郭雪萌+張曉玉

【摘 要】 文章主要探究了企業(yè)通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量來降低權(quán)益融資成本的非財務(wù)途徑，即高質(zhì)量內(nèi)部控制體制的建立可否從融資的角度給企業(yè)帶來實質(zhì)性的益處。以2010—2012年滬市A股上市公司為樣本，實證分析了內(nèi)部控制缺陷的披露對權(quán)益資本成本的影響。研究結(jié)果表明：存在內(nèi)部控制缺陷的公司，其權(quán)益資本成本更高，并且考慮到其所處的信息環(huán)境，在機構(gòu)投資者持股比例較低、中小投資者與企業(yè)信息不對稱程度較高的情況下，投資者對存在內(nèi)部控制缺陷的公司要求更高的權(quán)益資本成本。

【關(guān)鍵詞】 內(nèi)部控制缺陷； 披露； 機構(gòu)投資者； 權(quán)益資本成本

中圖分類號：F230；F830.9 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）29-0027-09

*此文受到中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金“企業(yè)內(nèi)部控制缺陷信息披露及經(jīng)濟后果研究”（2013JBM018）項目的支持。

一、問題的提出

21世紀(jì)初開始，世界各國爆發(fā)的一系列會計丑聞不僅強烈地震動了全球的資本市場，打擊了投資者的熱情和信心，同時也充分暴露了內(nèi)部控制的薄弱和缺乏給企業(yè)帶來的嚴(yán)重損失和災(zāi)難，引發(fā)了各國對健全內(nèi)部控制的深思。2002年美國頒布了《薩班斯—奧克斯利法案》（SOX法案），強化對上市公司內(nèi)部控制的監(jiān)管。隨后我國也制定了一系列內(nèi)部控制政策來健全上市公司的內(nèi)控建設(shè)。2006年相繼頒布《上海證券交易所上市公司內(nèi)部控制指引》及《深圳證券交易所上市公司內(nèi)部控制指引》。2008年我國財政部等五部委共同發(fā)布了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，要求企業(yè)應(yīng)當(dāng)結(jié)合實際情況，定期對內(nèi)部控制的有效性進行自我評價并出具內(nèi)部控制自我評價報告。2010年財政部等五部委共同發(fā)布了《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》，加上《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，標(biāo)志著中國內(nèi)部控制規(guī)范制度體系的基本建成。該套體系自2012年1月1日起在上海證券交易所、深圳證券交易所主板上市的公司施行。其中《內(nèi)部控制評價指引》要求公司的內(nèi)部控制評價報告披露內(nèi)控缺陷認定及整改情況、內(nèi)部控制有效性的結(jié)論等相關(guān)內(nèi)容。

雖然近年來我國關(guān)于內(nèi)部控制的學(xué)術(shù)研究不斷增長，但從研究的內(nèi)容來看，目前我國的研究主要集中在內(nèi)部控制信息披露的現(xiàn)狀和影響因素以及對公司治理、盈余管理等的影響上，研究披露內(nèi)部控制缺陷產(chǎn)生的經(jīng)濟后果的文獻較少；從權(quán)益資本成本研究來看，研究主要集中在權(quán)益資本成本的影響因素以及信息披露對其的影響等，研究內(nèi)控缺陷的披露對權(quán)益資本成本影響的文獻不多。而國外內(nèi)部控制的發(fā)展比較成熟，已有較多的內(nèi)部控制缺陷對權(quán)益資本成本的影響研究。當(dāng)前我國的資本市場仍舊處于不成熟的階段，在內(nèi)控規(guī)范體系基本建成且剛施行這樣的背景下，檢驗上市公司披露內(nèi)部控制缺陷對權(quán)益資本成本的影響是一個新的研究視角。建立高質(zhì)量的內(nèi)部控制體系是否能為企業(yè)的融資帶來實質(zhì)性的益處，這是值得深入研究的問題，具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

