会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） 书号： 2006年卷 第1辑（总第 9 辑）, 2006()会 计 论 坛Accounting Forum 内部控制效度对财务报告可靠性影响的调查研究 ∗贺 欣 【摘 要】 有效的内部控制能够合理保证财务报告的可靠性，这一直是制度基础审计的基础。但内部控制有效性对财务报告可靠性的合理保证程度有多大，内部控制的什么要素对财务报告可靠性更为敏感，则少有实证研究涉及。本研究采用问卷调查法对我国企业财务报告可靠性与内部控制系统之间的关系进行研究，从内部控制系统角度对防止财务报告舞弊、治理会计信息失真提出建议。实证研究显示，内部控制有效性与财务报告可靠性之间存在显著正相关关系。要提高财务报告的可靠性、防止会计信息失真，我国应扩大内部控制规范的范围，加强内部控制环境等方面的建设。审计人员也应关注内部控制环境等诸多因素对内部控制有效性和财务报告质量的影响。 【关键词】 财务报告可靠性 内部控制有效性 COSO报告 有效的内部控制能够合理保证财务报告的可靠性，一直是制度基础审计的基本假设之一。1994年，美国Treadway委员会下属的发起人组织委员会（COSO）发布的《企业内部控制――整体框架》（COSO报告）也指出，合理保证财务报告的可靠性是内部控制系统的三大目标之一。而在我国现有的制度背景下，企业内部控制有效性对财务报告可靠性的保证程度有多大，是否可以借鉴西方内部控制及审计模型的研究成果，全面提高我国企业财务报告的可靠性，是本研究关心的问题。本研究以COSO报告的内部控制框架为基础，采用问卷调查的方法，了解我国企业内部控制系统各因素对财务报告可靠性的保证程度，进而为我国会计信息失真的治理、内部会计控制规范的制定及审计模式的选用寻找经验证据的支持。 一、文献回顾 对于内部控制的规范，COSO1994年颁布的《内部控制――整体框架》（简称COSO报告）对内部控制的范畴进行了统一，内部控制系统是一个由企业的董事会、管理层和其他人员共同实施的过 收稿日期：2006-03-28 作者简介：贺欣，女，中南财经政法大学会计学院讲师，上海财经大学会计学院博士生。 ∗本文作为本人博士论文的一部分，在写作过程中得到了我的导师――上海财经大学会计学院朱荣恩教授的悉心指导，在研究设计过程中香港理工大学陈世敏教授给予了我无私的指导和帮助，问卷调查过程还得到了上海国家会计学院、中南财经政法大学MBA教育中心及MPAcc教育中心诸位老师的帮助，在此表示由衷的感谢。文中观点均属个人观点，作者文责自负。 63
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） 程，旨在为下列目标的实现提供合理保证：经营的效果和效率；财务报告的可靠性；符合企业所适用的法律和法规，由控制环境、风险评估、控制活动、信息与沟通及监管等五要素组成。在此之后，内部控制系统的概念已经扩展到企业生产经营的各个领域。除了管理决策之外的管理活动已经全都是内部控制的范畴（Kinney, 2000）。 我国关于内部控制的标准则主要是财政部于2001年起陆续颁布的《企业内部会计控制基本规范》（试行）等七个基本及具体规范（以下简称“规范”），旨在规范我国企业的内部控制行为。内部会计控制是指单位为了提高会计信息质量，保护资产的安全、完整，确保有关法律法规和规章制度的贯彻执行等而制定和实施的一系列控制方法、措施和程序。内部会计控制的方法主要包括：不相容职务相互分离控制、授权批准控制、会计系统控制、预算控制、财产保全控制、风险控制、内部报告控制、电子信息技术控制等。可见，我国规范中界定的内部控制范围明显窄于COSO报告的内部控制框架。 我国目前，无论是理论界还是实务界，均关注的是财务报告的可靠性，而以往的国内外实证研究多是规范研究，实证研究则主要是从财务舞弊角度，对财务报告舞弊的后果进行研究（毛志荣，2002），以及查找财务舞弊的公司治理因素等（陈汉文等，1999；刘立国、杜莹，2003）。对于财务报告可靠性与内部控制系统之间的关系，仅有少数的案例研究从内部控制系统有效性的角度查找财务舞弊的原因。几个案例研究中均提出舞弊公司中均存在内部控制制度不健全的现象（吴水澎等，2000；金彧昉等，2005）。 对于我国企业内部控制现状的调查研究则发现，我国企业内部控制机制不健全，内部控制制度的建立不尽完善（李若山等，2002；申富平和宋绍清，2003）。赵选民等（2004）对我国企业的问卷调查发现，内部控制与企业规模成正相关。在中小企业，特别是在所有权与经营权并未分离的私营企业中，内部控制很薄弱。在同等规模的企业中，经营效果与内部控制完善与执行程度成正相关关系，内部控制总体层次越高，其经营效果越好。