自愿性内控报告信号价值的投资者认同及甄别

王虎超　张晨　杨国平

摘要：文章首次基于自愿性内控信息披露主体及载体的不同，从投资者市场反应的角度实证检验了披露行为信号价值的差异。基于投资者市场反应（CAR值）的结论表明，非国有企业的内控自评行为不能彰显自身价值，而鉴证报告则可以弥补这一缺陷；国有企业的自评报告可以彰显公司质量，而鉴证报告进一步强化了这一效果。

关键词：内部控制；披露；信号价值；市场反应

一、 引言

证监会于本世纪初最早对金融类及IPO公司提出单独性内控信息披露的要求，自2007年开始，这一要求开始全面化实施。监管者促进内控信息披露的初衷，在于规范上市公司治理行为，向投资者传递相关信息并提升投资者保护。就实际实施效果而言，内控信息披露的形式意义要大于其实质意义。也就是说，上市公司披露内部控制报告的目的不是说明其存在的缺陷，而是表明其质量优良。由于缺乏实质性的信息，投资者是否认为这种"形式上的内控信息披露"具有信息价值，就需要基于市场交易的角度加以检验。

实际上，不同自愿性内控信息披露所蕴含的价值很有可能是不同的。例如，众多研究都表明国有企业与非国有企业之间存在制度及行为差异，而且内控自评报告与鉴证报告在成本及保证程度上也有着根本的区别，因而在理论上披露行为所彰显的信号价值就存在区别。如果这种理论上的区别能够在实践中被投资者甄别并认可，则不但证明理论上的分析是有意义的，最重要的是，投资者的反应可以为各披露主体提供反馈与借鉴。

二、 假设提出及研究设计

1 文献回顾及假设提出。就已有研究而言，检验内控信息披露市场反应的研究较少且不全面。杨清香等（2012）分析了沪市2006年～2009年披露内控信息后的市场CAR值情况，其控制部分年报信息的多元回归结论表明，内控信息披露较好的公司其窗口期的CAR值也更高。陈宋生等（2011）采用配对研究的方式，以打分的形式将2007年沪市年报中自愿性内控信息披露差别化，其结论也认同披露质量与CAR值成正比，而且强制披露公司的CAR值更高。陈共荣（2007）则分析了2006年沪市披露程度与超额回报之间的相关性，与上述研究结论一致，详细披露与CAR值具有一定的正向关系。

但以上的研究也有其不足之处：首先，以上这些研究并非专门针对内部控制评估报告；其次，这些研究并非专门针对自愿性信息披露，研究样本同时包含了强制披露的公司。

按照信号理论，自愿信息披露作为信号传递的基础前提在于其成本收益的权衡。其收益包括权益及融资资本成本的降低，股价的提升等，成本则既包括公司对内部各控制流程的、评价成本，又包括因披露问题遭受的处罚成本。但现实中我国的监管部门未细致要求内控信息披露的内容及程度，多数企业仅按照内控五要素做简单的介绍；另一方面我国投资者法制保护的建设也比较滞后，尚未有上市公司因自愿内控信息披露问题而遭受处罚，这就导致了我国内控披露成本总体上普遍过低。既然披露可以带来收益而不需要太多成本，则可以预期的是，信号好及信号差的公司都有可能选择披露，从而导致信号显示作用被噪音干扰。

其次，在我国资本市场的构成中，国有企业占了较大的部分。国有企业更为严重的双重代理问题、内部人控制问题等都表明了国有与非国有企业的巨大制度差异。此外，国有企业经营者出于升迁以及国有资产增值保值的考虑，更可能投入充足资金建设完善的内部控制。民营企业中大部分是家族式企业（李新春，2003），其家族控制模式在很大程度上已经替代了内部控制的作用，故而高质量的内控需求较弱。

在披露成本低廉可能导致噪音出现的前提下，考虑以上因素，国有企业随意跟风披露的可能就不会太大或者说披露动机信号被削弱的程度比较低。而民营企业自身内控建设需求本身就较低，这样披露动机就很可能收到噪音的抑制。

如果自愿性内部信息披露，能够引起资本市场的股价反应，而且投资者也能够对上述不同主体不同报告类型的信号价值加以区分，则以下研究假设将会成立：

假设H1：总体而言，自愿披露内控自评报告与窗口期CAR值正相关；

假设H1a：对国有企业而言，自愿披露内控自评报告的公司其CAR值更高；

假设H1b：非国有企业而言，自愿披露内控自评报告的公司，CAR值不显著；

假设H2：总体而言，自愿披露内控鉴证报告与窗口期CAR值正相关；

假设H2a：对国有企业而言，自愿披露内控自评报告的公司其CAR值更高；

假设H2b：非国有企业而言，自愿披露内控自评报告的公司其CAR值更高。

2. 研究设计。本文以2007年～2009年A股上市公司为研究样本。选择以2007年为起点，是因为我国两市对全体上市公司单独披露内控自评报告的要求正式开始于该年，选择2009年为截止，一方面是因为本文涉及大量的手工搜集数据，另一方面是因为不少研究都认同政策实施以来我国内控的披露情况并未获得质的改变（方红星等，2008；崔志娟，2011），前3年的结论具有代表意义。

