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1、 内部控制审计对会计 盈余质量的影响 基于沪市 A 股上市公司的实证分析 雷 英 吴建友 孙 红 （ 华东理工大学商学院 200237 交通银行 200336 上海财经大学会计学院 200433） 【 摘要 】 本文利用 沪 市上市 公司 2010、 2011 年内部控 制审计 及盈余质量数据考察了内部控制审计是否 能够提高 公司的盈余质量 ， 即对内部控制审计的有效性问题进行了研究 。 通过分析发现 ， 披露内部控制审计报告公司的 会计盈余质量 要高 于未披露 内部控 制审计报告的公 司 ; 上市公司在决定是否披露内部控制审计报告时存在自选 择问 题 ， 在控制自选择问题后 ，结 论依然不变
2、 。 另外 ，我 们还发现首次披露内部控制审计报告的上市公司盈余 质量显著高于上一年度 ， 即内部控制审计能够提高公司会计盈余质量 。 本文的研究结论支持将内部控制审计作 为法定要求 ，以 提升上市公司盈余质量 。 【 关键词 】 内部控制 审计 盈余质量 一 、 引言 自萨班斯法案实 施以来 ， 主要证券市场均将对上市公 司关于财务报告的 内部控制审计作为法定要求 ， 期望内部 控制和财务报表审计 分别在过程上和结果上保证财务报告 的可靠性 。 已有大量文献证明了财务报表审计与财务报表 质量之 间的关系 （ Caramanis and Lennox， 2008； Krishnan， 2003
3、； Phillips， 1999； Schneider and Wilner， 1990； Barron et al ， 2001； Hirst， 1994； Becker et al ， 1998； DeFond and Subramanyam， 1998； Francis et al ， 1999； Kim et al ， 2003） 。 而内部控制审计能否提高公司财务报告的质 量 ， 从 而进一步促进资本 配置的效率 ， 现有文献还没有进行充分 的研究 ，因 此 ，是 当前内部控制领域的重要课题 。 已有的研究主要探 讨了内部控制缺陷如何影响了会计 信息质量 。 Doyle et al
4、（ 2007） 研 究了 705 家披露内部控 制缺陷上市公司的 盈余质量与内部控制缺陷的关系 。 实证 检验发现由于应计 项目更少地转化为实际的现金流 ， 披露 内 部 控 制 重 大 缺 陷 的 公 司 的 盈 余 质 量 更 低 。 Chan et al （ 2008） 研究发现，按照萨班斯 404 条款，与没有披露内控 缺陷的公司相比 ，披 露内控缺陷的公司的盈余管理程度更 高 。 Ashbaugh Skaife et al （ 2008） 通过研究内部控制缺 陷与会计盈余质量的 关系以及整改内部控制缺陷对盈余质 量的 影响发现 ： （ 1） 与没有内部控制缺陷的公司相比 ， 存 在内
5、 部控制缺陷的公司的会计盈余质量更低 ； （ 2） 有内部 控制缺陷的公司有更大的正向或负向的非正常性应计 利润 ； （ 3） 与没有进行内部控制 缺陷整改的公司相比 ， 进行了整 改的公司的盈余质量更高 ； （ 4） 审计师的内部控制审计意 见的变化与公司 的盈余的变化是一致的 。 Altamuro and Be- atty （ 2010） 研究了 联邦存款保险 公司改进法案 （ FDI- CIA） 的有效性 。 结果表 明改进法案有关内部控制的强制 要求增加了计提风 险准备金的准确性 、 盈 余的持续性以及 未来现金流 量的可预测性 ， 降低了对盈余稳健性的影响 。 Bedard et a
