李慶玲 田菊芳

【摘 要】 以2014—2016年對公允價值層次信息進(jìn)行披露的主板上市公司為樣本，研究內(nèi)部控制對公允價值價值相關(guān)性的影響，并進(jìn)一步探討管理層權(quán)力在內(nèi)部控制與公允價值之間的調(diào)節(jié)作用。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，公允價值具有價值相關(guān)性，內(nèi)部控制可以顯著提高公允價值的價值相關(guān)性。對管理層權(quán)力進(jìn)一步分組研究發(fā)現(xiàn)，高水平的內(nèi)部控制質(zhì)量能夠通過制約管理層權(quán)力而改善公允價值信息的價值相關(guān)性;但低水平的內(nèi)部控制質(zhì)量無法牽制管理層權(quán)力，導(dǎo)致管理層權(quán)力凌駕于內(nèi)部控制制度之上，加重管理層與市場參與者間的信息不對稱程度，從而降低公允價值信息的價值相關(guān)性。研究結(jié)果為上市公司加強(qiáng)內(nèi)部控制制度建設(shè)、合理配置管理層權(quán)力提供了實(shí)證支持。

【關(guān)鍵詞】 管理層權(quán)力; 內(nèi)部控制; 公允價值; 價值相關(guān)性

【中圖分類號】 F234.4? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2019）12-0066-07

一、引言

20世紀(jì)80年代初，在金融自由化浪潮的影響下，許多新的金融衍生工具被創(chuàng)造出來，歷史成本計量的局限性在金融工具方面得到了直接的表現(xiàn)，采用傳統(tǒng)的歷史成本計量已不能滿足信息使用者的要求，公允價值計量由此應(yīng)運(yùn)而生。但公允價值在運(yùn)用過程中尚不規(guī)范，導(dǎo)致公允價值計量的可靠性與相關(guān)性一直備受質(zhì)疑。為了改善這一局面，使公允價值計量的應(yīng)用更加規(guī)范，美國財務(wù)會計準(zhǔn)則委員會（FASB）于2006年9月發(fā)布第157號財務(wù)會計準(zhǔn)則《公允價值計量》（SFAS 157），公告中首次提出了公允價值層次理論。2011年5月，國際會計準(zhǔn)則理事會（IASB）頒布了《國際財務(wù)報告準(zhǔn)則第13號——公允價值計量》，其內(nèi)容與FASB趨同。為了與國際準(zhǔn)則持續(xù)趨同，我國于2014年頒布《企業(yè)會計準(zhǔn)則第39號——公允價值計量》（CAS 39），CAS 39的頒布有望改善我國公允價值計量存在的可靠性與相關(guān)性不足等問題，但由于相關(guān)準(zhǔn)則還不夠完善，公允價值計量仍然存在較大的風(fēng)險。

自美國《薩班斯法案》頒布以后，企業(yè)內(nèi)部控制的建設(shè)與完善日益受到了廣泛關(guān)注。我國財政部等五部委分別于2008年和2010年出臺了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》，該規(guī)范和指引的出臺相當(dāng)程度上改善了公司的內(nèi)部控制環(huán)境并有助于支持財務(wù)報告信息的質(zhì)量和企業(yè)價值的實(shí)現(xiàn)。公允價值作為財務(wù)報告信息的重要組成部分，理所當(dāng)然地需要有效的內(nèi)部控制來改善其價值相關(guān)性和可靠性。此外，作為企業(yè)日常經(jīng)營活動最高領(lǐng)導(dǎo)者的管理層，如若權(quán)力過大，可能會對企業(yè)會計信息質(zhì)量產(chǎn)生一定影響。同時，管理層一方面對企業(yè)內(nèi)部控制制度的建立和實(shí)施負(fù)責(zé)，另一方面又要受到內(nèi)部控制的監(jiān)督和制約，那么在這種情況下，管理層權(quán)力、內(nèi)部控制會對公允價值會計產(chǎn)生何種影響？基于此，本文選擇滬深兩市披露公允價值信息的上市公司為樣本，研究內(nèi)部控制與公允價值價值相關(guān)性的關(guān)系，以及管理層權(quán)力在內(nèi)部控制與公允價值價值相關(guān)性之間的調(diào)節(jié)作用，以期為上市公司內(nèi)部控制制度的構(gòu)建以及管理層權(quán)力的配置提供經(jīng)驗(yàn)和視角。

