【摘 要】 文章以2011年河北省45家上市公司為樣本，對上市公司內(nèi)部控制信息披露影響因素進(jìn)行了研究，并提出7個假設(shè)，針對提出的假設(shè)進(jìn)行多元線性回歸分析，分析結(jié)果表明：上市時間長短、是否披露社會責(zé)任報告以及上市地點對內(nèi)部控制信息披露水平存在顯著影響，是河北省上市公司內(nèi)部控制信息披露的主要影響因素。

【關(guān)鍵詞】 河北省上市公司； 內(nèi)部控制信息披露； 影響因素； 實證研究

一、引言

近幾年我國內(nèi)部控制信息披露的相關(guān)法規(guī)不斷完善，引起相關(guān)學(xué)者和上市公司對內(nèi)部控制問題越來越多的關(guān)注。本文通過實證研究找出對內(nèi)部控制信息披露水平具有顯著性的影響因素，有利于上市公司內(nèi)部控制信息披露水平的提高，有助于解決投資者和管理層之間的信息不對稱問題，增加企業(yè)透明度，提高企業(yè)形象。深入研究內(nèi)部控制信息披露的影響因素對于內(nèi)部控制體系的進(jìn)一步發(fā)展完善具有重大意義。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選擇河北省2011年在滬深兩市A股上市的45家公司披露的年報和內(nèi)部控制自我評價報告為研究對象，不涉及首次公開發(fā)行、配股等情況下披露的內(nèi)部控制信息。數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)、深滬兩市交易所網(wǎng)站等，對樣本中內(nèi)部控制信息披露的查閱和統(tǒng)計是由筆者手工完成的。相關(guān)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計和處理，首先通過Excel進(jìn)行初步分析和計算，再運用SPSS18.0軟件進(jìn)一步處理完成。

（二）研究假設(shè)及依據(jù)

分析公司的基本特征、治理特征及財務(wù)指標(biāo)等因素對內(nèi)部控制信息披露水平可能存在一定程度的影響，并借鑒之前學(xué)者的相關(guān)研究成果，本文提出相關(guān)假設(shè)進(jìn)行實證研究。本文的創(chuàng)新點在于提出是否披露社會責(zé)任報告這個因素，借此研究其對內(nèi)部控制信息披露水平可能產(chǎn)生的影響。

本文提出以下七個假設(shè)：

假設(shè)1：公司內(nèi)部控制信息披露水平與獨立董事比例正相關(guān)。

獨立董事不受控股股東和公司管理層的限制，對管理層的行為起到監(jiān)督評價的作用，從而保障了中小股東的權(quán)益不受損害。研究表明，獨立董事比例越高的公司，其公司治理結(jié)構(gòu)越完善，因此內(nèi)部控制信息披露的程序也越規(guī)范。同時，在披露的過程之中，獨立董事也能起到一定的監(jiān)督促進(jìn)作用，從而確保披露的信息的完整性和準(zhǔn)確性。因此，我們假設(shè)獨立董事比例高的公司披露的內(nèi)部控制信息水平更高。

假設(shè)2：公司內(nèi)部控制信息披露水平與上市時間負(fù)相關(guān)。

自從認(rèn)識到內(nèi)部控制的重要性以來，內(nèi)部控制的建設(shè)和發(fā)展受到廣泛的關(guān)注，對內(nèi)部控制信息披露的要求也越來越規(guī)范和具體化。因此，新上市公司面臨的監(jiān)管披露要求更為嚴(yán)格，并且新上市公司為了樹立良好的企業(yè)形象，吸引更多的外部投資者，有動力披露更多的內(nèi)部控制信息。因此，筆者假設(shè)新上市公司內(nèi)部控制信息披露水平更高。

假設(shè)3：公司內(nèi)部控制信息披露水平與資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)。

資產(chǎn)負(fù)債率高的公司，說明其負(fù)債水平較高，公司為了消除債券人投資的不確定性并且獲得債權(quán)人更多的信任和支持，所以除了披露法律規(guī)定的相關(guān)信息以外，同時具有較強(qiáng)的動機(jī)披露更加真實、詳細(xì)的內(nèi)部控制信息。因此，筆者假設(shè)資產(chǎn)負(fù)債率高的公司其披露的內(nèi)部控制信息水平更高。

假設(shè)4：公司內(nèi)部控制信息披露水平與披露社會責(zé)任報告正相關(guān)。

社會責(zé)任報告是以非財務(wù)報告的形式，將企業(yè)履行的社會責(zé)任以及其經(jīng)營活動對經(jīng)濟(jì)、環(huán)境、社會等領(lǐng)域造成的影響進(jìn)行披露。一般來說，披露社會責(zé)任報告的公司，其實力雄厚并且影響力和社會關(guān)注度都比較高，有動力披露更多的內(nèi)部控制信息。因此，筆者假設(shè)披露社會責(zé)任報告的公司披露的內(nèi)部控制信息水平更高。

