邰曉紅，楊珊珊

（遼寧工程技術大學 工商管理學院，遼寧 葫蘆島 125105）

0 引言

市場經(jīng)濟的快速發(fā)展，以及國際資源配置的不斷優(yōu)化，中國會計準則與國際準則的發(fā)展逐步趨同，企業(yè)在資本市場中面臨的競爭越來越激烈，戰(zhàn)略定位、內(nèi)部控制在企業(yè)提高會計信息質(zhì)量過程中發(fā)揮越來越重要的作用，特別是在提升企業(yè)核心競爭力方面，科學有效的戰(zhàn)略定位、完善的內(nèi)部控制所發(fā)揮的作用逐漸凸顯。任何行業(yè)在其發(fā)展過程中都會逐漸形成一種代表行業(yè)發(fā)展方向的戰(zhàn)略模式，企業(yè)在進行戰(zhàn)略定位時，如果偏離了常規(guī)的戰(zhàn)略方向而選擇差異化戰(zhàn)略，戰(zhàn)略差異度就隨之產(chǎn)生。中國目前多數(shù)企業(yè)只注重高質(zhì)量的會計信息所帶來的短期利益，而忽略了高收益與高風險并存。只關注眼前利益不再是企業(yè)追求的唯一目標，而是要提高企業(yè)內(nèi)部控制并做出有效戰(zhàn)略決策。

BROCHET等[1]研究發(fā)現(xiàn)，不同戰(zhàn)略定位的企業(yè)之間的績效與發(fā)展策略差異顯著。JONES等[2]研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量呈正相關，即對企業(yè)來說內(nèi)部控制質(zhì)量越高，越有利于做出科學評價。王素玲等[3]通過回歸分析發(fā)現(xiàn) CFO發(fā)生變更的公司內(nèi)部控制也會發(fā)生變化，在偏離原有戰(zhàn)略目標的基礎上，各企業(yè)間不同的會計政策也會對盈余管理產(chǎn)生影響。但對內(nèi)部控制、戰(zhàn)略差異度、會計信息質(zhì)量3者之間關系的研究還較少。目前，如何在統(tǒng)一、開放、競爭、有序的國內(nèi)市場中更好地協(xié)調(diào)內(nèi)部控制、戰(zhàn)略差異度與會計信息質(zhì)量之間的關系成為熱點問題。

1 理論分析與研究假設

1.1 內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量

內(nèi)部控制期望達到的目標是加強企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督，提升會計信息質(zhì)量，良好的內(nèi)部控制秩序可以保障會計信息有效傳遞，這也是企業(yè)財務目標能夠順利達成的前提。企業(yè)進行內(nèi)部控制時，通過層層審批等方式保證會計信息真實可靠，暢通的信息渠道保障會計信息能夠及時傳遞給各個部門，為高層管理人員提供有效的決策信息。莫劉益等[4]以管理層權(quán)力理論為基礎，以滬深兩市A股主板和中小板的上市公司為研究樣本，構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型并進行驗證得出，完善的企業(yè)內(nèi)部控制能夠降低企業(yè)經(jīng)營風險，從而改善企業(yè)經(jīng)營管理，提高會計信息質(zhì)量。據(jù)此，提出假設H1。

假設H1：內(nèi)部控制與會計信息質(zhì)量顯著正相關。

1.2 戰(zhàn)略差異度與會計信息質(zhì)量

戰(zhàn)略是公司在動態(tài)發(fā)展過程中，提升綜合實力、核心競爭力的重要決策手段。戰(zhàn)略定位是公司在競爭激烈的資本市場中得以生存并健康發(fā)展的前提。隨著市場競爭日益激烈，公司需要選擇有效的戰(zhàn)略模式，以抵御行業(yè)風險。一方面，戰(zhàn)略差異度越大，公司融資時面臨的限制越多，投資者通過提高必要報酬，最終使融資成本增加，影響企盈利水平，進而影響會計信息質(zhì)量[5]。另一方面，根據(jù)信息不對稱理論，戰(zhàn)略差異度大的企業(yè)與同行業(yè)的可比性降低，導致審計時無法合理掌握企業(yè)全部信息，增加了錯報的可能性，從而使會計信息質(zhì)量下降[6]。據(jù)此，提出假設H2。

