【作　　者】
李银香（副教授），王子腾

【作者单位】
湖北工业大学经济与管理学院，武汉430068

【摘　　要】

 【摘要】近年来兴起的内部控制审计是对被审计单位内部控制设计是否合理、是否运行以及是否有效进行鉴定的一种审计类型，旨在通过对企业预防财务风险的程序进行审核，识别出与产生财务风险有关的程序缺陷，促使公司管理层及时修正这些可能导致严重后果的缺陷，从而从源头上防范和控制管理层舞弊和财务风险产生的可能性。本文通过研究内部控制审计与审计质量的相关性发现：在年报中公布内部控制审计报告的企业比未公布内部控制审计报告的企业具有更低的盈余管理水平，审计质量更高；内部控制审计意见为标准意见的企业比其他意见的企业具有更低的盈余管理水平，审计质量更高。
【关键词】内部控制审计；审计质量；财务报表
【中图分类号】F239           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）18-0111-4自我国加入世界贸易组织（WTO）以来，我国会计信息鉴证服务市场对外开放逐步向纵深发展，会计服务市场的国际化促使我国广泛关注在英美等国盛行的内部控制审计。近年来，我国内部控制从自愿审计阶段向强制审计阶段演变。现行制度要求沪深两市主板上市企业必须实行内部控制审计，并逐步向其他板块的企业推广。与此同时，国家也开始提倡采用新的审计模式，将财务报表和内部控制联合在一起实施审计。内部控制审计作为一项新兴的法定鉴证业务，与财务报表审计质量是否具有关联性？这一问题已经引起了社会高度的重视。本文选取2013 ~ 2014年沪市制造业的企业作为研究对象，运用截面修正琼斯模型，对其展开研究。
一、研究设计
（一）研究假设
从外部环境分析，现阶段我国只对少数企业有必须披露内部控制审计报告的要求，而对于其他大多数企业则没有强制性规定。如果企业的内部控制存在缺陷，内部控制审计报告往往可以将缺陷反映出来，此时披露内部控制审计报告会影响公司的整体声誉，没有被强制性法律限制的企业可能会选择不披露相关报告。因此，如果公司可以在不受限制的条件下自行公布内部控制审计报告，一方面，说明企业重视内部控制并对其有效性持乐观态度，认为其内部控制制度健全并得到有效运行，故敢于将相关信息展示给外界；另一方面，公司自愿接受内部控制审计并披露相关报告，说明公司管理层愿意接受外界的监督，以使公司内部控制制度的有效性进一步得到提升。健全有效的内部控制制度能有效地预防财务报表错报和舞弊，从而提高财务报表的质量。因此，上市公司通过充分、及时地披露相关信息，会向外部信息使用者传递以下信息：企业内部控制运行正常，或者目前的内部控制可能存在一定的缺陷，但企业在向好的方向发展。
另外，审计师出具有效的内部控制审计报告需要对企业的内部控制情况做出严格评估，并且规范企业的相关内部控制，上市公司披露内部控制审计报告则侧面说明了企业愿意接受社会的监督，会从主观上避免企业财务造假行为的发生，提供真实合法的财务报表，这为注册会计师出具高质量的财务报表审计报告打下了基础，进而提高了财务报表审计质量。因此，本文提出假设1：
假设1：在年报中公布内部控制审计报告的企业比未在年报中公布内部控制审计报告的企业具有更高的审计质量。
通常来说，有效的内部控制包括设立一套健全的防范风险的制度，且制度得到了有效的执行。有效的内部控制一方面可以避免财务舞弊和差错的发生；另一方面，能在一定程度上减小管理层未发现相关问题的可能性。因此，注册会计师可以利用内部控制管理部门的工作成果来减少其工作量，以提高其审计工作的效率。当审计师对内部控制给予肯定意见时，说明他们可以较高程度地保证该控制制度设计的合理性和运行的有效性。健全有效的内部控制制度能够减少企业出现重大舞弊和差错的行为，降低财务报表出现重大问题的可能性。因此，审计师可以更高程度地保证其出示审计意见的准确性，高质量的财务报表审计报告也更容易形成。反之，如果没有被审计师给予肯定，则说明企业的内部控制没有起到应有的作用，或者说内部控制有待进一步完善，企业出现舞弊的可能性增大，审计发生错误的可能性增加，其可信度降低，审计师出具高质量审计报告难度也加大。因此，本文提出假设2：
假设2：在年报中公布的内部控制审计意见是标准意见的企业比获得其他意见的企业具有更高的审计质量。
（二） 变量选取与模型设计
1. 被解释变量的选取。审计质量不便直接测量，需要用替代指标来测量，盈余管理是较为常见的替代指标。盈余管理就是对企业利润进行管理，它是指企业在一段时间内刻意对交易和报表进行调节而取得的利润，一般可以用可操控应计利润进行度量。经过审计之后的盈余管理水平可以很好地衡量报表审计质量，它们之间是一种反向替代关系。这是目前认可范围较广的一种审计质量评估方法，本文拟使用可操控应计利润衡量盈余管理，运用截面修正琼斯模型计算可操控应计利润，具体模型如下：
NDAt=α1（1/At-1）+α2［（△REVt-△RECt）/At-1］+
α3（PPEt/At-1） （1）
α1、α2、α3的取值可以根据以下模型确定：
TAt/At-1=α1（1/At-1）+α2［（△REVt-△RECt）/At-1］+
α3（PPEt/At-1）+εt （2）
其中：TAt表示公司第t期净利润与经营活动现金流量的差额；NDAt表示企业第t期的非可操控应计利润；At-1表示公司第t-1期期末总资产；△REVt表示公司第t期主营业务收入和第t-1期主营业务收入的差额；△RECt表示公司第t期应收账款与第t-1期应收账款的差额；PPEt表示公司第t期期末固定资产总额；α1、α2、α3表示总样本估计特征参数；εt表示剩余项，代表可操控应计利润。
由模型（1）及模型（2）可以得出：
DAt=TAt/At-1-NDAt （3）
其中，DAt代表企业第t期的可操控应计利润。由于DA正负取值的不确定性，因此，本文使用DA的绝对值来衡量审计质量。
2. 解释变量的选取。针对假设1，本文拟通过设置虚拟变量来检验是否披露了内部控制审计报告。若公司第t期对外公布了相关报告，则取值为1，否则为0。
针对假设2，本文将通过设置虚拟变量来衡量内部控制审计意见。不带强调事项段的无保留审计意见即是本文假设2中拟讨论的标准审计意见，而其他意见都属于非标准审计意见。由于有一部分上市公司没有披露内部控制审计报告，对于这些公司的内部控制审计意见无法得知，这可能是由于公司取得的内部控制审计意见没有达到预期的结果，而导致这些企业没有对外公布内部控制审计报告，本文拟将这类公司当作获得非标准审计意见处理。如果公司内部控制得到了标准的审计意见，则将变量取值为1，否则为0。
3. 控制变量的选取。
（1）公司规模（SIZE）。公司的规模越大，越容易受到社会监督的重视。为了保持公司的声誉水平，公司可能不敢过分进行盈余管理，该数值有可能会变低。本文拟对总资产取自然对数，用以衡量公司规模。预计公司规模与盈余管理绝对值负相关。
（2）总资产收益率（ROA）。总资产收益率体现了公司的经营成果。无论企业的当前经营状况是否良好，都有可能对其进行操纵，进而虚增总资产收益率的数值。预计总资产收益率和盈余管理的绝对值正相关。
（3）第一大股东持股比例（DY）。第一大股东持股比例是反映公司治理情况的重要指标，该数值越高，股东越有可能通过委托代理等手段影响企业财务状况来达到个人目的。预计第一大股东持股比例和盈余管理的绝对值正相关。
（4）资产负债率（LEV）。较高的资产负债率表明企业拥有较高的财务风险，企业对报表进行粉饰的动机也就越大，从而使企业进行盈余管理的可能性增加。预计资产负债率和盈余管理的绝对值正相关。
变量的具体定义见表1：

