的变动额，等于公司第t年的实际销售收入与第t-1年的实际销售收入之差；PPESi公司第t年固定资产原值；IASi公司第t年的无形资产和其他长期资产之和；AqSi公司第t-1年年末的总资产。计算公司实际的应计利润与期望应计利润之差的**值，得出会计选择盈余管理DNDA，t.（2010）的研究，分别计算操控性经营现金流量、操控性生产成本和操控性酌量费用，以便度量公司的销售操控、生产操控和酌量性费用操控，进而得出真实活动盈余管理总额。
经营现金流量模型。Roychowdhury（2006）、Dechowetal.（156 0190 2607）认为正常的经营活动现金流量是当期销售收入和当期销售收入变化的线性函数，据此得出期望经营现金流量估计模型，见模型（2）。
其中，CFO，tSi公司第t年经营活动现金流量，SALES，tSi公司第t年的营业收入。用公司实际的经营活动现金流量减去期望经营现金流量，可以得到公司的操控性经营现金流量DCFO，。
生产成本模型。生产成本等于销售产品成本与存货变动之和，Roychowdhury（2006）通过期望销售成本模型与期望存货模型得出期望生产成本估计模型，见模型（3）。
其中，PROD.，公司第't年的生产成本，即销售成本与存货变动之和，ASALESlt1为i公司第t-1年的销售收入变动。用公司实际的生产成本减去期望生产成本，可以得到公司的操控性生产成本DPRODi，t.酌量性费用模型。酌量性费用包括销售费用和管理费用，与上期销售收入存在线性关系，据此得出期望酌量性费用估计模型，见模型（4）。
其中，DISEXP，为i公司第t年的酌量性费用，即销售费用和管理费用之和。用公司实际的酌量性费用减去期望酌量性费用，可以得到公司的操控性酌量费用DDISEXP，。
真实活动盈余管理总额模型。根据前述分析，真实活动盈余管理总额等于操控性生产成本与操控性经营现金流量和操控性酌量费用之差，见模型（5）。
公司披露的内部控制信息主要包括内部控制自我评估报告和内部控制鉴证报告。由于深交所已要求公司披露内部控制自我评估报告，上交所也已要求入选公司治理板块的公司披露内部控制自我评价报告，因此自我评价报告不再具有信号功能，我们将自愿披露内部控制鉴证报告作为公司具有高质量内部控制的标志。由于信息不对称的存在，投资者、债权人及其他利益相关者无法完全识别公司内部控制的实际质量。通过注册会计师对内部控制质量进行鉴证，是公司向外界传递高质量内部控制信号的主要手段。目前我国公司自愿披露内部控制鉴证报告具备可选择性，且不易被模仿，因此以其作为高质量内部控制的信号是有效的。另一方面，注册会计师对公司的内部控制报告出具审计意见，加重了管理层及注册会计师的责任，也促使他们更加重视内部控制质量。由此可见，披露内部控制鉴证报告是内部控制高质量的有效代理变量。
内部控制鉴证究竟应当定位于合理保证的鉴证业务（内部控制审计），还是有限保证的鉴证业务（内部控制审核），尚有争议。合理保证与有限保证的内部控制鉴证相比，具有较高的成本、更全面的证据收集过程、更大的执业责任。合理保证的内部控制鉴证具有更高的保证程度，是公司具有更高质量内部控制的信号，获得该类意见的公司应具有更高质量的内部控制。
基于以上分析，本文分别采用是否披露自愿性内部控制鉴证报告（ica，）和内部控制鉴证报告的类型（pica，）来度量内部控制质量（详见表1）。
（三）内部控制与盈余管理关系模型为检验内部控制能否抑制公司的盈余管理，本文构建模型（6）：为ICAi，nPICAi，t.是影响盈余管理的一系列变量，包括营业周期、公司规模、股权集中度、保护行业、再融资、管理层薪酬和行业，具体说明见表1.自愿披露内部控制鉴证报告可能存在自选择问题，此前的既有研究直接运用OLS回归，可能存在偏差。OLS回归模型假定公司是否披露内部控制鉴证报告是外生决定或随机挑选的，而且模型中内部控制质量对盈余管理的影响对所有参与者都是相同的。但公司并不是随机地决定是否披露内部控制鉴证报告，很可能当公司盈余管理原本就较低时，才决定披露内部控制鉴证报告，这就意味着可能存在自选择问题。此外，盈余管理模型中的不可观察变量对于不同的公司而言也有所不同。公司在内部控制影响前的盈余管理以及公司的某些特征（管理层职业道德、公司战略等）无法观测，在模型中无法控制这些因素。在这种情况下，IC，可能和模型（6）的，相关，采用OLS模型估计出来的系数就可能是有偏的。HeckmanandLi（2004）的研究表明OLS模型、常规的工具变量法对存在自选择行为的问题的估计是有偏的。
