內部控制重大缺陷影響因素分析

李越冬等

【摘 要】 文章以2007—2011年滬、深兩市上市公司為研究對象，對存在內部控制重大缺陷的企業與不存在內部控制重大缺陷的企業進行分組、對比，發現其業務復雜性、企業變化性、上市時間、資金投入可能性和獲利能力等企業自身內部特征存在顯著性差異；在考慮行業和年度變量的情況下，運用Logistic回歸模型進一步驗證了企業內部特征對內部控制重大缺陷的影響。文章的貢獻在于把內部控制重大缺陷從內部控制缺陷中分離出來研究，且把企業內部特征劃分為五類，并考慮事務所特征、機構投資者持股情況等企業外部特征對內部控制重大缺陷的影響，驗證基于不同層次機構投資者持股比例對企業治理的作用，擴展了機構投資者持股特征對內部控制重大缺陷的影響，從而豐富了內部控制重大缺陷影響因素的理論研究。

【關鍵詞】 內部控制； 重大缺陷； 業務復雜性； 機構投資者

中圖分類號：F272.35 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）15-0086-09

一、引言

從安然、世通事件到“德國最愚蠢的銀行”；從中航油事件到長虹事件，無論是以破產告終，還是承擔巨額虧損，究其根本原因，都是企業內部控制存在重大缺陷，或是制度性的內部控制設計存在紕漏，亦或相關的控制環境等因素使具體的控制活動在執行中偏離了原本設計完善的內部控制。現實中內部控制失敗案例給投資者及企業各階層帶來的損失，使人們意識到了內部控制的重要性，進而我國和美國均將內部控制納入了強制性披露的范圍之內。鑒于信息披露的相對滯后性，從企業自身特征出發，對內部控制重大缺陷動因進行研究，更有利于外界投資者合理決策。

國外學者對內部控制重大缺陷披露影響因素從企業交易賬戶層次（Ge、McVay，2005）、公司特征層面（Bryan，2005；Doyle，2007）、公司特殊時期（Leone，2007）、企業控制環境（Christopher S. Armstrong等，2011）、外部審計主體特征（Ashbaugh-Skaife等，2007）等角度進行了深入的研究，并形成了相對穩定的結論。由于2002年美國薩班斯法案的頒布，國外對內部控制的信息披露以內部控制重大缺陷的披露為重點，在年報中有對內部控制重大缺陷的具體披露，加之美國有較為健全的證券監管市場，所以其存在內部控制重大缺陷的企業可以和披露內部控制重大缺陷的企業劃等號，從而對于內部控制缺陷信息披露的影響因素研究也就起到了研究內部控制缺陷影響因素的作用。

由于2010年以前我國企業內部控制信息屬于年報中的自愿性披露范疇，無內部控制信息的披露標準，我國學者僅對自愿性披露內部控制企業的相關公司特征進行描述。由于內部控制信息很大程度上流于形式，沒有實質性內容（李明輝等，2003；楊有紅、陳凌云，2009），并以說“好話”為主（張立民等，2003），因此，不會涉及內部控制缺陷的實質性披露。《企業內部控制基本規范》及三大指引頒布后，我國學者也對內部控制缺陷影響因素從公司總體特征（蔡叢光，2010）、公司治理（劉亞莉等，2011）、外部監管（賈宗武、夏勇，2011；田高良等，2010）等角度進行了研究。但由于我國法規沒有給予內部控制重大缺陷明確的界定，僅在《企業內部控制審計指引》中明確了可能存在內部控制重大缺陷的跡象；另外，由于內部控制有關的數據獲取的難度比較大，之前學者大部分以一個會計年度為研究期間，研究期間較短、樣本量不夠大，同時學者主要是針對內部控制缺陷來研究，并沒有劃分出內部控制重大缺陷，所以，本文以2007—2011年上市公司為研究對象，利用內部控制存在重大缺陷的跡象① （受到證監會或交易所處罰、存在報表重述和由于持續性經營問題財務報表被事務所出具非標準審計意見）作為內部控制重大缺陷的替代變量對內部控制重大缺陷的影響因素進行研究，以豐富內部控制的理論研究，為內部控制建設提供建議。

