内部控制、审计评价与审计意见.doc

内部控制、审计评价与审计意见杨德明1，王春丽2，王兵3（1.华南理工大学工商管理学院，广东 广州510641；云南财经大学，云南 昆明650221;2.华南理工大学工商管理学院, 广东 广州510641;3.南京大学商学院，江苏 南京210093）摘要：利用A股上市公司2007年度相关数据，本文研究发现：内部控制质量越高，更容易收到清洁的审计意见；但上市公司在披露审计评价意见时，明显存在“报喜不报忧”的披露管理行为。本文研究意味着，推动上市公司建立与健全内部控制的相关规定与制度，起到了提高财务报告可靠性的作用，内部控制质量的提高有助于投资者防范风险；另一方面，监管层应当加强对内部控制信息披露的监管，避免披露过程中的披露管理问题。本文的研究为进一步完善企业内部控制基本规范，有一定的借鉴作用。关键词：内部控制 审计评价意见 审计意见 财务报告可靠性 披露管理一、 引言随着次贷危机愈演愈烈，华尔街金融危机已经席卷全球，对世界金融稳定和全球经济增长带来了严重威胁。此次华尔街危机的一个重要启示是：企业内部风险控制不能放松。本来，风险控制是企业治理的重要内容，在通常情况下这几乎是一个常识。但在次贷危机中人们看到，美国的许多放贷机构、投资银行和抵押贷款融资机构都放弃了严格的风险控制，加入了住房市场投机炒作的大潮，最终酿成灾难性后果。这些企业陷入困境，不仅给其投资者带来巨大损失，而且使得美国金融市场面临剧烈动荡，系统性风险增加。因此，对于我国来说，无论是金融机构、还是实体经济，均应当加强内部风险控制。近年来，有关监管部门采取了一系列措施加强内部风险控制：例如，上海证券交易所、深圳证券交易所先后出台了内部控制指引；2008年，财政部、证监会、审计署、银监会、保监会联合发布企业内部控制基本规范，以加强和规范企业内部控制，提高企业经营管理水平和风险防范能力。那么，企业实施内部控制究竟会带来怎么的经济后果？本文的研究拟从审计的角度回答这个问题。本文采用内部控制评价指标本文利用中山大学和深圳市迪博企业风险管理技术有限公司联合课题组提供的内部控制评价指标来衡量上市公司内部控制。该评价指标越高，反映上市公司内部控制质量越高。关于该指标的详细分析，可参考2008年6月24日的中国证券报的中国上市公司2008年内部控制白皮书摘要。和是否披露审计评价意见 根据上海证券交易所上市公司内部控制指引和深圳证券交易所上市公司内部控制指引，事务所或注册会计师应对内部控制自我评价报告或公司财务报告内部控制情况出具评价意见。本文将事务所或注册会计师针对公司内部控制的评价意见简称为“审计评价意见”或“审计评价”。由于上市公司在披露审计评价意见时，存在明显的报喜不报忧的倾向，所以是否披露该指标可以在一定程度上反映内部控制质量。这两组指标，作为衡量内部控制质量的变量，利用A股上市公司2007年度相关数据，实证检验了内部控制质量对审计意见的影响。研究主要有三个结论：（1）内部控制评价指标越高的上市公司，更容易收到清洁的审计意见。（2）在年报中披露了审计评价意见的公司，更容易收到清洁的审计意见。（3）上市公司在披露审计评价意见时，明显存在“报喜不报忧”的倾向。这体现在：凡是公司董事会承认内部控制存在重大缺陷的公司，均未披露审计评价意见；凡是披露审计评价意见的公司，其审计评价均认可了董事会的自我评价报告。本文的研究意味着，近年来监管层推动上市公司建立与健全内部控制的相关规定与制度起到了积极的效果。由于内部控制评价指标和审计评价意见的披露可以在一定程度反映内部控制质量，本文研究结论1与结论2表明，上市公司内部控制质量的提高有助于提高公司盈余质量，降低盈余管理程度，从而提高了财务报告的可靠性。而财务报告的可靠性可以在一定程度上降低信息不确定性，从而有助于投资者防范风险（Beneish等，2008）。因此，本文研究可以间接地得出：上市公司内部控制质量的提高，有助于投资者防范风险。但相关规定与制度在执行过程中也产生了一些问题。