董事会在企业中的核心地位不明显；企业领导对企业内部控制的建立和健全作用则非常大；企业内部控制对企业领导的控制薄弱；企业内部与外部需要者对内部控制所实现的目标偏差较大。辛金国等（2002）的调查发现，上市公司的内部控制比非上市公司好，股份公司比有限责任公司好，规模大的企业比规模小的企业好。 二、研究设计 无效的内部控制被认为是财务报告舞弊的主要原因之一（COSO, 1994）。内部控制有防范管理者舞弊、减少会计错弊和保证财务报告可靠性的作用（Hermanson, 2000；陈关亭 张少华，2003）。因此，笔者提出第一个假设： 假设1：内部控制的总体有效性与财务报告可靠性存在正相关关系 根据对几家上市公司的访谈调查，内部控制环境、内部会计控制规范体系、风险控制系统和信息沟通系统是影响内部控制有效性的重要因素（唐予华 李明辉，2003）。其中，内部控制环境对内部控制的有效性存在影响，进而对财务报告的可靠性存在间接影响（Shields , 2000）。控制环境作为企业整个内部控制系统赖以运行的环境，是内部控制系统的基础，直接影响内部控制系统的有效性，进而也会影响内部控制系统运行的效果，即影响财务报告的可靠性。笔者据此提出以下假设： 假设2：控制环境是否成熟与财务报告的可靠性存在正相关 控制活动主要涉及企业日常的经营和管理，是内部控制的主要内容，主要是指企业员工对于标准的控制制度及规范的执行程度。标准控制制度是内部控制系统中最易评估、最客观的部分，以往的实证研究中较多的都是标准控制制度的研究，但研究多着重标准控制制度与企业业绩之间的关系（Simon, 1987; Merchant, 1987）。理论上，标准控制制度具有制度的刚性，标准控制制度执行得越严格，管理者要通过报告粉饰等手段来满足各种契约对财务报告的要求时就越困难，企业的高管就越不可能操纵报表，财务报告的可靠性就越高。因此提出假设： 64
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） 假设3：企业的日常控制活动执行得越有效，财务报告的可靠性越高 在财务报告舞弊的案例中，高管舞弊造成的财务报告损失比例最大，高管人员逾越内部控制制度对财务报告进行粉饰，会对财务报告的可靠性造成极大的影响。舞弊的三角形理论认为，管理人员所面临的机会、压力及借口对财务报告舞弊有较大的影响（Dunn, 1999）。一方面，高管对内部控制的态度(the Tone at the Top)对企业选择财务报告会计处理方法有所影响，进而影响财务报告的可靠性（D’Aquila, 1998）。另一方面，高管自身的道德修养及在企业内建立的企业文化及道德氛围也会对高管及会计人员选择会计处理方法和编制财务报告的态度造成影响，进而对财务报告的可靠性造成影响。实证研究也发现，企业的行为守则和道德规范对财务报告的可靠性也存在影响（D’Aquila, 1998）。笔者因此提出以下假设： 假设4：高管对内部控制越重视，财务报告的可靠性就越高 假设H5：企业文化及道德守则制定和执行得越规范，财务报告的可靠性就越高 正式的信息沟通系统是企业高级管理人员了解企业实际情况的主要渠道，但在对财务报告舞弊案例的调查中，它并不是发现财务报告舞弊的主要手段，而非正式的沟通系统则是发现财务报告舞弊的主要手段（职业舞弊和滥用职权国家报告，RttN，2002，2004）。在我国，通过举报制度对企业高层管理人员的行为进行监督和检查并发现问题的案例更是不胜枚举。据此，笔者提出假设： 假设6：非正式的沟通系统越有效，财务报告的可靠性越高。 三、问卷设计及调查 为了了解企业高管人员对财务报告可靠性程度及企业内部控制系统有效性的评估，本研究对我国非上市公司高管人员进行问卷调查。问卷调查的内容主要针对企业财务报告的可靠性及内部控制系统、内部控制各要素设计及执行的有效性。问卷采用1－7分的利科特量表，1分代表最差，7分表示最好。其中，财务报告可靠性是指企业管理者的主观故意行为，问卷题项的设计则是对管理者不同动机的对财务报告的粉饰进行考察和评估，参考Gist等（2004）对财务报告可靠性的衡量，对不同类型的影响财务报告可靠性的行为进行计量。 内部控制系统有效性是指保护投资者利益的、合理保证财务报告可靠性的内部控制系统的有效性，与实现内部控制其他目标的控制方法、程序和措施存在交叉。内部控制系统总体的有效性可以分为设计的有效性和执行的有效性。另一方面，内部控制系统是由各内部控制要素构成，内部控制总体有效性需要各内部控制要素的有效性来保证，因此，本研究分别以我国内部会计控制规范的标准和COSO委员会《内部控制——整体框架》（简称COSO报告）的内部控制框架两种标准对内部控制系统的有效性进行计量。