二、理論分析與研究假設(shè)

歷史成本計量注重反映資產(chǎn)負(fù)債的現(xiàn)實(shí)價值，但隨著資本市場的發(fā)展，只著眼于過去與當(dāng)前的財務(wù)信息顯然不能滿足信息使用者的需求。公允價值能夠及時反映不確定的經(jīng)濟(jì)資源，符合決策有用觀需求，因而受到廣大投資者的青睞。雖然公允價值計量因其可靠性與相關(guān)性不足而飽受非議，但是公允價值能夠適應(yīng)金融創(chuàng)新的需要，且國內(nèi)外準(zhǔn)則制定機(jī)構(gòu)都致力于完善與克服這一問題，因此公允價值計量依然被廣泛推廣與使用。我國的公允價值研究起步較晚。CAS 39準(zhǔn)則的基本原則與國際會計準(zhǔn)則保持趨同，在具體應(yīng)用方面又結(jié)合我國的國情予以考慮。該準(zhǔn)則明確規(guī)定，企業(yè)對于披露的公允價值信息，應(yīng)首先使用第一層次輸入值，其次使用第二層次輸入值，最后使用第三層次輸入值。公允價值層次理論顯示，第一層次輸入值來源于“活躍市場上可直接觀察到的報價”;第二層次輸入值來源于“非活躍市場上可直接觀察或者間接觀察的報價”，在一定程度上存在不確定性;第三層次輸入值指不可觀察的數(shù)據(jù)，是管理層對有關(guān)輸入值做的預(yù)期，存在較大主觀性，這在一定程度上給予了管理層操縱數(shù)據(jù)的空間，不可避免地導(dǎo)致低層次輸入值的濫用，影響公允價值計量的相關(guān)性與可靠性。同時，也正是由于第三層次輸入值的來源不可靠，所以投資者在經(jīng)濟(jì)決策過程中，往往更信賴于可靠性程度更高的第一、二層次的輸入值。根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)1。

H1：公允價值具有價值相關(guān)性，但不同層次的價值相關(guān)性存在差異。

美國安然公司與世通公司兩起財務(wù)欺詐案件的發(fā)生，一時間導(dǎo)致投資者對資本市場的信心降至冰點(diǎn)。在此背景下，美國國會通過了《薩班斯法案》，法案首先表明：“遵守證券法律以提高公司披露的準(zhǔn)確性和可靠性，從而保護(hù)投資者及其他目的”。《薩班斯法案》頒布后，企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)得到了極大地改善，會計信息質(zhì)量也有了顯著地提升。2008年，我國出臺了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，標(biāo)志著以內(nèi)部環(huán)境、風(fēng)險評估、控制活動、信息與溝通和內(nèi)部監(jiān)督五個內(nèi)部控制要素為一體的內(nèi)部控制體系的形成。作為公司的內(nèi)部治理機(jī)制，內(nèi)部控制在一定程度上可以保證公司運(yùn)營的效率與效果，長遠(yuǎn)來看，完善的內(nèi)部控制體制能帶來良好的市場環(huán)境，從而推動整個經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。同時，內(nèi)部控制是企業(yè)財務(wù)報告信息的重要助推器，有助于提升會計信息質(zhì)量，而公允價值又是財務(wù)報告信息的重要組成部分，因此內(nèi)部控制質(zhì)量的高低很可能對公允價值的價值相關(guān)性存在影響。CAS 39準(zhǔn)則發(fā)布后，在完善與豐富公允價值計量的同時也給監(jiān)管部門提出了新的要求，主要體現(xiàn)為基于估值技術(shù)得到的公允價值在很大程度上存在主觀片面性，賦予了管理層選取低層次輸入值的“酌量權(quán)”，為管理層提供了契機(jī)，加大信息使用者的決策成本。作為企業(yè)的監(jiān)管體制，良好的內(nèi)部控制制度能夠抑制管理層的利己動機(jī)，保證公允價值信息的真實(shí)性，從而降低投資者的決策成本，提高決策有效性。因此，擁有高水平內(nèi)部控制的公司，其公允價值更具價值相關(guān)性與可靠性。根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)2。

