□（湖南工業(yè)大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院湖南株洲412000）

近年來，我國上市公司內(nèi)部控制信息披露問題層出不窮。據(jù)深交所2013—2015年上市公司內(nèi)部控制信息考核數(shù)據(jù)顯示，三年中主板上市公司的不合格率分別為1.88%、3.13%、3.97%，中小企業(yè)板上市公司的不合格率分別為0.86%、1.64%、1.93%，創(chuàng)業(yè)板上市公司的不合格率分別為0.56%、1.22%、1.23%，均呈上升趨勢，披露質(zhì)量逐年下降。本文參考李馨弘（2007）的研究，以2015年我國滬市A股上市公司為研究對象，試從治理層結(jié)構(gòu)特征、審計機構(gòu)特征、公司基本特征三個方面實證分析對上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響的因素，并采用熵模型計量法對上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量評價指標體系進行構(gòu)建。

一、研究假設

本文以2015年我國滬市A股上市公司為研究對象，選取內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素：治理層結(jié)構(gòu)特征 （獨立董事比例、控股股東性質(zhì)）、審計機構(gòu)特征 （事務所聲譽特征、審計意見類型）和公司基本特征（公司注冊地、公司經(jīng)營業(yè)績、上市時間、公司規(guī)模）三方面共8個指標進行研究。

（一）治理層結(jié)構(gòu)特征。

1.獨立董事比例。Ho，Wong（2001）發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例正向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，但不顯著。Beng Wee Goh（2009）研究發(fā)現(xiàn)，當公司內(nèi)部控制存在重大缺陷時，獨立董事比例越高，越有可能得到及時改進。李秉祥等（2015）研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例顯著且積極地影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。而秦紅斌等（2015）發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例反向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量且不顯著。本文認為由于獨立董事對上市公司及全體股東負有誠信與勤勉義務，能夠客觀地監(jiān)督經(jīng)理層，有助于減少內(nèi)部控制缺陷，所以一般獨立董事比例較高的上市公司，具有較為健全的治理結(jié)構(gòu)和較好的控制環(huán)境。故提出以下假設：

H1a：獨立董事比例正向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

2.控股股東性質(zhì)?？毓晒蓶|性質(zhì)是指上市公司的控制權(quán)性質(zhì)。對于國有控股上市公司而言，管理層為了對外表明自己已盡了行為責任，其會更加積極地建立完善有效的內(nèi)部控制制度，并更有動力對外履行報告責任，從而披露更多的內(nèi)部控制信息（LLENG，Y.T.Mak，2003）。劉翠（2014）、王曦臨等（2017）也發(fā)現(xiàn)，國有控股股東正向且顯著地影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。故提出以下假設：

Hlb：國有控股股東正向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

（二）審計機構(gòu)特征。

1.事務所聲譽特征。內(nèi)部控制存在缺陷的上市公司往往更傾向于聘用聲譽較差的會計師事務所（Krishnan，2005），而規(guī)模較大的會計師事務所（如“四大”）由于具有充足的市場資源、足夠多的客戶以及對自身聲譽的特別關(guān)注，有能力要求被審計單位在年度報告中披露更多的內(nèi)部控制信息，更有可能發(fā)現(xiàn)并報告內(nèi)部控制存在的問題（Basu，2001）。同樣地，李云宏等（2015）、張瑤等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，審計師類型顯著正向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。故提出以下假設：

H2a：事務所聲譽特征正向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

2.審計意見類型。為確保上市公司年度財務報告的可靠性和公允性，年報必須經(jīng)注冊會計師審計，以向外界提供真實的信息。假如上市公司年度財務報告的審計意見類型不是無保留意見，則說明在注冊會計師看來，上市公司的年度財務報告在適用的會計準則方面、所有重大方面公允地反映財務狀況、經(jīng)營成果和現(xiàn)金流量等存在一些問題，這也說明上市公司的內(nèi)部控制存在缺陷，從而導致投資者對財務報告的信心普遍下降（Asare&W right，2012）。相反，上市公司內(nèi)部控制信息披露得越詳細，內(nèi)部控制報告問題越少，越不容易得到非無保留審計意見（李紅，2012）。因此，被注冊會計師出具無保留審計意見的上市公司，其對外披露內(nèi)部控制更多細節(jié)信息的可能性和積極性會提高。故提出以下假設：

