上市公司内部控制信息披露的制约因素

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摘要：由于200 年深交所强制要求上市公司披露内控信息，实施结果基本上都是流于形式的好消息，信息含量不高。因此，本文以200 年上交所要求上市公司自愿披露内控信息为依据，分析沪市公司自愿披露影响因素，这些因素主要有董事会会议、报表重述、资产规模、前三年亏损情况等，审计委员会、第一大股东等对信息披露影响不明显。2009年1月1日始实施强制性披露内部控制信息，监管部门需关注董事会的作用、管理层的盈余管理动机、公司规模大小等对信息披露的影响，否则可能重蹈信息披露流于形式覆辙。
　　关键词：内部控制 信息披露 影响因素
　　一、引言
　　 世界各国内部控制信息披露经由自愿到强制或相反历程。美国经由自愿到强制披露。1919年和1988年美国证券交易委员会曾两次试图强制要求企业披露内部控制信息，因遭到反对搁浅。1992年美国COSO委员会（反欺诈与舞弊委员会）公布《内部控制整体框架》，目前已成为流行的内部控制典范。2001年安然公司及随后的世通公司系列会计造假案，引致2002年美国会通过了《萨班斯法案》，其404条款强制要求上市公司披露内部控制自我评估报告及CPA（注册会计师）的审核报告。此后，欧盟、加拿大、南非等做出类似的规定。相反，或许CPA出于对诉讼风险增加的担忧（王光远、刘秋明，2003），英国的内部控制披露经由强制 （卡德伯利报告）到自愿披露（特恩布尔报告）。20世纪90年代始，我国开始重视企业内部控制建设。1991年中国人民银行颁布第一个关于内部控制的规定。199 年、1991年、2001年财政部和中国证监会等发布强化内部控制的规定。200 年《上交所内部控制指引》（下简称《指引》）要求自当年起在年报“重要事项”部分说明内部控制建立健全情况，鼓励披露董事会对公司内部控制的自我评估报告和CPA对自我评估报告的评价意见。2008年 月28日财政部等五部委的《企业内部控制基本规范》规定，自2009年1月1日起强制上市公司披露内部控制自我评估报告及CPA的审核意见，这是我国针对公司内部控制规范的最新规定。
　　二、文献综述
　　（一）自愿披露内控信息的动机 自愿披露理论源于20世纪10年代詹森（Jenson）的代理成本理论与罗斯（Ross）的信号理论，是指由于信息不对称，拥有信息优势的一方即委托人，自愿将信息披露给信息劣势一方即受托方，形成自愿披露。但是自愿披露内控信息的动机何在？有哪些因素影响了自愿披露？美国1993年2221户上市公司中142户（占33.4%）自愿提供内部控制报告（McMullen et. al，199 ），世界100强中80户披露了内部控制信息（Ragahunandan and Rama，1994），其动机在于可向外部投资者传递公司经营良好信息。早期的内控缺陷的披露可能会使管理者较早的发现问题，或是显示出公司不存在大量的严重的问题或是未来报表重述的可能，Hermanson（2000）调查了九类不同财务报表使用者（共3 3份有效问卷），受调查者认为自愿披露和强制披露内控报告都能促进披露公司的内部控制，但自愿披露比强制披露在决策方面更有作用。另一方面，市场对自愿披露信息的正面反应促成自愿披露。Healy（1999）发现91户公司披露业绩改善信息的当年与次年，公司股价显著提高，披露业绩增加的当年及随后3年，样本公司机构持股数有所增加，更受财务分析师的追捧，股票流动性增强，投资者的不确定性降低。Botosan（1991）使用披露指数量化公司自愿披露水平，使用Ohlson创建的定价模型计算权益资本成本，发现估计的权益资本成本与公司风险正相关，自愿披露降低了权益资本成本。段盛华（2004）发现自愿信息披露的环境下，披露控制结构样本公司的市场价值明显高于未披露同类信息的样本公司。