题项的设计则参考Simons(1987)、Ramos(2004)、翁秀芬（2004）的内部控制问卷及加拿大CoCo委员会的内部控制自我评估问卷等。 用于调查的问卷题项首先是根据以前的内部控制研究理论及文献的问卷题项及设计思路设计，经过与学术界的内部控制专家、会计学者及三位实务界内部控制及内部审计专家对所有问题的详细讨论和修改，并在小范围内对问卷进行测试后，最终得到正式调查的问卷，共计31题。 本研究样本来源于中南财经政法大学EMBA和MPAcc学员和上海国家会计学院财务总监培训①班及公开课学员的问卷调查。主要是面向国有企业、私营企业等非上市公司的高级管理人员了解相关各企业的财务报告及内部控制情况。总共发放问卷536份，回收205份，有效问卷160份，回收率为%。最后剔除金融机构、政府机构、上市公司及重复问卷等，最后用于统计分析的问卷共计为115份。 ①虽然通过向培训班及MBA、MPAcc学员收集来的数据具有一定的自选择问题，但是，与在我国获取非上市公司数据的难度相比，通过这些途径进行问卷调查是一种较好的获取样本的手段。 65
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） ①为保证问卷调查的有效性，问卷回收后，本研究还对问卷数据进行了信度、效度及维度检验。由于COSO报告指出，内部控制的五要素在控制方法、手段和程序方面存在重叠，对内部控制各要素进行因子分析的结果也发现各要素均存在多维性问题，因此，本研究在取得数据后，采用因子分②析法对内部控制具体要素进行降维。通过因子分析得到内部控制具体控制要素的六个因子，载荷矩阵如表1所示。 通过对内部控制六个因子所包含的问题的分析，各因子的含义都属于COSO报告五要素的范畴，但划分方法与COSO报告有所不同。从各因子所包含的题项看，笔者将内部控制系统包含的因素为分高管执行内部控制的程度，员工执行内部控制的程度、企业文化和道德守则、监管、正式的信息沟通系统及非正式的沟通系统等。其中，高管执行内部控制的程度不仅包括高管对内部控制的态度，还包括高管在日常生产经营活动中是否一致地执行内部控制制度等规范，以及企业是否有标准的程序将内外部的风险信息定期报告给中高级管理者。员工执行内部控制的程度不仅包括日常经营活动中一般雇员是否坚持执行内部控制制度，还包括企业的中下层管理人员执行内部控制的程度。企业文化及道德守则包括COSO报告中控制环境要素的内容，还包括企业计算机控制中的一般控制，即计算机系统运行环境控制的评估，虽然COSO报告中将其列入控制活动，但因子分析则将其归在一起，作为控制环境的一部分。这体现出我国企业管理者对计算机控制的认识，认为其并不是日常的控制活动，而是属于控制环境的内容。可以看出，因子一和因子三主要是关于企业内部控制环境的变量，员工执行内部控制的程度则主要是衡量企业控制活动的题项。监管因子与COSO报告的划分一样，是企业董事会及内部监督机构对内部控制系统运行情况的监督及追踪程度的有效性。因子分析将企业的信息与沟通系统要素分为正式的信息与沟通与非正式的沟通系统，原因可能是非正式的沟通系统的计量是采用单选模式而不是利克特量表，为了统计的有效性，本研究并不将其强制合并。 表1 内部控制因子分析载荷矩阵 题项 成份 (题号 代码) 1 2 3 4 5 6 高管执行内员工执行内部控企业文正式的信息 部控制的程制制度的程度/控化、道德监管 非正式的沟通系统沟通系统 度 制活动 守则 8(1) r1 8(2) r2 8(3) r3 9 r4 4 e1 10 IC01 11 IC02 14 a5 13 a4 12 a3 15 a6 5 e2 17 a8 ①利用SPSS软件，本研究分别对企业内部控制总体有效性和内部控制各因素进行了内部一致性分析，各变量的Cornbach alpha值位于～之间，满足对问卷信度的要求。 本研究还对各题项的判别力进行测试，求出各题项的决断值（CR值），来决定是否对某些不显著的题项进行删除。所有题项的p值均显著性，通过了鉴别度检验，说明所有题项均可用于测试。这同时也说明问卷具有判别效度，能够对不同的样本进行区别。问卷又具有聚敛效度，又具有判别效度，说明问卷具有较好的建构效度。 本研究还使用Nunnally(1967)的方法计算各题项分数与内部控制各要素分数的相关系数，以确定该问题是否属于该因素，还是属于其他要素，或者应该将该问题剔除。各控制要素分数是该要素所设计的具体问题分数的算术平均数。相关系数表明各题项与其对应的内部控制要素有密切关系，说明题项的归类适当，但同时许多题项也与其他内部控制要素之间存在显著的关联，说明内部控制五要素之间存在密切的联系。 ②从碎石图看，较好的因子数是6个或10个，本研究采用6个因子已经具有较好的经济意义，因此，采用6个因子进行进一步的分析。 66
