内部控制审计强制规则对会计信息价值相关性的影响研究

林春雷,苗 洁,宫兴国

(1.燕山大学 经济管理学院,河北 秦皇岛 066004;2.河北工业大学 经济管理学院,天津 300401)

一、 引言

在资本市场中,收益信息、账面价值信息均会在信息使用者决策中发挥作用,影响股票价格,进而影响资源配置,即为会计信息价值相关性。事件研究、价格模型和回报模型也被广泛应用于后续的研究中［1-6］。在理论层面,学者们对会计信息价值相关性的研究在“决策有用观”的基础上衍生出信息观和计量观。信息观建立在信息使用者能够充分利用会计信息并对市场做出正确预测的基础上,认为会计信息中真正有用的是反映公司未来盈利能力的信号［1］;计量观则认为会计盈余直接衡量了权益市场价值,强调会计信息在企业估值中所发挥的作用［2］。2006—2008年,我国发布了一系列与内部控制相关的政策文件,部分上市公司表现出了加强完善内部控制建设的决心,选择了自愿进行内部控制审计。《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》要求自2012年起国有控股上市公司开始内部控制审计,自2013年起总市值和近三年的平均净利润达到规定要求的非国有控股的主板上市公司开始内部控制审计,其他的主板上市公司应于2014年起开始内部控制审计。国外内部控制审计研究的主要成果集中在内部控制审计会改善内部控制、提高盈余质量方面［7］。学者们发现内部控制缺陷会使会计信息价值相关性在总体上有所降低［8］;内部控制审计作为外部监督手段,可以通过缓解信息不对称提高投资者对会计信息的信心［9］。我国学者也从会计信息价值相关性角度论证了内部控制审计的必要性,认为只有经过审计的信息披露才可以影响会计信息价值相关性,自愿披露的内部控制信息本身并不能增强投资者信心［10］。随着我国内部控制审计强制规则的实施,学者们研究发现了内部控制审计强制规则所具有的经济后果,比如对企业避税、创新以及经济增长的影响［11-12］。在内部控制审计意见类型研究文献中,有学者指出非标准内部控制审计意见会使信息使用者对财务报告审计的信赖程度降低,提升预测的投资风险,进行更少的投资［13］;强制规则下非标准审计意见会导致短期内股价的负向反应［14］,但也有研究指出投资者对非标准内部控制审计意见的反映并不充分［15］。此外,为避免非标准内部控制审计意见可能导致的不利影响,企业存在通过变更注册会计师、异常整合审计费用等进行审计意见购买的行为［16-18］。目前,现有文献对内部控制审计模式的研究主要集中于整合审计模式和独立审计模式在审计质量和审计效率上是否存在差异［19-20］,偶见研究涉及内部控制审计模式对盈余质量的影响［21］。

我国主板上市公司内部控制审计完成了由自愿规则到强制规则的转变。在自愿规则与强制规则下,会计信息价值相关性孰高,即由自愿规则至强制规则的转变是否会影响信息使用者对会计信息的利用程度?强制规则下内部控制审计意见类型和内部控制审计模式是否会影响会计信息价值相关性?我国内部控制审计制度演变的独特情境使其成为值得思考话题的同时,也为探究此类问题提供了现实条件。通过对上述问题进行深入探讨,本文可能的贡献在于:第一,通过梳理内部控制审计发展的不同历史阶段,检验规则改变对会计信息价值相关性影响的差异,从而丰富内部控制审计理论研究内容并为资本市场后续相关监管政策制订提供数据支撑。第二,考察强制规则在审计意见类型与审计模式影响信息使用者进行价值判断过程中所发挥的作用,可明确强制规则下利益相关者对内部控制审计所关注的重点内容,同时也拓宽上市公司价值管理的思路和方向。第三,构建内部控制审计强制规则与会计信息价值相关性的关系受公司内外部因素影响的研究框架。

