李常安

(上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 會計(jì)學(xué)院，上海 200433)

一 引言

內(nèi)部控制規(guī)范的實(shí)施深刻影響了資本市場信息環(huán)境。近期內(nèi)部控制相關(guān)研究認(rèn)為在內(nèi)部控制執(zhí)行后，公司和財(cái)報(bào)質(zhì)量同較低的資本成本相關(guān)，但研究結(jié)論是混合的。例如，Ogneva 等［1］控制了公司特征和其他財(cái)報(bào)質(zhì)量變量后發(fā)現(xiàn)，執(zhí)行SOX404 披露公司的信息在解釋資本成本方面的基本沒有解釋作用;與之相對，Ashbaugh -Skaife 等［2］發(fā)現(xiàn)，SOX302和404 披露缺陷公司與資本成本具有正相關(guān)關(guān)系。

與上述研究相似，在考察內(nèi)部控制信息披露市場反應(yīng)的研究中，研究者們通過價(jià)格效應(yīng)發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制缺陷信息披露的市場反應(yīng)同樣具有混合性［3，4］。這使人們認(rèn)識到，盡管價(jià)格效應(yīng)可以提供市場投資者以及潛在投資者對于信息披露“信息效應(yīng)”的直接證據(jù)，但價(jià)格效應(yīng)本身意味著，如果股價(jià)能夠根據(jù)較差的財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量特性進(jìn)行充分調(diào)整，那么重大缺陷披露應(yīng)該不會向市場傳遞新的信息。因此，以價(jià)格效應(yīng)進(jìn)行內(nèi)部控制信息對市場的影響的研究是不明確或者不全面的，需要從不同視角來理解公司內(nèi)部控制質(zhì)量與潛在風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。

正如Beaver［5］所言，將財(cái)務(wù)報(bào)告(會計(jì)特征)和股價(jià)聯(lián)系的經(jīng)驗(yàn)研究可能無法全面衡量信息使用者納入決策程序的價(jià)值信息。Lev［6］也認(rèn)為，評價(jià)披露監(jiān)管效果應(yīng)當(dāng)建立在信息不對稱基礎(chǔ)之上，而信息不對稱程度應(yīng)以市場流動性而非股價(jià)反應(yīng)來測度。

為此，近期文獻(xiàn)以投資者和市場流動性視角檢驗(yàn)了內(nèi)部控制信息的監(jiān)管效應(yīng)［7，8］，這些研究拓展了人們對信息環(huán)境改變條件下“信息效應(yīng)”和“共識效應(yīng)”，以及特殊事件期交易行為和市場流動性的認(rèn)知。如，Jain 等［7］檢驗(yàn)了2001 -2004年期間整個市場流動性，將期間分為安然事件前、安然事件期和SOX 執(zhí)行期后發(fā)現(xiàn)，(1)市場流動性在丑聞期間明顯較低;(2)從監(jiān)管政策長期執(zhí)行效果看，其提升了市場流動性。但Burts［8］以價(jià)格漂移和交易量為代理變量，考察了上市公司因執(zhí)行內(nèi)部控制監(jiān)管要求而產(chǎn)生大量財(cái)務(wù)報(bào)告重述現(xiàn)象。在控制了當(dāng)期回報(bào)后沒有發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)告重述公司具有更高的交易量。

毫無疑問，內(nèi)部控制監(jiān)管政策目的是為了提高公司信息披露完整性，減少資本市場信息不對稱，降低信息不透明度［9］，從而有利于市場投資者達(dá)成共識［10］，進(jìn)而提供流動性并促進(jìn)資本市場有效。

假如內(nèi)部控制機(jī)制能夠增加公司財(cái)務(wù)報(bào)告的衡量誤差或者管理層管理盈余的能力，那么披露的內(nèi)部控制信息可能會證實(shí)那些具有事先存在而未被發(fā)現(xiàn)的低財(cái)報(bào)質(zhì)量公司。理論和經(jīng)驗(yàn)研究表明，投資者需要對那些財(cái)報(bào)質(zhì)量具有不確定性公司獲得補(bǔ)償?shù)囊蟆Ｒ虼?，公司?nèi)部控制質(zhì)量會引致投資者潛在信念的改變。投資者會要求公司向市場披露更多信息，或者投資者會更依賴于私人信息。即當(dāng)公司信息環(huán)境發(fā)生變化時(shí)，其會使得市場投資者信息環(huán)境發(fā)生變化，并影響投資者交易行為。

