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淺談非清潔內(nèi)控審計畢業(yè)論文
一、研究動機與問題的提出
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行年度財務報表審計(以下簡稱財報審計)外，還需普遍進行內(nèi)部控制審計。2011—2013 年間，共有85 家公司收到了“非清潔”的內(nèi)控審計意見①，其中38 家公司同時收到了“非清潔”財報審計意見，47 家公司則收到了“清潔”的財報審計意見。以往文獻顯示，當公司收到“非清潔”財報審計意見時，市場能夠做出顯著的負反應(Chen 等，2000;李增泉，1999)。但如果公司收到了“清潔”的財報審計意見，而僅僅在內(nèi)控審計中收到“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，尚無經(jīng)驗證據(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)控缺陷對財務報表審計的含義在于，它們可能伴隨著較低的財務報告質(zhì)量(如Doyle 等，2007b;Ashbaugh睸kaife 等，2008)，并更有可能導致財務報表發(fā)生重大錯報，因此投資者有理由對“非清潔”內(nèi)控審計意見作出負向反應。另一方面，DeFond 和Zhang (2014)指出，“非清潔”內(nèi)控審計意見可能并不必然意味著財務報表存在錯報，相反可能說明審計師發(fā)現(xiàn)并報告了“本可能會導致錯報的內(nèi)控缺陷”，并且向市場傳遞了內(nèi)部控制有所改進的信號，因此“非清潔”內(nèi)控審計意見的市場反應方向并不明確。
在我國， “非清潔”內(nèi)控審計意見的市場反應也引發(fā)過媒體的關(guān)注。比如，上海家化(600315)在2013 年年度財務報表審計中收到標準無保留意見的同時收到了否定意見的內(nèi)控審計報告，但是，“作為2014 年公布的第一份否定意見內(nèi)控審計報告，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)控審計報告其實沒那么可怕”。
為此，我們的思路是先分析當公司僅僅在內(nèi)控審計中收到“非清潔”意見時，是否意味著財務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)控審計意見的反應。鑒于針對內(nèi)控審計意見的投資者認知的證據(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術(shù)文獻，并回應了媒體對資本市場新問題的關(guān)注。
二、制度背景與文獻回顧
美國在2002 年頒布的《薩班斯—奧克斯利法案》404 條款提出對與財務報告有關(guān)的內(nèi)部控制之有效性進行審計的要求。我國財政部等部門和監(jiān)管機構(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)部控制應用、評價和審計指引)要求上市公司和非上市大中型企業(yè)應當對內(nèi)部控制的有效性進行自我評價，同時應聘請會計師事務所對財務報告內(nèi)部控制的有效性進行審計;注冊會計師應當對財務報告內(nèi)部控制的有效性發(fā)表審計意見。相應地，我國上市公司通常需要同時進行兩類審計：財務報表審計和內(nèi)部控制審計。財務報表審計對財務報表是否按照會計準則編制發(fā)表意見，而內(nèi)控審計則要求對與財務報告相關(guān)的內(nèi)部控制的設(shè)計和運行有效性發(fā)表審計意見，因此財報審計和內(nèi)控審計在目標上既有聯(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鲜泄驹谪攬髮徲嬛惺盏降摹胺乔鍧崱睂徲嬕庖娮龀鲲@著負向的股價反應(Chen 等，2000;李增泉，1999)。但是，當上市公司同時進行財報審計和內(nèi)控審計時，還可能收到“非清潔”的內(nèi)控審計意見。由于內(nèi)控審計在我國資本市場的起步較晚，投資者面對“非清潔”內(nèi)控審計意見，特別同時伴隨著“清潔”的財報審計意見時可能尚未形成充分的理解。
基于發(fā)達資本市場的經(jīng)驗證據(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)控審計意見伴隨著顯著的負面市場反應(如Ashbaugh睸kaife等，2009)。然而，由于“非清潔”內(nèi)控審計意見可能并不必然意味著財務報表重大錯報的發(fā)生，而主要說明審計師發(fā)現(xiàn)了本可能會導致重大錯報的內(nèi)控缺陷，因此有可能向市場傳遞了內(nèi)部控制改進、內(nèi)控審計獨立的信號，從而“非清潔”內(nèi)控審計的市場反應可能并不必然為負(DeFond 和Zhang，2014)。比如，Beneish 等(2008)發(fā)現(xiàn)，股價與遵照薩班斯法案404 條款審計的內(nèi)控重大缺陷披露之間并無顯著相關(guān)關(guān)系。相應地，現(xiàn)有文獻關(guān)于投資者對“非清潔”內(nèi)控審計意見的市場反應研究缺乏一致的結(jié)論。
