內部控制信息披露對盈余質量的影響

汪宏華，安亞人

(1.金華職業技術學院 經濟管理學院，浙江 金華 321000； 2.東北師范大學 商學院，吉林 長春 130117)

一、引 言

2015年資本市場跌宕起伏，變幻莫測。許多投資者經歷了股市的繁榮之后，也遭受了資本市場的重創。投資者的投資行為與企業的盈余質量息息相關，提高盈余質量對于建立資本市場秩序有著深遠的意義。21世紀之初，美國出現頻繁的財務丑聞導致資本市場動蕩，投資者遭受了巨大損失。為了挽回投資者的投資信心，美國政府頒布了《塞班斯法案》，強制要求企業披露內部控制相關信息，穩定國內市場。我國早在2010年就頒布了《企業內部控制配套指引》，強制要求在國內外同時上市的企業于2011年披露內部控制信息，2012年開始要求所有上市公司執行此規定。我國內部控制信息披露政策是否有效？內部控制信息披露對于提高盈余質量有沒有作用？本文采用實證研究方法揭示兩者之間的內在關系。

我國內部控制相關政策萌芽于上世紀90年代，當時內部控制還沒有單獨的法規，只是隱含于《會計法》之中。到了2000年左右，我國內部控制及信息披露政策有了初步的發展。2001 年證監會發布的《公開發行證券的公司信息披露的內容與格式準則第 2 號——年度報告的內容與格式》，要求證券公司披露內部控制信息，但并未要求其他公司披露相關信息。2006 年上海證券交易所和深圳證券交易所先后頒布《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》。深圳證券交易所要求本所內上市公司必須披露內部控制信息，先于上海證券交易所開始執行內部控制信息強制披露政策。2008 年五部委聯合頒布《企業內部控制基本規范》，2010 年頒布《企業內部控制配套指引》，強制要求上市公司于 2012 年全面對外提供內部控制自我評價報告，同時要求注冊會計師審計內部控制報告并發表審計意見。《企業內部控制配套指引》標志著我國內部控制以及內部控制披露政策走向成熟。我國欲通過強制要求企業披露內部控制信息，激勵企業完善內部建設，提高盈余質量，構建健康的資本市場。

內部控制信息對盈余質量影響的研究文獻主要集中于政策實施后的效果。Doyle、Weili 和 Sarah(2005)從 2002 年開始研究261 家企業三年的數據，實證研究發現披露內部控制重大缺陷與盈余管理程度正相關，與企業盈余質量負相關。[1]Ashbaugh-Skaife(2007)通過實證研究內部控制缺陷對盈余質量的影響，結果表明，存在內部控制缺陷的企業盈余質量較差，但是經過有效整改后，企業的盈余質量也會顯著提高。[2]方紅星、金玉娜(2011)基于2009年A股上市公司數據，研究發現高質量的內部控制信息披露報告可以有效抑制盈余管理行為。[3]彭雯、肖翔(2014)通過研究上證A股公司，發現存在內部控制缺陷的企業盈余質量較低。[4]也有文獻表明，內部控制信息披露對盈余質量不存在明顯影響，披露不存在內部控制缺陷的企業也會進行盈余管理，只不過手段異于存在內部控制缺陷的企業。本文通過實證研究內部控制信息披露對盈余質量的影響，揭示內部控制信息披露政策是否能有效提高盈余質量。

二、理論分析與研究假設

現代企業的經營管理行為建立在“委托代理”機制之上，所有權與經營權分離，經理層被賦予一定的權利來管理企業日常經營活動，企業的所有者考核經理層的經營效果。內部控制通過合理分配職位，建立授權審批制度，從根源上降低經理層舞弊的可能性。內部控制信息披露制度則將內部控制信息傳遞給外界，有利于所有者監督經理層，同時也會促使企業完善原有的內部控制制度。內部控制完善的企業會有意愿向社會披露內部控制信息，希望所有者和潛在的投資者認可其盈余質量；而內部控制存在缺陷的企業則會擔心市場出現負面影響，而選擇暫時不披露內部控制信息。