假設H2：戰(zhàn)略差異度與會計信息質(zhì)量顯著負相關。

1.3 內(nèi)部控制、戰(zhàn)略差異度與會計信息質(zhì)量

企業(yè)在日常經(jīng)營中要堅持以戰(zhàn)略為導向，公司的管理者要及時發(fā)現(xiàn)公司管理中的不足，才能在一定范圍內(nèi)提高會計信息質(zhì)量。高質(zhì)量的內(nèi)部控制管理可以有效約束高層管理人員的信息操控行為，在傳遞會計信息時，發(fā)揮內(nèi)部控制的監(jiān)督作用[7]。已有研究表明增強企業(yè)內(nèi)部控制能有效提高各項會計信息的準確度，促進企業(yè)長遠發(fā)展[8]。出現(xiàn)戰(zhàn)略差異時，企業(yè)為了實現(xiàn)最初戰(zhàn)略目標，會計信息使用者會改變戰(zhàn)略定位，導致會計信息失真。當高級管理人員將內(nèi)部控制管理作用發(fā)揮到極致時，如果再次出現(xiàn)戰(zhàn)略差異，由于受到高質(zhì)量的內(nèi)部控制的影響，減少了操控盈余管理的可能性，會計信息受到管控的同時質(zhì)量也隨之提高。高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以合理優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部各項管理制度，提升會計信息質(zhì)量。據(jù)此，提出假設H3。

假設H3：內(nèi)部控制對戰(zhàn)略差異度與會計信息質(zhì)量之間的關系有顯著正向調(diào)節(jié)作用。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2013-2020年中國滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，剔除金融、保險類企業(yè)，ST、PT類樣本，剔除處于非正常交易狀態(tài)、有缺失的樣本。利用 Excel軟件處理前期數(shù)據(jù)，利用State14.00軟件處理后期數(shù)據(jù)，并通過上下1%水平的縮尾處理來消除極端值的影響。

2.2 變量設計

（1）被解釋變量

會計信息質(zhì)量AIQ：是其滿足信息需求者的程度，應符合會計準則規(guī)定。多數(shù)學者在判斷企業(yè)財務信息質(zhì)量時主要通過 3種途徑，觀察企業(yè)的財務指標、市場價值、財務績效[9]?？紤]到國內(nèi)上市公司企業(yè)價值測算的信度，選取會計信息質(zhì)量AIQ作為判別企業(yè)財務信息的指標。會計信息質(zhì)量是影響企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的關鍵因素，信息需求者依據(jù)所獲取的會計信息對企業(yè)做出決策，如對會計信息、內(nèi)容進行披露，或者判斷信息是否有效。會計信息質(zhì)量還可以幫助決策者進行預測，有一定的反饋價值，能體現(xiàn)企業(yè)整體的信息管理水平。

目前，衡量會計信息質(zhì)量的模型主要有3種，即修正的瓊斯模型、修正的DD模型、DD模型，劉樹海等[10]在研究會計信息質(zhì)量時采用DD模型進行驗證。本文采取修正的瓊斯模型來表示可操縱性應計項目絕對值DA，用其相反數(shù)AQ來反映會計信息質(zhì)量，其數(shù)值越大，會計信息質(zhì)量就越高。計算公式為

式中，TAi,t為應計總利潤；Ai，t-1為公司i第t-1年時的年末總資產(chǎn)；ΔREVi，t為公司第t年與第t-1年營業(yè)收入的差額；ΔRECi，t為公司第t年與第t-1年的應收賬款的變化幅度；PPEi，t為第t年公司固定總資產(chǎn)；β0、β1、β2為回歸系數(shù)；εi，t為誤差。

