內(nèi)部控制有效性、企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效與盈余管理動(dòng)機(jī)

姜鑫

【摘要】基于內(nèi)部控制有效性視角，文章分析了內(nèi)部控制對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效和盈余管理動(dòng)機(jī)的影響，豐富了現(xiàn)有關(guān)于內(nèi)部控制經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn)。結(jié)果表明，有效的內(nèi)部控制顯著促進(jìn)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效水平得以提升，抑制企業(yè)管理層操控盈余的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)。研究結(jié)論對(duì)管理層全面履行受托責(zé)任，并對(duì)提升公司治理的效果具有一定的啟發(fā)意義。最后建議，落實(shí)內(nèi)部控制問(wèn)責(zé)制，以緩解利益相關(guān)各方的信息不對(duì)稱(chēng)；增進(jìn)內(nèi)部控制的強(qiáng)制執(zhí)行力，以更好地發(fā)揮其在公司治理中的積極效應(yīng)。

【關(guān)鍵詞】?jī)?nèi)部控制；盈余管理；機(jī)會(huì)主義；財(cái)務(wù)績(jī)效；公司治理

【中圖分類(lèi)號(hào)】 F203

一、引言

管理層激勵(lì)是提升內(nèi)部控制有效性的重要舉措，然而，部分企業(yè)的行政任命制度扭曲了市場(chǎng)化的激勵(lì)機(jī)制，導(dǎo)致內(nèi)部控制有效性水平有所下降（逯東等，2014）[ 1 ]。企業(yè)管理層對(duì)會(huì)計(jì)估計(jì)方法的選擇擁有較多的自由裁量權(quán)（Hogan and Wilkins，2008）[ 2 ]，如果沒(méi)有受制于正式的政策和程序限制，對(duì)外披露財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠程度難以保證。內(nèi)部控制建設(shè)作為推進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑，日益受到社會(huì)各個(gè)方面的重要關(guān)注。那么，內(nèi)部控制是否實(shí)現(xiàn)了提升經(jīng)營(yíng)效率、效果的目標(biāo)？是否實(shí)現(xiàn)了合理保證財(cái)務(wù)報(bào)告及相關(guān)信息真實(shí)、完整的目標(biāo)？這些問(wèn)題有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

基于以上現(xiàn)實(shí)考慮，從內(nèi)部控制有效性視角，深入分析內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效、內(nèi)部控制對(duì)盈余管理動(dòng)機(jī)的影響，以期對(duì)強(qiáng)化內(nèi)部控制體系的建設(shè)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，為保障利益相關(guān)者的權(quán)益提出政策建議。

二、文獻(xiàn)回顧、理論基礎(chǔ)與研究假定

（一）內(nèi)部控制有效性與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效

有效的內(nèi)部控制有助于企業(yè)預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)前景的變化，有效應(yīng)對(duì)自身面臨的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，并擁有相對(duì)較低的銀行債務(wù)融資成本（陳漢文和周中勝，2014）[ 3 ]。內(nèi)部控制質(zhì)量的改善顯著提升了企業(yè)的現(xiàn)金持有價(jià)值（張會(huì)麗和吳有紅，2014）[4]，有效的內(nèi)部控制能夠抑制特定風(fēng)險(xiǎn)因素的發(fā)生，有效弱化外部因素的不利沖擊（方紅星和陳作華，2015）[5]，促進(jìn)投資效率提升。此外，良好的控制環(huán)境緩解環(huán)境不確定性對(duì)資本成本的不利影響（廖義剛，2015）[6]。與此同時(shí)，內(nèi)部控制的完善可以減少內(nèi)部人員攫取私利等不良現(xiàn)象，顯著抑制管理層超額在職消費(fèi)行為（牟韶紅等，2016）[7]。