二、文獻回顧和假設

（一）企業業務復雜性對內部控制重大缺陷的影響

國內外學者認為業務越復雜越與內部控制重大缺陷間存在相關性：如Ge和McVay（2005）的研究結果顯示，具有衍生金融工具和所得稅費用相關較為復雜的業務處理的研究對象更容易披露內部控制重大缺陷。Ashbaugh-Skaife等（2007）和Doyle等（2007）分別以實證方法驗證了公司外幣交易及經營分部數量均與內部控制重大缺陷呈顯著正相關關系。而我國的研究結論尚未統一，蔡叢光（2010）驗證得出企業分部數量與內部控制缺陷間正相關，齊保壘、田高良（2012）以公司涉及行業及是否具有對外貿易作為替代變量研究，證明了業務復雜與內部控制缺陷間呈正相關性。而孫慧慧（2012）的研究結果則顯示，企業分部數量與組織架構缺陷負相關。從以上的研究可以得出：較復雜的業務使企業內部控制存在問題的風險較高，因此，本文提出假設1：

假設1：其他條件不變時，企業業務復雜性越高，存在內部控制重大缺陷的風險就越高。

（二）企業變化對內部控制重大缺陷的影響

企業組織或特征處于變化狀態時，如重組、并購預示著企業業務的變化，職能部門的整合、人員的流動、銷售的快速增長預示著企業對生產、銷售等職能的配比進行調整，這些不穩定因素可能造成原本的內部控制無法及時跟進企業的變化，增加企業內部控制存在重大缺陷的風險。Ashbaugh-Skaife等（2007）、Doyle等（2007）和Leone（2007）等均驗證了并購重組企業存在內部控制重大缺陷的可能性越高。Ashbaugh-Skaife等（2007）與Doyle等（2007）也同樣得出了銷售增長率與內部控制重大缺陷間有顯著正相關關系的結論。基于已有的研究成果，本文提出假設2：

假設2a：其他條件不變時，重組的公司存在內部控制重大缺陷的可能性較大；

假設2b：其他條件不變時，銷售增長率高的企業存在內部控制重大缺陷的可能性較大。endprint

（三）企業上市時間對內部控制重大缺陷的影響

國內外學者均研究了上市公司上市年限與企業內部控制重大缺陷間的相關性，Doyle等（2007）認為上市時間較長的企業，較為穩定、規章制度等較為成熟，企業存在內部控制重大缺陷的可能性較低。由于我國從計劃經濟到市場經濟的轉型，上市時間較長的企業大多是證券市場建立之初為存活而改制的國有企業，在當時尚不完善的監管體制下，遺留了較多內部控制問題，而由于國企的性質特殊，其改制工作也較差（王躍堂，2000）。所以，在我國的研究結論與其截然相反，如：齊保壘、田高良（2012），孫慧慧（2012）等均驗證了我國上市時間越久的企業，內部控制存在缺陷的幾率越高。本文贊同應考慮我國企業的特殊性，因此提出假設3：

假設3：其他條件不變時，上市時間越長的企業，內部控制存在重大缺陷的可能性越大。

（四）資金投入可能性對內部控制重大缺陷的影響

企業對內部控制建設投入較多的資金，有利于保證內部控制更好地運行。小公司擁有的資源有限，對有利于內部控制高效運行的先進信息系統投資不及規模大的公司，其存在內部控制重大缺陷的可能性較大（Ashbaugh-Skaife等，2007）。Bryan（2005）和Doyle等（2007）也驗證了公司規模與重大內部控制缺陷存在負相關關系。我國學者也得到了與國外學者一致的結論，如孫慧慧（2012），齊保壘、田高良（2012）和田勇（2011）等。

