武漢紡織大學 王珍義 李 偉 劉 靜

一、引言

2001年的安然事件，引發(fā)了美國乃至全球?qū)ζ髽I(yè)內(nèi)部控制機制的高度重視，內(nèi)部控制也由一項自發(fā)性的治理機制演化為一種政府監(jiān)管部門強力推動的制度建設（李享，2009）。2008年，我國財政部、審計署等五部門聯(lián)合發(fā)布了 《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，內(nèi)部控制已成為近年來我國企業(yè)制度建設的關鍵詞，而作為內(nèi)部控制重要信號顯示機制的內(nèi)部控制信息披露，也成為政府監(jiān)管部門、業(yè)界和學界關注的熱點問題。

國外學者關于內(nèi)部控制信息披露問題的研究，起步較早，且成果豐碩。Rogier Deulnes(2000)實證研究發(fā)現(xiàn)，大股東持股比例、公司管理層持股比例、企業(yè)規(guī)模、會計師事務所聲譽在一定程度上影響著內(nèi)部控制的信息披露；Eng和Mak(2003)以新加坡158家上市公司為樣本，其研究結(jié)果表明，外部董事增加、負債比率和經(jīng)理人員持股比率與信息披露負相關，公司規(guī)模和政府持股比率與信息披露正相關 ；Ashbaugh、Skaife等(2009)通過分析，提出是否存在組織機構(gòu)的變化、組織結(jié)構(gòu)復雜性影響內(nèi)部控制信息披露水平的問題。國內(nèi)學者對內(nèi)部控制信息披露的研究相對較晚，其研究結(jié)論主要體現(xiàn)在：公司盈利能力、財務報告質(zhì)量及財務狀況異常程度顯著影響內(nèi)部控制信息披露（蔡吉甫，2005）；海外上市、外部審計為“四大”、資產(chǎn)總規(guī)模、控制人為國有、前十大股東不存在關聯(lián)、監(jiān)事總規(guī)模和公司規(guī)模與內(nèi)部控制信息披露程度存在顯著的正相關關系，而上市公司被特別處理、股權(quán)結(jié)構(gòu)變化、審計意見類型則存在非顯著負相關關系（孫翯，2007）；公司規(guī)模、獨立董事比例與公司內(nèi)部控制信息披露水平呈顯著正相關關系（李馨弘，2007）；償債能力、盈利能力和流通股持股比例與內(nèi)部控制信息披露程度顯著正相關 （楊玲玲，2011）。本文借鑒前人研究成果，選取湖北省上市公司為樣本，根據(jù)其2011年度的公司年報數(shù)據(jù)，考察內(nèi)部控制信息的披露狀況，識別影響因子，并在此基礎上提出相關建議。

二、理論分析與研究假設

（一）信息不對稱理論。信息不對稱理論，源自阿克洛夫等三位美國經(jīng)濟學家于1970年提出的信息非對稱論。該理論認為，市場上交易各方掌握的信息是有差異的，在信息不對稱的狀態(tài)下，由于存在道德風險，企業(yè)管理當局的內(nèi)部控制行為難以準確觀察，內(nèi)部控制是否有效無法證實，信息弱勢方只能借助外部手段即法律和制度的規(guī)范獲得盡可能多的信息來減少這種差異，以便做出對自己有利的選擇。因此，在信息不對稱的市場環(huán)境中，政府應要求市場中的信息優(yōu)勢方，定期披露相關信息，以減少信息不對稱帶來的問題，從而保證資本市場的有效運作。

（二）信號傳遞理論。 信號傳遞（Signaling model）指通過可觀察的行為向市場傳遞某種確切的信息。Michael Spence教授 1974年提出的信號傳遞理論（Signal Transmission Theory）認為，在商品市場上，交易的一方可以向市場上的其他參與者傳遞商品質(zhì)量信息的信號，憑借其高質(zhì)量信息從市場中獲益。在證券交易市場中，高質(zhì)量的公司有足夠的動力向外界披露內(nèi)部控制信息，以向市場傳遞企業(yè)良性運作的信號，便于投資者甄別不同質(zhì)的公司，做出正確的投資決策，從而引導資源的合理配置。

