【内部控制与会计信息质量研究16000字（论文）】

[34]发现对比国有企业，内部控制对盈余管理的抑制作用在非国有企业里更明显。所以本文提出假设2.假设2：在不同的产权性质视角下，非国有企业加强了内部控制和盈余管理的负相关性。4实证设计4.1样本选取及数据来源本文选取2010-2020年沪深A股上市公司的数据作为研究样本，数据筛选遵循以下步骤：（1）剔除金融保险类公司；（2）剔除ST或PT公司；（3）剔除数据存在缺失值的公司；（4）为了消除极端值对检验结果的影响，对所有的连续变量在1%至99%分位之外的观测值进行Winsorize缩尾处理。经过上述筛选，共得到21432个样本观察值，为非平衡面板数据。本文的数据主要来源于CSMAR数据库，内部控制指数来自于深圳市迪博企业风险管理技术有限公司开发的“迪博·中国上市公司内部控制指数"。数据处理和分析软件为stata15。4.2相关变量设计4.2.1被解释变量本文使用修正的Jones模型衡量可操纵的盈余管理作为会计信息质量的替代变量。修正的Jones模型如下：（1）TA其中，TAt表示公司第t年总应计利润；NTt表示公司第t年净利润；CFOt表示经营活动现金流量净额。（2）构建总应计利润模型，分别对年度行业数据进行回归，模型如下：TA（3）可得不可操纵性应计利润模型，如下：NDA（4）可操纵性应计利润DA等于总应计利润与不可操纵性应计利润之差，模型如下：DA根据模型，以搜集到的数据对模型（2）使用回归分析方法，估计出α1，α2，α3，然后代入模型（3）中计算出不可操纵性应计利润，最后根据模型（4）估计得到可操纵性应计盈余，再取绝对值，以此来衡量盈余质量。即DA越大，盈余质量越低，会计信息质量越低；DA越小，盈余质量越高，会计信息质量也就越高。4.2.2解释变量迪博企业风险管理技术有限公司通过科学和系统的计算来量化内部控制，最后通过一个指标可以充分衡量内部控制系统的质量。2011年，迪博内部控制指数首次发布，反映了我国所有上市公司的内部控制水平和风险管理水平，弥补了我国关于内部控制量化的缺陷和不足。这个测量方法和指标比较可靠，令人信服，为学者研究内部控制和测量内部控制的质量提供了有力的支持。4.2.3控制变量根据已有的相关研究可知，影响会计信息质量的因素有很多，不止有内部控制质量，还有企业规模，资产负债率，股权集中度，董事规模等。为了使研究更加完善，笔者参考已有的研究文献，选取出以下指标作为控制变量：企业规模，资产回报率，CEO是否兼任，审计质量，成长性，资产负债率。还引入了产权性质作为调节变量。以此来提高实证结果的可靠性。表4.1变量符号及意义变量性质变量名称变量符号变量含义被解释变量可操纵性应计利润DA利用修正Jones模型回归得到的残差取绝对值解释变量内部控制质量ICQ迪博内部控制指数/100控制变量企业规模SIZE期末总资产资产负债率LEV负债总额/资产总额CEO是否兼任DUALCEO兼任为1，不兼任为0审计质量BIG4会计师事务所是否为四大，是为1，否为0成长性GROWTH主营业务增长率资产回报率ROA税后净利润/资产总额5实证分析5.1模型的构建通过前文的假设和变量，构建了内部控制和应计盈余管理的多元回归模型，以此来对相关变量进行实证分析。DA其中，ICQ表示内部控制质量，SIZE、LEV、DUAL、BIG4、GROWTH、ROA、YEAR、INDU分别表示企业规模、资产负债率、CEO是否兼任、审计质量、成长性、资产回报率、年份、行业。β0为常数项，β1~β7为回归系数，ε表示残差项。5.2变量的描述性统计表5.1各变量的描述性统计变量最小值最大值平均值标准差DA0.00060.39670.06120.0680ICQ0.00008.62876.33511.5228SIZE19.653426.219322.24951.2924LEV0.05830.93990.44820.2090DUAL0.00001.00000.24110.4277BIG40.00001.00000.05980.2372GROWTH-0.700810.84340.47001.4088ROA-0.27620.19690.03460.0618从表5.1可看出，样本公司根据修正的Jones模型得出的可操纵性应计利润的最大值为0.3967，最小值为0.0006，说明上市公司进行盈余操纵的程度有差距，也符合现实情况，不同的上市公司根据生产经营状况的不同，对盈余管理进行操纵。