依據(jù)我國(guó)財(cái)政部等五部委文件《關(guān)于印發(fā)〈企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范〉的通知》，明確提及內(nèi)部控制的目標(biāo)包括提升經(jīng)營(yíng)的效率和效果，促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略。而內(nèi)部控制目標(biāo)得以實(shí)現(xiàn)，需要通過(guò)具體的控制活動(dòng)推進(jìn)政策措施落實(shí)到位，實(shí)現(xiàn)各項(xiàng)績(jī)效目標(biāo)，鞏固長(zhǎng)久發(fā)展的企業(yè)戰(zhàn)略。落實(shí)高效的控制活動(dòng)，構(gòu)建良好的控制環(huán)境，實(shí)現(xiàn)內(nèi)部控制諸要素緊密結(jié)合，將為經(jīng)營(yíng)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)提供充分制度保障，提升運(yùn)營(yíng)效益并增進(jìn)財(cái)務(wù)績(jī)效，保障利益相關(guān)者的合法權(quán)益。基于以上分析，提出如下研究假定。

假設(shè)1：有效的內(nèi)部控制顯著促進(jìn)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效水平實(shí)現(xiàn)明顯提升。

（二）內(nèi)部控制有效性與盈余管理動(dòng)機(jī)

基于行為動(dòng)機(jī)理論，已有研究發(fā)現(xiàn)盈余管理主要有洗大澡動(dòng)機(jī)和盈余平滑收益動(dòng)機(jī)（邊泓等，2016）[8]。管理層可能出于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)粉飾財(cái)務(wù)報(bào)表，我國(guó)企業(yè)存在盈余管理“洗大澡”及“盈余平滑”行為（戴德明等，2005）[9]。盈余管理的行為動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)了盈余管理的程度與方式，對(duì)于面臨嚴(yán)重虧損的企業(yè)而言，管理層可能利用盈余管理“洗大澡”策略，以實(shí)現(xiàn)在未來(lái)期間的收益目標(biāo)（張昕和姜艷，2010）[ 1 0 ]。為避免風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警等特別處理，企業(yè)在面臨虧損時(shí)會(huì)加劇當(dāng)期虧損，為未來(lái)期間扭虧轉(zhuǎn)盈做足準(zhǔn)備。與此相反，當(dāng)本期會(huì)計(jì)盈余水平較高時(shí)，管理層有動(dòng)機(jī)計(jì)提較多的資產(chǎn)減值損失對(duì)會(huì)計(jì)收益進(jìn)行平滑（Zucca and Campbell， 1992）[ 1 1 ]，以期實(shí)現(xiàn)盈余平滑動(dòng)機(jī)。Leuz et al. （2003）[ 1 2 ] 研究發(fā)現(xiàn)，世界范圍內(nèi)存在較多的利用應(yīng)計(jì)項(xiàng)目平滑會(huì)計(jì)盈余之亂象，企業(yè)在盈余平滑動(dòng)機(jī)驅(qū)使下，對(duì)會(huì)計(jì)收益在各個(gè)會(huì)計(jì)期間進(jìn)行平滑處理，以使報(bào)告盈余呈現(xiàn)持續(xù)平穩(wěn)的“良好”態(tài)勢(shì)。

內(nèi)部控制有效性是其對(duì)實(shí)現(xiàn)控制目標(biāo)提供合理保證的程度。彭玨和胡斌（2015）[ 1 3 ]證實(shí)了內(nèi)部控制的有效性影響到會(huì)計(jì)盈余的持續(xù)性。有效的內(nèi)部控制顯著降低管理層實(shí)施舞弊的可能性（周繼軍等，2011）[14]，抵制供應(yīng)商關(guān)系型交易誘發(fā)的盈余管理動(dòng)機(jī)（徐虹等，2015）[15]，減少有意識(shí)的財(cái)務(wù)報(bào)告差錯(cuò)（Singer and You， 2011）[16]，提升財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量。內(nèi)部控制提升會(huì)計(jì)信息披露的可信度，幫助外部利益相關(guān)者評(píng)判企業(yè)的運(yùn)營(yíng)績(jī)效，緩解利益相關(guān)各方的信息不對(duì)稱(chēng)程度。綜合學(xué)者觀點(diǎn)，內(nèi)部控制運(yùn)行越有效，越減少管理層自主隨意選擇會(huì)計(jì)政策的機(jī)會(huì)。由此，本文合理推斷，有效的內(nèi)部控制限制管理層的機(jī)會(huì)主義行為，抑制管理層的盈余管理洗大澡動(dòng)機(jī)及盈余平滑動(dòng)機(jī)，進(jìn)而保障會(huì)計(jì)盈余的可持續(xù)性。基于以上分析，提出如下研究假定。