以回歸結(jié)果的可操縱應計利潤為殘差，計算得出DAi，t=TAi，tNDAi，t，結(jié)果可能為正也可能為負。采用DA絕對值反向指標來表示會計信息質(zhì)量，即AIQ=|DA|，其數(shù)值越大，會計信息質(zhì)量就越高。

（2）解釋變量

戰(zhàn)略差異度DS：通常被定義為不同企業(yè)戰(zhàn)略模式之間存在的差異，目前對測量戰(zhàn)略差異度的模型沒有統(tǒng)一規(guī)定。潘何哲等[11]從開發(fā)市場的創(chuàng)新程度、財務杠桿效率、管理費用支出等方面衡量戰(zhàn)略差異度。葉康濤等[12]將戰(zhàn)略差異度從6個角度進行分析。在收集戰(zhàn)略數(shù)據(jù)信息的過程中發(fā)現(xiàn)，由于不同行業(yè)戰(zhàn)略模式存在差異，可能出現(xiàn)內(nèi)容不全、數(shù)據(jù)混雜等情況。充分考慮數(shù)據(jù)一致性，選取廣告費宣傳投入（銷售費用營業(yè)收入）、研發(fā)投入（無形資產(chǎn)凈值營業(yè)收入）、資本密集度（固定資產(chǎn)員工數(shù)）、固定資產(chǎn)更新度（固定資產(chǎn)凈額固定資產(chǎn)原值）、管理費用投入（管理費用營業(yè)收入）、企業(yè)財務杠桿（長期借款＋短期借款＋應付債券到期的權(quán)益賬面價值）6個指標來分析戰(zhàn)略差異度。

廣告費宣傳投入反映了企業(yè)在市場營銷方面的經(jīng)營戰(zhàn)略；研發(fā)投入反映了企業(yè)在廣告創(chuàng)新時的戰(zhàn)略行為；資本密集度與固定資產(chǎn)更新度反映了企業(yè)在已有資產(chǎn)和市場開發(fā)等方面的戰(zhàn)略行為；管理費用投入反映了企業(yè)在產(chǎn)品開發(fā)及經(jīng)營方面的戰(zhàn)略行為，企業(yè)財務杠桿反映了企業(yè)在融資與定投方面的戰(zhàn)略行為。計算時將這6個指標減去自身的年度行業(yè)均值，再與行業(yè)標準差相除得到絕對值，得到其與行業(yè)標準水平的差，最終與基于戰(zhàn)略維度計算出來的數(shù)值相加得出均值，進而得到指標值，其數(shù)值越大，公司的戰(zhàn)略差異度就越大。

（3）調(diào)節(jié)變量

內(nèi)部控制ICI：為了實現(xiàn)經(jīng)營目標而進行自我調(diào)整的一種方法。隨著企業(yè)不斷發(fā)展壯大，內(nèi)部控制在企業(yè)管理系統(tǒng)中發(fā)揮越來越重要的作用，通過執(zhí)行監(jiān)督可以協(xié)助企業(yè)做出決策，最終實現(xiàn)企業(yè)長期利益。2008年5月，財政部會同證監(jiān)會、審計署、銀監(jiān)會、保監(jiān)會制定了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，2009年7月1日起在上市公司范圍內(nèi)施行，要求適當運用信息技術來加強企業(yè)內(nèi)部控制管理，促進控制流程和信息系統(tǒng)有效結(jié)合，減少人為操控因素[13]。

國泰安數(shù)據(jù)庫中，內(nèi)部控制指數(shù)不僅融合了云計算等信息技術，還參考了內(nèi)部控制框架的設計?；诖耍試┌矓?shù)據(jù)庫的內(nèi)部控制指數(shù)作為衡量上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量的標準，在指標選取過程中遵循科學、合理、客觀、公正的原則，指數(shù)越高表明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高[14]。