基于此，本文通過投資者視角將公司內(nèi)部控制質(zhì)量與市場流動性綜合起來進(jìn)行研究的貢獻(xiàn)在于:(1)以交易量測度市場流動性，考察了內(nèi)部控制信息價(jià)值含量;(2)公司披露內(nèi)部控制重大缺陷信息會導(dǎo)致投資者所面對公司信息環(huán)境不確定性增加，通過分析師視角研究了內(nèi)部控制質(zhì)量和市場流動性之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量、分析師信息準(zhǔn)確度與交易量之間的經(jīng)驗(yàn)證據(jù);(3)拓展了內(nèi)部控制的研究范圍，同時(shí)為監(jiān)管部門提供了思路。

文章具體安排如下:首先是引言和貢獻(xiàn)。第二部分，背景和相關(guān)研究。第三部分，假說提出。第四部分，研究設(shè)計(jì)。第五部分，多元回歸和分析。第六部分為結(jié)論。

二 背景和相關(guān)研究

在傳統(tǒng)文獻(xiàn)中，分析師一直被視為市場專家或市場代理，認(rèn)為其報(bào)告會影響流動性提供者決策，并對流動性產(chǎn)生影響［11，10］。例如，Roulstone［10］發(fā)現(xiàn)分析師跟進(jìn)同市場流動性正相關(guān)。文章認(rèn)為通過分析師活動媒介，公司披露能夠影響流動性和資本成本。因?yàn)橥顿Y者會通過分析師收到可靠和透明財(cái)務(wù)信息減少獲得私人信息動機(jī)，降低市場信息不對稱。

因?yàn)閮?nèi)部控制監(jiān)管的目的不僅在于提高財(cái)務(wù)報(bào)告可靠性和專業(yè)責(zé)任，同時(shí)有利于財(cái)務(wù)分析師等資本市場專業(yè)投資者獲得完整財(cái)務(wù)報(bào)告信息，有利于市場價(jià)值發(fā)現(xiàn)。在內(nèi)部控制披露市場反應(yīng)的研究中，分析師也被用來作為測度市場反應(yīng)的變量［13，3］。其中，Doyle 等［13］指出，分析師很早就注意到較差報(bào)告質(zhì)量相關(guān)的缺陷因素水平與公司外部特征的關(guān)系。Hammersley 等［3］調(diào)查了內(nèi)部控制缺陷特征是否傳遞給市場參與者信息，并以分析師報(bào)告例證了市場投資者對于內(nèi)部控制缺陷的反應(yīng)。

近期研究同樣表明，上市公司內(nèi)部控制監(jiān)管制度對于恢復(fù)投資者信心和共識形成具有顯著作用［10，14］。例如，Kim 等［10］出于分析師跟進(jìn)動機(jī)的考慮控制了交易量因素，他們發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制信息披露后，分析師信念形成和交易量高度正相關(guān)。Brochet［14］檢驗(yàn)了執(zhí)行SOX 之后內(nèi)部人交易股票行為。文章發(fā)現(xiàn)，在市場股票回報(bào)為負(fù)或者實(shí)際宣告盈余沒有達(dá)到分析師預(yù)期之前，公司內(nèi)部人出售股票可能性較低，買(賣)同正(負(fù))盈余意外相對應(yīng)，并具有顯著關(guān)系。

綜合已有研究發(fā)展:(1)理論模型和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)都表明內(nèi)部控制缺陷信息對資本市場流動性具有影響;(2)研究者們主要從價(jià)格效應(yīng)和流動性兩方面考察了市場反應(yīng)，二者都將分析師或分析師預(yù)測作為市場投資者代理或比較基礎(chǔ)，并指出了內(nèi)部控制信息披露對分析師的直接影響;(3)分析師作為重要的市場信息中介，其報(bào)告會影響投資者們資源配置決策，但很少涉及投資者是否將內(nèi)部控制決定因素納入其決策程序［15，16］，并將內(nèi)部控制質(zhì)量與分析師預(yù)測性質(zhì)二者聯(lián)合起來解釋對交易量的影響。(4)資本市場投資者與內(nèi)部控制監(jiān)管效果是目前較為活躍的一個研究方向，但已有文獻(xiàn)并沒有充分闡述內(nèi)部控制缺陷公司信息環(huán)境變化對投資者信息環(huán)境產(chǎn)生的影響，并提供相關(guān)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

