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淺談非清潔內(nèi)控審計(jì)畢業(yè)論文
一、研究動機(jī)與問題的提出
2010 年我國《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》出臺后，上市公司除了需要進(jìn)行年度財(cái)務(wù)報表審計(jì)(以下簡稱財(cái)報審計(jì))外，還需普遍進(jìn)行內(nèi)部控制審計(jì)。2011—2013 年間，共有85 家公司收到了“非清潔”的內(nèi)控審計(jì)意見①，其中38 家公司同時收到了“非清潔”財(cái)報審計(jì)意見，47 家公司則收到了“清潔”的財(cái)報審計(jì)意見。以往文獻(xiàn)顯示，當(dāng)公司收到“非清潔”財(cái)報審計(jì)意見時，市場能夠做出顯著的負(fù)反應(yīng)(Chen 等，2000;李增泉，1999)。但如果公司收到了“清潔”的財(cái)報審計(jì)意見，而僅僅在內(nèi)控審計(jì)中收到“非清潔”意見，對于投資者而言可能是相對新生的事物，市場將如何反應(yīng)，尚無經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。
從理論上講，如果上市公司收到了“非清潔”的內(nèi)控審計(jì)意見，通常意味著公司存在明顯的內(nèi)控缺陷。這些內(nèi)控缺陷對財(cái)務(wù)報表審計(jì)的含義在于，它們可能伴隨著較低的財(cái)務(wù)報告質(zhì)量(如Doyle 等，2007b;Ashbaugh睸kaife 等，2008)，并更有可能導(dǎo)致財(cái)務(wù)報表發(fā)生重大錯報，因此投資者有理由對“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見作出負(fù)向反應(yīng)。另一方面，DeFond 和Zhang (2014)指出，“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見可能并不必然意味著財(cái)務(wù)報表存在錯報，相反可能說明審計(jì)師發(fā)現(xiàn)并報告了“本可能會導(dǎo)致錯報的內(nèi)控缺陷”，并且向市場傳遞了內(nèi)部控制有所改進(jìn)的信號，因此“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的市場反應(yīng)方向并不明確。
在我國， “非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的市場反應(yīng)也引發(fā)過媒體的關(guān)注。比如，上海家化(600315)在2013 年年度財(cái)務(wù)報表審計(jì)中收到標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的同時收到了否定意見的內(nèi)控審計(jì)報告，但是，“作為2014 年公布的第一份否定意見內(nèi)控審計(jì)報告，值得注意的是，上海家化股票并未受此影響下跌，反而高開高走”，媒體甚至提出“否定意見內(nèi)控審計(jì)報告其實(shí)沒那么可怕”。
為此，我們的思路是先分析當(dāng)公司僅僅在內(nèi)控審計(jì)中收到“非清潔”意見時，是否意味著財(cái)務(wù)報告可靠性存在問題。以此為基礎(chǔ)，再識別和評價股票市場對“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的反應(yīng)。鑒于針對內(nèi)控審計(jì)意見的投資者認(rèn)知的證據(jù)尚十分有限(DeFond 和Zhang，2014)，我們基于資本市場檔案數(shù)據(jù)的研究有助于拓展該主題的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)，并回應(yīng)了媒體對資本市場新問題的關(guān)注。
二、制度背景與文獻(xiàn)回顧
美國在2002 年頒布的《薩班斯—奧克斯利法案》404 條款提出對與財(cái)務(wù)報告有關(guān)的內(nèi)部控制之有效性進(jìn)行審計(jì)的要求。我國財(cái)政部等部門和監(jiān)管機(jī)構(gòu)自2008 年以來先后發(fā)布了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》等一系列規(guī)定，其中2010 年《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》(包括內(nèi)部控制應(yīng)用、評價和審計(jì)指引)要求上市公司和非上市大中型企業(yè)應(yīng)當(dāng)對內(nèi)部控制的有效性進(jìn)行自我評價，同時應(yīng)聘請會計(jì)師事務(wù)所對財(cái)務(wù)報告內(nèi)部控制的有效性進(jìn)行審計(jì);注冊會計(jì)師應(yīng)當(dāng)對財(cái)務(wù)報告內(nèi)部控制的有效性發(fā)表審計(jì)意見。