(一)強制披露內部控制信息政策是否會提高企業盈余質量

2010年五部委頒布的《企業內部控制配套指引》指出，2011年只要求在國內外同時上市的企業率先執行強制披露政策，2012年開始要求所有上市公司披露內部控制信息。雖然2006年《深交所內控指引》也要求深交所內的上市公司披露內部控制信息，但并未指明披露信息公布的平臺，造成披露的隨意性，而《企業內部控制配套指引》要求內部控制信息要隨同財務報告發布。2010年深交所內上市的部分公司未連同財務報告同時公布內部控制信息，而是隨意地選擇披露信息的時間和平臺，本文認為公布的信息不太容易被信息使用者收集，信息公布失效，默認為未公布內部控制信息。內部控制信息披露的載體有兩個，即內部控制自我評價報告和內部控制審計報告。自我評價報告是管理層自身對企業內部控制的評估；內部控制審計報告則是由專業的注冊會計師對企業內部控制進行審查并出具審查意見的書面文件，具有較強的可信度。強制披露期間企業必須同時披露兩個報告，而自愿披露期間企業可以選擇披露任意一個報告或者選擇不披露任何報告。董望和陳漢文(2011)以2009年A股上市公司為樣本研究了內部控制信息對財務報告應計質量的影響，結果顯示披露內部控制有效的企業其財務報告應計質量也較高。[5]王也(2015)研究了上證A股上市企業2011～2013年數據，顯示內部控制信息披露自愿性與其盈余質量成正比。自愿披露的企業的盈余質量明顯高于不愿披露的企業。[6]綜合上述，本文提出第一組假設。

H1—1：2010～2014年上市企業經歷了完全自愿披露、部分自愿披露部分強制披露和完全強制披露的三個階段。所以，假設2010～2014年企業整體盈余質量逐年提高，即年份與盈余質量呈正相關。

H1—2：在自愿披露和半強制披露期間，上市公司可以只披露內部控制自我評價報告。本文引入虛擬變量，令披露自我評價報告的企業為1，未披露的企業為2。假設披露內部控制自我評價報告的企業其盈余質量高于未披露任何報告的企業，即披露內部控制自我評價報告與盈余質量呈負相關。

H1—3：在自愿披露和半強制披露期間，上市公司可以只披露內部控制審計報告。本文引入虛擬變量，令披露審計報告的企業為1，未披露的企業為2。假設披露內部控制審計報告的企業其盈余質量高于未披露任何報告的企業，即披露內部控制審計報告與盈余質量呈負相關。

H1—4：在強制披露政策實施以前，部分企業同時披露兩個報告，部分企業至多披露一個報告。假設同時披露兩個報告的企業其盈余質量高于至多披露一個報告的企業。

(二)披露存在內部控制缺陷是否會激勵企業完善內部控制制度，從而提高盈余質量

《企業內部控制配套指引》對內部控制缺陷進行了明確的分類，把內部控制缺陷分為一般缺陷、重要缺陷和重大缺陷三大類。企業在披露內部控制信息時，要嚴格按照《企業內部控制配套指引》的規定披露企業存在的內部控制缺陷類別、個數以及整改情況。企業披露存在內部控制缺陷，說明企業內部存在管理漏洞，有可能給盈余管理行為留有調控的余地，最終導致盈余質量下降，而缺陷的等級和數量都與這種調控的可能性成正比，并且也會影響企業盈余質量。Bedard等(2012)通過研究發現，內部控制缺陷在短期內得到完全修正的企業不多，不過一旦內部控制披露的缺陷得到有效整改，企業的盈余質量也會大幅度提高。[7]Myllymaki(2013)在研究中指出，在披露后的兩年內，披露存在內部控制缺陷的企業比不存在缺陷的企業出現財務差錯的可能更大。因此，披露存在內部控制缺陷以及整改的情況都會對盈余質量產生重大影響。[8]葉建芳等(2012)采用實證研究方法檢驗了2008～2009年深市主板上市公司披露內部控制缺陷的情況，結果顯示，披露存在內部控制缺陷的公司存在較多盈余管理行為，不存在內部控制缺陷的公司盈余質量高于存在缺陷的公司。[9]不過，公司能夠及時整改披露的缺陷可以有效抑制財務粉飾行為，對提升財務質量具有顯著作用。綜合上述，本文提出第二組假設。

