李常青，陳澤藝，黃玉清

(1. 廈門大學(xué) 管理學(xué)院，福建 廈門 361005；2. 集美大學(xué) 誠毅學(xué)院，福建 廈門 361021；3. 集美大學(xué) 工商管理學(xué)院，福建 廈門 361021)

一、 引言

進入21世紀(jì)以來，世界各國紛紛采取各種措施來提高會計信息及時性，如美國、澳大利亞和新加坡等國發(fā)布相應(yīng)規(guī)定，縮短了定期報告的披露時限。而我國則在保持原有的定期報告披露時限不變的情況下，引入業(yè)績快報制度，這是我國上市公司信息披露的一項制度創(chuàng)新。業(yè)績快報是上市公司在會計年度結(jié)束之后、年度報告披露之前，初步披露未經(jīng)注冊會計師審計的上一年度主要財務(wù)數(shù)據(jù)。2004年12月，深圳證券交易所首次在中小企業(yè)板塊上市公司中試行年度業(yè)績快報制度。2005年2月，上海證券交易所發(fā)文鼓勵滬市上市公司披露年度業(yè)績快報。2009年創(chuàng)業(yè)板開啟之后，深圳證券交易所在每年《關(guān)于做好上市公司年度報告披露工作的通知》中，要求其報告披露較晚的中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司均應(yīng)當(dāng)先披露業(yè)績快報。因此，我國實行的業(yè)績快報制度對中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司來說是強制性的制度安排，而對深滬主板上市公司來說則是自愿性的制度安排。制度執(zhí)行之初，只有3.05%的主板上市公司披露了年度業(yè)績快報；到了2012年，自愿披露年度業(yè)績快報的主板上市公司比例增長到17.45%[1]。隨著業(yè)績快報披露數(shù)量的增加，投資者開始關(guān)注業(yè)績快報的質(zhì)量。對比2015年中小板和創(chuàng)業(yè)板公司的年報數(shù)據(jù)與業(yè)績快報數(shù)據(jù)，本文發(fā)現(xiàn)，437家公司經(jīng)審計后的業(yè)績低于業(yè)績快報披露的業(yè)績，出現(xiàn)業(yè)績下滑，其中21家公司業(yè)績下滑比例超過10%*作者根據(jù)CSMAR和RESSET數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)計算而得。。

在上市公司的內(nèi)部控制方面，1992年美國COSO發(fā)布了《內(nèi)部控制——整合框架》，之后許多國家參照COSO的內(nèi)部控制框架制定出本國的內(nèi)部控制規(guī)范。2008年5月，我國《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》出臺，隨后有關(guān)部門又于2010年4月發(fā)布了企業(yè)內(nèi)部控制配套指引。2011年《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》及配套指引在境內(nèi)外同時上市的公司施行，并于2012年在滬深兩市主板上市公司施行，并在此基礎(chǔ)上，擇機在中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司施行。內(nèi)部控制的核心目標(biāo)之一是合理保證會計信息質(zhì)量。作為上市公司對外披露會計信息的重要形式之一，業(yè)績快報質(zhì)量是否受到內(nèi)部控制的影響？上市公司在業(yè)績快報中披露了主要財務(wù)數(shù)據(jù)，那么內(nèi)部控制重大缺陷的存在是否會影響業(yè)績快報中主要財務(wù)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性？目前，這些問題在已有研究中難以找到現(xiàn)成的答案，從而為本文提供了研究契機。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩點：一是本文豐富了業(yè)績快報的研究。現(xiàn)有業(yè)績快報的相關(guān)文獻(xiàn)較少，這些文獻(xiàn)主要研究業(yè)績快報的市場反應(yīng)以及業(yè)績快報對分析師盈利預(yù)測的影響[2-3]。本文從業(yè)績快報質(zhì)量的影響因素視角出發(fā)，研究內(nèi)部控制對業(yè)績快報質(zhì)量的影響，拓展了業(yè)績快報的相關(guān)研究。二是本文拓展了內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量的研究視角?，F(xiàn)有內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量的相關(guān)研究主要從盈余質(zhì)量和財務(wù)報告質(zhì)量方面展開[4-7]。本文從業(yè)績快報的視角出發(fā)，研究內(nèi)部控制對業(yè)績快報質(zhì)量的影響，拓展了內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量的相關(guān)研究。

二、 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一) 文獻(xiàn)回顧

內(nèi)部控制實證研究的文獻(xiàn)主要從內(nèi)部控制的影響因素和經(jīng)濟后果展開。鑒于本文的研究主題屬于內(nèi)部控制的經(jīng)濟后果領(lǐng)域，結(jié)合具體的研究內(nèi)容，本文從盈余質(zhì)量和財務(wù)報告質(zhì)量兩個方面對現(xiàn)有內(nèi)部控制經(jīng)濟后果的相關(guān)文獻(xiàn)進行梳理。

1. 內(nèi)部控制與盈余質(zhì)量

薩班斯法案頒布之后，內(nèi)部控制對盈余質(zhì)量的影響逐漸引起了學(xué)者們的關(guān)注。國外學(xué)者主要從應(yīng)計質(zhì)量視角展開研究。Doyle等發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制重大缺陷的存在降低了公司的應(yīng)計質(zhì)量，公司層面的內(nèi)部控制重大缺陷對應(yīng)計質(zhì)量的影響更顯著[4]。類似地，Lu等研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制設(shè)計缺陷數(shù)量越多的公司，其應(yīng)計質(zhì)量相應(yīng)越差[8]。此外，Ashbaugh-Skaife等研究發(fā)現(xiàn)，存在內(nèi)部控制缺陷的公司，應(yīng)計噪音較大，但內(nèi)部控制缺陷更可能導(dǎo)致非故意的應(yīng)計估計誤差，且內(nèi)部控制缺陷修正后，公司的應(yīng)計質(zhì)量相應(yīng)提高[9]。

