強制性內部控制制度影響真實盈余管理嗎？
——基于中國上市公司的準自然實驗研究

王嘉鑫 王永海

(1.中南財經政法大學會計學院，湖北 武漢 430073；2.武漢大學經濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

引言

國內外成功企業的實踐證明，內部控制制度(以下簡稱內控制度)是規范企業行為，保證其健康、可持續發展的有效手段之一。世紀之交，伴隨美國薩班斯法案的頒布，世界各主要資本市場均采取了強制性要求上市公司實施內控制度的做法。理論上，內部控制的一個重要目標是合理保證財務報告的可靠性，但基于國外的經驗證據卻得到了兩種不同的研究結論。一種觀點認為，內部控制的加強能夠發揮會計信息質量的治理功能，抑制盈余管理。其理論依據為，內部控制作為企業重要的內部治理機制之一，有助于緩解代理問題，防范管理層的機會主義行為(Feng et al., 2015)[6]，被稱之為強制性內控制度的“治理效應”。另一種觀點則恰好相反，也是市場監管部門不愿看到的，伴隨強制性內控制度的實施，管理層面臨的監管壓力不斷上升，內控監管帶來的壓力只是把盈余管理方式從應計項目逼向了實際經營活動，即在傳統應計盈余管理變得困難的情況下，管理層轉而通過更具隱蔽性的真實盈余管理操縱實際經營活動(Cohen et al., 2008)[2]，學者們稱作強制性內控制度的“壓力效應”。以上兩種觀點孰是孰非尚未得知。那么，在我國這樣的新興市場中，強制性內控制度對真實盈余管理的影響究竟是起到治理效應還是壓力效應呢？這一問題對新常態下資本市場的健康發展具有重要的實際意義，需要學術界予以及時跟進。

2012年8月，財政部聯合證監會制定的《關于2012年主板上市公司分類分批實施企業內部控制規范體系的通知》(以下簡稱《通知》)對強制性內控制度的實施做了全面部署。《通知》規定，所有主板上市公司應自2012年起強制開展內部控制規范體系建設，并于2014年底在主板市場實現全覆蓋。但與薩班斯法案不同，我國的內控制度有其特殊性，這很可能導致國外已有的研究結論在我國并不適用。首先，在制度實施模式方面，我國的內控制度在實施模式上并沒有完全照搬SOX法案激進式實施的做法，而是借鑒了改革開放以來經濟制度改革漸進式實施的經驗，那么，這一實施模式上的差異是否會引發與SOX法案不同的政策效應，還亟待檢驗。其次，我國的內控制度并不屬于法律范疇，而是一種企業管理制度，從執行力和約束力角度來看，可能不及SOX法案，這是否會弱化內部控制制度的相關功能，還不得而知。

2012年《通知》的頒布為本文的研究提供了良好的準自然實驗條件。在實證研究中，雙重差分、斷點回歸和反事實因果關系檢驗都是評估政策效應的重要方法，本文以《通知》作為外生事件，并依據分類分批實施的相關規定，設計了跨期雙重差分法，該方法不僅能夠識別跨期動態行為的信息，而且能夠降低遺漏變量、反向因果等內生變量偏差對回歸結果的影響。此外，本文還采用斷點回歸、安慰劑檢驗等作為穩健性測試，以確保研究結論的穩健性與可靠性。有鑒于此，本文以我國A股非金融類上市公司為樣本，研究發現：強制性內部控制制度實施以后上市公司的真實盈余管理程度顯著上升；考慮截面差異后發現，強制性內控制度對真實盈余管理的影響在公司規模較大、審計質量較差的公司中更顯著；經濟后果分析發現，強制性內控制度頒布后，真實盈余管理的增加顯著降低了企業的未來經營業績。

本文可能在以下三個方面有所貢獻：第一，當前有關強制性內控監管的研究主要基于以美國為代表的成熟資本市場，而對以我國為代表的經濟轉型國家開展強制性內控建設的研究相對不足，我們試圖彌補這一研究缺失，為監管部門評估強制性內控制度的實施有效性提供經驗證據；第二，本文拓展了真實盈余管理影響因素的相關研究。已有文獻主要考察審計質量、管理層激勵、控股股東股權質押等對真實盈余管理的影響，但少有文獻從監管壓力視角探討內部控制如何影響管理層盈余管理方式的選擇；第三，本文豐富了強制性內控制度經濟后果的相關文獻。現有文獻主要通過強制性內控制度在經營的效率與效果、資產的安全性、經營管理的合法合規性、發展戰略的可達成性等方面的作用來證明其對資本市場的作用，而本文則從會計信息質量視角直接檢驗強制性內控制度如何影響財務報告的真實完整性。

