基于沪市公司报的内控信息披露研究:修正与拓展

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摘 要：本文就《强制披露规则下的内部控制信息披露――基于沪市上市公司2006年年报的实证研究》一文的相关分析中缺失值剔除法的选择对研究结论的影响进行了比较和分析，对该文相关关系表与结论的错配进行了修正，并加入2005年审计意见变量进行探索性研究。同时，本文对盈利能力与信息披露相关性的理论分析进行了拓展，对该文中的公司规模排名变量和总资产变量之间的关系进行了剖析。最后，针对大多数公司在2006年并未按照《上海证券交易所上市公司内部控制指引》要求进行内部控制信息披露的情形及相关方面的反应进行了推测和分析，并在借鉴美国相关做法的基础上提出了相应的政策建议。

关键词：内部控制；信息披露；相关分析；缺失值剔除法

中图分类号：F830.91；F233文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2008)04-0075-05

笔者在《财经问题研究》2007年第12期发表的《强制披露规则下的内部控制信息披露――基于沪市上市公司2006年年报的实证研究》 [1] 一文（以下简称“原文”）中，以上海证券交易所2006年6月《上海证券交易所上市公司内部控制指引》（以下简称《指引》）为契机，利用2006年年报资料，针对沪市828家非金融业上市公司内部控制信息披露行为及其影响因素进行了实证研究。原文在发表时省略了大量的分析过程和数据。尤为突出的是，由于技术上的差错，致使笔者在列示相关系数表和报告相关分析结论时出现了错配现象。深入分析这种错配，不仅能修正原文的研究结论，而且能得出对今后类似相关分析十分有用的一些启示。此外，对原文在变量设计、结果解释方面做更深入、细致的探讨，尝试可能的研究设计替代方案对本项研究结论的影响，既有利于使原文变得更为充实、严谨，又能够拓展本项研究，将其进一步推向深入。

一、相关分析中缺失值剔除法的选择对研究结论的影响

原文中，研究变量之间的相关关系表显示：沪市非金融业A股上市公司披露内部控制信息的情况与是否海外上市、资产自然对数和外部审计是否为“四大”会计师事务所相关系数在1%的显著性水平（即99%的置信水平）上统计显著；此类上市公司披露内部控制信息的情况与2006年境内审计结果、监事总规模和公司规模排名相关系数在5%的显著性水平（即95%的置信水平）上统计显著。而原文在报告结果时，笔者提出了外部审计出具了标准无保留意见和盈利能力较强的上市公司有较强的动机披露内部控制信息；在海外上市、总资产规模大、控制人为国有和规模排名靠前的上市公司，也有一定强度的内部控制信息披露动机的结论。具体情形详见表1。

从表1中不难看出，相关关系表与结论的错配原因在于：原文中相关系数表是由相关分析时采用SPSS相关分析默认的缺失值剔除法及假设测验方法(注:对假设测验方法选择的说明：由于研究进行假设测验时并不能事先预知否定区在左尾还是在右尾，故应选用双尾测验（也称双尾概率法）。笔者试着选用单举剔除缺失值法/单尾测验方法针对原文的数据进行相关分析，其结果为：海外上市（FL）、总资产（LNA）、当年外部审计意见（06AO）、盈利能力（ROA）等4个变量与披露程度（VD）在1%的显著性水平上显著相关；外部审计是否为“四大”（EXA）、控制人类型（CT）、独立董事工作地点（PD）、公司规模排名（SCA）等4个变量与披露程度（VD）在5%的显著性水平上显著相关。当然，必须补充强调的是，按照这种方法得出的结论也是基于剔除缺失值之后所剩余的309家公司的数据，与全部样本数量（828）相差较大。)（双举剔除缺失值法/双尾检验）生成的表格（见表2），而原文结论是笔者根据在分析时改变了缺失值剔除法生成的表格（见表3）作出的。

改变缺失值的剔除法对研究结论产生了较大的影响，笔者认为应从分析缺失值剔除法的区别入手，辨析究竟何种结论更为合理。

单举剔除缺失值法（exclude cased listwise）表示如果某个观测值的所有分析变量中只要有一个带有缺失值，这个观测值就不参与分析。在表3中，剔除缺失值后剩余的样本数量仅为309个。双举剔除缺失值法（exclude cased pairwise）表示在计算两个变量的协方差或相关系数时，只把这两个变量中带有缺失值的观测值删除，即如果一个观测值正在进行相关系数计算的变量中没有缺失值，则即使其他变量中有缺失值，也不影响它参与计算。在表2中，对于每个变量而言，剔除缺失值后剩余的样本数量见“N”行的列示。总体而言，与全部样本数量（828）相差不大。

