內(nèi)部控制報(bào)告制度對(duì)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)的影響
——我國(guó)境內(nèi)外同時(shí)上市公司內(nèi)部控制報(bào)告披露企業(yè)實(shí)證研究

毛劍芬,李志強(qiáng)

(山東工商學(xué)院a.會(huì)計(jì)學(xué)院;b.統(tǒng)計(jì)學(xué)院,山東 煙臺(tái) 264005)

經(jīng)濟(jì)管理研究

內(nèi)部控制報(bào)告制度對(duì)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)的影響
——我國(guó)境內(nèi)外同時(shí)上市公司內(nèi)部控制報(bào)告披露企業(yè)實(shí)證研究

毛劍芬a,李志強(qiáng)b

(山東工商學(xué)院a.會(huì)計(jì)學(xué)院;b.統(tǒng)計(jì)學(xué)院,山東 煙臺(tái) 264005)

以我國(guó)境內(nèi)外同時(shí)上市的公司為樣本,從應(yīng)計(jì)質(zhì)量是應(yīng)計(jì)項(xiàng)與現(xiàn)金流量匹配程度的視角,采用DD模型和MN模型殘差的標(biāo)準(zhǔn)誤作為衡量應(yīng)計(jì)質(zhì)量指標(biāo),對(duì)內(nèi)部控制披露制度實(shí)施后應(yīng)計(jì)質(zhì)量、操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)、真實(shí)性操縱行為對(duì)未來(lái)現(xiàn)金流預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度變化的影響進(jìn)行了實(shí)證研究。實(shí)證結(jié)果表明,樣本公司在實(shí)施內(nèi)部控制后應(yīng)計(jì)質(zhì)量、操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)對(duì)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差不存在顯著影響,但是,制造費(fèi)用支出等真實(shí)性操縱行為對(duì)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度存在顯著關(guān)系,說(shuō)明內(nèi)部控制披露制度實(shí)施后會(huì)計(jì)操縱行為不是出于機(jī)會(huì)主義目的,而是屬于信息傳遞的目的;真實(shí)性操縱行為是出于機(jī)會(huì)主義的動(dòng)機(jī),真實(shí)操縱行為將會(huì)以費(fèi)用提高的形式增大企業(yè)負(fù)擔(dān)。建議今后對(duì)真實(shí)操縱行為需要進(jìn)行自我約束和外部約束制度建設(shè),實(shí)現(xiàn)內(nèi)部控制提高財(cái)務(wù)報(bào)告信息質(zhì)量目標(biāo)的要求。

內(nèi)部控制;應(yīng)計(jì)質(zhì)量;真實(shí)操縱;現(xiàn)金流預(yù)測(cè)

一、引言

本文利用我國(guó)境內(nèi)外同時(shí)上市并按照《企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范指南》的要求發(fā)布了2010年企業(yè)內(nèi)部控制報(bào)告的67家公司數(shù)據(jù)資料,就實(shí)施內(nèi)部控制報(bào)告制度的公司是否提高了現(xiàn)金流預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確度;應(yīng)計(jì)質(zhì)量與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度的關(guān)系;實(shí)施內(nèi)部控制報(bào)告制度對(duì)操縱性應(yīng)計(jì)額、經(jīng)營(yíng)者的操縱行為及它們對(duì)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度的關(guān)聯(lián)性等問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證研究。

本研究的主要貢獻(xiàn)有以下幾個(gè)方面:一是通過(guò)操縱行為的時(shí)間序列數(shù)據(jù),利用現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差與會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)質(zhì)量(為了分析和對(duì)比的需要,本文采用現(xiàn)金預(yù)測(cè)模型DD模型和MN模型的殘差的標(biāo)準(zhǔn)誤AQ-DD和AQ-MN兩個(gè)指標(biāo)來(lái)表示應(yīng)計(jì)質(zhì)量)之間關(guān)系來(lái)驗(yàn)證會(huì)計(jì)操縱行為是出于機(jī)會(huì)主義目的還是屬于信息傳遞的目的。二是驗(yàn)證了內(nèi)部控制與現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性的直接關(guān)系。三是驗(yàn)證了真實(shí)活動(dòng)盈余管理的變化對(duì)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)精度的影響。四是對(duì)中國(guó)企業(yè)內(nèi)部控制制度實(shí)施是否提高了企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的焦點(diǎn)問(wèn)題進(jìn)行了探索性研究(財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量一般用利潤(rùn)(收益)質(zhì)量來(lái)進(jìn)行簡(jiǎn)單的替代,不同的評(píng)價(jià)視角會(huì)采用不一致的評(píng)價(jià)指標(biāo)和標(biāo)準(zhǔn),利用會(huì)計(jì)收益作為評(píng)價(jià)尺度的最大優(yōu)點(diǎn)是具有預(yù)測(cè)性,本文采用2004年Dechow和Schrand提出的以現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度代表財(cái)務(wù)報(bào)告的質(zhì)量)。

本文包括以下四個(gè)部分:第一部分理論分析與研究設(shè)計(jì);第二部分研究模型設(shè)計(jì);第三部分是實(shí)證結(jié)果分析;第四部分是結(jié)論與建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