文獻綜述、理論分析與研究假設

一、文獻綜述

目前國內外有關強制性內部控制制度的研究，集中探討的是在其實施的成本收益性。首先，實施收益是指內部控制建設能夠為企業、投資者等利益相關群體帶來積極的政策效應，主要包括企業風險承擔能力的提升(Ashbaugh-Skaife et al., 2009)[1]、資本成本的降低(Gordon and Wilford, 2012)[8]、投資者信心的增強(He and Thornton, 2013)[11]、企業創新投資及其效率的增加(鐘凱等，2016)[30]等方面。其次，實施成本是指強制性內部控制制度的實施需要花費不菲的成本投入，主要包括控制系統開發與維護、制度執行與監督、內部控制審計費用等。值得注意的是，由于受限于成本數據的披露，學術界多探討的是強制性內部控制審計制度對審計費用的影響。如DeyandSullivan(2012)[4]研究發現，SOX404條款執行后企業的審計費用大幅上漲。進一步，KinneyandShepardson(2011)[17]指出，SOX404條款引發的成本負擔對小規模企業的影響更為嚴重，不過在《多德弗蘭克法案》、《創業企業融資促進法案》給予市值少于7500萬美元的小公司永久赦免權后，這種不利影響有所減弱。

真實盈余管理是內部控制領域關心的一個重要問題。有關盈余管理與內部控制的早期文獻都是基于應計盈余管理的研究，但隨著資本市場監管的加強，越來越多的證據表明，上市公司管理層逐漸減少了應計盈余管理的使用，轉而增加了真實盈余管理(龔啟輝等，2015)[24]。這其中，Roychowdhury(2006)[20]為這一研究領域做出了重要貢獻。他首次提出，真實盈余管理與應計盈余管理不同，它并不是對會計科目進行調整，而是通過構造真實交易來達到財務目標的會計盈余操縱行為。作者進一步指出，真實活動操控包括生產性操控、酌量性費用操控和銷售操控三種方式，可用異常生產性成本、異常酌量性費用和異常經營活動現金流量進行估計。一般來說，若企業當年需要更高的會計利潤，則管理層傾向于操控出更高的生產成本、更低的酌量性費用和更低的經營現金凈流量。

此外，經濟后果也是真實盈余管理領域關注的焦點問題。從現有研究來看，學術界存在兩種對立觀點：一種觀點認為，真實盈余管理是一種管理者“損公利己”的機會主義行為(林永堅等，2013)[25]，它以扭曲公司的正常生產和經營活動為代價，使得資本市場的盈余噪音加大，引發消極的市場反應，有損企業價值(Cohen and Zarowin, 2010)[3]；另一種觀點則認為，管理者進行真實盈余管理的目的是為了滿足盈余的基本面目標，它向外部投資者傳遞未來經營活動的重要信號，有助于增強利益相關者對公司未來經營業績的信心，進而對企業價值產生積極影響(Gunny, 2010)[10]。

梳理國內外已有文獻，本文認為至少在以下兩個層面仍需要進行改進：第一，國內有關內部控制與盈余管理的文獻多是基于自愿性內部控制制度作為研究背景(范經華等，2013)[23]，而在2012年后我國已進入強制實施階段，鮮有文獻涉及強制性內控制度的外生沖擊對真實盈余管理的影響；第二，國外文獻檢驗強制性內控制度的經濟后果主要采用單期雙重差分方法，考察SOX法案頒布前后被解釋變量是否發生顯著性變化，但鑒于當前我國內部控制制度建設的動態跨期性，單期雙重差分可能并不適用，如果完全參照該方法可能會造成實驗組與控制組的配對錯亂。反觀國內，內生性問題沒有得到足夠重視，一部分文獻通過定義政策虛擬變量，如是否披露內部控制信息作為實施內部控制制度的代理變量，可是當內部控制進入強制性信息披露階段后，這一方法將會導致樣本選擇不具隨機性。另一部分文獻則將2012年以后全部上市公司“一刀切”地劃分至強制實施范圍內，并沒有區分不同企業分類分批實施的時間，這與2012年《通知》的規定不符。