我國內(nèi)部控制與盈余質(zhì)量的相關(guān)研究主要從盈余管理和應(yīng)計質(zhì)量視角展開。方紅星和金玉娜以披露內(nèi)部控制鑒證報告作為高質(zhì)量內(nèi)部控制的代理變量，從會計選擇盈余管理和真實活動盈余管理兩個方面展開研究，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效地抑制上市公司的這兩類盈余管理行為[5]。董望和陳漢文以廈門大學(xué)內(nèi)部控制指數(shù)課題組開發(fā)的內(nèi)部控制評價指數(shù)作為內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量，研究發(fā)現(xiàn)上市公司的應(yīng)計質(zhì)量與內(nèi)部控制質(zhì)量正相關(guān)[10]。葉建芳等從動態(tài)視角檢驗內(nèi)部控制與盈余質(zhì)量的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制缺陷修正后，上市公司的盈余管理程度顯著下降，盈余質(zhì)量提高[11]。

2. 內(nèi)部控制與財務(wù)報告質(zhì)量

內(nèi)部控制的基本目標(biāo)是保障財務(wù)報告的可靠性，內(nèi)部控制是影響財務(wù)報告質(zhì)量的重要因素之一，同此，還有研究從更廣泛的視角研究了內(nèi)部控制對財務(wù)報告質(zhì)量的影響。

有部分學(xué)者從會計穩(wěn)健性角度出發(fā)，研究內(nèi)部控制對財務(wù)報告質(zhì)量的影響。Goh和Li從會計穩(wěn)健性出發(fā)，以SOX法案之前的樣本進行研究，發(fā)現(xiàn)存在內(nèi)部控制缺陷的公司會計穩(wěn)健性更低，即內(nèi)部控制缺陷降低了公司的財務(wù)報告質(zhì)量[6]。方紅星和張志平也得到類似結(jié)論[12]。但是，Mitra等以SOX法案之后的樣本進行研究卻得到了相反的結(jié)論。他們發(fā)現(xiàn)存在內(nèi)部控制缺陷的公司尤其是存在公司層面內(nèi)部控制缺陷的公司，其會計穩(wěn)健性反而更高。這可能是因為SOX法案的實施增強了公司面臨的監(jiān)管壓力，提高了存在內(nèi)部控制缺陷的公司對會計穩(wěn)健性的需求[13]。

此外，還有部分學(xué)者從盈余持續(xù)性視角研究內(nèi)部控制對財務(wù)報告質(zhì)量的影響。楊有紅和毛新述從盈余持續(xù)性和可預(yù)測性角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量的提高能夠在一定程度上改善財務(wù)報告質(zhì)量[7]。肖華和張國清以公司是否披露無保留內(nèi)部控制審計意見作為內(nèi)部控制的代理變量，研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量越高的公司，其盈余持續(xù)性相應(yīng)越好。這可能是因為高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效地監(jiān)督高管，促使高管專注于主營業(yè)務(wù)，創(chuàng)造并保持高持續(xù)性的盈余[14]。

3. 簡要評述

近年來，內(nèi)部控制的經(jīng)濟后果研究取得了長足的發(fā)展，但是還存在以下疏漏：一是現(xiàn)有研究雖然從不同角度探討了內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量的關(guān)系，但主要是基于審計后年度報告展開研究，對其他會計信息缺乏關(guān)注。除了審計后的財務(wù)報告，上市公司在日常經(jīng)營活動過程中還需要根據(jù)相關(guān)規(guī)定，及時對外披露某些未經(jīng)注冊會計師審計的會計信息(如業(yè)績預(yù)告、業(yè)績快報)。內(nèi)部控制是否會影響未經(jīng)審計的會計信息質(zhì)量？這一問題值得進一步的思考和研究。二是內(nèi)部控制質(zhì)量的計量歷來都是內(nèi)部控制經(jīng)驗研究中的關(guān)鍵問題，現(xiàn)有研究對內(nèi)部控制質(zhì)量的計量方法各異，標(biāo)準(zhǔn)不一，缺乏可比性。國外學(xué)者主要以內(nèi)部控制缺陷作為內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量，但內(nèi)部控制缺陷僅僅是內(nèi)部控制質(zhì)量的一個方面。部分國內(nèi)學(xué)者采用內(nèi)部控制評價的披露和審核度量內(nèi)部控制質(zhì)量，該指標(biāo)同樣不能全面反映內(nèi)部控制質(zhì)量。相比而言，迪博(DIB)內(nèi)部控制指數(shù)能夠較為客觀、全面地反映上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量，且容易獲取。因此，本文采用DIB內(nèi)部控制指數(shù)作為內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量，同時，在穩(wěn)健性檢驗中分別采用內(nèi)部控制缺陷和內(nèi)部控制評價信息的披露作為內(nèi)部控制質(zhì)量的替代指標(biāo)，進一步提升研究結(jié)論的穩(wěn)健性和可比性。

(二) 研究假說

代理理論認(rèn)為，公司是由契約形式組成的多層次委托代理關(guān)系的集合體。由于所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離，股東與管理者之間形成了委托和受托的經(jīng)濟責(zé)任關(guān)系。但股東和管理者的目標(biāo)函數(shù)不完全一致，管理者可能為了獲得私人利益，做出有損股東利益的決策或行為。此外，根據(jù)信息不對稱理論，股東作為委托人往往不直接參與企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營，因此，股東處于信息劣勢且難以觀測和監(jiān)督管理者的行為。為了緩解股東與管理者之間的代理沖突，股東授權(quán)董事會或親自擔(dān)任董事，制定公司的最高決策，監(jiān)督管理層。建立完善的內(nèi)部控制制度，不僅能夠有效地限制代理人的行為，保證董事會決策的順利執(zhí)行，還有助于董事會和股東獲得充分的信息反饋。因此，內(nèi)部控制的核心目標(biāo)之一就是合理保證公司財務(wù)信息的質(zhì)量。

