河北上市公司内部控制信息披露实证研究

河北上市公司内部控制信息披露实证研究【摘要】文章以2011年河北省45家上市公司为样本，对上市公司内部控制信息披露影响因素进行了研究，并提出7个假设，针对提出的假设进行多元线性回归分析，分析结果表明：上市时间长短、是否披露社会责任报告以及上市地点对内部控制信息披露水平存在显著影响，是河北省上市公司内部控制信息披露的主要影响因素。【关键词】河北省上市公司；内部控制信息披露；影响因素；实证研究一、引言近几年我国内部控制信息披露的相关法规不断完善，引起相关学者和上市公司对内部控制问题越来越多的关注。本文通过实证研究找出对内部控制信息披露水平具有显著性的影响因素，有利于上市公司内部控制信息披露水平的提高，有助于解决投资者和管理层之间的信息不对称问题，增加企业透明度，提高企业形象。深入研究内部控制信息披露的影响因素对于内部控制体系的进一步发展完善具有重大意义。二、研究设计（一）样本选取及数据来源本文选择河北省2011年在沪深两市A股上市的45家公司披露的年报和内部控制自我评价报告为研究对象，不涉及首次公开发行、配股等情况下披露的内部控制信息。数据来源于巨潮资讯网、深沪两市交易所网站等，对样本中内部控制信息披露的查阅和统计是由笔者手工完成的。相关数据的统计和处理，首先通过Excel进行初步分析和计算，再运用SPSS18.0软件进一步处理完成。（二）研究假设及依据分析公司的基本特征、治理特征及财务指标等因素对内部控制信息披露水平可能存在一定程度的影响，并借鉴之前学者的相关研究成果，本文提出相关假设进行实证研究。本文的创新点在于提出是否披露社会责任报告这个因素，借此研究其对内部控制信息披露水平可能产生的影响。本文提出以下七个假设：假设1：公司内部控制信息披露水平与独立董事比例正相关。独立董事不受控股股东和公司管理层的限制，对管理层的行为起到监督评价的作用，从而保障了中小股东的权益不受损害。研究表明，独立董事比例越高的公司，其公司治理结构越完善，因此内部控制信息披露的程序也越规范。同时，在披露的过程之中，独立董事也能起到一定的监督促进作用，从而确保披露的信息的完整性和准确性。因此，我们假设独立董事比例高的公司披露的内部控制信息水平更高。假设2：公司内部控制信息披露水平与上市时间负相关。自从认识到内部控制的重要性以来，内部控制的建设和发展受到广泛的关注，对内部控制信息披露的要求也越来越规范和具体化。因此，新上市公司面临的监管披露要求更为严格，并且新上市公司为了树立良好的企业形象，吸引更多的外部投资者，有动力披露更多的内部控制信息。因此，笔者假设新上市公司内部控制信息披露水平更高。假设3：公司内部控制信息披露水平与资产负债率正相关。资产负债率高的公司，说明其负债水平较高，公司为了消除债券人投资的不确定性并且获得债权人更多的信任和支持，所以除了披露法律规定的相关信息以外，同时具有较强的动机披露更加真实、详细的内部控制信息。因此，笔者假设资产负债率高的公司其披露的内部控制信息水平更高。假设4：公司内部控制信息披露水平与披露社会责任报告正相关。社会责任报告是以非财务报告的形式，将企业履行的社会责任以及其经营活动对经济、环境、社会等领域造成的影响进行披露。一般来说，披露社会责任报告的公司，其实力雄厚并且影响力和社会关注度都比较高，有动力披露更多的内部控制信息。因此，笔者假设披露社会责任报告的公司披露的内部控制信息水平更高。假设5：公司内部控制信息披露水平与深交所上市正相关。虽然上交所内部控制指引比深交所内部控制指引实施早一年时间，但是深交所对内部控制信息披露的要求监管更为严格。深交所要求所有上市公司出具单独的自我评价报告并经董事会审议通过，监事会和独立董事对其发表意见。而上交所只要求“上证公司治理板块”样本公司、发行境外上市外资股的公司及金融类公司出具单独的自我评价报告。因此，笔者假设在深交所上市的公司其内部控制信息披露水平更高。假设6：公司内部控制信息披露水平与设立审计部门正相关。审计部门是董事会为了提高财务报告的真实性和可靠性专门成立的机构。设立审计部门表示公司对内部控制活动的重视，同时审计部门可以对内部控制活动进行监督和审查，进而做出公正客观的评价，有利于内部控制信息的披露。因此，笔者假设设立审计部门的公司其内部控制信息披露水平更高。假设7：公司内部控制信息披露水平与控股股东性质为国有正相关。