內(nèi)部控制是為合理保證經(jīng)營(yíng)效率效果目標(biāo)、財(cái)務(wù)報(bào)告可靠性目標(biāo)和合規(guī)性目標(biāo)的過(guò)程。薩班斯法案302條款要求企業(yè)的最高經(jīng)營(yíng)者和財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人必須對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告的真實(shí)性作出承諾;404條款要求企業(yè)對(duì)內(nèi)部控制的有效性進(jìn)行評(píng)價(jià),并規(guī)定了提供內(nèi)部控制報(bào)告的義務(wù);906條款規(guī)定對(duì)明知財(cái)務(wù)報(bào)告不滿足SOX法案要求確做出承諾者做出了罰則的規(guī)定。SOX法案出臺(tái)后,監(jiān)管部門將重點(diǎn)放在內(nèi)部控制的財(cái)務(wù)報(bào)告目標(biāo)[1],內(nèi)部控制是防止和檢查財(cái)務(wù)報(bào)告錯(cuò)誤和虛假陳述的產(chǎn)生,形成高質(zhì)量財(cái)務(wù)報(bào)告的重要保障體系。

薩班斯法案頒布后對(duì)許多國(guó)家內(nèi)部控制規(guī)范的制訂起到了實(shí)際上的指導(dǎo)作用。在嚴(yán)格的薩班斯法案指導(dǎo)下的內(nèi)部控制制度,會(huì)減少經(jīng)營(yíng)者對(duì)未來(lái)經(jīng)營(yíng)的預(yù)測(cè)誤差,可以推測(cè)內(nèi)部控制規(guī)范會(huì)對(duì)經(jīng)營(yíng)者的機(jī)會(huì)主義行為起到抑制作用。Lobo、Zhou和Cohenet al的研究表明薩班斯法案實(shí)施后操縱性應(yīng)計(jì)水平降低。國(guó)外學(xué)者Doyle et al和Ashbaugh Skaife et al,我國(guó)學(xué)者陳漢文等研究表明,內(nèi)部控制完善程度與應(yīng)計(jì)質(zhì)量顯著相關(guān)。Kam等發(fā)現(xiàn)按SOX404條款披露內(nèi)部控制重大漏洞的公司一定程度上比其他公司進(jìn)行更多盈余管理。已有的實(shí)證結(jié)果表明,完善的內(nèi)部控制制度會(huì)提高應(yīng)計(jì)質(zhì)量,會(huì)減小預(yù)測(cè)誤差。

Subramanyam等學(xué)者認(rèn)為,操縱性行為不僅只是出于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)的操縱行為,還存在著為改善會(huì)計(jì)信息預(yù)測(cè)能力的信息傳遞目的的操縱行為。因此,在研究應(yīng)計(jì)利潤(rùn)質(zhì)量與預(yù)測(cè)誤差之間關(guān)系時(shí),應(yīng)該進(jìn)一步區(qū)分機(jī)會(huì)主義目的和信息傳遞目的的操縱行為。隨著我國(guó)內(nèi)部控制規(guī)范的實(shí)施,會(huì)抑制機(jī)會(huì)主義操縱行為,內(nèi)部控制報(bào)告的披露可以被視為一個(gè)有效的市場(chǎng)信號(hào),有利于投資者對(duì)公司價(jià)值作出合理的判斷[2],會(huì)計(jì)信息的預(yù)測(cè)能力會(huì)得到提高。

Graham et al的研究結(jié)果表明,引入內(nèi)部控制報(bào)告制度后,企業(yè)的操縱行為可能由會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)操縱向真實(shí)盈余操縱轉(zhuǎn)變。實(shí)際上,Cohen et al[3]和Nakashima的研究表明薩班斯—奧克斯利法案實(shí)施前,公司管理當(dāng)局主要傾向于采用應(yīng)計(jì)項(xiàng)目操控的方式進(jìn)行盈余管理;在該法案即將實(shí)施時(shí),公司管理當(dāng)局的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目操控程度達(dá)到了很高的程度;在該法案實(shí)施以后,應(yīng)計(jì)項(xiàng)目操控程度開始下降,會(huì)計(jì)操縱行為減少,而真實(shí)盈余操縱行為增加。Gunny的研究結(jié)果表明,真實(shí)盈余操縱行為的增加會(huì)影響未來(lái)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確度。綜上所述,企業(yè)內(nèi)部控制報(bào)告制度的實(shí)施,抑制了應(yīng)計(jì)利潤(rùn),使得真實(shí)操縱會(huì)增加,無(wú)法確定真實(shí)操縱增加的程度與應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的降低程度的高低,因此,把兩種變化共同作用的結(jié)果沒(méi)有變化作為原假設(shè),即對(duì)實(shí)施內(nèi)部控制規(guī)范后對(duì)現(xiàn)金流量的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性沒(méi)有明顯變化的均值t檢驗(yàn)。由此提出假設(shè)1:我國(guó)上市公司實(shí)施內(nèi)部控制報(bào)告制度后,對(duì)現(xiàn)金流預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性沒(méi)有發(fā)生顯著變化。

把應(yīng)計(jì)質(zhì)量、操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)、真實(shí)盈余操縱作為內(nèi)部控制影響現(xiàn)金流變化的主要因素,我們提出假設(shè)2:實(shí)施內(nèi)部控制后,引起現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差變化的關(guān)鍵性因素發(fā)生了變化。

