摘要：從內(nèi)外部治理機制探索影響股價信息含量的關(guān)鍵因素有助于改善股市信息效率。文章通過理論分析和實證檢驗，分別考察了注冊會計師審計質(zhì)量和內(nèi)部控制質(zhì)量對股價信息含量的影響以及兩者在其中的相互作用。研究結(jié)果表明：高質(zhì)量的注冊會計師審計和內(nèi)部控制均能顯著提高股價信息含量，且兩者在提高股價信息含量中存在顯著的替代關(guān)系。采用替換關(guān)鍵變量、傾向得分匹配回歸、Heckman兩階段模型和工具變量法等進行穩(wěn)健性檢驗，上述結(jié)論不變?；诖?，企業(yè)應(yīng)當(dāng)合理利用內(nèi)外部監(jiān)督資源不斷改善股市信息效率，注冊會計師要充分關(guān)注企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，降低信息不對稱程度，維護資本市場秩序。

關(guān)鍵詞：注冊會計師審計；內(nèi)部控制；股價信息含量；股市信息效率

中圖分類號：F275 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1007-8576（2024）05-0053-15

DOI：10.16716/j.cnki.65-1030/f.2024.05.009

CPA Audit， Internal Control and Stock Price Informativeness

LIU Yifang， HUANG Zheng

（Hunan University of Technology and Business， Changsha 410205， China）

Abstract： Exploring the key factors that affect stock price information content from both internal and external governance mechanisms can help enhance the efficiency of stock market information. This paper examines the impact of audit quality and internal control quality on stock price information content through theoretical analysis and empirical testing. The study finds that both high-quality audit and internal control can significantly enhance stock price information content， and there is a significant substitution relationship between the two in enhancing stock price information content. The results remain unchanged after robustness tests using replacement of key variables， propensity score matching regression， Heckman two-stage model， and instrumental variable method. Based on this， enterprises should reasonably utilize internal and external supervision resources to continuously improve the efficiency of stock market information， and auditors should pay sufficient attention to the quality of internal control to reduce information asymmetry and maintain the order of capital markets.

Key words： CPA （Certified Public Accountant） audit; internal control; stock price informativeness; stock market information efficiency

從信息質(zhì)量角度來看，注冊會計師審計與企業(yè)內(nèi)部控制有著共同的目標(biāo)和作用對象，都能夠?qū)ζ髽I(yè)信息披露行為起到監(jiān)督作用。那么，高質(zhì)量的注冊會計師審計與內(nèi)部控制是否都能夠提高股價信息含量？如果能，注冊會計師審計與內(nèi)部控制之間又存在著怎樣的關(guān)系，是互補還是替代？為探討上述問題，本文首先從理論上分析注冊會計師審計與內(nèi)部控制影響股價信息含量的作用機制以及兩者之間的相互關(guān)系，進而選取2000—2019年我國A股上市公司數(shù)據(jù)進行實證檢驗。本文的邊際貢獻在于：第一，現(xiàn)有文獻在研究股價信息含量的影響因素時，著重探討了市場層面及公司層面因素，而本文則從注冊會計師審計和內(nèi)部控制的角度拓展了有關(guān)股價信息含量的研究；第二，現(xiàn)有文獻在研究注冊會計師審計和內(nèi)部控制效果時，著重探討了其緩解盈余管理進而改善信息質(zhì)量的作用，而本文不僅分別研究了兩者對股市信息效率的影響，還探討了兩者在提高股價信息含量方面的相互作用。

一、文獻回顧

實踐中，注冊會計師審計能否發(fā)揮監(jiān)督管理層信息操縱、提高信息披露質(zhì)量的作用？對于這一問題，諸多學(xué)者進行了深入研究。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，若注冊會計師審計質(zhì)量較低，則不能揭露上市公司的盈余管理行為［1］。也有學(xué)者研究表明，注冊會計師審計能夠在一定程度上約束管理層的信息操縱行為，有效緩解上市公司應(yīng)計盈余管理［2］、降低真實盈余管理程度［3］?？梢?，注冊會計師審計在監(jiān)督管理層信息操縱方面能夠發(fā)揮較好的作用。

自美國頒布《SOX法案》后，不少學(xué)者研究了內(nèi)部控制對信息透明度的影響。Chan［4］研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制存在缺陷的公司，其應(yīng)計盈余管理程度顯著高于對照樣本。Ashbaugh-Skaife［5］發(fā)現(xiàn)存在內(nèi)部控制缺陷的公司應(yīng)計質(zhì)量更低，對內(nèi)部控制缺陷進行修正的公司應(yīng)計質(zhì)量有顯著改善。國內(nèi)一些學(xué)者也發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于遏制管理層的信息操縱行為、提高信息透明度［6］。

