的影響。

本文的主要貢獻在于:(1)以往對會計信息透明度的衡量［9－10－11］多從盈余激進度和盈余平滑度兩個維度進行，也有許多研究［12－13－14］考察了穩(wěn)健性和及時性，然而從FASB和IASB的最新研究成果來看，穩(wěn)健性已經(jīng)不屬于會計信息質(zhì)量特征的范疇，再在會計信息透明度的研究上強調(diào)穩(wěn)健性已不合時宜，單純研究盈余的激進度和盈余平滑度也不夠全面。本文結(jié)合前人的研究經(jīng)驗，主要研究了會計信息的公允、及時與價值相關(guān)性，相信這樣能更好地詮釋會計信息透明度。(2)就內(nèi)部控制質(zhì)量的衡量來看，本文不同于從內(nèi)部控制缺陷角度進行的研究，也不同于一些研究以目標或過程為導(dǎo)向建立的評價體系，而是利用上市公司自愿披露的內(nèi)部控制信息，從考察披露內(nèi)容著手建立評價方法盡可能客觀地衡量內(nèi)部控制質(zhì)量。究其原因，是因為目前我國上市公司承認有內(nèi)部控制缺陷的公司屈指可數(shù)。評價體系固然更為全面，但是從投資者角度來看，目前根據(jù)評價體系得出的內(nèi)部控制質(zhì)量結(jié)果仍然難以定期、及時地取得，自然投資者也無法利用該結(jié)果做出投資決策。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)會計信息透明度的內(nèi)涵及衡量

就現(xiàn)有研究來看，學(xué)者們［15－16－17］關(guān)于會計信息透明度比較一致的觀點為:提供的會計信息能夠反映企業(yè)經(jīng)營活動的實質(zhì)。究其如何實現(xiàn)，巴塞爾銀行監(jiān)管委員會認為透明的會計信息應(yīng)提供及時、準確、相關(guān)和充分的定性與定量的信息披露。Barth和Schipper［16］認為透明度是與可見性、可預(yù)測性、可理解性緊密聯(lián)系的。葛家澍［17］認為透明度是在可靠性和相關(guān)性的基礎(chǔ)上力求清晰 (可理解)、公允、完整并著重反映實際的實質(zhì)，并認為充分披露不應(yīng)包括在內(nèi)。綜合上述觀點，本文認為透明度高的會計信息也就是側(cè)重于投資者保護的高質(zhì)量會計信息，應(yīng)做到盡可能及時地向投資者傳遞能夠清晰反應(yīng)企業(yè)真實經(jīng)營活動的信息，具備公允、清晰、及時的特征，三個特征之間呈現(xiàn)并列關(guān)系。會計信息透明度不僅僅是一個靜態(tài)的會計信息質(zhì)量概念，它同時強調(diào)資本市場中投資者的反應(yīng)，意味著會計信息透明度蘊含著“信息生產(chǎn)者與信息接收者的互動過程和匹配狀態(tài)”［18］。

公允也可稱為如實反映，是會計信息透明度的重要特征，因為虛假的信息不論是管理層無意識下的差錯還是有意識的舞弊行為都扭曲了企業(yè)的經(jīng)營活動事實，這樣的信息顯然也不能稱之為“透明”。許多研究［12－19］認為操控性應(yīng)計利潤的噪音更少，更能直接反應(yīng)企業(yè)盈余管理程度，故而本文用操控性應(yīng)計利潤做公允特征的替代變量。就及時而言，借鑒Basu［20］的定義，及時是指會計盈余對企業(yè)當期經(jīng)濟收益的反映程度，也就是指會計信息的及時確認與計量。Bushman等［13］與崔偉和陸正飛［14］用盈余的時效性做會計信息透明度的替代變量著重衡量的就是這個及時。本文借鑒以上學(xué)者的方法，用Basu模型好消息的系數(shù)來做代理變量衡量及時。清晰與可理解性類似，并不僅僅指信息本身的質(zhì)量，更是相對于投資者而言的一種質(zhì)量，強調(diào)的是信息呈報給信息使用者，信息使用者接收的效果，因而難以直接衡量。本文認為清晰的會計信息能夠讓投資者看清企業(yè)的經(jīng)營活動故而有助于其投資決策，即具備價值相關(guān)性。因此，可以根據(jù)會計信息價值相關(guān)性間接捕捉這一特征。下文的假說與檢驗也從這三方面進行。

