創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量影響因素分析

遼寧科技大學工商管理學院 李云宏 夏 玲 孫莉麗

一、引言

作為完善我國資本市場的重要舉措，我國于2009年推出了創(chuàng)業(yè)板市場。為防風險，監(jiān)管部門對創(chuàng)業(yè)板制定了嚴格的監(jiān)管措施，《首次公開發(fā)行股票并在創(chuàng)業(yè)板上市管理暫行辦法》中要求創(chuàng)業(yè)板上市公司必須建立完善有效且能保證公司經(jīng)營目標實現(xiàn)的內(nèi)部控制制度，并要求上市公司要請會計師事務所對其內(nèi)部控制情況進行審核，出具無保留意見的鑒證報告。特別是從2012年5月創(chuàng)業(yè)板開始實施退市制度后，創(chuàng)業(yè)板上市公司的內(nèi)部控制及其信息披露情況備受關(guān)注。

二、內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量及評價標準

（一）內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量 內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量就是披露的內(nèi)部控制信息對內(nèi)部控制信息使用者來說是否有充分的適用性。2012年之后創(chuàng)業(yè)板上市公司的內(nèi)部控制信息將主要體現(xiàn)在內(nèi)部控制自我評價報告中。可以認為，內(nèi)部控制自我評價報告對內(nèi)部控制信息使用者的適用性高低就代表了企業(yè)內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的高低。由于類似“信息披露質(zhì)量”這樣的抽象概念，無法直接計量，研究者們一般采用權(quán)威機構(gòu)信息披露評級和內(nèi)容分析法對其進行度量。目前國內(nèi)還沒有像國外的投資管理與研究協(xié)會之類的權(quán)威機構(gòu)出具的信息披露評級指標，因此在量化創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量時采用內(nèi)容分析法進行賦值。內(nèi)容分析法是指將要研究的非定量的文獻資料進行公允、系統(tǒng)的分析與描述將其定量化，用定量化的數(shù)據(jù)對文獻資料進行數(shù)量關(guān)系分析和進行有關(guān)事實的分析判定和推論。首先根據(jù)研究內(nèi)容確定分析單元，然后選擇分析樣本，進行統(tǒng)計分析。

（二）內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的評價標準 根據(jù)對內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的界定分析，通過《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》、《創(chuàng)業(yè)板上市公司規(guī)范運作指引》、《企業(yè)內(nèi)部控制評價指引》等文件中對企業(yè)內(nèi)部控制及其信息披露的規(guī)定，總結(jié)出內(nèi)部控制信息披露的適用性可以體現(xiàn)在及時性、客觀性和全面性三個方面。內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的具體的評價標準及賦值標準如表1所示的。將樣本公司的內(nèi)部控制自我評價報告披露的內(nèi)容和表1所列的評價標準一一對比，根據(jù)具體賦值標準為其打分，將每條標準的得分加總即為上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量得分。

表1 內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量評價及賦值表

三、內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量影響因素分析

（一）內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素

（1）公司財務特征因素。一是公司規(guī)模。公司規(guī)模越大，其所需發(fā)展資金越多，股權(quán)越不集中，根據(jù)委托代理理論，代理成本也會隨之變高，同時規(guī)模較大的上市公司，其為了樹立企業(yè)形象，增加投資者信心，減少政府干預，會披露質(zhì)量較高的內(nèi)部控制信息。二是盈利能力。經(jīng)營業(yè)績好、盈利能力強的優(yōu)質(zhì)公司會主動對外披露較多的公司財務信息和內(nèi)部控制情況等非財務信息，使投資者全面掌握公司的經(jīng)營運轉(zhuǎn)狀況，進而做出有利的投資判斷，引導優(yōu)質(zhì)資源流向本公司。三是負債比例。企業(yè)負債比例越高，承受的本金和利息的還款壓力就越大，企業(yè)陷入財務危機的風險就越大，因此，財務狀況良好的公司愿意披露較多的內(nèi)部控制信息。

（2）審計機構(gòu)特征因素。一是會計師事務所的聲譽。聲譽較高的會計師事務所一般客戶較多、規(guī)模較大、專業(yè)水平較高，其舞弊作假付出的代價遠高于小規(guī)模會計師事務所。因此高聲譽的會計師事務所會越發(fā)保持獨立性，他們會要求上市公司披露詳細的內(nèi)部控制信息。二是審計意見類型。公司財務報表的審計意見類型代表了其披露的信息是否真實可靠，若公司被出具了非標準意見的審計意見類型，那么該公司的財務狀況一定存在問題，其內(nèi)部控制存在缺陷的可能性較大，根據(jù)信號傳遞理論，這樣的公司不愿意對外披露較多內(nèi)部控制信息。