那么，同樣發(fā)揮監(jiān)督作用的內(nèi)部控制與注冊會計師審計之間存在什么樣的關(guān)系呢？學(xué)者們圍繞這一話題展開了研究，但所得結(jié)論并不一致。有學(xué)者認為內(nèi)部控制與注冊會計師審計之間存在替代關(guān)系，因為對內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)進行審計，注冊會計師可以減少實質(zhì)性測試范圍，從而降低審計成本［7］；也有學(xué)者認為兩者之間存在互補關(guān)系。關(guān)于兩者的替代關(guān)系，學(xué)者們從多個角度進行了驗證：有學(xué)者認為注冊會計師審計和內(nèi)部控制在影響代理成本、應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理行為等方面存在顯著的替代關(guān)系［8-9］；但也有學(xué)者明確指出，注冊會計師審計和內(nèi)部控制之間存在替代關(guān)系的前提是內(nèi)部控制必須足夠有效［10］；還有學(xué)者認為內(nèi)部控制與注冊會計師審計之間存在互補關(guān)系，因為高質(zhì)量的內(nèi)部控制往往是企業(yè)管理層重視內(nèi)部控制建設(shè)與實施的結(jié)果，為區(qū)別于其他公司并贏得聲譽，管理層愿意聘請高水平的注冊會計師進行審計，并為之付出更高的審計費用［11］。關(guān)于兩者的互補關(guān)系，學(xué)者們從多個角度進行了驗證，大多認為注冊會計師審計和內(nèi)部控制在影響盈余管理行為以及股價崩盤風(fēng)險方面存在顯著的互補關(guān)系［3，12］。綜上，關(guān)于注冊會計師審計與內(nèi)部控制之間究竟是替代關(guān)系還是互補關(guān)系，學(xué)者們并沒有形成一致結(jié)論，這或許與研究角度不同有關(guān)。那么，從股價信息含量角度來分析，兩者之間又會是什么關(guān)系？這一問題值得深入研究。

受限于股價信息含量的度量方法，鮮有學(xué)者直接研究注冊會計師審計與股價信息含量之間的關(guān)系。有學(xué)者認為股價同步性可以間接考察股價信息含量，進而研究其與注冊會計師審計的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的注冊會計師審計可以提升公司信息透明度，使股票交易者更容易獲取公司特質(zhì)信息，從而降低股價同步性，提高股價信息含量。學(xué)者們在研究注冊會計師審計與股價同步性的關(guān)系時，對注冊會計師審計質(zhì)量的考察方式并不相同。多數(shù)學(xué)者以是否聘請國際“四大”會計師事務(wù)所進行審計來衡量審計質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)聘請國際“四大”會計師事務(wù)所進行審計的上市公司，其財務(wù)報告可信度更高，更有助于長期價值投資者作出正確決策，從而降低股價同步性［13-14］。除此之外，行業(yè)專長是學(xué)者們衡量審計質(zhì)量的常用做法，高增亮［15］認為具備行業(yè)專長的審計師可以提供更高質(zhì)量的審計服務(wù)，從而有效抑制管理層的盈余管理行為，顯著降低股價同步性。還有學(xué)者以注冊會計師所在地與企業(yè)之間的地理距離考察審計質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)距離越近審計質(zhì)量越低，進而股價信息含量也越低［16］。但也有學(xué)者指出注冊會計師審計質(zhì)量的高低并不能顯著影響股價信息含量［17］，甚至還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，存在審計質(zhì)量越高股價同步性也越高的現(xiàn)象［18］。綜上，學(xué)者們對注冊會計師審計與股價信息含量之間關(guān)系的研究并沒有形成一致結(jié)論，這一問題值得進一步探討。

二、理論分析與研究假說

公司特質(zhì)信息是影響股價的最為關(guān)鍵的因素，信息不透明會加劇股價波動。注冊會計師審計正是通過改善信息質(zhì)量來影響股價，使其回歸內(nèi)在價值。根據(jù)審計需求代理理論和信息理論，注冊會計師審計作為一種重要的外部監(jiān)督治理機制，能有效緩解代理沖突，提高信息透明度。注冊會計師審計的目標(biāo)是查錯防弊，對財務(wù)報告的真實性、公允性發(fā)表審計意見，所以在其開展工作前就會對管理層形成威懾作用，降低不法行為發(fā)生的概率。在審計過程中，注冊會計師還會發(fā)現(xiàn)并糾正已存在的錯報、漏報以及違法違規(guī)行為，起到事中制衡作用，這又進一步降低了管理層的逆向選擇風(fēng)險和道德風(fēng)險。在完成審計工作后，注冊會計師以審計報告的形式約束管理層，揭露其未能作出改正的信息操縱行為，從而向資本市場傳遞真實可靠的信息，提高信息透明度。