二、理論分析與研究假設

相比于應計盈余管理，真實盈余管理具有更強的隱蔽性和危害性。首先，真實盈余管理行為是對企業真實的經營活動進行操縱，通常不會引起審計師和外部監管者的關注。其次，真實盈余管理犧牲了企業的長遠利益，具有很大的危害性。通常來說，真實活動操控行為會產生實際的現金流入與流出，而這些現金流量往往偏離預期經營規劃，致使企業“寅吃卯糧”，這會嚴重損害企業的長遠利益，最終導致企業業績下滑、價值下降(Graham et al., 2005)[9]。同時，真實活動操控需要管理層和外部關聯方相互配合，其操控成本相對較高，并且這一操控成本最終轉嫁到股東身上，有損股東利益。

從2008年《企業內部控制基本規范》的頒布到2012年《通知》的全面實施可以看出，我國內部控制制度總體上是朝著實施范圍擴大化、執行標準統一化、監管處罰嚴厲化的方向演進，它具有誘致性制度向強制性制度的演進特征。制度經濟學認為，這一制度演進過程可以由強制性制度變遷假說進行解釋，即通過國家干預或政府介入推行統一的制度安排，收緊內控制度實施彈性，以緩解純粹由誘致性制度變遷所帶來的制度供給不足問題(Lin, 1989)[18]。可是，強制性的制度安排也可能存在“過猶不及”的問題，導致制度的實施初衷與實際效果南轅北轍。那么，2012年內控領域的這次強制性變遷會對真實盈余管理行為產生怎樣的影響呢？從理論機制上分析，其答案并不確定。

基于監管壓力的視角，已有研究發現，不同的監管嚴厲程度會導致管理層做出不同的盈余管理選擇。在“寬松”的監管制度下，管理層傾向于應計盈余管理，而在“嚴格”的監管制度下，管理層會放棄應計盈余管理，而選擇真實盈余管理(龔啟輝等，2015)[24]。隨著強制性內控制度的頒布，企業內控監管的日趨嚴格，逃避監督動機可能成為影響真實盈余管理的重要因素。內部控制是一種針對企業員工的監督與制衡機制，強制性內部控制制度的實施必然會導致管理層面臨更強的約束與監管，而傳統的應計項目操縱需要對會計科目進行調整，容易引起企業內部監管人員的注意，當管理層預期到這種風險時，他們會減少應計盈余管理，取而代之的是增加真實盈余管理。Cohen et al.(2008)[2]認為，之所以會出現兩類盈余管理相互替代的現象是因為真實盈余管理具有更強的迷惑性和隱蔽性，通常不會引起內部監管人員的注意。一方面，真實盈余管理是直接對真實的經濟活動進行操縱，內部監管人員很難將真實活動操控行為與正常的生產經營活動區分開。另一方面，外部審計師在鑒別真實活動操控行為時，往往缺乏依據和標準，因而審計機制也很難有效抑制真實盈余管理行為。因此，從監管壓力視角來看，強制性內控制度的頒布致使管理層面臨更強的約束與監管，內控監管收緊產生的監管壓力會導致管理層選擇操縱更隱蔽、法律風險更低的真實盈余管理行為，進而公司的真實盈余管理程度上升。

