内部控制信息披露与盈余管理相关性探讨

一、引言

企业内部控制报告是反映企业内部控制是否完整、合理和有效的载体，公司管理层通过这一载体披露本单位内部控制完整性、合理性和有效性信息以及注册会计师对内部控制鉴证的相关信息。企业内部控制信息披露向外界传递公司管理层履行受托责任的信号。从理论上讲，如果公司管理层提供正面的内控自我评价报告并获得会计事务所的无保留意见，那么该公司内部控制信息质量较高，高质量的内部控制在一定程度上抑制盈余管理，意味着公司具有较高的盈余质量（方红星、金玉娜，2011）。2006年、2008年、2010年上交所、深交所、财政部等五部委相继出台了《上市公司内部控制指引》、《企业内部控制基本规范》、《企业内部控制配套指引》等一系列规范性制度文件，旨在加强我国上市公司内部控制，提高财务报告的质量。那么，企业内部控制信息披露与盈余管理水平之间存在什么样的关系呢？国外学者自SOX方案后对企业内部控制信息披露与盈余管理水平的相关性方面做了大量探究，发现企业内部控制缺陷的公司比其他公司盈余管理程度相对较高（Chan et al.，2008；Doyle et al.，2007；Daniel et al.，2008；Altamuro & Beatty，2010）。换言之，企业内部控制信息披露提高了财务报告质量。在a我国特殊的制度背景下，学者们研究结论不尽一致，一种代表性的观点是企业通过内部控制可以抑制盈余管理程度，提高财务报告信息质量（宁亚平，2004；曾昭灶、李善民，2009；张龙平等，2010；董望、陈汉文，2011；方红星、金玉娜，2011）；另一种代表性观点认为企业内部控制信息披露与盈余管理程度无关（张国清，2008）。国内外学者对企业内部控制信息披露与盈余管理水平的关系结论并不一致，有待进一步检验。本文利用深市上市公司横截面数据，运用二分类logit模型，检验企业内部控制信息披露与盈余管理水平的相关性，为解决这一学术争论提供新的经验证据。


　　论文检测天使-免费论文相似性查重http://www.jiancetianshi.com
[1]电大学习网.免费论文网[EB/OL]. /d/file/p/2024/0424/fontbr二、研究设计br />
（一）研究假设 公司管理层或控股股东会产生强烈的动机和意愿操纵盈余，通过对会计处理方法与政策的选择等方式，来增加自身利益的机会主义行为。企业内部控制的健全程度与否、信息披露水平的高低会对管理层和控股股东的代理行为（包括盈余管理的方式和行为程度等）产生重要影响，因此，可以预期内部控制信息披露水平与管理层或控股股东的盈余管理水平具有一定的相关关系，较完善的内部控制信息披露水平能够抑制管理层侵占股东利益以及控股股东侵占中小投资者利益的行为，减少因此而进行的盈余管理操纵。合理保证财务报告的可靠性是企业内部控制的基本目标之一，企业内部信息披露水平越高，财务报告质量越好，内部控制目标实现情况越好，意味着盈余管理水平越低（操控水平或管理程度），会计选择盈余管理程度就相应越低。据此，提出假设：

假设1：在其他条件相同的情况下，内部控制信息披露水平与会计选择盈余管理水平负相关

真实活动操控通过构造真实交易来操控盈余，由其实现的盈余不具有持续性。Roychowdhury（2006）从销售操控、生产成本操控、酌量性费用操控三个方面度量盈余管理操控水平。销售操控是通过增加收入来操控盈余，如使用宽松的信用政策、加大折扣促销等方式实现，其结果导致公司的实际经营现金流量低于预期值。生产成本操控是通过操控单位产品成本来操控盈余，其结果导致公司实际生产成本低于预期值。酌量性费用操控是通过缩减公司酌量性费用（研发费用、广告费用、维修费用等）来操控盈余，其结果导致公司实际酌量性费用低于预期值。企业内部控制包括研究与开发业务、销售业务、生产业务、资金活动、资产管理、财务报告控制等多方面，贯穿于运营活动的全过程，企业内部控制信息披露水平越高，财务报告质量越好，内部控制的目标实现情况越好，可以在一定程度上抑制公司管理层或控股股东利用真实活动交易操控方式来进行盈余管理。根据以上分析，提出假设：

