内部控制信息披露影响因素的实证研究——基于湖北省上市公司的年报数据分析

武汉纺织大学 王珍义 李 伟 刘 静

一、引言

2001年的安然事件，引发了美国乃至全球对企业内部控制机制的高度重视，内部控制也由一项自发性的治理机制演化为一种政府监管部门强力推动的制度建设（李享，2009）。2008年，我国财政部、审计署等五部门联合发布了 《企业内部控制基本规范》，内部控制已成为近年来我国企业制度建设的关键词，而作为内部控制重要信号显示机制的内部控制信息披露，也成为政府监管部门、业界和学界关注的热点问题。

国外学者关于内部控制信息披露问题的研究，起步较早，且成果丰硕。Rogier Deulnes(2000)实证研究发现，大股东持股比例、公司管理层持股比例、企业规模、会计师事务所声誉在一定程度上影响着内部控制的信息披露；Eng和Mak(2003)以新加坡158家上市公司为样本，其研究结果表明，外部董事增加、负债比率和经理人员持股比率与信息披露负相关，公司规模和政府持股比率与信息披露正相关 ；Ashbaugh、Skaife等(2009)通过分析，提出是否存在组织机构的变化、组织结构复杂性影响内部控制信息披露水平的问题。国内学者对内部控制信息披露的研究相对较晚，其研究结论主要体现在：公司盈利能力、财务报告质量及财务状况异常程度显著影响内部控制信息披露（蔡吉甫，2005）；海外上市、外部审计为“四大”、资产总规模、控制人为国有、前十大股东不存在关联、监事总规模和公司规模与内部控制信息披露程度存在显著的正相关关系，而上市公司被特别处理、股权结构变化、审计意见类型则存在非显著负相关关系（孙翯，2007）；公司规模、独立董事比例与公司内部控制信息披露水平呈显著正相关关系（李馨弘，2007）；偿债能力、盈利能力和流通股持股比例与内部控制信息披露程度显著正相关 （杨玲玲，2011）。本文借鉴前人研究成果，选取湖北省上市公司为样本，根据其2011年度的公司年报数据，考察内部控制信息的披露状况，识别影响因子，并在此基础上提出相关建议。

二、理论分析与研究假设

（一）信息不对称理论。信息不对称理论，源自阿克洛夫等三位美国经济学家于1970年提出的信息非对称论。该理论认为，市场上交易各方掌握的信息是有差异的，在信息不对称的状态下，由于存在道德风险，企业管理当局的内部控制行为难以准确观察，内部控制是否有效无法证实，信息弱势方只能借助外部手段即法律和制度的规范获得尽可能多的信息来减少这种差异，以便做出对自己有利的选择。因此，在信息不对称的市场环境中，政府应要求市场中的信息优势方，定期披露相关信息，以减少信息不对称带来的问题，从而保证资本市场的有效运作。

（二）信号传递理论。 信号传递（Signaling model）指通过可观察的行为向市场传递某种确切的信息。Michael Spence教授 1974年提出的信号传递理论（Signal Transmission Theory）认为，在商品市场上，交易的一方可以向市场上的其他参与者传递商品质量信息的信号，凭借其高质量信息从市场中获益。在证券交易市场中，高质量的公司有足够的动力向外界披露内部控制信息，以向市场传递企业良性运作的信号，便于投资者甄别不同质的公司，做出正确的投资决策，从而引导资源的合理配置。

（三）研究假设。 众所周知，独立会计师只有在认为公司财务报告具有合法性和公允性后才会发表标准无保留意见的审计报告。公司只有设计并有效实施与财务报表编制相关的内部控制制度，才能尽量避免由于舞弊或错误导致的重大错报的可能。因此，审计意见在一定程度上反映了公司内部控制的健全性和有效性。李馨弘（2007）实证结果表明审计意见类型显著影响公司内部控制信息披露水平；蔡吉甫（2005）认为被注册会计师出具标准无保留审计意见的公司，更有可能对外充分披露内部控制信息。基于以上分析，提出如下假设：

