內部控制信息披露質量與公司經營狀況

張曉嵐沈豪杰楊默

［作者簡介］張曉嵐（1949— ），女，湖南芷江人，西安交通大學經濟與金融學院博士生導師，上海對外貿易學院教授，從事會計、審計理論研究；沈豪杰（1983— ），男，江蘇鹽城人，西安交通大學經濟與金融學院博士研究生，從事會計、審計理論研究；楊默（1964— ），男，貴州遵義人，西安交通大學經濟與金融學院博士研究生，從事會計、審計理論研究。

［摘 要］通過構建基于熵模型計量的內部控制信息披露質量指數，以凈資產收益率、總資產收益率、每股盈余、經營業績指數以及托賓Q值為公司經營業績的代理變量，實證檢驗我國現階段內部控制信息披露質量與上市公司經營狀況之間的關系后發現：除了托賓Q值的檢驗未通過以外，其他檢驗結果均顯示內部控制信息披露質量越高的公司，經營業績越好；反之，內部控制信息披露質量越差的公司，經營業績越差。這說明現階段我國上市公司披露的內部控制信息已經具備了一定的決策有用性。

［關鍵詞］內部控制；信息披露質量；熵值；經營業績；決策有用性；財務報告可靠性；盈余質量

［中圖分類號］F230［文獻標識碼］A［文章編號］10044833(2012)02006410オ

一、 引言

20世紀初爆發的一系列弊案極大沖擊了人們對資本市場的信任，美國當局推出著名的《薩班斯-奧克斯利》法案，希望借內部控制信息的強制披露來遏制上市公司財務舞弊行為，這一法案對其他國家造成了極為深遠的影響，大多數國家紛紛效仿美國內部控制信息強制披露的做法。中國自2006年滬深交易所出臺兩個不具有強制約束力的內部控制指引之后，2008年6月，財政部聯合五部委出臺了《企業內部控制基本規范》，要求自2009年7月1日開始，所有上市公司必須披露內部控制自我評估報告，并經審計師事務所出具鑒證意見，2010年4月又出臺了與《企業內部控制基本規范》相配套的3個相關指引，這些規定的出臺標志著內部控制信息披露制度的實踐已正式在中國展開。

雖然投資者評判上市公司的依據主要是財務信息，但是在“價值投資”已經深入人心的當代，投資者對上市公司的關心已經遠遠不只財務信息。內部控制在企業風險管理中的重要作用已經被大多數人認可，相應地，內部控制信息的決策有用性也為投資者所關注，其中能否從上市公司的內部控制信息披露中解讀上市公司經營狀況的優劣是一個廣受關注的命題。根據COSO框架對內部控制的定義，內部控制的目標不僅包括財務報告目標，還包括企業經營目標及相關法令的遵循。因此，作為一個重要的治理目標，企業經營目標實現能力能否從上市公司的內部控制信息披露中得到反映是一個非常值得挖掘的問題，對這一命題的解答將進一步影響投資者及上市公司對內部控制及其披露的看法。

本文的貢獻在于：第一，構建了一個基于熵模型的內部控制信息披露質量指數，規避了以往學者對內部控制信息披露質量計量的片面性和主觀性，使得在此基礎上進行的實證研究結論更加可信；第二，從內部控制信息披露質量能否反映上市公司經營狀況這一命題出發，從另一個角度實證檢驗了我國上市公司內部控制信息的決策有用性。

二、 文獻回顧及研究假設的提出

（一） 文獻回顧

對上市公司來講，內部控制信息的披露意味著對企業內部控制有效性進行發現、檢查和確認，這對監管者和投資者有著重要的意義。特別地，我們發現人們尤其關注內部控制信息披露對財務報告可靠性的影響。

Jean考察了《奧克斯利法案》302條款以及404條款對上市公司盈余質量是否具有約束力，并發現，凡是披露內部控制有效的上市公司盈余質量更高[1]。Doyle等利用2002—2005年的數據，檢驗披露了內控缺陷的705家上市公司的盈余質量，結果表明，上述上市公司的盈余質量較低，即其財務報告可靠性較低[2]。Ashbaugh睸kaife等研究了內部控制缺陷及其修正對盈余質量的影響，結果顯示，披露內部控制缺陷的公司常伴有較高的應計盈余噪音和異常應計盈余絕對值，同時還發現披露內部控制缺陷被改正的公司盈余質量相對較高，連續數年內部控制審計意見的變化也會導致盈余質量的同方向變化[34]。