H2b：年度財務報告問題較少的上市公司會披露較多的內(nèi)部控制信息。

（三）公司基本特征。

1.公司注冊地。內(nèi)部控制信息披露會因公司注冊地的不同而有所差別（楊有紅等，2011）。注冊地在發(fā)達地區(qū)的上市公司，由于受當?shù)厥袌霏h(huán)境的影響，面臨更多的競爭，投資者對其的信息需求也更多；另外，上市公司中負責信息披露的高管總體業(yè)務水平也相對較高，對外披露信息工作會做得更好，信息披露的數(shù)量和內(nèi)容也會更多。即經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)的上市公司有可能披露更高水平的內(nèi)部控制信息（車響午等，2016）。故提出以下假設：

H3a：公司注冊地經(jīng)濟發(fā)展水平越高，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量越好。

2.公司經(jīng)營業(yè)績。Doyle等（2007）研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的經(jīng)營業(yè)績與內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有密切關(guān)系。一般情況下，對于經(jīng)營業(yè)績較好的上市公司來講，管理層有動機積極地將該信號傳遞給投資者。即經(jīng)營業(yè)績影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量 （衛(wèi)強，2016； 常啟軍，2015）。當上市公司經(jīng)營業(yè)績較好時，其披露信息的積極性較高；否則會推遲披露甚至隱瞞不報。故提出以下假設：

H3b：公司經(jīng)營業(yè)績正向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

3.上市時間。新上市的公司由于在起步階段就面臨著較高的監(jiān)管披露要求，同時作為資本市場的新面孔，需要主動向市場傳遞信號，從而傾向于披露更多的內(nèi)部控制信息；相反，上市時間較長的公司其內(nèi)部控制信息披露水平相對較低（宣杰等，2012）。故提出以下假設：

H3c：上市時間越短，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量越好。

4.公司規(guī)模。國內(nèi)外很多學者研究發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模正向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量 （King 等，1990；Kent，2003；王硯書等，2014）。隨著內(nèi)部控制信息披露制度的逐漸規(guī)范，規(guī)模較大的上市公司將面臨著更多來自市場和政府的監(jiān)督、管理。規(guī)模較大的上市公司一方面為了減少政府的干預，另一方面為了樹立良好的社會形象和提高公司知名度，其更有動力積極按照政策法規(guī)的要求，切實履行對外披露內(nèi)部控制信息的義務，提高信息披露質(zhì)量。故提出以下假設：

H3d：公司規(guī)模正向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量。

二、研究設計與數(shù)據(jù)來源

（一）內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量評價指標設計。內(nèi)部控制信息作為非財務信息，具有重要的質(zhì)量特征，如真實性、完整性和及時性——披露得是否真實有效、是否完整充分和及時，都在一定程度上影響著對外披露的內(nèi)部控制信息的質(zhì)量（張德容等，2017）。假如管理層對外披露了“過時”的內(nèi)部控制信息，即使該信息是真實、充分的，也不能為外部使用者提供有效參考；及時且充分對外披露信息，但信息沒有真實性，那么同樣也沒有參考使用價值；使用者所期望獲取的所有真實信息中，僅及時獲取了一小部分，會導致使用者對該公司內(nèi)部控制情況的認識不全面，也不能發(fā)揮積極的決策作用?；诖?，本文以內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的真實性、完整性和及時性三個重要特征來構(gòu)建上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量評價指標體系，并通過整理上市公司年度財務報告、管理層自我評價報告、內(nèi)部控制審計報告以及從其他途徑獲取的信息，參考COSO內(nèi)部控制框架五要素，設定二級指標和三級指標。