關(guān)于內(nèi)控審計意見的經(jīng)濟后果，國內(nèi)文獻同樣較為有限。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險，從而使公司債券獲得較低的信用利差。張繼勛等(2011)的實驗證據(jù)顯示，內(nèi)控審計意見的不同類型會影響投資者對財務報表重大錯報風險的感知及其投資可能性。進一步地，張繼勛和何亞南(2013)的實驗證據(jù)發(fā)現(xiàn)，與收到“清潔”的內(nèi)控審計意見相比，如果公司的內(nèi)控審計收到了否定意見，則降低了個體投資者對公司收到的“清潔”財報審計意見的信心�；谏鲜鑫墨I回顧可見，關(guān)于我國股票市場投資者如何對“非清潔”內(nèi)控審計意見做出反應，仍缺乏較為系統(tǒng)的檔案式證據(jù)。
三、“非清潔”內(nèi)控審計意見的財報質(zhì)量含義
考察和評價“非清潔”內(nèi)控審計意見的股票市場反應的一個重要前提是，投資者應當如何做出反應？如果一家公司僅僅在內(nèi)控審計中收到“非清潔”意見，而該意見并不意味著公司財務報告質(zhì)量低下，甚至如果還意味著內(nèi)部控制改進、內(nèi)控審計獨立，投資者自然沒有必要做出負面的反應。但如果公司僅收到“非清潔”內(nèi)控審計意見仍然意味著財務報告不可靠，那么投資者的理性反應是對該新信息做出負面反應。
四、“非清潔”內(nèi)控審計意見的市場反應
(一)檢驗模型
與財報審計意見類似，內(nèi)控審計意見也在上市公司的年度報告中專項披露。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超額股票回報率。參照以往文獻(如Chen 等，2000)，我們采用市場模型計算股票超額收益率：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。在計算超額回報率時，估計期間為[-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算出的殘差值作為公司股票超常回報ARit，并在[-1， +1]共3 個交易日的時間窗口內(nèi)進行累計，計算出公司i 第j 年年報公布日附近的累計超額回報CARij：CARij = (Rij t - αij - βijRmjt) (3)為了檢驗公司年報公布日附近“非清潔”內(nèi)控審計意見的市場反應，借鑒Chen 等(2000)的研究設(shè)計，估計如下模型(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)的累計超額回報率。模型(4)中△ Eij為公司i 的財務業(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”的財報審計意見具有明顯的負向市場效應，因此為了排除財報審計意見的潛在干擾，需要將公司收到“非清潔”內(nèi)控審計意見的情形單獨分離出來，因此在納入MOD_ ICONLYij的基礎(chǔ)上還納入MOD_ FAij，以控制“非清潔”財報審計意見伴隨的市場反應。除了考察“非清潔”意見本身的截距效應，還納入業(yè)績變動(△Eij)與“非清潔”意見(MOD_ ICONLYij或MOD_ FAij)的交互項。研究中以內(nèi)控審計和財報審計均收到標準無保留意見的觀測作為參照組，對模型(4)進行最小二乘法回歸。參照Chen 等(2000)，模型(4)還控制了年報中同時披露的、可能引起股價負向變動的重大事項，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，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。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)整模型計算日超額回報率(ARij = Rij t - Rmjt)，相應計算的累計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)各個交易日的累計超額回報，縱坐標表示累計超額回報在各個樣本組的均值。其中MOD_ ICONLY 代表僅內(nèi)控審計收到“非清潔”意見、財報審計收到“清潔”意見的公司材甓裙鄄庾;MOD_ FA 代表財報審計收到“非清潔”意見的公司材甓裙鄄庾;參照組則為內(nèi)控審計和財報審計均收到“清潔”意見的公司材甓裙鄄庾欏Ｍ1 顯示，當財報審計收到“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向反應，這與Chen 等(2000)的發(fā)現(xiàn)一致。MOD_ICONLY 組的股票市場反應明顯不如MOD_ FA 組那么負面，介于MOD_ FA 組與參照組之間。表3 進一步列示了CAR [-1， + 1]的描述性統(tǒng)計及組間比較結(jié)果。