輿論沖擊、內部控制與盈余管理抑制
——基于重污染企業的實證研究

馬蓓麗　李蕓達

輿論沖擊、內部控制與盈余管理抑制
——基于重污染企業的實證研究

馬蓓麗李蕓達

輿論沖擊內部控制盈余管理

一、引言

近幾年，霧霾天氣肆意頻發、持續時間不斷拉長、危害程度逐漸加深，霧霾污染已成為影響我國居民健康生活和經濟可持續發展的重要障礙。本文利用2011年10月底“PM2.5爆表”這一突發外生輿論事件，探究輿論沖擊對重污染企業盈余管理的影響以及內部控制機制能否發揮顯著的盈余管理抑制效用。面對如此現實的話題，相關研究卻不多見，主要原因是研究設計的內生性缺陷制約了對該問題檢驗的效力（葉青等，2012；劉運國等，2015）。而本文在研究設計上，利用2011年10月底“PM2.5沖擊”這一突發外生事件所具有的“準自然實驗”性質，大大避免了內生性的困擾，運用PSM和DID法控制了個體固定效應和時間序列上其他事件的干擾效應，使得因果關系更加明確。為政府監管部門下決心推動重污染行業的污染治理和技術轉型升級提供決策依據和有益參考，并從內部控制視角提供了政策建議。

二、理論分析和假設提出

（一）輿論沖擊與盈余管理

近年，新媒體呈井噴式增長，多次在公共事件中顯示出強大的議程設置能力，影響力已逐漸超越傳統媒體，新媒體推動了許多民生問題進入公共視野和決策程序。由于新媒體能夠在短時間引導社會話題和輿論導向，甚至超過傳統輿論對新聞當事人乃至政府部門造成一定的壓力，影響到政府政策制定和企業決策行為（沈藝峰等，2013）。Dyck和Zingales（2004）的研究發現，媒體監督能有效降低控制權私人收益。Dyck等（2008a）和Joe等（2009）進一步發現，媒體的負面報道迫使公司治理不佳的企業采取改正行為。Martinesz等（2005）對網絡討論進行追蹤發現，網絡論壇為相同看法的投資者提供了一個交流社區，投資者情緒和股票收益之間有相關關系。戴亦一等（2011）發現來自媒體的負面報道可以有效遏制財務重述行為的發生。逯東等（2015）考察網絡媒體、政策導向媒體和市場導向媒體對上市公司內部控制質量的影響，發現網絡和政策導向媒體關注能提高上市公司內部控制質量。

根據McCombs和Shaw（1972）的“議程設置”理論，媒體報道能夠形成一種“盯住效應”，使得這些被報道的公司成為社會輿論關注的焦點，特別是在新媒體具有信息放大的“牛鞭效應”作用下，被媒體關注較多的公司決策者出于各種自利性動機或為了迎合資本市場監管要求，企圖通過盈余管理等決策行為來操縱會計信息，以此對輿論沖擊作出反制。因此可以預期，當輿論沖擊爆發時，那些重污染企業自然成為眾矢之的和關注焦點，在這種情況下，政府部門也為了轉移輿論壓力、減輕公眾對立情緒，必然采取嚴格的管制措施，從而使重污染企業處于巨大的政治、經濟風險之中，導致重污染企業的政治、經濟成本急劇放大。在這一系列壓力循環下，重污染企業不得不加大應計盈余管理程度，選擇調低其報表利潤，試圖規避或減輕公眾關注所導致的政治、經濟成本。因此，本文提出假設H1：

H1：在“PM2.5沖擊”事件發生后，重污染企業由于面臨輿論沖擊，會加大應計盈余管理程度。

此外，盈余管理不僅包括訴諸于會計政策選擇和會計估計及調整等基于應計項目的盈余管理，還包括通過影響企業實際生產經營活動的真實活動盈余管理（Roychowdhury，2006）。真實活動盈余管理對企業的銷售、生產支出等行為都會產生實質性的影響，隨著輿論沖擊力度的空前加大和外部審計市場的日益完善，重污染企業很可能不惜通過影響企業實際生產經營活動，比如調整銷售收入、攤薄生產成本、壓縮研發費用等所謂真實活動盈余管理來應對輿論沖擊和外部審計。本文提出假設H2：