為了進(jìn)行假設(shè)2的驗(yàn)證,本文又進(jìn)一步作了以下三個(gè)假定:

在內(nèi)部控制存在缺陷,權(quán)責(zé)不分明的情況下,則不利于防止和發(fā)現(xiàn)經(jīng)營(yíng)者機(jī)會(huì)主義的操縱行為,結(jié)果會(huì)引起應(yīng)計(jì)利潤(rùn)選擇偏好。Doyle et al利用DD模型和MN模型研究的結(jié)果都表明,在內(nèi)部控制弱化的企業(yè)應(yīng)計(jì)利潤(rùn)由于受到預(yù)測(cè)誤差和機(jī)會(huì)主義操縱行為選擇偏好的影響其質(zhì)量會(huì)降低。

有的學(xué)者利用應(yīng)計(jì)利潤(rùn)從未來(lái)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)的作用關(guān)系把握應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的質(zhì)量,認(rèn)為應(yīng)計(jì)利潤(rùn)質(zhì)量越高,利潤(rùn)對(duì)現(xiàn)金流量的預(yù)測(cè)誤差就越小。

Bissessur的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),在良好的內(nèi)部控制制度下,降低了預(yù)測(cè)誤差,抑制了機(jī)會(huì)主義操縱行為,如果信息傳遞目的的操縱行為維持不變,那么,具有某種意圖的選擇行為引起的預(yù)測(cè)誤差與應(yīng)計(jì)額的質(zhì)量相關(guān),操縱行為如果是以信息傳遞為目的,則預(yù)測(cè)誤差與應(yīng)計(jì)利潤(rùn)質(zhì)量不存在相關(guān)性。由此,給我們的啟示是難以證明現(xiàn)金流量的預(yù)測(cè)誤差與應(yīng)計(jì)利潤(rùn)質(zhì)量之間存在明顯的相關(guān)關(guān)系。由此,我們得到假定1:實(shí)施內(nèi)部控制后,現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確度與應(yīng)計(jì)利潤(rùn)之間失去了顯著的相關(guān)性。

Bissessur采用操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)與應(yīng)計(jì)利潤(rùn)質(zhì)量關(guān)系分析的方法,對(duì)操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)與現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)精度之間是否存在相關(guān)性進(jìn)行了研究。本文借鑒了Bissessur的方法,對(duì)操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)是出于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)的行為,還是出于信息傳遞動(dòng)機(jī)的行為進(jìn)行分析。實(shí)施內(nèi)部控制后,機(jī)會(huì)主義行為得到抑制,可以推定信息傳遞目的的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)會(huì)增高,因此,無(wú)論是操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)還是總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)與現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差之間就失去了相關(guān)性。由此,我們得到假定2:實(shí)施內(nèi)部控制后,操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)及應(yīng)計(jì)利潤(rùn)與現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差之間失去了顯著的相關(guān)性。

Roychowdhury研究結(jié)果表明,操縱性支出的削減,抑制了現(xiàn)金支出,對(duì)當(dāng)期營(yíng)業(yè)活動(dòng)現(xiàn)金流產(chǎn)生正相影響,但會(huì)產(chǎn)生降低未來(lái)現(xiàn)金流量的風(fēng)險(xiǎn)。Gunny的研究認(rèn)為,研發(fā)費(fèi)用和一般管理費(fèi)用的削減等真實(shí)盈余操縱行為,會(huì)對(duì)未來(lái)的收益和現(xiàn)金流等經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)產(chǎn)生負(fù)面影響?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)果,我們可以推斷實(shí)施內(nèi)部控制后真實(shí)盈余操縱行為增加,會(huì)計(jì)信息對(duì)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差會(huì)產(chǎn)生影響。由此,得到假定3:實(shí)施內(nèi)部控制后,現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差與真實(shí)操縱行為之間存在著顯著的相關(guān)性。

三、研究模型設(shè)計(jì)

(一)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)模型

為檢驗(yàn)假設(shè)1的存在性,本文以樣本企業(yè)財(cái)務(wù)時(shí)間序列數(shù)據(jù)資料為基礎(chǔ),預(yù)測(cè)各樣本企業(yè)下一個(gè)年度的營(yíng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量,計(jì)算預(yù)計(jì)現(xiàn)金流與實(shí)際現(xiàn)金流的差額(et)。Dechow et a認(rèn)為,本期盈余數(shù)是下期現(xiàn)金流的最佳估計(jì),也就是說(shuō),在預(yù)測(cè)下一期現(xiàn)金流量方面,本期盈余比本期現(xiàn)金流具有更高的可靠性和說(shuō)服力,說(shuō)明現(xiàn)金流量信息具有更高的信息含量。Dechow et al關(guān)于t+1期的經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流預(yù)測(cè)公式為:

Et(NCFt+1)=ζSt=EARNt.