6、l （ 2011） 检验了在 2002 年发布的萨班斯法案 404 条款下对内 部控制缺陷进行检查以及其严重程度的分 类情况，研究结果发现，审计 师能够发现大约 75% 未经矫 正的内部控制缺陷 ，并 且大多数缺陷都是通过控制测试发 现的 ，也 就是说 ，审 计师可以提高财务报告质量 。 由于我国特殊的 制度背景 ， 国内关于内部控制审计的 研究起步较晚 ，主 要停留在规范性研究和简单检验上 ， 对 内部控制审计与会 计盈余质量关系的经验研究较少 。 杨 有 红等 （ 2009） 查阅了 2007 年沪市上市公司的管理层内部控 制自 我评价报告 ，对 这些评价的效果及问题都进行了分析 。 张军
7、等 （ 2009） 通过研究 2007 年沪市上市公司发现，公 司 首次实施内部控制 审核可以显著降低操纵性应计利润 ， 即 内控审核在一定程 度上可以提高上市公司的盈余质量 。 张 龙平等 （ 2010） 研究了沪市 A 股上市公司内部控制审核对 会计盈余质量的影 响 ， 研究结果表明内部控制鉴证能够显 75 著的提高公司 的盈余质量 。 其 中， 张军等 （ 2009） 以及张 龙平等 （ 2010） 在研究中 均未考虑公司在决定是否进行内 部控制鉴证时存在的自选 择问题 。 而方红星等 （ 2011） 以 2009 年度 A 股非金融类上市公司 为研究对象 ， 发现公司在 披露内部控制鉴
8、证 报告时存在自选择问题 ， 披露内部控制 鉴证报告的公司具有更低的盈余管理程度 。 在本文中 ，鉴 于我国上市公司披露内部控制审计报告 时 ，均 为无 保留意见 ， 且基本未披露重大控制缺陷 ， 我们 借鉴方红星等 （ 2011） 的研究 方 法， 通过截面回归分析披 露内部控制审计报告 公司和未披露内部控制审计报告公司 以及纵向回归分析首 次执行内部控制审计的公司及其配对 公司，更 全面稳健地检验内控审计对会计盈余质量的影响 ， 从而探讨内部控制审计的有效性问题 。 二 、 制度背景与理论分析 （ 一） 制度背景 作为公司治理的 重要组成部分 ， 企业内部控制状况及 其有效性也日益受到监管
9、 者和资本市场的关注 。 2008 年我 国颁 布了 企业内部控制基本规范 ， 并在 2010 年发布 内部控制配套指引 。 在配 套指引颁布以 后， 证券监管部 门要求上市 公司披露内部控制等相关信息 ： 2011 年开 始， 在境内外同时上市的公司 需要实行内控审计 ， 2012 年内控 审计的范围则进一步扩大到国内主板上市公司 。 2012 年 8 月，证监会联合财政部颁布了 关于 2012 年 主板上市公司分类分批实施企业内部控制规范体系的通知 （ 财办会 2012 30 号） ，要求自 2012 年起，所 有主板上市 公司都应当开展建设内部控制体系 。 具体实施如下： 中央和 国有控
10、股上市公司应同时披露 2012 年度 公司年度报告 、 内 部控制自我评价报告和财务报告内部控制审计报告； 满足条 件的非国有控股主板上市公司 应同时披露 2013 年度公司 年度报告 、 内部控制自我评价报告和财务报告内部控制审计 报告； 其他主板上市公司应在披露 2014 年度年报的同时披 露内部控制自我评价报告以及财务报告内部控制审计报告 。 本文得到的样本公司 2011 年度披露内部控 制审计报告 的具体情况如表 1 所示 。 表 1 2011 年度内部控制审计报告披露情况统计 项目 总样本 国内外同时上市 非国内外同时上市 披露公司家数 208 31 177 样本数 750 84 6
11、66 比例 27. 73% 36. 90% 26. 58% 从表 1 中可以看出，在 84 家海内外同时上 市的公司中 仅有 31 家披 露了审计师出具的内部控制审计报告 ， 其余 53 家仅披露了内部控制审计 实施计划 。 这反映出我国企业 内部控制审计强制 实施仍处于初级阶段 ， 即尽管相关政策 要求相关公司必须进 行内部控制审计并披露相应的内控审 计报告 ，但 实际上仅有部分上市公司严格执行规范指引 。 （ 二） 理论分析 以往对内部控制 的理解 ， 主要着眼于公司业务和财务 报表的关系 。 例如 ， 作为审计风险的组成部分 ， 审计控制 风险要求审计人员关 注被审计单位业务和相应的会计
