產(chǎn)品市場勢力、內(nèi)部控制與分析師預測

龔光明++王熠琳

【摘 要】 文章以2007—2014年滬深A股上市公司為樣本，研究了產(chǎn)品市場勢力、內(nèi)部控制質量對財務分析師盈余預測質量的影響。研究表明，對于擁有較強產(chǎn)品市場勢力和較高內(nèi)部控制質量的企業(yè)，分析師做出的盈余預測更為一致、準確，偏差更小。同時，在對分析師盈余預測質量的影響上，產(chǎn)品市場勢力和內(nèi)部控制表現(xiàn)出了一定的替代關系。

【關鍵詞】 產(chǎn)品市場勢力； 內(nèi)部控制； 分析師盈余預測

【中圖分類號】 F230 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2018）03-0130-06

一、引言

在現(xiàn)代資本市場中，財務分析師作為上市公司與投資者信息溝通的中間紐帶，扮演著重要的角色，財務分析師盈余預測也就成為了資本市場研究的一個重要課題。財務分析師憑借其較強的專業(yè)分析能力，充分利用所搜集的相關信息，向投資者提供能合理反映企業(yè)真實價值的信息，從而降低投資者與上市公司之間的信息不對稱程度，促進資本市場資源的有效配置[ 1 ]。雖然在中國市場上，財務分析師相比于發(fā)達國家起步較晚，但國內(nèi)已有研究表明我國分析師也能提供有價值的盈余預測信息[ 2-3 ]。但現(xiàn)階段，我國分析師的總體水平還比較落后，做出的盈余預測還存在一定的誤差[ 4 ]。所以，為提升我國分析師的預測水平，充分發(fā)揮其對資本市場的作用，有必要對分析師盈余預測的影響因素進行進一步探索和研究。

已有的關于分析師盈余預測影響因素的研究對象主要有信息披露質量[ 5 ]、規(guī)模大小[ 6 ]、公司治理[ 7 ]、分析師的個人能力和經(jīng)驗、努力程度[ 8 ]等。然而，國內(nèi)現(xiàn)有的研究卻忽略了產(chǎn)品市場這一潛在因素。事實上，一方面，企業(yè)在產(chǎn)品市場上通過競爭獲得利潤，產(chǎn)生具有不確定性的現(xiàn)金流，因此，產(chǎn)品市場競爭在一定程度上會影響企業(yè)的盈余特征[ 9 ]；另一方面，產(chǎn)品市場競爭是一個優(yōu)勝劣汰的選擇過程，企業(yè)為了生存和發(fā)展，企業(yè)的盈余管理及信息披露等行為會受到產(chǎn)品市場競爭的影響[ 10 ]。因此，產(chǎn)品市場競爭對財務分析師盈余預測具有重要影響[ 11-12 ]。本文試圖從單個上市公司的角度出發(fā)，探索上市公司的產(chǎn)品市場勢力對財務分析師盈余預測的影響，其中，產(chǎn)品市場勢力代表公司在產(chǎn)品市場上的競爭力量和地位，被看作上市公司在產(chǎn)品市場上具有的一個特征。

從公司內(nèi)部來看，內(nèi)部控制是公司內(nèi)部治理框架中的重要組成部分，其三大主要目標之一是合理保證財務報告及相關信息的真實完整，即公司的內(nèi)部控制質量制約著會計信息質量[ 13 ]。且上市公司的公開信息是財務分析師進行盈余預測時參考的重要信息[ 14 ]，因此，公司的內(nèi)部控制質量對分析師盈余預測具有重要影響，然而，有關這方面的研究，國內(nèi)現(xiàn)有文獻還比較少。另外，國內(nèi)對于內(nèi)部控制質量的衡量一直沒有統(tǒng)一的標準，現(xiàn)有研究多是通過迪博公司發(fā)布的內(nèi)控指數(shù)、披露的內(nèi)部控制信息等來衡量，這些衡量方式都不能全面、綜合地反映內(nèi)部控制質量。鑒于此，本文采用方紅星和張志平[ 13 ]研究中的做法，進一步就上市公司內(nèi)部控制質量對財務分析師盈余預測的影響進行研究。

