技术领域本发明涉及企业管理，特别是涉及对内控缺陷信息披露的影响因素和经济后果研究。
背景技术：
内控信息披露作为公司治理的一个环节，同时也是企业内部控制的重要组成部分，故而会影响公司的经营管理，进一步影响公司业绩。从理论上讲，通过披露内控信息能够促使管理层对内部控制制度以及执行情况进行全面的审查，发现内部控制在设计上的缺陷和执行过程中的不足，并对存在的内控缺陷提出整改措施，以减少公司在经营管理的过程中产生不必要的浪费，改善内部控制质量，提高内部控制的有效性，实现企业的经营目标。现有的实证研究包括内控缺陷披露的影响因素分析，内控缺陷信息披露的市场反应，内控缺陷对资本成本的影响、尤其是对权益资本成本的影响，当然也有研究内控缺陷信息披露对公司经营业绩的影响，但是我国学者选取的研究数据大多是在内控信息自愿披露阶段，也即选择2012年度以前的数据，不能恰当的反映现有内控缺陷信息披露情况对公司业绩的影响。在理论上，发明从内部控制的五目标之一的经营目标出发，试图通过利用内控信息强制披露阶段的数据，进行内控缺陷信息披露与公司经营业绩的关系研究，丰富内控信息披露领域的研究成果。对于上市公司，确定内控缺陷信息披露对公司业绩产生的影响，可以促进企业加强对内控缺陷信息披露的重视，对提高内控质量和管理水平具有重大现实意义；对于政府监管者而言，内部控制规范体系是在长期的实践和摸索中不断发展和完善的，明确两者之间的关系，对政府监管者进一步完善内部控制规范体系也具有一定的现实意义。
技术实现要素：
通常而言，具有信息优势的一方，只会热衷于传递对自身有积极影响的信号，不会将对自身产生不良影响、负面的信息作为信号传递给信息劣势方。因此，基于信号传递理论，当上市公司存在内控缺陷时，上市公司并不希望披露其存在的内控缺陷。上市公司内控信息披露进入强制阶段，若上市公司存在内控缺陷却未按照要求予以披露，则会受到监管机构的处罚。监管机构的处罚公告会给被处罚的公司带来负的市场反应，它能够改变投资者对被处罚公司的预期，促使投资者重新评估被处罚公司的价值，提高投资者的风险意识，最终保护投资者利益。若将监管机构的处罚行为视为代替上市公司向外界传递负面信号，那么这种负面信号传递行为所带来的负面影响，可能会远超过由上市公司自己主动发送该信号所产生的影响。此时，上市公司自身可能会选择主动披露内控缺陷信息，而非被动的由监管机构替代披露，管理者为了降低被查处的风险，会积极完善自身的内控缺陷披露行为。然而，在内控信息强制披露阶段，由于我国内控法律法规实施年限短、政策执行力度不够、处罚机制不健全等原因，我国上市公司披露内控缺陷信息的动力仍不足。上市公司未披露存在的内控缺陷，导致公司业绩得不到改善。假设H1：在其他条件一定的情况下，强制性披露阶段，未披露存在的内控缺陷的上市公司，其经营业绩较低。2008年5月22日印发的《内部控制基本规范》明确了内部控制的5个目标，具体包括：保证资产安全、经营管理合乎法规、财务报告等信息完整可靠、提高经营效率和效果以及促进公司发展战略的实现。内部控制报告作为沟通企业内部与外部利益相关者和监管者的重要途径，其披露质量不仅会对外部信息使用者产生影响，也会影响企业本身经营目标的实现。内控缺陷披露与公司经营业绩的关系研究，是从内部控制的经营目标出发，研究这两者之间的关系可以更深入的确定内部控制对公司经营效果产生的贡献，增强上市公司披露内控缺陷信息的动机，从而使上市公司积极规范地披露内控缺陷信息，进而提高内控披露质量，实现控制目标。需要特别说明的是，内部控制缺陷是指上市公司存在内控缺陷，而内控缺陷披露则是上市公司将存在的内控缺陷对外进行披露的行为，两者是有区别的。两者所导致的后果也并不相同，存在内控缺陷会影响内部控制目标的实现，例如，不能实现提高经营效率和效果的目标；然而披露内控缺陷这一行为使存在内控缺陷的信息传递给外部利益相关者，同时外部利益相关者会按照得到的信息采取相应利己的行动，进而反作用给上市公司，以促进上市公司为提高公司业绩对内控缺陷提出改进措施，进而提高经营效果。