與國外的研究相比，國內的實證研究大部分未發現內部控制信息披露對上市公司盈余質量具有顯著約束能力。比如，張國清針對2007年A股上市公司的研究認為，中國上市公司的內部控制信息披露水平和盈余質量無關，另外上市公司聲稱的內部控制改善也沒有起到改善盈余質量的積極作用[5]。于忠泊和田高良針對2006年以及2007年滬市65家A股制造業公司的研究則認為，中國上市公司披露的內部控制信息對財務報告的可靠性以及投資者的決策沒有影響，內部控制自我評估也近乎無效，沒有可信度[6]。

顯然，上述學者僅僅關注到基于內部控制信息能否有效反映財務報告可靠性這一決策有用性命題，而沒有注意到另一個決策有用性命題，即內部控制信息能否反映上市公司的經營目標實現能力。

（二） 研究假設的提出

李心合認為，“在管理學上，早期的內部控制是作為管理的一種職能被提出來的，并以降低成本、增加利潤為重心。隨著股東價值最大化成為所有公司的主要目標，以價值為基礎或核心目標也就成為管理當局實施管理控制的首要任務”[7]。從COSO內部控制2004框架對COSO內部控制1992框架的改進以及加拿大CoCo內部控制框架我們也可以看出，內部控制的重點將越來越由財務報告審計功能轉向價值創造功能。因為和財務舞弊相比，公司價值創造的失敗才會導致公司根本性的失敗。雖然時常有公司因財務舞弊導致失敗，但總體上來看，財務舞弊造成的損失并不是最大的損失，虛假的財務報告不是企業失敗的根本原因，與價值創造相關的戰略及其實施才是關鍵。由此看來，內部控制的最終作用點還是會落腳于公司經營目標的實現上。作為聯結內部治理以及外部治理的橋梁并且作為治理機制之一的內部控制信息披露制度，自然也就與公司的經營目標緊密地聯系在一起。從理論上來講，內部控制機制越健全、執行越有效的公司其實現內部控制目標的能力越強。依此類推，內部控制機制越健全、執行越有效的公司其經營目標的實現能力也應當越強。

然而一個重要的問題是，對于外部人來講，根本無法直接了解上市公司內部控制的真實狀況，特別是在中國這樣“造假泛濫”的制度環境下，上市公司很有可能出于自利（包括節省成本或者蒙混過關）的目的披露虛假的內部控制信息，從而導致內部控制信息披露制度流于形式，因此投資者及監管當局只能通過對內部控制信息披露行為的了解來估計上市公司內部控制的實際效率。因此，我們需要對內部控制信息披露質量進行量化測度，并借此觀測上市公司披露的內部控制信息有沒有實際決策價值。根據信息經濟學“信號傳遞理論”的觀點，“好”公司更希望通過高質量的信息披露將自己與“壞”公司區別開來，這一原理同樣適用于內部控制信息披露，由此我們提出如下假設：公司內部控制信息披露質量與其經營狀況正相關，即內部控制信息披露質量越高的上市公司經營狀況越好；反之，則越差。