校正自选择问题有两种方法：Heckman（1979）提出的样本选择模型的两阶段估计法，这种方法容易导致多重共线性（1983）提出的两阶段处理效应模型，这种方法估计结果更可靠。本文采用后者来校正自选择所引起的内生性偏差。具体地讲，对于每家公司i而言，存在两种潜在的结果（DEMi，DEM.，），DEMi，表示公司i自愿披露内部控制鉴证后的盈余管理程度，DEM.，表示公司i没有进行内部控制鉴证时的盈余管理程度，DEMi，-DEM.，即为处理效应。对于某家公司而言，只可能处于两种潜在状态中的一种，要么披露了内部控制鉴证报告ac，=i），要么没有披露内部控制鉴证报告（IC，=.）。因此本文基于处理效应，引入一个选择模型，表示不同公司自愿披露内部控制鉴证报告的概率及其对盈余管理的影响。公司是否进行内部控制鉴证取决于两种潜在状态下的效用水平，由模型（7）决定。
该模型即为选择模型，其中，IC，*是一个无法观测到的隐性变量，Z，是影响公司是否进行内部控制鉴证的特征变量，包括公司规模、财务报表审计意见类型、每股收益、是否为ST、董事会规模、监事会规模、行业中披露内部控制鉴证报告的公司所占的比例、行业中获得合理保证内部控制鉴证报告的公司所占的比例以及公司所属的行业，是误差项。如果IC，*为正，公司选择披露内部控制鉴证报告，否则不披露内部控制鉴证报告。由选择模型得出自选择系数X，再将自选择系数X代入第二阶段盈余管理回归模型，具体变量说明见表1.表1变量说明变量性质变量代码变量名称变量定义被解释变量会计选择盈余管理会计选择盈余管理程度，见模型a）真实活动盈余管理真实活动盈余管理程度，见模型（5）操控性经营现金流量销售操控程度，见模型（2）操控性生产成本生产成本操控程度，见模型（3）操控性酌量费用费用操控程度，见模型（4）解释变量自愿披露内控鉴证报告公司披露内部控制鉴证报告取值为1，否则为。
自愿披露合理保证的内部控制鉴证报告公司获得合理保证的内部控制鉴证报告取值为1，否则为。
影响盈余管理因素控制变量自愿披露有限保证的内部控制鉴证报告公司获得有限保证的内部控制鉴证报告取值为1，否则为。
公司营业周期的自然对数总资产的自然对数前五位大股东持股比例受政府保护的行业取1，否则取……借鉴陈冬华等（2005）的研究，将采掘业（B）、石油加工及炼焦业（C41）、黑色金属业（C65）、有色金属业（C67）、电力、煤气及水的生产和供应业（D）等列为保护性行业公司进行增发、配股取值为1，否则为。
前三位高管薪酬总额*10/总资产属于该行业取值为1，否则为……根据证监会2001颁布的《上市公司行业分类指引》，制造业取两位代码分类（C2只有7家公司，归入C9中），其他行业取一类代码分类续表变量性质变量代码变量名称变量定义总资产自然对数财务报表审计意见类型公司财务报表获得了非标准审计意见取值为1，否则为0影响净利润比股数选择公司的证券中文简称中包含ST取值为1，否则为0自愿性内部控制鉴证的控制变量行业中自愿披露内部控制鉴证报告的公司所占比例公司所在行业上年度自愿披露内部控制鉴证报告的公司数量比所在行业公司总数因素行业中获得合理保证内控鉴证报告的公司所占比例公司所在行业上年度获得合理保证内部控制鉴证报告的公司数量比所在行业公司总数本文中，盈余管理模型借鉴李增福等（2010）、张国清（2007）的研究，选取表1所示的解释变量；选择模型借鉴方红星等（2009）和林斌等（2009）等的研究选取解释变量。若公司所在行业中披露内部控制鉴证报告的公司所占比例较大，该公司可能受其影响而披露内部控制鉴证报告，所在行业披露内部控制鉴证报告的比例与公司是否披露内部控制鉴证报告相关，与公司盈余管理不相关，因此本文选用上年度公司所在行业自愿披露内部控制鉴证报告的公司所占的比例和获得合理保证内部控制鉴证报告的公司所占的比例作为选择模型的解释变量。
五、实证检验与结果分析本文选取2009年深沪两市A股非金融业上市公司为研究对象。由于研究过程中需要连续3年的数据，我们剔除了连续数据不足3年的公司，zui后得到1510家样本公司。本文的上市公司数据主要来自国泰安CSMAR数据库，内部控制鉴证信息通过阅读年报手工收集、整理。
样本中共有427家公司自愿披露内部控制鉴证报告，占总样本的28. 28%.被出具合理保证内部控制鉴证报告的公司384家，被出具有限保证内部控制鉴证报告的公司43家，分别占披露内部控制鉴证报告公司数量的89. 93%和10.07%.我们按照披露内部控制鉴证披露情况对公司进行分组：第组为披露内部控制鉴证的公司，其中进一步细分为获得合理保证内部控制鉴证报告的公司（第二组）和有限保证内部控制鉴证报告的公司（第三组）；第四组为未披露内部控制鉴证报告的公司。各组对应变量的均值，及组间均值比较在T检验下的统计量，见表2（限于篇幅，部分控制变量的描述统计略去）。
表2变量的均值及差异检验变量均值T值注：嫌、、*分别表示1%、5%和10%水平下显著，下同。
