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【摘 要】 我国自2012年1月1日开始强制实施内部控制审计，为实证研究内部控制审计是否能提高内部控制信息披露质量提供了可能。文章选取2010—2013年上交所A股上市公司为样本，运用事件研究法和Logistic回归分析法，基于动态数据，实证研究了强制实施内部控制审计对内部控制信息披露质量的影响。研究发现，强制实施内部控制审计后上市公司内部控制信息披露质量虽有提高，但并不显著，应当引起我国内控规范制定、执行和监管者的思考。
【关键词】 内部控制； 内部控制审计； 信息披露； 质量
中图分类号：F239 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2015）03-0115-06
一、引言
自21世纪初美国《萨班斯—奥克斯利法案》（The Sarbanes-Oxley Act）出台以来，强制内控审计逐渐成为企业规范内控的一项重要措施。近年来中瑞财团、新大地等财务欺诈案件的发生让我们看到了上市公司内部控制的薄弱和内控信息披露的漏洞，内部控制审计作为一种有效的外部监管机制，能够保障企业内部控制信息披露有效实施，缓解代理冲突，维护投资者利益。强制内控审计前，资本市场既存在着高质量的内控信息，也混杂着虚假、隐瞒披露的状况，内控信息披露质量无法得到有效保障，投资者“雾里看花”，降低了资本市场的运行效率，不利于达到资源的优化配置。因此，我国于2012年1月1日也开始强制实施内部控制审计。
目前，国内外学者发现内部控制审计有以下作用：增强内部控制有效性（刘玉廷、王宏，2010；周曙光、陈丽蓉，2011）、提高会计信息质量（Kothari，2004；Doyle et al.，2007）、降低企业融资成本（Barry and Merton，2007；Collins and Kinney，2009）、提高审计质量（孙文娟、韩金红，2012），但缺少内部控制审计对内部控制信息披露质量影响的直接经验证据。究竟强制实施内部控制审计是否有效促进了内部控制信息披露质量的提高？自2012年1月1日我国开始强制实施内部控制信息披露和内部控制审计以来，已过去三个年头，可以比较强制实施内控审计前一年、实施当年、实施后第一年和第二年内部控制信息披露质量的变化，实证检验该变化是否显著。
二、理论分析与研究假设
20世纪30年代，美国经济学家伯利（Berle）和米恩斯（Means）①发现企业所有者与经营者合二为一的做法存在缺陷，因此提出“委托代理理论”（Principal-agent Theory），提倡所有权和经营权分离，企业股东拥有所有权，管理者掌握经营权。委托代理理论②源于制度经济学中的契约理论，为现代公司治理的发展奠定了基础。在没有强制实施内控审计的环境下，企业内控信息披露的成本较低，内部控制报告中可能充斥着不真实的信息，从而使上市公司的现有投资者承受道德风险；作为企业的潜在投资者也会因无法有效识别内部控制信息披露中真实和虚假的部分而面临逆向选择的风险。
内控审计作为对企业管理者的一种行之有效的约束机制，能够有效维系这种契约关系。现代企业制度背景下，“两权分离”得以产生，股东作为委托人向公司投入经营运作所需资金，是公司的所有者，但不直接参与公司管理，追求的是公司利润最大化；公司管理者作为代理人接受股东授权，根据自身的经验和专业知识管理公司的经营运作，以获取最大薪酬。由于存在信息不对称（Asymmetric Information）③，代理人会偏离委托人的目标，股东作为委托人由于较为分散，对公司经营运作情况不够了解，从而可能出现代理人损害委托人利益的现象。由于代理关系是一种契约，因此可以通过制定规范来明确契约双方的权利、义务关系，缓解委托代理中存在的矛盾，如通过《企业内部控制基本规范》及相关配套指引等规范强制要求上市公司披露内部控制评价报告和内部控制审计报告，以履行代理人实施内部控制的责任。另外，通过构建内控审计的监督机制，委托人可以对管理者的经营决策行为、结果进行有效审核与约束，同时为财务报告真实性进行佐证。目前，我国强制要求企业披露内部控制信息，企业所有者可以要求管理层披露高质量的内部控制信息，通过对内部控制进行评价和审计，公司的投资者可以了解公司治理的具体情况，减少信息的盲区。
