吳秋生，李通乾（山西財經(jīng)大學會計學院，山西太原030006）

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內(nèi)部控制自我評價報告質(zhì)量測度研究

吳秋生，李通乾
（山西財經(jīng)大學會計學院，山西太原030006）

［摘要］以2011～2013年滬市A股上市公司為樣本，對公司內(nèi)控自評報告的質(zhì)量與影響因素之間的關系進行了實證研究。研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司內(nèi)控自評報告的披露比例、披露質(zhì)量在逐年提升，但總體上仍未達到令人滿意的水平。此外，非財務性變量如公司規(guī)模、獨立董事比例、上市時間、股權(quán)集中度、機構(gòu)投資者持股比例、控股股東性質(zhì)以及財務性變量盈余質(zhì)量等對內(nèi)控自評報告質(zhì)量的影響非常顯著，這些變量可以用來判斷內(nèi)控自評報告的質(zhì)量。

［關鍵詞］上市公司；內(nèi)控自評報告；質(zhì)量測度標準；盈余質(zhì)量

一、引言

企業(yè)內(nèi)控狀況體現(xiàn)了其管理水平并影響企業(yè)績效，而內(nèi)控自評報告是企業(yè)內(nèi)控狀況的反映，其目標是將企業(yè)在內(nèi)部控制建設中所做的努力與成果有效地傳遞給利益相關者，幫助其做出更加理性的決策。然而，我國上市公司的內(nèi)控自評報告質(zhì)量還存在諸多問題，這既有相關法律、規(guī)章混亂及不完善的原因，更重要的是缺乏測度內(nèi)控自評報告質(zhì)量的標準，使得使用者很難評判企業(yè)披露的信息。因此，有必要建立統(tǒng)一的質(zhì)量測度標準，以引導企業(yè)的內(nèi)控自評報告編制以及外部使用者對報告的有效評價。

Kelly（1993）認為，內(nèi)控評價報告的發(fā)布主要是滿足利益相關者的需求，其內(nèi)容應包括與財務報告相關的內(nèi)控評價以及與企業(yè)經(jīng)營管理、生產(chǎn)運營等相關的遵循性控制[1]。Meek（1995）指出，內(nèi)部控制信息質(zhì)量的高低與企業(yè)規(guī)模、企業(yè)所在國家或地區(qū)、企業(yè)所屬行業(yè)類型、企業(yè)是否在國外上市有關[2]。Wills等（2000）認為，內(nèi)控自評報告可以幫助利益相關者了解企業(yè)的內(nèi)控狀況并判斷其是否有效，這有利于企業(yè)價值的提升，高質(zhì)量的內(nèi)控信息披露與股價正相關[3]。Dav idM.Willis和SusanS.Lightle（2000）認為，財務報告的編制、內(nèi)部控制的性質(zhì)、內(nèi)部審計的作用以及獨立審計師和審計委員會等作為硬性指標應包括在內(nèi)部控制報告中[4]。Ashbaugh-Skaife等（2009）發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制報告會影響投資者的風險評價和公司的權(quán)益成本[5]。

隨著企業(yè)內(nèi)部控制相關制度的完善，國內(nèi)關于內(nèi)控信息披露質(zhì)量的研究也逐漸增多。許碧（2008）指出，上市公司傾向于披露積極信息而避免披露消極信息，內(nèi)控自評報告存在避重就輕的問題[6]。于忠泊、田高良（2009）對上市公司內(nèi)控自評報告的有用性進行研究后指出，在當前的制度背景下，內(nèi)控自評報告披露與否并不等同于內(nèi)部控制的好壞，自愿性披露條件下的內(nèi)控自評報告沒有對企業(yè)產(chǎn)生積極影響[7]。詹長杰（2011）指出，我國上市公司的內(nèi)控自評報告雖然具有一定的信息含量，但其沒有對股價產(chǎn)生積極的影響[8]。楊玉鳳等（2010）認為，內(nèi)控信息披露對企業(yè)隱性成本具有明顯的抑制作用[9]。陳國輝、王文杰（2011）發(fā)現(xiàn)，內(nèi)控信息披露質(zhì)量與公司績效顯著正相關[10]。張曉嵐等（2012）指出，內(nèi)控信息披露質(zhì)量與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績顯著正相關，內(nèi)控信息披露表現(xiàn)出決策相關性[11]。余海宗（2013）、宋常（2014）、周婷婷（2014）、曾建光（2014）、林永堅（2012）實證檢驗了內(nèi)控信息質(zhì)量對市場評價和盈余信息含量的影響，認為企業(yè)的內(nèi)部控制信息質(zhì)量越好，市場評價越高[12-16]。

綜上所述，內(nèi)部控制信息質(zhì)量會對企業(yè)產(chǎn)生多方面的影響，內(nèi)控自評報告的決策有用性在我國也逐步體現(xiàn)出來。因此，有必要通過一定的手段來評判內(nèi)控自評報告的質(zhì)量，因為低質(zhì)量的報告會對使用者產(chǎn)生誤導。本文將通過建立內(nèi)控自評報告質(zhì)量指標體系，研究報告與影響因素之間的關系，從報告自身和外部兩個角度探索測度內(nèi)控自評報告質(zhì)量的方法。

二、內(nèi)部控制自我評價報告質(zhì)量指標體系

（一）內(nèi)控自評報告質(zhì)量指標體系的構(gòu)建

內(nèi)控自評報告質(zhì)量是指內(nèi)控自評報告應滿足一定的特征，使報告能夠客觀、全面地反映企業(yè)內(nèi)部控制的有效性，滿足管理者的經(jīng)營管理需求以及利益相關者投資、監(jiān)管的需求。具體來說，內(nèi)控自評報告的質(zhì)量特征應包括可靠性、相關性、及時性、全面性、可比性、合規(guī)性和重要性。

