内部控制质量、公允价值计量与分析师盈余预测

杨松令（博士生导师），孙思婧，刘亭立（教授）

一、引言

分析师作为资本市场中专业的信息中介，对于提高资本市场的运行效率起着至关重要的作用。分析师定期做出的盈余预测，是资本市场参与者进行决策的重要依据。2012年1月1日起，我国正式对上交所和深交所主板上市公司实施内部控制规范体系，这一体系的实施使得更多的上市公司将内部控制制度落在实处，从而提高了财务信息披露质量，向分析师释放了关于财务信息可靠性方面的信号[1]，提升了分析师的盈余预测质量[2][3]。但是关于内部控制机制发挥作用的具体原因，现有研究尚未进行深入探究。本文试图从公允价值计量与盈余管理的角度来研究内部控制质量影响分析师盈余预测行为的原因。之所以选择以上两种因素，是因为二者对于财务信息质量具有重要影响。具体来说，一方面，公允价值计量涉及的业务较广，计量方法复杂，有利于提高财务信息相关性[4][5]；但同时也会蕴含大量市场风险[6][7]与人为操纵因素[8]，从而降低财务信息可靠性。现有研究未能关注到公允价值计量对于内部控制质量的作用，以及对分析师盈余预测行为的影响。另一方面，公司的盈余管理行为会降低财务信息质量[9]，同时以分析师为代表的外部监督力量对盈余管理行为的关注[10]，也会影响内部控制质量的实施效果，但是现有研究对这一问题鲜有涉及。

有鉴于此，本文将对以下三个问题进行探索：内部控制质量是否会影响分析师盈余预测偏差与分歧度？若内部控制质量降低了分析师盈余预测偏差与分歧度，公允价值计量是否可以增强这一作用？内部控制质量对分析师盈余预测行为的影响范围，是否受到盈余管理方向的限制？本文的贡献主要有：揭示了内部控制质量正面影响分析师预测行为的深层次原因，即发现公允价值计量可以增强内部控制质量对分析师盈余预测的积极影响；揭示了盈余管理方向对内部控制质量作用范围的限制效果，丰富了有关内部控制质量的研究。

二、文献回顾与研究假设

（一）内部控制质量与分析师盈余预测偏差及分歧度

内部控制的重要控制活动之一就是对财务报告及相关信息的控制，这一控制活动主要是基于以下两种途径：一是按照企业会计准则如实核算，二是按照企业内部控制规范建立内部控制制度，严格监督核算执行的全过程，真实可靠地体现企业的经营业绩以及企业的价值增值过程[11]。已有研究表明，内部控制质量较高的公司可以有效缓解各类代理冲突、监督管理层的经营决策过程[12]，并最终提高财务信息的可靠性[13]，由此向市场分析师和投资者传递了核算合规、信息可靠的积极信号。分析师通过公司内部控制的实施情况，可以更充分地了解其会计政策执行情况以及财务信息披露质量[14][15]，有助于降低对公司财务信息的解读误差，从而降低分析师预测偏差[16]；同时，内部控制质量的提高也可以减少分析师私有信息的获取优势，从而降低分析师的预测分歧度。由此，本文就内部控制质量对分析师盈余预测偏差和分歧度的影响，提出如下假设：

H1：内部控制质量的提高会减少分析师盈余预测偏差并降低盈余预测分歧度。

（二）公允价值计量与分析师盈余预测偏差及分歧度

决策有用观认为，公允价值计量最显著的特点是财务信息随着市场价格的变化而改变，从而提高财务信息的相关性[17]，但是对财务信息的可靠性造成了不利影响。使用公允价值计量会使得报告收益受到人为的操纵，例如：在不完全流动市场上交易的非货币性资产交易业务，公司很有可能会进行策略性的交易以影响年终公允价值和相关收益[18]；或者像衍生金融工具类的资产，公允价值计量受制于管理者的自由裁量权，从而损害了报告的可靠性。因此，虽然在财务报表中使用公允价值计量可以增强会计信息的相关性，但同时也会降低可靠性，并增加了信息的不确定性，从而对分析师的预测产生干扰[19]。由此，本文就公允价值计量对分析师盈余预测偏差和分歧度的影响，提出如下假设：

