内部控制缺陷披露信息含量检验

李百兴 李瑞敬

【摘 要】 文章以2012年398家披露内部控制缺陷的主板上市公司为研究样本，检验了内部控制缺陷披露的信息含量。通过检验内控缺陷披露前后的股市反应，研究市场反应出现的原因，发现当公司按照规定披露出内控缺陷时，市场会出现一定的反应，但由于内控缺陷披露多与财报一起或附带披露，在检验影响信息含量的因素后发现市场出现的反应并不是由内控缺陷的披露带来的。

【关键词】 内控缺陷； 市场反应； 信息含量

中图分类号：F239.1 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2016）02-0081-06

一、引言

我国沪深两市在2006年相继出台了《上市公司内部控制指引》，财政部等五部委在2008年联合发布了《企业内部控制基本规范》鼓励并要求企业披露内部控制信息，2010年正式颁布《企业内部控制配套指引》要求自2011年1月1日起首先在境内外同时上市的公司施行，自2012年1月1日起扩大到在上海证券交易所、深圳证券交易所主板上市的公司施行。自正式实施之日起，执行企业内控规范体系的企业，必须对本企业内部控制的有效性进行自我评价，披露年度自我评价报告，同时聘请具有证券期货业务资格的会计师事务所对其财务报告内部控制的有效性进行审计，出具审计报告。

事实上，即使在上市公司被强制披露内部控制缺陷之前，他们已经存在一定的内部问题，这些公司的内部控制往往更加薄弱，财务报告质量也更低。如果在强制披露之前股市就已经能够反映公司存在的问题，那么当公司按照要求披露出公司内控缺陷时投资者也就没有那么意外了。在强制要求下披露的内控缺陷到底具不具有信息含量①呢？这显然是一个值得探讨的问题。目前国内外关于内控缺陷披露的研究主要集中在两个领域：一个是关于内控缺陷披露的影响因素，另一个是内控缺陷披露的经济后果。

二、文献综述

（一）国外文献综述

1.内控缺陷披露的影响因素

2002年萨班斯法案颁布后，其中404条款规定美国上市公司要强制披露公司内控自我评价报告，此后关于内控缺陷披露的影响因素研究层出不穷。相关因素研究主要集中在公司财务特性和治理特征以及外部监管环境等方面。研究发现内控缺陷的披露会受到会计计量（Ge和McVay，2005）、会计报告（Franklin，2007）、经营环境（Dechow和Ge，2006）以及经营特点（Doyle，2007）的影响。具体来说就是规模小、上市时间短、业务复杂度高的上市公司更容易披露公司内控缺陷（Doyle，2007）。另外，相比未披露内控缺陷的上市公司，披露出内控缺陷的公司在披露前组织结构发生变化和变更审计师的概率更大（Ashbaugh-Skaife，2008），披露内控缺陷的公司审计委员会中有AFAPs②和UFAPs③与内部控制缺陷披露具有负向的关系（Naiker和Sharma，2009）。此外，内控缺陷的披露还与内部控制制度与会计控制资源的分配相关，披露内控重大缺陷的上市公司更趋向于有更复杂和更少盈利等特征的小型公司（Ge和Park，2009）。

2.内控缺陷披露的经济后果

国外关于内控缺陷披露经济后果的研究主要包括两个方面，一方面是对财务报告质量的影响，由于披露内控缺陷的公司会发生更多的估计错误以及程序性差错，因而会影响应计质量。研究发现披露内部控制缺陷的公司其应计质量更低（Doyle，2007），相比较于未披露内控缺陷的公司而言，披露内控缺陷的公司存在较高的个别风险和系统风险，因此盈余质量也会更低，但在公司内控缺陷得到整改以后公司的盈余质量会显著提高（Ashbaugh-Skaife，2008）；另外，公司的稳健性也较低，在内控缺陷得到整改后公司的稳健性显著提高（Beng和Li，2011）。另一方面是对资本市场反应的影响，研究发现披露内控缺陷的公司权益资本成本高于未披露内控缺陷的公司（Ogenva，2007）；此外，披露不同程度的内部控制缺陷所引起的市场反应不同，披露重大缺陷的市场反应（累计异常收益率）最强（Hammersley，2007）。