產(chǎn)品市場勢力和內(nèi)部控制通過不同的途徑共同對分析師預測產(chǎn)生影響。那么，在對分析師預測的影響上，產(chǎn)品市場勢力與內(nèi)部控制質量這兩種不同的機制是否會存在替代或者互補作用？現(xiàn)有的經(jīng)驗研究并沒有給出明確的解答。

本文以2007—2014年滬深A股上市公司為樣本，從單個公司的角度出發(fā)，探討了產(chǎn)品市場勢力、內(nèi)部控制質量與分析師盈余預測之間的關系。研究表明，公司的產(chǎn)品市場勢力越大、內(nèi)部控制質量越高，分析師盈余預測的分歧度越小，準確度越高，偏差越小。進一步在回歸中加入產(chǎn)品市場勢力和內(nèi)部控制質量的交互項后，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場勢力與內(nèi)部控制質量在對分析師盈余預測的作用上存在替代關系。

本文主要的貢獻在于：第一，區(qū)別現(xiàn)有文獻。本文基于產(chǎn)品市場的視角研究財務分析師盈余預測，從企業(yè)的角度出發(fā)，將產(chǎn)品市場勢力看作上市公司在產(chǎn)品市場上具有的一個特征，直接研究單個公司的產(chǎn)品市場勢力對財務分析師盈余預測的影響。第二，區(qū)別現(xiàn)有的關于內(nèi)部控制與分析師盈余預測的研究。本文結合上市公司披露的內(nèi)部控制信息和內(nèi)部控制目標的實現(xiàn)情況來全面地度量內(nèi)部控制質量，進一步檢驗上市公司內(nèi)部控制質量對財務分析師盈余預測的影響。第三，本文將產(chǎn)品市場勢力、內(nèi)部控制質量與財務分析師盈余預測放置在一個研究框架中，綜合研究前二者對后者的作用，為分析師預測影響因素的研究提供了新視角，有助于進一步理解分析師盈余預測的影響因素和三者之間的內(nèi)在聯(lián)系。

二、理論分析與研究假設

（一）產(chǎn)品市場勢力與財務分析師盈余預測

本文的產(chǎn)品市場勢力代表的是企業(yè)在不影響其產(chǎn)品需求的情況下提高價格的能力，是企業(yè)在產(chǎn)品市場上的競爭力量和地位的綜合表現(xiàn)。

首先，企業(yè)在產(chǎn)品市場上通過相互競爭獲得利潤，產(chǎn)品市場勢力越強的企業(yè)，在市場上占據(jù)越有利的地位，能獲得更大的利潤?；谛畔⑿枨罄碚?，投資者對于盈利能力較強的公司的信息需求更大，分析師出于對投資咨詢量和傭金數(shù)額的考慮，會更多地關注盈利能力較強的公司[ 15 ]，從而做出的盈余預測一致性更高，準確性更好。

其次，企業(yè)的產(chǎn)品市場勢力越大，其產(chǎn)品的需求價格彈性越小，因此，在面臨生產(chǎn)率負面沖擊時，企業(yè)可以將不利成本沖擊轉移至消費者，從而保持公司的盈利水平[ 9 ]。公司的盈余波動性越小，其盈余預測的可預測程度就越高[ 16 ]，那么，分析師就越容易對其進行預測。

最后，產(chǎn)品市場勢力較強的公司應對經(jīng)濟形勢惡化的能力較強，面臨的經(jīng)營風險較小，這就降低了管理層操縱盈余信息的動機，從而公司的盈余管理水平較低[ 10 ]。公司的盈余管理行為會影響到盈余信息的質量[ 17 ]，進而對分析師預測產(chǎn)生影響。基于以上分析，本文提出以下假設：

