论文导读:：本文选取了2008年披露了内部控制缺陷的上市公司为样本，研究分析了披露内部控制缺陷的公司与什么样的公司特征相联系，结果发现披露了内部控制缺陷的公司规模小、业务较复杂、正经历组织变革、审计委员会会议次数较多、国有股持股比例高。
论文关键词：内部控制，公司特征，审计委员会
一、引言
2l世纪以来国内外爆出一系列财务欺诈、经营失败的案件，使得投资者信心严重受损，影响了资本市场的稳定性。在此情形下，许多国家出台了相关政策，通过加强上市公司内部控制的建设、自我评价及其披露来减少信息不对称，降低所有者与经营者之间、大股东与中小股东之间的代理成本，从而稳定资本市场。其中最为典型的是美国于2002年7月正式通过的《萨班斯—奥克斯利法》，该法案强调了公司内控的重要性,对公司治理、会计师行业监管以及证券市场监管等方面提出了许多新的严格要求。我国相关政策中最具代表性的是2008年财政部、证监会、审计署、银监会和保监会联合发布的《企业内部控制基本规范》（以下简称《规范》）和2010年4月26日五部委发布的《企业内部控制配套指引》（该配套指引包括18项《企业内部控制应用指引》、《企业内部控制评价指引》和《企业内部控制审计指引》）。标志着适应我国企业实际情况、融合国际先进经验的中国企业内部控制规范体系基本建成。新《规范》强制要求上市公司对内部控制进行自我评价。尽管新规范要求上市公司于2009年1月1日起执行，根据本文统计后发现，新规范颁布后我国披露了自我评估报告的上市公司数量显著增多，由2006年的166家上升到334家。新规范的颁布使上市公司开始重视公司内部控制的建设和完善，也为我们研究公司内部控制质量与公司特征之间的关系提供了契机。
二、文献回顾与假设的提出
国外学者自萨班斯法案实施后对内部控制缺陷的披露方面作了大量的研究。我国由于在新《规范》之前对内部控制自我评价的披露属于自愿披露阶段，我国上市公司披露内部控制的情况比较笼统和概括，自我评价意识不强，并且大多流于形式，没有实质性内容（陈艳，董美霞（2008），杨有红、汪薇（2008）等）。由于有关内部控制缺陷披露的数据不足，因此一定程度上限制了此方面的研究。
Carcello，Palmrose(1994)，Palmrose，Scholz(2004)研究认为公司规模越大越有可能因为财务报告和披露问题引起诉论。由于披露一个引起误导的内部控制报告可能面临诉讼风险，因此作为一个可靠的信号小论文，公司规模越大就越有可能披露真实的内部控制报告。因此，以SIZE为公司规模变量，本文提出假设：
假设1：公司规模与内部控制报告缺陷的披露具有正向关系。
一个成长性较快的公司可能会超过公司组织的成长包括内部控制(Ashbaugh-Skaife,2006).，例如公司发展过快，则需要建立新的机制，新的控制过程，新的人员等内部控制系统来适应公司的快速发展。因此，以SGROW3为公司近3年的平均销售收入增长率作为公司成长变量，提出假设：
假设2、公司成长性与内部控制缺陷披露正相关。
好的内部控制既需要资金的投入也需要占用管理的时间，因此业绩较差的公司不太可能把时间和资金投入到内部控制的建设上来(DeFond，Jiambalvo, 1991)，Krishnan(2005)研究发现在审计师更换时，业绩亏损的公司与披露内部控制问题的报告正相关。因此以INSOWN3表示近3年平均利润增长率为公司业绩变量，本文提出假设：
假设3、公司业绩与内部控制缺陷的披露负相关。
每一个公司的内部控制系统都与其特殊的经营环境相适应，公司的经营环境越复杂越有可能发生内部控制问题，例如复杂的地理位置和行业划分，在每一分区各种不同的因素会影响内部控制的充分执行，例如，对一个国际化公司而言，每一个国家的制度和法律环境不同，进而会影响内部控制的有效性。因此以ISOUTOP(是否在国外有业务)为经营复杂性变量，本文提出假设：
假设4、在海外有业务的公司披露内部控制缺陷的可能性较大。
类似地，当公司进行组织变革时，就会有相对较弱的内部控制。例如重组往往导致部门的减少，有经验的管理人员的离职，总之较为杂乱无章，而在重组之后需要配置一个新的内部控制系统来适应新的组织结构。其次，重组涉及许多较难的应计估计和调整、人员不充分以及更多的会计估计，这些都会导致较弱的内部控制。因此以ISRESTR(是否发生重组)为组织变革变量，本文提出假设：
假设5、年度内重组的公司披露内部控制缺陷的可能性较大。
考虑到治理因素，董事会是确保财务报告质量的重要因素，如果董事长同时担任总经理(或CEO)，则董事会的监督能力会减弱，可能会引起内部控制失败。董事会下设的审计委员会负责对内部控制的管理、监督和评价，因此对内部控制质量起着很重要的作用。因此以DUAL表示董事长与总经理两职合一，ACMTG（审计委员会会会议次数）为审计委员会质量的替代变量，本文提出假设
