赵欣竹内部控制产权性质与财务风险.doc

内部控制、产权性质与财务风险赵欣竹 （西南财经大学）【摘 要】良好的内部控制系统有利于保证企业资产的安全完整，有利于防止各项舞弊的发生，这对提高企业生产经营能力和管理效率，降低企业成本费用，提高企业经济效益从而降低企业的财务风险水平具有重要的作用。本文利用2009年上市公司的数据，实证考察了内部控制对企业财务风险的影响。我们发现，内部控制对财务风险具有一定的影响，二者呈显著的负相关关系；民营企业中，内部控制与企业财务风险相关关系更为显著。本文的研究为深入认识内部控制的作用以及通过建立健全的内部控制体系来有效降低企业财务风险具有一定的启示意义。【关键词】内部控制 产权性质 财务风险一、引言20世纪90年代，随着美国内部控制整体框架（也称COSO报告）的发布，企业越来越重视内部控制的作用，企业的内部控制从此进入一个新的时代。90年代末，美国注册会计师协会又发布了审计准则公告第55号，将企业的内部控制划分为控制环境、风险评估、控制活动、信息与沟通、监控这五个部分。其主要目标是合理保证财务报告的可靠性，经营的效率和效果，以及对法律法规的遵守。合理有效的内部控制体系，可以保障会计信息资料的正确性和可靠性，保证生产和经营活动的顺利进行，为审计工作提供良好的基础。2004年，COSO委员会又发布了企业风险管理框架，重点关注企业经营中的风险管理内容，强调内部控制在公司风险管理中具有重要作用。2008年5月财政部、证监会等五部委联合下发企业内部控制基本规范,明确提出提高企业的风险防范能力需要内部控制。2010年4月财政部又发布了企业内部控制配套指引进一步强调内部控制的重要性，为我国企业实施内部控制提供了统一的理论框架和技术标准。国外学者对于内部控制与财务风险的关系进行了广泛的研究。关于重视企业内部控制的这一问题首先是由Lawrence R.Dicksee提出的，并且指出不健全的内部控制制度将会导致企业财务信息的不准确不完整，从而可能出现财务风险。Ross Westerfield Jordan指出企业通过加强对内部控制制度的监督，建立合理的资本结构体系，可以防止企业不必要财务风险的发生。Doyle以 20022005 年披露内控缺陷的公司为样本，首次对内控缺陷与会计应计质量的关系进行实证研究并发现两者显著负相关，且这种关系在具有公司层面控制缺陷的样本中更明显，这也说明良好的内部控制体系可以提高会计质量，从而降低财务风险。国内学者对于内部控制与财务风险之间的关系研究较少，研究的重点主要放在内部控制的信息披露方面, 包括对信息披露的现状进行分析（李明辉等，2003; 杨有红等，2008 ）以及对信息披露的影响因素进行研究（蔡吉甫，2005；方红星等，2007 ）。但是国内学者仍然得出内部控制与财务风险的负相关关系（何庆光、王玉梅，2004；朱其俊、苍玉霞，2004；黄秋菊，1994；袁晓波，2010）。对于这一点，国内外学者所得出的结论基本相同，即内部控制与财务风险呈负相关关系。但是由于我国存在国有企业与民营企业两个不同的企业形式，我们在考虑内部控制与财务风险关系时可以从不同的产权结构去出发。民营企业的发展属于自筹资金、自愿组合、自主经营、自负盈亏、自我发展、自我约束，国有企业的发展属于国家控股，规模大、资金雄厚、波动小，但是增长率缓慢、经济效益效率低、自主创新能力弱，因此二者表现为不同的发展特点。由于国外没有“民营企业”这一概念，也就不存在专门针对民营企业内部控制的研究，并且我国对于健全的内部控制体系在民营企业中所发挥的作用，几乎也没有研究。因此我们可以进一步去探索不同产权结构下内部控制与财务风险的关系。我们以中国证券市场2009年的上市公司为研究对象，通过OLS实证分析，同时采用了期末资产负债率指标进行了稳健性检验，实证检验了内部控制与企业财务风险之间的关系，并且进一步研究了在不同的产权性质下，内部控制对企业财务风险的影响。研究发现，内部控制对财务风险具有一定的影响，二者呈显著的负相关关系；并且在民营企业中，内部控制对企业财务风险的影响更为显著。