根據(jù)審計需求信號假說，為區(qū)別于劣質(zhì)公司，信息透明度高的公司更愿意聘請審計質(zhì)量高的注冊會計師進行審計，因為高水平注冊會計師具有豐富的專業(yè)知識、審計經(jīng)驗以及行業(yè)慣例積累。聘請這樣的注冊會計師進行審計，其實就是向資本市場傳遞自己是優(yōu)質(zhì)公司的信號。投資者也更愿意相信這類公司財務(wù)報告的真實性、完整性、合規(guī)性，從而作出正確投資決策。

根據(jù)審計需求保險假說，審計不僅可通過鑒證機制實現(xiàn)信息價值，還可通過風(fēng)險轉(zhuǎn)移機制實現(xiàn)保險價值。信息使用者依據(jù)審計后的財務(wù)報告作出決策而發(fā)生損失的，可以將注冊會計師作為訴訟對象，要求補償。可見，保險假說將審計關(guān)系視作保險合同關(guān)系，注冊會計師成了“承保人”，審計報告就相當(dāng)于“保單”，上市公司成了“投保人”，信息使用者成了“受益人”［19］。雖然針對注冊會計師的訴訟并不都是由審計失敗引起的，但為降低訴訟風(fēng)險、避免訴訟損失，注冊會計師有必要調(diào)整審計客戶的結(jié)構(gòu)，盡可能選擇公司治理好、信息透明度高、訴訟風(fēng)險小的優(yōu)質(zhì)企業(yè)。即使遭遇劣質(zhì)客戶，注冊會計師也應(yīng)保證審計質(zhì)量，出具非標(biāo)審計意見，揭露管理層的信息操縱行為，避免投資者作出錯誤決策。

可見，審計需求代理理論、信息理論、信號假說以及保險假說，都推定注冊會計師審計與公司信息透明度高度相關(guān)，即高質(zhì)量的審計往往意味著較高的信息透明度。信息越透明，越有助于投資者作出正確決策，股價也越容易回歸其內(nèi)在價值。鑒于此，本文提出研究假說1：限定其他條件，高質(zhì)量的注冊會計師審計有助于提高股價信息含量。

內(nèi)部控制是保證信息透明可靠的關(guān)鍵，從內(nèi)部牽制到風(fēng)險管理整合框架，內(nèi)部控制的內(nèi)涵和外延雖然在不斷擴展，但增強財務(wù)報告的可靠性一直是監(jiān)管機構(gòu)設(shè)計內(nèi)部控制框架和企業(yè)實施內(nèi)部控制制度的主要目標(biāo)［20］。證券市場監(jiān)管者更是希望通過完善企業(yè)內(nèi)部控制來減少管理層的信息操縱行為，發(fā)揮公司特質(zhì)信息在股市定價中的功能［21］。有學(xué)者研究證實，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以抑制管理層的信息操縱行為，緩解公司與投資者之間的信息不對稱，減少投資者對公司經(jīng)營決策和財務(wù)信息解讀的偏差［22］。因此，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效改善信息披露質(zhì)量，幫助投資者充分、及時、準確地獲取公司特質(zhì)信息，從而提高股價信息含量。鑒于此，本文提出研究假說2：限定其他條件，高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于提高股價信息含量。

由前文分析可知，作為內(nèi)外部兩種治理機制的內(nèi)部控制與注冊會計師審計均有助于提升信息透明度，進而提高股價信息含量。那么這兩種機制在發(fā)揮治理作用時應(yīng)當(dāng)存在相互影響，但究竟是相互替代還是相互補充呢？

根據(jù)審計需求代理理論，內(nèi)部控制和注冊會計師審計均可緩解代理沖突，即兩者可單獨發(fā)揮作用且具有相同功能，對此經(jīng)濟學(xué)上稱之為替代關(guān)系［8］。內(nèi)部控制和注冊會計師審計之間的替代關(guān)系可以作如下分析：當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量較低時，管理層進行信息操縱的可能性提高，代理成本隨之上升。此時，注冊會計師為緩解代理沖突、降低審計失敗風(fēng)險，就必須增加審計程序、擴大審計范圍、投入更多審計資源來應(yīng)對內(nèi)部控制風(fēng)險，由此帶來的效果就是信息透明度提高、股價穩(wěn)定。實際上，內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)也愿意聘請高質(zhì)量的注冊會計師進行審計，以降低代理成本［8］。與之相對，高質(zhì)量的內(nèi)部控制不僅可以約束管理層行為，還可以增強注冊會計師對被審計企業(yè)的信賴，減少審計工作量，降低審計難度。因此內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)，由于其信息透明度已經(jīng)較高，注冊會計師審計質(zhì)量的高低其實對其股價無太大影響，出于審計成本的考慮，往往會減少對高質(zhì)量審計的需求?？梢?，當(dāng)內(nèi)部控制難以降低代理成本時就需要借助高質(zhì)量的外部審計，而當(dāng)內(nèi)部控制能夠發(fā)揮有效作用時企業(yè)對高質(zhì)量外部審計的需求就會減弱，所以兩者之間存在替代關(guān)系。