可操纵性应计利润的平均值为0.0612，说明上市公司进行盈余操纵是普遍存在的。内部控制最大值为8.6287，最小值为0，表明样本中上市公司内部控制质量差距较大，而最小值是0，说明部分公司的内部控制可能存在重大缺陷，需要建立健全内部控制体系。控制变量中，公司规模的标准差是1.2924，说明企业规模差距很大，因为选取样本时只剔除了金融行业上市公司、ST、PT公司等，没有对公司规模做筛选，所以会出现公司规模差距较大的情况。上市公司样本中，资产负债率的标准差为0.2090，说明样本的相关数据差距不大。CEO是否兼任的平均值为0.2411，说明样本公司中CEO普遍不兼任，笔者认为CEO分任更加有利于公司治理体系、结构的优化。从成长性方面看，平均值是0.4700，说明样本公司的主营业务普遍增长。但是最大值为10.8434，最小值为-0.7008，标准差是1.4088，体现出样本公司的主营业务增长率差距较大。样本公司的资产回报率也是最大值为正，最小值为负，说明各个上市公司获得的税后利润差距较大。平均值为0.0346，说明样本公司的资产普遍得到了增长。5.3变量的相关性分析表5.2各变量相关性分析DAICQSIZELEVDUALBIG4GROWTHROADA1.0000ICQ-0.1379***1.0000SIZE-0.0912***0.1823***1.0000LEV0.1369***-0.1263***0.4502***1.0000DUAL0.0185***-0.0132*-0.1619***-0.1203***1.0000BIG4-0.0385***0.1082***0.3575***0.1021***-0.0699***1.0000GROWTH0.1554***-0.0213***0.00830.0876***-0.0151**-0.0266***1.0000ROA-0.1996***0.3896***0.0332***-0.3408***0.0120*0.0487***0.0137**1.0000注：***表示相关系数在1%的水平上显著，**表示相关系数在5%的水平上显著，*表示相关系数在10%的水平上显著。本文使用Stata15对各变量间的相关系数做出了分析，结果如表5.2所示。从表4.3中可以看出，内部控制质量（ICQ）和可操纵性应计利润（DA）在1%的水平上呈现负相关关系，即内部控制质量和会计信息质量呈正相关关系，和假设1相符。公司规模（SIZE）与可操纵性应计利润（DA）在1%的水平上呈现负相关关系，且与内部控制质量在1%的水平上呈显著正相关关系，说明公司规模越大，操纵盈余的情况越少，即表示内部控制质量更高，内控体制更健全。审计质量（BIG4）与可操纵性应计利润呈显著负相关关系，与内部控制质量呈正相关关系，表明审计质量越高，公司可操纵性应计利润越低，内部控制质量越高。上市公司的成长性与可操纵性应计利润在1%的水平上呈现显著正相关关系，与内部控制质量呈现显著负相关关系，说明公司成长越快，可操纵盈余越多，内部控制制度也愈加欠缺。5.4回归结果分析表5.3回归分析结果Prob>F=0.0000DA系数P>｜t｜T值ICQ-0.0020.000***-4.20SIZE-0.0070.000***-12.68LEV0.0360.000***10.27DUAL0.0030.005***2.83BIG40.0020.2251.21GROWTH0.0060.000***9.34ROA-0.1590.000***-10.57_cons0.2070.000***18.65YEAR控制INDUSTRY控制R_squared11.63%N21432注：***表示相关系数在1%的水平上显著，**表示相关系数在5%的水平上显著，*表示相关系数在10%的水平上显著。由表5.3回归结果显示，内部控制质量与可操纵性应计利润在1%的显著性水平上呈现负相关关系。公司规模、资产负债率、CEO是否兼任、成长性、资产回报率与可操纵性应计利润都呈现显著相关关系。