本文的主要贡献是：（1）从实证的角度证实了内部控制与财务风险的显著负相关关系, 表明建立健全企业内部控制体系，可以在一定程度上降低其财务风险。（2）本文从内部控制这一角度研究了企业财务风险的影响因素，从而丰富了内部控制这一领域的文献。（3）本文首次系统的分析了在不同的产权性质下，企业内部控制对其财务风险的影响，指出民营企业要想更快更好的发展，更需要建立健全内部控制体系。（4）本文的结果可以为国有企业如何更好的抵御财务风险提供一些参考。国有企业应首先解决其特有的内部人控制、预算软约束和政府干预的治理特征，然后才能发挥内部控制对于抵御财务危机的重要作用。本文后续的结构安排如下：第二部分在文献回顾的基础上提出研究假设；第三部分介绍本文的样本选择与研究设计；第四部分给出描述性统计结果及OLS回归结果，并做简要分析；第五部分为稳健性检验；第六部分总结全文并提出相应的政策建议。二、文献回顾与研究假设财务风险是指公司财务结构不合理、融资不当而使公司可能丧失偿债能力，从而导致投资者预期收益下降的风险。企业的内部控制的五要素都在一定程度上与财务风险有所联系。重视企业的内部控制问题才能有利于企业的长远发展，不健全的内部控制制度将会导致企业财务信息的不准确不完整，随之而来就可能出现财务风险（Lawrence R.Dicksee，1975）。内部控制的有效性有助于从长期改善财务报告的质量（Donaldson，2005），并且一些研究也显示内控缺陷会对财务信息质量造成负面影响（Collins，1997；Doyle，2007；Goh & Li，2008），存在内控缺陷的公司具有更高的应计噪音和异常应计绝对值（Ashbaugh-Skaife等，2008）。且该类公司相对其他公司有更多的盈余质量管理和更低的投资回报（han，2007）。我国鲜有内部控制与财务风险关系的研究。但是仍然有学者得出内部控制与财务风险的负相关关系（何庆光、王玉梅，2004；朱其俊、苍玉霞，2004；黄秋菊，1994；袁晓波，2010）。提高企业内部控制的有效性，强化企业管理者的风险意识，可以促进企业规避风险，实现目标（程晓陵、王怀明，2008）。并且财务报告内控缺陷会降低会计信息价值（田高良等，2011），做出会计差错更正公司的内控质量显著低于没有出现会计差错更正的公司（杨有红、陈凌云，2009）。我们认为内部控制与财务风险存在一种显著负相关关系，原因如下：首先，企业的内部控制分为控制环境、风险评估、控制活动、信息与沟通、监督这五个部分，他们可以从企业经营管理的各个方面对企业进行优化，增强企业的稳健性，降低企业财务风险。内部环境是企业实施内部控制的基础，通过完善控制环境可以从整体层面提高控制设计执行的有效性；风险评估是识别、分析和影响企业内部控制目标实现的各种不确定因素并采取应对策略的过程，合理有效的风险评估是提高内部控制效率和效果的关键；控制活动是企业实施内部控制的具体方式，保证企业生产经营活动顺利进行和经营目标的实现；准确完整的收集信息、及时传递、有效沟通和正确应用，可以保证财务信息资料的正确性和可靠性；通过适时的监督，保证内部控制的健全性、合理性和有效性。总体来说，良好的内部控制系统有利于保证企业资产的安全完整；有利于防止各项舞弊的发生；提高企业生产经营能力和管理效率；降低企业成本费用，提高企业经济效益从而降低企业的财务风险水平。其次，内部控制的健全，也充分体现出一个企业严谨的企业文化，对于企业的员工起到了一定的震慑作用，可以减少一些人为因素对风险的影响，同时还有利于组织文化建设，这也将增强企业的风险管理能力，降低企业的财务风险。据此，本文提出假设1：H1：内部控制与企业财务风险呈显著负相关关系。纵观国内外学术研究，对民营企业内部控制的关注较少。民营企业是相对于国有企业而言的。由于国外没有“民营企业”这一概念，也就不存在专门针对民营企业内部控制的研究。