三、 變量解釋以及計量模型

（一） 解釋變量：內部控制信息披露質量

1. 內部控制信息披露質量計量方法回顧

以往實證研究的文獻中關于內部控制信息披露質量的測度問題主要存在三種處理方法：第一種方法是以披露內容的詳細程度（比如以文字的多寡來判斷）作為考察標準來判斷內部控制信息披露質量的優劣；第二種方法是以確定性的事實發生與否作為考察標準（比如有沒有披露經審計的內部控制評價報告）來判斷內部控制信息披露質量的優劣；第三種方法則是以多維度標準綜合評價來考察內部控制信息披露質量的優劣[89]。其中第一種處理方法由于既不能真實地表達內部控制信息披露質量的本質（信息質量的價值在于能否真實的表達而不在于語句的多寡），也不能給出令人信服的計量結果，早已為學者們所摒棄；第二種處理方法則由于比較簡單，曾被大量學者采用，最典型的如張國清及于忠泊和田高良等以公司是否披露經審計的內控報告為標準，對上市公司的內部控制信息披露質量進行了啞元變量的計量，但這種方法的缺陷非常明顯，簡單地采用啞元變量計量內部控制信息披露質量的方法并不能夠準確、全面地反映不同個體之間的差異，即便同樣是披露了經審計的內部控制報告的公司，其內部控制信息披露質量也不可能是完全相同的；而第三種處理方法雖然意在全面地表達內部控制信息披露質量的內容，但各指標所賦予的權重存在嚴重的主觀臆斷嫌疑。總之，建立在上述三種處理方法上的實證研究結論均存在不穩健性，此外，還帶來另一個重要的問題，即建立在不同處理方法基礎上的實證研究結論無法直接進行比較，而這直接影響了相關研究的進展。

為了探索一種能夠客觀、全面計量內部控制信息披露質量的方法，本文參考了周薇、李筱菁的熵權賦值綜合評價方法，構建了一個基于熵模型計量的內部控制信息披露質量指數（ICDQ）[10]。這種計量方法依據的是信息熵的基本原理，它的優點十分明顯：其一，它杜絕了因人工數學建模產生信息增量的可能性，因為信息熵值只取決于組成要素的量、種類、要素間關系以及各自承載的信息量；其二，對各個子指標進行歸一化處理，可以更加客觀地對定性指標定量化，對面臨多元標準的決策者而言，不論各子指標之間的差異程度如何，都可以通過熵值或其互補值進行歸一化處理從而獲得客觀權重；其三，由于各子指標的權重僅取決于數據特征，熵權賦值的方法不僅能夠避免主觀賦值的臆斷，而且能夠消除個體樣本之間由于行業不同所造成的不可比性，從而使得這種方法具有普適性。也即是說我們構建的基于熵模型計量的內部控制信息披露質量指數具有全面性、客觀性的優點。

2. 基于熵模型的內控信息披露質量指數的構建

什么是內部控制信息披露質量？1980年美國財務會計準則委員會（FASB）在財務會計概念公告第2號《會計信息的質量特征》中，明確提出了會計信息的兩條主要質量特征：一是相關性，指的是信息的披露應當及時、全面地傳遞給信息使用者，并且可以為之提供預測以及反饋價值，也即信息必須具備決策有用性；二是可靠性，即從受托責任觀出發，要求會計信息必須如實反映過去的客觀情況。上述概念框架經典地概括了高質量會計信息最本質的特征要素。類似地，本文引出對內部控制信息披露質量的定義：高質量的內部控制信息應當能夠全面反映企業內部控制的所有要素，其表達的經濟含義應當真實可信，并最終能夠作為信息使用者判斷企業內部控制狀況優劣的依據。這也正是本文建立內部控制信息披露質量評價指標的依據。

本文將內部控制信息披露質量指標體系劃分為三級。在具體指標的計算上，本文排除了認為的主觀裁量權，而是以某一客觀事實有無確實發生作為唯一的賦值標準。基于上述方法的指標體系具體組成如下表1所示：

注：上表中所謂是否有實質性的披露判斷標準是，讀者能否根據所閱讀的信息內容做出定性的判斷。比如，年報中僅僅披露“本公司建立了內部控制制度”，“本公司將加強內部控制文化建設、積極培養良好的內部控制環境”等措辭就不能被認為有實質性的價值。

利用熵測度模型可以對上表中的各項2級指標以及3級指標進行計算，具體有以下6個步驟。

第1步是初始矩陣的建立。設共有m個上市公司，用S={s1，s2，…，s璵}表示，我們分別用T={t1，t2…t13獇共13個評價指標來計量每個公司的各項指標值，從而得到如下初始指標矩陣X*：