根據(jù)審計需求信號理論，內(nèi)部控制與注冊會計師審計之間可能存在互補關(guān)系。內(nèi)部控制是企業(yè)管理層設(shè)計并執(zhí)行的一系列制度與程序。在實踐中，因設(shè)計缺陷或管理層強行干預(yù)，內(nèi)部控制可能失效。因此，外部投資者更愿意相信獨立的第三方——注冊會計師，并視審計質(zhì)量為一種信號，即企業(yè)聘請高質(zhì)量的注冊會計師審計往往意味著其信息透明度更高?；谶@樣的信號傳遞機制，內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)為區(qū)別于低質(zhì)量企業(yè)并贏得市場聲譽，往往更傾向于聘請高質(zhì)量的注冊會計師進行審計［12］。內(nèi)部控制質(zhì)量低的企業(yè)雖然也想通過信號傳遞機制來獲得投資者的認可，但信號傳遞是有成本的，高質(zhì)量的注冊會計師審計往往會給低質(zhì)量內(nèi)部控制企業(yè)帶來很高的懲罰成本［10］，因此內(nèi)部控制質(zhì)量低的企業(yè)更可能選擇低質(zhì)量的注冊會計師審計，兩者之間還可能存在互補關(guān)系。

綜上，內(nèi)部控制和注冊會計師審計之間的關(guān)系在代理理論和信號理論下存在不同解釋，那么兩者在提升信息透明度進而提高股價信息含量中究竟是替代關(guān)系還是互補關(guān)系，需要實證檢驗。因此，本文提出2個備選研究假說。研究假說3a：內(nèi)部控制與注冊會計師審計在提高股價信息含量中存在替代關(guān)系，即當(dāng)注冊會計師審計質(zhì)量較低時，高質(zhì)量的內(nèi)部控制更有助于提高股價信息含量。研究假說3b：內(nèi)部控制與注冊會計師審計在提高股價信息含量中存在互補關(guān)系，即當(dāng)注冊會計師審計質(zhì)量較高時，高質(zhì)量的內(nèi)部控制更有助于提高股價信息含量。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文選擇2000—2019年我國A股上市公司為研究對象，內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來源于迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。由于迪博是從2000年開始提供內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)，同時為避免2020年新冠疫情影響，因此本文實證研究數(shù)據(jù)起止時間為2000—2019年。為保證實證研究的可靠性，對樣本進行如下處理：一是剔除金融行業(yè)上市公司；二是剔除當(dāng)年度新上市的公司；三是對于行業(yè)分類，除制造業(yè)因數(shù)量較多采用二級代碼分類外，其他行業(yè)均采用一級代碼分類，標(biāo)準參照《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂）；四是剔除觀測值明顯異常的樣本，如資產(chǎn)負債率大于1或凈資產(chǎn)小于0的樣本；五是剔除其他關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本；六是為降低異常值的影響，對連續(xù)變量進行雙側(cè)共計1%的縮尾處理；七是剔除年度個股收益率數(shù)據(jù)不足20個觀測值的樣本，以保證股價信息含量計算的可靠性。經(jīng)過上述處理后，共得到32966個研究樣本。

（二）變量選取

1.被解釋變量：股價信息含量（C）。有學(xué)者分析指出，股價同步性在衡量股價信息含量方面存在諸多不足［22］。因此本文參考Llorente等［23-25］的做法，采用股票收益率與換手率動態(tài)模型中的交乘項系數(shù)來衡量股價信息含量。具體做法為對每只股票每個年度的日交易數(shù)據(jù)采用模型（1）進行回歸，得到交乘項系數(shù)Ci，該值越大表明知情交易量越多、股價信息含量越高。模型具體形式如下：

[Ri，d=ai+biRi，d?1+CiRi，d?1×Vi，d?1+λiRM，d+εi，d] （1）

式（1）中：Ri，d表示個股i第d日的收益率；RM，d表示市場M第d日的市場收益率；Vi，d-1表示個股i第d-1日的換手率，并經(jīng)過200個交易日平滑處理；[εi，d]表示殘差項。具體計算過程如式（2）、式（3）所示。