假設(shè)2：有效的內(nèi)部控制顯著抑制管理層操控盈余的洗大澡動(dòng)機(jī)。

假設(shè)3：有效的內(nèi)部控制顯著抑制管理層操控盈余的盈余平滑動(dòng)機(jī)。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量定義與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

選取2011——2017年度在滬深股市公開(kāi)交易的上市企業(yè)作為研究樣本。其中，內(nèi)部控制有效性數(shù)據(jù)指標(biāo)來(lái)自迪博 DIB 內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)，其余數(shù)據(jù)源于國(guó)泰安 CSMAR中國(guó)股票市場(chǎng)研究數(shù)據(jù)庫(kù)、Wind資訊金融終端。按以下標(biāo)準(zhǔn)剔除：金融、保險(xiǎn)類(lèi)；ST、*ST類(lèi)；財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)指標(biāo)缺失類(lèi)，最終獲取7104個(gè)有效的個(gè)體——年度觀測(cè)值。對(duì)連續(xù)型變量分行業(yè)——年度進(jìn)行雙向 1% 分位數(shù)Winsorize 處理，以規(guī)避異常觀測(cè)值對(duì)分析結(jié)果造成的不利影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量

（1）對(duì)被解釋變量——Z值（Z_Value）的測(cè)度。企業(yè)的盈利狀況、資產(chǎn)流動(dòng)性和財(cái)務(wù)杠桿等綜合性信息決定了財(cái)務(wù)危機(jī)的程度 （Johnstone and Bedard， 2004） [17]。鑒于 Edward Altman提出的 Z_score模型綜合反映了盈利能力、償債能力、資產(chǎn)流動(dòng)性等狀況，能夠較為全面地反映了企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效，所以，本文采用Z_score分值評(píng)價(jià)企業(yè)的財(cái)務(wù)綜合績(jī)效，通常而言，當(dāng)Z值水平較低時(shí)，發(fā)生財(cái)務(wù)失敗的可能性趨于增加，在Z_Value<1.81的情況下，意味著企業(yè)內(nèi)部潛伏著破產(chǎn)危機(jī)；當(dāng)Z值較高時(shí)，企業(yè)財(cái)務(wù)狀況較為穩(wěn)定，在Z_Value>2.675的情況下，意味著財(cái)務(wù)狀況整體良好，破產(chǎn)的可能性較低；而1.81≤Z_Value≤2.675的情況表明財(cái)務(wù)狀況極為不穩(wěn)定，被稱(chēng)為“灰色地帶”。

（2）對(duì)盈余管理動(dòng)機(jī)的測(cè)度。參考盧煜和曲曉輝（2016）[18]的相關(guān)研究，將盈余管理動(dòng)機(jī)分為洗大澡動(dòng)機(jī)和盈余平滑動(dòng)機(jī)。總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）作為評(píng)判運(yùn)營(yíng)收益的測(cè)度指標(biāo)，當(dāng)總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）小于零，且其變動(dòng)額（ΔROA）小于所有總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）變動(dòng)值中的負(fù)值的中位數(shù)時(shí)，認(rèn)為存在洗大澡動(dòng)機(jī)（Bath），取值為1，否則，取值為0；當(dāng)總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）大于零，且其變動(dòng)額（ΔROA）大于所有總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）變動(dòng)值中的正值的中位數(shù)時(shí)，則認(rèn)為存在盈余平滑動(dòng)機(jī)（Smooth），取值為 1，否則，取值為0。

2.解釋變量與控制變量

針對(duì)解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC），采用迪博DIB內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)中的內(nèi)部控制指數(shù)，用于評(píng)價(jià)企業(yè)內(nèi)部控制的有效性水平。內(nèi)部控制指數(shù)的數(shù)值越大，表明企業(yè)的內(nèi)部控制有效性水平越高（逯東等，2015）[19]?；貧w分析中，將該指數(shù)除以100予以標(biāo)準(zhǔn)化。參考方紅星和陳作華（2015）[5]、彭玨和胡斌（2015）[ 1 3 ]、葉陳剛等（2016）[ 2 0 ]的研究設(shè)計(jì)，將有形凈值債務(wù)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、每股凈資產(chǎn)增長(zhǎng)率、綜合杠桿、上市年限、股權(quán)集中度、審計(jì)意見(jiàn)、企業(yè)規(guī)模、高管薪酬、產(chǎn)權(quán)屬性作為控制變量，分別考察其對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效和盈余管理動(dòng)機(jī)的影響作用。在回歸分析中還控制了行業(yè)和年度效應(yīng)。各變量的名稱(chēng)與變量說(shuō)明如表1所示。

