一、引言
企業(yè)內(nèi)部控制報告是反映企業(yè)內(nèi)部控制是否完整、合理和有效的載體，公司管理層通過這一載體披露本單位內(nèi)部控制完整性、合理性和有效性信息以及注冊會計師對內(nèi)部控制鑒證的相關(guān)信息。企業(yè)內(nèi)部控制信息披露向外界傳遞公司管理層履行受托責任的信號。從理論上講，如果公司管理層提供正面的內(nèi)控自我評價報告并獲得會計事務(wù)所的無保留意見，那么該公司內(nèi)部控制信息質(zhì)量較高，高質(zhì)量的內(nèi)部控制在一定程度上抑制盈余管理，意味著公司具有較高的盈余質(zhì)量（方紅星、金玉娜，2011）。2006年、2008年、2010年上交所、深交所、財政部等五部委相繼出臺了《上市公司內(nèi)部控制指引》、《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》、《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》等一系列規(guī)范性制度文件，旨在加強我國上市公司內(nèi)部控制，提高財務(wù)報告的質(zhì)量。那么，企業(yè)內(nèi)部控制信息披露與盈余管理水平之間存在什么樣的關(guān)系呢？國外學者自SOX方案后對企業(yè)內(nèi)部控制信息披露與盈余管理水平的相關(guān)性方面做了大量探究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部控制缺陷的公司比其他公司盈余管理程度相對較高（Chan et al.，2008；Doyle et al.，2007；Daniel et al.，2008；Altamuro & Beatty，2010）。換言之，企業(yè)內(nèi)部控制信息披露提高了財務(wù)報告質(zhì)量。在a我國特殊的制度背景下，學者們研究結(jié)論不盡一致，一種代表性的觀點是企業(yè)通過內(nèi)部控制可以抑制盈余管理程度，提高財務(wù)報告信息質(zhì)量（寧亞平，2004；曾昭灶、李善民，2009；張龍平等，2010；董望、陳漢文，2011；方紅星、金玉娜，2011）；另一種代表性觀點認為企業(yè)內(nèi)部控制信息披露與盈余管理程度無關(guān)（張國清，2008）。國內(nèi)外學者對企業(yè)內(nèi)部控制信息披露與盈余管理水平的關(guān)系結(jié)論并不一致，有待進一步檢驗。本文利用深市上市公司橫截面數(shù)據(jù)，運用二分類logit模型，檢驗企業(yè)內(nèi)部控制信息披露與盈余管理水平的相關(guān)性，為解決這一學術(shù)爭論提供新的經(jīng)驗證據(jù)。
二、研究設(shè)計
（一）研究假設(shè) 公司管理層或控股股東會產(chǎn)生強烈的動機和意愿操縱盈余，通過對會計處理方法與政策的選擇等方式，來增加自身利益的機會主義行為。企業(yè)內(nèi)部控制的健全程度與否、信息披露水平的高低會對管理層和控股股東的代理行為（包括盈余管理的方式和行為程度等）產(chǎn)生重要影響，因此，可以預期內(nèi)部控制信息披露水平與管理層或控股股東的盈余管理水平具有一定的相關(guān)關(guān)系，較完善的內(nèi)部控制信息披露水平能夠抑制管理層侵占股東利益以及控股股東侵占中小投資者利益的行為，減少因此而進行的盈余管理操縱。合理保證財務(wù)報告的可靠性是企業(yè)內(nèi)部控制的基本目標之一，企業(yè)內(nèi)部信息披露水平越高，財務(wù)報告質(zhì)量越好，內(nèi)部控制目標實現(xiàn)情況越好，意味著盈余管理水平越低（操控水平或管理程度），會計選擇盈余管理程度就相應越低。據(jù)此，提出假設(shè)：
假設(shè)1：在其他條件相同的情況下，內(nèi)部控制信息披露水平與會計選擇盈余管理水平負相關(guān)