財務信息可以由年報數(shù)據(jù)直接獲取，而非財務信息卻難以量化?？v觀國內(nèi)文獻中關(guān)于內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量衡量方法的相關(guān)研究 （楊有紅，2008；于忠泊等，2011；王棣華等，2016；張曉嵐，2012），可以歸納為以下四種：（1）以上市公司內(nèi)部控制信息披露內(nèi)容的篇幅多少來作為判斷標準。該方法雖然看上去很直觀，并且數(shù)據(jù)較容易獲取，但存在明顯缺陷。因為衡量內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的關(guān)鍵在于披露的內(nèi)容的實質(zhì)性，而不僅僅在于描述的文字的多少。因此，采用這種方法獲得的數(shù)據(jù)難以真實反映研究對象的本質(zhì)。（2）啞元變量法。對于披露了內(nèi)部控制審計報告的上市公司而言，披露質(zhì)量會因公司的不同而有所差異。因此，只采用啞元變量法衡量內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量并不能準確、全面地反映不同公司之間的差異，該方法的結(jié)論很難令人信服。況且目前幾乎所有上市公司都披露了內(nèi)部控制審計報告，可見該方法在目前更不適用。（3）層次分析法。相比前兩種方法，層次分析法雖然能夠使內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量得以量化，但由于各個子指標的權(quán)重系數(shù)是根據(jù)主觀經(jīng)驗判斷得出的，該方法也存在一定的不足。（4）熵模型計量法。利用該方法不僅可以使內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量得以量化，而且由于該方法具有自身客觀賦權(quán)的特點，即各指標的權(quán)重由各自的數(shù)據(jù)決定，既不會產(chǎn)生人為主觀賦權(quán)的不準確性，又可以消除各個公司之間由于行業(yè)屬性以及業(yè)務結(jié)構(gòu)不同而產(chǎn)生的不可比性，適用性更強。綜上所述，本文參考張德容等（2017）的研究，選取基于客觀賦權(quán)的熵模型計量法構(gòu)建上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量評價指標體系，見表1。

（二）變量設計。根據(jù)前文所述，各變量的匯總情況如表2所示。其中，對于公司所在地區(qū)（X31），本文選取的是《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2015年度報告》（樊綱、王小魯，2015）的數(shù)據(jù)，即采用各地區(qū)相應的市場化指數(shù)進行計量，具體見表3。對于公司經(jīng)營業(yè)績的計量，本文采用合成指標的方法。使用多個績效指標的優(yōu)點在于可以從多個維度衡量公司的經(jīng)營業(yè)績，使結(jié)果更加全面。同樣利用熵模型計量法計算各個子指標的權(quán)重，得到合成的公司經(jīng)營業(yè)績指數(shù)值（X32），具體見表4。

表1 基于熵模型計量法的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量評價指標體系

表2 變量定義與計量方法

表3 2015年各地區(qū)市場化指數(shù)

表4 公司經(jīng)營業(yè)績指數(shù)（X32）指標構(gòu)成

（三）樣本選取及數(shù)據(jù)來源。本文以2015年我國滬市A股上市公司的年報數(shù)據(jù)為樣本進行研究。剔除*ST和**ST公司、金融保險業(yè)公司，并剔除資料不全、缺失值較多的公司，最終選取的樣本數(shù)為856個。在搜集數(shù)據(jù)的過程中，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和上海證券交易所網(wǎng)站；在處理數(shù)據(jù)的過程中，先通過Excel軟件進行初步分析和計算，再運用MATLAB 17.0以及SPSS 21.0軟件進行處理。

（四）模型建立。本文構(gòu)建如下模型：

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計。如下頁表5所示，本文主要是從最大值、最小值、平均值、標準差以及偏度和峰度這幾個方面對樣本公司進行描述性分析。本文共選取856個有效樣本，樣本公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的極大值為0.504，極小值為 0.0016，二者相差較大，說明樣本公司之間的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量差異較大；均值為0.0220，說明樣本公司整體披露質(zhì)量偏低。獨立董事比例均值約為0.37，與證監(jiān)會制定的獨立董事比例至少占1/3的規(guī)定相一致。國有控股公司的比例超過了50%。約有9.1%的樣本公司聘請了“四大”會計師事務所。當期審計意見類型為無保留意見的樣本公司占比約為97.4%。樣本公司經(jīng)營業(yè)績的極大值與極小值相差較大，均值約為0.049，反映出樣本公司整體業(yè)績較差。公司規(guī)模以公司的總資產(chǎn)進行衡量，極大值與極小值相差不大，且均值較為集中，說明樣本公司整體的總資產(chǎn)值相差不大。從解釋變量的偏度和峰度來看，除了控股股東性質(zhì)、上市時間、公司規(guī)模外，其他變量均表現(xiàn)出明顯的偏態(tài) （|Skew-ness|＞1），而且控股股東性質(zhì)和上市時間這兩個變量為平峰分布（Kurtosis＜0），其他變量為尖峰分布（Kurtosis＞0）。變量的其他相關(guān)具體描述見表5。

