1、 1 内部控制与盈余质量 基于 2007 年 A 股公司的经验证据 摘要 公司 建立健全内部控制的目标之一是合理确保 财务报告 的真实、可靠和完整。本文以 2007年度非金融 A 股公司为对象，以 公司自愿 提供正面的内部控制 自我评估 意见或报告、并获得外部审计师或保荐人的无保留核实意见代表高质量的内部控制， 探讨 内部控制与盈余质量之间的关联性。 证据表明， 高质量的内部控制并未伴随着高质量的盈余， 内部控制质量得到改善并没有伴随着盈余质量的提升，而 公司的一些内在特征和治理因素确实会系统地影响内部控制和盈余质量 。我们认为， 当前， 上市公司 提供正 面的 内部控制 自我评估 意见或报告
2、并获得外部审计师或保荐人的无保留核实意见，并不意味着其 内部控制质量较高。 建议应当建立一套完整的内部控制标准体系， 抓紧制定企业内部控制鉴证（审计）准则，并加强对上市公司内部控制 自我评估 报告与注册会计师审核的监督和检查。 关键词 内部控制 自我评估报告 内部控制 核实 评价 意见 盈余质量 一、导言 安然等公司的失败和会计丑闻被曝光后，美国国会于 2002 年紧急出台了 SOX 法案，它在 公司治理和财务报告方面进行了重要的管制，其中包括严厉的内部控制管制 ，也即 302 和 404 条款要求公司 管理层应当披露内部控制缺陷、提供内部控制自我评估报告并获得外部审计师的内部控制审计意见 ，
3、其目的正是为了提高内部控制的有效性、改善财务信息的质量和透明度 。之后， 日本等其他国家和地区的资本 市场也纷纷建立了与内部控制有关的披露制度，导致在后 SOX 时代，全球广泛采用内部控制管制（ Brown 等， 2008）。 2005 年以来，由于内部控制数据可公开获得，国际上关于内部控制的经验研究异军突起 ，研究方向主要包括披露内部控制缺陷的影响因素和经济后果，比如盈余质量、市场反应、审计费用等方面（ Doyle 等 ， 2007a）。良好的内部 控制被认为是实现高质量财务报告的重要因素之一，人们对安然公司财务报告的批评多是源于其内部控制的失败（ Krishnan， 2005）。 SEC
4、的首席会计师认为， SOX 法案包含的所有改革中，改善内部控制对提高财务报告的正确性和可靠性的影响可能是最显著的 ， SOX 法案的目的在于恢复人们对财务报告的信心 （ Bdard， 2006）。内部控制管制是否能够改进财务报告质量？ 以美国、德国等国家为背景的经验研究得到的主导结论是高质量的内部控制能够 提高盈余质量。该领域的这些研究勾勒了“内部控制如何影响盈余质量 的全景图 ” 。 2007年 是内部控制管制在我国资本市场全面实施的第一年。我国当前内部控制管制的主要特点是，强制披露 内部控制的建立健全情况，自愿提供 内部控制 自我评估 报告 ，并自愿获得 监事会或独立董事的意见、或者外部审
5、计师或保荐人所发表的核实意见。 内部控制 自我评估 报告 一般是公司管理层针对内部控制的建立健全情况、 完整性、合理性及实施的有效性、是否存在重大缺陷进行评估。公司的监事会、独立董事、外部审计师、保荐人所发表的（核实）意见一般是表达在重大方面是否认可管理层的 自我评估 意见或报告。根据信号传递理论， 经理有动机披露好消息而隐藏坏消息， 自愿披 露是公司或经理在某些维度比如质量和业绩方面突出自己的一种方法（ Healy and Palepu， 2001）。 如果公司管理层提供正面的 内部控制 自我评估 意见，并且获得了 监事会或独立董事的赞同，或者取得了外部审计师或保荐人的“无保留”核实意见，那
6、么该公司的 内部控制 质量应当较高。相 应地，其在实现内部控制的 目标方面的保证程度也更高，这就意味着更高的财务报告质量或盈余质量。但是，更高质量的内部控制是否会伴随着更高质量的盈余质量，在中国的制度背景下尚缺乏经验证据。我们基于 2007年 A股公司所披露的内部控制信息，对内部控制 质2 量高低进行分类，进而探讨较高质量内部控制与较高质量盈余之间的关联性。 本文的结构安排如下： 第二部分是文献回顾、理论分 析和研究假设，第三部分是研究设计，第四部分是样本选择与分析 ，第五部分是主要的实证结果，第六部分是结论与启示。 二、文献回顾 、理论分析 和研究假设 尽管以前的文献已经建议了内部控制质量与