（3）法人治理結(jié)構(gòu)特征因素。獨立董事比例獨立董事承載著代理外部投資者對上市公司內(nèi)部管理者進行監(jiān)管的責任，應有很強的獨立性和專業(yè)性。已有學者研究表明，當公司的獨立董事比例越高，其越愿意對外披露信息，且披露的信息可靠性越高。二是董事長與總經(jīng)理是否由一人擔任。當董事長被總經(jīng)理兼任時，董事會就相當于經(jīng)理人員最大化私利的工具，這不僅影響董事會的獨立性，還會影響董事會對公司內(nèi)部控制信息披露機制的監(jiān)管力度。因此，董事長與總經(jīng)理由一人擔任會使公司不愿意對外披露內(nèi)部控制信息。

（4）創(chuàng)業(yè)板上市公司特征因素。一是家族成員占董事會比例。創(chuàng)業(yè)板上市公司中家族企業(yè)占很大比例，董事會在監(jiān)督管理層方面具有較大的權(quán)力，家族成員在董事會中占比越大，該家族所擁有的管理權(quán)限就會越大，其面臨的代理成本就會越低，家族企業(yè)降低代理成本的壓力越小，因此其向外界披露內(nèi)部控制信息的動機越弱。二是單一家族持股比例。單一家族擁有的股份比例越高，即股權(quán)越集中于該家族，該家族所擁有的控制權(quán)就會越大，該家族就可能通過減少公司信息披露的方式向其他股東隱瞞公司信息，以維護自身利益及其控制權(quán)；反之，則表明該家族對管理層的監(jiān)管力量不足，相應的會要求企業(yè)管理層詳細披露公司內(nèi)部控制等相關(guān)信息。三是核心技術(shù)團隊或關(guān)鍵技術(shù)人員是否變更。創(chuàng)業(yè)板上市的公司大多為科技型企業(yè)，對這類企業(yè)而言，要想取得長遠發(fā)展，其核心技術(shù)團隊及關(guān)健技術(shù)人員是重要的競爭力保障，不斷保持技術(shù)創(chuàng)新的能力是其制勝法寶。當其核心技術(shù)人員變動時，可能會導致公司核心競爭能力受到嚴重影響，公司傾向于披露較詳細的內(nèi)部控制信息以消除外界對這種變動可能影響公司核心競爭力擔憂。

（二）內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素描述 內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素依次是公司規(guī)模、盈利能力、負債比例、會計師事務所聲譽、審計意見類型、獨立董事比例、董事長與總經(jīng)理是否由一人擔任、家族成員占董事會比例、單一家族持股比例和核心技術(shù)團隊或關(guān)鍵技術(shù)人員是否變更，其具體描述如表2所示。

表2 內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素描述

四、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源 截至2012年末，共有355家企業(yè)在創(chuàng)業(yè)板上市，本文剔除了20家未在年報中披露其核心技術(shù)團隊或關(guān)鍵技術(shù)人員是否變更的企業(yè)，選用了335家上市公司作為本文的研究樣本。本文所用到的上市公司2012年的數(shù)據(jù)均是來自上市公司的年報、自我評價報告、鑒證報告以及其在巨潮資訊網(wǎng)披露的信息。內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量情況的信息是通過閱讀內(nèi)部控制自我評價報告以及鑒證報告手工整理而來，以上三種報告均來源于巨潮資訊網(wǎng)。

（二）變量定義與模型構(gòu)建 內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量（ICIDQ）為被解釋變量，內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素為解釋變量，在確定研究假設、樣本數(shù)據(jù)以及研究變量的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下多元回歸模型：

其中，α0為常數(shù)項，βi（i=1,2，…10）是各解釋變量的回歸系數(shù)，ε為殘差項。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

（1）創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量（被解釋變量）的描述性統(tǒng)計分析。表3和表4是對335家創(chuàng)業(yè)板上市公司的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量得分的統(tǒng)計情況，通過這兩個表可以看出，335家上市公司在2012年的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量平均得分為19.99分；最高得分為31分，最低得分為6分，大部分公司的得分集中在15分-27分之間。所有公司中沒有出現(xiàn)得分為0分-5分的情況，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司都對內(nèi)部控制情況進行了披露，只是披露的詳細程度有所差別；亦沒有出現(xiàn)得分為32分-34分的公司，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司對內(nèi)部控制的信息披露質(zhì)量還有待提高，還沒有公司完全按照相關(guān)規(guī)定，詳實的披露了內(nèi)部控制各方面的內(nèi)容。