而国内对于民营企业的内部控制问题主要集中在民营企业内部控制体系构建研究上，通过具体案例，分析民营企业内部控制的缺陷（朱珊、牟韶红，2005；张惊涛，2009）；民营企业内部控制发展阶段分析（兰艳泽，2005）。而对于健全的内部控制体系在民营企业中所发挥的作用，几乎没有研究；运用实证方法分析不同产权结构下，内部控制对财务风险的影响，更是没有文献。随着我国市场经济体系的不断完善，民营企业逐渐走向成熟期，民营企业的内部控制体系也在不断的健全。我国民营企业的发展属于自筹资金、自愿组合、自主经营、自负盈亏、自我发展、自我约束，这使得企业很少受到政府等外在压力的影响，可以充分发挥内部控制在企业经营管理中的作用；并且民营企业的董事、高管等出于自身目的的考虑，为了获得更多的股利报酬或者是自身的一种情怀都会好好经营企业，通过建立健全的内部控制体系，有效的防范企业中所面临的经营风险。由于国有企业改革的不彻底, 国有控股上市公司在契约关系中存在着直接影响到国有企业内部控制的设计与运行的问题，如，国有公司在股东经理层契约关系上更容易出现内部人控制问题, 使得内部人一人独裁，内部控制不能有效的运行，内控的缺陷将导致企业出现财务风险；国有公司在发生亏损时政府给予帮助的预期对经理人动机会产生负面影响，公司经营风险越高, 国有股权导致的预算软约束预期就越强（李涛，2005），内部控制健全与否已经对企业风险的影响很小，更谈不上健全的内部控制体系对有效预防财务危机的作用；国有公司的治理存在政府干预这一特点，地方政府有强烈的动机通过干预国有公司来实现政绩目标（朱茶芬，李志文，2008），因此政府更多的通过外在干预去降低企业的财务风险，内部控制对于国有企业财务风险的影响也就不那么明显。据此，本文提出假设2： H2：民营企业中，内部控制与企业财务风险相关关系更为显著。三、研究设计（一）样本为了考察内部控制对财务风险的影响，本文选取2009年沪深两市所有上市公司为研究样本。由于会计数据的不同含义,按照以下步骤对样本进行筛选处理：1、剔除ST、*ST的样本企业；2、剔除金融行业的样本企业；3、剔除数据缺失的样本企业。经以上顺序筛选后，最终的数据样本包括2009年的共计1413家上市公司。本文所需数据，除财政部内部控制指数外，均来自于CSMAR数据库。（二）变量1企业财务风险（FR）对于企业财务风险变量的衡量，一般来说，主要有两类衡量方法：一类是以市场数据为基础，包括股票收益的波动、贝塔系数等；另一类是以会计数据为基础，包括会计收益的波动、负债比例等。在西方的学术研究中更多的是应用前者，但由于我国证券市场发展时间短，还不够成熟，股票收益的波动并不能很好地反映企业的财务风险，因而我们认为这种以市场数据为基础衡量企业风险的方法并不适合我国上市公司（于富生，2008）。随着我国会计准则的不断完善，提高了会计信息的真实可靠性，虽然会计数据仍会存在盈余管理等会计噪声因素，但相对来说,它比资本市场数据衡量企业风险更合理些。并且对于应用会计数据分析财务风险的，较为著名的是美国学者Edward Altman于1968年提出的“Z记分法”。对我国上市公司而言, “Z记分法”具有更好的现实意义。例如企业在财务危机出现的萌发阶段，具有遇见和警示功能，以期减少危机发生的概率或者努力将损失降到最小；投资者在发现企业财务危机时及时转移投资, 分散风险；利益相关者、监管部门都可以在这种信号的帮助下作出财务预警分析。并且先前的学者也多是用Z记分值来衡量企业的财务风险（向德伟，2002；于富生，2008）基于上述原因, 我们选择用样本公司的Z指数来衡量企业财务风险；在稳健性检验部分, 我们还采用了年末资产负债率作为企业财务风险的替代指标。本文所用的Z记分根据下列公式计算得到，公式为：Z=1.2X1+1.4X2+3.3X3+0.6X4+1.0X5其中 X1营运资金/总资产=（流动资产-流动负债）/总资产X2留存收益/总资产=（未分配利润+盈余公积）/总资产X3息税前利润/总资产=（税前利润+财务费用）/总资产X4股票总市值/总负债=（每股市价流通股数）/总负债X5销售收入/总资产=主营业务收入/总资产2内部控制（IC）本文关于内部控制质量的衡量主要是采用了财政部中国上市公司内部控制指数研究课题组发布的内部控制指数 ，该指数取值范围为（0-1000），数值越大代表内部控制质量越高。