浅谈非清洁内控审计论文
一、研究动机与问题的提出
2010 年我国《企业内部控制配套指引》出台后，上市公司除了需要进行年度财务报表审计(以下简称财报审计)外，还需普遍进行内部控制审计。2011—2013 年间，共有85 家公司收到了“非清洁”的内控审计意见①，其中38 家公司同时收到了“非清洁”财报审计意见，47 家公司则收到了“清洁”的财报审计意见。以往文献显示，当公司收到“非清洁”财报审计意见时，市场能够做出显著的负反应(Chen 等，2000;李增泉，1999)。但如果公司收到了“清洁”的财报审计意见，而仅仅在内控审计中收到“非清洁”意见，对于投资者而言可能是相对新生的事物，市场将如何反应，尚无经验证据。
从理论上讲，如果上市公司收到了“非清洁”的内控审计意见，通常意味着公司存在明显的内控缺陷。这些内控缺陷对财务报表审计的含义在于，它们可能伴随着较低的财务报告质量(如Doyle 等，2007b;Ashbaugh睸kaife 等，2008)，并更有可能导致财务报表发生重大错报，因此投资者有理由对“非清洁”内控审计意见作出负向反应。另一方面，DeFond 和Zhang (2014)指出，“非清洁”内控审计意见可能并不必然意味着财务报表存在错报，相反可能说明审计师发现并报告了“本可能会导致错报的内控缺陷”，并且向市场传递了内部控制有所改进的信号，因此“非清洁”内控审计意见的市场反应方向并不明确。
在我国， “非清洁”内控审计意见的市场反应也引发过媒体的关注。比如，上海家化(600315)在2013 年年度财务报表审计中收到标准无保留意见的同时收到了否定意见的内控审计报告，但是，“作为2014 年公布的第一份否定意见内控审计报告，值得注意的是，上海家化股票并未受此影响下跌，反而高开高走”，媒体甚至提出“否定意见内控审计报告其实没那么可怕”。
为此，我们的思路是先分析当公司仅仅在内控审计中收到“非清洁”意见时，是否意味着财务报告可靠性存在问题。以此为基础，再识别和评价股票市场对“非清洁”内控审计意见的反应。鉴于针对内控审计意见的投资者认知的证据尚十分有限(DeFond 和Zhang，2014)，我们基于资本市场档案数据的研究有助于拓展该主题的学术文献，并回应了媒体对资本市场新问题的关注。
二、制度背景与文献回顾
美国在2002 年颁布的《萨班斯—奥克斯利法案》404 条款提出对与财务报告有关的内部控制之有效性进行审计的要求。我国财政部等部门和监管机构自2008 年以来先后发布了《企业内部控制基本规范》等一系列规定，其中2010 年《企业内部控制配套指引》(包括内部控制应用、评价和审计指引)要求上市公司和非上市大中型企业应当对内部控制的有效性进行自我评价，同时应聘请会计师事务所对财务报告内部控制的有效性进行审计;注册会计师应当对财务报告内部控制的有效性发表审计意见。相应地，我国上市公司通常需要同时进行两类审计：财务报表审计和内部控制审计。财务报表审计对财务报表是否按照会计准则编制发表意见，而内控审计则要求对与财务报告相关的内部控制的设计和运行有效性发表审计意见，因此财报审计和内控审计在目标上既有联系，又存在明显区别。
以往研究已经发现，在我国股票市场中，投资者能够对上市公司在财报审计中收到的“非清洁”审计意见做出显著负向的股价反应(Chen 等，2000;李增泉，1999)。但是，当上市公司同时进行财报审计和内控审计时，还可能收到“非清洁”的内控审计意见。由于内控审计在我国资本市场的起步较晚，投资者面对“非清洁”内控审计意见，特别同时伴随着“清洁”的财报审计意见时可能尚未形成充分的理解。