基于公司治理的視角，無論是COSO的《內部控制框架》還是我國的《企業內部控制基本規范》，內部控制的目標之一都是確保財務報告及其相關信息真實完整，因而理論上內部控制確實具有改善會計信息質量的功能。那么，隨著《分類分批實施通知》的頒布，強制性內控制度也有可能抑制真實盈余管理行為。內部控制能夠有效強化監督與制衡機制，壓縮真實活動的盈余操縱空間。真實盈余管理與企業的治理狀況緊密相關。內部控制作為“由企業董事會、監事會、經理層和全體員工實施的、旨在實現控制目標的過程”，其目標是“合理保證企業經營管理合法合規、資產安全、財務報告及相關信息真實完整，提高經營效率和效果，促進企業實現發展戰略”。從定義和目標來看，內部控制的本質是對經營過程和財務報告生成過程進行監控與制衡的過程。其中，控制活動涵蓋了企業經營管理的各個方面和各項業務環節，包括批準、授權、查證、職責分離等，能夠對代理人的機會主義行為實施有效約束。Huson et al.(2001)[13]研究發現，內部控制越完善的公司，CEO未完成經營管理合法合規、經營效率和效果等目標而被迫離職的概率越低。Doyle et al.(2007)[5]認為，信息與溝通是內部控制的核心目標之一，在良好的信息環境下，企業能夠及時發現經營過程發生的主觀故意和非主觀故意性估計誤差，有助于形成更加優質的盈余質量。PoelandVanstraelen(2011)[19]研究發現，SOX404要求企業強制披露內部控制審計報告，能夠有效緩解委托人和代理人間信息不對稱問題，抑制真實盈余管理行為。因此，從公司治理的角度來看，強制性內控制度的頒布可能有助于抑制管理層的真實盈余管理行為。

綜合上述分析，本文提出以下對立假設：

H1a：強制性內控制度的頒布提高了企業的真實盈余管理程度。

H1b：強制性內控制度的頒布降低了企業的真實盈余管理程度。

數據來源與研究設計

一、樣本選取和數據來源

本文以2012年《通知》的頒布作為外生事件，研究樣本為2009～2014年我國滬深兩市A股上市公司。之所以選取2009～2014年作為樣本區間是因為我國在2009年開始執行《企業內部控制基本規范》，標志著自愿性內控制度的起點，而以2014作為終結時點是因為2015年開始我國開始實施強制性內控缺陷披露制度，該制度的頒布有可能對本文的研究結論產生一定的干擾。初始樣本按照以下程序篩選樣本：剔除了金融保險行業公司；剔除了樣本期間被ST，*ST的公司；剔除了所需財務數據缺失的公司。本文的主要數據來源于CSMAR數據庫和迪博數據庫。為避免奇異值的影響，對公司層面的所有連續變量進行1%和99%水平下的Winsorize處理。

二、模型設定和變量定義

1.真實盈余管理模型

參照Roychowdhury(2006)[20]、J?rvinenandMyllym?ki(2015)[15]的研究，本文使用如下模型(1)至(4)來計算真實盈余管理。

第一，生產性操控。企業可通過過度生產和規模效應減少單位生產成本，但這將導致總體成本與存貨持有成本顯著上升，表現為異常高的生產成本支出。本文將生產性操控的估計模型設定如下：

其中，PROD表示產品總成本支出，等于產品銷售成本加上本期庫存商品變動。TA表示公司總資產。S表示銷售額，ΔS表示銷售額變動，ROA表示資產收益率。

第二，酌量性費用操控。企業的酌量性費用包括銷售費用和管理費用，管理層可通過削減酌量性費用來增加凈利潤，表現為異常低的酌量性費用支出。本文將酌量性費用操控的估計模型設定如下：

其中，DISX表示酌量性費用支出，等于銷售費用加上管理費用。

第三，銷售操控。企業可通過加大折扣力度或者放寬信用還款條件來提升當期銷售，但卻使得流入企業的經營現金流量凈額減少，表現為異常低的經營現金凈流量。本文將銷售操控的估計模型設定如下：

其中，CFO表示經營現金凈流量。

我們利用公式(1)至(3)進行分行業分年度的最小二乘估計，可以尋找到各模型的回歸系數，然后求出其各年度的估計值，再用各年度實際值減去各年度估計值，就可獲得異常生產性成本(AB_PROD_ROA)、異常酌量性費用(AB_DISX_ROA)和異常經營活動現金流量(AB_CFO_ROA)。

