負面偏好與上市企業披露內部控制缺陷信息關系研究

佘曉燕，畢建琴

云南財經大學 會計學院，昆明 650221

引言

已有研究多集中于探討企業是否披露內部控制缺陷信息，較少關注上市企業披露內部控制缺陷信息的可靠性。美國公眾公司會計監督委員會發現2012年近20%的公司未披露內部控制實質性缺陷信息，并指出隱瞞內部控制缺陷信息是近年來美國上市公司披露的內部控制缺陷信息數量逐年減少的主要原因。從中國迪博內部控制白皮書的統計結果也發現，2012年以來雖然中國開展內部控制評價的上市企業總量逐年增多，但披露內部控制缺陷信息的企業數量占比卻逐年下降。

披露內部控制缺陷信息的企業數量逐年下降很大程度上可能源于內生動力不足。雖說業內認為內部控制缺陷普遍存在，披露的目的在于整改缺陷并不斷完善企業內部控制。然而內部控制缺陷信息對外部利益相關方而言，歸根到底是負面信息，比正面信息更容易引起人們的關注和聯想，這在心理學上被稱為人腦特有的負面偏好機制。公眾對內部控制缺陷信息的誤讀給企業帶來了困擾，存在內部控制缺陷的上市企業披露內部控制缺陷信息可能會付出更大的代價，尤其是當外部利益相關方對內部控制缺陷信息的過度反應給企業造成實質性后果時，將嚴重削弱企業披露內部控制缺陷信息的內生動力。因此，內部控制缺陷信息的真實披露有可能給企業造成實質性后果，從而制約企業披露內部控制缺陷信息。本研究探討上市企業管理層披露內部控制缺陷信息對外部利益相關方決策的影響，補充與內部控制缺陷信息可靠性相關的研究，結合心理學的負面偏好機制分析背后的動因，并為完善內部控制制度和監管上市企業披露的內部控制缺陷信息真實性提供相應的經驗證據。

1相關研究評述

隨著中國實施企業內部控制評價，企業內部控制缺陷開始受到理論界和實務界的普遍重視。現實生活中不存在毫無瑕疵的內部控制體系，評價企業內部控制的目的在于找出并整改現存的內部控制缺陷，不斷完善其內部控制體制。由于內部控制缺陷會對企業經濟活動產生重要影響，國內外研究都十分關注內部控制缺陷產生的后果。已有研究主要從企業是否存在內部控制缺陷或是否披露內部控制缺陷信息的角度進行研究。部分學者從審計師風險管理策略和債務資本成本角度檢驗企業存在內部控制缺陷的后果，發現企業為其存在的內部控制缺陷承擔著很高的風險溢價；也有很多學者從盈余質量、資產定價、公司治理等方面進行研究。近年來，國內外研究開始重視內部控制缺陷信息的真實性問題，多數學者發現企業對外披露的內部控制缺陷信息并不可靠。崔志娟分析近年來中國企業內部控制報告的可靠性，發現報告披露時間隨意且披露內容缺乏信息含量；RICE et al.[9-10]發現市場上存在大量有內部控制缺陷但未披露內部控制缺陷信息的上市企業，這部分企業粉飾甚至隱瞞內部控制缺陷信息。上市企業披露不真實的內部控制缺陷信息在很大程度上掩飾了企業真實的內部控制狀況。企業隱瞞真實的內部控制缺陷信息不僅不利于相關部門的監管和內部控制制度的建設，也局限了當前開展內部控制的相關研究。為了識別出真實存在內部控制重大缺陷的企業，部分學者開始探究企業存在內部控制重大缺陷的跡象，并取得一定的研究成果。李萬福等[11]總結出15個識別企業存在內部控制重大缺陷的跡象，方紅星等[12]也通過內部控制缺陷跡象的識別來判斷企業的內部控制質量。相關研究從關注企業是否披露內部控制缺陷信息拓展到識別企業披露的內部控制缺陷信息是否屬實。

企業隱瞞和虛假披露內部控制缺陷信息的自利性動機很大程度上源于可能存在的負面經濟后果，這種負面后果形成了隱性成本。RICE et al.認為企業管理層和審計師不按照SOX法案404條款的要求披露內部控制缺陷的主要原因之一在于，SOX法案的處罰給隱瞞內部控制缺陷信息的企業帶來的成本小于披露內部控制缺陷信息帶來負面后果的成本，即企業沒有足夠動力按照SOX404的要求披露內部控制缺陷信息，外部利益相關方對內部控制缺陷信息的過分解讀削弱了企業披露內部控制缺陷信息的內生動力[13]。探究企業披露動力不足的根源和權衡利弊的機會主義披露動機可以為規范企業披露內部控制缺陷信息提供經驗證據。

研究企業披露內部控制缺陷信息現狀背后的機理，需要深入探討企業具體的披露情況和企業未披露實際存在的內部控制缺陷的原因。自中國強制施行企業內部控制評價后，很多學者從自愿披露和強制披露的視角分別研究企業披露內部控制缺陷信息，為內部控制缺陷相關研究貢獻了豐富的成果[14]。王惠芳認為已有研究主要關注企業強制披露內部控制缺陷信息前后的信息披露對比分析，今后的研究應更多從信息質量的角度研究企業的披露情況。探究企業未披露內部控制缺陷的原因也是規范企業披露的關鍵之一。在ASHBAUGH-SKAIFE et al.構建的影響企業識別內部控制缺陷要素的理論模型框架基礎上，后來學者認為企業披露內部控制缺陷信息是一個從識別內部控制缺陷到決定披露內部控制缺陷，最終對外披露的連續過程，企業未披露實際存在的內部控制缺陷有兩種情況，即企業沒有識別出內部控制缺陷和企業識別了內部控制缺陷但未披露[10]。

