内部控制、审计意见与企业信用评级

王海兵，周 彬

(重庆理工大学 会计学院, 重庆 400054)

一、引言

在中国金融市场中，企业融资的主要方式包括股票融资和债券融资。与股票融资相比，上市公司更偏好债券融资。然而，当前中国的债券市场还比较落后，发债主体与资本市场投资者之间的信息不对称导致发债企业的信用风险不能被充分披露和准确衡量，严重阻碍投资者做出正确的投资决策。为了向投资者提示信用风险，中国证监会于2007年颁发的《公司债券发行试点办法》规定，企业在公开发行债券前必须先获得良好的信用评级。当前，中国信用评级的类型主要包括债券信用评级和主体信用评级。两者有一定的区别与联系，其中的债券信用评级只对该发行债券的风险进行评估，而主体信用评级是对发债企业整体信用的评估，通常反映了企业的具体经营情况、管理制度、财务结构、各项能力、发展前景等各个方面。已有研究发现，企业信用评级会对融资成本和投资者信任程度产生重要作用[1-2]，企业对获得较高信用评级产生了更大的动力[3]，因此对信用评级的影响因素进行研究是十分必要的。

内部控制是管控公司经营风险和违约风险的重要机制，高质量的内部控制能够确保企业的操作规范和资产安全，为企业会计信息的正确性和可靠性提供保障。美国2002年颁布的《萨班斯-奥克斯利法案》明确指出，企业经营风险和诉讼风险都能够通过高质量的内部控制进行防范。一般情况下，高质量的内部控制能够有效监督管理层，减少委托人与代理人之间的代理问题，降低企业的经营风险和违约风险，从而提升企业的信用评级和经营效果。此外，审计报告及自我评价报告还可以为评级机构提供多方位、多角度的企业风险信息，在一定程度上可以缓解评级机构与企业之间的信息不对称。

内部控制对企业具体行为的影响会在财务报告中集中体现，而会计师事务开展审计工作的基础就是公司提供的财务报告，因此内部控制最终会对审计意见产生影响[4]。审计报告具有一定权威性，是投资者进行投资决策时必不可少的信息来源。审计师出具的标准审计意见，反映了公司财务报告的可靠性，以及管理层是否有隐瞒行为。企业被出具标准审计意见意味着企业具有较低经营风险和违约风险，评级机构接收到这一信号后会提高对公司财务报告的信任程度。由此，本文利用我国沪深A股上市公司2014—2018年的数据，基于委托代理、信息不对称和“深口袋”3个理论，对内部控制、财务报表审计意见和企业信用评级的相关关系进行实证分析。

二、文献回顾与研究假设

(一)内部控制与信用评级

1996年发布的《独立审计具体准则第9号——内部控制与审计风险》报告将内部控制定义为：企业为了保证会计信息的质量、经营效率和效果、资产安全和完整以及对法律法规的贯彻执行，而在企业内部实施的起制约和调节作用的组织、计划、程序和方法。已有文献主要从企业可持续发展水平、企业风险、融资成本、投资效率以及盈余管理等方面研究内部控制的经济后果。例如Hollis等发现企业的内部控制质量越高，则该企业的融资成本与融资约束往往越低[5]；王海兵等发现内部控制质量对企业可持续发展起到正向影响[6]；Cheng等实证研究发现拥有高质量内部控制的企业往往伴随着更高的投资效率[7]；陈汉文等证明了高质量的内部控制能够有效减少企业盈余管理行为[8]。近几年，也有学者将内部控制的经济后果扩展到证券市场。宋蔚蔚等发现企业内部控制质量与现金股利的分配倾向和力度呈正相关关系[9]；敖小波等发现高质量的内部控制可以提高企业报告目标和经营目标，即降低违约风险、诉讼风险，提高利息保障倍数，从而提高债券信用评级[10]。根据上述文献，本文也基于内部控制的经营目标与报告目标两个角度，对内部控制影响企业信用评级的内在机理进行分析。