基于发达资本市场的经验证据显示，内部控制不可信赖的公司规模相对更小，更年轻，面临更高的破产风险(Ashbaugh睸kaife et 等，2007;Doyle 等，2007a)，并且伴随着更差的盈余质量(Doyle 等，2007b;Ashbaugh睸kaife 等，2008)。这些特征可能成为投资者在股票交易决策中的参考因素。从这个角度出发，一些研究发现“非清洁”的内控审计意见伴随着显著的负面市场反应(如Ashbaugh睸kaife等，2009)。然而，由于“非清洁”内控审计意见可能并不必然意味着财务报表重大错报的发生，而主要说明审计师发现了本可能会导致重大错报的内控缺陷，因此有可能向市场传递了内部控制改进、内控审计独立的信号，从而“非清洁”内控审计的市场反应可能并不必然为负(DeFond 和Zhang，2014)。比如，Beneish 等(2008)发现，股价与遵照萨班斯法案404 条款审计的内控重大缺陷披露之间并无显著相关关系。相应地，现有文献关于投资者对“非清洁”内控审计意见的市场反应研究缺乏一致的结论。
关于内控审计意见的经济后果，国内文献同样较为有限。方红星等(2013)发现，在我国债券市场中，上市公司披露正面意见的内部控制鉴证报告能够向外界释放高信息质量的信号，降低投资者面临的信息风险，从而使公司债券获得较低的信用利差。张继勋等(2011)的实验证据显示，内控审计意见的不同类型会影响投资者对财务报表重大错报风险的感知及其投资可能性。进一步地，张继勋和何亚南(2013)的实验证据发现，与收到“清洁”的内控审计意见相比，如果公司的内控审计收到了否定意见，则降低了个体投资者对公司收到的“清洁”财报审计意见的信心。基于上述文献回顾可见，关于我国股票市场投资者如何对“非清洁”内控审计意见做出反应，仍缺乏较为系统的档案式证据。
三、“非清洁”内控审计意见的财报质量含义
考察和评价“非清洁”内控审计意见的股票市场反应的一个重要前提是，投资者应当如何做出反应？如果一家公司仅仅在内控审计中收到“非清洁”意见，而该意见并不意味着公司财务报告质量低下，甚至如果还意味着内部控制改进、内控审计独立，投资者自然没有必要做出负面的反应。但如果公司仅收到“非清洁”内控审计意见仍然意味着财务报告不可靠，那么投资者的理性反应是对该新信息做出负面反应。
四、“非清洁”内控审计意见的市场反应
(一)检验模型
与财报审计意见类似，内控审计意见也在上市公司的年度报告中专项披露。因此我们以公司年报公告日作为事件日，度量事件日附近的累计超额股票回报率。参照以往文献(如Chen 等，2000)，我们采用市场模型计算股票超额收益率：Rij t = αij + βijRmjt + εij t (2)其中Rij t为公司i 第j 年年报发布日周围第t 个交易日的回报;Rmjt为公司i 第j 年年报发布日周围第t个交易日对应的市场回报，上述股票回报均为考虑现金股利投资之后的股票回报率。在计算超额回报率时，估计期间为[-150， -30]，且要求每个观测至少有100 个交易日数据。接下来将市场模型计算出的残差值作为公司股票超常回报ARit，并在[-1， +1]共3 个交易日的时间窗口内进行累计，计算出公司i 第j 年年报公布日附近的累计超额回报CARij：CARij = Σ (Rij t - αij - βijRmjt) (3)为了检验公司年报公布日附近“非清洁”内控审计意见的市场反应，借鉴Chen 等(2000)的研究设计，估计如下模型(4)： CARij = α0 + α1 MOD_ ICONLYij + α2△ Eij矼OD_ ICONLYij + α3 MOD_ FAij + α4△ Eij MOD_ FAij + Controls + εij (4)其中CARij为公司i 第j 年年报公布日附近3 个交易日内的累计超额回报率。模型(4)中△ Eij为公司i 的财务业绩(以净资产收益率度量)从第j1 年到第j 年的变动。