根据假设1和假设2，本研究拟设定的基本模型如下：
|DA|=α0+α1ICAR1+α2SIZE+α3ROA+α4DY+α5LEV+ε （4）
|DA|=α0+α1ICAR2+α2SIZE+α3ROA+α4DY+α5LEV+ε （5）
其中：α0为常量；α1 ~ α5是回归系数；ε是误差项。
（三）样本选取和数据来源
本文拟选取2013 ~ 2014年沪市制造业的1130个上市公司为研究对象。首先剔除ST等数据存在异常的42个公司样本；其次，本文剔除沪市在2013年及以后IPO的168个公司样本，最终选取了2013 ~ 2014年的样本个数总计920个。数据全部来源于WIND数据库。本文运用的数据统计软件是SPSS 17.0。
二、实证分析
（一）描述性统计
本文相关变量的描述性统计结果如表2所示：

通过表2各个指标的描述性统计结果可得，样本企业通过截面修正的琼斯模型计算出的盈余管理水平均值是0.1147，最小值是0.0001，最大值是1.2048，标准差是0.2494，说明大多数制造业企业盈余管理程度没有明显差距。通过表2还可看出，有85.87%的样本公司披露了内部控制审计报告，并且有81.52%的公司得到了内部控制标准审计意见。这说明多数制造业企业公布了内部控制审计报告，并且其中又有多数的内部控制审计意见为标准审计意见。
对于控制变量，样本公司取自然对数后的总资产均值是22.3523，标准差为1.2886，说明大多数企业的公司规模相差不大。样本企业总资产收益率的平均值为0.0363，标准差为0.0828，表明大部分样本企业总资产收益率差距并不大。样本公司第一大股东持股比例最大值是0.8855，最小值是0.0395，均值是0.3590，标准差是0.1526，说明不同公司的第一大股东持股比例存在着较为显著的差别。资产负债率的平均值为0.5011，标准差是0.2060，表明大多数企业的资产负债率都处在正常范围以内。
（二）相关性分析
本文变量之间的相关性分析结果如表3所示。根据表3中的分析结果，盈余管理与解释变量“内部控制审计报告披露情况”和“内部控制审计意见”均在0.01的水平上呈显著负相关关系。根据盈余管理与审计质量的反向替代性可知，审计质量与两个解释变量均在0.01的水平上呈显著正相关关系，初步验证了假设1和假设2。在控制变量方面，盈余管理与公司规模和第一大股东持股比例都呈显著负相关关系，与总资产收益率和资产负债率都呈显著正相关关系。

