內部控制缺陷披露對投資者決策的影響分析*

無錫商業職業技術學院會計金融學院董麗麗

內部控制缺陷披露對投資者決策的影響分析*

無錫商業職業技術學院會計金融學院董麗麗

作為上市公司對外信息披露的重要組成部分，內部控制自我評價報告為外部投資者提供了增量的價值信息，促使其做出符合企業實際狀況的投資決策。本文依據有效市場假說理論和信號傳遞理論，分析滬深兩市上市公司內部控制缺陷披露對投資者投資決策的影響，并觀察資本市場的反應。研究表明，內部控制信息的披露會引起投資者的關注，且內部控制缺陷的披露會向投資者傳遞負面消息，在資本市場上主要表現為股票價格的下降。該結論闡明內部控制缺陷披露與投資者決策之間的關系，為今后從投資者決策角度研究內部控制信息披露提供參考。

內部控制缺陷 投資決策 股票價格

一、引言

在現代企業管理中所有權和經營權相分離，造成了信息不對稱。無論是所有者與經營者之間，還是企業外部信息使用者與企業之間，都存在信息不對稱問題。對于投資者而言，由于無法獲取管理者所掌握的信息，他們更傾向于關注企業對外公布的對其投資決策有用的一切信息。內部控制評價報告作為企業對外公布的一項重要信息，其披露的內容既能使外部投資者充分掌握企業的內部控制和經營狀況，又有效保證了披露的其他財務信息的真實可靠性，從而削弱了內部管理人員和外部投資者之間的信息不對稱程度，為投資者提供增量的價值信息，使其作出更加符合企業實際狀況的理性決策。2010年，我國財政部頒布了《企業內部控制評價指引》，該指引較為詳細地規定了內部控制評價的依據、內容、方法以及內部控制自我評價報告的披露。為了規范上市公司內部控制信息披露行為，保障投資者的權益，中國證監會與財政部在2014年發布了《公開發行證券的公司信息披露編報規則第21號》文件。我國上市公司內部控制信息披露是否會引起外部投資者的關注，并引起相應的市場反應？披露內部控制缺陷是否會影響投資者的理性投資？針對這兩個問題，本文以滬深兩市A股上市公司為研究對象進行了探討，分析企業內部控制信息披露對投資者投資決策的影響。

二、理論分析與研究假設

上市公司內部控制信息的披露具有一定的信息含量，從投資者角度而言，企業披露內部控制信息有助于投資者獲取企業的相關信息，判斷財務報告的有效性，并據此做出決策（張繼勛、劉文歡，2014）。而未披露或披露但沒有涉及企業實質性信息，則意味著上市公司的內部控制制度可能存在某種缺陷，財務報告的真實性和資產的安全性也存在不確定性，公司在生產經營過程中將面臨一些風險。根據Eugene Fama的有效市場假說，在強有效的資本市場中，股票價格能夠反映公開和非公開的信息；在半強有效的資本市場中，股票價格會反映其公開的信息。在有效的資本市場中，由于不易受到各種人為因素（如改變會計方法和弄虛作假等）的影響，股價常被用作衡量企業業績的指標，因此選擇股價的波動情況來代表投資者的投資決策是合理的。王善君、高海燕（2015）等提出我國股票市場是半強有效的市場，在假設半強有效的資本市場能夠對公開信息及時做出反映的情況下，上市公司披露內部控制信息會引起外部投資者對企業的風險評估，影響企業的權益資本成本，從而導致股票價格的波動。據此，本文提出假設1：

H1：內部控制信息的披露會引起投資者的關注，并在資本市場反應出來

根據上交所和深交所頒布的上市公司內部控制指引要求，上市公司需及時披露內部控制信息。對于未披露內部控制評價報告的公司，通常被認為是內部控制意識淡薄或是因評價結果不佳而不愿披露，這些情況均會反映出該公司內部控制的不健全。根據信號傳遞理論，公司主動對內部控制缺陷進行披露將會給投資者傳遞內控制度不完善、經營效率差、財務報告可靠性程度低等信號，投資者根據企業傳遞出的信號重新制定投資策略，導致了股價的波動。然而，為了應付證監會、證交所等機構的監管，在我國普遍存在內部控制信息披露流于形式的現象，披露內容無法反映實質性問題，在內部控制的建設和執行方面存在著嚴重不足。Hammersley（2008）等分析內部控制信息披露對股票價格的影響，得出了一致結論：內部控制缺陷的披露會導致異常的股票負收益和權益資本的上升。根據有效市場理論，股票價值可以真實反映上市公司的經營狀況，投資者通過對公司相關信息的了解可以合理分配資源、構建投資組合。據此，本文提出假設2：

