內部控制質量、公允價值計量與分析師盈余預測

楊松令（博士生導師），孫思婧，劉亭立（教授）

一、引言

分析師作為資本市場中專業的信息中介，對于提高資本市場的運行效率起著至關重要的作用。分析師定期做出的盈余預測，是資本市場參與者進行決策的重要依據。2012年1月1日起，我國正式對上交所和深交所主板上市公司實施內部控制規范體系，這一體系的實施使得更多的上市公司將內部控制制度落在實處，從而提高了財務信息披露質量，向分析師釋放了關于財務信息可靠性方面的信號[1]，提升了分析師的盈余預測質量[2][3]。但是關于內部控制機制發揮作用的具體原因，現有研究尚未進行深入探究。本文試圖從公允價值計量與盈余管理的角度來研究內部控制質量影響分析師盈余預測行為的原因。之所以選擇以上兩種因素，是因為二者對于財務信息質量具有重要影響。具體來說，一方面，公允價值計量涉及的業務較廣，計量方法復雜，有利于提高財務信息相關性[4][5]；但同時也會蘊含大量市場風險[6][7]與人為操縱因素[8]，從而降低財務信息可靠性。現有研究未能關注到公允價值計量對于內部控制質量的作用，以及對分析師盈余預測行為的影響。另一方面，公司的盈余管理行為會降低財務信息質量[9]，同時以分析師為代表的外部監督力量對盈余管理行為的關注[10]，也會影響內部控制質量的實施效果，但是現有研究對這一問題鮮有涉及。

有鑒于此，本文將對以下三個問題進行探索：內部控制質量是否會影響分析師盈余預測偏差與分歧度？若內部控制質量降低了分析師盈余預測偏差與分歧度，公允價值計量是否可以增強這一作用？內部控制質量對分析師盈余預測行為的影響范圍，是否受到盈余管理方向的限制？本文的貢獻主要有：揭示了內部控制質量正面影響分析師預測行為的深層次原因，即發現公允價值計量可以增強內部控制質量對分析師盈余預測的積極影響；揭示了盈余管理方向對內部控制質量作用范圍的限制效果，豐富了有關內部控制質量的研究。

二、文獻回顧與研究假設

（一）內部控制質量與分析師盈余預測偏差及分歧度

內部控制的重要控制活動之一就是對財務報告及相關信息的控制，這一控制活動主要是基于以下兩種途徑：一是按照企業會計準則如實核算，二是按照企業內部控制規范建立內部控制制度，嚴格監督核算執行的全過程，真實可靠地體現企業的經營業績以及企業的價值增值過程[11]。已有研究表明，內部控制質量較高的公司可以有效緩解各類代理沖突、監督管理層的經營決策過程[12]，并最終提高財務信息的可靠性[13]，由此向市場分析師和投資者傳遞了核算合規、信息可靠的積極信號。分析師通過公司內部控制的實施情況，可以更充分地了解其會計政策執行情況以及財務信息披露質量[14][15]，有助于降低對公司財務信息的解讀誤差，從而降低分析師預測偏差[16]；同時，內部控制質量的提高也可以減少分析師私有信息的獲取優勢，從而降低分析師的預測分歧度。由此，本文就內部控制質量對分析師盈余預測偏差和分歧度的影響，提出如下假設：

H1：內部控制質量的提高會減少分析師盈余預測偏差并降低盈余預測分歧度。

（二）公允價值計量與分析師盈余預測偏差及分歧度

決策有用觀認為，公允價值計量最顯著的特點是財務信息隨著市場價格的變化而改變，從而提高財務信息的相關性[17]，但是對財務信息的可靠性造成了不利影響。使用公允價值計量會使得報告收益受到人為的操縱，例如：在不完全流動市場上交易的非貨幣性資產交易業務，公司很有可能會進行策略性的交易以影響年終公允價值和相關收益[18]；或者像衍生金融工具類的資產，公允價值計量受制于管理者的自由裁量權，從而損害了報告的可靠性。因此，雖然在財務報表中使用公允價值計量可以增強會計信息的相關性，但同時也會降低可靠性，并增加了信息的不確定性，從而對分析師的預測產生干擾[19]。由此，本文就公允價值計量對分析師盈余預測偏差和分歧度的影響，提出如下假設：