披露內部控制缺陷信息的目的在于降低信息不對稱程度，對外部利益相關方有決策參考價值。但對企業來說，披露內部控制缺陷信息等同于對外報告企業內部控制存在的問題，內部控制缺陷信息本質上是一種負面信息。BAUMEISTER et al.認為負面信息會誘發人們對負面信息傳遞主體更多的關注、聯想和深層次的剖析，這種現象在心理學上被認定為是人腦特有的一種負面偏好機制。人腦之所以存在負面偏好機制，是因為人們在特定時間和空間范圍內的認識能力有限，因此需要按照先后順序去排列他們所要處理的信息，并將有限的認知資源集中于重要信息。重要信息通常是能夠激起人們的興趣或者擔憂的信息，比如企業披露的內部控制缺陷信息。

人腦負面偏好機制的作用體現在人們對負面信息的反應和對發布負面信息主體的反應兩個層次。首先，壞信息比好消息具有更大的信息含量，更容易引起人們的關注；其次，根據心理學家發現的事物類別診斷，人們對信息發布主體的定性很容易受到負面信息這一信號的干擾，并會賦予負面信息更高的權重，只依據少量負面信息就對其分類定性，即以偏概全而忽略其總體情況[15]。從企業披露內部控制缺陷信息的角度看，披露內部控制缺陷信息更有可能使外部利益相關方過度聚焦于內部控制缺陷信息，而忽視了企業的總體內部控制情況。外部利益相關方對企業負面信息的偏好帶來的往往是企業不愿意面對的負面后果，實際上，這種由企業外部利益相關方偏好內部控制缺陷信息導致的負面后果很可能就是企業披露內部控制缺陷信息的代價，也是未披露內部控制缺陷信息的企業的主要顧慮。

綜上所述，已有研究在企業披露內部控制缺陷信息的后果方面取得了豐碩的成果。近年來國內外相關研究發現，當前資本市場上的內部控制缺陷信息并不是完全可靠的，存在大量上市企業未披露實際存在的內部控制缺陷信息。部分學者認為企業粉飾，甚至隱瞞內部控制缺陷信息很大程度上源于企業披露內部控制缺陷信息的內生動力不足。后有學者探究企業存在內部控制重大缺陷的跡象，進一步關注企業披露的內部控制缺陷信息的真實性。然而，鮮有研究探究背后的原因，即導致企業披露真實內部控制缺陷信息的內生動力被削弱的緣由。本研究以企業內部控制信息的主要使用者——監管部門、訴訟相關方、審計師和投資者作為研究對象，實證檢驗對于存在內部控制重大缺陷跡象的企業而言，披露內部控制缺陷信息是否更易引起負面后果。本研究為真實披露內部控制缺陷信息的研究提供一個新視角，也為完善內部控制制度和相關部門開展監管工作提供相應的經驗證據。

2理論分析和假設提出

2.1監管處罰

監管機構是關注企業信息披露的重要主體。證監會作為全國證券市場統一監管的主體，法律法規賦予了其相應的執法和處罰權[16]。根據2014年修訂后的《中華人民共和國證券法》規定，監管機構有權施行相應的監管職能來規范證券市場交易，保護投資者的合法權益。具體到《上市公司信息披露管理辦法》中，證券監督管理委員會、滬深證券交易所及其領導下的監管機構有責任對未按照規定披露信息，或者披露信息有虛假記載、誤導性陳述或者重大遺漏的發行人、上市企業或者其他信息披露義務人進行處罰。處罰通常包括罰款、警告、批評、譴責和沒收違法所得等方式，通過對被處罰單位發布相應處罰公告來反映。無論企業是否披露內部控制缺陷，企業都將對其自身信息披露及披露的信息質量負責并承擔相應后果。然而內部控制規范對企業應該披露什么樣的內部控制缺陷信息只做了原則性的規定，也沒有具體可行的保障措施。信息披露監管的模糊和違規披露懲罰機制的缺失給予了企業自主操控的空間。

企業披露內部控制缺陷信息無疑是為尋找處罰對象的監管機構點亮了一盞信號燈。FILES[17]發現美國證券交易監督委員會常通過對發布過財務重述或者公開披露過內部控制缺陷信息的企業進行追蹤，以確定監管處罰對象，這是截至目前證監會最快鎖定對象的方法。由于內部控制缺陷通常與企業層面或者業務層面存在的問題相關，企業主動披露內部控制缺陷信息為證監會的處罰提供了有力證據。由于企業主動披露內部控制缺陷不僅使自己可能成為重點監管目標，還通過披露的內部控制缺陷信息為監管機構提供了追溯和調查其違規行為的線索。因此，本研究提出假設。

H1a對于同樣有內部控制重大缺陷跡象的企業，披露內部控制缺陷信息更易引起監管處罰。

監管部門對企業的違規披露采取懲罰治理措施，通過規范上市企業的“因虛假記載、重大遺漏、披露不實、誤導性陳述和虛構利潤等”信息披露行為，降低企業與外部利益相關方之間的信息不對稱程度。根據國泰安數據庫的統計，2017年被處罰的上市企業共計616家，其中62.5%的企業都是因信息披露問題被處罰，并且其中還存在很多在一年內因信息披露問題被多次處罰的企業。因此，從因違規披露被處罰的角度看，當不同企業披露的內部控制缺陷信息的充分程度不同時，可能引起懲罰的嚴重程度也存在差異。因此，本研究提出假設。

H1b對于同樣有內部控制重大缺陷跡象的企業，當企業披露內部控制缺陷信息時，監管處罰的力度因披露信息的充分程度不同而存在差異。

2.2訴訟風險

在信息不對稱背景下，上市企業出于自利動機，通過內幕交易、虛假陳述和信息誤導等方式獲取私利、侵害利益相關者的行為難以避免，各國由此立法對企業證券交易進行監管[18]。近年來訴訟風險大幅攀升成為影響企業生存的重要因素，并嚴重損害投資者利益。從風險管理角度看，控制和防范法律風險是內部控制的重要目標[19]。

