方紅星+施繼坤+張廣寶

摘要：本文立足于我國公司債二級市場，以發(fā)行公司債券的上市公司自愿披露內部控制審計報告為例，采用債券真實交易數(shù)據(jù)和縱向變動模型，實證檢驗了上市公司運用自愿披露進行信號顯示的行為及其經(jīng)濟后果，并進一步考察了在我國特有的新興加轉軌制度背景下產(chǎn)權性質對信號顯示行為效果的影響。研究發(fā)現(xiàn)，上市公司自愿披露正面意見的內部控制審計報告，能夠向資本市場傳遞內部控制有效和財務信息可靠的積極信號，并顯著降低其債券融資成本。進一步研究發(fā)現(xiàn)，二者之間的負向關系會受到產(chǎn)權性質差異的影響，從而弱化了國有上市公司自愿披露內部控制審計報告的信號顯示效果。

關鍵詞：產(chǎn)權性質;信號顯示;內部控制審計;自愿披露;債券融資成本

中圖分類號：F239文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2015）01008008

一、引言

信號顯示是緩解由信息不對稱所引發(fā)的“逆向選擇”或“檸檬問題”的一種有效機制。信息對于資本市場至關重要，它通過引導價格形成來實現(xiàn)資源配置^[1]。在不對稱信息條件下，擁有信息優(yōu)勢的一方試圖通過某種信號向另一方顯示自己的真實信息。因此，信息披露成為聯(lián)結上市公司與資本市場各方的橋梁與紐帶。信號顯示與信息披露密切相關，為了克服信息不對稱所帶來的市場失效，上市公司往往利用多種事件公告或自愿披露作為信號，向資本市場顯示其真實信息。

本文試圖解決兩個核心問題：一是，在我國公司債市場上，上市公司自愿披露正面意見的內部控制審計報告能否發(fā)揮信號顯示功能，影響債券投資者對公司償債能力、相關風險和債券投資必要報酬率的估計，從而降低發(fā)債公司的債券融資成本;二是，在我國特有的制度環(huán)境下，上市公司的信號顯示行為是否會受產(chǎn)權性質的調節(jié)，而表現(xiàn)為經(jīng)濟后果上的顯著差異。

基于信息經(jīng)濟學和產(chǎn)權經(jīng)濟學的基本理論，本文以發(fā)債公司自愿披露內部控制審計報告為例，實證檢驗了上市公司運用自愿披露進行信號顯示的行為，并進一步考察了產(chǎn)權性質對信號顯示行為效果的影響。我們將上市公司自愿披露內部控制審計報告作為考察事項，選取自愿披露內部控制審計報告前后[-30，-3]和[3，30]期間信用利差均值度量信息披露前后公司債二級市場的融資成本，并采用縱向變動模型 由于內部控制審計報告是隨同上市公司的年度財務報告一同披露的，縱向變動模型的設計有利于控制年度財務報告披露對公司債市場定價可能產(chǎn)生的影響。（Change Model）設計和多元線性回歸分析（OLS）方法來檢驗上市公司公開交易的債券融資成本是否會因上市公司自愿披露正面內部控制審計報告而有所降低。我們發(fā)現(xiàn)，上市公司自愿披露正面意見的內部控制審計報告，能夠發(fā)揮信號顯示功能，并能顯著降低其公開交易債券的信用利差。但在我國特殊的制度背景下，這種信號顯示作用會因產(chǎn)權性質的不同而有所差異。我們通過按照產(chǎn)權性質分組進一步研究發(fā)現(xiàn)，相對于非國有上市公司而言，國有上市公司自愿披露內部控制審計報告的信號顯示強度有所減弱。這說明國有產(chǎn)權提供的隱性擔保作用使得債券市場中的廣大投資者在進行投資決策時，放松對國有上市公司內部控制和信息質量的相應要求，從而弱化了上市公司自愿披露內部控制審計報告的信號顯示效果。