（三）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)前文假定的合理性，在控制其他影響因素的前提下，構(gòu)建如下回歸模型1、模型2和模型3，對(duì)回歸參數(shù)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析估計(jì)，分別用于檢驗(yàn)假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3。其中，為避免雙向因果關(guān)系所引致的內(nèi)生性問(wèn)題，模型中的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）取一階滯后值；模型中的控制變量——有形凈值債務(wù)率（DEBT）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、每股凈資產(chǎn)增長(zhǎng)率（NAG）、綜合杠桿（DTL）、股權(quán)集中度（SHRCR）、審計(jì)意見(jiàn)（AUDIT）與高管薪酬（LnSALARY）取一階滯后值。

四、描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。模型1的被解釋變量——Z值（Z_Value）的中位數(shù)為3.5627，總體而言，樣本企業(yè)財(cái)務(wù)狀況處于良好狀態(tài)，但Z值（Z_Value）最小值僅為0.1199，標(biāo)準(zhǔn)離差為9.0050，表明樣本企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效狀況呈現(xiàn)較大幅度差異，個(gè)別企業(yè)存在財(cái)務(wù)危機(jī)的征兆；模型2的被解釋變量——盈余管理動(dòng)機(jī)洗大澡動(dòng)機(jī)（Bath）的最大值為1.0000，表明在觀測(cè)期內(nèi)洗大澡動(dòng)機(jī)的客觀存在性，具有洗大澡動(dòng)機(jī)的觀測(cè)數(shù)占全部觀測(cè)的平均比重為3.35%；模型3的被解釋變量——盈余平滑動(dòng)機(jī)（Smooth）的最大值為1.0000，具有盈余平滑動(dòng)機(jī)的觀測(cè)數(shù)占全部觀測(cè)的平均比重為16.67%，表明在對(duì)樣本企業(yè)的觀測(cè)期內(nèi)，盈余平滑動(dòng)機(jī)具有客觀存在性。解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的樣本中位數(shù)為680.5150，最大值為995.3600，最小值為0.0000，標(biāo)準(zhǔn)差為93.4663，不同企業(yè)的內(nèi)部控制有效性水平呈現(xiàn)較大幅度差異?？傮w而言，內(nèi)部控制的平均有效性水平較高，表明自2008年《內(nèi)部控制基本規(guī)范》發(fā)布實(shí)施以來(lái)，內(nèi)部控制建設(shè)已取得長(zhǎng)足發(fā)展，上市企業(yè)建立健全內(nèi)部控制，其運(yùn)行有效性逐步提高，這是對(duì)我國(guó)監(jiān)管機(jī)構(gòu)所出臺(tái)政策的充分肯定。

控制變量中，有形凈值債務(wù)率（DEBT）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、每股凈資產(chǎn)增長(zhǎng)率（NAG）、綜合杠桿（DTL）的標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.0409、0.5253、0.2658、6.7935，樣本企業(yè)的償債壓力、營(yíng)運(yùn)能力、發(fā)展?fàn)顩r及運(yùn)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)出較大幅度的差異性；平均上市年限（AGE）在11年左右；第一大流通股股東平均持股比例較高，其持股比例的平均值為26.75%；獲取標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見(jiàn)的觀測(cè)數(shù)的平均比重為98.54%，審計(jì)師對(duì)樣本企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告的合法性、公允性持有較高水平的合理保證程度，亦可以確保本文研究所用數(shù)據(jù)的可靠程度。此外，樣本企業(yè)的規(guī)模（LnASSET）、高管薪酬（LnSALARY）亦呈現(xiàn)一定幅度的差異性；在樣本企業(yè)中，國(guó)有企業(yè)平均比重為48.66%?？傮w而言，變量的取值具有充分的變異性，為下文的回歸分析提供了有益基礎(chǔ)。