構(gòu)建內(nèi)控自評報告質(zhì)量指標體系，首先要選擇合適的質(zhì)量特征作為一級指標。究竟哪些質(zhì)量特征重要且具有代表性，可以參考財務信息披露的相關研究與表述。美國財務會計準則委員會（FASB）在《財務會計概念公告第2號》中指出，可靠性和相關性是使信息決策有用的最主要的兩個質(zhì)量特征，為了使相關性得到滿足，信息必須是及時的并具有預測價值和反饋價值；為了使可靠性得到滿足，信息必須具有真實性、可檢驗性、客觀性。另外，具有連貫性特點的可比性特征是次要的質(zhì)量特征。美國注冊會計師協(xié)會（AICPA）更側(cè)重于可靠性、一致性和中立性，美國證券委員會（SEC）、美國審計準則委員會（ASB）、藍帶委員會（the Blue Ribbon Committee）也對會計信息質(zhì)量提出了相關建議。Gegory和Jeannot（2000）綜合了各方的建議與要求，提出財務報告質(zhì)量特征包括相關性、可靠性和清晰度，而及時性、完整性、客觀性、真實性等特征是對可靠性和相關性的進一步保障[17]。葛家澍等（2001）在國外學者研究的基礎上，將財務信息質(zhì)量分為內(nèi)容質(zhì)量和表述質(zhì)量兩部分，其中，內(nèi)容質(zhì)量的核心是決策有用性，它依靠相關性和可靠性來保證，而表述質(zhì)量的核心是保護投資人，它依靠透明度來保證，重要性、可比性、中立性、清晰性、完整性、充分性及實質(zhì)重于形式等特征則是前面三個特征的次級特征[18]。在內(nèi)部控制信息披露的相關研究中，張曉嵐等（2011）采用相關性和可靠性兩個質(zhì)量特征來建立內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量指標體系[19]，楊玉鳳等（2010）則采用及時性、真實性和完整性作為一級指標[9]，對上市公司的內(nèi)控信息披露質(zhì)量進行評分。還有學者以信息含量作為內(nèi)控信息披露質(zhì)量的指標。本文認為，信息含量只是相關性的一個方面，以此作為質(zhì)量指標有很大的片面性。內(nèi)部控制評價應遵循全面性、重要性、客觀性的原則，可靠性是對客觀性原則的反映，而相關性則是全面性及重要性的綜合體現(xiàn)。綜合以上分析并結(jié)合相關研究，本文選擇可靠性和相關性兩個質(zhì)量特征來建立內(nèi)控自評報告質(zhì)量指標體系。

本文將內(nèi)控自評報告質(zhì)量指標劃分為兩級，一級指標由可靠性D1、相關性D2構(gòu)成。其中，可靠性指標D1是指內(nèi)控自評報告必須真實、可靠、客觀地反映企業(yè)內(nèi)部控制的實際狀況，可靠性需要從企業(yè)自身以及外部兩個方面來加強；相關性指標D2是指內(nèi)控自評報告必須與利益相關者的投資、監(jiān)管等要求相關，這可以從報告所披露的內(nèi)容來考慮。

基于對一級指標內(nèi)涵的理解，我們提出用于衡量一級指標的二級指標，見表1。一般來說，二級指標E1～E6都滿足時，內(nèi)控自評報告可靠性最高，而某一個或幾個條件不滿足時，可靠性則相應降低。E7內(nèi)控五要素披露的詳實、有效有利于報告使用者更好地了解企業(yè)內(nèi)控狀況，而E8缺陷的說明則有利于報告使用者評價內(nèi)控缺陷的嚴重程度，這兩個指標影響報告的相關性。

在指標的計算上，本文是以客觀事實是否發(fā)生作為賦值的標準。其中，對于二級指標E7，本文借鑒《企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范講解》中對五要素的具體說明，建立如表2所示的F1～F5五個三級指標以及G1～G26的四級指標來評分。其他指標的計算如表1所示。

（二）質(zhì)量指標權(quán)重分析

在對各指標的權(quán)重進行賦值時，本文采用了組合賦權(quán)法，即對于一級指標的賦權(quán)采用主觀賦權(quán)，對于二級指標的賦權(quán)則借助于熵權(quán)法。一級指標的賦權(quán)主要借鑒了相關專家的研究，即可靠性和相關性是信息披露中最重要的兩個質(zhì)量特征。因此，我們對這兩個指標賦予了較高的權(quán)重，即可靠性、相關性的權(quán)重賦值為50%、50%。

表1　內(nèi)部控制自我評價報告質(zhì)量指標體系

表2　E7：內(nèi)控信息披露是否包括內(nèi)控五要素及其影響因素下級指標

對二級指標的賦權(quán)，我們采用了熵權(quán)法。熵權(quán)法是一種客觀賦權(quán)方法，其計算方法如下：假設現(xiàn)有m個樣本公司，n個用于評價內(nèi)控自評報告質(zhì)量的指標，對數(shù)據(jù)進行排列，就形成如下的數(shù)據(jù)矩陣R=（rij）m×n：

其中，rij為第i個公司在第j個指標下的評分。

各指標權(quán)重的計算過程如下：

計算第i個公司第j個指標的指標值比重Pij：

計算第j個指標的熵值ej：

計算第j個指標的熵權(quán)wj：

（三）樣本選取及指標權(quán)重計算

本文選取了2011～2013年的滬市A股上市公司，剔除了其中的ST公司以及金融、保險業(yè)公司，并去除沒有披露內(nèi)部控制自我評價報告的公司，共得到2011年388個樣本公司、2012年660個樣本公司、2013年732個樣本公司。各二級指標和三級指標所對應的數(shù)據(jù)來源于CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫、巨潮資訊網(wǎng)及上海證券交易所。結(jié)合各公司在二級指標下的取值，并借助上一節(jié)介紹的方法，我們得到2011～2013年各年的二級指標權(quán)重，如表3所示。

表3　各級指標權(quán)重

（四）上市公司內(nèi)控自評報告評分

1.評分過程。我們在對各指標具體評分賦值的基礎上，采用加權(quán)求和的方法建立綜合指數(shù)評價模型，各二級指標的得分為所有樣本公司在該指標的平均取值。為了便于理解與比較，各指標得分被轉(zhuǎn)換為百分制計量，100分為滿分。

對二級指標進行評分的具體公式為：

其中，F(xiàn)j為第j個二級指標在百分制下的綜合評分，rij為第j個指標下第i個公司的評價值，m為樣本公司的數(shù)量，X為轉(zhuǎn)換成百分制時的比例系數(shù)。

