一、研究動機與問題的提出
2010 年我國《企業內部控制配套指引》出臺後，上市公司除了需要進行年度財務報表審計(以下簡稱財報審計)外，還需普遍進行內部控制審計。2011—2013 年間，共有85 家公司收到了“非清潔”的內控審計意見①，其中38 家公司同時收到了“非清潔”財報審計意見，47 家公司則收到了“清潔”的財報審計意見。以往文獻顯示，當公司收到“非清潔”財報審計意見時，市場能夠做出顯著的負反應(Chen 等，2000;李增泉，1999)。但如果公司收到了“清潔”的財報審計意見，而僅僅在內控審計中收到“非清潔”意見，對於投資者而言可能是相對新生的事物，市場將如何反應，尚無經驗證據。
從理論上講，如果上市公司收到了“非清潔”的內控審計意見，通常意味着公司存在明顯的內控缺陷。這些內控缺陷對財務報表審計的含義在於，它們可能伴隨着較低的財務報告質量(如Doyle 等，2007b;Ashbaugh睸kaife 等，2008)，並更有可能導致財務報表發生重大錯報，因此投資者有理由對“非清潔”內控審計意見作出負向反應。另一方面，DeFond 和Zhang (2014)指出，“非清潔”內控審計意見可能並不必然意味着財務報表存在錯報，相反可能說明審計師發現並報告了“本可能會導致錯報的內控缺陷”，並且向市場傳遞了內部控制有所改進的信號，因此“非清潔”內控審計意見的市場反應方向並不明確。
在我國， “非清潔”內控審計意見的市場反應也引發過媒體的關注。比如，上海家化(600315)在2013 年年度財務報表審計中收到標準無保留意見的同時收到了否定意見的內控審計報告，但是，“作爲2014 年公佈的第一份否定意見內控審計報告，值得注意的是，上海家化股票並未受此影響下跌，反而高開高走”，媒體甚至提出“否定意見內控審計報告其實沒那麼可怕”。
爲此，我們的思路是先分析當公司僅僅在內控審計中收到“非清潔”意見時，是否意味着財務報告可靠性存在問題。以此爲基礎，再識別和評價股票市場對“非清潔”內控審計意見的反應。鑑於針對內控審計意見的投資者認知的證據尚十分有限(DeFond 和Zhang，2014)，我們基於資本市場檔案數據的研究有助於拓展該主題的學術文獻，並回應了媒體對資本市場新問題的關注。
二、制度背景與文獻回顧
美國在2002 年頒佈的《薩班斯—奧克斯利法案》404 條款提出對與財務報告有關的內部控制之有效性進行審計的要求。我國財政部等部門和監管機構自2008 年以來先後發佈了《企業內部控制基本規範》等一系列規定，其中2010 年《企業內部控制配套指引》(包括內部控制應用、評價和審計指引)要求上市公司和非上市大中型企業應當對內部控制的有效性進行自我評價，同時應聘請會計師事務所對財務報告內部控制的有效性進行審計;註冊會計師應當對財務報告內部控制的有效性發表審計意見。相應地，我國上市公司通常需要同時進行兩類審計：財務報表審計和內部控制審計。財務報表審計對財務報表是否按照會計準則編制發表意見，而內控審計則要求對與財務報告相關的內部控制的設計和運行有效性發表審計意見，因此財報審計和內控審計在目標上既有聯繫，又存在明顯區別。
以往研究已經發現，在我國股票市場中，投資者能夠對上市公司在財報審計中收到的“非清潔”審計意見做出顯著負向的股價反應(Chen 等，2000;李增泉，1999)。但是，當上市公司同時進行財報審計和內控審計時，還可能收到“非清潔”的內控審計意見。由於內控審計在我國資本市場的起步較晚，投資者面對“非清潔”內控審計意見，特別同時伴隨着“清潔”的財報審計意見時可能尚未形成充分的理解。