企業與外部訴訟相關方出于自衛動機周旋于訴訟之中。BAUMEISTER et al.和KIM et al.[20]認為披露內部控制缺陷信息的企業更有可能引起法律訴訟，這一觀點也得到后來學者的認同，企業披露壞消息會引起更多而不是更少的法律訴訟。這是因為與未披露內部控制缺陷信息的企業相比，披露的企業預先向外部訴訟相關方暴露了自己的弱點。因而在企業有內部控制重大缺陷跡象的前提下，有理由認為披露內部控制缺陷信息的企業比未披露的企業更有可能引起法律訴訟。尤其是在當前中國法律訴訟水平不高的環境下，企業未披露內部控制缺陷信息更是一個可以躲避外部訴訟相關方關注的“明智”選擇。因此，本研究提出假設。

H2a對于同樣有內部控制重大缺陷跡象的企業，披露內部控制缺陷信息更易引起訴訟風險。

雖然企業披露內部控制缺陷信息比未披露更有可能引起訴訟，然而對于披露內部控制缺陷信息的企業，與訴訟相關的負面后果的程度也很可能因企業披露內部控制缺陷信息的充分程度不同而出現差異。FIELD et al.[21]的研究表明，充分披露信息能夠降低相關法律訴訟風險，預先披露內部控制缺陷信息可以防止遭遇外部訴訟相關方先發控訴，而充分披露企業內部控制缺陷信息能夠有效降低企業遭遇訴訟時因操縱信息和隱瞞信息等事由而引起更嚴重的控告和產生更高的訴訟成本。對于披露內部控制缺陷信息的企業，充分披露內部控制缺陷信息可能會降低訴訟成本。因此，本研究提出假設。

H2b對于同樣有內部控制重大缺陷跡象的企業，當企業披露內部控制缺陷信息時，訴訟風險因披露信息的充分程度不同而存在差異。

2.3審計師變更

監管者對審計責任的認定傾向影響注冊會計師的執業行為[22]，在上市企業虛假陳述的審計責任認定問題上，較為普遍的觀點是注冊會計師應當承擔法律責任，甚至將注冊會計師應承擔法律責任的程度排在管理者之前[23]。《上市公司信息披露管理辦法》要求注冊會計師審慎注意被鑒證單位的錯報風險，獲取充分、適當的證據，合理發表鑒證結論，所發表意見要真實、準確和完整。上市企業董事、監事、高級管理人員應當對企業信息披露的真實性、準確性、完整性、及時性、公平性負責，但有充分證據表明已經履行勤勉盡責義務的除外。監管機構出臺嚴管會計師事務所的措施旨在提高審計執業質量，卻也加大了注冊會計師的執業風險[24]。受審計成本、審計時間和地理距離等因素的限制[20]，注冊會計師只能合理確定對會計報表有直接影響的重大違法、違規行為，而不可能發現全部錯誤。注冊會計師提出不恰當審計意見很大程度上會帶來審計失敗的風險[25]。

在注冊會計師介入企業內部控制審計的過程中，報告或者沒有蓄意隱瞞內部控制缺陷信息的企業將更容易引起注冊會計師的關注。內部控制缺陷導致的低質量內部控制直接影響企業財務報告的可靠性以及審計風險的高低，加大審計師變更的可能性。并且，當審計師意識到企業存在管理層凌駕于內部控制之上的風險時，為了避免淪為企業轉嫁風險的“保險人”，審計師會主動辭職。隨著注冊會計師法律責任制度的日臻完善，會計師事務所為規避審計風險、維護自身聲譽，傾向于選擇低風險的審計客戶，遠離高風險的審計客戶[26]。因此，本研究提出假設。

H3a對于同樣有內部控制重大缺陷跡象的企業，披露內部控制缺陷信息更易引起審計師變更。

當企業披露內部控制缺陷信息時，已經暴露因財務錯報、漏報等原因給外部審計師帶來的潛在風險。部分學者認為此時企業披露的內部控制缺陷數量越多、嚴重程度越高，審計師辭職的可能性也越高。然而，也有學者認為企業充分披露內部控制信息提高了外部審計師發現重大財務錯報、漏報的可能性，降低了潛在的固有風險和控制風險 ，使審計師能夠把審計風險控制在一個可以接受的范圍內[27]。因此，企業披露的內部控制缺陷信息越充分，外部審計師發表不恰當審計意見的風險就越低，出現審計師非正常變更的可能性也會降低。對于披露內部控制缺陷信息的企業，審計師非正常變更很可能會因披露的內部控制缺陷信息充分程度不同而有差異。因此，本研究提出假設。

H3b對于同樣有內部控制重大缺陷跡象的企業，當企業披露內部控制缺陷信息時，發生審計師變更的可能性因披露信息充分程度的不同而存在差異。

2.4市場反應

披露內部控制缺陷信息時日股價的市場反應直接體現了投資者對企業未來盈利能力的預期和對企業風險的看法。雖然投資者需要一定的時間在企業披露內部控制缺陷信息后去認識、了解內部控制缺陷，并對企業披露內部控制缺陷信息做出反應[28]，然而相當數量的研究發現企業披露內部控制缺陷信息會引起資本市場的負面反應[20]。楊清香等[29]區分披露與未披露內部控制缺陷信息的企業，研究2006年至2009年中國滬市A股上市企業在披露內部控制缺陷信息當天的市場反應，發現企業宣告內部控制有效會得到投資者的積極反應，投資者對企業的正向預期推動了股價上漲；投資者反向修正了對披露內部控制缺陷信息企業的原有預期，導致股價下跌。

企業披露內部控制缺陷信息給投資者帶來了反向修正價值評估的負面消息，而披露內部控制有效的企業則給投資者帶來了正面的消息[30]。尤其在中國制度環境較好的省市，股價信息含量更高[31]。因此，本研究認為即使投資者面對的是同樣有內部控制重大缺陷跡象的企業，受制于投資者的有限非理性認知[32]，在將內部控制缺陷認定為負面消息的前提下，投資者會對披露了內部控制缺陷信息的企業產生負面反應，而對未披露的企業產生相對積極的反應。因此，本研究提出假設。