二、文獻回顧與述評

信號顯示理論自20世紀70年代創(chuàng)立之初就被廣泛應用于資本市場研究。在資本市場上，為了克服信息不對稱所帶來的市場失效，上市公司往往利用多種事件公告或自愿披露來作為信號向資本市場顯示其真實信息， 事實上，除上市公司外，資本市場的其他參與者也會通過發(fā)送某種信號來顯示自身的真實特征以避免“逆向選擇”，例如，財務分析師獲得CFA職業(yè)資質會向其客戶發(fā)揮信號顯示作用。出于研究需要，本文僅對上市公司的信號顯示行為予以回顧。從而將其從“檸檬市場”中分離出來。既有研究更多關注于股票市場上的信號顯示行為及其經(jīng)濟后果。Balachandran和Krishnamurti^[1]認為，股利政策和支付時機通常被視為管理層向市場顯示其公司未來前景且具有“高昂”成本的信號機制。Louis和White^[2]以及Jun等^[3]認為，與增派股利相類似，管理層也有意使用固定價格回購要約向市場發(fā)送其股價被低估的信號，一般會引起股價的正向波動。企業(yè)還可能借助高管持股、審計師選擇、IPO折價和增發(fā)時機、可轉債設計條款、管理層薪酬契約和列報重組費用等信號顯示行為向市場傳遞其未來成長前景或績效改良的信號。

擴展性自愿披露是上市公司最為常用的信號顯示機制。自愿披露的市場反應和經(jīng)濟后果涉及股票業(yè)績、買賣差價、資本成本、分析師預測和機構持股等^[4]。其中，資本成本是考察某一信號顯示行為經(jīng)濟后果的常用工具。為了提高自愿披露的可靠性，高質量公司的管理層有自愿聘請審計師對披露信息進行審計來表明公司披露信息真實可信的動機^[5]。審計作為一項增信服務，能夠發(fā)揮提高信息質量的作用，從而增強資本市場參與者對企業(yè)披露信息乃至整體質量的信任。企業(yè)在資本市場上為其從事的風險經(jīng)營活動籌集資金，其內部管理人員擁有關于這些活動未來現(xiàn)金流的私有信息，而資本市場中的“檸檬”問題會激勵管理層提供某種自愿披露以降低其融資成本。內部控制作為一項內部治理機制，其重要性日漸突顯。內部控制的設計和執(zhí)行完全置于上市公司的“黑箱”之中，管理層往往通過內部控制信息披露向外部利益相關者釋放公司內部控制高質量的信號^[6]。在非強制性階段，我國內部控制審計（鑒證）報告的自愿披露為考察上市公司信號顯示行為及其效果提供了難得的研究契機和數(shù)據(jù)支持。方紅星和施繼坤^[7]以2009—2010年滬市A股非金融類上市公司為樣本，采用財務分析師盈利預測數(shù)據(jù)和PEG模型，檢驗在我國資本市場信息披露環(huán)境下，上市公司自愿性內部控制鑒證是否會影響權益資本成本。研究發(fā)現(xiàn)，上市公司披露的自愿性內部控制鑒證信息能夠發(fā)揮信號功能，顯著降低其權益資本成本。吳益兵^[8]以2007—2008年度我國A股市場披露內部控制審計報告的企業(yè)為樣本，檢驗了內部控制審計的有效性及定價效應。研究發(fā)現(xiàn)，在我國現(xiàn)階段信息披露環(huán)境下，內部控制審計信號是有效的，披露內部控制審計報告的上市公司具有較高的內部控制效率，在法律遵循、財務違規(guī)及經(jīng)營效率上顯著高于控制樣本。同時，市場也對內部控制審計信號進行了定價，即披露內部控制審計的上市公司具有較低的資本成本。上述兩篇文獻為內部控制審計報告的自愿披露在股票市場上發(fā)揮信號顯示功能提供了經(jīng)驗支持。目前，國內對于內部控制審計報告的自愿披露與債務資本成本的相關研究剛剛起步。方紅星等^[9]首次立足于我國公司債券一級市場，深入剖析了信息質量對公司債初始定價的影響。在綜合考慮我國公司債券發(fā)行條件的制度背景下，其認為上市公司自愿披露正面內部控制審計報告是高信息質量的一種合理可行的代理變量。研究發(fā)現(xiàn)，上市公司自愿披露正面內部控制審計報告能夠向外界釋放高信息質量的積極信號，降低投資者面臨的信息風險，從而使公司債券獲得較低的信用利差，這種作用在國有上市公司中不顯著。

