内部控制自我评价报告质量测度研究

吴秋生，李通乾（山西财经大学会计学院，山西太原030006）



内部控制自我评价报告质量测度研究

吴秋生，李通乾
（山西财经大学会计学院，山西太原030006）

［摘要］以2011～2013年沪市A股上市公司为样本，对公司内控自评报告的质量与影响因素之间的关系进行了实证研究。研究发现，我国上市公司内控自评报告的披露比例、披露质量在逐年提升，但总体上仍未达到令人满意的水平。此外，非财务性变量如公司规模、独立董事比例、上市时间、股权集中度、机构投资者持股比例、控股股东性质以及财务性变量盈余质量等对内控自评报告质量的影响非常显著，这些变量可以用来判断内控自评报告的质量。

［关键词］上市公司；内控自评报告；质量测度标准；盈余质量

一、引言

企业内控状况体现了其管理水平并影响企业绩效，而内控自评报告是企业内控状况的反映，其目标是将企业在内部控制建设中所做的努力与成果有效地传递给利益相关者，帮助其做出更加理性的决策。然而，我国上市公司的内控自评报告质量还存在诸多问题，这既有相关法律、规章混乱及不完善的原因，更重要的是缺乏测度内控自评报告质量的标准，使得使用者很难评判企业披露的信息。因此，有必要建立统一的质量测度标准，以引导企业的内控自评报告编制以及外部使用者对报告的有效评价。

Kelly（1993）认为，内控评价报告的发布主要是满足利益相关者的需求，其内容应包括与财务报告相关的内控评价以及与企业经营管理、生产运营等相关的遵循性控制[1]。Meek（1995）指出，内部控制信息质量的高低与企业规模、企业所在国家或地区、企业所属行业类型、企业是否在国外上市有关[2]。Wills等（2000）认为，内控自评报告可以帮助利益相关者了解企业的内控状况并判断其是否有效，这有利于企业价值的提升，高质量的内控信息披露与股价正相关[3]。Dav idM.Willis和SusanS.Lightle（2000）认为，财务报告的编制、内部控制的性质、内部审计的作用以及独立审计师和审计委员会等作为硬性指标应包括在内部控制报告中[4]。Ashbaugh-Skaife等（2009）发现，内部控制报告会影响投资者的风险评价和公司的权益成本[5]。

随着企业内部控制相关制度的完善，国内关于内控信息披露质量的研究也逐渐增多。许碧（2008）指出，上市公司倾向于披露积极信息而避免披露消极信息，内控自评报告存在避重就轻的问题[6]。于忠泊、田高良（2009）对上市公司内控自评报告的有用性进行研究后指出，在当前的制度背景下，内控自评报告披露与否并不等同于内部控制的好坏，自愿性披露条件下的内控自评报告没有对企业产生积极影响[7]。詹长杰（2011）指出，我国上市公司的内控自评报告虽然具有一定的信息含量，但其没有对股价产生积极的影响[8]。杨玉凤等（2010）认为，内控信息披露对企业隐性成本具有明显的抑制作用[9]。陈国辉、王文杰（2011）发现，内控信息披露质量与公司绩效显著正相关[10]。张晓岚等（2012）指出，内控信息披露质量与企业经营业绩显著正相关，内控信息披露表现出决策相关性[11]。余海宗（2013）、宋常（2014）、周婷婷（2014）、曾建光（2014）、林永坚（2012）实证检验了内控信息质量对市场评价和盈余信息含量的影响，认为企业的内部控制信息质量越好，市场评价越高[12-16]。

综上所述，内部控制信息质量会对企业产生多方面的影响，内控自评报告的决策有用性在我国也逐步体现出来。因此，有必要通过一定的手段来评判内控自评报告的质量，因为低质量的报告会对使用者产生误导。本文将通过建立内控自评报告质量指标体系，研究报告与影响因素之间的关系，从报告自身和外部两个角度探索测度内控自评报告质量的方法。

二、内部控制自我评价报告质量指标体系

（一）内控自评报告质量指标体系的构建

内控自评报告质量是指内控自评报告应满足一定的特征，使报告能够客观、全面地反映企业内部控制的有效性，满足管理者的经营管理需求以及利益相关者投资、监管的需求。具体来说，内控自评报告的质量特征应包括可靠性、相关性、及时性、全面性、可比性、合规性和重要性。