此外，我們還做了相關(guān)性分析，解釋變量、控制變量的相關(guān)系數(shù)，其絕對(duì)值的最大值為0.4943，小于0.8的閾值，表明模型1至模型3不存在嚴(yán)重的多重共線性，限于篇幅不再列示。

五、模型回歸結(jié)果分析

本文采用的數(shù)據(jù)類(lèi)型為面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)的分析方法主要有固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和混合OLS法。對(duì)模型1采用LSDV法分析，拒絕“所有個(gè)體虛擬變量的系數(shù)都為0”的假設(shè)，模型存在個(gè)體固定效應(yīng)，不應(yīng)使用混合回歸；對(duì)模型1進(jìn)行穩(wěn)健的Hausman檢驗(yàn)，Sargan-Hansen統(tǒng)計(jì)量為192.083，對(duì)應(yīng)的P值為0.0000，應(yīng)使用固定效應(yīng)模型，而非隨機(jī)效應(yīng)模型；模型2、模型3為面板二值選擇模型，面板二值選擇模型在使用固定效應(yīng)Logit回歸分析時(shí)，要求同一樣本個(gè)體的被解釋變量（0/1）在樣本期間至少有一次變化。模型2、模型3的被解釋變量分別有987、367組個(gè)體的取值全部為0，或全部為 1，沒(méi)有充分變異性。由此，對(duì)模型2、模型3采用面板二值選擇模型隨機(jī)效應(yīng)回歸，LR檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值（Prob≥ chibar2）分別為0.1130和0.4920，支持采用混合Logit回歸。模型1至模型3回歸系數(shù)估計(jì)值的統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。

（一）模型1回歸結(jié)果分析

模型1的解釋變量――內(nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計(jì)值為0.2451，在1%的水平上顯著。這一結(jié)果表明，內(nèi)部控制運(yùn)行越為有效，企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效水平越高，與葉陳剛等（2016）[ 2 0 ]的研究結(jié)論一致。有效的內(nèi)部控制對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效產(chǎn)生了顯著的積極效應(yīng)，前文假設(shè)1得以驗(yàn)證。

控制變量中，上市年限（AGE）、股權(quán)集中度（SHRCR）、企業(yè)規(guī)模（LnASSET）的系數(shù)估計(jì)值分別為-1.5628、-0.0130、-1.3462，分別在1%、5%、1%的水平上顯著。以上結(jié)果表明，如果忽視了對(duì)內(nèi)部控制體系的建設(shè)，即使是資產(chǎn)規(guī)模較大、上市期限較長(zhǎng)的龍頭企業(yè)，其財(cái)務(wù)績(jī)效亦難以得到有效提升；可能的大股東掏空效應(yīng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效造成不良影響。此外，高管薪酬（LnSALARY）的系數(shù)估計(jì)值為0.7429，在10%的水平上顯著，發(fā)揮對(duì)高管的薪酬激勵(lì)作用亦可成為增進(jìn)財(cái)務(wù)績(jī)效的一條途徑。未來(lái)期間，實(shí)現(xiàn)財(cái)務(wù)績(jī)效平穩(wěn)、可持續(xù)增長(zhǎng)仍應(yīng)是重要的戰(zhàn)略關(guān)注點(diǎn)。

（二）模型2回歸結(jié)果分析

模型2的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的估計(jì)值為-0.2598，在1%的水平上顯著；經(jīng)過(guò)計(jì)算，內(nèi)部控制有效性對(duì)洗大澡動(dòng)機(jī)的平均半彈性為-24.92%，在1%的水平上顯著，有效的內(nèi)部控制對(duì)洗大澡動(dòng)機(jī)構(gòu)成了顯著的抑制效應(yīng)，前文假設(shè)2得以驗(yàn)證。