12、处理 发生重大错弊而不 能被内部控制纠正的可能性 ， 特别是内 控制度不完善和执 行不严格对审计风险的影响 。 审计人员 对内部控制制度除 了提出适当的改进意见意外 ， 并不能影 响公司的实际内部 控制情况 ， 也 很难通过审计意见的方式 揭示公司内部控制的有效性 。 自从安然事件等 丑闻发生以来 ， 公司治理问题受到资 本市场和监管机构 的广泛关注 。 美国萨班斯法案的主要内 容之一就是要求明 确管理层责任 ， 要求管理层及时评估内 部控制报告 ，明 确将内部控制作为公司治理的重要组成部 分，强调了 公司高管在内部控制建设中的作用 ， COSO 报 告则明确提出，内 部控制系统 “ 离不开负
13、责设计 、 管理和 控制内部控制系统的人员的诚信和道德价值 ” 。 现有的文献表明 ，公 司高管和投资者之间固有的代理 问题 （ 如债务 契 约， 薪酬激 励， 政治成本等等 ） ， 促 使公 司高管 有各种动机进行盈余操纵 （ Watts and Zimmerman， 1986） ，使会计盈余偏离真实的经营成果 。 另一方面， 股东 之间的代理 问题使得控股股东也会进行相应的利润操纵 ， 降低会 计 信 息 质 量 （ Fan and Wong， 2002 ） 。 根 据 Jensen and Meckling （ 1976） ，可以通过监督机制和绑定机制解决存 在的委托代理问 题 。 更好
14、的公司治理机制 ， 能够有效地约 束高管和控股股东 的盈余操纵的动机和能力 ， 提高会计信 息质 量 。 例 如， Bowen et al （ 2008） 发 现， 公司治理越差 的公司 ，其 操纵性应计也越大 。 而完善的公司治理机制则 有助于 抑制盈余管理程度 ， 包括高管变更 （ Moore， 1973； DeAngelo， 1988； Collins and DeAngelo， 1990； Dechow and Sloan， 1991； Pourciau， 1993； Geiger and North， 2006） ， 独 立董 事 有 效 性 （ Beasly， 1996； Klei
15、n， 2002； Abbott et al， 2004； Krishnan， 2005； Vafeas， 2005； Farber， 2005） ， 审计 按照证监会算法 2011 年 12 月 31 日公司总市值在 50 亿元以上，同时 2009 年至 2011 年平均净利润在 3000 万元以上 。 其中 90 家依据 企业内部控制审计指引 ， 87 家依据 中国 注册会计师其他鉴证业务准则第 3101 号 历史财务审计或审阅以 外的鉴证业务 （ 均为合理保证，本文视为广义的审计） 。 76 t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t
16、 t t t t t t t t t t t t t t t t t 独立性 （ Teoh and Wong， 1993） 。 内部控制制度作 为公司治理机制重要组成部分 ， 其完 善程度不仅能够提 高公司内部管理效率 ， 同时也能够有效 制约高管和控股股 东盈余管理的能力 ， 使会计信息能够有 效地反映经济业 务的特征及其风险 。 另一方 面， 对内部控 制进行审计 ，还 需要独立第三方对公司内部控制有效性的 验证 ，通 过向监管机构和资本市场披露公司内部控制的审 计意见报告 ，不 仅对公司形成了来自监管方的压力 ， 同时 也使公司面临了资 本市场的约束 ， 从而有助于完善其内部 控制 制度
