內部控制有效性、企業財務績效與盈余管理動機

姜鑫

【摘要】基于內部控制有效性視角，文章分析了內部控制對財務績效和盈余管理動機的影響，豐富了現有關于內部控制經濟效應的相關文獻。結果表明，有效的內部控制顯著促進企業財務績效水平得以提升，抑制企業管理層操控盈余的機會主義動機。研究結論對管理層全面履行受托責任，并對提升公司治理的效果具有一定的啟發意義。最后建議，落實內部控制問責制，以緩解利益相關各方的信息不對稱；增進內部控制的強制執行力，以更好地發揮其在公司治理中的積極效應。

【關鍵詞】內部控制；盈余管理；機會主義；財務績效；公司治理

【中圖分類號】 F203

一、引言

管理層激勵是提升內部控制有效性的重要舉措，然而，部分企業的行政任命制度扭曲了市場化的激勵機制，導致內部控制有效性水平有所下降（逯東等，2014）[ 1 ]。企業管理層對會計估計方法的選擇擁有較多的自由裁量權（Hogan and Wilkins，2008）[ 2 ]，如果沒有受制于正式的政策和程序限制，對外披露財務報告的可靠程度難以保證。內部控制建設作為推進企業實現可持續發展的重要途徑，日益受到社會各個方面的重要關注。那么，內部控制是否實現了提升經營效率、效果的目標？是否實現了合理保證財務報告及相關信息真實、完整的目標？這些問題有待進一步驗證。

基于以上現實考慮，從內部控制有效性視角，深入分析內部控制對企業財務績效、內部控制對盈余管理動機的影響，以期對強化內部控制體系的建設提供經驗證據，為保障利益相關者的權益提出政策建議。

二、文獻回顧、理論基礎與研究假定

（一）內部控制有效性與企業財務績效

有效的內部控制有助于企業預測經濟前景的變化，有效應對自身面臨的系統風險，并擁有相對較低的銀行債務融資成本（陳漢文和周中勝，2014）[ 3 ]。內部控制質量的改善顯著提升了企業的現金持有價值（張會麗和吳有紅，2014）[4]，有效的內部控制能夠抑制特定風險因素的發生，有效弱化外部因素的不利沖擊（方紅星和陳作華，2015）[5]，促進投資效率提升。此外，良好的控制環境緩解環境不確定性對資本成本的不利影響（廖義剛，2015）[6]。與此同時，內部控制的完善可以減少內部人員攫取私利等不良現象，顯著抑制管理層超額在職消費行為（牟韶紅等，2016）[7]。

依據我國財政部等五部委文件《關于印發〈企業內部控制基本規范〉的通知》，明確提及內部控制的目標包括提升經營的效率和效果，促進企業實現發展戰略。而內部控制目標得以實現，需要通過具體的控制活動推進政策措施落實到位，實現各項績效目標，鞏固長久發展的企業戰略。落實高效的控制活動，構建良好的控制環境，實現內部控制諸要素緊密結合，將為經營目標的實現提供充分制度保障，提升運營效益并增進財務績效，保障利益相關者的合法權益。基于以上分析，提出如下研究假定。

假設1：有效的內部控制顯著促進企業財務績效水平實現明顯提升。

（二）內部控制有效性與盈余管理動機

基于行為動機理論，已有研究發現盈余管理主要有洗大澡動機和盈余平滑收益動機（邊泓等，2016）[8]。管理層可能出于機會主義動機粉飾財務報表，我國企業存在盈余管理“洗大澡”及“盈余平滑”行為（戴德明等，2005）[9]。盈余管理的行為動機驅動了盈余管理的程度與方式，對于面臨嚴重虧損的企業而言，管理層可能利用盈余管理“洗大澡”策略，以實現在未來期間的收益目標（張昕和姜艷，2010）[ 1 0 ]。為避免風險預警等特別處理，企業在面臨虧損時會加劇當期虧損，為未來期間扭虧轉盈做足準備。與此相反，當本期會計盈余水平較高時，管理層有動機計提較多的資產減值損失對會計收益進行平滑（Zucca and Campbell， 1992）[ 1 1 ]，以期實現盈余平滑動機。Leuz et al. （2003）[ 1 2 ] 研究發現，世界范圍內存在較多的利用應計項目平滑會計盈余之亂象，企業在盈余平滑動機驅使下，對會計收益在各個會計期間進行平滑處理，以使報告盈余呈現持續平穩的“良好”態勢。