例如，根据上海证券交易所上市公司内部控制指引第三十二条规定，公司董事会应在年度报告披露的同时，披露年度内部控制自我评估报告，并披露会计师事务所对内部控制自我评估报告的核实评价意见。又如，根据深圳证券交易所上市公司内部控制指引第六十三条规定，注册会计师在对公司进行年度审计时，应参照有关主管部门的规定，就公司财务报告内部控制情况出具评价意见。然而，本文统计发现，仅有不到16%的上市公司披露了审计评价意见，这一方面与评价缺乏统一标准有关（杨有红和汪薇，2008），另一方面，也体现了上市公司在内部控制信息披露过程中存在明显的“报喜不报忧”的披露管理行为。本文的安排如下：第二部分是文献综述，第三部分是理论分析与假设提出，第四部分是数据与研究设计，第五部分是实证检验与分析，最后是结论与政策建议。二、 文献综述通过对国外文献梳理，内部控制的研究大致可分为如下4类：（1）SOX法案颁布、执行之前的研究。这个时期的研究主要集中在内部控制信息披露方面，以描述性统计为主要研究方法，侧重讨论美国自愿性内部控制信息披露状况。如McMullen和Ragahunandan（1996）对1993 年2221 家公司的年报的研究表明，有742 家提供了内部控制报告，占33.14 %； Ragahunandan和Rama（1994）对财富榜100 家公司的年报进行检验发现，有80 家提供了某种形式的涉及内部控制的管理报告。Li等（2008）研究发现这种自愿提供内部控制报告以向外部投资者传递公司质量的行为，提供了额外的决策有用信息。 此外，实施SOX法案的巨大成本问题也受到关注，如许多研究表明SOX法案增加了企业负担，导致市场消极的反应（Engel 等，2006；Zhang，2007)。（2）执行SOX法案时的短窗口研究。这类研究主要借助事件研究方法研究执行SOX法案404、302条款的市场反应。大部分研究发现内部控制信息的披露具有信息含量。Hammersley等（2007）发现市场对内部控制缺陷的披露有反应，得到负的累积非正常回报。（3）执行SOX法案后的长期效果研究。执行SOX法案初衷在于提高会计信息质量。针对企业内部控制与会计信息质量的研究较多。大部分研究认为执行SOX法案有利于公司盈余质量的提升，披露内部控制存在缺陷的公司都有较低地盈余质量（Ashbaugh-Skaife 等，2008；Beneish 等，2008）。 如果企业内部控制存在缺陷会降低会计信息质量，该企业的市场风险就会增加，投资者会要求更高的风险补偿，这必然导致企业融资成本的增加。Ogneva et al.(2007)研究了内部控制与权益融资成本的这种关系，间接证明了内部控制对于提高企业会计信息可靠性的作用。然而，有些研究缺没有发现内部控制改善会计信息质量的作用。采用Dechow和Dichev（2002）模型计量盈余质量，Hogan 和 Wilkins（2005）发现内部控制存在缺陷与否并不影响盈余质量。Doyle等（2007a）也发现内部控制缺陷与否与盈余质量没有显著性差异。（4）影响SOX法案执行效果的因素分析。根据相关研究，我们把影响SOX法案执行效果的因素分为两类：内部因素与外部因素。主要从企业特征角度分析对法案实施效果影响的研究，我们把其归为内部因素研究类别。内部因素主要涉及：公司治理（包括审计委员会）、公司的规模、成立时间、财务状况、公司的复杂性、组织结构的变化和管理层的管理能力等。Ashbaugh-Skaife等（2007）研究了在SOX法案第404条款执行前的企业内部控制问题，发现披露内部控制存在缺陷的公司具有经营复杂、最近组织结构发生了变化、披露了会计风险、对内部控制的投入较少、审计师辞职概率较高等特征。Krishnan（2005）研究了审计委员会对内部控制的影响。检验了在更换审计师时，公司披露的内部控制有效性程度一般跟审计委员会的独立性、是否有财务专家、财务困境和公司规模等因素有关；而在执行SOX法案后，以存在内部控制缺陷公司为研究样本， 通过比较披露内部控制存在缺陷的和没有存在缺陷的两类公司，发现存在缺陷的上市公司审计委员会具有开会次数较多、较少比例的财务专家和审计师更换比例较频繁等特征。