[Vi，d=logturnoveri，d-1200s=-200-1logturnoveri，d+s] （2）

[logturnoveri，d=logturnoveri，d+0.00000255] （3）

式（2）、式（3）中，turnoveri，d表示個股i第d日的流通股換手率。

2.解釋變量：注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）。注冊會計師審計質(zhì)量難以直接衡量，本文參考多數(shù)學(xué)者的做法［13，26］，采用公司是否聘請國際“四大”會計師事務(wù)所進行審計（Big4）作為審計質(zhì)量的替代變量。若聘請國際“四大”則取值為1，表示審計質(zhì)量高；否則取值為0，表示審計質(zhì)量低。

3.解釋變量：內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）。參考相關(guān)學(xué)者的研究，內(nèi)部控制質(zhì)量采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)加1后取自然對數(shù)進行衡量［27］。迪博內(nèi)部控制指數(shù)是基于內(nèi)部控制五大目標(biāo)的實現(xiàn)程度構(gòu)建的，并納入了內(nèi)部控制缺陷進行修正。相較于單一指標(biāo)（如是否存在內(nèi)部控制重大缺陷），該指數(shù)更能全面反映內(nèi)部控制質(zhì)量。

4.控制變量。參考相關(guān)學(xué)者關(guān)于股價信息含量的研究成果［15，17］，本文選取如下控制變量：一是公司規(guī)模（size），以總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；二是財務(wù)杠桿（Lev），以年末總負債與總資產(chǎn)之比衡量；三是凈資產(chǎn)收益率（Roe），以凈利潤與凈資產(chǎn)之比衡量；四是股權(quán)集中度（top1），以第一大股東持股比例衡量；五是投資者異質(zhì)性（dturn），其值以月平均超額換手率除以100計算得到；六是企業(yè)成長性（mb），以市值賬面比衡量；七是上市年限（age），以企業(yè)上市年數(shù)的自然對數(shù)衡量；八是換手率（yrtr），以流通股年換手率衡量。

（三）模型設(shè)定

本文采用模型（4）檢驗研究假說1和研究假說2，即注冊會計師審計質(zhì)量和內(nèi)部控制質(zhì)量是否影響股價信息含量。 模型具體形式如下：

[Ci，t=α0+α1ICi，t+α2Big4i，t+Coni，t+Yeai，t+Indi，t+εi，t] （4）

式（4）中：Ci，t表示公司i第t年的股價信息含量，ICi，t表示內(nèi)部控制質(zhì)量，Big4i，t表示注冊會計師審計質(zhì)量，Coni，t表示控制變量，Yea和Ind分別表示年度和行業(yè)虛擬變量。

根據(jù)既有研究，本文分別采用分組方法 ［3，8，12］和交互項方法 ［28-29］檢驗注冊會計師審計質(zhì)量與內(nèi)部控制質(zhì)量在影響股價信息含量中是否存在互補關(guān)系或替代關(guān)系。

首先，構(gòu)建模型（5）以審計質(zhì)量（[Big4]）作為解釋變量進行分組檢驗。如果Big4=1的組（高審計質(zhì)量組），其內(nèi)部控制質(zhì)量促進股價信息含量提高的作用不如Big4=0的組（低審計質(zhì)量組），則兩者間存在替代關(guān)系，研究假說3a成立，否則研究假說3b成立。 模型具體形式如下：

[Ci，t=β0+β1ICi，t+Coni，t+Yeai，t+Indi，t+εi，t] （5）

其次，構(gòu)建模型（6）以交乘項（[IC×Big4]）作為解釋變量進行檢驗。當(dāng)[γ1]和[γ2]方向相同，且交乘項系數(shù)[γ3]也同向時，表明審計質(zhì)量的邊際效應(yīng)隨著內(nèi)部控制質(zhì)量的提升而增強，即兩者是互補關(guān)系；若此時[γ3]方向相反，表明審計質(zhì)量的邊際效應(yīng)隨著內(nèi)部控制質(zhì)量的提升而減弱，即兩者是替代關(guān)系。模型具體形式如下：

[Ci，t=γ0+γ1ICi，t+γ2Big4i，t+γ3ICi，t×Big4i，t+Coni，t+Yeai，t+Indi，t+εi，t] （6）

四、實證結(jié)果分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計分析

表1為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，股價信息含量（C）的均值（-0.039）與中位數(shù)（-0.036）均為負值，與Frésard［25］對美國資本市場的研究結(jié)果（均值0.029、中位數(shù)0.026）相比，我國上市公司股價信息含量較低，股市信息效率有待提升。此外，C的最值與標(biāo)準差表明股價信息含量在各上市公司之間還存在一定差異。內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的均值和中位數(shù)較為接近，分別為6.288和6.514，但最大值和最小值相差較大，分別為6.819和0.000，表明各上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量差異較大。注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）的均值為0.060，百分之75分位數(shù)為0.000，表明大部分上市公司沒有聘請國際“四大”會計師事務(wù)所審計?？刂谱兞康拿枋鲂越y(tǒng)計結(jié)果與既有文獻相似，不再贅述。

