姜鑫

【摘要】基于內(nèi)部控制有效性視角，文章分析了內(nèi)部控制對財務績效和盈余管理動機的影響，豐富了現(xiàn)有關(guān)于內(nèi)部控制經(jīng)濟效應的相關(guān)文獻。結(jié)果表明，有效的內(nèi)部控制顯著促進企業(yè)財務績效水平得以提升，抑制企業(yè)管理層操控盈余的機會主義動機。研究結(jié)論對管理層全面履行受托責任，并對提升公司治理的效果具有一定的啟發(fā)意義。最后建議，落實內(nèi)部控制問責制，以緩解利益相關(guān)各方的信息不對稱；增進內(nèi)部控制的強制執(zhí)行力，以更好地發(fā)揮其在公司治理中的積極效應。

【關(guān)鍵詞】內(nèi)部控制；盈余管理；機會主義；財務績效；公司治理

【中圖分類號】 F203

一、引言

管理層激勵是提升內(nèi)部控制有效性的重要舉措，然而，部分企業(yè)的行政任命制度扭曲了市場化的激勵機制，導致內(nèi)部控制有效性水平有所下降（逯東等，2014）[ 1 ]。企業(yè)管理層對會計估計方法的選擇擁有較多的自由裁量權(quán)（Hogan and Wilkins，2008）[ 2 ]，如果沒有受制于正式的政策和程序限制，對外披露財務報告的可靠程度難以保證。內(nèi)部控制建設作為推進企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑，日益受到社會各個方面的重要關(guān)注。那么，內(nèi)部控制是否實現(xiàn)了提升經(jīng)營效率、效果的目標？是否實現(xiàn)了合理保證財務報告及相關(guān)信息真實、完整的目標？這些問題有待進一步驗證。

基于以上現(xiàn)實考慮，從內(nèi)部控制有效性視角，深入分析內(nèi)部控制對企業(yè)財務績效、內(nèi)部控制對盈余管理動機的影響，以期對強化內(nèi)部控制體系的建設提供經(jīng)驗證據(jù)，為保障利益相關(guān)者的權(quán)益提出政策建議。

二、文獻回顧、理論基礎(chǔ)與研究假定

（一）內(nèi)部控制有效性與企業(yè)財務績效

有效的內(nèi)部控制有助于企業(yè)預測經(jīng)濟前景的變化，有效應對自身面臨的系統(tǒng)風險，并擁有相對較低的銀行債務融資成本（陳漢文和周中勝，2014）[ 3 ]。內(nèi)部控制質(zhì)量的改善顯著提升了企業(yè)的現(xiàn)金持有價值（張會麗和吳有紅，2014）[4]，有效的內(nèi)部控制能夠抑制特定風險因素的發(fā)生，有效弱化外部因素的不利沖擊（方紅星和陳作華，2015）[5]，促進投資效率提升。此外，良好的控制環(huán)境緩解環(huán)境不確定性對資本成本的不利影響（廖義剛，2015）[6]。與此同時，內(nèi)部控制的完善可以減少內(nèi)部人員攫取私利等不良現(xiàn)象，顯著抑制管理層超額在職消費行為（牟韶紅等，2016）[7]。

依據(jù)我國財政部等五部委文件《關(guān)于印發(fā)〈企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范〉的通知》，明確提及內(nèi)部控制的目標包括提升經(jīng)營的效率和效果，促進企業(yè)實現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略。而內(nèi)部控制目標得以實現(xiàn)，需要通過具體的控制活動推進政策措施落實到位，實現(xiàn)各項績效目標，鞏固長久發(fā)展的企業(yè)戰(zhàn)略。落實高效的控制活動，構(gòu)建良好的控制環(huán)境，實現(xiàn)內(nèi)部控制諸要素緊密結(jié)合，將為經(jīng)營目標的實現(xiàn)提供充分制度保障，提升運營效益并增進財務績效，保障利益相關(guān)者的合法權(quán)益?；谝陨戏治?，提出如下研究假定。