內部控制有效性是其對實現控制目標提供合理保證的程度。彭玨和胡斌（2015）[ 1 3 ]證實了內部控制的有效性影響到會計盈余的持續性。有效的內部控制顯著降低管理層實施舞弊的可能性（周繼軍等，2011）[14]，抵制供應商關系型交易誘發的盈余管理動機（徐虹等，2015）[15]，減少有意識的財務報告差錯（Singer and You， 2011）[16]，提升財務報告質量。內部控制提升會計信息披露的可信度，幫助外部利益相關者評判企業的運營績效，緩解利益相關各方的信息不對稱程度。綜合學者觀點，內部控制運行越有效，越減少管理層自主隨意選擇會計政策的機會。由此，本文合理推斷，有效的內部控制限制管理層的機會主義行為，抑制管理層的盈余管理洗大澡動機及盈余平滑動機，進而保障會計盈余的可持續性。基于以上分析，提出如下研究假定。

假設2：有效的內部控制顯著抑制管理層操控盈余的洗大澡動機。

假設3：有效的內部控制顯著抑制管理層操控盈余的盈余平滑動機。

三、數據來源、變量定義與模型設定

（一）數據來源

選取2011——2017年度在滬深股市公開交易的上市企業作為研究樣本。其中，內部控制有效性數據指標來自迪博 DIB 內部控制與風險管理數據庫，其余數據源于國泰安 CSMAR中國股票市場研究數據庫、Wind資訊金融終端。按以下標準剔除：金融、保險類；ST、*ST類；財務數據指標缺失類，最終獲取7104個有效的個體——年度觀測值。對連續型變量分行業——年度進行雙向 1% 分位數Winsorize 處理，以規避異常觀測值對分析結果造成的不利影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量

（1）對被解釋變量——Z值（Z_Value）的測度。企業的盈利狀況、資產流動性和財務杠桿等綜合性信息決定了財務危機的程度 （Johnstone and Bedard， 2004） [17]。鑒于 Edward Altman提出的 Z_score模型綜合反映了盈利能力、償債能力、資產流動性等狀況，能夠較為全面地反映了企業的財務績效，所以，本文采用Z_score分值評價企業的財務綜合績效，通常而言，當Z值水平較低時，發生財務失敗的可能性趨于增加，在Z_Value<1.81的情況下，意味著企業內部潛伏著破產危機；當Z值較高時，企業財務狀況較為穩定，在Z_Value>2.675的情況下，意味著財務狀況整體良好，破產的可能性較低；而1.81≤Z_Value≤2.675的情況表明財務狀況極為不穩定，被稱為“灰色地帶”。

（2）對盈余管理動機的測度。參考盧煜和曲曉輝（2016）[18]的相關研究，將盈余管理動機分為洗大澡動機和盈余平滑動機。總資產報酬率（ROA）作為評判運營收益的測度指標，當總資產報酬率（ROA）小于零，且其變動額（ΔROA）小于所有總資產報酬率（ROA）變動值中的負值的中位數時，認為存在洗大澡動機（Bath），取值為1，否則，取值為0；當總資產報酬率（ROA）大于零，且其變動額（ΔROA）大于所有總資產報酬率（ROA）變動值中的正值的中位數時，則認為存在盈余平滑動機（Smooth），取值為 1，否則，取值為0。

2.解釋變量與控制變量

針對解釋變量——內部控制有效性（IC），采用迪博DIB內部控制與風險管理數據庫中的內部控制指數，用于評價企業內部控制的有效性水平。內部控制指數的數值越大，表明企業的內部控制有效性水平越高（逯東等，2015）[19]。回歸分析中，將該指數除以100予以標準化。參考方紅星和陳作華（2015）[5]、彭玨和胡斌（2015）[ 1 3 ]、葉陳剛等（2016）[ 2 0 ]的研究設計，將有形凈值債務率、總資產周轉率、每股凈資產增長率、綜合杠桿、上市年限、股權集中度、審計意見、企業規模、高管薪酬、產權屬性作為控制變量，分別考察其對財務績效和盈余管理動機的影響作用。在回歸分析中還控制了行業和年度效應。各變量的名稱與變量說明如表1所示。

（三）模型設定

為檢驗前文假定的合理性，在控制其他影響因素的前提下，構建如下回歸模型1、模型2和模型3，對回歸參數進行面板數據分析估計，分別用于檢驗假設1、假設2和假設3。其中，為避免雙向因果關系所引致的內生性問題，模型中的解釋變量——內部控制有效性（IC）取一階滯后值；模型中的控制變量——有形凈值債務率（DEBT）、總資產周轉率（TAT）、每股凈資產增長率（NAG）、綜合杠桿（DTL）、股權集中度（SHRCR）、審計意見（AUDIT）與高管薪酬（LnSALARY）取一階滯后值。