H2：在“PM2.5沖擊”事件發生后，重污染企業由于面臨輿論沖擊，會加大真實活動盈余管理程度。

（二）內部控制與盈余管理抑制

內部控制作為保障財務報告真實完整的一項重要制度安排，可以提高財務信息的質量和透明程度，降低信息不對稱所導致的道德風險和逆向選擇問題，抑制盈余管理等行為（Buchuk等,2014）。首先，內部控制水平能夠減少逆向選擇問題，內部控制質量不高相當于向公司董事會、中小股東們傳遞了企業營運水平不高、財務報告質量低下等信號。一旦投資者和董事會認識到公司的內部控制系統存在缺陷，那么他們有可能要求公司進行整改、提高信息質量（Mei Cheng,2013），并且隨著加強披露和信息質量的提高，信息透明度得到提高，信息不對稱程度大大降低，逆向選擇情形大大緩解，企業的盈余管理、關聯交易等行為必將受到抑制；其次，內部控制質量將導致公司董事會、市場信用評級機構以及財務分析師等監督者們加強對公司的關注力度和關注層次，增加信息透明度，從而減少道德風險問題。比如監督者們會通過獲取更為獨立、更為交叉的信息，深入到公司的內部運營層面，關注公司的投融資決策甚至是管理策略，這些都有助于減少財務信息的偏差和錯誤數量，降低經理層建立個人帝國等代理成本，抑制盈余管理行為發生的概率。

研究發現內部控制質量越高越能對盈余管理產生抑制作用，Cohen等（2008）發現披露內部控制缺陷之后，公司的財務信息質量得到加強，Ashbaugh-Skaife等（2008）發現報告內控缺陷的公司比沒有報告內控缺陷的公司存在更低的盈余質量，對審計師以前披露的內部控制缺陷進行整改的公司與沒有進行整改的公司相比，具有更高的盈余質量，Altamuro and Beatty（2010）發現披露內部控制缺陷之后，可以減少盈余管理行為，增加盈余持續性以及現金流可預測性，經驗證據表明內部控制發揮抑制效應的差異不再明顯。吳益兵（2012）研究表明我國現階段上市公司內部控制水平與盈余管理水平存在顯著的負相關，內部控制水平能夠有效地抑制上市公司盈余管理水平。范經華等（2013）研究內部控制和審計師行業專長對應計和真實盈余管理的治理作用時發現，高質量的內部控制有助于抑制公司的應計盈余管理行為，但對真實盈余管理的抑制作用較小。

基于以上分析，在面臨輿論沖擊時，由于內部控制質量高的重污染企業，具有較高的信息透明度和財務安全性，相對于內部控制質量低的重污染企業，內部控制質量高的重污染企業更少通過盈余管理行為來反制輿論壓力，也就是說內部控制能夠對盈余管理發揮抑制效用。本文提出假設H3、H4：

H3：在“PM2.5沖擊”事件發生后，重污染企業的內部控制質量越高，其應計盈余管理程度越低。

H4：在“PM2.5沖擊”事件發生后，重污染企業的內部控制質量越高，其真實盈余管理程度越低。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文樣本期間為2009-2013年，借鑒Duchin et al（2010）、Almeida et al（2011）等研究，首先定義2011年10月作為輿論沖擊開始日期，并且主要研究沖擊后三年（2011-2013）的盈余管理特征，為了考慮時間平衡，以及考慮到2008年全球金融危機的沖擊，所以剔除2008年當年樣本，以2009年作為研究初始年度，本文也將沖擊前時間限定為兩年（2009-2010）；其次以環保部發布的《關于執行大氣污染物特別排放限值的公告》（以下簡稱《公告》）為標準，手工進行樣本篩選，即如果該上市公司屬于《公告》規定的六大行業，那么將其界定為重污染企業，作為本文研究的處理組，而將重污染企業同一級行業分類（同門類）中的其余企業界定為非重污染企業，作為控制組；再次排除了金融機構和2011年市場價值小于800萬元，某年度資產或銷售增長率大于100%的樣本公司，ST公司以及相關財務數據缺失的企業；最終樣本包含了3972個公司年，為了控制極端值對于本文結果的影響，對所有變量在上下1%的水平上進行縮尾（Winsorize）處理。主要數據來源于CSMAR數據庫。