此外，公司的规模、成立时间、财务状况、公司的复杂性、组织结构的变化、管理层的管理能力等对公司内部控制的建立和执行有影响。例如和Doyle et al.（2007b）发现存在多部门和国外业务、成立年限较短、盈利能力较差的公司更容易出现内部控制缺陷披露；Ashbaugh-Skaife 等（2008）发现存在内部控制缺陷的公司具有规模小、成立年限短、财务不好、成长性快、复杂、经历重组等特征。三、 理论分析与假设提出基于以下几点原因，本文预期：上市公司内部控制质量越低（或存在内部控制缺陷，Internal Control Weaknesses），越可能被出具被非标准审计意见。第一，内部控制是影响财务报告可靠性的一种重要机制（PCAOB，2004），内部控制的一个主要目的在于防止或察觉财务报告错误发生或舞弊行为。而财务报告可靠性的一个重要表现即具有较高的盈余质量，因此，存在内部控制缺陷会导致公司的盈余质量或应计质量的下降；存在内部控制缺陷还会导致公司管理层有更大的空间进行盈余管理（Doyle等，2007a；Ashbaugh-Skaife等，2008）。较低的盈余质量和盈余管理扭曲了会计信息、增加企业的可能风险。在有效的审计市场上，注册会计师应能觉察出盈余质量和盈余管理程度。已有研究（章永奎和刘峰，2002）发现，上市公司盈余质量越强，越有可能没出具非标准审计意见。而内部控制在很大程度上影响了上市公司盈余质量和盈余管理，故在其他条件相同的条件下，上市公司内部控制质量越低，越可能被出具非标准审计意见。第二，在我国，上市公司管理层对财务报表负有责任，这些责任包括：设计、实施和维护与财务报表编制相关的内部控制，以使财务报表不存在由于舞弊或错误而导致的重大错报。注册会计师的责任则是在实施审计工作的基础上对财务报表发表审计意见。在审计过程中，注册会计师依据其职业判断，选择一定的审计程序，这些程序包括对由于舞弊或错误导致的财务报表重大错报风险的评估。在进行风险评估时，尽管注册会计师无需对内部控制的有效性负责，但需要考虑与财务报表编制相关的内部控制，以设计恰当的审计程序。这就是说，内部控制质量的高低直接影响了审计程序。如果假定审计收费一定或基本无法改变，那么注册会计师可以选择的审计程序也会比较有限，在审计程序选择受到限制的条件下，注册会计师可能发现不了财务报表中的所有问题。而存在内部控制缺陷的公司，其财务风险或信息的不确定性往往也越高（Beneish等，2008）1994年COSO报告内部控制整体框架中，提出了五个要素：控制环境、风险评估、控制活动、信息和沟通、监督。ERM框架对这五个要素进行深化和拓展，将其演变为八个要素，新增了三个风险管理要素，即“目标制定”、“事项识别”和“风险反应”（朱荣恩和贺欣，2003）；我国企业内部控制基本规范则包括5要素：内部环境、风险评估、控制活动、信息与沟通、内部监督。无论是五要素，还是八要素，均强调风险管理或风险控制问题。面对内部控制质量越低（或存在内部控制缺陷）的公司，即面对一个高财务风险的审计对象，出于规避审计风险的考虑 中天勤事件之后，注册会计师行业的公信力受到严峻挑战。作为一种自然的反应，国内证券审计市场的政策和监管环境明显趋严（李爽和吴溪，2005）。这使得注册会计师必须承担一定的审计风险。，注册会计师应当更倾向出具非标准审计意见。第三，如果假定审计收费可以发生改变，即注册会计师可以根据审计程序的改变来决定（或部分决定）审计收费。此时，注册会计师可以根据需要来修改审计程序，通过内部控制测试等方法，确定风险最高的环节与部门，以便重点审计。对于存在内部控制缺陷的公司，一方面，其财务报表错误发生或欺骗行为的可能性较高；另一方面，这些高风险环节更有可能被重点审计。因此，存在内部控制缺陷的公司被注册会计师发现财务报告存在错误发生或欺骗行为的可能也很大。而财务报告存在错误发生或欺骗行为，一部分是可以通过管理层和注册会计师沟通，进行修正；但也有一些错误或欺骗行为是无法修正的。