Lys和Watts（1994）提出具有財務壓力的企業高管更有可能出現欺騙行為，另外較大的財務壓力會使企業用于內部控制建設的資金投入不足。Sarahc和Davidp（2012）驗證了虧損企業存在內部控制重大缺陷的可能性越大。Ashbaugh-Skaife等（2007）與Doyle等（2007）則采用剔除非經常性損益收益和破產指數作為財務壓力的替代變量，證明了企業的財務壓力越大，資金用于內部控制建設的可能性較低，內部控制存在重大缺陷的幾率越高。我國學者對企業虧損這一影響因素進行了研究，并得出與國外學者相同的研究結論（孫慧慧，2012；田勇，2011），另外也有學者驗證了破產指數與內部控制缺陷間的正相關性（齊保壘、田高良，2012）。基于已有的研究成果，本文提出假設4：

假設4a：其他條件不變時，企業的規模越大，內部控制存在重大缺陷的可能性越小；

假設4b：其他條件不變時，企業財務壓力越大，內部控制存在重大缺陷的可能性越高；

假設4c：其他條件不變時，企業破產風險越高，內部控制存在重大缺陷的可能性越高。

（五）企業獲利能力對內部控制重大缺陷的影響

完善的內部控制可以“保證生產和經管活動順利進行”，高效率和高質量的運行會降低企業的運營成本，從而增強企業的盈利能力和獲現能力。筆者認為，完善的內部控制可以提升企業的盈利能力和獲現能力，較高的盈利能力和充裕的資金又會促使企業有能力和意識進一步完善內部控制，二者之間相輔相成。因此提出假設5：

假設5a：其他條件不變時，盈利能力較高的企業，存在內部控制重大缺陷的可能性較低；

假設5b：其他條件不變時，獲現能力較高的企業，存在內部控制重大缺陷的可能性較低。

三、研究設計

（一）樣本選擇

我國上海證券交易所和深圳證券交易所先后于2006年的6月和9月頒布了《上海證券交易所上市公司內部控制指引》和《深圳證券交易所上市公司內部控制指引》，要求上市公司披露董事會編制的內部控制自我評估報告和會計師事務所的核實評價意見，并表明公司應在公告中說明內部控制出現缺陷的環節、后果及擬采取的補救措施等，我國法規第一次對內部控制缺陷有了規定。本文選取2007—2011年間所有上市公司為研究對象，剔除缺失值及異常值共剩余樣本 7 910個。對于內部控制重大缺陷這一變量通過手工收集證券交易所公布企業年報是否存在重述情況及由持續性經驗導致的非標準審計意見數據，其他數據均由CSMAR數據庫原始數據經處理獲取。

（二）變量的界定

1.因變量的界定

對于內部控制重大缺陷這一指標，不同的研究學者采用了不同的替代變量：如被出具非標準審計意見、被證監會或交易所處罰、年報中披露的內部控制重大缺陷、內部控制評估報告中存在的問題（田勇，2011；李壽喜，2012；董卉娜、朱志雄，2012等），以及財務報表重述（董育軍、談多嬌，2012）。本文將內部控制重大缺陷設定為因變量ICW，參照法規中對于內部控制重大缺陷存在跡象及以往學者的界定，把內部控制重大缺陷界定為存在以下情況之一：企業受到證監會或交易所的處罰；存在財務報表的重述；由于持續性經營能力存在不確定而被事務所出具非標準審計意見。如果企業內部控制存在重大缺陷，ICW賦值為1，否則為0。

2.解釋變量的界定

衍生金融工具、企業合并及外幣交易等涉及較為復雜的處理，筆者取年報中與其發生交易的子公司數量的自然對數②（SON）及當期是否涉及外貿交易（WAIBI）為業務復雜性的替代變量。其中，WAIBI為虛擬變量，公司存在外貿交易時取1，否則取0。

對于組織的變化性，筆者同以往學者一樣（Ashbaugh-Skaife等，2007；Doyle等，2007），取并購重組（MAR）和銷售增長率（GROWTH）為替代變量。其中，MAR為虛擬變量，公司在報告年度內發生并購或重組則取1，否則取0。

