王虎超　張晨　楊國平

摘要：文章首次基于自愿性內(nèi)控信息披露主體及載體的不同，從投資者市場反應(yīng)的角度實證檢驗了披露行為信號價值的差異?；谕顿Y者市場反應(yīng)（CAR值）的結(jié)論表明，非國有企業(yè)的內(nèi)控自評行為不能彰顯自身價值，而鑒證報告則可以彌補這一缺陷；國有企業(yè)的自評報告可以彰顯公司質(zhì)量，而鑒證報告進(jìn)一步強化了這一效果。

關(guān)鍵詞：內(nèi)部控制；披露；信號價值；市場反應(yīng)

一、 引言

證監(jiān)會于本世紀(jì)初最早對金融類及IPO公司提出單獨性內(nèi)控信息披露的要求，自2007年開始，這一要求開始全面化實施。監(jiān)管者促進(jìn)內(nèi)控信息披露的初衷，在于規(guī)范上市公司治理行為，向投資者傳遞相關(guān)信息并提升投資者保護(hù)。就實際實施效果而言，內(nèi)控信息披露的形式意義要大于其實質(zhì)意義。也就是說，上市公司披露內(nèi)部控制報告的目的不是說明其存在的缺陷，而是表明其質(zhì)量優(yōu)良。由于缺乏實質(zhì)性的信息，投資者是否認(rèn)為這種"形式上的內(nèi)控信息披露"具有信息價值，就需要基于市場交易的角度加以檢驗。

實際上，不同自愿性內(nèi)控信息披露所蘊含的價值很有可能是不同的。例如，眾多研究都表明國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間存在制度及行為差異，而且內(nèi)控自評報告與鑒證報告在成本及保證程度上也有著根本的區(qū)別，因而在理論上披露行為所彰顯的信號價值就存在區(qū)別。如果這種理論上的區(qū)別能夠在實踐中被投資者甄別并認(rèn)可，則不但證明理論上的分析是有意義的，最重要的是，投資者的反應(yīng)可以為各披露主體提供反饋與借鑒。

二、 假設(shè)提出及研究設(shè)計

1 文獻(xiàn)回顧及假設(shè)提出。就已有研究而言，檢驗內(nèi)控信息披露市場反應(yīng)的研究較少且不全面。楊清香等（2012）分析了滬市2006年～2009年披露內(nèi)控信息后的市場CAR值情況，其控制部分年報信息的多元回歸結(jié)論表明，內(nèi)控信息披露較好的公司其窗口期的CAR值也更高。陳宋生等（2011）采用配對研究的方式，以打分的形式將2007年滬市年報中自愿性內(nèi)控信息披露差別化，其結(jié)論也認(rèn)同披露質(zhì)量與CAR值成正比，而且強制披露公司的CAR值更高。陳共榮（2007）則分析了2006年滬市披露程度與超額回報之間的相關(guān)性，與上述研究結(jié)論一致，詳細(xì)披露與CAR值具有一定的正向關(guān)系。

但以上的研究也有其不足之處：首先，以上這些研究并非專門針對內(nèi)部控制評估報告；其次，這些研究并非專門針對自愿性信息披露，研究樣本同時包含了強制披露的公司。

按照信號理論，自愿信息披露作為信號傳遞的基礎(chǔ)前提在于其成本收益的權(quán)衡。其收益包括權(quán)益及融資資本成本的降低，股價的提升等，成本則既包括公司對內(nèi)部各控制流程的、評價成本，又包括因披露問題遭受的處罰成本。但現(xiàn)實中我國的監(jiān)管部門未細(xì)致要求內(nèi)控信息披露的內(nèi)容及程度，多數(shù)企業(yè)僅按照內(nèi)控五要素做簡單的介紹；另一方面我國投資者法制保護(hù)的建設(shè)也比較滯后，尚未有上市公司因自愿內(nèi)控信息披露問題而遭受處罰，這就導(dǎo)致了我國內(nèi)控披露成本總體上普遍過低。既然披露可以帶來收益而不需要太多成本，則可以預(yù)期的是，信號好及信號差的公司都有可能選擇披露，從而導(dǎo)致信號顯示作用被噪音干擾。

其次，在我國資本市場的構(gòu)成中，國有企業(yè)占了較大的部分。國有企業(yè)更為嚴(yán)重的雙重代理問題、內(nèi)部人控制問題等都表明了國有與非國有企業(yè)的巨大制度差異。此外，國有企業(yè)經(jīng)營者出于升遷以及國有資產(chǎn)增值保值的考慮，更可能投入充足資金建設(shè)完善的內(nèi)部控制。民營企業(yè)中大部分是家族式企業(yè)（李新春，2003），其家族控制模式在很大程度上已經(jīng)替代了內(nèi)部控制的作用，故而高質(zhì)量的內(nèi)控需求較弱。