假設(shè)5：公司內(nèi)部控制信息披露水平與深交所上市正相關(guān)。

雖然《上交所內(nèi)部控制指引》比《深交所內(nèi)部控制指引》實施早一年時間，但是深交所對內(nèi)部控制信息披露的要求監(jiān)管更為嚴(yán)格。深交所要求所有上市公司出具單獨的自我評價報告并經(jīng)董事會審議通過，監(jiān)事會和獨立董事對其發(fā)表意見。而上交所只要求“上證公司治理板塊”樣本公司、發(fā)行境外上市外資股的公司及金融類公司出具單獨的自我評價報告。因此，筆者假設(shè)在深交所上市的公司其內(nèi)部控制信息披露水平更高。

假設(shè)6：公司內(nèi)部控制信息披露水平與設(shè)立審計部門正相關(guān)。

審計部門是董事會為了提高財務(wù)報告的真實性和可靠性專門成立的機(jī)構(gòu)。設(shè)立審計部門表示公司對內(nèi)部控制活動的重視，同時審計部門可以對內(nèi)部控制活動進(jìn)行監(jiān)督和審查，進(jìn)而做出公正客觀的評價，有利于內(nèi)部控制信息的披露。因此，筆者假設(shè)設(shè)立審計部門的公司其內(nèi)部控制信息披露水平更高。

假設(shè)7：公司內(nèi)部控制信息披露水平與控股股東性質(zhì)為國有正相關(guān)。

國有控股是指控股股東為國家或國有法人，國有控股的公司受到的社會關(guān)注以及輿論壓力相對來說較多，因此為了能起到帶頭表率作用，需要披露更多的相關(guān)信息。同時，為了減低國有控股所帶來的道德風(fēng)險和代理問題，這類公司也更有動力披露較多的內(nèi)部控制信息。因此，筆者假設(shè)控股股東為國有的公司披露的內(nèi)部控制信息水平更高。

（三）變量設(shè)計（見表1）

1.因變量，即上市公司內(nèi)部控制信息披露水平（NKPL）。內(nèi)部控制信息披露水平作為一個抽象的概念，無法直接量化。目前，內(nèi)部控制信息主要通過年報、內(nèi)部控制自我評價報告以及CPA出具的鑒證報告對外進(jìn)行披露。一般來說，內(nèi)部控制自我評價報告中披露的信息更為詳細(xì)并且完善，而出具CPA鑒證報告說明公司對內(nèi)部控制信息披露方面更加重視。因此，本文根據(jù)不同的披露情況，將內(nèi)部控制信息披露水平劃分為簡單披露、較詳細(xì)披露和詳細(xì)披露三種情況。如表2所示，當(dāng)僅在年報中披露內(nèi)部控制信息時為簡單披露，賦值為1；當(dāng)在年報中披露內(nèi)部控制信息，同時出具內(nèi)部控制自我評價報告時為較詳細(xì)披露，賦值為3；當(dāng)不僅在年報中披露內(nèi)部控制信息，并且同時出具內(nèi)部控制自我評價報告和CPA鑒證報告時為詳細(xì)披露，賦值為5。

2.自變量。本文選取6個自變量：獨立董事比例（DDBL），上市時間（DATE），資產(chǎn)負(fù)債率（DCR），是否披露社會責(zé)任報告（SHZR），上市地點（PLACE），是否設(shè)立審計部門（SJBM）。

3.控制變量。本文選擇控股股東性質(zhì)（KGGD）為控制變量。

（四）模型構(gòu)建

本文構(gòu)建一個多元線性回歸模型，對內(nèi)部控制信息披露水平與自變量進(jìn)行回歸擬合，并運用標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)檢驗（T檢驗和F檢驗）對有關(guān)參數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗。

回歸方程如下：

NKPL=α0+α1DDBL+α2DATE+α3DCR+α4SHZR+α5PLACE+α6SJBM+α7KGGD+β

其中：α0為常數(shù)項，α1，α2……為自變量系數(shù)，β為誤差項。

三、實證結(jié)果和分析

（一）描述性分析

通過表3對2011年河北省上市公司內(nèi)部控制信息披露水平的描述性統(tǒng)計可知，在45家樣本上市公司中，披露水平的整體平均分為3.31，高于較詳細(xì)披露水平的值3。另外，從表4也可以看出，其中簡單披露的只占24.4%，較詳細(xì)披露的占35.6%，詳細(xì)披露的要占40%。這充分地揭示出2011年河北省上市公司內(nèi)部控制信息披露水平總體來說較高，僅在年報中進(jìn)行簡單披露的比率只占24.4%，其余的75.6%除了在年報中進(jìn)行披露外，還同時披露了單獨的內(nèi)部控制自我評價報告或CPA出具的鑒證報告。

