上市公司內部控制缺陷對公司債券信用評級的影響研究

桂林電子科技大學商學院 常啟軍 陸夢珍

一、引言

我國市場經濟體制的建立和逐步完善，為股票、債券、認股權證等有價證券的發行提供了很好的環境。然而，相應的信用風險也隨之產生，為了讓信息使用者能夠獲取更有利于其投資決策的有用信息，防范各類有價證券的風險，維護正常的經濟秩序，信用評級的重要性日趨明顯。信用評級是評級機構對可能影響債務人償債風險的外部經營環境、發行人的公司治理以及營運和財務狀況等主客觀因素進行綜合分析判斷，給出違約程度的信息。信用評級弱化了資本市場的信息不對稱程度，這不僅有利于投資者投資決策的優化，而且降低了發行方融資成本。另外，監管部門也可以利用該信用評級信息實施分類監管，降低監管成本，提高債券市場資源配置效率，從而推動債券市場的健康發展。鑒于信用評級在債券市場中發揮的重要作用，對影響公司信用評級的因素進行研究就顯得尤為重要。可以看出，評級機構會利用所有公開可用的信息（包括內部控制信息）來評估發債主體的違約風險，而國內學者對內部控制缺陷是否對公司債券的信用評級具有影響還鮮有探討。基于此，本文采用2009至2012年所發行公司債券為研究樣本，分析內部控制缺陷與公司債券的信用評級的關系。

二、理論分析與研究假設

近年來，內部控制這一能夠感知和容易獲取的信息越來越受到企業外部利益相關者（如投資者、債權人、監管者）的關注。評級機構則會利用所有公開的信息作為評估發債主體的違約風險的依據，而這些信息的獲取取決于公司信息的透明度。因此，披露任何影響公司信息可靠性的信息將會影響評級機構對發債主體級別的評價決策，而良好的內部控制對于會計信息質量具有保證作用（孫光國和莫冬燕，2012；劉啟亮、羅樂等，2013）。內部控制通過影響財務信息質量，進而影響公司債券信用評級是基于兩大理論基礎——信息不對稱理論和控制論。信息不對稱在委托代理關系中主要表現為委托方因將財產經營權授予代理人，使得代理人擁有更多有關公司經營狀況的信息。因此，信息不對稱會可能導致代理人出現逆向選擇和道德風險的問題。對于信息相對匱乏的委托人來說，為了降低風險，就會要求代理人披露更多信息。內部控制的產生的本源就是委托代理問題，而內部控制要解決的核心問題是信息不對稱（包括逆向選擇和道德風險）（謝志華，2009）。黃壽昌和楊雄勝（2009）指出內部控制信息披露可以提高財務報告質量和提高信息披露水平來改善公司透明度，進而降低信息不對稱程度。根據控制論的相關理論，內部控制對財務報告信息質量的保證作用是基于一系列的計劃、組織、指揮、協調和控制的過程。可以看出，內部控制對財務報告的可靠性起到了合理保證作用。而評級機構對公司債信用評級主要是評級公司的財務報告質量，關注其財務風險預警信號，對公司可能存在風險的分析往往能夠揭示公司財務報告可能存在的問題。在信用評級過程中財務報告質量的高低直接影響到被評企業的信用等級，而內部控制作為企業信息處理的一個重要環節，它的目標之一是確保企業所披露的財務報告以及相關信息的真實性和完整性。國內學者陳勝藍、黎文靖等（2007）認為內部控制可以通過兩種直接方式提高財務報告的可靠性：一種是減少經理人或職員隨機錯報的可能性，另一種是減少經理人機會主義會計選擇的可能性。若內部控制出現缺陷，那么公司會獲得更多對財務報告信息進行控制或調整的空間，最后導致低質量的財務報告信息（Ashbaugh-Skaife H、Collins D W等，2008；Kam Chan、Barbara Farrell等，2008）。齊保壘和田高良等（2010）發現存在內部控制缺陷的公司其會計穩健性和應計質量均顯著低于不存在內部控制缺陷的公司。從以上分析可知，內部控制缺陷會降低財務報告信息質量，降低企業財務報告的風險預警，最終影響公司的信用評級。因此，本文提出如下假設：

H1a：存在內部控制缺陷的公司債發行公司，其主體評級越低

H1b：存在內部控制缺陷的公司債發行公司，其債券評級越低

評級機構對公司債信用級別的評級決策會受到企業股權性質的影響。如果股權性質是國有，那么發債公司往往能夠獲得政府對債券到期償付的擔保，使得發債公司的違約率往往較低。因此內部控制缺陷對公司債信用級別的影響會因股權性質不同而不同。因此本文提出假設為：