此外，在信號顯示效果研究方面，F(xiàn)uller^[10]分析了不同投資者的交易行為對股利信號市場反應的影響，認為市場參與者間的交互作用會影響股利的信號顯示效果，這很好地解釋了增派股利為何沒有完全被市場認為是好消息。Fuller和Goldstein^[11]的進一步研究表明，市場環(huán)境會影響股利政策信號顯示的效果，即股利信號顯示效果在衰退市場環(huán)境下比上升市場環(huán)境中更強。

通過以上文獻回顧，我們不難看出，目前針對該領域的研究至少還有以下問題值得進一步探討：（1）現(xiàn)有文獻多集中于西方國家，特別是美國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)，對于轉型經(jīng)濟體的自愿披露研究仍然匱乏，本文的研究為上市公司信號顯示行為及其效果的考察提供了“新興加轉軌”背景下的新證據(jù)。（2）少數(shù)關于資本市場上某一信號顯示行為效果的研究僅僅考察了外部市場環(huán)境和投資者交易行為對信號顯示效果的影響，而忽視信號顯示主體所處制度環(huán)境對信號顯示效果的可能影響，本文為有關信號顯示行為及其效果的研究提供了新的視角。（3）國內對于內部控制審計報告自愿披露經(jīng)濟后果的研究僅僅探討了自愿披露內部控制信息對權益資本成本的影響，還沒有專門研究系統(tǒng)地探討其對債務資本成本，尤其是公司債二級市場融資成本的影響。

三、研究假設

信息經(jīng)濟學和公司金融理論表明，在資本市場上，債券發(fā)行者和外部投資者（包括潛在投資人）之間的信息不對稱會導致債券投資者的逆向選擇行為，即在信息透明度較低的情況下，通過提高其提供給上市公司的資金價格來進行自我保護^[12]。資本市場對企業(yè)信息的認知程度會影響到企業(yè)募集資金的規(guī)模和成本。高質量公司更有動機采取自愿披露向外界傳遞公司具備高質量的信號，將自己從“檸檬市場”中區(qū)別開來。但由于管理人員有進行利己性自愿披露的動機，外部投資者等信息使用人無法判斷管理層自愿披露的信息是否可靠。上市公司通常借助聘請獨立第三方進行鑒證的外部監(jiān)管機制為其自愿披露信息的可靠性提供擔保。

因此，上市公司自愿披露正面意見的內部控制審計報告會影響資本市場的信息結構，有利于債券投資者做出正確的投資決策，其向市場傳遞的積極信號應該會對公司債券的市場定價產(chǎn)生重要影響，從而影響上市公司的債券融資成本。據(jù)此，我們提出研究假設1：

H1：上市公司自愿披露內部控制審計報告能夠發(fā)揮信號顯示的功能，即在其他條件不變的情況下，與未披露內部控制審計報告的公司相比，自愿披露內部控制審計報告的公司，其債券融資成本會顯著降低。

國有產(chǎn)權性質對公司的隱性擔保作用可能會削弱自愿披露內部控制審計報告在公司債市場發(fā)揮的信號顯示作用。這是因為受到國家的政治和財務支持，國有產(chǎn)權的特殊性使得國有企業(yè)本身存在一些聲譽效應，甚至即使財務報表數(shù)據(jù)不真實，或者發(fā)生因經(jīng)營不善等原因導致債券到期無力償還，政府都很可能會為其“輸血”乃至“埋單”^[13]，這在一定程度上抵消了審計師在驗證財務報表和內控質量真實性中的增信作用。國有公司的隱性擔保會降低債券投資者對發(fā)債公司自身違約風險進行分析和判斷的關注度，因此，其自愿披露內部控制審計報告的信號顯示功效應有所減弱。然而，在缺乏政府隱性擔保的前提下，高質量非國有上市公司有動機將自愿披露內部控制審計報告作為信號向投資者標明自己的類型，而廣大債券投資者為規(guī)避和降低自身的投資風險，應該會更加關注債券發(fā)行公司自身的償債能力和財務信息可靠性。因此，對于非國有上市公司來說，其自愿披露內部控制審計報告的信號顯示功效應該得以正常釋放。據(jù)此，我們提出研究假設2：

