內部控制質量對盈余管理的影響

葛格 肖翔 廖添土

【摘要】以2013 ～ 2019年我國滬深A股上市公司為樣本， 對內部控制質量對應計和真實盈余管理的影響效果和作用路徑進行研究， 結果發現： 高質量的內部控制能夠抑制應計和真實盈余管理， 且對應計盈余管理的抑制作用更強; 完善內部控制能夠助推企業對社會責任的履行; 企業社會責任在內部控制質量與應計和真實盈余管理之間發揮中介效應， 且對真實盈余管理的中介效應更強。 拓展性研究結果顯示， 內部控制對盈余管理的抑制作用在民營企業和高市場化進程地區的企業中更為明顯。

【關鍵詞】內部控制質量;盈余管理;企業社會責任;市場化進程

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）23-0050-8

一、引言

財務會計報告是企業管理者與其他信息使用者溝通的橋梁， 尤其是盈余信息受到各利益相關者的重點關注。 當會計盈余沒有達到管理者的期望時， 他們會在會計準則的框架下借助職業判斷對會計政策或會計估計進行選擇， 人為地將利潤調整至期望范圍。 在會計準則日益完善的背景下， 企業實施應計盈余管理的空間不斷縮小， 常會通過構造真實活動來調整盈余。 雖然這種方式需要付出一定的成本， 但它足夠隱蔽， 從而更容易獲得公司青睞[1] 。 盡管適度的盈余管理可幫助企業贏得投資資金， 但濫用盈余管理極易引發財務舞弊和盈余造假[2] 。 理論上規范內部控制體系有利于提升財報信息質量， 但在會計盈余信息質量方面， 內部控制能否有效發揮其合理保證的作用呢？ 已有研究并未達成共識。 Nakashima和Ziebart[3] 、程小可等[4] 認為完善內部控制有助于抑制企業的盈余管理， 但以于忠泊和田高良[5] 為代表的部分學者發現內部控制與盈余管理間不存在顯著的負相關關系。 對盈余管理方式進行區分后， 范經華等[6] 、楊七中等[7] 發現這一抑制作用僅存在于應計盈余管理， 而對真實盈余管理無效。 此外， 陳燊等[8] 、郭兆穎[9] 分別引入會計穩健性、融資約束變量后研究發現， 高質量的內部控制可以治理企業的盈余管理。 因此， 內部控制與盈余管理的關系尚需探討。

同時， 在企業社會責任缺失事件頻發的背景下， 企業日益重視社會責任的履行， 學術界對企業社會責任的研究也日趨增加。 現有文獻普遍認為企業內部控制質量的提高有利于其長期發展， 不僅能夠達成經濟目標， 而且能夠助推其踐行社會責任[10] 。 針對企業社會責任與盈余管理之間的關系， 目前觀點不一。 一部分學者認為具有商業道德的公司不僅會擁有較高的履責水平， 也更有可能提供高質量的財報信息， 即企業社會責任對盈余管理具有治理作用[11] 。 另一部分學者認為企業將履行社會責任作為獲取經濟利益的工具， 背后實則隱藏著更多盈余管理行為[12] 。

通過文獻梳理發現， 大多數文獻僅探討了內部控制質量、企業社會責任、盈余管理任意二者之間的關系， 真正研究三者之間關系的文獻較少， 且缺乏內部控制對不同盈余管理方式的影響路徑研究。 基于此， 本文以2013 ～ 2019年我國滬深A股上市公司的數據為基礎， 理論分析與實證檢驗了內部控制質量對盈余管理的影響以及企業社會責任的中介效應， 并進一步分析了在不同產權性質和市場化進程下內部控制對盈余管理的影響差異。 本文可能的貢獻在于： ①豐富了內部控制質量的經濟后果研究， 基于盈余管理的不同方式， 區分了內部控制質量對應計盈余管理和真實盈余管理的不同影響效果。 ②探索了內部控制質量對不同盈余管理方式產生影響的傳導路徑， 獲得了“內部控制→企業社會責任→應計和真實盈余管理”的作用機制。 ③根據產權性質和市場化細分樣本， 結合制度環境和市場環境進一步剖析了內部控制質量對盈余管理的影響， 以期為政府監管部門制定政策提供有益的參考。