（二）變量的相關(guān)性分析

表2為變量間的相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果。

由表2可知：股價信息含量（C）與注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）在1%水平顯著正相關(guān)，表明聘請國際“四大”會計師事務(wù)所審計的上市公司股價信息含量較高，與研究假說1相符。股價信息含量（C）與內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）在1%水平顯著正相關(guān)，表明內(nèi)部控制質(zhì)量高的上市公司股價信息含量較高，與研究假說2相符。其他變量間的相關(guān)性與大多數(shù)文獻相符，不再贅述。此外，方差膨脹因子的均值為1.260、最大值為1.640，可知變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）基準回歸結(jié)果分析

表3為基準回歸結(jié)果。

表3中列（a）為模型（4）采用全樣本的回歸結(jié)果，列（b）為模型（5）采用高審計質(zhì)量組（Big4=1）的回歸結(jié)果，列（c）為模型（5）采用低審計質(zhì)量組（Big4=0）的回歸結(jié)果，列（d）為模型（6）交互效應(yīng)回歸結(jié)果。由列（a）可以看出，注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）的回歸系數(shù)為0.005且在10%水平顯著，表明選擇國際“四大”會計師事務(wù)所審計可以顯著提高股價信息含量，研究假說1得證。內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)為0.003且在1%水平顯著，表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于提高股價信息含量，研究假說2得證。由列（b）可以看出，在高審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)不顯著，即選擇國際“四大”會計師事務(wù)所審計的上市公司，其內(nèi)部控制質(zhì)量與股價信息含量之間不存在顯著關(guān)系。由列（c）可以看出，低審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)在1%水平顯著為正，即沒有選擇國際“四大”會計師事務(wù)所審計的上市公司，其內(nèi)部控制質(zhì)量的提升可以顯著提高股價信息含量。分組檢驗結(jié)果表明，注冊會計師審計質(zhì)量與內(nèi)部控制質(zhì)量在提高股價信息含量中存在替代關(guān)系，研究假說3a得證。由列（d）可以看出：內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)在1%水平顯著為正，研究假說2進一步得證；注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）的回歸系數(shù)在1%水平顯著為正，研究假說1進一步得證。此外，注冊會計師審計質(zhì)量與內(nèi)部控制質(zhì)量交互項（[IC×Big4]）的回歸系數(shù)在1%水平顯著為負，表明兩者在提高股價信息含量中存在替代關(guān)系，交互效應(yīng)檢驗結(jié)果與分組檢驗結(jié)果一致，研究假說3a進一步得證。

綜上，高質(zhì)量的注冊會計師審計和內(nèi)部控制均有助于提高股價信息含量，且兩者在提高股價信息含量中存在顯著的替代關(guān)系。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）傾向得分匹配法（PSM）回歸分析

選擇國際“四大”與非國際“四大”會計師事務(wù)所審計的上市公司之間存在一些固有差異，而這些差異可能會帶來內(nèi)生性問題。為降低這兩類公司特征差異的影響，本文采用傾向得分匹配法（PSM）對樣本進行匹配處理后，再次檢驗研究假說。 參考梁上坤［30］、蔡春［26］的研究，選取一系列影響公司聘請國際“四大”會計師事務(wù)所審計的變量進行傾向得分匹配，包括公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、凈資產(chǎn)收益率、董事會規(guī)模、獨立董事比例、兩職合一、第一大股東持股比例、流通股比例、是否發(fā)生虧損的虛擬變量、成長性、流通股年換手率等。對這些變量進行1∶3分年度匹配后的回歸結(jié)果如表4所示。

表4中：列（a）為傾向得分匹配后模型（4）的回歸結(jié)果，可知注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）和內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文結(jié)論一致；列（b）和列（c）是根據(jù)審計質(zhì)量分組檢驗的結(jié)果，在列（b）高審計質(zhì)量組中，內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)不顯著，在列（c）低審計質(zhì)量組中，內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)顯著為正，分組檢驗結(jié)果支持兩者之間的替代關(guān)系；列（d）中，注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）和內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)均顯著為正，交互項（[IC×Big4]）的回歸系數(shù)顯著為負，即交互效應(yīng)檢驗同樣支持兩者之間的替代關(guān)系?；诖耍M行傾向得分匹配后，研究假說1、研究假說2、研究假說3a均進一步得到驗證。