以往研究表明，在我国股票市场中“非清洁”的财报审计意见具有明显的负向市场效应，因此为了排除财报审计意见的潜在干扰，需要将公司收到“非清洁”内控审计意见的情形单独分离出来，因此在纳入MOD_ ICONLYij的基础上还纳入MOD_ FAij，以控制“非清洁”财报审计意见伴随的市场反应。除了考察“非清洁”意见本身的截距效应，还纳入业绩变动(△Eij)与“非清洁”意见(MOD_ ICONLYij或MOD_ FAij)的交互项。研究中以内控审计和财报审计均收到标准无保留意见的观测作为参照组，对模型(4)进行最小二乘法回归。参照Chen 等(2000)，模型(4)还控制了年报中同时披露的、可能引起股价负向变动的重大事项，包括管理层变更(MGMTCHGij取1 时表示年报中披露了董事长或总经理变更，否则取0)、法律诉讼或仲裁(LAWSUITij取1 时表示年报中披露了诉讼或仲裁事项，否则取0)以及现金股利减少(DIVDECRij取1时表示年报中宣布的现金股利少于上年发放水平，否则为0)。此外，还控制了年度和行业固定效应。为了缓解市场超额回报率的潜在度量误差，还使用市场调整模型计算日超额回报率(ARij = Rij t - Rmjt)，相应计算的累计超额回报率作为因变量的替代变量。
(二)单变量分析
图1 展示了[-2， +2]窗口内各个交易日的累计超额回报，纵坐标表示累计超额回报在各个样本组的均值。其中MOD_ ICONLY 代表仅内控审计收到“非清洁”意见、财报审计收到“清洁”意见的公司材甓裙鄄庾;MOD_ FA 代表财报审计收到“非清洁”意见的公司材甓裙鄄庾;参照组则为内控审计和财报审计均收到“清洁”意见的公司材甓裙鄄庾椤Ｍ1 显示，当财报审计收到“非清洁”意见时，股票市场投资者在年报公布日附近作出了明显的负向反应，这与Chen 等(2000)的发现一致。MOD_ICONLY 组的股票市场反应明显不如MOD_ FA 组那么负面，介于MOD_ FA 组与参照组之间。表3 进一步列示了CAR [-1， + 1]的描述性统计及组间比较结果。表3 显示，对于财报审计收到“非清洁”意见的观测组(MOD_ FA 组)，CAR 的均值和中位数均显著小于参照组(p<0 01);而对于仅内控审计收到“非清洁”意见的观测组(MOD_ ICONLY 组)，CAR 的均值和中位数与参照组之间均不存在显著差异
(三)多元回归结果
表4 同时列示了基于市场模型和市场调整模型计算的累计超额回报作为因变量时的模型(4)多元回归结果。结果显示，MOD_ FAij的系数以及△Eij MOD_ FAij的系数均显著小于零(p < 0 01 或<0 05)，意味着在我国股票市场中，“非清洁”财报审计意见总体上具有显著的市场负反应，而且还伴随着显著更低的盈余反应系数。这些结果与以往文献的发现一致(Chen et al ，2000)。相比之下，MOD_ ICONLYij的系数与零无显著差异，△ Eij MOD_ ICONLYij的系数也与零无显著差异。这意味着股票市场投资者对于仅内控审计收到“非清洁”意见的公司并没有做出显著的.负反应，也没有显著弱化对业绩变动的信心。对于模型的控制变量，△Eij的系数总体上显著为正，意味着对于财报审计和内控审计均收到“清洁”意见的公司，业绩增加越多，市场反应越好。管理层变更总体而言引发了负面的市场反应。基于DeFond 和Zhang (2014)的讨论，投资者缺乏显著的负反应，有可能是因为“非清洁”内控审计意见并不伴随着低下的财务报告可靠性;另一种可能则是“非清洁”内控审计意见伴随着低下的财务报告可靠性，但市场由于缺乏认知而未反应不足。表2 的证据已经排除了第一种解释，因此将表4 的证据解读为投资者对仅收到“非清洁”内控审计意见的公司没有做出充分的反应。