產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、內(nèi)部控制與企業(yè)社會責(zé)任信息披露的經(jīng)濟(jì)后果
——基于分析師預(yù)測視角的研究

韋慧玲

（安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山243002）

隨著經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，企業(yè)社會責(zé)任履行及信息披露日益引起公眾的關(guān)注。我國監(jiān)管部門陸續(xù)制定和出臺了一系列與企業(yè)社會責(zé)任信息有關(guān)的政策和法規(guī)進(jìn)行規(guī)范和引導(dǎo)，要求部分上市公司必須強(qiáng)制披露社會責(zé)任報告。目前有關(guān)社會責(zé)任信息披露的經(jīng)濟(jì)后果研究主要集中在對資本成本[1]、企業(yè)價值[2]、股東財富[3]、當(dāng)期財務(wù)績效[4]、投資者決策價值[5]方面。作為現(xiàn)代資本市場中扮演著會計(jì)信息使用者和提供者雙重角色的財務(wù)分析師[6]，在進(jìn)行盈利預(yù)測時如何采用社會責(zé)任信息這一非財務(wù)信息？企業(yè)社會責(zé)任信息披露對分析師盈利預(yù)測誤差和預(yù)測分歧度將產(chǎn)生怎樣的影響？基于社會責(zé)任信息披露的財務(wù)分析師盈利預(yù)測結(jié)果是否受到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)及公司內(nèi)部控制質(zhì)量差異的影響？本文擬對這些問題展開討論。

本文的可能貢獻(xiàn)在于：首先，豐富和拓展了我國企業(yè)社會責(zé)任與內(nèi)部控制經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究，從而在一定程度上豐富了該領(lǐng)域的研究成果，為政府相關(guān)部門更好地了解企業(yè)社會責(zé)任和內(nèi)部控制信息披露制度的執(zhí)行效果和相關(guān)政策的進(jìn)一步完善提供經(jīng)驗(yàn)依據(jù)；其次，探討了社會責(zé)任信息披露是否影響財務(wù)分析師盈利預(yù)測，提供了財務(wù)分析師盈利預(yù)測影響因素研究的一個新視角，有助于理論界與實(shí)務(wù)界更加全面地認(rèn)識分析師盈利預(yù)測的影響因素，為新興市場的分析師行為提供新的證據(jù)。

一、理論分析與研究假設(shè)

分析師在對上市公司進(jìn)行盈利預(yù)測時采用的信息主要是兩種：一種是由上市公司公開發(fā)布的公開信息，另一種是由分析師通過其他渠道獲取的私人信息。私人信息的獲取相比公開信息的難度要大得多，而且成本也更高，故公開信息是財務(wù)分析師盈余預(yù)測的重要依據(jù)，[6]胡奕明、林文雄和王瑋璐的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，我國分析師比較注重公開披露信息；[7]Kross，et al.檢驗(yàn)得出財務(wù)分析師預(yù)測準(zhǔn)確性會隨著公開信息披露的增加而提高。[8]顯然，如果公司能夠在企業(yè)社會責(zé)任報告中，對相關(guān)信息進(jìn)行更加及時和詳細(xì)的披露，則可降低公司的信息不對稱程度。[9]此外，分析師盈余預(yù)測的誤差是信息質(zhì)量的減函數(shù)，分析師之間預(yù)測的分歧度取決于其所擁有的公共信息和私有信息的質(zhì)量，而且在信息質(zhì)量一定的情況下，擁有的公共信息越多，分析師之間的預(yù)測分歧度就越低。[10]因此，在我國這樣一個競爭性分析師市場，信息披露程度高（公共信息多）的上市公司，分析師通過個人的努力取得私有信息量將會減少，而社會責(zé)任信息披露增加信息披露程度，分析師進(jìn)行預(yù)測時的私有信息持有狀況差異越小，分析師預(yù)測的結(jié)果差異程度也越小。綜上分析提出假設(shè)1：