假设2a：在其他条件相同的情况下，内部控制信息披露水平与真实活动盈余管理水平负相关；

假设2b：在其他条件相同的情况下，内部控制信息披露水平与操控性经营现金流量负相关；

假设2c：在其他条件相同的情况下，内部控制信息披露水平与操控性生产成本负相关；

假设2d：在其他条件相同的情况下，内部控制信息披露水平与操控性酌量费用负相关

（二）样本选取与数据来源 本文选取2010年度深市A股非金融行业中小企业上市公司为研究对象，样本数据来源于CSMAR 数据库、巨潮资讯网站、沪深证券交易所网站等。剔除了数据波动较大，容易造成极端值影响整体值的ST公司和数据缺失的公司，最后得到披露内部控制信息鉴证报告的149家样本公司，同时选用了深市A股非金融行业中小企业上市公司未披露内部控制信息鉴证报告的149家样本公司为配对样本。企业内部控制鉴证信息通过手工收集、整理，分析采用统计检验软件为SPSS16.0。

（三）变量选取和模型建立 由于深交所要求公司披露内部控制自我评估报告，故自我评价报告不再具有信号功能，因此将自愿披露内部控制鉴证报告作为公司具有高质量内部控制的标志。解释变量包括会计选择盈余管理、真实活动盈余管理、操控性经营活动现金流量、操控性生产成本和操控性斟酌费用。控制变量为影响企业内部控制信息披露的因素，包括公司规模、股权集中度、董事会规模、监事会规模、每股收益、保护性行业、管理层薪酬。因变量、自变量和控制变量的设定及操作性定义如表（1）所示。

为了检验内部控制信息披露水平与会计选择盈余管理和真实活动盈余管理水平之间的关系，建立了如下logit 回归模型：

三、实证检验分析

（一）描述性统计 相关变量的编码及描述性统计结果如表（2）所示，其中：分类变量报告频数及百分比，连续变量报告均值及标准差。表（2）包含披露内部控制鉴证报告的149家样本公司和未披露内部鉴证报告的149家配对公司。由表（2）结果可知，会计选择盈余管理（NDNA）的均值为0.0381，标准差为0.1236，最大值为0.7002，最小值-0.8249。真实活动盈余管理（DREM）的均值为0.0483，标准差为0.2864，最大值为1.6531，最小值-1.0338。操控性经营活动现金流量（DCFO）、操控性生产成本（DCOP）、操控性酌量费用（DOHC）的均值分别为0.0529、0.2252、0.1240，标准差分别为0.1285、0.2160、0.0872。会计选择盈余（NDNA）和真实活动盈余管理（DREM）对比来看，真实活动盈余管理（DREM）的标准差较大，离散程度较大，说明样本公司各异差异相对较大。为进一步观测披露内部控制鉴证报告的样本公司和配对样本公司相关指标的差异性，相关自变量的编码及描述性统计如表（3）所示。由结果可知，披露内部控制鉴证报告的会计选择盈余管理（DNDA）样本均值和标准差略高于配对样本公司的均值和标准差。披露内部控制鉴证报告的真实活动盈余管理样本均值低于配对样本公司的均值，说明披露内部控制鉴证报告的真实活动盈余管理（DREM）操控水平低于未披露内部控制鉴证报告的真实活动盈余管理（DREM）操控水平，有待进一步通过回归进行检验。