7、会计信息质量之间的关联性（ Kinney， 2000），裘宗舜等（ 2005）也认为公司内部控制的有效和完善在很大程度上决定了会计信息的质量， 刘亚莉等（ 2004）则认为内部控制与财务报告质量、公司质量之间存在着相关关 系， 但是，由于缺乏关于内部控制的公开数据，并且内部控制质量一般难以直接观察或验证，人们对一个公司如何实现高质量的内部控制知之甚少 。尽管内部控制质量与会计信息质量一直是投资者、监管方、准则制定者及其他利益相关者关注的焦点，然而现有文献中关于两者关系的经验证据非常有限。 自从 SOX 法案对内部控制施行严格的管制后，诸多的内部控制信息逐渐进入公众的视野，关于内部控制的经验研究
8、就象打开了“潘多拉的盒子”，特别是以美国为背景的研究。 人们主要 从经验的角度探讨了内部控制的决定因素、内部控制信息披露的市场反应、内部控制与盈余 质量的关联性 、内部控制审计与审计费用和审计延迟 等方面。 目前，关于内部控制与盈余质量的关联性方面的研究所占的比重较大。 Doyle 等（ 2005）以 2002 年 8 月到 2004 年 11 月期间披露 内部控制 重大弱点的 261 家公司为研究样本，发现内部控制存在重大弱点的公司，其盈余质量也更低。并推论道，内部控制好像是盈余质量的基本动因之一； Bdard（ 2006）探讨了公司根据 SOX 法案 302条款披露的内部控制缺陷与公司盈余
9、质量之间的关系。研究发现，这些公司在披露 内部控制 缺陷之前其盈余质量没有表现得更低，而在披露之后其盈余质量 得到显著改进，这与内部控制管制的目标相一致； Beneish 等（ 2006）的证据表明， SOX 法案 302 条款的 内部控制 信息披露要求向投资者传递了披露公司的财务报告质量方面的信息，也即内部控制重大弱点的披露意味着公司的财务报告可信性较低； Doyle 等（ 2007a）以美国 2002 年 8 月到 2005年 11 月期间报告内部控制重大弱点（ Material Weakness）的 705 家公司为主要样本，发现所报告的内部控制重 大弱点与较低的应计质量相关联，并推论“
10、内部控制问题正是 应计质量较低的根源”； Ashbaugh-Skaife 等 （ 2008）的证据表明，报告内部控制缺陷的公司其应计质量更低，并且在随后的年度里得到不同内部控制审计意见的公司其应计质量的变化与内部控制质量的变化相一致。总之，证据表明内部控制质量影响应计质量； Brown 等（ 2008）以德国为背景的研究发现，通过有效的内 部控制改善了盈余质量，这意味着实现了内部控制管制的主要目标之一； 李明辉等（ 2003）基于我国上市公司年报中的内部控制信息披露状况的分析表明，内部控制信息披露与财务报告质量、公司质量之间存在一定的关联 ； 杨有红等（ 2008）通过描述性统计对 2006
11、年沪市年报内 部控制信息披露的现状进行了分析，上市公司内部控制信息披露与财务报告质量有一定关系，财务报告质量较高的公司更愿意披露 内部控制信息，财务报告质量较低的公司披露内部控制信息的动机不足 。 根据财政部企业内部控制标准委员会于 2007 年 3 月 2 日发布的企业内部控制规范 基本规范（征求意见稿） 第四条， 内部控制是指由企业董事会、管理层和全体员工共同实施的、旨在合理保证实现以下基本目标的一系列控制活动：企业战略，经营的效率和效果， 财务报告 及管理信息的真实、可靠和完整，资产的安全完整，以及遵循国家 法律 法规和有关监管要求； 有义务对外提供财务报告的企业，应当确保财务报告及管理
12、信息的真实、可靠和完整 。 按照该定义， 更 该征求意见稿对内部控制及其基本目标、基本要素和基本原则、内部控制缺陷和重大缺陷、内部控制自我评估报告等方面进行了界定，并且，证监会、上交所、深交所颁布实施的企业内部控制管制要求基本上 与该征求意见稿相一致。 COSO 对内部控制的定义是：是受到一个主体的董事会、管理层和其他人事影响的程序，设计用来合理地保证实3 高质量的内部控制本身以及决策者对其所设置内部控制质量的信任，能够为更可靠的财务信息提供合理保证，内部控制的目标之一是预防或发现可能会导致财务报表误报的错弊。 关于良好的、有效的内部控制应当会导致可靠 （高质量） 财务信息的观点，得到诸多学者