17、 ，约 束公司控股股东和高管操纵盈余质量的能力 ， 提高会计信息盈余质量 。 基于上述分析 ，本 文提出研究假说 1 如下 ： H1： 与未披露内部控制 审计报告的公司相比 ， 披露内 部控制审计报告 的公司会计盈余质量更高 。 作为管理层 ，在 内部控制系统有效性评价自我方面 ， 通常会面临 “ 不识庐山真 面 目， 只缘身在此山中 ” 这一难 以完全回避的固有 约束问题和选择性披露问题 ， 使投资者 难以充分信任公司 内部控制系统的有效性 。 这种选择性的 披露使得资本市场 无法识别上市公司内部控制的好坏 ， 上 市公司也因资本市 场的无法识别而无利可图 ， 从而失去了 改善内部控制的动力
18、 。 而强制性内控审 计 ， 不仅有助于发现内部控制在设计 及执行过程中存在 重大缺陷 ， 向市场传递有关内部控制缺 陷的信息 ； 同时 ，在 强制性内控审计的情况下 ， 注册会计 师也会受到来自监管 方的压力 ，由 于 “ 深口袋 ” 和 “ 声誉 机制 ” 约束 ，在 实施内部控制审计过程中会更 深入 、 客观 、 全面地查找和剖析企 业在内部控制设计及执行过程中存在 的重大缺陷 ，其 在搜集必要的审计证据后出具的内控审计 报告具有一定的威慑力和法律效力 。 在激励和约束机 制的共同作用下 ， 公司管理层高度重 视审计师内控的审 计意见 ， 对审计师指出的内部控制缺陷 进行 及时有效地整改
19、 ，促 使企业不断完善自身的内部控制 ， 进而达 到提高企业盈余质量的作用 。 由此提出本文的假 说 2： H2： 强制内部控制审计有助于提高公司会计盈余质量 。 三 、 研究设计 （ 一） 样本选取与数据来源 本文选取 2011 年沪市非金融类 （ 金融类上市公司具 有 行业特殊性 ，其 内部控制信息披露及内部控制审计制度另 有规定 ，故 剔除 ） 上市公司为研究对象 。 我们剔除了连续 数据不足 3 年的公司和 ST 类 （ 包括 ST、 * ST、 SST） 公 司，最后得到了 750 家样本公司 。 数据来源于 CSMA 数据 库，上市公司内部 控制审计报告根据巨潮资讯网 （ http
20、： / / www cninfo com cn） 公布的公司报告手工收集 、 整理 。 （ 二） 模型设计与变量定义 为检验前文的 假设 1 和假设 2， 本文采用操纵性应计 利润 （ DA） 表示会计盈余质量 。 根据现有文献， 盈余管理 程度越高 ，盈 余质量就越低 ， 因此可以用盈余管理的程度 来衡量公司 的盈余质量情况 。 而文献中通常采用 Jones 模 型计算出操纵性应 计利润 ， 以此来衡量企业的盈余管理程 度 。 夏立军 （ 2002） 通过比较各 种度量盈余管理程度的模 型 ，最 终得出的结论是 ： 使用截面数据分行业分年度估计 的修正的 Jones 模型对盈余管理的度量效果
21、最好 。 因此，本 文采用这种修正的 Jones 模型度量操纵性应计利润 DA。 DAi， = ABS （ TAi， /Ai， 1 NDAi， ） 模型 （ 1） 式中 DAi， 是 i 公司第 t 期的操纵性应计利润的绝对值 （ 经 过 t 1 期期末总资产修正） ， TAi， 是 i 公司第 t 期的总应计利 润 （ 详见模型 2，利用资产负债表法计量 ） ， Ai， 1 是 i 公 司第 t 1 期期末总资产， NDAi， 是 i 公司第 t 期的非操纵性 应计利润 （ 经过 t 1 期期末总资产修正） （ 详见模型 3） 。 TAi， = CAi， CASHi， CLi， + DCLi
22、， DEPi， 模型 （ 2） 式中 CAi， 是 i 公 司 第 t 期 流 动 资 产 的 变 化 额， CASHi， 是 i 公司第 t 期货币资金的变化额， CLi， 是 i 公司 第 t 期流动负债的变化额， DCLi， 是 i 公司第 t 期流动负 债 中短期借 款的变化 额， DEPi， 是 i 公司第 t 期折旧和摊销 费用 。 NDAi， = a1 （ 1 /Ai， 1 ） + a2 （ EVi， ECi， ） /Ai， + a3 （ PPEi， /Ai， 1 ） 模型 （ 3） 式中 EVi， 是 i 公司第 t 期营业收入 和第 t 1 期营业 收入的差额， ECi， 是