四、描述性統計結果

表2報告了變量的描述性統計結果。模型1的被解釋變量——Z值（Z_Value）的中位數為3.5627，總體而言，樣本企業財務狀況處于良好狀態，但Z值（Z_Value）最小值僅為0.1199，標準離差為9.0050，表明樣本企業財務績效狀況呈現較大幅度差異，個別企業存在財務危機的征兆；模型2的被解釋變量——盈余管理動機洗大澡動機（Bath）的最大值為1.0000，表明在觀測期內洗大澡動機的客觀存在性，具有洗大澡動機的觀測數占全部觀測的平均比重為3.35%；模型3的被解釋變量——盈余平滑動機（Smooth）的最大值為1.0000，具有盈余平滑動機的觀測數占全部觀測的平均比重為16.67%，表明在對樣本企業的觀測期內，盈余平滑動機具有客觀存在性。解釋變量——內部控制有效性（IC）的樣本中位數為680.5150，最大值為995.3600，最小值為0.0000，標準差為93.4663，不同企業的內部控制有效性水平呈現較大幅度差異。總體而言，內部控制的平均有效性水平較高，表明自2008年《內部控制基本規范》發布實施以來，內部控制建設已取得長足發展，上市企業建立健全內部控制，其運行有效性逐步提高，這是對我國監管機構所出臺政策的充分肯定。

控制變量中，有形凈值債務率（DEBT）、總資產周轉率（TAT）、每股凈資產增長率（NAG）、綜合杠桿（DTL）的標準差分別為2.0409、0.5253、0.2658、6.7935，樣本企業的償債壓力、營運能力、發展狀況及運營風險呈現出較大幅度的差異性；平均上市年限（AGE）在11年左右；第一大流通股股東平均持股比例較高，其持股比例的平均值為26.75%；獲取標準無保留審計意見的觀測數的平均比重為98.54%，審計師對樣本企業財務報告的合法性、公允性持有較高水平的合理保證程度，亦可以確保本文研究所用數據的可靠程度。此外，樣本企業的規模（LnASSET）、高管薪酬（LnSALARY）亦呈現一定幅度的差異性；在樣本企業中，國有企業平均比重為48.66%。總體而言，變量的取值具有充分的變異性，為下文的回歸分析提供了有益基礎。

此外，我們還做了相關性分析，解釋變量、控制變量的相關系數，其絕對值的最大值為0.4943，小于0.8的閾值，表明模型1至模型3不存在嚴重的多重共線性，限于篇幅不再列示。

五、模型回歸結果分析

本文采用的數據類型為面板數據，面板數據的分析方法主要有固定效應、隨機效應和混合OLS法。對模型1采用LSDV法分析，拒絕“所有個體虛擬變量的系數都為0”的假設，模型存在個體固定效應，不應使用混合回歸；對模型1進行穩健的Hausman檢驗，Sargan-Hansen統計量為192.083，對應的P值為0.0000，應使用固定效應模型，而非隨機效應模型；模型2、模型3為面板二值選擇模型，面板二值選擇模型在使用固定效應Logit回歸分析時，要求同一樣本個體的被解釋變量（0/1）在樣本期間至少有一次變化。模型2、模型3的被解釋變量分別有987、367組個體的取值全部為0，或全部為 1，沒有充分變異性。由此，對模型2、模型3采用面板二值選擇模型隨機效應回歸，LR檢驗對應的P值（Prob≥ chibar2）分別為0.1130和0.4920，支持采用混合Logit回歸。模型1至模型3回歸系數估計值的統計結果如表3所示。

（一）模型1回歸結果分析

模型1的解釋變量――內部控制有效性（IC）的系數估計值為0.2451，在1%的水平上顯著。這一結果表明，內部控制運行越為有效，企業的財務績效水平越高，與葉陳剛等（2016）[ 2 0 ]的研究結論一致。有效的內部控制對財務績效產生了顯著的積極效應，前文假設1得以驗證。

控制變量中，上市年限（AGE）、股權集中度（SHRCR）、企業規模（LnASSET）的系數估計值分別為-1.5628、-0.0130、-1.3462，分別在1%、5%、1%的水平上顯著。以上結果表明，如果忽視了對內部控制體系的建設，即使是資產規模較大、上市期限較長的龍頭企業，其財務績效亦難以得到有效提升；可能的大股東掏空效應對財務績效造成不良影響。此外，高管薪酬（LnSALARY）的系數估計值為0.7429，在10%的水平上顯著，發揮對高管的薪酬激勵作用亦可成為增進財務績效的一條途徑。未來期間，實現財務績效平穩、可持續增長仍應是重要的戰略關注點。