假設1：有效的內(nèi)部控制顯著促進企業(yè)財務績效水平實現(xiàn)明顯提升。

（二）內(nèi)部控制有效性與盈余管理動機

基于行為動機理論，已有研究發(fā)現(xiàn)盈余管理主要有洗大澡動機和盈余平滑收益動機（邊泓等，2016）[8]。管理層可能出于機會主義動機粉飾財務報表，我國企業(yè)存在盈余管理“洗大澡”及“盈余平滑”行為（戴德明等，2005）[9]。盈余管理的行為動機驅(qū)動了盈余管理的程度與方式，對于面臨嚴重虧損的企業(yè)而言，管理層可能利用盈余管理“洗大澡”策略，以實現(xiàn)在未來期間的收益目標（張昕和姜艷，2010）[ 1 0 ]。為避免風險預警等特別處理，企業(yè)在面臨虧損時會加劇當期虧損，為未來期間扭虧轉(zhuǎn)盈做足準備。與此相反，當本期會計盈余水平較高時，管理層有動機計提較多的資產(chǎn)減值損失對會計收益進行平滑（Zucca and Campbell， 1992）[ 1 1 ]，以期實現(xiàn)盈余平滑動機。Leuz et al. （2003）[ 1 2 ] 研究發(fā)現(xiàn)，世界范圍內(nèi)存在較多的利用應計項目平滑會計盈余之亂象，企業(yè)在盈余平滑動機驅(qū)使下，對會計收益在各個會計期間進行平滑處理，以使報告盈余呈現(xiàn)持續(xù)平穩(wěn)的“良好”態(tài)勢。

內(nèi)部控制有效性是其對實現(xiàn)控制目標提供合理保證的程度。彭玨和胡斌（2015）[ 1 3 ]證實了內(nèi)部控制的有效性影響到會計盈余的持續(xù)性。有效的內(nèi)部控制顯著降低管理層實施舞弊的可能性（周繼軍等，2011）[14]，抵制供應商關(guān)系型交易誘發(fā)的盈余管理動機（徐虹等，2015）[15]，減少有意識的財務報告差錯（Singer and You， 2011）[16]，提升財務報告質(zhì)量。內(nèi)部控制提升會計信息披露的可信度，幫助外部利益相關(guān)者評判企業(yè)的運營績效，緩解利益相關(guān)各方的信息不對稱程度。綜合學者觀點，內(nèi)部控制運行越有效，越減少管理層自主隨意選擇會計政策的機會。由此，本文合理推斷，有效的內(nèi)部控制限制管理層的機會主義行為，抑制管理層的盈余管理洗大澡動機及盈余平滑動機，進而保障會計盈余的可持續(xù)性。基于以上分析，提出如下研究假定。

假設2：有效的內(nèi)部控制顯著抑制管理層操控盈余的洗大澡動機。

假設3：有效的內(nèi)部控制顯著抑制管理層操控盈余的盈余平滑動機。

三、數(shù)據(jù)來源、變量定義與模型設定

（一）數(shù)據(jù)來源

選取2011——2017年度在滬深股市公開交易的上市企業(yè)作為研究樣本。其中，內(nèi)部控制有效性數(shù)據(jù)指標來自迪博 DIB 內(nèi)部控制與風險管理數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)源于國泰安 CSMAR中國股票市場研究數(shù)據(jù)庫、Wind資訊金融終端。按以下標準剔除：金融、保險類；ST、*ST類；財務數(shù)據(jù)指標缺失類，最終獲取7104個有效的個體——年度觀測值。對連續(xù)型變量分行業(yè)——年度進行雙向 1% 分位數(shù)Winsorize 處理，以規(guī)避異常觀測值對分析結(jié)果造成的不利影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量