第四，參照林永堅等(2013)[25]、CohenandZarowin(2010)[3]的方法，本文設置了真實盈余管理指標(REM_ROA)，其計算公式為：

其中，REM_ROA數值越大，意味著企業通過真實活動進行盈余管理的程度越高。

2.雙重差分模型

雙重差分法分為靜態雙重差分和動態雙重差分，前者適用于政策虛擬變量僅有一個時間點的情形，而后者適用于政策虛擬變量有多個時間點的情形。《通知》規定，央企和地方國有企業在2012年率先實施強制性內控制度，然后，同時滿足總市值超過50億和前三年平均凈利潤超過3000萬的主板民企于2013年實施，最后，其余主板民企在2014年實施。這一制度設置決定了本文應采用基于多時點的DID模型。Gong etal.(2016)[7]指出，PSM-DID方法可以有效解決跨期多時點的準自然實驗設計問題，因為經過PSM后的樣本便于在不同的制度實施時點進行比較。鑒于此，本文對實驗組和控制組樣本進行傾向得分匹配，以主回歸模型包含的所有控制變量作為特征變量，再采用Probit回歸以預測值作為得分進行一對一匹配，經過PSM處理的不同時點實驗組樣本能夠有效匹配到特征相似的控制組樣本，較好地挖掘出政策的分類分批實施特征。

表1 變量定義

為檢驗強制性內控制度與真實盈余管理的關系，本文設計了如下模型：

其中，REM_ROA表示真實盈余管理程度。AFTER表示時間虛擬變量，依據分批實施的時間要求，強制性內控制度的實施年份定義為1，其他年份定義為0。TREAT用于區分實驗組和控制組，納入實施范圍的企業為實驗組，定義為1，否則為0。參照現有研究(王永海和王嘉鑫，2017)[29]，回歸模型還控制了相關控制變量(X)，具體變量定義詳見表1。另外，考慮到不同年份和不同行業因素帶來的影響，在回歸中控制了年度效應(YEAR)和行業效應(INDUSTRY)。

表2 主要變量描述性統計

實證結果與分析

一、描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。結果顯示，REM_ROA的均值和中位數分別為-0.140和-0.119，意味著整體來說上市公司更傾向于向下操縱真實活動來進行真實盈余管理。REM_ROA的最小值和最大值分別為-1.081和0.746，表明我國上市公司的真實盈余管理程度差異較大。此外，REM_ROA的均值均小于中位數，表明真實盈余管理指標在全樣本中呈現左偏分布。控制變量統計結果方面，LEVERAGE的均值為0.514，說明我國上市公司的資產負債率水平較高。LASSET和ROA分別為22.360和0.043，說明上市公司平均而言資產規模和盈利能力不算太高。BM、TENURE、LASSET和CR的標準差均處于較高水平，表明我國上市公司的賬市比、審計師的任期年數、企業規模和流動比率的波動較大。

表3 強制性內控制度與真實盈余管理的雙重差分檢驗結果

二、實證結果分析

表3報告了強制性內部控制制度與真實盈余管理檢驗的雙重差分檢驗結果。結果顯示：首先，在第(1)列中，交互項TREAT×AFTER與REM_ROA的相關系數為0.029，在5%水平上顯著為正，表明相比于控制組樣本，實驗組樣本在《通知》頒布后真實盈余管理程度顯著上升。其次，第(2)至(4)列分別報告了三種真實活動操縱方式的檢驗結果，交互項TREAT×AFTER與AB_PROD_ROA相關系數為0.017，在5%的水平上顯著為正，表明《通知》頒布后，實驗組企業更傾向于通過擴大生產的方式進行真實盈余管理，致使這些企業有著更高的生產成本。交互項TREAT×AFTER與AB_PROD_ROA的相關系數為-0.004，并不顯著，表明強制性內控制度的實施對酌量性費用操控的影響并不明顯。交互項TREAT×AFTER與AB_CFO_ROA的相關系數為-0.011，在10%的水平上顯著為負，表明《通知》頒布后，實驗組企業更傾向于通過放寬信用政策的方式進行真實盈余管理，導致這些企業的經營活動現金流急劇下降。最后，控制變量方面，我們發現，BM、LASSET、INVREC和CR同真實盈余管理的相關系數顯著為正，而ROA的相關系數顯著為負，表明賬市比、企業規模、存貨和應收賬款之和與總資產之比與流動比率對真實盈余管理具有一定的促進作用，相反，資產收益率對真實盈余管理具有一定程度的抑制作用。