(二)內(nèi)部控制與會計信息透明度

根據(jù)科斯理論，企業(yè)實際上是一個契約的集合體。由于契約的不完備性，企業(yè)中剩余控制權(quán)的分布也是不對稱的。這種情況下，內(nèi)部控制人掌握更多的資源，往往會選擇犧牲外部人的利益來謀取私利。為了掩蓋其行為，內(nèi)部控制人可能不披露有關(guān)信息或是披露經(jīng)過加工的信息，從而誤導(dǎo)外部利益相關(guān)者、降低會計信息透明度。內(nèi)部控制作為一種彌補契約不完全性的控制系統(tǒng)，涉及到企業(yè)經(jīng)營活動的各個環(huán)節(jié)，對每一環(huán)節(jié)都進行了嚴格控制，也就是對每一環(huán)節(jié)中由不完全契約所導(dǎo)致的剩余控制權(quán)進行了重新劃分，從而對內(nèi)部控制人的主控權(quán)進行了制約。

內(nèi)部控制的內(nèi)涵表明，內(nèi)部控制對企業(yè)財務(wù)報告可靠性等目標的實現(xiàn)負有相當使命，內(nèi)部控制的整個發(fā)展歷程伴隨著保證財務(wù)報告信息的真實與可靠。就內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量的研究來看，國外主要集中在內(nèi)部控制缺陷能否降低會計應(yīng)計質(zhì)量上，大部分研究［6－7］均證實了內(nèi)部控制重大缺陷與應(yīng)計質(zhì)量呈負相關(guān)關(guān)系。在我國，企業(yè)為了配股、增發(fā)及應(yīng)對監(jiān)管機構(gòu)監(jiān)管，管理者為了追求更好的業(yè)績表現(xiàn)，控股股東可能的利益攫取行為都導(dǎo)致企業(yè)普遍存在著盈余管理動機。同時，內(nèi)部控制作為企業(yè)內(nèi)部實施的一種全程、全員、全面的過程控制，能夠限制對外報告信息的故意操縱，降低會計處理和財務(wù)報告中無意的程序和估計差錯風險［8］，方紅星和金玉娜［21］均證實了高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠抑制盈余管理。基于此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1:其他條件相同的情況下，高質(zhì)量內(nèi)部控制能保證會計信息的公允。

崔偉和陸正飛［14］以盈余的時效性做替代變量，發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模與會計信息透明度正相關(guān)，證實了盈余時效性與董事會特征的相關(guān)關(guān)系。王艷艷和陳漢文［12］驗證了審計質(zhì)量對會計信息透明度的及時特征有顯著影響。目前，雖然尚未有文獻證實內(nèi)部控制對會計信息的及時確認與計量有顯著影響，但是內(nèi)部控制健全的企業(yè)會在業(yè)務(wù)流程、資產(chǎn)管理、內(nèi)部信息與溝通等方面實施嚴密的控制與規(guī)范，這樣一來，內(nèi)部控制對信息生產(chǎn)、處理及傳遞方面剩余控制權(quán)的劃分能夠使相關(guān)人員各司其職并形成制約。有序的內(nèi)部管理與控制狀態(tài)能夠確保業(yè)務(wù)人員及時地匯報業(yè)務(wù)從而保證會計信息的及時確認與計量。另一方面，內(nèi)部控制對于關(guān)鍵風險 (如財務(wù)信息系統(tǒng)風險)的控制也降低了公司會計人員延遲入賬的可能性。因而，我們可以提出假設(shè)2。

假設(shè)2:其他條件相同的情況下，高質(zhì)量內(nèi)部控制能促進會計信息的及時確認與計量。

如前文所述，本文不便于直接討論內(nèi)部控制對清晰的影響，但是本文認為清晰的會計信息更有助于投資者的投資決策，如果高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠促進會計信息更加清晰，那么間接來看，高質(zhì)量的內(nèi)部控制就能夠幫助投資者進行決策。也就是高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠提高會計信息的價值相關(guān)性。就內(nèi)部控制對會計信息價值相關(guān)性的影響而言，Chan等［22］的研究發(fā)現(xiàn)，存在重大內(nèi)部控制缺陷的公司，其收入與盈余的相關(guān)性較低。吳益兵［23］發(fā)現(xiàn)只有在經(jīng)過獨立審計的情況下，內(nèi)部控制信息披露才能夠提高企業(yè)會計信息的價值相關(guān)性。為了驗證內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息價值相關(guān)性的影響，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3:其他條件相同的情況下，高質(zhì)量內(nèi)部控制能提高會計信息的價值相關(guān)性。