在经营目标方面，内部控制有利于提升企业的经营效率与效果。一方面，内部控制作为内部治理机制能降低企业的违约风险，缩小发债主体和评级机构之间的信息不对称；另一方面，高质量的内部控制能够有效监督管理层，加强企业各部门间的互相制衡，规范员工行为，降低代理成本[11]，从而提升企业的经营效率和效果。

在报告目标方面，内部控制有利于提高公司财务报告的可靠性。高质量的内部控制可以发挥事前预防、事后检测和纠正等作用，防止公司财务报告中存在虚假或错误信息，从源头上对会计信息质量进行保证[12-13]，提高公司财务报告的可靠性。评级机构在对上市公司经营风险和财务风险进行评价时能够获取的信息数量是有限的，并且其中大部分的信息都来自企业公开披露的财务报告，因此提高公司财务报告可靠性能够提升评级机构所获取信息的质量，弥补信息数量上的不足。

根据内部控制对企业经营效率、效果以及财务报告信息可靠性的提高，可以预期内部控制质量对企业信用评级会产生正向作用。基于此，提出以下假设：

假设H1：内部控制质量与企业信用评级呈正相关关系。

(二)内部控制与审计意见

已有研究表明，内部控制会影响企业的具体行为，这些行为的后果会反映在财务报表中，审计师进行财务报表审计后得出的审计意见也会受到影响。肖成民等认为，企业内部控制质量越高，就更容易被出具标准审计意见[14]。顾奋玲等、喻彪等也发现不存在内部控制缺陷的企业被出具标准审计意见的概率往往更大[15-16]。因此，本文从以下两个方面来分析内部控制对审计意见的影响：

第一，从企业内部来看，内部控制有利于降低企业出现问题的概率。一方面，高质量的内部控制对企业实现权责制衡提供了一定帮助，促使企业内部人员和部门间相互监督，避免发生错误或舞弊行为。同时，内部控制能够督促企业管理层及员工遵守法律法规，降低企业产生不必要损失的概率和违规风险，提高资产安全性；另一方面，高质量的内部控制可以对公司财务报告中可能存在的报告好消息而隐藏坏消息的情况起到监督作用，保证了财务报告信息的可靠性。

第二，从外部审计来看，内部控制有利于降低审计师发现企业存在问题的概率。审计师在审计过程中，会根据上市公司内部控制质量的评估结果选择相应的审计程序，决定适当的抽样范围，获取必要的审计证据。一般来说，较低的内部控制质量伴随着更高的企业经营风险和财务风险，审计师从低质量的内部控制中识别出审计风险，就会相应地调整风险评估程序，增加审计投入，扩大抽样范围，进而提升企业被审计师发现问题的可能性。

综上所述，内部控制可以通过企业内部和外部审计两个方面影响企业被出具的审计意见类型。基于此，提出以下假设：

假设H2：内部控制质量与企业被出具非标准审计意见的概率呈负相关关系。

(三)审计意见的中介作用

财务报表审计意见是注册会计师进行一系列审计程序后对被审计单位的财务报表真实性发表的专业评价，审计意见类型反映了企业财务信息的真实性，因此信用评级机构会在一定程度上依据审计意见来评估企业经营风险和违约风险，给出相应的信用评级。本文将从以下两个方面对审计意见的中介作用进行分析：

第一，审计意见类型向评级机构传递了企业内部控制是否健全、是否有效运行的信号。内部控制是管控公司内部风险必不可少的内部治理机制，高质量的内部控制能够确保企业操作合规，保证企业资产安全，保障企业会计信息质量。内部控制质量信息可以反映企业风险，但信用评级机构在进行评级决策时，主要从上市公司披露的内部控制自我评价报告和数据分析公司发布的信息中获取企业内部控制情况，对企业内部控制的评价能力存在明显的不足，而独立第三方出具的具有权威性的审计报告，向信用评级机构传递了更为准确的企业内部控制设计以及运行情况，弥补了信息质量的不足。

