公司內(nèi)部控制與盈余質(zhì)量(編輯修改稿)
2024-08-26 00:15 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 足20家的行業(yè)，因?yàn)槲覀円烙?jì)行業(yè)截面模型，樣本數(shù)低于20個(gè)可能會(huì)帶來偏差；（4）剔除所需財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和股價(jià)數(shù)據(jù)缺失的上市公司。經(jīng)過上述程序，我們最后獲得1379家樣本公司，其中劃分為High組、Middle組、Lower組和Lowest組的公司數(shù)量分別是193362和787家。我們把High組的公司作為測試組，其余三組的公司作為控制組。本文所需要的數(shù)據(jù)來自CSMAR、Wind資訊、巨潮資訊以及證監(jiān)會(huì)、上交所、深交所網(wǎng)站。2．描述性統(tǒng)計(jì)與單變量分析表1列示了High組、Middle組、Lower組、Lowest組和控制組對(duì)應(yīng)變量的均值，以及組間均值比較在MannWhitney U檢驗(yàn)下的統(tǒng)計(jì)量。盈余質(zhì)量的7個(gè)度量指標(biāo)中，對(duì)于EQEQEQEQ4和EQ7，High組和其他四個(gè)組不存在顯著差異，表明盈余質(zhì)量不存在顯著的組間差異；而對(duì)于EQ5和EQ6，High組的均值都大于其他四組，并且MannWhitney U檢驗(yàn)下的Z值都顯著為負(fù)，表明High組的盈余質(zhì)量低于其他四組。因此，High組、Middle組、Lower組和Lowest組的盈余質(zhì)量不存在顯著差異，High組的盈余質(zhì)量有時(shí)候還低于其他各組，假設(shè)1沒有得到支持。但是，High組和控制組的部分公司內(nèi)在特征和治理變量存在顯著差異。例如，表1中High組和控制組的均值差異分析表明，High組公司一般擁有更多的分部（Z值=）、規(guī)模更大（Z值=）、盈利能力更強(qiáng)（Z值=）、被ST的概率更?。╖值=）、風(fēng)險(xiǎn)更大（Z值=）、年齡更?。╖值=）、股權(quán)更集中（Z值=）、實(shí)際控制人更多為政府（Z值=）。這表明，在后面的多元回歸分析中，確實(shí)應(yīng)當(dāng)控制這些變量。 表1 變量的分組均值及其差異的MannWhitney U檢驗(yàn)123451 vs. 51 vs. 21 vs. 31 vs. 4均值均值均值均值均值Z值P值Z值P值Z值P值Z值P值EQ1EQ2EQ3EQ4EQ5EQ6EQ7SegmentsCycleMASizeROASTLeverageBetaFinanceAuditorAgeMBInd Herfindahal5GovernmentForeign注釋：表頭的5分別表示High組、Middle組、Lower組、Lowest組和控制組。表中右半部分列示了各組樣本之間均值比較在MannWhitney U檢驗(yàn)下的Z值和P值。例如，“1 vs. 5”表示High組和控制組的均值比較。、。表2列示了變量之間的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)。根據(jù)表2，盈余質(zhì)量的7個(gè)度量指標(biāo)EQEQEQEQEQEQEQ7相互之間顯著正相關(guān)，這表明我們?cè)O(shè)計(jì)的盈余質(zhì)量估計(jì)指標(biāo)體系較好。表示內(nèi)部控制質(zhì)量的指標(biāo)ICQ與EQEQEQEQ6都顯著正相關(guān)，而與EQEQEQ7正相關(guān)。但是，根據(jù)假設(shè)1，ICQ與EQ應(yīng)當(dāng)顯著負(fù)相關(guān)，因此，相關(guān)分析結(jié)果沒有支持假設(shè)1。盈余質(zhì)量與大部分公司內(nèi)在特征變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。例如，EQ一般與Cycle、ST、Leverage、Beta、Finance、MB、Ind顯著正相關(guān)，EQ一般與Segments、Size、Auditor、HerfindahlGovernment、Foreign；ICQ與大部分公司內(nèi)在特征和治理變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。例如，ICQ與Segments、Mamp。A、Size、ROA、Beta、Finance、HerfindahlGovernment顯著正相關(guān)，ICQ與ST、Age顯著負(fù)相關(guān)。