H2a：與國有公司相比，非國有發行公司受到內部控制缺陷對主體評級的影響較大

H2b：與國有公司相比，非國有發行公司受到內部控制缺陷對債券評級的影響較大

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源 本文選取2009年至2012年間在滬深兩市發行的公司債券為樣本，剔除不在A股主板上市或者數據不全的樣本，最終樣本為196家上市公司發行的263只公司債。由于公司債發行主體大多為上市公司，其數據更為全面和公開，因此公司債是最好的樣本。在確定樣本數之后，本文對這197家公司的債券在2009年至2012年期間的信用評級進行觀測，共得到523個債項評級觀測值和557個主體評級觀測值。研究數據主要來源于Wind數據庫、CSMAR數據庫、上市公司年報和巨潮資訊網。其中，信用評級（包括債券評級和主體評級）數據來自于Wind數據庫；財務數據來自CSMAR數據庫、公司年報和巨潮資訊網。本文所使用的統計軟件為stata12.0。

（二）變量定義和模型構建 （1）因變量：公司債券的信用評級。據中國人民銀行的《信用評級要素、標識及含義》中對信用等級的相關說明，銀行間債券市場長期債券信用等級劃分為三等九級，符號表示分別為：AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C。如果信用等級后面有“+”、“-”符號，說明是對其進行調節，表示略高或略低于本等級。由于我國發行債券均在A以上，因此將債券信用等級分為6個等級AAA，AA+，AA，AA-，A+和A，并分別賦值6、5、4、3、2、1（AAA為6，AA+為5，直到A為1）。（2）自變量：內部控制缺陷。2010年4月26日財政部頒布的《企業內部控制配套指引》指出內部控制存在重大缺陷的第二大跡象是企業更正已經公布的財務報表，也稱財務報告重述。審計準則第2號（PCAOB 2004）認為對前期財務報告的重述（年報差錯更正） 是內部控制缺陷存在的重要信號。Andrew J.Leone（2007）發現半數以上公司也披露了內部控制缺陷，因此公司對重大會計差錯更正則反映了公司內部控制存在缺陷。楊有紅和陳凌云（2007）發現存在重大會計差錯的公司其具有相對更低的內部控制質量。因此，文章使用財務報告重述作為內部控制缺陷的代理變量。（3）控制變量。根 據Cantor和Packer（1996）、Linden和McNamara等（1998）、陳超和郭志明（2008）、陳紅和郭志明（2011）、陳超和李鎔伊（2013）等的研究，本文引入了公司規模Size、總資產收益率ROA、銷售收到現金比率Cash、資產負債率Debt、營業收入增長率Grow、股權集中度Ps、直接控股股東類型Own、評級機構Agency等相關變量，以控制財務特征變量對債券評級和主體評級的影響；另外還加入了債券特征變量以控制其對債券評級的影響，包括債券發行總額（Vol）、債券期限（Maturity）以及擔保Security。本文還增加了行業（Indu）和年度（Year）控制變量。以上變量的定義和取值如表1所示。

表1 變量的定義

（4）模型構建 由于債券主體信用評級是有序的分類變量，如果直接使用OLS估計方法的話，將會失去因變量序數方面的信息而導致估計錯誤，因此本文采用Ordered logistic回歸模型，Ordered logistic回歸模型可以將因變量序數化，所建立的回歸模型如下：

模型1為：

模型2為：

以上模型的Link（連接）表示Logit函數，Logit函數的表達式為log｛Yj（x）/［1-Yj（x）］｝，表示每種情況下的累積概率。θj表示第j 種類別，θ1到θ6表示A到AAA六種信用級別。

四、實證分析

（一）描述性統計 表2列示了主要變量的描述性統計。表2中A表研究的是主體評級樣本，該表中主體評級均值為4.47（AA級），說明公司主體評級較高。10%的公司出現了內部控制缺陷。銷售收到現金比率均值大于1，說明本期收到的銷售現金大于本期主營業務收入，說明企業收取現金的能力較強。資產負債水平為56.26%，說明公司面臨的財務風險不大。另外，第一大股東持股比例均值為41.26%，股權機構處于相對集中型（20%到50%的范圍），股東具有相對控制權[19]。28%的公司債由國有企業發行。表2中B表研究的是債項評級，債項評級均值為4.97（靠近5），說明債項評級均值為AA+級，這是因為滬深兩市規定，發行人的債項評級不低于AA級。平均發債規模為4.33，樣本公司債券的平均期限為6年，最短2年，最長15年。32%的債券樣本具有擔保，超過半數以上（68%）的公司債券無擔保，說明我國公司債券發行更具市場化，公司債券的發行更多的依靠公司自身的實力和信用。平均發行公司規模、銷售收到現金比率、資產負債水平、股權結構以及國有企業比例與A表中的類似。