H2—1：披露不存在內部控制缺陷的企業其盈余質量高于披露存在內部控制缺陷的企業。本文引入虛擬變量，令披露不存在內部控制缺陷的企業為1，披露存在缺陷的企業為2，即披露內部控制缺陷與盈余質量呈負相關。

H2—2：內部控制缺陷可以按嚴重程度分為重大缺陷、重要缺陷、一般缺陷和無缺陷四類，披露內部控制缺陷越嚴重其盈余質量就越差。本文引入虛擬變量，令披露存在嚴重缺陷的企業為3，披露存在重大缺陷的企業為2，披露存在一般缺陷的企業為1，披露不存在缺陷的企業為0，即披露內部控制缺陷嚴重程度與盈余質量呈負相關。

H2—3：披露內部控制缺陷的數量影響其盈余管理行為發生的概率，缺陷數量越多，進行舞弊等盈余管理行為的機會也越多，即披露內部控制缺陷的數量與盈余質量呈負相關。

H2—4：披露存在內部控制缺陷的企業會進行整改，整改的情況會影響企業盈余質量。部分企業及時整改全部的內部控制缺陷，部分企業整改部分缺陷，還有小部分企業甚至未做任何整改。將整改情況分為兩組，即全部完成整改的企業和未完成整改的企業，并假設完成整改的企業其盈余質量高于未完成整改的企業。

三、研究設計

(一)樣本與數據

本文從深圳證券交易所、國泰安數據庫(CSMAR)、巨潮資訊網和銳思數據庫(RESSET)選取2010～2014年深圳證券交易所主板上市的企業作為研究對象，并使用Excel 2013和SPSS 21.0對數據進行整理和分析。本文還對數據做了如下特殊處理：(1)剔除金融保險類企業。早在2001年就有專門針對金融保險類企業的內部控制信息披露政策，強制要求金融保險類企業披露內部控制信息。(2)剔除 ST、*ST、SST、S*ST 以及暫停上市和退市的企業。這些企業盈余質量普遍較差，其中原因較多。若將其引入研究樣本，會對研究結果造成異常的擾動。 (3)本文還剔除了財務數據缺失和指標異常的企業數據，以免干擾研究。經過數據收集、整理和剔除后，最終得到452家企業五年數據，2260個研究樣本。

(二)變量定義

根據研究需要，本文選取六個解釋變量、六個控制變量和一個被解釋變量。

1.解釋變量

(1)年份虛擬變量。2010年頒布的《企業內部控制配套指引》指出，分階段強制要求企業披露內部控制信息。2010年，所有的上市公司自愿選擇是否披露內部控制信息；2011年，強制要求在中國境內外同時上市的公司披露內部控制信息，其他上市公司仍然自愿選擇是否披露；2012年進入全面強制披露時代，要求所有的上市公司必須披露內部控制自我評價報告和內部控制審計報告。所以，2010～2012這三年是內部控制由自愿披露轉向強制披露的重要過渡時期，強制披露政策會逐漸提高企業盈余質量。