H2：內部控制缺陷的披露可以向投資者傳遞負面消息，在資本市場中表現為股價的下降

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源2015年我國共有2610家上市公司，其中2561家上市公司披露了內部控制評價報告，536家存在內部控制缺陷。本文對上述樣本進行如下處理：剔除數據缺失和披露不完整的公司，如連續無股票收盤價數據、未披露內部控制信息的上市公司；剔除金融業上市公司；剔除同時發行B股或H股的企業；剔除ST、*ST、PT公司；剔除在事件窗內公布季報的公司；剔除在事件窗內有重大事項公報的公司；剔除個別可能會對實證結果產生重大影響的特異值樣本。按照上述條件進行篩選后，共獲得929個有效樣本。此外，公司規模、財務指標、是否四大會計師事務所、財務報表審計意見、內部控制等數據來源于國泰安數據庫；行業代碼、行業指數收益率以及個股交易日收益率等來源于銳思數據庫。

（二）事件研究法

（1）事件日。本文將對外發布內部控制評價報告和年度報告的時點定義為事件公告日（t=0）。

（2）事件窗口期。本文將窗口期定為［-5，5］共11個交易日，即內控評價報告和年報披露的前五日至后五日，對該期間內控評價報告披露導致股票超額收益變動情況進行分析。

（3）本文采用市場指數調整法分析內部控制信息披露產生的市場反應，樣本組個股在時間窗內累積日超額收益率CAR的計算過程如下：計算第i只股票在t交易日的超額收益率ARi，t和n只股票的平均超額收益率AARt。

公式中Ri，t為個股在t交易日的日收益率，Rm，t為個股所在行業的指數收益率，對于內控評價報告披露公告日的前后五日中無收益率數據的樣本公司需進行手工剔除。計算在時間窗［t1，t2］內個股的累積日超額收益率CARi（t1，t2）和n只股票的平均累積日超額收益率CAAR（t1，t2）：

（三）多元回歸法

（1）因變量——累積日超額收益率（CAR）。因變量為市場反應，本文以上市公司某一窗口內累積日超額收益率（CAR）來表示。

（2）解釋變量——內部控制缺陷（ICW）。內部控制缺陷（ICW）為虛擬變量，根據內控評價報告披露的內容，若存在內控缺陷取1，不存在內控缺陷則取0。

（3）控制變量。股票價格的變動與上市公司財務狀況以及非財務狀況有關，由于存在其他可能影響投資者進行投資決策的因素，本文的控制變量如下：

一是公司規模（SIZE）。公司的規模經濟現象對于提高企業內部控制水平和完善企業價值具有促進作用，本文選取期末總資產的自然對數來表示公司規模。

二是每股收益（EPS）。每股收益常被用作表示企業的盈利能力，當公司的實際盈利水平偏離預期時，投資者需分析偏離程度并重新制定投資策略。企業的盈利能力越強，市場越傾向于給出正面反應。

三是未預期會計盈余（△ROE）。耿慧慧（2013）研究了累積日超額收益率與未預期會計盈余之間的關系，結果表明兩者之間顯著相關，且股票價格與未預期盈余變化方向一致。因此，本文選擇未預期會計盈余作為控制變量，用企業當年凈資產收益率與上年凈資產收益率之差來表示。

四是會計師事務所（BIG4）。上市公司是否選擇四大會計師事務所審計年報可以反映出一定的信息，一方面，公司選擇收費高、審計水平高的四大能夠凸顯公司對于內控的重視程度，緩解內控缺陷披露可能產生的負面影響；另一方面，四大會計師事務所作為高質量審計的代表，更容易發現上市公司是否存在操縱利潤的行為，向投資者傳遞可靠的財務信息。在本文中，會計師事務所為虛擬變量，若為四大，則取1，否則取0。

五是財務報表審計意見（AUDIT）。財務報表審計意見能夠反映出注冊會計師對于上市公司審計風險的評估水平。若審計意見為非標準審計意見，則表明注冊會計師對于審計風險的評估水平較高，從而有效減少投資者對公司財務狀況的辨識成本。財務報表審計意見為虛擬變量，若出具標準無保留意見則取1，出具非標準審計意見取0。

六是財務杠桿系數（DFL）。財務杠桿系數通常被用來評價公司財務風險的大小，該系數越大，財務風險程度越高，會對股價造成一定程度的負面影響。

七是營業收入增長率（GROWTH）。營業收入增長率常被用作評價上市公司的成長能力和發展能力，該指標越高，意味著企業今后的發展前景較好，市場趨向于正向反應。

（4）多元回歸模型。根據以上分析，建立多元回歸模型：

CARt（t1，t2）=a0+a1ICW+a2SIZE+a3EPS+a4△ROE+a5BIG4+ a6AUDIT+a7DFL+a8GROWTH+ε

其中，a0是常數項，a1，a2，a3，a4，a5，a6，a7，a8為回歸系數，ε為隨機項。

四、實證結果與分析

（一）事件研究法

（1）AAR曲線圖。根據圖1，在公告日（t=0）前的平均超額收益均為正，且表現為呈上升趨勢，在t=-1時達到事件窗的高位，為0.00642；公告日當天出現大幅下降，平均超額收益為負值并且達到最低點，之后的5個交易日開始逐漸上升。