构建内控自评报告质量指标体系，首先要选择合适的质量特征作为一级指标。究竟哪些质量特征重要且具有代表性，可以参考财务信息披露的相关研究与表述。美国财务会计准则委员会（FASB）在《财务会计概念公告第2号》中指出，可靠性和相关性是使信息决策有用的最主要的两个质量特征，为了使相关性得到满足，信息必须是及时的并具有预测价值和反馈价值；为了使可靠性得到满足，信息必须具有真实性、可检验性、客观性。另外，具有连贯性特点的可比性特征是次要的质量特征。美国注册会计师协会（AICPA）更侧重于可靠性、一致性和中立性，美国证券委员会（SEC）、美国审计准则委员会（ASB）、蓝带委员会（the Blue Ribbon Committee）也对会计信息质量提出了相关建议。Gegory和Jeannot（2000）综合了各方的建议与要求，提出财务报告质量特征包括相关性、可靠性和清晰度，而及时性、完整性、客观性、真实性等特征是对可靠性和相关性的进一步保障[17]。葛家澍等（2001）在国外学者研究的基础上，将财务信息质量分为内容质量和表述质量两部分，其中，内容质量的核心是决策有用性，它依靠相关性和可靠性来保证，而表述质量的核心是保护投资人，它依靠透明度来保证，重要性、可比性、中立性、清晰性、完整性、充分性及实质重于形式等特征则是前面三个特征的次级特征[18]。在内部控制信息披露的相关研究中，张晓岚等（2011）采用相关性和可靠性两个质量特征来建立内部控制信息披露质量指标体系[19]，杨玉凤等（2010）则采用及时性、真实性和完整性作为一级指标[9]，对上市公司的内控信息披露质量进行评分。还有学者以信息含量作为内控信息披露质量的指标。本文认为，信息含量只是相关性的一个方面，以此作为质量指标有很大的片面性。内部控制评价应遵循全面性、重要性、客观性的原则，可靠性是对客观性原则的反映，而相关性则是全面性及重要性的综合体现。综合以上分析并结合相关研究，本文选择可靠性和相关性两个质量特征来建立内控自评报告质量指标体系。

本文将内控自评报告质量指标划分为两级，一级指标由可靠性D1、相关性D2构成。其中，可靠性指标D1是指内控自评报告必须真实、可靠、客观地反映企业内部控制的实际状况，可靠性需要从企业自身以及外部两个方面来加强；相关性指标D2是指内控自评报告必须与利益相关者的投资、监管等要求相关，这可以从报告所披露的内容来考虑。

基于对一级指标内涵的理解，我们提出用于衡量一级指标的二级指标，见表1。一般来说，二级指标E1～E6都满足时，内控自评报告可靠性最高，而某一个或几个条件不满足时，可靠性则相应降低。E7内控五要素披露的详实、有效有利于报告使用者更好地了解企业内控状况，而E8缺陷的说明则有利于报告使用者评价内控缺陷的严重程度，这两个指标影响报告的相关性。

在指标的计算上，本文是以客观事实是否发生作为赋值的标准。其中，对于二级指标E7，本文借鉴《企业内部控制规范讲解》中对五要素的具体说明，建立如表2所示的F1～F5五个三级指标以及G1～G26的四级指标来评分。其他指标的计算如表1所示。

（二）质量指标权重分析

在对各指标的权重进行赋值时，本文采用了组合赋权法，即对于一级指标的赋权采用主观赋权，对于二级指标的赋权则借助于熵权法。一级指标的赋权主要借鉴了相关专家的研究，即可靠性和相关性是信息披露中最重要的两个质量特征。因此，我们对这两个指标赋予了较高的权重，即可靠性、相关性的权重赋值为50%、50%。

表1　内部控制自我评价报告质量指标体系

表2　E7：内控信息披露是否包括内控五要素及其影响因素下级指标

对二级指标的赋权，我们采用了熵权法。熵权法是一种客观赋权方法，其计算方法如下：假设现有m个样本公司，n个用于评价内控自评报告质量的指标，对数据进行排列，就形成如下的数据矩阵R=（rij）m×n：

其中，rij为第i个公司在第j个指标下的评分。

各指标权重的计算过程如下：

计算第i个公司第j个指标的指标值比重Pij：

计算第j个指标的熵值ej：

计算第j个指标的熵权wj：

（三）样本选取及指标权重计算

本文选取了2011～2013年的沪市A股上市公司，剔除了其中的ST公司以及金融、保险业公司，并去除没有披露内部控制自我评价报告的公司，共得到2011年388个样本公司、2012年660个样本公司、2013年732个样本公司。各二级指标和三级指标所对应的数据来源于CSMAR国泰安数据库、巨潮资讯网及上海证券交易所。结合各公司在二级指标下的取值，并借助上一节介绍的方法，我们得到2011～2013年各年的二级指标权重，如表3所示。

表3　各级指标权重

（四）上市公司内控自评报告评分

1.评分过程。我们在对各指标具体评分赋值的基础上，采用加权求和的方法建立综合指数评价模型，各二级指标的得分为所有样本公司在该指标的平均取值。为了便于理解与比较，各指标得分被转换为百分制计量，100分为满分。

对二级指标进行评分的具体公式为：

其中，Fj为第j个二级指标在百分制下的综合评分，rij为第j个指标下第i个公司的评价值，m为样本公司的数量，X为转换成百分制时的比例系数。

对一级指标进行评分的具体公式为：

其中，Ek为第k个一级指标的评分值，wkj为第k个一级指标下设的各二级指标的权重，n为第k个一级指标下设二级指标的个数。

对总目标即内控自评报告质量进行评分的具体公式为：

其中，Z为内部控制自我评价报告质量得分，wk为各一级指标的权重，Ek为各一级指标的分值，k为一级指标的个数。

根据以上步骤，借助Excel和SPSS19.0，我们得出如表4和表5所示的各年得分统计结果。此外，根据上述计算步骤，我们对各样本公司进行得分处理，并将结果通过SPSS19.0绘制成质量指数分布曲线，如图1所示。