H4a對于同樣有內部控制重大缺陷跡象的企業，披露內部控制缺陷信息更易引起市場負面反應。

從是否披露的角度看，與未披露內部控制缺陷信息的企業相比，披露的企業更有可能引起披露內部控制缺陷信息當天負向的個股超額累計收益。對于同樣披露內部控制缺陷信息的企業，披露內部控制缺陷信息當天附近的短期價值效應可能因內部控制缺陷信息充分程度的不同而出現差異。根據信號傳遞理論，企業提高信息披露透明度能夠增加投資者的信心。充分披露內部控制缺陷信息能夠降低信息不對稱和內幕交易給外部投資者帶來的損失，保護外部投資者利益[33]。從風險心理學理論看，企業披露的內部控制缺陷信息越少，投資者對風險的不可觀測程度越高，可能出現更低的日個股超額累計收益。相反的，企業披露的內部控制缺陷信息充分和詳細，企業在投資者印象中的風險不可觀測程度就越低，負面市場反應也有可能得到減輕。因此，本研究提出假設。

H4b對于同樣有內部控制重大缺陷跡象的企業，當企業披露內部控制缺陷信息時，市場負面反應的程度因披露信息充分程度的不同而存在差異。

3研究設計

3.1樣本選擇和數據來源

3.1.1樣本選擇

本研究分析2012年至2016年滬深A股上市企業披露內部控制缺陷信息對其2013年至2017年產生的實質性影響，即企業發布了上1年度的內部控制評價報告以后，披露內部控制缺陷信息的數據滯后1期。按照內部控制評價要求，企業于當年會計年度終了之日起至下一年4月30日前對外報送內部控制評價報告。2012年1月1日《企業內部控制評價指引》和《企業內部控制審計指引》正式在滬深主板上市企業中實施，本研究旨在分析兩個配套指引實施至今的效果，所以本研究數據起始于2012年。

不同于已有研究僅以企業披露的內部控制缺陷信息為依據，本研究的觀測樣本為存在內部控制重大缺陷跡象的企業，并將這些企業分為披露內部控制缺陷和未披露內部控制缺陷兩組。

本研究以發生財務重述的企業作為存在內部控制重大缺陷跡象的企業。一方面，依據《企業內部控制審計指引》的規定，企業更正已經公布的財務報表即表明其存在內部控制重大缺陷的跡象；另一方面，參考王惠芳和RICE et al.的研究，以發生財務重述的企業代替存在內部控制重大缺陷跡象的企業進行相關研究。

財務重述的數據來自DIB迪博內部控制與風險管理數據庫的財務重述數據庫，本研究涉及的財務重述樣本嚴格限于年報重述，即發生過年度重大錯報、漏報的企業，不包括季報、中報、資產評估報告、審計報告以及年度業績快報的誤述，共計得到3 783個樣本。在此基礎上進行以下處理：①剔除由非錯報、漏報導致的年度重述樣本977個；②剔除重述原因不明的樣本82個；③一個樣本企業在同一會計年度內多次公布重述公告的，剔除第1次公告以外的重述樣本265個(涵蓋多種不同缺陷內容的重述，以報告中出現的第1種缺陷定義與重述公告相關的缺陷)；④剔除當期沒有發布內部控制評價報告的樣本629個；⑤剔除按照證監會行業分類屬于金融保險業的樣本219個；⑥剔除當年新上市的樣本90個。通過上述篩選，最終得到1 521個有內部控制重大缺陷跡象的樣本，其中，披露內部控制缺陷信息的樣本193個，未披露內部控制缺陷信息的樣本1 328個。

3.1.3內部控制缺陷數據來源

2012年至2017年滬深A股的內部控制缺陷數據來自DIB迪博內部控制與風險管理數據庫的內部控制評價缺陷庫，該數據庫對內部控制缺陷信息的內容、嚴重程度、產生原因、內部控制事項、關鍵控制環節和內部控制五要素進行具體劃分。最終得到193個披露內部控制缺陷信息的樣本共披露647條內部控制缺陷信息。

表1給出樣本的描述性統計結果。①將財務重述分為技術問題重述、敏感問題重述、會計問題重述以及重大會計差錯、會計舞弊或會計丑聞4種類型，對比披露內部控制缺陷信息組和未披露內部控制缺陷信息組4種不同類型重述的樣本數量差異，并通過雙尾檢驗統計兩個樣本組重述分類的均值差異t檢驗。統計結果表明，與披露樣本組相比，未披露樣本組有更多因敏感問題、會計問題以及重大會計差錯、會計舞弊或會計丑聞導致的財務重述情形，并且兩組的均值差均在10%及以上水平上顯著；因技術問題導致重述的兩組均值差不顯著。由此可知，未披露樣本組企業有更為嚴重的年報重述問題。②將647條內部控制缺陷信息按照數量和分類進行統計。

3.2模型設計

本研究以監管處罰、訴訟風險、審計師變更和市場反應作為來自外部利益相關方的主要負面后果，選擇有內部控制重大缺陷跡象的企業為樣本。首先，檢驗與未披露內部控制缺陷信息的企業相比，企業披露內部控制缺陷信息是否更易引起負面后果。其次，進一步探究企業披露內部控制缺陷信息的充分程度與負面后果嚴重程度之間的關系。本研究引入3個基本模型對提出的研究假設進行回歸檢驗。

模型(1)式檢驗企業披露內部控制缺陷信息是否比未披露更易引起負面后果，對應檢驗H1a、H2a、H3a和H4a。

Negi,t=α0+α1Icd_Di,t-1+∑αConi,t+∑Yea+

這一全新的工業園整合了ABB從研發、制造、工程到銷售和服務的全產業鏈業務，并涵蓋了ABB中國供應鏈管理等職能部門。ABB廈門工業中心采用了一系列最新的環保材料和系統，其中包括ABB領先的電動汽車快速充電站，旨在打造綠色低碳、可持續發展工業園區的典范。

∑Ind+εi,t

(1)

其中，i為企業，t為年度。Negi,t為負面后果，替代Csr、Lit、Ac、Car，Csr為監管處罰，表示來自監管機構的負面后果；Lit為訴訟風險，表示來自訴訟相關方的負面后果；Ac為審計師變更，表示來自外部審計師的負面后果；Car為市場反應，表示來自投資者的負面后果。Icd_Di,t-1為虛擬變量，表示滯后一期的企業是否披露內部控制缺陷信息。Coni,t為控制變量。Yea為年份固定效應。Ind為行業固定效應。α0為截距項，α1為解釋變量的估計系數，α為控制變量的估計系數，εi,t為隨機擾動項。