在披露成本低廉可能導(dǎo)致噪音出現(xiàn)的前提下，考慮以上因素，國有企業(yè)隨意跟風(fēng)披露的可能就不會太大或者說披露動機信號被削弱的程度比較低。而民營企業(yè)自身內(nèi)控建設(shè)需求本身就較低，這樣披露動機就很可能收到噪音的抑制。

如果自愿性內(nèi)部信息披露，能夠引起資本市場的股價反應(yīng)，而且投資者也能夠?qū)ι鲜霾煌黧w不同報告類型的信號價值加以區(qū)分，則以下研究假設(shè)將會成立：

假設(shè)H1：總體而言，自愿披露內(nèi)控自評報告與窗口期CAR值正相關(guān)；

假設(shè)H1a：對國有企業(yè)而言，自愿披露內(nèi)控自評報告的公司其CAR值更高；

假設(shè)H1b：非國有企業(yè)而言，自愿披露內(nèi)控自評報告的公司，CAR值不顯著；

假設(shè)H2：總體而言，自愿披露內(nèi)控鑒證報告與窗口期CAR值正相關(guān)；

假設(shè)H2a：對國有企業(yè)而言，自愿披露內(nèi)控自評報告的公司其CAR值更高；

假設(shè)H2b：非國有企業(yè)而言，自愿披露內(nèi)控自評報告的公司其CAR值更高。

2. 研究設(shè)計。本文以2007年～2009年A股上市公司為研究樣本。選擇以2007年為起點，是因為我國兩市對全體上市公司單獨披露內(nèi)控自評報告的要求正式開始于該年，選擇2009年為截止，一方面是因為本文涉及大量的手工搜集數(shù)據(jù)，另一方面是因為不少研究都認(rèn)同政策實施以來我國內(nèi)控的披露情況并未獲得質(zhì)的改變（方紅星等，2008；崔志娟，2011），前3年的結(jié)論具有代表意義。

樣本的具體篩選過程如下：首先，本文剔除金融類以及IPO公司，剔除2008年、2009年的深市公司，以及2008年、2009年上交所的治理樣本股公司。因為這些公司都屬于強制披露的范疇。此外，樣本剔除交易窗口期交易狀態(tài)為ST類的公司（327家），以及年報披露日無股票交易的公司（591家）。

再次，研究剔除了年報披露日前后十天發(fā)生了重大事件（訴訟、違規(guī)、重組、發(fā)布一季度季報）的公司（503家）；最后2008年上市公司普遍虧損嚴(yán)重，為此本文進(jìn)一步剔除了剩余的2008年的樣本公司（248家）。經(jīng)過篩選之后，獲得2007年及2009年的非平衡面板數(shù)據(jù)894家。

本文以上市公司年報披露日作為事件日（t=0），選取[-10，2]作為研究窗口期。本處將窗口期起點向前推至年報披露前10天，是因為年報信息在披露之前被泄露是一個普遍存在的現(xiàn)象，故而在事件日以前市場股價就已經(jīng)產(chǎn)生波動。

本文使用的多元回歸模型基變量如下：

CAR=？琢+？茁1Evalu/Evalu_Au+？茁2Bonus+？茁3Growth+？茁4Opinion+？茁5Age+？茁6Lev+？茁7Size+？茁8Roe+？撞？茁iIndu+？著

其中被解釋變量為超額累計回報率CAR。Ball和Brown（1968）介紹了使用異?；貓舐蕘砗饬抠Y本市場對事件信息的反應(yīng)的方法。本文借鑒Ball和Brown的研究，以窗口期的超額累積回報率（CAR）來衡量投資者對信息的反應(yīng)。

本文采取市場指數(shù)模型來估計個股的異常收益率（AR），市場指數(shù)模型下CAR值的具體計算方法如下：

首先，計算個股i在交易日t的實際回報率。此處使用的是考慮現(xiàn)金紅利在投資的日個股回報率，其計算較為復(fù)雜，但結(jié)果更為精確：

rn，t=■-1

上式中，Pn，t和Pn，t-1表示證券價格n在第t日和t-1日的收盤價；Dn，t表示股票n在t日為除權(quán)日的每股現(xiàn)金分紅；Fn，t表示股票n在t日為除權(quán)日的每股紅股數(shù)；Sn，t表示股票n在t日位處全體的每股配股數(shù)；Kn，t表示股票n在t日為除權(quán)日的每股配股價；Cn，t表示股票n在t日為處全體的每股拆細(xì)數(shù)。

其次，計算個股在t日的預(yù)期回報率：

rm，t=■-1

其中，rm，t表示對應(yīng)市場的市場指數(shù)回報率；Pm，t和Pm，t-1表示t日和t-1日的該市場指數(shù)收盤價。因本文樣本涉及上交所和深交所A股公司，為使得AR的計算更為精確，本文在計算指數(shù)回報率時，分別計算了對應(yīng)時刻上交所和深交所的行業(yè)指數(shù)回報。