（1）對被解釋變量——Z值（Z_Value）的測度。企業(yè)的盈利狀況、資產(chǎn)流動性和財務杠桿等綜合性信息決定了財務危機的程度 （Johnstone and Bedard， 2004） [17]。鑒于 Edward Altman提出的 Z_score模型綜合反映了盈利能力、償債能力、資產(chǎn)流動性等狀況，能夠較為全面地反映了企業(yè)的財務績效，所以，本文采用Z_score分值評價企業(yè)的財務綜合績效，通常而言，當Z值水平較低時，發(fā)生財務失敗的可能性趨于增加，在Z_Value<1.81的情況下，意味著企業(yè)內(nèi)部潛伏著破產(chǎn)危機；當Z值較高時，企業(yè)財務狀況較為穩(wěn)定，在Z_Value>2.675的情況下，意味著財務狀況整體良好，破產(chǎn)的可能性較低；而1.81≤Z_Value≤2.675的情況表明財務狀況極為不穩(wěn)定，被稱為“灰色地帶”。

（2）對盈余管理動機的測度。參考盧煜和曲曉輝（2016）[18]的相關(guān)研究，將盈余管理動機分為洗大澡動機和盈余平滑動機。總資產(chǎn)報酬率（ROA）作為評判運營收益的測度指標，當總資產(chǎn)報酬率（ROA）小于零，且其變動額（ΔROA）小于所有總資產(chǎn)報酬率（ROA）變動值中的負值的中位數(shù)時，認為存在洗大澡動機（Bath），取值為1，否則，取值為0；當總資產(chǎn)報酬率（ROA）大于零，且其變動額（ΔROA）大于所有總資產(chǎn)報酬率（ROA）變動值中的正值的中位數(shù)時，則認為存在盈余平滑動機（Smooth），取值為 1，否則，取值為0。

2.解釋變量與控制變量

針對解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC），采用迪博DIB內(nèi)部控制與風險管理數(shù)據(jù)庫中的內(nèi)部控制指數(shù)，用于評價企業(yè)內(nèi)部控制的有效性水平。內(nèi)部控制指數(shù)的數(shù)值越大，表明企業(yè)的內(nèi)部控制有效性水平越高（逯東等，2015）[19]?；貧w分析中，將該指數(shù)除以100予以標準化。參考方紅星和陳作華（2015）[5]、彭玨和胡斌（2015）[ 1 3 ]、葉陳剛等（2016）[ 2 0 ]的研究設計，將有形凈值債務率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、每股凈資產(chǎn)增長率、綜合杠桿、上市年限、股權(quán)集中度、審計意見、企業(yè)規(guī)模、高管薪酬、產(chǎn)權(quán)屬性作為控制變量，分別考察其對財務績效和盈余管理動機的影響作用。在回歸分析中還控制了行業(yè)和年度效應。各變量的名稱與變量說明如表1所示。

（三）模型設定

為檢驗前文假定的合理性，在控制其他影響因素的前提下，構(gòu)建如下回歸模型1、模型2和模型3，對回歸參數(shù)進行面板數(shù)據(jù)分析估計，分別用于檢驗假設1、假設2和假設3。其中，為避免雙向因果關(guān)系所引致的內(nèi)生性問題，模型中的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）取一階滯后值；模型中的控制變量——有形凈值債務率（DEBT）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、每股凈資產(chǎn)增長率（NAG）、綜合杠桿（DTL）、股權(quán)集中度（SHRCR）、審計意見（AUDIT）與高管薪酬（LnSALARY）取一階滯后值。