（4）控制變量

會計信息質(zhì)量受到舉債經(jīng)營比率、上市年數(shù)、公司規(guī)模等因素的影響[15]。為了分析內(nèi)部控制影響下，戰(zhàn)略差異度對會計信息質(zhì)量的作用，選取舉債經(jīng)營比率DER、公司規(guī)模SIZE、企業(yè)成長能力EGA、是否虧損LOSS、資產(chǎn)收益率ROA、獨立董事占比POID、二職兼任人數(shù)PART、上市年數(shù)LIST作為控制變量[16-17]。

變量定義見表1。

表1 變量定義及說明Tab.1 variable definition and description

2.3 模型構(gòu)建

為驗證假設H1，以會計信息質(zhì)量AIQ為被解釋變量，內(nèi)部控制ICI為解釋變量，構(gòu)建模型（1），回歸公式為

為驗證假設H2，以會計信息質(zhì)量AIQ為被解釋變量，戰(zhàn)略差異度DS為解釋變量，構(gòu)建模型（2），回歸公式為

式中，DS為戰(zhàn)略差異度。

為驗證假設H3，以會計信息質(zhì)量AIQ為被解釋變量，戰(zhàn)略差異度DS為解釋變量，內(nèi)部控制ICI為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建模型（3），回歸公式為

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

各個變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2可知，會計信息質(zhì)量AIQ最小值為-6.223，最大值為0，均值為-0.068，標準差為0.142。從側(cè)面反映出中國上市公司的會計信息質(zhì)量整體水平較高，未出現(xiàn)重大違規(guī)行為，但波動幅度較大，個別公司會計信息質(zhì)量水平偏低。

表2 描述性統(tǒng)計分析Tab.2 descriptive statistics

戰(zhàn)略差異度DS的標準差為0.328，均值為0.490，表明樣本選取了偏離行業(yè)戰(zhàn)略的公司[15]。最大值為2.128，最小值為0.123，差距較大，表明不同公司的戰(zhàn)略計劃、戰(zhàn)略目標存在較大差異。

內(nèi)部控制ICI的標準差為1.967，均值為5.981，最大值為9.413，最小值為0，差距較大，表明不同公司內(nèi)部控制存在差異，對企業(yè)的會計信息質(zhì)量影響較大。

舉債經(jīng)營比率DER的均值為 0.417，標準差為0.216，表明公司負債金額幾乎為總資產(chǎn)的一半，符合A股上市公司整體負債水平較高的情況。公司規(guī)模SIZE的均值為22.196，最大值為28.636，最小值為14.941，標準差為1.333，樣本數(shù)據(jù)之間沒有太大差距。公司成長能力EGA的均值、標準差分別為0.291、0.613，表明公司成長能力有待增強，最大值、最小值分別為4.548、-0.660，相差較大，表明公司在不同成長階段會有較大差距。是否虧損LOSS的平均值為0.090，表明在所選取樣本中，有9%的公司虧損。資產(chǎn)收益率ROA的平均值、標準差分別為 0.043、0.791，表明公司資產(chǎn)平均收益率為4.3%，相差不大，整體來看是盈利的，但盈利性不強，最大值為108.365，最小值為-6.776，表明不同公司資產(chǎn)收益率存在較大差異。獨立董事占比POID的均值為0.376，與國內(nèi)關于上市公司獨立董事的相關規(guī)定相符，即獨立董事人數(shù)最少是董事會人數(shù)的三分之一，但個別公司獨立董事占比僅為 18.1%，表明其在公司治理方面還不規(guī)范，應盡快完善。二職兼任人數(shù)PART的平均值為0.320，表明在選取的樣本中有32%的公司是董事長兼任總經(jīng)理。上市年數(shù)LIST的平均值為9.930，表明所選取樣本中公司的平均上市年數(shù)將近10年。