玐*=X*1，1…X*1，13オX*﹎，1…X*﹎，13（1）

第2步是各項指標的無量綱化處理。對初始矩陣X*中各項進行無量綱化處理，得到：X′=（x′﹊j）﹎×13，其中x′﹊j是i公司j指標的值，具體處理方法如下：

x′﹊j=x*﹊j┆玬ax猨{x*﹊j獇， x*﹊j∈R1，R1表示正指標

┆玬in猨{x*﹊j獇x*﹊j， x*﹊j∈R2，R2表示反指標В2）

其中正指標是值越大越好的指標，而反指標為值越小越好的指標。

第3步是計算第j項指標下的公司i指標值之比重p*﹊j。

P﹊j=x﹊j∑猰i=1x﹊j， i=1，2…m；j=1，2…13В3）

第4步是計算第j項指標的熵值e璲。

E璲=-∑猰i=1p﹊j獿n玴﹊j， i=1，2…m；j=1，2…13В4）

E璲表示指標j的非確定性程度，或者換句話講，E璲反映系統信息的多少，若p﹊j全部等值，則E璲=玪n玬=E┆玬ax。用E┆玬ax對E璲進行歸一化處理，得到結果如下：И

e璲=E璲獿n玬， j=1，2…13В5）

第5步是計算第玧項指標的客觀權重θ璲。

Е泉璲=1-e璲∑猲j=1（1-e璲）， j=1，2…13В6）

第6步是計算公司i的內部控制信息披露質量指數ICDQ璱。

ICDQ璱=∑猲j=1θ璲x﹊j， i=1，2…m； j=1，2…13В7）

（二） 被解釋變量：企業經營業績

西方研究文獻中常以托賓Q值、市場回報等指標衡量上市公司的經營業績。國內學者徐莉萍、辛宇和陳工孟認為用托賓Q值計量公司經營績效存在很大的缺陷，因為股票價格的高波動和高換手率會導致托賓Q值和市場價值回報等指標的前提條件不具備，并且對于那些私人產權控股的公司而言，則可能會因為存在莊家對敲以及市場炒作行為而出現價格虛高現象，從而導致計量不準確[12]。

國內學者一般采用會計類指標計量上市公司的經營業績，比如陳小悅、徐曉東曾采用資產收益率（ROA）和凈資產利潤率（ROE）指標計量上市公司的經營業績[15]。另一種常見的方法是采用合成指標計量公司業績，比如徐莉萍、辛宇和陳工孟認為使用多個績效指標的好處在于可以從多個維度對公司績效進行衡量，因為不同的公司其經營管理模式不同，例如，有些公司在銷售成長方面表現很好，而另外一些公司可能更關注降低成本[12]。

雖然不同的學者有著不同的主張和理由，但從相關文獻的實證結果來看，未能發現上述公司績效計量指標中的任何一種指標具有絕對的優勢。因此，本文擬分別采用托賓Q值法、會計指標計量法以及合成指標法對上市公司的經營業績進行計量，以比較各種方法的計量結果。借鑒已有研究成果得出的會計指標包括：公司資產回報率（ROA）、公司凈資產回報率（ROE）、公司每股盈余（EPS），而合成指標計量公司經營業績指數（IOP）的構成和具體計算方法則如下表2所示：

上表二中公司經營業績指標（IOP）分別由盈利能力、經營效率以及成長性指標構成。為了全面客觀地計算我們需要的指標，和構建內部控制信息披露質量指數一樣，這里同樣利用熵權賦值法計算各個子指標的權重，并將各財務指標無量綱化后的數據乘以各自的權重后得到合成的公司業績指數值（IOP）。

（三） 控制變量

1. 股權集中度

股權集中度與公司經營業績之間的關系被廣泛關注。Xu和Wang的實證研究發現股權集中度與公司的盈利能力呈正相關關系[14]。孫永祥和黃祖輝的研究亦發現，第一大股東的持股比例與公司的托賓Q值呈倒U型關系，并認為較高的股權集中度有利于公司價值的提高[15]。而白重恩的研究卻發現，第一大股東的持股比例與公司價值負相關，二者是U型的關系，而不是倒U型的關系[16]。綜上，公司的經營業績與股權集中度之間存在著重要的相關性，本文將其作為一個重要的控制變量。按照以往學者實證研究的慣例，本文將第一大股東的股權份額作為股權集中度的代理指標。