国有控股是指控股股东为国家或国有法人，国有控股的公司受到的社会关注以及舆论压力相对来说较多，因此为了能起到带头表率作用，需要披露更多的相关信息。同时，为了减低国有控股所带来的道德风险和代理问题，这类公司也更有动力披露较多的内部控制信息。因此，笔者假设控股股东为国有的公司披露的内部控制信息水平更高。（三）变量设计（见表1）1.因变量，即上市公司内部控制信息披露水平（NKPL）。内部控制信息披露水平作为一个抽象的概念，无法直接量化。目前，内部控制信息主要通过年报、内部控制自我评价报告以及CPA出具的鉴证报告对外进行披露。一般来说，内部控制自我评价报告中披露的信息更为详细并且完善，而出具CPA鉴证报告说明公司对内部控制信息披露方面更加重视。因此，本文根据不同的披露情况，将内部控制信息披露水平划分为简单披露、较详细披露和详细披露三种情况。如表2所示，当仅在年报中披露内部控制信息时为简单披露，赋值为1；当在年报中披露内部控制信息，同时出具内部控制自我评价报告时为较详细披露，赋值为3；当不仅在年报中披露内部控制信息，并且同时出具内部控制自我评价报告和CPA鉴证报告时为详细披露，赋值为5。2.自变量。本文选取6个自变量：独立董事比例（DDBL），上市时间（DATE），资产负债率（DCR），是否披露社会责任报告（SHZR），上市地点（PLACE），是否设立审计部门（SJBM）。3.控制变量。本文选择控股股东性质（KGGD）为控制变量。（四）模型构建本文构建一个多元线性回归模型，对内部控制信息披露水平与自变量进行回归拟合，并运用标准参数检验（T检验和F检验）对有关参数进行显著性检验。回归方程如下：NKPL=0+1DDBL+2DATE+3DCR+4SHZR+5PLACE+6SJBM+7KGGD+其中：0为常数项，1，2为自变量系数，为误差项。三、实证结果和分析（一）描述性分析通过表3对2011年河北省上市公司内部控制信息披露水平的描述性统计可知，在45家样本上市公司中，披露水平的整体平均分为3.31，高于较详细披露水平的值3。另外，从表4也可以看出，其中简单披露的只占24.4%，较详细披露的占35.6%，详细披露的要占40%。这充分地揭示出2011年河北省上市公司内部控制信息披露水平总体来说较高，仅在年报中进行简单披露的比率只占24.4%，其余的75.6%除了在年报中进行披露外，还同时披露了单独的内部控制自我评价报告或CPA出具的鉴证报告。究其原因，一是可能与近几年来内部控制相关的政策法规不断地完善落实有关。二是可能与河北省对内部控制相关方面的不断重视和严格要求有关，例如，中国证监会河北监管局下发了关于辖区公司全面实施内部控制规范有关工作的通知（冀证监发20129号），要求河北省上市公司结合公司的实际情况，制定2012年内控实施法案并且单独披露。（二）相关性分析为了检验各变量之间是否存在多重共线性的问题，对因变量、自变量及控制变量进行了Pearson相关分析，分析结果各个变量相关系数如表5所示。根据Thomas和Williams（1991）的理论，只要相关系数不超过0.65，变量之间有独立性，不存在共线性的问题。由表5可知，相关系数最大的为是否设立审计部门与独立董事比例的相关系数为0.595根据表5可知，内部控制信息披露水平（NKPL）与是否披露社会责任报告（SHZR）以及公司上市地点（PLACE）的方向和预期相同并且在0.01水平上显著正相关；与公司上市时间（DATE）的方向和预期相同且在0.01的水平上显著负相关；与资产负债率（DCR）的方向和预期相反且在0.05的水平上显著负相关；与是否设立审计部门（SJBM）的方向和预期相同但不显著；与独立董事比例（DDBL）以及控股股东性质（KGGD）的方向和预期相反且不显著。另外，自变量之间也存在显著关系，是否设立审计部门（SJBM）与独立董事比例（DDBL）在0.01的水平上显著负相关；上市时间（DATE）与资产负债率（DCR）及控股股东性质（KGGD）在0.01的水平上显著正相关；资产负债率（DCR）与上市地点（PLACE）在0.05的水平上显著负相关，与控股股东性质（KGGD）在0.05的水平上显著正相关。（三）回归分析经SPSS18.0软件对多元线性回归方程进行总体回归检验（F检验）、拟合优度检验（R2）及自变量系数显著性检验（T检验），计算处理结果如表6、表7及表8所示。