样本的具体筛选过程如下：首先，本文剔除金融类以及IPO公司，剔除2008年、2009年的深市公司，以及2008年、2009年上交所的治理样本股公司。因为这些公司都属于强制披露的范畴。此外，样本剔除交易窗口期交易状态为ST类的公司（327家），以及年报披露日无股票交易的公司（591家）。

再次，研究剔除了年报披露日前后十天发生了重大事件（诉讼、违规、重组、发布一季度季报）的公司（503家）；最后2008年上市公司普遍亏损严重，为此本文进一步剔除了剩余的2008年的样本公司（248家）。经过筛选之后，获得2007年及2009年的非平衡面板数据894家。

本文以上市公司年报披露日作为事件日（t=0），选取[-10，2]作为研究窗口期。本处将窗口期起点向前推至年报披露前10天，是因为年报信息在披露之前被泄露是一个普遍存在的现象，故而在事件日以前市场股价就已经产生波动。

本文使用的多元回归模型基变量如下：

CAR=？琢+？茁1Evalu/Evalu_Au+？茁2Bonus+？茁3Growth+？茁4Opinion+？茁5Age+？茁6Lev+？茁7Size+？茁8Roe+？撞？茁iIndu+？着

其中被解释变量为超额累计回报率CAR。Ball和Brown（1968）介绍了使用异常回报率来衡量资本市场对事件信息的反应的方法。本文借鉴Ball和Brown的研究，以窗口期的超额累积回报率（CAR）来衡量投资者对信息的反应。

本文采取市场指数模型来估计个股的异常收益率（AR），市场指数模型下CAR值的具体计算方法如下：

首先，计算个股i在交易日t的实际回报率。此处使用的是考虑现金红利在投资的日个股回报率，其计算较为复杂，但结果更为精确：

rn，t=■-1

上式中，Pn，t和Pn，t-1表示证券价格n在第t日和t-1日的收盘价；Dn，t表示股票n在t日为除权日的每股现金分红；Fn，t表示股票n在t日为除权日的每股红股数；Sn，t表示股票n在t日位处全体的每股配股数；Kn，t表示股票n在t日为除权日的每股配股价；Cn，t表示股票n在t日为处全体的每股拆细数。

其次，计算个股在t日的预期回报率：

rm，t=■-1

其中，rm，t表示对应市场的市场指数回报率；Pm，t和Pm，t-1表示t日和t-1日的该市场指数收盘价。因本文样本涉及上交所和深交所A股公司，为使得AR的计算更为精确，本文在计算指数回报率时，分别计算了对应时刻上交所和深交所的行业指数回报。

由此，个股n在交易日t的异常回报率即为：

ARn，t=rn，t-rm，t

最后，个股n在窗口期[t1，t2]的异常累积回报率即为：

CAR=■ARn，t

待检验解释变量为Evalu和Evalu_Au，分别表示上市公司披露内控自评报告和鉴证报告行为（出具报告赋值为1，否则为0）。

由于内部控制报告随年报而披露，而年报引起的市场股价反应更为强烈，故而本文采用了尽可能多的控制变量，以控制能引起股价波动的相关年报信息，包括：

（1）是否在年报中宣告发放现金股利（Bonus，发放赋值为1，否则为0）。因为宣告股利发放的公司更容易获得投资者的认同，从而获得较高的超额回报率。

（2）上市年龄（Age，截止年度末该公司上市年数）。上市公司经营年限的不同，其经营质量也会存在差异。以往研究研究表明，上市年龄越大，公司违规的可能越高，整体经营质量信号也较差。基于此，投资者对公司年报信息的反应也会存在差异。

（3）增长能力（Growth，公司本年主营收入比之去年的增长率）。公司增长能力越强，其未来获得的现金流量预期就越高，因而股价会明显上升，则市场给予的超额回报就可能更高。

（4）审计意见（Opinion，审计意见为标准无保留意见，则赋值为1，否则为0）。审计意见直接决定了年报信息含量的真实与否。如果审计意见为非标准意见，则投资者给予的市场反应较为负向。

（5）财务状况（Lev，该公司年末的资产负债率）。年报中披露的财务状况信息，会直接影响投资者贵公司股价的判断。本处使用资产负债率作为财务状况的替代。

（6）公司规模（Size，总资产规模取自然对数）。就投资者而言，其对于大公司和小公司的未来预期是截然不同。大公司由于实力雄厚，发展能力强，抗风险能力高等原因，投资者给予的评价往往也较高。故而其获得的超额累计回报率也可能更高。

（7）盈利状况（Roa，该年末的总资产回报率）。如果公司当年获得收益较高，则市场给予的超额回报率自然也更高。

（8）所在行业类别（Indu，样本公司所在的行业类别，二值变量）。不同行业类别的公司，其盈利能力不同，未来发展的机会和风险也会存在差异，故而市场给予的超额回报率也有所不同。