　　（二）上市公司自愿披露内控信息的影响因素 国内外学者研究了上市公司自愿披露内控信息的影响因素。一是上市公司规模大小。上市公司的规模与自愿性披露信息正相关（Eng and Mak，2003；诸葛栋、封思贤，2005；李豫湘等，2004），规模越大的公司越自愿披露信息。对立的观点认为，大公司受到更多的关注和管制，需履行更多的社会责任，披露一些重大信息可能被竞争对手利用或受更多政治干扰，因此，公司规模与自愿披露信息负相关。还有一种观点不可置否，认为公司规模与自愿披露信息无关（乔旭东，2003）。二是上市公司业绩。一种观点认为，业绩好的公司，由于信息生产成本相对较低就会增加信息披露，更愿意披露信息。Lang and Lundholm（1993）对1985~1989年间公司信息披露评分，发现绩效越好公司，其披露的评分等级越高。瑞士（Raffournie，1995）、多伦多（Forker，1992）以及我国（乔旭东，2003；张宗新等，2003；钟田丽等，2005）等发现有类似情况。另一种观点认为，信息披露与业绩并无相关性。1982年McNally发现新西兰上市公司的盈余业绩不影响自愿性披露程度。李豫湘等（2005）发现我国111家上市公司2002年报显示，资产负债率、主营业务收入增长率、净资产收益率等与自愿性披露无关。三是审计上市公司的会计师事务所规模。接受“四大”会计师事务所审计的上市公司披露的信息质量较高（Craswell and Taylor，1992；Healy and Palipu，2001），披露信息更充分。四是上市公司自身理性行为。Healy and Palipu（2001）从资产定价与投资者保护之间关系出发，认为外部投资者与经理层之间的信息不对称，构成上市公司信息披露的内在驱动原因。此外影响因素还有审计委员会、盈余质量（Doyle.et.al2005）、董事会（Klein， 2002；Abbott，2004）、公司规模（Chen， 2000；Eng and .Mak， 2003）等。随着萨班斯法案要求强制披露内控信息，国外研究已转向对已披露内部控制报告分析，主要关注内控存在缺陷的原因分析，包括组织结构复杂性、组织变化以及对内部控制重视程度（Leone，2001；Bryan and Lilien，2005），而与公司规模、盈利能力关系不大（Ge and Mc Vay， 2005）。Doyle et al.（200 ）认为，公司规模小、成立时间短、业务复杂，长大速度快，财务状况不佳的公司更大可能存在重大缺陷。而国内研究还关注内控报告披露必要性（陈关亭，2003）、存在问题（张立民等，2003；秦雷和梁劲，2005）。可见，国内外研究普遍关注内控信息披露的影响因素。但国外研究集中于萨班斯法案公布后的内控信息披露情况，国内研究侧重于所有公告信息研究，专门针对内控信息自愿披露的研究较少，尤其是针对《指引》颁布实施后，上市公司自愿披露信息影响因素的研究尚未发现，本研究力图分析沪市公司自愿披露内控信息影响因素，希望能够为监管部门监督《内部控制规范》的执行提供参考。
　　三、研究设计
　　（一）理论分析与研究假设 委托代理理论认为，基于企业所有权与经营权的分离，委托与代理双方目标不一致，受托方难以完全按照委托方期望的方式经管企业，由此产生代理问题。委托人只能采取措施促使代理人在实现自身效用最大化的同时实现委托人的效用最大化。因此披露内控信息是缓解代理人和委托人之间矛盾的方式之一，同时也是委托人监督代理人的一种手段。Hermanson（2000）发现，披露内部控制信息促进了管理层改进内部控制、强化监督。同时，由于信息不对称，具有机会主义倾向的管理当局可能会利用自身的信息优势牺牲委托人的利益，产生代理成本并最终将由管理者承担。管理当局处于自身利益的考虑，陈关亭等（2003）的发现，被调查者倾向于自愿性报告的披露，愿意设置并披露内部控制信息，以降低委托人对管理报酬做出逆向调整的风险。因此，管理当局会定期对本企业的内部控制的设计和执行的有效性进行评估，并将结果提供给外部信息使用者，这样将降低代理成本。2001年沪市披露的上市公司年报中，只有14.95%的公司披露内部控制报告，且所有的报告反映出来的结果中，没有任何一家公司内部控制存在缺陷。内控披露流于形式（李明辉等，2003；蔡吉甫，2005）。但是，披露与不披露效果还是有差异的。哪些因素影响了内部控制信息披露呢？Healy and Palipu（2001）把影响自愿性信息披露归为包括资本市场交易动机等六大类。21世纪初开始，研究重点逐步转向公司治理结构与自愿披露关系，包括公司所有者、董事会及管理层所形成的治理机制，会影响公司的自愿信息披露（Core，2001；Williamson，1985；Forker，1992，钟伟强等，200 ）。
               