假設1：在其他條件一定的情況下，產(chǎn)品市場勢力越強，分析師盈余預測的分歧度越小，準確度越高，偏差越小。endprint

（二）內(nèi)部控制質量與財務分析師盈余預測

已有研究表明，分析師盈余預測會受到公司信息環(huán)境的影響，其中，公開信息是分析師預測時參考的重要信息[ 14 ]。根據(jù)內(nèi)部控制目標，內(nèi)部控制是財務報告真實可靠的保障。公司的內(nèi)部控制運行越有效，其公開披露的信息會更加真實可靠，從而為分析師盈余預測提供高質量的參考信息。內(nèi)部控制信息的披露同樣具有信息含量，根據(jù)信號傳遞理論，內(nèi)部控制運行較好的公司為了吸引更多投資者，其披露內(nèi)部控制信息的積極性會更高；相反，內(nèi)部控制較差的企業(yè)為了避免負面效果，則不愿意過多地披露內(nèi)控信息[ 18 ]。因此，公司內(nèi)部控制信息的披露給分析師提供了更多的決策信息，從而降低了盈余預測的難度。鑒于以上分析，本文提出以下假設：

假設2：在其他條件一定的情況下，內(nèi)部控制質量越高，分析師盈余預測的分歧度越小，準確度越高，偏差越小。

（三）產(chǎn)品市場勢力與內(nèi)部控制質量的交互作用

通過以上分析，可見產(chǎn)品市場勢力與內(nèi)部控制通過不同途徑共同影響著分析師盈余預測。那么，在對分析師預測的影響上，兩者是否存在一定的替代或互補效應？首先，產(chǎn)品市場勢力較強的企業(yè)，其盈余波動較小，分析師更容易預測其盈余，則分析師在預測時需要的信息較少。這可能導致分析師對公開披露的信息反應不足，從而內(nèi)部控制對于分析師預測的影響下降。其次，企業(yè)的產(chǎn)品市場勢力越小，其管理層越有動機進行盈余管理，從而影響盈余信息質量。但內(nèi)部控制的有效運行在一定程度上可以抑制管理層的盈余管理[ 19 ]，因此，在對分析師預測的影響上，內(nèi)部控制質量對于產(chǎn)品市場勢力較弱的企業(yè)更重要。由此，本文提出以下假設：

假設3：在對分析師盈余預測的作用上，產(chǎn)品市場勢力與內(nèi)部控制質量存在一定的交互作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

上海證券交易所和深圳證券交易所于2006年頒布《上市公司內(nèi)部控制指引》，上市公司在2007年之后才逐漸以指引為導向，因此本文選取的樣本區(qū)間為2007—2014年。按以下原則進行篩選：（1）剔除金融保險業(yè)類上市公司；（2）剔除樣本期間被ST和ST*類上市公司；（3）剔除當年跟蹤該公司的券商少于兩個的樣本公司；（4）剔除當年行業(yè)樣本量少于10家的樣本公司；（5）基于分析師獲取信息的及時性和全面性的考慮，本文選取上年度資產(chǎn)負債表日到財報實際報告日這一區(qū)間的分析師預測樣本。最終得到7 659個年度觀測值?？紤]到極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了1%和99%分位數(shù)的Winsorize，所有數(shù)據(jù)處理和回歸檢驗均使用Stata 12.1完成。本文的數(shù)據(jù)來自萬得（Wind）數(shù)據(jù)庫和國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制信息則通過手工收集和整理獲得。

（二）研究變量

1.分析師盈余預測

對于財務分析師盈余預測的變量選取，本文參照Datta等[ 11 ]的研究，從財務分析師盈余預測分歧度、準確度和預測偏差三個維度來衡量。分析師盈余預測分歧度定義為分析師每股收益預測值的標準差除以分析師每股收益預測均值的絕對值。該指標（Dispersion）的數(shù)值越大，表明分析師盈余預測的分歧度越大。具體計算公式：

Dispersionit=■ （1）

分析師盈余預測準確度定義為分析師每股收益預測值的中位數(shù)與實際每股收益的差值，再除以實際每股收益，最終取絕對值的相反數(shù)。該指標（Accuracy）的數(shù)值越大，表明財務分析師盈余預測準確度越高。具體計算公式：