（2）CAAR的曲線圖。圖2為在市場指數調整法下平均累積日超額收益率在事件窗［-5，5］共11個交易日內的曲線圖。在該事件窗內，平均累積日超額收益率均大于0。在公告日的前5個交易日總體呈持續上升趨勢，在t=-1時CAAR達到最高點0.01894；公告日當天開始出現回落，之后的5個交易日處于連續下降狀態。結合對曲線圖的描述性分析可知，事件期內的信息含量會對資本市場產生一定的影響，初步驗證了H1和H2。

圖1 市場指數調整法下的平均超額收益曲線圖

圖2 市場指數調整法下的平均累積超額收益曲線圖

（3）單樣本檢驗。AARt的統計檢驗如表1所示，從T值和P值來看，在事件期內除了公告前第五天和公告后第三天至第五天不顯著外，其他均通過了顯著性檢驗（顯著性水平5%）。其中，AAR在公告日前均顯著為正，在公告日后顯著為負。

表1 AARt的統計檢驗

表2 累積日超額收益率的均值統計檢驗

根據表2可以看出，累積日超額收益率在事件公告日前后均存在通過顯著性檢驗的情況，其中在公告日前時間窗中的［-5，-4］、［-3，-1］、［-2，-1］通過顯著性檢驗（置信水平99%），且顯著為正；在公告日后時間窗中的［0，1］、［0，4］、［1，4］、［1，5］通過顯著性檢驗（置信水平99%），且平均累積日超額收益率均為負。

通過對AAR、CAAR在事件窗內曲線圖與其單樣本檢驗分析，得出結論：在公告日前5個交易日，股市對該事件具有顯著正反應；而股市在公告日后的5個交易日內出現回調。但是，僅通過事件研究法無法確定引起市場反應的因素一定來源于內控評價報告中的相關信息，由于內控評價報告是和上一年度的財務報告同日公布，因此有必要展開進一步的研究，通過設置控制變量進行多元回歸分析，探討影響市場反應的因素和內部控制評價報告對市場反應的程度。

（二）多元回歸分析由于超額收益率的波動可能受到年報信息的影響，因此在多元回歸分析中需要控制年報信息對超額收益率的影響。根據單樣本檢驗結果，本文選擇平均累積日超額收益率顯著（置信水平為99%）的窗口作為被解釋變量，運用回歸模型進行多元回歸分析。

（1）相關性分析。為了檢驗各主要變量之間的相關性，對解釋變量和控制變量進行Pearson相關系數檢驗。結果顯示，變量之間的相關系數小于0.3，表明各解釋變量和控制變量之間不存在多重共線性。

（2）顯著性分析。從表3的結果可以看出，時間窗口［-3，-1］、［0，4］、［1，5］通過了顯著性水平為10%的檢驗，［-2，-1］、［1，4］通過了顯著性水平為5%的檢驗，另兩個窗口［-5，-4］、［0，1］未通過顯著性檢驗。

表3 多元回歸結果

內部控制缺陷（ICW）：在通過顯著性檢驗的五個時間窗下，內部控制缺陷與累積日超額收益率都存在著負相關關系，其中窗口［-2，-1］和［1，4］通過顯著性水平為5%的檢驗，窗口［1，5］通過顯著性水平為10%的檢驗。這在某種程度上說明市場對于內部控制具有一定的反應，隨著投資者在關注財務信息的同時也開始關注內部控制信息等非財務信息。

公司規模（SIZE）：在通過顯著性檢驗的五個窗口下，公司規模的系數均為負值。其中，窗口［0，4］、［1，4］、［1，5］并未通過顯著性檢驗，窗口［-3，-1］通過顯著性水平為10%的檢驗，窗口［-2，-1］通過顯著性水平為5%的檢驗，這表明在該窗口期內公司規模與累積日超額收益率之間存在負相關關系。Ball R J（1968）等曾提出在風險一定的情況下，超額報酬率與公司規模之間存在負相關關系。在目前的市場上投機行為盛行，上市公司的盤子越小，投資者越樂于對其股票進行炒作，導致股票價格的抬高。