       （1）董事会议次数与内控报告披露。公司内控质量高低与董董事会能否发挥作用相关，董事会规模越大，且其中的财务专家比例越高，越能发挥监督作用，也有助于降低公司负债成本（Krishnan， 2005）。但是，小规模董事会更能降低代理成本（Eisenberg，1998；Hermalin and Weishach，1998，2003）。一般认为，董事会只有经常开会，并向内部外部审计师通报近期情况下，董事会才能发挥作用（Raghunandan， 2001； PriceWaterhouse Coopers， 2000）。Jenson and Meckling （191 ）认为，董事会成员有必要定期碰头，增进对管理层的了解。董事会的开会频率被视作为其发挥有否发挥作用的替代变量（DeZoort，2002； Menon and Williams.1994），开会次数多，更有可能讨论内部控制中存在的问题，找出解决对策，完善内控制度，愿意披露内控信息。同时，为了披露内控自我评估报告，也需要经常开会协商，研究如何隐匿内控中可能存在的缺陷，以更“洁净”的内控自我评估报告呈现给信息使用者。因此提出假设：
　　 H1：董事会会议次数与是否披露内控自我评估报告正相关
　　（2）报表是否重述与内控报告披露。Ashbaugh（200 ）发现，报表重述与公司内控缺陷有关，为了掩盖公司中内部控制存在的问题而进行报表重述。当然，也不排除公司完善了内部控制制度，通过重述报表传达内部控制健全的信息。但是，已有研究发现，大部分报表重述是公司为了掩盖内部控制中存在的缺陷。报表重述更可能与内部控制不完善相关，因而假设：
　　H2：报表重述与是否披露内控自我评估报告正相关
　　（3）前三年是否亏损与内控报告披露。信号传递理论认为，资本市场中，绝大部分股东并不参与公司日常管理，因而无法有效了解受托人即管理层的管理能力以及是否以股东利益最大化出发勤勉工作，管理层可能产生道德风险，产生所谓“内部人控制”现象。此时投资者的最佳决策就是不再投资，这样资本市场就会萎缩，影响资本市场的资源配置功能。为避免这种情况，管理层将有动力向外界披露企业经营管理状况。高质量的公司采用自愿向外披露内控信息方式向外界传递高质量信号，不披露的公司则被认为存在着不利的消息，股价将会下降。业绩好的公司更愿意披露公司信息（Lang and Lundholm，1993； 乔旭东，2003；张宗新等，2003；钟田丽等，2005），以向市场传递企业经营状况良好的信号。那么，业绩不好或亏损公司就不愿意披露内部控制信息呢？证监会规定，上市公司只要连续三年亏损，公司必须停牌，所以，只要以前年度出现亏损，特别是连续二年亏损时，为避免“摘牌，公司可能会采取一些违反内部控制规定的措施实现赢利。此时，公司在可以选择自愿披露内控信息情况下，不披露显然是较好的选择。因而假设：
　　H3：前三年是否亏损与是否披露内部控制报告负相关
　　（4）公司规模大小与内控报告披露。相对于规模较小的企业而言，大公司更可能会对外融资。为赢得投资者的青睐，大公司更愿意披露信息以吸引投资者，并降低筹资成本（Chen and Jaggi，2000；Eng and Mak，2003）。乔旭东（2003），认为规模与信息披露相关，公司规模增大时，必然会先考虑自身内控的改革，只有内控制度完善，公司才不至于出现失误。同时，大公司易受到公众关注，为了平息可能的关注引起的敏感问题，更愿意主动对外披露信息。由此假设：
　　H4：公司规模与内控信息披露正相关，公司规模越大，越可能披露更多的内控信息