Accuracyit=-■ （2）

分析師盈余預測偏差定義為分析師每股收益預測值的中位數(shù)減去實際每股收益，再除以實際每股收益的絕對值。該指標（Bias）的數(shù)值越大，表明財務分析師做出的盈余預測的偏樂觀誤差越大。具體計算公式：

Biasit=■ （3）

2.產(chǎn)品市場勢力

基于產(chǎn)業(yè)組織理論，本文采用勒納指數(shù)（Lener index，又稱PCM）對產(chǎn)品市場勢力進行度量，即：

LI=PCM=■ （4）

在實際進行測度時，考慮到產(chǎn)品的邊際成本和平均價格難以獲得，參考邢立全和陳漢文[ 12 ]的做法，本文具體采用下列兩種度量方式：

（1）LI1=（主營業(yè)務收入-主營業(yè)務成本）/主營業(yè)務收入

（2）LI2=（主營業(yè)務收入-主營業(yè)務成本-銷售費用-管理費用）/主營業(yè)務收入

同時，基于不同行業(yè)上市公司之間可比性的考慮，本文參考Gaspar and Massa[ 9 ]研究中的做法，以同行業(yè)內(nèi)上市公司勒納指數(shù)的加權平均值為參考，對單個上市公司的勒納指數(shù)值進行調(diào)整，即：

MPi，j，t=LIi，j，t-■？棕i，j，t*LIi，j，t

（5）

其中，MPi，j，t表示j行業(yè)中的公司i在t年度的產(chǎn)品市場勢力，LIi，j，t表示j行業(yè)中的公司i在t年度的勒納指數(shù)值，？棕i，j，t則表示j行業(yè)中的公司i在t年度的銷售額占j行業(yè)t年度總銷售額的比重。

3.內(nèi)部控制質量

基于數(shù)據(jù)可獲得性和度量準確性的考慮，本文借鑒方紅星和張志平[ 13 ]研究中的做法，結合上市公司披露的內(nèi)部控制信息和內(nèi)部控制目標的實現(xiàn)情況來度量內(nèi)部控制質量，并將內(nèi)部控制質量（ICQ）分為低質量、中質量、高質量三種情況，具體衡量方式如表1。

4.其他控制變量

參考已有關于財務分析師盈余預測行為影響因素的實證研究[ 6 ]，本文選取以下控制變量：分析師數(shù)目、是否虧損、規(guī)模、資產(chǎn)負債率、凈資產(chǎn)收益率、市價賬面價值比、盈余波動性、盈余偏度、機構投資者持股比，本文還控制了行業(yè)和年度固定效應?？紤]到內(nèi)生性問題以及相關信息在做盈余預測時是否已成為公共信息，對除分析師數(shù)目和機構投資者持股比以外的其他控制變量進行滯后一年的處理。具體見表2。endprint

（三）研究方法與模型設計

為了檢驗產(chǎn)品市場勢力、內(nèi)部控制與分析師盈余預測的內(nèi)在關系，本文通過三個步驟來進行實證檢驗：第一，檢驗產(chǎn)品市場勢力是否對財務分析師盈余預測產(chǎn)生影響；第二，檢驗內(nèi)部控制質量是否對財務分析師盈余預測產(chǎn)生影響；第三，檢驗在對財務分析師盈余預測的影響上，產(chǎn)品市場勢力和內(nèi)部控制質量是否存在交互作用。