相應(yīng)地，我國上市公司通常需要同時進(jìn)行兩類審計(jì)：財(cái)務(wù)報表審計(jì)和內(nèi)部控制審計(jì)。財(cái)務(wù)報表審計(jì)對財(cái)務(wù)報表是否按照會計(jì)準(zhǔn)則編制發(fā)表意見，而內(nèi)控審計(jì)則要求對與財(cái)務(wù)報告相關(guān)的內(nèi)部控制的設(shè)計(jì)和運(yùn)行有效性發(fā)表審計(jì)意見，因此財(cái)報審計(jì)和內(nèi)控審計(jì)在目標(biāo)上既有聯(lián)系，又存在明顯區(qū)別。
以往研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，在我國股票市場中，投資者能夠?qū)ι鲜泄驹谪?cái)報審計(jì)中收到的“非清潔”審計(jì)意見做出顯著負(fù)向的股價反應(yīng)(Chen 等，2000;李增泉，1999)。但是，當(dāng)上市公司同時進(jìn)行財(cái)報審計(jì)和內(nèi)控審計(jì)時，還可能收到“非清潔”的內(nèi)控審計(jì)意見。由于內(nèi)控審計(jì)在我國資本市場的起步較晚，投資者面對“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見，特別同時伴隨著“清潔”的財(cái)報審計(jì)意見時可能尚未形成充分的理解。
基于發(fā)達(dá)資本市場的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)顯示，內(nèi)部控制不可信賴的公司規(guī)模相對更小，更年輕，面臨更高的破產(chǎn)風(fēng)險(Ashbaugh睸kaife et 等，2007;Doyle 等，2007a)，并且伴隨著更差的盈余質(zhì)量(Doyle 等，2007b;Ashbaugh睸kaife 等，2008)。這些特征可能成為投資者在股票交易決策中的參考因素。從這個角度出發(fā)，一些研究發(fā)現(xiàn)“非清潔”的內(nèi)控審計(jì)意見伴隨著顯著的負(fù)面市場反應(yīng)(如Ashbaugh睸kaife等，2009)。然而，由于“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見可能并不必然意味著財(cái)務(wù)報表重大錯報的發(fā)生，而主要說明審計(jì)師發(fā)現(xiàn)了本可能會導(dǎo)致重大錯報的內(nèi)控缺陷，因此有可能向市場傳遞了內(nèi)部控制改進(jìn)、內(nèi)控審計(jì)獨(dú)立的信號，從而“非清潔”內(nèi)控審計(jì)的市場反應(yīng)可能并不必然為負(fù)(DeFond 和Zhang，2014)。比如，Beneish 等(2008)發(fā)現(xiàn)，股價與遵照薩班斯法案404 條款審計(jì)的內(nèi)控重大缺陷披露之間并無顯著相關(guān)關(guān)系。相應(yīng)地，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于投資者對“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的市場反應(yīng)研究缺乏一致的結(jié)論。
關(guān)于內(nèi)控審計(jì)意見的經(jīng)濟(jì)后果，國內(nèi)文獻(xiàn)同樣較為有限。方紅星等(2013)發(fā)現(xiàn)，在我國債券市場中，上市公司披露正面意見的內(nèi)部控制鑒證報告能夠向外界釋放高信息質(zhì)量的信號，降低投資者面臨的信息風(fēng)險，從而使公司債券獲得較低的信用利差。張繼勛等(2011)的實(shí)驗(yàn)證據(jù)顯示，內(nèi)控審計(jì)意見的不同類型會影響投資者對財(cái)務(wù)報表重大錯報風(fēng)險的感知及其投資可能性。進(jìn)一步地，張繼勛和何亞南(2013)的實(shí)驗(yàn)證據(jù)發(fā)現(xiàn)，與收到“清潔”的內(nèi)控審計(jì)意見相比，如果公司的內(nèi)控審計(jì)收到了否定意見，則降低了個體投資者對公司收到的“清潔”財(cái)報審計(jì)意見的信心。基于上述文獻(xiàn)回顧可見，關(guān)于我國股票市場投資者如何對“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見做出反應(yīng)，仍缺乏較為系統(tǒng)的檔案式證據(jù)。