H2：內(nèi)部控制質(zhì)量越高，公允價值的價值相關(guān)性越強(qiáng)。

完善的內(nèi)部控制體系不僅可以約束員工的行為，還能對公司管理層形成有效監(jiān)督，制約管理層濫用職權(quán)的行為?！镀髽I(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》第十二條規(guī)定提及“董事會對內(nèi)部控制的建立健全和有效實(shí)施負(fù)責(zé)，監(jiān)事會對內(nèi)部控制進(jìn)行監(jiān)督，經(jīng)理層對內(nèi)部控制的日常運(yùn)行負(fù)責(zé)。”而公司往往會出現(xiàn)管理層權(quán)力配置不合理的情況，例如總經(jīng)理與董事長兩職兼任，這一方面違背了內(nèi)部控制不相容職務(wù)分離原則，另一方面由于公司沒有將三個主體——決策主體、執(zhí)行主體、監(jiān)督主體的職責(zé)相互分離，導(dǎo)致這三者的權(quán)力不能形成有效制衡，內(nèi)部控制形同虛設(shè)，管理者往往獨(dú)斷專行，為了滿足自身利益而不惜跨越道德底線。此外，現(xiàn)代公司制度普遍實(shí)行兩權(quán)分離，企業(yè)的所有者、管理者、市場參與者之間毫無疑問地存在不同程度的信息不對稱問題，管理層作為企業(yè)日常經(jīng)營活動的最高領(lǐng)導(dǎo)者，當(dāng)內(nèi)部控制制度設(shè)計與運(yùn)行不當(dāng)、管理層權(quán)力不能得到有效制約與監(jiān)督時，管理層存在利用自身信息優(yōu)勢與職位之便操縱財務(wù)數(shù)據(jù)的可能性，其所帶來的直接后果就是會計信息穩(wěn)健性降低，信息使用者在利用這些財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行投資決策時，很可能由于信息質(zhì)量的失真而慘遭滑鐵盧，最終都會影響資本市場的發(fā)展。因此，構(gòu)建有效的公司治理機(jī)制以及高水平的內(nèi)部控制體系，不但可以充分發(fā)揮董事會對管理層的監(jiān)督制約作用，也會降低管理層操縱財務(wù)信息的可能性，以此來保證經(jīng)濟(jì)秩序的正常運(yùn)行，提升會計信息的質(zhì)量。根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)3。

H3：管理層權(quán)力越大，越能削弱內(nèi)部控制對公允價值的積極影響。

三、實(shí)證研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以滬深兩市2014—2016年披露公允價值信息的主板上市公司為樣本，為提高實(shí)證研究的可靠性，對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：（1）剔除ST、*ST的樣本公司;（2）剔除樣本數(shù)據(jù)缺失的公司;（3）為排除極端值的影響，對所有連續(xù)性變量進(jìn)行上下1%分位的縮尾（Winsorize）處理，最終得到樣本公司1 802家。其中，2014年601家，2015年532家，2016年669家。本文統(tǒng)計的公允價值層次信息來源于巨潮資訊網(wǎng)的年度財務(wù)報告，內(nèi)部控制指數(shù)來源于迪博（DIB）內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫，股價、管理層權(quán)力指標(biāo)以及相關(guān)控制變量均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，所有數(shù)據(jù)經(jīng)過Excel 2010軟件整理，并運(yùn)用Stada 11.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

設(shè)Pi，t+1為被解釋變量，表示i公司在t+1年度4月份最后一個工作日的股票收盤價格。

2.解釋變量

（1）公允價值

FVANi，t（N=1，2，3）表示i公司在t年末每股以第一、二、三層次公允價值計量的資產(chǎn);FVLNi，t（N=1，2，3）表示i公司在t年末每股以第一、二、三層次公允價值計量的負(fù)債。