13、的认同。例如， Jiambalvo（ 1996）认为 ，有效的内部控制能够限制公司经理绕过内部控制操纵会计盈余的能力； Doyle 等（ 2005）认为，高质量的内部控制有助于实现较高的应计质量和 盈余质量，途经是通过限制管理层的盈余管理能力（例如要求不相容职务分离）而减低故意有偏的操控性应计，或者通过减少难以估计的应计项目中的差错； Bdard（ 2006）认为，记录、报告和评估财务控制的有效性将提高财务报告质量，增加外部使用者对财务报告的信心 ； Doyle 等（ 2007a）认为，从概念上来看，好的（有效的）内部控制系统是高质量财务报告的基石，因为较强的内部控制有可能限制程序上的错误、估
14、计中的误差以及盈余管理； Brown 等（ 2008）认为，实施、评估和监督有效的内部控制系统，是财务报告质量的一个关键决定因 素；杨有红等（ 2008）认为，内部控制自我评估报告是管理当局对企业内部控制制度的设计和执行是否有效做出评估，并表明其对财务报告和资产的安全完整无重大不利影响，这实际上表明了管理当局的一种合理保证，同时也有利于管理当局对内部控制存在的缺陷加以改进，提高财务报告的可靠性，因此，可以在一定程度上减少舞弊的可能性。 但是，美国的内部控制管制的特点是强调内部控制缺陷的披露和改正，并按照严重程度划分为三个层面 控制缺陷、重大缺陷、重大弱点。因此，以美国为背景的类似研究一般是探讨
15、内部控制缺陷与 低质量会计信息之间的关系。 例如， Beneish 等（ 2006）认为，较弱的内部控制会增加潜在的计量误差或经理进行盈余管理的能力，因此，公司披露 内部控制 弱点可能会传递财务报告质量较低的信号 ； Chan 等 （ 2007）认为，内部控制弱点，包括糟糕的控制环境和不恰当的财务报告程序，会导致财务报表中无意的或故意的重大差错风险。并假设，报告内部控制重大弱点的公司，比其他公司更有可能操纵会计盈余； Doyle 等（ 2007a）认为，较弱的内部控制将导致较低的应计质量，因为按照定义，弱的内部控制可能会容许应计估计中发生差错并影响所编制的财务报表。这些潜在的 差错包括故意的（
16、盈余管理）和无意的（较低的估计能力）差错。对于一个内部控制较弱的公司，由于未能限制经理进行盈余管理的能力，故意有偏的操控性应计可能更 大；如果弱的内部控制导致更多的估计错误 并容许更多的程序性差错，无意的差错就会更多。 基于前人的研究，我们认为，高质量的内部控制能够限制对外报告信息的故意操纵，降低会计处理和财务报告中无意的程序和估计差错风险，减轻可能影响财务报告信息质量的企业经营和战略的内在风险。 在我国当前的制度背景下，遵守内部控制管制要求，能够通过几种方式提高盈余质量： 实施和监督有效的内部控 制能够遏制内部人故意误报盈余的机会 和动机； 有效的内部控制能够减少信息报告中随机的、非故意的疏
17、忽和程序性差错； 有效的内部控制有助于减轻企业业务活动的内在风险以及这些风险对企业报告选择和财务报告透明度的影响。 据此，我们提出以下假设： 假设 1：公司的内部控制质量与盈余质量正向关联 。 Lightle 等（ 1995）认为，管理层提供内部控制评价报告并获得审计师签证报告，能够促使管理层改善内部控制，鼓励管理层开发更好的控制技术和 内部控制 评价方法。 Brown 等（ 2008）认为，遵守内部控制管制要求能够强迫企业管理层提高 并维护内部控制质量。因此我们预测，如果公司的内部控制质量得到 改善 ，体现为公司 提供正面的内部控制自我评估报告并获得 无保留的 外部核实意见，那么盈余 质量会
18、得到提升 。据此，我们提出以下假设： 假设 2： 如果公司的内部控制质量得到改善，那么盈余质量会得到提升。 尽管我们假设内部控制管制下的公司将经历盈余质量的改善，然而，弱的法律和市场执行力以及公司不遵守，可能会不利于实现既定的改革效果。既然公开披露具有监督效应，所以公司管现以下目标 经营的效率和效果、财务信息的可靠性、遵循有关的法律规章制度。我国的内部控制定义类似于COSO，都包括合理确保财务信息的可靠性，但是目标更宽泛。 4 理层恰当地遵守内部控制管要求的动机可能不足，导致不披露内部控制重大缺陷、不对内部控制的有效性进行自 我评估或取得独立（核实）意见 、或者披露虚假的 内部控制 信息 。而