對一級指標進行評分的具體公式為：

其中，Ek為第k個一級指標的評分值，wkj為第k個一級指標下設的各二級指標的權(quán)重，n為第k個一級指標下設二級指標的個數(shù)。

對總目標即內(nèi)控自評報告質(zhì)量進行評分的具體公式為：

其中，Z為內(nèi)部控制自我評價報告質(zhì)量得分，wk為各一級指標的權(quán)重，Ek為各一級指標的分值，k為一級指標的個數(shù)。

根據(jù)以上步驟，借助Excel和SPSS19.0，我們得出如表4和表5所示的各年得分統(tǒng)計結(jié)果。此外，根據(jù)上述計算步驟，我們對各樣本公司進行得分處理，并將結(jié)果通過SPSS19.0繪制成質(zhì)量指數(shù)分布曲線，如圖1所示。

表4　內(nèi)控自評報告質(zhì)量指標體系評分結(jié)果

表5　描述性統(tǒng)計量

圖1　2011～2013年的質(zhì)量指數(shù)分布曲線

2.質(zhì)量指標體系評分結(jié)果分析。在本文所考察的2011～2013年滬市A股上市公司中，2011年的內(nèi)控自評報告披露比為45.44%，2012年為75%，2013年為99.73%；在披露內(nèi)控自評報告的上市公司中，披露內(nèi)部控制審計報告的比例2011年為57.11%，2012年為60.07%，2013年為93.72%。從內(nèi)控自評報告的披露比例來看，在逐步實施強制披露的背景下，內(nèi)控自評報告的披露比例明顯提升，但內(nèi)控審計報告披露的比例滯后于內(nèi)控自評報告，這會使內(nèi)控自評報告的整體質(zhì)量打折扣。

從表4、表5中可以看出，已披露的內(nèi)控自我評價報告整體質(zhì)量較為滿意，在滿分為100分的情況下，2011～2013年的均分都達到70分以上，且2011～2013年間有微幅上升，說明內(nèi)控自評報告的質(zhì)量逐年改善。標準差的分值逐年減小，說明2011年內(nèi)控自評報告的質(zhì)量在不同公司間更為參差不齊，差距較大，而這種狀況在2012、2013年逐步得到改善，各公司的得分更趨于平均值，但還是沒有達到滿意的狀態(tài)。

從表4中還可以看到，D1可靠性指標的得分在三年間有了較大進步，這得益于企業(yè)對內(nèi)控自評報告披露的理解加深以及內(nèi)控審計的增多，也與內(nèi)部控制審計報告披露的比例相印證。D2相關性的得分則基本沒有改善，說明企業(yè)在內(nèi)控自評報告的內(nèi)容方面沒有可觀的改善。在對內(nèi)控自評報告質(zhì)量評分的過程中，我們注意到許多公司的內(nèi)控自評報告過于簡單，只提及內(nèi)控自評的評價范圍，而對具體事項沒有做出實質(zhì)性表述。部分公司雖然在上一年披露了詳細的內(nèi)控自評報告，但下一年的內(nèi)控自評報告卻很簡略，這可能是由于企業(yè)自身內(nèi)控狀況沒有較大變動而怠于出具詳式報告。從總目標得分來看，三年的內(nèi)部控制自評報告質(zhì)量總體持平，穩(wěn)中有漲，這既說明內(nèi)部控制自評報告在當前的制度背景下質(zhì)量較好，也說明質(zhì)量改進的幅度不大。

三、內(nèi)部控制自我評價報告質(zhì)量的影響因素分析

（一）研究假設

內(nèi)控自評報告的質(zhì)量可能受到多種因素的影響，本文將對各種影響因素進行分析，并提出相應的假設。

1.外部因素。

（1）企業(yè)所處行業(yè)類型。不同行業(yè)的業(yè)務性質(zhì)、生產(chǎn)經(jīng)營模式及外部監(jiān)管都有很大的不同，利益相關者對企業(yè)內(nèi)部控制信息披露的訴求也不盡相同。Forker（1992）指出，行業(yè)性因素會對上市公司的內(nèi)控信息披露質(zhì)量產(chǎn)生影響，如壟斷性企業(yè)由于不必擔心競爭壓力會披露更多的內(nèi)控信息[20]。壟斷性行業(yè)以及金融、保險業(yè)往往涉及國民經(jīng)濟的各個部門，關系著經(jīng)濟的健康運行及社會的穩(wěn)定，因此，我國對這些行業(yè)有著嚴格的監(jiān)控，在信息披露的透明、真實、及時等方面有著較高的要求。基于此，本文提出如下假設：

H1：上市公司所屬的行業(yè)類別影響其內(nèi)控自評

報告質(zhì)量。

（2）外部審計。審計的目的是改善鑒證對象的質(zhì)量和內(nèi)涵，財務報表審計能夠促進企業(yè)加強內(nèi)部控制以保證報表的準確性，這有助于提高內(nèi)控自評報告的質(zhì)量，而專項內(nèi)部控制審計則能提高內(nèi)控自評報告的質(zhì)量。此外，承擔審計業(yè)務的會計師事務所的規(guī)模、品牌聲譽、行業(yè)專長也會對內(nèi)控自評報告質(zhì)量產(chǎn)生影響。DeAngelo（1981）認為，相比于小型事務所，大規(guī)模事務所審計失敗將損失更多的獲取未來準租金的機會，因此，大型會計師事務所有更大的經(jīng)濟動力來提高審計質(zhì)量以維護自身聲譽[21]?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

H2：審計機構(gòu)為前十大會計師事務所的上市公司內(nèi)控自評報告質(zhì)量更高。

（3）地域環(huán)境。不同國家、地區(qū)的政治、經(jīng)濟等發(fā)展狀況并不相同，其對內(nèi)部控制報告的披露要求也不盡相同。歐美國家內(nèi)控自評報告的發(fā)展較早，相關的法律法規(guī)也更加完善。我國內(nèi)控自評報告的發(fā)展較晚，2008年頒布的《企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范》可以認為是內(nèi)控自評報告發(fā)展的真正起點。此外，不同地區(qū)的市場化程度也可能會對內(nèi)控自評報告質(zhì)量產(chǎn)生影響。胡為民等（2013）對滬深A股公司的研究表明，深圳、北京、天津和廣州等地的內(nèi)控披露水平較高，而西藏、黑龍江和內(nèi)蒙等地的披露水平則較低[22]。佟巖等（2012）發(fā)現(xiàn)，內(nèi)控自評報告披露的概率隨著市場集中程度的變化呈倒U型曲線關系[23]?；诖?，本文提出如下假設：