四、描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。模型1的被解釋變量——Z值（Z_Value）的中位數(shù)為3.5627，總體而言，樣本企業(yè)財務狀況處于良好狀態(tài)，但Z值（Z_Value）最小值僅為0.1199，標準離差為9.0050，表明樣本企業(yè)財務績效狀況呈現(xiàn)較大幅度差異，個別企業(yè)存在財務危機的征兆；模型2的被解釋變量——盈余管理動機洗大澡動機（Bath）的最大值為1.0000，表明在觀測期內(nèi)洗大澡動機的客觀存在性，具有洗大澡動機的觀測數(shù)占全部觀測的平均比重為3.35%；模型3的被解釋變量——盈余平滑動機（Smooth）的最大值為1.0000，具有盈余平滑動機的觀測數(shù)占全部觀測的平均比重為16.67%，表明在對樣本企業(yè)的觀測期內(nèi)，盈余平滑動機具有客觀存在性。解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的樣本中位數(shù)為680.5150，最大值為995.3600，最小值為0.0000，標準差為93.4663，不同企業(yè)的內(nèi)部控制有效性水平呈現(xiàn)較大幅度差異?？傮w而言，內(nèi)部控制的平均有效性水平較高，表明自2008年《內(nèi)部控制基本規(guī)范》發(fā)布實施以來，內(nèi)部控制建設已取得長足發(fā)展，上市企業(yè)建立健全內(nèi)部控制，其運行有效性逐步提高，這是對我國監(jiān)管機構(gòu)所出臺政策的充分肯定。

控制變量中，有形凈值債務率（DEBT）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、每股凈資產(chǎn)增長率（NAG）、綜合杠桿（DTL）的標準差分別為2.0409、0.5253、0.2658、6.7935，樣本企業(yè)的償債壓力、營運能力、發(fā)展狀況及運營風險呈現(xiàn)出較大幅度的差異性；平均上市年限（AGE）在11年左右；第一大流通股股東平均持股比例較高，其持股比例的平均值為26.75%；獲取標準無保留審計意見的觀測數(shù)的平均比重為98.54%，審計師對樣本企業(yè)財務報告的合法性、公允性持有較高水平的合理保證程度，亦可以確保本文研究所用數(shù)據(jù)的可靠程度。此外，樣本企業(yè)的規(guī)模（LnASSET）、高管薪酬（LnSALARY）亦呈現(xiàn)一定幅度的差異性；在樣本企業(yè)中，國有企業(yè)平均比重為48.66%?？傮w而言，變量的取值具有充分的變異性，為下文的回歸分析提供了有益基礎(chǔ)。

此外，我們還做了相關(guān)性分析，解釋變量、控制變量的相關(guān)系數(shù)，其絕對值的最大值為0.4943，小于0.8的閾值，表明模型1至模型3不存在嚴重的多重共線性，限于篇幅不再列示。

五、模型回歸結(jié)果分析

本文采用的數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)的分析方法主要有固定效應、隨機效應和混合OLS法。對模型1采用LSDV法分析，拒絕“所有個體虛擬變量的系數(shù)都為0”的假設，模型存在個體固定效應，不應使用混合回歸；對模型1進行穩(wěn)健的Hausman檢驗，Sargan-Hansen統(tǒng)計量為192.083，對應的P值為0.0000，應使用固定效應模型，而非隨機效應模型；模型2、模型3為面板二值選擇模型，面板二值選擇模型在使用固定效應Logit回歸分析時，要求同一樣本個體的被解釋變量（0/1）在樣本期間至少有一次變化。模型2、模型3的被解釋變量分別有987、367組個體的取值全部為0，或全部為 1，沒有充分變異性。由此，對模型2、模型3采用面板二值選擇模型隨機效應回歸，LR檢驗對應的P值（Prob≥ chibar2）分別為0.1130和0.4920，支持采用混合Logit回歸。模型1至模型3回歸系數(shù)估計值的統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。

（一）模型1回歸結(jié)果分析

模型1的解釋變量――內(nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計值為0.2451，在1%的水平上顯著。這一結(jié)果表明，內(nèi)部控制運行越為有效，企業(yè)的財務績效水平越高，與葉陳剛等（2016）[ 2 0 ]的研究結(jié)論一致。有效的內(nèi)部控制對財務績效產(chǎn)生了顯著的積極效應，前文假設1得以驗證。