　　（二）样本选取和数据来源 2001年沪市全部85 户中，依据以下原则剔除不合适分析样本：剔除ST、*ST公司。由于上市公司三年连续亏损而被ST或*ST后，公司为了能保证其在股票市场上继续运行的资格，存在盈余操纵以粉饰报表的动机，是否披露内部控制信息不具实际意义，因此剔除了3户自愿披露内控信息的ST和*ST公司。剔除原始数据中变量值缺省的公司。因为样本中会议对数、报表重述等缺少样本值的公司，会影响样本模型的回归过程和结果，因此剔除 户。剔除金融行业的上市公司。金融行业必须强制披露信息，不属于自愿类公司，剔除14户。剔除2001年新上市的公司。一方面，这类公司缺少前三年亏损的指标值，另外一方面新上市的公司由于处在特殊年份对于内控信息的披露，会议数均不属于正常范围内的取值，因此剔除2001年新上市公司23户。总计剔除不合格公司4 户，合格样本810户。其中，披露内控自我评估报告的为123户（15.01%）；报表重述的为1 4户（20.10%），其中披露与未披露的分别是30户和134户；2001年前三年存在亏损现象的193户（占比23. 5%），其中披露与未披露分别为12户和181户。
　　（三）变量定义 根据内控信息披露的影响因素和研究假设，本研究中因变量采用是否披露内控自我评估报告的虚拟变量。解释变量为董事会议次数、报表是否重述（重述=1，否则=0）、前三年是否亏损（亏损=1，否则=0）、资产对数、资产总额（亿元）。此外，由于内控信息是随着年报一起披露，其他一些因素也会影响内控信息披露，据此作为控制变量：一是审计委员会的设立。强有力的审计委员会将有助于内部控制信息的披露。其规模大小与其中财务专家的比例大小与内部控制信息披露相关。加强内部控制是审计委员会的职权范围（Krishnan， 2005），审计委员会能够督促上市公司提供高质量的年度报表，并对公司高管问责，抑制上市公司的盈余操纵和报表重述（Klein， 2002； Abbott， 2004），审计委员会成员的财务专业知识对处理复杂的财报问题能够起重要作用（Kalbers and Fogarty，1993），同时能够降低报表重述的发生机率（Abbott.et.al.， 2004），编制报表过程中发现内控缺陷（Scarbrough.et.al， 1998；Raghunandan.et.al， 2001），年报披露将更加稳健（Krishnan and Visvanathan ，2005）。同时，审计委员会财务专家比例较小的公司，更可能发生内部控制问题，而财务专家比例高的审计委员会在审计变更期间披露内控缺陷的可能性较低（Krishnan，2005）。可见，审计委员会成员数量及财务专家的比例的高低与内部控制信息披露正相关。但是，我国上市公司对审计委员会的信息披露非常不充分，只能大致了解公司是否成立审计委员会。因而，本文不准备对此进行检验，只是就是否设立审计委员会（采用虚拟变量方式）作为控制变量。二是审计收费。内控质量和审计费用之间确实存在相关性，内控存在缺陷，审计收费越高，内控风险从二方面影响审计费用（Raghunandan and Rama，200 ；Hogan and Wilkins， 2008）：内部控制风险较高时，审计人员在审计时需要投入更多的人力、物力，因此审计人员会收取较高的审计费用；内部控制风险的存在往往意味着公司的整体风险水平较高，审计业务可能面临的诉讼风险也较高，因此审计人员会加收一部分额外的风险溢价费用，内部控制问题越严重，内控风险也越大，由此带来的审计费用的增量也越大。如果沪市公司未披露内控信息，更可能存在内部控制缺陷，审计收费可能更高。所以，审计收费也可作为控制变量引入回归方程中。三是大股东持股比例。一种观点认为大股东持股比例与自愿披露信息负相关（王咏梅，2003；李豫湘和付秀明，2004），持有大量公司股票的积极投资者能够没有偏见地审视企业的管理和政策（Jenson and Meckling，191 ）。另一种观点认为不相关（张宗新和郭来生，2003；范德玲，2003）。模型中引入这一变量。四是业绩好的公司更愿意披露公司信息，所以在考虑前三年亏损情况下，同时考虑将公司净利润率和债务比率作为另二个业绩指标作为控制变量放入回归模型。五是审计意见对公司的治理作用已得到支持（方红星等，2001）。回归模型将审计意见分为标准与非标准意见二分法分析。
               