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，良好的內(nèi)部控制改善了財務(wù)報告的質(zhì)量[15]，因為良好的內(nèi)部控制不僅能夠及時發(fā)現(xiàn)和預(yù)防財務(wù)舞弊，還能有效預(yù)防并減少非故意性和故意性會計信息失真，提高會計信息質(zhì)量。此外，公司的內(nèi)部控制越完善，內(nèi)部控制目標(biāo)實現(xiàn)情況也越好，公司的盈余信息質(zhì)量相應(yīng)越高，會計選擇盈余管理的程度就會相應(yīng)降低[5]。這是因為高質(zhì)量的內(nèi)部控制能有效地抑制會計選擇盈余管理和真實活動盈余管理。相反地，內(nèi)部控制缺陷降低了內(nèi)部控制質(zhì)量，增加了財務(wù)報告過程中的故意性和非故意性錯報，相應(yīng)降低了會計盈余質(zhì)量[4]。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，存在內(nèi)部控制缺陷的公司，應(yīng)計質(zhì)量較低，應(yīng)計盈余噪音和異常應(yīng)計盈余均較高[9]。而公司內(nèi)部控制缺陷整改并獲得相應(yīng)的審計鑒證后，投資者通常會預(yù)期公司的盈余質(zhì)量將提高[16]。

業(yè)績快報是披露未經(jīng)審計的主要財務(wù)數(shù)據(jù)，如凈利潤、每股收益等，也屬于公司對外披露的財務(wù)信息。因此，業(yè)績快報作為公司財務(wù)信息的預(yù)披露，其信息質(zhì)量也同樣受內(nèi)部控制的影響。業(yè)績快報中披露的主要財務(wù)數(shù)據(jù)是未經(jīng)注冊會計師審計的數(shù)據(jù)，對于存在內(nèi)部控制缺陷的公司來說，故意性和非故意性的財務(wù)數(shù)據(jù)差錯難以在業(yè)績快報披露前被公司相關(guān)人員發(fā)現(xiàn)并糾正。因此，內(nèi)部控制缺陷的存在會導(dǎo)致公司的財務(wù)數(shù)據(jù)出現(xiàn)差錯或重大差錯[17]。然而，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，74.7%的內(nèi)部控制缺陷會被審計師成功識別出來[18]，由于內(nèi)部控制缺陷而產(chǎn)生的錯報被審計師識別并調(diào)整的可能性很高。未經(jīng)審計的業(yè)績快報與審計后的年度報告財務(wù)數(shù)據(jù)可能不相符，甚至可能有重大差錯。因此，對于內(nèi)部控制質(zhì)量低的公司來說，業(yè)績快報的財務(wù)數(shù)據(jù)發(fā)生差錯或重大差錯的可能性越大，業(yè)績快報披露的財務(wù)數(shù)據(jù)與審計后財務(wù)數(shù)據(jù)的誤差也相應(yīng)越大。相反地，對于內(nèi)部控制質(zhì)量較高的公司而言，審計師在執(zhí)行符合性測試后，發(fā)現(xiàn)公司的內(nèi)部控制質(zhì)量較高，審計風(fēng)險較小，則可能會大幅削減實質(zhì)性測試程序。在這種情況下，這類公司的錯報被審計師識別并調(diào)整的可能性也將大大降低。因此，內(nèi)部控制質(zhì)量高的公司披露的業(yè)績快報與審計后的年度報告財務(wù)數(shù)據(jù)不相符的可能性將降低，未審計的業(yè)績快報與審計后的年度報告財務(wù)數(shù)據(jù)之間的誤差將變小。

綜上，內(nèi)部控制質(zhì)量主要通過以下三種方式影響業(yè)績快報質(zhì)量。一是健全且有效執(zhí)行的內(nèi)部控制制度能有效減少非故意性錯報，降低業(yè)績快報錯報的可能性，降低業(yè)績快報誤差。因為健全、有效的內(nèi)部控制降低了審計師的風(fēng)險，審計師可能相應(yīng)減少實質(zhì)性測試程序，進而降低了業(yè)績快報中重大錯報被識別并調(diào)整的概率。因此，業(yè)績快報與審計后的財務(wù)報告相關(guān)數(shù)據(jù)也更接近甚至相同，業(yè)績快報出現(xiàn)重大錯報的可能性降低，業(yè)績快報與年度報告財務(wù)數(shù)據(jù)的誤差變小。二是健全、有效的內(nèi)部控制制度能有效地減少管理層故意性的錯報或漏報，降低業(yè)績快報錯報的概率，降低業(yè)績快報的誤差。因為完善的內(nèi)部控制能夠有效地查錯防弊，是抑制管理層舞弊的第一道防線，能大大降低管理層欺詐、侵吞資產(chǎn)和更改記錄的可能性。隨著公司內(nèi)部控制質(zhì)量的提高，故意性的錯報或漏報能夠有效預(yù)防或及時發(fā)現(xiàn)。對內(nèi)部控制完善的公司而言，由于故意性的錯報或漏報被審計師識別并調(diào)整而導(dǎo)致審計前的業(yè)績快報信息與審計后財務(wù)報告信息不相符的可能性也大大降低。因此，業(yè)績快報與審計后的財務(wù)報告數(shù)據(jù)也將更為接近，降低了業(yè)績快報重大錯報的概率，并且降低了業(yè)績快報的誤差。三是內(nèi)部控制缺陷的存在提高了故意性或非故意性錯報存在的概率，且難以在業(yè)績快報披露前被公司發(fā)現(xiàn)并糾正。但是，審計師在執(zhí)行符合性測試后，能夠識別出部分或全部內(nèi)部控制缺陷(尤其是重大缺陷)。在此基礎(chǔ)上，審計師會相應(yīng)調(diào)整審計策略，增加實質(zhì)性測試以控制審計風(fēng)險。在這種情況下，由內(nèi)部控制缺陷引起的故意性或非故意性錯報被實質(zhì)性測試程序識別出來并被調(diào)整的可能性大大提高。未審計的業(yè)績快報與審計后的財務(wù)報告相比，審計后的財務(wù)數(shù)據(jù)出現(xiàn)調(diào)整甚至重大調(diào)整的可能性也相應(yīng)提高。因此，內(nèi)部控制缺陷的存在降低了內(nèi)部控制質(zhì)量，相應(yīng)提高了業(yè)績快報重大錯報的概率，提高了業(yè)績快報的誤差。由此，本文提出以下兩個假說。