二、理論分析與研究假設

（一）內部控制質量與盈余管理

現代企業的兩權分離雖然提高了管理效率， 但會在委托代理雙方之間形成信息不對稱。 股東往往會將目光聚焦于實現自身利益的最大化， 而管理層則更期望增加自身薪酬、延長閑暇時間、擁有優質的辦公環境。 當雙方利益發生沖突時， 管理層容易通過會計政策的選擇或真實交易活動的構造來維護自身的利益。 由于管理者掌握的信息更多， 他們可選擇不披露相關的經濟業務， 這更為雙方的信息傳遞蒙上了一層面紗。

然而， 內部控制強調控制的全面性， 不僅要在過程中進行把控， 而且要控制參與人員。 一方面， 為財務信息的真實性和可靠性提供合理保證是內部控制的目標之一。 這一目標能否實現取決于內部控制制度的完善程度和實施水平[13] 。 一個注重內部控制建設的企業在經營活動、關聯方交易等事項發生變化時， 會對變動的原因和影響進行詳細披露。 另一方面， 我國圍繞企業內部控制頒布的有關文件實則針對風險管理搭建了一個綜合框架。 該框架有利于考核并保障企業合規目標、運營目標和財報目標的實現， 從而增強了甄別應計和真實盈余管理的能力[8] 。 此外， 加強內部控制建設不僅能夠完善公司治理結構， 也可以助推企業建立有效的內部信息溝通與循環體系。 同時， 監事會和內部審計委員會等內部監督部門也會加強監督， 及時報告內部控制的運行情況， 不斷降低會計信息出現疏漏的可能性， 從而縮小管理層人為調整盈余的空間。 基于此， 本文提出如下假設：

H1a： 企業內部控制質量越高， 其應計盈余管理程度越低。

H1b： 企業內部控制質量越高， 其真實盈余管理程度越低。

（二）內部控制質量與企業社會責任

按照社會契約理論和利益相關者理論， 在層層委托代理關系背后達成的多個契約是企業形成和經營的前提條件。 契約的執行情況是企業承擔社會責任的具體表現。 盡管政府頒布法律法規可在初期推動企業逐步培養履行社會責任的意識， 但將意識轉化成行動的關鍵因素來源于組織層面， 即公司治理[14] 。 然而， 良好的內部控制建設可以為公司治理奠定堅實的基礎， 并平衡不同群體之間的關系， 從而為保護利益相關者形成一道制度保障。 由此可見， 有效的公司治理機制能夠為企業承擔社會責任營造良好的氛圍和環境， 而完善的內部控制制度是建立有效公司治理機制的根基和核心。

具體而言， 內部控制對企業社會責任的作用路徑如下： 第一， 內部控制的多重目標體系已融入了企業對承擔社會責任的追求[15] 。 政府強調企業內部控制執行情況的原因在于， 國家不僅要對社會主義市場經濟的秩序進行維護， 而且要對社會公眾的利益加以保障; 同時， 后者更加凸顯了企業的社會責任。 所以二者的目標具有同質性， 均將社會公眾的利益涵蓋在內。 第二， 內部控制的五大構成要素中， 第一要素控制環境包括了與企業社會責任相關的內容， 它涉及誠信與道德價值觀的要求。 若企業將誠信作為企業文化的構成要素， 不僅能夠幫助企業遵守商業道德， 而且能在踐行社會責任方面發揮指引作用。 第三， 企業進行風險管控依賴于內部控制系統。 如果各種風險因素能夠在風險評估環節被識別， 且企業能及時做出科學的分析和客觀的評價， 那么將遏制有損形象的行為， 提升其履責水平。 基于上述分析， 本文提出如下假設：