表4　内控自评报告质量指标体系评分结果

表5　描述性统计量

图1　2011～2013年的质量指数分布曲线

2.质量指标体系评分结果分析。在本文所考察的2011～2013年沪市A股上市公司中，2011年的内控自评报告披露比为45.44%，2012年为75%，2013年为99.73%；在披露内控自评报告的上市公司中，披露内部控制审计报告的比例2011年为57.11%，2012年为60.07%，2013年为93.72%。从内控自评报告的披露比例来看，在逐步实施强制披露的背景下，内控自评报告的披露比例明显提升，但内控审计报告披露的比例滞后于内控自评报告，这会使内控自评报告的整体质量打折扣。

从表4、表5中可以看出，已披露的内控自我评价报告整体质量较为满意，在满分为100分的情况下，2011～2013年的均分都达到70分以上，且2011～2013年间有微幅上升，说明内控自评报告的质量逐年改善。标准差的分值逐年减小，说明2011年内控自评报告的质量在不同公司间更为参差不齐，差距较大，而这种状况在2012、2013年逐步得到改善，各公司的得分更趋于平均值，但还是没有达到满意的状态。

从表4中还可以看到，D1可靠性指标的得分在三年间有了较大进步，这得益于企业对内控自评报告披露的理解加深以及内控审计的增多，也与内部控制审计报告披露的比例相印证。D2相关性的得分则基本没有改善，说明企业在内控自评报告的内容方面没有可观的改善。在对内控自评报告质量评分的过程中，我们注意到许多公司的内控自评报告过于简单，只提及内控自评的评价范围，而对具体事项没有做出实质性表述。部分公司虽然在上一年披露了详细的内控自评报告，但下一年的内控自评报告却很简略，这可能是由于企业自身内控状况没有较大变动而怠于出具详式报告。从总目标得分来看，三年的内部控制自评报告质量总体持平，稳中有涨，这既说明内部控制自评报告在当前的制度背景下质量较好，也说明质量改进的幅度不大。

三、内部控制自我评价报告质量的影响因素分析

（一）研究假设

内控自评报告的质量可能受到多种因素的影响，本文将对各种影响因素进行分析，并提出相应的假设。

1.外部因素。

（1）企业所处行业类型。不同行业的业务性质、生产经营模式及外部监管都有很大的不同，利益相关者对企业内部控制信息披露的诉求也不尽相同。Forker（1992）指出，行业性因素会对上市公司的内控信息披露质量产生影响，如垄断性企业由于不必担心竞争压力会披露更多的内控信息[20]。垄断性行业以及金融、保险业往往涉及国民经济的各个部门，关系着经济的健康运行及社会的稳定，因此，我国对这些行业有着严格的监控，在信息披露的透明、真实、及时等方面有着较高的要求。基于此，本文提出如下假设：

H1：上市公司所属的行业类别影响其内控自评

报告质量。

（2）外部审计。审计的目的是改善鉴证对象的质量和内涵，财务报表审计能够促进企业加强内部控制以保证报表的准确性，这有助于提高内控自评报告的质量，而专项内部控制审计则能提高内控自评报告的质量。此外，承担审计业务的会计师事务所的规模、品牌声誉、行业专长也会对内控自评报告质量产生影响。DeAngelo（1981）认为，相比于小型事务所，大规模事务所审计失败将损失更多的获取未来准租金的机会，因此，大型会计师事务所有更大的经济动力来提高审计质量以维护自身声誉[21]。基于此，本文提出如下假设：

H2：审计机构为前十大会计师事务所的上市公司内控自评报告质量更高。

（3）地域环境。不同国家、地区的政治、经济等发展状况并不相同，其对内部控制报告的披露要求也不尽相同。欧美国家内控自评报告的发展较早，相关的法律法规也更加完善。我国内控自评报告的发展较晚，2008年颁布的《企业内部控制规范》可以认为是内控自评报告发展的真正起点。此外，不同地区的市场化程度也可能会对内控自评报告质量产生影响。胡为民等（2013）对沪深A股公司的研究表明，深圳、北京、天津和广州等地的内控披露水平较高，而西藏、黑龙江和内蒙等地的披露水平则较低[22]。佟岩等（2012）发现，内控自评报告披露的概率随着市场集中程度的变化呈倒U型曲线关系[23]。基于此，本文提出如下假设：

