企业内部控制对盈余质量的影响
——基于社会责任的中介作用

白金凤

河北经贸大学会计学院,河北 石家庄 050061

0 引言

盈余质量是评价企业会计信息质量的重要工具,也是投资者和债权人进行投资活动的重要依据,高质量的盈余信息能够更加真实地反映企业的运营情况,缓解外部投资者的信息不对称,降低投资风险。然而在企业中委托代理关系的存在,管理层可能出于筹集资金、减少纳税和满足个人利益的可能,对企业会计信息进行处理,操纵盈余信息,使盈余质量降低。从内部控制的角度看,随意操纵的会计信息也体现了内部控制制度的不完善。完善并执行有效的内部控制不仅可以推进企业的长期发展,也保障了公司合规合法地经营,保障财务信息真实,抑制管理层的盈余管理行为,提升盈余质量。但高质量的内部控制并不意味着高盈余质量,内部控制对盈余质量的影响机制需要进一步研究。

1 文献综述

1.1 内部控制与盈余质量

随着我国经济逐步转化为高质量发展,内部控制也在逐步成为保障上市公司会计信息真实的有效手段,并且贯穿于企业的生产全过程[1]。业务人员专业能力不足造成的会计信息失真或经理人出于某些目的对会计信息进行处理,都会降低企业的盈余质量。贯穿于企业全过程的内部控制制度可以抑制管理层机会主义行为。Weli et al.[2]进行内部控制信息披露的企业其盈余质量更高。王薛[3]及吴勇 等[4]都用实证的方法证明了内部控制与盈余质量的正相关关系。

1.2 社会责任的中介作用

企业社会责任评级得分的企业会较少参与企业内部的盈余管理,相对来说盈余质量也会较高[5],并且冯晶 等[6]从财务信息生产方和投资者反应2个方面分析并进行了实证检验,证明企业社会责任履行行为对盈余管理发挥抑制作用。谢海洋等[7]、王运启[8]、吴丽君 等[9]的研究实证证明了内部控制对社会责任的促进作用。

彭晓洁 等[10]首次分析了内部控制质量、企业社会责任和盈余管理三者之间的关系,发现内部控制可以对盈余管理行为形成约束,社会责任是内部控制影响盈余管理的一个路径。李亮锦 等[11]研究了社会责任对于盈余质量的影响,通过实证分析得出：积极承担社会责任的企业,其盈余质量更高。

总的来说,目前的文献对于内部控制、社会责任、盈余质量两两之间的关系都进行了分析,但是社会责任在内部控制和盈余质量之间的中介作用却没有得到完整的实证验证。

2 理论分析与提出假设

2.1 内部控制与盈余质量关系

企业股东依据管理层对企业的贡献提供薪水。但是股东和管理者之间存在地位差距,无法将信息完全传递,在这种委托代理关系下,委托人和代理人之间存在信息不对称,一旦二者追求的利益不统一,很容易发生逆向选择和道德风险。股东追求股东财富最大化,而管理层追求自身利益最大化。当股东的利益目标与管理层之间发生冲突,股东就会为了保障自身的利益,通过调整会计政策来实现;管理层也会为了自身利益,利用信息不对称对会计信息进行隐瞒或调整,以及通过盈余管理来掩饰企业的真实状况,降低盈余质量。

关于内部控制,从股东的视角来看,在委托代理关系中处于信息劣势地位,他会要求企业建立完善的内部控制制度,以内部控制来约束和监督企业管理者的盈余管理行为,从而掌握企业的真实信息,降低信息不对称,抑制管理层对会计信息进行操控,提高盈余质量。且规范化的内部控制管理,会为了实现企业的长期发展目标、财务报告目标,限制约束会计信息的随意操纵,有效抑制盈余管理行为,从而提高盈余质量。综上,提出本文假设1。

H1：高质量内部控制和企业盈余质量呈正相关关系。

2.2 社会责任的中介作用

企业为了更好地发展,应该提高责任意识,积极践行社会责任。科学有效的内部控制制度可以有效保障企业高质量安全生产,并践行社会责任。其一,内部控制目标规定中包含了社会责任,内部控制指引中明确提到企业要安全生产、注意生态环境、保障员工权益;其二,科学有效的内部控制体系可以对企业的风险因素进行识别,并作出客观科学的评价,及时从源头将不利因素消除,践行社会责任。