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） 6 e3 7 e4 16 a7 24 c6 18 a9 26 m2 25 m1 27 m3 20 c2 21 c3 19 c1 22 C04 23 C05 提取成份提取方法：主成份分析法，旋转方式：Kaiser正态化最大方差法 a 经8次旋转得到。 题项代码中，e为控制环境，r为风险评估,a为控制活动，c为信息与沟通，m为监管。 因子的解释能力为%。 四、模型构建 本研究参考Beasley(1996)的董事会结构与财务报告舞弊关系的模型，研究内部控制因素对财务报告可靠性的影响。模型构建如下： 模型1：FR =α+ α× IC＋α×Nature+ α×Locate+ α×Age + α×Lne＋α×Industry＋ε i0 1i2i3i 4i5 i6ii 模型2：FR =α + α×Factor + α×Factor+ α×Factor+ α×Factor+ α×Factor＋i011i22i33i44i55iα×Factor＋α×Nature＋α ×Locate ＋α ×Age ＋α × Lne ＋α× Industry ＋6 6i7i8i9i10i11iε i 其中，FR 财务报告可靠性的综合评分 i IC 以规范为标准评估的内部控制总体有效性的评分 iFactor－Factor 以COSO报告为标准评估的内部控制系统的六个因子 1i6iNature 股权性质控制变量，分别代表国有企业、民营企业、外资企业及事业单位 iLne 企业雇员的对数，表示企业规模 iIndustry 行业控制变量 iAge 企业成立的年限 iLocate 是企业所处的地域，1为沿海发达地区，0为内陆地区 i模型1是考察以我国《内部会计控制规范》中内部控制的定义为框架的内部控制系统的总体有效性与财务报告可靠性之间的关系，模型2考察的是以COSO的内部控制框架为基础评估的内部控制有效性与财务报告可靠性之间的关系。 模型中控制变量是针对管理者有关财务报告行为的动机（压力）设计，主要参考Beasley(1996)模型中管理者舞弊动机的控制变量。其中，股权性质是用来衡量不同类型的企业受政府监管程度的不同而产生的财务报告舞弊动机程度上的差异。我国的国有企业在很长的时间内一直承担着部分社会职能，即“企业办社会”。国有企业帮助承担了很大一部分员工的退休金、社会福利及冗余的职工等社会负担（Lin et. al, 1998; Goodall & Warner, 1999）。这使得国有企业的业绩受到很大的影响。要满足监管部门及企业各利益相关方的要求就更加困难，企业管理者通过报表粉饰等手段操纵业绩的压力更大。而外资企业和民营企业没有社会负担，完全由市场导向决定，企业管理者进行财务报告舞弊的压力相对较小。因此，本研究采用股权性质（Nature）控制不同类型企业管理者财务报告舞i弊动机上的不同。 67
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） 舞弊财务报告国家委员会（AICPA，1987）研究发现，上市时间的长短会对公司带来一定的业绩压力。新上市公司的管理者有更大的压力要去满足市场的盈利预期，因此有更大的可能性进行财务舞弊，而上市时间越长的公司越可能通过其他措施来满足市场的要求。本研究采用公司成立年限（Age）作为替代变量来控制成立年限对财务报告舞弊压力的影响。 i在中国社会主义市场经济初期，各种大型企业是各地政府税收的主要来源及政府官员的政绩来源，各地方政府对大型企业的许多方面均有很多的要求。这些都导致大型企业在财务报告舞弊方面的压力更大，大型企业的高级管理人员可能在业绩未达到要求时，为满足企业雇员和政府监管部门等相关方的要求而采用报表粉饰、盈余管理等手段操纵盈余，影响财务报告的可靠性。本研究采用企业雇员的对数（Lne）作为企业规模的替代变量。 i竞争的激烈程度会影响企业管理者财务报告舞弊的压力。不同行业的产业政策和参与市场竞争程度都不相同，会导致企业管理者面临不同程度的市场竞争压力，进而影响管理者财务报告舞弊的动机和压力。因而，本研究以行业控制变量(Industry)作为不同行业竞争激烈程度的替代变量，控制i不同行业的竞争对财务报告可靠性的影响。行业分类是根据我国证监会对上市公司进行行业划分的①标准，将研究对象分为十三大类。 1992年以来，中国开始在沿海地区划定经济特区，对经济特区内的企业给予大力的扶持，包括各种税收及管理上的优惠政策，造成不同地区的企业竞争上的不平等，虽然近年来国家逐渐取消优惠的税收政策，实施“振兴东北老工业基地”和“西部大开发”等战略，但这种差异仍旧存在，东西部地区的企业参与市场竞争的程度存在很大差异。