H3：所在地为东部地区的上市公司内控自评报告质量更高。

2.内部因素。

（1）公司规模。公司成长要基于良好的内部控制，而大型企业在内部控制建设上要比小型企业投入更多的精力以确保企业稳定运行，因此，大型企业更有动力披露自身在内控建设上的投入与效果。King等（1990）认为，公司规模与信息披露质量正相关，由于市场对大规模公司的信息需求量更大，披露高质量的信息能获取更大的收益。此外，大公司会牵涉到更多的利益相关者，也需要承担更多的责任，受到更多的监管，因此，大公司有更大的压力和动机披露更高质量的内控自评报告。基于此，本文提出如下假设：

H4：上市公司的规模与其内控自评报告质量正相关。

（2）股权结构。股权结构对内控自评报告的影响主要分为四个方面：股权集中程度、控股股东性质、高管持股比例、机构投资者持股比例。

关于股权集中对内控信息披露质量的影响，目前有两种不同的观点。一种观点认为，股权集中度与内控信息披露质量呈负相关关系，即在缺乏有效监管的情况下，大股东更有能力与动机去影响企业的信息披露，特别是在企业经营存在问题可能对大股东造成不利影响时，大股东更有可能掩盖信息以保护自身利益。另一种观点则认为，股权集中度与内控信息披露质量呈正相关关系。相对集中的股权有利于控股股东、大股东对企业的控制，大股东为了维护自身利益，更愿意监督、激励管理者做好企业内部控制以实现好的经营绩效，因此，大小股东的利益是一致的，大股东有动机与能力促进公司披露高质量的内部控制信息。本文认为，在两权分立的情况下，股东参与企业管理的程度有限，特别是对于上市公司而言，为了加强企业投融资及风险管理，公司股权不会过于集中。在有限集中的前提下，提高股权集中度有利于改善内控信息披露质量。基于此，本文提出如下假设：

H5：上市公司股权集中度与内控自评报告质量正相关。

控股股东性质主要分为国有控股与非国有控股。Eng和Mak（2003）的研究表明，内部控制信息披露水平受政府持股比例的影响，政府持股比例越高，公司的内控信息披露质量就越高[24]。国有控股公司多为关系国民经济命脉的行业，会有更多的政策、法规监管要求，且控股股东为政府部门而非个人，其更有客观的动机要求管理层披露真实的内部控制信息，以实现国有资产的有效管控。此外，我国的非国有控股公司在与国有控股公司的竞争中常处于劣势，在这种情况下，前者可能存在矫饰内控自评报告的动机。基于此，本文提出如下假设：

H6：国营上市公司相比于民营上市公司的内控自评报告质量更高。

高管持股作为一种有效的股权激励措施，能够促使高管利益与股东利益相一致。高管持股比例越大，公司内部控制有效性对其利益的影响就越大，其越有动机提高内部控制质量，也越有动力提高内部控制信息披露水平，因为高质量的内控自评报告有利于公司向市场传递积极信息，进一步提升公司效益和高管自身利益。基于此，本文提出如下假设：

H7：上市公司内控自评报告质量与高管持股比例呈正比关系。

机构投资者往往涉及众多的利益相关者，相比于个人投资者，其投资决策更加专业、谨慎，更需要及时、准确的财务、内控等信息来辅助投资决策，因此，当机构投资者成为股东时，其有动机要求上市公司提高内控信息披露水平。同时，机构投资者自身拥有较多的专业资源及经济实力，可以与其他大股东形成相互制衡的股权结构，有利于增强管理层内控信息披露的真实性。基于此，本文提出如下假设：

H8：机构投资者持股比例与内控自评报告质量正相关。

（3）董事会特征。董事会特征包括四个方面：董事会规模、独立董事比例、两职合一情况、四委设立个数。

董事会对管理层的有效领导和督促是建立良好内部控制的基础。董事会规模过小，则难以形成对管理层有效的监督，降低决策的效果，而董事会规模过大，虽然有利于决策的有效性和客观性，但会增加董事间的协调难度，降低决策效率。Yermack（1996）的实证研究表明，当董事会规模为14人时，公司绩效的分值最高。因此，适当规模的董事会有利于提高内部控制信息披露水平。基于此，本文提出如下假设：

H9：上市公司内控自评报告质量与董事会规模呈正比关系。

独立董事的存在能够提高董事会的决策能力，同时有利于对管理层进行有效监管，从而提高信息披露质量。Chen和Jaggi（2000）发现，独立董事比例较高的上市公司信息披露程度较高[25]。Cerbioni等（2007）的研究表明，内部控制信息披露水平随着独立董事比例的提高而提高[26]。基于此，本文提出如下假设：

H10：上市公司内控自评报告质量与独立董事比例呈正比关系。

两职合一是指董事长与总经理两个职位由同一人担任。我国的公司法没有对董事会成员与经理的交叉任职进行限制，但从内部控制的角度来讲，董事会作为治理层，负有对管理层的监管责任，两者交叉任职违背了内部控制的制衡性原则，会对董事会的监管能力造成较大影响。特别是董事长与总经理由同一人兼任时，最大的决策权与执行权就集于他一人手里，容易造成权力失察，影响企业的内部控制。因此，企业应尽力避免两职合一的情况，特别是董事长与总经理的两职合一。基于此，本文提出如下假设：