表2 主要變量描述性統計

（二）回歸分析

（1）內部控制缺陷與主體評級。從表3模型一的結果來看：內部控制缺陷與公司債券的主體信用評級的回歸系數在1%的顯著性水平下呈顯著的負相關關系（Z=-2.94），其回歸系數為-0.9841。這一結果說明信用評級機構會利用內部控制信息作為評價公司違約風險的標準，即存在內部控制缺陷的公司，其主體信用評級較低，假設H1a得到驗證。模型的有效性檢驗的卡方檢驗統計量LR chi2（35）值為749.99，在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明模型的建立是有效的。整個回歸方程的擬合優度準R2（Pseudo R2）為0.4811，說明檢驗模型對變量的解釋力較好。同時，在總樣本回歸中，各控制變量都比較顯著：公司規模（Size）與發債主體信用等級在1%的顯著性水平下正相關，這與陳超和郭志明（2008）研究成果相一致。說明公司規模越大，償付利息的能力越強，公司債券主體評級越好。總資產收益率（ROA）與發債主體信用等級在1%的顯著性水平下正相關，這與陳超和李鎔伊（2013）研究成果相一致。說明公司盈利能力越強，發債主體評級信用級別越高。資產負債率（Debt）與發債主體信用級別負相關，P值為0.000，說明公司財務風險越大，發債主體級別越低。股權性質（Own）與發債主體信用級別在5%顯著水平上正相關，這與陳超和郭志明（2008）研究成果相一致。說明擁有國家或政府背景的公司，其未來的還本付息能力更具有保障，債權人對此更有信心，因此國有性質的公司主體會獲得更高的信用評級。銷售收到現金比率（Cash）、營業收入增長率（Grow）和股權集中度（Ps）對發債主體信用評級沒有顯著影響，這種情況可能是與我國金融環境的特殊性有關，我國的金融市場會受到政府的強烈干預，債券市場更是如此。為了進一步分析在不同產權性質下，內部控制缺陷對主體評級影響的差異性，本文分別通過產權性質進行了單獨檢驗，從表3中的產權性質分樣本回歸結果來看，無論是非國有性質的企業還是國有性質的企業，內部控制缺陷與主體評級的回歸系數都是負的，但在國有性質下，內部控制缺陷對主體評級的影響不顯著，并且從回歸系數大小來看，國有性質企業的回歸系數（-0.5508）的絕對值明顯要低于非國有性質企業的回歸系數（-1.2957）的絕對值，說明內部控制缺陷在國有性質和非國有性質企業中降低相同比例，非國有發行公司受到內部控制缺陷對主體評級的影響較大，假設H2a得到驗證。

（2）內部控制缺陷與債項評級 從表3模型二的結果來看：內部控制缺陷與公司債券的債項評級的回歸系數在5%的顯著性水平下呈顯著的負相關關系（Z=-2.36），其回歸系數為-0.9406。這一結果說明存在內部控制缺陷的公司，其公司債券的債項評級較低，假設H1b得到驗證。模型的有效性檢驗的卡方檢驗統計量LR chi2（35）值為527.42，在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明模型的建立是有效的。整個回歸方程的擬合優度準R2（Pseudo R2）為0.4398，說明檢驗模型對變量的解釋力較好。各個控制變量的符號和顯著性情況與模型一大致相同，在此不再重復闡述。接下來探討的主要是另外加入的債券特征變量，即債券發行總額（Vol）、債券期限（Maturity）以及擔保（Security）對債券評級的影響。債券發行總額（Vol）對債項評級具有正向影響，但是不顯著；債券期限（Maturity）對債項評級具有負面影響，但不顯著。從符號來看，說明債券的期限越長，面臨的流動性風險越高；擔保（Security）和債項評級回歸系數在1%的顯著性水平下呈顯著的正相關關系（Z=4.02），其回歸系數為1.1013，說明有擔保的債券比沒有擔保的債券獲得更高的評級。從產權性質分樣本回歸結果來看，無論是非國有性質的企業還是國有性質的企業，內部控制缺陷與債項評級的回歸系數都是負的且不顯著，從回歸系數大小來看，國有性質企業的回歸系數（-1.0615）的絕對值明顯要高于非國有性質企業的回歸系數（-0.6962）的絕對值，假設H2b得到未得到驗證。這一研究結果說明內部控制缺陷對債項評級的影響不因產權性質的不同而不同。可能原因是公司債的債項評級更多地取決于債券本身的特征。

表3 Ordered logistic模型回歸結果

五、結論

實證結果發現，內部控制缺陷與主體評級和債項評級負相關，即相對于不存在內部控制缺陷的公司，存在內部控制缺陷的公司債發行公司，其主體評級和債項評級更低，并且分別在1%和5%的統計水平上顯著；對于在不同股權性質下內部控制缺陷對信用評級的影響，研究結果表明，與國有公司相比，非國有發行公司受到內部控制缺陷對主體評級的影響較大，但是其受到內部控制缺陷對債項評級的影響較大的假設沒有得到很好驗證。本文從發債公司信用評級的角度討論內部控制缺陷所導致的經濟后果，不僅豐富了有關內部控制缺陷經濟后果的文獻，而且對發債公司建立健全內部控制，提高財務信息質量，進而提高公司信用評級具有一定的啟發意義。

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