试图探讨上市公司将存在内部控制缺陷的信息发布之后，对公司经营业绩有何影响。假设H2：在其他条件一定的情况下，强制性披露阶段，披露内控缺陷信息的上市公司比没有披露内控缺陷信息的公司业绩高。我国实施的政策要求我国境内主板上市公司自2012年1月1日起，必须出具年度内控自我评价报告和内控审计报告，也即我国上市公司内控信息开始由自愿披露阶段转入强制披露阶段。鉴于此，选取沪市A股主板上市公司2012年、2013年披露的内控自评报告和内控审计报告以及2013年、2014年的其他年度数据进行研究，考虑到监管机构对金融上市公司和IPO公司内控信息披露的特殊要求，以及ST公司特殊的财务状况，对样本数据按下列条件进行筛选：(1)剔除金融保险类上市公司；(2)剔除ST公司；(3)剔除数据缺失的上市公司；(4)剔除最近3年上市的公司。经过最后的筛选和处理，得到774家披露内控自评报告和内控审计报告的样本数据用于假设检验，其中2012年380家，2013年394家。通过国泰安数据库（CSMAR）获得实证分析所用到的财务数据及上市公司信息，内部控制报告披露情况通过巨潮资讯网（www.cninfo.com.cn）手工搜集，数据的统计整理借助于SPSS统计软件和EXCEL办公软件，通过SPSS19.0进行变量的回归和检验。实证检验的被解释变量为公司业绩，对于公司业绩的衡量，国内外学者采用了多种方法。第一种方法：以资本市场上公司的股价衡量公司业绩。国外学者偏向于使用托宾Q值来衡量公司经营业绩。通常认为，托宾Q值越低，就意味着投资回报率越低。然而，由于我国股市市场化程度偏低，不能充分发挥资本市场的价格发现功能，也就是说我国证券市场不完全满足托宾Q值的前提条件，我国上市公司的真实市场价值不能使用托宾Q值来衡量，也即公司经营业绩的衡量指标不能采用托宾Q值。第二种方法：以创新指标衡量公司业绩，例如经济增长值（EVA）。上世纪80年代，StemStewart公司创新地提出以经济增长值（EVA）指标来衡量公司业绩，该指标的主要创新之处在于把公司的机会成本考虑在内。通常情况下，只有在企业的盈余大于其资本成本时，公司才能为股东创造价值。由于经济增长值的计算比较复杂，其可操作性并不高，因此也不使用该指标。第三种方法：财务报表相关指标。净资产收益率（ROE）与总资产收益率（ROA）是最为推崇的衡量公司业绩的指标。总资产收益率（ROA）是公司净利润与平均资产总额的比率，旨在衡量公司单位资产创造的净利润，该指标的数值越高，表明公司资产利用效果越好。但是该指标存在不足，因为分子中的公司净利润是股东权益带来的净利润，分母却是公司总资产，两者的计算不匹配。净资产收益率是公司净利润与股东权益的比率，净资产收益率通常反映的是股权权益的收益水平，该指标能较好地衡量企业的经营业绩。而且，净资产收益率（ROE）还可应用于跨行业、跨企业间的对比。综合考虑以上各指标研究内容，确定选取2013年、2014年年末净资产收益率（ROE）作为公司经营业绩的衡量指标。由于内部控制一般缺陷不会对上市公司造成明显的市场反应，所以所指的存在内控缺陷是重大或重要内控缺陷，因此实证检验解释变量为“对外披露内控缺陷（IC）”和“存在重大或重要内控缺陷（ICD）”，当上市公司披露内控缺陷信息时，IC变量取值为1，否则取值为0；当上市公司未披露存在的重大或重要内控缺陷时，ICD变量取值为1，否则取值为0。在手工收集数据过程中，符合以下条件的IC取值为1：(1)仅披露内控缺陷的种类和具体数量，不论是否披露缺陷的具体内容；(2)披露存在内控缺陷并釆取相应整改措施，但未披露具体缺陷数量；(3)披露内部控制的不足，并举例说明具体不足与整改措施；满足以下情形之一的视为存在重大或重要内控缺陷（ICD）：(1)重述上市公司已对外公布的财务报告；(2)会计师事务所对上市公司发表了非标准审计意见，包括带强调事项段的无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见；(3)上市公司由于存在违规事实，受到监管机构的处罚或者立案调查。