三、研究設(shè)計

(一)研究樣本

本文選擇2009—2011年我國滬市A股上市公司作為樣本，樣本數(shù)據(jù)主要來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，關(guān)于內(nèi)部控制質(zhì)量的數(shù)據(jù)來源于手工搜集。為了保證數(shù)據(jù)的可靠性與準確性，本文進行了如下篩選:(1)剔除金融行業(yè)上市公司;(2)剔除同時發(fā)行B股、H股或者在海外上市的公司;(3)剔除ST公司;(4)剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司。為了降低異常值影響，本文對所有的連續(xù)變量進行了1%分位、99%分位的Winsorized處理。經(jīng)過篩選，本文共得到公司樣本2 259家 (模型4)和2 160家 (模型6、模型7、模型9和模型10)。

(二)研究模型

1.內(nèi)部控制質(zhì)量ICQ的衡量

截至2011年，我國上市公司內(nèi)部控制自我評價報告和鑒證報告的披露均屬自愿行為。根據(jù)信號理論，相對于內(nèi)部控制較差的企業(yè)，內(nèi)部控制制度完善的企業(yè)更有意愿披露內(nèi)部控制信息并聘請獨立第三方進行內(nèi)部控制鑒證。因此，本文以是否披露內(nèi)部控制自我評價報告和內(nèi)部控制鑒證報告以及其中的內(nèi)容來衡量內(nèi)部控制質(zhì)量。詳細的評分規(guī)則為:如果公司未披露內(nèi)部控制信息，說明公司的內(nèi)部控制很有可能不甚完善故而公司不愿披露，評分為－3;如果公司因違法違規(guī)遭受監(jiān)管機構(gòu)處罰，則證明公司的內(nèi)部控制無法保證合法合規(guī)目標的實現(xiàn)，公司內(nèi)部控制存在嚴重問題，評分為－5;如果公司披露內(nèi)部控制自我評價報告并認定其內(nèi)部控制有效，則根據(jù)其評價依據(jù)、評價基于時期或時點、詳盡與否依次賦分，如果在自我評價報告中披露了缺陷，應(yīng)依據(jù)缺陷的嚴重程度扣分;如果公司在披露內(nèi)部控制自我評價報告的基礎(chǔ)上披露了內(nèi)部控制鑒證報告，應(yīng)根據(jù)鑒證結(jié)論賦分并在鑒證結(jié)論有效的基礎(chǔ)上根據(jù)鑒證依據(jù)賦分。此外，如果在自我評價報告中未發(fā)現(xiàn)缺陷或是對發(fā)現(xiàn)缺陷的認定程度不足，但是在鑒證報告中發(fā)現(xiàn)了缺陷或是認定缺陷的程度更高，那么這里將追加扣分。本文用內(nèi)部控制質(zhì)量得分 (ICQS)衡量內(nèi)部控制質(zhì)量 (ICQ)。內(nèi)部控制質(zhì)量的評分標準如表1所示。

表1 內(nèi)部控制質(zhì)量評價表

為便于下文的對比研究，本文還將研究樣本按照內(nèi)部控制質(zhì)量的得分進行分組 (用ICQG表示):內(nèi)部控制質(zhì)量分數(shù)在 ［－5，－3］之間的樣本標記為第1組，在 ［－2，3］之間的標記為第2組，在［4，7］之間的標記為第3組。之所以采用這樣的分組是因為這樣分組能夠使每組的樣本數(shù)量最為平均 (見下文表2所示)，從而有助于統(tǒng)計分析的科學(xué)和準確。

2.檢驗內(nèi)部控制對會計信息公允影響的模型設(shè)計 (假設(shè)1)

