中国对外版权贸易：问题与对策

《中国对外版权贸易：问题与对策》由会员上传分享，免费在线阅读，更多相关内容在教育资源-天天文库。

内部控制报告制度对现金流量预测的影响--我国境内外同时上市公司内部控制报告披露企业实证研究2016年12月第30卷第6期山东工商学院学报JournalofShandongInstituteofBusinessandTechnologyDec.2016Vol.30No.6????????a$经济管理研究:doi：10.3969/j.issn.1672-5956.2016.06.009内部控制报告制度对现金流量预测的影响——我国境内外同时上市公司内部控制报告披露企业实证研究毛剑芬a，李志(山东工商学院a.会计学院;b.统计学院，山东烟台264005)[摘要] 以我国境内外同时上市的公司为样本，从应计质量是应计项与现金流量匹配程度的视角，采用DD模型和MN模型残差的标准误作为衡量应计质量指标，对内部控制披露制度实施后应计质量、操纵性应计利润、真实性操纵行为对未来现金流预测准确度变化的影响进行了实证研究。实证结果表明，样本公司在实施内部控制后应计质量、操纵性应计利润对现金流量预测误差不存在显著影响，但是，制造费用支出等真实性操纵行为对现金流量预测准确度存在显著关系，说明内部控制披露制度实施后会计操纵行为不是出于机会主义目的，而是属于信息传递的目的；真实性操纵行为是出于机会主义的动机，真实操纵行为将会以费用提高的形式增大企业负担。建议今后对真实操纵行为需要进行自我约束和外部约束制度建设，实现内部控制提高财务报告信息质量目标的要求。[关键词]内部控制；应计质量;真实操纵;现金流预测[中图分类号]F275.1;F279.246[文献标识码]A[文章编号]1672-5956(2016)06-0057-11一、弓I言本文利用我国境内外同时上市并按照《企业内部控制规范指南》的要求发布了2010年企业内部控制报告的67家公司数据资料，就实施内部控制报告制度的公司是否提高了现金流预测的准确度;应计质量与现金流预测准确度的关系；实施内 部控制报告制度对操纵性应计额、经营者的操纵行为及它们对现金流量预测准确度的关联性等问题进行了实证研究。本研究的主要贡献有以下几个方面:一是通过操纵行为的时间序列数据，利用现金流量预测误差与会计应计质量(为了分析和对比的需要，本文采用现金预测模型DD模型和MN模型的残差的标准误AQ-DD和AQ-MN两个指标来表示应计质量)之间关系来验证会计操纵行为是出于机会主义目的还是属于信息传递的目的。二是验证[收稿日期]2016-07-18[基金项目]国家社科基金项目（14ctj001)[作者简介]毛剑芬,1963年生，女，内蒙古呼和浩特人，山东工商学院副教授，硕士，研究方向为上市公司会计实务，（电话）0535-6903584。了内部控制与现金流量预测准确性的直接关系。三是验证了真实活动盈余管理的变化对现金流量预测精度的影响。四是对中国企业内部控制制度实施是否提高了企业财务报告质量的焦点问题进行了探索性研究（财务报告质量一般用利润（收益）质量来进行简单的替代，不同的评价视角会采 用不一致的评价指标和标准，利用会计收益作为评价尺度的最大优点是具有预测性，本文采用2004年Dechow和Schrand提出的以现金流量预测准确度代表财务报告的质量）。本文包括以下四个部分:第一部分理论分析与研究设计;第二部分研究模型设计;第三部分是实证结果分析;第四部分是结论与建议。二、理论分析与研究假设内部控制是为合理保证经营效率效果目标、财务报告可靠性目标和合规性目标的过程。萨班—57—斯法案302条款要求企业的最高经营者和财务负责人必须对财务报告的真实性作出承诺;404条款要求企业对内部控制的有效性进行评价，并规定了提供内部控制报告的义务;906条款规定对明知财务报告不满足SOX法案要求确做出承诺者做出了罚则的规定。SOX法案出台后，监管部门将重点放在内部控制的财务报告目标[1]，内部控制是 防止和检查财务报告错误和虚假陈述的产生，形成高质量财务报告的重要保障体系。萨班斯法案颁布后对许多国家内部控制规范的制订起到了实际上的指导作用。在严格的萨班斯法案指导下的内部控制制度，会减少经营者对未来经营的预测误差，可以推测内部控制规范会对经营者的机会主义行为起到抑制作用。Lobo、Zhou和Cohenetal的研究表明萨班斯法案实施后操纵性应计水平降低。国外学者Doyleetal和AshbaughSkaifeetal,我国学者陈汉文等研究表明，内部控制完善程度与应计质量显著相关。Kam等发现按SOX404条款披露内部控制重大漏洞的公司一定程度上比其他公司进行更多盈余管理。已有的实证结果表明，完善的内部控制制度会提高应计质量，会减小预测误差。Subramanyam等学者认为，操纵性行为不仅只是出于机会主义动机的操纵行为，还存在着为改善会计信息预测能力的信息传递目的的操纵行为。因此，在研究应计利润质量与预测误差之间关系时，应该进一步区分机会主义目的和信息传递目的的操纵行为。随着我国内部控制规范的实施，会抑制机会主义操纵行为，内部控制报告的披露可以被视为一个有效的市场信号，有利于投资 者对公司价值作出合理的判断[2]，会计信息的预测能力会得到提高。Grahametal的研究结果表明，引入内部控制报告制度后，企业的操纵行为可能由会计应计操纵向真实盈余操纵转变。