选取2012年和2013年度内控缺陷信息披露情况。影响公司经营业绩的因素很多，为了更好地研究公司内控缺陷披露对公司经营业绩的影响，选用以下六项作为控制变量。具体如下：(1)股权集中度（OC）。上市公司前十大股东持股比例，股权相对集中的企业，当面临市场变化时，大股东有能力使管理层迅速改变公司战略以化解危机。结合我国上市公司的数据发现，大部分上市公司的股权集中度都较高。股权越集中，越容易做出有益于上市公司的决策，我国股权集中在一定程度上有助于公司经营业绩的提升，因此预期股权集中度与公司业绩呈正相关关系。选取2013年、2014年度沪市A股主板上市公司前十大股东的持股比例之和作为控制变量，记为OC。(2)营业收入增长率（GROWTH）。以往研究大多采用营业收入增长率衡量公司成长性，成长能力代表公司的经营发展能力，发展能力的高低会对公司业绩产生直接的影响，根据以往研究，预期营业收入增长率与公司业绩呈正相关关系。具体指样本公司2013年的营业收入相对于2012年的营业收入的增长率以及2014年的营业收入相对于2013年的营业收入的增长率。(3)流动比率（LIQ）。企业现金流量的多少将直接影响企业的投资决策，从而影响公司的经营业绩。李慧敏（2014）研究发现，上市公司资产流动性与经营业绩呈现显著负相关关系。以公司流动比率衡量公司的资产流动性，预期公司流动比率与其经营业绩呈负相关关系。流动比例指2013年、2014年年末流动资产与流动负债的比率。(4)资产负债率（LEV）。资产负债率用来衡量公司的资本结构，决定着企业的偿债能力、财务风险以及企业未来的盈利能力，是企业财务状况的一项重要指标。资产负债率越高说明公司的财务杠杆越高，同时也说明公司的偿债能力越弱，企业承担的财务风险就越大。这样不利于公司的发展，进而会影响公司的经营业绩。资产负债率为2013年、2014年年末总负债除以总资产，预期资产负债率与公司的经营业绩呈负相关关系。(5)公司规模（SIZE）。Khanna等认为，大规模的公司易与政府建立密切的关系，相较于小规模公司更容易获得政府支持。具体而言，大规模公司的业绩通常优于小规模公司。考虑到规模经济效应，大规模的企业产品成本会较低，这也是小规模公司所不能比的。公司规模的扩大会使管理者更加注重生产经营的管理，公司生产经营的专业化水平会更高，生产效率也会更高，进而有利于提高公司的盈利能力。另外，公司规模大的企业，有更多资金用于研发和市场开拓。研发和市场的投入会给企业带来技术优势以及高份额的市场占有率，而这些优势对于企业来说也是至关重要的。公司规模的表示形式是2013年、2014年年末总资产的自然对数，预计公司规模与公司经营业绩存在正相关关系。(6)上市时间（AGE）。以上市年限的自然对数表示，并预期上市时间与公司经营业绩呈正相关关系。截止到2013年、2014年的上市年限。选取的变量如表1所示：表1选取的各变量使用净资产收益率ROE衡量公司经营业绩。以ICD和IC表示存在重大或重要内控缺陷和披露内控缺陷，引入控制变量股权集中度OC、营业收入增长率GROWTH、流动比率LIQ、资产负债率LEV、公司规模SIZE和上市时间AGE，建立数据回归模型来验证的两个假设。为检验假设H1建立回归模型如下：模型(1)中用于研究影响公司业绩的各个变量的显著性，检验样本上市公司未披露存在的重大或重要内控缺陷是否对公司业绩产生显著的负向影响。其中被解释变量净资产收益率ROE，解释变量ICD衡量样本公司是否未披露存在的内控缺陷。其余6个变量为控制变量。其中，β0为常数项，β1，β2……β7为各自变量系数，ε为残差。为检验假设H2建立回归模型如下：模型(2)中的各个变量用于研究其对公司业绩影响的显著性，统计分析样本公司披露内控缺陷是否对公司业绩存在正向影响。