二、 理论分析与研究假设

(一) 内部控制审计强制规则与会计信息价值相关性

前文已提及,只有经过内部控制审计的内部控制信息披露才能够在投资者进行投资决策时发挥作用［10］。因此,由独立第三方鉴证后的财务信息会在信息使用者利用信息的过程中发挥作用,内部控制审计带来的财务信息质量提高可以被信息使用者感知。作为内部控制审计的“好效果”的信号释放过程,相较于强制披露,自愿披露的信息含量更丰富［22］。另外,有研究表明强制信息披露的作用在逐渐被关注,强制内部控制信息披露带来的市场反应更强烈,但也有研究认为由于削弱了审计对管理层的激励作用和投资者甄别机制,对内部控制进行强制审计反而会引起股价的不利反应［23-24］。

对于上市公司来说,内部控制审计相当于隐性激励机制。因此,当其内部控制质量较高时,公司可能会自愿进行内部控制审计以和其他公司区别开来,并在内部控制审计前主动地进一步完善内部控制以获取无保留意见的审计报告,向市场传递“好消息”。此外,在自愿阶段,信息使用者对上市公司披露的信息并不会一视同仁或者说不会在同一程度上进行利用,而是对进行内部控制审计的公司披露的信息给予更多的信心。对于理性的信息使用者来说,他们往往会认为自愿进行内部控制审计的公司,其内部控制体系相对较完善,被出具非无保留审计意见会给公司带来不利的影响;另外,审计意见购买则会面临严重的处罚风险,更加不符合成本效益原则。而在内部控制审计强制规则下,虽然整体上公司内部控制质量在强制审计推动下有所提高,但是信息使用者却难以通过无差别的强制内部控制审计这一行为直观判断某一公司的内部控制对提供信息的保证程度如何。因此,在强制规则下,信息使用者在进行决策时可能会更少利用内部控制审计的“好效果”,即相较于自愿内部控制审计,强制内部控制审计使信息使用者对内部控制审计的“好效果”的感知程度会有所降低。综上所述,本文提出如下假设:

H1:与自愿规则相比,会计信息价值相关性在内部控制审计强制规则下有所下降。

(二) 内部控制审计意见类型与会计信息价值相关性

非标准意见的内部控制审计报告中披露的缺陷会给投资者造成其内部管理混乱,甚至经营可持续性不强等坏印象,从而导致不利的市场反应［14］。因此,当一个公司被出具非标准内部控制审计意见时,表明该公司的盈余管理程度更高、财务信息质量更低［25］。信息使用者对财务信息的信任程度会因内部控制缺陷的披露降低,会计信息价值相关性也会因此降低［26］。在自愿规则下,上市公司选择耗费人力、物力进行内部控制审计,希望获得“清洁”的内部控制审计意见,向投资者传递“好消息”,从而获取更多资源以满足自身发展需求。另外,从结果上看,自愿进行内部控制审计的公司往往确实能够获得“清洁”的审计意见。

因此,在自愿规则下,信息使用者更加关注的是上市公司是否进行了内部控制审计。究其原因在于:如果上市公司内部控制存在缺陷,还选择自愿进行内部控制审计,很可能会获得非无保留审计意见。上述情况属于公司管理层自己揭短的行为,发生概率极低。但是,由于强制规则,所有上市公司都无差别地进行了内部控制审计,在“羊群效应”驱动下,是否进行了内部控制审计“似乎”就会变得没有那么重要。因此,信息使用者对内部控制审计的感知就可能会落在审计的最终结果上——审计意见层面。此外,投资决策过程中的信息使用者会参考内部控制是否存在重大缺陷衡量会计信息质量。在自愿内部控制审计阶段,由于进行内部控制审计的公司较少,信息使用者并不能直接获取公司的内部控制信息,只能通过独立董事是否主动辞职、内部控制自我评价等信息判断［27］;而强制规则的实施,上市公司披露内部控制审计报告,降低了信息不对称程度,相较于自愿阶段,信息使用者可以更加便利且更大程度地利用内部控制审计意见。因此,在强制规则阶段,内部控制审计意见所传递的保证信号在信息使用者决策过程中将会发挥更大的作用。综上所述,本文提出如下假设:

H2:内部控制审计强制规则强化了审计意见类型对会计信息价值相关性的影响。

(三) 内部控制审计模式与会计信息价值相关性

在我国资本市场中,内部控制审计整合模式和独立模式并存。独立模式更容易发现管理层的利润操纵行为,会增大企业被出具非无保留审计意见的风险［21］。对于会计师事务所来说,由于财务报表审计与内部控制审计业务在流程上有重合之处,整合模式可以节约人力和时间成本,提高审计效率。但是,独立审计模式在维护审计独立性方面具有一定的天然优势。公司选择独立模式意味着其进行盈余管理的动机较小,公司盈余管理程度更低。相对于独立审计,会计师事务所与客户公司之间在整合审计中存在较为密切的经济联系,整合审计中审计师的独立性较弱。因此,信息使用者可能会认为选择独立模式的公司加强内部控制的意识更强,进行审计意见购买等舞弊行为的动机更小,对其财务信息质量会给予更多信赖。

企业选择独立性更强的独立模式可以向外界传达企业对内部控制的重视信号以及企业为减少信息不对称所做的努力。这种积极信号的传递与企业自愿进行内部控制审计的信号传递机制相类似。另外,强制规则的实施使信息使用者对内部控制审计关注的焦点从是否进行了内部控制审计转移到审计意见类型上,为避免“非清洁”审计意见所带来的损失,上市公司舞弊等行为的动机将会增强,因此,信息使用者对独立性更强的独立审计模式出具的审计意见可能会更加信赖。综上,强制规则的实行,整个资本市场对独立审计模式的信号传递作用感知可能会增强。因此,本文提出如下假设:

H3:内部控制审计强制规则加强了独立审计模式对会计信息价值相关性的影响。

三、 研究设计

(一) 样本选择与数据来源

在2007年以前,我国非金融业上市公司内部控制极少经过独立审计［28］,故本文以2007—2021年我国实施内部控制审计的上市公司为研究样本,其中:2007—2011年为内部控制审计自愿规则;2012和2013年根据上述规定既有自愿规则又有强制规则,根据公司实际情况归类于自愿和强制样本;2014—2021年所有主板上市公司为强制规则。本文对样本剔除金融公司,剔除ST、*ST的公司和数据缺失的公司,并且考虑到金融危机和股灾的影响,剔除2008年和2015年的数据,筛选后共得到8864个观测值。本文从国泰安数据库下载并手工整理了内部控制相关数据,对数据进行1%—99%水平上的WINSOR处理,使用STATA17.0进行分析和处理。

(二) 变量定义

1. 被解释变量

国内现有文献在研究会计信息价值相关性时大多运用了Ohlson价格模型［29-30］。因此,本文在主回归部分采用价格模型。在权益价值量化上,有文献采用总价值衡量［29］,也有文献采用每股价值衡量［5］。对于信息使用者而言,每股价值具有直观性和可比性高的特点,因此,本文采用每股价值。由于我国上市公司年报披露截止时点为下一年4月30日,考虑到时滞性,选择下一年五月份第七个交易日的股票收盘价(Pit+1)作为被解释变量。

2. 解释变量

为了区分内部控制审计规则转变是对利润表还是资产负债表的会计信息价值相关性影响程度更大,本文分别加入每股收益(EPSit,净利润本期值/股本本期期末值)和每股净资产(BVPSit,所有者权益合计期末值/股本本期期末值)。

内部控制审计强制规则(Mandatoryit):用内部控制审计强制规则实施年度区分实验组与控制组,实验组为内部控制审计强制规则,取1;控制组为内部控制审计自愿规则,取0。

内部控制审计意见类型(ICAit):如果公司当年获取了标准内部控制审计意见,取1;否则取0。

内部控制审计模式(ICMit):如果公司当年的财务报表审计和内部控制审计分别由不同的会计师事务所执行,为独立审计模式,取1;否则,取0。

3. 控制变量

本文选择公司规模(Sizeit)、资产负债率(LEVit)、企业性质(SOEit)、上市年龄(Ageit)、成长机会(Growthit)、每股经营活动现金净流量(CFOit)、审计委员会的规模(ACSit)、会计师事务所的声誉(Big4it)、行业(Ind)、年份(Year)作为模型的控制变量［31-33］。各变量具体名称及定义,见表1。