H2：公允價值的使用會增加分析師盈余預測偏差并提高盈余預測分歧度。

（三）公允價值計量的調節作用

內部控制質量的提升可以增強會計信息的可靠性，公允價值計量會降低可靠性而提升相關性[20]。但內部控制對會計信息可靠性的增強作用不會受到公允價值計量的較大干擾，反而可以彌補公允價值計量所造成的負面影響[21]。具體原因在于，企業無論是針對處于活躍市場的交易性金融資產等金融工具的確認與計量核算業務，還是針對處于非活躍市場的非貨幣性資產交換和債務重組核算業務，均有相應的內部控制措施對其公允價值計量進行監督，從制度上可以減少盈余操縱的空間；同時，在原有可靠性的基礎上，公允價值計量提供了更多與投資者決策相關的信息，使得會計信息兼具可靠性與相關性，提升了會計信息質量，從而使得分析師的預測行為更加準確。因此，本文就公允價值計量對內部控制質量與分析師盈余預測的影響，提出如下假設：

H3：公允價值的使用程度越深，內部控制質量的提高越會減少分析師盈余預測偏差并降低盈余預測分歧度。

（四）盈余管理方向的調節作用

在檢驗了內部控制質量與分析師預測的關系之后，需要進一步探究內部控制質量對分析師盈利預測行為影響的作用范圍，而盈余管理動機是合理的推測。企業不同的盈余管理動機所導致的經濟后果具有較大差異，外界的分析師與投資者的關注度亦隨之不同[22]。具體來說，盈余管理動機可以分為正向盈余管理和負向盈余管理：正向盈余管理的主要動機是企業獲得IPO上市資格、增發配股資格、防止虧損及退市等；負向盈余管理的主要動機是對利潤進行平滑，即在利潤較高的年份降低當年業績，以備不時之需。由于正向盈余管理對于投資者的影響較大，分析師會格外關注這一方向的會計信息[23]，因此在正向盈余管理中內部控制能夠發揮的作用可能較強。為了檢驗內部控制質量對分析師盈余預測的影響范圍是否受到盈余管理的作用，本文提出如下假設：

H4：存在正向盈余管理的公司，內部控制質量的提高可以減少分析師盈余預測偏差并降低盈余預測分歧度。

以上假設的理論框架如圖所示。

三、研究設計

（一）主要變量的定義

本文從分析師盈余預測偏差和分析師盈余預測分歧度兩方面來度量分析師的盈余預測行為。

內部控制、公允價值計量與分析師盈余預測圖

1.分析師盈余預測偏差（Ferrori，t）。參考王雄元、彭旋[24]的研究，本文對分析師盈余預測偏差的計量定義如下：

其中：Mean（Feps）i，t為所有證券分析師對上市公司 i第t年盈余預測的均值，Mepsi，t為公司 i第t年實際收益；Ferrori，t越大，意味著分析師盈余預測偏差越大，預測準確度越低。

2.分析師盈余預測分歧度（Dispersioni，t）。參考Sohn[25]的研究，分析師盈余預測分歧度的計量公式如下：

其中：TAi，t為年末每股總資產，SD（FEPSi，t）為所有分析師針對同一家上市公司的最后一次每股盈余預測的標準差；Dispersioni，t越大，意味著分析師盈余預測分歧度越大，也就是說，分析師預測意見越不統一。

3.內部控制（ICi，t）。根據《企業內部控制基本規范》，內部控制是由企業董事會、監事會、管理層和全體員工實施的旨在實現控制目標的過程，其目標是保證企業經營管理過程中合法合規、資產安全、財務報告及相關信息真實完整，提高經營效率和效果，促進企業發展[26]。迪博·中國上市公司內部控制指數（DIB ICindex）涵蓋企業戰略上述五個方面，并基于內部控制重大缺陷進行補充與修正，可以完整地反映企業內部控制質量。

4.公允價值變量（FVi，t）。根據我國現行會計準則，在日常經濟活動中共有四項業務涉及公允價值計量，分別為金融工具的確認與計量業務、投資性房地產業務、非貨幣性資產交換業務和債務重組業務；在具體計量時，依據《企業會計準則第22號——金融工具的確認與計量》《企業會計準則第3號——投資性房地產》《企業會計準則第7號——非貨幣性資產交換》《企業會計準則第12號——債務重組》與《企業會計準則第39號——公允價值計量》的規定，金融工具的確認與計量業務中的交易性金融資產等與采用公允價值計量模式的投資性房地產的公允價值變動額記入利潤表中的“公允價值變動損益”科目，金融工具的確認與計量業務中的可供出售金融資產的公允價值變動額記入“其他綜合收益”科目；非貨幣性資產交換業務、債務重組業務中的公允價值變動額記入“營業外收入（支出）”科目。