（三）研究假設。 眾所周知，獨立會計師只有在認為公司財務報告具有合法性和公允性后才會發(fā)表標準無保留意見的審計報告。公司只有設計并有效實施與財務報表編制相關的內(nèi)部控制制度，才能盡量避免由于舞弊或錯誤導致的重大錯報的可能。因此，審計意見在一定程度上反映了公司內(nèi)部控制的健全性和有效性。李馨弘（2007）實證結(jié)果表明審計意見類型顯著影響公司內(nèi)部控制信息披露水平；蔡吉甫（2005）認為被注冊會計師出具標準無保留審計意見的公司，更有可能對外充分披露內(nèi)部控制信息?；谝陨戏治?，提出如下假設：

假設1：財務報告質(zhì)量與公司內(nèi)部控制信息披露水平顯著正相關。

根據(jù)信號傳遞理論，贏利能力強的公司有動力將利好消息披露給信息使用者，實現(xiàn)本公司區(qū)別于其他公司的目的，同時證明管理層勤勉盡職的受托責任，爭取投資者的信任。因此，實施自愿信息披露，提升上市公司價值是質(zhì)優(yōu)上市公司的理性選擇。Bowman and Haire(1975)的實證分析結(jié)果表明，ROE與自愿性信息披露呈顯著正相關；Lang and Lundholm(1993)研究發(fā)現(xiàn)，當管理層與投資者之間信息不對稱程度較高的情況下，績效越好的公司，其信息披露的評分等級就越高。國內(nèi)一些研究成果也顯示自愿披露內(nèi)部控制信息與公司盈利能力正相關 （蔡吉甫，2005；宋紹清、張俠，2009；李少軒、張瑞麗，2009；林斌、饒靜，2009；陳艷等，2009）。 基于以上分析，提出如下假設：

假設2：盈利能力與公司內(nèi)部控制信息披露水平顯著正相關。

根據(jù)信號傳遞理論可知，披露內(nèi)部控制信息不僅可以消除債權(quán)人投資的不確定性，而且更易獲得債權(quán)人的支持。一方面，債權(quán)人為了評估資金安全性，要求公司披露內(nèi)部控制信息及經(jīng)營風險信息；另一方面，充分的內(nèi)部控制信息披露，可以獲取債權(quán)人的信任，增強再融資能力。Deumes and Knechel(2008)研究發(fā)現(xiàn)，財務杠桿越高，股權(quán)持有者與債權(quán)持有者之間的利益沖突就越嚴重，內(nèi)部控制信息披露程度因而就越高；林鐘高、徐虹、唐亮（2009）研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制信息披露與公司財務杠桿正相關?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

假設3：財務杠桿與內(nèi)部控制信息披露水平顯著正相關。

一般情況下，董事長是公司或集團的最高負責人，股東利益的最高代表，統(tǒng)領董事會，其職責具有組織、協(xié)調(diào)、代表的性質(zhì)，而總經(jīng)理負責公司的經(jīng)營大權(quán)，是公司業(yè)務執(zhí)行的最高權(quán)力人。根據(jù)職權(quán)分離理論，若董事長兼任總經(jīng)理，則集兩責于一身的董事長（總經(jīng)理），可能會降低董事會在內(nèi)部控制方面的監(jiān)督和管理能力，削弱內(nèi)部控制的效力，進而影響內(nèi)部控制信息披露。因此，“兩職合一”的經(jīng)濟后果會影響上市公司自愿信息的披露程度（鐘偉強、張?zhí)煳鞯龋?006）?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