表1 变量定义

(三) 描述性统计

自愿进行内部控制审计的公司次年五月第七个交易日的收盘价均值为11.86,高于强制规则下的均值10.79,具体见表2。强制规则下,内部控制审计公司的每股收益和每股净资产的均值低于自愿规则的公司,说明整体上自愿进行内部控制审计的公司财务指标较好。在内部控制审计意见类型方面,强制实施内部控制审计公司的均值较小,说明强制规则相对于自愿规则,获取非标准审计意见的比重较大。在内部控制审计模式方面,强制规则的均值大于自愿规则,说明强制规则下进行内部控制审计的公司选择独立审计模式相对较多。

表2 主要变量的描述性统计

(四) 模型设计

构建模型(1)、模型(2),通过观察交互项系数a3、b3的显著性及正负验证内部控制审计强制规则与会计信息价值的相关性,即假设H1:

Pit+1=a0+a1EPSit+a2Mandatoryit+a3EPSit×Mandatoryit+∑Control+εit

(1)

Pit+1=b0+b1BVPSit+b2Mandatoryit+b3BVPSit×Mandatoryit+∑Control+εit

(2)

按照内部控制审计是否强制进行分组检验,加入内部控制审计意见类型这一变量以及其与财务指标的交叉项构建模型进行多元回归,观察系数c3、d3的显著性及正负以验证H2,构建模型如下:

Pit+1=c0+c1EPSit+c2ICAit+c3EPSit×ICAit+∑Control+εit

(3)

Pit+1=d0+d1BVPSit+d2ICAit+d3BVPSit×ICAit+∑Control+εit

(4)

按照内部控制审计是否强制进行分组检验,加入内部控制审计模式变量以及其与财务指标的交叉项构建模型进行多元回归,通过观察系数e3、f3的显著性及正负验证假设H3,构建模型如下:

Pit+1=e0+e1EPSit+e2ICMit+e3EPSit×ICMit+∑Control+εit

(5)

Pit+1=f0+f1BVPSit+f2ICMit+f3BVPSit×ICMit+∑Control+εit

(6)

表3 内部控制审计强制规则对会计信息价值相关性影响回归结果表

四、 实证结果与分析

(一) 回归结果分析

表3中的结果显示内部控制审计强制规则与每股收益的交乘项以及与每股净资产的交乘项的系数均为负,分别在5%和10%的水平上显著。这说明,在强制规则下,会计信息价值相关性有所减弱,假设H1得到支持。对比每股收益和每股净资产回归系数的显著性,还发现内部控制审计强制规则对信息使用者利用利润表信息的价值相关性负向影响更加明显。由于利润表更容易受到操纵,资本市场对利润表信息和资产负债表信息价值两者的反应有所不同,从另一个角度佐证了利润表信息价值相关性在下降,而资产负债表信息价值相关性在上升的结论［34］。上述回归结果也表明信息使用者在有限理性以及从众心理的驱使下,并没有对强制规则内部控制审计给予更充分的重视。另外,可能由于财务报告审计覆盖范围更加广泛,且与内部控制审计在内容上有重合,财务报告审计在一定程度上对内部控制审计具有替代作用,导致强制规则内部控制审计并没有加强会计信息价值相关性。

通过分组回归,对比表4中两组交乘项系数显著性可以发现:自愿规则下的内部控制审计意见类型与每股净资产以及与每股收益的交乘项系数的显著性与强制规则相比均有所升高,但是组间系数的差异不显著。综合来看,H2未得到支持。但是,在各自分组模型中,也可以得到一些有用的结论。比如,内部控制审计意见类型与财务指标交乘项的系数为正,且分别均在1%的水平上显著,说明内部控制审计意见类型可以影响会计信息价值相关性,具体表现为非标准内部控制审计报告会减弱会计信息价值相关性。同时,还可以发现:在整体上,非标准审计意见同等程度上减弱了信息使用者对利润表和资产负债表的利用程度,但是在自愿阶段,利润表信息受到内部控制审计影响程度更大。由于审计意见类型的特点在于本身能够非常清楚地说明上市公司在内部控制建设方面存在的问题和不足,因此,其对信息使用者进行决策判断会具有更明确的指导作用。