一旦发现财务报表中存在一些无法修正的错误或欺骗行为，就会增加注册会计师出具非标准审计意见的可能。第四，根据Krishnan（2005）发现，审计委员会效率低下导致内部控制缺陷的重要因素。而审计委员会存在与高效运作，可以改善公司内部监督，完善内部控制，从而提高财务信息质量，从而改善审计意见类型。国内的一些研究（王跃堂和涂建明，2006；张阳和张立民，2007）也证实了这一点。由于内部控制质量在一定程度上可以反映审计委员会的效率，因此也会对审计意见产生影响。基于以上几点分析，本文认为，上市公司内部控制质量越低，越可能被出具非标准审计意见。本文采用中山大学和深圳市迪博企业风险管理技术有限公司联合课题组提供的内部控制评价指标来衡量上市公司内部控制。该评价指标由内部环境（包括19个指标）、风险评估（包括8个指标）、控制活动（包括12个指标）、信息与沟通（包括6个指标）、监督检查（包括6个指标），以及会计师事务所是否出具评价报告，独立董事和监事会是否发表意见等七部分指标组成。通过对上市公司2007年年报的查询，一旦上市公司建立或从事了与某一指标相关的制度或行为，即赋予1分，最后对分值进行加总，即可得该评价指标。由于该指标反映了上市公司与内部控制相关的各种制度或行为，因此该评价指标越高，反映上市公司内部控制质量越高。故可以得出以下假设：假设1：内部控制评价指标越高，越有可能收到清洁审计意见虽然根据上海证券交易所上市公司内部控制指引公司董事会应披露会计师事务所对内部控制自我评估报告的核实评价意见；深圳证券交易所上市公司内部控制指引规定注册会计师需要对上市公司内部控制提出评价意见，但并未要求上市公司应披露评价意见。总之，有关制度均未说明，如果上市公司不披露审计评价意见，将承担什么后果。当内部控制存在重大缺陷，或董事会内控报告未获得注册会计师认可，上市公司自然不愿意披露审计评价意见，因为这将向市场传递负面消息；反之，若内部控制质量较好，或董事会内控报告获得注册会计师认可，上市公司自然倾向披露审计评价意见。因此，本文认为，上市公司是否在年报中披露审计评价意见也可以作为衡量内部控制质量的标准。由此，得出以下假设：假设2：在年报中披露了审计评价意见的公司，更容易收到清洁的审计意见四、 数据与研究设计本文数据包括三个部分，其中关于内部控制评价指标和审计评价意见由中山大学和深圳市迪博企业风险管理技术有限公司联合课题组提供，其余数据来自色诺芬数据库。中山大学和深圳市迪博企业风险管理技术有限公司联合课题组在参考国内外内部控制相关标准的基础上，制定了上市公司内部控制评价指标。课题组选择了沪、深交易所的1497家A股上市公司为研究样本。在此基础上，本文删除了金融类上市公司，删除了审计意见、会计师事务所、审计委员会等重要指标缺失的公司，剩余1466家公司为本文研究样本。本文通过以下模型（1）和模型（2），分别检验假设1和假设2： （1） （2）其中被解释变量是审计意见。我国注册会计师对上市公司可以给出五种审计意见，包括标准无保留意见、有解释性说明的无保留意见、保留意见、拒绝表示意见和否定意见。本文将标准无保留意见当作标准意见，取值为0；其他四种意见为非标意见，取值为1。和为解释变量，分别表示每家上市公司的内部控制评价指标。模型中其他变量的定义完全相同。有关变量的具体定义见表1。本文根据以下原则选择控制变量：（1）如果某些变量可能会对审计意见产生影响，且这些变量也会影响公司内部控制，即将这些变量作为控制变量。（2）如果一些变量可能会对审计意见产生影响，但这些变量不会影响公司内部控制，则不作为控制变量。此时，将这些变量作为模型残差，不会影响两个模型中估计的无偏性（或不一致性）。Doyle等（2007）研究发现，公司规模、成立时间、财务状况、盈余管理、业务的复杂程度、成长性、公司近期是否经历重组等因素对公司内部控制产生了显著的影响；Krishnan（2005）则发现，审计委员会效率、公司治理结构也是影响内部控制的重要因素。