H1：公司的社會責(zé)任信息披露質(zhì)量越高，其分析師盈利預(yù)測準(zhǔn)確性越高，預(yù)測分歧程度越小。

通常，規(guī)模較大公司受到的關(guān)注比小規(guī)模公司更多，并且規(guī)模大的公司擁有更多的可利用資源，因此，無論是動機(jī)還是能力，規(guī)模較大公司會傾向于更多披露社會責(zé)任信息。①大公司有更強(qiáng)的意愿披露信息，Lang和Lundholm的研究證實(shí)了這一觀點(diǎn)。[11]劉正陽、劉一慧也發(fā)現(xiàn)社會責(zé)任成本信息披露程度與公司規(guī)模顯著正相關(guān)。[12]

從我國有關(guān)社會責(zé)任信息披露的監(jiān)管政策看，2008年12月，上海證券交易所發(fā)布了《關(guān)于做好上市公司2008年履行社會責(zé)任的報告及內(nèi)部控制自我評估報告披露工作的通知》，要求：A＋H股、公司治理、金融三大板塊上市公司在發(fā)布年報的同時披露社會責(zé)任報告；同年，深圳證券交易所也發(fā)布了《關(guān)于做好上市公2008年年度報告工作的通知》，要求納入深證100指數(shù)的上市公司披露社會責(zé)任報告。從上述監(jiān)管要求看，我國上市公司社會責(zé)任信息披露尚處于強(qiáng)制披露和自愿披露相結(jié)合階段，而且在社會責(zé)任信息披露樣本中以強(qiáng)制披露樣本為主。②進(jìn)一步分析強(qiáng)制披露公司可以發(fā)現(xiàn)，上述政策以大型國有企業(yè)為主要監(jiān)管對象。此外，由于自愿性披露沒有像強(qiáng)制性披露那樣嚴(yán)格的準(zhǔn)則加以規(guī)范，質(zhì)量較差的企業(yè)可能模仿高質(zhì)量企業(yè)的信號，傳遞虛假信號，這樣自愿性披露信息的可信性又難以得到保證。劉國亮和常艷麗也指出我國自愿性信息披露質(zhì)量不高。[13]因此，強(qiáng)制披露社會責(zé)任信息較多的國有企業(yè)披露的社會責(zé)任信息更可靠，對分析師預(yù)測的正面影響更顯著。綜合以上得出假設(shè)2：

H2：較之民營企業(yè)，社會責(zé)任信息披露對分析師盈利預(yù)測的正面影響在國有企業(yè)更加明顯。

Byard和shaw研究發(fā)現(xiàn)，信息披露質(zhì)量的提高不僅顯著改善分析師公共信息的精度，而且顯著提高了其私有信息的精度，從而其盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性顯著提高。[14]根據(jù)分析師獲取信息的來源來看，公司年報是分析師進(jìn)行盈利預(yù)測時借助的最重要信息來源，[15]而內(nèi)控信息披露又能增強(qiáng)財務(wù)報告的可靠性。[16]鑒于內(nèi)部控制作為一種保證企業(yè)對外提供的會計(jì)信息質(zhì)量的基本制度安排，其質(zhì)量的高低直接影響著企業(yè)會計(jì)信息質(zhì)量的高低，且在2010年4月26日，五部委聯(lián)合發(fā)布了《企業(yè)內(nèi)部控制配套指引》，其中《內(nèi)部控制應(yīng)用指引第4號——社會責(zé)任》對企業(yè)社會責(zé)任進(jìn)行詳細(xì)規(guī)范，這意味著上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量越好，上市公司信息披露的質(zhì)量越高，社會責(zé)任信息信息質(zhì)量也將越高，從而分析師進(jìn)行上市公司盈余預(yù)測時可以利用的社會信息質(zhì)量越高，那么，證券分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性越高，他們之間對同一上市公司盈余的預(yù)測差異程度將越小。因此本文提出假設(shè)3：

H3：較之內(nèi)部控制較差的企業(yè)，社會責(zé)任信息披露對分析師盈利預(yù)測的正面影響在內(nèi)部控制較好的企業(yè)更加明顯。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)研究假設(shè)，本文建立了如下多元回歸模型③：