控制變量中，上市年限（AGE）、股權(quán)集中度（SHRCR）、企業(yè)規(guī)模（LnASSET）的系數(shù)估計值分別為-1.5628、-0.0130、-1.3462，分別在1%、5%、1%的水平上顯著。以上結(jié)果表明，如果忽視了對內(nèi)部控制體系的建設，即使是資產(chǎn)規(guī)模較大、上市期限較長的龍頭企業(yè)，其財務績效亦難以得到有效提升；可能的大股東掏空效應對財務績效造成不良影響。此外，高管薪酬（LnSALARY）的系數(shù)估計值為0.7429，在10%的水平上顯著，發(fā)揮對高管的薪酬激勵作用亦可成為增進財務績效的一條途徑。未來期間，實現(xiàn)財務績效平穩(wěn)、可持續(xù)增長仍應是重要的戰(zhàn)略關(guān)注點。

（二）模型2回歸結(jié)果分析

模型2的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的估計值為-0.2598，在1%的水平上顯著；經(jīng)過計算，內(nèi)部控制有效性對洗大澡動機的平均半彈性為-24.92%，在1%的水平上顯著，有效的內(nèi)部控制對洗大澡動機構(gòu)成了顯著的抑制效應，前文假設2得以驗證。

控制變量中，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、綜合杠桿（DTL）、產(chǎn)權(quán)屬性（STATE）的系數(shù)估計值分別為0.2220、0.0757、0.4596，均在1%的水平上顯著。企業(yè)資產(chǎn)運營狀況良好，或運營風險水平較高時，如果缺乏良好的控制環(huán)境和有效的控制活動，很可能滋生管理層隱匿當期收益而增加未來期間收益的動機，洗大澡動機在國有企業(yè)中的表現(xiàn)更為明顯。內(nèi)部控制健全與否與管理層有直接關(guān)系（Lawrence et al.，2007）[ 2 1 ]，代理人在謀求最大化利益動機的驅(qū)使下操縱會計盈余，侵占公司利益而增加自身財富。每股凈資產(chǎn)增長率（NAG）、審計意見（AUDIT）的系數(shù)估計值分別為-0.5181、-0.7243，均在10%的水平上顯著。當企業(yè)的擁有良好發(fā)展態(tài)勢，以及外部審計師的監(jiān)督評價職責有助于企業(yè)規(guī)避洗大澡動機，當企業(yè)獲取標準審計意見時，具有洗大澡動機的幾率比僅為獲取非標準意見時的48.47%；高管薪酬（LnSALARY）的系數(shù)估計值為-0.4391，在1%的水平上顯著，強化對高管的薪酬激勵在一定程度上抑制操縱盈余的機會主義動機，保障會計盈余的可靠性，降低會計盈余在不同會計期間的波動幅度。

（三）模型3回歸結(jié)果分析

模型3的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計值為-0.1631，在1%的水平上顯著；經(jīng)過計算，內(nèi)部控制有效性對盈余平滑動機的平均半彈性為-13.05%，在1%的水平上顯著。有效的內(nèi)部控制對盈余平滑動機形成了顯著的抑制效應，前文假設3得以驗證。通過內(nèi)部控制事前、事中和事后的程序控制，抑制管理層的機會主義動機，減少由管理層權(quán)力誘發(fā)的腐敗行為（周美華等，2016）[ 2 2 ]，在一定程度上約束管理層的自利行為，提升外部投資者的信心。

