李　楊，劉　剛（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學中國WTO研究院，北京100029）

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企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量、盈余持續(xù)性與分析師預測

李楊，劉剛
（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學中國WTO研究院，北京100029）

［摘要］通過對2009～2014年上交所A股公司樣本的研究，發(fā)現(xiàn)營業(yè)利潤持續(xù)性高于線下項目，內(nèi)部控制質(zhì)量與盈余及營業(yè)利潤持續(xù)性正相關，內(nèi)部控制質(zhì)量越高，盈余持續(xù)性越強；內(nèi)部控制與盈余持續(xù)性關聯(lián)度越高，分析師預測就越準確，即在高質(zhì)量內(nèi)部控制下，盈余持續(xù)性越強，分析師預測分歧度和預測誤差越低。這一結(jié)論對上市公司是否自愿披露內(nèi)部控制審計意見都成立，意味著在生成公司財務信息過程中，內(nèi)部控制發(fā)揮了積極作用，分析師能識別公司內(nèi)部控制和盈余所含信息，并對此做出反應。

［關鍵詞］內(nèi)部控制質(zhì)量；標準內(nèi)部控制審計；盈余持續(xù)性；分析師預測

一、引言

從2006年開始，我國先后出臺《上市公司內(nèi)部控制指引》、《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》等法規(guī)，規(guī)定公司應對其內(nèi)部控制有效性進行評估。根據(jù)證監(jiān)會、財政部及保監(jiān)會等五部委的聯(lián)合發(fā)文，從2012年起，上市公司應著手建設內(nèi)部控制體系，分類分批實施強制性內(nèi)部控制審計，以完善其內(nèi)部控制制度。但內(nèi)部控制對公司經(jīng)營成果、現(xiàn)金流及市場參與者的行為有什么影響？本文將在已有研究基礎上進行檢驗。由于持續(xù)性是衡量盈余質(zhì)量的重要指標之一，也是投資者做出投資決策的依據(jù)。因此，本文試圖從盈余持續(xù)性的視角，考察內(nèi)部控制對盈余及其不同組成部分持續(xù)性的影響，以檢驗內(nèi)部控制、盈余及其組成部分對市場參與者之一——投資分析師行為的共同影響。

二、文獻回顧與研究假設

線下項目和經(jīng)營利潤共同組成上市公司的盈余，現(xiàn)有文獻的研究表明，經(jīng)營利潤的持續(xù)性要高于線下項目，但對于二者的差異，投資者不能完全識別，只是總體考慮會計盈余，這樣就會造成高估線下項目的價值，從而影響到估值的準確性。企業(yè)內(nèi)部控制是影響盈余質(zhì)量的重要因素之一，Doyle（2007）等研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制質(zhì)量與公司的盈余持續(xù)性正相關；Ashbaugh-Skaife（2008）等研究認為，完善企業(yè)內(nèi)部控制的整改能提高盈余質(zhì)量；方紅星（2011）等發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)，其管理層盈余管理動機較低；張龍平（2010）等認為，企業(yè)內(nèi)部控制鑒證提高了盈余質(zhì)量；但張國清（2008）的研究并未發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量與盈余質(zhì)量間的正相關關系?？梢姡壳瓣P于企業(yè)內(nèi)部控制與盈余質(zhì)量關系的研究尚未形成一致的結(jié)論。

有關盈余持續(xù)性與分析師預測關系的文獻，通常以Sloan的經(jīng)典文獻結(jié)論（即資本市場存在“應計異象”）為分界。之前主要研究分析師進行盈余預測時是否考慮盈余時間序列特性，如Mendenhall（1991）、Abarbanell和Bernard（1992）研究發(fā)現(xiàn)，在分析師預測中，沒有較好地解讀盈余的時間序列特性信息。Ali、Klein和Rosenfeld（1992）發(fā)現(xiàn)，分析師進行預測時，難以區(qū)分暫時性與永久性盈余存在的差異。Sloan之后，Ahmed、Jian和Khalid（2001）認為，分析師進行盈余預測時，能分辨出應計利潤持續(xù)性與現(xiàn)金流持續(xù)性的不同，而且都低估了兩者的持續(xù)性。同時，他們還發(fā)現(xiàn)，盡管操控性與非操控性應計利潤存在顯著差異，但分析師并沒有將它們區(qū)分開來。Bradshaw、Richardson和Sloan（2001）的研究認為，賣方分析師的預測結(jié)論中并沒有反映出高應計利潤公司的未來盈余會下降的信息。國內(nèi)文獻中，李丹和賈寧（2009）的研究表明，盈余持續(xù)性越高，分析師預測誤差和預測分歧度越低。

