强制性内部控制制度影响真实盈余管理吗？——基于中国上市公司的准自然实验研究

王嘉鑫 王永海

(1.中南财经政法大学会计学院，湖北 武汉 430073；2.武汉大学经济与管理学院，湖北 武汉 430072)

引言

国内外成功企业的实践证明，内部控制制度(以下简称内控制度)是规范企业行为，保证其健康、可持续发展的有效手段之一。世纪之交，伴随美国萨班斯法案的颁布，世界各主要资本市场均采取了强制性要求上市公司实施内控制度的做法。理论上，内部控制的一个重要目标是合理保证财务报告的可靠性，但基于国外的经验证据却得到了两种不同的研究结论。一种观点认为，内部控制的加强能够发挥会计信息质量的治理功能，抑制盈余管理。其理论依据为，内部控制作为企业重要的内部治理机制之一，有助于缓解代理问题，防范管理层的机会主义行为(Feng et al., 2015)[6]，被称之为强制性内控制度的“治理效应”。另一种观点则恰好相反，也是市场监管部门不愿看到的，伴随强制性内控制度的实施，管理层面临的监管压力不断上升，内控监管带来的压力只是把盈余管理方式从应计项目逼向了实际经营活动，即在传统应计盈余管理变得困难的情况下，管理层转而通过更具隐蔽性的真实盈余管理操纵实际经营活动(Cohen et al., 2008)[2]，学者们称作强制性内控制度的“压力效应”。以上两种观点孰是孰非尚未得知。那么，在我国这样的新兴市场中，强制性内控制度对真实盈余管理的影响究竟是起到治理效应还是压力效应呢？这一问题对新常态下资本市场的健康发展具有重要的实际意义，需要学术界予以及时跟进。

2012年8月，财政部联合证监会制定的《关于2012年主板上市公司分类分批实施企业内部控制规范体系的通知》(以下简称《通知》)对强制性内控制度的实施做了全面部署。《通知》规定，所有主板上市公司应自2012年起强制开展内部控制规范体系建设，并于2014年底在主板市场实现全覆盖。但与萨班斯法案不同，我国的内控制度有其特殊性，这很可能导致国外已有的研究结论在我国并不适用。首先，在制度实施模式方面，我国的内控制度在实施模式上并没有完全照搬SOX法案激进式实施的做法，而是借鉴了改革开放以来经济制度改革渐进式实施的经验，那么，这一实施模式上的差异是否会引发与SOX法案不同的政策效应，还亟待检验。其次，我国的内控制度并不属于法律范畴，而是一种企业管理制度，从执行力和约束力角度来看，可能不及SOX法案，这是否会弱化内部控制制度的相关功能，还不得而知。

2012年《通知》的颁布为本文的研究提供了良好的准自然实验条件。在实证研究中，双重差分、断点回归和反事实因果关系检验都是评估政策效应的重要方法，本文以《通知》作为外生事件，并依据分类分批实施的相关规定，设计了跨期双重差分法，该方法不仅能够识别跨期动态行为的信息，而且能够降低遗漏变量、反向因果等内生变量偏差对回归结果的影响。此外，本文还采用断点回归、安慰剂检验等作为稳健性测试，以确保研究结论的稳健性与可靠性。有鉴于此，本文以我国A股非金融类上市公司为样本，研究发现：强制性内部控制制度实施以后上市公司的真实盈余管理程度显著上升；考虑截面差异后发现，强制性内控制度对真实盈余管理的影响在公司规模较大、审计质量较差的公司中更显著；经济后果分析发现，强制性内控制度颁布后，真实盈余管理的增加显著降低了企业的未来经营业绩。

本文可能在以下三个方面有所贡献：第一，当前有关强制性内控监管的研究主要基于以美国为代表的成熟资本市场，而对以我国为代表的经济转型国家开展强制性内控建设的研究相对不足，我们试图弥补这一研究缺失，为监管部门评估强制性内控制度的实施有效性提供经验证据；第二，本文拓展了真实盈余管理影响因素的相关研究。已有文献主要考察审计质量、管理层激励、控股股东股权质押等对真实盈余管理的影响，但少有文献从监管压力视角探讨内部控制如何影响管理层盈余管理方式的选择；第三，本文丰富了强制性内控制度经济后果的相关文献。现有文献主要通过强制性内控制度在经营的效率与效果、资产的安全性、经营管理的合法合规性、发展战略的可达成性等方面的作用来证明其对资本市场的作用，而本文则从会计信息质量视角直接检验强制性内控制度如何影响财务报告的真实完整性。