23、 i 公司第 t 期应 收账款净额和第 t 1 期的应收账款 净额的差额 ， PPEi， 是 i 公司第 t 期期末固 定资产净值 ， a1 、 a2 、 a3 是不同年度不同行业的特征参数 ， 这些特征参数的估计 值是根据模型 4 用分年度分行业的数 据进行回归得到 。 TAi， /Ai， 1 = a1 （ 1 /Ai， 1 ） + a2 （ EVi， /Ai， 1 ） + a3 （ PPEi， /Ai， 1 ） 模型 （ 4） 为检验假设 1： 与未披露内部控制审计报告的公司相 比 ，披 露内部控制审计报告的公司会计盈余质量更高 ， 我 们构建了模 型 5。 公司营业周期 、 财务状况 、
24、 审计质量和 公司治理等公司经 营特征会对盈余质量产生影响 ， 控制这 些关键特征在研究内 部控制审计对会计盈余质量的影响时 非常重要 。 DAi， = 0 + 1 CAi， + 2 Xi， + i， 模型 （ 5） 式中 CAi， 是解释变量， i 公司在第 t 期披露内部控制审 计报告时，赋值 1，否则为 0； Xi， 是影响盈余管理的 一系列 控制变量，包 括： 营业周期 （ Cycle） 、 经营现金流标准差 （ Stdcfo） 、 销售收入标准差 （ Stdsales） 、 财务杠杆 （ Lev） 、 公司是否披露内部控制审计报告可直接表明公司是否执行内部控制审计 。 夏立军 （ 2
25、002） 在比较分析的基础上指出计算总应计利润时资产负债表法比现金流量表法更常用，故本文采用资产负债表法 。 控制变量的选取借鉴张龙平等 （ 2010） 、 方红星等 （ 2011） 的研究 。 77 t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t t 再融资 （ efinancing） 、 保护性行业 （ Protection） 、 审计 意见 （ Opinion） 、 管理层薪酬 （ Salary） 、 行业 （ Indcd） 。 上市公司内部控制 审计报告的披露可能存在自选择问 题 ，即 很可能当公司原本盈余管理就较低时才决定披露内 部控制审计
26、报告 。 根据 OLS 回归模型随机性的假定 ， 公司 是否披露内部控制 审计报告是随机的 。 在公司自选择地披 露内部控制审计报告情 况下 ， 直接运用 OLS 进行回 归， 回 归结果会存在偏差 。 校正自选择问题的方法有两种 ： 两阶段估计法 （ Heck- man， 1979） 和两阶段处理效应模型 （ Maddala， 1983） 。 但 两阶段估计法容易 导致多重共线性 ， 两阶段处理效应模型 相对更可靠 。 本文采用两阶段处理效应模型来校正自选择 问题 。 具 体 来 讲， 对 于 每 家 公 司 而 言 ， 存 在 两 种 结 果 （ DEM1i， ， DEM0i， ） ， D
27、EM1i， 表示 公司 i 第 t 期披露内部控 制 审计报告时的盈余管理程度 ， DEM0i， 表示公司 i 第 t 期未 披露 内 部 控 制 审 计 报 告 时 的 盈 余 管 理 程 度 。 DEM1i， DEM0i， 即为处理效应 。 对于某家公司而 言， 要么披露了内 部控制审计报告 （ CAi， = 1） ， 要么没有披露内部控制审计 报告 （ CAi， = 0） 。 两种状态下的效用水平决定了公司是否披 露内部控制审计报告，为了表示不同公司披露内控审计报告 对盈余管理的影响及其概率，引入选择模型，模型如下： CA* i， = Zi， + i， 模型 （ 6） 其中： 当 CA*