从研究的目标上看，原文中的相关分析是分析各个变量彼此之间的相关关系，如果某个观测值中某变量缺失，并不影响其他变量间的相关关系分析，而且从充分利用数据的角度，相关分析应该选用双举剔除缺失值法/双尾检验法。所以笔者认为根据原文相关关系表（双举剔除缺失值法/双尾检验）得出的结论更能充分反映基于全部样本的变量间的相关关系。毋庸讳言，这种倾向对于其他类似研究也有很强的借鉴意义。因此，更为合理的研究结论应报告为：海外上市、资产规模大和外部审计为“四大”会计师事务所的上市公司，其内部控制信息披露程度显著地较为详尽；2006年境内审计结果为标准无保留意见、监事总规模较大和公司规模排名靠前的上市公司，其内部控制信息披露程度也在一定程度上比较详尽。

笔者认为，在经过分析、得出上述研究结论的同时，也应注意到，公司的总规模越大，监事人数一般也就越多，尽管原文中多重共线性诊断部分没有发现严重的共线问题（在回归分析时不用剔除这一变量），但根据研究结论，资产规模大、监事会人数多的公司披露内部控制信息情况较好。显然，国内上市公司监事总规模与内部控制信息披露情况的关系，以及国内上市公司的监事会在监督内部控制信息披露的情况时能否起到应有的作用，还有待进一步研究，难以定论。

二、关于外部审计意见类型的选择年度问题

原文在对2006年上市公司内部控制信息披露情况与外部审计意见的类型相关程度进行研究时，着重研究了上市公司内部控制信息披露情况与2006年审计意见（06AO）的相关关系；但2006年上市公司内部控制信息的披露情况是否与2005年的外部审计意见相关，原文并未加以分析。

按照常理推测，会计师事务所在对上市公司进行外部审计时惧怕作假后吊销执照，所以在一般情况下都会坚持审计独立性。在注册会计师认为上市公司年度报告真实、公允和可靠时，他们会出具标准无保留意见；而在外部审计出具非标准无保留意见时，就证明上市公司出现了某些问题。目前，国内外对审计意见和公司信息披露之间关系的相关研究结论主要有：审计意见与盈余公告信息披露的时间具有显著的关联关系[2-3-4-5]。外部审计出具了标准无保留审计意见的公司较得到非标准无保留意见的公司披露其年度报告更及时[6]。经营业绩较好的上市公司，注册会计师会出具标准无保留审计意见，此类公司也愿意对外披露内部控制信息[7]。这些研究结论也大多是在分析当年审计意见与信息披露之间相关关系的基础上得出的。

就本项研究而言，在当年审计意见与信息披露之间的相关关系中，由于审计意见一般在公司编报和披露之后，因而似可理解为披露充分的公司倾向于能够得到标准无保留审计意见，这个道理比较直白。实际上，上一年度审计意见在当年信息披露之前，研究二者的相关关系也有一定意义。二者如果显著相关，可能意味着“诚实的公司至少在短期内有充分披露的惯性”，或者可以理解为“上一年度获得标准无保留意见可能意味着公司内部控制不存在重大缺陷，而内部控制不存在重大缺陷的公司更倾向于充分披露内部控制信息”。如果潜在的道理主要指向后者的话，那么针对披露出来的内部控制的研究就可能面临严重的自我选择风险了。

本文在原文基础上引入上一年度的外部审计意见这一变量，对2006年上市公司内部控制信息的披露情况与2005年的外部审计意见（05AO）的相关性进行了分析，发现二者相关系数在1%的显著性水平上统计显著（见表4）。而2006年的外部审计意见与2006年上市公司内部控制信息的披露情况相关系数在5%的显著性水平上统计显著。可见，当上一年度外部审计出具了标准无保留意见时，上市公司有较强的动机披露公司的内部控制情况，而且上一年度的外部审计意见与上市公司内部控制信息披露情况的相关程度，要高于当年外部审计意见与上市公司内部控制信息披露情况的相关程度。

三、对盈利能力与信息披露相关关系理论分析的补充

如表1所示，如果采用单举剔除缺失值法/双尾检验方法（即如原文报告的研究结论），公司盈利能力（ROA）与披露程度（VD）在1%的显著性水平上显著相关。尽管如原文所述，它由于剔除的观测值过多，并不构成针对828家样本公司最合理的结论，但是至少对于剔除后的309家样本公司而言具有一定的意义。为此，本文试图补充有关盈利能力与信息披露相关关系方面的理论分析。