假设1：财务报告质量与公司内部控制信息披露水平显著正相关。

根据信号传递理论，赢利能力强的公司有动力将利好消息披露给信息使用者，实现本公司区别于其他公司的目的，同时证明管理层勤勉尽职的受托责任，争取投资者的信任。因此，实施自愿信息披露，提升上市公司价值是质优上市公司的理性选择。Bowman and Haire(1975)的实证分析结果表明，ROE与自愿性信息披露呈显著正相关；Lang and Lundholm(1993)研究发现，当管理层与投资者之间信息不对称程度较高的情况下，绩效越好的公司，其信息披露的评分等级就越高。国内一些研究成果也显示自愿披露内部控制信息与公司盈利能力正相关 （蔡吉甫，2005；宋绍清、张侠，2009；李少轩、张瑞丽，2009；林斌、饶静，2009；陈艳等，2009）。 基于以上分析，提出如下假设：

假设2：盈利能力与公司内部控制信息披露水平显著正相关。

根据信号传递理论可知，披露内部控制信息不仅可以消除债权人投资的不确定性，而且更易获得债权人的支持。一方面，债权人为了评估资金安全性，要求公司披露内部控制信息及经营风险信息；另一方面，充分的内部控制信息披露，可以获取债权人的信任，增强再融资能力。Deumes and Knechel(2008)研究发现，财务杠杆越高，股权持有者与债权持有者之间的利益冲突就越严重，内部控制信息披露程度因而就越高；林钟高、徐虹、唐亮（2009）研究发现，内部控制信息披露与公司财务杠杆正相关。基于以上分析，提出如下假设：

假设3：财务杠杆与内部控制信息披露水平显著正相关。

一般情况下，董事长是公司或集团的最高负责人，股东利益的最高代表，统领董事会，其职责具有组织、协调、代表的性质，而总经理负责公司的经营大权，是公司业务执行的最高权力人。根据职权分离理论，若董事长兼任总经理，则集两责于一身的董事长（总经理），可能会降低董事会在内部控制方面的监督和管理能力，削弱内部控制的效力，进而影响内部控制信息披露。因此，“两职合一”的经济后果会影响上市公司自愿信息的披露程度（钟伟强、张天西等，2006）。基于以上分析，提出如下假设：

假设4：董事长兼任总经理与公司内部控制信息披露显著负相关。

由于独立董事一般由经济、法律、会计、税务等方面专家、学者，并与公司经营者之间无重大利害关系的人担任，因此，独立董事更能站在信息使用者的立场上对上市公司应披露的信息发表权威意见，从而影响上市公司信息披露的充分性和准确性。相关实证研究也表明，独立董事能够影响自愿性信息披露水平，即企业的独立董事比例越高，其自愿信息披露的程度越高。据此，提出以下假设：

假设5：独立董事比例与内部控制信息披露水平显著正相关。

上市公司内部控制信息具有公共物品的特性，但作为私有部门的上市公司却往往由于顾虑内部控制信息的负面影响或私有成本的增加不愿进行主动披露，即存在明显的披露动力不足。在强制性披露制度背景下，财务状况较差的企业或选择披露较少量的内部控制信息，或选择披露失真的内部控制信息，以此来掩盖公司存在的问题。相关实证研究也表明，因财务状况异常致使其股票交易被证监会特别处理的上市公司，披露内部控制信息的概率较低（蔡吉甫，2005）。基于以上分析，提出如下假设：

假设6：财务状况异常程度与内部控制信息披露水平显著负相关。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源。本文以2010年12月31日前在深沪市上市的湖北省上市公司为研究对象。并对样本公司执行如下筛选程序：一是同其他行业相比，金融业具有特殊性，因此剔除了金融业。二是剔除了B股公司。三是剔除了在检验区间内（2011年）研究数据不全的上市公司，共得到78家样本公司。

本研究所采用的数据均来源于巨潮资讯网(http://www.cninfo.com.cn)公布的2011年度公司报告资料、内部控制自我评价报告及审计鉴证报告，并通过手工整理得到。