(1)

其中,NCFt+1為t+1年經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金凈流量;St為t期的銷售收入;EARNt為營(yíng)業(yè)利潤(rùn)。在沒(méi)有特別說(shuō)明的情況下,為消除量綱的影響,各變量都是除以上一期的固定資產(chǎn)后的相對(duì)數(shù)值。為了讀寫的方便把除以上一期固定資產(chǎn)的書寫省略掉了。

但是,Barth認(rèn)為本期盈余并不是下期現(xiàn)金流的無(wú)偏估計(jì),基于此,Barth等人推導(dǎo)出了更加合理的基于現(xiàn)金流的未來(lái)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)模型。該模型可以簡(jiǎn)化地表示為:

NCFt+1=NCFt+β1ΔARt+β2ΔINVt+β3ΔAPt.(2)

其中,ΔARt為應(yīng)收賬款等銷售債權(quán)的增量,ΔINAt為存貨增量,ΔAPt為應(yīng)付賬款等應(yīng)付債務(wù)的增量。

對(duì)上述公式(1)和公式(2)進(jìn)行修正后得到下列兩個(gè)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)模型:

NCFt+1=β0+β1NIt.

(3)

其中,IN為凈利潤(rùn)。

NCFt+1=β0+β1NCFt+β2ΔAR+β3ΔINAt+β4ΔAPt.

(4)

在這里把公式(3)稱之為基于利潤(rùn)的現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)模型,把公式(4)稱之為基于應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的現(xiàn)金流量模型。

采用我國(guó)2010年同時(shí)在境內(nèi)外上市公司的2000～2004年資料,利用公式(4)預(yù)測(cè)各公司2005年的現(xiàn)金流量,與其實(shí)際值進(jìn)行對(duì)比計(jì)算出預(yù)測(cè)誤差的絕對(duì)值(ei),利用2001～2005年資料計(jì)算出2006年現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差的絕對(duì)值,依次同樣計(jì)算出2007、2008、2009、2010、2011年的現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差絕對(duì)值。利用下列公式計(jì)算出平均絕對(duì)誤差率(MAPE)。

(5)

其中,et表示第t年現(xiàn)金流量的預(yù)測(cè)誤差,Yt表示第t年現(xiàn)金流量的實(shí)際值。

(二)應(yīng)計(jì)質(zhì)量和操縱行為的計(jì)量方法

1.應(yīng)計(jì)質(zhì)量的計(jì)量方法

Dechow與Dichev認(rèn)為企業(yè)當(dāng)期應(yīng)計(jì)水平負(fù)相關(guān)于同期經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量,而與過(guò)去和未來(lái)的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量正相關(guān)[4],對(duì)應(yīng)計(jì)項(xiàng)和上一年、當(dāng)年及下一年生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量進(jìn)行了回歸分析,以盈余的標(biāo)準(zhǔn)誤形式來(lái)反映應(yīng)計(jì)質(zhì)量。由于應(yīng)計(jì)項(xiàng)是公司管理層和會(huì)計(jì)人員使用假設(shè)和估計(jì)條件下遞延或確認(rèn)未來(lái)現(xiàn)金流量的暫時(shí)調(diào)整項(xiàng),因此,正確的估計(jì)說(shuō)明了當(dāng)期應(yīng)計(jì)項(xiàng)與過(guò)去、現(xiàn)在及將來(lái)現(xiàn)金流的較好匹配,據(jù)此計(jì)算出的盈余可以較好地反映公司業(yè)績(jī)。

由于應(yīng)計(jì)項(xiàng)與現(xiàn)金流量的匹配受管理層操控動(dòng)機(jī)的影響,McNichols引入了控制變量銷售額等指標(biāo),對(duì)DD模型進(jìn)行了修正,將計(jì)量操控性應(yīng)計(jì)的Jones模型與DD模型相結(jié)合,得出了修正的DD模型,從而提高了模型的預(yù)測(cè)能力[5]。因此,本文把應(yīng)計(jì)質(zhì)量定義為:應(yīng)計(jì)質(zhì)量是指應(yīng)計(jì)項(xiàng)與現(xiàn)金流量的匹配程度,因此,可以利用DD模型和MN模型殘差的標(biāo)準(zhǔn)誤作為衡量應(yīng)計(jì)質(zhì)量指標(biāo)。通過(guò)MN預(yù)測(cè)模型與DD預(yù)測(cè)模型的對(duì)比,本文把MN模型作為觀察和把握經(jīng)營(yíng)者操縱行為的計(jì)量方法。因此,可以將DD模型和MN模型分別表達(dá)為以下回歸方程。

DD模型ΔWCt=β0+β1NCFt-1+β2NCFt+β3NCFt+1+ζt,

(6)

MN模型ΔWCt=β0+β1NCFt-1+β2NCFt+β3NCFt+1+β4ΔSALESt+β5PPEt+ζt.

(7)

其中,ΔWC為應(yīng)計(jì)利潤(rùn),相當(dāng)于運(yùn)營(yíng)資本的增加,在沒(méi)有特別說(shuō)明的情況下,ΔWC又表示總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)。其具體內(nèi)容包括:公司當(dāng)期應(yīng)收債權(quán)的增加、當(dāng)期存貨的增加、當(dāng)期應(yīng)付稅款的增加;當(dāng)期其他凈流動(dòng)資產(chǎn)的增加、當(dāng)期計(jì)提的折舊等。ΔSALES為銷售收入增加額,PPE為固定資產(chǎn)。ζ為誤差項(xiàng)。

