管理层责任承担的市场反应①——基于内部控制缺陷披露的视角

张晓哲， 周晓苏， 杜亚光

(南开大学商学院， 天津 300071)

0 引 言

内部控制信息是公司内部控制质量和会计信息质量的重要信号，因而内部控制信息披露对缓解资本市场信息不对称、优化投资者信息环境、促进市场健康有序发展具有重要作用.随着我国资本市场对内部控制信息披露的需求不断提高，监管部门颁布了一系列法规，逐步、分批推进我国上市公司内部控制自我评价报告的强制披露.因此，内部控制自我评价报告已成为我国资本市场中利益相关者了解上市公司内部控制有效性、正确解读财务报告信息并做出决策的主要信息来源之一，其中内部控制缺陷的披露是投资者关注的焦点.

尽管管理层存在较强动机回避披露较负面的内控缺陷信息[1]，但事实上，随着我国监管机构和利益相关者对内部控制信息的重视程度不断提高，上市公司内部控制信息披露状况逐步完善，管理层刻意隐瞒缺陷的情况逐渐减少.据财政部分析报告显示(1)财政部会计司，2018年11月9日《我国上市公司2017年执行企业内部控制规范体系情况分析报告》.，我国披露内部控制缺陷的上市公司占比从2010年的不足1%提升至2017年的约30%，与发达国家资本市场相近，同时，披露内部控制重大或重要缺陷的公司数量、缺陷数量也都不断增长.在企业披露的内部控制缺陷中，披露内部控制重大缺陷和内部控制重要缺陷往往会对资本市场产生显著负向的影响[2]，会严重降低投资者及其他利益相关者对企业的信任程度并使之产生消极预期.由于在内部控制自我评价报告中，管理层对于内控缺陷的责任承担程度有很大的“自由裁量权”，对具体内容和方式可作选择性披露——比如，当内部控制存在较大缺陷时，管理层可能采用模糊性或者不确定性的语言来承担较少的内控缺陷责任，或采用模糊的合理保证语句来为自己辩护[3]；管理层也可能出于降低诉讼风险、维护公司声誉、保护投资者利益而选择主动披露其责任.然而，关于上述管理层对于内部控制缺陷责任承担的经济后果并不清楚，需要进行研究.

本文基于归因视角下的信任修复理论，利用我国2010年～2018年内部控制存在重要和重大缺陷的A股上市公司数据进行了实证检验.研究发现：1)管理层责任承担会产生短期的负向市场反应，投资者的累计超额收益率显著降低，表明管理层责任承担增加了投资者对负面消息严重性的预期；当管理层承担内部控制重大缺陷责任时，投资者的负向反应更强烈，进一步证明了管理层责任承担会增加投资者对“坏消息”的消极预期.2)财务报告类内部控制缺陷越多，管理层责任承担的负向市场反应越剧烈.3)对于披露内控缺陷整改以及过去媒体关注度较高的公司，投资者对内部控制评价报告中披露的管理层责任承担的负向反应有所缓解；管理层责任承担显著降低公司未来股价的崩盘风险.综上，本文认为，管理层责任承担会引起投资者暂时的负向反应，但从长远角度来看有利于“坏消息”的及时释放，提高市场信心，降低市场对公司股价的负面预期.

本文的研究成果主要体现在以下3个方面：第一，以内部控制缺陷为背景实证检验管理层责任承担行为的经济后果，与以往基于财报的业绩归因类管理层责任承担研究相比，本文关注外部难以获得的公司内部控制相关信息，考察负面事件下管理层责任的“自愿性”披露，发现管理层责任承担会产生短期负向反应和长期的正面作用，丰富了管理层责任承担的相关文献.第二，进一步补充了内部控制缺陷披露的市场反应研究.已有研究多从公司是否披露以及披露何种类型内部控制缺陷角度探讨其影响因素和经济后果，本文则以信任修复为切入点，对内部控制缺陷的管理层责任承担进行深入分析.第三，补充了社会心理学关于信任修复理论的证据，本文的研究表明，该理论可较好地解释管理层行为如何影响资本市场投资者的投资决策.

1 文献回顾与假设推演

1.1 制度背景和内部控制缺陷相关文献回顾

内部控制存在缺陷是导致企业经营失败并最终铤而走险、欺骗投资者和社会公众的重要原因(2)财政部财会便[2007]7号：关于印发《企业内部控制规范——基本规范》和17项具体规范(征求意见稿)的通知..2002年，美国国会为应对21世纪初爆发的一系列公司舞弊丑闻而颁布了萨班斯法案(Sarbanes-Oxley act)，要求上市公司披露内部控制缺陷和内部控制有效性的评估报告，引发了全球资本市场对公司内部控制及其内控信息披露的关注.我国经历了数年准备，2008年5月22日，财政部会同证监会、审计署、银监会、保监会发布的《企业内部控制基本规范》要求上市公司对其内部控制的有效性进行自我评价并披露年度自我评价报告.随后，我国监管部门逐步、分批推进内部控制自我评价报告的强制披露，并要求自2014年起所有沪、深主板上市公司和国有控股上市公司强制披露内部控制评价报告和注册会计师出具的内部控制审计报告.