（2）管理層權(quán)力

管理層權(quán)力的指標(biāo)選擇，本文借鑒盧銳[1]、趙息等[2]的做法，選取以下四個指標(biāo)進(jìn)行綜合衡量：（1）兩職兼任（Power1）：CEO兼任董事長時，會加強(qiáng)對企業(yè)的實(shí)際控制權(quán)，管理層權(quán)力變大，若董事長、總經(jīng)理兩職合一取1，否則為0;（2）股權(quán)分散程度（Power2）：當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例越小，對管理層的約束越小，管理層權(quán)力越大，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|的持股數(shù)小于第二至第十大股東持股數(shù)之和時取1，否則為0;（3）高管任職年限（Power3）：CEO在企業(yè)任職年限越長，地位往往越穩(wěn)固，對企業(yè)的滲透能力越強(qiáng)，管理層權(quán)力更大，當(dāng)高管在位年限高于行業(yè)中位數(shù)時取1，否則為0;（4）其他單位兼職（Power4）：CEO在其他企業(yè)兼職，會擁有更多的社會資源，其影響力必然更大，若總經(jīng)理在其他單位兼職取1，否則為0?；谝陨纤膫€指標(biāo)，將其合成一個反映管理層權(quán)力的綜合變量（Power），并根據(jù)管理層權(quán)力中位數(shù)設(shè)置權(quán)力虛擬變量（Mdpower）。

本文涉及到的主要變量及其說明見表1。

（三）模型構(gòu)建

國內(nèi)外學(xué)者對公允價值信息的價值相關(guān)性進(jìn)行研究時，主要采用奧爾森（Ohlson）價格模型和收益模型。通過驗(yàn)證和比較發(fā)現(xiàn)，雖然收益模型已經(jīng)被廣泛應(yīng)用，但是其對會計收益的信息解釋能力較低，價格模型相對收益模型對會計信息具有更強(qiáng)的解釋力度，因此，本文借鑒其他學(xué)者的研究，采用修正后的奧爾森（Ohlson）價格模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

首先，H1的基礎(chǔ)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

其次，為檢驗(yàn)H2和H3，在模型1的基礎(chǔ)上，控制文獻(xiàn)中常見的會影響管理層權(quán)力與內(nèi)部控制質(zhì)量的變量，構(gòu)建模型2：

在檢驗(yàn)H2時，采用模型2基于內(nèi)部控制質(zhì)量高低分組檢驗(yàn)內(nèi)部控制對公允價值相關(guān)性的影響;在檢驗(yàn)H3時，進(jìn)一步基于管理層權(quán)力高低分組回歸檢驗(yàn)管理層權(quán)力、內(nèi)部控制對公允價值相關(guān)性的影響。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從股價P來看，最小值為3.220，最大值為54.180，標(biāo)準(zhǔn)差較大，為9.802，說明股價波動比較大。從各層次公允價值均值來看，表現(xiàn)為第二層次高于第一層次，第一層次高于第三層次，這表明上市公司披露的公允價值信息主要來源于可直接觀察或間接觀察的市場數(shù)據(jù)，整體上可靠性程度較高;各層次公允價值資產(chǎn)的均值大于其負(fù)債的均值，表明我國公允價值負(fù)債的使用程度不如公允價值資產(chǎn)的使用程度高;另外，公允價值各層次的標(biāo)準(zhǔn)差均大于其均值，表明各個行業(yè)使用公允價值計量的差異性較大。內(nèi)部控制質(zhì)量（UICD）的最大值為1，均值為0.53，標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明企業(yè)間內(nèi)部控制質(zhì)量水平不均衡，平均來看內(nèi)部控制質(zhì)量在不斷提升。每股以非公允價值計量的凈資產(chǎn)的均值高于以公允價值計量的凈資產(chǎn)，表明公允價值計量在我國上市公司的運(yùn)用程度并不深。管理層權(quán)力變量（Mdpower）的最大值為1，最小值為0，均值為0.2，表明我國上市公司整體上管理層權(quán)力不高，配置盡量吻合監(jiān)管部門規(guī)定。具體結(jié)果如表2所示。