此外，部分控制變量之間也存在顯著正的或負(fù)的相關(guān)性。例如，（顯著）。鑒于此，在后面所有的多元回歸分析中，我們計(jì)算了各個(gè)自變量的方差膨脹因子（VIF），所有的VIF都小于2，因此不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。 20 / 20表2 變量之間的相關(guān)系數(shù)表變 量1234567891011121314151617181920212223242526EQ111EQ221 EQ331EQ441 EQ551 EQ661EQ771 ICQ81 WC91Icdfixed101 Segments111Cycle121MA13001Size14 1ROA15 1ST16 1Leverage171Beta181Finance191Auditor201Age211MB221Ind231H524 1Government25 1Foreign26 1注釋：a、b、c分別表示1%、5%、10%水平下顯著（雙尾）。下三角Pearson為相關(guān)系數(shù)，上三角Spearman相關(guān)系數(shù)。變量中，“WC”代表“Weakcontrol”，“H5”代表“Herfindahal5”。五、主要的實(shí)證結(jié)果1．假設(shè)1的檢驗(yàn)為了檢驗(yàn)假設(shè)1，也即盈余質(zhì)量（EQ）和內(nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）負(fù)向關(guān)聯(lián)，我們對(duì)模型（6）進(jìn)行OLS回歸。在模型（6）中，因變量是EQ（值越大，盈余質(zhì)量越低），主要的自變量是ICQ（樣本公司屬于High組時(shí)取值為1，否則為0），還控制了公司的一些內(nèi)在特征和治理變量。表3列示了模型（6）分別以EQEQEQEQEQEQEQ7為因變量的回歸分析結(jié)果。表3 盈余質(zhì)量與內(nèi)部控制：橫截面多元回歸分析變 量符號(hào)預(yù)測EQ1EQ2EQ3EQ4EQ5EQ6EQ7系數(shù)t值系數(shù)t值系數(shù)t值系數(shù)t值系數(shù)t值系數(shù)t值系數(shù)t值截矩？ICQ3aSegments？Cycle+MA+SizeROA？ST+Leverage+Beta+Finance+AuditorAge？9E04MB？IndHerfindahal5？Government？Foreign調(diào)整%%%%%%%F值測試樣本數(shù)194194194194194194184控制樣本數(shù)1185118511851185118511851131注釋：a、b、c分別表示1%、5%、10%水平下顯著（雙尾）。根據(jù)表3，有5個(gè)模型的調(diào)整超過10%，有2個(gè)超過5%，因此各個(gè)模型的解釋能力基本可以接受。在控制了公司的一些內(nèi)在特征和治理變量后，ICQ在EQEQEQEQ6模型中的回歸系數(shù)顯著為正，在EQEQEQ7模型中的回歸系數(shù)為正但不顯著，不符合EQ和ICQ負(fù)向關(guān)聯(lián)的預(yù)期。因此假設(shè)1沒有得到支持，內(nèi)部控制的高質(zhì)量并未伴隨著高質(zhì)量的盈余，具體而言是High組樣本公司的盈余質(zhì)量并不一定高于控制組公司，甚至還更低。Doyle等（2007a）和AshbaughSkaife等（2008）都發(fā)現(xiàn)，存在并披露內(nèi)部控制重大缺陷的公司，盈余質(zhì)量一般都較低，我們的發(fā)現(xiàn)與他們的不一致。可能的原因在于，在當(dāng)前的內(nèi)部控制制度和實(shí)務(wù)背景下，樣本公司被劃分為High組并不意味著其內(nèi)部控制質(zhì)量較高。也即，上市公司提供正面的內(nèi)部控制自我評(píng)估意見或報(bào)告并獲得外部審計(jì)師或保薦人的無保留核實(shí)意見，并不意味著其內(nèi)部控制質(zhì)量較高。至于控制變量，Segments的回歸系數(shù)一般顯著為負(fù)，表明公司分部數(shù)量越多其盈余質(zhì)量越高。但是，Doyle等（2007a）和AshbaughSkaife等（2008）在類似的回歸分析中發(fā)現(xiàn)，公司盈余質(zhì)量與分部數(shù)量顯著正相關(guān)；Cycle的回歸系數(shù)一般顯著為正，與預(yù)期的相符，表明公司的經(jīng)營周期越長，盈余質(zhì)量越低；Mamp。A的回歸系數(shù)一般為正，但是都不顯著；Size的回歸系數(shù)一般顯著為正，與預(yù)期的相反，表
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