H3：所在地為東部地區(qū)的上市公司內(nèi)控自評報告質(zhì)量更高。

2.內(nèi)部因素。

（1）公司規(guī)模。公司成長要基于良好的內(nèi)部控制，而大型企業(yè)在內(nèi)部控制建設上要比小型企業(yè)投入更多的精力以確保企業(yè)穩(wěn)定運行，因此，大型企業(yè)更有動力披露自身在內(nèi)控建設上的投入與效果。King等（1990）認為，公司規(guī)模與信息披露質(zhì)量正相關，由于市場對大規(guī)模公司的信息需求量更大，披露高質(zhì)量的信息能獲取更大的收益。此外，大公司會牽涉到更多的利益相關者，也需要承擔更多的責任，受到更多的監(jiān)管，因此，大公司有更大的壓力和動機披露更高質(zhì)量的內(nèi)控自評報告?；诖?，本文提出如下假設：

H4：上市公司的規(guī)模與其內(nèi)控自評報告質(zhì)量正相關。

（2）股權(quán)結(jié)構(gòu)。股權(quán)結(jié)構(gòu)對內(nèi)控自評報告的影響主要分為四個方面：股權(quán)集中程度、控股股東性質(zhì)、高管持股比例、機構(gòu)投資者持股比例。

關于股權(quán)集中對內(nèi)控信息披露質(zhì)量的影響，目前有兩種不同的觀點。一種觀點認為，股權(quán)集中度與內(nèi)控信息披露質(zhì)量呈負相關關系，即在缺乏有效監(jiān)管的情況下，大股東更有能力與動機去影響企業(yè)的信息披露，特別是在企業(yè)經(jīng)營存在問題可能對大股東造成不利影響時，大股東更有可能掩蓋信息以保護自身利益。另一種觀點則認為，股權(quán)集中度與內(nèi)控信息披露質(zhì)量呈正相關關系。相對集中的股權(quán)有利于控股股東、大股東對企業(yè)的控制，大股東為了維護自身利益，更愿意監(jiān)督、激勵管理者做好企業(yè)內(nèi)部控制以實現(xiàn)好的經(jīng)營績效，因此，大小股東的利益是一致的，大股東有動機與能力促進公司披露高質(zhì)量的內(nèi)部控制信息。本文認為，在兩權(quán)分立的情況下，股東參與企業(yè)管理的程度有限，特別是對于上市公司而言，為了加強企業(yè)投融資及風險管理，公司股權(quán)不會過于集中。在有限集中的前提下，提高股權(quán)集中度有利于改善內(nèi)控信息披露質(zhì)量?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

H5：上市公司股權(quán)集中度與內(nèi)控自評報告質(zhì)量正相關。

控股股東性質(zhì)主要分為國有控股與非國有控股。Eng和Mak（2003）的研究表明，內(nèi)部控制信息披露水平受政府持股比例的影響，政府持股比例越高，公司的內(nèi)控信息披露質(zhì)量就越高[24]。國有控股公司多為關系國民經(jīng)濟命脈的行業(yè)，會有更多的政策、法規(guī)監(jiān)管要求，且控股股東為政府部門而非個人，其更有客觀的動機要求管理層披露真實的內(nèi)部控制信息，以實現(xiàn)國有資產(chǎn)的有效管控。此外，我國的非國有控股公司在與國有控股公司的競爭中常處于劣勢，在這種情況下，前者可能存在矯飾內(nèi)控自評報告的動機?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

H6：國營上市公司相比于民營上市公司的內(nèi)控自評報告質(zhì)量更高。

高管持股作為一種有效的股權(quán)激勵措施，能夠促使高管利益與股東利益相一致。高管持股比例越大，公司內(nèi)部控制有效性對其利益的影響就越大，其越有動機提高內(nèi)部控制質(zhì)量，也越有動力提高內(nèi)部控制信息披露水平，因為高質(zhì)量的內(nèi)控自評報告有利于公司向市場傳遞積極信息，進一步提升公司效益和高管自身利益?；诖?，本文提出如下假設：

H7：上市公司內(nèi)控自評報告質(zhì)量與高管持股比例呈正比關系。

機構(gòu)投資者往往涉及眾多的利益相關者，相比于個人投資者，其投資決策更加專業(yè)、謹慎，更需要及時、準確的財務、內(nèi)控等信息來輔助投資決策，因此，當機構(gòu)投資者成為股東時，其有動機要求上市公司提高內(nèi)控信息披露水平。同時，機構(gòu)投資者自身擁有較多的專業(yè)資源及經(jīng)濟實力，可以與其他大股東形成相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，有利于增強管理層內(nèi)控信息披露的真實性?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

H8：機構(gòu)投資者持股比例與內(nèi)控自評報告質(zhì)量正相關。

（3）董事會特征。董事會特征包括四個方面：董事會規(guī)模、獨立董事比例、兩職合一情況、四委設立個數(shù)。

董事會對管理層的有效領導和督促是建立良好內(nèi)部控制的基礎。董事會規(guī)模過小，則難以形成對管理層有效的監(jiān)督，降低決策的效果，而董事會規(guī)模過大，雖然有利于決策的有效性和客觀性，但會增加董事間的協(xié)調(diào)難度，降低決策效率。Yermack（1996）的實證研究表明，當董事會規(guī)模為14人時，公司績效的分值最高。因此，適當規(guī)模的董事會有利于提高內(nèi)部控制信息披露水平?；诖?，本文提出如下假設：

H9：上市公司內(nèi)控自評報告質(zhì)量與董事會規(guī)模呈正比關系。

獨立董事的存在能夠提高董事會的決策能力，同時有利于對管理層進行有效監(jiān)管，從而提高信息披露質(zhì)量。Chen和Jaggi（2000）發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例較高的上市公司信息披露程度較高[25]。Cerbioni等（2007）的研究表明，內(nèi)部控制信息披露水平隨著獨立董事比例的提高而提高[26]。基于此，本文提出如下假設：

H10：上市公司內(nèi)控自評報告質(zhì)量與獨立董事比例呈正比關系。

兩職合一是指董事長與總經(jīng)理兩個職位由同一人擔任。我國的公司法沒有對董事會成員與經(jīng)理的交叉任職進行限制，但從內(nèi)部控制的角度來講，董事會作為治理層，負有對管理層的監(jiān)管責任，兩者交叉任職違背了內(nèi)部控制的制衡性原則，會對董事會的監(jiān)管能力造成較大影響。特別是董事長與總經(jīng)理由同一人兼任時，最大的決策權(quán)與執(zhí)行權(quán)就集于他一人手里，容易造成權(quán)力失察，影響企業(yè)的內(nèi)部控制。因此，企業(yè)應盡力避免兩職合一的情況，特別是董事長與總經(jīng)理的兩職合一?；诖?，本文提出如下假設：