真實活動操控通過構(gòu)造真實交易來操控盈余，由其實現(xiàn)的盈余不具有持續(xù)性。Roychowdhury（2006）從銷售操控、生產(chǎn)成本操控、酌量性費用操控三個方面度量盈余管理操控水平。銷售操控是通過增加收入來操控盈余，如使用寬松的信用政策、加大折扣促銷等方式實現(xiàn)，其結(jié)果導致公司的實際經(jīng)營現(xiàn)金流量低于預期值。生產(chǎn)成本操控是通過操控單位產(chǎn)品成本來操控盈余，其結(jié)果導致公司實際生產(chǎn)成本低于預期值。酌量性費用操控是通過縮減公司酌量性費用（研發(fā)費用、廣告費用、維修費用等）來操控盈余，其結(jié)果導致公司實際酌量性費用低于預期值。企業(yè)內(nèi)部控制包括研究與開發(fā)業(yè)務(wù)、銷售業(yè)務(wù)、生產(chǎn)業(yè)務(wù)、資金活動、資產(chǎn)管理、財務(wù)報告控制等多方面，貫穿于運營活動的全過程，企業(yè)內(nèi)部控制信息披露水平越高，財務(wù)報告質(zhì)量越好，內(nèi)部控制的目標實現(xiàn)情況越好，可以在一定程度上抑制公司管理層或控股股東利用真實活動交易操控方式來進行盈余管理。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)：
假設(shè)2a：在其他條件相同的情況下，內(nèi)部控制信息披露水平與真實活動盈余管理水平負相關(guān)；
假設(shè)2b：在其他條件相同的情況下，內(nèi)部控制信息披露水平與操控性經(jīng)營現(xiàn)金流量負相關(guān)；
假設(shè)2c：在其他條件相同的情況下，內(nèi)部控制信息披露水平與操控性生產(chǎn)成本負相關(guān)；
假設(shè)2d：在其他條件相同的情況下，內(nèi)部控制信息披露水平與操控性酌量費用負相關(guān)
（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 本文選取2010年度深市A股非金融行業(yè)中小企業(yè)上市公司為研究對象，樣本數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫、巨潮資訊網(wǎng)站、滬深證券交易所網(wǎng)站等。剔除了數(shù)據(jù)波動較大，容易造成極端值影響整體值的ST公司和數(shù)據(jù)缺失的公司，最后得到披露內(nèi)部控制信息鑒證報告的149家樣本公司，同時選用了深市A股非金融行業(yè)中小企業(yè)上市公司未披露內(nèi)部控制信息鑒證報告的149家樣本公司為配對樣本。企業(yè)內(nèi)部控制鑒證信息通過手工收集、整理，分析采用統(tǒng)計檢驗軟件為SPSS16.0。
（三）變量選取和模型建立 由于深交所要求公司披露內(nèi)部控制自我評估報告，故自我評價報告不再具有信號功能，因此將自愿披露內(nèi)部控制鑒證報告作為公司具有高質(zhì)量內(nèi)部控制的標志。解釋變量包括會計選擇盈余管理、真實活動盈余管理、操控性經(jīng)營活動現(xiàn)金流量、操控性生產(chǎn)成本和操控性斟酌費用?？刂谱兞繛橛绊懫髽I(yè)內(nèi)部控制信息披露的因素，包括公司規(guī)模、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模、監(jiān)事會規(guī)模、每股收益、保護性行業(yè)、管理層薪酬。因變量、自變量和控制變量的設(shè)定及操作性定義如表（1）所示。
為了檢驗內(nèi)部控制信息披露水平與會計選擇盈余管理和真實活動盈余管理水平之間的關(guān)系，建立了如下logit 回歸模型：
三、實證檢驗分析
（一）描述性統(tǒng)計 相關(guān)變量的編碼及描述性統(tǒng)計結(jié)果如表（2）所示，其中：分類變量報告頻數(shù)及百分比，連續(xù)變量報告均值及標準差。表（2）包含披露內(nèi)部控制鑒證報告的149家樣本公司和未披露內(nèi)部鑒證報告的149家配對公司。由表（2）結(jié)果可知，會計選擇盈余管理（NDNA）的均值為0.0381，標準差為0.1236，最大值為0.7002，最小值-0.8249。真實活動盈余管理（DREM）的均值為0.0483，標準差為0.2864，最大值為1.6531，最小值-1.0338。操控性經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（DCFO）、操控性生產(chǎn)成本（DCOP）、操控性酌量費用（DOHC）的均值分別為0.0529、0.2252、0.1240，標準差分別為0.1285、0.2160、0.0872。會計選擇盈余（NDNA）和真實活動盈余管理（DREM）對比來看，真實活動盈余管理（DREM）的標準差較大，離散程度較大，說明樣本公司各異差異相對較大。為進一步觀測披露內(nèi)部控制鑒證報告的樣本公司和配對樣本公司相關(guān)指標的差異性，相關(guān)自變量的編碼及描述性統(tǒng)計如表（3）所示。由結(jié)果可知，披露內(nèi)部控制鑒證報告的會計選擇盈余管理（DNDA）樣本均值和標準差略高于配對樣本公司的均值和標準差。披露內(nèi)部控制鑒證報告的真實活動盈余管理樣本均值低于配對樣本公司的均值，說明披露內(nèi)部控制鑒證報告的真實活動盈余管理（DREM）操控水平低于未披露內(nèi)部控制鑒證報告的真實活動盈余管理（DREM）操控水平，有待進一步通過回歸進行檢驗。