因此，本文选择（反映公司规模），、和（反映财务状况和盈余管理），（反映成长性和业务的复杂程度），（反映审计委员会），和（反映公司治理）作为控制变量；本文未引入反映成立时间和公司近期是否经历重组等因素的变量，主要是没有相关研究认为这些因素会影响审计意见。此外，本文还参考已有已有一些研究（Chen等，2001；陈关亭，2005；李春涛等，2006等），引入了作为控制变量，主要是考虑这些变量对审计意见应当会产生显著影响；作为反映审计质量的变量，作为一种外部监督机制，也可能会影响内部控制。本文未引入反映公司近期是否经历重组的变量，主要是没有研究认为该变量会对审计意见产生影响。表1 变量的定义变量定义选择变量的原因审计意见，取0表示标准无保留意见，取1表示其他被解释变量每家上市公司的内部控制评价指标解释变量披露审计评价意见取1，未披露的取0解释变量事务所为国际4大取1，否则取0该变量是影响审计意见的重要因素2007年该公司亏损，则取1，否则取0该变量反映财务状况和盈余管理ROE大于0，且小于1%，则为1，否则为0该变量取1表示微利，反映财务状况和盈余管理ROE大于6%，且小于10%，则为1，否则为0该变量取1表示ROE分布在敏感区间，反映财务状况和盈余管理公司设立了审计委员会，则取1，否则取0该变量既可能影响审计意见，也可能影响内部控制 Krishnan（2005）发现，审计委员会效率会影响内部控制。最终控制人国有则取1，否则取0该变量反映公司治理第一大股东持股比例该变量反映公司治理营业收入增长率该变量反映公司成长性和业务的复杂程度年末资产负债率该变量反映风险公司总资产的对数规模是影响内部控制的重要因素五、 实证检验与分析表2给出了主要变量的描述性统计。从表2来看，我国上市公司内部控制质量与内部控制信息披露都有待进一步加强。例如，均值为10.94，这反映了在关于内部控制的50多个指标中，上市公司平均仅执行了约五分之一；又如，均值为0.151，这反映了仅有不到16%的上市公司披露了审计评价意见，绝大部分上市公司不愿意披露审计评价意见。统计中，我们还发现，在披露审计评价意见，存在着明显的“报喜不报忧”的披露管理行为。这体现在：凡是公司董事会承认内部控制存在重大缺陷的公司，均未披露审计评价意见；凡是披露审计评价意见的公司，其审计评价均认可了董事会的自我评价报告。表3是主要变量的相关系数矩阵。从表3来看，模型解释变量与各个控制变量之间，相关系数的绝对值不超过0.4，说明模型没有严重的多重共线性问题。和之间相关系数很高，达到了0.55。由于在审计评价意见，即的披露过程中，存在明显的“报喜不报忧”的披露管理行为，只在有利好信息时，上市公司才愿意披露该信息，因此，该信息的披露可以在一定程度上反映内部控制质量的高低。这两个系数之间很高的相关性，进一步反映了内部控制评价指标能够很好地反映上市公司内部控制质量。表2 主要变量的描述性统计变量平均数中位数最大值最小值标准差偏度峰度样本0.0740100.2613.26411.654146610.9493906.9670.8643.26614660.1510100.3591.9454.78214660.0640100.2453.55913.66414660.0780100.2683.15310.94414660.0280100.1655.70933.59014580.1950100.3971.5363.35914580.4150100.4930.3451.11914650.6111100.488-0.4531.20514660.3580.3390.8630.0080.1510.4212.65514621.0380.203239.443-0.9958.91119.153437.39814350.7040.514124.02203.67329.241927.075145321.42021.34027.62514.1581.2700.2175.7581460表3 