H11：不存在兩職合一的上市公司內(nèi)控自評報告質(zhì)量更高。

董事會下設包括戰(zhàn)略與預算委員會、提名委員會、審計委員會、薪酬與考核委員會在內(nèi)的四委，它們是保證內(nèi)控有效運行的重要部門，其對內(nèi)控自評報告質(zhì)量的提升有很大的意義。四委可以代表董事會對管理層的相應職責進行監(jiān)督，有利于督促管理層加強內(nèi)部控制。Krishnan（2005）發(fā)現(xiàn)，審計委員會的規(guī)模、專業(yè)能力等與企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量呈正相關關系?；诖?，本文提出如下假設：

H12：董事會下設四大委員會的個數(shù)與內(nèi)控自評報告正相關。

（4）監(jiān)事會特征。監(jiān)事會特征主要包括兩個方面，即監(jiān)事會規(guī)模和專業(yè)性。過小規(guī)模的監(jiān)事會，其權(quán)力會受到很大的限制，其監(jiān)管決策的客觀性、有效性也相對較弱；同時，監(jiān)事會應由不同領域具有一定專業(yè)水平的人員組成，否則很難對企業(yè)內(nèi)部控制運行中存在的問題做出有效的判斷?；诖?，本文提出如下假設：

H13：上市公司內(nèi)控自評報告質(zhì)量與監(jiān)事會規(guī)模呈正比關系。

（5）上市時間。上市時間較長的公司多處于穩(wěn)定期，容易滿足于現(xiàn)狀，可能存在疏于內(nèi)部控制建設的積習，對內(nèi)控信息披露的要求和重要性缺乏深刻的認識，而新上市的公司為了向外界展現(xiàn)公司良好的經(jīng)營狀況以實現(xiàn)有效融資，更加重視內(nèi)部管理以及相關信息的披露，因為高質(zhì)量的內(nèi)控信息是吸引投資的重要途徑。同時，監(jiān)管部門也會對上市時間短的公司進行更多的監(jiān)督?；诖?，本文提出如下假設：

H14：上市公司內(nèi)控自評報告質(zhì)量與其上市時間呈反比關系。

（二）研究設計

1.被解釋變量。我們以內(nèi)控自評報告質(zhì)量ICRQ作為被解釋變量。

2.解釋變量。根據(jù)研究假設，我們設計了14個解釋變量，具體的變量名稱、變量代碼、變量定義以及自變量與因變量之間的預期關系如表6所示。

表6　變量定義及預期

3.模型構(gòu)建。為了研究作為解釋變量的各影響因素與作為被解釋變量的內(nèi)控自評報告質(zhì)量之間的關系，我們建立了如下多元線性回歸模型：

ICRQ=α0+α1IND+α2ADU+α3STATE+α4LNSIZE+α5SUPSIZE+α6ESHP+α7INDEP+α8BSIZE+α9IPO+α10CTBC+α11OC+α12NFC+α13INSH+α14CSP+β（8）

其中，α0為常數(shù)項，αi=(i=1,2,3,…,14)為各解釋變量的待估系數(shù)，β為誤差項。

在回歸模型分析中，本文借助于SPSS19.0中的描述性分析、雙變量相關性分析、多元線性回歸分析等模塊，對變量進行描述性統(tǒng)計、相關性及回歸分析。

（三）實證結(jié)果與分析

1.描述性統(tǒng)計及分析。表7至表9給出了2011～2013年各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以看出：（1）2011～2013年間，樣本公司中有一多半的公司屬于制造業(yè)，有超過半數(shù)的公司聘請的審計機構(gòu)為國內(nèi)前十大會計師事務所；（2）超過60%的樣本公司處于東部發(fā)達地區(qū)，這里所說的東部發(fā)達地區(qū)包括河北、天津、北京、廣東、江蘇、浙江、安徽、江西、山東、上海、海南和福建；（3）在公司規(guī)模方面，各公司的規(guī)模相當，最小值為19.3，最大值為28.3，均值為22.7；（4）大部分樣本公司的高管持股比例為0，各年的高管持股比例最大值達到67%的水平，而各年的均值為0.006～0.008，說明上市公司的高管持股比例很低；（5）監(jiān)事會規(guī)模最小為2，最大為12，均值為4.1，說明樣本公司監(jiān)事會規(guī)?？傮w較小，尚有提升的空間；（6）獨立董事比例最小值為0.25～0.27，最大值為0.67～0.75，均值為0.37，符合公司法的要求（上市公司獨立董事至少占董事會人數(shù)的1/3以上），但部分公司比例過低；（7）董事會規(guī)模最低為5，最高為18，總體上符合公司法對上市公司的要求；（8）上市時間的最小值為0（即樣本當年上市），最大值為23（即1990年上市），均值為11，說明樣本公司總體上較年輕；（9）兩職合一的均值為1.09～1.11，說明樣本上市公司兩職合一的比例僅為10%左右，兩職合一情況并不嚴重；（10）股權(quán)集中度的最小值2013年為0.04，2011、2012年為0.14，3年的最大值都為0.98，均值為0.56～0.59，說明樣本公司的股權(quán)情況總體上較為合適，只有部分公司的股權(quán)過于集中或分散；（11）四委設立個數(shù)的最小值為1，最大值為4，3年的均值都在3.8以上，說明大部分樣本公司的董事會都設立了3個以上的委員會，總體狀況較為滿意；（12）機構(gòu)投資者持股比例的最小值為0，最大值在0.95以上，均值為0.195，說明樣本公司機構(gòu)持股比例總體較小；（13）控股股東性質(zhì)均值在1.74以上，說明超過74%的公司為國營性質(zhì)。由于本文的樣本選取遵循了隨機原則并剔除了可比性較差的公司，故上述結(jié)果在很大程度上能夠代表滬市A股上市公司的整體狀況。