基于此，本文實證分析了上市公司內(nèi)部控制缺陷的披露對權(quán)益資本成本的影響。研究結(jié)果表明，存在內(nèi)部控制缺陷的公司，其權(quán)益資本成本更高，并且考慮到其所處的信息環(huán)境，在機構(gòu)投資者持股比例較低、中小投資者與企業(yè)信息不對稱程度較高的情況下，投資者對內(nèi)部控制存在缺陷的公司要求更高的權(quán)益資本成本。在一定程度上說明了公司提高內(nèi)部控制質(zhì)量，減少內(nèi)控缺陷對其在資本市場上的發(fā)展具有重要的意義。

二、相關(guān)文獻回顧

2002年美國頒布SOX法案，強制要求上市公司披露經(jīng)審計的內(nèi)部控制自我評價報告。由于內(nèi)部控制會對企業(yè)的實際經(jīng)營活動產(chǎn)生重要影響，因此國外相關(guān)的研究已不再局限于內(nèi)部控制現(xiàn)狀、制度以及缺陷的認定、分類與影響因素等方面，國外學(xué)者更多地從內(nèi)部控制缺陷產(chǎn)生的經(jīng)濟后果等方面進行研究。

高水平的內(nèi)部控制體系能夠產(chǎn)生高質(zhì)量的財務(wù)報告，而高質(zhì)量的財務(wù)信息又會降低公司在資本市場的融資成本。Ashbaugh-Skaife（2009）通過研究發(fā)現(xiàn)在披露內(nèi)部控制缺陷的公司中，內(nèi)部控制體系的欠缺效率和低質(zhì)量會導(dǎo)致不可靠的財務(wù)報告，提高了投資者面臨的信息風(fēng)險，進而提高了公司的權(quán)益資本成本。Beneish等（2008）發(fā)現(xiàn)按照SOX法案302條款的要求披露內(nèi)部控制重大缺陷的公司，其信息不確定性更高，并且其權(quán)益成本非正常上升0.65%。同樣，Kim and Song等（2011）研究發(fā)現(xiàn)披露內(nèi)部控制缺陷的公司，其財務(wù)風(fēng)險和經(jīng)營風(fēng)險較其他公司更大，提高了銀行貸款和獲取資金的難度，導(dǎo)致公司的權(quán)益資本成本增加。

國內(nèi)方面，吳益兵（2009）以2007年A股上市公司為樣本，分析了內(nèi)部控制信息披露、審計與權(quán)益資本成本三者的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)披露內(nèi)控信息正向影響權(quán)益資本成本但不顯著，而經(jīng)過審計的內(nèi)控信息與權(quán)益資本成本顯著負相關(guān)。李超和田高良等（2011）將內(nèi)控的判別分數(shù)作為內(nèi)控質(zhì)量的代理變量，實證結(jié)果表明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高，其權(quán)益資本成本越低。與此類似，閆志剛（2012）、王敏和夏勇（2011）也研究了內(nèi)部控制質(zhì)量與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系，認為提高內(nèi)部控制質(zhì)量能夠顯著降低公司的經(jīng)營管理風(fēng)險，進而降低權(quán)益資本成本。張然和王會娟等（2011）認為，自愿性披露內(nèi)部控制評價報告的公司其內(nèi)控效率較高，披露經(jīng)事務(wù)所評價的內(nèi)控鑒證報告的公司，其權(quán)益資本成本更低，間接驗證了內(nèi)部控制缺陷與權(quán)益資本成本的關(guān)系。

然而，一些學(xué)者對內(nèi)部控制缺陷與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系提出了質(zhì)疑。Ogneva等（2007）的研究發(fā)現(xiàn)在控制了公司與內(nèi)控重大缺陷相關(guān)的特征后，公司披露重大缺陷與其權(quán)益資本成本之間沒有顯著的關(guān)系。Beneish等（2008）通過對比分析，發(fā)現(xiàn)根據(jù)SOX法案302條款的要求披露內(nèi)控缺陷會提高公司的權(quán)益資本成本，而根據(jù)404條款的要求披露缺陷并未提高公司的權(quán)益資本成本，因此，在不同的控制條件下，內(nèi)部控制缺陷與權(quán)益資本成本的關(guān)系會有不同的變化。