模型(2)式檢驗企業披露內部控制缺陷信息的充分程度與負面后果之間可能存在的線性關系，模型(3) 式檢驗企業披露的內部控制缺陷信息的充分程度與負面后果之間可能存在的非線性關系，對應檢驗H1b、H2b、H3b和H4b。

Negi,t=β0+β1Icd_Ni,t-1+∑βConi,t+∑Yea+

∑Ind+θi,t

(2)

∑ωConi,t+∑Yea+∑Ind+μi,t

(3)

其中，Icd_Ni,t-1為滯后一期的企業披露內部控制缺陷信息數量的連續變量，表示披露內部控制缺陷信息的充分程度；β0和ω0為截距項；β1、ω1和ω2為解釋變量的估計系數；β和ω為控制變量的估計系數；θi,t和μi,t為隨機擾動項。

表1樣本的描述性統計結果Table 1Results for Descriptive Statistics of Samples

注：有7個觀測值的內部控制缺陷內容信息缺失，不在統計范圍內。*為雙尾檢驗在10%水平上顯著，**為雙尾檢驗在5%水平上顯著，下同。

在監管處罰的研究中，參考FEROZ et al.[34]和RICE et al.的研究，以包括上交所、深交所和證監會在內的監管機構針對企業信息披露進行處罰的次數作為監管處罰的替代變量。由于存在一定數量企業被證監會處罰的次數為0，為控制被解釋變量為0時的規模效應，采用Tobit進行回歸估計。

在訴訟風險的研究中，參考毛新述等[19]和KIM et al.[20]的研究，把上市企業在年度報告中披露的當年涉訴金額的自然對數作為測量訴訟風險的變量，表示在企業有內部控制重大缺陷跡象的前提下，披露內部控制缺陷信息可能引起的訴訟風險。由于訴訟金額存在部分為0的數據，同樣采用Tobit回歸估計控制規模效應。

在審計師變更的研究中，參考戴亦一等[35]的研究，本研究以是否發生審計師變更作為測量審計師變更的替代變量。選擇剔除因合同期限滿和國資委要求定期輪換等正常輪換因素后的非正常審計師變更的樣本，發生變更時取值為1，否則取值為0，采用Probit回歸估計。

在市場反應的研究中，用i企業在第t年披露內部控制評價報告當天和之后1天的累計異常收益率之和表示來自外部投資者的負面反應，采用OLS回歸分析。

解釋變量的選擇。 根據表1的分類，Clwi,t為披露企業層面內部控制缺陷信息的情況，Aswi,t為披露業務層面內部控制缺陷信息的情況，Cw1為披露一般內部控制缺陷信息的情況，Cw2為披露重要內部控制缺陷信息的情況，Cw3為披露重大內部控制缺陷信息的情況。本研究涉及的變量解釋和定義詳見表2。

3.3市場反應Car值的計算

本研究采用事件研究法考察企業披露內部控制缺陷信息前后的市場反應，事件日為企業發布《企業內部控制評價報告》公告即披露內部控制缺陷信息當天。

參考羅進輝等[36]的研究，采用市場調整法，按照模型(4)式計算異常收益率，按照模型(5)式計算累計異常收益率。

表2變量定義Table 2Definition of Variables

Ari,n=Ri,n-Rm,n

(4)

(5)

其中，n為天，m為市場；Ari,n為i企業在第n天的企業個股異常收益率；Ri,n為i企業在第n天考慮了現金紅利和再投資的日個股實際收益率，數據來自CSMAR中國股票市場交易數據庫；Rm,n為第n天考慮了現金紅利和再投資的市場期望收益率；Carn1,n2為i企業在事件窗口期[n]1,n2]中第n1天到第n2天內異常收益率的加總。

表3給出研究樣本在事件日附近異常收益率和累計異常收益率的顯著性檢驗結果。由表3可知，事件日當天(j=0)個股異常收益率在1%水平上顯著為負，事件日后1天(j=1)個股異常收益率在5%水平上顯著為負，事件日的前1天(j=-1)和事件日后第2天(j=2)的日個股異常收益率顯著為正。事件日前后較為顯著的4個區間的累計異常收益率的顯著性檢驗與比對的結果表明，Car(0,+1)的均值在1%水平上顯著為負，CAR(-1,+1)的均值雖然也顯著為負值，但累計異常收益率與統計量t值的絕對值都低于Car(0,+1)。在此基礎上，本研究參考賈明等[37]的研究，以Car(0,+1)為被解釋變量，進一步采用多元回歸檢驗企業披露內部控制缺陷信息對市場反應的影響。

4實證分析

4.1描述性統計

表4給出本研究涉及的主要變量的描述性統計結果，并將披露與未披露內部控制缺陷信息的樣本分組進行組間均值差異比較。對比披露與未披露兩個樣本組，Csr的組間均值差為0.193，在1%水平上顯著，即與未披露組相比，披露組的企業受到更多的監管處罰；Lit組間均值差為1.002，在1%水平上顯著，表明披露組的企業有更高的訴訟風險；Ac的組間均值差為0.026，在5%水平上顯著，表明兩組樣本在審計師變更的可能性上也有顯著差異；Car的組間均值差為-0.011，在10%水平上顯著。總的來說，披露組企業比未披露組企業有更為顯著的負面效應，這與本研究提出的假設一致，有待進一步回歸分析檢驗其因果關系。由于原始數據缺失的問題，導致Car、Da、Siz、Lev、Roa、Los、Inde、Ns、Big10、Opi、Cg、Vd和Ic_I等的樣本量有不同程度的缺失。