（二）變更股價信息含量的度量方法

Llorente［23］在分析知情交易者和不知情交易者時，構(gòu)建了均衡狀態(tài)下股票收益率與換手率動態(tài)關(guān)系模型，其中并沒有包括市場收益率。而模型（1）是根據(jù)Fernandes［24］和Frésard［25］的做法，加入市場收益率進行修正后的模型。為確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進一步采用未包括市場收益率的原始模型，重新估計股價信息含量（C2）。模型具體形式如下：

[Ri，d=ai+biRi，d?1+C2iRi，d?1×Vi，d?1+εi，d] （7）

重復(fù)上述實證過程，結(jié)果如表5所示。

由表5可知：首先，列（a）和列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）和內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文結(jié)論一致。其次，在列（b）高審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)不顯著，在列（c）低審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)顯著為正，同時列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量和內(nèi)部控制質(zhì)量交互項（[IC×Big4]）的回歸系數(shù)顯著為負，進一步驗證了兩者之間的替代關(guān)系?；诖?，變更股價信息含量度量方法后，研究假說1、研究假說2、研究假說3a均進一步得到驗證。

（三）變更內(nèi)部控制質(zhì)量的度量方法

為避免迪博內(nèi)部控制指數(shù)可能存在的主觀性問題，本文進一步采用內(nèi)部控制是否存在重大缺陷（IC2）衡量內(nèi)部控制質(zhì)量進行穩(wěn)健性檢驗。受內(nèi)部控制缺陷披露時間的影響，樣本量有所減少，回歸結(jié)果如表6所示。

由表6可知：首先，列（a）和列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文結(jié)論一致；內(nèi)部控制缺陷（IC2）的回歸系數(shù)均顯著為負，進一步驗證了研究假說2。其次，在列（b）高審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制缺陷（IC2）的回歸系數(shù)不顯著，在列（c）低審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制缺陷（IC2）的回歸系數(shù)顯著為負，同時列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量和內(nèi)部控制缺陷交互項（IC2×Big4）的回歸系數(shù)顯著為正，而內(nèi)部控制缺陷是內(nèi)部控制質(zhì)量的反向指標(biāo)，所以兩者之間依然是替代關(guān)系?；诖?，變更內(nèi)部控制質(zhì)量度量方法后，研究假說1、研究假說2、研究假說3a均進一步得到驗證。

（四）變更注冊會計師審計質(zhì)量的度量方法

有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，國際“四大”會計師事務(wù)所的審計質(zhì)量并不比國內(nèi)會計師事務(wù)所的審計質(zhì)量更高［31-32］。因此，本文參考張宏亮［33］的研究，采用是否聘請國內(nèi)“十大”會計師事務(wù)所審計（Big10）作為審計質(zhì)量的替代指標(biāo)。重復(fù)上述實證過程，結(jié)果如表7所示。由表7可知：首先，列（a）和列（d）中以國內(nèi)“十大”衡量的注冊會計師審計質(zhì)量（Big10）的回歸系數(shù)均顯著為正，進一步驗證了研究假說1；內(nèi)xQXmfvHT/190dVcrUj1edQ==部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)均顯著為正，進一步驗證了研究假說2。其次，在列（b）國內(nèi)“十大”審計組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)不顯著，而在列（c）非國內(nèi)“十大”審計組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)顯著為正，同時列（d）中以國內(nèi)“十大”衡量的注冊會計師審計質(zhì)量和內(nèi)部控制質(zhì)量交互項（IC×Big10）的回歸系數(shù)顯著為負，進一步驗證了兩者之間的替代關(guān)系。基于此，變更注冊會計師審計質(zhì)量度量方法后，研究假說1、研究假說2、研究假說3a均進一步得到驗證。

（五）進一步控制其他影響因素

有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)投資者情緒、實際控制人性質(zhì)、監(jiān)管層持股比例等因素會影響股價信息含量［17，34］。為緩解遺漏變量可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文進一步控制投資者情緒、實際控制人性質(zhì)以及監(jiān)管層持股比例3個影響因素。其中：投資者情緒（CICSI）采用易志高［35］構(gòu)建的投資者情緒綜合指數(shù)來衡量；實際控制人性質(zhì)（SOE）為虛擬變量，當(dāng)實際控制人性質(zhì)為國有時SOE取值為1，否則為0；監(jiān)管層持股比例（Mhold）以董事、監(jiān)事及高級管理人員持股數(shù)量之和除以總股數(shù)衡量。由于新增的控制變量存在數(shù)據(jù)缺失，因此樣本量有所減少。重復(fù)上述實證過程，結(jié)果如表8所示。

由表8可知：首先，列（a）和列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）和內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文結(jié)論一致。其次，在列（b）高審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)不顯著，在列（c）低審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)顯著為正，同時列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量和內(nèi)部控制質(zhì)量交互項（[IC×Big4]）的回歸系數(shù)顯著為負，進一步驗證了兩者之間的替代關(guān)系?；诖?，控制其他影響因素后，研究假說1、研究假說2和研究假說3a均進一步得到驗證。