表3 內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量得分統(tǒng)計表

表4 內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量分數(shù)的描述統(tǒng)計量

（2）影響因素（解釋變量）的描述性統(tǒng)計分析。在公司財務特征方面，公司總資產(chǎn)的最小值為307,515,487.63元，最大值為6,314,462,825.80元，相差比較大。盈利能力最小值為-2.56，最大值為3.24，平均值為0.45136，說明在2012年創(chuàng)業(yè)板上市公司有出現(xiàn)虧損的情況，但從總體上來看，創(chuàng)業(yè)板是盈利的。在負債比例方面，資產(chǎn)負債率最小值為1.4%，最大值為76.41%，公司之間的資產(chǎn)負債率相差很大，如表5所示。

表5 公司財務特征變量的描述統(tǒng)計量

在審計機構(gòu)特征方面，會計師事務所聲譽的平均值為0.5433，說明聘請的會計師事務所在2012年綜合排名在前十的創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)量與聘請的會計師事務所為非前十的公司數(shù)量相差較小，前者略多于后者。在審計意見類型上，其平均值為0.9940，根據(jù)前文的統(tǒng)計，只有一家公司審計報告的審核意見不是標準無保留意見，可見創(chuàng)業(yè)板上市公司財務報表的編制質(zhì)量還是很高的。統(tǒng)計結(jié)果如表6所示。

表6 審計機構(gòu)特征變量的描述統(tǒng)計量

在法人治理結(jié)構(gòu)方面，獨立董事比例最小值為33%，說明這335家創(chuàng)業(yè)板上市公司在獨立董事設置數(shù)量方面都符合規(guī)定，即至少占該公司董事會人數(shù)的三分之一。董事長與總經(jīng)理由一人擔任情況的平均值為0.4657，接近于0.5，說明接近半數(shù)的創(chuàng)業(yè)板上市公司的董事長和總經(jīng)理是由一人擔任。如表7所示。

表7 公司治理結(jié)構(gòu)特征變量的描述統(tǒng)計量

在創(chuàng)業(yè)板上市公司特征方面，家族成員占董事會比例的最大值為55.56%，說明有的公司董事會有半數(shù)是由家族成員組成，這個比例是相當高的。在單一家族持股比例方面，最大值達到了81.47%，平均值為20.47%，可見創(chuàng)業(yè)板上市公司中家族企業(yè)的數(shù)量非常多，且家族成員持股比例也相當高。核心技術(shù)團隊或關(guān)鍵技術(shù)人員是否變更的均值為0.098，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的核心技術(shù)團隊或關(guān)鍵技術(shù)人員變更的頻率較低。如表8所示。

表8 創(chuàng)業(yè)板上市公司特征變量的描述統(tǒng)計量

（二）相關(guān)性分析 在對模型進行正式的相關(guān)分析之前，考慮到模型回歸的可行性，通過觀察每個解釋變量和被解釋變量之間的散點圖，認為EPS、DAR和FM這三個變量和被解釋變量之間是非線性關(guān)系，通過不斷嘗試，當EPS取EPS3，DAR取DAR3，F(xiàn)M取FM3時，其與被解釋變量的擬合效果較好，因此現(xiàn)將模型形式變?yōu)椋?/p>

為了更進一步的確定模型2中的各變量之間的相關(guān)關(guān)系，為之后進行回歸分析的可行性提供保障，下面對各變量進行了Pearson相關(guān)性分析。家族成員占董事會比例和單一家族持股比例的相關(guān)系數(shù)最高，為0.59；其次是負債比例和公司規(guī)模，為0.345，可見變量間的相關(guān)系數(shù)較小且都小于0.65，能夠初步判定變量間不存在多重共線性。而盈利能力和獨立董事比例在0.1的顯著性水平下和內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量顯著相關(guān)，因此，前文提出的假設有被證明的可能。Thomas和Williams（1991）認為當變量之間的相關(guān)系數(shù)小于0.65時，表示各變量是獨立的，沒有共線性的問題，滿足回歸分析的要求。由于模型2屬于非線性模型，首先要對其進行線性化，然后再做相關(guān)分析。設X1=EPS3，X2=DAR3，X3=FM3，將X1、X2、X3帶入模型2，得：

運用SPSS軟件對模型3進行相關(guān)分析，分析結(jié)果為：

（1）模型的擬合優(yōu)度為0.06，F(xiàn)值為2.057，F(xiàn)值的概率為0.028，說明在0.05的顯著性水平下，所有的解釋變量即10個影響因素整體對被解釋變量即創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響是顯著的，模型回歸效果較好。