国内外已有内部控制缺陷的研究[4]主要集中于3类问题：一是内部控制质量的决定因素，即探讨公司产生内部控制缺陷的原因.已有研究认为内部控制存在缺陷的决定因素主要与公司基本特征、财务特征、内外部治理有关[5-7].规模较小、经营复杂性越高、盈利能力差、存在并购重组事项的公司，更可能存在内部控制缺陷.此外，董事会及下属委员会特征、内外部审计、股权结构等治理因素也影响公司内部控制质量[8, 9].如Chen等[10]研究发现董事会独立性与内部控制缺陷负相关，且这一负相关关系在CEO两职合一时更显著.刘焱和姚海鑫[11]研究发现，专业的审计委员会有助于提高公司内部控制质量，而高管权力会削弱审计委员会专业性作用的发挥.李越冬和严青[12]证明了机构持股显著抑制内部控制缺陷，证明了其“有效监督”作用.二是内部控制缺陷披露的影响因素，即公司出于何种动机发现并披露内部控制缺陷.研究发现内部控制缺陷的发现和披露与外部审计特征和市场监管程度相关，但公司内部治理特征是最关键的影响因素.如Ji等[13]研究了中国公司的董事会规模、股权结构对自愿披露重大内控缺陷的影响，发现董事会规模、股权集中度显著抑制重大缺陷的自愿披露，而审计委员会专业性促进了重大缺陷的披露.赵息和许宁宁[14]研究发现，管理层权力越大，上市公司管理层越倾向于隐瞒已经存在的内部控制缺陷.李晓慧等[15]发现管理层基于自利会通过模仿其他企业的内部控制披露行为来增加自身行为的合法性.三是内部控制缺陷与利益相关者的相关性，即内部控制缺陷产生的经济后果.已有研究从公司、外部审计和投资者视角分析了内部控制缺陷的经济后果.由于内部控制缺陷往往被认为是向市场传递了“坏消息”，投资者和利益相关者会花更多时间考虑消极信息的影响，导致市场的不确定性反应，短期内股票价格下跌[16]，但长期可能产生积极作用[17]，因而对公司治理、资本成本和公司价值产生影响[18, 19].同时，内部控制缺陷也影响注册会计师的行为和决策，体现为更高的审计收费[20]和更长的审计延迟[21].综上，内部控制缺陷揭露公司内部的问题，客观反映公司的经营管理水平，进而影响管理层行为和投资者决策.

1.2 信任违背、信任修复与管理层责任承担

信任对于个人、组织和社会的积极作用已在行为科学领域得到证实，对股票市场参与者也有积极而显著的影响[22].一旦违背信任，这种积极作用就会消失[23]，归因理论认为，不当行为会造成信任方对被信任方做出消极推断(归因)，并不愿意处于易受对方伤害的状态.为了减少信任违背带来的消极后果，造成信任伤害一方往往会进行信任修复.当今社会中，违背信任的事件屡见不鲜，从美国的安然事件到我国的长生生物，企业的不当行为损害了大众的信任，引发了对企业管理层的质疑和市场的负面反应.而内部控制缺陷是导致企业经营失败并最终铤而走险、欺骗投资者和社会公众的重要原因.我国监管部门为应对企业损害信任的不当行为出台了一系列法规，强制企业披露内部控制信息，使公众更有效地发挥监督作用，也迫使企业不断加强、完善企业内部控制，从而恢复投资者对市场的信心.根据《企业内部控制评价指引》等规定，内控缺陷分为重大缺陷、重要缺陷和一般缺陷，其中重大、重要缺陷是指可能导致企业无法及时防范或发现严重偏离整体控制目标的情形，公司应单独披露.这说明在资本市场中，相比于一般缺陷，企业内部控制存在重大、重要缺陷对企业会计信息的可靠性有更大的影响[24]，会严重降低投资者及其他利益相关者对企业的信任程度并产生消极预期，致使股票流动性降低[25]、市场价值下降[26]、资本成本增加、投资者投资意愿降低[27].内部控制重大、重要缺陷的负面后果损害了投资者对公司管理层和会计信息的信任，并对资本市场产生显著影响[2, 16]，因而，公司管理层有动机降低并修复内部控制缺陷对投资者信任造成的损害[28].

已有研究发现，当发生信任违背行为时，修复信任比建立初始信任更难，因为信任违背的一方不仅要重建积极预期，还要克服因违背信任而产生的消极预期[28, 29].归因视角下，被信任方需要对负面结果进行解释，提供积极信息以抵消信任方的消极归因，进而修复信任.在对负面结果进行解释时，被信任方是否承认责任是其管理先前行为印象的策略[3, 30].在本文所探讨的内部控制缺陷披露的背景下，监管部门规定管理层应对维护内部控制系统设计和运行的有效性负责，当发生内部控制缺陷时，管理层不能完全否认其责任.但是，内部控制自我评价报告中管理层对于内部控制缺陷的责任承担程度有很大的“自由裁量权”，管理层可以选择披露的具体内容和方式.因此，管理层面对内部控制缺陷的负面信息可以有两种选择，一种是管理层可能出于降低诉讼风险、维护公司声誉、保护投资者利益考虑而选择主动披露其责任，积极面对当前内控缺陷问题并提出解决方案；另一种是管理层可能采用策略性披露或不确定性的语言来承担较少的内控缺陷责任，以规避个人责任，比如采用模糊的合理保证语句来进行辩护[3].