（二）相關(guān)性分析

表3列示了主要變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)。由表3可知，股價與各層次公允價值資產(chǎn)呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，與第二層次公允價值負(fù)債呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。初步證明公允價值信息整體是具有價值相關(guān)性的。主要變量間相關(guān)系數(shù)最高不超過0.52，從而不存在嚴(yán)重多重共線性問題。

（三）回歸分析

1.公允價值價值相關(guān)性研究

表4列示了模型1和模型2的回歸結(jié)果。在模型1中，本文就各層次公允價值信息進(jìn)行初步回歸。由表4可知，以公允價值計量的資產(chǎn)中，F(xiàn)VA1i，t的回歸系數(shù)為正，并在1%的水平上顯著，F(xiàn)VA2i，t與FVA3i，t的回歸系數(shù)為正，均在5%的水平上顯著;以公允價值計量的負(fù)債中，F(xiàn)VL2i，t與股價呈負(fù)相關(guān)，且在1%的水平顯著;FVL3i，t與股價呈負(fù)相關(guān)關(guān)系但沒有通過統(tǒng)計意義上的顯著性水平檢驗(yàn)?？傮w上，公允價值信息具有價值相關(guān)性。另外，第一層次公允價值資產(chǎn)的顯著性水平高于第二、三層次公允價值資產(chǎn)，但第二、三層之間并無顯著性差異。這表明第一層次價值相關(guān)性強(qiáng)于第二、三層次，但第二、三層次之間的價值相關(guān)性相差無異。產(chǎn)生上述現(xiàn)象的原因可能是低層次的公允價值資產(chǎn)具有不確定性或需要通過一定的估值技術(shù)才能得到，而投資者對于這種估值技術(shù)不能做到了然于心，抱有疑慮，所以更愿意相信來源于可觀察數(shù)據(jù)的第一層次公允價值資產(chǎn)信息。在模型2中，本文加入部分控制變量對公允價值的價值相關(guān)性再次進(jìn)行檢驗(yàn)，基本結(jié)論不變，且第二層次公允價值資產(chǎn)的價值相關(guān)性有所增強(qiáng)，顯著性水平由5%上升到1%。

2.內(nèi)部控制與公允價值價值相關(guān)性研究

表4列示了內(nèi)部控制水平分組后的回歸結(jié)果。就各層次公允價值資產(chǎn)來看，在高水平的內(nèi)部控制組別中，即UICD=1時，F(xiàn)VA1i，t、FVA2i，t、FVA3i，t的回歸系數(shù)分別在1%、10%、5%的水平顯著，且顯著為正;在低水平的內(nèi)部控制組別中，即UICD=0時，F(xiàn)VA1i，t、FVA2i，t的回歸系數(shù)為正，且在統(tǒng)計學(xué)意義上表現(xiàn)出1%的顯著性水平，F(xiàn)VA3i，t的系數(shù)為正，表明與股價呈正相關(guān)，但沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)。研究表明，不論在內(nèi)部控制質(zhì)量高組還是低組，第一、二層次的公允價值資產(chǎn)都表現(xiàn)出較強(qiáng)的價值相關(guān)性，這可能是與該層次公允價值輸入值是來源于活躍市場上可直接獲得的報價，或者是基于可觀察數(shù)據(jù)獲得的報價，投資者直接獲取到真實(shí)有效的信息;而第三層次的公允價值資產(chǎn)只有在高水平的內(nèi)部控制制度下，才能體現(xiàn)出價值相關(guān)性，有效的內(nèi)部控制制度可以確保管理層從市場參與者角度充分考慮輸入值選擇假設(shè)，盡量避免管理層在不可觀察輸入值選用上“裁量權(quán)”的過度使用，有效抑制管理層的機(jī)會主義行為，進(jìn)而緩解管理層與市場參與者間的信息不對稱程度，給投資者帶來高質(zhì)量的財務(wù)信息。