H2： 企業內部控制質量越高， 其履行社會責任的水平越高。

（三）企業社會責任的中介效應

針對企業社會責任對盈余管理的影響， 已有研究形成了道德關注和風險策略兩種假說。 按照道德關注假說， 若企業對履行社會責任的態度較為積極， 那么在社會道德的引領下這些企業會更加誠實守信， 并會自覺減少盈余操縱。 作為道德主體， 企業會以符合法規和道德倫理的方式開展活動， 管理層也會將履行社會責任作為自己的使命。 當企業將誠實守信納入企業文化時， 它們往往會更富有社會責任感。 然而， 根據風險策略假說， 企業社會責任履行實質上是一種工具， 它會庇護和掩蓋企業的盈余管理行為。 企業管理層扮演著“兩面派”的角色， 一方面為美化經營業績而對盈余進行調整， 另一方面又會通過不斷參與社會活動來營造假象。 管理者通過樹立負責任的形象來提高顧客的忠誠度， 獲得債權人的信任， 進而減少公眾的監管。 這些積極效應能夠轉移利益相關者的注意力， 緩解盈余管理負面信號的影響。

結合H1a、H1b和H2， 內部控制質量的提高可以治理盈余管理行為， 且會促進企業社會責任水平的提升。 如果企業履行社會責任是為自身調整盈余的行為搭建一把保護傘， 則企業社會責任發揮遮掩效應; 如果企業履行社會責任能夠進一步發揮對盈余管理的積極治理作用， 則企業社會責任發揮中介效應。 基于此， 本文提出如下競爭性假設：

H3a： 企業社會責任在內部控制質量與應計盈余管理之間發揮中介效應。

H3b： 企業社會責任在內部控制質量與應計盈余管理之間發揮遮掩效應。

H3c： 企業社會責任在內部控制質量與真實盈余管理之間發揮中介效應。

H3d： 企業社會責任在內部控制質量與真實盈余管理之間發揮遮掩效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

考慮到強制要求企業實行內部控制規范體系的文件發布于2012年， 本文以政策發布后的第一年作為起始年。 選取2013 ～ 2019年為研究區間， 以滬深A股上市公司為研究對象， 并對數據作如下處理： ①剔除金融保險類上市公司; ②剔除數據異常的ST、?ST 類樣本和數據存在缺失的樣本; ③剔除每個年度每個行業樣本量少于15的數據; ④剔除時間不連續的樣本。 最終共獲得11150個觀測值。 此外， 對所有連續變量進行了1%水平的雙邊縮尾處理。 內部控制質量數據來自迪博上市公司發布的內部控制指數， 企業社會責任相關數據來自和訊網， 其他財務數據來自Wind數據庫。 本文在運用Excel 2011初步整理數據后， 借助 Stata 15.0 統計軟件進行實證分析。

（二）關鍵變量的度量

1. 被解釋變量： 盈余管理。 借鑒范經華等[6] 的研究， 采用修正的Jones模型計算， 并取其絕對值衡量應計盈余管理程度。 參考Roychowdhury[16] 的研究， 用操縱性經營現金流量（AB_PROD）、操控性生產成本（AB_CFO）、操控性酌量性費用（AB_DISEXP）衡量真實盈余管理， 計算方法如下：

REM=AB_PROD-AB_CFO-AB_DISEXP

（1）

2. 解釋變量： 內部控制質量。 借鑒陳曉珊和劉洪鐸[17] 對內部控制質量的度量方式， 以迪博公司發布的上市公司內部控制指數為基礎數據， 選取迪博公司發布的上市公司內部控制指數+1取對數來測度內部控制質量。

3. 中介變量： 企業社會責任。 參考張禮濤和王建玲[15] 的方法， 選取和訊網發布的社會責任綜合評級得分為基礎數據。 為保證數據的客觀性和有效性， 用評級分數加1取對數衡量企業社會責任水平。

4. 控制變量。 參考已有的研究， 考慮到影響企業盈余管理的內部治理因素， 本文選擇企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、企業成長性（Growth）、總資產周轉率（Ota）、股權集中度（Ecr）、董事會規模（Board）、“四大”審計（Big4）作為控制變量。 同時， 考慮企業自身的產權性質（Soe）和企業所處地區市場化進程（Market）的影響。 此外， 針對年度效應和行業效應進行控制。 各變量的具體定義如表1所示。