三 假說提出

(一)假說1 的提出

早期經(jīng)典文獻(xiàn)認(rèn)為，評價(jià)披露監(jiān)管效果應(yīng)當(dāng)建立在信息不對稱基礎(chǔ)之上，而信息不對稱程度應(yīng)以市場流動性而非股價(jià)反應(yīng)來測度［6］。理論研究表明，公共信息有可能會影響資本市場投資者信息不對稱水平，信息披露增加會減少交易的價(jià)格反向效應(yīng)，進(jìn)而增加市場流動性［17］。其次，信息不對稱被認(rèn)為會促使沒有意愿的交易程度上升，市場上資本成本的增加被視為“價(jià)格保護(hù)”，市場專家會根據(jù)信息環(huán)境的改變調(diào)整他們的交易水平［18］。例如，Kim和Verrecchia［19］、Abarbanell 等［20］通過模型分析認(rèn)為，交易量同盈余公告前私人信息準(zhǔn)確度負(fù)相關(guān)。而經(jīng)驗(yàn)證據(jù)則表明，在盈余宣告前后，交易量同分析師預(yù)測達(dá)成共識負(fù)相關(guān)。Ziebarti［21］檢驗(yàn)了盈余公告窗口期的分析師盈余預(yù)測分散度，他們發(fā)現(xiàn)分散度變化和交易量變量正相關(guān)。Barron［22］發(fā)現(xiàn)在盈余公告期間，隨著交易量的增加，分析師共識會降低;在盈余公告后，分析師信念變化與交易量正相關(guān)，即分析師t-1期盈余預(yù)測分散度同t期交易量正相關(guān)。此外，Chung 等［23］發(fā)現(xiàn)分析師跟進(jìn)同交易量負(fù)相關(guān)關(guān)系，作者將之歸因于分析師跟進(jìn)公司具有較高信息不對稱。

對于監(jiān)管者而言，無論是美國的SOX 法案，還是我國的內(nèi)部控制制度，都期望通過提升公司披露信息的真實(shí)性和可靠性來降低公司與市場信息不對稱程度，從而促使市場有效。國內(nèi)外研究者通過資本市場投資者與市場流動性視角檢驗(yàn)了內(nèi)部控制信息披露市場反應(yīng)，其研究結(jié)論拓展了人們對信息環(huán)境改變條件下“信息效應(yīng)”和“共識效應(yīng)”，以及特殊事件期資本市場交易行為和市場流動性的認(rèn)識。

學(xué)者們首先考察了公司內(nèi)部控制狀況對資本市場投資者的影響，認(rèn)為無效內(nèi)部控制會導(dǎo)致高的信息風(fēng)險(xiǎn)以及分析師預(yù)測的誤差和偏差［10，16］。既然內(nèi)部控制缺陷是公司信息或者會計(jì)風(fēng)險(xiǎn)的重要決定因素，那么其有可能增加信息不對稱水平和改變信息環(huán)境［3，4］。理論分析同時(shí)指出，投資者很難將復(fù)合信息(impounding information)納入資產(chǎn)價(jià)格，就內(nèi)部控制缺陷信息而言，其可能會增加機(jī)構(gòu)和單個投資者信息處理成本［4，8］。如，Beneish 等［4］指出，公司披露內(nèi)部控制重大缺陷可能會增加信息不對稱水平和改變信息環(huán)境。文章發(fā)現(xiàn)重大缺陷披露同超額收益率負(fù)相關(guān)、交易量正相關(guān);分析師預(yù)測方向發(fā)生反轉(zhuǎn)，其對披露重大缺陷公司EPS 負(fù)修正兩倍于控制組公司。Kim 等［10］則研究了內(nèi)部控制重大缺陷披露對單個分析師預(yù)測性質(zhì)的影響，他們發(fā)現(xiàn)分析師盈余預(yù)測誤差和分散度同重大缺陷變量顯著正相關(guān);分析師預(yù)測分散度變化同交易量正相關(guān)。他們認(rèn)為交易量增加有利于分析師共識形成。但黃壽昌等［24］則沒有發(fā)現(xiàn)分析師跟進(jìn)同交易量具有顯著關(guān)系。