綜上，我國到2010年才建立起完整的內(nèi)控規(guī)范體系，有學(xué)者開始對內(nèi)部控制缺陷進行研究，但對內(nèi)控缺陷產(chǎn)生的經(jīng)濟后果的研究還有待進一步豐富。目前國內(nèi)鮮有學(xué)者直接研究內(nèi)控缺陷披露對權(quán)益資本成本的影響，而這方面的研究在國外已經(jīng)比較成熟。因此，本文擬借鑒已有的研究成果，探索和揭示內(nèi)部控制缺陷的披露如何影響我國的權(quán)益資本成本，以有助于企業(yè)管理者、市場監(jiān)管者和投資者進一步了解內(nèi)部控制缺陷的披露在資本市場上所帶來的影響。

三、理論分析與假說的提出

Ashbaugh，Collins and Lafond（2004）認為，根據(jù)信息不對稱理論，所有權(quán)和控制權(quán)的分離會加劇道德風(fēng)險和逆向選擇，提高內(nèi)部人為獲取私利而損害股東利益的風(fēng)險。另一方面，投資者因為缺乏透明的信息會要求提高投資回報，從而提高公司的權(quán)益資本成本。從委托代理理論來看，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠影響到公司管理層的決策行為，降低管理層侵占資金等機會主義行為的風(fēng)險，降低權(quán)益資本成本（李超和田高良，2011）。根據(jù)信號傳遞理論，公司在內(nèi)控自我評價報告中披露內(nèi)部控制缺陷，會向投資者傳遞公司存在著財務(wù)或經(jīng)營風(fēng)險的信號，導(dǎo)致投資者提高要求的投資報酬率，導(dǎo)致權(quán)益資本成本的上升。

縱觀現(xiàn)有的相關(guān)理論和研究文獻，內(nèi)部控制缺陷的披露對權(quán)益資本成本的影響表現(xiàn)在兩條作用途徑上——直接作用途徑和間接作用途徑，如圖1所示。

從直接作用途徑方面，Lambert（2007）等最早提出“內(nèi)部控制缺陷披露—財務(wù)報告質(zhì)量（信息風(fēng)險）—權(quán)益資本成本”的直接作用途徑，認為高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效提高財務(wù)報告的質(zhì)量，進而降低投資者的信息風(fēng)險，導(dǎo)致公司權(quán)益資本成本下降。間接作用途徑是“內(nèi)部控制缺陷披露—管理層和大股東行為（商業(yè)風(fēng)險）—權(quán)益資本成本”，有效的內(nèi)部控制能夠規(guī)范和限制公司內(nèi)部人的各種機會主義行為，降低投資者面臨的商業(yè)風(fēng)險，從而公司可以以較低的資本成本獲得外部的資金支持。Ogneva（2007）指出內(nèi)部控制缺陷的披露能夠表明公司的管理系統(tǒng)存在缺陷，增加了管理層進行機會主義行為的風(fēng)險，導(dǎo)致公司的融資難度提升。因而，披露內(nèi)部控制缺陷的公司，其內(nèi)部控制制度更可能不完善，其權(quán)益資本成本更高。

基于上述的理論分析，提出本文的基本假設(shè)：

H1：上市公司內(nèi)部控制缺陷的披露與其權(quán)益資本成本正相關(guān)。

進一步，從機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)分析，Nesbitt（1994）、Ozkan（2007）、吳曉暉和姜彥福（2006）等認為：機構(gòu)投資者在公司治理中發(fā)揮著積極的監(jiān)督作用，能夠緩解委托代理問題，降低信息不對稱程度，保護中小投資者的利益，降低權(quán)益資本成本。當(dāng)機構(gòu)投資者的持股比例較低時，內(nèi)部人和外部投資者之間的信息不對稱更加顯著，往往面臨較高的權(quán)益資本成本。此時，若公司的內(nèi)控建設(shè)較完善、缺陷較少，則會比機構(gòu)投資者持股比例高時對權(quán)益資本成本的影響更加明顯，能夠更顯著地降低權(quán)益資本成本。基于以上分析，本文提出第二個假設(shè)：