假設4：董事長兼任總經(jīng)理與公司內(nèi)部控制信息披露顯著負相關。

由于獨立董事一般由經(jīng)濟、法律、會計、稅務等方面專家、學者，并與公司經(jīng)營者之間無重大利害關系的人擔任，因此，獨立董事更能站在信息使用者的立場上對上市公司應披露的信息發(fā)表權(quán)威意見，從而影響上市公司信息披露的充分性和準確性。相關實證研究也表明，獨立董事能夠影響自愿性信息披露水平，即企業(yè)的獨立董事比例越高，其自愿信息披露的程度越高。據(jù)此，提出以下假設：

假設5：獨立董事比例與內(nèi)部控制信息披露水平顯著正相關。

上市公司內(nèi)部控制信息具有公共物品的特性，但作為私有部門的上市公司卻往往由于顧慮內(nèi)部控制信息的負面影響或私有成本的增加不愿進行主動披露，即存在明顯的披露動力不足。在強制性披露制度背景下，財務狀況較差的企業(yè)或選擇披露較少量的內(nèi)部控制信息，或選擇披露失真的內(nèi)部控制信息，以此來掩蓋公司存在的問題。相關實證研究也表明，因財務狀況異常致使其股票交易被證監(jiān)會特別處理的上市公司，披露內(nèi)部控制信息的概率較低（蔡吉甫，2005）。基于以上分析，提出如下假設：

假設6：財務狀況異常程度與內(nèi)部控制信息披露水平顯著負相關。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源。本文以2010年12月31日前在深滬市上市的湖北省上市公司為研究對象。并對樣本公司執(zhí)行如下篩選程序：一是同其他行業(yè)相比，金融業(yè)具有特殊性，因此剔除了金融業(yè)。二是剔除了B股公司。三是剔除了在檢驗區(qū)間內(nèi)（2011年）研究數(shù)據(jù)不全的上市公司，共得到78家樣本公司。

本研究所采用的數(shù)據(jù)均來源于巨潮資訊網(wǎng)(http://www.cninfo.com.cn)公布的2011年度公司報告資料、內(nèi)部控制自我評價報告及審計鑒證報告，并通過手工整理得到。

(二)變量的選取與測量

1.被解釋變量。本研究選取內(nèi)部控制披露水平為被解釋變量。由于內(nèi)部控制披露水平的衡量目前缺乏統(tǒng)一的標準，因此，本文擬借鑒張紅梅（2010）的測量方法，采用內(nèi)容分析法度量內(nèi)部控制信息披露水平。所謂內(nèi)容分析法，是一種收集資料的方式，將公司可能的披露項目匯總成表，然后與年度報告中的實際披露項目一一對比，以計算樣本公司的信息披露指數(shù)，衡量其信息披露水平。據(jù)此，本研究具體的測量方法為：首先對上市公司2011年度報告中披露的內(nèi)部控制信息進行查詢，然后按照每披露與某一個指標相關的制度或者行為則賦予1分的方法進行綜合評分，最高分8分。顯然，綜合得分越高，則表明內(nèi)部控制信息披露水平越高。其具體評分表，見表1：