强制披露背景下，如何提高内部控制信息披露质量成为亟待解决的问题。因此，必须首先明确内部控制信息披露质量的涵义和影响因素。审计师作为独立的第三方，需要对企业内部控制进行审计以保证和提高内部控制信息披露质量。但是，内部控制审计能否显著提高内部控制信息披露质量，还需进行深入探讨。因此，笔者准备就上述问题进行研究。
进入强制内控审计阶段，有责任心的企业不得不加强内部控制建设，以向投资者传递企业运作良好的信号，树立企业积极形象。内控审计的强制实施有助于督促企业重视内控建设，增强内部控制有效性，更有可能提高内部控制信息披露质量。
因此，提出假设：强制实施内部控制审计有利于提高内部控制信息披露质量。
三、研究设计
（一）研究样本和数据来源
本文采用行业分层随机抽样方法抽取截至2012年12月31日的上海证券交易所A股上市公司。剔除：（1）退市的上市公司；（2）暂停上市的上市公司，2012年上海证券交易所A股上市公司共有944家，分属于18个行业。再剔除金融业上市公司31家，剩余913家上市公司。然后，分行业④按20%的比例随机抽样⑤，获得182家上市公司。选取2010—2013年A股上市公司数据，剔除7个数据缺失的样本，最终共得到721个观测值，以沪市这721个上市公司数据为研究样本，运用二项Logistic回归的实证分析方法，对4年数据进行统一检验。
本文数据采集过程如下：（1）有关的年报数据来自于上海证券交易所网站、巨潮资讯网。（2）独立董事比例、审计意见数据通过RESSET（锐思）金融研究数据库获得。（3）上市公司内部控制信息披露质量替代变量、资产规模和会计师事务所声誉指标通过手工收集和分析计算得到。上市公司及其人员行政处罚⑥信息来源于中国证监会网站“证券期货监督管理信息公开目录”栏，将上述整理出来的数据手工录入Excel表格，运用SPSS 20.0软件进行统计分析。 （二）变量定义和模型设计
1.因变量：内部控制信息披露质量（ICIDQ）
本文以内部控制信息披露目的为导向，以内部控制有效性理论为依据，构建了内部控制信息披露质量的度量标准。选择发生财务报表重述、审计师发表非标准无保留意见来考核企业财务报告的可靠性，依据上市公司受到证监会行政处罚来衡量法律、法规的遵循性，进而综合评价内控有效性，判断内控重大缺陷存在与否。为了进一步验证是否如实披露内控重大缺陷，引入“内部控制评价报告是否披露重大缺陷”作为制衡指标，当发生财务报表重述、审计师发表非标准无保留审计意见、受到证监会行政处罚情境下内部控制评价报告没有披露重大缺陷，说明未如实披露，反之则如实披露。
2.自变量
为考察强制实施内部控制审计对内部控制信息披露质量的促进作用，将比较强制实施内控审计前一年、实施当年、实施后第一年和第二年，即2010年、2011年、2012年和2013年内部控制信息披露质量的变化。因此，对于年份需设置3个虚拟变量。
（1）2011年（TY11），当年份是2011年时TY11=1，否则取0。
（2）2012年（TY12），当年份是2012年时TY12=1，否则取0。
（3）2013年（TY13），当年份是2013年时TY13=1，否则取0。
3.控制变量
根据已有研究文献，除了本文重点研究的强制实施内控审计前一年、实施当年、实施后第一年和第二年这一时间因素外，其他一些公司及中介机构特征也会影响内部控制信息披露质量，因此，在分析强制实施内控审计时间节点与内部控制信息披露质量之间关系时，控制了相关因素的影响。于是，本文选择以下控制变量：
（1）独立董事比例（POID）