有關內(nèi)部控制與分析師預測關系的文獻，Beneish等（2008）發(fā)現(xiàn)，公司對外披露內(nèi)控缺陷信息，會降低其股票的投資收益率，增加權益資本成本，分析師預測值會相應降低。Sarah Clinton等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，對內(nèi)控無效的公司，分析師預測偏差大。閆志剛（2012）研究發(fā)現(xiàn)，在其他條件不變的情況下，內(nèi)部控制質(zhì)量越高的公司，分析師的預測質(zhì)量越高。林斌、劉善敏（2013）發(fā)現(xiàn)，內(nèi)控質(zhì)量越高的公司，分析師預測結(jié)果與上市公司年報的實際數(shù)據(jù)差異越小，分歧度越小。

綜上，已有研究中，關于內(nèi)控制量、盈余持續(xù)性與分析師預測的文獻較多，但研究內(nèi)控制量與盈余持續(xù)性聯(lián)合效應對分析師預測影響的文獻較少，因此，本文研究內(nèi)部控制對盈余持續(xù)性及其構(gòu)成的關系，以及二者聯(lián)合效應對分析師預測的影響，有益于更深入全面地對內(nèi)部控制效果進行分析，進一步認識盈余構(gòu)成部分的持續(xù)性差異及其分析師預測的影響。

內(nèi)部控制就是追蹤監(jiān)督企業(yè)經(jīng)營成果、財務狀況及現(xiàn)金流量等信息生成，并對盈余產(chǎn)生影響的過程。好的內(nèi)部控制能加強監(jiān)控企業(yè)經(jīng)營過程，防止舞弊等行為發(fā)生，一定程度上保證企業(yè)經(jīng)營目標的實現(xiàn)，與內(nèi)部控制質(zhì)量低的公司比，良好的內(nèi)部控制體系能較好地減少或避免經(jīng)營受損，提高經(jīng)營穩(wěn)健性和盈余持續(xù)性，因此，本文提出如下假設：

假設1：高內(nèi)部控制質(zhì)量企業(yè)的盈余具有更強持續(xù)性。

已有文獻中，關于盈余持續(xù)性及其對財務分析師盈余預測影響的文獻尚不充分，大多是考察盈余總體持續(xù)性對分析師預測質(zhì)量的影響，未考慮盈余構(gòu)成對分析師預測的影響。Das（1998）、Eames和Glover （2003）認為，如果公司非經(jīng)營性利潤占總利潤的比重較大，那么該公司業(yè)績的可預測性越低，持續(xù)性較小，未來盈余不確定性越大，預測難度也越大，分析師預測準確度也越低。Brown等（1987）研究也認為，信息質(zhì)量與證券分析師盈余預測誤差負相關，即信息質(zhì)量越高，分析師預測誤差越小，預測質(zhì)量越高。

根據(jù)信號傳遞理論，如果公司向市場傳遞的信息具有信息含量，市場應做出相應的反應；內(nèi)部控制對盈余質(zhì)量的影響，是企業(yè)向市場傳遞的一個在內(nèi)部控制和盈余持續(xù)性之外的增量信息，即內(nèi)部控制和盈余持續(xù)性的關聯(lián)信息，這種關聯(lián)程度因不同公司而存在差異，市場參與者能因此差異而更合理地評價公司盈余的可信度，并將其應用到估值和有關決策中。因此，提出本文假設2：

假設2：分析師能夠識別內(nèi)部控制對盈余持續(xù)性的影響，并做出相應的反應，內(nèi)部控制與盈余持續(xù)性關聯(lián)程度高會提高分析師預測質(zhì)量。

三、研究設計

（一）變量定義與模型設定

1.內(nèi)部控制質(zhì)量與盈余持續(xù)性。

為檢驗假設1，考察內(nèi)部控制質(zhì)量與盈余持續(xù)性間的關系，本文參考Skiner DJ（2005）等的一階盈余自回歸模型。為檢驗不同盈余構(gòu)成部分的持續(xù)性是否不同，本文將企業(yè)盈余分線下項目和營業(yè)利潤兩部分，采用內(nèi)部控制質(zhì)量與盈余及其構(gòu)成部分交叉項來考察控制質(zhì)量的信息增量。具體模型設定如下：