社会心理学界在研究责任承担的信任修复有效性方面尚未形成一致结论.一些研究发现，较高程度的责任承担可减少错误行为的负面后果，如感知的严重性、惩罚、责备和愤怒[31, 32].责任承担反映了个人的正直、可信、可靠，也表明修复问题并避免未来发生类似问题的意图，这种积极信息能更好地修复信任[33].如Srinivasan等[34]通过研究财务重述发现，重述概率低并不是会计差错少而是披露机制差，而更高的重述率反应了更高的信息透明度，增加投资者信任.另外一些学者认为，责任承担并不能减轻信任违背的消极结果，而会增加外界对负面事件个人责任的感知，使其产生消极和悲观情绪.较少的责任承担能够减少个人责任并产生有利的结果[35].基于前述分析，就本文的内部控制缺陷披露而言，管理层对内部控制缺陷责任承担的后果同样可能出现上述两种情形，即管理层的责任承担既可能会产生积极的市场反应，也可能产生消极的市场反应，据此，提出以下假设.

H1a管理层对于内部控制缺陷责任的承担能够产生积极的市场反应.

H1b管理层对于内部控制缺陷责任的承担能够产生消极的市场反应.

从内部控制缺陷的严重程度来看，相比重要缺陷，重大缺陷涉及面更广、性质更严重，对企业会计信息的可靠性有更大的影响，未来投资风险可能更高.一方面，研究认为较高程度的责任承担可减少错误行为的负面后果.因而当管理层主动承担重大内控缺陷责任时，会增强投资者感知管理层积极承担责任并修复问题的决心，增加投资者信任，进而强化了市场的正面反应.另一方面，社会心理学研究发现，人们普遍认为不正直行为的发生反映了个人的不正直品质，并且这种信念一旦建立很难改变.当出现内控重大缺陷时，表明管理层更可能由于自身的消极态度和不良品行导致内部控制环境薄弱、内控监督失效，进而出现管理层凌驾于内部控制之上的失范行为.因而管理层对重大内控缺陷的承担责任，会使投资者意识到问题的严重性，降低对公司股价的预期.因此，提出以下假设.

H2a与存在内部控制重要缺陷相比，投资者对存在内部控制重大缺陷下管理层责任承担的市场反应更积极；

H2b与存在内部控制重要缺陷相比，投资者对存在内部控制重大缺陷下管理层责任承担的市场反应更消极.

Kim等[29]将信任违背分为能力型(一方相信另一方有技术和能力完成某件事，但被信任方没有完成)和正直型(一方认为另一方会遵守一套规范或原则完成某件事，但被信任方违反了规范或原则)，并发现正直型违背体现出个体存在道德风险的倾向，承认责任实际上可靠地表明自己不正直.基于本文的背景，从内部控制缺陷类型来看，财务报告内控缺陷更可能被投资者认为是管理层的正直型违背.首先，管理层有较强的动机和机会通过操纵财务报告以谋取个人私利.例如，职业经理人为实现公司业绩承诺或监管制度要求而进行盈余管理[36]，或者与控股股东合谋而掏空上市公司[37]，甚至不惜代价进行财务舞弊[38].其次，高质量的财务报告信息有助于缓解投资者与上市公司间的信息不对称问题，有利于塑造良好公司形象并提升公司的长期价值，促使管理层提高公司财务报告质量.因此，当财务报告存在严重内控缺陷问题时，不但表明管理层未做到勤勉尽责的义务，而且也说明其对待内部控制有效性的运行和维护持有消极态度.而对于非财务报告内控缺陷，管理层通过非财务报告牟取私利的动机和效果都有限.此外，由于投资者的认知能力有限，对于非财务报告信息披露的敏感程度要低于财务报告信息披露.因此，财务报告缺陷更可能被投资者认为是不正直的表现，当管理层承担财务报告内控缺陷责任时，投资者将把责任归因为管理层的正直型违背，降低了信任修复的基础，产生更加负面的市场反应.基于以上分析，提出第3个假设.

H3当财务报告内控缺陷更多时，管理层责任承担的市场反应更消极.

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

以2010年～2018年我国所有A股上市公司为研究样本，并根据研究内容筛选出上市公司当年内部控制有重要缺陷和重大缺陷的样本，共得到468家企业的717个公司年度观测值.对样本做以下筛选：1)剔除金融行业；2)剔除相关数据有缺失的样本. 最终得到553个观测值.内部控制缺陷的数据以及其他数据均来自DIB迪博内部控制与风险管理数据库和CSMAR数据库.

2.2 变量选取和定义

2.2.1 被解释变量

被解释变量为市场反应，用事件研究方法的股票累计超额收益率CARi(t1,t2)表示，并借鉴现有的研究方法，采用市场模型法逐步计算CAR值.

首先，估计个股在t期的正常收益率Rpt.个股实际收益率

Ri,t=αi,t+βi,tRmt+εi,t

(1)

式中Ri,t为上市公司i考虑分红和再投资的第t月个股实际收益率；Rmt表示第t月沪深主板和创业板综合的总市值加权市场收益率.为了规避短期股价波动对实际收益率的估计产生偏差，将估计窗口期设定为事件日前90天，按照市场模型法逐步回归并计算正常收益率Rpt.