（二）国内文献综述

1.内控缺陷披露的影响因素

在2012年之前即我国尚未对内部控制自我评价报告作出强制性要求时期，学者们就已经对内控缺陷披露的影响因素进行了深入研究。早期的研究主要关注公司盈利能力、财务报告质量及其财务状况等对内控缺陷披露的影响。研究发现经营业绩好、财务报告质量高的上市公司更倾向于披露内部控制信息（蔡吉甫，2005）。而后，关于内控缺陷披露影响因素的研究逐渐将焦点转移到公司的治理特征及外部监管环境上。研究发现我国上市公司的股权结构会影响内部控制信息披露水平，而股权结构与内部控制信息披露水平则会影响企业价值（林钟高、徐红、唐亮，2009）。存在内部控制缺陷的公司一般经营更加复杂，存在的会计风险更高，内部控制建设相对更不完善，经历审计师变更和财务报告重述的公司更可能披露内部控制缺陷（田高良、齐堡垒、李留闯，2010）。此外，上市公司报告年度的分部数目和公司规模也是披露内控缺陷的影响因素（蔡丛光，2010）。同时研究发现内部控制质量、内部控制试点、内控审计投入、上市年限是影响企业内部控制缺陷披露的重要因素（林斌、刘春丽、舒伟等，2012）。2012年以后即上市公司被强制性要求披露内控缺陷时期，关于内控缺陷披露影响因素的进一步研究相对较少。由于上市公司被强制性要求出具内控自我评价报告，并聘请具有证券期货业务资格的会计师事务所对其财务报告内部控制的有效性进行审计，出具审计报告，因此在研究中主要增加的影响因素就是外部审计机构及审计师属性等。研究指出聘请“四大”进行内控审计、更换外部审计师的上市公司发现内控缺陷的可能性比较大（王艺霖、刘玉廷、王爱群，2014）。

2.内控缺陷披露的经济后果

企业建设内部控制体系的目的之一是提高财务报告信息质量，研究发现存在内部控制缺陷的公司其会计稳健性和应计质量均显著低于不存在内控缺陷的公司（齐堡垒、田高良、李留闯，2010）。作为上市公司运营的载体，有效资本市场的信息必然是充分的，因此上市公司披露内部控制信息对于资本市场的有效运转也具有重要作用。披露内部控制缺陷信息后往往会带来不同程度的市场反应（方红星、孙蒿，2010）。作为企业的利益相关者之一，投资者在面对公司披露内控缺陷信息时也会作出一定的反应。研究表明披露内部控制缺陷后公司净利润的价值相关性下降，净利润和账面价值对股票价格的整体解释能力同时下降，投资者能够识别内部控制缺陷对财务报告质量的影响并作出相应的反应（田高良，2011），并且披露内部控制缺陷的公司会引起股票价格的下跌（杨清香，2012）。另外，由于投资者对于披露内控缺陷上市公司的信心降低，进而引发较高的报酬率要求，研究发现内控缺陷披露与权益成本之间具有显著的正相关关系，上市公司披露内控缺陷会显著提高其权益成本（王艺霖、王爱群，2014）。

三、理论基础与假设提出

信息是指对于事件结果预期的改变。在本文中，如果公司披露出的内控缺陷报告能够改变投资者对公司未来现金流量概率分布的估计从而改变了他们对公司股票价格的估计，那么这份报告就是具有信息含量的。根据比弗（1968）的研究，可以使用U统计值来度量某次信息发布所具有的信息含量，U值即报告期预期误差的平方与非报告期残值方差的比率。若某次信息公布不具有信息含量，非正常报酬率应该保持不变，U统计量应该接近1；反之，U值应该大于1。因此，提出假设一：内控缺陷披露时U值大于1。