（三）模型構建

為檢驗H1a和H1b， 構建模型（2）和（3）：

AEMi，t=α0+α1ICQi，t+α2Sizei，t+α3Levi，t+

α4Growthi，t+α5Otai，t +α6Ecri，t +α7Boardi，t+

α8Big4i，t+α9Soei，t+α10Marketi，t+α11Industry+

α12Year+?it? ? ?（2）

REMi，t=α0+α1ICQi，t+α2Sizei，t+α3Levi，t+

α4Growthi，t+α5Otai，t +α6Ecri，t +α7Boardi，t+

α8Big4i，t+α9Soei，t+α10Marketi，t+α11Industry+

α12Year+?it? ? ? （3）

其中， α1是內部控制質量對盈余管理的影響系數。 若α1顯著小于0， 則代表高質量的內部控制能夠抑制盈余管理; 否則， 拒絕H1a和H1b。

構建模型（4）對H2進行檢驗：

CSRi，t=β0+β1ICQi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+

β4Growthi，t+β5Otai，t +β6Ecri，t +β7Boardi，t+

β8Big4i，t+β9Soei，t+β10Marketi，t+β11Industry+

β12Year+?it? ? ? （4）

其中， β1是內部控制質量對企業社會責任的影響系數。 若β1顯著大于0， 則代表高質量的內部控制提高了企業社會責任的履行水平; 否則， 拒絕H2。

構建模型（5）和模型（6）檢驗企業社會責任在內部控制質量和盈余管理間的中介效應：

AEMi，t=γ0+γ1ICQi，t+γ2CSRi，t+γ3Sizei，t+

γ4Levi，t+γ5Growthi，t+γ6Otai，t +γ7Ecri，t +

γ8Boardi，t+γ9Big4i，t+γ10Soei，t+γ11Marketi，t+

γ12Industry+ γ13Year+?it? ? ? （5）

REMi，t=γ0+γ1ICQi，t+γ2CSRi，t+γ3Sizei，t+

γ4Levi，t+γ5Growthi，t+γ6Otai，t +γ7Ecri，t +

γ8Boardi，t+γ9Big4i，t+γ10Soei，t+γ11Marketi，t+

γ12Industry+ γ13Year+?it? ? ? （6）

其中： γ1是內部控制質量對盈余管理的影響系數， 反映直接效應; γ2是企業社會責任對盈余管理的影響系數， β1γ2反映間接效應。

本文按照溫忠麟和葉寶娟[18] 改進后的中介效應檢驗流程進行檢驗。 該流程并未根據γ1的顯著性將中介效應劃分為完全中介效應和部分中介效應， 原因在于， 完全中介效應會阻礙對其他中介變量的探索， 所以為推動機制檢驗， 應當把完全中介的提法放棄， 而將所有的中介都視作部分中介[19] 。 若統計結果顯示為完全中介效應， 本文將其視為影響效應更強的部分中介效應。

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統計

描述性統計結果見表2。 可以看出， 應計盈余管理（AEM）和真實盈余管理（REM）的最大值分別為0.2747和0.5820， 最小值分別為0.0006和-0.7508， 說明企業普遍存在盈余管理， 但盈余管理程度差異較大， 且更傾向于實施真實盈余管理。 內部控制質量（ICQ）的最大值為6.6958， 均值達到6.2999， 這代表企業內部控制質量整體較高; 但存在內部控制質量為0的企業， 則代表著部分企業內部控制存在重大缺陷。 企業社會責任（CSR）的均值和中位數接近最大值4.3311， 且標準差較小， 表明企業社會責任水平相對較為集中， 但整體上有待提高。 在控制變量上， 企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、企業成長性（Growth）、總資產周轉率（Ota）的極差較大， 表明企業的資本結構多樣， 且銷售狀況和運營能力存在差異。 股權集中度（Ecr）均值為34.78%， 董事會規模（Board）均值為8.6503， 且不同企業的市場化進程（Market）存在明顯差異。