19、且，内部控制管制可能会引发公司经理进行降低盈余质量的盈余管理，而审计师和管制者却难以发现 （ Brown等， 2008） 。因此，内部控制管制是否对盈余质量具有正面影响，这还有待证实。 三、研究设计 1制度背景下内部控制质量的度量 我国对企业内部控制的管制是近 10 年的事情。 1999 年修订后的 会计法第一次以法律的形式对建立健全内部控制提出原则要求 ， 财政部随即连续制定发布了内部会计控制规范 基本规范等 7 项内部会计控制规范，审计署、国资委、证监会、银 监会、保监会以及上 交 所 、深交所 等也从不同角度对加强内部控制提出明确要求 ； 证监会在 2001 年发布的公开发行证券公司信息
20、披露的内容与格式准则第 2 号 年度报告的内容与格式（修订稿） 中，要求一般上市公司的监事会在年度报告中应对“公司决策程序是否合法，是否建立了完善的内部控制制度，公司董事、经理执行职务时有无违反法律、法规、公司章程或损害公司利益的行为”发表独立的意见； 2005年 10 月国务院发布被称为“ 26 条 意见”的国务院批转证监会关于提高上市公司质量若干意见的通知， 要求上市公司“对内部控制制度的完整性、合 理性及其实施的有效性进行定期的检查和评估，同时要通过外部审计对公司的内部控制制度以及公司的自我评估报告进行核实评价，并披露相关信息”。为落实该通知， 2006 年上交所和深交所分别发布了内部控
21、制指引，要求上市公司董事会在年度报告披露的同时披露相关的内部控制信息，并且鼓励有条件的上市公司单独出具内部控制自我评估报告，并披露会计师事务所对内部控制自我评估报告的核实评价意见 ； 深交所在2007 年 12 月 26 日颁布和实施了中小企业板上市公司内部审计工作指引， 它 规定， 审计委员会应当对与财务报告和信息披露事务相关的内部 控制制度的建立和实施情况出具年度内部控制自我评价报告 ， 监事会和独立董事应当对内部控制自我评价报告发表意见，保荐人应当对内部控制自我评价报告进行核查，并出具核查意见。上市公司在聘请会计师事务所进行年度审计的同时，应当至少每两年要求会计师事务所对公司与财务报告相
22、关的内部控制有效性出具一次内部控制鉴证报告 ； 证监会 2007 年 12 月 28 日发布的 关于做好上市公司 2007年年度报告及相关工作的通知 规定 ， 上市公司应在 2007 年年报中全面披露公司内部控制建立健全的情况，鼓励央企控股、金融类及其他有条件的上市公司在披露 2007年年报的同时披露董事会对公 司内部控制的自我评估报告和审计机构对自我评估报告的核实评价意见； 深交所 2007 年 12 月 28 日发布的 关于做好上市公司 2007 年年度报告工作的通知 规定 ， 公司应当按照本所上市公司内部控制指引的要求，对公司内部控制的有效性进行审议评估，作出内部控制自我评价。自我评价结
23、果可以在年报全文 “ 公司治理结构 ” 一节中披露，也可以单独形成自我评价报告与年报同时对外披露。公司监事会和独立董事应当对公司内部控制自我评价发表意见。同时鼓励 有条件的公司聘请审计机构就公司财务报告内部控制情况出具评价 意见 ； 上交所 2008 年 1 月 2 日发布的 关于做好上市公司 2007年年度报告工作的通知 规定 ， 上市公司应当根据中国证监会和本所相关要求，结合公司内部控制制度的建设情况，在 2007 年年报全文的 “ 重要事项 ” 部分，说明公司内部控制制度、建立健全的情况。本所鼓励有条件的上市公司同时披露董事会对公司内部控制的自我评估报告和审计机构对自我评估报告的核实评价
24、意见。 在上述制度背景下，我们基于所有 A股公司的 2007年度报告全文以及相关的独立公告，对内部控制披露状况进行了调查和分类，列示在图 1中。 提供正面的自我评估意见或报告的 共有 653家，5 其中，自我评估意见或报告得到独立董事或监事会赞同的共有 341家，获得外部审计师或保荐人的无保留核实意见的共有 223家。典型的正面自我评估意见比如：“公司内部控制活动及各项内部控制制度符合国家有关法律、法规和监管部门的要求，保证了公司的经营管理的正常进行，具有合理性、完整性和有效性，公司现有的内部控制在完整性、合理性方面不存在重大缺陷。经过测试，内部控制亦能得到有效执行”；独立董事或监事会的典型赞