盈余管理的計(jì)量方法有很多,本文采用國(guó)內(nèi)外最常用的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)分離法[6],進(jìn)一步選擇了Jones截面模型,先對(duì)非操縱利潤(rùn)進(jìn)行估計(jì),再進(jìn)一步計(jì)算得到操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)。盈余管理分為披露管理和真實(shí)盈余管理。前者是通過(guò)會(huì)計(jì)手段實(shí)現(xiàn)的,而后者則是通過(guò)安排真實(shí)交易實(shí)現(xiàn)的[7]。為觀察內(nèi)部控制實(shí)施前后盈余管理手段與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)之間的關(guān)系,分別探討了會(huì)計(jì)操縱行為和真實(shí)操縱行為的計(jì)量方法。

2.應(yīng)計(jì)利潤(rùn)會(huì)計(jì)操縱行為的計(jì)量方法

操縱行為分為保守型、中立型和激進(jìn)型三種類型。所謂保守型操縱行為(C-AM)是指經(jīng)營(yíng)者采用大量計(jì)提資本公積、盈余公積和減值準(zhǔn)備,推遲交貨時(shí)間以及提前確認(rèn)研究開發(fā)費(fèi)用支出等行為;激進(jìn)型操縱行為(DA)是指少計(jì)提壞賬準(zhǔn)備、過(guò)度的少計(jì)提資本公積和盈余公積,延遲研究開發(fā)費(fèi)用的確認(rèn)時(shí)間,提前確認(rèn)收入等行為。處于保守型和激進(jìn)型兩者之間的稱之為中立型(N-AM)。三種類型的計(jì)量指標(biāo)或方法如下:保守型操縱行為(C-AM)=會(huì)計(jì)利潤(rùn)變動(dòng)率/NCF變動(dòng)率;中立型操縱行為(N-AM)=應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(ΔWC)/NCF;激進(jìn)型操縱行為(DA)=操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)。

激進(jìn)性操縱行為(DA)用可操縱應(yīng)計(jì)利潤(rùn)來(lái)代替,采用截面Jones(1991)模型,即ΔWCt=β0+β1ΔSALESt+β2PPEt+ζt,其計(jì)算方法是利用2004～2012年我國(guó)上市公司數(shù)據(jù)得到上述瓊斯模型歷年的回歸系數(shù),利用該系數(shù)推斷出各企業(yè)每年的非操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(NDA)的期望值,用總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)扣除非操縱應(yīng)計(jì)利潤(rùn)得到操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(DA)。

3.真實(shí)操縱行為的計(jì)量方法

應(yīng)計(jì)利潤(rùn)操控并不是盈余管理的唯一方式,企業(yè)還存在著真實(shí)操控行為。真實(shí)操縱行為在會(huì)計(jì)彈性的作用下與應(yīng)計(jì)利潤(rùn)操控之間存在著相互替代的關(guān)系[8]。實(shí)際活動(dòng)操控的方式有多種,本文只選取了常見的售性操控、費(fèi)用性操控、生產(chǎn)性操控的方式,并對(duì)其計(jì)量方法進(jìn)行了探討,并進(jìn)一步進(jìn)行真實(shí)操縱行為在公司實(shí)施內(nèi)部控制前后與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)之間關(guān)系的變化。

根據(jù)Roychowdhury的解釋[9]:(1)銷售性操縱就是公司管理當(dāng)局為提高產(chǎn)品銷售數(shù)量增加盈余,適時(shí)性地提升價(jià)格折扣額度或采取寬松的信用條件等,這意味著會(huì)計(jì)盈余隨著銷售數(shù)量的異常增加或減少,單位銷售額所產(chǎn)生的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量會(huì)產(chǎn)生異常變動(dòng),在此把它稱之為異常經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量(abnNCF)。(2)費(fèi)用性操縱是公司管理當(dāng)局為操縱會(huì)計(jì)盈余,而異常削減或增加當(dāng)期研發(fā)費(fèi)用、廣告費(fèi)用和其它費(fèi)用的開支,會(huì)形成異常的制造費(fèi)用,即產(chǎn)生了異常制造費(fèi)用(abnPROD)。(3)生產(chǎn)性操縱指公司管理當(dāng)局利用產(chǎn)品生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng),超量生產(chǎn)產(chǎn)品,力圖降低單位產(chǎn)品成本,提高邊際收益增加,當(dāng)收益的增加超過(guò)因超量生產(chǎn)而增加的存貨持有成本會(huì)形成生產(chǎn)操控性支出,把它稱之為異常操縱支出(abnDE)。本文采用了Coheh et al的方法(abnNCFt=α0+α1salest+εt;abnPRODt=α0+α1salest+α3Δsalest-1+ε;abnDEt=α0+α1salest-1+εt)對(duì)異常經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量(abnNCF)、異常制造費(fèi)用(abnPROD)、異常操縱支出(abnDE)進(jìn)行估算,用來(lái)反映上述三種真實(shí)盈余管理行為。

(四)檢驗(yàn)方法

利用公式(3)的利潤(rùn)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)模型和公式(4)的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的現(xiàn)金流量模型對(duì)2007～2012年間現(xiàn)金流預(yù)測(cè)情況的實(shí)際檢驗(yàn),來(lái)證明內(nèi)部控制制度實(shí)施前后對(duì)現(xiàn)金流預(yù)測(cè)影響,是一個(gè)兩組以上的均值比較,屬于內(nèi)部控制變量這一單因素不同水平的方差分析,對(duì)假設(shè)1進(jìn)行方差的F檢驗(yàn)分析。