根据契约理论，高盈利的公司管理层有更高的积极性对外披露信息，为维持他们的地位、声誉和薪酬安排而提供理由。信号理论也有类似的解释――业绩较好的公司将自愿披露更多信息，以使市场正确评价其盈利水平，从而吸引更多的资本，或避免市场低估股票的价值 [8]。公司只会披露对自己有利的信息，而不会披露对自己不利的信息 [9]。而实证研究的结果与上述理论预期相一致，Mark H． Lang 和Russell J． Lundholm 根据1985―1989年间公司信息披露的评分，研究影响企业自愿性信息披露的因素，实证结果发现：绩效越好的公司其披露的评分等级越高[10]。J． J． Forker 选择了多伦多证券交易所上市的80家最大的上市公司进行实证研究得出结论：业绩因素会促进上市公司自愿披露更多的信息[11]。Gregory S． Miller 也发现随着公司盈利水平的提高，公司的信息披露水平也会相应提高[12]。我国学者乔旭东的实证研究得出结论：中国上市公司信息自愿性披露程度与公司盈余业绩呈相关关系[13]。

四、关于公司规模排名（SCA）与总资产（LNA）的共线性问题

原文中，采用了Wind金融服务终端提供的公司规模排名指标，作为公司规模排名（SCA）变量进行分析。该指标主要依据公司资产（亿元）、总股本和员工人数，这与总资产的自然对数（LNA）变量在一定程度上重叠。在相关分析中，公司规模排名变量与总资产自然对数变量存在显著的相关关系（见原文表4，二者在1%的显著性水平上显著相关）。尽管在回归系数估计及其显著性检验（解释变量强制进入）中（见原文表5，表6，表7），并未发现研究模型具有严重的多重共线性，但公司排名变量在回归分析时应被剔除，在研究中进行向后选择法对变量进行筛选，公司规模排名这一变量也较早被筛选出研究模型。

五、对沪市上市公司遵循《指引》情况及相关反应的进一步分析

原文研究表明，从沪市公司2006年年报反映的情况看，完全遵循《指引》的公司屈指可数。为此，有必要对此展开分析，并追踪交易所和监管机构的应对措施。

上海证券交易所的《指引》于2006年6月5日，要求上市公司自2006年7月1日起施行。时间与规定施行时间仅有一个月的间隔，与上市公司提供年报的时间间隔也仅有半年左右。大多数公司可能没有充足的时间来进行合规披露的准备工作，这或许是导致在《指引》实施的第一年只有极少数公司合规披露了内部控制信息的主要原因。

目前，在上海证券交易所和证监会的网站上并未发现针对上市公司在2006年年度报告中对内部控制信息披露合规情况的调查分析、惩罚措施或对策建议等内容。笔者推测其原因可能有二：第一，上海证券交易所和中国证监会考虑到上市公司遵循《指引》的准备时间过短，故在第一年暂不对未合规披露的上市公司进行处罚；第二，就《指引》本身而言，其涵盖面广，但详细程度还较欠缺；同时，并没有提供给上市公司与《指引》配套的应用指南，上市公司遵循《指引》在操作上还有一定难度。

相比之下，美国对上市公司管理层进行内部控制评价、披露的要求与指导进程比较合理。作为安然等一系列事件之后的应对措施，2002年6月18日美国国会参议院银行委员会通过会计改革法案――《2002上市公司会计改革与投资者保护法案》，2002年7月25日美国众议院、参议院通过此议案，并由布什总统在2002年7月30日签署成为正式法律，称作《2002年萨班斯―奥克斯利法案》（The Sarbanes-Oxley Act of 2002，SOX法案）。SOX法案第404节就上市公司管理层对内部控制的评价和披露提出了强制性要求。在SOX法案颁布之后，美国证券交易委员会（SEC）制定的规则和相应的监管措施，对于上市公司的公司治理、内部控制起到了指导和推进作用； 2003年6月SEC最终规则要求每一个美国或非美国证券发行人的管理层要在发行人CEO、CFO的参与下，在财务报告内部控制报告和交易法案定期报告中评价发行人每一财务年度末财务报告内部控制的有效性，此外，还要求公司的年度报告要包括管理层的一个内部控制报告。根据SOX法案以及SEC规则的要求，2004年3月，美国公众公司会计监督委员会（Public Company Accounting Oversight Board，PCAOB）了《审计准则第2号――与财务报表审计一起实施的财务报告内部控制的审计》（AS 2），并于2004年6月获得SEC的批准，适用于SOX法案所要求的财务报告内部控制的审计。2007年6月12日，PCAOB又了《审计准则第5号》（AS 5），取代了前述的AS 2。尤其值得一提的是，对于美国本土的公众公司而言，第404节的实际执行留有较长的准备期间；对于在美国上市的外国公司而言，执行的时间更是一推再推。

综上所述，笔者建议中国证监会和上海、深圳证券交易所可借鉴美国经验，对上市公司内部控制信息披露规则进行详细讲解、指导，留足必要的准备、适应期间，同时加紧制定和完善注册会计师执行上市公司内部控制自我评价报告鉴证业务的相关准则和指南。这样，不但可以使上市公司和注册会计师在内部控制信息披露及鉴证方面有章可循、有据可依，便于操作，还能在一定程度上节省上市公司和会计师事务所的遵循成本。

参考文献：

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