（二）相關性分析

對各變量進行相關性分析發現， 應計盈余管理（AEM）和真實盈余管理（REM）與內部控制質量（ICQ）的相關系數顯著為負， 初步表明內部控制質量對盈余管理具有抑制作用。 內部控制質量（ICQ）與企業社會責任（CSR）的相關系數顯著為正， 初步說明內部控制對企業社會責任發揮推動作用。 企業社會責任（CSR）與應計盈余管理（AEM）和真實盈余管理（REM）之間的相關系數顯著為負， 與內部控制質量對二者的影響方向保持一致。 其他各個控制變量之間的相關系數都小于0.6， 初步表明各變量之間不存在嚴重的多重共線性。

（三）回歸結果分析

表3列示了內部控制質量、企業社會責任與應計和真實盈余管理的回歸結果。 首先， 內部控制質量（ICQ）對應計盈余管理（AEM）和真實盈余管理（REM）的影響系數α1為-0.0033和-0.0039， 分別在1%和5%的水平上顯著， 表明高質量的內部控制能夠對應計和真實盈余管理發揮抑制作用， 且對應計盈余管理的抑制作用更顯著， H1a和H1b得以驗證。 其次， 內部控制質量（ICQ）對企業社會責任（CSR）的影響系數β1為0.0933， 且在1%的水平上顯著， 表明內部控制質量越高， 企業社會責任履行水平越高， H2得到支持。 再次， 加入企業社會責任（CSR）后， 企業社會責任對兩種盈余管理方式的影響系數γ2依次為-0.0065和-0.0667， 且顯著性水平均為1%， 表明企業社會責任在內部控制質量與兩種盈余管理方式之間存在間接效應。 而且， 在進行2500次重復抽樣后， Bootstrap法的結果顯示， β1γ2在95%水平上的置信區間和矯正偏差的置信區間都不包含0。 最后， 模型（5）中γ1顯著為負， 且β1γ2與γ1同號， 這表明企業社會責任在內部控制質量與應計盈余管理之間發揮部分中介效應。 模型（6）中γ1雖不顯著， 但也表明企業社會責任能夠在內部控制質量與真實盈余管理之間發揮中介效應， 支持了H3a和H3c。

因此， 企業社會責任在內部控制質量與兩種盈余管理方式之間發揮中介效應而非遮掩效應， 企業社會責任的道德行為動機得以驗證。 而且， 企業社會責任在內部控制質量與真實盈余管理之間的中介效應更強， 即企業提高內部控制質量的方式， 部分通過企業社會責任的履行減少應計項目的盈余操縱， 主要通過企業社會責任的履行來抑制真實盈余管理行為。

（四）穩健性檢驗

1. 替換中介效應的檢驗方法。 借鑒王化成等[20] 的做法， 采用Sobel 法檢驗企業社會責任的中介效應。 結果顯示， 當模型的被解釋變量為應計盈余管理（AEM）時， Z值為-4.97， 當模型的被解釋變量為真實盈余管理（REM）時， Z值為-13.74， 兩個Z統計量所對應的p值遠遠低于0.01。 這表明更換中介效應檢驗方式后， 所得結果依舊與前文保持一致。

2. 替換變量的度量方式。 參考葉建芳等[21] 的研究， 用內部控制缺陷作為內部控制質量的替代變量， 若不存在內部控制重大缺陷， 取值為1， 否則取值為0。 結果如表4所示， 驗證了企業社會責任在內部控制質量與兩種盈余管理方式之間發揮中介效應， 故前文所采用的內部控制質量衡量方法沒有影響實證結果的穩健性。

3. 內生性檢驗。 考慮到可能存在因遺漏變量而造成的內生性問題， 本文借鑒彭曉潔和潘元偉[22] 的研究， 將內部控制質量滯后一期作為內部控制質量的工具變量， 采用兩階段最小二乘法進行檢驗， 結果如表5所示。 第一階段所選取的工具變量與內部控制質量在1%的水平上顯著正相關。 同時， 在弱工具變量檢驗中， 統計量F的值為145.839， 遠大于10， 證明這一工具變量較為理想。 第二階段的結果顯示， 無論被解釋變量是應計盈余管理（AEM）還是真實盈余管理（REM）， 它們與內部控制質量（ICQ）之間的負相關關系均顯著存在。