基于企业积极践行社会责任的假设,那么其对于企业的产品生产、管理运营都会按照国家规定的相关法律进行,通过调整会计政策来调整财务报告的可能性就会降低,违反国家政策调整会计信息的行为也会基本消失,相应的企业会计信息真实性会更高,盈余质量也会更高。此外,积极履行社会责任的企业,会有较高的思想道德水平,对待利益相关者会更加诚信和负责任,并不会为了达到企业的预期值而去调整会计信息,因此企业会减少盈余管理行为,大大提高盈余质量。综上,以社会责任为导向的企业更具有道德约束力,管理者从事社会不接受的盈余操纵行为的概率降低,进而其盈余质量越高,因此提出本文假设2。

H2：企业履行社会责任在内部控制和提高盈余质量之间发挥正向中介作用。

3 变量选择与研究设计

3.1 样本选择和数据来源

数据来自沪深两市A股上市公司2016—2020年的数据。去除金融类和房地产类企业、ST和*ST类,去除关键指标缺失的样本,最终共获得1 634家公司、8 170个观测值,并对所有连续变量进行必要处理。

3.2 变量选择

3.2.1 被解释变量

盈余质量(YDA)：选取修正的Jones模型来计算企业操纵性应计利润的值,其绝对值视为盈余管理程度,YDA值越小说明盈余质量越好。

3.2.2 解释变量

内部控制质量(XICQ)：迪博风险管理技术公司定期发布相关指数,这一指数越高则代表内部控制质量越高。本文将内部控制指数取对数。

3.2.3 中介变量

企业社会责任(ZCSR)：选取和讯网发布的社会责任综合评级得分为基础数据,并以该分数值除以100来衡量企业社会责任水平。

3.2.4 控制变量

1)企业规模(ASIZE)：以企业员工总人数的对数进行测度。

2)资产负债率(BLEV)：反应公司的财务风险,对于盈余质量的考量具有影响。

3)成长性(CGRO)：当期营业收入与年初营业收入的差再除以年初营业收入。

4)董事会规模(DBZ)：采取董事会总人数。

5)总经理与董事长是否是同一人(EDUAL)：对此指标的衡量采用虚拟变量,是同一个人取1,不是取0。

6)产权性质(FSTATE)：企业若为国有企业这一指标应当取值为1,否则取值为0。

7)行业虚拟变量(HIND)：对样本企业所在行业进行划分,当样本为某一特定行业时取值为1,否则为0。

8)年度虚拟变量(IYEAR)：当样本为某一特定年份时取值为1,否则为0。

3.3 模型构建

YDA=α0+α1×XICQ+α2×ASIZE+α3×BLEV+α4×CGRO+α5×DBZ+α6×EDUAL+α7×FATATE+IYEAR+HIND+εi,t

(1)

ZCSR=α0+α1×XICQ+α2×ASIZE+α3×BLEV+α4×CGRO+α5×DBZ+α6×EDUAL+α7×FATATE+IYEAR+HIND+εi,t

(2)

YDA=α0+α1×ZCSR+α2×ASIZE+α3×BLEV+α4×CGRO+α5×DBZ+α6×EDUAL+α7×FATATE+IYEAR+HIND+εi,t

(3)

YDA=α0+α1×XICQ+α2×ZCSR+α3×ASIZE+α4×BLEV+α5×CGRO+α6×DBZ+α7×EDUAL+α8×FATATE+IYEAR+HIND+εi,t

(4)

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计分析

表1为变量的描述性统计分析。根据数据显示,YDA最大值为2.177.最小值为0,说明企业盈余管理行为普遍且相差悬殊。内部控制指数的最小值、中位数、最大值依次为4.866、6.496 2、6.848,标准差为0.158,说明上市公司的内部控制建设表现状况良好。企业社会责任有正数、负数,数值相差巨大。负数说明公司在生产经营过程中并没有遵守规定履行社会责任,还对企业产生了负面影响。但是从整体看,中位数3.1180为正数,且靠近最大值,说明企业的社会责任整体相对集中,且表现很好。对于控制变量,其中企业成长性的最大值过大,与平均值、中位数相差巨大,说明个别企业的成长能力很强。董事会人数均值在8.4,中位数为9,董事长和总经理是否为1人的这个指标的平均值为0.29,说明大多数的企业两职是分离的。产权性质平均值0.354.说明非国有企业相对多一些。

表1 变量描述性统计

4.2 相关性分析

为了防止变量之间多重共线性影响回归分析的结果,为此进行了相关性分析和膨胀因子检验。首先看相关性分析(见表2),内部控制和社会责任与盈余质量都是负相关,大大低于0.5,都在1%水平上显著,初步验证了假设1社会责任和内部控制的相关系数为0.276,且在1%水平显著,初步验证了假设2。企业规模、董事会规模、产权性质显著负相关,资产负债率、成长性、董事长与总经理是否为同一人显著正相关。