為實現(xiàn)步驟一的目標，檢驗假設1，建立模型（6）：

Analyst=？琢0 + ？琢1MP + ？琢2Follow + ？琢3Loss + ？琢4Size +

？琢5Lev+？琢6Roe + ？琢7MTB + ？琢8Volatility + ？琢9Surprise + ？琢10IO+

■IND+■Year+？孜 （6）

為實現(xiàn)步驟二的目標，檢驗假設2，建立模型（7）：

Analyst = ？琢0 + ？琢1ICQ + ？琢2Follow + ？琢3Loss + ？琢4Size +

？琢5Lev + ？琢6Roe + ？琢7MTB + ？琢8Volatility + ？琢9Surprise + ？琢10IO+

■IND+■Year+？孜 （7）

為實現(xiàn)步驟三的目標，檢驗假設3，加入市場勢力和內(nèi)控質量的交互項，建立模型（8）：

Analyst=？琢0 + ？琢1MP + ？琢2ICQ + ？琢3MP*ICQ + ？琢4Follow +

？琢5Loss + ？琢6Size + ？琢7Lev + ？琢8Roe + ？琢9MTB + ？琢10Volatility+

？琢11Surprise+？琢12IO+■IND+■Year+？孜 （8）

Analyst代表的是分析師盈余預測的衡量變量（包括分析師預測分歧度、準確度和預測偏差）。

四、實證研究與結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3列示了變量的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)（控制變量略）。分析師預測準確度的均值為-0.830，標準差為2.080，這表明現(xiàn)階段我國分析師的預測質量不容樂觀，預測的準確度較低。分析師預測偏差的均值為0.760，標準差為2.100，這表明我國分析師整體傾向于做偏樂觀的預測。內(nèi)部控制質量的均值為0.180，標準差為0.880，這表明現(xiàn)階段我國上市公司內(nèi)部控制質量整體水平不高。

（二）相關性分析

表4列示了研究變量之間的皮爾遜相關系數(shù)及相應的顯著性水平（控制變量略）。從表4可以看出，產(chǎn)品市場勢力和內(nèi)部控制質量均與分析師預測準確度顯著正相關，并且均與分析師預測分歧度和偏差顯著負相關。

同時，其他自變量之間的相關系數(shù)均小于0.5，可以認為本文的多元回歸不存在明顯的多重共線性。但皮爾遜相關系數(shù)僅反映兩兩變量之間的相關關系，考慮到其他變量對財務分析師盈余預測的影響，本文使用多元回歸模型進行進一步的分析。

（三）回歸分析

1.產(chǎn)品市場勢力與財務分析師盈余預測

為了考察產(chǎn)品市場勢力與分析師預測分歧度、準確度和偏差之間的關系，本文對樣本數(shù)據(jù)分別按照模型（6）進行多元回歸分析，基本結果見表5。

由表5中的回歸結果所示，以兩種方式衡量的市場勢力與預測分歧度的相關系數(shù)均顯著為負（相關系數(shù)分別是-0.459和-1.071，且均在1%的水平顯著），與準確度的相關系數(shù)均顯著為正（相關系數(shù)分別為1.231和3.280，且均在1%的水平顯著），與預測偏差的相關系數(shù)均顯著為負（相關系數(shù)分別是-1.489和-3.620，且均在1%的水平顯著），表明市場勢力與分析師預測準確度顯著正相關，與預測分歧度和偏差顯著負相關，假設1得到驗證。

2.內(nèi)部控制質量與財務分析師盈余預測

為了考察內(nèi)部控制質量對預測分歧度、準確度和偏差的影響，本文對樣本數(shù)據(jù)分別按照模型（7）進行多元回歸分析，基本結果見表6。

由表6中的回歸結果所示，內(nèi)控質量與預測分歧度的相關系數(shù)顯著為負（相關系數(shù)為-0.078，在1%的水平顯著），與準確度的相關系數(shù)顯著為正（相關系數(shù)為0.141，在1%的水平顯著），與預測偏差的相關系數(shù)顯著為負（相關系數(shù)為-0.175，在1%的水平顯著），表明內(nèi)控質量與預測準確度顯著正相關，與預測分歧度和偏差顯著負相關，假設2得到驗證。

3.產(chǎn)品市場勢力與內(nèi)部控制的交互作用

本文進一步加入產(chǎn)品市場勢力和內(nèi)部控制的交互項來檢驗二者的交互作用，對樣本數(shù)據(jù)按照模型（8）進行回歸分析。表7報告了樣本數(shù)據(jù)回歸的基本結果。