其中内部控制的系数为-0.002，公司规模系数为-0.007，资产回报率的系数为-0.159，可得出内部控制质量、公司规模、资产负债率与可操纵性应计利润呈负相关关系，公司的内部控制越完善、规模越大、盈利能力越高，公司对盈余管理操纵的可能性越低。从产权性质、内部控制与盈余管理的角度看：本文在上述全部样本检验内部控制与可操纵性应计利润的基础上，对上市公司按照产权性质分组进行回归分析，比较二者对内部控制和盈余管理之间负相关关系的影响程度。下表为回归结果。表5.4国有、非国有企业的分组回归结果变量国企非国企DADAICQ-0.002**-0.003***(-2.53)(-3.92)SIZE-0.006***-0.005***(-8.72)(-6.79)LEV0.035***0.044***(6.79)(8.88)DUAL-0.0010.001(-0.65)(1.15)BIG40.0010.005(0.29)(1.35)GROWTH0.005***0.006***(6.23)(6.88)ROA-0.050**-0.193***(-1.97)(-10.58)_cons0.190***0.196***(12.90)(11.01)YEAR控制控制INDUSTRY控制控制R_squared10.55%13.34%N896512094注：***表示相关系数在1%的水平上显著，**表示相关系数在5%的水平上显著，*表示相关系数在10%的水平上显著。表5.4列出了产权性质、内部控制和盈余管理的多元回归结果。根据表中所示结果可以得出，在非国企上市公司中，内部控制的回归系数在1%的水平上呈显著为负。但是国企上市公司内部控制的回归系数在5%的水平上呈现负相关关系。相比国有企业，非国有企业的负相关关系更加显著。表明在非国有企业里，内部控制质量的提高对抑制盈余管理行为更加明显，即内部控制质量的提高对会计信息质量的提高的作用程度越高。因此，假设2得到了实证结果的支持。5.5稳健性检验表5.5稳健性检验结果变量系数P>|t|T值ICQ-0.0020.000***-4.41SIZE-0.0060.000***-12.57LEV0.0360.000***10.40DUAL0.0030.004***2.88BIG40.0020.2231.22GROWTH0.0060.000***9.38ROA-0.1520.000***-10.16_cons0.2040.000***18.63YEAR控制INDUSTRY控制R_squared11.63%N21432注：***表示相关系数在1%的水平上显著，**表示相关系数在5%的水平上显著，*表示相关系数在10%的水平上显著。本文为进一步检验实证分析结果，使用Jones模型对盈余管理进行回归分析，观察回归结果是否有明显变化。回归结果显示，内部控制与盈余管理在1%的水平上显著，和上文实证结果相同，所以实证结果有一定的可信度。6研究结论与建议6.1研究结论本文将2010-2020年沪深A股上市公司的样本数据进行了收集整理，筛选出容易对结果造成误差的数据，根据修正后的Jones模型对盈余管理进行衡量，用迪博内部控制指数量化上市公司的内部控制质量，再加入公司规模、资产负债率、CEO是否兼任、审计质量、成长性、资产回报率等控制变量，构建了模型进行实证分析，最后得出以下结论：从实证结果可以看出先前做出的假设1是正确的，内部控制与盈余管理呈现负相关关系，即与会计信息质量呈现正相关关系。这表明提高内控制度的质量可以减少公司管理层的盈余操纵行为，提高会计信息质量。而公司规模与盈余管理呈现负相关关系，与内部控制质量呈现正相关关系。这说明想扩大公司规模，就要健全和完善内控制度，降低盈余管理水平。总的来说，上市公司构建内部控制体系，健全内部控制制度，有利于保障公司财务报告的准确性，提高公司治理能力、完善公司治理体系，从而促进公司健康、长远的发展，也有利于促进市场的健康发展。基于不同的产权性质视角来看，不管是国有性质还是非国有性质的上市公司，内部控制与盈余管理水平都呈现负相关关系。相对于国有性质的上市公司，非国有上市公司内部控制和盈余管理的负相关关系更加显著，即非国有上市公司提高内部控制质量对于减少盈余操纵的行为更加明显。