對于內(nèi)部控制對會計信息公允的影響，本文借鑒Hutton等［19］以操控性應(yīng)計利潤的絕對值大小反映盈余管理程度，進而反映會計信息的公允與否。操控性應(yīng)計利潤的絕對值越大，會計信息越不公允。

(1)應(yīng)計項目度量

計算操控性應(yīng)計利潤時，由于截面修正Jones模型能有效地辨別出公司的盈余管理程度［24－25］，因此，本文采用截面修正Jones模型予以度量。

其中，TCAit/Ai－1是經(jīng)過上期期末總資產(chǎn)平減后的總應(yīng)計利潤，本文用包括線下項目的總應(yīng)計表示;Ai－1代表上期期末總資產(chǎn);ΔREVi代表本期營業(yè)收入與上一期營業(yè)收入的差額;ΔRECi代表本期應(yīng)收賬款與上期應(yīng)收賬款的差額;PPEi代表本期固定資產(chǎn)原值;殘差εi(即DAit)代表可操控性應(yīng)計，其絕對值越大，代表企業(yè)會計信息質(zhì)量越差;α1、α2、α3為行業(yè)參數(shù)，由以下模型估計得出:

(2)構(gòu)造模型 (4)來檢驗假設(shè)1

DAit是由截面修正Jones模型計算得來的操控性應(yīng)計利潤的絕對值，是被解釋變量。ICQit代表解釋變量——內(nèi)部控制質(zhì)量，分別用ICQSit和ICQGit做替代變量。Cit是一系列控制變量，具體包括:①公司基本特征:公司規(guī)模 (SIZE，年末總資產(chǎn)的自然對數(shù))、公司上市時間 (AGE，公司上市日期距離樣本期間各年度資產(chǎn)負債表日的天數(shù)除以360);②治理特征:第一大股東持股比例 (TOP)、股權(quán)性質(zhì)(GOV，國有為1，非國有為0)、董事會規(guī)模 (BSIZE);③債務(wù)水平:資產(chǎn)負債率 (LEV);④盈利能力:資產(chǎn)報酬率 (ROE);⑤成長能力:總資產(chǎn)增長率 (GROWTH);⑥外部審計等方面:審計質(zhì)量(BIG，四大為1，否則為0)，審計意見 (OPN，標準意見為1，非標意見為0)。此外本文還考慮了年度不同的影響 (Year09，2009年為1，其他年度為0;Year10，2010年為1，其他年度為0)。

3.檢驗內(nèi)部控制對會計信息及時影響的模型設(shè)計 (假設(shè)2)

(1)采用分組對比法進行檢驗

針對假設(shè)2，內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息的及時確認與計量的影響，本文仿照Bushman等［13］與崔偉和陸正飛［14］的方法，運用Basu［20］的盈余—市場回報模型來檢驗:

EPSit為t年i公司的每股盈余，Pit－1為t期期初 (5月初)的股票開盤價;RETit是年度股票回報率，用t年5月至t+1年4月的月股票回報率計算得到;①具體的計算公式為:RETt=(1+Rit)－1，Rit為月回報，i=1，2，…，12依次為第1年5月份到第2年4月份的月回報率。RETt是公司在t這一年的年回報率。DRit是啞變量，當RETit＜0時，DRit=1，否則DRit=0，β0表示股票收益的好消息反映在盈余中的速度，β0+β1表示股票收益的壞消息反映在盈余中的速度。

在研究方法上，仿照Basu［20］與王艷艷和陳漢文［12］的分組做法，本文按照內(nèi)部控制分組變量(ICQG)將研究樣本分成三組分別進行OLS回歸，通過Chow檢驗比較三組回歸的系數(shù)β0是否存在顯著性差異來判斷內(nèi)部控制質(zhì)量能否對會計信息的確認與計量速度產(chǎn)生顯著影響。

(2)加入交叉項的全樣本回歸檢驗

為進一步驗證內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息確認速度的影響，本文在該模型中加入交叉變量RETit×ICQit，構(gòu)成模型 (6)，用全部樣本進行檢驗，內(nèi)部控制質(zhì)量ICQ分別用ICQS和ICQG做替代變量。