信息定义的另一种表述规定，信息不仅要能够改变预期，并且这个改变要足够大到能够改变决策者的行为。根据这个定义，若内控缺陷报告具有信息含量，那么就会导致投资者改变最佳投资组合中该公司股票的持有量。投资者投资组合的优化调整过程往往是出售部分（或所有）已经持有的股份。因此，提出假设二：公司披露内控缺陷时，股票成交量波动性更大，变动趋于正向。

由于投资者对内控缺陷的认知，在公司披露内控缺陷时会影响投资者的信心，因此会影响投资者预期从而影响公司的股市表现，当公司的内控缺陷被披露时，价格变化的波动性很可能要比其他时期更大。因此，提出假设三：公司内控缺陷披露日内股价波动更大，且变动趋于负向。

但由于我国的内控评价报告多与年度财务报告一起披露或直接附于年报后披露，因此上述假设的市场反应究竟是由于内控缺陷披露引发还是由于年报披露引起，或者是两者共同作用的结果仍需要进行检验。Aloke（Al）Ghosh，Yong Gyu Lee（2013）发现披露内控缺陷的公司在被强制披露之前就可能存在一些内部问题，并且财务报告质量往往更低，因此公司披露期之前的股价能够包含有关公司内部问题和财报质量较低等大多数问题的信息，当内控缺陷披露时，只能带来有限的新信息供投资者决策使用。因此提出假设四：内控缺陷披露并不存在显著的信息含量，前面三个假设中的市场反应更多是由年报的信息含量引发的。

四、样本选择与研究设计

（一）样本选择

我国于2010年正式颁布《企业内部控制配套指引》，自2011年1月1日起首先在境内外同时上市的公司施行，自2012年1月1日起扩大到在上海证券交易所、深圳证券交易所主板上市的公司施行。在此之前，各上市公司对于内部控制缺陷并没有统一的评价标准。因此，本文从迪博风控数据库选取2012年披露内部控制缺陷的421家主板上市公司作为样本进行研究，可以较好地避免由于各公司内控缺陷评价标准不统一造成的系统性错误。由于金融、保险行业的上市公司内部控制要求更加严格，内控缺陷披露也更加规范详细，因此本文在样本选择时剔除了金融、保险行业的上市公司，最终选择398家主板上市公司作为样本，研究包括内控披露前后8周在内的共17周各个样本公司的市场反应。在回归分析中选择398家未披露内控缺陷的公司（行业结构与披露内控缺陷的398家公司相同）与披露缺陷的公司一起构成回归样本进行检验。

（二）研究设计

1.披露周信息含量分析

根据比弗1968年的研究，本文使用U统计值来度量内控缺陷披露的信息含量，U值即报告期预期误差的平方与非报告期残值方差的比率。为了验证内控缺陷披露的信息含量，笔者比较了报告周（第0周）与非报告周（-8周到-1周与1周到8周）的非正常报酬率方差。主要模型设计如下：

Ri t=ai+biRm t+ui t （1）

uj t=Rj t-ai-biRm t （2）

uj t=uj t2/si2 （3）

上述模型中变量定义：Rit表示公司i在时间t考虑红利再投资的回报率；Rm t表示综合市场在时间t考虑红利再投资的回报率；uj t为披露周回归模型（1）的残差；si为非披露周回归模型残差的均值。根据比弗的研究，可以通过观察股票的非正常报酬率方差在盈利公布周是否上升来验证某次信息发布是否具有信息含量。若某次信息公布不具有信息含量，非正常报酬率应该保持不变，U统计量应该接近1；反之，U值应该大于1。