假說1：在其他情況相同的條件下，內(nèi)部控制質(zhì)量與業(yè)績快報產(chǎn)生重大錯報的可能性負(fù)相關(guān)；

假說2：在其他情況相同的條件下，內(nèi)部控制質(zhì)量與業(yè)績快報誤差負(fù)相關(guān)。

盈余管理是公司會計信息質(zhì)量降低的重要原因?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，國有上市公司的盈余管理程度低于非國有上市公司[19]，這是因為國有上市公司與非國有上市公司的盈余管理動機存在差異。一方面，國有上市公司承擔(dān)了更多的社會責(zé)任，更容易獲得政府經(jīng)濟支持。由于存在預(yù)算軟約束，國有上市公司的融資約束小于非國有上市公司[20]。國有銀行在發(fā)放貸款時歧視非國有公司，非國有公司獲得銀行貸款的可能性更低，數(shù)量更少[21]，而國有上市公司更容易獲得國有銀行的長期貸款[22]。面臨融資約束的非國有上市公司在擁有好的投資機會時，會進行盈余管理，緩解融資約束[23]。另一方面，國有上市公司高管非正常離職對公司業(yè)績的敏感性比非國上市公司低[24]，因此，國有上市公司高管盈余管理的動機較小[19]。從上面分析可以看出，國有上市公司的盈余管理動機較低，盈余信息質(zhì)量較高。

審計師作為獨立的第三方，必須有能力識別企業(yè)的盈余管理行為[25]?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，盈余管理程度越高，審計師出具非標(biāo)準(zhǔn)無保留審計意見的可能性越大[26]，這表明審計師能鑒別上市公司的盈余管理程度[27]。雖然非國有上市公司的盈余管理動機較強，盈余信息質(zhì)量較差，但審計師能夠識別出公司的盈余管理，要求公司做出相應(yīng)的調(diào)整。因此，非國有上市公司未經(jīng)審計的業(yè)績快報財務(wù)數(shù)據(jù)發(fā)生重大錯報的可能性更高，業(yè)績快報誤差更大。高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠抑制非國有上市公司的盈余管理活動[5]，提高盈余信息質(zhì)量和業(yè)績快報的質(zhì)量。

從以上分析可以看出，由于預(yù)算軟約束和政府的支持，國有上市公司更容易獲得銀行貸款，融資約束較小，因而國有上市公司為獲得銀行貸款而進行盈余管理的動機較小。此外，由于國有上市公司高管一般由政府或國資委任命，且這些高管的升遷或薪酬與國有上市公司的業(yè)績沒有緊密關(guān)系，因此，國有上市公司的高管為了升遷或提高自己的薪酬而操縱上市公司盈余的可能性較低。相反，非國有上市公司由于融資約束較強，且高管薪酬一般與公司的盈余水平緊密相關(guān)。在這種情況下，非國有上市公司的高管為了獲得銀行貸款或提高公司的盈利水平，其進行盈余管理的動機遠(yuǎn)遠(yuǎn)強于國有上市公司，因此，非國有上市公司的盈余質(zhì)量較差。但由于審計師在審計過程中有能力識別上市公司的盈余管理行為，并要求公司做出相應(yīng)的調(diào)整，因此，非國有上市公司經(jīng)審計調(diào)整后的年度報告與業(yè)績快報數(shù)據(jù)可能存在差異，甚至可能存在重大差異。由此，本文提出以下假說。

假設(shè)3a：在其他情況相同的條件下，與國有上市公司相比，非國有上市公司中內(nèi)部控制質(zhì)量與業(yè)績快報重大錯報的相關(guān)性更顯著。

假設(shè)3b：在其他情況相同的條件下，與國有上市公司相比，非國有上市公司中內(nèi)部控制質(zhì)量與業(yè)績快報誤差的相關(guān)性更顯著。

三、 研究設(shè)計

(一) 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司的業(yè)績快報屬于強制披露范疇，每年的2月28日前披露。而主板上市公司的業(yè)績快報則屬于自愿性披露范疇，上市公司可以選擇披露也可以選擇不披露，且披露的時間彈性較大。如果上市公司在年報審計完成后、年報公告前幾天披露業(yè)績快報，業(yè)績快報誤差將明顯降低。此外，在不同信息披露政策下，業(yè)績預(yù)告的可靠性程度不同，與自愿性信息披露制度相比，強制性信息披露制度下的業(yè)績預(yù)告可靠性更低[28]。因此，為了保證樣本和數(shù)據(jù)的可比性，本文選取2009—2015年中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司發(fā)布的年度業(yè)績快報作為初始研究樣本，并剔除了金融保險類公司和ST公司，剔除了數(shù)據(jù)缺失的公司。業(yè)績快報數(shù)據(jù)來源于RESSET數(shù)據(jù)庫，財務(wù)數(shù)據(jù)和其他相關(guān)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了避免極端值的影響，本文對連續(xù)變量1%和99%分位數(shù)上的極端值進行了縮尾處理。

