内部控制有效性、企业财务绩效与盈余管理动机

姜鑫

【摘要】基于内部控制有效性视角，文章分析了内部控制对财务绩效和盈余管理动机的影响，丰富了现有关于内部控制经济效应的相关文献。结果表明，有效的内部控制显著促进企业财务绩效水平得以提升，抑制企业管理层操控盈余的机会主义动机。研究结论对管理层全面履行受托责任，并对提升公司治理的效果具有一定的启发意义。最后建议，落实内部控制问责制，以缓解利益相关各方的信息不对称；
增进内部控制的强制执行力，以更好地发挥其在公司治理中的积极效应。

【关键词】内部控制；
盈余管理；
机会主义；
财务绩效；
公司治理

【中图分类号】 F203

一、引言

管理层激励是提升内部控制有效性的重要举措，然而，部分企业的行政任命制度扭曲了市场化的激励机制，导致内部控制有效性水平有所下降（逯东等，2014）[ 1 ]。企业管理层对会计估计方法的选择拥有较多的自由裁量权（Hogan and Wilkins，2008）[ 2 ]，如果没有受制于正式的政策和程序限制，对外披露财务报告的可靠程度难以保证。内部控制建设作为推进企业实现可持续发展的重要途径，日益受到社会各个方面的重要关注。那么，内部控制是否实现了提升经营效率、效果的目标？是否实现了合理保证财务报告及相关信息真实、完整的目标？这些问题有待进一步验证。

基于以上现实考虑，从内部控制有效性视角，深入分析内部控制对企业财务绩效、内部控制对盈余管理动机的影响，以期对强化内部控制体系的建设提供经验证据，为保障利益相关者的权益提出政策建议。

二、文献回顾、理论基础与研究假定

（一）内部控制有效性与企业财务绩效

有效的内部控制有助于企业预测经济前景的变化，有效应对自身面临的系统风险，并拥有相对较低的银行债务融资成本（陈汉文和周中胜，2014）[ 3 ]。内部控制质量的改善显著提升了企业的现金持有价值（张会丽和吴有红，2014）[4]，有效的内部控制能够抑制特定风险因素的发生，有效弱化外部因素的不利冲击（方红星和陈作华，2015）[5]，促进投资效率提升。此外，良好的控制环境缓解环境不确定性对资本成本的不利影响（廖义刚，2015）[6]。与此同时，内部控制的完善可以减少内部人员攫取私利等不良现象，显著抑制管理层超额在职消费行为（牟韶红等，2016）[7]。

依据我国财政部等五部委文件《关于印发〈企业内部控制基本规范〉的通知》，明确提及内部控制的目标包括提升经营的效率和效果，促进企业实现发展战略。而内部控制目标得以实现，需要通过具体的控制活动推进政策措施落实到位，实现各项绩效目标，巩固长久发展的企业战略。落实高效的控制活动，构建良好的控制环境，实现内部控制诸要素紧密结合，将为经营目标的实现提供充分制度保障，提升运营效益并增进财务绩效，保障利益相关者的合法权益。基于以上分析，提出如下研究假定。

假设1：有效的内部控制显著促进企业财务绩效水平实现明显提升。

（二）内部控制有效性与盈余管理动机

基于行为动机理论，已有研究发现盈余管理主要有洗大澡动机和盈余平滑收益动机（边泓等，2016）[8]。管理层可能出于机会主义动机粉饰财务报表，我国企业存在盈余管理“洗大澡”及“盈余平滑”行为（戴德明等，2005）[9]。盈余管理的行为动机驱动了盈余管理的程度与方式，对于面临严重亏损的企业而言，管理层可能利用盈余管理“洗大澡”策略，以实现在未来期间的收益目标（张昕和姜艳，2010）[ 1 0 ]。为避免风险预警等特别处理，企业在面临亏损时会加剧当期亏损，为未来期间扭亏转盈做足准备。与此相反，当本期会计盈余水平较高时，管理层有动机计提较多的资产减值损失对会计收益进行平滑（Zucca and Campbell， 1992）[ 1 1 ]，以期实现盈余平滑动机。Leuz et al. （2003）[ 1 2 ] 研究发现，世界范围内存在较多的利用应计项目平滑会计盈余之乱象，企业在盈余平滑动机驱使下，对会计收益在各个会计期间进行平滑处理，以使报告盈余呈现持续平稳的“良好”态势。

