论内部制约审计、整合审计与财务信息质量关系

论文导读：
【摘要】 我国内部制约审计制度自2011年开始推行，但与美国不同的是，对于整合审计并未作出强制性要求。内控审计、整合审计的实施效果一时成为各方关注的焦点。文章利用2012年内控审计强制执行后的经验数据，对内控审计、整合审计与财务信息质量的关系进行研究，研究结果表明：内控审计有效地提高了上市公司财务信息质量，而整合审计未能显著地改善上市公司财务信息质量。
【关键词】内部制约审计 整合审计 财务信息质量
近年来，我国资本市场频频出现财务舞弊事件，科龙、绿大地、紫鑫药业等上市公司财务事件，已经暴露出我国公司的内部制约环境相当薄弱。为了加强和规范公司内部制约，提高公司经营管理水平和风险防范能力，财政部等五部委分别于2008年5月和2010年4月联合发布了《企业内部制约基本规范》及其配套指引，首次要求上市公司聘请会计师事务所对其内部制约进行审计。内部制约审计制度自2011年起在境内外同时上市的公司施行，2012年进一步扩大施行范围，在上海证券交易所、深圳证券交易所主板上市的公司施行。不同于美国，我国并未要求进行整合审计，只是提到注册会计师可以单独进行内部制约审计，也可将内部制约审计与财务报表审计整合进行（刘玉廷，2010）。在此制度背景下，本文旨在研究：我国现行内部制约审计制度施行后是否有效地提高了上市公司财务信息质量？内部制约审计执行中整合审计开展的情况，整合审计是否能提高上市公司财务信息质量？

一、研究假设

1.内部制约审计与财务信息质量。Kothari（2004）、Bedard（2006）、Denial等（2008）、Chen等（2013），在“萨班斯法案”施行后，研究了内控审计实施的市场效应，发现内控审计的实施能够显著提高会计盈余质量。但“萨班斯法案”的实施成本与效益理由，受到质疑。一些实务界人士提出，内控审计并未能实际给公司带来效益，反倒给公司带来了财务负担。“萨班斯法案”亦推动了我国的内控审计发展，王军只（2009）配对分析了2007年上交所上市公司首次内控审计对盈余质量的影响，实证结果显示，无论是分行业还是以全样本，首次实施内控审计的公司盈余质量得到了明显改善。
2.整合审计与财务信息质量。财务报表审计与内部制约审计整合开展是目前内部制约审计推行的主要趋势，美国、加拿大、日本等国家在推行内部制约审计时，明确要求进行整合审计。2007年6月，美国公众公司会计监督委员会（PCAOB）修订颁布了AS 5《与财务报表审计结合的针对财务报告内部制约的审计》，明确表明，财务报表审计应与内部制约审计相整合，以降低审计成本，提高审计质量。毋庸置疑，整合审计将产生范围经济，降低内控审计成本（王爱华、刘扬，2012）。安永（2008）的调查结果显示，执行AS 5第二年的审计成本下降46%，其中两项审计工作更好地整合是一个主要理由。但整合审计是否会影响审计独立性，从而影响审计结果，降低财务信息质量？对此，美国审计质量中心（2009）指出，不同于审计业务与咨询服务之间存在独立性的冲突，会计师事务所需要分别对年报审计报告和内控审计报告的意见类型承担责任，不存在为了获得一项业务而牺牲另一项业务的审计独立性理由（刘玉廷，2010）。我国内部制约审计指引对于整合审计并未作出强制规定，注册会计师可以单独进行内部制约审计，也可将内部制约审计与财务报表审计整合进行。
3.研究假设。PCAOB（2004）在AS 2中提到，有效的内部制约可以提高财务报告的可靠性与公允性，而内部制约审计将为财务报告使用者提供一份具有保证性的可靠的财务报告。在2011年前，内控审计在我国尚属于自愿性行为，相较于内部制约自评报告，自愿披露内控审计报告的上市公司较少（郑丹，2011），并且基于信号理论，自愿披露内控审计报告上市公司的内控质量可能较好。我国目前资本市场尚属于半强有效市场，需要独立的第三方对上市公司内部制约的有效性和自评信息进行鉴证，以督促上市公司完善内部制约，提高财务信息质量，推动资本市场健康有序的发展。基于此，本文提出假设一。
H1：内部制约审计实施后，相较于实施前，上市公司的财务信息质量得到显著提高。
知识溢出效应指出，如果由同一服务提供者提供多种服务，可以利用相同的契约资源（商标、信誉、客户信任）降低交易成本，提高服务质量。同一会计师事务所同时提供内控审计与年报审计，将产生知识溢出效应，提高其年报审计的质量。审计质量的提高，自然将对年报的可靠性和财务信息质量产生重要影响。基于上述分析，提出假设二。
H2：整合审计有助于提高财务信息质量。