(二) 變量選擇

1. 被解釋變量

現(xiàn)有業(yè)績快報質(zhì)量的相關(guān)研究寥寥可數(shù)，因此，本文借鑒業(yè)績預(yù)告的相關(guān)研究[29-31]，用業(yè)績快報重大錯報和業(yè)績快報誤差兩個指標(biāo)分別度量業(yè)績快報質(zhì)量。當(dāng)業(yè)績快報存在重大錯報時，業(yè)績快報質(zhì)量較差。此外，業(yè)績快報誤差越大，業(yè)績快報質(zhì)量越差。

(1) 業(yè)績快報重大錯報

借鑒業(yè)績預(yù)告的相關(guān)研究[29-30]，本文從兩方面定義業(yè)績快報重大錯報。一方面，若業(yè)績快報發(fā)布的業(yè)績與實際業(yè)績變動不相符，則該業(yè)績快報不合規(guī)，屬于重大錯報。另一方面，如果業(yè)績快報與實際業(yè)績變動方向相符，但兩者相差過大，這也說明業(yè)績快報的誤差過大，可靠性低，屬于另一類重大錯報?；谝陨戏治觯疚膶⒎弦韵聴l件的業(yè)績快報定義為重大錯報：當(dāng)業(yè)績快報的凈利潤為正，而審計后年度報告的凈利潤(以下簡稱實際凈利潤)為負(fù)；業(yè)績快報的凈利潤為負(fù)，而實際凈利潤為正；業(yè)績快報的凈利潤與實際凈利潤之差和實際凈利潤的比值大于10%或小于-10%時*本文分別用±8%、±9%、±11%或±12%作為閾值進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果與以±10%作為閾值的結(jié)果相同。，視為業(yè)績快報重大錯報，取值為1。上述情況以外的業(yè)績快報為非重大錯報，取值為0。若公司的業(yè)績快報存在重大錯報，則表明業(yè)績快報質(zhì)量較低。

(2) 業(yè)績快報誤差

本文借鑒韓傳模和楊世鑒的研究[31]，采用業(yè)績快報凈利潤與實際凈利潤的差值經(jīng)實際凈利潤標(biāo)準(zhǔn)化的絕對值，即以凈利潤誤差作為業(yè)績快報誤差的度量指標(biāo)。凈利潤誤差越大，業(yè)績快報誤差越大，業(yè)績快報質(zhì)量相應(yīng)越低。

2. 內(nèi)部控制指數(shù)

本文借鑒林鐘高等的相關(guān)研究[32]，采用迪博(DIB)公司發(fā)布的內(nèi)部控制指數(shù)作為內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量，為了避免異方差的影響，本文回歸前對內(nèi)部控制指數(shù)取自然對數(shù)。內(nèi)部控制指數(shù)越高，表明公司的內(nèi)部控制越有效，內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

3. 控制變量

影響業(yè)績快報質(zhì)量的因素比較復(fù)雜，但是目前并沒有直接研究業(yè)績快報質(zhì)量的文獻(xiàn)。所幸，業(yè)績快報和業(yè)績預(yù)告都屬于預(yù)計的公司財務(wù)信息披露，因此，本文借鑒業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確性和盈余質(zhì)量的相關(guān)研究，引入一組控制變量，包括：公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、是否虧損、是否增發(fā)新股、審計師是否國際“四大”、分析師人數(shù)、實際控制人性質(zhì)、機構(gòu)投資者持股比例、股權(quán)集中度、董事長是否兼任總經(jīng)理、獨立董事比例[11，28，31，33-34]。此外，本文還控制了行業(yè)和年度特征的影響。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

(三) 研究模型

本文借鑒業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確性的相關(guān)文獻(xiàn)[34]，構(gòu)建如下四個模型以檢驗本文提出的三個假說。

misstatement=α1+β1IC+γ1CV+∑Industry+∑Year+ε1

(1)

misstatement=α2+β2IC+θ2IC×state+γ2CV+∑Industry+∑Year+ε2

(2)

deviation=α3+β3IC+γ3CV+∑Industry+∑Year+ε3

(3)

deviation=α4+β4IC+θ4IC×state+γ4CV+∑Industry+∑Year+ε4

(4)

其中，misstatement代表業(yè)績快報重大錯報，deviation代表業(yè)績快報誤差，IC代表內(nèi)部控制指數(shù)，state代表產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，CV代表本文的控制變量。為了緩解可能的內(nèi)生性問題，本文對內(nèi)部控制(IC)和控制變量(CV)采用滯后一期處理。此外，由于misstatement是啞變量，所以模型(1)和模型(2)采用Logit回歸，而模型(3)和模型(4)采用常見的OLS估計。模型(1)和模型(3)分別用于檢驗假說1和假說2，如果β1的回歸系數(shù)為負(fù)，則意味著內(nèi)部控制確實是影響業(yè)績快報的重要因素，提高內(nèi)部控制可以降低上市公司業(yè)績快報出現(xiàn)重大錯報的可能性，提高業(yè)績快報質(zhì)量。如果β3的回歸系數(shù)為負(fù)，則表明隨著業(yè)績控制質(zhì)量的提高，業(yè)績快報誤差相應(yīng)降低，業(yè)績快報質(zhì)量提高，即內(nèi)部控制改善了業(yè)績快報的質(zhì)量。模型(2)和模型(4)進一步檢驗假說3a和假說3b，如果交乘項IC×state的回歸系數(shù)θ2和θ4為正，則說明內(nèi)部控制對業(yè)績快報質(zhì)量的影響在非國有上市公司更顯著。

四、 實證研究結(jié)果

(一) 描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。4.9%的樣本公司出現(xiàn)了業(yè)績快報重大錯報，即大約有4.9%的業(yè)績快報與實際業(yè)績不相符或誤差大于±10%；樣本公司業(yè)績快報中凈利潤誤差平均值為2.292%，最小值為0，中位數(shù)為0.768%，最大值為20.05%。約5.6%的公司虧損，13.9%的公司由國家控制，有36.3%的公司是由董事長兼任總經(jīng)理，8.2%的公司獨立董事比例高于1/3，1.6%的公司由四大會計師事務(wù)所審計，機構(gòu)投資者持股比例平均為18.1%。

