| 标题 | 内部控制重大缺陷影响因素分析 |
| 范文 | 李越冬等 【摘 要】 文章以2007—2011年沪、深两市上市公司为研究对象，对存在内部控制重大缺陷的企业与不存在内部控制重大缺陷的企业进行分组、对比，发现其业务复杂性、企业变化性、上市时间、资金投入可能性和获利能力等企业自身内部特征存在显著性差异；在考虑行业和年度变量的情况下，运用Logistic回归模型进一步验证了企业内部特征对内部控制重大缺陷的影响。文章的贡献在于把内部控制重大缺陷从内部控制缺陷中分离出来研究，且把企业内部特征划分为五类，并考虑事务所特征、机构投资者持股情况等企业外部特征对内部控制重大缺陷的影响，验证基于不同层次机构投资者持股比例对企业治理的作用，扩展了机构投资者持股特征对内部控制重大缺陷的影响，从而丰富了内部控制重大缺陷影响因素的理论研究。 【关键词】 内部控制； 重大缺陷； 业务复杂性； 机构投资者 中图分类号：F272.35 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2014）15-0086-09 一、引言 从安然、世通事件到“德国最愚蠢的银行”；从中航油事件到长虹事件，无论是以破产告终，还是承担巨额亏损，究其根本原因，都是企业内部控制存在重大缺陷，或是制度性的内部控制设计存在纰漏，亦或相关的控制环境等因素使具体的控制活动在执行中偏离了原本设计完善的内部控制。现实中内部控制失败案例给投资者及企业各阶层带来的损失，使人们意识到了内部控制的重要性，进而我国和美国均将内部控制纳入了强制性披露的范围之内。鉴于信息披露的相对滞后性，从企业自身特征出发，对内部控制重大缺陷动因进行研究，更有利于外界投资者合理决策。 国外学者对内部控制重大缺陷披露影响因素从企业交易账户层次（Ge、McVay，2005）、公司特征层面（Bryan，2005；Doyle，2007）、公司特殊时期（Leone，2007）、企业控制环境（Christopher S. Armstrong等，2011）、外部审计主体特征（Ashbaugh-Skaife等，2007）等角度进行了深入的研究，并形成了相对稳定的结论。由于2002年美国萨班斯法案的颁布，国外对内部控制的信息披露以内部控制重大缺陷的披露为重点，在年报中有对内部控制重大缺陷的具体披露，加之美国有较为健全的证券监管市场，所以其存在内部控制重大缺陷的企业可以和披露内部控制重大缺陷的企业划等号，从而对于内部控制缺陷信息披露的影响因素研究也就起到了研究内部控制缺陷影响因素的作用。 由于2010年以前我国企业内部控制信息属于年报中的自愿性披露范畴，无内部控制信息的披露标准，我国学者仅对自愿性披露内部控制企业的相关公司特征进行描述。由于内部控制信息很大程度上流于形式，没有实质性内容（李明辉等，2003；杨有红、陈凌云，2009），并以说“好话”为主（张立民等，2003），因此，不会涉及内部控制缺陷的实质性披露。《企业内部控制基本规范》及三大指引颁布后，我国学者也对内部控制缺陷影响因素从公司总体特征（蔡丛光，2010）、公司治理（刘亚莉等，2011）、外部监管（贾宗武、夏勇，2011；田高良等，2010）等角度进行了研究。但由于我国法规没有给予内部控制重大缺陷明确的界定，仅在《企业内部控制审计指引》中明确了可能存在内部控制重大缺陷的迹象；另外，由于内部控制有关的数据获取的难度比较大，之前学者大部分以一个会计年度为研究期间，研究期间较短、样本量不够大，同时学者主要是针对内部控制缺陷来研究，并没有划分出内部控制重大缺陷，所以，本文以2007—2011年上市公司为研究对象，利用内部控制存在重大缺陷的迹象① （受到证监会或交易所处罚、存在报表重述和由于持续性经营问题财务报表被事务所出具非标准审计意见）作为内部控制重大缺陷的替代变量对内部控制重大缺陷的影响因素进行研究，以丰富内部控制的理论研究，为内部控制建设提供建议。 