H2：產(chǎn)權性質會影響自愿披露內部控制審計報告的信號顯示效果，即在其他條件不變的情況下，與非國有上市公司相比，自愿披露內部控制審計報告的國有上市公司，其債券融資成本降低的幅度較小。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2011年在上海證券交易所和深圳證券交易所發(fā)行的固定收益公司債券作為研究樣本，并按照如下標準進行篩選：（1）由于公司債券的發(fā)行人包括滬、深兩市上市公司及發(fā)行境外上市外資股的境內股份有限公司，根據(jù)研究需要，故剔除非上市公司發(fā)行的公司債券15只。（2）由于模型中多數(shù)變量需要用到其上一年的年報財務數(shù)據(jù)和其他披露信息，故剔除上市公司IPO當年發(fā)行的公司債券。（3）由于公司被兼并收購，剔除08釩鈦債和08萊鋼債2只債券。（4）將境內外同時上市的公司發(fā)行的債券予以剔除。此外，我們還針對公司債發(fā)行特殊條款中約定“調整票面利率” 調整票面利率是指發(fā)行人有權決定在本期債券存續(xù)期的第n年末上調本期債券后續(xù)期限的票面利率，上調幅度一般為1—100基點（含本數(shù)），其中1個基點為0.01%，并在中國證監(jiān)會指定的上市公司信息披露媒體上發(fā)布關于是否上調本期債券票面利率以及上調幅度的公告。若發(fā)行人未行使利率上調選擇權，則本期公司債券后續(xù)期限票面利率仍維持原有票面利率不變。的債券進行逐一核查，未發(fā)現(xiàn)在研究期間發(fā)生票面利率調整的情況，從而保證了債券到期收益率計算的準確性和樣本間的可比性。最終獲得280只/年債券樣本。其中，2007年5只，2008年17只，2009年50只，2010年75只，2011年133只。本文所有上市公司財務數(shù)據(jù)和二級市場交易數(shù)據(jù)均來自于Wind數(shù)據(jù)庫，內部控制審計披露信息通過對上市公司年報的手工搜集整理而獲得。

（二）模型構建

為驗證H1和H2，我們構建如下模型：

ΔSpread=β0+β1ICA+β2ΔDD+β3ΔCFO+β4ΔYTM+β5ΔSIZE+β6ΔLEV+β7ΔROA+β8ΔM&A+ε（1）

其中，ΔSpread表示信用利差均值的變動差額。我們采用債券信用利差（即債券到期收益率與其同期可比國債到期收益率之差）作為債券融資成本的代理變量，原因在于債券收益率能夠反映事前預期的債券回報。Spread（pre）為自愿披露內部控制審計報告前[-30，-3]天期間的公司債信用利差的均值，Spread（post）為自愿披露內部控制審計報告后[3，30]天期間的公司債信用利差的均值。因此，ΔSpread為Spread（post）與Spread（pre）的變動差額。

ICA表示上市公司是否自愿披露內部控制審計報告。如果上市公司自愿披露了正面意見的內部控制審計報告，取值為1，否則為0。

ΔYTM表示國債到期收益率均值的變動差額，用以控制宏觀經(jīng)濟環(huán)境變動的影響。YTM（pre）為自愿披露內部控制審計報告前[-30，-3]天期間公司債信用利差均值，YTM（post）為自愿披露內部控制審計報告后[3，30]天期間的公司債信用利差的均值。因此，ΔYTM為YTM（post）與YTM（pre）的變動差額。

ΔDD表示違約距離的變動差額。在缺乏可感知信用風險度量變動數(shù)據(jù)的前提下，本文采用國際上最具影響力且被廣泛應用的KMV模型求解的違約距離考察上市公司的相對違約風險（或稱信用風險）大小， 我們也曾嘗試用公司債券信用評級的變化度量違約風險的變動，但通過對公司債信用評級數(shù)據(jù)的具體搜集和整理發(fā)現(xiàn)，在上市公司自愿披露內部控制審計報告前后鮮見公司債券信用評級發(fā)生變化，故選擇采用國內外廣為使用的KMV模型計算違約距離度量違約風險。并運用Matlab9.0軟件編程實現(xiàn)。