25、同意见比如： “ 公司内部控制自我评估中对内部控制的整体评价是客观的、真实的”； 典型的审计师或保荐人无保 留核实意见比如： “我们认为，根据财政部颁布的内部会计控制基本规范和内部会计控制具体规范，从整体看，公司在合理的基础上已建立了完整的内部控制制度，并已得到有效运行。 公司内部控制制度自我评估报告恰当评估了 2007 年度与财务报表相关的内部控制”。 图 1 A 股公司 2007 年度（通过年报或独立公 告） 内部控制 信息披露状况分类 据此，我们基于自愿性信息披露所传递的内部控制质量水平信号，按内部控制质量由高到低把公司分为四类： 提供正面的自我评估意见或报告 ，并获得外部审计师或保荐人
26、的无保留核实意见。因为外部审计师或保荐人是独立的第三方，是一种质量较高的外部治理机制，所以我们认为这类公司的内部控制质量最高，记为“ High组”；提供正面的自我评估意见或报告，并获得独立董事或监事会的赞同意见。因为独立董事或监事会的独立性不够高，实质上是一种内部治理机制，所以我们认为这类公司的内部控制质量较高，记为“ Middle组”；提供正面的自我评估意见或报告，但未获得内部控制的任何独立意见。我们认为这类公司的内部控制质量较低，记为“ Lower组”；不提供自我评估意见或报告 。我们认为这类公司的内部控制质量最低，记为“ Lowest组”。我们用 ICQ代表 内部控制质量，若某公司被划分
27、为 High组，就取值为 1，否则为 0。 2盈余质量的度量 （估计） 盈余质量（更一般地讲是财务报告质量）是财务报告使用者在进行契约和估价决策时所感兴趣的。基于低质量或有缺陷的盈余进行的契约决策，将会导致不恰当的财富转移；从投资的角度，低 质量的盈余将会传递有缺陷的资源配置信号；而且，准则制定者可能把 财务报告质量看作财务报告准则质量的间接指标（ Schipper 等 2003）。尽管 术语“盈余质量”被广泛运用，但 它 没有一致认可的定义。 例如， Hodge（ 2003）将盈余质量定义为所报告的净利润与真实收益之间的差异程度 ； Mikhail 等（ 2003）将盈余质量定义为公司过去的
28、盈余与未来现金流量的关联程度 ； Richardson等（ 2001）将盈余质量定义为 盈余的持续性程度； Krischenheiter 等 （ 2004）认为高 质量的盈余就是更具信息含量并且与公司的长期价值更接近的盈余，并 认为盈余质量的多种理解可能 是 由于2007 年报披露 内部控制的建立健全情况： 1526家 提供正面的自我评估 意见或报告：653 家 不提供自我评价意见或报告： 873 家 获得独立董事或监事会的赞同： 341 家 获得外部审计师或保荐人的无保留核实意见： 223 家 未获得 内部控制 的任何独立意见： 89 家 2006年报中未提供审计师的核实评价 意见： 203
29、家（其中 19 家在2007 年才上市） 2006年报中提供审计师的核实 评价 意见： 20 家 6 不同的读者使用会计信息做出不同的决策。 盈余质量的衡量方法也各种各样 ， Schipper 等 （ 2003）概括了 盈余质量的 5 种度量方法 。 以前关于盈余质量的研究一般都与应计质量相联系（ Dechow 等 ，2004）， Ashbaugh-Skaife 等 （ 2008）也认为应计质量是可靠财务报表的重要组成部分之一，因此本文主要从应计质量的角度来度量盈余质量。 关于盈余质量的度量，我们主要参考了 Kothari 等（ 2005）和 Bdard（ 2006） ，也即基于业绩调整琼斯模
30、型计算的超常应计。 首先，我们基于行业 的年度 截面数据估计模型（ 1） ： , 0 1 , 1 2 , 3 , ,( 1 / )i t i t i t i t i tT A A R E V P P E （ 1） 其中， TA 表示总应 计项目，为营业利润减去经营活动现金流量之差； REV 为 当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额； PPE 是当期期末厂场、设备等固定资产原值或净值； A 是上期期末总资产。 TA、 REV、 PPE 都以上期期末总资产为公分母，以减轻异方差的影响。 其次， 我们计算模型（ 1）的残差，即得到截面琼斯模型下的 超常应计 ，取绝对值即得到盈余质量的第一个度量指