实际上，Cohenetal[3]和Nakashima的研究表明萨班斯一奥克斯利法案实施前，公司管理当局主要倾向于采用应计项目操控的方式进行盈余管理;在该法案即将实施时，公司管理当局的应计项目操控程度达到了很高的程度;在该法案实施以后，应计项目操控程度开始下降，会计操纵行为减少，而真实盈余操纵行为增加。Gunny的研究结果表明，真实盈余操纵行为的增加会影响未来现金流量预测的准确度。综上所述，企业内部控制报告制度的实施，抑制了应计利—58—润，使得真实操纵会增加，无法确定真实操纵增加的程度与应计利润的降低程度的高低，因此，把两种变化共同作用的结果没有变化作为原假设，即对实施内部控制规范后对现金流量的预测准确性没有明显变化的均值t检验。由此提出假设1:我国上市公司实施内部控制报告制度后，对现金流预测的准确性没有发生显著变化。 把应计质量、操纵性应计利润、真实盈余操纵作为内部控制影响现金流变化的主要因素，我们提出假设2:实施内部控制后，引起现金流预测误差变化的关键性因素发生了变化。为了进行假设2的验证，本文又进一步作了以下三个假定：在内部控制存在缺陷，权责不分明的情况下，则不利于防止和发现经营者机会主义的操纵行为，结果会引起应计利润选择偏好。Doyleetal利用DD模型和丽模型研究的结果都表明，在内部控制弱化的企业应计利润由于受到预测误差和机会主义操纵行为选择偏好的影响其质量会降低。有的学者利用应计利润从未来现金流量预测的作用关系把握应计利润的质量，认为应计利润质量越高，利润对现金流量的预测误差就越小。Bissessm??的研究结果发现，在良好的内部控制制度下，降低了预测误差，抑制了机会主义操纵行为，如果信息传递目的的操纵行为维持不变，那么，具有某种意图的选择行为引起的预测误差与应计额的质量相关，操纵行为如果是以信息传递为目的，则预测误差与应计利润质量不存在相关 性。由此，给我们的启示是难以证明现金流量的预测误差与应计利润质量之间存在明显的相关关系。由此，我们得到假定1:实施内部控制后，现金流量预测的准确度与应计利润之间失去了显著的相关性。Bissessm??采用操纵性应计利润与应计利润质量关系分析的方法，对操纵性应计利润与现金流量预测精度之间是否存在相关性进行了研究。本文借鉴了Bissessm??的方法，对操纵性应计利润是出于机会主义动机的行为，还是出于信息传递动机的行为进行分析。实施内部控制后，机会主义行为得到抑制，可以推定信息传递目的的应计利润会增高，因此，无论是操纵性应计利润还是总应计利润与现金流量预测误差之间就失去了相关性。由此，我们得到假定2:实施内部控制后，操纵性应计利润及应计利润与现金流量预测误差之间失去了显著的相关性。Roychowdhury研究结果表明，操纵性支出的削减，抑制了现金支出，对当期营业活动现金流产生正相影响，但会产生降低未来现金流量的风险。 Guimy的研究认为，研发费用和一般管理费用的削减等真实盈余操纵行为，会对未来的收益和现金流等经营业绩产生负面影响。基于上述研究结果，我们可以推断实施内部控制后真实盈余操纵行为增加，会计信息对现金流量预测误差会产生影响。由此，得到假定3:实施内部控制后，现金流量预测误差与真实操纵行为之间存在着显著的相关性。三、研究模型设计(一）现金流量预测模型为检验假设1的存在性，本文以样本企业财务时间序列数据资料为基础，预测各样本企业下一个年度的营业活动产生的现金流量，计算预计现金流与实际现金流的差额（et)。Dechoweta认为，本期盈余数是下期现金流的最佳估计，也就是说，在预测下一期现金流量方面，本期盈余比本期现金流具有更高的可靠性和说服力，说明现金流量信息具有更高的信息含量。Dechowetal关于t+1期的经营性现金流预测公式为：Et(NCFt+1)=^St=EARNt.(1)其中，NCFt+1为t+1年经营性现金净流量;St 为t期的销售收入;EARNt为营业利润。在没有特别说明的情况下，为消除量纲的影响，各变量都是除以上一期的固定资产后的相对数值。为了读写的方便把除以上一期固定资产的书写省略掉了。但是，Barth认为本期盈余并不是下期现金流的无偏估计，基于此，Barth等人推导出了更加合理的基于现金流的未来现金流量预测模型。该模型可以简化地表示为：NCFt+1=NCF,+Pi/iARt+p24INVt+p34APt.(2)其中，4ARt为应收账款等销售债权的增量，4INAt为存货增量，4APt为应付账款等应付债务的增量。对上述公式（1)和公式（2)进行修正后得到下列两个现金流量预测模型：NCFt+1=^0+^^1,.(3)其中，IN为净利润。NCFt+1=p〇+PiNCFt++Pj/ilNA,+MAPt.⑷在这里把公式（3)称之为基于利润的现金流 量预测模型，把公式(4)称之为基于应计利润的现金流量模型。采用我国2010年同时在境内外上市公司的2000??2004年资料，利用公式（4)预测各公司2005年的现金流量，与其实际值进行对比计算出预测误差的绝对值（ei)，利用2001??2005年资料计算出2006年现金流量预测误差的绝对值，依次同样计算出2007、2008、2009、2010、2011年的现金流量预测误差绝对值。利用下列公式计算出平均绝对误差率（MAPE)。MAPE=E(语）.⑶其中，et表示第t年现金流量的预测误差，Yt表示第t年现金流量的实际值。(二)应计质量和操纵行为的计量方法1.