控制變量中，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、綜合杠桿（DTL）、產(chǎn)權(quán)屬性（STATE）的系數(shù)估計(jì)值分別為0.2220、0.0757、0.4596，均在1%的水平上顯著。企業(yè)資產(chǎn)運(yùn)營(yíng)狀況良好，或運(yùn)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)水平較高時(shí)，如果缺乏良好的控制環(huán)境和有效的控制活動(dòng)，很可能滋生管理層隱匿當(dāng)期收益而增加未來(lái)期間收益的動(dòng)機(jī)，洗大澡動(dòng)機(jī)在國(guó)有企業(yè)中的表現(xiàn)更為明顯。內(nèi)部控制健全與否與管理層有直接關(guān)系（Lawrence et al.，2007）[ 2 1 ]，代理人在謀求最大化利益動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下操縱會(huì)計(jì)盈余，侵占公司利益而增加自身財(cái)富。每股凈資產(chǎn)增長(zhǎng)率（NAG）、審計(jì)意見(jiàn)（AUDIT）的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.5181、-0.7243，均在10%的水平上顯著。當(dāng)企業(yè)的擁有良好發(fā)展態(tài)勢(shì)，以及外部審計(jì)師的監(jiān)督評(píng)價(jià)職責(zé)有助于企業(yè)規(guī)避洗大澡動(dòng)機(jī)，當(dāng)企業(yè)獲取標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)時(shí)，具有洗大澡動(dòng)機(jī)的幾率比僅為獲取非標(biāo)準(zhǔn)意見(jiàn)時(shí)的48.47%；高管薪酬（LnSALARY）的系數(shù)估計(jì)值為-0.4391，在1%的水平上顯著，強(qiáng)化對(duì)高管的薪酬激勵(lì)在一定程度上抑制操縱盈余的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)，保障會(huì)計(jì)盈余的可靠性，降低會(huì)計(jì)盈余在不同會(huì)計(jì)期間的波動(dòng)幅度。

（三）模型3回歸結(jié)果分析

模型3的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計(jì)值為-0.1631，在1%的水平上顯著；經(jīng)過(guò)計(jì)算，內(nèi)部控制有效性對(duì)盈余平滑動(dòng)機(jī)的平均半彈性為-13.05%，在1%的水平上顯著。有效的內(nèi)部控制對(duì)盈余平滑動(dòng)機(jī)形成了顯著的抑制效應(yīng)，前文假設(shè)3得以驗(yàn)證。通過(guò)內(nèi)部控制事前、事中和事后的程序控制，抑制管理層的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)，減少由管理層權(quán)力誘發(fā)的腐敗行為（周美華等，2016）[ 2 2 ]，在一定程度上約束管理層的自利行為，提升外部投資者的信心。

控制變量中，有形凈值債務(wù)率（DEBT）、上市年限（AGE）的系數(shù)估計(jì)值分別為0.0802、0.0237，均在1%的水平上顯著。當(dāng)企業(yè)上市期限較長(zhǎng)、或債務(wù)壓力較大時(shí)，如果沒(méi)有良好的控制環(huán)境和有效的控制活動(dòng)作為保障，不免滋生管理層平滑盈余的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)的可能性，面臨財(cái)務(wù)困境的企業(yè)有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)實(shí)施盈余管理（Kothari et al.， 2005）[ 2 3 ]。而每股凈資產(chǎn)增長(zhǎng)率（NAG）、企業(yè)規(guī)模（LnASSET）、產(chǎn)權(quán)屬性（STATE）的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.8524、-0.1359、-0.2119，均在1%的水平上顯著。在企業(yè)健康平穩(wěn)發(fā)展、或資產(chǎn)規(guī)模較大的情況下，在一定程度上抑制了管理層平滑盈余的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)。規(guī)模較大的企業(yè)制訂嚴(yán)格的定量標(biāo)準(zhǔn)，內(nèi)部控制更為健全（Doyle et al.， 2007； AshbaughSkaife et al.， 2007）[24] [25]，有利于抵制管理層的盈余管理動(dòng)機(jī)；國(guó)有企業(yè)在抵制管理層盈余平滑動(dòng)機(jī)方面有較為突出的表現(xiàn)。