H11：不存在两职合一的上市公司内控自评报告质量更高。

董事会下设包括战略与预算委员会、提名委员会、审计委员会、薪酬与考核委员会在内的四委，它们是保证内控有效运行的重要部门，其对内控自评报告质量的提升有很大的意义。四委可以代表董事会对管理层的相应职责进行监督，有利于督促管理层加强内部控制。Krishnan（2005）发现，审计委员会的规模、专业能力等与企业内部控制质量呈正相关关系。基于此，本文提出如下假设：

H12：董事会下设四大委员会的个数与内控自评报告正相关。

（4）监事会特征。监事会特征主要包括两个方面，即监事会规模和专业性。过小规模的监事会，其权力会受到很大的限制，其监管决策的客观性、有效性也相对较弱；同时，监事会应由不同领域具有一定专业水平的人员组成，否则很难对企业内部控制运行中存在的问题做出有效的判断。基于此，本文提出如下假设：

H13：上市公司内控自评报告质量与监事会规模呈正比关系。

（5）上市时间。上市时间较长的公司多处于稳定期，容易满足于现状，可能存在疏于内部控制建设的积习，对内控信息披露的要求和重要性缺乏深刻的认识，而新上市的公司为了向外界展现公司良好的经营状况以实现有效融资，更加重视内部管理以及相关信息的披露，因为高质量的内控信息是吸引投资的重要途径。同时，监管部门也会对上市时间短的公司进行更多的监督。基于此，本文提出如下假设：

H14：上市公司内控自评报告质量与其上市时间呈反比关系。

（二）研究设计

1.被解释变量。我们以内控自评报告质量ICRQ作为被解释变量。

2.解释变量。根据研究假设，我们设计了14个解释变量，具体的变量名称、变量代码、变量定义以及自变量与因变量之间的预期关系如表6所示。

表6　变量定义及预期

3.模型构建。为了研究作为解释变量的各影响因素与作为被解释变量的内控自评报告质量之间的关系，我们建立了如下多元线性回归模型：

ICRQ=α0+α1IND+α2ADU+α3STATE+α4LNSIZE+α5SUPSIZE+α6ESHP+α7INDEP+α8BSIZE+α9IPO+α10CTBC+α11OC+α12NFC+α13INSH+α14CSP+β（8）

其中，α0为常数项，αi=(i=1,2,3,…,14)为各解释变量的待估系数，β为误差项。

在回归模型分析中，本文借助于SPSS19.0中的描述性分析、双变量相关性分析、多元线性回归分析等模块，对变量进行描述性统计、相关性及回归分析。

（三）实证结果与分析

1.描述性统计及分析。表7至表9给出了2011～2013年各变量的描述性统计结果，可以看出：（1）2011～2013年间，样本公司中有一多半的公司属于制造业，有超过半数的公司聘请的审计机构为国内前十大会计师事务所；（2）超过60%的样本公司处于东部发达地区，这里所说的东部发达地区包括河北、天津、北京、广东、江苏、浙江、安徽、江西、山东、上海、海南和福建；（3）在公司规模方面，各公司的规模相当，最小值为19.3，最大值为28.3，均值为22.7；（4）大部分样本公司的高管持股比例为0，各年的高管持股比例最大值达到67%的水平，而各年的均值为0.006～0.008，说明上市公司的高管持股比例很低；（5）监事会规模最小为2，最大为12，均值为4.1，说明样本公司监事会规模总体较小，尚有提升的空间；（6）独立董事比例最小值为0.25～0.27，最大值为0.67～0.75，均值为0.37，符合公司法的要求（上市公司独立董事至少占董事会人数的1/3以上），但部分公司比例过低；（7）董事会规模最低为5，最高为18，总体上符合公司法对上市公司的要求；（8）上市时间的最小值为0（即样本当年上市），最大值为23（即1990年上市），均值为11，说明样本公司总体上较年轻；（9）两职合一的均值为1.09～1.11，说明样本上市公司两职合一的比例仅为10%左右，两职合一情况并不严重；（10）股权集中度的最小值2013年为0.04，2011、2012年为0.14，3年的最大值都为0.98，均值为0.56～0.59，说明样本公司的股权情况总体上较为合适，只有部分公司的股权过于集中或分散；（11）四委设立个数的最小值为1，最大值为4，3年的均值都在3.8以上，说明大部分样本公司的董事会都设立了3个以上的委员会，总体状况较为满意；（12）机构投资者持股比例的最小值为0，最大值在0.95以上，均值为0.195，说明样本公司机构持股比例总体较小；（13）控股股东性质均值在1.74以上，说明超过74%的公司为国营性质。由于本文的样本选取遵循了随机原则并剔除了可比性较差的公司，故上述结果在很大程度上能够代表沪市A股上市公司的整体状况。