（二）變量設(shè)置

被解釋變量：盈利預(yù)測誤差（Perror）。借鑒石桂峰、蘇力勇、齊偉山等的做法，[17]選擇預(yù)測誤差率這一變量來表示分析師盈利預(yù)測誤差水平。

預(yù)測分歧度（Dispersion）。這一變量表示分析師預(yù)測的分歧程度。

解釋變量：企業(yè)社會責(zé)任信息披露質(zhì)量（Csr）。仿照何賢杰等的做法，[18]選擇潤靈環(huán)球責(zé)任評級公司對上市公司披露的所有社會責(zé)任報告進(jìn)行評級的得分。

控制變量：根據(jù)相關(guān)研究文獻(xiàn)，[11，17－18]在研究模型中引入了若干控制變量，具體見表1：

表1 變量定義表

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009～2012年度滬深兩市A股上市公司作為原始研究樣本，并按以下步驟進(jìn)行篩選：（1）當(dāng)分析師在同一年度對某個公司有多次盈利預(yù)測時，則選擇該分析師于最接近年報披露日發(fā)布的盈利預(yù)測；（2）在做分析師分歧度回歸的時候還剔除了只有1家分析師預(yù)測的樣本；（3）剔除金融保險類以及ST的公司樣本；（4）剔除相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。所用的上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)、以及分析師盈利預(yù)測數(shù)據(jù)來源于Wind（萬德）和CSMAR（國泰安）數(shù)據(jù)庫，企業(yè)社會責(zé)任報告的評級得分?jǐn)?shù)據(jù)來自于潤靈環(huán)球責(zé)任評級公司。此外筆者在回歸分析中還對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上分年度進(jìn)行了WINSORIZE處理。

（四）實(shí)證檢驗(yàn)

1.社會責(zé)任信息披露質(zhì)量與分析師盈利預(yù)測

表2給出了研究假設(shè)1的檢驗(yàn)結(jié)果。由表2中（1）、（2）可以看出，兩個模型的解釋力度及顯著性都令人滿意。從表2中（1）可以看出社會責(zé)任信息披露的系數(shù)是－0.2403，且在5%的水平上顯著，說明社會責(zé)任信息披露和財務(wù)分析師盈利預(yù)測誤差顯著負(fù)相關(guān)，也就是說公司的社會責(zé)任信息披露質(zhì)量越高，其分析師盈利預(yù)測準(zhǔn)確性越高；從表2中（2）顯示社會責(zé)任信息披露的系數(shù)是－0.1040，也就是說社會責(zé)任信息披露質(zhì)量越高，其分析師分歧程度越小，但括號內(nèi)的T值是－1.55，且未通過顯著性檢驗(yàn)，這可能是因?yàn)榛旌蠘颖居绊懙慕Y(jié)果，假設(shè)1得到部分驗(yàn)證。

表2 社會責(zé)任信息披露質(zhì)量與分析師盈利預(yù)測的影響

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、社會責(zé)任信息披露質(zhì)量和分析師盈利預(yù)測

表3給出了研究假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)以Perror作為模型被解釋變量時，表3中（1）國有企業(yè)組和（2）民營企業(yè)組的社會責(zé)任信息披露系數(shù)分別是－0.2537和0.0161，且只有國有企業(yè)組通過了顯著性檢驗(yàn)（T值為－2.29）。也就是說較之民營企業(yè)，社會責(zé)任信息披露對分析師盈利預(yù)測的準(zhǔn)確性在國有企業(yè)更加明顯。以dispersion作為模型被解釋變量時，表3中（3）國有企業(yè)組和（4）民營企業(yè)組的社會責(zé)任信息披露系數(shù)分別是－0.2009和0.1192，且都通過了顯著性檢驗(yàn)，即在國有企業(yè)社會責(zé)任信息披露質(zhì)量越高，分析師分歧程度越小，而在民營企業(yè)社會責(zé)任信息披露質(zhì)量越高，分析師分歧程度越大。假設(shè)2得到檢驗(yàn)。