基於發達資本市場的經驗證據顯示，內部控制不可信賴的公司規模相對更小，更年輕，面臨更高的破產風險(Ashbaugh睸kaife et 等，2007;Doyle 等，2007a)，並且伴隨着更差的盈餘質量(Doyle 等，2007b;Ashbaugh睸kaife 等，2008)。這些特徵可能成爲投資者在股票交易決策中的參考因素。從這個角度出發，一些研究發現“非清潔”的內控審計意見伴隨着顯著的負面市場反應(如Ashbaugh睸kaife等，2009)。然而，由於“非清潔”內控審計意見可能並不必然意味着財務報表重大錯報的發生，而主要說明審計師發現了本可能會導致重大錯報的內控缺陷，因此有可能向市場傳遞了內部控制改進、內控審計獨立的信號，從而“非清潔”內控審計的市場反應可能並不必然爲負(DeFond 和Zhang，2014)。比如，Beneish 等(2008)發現，股價與遵照薩班斯法案404 條款審計的內控重大缺陷披露之間並無顯著相關關係。相應地，現有文獻關於投資者對“非清潔”內控審計意見的市場反應研究缺乏一致的結論。
關於內控審計意見的經濟後果，國內文獻同樣較爲有限。方紅星等(2013)發現，在我國債券市場中，上市公司披露正面意見的內部控制鑑證報告能夠向外界釋放高信息質量的信號，降低投資者面臨的信息風險，從而使公司債券獲得較低的信用利差。張繼勳等(2011)的實驗證據顯示，內控審計意見的不同類型會影響投資者對財務報表重大錯報風險的感知及其投資可能性。進一步地，張繼勳和何亞南(2013)的實驗證據發現，與收到“清潔”的內控審計意見相比，如果公司的內控審計收到了否定意見，則降低了個體投資者對公司收到的“清潔”財報審計意見的信心。基於上述文獻回顧可見，關於我國股票市場投資者如何對“非清潔”內控審計意見做出反應，仍缺乏較爲系統的檔案式證據。
三、“非清潔”內控審計意見的財報質量含義
考察和評價“非清潔”內控審計意見的股票市場反應的一個重要前提是，投資者應當如何做出反應？如果一家公司僅僅在內控審計中收到“非清潔”意見，而該意見並不意味着公司財務報告質量低下，甚至如果還意味着內部控制改進、內控審計獨立，投資者自然沒有必要做出負面的反應。但如果公司僅收到“非清潔”內控審計意見仍然意味着財務報告不可靠，那麼投資者的理性反應是對該新信息做出負面反應。
四、“非清潔”內控審計意見的市場反應
(一)檢驗模型
與財報審計意見類似，內控審計意見也在上市公司的年度報告中專項披露。因此我們以公司年報公告日作爲事件日，度量事件日附近的累計超額股票回報率。參照以往文獻(如Chen 等，2000)，我們採用市場模型計算股票超額收益率：Rij t = αij + βijRmjt + εij t (2)其中Rij t爲公司i 第j 年年報發佈日周圍第t 個交易日的回報;Rmjt爲公司i 第j 年年報發佈日周圍第t個交易日對應的市場回報，上述股票回報均爲考慮現金股利投資之後的股票回報率。在計算超額回報率時，估計期間爲[-150， -30]，且要求每個觀測至少有100 個交易日數據。接下來將市場模型計算出的殘差值作爲公司股票超常回報ARit，並在[-1， +1]共3 個交易日的時間窗口內進行累計，計算出公司i 第j 年年報公佈日附近的累計超額回報CARij：CARij = Σ (Rij t - αij - βijRmjt) (3)爲了檢驗公司年報公佈日附近“非清潔”內控審計意見的市場反應，借鑑Chen 等(2000)的研究設計，估計如下模型(4)： CARij = α0 + α1 MOD_ ICONLYij + α2△ Eij矼OD_ ICONLYij + α3 MOD_ FAij + α4△ Eij MOD_ FAij + Controls + εij (4)其中CARij爲公司i 第j 年年報公佈日附近3 個交易日內的累計超額回報率。模型(4)中△ Eij爲公司i 的財務業績(以淨資產收益率度量)從第j1 年到第j 年的變動。