       四、实证结果分析
　　（一）描述性统计 （表1）中列示了全部样本中，披露与未披露内控信息各要素的均值和标准差。就董事会召开会议情况看，会议最多的董事会一年召开过3 次，最少的仅1年1次。披露内控信息的公司全年召开会议次数明显多于未披露公司数（10.2＞9.33），且通过T检验，假设1得到初步验证。报表重述披露与未披露内控信息公司的均值之差为（0.24＞0.18），只是未通过T检验。前三年是否有亏损也是影响披露与未披露的因素，前三年有亏损的公司更倾向于不披露内控信息（均值比为0.25＞0.1），且通过T检验，假设3初步得以验证。资产最高的达到9989.亿元，最低的才0.15亿元，差异较大，取对数发现，规模大的公司更倾向于披露（22.08＞21.51），假设4初步得到验证。从控制变量看，是否设立审计委员会对信息披露影响并不显著，第一大股东持股比例看，最多的达到0.8 ，披露公司多出未披露公司3个百分点（通过检验），说明披露公司的第一大股东持股比例高于未披露公司。第二大持股股东比例看，披露公司第二大股东持股比例低于未披露公司2个百分点（通过检验）。披露公司的审计收费明显高于未披露的公司（4.25＞4.03，通过检验）），最高的收费达到1.19亿元，最低8万元，审计收费也是重要影响因素。净利润率的差异未能成为披露或不披露的指标值，而债务比率高的公司倾向于不披露（0.59＞0.52，通过检验）。出具非标意见的公司更倾向于不披露内控信息（0.98＞0.91，通过检验）。
　　（二）相关性分析 （表2）显示，内控披露分别与会议次数、第一大股东持股比例、审计收费对数、资产对数、审计意见正相关。会议次数越多、第一大股东持股比例越大、审计收费越高、审计意见越趋向于无保留，公司越倾向于披露内控信息。与第二大股东持股比例和前三年亏损负相关，公司第二大股东持股比例越高、前三年越是有亏损，公司越倾向于不披露内部控制信息。假设1、假设3进一步得到验证。第一大股东持股比例与所有的其他自变量相关，为避免多重共线性，将其在回归模型中剔除。
　　 （三）非参数检验 （表3）Kolmogorov-Smirnov Z检验发现，所有的变量都符合正态分析，适合进行后续的非参数检验。Mann-Whitney U发现，披露与未披露信息公司在董事会会议、第一大股东、第二大股东持股比例、前三年亏损、资产对数、净利润率等方面显示出差异。假设1、假设3、假设4等到进一步验证。
　　（四）回归分析 剔除第一大股东持股比例变量回归结果见（表4）中五模型。模型［1］显示，假设2、3与4得到验证，假设1未能得到验证。去掉董事会会议整个模型依旧是三个假设都得到验证。上述变量基本上未能得到进一步验证。尽管假设1的回归分析检验未能通过，但是独立样本T检验通过，可认为假设1得到部分验证。假设2、假设3与假设4得到完全验证。
　　五、结论
　　综上所述，本文得出如下结论：内控自愿信息披露受各种因素的影响，除了业绩外，还受到董事会的制约，而董事会的作用发挥通过会议发挥作用。报表重述后，内部控制信息的披露更加充分，改进了公司管理，也可能也公司掩盖了部分内部控制缺陷。早前的研究主要关注公司业绩好坏对信息披露的影响，而本文分析了以前年度的亏损是否也影响到本年的信息披露，结果得到验证。资产规模的大小，会影响到公司治理结构的各方面，证实了规模大小与披露内控信息正相关，这与乔旭东（2003）的研究结论相反。审计委员会、第一大股东等对信息披露的作用并不明显。不同以往研究体现在：验证了董事会会议次数对信息披露的影响，它促使公司更多披露信息，提高了公司治理效率，董事会发挥了一定作用；对以前年度亏损影响当年内部控制信息披露作了验证；报表重述的作用得到验证。基于此，2009年1月1日强制性披露内部控制信息，需关注：一是考虑充分发挥董事会的作用，内部控制体系才能有效Jenson and Meckling（191 ）认为，内部控制体系有二大缺点，即反应滞后；并需要很长一段时间才能变革彻底。二是由于内部控制目前属于强制披露，其中可能会更多披露好消息，注册会计师审计过程中，要考虑到公司各财务指标现状，如是否以前年度亏损、报表是否重视，如果发生这些情况，出具内部控制评估报告中，更注意管理层是否存在盈余管理动机。