表7　2011年的樣本描述統(tǒng)計量

表8　2012年的樣本描述統(tǒng)計量

表9　2013年的樣本描述統(tǒng)計量

2.相關性分析。在對樣本進行分析前，為了克服不同樣本規(guī)?？赡芤鸬臄?shù)據(jù)誤差，我們將三年的樣本公司數(shù)據(jù)進行綜合，組成全樣本公司數(shù)據(jù)，并對全樣本公司數(shù)據(jù)進行相關性分析。從表10、表112011～2013年全樣本公司的Pearson、Spearman相關性檢驗結(jié)果來看，所屬地區(qū)（STATE）、高管持股比例（ESHP）與內(nèi)控自評報告質(zhì)量分別在0.01和0.05的水平上顯著負相關，這與假設預期符號不符；上市時間（IPO）與內(nèi)控自評報告質(zhì)量在0.01的水平上顯著正相關，這與預期符號相反；審計機構(gòu)（ADU）、控股股東性質(zhì)（CSP）的Spearman相關性與內(nèi)控自評報告質(zhì)量在0.01的水平上顯著正相關，這與假設預期相符；公司規(guī)模（LNSIZE）、監(jiān)事會規(guī)模（SUPSIZE）、獨立董事比例（INDEP）、董事會規(guī)模（BSIZE）、股權(quán)集中度（OC）、機構(gòu)投資者比例（INSH）的Pearson相關性與內(nèi)控自評報告質(zhì)量在0.01的水平上顯著正相關，這與假設預期符號相符；所屬行業(yè)（IND）、四委設立個數(shù)（NFC）、兩職合一（CTBC）與內(nèi)控自評報告質(zhì)量不顯著相關，但兩職合一、四委設立個數(shù)與假設預期符號相同，而行業(yè)與假設預期符號相反。

表10　全樣本Pearson相關系數(shù)

表11　全樣本Spearman相關系數(shù)

從變量“所屬地區(qū)”來看，在迪博企業(yè)風險管理技術有限公司關于2011、2012年各轄區(qū)上市公司內(nèi)控實施情況的研究中，貴州、廣西、云南等西部地區(qū)在內(nèi)控自評報告披露比例、評價結(jié)論為有效的比例、內(nèi)控審計報告披露比例等方面要優(yōu)于東部地區(qū)，這樣的結(jié)果值得深思。從高管持股比例來看，由于超過90%的樣本公司高管持股比例為0，故顯著負相關不具有代表性。

3.多元回歸結(jié)果與分析。表12給出了2011～2013年各年及全樣本的評價模型檢驗統(tǒng)計量，其中，Durbin-Watson是用于檢測殘差自相關的統(tǒng)計量，其取值范圍介于0～4之間，其值越接近于2，誤差之間的獨立性越高，說明變量之間是相互獨立的。從表12中可以看出，各模型的DW值都接近于2，變量之間的獨立性較高。判定系數(shù)（R方）2011年為0.617，2012年為0.563，2013年為0.519，全樣本為0.425。R方取值越接近于1，說明回歸模型越滿意。因此，總體來看，模型的擬合度中等。但是，從F統(tǒng)計量的觀察值可以看出，2011年的F值為42.929，顯著性P值為0.000，2012年的F值為59.354，顯著性P值為0.000，2013年的F值為55.300，顯著性P值為0.000，全樣本的F值為93.108，顯著性P值為0.000。F值大于1，說明該統(tǒng)計具有實際價值，而P值都小于0.01，可以判斷模型的整體非常顯著，模型是有效的，解釋變量通過了F檢驗。

表12　模型匯總

表13～表16是多元線性回歸的系數(shù)列表以及相應的統(tǒng)計量。從共線性統(tǒng)計量來看，VIF值都小于2，這進一步驗證了解釋變量之間不存在共線性問題，變量相互獨立。從Sig值來看，解釋變量所屬地區(qū)（STATE）、公司規(guī)模（LNSIZE）、獨立董事比例（INDEP）、上市時間（IPO）、股權(quán)集中度（OC）、機構(gòu)投資者持股比例（INSH）、控股股東性質(zhì)（CSP）的Sig值都小于0.05，部分小于0.01，說明相應的系數(shù)非常顯著，而行業(yè)（IND）、審計機構(gòu)（ADU）、四委設立個數(shù)（NFC）、兩職合一（CTBC）、高管持股比例（ESHP）、監(jiān)事會規(guī)模（SUPSIZE）、董事會規(guī)模（BSIZE）等變量的Sig大于0.05，部分接近于1，說明這些變量的系數(shù)不具有顯著性，也即與內(nèi)控自評報告質(zhì)量的線性回歸關系不顯著。

表13　2011年的系數(shù)

表14　2012年的系數(shù)

表15　2013年的系數(shù)

表16　全樣本系數(shù)

4.結(jié)果綜述。在對被解釋變量內(nèi)控自評報告質(zhì)量ICRQ與各解釋變量進行描述性、相關性、多元回歸分析的基礎上，我們將對實證結(jié)果進行綜合表述。

（1）滬市A股中有55%的公司屬于制造業(yè)，本文假設上市公司所處行業(yè)會對內(nèi)控自評報告質(zhì)量產(chǎn)生影響。但實證結(jié)果顯示，行業(yè)與內(nèi)控自評報告質(zhì)量既不存在顯著的正相關關系，也不存在顯著的線性關系，因此，假設不成立。由于制造業(yè)包含了眾多的子行業(yè)且差異較大，這些因素是否會影響結(jié)果的準確性，有待于進一步的考證。

（2）審計機構(gòu)與內(nèi)控自評報告質(zhì)量顯著正相關，說明排名靠前的審計機構(gòu)對內(nèi)控自評報告質(zhì)量的提高具有顯著作用。但兩者之間不是顯著的線性關系，即審計機構(gòu)與內(nèi)控自評報告質(zhì)量不是成比例的關系，高排名的審計機構(gòu)只能提高而不能確保內(nèi)控自評報告的高質(zhì)量。

（3）本文假設東部發(fā)達地區(qū)的企業(yè)內(nèi)控自評報告質(zhì)量更高，但實證結(jié)果顯示，公司所屬地區(qū)與內(nèi)控自評報告質(zhì)量負相關，且呈現(xiàn)顯著的線性關系，所以，假設不成立。已有研究發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)一些企業(yè)的內(nèi)控信息披露狀況要優(yōu)于東部發(fā)達地區(qū)，這種差異值得深入研究。

（4）公司規(guī)模與內(nèi)控自評報告質(zhì)量既存在顯著的正相關關系，也存在顯著的線性關系，這與假設相符，說明大規(guī)模的公司在其成長及穩(wěn)定發(fā)展中，都投入了更多的精力來保證內(nèi)控運行有效，并愿意將成效展示給外部使用者。