表4 内部控制审计意见类型对会计信息价值相关性影响回归结果

表5中列示的内部控制审计模式与每股收益交乘项的系数以及与每股净资产交乘项的系数均为正,均在10%水平上显著。由此看出,内部控制审计独立模式可以增强会计信息价值相关性。分组回归显示,内部控制审计自愿规则组的交乘项系数不显著,而内部控制审计强制规则组的内部控制审计模式与每股收益的交乘项以及与每股净资产的交乘项均在5%水平上显著,并且组间系数差异显著。上述结果说明强制规则加强了内部控制审计独立模式对会计信息价值相关性的影响,假设H3得到支持。同时,我们还发现内部控制审计独立模式同等程度上增强了信息使用者对利润表和资产负债表的利用程度。这也说明独立性更强的内部控制独立审计模式鉴证效果更好。效率优先和成本效益原则是国外内部控制审计普遍采用整合模式的出发点。上述回归结果证明了我国特殊的内部控制审计独立模式存在的合理性。独立审计模式在效率和成本方面可能不具有优势,但是其能够向资本市场传递更有利于上市公司的信号,对信息使用者在运用公司会计信息,尤其在利润表方面做出更可靠的保证。

(二) 稳健性检验

1. 倾向得分匹配法。本文使用倾向得分匹配法控制样本选择偏误导致的内生性问题。采用Logit模型按照1%显著性在控制变量中筛选出匹配变量,将公司规模(Sizeit)、资产负债率(LEVit)、企业性质(SOEit)、上市年龄(Ageit)、成长机会(Growthit)、会计师事务所的声誉(Big4it)等作为匹配变量进行无放回的1∶1筛选。匹配后各变量偏差均控制在10%以下且不存在显著差异,说明匹配数据合理。用匹配后的样本对模型(1)和模型(2)进行回归,未改变主回归得出的结论。(由于篇幅所限,稳健性检验回归结果将不予列示。下同。)

2. 替换变量。借鉴吴妮娜的方法［32］,用当年年末的股票收盘价(Pit)替换模型(1)至模型(6)中的股票收盘价,再次进行回归,得到的结论与前述相同。

3. 替换模型。设置因变量为公司个股回报率RETit［(当年最后一个交易日收盘价/当期第一个交易日收盘价)-1］,自变量为会计盈余EPSit/Pit-1(当年每股收益/上年股票收盘价),重新构建模型进行回归分析,结论与前述相同。

表5 内部控制审计审计模式对会计信息价值相关性影响回归结果

4. 安慰剂检验。由于除内部控制审计强制规则实施以外可能还存在其他政策或因素的影响,从而并不能准确反映内部控制审计强制规则与会计信息价值相关性之间的关系,因此本文使用安慰剂检验,将实验组与控制组进行随机分配,在8864个全样本中随机抽取与原实验组相同数量的样本作为新的实验组,其余样本作为新的对照组,然后进行检验,重复1000次,运用STATA生成不同统计量下的T值分布图。可以看出大部分随机抽样结果的T值都位于零值附近,仅有少数估计结果的T值大于基准回归结果。以上结果表明,本文的研究结论可以排除其他随机性因素的干扰。

五、 进一步研究

本文经过实证检验发现内部控制审计强制规则减弱了会计信息价值相关性,但是现实情况可能是有其他机制取代了或者说在一定程度上弥补了强制内部控制审计影响会计信息价值相关性的增量部分。因此,本文从公司内部和外部两方面探究强制规则对会计信息价值相关性负面作用的调节机制。

在公司内部,盈余质量可以反映会计信息可靠性的程度。盈余质量与会计信息价值相关性之间具有天然的密切联系。信息使用者对盈余质量高的公司披露的会计信息的信赖程度更高,表现为股价与财务指标之间有更加显著的相关关系,即高盈余质量提高了会计信息价值相关性［35］。内部控制为会计信息生成过程和环境提供了合规、合法保证,高盈余质量离不开内部控制的高质量。因此,内部控制审计作为内部控制有效性的外部监督机制,为盈余质量提供了间接保障。据此推断,盈余质量可能会在内部控制强制规则对会计信息价值相关性的负向影响中发挥缓冲作用。