表3 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、社會責(zé)任信息披露質(zhì)量與分析師盈利預(yù)測的影響

限于篇幅，省略了控制變量的詳細(xì)列示，資料備索。表4同此。

3.內(nèi)部控制質(zhì)量、社會責(zé)任信息披露質(zhì)量和分析師盈利預(yù)測

表4給出了研究假設(shè)3的檢驗(yàn)結(jié)果。在以Perror為被解釋變量時，表4中（1）和（2）的社會責(zé)任信息披露的系數(shù)分別是－0.2426和－0.3128，且只有表4中（1）內(nèi)部控制好組通過了顯著性檢驗(yàn)（T值為－2.41），表明較之內(nèi)部控制較差的企業(yè)，社會責(zé)任信息披露對分析師盈利預(yù)測準(zhǔn)確性的正面影響在內(nèi)部控制較好的企業(yè)更加明顯；以Dispersion為被解釋變量時，社會責(zé)任信息披露的系數(shù)只有在表4中（3）內(nèi)部控制好組顯著為負(fù)（系數(shù)為－0.1688，T值為－2.35），而在表4中（4）內(nèi)部控制差組不顯著，即較之內(nèi)部控制較差的企業(yè)，社會責(zé)任信息披露對分析師盈利預(yù)測分歧度的正面影響在內(nèi)部控制較好的企業(yè)更加明顯。假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表4 內(nèi)部控制質(zhì)量、社會責(zé)任信息披露質(zhì)量與分析師盈利預(yù)測的影響

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

不同的信息披露動機(jī)可能導(dǎo)致不同的經(jīng)濟(jì)后果（Verrecchia，2001），為了考察企業(yè)社會責(zé)任信息披露動機(jī)可能對本文研究結(jié)論產(chǎn)生的影響，我們將自愿性披露的公司從研究樣本中予以剔除（在分析師預(yù)測誤差樣本中剔除208個觀測樣本，在分析師預(yù)測分歧度樣本中提出170個觀測樣本），然后重新進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)主要研究結(jié)論不變。

三、研究結(jié)論

本文利用2009～2012年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了社會責(zé)任信息披露對分析師盈利預(yù)測行為的影響。實(shí)證結(jié)果表明，社會責(zé)任信息披露質(zhì)量越高，分析師盈利預(yù)測準(zhǔn)確性越高，分析師分歧度越?。ǖ幻黠@）。進(jìn)一步，我們考察了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)較民營企業(yè)，社會責(zé)任信息披露對分析師盈利預(yù)測的正面影響在國有企業(yè)要更加明顯，這與何賢杰的研究結(jié)論相反；此外，我們加入內(nèi)部控制進(jìn)行考慮，發(fā)現(xiàn)較內(nèi)部控制差的企業(yè)，社會責(zé)任信息披露對分析師盈利預(yù)測的正面影響在內(nèi)部控制好的企業(yè)更加明顯。

注釋：

①據(jù)本文樣本數(shù)據(jù)整理發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)的公司規(guī)模（公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)）均值是22.6822，國有企業(yè)的公司規(guī)模均值是23.4218，顯然可見，國有企業(yè)的規(guī)模要明顯大于民營企業(yè)的規(guī)模。

②據(jù)本文樣本數(shù)據(jù)整理顯示，我國社會責(zé)任信息披露中強(qiáng)制披露占總披露量的71.82%。

③我們將樣本公司按照最終控制人性質(zhì)劃分為“國有企業(yè)”和“民營企業(yè)”。

④我們采用迪博公司提供的“迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”指標(biāo)作為公司內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量。由于樣本中內(nèi)部控制質(zhì)量的最小值是556.13，而25%分位點(diǎn)值是691.45，中位數(shù)是729.13，75%分位點(diǎn)是812.55，他們之間的數(shù)據(jù)比較集中，相差很小，所以上市公司內(nèi)部控制指數(shù)大于樣本25%分位時，則歸為“內(nèi)部控制質(zhì)量好組”，反之則歸為“內(nèi)部控制質(zhì)量差組”。

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