（二）回归分析
通过SPSS 17.0对假设1的模型进行多元回归分析，获取的统计数据如表4所示：

从模型（4）回归分析结果中可以看出，方程的调整R方是0.178，F值是40.775，说明模型的拟合优度虽然较差，但在实证中仍然可行。四个控制变量和内部控制审计报告披露情况的VIF值都只是略大于1，说明几个变量之间的多重共线性较弱。控制变量的相关方向与预计相符，除第一大股东持股比例与盈余管理不显著之外，另外三个控制变量均与盈余管理显著相关。解释变量内部控制审计报告披露情况与被解释变量盈余管理在0.01水平上呈显著负相关关系，假设1得到验证。                                                   
对假设2的模型进行多元回归分析，得到的分析结果如表5所示：

从模型（5）的实证分析结果可以看出，该回归方程的调整R方为0.188，F值为43.580。这和假设1的回归结果类似，说明虽然模型的拟合优度较差，但仍可被接受。
控制变量与解释变量内部控制审计意见的VIF值都较小，同样说明几个变量之间的多重共线性较弱。控制变量中除第一大股东持股比例与盈余管理不显著之外，其他控制变量与盈余管理都显著相关。解释变量内部控制审计意见与被解释变量盈余管理在0.01水平上呈显著的负相关关系，假设2得到验证。
（三）稳健性检验
经营活动现金流量净值（OCF）是指企业在收付实现制的前提下进行相关经营活动而产生的现金流量净额。经营活动现金流量净值的高低可以在一定程度上表明企业整体的运营状况是否良好。因此，本文将经营性现金流量净值作为第五个控制变量加入回归方程进行稳健性检验，回归结果见表6、表7：

从表6、表7可知，盈余管理仍然与内部控制审计报告披露情况和内部控制审计意见在0.01的水平上显著负相关，假设1、假设2进一步得到了验证。
四、 结论与建议
（一）结论
本文以2013~2014年沪市制造业上市公司为研究对象，对内部控制审计与审计质量的相关性进行实证研究，得出以下结论：
1. 假设1的验证说明在年报中公布内部控制审计报告的企业比未公布内部控制审计报告的企业具有更高的审计质量。这表明国家颁布相关规定强制要求企业进行内部控制审计并且自愿披露审计报告后，大部分企业能遵照国家规定披露内部控制审计报告，这促使它们注重内部控制制度的建设和执行，在一定程度上抑制了财务报表的错报和舞弊，为报表审计创造了良好的环境，从而提升了审计质量。而部分未披露内部控制审计报告的企业则有可能是因为企业缺乏全面的内部控制制度，或虽然具有相关制度，但没有很好地执行，被注册会计师出具了非标准审计意见，因而对本企业的内部控制情况进行遮掩。
2. 假设2的验证说明标准内部控制审计意见能够显著提高审计质量。究其原因，一方面可能是企业健全有效的内部控制制度能够提升审计师的工作效率，审计师通过良好的内部控制能更好地检查出企业在形成财务报表过程中存在的某些问题，从而提高审计质量。另一方面，公司取得标准内部控制审计意见说明企业的内部控制基本上有效，有效的内部控制在某种程度上可以预防管理层进行财务造假，真实公允的财务报表为财务报表审计的顺利进行打下了基础，相对比较容易获得更高质量的审计。
（二）建议
根据上述分析，为了完善内部控制审计，笔者分别针对企业监管机构和投资人提出以下建议：①随着财务信息使用者对上市公司内部控制审计重视程度的增加，企业应该充分认识到内部控制制度建设和有效实施的重要性，并充分对外公布其内部控制及审计的相关信息，以便于信息使用者做出正确决策。②监管机构应通过加强对企业内部控制审计的监督，加大对利益相关者的保护力度，逐步完善内部控制审计制度。③投资人应该重点关注企业对外公布的内部控制信息，通过分析企业内部控制的有效性来分析企业可能面临的风险，从中做出最优的决策。

主要参考文献：
卢晓宇，梁成．自愿性内部控制审计报告披露的影响因素探究［J］．中国注册会计师，2014（2）．
张龙平，陈作习．财务报告内部控制审计与财务报表审计的整合（上）［J］．审计月刊，2009（5）．
雷英，吴建友，孙红．内部控制审计对会计盈余质量的影响——基于沪市A股上市公司的实证分析［J］．会计研究，2013（11）．
李玲，陈任武．盈余管理与审计质量相关性研究述评［J］．财会通讯，2005（12）．
李淑锦，卢瑞琼．基于修正琼斯模型的盈余管理实证检验［J］．杭州电子科技大学学报，2011（1）．