內部控制數據來自深圳迪博風險管理咨詢公司的“迪博· 中國上市公司內部控制指數”數據庫，該指數以企業內部控制基本框架體系為編制基礎，基于戰略、經營、報告、合規和資產安全五個維度進行內部控制指數設計，綜合反應企業財務和非財務特征，具有良好的外生性。

（二）變量定義

1.應計項盈余管理度量EQ

應計項盈余管理的度量方法有多種（Schipper,2003），本文則在借鑒Kothari （2005）、Francis （2004）和Doyle （2007a）的基礎上，選擇修正的截面瓊斯模型進行分行業分年度回歸估計出度量應計盈余管理（EQ）的指標。

2.真實活動盈余管理度量RM

真實活動盈余管理度量方式是Roychowdhury（2006）提出的三個真實活動盈余管理模型，分別以異常經營現金流量、異常生產成本和異常酌量性支出三種變量異常值之和的絕對值衡量真實盈余管理（RM）的程度。

3.解釋變量和控制變量

借鑒葉建芳（2012）、楊七中（2014）、Doyle（2007b）等國內外研究成果，本文選取內控指數ICI、組別變量Treat和時間變量After作為解釋變量，選擇公司規模、資產負債率、資產報酬率、配股或增發行為、破產風險指數、股票年收益率、董事長兼任總經理、海外發行上市、外部審計意見等作為控制變量控制其他因素可能對盈余管理行為的影響，全部變量名稱及定義見表1。

（三）PSM配對設計

為了排除其他協變量對內部控制因素的干擾，以及潛在線性假設的約束，穩健性地檢驗上述研究假說，本文借鑒Armstrong 等（2010）采取傾向性配對法（Propensity-score matching，PSM）為每個處理組樣本公司選擇兩個PS值最接近的控制組樣本公司，即按照1∶2為每個處理組公司選擇在資產規模、負債水平、市值/面值、現金流變動、行業類別等維度相近的兩個控制組公司作為配對樣本。

（四）倍差法（DID）模型構建

當滿足PSM配對樣本平衡性后，構建相應的DID模型如下：

表1　變量名稱及定義

表2　“PM2.5沖擊”事件前后主要變量的描述性統計

模型（1）用來檢驗假設H1、H2，模型（2）用來檢驗假設H3、 H4，其中Y包括EQ和RM，檢驗時分別代入模型。Treat是組別指示變量，處理組取值為1，控制組取值為0；After是時間指示變量，PM2.5爆表當年及以后（事件后）取值為1，反之（事件前）取值為0。Zit是控制變量，εit是殘差。在模型（1）中，關注的是Treat*After的系數α3，表示與控制組（非重污染企業）相比，在PM2.5事件爆發后，處理組（重污染企業）將更大幅度地進行盈余管理（即假設H1、H2），因此預測其符號為正向顯著。而在模型（2）中，關注的是Treat*After的系數α4和Treat*After*ICI的系數α5，預測α4符號為正向顯著，α5符號為負向顯著（即假設H3、H4），各變量具體定義見表1。

表3　全樣本回歸結果

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2的Panel A、Panel B分別比較了PM2.5沖擊事件前后處理組和控制組中被解釋變量的描述性統計特征，從Panel A可知，在事件沖擊之前，比較處理組和控制組的應計盈余程度EQ，發現兩組指標的均值和中值均無顯著差別。然而比較Panel B,我們發現處理組應計盈余程度EQ的均值和中值都顯著大于控制組，且在5%的水平上顯著。這表明與控制組相比，處理組應計盈余程度明顯加大，初步支持本文的假設H1。