应计质量的计量方法Dechow与Dichev认为企业当期应计水平负相关于同期经营现金流量，而与过去和未来的经营现金流量正相关[4]，对应计项和上一年、当年及下一年生产经营现金流量进行了回归分析，以盈余的标准误形式来反映应计质量。由于应计项是 公司管理层和会计人员使用假设和估计条件下递延或确认未来现金流量的暂时调整项，因此，正确的估计说明了当期应计项与过去、现在及将来现金流的较好匹配，据此计算出的盈余可以较好地反映公司业绩。由于应计项与现金流量的匹配受管理层操控动机的影响，McNichok引入了控制变量销售额等指标，对DD模型进行了修正，将计量操控性应计的Jones模型与DD模型相结合，得出了修正的DD模型，从而提高了模型的预测能力[5]。因此，本文把应计质量定义为：应计质量是指应计项与现金流量的匹配程度，因此，可以利用DD模型和MN模型残差的标准误作为衡量应计质量指标。通过MN预测模型与DD预测模型的对比，本文把MN模型作为观察和把握经营者操纵行为的计量方法。因此，可以将DD模型和MN模型分别表达为以下回归方程。DD模型4WCt=p。+^^^4+p2NCFt+P3NCFt+1+^t,(6)MN模型4WCt=p。+&NCFW+p2NCFt+P3NCFt+1+p44SALES,+p5PPEt+^t.(7) —59—其中，4WC为应计利润，相当于运营资本的增加，在没有特别说明的情况下，4WC又表示总应计利润。其具体内容包括:公司当期应收债权的增加、当期存货的增加、当期应付税款的增加；当期其他净流动资产的增加、当期计提的折旧等。4SALES为销售收入增加额，PPE为固定资产。（为误差项。盈余管理的计量方法有很多，本文采用国内外最常用的应计利润分离法[6]，进一步选择了J〇nes截面模型，先对非操纵利润进行估计，再进一步计算得到操纵性应计利润。盈余管理分为披露管理和真实盈余管理。前者是通过会计手段实现的，而后者则是通过安排真实交易实现的[7]。为观察内部控制实施前后盈余管理手段与现金流预测之间的关系，分别探讨了会计操纵行为和真实操纵行为的计量方法。2.应计利润会计操纵行为的计量方法操纵行为分为保守型、中立型和激进型三种 类型。所谓保守型操纵行为（C_AM)是指经营者采用大量计提资本公积、盈余公积和减值准备，推迟交货时间以及提前确认研究开发费用支出等行为;激进型操纵行为（DA)是指少计提坏账准备、过度的少计提资本公积和盈余公积，延迟研究开发费用的确认时间，提前确认收入等行为。处于保守型和激进型两者之间的称之为中立型（N_AM)。三种类型的计量指标或方法如下:保守型操纵行为（C_AM)=会计利润变动率/NCF变动率;中立型操纵行为（N_AM)=应计利润(4WC)/NCF;激进型操纵行为（DA)=操纵性应计利润。激进性操纵行为（DA)用可操纵应计利润来代替，采用截面J〇neS(1991)模型，即4WCt=p。+P4SALESt+p2PPEt+L其计算方法是利用2004??2012年我国上市公司数据得到上述琼斯模型历年的回归系数，利用该系数推断出各企业每年的非操纵性应计利润（NDA)的期望值，用总应计利润扣除非操纵应计利润得到操纵性应计利润(DA)。3.真实操纵行为的计量方法应计利润操控并不是盈余管理的唯一方式，企业还存在着真实操控行为。真实操纵行为在会 计弹性的作用下与应计利润操控之间存在着相互替代的关系[8]。实际活动操控的方式有多种，本文只选取了常见的售性操控、费用性操控、生产性操控的方式，并对其计量方法进行了探讨，并进一—60—步进行真实操纵行为在公司实施内部控制前后与现金流预测之间关系的变化。根据Roychowdhury的解释[9]:(1)销售性操纵就是公司管理当局为提高产品销售数量增加盈余，适时性地提升价格折扣额度或采取宽松的信用条件等，这意味着会计盈余随着销售数量的异常增加或减少，单位销售额所产生的经营现金净流量会产生异常变动，在此把它称之为异常经营现金流量(abnNCF)。（2)费用性操纵是公司管理当局为操纵会计盈余，而异常削减或增加当期研发费用、广告费用和其它费用的开支，会形成异常的制造费用，即产生了异常制造费用（abnPROD)。(3)生产性操纵指公司管理当局利用产品生产的规模效应，超量生产产品，力图降低单位产品成本，提高边际收益增加，当收益的增加超过因超量生产而增加的存货持有成本会形成生产操控性支出，把它称之为异常操纵支出（abnDE)。本文采用了Cohehetal的方法（abnNCFt=a。+ et;abnPROD,=a0+a[sales,+a3/isalest_[+e;abn-DEt=a。+c^sales,“+st)对异常经营现金流量(abnNCF)、异常制造费用（abnPROD)、异常操纵支出（abnDE)进行估算，用来反映上述三种真实盈余管理行为。(四）检验方法利用公式(3)的利润现金流量预测模型和公式(4)的应计利润的现金流量模型对2007~2012年间现金流预测情况的实际检验，来证明内部控制制度实施前后对现金流预测影响，是一个两组以上的均值比较，属于内部控制变量这一单因素不同水平的方差分析，对假设1进行方差的F检验分析。为验证我国实施内部控制规范后的企业是否明显提高了现金流量的预测精度，本文建立了一个以现金流量预测值误差（MAPE)为因变量，应计利润以及现金流为自变量，含有三个假定条件替代变量的应计利润质量（AQ)、操纵性应计利润(DA)、真实操纵行为变量作为控制变量；同时，将资产负债率、企业销售规模等作为协助变量，用乘法的方式引入了内部控制披露制度虚拟变量与自变量的交互作用的多元线性回归基本模型（详见 模型8)，并对各解释变量进行显著性t值检验。