31、标 EQ1；最后，我们借鉴 Kothari 等（ 2005）的研究成果，基于公司当期的资产收益率（ ROA）对前一步骤得到的超常应计进行调整，得到业绩调整的超常应计，其中 ROA 等于当期 的经营利润除以上期期末总资产。 某年度同行业 ROA 最接近的公司即为样本公司的配对公司，样本公司和配对公司的超常应计之差即为业绩调整的超常应计，取绝对值即得到盈余质量的第二个度量指标 EQ2。 类似于 Kothari 等（ 2005），我们还 使用修正的 截面 琼斯模型计算超常应计，也即 基于行业的年度截面数据 估计模型（ 2）： , 0 1 , 1 2 , , 3 , ,( 1 / ) ( )i t i
32、 t i t i t i t i tT A A R E V R E C P P E （ 2） 其中， REC 为应收账款的年度变动额除以上期期末总资产，其他变量同前。 然后我们计算模型（ 2）的残差，即得到 修正的 截面琼斯 模型下的 超常应计，取绝对值即得到盈余质量的第三个度量指标 EQ3；类似地，我们进一步计算业绩调整的超常应计，取绝对值即得到盈余质量的第四个度量指标 EQ4。 出于比较的目的，我们还在 模型（ 1）和（ 2）中加入当期的 ROA，也即基于行业的年度截面数据估计模型（ 3）和（ 4），然后分别计算残差，这样得到超常应计，分别取绝对值即得到盈余质量的第五、六个度量指标 EQ5
33、 和 EQ6。 , 0 1 , 1 2 , 3 , , ,( 1 / )i t i t i t i t i t i tT A A R E V P P E R O A （ 3） , 0 1 , 1 2 , , 3 , , ,( 1 / ) ( )i t i t i t i t i t i t i tT A A R E V R E C P P E R O A （ 4） 此外，我们还仿照 Francis 等（ 2005）和 Doyle 等（ 2007a），利用修正的截面 DD 模型来估计盈余质量。 Dechow 和 Dichev（ 2002）指出，应计质量和盈余质量不仅仅受限于经理层的机会主义，而且
34、也与在不同的情形下估计某些应计项目固有的难处相关，他们提出的 DD 模型用应计项目转化为过去、当期和未来现金流量的程度来度量应计质量。 Francis 等（ 2005）认为，在 DD 模型中引入 REV、 PPE 这两个变量，将 DD 模型和 Jones 模型有机地结合起来， 能够显著地提高模型的解释能力，降低计量误差，得 到更好的盈余质量指标。 Doyle 等（ 2007a）则认为，修正的截面 DD 模型能够捕获有偏的操控性应计和无意的应计项目估计误差，所得到的指标能够较好地度量内部控制对应计质量的效应。因此， 我们基于行业的截面数据估计模型（ 5）： , 0 1 , 1 2 , 3 , 1
35、 4 , 5 , ,i t i t i t i t i t i t i tT C A C F O C F O C F O R E V P P E （ 5） 会计选择的多样性，可能会影响应计质量。既然会计选择难以识别，我们假定同一行业在 GAAP 下所面临的主要会计选择是类似的，并且我们用行业截面模型来估计超常应计以控制这类效应。因此，我们的样本都经过了同行业会计选择调整。 7 其中， TCA 表示流动性应计总额，计算公式为 TCA CA CL CASH STDEBT， CA为流动资产的年度变动额， CL 为流动负债的年度变动额， CASH 为现金的年度变动额， STDEBT为短期借款的年度变动
36、额； CFO 为 经营活动现金流量 ；其他变量同前。所有的变量都以上期期末总资产为公分母。 我们计算模型（ 5）的残差， 取绝对值即得到盈余质量的第七个度量指标 EQ7。 以上盈余质量的 七 个度量指标，值越大，表示盈余质量越低 。 3所使用的检验模型 我们企图把内部控制当作应计质量和盈余质量的基本动因之一。以前的研究表明，公司特定的经营特征会影响应计质量（ Dechow 和 Dichev， 2002； Francis 等， 2005； Kothari 等， 2005）。例如， Dechow 和 Dichev（ 2002）发现具有某些特征的公司其应计质量更好， 这些特征包括亏损发生频率更低、经
37、营周期更短、总资产金额更大等。 我们预期在控制了这些公司的内在特征之后，较高质量的内部控制仍然能够改进盈余质量。例如，如果我们假定两个公司属于同一行业并具有类似的经营周期，并且其经理层都不会使得应计估计有偏，其中一个公司的内部控制 质量 更高就可能会有更少的应计估计差错。 因此，在检验内部控制对盈余 质量的影响时，应当控制公司的内在特征。 公司的经营活动越复杂，由于多角化经营、转移定价、分部间交易的消除、外币折算等引起的计量难题，应计项目的噪音可能更大、超常应计可能更大。我们用经营分部的 数量（ Segments，用个数表示，取自然对数 ） 和经营周期（ Cycle，用天数表示 ，取自然 对数