二、文献回顾和假设 （一）企业业务复杂性对内部控制重大缺陷的影响 国内外学者认为业务越复杂越与内部控制重大缺陷间存在相关性：如Ge和McVay（2005）的研究结果显示，具有衍生金融工具和所得税费用相关较为复杂的业务处理的研究对象更容易披露内部控制重大缺陷。Ashbaugh-Skaife等（2007）和Doyle等（2007）分别以实证方法验证了公司外币交易及经营分部数量均与内部控制重大缺陷呈显著正相关关系。而我国的研究结论尚未统一，蔡丛光（2010）验证得出企业分部数量与内部控制缺陷间正相关，齐保垒、田高良（2012）以公司涉及行业及是否具有对外贸易作为替代变量研究，证明了业务复杂与内部控制缺陷间呈正相关性。而孙慧慧（2012）的研究结果则显示，企业分部数量与组织架构缺陷负相关。从以上的研究可以得出：较复杂的业务使企业内部控制存在问题的风险较高，因此，本文提出假设1： 假设1：其他条件不变时，企业业务复杂性越高，存在内部控制重大缺陷的风险就越高。 （二）企业变化对内部控制重大缺陷的影响 企业组织或特征处于变化状态时，如重组、并购预示着企业业务的变化，职能部门的整合、人员的流动、销售的快速增长预示着企业对生产、销售等职能的配比进行调整，这些不稳定因素可能造成原本的内部控制无法及时跟进企业的变化，增加企业内部控制存在重大缺陷的风险。Ashbaugh-Skaife等（2007）、Doyle等（2007）和Leone（2007）等均验证了并购重组企业存在内部控制重大缺陷的可能性越高。Ashbaugh-Skaife等（2007）与Doyle等（2007）也同样得出了销售增长率与内部控制重大缺陷间有显著正相关关系的结论。基于已有的研究成果，本文提出假设2： 假设2a：其他条件不变时，重组的公司存在内部控制重大缺陷的可能性较大； 假设2b：其他条件不变时，销售增长率高的企业存在内部控制重大缺陷的可能性较大。 （三）企业上市时间对内部控制重大缺陷的影响 国内外学者均研究了上市公司上市年限与企业内部控制重大缺陷间的相关性，Doyle等（2007）认为上市时间较长的企业，较为稳定、规章制度等较为成熟，企业存在内部控制重大缺陷的可能性较低。由于我国从计划经济到市场经济的转型，上市时间较长的企业大多是证券市场建立之初为存活而改制的国有企业，在当时尚不完善的监管体制下，遗留了较多内部控制问题，而由于国企的性质特殊，其改制工作也较差（王跃堂，2000）。所以，在我国的研究结论与其截然相反，如：齐保垒、田高良（2012），孙慧慧（2012）等均验证了我国上市时间越久的企业，内部控制存在缺陷的几率越高。本文赞同应考虑我国企业的特殊性，因此提出假设3： 假设3：其他条件不变时，上市时间越长的企业，内部控制存在重大缺陷的可能性越大。 （四）资金投入可能性对内部控制重大缺陷的影响 企业对内部控制建设投入较多的资金，有利于保证内部控制更好地运行。小公司拥有的资源有限，对有利于内部控制高效运行的先进信息系统投资不及规模大的公司，其存在内部控制重大缺陷的可能性较大（Ashbaugh-Skaife等，2007）。Bryan（2005）和Doyle等（2007）也验证了公司规模与重大内部控制缺陷存在负相关关系。我国学者也得到了与国外学者一致的结论，如孙慧慧（2012），齐保垒、田高良（2012）和田勇（2011）等。 