再比較處理組和控制組的真實盈余程度RM，發現兩組指標的均值和中值均呈顯著差別，且在1%的水平上顯著,比較Panel B,我們發現處理組和控制組的真實盈余程度RM差異性保持不變，這表明兩組間的真實盈余程度RM主要由組間固定效應導致，事件沖擊效應不明顯，未必支持本文的假設H2。

（二）相關性分析

所有解釋變量相關系數表明解釋變量之間共線性不強，符合OLS回歸假設。（相關系數表省略）

（三）回歸結果分析

表3列示了應計盈余程度EQ和真實盈余程度RM的全樣本回歸結果。列①②的被解釋變量是應計盈余程度EQ，分別是分析應計盈余程度EQ在沖擊前后的變化情況以及內部控制的抑制效用，即交互項Treat*After和Treat*After*ICI的系數，因為它們反映的是沖擊事件爆發后，對于重污染企業而言，該事件對應計盈余程度的影響情況以及內部控制對該影響的抑制效用。根據前文的分析，可預測交互項Treat*After的符號顯著為正，而交互項Treat*After*ICI的符號顯著為負。列③④的被解釋變量是真實盈余程度RM，分別是分析真實盈余程度RM在沖擊前后的變化情況以及內部控制的抑制效用，交互項Treat*After和Treat*After*ICI的符號預測同列①②。

在列①的回歸結果中，Treat的系數不顯著，說明在沖擊事件之前，重污染企業和非重污染企業的應計盈余程度沒有顯著差異。After的系數反映沖擊事件之后，控制組的應計盈余程度變動，該系數在5%水平上顯著為負，說明沖擊事件導致控制組的應計盈余程度變小。而Treat*After系數反映的是處理組和控制組受到沖擊之后的應計盈余程度差異，該系數在在5%水平上顯著為正，符合本文預測。說明輿論沖擊，一方面導致非重污染企業應計盈余程度變小，但另一方面卻導致重污染企業和非重污染企業的應計盈余程度差異變大，重污染企業由于面臨的輿論沖擊，確實會加大應計盈余管理程度。并且由于該結果是借助倍差法排除了共同趨勢的作用，能捕捉到輿論沖擊的凈影響，可靠性較高，從而支持本文所提出的假設H1。在列②的回歸結果中，本文加入了內部控制變量，Treat、After和Treat*After的系數基本不變，而交互項Treat*After*ICI的系數在5%水平上顯著為負，符合本文預測。說明內部控制質量越高，則應計盈余程度越低，即重污染企業的內部控制有效地發揮了盈余管理的抑制效用。從而支持本文所提出的假設H3。

在列③的回歸結果中，Treat的系數在10%水平上顯著為負，說明在沖擊事件之前，重污染企業的真實盈余程度顯著小于非重污染企業。After的系數并不顯著，反映沖擊事件之后，控制組的真實盈余程度變動不大。本文所關注的Treat*After系數并不顯著為正，不符合本文預測，說明沖擊事件并未導致重污染企業和非重污染企業的真實盈余程度存在明顯差異，輿論沖擊沒有導致重污染企業加大真實盈余管理程度，故結論不支持假設H2。在列④的回歸結果中，本文同樣加入了內部控制變量，Treat、After和Treat*After的系數基本不變，而交互項Treat*After*ICI的系數并不顯著，不符合本文預測。說明內部控制未能有效地發揮了真實盈余管理的抑制效用。故結論不支持假設H4。

對此，本文認為不同于一般行業上市公司在面對日益高質量的外部審計和鑒證壓力時，更具有動機選擇隱蔽性更高的真實活動盈余管理行為，且這種動機在外部制度健全和行業競爭激烈加劇時更為明顯（李江濤等，2012）。而重污染企業多處于壟斷地位，更少選擇真實活動進行盈余管理，故其真實盈余管理程度反而越低；此外，我國內部控制實施時間較短，尚未形成真正的約束效力，通過操縱真實經營活動的盈余管理行為，例如增加銷售、削減研發支出和攤薄固定成本，只要符合內控的政策和流程，就不違反公司內控規定，因此內控可能對此類行為缺少明顯的抑制作用（范經華等，2013）。