2009年发布的内部控制指数中，最大值为990.42，最小值为0，中值为700，大多公司的内控制数在（600-800）之间，指数总体呈现正态分布的特征。因该数据值较大，我们除了100, 这不影响回归结果。3控制变量根据相关文献及我国相应制度背景和上市公司的实际情况, 我们设置了如下一些控制变量:企业规模（Size）: 用营业收入的自然对数表示。企业规模越大, 抵御风险的能力越强, 因此我们预期该变量和企业财务风险呈负相关关系，其回归系数为正。成长性（Growth） : 用“（期末总资产- 期初总资产）/期初总资产”表示, 该值越大表示企业成长越快。企业成长越快，投融资的规模也就越大，从而风险较大, 因此我们预期该变量和企业财务风险呈正相关关系，其回归系数为负。上市年限（Age）: 用样本企业上市年限表示。企业上市年限越大, 其组织结构越规范，经营业务越成熟, 从而风险较小, 因此我们预期该变量和企业财务风险呈负相关关系，其回归系数为正。高管持股比例（msr）：用样本企业“高管持股数量/总股数”表示。高管持股作为一种股权激励政策，能够降低代理成本, 使得高管更好地为股东服务，高管持股比例增加可以促使他们关注企业财务风险并且采取措施降低风险，因此我们预期高管持股比例和企业财务风险呈负相关关系，其回归系数为正。高管薪酬（mc）：用薪酬最高的前三名高管薪酬之和的自然对数表示。高管薪酬作为一种薪酬激励政策，同样可以促使高管关注企业财务风险并且采取措施降低风险，因此我们预期高管薪酬和企业财务风险呈负相关关系，其回归系数为正。盈利能力（ROE）：用“净利润/股东权益余额”表示，即净资产收益率，该值越大表示企业的盈利能力越强。企业盈利能力强，发生财务危机的机会就越小, 因此我们预期该变量和企业财务风险呈负相关关系，其回归系数为正。董事长与总经理的二职合一（dual）：这是一个哑变量，用1表示样本企业董事长与总经理为同一人，用0表示样本企业董事长与总经理不为同一人。对于公众公司而言, 董事长与总经理都由同一人兼任会影响其独立性，并且缺乏行之有效的监督，发生财务危机的机会就大，因此我们预期董事长与总经理二职合一时和企业财务风险呈正相关关系，其回归系数为负。国有企业（state）：这是一个哑变量，用1表示样本企业为国有企业，用0表示样本企业为非国有企业。（三）模型 四、实证检验及其结果（一） 描述性统计 表1报告了本文变量的描述性统计。从表中可以看出：样本公司的财务风险FR平均为1.1596，明显低于经验临界值3 .0 ，说明上市公司存在着严重的财务危机或有破产风险, 这也说明2008年世界性金融危机对企业的影响是极大的。内部控制指数IC平均6.8356，其中最小值为3.5638，最大值为9.6034，公司之间的差距较大。此外，样本公司的上市年限最小的是1年，最大的是17年，公司之间的差距较大；并且样本公司中约15.64%的公司董事长和总经理是由一人兼任的，董事长与总经理二职合一会影响其独立性，并且缺乏行之有效的监督，发生财务危机的机会就大；高管持股比例平均为1.25%, 而且最大值为38.21%, 最小值为0, 表明公司之间差距较大，高管持股作为一种激励手段，其比例增加可以促使高管关注企业财务风险并且采取措施降低风险；高管薪酬差距也较大（最大值为15.4209, 最小值11.6953）；约38%的公司为非国有控股, 62%为国有控股, 表明绝大多数样本公司都由国有控股, 这也符合我国的实际情况。净资产收益率的差距从-1.2064到0.3857，也是较大的。样本公司之间的差距较大, 便于我们考察不同公司各方面的情况对财务风险的影响。并且，我们检验了解释变量与被解释变量之间是否存在严重的多重共线性问题, 我们分别对所有变量进行VIF检验, 结果显示VIF值均小于10，表明上述变量之间没有严重的多重共线性问题。