MAPEt=p。+DINNER+p2/iWCt+p3/iWCt*INNER+p4NCFt+p5NCFt*INNER+p6LDRt+p7LDR*INNER+p8CSt+p9CSt*INNER+Pio^QtPn^Qt*INNER+e.(8)其中，MNER为内部控制实施变量，内部控制披露实施后的2011~2012年为“1”，实施前2007??2010年为“0”；LDR是负债比率，用长期借款/期初资产总额来代替；CS为企业规模，用销售额的对数来表示;AQ为应计利润质量，具体分为AQ_DD与AQ_NM。为防止操纵行为之间的多重共线问题，按照经营者依据企业战略选择一种操纵行为，因此，检验时在基本模型（8)中分别引入保守型操纵行为(C_AM)，中立型操纵行为（N_AM)，激进型操纵行为（DA)等3种不同程度的操纵行为;对真实操纵行为进一步分为异常经营现金流（abnNCF)，异常制造费用（abnPROD)，异常操纵支出（abnDE)3种情况进行分别验证。上述模型1??8中的变量 定义及计算方法如表1所示。四、验证结果及其分析(一)假设1的分析结果1.现金流量预测误差率变化的验证利用模型（3)和模型（4)分别得到2007~2012年样本企业的现金流量预测回归方程，并以此与相应年份企业现金流实际值进行比较计算得到预测误差的绝对值111，进一步计算得到各年度MAPEni和MAPEompo_nents。从模拟计算结果看，除2011年预测绝对误差较大外，自2012年利润模型和应计模型的现金流量预测平均绝对误差率均没有多大的变化，基本维持在同等水平。2011年预测误差较大是因为利用2008??2010年的数据进行的预测，可能是由于受到过去未实施内部控制历史数据影响的因素所致，自2012年1月1日起，企业内部控制规范体系已扩大到在沪深两市主板上市公司施行，内部控制建设与实施正在上市公司以及国有大中型企业全面开展。预测误差率2012年和2013年有很小幅度的下降，但不明显。这说明实施内部控制披露制度没有对企业现金流的预测精度有影响但影响不够显著。 2.现金流量预测误差的统计检验为进一步对假设1进行验正，利用上述资料进行了内部控制实施前后现金流量预测误差的均值t检验，检验结果如表2和表3所示。表2的计算结果表明，利润模型和现金流模型的现金流预测结果的均值、标准差、均值的标准误都十分接近。从表3结果可以看出，实施内部控制报告披露制度前后利润模型和现金流预测模型的样本方差的相伴概率分别为〇.〇〇〇5和0，应该接受方差不等的假设。上述两预测模型在方差不相等的条件下，均值方程的t检验的伴随概率分别为0.8065和0.1330,均大于显著性水平0.05,不能拒绝t检验的原假设，也就是说，实施内部控制披露制度前后对现金流量的预测从均值来看虽有较小的变化，但是，不存在统计意义上的显著差异。从两个预测模型各自的两组样本之间的均值差的95%置信区间看，区间跨“0”，这也说明两组样本之间的预测误差的均值无显著差异。 从现金流量预测误差变化的验证结果和统计检验的结果相互验证了假设1的合理性，即我国上市公司实施内部控制报告制度前后，对现金流预测的准确性没有发生显著变化。(二)假设2的检验结果1.描述性统计结果总样本数量为我国2010年在境内外同时上市的67家企业，这67家公司按照五部委的要求，从2011年1月1日起，开始执行企业内控规范体系，均对公司内部控制情况进行了披露。从报告的结果来看，披露公司存在缺陷的有49家公司，其中仅有1家公司披露其存在1个重大缺陷;2家公司分别披露其存在7个重要缺陷和1个重要缺陷;其余公司均仅披露存在一般缺陷，且缺陷的个数差异较大，个别公司披露多达1〇〇〇余个，少则只有1个??。从表4可以看出，运营资本、应付债务总的趋势是增长的，销售债权在增长，库存增长下降，这符合我国境内外同时上市的公司的总体情况。因此，本文的研究设计是恰当的。2.应计质量与现金流预测误差关系验证结果 从表5的回归结果来看，内部控制披露制度实施前的应计质量AQ_DD和AQ_MN的系数分别是0.0249和0.0159,并相伴概率为0.000,小于显著水平0.05，说明应计质量与现金流预测误差之间存在着显著的相关关系，这证明了假定1是成立的，并证明了利用MN模型计算得到的应计质量比DD模型计算得到的应计质量对现金流预测更小、更准确。—61—表1变量定义分类变量符号定义及计算方法因利润模型现金流预测误差MAPEm利润模型现金流量预测误差率变 量应计模型现金流预测误差mape0P应计利润模型现金流量预测误差MAPEqp=利润预测模型预测误差的绝对值之和/现金流实际值内部控制INNER虚拟变量,“1”表示内部控制制度实施后,表示实施内部控制前应计利润AWC4WC=应收债权增加额+存货增加额-应付债务增加(营运资本）额-税金支出增加额+其他净资产增加额经营净现金流NCF利用企业现金流量表中的经营净现金流代替现金净流人量销售债权AAR应收票据、应收账款等应收项目增加额合计 应付债务AAP应付票据、应付账款等应付项目增加额合计解长期借款LTL资产负债表长期借款项目的期初余额释负债比率LDR利用长期借款/前期变销售收人SALES主营业务收人与其他业务收人合计量固定资产PPE用固定资产净值替代保守型操纵行为C_AMC_AM=会计利润变动率/NCF变动率中立型操纵行为N_AM利用4WCt=??。