表7　2011年的样本描述统计量

表8　2012年的样本描述统计量

表9　2013年的样本描述统计量

2.相关性分析。在对样本进行分析前，为了克服不同样本规模可能引起的数据误差，我们将三年的样本公司数据进行综合，组成全样本公司数据，并对全样本公司数据进行相关性分析。从表10、表112011～2013年全样本公司的Pearson、Spearman相关性检验结果来看，所属地区（STATE）、高管持股比例（ESHP）与内控自评报告质量分别在0.01和0.05的水平上显著负相关，这与假设预期符号不符；上市时间（IPO）与内控自评报告质量在0.01的水平上显著正相关，这与预期符号相反；审计机构（ADU）、控股股东性质（CSP）的Spearman相关性与内控自评报告质量在0.01的水平上显著正相关，这与假设预期相符；公司规模（LNSIZE）、监事会规模（SUPSIZE）、独立董事比例（INDEP）、董事会规模（BSIZE）、股权集中度（OC）、机构投资者比例（INSH）的Pearson相关性与内控自评报告质量在0.01的水平上显著正相关，这与假设预期符号相符；所属行业（IND）、四委设立个数（NFC）、两职合一（CTBC）与内控自评报告质量不显著相关，但两职合一、四委设立个数与假设预期符号相同，而行业与假设预期符号相反。

表10　全样本Pearson相关系数

表11　全样本Spearman相关系数

从变量“所属地区”来看，在迪博企业风险管理技术有限公司关于2011、2012年各辖区上市公司内控实施情况的研究中，贵州、广西、云南等西部地区在内控自评报告披露比例、评价结论为有效的比例、内控审计报告披露比例等方面要优于东部地区，这样的结果值得深思。从高管持股比例来看，由于超过90%的样本公司高管持股比例为0，故显著负相关不具有代表性。

3.多元回归结果与分析。表12给出了2011～2013年各年及全样本的评价模型检验统计量，其中，Durbin-Watson是用于检测残差自相关的统计量，其取值范围介于0～4之间，其值越接近于2，误差之间的独立性越高，说明变量之间是相互独立的。从表12中可以看出，各模型的DW值都接近于2，变量之间的独立性较高。判定系数（R方）2011年为0.617，2012年为0.563，2013年为0.519，全样本为0.425。R方取值越接近于1，说明回归模型越满意。因此，总体来看，模型的拟合度中等。但是，从F统计量的观察值可以看出，2011年的F值为42.929，显著性P值为0.000，2012年的F值为59.354，显著性P值为0.000，2013年的F值为55.300，显著性P值为0.000，全样本的F值为93.108，显著性P值为0.000。F值大于1，说明该统计具有实际价值，而P值都小于0.01，可以判断模型的整体非常显著，模型是有效的，解释变量通过了F检验。

表12　模型汇总

表13～表16是多元线性回归的系数列表以及相应的统计量。从共线性统计量来看，VIF值都小于2，这进一步验证了解释变量之间不存在共线性问题，变量相互独立。从Sig值来看，解释变量所属地区（STATE）、公司规模（LNSIZE）、独立董事比例（INDEP）、上市时间（IPO）、股权集中度（OC）、机构投资者持股比例（INSH）、控股股东性质（CSP）的Sig值都小于0.05，部分小于0.01，说明相应的系数非常显著，而行业（IND）、审计机构（ADU）、四委设立个数（NFC）、两职合一（CTBC）、高管持股比例（ESHP）、监事会规模（SUPSIZE）、董事会规模（BSIZE）等变量的Sig大于0.05，部分接近于1，说明这些变量的系数不具有显著性，也即与内控自评报告质量的线性回归关系不显著。

表13　2011年的系数

表14　2012年的系数

表15　2013年的系数

表16　全样本系数

4.结果综述。在对被解释变量内控自评报告质量ICRQ与各解释变量进行描述性、相关性、多元回归分析的基础上，我们将对实证结果进行综合表述。

（1）沪市A股中有55%的公司属于制造业，本文假设上市公司所处行业会对内控自评报告质量产生影响。但实证结果显示，行业与内控自评报告质量既不存在显著的正相关关系，也不存在显著的线性关系，因此，假设不成立。由于制造业包含了众多的子行业且差异较大，这些因素是否会影响结果的准确性，有待于进一步的考证。

（2）审计机构与内控自评报告质量显著正相关，说明排名靠前的审计机构对内控自评报告质量的提高具有显著作用。但两者之间不是显著的线性关系，即审计机构与内控自评报告质量不是成比例的关系，高排名的审计机构只能提高而不能确保内控自评报告的高质量。

（3）本文假设东部发达地区的企业内控自评报告质量更高，但实证结果显示，公司所属地区与内控自评报告质量负相关，且呈现显著的线性关系，所以，假设不成立。已有研究发现，西部地区一些企业的内控信息披露状况要优于东部发达地区，这种差异值得深入研究。

（4）公司规模与内控自评报告质量既存在显著的正相关关系，也存在显著的线性关系，这与假设相符，说明大规模的公司在其成长及稳定发展中，都投入了更多的精力来保证内控运行有效，并愿意将成效展示给外部使用者。

（5）监事会规模与内控自评报告质量呈显著的正相关关系，这与假设相符，但两者之间没有显著的线性关系。这可能是因为我国上市公司的监事会规模总体较小，且差异性不显著，监事会的作用难以得到有效发挥。