如果內(nèi)部控制質(zhì)量確實能對會計信息確認的速度產(chǎn)生影響，則RETit×ICQit的系數(shù)β2預(yù)計顯著為正。

此外，本文還在模型 (6)的基礎(chǔ)上加入控制公司自身特征的控制變量LEV、SIZE、GROWTH和年份控制變量Year09和Year10，構(gòu)成模型 (7)做進一步的驗證。

4.檢驗內(nèi)部控制對會計信息價值相關(guān)性影響的模型設(shè)計 (假設(shè)3)

(1)采用分組對比法進行檢驗

本文采用收益模型來檢驗假設(shè)3:

模型 (8)反映了股票收益率與每股盈余及其變化程度之間的關(guān)系，計算的R2衡量了盈余及其變化對股票收益率的解釋程度，即年度盈余及其變化反映出所有價值相關(guān)信息的程度。

在研究方法上，本文依然按照內(nèi)部控制分組變量對研究樣本進行OLS回歸，通過Vuong檢驗比較三組樣本的調(diào)整R2是否存在顯著性差異來判斷內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息價值相關(guān)性產(chǎn)生的影響。

(2)加入交叉項的全樣本回歸檢驗

為進一步驗證內(nèi)部控制對會計信息價值相關(guān)性影響，本文加入交叉項ICQit×EPSit/Pit－1和ICQit×ΔEPSit/Pit－1，用全部樣本進行檢驗，內(nèi)部控制質(zhì)量ICQ分別用ICQS和ICQG替代。如果b3和b4的符號顯著為正，則能夠證實內(nèi)部控制質(zhì)量確實對會計信息價值相關(guān)性產(chǎn)生影響。

此外，本文還在模型 (9)的基礎(chǔ)上加入控制公司自身特征的控制變量LEV、SIZE、GROWTH和年份控制變量Year09和Year10，構(gòu)成模型 (10)做進一步驗證。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計和單變量分析

1.模型中主要變量的整體描述

表2給出了模型主要變量的整體描述性統(tǒng)計。PanelA描述的是假設(shè)1的主要變量，PanelB描述的是假設(shè)2和假設(shè)3的主要變量。PanelA中可操控性應(yīng)計利潤絕對值的均值為0.079，說明我國上市公司盈余質(zhì)量較高，會計信息比較公允;內(nèi)部控制質(zhì)量的平均分是0.130，說明我國上市公司的內(nèi)部控制總體水平一般。在PanelB中，樣本按照內(nèi)部控制質(zhì)量分組變量分成三組，均值t檢驗顯示三組樣本之間的變量 (除變量ΔEPS/P外)均有顯著差異。就PanelB來看，內(nèi)部控制質(zhì)量得分越高，年度股票回報率 (RET)和經(jīng)過5月初股價平減的每股盈余 (EPS/P)普遍更高。

表2 PanelA:假設(shè)1(N=2 259)

PanelB:假設(shè)2和假設(shè)3(N=2 160)

2.內(nèi)部控制質(zhì)量的詳細描述

表3是我國2009—2011年滬市上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量的描述性統(tǒng)計表。通過表3可以發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制質(zhì)量低分組 (1組)的公司數(shù)目在逐年減少，而內(nèi)部控制質(zhì)量中間組和高分組的公司數(shù)目基本呈現(xiàn)逐年增加的趨勢。此外，2009—2011年滬市上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量的平均分分別是－0.212、－0.013和0.618。這些數(shù)據(jù)說明我國上市公司按照《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》的規(guī)定建立健全內(nèi)部控制，并在年末進行內(nèi)部控制自我評價、邀請獨立第三方進行內(nèi)部控制鑒證的意愿越來越強烈。

表3 內(nèi)部控制質(zhì)量的詳細描述性統(tǒng)計

(二)多變量回歸分析

1.內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息公允影響的回歸結(jié)果分析

表4為模型 (4)的OLS回歸結(jié)果，通過表4可以發(fā)現(xiàn)，在 (A)和 (B)中，自變量ICQS與ICQG分別在1%和5%顯著水平上負向顯著。說明高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠抑制操控性應(yīng)計利潤，從而保證會計信息的公允。這證明了本文的假設(shè)1，在其他條件相同的情況下，高質(zhì)量內(nèi)部控制能保證會計信息的公允。同時，應(yīng)計質(zhì)量還受到諸多因素的影響:審計質(zhì)量 (BIG)、審計意見 (OPN)、股權(quán)性質(zhì) (GOV)、董事會規(guī)模 (BSIZE)均與操控性應(yīng)計利潤負相關(guān)，對操控性應(yīng)計利潤有抑制作用。同時，資產(chǎn)報酬率 (ROE)越高、總資產(chǎn)增長率 (GROWTH)越高、第一大股東持股比例 (TOP)越大、公司上市時間 (AGE)越長、資產(chǎn)負債率 (LEV)越高，應(yīng)計質(zhì)量越低。