由此，個股n在交易日t的異?；貓舐始礊椋?/p>

ARn，t=rn，t-rm，t

最后，個股n在窗口期[t1，t2]的異常累積回報率即為：

CAR=■ARn，t

待檢驗解釋變量為Evalu和Evalu_Au，分別表示上市公司披露內(nèi)控自評報告和鑒證報告行為（出具報告賦值為1，否則為0）。

由于內(nèi)部控制報告隨年報而披露，而年報引起的市場股價反應(yīng)更為強烈，故而本文采用了盡可能多的控制變量，以控制能引起股價波動的相關(guān)年報信息，包括：

（1）是否在年報中宣告發(fā)放現(xiàn)金股利（Bonus，發(fā)放賦值為1，否則為0）。因為宣告股利發(fā)放的公司更容易獲得投資者的認(rèn)同，從而獲得較高的超額回報率。

（2）上市年齡（Age，截止年度末該公司上市年數(shù)）。上市公司經(jīng)營年限的不同，其經(jīng)營質(zhì)量也會存在差異。以往研究研究表明，上市年齡越大，公司違規(guī)的可能越高，整體經(jīng)營質(zhì)量信號也較差?；诖耍顿Y者對公司年報信息的反應(yīng)也會存在差異。

（3）增長能力（Growth，公司本年主營收入比之去年的增長率）。公司增長能力越強，其未來獲得的現(xiàn)金流量預(yù)期就越高，因而股價會明顯上升，則市場給予的超額回報就可能更高。

（4）審計意見（Opinion，審計意見為標(biāo)準(zhǔn)無保留意見，則賦值為1，否則為0）。審計意見直接決定了年報信息含量的真實與否。如果審計意見為非標(biāo)準(zhǔn)意見，則投資者給予的市場反應(yīng)較為負(fù)向。

（5）財務(wù)狀況（Lev，該公司年末的資產(chǎn)負(fù)債率）。年報中披露的財務(wù)狀況信息，會直接影響投資者貴公司股價的判斷。本處使用資產(chǎn)負(fù)債率作為財務(wù)狀況的替代。

（6）公司規(guī)模（Size，總資產(chǎn)規(guī)模取自然對數(shù)）。就投資者而言，其對于大公司和小公司的未來預(yù)期是截然不同。大公司由于實力雄厚，發(fā)展能力強，抗風(fēng)險能力高等原因，投資者給予的評價往往也較高。故而其獲得的超額累計回報率也可能更高。

（7）盈利狀況（Roa，該年末的總資產(chǎn)回報率）。如果公司當(dāng)年獲得收益較高，則市場給予的超額回報率自然也更高。

（8）所在行業(yè)類別（Indu，樣本公司所在的行業(yè)類別，二值變量）。不同行業(yè)類別的公司，其盈利能力不同，未來發(fā)展的機會和風(fēng)險也會存在差異，故而市場給予的超額回報率也有所不同。

三、 描述性統(tǒng)計及回歸結(jié)果

1. 描述性統(tǒng)計。圖1描繪了窗口期國有企業(yè)自評組、鑒證組以及未自評組的AR值和CAR值變化趨勢圖。就AR趨勢圖來看，在事件日前，鑒證組的異?；貓笞罡?，其次是自評組，最后是未自評組。這與本文的研究假設(shè)是一致的，說明內(nèi)部控制自評報告及鑒證報告具有一定的信息含量。事件日及事件日之后，AR值波動較為劇烈，一個可能的原因是對越好的公司，投資者之前的預(yù)期越高，而預(yù)期越高，年報披露日股價下跌的幅度就越大。

從CAR值變化趨勢圖中則可以明顯看出：鑒證組公司的超額累積回報率高于自評組，而自評組有明顯高于未自評的公司，這與預(yù)期假設(shè)一致。

圖2描繪了非國有企業(yè)自評組、鑒證組以及未自評組的AR值和CAR值變化趨勢圖。AR變動的趨勢不如國有企業(yè)AR趨勢圖明顯，但基本上鑒證組仍高于自評組，自評組高于未自評組。CAR趨勢圖則表明，鑒證組的樣本公司，其CAR值明顯更高，但自評組與非自評組則無顯著區(qū)別。從而表明，在市場投資者看來，披露自評報告的非國有企業(yè)，與未自評的非國有企業(yè)并無顯著差異。

由于內(nèi)部控制自評以及鑒證報告是隨年報而披露，故而年報中的信息會對AR及CAR值的變動趨勢造成顯著的干擾。為此直觀地比較組別間的AR及CAR值并不能說明內(nèi)控鑒證及自評報告對CAR值的影響。