企業上市時間（LOGAGE）用研究年度與對應上市年份的差值取自然對數。財務風險（LOSS）結合我國連續兩年虧損則特別處理的退市規則，筆者采用剔除非經常性損益凈利潤情況衡量企業的財務風險，若企業剔除非經常性損益凈利潤連續兩年為負值，LOSS賦值為1，否則為0。破產風險采用美國學者阿爾曼（Altman）發明的Z值破產風險系數來衡量，記為ZSCORE。企業規模用其市值的自然對數（LOGMKTV）來衡量。endprint

本文用資產回報率（ROA）作為企業盈利能力的衡量指標，并參考李秉成等（2003）建立的現金流量表指標分析體系，用總資產現金流量率（CFOA）衡量企業的獲現能力。

3.控制變量的界定

外部審計作為對企業的監管手段之一，對企業的內部控制質量有一定的影響。Ashbaugh-Skaife等（2007）和Doyle等（2007）分別驗證了更換事務所及高質量的審計都會促使企業披露內部控制缺陷。另外Shleifer和Vishny（1986），Bhojraj（2003）的研究表明機構投資者對管理層起著重要的監督作用，且持股數量越大，其監督動機越大（Shleifer和Vishny，1997）。筆者認為機構投資者持股比例越高企業內部控制重大缺陷發生幾率越小。本文主要研究企業自身特征與內部控制重大缺陷間的相關性，對于審計師外部因素不做重點研究。所以，將事務所更換、審計質量及機構投資者持股情況作為控制變量予以研究。變量定義如表1。

（三）研究模型

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2為描述性統計和均值檢驗結果，列示了存在內部控制重大缺陷的樣本公司、不存在內部控制重大缺陷的樣本公司及樣本總體對應的所有解釋變量和控制變量的描述性統計。通過STATA逐個對兩組的所有變量數據均值進行T檢驗，結果顯示：除HOLDER外，其他變量的均值均在1%水平上存在顯著的差異，其中變量MAR、LOGAGE、LOSS、ZSCORE呈現的特征與原假設相同，在兩組中的平均水平顯示為內部控制存在重大缺陷組大于無內部控制重大缺陷組；LOGMKTV、ROA、CFOA呈現的特征也與原假設相同，在兩組中的平均水平顯示為存在內部控制重大缺陷組小于無內部控制重大缺陷組。對于SON、WAIBI、GROWTH呈現的數據特征與原假設相反。具體的關系有待進一步分析。

（二）相關性分析（表3）

（三）回歸分析（表4）

由表4模型（1）回歸結果可知，MAR與GROWTH分別在1%和10%水平上與內部控制重大缺陷顯著正相關，與相關性分析中的相關性取向一致，并與原假設相符，即發生企業并購重組或者較高的銷售增長率，企業運行中組織機構變化、工作人員的調動、職能部門的生產能力協調等都可能使原來的內部控制不適應企業當前的運行，從而存在缺陷的可能性越高，假設2得到驗證。相對而言，銷售增長率引起的企業內部變化較小，所以對內部控制重大缺陷的貢獻度并不大。LOGAGE與被解釋變量在1%水平上顯著正相關，與分組均值T檢驗和相關性分析中結論一致，假設3得到驗證。由于我國國企改制、資本市場建立的特殊性，我國上市時間較長的企業存在內部控制重大缺陷的可能性越高。LOSS與ZSCORE分別在1%和5%水平上與內部控制重大缺陷顯著正相關，LOGMKTV在1%水平上與內部控制重大缺陷顯著負相關，并分別與分組均值T檢驗和相關性分析中結論一致，假設4得到驗證。當企業發生連續虧損或者面臨較高的破產風險時，迫于維持企業生存的壓力，在非直接增值的內部控制建設方面的投入會減少，或者為滿足某些財務指標而人為地不按原規定有效地執行內部控制，使內部控制運行失效；而規模較大的公司相對于小公司而言，資金實力較為雄厚，更有能力和可能將資金投放于直接帶來經濟效益的企業基本活動之外的支持性活動，完善內部控制的設計和運行。ROA和CFOA分別在1%和5%水平上與內部控制重大缺陷呈顯著負相關，并分別與分組均值T檢驗和相關性分析中結論一致，假設5得到驗證，即完善的內部控制是企業生產、運營順利進行的保障，可以有效提高企業的盈利能力和獲現能力，企業受益后更有意識和能力進一步完善內部控制的建設，減少內部控制重大缺陷。變量SON和WAIBI與內部控制重大缺陷間分別在1%和5%水平上呈負相關，并分別與分組均值T檢驗和相關性分析中的結論一致，與原假設相反。筆者認為，我國具有較多數量子公司或有對外貿易的企業相對強大，雖然對應的企業合并、關聯交易、外幣折算等業務較為復雜，但是這部分企業完全具備處理該類業務的能力；另外，進行對外貿易的企業能夠與國外的公司相互作為合作方，也預示著該部分企業運行較為健全。由此可見，企業的運作能力比業務的復雜性更能決定企業的內部控制健全與否。在模型（2）中，加入年度和行業控制變量后回歸結果顯示：各個解釋變量與被解釋變量間的相關性系數和顯著性水平雖有改變，但并無實質性變化，進一步說明了企業變化、上市時間、資金投入可能性、內部控制完善對企業正向貢獻、業務復雜性（更傾向與企業能力的表征）對內部控制重大缺陷的影響。