年份虛擬變量用YEAR表示，2010年YEAR取1；2011年YEAR取2；2012年YEAR取3；2013年YEAR取4；2014年YEAR取5。

(2)披露內部控制自我評價報告。內部控制自我評價報告是企業管理層自身對整個企業經營的環境、風險發生的概率、抵抗風險的措施、信息傳達的效果和控制監督活動等方面的診斷，清查企業運作的漏洞，完善內部控制制度，提高盈余質量。相對內部控制審計報告而言，自我評價報告編制的成本較低，在一定程度上也能促進內部控制制度的完善，完善的企業內部控制無疑會提升企業的經營效率，改善企業經營環境。目前，我國只要求上市公司披露自我評價報告，對于中小企業仍然以自愿披露為主。本文實證研究表明，披露自我評價報告有利于提升盈余質量，而且披露成本也相對較低，有利于中小企業加強內部控制制度建設。

內部控制自我評價報告用ICR表示，披露內部控制自我評價報告，ICR取1；否則，ICR取2。

(3)披露內部控制審計報告。內部控制審計報告是由獨立的第三方專業人士——注冊會計師，對企業內部控制進行全面審查并發表內部控制有效性的書面報告。審計報告的真實性和權威性均高于自我評價報告。強制披露內部控制審計報告迫使企業接受外界監督，在很大程度上會激勵企業整改內部控制缺陷，減少人為操控企業的機會，提升企業財務報告質量。不愿意披露內部控制審計報告的企業，內部控制往往較為薄弱，可能存在內部人控制企業的現象，對外提供的盈余質量也相對較差。

內部控制審計報告用ICAR表示，披露內部控制審計報告ICAR取1;否則，ICAR取2。

(4)披露存在內部控制缺陷。內部控制自我評價報告和內部控制審計報告都將對內部控制的有效性進行披露，同時也會公布內部控制缺陷的狀況。披露存在內部控制缺陷的企業，內部制度還不夠完善，內部人尚可尋找時機粉飾經營業績，日常經營活動也易發生差錯，導致財務報告真實性下降。投資者有可能使用了具有誤導性質的財務報告，做出錯誤的決策從而遭受損失。披露內部控制缺陷可以激勵企業完善內部控制制度，有助于企業提升營運能力，改善盈余質量。

內部控制缺陷用ICD表示，披露存在內部控制缺陷ICD取1;否則，ICD取2。

(5)披露內部控制缺陷的嚴重程度。《企業內部控制配套指引》對披露內部控制缺陷嚴重等級進行了詳細歸納：重大缺陷、重要缺陷和一般缺陷；同時規定企業可以根據上述分類和企業實際情況自行確定內部控制缺陷的類別。披露內部控制缺陷嚴重等級越高，說明企業內部控制存在的制度漏洞越發致命，企業內部盈余管理活動越容易發生，盈余質量相對而言更差。由于企業之間所處的行業和成長周期等因素不同，確定內部控制缺陷等級就必然受人為判斷因素的影響。部分企業擔心披露高等級內部控制缺陷不利于其在資本市場融資，于是存在人為降低嚴重程度等級的可能性。

內部控制缺陷的嚴重程度用SER表示，當披露的內部控制缺陷等級為重大缺陷時，SER取3；當披露的內部控制缺陷等級為重要缺陷時，SER取2；當披露的內部控制缺陷等級為一般缺陷時，SER取1；當披露的內部控制缺陷等級為無缺陷時，SER取0。

(6)披露內部控制缺陷的數量。披露內部控制信息時，不僅要披露缺陷的嚴重程度，還要披露缺陷的數量。所謂 “量變引起質變”，大量的低級別內部控制缺陷對盈余質量的影響程度可能大于少量高級別的內部控制缺陷。內部控制缺陷越多，企業由管理層人為操控的可能性就越大，粉飾財務報告的機會也就越大，從而財務報告的質量就越低。所以，研究披露內部控制缺陷的數量對于盈余質量的影響十分重要。