上市公司独立董事是指不在公司担任除董事外的其他职务，并与其所受聘的上市公司及其主要股东不存在可能妨碍其进行独立客观判断的关系的董事⑦。独立董事所占比重越高越能强化上市公司董事会的独立性与客观性，从而提高上市公司信息披露的质量（Forke，1992）。研究发现，在1%的显著性水平下，内部控制信息披露质量与独立董事比例显著正相关（何建国、张欣、周曙光，2011）。因此，上市公司考虑通过提高独立董事比例达到优化内部控制信息披露质量的目的。
（2）会计师事务所声誉（AFR）
当会计师事务所排名处于国内前十时AFR=1，否则取0。会计师事务所排名依据业务收入指标、注册会计师人数指标、综合评价质量指标、处罚和惩戒指标四项计算的综合评价质量指标得分来衡量。由于法律风险和声誉机制的作用，规模较大的会计师事务所更可能提高审计质量（Francis et al.，1999），督促企业重视内部控制建设，增强风险防范能力，提高内部控制信息披露质量（王红磊，2012）。
（3）审计意见（AUOP）
当注册会计师对公司财务报表出具非标准无保留意见时AUOP=1，否则取0。被出具非标准无保留意见表明上市公司财务报表在合法性、公允性方面存在问题，间接反映出该公司内部控制存在不足，因此对外披露内控信息的可靠性会显著降低。
（4）资产规模（ASSC）
为规范企业内部经营运作，实力雄厚的大公司会投入充分的资源以构建完善的内控制度，通过严格践行内控规范以提高内控有效性（何建国，2011）。同时，不实的信息披露可能会给企业带来严重的政治风险和经济后果，于是大公司肩负着更加巨大的责任以促使其完善信息披露质量。研究表明，信息披露质量与公司规模显著正相关（Lev et al.，1990；Chen，2000；王斌、梁欣欣，2008）。
选取的变量及其定义见表1。
4.模型设计
本文运用SPSS20.0软件，通过构建Logistic回归模型来分析强制实施内部控制审计对内部控制信息披露质量的影响。Logistic回归分析是用于定性变量的一种回归分析方法，当因变量是二分变量时，使用二元Logistic回归，具体模型构建如下：
Logit（ICIDQ） = Ln■= ？茁0 ？茁1TY11 ？茁2TY12
？茁3TY13 ？茁4POID ？茁5AFR ？茁6AUOP ？茁7ASSC ？着 （1）
其中，？茁0是截距项，？茁1—？茁7是待估参数，？着是随机扰动项，p=P（ICIDQ=1），1-p=P（ICIDQ=0）。
四、实证结果与分析
（一）描述性统计与分析
从表2可以看出内部控制信息披露质量作为虚拟变量，平均值为0.84，反映了样本公司内部控制信息披露质量的平均水平较好。在独立董事比例方面，虽然样本均值达到了36.2228，但还是有个别上市公司的独立董事人数仅占董事会成员的两成。这样会限制独立董事履行维护公司整体利益，尤其要关注中小股东的合法权益不受损害的职责；标准差为5.11631，说明各上市公司之间独立董事比例存在较大变异性。会计师事务所声誉的平均值为0.45，反映了多半的上市公司还是聘请非十大会计师事务所对公司财务报表进行审计，这样难以保障审计质量，容易给上市公司进行财务舞弊留下漏洞。审计意见作为虚拟变量，其平均值为0.07，表明只有个别上市公司被注册会计师出具了非标准无保留意见，绝大多数上市公司的财务报表在所有重大方面公允反映了其财务状况、经营成果和现金流量。资产规模的标准差为1.52360，说明不同上市公司之间存在着较大的规模差异，这也为内部控制信息披露质量的高低悬殊埋下了伏笔。
（二）相关性检验
通过数据的正态性检验可知，模型的变量不服从正态分布，于是本文采用Spearman（斯皮尔曼）秩相关检验各变量之间的相关性，模型中各变量的Spearman相关系数矩阵如表3所示。可以看出AUOP和ASSC间的相关系数=-0.293，观测的显著性水平为0.000<0.01，故拒绝原假设，表明审计意见与资产规模在1%水平上显著负相关，大公司制度相对健全、财务基础雄厚，往往会投入更多的人力和精力加强内部控制的建设和实施，信息披露质量较高，因而很可能被出具标准无保留审计意见。虽然2011年和2012年的相关系数=-0.329、2011年和2013年的相关系数=-0.338、2012年和2013年的相关系数=-0.329，观测的显著性水平均为0.000<0.01，认为在1%水平上显著负相关，但根据虚拟变量的设定原则可知其不会出现多重共线性问题。其余变量间的相关系数较小，故不太可能存在多重共线性问题。 （三）回归分析