H2：與機構(gòu)投資者持股比例高的公司相比，機構(gòu)投資者持股比例低的公司其內(nèi)部控制缺陷的披露對提高權(quán)益資本成本的影響更加顯著。

四、研究設(shè)計

（一）研究變量的界定

本文所采用的研究變量定義如表1所示，具體描述如下。

1.被解釋變量

國內(nèi)外學(xué)術(shù)界對如何度量權(quán)益資本成本有著廣泛的討論，由于數(shù)據(jù)的限制，在很長時間內(nèi)我國學(xué)者一直使用已實現(xiàn)報酬率來測算權(quán)益資本成本，并沒有采用國際上廣泛使用的內(nèi)涵權(quán)益資本成本估計模型（王敏和夏勇，2011）。近年來我國資本市場快速發(fā)展，越來越多的財務(wù)分析師發(fā)布了上市公司的盈利預(yù)測數(shù)據(jù)，為我國權(quán)益資本成本的估計提供了數(shù)據(jù)支持。同時，由于我國上市公司股利支付情況不穩(wěn)定，本文采用較為簡便的Easton（2004）PEG模型。其計算公式如下：

KPEG=

其中：KPEG是PEG模型計算出來的權(quán)益資本成本；P0是t0期末的每股價格；eps1為分析師預(yù)測的t1期每股盈余；eps2為分析師預(yù)測的t2期每股盈余。被解釋變量符號為COE，同時COE=KPEG。

2.解釋變量

本文以是否披露內(nèi)部控制缺陷作為假設(shè)H1的解釋變量。上市公司披露了內(nèi)部控制缺陷，代表其內(nèi)部控制制度不夠完善合理，進而傳遞給投資者相應(yīng)的信號，增加投資者的風(fēng)險和期望報酬率，從而影響權(quán)益資本成本（Ogneva，2007；Ashbaugh-Skaife，2009）。本文設(shè)定：披露內(nèi)部控制缺陷，則ICD=1；未披露內(nèi)部控制缺陷，則ICD=0。

在進一步檢驗中，本文以機構(gòu)投資者的持股比例作為假設(shè)H2的解釋變量，以INST來表示。機構(gòu)投資者包括基金、QFII、保險公司、券商、企業(yè)年金、財務(wù)公司、社?；稹⑿磐泄?、銀行等。

3.控制變量

本文在多元回歸模型中加入了如下十個控制變量：公司成長性、股票流動性、系統(tǒng)風(fēng)險、財務(wù)風(fēng)險、公司規(guī)模、經(jīng)營風(fēng)險、盈利能力、經(jīng)營效率、年度和行業(yè)。這十個控制變量與權(quán)益資本成本的關(guān)系闡述如下：

公司成長性（BM）：衡量公司成長性的一個很重要的指標(biāo)就是賬面市值比，較高的賬面市值比往往意味著公司的股價被低估，現(xiàn)階段投資者風(fēng)險較大，但未來可得到的收益高。因此，投資者會要求更高的投資回報率，提高公司的權(quán)益資本成本（Fama and French，1993；沈藝峰和肖珉，2005）。本文采用賬面市值比衡量公司成長性。

股票流動性（LIQUID）：Amihud and Mendelson（1986）根據(jù)風(fēng)險收益理論認為，流動性作為一種風(fēng)險與收益率負相關(guān)，即流動性越高，權(quán)益資本成本越低。本文采用流通股年換手率來度量流動性。

系統(tǒng)風(fēng)險（BETA）：CAPM模型中，股票的系統(tǒng)性風(fēng)險由β系數(shù)反映，其與權(quán)益資本成本正相關(guān)（葉康濤和陸正飛，2004；Hamada，1972），本文采用距年末24個月期的市場流通股貝塔系數(shù)來衡量系統(tǒng)風(fēng)險。