内部控制有效性是其对实现控制目标提供合理保证的程度。彭珏和胡斌（2015）[ 1 3 ]证实了内部控制的有效性影响到会计盈余的持续性。有效的内部控制显著降低管理层实施舞弊的可能性（周继军等，2011）[14]，抵制供应商关系型交易诱发的盈余管理动机（徐虹等，2015）[15]，减少有意识的财务报告差错（Singer and You， 2011）[16]，提升财务报告质量。内部控制提升会计信息披露的可信度，帮助外部利益相关者评判企业的运营绩效，缓解利益相关各方的信息不对称程度。综合学者观点，内部控制运行越有效，越减少管理层自主随意选择会计政策的机会。由此，本文合理推断，有效的内部控制限制管理层的机会主义行为，抑制管理层的盈余管理洗大澡动机及盈余平滑动机，进而保障会计盈余的可持续性。基于以上分析，提出如下研究假定。

假设2：有效的内部控制显著抑制管理层操控盈余的洗大澡动机。

假設3：有效的内部控制显著抑制管理层操控盈余的盈余平滑动机。

三、数据来源、变量定义与模型设定

（一）数据来源

选取2011——2017年度在沪深股市公开交易的上市企业作为研究样本。其中，内部控制有效性数据指标来自迪博 DIB 内部控制与风险管理数据库，其余数据源于国泰安 CSMAR中国股票市场研究数据库、Wind资讯金融终端。按以下标准剔除：金融、保险类；
ST、*ST类；
财务数据指标缺失类，最终获取7104个有效的个体——年度观测值。对连续型变量分行业——年度进行双向 1% 分位数Winsorize 处理，以规避异常观测值对分析结果造成的不利影响。

（二）变量定义

1.被解释变量

（1）对被解释变量——Z值（Z_Value）的测度。企业的盈利状况、资产流动性和财务杠杆等综合性信息决定了财务危机的程度 （Johnstone and Bedard， 2004） [17]。鉴于 Edward Altman提出的 Z_score模型综合反映了盈利能力、偿债能力、资产流动性等状况，能够较为全面地反映了企业的财务绩效，所以，本文采用Z_score分值评价企业的财务综合绩效，通常而言，当Z值水平较低时，发生财务失败的可能性趋于增加，在Z_Value<1.81的情况下，意味着企业内部潜伏着破产危机；
当Z值较高时，企业财务状况较为稳定，在Z_Value>2.675的情况下，意味着财务状况整体良好，破产的可能性较低；
而1.81≤Z_Value≤2.675的情况表明财务状况极为不稳定，被称为“灰色地带”。

（2）对盈余管理动机的测度。参考卢煜和曲晓辉（2016）[18]的相关研究，将盈余管理动机分为洗大澡动机和盈余平滑动机。总资产报酬率（ROA）作为评判运营收益的测度指标，当总资产报酬率（ROA）小于零，且其变动额（ΔROA）小于所有总资产报酬率（ROA）变动值中的负值的中位数时，认为存在洗大澡动机（Bath），取值为1，否则，取值为0；
当总资产报酬率（ROA）大于零，且其变动额（ΔROA）大于所有总资产报酬率（ROA）变动值中的正值的中位数时，则认为存在盈余平滑动机（Smooth），取值为 1，否则，取值为0。

2.解釋变量与控制变量

针对解释变量——内部控制有效性（IC），采用迪博DIB内部控制与风险管理数据库中的内部控制指数，用于评价企业内部控制的有效性水平。内部控制指数的数值越大，表明企业的内部控制有效性水平越高（逯东等，2015）[19]。回归分析中，将该指数除以100予以标准化。参考方红星和陈作华（2015）[5]、彭珏和胡斌（2015）[ 1 3 ]、叶陈刚等（2016）[ 2 0 ]的研究设计，将有形净值债务率、总资产周转率、每股净资产增长率、综合杠杆、上市年限、股权集中度、审计意见、企业规模、高管薪酬、产权属性作为控制变量，分别考察其对财务绩效和盈余管理动机的影响作用。在回归分析中还控制了行业和年度效应。各变量的名称与变量说明如表1所示。

（三）模型设定

为检验前文假定的合理性，在控制其他影响因素的前提下，构建如下回归模型1、模型2和模型3，对回归参数进行面板数据分析估计，分别用于检验假设1、假设2和假设3。其中，为避免双向因果关系所引致的内生性问题，模型中的解释变量——内部控制有效性（IC）取一阶滞后值；
模型中的控制变量——有形净值债务率（DEBT）、总资产周转率（TAT）、每股净资产增长率（NAG）、综合杠杆（DTL）、股权集中度（SHRCR）、审计意见（AUDIT）与高管薪酬（LnSALARY）取一阶滞后值。