Lys和Watts（1994）提出具有财务压力的企业高管更有可能出现欺骗行为，另外较大的财务压力会使企业用于内部控制建设的资金投入不足。Sarahc和Davidp（2012）验证了亏损企业存在内部控制重大缺陷的可能性越大。Ashbaugh-Skaife等（2007）与Doyle等（2007）则采用剔除非经常性损益收益和破产指数作为财务压力的替代变量，证明了企业的财务压力越大，资金用于内部控制建设的可能性较低，内部控制存在重大缺陷的几率越高。我国学者对企业亏损这一影响因素进行了研究，并得出与国外学者相同的研究结论（孙慧慧，2012；田勇，2011），另外也有学者验证了破产指数与内部控制缺陷间的正相关性（齐保垒、田高良，2012）。基于已有的研究成果，本文提出假设4： 假设4a：其他条件不变时，企业的规模越大，内部控制存在重大缺陷的可能性越小； 假设4b：其他条件不变时，企业财务压力越大，内部控制存在重大缺陷的可能性越高； 假设4c：其他条件不变时，企业破产风险越高，内部控制存在重大缺陷的可能性越高。 （五）企业获利能力对内部控制重大缺陷的影响 完善的内部控制可以“保证生产和经管活动顺利进行”，高效率和高质量的运行会降低企业的运营成本，从而增强企业的盈利能力和获现能力。笔者认为，完善的内部控制可以提升企业的盈利能力和获现能力，较高的盈利能力和充裕的资金又会促使企业有能力和意识进一步完善内部控制，二者之间相辅相成。因此提出假设5： 假设5a：其他条件不变时，盈利能力较高的企业，存在内部控制重大缺陷的可能性较低； 假设5b：其他条件不变时，获现能力较高的企业，存在内部控制重大缺陷的可能性较低。 三、研究设计 （一）样本选择 我国上海证券交易所和深圳证券交易所先后于2006年的6月和9月颁布了《上海证券交易所上市公司内部控制指引》和《深圳证券交易所上市公司内部控制指引》，要求上市公司披露董事会编制的内部控制自我评估报告和会计师事务所的核实评价意见，并表明公司应在公告中说明内部控制出现缺陷的环节、后果及拟采取的补救措施等，我国法规第一次对内部控制缺陷有了规定。本文选取2007—2011年间所有上市公司为研究对象，剔除缺失值及异常值共剩余样本 7 910个。对于内部控制重大缺陷这一变量通过手工收集证券交易所公布企业年报是否存在重述情况及由持续性经验导致的非标准审计意见数据，其他数据均由CSMAR数据库原始数据经处理获取。 （二）变量的界定 1.因变量的界定 对于内部控制重大缺陷这一指标，不同的研究学者采用了不同的替代变量：如被出具非标准审计意见、被证监会或交易所处罚、年报中披露的内部控制重大缺陷、内部控制评估报告中存在的问题（田勇，2011；李寿喜，2012；董卉娜、朱志雄，2012等），以及财务报表重述（董育军、谈多娇，2012）。本文将内部控制重大缺陷设定为因变量ICW，参照法规中对于内部控制重大缺陷存在迹象及以往学者的界定，把内部控制重大缺陷界定为存在以下情况之一：企业受到证监会或交易所的处罚；存在财务报表的重述；由于持续性经营能力存在不确定而被事务所出具非标准审计意见。如果企业内部控制存在重大缺陷，ICW赋值为1，否则为0。 2.解释变量的界定 衍生金融工具、企业合并及外币交易等涉及较为复杂的处理，笔者取年报中与其发生交易的子公司数量的自然对数②（SON）及当期是否涉及外贸交易（WAIBI）为业务复杂性的替代变量。其中，WAIBI为虚拟变量，公司存在外贸交易时取1，否则取0。 对于组织的变化性，笔者同以往学者一样（Ashbaugh-Skaife等，2007；Doyle等，2007），取并购重组（MAR）和销售增长率（GROWTH）为替代变量。其中，MAR为虚拟变量，公司在报告年度内发生并购或重组则取1，否则取0。 