H2：公允价值的使用会增加分析师盈余预测偏差并提高盈余预测分歧度。

（三）公允价值计量的调节作用

内部控制质量的提升可以增强会计信息的可靠性，公允价值计量会降低可靠性而提升相关性[20]。但内部控制对会计信息可靠性的增强作用不会受到公允价值计量的较大干扰，反而可以弥补公允价值计量所造成的负面影响[21]。具体原因在于，企业无论是针对处于活跃市场的交易性金融资产等金融工具的确认与计量核算业务，还是针对处于非活跃市场的非货币性资产交换和债务重组核算业务，均有相应的内部控制措施对其公允价值计量进行监督，从制度上可以减少盈余操纵的空间；同时，在原有可靠性的基础上，公允价值计量提供了更多与投资者决策相关的信息，使得会计信息兼具可靠性与相关性，提升了会计信息质量，从而使得分析师的预测行为更加准确。因此，本文就公允价值计量对内部控制质量与分析师盈余预测的影响，提出如下假设：

H3：公允价值的使用程度越深，内部控制质量的提高越会减少分析师盈余预测偏差并降低盈余预测分歧度。

（四）盈余管理方向的调节作用

在检验了内部控制质量与分析师预测的关系之后，需要进一步探究内部控制质量对分析师盈利预测行为影响的作用范围，而盈余管理动机是合理的推测。企业不同的盈余管理动机所导致的经济后果具有较大差异，外界的分析师与投资者的关注度亦随之不同[22]。具体来说，盈余管理动机可以分为正向盈余管理和负向盈余管理：正向盈余管理的主要动机是企业获得IPO上市资格、增发配股资格、防止亏损及退市等；负向盈余管理的主要动机是对利润进行平滑，即在利润较高的年份降低当年业绩，以备不时之需。由于正向盈余管理对于投资者的影响较大，分析师会格外关注这一方向的会计信息[23]，因此在正向盈余管理中内部控制能够发挥的作用可能较强。为了检验内部控制质量对分析师盈余预测的影响范围是否受到盈余管理的作用，本文提出如下假设：

H4：存在正向盈余管理的公司，内部控制质量的提高可以减少分析师盈余预测偏差并降低盈余预测分歧度。

以上假设的理论框架如图所示。

三、研究设计

（一）主要变量的定义

本文从分析师盈余预测偏差和分析师盈余预测分歧度两方面来度量分析师的盈余预测行为。

内部控制、公允价值计量与分析师盈余预测图

1.分析师盈余预测偏差（Ferrori，t）。参考王雄元、彭旋[24]的研究，本文对分析师盈余预测偏差的计量定义如下：

其中：Mean（Feps）i，t为所有证券分析师对上市公司 i第t年盈余预测的均值，Mepsi，t为公司 i第t年实际收益；Ferrori，t越大，意味着分析师盈余预测偏差越大，预测准确度越低。

2.分析师盈余预测分歧度（Dispersioni，t）。参考Sohn[25]的研究，分析师盈余预测分歧度的计量公式如下：

其中：TAi，t为年末每股总资产，SD（FEPSi，t）为所有分析师针对同一家上市公司的最后一次每股盈余预测的标准差；Dispersioni，t越大，意味着分析师盈余预测分歧度越大，也就是说，分析师预测意见越不统一。

3.内部控制（ICi，t）。根据《企业内部控制基本规范》，内部控制是由企业董事会、监事会、管理层和全体员工实施的旨在实现控制目标的过程，其目标是保证企业经营管理过程中合法合规、资产安全、财务报告及相关信息真实完整，提高经营效率和效果，促进企业发展[26]。迪博·中国上市公司内部控制指数（DIB ICindex）涵盖企业战略上述五个方面，并基于内部控制重大缺陷进行补充与修正，可以完整地反映企业内部控制质量。