（5）監(jiān)事會規(guī)模與內(nèi)控自評報告質(zhì)量呈顯著的正相關關系，這與假設相符，但兩者之間沒有顯著的線性關系。這可能是因為我國上市公司的監(jiān)事會規(guī)模總體較小，且差異性不顯著，監(jiān)事會的作用難以得到有效發(fā)揮。

（6）高管持股比例與內(nèi)控自評報告質(zhì)量顯著負相關，這與假設相反，但兩者不存在顯著的線性關系。其主要原因在于，滬市的上市公司中只有極少數(shù)公司高管持有股份，相關性和線性結(jié)果實際上是少數(shù)公司的數(shù)據(jù)比較，不具有實質(zhì)意義。

（7）獨立董事比例與內(nèi)控自評報告質(zhì)量顯著正相關且具有顯著的線性相關性，這與假設相符，說明獨立董事在內(nèi)控自評報告質(zhì)量的提升中起到了有效作用，高比例的獨立董事可能意味著內(nèi)控自評報告的高質(zhì)量。

（8）董事會規(guī)模與內(nèi)控自評報告質(zhì)量顯著正相關，說明在公司法對上市公司董事規(guī)模的具體規(guī)定下，規(guī)模增大有利于提高內(nèi)控自評報告的質(zhì)量。但大規(guī)模的董事會并不能對內(nèi)控自評報告的高質(zhì)量提供保證。

（9）上市時間與內(nèi)控自評報告質(zhì)量顯著正相關且具有顯著的線性關系，這與假設相反。這可能是因為我國的資本市場開放較晚，大部分上市公司還屬于較年輕的公司，隨著上市時間的延長，公司在逐漸理解和把握內(nèi)控信息披露的相關政策。

（10）兩職合一、四委設立個數(shù)與內(nèi)控自評報告質(zhì)量既沒有顯著相關性，也沒有顯著的線性關系。但在相關性檢驗中，兩者與內(nèi)控自評報告的相關性都為正，即兩職分離以及四委設立對內(nèi)控自評報告質(zhì)量的提高有一定的作用，但從目前的數(shù)據(jù)來看影響不顯著。

（11）股權(quán)集中度、機構(gòu)投資者比例、控股股東性質(zhì)與內(nèi)控自評報告質(zhì)量有顯著的正相關關系且表現(xiàn)出顯著的線性關系，這與假設相符，說明適度規(guī)模的股權(quán)集中、機構(gòu)投資者持股比例增加、控股股東為國家都有利于內(nèi)控自評報告質(zhì)量的提高，并可為報告質(zhì)量提供一定程度的保證，這得益于三者的股權(quán)制衡、專業(yè)能力以及更多的監(jiān)督。

四、穩(wěn)健性檢驗

（一）穩(wěn)健性檢驗

1.增加自變量。以往的研究顯示，內(nèi)控自評報告質(zhì)量與盈余質(zhì)量之間存在一定的關系。賴文海（2009）基于信號傳遞理論認為，公司盈余質(zhì)量的提高會使其更愿意披露內(nèi)部控制信息[27]。雷英等（2013）以Jones模型為基礎，將非可控應計利潤作為盈余質(zhì)量的度量指標，得出內(nèi)部信息披露質(zhì)量與盈余質(zhì)量顯著正相關的結(jié)論[28]。饒靜（2013）借助于DD會計模型進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)是否披露內(nèi)控鑒證報告與盈余質(zhì)量正相關[29]。高盈余質(zhì)量往往意味著更好的企業(yè)業(yè)績、更可靠的財務信息、更好的內(nèi)部控制等，管理者在盈余質(zhì)量高的情況下，更愿意披露企業(yè)信息，包括內(nèi)部控制信息，以展現(xiàn)公司及管理層的良好業(yè)績。

DD模型是由Dechow和Dichev于2002年提出的，主要是用應計項目轉(zhuǎn)換為過去、未來和現(xiàn)在現(xiàn)金流量的程度來測度應計質(zhì)量，即在模型中引入當期及前后一年的經(jīng)營活動現(xiàn)金流，以測度公司流動應計利潤的質(zhì)量。Francis（2005）引入了固定資產(chǎn)、營業(yè)收入變化等變量，使得應計利潤質(zhì)量的測度更為完善。DD模型采用應計額與現(xiàn)金流之間的配比關系作為盈余質(zhì)量的衡量標準，在一定程度上避免了Jones模型中關于現(xiàn)金流不被操縱的假定，且DD模型既能反映盈余上的有意操縱，也能反映無意的估計誤差。因此，本文選用DD會計模型來測度盈余質(zhì)量。我們加入盈余質(zhì)量EQ作為自變量，并提出如下假設：

假設H15：在其他條件不變的情況下，內(nèi)控自評報告質(zhì)量與盈余質(zhì)量正相關。

2.剔除部分原自變量，增加控制變量。我們將與內(nèi)控自評報告質(zhì)量不顯著線性相關的變量剔除，引入資產(chǎn)負債率（LEF）、盈利水平（ROA）、是否虧損（LOSS）、財務杠桿（LEV）、每股收益（EPS）、凈利潤（RP）以及成長能力（GROWTH）等財務變量作為控制變量，并研究這些變量是否會對前述結(jié)論產(chǎn)生影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量。我們以內(nèi)控自評報告的質(zhì)量ICRQ作為被解釋變量，其取值見前述章節(jié)中各公司的內(nèi)控自評報告質(zhì)量得分。

2.解釋變量。這里新增解釋變量盈余質(zhì)量，其計量借助了Francis（2005）的DD修正模型，模型的殘差即為異常應計利潤：

其中，TCAi,t=△CAi,t-△CLi,t-△CASHi,t+△STDEBFi,t，即第t年i公司全部流動應計利潤，△CAi,t為i公司第t年與t-1年的流動資產(chǎn)差額，△CLi,t為i公司第t年與t-1年的流動負債差額，△CASHi,t為i公司第t年與t-1年的貨幣資金差額，△STDEBFi,t為i公司第t年與t-1年的短期借款差額；CFOi,t-1為i公司第t年經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額，△REVi,t為i公司第t年與上一年營業(yè)收入的變化，PPEi,t為i公司第t年的固定資產(chǎn)期末值。以上各變量經(jīng)過i公司第t年和t-1年的平均總資產(chǎn)修正后，通過SPSS19.0對模型進行回歸分析，求出各公司的殘差，即βi,t，取殘差的絕對值即可得到盈余質(zhì)量的度量指標EQ=ABS（βi,t），EQ的取值越小，盈余質(zhì)量越高。