控制變量中，有形凈值債務率（DEBT）、上市年限（AGE）的系數(shù)估計值分別為0.0802、0.0237，均在1%的水平上顯著。當企業(yè)上市期限較長、或債務壓力較大時，如果沒有良好的控制環(huán)境和有效的控制活動作為保障，不免滋生管理層平滑盈余的機會主義動機的可能性，面臨財務困境的企業(yè)有更強烈的動機實施盈余管理（Kothari et al.， 2005）[ 2 3 ]。而每股凈資產(chǎn)增長率（NAG）、企業(yè)規(guī)模（LnASSET）、產(chǎn)權(quán)屬性（STATE）的系數(shù)估計值分別為-0.8524、-0.1359、-0.2119，均在1%的水平上顯著。在企業(yè)健康平穩(wěn)發(fā)展、或資產(chǎn)規(guī)模較大的情況下，在一定程度上抑制了管理層平滑盈余的機會主義動機。規(guī)模較大的企業(yè)制訂嚴格的定量標準，內(nèi)部控制更為健全（Doyle et al.， 2007； AshbaughSkaife et al.， 2007）[24] [25]，有利于抵制管理層的盈余管理動機；國有企業(yè)在抵制管理層盈余平滑動機方面有較為突出的表現(xiàn)。

六、謹慎性測試

良好的內(nèi)部環(huán)境和內(nèi)部監(jiān)督有助于提升管理層披露盈余預測的意愿（葉穎玫，2016）[26]，可以發(fā)揮出對大股東權(quán)力強度及掏空行為的抑制效應（楊七中和馬蓓麗，2015）[27]，降低財務失敗和破產(chǎn)倒閉的風險，顯著提升企業(yè)的運營績效。當財務績效水平較高時，證券評級機構(gòu)對企業(yè)證券的評級水平往往較高。由此，對模型1中的被解釋變量——Z值（Z_Value）采用證券評級水平（ZQPJ）替代，再次評價內(nèi)部控制對企業(yè)財務績效的影響效應。借鑒Wind公司與各大研究機構(gòu)整理發(fā)布的投資評級數(shù)據(jù)，以衡量證券評級水平（ZQPJ）。Wind資訊公司將研究機構(gòu)的投資評級予以標準化，賦予最高1分、最低5分的分值（1分：買入；2分：增持；3分：中性；4分：減持； 5分：賣出）。本文采用研究機構(gòu)對證券投資評級的算術(shù)平均值作為證券的綜合評級數(shù)值。一般而言，證券評級（ZQPJ）的取值越低，表明運營狀況良好，公司的財務績效水平較高；證券評級（ZQPJ）的取值越高，意味著財務狀況缺乏穩(wěn)定，很可能潛伏著公司治理危機?；诮y(tǒng)計結(jié)果分析便利性的考慮，對證券評級（ZQPJ）數(shù)據(jù)在原有數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上用其負值替代。

針對模型2、模型3中的被解釋變量——洗大澡動機（Bath）、盈余平滑動機（Smooth）的劃分依據(jù)為總資產(chǎn)報酬率變動額（ΔROA）的中位數(shù)標準，可能會存在劃分范圍較大而造成的主觀因素干擾。由此，重新界定模型2和模型3的被解釋變量，當總資產(chǎn)報酬率（ROA）小于零，且其變動額（ΔROA）小于所有總資產(chǎn)報酬率（ROA）變動值中的負值的1/3分位數(shù)時，認為存在洗大澡動機（Bath），取值為1 ，否則，取值為 0；當總資產(chǎn)報酬率（ROA）大于零，且其變動額（ΔROA）大于所有總資產(chǎn)報酬率（ROA）變動值中的正值的2/3分位數(shù)時，認為存在盈余平滑動機（Smooth），取值為 1 ，否則，取值為 0 。

對模型1采用LSDV法分析，拒絕“所有個體虛擬變量的系數(shù)都為0”的假設，表明存在個體固定效應，不宜使用混合回歸；對模型1進行穩(wěn)健的Hausman檢驗，Sargan-Hansen 統(tǒng)計量為151.478，對應的P值均為0.0000，應使用固定效應模型，而非隨機效應模型。同時，模型2、模型3的被解釋變量分別有1013、598組個體的取值全部為 0 ，或全部為 1，沒有充分變異性。由此，對模型2、模型3采用面板二值選擇模型隨機效應回歸， LR檢驗對應的P值（Prob>= chibar2）分別為0.0610、0.4900，從較為謹慎的角度考慮，本文選用顯著性水平為5%的標準，對模型回歸分析方法進行取舍，支持采用混合Logit回歸。進而，對前文模型1——模型3再次進行回歸分析，系數(shù)估計值的統(tǒng)計結(jié)果如表4所示。