从表4可以看出，Cox
【关键词】 内部控制； 内部控制审计； 信息披露； 质量
中图分类号：F239 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2015）03-0115-06
一、引言
自21世纪初美国《萨班斯—奥克斯利法案》（The Sarbanes-Oxley Act）出台以来，强制内控审计逐渐成为企业规范内控的一项重要措施。近年来中瑞财团、新大地等财务欺诈案件的发生让我们看到了上市公司内部控制的薄弱和内控信息披露的漏洞，内部控制审计作为一种有效的外部监管机制，能够保障企业内部控制信息披露有效实施，缓解代理冲突，维护投资者利益。强制内控审计前，资本市场既存在着高质量的内控信息，也混杂着虚假、隐瞒披露的状况，内控信息披露质量无法得到有效保障，投资者“雾里看花”，降低了资本市场的运行效率，不利于达到资源的优化配置。因此，我国于2012年1月1日也开始强制实施内部控制审计。
目前，国内外学者发现内部控制审计有以下作用：增强内部控制有效性（刘玉廷、王宏，2010；周曙光、陈丽蓉，2011）、提高会计信息质量（Kothari，2004；Doyle et al.，2007）、降低企业融资成本（Barry and Merton，2007；Collins and Kinney，2009）、提高审计质量（孙文娟、韩金红，2012），但缺少内部控制审计对内部控制信息披露质量影响的直接经验证据。究竟强制实施内部控制审计是否有效促进了内部控制信息披露质量的提高？自2012年1月1日我国开始强制实施内部控制信息披露和内部控制审计以来，已过去三个年头，可以比较强制实施内控审计前一年、实施当年、实施后第一年和第二年内部控制信息披露质量的变化，实证检验该变化是否显著。
二、理论分析与研究假设
20世纪30年代，美国经济学家伯利（Berle）和米恩斯（Means）①发现企业所有者与经营者合二为一的做法存在缺陷，因此提出“委托代理理论”（Principal-agent Theory），提倡所有权和经营权分离，企业股东拥有所有权，管理者掌握经营权。委托代理理论②源于制度经济学中的契约理论，为现代公司治理的发展奠定了基础。在没有强制实施内控审计的环境下，企业内控信息披露的成本较低，内部控制报告中可能充斥着不真实的信息，从而使上市公司的现有投资者承受道德风险；作为企业的潜在投资者也会因无法有效识别内部控制信息披露中真实和虚假的部分而面临逆向选择的风险。
内控审计作为对企业管理者的一种行之有效的约束机制，能够有效维系这种契约关系。现代企业制度背景下，“两权分离”得以产生，股东作为委托人向公司投入经营运作所需资金，是公司的所有者，但不直接参与公司管理，追求的是公司利润最大化；公司管理者作为代理人接受股东授权，根据自身的经验和专业知识管理公司的经营运作，以获取最大薪酬。由于存在信息不对称（Asymmetric Information）③，代理人会偏离委托人的目标，股东作为委托人由于较为分散，对公司经营运作情况不够了解，从而可能出现代理人损害委托人利益的现象。由于代理关系是一种契约，因此可以通过制定规范来明确契约双方的权利、义务关系，缓解委托代理中存在的矛盾，如通过《企业内部控制基本规范》及相关配套指引等规范强制要求上市公司披露内部控制评价报告和内部控制审计报告，以履行代理人实施内部控制的责任。另外，通过构建内控审计的监督机制，委托人可以对管理者的经营决策行为、结果进行有效审核与约束，同时为财务报告真实性进行佐证。目前，我国强制要求企业披露内部控制信息，企业所有者可以要求管理层披露高质量的内部控制信息，通过对内部控制进行评价和审计，公司的投资者可以了解公司治理的具体情况，减少信息的盲区。