企业上市时间（LOGAGE）用研究年度与对应上市年份的差值取自然对数。财务风险（LOSS）结合我国连续两年亏损则特别处理的退市规则，笔者采用剔除非经常性损益净利润情况衡量企业的财务风险，若企业剔除非经常性损益净利润连续两年为负值，LOSS赋值为1，否则为0。破产风险采用美国学者阿尔曼（Altman）发明的Z值破产风险系数来衡量，记为ZSCORE。企业规模用其市值的自然对数（LOGMKTV）来衡量。 本文用资产回报率（ROA）作为企业盈利能力的衡量指标，并参考李秉成等（2003）建立的现金流量表指标分析体系，用总资产现金流量率（CFOA）衡量企业的获现能力。 3.控制变量的界定 外部审计作为对企业的监管手段之一，对企业的内部控制质量有一定的影响。Ashbaugh-Skaife等（2007）和Doyle等（2007）分别验证了更换事务所及高质量的审计都会促使企业披露内部控制缺陷。另外Shleifer和Vishny（1986），Bhojraj（2003）的研究表明机构投资者对管理层起着重要的监督作用，且持股数量越大，其监督动机越大（Shleifer和Vishny，1997）。笔者认为机构投资者持股比例越高企业内部控制重大缺陷发生几率越小。本文主要研究企业自身特征与内部控制重大缺陷间的相关性，对于审计师外部因素不做重点研究。所以，将事务所更换、审计质量及机构投资者持股情况作为控制变量予以研究。变量定义如表1。 （三）研究模型 四、实证结果分析 （一）描述性统计 表2为描述性统计和均值检验结果，列示了存在内部控制重大缺陷的样本公司、不存在内部控制重大缺陷的样本公司及样本总体对应的所有解释变量和控制变量的描述性统计。通过STATA逐个对两组的所有变量数据均值进行T检验，结果显示：除HOLDER外，其他变量的均值均在1%水平上存在显著的差异，其中变量MAR、LOGAGE、LOSS、ZSCORE呈现的特征与原假设相同，在两组中的平均水平显示为内部控制存在重大缺陷组大于无内部控制重大缺陷组；LOGMKTV、ROA、CFOA呈现的特征也与原假设相同，在两组中的平均水平显示为存在内部控制重大缺陷组小于无内部控制重大缺陷组。对于SON、WAIBI、GROWTH呈现的数据特征与原假设相反。具体的关系有待进一步分析。 （二）相关性分析（表3） （三）回归分析（表4） 由表4模型（1）回归结果可知，MAR与GROWTH分别在1%和10%水平上与内部控制重大缺陷显著正相关，与相关性分析中的相关性取向一致，并与原假设相符，即发生企业并购重组或者较高的销售增长率，企业运行中组织机构变化、工作人员的调动、职能部门的生产能力协调等都可能使原来的内部控制不适应企业当前的运行，从而存在缺陷的可能性越高，假设2得到验证。相对而言，销售增长率引起的企业内部变化较小，所以对内部控制重大缺陷的贡献度并不大。LOGAGE与被解释变量在1%水平上显著正相关，与分组均值T检验和相关性分析中结论一致，假设3得到验证。由于我国国企改制、资本市场建立的特殊性，我国上市时间较长的企业存在内部控制重大缺陷的可能性越高。LOSS与ZSCORE分别在1%和5%水平上与内部控制重大缺陷显著正相关，LOGMKTV在1%水平上与内部控制重大缺陷显著负相关，并分别与分组均值T检验和相关性分析中结论一致，假设4得到验证。当企业发生连续亏损或者面临较高的破产风险时，迫于维持企业生存的压力，在非直接增值的内部控制建设方面的投入会减少，或者为满足某些财务指标而人为地不按原规定有效地执行内部控制，使内部控制运行失效；而规模较大的公司相对于小公司而言，资金实力较为雄厚，更有能力和可能将资金投放于直接带来经济效益的企业基本活动之外的支持性活动，完善内部控制的设计和运行。