28、 i， 0 时， CAi， = 1； 当 CA* i， 0 时， CAi， = 0。 CA* i， 是隐性变量无法被观测到 ， Zi， 是特征变 量 ，影 响公司是否披露内部控制审计报告 ， 包括公司规 模 （ Size） 、 股权集中度 （ Topfive） 、 每股收益 （ Eps） 、 董 事会规模 （ Bds） 、 监事会规模 （ Bss） 、 行业 （ Indcd） 。 i， 是残 差 项， 在计算出选择系数 后将其代入第二阶段回归 模型 。 为检验假设 2： 内部控制审 计能够提高会计盈余质量 ， 构建如下模型： DAi， = 0 + 1 FCAi， + 2 Yi， + i， 模型
29、 （ 7） 其中 FCAi， 是解释变量， i 公司 首次披露内部控制审计 报告时，赋值为 1，否则赋值为 0； Yi， 是一系列控制变 量， 包括： 公司规模 （ Size） 、 销售增长率 （ Growth） 、 财务杠 杆 （ Lev） 、 再融资 （ efinancing） 、 审计意见 （ Opinion） 、 管理层薪酬 （ Salary） 、 第一大股东持股比例 （ atio） 、 行 业 （ Indcd） 。 模型 （ 5） 、 模型 （ 6） 及模型 （ 7） 具体的变量及其定 义 ，如 表 2 所示 。 表 2 变量定义 变量 定义 DA 操纵性应计利润，见模型 1 CA
30、公司披露内部控制审计报告取值为 1，否则为 0 FCA 公司首次披露内部控制审计报告取值为 1，否则为 0 Cycle 营业周期： 公司营业周期的自然对数 Stdcfo 经营现金流量标准差： Std （ 公司前 3 年经营性现金流量占总资产比例） Stdsales 销售收入标准差： Std （ 公司前 3 年营业收入占总资产比例） Lev 财务杠杆： 总负债与总资产之比 efinance 再融资： 公司进行增发 、 配股时取值为 1，否则为 0 Protection 保护性行业： 受政府保护的行业 采掘业 （ B） 、 石油加工及炼 焦业 （ C41） 、 黑色金属 业 （ C65） 、 有色
31、金属 业 （ C67） 、 电力煤气及水的生产和供应业 （ D） 取值为 1，否则为 0 Opinion 审计意见： 财务报表审计报告为标准无保留意见取值为 1，否则为 0 Salary 管理层薪酬： 前三位高管薪酬总额 * 10 /总资产 Size 公司规模： 公司总资产账面价值的自然对数 Topfive 股权集中度： 前 5 位大股东持股比例 Eps 每股收益： 净利润 /普通股股数 Bds 董事会规模： 董事会人数 Bss 监事会规模： 监事会人数 Growth 销售增长率： （ 今年营业收入 上年营业收入） /上年营业收入 atio 第一大股东持股比例 Indcd 行业： 分类依据是证
32、监会的行业分类标准，属于该行业取值为 1，否则为 0。 除制造业取前两位代码外，其他 行业取第一位代码进行分类 Heckman and Li （ 2004） 研究表明 OLS 模型 、 常规的工具变量法对存在自选择行为的问题的估计是有偏的 。 特征变量的选取借鉴方红星等 （ 2011） 的研究，特征变量的选取原则： （ 1） 特征变量是外生的； （ 2） 满足识别约束条件 。 78 表 7 列 示 了 模 型 5 的 多 元 回 归 结 果 。 模 型 的 为 四 、 研究结果 （ 一） 描述性统计结果 总样本数量 为 750， 其中披露内部控制审计报告的公 司为 208 家 （ 见表 3、
33、表 4） ， 占总样本的 27. 73% 。 在这 208 家公司中，审计师出具的全 部为无保留意见审计报告 ， 也就是说 ，在 我国目前内部控制审计阶段 ， 自愿披露内控 审计报告的公司的 内部控制没有重大缺陷 ， 所以本文的研 究设计是恰当的 。 DA 的均 值为 0. 108， 其中披露内部控制 审计报告公司的 DA 均值为 0. 085，未披露内部控 制审计报 告公司的 DA 均值为 0. 117，即披露内控报告的公 司的盈余 质量要显著高于未 披露内控报告的公司的盈余质量 ， 与假 设 1 一致 。 两者的均值差异检验显示其差异较为显著 ， 进 一步验证了假设 1。 2011 年度首