由表7中的回歸結果所示，以兩種方式衡量的市場勢力變量和內(nèi)部控制質量以及它們的交互項與預測分歧度、準確度和偏差都顯著相關，且產(chǎn)品市場勢力和內(nèi)部控制的相關系數(shù)均在1%的水平顯著，交互項與預測分歧度的相關系數(shù)在1%的水平顯著，與預測準確度和偏差的相關系數(shù)均在5%的水平顯著，假設3得到驗證。

根據(jù)模型（8），對于分析師盈余預測分歧度，MP1的邊際影響為（-0.403+0.241*ICQ）*MP1，MP2的邊際影響為（-0.909 +0.545*ICQ）*MP2，因此，內(nèi)部控制質量的提高會削弱產(chǎn)品市場勢力對預測分歧度的影響。同理，市場勢力的提高會減弱內(nèi)部控制質量對預測分歧度的影響。因此，在對預測分歧度的影響上，市場勢力與內(nèi)部控制質量存在替代作用。

對于分析師盈余預測準確度，MP1的邊際影響為（1.148-0.301*ICQ）*MP1，MP2的邊際影響為（3.181- 0.520*ICQ）*MP2，因此，內(nèi)部控制質量的提高會削弱產(chǎn)品市場勢力對分析師預測準確度的影響。同理，產(chǎn)品市場勢力的提高會減弱內(nèi)部控制質量對預測準確度的影響。因此，在對分析師預測準確度的影響上，產(chǎn)品市場勢力與內(nèi)部控制質量存在替代作用。endprint

對于分析師盈余預測偏差，MP1的邊際影響為

（-1.402+0.332*ICQ）*MP1，MP2的邊際影響為（-3.418+

0.546*ICQ）*MP2，因此，內(nèi)部控制質量的提高會削弱產(chǎn)品市場勢力對分析師預測偏差的影響。同理，產(chǎn)品市場勢力的提高會減弱內(nèi)部控制質量對分析師預測偏差的影響。因此，在對分析師預測偏差的影響上，產(chǎn)品市場勢力與內(nèi)部控制質量存在替代作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了保證實證結果的可靠性，本文還進行了以下穩(wěn)健性檢驗：（1）計算財務分析師盈余預測準確度和偏差時用分析師預測的盈余平均值替代中位數(shù)；（2）計算產(chǎn)品市場勢力指標時用個體勒納指數(shù)減去行業(yè)算數(shù)平均值而非以銷售收入為權重的加權平均數(shù)。重復前述檢驗分析，結果與前文研究結論無實質性差異，說明結論具有較好的穩(wěn)健性。

五、結論

本文以2007—2014年A股上市公司的數(shù)據(jù)為基礎，探討了產(chǎn)品市場勢力、內(nèi)部控制質量與分析師盈余預測之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)，公司的產(chǎn)品市場勢力和內(nèi)部控制質量對分析師預測具有顯著影響，具體而言，對于產(chǎn)品市場勢力較強和內(nèi)部控制質量較高的公司，分析師做出的盈余預測分歧度更低，準確度更高，偏差更小。同時，在對分析師預測的影響上，產(chǎn)品市場勢力與內(nèi)部控制質量存在替代作用。

本文的研究結果有利于進一步明確影響分析師盈余預測的因素，并且為提高分析師預測水平提供了理論依據(jù)和實證支持。啟示在于：首先，投資者在使用分析師的盈余預測時，應考慮到上市公司的產(chǎn)品市場勢力和內(nèi)部控制情況對分析師預測的影響。其次，對于企業(yè)來說，應不斷進行研究和開發(fā)，獲得更高的市場勢力，提高分析師預測質量。這樣，企業(yè)就能通過分析師預測這一方式減少信息不對稱程度，降低其融資成本。最后，監(jiān)管層可以通過加強對公司內(nèi)部控制的監(jiān)管來提高我國分析師預測水平，從而促進資本市場的進一步發(fā)展。

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