表4　　區分規模與產權性質的分組回歸

五、進一步分析

“政治成本假說”認為，企業的規模越大，管理層就愈有動機選擇那些能夠將當期盈余延續到下期的會計程序，以避免政治關注，降低政治管制成本。特別是在企業前景光明的時候，這使得利用會計程序和方法使凈收益最小化成為企業必不可少的手段。否則，公眾的輿論壓力會促使政府通過加強管制或其他方法來降低企業的盈利能力。張曉東（2008）發現我國石化行業公司通過調減利潤來避免政治管制，葉青等（2012）發現當公司實際控制人登上“胡潤富豪榜”后，會降低會計信息質量避免由上榜引起的政治成本。劉運國等（2015）發現在污染事件爆發后，小規模與非國有重污染企業進行向下的盈余管理動機更強烈。綜上所述，結合中國制度背景和輿論壓力，本文有必要進一步分析我國重污染企業的盈余管理是否存在類似的政治成本效應。

此外，我國企業的產權性質也具有不同于西方企業的獨特性，特別是重污染企業雖然大多屬于國有性質（細分為中央政府所有和地方政府所有兩類）。中央政府所有的重污染企業資產規模動輒上萬億元，掌控國計民生的命脈，其政治關聯程度和預算軟約束遠非地方政府所有的重污染企業可比，因此在面臨霧霾輿論沖擊時，政府將首要保證中央所有的重污染企業的穩定性，可能提供更多的隱性優惠政策（如銀行貸款、財政補貼等），而地方重污染企業將受到更冗余的環境管制、政策歧視、融資約束等不公平的資源分配，其抗風險能力大大低于央企，更可能采取盈余管理行為來進行風險反制。綜上所述，結合中國產權性質和輿論壓力，本文有必要進一步分析我國重污染企業的盈余管理是否存在類似的產權性質效應。

為了檢驗上述的“政治成本假說”和“產權性質效應”，本文將重污染企業（處理組）按照規模大小劃分為大規模（Big）和小規模（Small）兩組子樣本，以及中央政府所有（Central）和地方政府所有（Local）兩個子樣本，分別代入倍差法模型（1）、（2）與控制組重新進行分組回歸，結果見表4。

在表4中，本文關注的是仍然是交互項Treat*After和Treat*After*ICI的系數，結果發現當被解釋變量是應計盈余程度EQ時，大規模組（列①）和小規模組（列②）中的Treat*After系數均在1%水平上顯著為正，而Treat*After*ICI的系數僅在小規模組中負向顯著，當被解釋變量是真實盈余程度RM時，大規模組（列③）的Treat*After系數不再顯著，小規模組（列④）的Treat*After系數均在10%水平上顯著為正，而Treat*After*ICI的系數均不顯著。這說明當輿論沖擊爆發使得政治環境變得敏感、政治成本上升時，所有規模類型重污染企業都面臨著外部壓力，紛紛加大應計盈余管理程度進行反制，但小規模重污染企業所受到政治成本壓力更大，甚至需要通過真實盈余管理來緩解壓力。內部控制對大規模企業未實現抑制效用，而僅對小規模企業的應計盈余管理發揮了顯著抑制效用，這說明我國大規模重污染企業的內部控制機制作用甚微，研究結論與劉運國等（2015）相一致，支持“政治成本假說”。同樣，本文在按產權分組中也發現了類似的結果，即地方政府所有的重污染企業的應計盈余管理程度高于中央政府所有的企業（列⑤⑥Treat*After系數差異P=0.042），表明相比于大規模及中央控股重污染企業，小規模與地方政府控股重污染企業加大盈余管理程度的動機更強烈。大規模企業通常又是由中央政府控股，更可能得到政府的隱性政策支持，更多的財政補貼，更軟的預算約束，所以對輿論沖擊導致的政治成本并不敏感。