3.控制變量。黃梅（2008）指出，企業(yè)的規(guī)模、成長能力、負債水平等與應計水平緊密相關[30]。本文參照相關研究，進一步控制了以下財務和非財務指標：公司規(guī)模（LNSIZE）、上市時間（IPO）、控股股東性質(zhì)（CSP）、股權(quán)集中度（OC）、機構(gòu)投資者持股比（INSH）、資產(chǎn)負債率（LEF）、盈利水平（ROA）、是否虧損（LOSS）、財務杠桿（LEV）、每股收益（EPS）、凈利潤（RP）以及成長能力（GROWTH）。變量的取值方法及說明見表17。

表17　變量定義及說明

（三）樣本選擇

這里的樣本選擇同前面章節(jié)，同時剔除了部分財務信息缺失的公司，最后的樣本公司為滬市A股2011年279家、2012年653家、2013年729家。各樣本公司的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，部分殘缺數(shù)據(jù)通過查閱同花順等網(wǎng)站手工補全。

（四）穩(wěn)健性檢驗

表18～表24給出了穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過變量的增減變動，結(jié)論并未發(fā)生實質(zhì)性改變。同時，內(nèi)控自評報告質(zhì)量與EQ取值明顯負相關，即內(nèi)控自評報告質(zhì)量與盈余質(zhì)量顯著正相關，并呈現(xiàn)顯著的線性關系。

表18　Pearson相關性

（續(xù)表18）

表19　Spearman相關系數(shù)

表20　模型匯總

表21　2011年的系數(shù)

表22　2012年的系數(shù)

注：因變量為ICRQ。

表23　2013年的系數(shù)

表24　全樣本系數(shù)

五、研究結(jié)論

本文構(gòu)建了內(nèi)控自評報告的質(zhì)量指標體系，并對內(nèi)控自評報告質(zhì)量與諸多因素（包括財務和非財務指標）的關系進行了實證研究。研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)控自評報告質(zhì)量與部分預期因素存在顯著的線性關系，這些因素有利于內(nèi)控自評報告質(zhì)量的提高并可為報告的高質(zhì)量提供保證。還有一些因素與內(nèi)控自評報告質(zhì)量只存在顯著的相關性，而沒有顯著的線性關系，說明這些因素有利于報告質(zhì)量的提高，但不能為報告的高質(zhì)量提供保證。另外一些因素則與報告質(zhì)量不相關。具體來說，我們確立了內(nèi)控自評報告質(zhì)量測度的各項標準。

其一，內(nèi)控自評報告質(zhì)量測度的直接標準。直接標準是指從報告自身來測度質(zhì)量，是最強的標準。在評價上市公司的內(nèi)控自評報告質(zhì)量時，首先要考察報告是否對內(nèi)控五要素及其影響因素有實質(zhì)性披露，對存在的缺陷是否有實質(zhì)性說明，這些方面決定了報告是否與使用者決策相關；其次要考察內(nèi)控自評報告是否有相應的內(nèi)控審計報告及審計報告意見，財報是否經(jīng)重述，公司最近三年是否因違規(guī)被處罰，內(nèi)控審計報告與財務審計報告結(jié)論是否相符，這些問題的答案決定了報告的可靠性。具體的測度可以參考本文建立的指標體系及對報告的評分。

其二，公司規(guī)模、獨立董事比例、上市時間、股權(quán)集中度、機構(gòu)投資者比例、控股股東性質(zhì)等非財務因素可以作為測度報告質(zhì)量的強標準，而盈余質(zhì)量可以作為測度報告質(zhì)量的財務性強標準。這些因素都顯示出與內(nèi)控自評報告質(zhì)量存在顯著的正線性關系。如果報告使用者不方便對內(nèi)控自評報告進行評分，或者需要對某些上市公司的內(nèi)控自評報告質(zhì)量進行橫向比較，可以通過考察目標公司的這些因素做出合理判斷。報告使用者可以根據(jù)盈余質(zhì)量的高低對報告質(zhì)量做出判斷，其既適合于公司間的橫向比較，也適合于對單一公司不同年份的報告進行縱向比較。盈余質(zhì)量的測度具有一定的復雜性，但借助數(shù)據(jù)軟件，可以較好地解決這個問題。

其三，審計機構(gòu)排名、監(jiān)事會規(guī)模、董事會規(guī)?？梢宰鳛樵u判內(nèi)控自評報告質(zhì)量的參考標準。這些因素有利于提高內(nèi)控自評報告的質(zhì)量，但不能為報告的高質(zhì)量提供保證，其只適合于對不同公司的內(nèi)控自評報告進行橫向比較時做參考。

綜合以上三方面的標準，報告的使用者就可以對內(nèi)控自評報告的質(zhì)量做出較為可靠的判斷。

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［責任編輯：高?。?/p>

經(jīng)濟與管理研究

Research on How to Measure the Quality of Internal Control Self-assessment Report

WU Qiu-sheng，Li Tong-qia
（School of Accounting，Shanxi University of Finance & Economics，Taiyuan 030006，China）

Abstract：This paper did an empirical research for the internal control self-assessment reports’quality with the sample of Shanghai A shares listed corporation. The authors found the proportion and quality of our listed companies’internal control selfassessment report revelation have risen year by year from 2011 to 2013，but have not yet reached a very satisfactory level. Besides，the non -financial variables such as firm size，proportion of independent directors，time to market，ownership concentration，the share ratio of the institutional investors，nature of the controlling shareholder，and the financial variable such as earnings quality on internal control self-assessment report quality affects the most，they can be used as auxiliary mediums for internal control self-assessment report quality measure.

Key Words：listed company，internal control self-assessment report，standards of quality measure，earning quality

［作者簡介］吳秋生（1962-），男，江蘇東臺人，山西財經(jīng)大學會計學院教授，博士生導師，主要研究方向是審計；李通乾（1988-），男，山西呂梁人，山西財經(jīng)大學碩士研究生，主要研究方向是審計。

［收稿日期］2015-02-01

DOI編碼：10.13782/j.cnki.2095-106X.2015.01.010

[文章編號］2095-106X（2015）01-0059-21

[文獻標識碼］A

[中圖分類號］F23