內部控制缺陷數量用QUAN表示，根據企業實際披露的內部控制數量確定其數值。

2.控制變量

除了上述影響盈余質量的因素之外，本文還引入六個控制變量：一是企業規模(SIZE)。相對于小規模企業，大型企業的治理結構完整，企業內部控制相對完善，盈余管理行為較少，盈余質量較高。二是資產負債率(LEV)。股東希望通過外部借款來發揮財務杠桿作用，而債權人在借款時會考慮企業的還貸能力。于是，部分企業通過粉飾經營業績滿足其借貸需求。三是獨立董事比率(ID)。獨立董事來源于企業外部，能夠監控企業管理層的日常行為，抑制盈余管理，維護廣大投資者的利益。四是企業成長速度(GROWTH)。企業處于高速發展期時，一方面，企業內部管理制度往往滯后于發展速度，內部控制漏洞較多，盈余管理較容易；另一方面，高速發展需要大量的資金，部分企業為了滿足融資需求，粉飾經營業績。五是Z指數(Z)。第一大股東與第二大股東的比值即 Z 值，Z值可以有效地衡量企業的股權集中程度。股權集中的企業，大股東控制企業經營活動，有能力進行盈余管理以實現超額利潤私有化，侵害其他股東利益。六是監事會人數(SUP)。監事會成員由股東大會和職工民主選舉產生，監督管理層，防止其濫用職權，損害公司利益。監事會人數在一定程度上影響監事會的工作效率，從而影響企業盈余質量。

3.被解釋變量

學術界有三種方法將盈余質量量化：應計利潤分離法、特定應計項目法和應計利潤分布法。特定應計項目法只適用于特定行業、特定項目和特定會計準則對企業盈余質量的影響，不適用于研究整體上市公司的狀況。應計利潤分布法適用于檢查企業是否存在盈余管理行為，并不能準確量化盈余管理的項目和金額，也不適用于本文。所以，本文采用應計利潤分離法量化企業盈余質量。這種方法認為總報告盈余由現金流量和總應計利潤(TA)兩部分構成，其中，總報告凈利潤(NI)扣除經營現金流量凈額(CFO)得到總應計利潤,公式表達為： NI-CFO=TA。而總應計利潤可以再次分解為可操控性應計利潤(Discretionary Accruals，DA)和非操控性應計利潤(Non-Discretionary Accruals，NDA),公式表達為： DA+NDA=TA。由于我國資本市場起步相對較晚，且本文研究也僅限于五年，不能提供時間更長的樣本數據，所以，放棄時間序列 Jones 模型，采用橫截面Jones 模型。本文還引入無形資產、其他長期資產和經營現金流量等因素對應計利潤的影響。具體模型如下：

NDAit/Ait-1=α1i[1/Ait-1]+α2i[△REVit/Ait-1-△RECit/Ait-1]+α3i[PPEit/Ait-1]+α4i[IAit/Ait-1]+α5i[CFOit/Ait-1]+e

(3.1)

TAit/Ait-1=β1i[1/Ait-1]+β2i[ΔREVit/Ait-1-ΔRECit/Ait-1]+β3i[PPEit/Ait-1] +β4i[IAit/Ait-1]+β5i[CFOit/Ait-1]+e

(3.2)

DA=TAit/Ait-1-NDAit/Ait-1

(3.3)

其中，NDAit為i個公司在第t期經總資產調整過的非操縱性應計利潤，Ait-1是t-1期期末總資產，ΔREVit為t期銷售收入和t-1期銷售收入的差額，ΔRECit為t期和t-1期應收賬款的差額，PPEit為t期固定資產原值,IAit為t期的無形資產和其他長期資產,CFOit為t期的經營現金流量凈額，e是殘差項。在使用此模型時，先將收集到的數據按照模型3.2進行的OLS回歸，得到α1i、α2i、α3i、α4i、α5i的估計值β1i、β2i、β3i、β4i、β5i，再將估計值帶入模型3.1計算得到非操控性應計盈余，最后，在總應計利潤扣除非操控性應計盈余得到可操控性應計盈余。