以往研究表明，在我國股票市場中“非清潔”的財報審計意見具有明顯的負向市場效應，因此爲了排除財報審計意見的潛在干擾，需要將公司收到“非清潔”內控審計意見的情形單獨分離出來，因此在納入MOD_ ICONLYij的基礎上還納入MOD_ FAij，以控制“非清潔”財報審計意見伴隨的市場反應。除了考察“非清潔”意見本身的截距效應，還納入業績變動(△Eij)與“非清潔”意見(MOD_ ICONLYij或MOD_ FAij)的交互項。研究中以內控審計和財報審計均收到標準無保留意見的觀測作爲參照組，對模型(4)進行最小二乘法迴歸。參照Chen 等(2000)，模型(4)還控制了年報中同時披露的、可能引起股價負向變動的重大事項，包括管理層變更(MGMTCHGij取1 時表示年報中披露了董事長或總經理變更，否則取0)、法律訴訟或仲裁(LAWSUITij取1 時表示年報中披露了訴訟或仲裁事項，否則取0)以及現金股利減少(DIVDECRij取1時表示年報中宣佈的現金股利少於上年發放水平，否則爲0)。此外，還控制了年度和行業固定效應。爲了緩解市場超額回報率的潛在度量誤差，還使用市場調整模型計算日超額回報率(ARij = Rij t - Rmjt)，相應計算的累計超額回報率作爲因變量的替代變量。
(二)單變量分析
圖1 展示了[-2， +2]窗口內各個交易日的累計超額回報，縱座標表示累計超額回報在各個樣本組的均值。其中MOD_ ICONLY 代表僅內控審計收到“非清潔”意見、財報審計收到“清潔”意見的公司材甓裙鄄庾;MOD_ FA 代表財報審計收到“非清潔”意見的公司材甓裙鄄庾;參照組則爲內控審計和財報審計均收到“清潔”意見的公司材甓裙鄄庾欏Ｍ1 顯示，當財報審計收到“非清潔”意見時，股票市場投資者在年報公佈日附近作出了明顯的負向反應，這與Chen 等(2000)的發現一致。MOD_ICONLY 組的股票市場反應明顯不如MOD_ FA 組那麼負面，介於MOD_ FA 組與參照組之間。表3 進一步列示了CAR [-1， + 1]的描述性統計及組間比較結果。表3 顯示，對於財報審計收到“非清潔”意見的觀測組(MOD_ FA 組)，CAR 的均值和中位數均顯著小於參照組(p<0 01);而對於僅內控審計收到“非清潔”意見的觀測組(MOD_ ICONLY 組)，CAR 的均值和中位數與參照組之間均不存在顯著差異
(三)多元迴歸結果
表4 同時列示了基於市場模型和市場調整模型計算的累計超額回報作爲因變量時的模型(4)多元迴歸結果。結果顯示，MOD_ FAij的係數以及△Eij MOD_ FAij的係數均顯著小於零(p < 0 01 或<0 05)，意味着在我國股票市場中，“非清潔”財報審計意見總體上具有顯著的市場負反應，而且還伴隨着顯著更低的盈餘反應係數。這些結果與以往文獻的發現一致(Chen et al ，2000)。相比之下，MOD_ ICONLYij的係數與零無顯著差異，△ Eij MOD_ ICONLYij的係數也與零無顯著差異。這意味着股票市場投資者對於僅內控審計收到“非清潔”意見的公司並沒有做出顯著的.負反應，也沒有顯著弱化對業績變動的信心。對於模型的控制變量，△Eij的係數總體上顯著爲正，意味着對於財報審計和內控審計均收到“清潔”意見的公司，業績增加越多，市場反應越好。管理層變更總體而言引發了負面的市場反應。基於DeFond 和Zhang (2014)的討論，投資者缺乏顯著的負反應，有可能是因爲“非清潔”內控審計意見並不伴隨着低下的財務報告可靠性;另一種可能則是“非清潔”內控審計意見伴隨着低下的財務報告可靠性，但市場由於缺乏認知而未反應不足。