現有研究大多基于“公允價值變動損益”科目來研究公允價值計量變動金額[27][28]，但是這一計量方式并不能反映公允價值變動金額的全貌[29]，因此本文在參考會計準則核算規定的基礎上，使用如下方式度量：

其中：Fva為“公允價值變動損益”；Fvb為非貨幣性資產交換損益；Fvc為債務重組損益；NIi，t為年末凈利潤。

5.盈余管理方向（DAi，t）。本文使用修正的截面瓊斯模型[30]作為盈余管理方向（DAi，t）的計量模型，公式如下：

其中：TAi，t表示總應計數；TACCi，t表示公司 i第t年的應計利潤，其值為第t年的凈利潤NIi，t減去第 t年的現金流量 CFOi，t；PPEi，t表示第 t年的固定資產原值；? REVi，t-? RECi，t表示第t年的營業收入增量減去應收賬款的增量；Ai，t-1表示第t-1年的資產合計，方程兩邊均除以此數用于消除企業規模的影響；DAi，t即殘差值ξ，使用其正負號作為應計盈余管理方向的衡量標準。

6.控制變量。參考以往分析師盈利預測偏差影響因素的相關實證研究成果[31][32]，本文在檢驗模型中引入了如下控制變量：分析師樂觀偏差（Positivei，t）、公司市賬比（MBi，t）、股票收盤價（Pi，t）、資產負債率（LEVi，t）、公司成長性（Torbin's Qi，t）、總資產報酬率（ROAi，t）、公司規模（MVi，t）、機構投資者持股比例（Institutei，t）、前十大股東持股比例（CRIOi，t），以及行業（Ind）和年度（Year）控制變量，具體見表1。

表1 變量定義

（二）檢驗模型的構建

鑒于以上文獻回顧與研究假設，本文構建如下非平衡面板模型進行檢驗：

其中，模型（5）與模型（6）的被解釋變量為分析師盈余預測偏差（Ferrori，t）；模型（7）與模型（8）的被解釋變量為分析師盈余預測分歧度（Dispersioni，t）。模型（5）與模型（7）的解釋變量均為公允價值（FVi，t）、內部控制指數（ICi，t）。模型（6）與模型（8）的解釋變量增加了內部控制指數與公允價值計量的調節項（FVi，t×ICi，t）；盈余管理方向（DDi，t）作為分組回歸依據；其余變量具體定義見表1。

（三）數據來源與樣本選擇

由于上市公司自2012年起全面披露內部控制信息，因此本文以滬深兩市2012～2016年A股上市公司作為初選樣本，并按如下標準進行篩選：①剔除金融保險行業的樣本以及數據不全的樣本；②剔除公允價值計量不足兩年的樣本；③剔除分析師預測報告數少于5的樣本；④為了降低異常值的影響，對連續型變量進行1%分位數和99%分位數的縮尾處理。經過以上篩選程序，最終得到用于檢驗模型的公司樣本1766個，以上內部控制指數數據來自DIB數據庫，公允價值計量數據來自Wind數據庫，其他數據來自CSMAR數據庫，使用Excel 2016、SPSS 22.0與Stata 13.0軟件進行數據處理。

四、實證結果

（一）描述性統計

表2給出了檢驗方程中各變量的描述性統計結果。從該表可以看出，分析師盈余預測偏差（Ferrori，t）的均值為2.504，中位數為0.845，最大值為32.485，最小值為0.059，標準差為4.975，由此可見，分析師對于上市公司的盈余預測普遍存在偏差，且不同公司之間的偏差相差較大。分析師盈余預測分歧度（Dispersioni，t）的均值為0.220，中位數為0.057，最大值為3.536，最小值為0.001，標準差為0.496，可見分析師的分歧度相較于預測偏差而言，并沒有太大差別，比較穩定。內部控制指數（ICi，t）的均值為6.517，中位數為6.529，最大值為6.817，最小值為5.689。公允價值（FVi，t）的均值為0.022，中位數為0.001，最大值為1.130，最小值為-0.661，這說明在樣本中，公允價值計量的價值變動額占凈利潤的2%左右，個別公司中公允價值計量會對凈利潤產生較大影響。盈余管理方向（DAi，t）的均值為-0.006，中位數為-0.007，最大值為0.793，最小值為-0.552。