其中，被解释变量净资产收益率ROE，解释变量IC衡量样本公司是否在内控自评报告中披露内控缺陷。OC、GROWTH、LIQ、LEV、SIZE与AGE均为控制变量。其中，β0为常数项，β1，β2……β7为各自变量系数，ε为残差。具体实施方式表2变量的描述统计表对研究变量的总体描述性统计如上表2所示，样本中披露内控缺陷信息的公司占10%，说明样本公司中披露内控缺陷的公司非常少；未披露存在重大或重要内控缺陷的公司占23%，相较披露内控缺陷的公司，存在内控缺陷却未披露的公司所占比例较高；被解释变量净资产收益率ROE均值为8.26%，极小值-77.57%，极大值为53.82%，标准差是0.10。控制变量股权集中度OC极小值为0，极大值为100%，均值为70.75%，说明样本上市公司股权集中度差异较大，且普遍存在大股东控股的情况；营业收入增长率GROWTH极小值为-87.64%，极大值为249.92%，均值为8.06%，说明样本上市公司的营业收入增长率差异较大，在一定程度上也反映了我国上市公司的经营发展能力呈现两极分化的现象；流动比率LIQ极小值16.61%，极大值为1298.43%，均值为160.90%，资产负债率LEV极小值为4.01%，极大值为637.41%，均值为52.87%，样本上市公司的流动比率和资产负债率的差异均较大，可能是因为公司的发展战略和所属行业不同；公司规模SIZE的极小值为19.68，极大值为28.51，均值22.93，上市时间AGE的极小值为1.10，极大值为3.18，均值为2.56。样本公司的以上各变量均存在较大差异，因此把其作为控制变量是必要的。按照披露内控缺陷和未披露存在的重大或重要内控缺陷两个变量把样本公司分为四类，并对样本公司的公司业绩进行分类描述性统计和独立样本t检验，结果如表3所示，由表3可知，未披露存在重大或重要内控缺陷的公司其业绩显著较低，与假设H1一致（t=2.809，p=0.005）；披露内控缺陷的公司其业绩显著高于未披露公司的经营业绩（t=-3.403，p=0.019），与假设H2一致。表3独立样本t检验结果为了避免所选变量存在共线性问题，需要对各变量间的相关性进行Spearman检验，进而得到表4，各变量间的相关系数如表4所示：(1)模型一中的被解释变量ROE与解释变量ICD之间存在显著负相关关系，相关系数为-0.124，且在1%的水平上通过了显著性检验，与假设H1一致。模型二中的被解释变量ROE与解释变量IC之间存在显著正相关关系，相关系数为0.103，且在1%的水平上通过了显著性检验，与假设H2一致。(2)控制变量营业收入增长率GROWTH、流动比率LIQ、公司规模SIZE与被解释变量ROE之间都存在显著正相关关系，相关系数分别为0.332、0.111、0.149，且都在1%的水平上显著；控制变量资产负债率LEV、股权集中度OC与被解释变量ROE存在显著负相关关系，均在1%的水平上显著，相关系数分别为-0.120、-0.120；上市时间AGE与被解释变量ROE存在负相关关系，但是并不显著，相关系数为-0.007；除了控制变量股权集中度OC、流动比率LIQ，其他控制变量与被解释变量的相关性与前文的预期相符；股权集中度与公司业绩存在负相关关系，主要是因为公司股权过于集中，会削弱公司董事会、监事会以及中介机构的独立性，另外，股权的过于集中使得公司在筹资时，首先会考虑采用借款的方式，在无形中增加了公司的财务风险，这对公司的长期发展也是不利的，因此，主板上市公司应尝试分散股权，降低股权集中度；流动比率衡量企业的变现能力，流动比率越高，说明企业资产的变现能力越强，短期偿债能力也越强。一般认为流动比率应在2:1以上，但是流动资产占有量过大，虽然能降低经营风险，同时也降低了企业的盈利能力，进而降低企业的经营业绩。考虑到样本数据中流动比率大都小于2，所以存在流动比率与公司业绩的正相关关系。