主要变量相关系数1.00-0.101.00-0.100.551.00-0.060.00-0.021.000.26-0.09-0.08-0.061.00-0.01-0.01-0.01-0.03-0.051.00-0.100.000.010.02-0.14-0.091.000.010.030.04-0.08-0.020.020.051.00-0.090.030.080.09-0.010.020.03-0.041.00-0.130.040.100.14-0.11-0.060.03-0.040.221.000.010.040.060.12-0.03-0.02-0.010.030.020.081.00表4给出了模型（1）和模型（2）的回归结果。从表4来看，在单因素回归中，和均对审计意见产生了显著为负的影响（Z统计值分别为-4.348和-3.243，均通过了0.01的显著性水平）。这表示在未控制其他因素的条件下，内部控制评价指标越高的上市公司，更容易收到清洁的审计意见；在年报中披露了审计评价意见的公司，更容易收到清洁的审计意见。从多元回归来看，和都对审计意见的影响依然显著为负，Z统计值分别为-2.263和-2.125，均通过了0.05的显著性水平。这表示在控制其他因素的条件下，内部控制评价指标越高的上市公司，更容易收到清洁的审计意见；在年报中披露了审计评价意见的公司，更容易收到清洁的审计意见。关于其他控制变量，其回归系数符号基本与预期一致，但和的回归符号与预期相反。这说明，ROE分布在0-1%区间，不见得更容易获得非标准审计意见；尤其是ROE分布在6%-10%区间，更容易获得清洁审计意见（Z值分别为-1.708和-1.723，均通过了0.1的显著性水平）。这主要是因为：股权分置改革后，大股东持有股份逐渐可以流通上市，因此上市公司对配股的需求也有所降低，这抑制了上市公司为满足配股规定的盈余管理行为。ROE分布在6%-10%更多地向市场传达了公司经营状况良好的信息，因此更容易获得清洁审计意见。表4 模型（1）和模型（2）的Logit回归结果自变量预期符号被解释变量为截距?-1.778*-2.374*6.968*6.423*(-9.811)(-23.373)(2.593)(2.403)-0.079*-0.050*(-4.348)(-2.263)-2.327*-1.554*(-3.243)(-2.125)-1.067-1.025(-0.951)(-0.931)+1.452*1.465*(5.162)(5.229)+-0.014-0.061(-0.018)(-0.081)+-0.823*-0.831*(-1.708)(-1.723)-0.110-0.140(-0.434)(-0.554)?-0.001-0.005(-0.004)(-0.019)?-1.614*-1.565(-1.675)(-1.613)?-0.057-0.060*(-1.635)(-1.720)+1.706*1.695*(5.316)(5.283)-0.461*-0.453*(-3.588)(-3.537)LR statistic 22.53*23.60*201.98*203.64*n1466146614191419PseudoR0.0290.0310.2810.284注：括号中为Z统计值，*、*、*分别表示在0.01、0.05和0.1水平以下的显著性水平。表5中，考虑到上海证券交易所上市公司内部控制指引和深圳证券交易所上市公司内部控制指引的有关规定有所不同，且实施的时间也不同。本文讲样本按照市场不同进一步划分为两个子样本，依然验证了假设1和假设2。具体来说，在深圳市场，和都对审计意见的影响均显著为负，Z统计值分别为-2.476和-1.968，分别通过了0.05和0.1的显著性水平。在沪市，和都对审计意见的影响均显著为负，Z统计值分别为-3.577和-2.610，均通过了0.01的显著性水平。无论从系数的经济意义，还是统计意义上来看，相对而言，在上海证券市场反映内部控制质量的两个指标（和）对审计意见的影响都更明显一些。