六、謹(jǐn)慎性測(cè)試

良好的內(nèi)部環(huán)境和內(nèi)部監(jiān)督有助于提升管理層披露盈余預(yù)測(cè)的意愿（葉穎玫，2016）[26]，可以發(fā)揮出對(duì)大股東權(quán)力強(qiáng)度及掏空行為的抑制效應(yīng)（楊七中和馬蓓麗，2015）[27]，降低財(cái)務(wù)失敗和破產(chǎn)倒閉的風(fēng)險(xiǎn)，顯著提升企業(yè)的運(yùn)營(yíng)績(jī)效。當(dāng)財(cái)務(wù)績(jī)效水平較高時(shí)，證券評(píng)級(jí)機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)證券的評(píng)級(jí)水平往往較高。由此，對(duì)模型1中的被解釋變量——Z值（Z_Value）采用證券評(píng)級(jí)水平（ZQPJ）替代，再次評(píng)價(jià)內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響效應(yīng)。借鑒Wind公司與各大研究機(jī)構(gòu)整理發(fā)布的投資評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)，以衡量證券評(píng)級(jí)水平（ZQPJ）。Wind資訊公司將研究機(jī)構(gòu)的投資評(píng)級(jí)予以標(biāo)準(zhǔn)化，賦予最高1分、最低5分的分值（1分：買(mǎi)入；2分：增持；3分：中性；4分：減持； 5分：賣(mài)出）。本文采用研究機(jī)構(gòu)對(duì)證券投資評(píng)級(jí)的算術(shù)平均值作為證券的綜合評(píng)級(jí)數(shù)值。一般而言，證券評(píng)級(jí)（ZQPJ）的取值越低，表明運(yùn)營(yíng)狀況良好，公司的財(cái)務(wù)績(jī)效水平較高；證券評(píng)級(jí)（ZQPJ）的取值越高，意味著財(cái)務(wù)狀況缺乏穩(wěn)定，很可能潛伏著公司治理危機(jī)?；诮y(tǒng)計(jì)結(jié)果分析便利性的考慮，對(duì)證券評(píng)級(jí)（ZQPJ）數(shù)據(jù)在原有數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上用其負(fù)值替代。

針對(duì)模型2、模型3中的被解釋變量——洗大澡動(dòng)機(jī)（Bath）、盈余平滑動(dòng)機(jī)（Smooth）的劃分依據(jù)為總資產(chǎn)報(bào)酬率變動(dòng)額（ΔROA）的中位數(shù)標(biāo)準(zhǔn)，可能會(huì)存在劃分范圍較大而造成的主觀因素干擾。由此，重新界定模型2和模型3的被解釋變量，當(dāng)總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）小于零，且其變動(dòng)額（ΔROA）小于所有總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）變動(dòng)值中的負(fù)值的1/3分位數(shù)時(shí)，認(rèn)為存在洗大澡動(dòng)機(jī)（Bath），取值為1 ，否則，取值為 0；當(dāng)總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）大于零，且其變動(dòng)額（ΔROA）大于所有總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）變動(dòng)值中的正值的2/3分位數(shù)時(shí)，認(rèn)為存在盈余平滑動(dòng)機(jī)（Smooth），取值為 1 ，否則，取值為 0 。

對(duì)模型1采用LSDV法分析，拒絕“所有個(gè)體虛擬變量的系數(shù)都為0”的假設(shè)，表明存在個(gè)體固定效應(yīng)，不宜使用混合回歸；對(duì)模型1進(jìn)行穩(wěn)健的Hausman檢驗(yàn)，Sargan-Hansen 統(tǒng)計(jì)量為151.478，對(duì)應(yīng)的P值均為0.0000，應(yīng)使用固定效應(yīng)模型，而非隨機(jī)效應(yīng)模型。同時(shí)，模型2、模型3的被解釋變量分別有1013、598組個(gè)體的取值全部為 0 ，或全部為 1，沒(méi)有充分變異性。由此，對(duì)模型2、模型3采用面板二值選擇模型隨機(jī)效應(yīng)回歸， LR檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值（Prob>= chibar2）分別為0.0610、0.4900，從較為謹(jǐn)慎的角度考慮，本文選用顯著性水平為5%的標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)模型回歸分析方法進(jìn)行取舍，支持采用混合Logit回歸。進(jìn)而，對(duì)前文模型1——模型3再次進(jìn)行回歸分析，系數(shù)估計(jì)值的統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示。

（一）模型1謹(jǐn)慎性測(cè)試結(jié)果分析

模型1的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計(jì)值為0.0374，在1%水平上顯著。有效的內(nèi)部控制顯著強(qiáng)化了企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效，進(jìn)而促進(jìn)證券評(píng)級(jí)水平得以提升，前文假設(shè)1再次得以驗(yàn)證。對(duì)個(gè)體企業(yè)而言，應(yīng)充分發(fā)揮內(nèi)部控制系統(tǒng)的功能，調(diào)整投資方向、優(yōu)化投資行為、控制運(yùn)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，促使管理層對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境保持充分的敏銳度和關(guān)注度，并對(duì)未來(lái)的經(jīng)濟(jì)走勢(shì)構(gòu)建合理的預(yù)測(cè)機(jī)制，提升公司治理的總體效果。