市场化程度越高的企业，企业的业绩和状况较好，财务报告舞弊的压力小，财务报告更为可靠，而不发达地区的企业，企业业绩和状况相对较差，财务报告舞弊的压力较大。因此，本研究将企业所属地区(Locate)作为控制变量，控制不同地区企业i参与市场竞争程度的不同对财务报告可靠性影响的不同。 五、描述性统计 表2列示了我国企业财务报告可靠性及内部控制有效性的问卷调查结果。从评估结果看，各内部控制要素及财务报告可靠性评价的平均值均小于中位数，在－之间，最小的均值是风险评估，最大均值是财务报告可靠性。这说明从总体上我国企业已经基本建立了内部控制系统，但并没有达到系统的、整合的程度。风险评估的分数最低，说明各企业或者是对风险管理不予以重视，或者是采用风险管理的时间不长，导致风险评估的有效性最低。 表2 全部样本内部控制与财务报告可靠性描述性统计 N 均值 中位数 最小值最大值 标准差偏度 Z值* 控制环境 () 风险评估 () 控制活动 () 信息与沟通 () 监管 () 内部控制总体有效性 () 财务报告可靠性 () 雇员人数 1002649 354 4 70000 8689 () ①由于金融保险类企业需要遵循的内部控制法规及制度与其他类型的企业存在差异，因此，在统计分析时，不考虑金融保险业企业。 68
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） 资产（万元） 8490900 25000 10 1480000 217566 () * Kolmogorov-Smirnov检验 各变量的评估分数均存在负偏，即被试均有高估的倾向。财务报告可靠性分数的均值和负偏都最大，均值为，负偏为－，说明财务报告是企业经营成果的最终表现形式，是各方评价企业状况、实施奖惩措施的重要信息来源，企业的高管人员无论从自身利益出发，还是从企业角度考虑，均存在对其进行高估的动机。在内部控制系统的各项评分中，对内部控制总体有效性评价的负偏最低，为，对企业控制活动评价的负偏最高，为。说明控制活动作为内部控制系统的核心组成部分，是我国企业管理者最为重视的部分，因此是评价时高估最多的部分；但也说明我国企业对内部控制的认识还停留在标准的内部控制制度上。根据K－S检验的Z值，风险评估、监管和财务报告可靠性拒绝正态分布假设，其他变量则不能拒绝正态分布的原假设。因此，根据线性回归模型的统计要求，本文对所有变量的数据均进行了标准正态化。 Spearman检验(表3)发现，内部控制六因子中，只有四个因子与财务报告可靠性呈显著的相关关系，高管执行内部控制的程度和非正式的沟通系统与财务报告可靠性之间并不显著相关。相关系数均满足线性回归分析的要求。 表3 财务报告可靠性与内部控制因子Spearman相关系数表 高管执行员工执行内正式的信财务报告企业文化、非正式的 内部控制部控制的程监管 息沟通系可靠性 道德守则 沟通系统的程度 度 统 财务报告可靠性 1 *********** *** 高管执行内部控制的 1 程度 员工执行内部控制的 1 程度 企业文化、道德守则 1 监管 正式的信息沟通系统 1 非正式的沟通系统 1**** 在的显著性水平（双侧）下显著，*** 在的显著性水平（双侧）下显著 六、假设检验 两个模型均采用加权最小二乘法进行回归分析，模型均通过了F检验、D－W检验，满足回归2分析的要求，调整的R分别为及，分别在和的水平上显著。 模型1： 从模型1的结果（表4）看，我国内部会计控制总体有效性与财务报告可靠性存在显著正相关性，t值刚刚达到的重要性水平，且系数的符号为正，说明内部控制总体有效性与财务报告可靠性存在正相关关系，支持假设一，内部控制越有效性，财务报告的可靠性越高。可见，要保证我国企业财务报告的可靠性，加强企业内部控制系统的建设确实是一个有效的途径。 如表5所示，模型1中α的符号与预期的方向相一致，且在的水平上显著，假设1得到支1持。同时，模型2中内部控制所有因子均与财务报告的可靠性呈正相关关系，这也支持假设1的说法，即内部控制总体有效性与财务报告可靠性存在显著的正相关关系，内部控制越有效，财务报告的可靠性越高。 模型2： 69