同時，我們控制了經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）、公司規(guī)模（SIZE）、財務風險（LEV）和盈利能力（ROA）等上市公司特征因素^[14]。其中，ΔCFO表示經(jīng)營活動現(xiàn)金流的變動差額。為消除公司規(guī)模差異的影響，本文用經(jīng)營活動現(xiàn)金流除以相應期末的總資產(chǎn)進行平減處理。ΔSIZE表示公司規(guī)模的變動差額，等于Asset（post）和Asset（pre）的自然對數(shù)之差。ΔLEV表示資產(chǎn)負債率的變動差額。ΔROA表示總資產(chǎn)回報率的變動差額。其中，Asset（post）和Asset（pre）、LEV（post）和LEV（pre）、ROA（post）和ROA（pre）以及CFO（post）和CFO（pre）均分別取年末（即第四季度）和第三季度的時點值。

此外，為了盡量保證信息披露前后窗口期間內的清潔，我們還控制了上市公司并購事件公告信息。M&A（post）指在年報披露后一個月（即[0，30]天）發(fā)生并購公告事件;M&A（pre）指在年報披露前1個月（即[-30，0]）期間發(fā)生并購公告事件。ΔM&A等于M&A（post）與M&A（pre）之差，可能的取值為0，-1和1。

五、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1報告了未披露內部控制審計報告組和披露內部控制審計報告組各個變量的描述性統(tǒng)計結果。從債券融資成本Spread的降低幅度來看，無論是均值還是中位數(shù)，自愿披露內部控制審計報告的公司都顯著大于未披露內部控制審計報告的公司。從控制變量來看，與未披露內部控制審計報告的上市公司相比，自愿披露內部控制審計報告的上市公司，其違約距離和現(xiàn)金流的增加更為顯著，表明這類公司違約風險顯著更低。

表1變量描述性統(tǒng)計

ICA分組未披露內控審計報告的公司（N=146）披露內控審計報告的公司（N=134）

變量最小值最大值均值中位數(shù)標準差最小值最大值均值中位數(shù)標準差

ΔSpread-0.6811.517-0.059-0.0420.318-2.4260.399-0.134*-0.076*0.337

ΔDD-1.3941.3970.3310.4230.524-1.2181.7860.462**0.473*0.534

ΔCFO-0.3350.1690.0090.0130.054-0.0870.3190.015*0.016*0.042

ΔYTM-0.5670.196-0.104-0.0710.128-0.3880.213-0.089-0.0720.112

ΔSIZE-0.1940.6710.0500.0400.043-0.0810.3110.0500.0330.075

ΔLEV-0.1310.2380.0050.0020.043-0.1010.1130.0010.0010.028

ΔROA-3.44612.5831.6901.4471.827-4.5207.3151.8871.7181.553

ΔM&A-1.0001.000-0.0300.0000.556-1.0001.000-0.0400.0000.554

注：基于組間差異比較進行的均值差異t檢驗和中位數(shù)差異Mann-Whitney U檢驗（雙尾），**和*分別表示在5%和10%水平上顯著。ICA=0時表示上市公司未披露內部控制審計報告，ICA=1時表示上市公司自愿披露了正面意見的內部控制審計報告。

表2列報了各變量的Pearson和Spearman相關分析矩陣結果。從相關系數(shù)分析不難發(fā)現(xiàn)：（1）從解釋變量來看，自愿披露內部控制審計與否（ICA）和債券融資成本（Spread）變動之間的Pearson和Spearman相關系數(shù)分別為-0.114和-0.103，并都在10%水平上顯著。（2）從控制變量來看，公司違約距離（DD）、現(xiàn)金流（CFO）、國債到期收益率（YTM）、財務風險（LEV）和盈利能力（ROA）的變動與債券融資成本（Spread）的變動之間存在顯著的相關關系。（3）從相關系數(shù)數(shù)值大小來看，除ΔLEV和ΔSIZE之間的Pearson相關系數(shù)達到0.520外，其余各變量的相關系數(shù)大都在0.500以下;另外，從多元線性回歸結果表3中的VIF最大值僅為2.293來看，我們構建的模型也不存在嚴重的多重共線性問題。