4.公允价值变量（FVi，t）。根据我国现行会计准则，在日常经济活动中共有四项业务涉及公允价值计量，分别为金融工具的确认与计量业务、投资性房地产业务、非货币性资产交换业务和债务重组业务；在具体计量时，依据《企业会计准则第22号——金融工具的确认与计量》《企业会计准则第3号——投资性房地产》《企业会计准则第7号——非货币性资产交换》《企业会计准则第12号——债务重组》与《企业会计准则第39号——公允价值计量》的规定，金融工具的确认与计量业务中的交易性金融资产等与采用公允价值计量模式的投资性房地产的公允价值变动额记入利润表中的“公允价值变动损益”科目，金融工具的确认与计量业务中的可供出售金融资产的公允价值变动额记入“其他综合收益”科目；非货币性资产交换业务、债务重组业务中的公允价值变动额记入“营业外收入（支出）”科目。

现有研究大多基于“公允价值变动损益”科目来研究公允价值计量变动金额[27][28]，但是这一计量方式并不能反映公允价值变动金额的全貌[29]，因此本文在参考会计准则核算规定的基础上，使用如下方式度量：

其中：Fva为“公允价值变动损益”；Fvb为非货币性资产交换损益；Fvc为债务重组损益；NIi，t为年末净利润。

5.盈余管理方向（DAi，t）。本文使用修正的截面琼斯模型[30]作为盈余管理方向（DAi，t）的计量模型，公式如下：

其中：TAi，t表示总应计数；TACCi，t表示公司 i第t年的应计利润，其值为第t年的净利润NIi，t减去第 t年的现金流量 CFOi，t；PPEi，t表示第 t年的固定资产原值；∆ REVi，t-∆ RECi，t表示第t年的营业收入增量减去应收账款的增量；Ai，t-1表示第t-1年的资产合计，方程两边均除以此数用于消除企业规模的影响；DAi，t即残差值ξ，使用其正负号作为应计盈余管理方向的衡量标准。

6.控制变量。参考以往分析师盈利预测偏差影响因素的相关实证研究成果[31][32]，本文在检验模型中引入了如下控制变量：分析师乐观偏差（Positivei，t）、公司市账比（MBi，t）、股票收盘价（Pi，t）、资产负债率（LEVi，t）、公司成长性（Torbin's Qi，t）、总资产报酬率（ROAi，t）、公司规模（MVi，t）、机构投资者持股比例（Institutei，t）、前十大股东持股比例（CRIOi，t），以及行业（Ind）和年度（Year）控制变量，具体见表1。

表1 变量定义

（二）检验模型的构建

鉴于以上文献回顾与研究假设，本文构建如下非平衡面板模型进行检验：

其中，模型（5）与模型（6）的被解释变量为分析师盈余预测偏差（Ferrori，t）；模型（7）与模型（8）的被解释变量为分析师盈余预测分歧度（Dispersioni，t）。模型（5）与模型（7）的解释变量均为公允价值（FVi，t）、内部控制指数（ICi，t）。模型（6）与模型（8）的解释变量增加了内部控制指数与公允价值计量的调节项（FVi，t×ICi，t）；盈余管理方向（DDi，t）作为分组回归依据；其余变量具体定义见表1。

（三）数据来源与样本选择

由于上市公司自2012年起全面披露内部控制信息，因此本文以沪深两市2012～2016年A股上市公司作为初选样本，并按如下标准进行筛选：①剔除金融保险行业的样本以及数据不全的样本；②剔除公允价值计量不足两年的样本；③剔除分析师预测报告数少于5的样本；④为了降低异常值的影响，对连续型变量进行1%分位数和99%分位数的缩尾处理。经过以上筛选程序，最终得到用于检验模型的公司样本1766个，以上内部控制指数数据来自DIB数据库，公允价值计量数据来自Wind数据库，其他数据来自CSMAR数据库，使用Excel 2016、SPSS 22.0与Stata 13.0软件进行数据处理。