2. 外部大股東的股權制衡

Shleifer等認為外部股東間的競爭會有效抑制控股股東的侵占行為[1719]。孫永祥和黃祖輝、陳信元和汪輝以及白重恩的研究均發現股權的制衡和公司價值有顯著正相關關系，但是朱紅軍和汪輝的研究卻認為，股權制衡并不能提高上市公司的治理效率，相反大股東會將大量的精力投入于爭奪董事會席位，以便謀取私利[15，2021]。可見學者們對于外部大股東股權制衡對公司業績的影響尚無定論，本文將其作為一個控制變量，將占公司股份份額第二位至第四位的股東股份份額之和作為股權制衡的代理變量。

3. 財務杠桿水平

Rajan 和Zingales的研究發現上市公司的財務績效與財務杠桿水平呈顯著的負相關關系[22]。李寶仁、張院的研究亦發現上市公司的績效與公司的資本結構成明顯的負相關關系，而且短期資產負債率比長期資產負債率對上市公司績效的影響更大[23]。由此，我們可以預期，上市公司的財務杠桿水平與公司的經營業績負相關。本文用上市公司的資產負債率來代理上市公司的財務杠桿水平。

4. 公司的投資機會

Hutchinson和Gul認為公司績效還會受到公司投資機會的影響[24]。汪旭輝和徐建的研究亦認為公司的投資機會對上市公司的績效有重要的正向推動作用[25]。而艾建民的研究亦證明成長機會越多的公司績效越好，成長機會越少的公司公司績效越差[26]。因此，本文將公司的投資機會作為另一個重要的控制變量，一般地，以總資產增長率作為公司投資機會的替代變量。

5. 公司規模

Khanna和Palepu的研究認為在政府管制嚴重且政府影響較大的地區，大規模的企業能夠建立更為密切的政企關系，從而在獲得政府的支持方面比小規模企業更容易，具體表現為大規模的企業往往能享受到更低的稅收政策、更低的土地價格、更優厚的信貸條件等[27]。因此，本文有理由相信，公司的規模變量也可以作為一個重要的控制變量。在這里，公司的規模變量采用相對規模法，即以當年樣本中的最大值為參照物，用各樣本的資產規模除以最大值以后的數值為資產規模變量。

6. 行業變量

由于不同行業的利潤率、成長機會以及政策環境不同，導致從財務指標上來看，不同行業的公司其經營績效有很大的不同。為了剔除行業對公司經營績效的影響，本文亦設置了行業變量。按照滬深交易所對上市公司的劃分標準，對樣本共分為12各行業，分別是：農林牧漁業、采掘業、制造業、水電煤業、建筑業、物流業、信息產業、批發零售業、房地產業、社會服務業以及文化與傳播業。

（四） 實證計量模型

根據上面的研究設計，本文分別以合成指標計量的公司業績指數（IOP）、公司每股盈余（EPS）、公司資產回報率（ROA）、公司凈資產回報率（ROE）以及托賓Q值等會計指標來代理經營業績。用內部控制信息披露質量指數ICDQ來代理上市公司的內部控制信息披露質量；用第一大股東占上市公司股份份額TOP代理上市公司的股權集中度指標；用第二到第四大股東占公司股份份額之和SCOMP代理股權制衡指標；用上市公司的資產負債率LEV代理財務杠桿水平；用相對法計算的公司資產規模SIZE作為一個控制變量，以及11個行業啞元變量作為其他控制變量（為了避免多重共線性，在取啞元變量時必須比實際變量少一個)。鑒于在截面數據上個體樣本的差異不大，在時間序列上個體樣本之間的差異亦不大限于篇幅的原因各變量的描述性統計結果不再列出，若確有需要可以向作者索取。，取面板數據混合回歸模型，分別有以下幾個形式：