究其原因，一是可能與近幾年來內(nèi)部控制相關(guān)的政策法規(guī)不斷地完善落實有關(guān)。二是可能與河北省對內(nèi)部控制相關(guān)方面的不斷重視和嚴(yán)格要求有關(guān)，例如，中國證監(jiān)會河北監(jiān)管局下發(fā)了《關(guān)于轄區(qū)公司全面實施內(nèi)部控制規(guī)范有關(guān)工作的通知》（冀證監(jiān)發(fā)[2012]9號），要求河北省上市公司結(jié)合公司的實際情況，制定2012年內(nèi)控實施法案并且單獨披露。

（二）相關(guān)性分析

為了檢驗各變量之間是否存在多重共線性的問題，對因變量、自變量及控制變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)分析，分析結(jié)果各個變量相關(guān)系數(shù)如表5所示。根據(jù)Thomas和Williams（1991）的理論，只要相關(guān)系數(shù)不超過0.65，變量之間有獨立性，不存在共線性的問題。由表5可知，相關(guān)系數(shù)最大的為是否設(shè)立審計部門與獨立董事比例的相關(guān)系數(shù)為0.595<0.65，可知各個變量之間不存在多重共線性問題，因此所有變量都可以納入回歸模型。

根據(jù)表5可知，內(nèi)部控制信息披露水平（NKPL）與是否披露社會責(zé)任報告（SHZR）以及公司上市地點（PLACE）的方向和預(yù)期相同并且在0.01水平上顯著正相關(guān)；與公司上市時間（DATE）的方向和預(yù)期相同且在0.01的水平上顯著負(fù)相關(guān)；與資產(chǎn)負(fù)債率（DCR）的方向和預(yù)期相反且在0.05的水平上顯著負(fù)相關(guān)；與是否設(shè)立審計部門（SJBM）的方向和預(yù)期相同但不顯著；與獨立董事比例（DDBL）以及控股股東性質(zhì)（KGGD）的方向和預(yù)期相反且不顯著。另外，自變量之間也存在顯著關(guān)系，是否設(shè)立審計部門（SJBM）與獨立董事比例（DDBL）在0.01的水平上顯著負(fù)相關(guān)；上市時間（DATE）與資產(chǎn)負(fù)債率（DCR）及控股股東性質(zhì)（KGGD）在0.01的水平上顯著正相關(guān)；資產(chǎn)負(fù)債率（DCR）與上市地點（PLACE）在0.05的水平上顯著負(fù)相關(guān)，與控股股東性質(zhì)（KGGD）在0.05的水平上顯著正相關(guān)。

（三）回歸分析

經(jīng)SPSS18.0軟件對多元線性回歸方程進(jìn)行總體回歸檢驗（F檢驗）、擬合優(yōu)度檢驗（R2）及自變量系數(shù)顯著性檢驗（T檢驗），計算處理結(jié)果如表6、表7及表8所示。

由表6可知，多元回歸模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)R為0.807，說明因變量上市公司內(nèi)部控制信息披露水平與自變量及控制變量之間有較大關(guān)聯(lián)；回歸方程的判定系數(shù)R方為0.651，即方程的擬合優(yōu)度為0.651，說明方程的擬合優(yōu)度較高；調(diào)整后的R方為0.585，說明自變量能解釋因變量變化的58.5%，解釋力度比較大。綜上所述，整個回歸方程的擬合度比較理想。

表7為多元線性回歸模型的方差分析表，由表7可知，F(xiàn)值為9.850，F(xiàn)值的顯著性水平（Sig.）為0.000，表明在1%的水平上F值是顯著的，上市公司內(nèi)部控制信息披露水平已解釋部分明顯大于未解釋部分，說明該模型通過了F檢驗。

表8為模型的回歸系數(shù)及顯著性檢驗計算結(jié)果，表中各變量的容差均大于0.1，VIF值均小于10，并且由表5可知各變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.65，進(jìn)一步檢驗了各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，即所有變量均可納入模型中?；貧w方程如下：