表1 變量定義

(三)模型設計

為了檢驗上述兩組假設，建立以下六個回歸模型：

|DA|=α0+α1YEAR+α2SIZE+α3LEV+α4ID+α5GROWTH+α6Z+α7SUP+e

(模型1—1)

|DA|=β0+β1ICR+β2SIZE+β3LEV+β4ID+β5GROWTH+β6Z+β7SUP+e

(模型1—2)

|DA|=χ0+χ1ICAR+χ2SIZE+χ3LEV+χ4ID+χ5GROWTH+χ6Z+χ7SUP+e

(模型1—3)

|DA|=δ0+δ1ICD+δ2SIZE+δ3LEV+δ4ID+δ5GROWTH+δ6Z+δ7SUP+e

(模型2—1)

|DA|=γ0+γ1SER+γ2SIZE+γ3LEV+γ4ID+γ5GROWTH+γ6Z+γ7SUP+e

(模型2—2)

|DA|=λ0+λ1QUAN+λ2SIZE+λ3LEV+λ4ID+λ5GROWTH+λ6Z+λ7SUP+e

(模型2—3)

建立模型1—1至模型1—3用于驗證第一組假設的H1—1至H1—3；建立模型2—1至模型2—3用于驗證第二組假設的H2—1至H2—3。對于假設H1—4，本文按照披露內部控制報告的情況進行分組：第一組為至多披露一個報告的企業(只披露任意一個報告的企業和未披露任何報告的企業)；第二組為同時披露內部控制自我評價報告和審計報告的企業。對于假設H2—4，本文按照內部控制缺陷的整改情況進行分組：第一組為完成所有內部控制缺陷整改的企業；第二組為未完成內部控制缺陷整改的企業。然后，進行獨立樣本T檢驗，檢測兩個假設是否成立。

四、實證分析

(一)描述性統計

使用SPSS統計軟件進行描述性統計分析，結果見表2。可操控應計利潤絕對值與上期總資產的比率(|DA|)極小值為 0.0000214，極大值為 19.653133，均值為0.1139876，揭示上市公司的盈余管理程度較為嚴重，可操控應計利潤絕對值達到上期期末總資產的11.4%。披露內部控制自我評價報告(ICR)的平均值為1.01，說明大多數上市公司積極披露自我評價報告。披露內部控制審計報告(ICAR)的平均值為1.02，說明大部分企業都披露內部控制審計報告。不過，披露內部控制審計報告的企業數量少于披露內部控制自我評價報告的企業，原因在于披露審計報告花費的成本大于披露自我評價報告的成本。披露內部控制缺陷(ICD)的平均值為1.23，表明有相當大的一部分企業內部控制存在嚴重程度不等的缺陷，給企業盈余管理行為留有機會。披露內部控制缺陷嚴重程度(SER)均值為0.24，表明企業披露的內部控制缺陷大多數為一般缺陷，缺陷嚴重程度較低。披露內部控制缺陷數量(QUAN)均值為0.91，最大值為139，最小值為0，說明有部分企業存在大量內部控制缺陷，有部分企業內部控制較完善，企業之間內部控制水平參差不齊。

表2 變量描述性統計

(二)相關性分析

進行相關性分析檢測各變量之間是否存在多重共線性的問題，將變量之間的Pearson相關系數檢驗結果置于表3。從檢驗結果中可以得到，各變量之間的Pearson相關系數的絕對值最大為0.602，最小為0.003，未超過臨界值0.65。因此，可以證實各變量之間不存在多重共線性問題。同時，從Pearson相關系數的符號可以初步證實假設H1—2、H1—3、H2—1和H2—3成立，假設H2—2不成立。

表3 Pearson相關系數檢驗

注：**表示在 0.1水平(雙側)上顯著相關；*表示在 0.05 水平(雙側)上顯著相關。

(三)回歸分析

使用SPSS軟件進行回歸分析，將兩組檢驗結果總結于表4。模型的可決系數最大值為0.815，最小值為0.769；F值最大值為282.82，最小值為274.31，說明模型總體擬合優度較好。