表1：变量的描述性统计变量样本量均值标准差最小值最大值FR14131.15960.8445-3.62953.4128IC14136.83551.03793.56389.6034Size141321.0661.416117.251724.7801Growth14130.14860.2409-0.36811.2462Age14139.34614.6356117msr14130.01260.053700.3821mc141313.70350.751311.695315.4209ROE14130.05340.1933-1.20640.3857dual14130.15640.363401state14130.61780.486101表2是衡量各变量间的Pearson相关系数表。相关系数只是表示两个变量间的相关程度，该表列示了任意两个变量相关系数及其显著性检验。Hossain等（l995）提出相关系数只要没有超过0.8，各变量之间的相关关系就不会影响到回归结果的解释能力，也就是说不存在多重共线性（舒岳，2010）。从表2可以看到，绝大多数变量之间的相关性是很显著的；任意两个变量之间的相关系数都小于0.8，变量之间不存在多重共线性。其中IC与FR的在1%的显著性水平下呈现显著正相关关系，这说明内部控制指数越高，企业财务风险越小，即内部控制与财务风险负相关，初步支持了假设1。表2：各变量间的Pearson相关系数表FRICSizeGrowthAgemsrcpROEdualFR1.0000IC0.4593*1.0000Size0.3776*0.5925*1.0000Growth0.1597*0.2661*0.1814*1.0000Age-0.2008*-0.04070.0483*-0.0742*1.0000msr0.1344*-0.0032-0.1064*0.0579*-0.3427*1.0000mp0.3275*0.4445*0.4390*0.1836*0.00250.0453*1.0000ROE0.5923*0.4849*0.2483*0.2983*-0.0926*0.0718*0.3001*1.0000dual0.0488*-0.0536*-0.1436*-0.0024-0.1453*0.1216*-0.01480.02691.0000 注: * （* , * ） 分别表示回归系数的相关性水平达到了10%（ 5%, 1%） 。（二）内部控制与财务风险本文对样本数据采用Stata进行回归分析（表3），在回归模型中, 我们以财务风险变量作为被解释变量, 以内部控制指数变量作为解释变量, 同时控制了其他一些影响因素, 结果见表2。在模型（1） 中, 我们对内部控制与财务风险进行回归，从回归结果来看，IC的回归系数为0.0721，在1%的显著性水平下显著为正，和假设一致，表明控制了其他一些因素后，内部控制质量越好，企业的财务风险水平越低。而age的回归系数为-0.0268并且在1%的显著性水平下显著为负，与预期的不一致，这可能是与我国的具体国情是有关的，因为我国早期成立的上市公司多由有沉重包袱的国有企业改制而来，上市年限越久, 上市时公司改制工作越差, 经营业绩和财务状况也越差，加之上市越早监管要求相对宽松, 上市公司的内部控制健全程度较低，Krishnan（2005）研究也发现, 上市年限越久, 发生财务舞弊和财务报告重述的可能性越大。而dual的回归系数为正并且是不显著的，表明我国上市公司的董事长与总经理二职合一对企业财务风险没有显著影响。从控制变量的回归结果来看, 绝大数控制变量的回归系数符号都和预期的一致, 而且除dual以外的其他变量的回归结果都显著。在模型（2）和（3）中，我们分别对国有企业与非国有企业进行回归，从回归结果来看，国有企业的回归结果不显著，非国有企业的IC的回归系数显著为正, 和假设一致。在模型（3）中，msr的回归系数为正但是不显著，表明非国有企业的高管持股比例对企业财务风险没有显著影响。