2.披露周前后每日市场反应分析

为了进一步验证内控缺陷披露的信息含量，除了对披露周进行分析外，还对报告披露前后3个工作日以及前后10日进行了股价与股票交易量的均值方差检验。股价用每日的收盘价来表示，为了避免公司发行量等带来的影响，股票交易量通过变量Vit来表示，Vit=公司i在第t天的股票交易量/公司i在第t天发行的总股数。对比披露前后n日的市场反应差异，研究内控缺陷披露信息含量的时效性。

3.内控缺陷信息含量回归分析

由于内控评价报告多数随年报一起或附在年报中进行披露，而年报本身具有信息含量，因此需要考虑所得出的信息含量是由内控缺陷带来的还是年报本身的信息含量，或者是二者共同作用的结果，以进一步验证内控缺陷披露的信息含量。根据以往学者研究的结果，笔者选取财务报告中的一些信息（包含公司规模、成长性、股利分配、未预期盈余、审计意见以及是否发生重组等信息性较强的变量）以及是否披露内控缺陷作为变量来研究这些信息对于累计异常报酬率的影响，本文采用以下模型对内控缺陷披露信息进行验证：

CARi（t1，t2） = ？茁0 + ？茁1ICW + ？茁2ASSET + ？茁3GROWTH +

？茁4DIV+？茁5△EPS+？茁6OPINION+？茁7RESTRU+？着 （4）

上述模型中变量描述如下：CARi（t1，t2）为公司i在时间窗口（t1，t2）内的累计超额收益率；ICW为公司是否披露内控缺陷，若披露为0，否则为1；ASSET为公司总资产对数；GROWTH为本年销售增长率；DIV为是否分红，有分红为1，否则为0；OPINION为审计意见，标准无保留意见为1，否则为0；RESTRU为公司是否存在重组，若存在为1，否则为0。

五、实证结果及分析

（一）披露周信息含量分析结果

表1与图1为回归模型（1）后的残差分析，从图表中看出在观察的17周时间里，非正常报酬率在-2周到+2周时间段内的第0周达到最低点，这与笔者的分析相一致，即当内控缺陷披露时，投资者失去信心，非正常报酬率下降。表2是对17周非正常报酬率及方差分析的结果，非披露周的异常报酬率均值为正，而披露周的异常报酬率均值为负，证明内控缺陷的披露导致异常报酬率下降。U值为1.717，即表明盈利公布周的方差比正常情况下高出约72%，支持假设一，证明了内控缺陷的披露是具有信息含量的。

（二）披露周前后每日市场反应分析结果

1.日交易量分析

从图2可以看出股票成交量在披露当日达到最大值，股票交易量在披露前后8个工作日（公司披露前后10日内的工作日天数最多为16天，因此选择前后8个工作日作为研究对象）内呈现出倒U型分布，披露前交易量上升，披露当日达到最大值，披露后又开始下降。表3对各个公司披露日前后3个工作日的股票交易量进行了描述性统计，发现披露日后3个工作日交易量大于披露前3个工作日的成交量，但表4中的t检验结果sig值为0.085高于0.05，表明披露前后3个工作日的股票交易量均值的方差不存在显著差异。这可以从图2的日交易量分析中观察出原因。股票交易量在披露前-8日到-2日基本保持平稳，-1日开始上升，披露当日达到最大值，披露后1日大幅下降后从+2日开始保持基本平稳状态，从图中观察上升幅度与下降幅度大致相同，由于方差只能表明波动幅度而不能说明波动方向，因此这就解释了为什么披露前后t检验结果是不显著的。表5对披露前后10日的股票日交易量进行了t检验，由于各公司披露日期各不相同，在前后10日内的工作日数量也不相同，因此采用one-way anova方法进行t检验。同质性检验结果表明sig值为0.830与0.926，均大于0.005，方差分析中F值与sig值也表明在披露前后10日内，股票成交量均值的方差不存在显著差异，与图2中显示结果保持一致。以上分析支持了笔者的假设三，即：内控缺陷的披露会使公司股票交易量上升，内控缺陷的披露具有信息含量。