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） 模型2采用因子分析法进行降维，能够有效控制内部控制五要素各变量存在多维度及高度相关的问题。如表4所示，员工执行内部控制的程度（因子2）和正式的信息沟通系统（因子5）均在的水平上与财务报告的可靠性显著正相关，高管执行内部控制的程度（因子1）、企业文化和道德守则（因子3）在的水平上显著为正，监管（因子4）和非正式的沟通系统（因子六）系数则不显著。从重要性水平看，我国目前员工执行内部控制的程度及企业正式的信息沟通系统的有效性是对财务报告可靠性影响最大的两个因子，说明我国企业内部控制制度及内部报告制度建设等基础工作建设仍旧比较重要，对我国财务报告的可靠性有显著影响。内部控制系统的规范化和标准化仍是目前我国财务报告质量治理和内部控制系统建设的重点。 两个模型中，企业的规模均与财务报告的可靠性呈现负相关关系，即企业规模越大，财务报告的可靠性越低。但系数并不显著，说明规模对财务报告可靠性的影响还没有达到显著负相关的程度。这可能是由于规模不经济的结果，也可能是我国市场经济的制度环境仍在逐步建立和完善的过程中，各方面对企业的不同的监管和治理约束机制在现有状况下共同作用的非均衡结果。 模型2中属于控制环境的因子一和因子三的系数在的水平上显著为正，说明控制环境对财务报告的可靠性有显著的正相关关系，假设2得到支持，控制环境越规范，财务报告的可靠性越高。假设四和五也得到支持，高管执行内部控制越好，财务报告的可靠性越高；企业文化及道德守则越规范，财务报告的可靠性也越高。模型2中α符号与预测一致，但T值不显著，假设六仅得到部分支持。 6a,b表4 内部控制有效性与财务报告可靠性回归结果表 模型1：FR =α+ α× IC＋α×Nature+ α×Locate+ α×AGE + α×Lne＋α×Industry＋ε i0 1i2i3i 4i5 i6ii模型2：FR =α + α×Factor + α×Factor+ α×Factor+ α×Factor+ α×Factor＋α×Factor＋α×Nature＋α i011i22i33i44i55i6 6i7i8×Locate ＋α ×AGE ＋α × Lne ＋α× Industry ＋ε i9i10i11ii模型 系数 t 1 截距 预测变量： 内部控制 * 控制变量： 成立年限 ** 地区 ** Adj-R Square F值 ** N882 截距 预测变量： 高管执行内部控制的程度 ** 员工执行内部控制的程度 *** 企业文化、道德守则 ** 监管 正式的信息沟通系统 *** 非正式的沟通系统 Adj-R Square F值 *** N87 a 因变量: 财务报告可靠性 70
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） b 加权最小二乘回归 *在的水平上显著，**在的水平上显著，***在的水平上显著 注：由于许多控制变量的系数不显著，此处没有列示，只列出系数显著的控制变量的结果 七、结论及建议 两个模型的显著性水平均说明内部控制的有效性对财务报告可靠性具有重要的影响，模型2中六个因子中的四个因子均与财务报告可靠性存在显著的正相关关系，说明扩大内部控制定义的范围可以显著提高对财务报告的可靠性的保证程度。因此，在我国，要保证财务报告可靠性，防止会计信息失真，首先应扩大内部控制系统建设和规范的范围。一方面，企业在内部控制系统及制度的建设上应考虑多个因素的发展和完善，不仅要加强标准的内部控制制度和企业信息沟通渠道的建设，还要注重高管及企业员工内部控制意识的培养，加强企业文化及道德守则的建设等；另一方面，企业外部的政府监管部门应扩大内部控制规范的范围，并加大内部控制规范的约束力，加强对企业高管人员内部控制执行情况的监督和控制，才能有效保证财务报告的可靠性。 其次，高管执行内部控制的程度和企业文化、道德守则与财务报告可靠性之间的显著正相关意味着，审计人员在对企业的内部控制系统有效性进行评估时，不能仅依据现有的规范，还应关注企业内部控制环境、高管人员和员工执行内部控制的程度等因素对内部控制有效性的影响，扩大内部控制系统的评估范围，以提高审计质量、降低审计风险。 表5 假设检验结果汇总表 假设 内容 对应模型及系数 预测符号 系数 T值 内部控制的总体有效性与财务报告可靠1 1，α ＋ * 1性存在正相关关系 控制环境是否成熟与财务报告的可靠性2，α ** 1 2 ＋ 存在正相关 2，α ** 3企业的日常控制活动执行得越有效，财务3 2，α ＋ *** 2报告的可靠性越高 高管对内部控制越重视，财务报告的可靠4 2，α ＋ ** 1性就越高 企业文化及道德守则制定和执行得越规5 2，α ＋ ** 3范，财务报告的可靠性就越高 非正式的沟通系统越有效，财务报告的可6 2，α ＋ 6靠性越高 说明：＊在的水平上显著；＊＊在的水平上显著；＊＊＊在的水平上显著 ____________________________ 参考文献： 1.陈关亭、张少华.2003.论上市公司内部控制的披露及其审核.审计研究，6。 2.陈汉文、林志毅、严晖.1999.公司治理结构与会计信息质量——由“琼民源”引发的思考.会计研究，5。 3.金彧昉、李若山、徐明磊.报告下的内部控制新发展.会计研究，2。 4.李若山、覃东、周莉珠、祁新娥.2002.新《会计法》实施情况的问卷调查分析.会计研究，4。 5.刘立国、杜莹.2003.公司治理与会计信息质量关系的实证研究.会计研究，2。 6.毛志荣.2002.信息披露违规处罚实际效果研究.深圳：深圳证券交易所综合研究所.深证综研字第0054号. 71