3.2 相關性統(tǒng)計分析

研究發(fā)現(xiàn)，如果兩個變量間的相關系數(shù)小于或等于 0.65，表明所選取的樣本數(shù)據(jù)之間具有較高的判別效度。本研究變量間相關系數(shù)見表3。由表3可知，變量間最大的相關系數(shù)為0.494，小于0.65，表明能夠較好地判別各變量之間的關系。

表3 相關性統(tǒng)計分析Tab.3 correlation statistical analysis

由表3可知，內(nèi)部控制ICI與會計信息質(zhì)量AIQ呈正相關，相關系數(shù)為0.077，在5%的水平上顯著，表明企業(yè)內(nèi)部控制越完善，越能提升會計信息質(zhì)量，與假設H1結(jié)論相符。

戰(zhàn)略差異度DS與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，相關系數(shù)為-0.104，在5%的水平上顯著，表明戰(zhàn)略差異度對會計信息質(zhì)量產(chǎn)生負向影響，即戰(zhàn)略差異度越大，會計信息質(zhì)量越低，與假設H2結(jié)論相符。

舉債經(jīng)營比率DER與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，相關系數(shù)為-0.04，在5%的水平上顯著。公司規(guī)模SIZE與會計信息質(zhì)量AIQ呈正相關，相關系數(shù)為0.011，在5%的水平上顯著。成長能力EGA與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，相關系數(shù)為-0.006，在5%的水平上顯著。是否虧損LOSS與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，相關系數(shù)為-0.071，在5%的水平上顯著。資產(chǎn)收益率ROA與會計信息質(zhì)量AIQ呈正相關，相關系數(shù)為0.015，在5%的水平上顯著。表明資產(chǎn)收益率ROA不僅能反映公司現(xiàn)有資產(chǎn)質(zhì)量，還可以通過提高資產(chǎn)收益率來提高會計信息質(zhì)量。獨立董事占比POID與會計信息質(zhì)量AIQ呈正相關，相關系數(shù)為0.007，在5%的水平上顯著。二職兼任人數(shù)PART與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，相關系數(shù)為-0.018，在10%的水平上顯著。上市年數(shù)LIST與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，相關系數(shù)為-0.027，在5%的水平上顯著。當上市公司負債較多甚至出現(xiàn)虧損時，會計信息質(zhì)量也隨之降低。

利用State14.0進行多重共線性檢驗，結(jié)果見表4。由表4可知，VIF指數(shù)均小于3，表明變量間不存在多重共線性，可以進行下一步分析。

表4 多重共線性檢驗結(jié)果Tab.4 results of the multicollinearity test

3.3 回歸分析

對各個變量進行多元回歸分析，見表5。由表5可知，模型（1）列中內(nèi)部控制ICI與會計信息質(zhì)量AIQ呈正相關，回歸系數(shù)為0.527，在 1%的水平上顯著，表明內(nèi)部控制ICI對會計信息質(zhì)量AIQ有顯著的正向影響，假設H1得到驗證。

表5 模型回歸系數(shù)分析Tab.5 model regression coefficients analysis

模型（2）列中戰(zhàn)略差異度DS與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，回歸系數(shù)為-0.559，在1%的水平上顯著，表明戰(zhàn)略差異度DS與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，即企業(yè)戰(zhàn)略目標偏離常規(guī)行業(yè)越遠，會計信息質(zhì)量就越低，假設 H2得到驗證。戰(zhàn)略定位是企業(yè)管理中的重要環(huán)節(jié)，對企業(yè)發(fā)展至關重要，而戰(zhàn)略間的差異度會增加企業(yè)經(jīng)營風險，從而使會計信息質(zhì)量降低。