IOP﹊，t=α0+α1ICDQ﹊，t+α2TOP﹊，t+α3SCOMP﹊，t+α4LEV﹊，t

+α5SIZE﹊，t+α6IOS﹊，t+∑11j=1γ璲industry璲+ε﹊，tВ8）

EPS﹊，t=α0+α1ICDQ﹊，t+α2TOP﹊，t+α3SCOMP﹊，t+α4LEV﹊，t

+α5SIZE﹊，t+α6IOS﹊，t+∑11j=1γ璲industry璲+ε﹊，tВ9）

ROA﹊，t=α0+α1ICDQ﹊，t+α2TOP﹊，t+α3SCOMP﹊，t+α4LEV﹊，t

+α5SIZE﹊，t+α6IOS﹊，t+∑11j=1γ璲industry璲+ε﹊，tВ10）

ROE﹊，t=α0+α1ICDQ﹊，t+α2TOP﹊，t+α3SCOMP﹊，t+α4LEV﹊，t

+α5SIZE﹊，t+α6IOS﹊，t+∑11j=1γindustry璲+ε﹊，tВ11）

Tobin′sQ﹊，t=α0+α1ICDQ﹊，t+α2TOP﹊，t+α3SCOMP﹊，t+α4LEV﹊，t

+α5SIZE﹊，t+α6IOS﹊，t+∑11j=1γindustry璲+ε﹊，tВ12）

公式（8）、（9）、（10）、（11）以及（12）實證檢驗的結果在列表中分別對應模型1、模型2、模型3、模型4和模型5。

（五） 樣本及數據來源

本文收集了2007—2010年4年的上市公司數據。在樣本的選擇上，遵循以下幾個原則。第一，剔除上市公司中的B股上市公司及A股中的中小板上市公司。第二，剔除金融行業的上市公司。由于金融行業對內部控制的要求和其他公司相比有其特殊性，為了保證樣本的可比性，本部分實證研究剔除了金融行業的樣本。第三，剔除被特別處理的ST公司。由于ST公司的經營業績往往不具有可持續性及ST公司為了避免被摘牌更容易進行財務造假，經營業績不具可靠性，因此為穩健起見，本文剔除了ST樣本。第四，剔除財務數據缺失以及某項財務指標畸高的上市公司。有少量上市公司的某項財務指標缺失或者某項財務指標畸高，比如資產負債率達到30倍以上，從而可能影響總體樣本回歸結果，因此必須剔除這些個別樣本。第五，剔除在2007—2010年4年間不連續的樣本。由于面板數據檢驗要求保持相同的截面，因此剔除在2007—2010年間任何一年缺失的樣本。

經過上述程序的篩選，在截面上共有995個A股上市公司作為樣本，分4年觀測，共3820個混合樣本。

本部分實證所采用的內部控制信息披露質量指數原始指標均為閱讀滬深股市上市公司年報，經手工搜集所得資料來源于上海證券交易所網站、深圳證券交易所網站以及巨潮資訊網，所采用的財務數據主要來源于國泰安（GTA）研究服務中心的CSMAR數據庫。。

四、 實證結果

（一） 回歸檢驗的結果

表3（見下頁）列出了面板混合數據回歸檢驗的結果。可以看出，內部控制信息披露的質量與上市公司的經營狀況存在顯著相關性。除了模型5的檢驗結果與其他模型檢驗結果不同以外，模型1—模型4的面板混合數據的檢驗結果均一致，內部控制信息披露質量與上市公司的經營業績呈顯著正相關性。其中：模型1表明ICDQ項（內部控制信息披露質量指數）對IOP（綜合經營業績指數）的反應系數為0.23616，并在1%的水平上顯著通過檢驗；模型2表明ICDQ項對EPS項（每股盈余）的反應系數為0.248599，并在1%的水平上通過檢驗；模型3表明ICDQ項對ROA項（總資產回報率）的反應系數為0.016238，并在1%的水平上通過檢驗；模型4則表明ICDQ項對ROE（凈資產回報率）的反應系數為0.153376，并在10%的水平上通過檢驗；而模型5的檢驗結果則可能進一步印證了徐莉萍、辛宇和陳工孟對托賓Q值缺陷的看法。在控制變量中，模型1—模型4的檢驗結果也基本一致，檢驗結果顯示：股權集中度（TOP）項、股權制衡指標（SCOMP）、企業規模（SIZE）以及企業成長機會（IOS）對企業經營業績有顯著的正向作用，而財務杠桿（LEV）則對企業經營業績有顯著的負面作用。