就各層次公允價值負(fù)債來看，在高水平的內(nèi)部控制組別中，即UICD=1時，F(xiàn)VL1i，t、FVL3i，t沒有通過顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)VL2i，t通過統(tǒng)計學(xué)意義上10%的顯著性水平檢驗(yàn);在低水平的內(nèi)部控制組別中，即UICD=0時，F(xiàn)VL1i，t、FVL2i，t、FVL3i，t都沒有通過顯著性檢驗(yàn)，證明內(nèi)部控制的提高對第二層次公允價值負(fù)債的價值相關(guān)性有改善作用，表明高水平的內(nèi)部控制質(zhì)量能夠顯著改善公允價值的價值相關(guān)性，企業(yè)存在改善內(nèi)部控制的動機(jī)，利用高質(zhì)量的內(nèi)部控制來解決公允價值計量所帶來的相關(guān)性與可靠性不足等問題。

控制變量方面，每股非公允價值凈資產(chǎn)（NFVPSi，t）始終與股價正相關(guān)，并通過了統(tǒng)計學(xué)意義上1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這說明投資者的風(fēng)險意識在逐步增強(qiáng)，相比可靠性程度較低的第二、三層次的公允價值，更信賴剔除公允價值后的凈資產(chǎn)。每股收益（EPS）在1%與10%的水平顯著，說明每股收益對股價具有正向的解釋能力。資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）整體上與股價保持顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的加大會通過企業(yè)的股價反映出來。資產(chǎn)收益率（ROA）整體上與股價保持正顯著關(guān)系，意味著企業(yè)良好的獲利能力，會帶來較好的股價變動。

3.管理層權(quán)力、內(nèi)部控制與公允價值研究

為研究管理層權(quán)力對內(nèi)部控制與公允價值之間關(guān)系的影響，本文在內(nèi)部控制分組的基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步基于管理層權(quán)力高低（Mdpower）分組并分別進(jìn)行回歸，具體回歸結(jié)果如表5所示。在管理層權(quán)力高組，即Mdpower=1的組別里，如若此時內(nèi)部控制水平高，F(xiàn)VA1i，t、FVA2i，t、FVA3i，t分別在5%、5%、10%的水平顯著，F(xiàn)VL1i，t、FVL2i，t、FVL3i，t均沒有通過顯著性檢驗(yàn);如若此時內(nèi)部控制水平低，F(xiàn)VA1i，t、FVA3i，t都在5%的水平顯著，而FVA2i，t沒有通過檢驗(yàn)，F(xiàn)VL1i，t、FVL2i，t、FVL3i，t同樣均沒有通過顯著性檢驗(yàn)。在管理層權(quán)力低組，即Mdpower=0的組別里，如若此時內(nèi)部控制水平高，F(xiàn)VA1i，t、FVA2i，t、FVA3i，t分別在5%、10%、5%的水平顯著;FVL2i，t通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。如若此時內(nèi)部控制水平低，F(xiàn)VA1i，t、FVA2i，t在1%的水平顯著，F(xiàn)VL2i，t通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)。