表4 強制性內控制度與真實盈余管理的橫截面差異檢驗結果

進一步，本文區分了公司規模和審計質量，以檢驗上述政策效應是否存在橫截面差異。首先，對于規模較大的企業，管理層面臨的行業競爭壓力更大，其代理沖突也更嚴重(Jensen and Meckling，1976)[16]，相應地，管理層進行盈余操縱的可能性更高。為此，我們按照公司規模(總資產自然對數)的中位數，將全樣本劃分為公司規模的高低組，進行分組檢驗。表4的第(1)至(2)列報告了回歸結果，我們發現，在大公司規模組中，交互項TREAT×AFTER與REM_ROA的相關系數為0.045，在5%水平上顯著為正，而在小公司規模組中，交互項TREAT×AFTER與REM_ROA的相關系數并不顯著，表明強制性內控制度對真實盈余管理的影響在公司規模較大的樣本中存在。

其次，已有研究發現，外部審計作為企業重要的外部治理機制，能夠有效抑制管理層的機會主義行為(薄仙慧和吳聯生，2011)[21]。因此，在審計質量較差的企業中，管理層進行盈余操縱的可能性更高。為此，我們按照審計質量的中位數，將全樣本劃分為審計質量的高低組，進行分組檢驗。參照王永海和章濤(2014)[28]的方法，本文以是否經過四大會計事務所審計作為審計質量的代理變量。表4的第(3)至(4)列報告了回歸結果，我們發現，在低審計質量組中，交互項TREAT×AFTER與REM_ROA的相關系數為0.031，在5%水平上顯著為正，而在高審計質量組中，交互項TREAT×AFTER與REM_ROA的相關系數并不顯著，表明強制性內控制度對真實盈余管理的影響在審計質量較差的樣本中更顯著。

表5 三種帶寬下的非參數局部線性檢驗結果

圖1 帶寬100和150下斷點圖

三、穩健性檢驗

1.斷點回歸

相比于雙重差分，斷點回歸(Regression Discontinuity，以下簡稱RD)的研究設計更接近于隨機可控實驗，其估計結果可能更為真實可靠，因此我們采用RD進行穩健性檢驗。RD設計的基本思路是：在沒有外生事件沖擊下，真實盈余管理應該是隨時序連續平滑變化，但如果驅動變量在閾值處發現了明顯斷點，那么我們可推斷真實盈余管理程度的差異是由外生事件產生的。《通知》對實施企業的總市值和凈利潤指標提供了量化篩選標準，這為斷點回歸的設計提供了理想的實驗條件。本文初步篩選出總市值(證監會算法)大于50億的非國有控股主板上市公司，然后進一步選取2009～2011年的三年平均凈利潤是否大于3000萬元作為內控制度強制性變遷的驅動變量。當在閾值附近時，驅動變量數值微小的增加導致因變量發生非連續的向上跳躍，則本文的研究假設得到驗證。

據此，參照Imbensand Kalyanaraman(2009)[14]的方法，估計Lwald100、Lwald150兩種帶寬下非參數局部線性回歸系數。如果三角核、矩形核的估計系數顯著為正，則表明《通知》的頒布顯著促進了真實盈余管理行為。表5報告了兩種帶寬下的非參數局部線性檢驗結果。我們發現，在Lwald100、Lwald150帶寬下，三角核與矩形核的估計系數均在10%以內顯著為正。

圖2 實驗組和控制組的平行趨勢圖

此外，圖1分別繪制了帶寬100和150下的斷點圖。我們發現，在斷點處，真實盈余管理存在明顯的向上跳躍，這表明強制性內控制度頒布后，上市公司的真實盈余管理行為顯著增加，斷點回歸結果再次驗證了本文的研究假設。