其次，计算个股在t期的超额收益率ARi,t，等于t期实际收益率Ri,t减去正常收益率Rpt即

ARi,t=Ri,t-Rpt

(2)

最后，估计事件窗口期的累计超额收益率CARi(t1,t2)，等于事件窗口期[t1,t2]的超额收益率ARi,t累计之和.选取上市公司披露的年度《企业内部控制评价报告》公告日为事件日，然后借鉴杨清香等[39]的方法分别向前追溯5个交易日和向后推延5个交易日，作为考察时间窗口期的长度(windows=[-5,+5])，计算出事件窗口期的累计超额收益率

(3)

2.2.2 解释变量

管理层责任承担(ACCEPTANCE)为虚拟变量，借鉴Tan和Yu[3]管理层责任承担的界定，对553份存在内部控制重要、重大缺陷的样本进行手工整理并逐一判定.在上市公司发布的《企业内部控制评价报告》中，若在内部控制缺陷的描述、原因以及整改措施方面出现管理层责任承担的表述，则判定为管理层承担了内部控制缺陷责任.例如，雪峰科技在2016年的内控评价报告中表述：“公司发生违规拆借资金的错误，公司决策层、管理层及各业务管理部门均负有相应责任，为加强公司管理，公司上下都能吸取经验教训，保证将来不再发生此类行为.”；新海宜2018年：“公司董事会将积极控制风险，并根据实际情况及时履行相关审批程序和信息披露义务.”等.如果存在以上情形的表述则赋值为1，反之赋值为0.

内部控制缺陷程度(DEFICIENCY)为虚拟变量.上市公司内部控制自我评价中将内控缺陷按照严重程度分为一般缺陷、重要缺陷和重大缺陷，其中重大和重要缺陷是指可能导致企业无法及时防范或发现严重偏离整体控制目标的情形，且管理层对较重大的缺陷负有责任时更有代表性，故只考虑这两种缺陷等级.而重大缺陷涉及面更广、性质更严重，对企业会计信息的可靠性有更大的影响，未来投资风险可能更高.因此，内部控制缺陷程度指标将内控评价结论为重大缺陷的样本赋值为1，重要缺陷为0.

内部控制缺陷类型(FINANCIAL_D)为离散型变量.上市公司应当针对财务报告和非财务报告分别评价内部控制的有效性，若某一内控缺陷项目属于财务报告类型，则赋值为1，并按年累计.该指标反映了上市公司当年发生财务报告内控缺陷的数量.

2.2.3 控制变量

借鉴李常青等[40]的方法设定了如下控制变量：公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、盈利能力(ROA，总资产收益率)、机构投资者持股比例(INSHOLDS)、账面市值比(BM)和股利分配率(DR).具体变量定义见表1.

表1 主要变量定义

2.3 回归模型设定

为了检验H1a和H1b，构建了多元回归模型

CARi(t1,t2)=α+β1ACCEPTANCEi,t+

γiControlsi,t+εi,t

(4)

模型(4)中被解释变量CAR是《企业内部控制评价报告》公告期间上市公司股票的累计超额收益率，解释变量ACCEPTANCE是管理层责任承担，Controls表示全部控制变量.根据对立的H1a和H1b，如果ACCEPTANCE的回归系数β1显著为正，则说明管理层责任承担会产生积极的市场反应；反之，若β1显著为负，则说明管理层对内部控制缺陷的责任承担会加重投资者对“坏消息”严重性的预期，产生负面的市场反应.

为了检验H2、H3，构建了如下多元回归模型

CARi(t1,t2)=α+β1ACCEPTANCEi,t+

β2DEFICIENCYi,t+β3ACCEPTANCEi,t×

DEFICIENCYi,t+γiControlsi,t+εi,t

(5)

CARi(t1,t2)=α+β1ACCEPTANCEi,t+

β2FINANCIAL_Di,t+β3ACCEPTANCEi,t×

FINANCIAL_Di,t+γiControlsi,t+εi,t

(6)

模型(5)中的DEFICIENCY和模型(6)中的FINANCIAL_D分别表示内控缺陷程度和财务报告缺陷数量.回归模型同时控制了年度和行业固定效应，并且为缓解异方差问题，采用公司和年度双重聚类方法计算回归系数的稳健标准误.

3 实证结果与分析

3.1 变量描述性统计与相关性分析

表2列示了全样本主要变量的描述性统计结果.由表2可以看出，上市公司在发布内控缺陷报告前后共11个交易日内，CAR的平均值为-0.033 4，表明投资者在内控缺陷报告公告日附近对上市公司的评价偏负面.在全部553个内部控制有重要或者重大缺陷的样本中，管理层选择承担内控缺陷责任的约占38.30%，且各公司间的差异较大.总资产收益率的平均值为-0.051 4，标准差为0.196 0，表明这些内控缺陷较严重的上市公司在经营绩效方面的确表现较差.此外，还统计了主要变量间的Pearson和Spearman相关系数(3)因篇幅有限，相关系数检验结果未报告.如有需要，可向本文作者索取.，结果初步表明管理层责任承担与市场反应存在负相关关系，但仍需进一步回归分析来确定.变量的方差膨胀因子(VIF)的平均值为1.48，最大值为2.24，说明各个变量间不存在严重的多重共线性问题.

表2 主要变量描述性统计

3.2 内部控制缺陷披露期间市场反应的初步分析

图1描绘了全样本上市公司在内部控制缺陷披露日及前后各7个交易日的日平均超额收益率(AAR)和累计超额收益率(CAR)的时间分布.可以看出，在[-5,-1]窗口期AAR值在0以下小幅波动，CAR值略小于0.在披露日当天，AAR值有较大幅度的下降并达到最低值，随后的几个交易日呈现波动回升态势，但仍然小于0.CAR值在披露日显著降低，呈现明显的下降趋势，并在第5个交易日降至约-0.04.这一结果表明在内控缺陷披露日的股价变化显著，市场投资者对内部控制缺陷较严重的上市公司给予了负面的评价，具有一定的信息含量.