第二，审计意见类型向评级机构传递了内部控制影响企业经营风险和违约风险的信号。基于上文分析可知，内部控制质量较高的企业被出具标准审计意见的概率较高，而标准审计意见向评级机构传递了企业经营风险和违约风险较低的信号，从而提高该企业的信用评级水平。我国现有的实证研究结果基本支持上述观点。朱松等研究发现，外部审计可以在一定程度上缓解发债主体与资本市场投资者之间的信息不对称问题，高质量的外部审计向市场传递了积极的信号，从而提高了企业的信用评级水平[17]。夏菡忆通过实证研究发现，当存在财务问题的公司收到持续经营意见后，标普和穆迪这两个评级机构都会降低该公司的信用评级[18]。

由此可见，审计意见可能是内部控制对企业信用评级作用的一条重要传导路径，即高质量的内部控制通过降低企业被出具非标准审计意见的概率来提高企业信用评级。基于此，提出以下假设：

假设H3：审计意见在内部控制质量对企业信用评级的影响中发挥中介作用。

三、研究设计

(一)样本选择和数据来源

2010年颁布了《企业内部控制应用指引第10号——研究与开发》后，越来越多上市公司更为详细地对内部控制进行披露，因此本文选取数据量增多后的2014—2018年沪深A股上市公司作为研究样本，并通过以下4点标准对初始数据进行筛选：(1)金融业及保险业的各项情况较为特殊，因此剔除金融业及保险业；(2)剔除被标记ST及ST*的公司；(3)剔除企业信用评级数据严重缺失的上市公司；(4)对连续变量进行(1%，99%)缩尾处理。通过上述数据的筛选，本文获得了4 410条公司年度数据。

本文采用迪博信息公司披露的上市公司内部控制指数来衡量内部控制质量；从万德数据库(WIND)获取企业信用评级数据；从国泰安数据库(CSMAR)获取其他数据。

(二)研究模型与变量定义

本文采用模型(1)来检验假设H1，采用模型(2)来检验假设H2，采用模型(3)来检验假设H3。因为企业信用评级数据是连续整数，审计意见数据是0～1变量，所以本文采用Ordered Probit模型进行回归分析。

Rate=β0+β1ICQ+β2Size+β3Lev+β4Roa+β5Grow+β6State+

β7Top1+β8Board+β9Indep+β10Big4+∑IND+∑YEAR+ε

(1)

Opinion=β0+β1ICQ+β2Size+β3Lev+β4Roa+β5Grow+β6State+

β7Top1+β8Board+β9Indep+β10Big4+∑IND+∑YEAR+ε

(2)

Rate=β0+β1ICQ+β2Opinion+β3Size+β4Lev+β5Roa+β6Grow+β7State+

β8Top1+β9Board+β10Indep+β11Big4+∑IND+∑YEAR+ε

(3)

被解释变量为企业信用评级(Rate)。本文参照Becker等的研究，用赋值法将企业信用评级转换为 1～9的数字形式[19]，其中AAA+/AAA/AAA-=9、AA+/AA/AA-=8、A+/A/A-=7、BBB+/BBB/BBB-=6、BB+/BB/BB-=5、B+/B/B-=4、CCC=3、CC=2、C=1。

解释变量为内部控制质量(ICQ)和审计意见(Opinion)。本文的内部控制质量用迪博信息公司公布的内部控制指数的自然对数来衡量；本文的审计意见为虚拟变量，当企业被出具非标准审计意见时赋值为1，否则赋值为0。

控制变量。根据以往文献，本文对可能影响企业信用评级的公司特征、公司治理等变量，以及行业和年度虚拟变量进行了控制[20-23]。变量具体定义如表1。

表1 变量定义与说明

四、实证结果和分析

(一)单变量分析

1.描述性统计分析

各主要变量的描述性统计结果如表2所示。企业信用评级的均值为8.053，最大值为9，最小值为1，说明样本中大部分公司的企业信用评级整体较高，均值略高于中位数表明样本中的企业信用评级呈缓慢的上升趋势；内部控制质量的均值为6.486，标准差为0.114，最小值与最大值分别为5.865与6.695，这说明样本中不同企业之间的内部控制质量差别不大；审计意见的均值为0.011，标准差为0.105，说明样本中获得非标准审计意见的企业只占少数。