表4 多元回歸結果

注：**表示在 0.1水平(雙側)上顯著相關；*表示在 0.05 水平(雙側)上顯著相關。

1.第一組假設檢驗

(1)模型1—1回歸檢驗結果顯示，從2010～2014年，隨著內部控制信息披露政策由完全自愿披露時期過渡到強制披露時期，變量年份與因變量可操控性應計盈余的絕對值呈負相關，與盈余質量呈正相關，假設H1—1得到證實。總體而言，實施強制披露內部控制信息政策對于上市公司提高盈余質量具有促進作用，上市公司要不斷深化落實強制披露內部控制信息政策。

(2)模型1—2回歸檢驗結果顯示，披露內部控制自我評價報告的企業其可操控性應計盈余較少，而未披露的企業較多，說明披露內部控制自我評價報告與可操控性應計盈余呈正相關，與盈余質量呈負相關，檢驗了假設H1—2。披露內部控制自我評價報告可以促進企業加強內部控制建設，減少盈余管理行為，提高盈余質量。

(3)模型1—3回歸檢驗結果顯示，披露內部控制審計報告的企業其可操控性應計盈余較少，而未披露的企業較多，說明披露內部控制審計報告與可操控性應計盈余呈正相關，與盈余質量呈負相關，檢驗了假設H1—3。披露內部控制審計報告實際上是強制要求企業引入社會監督，由獨立的第三方檢測企業內部控制情況，同時將企業內部信息向全體社會成員公布，讓廣大的外部人員參與企業監督。企業迫于各種社會壓力會完善內部控制制度，從客觀因素上遏制盈余管理的發生。

2.第二組假設檢驗

(1)模型2—1回歸檢驗結果顯示，企業是否披露內部控制缺陷與可操控性應計盈余顯著正相關，因此，披露不存在內部控制缺陷的企業其可操控性應計盈余較少，盈余質量較高；披露存在內部控制缺陷的企業可操控性應計盈余較多，盈余質量較低，合理驗證了假設H2—1。內部控制通過巧妙設置不相容崗位、合理分配職權等方法，從源頭上杜絕盈余管理行為，大幅度減少操控性應計盈余；另一方面，內部控制具有自動識別差錯的功能，能及時預防、發現并糾正企業發生的差錯。披露存在內部控制缺陷的企業應盡早修正缺陷，減少盈余管理發生的可能性，避免出現差錯。

(2)模型2—2回歸檢驗結果顯示，披露內部控制缺陷的嚴重程度與可操控性應計盈余顯著正相關，即披露內部控制缺陷嚴重程度越高，可操控性應計盈余越多，盈余質量越低；披露內部控制缺陷嚴重程度越低，可操控性應計盈余越少，盈余質量越高，這與假設H2—2相反。相對于披露只存在內部控制重要缺陷和一般缺陷的企業，披露存在重大缺陷的企業的內部控制制度抵御潛在風險的能力較弱，管理層操控企業的機會增加，財務報告出現重大差錯的可能性也提高。回歸檢驗的結果卻與假設相悖，原因如下：其一，內部控制缺陷的披露存在較大的自主性。《企業內部控制配套指引》指出，內部控制缺陷的等級與企業實際經營情況息息相關。企業擔心披露的缺陷嚴重等級過高將會引起市場的不良反應，于是，人為降低了內部控制缺陷嚴重等級。其二，企業能夠如實披露內部控制缺陷嚴重程度從另一方面說明企業內部控制制度不至于過于薄弱，相反人為降低內部控制缺陷嚴重等級的企業內部控制實施效果較差。其三，內部控制實施效果還可能與內部控制缺陷的數量有關。部分企業存在的內部控制缺陷屬于低程度的缺陷，但數量龐大，其內部控制的有效性有可能低于披露存在少量更嚴重內部控制缺陷的企業。