+ai4SALESt+ct2PPE+St模型先计算操纵性应计利润DA得到非操纵性应计利润（NDA)，用总应计利润扣除NDA得到，用于表示激进型操纵行为净利润IN负债比率LDRLDR=长期借款/期初资产总额公司规模SIZE用销售收人的对数值来替代 控制异常现金流abnNCFabnDEt=a〇+a:salest_!+et异常制造费用abnPRADabnPRADt=a0+alsalest+a3Zsalest_l+st变异常操纵性支出abnDEabnDEt=a〇+a2salest_!+et量应计质量AQ-DD用DD模型预测误差的标准误表示的应计质量AQ-MN用MN模型预测误差的标准误表示的应计质量注:变量符号前加4符号的变量表示增加量O表2组统计量分类内控实施前后N均值标准差均值标准误MAPEmi实施前实施后 7534790.04650.04590.04480.03380.00160.0015MAPEop实施前实施后7534790.0367 0.03390.03650.02810.00130.0013—62—表3独立样本检验结果分类方差方程的Levene^5^均值方程的t检验FSig.t Sig均值标准差分的9%%置信区间(双侧）差值误差值下限上限MAPEmi假设方差相等假设方差不相等12.35520.00050.23060.24500.81770.80650.00060.00060.00240.0022 -0.0041-0.00390.00520.0050MAPEop假设方差相等16.78600.00001.41990.15590.00280.0020-0.00110.0066假设方差不相等--1.50330.13300.00280.0019-0.00080.0064表4基本统计量（样本量1232)变量均值中值极小值极大值第i分位数第3分位数NCFt0.03660.0288-0.40030.7435-0.00010.0695IN0.02710.0215-0.69360.25010.00700.0455AWC0.25750.00000.00001.00000.00001.0000 SALES-0.0004-0.0021-0.62250.5941-0.02790.0274AAR0.44700.34170.00023.50860.17200.5745ZINV-0.00040.0002-0.27380.3502-0.00800.0095AAP0.00030.0001-0.24580.2011-0.00550.0068PPE0.00120.0005-0.63240.6691-0.01170.0142NCFO0.36400.34780.00000.87120.17960.5384NCFt+10.03730.0297-0.40030.74350.00040.0709MAPEin0.03680.0287-0.40030.7435-0.00020.0705MAPEop0.0003-0.0082-0.43250.7234-0.03600.0344DA-0.0103-0.0043-0.56200.3224-0.03650.0180abnNCF-0.00050.0010-0.58770.4293-0.03280.0336abnDE0.0087-0.1798-0.569957.8992-0.22620.0429abnPRAD0.00300.4883-79.27224.8326-0.20500.7629 SIZE0.44780.33980.00023.50860.17180.5745C-AM0.49960.43470.00001.62690.21520.7369N_AM0.61840.47090.00052.49990.19240.8662AQ_DD0.03650.0360-0.56530.61640.00150.0715AQ_MN0.01870.01620.59340.59990.05310.0154内部控制披露制度实施后分别变为-〇.0087和-0.0054,两模型的验证结果都表明内部控制披露制度实施后虽然相关系数发生了变化，但相伴概率分别为〇.5385和0.5444，均大于显著水平0.05,说明内部控制披露制度实施前后的应计质量(AQ)没有发生显著变化，与假设1的验证结果是一致的。表5通过t检验的还有运营资本增加、现金流和借款比例增长等变量。运营资本增加与借款比例的增长与现金流预测误差之间的回归系数分别为正数，但同期现金流实际值对现金流的预测的回归系数为负值，与实际经济情况是完全吻合的。 —63—从表5的回归结果可以看到，内部控制披露制度实施后，内部控制变量与会计应计各项指标之间的交互作用并不明显。也就是说，内部控制报告制度实施后没有明显影响应计利润对现金流的预测误差。3.现金流预测误差与操纵行为关系验证结果(1)现金流预测误差与应计质量回归结果分析表6~9分别表7K引入表7K操纵程度的保守型操纵行为（C-AM)、中立型操纵行为（N-AM)、激进型操纵行为（DA)以及表示真实操纵方式的异常现金流（abnNCF)、异常制造费用（abn-PROD)、异常操纵支出（abnDE)变量后，内部控制披露制度实施前后现金流预测准确度的变化结果。