34、次披露内部控制审计报告的公司共有 87 表 3 模型 5 描述性统计 变量 N Mean P50 Sd Min P25 P75 Max DA 750 0. 108 0. 064 0. 150 0. 001 0. 028 0. 127 1. 013 CA 750 0. 277 0 0. 448 0 0 1 1 Cycle 750 4. 932 4. 826 1. 230 1. 679 4. 171 5. 539 8. 180 Stdcfo 750 0. 055 0. 042 0. 046 0. 002 0. 022 0. 074 0. 233 Stdsales 750 0. 112 0. 080
35、 0. 113 0. 006 0. 042 0. 140 0. 680 Lev 750 0. 533 0. 541 0. 183 0. 083 0. 418 0. 672 0. 884 efinance 750 0. 103 0 0. 304 0 0 0 1 Protection 750 0. 149 0 0. 357 0 0 0 1 Opinion 750 0. 979 1 0. 145 0 1 1 1 Salary 750 0. 004 0. 003 0. 005 0. 000 0. 001 0. 006 0. 027 表 4 模型 5 均值差异检验 DA Group 0 1 T 检验 O
36、bs 542 208 Mean 0. 1169 0. 0854 2. 5923 Std Err 0. 0070 0. 0074 家 （ 见表 5、 表 6） ，占总样本的 11. 60% ，占 当年披露内部 控制审计报告样本的 41. 83% 。 DA 的均值为 0. 068，其 中披 露内部控制审计报告年度 （ 2011） 的 DA 的均值为 0. 050， 配对公司未披露内部控制审计报告年度 （ 2010） 的 DA 的均 值为 0. 086，由此可以得 到，上 市公司在执行内控审计年度 的盈余质量要高于未执行年度的盈余质量，即内部控制审计 表 5 模型 7 描述性统计 变量 N Mean
37、 P50 Sd Min P25 P75 Max DA 174 0. 068 0. 048 0. 072 0. 001 0. 022 0. 086 0. 445 FCA 174 0. 500 0. 500 0. 501 0 0 1 1 Size 174 23. 150 22. 960 1. 514 20. 080 22. 030 24. 020 26. 790 Growth 174 0. 323 0. 250 0. 513 0. 328 0. 143 0. 393 4. 424 Lev 174 0. 547 0. 563 0. 199 0. 064 0. 417 0. 711 0. 937 ef
38、inance 174 0. 081 0 0. 273 0 0 0 1 Opinion 174 0. 994 1 0. 076 0 1 1 1 Salary 174 0. 003 0. 002 0. 004 0. 000 0. 001 0. 004 0. 026 atio 174 0. 432 0. 422 0. 149 0. 119 0. 320 0. 529 0. 852 表 6 模型 7 均值差异检验 DA Group 0 1 T 检验 Obs 87 87 （ 二） 回归结果 2 41. 2% ，模型的总体解释能 力比较强 。 在控制了 公司的关 键经营 特征 后， CA 与 DA 显著负