二、研究设计

1.财务信息质量度量指标。公司盈余管理的程度可作为衡量财务信息质量的一个指标，并且在实证会计研究中得到广泛应用。对盈余管理水平的度量，现有实证研究中，有四种主要模型：希利模型、迪安龙模型、琼斯模型和行业模型。琼斯模型应用最为广泛（Bartov，2001； Kothari，2005），所以本文选用调整后的琼斯模型计算出可操控性应计数，衡量财务信息质量。具体计算过程如下：首先，用不同行业数据对模型1进行回归，获取参数ai：
2.样本选择。对于假设一，本文将对2012年首次执行内控审计的上市公司进行配对分析，所以选择以2012年沪深主板上市公司为初选样本，并对样本总体进行处理，由于2012年前，已有境内外同时上市的公司按要求以及部分公司自愿进行了内控审计，而假设一是验证2012年内控审计在沪深主板首次强制施行后对上市公司财务信息质量的影响，所以假设一只选取2012年首次执行内控审计的上市公司，即剔除2011年已进行了内控审计的上市公司；操纵性应计数的计算涉及以前年度（2011年、2010年）的资料，剔除以前年度数据缺失的上市公司；由于上市商业银行早于2000年即有要求会计师事务所对其内部制约评价进行鉴定，并且金融业上市公司的资产等方面具有特殊性，所以将金融业的上市公司予以剔除；考虑到ST，ST*上市公司财务信息的特殊性，剔除ST，ST*上市公司。考虑这些因素后，选取上市公司650论文导读：关关系，但不显著，与假设二不一致。与AQ显著相关的制约变量包括GROWTH、AUDITOR、ROE和OCF，说明在检验整合审计对财务信息质量的影响时，有必要制约相关因素。模型4的多元回归结果。模型的R2为54.8%，模型总体解释能力较好。在制约了公司相关特征后，INTERVAL与AQ回归系数为正，但不显著，假设二未得到验证。GROWTH、ROE的回归系数
家。对于假设二，本文选择2011年已执行内控审计的上市公司为样本，研究其中整合审计对财务信息质量的影响。考虑相关因素，亦剔除以前年度数据缺失，金融业ST、ST*的上市公司，最终选取182家上市公司。上市公司的财务数据从CAR中取得，其他相关数据来自中注协年报审计快报以及笔者手工翻阅报告。3.模型设计和变量选择。参考赵文娟（2011）的研究策略，结合本文的研究需要，本文构建模型四对假设二进行检验：
AQi = β0 + β1×INTERVALi + β2×GROWTHi + β3×LEVi
+ β4×AUDITORi + β5×OCFi + β6×ROEi
+ β7×LOSSi + β8×SIZEi + εi 模型4
被解释变量选择AQ。自变量INTERVAL代表整合审计变量。2011年10月中注协颁布的基于整合审计框架下的《企业内部制约审计指引实施意见》，其中在对于整合审计特殊考虑中提到“注册会计师在完成内部制约审计和财务报表审计后，应当分别对内部制约和财务报表出具审计报告，并签署相同的日期”。考虑到这并非强制性要求，只是指导意见，实务中可能仍存在日期不一致的现象，所以本文选取两项指标综合衡量整合审计。
公司某些经营特征对盈余质量也产生影响，主要包括公司成长性、财务状况、经营情况、公司特征和审计师类型等（Becker，1998；Klein，2002；Vander Banwhede，2003；夏立军，2003；张龙平等，2010）。在研究内控审计对财务信息质量的影响时，制约公司这些关键特征很重要。各变量的具体定义如下：
被解释变量：AQ（表示财务信息质量）。
制约变量：GROWTH（表示成长性，为公司总资产增长率）；LEV（表示财务状况，为公司资产负债率）；AUDITOR（表示审计师类型，如果是四大则取值1，否则取值0）；ROE（表示经营状况，为公司净资产收益率）；OCF（表示经营状况，为公司经营活动流/总资产）；LOSS（表示经营状况，公司本期亏损则取值1，否则取值0）；SIZE（表示公司规模，为公司Ln，总资产）。