2.平行趨勢檢驗

雙重差分的一個重要前提是實驗組和控制組應滿足平行趨勢假設。為此，本文采用三種方法進行檢驗。首先，本文繪制了實驗組和控制組企業真實盈余管理程度在《通知》頒布前后的年度趨勢分布圖，以直觀地呈現實驗組和控制組的變化趨勢。如圖2所示，在強制性內控制度實施前，實驗組與控制組的真實盈余管理趨勢基本一致，而在強制性內部控制制度實施后，實驗組企業的真實盈余管理處于向上增長趨勢，而控制組樣本則趨于下降趨勢，由此說明平行趨勢假設得到了滿足。其次，對于本文的平行趨勢假設來說，另一個可能受到質疑的地方在于，由于我國的強制性內控制度主要依據企業的產權性質差異而采取了分類分批的實施方式，而國有企業與民營企業在公司治理、逐利性和政策迎合動機等方面存在明顯差異，致使盈余操縱動機也有所不同，進而導致這兩類企業的真實盈余管理程度的時序發展出現顯著性差異。因此，本文認為國有企業與民營企業最可能違反平行趨勢假設。據此，本文需要檢驗在外生事件沒有發生的情況下國有企業和民營企業之間在真實盈余管理上是否存在系統性差異。借鑒劉瑞明和趙仁杰(2015)[26]的方法，本文將產權性質的啞變量(PROPERTYRIGHT)作為自變量，將真實盈余管理程度作為因變量，其他控制變量不變，進行回歸檢驗。如果檢驗結果發現，產權性質本身并不顯著影響真實盈余管理，則表明真實盈余管理的時序發展趨勢并不因為產權性質而存在系統性差異。表6的第(1)列報告了回歸結果，我們發現，PROPERTYRIGHT與REM_ROA的相關系數不顯著，表明實驗組和控制組間真實盈余管理的發展趨勢并無系統性差異，平行趨勢假設成立。最后，參照褚劍和方軍雄(2016)[22]的方法，本文進行了時間趨勢檢驗。具體地，我們在主回歸模型中引入三個啞變量，分別為AFTER2012(第一批強制實施的虛擬變量)、AFTER2013(第二批強制實施的虛擬變量)和AFTER2014(第三批強制實施的虛擬變量)，該變量與TREAT的交互項的相關系數用于反映實驗組和控制組的真實盈余管理程度在三個強制實施年度上是否均存在顯著性差異。表6的第(2)列報告了檢驗結果，我們發現，三個交互項AFTER2012×TREAT、AFTER2013×TREAT與AFTER2014×TREAT的相關系數均顯為正，再次通過了平行趨勢檢驗。

表6 強制性內控制度與真實盈余管理的穩健性檢驗結果

3.替換被解釋變量

參照Cohen etal.(2008)[2]的研究，本文使用兩種方法重新估算了真實盈余管理指標，具體估算公式分別為：REM_ROA1=AB_PROD_ROA- AB_DISX_ROA和REM_ROA2=AB_ DISX _ROA- AB_CFO_ROA。然后，我們將上述兩個變量作為因變量，再次代入雙重差分模型中進行檢驗。表6的第(3)至(4)列分別報告了檢驗結果，結果顯示，交互項TREAT×AFTER與REM_ROA1的相關系數為0.022，在5%水平上顯著為正；交互項TREAT×AFTER與REM_ROA2的相關系數為0.014，在10%水平上顯著為正，研究結論依然穩健。

4.安慰劑檢驗

為解決隨機性因素對本文研究結論的影響，參照王茂斌和孔東民[27]的方法，通過向前平推政策執行時間進行反事實檢驗，如果改變政策執行時間后，交互項的檢驗結果顯著為正，則說明真實盈余管理的增加效應很可能來自于其他政策變革的隨機性因素，而不是《通知》這一外生事件。據此，我們選擇2010年作為外生事件的發生時點，重新進行雙重差分檢驗。表6的第(5)列報告了檢驗結果，我們發現，交互項TREAT×AFTER與REM_ROA的系數并不顯著，檢驗結果再次證實確實是2012年的《通知》這一外生事件導致真實盈余管理程度上升。

5.其他穩健性檢驗

首先，為解決可能存在的異方差問題，本文對主檢驗進行了White異方差檢驗，我們發現，檢驗結果沒有變化；其次，參照現有文獻的方法(王永海和王嘉鑫，2017)[29]，本文從主回歸模型的樣本中隨機挑選出與原實驗組相同數量的樣本作為新的實驗組，剩余樣本組成新的對照組，再次進行雙重差分檢驗，并重復進行5000次模擬，記錄下交互項TREAT×AFTER的相關系數和t值。結果顯示，統計結果均接近于0，且不顯著，這說明主回歸結果并非受到某種偶然性因素驅動，安慰劑檢驗成功。限于篇幅，上述不再報告結果。