每股收益（EPS）：在通過顯著性檢驗的五個窗口下，時間窗［-3，-1］、［-2，-1］的系數為正，且檢驗效果顯著；時間窗［0，4］、［1，4］、［1，5］的系數為負，但并未通過顯著性檢驗。這說明每股收益會給累積超額收益帶來一定的正效應，投資者能夠根據每股收益的情況對股票市場做出充分的反應，使得累積日超額收益率與每股收益發生同方向變化。

營業收入增長率（GROWTH）：時間窗口［-3，-1］、［-2，-1］系數為負，沒有通過顯著性檢驗；其他三個窗口的系數為正，并且通過了顯著性水平為1%的檢驗。市場對企業營業收入增長率的反應很顯著，這在一定程度上說明上市公司保持較好的成長狀況和發展能力可以向投資者提供利好信息。

在通過顯著性檢驗的五個窗口下，未預期會計盈余（△ROE）、會計師事務所（BIG4）、財務報表審計意見（AUDIT）、財務杠桿系數（DFL）的系數均未通過顯著性檢驗，說明在該事件期內累積日超額收益率與這些變量均不存在必然的聯系。

（3）擬合度分析。根據表3可以發現所有窗口回歸方程的擬合優度R2都不高，這和Beneish M D（2007）等的研究結果一致。所有窗口的Durbin-Watson統計量均處于1.5～2.5之間，表明自變量之間不存在自相關的可能性。

（三）實證結果分析

（1）H1檢驗結果分析。根據市場指數調整法，在時點上對AAR進行單樣本檢驗，在時點t=-4、t=-3、t=-2、t=-1、t=0、t=1、t=2的情況下，平均日超額收益率均通過了顯著性檢驗；在時間窗［-5，5］內，累積日超額收益率顯著為正的窗口分別為［-5，-4］、［-3，-1］、［-2，-1］（置信水平99%），顯著為負的窗口為［0，1］、［0，4］、［1，4］、［1，5］（置信水平99%）。這一結果表明事件窗的信息造成了資本市場的顯著反應。為了驗證引起資本市場產生顯著反應的因素來自于內部控制信息的對外披露，本文選擇整體通過顯著性檢驗的窗口進行多元回歸分析，研究發現窗口［-2，-1］、［1，4］、［1，5］的內部控制缺陷系數通過顯著性水平為10%的檢驗，而其他窗口的內部控制缺陷系數檢驗結果并不顯著。綜合事件研究和多元回歸分析，可以認為上市公司內部控制信息的披露會引起投資者的關注，并在資本市場反應出來，H1得到驗證。

（2）H2檢驗結果分析。通過多元回歸分析發現在通過顯著性檢驗（顯著性水平至少為10%）的五個窗口下，內部控制缺陷的系數均為負，意味著上市公司的內部控制缺陷與累積日超額收益率存在負相關關系。雖然只有窗口［-2，-1］、［1，4］、［1，5］的內部控制缺陷系數通過顯著性水平為10%的檢驗，但仍可以認為上述實證結果支持H2。

五、研究結論

本文從投資者的角度出發，以有效市場假說理論、信號傳遞理論、信息不對稱等作為理論基礎，研究內部控制信息披露對投資者決策的影響。研究結果在一定程度上驗證了上市公司披露內部控制信息會引起投資者的關注，且內部控制缺陷的披露會向投資者傳遞負面消息，在資本市場上表現為股票價格的下降。本文的研究貢獻在于：（1）通過選擇不同時間窗CAR作為被解釋變量，從動態的過程分析相關問題；（2）檢驗了內部控制缺陷披露對投資者決策的影響，證實了內部控制信息披露的增值作用，為今后從投資者決策視角研究內部控制信息披露提供參考依據。

*本文系江蘇省高校哲學社會科學研究項目“長三角區域中小企業風險管理研究——基于內部控制的視角”（項目編號：2013SJD630054）階段性研究成果。

［1］張繼勛、劉文歡：《投資傾向、內部控制重大缺陷與投資者的投資判斷——基于個體投資者的實驗研究》，《管理評論》2014年第3期。

［2］王善君、高海燕：《基于事件分析模型檢驗中國股票市場的半強式有效性》，《西南金融》2015年第4期。

［3］耿慧慧：《內部控制披露、外部審計與股票價值》，北京交通大學2013碩士學位論文。

［4］Hammersley J S，Myers L A，Shakespeare C.Market Reactions to the Disclosure of Internal Control Weaknesses and to the Characteristics of those Weaknesses Under Section 302 of the Sarbanes Oxley Act of 2002［J］.Review of Accounting Studies，2008，13（1）:141-165.

［5］Ball R J，Brown P.Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers［J］.Journal of Accounting Research，1968，6 （2）:159-177.

［6］Beneish M D，Billings M B，Hodder L D.Internal Control Weaknesses and Information Uncertainty［J］.Accounting Review，2007，83（3）:665-703.

（編輯朱珊珊）