（二）相關(guān)性分析 表（4）是各變量之間的相關(guān)系數(shù)表。從表中上三角陣可以看到，各變量間Pearson系數(shù)的絕對值最大為0. 4333，最小為0. 078，從表中下三角陣可以看到，各變量間Spearman系數(shù)的絕對值最大為0. 884，最小為0. 078。除了會計選擇盈余管理（DNDA）和真實活動盈余管理（DREM）以外，都在0.4以下，說明存在一定程度的共線性。此外，從模型中自變量與因變量的關(guān)系來看，大部分自變量與因變量是顯著相關(guān)的，表明模型的變量選取比較合理。
（三）回歸分析 表（5）提供了對因變量進行二分類logit統(tǒng)計回歸分析結(jié)果。模型I的Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度得到Chi-squre=20.968，P值為0.287>0.05，表明模型I擬合效果較好，預測概念獲得的期望頻數(shù)與觀察頻數(shù)之間的差異無統(tǒng)計學意義（謝宇，2010）。觀察表（5）中模型I的自變量會計選擇盈余管理（DNDA）在10%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，但其系數(shù)為正，與預期的符號相反，假設(shè)1未得到驗證；模型I中的自變量真實活動盈余管理（DREM）在10%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，且其系數(shù)為負，與預期的符號相同，假設(shè)2a得到檢驗。模型II的Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度得到Chi-squre=8.152，P值為0.419>0.05，表明模型II擬合效果較好，預測概念獲得的期望頻數(shù)與觀察頻數(shù)之間的差異無統(tǒng)計學意義。進一步觀察表（5）中模型II的自變量真實活動盈余管理（DREM）在5%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，且其系數(shù)為負，與預期的符號相同，假設(shè)2a得到了進一步驗證；模型II中的自變量操控性經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（DCFO）在5%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，且其系數(shù)為負，與預期的符號相同，假設(shè)2b得到檢驗；模型II中的自變量操控性生產(chǎn)成本（DCOP）在5%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，但其系數(shù)為正，與預期的符號相反，假設(shè)2c未得到驗證；模型II中的自變量操控性酌量費用（DOHC）在5%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，且其系數(shù)為正，與預期的符號相同，假設(shè)2d得到驗證。
（四）穩(wěn)健性檢驗 表（4）是各變量之間的相關(guān)系數(shù)表，自變量會計選擇盈余管理（DNDA）和真實活動盈余管理（DREM）的相關(guān)性系數(shù)分別為0.433、0.591，為了進一步驗證自變量對因變量的解釋作用，對自變量會計選擇盈余管理（DNDA）和真實活動盈余管理（DREM）進行了分析，沒有發(fā)現(xiàn)實質(zhì)性差異。進一步用獲得合理保證內(nèi)部控制鑒證報告（ICID=1）和未獲得合理保證內(nèi)部控制鑒證報告（ICID=0）作為因變量的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗，其結(jié)果如表（6）所示。從表（6）可見，模型I的Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度得到Chi-squre=9.022，P值為0.340>0.05，表明模型I擬合效果較好，預測概念獲得的期望頻數(shù)與觀察頻數(shù)之間的差異無統(tǒng)計學意義。