从表2中还可得知：企业规模的均值为23.351，标准差为1.214，说明不同企业间的差距很大；财务杠杆的均值为0.541，标准差为0.160，说明样本中企业的负债水平总体不高；企业盈利能力的均值为0.031，标准差为0.036，并且均值略高于中位数，说明样本中企业的盈利能力总体较高，且呈上升趋势；企业成长性的均值为0.165，中位数为0.106，说明样本中企业成长性呈上升趋势；国有企业占比约48.8%；第一大股东持股比例的均值为0.346，说明样本中企业的股权较为集中；董事会规模的均值为2.262；独立董事占比的均值为0.373；四大事务所占比约11.1%。

表2 描述性统计结果

2.变量相关性分析

变量间的相关性分析结果如表3所示。由表3可知，模型中变量之间的相关系数大部分不超过0.3，只有个别系数在0.3到0.5之间，说明本文的3个模型不存在严重的多重共线性，可进行回归分析。表3显示，内部控制质量在1%的水平上与企业信用评级呈现出显著正相关关系，说明内部控制质量与企业信用评级之间存在显著正相关关系；内部控制质量在1%的水平上与审计意见呈现出显著负相关关系，审计意见在1%的水平上与企业信用评级呈现出显著负相关关系，说明审计意见可能是内部控制质量对企业信用评级作用的一条重要传导路径。

表3 相关性分析结果

(二)多元回归分析

1.内部控制、审计意见与企业信用评级的关系

参考温忠麟等的中介效应检验模型[24]，本文对内部控制、审计意见和企业信用评级的相关关系进行实证分析，采用逐步回归法检验审计意见的中介作用。多元回归分析结果如表4所示。

模型(1)的回归结果显示企业内部控制质量与企业信用评级在1%的水平上显著为正，回归系数为1.077，说明内部控制质量与企业信用评级之间存在显著正相关关系，内部控制质量对企业信用评级的总效应为1.077，验证了假设H1。

模型(2)的回归结果显示企业内部控制质量与审计意见在1%的水平上显著为负，回归系数为 -3.389，说明内部控制质量与企业被出具标准审计意见的概率呈显著负相关关系，验证了假设H2。

模型(3)的回归结果显示企业内部控制质量与企业信用评级、审计意见与企业信用评级的回归系数分别为0.589和-1.744。说明内部控制质量对企业信用评级的直接效应为0.589，内部控制质量通过审计意见对企业信用评级发挥的间接效应为0.488，中介效应在总效应中占比45.31%。根据上述分析可以得出，审计意见在内部控制质量对企业信用评级的影响中起部分中介作用，符合温忠麟中介效应检验模型的结果，验证了假设H3。

表4 多元回归分析结果

2.内生性处理

考虑到内部控制和企业信用评级可能在一定程度上互为因果关系，本文采用滞后因变量的方式进行内生性处理。回归结果如表5所示。模型(1)中内部控制质量的回归系数为0.772，显著为正；模型(2)中内部控制质量的回归系数为-3.563，显著为负；模型(3)中内部控制质量与企业信用评级、审计意见与企业信用评级的回归系数分别为0.545、-0.893，同样显著，说明内部控制质量对企业信用评级的总效应为0.772、直接效应为0.545，内部控制质量通过审计意见对企业信用评级发挥的间接效应为0.227，审计意见的中介效应在总效应中占比29.4%，与前文多元回归分析结论一致，进一步支持了本文研究结论。

表5 内生性处理回归结果

3.进一步研究

在我国制度背景下，国有经济一直在我国经济中占据重要地位，国有企业往往能够得到政府的大力扶持。同时，债券市场的建立和发展是依靠行政干预才得以实现的，因此国有企业在政府的隐性担保作用下可以在债券市场中获得更多的信用声誉，信用评级机构会忽视企业内部控制信息，给出更高的信用评级。基于上述分析，本文将样本按照产权性质分组后进行进一步研究，以验证国有产权是否会削弱内部控制质量对企业信用评级的影响。回归结果如表6所示。在国有企业组中，内部控制质量与企业信用评级间不存在显著相关关系。在非国有企业组中，企业内部控制质量与企业信用评级在1%的水平上显著为正，证明了国有产权严重削弱了内部控制质量对企业信用评级的促进作用。