本文進(jìn)一步按照自評與鑒證行為，比較了相關(guān)變量與未自評或未鑒證公司之間的差別。其中，自評組比之于未自評組，其CAR值更高，發(fā)放股利的可能更大，而且公司上市的年齡也比較小。此外，此類公司的規(guī)模也更大，盈利能力也更高。鑒證組與未鑒證組的比較則表明，除以上顯著的差異之外，鑒證組的審計意見也往往更好。最后，本文的Person相關(guān)系數(shù)檢驗表明，本文不存在變量之間嚴(yán)重的相關(guān)性，故而可以直接進(jìn)行多元回歸。

2. 回歸結(jié)果。下表1歸納了本文多元回歸的結(jié)果。就總體而言，披露內(nèi)部控制自評報告和鑒證報告行為具有信息含量，此類公司在窗口期獲得的超額累積報酬率也更高，本文假設(shè)H1和H2得到了驗證。

分組檢驗的結(jié)果表明，對于自評報告而言，國有企業(yè)的自評報告具有信息含量，變量evalu的系數(shù)為正，而且在5%的水平上顯著；而非國有企業(yè)的自評報告行為并未在市場上獲得顯著評價，從而表明，在投資者看來，非國有企業(yè)的內(nèi)部控制自評報告行為并不能彰顯公司真實的相關(guān)價值。就鑒證報告來看，披露鑒證報告的國有企業(yè)和非國有企業(yè)都會獲得較高的CAR值，從而表明鑒證行為具有信息含量，投資者能夠識別鑒證組與非鑒證組之間的差異。

3. 穩(wěn)健性測試。最后，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性測試：首先，將所有的連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理，研究結(jié)論沒有變化。其次本文進(jìn)一步縮短年報披露后的時間窗口，只保留披露后2個交易日的交易信息，研究結(jié)論沒有變化，控制變量的解釋能力則進(jìn)一步提高。此外，針對Growth變量波動較大的特點，本文進(jìn)一步在5%的水平上進(jìn)行了縮尾處理，再次回歸的結(jié)論并沒有改變，而且部分研究結(jié)論變得更加顯著?？傮w而言，本文的上述研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

四、 研究結(jié)論

本文基于投資者反應(yīng)的角度，按照Ball和Brown（1968）的研究思路，以CAR值捕捉市場對于事件信息的評價，采用多元回歸分析的方式檢驗了市場對于不同類型公司自愿性內(nèi)控信息披露的反應(yīng)。按照本文的假設(shè)，不同類型的公司因其制度不同，以及報告的披露載體不同，其內(nèi)控信息披露之后的投資者市場反應(yīng)是不一致的，這種不一致背后的本質(zhì)則是報告能否真實的彰顯公司的價值。

本文的多元回歸驗證了本文的研究假設(shè)，回歸表明對于國有企業(yè)而言自評報告具有信息含量，而非國有企業(yè)的自評報告則難以成為彰顯價值信號的載體，缺乏信息價值。造成這一現(xiàn)象的原因，在于非國有企業(yè)缺乏內(nèi)控建設(shè)的需求，其自評行為存在跟風(fēng)披露的可能，從而使得自評報告的信號作用消失。而鑒證報告由于存在顯著的成本，因而具有較好的區(qū)分上市公司質(zhì)量的信號效用，使得市場給及鑒證公司的CAR值明顯更高。

參考文獻(xiàn)：

1. 陳共榮，劉燕.內(nèi)部控制信息披露的市場反應(yīng). 系統(tǒng)工程，2007，（10）：40-45.

2. 陳宋生，郭京晶.內(nèi)部控制信息披露的市場反應(yīng)——來自滬深股市的經(jīng)驗證據(jù).上海立信會計學(xué)院學(xué)報，2011，（2）：14-24.

3. 傅瓊軒.內(nèi)部控制鑒證報告披露的市場反應(yīng)研究——來自深市2006年～2008年經(jīng)驗數(shù)據(jù).財會通訊，2010，（5）：36-38.

4. 黃壽昌，李蕓達(dá)，陳圣飛.內(nèi)部控制報告自愿披露的市場效應(yīng)——機遇股票交易量及股票收益波動率的實證研究.審計研究，2010，（4）：44-51.

5. 林斌，李萬福，王林堅，舒?zhèn)?內(nèi)部控制的影響因素及經(jīng)濟(jì)后果研究——國外內(nèi)部控制實證文獻(xiàn)述評. 井岡山大學(xué)學(xué)報，2010，（31）：46-31.

作者簡介：王虎超，廈門大學(xué)會計系博士生；張晨，就職于中國人民銀行南京分行；楊國平，廈門大學(xué)管理系碩士生。

收稿日期：2013-03-12。