（二）模型2回歸結果分析

模型2的解釋變量——內部控制有效性（IC）的估計值為-0.2598，在1%的水平上顯著；經過計算，內部控制有效性對洗大澡動機的平均半彈性為-24.92%，在1%的水平上顯著，有效的內部控制對洗大澡動機構成了顯著的抑制效應，前文假設2得以驗證。

控制變量中，總資產周轉率（TAT）、綜合杠桿（DTL）、產權屬性（STATE）的系數估計值分別為0.2220、0.0757、0.4596，均在1%的水平上顯著。企業資產運營狀況良好，或運營風險水平較高時，如果缺乏良好的控制環境和有效的控制活動，很可能滋生管理層隱匿當期收益而增加未來期間收益的動機，洗大澡動機在國有企業中的表現更為明顯。內部控制健全與否與管理層有直接關系（Lawrence et al.，2007）[ 2 1 ]，代理人在謀求最大化利益動機的驅使下操縱會計盈余，侵占公司利益而增加自身財富。每股凈資產增長率（NAG）、審計意見（AUDIT）的系數估計值分別為-0.5181、-0.7243，均在10%的水平上顯著。當企業的擁有良好發展態勢，以及外部審計師的監督評價職責有助于企業規避洗大澡動機，當企業獲取標準審計意見時，具有洗大澡動機的幾率比僅為獲取非標準意見時的48.47%；高管薪酬（LnSALARY）的系數估計值為-0.4391，在1%的水平上顯著，強化對高管的薪酬激勵在一定程度上抑制操縱盈余的機會主義動機，保障會計盈余的可靠性，降低會計盈余在不同會計期間的波動幅度。

（三）模型3回歸結果分析

模型3的解釋變量——內部控制有效性（IC）的系數估計值為-0.1631，在1%的水平上顯著；經過計算，內部控制有效性對盈余平滑動機的平均半彈性為-13.05%，在1%的水平上顯著。有效的內部控制對盈余平滑動機形成了顯著的抑制效應，前文假設3得以驗證。通過內部控制事前、事中和事后的程序控制，抑制管理層的機會主義動機，減少由管理層權力誘發的腐敗行為（周美華等，2016）[ 2 2 ]，在一定程度上約束管理層的自利行為，提升外部投資者的信心。

控制變量中，有形凈值債務率（DEBT）、上市年限（AGE）的系數估計值分別為0.0802、0.0237，均在1%的水平上顯著。當企業上市期限較長、或債務壓力較大時，如果沒有良好的控制環境和有效的控制活動作為保障，不免滋生管理層平滑盈余的機會主義動機的可能性，面臨財務困境的企業有更強烈的動機實施盈余管理（Kothari et al.， 2005）[ 2 3 ]。而每股凈資產增長率（NAG）、企業規模（LnASSET）、產權屬性（STATE）的系數估計值分別為-0.8524、-0.1359、-0.2119，均在1%的水平上顯著。在企業健康平穩發展、或資產規模較大的情況下，在一定程度上抑制了管理層平滑盈余的機會主義動機。規模較大的企業制訂嚴格的定量標準，內部控制更為健全（Doyle et al.， 2007； AshbaughSkaife et al.， 2007）[24] [25]，有利于抵制管理層的盈余管理動機；國有企業在抵制管理層盈余平滑動機方面有較為突出的表現。

六、謹慎性測試

良好的內部環境和內部監督有助于提升管理層披露盈余預測的意愿（葉穎玫，2016）[26]，可以發揮出對大股東權力強度及掏空行為的抑制效應（楊七中和馬蓓麗，2015）[27]，降低財務失敗和破產倒閉的風險，顯著提升企業的運營績效。當財務績效水平較高時，證券評級機構對企業證券的評級水平往往較高。由此，對模型1中的被解釋變量——Z值（Z_Value）采用證券評級水平（ZQPJ）替代，再次評價內部控制對企業財務績效的影響效應。借鑒Wind公司與各大研究機構整理發布的投資評級數據，以衡量證券評級水平（ZQPJ）。Wind資訊公司將研究機構的投資評級予以標準化，賦予最高1分、最低5分的分值（1分：買入；2分：增持；3分：中性；4分：減持； 5分：賣出）。本文采用研究機構對證券投資評級的算術平均值作為證券的綜合評級數值。一般而言，證券評級（ZQPJ）的取值越低，表明運營狀況良好，公司的財務績效水平較高；證券評級（ZQPJ）的取值越高，意味著財務狀況缺乏穩定，很可能潛伏著公司治理危機。基于統計結果分析便利性的考慮，對證券評級（ZQPJ）數據在原有數據的基礎上用其負值替代。