三、“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的財(cái)報質(zhì)量含義
考察和評價“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的股票市場反應(yīng)的一個重要前提是，投資者應(yīng)當(dāng)如何做出反應(yīng)？如果一家公司僅僅在內(nèi)控審計(jì)中收到“非清潔”意見，而該意見并不意味著公司財(cái)務(wù)報告質(zhì)量低下，甚至如果還意味著內(nèi)部控制改進(jìn)、內(nèi)控審計(jì)獨(dú)立，投資者自然沒有必要做出負(fù)面的反應(yīng)。但如果公司僅收到“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見仍然意味著財(cái)務(wù)報告不可靠，那么投資者的理性反應(yīng)是對該新信息做出負(fù)面反應(yīng)。
四、“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的市場反應(yīng)
(一)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>
與財(cái)報審計(jì)意見類似，內(nèi)控審計(jì)意見也在上市公司的年度報告中專項(xiàng)披露。因此我們以公司年報公告日作為事件日，度量事件日附近的累計(jì)超額股票回報率。參照以往文獻(xiàn)(如Chen 等，2000)，我們采用市場模型計(jì)算股票超額收益率：Rij t = αij + βijRmjt + εij t (2)其中Rij t為公司i 第j 年年報發(fā)布日周圍第t 個交易日的回報;Rmjt為公司i 第j 年年報發(fā)布日周圍第t個交易日對應(yīng)的市場回報，上述股票回報均為考慮現(xiàn)金股利投資之后的股票回報率。在計(jì)算超額回報率時，估計(jì)期間為[-150， -30]，且要求每個觀測至少有100 個交易日數(shù)據(jù)。接下來將市場模型計(jì)算出的殘差值作為公司股票超�；貓驛Rit，并在[-1， +1]共3 個交易日的時間窗口內(nèi)進(jìn)行累計(jì)，計(jì)算出公司i 第j 年年報公布日附近的累計(jì)超額回報CARij：CARij = (Rij t - αij - βijRmjt) (3)為了檢驗(yàn)公司年報公布日附近“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的市場反應(yīng)，借鑒Chen 等(2000)的研究設(shè)計(jì)，估計(jì)如下模型(4)： CARij = α0 + α1 MOD_ ICONLYij + α2△ Eij矼OD_ ICONLYij + α3 MOD_ FAij + α4△ Eij MOD_ FAij + Controls + εij (4)其中CARij為公司i 第j 年年報公布日附近3 個交易日內(nèi)的累計(jì)超額回報率。模型(4)中△ Eij為公司i 的財(cái)務(wù)業(yè)績(以凈資產(chǎn)收益率度量)從第j1 年到第j 年的變動。以往研究表明，在我國股票市場中“非清潔”的財(cái)報審計(jì)意見具有明顯的負(fù)向市場效應(yīng)，因此為了排除財(cái)報審計(jì)意見的潛在干擾，需要將公司收到“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的情形單獨(dú)分離出來，因此在納入MOD_ ICONLYij的基礎(chǔ)上還納入MOD_ FAij，以控制“非清潔”財(cái)報審計(jì)意見伴隨的市場反應(yīng)。除了考察“非清潔”意見本身的截距效應(yīng)，還納入業(yè)績變動(△Eij)與“非清潔”意見(MOD_ ICONLYij或MOD_ FAij)的交互項(xiàng)。研究中以內(nèi)控審計(jì)和財(cái)報審計(jì)均收到標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的觀測作為參照組，對模型(4)進(jìn)行最小二乘法回歸。參照Chen 等(2000)，模型(4)還控制了年報中同時披露的、可能引起股價負(fù)向變動的重大事項(xiàng)，包括管理層變更(MGMTCHGij取1 時表示年報中披露了董事長或總經(jīng)理變更，否則取0)、法律訴訟或仲裁(LAWSUITij取1 時表示年報中披露了訴訟或仲裁事項(xiàng)，否則取0)以及現(xiàn)金股利減少(DIVDECRij取1時表示年報中宣布的現(xiàn)金股利少于上年發(fā)放水平，否則為0)。此外，還控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)。為了緩解市場超額回報率的潛在度量誤差，還使用市場調(diào)整模型計(jì)算日超額回報率(ARij = Rij t - Rmjt)，相應(yīng)計(jì)算的累計(jì)超額回報率作為因變量的替代變量。