表5 描述性統(tǒng)計表

表6 各變量之間的Pearson相關(guān)性分析

表7 層次回歸分析結(jié)果

（二）Pear son簡單相關(guān)性分析。為了檢驗各個變量之間是否存在相關(guān)性，對模型的被解釋變量、解釋變量和控制變量進行Pearson簡單相關(guān)性分析，相關(guān)系數(shù)和顯著性檢驗結(jié)果見表6。相關(guān)系數(shù)最高的是0.413，為事務所聲譽特征與公司規(guī)模，但小于0.80，可知各變量之間無共線性問題，不會對接下來深入研究多元回歸分析結(jié)果的解釋力產(chǎn)生重要影響。

（三）層次回歸分析。為了更深入地研究哪些因素顯著影響了上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，基于上面的相關(guān)性分析進行層次回歸分析，結(jié)果如表7所示。

具體表述為：

模型1：引入控制變量：上市時間和公司規(guī)模，解釋了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的總變差模型1上回歸效果不顯著（P=0.875）。

模型2：選取解釋變量治理層結(jié)構(gòu)特征變量：獨立董事比例和控股股東性質(zhì)，解釋了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的總變差模型2上回歸效果不顯著（p=0.679）。

模型3：選取解釋變量審計機構(gòu)特征變量：事務所聲譽特征和審計意見類型，解釋了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的總變差模型3上回歸效果不顯著（p=0.252）。但在解釋變量中，事務所聲譽特征在0.05顯著性水平上其內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量具有顯著差異（p=0.020＜0.05）。

模型4：選取解釋變量公司基本特征變量：公司注冊地、公司經(jīng)營業(yè)績，解釋了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量總變差模型4在0.01顯著性水平上回歸效果顯著 （P=0.003＜0.01）。解釋變量中，事務所聲譽特征 （P=0.007＜0.01）和公司注冊地（p=0.000＜0.01）在0.01顯著性水平上其內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量具有顯著差異。

四、結(jié)論

本文實證分析了上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素，包括：（1）治理層結(jié)構(gòu)特征方面：獨立董事比例和控股股東性質(zhì)雖然均正向影響著上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，但都不顯著。這可能與我國的實際情況有關(guān)，雖然獨立董事人數(shù)在比例上達到了證監(jiān)會的要求，但存在形同虛設的現(xiàn)象，獨立董事沒有真正盡到應盡的責任；對于控股股東而言，無論是否為國有控股，其更關(guān)注的都是公司的股東價值最大化，而不是公司價值最大化，對于公司內(nèi)部控制情況的關(guān)注較少。（2）審計機構(gòu)特征方面：事務所聲譽特征在0.01顯著性水平上正向影響上市公司對外披露的內(nèi)部控制信息的質(zhì)量，而審計意見類型反向影響上市公司對外披露的內(nèi)部控制信息的質(zhì)量，結(jié)果與假設相反，可能是因為被出具非無保留審計意見的上市公司其管理層更有動力改善公司內(nèi)部控制，提高內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，對外傳遞積極信號，從而改善公司的對外形象。（3）公司基本特征方面：公司經(jīng)營業(yè)績雖然正向影響著內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，但不顯著。而公司注冊地對內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量在0.01水平上有著顯著的反向影響，該結(jié)論與原假設相反，即越是發(fā)達地區(qū)的上市公司，其內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量越低，也許是因為在經(jīng)濟相對落后且較偏遠地區(qū)注冊的公司，為了盡可能地向外界傳遞公司的積極信息，獲得更多投資者的關(guān)注，其對外披露的內(nèi)部控制信息質(zhì)量相對較好。上市時間反向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，但不顯著；公司規(guī)模正向影響內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，同樣也不顯著。