三、实证分析

1.配对变量分析。对于假设一，本文从纵向角度对上市公司实施内控审计前后的财务信息质量进行配对，验证其实施前后有无显著差异。在分析中，选择2011年|CAt|和2012年|CAt|作为配对变量，以检验内控审计的执行对上市公司财务信息质量的影响。分析显示实施内控审计后上市公司的平均操纵性应计数得到降低，由0.074 5降至0.053 5。内部制约审计前后t检验结果显示，Sig（双侧）T检验的显著性概率为0.000，即小于0.001。由于P小于0.01，可以得出结论：实施内控审计后上市公司的操纵性应计项得到显著降低，即内控审计可以有效地提高上市公司财务信息质量，原假设成立。
2.描述性统计与相关性分析。从描述性统计结果可以发现，2011年进行内控审计上市公司的操作性应计数之间差异不大；进行整合审计的上市公司均值达到0.91，表明大多进行内控审计的上市公司选择了整合审计。本文选择Pearson和Spearman相关系数矩阵分析了各变量间的相关系数。
3.回归分析（限于篇幅，有关统计结果的数据表已略，编者）。整合审计与财务信息质量的回归分析显示AQ与INTERVAL之间有正相关关系，但不显著，与假设二不一致。与AQ显著相关的制约变量包括GROWTH、AUDITOR、ROE和OCF，说明在检验整合审计对财务信息质量的影响时，有必要制约相关因素。模型4的多元回归结果。模型的R2为54.8%，模型总体解释能力较好。在制约了公司相关特征后，INTERVAL与 AQ回归系数为正，但不显著，假设二未得到验证。GROWTH、ROE的回归系数显著为正，而LEV、OCF与AQ的回归系数显著为负，其中LEV、ROE与AQ的关系与以前研究结论不同，GROWTH、OCF与AQ的关系与以前研究结论一致。GROWTH与AQ的回归系数显著为正，表示公司资产增长速度越快，公司的操纵性应计数越大，财务信息质量可能越差。OCF与AQ的回归系数显著为负，表示公司的经营性流量持有越少，公司的可操纵性应计数越高，财务信息质量越差。

四、结论与政策倡议

通过研究内控审计、整合审计与财务信息质量之间的关系，可以发现：（1）2012年内控审计在沪深主板上市公司施行的第一年，首次实施内控审计上市公司的可操控性应计数较前一年有显著性降低，即内控审计实施后，上市公司的财务信息质量得到明显提高。这与之前规范研究中的结论一致，亦证明我国有继续推行内控审计的必要性。（2）整合审计与财务信息质量之间没有显著的关系，即整合审计未能显著改善上市公司财务信息质量，这与已有的规范研究结论有差别。
2011年进行内控审计的上市公司中，整合审计的施行没能有效提高上市公司财务信息质量，可能是由于整合审计的施行过程没有实际有效的操作性指南，会计师事务所对于“整合审计”这一新鲜事物尚处于适应阶段，未能有效整合年报审计与内控审计两者的资源，充分实现有效合作，保证两个业务的充分独立性。目前我国对于整合审计并未强制要求，可能也是意识到审计市场中“整合审计”实力不足这一现象，但整合审计是未来内控审计发展的一大趋势，对此相关部门和市场主体应该各自为整合审计的有效推广作出相应的努力。
截至2013年4月30日，2012年沪深主板1 415家上市公司，仅有913家上市公司披露了内控审计报告。可见，仍有部分上市公司未能按要求施行内控审计。内控审计有助于增强上市公司财务报告的可靠性，改善资本市场环境，所以我国相关监管部门应该继续推进内部制约审计，督促所有上市公司早日按要求施行内控审计。
参考文献
[1] KOTHARI D.Differential information and the all firm effect[J]. Journal of Financial Economics，2004（2）.
[2] BEDARD J.R论文导读：earninganagementinthepre-andpost-sarbanesoxleyperiods.TheAccountingReview，2008（3）.王军只.内部制约审核对会计盈余质量影响的实证分析.武汉：财会月刊，2009（4）.张龙平，王军只，张军.内部制约鉴证对会计盈余质量的影响研究——基于沪市A股公司的数据.北京：审计研究，2010（2）.林静.内部制约鉴证
eported internal control deficiencies and earnings quality[D].University Lal，Working paper，2006.
[3] COHEN D A，DEY A，LYS T Z.Real and accrual-based earnings management in the pre- and post-sarbanes oxley periods[R].The Accounting Review， 2008（3）.
[4] 王军只.内部制约审核对会计盈余质量影响的实证分析[J].武汉：财会月刊，2009（4）.
[5] 张龙平，王军只，张军.内部制约鉴证对会计盈余质量的影响研究——基于沪市A股公司的数据[J].北京：审计研究，2010（2）.
[6] 林静.内部制约鉴证对盈余质量的改善作用——来自我国上市公司的经验证据[J].北京：商业会计，2012（9）.
[7] 谢晓燕，张龙平，李晓红.我国上市公司整合审计研究[J].北京：会计研究，2009（9）.
[8] 张龙平，陈作习.美国内控审计的制度变迁及其启迪[J].北京：会计研究，2009（2）.
[9] 赵文娟.内部制约审计对财务报表审计质量的影响[D].南京大学硕士论文，2011.
[10] 全面提升企业经营管理水平的重要举措——财政部会计司司长刘玉廷解读《企业内部制约配套指引》[EB/ OL].[2010-07-01]. http：//kjs.mof.gov.cn/.
[11] 王爱华，刘扬.上市公司整合审计研究发展综述[J].武汉：财会月刊，2012（1）.
[12] 郑丹.我国财务报告内部制约评价研究[D].天津财经大学硕士论文，2011-05-01.