實(shí)證結(jié)果表明，管理層權(quán)力在一定程度上會抑制內(nèi)部控制對公允價值價值相關(guān)性的積極影響。當(dāng)內(nèi)部控制制度設(shè)計良好并有效運(yùn)行時，即使存在管理層權(quán)力過大的情況，高質(zhì)量的內(nèi)部控制依然會對管理層形成有效監(jiān)督與制約，從而約束管理層的機(jī)會主義行為，確保公允價值計量可靠性與相關(guān)性;然而，當(dāng)內(nèi)部控制設(shè)計不當(dāng)、運(yùn)行無效時，弱化的內(nèi)部控制制度將無法對管理層形成有效監(jiān)督與約束，甚至在管理層權(quán)力過大情況下，管理層將逾越內(nèi)部控制的規(guī)制，凌駕于內(nèi)部控制制度之上，管理層對于可操縱的第二、三層次的公允價值計量，尤其是第三層次，僅僅從管理層視角對不可觀察輸入值進(jìn)行估計，容易忽視市場參與者定價時對不可觀察輸入值所做的假設(shè)，加重管理層與市場參與者間的信息不對稱程度，進(jìn)而降低公允價值計量的可靠性與相關(guān)性。因此，對于企業(yè)來說，需要完善內(nèi)部控制體系，優(yōu)化配置管理層權(quán)力，充分發(fā)揮內(nèi)部控制的監(jiān)督作用，從而制約管理層的利己主義行為，使企業(yè)的會計信息質(zhì)量得到保證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使研究結(jié)論更加可靠，本文做如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）改變內(nèi)部控制質(zhì)量衡量方式，以DIB內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫發(fā)布的內(nèi)部控制指數(shù)衡量內(nèi)部控制質(zhì)量，指數(shù)值越高，代表內(nèi)部控制質(zhì)量水平越高。以內(nèi)部控制指數(shù)中位數(shù)分組回歸，實(shí)證結(jié)論基本一致;（2）改變公允價值負(fù)債計量方式，在統(tǒng)計公允價值數(shù)據(jù)過程中發(fā)現(xiàn)，公允價值負(fù)債披露的較少。Song et al.（2010）基于第一、二層次輸入值均來源于可觀察的市場數(shù)據(jù)，將第一、二層次的公允價值負(fù)債合并回歸。本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)時改變公允價值負(fù)債計量方式，合并第一、二層次的公允價值負(fù)債再次進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)論基本一致。

五、結(jié)論與啟示

本文以2014—2016年對公允價值層次信息進(jìn)行披露的主板上市公司為樣本，研究內(nèi)部控制對公允價值價值相關(guān)性的影響，并進(jìn)一步探討管理層權(quán)力在內(nèi)部控制與公允價值之間的調(diào)節(jié)作用。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，公允價值具有價值相關(guān)性，內(nèi)部控制可以顯著提高公允價值的價值相關(guān)性，尤其是第二、三層次公允價值計量的價值相關(guān)性。對管理層權(quán)力進(jìn)一步分組研究發(fā)現(xiàn)，高水平的內(nèi)部控制質(zhì)量能夠通過制約管理層權(quán)力而改善公允價值信息的價值相關(guān)性;但低水平的內(nèi)部控制質(zhì)量無法牽制管理層權(quán)力，導(dǎo)致管理層權(quán)力凌駕于內(nèi)部控制制度之上，管理層對于可操縱的第二、三層次的公允價值計量，尤其是第三層次，僅僅從管理層視角對不可觀察輸入值進(jìn)行估計，容易忽視市場參與者定價時對不可觀察輸入值所做的假設(shè)，加重管理層與市場參與者間的信息不對稱程度，進(jìn)而降低公允價值計量的可靠性與相關(guān)性。未來應(yīng)繼續(xù)完善公允價值計量準(zhǔn)則和具體應(yīng)用指南，制定出操作性更強(qiáng)、更詳盡的實(shí)施細(xì)則，引導(dǎo)上市公司更好地采用公允價值計量模式計量和披露會計信息，從而有助于投資者做決策;企業(yè)需要進(jìn)一步完善和貫徹執(zhí)行內(nèi)部控制制度，將內(nèi)部控制制度充分予以落實(shí)，以發(fā)揮高質(zhì)量內(nèi)部控制對公允價值信息的積極影響;合理配置管理層權(quán)力，盡量避免“兩職合一”等有損于決策權(quán)、執(zhí)行權(quán)以及監(jiān)督權(quán)三權(quán)分離的情況，加強(qiáng)董事會和監(jiān)事會的監(jiān)督力度，優(yōu)化配置管理層權(quán)力，充分發(fā)揮內(nèi)部控制的監(jiān)督作用，從而制約管理層的利己主義行為，以提高企業(yè)的會計信息質(zhì)量，更好地為信息使用者服務(wù)。

【參考文獻(xiàn)】

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