為驗(yàn)證我國(guó)實(shí)施內(nèi)部控制規(guī)范后的企業(yè)是否明顯提高了現(xiàn)金流量的預(yù)測(cè)精度,本文建立了一個(gè)以現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)值誤差(MAPE)為因變量,應(yīng)計(jì)利潤(rùn)以及現(xiàn)金流為自變量,含有三個(gè)假定條件替代變量的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)質(zhì)量(AQ)、操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(DA)、真實(shí)操縱行為變量作為控制變量;同時(shí),將資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)銷售規(guī)模等作為協(xié)助變量,用乘法的方式引入了內(nèi)部控制披露制度虛擬變量與自變量的交互作用的多元線性回歸基本模型(詳見模型8),并對(duì)各解釋變量進(jìn)行顯著性t值檢驗(yàn)。

MAPEt=β0+β1INNER+β2ΔWCt+β3ΔWCt*INNER+β4NCFt+β5NCFt*INNER+β6LDRt

+β7LDR*INNER+β8CSt+β9CSt*INNER+

β10AQt+β11AQt*INNER+ε.

(8)

其中,INNER為內(nèi)部控制實(shí)施變量,內(nèi)部控制披露實(shí)施后的2011～2012年為“1”,實(shí)施前2007～2010年為“0”;LDR是負(fù)債比率,用長(zhǎng)期借款/期初資產(chǎn)總額來(lái)代替;CS為企業(yè)規(guī)模,用銷售額的對(duì)數(shù)來(lái)表示;AQ為應(yīng)計(jì)利潤(rùn)質(zhì)量,具體分為AQ_DD與AQ_NM。

為防止操縱行為之間的多重共線問(wèn)題,按照經(jīng)營(yíng)者依據(jù)企業(yè)戰(zhàn)略選擇一種操縱行為,因此,檢驗(yàn)時(shí)在基本模型(8)中分別引入保守型操縱行為(C-AM), 中立型操縱行為(N-AM),激進(jìn)型操縱行為(DA)等3種不同程度的操縱行為;對(duì)真實(shí)操縱行為進(jìn)一步分為異常經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流(abnNCF),異常制造費(fèi)用(abnPROD),異常操縱支出(abnDE)3種情況進(jìn)行分別驗(yàn)證。上述模型1～8中的變量定義及計(jì)算方法如表1所示。

四、驗(yàn)證結(jié)果及其分析

(一)假設(shè)1的分析結(jié)果

1.現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差率變化的驗(yàn)證

利用模型(3)和模型(4)分別得到2007～2012年樣本企業(yè)的現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)回歸方程,并以此與相應(yīng)年份企業(yè)現(xiàn)金流實(shí)際值進(jìn)行比較計(jì)算得到預(yù)測(cè)誤差的絕對(duì)值|l|,進(jìn)一步計(jì)算得到各年度MAPEni和MAPEompo-nents。

從模擬計(jì)算結(jié)果看,除2011年預(yù)測(cè)絕對(duì)誤差較大外,自2012年利潤(rùn)模型和應(yīng)計(jì)模型的現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)平均絕對(duì)誤差率均沒(méi)有多大的變化,基本維持在同等水平。2011年預(yù)測(cè)誤差較大是因?yàn)槔?008～2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行的預(yù)測(cè),可能是由于受到過(guò)去未實(shí)施內(nèi)部控制歷史數(shù)據(jù)影響的因素所致,自2012年1月1日起,企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范體系已擴(kuò)大到在滬深兩市主板上市公司施行,內(nèi)部控制建設(shè)與實(shí)施正在上市公司以及國(guó)有大中型企業(yè)全面開展。預(yù)測(cè)誤差率2012年和2013年有很小幅度的下降,但不明顯。這說(shuō)明實(shí)施內(nèi)部控制披露制度沒(méi)有對(duì)企業(yè)現(xiàn)金流的預(yù)測(cè)精度有影響但影響不夠顯著。

2.現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步對(duì)假設(shè)1進(jìn)行驗(yàn)正,利用上述資料進(jìn)行了內(nèi)部控制實(shí)施前后現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差的均值t檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表2和表3所示。

表2的計(jì)算結(jié)果表明,利潤(rùn)模型和現(xiàn)金流模型的現(xiàn)金流預(yù)測(cè)結(jié)果的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、均值的標(biāo)準(zhǔn)誤都十分接近。

從表3結(jié)果可以看出,實(shí)施內(nèi)部控制報(bào)告披露制度前后利潤(rùn)模型和現(xiàn)金流預(yù)測(cè)模型的樣本方差的相伴概率分別為0.000 5和0,應(yīng)該接受方差不等的假設(shè)。上述兩預(yù)測(cè)模型在方差不相等的條件下,均值方程的t檢驗(yàn)的伴隨概率分別為0.806 5和0.133 0,均大于顯著性水平0.05,不能拒絕t檢驗(yàn)的原假設(shè),也就是說(shuō),實(shí)施內(nèi)部控制披露制度前后對(duì)現(xiàn)金流量的預(yù)測(cè)從均值來(lái)看雖有較小的變化,但是,不存在統(tǒng)計(jì)意義上的顯著差異。從兩個(gè)預(yù)測(cè)模型各自的兩組樣本之間的均值差的95%置信區(qū)間看,區(qū)間跨“0”,這也說(shuō)明兩組樣本之間的預(yù)測(cè)誤差的均值無(wú)顯著差異。