（二）實證分析

首先，本文對各變量分別進行了Spearman與Pearson相關性分析。由表3可知，被解釋變量中分析師盈余預測偏差（Ferrori，t）和分析師盈余預測分歧度（Dispersioni，t）與解釋變量內部控制指數（ICi，t）呈顯著負相關關系，與公允價值計量（FVi，t）呈顯著正相關關系，與二者的交互項（FVi，t×ICi，t）顯著負相關關系；總資產報酬率（ROAi，t）、股票收盤價（Pi，t）、前十大股東持股比例（CRIOi，t）與分析師盈余預測偏差、分析師盈余預測分歧度呈顯著負相關關系。限于篇幅，其余變量相關性情況詳見表3。各變量相關系數符號均與預期一致，說明檢驗方程中的控制變量選取較為合理，且各方程不存在多重共線性問題，可以進行多元回歸分析。

表2 描述性統計

其次，本文對模型（5）、（6）、（7）和（8）分別進行回歸。將內部控制質量（ICi，t）、公允價值計量（FVi，t）及二者交互項（FVi，t×ICi，t）在全樣本中進行回歸，以考察內部控制質量、公允價值計量、公允價值計量與內部控制質量的交互項對分析師盈余預測誤差與盈余預測分歧度的影響，回歸結果如表4所示。

從表4可知，在列（1）中，內部控制指數（ICi，t）的系數在1%的水平上顯著為負，表明公司的內部控制質量的提高對分析師的盈余預測偏差具有顯著的抑制作用；公允價值（FVi，t）的系數在1%的水平上顯著為正，表明公允價值計量會使分析師的盈余預測偏差增加；在列（3）中，內部控制指數（ICi，t）的系數在10%的水平上顯著為負，H1得到支持；公允價值（FVi，t）的系數在5%的水平上顯著為正，表明公允價值計量會使得分析師的盈余預測分歧度增加，H2得到支持；在列（2）與列（4）中，公允價值與內部控制的交互項（FVi，t×ICi，t）的系數分別在10%和5%的水平上顯著為負，說明公允價值計量對于內部控制質量與分析師盈余預測偏差和盈余預測分歧度之間具有顯著的調節作用，可以增強內部控制對分析師盈余預測行為的積極作用，證實了H3。分層回歸檢驗以及模型（6）與模型（8）的R2均大于模型（5）與模型（7），表明調節效應顯著，支持上述結果。

表3 相關性分析-0.026-0.155?IOi，t????0.174?1-0.132?-0.115?????0.078?0.065?-0.045?-0.009 0.276?0.498?-0.099???C R stitutei，t???-0.226??-0.004??0.201??0.019-0.047??0.023-0.090??0.475??????-0.282??0.269??0.155?-0.128?MVi，t????-0.009 0.262?????-0.275?-0.195????0.274?0.434?????0.315?-0.040。數??0.040?????0.059???-0.267???????-0.223?0.748????????0.134?0.173?-0.457?sitivei，t??-0.095?-0.030系0.489?關-0.016相0.056?n 0.038 In 0.014??-0.273?1 0.028????-0.258?-0.307???????0.403???-0.070????0.166?0.053?0.014 P為角-0.035-0.074?三0.050??-0.253?-0.052?-0.021 0.118??Po-0.008 0.023 0.034?0.022-0.049?1 MBi，t 0.024 0.046?-0.047?，下系關Qi，t-0.019相0.008-0.117???0.047?rbin-0.987???'s-0.239???-0.040?0.041?0.050??-0.019-0.030-0.040?1 earm-0.594???an 0.049??Sp-0.516???Pi，t Ai，t????-0.060??0.296?0.031 0.015-0.325?-0.185?-0.491?1 0.008-0.043???????????0.415?0.060??0.094?為角三上RO-0.008-0.032中To 0.120?????1????。其1 0.099?LE Vi，t-0.470?-0.107?????0.070?-0.219?????????0.197?0.280?0.080?同ICi，t ，下-0.537???-0.281?-0.036驗1 0.006-0.058??-0.043???FVi，t×0.148?-0.066???0.016 0.274?0.065?0.160?檢-0.037尾雙（??-0.376????-0.011-0.052??0.201?-0.578?0.054??-0.179??0.408??-0.035 0.018-0.291???0.306?????????0.051??著0.228???-0.341??0.155????1 0.139???顯-0.013平水-0.063??計?0.017 1-0.111??-0.026 0.025-0.010 0.095????-0.019統0.060??的0.045?-0.004、1%???? 、5%-0.236???-0.061??FVi，t-0.167???-0.064???-0.144???1 0.101?ICi，t-0.115?????0.176?-0.044?-0.169???-0.122???10%在0.109?示Dispersioni，-0.125?????????表-0.052??0.049?0.003 0.159?0.741?0.033 0.344??? 別-0.239?-0.351?????????-0.149?-0.130?Ferrori，t ??-0.114?????分t t ICi，1 t×Vi，t-0.128???1 Qi，t、??和ersioni，t t ICi，t's 0.825?Pi，t ：?LE Ai，t rbin Disp MVi，t-0.047??FVi，FVi，RO IOi，MBi，t In CR名t t sitivei，t-0.051??Po 0.041?????stitutei，變Ferrori，t）數earso-0.035量注To 1