强制披露背景下，如何提高内部控制信息披露质量成为亟待解决的问题。因此，必须首先明确内部控制信息披露质量的涵义和影响因素。审计师作为独立的第三方，需要对企业内部控制进行审计以保证和提高内部控制信息披露质量。但是，内部控制审计能否显著提高内部控制信息披露质量，还需进行深入探讨。因此，笔者准备就上述问题进行研究。
进入强制内控审计阶段，有责任心的企业不得不加强内部控制建设，以向投资者传递企业运作良好的信号，树立企业积极形象。内控审计的强制实施有助于督促企业重视内控建设，增强内部控制有效性，更有可能提高内部控制信息披露质量。
因此，提出假设：强制实施内部控制审计有利于提高内部控制信息披露质量。
三、研究设计
（一）研究样本和数据来源
本文采用行业分层随机抽样方法抽取截至2012年12月31日的上海证券交易所A股上市公司。剔除：（1）退市的上市公司；（2）暂停上市的上市公司，2012年上海证券交易所A股上市公司共有944家，分属于18个行业。再剔除金融业上市公司31家，剩余913家上市公司。然后，分行业④按20%的比例随机抽样⑤，获得182家上市公司。选取2010—2013年A股上市公司数据，剔除7个数据缺失的样本，最终共得到721个观测值，以沪市这721个上市公司数据为研究样本，运用二项Logistic回归的实证分析方法，对4年数据进行统一检验。
本文数据采集过程如下：（1）有关的年报数据来自于上海证券交易所网站、巨潮资讯网。（2）独立董事比例、审计意见数据通过RESSET（锐思）金融研究数据库获得。（3）上市公司内部控制信息披露质量替代变量、资产规模和会计师事务所声誉指标通过手工收集和分析计算得到。上市公司及其人员行政处罚⑥信息来源于中国证监会网站“证券期货监督管理信息公开目录”栏，将上述整理出来的数据手工录入Excel表格，运用SPSS 20.0软件进行统计分析。 （二）变量定义和模型设计
1.因变量：内部控制信息披露质量（ICIDQ）
本文以内部控制信息披露目的为导向，以内部控制有效性理论为依据，构建了内部控制信息披露质量的度量标准。选择发生财务报表重述、审计师发表非标准无保留意见来考核企业财务报告的可靠性，依据上市公司受到证监会行政处罚来衡量法律、法规的遵循性，进而综合评价内控有效性，判断内控重大缺陷存在与否。为了进一步验证是否如实披露内控重大缺陷，引入“内部控制评价报告是否披露重大缺陷”作为制衡指标，当发生财务报表重述、审计师发表非标准无保留审计意见、受到证监会行政处罚情境下内部控制评价报告没有披露重大缺陷，说明未如实披露，反之则如实披露。
2.自变量
为考察强制实施内部控制审计对内部控制信息披露质量的促进作用，将比较强制实施内控审计前一年、实施当年、实施后第一年和第二年，即2010年、2011年、2012年和2013年内部控制信息披露质量的变化。因此，对于年份需设置3个虚拟变量。
（1）2011年（TY11），当年份是2011年时TY11=1，否则取0。
（2）2012年（TY12），当年份是2012年时TY12=1，否则取0。
（3）2013年（TY13），当年份是2013年时TY13=1，否则取0。
3.控制变量
根据已有研究文献，除了本文重点研究的强制实施内控审计前一年、实施当年、实施后第一年和第二年这一时间因素外，其他一些公司及中介机构特征也会影响内部控制信息披露质量，因此，在分析强制实施内控审计时间节点与内部控制信息披露质量之间关系时，控制了相关因素的影响。于是，本文选择以下控制变量：
（1）独立董事比例（POID）
上市公司独立董事是指不在公司担任除董事外的其他职务，并与其所受聘的上市公司及其主要股东不存在可能妨碍其进行独立客观判断的关系的董事⑦。独立董事所占比重越高越能强化上市公司董事会的独立性与客观性，从而提高上市公司信息披露的质量（Forke，1992）。研究发现，在1%的显著性水平下，内部控制信息披露质量与独立董事比例显著正相关（何建国、张欣、周曙光，2011）。因此，上市公司考虑通过提高独立董事比例达到优化内部控制信息披露质量的目的。