表2相關性分析

變量ΔSpreadICAΔDDΔCFOΔYTMΔSIZEΔLEVΔROAΔM&A

ΔSpread1.000-0.103*-0.105*-0.142**-0.107*-0.0200.143**-0.141**0.011

ICA-0.114*1.0000.099*0.0000.0330.010-0.0370.072-0.003

ΔDD-0.142**0.113*1.0000.113*-0.0710.099*0.0680.0640.012

ΔCFO-0.207***0.0620.0901.0000.091-0.051-0.0400.146**-0.044

ΔYTM-0.119*0.058-0.0610.132*1.000-0.076-0.032-0.061-0.035

ΔSIZE-0.009-0.0010.092-0.103*-0.138*1.0000.496***-0.002-0.008

ΔLEV0.110*-0.055-0.041-0.236***-0.0880.520***1.000-0.317***0.118**

ΔROA-0.108*0.0580.0370.136*-0.1070.163**-0.268**1.000-0.149*

ΔM&A-0.017-0.003-0.014-0.0420.012-0.0030.099*-0.158**1.000

注：對角線右上為Spearman相關系數(shù)，對角線左下為Pearson相關系數(shù)。***、**和*分別表示1%、5%和10%水平顯著。

（二）多元回歸分析

表3報告了針對模型（1）分別進行的全樣本和產(chǎn)權分組子樣本的多元線性回歸結果。從表3中我們不難發(fā)現(xiàn)：（1）在全樣本中，ICA的回歸系數(shù)為-0.065，且在10%的水平上顯著，表明上市公司自愿披露內部控制審計報告，向市場釋放了公司的積極信號，廣大投資者會給予其發(fā)行的債券以更高的定價，從而使得其債券融資成本顯著降低。這同我們在表2中的組間差異比較結果是一致的。因此，在多元回歸層面，支持了本文的H1。

（2）隨后，為了考察產(chǎn)權性質對二者間關系是否存在影響，我們將樣本進一步細分為國有上市公司組和非國有上市公司組，分別進行多元線性回歸分析，具體對應列（II）和（III）。從表3中可以看出，無論產(chǎn)權性質如何，自愿披露內部控制審計報告與債券融資成本變動之間都顯著負向相關，但在顯著性水平上卻存在差異。國有上市公司子樣本組中ICA的回歸系數(shù)為-0.068，且在10%水平上顯著;而對于非國有上市公司子樣本而言，ICA回歸系數(shù)為-0.179，且顯著性上升到了5%水平，兩組回歸系數(shù)差異為0.111。在該分組情況下，經(jīng)由Bootstrap方法得到的經(jīng)驗P值為0.091，達到10%水平上顯著，進一步證實了上述差異在統(tǒng)計上的顯著性。這說明，產(chǎn)權性質對于兩者之間的負向關系產(chǎn)生了一定的影響。即相對于非國有上市公司來說，國有上市公司由于政府提供的隱性擔保等原因，使得廣大投資者在進行投資決策時，往往忽視對（由自愿披露內部控制審計報告所體現(xiàn)出的）公司自身償債能力和財務信息可靠性的必要關注，從而弱化了自愿披露內部控制審計報告的信號顯示功效。這一結論支持了本文的H2。

（3）首先在控制變量方面，上市公司債券融資成本（ΔSpread）與違約距離（ΔDD）變動之間無論對全樣本還是子樣本都存在顯著的負向相關關系。從顯著性水平來看，非國有上市公司子樣本組中回歸系數(shù)為-0.188，且達到了1%水平顯著，而全樣本和國有上市公司子樣本的回歸系數(shù)分別為-0.071和-0.124，均在10%水平上顯著。其次，從對經(jīng)營活動現(xiàn)金流（CFO）的回歸結果來看，經(jīng)營活動現(xiàn)金流（CFO）對于全樣本和非國有上市公司子樣本來說，其回歸系數(shù)分別為-1.565和-2.434，且均達到1%水平上顯著;而對于國有上市公司組而言，其系數(shù)降至-0.775，且沒有通過統(tǒng)計意義上的顯著性水平測試。

六、穩(wěn)健性檢驗

為了使研究結論更加穩(wěn)健，我們進行了如下三方面的敏感性測試：

第一，對于發(fā)行多只公司債的公司，我們基于加權平均債券信用利差估算公司總體的信用利差，即采用流通在外的某一公司債的數(shù)額占公司流通在外的所有交易債券的總額作為權重，重新對H1和H2按照全樣本及國有上市公司和非國有上市公司兩個子樣本分組分別進行了多元線性回歸。研究發(fā)現(xiàn)，與我們報告的使用所有債券的回歸結果相比，采用加權平均信用利差按照發(fā)行公司數(shù)量合并樣本后具有相似的結果，研究結論沒有實質性差異，具體結果如表4列（I）—（III）所示。