表2 的證據已經排除了第一種解釋，因此將表4 的證據解讀爲投資者對僅收到“非清潔”內控審計意見的公司沒有做出充分的反應。五、對“非清潔”內控審計意見的細分測試表2 顯示僅收到“非清潔”內控審計意見的公司伴隨着當期和下期顯著更高的虛假財務報告概率。一個競爭性的解釋是，這主要是由收到了嚴重負面的內控審計意見的公司導致的，而僅收到帶強調事項段無保留的內控審計意見可能並不會伴隨着更高的虛假財務錯報概率，因此市場投資者也沒有必要對後者做出負面反應。爲了檢驗該競爭性解釋，我們將34 例“非清潔”內控審計意見樣本觀測分爲6 例否定意見觀測(設置MOD_ ICONLY_ ADVij = 1)和28 例帶強調事項段無保留意見觀測(設置MOD_ ICONLY_EMPij =1)，並用兩個新設的虛擬變量替換模型(1)中的MOD_ ICONLYij。未列報的結果顯示，當因變量爲當期虛假財務報告概率(FRAUDij)時，MOD_ ICONLY_ ADVij和MOD_ ICONLY_ EMPij的係數分別爲2 626 (p <0 01)和0 886 (p < 0 10);當因變量爲下一期虛假財務報告概率(FRAUDij + 1)時，MOD_ ICONLY_ ADVij和MOD_ ICONLY_ EMPij的係數分別爲1 293 (p >0 10)和1 394 (p < 0 01)。這意味着，即使是僅收到帶強調事項段無保留內控審計意見的公司，仍伴隨着較爲低下的財務報告質量，投資者的理性反應應當是負面的。
在表4 中，我們沒有觀察到僅收到“非清潔”內控審計意見的公司伴隨着顯著的市場負反應。一個競爭性的解釋是，收到了嚴重負面的內控審計意見的公司可能會伴隨着顯著負面的市場反應，只是由於“非清潔”內控審計意見樣本包含了更多的帶強調事項段無保留意見觀測(而後者伴隨的市場反應可能不明顯)。爲了檢驗該競爭性解釋，我們將此前設置的MOD_ ICONLY_ ADVij和MOD_ ICONLY_ EMPij替換模型(4)中的MOD_ ICONLYij。未列報的結果顯示，兩個新設的虛擬變量及其與△Eij的交互項均與零無顯著差異，其中MOD_ ICONLY_ ADVij及其與△Eij的交互項係數符號甚至爲正。這意味着即使是收到了嚴重負面的內控審計意見的公司，市場也沒有明顯負反應。
五、結論與討論
本文利用我國A 股市場2011—2013 年的數據，實證檢驗了投資者對“非清潔”內控審計意見的股價反應。分析顯示，僅僅在內控審計中收到“非清潔”意見的公司伴隨着當期和未來一期顯著更高的財務舞弊概率，但它們在年報公佈日附近並未遭受顯著的市場負反應。這意味着股票市場投資者對“非清潔”內控審計意見的市場反應尚不充分。
值得進一步思考的是，“非清潔”內控審計意見伴隨着更高的財務報表重大錯報概率，然而審計師卻沒有在財報審計意見中充分揭示這一信息。我們固然可以將其解釋爲審計師在內控審計中認爲發現的內控問題尚不足以危及財務報表整體的公允性。另一種可能的解釋則是，市場和監管者對於“非清潔”財報審計意見較爲熟悉和關注，因此管理層更希望規避“非清潔”財報審計意見;當傳統的財報審計基礎上新增了內控審計業務時，在理論上審計師可以通過“‘清潔’財報審計意見+ ‘非清潔’內控審計意見”的組合形式爲管理層提供一定的“便利”，同時至少在一類業務上出具“非清潔”意見也可以較好地緩解自身法律責任。本文在市場反應方面的證據(即我國股票市場中“非清潔”內控審計意見並未伴隨顯著的市場負反應，而“非清潔”財報審計意見伴隨着顯著的市場負反應)支持審計師在兩類審計業務中“選擇性”出具“非清潔”意見的理論假說;當然，該假說是否成立，還有待於進一步的檢驗。此外，未來的研究還可進一步考察其他信息使用者(如銀行債權人、分析師)對“非清潔”內控審計意見作何理解和反應。