四、实证结果

（一）描述性统计

表2给出了检验方程中各变量的描述性统计结果。从该表可以看出，分析师盈余预测偏差（Ferrori，t）的均值为2.504，中位数为0.845，最大值为32.485，最小值为0.059，标准差为4.975，由此可见，分析师对于上市公司的盈余预测普遍存在偏差，且不同公司之间的偏差相差较大。分析师盈余预测分歧度（Dispersioni，t）的均值为0.220，中位数为0.057，最大值为3.536，最小值为0.001，标准差为0.496，可见分析师的分歧度相较于预测偏差而言，并没有太大差别，比较稳定。内部控制指数（ICi，t）的均值为6.517，中位数为6.529，最大值为6.817，最小值为5.689。公允价值（FVi，t）的均值为0.022，中位数为0.001，最大值为1.130，最小值为-0.661，这说明在样本中，公允价值计量的价值变动额占净利润的2%左右，个别公司中公允价值计量会对净利润产生较大影响。盈余管理方向（DAi，t）的均值为-0.006，中位数为-0.007，最大值为0.793，最小值为-0.552。

（二）实证分析

首先，本文对各变量分别进行了Spearman与Pearson相关性分析。由表3可知，被解释变量中分析师盈余预测偏差（Ferrori，t）和分析师盈余预测分歧度（Dispersioni，t）与解释变量内部控制指数（ICi，t）呈显著负相关关系，与公允价值计量（FVi，t）呈显著正相关关系，与二者的交互项（FVi，t×ICi，t）显著负相关关系；总资产报酬率（ROAi，t）、股票收盘价（Pi，t）、前十大股东持股比例（CRIOi，t）与分析师盈余预测偏差、分析师盈余预测分歧度呈显著负相关关系。限于篇幅，其余变量相关性情况详见表3。各变量相关系数符号均与预期一致，说明检验方程中的控制变量选取较为合理，且各方程不存在多重共线性问题，可以进行多元回归分析。

表2 描述性统计

其次，本文对模型（5）、（6）、（7）和（8）分别进行回归。将内部控制质量（ICi，t）、公允价值计量（FVi，t）及二者交互项（FVi，t×ICi，t）在全样本中进行回归，以考察内部控制质量、公允价值计量、公允价值计量与内部控制质量的交互项对分析师盈余预测误差与盈余预测分歧度的影响，回归结果如表4所示。

从表4可知，在列（1）中，内部控制指数（ICi，t）的系数在1%的水平上显著为负，表明公司的内部控制质量的提高对分析师的盈余预测偏差具有显著的抑制作用；公允价值（FVi，t）的系数在1%的水平上显著为正，表明公允价值计量会使分析师的盈余预测偏差增加；在列（3）中，内部控制指数（ICi，t）的系数在10%的水平上显著为负，H1得到支持；公允价值（FVi，t）的系数在5%的水平上显著为正，表明公允价值计量会使得分析师的盈余预测分歧度增加，H2得到支持；在列（2）与列（4）中，公允价值与内部控制的交互项（FVi，t×ICi，t）的系数分别在10%和5%的水平上显著为负，说明公允价值计量对于内部控制质量与分析师盈余预测偏差和盈余预测分歧度之间具有显著的调节作用，可以增强内部控制对分析师盈余预测行为的积极作用，证实了H3。分层回归检验以及模型（6）与模型（8）的R2均大于模型（5）与模型（7），表明调节效应显著，支持上述结果。

表3 相关性分析-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。数∗∗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∗关-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为角-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∗，下系关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∗为角三上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验1 0.006-0.058∗∗-0.043∗∗∗FVi，t×0.148∗-0.066∗∗∗0.016 0.274∗0.065∗0.160∗检-0.037尾双（∗∗-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∗∗∗显-0.013平水-0.063∗∗计∗0.017 1-0.111∗∗-0.026 0.025-0.010 0.095∗∗∗∗-0.019统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∗∗∗ 别-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，变Ferrori，t）数earso-0.035量注To 1