2.股价分析

表6中对各公司披露日前后3个工作日的股票收盘价进行了描述性统计。披露前3个工作日的股价均值高于披露后3个工作日的股价均值，表明披露后的股票价格下跌。表7中t检验结果sig值为0.012小于0.05，证明披露前后3个工作日的股价均值方差是存在显著性差异的，即披露前后3个工作日的股价波动范围存在显著差异，且从图3中也可以观察到+1日到+3日股价的波动幅度大于-3天到-1天的股价波动幅度。表8对各个公司披露日期前后10日的股票收盘价进行了t检验，同样采用one-way anovo方法进行方差分析，同质性检验结果表明sig值为0.243大于0.05，anova结果中F值与t值也表明披露前后10日的股票收盘价均值的方差不存在显著差异。图3中结果表明从-8日到-1日股价呈现上升趋势，同样从+1日到+8日股价也是上升趋势，且由t检验结果得知波动幅度大致相同。以上分析证明在短时间内股价会随着内控缺陷披露存在显著不同，而在较长天数内不会因为内控缺陷的披露而改变趋势，并显著不同。上述分析结果与笔者前面的假设内控缺陷披露后会使股票价格下降一致，支持了假设一，因此可以得出结论：内控缺陷的披露具有信息含量。

（三）内控缺陷信息含量回归分析结果

通过对内控缺陷披露周前后每日的股价与成交量分析，发现在披露前后3个工作日内，市场反应显著不同。因此，在回归分析中（表9），笔者选择（-3，+3）时间窗口的分段累计报酬率作为因变量，通过对不同时间窗口内累计异常报酬率与各自变量的回归分析，发现在（-3，0）时间窗口内CAR在不同程度上与DIV、EPS两变量显著相关，但与ICW不显著相关；在（0，1）时间窗口内累计异常报酬率与GROWTH、DIV、OPINION 三个变量在不同程度上显著相关，但与ICW变量不显著相关；在（0，2）时间窗口内累计异常收益率与DIV、EPS、OPINION三个变量在不同程度上显著相关，但与ICW不显著相关；在（0，3）时间窗口内回归分析发现累计异常报酬率与DIV、EPS、OPINION三个变量在不同程度上显著相关，与ICW不显著相关；在（-3，3）时间窗口内回归结果表明累计异常报酬率与DIV、OPINION两个变量显著相关，与ICW不显著相关。

上述回归结果表明，在不同时间窗口内，累计报酬率分别与GROWTH、DIV、EPS、OPINION在不同程度上显著相关，但是在不同的时间窗口都与ICW不显著相关。说明在披露周的信息含量主要是财务报告中具有信息含量的变量带来的，而内控缺陷的披露只能带来有限的新信息，即不具有显著信息含量。

六、结论及原因分析

通过实证结果分析，本文得出如下结论，在内控缺陷披露周，市场会作出相应反应且在短时间内市场反应显著，即存在具有信息含量的信息发布；但这种信息含量更多的是由年报带来的，而不是笔者所研究的内控缺陷的披露，这与Aloke（Al）Ghosh和Yong Gyu Lee的研究相一致。笔者分析原因为内控缺陷之所以不具有信息含量，除了与在第三部分理论分析中提到的由于公司内控问题在被披露出来之前就已经反映在财务报告和市场反应数据有关外，与我国当前的内控缺陷认定体系也有很大关系。内部控制缺陷认定标准是企业内部控制评价的核心问题，内控缺陷认定标准存在诸多影响内控缺陷信息质量的问题，目前我国《内控指引》中虽然对内控缺陷披露的一些问题进行了规定，但对于内控缺陷的认定标准却没有系统化和规范化，因此企业虽然按照《内控指引》对本公司的内控缺陷进行了披露，但披露出的缺陷往往并不具有显著的信息含量。●

【参考文献】

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