(二)單變量分析
圖1 展示了[-2， +2]窗口內(nèi)各個交易日的累計(jì)超額回報，縱坐標(biāo)表示累計(jì)超額回報在各個樣本組的均值。其中MOD_ ICONLY 代表僅內(nèi)控審計(jì)收到“非清潔”意見、財(cái)報審計(jì)收到“清潔”意見的公司材甓裙鄄庾;MOD_ FA 代表財(cái)報審計(jì)收到“非清潔”意見的公司材甓裙鄄庾;參照組則為內(nèi)控審計(jì)和財(cái)報審計(jì)均收到“清潔”意見的公司材甓裙鄄庾欏Ｍ1 顯示，當(dāng)財(cái)報審計(jì)收到“非清潔”意見時，股票市場投資者在年報公布日附近作出了明顯的負(fù)向反應(yīng)，這與Chen 等(2000)的發(fā)現(xiàn)一致。MOD_ICONLY 組的股票市場反應(yīng)明顯不如MOD_ FA 組那么負(fù)面，介于MOD_ FA 組與參照組之間。表3 進(jìn)一步列示了CAR [-1， + 1]的描述性統(tǒng)計(jì)及組間比較結(jié)果。表3 顯示，對于財(cái)報審計(jì)收到“非清潔”意見的觀測組(MOD_ FA 組)，CAR 的均值和中位數(shù)均顯著小于參照組(p<0 01);而對于僅內(nèi)控審計(jì)收到“非清潔”意見的觀測組(MOD_ ICONLY 組)，CAR 的均值和中位數(shù)與參照組之間均不存在顯著差異
(三)多元回歸結(jié)果
表4 同時列示了基于市場模型和市場調(diào)整模型計(jì)算的累計(jì)超額回報作為因變量時的模型(4)多元回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，MOD_ FAij的系數(shù)以及△Eij MOD_ FAij的系數(shù)均顯著小于零(p < 0 01 或<0 05)，意味著在我國股票市場中，“非清潔”財(cái)報審計(jì)意見總體上具有顯著的市場負(fù)反應(yīng)，而且還伴隨著顯著更低的盈余反應(yīng)系數(shù)。這些結(jié)果與以往文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)一致(Chen et al ，2000)。相比之下，MOD_ ICONLYij的系數(shù)與零無顯著差異，△ Eij MOD_ ICONLYij的系數(shù)也與零無顯著差異。這意味著股票市場投資者對于僅內(nèi)控審計(jì)收到“非清潔”意見的公司并沒有做出顯著的負(fù)反應(yīng)，也沒有顯著弱化對業(yè)績變動的信心。對于模型的控制變量，△Eij的系數(shù)總體上顯著為正，意味著對于財(cái)報審計(jì)和內(nèi)控審計(jì)均收到“清潔”意見的公司，業(yè)績增加越多，市場反應(yīng)越好。管理層變更總體而言引發(fā)了負(fù)面的市場反應(yīng)。基于DeFond 和Zhang (2014)的討論，投資者缺乏顯著的負(fù)反應(yīng)，有可能是因?yàn)椤胺乔鍧崱眱?nèi)控審計(jì)意見并不伴隨著低下的財(cái)務(wù)報告可靠性;另一種可能則是“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見伴隨著低下的財(cái)務(wù)報告可靠性，但市場由于缺乏認(rèn)知而未反應(yīng)不足。表2 的證據(jù)已經(jīng)排除了第一種解釋，因此將表4 的證據(jù)解讀為投資者對僅收到“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的公司沒有做出充分的反應(yīng)。五、對“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的細(xì)分測試表2 顯示僅收到“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的公司伴隨著當(dāng)期和下期顯著更高的虛假財(cái)務(wù)報告概率。一個競爭性的解釋是，這主要是由收到了嚴(yán)重負(fù)面的內(nèi)控審計(jì)意見的公司導(dǎo)致的，而僅收到帶強(qiáng)調(diào)事項(xiàng)段無保留的內(nèi)控審計(jì)意見可能并不會伴隨著更高的虛假財(cái)務(wù)錯報概率，因此市場投資者也沒有必要對后者做出負(fù)面反應(yīng)。為了檢驗(yàn)該競爭性解釋，我們將34 例“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見樣本觀測分為6 例否定意見觀測(設(shè)置MOD_ ICONLY_ ADVij = 1)和28 例帶強(qiáng)調(diào)事項(xiàng)段無保留意見觀測(設(shè)置MOD_ ICONLY_EMPij =1)，并用兩個新設(shè)的虛擬變量替換模型(1)中的MOD_ ICONLYij。