此外，本研究的所有變量都通過相關性分析，結果表明研究數據總體符合客觀實際，并且不存在多重共線性問題，限于篇幅，分析過程在此省略。

4.2回歸分析

4.2.1監管處罰

表5給出企業披露內部控制缺陷信息與監管處罰關系的回歸結果，由于部分控制變量原始數據缺失，最終納入回歸的樣本量為1 142。第2列中，Icd_D的回歸系數在10%水平上顯著正相關，表明對于有內部控制重大缺陷的企業，披露內部控制缺陷信息更易受到監管機構處罰，H1a得到驗證。第3列中，Icd_N的回歸系數不顯著，表明披露內部控制缺陷信息的充分程度與負面后果的程度之間不是線性關系。第4列中，Icd_N的一次項回歸系數顯著為正，在5%水平上顯著；二次項回歸系數顯著為負，在10%水平上顯著。表明披露內部控制缺陷信息的充分程度與監管處罰力度之間存在顯著的倒U形關系，即監管處罰的嚴重程度先是隨著披露數量的增加而提高，當企業披露內部控制缺陷信息的數量超過一定值時，監管處罰的嚴重程度隨著披露內部控制缺陷信息數量的繼續增加而減輕，H1b得到驗證。第5列的回歸結果表明，Clw的回歸系數顯著為正，披露企業層面內部控制缺陷信息更易引起監管處罰。由于披露業務層面內部控制缺陷信息的企業往往比披露企業層面內部控制缺陷信息的企業有更大的企業規模、更久的年限和更健康的財務狀況，正是迅速的成長和復雜的業務活動使他們容易出現業務層面的內部控制缺陷，財務報告使用者們通常把企業層面的內部控制缺陷信息看得更為嚴重。第6列的回歸結果表明，Cw3的回歸系數顯著為正，披露重大內部控制缺陷信息的企業更易引起監管處罰。

表3內部控制缺陷披露公告事件的市場反應及其統計顯著性檢驗結果Table 3Market Reaction and Statistical Significance Test Results for Internal Control Deficiency Disclosure Announcement Events

注：樣本量為459；***為雙尾檢驗在1%水平上顯著，下同。

表4變量的描述性統計結果Table 4Results for Descriptive Statistics of Variables

注：所有連續變量都進行1%和99%分位水平上的縮尾處理。

4.2.2訴訟風險

表6給出企業披露內部控制缺陷信息與訴訟風險關系的回歸結果，由于部分控制變量原始數據缺失，最終納入回歸的樣本量為1 158。第2列中，Icd_D的估計系數在10%水平上顯著正相關，表明在企業有內部控制重大缺陷跡象的前提下，披露內部控制缺陷信息有更高的訴訟風險。H2a得到驗證。第3列中，Icd_N的回歸系數不顯著，表明披露的充分程度與訴訟風險之間沒有顯著的線性關系。第4列中，Icd_N的一次項回歸系數顯著為正，在10%水平上顯著；二次項回歸系數顯著為負，在10%水平上顯著。表明披露的充分程度與訴訟風險間存在顯著的倒U形關系，即訴訟風險的嚴重程度先是隨著披露的內部控制缺陷信息數量的增加而升高，當披露數量超過一定值時，訴訟風險的嚴重程度隨著披露數量的繼續增加而減少。H2b得到驗證。第6列中，Cw3的系數顯著為正，表明外部訴訟相關方對企業披露內部控制重大缺陷很敏感。

表5監管處罰回歸結果Table 5Regression Results for the Regulatory Penalty

注：括號中數據為t值；各列回歸都進行了VIF方差膨脹因子檢驗，不存在嚴重的多重共線性問題。下同。

4.2.3審計師變更

表7給出企業披露內部控制缺陷信息與審計師非正常變更關系的回歸結果，由于部分控制變量原始數據缺失，最終納入回歸的樣本量為1 158。第2列中，Icd_D的回歸系數在1%水平上顯著為正，即對于本身有內部控制重大缺陷跡象的企業，披露內部控制缺陷信息更易引起審計師的非正常變更。H3a得到驗證。第3列中，Icd_N的回歸估計系數不顯著，即企業披露內部控制缺陷信息的充分程度與發生審計師非正常變更之間沒有顯著的線性關系。第4列回歸的結果表明，企業披露內部控制缺陷信息數量與發生審計師非正常變更的可能性之間存在倒U形關系，即發生審計師非正常變更的可能性先是隨著披露數量的增加而提高，當披露數量超過一定值時，審計師非正常變更的可能性隨著披露數量的繼續增加而減小。H3b得到驗證。第5列和第6列區分內部控

表6訴訟風險回歸結果Table 6Regression Results for Litigation

制缺陷信息類型和嚴重程度分別對審計師變更進行回歸分析，結果表明，與監管機構和訴訟相關方對披露企業層面內部控制缺陷信息的負面反應不同的是，審計師變更在企業披露業務層面和一般的內部控制缺陷信息更為顯著。

4.2.4市場反應

表8給出企業披露內部控制缺陷信息與市場反應關系的回歸結果，由于因變量樣本量限制以及部分原始數據缺失，最終納入回歸的樣本量為451。第2列中，Icd_D的回歸系數為-0.015，在10%水平上顯著。對于有內部控制重大缺陷跡象的企業發布內部控制評價報告時，披露內部控制缺陷信息更易引起顯著為負的累計異常收益率，H4a得到驗證。第3列和第4列的回歸結果表明，企業披露內部控制缺陷信息的充分程度與市場反應的嚴重程度之間不存在顯著的線性關系，但存在顯著的U形關系，即累計異常收益率先是隨著披露數量的增加而降低，當披露數量超過一定值時，累計異常收益率隨著披露數量的繼續增加而升高。 由于累計異常收益率隨著企業披露內部控制缺陷信息的充分程度先降后升，因此來自市場的負面反應為先升后降，H4b得到驗證。由第5列回歸結果可知，Asw和Clw均不會引起顯著的負面市場反應。第6列中，Cw1和Cw3都與Car顯著負相關，體現出投資者對負面信息風險程度的規避。