（六）基于Heckman兩階段模型的內(nèi)生性檢驗

為緩解迪博內(nèi)部控制指數(shù)可能存在自選擇的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman兩階段模型進行穩(wěn)健性檢驗。第一階段采用面板Probit模型估計內(nèi)部控制質(zhì)量的影響因素，并基于此計算逆米爾斯比率（IMR）。參考葉康濤［36］的研究，本文首先將被解釋變量內(nèi)部控制質(zhì)量設(shè)置為虛擬變量（IC_D），即當(dāng)內(nèi)部控制指數(shù)大于樣本年度行業(yè)中位數(shù)時，IC_D取值為1，否則為0；其次參考相關(guān)文獻［36-40］選擇公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、董事會規(guī)模、獨立董事比例、市值賬面比、上市年限、存貨占總資產(chǎn)的百分比等作為解釋變量，同時進一步控制年度、行業(yè)固定效應(yīng)，對模型進行面板Probit回歸；最后根據(jù)預(yù)測值的正態(tài)分布密度函數(shù)和累積分布函數(shù)計算逆米爾斯比率（IMR）。第二階段將逆米爾斯比率（IMR）納入前述實證模型進行回歸分析，結(jié)果如表9所示。

由表9可知：首先，列（a）和列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）和內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文結(jié)論一致。其次，在列（b）高審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)不顯著，在列（c）低審計質(zhì)量組中內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）的回歸系數(shù)顯著為正，同時列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量和內(nèi)部控制質(zhì)量交互項（IC×Big4）的回歸系數(shù)顯著為負，進一步驗證了兩者之間的替代關(guān)系。基于此，采用Heckman兩階段模型的回歸結(jié)果依然支持前文結(jié)論。

（七）基于工具變量法的內(nèi)生性檢驗

本文參考敖小波［38］的研究，采用同年度同行業(yè)同地區(qū)上市公司內(nèi)部控制指數(shù)均值作為工具變量（IC_hat），處理內(nèi)部控制質(zhì)量與股價信息含量互為因果的內(nèi)生性問題，工具變量回歸結(jié)果如表10所示。首先，列（a）和列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量（Big4）和工具變量（IC_hat）的回歸系數(shù)均顯著為正，與前文結(jié)論一致。其次，在列（b）高審計質(zhì)量組中工具變量（IC_hat）的回歸系數(shù)不顯著，在列（c）低審計質(zhì)量組中工具變量（IC_hat）的回歸系數(shù)顯著為正，同時列（d）中注冊會計師審計質(zhì)量和工具變量交互項（IC_hat×Big4）的回歸系數(shù)顯著為負，進一步驗證了兩者之間的替代關(guān)系?；诖?，工具變量回歸結(jié)果依然支持前文結(jié)論。

六、結(jié)論與啟示

作為企業(yè)內(nèi)部治理機制的內(nèi)部控制和第三方治理機制的注冊會計師審計是否均發(fā)揮了改善股市信息效率的作用？兩者在發(fā)揮作用時相互關(guān)系如何？這一問題值得深入研究。本文以2000—2019年我國A股上市公司為研究對象，實證分析發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的注冊會計師審計和內(nèi)部控制均有助于提高股價信息含量；進一步通過分組及交互效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，注冊會計師審計質(zhì)量與內(nèi)部控制質(zhì)量在提高股價信息含量中存在顯著的替代關(guān)系。為確保研究結(jié)論可靠，本文通過PSM回歸、變更關(guān)鍵變量衡量方法、控制其他影響因素、采用Heckman兩階段模型和工具變量進行穩(wěn)健性檢驗，上述結(jié)論依然成立。

本文的研究不僅豐富了內(nèi)外部治理機制影響股價信息含量的文獻，還從股市信息效率角度分析了內(nèi)外部治理機制之間的相互作用。根據(jù)本文結(jié)論，企業(yè)及相關(guān)部門應(yīng)進一步完善內(nèi)部控制建設(shè)，優(yōu)化內(nèi)部治理機制。注冊會計師在增強審計獨立性和專業(yè)勝任能力的同時，要充分關(guān)注企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，及時調(diào)整相應(yīng)審計程序。當(dāng)企業(yè)內(nèi)部控制出現(xiàn)問題時，注冊會計師應(yīng)實施更多成本較高的實質(zhì)性程序，以高質(zhì)量的審計來彌補內(nèi)部治理機制的不足，降低信息不對稱程度，保護投資者利益，維護資本市場秩序。

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（責(zé)任編輯：孫竹青）