假设6、董事长与总经理两职合一的公司披露内部控制缺陷的可能性较大
假设7、审计委员会会议次数与内部控制缺陷具有负相关关系。
一个公司的股权结构影响一个公司的代理成本，且代理成本与公司的管理层持股呈反向关系(Jensen,Meckling1976)。因此，如果内部人持股比例较高，则很有可能披露内部控制缺陷的信息。我国上市公司中国有公司经改制上市的公司占很大比例，由于国有主体虚位造成“内部人控制”现象较严重，经营者很有可能为了自身的利益损害股东的利益。而公司内部人持股则会使经营者与股东利益趋于一致，因此以STATOWN表示国有股持股比例、INSOWN表示内部人持股比例，本文提出假设：
假设8、国有股持股比例与内部控制缺陷具有正相关关系。
假设9、公司内部人持股与内部控制缺陷具有负相关关系。
先前的研究表明机构投资者在治理机制中具有重要的监督管理层的作用(Shleifer,Vishny1986; Coffee 1991; Bethel, 1998; Bhojraj 2003)。较大的机构投资者由于其投资较多有监督管理层行为的激励（Shleifer,Vishny1997),机构投资者持股比例增大使得管理层更有可能出具高质量的财务报告。因此，以INSTIT为机构者持股比例变量，本文提出假设：
假设10、机构投资者持股比例越大，则公司越有可能披露内部控制缺陷报告
如果董事会对内部控制作自我评价时发现了内部控制缺陷小论文，很有可能对总经理的胜任能力表示不满， 往往利用惩罚机制做出更换总经理的决定。因此本文以CHANGCEO表示总经理更换，提出假设：
假设11、总经理的更换与内部控制缺陷具有正相关关系。
由于行业的不同，使上市公司面临不同的诉讼风险，因此诉讼风险较高行业（电子、零售，IT行业）的公司披露内部控制缺陷的可能性较大。由于我国对上市公司发行新股或债券要求比较严格，因此发行新股或债券的公司内部控制出现缺陷的可能性较小。上市公司的负债水平越高，说明公司的财务风险较大，因此公司的内部控制出现缺陷的可能性较大。在海外上市的公司通常面临较为严格的法律监督机制，因此披露内部控制缺陷的可能性较大。因此，本文选择INDUSTRY、ISSUE 、LEVRG、ISOUTLIS作为控制变量。
三、研究设计
经过统计2008年沪市上市公司的内部控制披露情况后发现，除去金融保险类公司，有334家上市公司披露了自我评估报告，其中有166家出具了内部控制鉴证报告；有157家公司未出具自我评估报告但有对内部控制健立健全情况进行了披露和总体评价；有345家公司对内部控制情况未作任何评价。本文选取了2008年沪市披露了内部控制缺陷的40家公司为样本，该样本中有5家披露了重大缺陷，35家为非关键性缺陷。同时随机抽取了261家公司为控制样本。
1、变量设计
本文变量分为被解释变量、解释变量及控制变量。具体情况如表1所示。
表1变量定义及说明
变量名称
变量性质
变量定义
变量解释说明
ISWEAK
被解释变量
是否披露内控缺陷
1表示披露了内控缺陷，否则为0
SIZE
解释变量
公司规模
=公司总资产的自然对数
DUAL
解释变量
董事长与CEO两职合一
1表示两职合一，否则为0
ACMTG
解释变量
审计委员会会议次数
=报告年度审计委员会会议次数
ISOUTOP
解释变量
是否在国外有业务
1表示在国外有业务，否则为0
INSTIT
解释变量
机构投资者持股比例
=机构投资者持股额/股份总额
SGROW3
解释变量
近3年的销售收入增长率
=近3年的销售收入增长率的算术平均值
IGROW3
解释变量
近3年的利润增长率
=近3年的利润增长率的算术平均值
STATOWN
解释变量
国有股持股比例
=国有股持股额/股份总额
INSOWN
解释变量
内部人持股比例
=公司内部人持股额/股份总额
ISRESTR
解释变量
是否发生组织变革
1表示公司发生组织变革，否则为0
CHANGCEO
解释变量
CEO是否更换
1表示CEO发生变更，否则为0
INDUSTRY
控制变量
行业变量
1表示属于电子、零售，IT行业，否则为0
LEVRG
控制变量
公司财务风险水平
=负债总额/资产总额
ISSUE
控制变量
是否发行新股或债券
1表示发行新股，否则为0
ISOUTLIS
控制变量
是否在海外上市
1表示在海外上市，否则为0
2、模型设计：
由于被解释变量是虚拟变量，所以本文选择LOGISTIC回归模型：
P(ISWEAK=1)=c+β0SIZE+β1DUAL+β2ACMTG+β3ISOUTOP+β4INSTIT+β5SGROW3+β6IGROW3+β7INSOWN+β8STATOWN+β9ISRESTR+