由表2可知，披露内部控制鉴证报告和得到合理保证内部控制鉴证报告的公司的会计选择盈余管理和真实活动盈余管理（操控性经营现金流量、操控性生产成本），与未披露内部控制鉴证报告的公司存在显著差异。得到有限保证内部控制鉴证报告的公司的盈余管理，与未披露内部控制鉴证报告的公司不存在显著的差异。我们推测，有限保证是低程度保证，注册会计师在针对公司的内部控制出具鉴证意见时，可能存在权衡各方因素和变通意见类型的行为，因此公司得到有限保证的内部控制鉴证报告，可能表明内部控制并未达到设计和运行有效的标准，因此难以有效地抑制盈余管理。
我们分别计算各变量之间的Pearson和Spearman相关系数，结果表明，盈余管理的不同度量变量之间存在显著的相关关系，能够较好地反映盈余管理程度。内部控制与会计选择盈余管理、真实活动盈余管理、操控性生产成本显著负相关，与操控性经营现金流量显著正相关，表明披露内部控制鉴证能够提高盈余质量。解释变量和控制变量之间的相关性比较小，表明不太可能存在严重的多重共线性问题。
（四）内部控制对盈余管理的影响分析1.不考虑自选择偏差校正的简单OLS回归结果分析为检验假设1和假设2，我们选用自愿披露内部控制鉴证报告作为高质量内部控制的代理变量，采用样本公司数据对模型（6）进行OLS多元回归分析，结果见表3.表3内部控制质量与盈余管理程度一OLS回归结果一会计选择盈余管理真实活动盈余管理截距控制由表3的结果可知，内部控制质量与会计选择盈余管理和真实活动盈余管理的回归系数显著，且符号与预期一致，假设1和假设2（中的大部分，除酌量性费用以外，下同）通过验证。
需要进一步分析的是，高质量内部控制对操控性酌量费用的影响可能包括两个方面：方面是抑制使用操控性酌量费用进行真实活动盈余管理，降低公司的实际酌量性费用低于期望值的水平（实际上意味着提高酌量性费用水平）；另一方面是提高管理效率，降低操控性酌量费用，使公司的酌量性费用低于期望水平（实际上意味着降低酌量性费用水平）。由于无法区分以上两种同时存在且方向相反的作用，高质量内部控制对操控性酌量费用的影响尚不明确。
为使研究结论更具稳健性，我们接下来采用得到合理保证的内部控制鉴证报告作为更高质量内部控制的代理变量，运用样本公司数据对模型（6）进行OLS多元回归分析，结果见表4.表4内部控制质量与盈余管理程度一OLS回归结果二会计选择盈余管理真实活动盈余管理截距控制由表4的结果可知，内部控制质量与会计选择盈余管理和真实活动盈余管理的回归系数显著，且符号与预期一致，假设1和假设2（中的大部分）通过验证。相形之下，有限保证内部控制鉴证报告抑制会计选择盈余管理和真实活动盈余管理的作用均不显著。
2.考虑自选择偏差校正的处理效应模型结果分析本文选用处理效应模型校正自选择性带来的偏差，检验高质量内部控制能够抑制盈余管理的结论是否由于低盈余管理的公司自愿选择披露内部控制鉴证而得到的。表5、表6分别列示了模型（7）和模型（6）分别以ICAi.BPICAit为因变量的一阶段估计结果和分别以DNDA，t、DREM，t、DCFO，t、DPROD，t、DDISEXP，为因变量的第二阶段估计结果。
由表5、表6的结果可知，在以会计选择盈余管理、真实活动盈余管理、操控性经营现金流量、操控性生产成本为因变量的模型中，自选择系数X均显著，说明自愿性内部控制鉴证与盈余管理之间存在自选择问题，支持了使用两阶段处理效应模型的必要性。控制的内生性后，与简单OLS回归结果相同，高质量内部控制能够抑制会计选择盈余管理和真实活动盈余管理（操控性经营现金流量、操控性生产成本），但对操控性酌量费用的影响不显著。
表5内部控制对盈余管理的影响一处理效应模型结果一变量会计选择盈余管理真实活动盈余管理截距控制表6内部控制对盈余管理的影响一处理效应模型结果二变量会计选择盈余管理真实活动盈余管理截距续表变量会计选择盈余管理真实活动盈余管理控制入本文的研究表明：（1）高质量内部控制能够有效抑制会计选择盈余管理和真实活动盈余管理（除操控性酌量费用以外）。（2）披露内部控制鉴证报告的公司的盈余管理程度更低；尤其是获得合理保证的内部控制鉴证报告的公司，其盈余管理程度更低。（3）内部控制鉴证与盈余管理存在自选择问题，在运用两阶段处理效应模型控制了自选择偏差后，研究结本文的研究结论从一个独特的视角（盈余质量）证明了加强内部控制建设和监管的必要性和重要意义，并且以经验证据说明了内部控制鉴证报告、尤其是合理保证的内部控制鉴证报告在鉴别上市公司内部控制质量、进而区分财务信息质量方面的指标意义和积*作用。
400-101-7153
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