表4 內部控制質量、公允價值計量與分析師預測偏差和分歧度

既然內部控制質量對于分析師盈余預測具有抑制作用，那么這種抑制作用的范圍是否受到盈余管理的影響？本文根據DAi，t的正負號，參考徐麗萍、辛宇[33]的分組研究方法，將樣本分為正向盈余管理的公司和負向盈余管理的公司，對模型（5）、（6）、（7）和（8）進行回歸。其中，DAi，t＜0說明公司進行負向盈余管理，DAi，t＞0說明公司進行正向盈余管理，結果如表5與表6所示。

表5 正向盈余管理與負向盈余管理分組的差異性檢驗結果

表6 正向盈余管理與負向盈余管理作用比較

由表5可知，在正向盈余管理與負向盈余管理兩組樣本中，正向盈余管理分組中的內部控制質量均值顯著大于負向盈余管理分組（6.530＞6.505）（P=0.000＜0.01）；同時，正向盈余管理分組中的分析師預測偏差均值與分歧度均值顯著小于負向盈余管理分組（1.823＜3.088）（0.154＜0.276）（P=0.000＜0.01）。由此可知，正向盈余管理分組中的內部控制質量更高，即分析師的預測更加準確。

進一步由表6中的列（1）與列（2）、列（3）與列（4）可知，正向盈余管理組中內部控制指數（ICi，t）與分析師盈余預測偏差和盈余預測分歧度的系數在1%的水平上顯著為負，負向盈余管理組中的內部控制指數（ICi，t）的系數不顯著為負，這說明內部控制質量對于分析師盈余預測偏差與盈余預測分歧度的影響受到盈余管理動機的影響（Mann-Whitney檢驗支持上述結果），這與H4的預測結果一致。

（三）穩健性檢驗

本文首先參考佟巖、劉勛[34]的穩健性檢驗方法，采用替換控制變量的方法檢驗了回歸結果的穩健性。在穩健性檢驗中，主要替換了控制變量，用總資產自然對數（SIZE）替換了股票總市值自然對數（MV）、凈資產利潤率（ROE）替換了總資產利潤率（ROA），檢驗結果基本穩健；其次參考Kothari等[35]和曲曉輝等[36]的方法，使用業績匹配的修正瓊斯模型計算出應計盈余管理替換原變量DA，回歸結果基本相同。

五、研究結論與啟示

本文研究表明：①公司內部控制質量的提升可以降低分析師盈余預測偏差與分歧度；②公允價值計量會提高分析師盈余預測偏差與分歧度；③公允價值計量會增強內部控制對分析師盈余預測偏差與分歧度的積極作用；④內部控制對分析師盈余預測偏差與分歧度的有利影響僅發生在正向盈余管理方向的公司中，因此這一有利影響的作用范圍受到盈余管理動機的限制。本文首次將內部控制質量、公允價值計量與盈余管理同時納入分析師盈余預測的研究框架中，揭示了內部控制影響分析師盈余預測的具體原因。

本研究對分析師盈余預測行為有如下啟示意義：①分析師在進行盈余預測時，除卻運用內部控制質量信息輔助判斷財務報告信息質量之外，還應當對公允價值計量信息給予一定程度的重視。公允價值計量信息既可以側面檢驗內部控制的實施效果，也可以使分析師獲取更多相關性較強的財務信息，從而降低盈余預測偏差，更好地為資本市場上的投資者服務。②分析師可以使用公司盈余管理方向作為判斷內部控制質量的輔助依據。對于負向盈余管理的公司，在使用內部控制質量作為輔助判斷財務信息質量的依據之前，需要經過更為謹慎的分析與判斷，這使得分析師在運用內部控制質量進行盈余預測時，信息來源更為可靠，從而降低偏差與分歧度。