NKPL=1.908+1.018DDBL-0.113DATE-0.130DCR

+1.731SHZR+1.810PLACE+0.515SJBM+0.347KGGD

假設(shè)檢驗結(jié)果如下：

1.獨立董事比例的顯著性（Sig.）為0.764，且與預(yù)期方向相同，說明獨立董事比例與內(nèi)部控制信息披露水平正相關(guān)，但是顯著性過低，假設(shè)1沒有通過實證檢驗。

2.上市時間的顯著性（Sig.）為0.003，且與預(yù)期方向相同，說明上市時間與內(nèi)部控制信息披露水平負(fù)相關(guān)并且Sig.值在0.01的顯著性水平上顯著相關(guān)，假設(shè)2通過了實證檢驗。

3.資產(chǎn)負(fù)債率的顯著性（Sig.）為0.814，且與預(yù)期方向相反，說明資產(chǎn)負(fù)債率與內(nèi)部控制信息披露水平負(fù)相關(guān)，由于顯著性過低，假設(shè)3沒有通過實證檢驗。

4.是否披露社會責(zé)任報告的顯著性（Sig.）為0.000，且與預(yù)期方向相同，說明是否披露社會責(zé)任報告與內(nèi)部控制信息披露水平正相關(guān)并且Sig.值在0.01的顯著性水平上顯著相關(guān)，假設(shè)4通過了實證檢驗。

5.上市地點的顯著性（Sig.）為0.000，且與預(yù)期方向相同，說明深交所上市與內(nèi)部控制信息披露水平正相關(guān)并且Sig.值在0.01的顯著性水平上顯著相關(guān)，假設(shè)5通過了實證檢驗。

6.是否設(shè)立審計部門的顯著性（Sig.）為0.700，且與預(yù)期方向相同，說明是否設(shè)立審計部門與內(nèi)部控制信息披露水平正相關(guān)，但是顯著性過低，假設(shè)6沒有通過實證檢驗。

7.控股股東性質(zhì)的顯著性（Sig.）為0.384，且與預(yù)期方向相同，說明控股股東性質(zhì)為國有與內(nèi)部控制信息披露水平正相關(guān)，但是顯著性過低，假設(shè)7沒有通過實證檢驗。

四、研究結(jié)論及建議

（一）研究結(jié)論

通過以上的實證分析結(jié)果可知，2011年河北省上市公司內(nèi)部控制信息披露水平總體來說較高。上市公司的上市時間、是否披露社會責(zé)任報告、上市地點通過了實證檢驗對內(nèi)部控制信息披露水平有顯著影響，而獨立董事比例、資產(chǎn)負(fù)債率、是否設(shè)立審計部門以及控股股東性質(zhì)雖然對內(nèi)部控制信息披露水平有影響，但是影響并不顯著，沒有通過實證檢驗。

（二）對河北上市公司內(nèi)控信息披露的建議

根據(jù)以上的實證研究結(jié)果，說明河北省上市公司內(nèi)控信息披露還存在一定程度上的不足。本文認(rèn)為，應(yīng)該從以下四個方面提高河北上市公司內(nèi)控信息披露水平：

1.由于披露社會責(zé)任報告與內(nèi)部控制信息披露水平有顯著的正相關(guān)關(guān)系，因此相關(guān)部門應(yīng)該鼓勵上市公司披露社會責(zé)任報告同時建立完善社會責(zé)任報告的披露指引。這樣，在一定程度上可以提高內(nèi)部控制信息披露水平。

2.由于上市時間較短的公司其內(nèi)部控制信息水平較高，提醒上市時間較長的公司應(yīng)該重視起內(nèi)部控制系統(tǒng)的建設(shè)和完善，規(guī)范其內(nèi)部控制信息披露機(jī)制，努力提高其內(nèi)部控制信息披露水平。

3.由于深交所上市公司要比上交所上市公司的內(nèi)部控制信息披露水平高，說明深交所和上交所對于內(nèi)部控制信息披露在要求以及執(zhí)行力度上存在差異，導(dǎo)致在兩個交易所上市的公司內(nèi)部控制信息披露水平參差不齊。因此，建議應(yīng)該由中國證監(jiān)會統(tǒng)一制定上市公司內(nèi)部控制指引，以提高其權(quán)威性和執(zhí)行力度。

4.由于獨立董事比利及是否設(shè)立審計部門與內(nèi)部控制信息披露水平正相關(guān)，但是并沒有通過顯著性檢驗，說明獨立董事和審計部門對內(nèi)部控制的影響有限，沒能對公司內(nèi)部控制信息披露水平起到預(yù)期的監(jiān)督和促進(jìn)作用。因此，上市公司應(yīng)該重視獨立董事和審計部門的職能，并且進(jìn)一步完善使其充分發(fā)揮作用。

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