从表6??9中的总应计利润（4WC)、操纵性应 计（DA)与内部控制披露因素的交互结果来看，均没有通过T检验，说明内部控制实施后对应计利润对预测误差的影响是不显著的，证明了假定条件2的成立。(2)现金流预测误差与真实操纵行为回归结果分析从表6??9的结果来看，真实操纵行为在实施内部控制后与现金流预测误差存在显著的变化，异常现金流、异常制造费用与现金流预测误差之间实施内部控制后变的显著相关。在MAPEni为因变量时，实施内部控制前后异常现金流、异常制造费用的回归系数分别为-0.0154、0.0089和-0.1095、-0.0090，t值为-0.218、7.6209和-3.8957、-6.6521，N_AM在实施内部控制后与现金流预测误差之间存在显著的相关关系。在MAPEop为因变量时，实施内部控制纟u后异常现金流、异常制造费用的回归系数分别为0.6976、-0.002和0.0003、0.0002,t值为和0.3886、-2.0871和3.6044、2.1181。由此可见，真实操纵行为与现金流预测之间存在显著的相关性，即假定3是成立的。但是，N_AM和N_AM实施内部控制后，由内部控制实施前与现金流预测显著相关，却失去了显著的相关性。由此，可以得出N _AM和N_AM操纵行没有发现企业管理者存在机会主义的动机，而真实性操纵行为确有机会主义的动机。表5应计质量与现金流回归检验结果变量BTSig.(常量）0.01800.00020.0000INNER0.00020.00040.6366AWC0.01980.00500.0001AWCDINNER0.00720.01360.5969NCFt-0.78790.00280.0000NCFt^INNER-0.00320.00690.6381AQLTL0.00080.00100.3995DDLTL*INNER-0.00160.00180.3727SIZE-aoooi0.00020.7000SIZE^INNER0.00000.00050.9563 AQ_DD0.02490.00520.0000AQ_DD*INNER-〇.〇〇870.01410.5385R20.2855调整R20.2813F值67.2035P值0.0000(常量）0.017791.06180.0000INNER0.00010.24840.8039AWC0.01083.32740.0009AWCDINNER0.00390.44610.6556NCFt-0.7832-393.42130.0000NCFt^INNER-0.0015-0.31800.7505AQLTL0.00080.76980.4415MNLTL^INNER-aooi6-0.91930.3580SIZE-aoooi-0.38280.7019SIZE^INNER0.0000-0.09070.9277 AQ_MN0.01594.75860.0000AQ_MN*INNER〇.〇〇540.60630.5444R20.2831调整R20.2789F值66.3897P值0.0000综上所述，实施内部控制后会计应计操纵具有信息传递的性质和动机，真实性操纵具有机会主义的特征和动机，实证结果支持了本文的两个假设的合理性。五、研究结论本文以2010年我国在境内外同时上市的67家公司为样本，通过现金流量预测误差与会计应计质量之间关系验证结果，没有发现内部控制实—64—0000??〇Md0&I8>90000??〇MdI&????'090PLZ'0zyIff??%LZ'0869Z'0zysiftI的乙■0 0000??〇IZ??9'90600'0nawMi*ovmw617肊■09690'Iem'iH3显i*va0000??〇60Z9'L6800'0av>MutF??99Z'0179K’I6K0'0vaP660??〇L8179'I-LIIO'O-H3显I*3ZIS0Z60'0L^89'I-I^I0'0-H3显I*3ZIS??6Z9'0??6Z9'0I乙00■03ZIS0IZL'O^mi??〇^100'03ZIS9^99'0??ZiP'O0/.IIO'Ommi*inavMd176W0I6Z9'0-I/.!0'0-mmi*inva000??■0L9??0'I9eiO'OinuqEI??170■0L??Z0'Z??0??0■0in^??117'0179/^’0_6??81'0-H3让1*ww^0^17'0P!/.&??〇-L9??l'0-H3显1*ww0000'0^ZL6'Ll??WO0000'066t7〇'6I^????P'0L1??9'0P6LP'0LLZO'0H3显I*31P6ZL'009P??'0-9??Z〇-〇~H3显I*3189LI'0??K??'I??????0■03IA6乙H’009Z0'Z L0^0'03IAI6Z??'0I9L6-〇~6&00'0-mmi^LZP'09??6f〇-0&00'0-H3显I0000'0I^91'9-L910'0-(喜#)0000'09??Zf9-??810'0-(喜#)0000'0MdI??aname=baidusnap7><516'6^0000'0MdL68??'99??8^'0zyIffLZ9Z'06%LZ'0I??W0I000'0L&68'??PeiO'OH3显I*^POP'09m'〇-LIIO'OM3NNI*MV_N^LZ%'0081乙■0-e601??