針對模型2、模型3中的被解釋變量——洗大澡動機（Bath）、盈余平滑動機（Smooth）的劃分依據為總資產報酬率變動額（ΔROA）的中位數標準，可能會存在劃分范圍較大而造成的主觀因素干擾。由此，重新界定模型2和模型3的被解釋變量，當總資產報酬率（ROA）小于零，且其變動額（ΔROA）小于所有總資產報酬率（ROA）變動值中的負值的1/3分位數時，認為存在洗大澡動機（Bath），取值為1 ，否則，取值為 0；當總資產報酬率（ROA）大于零，且其變動額（ΔROA）大于所有總資產報酬率（ROA）變動值中的正值的2/3分位數時，認為存在盈余平滑動機（Smooth），取值為 1 ，否則，取值為 0 。

對模型1采用LSDV法分析，拒絕“所有個體虛擬變量的系數都為0”的假設，表明存在個體固定效應，不宜使用混合回歸；對模型1進行穩健的Hausman檢驗，Sargan-Hansen 統計量為151.478，對應的P值均為0.0000，應使用固定效應模型，而非隨機效應模型。同時，模型2、模型3的被解釋變量分別有1013、598組個體的取值全部為 0 ，或全部為 1，沒有充分變異性。由此，對模型2、模型3采用面板二值選擇模型隨機效應回歸， LR檢驗對應的P值（Prob>= chibar2）分別為0.0610、0.4900，從較為謹慎的角度考慮，本文選用顯著性水平為5%的標準，對模型回歸分析方法進行取舍，支持采用混合Logit回歸。進而，對前文模型1——模型3再次進行回歸分析，系數估計值的統計結果如表4所示。

（一）模型1謹慎性測試結果分析

模型1的解釋變量——內部控制有效性（IC）的系數估計值為0.0374，在1%水平上顯著。有效的內部控制顯著強化了企業的財務績效，進而促進證券評級水平得以提升，前文假設1再次得以驗證。對個體企業而言，應充分發揮內部控制系統的功能，調整投資方向、優化投資行為、控制運營風險，促使管理層對經濟環境保持充分的敏銳度和關注度，并對未來的經濟走勢構建合理的預測機制，提升公司治理的總體效果。

（二）模型2謹慎性測試結果分析

模型2的解釋變量——內部控制有效性（IC）的系數估計值為-0.2740，內部控制有效性對洗大澡動機的平均半彈性為-26.43%，均在1%的水平上顯著。有效的內部控制對洗大澡動機形成了顯著的抑制效應，前文假設2再次得以驗證。

（三）模型3謹慎性測試結果分析

模型3的解釋變量——內部控制有效性（L.IC）的系數估計值為-0.1767，內部控制有效性對盈余平滑動機的平均半彈性為-15.41%，均在1%的水平上顯著，表明有效的內部控制顯著抑制了管理層的盈余平滑動機，前文假設3再次得以驗證。

七、結語及政策建議

（一）研究結論

基于內部控制有效性視角，分析內部控制對盈余管理動機的影響，豐富了現有關于內部控制有效性的相關研究成果。結果表明，有效的內部控制能夠抑制管理層操控盈余的機會主義動機。研究結論對進一步強化內部控制體系建設，增進內部控制在權責分配、治理結構等方面形成長效的監督機制，以期強化公司治理的整體效果，保障利益相關者的合法權益具有一定的啟發意義。

（二）政策建議

企業適時全面推行內部控制問責制，由部門負責人作為內部控制責任人，確保內部控制設計合理、運行有效。監事會加強對內部控制的運行有效性實施監督檢查。同時，對內部控制實施外部鑒證評價，為內部控制提供有價值的質量保證（Krishnan， 2012） ，聘請外部審計師對內部控制發表獨立審計意見，向資本市場傳遞企業內部控制的相關信息，充分緩解利益相關各方的信息不對稱狀況。

監管機構適時出臺相關政策，提升內部控制規范體系的強制執行力與法律地位。我國企業內控規范體系尚未上升至法律層面，容易引致認知性盈余管理出現反彈現象。強化內部控制規范的法制化建設，使其由部門規章上升至法律高度，切實增進內部控制的運行有效性。對隱匿內部控制缺陷、不實披露內部控制有效性的行為加大懲誡力度（周守華等，2013），由軟約束轉變為硬約束，落實對企業內部控制有效性的監督責任，使內部控制成為公司治理乃至價值創造的“助推器”。

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