（6）高管持股比例与内控自评报告质量显著负相关，这与假设相反，但两者不存在显著的线性关系。其主要原因在于，沪市的上市公司中只有极少数公司高管持有股份，相关性和线性结果实际上是少数公司的数据比较，不具有实质意义。

（7）独立董事比例与内控自评报告质量显著正相关且具有显著的线性相关性，这与假设相符，说明独立董事在内控自评报告质量的提升中起到了有效作用，高比例的独立董事可能意味着内控自评报告的高质量。

（8）董事会规模与内控自评报告质量显著正相关，说明在公司法对上市公司董事规模的具体规定下，规模增大有利于提高内控自评报告的质量。但大规模的董事会并不能对内控自评报告的高质量提供保证。

（9）上市时间与内控自评报告质量显著正相关且具有显著的线性关系，这与假设相反。这可能是因为我国的资本市场开放较晚，大部分上市公司还属于较年轻的公司，随着上市时间的延长，公司在逐渐理解和把握内控信息披露的相关政策。

（10）两职合一、四委设立个数与内控自评报告质量既没有显著相关性，也没有显著的线性关系。但在相关性检验中，两者与内控自评报告的相关性都为正，即两职分离以及四委设立对内控自评报告质量的提高有一定的作用，但从目前的数据来看影响不显著。

（11）股权集中度、机构投资者比例、控股股东性质与内控自评报告质量有显著的正相关关系且表现出显著的线性关系，这与假设相符，说明适度规模的股权集中、机构投资者持股比例增加、控股股东为国家都有利于内控自评报告质量的提高，并可为报告质量提供一定程度的保证，这得益于三者的股权制衡、专业能力以及更多的监督。

四、稳健性检验

（一）稳健性检验

1.增加自变量。以往的研究显示，内控自评报告质量与盈余质量之间存在一定的关系。赖文海（2009）基于信号传递理论认为，公司盈余质量的提高会使其更愿意披露内部控制信息[27]。雷英等（2013）以Jones模型为基础，将非可控应计利润作为盈余质量的度量指标，得出内部信息披露质量与盈余质量显著正相关的结论[28]。饶静（2013）借助于DD会计模型进行了实证研究，发现是否披露内控鉴证报告与盈余质量正相关[29]。高盈余质量往往意味着更好的企业业绩、更可靠的财务信息、更好的内部控制等，管理者在盈余质量高的情况下，更愿意披露企业信息，包括内部控制信息，以展现公司及管理层的良好业绩。

DD模型是由Dechow和Dichev于2002年提出的，主要是用应计项目转换为过去、未来和现在现金流量的程度来测度应计质量，即在模型中引入当期及前后一年的经营活动现金流，以测度公司流动应计利润的质量。Francis（2005）引入了固定资产、营业收入变化等变量，使得应计利润质量的测度更为完善。DD模型采用应计额与现金流之间的配比关系作为盈余质量的衡量标准，在一定程度上避免了Jones模型中关于现金流不被操纵的假定，且DD模型既能反映盈余上的有意操纵，也能反映无意的估计误差。因此，本文选用DD会计模型来测度盈余质量。我们加入盈余质量EQ作为自变量，并提出如下假设：

假设H15：在其他条件不变的情况下，内控自评报告质量与盈余质量正相关。

2.剔除部分原自变量，增加控制变量。我们将与内控自评报告质量不显著线性相关的变量剔除，引入资产负债率（LEF）、盈利水平（ROA）、是否亏损（LOSS）、财务杠杆（LEV）、每股收益（EPS）、净利润（RP）以及成长能力（GROWTH）等财务变量作为控制变量，并研究这些变量是否会对前述结论产生影响。

（二）变量定义

1.被解释变量。我们以内控自评报告的质量ICRQ作为被解释变量，其取值见前述章节中各公司的内控自评报告质量得分。

2.解释变量。这里新增解释变量盈余质量，其计量借助了Francis（2005）的DD修正模型，模型的残差即为异常应计利润：

其中，TCAi,t=△CAi,t-△CLi,t-△CASHi,t+△STDEBFi,t，即第t年i公司全部流动应计利润，△CAi,t为i公司第t年与t-1年的流动资产差额，△CLi,t为i公司第t年与t-1年的流动负债差额，△CASHi,t为i公司第t年与t-1年的货币资金差额，△STDEBFi,t为i公司第t年与t-1年的短期借款差额；CFOi,t-1为i公司第t年经营活动产生的现金流量净额，△REVi,t为i公司第t年与上一年营业收入的变化，PPEi,t为i公司第t年的固定资产期末值。以上各变量经过i公司第t年和t-1年的平均总资产修正后，通过SPSS19.0对模型进行回归分析，求出各公司的残差，即βi,t，取残差的绝对值即可得到盈余质量的度量指标EQ=ABS（βi,t），EQ的取值越小，盈余质量越高。