(二)变量的选取与测量

1.被解释变量。本研究选取内部控制披露水平为被解释变量。由于内部控制披露水平的衡量目前缺乏统一的标准，因此，本文拟借鉴张红梅（2010）的测量方法，采用内容分析法度量内部控制信息披露水平。所谓内容分析法，是一种收集资料的方式，将公司可能的披露项目汇总成表，然后与年度报告中的实际披露项目一一对比，以计算样本公司的信息披露指数，衡量其信息披露水平。据此，本研究具体的测量方法为：首先对上市公司2011年度报告中披露的内部控制信息进行查询，然后按照每披露与某一个指标相关的制度或者行为则赋予1分的方法进行综合评分，最高分8分。显然，综合得分越高，则表明内部控制信息披露水平越高。其具体评分表，见表1：

表1 内部控制信息披露项目表

2.解释变量。本研究选取审计意见类型、盈利能力、财务杠杆、董事长兼任总经理、独立董事比例和财务状况异常解释变量。其变量名、变量定义与测量见表2所示。

表2 解释变量及其定义

（三）模型构建。本研究拟建立解释变量与被解释变量的LogistiC回归模型，以便实证分析内部控制信息披露的影响因素。回归模型如下：

Logit（ICD）=β0+ β1SJYJ+β2 EPS+β3 LEV+β4RE+β5 DR+β6 ST+ε

其中，β0 为常数项，β1，β2， …… β6 为各解释变量系数，ε为误差项，ICD为被解释变量－内部控制信息披露水平，其他变量符号见表2。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计分析。表3报告了定量变量描述性统计特征。其中ICD均值为5.3205，最小值为2，最大值为8，表明样本公司内部控制信息披露水平总体较低，且两级差异较为明显。EPS的均值为0.3381，最小值和最大值分别为-1.31和1.51，两者相差达2.82，说明样本公司盈利能力差距较大。LEV均值为54.68%，最小值和最大值分别为2.83%和393.04%，表明样本公司资产负债率总体较高，财务杠杆两级差异非常明显，这可能与样本公司中含ST公司有关。DR均值为37.06%，最低值为25%，说明仍有部分公司的独立董事比例未达到法定的1/3的要求。

表3 定量变量的描述性统计

表4报告了虚拟变量描述性统计特征。从表中可以看出，占92.3%的样本公司注册会计师出具了标准无保留审计意见，说明大多数的上市公司披露的财务报告得到了注册会计师的认可。占83.33%的样本公司采用了董事长和总经理不兼任的权责分离的经营方式，且在收集样本时，发现两职合一的公司大多数为最近两年新上市的公司，说明新上市的公司其公司治理机制尚未理顺。占1.41%的公司为ST企业，且发现其中只有一家企业披露了内部控制评价报告。

表4 虚拟变量的描述性统计

（二）回归分析。在进行回归分析之前，我们进行了如下几项模型检验：(1)共线性检验：使用方差膨胀因子VIF度量解释变量之间的线性相关关系，本研究中各变量的方差膨胀因子VIF值均小于10（限于篇幅未将表格列出），因此不存在明显共线性。（2）DW检验：模型的DW值为1.829，接近2，可以认为残差不存在自相关性。所以回归模型是有效的。