〇-i3鹏b8/.!0'0-??6??0'8iwro-mv_n^981'09IZ??'1~9600'0-H3显I*3ZISL/.00'0-^??/.0'!-L/.00'0-H3显I*3ZIS09Z9'088817'0LTOO'03ZIS9乙00■0888/.'09乙00■03ZISIL??L'0L9????'0-I600'0-mmi*in??IIO'O-^??ZP'0~??IIO'O-mmi*inMVL9??0'0^101T9!??0'0inuqE8PP0'08LP0'??8PP0'0in N66肊■08960'II??11'0H3让1*ww^L91'09TIL91'0H3显1*ww0000'009^??^I??乙017’0616乙■09ZLf6816乙■0I908'0^??PZ'0Pl7l〇-〇H3显I*319肊??■0PLlZ'0-9肊0■0-H3显I*31??乙??0■0LZPlTIKO'03IA^PL??'09K9'/.??PL??'03IA8IU'01769「0-??[00■0-mmi0/.〇〇??〇-??8^6'0-0/.〇〇??〇-H3显I0000'0P??^0'9-6910'0-(喜#)^8^0'0-618/.'6-PSZO'O-(喜#)0000'0Md80Z6'L^0000'0Md^??0Z'L98I^'O??9^Z'0??HOe娜■006^17'09乙89■0L000'0H3显I*3autFI9P6'08890'09l7l〇-〇mmi*my~d8PLZ'0^Z6〇-~I!00'0-aautF0000'089^'8-68179'0-my~d6^01'09I??9'I-8IIO'O-H3显I*3ZIS^/.!??'017000'!-^/.〇〇??〇-H3显I*3ZIS 8奶■0??619'0I乙00■03ZIS69??P'0??6LL'09乙00■03ZISMV^969'0I06??'0-9OIO'O-mmi*inaaZ169'0PL6??'0-9OIO'O-mmi*in??^I0'0^??0??'Z9L??0'0inuqE^100'0LZLl'??A彻■0in3P89??098??9'0-IOPl'〇-H3让1*ww??m??〇L9017'IWOH3显1*ww0000'0??9??Z'OZI'0I000??〇90170卞6991'08WO??8117'0era)■〇H3显I*31L088??〇I0??l'090??0'0H3显I*319OPl'0IPLP'lL9??0'03IA0K8■0??9LZ'0I6170■03IAP0L9'09L99-〇~^??00'0-mmiLP0Z'0L89^'I-800'0-H3显I0000'009P〇-L~??610'0-(喜#)0000??〇8906'L~??I乙0■0-(喜#)??g!SXa喜茶??g!SXa喜茶 悄gag簟鸟'(luadvw)睾凿腿姐/_箪表8预测误差（MAPEop)与会计操纵行为表9预测误差（MAPEop)与真实操纵行为变量BTSig.变量BTSig.(常量）-0.0165-4.48080.0000(常量）0.0181100.70550.0000INNER-0.0037-0.49010.6241INNER0.00051.18420.2365AWC0.03271.30680.1914AWC-0.0023-1.42790.1535AWC*INNER0.02570.43630.6626AWCDINNER-0.0019-0.49190.6228NCFt0.452520.01840.0000NCFt-0.7767-526.90500.0000CNCFt^INNER-0.1413-0.65670.6380NCFt^INNER-0.0006-0.16630.8679LTL0.03772.51050.0121abnLTL0.00040.42720.6693AMLTL^INNERSIZE -0.01260.0019-0.45980.55790.64570.5770DELTL^INNERSIZE-0.0017-0.0001-0.9472-0.55600.34370.5783SIZE^INNER-0.0111-1.52370.1278SIZE^INNER-0.0003-0.57360.5663C_AM-0.0053-1.15430.2485abnDE0.00000.26360.7921 C_AM*INNER0.00070.07930.9368abnDE^INNER0.0000-0.36440.7156R20.9948调整R20.9948R20.9948调整R20.9948F值32108.5150P值0.0000F值32224.47698P值0.0000(常量）0.018080.58400.0000(常量）0.017997.20380.0000INNER0.00101.39700.1630INNER0.00040.98400.3252AWC-0.0030-1.59000.1120AWC-0.0037-2.25300.0244AWCDINNER-0.0020-0.39800.6910AWCDINNER-0.0010-0.25180.8013NCFt-0.Ill0-514.60700.0000NCFt-0.7736-448.35540.0000NNCFt^INNER-0.0010-0.28500.7760NCFt^INNER0.00160.35980.7190LTL0.00100.55100.5820abnLTL0.00100.96270.3358AMLTL^INNER-0.0020-1.06700.2860NCFLTLDINNER-0.0019-1.05490.2916SIZE0.0000-0.46500.6420SIZE-0.0001-0.40340.6867SIZE*INNER0.0000-0.54200.5880SIZE*INNER-0.0004-0.86660.3863 