表2 变量相关性分析

为了进一步确保不存在各个变量间严重多重共线性,进行了方差膨胀因子检验(见表3),数值均在1左右,明显小于10,不存在严重的多重共线性,可以保障本文回归结果的可靠性。

表3 方差膨胀因子(VIF)检验

4.3 多元回归分析

为了观察内部控制、社会责任和盈余质量之间的关系,依据4个模型进行了多元回归分析,如表4所示。

表4 多元回归分析

1)内部控制与盈余质量：表4模型(1)的回归结果中,内部控制的回归系数为-0.014 0在1%的水平显著,说明内部控制越好的企业,其盈余管理程度越低,盈余质量越高,证明本文的假设1。公司规模、董事会人数、董事长总经理是否一个人都是显著负相关,说明公司规模越大,进行的盈余管理行为越少,盈余质量越高。

2)内部控制、社会责任与盈余质量：表4模型(2)的回归结果中,社会责任和内部控制的回归系数为0.156 1,在1%水平正相关,说明内部控制执行对社会责任的履行发挥重要促进作用。模型(3)的回归结果中,社会责任和盈余质量的相关系数为-0.042 7,在1%的水平显著,说明企业积极履行社会责任会抑制企业盈余管理行为,提高企业盈余质量。

对模型(1)、(2)、(4)进行对比分析。模型(1)、(2)都显著,继续对模型(4)进行回归(见表4),在引入社会责任变量后,内部控制的相关系数为-0.007 7,在5%水平显著,对比模型(1)显著性有所降低,系数在降低,说明是社会责任在发挥中介作用,内部控制首先提高了社会责任,社会责任促进了盈余质量的提升,验证本文的假设2。

4.4 稳健性检验

为了进一步确保实证结果稳定,本文采取了以下的稳健性检验办法。

1)扩大样本,将年份扩大到2013—2020年。扩大年份后的模型进行回归结果与前文基本一致,如表5所示,内部控制与社会责任正相关,内部控制与盈余质量负相关,社会责任与盈余质量负相关,验证了内部控制对于盈余质量的促进作用,社会责任在其中的中介作用,结果稳健。

表5 2013—2020年回归结果

2)更换解释变量,用内部控制缺陷衡量内部控制质量,记为XICD,若不存在内部控制重大缺陷,取值为 1,否则取值为 0,对4个模型进行再一次的回归分析(见表6),内部控制与社会责任正相关,内部控制与盈余质量负相关,社会责任与盈余质量负相关,验证了内部控制对于盈余质量的促进作用,社会责任在其中的中介作用,结果稳健。

表6 替换变量回归结果

3)更换中介效应的检验办法(见表7),采用Sobel检验法,结果显示社会责任的Z值绝对值为9.11,通过1%水平显著,中介效应成立,结果稳健。

表7 中介效应检验

5 结束语

本文探讨了内部控制与企业盈余质量的关系,以及社会责任在其中发挥的中介作用,通过以上的实证检验和稳健性检验,本文得出以下结论：高质量内部控制促进盈余质量的提升;企业社会责任在内部控制促进盈余质量提升的过程中发挥部分中介作用。根据以上的结论,本文提出如下建议。

1)提高企业内部控制质量。提高企业的内部控制质量主要在于2个方面。①制度的完善性。企业在制定企业内部控制制度时既要有专业人员的帮助,又要有熟悉企业业务的人员协助,使内部控制制度符合国家规定的同时,又可以依据企业的生产经营特点制定出专项的内部控制制度。并且内部控制制度不能是一成不变的,要随着企业业务的变化和国家相关规定的修改与时俱进,新的业务会形成新的操作漏洞,要及时规避。②内部控制制度的有效执行。被束之高阁的内部控制制度是不能为企业的长期发展保驾护航的,内部控制制度要落到实处,细化到每个员工的操作要求。最后还要准备“急救”措施,当企业没有预料到的风险发生对企业造成损害时,可以有条不紊地进行修复,找到相关原因并依法进行责任追究。

2)促进企业积极履行社会责任。企业积极履行社会责任一方面来自于外部约束,具体而言就是国家对于企业安全生产的法律法规,还有国家对于产品质量的检测;另一方面在于企业自身的社会责任意识,只有企业自身具有强烈的社会责任意识,才会真正把产品质量、安全生产、员工权益、环境保护等要求落到实处。