(二) 變量的相關(guān)性分析

表3報告了變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。從表3可以看出，misstatement和deviation與IC在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，與本文假說1和假說2的預(yù)期相符。此外，自變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于或遠(yuǎn)小于0.5，表明自變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 變量相關(guān)性分析

(三) 實證結(jié)果分析

1. 內(nèi)部控制與業(yè)績快報重大錯報

表4的第(1)列和第(2)列報告了內(nèi)部控制指數(shù)與業(yè)績快報重大錯報的Logit回歸結(jié)果。第(1)列的回歸結(jié)果顯示，內(nèi)部控制指數(shù)與業(yè)績快報重大錯報負(fù)相關(guān)，且在1%水平上顯著。這說明內(nèi)部控制越好的公司，業(yè)績快報重大錯報的可能性越小，即內(nèi)部控制質(zhì)量高的公司，發(fā)布與實際業(yè)績不相符或嚴(yán)重偏離實際的業(yè)績快報的可能性更低，實證結(jié)果支持假說1。在控制變量方面，實際控制人性質(zhì)、公司規(guī)模、是否增發(fā)新股、分析師人員、托賓Q與業(yè)績快報重大錯報顯著負(fù)相關(guān)。這表明，國有上市公司發(fā)生業(yè)績快報重大錯報的概率顯著低于非國有上市公司；大公司發(fā)生業(yè)績快報重大錯報的可能性更低；此外，下一年度有增發(fā)或配股需求的公司、受分析師關(guān)注程度高的公司或成長性高的公司，發(fā)生業(yè)績快報重大錯報的概率也相應(yīng)更低。相反地，財務(wù)杠桿高、股權(quán)集中度高、董事長兼任總經(jīng)理、獨立董事比例高的公司，更可能發(fā)生業(yè)績快報重大錯報。本文在表4第(1)列基本回歸的基礎(chǔ)上，第(2)列加入了內(nèi)部控制指數(shù)和實際控制人性質(zhì)的交乘項(IC×state)，重新進行回歸。結(jié)果顯示，交乘項(IC×state)的回歸系數(shù)為正，且在1%水平上顯著。這說明實際控制人性質(zhì)顯著削弱了內(nèi)部控制對業(yè)績快報重大錯報的影響，即內(nèi)部控制對業(yè)績快報重大錯報發(fā)生概率的影響在非國有控制的上市公司更強，實證結(jié)果支持假說3a。

表4 內(nèi)部控制與業(yè)績快報質(zhì)量

需要說明的是，審計師這一控制變量在Logit回歸中被程序自動剔除，這主要是因為由四大會計師事務(wù)所審計的公司均未發(fā)生業(yè)績快報重大錯報。為此，本文對內(nèi)部控制指數(shù)與業(yè)績快報重大錯報重新進行了OLS回歸，表4第(3)列和第(4)列報告了OLS回歸的結(jié)果，結(jié)論與Logit回歸結(jié)果一致。

2. 內(nèi)部控制與業(yè)績快報誤差

表4第(5)列和第(6)列報告了內(nèi)部控制指數(shù)與業(yè)績快報誤差的回歸結(jié)果。第(5)列的回歸結(jié)果顯示，內(nèi)部控制指數(shù)與業(yè)績快報誤差負(fù)相關(guān)，且在1%水平上顯著。這表明內(nèi)部控制越完善的公司，業(yè)績快報誤差越小。換言之，內(nèi)部控制質(zhì)量高的公司，業(yè)績快報發(fā)布的業(yè)績與經(jīng)審計后實際業(yè)績的偏差越小，業(yè)績快報誤差越高，實證結(jié)果支持假說2。類似地，第(6)列報告了加入交乘項后的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，交乘項(IC×state)的回歸系數(shù)為正，且在1%水平上顯著。交乘項的回歸結(jié)果表明，實際控制人性質(zhì)顯著削弱了內(nèi)部控制對業(yè)績快報誤差的影響，即內(nèi)部控制對業(yè)績快報誤差的影響在非國有控制的上市公司更強，實證結(jié)果支持假說3b。

表4實證結(jié)果表明，內(nèi)部控制是影響業(yè)績快報信息質(zhì)量的重要因素。提高內(nèi)部控制質(zhì)量，可以減少公司故意性和非故意性的錯報，減少審計師對財務(wù)報告的審計調(diào)整。因此，改善內(nèi)部控制質(zhì)量可以減少業(yè)績快報重大錯報的可能性，降低業(yè)績快報的誤差，這一結(jié)果從業(yè)績快報質(zhì)量的視角，進一步支持了現(xiàn)有研究結(jié)論[4,35]，即提高內(nèi)部控制質(zhì)量有助于提高公司的會計信息質(zhì)量。此外，內(nèi)部控制對業(yè)績快報質(zhì)量的影響在非國有上市公司中表現(xiàn)更為顯著，這一結(jié)果并不令人意外。盈余操縱可能在非國有上市公司更為普遍，完善內(nèi)部控制對于提高非國有上市公司會計信息質(zhì)量的作用可能也更顯著。

曹丕死后，魏明帝曹叡 即位，他對姑父何晏倒是沒什么感覺，據(jù)說他看何晏皮膚很白，很好奇是不是化了妝，于是使了個壞心眼，特意請何晏過來吃湯面。大熱天的，何晏吃得滿頭大汗，拿袖子一擦臉，還那么白凈，曹叡 滿足了好奇心，不動聲色，讓何晏回去繼續(xù)坐冷板凳。