表4 內(nèi)部控制質(zhì)量對公允影響的OLS回歸結(jié)果

2.內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息及時確認與計量影響的回歸結(jié)果

(1)分組回歸結(jié)果

表5列示了模型 (5)內(nèi)部控制質(zhì)量的分組回歸結(jié)果。結(jié)果顯示RET的系數(shù)在1%水平上顯著為正。就系數(shù)大小來看，RET的系數(shù)在低分組、中間組和高分組依次增加，并且Chow檢驗支持了三組樣本之間RET系數(shù)呈現(xiàn)的遞增趨勢具有顯著性。這說明了內(nèi)部控制質(zhì)量能夠?qū)嬓畔⒌募皶r確認與計量產(chǎn)生顯著影響。

表5 內(nèi)部控制對會計信息及時確認與計量影響的分組回歸結(jié)果

(2)進一步檢驗的回歸結(jié)果

表6列示了模型 (6)和模型 (7)的全樣本回歸結(jié)果。(A)和 (B)是不含控制變量、內(nèi)部控制質(zhì)量ICQ分別由ICQG和ICQS替代的回歸結(jié)果。(C)和 (D)則對應(yīng)了包含控制變量的回歸結(jié)果。從表6中可見，(A)和(B)中交叉項ICQG×RET和ICQS×RET的系數(shù)均在10%水平上顯著，(C)和(D)中交叉項的系數(shù)均在5%水平上顯著。回歸結(jié)果進一步證實了內(nèi)部控制質(zhì)量能對會計信息的及時確認與計量產(chǎn)生影響。

表6 內(nèi)部控制對會計信息及時確認的影響的全樣本回歸結(jié)果

3.內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息價值相關(guān)性影響的回歸結(jié)果

(1)分組回歸結(jié)果

表7為模型 (8)按內(nèi)部控制質(zhì)量分組變量分組后的OLS回歸結(jié)果。結(jié)果顯示三組樣本之間的分別為0.120，0.126，0.143，呈現(xiàn)出逐漸遞增的趨勢。本文運用Vuong檢驗驗證三組樣本之間的是否有顯著性差別，三組Vuong檢驗的Z統(tǒng)計量分別在1%和5%水平上顯著，這說明三組樣本之間的存在顯著性差別，內(nèi)部控制質(zhì)量能夠?qū)嬓畔r值相關(guān)性產(chǎn)生影響。

表7內(nèi)部控制對會計信息價值相關(guān)性影響的分組回歸結(jié)果

(2)進一步檢驗的回歸結(jié)果

表8為模型 (9)和模型 (10)的全樣本回歸結(jié)果。(A)和 (B)分別是不含控制變量、內(nèi)部控制質(zhì)量ICQ由ICQG和ICQS替代的回歸結(jié)果。(C)和 (D)是包含控制變量、內(nèi)部控制質(zhì)量ICQ由ICQG和ICQS替代的回歸結(jié)果。如表8所示，(A)和 (C)的回歸結(jié)果顯示ΔEPS/P×ICQS的系數(shù)顯著為負，EPS/P×ICQS的系數(shù)不顯著，這說明內(nèi)部控制并未對會計信息價值相關(guān)性有顯著的促進作用，甚至降低了每股盈余的變化這一因素的解釋能力。在內(nèi)部控制的另一個代理變量ICQG的回歸結(jié)果 (B)中，EPS/P×ICQG的系數(shù)顯著為正，在 (B)和 (D)中ΔEPS/P×ICQG的系數(shù)顯著為負，可以認為內(nèi)部控制還對會計信息的價值相關(guān)性有一定影響，但是對于代表當期業(yè)績的每股盈余和代表業(yè)績的變化每股盈余的差值兩個變量影響的方向不同，不能說明是正向促進或是負向抑制作用。同時，鑒于本文內(nèi)部控制質(zhì)量的衡量來看，ICQS比ICQG衡量的更為細致，因而筆者認為按照ICQS為替代變量得出的結(jié)論更可靠性。并且出于謹慎性考慮，幾個模型并未得出一致的結(jié)果，這里不能得出內(nèi)部控制對會計信息的價值相關(guān)性有顯著影響的結(jié)論。