第二，考慮到行業(yè)差異可能對本文的結論產(chǎn)生影響，我們將樣本進一步限定為占樣本總體達到60.000%的制造業(yè)公司和房地產(chǎn)業(yè)公司，重新檢驗了H1，研究結論沒有實質性差異，且在該樣本組回歸中甚至得到了強化， 在全樣本中，制造業(yè)上市公司發(fā)行公司債87只，房地產(chǎn)業(yè)上市公司發(fā)行公司債80只，二者之和占樣本總體比例高達60%。如表4（IV）例。

第三，我們通過對研究期間內所有發(fā)債上市公司財務報表審計意見的逐年分析發(fā)現(xiàn)，除“11錫業(yè)債”發(fā)行公司2010年年報獲得帶強調事項段無保留審計意見外，其余公司債發(fā)行公司上一年年報審計意見均獲得標準無保留意見，為消除年報審計意見差異的影響，我們將該債券從樣本中予以剔除，重新回歸后研究結論不變。

七、研究結論與啟示

本文以我國公司債市場2007—2011年間公開發(fā)行的公司債為研究樣本，運用信息經(jīng)濟學和產(chǎn)權經(jīng)濟學理論深入分析了上市公司自愿披露內部控制審計報告在我國公司債二級市場定價中所發(fā)揮的信號顯示功能，通過構建縱向變動模型加以實證檢驗，并運用Bootstrap組間回歸系數(shù)差異比較考察了我國特殊制度背景下產(chǎn)權性質差異對自愿披露內部控制審計報告信號顯示作用的影響。經(jīng)驗與實證研究結果表明：

首先，上市公司自愿披露內部控制審計報告能夠向資本市場傳遞上市公司內部控制運行有效和財務信息真實可靠的積極信號，有利于公司債券持有人或者潛在投資人對公司的價值和風險做出更準確且樂觀的估計，他們會對上市公司自愿性內部控制審計行為予以定價，進而顯著降低上市公司的債務融資成本。

其次，針對不同產(chǎn)權性質做分組回歸的進一步分析發(fā)現(xiàn)，國有產(chǎn)權提供的隱性擔保會弱化自愿披露內部控制審計報告的信號顯示功效。與非國有上市公司相比，自愿披露內部控制審計報告的國有上市公司，其債券融資成本降低的幅度較小。

通過本文的研究得出以下兩點啟示：

首先，在自愿性信息披露階段，高質量債券發(fā)行公司可以通過披露正面意見的內部控制審計報告獲得好處，顯著降低其債券融資成本。強化內部控制審計有助于企業(yè)內部控制監(jiān)管機制的有效實施，從而優(yōu)化市場效率。今后隨著我國內部控制審計強制披露階段的到來，上市公司亦可以考慮在內部控制審計報告的保證程度和鑒證范圍方面進行差別披露，以突顯自身內部控制和財務信息的高質量，通過深入挖掘并有效發(fā)揮內部控制審計報告的內涵信號顯示功效，將自身從“檸檬市場”中區(qū)分出來，有利于增強上市公司執(zhí)行內部控制及其配套指引的積極性和主動性。

其次，從理論上講，發(fā)債公司和債券投資者之間存在動態(tài)博弈，發(fā)債公司信號顯示收到的效果會影響其信號顯示動機的強弱。我們研究發(fā)現(xiàn)，國有產(chǎn)權提供的政府隱性擔保會弱化發(fā)債公司自愿披露內部控制審計的信號顯示效果，使得債券持有者或潛在投資人忽視對上市公司內部控制和信息質量的必要關注，從而使得國有發(fā)債公司忽視自身內部控制的實質性建設和監(jiān)控，而將內部控制制度流于形式，存在誘發(fā)管理層道德風險的可能。因此，我國目前出臺的內部控制監(jiān)管政策強化對國有大中型企業(yè)執(zhí)行內部控制審計披露的監(jiān)管力度是十分必要的。這也同樣應該引起公司債市場廣大參與者的高度重視。從另一個角度來講，在沒有政府隱性擔保的情況下，非國有上市公司要想獲得成本較低的債券融資，保持較高的內部控制和信息質量尤為重要。

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（責任編輯：于振榮）