五、 穩(wěn)健性檢驗

本文從以下幾個方面進行了穩(wěn)健性檢驗以增強研究結(jié)論的可靠性*限于篇幅，本部分只報告主要變量的回歸結(jié)果。。

(一) 業(yè)績快報重大錯報的敏感性測試

鑒于業(yè)績快報重大錯報是本文的核心變量之一，為了進一步檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，本文分別以業(yè)績快報誤差±8%、±9%、±11%和±12%作為業(yè)績快報重大錯報的閾值，重新檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量對業(yè)績快報重大錯報的影響。表5報告了敏感性測試的結(jié)果，可知，無論是采用±8%、±9%、±11%或±12%作為業(yè)績快報重大錯報閾值，內(nèi)部控制指數(shù)對業(yè)績快報重大錯報的影響均顯著為負(fù)，與前文的結(jié)論一致。

(二) 內(nèi)部控制質(zhì)量的穩(wěn)健性檢驗

內(nèi)部控制質(zhì)量是本文重要的解釋變量，為了保證結(jié)論的可靠性，本文分別從是否存在內(nèi)部控制缺陷和內(nèi)部控制信息披露指數(shù)兩個方面進一步檢驗內(nèi)部控制對業(yè)績快報質(zhì)量的影響。

表5 內(nèi)部控制指數(shù)與業(yè)績快報重大錯報(敏感性測試)

1. 內(nèi)部控制缺陷與業(yè)績快報質(zhì)量

內(nèi)部控制缺陷的存在嚴(yán)重影響了內(nèi)部控制質(zhì)量，降低了會計信息質(zhì)量[35]。為了進一步分析內(nèi)部控制缺陷對上市公司業(yè)績快報質(zhì)量的影響，本文研究了內(nèi)部控制重大缺陷與公司業(yè)績報告質(zhì)量的關(guān)系。與不存在內(nèi)部控制重大缺陷(以下簡稱無重大缺陷)的公司相比，存在內(nèi)部控制重大缺陷的公司，內(nèi)部控制質(zhì)量較低。為了便于理解，本文采用無重大缺陷(non-material)作為內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量，無重大缺陷公司的內(nèi)部控制質(zhì)量較高。因此，本文預(yù)期無重大缺陷與業(yè)績快報重大錯報和業(yè)績快報誤差負(fù)相關(guān)。需要說明的是，F(xiàn)eng等研究發(fā)現(xiàn)，與財務(wù)報告相關(guān)的內(nèi)部控制缺陷會影響業(yè)績預(yù)告的準(zhǔn)確性[11]。因此，本文在內(nèi)部控制缺陷與業(yè)績快報質(zhì)量的回歸分析中，控制了無財務(wù)報告相關(guān)的內(nèi)部控制缺陷(non-financial)這一變量。

(1) 多元回歸結(jié)果

表6報告了內(nèi)部控制重大缺陷與業(yè)績快報質(zhì)量的多元回歸結(jié)果。表6第(1)列和第(2)列報告了內(nèi)部控制缺陷與業(yè)績快報重大錯報的Logit回歸結(jié)果。第(1)列的回歸結(jié)果顯示，無重大缺陷與業(yè)績快報重大錯報的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著。第(2)列中無重大缺陷×實際控制人性質(zhì)交乘項的回歸系數(shù)為正，且在1%水平上顯著。表6的第(3)列和第(4)列報告了內(nèi)部控制重大缺陷與業(yè)績報告誤差的回歸結(jié)果。第(3)列無重大缺陷與業(yè)績快報誤差的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著。第(4)列加入了無重大缺陷和實際控制人性質(zhì)的交乘項，交乘項的回歸系數(shù)顯著為正。表6的回歸結(jié)果表明，不存在內(nèi)部控制重大缺陷的公司，披露與實際業(yè)績不相符或嚴(yán)重偏離實際的業(yè)績快報的概率更低，業(yè)績快報誤差更小，業(yè)績快報質(zhì)量更高，且實際控制人性質(zhì)削弱了重大內(nèi)部缺陷對業(yè)績快報重大錯報的影響，即無重大內(nèi)部控制缺陷對業(yè)績快報質(zhì)量的影響在非國有上市公司中更顯著。

表7 內(nèi)部控制缺陷與業(yè)績快報質(zhì)量(PSM)

(2) 傾向匹配得分檢驗(PSM)

考慮到披露存在內(nèi)部控制缺陷的公司占全部中小板和創(chuàng)業(yè)板公司的比例很低(13%左右)，本文采用傾向得分匹配法(PSM)對實驗組(即披露存在內(nèi)部控制缺陷的公司)進行匹配，共得到755個實驗組觀測和755個控制組觀測，對這1510個觀測重新進行回歸。表7報告了傾向得分匹配后的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，無重大缺陷公司的業(yè)績快報發(fā)生重大錯報的可能性降低，且業(yè)績快報的誤差也較小，這表明，內(nèi)部控制質(zhì)量高的公司，其業(yè)績快報質(zhì)量相應(yīng)較高，這與前文的結(jié)論一致。

(3) 處理效應(yīng)模型檢驗

考慮到公司是否存在并披露內(nèi)部控制缺陷并不是完全外生的，可能是由公司的某些特質(zhì)決定的，這種情況下用最小二乘法可能導(dǎo)致結(jié)果有偏。因此，本文參考前人研究[4-5]，采用兩階段處理效應(yīng)模型校正自選擇引起的內(nèi)生性問題。首先，本文采用選擇員工人數(shù)的自然對數(shù)(staff)、主營業(yè)務(wù)收入涉及的行業(yè)數(shù)(ind-number)和前文主回歸的控制變量作為公司是否存在并披露內(nèi)部控制重大缺陷的影響因素，采用Probit模型來計算企業(yè)是否存在并披露內(nèi)部控制重大缺陷的潛在概率，然后將Probit模型得到的選擇系數(shù)代入內(nèi)部控制重大缺陷與業(yè)績快報重大錯報(或業(yè)績快報誤差)的回歸模型，再次回歸分析內(nèi)部控制重大缺陷與業(yè)績快報質(zhì)量的關(guān)系。