（二）相关性分析 表（4）是各变量之间的相关系数表。从表中上三角阵可以看到，各变量间Pearson系数的绝对值最大为0. 4333，最小为0. 078，从表中下三角阵可以看到，各变量间Spearman系数的绝对值最大为0. 884，最小为0. 078。除了会计选择盈余管理（DNDA）和真实活动盈余管理（DREM）以外，都在0.4以下，说明存在一定程度的共线性。此外，从模型中自变量与因变量的关系来看，大部分自变量与因变量是显著相关的，表明模型的变量选取比较合理。

（三）回归分析 表（5）提供了对因变量进行二分类logit统计回归分析结果。模型I的Hosmer-Lemeshow拟合优度得到Chi-squre=20.968，P值为0.287>0.05，表明模型I拟合效果较好，预测概念获得的期望频数与观察频数之间的差异无统计学意义（谢宇，2010）。观察表（5）中模型I的自变量会计选择盈余管理（DNDA）在10%的检验水准下有统计意义，但其系数为正，与预期的符号相反，假设1未得到验证；模型I中的自变量真实活动盈余管理（DREM）在10%的检验水准下有统计意义，且其系数为负，与预期的符号相同，假设2a得到检验。模型II的Hosmer-Lemeshow拟合优度得到Chi-squre=8.152，P值为0.419>0.05，表明模型II拟合效果较好，预测概念获得的期望频数与观察频数之间的差异无统计学意义。进一步观察表（5）中模型II的自变量真实活动盈余管理（DREM）在5%的检验水准下有统计意义，且其系数为负，与预期的符号相同，假设2a得到了进一步验证；模型II中的自变量操控性经营活动现金流量（DCFO）在5%的检验水准下有统计意义，且其系数为负，与预期的符号相同，假设2b得到检验；模型II中的自变量操控性生产成本（DCOP）在5%的检验水准下有统计意义，但其系数为正，与预期的符号相反，假设2c未得到验证；模型II中的自变量操控性酌量费用（DOHC）在5%的检验水准下有统计意义，且其系数为正，与预期的符号相同，假设2d得到验证。

（四）稳健性检验 表（4）是各变量之间的相关系数表，自变量会计选择盈余管理（DNDA）和真实活动盈余管理（DREM）的相关性系数分别为0.433、0.591，为了进一步验证自变量对因变量的解释作用，对自变量会计选择盈余管理（DNDA）和真实活动盈余管理（DREM）进行了分析，没有发现实质性差异。进一步用获得合理保证内部控制鉴证报告（ICID=1）和未获得合理保证内部控制鉴证报告（ICID=0）作为因变量的替代变量进行稳健性检验，其结果如表（6）所示。从表（6）可见，模型I的Hosmer-Lemeshow拟合优度得到Chi-squre=9.022，P值为0.340>0.05，表明模型I拟合效果较好，预测概念获得的期望频数与观察频数之间的差异无统计学意义。观察表（6）中模型I的自变量会计选择盈余管理（DNDA）在10%的检验水准下有统计意义，但其系数为正，与预期符号相反，假设1未得到验证；模型I中的自变量真实活动盈余管理（DREM）在10%的检验水准下有统计意义，且其系数为负，与预期符号相同，假设2a得到检验。模型II的Hosmer-Lemeshow拟合优度得到Chi-squre=9.123，P值为0.332>0.05，表明模型II拟合效果较好，预测概念获得的期望频数与观察频数之间的差异无统计学意义。进一步观察表（6）中模型II的自变量真实活动盈余管理（DREM）在1%的检验水准下有统计意义，且其系数为负，与预期的符号相同，假设2a得到了进一步验证；模型II中的自变量操控性经营活动现金流量（DCFO）在5%的检验水准下有统计意义，且其系数为负，与预期的符号相同，假设2b得到检验；模型II中的自变量操控性生产成本（DCOP）在5%的检验水准下有统计意义，但其系数为正，与预期的符号相反，假设2c未得到验证；模型II中的自变量操控性酌量费用（DOHC）在5%的检验水准下有统计意义，且其系数为正，与预期的符号相同，假设2d得到验证。另外，其他个别控制变量符号发生了变化，但对实证检验结果没有实质性的影响。