38、 ） 来捕捉这些方面带来的影响。当公司涉足并购或重组活动 （ M&A， 2 年内涉足并购或重组活动，就取值为1，否则为 0） ，由于涉及到复杂的会计处理，其应计项目或超常应计的噪音可能更大，应计质量可能更低。 Dechow 和 Dichev（ 2002）假设，规模越大的公司，其经营活动越稳定和可预测，因此应计项目估计差错也越少。他们也假设，报告亏损的频率越高，应计质量就越低，因为亏损意味着公司的经营环境受到严重的负面冲击，应对这类冲击而进 行的应计估计，有可能带来重大的估计差错。 Kothari 等（ 2005）的证据表明，面临财务困境的公司，可能报告绝对值更大的超常应计。因此，我们用公司总资
39、产账面值（ Size，期末，取自然 对数 ）、 ROA（上一年度）、 是否被 ST 或 * ST（取值为 1，否则为 0）来捕捉这些方面带来的影响。 Francis 等（ 2005）发现，应计质量与公司的财务杠杠及其所面临的风险相关联， 因此，我们把资产负债率（ Leverage，总负债 /总资产 ，期末 ）和 Beta 系数作为控制变量。 证据表明，经理利用操控性应计进行盈余管理，往往出于各种资本市 场动机比如增发配股（ Doyle 等 ， 2005），我国也存在类似的经验证据。因此，我们假设公司进行增发配股的期间，会存在更多的盈余管理行为，进而导致更低质量的盈余。公司在 2007 年 1月
40、 1 日到 2008 年 5 月的期间成功地增发或配股， Finance 就取值为 1，否则为 0。 Becker 等（ 1998）和 Krishnan（ 2003）都发现，更高质量的审计有动机去发现和限制经理的盈余管理行为，因此提高盈余质量，增加所报告盈余的可靠性。 很多研究都用国际六大、五大或四大所代表高质量的审计。 我们也把审计质量（ Auditor， 如果公 司的外部审计师为国际四大所，就取值为 1，否则为 0）作为控制变量。 以前的研究也识别了内部控制质量的一些决定因素。一般而言，内部控制出现重大弱点的公司，其盈利能力更低、规模更小、更年轻、业务更复杂、成长速度更快、或者经历了公司重
41、组（ Doyle等， 2007a）。因此，我们在模型中引入表示公司盈利能力、年龄、成长性的变量，分别是 ROA（上一年度） 、 Age（用年表示 ，取自然对数 ）、 MB 比率（权益的市场价值 /权益账面价值 ，权益账面价值为负数的剔除 ）。 Doyle 等（ 2007b）预测公司治理在确保内部控制质量方面发挥重要 作用，其经验证据表明，公司治理越好，内部控制重大缺陷越少。 Krishnan（ 2005）发现，董事会下设的审计委员会越有效，公司报告的内部控制问题越少。 因此， 我们 认为公司治理会影响内部控制质量，并 用以下指标来度量公司治理质量：独立董事在董事会 所占的比例（ Ind）， 前
42、五大股东 持股比例的 赫芬达尔指数 （ Herfindahl5， 等于前 5 位股东持股比例的平方和 ） ， 终极所有者是否为政府8 （ Government，是政府的取值为 1，否则为 0）。 并且，国内的诸多证据表明，公司治理与盈余质量存在关联 （刘立国等， 2003；赵景文， 2006） 。 此外，如果 A 股公司同时为 B 股、 H 股或在海外上市， 其在内部控制方面可能 面临着不同的管制要求，进而影响内部控制质量，所以我们引入相应的控制变量 Foreign（如果同为 B 股、 H 股或在海外上市，就取值为 1，否则为 0） 综上所述 ，为了检验内部控制质量与盈余质量之间的关联性，我们
43、主要估计模型（ 6）： i 0 1 i 2 i 3 i 4 5 i 6 i7 i 8 i 9 i 1 0 i 1 1 i 1 2 i1 3 i 1 4 i 1 5 i 1 6 i 1 7 iE Q = + I C Q + S e g m e n t s + C y c l e + M & A + S i z e + R OA+ S T + L e v e r a g e + B e t a + F i n a n c e + A u d i t o r + A g e + M B + I n d + H e r f i n d a h l 5 + G o v e r n m e n t + F