表8 內(nèi)部控制缺陷與業(yè)績快報質(zhì)量(處理效應(yīng)模型)

表8報告了處理效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，第(3)列報告了第一階段Probit回歸的結(jié)果，無重大缺陷與企業(yè)員工人數(shù)在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，與主營業(yè)務(wù)涉及的行業(yè)數(shù)在5%水平上顯著正相關(guān)，與葉建芳等的結(jié)論一致[11]。表8第(1)列和第(2)列分別報告了第二階段的回歸結(jié)果，在控制了自選擇問題后，無重大缺陷與業(yè)績快報重大錯報和業(yè)績快報誤差均仍存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，與前文的主要結(jié)論保持一致。

2. 內(nèi)部控制信息披露與業(yè)績快報質(zhì)量

內(nèi)部控制信息披露水平間接反映了公司的內(nèi)部控制水平[36]，內(nèi)部控制信息披露指數(shù)越高，可以在一定程度上說明公司的內(nèi)部控制水平也相應(yīng)越高。因此本文用DIB內(nèi)部控制信息披露指數(shù)作為內(nèi)部控制的代理變量，重新檢驗了內(nèi)部控制與業(yè)績快報質(zhì)量的關(guān)系。表9報告了回歸結(jié)果。表9第(1)列和第(2)列報告了內(nèi)部控制信息披露指數(shù)與業(yè)績快報重大錯報的Logit回歸結(jié)果。第(1)列中內(nèi)部控制信息披露指數(shù)的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著。這表明內(nèi)部控制信息披露越好的公司，業(yè)績快報重大錯報的可能性越小。第(2)列中內(nèi)部控制信息披露指數(shù)和實際控制人性質(zhì)的交乘項系數(shù)顯著為正，說明內(nèi)部控制信息披露水平對業(yè)績快報重大錯報的影響在非國有上市公司更顯著。表9第(3)列和第(4)列報告了內(nèi)部控制信息披露指數(shù)與業(yè)績快報誤差的回歸結(jié)果。第(5)列中內(nèi)部控制信息披露指數(shù)的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著。內(nèi)部控制信息披露水平與業(yè)績快報誤差顯著負(fù)相關(guān)，即內(nèi)部控制信息披露表現(xiàn)良好的公司，業(yè)績快報誤差相應(yīng)較小，準(zhǔn)確性較高。第(6)列中內(nèi)部控制信息披露和實際控制人性質(zhì)的交乘項系數(shù)顯著為正。表9的回歸結(jié)果表明，良好的內(nèi)部控制信息披露提高了公司業(yè)績快報信息質(zhì)量，進一步印證了內(nèi)部控制對業(yè)績快報質(zhì)量的正向影響。

(三) 其他穩(wěn)健性檢驗

此外，本文還進行了如下穩(wěn)健性檢驗：第一，用基本每股收益(EPS)代替凈利潤指標(biāo)，重新計算業(yè)績快報重大錯報和業(yè)績快報準(zhǔn)確性，即比較業(yè)績報告的EPS與年報報告的EPS是否方向相符，并計算兩者的誤差，以判斷業(yè)績快報是否存在重大錯報；第二，直接用內(nèi)部控制指數(shù)作為內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量；第三，用前五大股東或前十大股東的持股比例計算股權(quán)集中度，用主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)度量公司規(guī)模。結(jié)論與前文相同，限于篇幅未報告。

六、 研究結(jié)論

內(nèi)部控制制度是保證會計信息質(zhì)量的重要制度安排。高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以抑制公司的盈余管理行為，提高會計信息質(zhì)量[3, 11]。業(yè)績快報是我國信息披露制度的創(chuàng)新，提高了上市公司業(yè)績披露的及時性和公平性。本文以2009—2015年中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司的年度業(yè)績快報為樣本，研究內(nèi)部控制對業(yè)績快報質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以降低上市公司業(yè)績快報重大錯報的可能性；(2)高質(zhì)量的內(nèi)部控制顯著降低了業(yè)績快報誤差；(3)內(nèi)部控制質(zhì)量與業(yè)績快報質(zhì)量的關(guān)系在非國有上市公司中表現(xiàn)更為顯著。進一步地，我們還發(fā)現(xiàn)：(1)無內(nèi)部控制重大缺陷的公司，其業(yè)績快報重大錯報的可能性較低，且業(yè)績快報的誤差相應(yīng)較小；(2)內(nèi)部控制信息披露指數(shù)與業(yè)績快報重大錯報和業(yè)績快報誤差顯著負(fù)相關(guān)。本文的研究結(jié)果表明，高質(zhì)量的內(nèi)部控制顯著提高了業(yè)績快報質(zhì)量，這一效應(yīng)在非國有上市公司更為顯著。本文從業(yè)績快報視角進一步支持了內(nèi)部控制提高了會計信息質(zhì)量的觀點。

本文希冀對監(jiān)管者有如下啟示：一是監(jiān)管部門應(yīng)加強上市公司尤其是非國有上市公司內(nèi)部控制制度建設(shè)，優(yōu)化上市公司的內(nèi)部控制環(huán)境，確保內(nèi)部控制設(shè)計合理并有效運行，這將有助于改善上市公司的會計信息質(zhì)量，確保資本市場的安全、有效運行；二是企業(yè)應(yīng)改善并提高內(nèi)部控制質(zhì)量，定期開展內(nèi)部控制自我評價活動，及時發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制缺陷并積極采取措施補救，提高企業(yè)的會計信息質(zhì)量，為企業(yè)的經(jīng)營決策提供高質(zhì)量的信息。

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