表1 內(nèi)部控制信息披露項目表

2.解釋變量。本研究選取審計意見類型、盈利能力、財務杠桿、董事長兼任總經(jīng)理、獨立董事比例和財務狀況異常解釋變量。其變量名、變量定義與測量見表2所示。

表2 解釋變量及其定義

（三）模型構(gòu)建。本研究擬建立解釋變量與被解釋變量的LogistiC回歸模型，以便實證分析內(nèi)部控制信息披露的影響因素?；貧w模型如下：

Logit（ICD）=β0+ β1SJYJ+β2 EPS+β3 LEV+β4RE+β5 DR+β6 ST+ε

其中，β0 為常數(shù)項，β1，β2， …… β6 為各解釋變量系數(shù)，ε為誤差項，ICD為被解釋變量－內(nèi)部控制信息披露水平，其他變量符號見表2。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計分析。表3報告了定量變量描述性統(tǒng)計特征。其中ICD均值為5.3205，最小值為2，最大值為8，表明樣本公司內(nèi)部控制信息披露水平總體較低，且兩級差異較為明顯。EPS的均值為0.3381，最小值和最大值分別為-1.31和1.51，兩者相差達2.82，說明樣本公司盈利能力差距較大。LEV均值為54.68%，最小值和最大值分別為2.83%和393.04%，表明樣本公司資產(chǎn)負債率總體較高，財務杠桿兩級差異非常明顯，這可能與樣本公司中含ST公司有關。DR均值為37.06%，最低值為25%，說明仍有部分公司的獨立董事比例未達到法定的1/3的要求。

表3 定量變量的描述性統(tǒng)計

表4報告了虛擬變量描述性統(tǒng)計特征。從表中可以看出，占92.3%的樣本公司注冊會計師出具了標準無保留審計意見，說明大多數(shù)的上市公司披露的財務報告得到了注冊會計師的認可。占83.33%的樣本公司采用了董事長和總經(jīng)理不兼任的權(quán)責分離的經(jīng)營方式，且在收集樣本時，發(fā)現(xiàn)兩職合一的公司大多數(shù)為最近兩年新上市的公司，說明新上市的公司其公司治理機制尚未理順。占1.41%的公司為ST企業(yè)，且發(fā)現(xiàn)其中只有一家企業(yè)披露了內(nèi)部控制評價報告。

表4 虛擬變量的描述性統(tǒng)計

（二）回歸分析。在進行回歸分析之前，我們進行了如下幾項模型檢驗：(1)共線性檢驗：使用方差膨脹因子VIF度量解釋變量之間的線性相關關系，本研究中各變量的方差膨脹因子VIF值均小于10（限于篇幅未將表格列出），因此不存在明顯共線性。（2）DW檢驗：模型的DW值為1.829，接近2，可以認為殘差不存在自相關性。所以回歸模型是有效的。

表5 回歸分析

表5報告了回歸分析結(jié)果。結(jié)果顯示：SJYJ的回歸系數(shù)為正數(shù)（b=1.033），表明財務報告質(zhì)量對內(nèi)部控制信息披露存在正向影響關系，但由于未通過顯著性檢驗（Sig＝0.283＞0.1），從而拒絕假設 1。 eps 的回歸系數(shù)為正數(shù)（b=1.041）,且在1%的水平上通過了顯著性檢驗（Sig＝0.008＜0.01），表明盈利能力對內(nèi)部控制信息披露存在顯著的正相關關系，即盈利能力強的上市公司，其管理層有動機將相關內(nèi)部控制信息及時傳遞給投資者，以使市場準確評價其盈利水平，方便投資者做出投資決策，從而假設2得到了檢驗。RE的回歸系數(shù)為負數(shù)（b=－0.761），且在10%的水平上通過了顯著性檢驗（Sig＝0.074＜0.1）， 表明董事長兼任總經(jīng)理與公司內(nèi)部控制信息披露呈顯著負相關關系，即“兩職合一”對內(nèi)部控制信息披露水平起著消極的作用，從而假設4得到了檢驗。DR的回歸系數(shù)為正（b=0.033），表明獨立董事比例對內(nèi)部控制信息披露存在正向影響關系，但由于未通過顯著性檢驗（Sig＝0.177＞0.1），從而拒絕假設5。ST的回歸系數(shù)為負數(shù)（b=－1.681）,且在 1%的水平上通過了顯著性檢驗（Sig＝0.006＜0.01），表明財務狀況異常程度與內(nèi)部控制信息披露水平顯著負相關，即若公司被ST特別處理，則更傾向于不披露或盡量少披露內(nèi)部控制信息，從而假設6得到了檢驗。LEV的回歸系數(shù)為正數(shù)（b=2.791E-5）,表明財務杠桿對內(nèi)部控制信息披露存在正向影響關系，但由于未通過顯著性檢驗（Sig＝0.994＞0.1），從而拒絕假設 5。