(3)控制变量OC、GROWTH、LIQ、LEV、SIZE、AGE与解释变量IC、ICD均不存在显著地相关性，因此认为不会造成严重的共线性问题。(4)控制变量之间相关系数最大的是流动比率LIQ与资产负债率LEV的相关系数，但都不显著，不会造成严重共线性问题，也不会影响回归模型。表4变量间的Spearman相关系数矩阵注：*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01完成以上步骤后，对前述两个模型进行回归检验，以验证两个假设成立。回归结果如下表5、表6所示。由下表5可知，在模型一中，回归方程（1）的调整R2是0.116，F值为15.473，且在1%的水平上显著，说明回归方程拟合度不是很强。可能是强制披露阶段，内控信息披露的执行力度不够，同时由于对内控缺陷信息的主观判断，会造成统计偏差；另一个原因可能是所选变量不能完全反映影响公司业绩的全部特征。回归方程（1）的方差膨胀因子VIF值的最大值1.253小于2，说明回归方程不存在严重的共线性问题。其中，回归方程（1）的结果表明，未披露存在的重大或重要内控缺陷对公司业绩产生显著负向影响（β=-0.025，t=-2.450），H1得到支持，也即其他条件一定的情况下，在强制性披露阶段，未披露存在的内控缺陷的上市公司，其经营业绩较低。之所以会得出这样的结果，主要还是因为内控相关的法律法规实施时间较短，然而，可以肯定的是不披露存在的重大或重要内控缺陷的公司，其公司内部控制效率较低或是无效，使其公司业绩较低。控制变量中，营业收入增长率GROWTH、公司规模SIZE对公司业绩均有显著的正向影响，营业收入增长率代表着公司的成长性，说明成长性较好的公司其经营业绩也较好；同时公司规模越大，由于规模经济效应，公司业绩越好。资产负债率LEV对公司业绩有显著的负向影响，公司资产负债率越高，表明公司财务风险较高，进而导致公司业绩降低；控制变量股权集中度OC、流动比率LIQ、上市时间AGE对公司业绩的影响不显著，相关系数也非常小，原因在于增加了其他控制变量影响了其与公司业绩的显著性。回归分析得出的结果与相关分析基本一致。表5模型(1)的回归结果其中*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01,由下表6可知，模型二中，回归方程（2）的调整R2是0.229，F值为33.720，且在1%的水平上显著，说明回归方程拟合度较好；而且回归方程（2）的方差膨胀因子VIF值的最大值1.397小于2，说明回归方程不存在严重的共线性问题。其中，回归方程（2）的结果说明，披露内控缺陷与公司业绩存在显著正相关关系（β=0.431，t=10.899），H2得到支持，也即其他条件一定的情况下，在强制性披露阶段，披露内控缺陷信息的上市公司比没有披露内控缺陷信息的公司业绩高。之所以会得出这样的结果，主要是因为与内控相关的政策法规实施时间不长，披露内控缺陷的样本公司较少。模型二中，各控制变量与公司业绩的相关性同模型一。表6模型(2)的回归结果其中*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01.对上述回归分析结果进行了稳健性检验，以验证研究结果的稳定性，以总资产收益率ROA替代净资产收益率ROE进行回归分析，检验结果如表7所示：表7稳健性检验结果其中*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01以总资产负债率ROA为被解释变量的回归分析结果中，调整R2分别是0.198、0.192，F值分别为28.308、27.322，且在1%的水平上显著，说明回归方程拟合度较好。回归分析结果与前文的实证研究基本一致，仍可以得出结论：披露内控缺陷的公司比未披露的公司的经营业绩较高，同时未披露存在的内控缺陷的公司其经营业绩较低。表明研究结论的稳健性较好。