（一）模型1謹慎性測試結(jié)果分析

模型1的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計值為0.0374，在1%水平上顯著。有效的內(nèi)部控制顯著強化了企業(yè)的財務績效，進而促進證券評級水平得以提升，前文假設1再次得以驗證。對個體企業(yè)而言，應充分發(fā)揮內(nèi)部控制系統(tǒng)的功能，調(diào)整投資方向、優(yōu)化投資行為、控制運營風險，促使管理層對經(jīng)濟環(huán)境保持充分的敏銳度和關(guān)注度，并對未來的經(jīng)濟走勢構(gòu)建合理的預測機制，提升公司治理的總體效果。

（二）模型2謹慎性測試結(jié)果分析

模型2的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計值為-0.2740，內(nèi)部控制有效性對洗大澡動機的平均半彈性為-26.43%，均在1%的水平上顯著。有效的內(nèi)部控制對洗大澡動機形成了顯著的抑制效應，前文假設2再次得以驗證。

（三）模型3謹慎性測試結(jié)果分析

模型3的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（L.IC）的系數(shù)估計值為-0.1767，內(nèi)部控制有效性對盈余平滑動機的平均半彈性為-15.41%，均在1%的水平上顯著，表明有效的內(nèi)部控制顯著抑制了管理層的盈余平滑動機，前文假設3再次得以驗證。

七、結(jié)語及政策建議

（一）研究結(jié)論

基于內(nèi)部控制有效性視角，分析內(nèi)部控制對盈余管理動機的影響，豐富了現(xiàn)有關(guān)于內(nèi)部控制有效性的相關(guān)研究成果。結(jié)果表明，有效的內(nèi)部控制能夠抑制管理層操控盈余的機會主義動機。研究結(jié)論對進一步強化內(nèi)部控制體系建設，增進內(nèi)部控制在權(quán)責分配、治理結(jié)構(gòu)等方面形成長效的監(jiān)督機制，以期強化公司治理的整體效果，保障利益相關(guān)者的合法權(quán)益具有一定的啟發(fā)意義。

（二）政策建議

企業(yè)適時全面推行內(nèi)部控制問責制，由部門負責人作為內(nèi)部控制責任人，確保內(nèi)部控制設計合理、運行有效。監(jiān)事會加強對內(nèi)部控制的運行有效性實施監(jiān)督檢查。同時，對內(nèi)部控制實施外部鑒證評價，為內(nèi)部控制提供有價值的質(zhì)量保證（Krishnan， 2012） ，聘請外部審計師對內(nèi)部控制發(fā)表獨立審計意見，向資本市場傳遞企業(yè)內(nèi)部控制的相關(guān)信息，充分緩解利益相關(guān)各方的信息不對稱狀況。

監(jiān)管機構(gòu)適時出臺相關(guān)政策，提升內(nèi)部控制規(guī)范體系的強制執(zhí)行力與法律地位。我國企業(yè)內(nèi)控規(guī)范體系尚未上升至法律層面，容易引致認知性盈余管理出現(xiàn)反彈現(xiàn)象。強化內(nèi)部控制規(guī)范的法制化建設，使其由部門規(guī)章上升至法律高度，切實增進內(nèi)部控制的運行有效性。對隱匿內(nèi)部控制缺陷、不實披露內(nèi)部控制有效性的行為加大懲誡力度（周守華等，2013），由軟約束轉(zhuǎn)變?yōu)橛布s束，落實對企業(yè)內(nèi)部控制有效性的監(jiān)督責任，使內(nèi)部控制成為公司治理乃至價值創(chuàng)造的“助推器”。

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