四、描述性统计结果

表2报告了变量的描述性统计结果。模型1的被解释变量——Z值（Z_Value）的中位数为3.5627，总体而言，样本企业财务状况处于良好状态，但Z值（Z_Value）最小值仅为0.1199，标准离差为9.0050，表明样本企业财务绩效状况呈现较大幅度差异，个别企业存在财务危机的征兆；
模型2的被解释变量——盈余管理动机洗大澡动机（Bath）的最大值为1.0000，表明在观测期内洗大澡动机的客观存在性，具有洗大澡动机的观测数占全部观测的平均比重为3.35%；
模型3的被解释变量——盈余平滑动机（Smooth）的最大值为1.0000，具有盈余平滑动机的观测数占全部观测的平均比重为16.67%，表明在对样本企业的观测期内，盈余平滑动机具有客观存在性。解释变量——内部控制有效性（IC）的样本中位数为680.5150，最大值为995.3600，最小值为0.0000，标准差为93.4663，不同企业的内部控制有效性水平呈现较大幅度差异。总体而言，内部控制的平均有效性水平较高，表明自2008年《内部控制基本规范》发布实施以来，内部控制建设已取得长足发展，上市企业建立健全内部控制，其运行有效性逐步提高，这是对我国监管机构所出台政策的充分肯定。

控制变量中，有形净值债务率（DEBT）、总资产周转率（TAT）、每股净资产增长率（NAG）、综合杠杆（DTL）的标准差分别为2.0409、0.5253、0.2658、6.7935，样本企业的偿债压力、营运能力、发展状况及运营风险呈现出较大幅度的差异性；
平均上市年限（AGE）在11年左右；
第一大流通股股东平均持股比例较高，其持股比例的平均值为26.75%；
获取标准无保留审计意见的观测数的平均比重为98.54%，审计师对样本企业财务报告的合法性、公允性持有较高水平的合理保证程度，亦可以确保本文研究所用数据的可靠程度。此外，样本企业的规模（LnASSET）、高管薪酬（LnSALARY）亦呈现一定幅度的差异性；
在样本企业中，国有企业平均比重为48.66%。总体而言，变量的取值具有充分的变异性，为下文的回归分析提供了有益基础。

此外，我们还做了相关性分析，解释变量、控制变量的相关系数，其绝对值的最大值为0.4943，小于0.8的阈值，表明模型1至模型3不存在严重的多重共线性，限于篇幅不再列示。

五、模型回归结果分析

本文采用的数据类型为面板数据，面板数据的分析方法主要有固定效应、随机效应和混合OLS法。对模型1采用LSDV法分析，拒绝“所有个体虚拟变量的系数都为0”的假设，模型存在个体固定效应，不应使用混合回归；
对模型1进行稳健的Hausman检验，Sargan-Hansen统计量为192.083，对应的P值为0.0000，应使用固定效应模型，而非随机效应模型；
模型2、模型3为面板二值选择模型，面板二值选择模型在使用固定效应Logit回归分析时，要求同一样本个体的被解释变量（0/1）在样本期间至少有一次变化。模型2、模型3的被解释变量分别有987、367组个体的取值全部为0，或全部为 1，没有充分变异性。由此，对模型2、模型3采用面板二值选择模型随机效应回归，LR检验对应的P值（Prob≥ chibar2）分别为0.1130和0.4920，支持采用混合Logit回归。模型1至模型3回归系数估计值的统计结果如表3所示。

（一）模型1回归结果分析

模型1的解释变量――内部控制有效性（IC）的系数估计值为0.2451，在1%的水平上显著。这一结果表明，内部控制运行越为有效，企业的财务绩效水平越高，与叶陈刚等（2016）[ 2 0 ]的研究结论一致。有效的内部控制对财务绩效产生了显著的积极效应，前文假设1得以验证。

控制变量中，上市年限（AGE）、股权集中度（SHRCR）、企业规模（LnASSET）的系数估计值分别为-1.5628、-0.0130、-1.3462，分别在1%、5%、1%的水平上显著。以上结果表明，如果忽视了对内部控制体系的建设，即使是资产规模较大、上市期限较长的龙头企业，其财务绩效亦难以得到有效提升；
可能的大股东掏空效应对财务绩效造成不良影响。此外，高管薪酬（LnSALARY）的系数估计值为0.7429，在10%的水平上显著，发挥对高管的薪酬激励作用亦可成为增进财务绩效的一条途径。未来期间，实现财务绩效平稳、可持续增长仍应是重要的战略关注点。