表6 的分组回归结果

(三)稳健性检验

为验证研究结果的可靠性，本文从以下两个方面进行研究结果的稳健性检验：

首先，更换内部控制质量的度量指标。构建内部控制质量的新变量ICQ01，将高于内部控制质量平均值(6.486)的变量赋值为1，低于平均值的变量赋值为0。回归结果如表7所示。企业内部控制质量与企业信用评级在5%的水平上显著为正，与审计意见在1%的水平上显著为负，并且内部控制质量、审计意见与企业信用评级的相关系数均显著异于0。根据回归系数可得，内部控制质量对企业信用评级的总效应为0.209、直接效应为0.162，内部控制质量通过审计意见对企业信用评级发挥的间接效应为0.047，审计意见的中介效应在总效应中占比22.49%，与前文多元回归分析结论一致，进一步支持了本文研究结论的正确性。

表7 更换内部控制质量度量指标后的回归结果

其次，更换检验中介效应的方法。除采用逐步回归法外，本文采用Bootstrap法进一步检验审计意见在内部控制对企业信用评级的影响中是否存在中介作用，检验结果如表8所示。由表8可知，内部控制对企业信用评级的直接效应和间接效应的置信区间均不包含0，说明审计意见存在部分中介作用，其中内部控制质量对企业信用评级的总效应等于直接效应0.229加上间接效应0.249，即总效应为0.578，中介效应占比等于间接效应0.249与总效应0.578的比值，即43.08%。因此，Bootstrap法的检验结果与前文研究结论保持一致，支持了研究结论的可靠性。

表8 Bootstrap法检验结果

总体而言，无论是更换内部控制质量的度量指标，还是改变检验中介效应的方法，得到的回归结果都与前文的实证结果基本一致，表明本文的实证结果在总体上是稳健的。

五、研究结论与局限

采用我国沪深A股上市公司2014—2018年数据为研究样本，探究了内部控制、审计意见和企业信用评级三者间的相关关系，得出以下4个结论：(1)内部控制质量与企业信用评级存在显著正相关关系；(2)内部控制质量与企业信用评级的相关关系在非国有企业中显著，在国有企业中并不显著；(3)内部控制质量与企业被出具非标准审计意见的概率存在显著负相关关系；(4)审计意见是内部控制影响企业信用评级的中介因素，即企业内部控制质量通过审计意见向评级机构传递出企业信用风险的信号，间接影响了企业信用评级。

根据上述结论从以下四个方面提出建议：(1)投资者控制风险。投资者在判断上市公司经营风险和违约风险时，应当通过上市公司披露的审计报告和内部控制自我评价报告及其他信息公司披露的内部控制指数类信息充分了解企业的内部控制质量，从而更全面地分析公司存在的风险。(2)评级市场准确评级。信用评级机构需要多角度、多方面思考企业的违约风险，例如将评级对象的内部控制质量因素纳入考核范围，使评级结果能够更准确地反映债券发行人的真实情况，给资本市场投资者提供具有更高参考价值的信息。(3)企业自身优化治理。企业应该根据自身情况，通过加强内部控制建设和实施来降低企业经营风险和违约风险，提高会计信息质量，避免被出具非标准审计意见。同时，积极披露内部控制自我评价报告及审计报告，获取更多信任，降低融资成本。(4)政策制定者积极监督。一方面，政府以及相关部门应加强建设内部控制相关法律法规和规章制度，进一步改进和细化内部控制信息披露要求，从外部向企业施加压力，促进企业加强内部控制建设，监督企业披露内部控制信息，提高资本市场透明度。另一方面，政府应积极稳妥推进混合所有制改革，从根本上消除债券市场中政府隐性担保的作用，规范市场秩序。同时，发挥非国有企业市场效率优势和内部控制信号传递功能，提升企业信用评级。