图1 样本在[-7,+7]间的AAR值和CAR值Fig. 1 Samples’ AAR and CAR during windows[-7,+7]

图2描绘了不同管理层责任承担情形下的市场反应.当管理层承担内控缺陷时，CAR值在披露日后[0,+5]窗口期内显著下降至-0.07，并且下降幅度要显著大于管理层不承担内控缺陷责任的样本，说明管理层责任承担行为会产生更加剧烈的负面市场反应.

图2 分组样本在[-7,+7]间的AR值和CAR值Fig. 2 Group samples’ AR and CAR during windows[-7,+7]

表3报告了样本公司累计超额收益率(CAR)的均值检验结果.从表3可以看出，全样本下CAR值在各个窗口期的均值都显著为负，说明投资者对上市公司的内控缺陷会产生负向评价.披露日前CAR值在[-2,0]和[-1,0]达到最小值，虽然在披露日有所回升，但日后其均值开始显著下降，在[+2,+5]窗口期达到-0.012 3，说明内控缺陷评价报告的披露具有信息含量.按照管理层责任承担分组均值检验发现，在管理层责任承担组的CAR均值显著为负，在披露日后CAR值达到最小，而管理层不承担责任组的CAR值虽然日后也有下降，但下降幅度小于管理层责任承担组.两组均值差异(diff)检验表明披露日后CAR均值的差异逐渐变大，但统计上不显著，直到[+2,+5]窗口期的差异变得显著.表3的结果与图1、图2的结果基本一致，说明随着时间推移，管理层责任承担的累计超额收益率将显著低于不承担责任组的累计超额收益率，投资者对前者的负向市场反应要比后者更强烈.

表3 样本公司累计超额收益率(CAR)均值检验

3.3 管理层责任承担与市场反应的多元回归分析

表4中第1列和第2列分别列示了对模型(4)的回归结果，由表可以看出ACCEPTANCE的回归系数为-0.034 8，且在1%的显著性水平下显著.加入控制变量后，二者的回归系数依然在1%的显著性水平下显著为负.该结果表明当管理层对公司内部控制缺陷承担责任时，在短期内会产生显著的负向市场反应，投资者认为责任承担行为表明管理层承认自己的失职，增加了投资者对内控缺陷严重性的预期，产生消极的市场反应，因此支持了H1b.

在模型(4)的基础上考察内控缺陷程度如何影响管理层责任承担的市场反应.由表4的第3列和第4列可知ACCEPTANCE×DEFICIENCY的回归系数在1%的显著性水平下显著为负，表明内部控制重大缺陷更可能被投资者认为是管理层不正直的表现，此时管理层承担责任会使投资者意识到问题的严重性，市场投资者的负面反应会更强烈，H2b得以验证.此外，表中第5列和第6列反映了内控缺陷类型对管理层责任承担的市场反应的调节作用.从表中的回归结果可以发现，ACCEPTANCE×FINANCIAL_D的回归系数显著为负，说明投资者对财务报告内控缺陷的敏感性更高，此时管理层承担责任会引起更加负面的市场反应，该结果支持H3.

表4 管理层责任承担与市场反应

3.4 稳健性检验

为了得到更加稳健的结果，做了如下稳健性测试.首先，变更估计累计超额收益率(CAR)的方法.参考已有文献，采用市场调整模型方法计算CAR值.由表5的第1列～第3列可知，ACCEPTANCE的回归系数依然在1%的显著性水平下显著为负，管理层责任承担引起负向市场反应的结果依然未变.第2列和第3列ACCEPTANCE×DEFICIENCY、ACCEPTANCE×FINANCIAL_D的回归系数均显著为负.还采用常数均值模型和不变收益模型计算CAR值并重复上述检验，结论仍未改变，说明H2b和H3依然成立.

其次，变更CAR值的估计窗口期,选取[-7,+7]时间窗口期重新估计CAR值.由表5中第4列～第6列的结果可知，ACCEPTANCE的回归系数显著为负且在1%的显著性水平下显著，第5列和第6列ACCEPTANCE×DEFICIENCY、ACCEPTANCE×FINANCIAL_D的回归系数均显著为负，表明本文的结论具有稳健性.另外，还测试了CAR[-1,+1]窗口期下的结果，并且为了控制公司个体特征差异的影响，还测试了公司层面的个体固定效应，以上回归结果仍然支持前文假设.

表5 变更累计超额收益率估计方法及窗口期

最后，本文进一步控制影响投资者市场反应的其他因素.第一，控制其他重大事件信息披露的影响，对样本在内控报告披露日前后5个交易日内发布的季度报告(Season_Report)、股权质押(Stock_Pledge)、股份冻结(Stock_Freeze)、对外担保(Guarantee)和诉讼仲裁(Litigations)重大事件的披露进行逐一筛选，通过设立虚拟变量的方式逐步加入模型中进行控制.若在事件窗口期内存在以上重大事件披露情形，则赋值为1，若不存在重大事件披露，则赋值为0；第二，控制样本的内控缺陷数量和缺陷类型.内控缺陷数量(DEFICIENCY_Num)为内控评价报告中披露的重大或者重要缺陷的项目数量.当内控缺陷类型为运行(设计)缺陷时，DEFICIENCY_Operation(DEFICIENCY_Design)取值为1，反之则取0；第三，控制年报盈余信息.经笔者统计发现近98%的样本其内控评价报告往往与年报在同一日披露，而年报中的盈余信息是投资者投资决策中十分重要的参考依据.为降低年报盈余信息对管理层责任承担市场反应的干扰，模型中进一步加入上市公司当年是否亏损(Loss)和基本每股收益(EPS)两个盈余变量进行控制.