β10ISOUTLIS+β11CHANGCEO+β12INDUSTRY+β13LEVRG+β14ISSUE
四、实证分析与检验
1、 描述性统计
通过SPSS软件描述性统计分析后发现(如表2所示)，在公司规模、两职合一、内部人持股、机构投资者持股、国有股持股、行业差异及负债水平方面两组样本差异不大。内控有缺陷的样本销售收入增长率、新股或债券的发行平均值低于控制样本的平均值，利润增长率、更换CEO、审计委员会会议次数、经营业务复杂性、发生组织变革及在海外上市的平均值高于控制样本。说明内部控制缺陷的披露与公司成长性、新股或债券的发行、公司业绩、CEO的更换、审计委员会效率、公司复杂性、组织变革及海外上市有关，具体的关系有待进一步分析。
表2各样本组解释变量描述性统计分析
内部控制有缺陷的样本n=40
内部控制无缺陷的样本n=261
总体样本
n=301
均值
标准差
均值
标准差
均值
标准差
SIZE
21.628
1.554
21.715
1.274
21.704
1.312
SGROW3
0.197
0.737
0.752
5.659
0.6786
5.279
IGROW3
2.323
21.329
-0.065
6.450
0.253
9.790
DUAL
0.100
0.304
0.103
0.305
0.103
0.304
CHANGCEO
0.4872
0.506
0.376
0.485
0.3900
0.489
INSOWN
0.002
0.007
0.008
0.048
0.007
0.045
INSTIT
0.064
0.072
0.064
0.087
0.064
0.085
STATOWN
0.382
0.218
0.314
0.242
0.314
0.242
ACMTG
1.650
1.673
1.322
1.587
1.322
1.587
ISOUTOP
0.625
0.490
0.445
0.498
0.445
0.498
ISRESTR
0.550
0.504
0.266
0.442
0.266
0.442
INDUSTRY
0.175
0.385
0.140
0.347
0.140
0.347
LEVRG
0.516
0.297
0.545
0.298
0.541
0.298
ISSUE
0.075
0.267
0.157
0.365
0.146
0.354
ISOUTLIS
0.150
0.362
0.010
0.755
0.010
0.755
2、解释变量的相关性检验
根据Pearson相关性检验结果：公司规模与公司董事会会议次数、国有股持股比例具有正相关性。公司债务水平与公司重组正相关。发行新股或债券与公司内部人持股正相关。CEO与董事长两职合一与机构投资者持股比例正相关。总体上看自变量之间相关系数不超过0.4，表明多重共线性并不严重。
3、回归分析
从表2的回归结果可以看出，公司规模与内部控制缺陷的披露具有负相关关系，且在10%水平上显著，这与假设1相反，一方面可能因为我国的法律监督环境薄弱，上市公司面临诉讼的风险较小，另一方面规模大的公司资源较为丰富，有能力在内部控制的建设上加大投资力度，完善内部控制。因此披露内部控制缺陷的可能性较小。公司在国外有经营业务的公司与内部控制缺陷的披露呈正相关关系，且在10%的水平上显著，说明在国外有业务的公司，业务较为复杂，出现内部控制问题的可能性较大，因此越有可能披露内部控制缺陷。该结论支持了假设4。正在经历重组的公司与内部控制缺陷的披露正相关，且在1%水平上显著，说明重组的公司内部控制较弱，在组织机构设置及制度的建立及执行方面都有待进一步完善。因此披露内部控制缺陷的可能性较大。该结论支持了假设5。在治理因素中，国有股持股与内部控制缺陷的披露具有正相关关系小论文，且在5%水平上显著，说明我国国有上市公司 “内部人控制”现象引致公司内部控制缺陷的可能性较大。而且国有股持股比例越大，政府部门对其监管也就越严格，因此国有股持股比例较高的公司披露内部控制缺陷的可能性较高。该结论支持了假设8。审计委员会会议次数与内部控制缺陷的披露呈正向关系，且在5%的水平上显著，这与假设7相反，这可能因为我国上市公司内部控制质量总体水平不高，审计委员会会议次数越多，越有可能发现内部控制问题，也就越容易披露内部控制的缺陷。
表3内部控制缺陷的披露与公司特征的回归结果
变量
预期符号
（1）
（2）
（3）
（4）
（5）
C
？
1.820
(0.330)
2.140
(0.448)
1.613
0.255
1.817
0.332
1.637
0.264
SIZE
+
-0.263*
(2.847)
-0.262*
(2.804)