ROA和CFOA分别在1%和5%水平上与内部控制重大缺陷呈显著负相关，并分别与分组均值T检验和相关性分析中结论一致，假设5得到验证，即完善的内部控制是企业生产、运营顺利进行的保障，可以有效提高企业的盈利能力和获现能力，企业受益后更有意识和能力进一步完善内部控制的建设，减少内部控制重大缺陷。变量SON和WAIBI与内部控制重大缺陷间分别在1%和5%水平上呈负相关，并分别与分组均值T检验和相关性分析中的结论一致，与原假设相反。笔者认为，我国具有较多数量子公司或有对外贸易的企业相对强大，虽然对应的企业合并、关联交易、外币折算等业务较为复杂，但是这部分企业完全具备处理该类业务的能力；另外，进行对外贸易的企业能够与国外的公司相互作为合作方，也预示着该部分企业运行较为健全。由此可见，企业的运作能力比业务的复杂性更能决定企业的内部控制健全与否。在模型（2）中，加入年度和行业控制变量后回归结果显示：各个解释变量与被解释变量间的相关性系数和显著性水平虽有改变，但并无实质性变化，进一步说明了企业变化、上市时间、资金投入可能性、内部控制完善对企业正向贡献、业务复杂性（更倾向与企业能力的表征）对内部控制重大缺陷的影响。 模型（1）（2）回归结果均显示：控制变量BIG4与内部控制重大缺陷呈不显著的负相关，即表现为内部控制存在重大缺陷的企业雇佣四大进行财务报表审计的可能性越低。虽然回归结果显示相关性不显著，但其较大的系数以及分组均值T检验和相关性分析中显著负相关性，预示着内部控制存在缺陷的企业为了规避缺陷被发现的风险，更倾向于雇佣审计质量较低的事务所。一方面，低质量的审计由于审计人员专业胜任能力或审计资源、时间方面的限制，从而使企业顺利隐瞒自身内部控制重大缺陷；另一方面，企业在与低质量审计的事务所进行洽谈时更容易占据优势，从而顺利实现购买审计意见的企图。AUDITRE在1%水平上与内部控制重大缺陷间显著正相关，存在内部控制重大缺陷的企业更有可能存在年内更换事务所的情况。这也预示着激烈的竞争下，我国部分事务所实力较差，其在与企业的博弈中稍微处于劣势。如文中控制变量的界定中所提，机构投资者持股比例较高时，存在较高的管理动机，企业存在内部控制重大缺陷的可能性应较小，但是本文回归结果显示：机构投资者持股比例与内部控制重大缺陷呈显著正相关。笔者认为，这与我国机构投资者市场并非像国外由于市场投资者的需要，是市场的自发行为（吴跃华，2009），而是政府为了适应证券市场扩张的推动行为（贺显南，2003），而且政府规定了较为严格的市场准入机制，这必定使得我国机构投资者的竞争不充分，具有一定的短期投机行为。另外，在考虑年度和行业因素后，HOLDER与内部控制重大缺陷间相关性及显著性大大减小，表现为不显著的正相关。笔者认为这与机构投资者在不同年度根据其宏观经济环境对不同行业的投资变化相关，特定年度、不同行业企业的机构投资者持股比例间存在较大的差异性，而不同层次机构投资者持股比例在企业治理中的作用有着明显的不同（唐松莲、袁春生，2010；Pound，1988）。鉴于变量HOLDER在考虑YEAR和IND控制变量前后系数及显著性变化较大，本文在进一步研究中也分层次研究其对企业内部控制重大缺陷的影响，作为对内部控制重大缺陷影响因素的扩展。 五、启示与建议 通过实证研究可以发现，企业自身特征对内部控制重大缺陷的存在具有重要影响。本文验证了企业在面临较高的财务压力、破产风险，或者受自身规模限制，存在无力投资内部控制建设的可能性，从而容易导致内部控制存在缺陷，以及并购重组、销售增长带来的组织、人员变更等不稳定因素，导致内部控制的设计未能进行及时的跟进，或者职能间低效协调导致内部控制执行无效。