財務(wù)風(fēng)險（LEV）：Fama and French（1992）證實財務(wù)杠桿與權(quán)益資本成本呈顯著正相關(guān)，認為公司的負債水平越高，每股收益的波動性越大，投資者就面臨更大的風(fēng)險。本文以負債除以總資產(chǎn)衡量財務(wù)風(fēng)險。

公司規(guī)模（SIZE）：一般來說，在成熟的資本市場中，規(guī)模較大的公司與外部投資者之間的信息不對稱較低，其融資存在著規(guī)模經(jīng)濟，理論上公司規(guī)模與權(quán)益資本成本負相關(guān)。本文采用公司年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量公司規(guī)模。

經(jīng)營風(fēng)險（ORISK）：企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營的過程中面臨的經(jīng)營風(fēng)險越大，投資者預(yù)期報酬率越高，導(dǎo)致權(quán)益資本成本的增加（Cheng and Collins等，2006）。本文采用長期資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比作為經(jīng)營風(fēng)險的替代變量。

盈利能力（ROA）：林斌、孫燁等（2012）認為具有較強盈利能力的公司信息不對稱程度較低，從而權(quán)益資本成本越低。本文采用總資產(chǎn)收益率來衡量企業(yè)的盈利能力。

經(jīng)營效率（TAT）：葉康濤、陸正飛（2004）認為，企業(yè)的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，經(jīng)營效率越高，投資者風(fēng)險就越小，權(quán)益資本成本越低。本文采用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量經(jīng)營效率。

此外，本文的樣本涉及12個行業(yè)，不同的行業(yè)經(jīng)營特點和風(fēng)險有較大的差異，對權(quán)益資本成本的影響也不同，公司所處的不同年份對內(nèi)控缺陷的披露也有一定的影響，因此，本文控制了行業(yè)（IND）和年度（YEAR）。

（二）模型的建立

1.內(nèi)部控制缺陷披露與權(quán)益資本成本關(guān)系的基本檢驗

根據(jù)前文的假設(shè)H1，本文建立回歸模型（1）來檢驗內(nèi)部控制缺陷的披露對權(quán)益資本成本的影響：

COE=α+β1×ICD+β2×BM+β3×LIQUID+

β4×BETA+β5×LEV+β6×SIZE+β7×ORISK+β8×ROA+β9×TAT+β10×YEAR+β11×IND+ε （1）

在上述模型中，因變量COE為權(quán)益資本成本，ICD為公司是否披露內(nèi)部控制缺陷的二元變量，若系數(shù)β1為正，則代表公司披露內(nèi)部控制缺陷，權(quán)益資本成本越高。在模型（1）中，預(yù)測系數(shù)β1為正，控制變量及其系數(shù)的預(yù)測列示在表1中。

2.機構(gòu)投資者對內(nèi)部控制缺陷披露與權(quán)益資本成本之間關(guān)系的影響檢驗

根據(jù)前文的假設(shè)H2，建立回歸模型（2）來檢驗機構(gòu)投資者對內(nèi)控缺陷披露與權(quán)益資本成本之間關(guān)系的影響：

COE=α+β1×ICD+β2×INST+β3×ICD×

INST+β4×BM+β5×LIQUID+β6×BETA+β7×LEV

+β8×SIZE+β9×ORISK+β10×ROA+β11×TAT+

β12×YEAR+β13×IND+ε （2）

在模型（2）中，INST為機構(gòu)投資者的持股比例，若系數(shù)β2為負，則代表機構(gòu)投資者持股比例越高，權(quán)益資本成本越低。ICD×INST為是否披露內(nèi)控缺陷與機構(gòu)投資者持股比例的交互項，若系數(shù)β3為負，則代表當(dāng)公司的信息環(huán)境較差時，是否披露內(nèi)部控制缺陷對公司的權(quán)益資本成本的影響更為顯著，從而驗證假設(shè)H2。預(yù)測β1系數(shù)為正，β2系數(shù)為負，β3系數(shù)為負，控制變量及其系數(shù)的預(yù)測列示在表1中。