四、结论

研究结果表明：（1）内部控制信息披露水平与真实活动盈余管理水平负相关，即高质量的内部控制信息披露水平能够在一定程度上抑制真实活动盈余管理程度。（2）内部控制信息披露水平与操控性经营活动现金流量负相关，即内部控制信息披露水平越高，通过销售操控经营活动现金流量来操控盈余管理的程度就越低。（3）内部控制信息披露水平与操控性酌量费用负相关，即内部控制信息披露水平越高，通过缩减公司酌量性费用来操控盈余管理的程度就越低。（4）内部控制信息披露水平操控性生产成本负相关，这一点与方红星和金玉娜（2011）等学者所得结果相同。（5）内部控制信息披露水平与会计选择盈余管理水平负相关的假设未通过实证检验，这一点与方红星和金玉娜（2011）等学者所得结果不一致，可能的原因一方面是在实务中的盈余管理很难完全归因于会计选择盈余管理，还是真实活动盈余管理，甚至兼而有之，并且真实活动盈余管理在一定程度上抵消了会计选择盈余管理对盈余质量的正向影响（Ewert & Wagenhofer，2005）；另一方面高质量的企业内部控制信息披露，抑制了通过真实活动来操控盈余管理，又转向通过会计选择来操控盈余管理。本文研究结论对内部控制信息披露与盈余管理水平的相关性研究提供了新的经验证据，进一步证明了加强企业内部控制建设的必要性。

*本文系教育部人文社会科学研究青年基金项目“企业家能力和行为偏差对企业投资决策影响机理研究”（项目编号：11YJC630031）、浙江省自然科学基金“基于企业家能力视角的企业投资行为研究”（项目编号：Y6110042）的阶段性成果

【参考文献】
[1]电大学习网.免费论文网[EB/OL]. /d/file/p/2024/0424/br
[1]论文检测天使-论文免费检测软件[EB/OL]. /d/file/p/2024/0424/shu.html />
[1]方红星、金玉娜：《高质量内部控制能抑制盈余管理吗？》，《会计研究》2011年第8期。

[2]宁亚平：《盈余管理的定义及其意义研究》，《会计研究》2004年第9期。

[3]曾昭灶、李善民：《控制权转移中的盈余质量实证研究》，《管理评论》2009年第7期。

[4]张龙平、王军只、张军：《内部控制鉴证对会计盈余质量的影响研究》，《审计研究》2010年第2期。

[5]董望、陈汉文：《内部控制、应计质量与盈余反应》，《审计研究》2011年第4期。

[6]张国清：《内部控制与盈余质量——基于2007年A股公司的经验证据》，《经济管理》2008年第3期。

[7]Chan K. C.，Farrell B.，Lee P. Earnings management of firms reporting material internal control weaknesses under section 404 of the Sarbanes-Oxley Act. Auditing：A Journal of Practice & Theory，2008.

[8]Doyle J. T.，Ge W.，McVay S. Accruals quality and internal control over financial reporting.The Accounting Review，2007.

[9]Daniel A. C.，Aiyesha D.，Thomas Z. L. Real and accrual based earning management in the pre-and post-Sarbanes Oxley periods . The Accounting Review，2008.

[10]Altamuro J.，Beatty A. How does internal control regulation affect financial reporting？ .Journal of Accounting and Economics，2010.

[11]Healy P. M.，Wahlen J. M. A review of the earnings management literature and its implications for standard setting.Accounting Horizons，1999.

[12]Jensen M. C.，Meckling W. H. Theory of the firm：managerial behavior，agency costs and ownership structure . Journal of Financial Economics，1976.

[13]Roychowdhury S. Earnings management through real activities manipulation.Journal of Accounting and Economics，2006.

[14]Ewert R.，Wagenhofer A.Economic effects of tightening accounting standards to restrict earnings management. The Accounting Review，2005.

作者：熊婷，程博