-0.252*
2.560
-0.264*
2.893
-0.261*
2.765
DUAL
+
0.208
0.108
0.188
(0.088)
0.197
0.095
0.214
0.114
0.210
0.109
ACMTG
-
0.214*
(3.528)
0.199*
(2.987)
0.224*
3.740
0.213*
3.513
0.223*
3.761
ISOUTOP
+
0.689*
(3.287)
0.666*
(3.051)
0.699*
3.359
0.670*
3.063
0.681
3.210
STATOWN
+
1.776**
(4.212)
1.700**
(3.848)
1.737**
3.964
1.781**
4.226
1.901**
4.619
INSTIT
+
-0.221
(0.010)
-0.280
(0.017)
0.039
0.000
-0.165
0.006
-0.730
0.108
SGROW3
+
-0.164
(0.318)
-0.169
(0.317)
-0.136
0.364
-0.159
0.322
-0.151
0.316
IGROW3
-
0.021
(2.110)
0.020
(1.895)
0.022
2.206
0.022
2.153
0.020
1.690
INSOWN
+
-4.578
(0.197)
-4.715
(0.206)
-2.313
0.051
-4.663
0.199
-4.998
0.225
ISRESTR
+
1.434***
(14.595)
1.499***
(15.340)
1.474***
15.092
1.449***
14.746
1.469***
15.030
CHANGCEO
+
0.462
(1.494)
0.483
(1.626)
0.501
1.729
0.476
1.573
0.458
1.455
LEVRG ：
+
-0.566
(0.690)
ISSUE
+
-0.895
(1.763)
ISOUTLIS
+
0.117
0.343
INDUSTRY
+
0.606
1.381
五、结论及局限性
结论：本文分析了内部控制缺陷的披露与公司特征之间的关系。研究发现内部控制缺陷与公司规模负相关，与公司的复杂性、正在经历重组，国有股持股比例、审计委员会会议次数正相关。从结论上分析，建立一个完善的内部控制体系需要大量人力、物力的支持，出于成本收益的考虑，规模较大的公司更有可能提高内部控制质量。如果公司经营业务较复杂或者正经历重组，这些公司可能会缺乏有效的内部控制，容易出现内控缺陷。公司治理与内部控制具有密切的关系（李连华、郭永清， 夏大慰等），由于我国一些上市公司存在治理缺陷造成了较弱的内部控制，尤其是国有上市公司存在的管理问题较严重，因此国有股持股比例较高的公司更容易出现内控缺陷。审计委员会作为直接负责监督评价内部控制的主要机构，其勤勉度越高越有可能发现公司内部控制缺陷。
本文局限性：由于董事会下设的审计委员会直接负责内部控制的监督评价工作，因此，并未考虑太多其它的治理因素。另外很多上市公司对审计委员会的披露不充分造成一些变量数据不可取，因此对审计委员会的专业性水平、规模、独立性等因素并未纳入模型当中。因此有待更深入研究公司治理机制对内部控制质量的影响。
主要参考文献：
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[6]Shleifer, A., and R. W. Vishny. 1986. Largeshareholders and corporate control. Journal of Political Economy 94: 461–489.
[7]Krishnan G., and athan. Reporting internal control deficiencies in the post-Sarbanes-Oxleyera: the role of auditors and corporate governance, working paper,George MasonUniversity. 2005.
[8]DeFond, M. L., and M. or protection and corporate governance:Evidence from worldwide CEOturnover. Journal of Accounting Research 42 (2): 269-312. 2004.
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