2.內(nèi)部控制質(zhì)量、盈余持續(xù)性與分析師預測。

為檢驗假設2，構(gòu)建如下模型：

以上各模型中，Epst+1和Epst指公司盈余，分別用第t+1期和第t期每股收益表示；Year和Industry為控制年度和行業(yè)虛擬變量；Noeps和Opeps分別為每股線下項目和每股營業(yè)利潤；Audtype為內(nèi)部控制質(zhì)量，若i公司第t年內(nèi)部控制審計意見為標準無保留，取值1，否則為0。分析師預測行為用預測分歧度、分析師跟蹤數(shù)和預測誤差作為代理變量。Fdisp表示分析師預測分歧度，計算公式為，即公式（1）；Num表示分析師跟蹤數(shù)，用t年對i公司進行預測的券商數(shù)表示；Ferror為分析師對公司每股盈利預測值的平均誤差程度，計算公式為，即公式（2）。其他控制變量包括股權集中度（Owncon），用第一大股東持股比例衡量；公司規(guī)模（Size），用i公司第t年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；獨立董事比例（Ddbl）；財務杠桿（Lev），用資產(chǎn)負債率衡量；成長性（Growth），用總資產(chǎn)增長率表示；經(jīng)營能力（Tsrat），用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率表示；Neps（每股凈資產(chǎn)）。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以CSMAR（國泰君安）和RESSET（銳思）數(shù)據(jù)庫中的上交所A股公司為考察對象，同一分析師對樣本公司相同年度發(fā)布多次預測時，取最后一次預測值，樣本期為2009～2014年，因采用一階自回歸模型考察盈余的持續(xù)性，因此盈余數(shù)據(jù)前延至2008年。剔除ST、金融保險類和數(shù)據(jù)不全的樣本公司后，最終共搜集到6452個有效樣本。本文按1%比例對相關指標進行縮尾處理，以排除異常值影響。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文計算了主要變量間相關系數(shù)。結(jié)果顯示：相鄰兩期的公司盈余（即Epst+1與Epst）相關性較強，與Opeps、Noeps顯著相關，系數(shù)分別為-0.39和0.90，意味著樣本公司的會計盈余有一定的持續(xù)性，支持假設1；Ferror與Audtype的相關系數(shù)-0.057，說明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，分析師預測越準確；其余主要變量間的相關性較小，說明變量間不存在嚴重多重共線性。

（二）實證回歸分析

1.內(nèi)部控制質(zhì)量與盈余持續(xù)性。

采用OLS對模型（1a）-模型（1d）進行回歸分析，結(jié)果如表1所示。

從表1看出，模型（1a）Epst系數(shù)0.636在1%水平上顯著為正，說明樣本公司盈余有一定持續(xù)性，Epst*Audtypet在模型（1c）中的系數(shù)0.722在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)盈余持續(xù)性越好。模型（1b）中，營業(yè)利潤和線下項目的系數(shù)均顯著，但線下項目的系數(shù)值為0，說明營業(yè)利潤比線下項目具有更強持續(xù)性，模型（1d）中，Noepst*Audtypet系數(shù)0.372顯著為正，Noepst*Audtypet系數(shù)為0，說明內(nèi)部控制質(zhì)量好的公司的營業(yè)利潤具有更好的持續(xù)性，即內(nèi)部控制質(zhì)量越高，盈余持續(xù)性越強，支持本文假設1。

由于從2012年1月1日起，上市公司分類分批進行強制性內(nèi)部控制審計。因此，以2012年為界，將所考察樣本公司分2009～2011年和2012～2014年兩個期間，采用上述模型分別對其進行回歸分析，考察強制性內(nèi)部控制審計的實施對盈余持續(xù)性的影響是否比自愿性審計更大。結(jié)果見表2。

不知怎么回事，一連幾天竹韻上班的時候總感到公司上上下下的員工們都以異樣的眼光看她，那目光如芒刺背讓她感到渾身不自在。尤其是那些女員工，沒事的時候就聚在一起竊竊私語，但一見到她立刻作鳥獸散。