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） 7.申富平、宋绍清.2003.内部会计控制制度建设实证研究.审计研究，4。 8.唐予华、李明辉.2003.内部会计控制与会计信息质量研究.北京：中国财政经济出版社。 9.翁秀芬.2004.领导风格与组织文化与企业内部控制制度执行成效关联性之研究．东吴大学硕士学位论文（未发表）。 10.吴水澎、陈汉文、邵贤弟.2000.企业内部控制理论的发展与启示.会计研究，5。 11.赵选民、刘海斌、张立民.2004.我国企业内部控制现状研究.陕西省经济管理干部学院学报，5。 Institute of Certified Public Accountants, National Commission on Fraudulent Financial Reporting(AICPA). 1987. Report of the National Commission on Fraudulent Financial Reporting. New York, NY: AICPA. of Certified Fraud Examiners, 2002, 2002 Report to the Nation on Occupational Fraud and Abuse of Certified Fraud Examiners, 2004, 2004 Report to the Nation on Occupational Fraud and Abuse of Sponsoring Organizations of The Treadway Commission, Internal Control—Integrated Framework, 1994 Edition. M. Hermanson, 2000. An Analysis of the Demand for Reporting on Internal Control. Accounting Horizons. (September): 325-341. M. D’Aquila, 1998, Is the Control Environment Related to Financial Reporting Decisions? Managerial Auditing Journal, 13(8): 472-478 Yifu Lin, Fang Cai, Zhou Li, 1998, Competition, policy burdens, and state-owned enterprise reform, The American Economic Review; vol. 88(2): 422-427. Goodall; Malcolm Warner, 1999, Enterprise reform, labor--management relations, and human resource management, International Studies of Management & Organization; vol. 29(3): 21-36. S. Beasley, 1996, An Empirical Analysis of the Relation Between the Board of Director Composition and Financial Statement Fraud, the Accounting Review, Vol. 71(Oct.), -465 , K. A., 1987, Fraudulent and Questionable Financial Reporting: A Corporate Perspective, Financial Executives Research Foundation, . D. Shield, F. Johnny Deng, Yutaka Kato, 2000, the Design and Effects of Control Systems: Tests of Direct- and Indirect-effects Models, Accounting, Organizations and Society, 25: 185-202. Ramos, 2004, Just How Effective is Your Internal