（二）模型2謹(jǐn)慎性測(cè)試結(jié)果分析

模型2的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（IC）的系數(shù)估計(jì)值為-0.2740，內(nèi)部控制有效性對(duì)洗大澡動(dòng)機(jī)的平均半彈性為-26.43%，均在1%的水平上顯著。有效的內(nèi)部控制對(duì)洗大澡動(dòng)機(jī)形成了顯著的抑制效應(yīng)，前文假設(shè)2再次得以驗(yàn)證。

（三）模型3謹(jǐn)慎性測(cè)試結(jié)果分析

模型3的解釋變量——內(nèi)部控制有效性（L.IC）的系數(shù)估計(jì)值為-0.1767，內(nèi)部控制有效性對(duì)盈余平滑動(dòng)機(jī)的平均半彈性為-15.41%，均在1%的水平上顯著，表明有效的內(nèi)部控制顯著抑制了管理層的盈余平滑動(dòng)機(jī)，前文假設(shè)3再次得以驗(yàn)證。

七、結(jié)語(yǔ)及政策建議

（一）研究結(jié)論

基于內(nèi)部控制有效性視角，分析內(nèi)部控制對(duì)盈余管理動(dòng)機(jī)的影響，豐富了現(xiàn)有關(guān)于內(nèi)部控制有效性的相關(guān)研究成果。結(jié)果表明，有效的內(nèi)部控制能夠抑制管理層操控盈余的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)。研究結(jié)論對(duì)進(jìn)一步強(qiáng)化內(nèi)部控制體系建設(shè)，增進(jìn)內(nèi)部控制在權(quán)責(zé)分配、治理結(jié)構(gòu)等方面形成長(zhǎng)效的監(jiān)督機(jī)制，以期強(qiáng)化公司治理的整體效果，保障利益相關(guān)者的合法權(quán)益具有一定的啟發(fā)意義。

（二）政策建議

企業(yè)適時(shí)全面推行內(nèi)部控制問(wèn)責(zé)制，由部門(mén)負(fù)責(zé)人作為內(nèi)部控制責(zé)任人，確保內(nèi)部控制設(shè)計(jì)合理、運(yùn)行有效。監(jiān)事會(huì)加強(qiáng)對(duì)內(nèi)部控制的運(yùn)行有效性實(shí)施監(jiān)督檢查。同時(shí)，對(duì)內(nèi)部控制實(shí)施外部鑒證評(píng)價(jià)，為內(nèi)部控制提供有價(jià)值的質(zhì)量保證（Krishnan， 2012） ，聘請(qǐng)外部審計(jì)師對(duì)內(nèi)部控制發(fā)表獨(dú)立審計(jì)意見(jiàn)，向資本市場(chǎng)傳遞企業(yè)內(nèi)部控制的相關(guān)信息，充分緩解利益相關(guān)各方的信息不對(duì)稱(chēng)狀況。

監(jiān)管機(jī)構(gòu)適時(shí)出臺(tái)相關(guān)政策，提升內(nèi)部控制規(guī)范體系的強(qiáng)制執(zhí)行力與法律地位。我國(guó)企業(yè)內(nèi)控規(guī)范體系尚未上升至法律層面，容易引致認(rèn)知性盈余管理出現(xiàn)反彈現(xiàn)象。強(qiáng)化內(nèi)部控制規(guī)范的法制化建設(shè)，使其由部門(mén)規(guī)章上升至法律高度，切實(shí)增進(jìn)內(nèi)部控制的運(yùn)行有效性。對(duì)隱匿內(nèi)部控制缺陷、不實(shí)披露內(nèi)部控制有效性的行為加大懲誡力度（周守華等，2013），由軟約束轉(zhuǎn)變?yōu)橛布s束，落實(shí)對(duì)企業(yè)內(nèi)部控制有效性的監(jiān)督責(zé)任，使內(nèi)部控制成為公司治理乃至價(jià)值創(chuàng)造的“助推器”。

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