模型（1）（2）回歸結果均顯示：控制變量BIG4與內部控制重大缺陷呈不顯著的負相關，即表現為內部控制存在重大缺陷的企業雇傭四大進行財務報表審計的可能性越低。雖然回歸結果顯示相關性不顯著，但其較大的系數以及分組均值T檢驗和相關性分析中顯著負相關性，預示著內部控制存在缺陷的企業為了規避缺陷被發現的風險，更傾向于雇傭審計質量較低的事務所。一方面，低質量的審計由于審計人員專業勝任能力或審計資源、時間方面的限制，從而使企業順利隱瞞自身內部控制重大缺陷；另一方面，企業在與低質量審計的事務所進行洽談時更容易占據優勢，從而順利實現購買審計意見的企圖。AUDITRE在1%水平上與內部控制重大缺陷間顯著正相關，存在內部控制重大缺陷的企業更有可能存在年內更換事務所的情況。這也預示著激烈的競爭下，我國部分事務所實力較差，其在與企業的博弈中稍微處于劣勢。如文中控制變量的界定中所提，機構投資者持股比例較高時，存在較高的管理動機，企業存在內部控制重大缺陷的可能性應較小，但是本文回歸結果顯示：機構投資者持股比例與內部控制重大缺陷呈顯著正相關。筆者認為，這與我國機構投資者市場并非像國外由于市場投資者的需要，是市場的自發行為（吳躍華，2009），而是政府為了適應證券市場擴張的推動行為（賀顯南，2003），而且政府規定了較為嚴格的市場準入機制，這必定使得我國機構投資者的競爭不充分，具有一定的短期投機行為。另外，在考慮年度和行業因素后，HOLDER與內部控制重大缺陷間相關性及顯著性大大減小，表現為不顯著的正相關。筆者認為這與機構投資者在不同年度根據其宏觀經濟環境對不同行業的投資變化相關，特定年度、不同行業企業的機構投資者持股比例間存在較大的差異性，而不同層次機構投資者持股比例在企業治理中的作用有著明顯的不同（唐松蓮、袁春生，2010；Pound，1988）。鑒于變量HOLDER在考慮YEAR和IND控制變量前后系數及顯著性變化較大，本文在進一步研究中也分層次研究其對企業內部控制重大缺陷的影響，作為對內部控制重大缺陷影響因素的擴展。endprint