其次，學(xué)者們進(jìn)一步研究了內(nèi)部控制監(jiān)管效應(yīng)。Jain 等［7］將樣本期間分為安然事件前、安然事件期和SOX 監(jiān)管期，檢驗(yàn)了2001 -2004期間整個市場流動性。他們發(fā)現(xiàn)，(1)市場流動性在丑聞期間明顯較低，即披露內(nèi)部控制重大缺陷在短期內(nèi)會對資本市場流動性產(chǎn)生破壞或逆向作用;(2)就監(jiān)管政策長期執(zhí)行效果而言，SOX 立法變量、交易量與買賣價(jià)差顯著負(fù)相關(guān)，即內(nèi)部控制信息監(jiān)管政策提升了市場流動性。

此外，黃壽昌等［24］以2007年度滬市上市公司為研究樣本，考察了內(nèi)部控制報(bào)告自愿披露的市場效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制自愿披露同交易量正相關(guān)。而Burks［8］以價(jià)格漂移和交易量為代理變量，考察了上市公司因執(zhí)行內(nèi)部控制監(jiān)管要求而產(chǎn)生大量財(cái)務(wù)報(bào)告重述現(xiàn)象。在控制了當(dāng)期回報(bào)后沒有發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)告重述公司具有更高的交易量。由此，本文提出:

假說1a:在公司存在重大內(nèi)部控制缺陷情形下，分析師公共信息準(zhǔn)確度同交易量負(fù)相關(guān)。

假說1b:在公司存在重大內(nèi)部控制缺陷情形下，分析師私人信息準(zhǔn)確度同交易量具有相關(guān)關(guān)系。

(二)假說2 的提出

Doyle 等［13］指出，分析師更關(guān)注與財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量較差相關(guān)的公司水平缺陷因素。文章認(rèn)為，內(nèi)部控制嚴(yán)重程度問題發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化和重大缺陷分類相關(guān)。文章建議將重大缺陷分為兩大類:會計(jì)水平缺陷和公司水平缺陷。研究發(fā)現(xiàn)，公司水平內(nèi)部控制缺陷的應(yīng)計(jì)質(zhì)量比會計(jì)水平內(nèi)部控制缺陷低［25］。但李萬福等［26］利用手工收集上市公司治理整改報(bào)告來研究投資效率問題，他們發(fā)現(xiàn)公司水平同會計(jì)水平樣本沒有差異。

在隨后的相關(guān)研究中，Callen 等［27］對會計(jì)質(zhì)量、價(jià)格延遲和未來回報(bào)之間關(guān)系進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，價(jià)格延遲公司具有較差的應(yīng)計(jì)質(zhì)量;文章進(jìn)一步分析顯示，價(jià)格延遲同分析師跟進(jìn)與交易量顯著負(fù)相關(guān)。Hostak 等［28］研究了SOX 立法之后在美國證交會注冊自愿退市的外國公司，他們發(fā)現(xiàn)這些公司具有較弱的公司治理質(zhì)量，較低的財(cái)務(wù)可見度。經(jīng)驗(yàn)結(jié)果表明，退市同交易量正相關(guān)，同分析師跟進(jìn)負(fù)相關(guān)。由此，本文在此提出:

假說2a:在不同重大內(nèi)部控制缺陷類型條件下，分析師公共信息準(zhǔn)確度同交易量負(fù)相關(guān)。

假說2b:在不同重大內(nèi)部控制缺陷類型條件下，分析師私人信息準(zhǔn)確度同交易量具有相關(guān)關(guān)系。

(三)假說3 的提出

內(nèi)部控制缺陷改進(jìn)公司能夠改善估計(jì)風(fēng)險(xiǎn)和信息風(fēng)險(xiǎn)，這個信號必然會被市場專家所觀察到，其會降低他們對估價(jià)的不確定性，進(jìn)而有利于市場流動性。故而本文通過內(nèi)部控制缺陷水平來進(jìn)一步研究重大缺陷改進(jìn)對交易量的影響。