綜合以上分析，基于面板混合數據的檢驗結果，證明了內部控制信息披露質量與上市公司的經營業績之間存在顯著的正相關關系，即內部控制信息披露質量越高的上市公司經營狀況越好，從而說明現階段我國上市公司披露的內部控制信息已經具備了一定程度的決策有用性。

（二） 穩健性檢驗

為確保上述結論的可靠性，有必要進行穩健性檢驗。事實上，除了用上市公司的業績來說明上市公司的經營狀況之外，還有一個指標可以從財務風險的角度作為說明上市公司經營狀況好壞的替代變量，這就是我們經常用到的奧特曼Z瞫core模型，內部控制天然的風險管理屬性決定了可以通過對財務風險的計量來考察上市公司內部控制信息披露是否能夠如實反映公司經營狀況。Z瞫core模型從企業的資產規模、變現能力、獲利能力、財務結構、償債能力、資產利用效率等方面綜合地反映了企業的財務風險狀況，從而從另一個側面反映了企業的經營狀況。奧特曼通過對Z瞫core模型的研究分析得出Z值與公司發生財務危機的可能性成反比，也即Z值越大，公司的財務狀況越好；Z值越小，公司的財務狀況越差。Z瞫core模型的具體形式如下：

玓=1.2×A+1.4×B+3.3×C+0.6×D+1.0×E（13）

其中，A=營運資金/資產總額；B=留存收益/資產總額；C=息稅前利潤/資產總額；D=股本市價/債務總額；E=銷售收入/資產總額。仍然沿用上面的計量模型形式，建立以下的實證檢驗模型：

Z﹊，t=α0+α1ICDQ﹊，t+α2TOP﹊，t+α3SCOMP﹊，t+α4LEV﹊，t

+α5SIZE﹊，t+α6IOS﹊，t+∑11j=1γindustry璲+ε﹊，tВ14）

檢驗結果如下：

基于2007—2010年的面板混合數據回歸檢驗顯示，ICDQ項與Z值顯著正相關，也即內部控制信息披露質量與上市公司的財務安全成正相關關系，從而說明上市公司披露的內部控制信息能夠反映企業內部的財務風險狀況。這一結果與表3的結果一致，顯示了現階段上市公司披露的內部控制信息能夠反映公司經營狀況的好壞，從而具備了一定的決策有用性。

五、 結論

通過建立一個基于熵模型計量的內部控制信息披露質量指數，分別以總資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）、每股盈余（EPS）以及合成公司經營業績指標IOP代理上市公司的經營業績，經實證檢驗發現，在同等條件下，內部控制信息披露質量指數越高的上市公司，其經營業績越好；反之，內部控制信息披露質量指數越低的上市公司，其經營業績越差。同時，通過對內部控制信息披露質量與上市公司財務風險關系的進一步驗證發現，內部控制信息披露質量越高的上市公司財務風險越小；反之，財務風險越大。上述實證結果意味著自內部控制信息披露制度的實踐在中國展開以來，我國上市公司披露的內部控制信息在一定程度上已經能夠向外傳遞具有決策價值的信息，高質量的內部控制信息披露往往代表著公司具有較好的經營狀況，這一發現是對內部控制信息披露實證研究的又一個補充。

參考文獻：

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［責任編輯：劉 茜，馬志娟］お

The Quality of Disclosure of Internal Control and OperationalPerformance of Companies: An Empirical Study Based on Panel Data

ZHANG Xiaolan, SHEN Haojie, YANG Mo

（ School of Economics and Finance, Xi餫n Jiaotong University, Xi餫n 710061, China）オ

Abstract: This paper examined the relation between disclosure quality of internal control and the performance of operation of companies by establishing an index of disclosure quality of internal control which is based on the entropy theory, and by taking ROA, ROE, EPS, Tobin餾 Q and the composed index of operation IOP as a variant of proxies, we find there does exist a positive relation between disclosure quality of internal control and the operational performance of a company. Therefore, the company which shows high quality of internal control disclosure will manifest a better operational performance, which means, at the current stage, disclosure of internal control in China stock markets is useful for making a decision in the stock investment market.

Key Words: internal control; disclosure of information quality; entropy value; operational performance; policy瞞aking utility; reliability of financial statements; earning quality