我国自1997年开始实施基本经济制度，其中以公有制为主体，而国有经济在公有制中占主导地位。这就导致国有经济发展较早，其内部控制制度也出现的比较早。但是由于国有上市公司有国家和政府作为坚硬的依靠，在生产经营过程中遇到的风险比较少，所以内部控制发展较为缓慢。而非国有上市公司中在生产经营中面临的风险较多。CEO的普遍分任导致所有者不断加强内部控制体系建设、完善运行机制，以防止管理者追求个人利益而进行盈余操纵等行为。种种原因造成了国有企业对内部控制的重视程度远远不及非国有上市公司。基于前文的理论和实证结果，我们可以得知这样一个结论：内部控制的提高可以抑制盈余管理，提高会计信息质量，促进企业健康发展。6.2相关建议所以本文提出以下几点建议：第一，国家完善内部控制的相关法律法规。国家的立法有强制性，不仅可以提高企业对内部控制的重视程度，还可以维护市场的和谐稳定发展。为企业和市场的健康发展提供制度保障。第二，企业要改善内部环境，提高对内部控制的重视程度。内部控制环境是内部控制发展完善的基础，良好的内部治理环境包括完善治理结构，提高管理者和员工的素质，丰富企业文化等。这些都有利于落实内部控制的实施，促进企业的良性发展。第三，加强公司内部审计，内部审计对于审查业务活动、内部控制和风险管理都有重要作用，加强内审可以加强对内部控制的监管，及时发现和纠正公司内部的非法违规行为，保障着会计信息的质量。参考文献杨清香.试论内部控制概念框架的构建[J].会计研究,2010(11):29-32.崔志娟.规范内部控制的思路与政策研究——基于内部控制信息披露“动机选择”视角的分析[J].会计研究,2011(11):52-56+93.樊行健,肖光红.关于企业内部控制本质与概念的理论反思[J].会计研究,2014(02):4-11+94.张颖,郑洪涛.我国企业内部控制有效性及其影响因素的调查与分析[J].审计研究,2010(01):75-81.池国华,杨金,邹威.高管背景特征对内部控制质量的影响研究——来自中国A股上市公司的经验证据[J].会计研究,2014(11):67-74+97.李颖琦,俞俊利.股权制衡与内部控制有效性——基于2008-2010年酿酒类上市公司的案例分析[J].会计研究,2012(02):50-56+96-97.逯东,付鹏,杨丹.媒体类型、媒体关注与上市公司内部控制质量[J].会计研究,2015(04):78-85+96.池国华,杨金.高质量内部控制能够改善公司价值创造效果吗?——基于沪市A股上市公司的实证研究[J].财经问题研究,2013(08):94-101.张洪辉,章琳一,张蕊.内部控制与关联交易:基于效率促进观和掏空观分析[J].审计研究,2016(05):89-97.李英,周守华,窦笑晨.我国内部控制规范的颁布抑制了认知性盈余管理吗?[J].审计研究,2016(05):82-88.方红星,金玉娜.高质量内部控制能抑制盈余管理吗?——基于自愿性内部控制鉴证报告的经验研究[J].会计研究,2011(08):53-60+96.肖华,张国清.内部控制质量、盈余持续性与公司价值[J].会计研究,2013(05):73-80+96.方红星,陈作华.高质量内部控制能有效应对特质风险和系统风险吗?[J].会计研究,2015(04):70-77+96.余蔚平.认真贯彻企业会计准则全面提升会计信息质量[J].会计研究,2014(06):3-7.朱松.债券市场参与者关注会计信息质量吗[J].南开管理评论,2013,16(03):16-25.郭桂花,池玉莲,宋晴.市场化进程、会计信息质量与融资约束的相关性分析——基于最终控制人的视角[J].审计与经济研究,2014,29(01):68-76+85.宋云玲,宋衍蘅.机构投资者持股与注册会计师视角下的会计信息质量——来自审计调整的经验证据[J].会计研究,2020(11):136-151.AccrualsQualityandInternalControloverFinancialReporting[J].JeffreyT.Doyle,WeiliGe,SarahMcVay.

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