上市时间较久远的企业因我国早期较为宽松的监管、为拯救国企而建立的中国证券市场的特殊性、适应新颁布法规的滞后性，存在内部控制重大缺陷的几率较高。盈利能力较高和获现能力较高的企业，存在内部控制重大缺陷的几率较低，说明有实力进行内部控制建设、尝到内部控制健全益处的企业会更加积极地进行内部控制建设。与先前研究结论不同的是，可以表征业务复杂性的子公司数量、是否有对外贸易与内部控制重大缺陷是显著的负相关关系。笔者认为虽然较多的子公司及复杂的外币交易由于涉及的业务较为复杂，出现漏洞、错误的可能性较高，但其同时表明企业自身具有较强的实力和国际竞争力，其有能力建设、完善内部控制，保障企业的高效运行。这也预示了企业的能力和应对水平远比具体业务层面的复杂性更能决定企业内部控制现状。作为市场上的投资者，应该充分认识企业的个体特征，以此预测和判定其内部控制是否存在缺陷，并进行理智的投资，保障自身权益。 六、进一步研究 Pound（1988）通过提出假说的方式，说明了机构投资者在公司治理中的角色也可能表现为利益攫取者。唐松莲、袁春生（2010）也实证验证了机构投资者在公司治理中的角色取决于其持股情况，表现为：持股高时机构投资者扮演有效监督者角色，持股低时充当利益攫取者角色。如实证结果回归分析中所述，模型（1）和模型（2）中HOLDER的系数及相关性变化较大，本文也将机构投资者持股比例分层，并分别研究其对内部控制重大缺陷的影响。 由于本文研究样本对应的HOLDER均值为0.147（见表2），笔者以均值的2倍左右作为划分机构投资者持股比例高、低两组的标准，即将HOLDER≥0.3认定为机构投资者持股比例较高组，剩余的HOLDER<0.3的则认定为机构投资者持股比例较低组。将样本分为两组后，再分别统计存在内部控制重大缺陷和不存在内部控制重大缺陷企业对应的HOLDER均值、标准差，并进行均值T检验，如表5所示。我国仅作组间比较，机构投资者持股比例较高组存在内部控制重大缺陷的样本比例（16.8%）低于机构投资者持股比例较低的组别。可见，总体上讲，机构投资者持股比例高的企业存在内部控制重大缺陷的几率小，这与模型（1）（2）回归结果并非一致。进行组内比较，则有机构投资者持股比例较高组别存在内部控制重大缺陷的HOLDER均值在1%的水平上显著低于不存在内部控制重大缺陷的企业；与其相反，机构投资者持股比例较低组别存在内部控制重大缺陷的HOLDER均值在1%的水平上显著高于不存在内部控制重大缺陷的企业。即对于机构投资者持股比例较高的企业，机构投资者持股比例越高其内部控制存在缺陷的可能性越低；对于机构投资者持股比例较低的企业，机构投资者持股比例越高其内部控制存在缺陷的可能性越高。这与唐松莲、袁春生（2010）的研究结论不谋而合。笔者认为：HOLDER较低的企业，机构投资者会有利益掏空行为，随着其持股比例的增加（但不增加至相对较高的比例），其影响力及与管理层合谋的几率提高，内部控制容易存在缺陷；而在HOLDER较高的企业，机构投资者才真正关注企业的发展，随着持股比例的增加，也更有动机加强其监督作用，促进内部控制的完善。而我国机构投资者持股比例较低的企业较多，约占88.2%（6 980/7 910），使模型（1）（2）中的回归结果与占据主导地位的机构投资者持股比例较低组中机构投资者持股比例和内部控制重大缺陷间关系一致。 【参考文献】 [1] 蔡丛光.重大内部控制缺陷信息披露的影响因素分析[J].财务与金融，2010（8）：33-38. 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