表6列示了上述测试结果，回归结果表明在控制了一系列可能影响管理层责任承担市场反应的因素后，本文假设依然成立.

3.5 内生性问题处理

首先，现行制度下上市公司内控评价报告中管理层对重大和重要内控缺陷的责任承担具有很大的自主选择权，管理层责任承担可能存在自选择的内生性问题.比如，管理层自利性越强，可能对内控缺陷的认定标准就越宽松，进而倾向于不承担内控缺陷责任，相反对于社会责任心较强的管理层而言，承担责任的态度可能更加积极主动.本文使用Heckman两步法以缓解此类内生性问题.借鉴已有文献[15, 41-43]，工具变量选取管理层的平均年龄(Management_Age)、管理层女性比例(Gender_Female)、平均学历背景(Education)和管理层自利(Abnormal_AER)作为ACCEPTANCE的

表6 控制其他潜在影响因素

工具变量.其中，Education为管理层团队学历的算术平均值，该值越高表明管理层受教育水平越高.Abnormal_AER用异常管理费用率(4)异常管理费用率的计算，参考Gul(2011)的方法，利用如下模型进行估计：Perk/Sales=α1+β1lnTotalComp+β2Size+β3lnTotalIncome+ε，其中Perk/Sales为上市公司现金流量表中“支付其他与经营活动有关的现金流”与销售收入之比，“支付其他与经营活动有关的现金流”包括支付的差旅费、业务招待费、捐赠支出、罚款支出等.lnTotalComp为职工薪酬总额自然对数，Size为公司总资产自然对数，lnTotalIncome为公司所在地区人均收入自然对数.该方程的残差即为异常管理费用率.衡量，该值越高，表明管理层在职消费越多，代理成本越高.Heckman两阶段回归结果如表7所示，根据第一阶段Probit回归结果显示，管理层责任承担与管理层年龄和学历背景显著负相关，而与管理层自利显著正相关，表明工具变量与解释变量的相关性较显著，不太可能存在弱工具变量问题.由第二阶段的OLS回归结果可知逆米尔斯比(IMR)与投资者市场反应显著正相关，说明管理层责任承担确实存在自选择问题.在控制了自选择导致的内生性问题后，ACCEPTANCE与CAR在1%的显著性水平下负相关，该结果仍然支持本文的H1b.此外，重大内控缺陷和财务报告内控缺陷进一步深化了管理层责任承担这一负面市场反应，表明H2b和H3的结论具有稳健性.值得注意的是，第3列和第4列中ACCEPTANCE的系数变得正向不显著，说明只有在内部控制存在重大缺陷以及属于财务报告类型缺陷的情况下，管理层主动承担责任才会产生显著的负面市场反应，而如果内部控制不存在重大缺陷或者属于非财务报告类型内控缺陷，则管理层责任承担行为并不会对市场投资者产生显著影响.

表7 Heckman两步法回归结果

其次，公司治理水平作为维持企业经营高效运转的关键要素，不仅影响管理层对内控缺陷责任自我归因的态度，而且可能内生于管理层的个人能力，使得管理层责任承担的市场反应因遗漏变量产生内生性问题.此外，不同公司确定内部控制重要缺陷和重大缺陷评价的定性和定量标准均存在差异，从而导致不同公司管理层责任承担行为的随机性较弱，造成样本选择偏差导致的内生性问题.为解决以上内生性问题，本文通过倾向得分匹配(PSM)的方法，选取公司治理水平指标，包括当年管理层是否发生变更、管理层人均持股数量、股权集中度、两权分离度和董事会会议召开次数，以及内控运行缺陷和内控设计缺陷作为影响管理层责任承担的协变量，构建与实验组(管理层承担责任)相匹配的控制组(管理层没有承担责任).平衡性检验结果表明匹配后实验组与控制组的匹配协变量均没有显著差异，满足平衡性假设条件(5)因篇幅有限，检验结果未报告.如有需要，可向本文作者索取..进一步，通过OLS回归考察PSM样本管理层责任承担的市场反应，本文的结论依然成立.

4 进一步分析

4.1 内控缺陷整改对管理层责任承担市场反应的影响

为提高上市公司质量、保护利益相关者权益，内控缺陷整改是我国企业内部控制规范体系中的重要一环，政府监管部门要求上市公司必须针对自我评价和内部控制审计中发现的重大缺陷提出整改措施，并且及时披露整改成果报告.《企业内部控制基本规范》中曾明确指出企业应当对监督过程中发现的内部控制缺陷，分析其性质和产生的原因，提出整改方案，并采取适当的形式及时向董事会、监事会或者经理层报告.然而，部分上市公司对内部控制重大、重要缺陷仍存在整改不力、虚报瞒报的情形，管理层常游走于“形式合规”和“实质有效”之间.现有研究发现内部控制缺陷整改有利于提高上市公司内控质量、抑制管理层盈余管理的机会主义行为[44]、修复管理层前期损失的声誉[45]、降低企业风险等.因此，从信号传递理论角度来看，若管理层采取合理的内控缺陷整改应对计划，积极完成整改工作，及时披露内控整改信息，则会向投资者传递出管理层积极上进、有责任心且值得信赖的正面信号，进而修复市场的负面情绪.本文认为，内控缺陷整改将有益于缓解管理层责任承担的负面市场反应.