（三）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2010—2012年滬市A股上市公司為研究樣本，數(shù)據(jù)來源主要是上海證券交易所網(wǎng)站、CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫，從上交所網(wǎng)站手工搜集了2010—2012年滬市A股上市公司的年報和內(nèi)部控制自我評價報告，并從中查看公司是否披露內(nèi)部控制缺陷；其他財務(wù)數(shù)據(jù)和股價預(yù)測等數(shù)據(jù)均來自銳思數(shù)據(jù)庫和CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫，行業(yè)的分類是按照證監(jiān)會上市公司行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)劃分的。

在樣本篩選過程中，對數(shù)據(jù)進行了如下處理：（1）剔除金融保險業(yè)和ST類的上市公司。（2）由于在計算COE的過程中需要公司2011—2014年的分析師盈利預(yù)測數(shù)據(jù)，因此剔除2011—2014年缺失盈利預(yù)測數(shù)據(jù)和其他財務(wù)數(shù)據(jù)的公司。（3）由于計算COE的PEG公式中要求eps2-eps1>0，因此剔除eps2-eps1<0或等于0的公司。（4）分年度剔除COE指標(biāo)的極端異常值。最終得到2010年度494家上市公司、2011年度516家上市公司、2012年度495家上市公司，共1 505個有效樣本，其中披露內(nèi)控缺陷的樣本有296個，未披露內(nèi)控缺陷的樣本有1 209個。本文運用Stata10軟件對數(shù)據(jù)進行處理和分析。

五、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文中主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表2所示。

從表2的初步統(tǒng)計結(jié)果來看，2010—2012年滬市A股上市公司的權(quán)益資本成本的均值為0.1235，最大值是0.5164，最小值是0.0109；在1 505個樣本公司中，有296個樣本公司披露了內(nèi)部控制缺陷；機構(gòu)投資者的平均持股比例是19.58%，其中，最多的持股比例是90.56%，最少為0，說明機構(gòu)投資者的持股比例在不同的公司中波動較大；代表公司成長性的賬面市值比的均值是0.7235，代表股票流動性的股票年換手率的平均值是384.47%，代表系統(tǒng)風(fēng)險的BETA系數(shù)的平均值是1.08，公司規(guī)模的自然對數(shù)的均值是22.72，經(jīng)營風(fēng)險的均值是0.48；資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)凈利潤率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的均值分別是53.93%、4.78%和74.6%，其中總資產(chǎn)凈利潤率的最大值是38.09%，最小值是-149.52%。

本文對內(nèi)部控制缺陷的披露與權(quán)益資本成本之間的關(guān)系進行了分年度統(tǒng)計，統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。2010年披露內(nèi)部控制缺陷的公司有31家，未披露的有463家，披露內(nèi)控缺陷的公司平均權(quán)益資本成本0.1216大于未披露公司平均權(quán)益資本成本0.1057；2011年披露內(nèi)控缺陷的公司有46家，未披露的有470家，披露內(nèi)控缺陷的公司平均COE 0.1649大于未披露的公司平均COE 0.1366；2012年披露內(nèi)控缺陷的公司有216家，未披露的有279家，披露內(nèi)控缺陷的公司平均COE 0.1294大于未披露的公司平均COE 0.1198。綜合2010—2012年三年的統(tǒng)計結(jié)果來看，披露內(nèi)部控制缺陷的公司其平均COE大于未披露內(nèi)控缺陷的公司。

為了進一步驗證披露和未披露內(nèi)部控制缺陷企業(yè)的平均權(quán)益資本成本之間差異的顯著性，本文對這兩種類型的權(quán)益資本成本進行了獨立樣本t檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，F(xiàn)統(tǒng)計量為0.760，P值為0.383，因此可以認為披露內(nèi)部控制缺陷組和未披露內(nèi)部控制缺陷組的方差是齊的。t統(tǒng)計量是-4.208，在1%的水平上顯著，說明披露內(nèi)部控制缺陷的公司權(quán)益資本成本更高，是否披露內(nèi)部控制缺陷對權(quán)益資本成本的影響顯著不同。