由表6可知，多元回归模型的复相关系数R为0.807，说明因变量上市公司内部控制信息披露水平与自变量及控制变量之间有较大关联；回归方程的判定系数R方为0.651，即方程的拟合优度为0.651，说明方程的拟合优度较高；调整后的R方为0.585，说明自变量能解释因变量变化的58.5%，解释力度比较大。综上所述，整个回归方程的拟合度比较理想。表7为多元线性回归模型的方差分析表，由表7可知，F值为9.850，F值的显著性水平（Sig.）为0.000，表明在1%的水平上F值是显著的，上市公司内部控制信息披露水平已解释部分明显大于未解释部分，说明该模型通过了F检验。表8为模型的回归系数及显著性检验计算结果，表中各变量的容差均大于0.1，VIF值均小于10，并且由表5可知各变量之间的相关系数均小于0.65，进一步检验了各变量之间不存在严重的多重共线性问题，即所有变量均可纳入模型中。回归方程如下：NKPL=1.908+1.018DDBL-0.113DATE-0.130DCR+1.731SHZR+1.810PLACE+0.515SJBM+0.347KGGD假设检验结果如下：1.独立董事比例的显著性（Sig.）为0.764，且与预期方向相同，说明独立董事比例与内部控制信息披露水平正相关，但是显著性过低，假设1没有通过实证检验。2.上市时间的显著性（Sig.）为0.003，且与预期方向相同，说明上市时间与内部控制信息披露水平负相关并且Sig.值在0.01的显著性水平上显著相关，假设2通过了实证检验。3.资产负债率的显著性（Sig.）为0.814，且与预期方向相反，说明资产负债率与内部控制信息披露水平负相关，由于显著性过低，假设3没有通过实证检验。4.是否披露社会责任报告的显著性（Sig.）为0.000，且与预期方向相同，说明是否披露社会责任报告与内部控制信息披露水平正相关并且Sig.值在0.01的显著性水平上显著相关，假设4通过了实证检验。5.上市地点的显著性（Sig.）为0.000，且与预期方向相同，说明深交所上市与内部控制信息披露水平正相关并且Sig.值在0.01的显著性水平上显著相关，假设5通过了实证检验。6.是否设立审计部门的显著性（Sig.）为0.700，且与预期方向相同，说明是否设立审计部门与内部控制信息披露水平正相关，但是显著性过低，假设6没有通过实证检验。7.控股股东性质的显著性（Sig.）为0.384，且与预期方向相同，说明控股股东性质为国有与内部控制信息披露水平正相关，但是显著性过低，假设7没有通过实证检验。四、研究结论及建议（一）研究结论通过以上的实证分析结果可知，2011年河北省上市公司内部控制信息披露水平总体来说较高。上市公司的上市时间、是否披露社会责任报告、上市地点通过了实证检验对内部控制信息披露水平有显著影响，而独立董事比例、资产负债率、是否设立审计部门以及控股股东性质虽然对内部控制信息披露水平有影响，但是影响并不显著，没有通过实证检验。（二）对河北上市公司内控信息披露的建议根据以上的实证研究结果，说明河北省上市公司内控信息披露还存在一定程度上的不足。本文认为，应该从以下四个方面提高河北上市公司内控信息披露水平：1.由于披露社会责任报告与内部控制信息披露水平有显著的正相关关系，因此相关部门应该鼓励上市公司披露社会责任报告同时建立完善社会责任报告的披露指引。这样，在一定程度上可以提高内部控制信息披露水平。2.由于上市时间较短的公司其内部控制信息水平较高，提醒上市时间较长的公司应该重视起内部控制系统的建设和完善，规范其内部控制信息披露机制，努力提高其内部控制信息披露水平。3.由于深交所上市公司要比上交所上市公司的内部控制信息披露水平高，说明深交所和上交所对于内部控制信息披露在要求以及执行力度上存在差异，导致在两个交易所上市的公司内部控制信息披露水平参差不齐。因此，建议应该由中国证监会统一制定上市公司内部控制指引，以提高其权威性和执行力度。4.由于独立董事比利及是否设立审计部门与内部控制信息披露水平正相关，但是并没有通过显著性检验，说明独立董事和审计部门对内部控制的影响有限，没能对公司内部控制信息披露水平起到预期的监督和促进作用。因此，上市公司应该重视独立董事和审计部门的职能，并且进一步完善使其充分发挥作用。【参考文献】1方红星，孙.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