这是因为，上交所的内部控制指引与2006年实施，而深交所的内部控制指引与2007年实施，这使得上交所的内部控制指引沪市上市公司的影响更为明显一些。沪市上市公司实施内部控制对其盈余质量的影响也更大一些，因此对审计意见的影响也相对较强烈。这反映了上市公司认识、理解、掌握，并有效执行有关规定，需要一定的时间。表5 模型（1）和模型（2）的Logit回归结果（分市场）自变量预期符号深市沪市截距？-1.815*-2.487*-1.633*-2.288*(-5.421)(-15.669)(-6.930)(-17.305)-0.065*-0.114*(-2.476)(-3.577)-1.968*-2.610*(-1.932)(-2.578)LR statistic 6.62*7.22*17.85*16.36*n647647819819PseudoR0.0210.0220.0400.037注：括号中为Z统计值，*、*、*分别表示在0.01、0.05和0.1水平以下的显著性水平。加入相关控制变量后，结论依然稳健地存在。进一步本文采取了如下方式进行稳健性检验，结论均未发生改变：（1）参考chen等（2001）的模型，我们控制了客户资产规模、公司业绩（ROE）、流动资产比例、应收款项比例、存货比例、上市年龄、亏损情况，以及行业变量。（2）删除了中小版上市公司，有关结论均支持了本文两个假设。（3）使用Jones模型和修正Jones模型计量盈余管理，使用DD模型计量盈余质量 王兵（2007）、杨德明等（2007）研究均采用DD模型计量盈余质量。研究发现，内部控制质量的提高起到了抑制盈余管理，提高盈余质量的作用。因此，有理由相信，实施内部控制起到了提高财务报告可靠性的作用，推动上市公司建立与健全内部控制的相关规定与制度起到了积极的效果。六、 结论与政策建议本文研究发现：上市公司内部控制质量越高，越容易收到清洁的审计意见。由于被出具非标准审计意见往往意味着公司盈余质量较低，盈余管理程度较高，财务报告可靠性不足。而财务报告的可靠性可以在一定程度上降低信息不确定性，从而有助于投资者防范风险（Beneish等，2008）。因此，本文研究可以间接地得出：上市公司内部控制质量的提高，有助于投资者防范风险。此外，相对深交所，由于上交所内部控制指引实施的时间较早，上市公司实施内部控制对其盈余质量的影响显得更大一些，对审计意见的影响也相对较强烈。通过我们的统计还发现，上市公司在披露审计评价意见时，明显存在“报喜不报忧”的披露管理行为。这体现在：凡是公司董事会承认内部控制存在重大缺陷的公司，均未披露审计评价意见，即“不报忧”；凡是披露审计评价意见的公司，其审计评价均认可了董事会的自我评价报告，即“报喜”。这说明，相对成熟市场，针对我国内部控制的监管制度还有待进一步完善。本文的政策建议是：应继续要求上市公司加强内部控制，以提高企业经营管理水平和风险防范能力。同时，还应当加强内部控制信息披露的监管，进一步完善企业内部控制基本规范，规定内部控制评价工作的标准与依据，明确要求上市公司披露审计评价报告，同时还应当规定上市公司不披露该信息的责任。主要参考文献：1Ashbaugh-Skaife, H., Collins, D., Kinney, W., LaFond, R., 2008,The effect of SOX Internal Control Deficiencies and their Remediation on Accrual Quality, The Accounting Review,83:217-250.2Beneish,M.D.,Billings,M.B,Hodder,L.D.,2008,Internal Control Weaknesses and Information Uncertainty, The Accounting Review,83:665-703.3Chen, C., S. 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