（二）相關(guān)性分析

由于非連續(xù)和非正態(tài)分布的變量不適用于Pearson相關(guān)性分析，故本文對相關(guān)變量進行了Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗。從表5中可以看出，ICD與COE有顯著的正相關(guān)關(guān)系，即披露內(nèi)部控制缺陷的公司，其權(quán)益資本成本更高，初步驗證了本文的假設(shè)H1。INST與COE有不顯著的負相關(guān)關(guān)系，說明機構(gòu)投資者持股比例越高，公司與外部投資者之間的信息不對稱程度越低，導(dǎo)致較低的權(quán)益資本成本。在控制變量中，除了總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率以外，其他控制變量均與COE存在相關(guān)性，其中，COE與總資產(chǎn)凈利潤率呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，與資產(chǎn)負債率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明公司的盈利水平越高，資產(chǎn)負債率越低，其權(quán)益資本成本就越高。此外，COE與賬面市值比、系統(tǒng)風(fēng)險呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，與流動性呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，與總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率呈不顯著的負相關(guān)關(guān)系。

另外，公司面臨的經(jīng)營風(fēng)險與COE呈不顯著的負相關(guān)關(guān)系，與本文預(yù)期不一致，可能是因為長期資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比只是度量經(jīng)營風(fēng)險的指標(biāo)之一，并不能完全代表經(jīng)營風(fēng)險。

公司規(guī)模與COE呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，與預(yù)期不一致，可能是因為我國證券市場只有二十多年的發(fā)展歷史，仍處于不夠成熟的階段，各方面因素導(dǎo)致我國證券市場存在著較嚴(yán)重的“小盤股效應(yīng)”，投資者熱衷于炒作小盤股，導(dǎo)致規(guī)模較大的公司股價被低估，出現(xiàn)公司的規(guī)模與權(quán)益資本成本正相關(guān)的情況（田映華和劉江帆，2003）。另外，從表5中可以看出，各變量之間相關(guān)系數(shù)均小于0.6，說明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

（三）多重共線性檢驗

利用方差膨脹因子進一步檢驗變量的多重共線性如表6，從表6可以看出，解釋變量和控制變量的方差膨脹因子都在1—3之間，說明變量之間的多重共線性情況不明顯。

（四）回歸分析

1.內(nèi)部控制缺陷披露與權(quán)益資本成本關(guān)系的回歸結(jié)果

表7列出了假設(shè)H1的回歸結(jié)果，在回歸中都控制了異方差的影響。為了檢驗控制行業(yè)和年度因素的必要性，本文做了四次回歸，分別為列（1）行業(yè)年度因素都不控制、列（2）僅控制行業(yè)因素、列（3）僅控制年度因素和列（4）行業(yè)年度因素全都控制。回歸結(jié)果顯示：在兩個因素都不控制以及僅控制行業(yè)因素的情況下，解釋變量ICD與因變量COE并不顯著正相關(guān)，而在僅控制年度和行業(yè)年度都控制的情況下，ICD與COE在1%的水平上顯著正相關(guān)，并且在兩個因素都控制的情況下調(diào)整的R2也達到了最大（0.261），說明模型的擬合度很好，年度和行業(yè)因素在本文中應(yīng)該控制。

在其他的控制變量中，賬面市值比、系統(tǒng)風(fēng)險β系數(shù)、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)凈利潤率顯著地正向影響COE；經(jīng)營風(fēng)險和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率則顯著地負向影響COE；COE與流動性呈不顯著的負向關(guān)系，與公司規(guī)模呈不顯著的正向關(guān)系。列（1）（2）（3）（4）的F統(tǒng)計量的概率均為0.000，小于顯著性水平0.05，說明回歸都具有統(tǒng)計學(xué)意義。

綜合表7列出的回歸結(jié)果，可以看出，公司是否披露內(nèi)部控制缺陷與權(quán)益資本成本在1%的水平下顯著正相關(guān)，即披露內(nèi)部控制缺陷的公司其內(nèi)部控制制度更可能不完善，導(dǎo)致公司的權(quán)益資本成本提高，初步驗證了本文的假設(shè)H1。