表7審計師變更回歸結果Table 7Regression Results for Auditor Change

注：括號中數據為z值。

由表5～表8的回歸結果可知，與未披露內部控制缺陷信息相比，披露的企業顯著引起監管機構、訴訟相關方、審計師和投資者的負面反應，即企業披露內部控制缺陷信息有顯著的負面后果。在其他條件不變的情況下，對企業披露內部控制缺陷信息的充分程度與負面后果嚴重程度之間的關系進行檢驗，發現披露內部控制缺陷信息數量與負面后果的程度之間存在倒U形關系，即負面后果先是隨著披露數量的增加而提高，當披露數量超過一定值時，負面后果會隨著披露數量的繼續增加而減弱。

當企業披露內部控制缺陷信息時，負面后果嚴重程度較低的區間位于倒U形曲線兩端的區域，即企業披露內部控制缺陷信息數量較少或披露內部控制缺陷信息非常充分時。當披露信息較少時，不容易引起外部利益相關方的關注。當披露信息足夠充分時，其引起負面后果的程度會降低，可能是因為：對于有內部控制重大缺陷跡象的企業，披露內部控制缺陷信息足夠充分時，企業因存在遺漏、隱瞞和虛假陳述等問題被監管機構處罰的可能性大大降低，企業被起訴的可能性和訴訟風險也會降低，并且使審計師出具不恰當審計意見的可能性降低，進一步降低了發生非正常審計師變更的可能性。隨著不可估測風險的減少以及投資者對充分披露信息企業的信任度增加，負面市場反應也有可能減少。而當披露內部控制缺陷信息較少時，負面后果也較低。這一發現與本研究先前得到的結論“披露內部控制缺陷信息更易引起負面反應”一致，即外部利益相關方對企業披露內部控制缺陷信息存在負面偏好。

表8市場反應回歸結果Table 8Regression Results for Market Reaction

4.3進一步研究

自中國正式實施內部控制建設以來，企業的內部控制水平一直是理論界和實務界關注的問題。內部控制水平不僅是實施內部控制監督評價的主要根據，也為外部利益相關方的決策提供重要依據[38]。雖然中國大部分上市企業的內部控制評價結論為整體有效，但其內部控制水平實際上存在很大差異[39]。然而，鮮有研究探究企業內部控制質量在外部利益相關方決策過程中發揮著怎樣的作用。

根據SKOWRONSKI et al.[15]從心理學范疇對負面偏好概念的界定，負面偏好不僅體現為人們對負面信息的偏好，還體現為人們對事物的類別診斷，即人們對信息發布主體的定性很容易受到負面信息這一信號的干擾，而忽略其總體情況。若外部利益相關方將企業披露內部控制缺陷信息視為一種壞消息，根據負面偏好的事物類別診斷原則，外部利益相關方很可能因過度偏好企業披露內部控制缺陷信息而忽視企業的總體內部控制情況，使內部控制好的企業也會因披露內部控制缺陷信息而引起與內部控制不好的企業相似的負面后果。

本研究進一步檢驗企業內部控制質量的調節作用，探究外部利益相關方的負面反應是否會因企業內部控制水平的高低而有差異，還是說外部利益相關方是否會因過度偏好企業披露內部控制缺陷信息而忽視了企業總體的內部控制情況。已有研究表明，高質量的內部控制能夠在很大程度上規范經理人行為，降低企業經營風險和保護投資者利益[40]。高質量的內部控制不僅能規范管理層在內部控制執行過程中的行為，也能有效監督企業后續的內部控制缺陷整改工作；而低質量的內部控制則難以合理地約束管理層權利，易導致管理層機會主義動機的滋生和操控性披露的產生。

內部控制水平的量化問題至今尚未形成統一標準。常見的企業內部控制水平量化指標有基于內部控制缺陷的內部控制量化[39]和基于披露內部控制缺陷信息的內部控制量化[41]。考慮到中國上市企業普遍存在隱瞞缺陷或者避重就輕披露內部控制缺陷信息的情況[42]，本研究選擇基于目標實現的內部控制指標作為企業內部控制水平的變量做進一步檢驗，用內部控制指數測量調節變量內部控制質量Ic_I。

表9給出內部控制質量作為調節變量的回歸結果，因引入新的調節變量存在數據缺失，導致樣本量少于表5～表8的樣本量。將企業的內部控制質量作為調節變量加入回歸模型，檢驗較高的內部控制質量能否改善企業披露內部控制缺陷信息引起的負面效應。在披露信息對負面后果的調節作用回歸結果中，第2列、第4列和第6列中，Ic_I的回歸系數分別在10%及以上水平上顯著負相關，這與毛新述等[19]的研究發現基本一致。將Icd_D·Ic_I代入模型檢驗內部控制質量的調節作用，結果表明，Icd_D·Ic_I對監管處罰、訴訟風險、審計師變更和市場反應的回歸系數均不顯著，即較高的內部控制質量不會顯著減少企業披露內部控制缺陷信息引起負面后果的可能性，較低的內部控制質量也不會顯著增加披露內部控制缺陷信息引起負面后果的可能性，即內部控制質量的高低對企業披露內部控制缺陷信息的負面后果沒有起顯著的調節作用。

表9內部控制質量調節作用的回歸結果Table 9Regression Results for the Adjustment Function of Internal Control Quality

注：因變量為Cs、Lit和Car時，括號中數據為t值；因變量為Ac時，括號中數據為z值。

在企業披露內部控制缺陷信息的充分程度與負面后果嚴重程度呈倒U形關系的研究發現基礎上，表9將內部控制質量作為調節變量加入模型進行檢驗。構建內部控制質量與披露內部控制缺陷信息數量的交互項，其回歸系數在被解釋變量為監管處罰、訴訟風險和審計師變更的回歸中顯著為負，在被解釋變量為市場反應的回歸中顯著為正。表明隨著企業披露內部控制缺陷信息充分程度的增加，內部控制質量的提高能夠幫助企業減少來自監管機構、訴訟相關方和審計師的負面反應，并提高來自市場的日個股超額累計收益，即減少負面市場反應。