Ashbaugh -Skaife 等［16］分析了連續(xù)執(zhí)行SOX 404 審計(jì)意見的報(bào)告后發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部缺陷改進(jìn)公司的應(yīng)計(jì)質(zhì)量好于沒有改進(jìn)的公司，公司改進(jìn)內(nèi)部缺陷問題后的內(nèi)部控制設(shè)計(jì)和運(yùn)行更有效，其盈余質(zhì)量也會隨之提高。Johnstone 等［29］發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部缺陷公司更有可能解聘CFO，接任的新CFO 和內(nèi)部控制改進(jìn)正相關(guān)。Dowdell 等［30］發(fā)現(xiàn)，在404 報(bào)告下，交易量同買賣價(jià)差負(fù)相關(guān)，同缺陷改進(jìn)正相關(guān)。由此，本文在此提出:

假說3a:在內(nèi)部控制缺陷改進(jìn)情形下，分析師公共信息準(zhǔn)確度同交易量負(fù)相關(guān)。

假說3b:在內(nèi)部控制缺陷改進(jìn)情形下，分析師私人信息準(zhǔn)確度同交易量具有相關(guān)關(guān)系。

四 研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

1.數(shù)據(jù)來源。本文所指內(nèi)部控制評價(jià)報(bào)告，是由注冊會計(jì)師出具的內(nèi)部控制審核報(bào)告、內(nèi)部控制鑒證報(bào)告或內(nèi)部控制審核報(bào)告，且僅用于年報(bào)用途;以及與之相關(guān)的內(nèi)部控制自我評價(jià)報(bào)告、公司治理整改報(bào)告。上述文檔全部通過巨潮信息網(wǎng)站收集;資本市場以及財(cái)務(wù)指標(biāo)來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR);業(yè)務(wù)和行業(yè)數(shù)據(jù)來自中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(CCER)。本文樣本區(qū)間為2007 -2011年度，初始樣本總量為2090 個。

2.樣本選擇。本文樣本選擇標(biāo)準(zhǔn)如下:(1)樣本公司年報(bào)披露當(dāng)年必須同時(shí)披露注冊會計(jì)師鑒證的外部評價(jià)報(bào)告和內(nèi)部控制自我評價(jià)報(bào)告。(2)刪除因初始發(fā)行股票(IPO)和上市期間發(fā)行股票(SEO)而出具外部評價(jià)報(bào)告的樣本。(3)刪除金融行業(yè)公司。根據(jù)篩選標(biāo)準(zhǔn)，本文得到含有2008 個樣本。出于控制極端值的考慮，本文按樣本1% 和99%分位數(shù)對所有連續(xù)變量進(jìn)行減尾處理(Winsorize)。

由于交易量數(shù)據(jù)的實(shí)際取得的原因，最后樣本數(shù)為1915 個。其中，因?yàn)榻灰琢繑?shù)據(jù)的原因，導(dǎo)致重大缺陷公司年數(shù)減少了20 個，從119 個減少為99 個。

3.根據(jù)Doyle 等［13］和Ashbaugh -Skaife 等［2］，本文使用全部出具外部內(nèi)控報(bào)告樣本中沒有揭示有內(nèi)部控制缺陷的公司作為控制組(而非采用配對樣本)，以消除樣本選擇偏差。

(二)變量定義和模型設(shè)定

1.變量定義

(1)被解釋變量

交易量(Tradingvolume):已有理論和經(jīng)驗(yàn)研究認(rèn)為，交易量具有價(jià)格所不包含的信息可以理解公司與資本市場信息不對稱;測度市場代理共識程度。近期內(nèi)部控制披露文獻(xiàn)以交易量檢驗(yàn)了該制度實(shí)施，以及實(shí)施以后的經(jīng)濟(jì)后果［7，8］。

本文采用日換手率來表征交易量，以百分?jǐn)?shù)值進(jìn)行回歸，進(jìn)而避免回歸估計(jì)中系數(shù)趨于0 的現(xiàn)象發(fā)生。本文將公司內(nèi)部控制外部評價(jià)報(bào)告披露日作為事件日(第0 天)，事件期窗口為［-1，+1］。即累積交易量為公司i 包括事件日在前一天和后一天，累積3 天每日換手率之和。

(2)解釋變量

累積超額收益率(Car):本文以內(nèi)部控制信息披露日期即年報(bào)披露日為事件日，以年報(bào)披露日前80 天即［-86，-6］為估計(jì)期，采用累積超額收益率來控制價(jià)格反應(yīng)。