39、相关 （ 回归系数显著为 Mean 0. 0856 0. 0497 Std Err 0. 0093 0. 0051 3. 3739 负， P 值 0. 01） ，说明披露内控 报告的公司的盈余质量显 著高于未披露内控 报告的公司的盈余质量 ， 假说 1 得到了 验证 。 Stdcfo 与 DA 显著正相 关 （ 回归系数显著为 正， P 值 能够提高公司的盈 余质量 ， 与假设 2 一致 。 两者的均值差 异检验显示其差异较为显著 ，进 一步验证了假设 2。 0. 01） ，说明净经营现金流量近三年波动越大 ，公司 的盈 余管理程度越高； Stdsales 与 DA 显著正相关 （ 回归系数显
40、 79 Size 0. 517 （ 5. 774） Topfive 1. 885 （ 2. 950） 表 9 列 示 了 模 型 7 的 多 元 回 归 结 果 。 模 型 的 为 替代 CA； 二阶段多 元回归结果的 为 41. 5% ， 模型解释 截距 Constant 0. 300 （ 2. 146） 解释变量 FCA 0. 037 （ 3. 763） t statistics in parentheses p 0. 01， p 0. 05， * p 0. 1 efinance 0. 071 （ 4. 886） 著为正， P 值 0. 01） ，说明销 售收入近三年波动越大 ， 公 司的
41、盈余管理程 度越高 ； efinance 和 DA 显著正相关 （ 回 归系数显著为正， P 值 0. 01） ， 说明公司有再融资需求时 续表 egress 回归 Logit 回归 变量 DA CA 倾向于盈余管理； Salary 与 DA 显著正相关 （ 回归系数显 著 为正， P 值 0. 05） 说明高管薪酬越 高， 公司盈余管理程 度越高 ，这 可能与我国上市公司当前的薪酬激励机制不合 理有关系 ，有 待于探索更合理有效的薪酬 激励机制 ， 进一 步完善公司治理结构 ，提 升会计盈余质量 。 表 7 模型 5 的 OLS 回归结果 控制变量 Eps 0. 126 （ 0. 609）
42、Bds 0. 005 （ 0. 091） Bss 0. 065 （ 0. 910） Indcd 控制 控制 egress 回归 自选择系数 0. 013（ 1. 985） 变量 DA 截距 Constant 0. 016 （ 0. 280） 2 （ Pseudo 2 ） 0. 415 0. 139 解释变量 CA 0. 028 （ 2. 847） Cycle 0. 002 （ 0. 479） L chi2 122. 190 t （ z） statistics in parentheses p 0. 01， p 0. 05， * p Stdcfo 0. 292 （ 2. 782） Stdsale
43、s 0. 191 （ 4. 506） 0. 1 Lev 0. 003 （ 0. 099） 2 控制变量 efinance 0. 069 （ 4. 709） 33. 1% ，模型的总体解释能 力比较强 。 在控制了公司的关 Protection 0. 010 （ 0. 385） Opinion 0. 005 （ 0. 149） 键经营特征后， FCA 与 DA 显著负相关 （ 回归系数显著为 负， P 值 0. 01） ，说明执行内部 控制审计后公司的盈余质 Salary 2. 315 （ 2. 214） 量得到了显著提高 ，即 内部控制审计能够提高公司的盈余 Indcd Controlled 2 0. 412 t statistics in parentheses p 0. 01， p 0. 05， * p 0. 1 考虑自选择偏差校正的处理效应模型结果如表 8 所示 。 模型 6 的 Logit 回归结果显示所选取的工具变量 能够较好的 2 能力较强； 自选择系 数 显 著， 说明公司在披 露内部控制 审计报告时存在自 选择问题 ， 由此可见使用二阶段处理效 应模型控制自选择问题是 必要的 ； 控制自选择问题 后， CA 质量 ，假 说 2 得到了有效验证 。 表 9 模型 7 的 OLS 回归结果 egress 回归 变量