結果表明，較高的內部控制質量沒能顯著降低企業披露內部控制缺陷信息后引起負面后果的可能性，但能在一定程度上削弱其披露內部控制缺陷信息引起的負面后果嚴重程度。

5穩健性檢驗

本研究通過重新選取樣本的方式進行穩健性檢驗。本研究的觀測樣本為存在內部控制重大缺陷跡象的企業，前文以發生年報重述的企業為研究樣本。為保證基于該樣本的實證檢驗結果具有客觀性和代表性，進一步以企業被違規處罰和被出具否定意見為條件選取研究樣本，對前文的主要回歸模型進行穩健性檢驗。2012年至2017年被監管機構處罰的滬深主板上市企業有2 567家，被出具內部控制否定審計意見的上市企業有81家。對樣本進行以下處理：①剔除重復值；②剔除沒有進行內部控制評價的企業樣本；③剔除屬于金融保險業的樣本。最終得到2 440個樣本觀測值。

表10～表13為穩健性檢驗回歸結果，因控制變量數據缺失，導致回歸時觀測值有所減少。以企業披露內部控制缺陷信息存在違規情況和被審計師出具否定意見企業的合計樣本進行的穩健性檢驗得到的結果總體上與財務重述樣本得到的結論一致。上市企業披露內部控制缺陷信息更易引起負面后果，然而從企業披露內部控制缺陷信息的充分程度看，負面后果先是隨著企業披露內部控制缺陷信息數量的增加而提高，當披露數量超過一定值后，負面后果隨著披露數量的繼續增加而減弱。

表10監管處罰穩健性檢驗回歸結果Table 10Robust Test Regression Results for the Regulatory Penalty

表11訴訟風險穩健性檢驗回歸結果Table 11Robust Test Regression Results for Litigation

表12審計師變更穩健性檢驗回歸結果Table 12Robust Test Regression Results for Auditor Change

注：括號中數據為z值。

6內生性控制

本研究主要考慮研究樣本的自選擇問題。研究樣本選自2012年至2017年A股市場中發生了與內部控制缺陷相關年報重述的上市企業，樣本企業本身都具有“年報重述企業”的特征。在本研究中，Siz、Lev、Roa、Los、Inde和Ns等公司治理特征要素都是影響或導致企業進行年報重述的重要因素。并且，已有研究表明，以上公司治理要素也是影響企業披露內部控制缺陷信息的重要因素，即特征變量。例如 ，發生虧損的企業(Los=1)進行報表粉飾和隱瞞重大信息的可能性高于盈利企業，所以發布重述公告的可能性提高，并且陷于財務困境的企業也更有可能存在并且披露內部控制缺陷信息。本研究以重述企業作為研究樣本，可能導致樣本自選擇的估計偏差問題，因此從兩個方面進行內生性問題的控制。一方面，在主要回歸模型中加入Rer、Rre和Fre等控制年報重述嚴重程度的變量[34]。另一方面，通過PSM傾向得分匹配消除對照組與實驗組之間的特征變量差異，進行內生性回歸檢驗。先將所有變量合并，之后為每一個披露內部控制缺陷信息的觀測值匹配一個通過Siz、Lev、Roa、Los、Inde和Ns變量的最鄰近傾向打分后，得分差異最小的未披露內部控制缺陷信息的觀測值作為回歸樣本，得到359個有效觀測值。表14給出PSM內生性回歸檢驗結果，結果表明企業披露內部控制缺陷信息比未披露更易引起負面后果，隨著企業披露內部控制缺陷信息數量的增加，信息透明度的提高與負面后果之間倒U形的關系依然成立。本研究的實證檢驗結果通過內生性檢驗。

表13市場反應穩健性檢驗回歸結果Table 13Robust Test Regression Results for Market Reaction

7結論

本研究基于中國企業披露內部控制缺陷信息的現狀，以2012年至2017年有內部控制重大缺陷跡象的企業為研究樣本，從監管機構、訴訟相關方、審計師和投資者4個外部利益相關方的角度出發，研究企業披露內部控制缺陷信息的負面后果。

表14PSM內生性回歸檢驗結果Table 14Regression Test Results for PSM Endogenous

注：因變量為Cs、Lit和Car時，括號中數據為t值；因變量為Ac時，括號中數據為z值。

研究結果表明，對于存在內部控制重大缺陷跡象的企業而言，披露內部控制缺陷信息更易引起外部利益相關方的負面反應。從企業披露內部控制缺陷信息的充分程度看，企業披露內部控制缺陷信息的充分程度與負面后果的嚴重程度之間存在倒U形關系，具體體現為負面后果先是隨著企業披露內部控制缺陷信息數量的增加而提高，當披露數量超過一定值時，負面后果隨著披露數量的繼續增加而減弱。此外，較高的內部控制質量沒能顯著降低企業披露內部控制缺陷信息后引起負面后果的可能性，但能夠削弱負面后果嚴重程度。

本研究的啟示在于，上市企業披露內部控制缺陷信息更易引起負面后果，現階段的內部控制監管機制對此沒有構成有效的威懾，負面偏好的影響在一定程度上削弱了促使企業披露內部控制缺陷信息的內生動力，并且很可能使企業更傾向于隱瞞或者避重就輕地披露內部控制缺陷信息，出現“劣幣驅逐良幣”的現象。較高的內部控制水平能夠有效改善披露內部控制缺陷信息帶來的負面后果的嚴重程度，因此加強內部控制水平建設是減輕披露內部控制缺陷信息引起的負面后果的重要前提。充分地披露內部控制缺陷信息能夠削弱負面后果的嚴重程度，因此在當前強制披露內部控制缺陷信息的背景下，有內部控制缺陷的企業更應該充分披露實際存在的內部控制缺陷信息。

本研究存在一定的局限性。首先，本研究樣本主要針對主板上市且有內部控制重大缺陷跡象的上市企業，對于其他板塊的上市企業，由于強制實施披露內部控制信息的時間要更晚，其披露內部控制缺陷信息的充分程度和內部控制質量可能有著不同于主板上市企業的特征。其次，本研究考察企業披露內部控制缺陷信息的市場反應，但由于與年報披露的時間相近，難以完全排除年報披露的干擾。未來研究可結合審計師專業勝任能力和管理層特征等考察負面偏好對企業披露內部控制缺陷信息的影響。此外，披露內部控制缺陷信息的企業是否在遭受負面后果后改變披露策略是值得進一步研究的問題。