分析師公共信息準(zhǔn)確度(Rankpublic)和私人信息準(zhǔn)確度(Rankprivate):本文根據(jù)Barron 等［31］定義單個分析師公共信息準(zhǔn)確度和私人信息準(zhǔn)確度;分析師報(bào)告選擇區(qū)間為單個分析師j 當(dāng)年5 月1 日-12 月31 日對公司i 當(dāng)年盈余預(yù)測;且公司i 當(dāng)年分析師跟進(jìn)人數(shù)不少于1 人。

Barron 等［31］以分析師預(yù)測均值誤差和單個分析師預(yù)測分散度構(gòu)建了公共和私人信息質(zhì)量指標(biāo)。該指標(biāo)在設(shè)定中，預(yù)測誤差是公共信息質(zhì)量的組成部分，預(yù)測分散度是私人信息質(zhì)量的組成部分。該指標(biāo)假定:分析師可以觀察到的公共信號(public signal);每個分析師所觀察到的私人信號(private signal);分析師預(yù)測是無偏的，且完全基于其所觀察到的公共和私人信號。在這些給定條件下，預(yù)測分散度(D)和預(yù)測均值方差(SE)分別表征無法直接觀察的不確定性和共識。模型進(jìn)一步假定，在分析師中私人信息準(zhǔn)確度相似條件下，D(不確定性)、SE(共識)能夠表示為公共信息和私人信息準(zhǔn)確度的函數(shù)。

本文進(jìn)一步依據(jù)Basu 和Markov(2004)［32］對得到的單個分析師信息準(zhǔn)確度進(jìn)一步采用排序方式進(jìn)行變換得到本文所使用的分析師公共信息準(zhǔn)確度(Rankpublic)和分析師私人信息準(zhǔn)確度(Rankprivate)。

(3)其他解釋變量

本文控制了影響公司價(jià)值因素，例如:公司規(guī)模(Lnasset)、代表盈利能力的總資產(chǎn)收益率(Roa)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev)等。具體參見表1。

表1 變量定義

2.模型設(shè)定

(1)重大內(nèi)部控制缺陷與交易量

a.重大內(nèi)部控制缺陷與交易量模型

為了檢驗(yàn)假說1 中交易量與重大內(nèi)部控制缺陷之間的關(guān)系，本文參考Doyle 等［13］設(shè)計(jì)模型，具體回歸方程如下。

b.重大內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重性水平與交易量模型

為了檢驗(yàn)假說2 重大內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重程度，本文將其劃分為公司水平和會計(jì)水平兩種形式［13，2］。本文預(yù)期這兩種水平缺陷信息披露都會引起交易量增加。并在方程(1)基礎(chǔ)上，加入交乘項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)，具體回歸方程如下。

c.重大內(nèi)部控制缺陷改進(jìn)以及不同嚴(yán)重性水平下與交易量模型

為進(jìn)一步拓展議題，本文考察了重大缺陷改進(jìn)以及不同嚴(yán)重性水平下與市場流動性之間的關(guān)系。檢驗(yàn)假說3 的回歸方程如下。

(2)重大內(nèi)部控制缺陷間接效應(yīng):分析師預(yù)測信息準(zhǔn)確度與市場流動性

本部分在方程(1)和方程(2)基礎(chǔ)上結(jié)合重大內(nèi)部控制缺陷、重大缺陷不同嚴(yán)重性水平以及重大缺陷改進(jìn)交乘項(xiàng)對分析師預(yù)測信息準(zhǔn)確度與交易量進(jìn)行考察，具體回歸方程如下。

a.在重大內(nèi)部控制缺陷條件下，以回歸方程(5)檢驗(yàn)假說1a 和1b 中分析師信息準(zhǔn)確度與交易量關(guān)系。

b.在重大內(nèi)部控制缺陷嚴(yán)重性條件下，以回歸方程(6)檢驗(yàn)假說2a 和2b 中分析師信息準(zhǔn)確度與交易量回歸方程關(guān)系。

c.在重大內(nèi)部控制缺陷改進(jìn)以及不同重大缺陷嚴(yán)重性水平改進(jìn)條件下，以回歸方程(7)和方程(8)分別檢驗(yàn)假說3a 和3b 中分析師信息準(zhǔn)確度與交易量關(guān)系。