從表2看出，在兩個分樣本期間，Epst系數(shù)在模型（1a）中都顯著為正，Epst*Audtype系數(shù)在模型（1c）中為正，且在統(tǒng)計上顯著，說明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，公司的盈余持續(xù)性越強；在模型（1b）和（1d）中，Opepst系數(shù)及Opepst*Audtypet系數(shù)為正，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，Noepst及Noepst*Audtypet系數(shù)均為0，說明良好的內(nèi)部控制制度環(huán)境下，相對于線下項目來說，營業(yè)利潤持續(xù)性更強，與表1結(jié)論一致。

2.內(nèi)部控制質(zhì)量、盈余持續(xù)性與分析師預測。

采用OLS對模型（2a）-模型（2c）進行回歸分析，結(jié)果見表3。

（表1）　　內(nèi)部控制質(zhì)量與盈余持續(xù)性

（表2）　2009～2014年內(nèi)部控制質(zhì)量與盈余持續(xù)性

從表2看出，模型（2a）和（2c）中Audtypet系數(shù)顯著為負，表明公司內(nèi)部控制質(zhì)量越高，分析師預測分歧度和誤差越小，預測越準確，模型（2b）的Audtypet系數(shù)正，說明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，跟蹤預測的分析師越多；在模型（2a）和（2c）中，Opepst系數(shù)分別為-0.172、-5.392，且在統(tǒng)計上顯著，Noepst系數(shù)顯著為0 和0.001，表明在分析師預測中，和線下項目相比，營業(yè)利潤的影響較大；Opepst*Audtypet的系數(shù)在模型（2a）中為0.189，模型（2c）中為4.204，且均在統(tǒng)計上顯著，Noepst*Audtypet的系數(shù)在模型（2a）和（2c）中分別是0和0.002，在統(tǒng)計上顯著，表明高內(nèi)部控制質(zhì)量下，盈余持續(xù)性越強，分析師預測誤差和分歧度較小，即預測越準確，支持了本文假設2，可能是對于內(nèi)控質(zhì)量較高的公司，其生產(chǎn)經(jīng)營信息的產(chǎn)生、整理及披露過程的管理較為嚴格，對Opeps和Noeps的計量、記錄和報告的管理比較規(guī)范，提高了向市場披露的信息質(zhì)量；在模型（2b）中，Opeps系數(shù)顯著為正，說明營業(yè)利潤越大，分析師跟蹤數(shù)越多，Noepst及Opepst*Audtypet系數(shù)均較小或不顯著，表明線下項目對分析師跟蹤數(shù)影響很小。

（表3）　　回歸結(jié)果表

其他控制變量中，企業(yè)規(guī)模（Sizet）、成長性（Growtht）、每股凈資產(chǎn)（Nepst）和財務杠桿（Levt）在所有模型中均顯著，表明公司規(guī)模越大，每股凈資產(chǎn)越高，分析師預測難度越大，預測準確性越小；成長性越好，分析師跟蹤數(shù)越多，預測越準確；資產(chǎn)負債率越大，分析師跟蹤數(shù)越少，預測質(zhì)量越低；股權集中度（Owncont）在（2a）和（2b）中顯著為負，對（2c）的影響不顯著；經(jīng)營能力（Tsratt）在（2a）和（2c）中的系數(shù)為負，（2b）中系數(shù)為正，表明經(jīng)營狀況越好，分析師跟蹤數(shù)越多，預測誤差和分歧度越小，預測越準確。

表4的2009～2011年模型（2a）和（2b）中，Audtypet系數(shù)分別為-0.210、-5.766，且在統(tǒng)計上顯著，說明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，分析師預測越準確，Opepst*Audtypet的系數(shù)0.324和6.342顯著為正，Noepst*Audtypet的系數(shù)分別是0和0.002，統(tǒng)計上顯著，Opepst系數(shù)為-0.271、-7.050，對分析師預測的影響顯著大于Noepst，表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，盈余持續(xù)性越強，分析師預測越準確。在模型（2b）中，Audtypet系數(shù)為正，Noepst*Audtypet和Opepst*Audtypet系數(shù)為負，Opepst系數(shù)顯著為正，表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，盈余持續(xù)性越強，分析師跟蹤數(shù)越多。表4中內(nèi)部控制質(zhì)量及盈余等在所有模型在2012年至2014年的結(jié)論與2009～2011年的回歸結(jié)果相似，與表3顯示結(jié)論一致。