（2）自變量回歸系數(shù)及T檢驗情況。其中盈利能力和獨立董事比例在0.05的顯著性水平下對內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有顯著的正向影響，符合假設2和假設6。家族成員占董事會比例在0.05的顯著性水平下對內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有顯著的正向影響，和假設8不符。董事長與總經(jīng)理是否由一人擔任在0.1的顯著性水平下對內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有顯著的正向影響，和假設7不符。單一家族持股比例在0.1的顯著性水平下對內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有顯著的負向影響，與假設9相符。公司規(guī)模、負債比例、會計師事務所聲譽、審計意見類型、核心技術(shù)團隊或關(guān)鍵技術(shù)人員是否變動對內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有影響但不顯著。

（3）各解釋變量的容差最小的是家族成員占董事會比例，為0.662，遠大于0.1；VIF值（方差膨脹因子）最大的是單一家族持股比例，為1.589，遠小于10。由此表明解釋變量間不存在多重共線性問題。

為了檢驗模型是否存在異方差及自相關(guān)，用Eviews軟件對其進行了White檢驗和LM檢驗，檢驗結(jié)果：

White檢驗中的Prob.F（53，281）值、Prob.Chi-Square（53）值和LM檢驗中的Prob.F（2，322）值、Prob.Chi-Square（2）值均大于0.05，因此模型沒有異方差和自相關(guān)。

綜上，該模型整體顯著，解釋變量能較好的解釋被解釋變量。現(xiàn)將X1、X2、X3分別代換成EPS3、DAR3、FM3，得到最終的模型為：

六、結(jié)論

通過對335家創(chuàng)業(yè)板上市公司在2012年的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量情況的分析，以及實證檢驗了對其內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響的因素，研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板上市公司的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量整體情況較好。在滿分為34分的情況下，創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的平均得分為19.99分，并且沒有1-5分的情況，整體屬于良好水平。但是得分為30分以上的高分企業(yè)只有6家，可見創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量還有很大提高空間。創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息全部及時披露，披露的及時性方面表現(xiàn)較好；內(nèi)部控制信息披露的客觀性方面，披露董事會對內(nèi)部控制的責任聲明的企業(yè)只占了被調(diào)查樣本的20.60%，且內(nèi)部控制信息披露的責任主體不統(tǒng)一，有的公司是董事會，有的公司是管理層，還有的公司是審計部門，且大部分公司選擇每兩年披露一次內(nèi)部控制鑒證報告，披露的客觀性方面表現(xiàn)較差；內(nèi)部控制信息披露的全面性方面，控制環(huán)境、控制措施和有效性結(jié)論的披露比例都達到了99%以上，而風險評估方面、信息與溝通方面、監(jiān)督方面以及內(nèi)部控制的整改措施方面的披露比例在70%-81%之間，披露的全面性方面表現(xiàn)較好。同時也發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板上市公司的內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量受多種因素影響。其中，盈利能力、獨立董事比例和家族成員占董事會比例這三個因素在0.05的顯著性水平上對創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有顯著的正向影響；董事長與總經(jīng)理是否由一人擔任在0.1的顯著性水平上對創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有顯著的正向影響；單一家族持股比例在顯著性水平為0.1的情況下對創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有負向影響；公司規(guī)模、會計師事務所聲譽、審計意見類型和核心技術(shù)團隊或關(guān)鍵技術(shù)人員變更與創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量之間有正向影響關(guān)系；負債比例對創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量有負向影響。

［1］ 鄧建平、曾勇、何佳：《改制模式影響董事會特征嗎》，《會計研究》2006年第11期。

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［3］ 高雷、羅洋、張杰：《獨立董事制度特征與公司績效——基于中國上市公司的實證研究》，《經(jīng)濟與管理研究》2007年第3期。

［4］ 葉鷹：《文獻計量法和內(nèi)容分析法的理論基礎(chǔ)及軟件工具比較》，《評價與管理》2005年第3期。

［5］ 李云宏、孫麗莉：《創(chuàng)業(yè)板上市公司內(nèi)部控制信息披露的現(xiàn)狀分析》，《中小企業(yè)管理與科技》2013年第10期。

［6］ 李馨弘：《內(nèi)部控制信息披露影響因素的實證研究》，浙江大學2007年博士學位論文。

［7］ 覃曦樂：《我國上市公司內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量的影響因素研究》，西南財經(jīng)大學2011年碩士學位論文。

［8］ 張亮：《內(nèi)部控制信息披露影響因素的實證研究——來自滬市上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)》，華中科技大學2009年碩士學位論文。