（二）模型2回归结果分析

模型2的解释变量——内部控制有效性（IC）的估计值为-0.2598，在1%的水平上显著；
经过计算，内部控制有效性对洗大澡动机的平均半弹性为-24.92%，在1%的水平上显著，有效的内部控制对洗大澡动机构成了显著的抑制效应，前文假设2得以验证。

控制变量中，总资产周转率（TAT）、综合杠杆（DTL）、产权属性（STATE）的系数估计值分别为0.2220、0.0757、0.4596，均在1%的水平上显著。企业资产运营状况良好，或运营风险水平较高时，如果缺乏良好的控制环境和有效的控制活动，很可能滋生管理层隐匿当期收益而增加未来期间收益的动机，洗大澡动机在国有企业中的表现更为明显。内部控制健全与否与管理层有直接关系（Lawrence et al.，2007）[ 2 1 ]，代理人在谋求最大化利益动机的驱使下操纵会计盈余，侵占公司利益而增加自身财富。每股净资产增长率（NAG）、审计意见（AUDIT）的系数估计值分别为-0.5181、-0.7243，均在10%的水平上显著。当企业的拥有良好发展态势，以及外部审计师的监督评价职责有助于企业规避洗大澡动机，当企业获取标准审计意见时，具有洗大澡动机的几率比仅为获取非标准意见时的48.47%；
高管薪酬（LnSALARY）的系数估计值为-0.4391，在1%的水平上显著，强化对高管的薪酬激励在一定程度上抑制操纵盈余的机会主义动机，保障会计盈余的可靠性，降低会计盈余在不同会计期间的波动幅度。

（三）模型3回归结果分析

模型3的解釋变量——内部控制有效性（IC）的系数估计值为-0.1631，在1%的水平上显著；
经过计算，内部控制有效性对盈余平滑动机的平均半弹性为-13.05%，在1%的水平上显著。有效的内部控制对盈余平滑动机形成了显著的抑制效应，前文假设3得以验证。通过内部控制事前、事中和事后的程序控制，抑制管理层的机会主义动机，减少由管理层权力诱发的腐败行为（周美华等，2016）[ 2 2 ]，在一定程度上约束管理层的自利行为，提升外部投资者的信心。

控制变量中，有形净值债务率（DEBT）、上市年限（AGE）的系数估计值分别为0.0802、0.0237，均在1%的水平上显著。当企业上市期限较长、或债务压力较大时，如果没有良好的控制环境和有效的控制活动作为保障，不免滋生管理层平滑盈余的机会主义动机的可能性，面临财务困境的企业有更强烈的动机实施盈余管理（Kothari et al.， 2005）[ 2 3 ]。而每股净资产增长率（NAG）、企业规模（LnASSET）、产权属性（STATE）的系数估计值分别为-0.8524、-0.1359、-0.2119，均在1%的水平上显著。在企业健康平稳发展、或资产规模较大的情况下，在一定程度上抑制了管理层平滑盈余的机会主义动机。规模较大的企业制订严格的定量标准，内部控制更为健全（Doyle et al.， 2007；

AshbaughSkaife et al.， 2007）[24] [25]，有利于抵制管理层的盈余管理动机；
国有企业在抵制管理层盈余平滑动机方面有较为突出的表现。

六、谨慎性测试

良好的内部环境和内部监督有助于提升管理层披露盈余预测的意愿（叶颖玫，2016）[26]，可以发挥出对大股东权力强度及掏空行为的抑制效应（杨七中和马蓓丽，2015）[27]，降低财务失败和破产倒闭的风险，显著提升企业的运营绩效。当财务绩效水平较高时，证券评级机构对企业证券的评级水平往往较高。由此，对模型1中的被解释变量——Z值（Z_Value）采用证券评级水平（ZQPJ）替代，再次评价内部控制对企业财务绩效的影响效应。借鉴Wind公司与各大研究机构整理发布的投资评级数据，以衡量证券评级水平（ZQPJ）。Wind资讯公司将研究机构的投资评级予以标准化，赋予最高1分、最低5分的分值（1分：买入；
2分：增持；
3分：中性；
4分：减持；

5分：卖出）。本文采用研究机构对证券投资评级的算术平均值作为证券的综合评级数值。一般而言，证券评级（ZQPJ）的取值越低，表明运营状况良好，公司的财务绩效水平较高；
证券评级（ZQPJ）的取值越高，意味着财务状况缺乏稳定，很可能潜伏着公司治理危机。基于统计结果分析便利性的考虑，对证券评级（ZQPJ）数据在原有数据的基础上用其负值替代。