3.穩(wěn)健性分析。

在表4中，我們檢驗了內(nèi)部控制質(zhì)量、盈余持續(xù)性及兩者交互項對分析師預測的影響，衡量分析師預測的指標是以每個券商對第i公司第t年的最后一次預測值的均值為計算基礎。但效用函數(shù)假說認為分析師是理性的，當其以追求效用函數(shù)最大化為原則，盡可能發(fā)布真實有效的預測時，便會出現(xiàn)預測偏差。如Lim（2001）和Gu and Wu（2003）等研究發(fā)現(xiàn)，當分析師盡可能提高預測準確性、最小化預測誤差，其預測是有偏的，即當預測均值不等于中位數(shù)，且實際盈余有偏時，實際盈余的有偏分布會導致分析師預測有偏。為提高預測質(zhì)量，使平均預測誤差絕對值最小時，好的分析師預測值是預測中位數(shù)并非均值。

因此，進一步采用分析師預測中位數(shù)代替均值，重新計算預測誤差指標Ferrori，t和預測分歧度指標Fdispi，t，以檢驗本文結(jié)果的穩(wěn)健性，計算過程見公式（3）和（4）：

（表4）　分期間回歸結(jié)果

將Ferrori，t和Fdispi，t加入模型（2a）、（2c）中進行回歸得出，Audtype系數(shù)為-0.163、-4.246，Opepst*Audtypet系數(shù)為0.192、4.269，Noepst*Audtypet系數(shù)為0、0.002，Opepst系數(shù)為-0.174、-5.296，Noepst系數(shù)為0和0.001，在統(tǒng)計上均顯著，表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，盈余持續(xù)性越強，分析師預測越準確，與上述檢驗結(jié)果相同。

五、研究結(jié)論

本研究以上交所2009～2014年A股上市公司為考察對象，檢驗了內(nèi)部控制與盈余持續(xù)性的關系及其關聯(lián)作用對分析師預測的共同影響。結(jié)果顯示，內(nèi)部控制質(zhì)量與盈余持續(xù)性顯著正相關，具有良好內(nèi)部控制質(zhì)量的公司，總盈余及營業(yè)利潤均有較強的持續(xù)性。這意味著在企業(yè)經(jīng)營成果、財務狀況等信息生成過程中，內(nèi)部控制發(fā)揮了積極作用，分析師能識別該內(nèi)部控制和盈余持續(xù)性間的關系，并對其關聯(lián)作用做出反應，提高預測準確性。為此：

首先，要強化內(nèi)部控制制度建設。根據(jù)不相容職務相分離原則，加強對上市公司經(jīng)營活動的授權、簽發(fā)、核準、執(zhí)行和記錄等工作相關部門和人員的授權批準控制，根據(jù)授權審批等級和權限行使相應職責，并承擔相應責任，達到責權利統(tǒng)一。同時，加強對上市公司籌資、投資、經(jīng)營及分配等過程的預算管理和實物控制，保證公司經(jīng)營活動有序進行和資產(chǎn)安全。

其次，規(guī)范上市公司信息披露政策，力求使公司向外披露的信息在質(zhì)和量上都有提高。規(guī)范披露內(nèi)容，對上市公司披露的信息進行審計監(jiān)督，以提高信息客觀性和可靠性，為投資者提供決策信息參考。改善公司治理結(jié)構(gòu)、加強股東對公司經(jīng)營管理者的約束力度，加強公司會計、審計隊伍及相關業(yè)務工作人員的職業(yè)道德和風險意識教育，降低道德風險和逆向選擇等委托代理成本，防止披露存在重大遺漏、誤導性陳述等不實信息，提高擬披露信息的質(zhì)量。

第三，加強對公司線下項目管理。防止上市公司利用財務重組、資產(chǎn)置換、聯(lián)營、投資、甚至政府補貼等線下項目故意操縱公司盈余，以達到盈余管理目的，從而降低了披露信息的真實性，使投資者高估或低估上市公司盈余的持續(xù)性，影響其對公司價值評估的準確性和相關價值投資，做出不合理的投資決策，影響信息對市場資源流向的合理引導作用，降低市場資源配置效率。

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［責任編輯：李嚴成］

［收稿日期］2015-09-27

［作者簡介］李楊（1979-），男，河南信陽人，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學中國WTO研究院副研究員，經(jīng)濟學博士，主要從事WTO、服務經(jīng)濟研究；劉剛（1974-），男，貴州貴陽人，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學中國WTO研究院2010級博士研究生。

［中圖分類號］F273.1

［文獻標志碼］A

［文章編號］1001－4799（2016）02－0132－07