五、啟示與建議

通過實證研究可以發現，企業自身特征對內部控制重大缺陷的存在具有重要影響。本文驗證了企業在面臨較高的財務壓力、破產風險，或者受自身規模限制，存在無力投資內部控制建設的可能性，從而容易導致內部控制存在缺陷，以及并購重組、銷售增長帶來的組織、人員變更等不穩定因素，導致內部控制的設計未能進行及時的跟進，或者職能間低效協調導致內部控制執行無效。上市時間較久遠的企業因我國早期較為寬松的監管、為拯救國企而建立的中國證券市場的特殊性、適應新頒布法規的滯后性，存在內部控制重大缺陷的幾率較高。盈利能力較高和獲現能力較高的企業，存在內部控制重大缺陷的幾率較低，說明有實力進行內部控制建設、嘗到內部控制健全益處的企業會更加積極地進行內部控制建設。與先前研究結論不同的是，可以表征業務復雜性的子公司數量、是否有對外貿易與內部控制重大缺陷是顯著的負相關關系。筆者認為雖然較多的子公司及復雜的外幣交易由于涉及的業務較為復雜，出現漏洞、錯誤的可能性較高，但其同時表明企業自身具有較強的實力和國際競爭力，其有能力建設、完善內部控制，保障企業的高效運行。這也預示了企業的能力和應對水平遠比具體業務層面的復雜性更能決定企業內部控制現狀。作為市場上的投資者，應該充分認識企業的個體特征，以此預測和判定其內部控制是否存在缺陷，并進行理智的投資，保障自身權益。

六、進一步研究

Pound（1988）通過提出假說的方式，說明了機構投資者在公司治理中的角色也可能表現為利益攫取者。唐松蓮、袁春生（2010）也實證驗證了機構投資者在公司治理中的角色取決于其持股情況，表現為：持股高時機構投資者扮演有效監督者角色，持股低時充當利益攫取者角色。如實證結果回歸分析中所述，模型（1）和模型（2）中HOLDER的系數及相關性變化較大，本文也將機構投資者持股比例分層，并分別研究其對內部控制重大缺陷的影響。

由于本文研究樣本對應的HOLDER均值為0.147（見表2），筆者以均值的2倍左右作為劃分機構投資者持股比例高、低兩組的標準，即將HOLDER≥0.3認定為機構投資者持股比例較高組，剩余的HOLDER<0.3的則認定為機構投資者持股比例較低組。將樣本分為兩組后，再分別統計存在內部控制重大缺陷和不存在內部控制重大缺陷企業對應的HOLDER均值、標準差，并進行均值T檢驗，如表5所示。我國僅作組間比較，機構投資者持股比例較高組存在內部控制重大缺陷的樣本比例（16.8%）低于機構投資者持股比例較低的組別。可見，總體上講，機構投資者持股比例高的企業存在內部控制重大缺陷的幾率小，這與模型（1）（2）回歸結果并非一致。進行組內比較，則有機構投資者持股比例較高組別存在內部控制重大缺陷的HOLDER均值在1%的水平上顯著低于不存在內部控制重大缺陷的企業；與其相反，機構投資者持股比例較低組別存在內部控制重大缺陷的HOLDER均值在1%的水平上顯著高于不存在內部控制重大缺陷的企業。即對于機構投資者持股比例較高的企業，機構投資者持股比例越高其內部控制存在缺陷的可能性越低；對于機構投資者持股比例較低的企業，機構投資者持股比例越高其內部控制存在缺陷的可能性越高。這與唐松蓮、袁春生（2010）的研究結論不謀而合。筆者認為：HOLDER較低的企業，機構投資者會有利益掏空行為，隨著其持股比例的增加（但不增加至相對較高的比例），其影響力及與管理層合謀的幾率提高，內部控制容易存在缺陷；而在HOLDER較高的企業，機構投資者才真正關注企業的發展，隨著持股比例的增加，也更有動機加強其監督作用，促進內部控制的完善。而我國機構投資者持股比例較低的企業較多，約占88.2%（6 980/7 910），使模型（1）（2）中的回歸結果與占據主導地位的機構投資者持股比例較低組中機構投資者持股比例和內部控制重大缺陷間關系一致。

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