觀察表（6）中模型I的自變量會計選擇盈余管理（DNDA）在10%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，但其系數(shù)為正，與預期符號相反，假設(shè)1未得到驗證；模型I中的自變量真實活動盈余管理（DREM）在10%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，且其系數(shù)為負，與預期符號相同，假設(shè)2a得到檢驗。模型II的Hosmer-Lemeshow擬合優(yōu)度得到Chi-squre=9.123，P值為0.332>0.05，表明模型II擬合效果較好，預測概念獲得的期望頻數(shù)與觀察頻數(shù)之間的差異無統(tǒng)計學意義。進一步觀察表（6）中模型II的自變量真實活動盈余管理（DREM）在1%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，且其系數(shù)為負，與預期的符號相同，假設(shè)2a得到了進一步驗證；模型II中的自變量操控性經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（DCFO）在5%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，且其系數(shù)為負，與預期的符號相同，假設(shè)2b得到檢驗；模型II中的自變量操控性生產(chǎn)成本（DCOP）在5%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，但其系數(shù)為正，與預期的符號相反，假設(shè)2c未得到驗證；模型II中的自變量操控性酌量費用（DOHC）在5%的檢驗水準下有統(tǒng)計意義，且其系數(shù)為正，與預期的符號相同，假設(shè)2d得到驗證。另外，其他個別控制變量符號發(fā)生了變化，但對實證檢驗結(jié)果沒有實質(zhì)性的影響。
四、結(jié)論
研究結(jié)果表明：（1）內(nèi)部控制信息披露水平與真實活動盈余管理水平負相關(guān)，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制信息披露水平能夠在一定程度上抑制真實活動盈余管理程度。（2）內(nèi)部控制信息披露水平與操控性經(jīng)營活動現(xiàn)金流量負相關(guān)，即內(nèi)部控制信息披露水平越高，通過銷售操控經(jīng)營活動現(xiàn)金流量來操控盈余管理的程度就越低。（3）內(nèi)部控制信息披露水平與操控性酌量費用負相關(guān)，即內(nèi)部控制信息披露水平越高，通過縮減公司酌量性費用來操控盈余管理的程度就越低。（4）內(nèi)部控制信息披露水平操控性生產(chǎn)成本負相關(guān)，這一點與方紅星和金玉娜（2011）等學者所得結(jié)果相同。（5）內(nèi)部控制信息披露水平與會計選擇盈余管理水平負相關(guān)的假設(shè)未通過實證檢驗，這一點與方紅星和金玉娜（2011）等學者所得結(jié)果不一致，可能的原因一方面是在實務(wù)中的盈余管理很難完全歸因于會計選擇盈余管理，還是真實活動盈余管理，甚至兼而有之，并且真實活動盈余管理在一定程度上抵消了會計選擇盈余管理對盈余質(zhì)量的正向影響（Ewert & Wagenhofer，2005）；另一方面高質(zhì)量的企業(yè)內(nèi)部控制信息披露，抑制了通過真實活動來操控盈余管理，又轉(zhuǎn)向通過會計選擇來操控盈余管理。本文研究結(jié)論對內(nèi)部控制信息披露與盈余管理水平的相關(guān)性研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)，進一步證明了加強企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)的必要性。
*本文系教育部人文社會科學研究青年基金項目“企業(yè)家能力和行為偏差對企業(yè)投資決策影響機理研究”（項目編號：11YJC630031）、浙江省自然科學基金“基于企業(yè)家能力視角的企業(yè)投資行為研究”（項目編號：Y6110042）的階段性成果
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作者：熊婷，程博