從現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差變化的驗(yàn)證結(jié)果和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的結(jié)果相互驗(yàn)證了假設(shè)1的合理性,即我國(guó)上市公司實(shí)施內(nèi)部控制報(bào)告制度前后,對(duì)現(xiàn)金流預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性沒(méi)有發(fā)生顯著變化。

(二)假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果

1.描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

總樣本數(shù)量為我國(guó)2010年在境內(nèi)外同時(shí)上市的67家企業(yè),這67家公司按照五部委的要求,從2011年1月1日起,開始執(zhí)行企業(yè)內(nèi)控規(guī)范體系,均對(duì)公司內(nèi)部控制情況進(jìn)行了披露。從報(bào)告的結(jié)果來(lái)看,披露公司存在缺陷的有49家公司,其中僅有1家公司披露其存在1個(gè)重大缺陷;2家公司分別披露其存在7個(gè)重要缺陷和1個(gè)重要缺陷;其余公司均僅披露存在一般缺陷,且缺陷的個(gè)數(shù)差異較大,個(gè)別公司披露多達(dá)1 000余個(gè),少則只有1個(gè)[10]。

從表4可以看出,運(yùn)營(yíng)資本、應(yīng)付債務(wù)總的趨勢(shì)是增長(zhǎng)的,銷售債權(quán)在增長(zhǎng),庫(kù)存增長(zhǎng)下降,這符合我國(guó)境內(nèi)外同時(shí)上市的公司的總體情況。因此,本文的研究設(shè)計(jì)是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

2.應(yīng)計(jì)質(zhì)量與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差關(guān)系驗(yàn)證結(jié)果

從表5的回歸結(jié)果來(lái)看,內(nèi)部控制披露制度實(shí)施前的應(yīng)計(jì)質(zhì)量AQ_DD和AQ_MN的系數(shù)分別是0.024 9和0.015 9,并相伴概率為0.000,小于顯著水平0.05,說(shuō)明應(yīng)計(jì)質(zhì)量與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差之間存在著顯著的相關(guān)關(guān)系,這證明了假定1是成立的,并證明了利用MN模型計(jì)算得到的應(yīng)計(jì)質(zhì)量比DD模型計(jì)算得到的應(yīng)計(jì)質(zhì)量對(duì)現(xiàn)金流預(yù)測(cè)更小、更準(zhǔn)確。

表1 變量定義

注:變量符號(hào)前加Δ符號(hào)的變量表示增加量。

表2 組統(tǒng)計(jì)量

表3 獨(dú)立樣本檢驗(yàn)結(jié)果

表4 基本統(tǒng)計(jì)量(樣本量1232)

內(nèi)部控制披露制度實(shí)施后分別變?yōu)?0.008 7和-0.005 4,兩模型的驗(yàn)證結(jié)果都表明內(nèi)部控制披露制度實(shí)施后雖然相關(guān)系數(shù)發(fā)生了變化,但相伴概率分別為0.538 5和0.544 4,均大于顯著水平0.05,說(shuō)明內(nèi)部控制披露制度實(shí)施前后的應(yīng)計(jì)質(zhì)量(AQ)沒(méi)有發(fā)生顯著變化,與假設(shè)1的驗(yàn)證結(jié)果是一致的。

表5通過(guò)t檢驗(yàn)的還有運(yùn)營(yíng)資本增加、現(xiàn)金流和借款比例增長(zhǎng)等變量。運(yùn)營(yíng)資本增加與借款比例的增長(zhǎng)與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差之間的回歸系數(shù)分別為正數(shù),但同期現(xiàn)金流實(shí)際值對(duì)現(xiàn)金流的預(yù)測(cè)的回歸系數(shù)為負(fù)值,與實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況是完全吻合的。

從表5的回歸結(jié)果可以看到,內(nèi)部控制披露制度實(shí)施后,內(nèi)部控制變量與會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)各項(xiàng)指標(biāo)之間的交互作用并不明顯。也就是說(shuō),內(nèi)部控制報(bào)告制度實(shí)施后沒(méi)有明顯影響應(yīng)計(jì)利潤(rùn)對(duì)現(xiàn)金流的預(yù)測(cè)誤差。

3.現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差與操縱行為關(guān)系驗(yàn)證結(jié)果

(1)現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差與應(yīng)計(jì)質(zhì)量回歸結(jié)果分析

表6～9分別表示引入表示操縱程度的保守型操縱行為(C-AM)、中立型操縱行為(N-AM)、激進(jìn)型操縱行為(DA)以及表示真實(shí)操縱方式的異?，F(xiàn)金流(abnNCF)、異常制造費(fèi)用(abnPROD)、異常操縱支出(abnDE)變量后,內(nèi)部控制披露制度實(shí)施前后現(xiàn)金流預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度的變化結(jié)果。