2.機構(gòu)投資者對內(nèi)部控制缺陷披露與權(quán)益資本成本之間關(guān)系影響的回歸結(jié)果

進一步分析機構(gòu)投資者對內(nèi)控缺陷披露與權(quán)益資本成本關(guān)系的影響，表8中的列（1）是假設(shè)H1的回歸結(jié)果，列（2）表示的是COE對機構(gòu)投資者的持股比例和控制變量的回歸結(jié)果，在回歸中控制了異方差的影響，顯示INST與COE呈負相關(guān)的關(guān)系，即機構(gòu)投資者的持股比例越多，公司的信息不對稱程度越低，權(quán)益資本成本越低。

列（3）同時加入了ICD和INST以及它們的交互項，模型的調(diào)整R2為0.262，擬合優(yōu)度較好，模型的解釋力度較強?；貧w結(jié)果顯示ICD與COE在5%的顯著水平下呈正相關(guān)關(guān)系，INST與COE呈負相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.006，加入交互項之后，交互項與因變量同樣也呈負相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.005，不具有顯著性，可能是因為我國證券市場上機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)還不夠明顯，但是在一定程度上也驗證了本文的假設(shè)H2，即與機構(gòu)投資者持股比例高的公司相比，機構(gòu)投資者持股比例低的公司其內(nèi)部控制缺陷的披露對提高權(quán)益資本成本的影響更加顯著。

六、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗不同的權(quán)益資本成本計量方法對研究結(jié)論的敏感性，本文借鑒Gode and Mohanram（2003）以及林斌和孫燁等（2012）的研究方法，采用OJ模型，替代用PEG模型估計的權(quán)益資本成本進行回歸，結(jié)論基本不變。另外，為了避免樣本中行業(yè)不均對結(jié)論造成影響，本文還選擇了制造業(yè)的上市公司進行回歸，實證結(jié)果基本不變。由此可以看出，本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

七、研究結(jié)論

本文收集了2010—2012年滬市A股上市公司內(nèi)部控制的資料和數(shù)據(jù)，對其進行了統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)我國上市公司披露內(nèi)部控制缺陷的公司逐年增多，反映了我國內(nèi)部控制制度的完善和監(jiān)管程度在不斷上升。實證分析結(jié)果顯示：披露內(nèi)部控制缺陷的公司，其權(quán)益資本成本更高，并且這一影響在機構(gòu)投資者持股比例較低的情況下更加顯著。

在我國當(dāng)前的證券市場條件下，機構(gòu)投資者的投資比例普遍不高，中小股東和企業(yè)大股東之間的信息不對稱程度較大，內(nèi)部控制體系的監(jiān)管作用會更加受投資者的重視。同時，隨著我國內(nèi)部控制制度的不斷建設(shè)和發(fā)展，公司存在的內(nèi)部控制問題將會變得越來越透明，因此企業(yè)應(yīng)該積極建設(shè)內(nèi)部控制機制，自查并竭力更正內(nèi)部控制缺陷，提升企業(yè)的經(jīng)營管理水平，降低權(quán)益資本成本，從而提升企業(yè)的價值。

本文采用分析師預(yù)測數(shù)據(jù)，運用Easton（2004）的PEG模型測量權(quán)益資本成本，進一步證實了我國分析師預(yù)測的有用性，為今后有關(guān)學(xué)者的研究提供了參考和依據(jù)。本文的研究也存在一定的局限性，由于目前我國對內(nèi)控缺陷的分類沒有明確易于區(qū)分的標(biāo)準(zhǔn)，本文僅以是否披露內(nèi)部控制缺陷作為內(nèi)部控制水平的體現(xiàn)，沒有進行具體的分類，在后續(xù)的研究中會進一步改進方法。另外，由于時間和精力有限，本文僅收集了2010—2012年滬市A股公司內(nèi)部控制資料進行研究，并不能完全反映所有上市公司內(nèi)部控制的情況，研究結(jié)論有待在今后更長的時間窗口和更多的樣本公司中進行檢驗。

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