Control?, Wiley Periodicals, Inc., Dunn, 1999, Fraudulent Financial Reporting: a Deception Based on Predisposition, Motive and Opportunity, PhD. Dissertation of Boston University Simons, 1987, Accounting Control Systems and Business Strategy: An Empirical Analysis, Accounting, Organizations and Society, Vol. 12(4), -371 Criteria of Control Board of the Canadian Institute of Chartered Accountants(CoCo), Guidance on Control: Control and Governance, 1995. R. Kinney, Jr., 2000, Research opportunities in internal control quality and quality assurance, Auditing: a Journal of Practice & Theory, 19(supplement) E. Gist, Guy McClain, Trimbak Shastri, 2004. User Versus Auditor Perception of the Auditor’s Reprot on Intenal Control. American Business Review. 22(2): 117-129. Empirical Research on the Relationship of the Effectiveness of Internal Control System and the Reliability of Financial Reporting in China He Xin 72
会 计 论 坛 2006年卷 第1期（总第9期） Abstract Effective internal control system is thought as an effective approach to preventing from financial fraud. But There are little empirical research on the relationship of the effectiveness of internal control system and the reliability of financial reporting. This statistics analysis on the questionnaires about internal control factors focus on the relationship of the effectiveness of internal control system and the reliability of financial reporting in China. The results shows that the effectiveness of internal control system is relate significantly to the reliability of financial reporting. When establishing internal control rules, we should not limit to accounting control and should consider more factors such as internal control environment and enterprises’ culture which effect internal control systems. Auditors should consider more factors, such as internal control environment, when appraising the effectiveness of internal control system. Key Words The reliability of financial reporting The effectiveness of internal control system COSO report 73