针对模型2、模型3中的被解释变量——洗大澡动机（Bath）、盈余平滑动机（Smooth）的划分依据为总资产报酬率变动额（ΔROA）的中位数标准，可能会存在划分范围较大而造成的主观因素干扰。由此，重新界定模型2和模型3的被解释变量，当总资产报酬率（ROA）小于零，且其变动额（ΔROA）小于所有总资产报酬率（ROA）变动值中的负值的1/3分位数时，认为存在洗大澡动机（Bath），取值为1 ，否则，取值为 0；
当总资产报酬率（ROA）大于零，且其变动额（ΔROA）大于所有总资产报酬率（ROA）变动值中的正值的2/3分位数时，认为存在盈余平滑动机（Smooth），取值为 1 ，否则，取值为 0 。

对模型1采用LSDV法分析，拒绝“所有个体虚拟变量的系数都为0”的假设，表明存在个体固定效应，不宜使用混合回归；
对模型1进行稳健的Hausman检验，Sargan-Hansen 统计量为151.478，对应的P值均为0.0000，应使用固定效应模型，而非随机效应模型。同时，模型2、模型3的被解释变量分别有1013、598组个体的取值全部为 0 ，或全部为 1，没有充分变异性。由此，对模型2、模型3采用面板二值选择模型随机效应回归， LR检验对应的P值（Prob>= chibar2）分别为0.0610、0.4900，从较为谨慎的角度考虑，本文选用显著性水平为5%的标准，对模型回归分析方法进行取舍，支持采用混合Logit回归。进而，对前文模型1——模型3再次进行回归分析，系数估计值的统计结果如表4所示。

（一）模型1谨慎性测试结果分析

模型1的解释变量——内部控制有效性（IC）的系数估计值为0.0374，在1%水平上显著。有效的内部控制显著强化了企业的财务绩效，进而促进证券评级水平得以提升，前文假设1再次得以验证。对个体企业而言，应充分发挥内部控制系统的功能，调整投资方向、优化投资行为、控制运营风险，促使管理层对经济环境保持充分的敏锐度和关注度，并对未来的经济走势构建合理的预测机制，提升公司治理的总体效果。

（二）模型2谨慎性测试结果分析

模型2的解释变量——内部控制有效性（IC）的系数估计值为-0.2740，内部控制有效性对洗大澡动机的平均半弹性为-26.43%，均在1%的水平上显著。有效的内部控制对洗大澡动机形成了显著的抑制效应，前文假设2再次得以验证。

（三）模型3谨慎性测试结果分析

模型3的解释变量——内部控制有效性（L.IC）的系数估计值为-0.1767，内部控制有效性对盈余平滑动机的平均半弹性为-15.41%，均在1%的水平上显著，表明有效的内部控制显著抑制了管理层的盈余平滑动机，前文假设3再次得以验证。

七、结语及政策建议

（一）研究结论

基于内部控制有效性视角，分析内部控制对盈余管理动机的影响，丰富了现有关于内部控制有效性的相关研究成果。结果表明，有效的内部控制能够抑制管理层操控盈余的机会主义动机。研究结论对进一步强化内部控制体系建设，增进内部控制在权责分配、治理结构等方面形成长效的监督机制，以期强化公司治理的整体效果，保障利益相关者的合法权益具有一定的启发意义。

（二）政策建議

企业适时全面推行内部控制问责制，由部门负责人作为内部控制责任人，确保内部控制设计合理、运行有效。监事会加强对内部控制的运行有效性实施监督检查。同时，对内部控制实施外部鉴证评价，为内部控制提供有价值的质量保证（Krishnan， 2012） ，聘请外部审计师对内部控制发表独立审计意见，向资本市场传递企业内部控制的相关信息，充分缓解利益相关各方的信息不对称状况。

监管机构适时出台相关政策，提升内部控制规范体系的强制执行力与法律地位。我国企业内控规范体系尚未上升至法律层面，容易引致认知性盈余管理出现反弹现象。强化内部控制规范的法制化建设，使其由部门规章上升至法律高度，切实增进内部控制的运行有效性。对隐匿内部控制缺陷、不实披露内部控制有效性的行为加大惩诫力度（周守华等，2013），由软约束转变为硬约束，落实对企业内部控制有效性的监督责任，使内部控制成为公司治理乃至价值创造的“助推器”。

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