五 多元回歸結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.主要變量差異性分析

表2 主要變量差異性分析

由表2 可知，重大和非重大內(nèi)部控制缺陷公司樣本交易量均值(中位數(shù))分別為10.283(7.023)和11.085(7.374)，其中均值Wilcoxon 檢驗(yàn)z 值在9%水平顯著。超額回報(bào)均值分別為-0.015 和-0.005，但不顯著。分析師公共和私人信息準(zhǔn)確度皆在1%水平高度顯著。相對于樣本非重大缺陷公司，重大缺陷公司具有資產(chǎn)規(guī)模較小、財(cái)務(wù)杠桿較高、業(yè)務(wù)復(fù)雜程度較高和利潤收入較低等特征。

(二)多元回歸結(jié)果與分析

1.交易量與重大內(nèi)部控制缺陷、重大缺陷重要性水平以及改進(jìn)回歸檢驗(yàn)

(1)交易量與重大內(nèi)部控制缺陷

由表3 可知，方程(1)中重大內(nèi)部控制缺陷(Weakness)在5%水平同交易量(Tradingvolume)正相關(guān)。超額收益率(Car)與交易量回歸系數(shù)顯著為正。

(2)交易量與重大缺陷重要性水平

表3 方程(1)與方程(2)回歸分析

表3 第二欄中方程(2)回歸結(jié)果表明，Car 與Tradingvolume 在1%水平高度正相關(guān)。Lev_com 與交易量在5%水平顯著，Lev_acc 和Tradingvolume 回歸系數(shù)為正，但不顯著，這表明市場對公司水平缺陷更敏感。

(3)交易量與內(nèi)部控制缺陷改進(jìn)

表4 方程(3)與方程(4)回歸分析

在表4 中，方程(3)的Weakness 在1%與Tradingvolume 正相關(guān);缺陷改進(jìn)(Remedy)與Tradingvolume 回歸系數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，但符號同假說3 預(yù)期相反。Car 與Tradingvolume 在1%水平顯著為正。表4 第二欄方程(4)的回歸結(jié)果表明，Lev_com 與交易量在5%水平顯著(t=2.4)，會計(jì)水平不顯著，這同表3 第二欄結(jié)果相似。但表4 第二欄方程(4)回歸結(jié)果中，公司水平改進(jìn)(Remedy_com)和會計(jì)水平缺陷改進(jìn)(Remedy_acc)盡管同交易量回歸系數(shù)為負(fù)，但不顯著。這說明，市場不能區(qū)分重大缺陷具體改進(jìn)水平。

2.在重大內(nèi)部控制缺陷條件下，交易量與分析師信息準(zhǔn)確度回歸檢驗(yàn)

(1)交易量與分析師信息準(zhǔn)確度

表5 第一欄列示了方程(5)沒有分析師信息準(zhǔn)確度與重大缺陷交乘項(xiàng)的回歸結(jié)果。其中，重大內(nèi)部控制缺陷與交易量在1%水平顯著正相關(guān);Rankpublic 和Rankprivate 皆與Ttradingvolume 在1% 水平顯著負(fù)相關(guān)。在第二欄方程(5)回歸結(jié)果中，Rankpublic 與Weakness 的交乘項(xiàng)同Ttradingvolume顯著負(fù)相關(guān)(t=-2.8)，這驗(yàn)證了假說1a。Rankprivate 與Weakness 的交乘項(xiàng)同Ttradingvolume 在10%水平正相關(guān)，這驗(yàn)證了假說1b。這說明在重大內(nèi)部控制缺陷條件下，分析師信息準(zhǔn)確度交乘項(xiàng)同交易量顯著相關(guān)表明，公共信息準(zhǔn)確度對交易量具有弱化作用，而私人信息準(zhǔn)確度對交易量具有刺激作用。

表5 方程(5)回歸分析

(2)在重大缺陷嚴(yán)重性水平條件下，交易量與分析師信息準(zhǔn)確度回歸檢驗(yàn)

與表5 中方程(5)方法相似，表6 第一欄列示了方程(6)中沒有分析師信息準(zhǔn)確度與重大缺陷嚴(yán)重性水平交乘項(xiàng)的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，Lev_com與Ttradingvolume 在5%水平顯著正相關(guān);但Lev_acc 與Ttradingvolume 不顯著。Rankpublic 和Rankprivate 分別在1%水平和5%水平與交易量顯著負(fù)相關(guān)。這個結(jié)果分別同表3 和表4 結(jié)果一致。