在公司外部,机构投资者和分析师关注是重要的外部治理机制。当不真实信息出现时,机构投资者和分析师通过迅速判断反应从而避免股价大幅波动,有利于股市稳定［36］。由于具有专业性强、时间和精力充沛等优势,他们会综合考虑各方面会计信息是否能充分反映股价;与此同时,会计信息也受到了他们更专业的监督,为投资者提供了更多可供利用的信息。因此,两者在一定程度上可以弥补或者改善强制规则内部控制审计对会计信息价值相关性的负向增量作用。所以,当机构投资者或分析师的关注度较高时,也可能会减轻内部控制审计强制规则对会计信息价值相关性的削弱作用。

据此,在模型(1)和模型(2)的基础上,本文加入盈余质量(DAit)以及财务指标、内部控制审计强制规则与盈余质量的三项交乘项EPSit×Mandatoryit×DAit、BVPSit×Mandatoryit×DAit构建模型。同理构建机构投资者(INSit)和分析师关注(Analystit)的调节效应模型。其中:DAit表示盈余质量,以可操纵性应计利润绝对值作为其负向衡量指标。INSit为机构投资者对公司的持股比例总和。Analystit以当年对公司做出盈利预测的分析师人数加1取自然对数进行衡量;如果由分析师团队做出盈利预测时,关注人数视为1人。

EPSit×Mandatoryit×DAit、BVPSit×Mandatoryit×DAit三者交乘项系数均显著为负数(由于DA为负向指标),这说明盈余质量可以缓解内部控制审计强制规则对会计信息价值相关性的负向影响。对于机构投资者和分析师关注,财务指标与强制规则的两者交乘项系数显著为负,而机构投资者、分析师关注分别与财务指标和强制规则的三者交乘项系数均显著为正,表明机构投资者、分析师关注也可以缓解强制规则对会计信息价值相关性的不利影响。具体见表6。

表6 盈余质量、机构投资者和分析师关注的调节效应回归结果

六、 结论性评述

本文以2007—2021年我国资本市场实施内部控制审计的上市公司为样本,探讨内部控制强制规则对会计信息价值相关性的影响,研究发现:相对于自愿内部控制审计,内部控制审计强制规则减弱了会计信息价值相关性。这可能是由于制度约束所带来的“羊群效应”影响,强制内部控制审计导致了明显的从众心理,信息使用者无法做到在自愿阶段通过公司是否进行内部控制审计这一行为对其内部控制制度体系建设的重视程度和内部控制质量进行判断。标准无保留意见的审计报告会增强信息使用者对会计信息的利用程度,提高会计信息价值相关性。同时,意见类型对会计信息价值相关性的影响并不受强制规则和自愿规则的影响。此外,本文还发现信息使用者对选择独立模式的公司的会计信息更有信心,会计信息价值相关性也更强;并且与自愿规则相比,强制规则下审计模式所带来的这种信心还有所增强。利润表和资产负债表信息价值相关性受影响程度存在差异,利润表信息受到内部控制审计的影响更明显。

基于上述结论,本文认为:在目前强制规则下,相关部门应强化对内部控制审计的监管力度,提高上市公司和会计师事务所对内部控制及其审计的重视程度,规范上市公司内部控制运作,明确事务所内部控制审计执业的质量要求。同时,应进一步完善内部控制规范体系并引导公司自我监督,充分发挥机构投资者和证券分析师的职能以缓解信息不对称。在会计信息价值相关性信息观的理论指导下,上市公司应注意完善内部控制制度、维护内部控制有效运行,以获取无保留内部控制审计意见,向信息使用者传递有利信号,从而有助于企业获得满足当前发展所需的资源。此外,在条件允许的情况下,上市公司可以适当考虑选择独立审计模式,利用不同的会计师事务所,博采众长,加强内部控制建设的水平。

本文研究了内部控制审计强制规则对会计信息价值相关性的影响,得出了有一定理论价值和实际意义的结论。但是,在此过程中,本文只考虑了审计意见类型和审计模式对会计信息价值相关性的影响,其他诸如会计师事务所规模、审计师声誉等内容尚未纳入研究范围中。此外,强制规则弱化了会计信息价值相关性并不是意味着该规则无用,而是表明在该规则下有其他渠道分散了信息使用者对内部控制审计的关注度,比如机构投资者和分析师关注。但是,这些信息渠道影响会计信息价值相关性的内在机制以及分散路径,并没有在本文中予以充分且详细的解释。上述问题也是相关研究将来所应关注和解答的重点内容。