經濟后果分析

對強制性內控制度經濟后果的分析可以落腳到企業的經營業績上來，而結合真實盈余管理來探討這一問題會更有意義，理由是：一方面，強制性內控制度的實施會影響到企業管理層的財務決策行為，例如前文已證實《通知》的頒布增加了真實盈余管理行為，依據Roychowdhury(2006)[20]給出的定義，真實盈余管理是指通過刻意構造和操縱企業的真實經營活動，如調整價格、產量、費用等方式，以達到干預財務報告目的的行為，相比于應計盈余管理，真實盈余管理操縱了企業的現金流量，對企業的經營業績危害更大。另一方面，Healy and Wahlen(1999)[12]提出，盈余管理可劃分為機會主義型盈余管理和信息驅動型盈余管理，其中，機會主義型盈余管理是指企業管理層通過會計選擇權來操縱業績并謀取私人利益，信息驅動型盈余管理是指管理層通過合理利用會計選擇權來向市場傳遞與公司發展有關的信息。一般來說，若企業使用信息驅動型盈余管理，其向市場釋放的盈余信息質量較高，產生積極的市場反應，最終表現為經營業績的增量效應。反之，若使用機會主義型盈余管理，其向市場釋放的盈余噪音較大，引起消極的市場反應，最終損害企業業績。為進行經濟后果檢驗，本文設定了如下模型：

表7 強制性內控制度與真實盈余管理的經濟后果檢驗結果

其中，ROA表示經營業績，本文使用未來一期資產收益率作為其代理變量。Variables表示真實盈余管理，為增強檢驗結果的穩健性，本文采用前文使用過的三種真實盈余管理指標(REM_ROA、REM_ROA1、REM_ROA2)作為其代理變量。模型(6)用于檢驗實驗組樣本在《通知》頒布前后真實盈余管理對經營業績的影響是否存在顯著差異，交互項AFTER×Variables的β3是我們關心的系數。

表7報告了經濟后果檢驗結果。結果顯示，交互項AFTER×REM_ROA、AFTER×REM_ROA1、AFTER×REM_ROA2與未來一期ROA的相關系數分別為-0.014、-0.013和-0.016，均在5%水平上顯著為負，表明實驗組企業在《通知》頒布后真實盈余管理對經營業績具有顯著的負向影響，這說明真實盈余管理是以犧牲經營業績為代價的盈余操縱行為。

結論與啟示

內部控制作為企業的監督機制之一，在資本市場中發揮著重要的作用，已有文獻從不同視角對此提供了大量經驗證據。可是，近年來也有研究發現加強內控監管可能存在“陰暗面”，即內控收緊產生的監管壓力有可能導致管理層選擇操縱風險更低且更難被監管者察覺的真實盈余管理。當前我國還較為缺乏上述研究議題的直接經驗證據。為此，本文基于2012年財政部和證監會頒布的《通知》作為外生事件，采用雙重差分法實證檢驗了強制性內控制度對真實盈余管理的影響。研究發現：相對于未納入強制實施范圍的企業來說，已納入強制實施范圍的企業在政策頒布后，其真實盈余管理程度顯著增加；此外，在不同的橫截面差異下上述政策效應存在顯著差異，具體而言，強制性內控制度對真實盈余管理的正向影響在公司規模較大、審計質量較差的公司中表現得更為顯著；進一步，經濟后果分析發現，強制性內控制度實施后，真實盈余管理的經營業績相關性顯著下降，表明真實盈余管理行為犧牲了企業的經營業績。

值得注意的是，本文雖然發現強制性內控制度的頒布會導致真實盈余管理的上升，但這一結論并不能否認內部控制在規范企業行為、保證公司可持續發展等方面的積極作用。本文的研究結論最大的啟示意義在于：對于監管部門而言，在進一步完善內部控制規范體系的過程中應高度關注管理層的真實盈余管理行為，增加真實活動盈余操縱的財務造假成本，切斷盈余操縱動機；對于上市公司而言，應建立內控責任與管理層績效考評的掛鉤機制，這有助于將管理層的自身利益與內控建設緊密聯系在一起，避免因追求私人利益而進行損害公司價值和股東利益的機會主義行為。