在表6 第二欄中，Rankpublic 同Lev_com 交乘項(xiàng)在1%水平負(fù)相關(guān)，同Lev_acc 交乘項(xiàng)在5%水平正相關(guān)，這驗(yàn)證了2a。Rankprivate 同Lev_com 交乘項(xiàng)在5%水平正相關(guān)。這驗(yàn)證了假說2b。

令人感到有趣的是，在加入分析師信息準(zhǔn)確度與重大缺陷嚴(yán)重性水平交乘項(xiàng)后，發(fā)現(xiàn):(1)第二欄中Lev_com 的回歸系數(shù)(t 值，p 值)由2.22(2.11，0.036)變?yōu)?.221(2.56，0.011);(2)盡管分析師公共信息與公司水平缺陷、會計(jì)水平缺陷系數(shù)符號相反，但其系數(shù)值(t 值，p 值)分別為-0.011(-3.24，0.0007)和0.009(2.42，0.016)，顯然公共信息準(zhǔn)確度在公司水平下對交易量影響更大;(3)分析師私人信息與公司水平交乘項(xiàng)雖然與交易量正相關(guān)，但其同樣表明在公司水平下對交易量影響更大。綜合而論，公司水平重大缺陷與分析師信息準(zhǔn)確度對交易量產(chǎn)生顯著的綜合影響。此外，分析師公共信息準(zhǔn)確度對交易量的影響更大，這意味著，市場在取得共識時(shí)能更好地促進(jìn)流動性。

表6 方程(6)回歸分析

表7 方程(7)與方程(8)回歸分析

(3)內(nèi)部控制缺陷改進(jìn)條件下，交易量與分析師信息準(zhǔn)確度回歸檢驗(yàn)

表7 第一欄方程(7)回歸結(jié)果表明，Weakness同Ttradingvolume 在1%水平正相關(guān)。Rankpublic 在1%水平，Rankprivate 在10%水平與Ttradingvolume顯著負(fù)相關(guān)。Remedy 同Ttradingvolume 在10%水平負(fù)相關(guān)，這表明公司重大缺陷改進(jìn)對交易量產(chǎn)生影響，但回歸系數(shù)與假說3 預(yù)期相反。

第二欄中，Lev_com 與Ttradingvolume 在6%水平正相關(guān);但(1)Lev_com、Lev_acc 與Remedy 交乘項(xiàng)同Ttradingvolume 都不相關(guān);(2)Rankpublic、Rankprivate 與Remedy 交乘項(xiàng)回歸系數(shù)同樣不顯著。這同表1.6 方程(4)回歸結(jié)果一致。本文認(rèn)為一個可能的解釋是:市場以及分析師對公司披露所聲稱的改進(jìn)還需要予以觀察。

(三)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

出于穩(wěn)健性考慮，本文通過［0，3］和［0，5］窗口期，并以方程(5)檢驗(yàn)了交易量與重大缺陷，以及分析師信息準(zhǔn)確度之間關(guān)系。主要結(jié)論具有穩(wěn)定性。限于篇幅，本文未作列示。

六 結(jié)論

本文考察了內(nèi)部控制質(zhì)量、分析師預(yù)測與市場流動性之間的關(guān)系。本文發(fā)現(xiàn)，(1)交易量與重大內(nèi)部控制缺陷正相關(guān)，與分析師信息準(zhǔn)確度負(fù)相關(guān);(2)分析師能夠吸收重大缺陷信息并對交易量產(chǎn)生影響。(3)本文的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，內(nèi)部控制問題對專業(yè)投資者信息準(zhǔn)確度產(chǎn)生了影響，對資本市場流動性發(fā)揮了作用。這有助于上市公司進(jìn)一步認(rèn)知分析師或投資者在資本市場的作用。

有鑒于此，上市公司需建立這樣的認(rèn)知:(1)內(nèi)部控制披露是“逆向選擇”的結(jié)果。因?yàn)楸緫?yīng)為公司自律的內(nèi)部控制一旦為大眾所懷疑，則其必將被投資者“用腳投票”。(2)作為監(jiān)管的結(jié)果，上市公司內(nèi)部控制信息披露及其質(zhì)量逐漸揭開公司內(nèi)部治理機(jī)制的“黑匣子”，可以讓投資者更為全面了解公司為保證財(cái)務(wù)報(bào)告所付出的資源和努力，從而降低公司的不透明度，促進(jìn)投資者保護(hù)。

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