在借鉴已有研究的基础上，选取上市公司是否针对重大、重要缺陷拟定详细的整改计划(Rectify_Plan)和是否全部完成内控缺陷整改(Rectify_Finish)衡量内控缺陷整改情况.若整改计划中包含详细的定性与定量内容时，Rectify_Plan赋值为1，反之则为“形式主义”的整改计划，赋值为0.若内控缺陷均已完成整改，Rectify_Finish取值为1；若缺陷只得到部分整改、未完成整改或者未披露整改相关信息，Rectify_Finish取值为0.此外，虽然内控缺陷已完成整改，但是注册会计师在得出内控是否有效的结论前，还需测试内控运行是否有效，因此进一步选取内控缺陷整改运行是否有效(Rectify_Validity)作为衡量内控缺陷整改的第3个指标，即所有整改运行有效则取值为1，反之则为0.

回归结果如表8所示，Rectify_Plan=0组中的ACCEPTANCE回归系数显著为负，而在Rectify_Plan=1组中的回归系数为正且统计上不显著，组间系数差异检验的P值为0.084 7，说明管理层拟定详细的内控缺陷整改计划降低了责任承担的负面市场反应.同样，在Rectify_Finish=0以及Rectify_Validity=0组中，ACCEPTANCE的回归系数均显著为负，而在Rectify_Finish=1和Rectify_Validity=1组中，ACCEPTANCE的回归系数变得不显著.以上检验结果支持本文结论，即内控缺陷整改有助于缓解管理层责任承担产生的负面市场反应.

4.2 媒体关注度对管理层责任承担市场反应的影响

前面的实证结果发现，管理层责任承担并没有发挥修复投资者信任的作用，反而加重了投资者对内部控制缺陷严重性的预期.本文推论，这可能是由于市场上的负面信息平时得不到充分释放而逐渐积累，导致管理层责任承担被视作内部控制缺陷的进一步确认.而随着互联网的迅猛发展，信息传播的渠道更加多元化，信息的可获得性更高，媒体关注发挥了信息披露、收集和传播的中介作用，降低了信息不对称程度[46]，是影响资本市场中投资者做出合理预期和投资决策的重要媒介.基于此，本文认为当公司被更多媒体关注时，其内部控制缺陷的信息更可能被充分释放，市场投资者对该负面信息进行了较充分的预期，因此管理层责任承担的负向市场反应可能有所缓解.对于媒体关注度较低的公司而言，因内部控制存在严重缺陷的负面信息难以及时传递给投资者，导致披露管理层责任承担后，投资者的负面反应会随着媒体曝光度的增加而被进一步放大.相反，对于内控缺陷信息披露日前受媒体关注度较高的公司，其内控缺陷的负面信息已通过媒体报道得到充分释放，使得披露日后媒体曝光对管理层责任承担的负面市场反应的放大功能会有所减弱.因此，认为对于披露日前媒体关注度较高的公司，披露日附近媒体报道对管理层责任承担消极市场反应的扩大作用，相较于披露日前媒体关注度较低的公司而言会更弱.

表8 内控缺陷整改与管理层责任承担的市场反应

本文采用新闻热度指标衡量媒体关注度(MEDIA_FOCUS)，即某一家上市公司平均1周内相似新闻的篇数，在此基础上按照行业-年度中位数分组，大于或者等于中位数的代表高媒体关注度，赋值为1，反之赋值为0.为进一步探讨披露日附近媒体报道对坏消息的放大功能，对在内控信息披露日前后7个交易日内的媒体报道数量进行了整理和汇总，然后根据行业-年度中位数分高低两组，并设立披露日附近的媒体报道数(MEDIA_COVERAGE)变量，若媒体报道数量大于或者等于中位数则取值为1，反之取值为0.新闻热度和媒体报道的数据来自Datago报刊新闻量化舆情数据库.

表9报告了媒体关注度对管理层责任承担市场反应的影响.由表第1列～第3列结果可知，ACCEPTANCE×MEDIA_FOCUS的回归系数均显著为正，说明公司被给予较高的新闻媒体关注后，重大或者重要内控缺陷的负面信息获得释放，使得投资者对上市公司未来披露的管理层责任承担的负面预期得以缓解.MEDIA_FOCUS=1组中ACCEPTANCE×MEDIA_COVERAGE的回归系数为负但不显著，MEDIA_FOCUS=0组中两者的交互项系数显著为负，且组间系数差异检验的P值为0.023 4，表明无论从经济含义还是统计意义来看，媒体关注度低的公司其事后媒体报道对管理层责任承担负面市场反应具有显著的放大效应.

表9 媒体关注度与管理层责任承担的市场反应

计算回归系数的稳健标准误.