五、研究結(jié)論與建議

建立并維持有效的內(nèi)部控制制度是管理當局的責任，披露內(nèi)部控制信息則是管理當局向外界傳遞內(nèi)部控制狀況的重要途徑，也是其解脫受托經(jīng)濟責任的一種方式。本研究以2010年12月31日前在深滬市上市的湖北省上市公司為研究對象，以2011年報披露的相關信息和數(shù)據(jù)為樣本觀測值，實證檢驗了內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：第一，湖北省上市公司內(nèi)部控制信息披露水平總體較低，且兩級差異較為明顯。第二，財務報告質(zhì)量、財務杠桿、獨立董事比例雖然對上市公司內(nèi)部控制信息披露存在正向的影響作用，但顯著性不夠，其影響力有限。第三，盈利能力、董事長兼任總經(jīng)理及財務狀況異常程度 （是否被ST處理）均顯著影響著內(nèi)部控制信息披露的水平。具體而言，盈利能力與公司內(nèi)部控制信息披露水平顯著正相關，董事長兼任總經(jīng)理及財務狀況異常程度公司內(nèi)部控制信息披露水平顯著負相關。

鑒于以上研究結(jié)論，提出如下建議：首先，對企業(yè)而言，一方面，應建立健全良好的組織機構(gòu)和有效的內(nèi)部治理機制。在組織結(jié)構(gòu)的設計上要充分考慮董事長和總經(jīng)理權(quán)責的適當分離，避免“兩職合一”對內(nèi)部控制信息披露的消極作用，同時，強化內(nèi)部監(jiān)督機制，提升內(nèi)部治理效率，優(yōu)化內(nèi)部控制的執(zhí)行及信息披露的環(huán)境；另一方面，加強經(jīng)營管理，提高盈利能力，為內(nèi)部控制的有效實施提供資金保證，為內(nèi)部控制信息的披露提供利好消息。其次，對監(jiān)管部門而言，應建立健全相應的處罰機制，提高違法懲戒力度。對違反內(nèi)部控制信息披露規(guī)定的企業(yè)，應追究相關人員的責任，提高違約成本。若發(fā)現(xiàn)有職務犯罪和違紀違法活動，則依法追究刑事責任。

六、研究的局限性與進一步研究方向

本研究也存在一定的局限性。一是選取2011年一個年度的上市公司數(shù)據(jù)進行截面樣本檢驗，致使模型的擬合優(yōu)度較低。二是內(nèi)部控制信息披露水平的度量上，本研究只通過年報數(shù)據(jù)進行分析，不排除年報所披露的信息可能與公司的實際內(nèi)部控制狀況存在一定偏差的可能性，即本文對控制信息披露水平的刻畫可能缺乏全面性。三是其研究樣本均來自于湖北省上市公司，在某種程度上降低了研究結(jié)論的外部效度。因此，本文的研究結(jié)論還需要在其他上市公司做進一步檢驗，同時，如何評價內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量，將是今后需要進一步探討的問題。

(教育部人文社科基金項目〈11YJA630139〉、武漢市軟科學基金項目〈201141333462-2〉和湖北省教育廳科學技術研究項目〈D20121708〉）

1.Bowman,EdwardH.，Haire,Mason.1975.A Strategic Posture Toward Corporate Social Responsibility.California Management Review,2.

2.Lang.Mark.Lundholm.Russell.1993.Cross-Sectional Determinants of Analyst Ratings of Corporate Disclosures.Journal of Accounting Research,2.

3.李享.2009.美國內(nèi)部控制實證研究：回顧與啟示.審計研究，1。

4.李馨弘.1997.內(nèi)部控制信息披露影響因素的實證研究.杭州：浙江大學管理學院。

5.趙劉磊.2012.上市公司內(nèi)部控制信息披露影響因素及對策研究.經(jīng)濟研究導刊，5。