表5 回归分析

表5报告了回归分析结果。结果显示：SJYJ的回归系数为正数（b=1.033），表明财务报告质量对内部控制信息披露存在正向影响关系，但由于未通过显著性检验（Sig＝0.283＞0.1），从而拒绝假设 1。 eps 的回归系数为正数（b=1.041）,且在1%的水平上通过了显著性检验（Sig＝0.008＜0.01），表明盈利能力对内部控制信息披露存在显著的正相关关系，即盈利能力强的上市公司，其管理层有动机将相关内部控制信息及时传递给投资者，以使市场准确评价其盈利水平，方便投资者做出投资决策，从而假设2得到了检验。RE的回归系数为负数（b=－0.761），且在10%的水平上通过了显著性检验（Sig＝0.074＜0.1）， 表明董事长兼任总经理与公司内部控制信息披露呈显著负相关关系，即“两职合一”对内部控制信息披露水平起着消极的作用，从而假设4得到了检验。DR的回归系数为正（b=0.033），表明独立董事比例对内部控制信息披露存在正向影响关系，但由于未通过显著性检验（Sig＝0.177＞0.1），从而拒绝假设5。ST的回归系数为负数（b=－1.681）,且在 1%的水平上通过了显著性检验（Sig＝0.006＜0.01），表明财务状况异常程度与内部控制信息披露水平显著负相关，即若公司被ST特别处理，则更倾向于不披露或尽量少披露内部控制信息，从而假设6得到了检验。LEV的回归系数为正数（b=2.791E-5）,表明财务杠杆对内部控制信息披露存在正向影响关系，但由于未通过显著性检验（Sig＝0.994＞0.1），从而拒绝假设 5。

五、研究结论与建议

建立并维持有效的内部控制制度是管理当局的责任，披露内部控制信息则是管理当局向外界传递内部控制状况的重要途径，也是其解脱受托经济责任的一种方式。本研究以2010年12月31日前在深沪市上市的湖北省上市公司为研究对象，以2011年报披露的相关信息和数据为样本观测值，实证检验了内部控制信息披露质量的影响因素。研究发现：第一，湖北省上市公司内部控制信息披露水平总体较低，且两级差异较为明显。第二，财务报告质量、财务杠杆、独立董事比例虽然对上市公司内部控制信息披露存在正向的影响作用，但显著性不够，其影响力有限。第三，盈利能力、董事长兼任总经理及财务状况异常程度 （是否被ST处理）均显著影响着内部控制信息披露的水平。具体而言，盈利能力与公司内部控制信息披露水平显著正相关，董事长兼任总经理及财务状况异常程度公司内部控制信息披露水平显著负相关。

鉴于以上研究结论，提出如下建议：首先，对企业而言，一方面，应建立健全良好的组织机构和有效的内部治理机制。在组织结构的设计上要充分考虑董事长和总经理权责的适当分离，避免“两职合一”对内部控制信息披露的消极作用，同时，强化内部监督机制，提升内部治理效率，优化内部控制的执行及信息披露的环境；另一方面，加强经营管理，提高盈利能力，为内部控制的有效实施提供资金保证，为内部控制信息的披露提供利好消息。其次，对监管部门而言，应建立健全相应的处罚机制，提高违法惩戒力度。对违反内部控制信息披露规定的企业，应追究相关人员的责任，提高违约成本。若发现有职务犯罪和违纪违法活动，则依法追究刑事责任。

六、研究的局限性与进一步研究方向

本研究也存在一定的局限性。一是选取2011年一个年度的上市公司数据进行截面样本检验，致使模型的拟合优度较低。二是内部控制信息披露水平的度量上，本研究只通过年报数据进行分析，不排除年报所披露的信息可能与公司的实际内部控制状况存在一定偏差的可能性，即本文对控制信息披露水平的刻画可能缺乏全面性。三是其研究样本均来自于湖北省上市公司，在某种程度上降低了研究结论的外部效度。因此，本文的研究结论还需要在其他上市公司做进一步检验，同时，如何评价内部控制信息披露质量，将是今后需要进一步探讨的问题。

(教育部人文社科基金项目〈11YJA630139〉、武汉市软科学基金项目〈201141333462-2〉和湖北省教育厅科学技术研究项目〈D20121708〉）

1.Bowman,EdwardH.，Haire,Mason.1975.A Strategic Posture Toward Corporate Social Responsibility.California Management Review,2.

2.Lang.Mark.Lundholm.Russell.1993.Cross-Sectional Determinants of Analyst Ratings of Corporate Disclosures.Journal of Accounting Research,2.

3.李享.2009.美国内部控制实证研究：回顾与启示.审计研究，1。

4.李馨弘.1997.内部控制信息披露影响因素的实证研究.杭州：浙江大学管理学院。

5.赵刘磊.2012.上市公司内部控制信息披露影响因素及对策研究.经济研究导刊，5。