表8內(nèi)部控制對會計信息價值相關(guān)性影響的全樣本回歸結(jié)果

4.穩(wěn)健性檢驗

(1)本文利用迪博公司公開發(fā)布的2011年A股上市公司的內(nèi)部控制指數(shù)做內(nèi)部控制質(zhì)量的替代變量，對三個假設(shè)重新進行檢驗 (模型4、模型6和模型8)，研究結(jié)果基本一致。(2)本文在研究假設(shè)3時還采用了價格模型，得到的回歸結(jié)果基本一致。因此我們的結(jié)論是比較穩(wěn)健的。

五、研究結(jié)論及政策建議

本文細致地研究了內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息公允、及時確認與計量、價值相關(guān)性的影響，實證結(jié)果支持了高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠促進會計信息的公允、及時確認與計量，但是就內(nèi)部控制能否提高會計信息價值相關(guān)性方面本文未能得到穩(wěn)健的結(jié)論。從總體上看，本文發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制還對會計信息透明度產(chǎn)生了一定影響，只是沒能發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制對會計信息透明度的影響為投資者所識別并應(yīng)用到投資決策中。

本文對此的理解為，內(nèi)部控制的建立與完善是一個長期過程，就目前而言，我國上市公司普遍進行的內(nèi)部控制建設(shè)總體上能對會計信息的透明度產(chǎn)生影響，對會計信息的公允、及時確認與計量方面起到促進作用。然而，由于目前我國上市公司的內(nèi)部控制建設(shè)仍處于不斷發(fā)展與提升階段，仍舊存在內(nèi)部控制信息披露問題以及內(nèi)部控制建設(shè)本身隱含的問題，這些問題使得投資者對內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息透明度的促進視而不見 (原因在于對我國企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的不信任)，或是認為內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息透明度的影響不足以大到改變他們投資決策的程度。當投資者的這種疑慮作用在具體的投資決策時，內(nèi)部控制對會計信息透明度影響的作用就體現(xiàn)不到投資決策中。

不論是從內(nèi)部控制質(zhì)量對會計信息的公允、及時確認與計量的影響來看，還是從內(nèi)部控制對會計信息透明度的影響未足以引起投資者的重視來看，不遺余力地加強內(nèi)部控制的建設(shè)與完善，加強內(nèi)部控制信息披露的規(guī)范都是明智之舉、必行之策。至于如何實施，有道是“天下之事，不難于立法，而難于法之必行”，所謂難行，不外乎如下原因:一則行之無益，不行無害，無所謂行。二則不知如何下手，所以難行。因此，要在我國上市公司中深入推廣內(nèi)部控制建設(shè)及披露，由政府強制推行還不夠，還應(yīng)該從風險防范、經(jīng)營目標的實現(xiàn)、資產(chǎn)安全及合法合規(guī)的保證等角度，從市場需求與認可、增強競爭力等方面讓公司認識到加強內(nèi)部控制建設(shè)及披露內(nèi)部控制信息的好處，引導(dǎo)公司主動、自發(fā)地進行內(nèi)部控制建設(shè)，消除“行之無益”的誤區(qū);提高投資者對內(nèi)部控制信息的需求，加大內(nèi)部控制違規(guī)作假的監(jiān)管力度和懲罰力度，提高其違規(guī)成本，避免“不行無害”的境地;不斷細化內(nèi)部控制建設(shè)及披露的相關(guān)指南，加強對上市公司內(nèi)部控制建設(shè)及披露方面的指導(dǎo)與培訓(xùn)，讓“難行”不再難行。只有如此，才能不斷推進我國內(nèi)部控制的建設(shè)與完善，將內(nèi)部控制建設(shè)落到實處，真正做到有益于企業(yè)的長遠發(fā)展，真正起到提高會計信息透明度、有助于投資者的投資決策進而保護投資者的作用。

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