從表6～9中的總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(ΔWC)、操縱性應(yīng)計(jì)(DA)與內(nèi)部控制披露因素的交互結(jié)果來(lái)看,均沒(méi)有通過(guò)T檢驗(yàn),說(shuō)明內(nèi)部控制實(shí)施后對(duì)應(yīng)計(jì)利潤(rùn)對(duì)預(yù)測(cè)誤差的影響是不顯著的,證明了假定條件2的成立。

(2)現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差與真實(shí)操縱行為回歸結(jié)果分析

從表6～9的結(jié)果來(lái)看,真實(shí)操縱行為在實(shí)施內(nèi)部控制后與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差存在顯著的變化,異?，F(xiàn)金流、異常制造費(fèi)用與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差之間實(shí)施內(nèi)部控制后變的顯著相關(guān)。在MAPEni為因變量時(shí),實(shí)施內(nèi)部控制前后異?，F(xiàn)金流、異常制造費(fèi)用的回歸系數(shù)分別為-0.015 4、0.008 9和-0.109 5、-0.009 0,t 值為-0.218、7.620 9和-3.895 7、-6.652 1,N-AM在實(shí)施內(nèi)部控制后與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。在MAPEop為因變量時(shí),實(shí)施內(nèi)部控制前后異?，F(xiàn)金流、異常制造費(fèi)用的回歸系數(shù)分別為0.697 6、-0.002和0.000 3、0.000 2,t 值為和0.388 6、-2.087 1和3.604 4、2.118 1。由此可見,真實(shí)操縱行為與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)之間存在顯著的相關(guān)性,即假定3是成立的。但是,N_AM和N_AM實(shí)施內(nèi)部控制后,由內(nèi)部控制實(shí)施前與現(xiàn)金流預(yù)測(cè)顯著相關(guān),卻失去了顯著的相關(guān)性。由此,可以得出N_AM和N_AM操縱行沒(méi)有發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理者存在機(jī)會(huì)主義的動(dòng)機(jī),而真實(shí)性操縱行為確有機(jī)會(huì)主義的動(dòng)機(jī)。

表5 應(yīng)計(jì)質(zhì)量與現(xiàn)金流回歸檢驗(yàn)結(jié)果

綜上所述,實(shí)施內(nèi)部控制后會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)操縱具有信息傳遞的性質(zhì)和動(dòng)機(jī),真實(shí)性操縱具有機(jī)會(huì)主義的特征和動(dòng)機(jī),實(shí)證結(jié)果支持了本文的兩個(gè)假設(shè)的合理性。

五、研究結(jié)論

本文以2010年我國(guó)在境內(nèi)外同時(shí)上市的67家公司為樣本,通過(guò)現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)誤差與會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)質(zhì)量之間關(guān)系驗(yàn)證結(jié)果,沒(méi)有發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制實(shí)施后管理者出于機(jī)會(huì)主義目的會(huì)計(jì)操縱行為,是屬于信息傳遞的目的。我國(guó)上市公司實(shí)施內(nèi)部控制報(bào)告制度后,對(duì)現(xiàn)金流預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性沒(méi)有發(fā)生顯著變化。驗(yàn)證了真實(shí)操縱行為會(huì)降低現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)精度,真實(shí)操縱行為具有機(jī)會(huì)主義的動(dòng)機(jī),實(shí)施內(nèi)部控制后,引起現(xiàn)金流預(yù)測(cè)誤差變化的關(guān)鍵性因素發(fā)生了變化。若把提高財(cái)務(wù)報(bào)告信息質(zhì)量作為內(nèi)部控制的目標(biāo),那么,真實(shí)操縱行為將會(huì)以費(fèi)用提高的形式增大企業(yè)負(fù)擔(dān),建議今后對(duì)真實(shí)操縱行為需要進(jìn)行自我約束和外部約束制度。

表6 預(yù)測(cè)誤差(MAPEni)與會(huì)計(jì)操縱行為

表7 預(yù)測(cè)誤差(MAPEni)與真實(shí)操縱行為

表8 預(yù)測(cè)誤差(MAPEop)與會(huì)計(jì)操縱行為

表 9 預(yù)測(cè)誤差(MAPEop)與真實(shí)操縱行為

本研究的樣本企業(yè)僅為在境內(nèi)外同時(shí)上市的公司,只進(jìn)行了上述公司實(shí)行內(nèi)部控制披露前后現(xiàn)金流預(yù)測(cè)的精度進(jìn)行了檢驗(yàn),沒(méi)有進(jìn)行實(shí)施內(nèi)部控制披露與沒(méi)有披露企業(yè)之間的對(duì)比分析。同時(shí),關(guān)于真實(shí)操縱形式的探討還不夠全面,這些問(wèn)題還有待于進(jìn)一步研究。

[1]董望,陳漢文.內(nèi)部控制、應(yīng)計(jì)質(zhì)量與盈余反應(yīng):基于中國(guó)2009年A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 審計(jì)研究,2011,(4):68-78.

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[責(zé)任編輯:陳宇涵]

10.3969/j.issn.1672-5956.2016.06.009

2016-07-18

國(guó)家社科基金項(xiàng)目(14ctj001)

毛劍芬,1963年生,女,內(nèi)蒙古呼和浩特人,山東工商學(xué)院副教授,碩士,研究方向?yàn)樯鲜泄緯?huì)計(jì)實(shí)務(wù),(電話)0535-6903584。

F275.1;F279.246

A

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