4.3 管理层责任承担与股价崩盘风险

由于我国资本市场信息不对称现象较为普遍，当中小投资者在认知能力有限的情形下接收到归因于管理层责任的负面消息时，短期内会扩大这种负面情绪，进而造成暂时的消极市场反应.但从较长时期角度考量，管理层积极主动地接受责任更能体现其个人或者团队较高的责任感，投资者也将充分感知到管理层面对问题的诚实态度，长期将会给予其股票正面的市场预期.另一方面，管理层选择在内部控制评价报告中披露自身责任增加了公司的信息透明度，类似内部控制缺陷等坏消息的隐藏越少，有利于改善投资者投资决策的信息环境，提高股票市场定价效率，抑制股价暴涨暴跌异象[47].因此，本文认为管理层责任承担长期有利于改善市场预期.

参考Costello和Wittenberg-Moerman[50]、Kim等[48, 49]的方法，用两种方法计算股价崩盘风险，衡量公司的长期市场预期.第一个衡量股价崩盘风险的指标为虚拟变量CRASH，当公司周收益率(Wj,t(6)扩展的市场模型，即个股周收益率对市场周流通市值加权平均收益率回归.估计模型如下γj, t=αj+β1γm t-2+β2γm t-1+β3γm t+β4γm t+1+β5γm t+2+εj,t，其中γj,t表示第j公司第t周考虑现金分红和投资的实际收益率，γm t为第t周总市值加权平均的综合市场收益率，此外回归模型还考虑了市场收益率的未来期和滞后期，回归结果的残差εj,t即为公司层面的周收益率，在此基础上令Wj,t=ln(1+εj,t)，得到对数形式的公司周收益率Wj,t.)小于所有上市公司当年公司周收益率平均值的3.2个标准差时，赋值为1，表示较高的股价崩盘风险，反之为0.第二个衡量股价崩盘风险的指标是文献普遍采用的负收益偏态系数(NCSKEW)，该指标越大说明股价崩盘风险越高.

表10报告了管理层责任承担与股价崩盘风险的多元回归结果.表中第1列和第2列在不考虑控制变量时，ACCEPTANCE与CRASH、NCSKEW的回归系数均显著为负.参考叶康涛等[47]的方法控制了公司层面年度平均周收益率和公司层面年度周收益率的标准差，重新回归后的结果如表第3列和第4列所示，ACCEPTANCE与CRASH、NCSKEW的回归系数仍然显著为负.以上结果表明，管理层责任承担显著降低了未来公司股价的崩盘风险，从长期来看有利于增强市场预期，该结果支持了Bottom等[33]的观点，即面对公司严重内部控制缺陷，管理层选择把责任归因于自身的行为向市场传递了积极信号，因为投资者能够感知到管理层秉持的责任感、正义感和坚定的态度，增强了市场信心，降低了未来股价的不确定性.此外，由于管理层积极披露自身问题，市场虽然会产生负向反应，但也进一步释放了内控缺陷的负面消息，提高了公司的信息透明度，进而增强了投资者信任，最终使得市场预期从短期的负面评价转化成长期的正面反应.

表10 管理层责任承担与股价崩盘风险

5 结束语

本文基于内部控制自我评价报告中管理层自愿披露责任，研究管理层责任承担的市场反应，并分析不同内部控制缺陷程度、缺陷类型下管理层责任承担的市场反应.研究结果发现：1)管理层责任承担增加了投资者对内部控制缺陷的负面预期，并引起消极的市场反应；内部控制重大缺陷下的管理层责任承担产生了更消极的市场反应；财务报告内控缺陷更多时，管理层责任承担将产生更加消极的市场反应; 2)内控缺陷整改有利于降低管理层责任承担的负面市场反应, 而新闻媒体关注降低了后续媒体报道对负面市场反应的放大功效; 3)管理层责任承担更充分地释放了内控缺陷的负面消息，提高了公司的信息透明度，使得市场预期从短期的负面评价转化成长期的正面反应.

本文的局限性在于：首先，由于我国内部控制披露还处于探索阶段，选取的变量存在一定局限性，不能涵盖内部控制缺陷披露的各个方面.其次，手工收集内部控制自我评价报告中披露的管理层责任时可能存在噪音，未来可以利用文本分析等技术手段，进一步深入研究管理层责任披露的问题.另外，只研究了内部控制缺陷这一种负面事件，未来研究也可以从其他角度研究管理层责任承担，比如财务报表重述、媒体报道等.

本文的研究结论对企业和监管部门有一定的启示意义.从企业角度来看，当公司内部控制存在重大缺陷和财务报告缺陷时，投资者更可能对管理层的正直性产生质疑，使得管理层责任承担无法发挥修复投资者信任的作用，因此，公司应避免出现内部控制重大缺陷.此外，虽然管理层责任承担短期内产生负向市场反应，但长期来是更充分地释放了负面信息，提高了公司信息透明度，并向投资者传递了诚实的态度和修复缺陷的意愿，有利于公司价值的实现.从监管角度来看，我国监管部门在推进内部控制自我评价报告的强制披露的同时，也应重视并积极引导自愿性信息的披露.具体而言，监管部门可以借鉴国外资本市场的相关法律法规，要求披露内部控制自我评价报告的同时加入管理层讨论，重视管理层责任的披露方式和表述内容，有利于投资者和其他利益相关者对公司内部控制有更清晰的了解，并针对公司内部控制缺陷做出恰当的决策，进而达到缓解资本市场信息不对称、优化投资者信息环境、促进市场健康有序发展的目标.