五、对“非清洁”内控审计意见的细分测试表2 显示仅收到“非清洁”内控审计意见的公司伴随着当期和下期显著更高的虚假财务报告概率。一个竞争性的解释是，这主要是由收到了严重负面的内控审计意见的公司导致的，而仅收到带强调事项段无保留的内控审计意见可能并不会伴随着更高的虚假财务错报概率，因此市场投资者也没有必要对后者做出负面反应。为了检验该竞争性解释，我们将34 例“非清洁”内控审计意见样本观测分为6 例否定意见观测(设置MOD_ ICONLY_ ADVij = 1)和28 例带强调事项段无保留意见观测(设置MOD_ ICONLY_EMPij =1)，并用两个新设的虚拟变量替换模型(1)中的MOD_ ICONLYij。未列报的结果显示，当因变量为当期虚假财务报告概率(FRAUDij)时，MOD_ ICONLY_ ADVij和MOD_ ICONLY_ EMPij的系数分别为2 626 (p <0 01)和0 886 (p < 0 10);当因变量为下一期虚假财务报告概率(FRAUDij + 1)时，MOD_ ICONLY_ ADVij和MOD_ ICONLY_ EMPij的系数分别为1 293 (p >0 10)和1 394 (p < 0 01)。这意味着，即使是仅收到带强调事项段无保留内控审计意见的公司，仍伴随着较为低下的财务报告质量，投资者的理性反应应当是负面的。
在表4 中，我们没有观察到仅收到“非清洁”内控审计意见的公司伴随着显著的市场负反应。一个竞争性的解释是，收到了严重负面的内控审计意见的公司可能会伴随着显著负面的市场反应，只是由于“非清洁”内控审计意见样本包含了更多的带强调事项段无保留意见观测(而后者伴随的市场反应可能不明显)。为了检验该竞争性解释，我们将此前设置的MOD_ ICONLY_ ADVij和MOD_ ICONLY_ EMPij替换模型(4)中的MOD_ ICONLYij。未列报的结果显示，两个新设的虚拟变量及其与△Eij的交互项均与零无显著差异，其中MOD_ ICONLY_ ADVij及其与△Eij的交互项系数符号甚至为正。这意味着即使是收到了严重负面的内控审计意见的公司，市场也没有明显负反应。
五、结论与讨论
本文利用我国A 股市场2011—2013 年的数据，实证检验了投资者对“非清洁”内控审计意见的股价反应。分析显示，仅仅在内控审计中收到“非清洁”意见的公司伴随着当期和未来一期显著更高的财务舞弊概率，但它们在年报公布日附近并未遭受显著的市场负反应。这意味着股票市场投资者对“非清洁”内控审计意见的市场反应尚不充分。
值得进一步思考的是，“非清洁”内控审计意见伴随着更高的财务报表重大错报概率，然而审计师却没有在财报审计意见中充分揭示这一信息。我们固然可以将其解释为审计师在内控审计中认为发现的内控问题尚不足以危及财务报表整体的公允性。另一种可能的解释则是，市场和监管者对于“非清洁”财报审计意见较为熟悉和关注，因此管理层更希望规避“非清洁”财报审计意见;当传统的财报审计基础上新增了内控审计业务时，在理论上审计师可以通过“‘清洁’财报审计意见+ ‘非清洁’内控审计意见”的组合形式为管理层提供一定的“便利”，同时至少在一类业务上出具“非清洁”意见也可以较好地缓解自身法律责任。本文在市场反应方面的证据(即我国股票市场中“非清洁”内控审计意见并未伴随显著的市场负反应，而“非清洁”财报审计意见伴随着显著的市场负反应)支持审计师在两类审计业务中“选择性”出具“非清洁”意见的理论假说;当然，该假说是否成立，还有待于进一步的检验。此外，未来的研究还可进一步考察其他信息使用者(如银行债权人、分析师)对“非清洁”内控审计意见作何理解和反应。
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