以上結果表明，雖然我國政府在逐步實現國有產權改革、大力推進市場化進程，但政府作為經濟資源分配的主體角色并未改變，當面臨外部輿論沖擊時，受到環境監管壓力最大的仍是小規模及地方國企，譬如2015年北京地區關停退出326家一般制造和污染企業，全國發現環境違法工業企業3395家、取締關閉小作坊3102個。但我們認為，政府更應該加重大規模重污染企業的管制力度，大幅增加其違法違規的政治成本；要將環境管制政策落到高處，落到實處，同時推進大規模重污染企業內部控制建設，切實發揮內部制衡效用，而不是一味地財政補貼，推遲危機到來。對于小規模企業來說，當務之急是加快結構轉型升級，淘汰落后產能，改變投資偏好，加大研發創新等投入，深化供給側結構性改革。

六、穩健性測試

（一）模擬沖擊測試

借鑒Duchin et al（2010）的研究，本文進行一系列模擬沖擊測試來檢驗該結論的穩健性。具體以2008年10月、2009年10月、2010年10月分別作為輿論沖機爆發當期，利用模型（1）（2）重新進行回歸，發現Treat*After的系數均不再顯著為正，表明公司盈余管理并未呈現顯著上升，內部控制也未顯著地發揮抑制作用，這使得本文有理由相信主要研究結論是和輿論沖擊相關。

（二）盈余管理指標

本文還采用截面瓊斯模型、業績調整截面瓊斯模型度量應計項盈余管理，主要回歸結果保持一致。

（三）滯后指標分析

為了減少內生性問題，本文將內部控制指數滯后一期（即2010年末）、滯后二期（即2009年末）分別代入模型（1）（2），重新進行估計，主要結論仍然成立。

（四）工具變量分析

參考Doyle et al.（2007b）選取市值MV、資產報酬率ROA、前五大股東持股比例OWNCRL5、董事會規模BOARD、員工人數對數WORKER五個外生變量作為內控質量ICI的工具變量。第一階段用ICI對以上五個外生變量回歸，得到內控質量ICI擬合值。第二階段，將作為新的內控質量回歸變量代入模型（1）（2），再次檢驗內部控制對重污染企業盈余管理程度的抑制效用。兩階段工具變量分析表明，主要結論基本不變。

七、研究結論和貢獻

本文利用2011年“PM2.5爆表”這一“準自然實驗”的外生輿論沖擊事件，采用傾向評分匹配法和倍差法，檢驗了該事件對重污染行業盈余管理方式的影響，以及內部控制機制能否發揮盈余管理抑制性效用。實證結果發現相對于非重污染企業，輿論沖擊顯著地影響了重污染企業的盈余管理行為，內部控制僅僅對小規模重污染企業的應計盈余管理發揮抑制效用。進一步研究發現，大規模中央政府控股企業主要存在應計盈余管理行為；而小規模地方政府控股企業不僅存在應計盈余管理行為，還存在真實盈余管理行為。本研究不僅探討了中國制度背景下的政治成本假說和產權性質效應的內涵及外延，還為加強內部控制制度的建設和監管明確了方向。后續的模擬沖擊等穩健性測試都表明本文研究結論比較可靠。

作者單位：江蘇理工學院商學院

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教育部人文社會科學基金項目（14YJC630161）；江蘇省教育廳高校哲學社會科學研究項目（2014SJB433）；江蘇省社科基金項目（15GLB006）。

本文利用2011年“PM2.5爆表”這一“準自然實驗性質”的外生輿論事件，采用傾向評分匹配法和倍差法，實證檢驗了該輿論事件對重污染企業盈余管理的影響，以及內部控制能否發揮盈余管理抑制性效用。研究發現，輿論沖擊顯著地影響了重污染企業的盈余管理行為，內部控制能夠對應計盈余管理發揮抑制效用。進一步研究發現，大規模中央政府控股企業主要存在應計盈余管理行為；而小規模地方政府控股企業不僅存在應計盈余管理行為，還存在真實盈余管理行為，內部控制僅僅對小規模重污染企業的應計盈余管理發揮抑制效用。本研究為加強重污染企業內部控制制度的建設和監管明確了方向。