未列報的結(jié)果顯示，當(dāng)因變量為當(dāng)期虛假財(cái)務(wù)報告概率(FRAUDij)時，MOD_ ICONLY_ ADVij和MOD_ ICONLY_ EMPij的系數(shù)分別為2 626 (p <0 01)和0 886 (p < 0 10);當(dāng)因變量為下一期虛假財(cái)務(wù)報告概率(FRAUDij + 1)時，MOD_ ICONLY_ ADVij和MOD_ ICONLY_ EMPij的系數(shù)分別為1 293 (p >0 10)和1 394 (p < 0 01)。這意味著，即使是僅收到帶強(qiáng)調(diào)事項(xiàng)段無保留內(nèi)控審計(jì)意見的公司，仍伴隨著較為低下的財(cái)務(wù)報告質(zhì)量，投資者的理性反應(yīng)應(yīng)當(dāng)是負(fù)面的。
在表4 中，我們沒有觀察到僅收到“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的公司伴隨著顯著的市場負(fù)反應(yīng)。一個競爭性的解釋是，收到了嚴(yán)重負(fù)面的內(nèi)控審計(jì)意見的公司可能會伴隨著顯著負(fù)面的市場反應(yīng)，只是由于“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見樣本包含了更多的帶強(qiáng)調(diào)事項(xiàng)段無保留意見觀測(而后者伴隨的市場反應(yīng)可能不明顯)。為了檢驗(yàn)該競爭性解釋，我們將此前設(shè)置的MOD_ ICONLY_ ADVij和MOD_ ICONLY_ EMPij替換模型(4)中的MOD_ ICONLYij。未列報的結(jié)果顯示，兩個新設(shè)的虛擬變量及其與△Eij的交互項(xiàng)均與零無顯著差異，其中MOD_ ICONLY_ ADVij及其與△Eij的交互項(xiàng)系數(shù)符號甚至為正。這意味著即使是收到了嚴(yán)重負(fù)面的內(nèi)控審計(jì)意見的公司，市場也沒有明顯負(fù)反應(yīng)。
五、結(jié)論與討論
本文利用我國A 股市場2011—2013 年的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了投資者對“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的股價反應(yīng)。分析顯示，僅僅在內(nèi)控審計(jì)中收到“非清潔”意見的公司伴隨著當(dāng)期和未來一期顯著更高的財(cái)務(wù)舞弊概率，但它們在年報公布日附近并未遭受顯著的市場負(fù)反應(yīng)。這意味著股票市場投資者對“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見的市場反應(yīng)尚不充分。
值得進(jìn)一步思考的是，“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見伴隨著更高的財(cái)務(wù)報表重大錯報概率，然而審計(jì)師卻沒有在財(cái)報審計(jì)意見中充分揭示這一信息。我們固然可以將其解釋為審計(jì)師在內(nèi)控審計(jì)中認(rèn)為發(fā)現(xiàn)的內(nèi)控問題尚不足以危及財(cái)務(wù)報表整體的公允性。另一種可能的解釋則是，市場和監(jiān)管者對于“非清潔”財(cái)報審計(jì)意見較為熟悉和關(guān)注，因此管理層更希望規(guī)避“非清潔”財(cái)報審計(jì)意見;當(dāng)傳統(tǒng)的財(cái)報審計(jì)基礎(chǔ)上新增了內(nèi)控審計(jì)業(yè)務(wù)時，在理論上審計(jì)師可以通過“‘清潔’財(cái)報審計(jì)意見+ ‘非清潔’內(nèi)控審計(jì)意見”的組合形式為管理層提供一定的“便利”，同時至少在一類業(yè)務(wù)上出具“非清潔”意見也可以較好地緩解自身法律責(zé)任。本文在市場反應(yīng)方面的證據(jù)(即我國股票市場中“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見并未伴隨顯著的市場負(fù)反應(yīng)，而“非清潔”財(cái)報審計(jì)意見伴隨著顯著的市場負(fù)反應(yīng))支持審計(jì)師在兩類審計(jì)業(yè)務(wù)中“選擇性”出具“非清潔”意見的理論假說;當(dāng)然，該假說是否成立，還有待于進(jìn)一步的檢驗(yàn)。此外，未來的研究還可進(jìn)一步考察其他信息使用者(如銀行債權(quán)人、分析師)對“非清潔”內(nèi)控審計(jì)意見作何理解和反應(yīng)。
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