（五）拓展性研究

1.基于產權性質的分組研究。 盈余管理在不同產權性質的企業中有所差異。 本文按照產權性質（Soe）進行分組回歸， 結果如表6所示。 國有企業組內部控制質量與應計盈余管理相關系數的顯著性低于民營企業組， 而內部控制對真實盈余管理的抑制作用僅存在于民營企業。

產生該結果的原因在于： 一方面， 國有資本收益上繳制度形成了剛性約束， 利潤上繳比例的不斷提高， 不僅加大了國有企業利潤上繳的壓力， 也使國有企業的盈余管理動機明顯增強; 另一方面， 由于國有企業管理者的個人利益與職業發展通常與企業的經營狀況和業績水平掛鉤， 在薪酬激勵、股權激勵尤其是政治晉升等因素的驅動下， 他們進行盈余調整的可能性也會大幅增加。

2. 基于市場化進程的分組研究。 盈余管理是市場發展的結果， 會受到市場環境的影響， 且當地的市場化程度是市場環境最為明顯的影響因素。 因此， 本文以公司所在地區市場化進程（Market）的均值為界， 將樣本劃分為高市場化進程組和低市場化進程組進行回歸， 結果如表7所示。 高市場化進程組和低市場化進程組提升內部控制質量都能顯著抑制應計盈余管理， 但內部控制質量對真實盈余管理的抑制作用只在高市場化進程地區的企業中顯著。

產生該結果的原因在于： 一方面， 處于高市場化進程地區的企業， 其行業競爭較為激烈， 這些企業不僅可以感知風險， 而且能預見風險造成的后果， 相對更有動力強化內部控制以不斷提高管控風險的能力; 另一方面， 在高市場化進程地區， 法律的信度和效度較高， 政府監管部門的獨立性較強， 其監管職能可以得到有效發揮， 從而加大對企業盈余管理行為的限制和約束， 進而提高盈余信息的質量。

五、研究結論與建議

本文以2013 ～ 2019年滬深A 股上市公司為樣本， 研究了內部控制質量對兩種盈余管理方式的影響， 并進一步檢驗了企業社會責任的中介效應。 主要結論如下： 第一， 內部控制質量與應計和真實盈余管理呈反向變動關系， 且內部控制質量與應計盈余管理的反向變動關系更顯著。 這表明企業的內部控制對兩種盈余管理行為具有治理作用， 且對真實盈余管理的治理作用較弱。 第二， 內部控制質量與企業社會責任呈正向變動關系。 這表明企業內部控制質量的提高能夠助推其更好地履行社會責任。 第三， 企業社會責任在內部控制質量與兩種盈余管理方式間發揮中介效應， 即企業社會責任是內部控制質量對盈余管理產生影響的一條傳導路徑。 在這一過程中， 對真實盈余管理的治理作用更強， 且企業履行社會責任存在道德行為動機。 此外， 拓展性研究結果顯示， 內部控制質量與兩種盈余管理方式的負向變動關系在不同產權性質和市場化進程的企業中有所差異。 在民營企業和處于高市場化進程地區的企業中， 內部控制對盈余管理的治理作用更為顯著。

因此， 為提高會計信息質量， 治理盈余管理行為， 企業、政策制定者、外部監管者等不同主體需要形成內外協同機制。 首先， 企業自身不僅要優化內部控制環境， 重視風險評估， 完善信息溝通與傳遞機制， 加強內部監督與考核， 而且要強化社會責任意識， 提高履責自覺性， 主動、及時地披露企業社會責任報告并保證社會責任信息的披露質量。 其次， 政策制定者要進一步完善會計準則， 縮小盈余管理的空間， 修訂內部控制配套指引， 規范內部控制信息披露， 同時也要建立健全社會責任法律， 形成相關的披露機制和評價機制。 最后， 政府監管部門、第三方機構以及社會公眾等外部監管者需要加大監督力度， 有效發揮監督職能， 從而為避免企業盈余管理向財務舞弊轉化貢獻自身的力量。

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