N_AM0.00010.34100.7330abnNCF0.00670.38860.6976N_AM^INNER0.0000-0.73200.4640abnNCF*INNER0.00183.60440.0003R20.2589调R20.2545R20.9948调R20.9948F值31993.3179p值0.0000F值32278.28945P值0.0000(常量）0.018099.90600.0000(常量）0.018099.82710.0000INNER0.00030.61690.5374INNER0.00061.36000.1740AWC-0.0026-1.54700.1220AWC-0.0023-1.39090.1644AWCDINNER-0.0064-1.42590.1541AWCDINNER-0.0020-0.52550.5993NCFt-0.7768-515.78620.0000NCFt-0.7759-509.73250.0000NCFt^INNER-0.0003-0.07580.9396NCFt^INNER-0.0016-0.44770.6544DALTL0.00050.51130.6092abnLTL0.00080.82040.4121LTL^INNER-0.0022-1.21980.2227PRADLTL“NNER-0.0022-1.21930.2229SIZE-0.0001-0.43650.6625SIZE-0.0001-0.56220.5740SIZE^INNER-0.0003-0.58960.5555SIZE^INNER-0.0003-0.600 30.5484DA-0.0001-0.09730.9225abnPRAD0.00022.08710.0370DA^INNER0.15181.08090.1376abnPRAD*INNER0.00022.11810.0343R20.9948调整R20.9947R20.9948调R20.9948F值32004.76947P值0.0000F值32304.05531P值0.0000一66—施后管理者出于机会主义目的会计操纵行为，是属于信息传递的目的。我国上市公司实施内部控制报告制度后，对现金流预测的准确性没有发生显著变化。验证了真实操纵行为会降低现金流量预测精度，真实操纵行为具有机会主义的动机，实施内部控制后，引起现金流预测误差变化的关键性因素发生了变化。若把提高财务报告信息质量作为内部控制的目标，那么，真实操纵行为将会以费用提高的形式增大企业负担，建议今后对真实操纵行为需要进行自我约束和外部约束制度。本研究的样本企业仅为在境内外同时上市的公司，只进行了上述公司实行内部控制披露前后 现金流预测的精度进行了检验，没有进行实施内部控制披露与没有披露企业之间的对比分析。同时，关于真实操纵形式的探讨还不够全面，这些问题还有待于进一步研究。[参考文献][1]董望，陈汉文.内部控制、应计质量与盈余反应:基于中国2009年A股上市公司的经验证据[J].审计研究，2011，（4):68-78.[2]雷英,吴建友，孙红.内部控制审计对会计盈余质量的影响[J].会计研究,2013,(11):75-81.[3]CohenDA,DeyA,LysTZ.RealandAccrual-BasedEarningsManagementinthePre-andPost-Sarbanes-OxleyPeriods[J].TheAccountingReview,2008,83(3)：757-787.[4]黄梅,夏新平.操纵性应计利润模型检测盈余管理能力的实证分析[J].南开管理评论,2009,(5):136-143.[5]马忠，陈登彪,张红艳.公司特征差异、内部治理与盈余质量[J].会计研究,2011，（3):54-61.[6]夏立军.国外盈余管理方法述评[】].国外经济与管理,2002，（10):35-40.[7]李琴,李文耀.论盈余管理的手段及其防范对策[J].财会通讯,2008,(2):58-60. [8]李彬,张俊瑞，曾振.实际活动操控、应计项目操控与会计弹性[J].管理评论,2011，（11):160-168.[9]RoychowdhuryS.EarningsManagementthroughRealActivitiesManipulation[J].JournalofAccountingandEconomics,2006,42(3)：335-370.[10]财政部会计司,证监会会计部.我国境内外同时上市公司2011年执行企业内控规范体系情况分析报告[EB/OL].ht??tp://!^,mof.gov.cn/zhengwuxinxi/diaochayanjiu/201209/t20120918—683441.html,2012_09_18.[责任编辑:陈宇涵]一67—