三、 描述性统计及回归结果

1. 描述性统计。图1描绘了窗口期国有企业自评组、鉴证组以及未自评组的AR值和CAR值变化趋势图。就AR趋势图来看，在事件日前，鉴证组的异常回报最高，其次是自评组，最后是未自评组。这与本文的研究假设是一致的，说明内部控制自评报告及鉴证报告具有一定的信息含量。事件日及事件日之后，AR值波动较为剧烈，一个可能的原因是对越好的公司，投资者之前的预期越高，而预期越高，年报披露日股价下跌的幅度就越大。

从CAR值变化趋势图中则可以明显看出：鉴证组公司的超额累积回报率高于自评组，而自评组有明显高于未自评的公司，这与预期假设一致。

图2描绘了非国有企业自评组、鉴证组以及未自评组的AR值和CAR值变化趋势图。AR变动的趋势不如国有企业AR趋势图明显，但基本上鉴证组仍高于自评组，自评组高于未自评组。CAR趋势图则表明，鉴证组的样本公司，其CAR值明显更高，但自评组与非自评组则无显著区别。从而表明，在市场投资者看来，披露自评报告的非国有企业，与未自评的非国有企业并无显著差异。

由于内部控制自评以及鉴证报告是随年报而披露，故而年报中的信息会对AR及CAR值的变动趋势造成显著的干扰。为此直观地比较组别间的AR及CAR值并不能说明内控鉴证及自评报告对CAR值的影响。

本文进一步按照自评与鉴证行为，比较了相关变量与未自评或未鉴证公司之间的差别。其中，自评组比之于未自评组，其CAR值更高，发放股利的可能更大，而且公司上市的年龄也比较小。此外，此类公司的规模也更大，盈利能力也更高。鉴证组与未鉴证组的比较则表明，除以上显著的差异之外，鉴证组的审计意见也往往更好。最后，本文的Person相关系数检验表明，本文不存在变量之间严重的相关性，故而可以直接进行多元回归。

2. 回归结果。下表1归纳了本文多元回归的结果。就总体而言，披露内部控制自评报告和鉴证报告行为具有信息含量，此类公司在窗口期获得的超额累积报酬率也更高，本文假设H1和H2得到了验证。

分组检验的结果表明，对于自评报告而言，国有企业的自评报告具有信息含量，变量evalu的系数为正，而且在5%的水平上显著；而非国有企业的自评报告行为并未在市场上获得显著评价，从而表明，在投资者看来，非国有企业的内部控制自评报告行为并不能彰显公司真实的相关价值。就鉴证报告来看，披露鉴证报告的国有企业和非国有企业都会获得较高的CAR值，从而表明鉴证行为具有信息含量，投资者能够识别鉴证组与非鉴证组之间的差异。

3. 稳健性测试。最后，本文进行了以下稳健性测试：首先，将所有的连续变量在1%的水平上进行缩尾处理，研究结论没有变化。其次本文进一步缩短年报披露后的时间窗口，只保留披露后2个交易日的交易信息，研究结论没有变化，控制变量的解释能力则进一步提高。此外，针对Growth变量波动较大的特点，本文进一步在5%的水平上进行了缩尾处理，再次回归的结论并没有改变，而且部分研究结论变得更加显著。总体而言，本文的上述研究结论是稳健的。

四、 研究结论

本文基于投资者反应的角度，按照Ball和Brown（1968）的研究思路，以CAR值捕捉市场对于事件信息的评价，采用多元回归分析的方式检验了市场对于不同类型公司自愿性内控信息披露的反应。按照本文的假设，不同类型的公司因其制度不同，以及报告的披露载体不同，其内控信息披露之后的投资者市场反应是不一致的，这种不一致背后的本质则是报告能否真实的彰显公司的价值。

本文的多元回归验证了本文的研究假设，回归表明对于国有企业而言自评报告具有信息含量，而非国有企业的自评报告则难以成为彰显价值信号的载体，缺乏信息价值。造成这一现象的原因，在于非国有企业缺乏内控建设的需求，其自评行为存在跟风披露的可能，从而使得自评报告的信号作用消失。而鉴证报告由于存在显著的成本，因而具有较好的区分上市公司质量的信号效用，使得市场给及鉴证公司的CAR值明显更高。

参考文献：

1. 陈共荣，刘燕.内部控制信息披露的市场反应. 系统工程，2007，（10）：40-45.

2. 陈宋生，郭京晶.内部控制信息披露的市场反应——来自沪深股市的经验证据.上海立信会计学院学报，2011，（2）：14-24.

3. 傅琼轩.内部控制鉴证报告披露的市场反应研究——来自深市2006年～2008年经验数据.财会通讯，2010，（5）：36-38.

4. 黄寿昌，李芸达，陈圣飞.内部控制报告自愿披露的市场效应——机遇股票交易量及股票收益波动率的实证研究.审计研究，2010，（4）：44-51.

5. 林斌，李万福，王林坚，舒伟.内部控制的影响因素及经济后果研究——国外内部控制实证文献述评. 井冈山大学学报，2010，（31）：46-31.

作者简介：王虎超，厦门大学会计系博士生；张晨，就职于中国人民银行南京分行；杨国平，厦门大学管理系硕士生。

收稿日期：2013-03-12。