44、 o r e i g n + （ 6） 其中， EQ 是盈余质量，是前面 7 个盈余质量指标中的一个；样本公司划分为“ High 组”， ICQ就取值为 1，否则为 0；其他 16 个控制变量 的定义和度 量 如前所述。 对于所有的 连续变量，我们用 1%， 99%进行 Winsorized，以便减轻 奇异值的影响。 四、样本选择与 分析 1样本选取和数据来源 基于图一中的 1526 家 A 股公司，我们执行以下样本筛选程序： （ 1） 剔除金融保险业的上市公司，因为这些公司的内部控制管制要求不同于其他行业，并且它们的会计数据 具有独特性；（ 2）剔除 2007 年度新上市的公司，因为计算盈余
45、质量 需要用到上年度的财务指标，而新上市公司上年度财务数据很多都是模拟而来，并且由于上市融资、公司规模和股本结构发生较大变化，这可能导致盈余质量 计算的误差；（ 3）基于中国证监会公布的上市公司行业分类指引，剔除上市公司总数不足 20 家的行业，因为我们要估计行业截面模型，样本数低于 20 个可能会带来偏差；（ 4）剔除所需财务数据和股价数据缺失的上市公司。 经过上述程序，我们最后获得 1379 家样本公司，其中划分为 High 组、 Middle 组、 Lower 组和 Lowest 组的公司数量分别是 194、 336、 62 和 787 家 。我们把 High 组 的公司作为测试组，其余
46、三组的公司作为控制组 。 本文所需要的数据来自 CSMAR、Wind 资讯 、巨潮资讯 以及证监会、上交所、深交所网站 。 2描述性统计 与单变量 分析 表 1 列示了 High 组、 Middle 组、 Lower 组、 Lowest 组和控制组对应变量的均值，以及组间均值比较在 Mann-Whitney U 检验下的统计量。盈余质量的 7 个度量指标中， 对于 EQ1、 EQ2、 EQ3、EQ4 和 EQ7， High 组和其他四个组不存在显著差异，表明盈余质量不存在显著的组间差异；而对于EQ5 和 EQ6， High 组的均值都大于其他四组，并且 Mann-Whitney U 检验下的
47、Z 值都显著为负，表明 High 组的 盈余质量低于其他四组。因此， High 组、 Middle 组、 Lower 组和 Lowest 组的盈余质量不存在显著差异， High 组的盈余质量有时候还低于其他各组，假设 1 没有得到支持。 但是， High 组和控制组的部分公司内在特征 和治理变量 存在显著差异。例如，表 1 中 High 组和控制组的均值差异分析表明， High 组公司一般拥有更多的分部（ Z 值 =-3.212）、规模更大（ Z 值=-5.366）、盈利能力更强（ Z 值 =-5.372）、被 ST 的概率更小（ Z 值 =-4.075）、风险更大（ Z 值 =-1.75）、
48、年龄更小（ Z 值 =-3.528）、 股权更集中（ Z 值 =-3.112）、实际控制人更多为政府（ Z 值 =-3.051）。这表明，在后面的多元回归分析中，确实应当控制这些变量。 表 1 变量的分组均值及其差异的 Mann-Whitney U 检验 1 2 3 4 5 1 vs. 5 1 vs. 2 1 vs. 3 1 vs. 4 9 均值 均值 均值 均值 均值 Z 值 P 值 Z 值 P 值 Z 值 P 值 Z 值 P 值 EQ1 0.089 0.075 0.071 0.078 0.0766 -1.245 0.213 -1.447 0.148 -0.682 0.495 -1.018 0.308 EQ2 0.105 0.103 0.084 0.099 0.0992 -0.14 0.889 -0.453 0.65 -1.508 0.131 -0.205 0.838 EQ3 0.09 0.076 0.072 0.078 0.0773 -1.178 0.239 -1.257 0.209 -0.723 0.47 -1.006 0.315 EQ4 0.106 0.102 0.084 0.099 0.0991 -