(3)模型2—3回歸檢驗結果顯示，披露內部控制缺陷數量與可操控性應計盈余顯著正相關。披露內部控制缺陷數量越多，可操控性應計盈余越多，盈余質量越低，證明假設H2—3成立。內部控制缺陷數量較多的企業，內部控制存在較多漏洞，出現差錯的可能性增加，內部管理層進行盈余粉飾的機會也增多。同時，也證明了企業盈余質量不僅受內部控制缺陷性質的影響，也受缺陷數量的影響。

(四)獨立樣本T檢驗

為了檢驗假設H1—4，將2260個樣本分為兩組：第一組為至多披露一個內部控制報告的企業；第二組為同時披露兩個報告的企業，進行獨立樣本T檢驗，檢驗可操控性應計盈余的均值。為了檢驗H2—4，將披露存在內部控制缺陷的287個樣本分為兩組：第一組為整改全部完成的企業；第二組為整改未全部完成的企業，進行獨立樣本T檢驗，檢驗可操控性應計盈余的均值。

1.第一組假設檢驗

對于假設H1—4的獨立樣本T檢驗(見表5和表6)顯示，第一組至多披露一個內部控制報告的企業其可操控性應計盈余的均值約為0.21；第二組同時披露兩個報告的企業可操控性應計盈余的均值約為0.11，并且檢驗通過了F檢驗，兩組之間的均值差異顯著。假設H1—4得到驗證，說明披露內部控制自我評價報告和審計報告對于改善企業盈余質量的作用十分顯著。企業同時披露內部控制自我評價報告和審計報告的作用明顯高于只披露一種報告的企業，更高于不披露任何報告的企業。同時披露內部控制自我評價報告和審計報告能夠更有力地對企業進行監督，抑制盈余管理行為的發生。

表5 第一組統計量

表6 第一組獨立樣本檢測表

2.第二組假設檢驗

對于假設H2—4的獨立樣本T檢驗(見表7和表8)顯示，第一組整改全部完成的企業其可操控性應計盈余的均值約為0.89；第二組整改未全部完成的企業可操控性應計盈余的均值約為0.47，不過檢驗未通過F檢驗，兩組之間的均值差異不顯著。這說明假設H2—4未得到驗證。究其原因如下：第一，有部分企業被迫披露內部控制缺陷，迫于外界壓力實施缺陷的整改工作，整改工作流于形式，只是為了應付檢查。所以，即使這部分公司整改工作完成了，也不能提高企業盈余質量。第二，有66家企業內部控制缺陷未得到及時整改，并且如實披露了整改情況，未掩蓋事實，說明其內部控制在一定程度上有所完善。第三，部分企業整改了披露的缺陷后又發現內部控制存在新缺陷，導致盈余質量沒有明顯的提升。

表7 第二組統計量

表8 第二組獨立樣本檢測表

五、研究結論與啟示

本文通過收集2010～2014年深圳證券交易所主板上市公司的數據，使用Jones模型測算盈余質量，研究內部控制信息披露對企業盈余質量的影響。第一組研究顯示：自從2011年部分企業開始實施強制披露內部控制信息政策以來，企業總體的盈余質量在不斷提高。同時披露內部控制自我評價報告和審計報告的企業盈余質量高于只披露其中一個報告的企業；披露任意一個報告的企業其盈余質量又高于未披露內部控制信息的企業。總體說明，強制披露內部控制政策可以有效改善企業盈余質量。第二組研究顯示：披露存在內部控制缺陷的企業其盈余質量低于披露不存在缺陷的企業；披露存在較多內部控制缺陷的企業其盈余質量低于披露存在少量內部控制缺陷的企業；披露存在嚴重內部控制缺陷的企業其盈余質量不一定會低于披露存在一般缺陷的企業；內部控制缺陷整改完成的企業其盈余質量也不一定會高于整改未完成的企業。

本文的研究具有一定的啟示意義：實施強制披露內部控制信息政策有利于提高企業盈余質量；披露內部控制缺陷的嚴重程度和數量共同影響企業盈余質量；必須加大力度追蹤內部控制缺陷的整改落實情況。

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