三是公司规模的大小也是内部控制信息披露中，需要十分关注的一个因素。自从美国萨班斯法案公布以来，很多小公司从美国公开交易市场下市或原本准备上市的公司也不再上市，说明强制披露内部控制信息成本过高，小公司已无力这种大的成本。这提醒相关政府部门，是否需要根据公司大小，对公司规模过小的公司采用简化的内部控制报告披露与审计方式。四是其他非内控信息的披露可以从中得到极大的启示与借鉴。当然，上述研究只是研究了自愿披露内部控制信息公司状况，而未同时关注发生在深市要求的强制披露内部控制信息情况，这主要是由于深市上市公司披露的内部控制信息基本上是好的消息，未出现有披露内部控制缺陷情况报告出现，分析借鉴意义不大。
　　
　　*本文系国家社科基金“基于旋进法的ERP项目成功测度及审计机制创新”（项目编号：09BJY018）及教育部人文社科基金“绩效审计准则及操作指南研究”（项目编号：09YJA190015）阶段性成果
　　 参考文献：
　　［1］陈关亭、张少华：《论上市公司内部控制的披露及其审核》，《审计研究》2003年第 期。
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　　［3］范德玲、刘春林、殷枫：《上市公司自愿信息披露的影响因素研究》，《经济管理》2004年第20期。
　　［4］李明辉、何海、马夕奎：《我国上市公司内部控制信息披露状况的分析》，《审计研究》2003年第？期。
　　［5］秦雷、梁劲：《我国上市公司信息披露存在的问题及对策》，《企业经济》2005年第1期。
　　［ ］乔旭东：《上市公司年度报告自愿披露行为的实证研究》，《当代经济科学》2003年第3期。
　　［1］诸葛栋、封思贤：《公司业绩与自愿性披露信息的实证研究》，《技术经济》2005年第1期。
　　［8］李豫湘、付秀明、彭聪：《中国公司治理与自愿信息披露的实证分析》，《重庆大学学报》2004年第12期。
　　［9］乔旭东：《上市公司年度报告自愿披露行为的实证研究》，《当代经济科学》200？年第2期。
　　［10］Ge W.and Mc Vay S..The Disclosure of Material Weaknesses in Internal Control after the Sarbances-Oxley Act.Accounting Horizons， 2005.
　　［11］Healy P.M. and Palipu K. G.. Information asymmetry， corporate disclosure， and the capital markets: a review of the empirical disclosure literature. Journal of Accounting and Economics， 2001.
　　［12］Hogan C. and Wilkins M.. Evidence on the audit risk model Do auditors increase audit fees in the Presence of internal control.Contemporary Accounting Research， 2008.
　　［13］Raghunandan K.， Read W. and Rama D.. Audit committee composition， “gray directors，” and interaction with internal auditing. Accounting Horizons， 2001.
　　［14］Krishnan J.. Audit Committee Quality and Internal Control: an Empirical Analysis. Accounting Review， 2005.
　　（编辑 虹 云）
               
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