表3 顯示，對于財報審計收到“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)整模型計算的累計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”財報審計意見總體上具有顯著的市場負反應，而且還伴隨著顯著更低的盈余反應系數(shù)。這些結(jié)果與以往文獻的發(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)控審計收到“非清潔”意見的公司并沒有做出顯著的負反應，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，意味著對于財報審計和內(nèi)控審計均收到“清潔”意見的公司，業(yè)績增加越多，市場反應越好。管理層變更總體而言引發(fā)了負面的市場反應�；贒eFond 和Zhang (2014)的討論，投資者缺乏顯著的負反應，有可能是因為“非清潔”內(nèi)控審計意見并不伴隨著低下的財務報告可靠性;另一種可能則是“非清潔”內(nèi)控審計意見伴隨著低下的財務報告可靠性，但市場由于缺乏認知而未反應不足。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)控審計意見的公司沒有做出充分的反應。五、對“非清潔”內(nèi)控審計意見的細分測試表2 顯示僅收到“非清潔”內(nèi)控審計意見的公司伴隨著當期和下期顯著更高的虛假財務報告概率。一個競爭性的解釋是，這主要是由收到了嚴重負面的內(nèi)控審計意見的公司導致的，而僅收到帶強調(diào)事項段無保留的內(nèi)控審計意見可能并不會伴隨著更高的虛假財務錯報概率，因此市場投資者也沒有必要對后者做出負面反應。為了檢驗該競爭性解釋，我們將34 例“非清潔”內(nèi)控審計意見樣本觀測分為6 例否定意見觀測(設(shè)置MOD_ ICONLY_ ADVij = 1)和28 例帶強調(diào)事項段無保留意見觀測(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，當因變量為當期虛假財務報告概率(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);當因變量為下一期虛假財務報告概率(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，即使是僅收到帶強調(diào)事項段無保留內(nèi)控審計意見的公司，仍伴隨著較為低下的財務報告質(zhì)量，投資者的理性反應應當是負面的。
在表4 中，我們沒有觀察到僅收到“非清潔”內(nèi)控審計意見的公司伴隨著顯著的市場負反應。一個競爭性的解釋是，收到了嚴重負面的內(nèi)控審計意見的公司可能會伴隨著顯著負面的市場反應，只是由于“非清潔”內(nèi)控審計意見樣本包含了更多的帶強調(diào)事項段無保留意見觀測(而后者伴隨的市場反應可能不明顯)。為了檢驗該競爭性解釋，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的交互項均與零無顯著差異，其中MOD_ ICONLY_ ADVij及其與△Eij的交互項系數(shù)符號甚至為正。這意味著即使是收到了嚴重負面的內(nèi)控審計意見的公司，市場也沒有明顯負反應。
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)，實證檢驗了投資者對“非清潔”內(nèi)控審計意見的股價反應。分析顯示，僅僅在內(nèi)控審計中收到“非清潔”意見的公司伴隨著當期和未來一期顯著更高的財務舞弊概率，但它們在年報公布日附近并未遭受顯著的市場負反應。這意味著股票市場投資者對“非清潔”內(nèi)控審計意見的市場反應尚不充分。
值得進一步思考的是，“非清潔”內(nèi)控審計意見伴隨著更高的財務報表重大錯報概率，然而審計師卻沒有在財報審計意見中充分揭示這一信息。我們固然可以將其解釋為審計師在內(nèi)控審計中認為發(fā)現(xiàn)的內(nèi)控問題尚不足以危及財務報表整體的公允性。另一種可能的解釋則是，市場和監(jiān)管者對于“非清潔”財報審計意見較為熟悉和關(guān)注，因此管理層更希望規(guī)避“非清潔”財報審計意見;當傳統(tǒng)的財報審計基礎(chǔ)上新增了內(nèi)控審計業(yè)務時，在理論上審計師可以通過“‘清潔’財報審計意見+ ‘非清潔’內(nèi)控審計意見”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)務上出具“非清潔”意見也可以較好地緩解自身法律責任。本文在市場反應方面的證據(jù)(即我國股票市場中“非清潔”內(nèi)控審計意見并未伴隨顯著的市場負反應，而“非清潔”財報審計意見伴隨著顯著的市場負反應)支持審計師在兩類審計業(yè)務中“選擇性”出具“非清潔”意見的理論假說;當然，該假說是否成立，還有待于進一步的檢驗。此外，未來的研究還可進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)控審計意見作何理解和反應。
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