模型（3）列中內(nèi)部控制ICI與會計信息質(zhì)量AIQ呈正相關，回歸系數(shù)為0.611；戰(zhàn)略差異度DS與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，回歸系數(shù)為-0.541，且均在1%水平上顯著。同時引入了內(nèi)部控制與戰(zhàn)略差異度的交互項DS×ICI，其與會計信息質(zhì)量AIQ呈正相關，回歸系數(shù)為0.651，在1%的水平上顯著，表明合理調(diào)整內(nèi)部控制能有效增強其對戰(zhàn)略差異度與會計信息質(zhì)量之間關系的影響，假設H3得到驗證。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了保證結(jié)果的可靠性，通過替換被解釋變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗，利用托賓 Q比率TQ代替企業(yè)成長能力EGA，檢驗結(jié)果見表6。

表6 穩(wěn)健性檢驗Tab.6 robustness test

替換變量后，其他變量的檢驗結(jié)果均無變化，而托賓Q比率TQ與會計信息質(zhì)量AIQ之間無顯著相關關系，說明變量選取較為合適。模型（1）列中，內(nèi)部控制ICI與會計信息質(zhì)量AIQ呈正相關，回歸系數(shù)為0.027，在10%的水平上顯著，與假設H1結(jié)論相符。模型（2）列中，戰(zhàn)略差異度DS與會計信息質(zhì)量AIQ呈負相關，相關系數(shù)為-0.489，在1%的水平上顯著，與假設H2結(jié)論相符。模型（3）列中，內(nèi)部控制與戰(zhàn)略差異度的交互項DS×ICI與會計信息質(zhì)量AIQ呈正相關，回歸系數(shù)為 0.177，在 1%的水平上顯著，與假設H3結(jié)論相符。綜上，研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與建議

選取2013-2020年中國滬深兩市A股上市公司為樣本，分析內(nèi)部控制ICI、戰(zhàn)略差異度DS、會計信息質(zhì)量AIQ之間的關系，得出如下結(jié)論。

首先，內(nèi)部控制ICI與會計信息質(zhì)量AIQ呈顯著正相關，完善的內(nèi)部控制制度能有效監(jiān)督各個部門的工作開展情況，提升會計信息質(zhì)量。其次，戰(zhàn)略差異度DS與會計信息質(zhì)量AIQ呈顯著負相關，即戰(zhàn)略差異越大，會計信息質(zhì)量越低，但并未完全否定差異化戰(zhàn)略，科學合理的差異化戰(zhàn)略是企業(yè)取得競爭優(yōu)勢的關鍵。最后，內(nèi)部控制、會計信息質(zhì)量為企業(yè)制定經(jīng)營戰(zhàn)略提供參考。高水平的內(nèi)部控制，可以合理優(yōu)化企業(yè)資源配置并提高辦理會計業(yè)務的效率，進而有利于提高會計信息質(zhì)量。據(jù)此，提出以下建議。

公司層面。由于戰(zhàn)略管理在企業(yè)發(fā)展中占有重要地位，公司高層管理者作為會計信息的使用者，應充分認識到戰(zhàn)略差異給會計信息質(zhì)量帶來的負面影響。結(jié)合行業(yè)內(nèi)外部環(huán)境、自身能力、企業(yè)內(nèi)外部優(yōu)勢等多方面因素進行戰(zhàn)略定位，制定科學有效的戰(zhàn)略目標，降低經(jīng)營風險。監(jiān)管層面。企業(yè)市場監(jiān)管部門要合理完善內(nèi)部控制制度，加大內(nèi)部控制制度的執(zhí)行力度，通過加強信息溝通，增強企業(yè)內(nèi)部控制有效性，對違反企業(yè)內(nèi)部控制管理制度的人員做出相應處罰。投資層面。在做出投資決策時，戰(zhàn)略定位應是投資者關注的重點。通過戰(zhàn)略信息可以預測會計信息質(zhì)量，因此投資者可以根據(jù)所選擇企業(yè)的戰(zhàn)略信息對會計信息質(zhì)量進行預測，為評估公司價值提供依據(jù)。外部投資者要充分分析戰(zhàn)略差異度與會計信息質(zhì)量之間的關系，在投資戰(zhàn)略差異度大的公司時，盡量選擇審計質(zhì)量高的公司。