表4 内部控制质量、公允价值计量与分析师预测偏差和分歧度

既然内部控制质量对于分析师盈余预测具有抑制作用，那么这种抑制作用的范围是否受到盈余管理的影响？本文根据DAi，t的正负号，参考徐丽萍、辛宇[33]的分组研究方法，将样本分为正向盈余管理的公司和负向盈余管理的公司，对模型（5）、（6）、（7）和（8）进行回归。其中，DAi，t＜0说明公司进行负向盈余管理，DAi，t＞0说明公司进行正向盈余管理，结果如表5与表6所示。

表5 正向盈余管理与负向盈余管理分组的差异性检验结果

表6 正向盈余管理与负向盈余管理作用比较

由表5可知，在正向盈余管理与负向盈余管理两组样本中，正向盈余管理分组中的内部控制质量均值显著大于负向盈余管理分组（6.530＞6.505）（P=0.000＜0.01）；同时，正向盈余管理分组中的分析师预测偏差均值与分歧度均值显著小于负向盈余管理分组（1.823＜3.088）（0.154＜0.276）（P=0.000＜0.01）。由此可知，正向盈余管理分组中的内部控制质量更高，即分析师的预测更加准确。

进一步由表6中的列（1）与列（2）、列（3）与列（4）可知，正向盈余管理组中内部控制指数（ICi，t）与分析师盈余预测偏差和盈余预测分歧度的系数在1%的水平上显著为负，负向盈余管理组中的内部控制指数（ICi，t）的系数不显著为负，这说明内部控制质量对于分析师盈余预测偏差与盈余预测分歧度的影响受到盈余管理动机的影响（Mann-Whitney检验支持上述结果），这与H4的预测结果一致。

（三）稳健性检验

本文首先参考佟岩、刘勋[34]的稳健性检验方法，采用替换控制变量的方法检验了回归结果的稳健性。在稳健性检验中，主要替换了控制变量，用总资产自然对数（SIZE）替换了股票总市值自然对数（MV）、净资产利润率（ROE）替换了总资产利润率（ROA），检验结果基本稳健；其次参考Kothari等[35]和曲晓辉等[36]的方法，使用业绩匹配的修正琼斯模型计算出应计盈余管理替换原变量DA，回归结果基本相同。

五、研究结论与启示

本文研究表明：①公司内部控制质量的提升可以降低分析师盈余预测偏差与分歧度；②公允价值计量会提高分析师盈余预测偏差与分歧度；③公允价值计量会增强内部控制对分析师盈余预测偏差与分歧度的积极作用；④内部控制对分析师盈余预测偏差与分歧度的有利影响仅发生在正向盈余管理方向的公司中，因此这一有利影响的作用范围受到盈余管理动机的限制。本文首次将内部控制质量、公允价值计量与盈余管理同时纳入分析师盈余预测的研究框架中，揭示了内部控制影响分析师盈余预测的具体原因。

本研究对分析师盈余预测行为有如下启示意义：①分析师在进行盈余预测时，除却运用内部控制质量信息辅助判断财务报告信息质量之外，还应当对公允价值计量信息给予一定程度的重视。公允价值计量信息既可以侧面检验内部控制的实施效果，也可以使分析师获取更多相关性较强的财务信息，从而降低盈余预测偏差，更好地为资本市场上的投资者服务。②分析师可以使用公司盈余管理方向作为判断内部控制质量的辅助依据。对于负向盈余管理的公司，在使用内部控制质量作为辅助判断财务信息质量的依据之前，需要经过更为谨慎的分析与判断，这使得分析师在运用内部控制质量进行盈余预测时，信息来源更为可靠，从而降低偏差与分歧度。