3.控制变量。黄梅（2008）指出，企业的规模、成长能力、负债水平等与应计水平紧密相关[30]。本文参照相关研究，进一步控制了以下财务和非财务指标：公司规模（LNSIZE）、上市时间（IPO）、控股股东性质（CSP）、股权集中度（OC）、机构投资者持股比（INSH）、资产负债率（LEF）、盈利水平（ROA）、是否亏损（LOSS）、财务杠杆（LEV）、每股收益（EPS）、净利润（RP）以及成长能力（GROWTH）。变量的取值方法及说明见表17。

表17　变量定义及说明

（三）样本选择

这里的样本选择同前面章节，同时剔除了部分财务信息缺失的公司，最后的样本公司为沪市A股2011年279家、2012年653家、2013年729家。各样本公司的数据来源于国泰安数据库，部分残缺数据通过查阅同花顺等网站手工补全。

（四）稳健性检验

表18～表24给出了稳健性检验结果，可以发现，经过变量的增减变动，结论并未发生实质性改变。同时，内控自评报告质量与EQ取值明显负相关，即内控自评报告质量与盈余质量显著正相关，并呈现显著的线性关系。

表18　Pearson相关性

（续表18）

表19　Spearman相关系数

表20　模型汇总

表21　2011年的系数

表22　2012年的系数

注：因变量为ICRQ。

表23　2013年的系数

表24　全样本系数

五、研究结论

本文构建了内控自评报告的质量指标体系，并对内控自评报告质量与诸多因素（包括财务和非财务指标）的关系进行了实证研究。研究发现，内控自评报告质量与部分预期因素存在显著的线性关系，这些因素有利于内控自评报告质量的提高并可为报告的高质量提供保证。还有一些因素与内控自评报告质量只存在显著的相关性，而没有显著的线性关系，说明这些因素有利于报告质量的提高，但不能为报告的高质量提供保证。另外一些因素则与报告质量不相关。具体来说，我们确立了内控自评报告质量测度的各项标准。

其一，内控自评报告质量测度的直接标准。直接标准是指从报告自身来测度质量，是最强的标准。在评价上市公司的内控自评报告质量时，首先要考察报告是否对内控五要素及其影响因素有实质性披露，对存在的缺陷是否有实质性说明，这些方面决定了报告是否与使用者决策相关；其次要考察内控自评报告是否有相应的内控审计报告及审计报告意见，财报是否经重述，公司最近三年是否因违规被处罚，内控审计报告与财务审计报告结论是否相符，这些问题的答案决定了报告的可靠性。具体的测度可以参考本文建立的指标体系及对报告的评分。

其二，公司规模、独立董事比例、上市时间、股权集中度、机构投资者比例、控股股东性质等非财务因素可以作为测度报告质量的强标准，而盈余质量可以作为测度报告质量的财务性强标准。这些因素都显示出与内控自评报告质量存在显著的正线性关系。如果报告使用者不方便对内控自评报告进行评分，或者需要对某些上市公司的内控自评报告质量进行横向比较，可以通过考察目标公司的这些因素做出合理判断。报告使用者可以根据盈余质量的高低对报告质量做出判断，其既适合于公司间的横向比较，也适合于对单一公司不同年份的报告进行纵向比较。盈余质量的测度具有一定的复杂性，但借助数据软件，可以较好地解决这个问题。

其三，审计机构排名、监事会规模、董事会规模可以作为评判内控自评报告质量的参考标准。这些因素有利于提高内控自评报告的质量，但不能为报告的高质量提供保证，其只适合于对不同公司的内控自评报告进行横向比较时做参考。

综合以上三方面的标准，报告的使用者就可以对内控自评报告的质量做出较为可靠的判断。

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［责任编辑：高巍］

经济与管理研究

Research on How to Measure the Quality of Internal Control Self-assessment Report

WU Qiu-sheng，Li Tong-qia
（School of Accounting，Shanxi University of Finance & Economics，Taiyuan 030006，China）

Abstract：This paper did an empirical research for the internal control self-assessment reports’quality with the sample of Shanghai A shares listed corporation. The authors found the proportion and quality of our listed companies’internal control selfassessment report revelation have risen year by year from 2011 to 2013，but have not yet reached a very satisfactory level. Besides，the non -financial variables such as firm size，proportion of independent directors，time to market，ownership concentration，the share ratio of the institutional investors，nature of the controlling shareholder，and the financial variable such as earnings quality on internal control self-assessment report quality affects the most，they can be used as auxiliary mediums for internal control self-assessment report quality measure.

Key Words：listed company，internal control self-assessment report，standards of quality measure，earning quality

［作者简介］吴秋生（1962-），男，江苏东台人，山西财经大学会计学院教授，博士生导师，主要研究方向是审计；李通乾（1988-），男，山西吕梁人，山西财经大学硕士研究生，主要研究方向是审计。

［收稿日期］2015-02-01

DOI编码：10.13782/j.cnki.2095-106X.2015.01.010

[文章编号］2095-106X（2015）01-0059-21

[文献标识码］A

[中图分类号］F23