这也符合实际情况，非国有企业规模小，股份少，高管持股比例低，股权激励政策不健全，因此高管持股比例增加并不能有效的降低企业财务风险。表3 内部控制与企业财务风险回归结果预期符号（1）全样本？（2）国企？（3）非国企？IC+0.0721*(3.10)0.0288(0.97)0.1322*(3.51)Size+0.1317*(6.34)0.1392*(5.11)0.1702*(5.00)Growth_-0.2253*(-3.52)-0.2964*(-3.85)-0.1963*(-1.89)Age+-0.0268*(-6.77)-0.0133*(-2.76)-0.0395*(-5.76)msr+0.7456*(2.96)6.8687*(4.34)0.1100(0.39)cp+0.0741*(2.57)0.0777*(1.97)0.0768*(1.86)ROE+2.0749*(13.26)2.1317*(12.15)1.8414*(5.84)dual_0.0531(1.17)0.0258(0.38)0.0258(0.43)注: 括号中是t 统计结果, * （ * , * ） 分别表示回归系数的显著性水平达到了10%（ 5%, 1%） 。五、稳健性检验为了验证上述结论是否可靠，我们将企业财务风险变量换为年末资产负债率，重新进行了回归，进行稳健性检验，得出的结论和前面基本一致（表4），我们所得到的结论是可靠的。表4 内部控制对资产负债率回归结果预期符号（1）Lev（2）Lev（state=1）（3）Lev （state=0）IC_-0.0472*(-7.71)-0.0466*(-5.94)-0.0474*(-4.89)Size_0.0752*(17.64)0.0766*(13.72)0.0729*(9.84)Growth+0.1077*(4.76)0.1096*(3.92)0.1157*(3.22)Age_0.0042*(4.15)0.0023*(1.75)0.0060*(3.47)msr_-0.0277(-0.46)-0.6505(-1.38)0.0502(0.74)mp_-0.0289*(-4.39)-0.0349*(-3.99)-0.0192*(-1.88)ROE_-0.2385*(-9.30)-0.2130*(-6.67)-0.3001*(-6.80)dual+-0.0129(-1.08)0.0025(0.13)-0.0201(-1.27)六、研究结论及政策含义本文以我国证券市场2009年的上市公司为研究对象, 研究了内部控制对企业财务风险的影响，并且进一步研究了在不同的产权性质下，内部控制对企业财务风险的影响。我们以样本公司Z计分值衡量企业的财务风险, 同时还采用了期末资产负债率指标进行了稳健性检验。通过这些方法的结合, 使得我们的研究结论具有一定的稳健性。本文的实证结果表明, 内部控制对财务风险具有一定的影响，二者呈显著的负相关关系；并且在民营企业中，内部控制对企业财务风险的影响更为显著。本文的结论具有如下的政策含义：（1）建立健全的内部控制体系能够显著地降低企业的财务风险, 有利于提高企业经营管理水平；（2）民营企业更应该完善企业的内部控制体系，充分发挥其防范财务风险、抵御财务危机的作用；（3） 国有企业中，应首先解决其特有的内部人控制、预算软约束和政府干预的治理特征，然后才能发挥内部控制对于抵御财务危机的重要作用。并且对于国有企业来说，需要进一步加强内部控制建设，充分发挥其在防范财务风险方面的作用。参考文献：1 程新生，季迎欣等.2007.公司治理对财务控制的影响J.会计研究，（3） :47 一54. 2 丁友刚，胡兴国.2007.内部控制、风险控制与风险管理J.会计研究，（ l2 ） :51 一54. 3 王跃堂.2000.会计政策选择的经济动机J .会计研究，（ 12 ） :31 一40 . 4 向德伟.2002.运用“z 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