（2）会计师事务所声誉（AFR）
当会计师事务所排名处于国内前十时AFR=1，否则取0。会计师事务所排名依据业务收入指标、注册会计师人数指标、综合评价质量指标、处罚和惩戒指标四项计算的综合评价质量指标得分来衡量。由于法律风险和声誉机制的作用，规模较大的会计师事务所更可能提高审计质量（Francis et al.，1999），督促企业重视内部控制建设，增强风险防范能力，提高内部控制信息披露质量（王红磊，2012）。
（3）审计意见（AUOP）
当注册会计师对公司财务报表出具非标准无保留意见时AUOP=1，否则取0。被出具非标准无保留意见表明上市公司财务报表在合法性、公允性方面存在问题，间接反映出该公司内部控制存在不足，因此对外披露内控信息的可靠性会显著降低。
（4）资产规模（ASSC）
为规范企业内部经营运作，实力雄厚的大公司会投入充分的资源以构建完善的内控制度，通过严格践行内控规范以提高内控有效性（何建国，2011）。同时，不实的信息披露可能会给企业带来严重的政治风险和经济后果，于是大公司肩负着更加巨大的责任以促使其完善信息披露质量。研究表明，信息披露质量与公司规模显著正相关（Lev et al.，1990；Chen，2000；王斌、梁欣欣，2008）。
选取的变量及其定义见表1。
4.模型设计
本文运用SPSS20.0软件，通过构建Logistic回归模型来分析强制实施内部控制审计对内部控制信息披露质量的影响。Logistic回归分析是用于定性变量的一种回归分析方法，当因变量是二分变量时，使用二元Logistic回归，具体模型构建如下：
Logit（ICIDQ） = Ln■= ？茁0 ？茁1TY11 ？茁2TY12
？茁3TY13 ？茁4POID ？茁5AFR ？茁6AUOP ？茁7ASSC ？着 （1）
其中，？茁0是截距项，？茁1—？茁7是待估参数，？着是随机扰动项，p=P（ICIDQ=1），1-p=P（ICIDQ=0）。
四、实证结果与分析
（一）描述性统计与分析
从表2可以看出内部控制信息披露质量作为虚拟变量，平均值为0.84，反映了样本公司内部控制信息披露质量的平均水平较好。在独立董事比例方面，虽然样本均值达到了36.2228，但还是有个别上市公司的独立董事人数仅占董事会成员的两成。这样会限制独立董事履行维护公司整体利益，尤其要关注中小股东的合法权益不受损害的职责；标准差为5.11631，说明各上市公司之间独立董事比例存在较大变异性。会计师事务所声誉的平均值为0.45，反映了多半的上市公司还是聘请非十大会计师事务所对公司财务报表进行审计，这样难以保障审计质量，容易给上市公司进行财务舞弊留下漏洞。审计意见作为虚拟变量，其平均值为0.07，表明只有个别上市公司被注册会计师出具了非标准无保留意见，绝大多数上市公司的财务报表在所有重大方面公允反映了其财务状况、经营成果和现金流量。资产规模的标准差为1.52360，说明不同上市公司之间存在着较大的规模差异，这也为内部控制信息披露质量的高低悬殊埋下了伏笔。
（二）相关性检验
通过数据的正态性检验可知，模型的变量不服从正态分布，于是本文采用Spearman（斯皮尔曼）秩相关检验各变量之间的相关性，模型中各变量的Spearman相关系数矩阵如表3所示。可以看出AUOP和ASSC间的相关系数=-0.293，观测的显著性水平为0.000<0.01，故拒绝原假设，表明审计意见与资产规模在1%水平上显著负相关，大公司制度相对健全、财务基础雄厚，往往会投入更多的人力和精力加强内部控制的建设和实施，信息披露质量较高，因而很可能被出具标准无保留审计意见。虽然2011年和2012年的相关系数=-0.329、2011年和2013年的相关系数=-0.338、2012年和2013年的相关系数=-0.329，观测的显著性水平均为0.000<0.01，认为在1%水平上显著负相关，但根据虚拟变量的设定原则可知其不会出现多重共线性问题。其余变量间的相关系数较小，故不太可能存在多重共线性问题。 （三）回归分析
从表4可以看出，Cox