文献综述、理论分析与研究假设

一、文献综述

目前国内外有关强制性内部控制制度的研究，集中探讨的是在其实施的成本收益性。首先，实施收益是指内部控制建设能够为企业、投资者等利益相关群体带来积极的政策效应，主要包括企业风险承担能力的提升(Ashbaugh-Skaife et al., 2009)[1]、资本成本的降低(Gordon and Wilford, 2012)[8]、投资者信心的增强(He and Thornton, 2013)[11]、企业创新投资及其效率的增加(钟凯等，2016)[30]等方面。其次，实施成本是指强制性内部控制制度的实施需要花费不菲的成本投入，主要包括控制系统开发与维护、制度执行与监督、内部控制审计费用等。值得注意的是，由于受限于成本数据的披露，学术界多探讨的是强制性内部控制审计制度对审计费用的影响。如DeyandSullivan(2012)[4]研究发现，SOX404条款执行后企业的审计费用大幅上涨。进一步，KinneyandShepardson(2011)[17]指出，SOX404条款引发的成本负担对小规模企业的影响更为严重，不过在《多德弗兰克法案》、《创业企业融资促进法案》给予市值少于7500万美元的小公司永久赦免权后，这种不利影响有所减弱。

真实盈余管理是内部控制领域关心的一个重要问题。有关盈余管理与内部控制的早期文献都是基于应计盈余管理的研究，但随着资本市场监管的加强，越来越多的证据表明，上市公司管理层逐渐减少了应计盈余管理的使用，转而增加了真实盈余管理(龚启辉等，2015)[24]。这其中，Roychowdhury(2006)[20]为这一研究领域做出了重要贡献。他首次提出，真实盈余管理与应计盈余管理不同，它并不是对会计科目进行调整，而是通过构造真实交易来达到财务目标的会计盈余操纵行为。作者进一步指出，真实活动操控包括生产性操控、酌量性费用操控和销售操控三种方式，可用异常生产性成本、异常酌量性费用和异常经营活动现金流量进行估计。一般来说，若企业当年需要更高的会计利润，则管理层倾向于操控出更高的生产成本、更低的酌量性费用和更低的经营现金净流量。

此外，经济后果也是真实盈余管理领域关注的焦点问题。从现有研究来看，学术界存在两种对立观点：一种观点认为，真实盈余管理是一种管理者“损公利己”的机会主义行为(林永坚等，2013)[25]，它以扭曲公司的正常生产和经营活动为代价，使得资本市场的盈余噪音加大，引发消极的市场反应，有损企业价值(Cohen and Zarowin, 2010)[3]；另一种观点则认为，管理者进行真实盈余管理的目的是为了满足盈余的基本面目标，它向外部投资者传递未来经营活动的重要信号，有助于增强利益相关者对公司未来经营业绩的信心，进而对企业价值产生积极影响(Gunny, 2010)[10]。

梳理国内外已有文献，本文认为至少在以下两个层面仍需要进行改进：第一，国内有关内部控制与盈余管理的文献多是基于自愿性内部控制制度作为研究背景(范经华等，2013)[23]，而在2012年后我国已进入强制实施阶段，鲜有文献涉及强制性内控制度的外生冲击对真实盈余管理的影响；第二，国外文献检验强制性内控制度的经济后果主要采用单期双重差分方法，考察SOX法案颁布前后被解释变量是否发生显著性变化，但鉴于当前我国内部控制制度建设的动态跨期性，单期双重差分可能并不适用，如果完全参照该方法可能会造成实验组与控制组的配对错乱。反观国内，内生性问题没有得到足够重视，一部分文献通过定义政策虚拟变量，如是否披露内部控制信息作为实施内部控制制度的代理变量，可是当内部控制进入强制性信息披露阶段后，这一方法将会导致样本选择不具随机性。另一部分文献则将2012年以后全部上市公司“一刀切”地划分至强制实施范围内，并没有区分不同企业分类分批实施的时间，这与2012年《通知》的规定不符。

二、理论分析与研究假设

相比于应计盈余管理，真实盈余管理具有更强的隐蔽性和危害性。首先，真实盈余管理行为是对企业真实的经营活动进行操纵，通常不会引起审计师和外部监管者的关注。其次，真实盈余管理牺牲了企业的长远利益，具有很大的危害性。通常来说，真实活动操控行为会产生实际的现金流入与流出，而这些现金流量往往偏离预期经营规划，致使企业“寅吃卯粮”，这会严重损害企业的长远利益，最终导致企业业绩下滑、价值下降(Graham et al., 2005)[9]。同时，真实活动操控需要管理层和外部关联方相互配合，其操控成本相对较高，并且这一操控成本最终转嫁到股东身上，有损股东利益。

从2008年《企业内部控制基本规范》的颁布到2012年《通知》的全面实施可以看出，我国内部控制制度总体上是朝着实施范围扩大化、执行标准统一化、监管处罚严厉化的方向演进，它具有诱致性制度向强制性制度的演进特征。制度经济学认为，这一制度演进过程可以由强制性制度变迁假说进行解释，即通过国家干预或政府介入推行统一的制度安排，收紧内控制度实施弹性，以缓解纯粹由诱致性制度变迁所带来的制度供给不足问题(Lin, 1989)[18]。可是，强制性的制度安排也可能存在“过犹不及”的问题，导致制度的实施初衷与实际效果南辕北辙。那么，2012年内控领域的这次强制性变迁会对真实盈余管理行为产生怎样的影响呢？从理论机制上分析，其答案并不确定。

基于监管压力的视角，已有研究发现，不同的监管严厉程度会导致管理层做出不同的盈余管理选择。在“宽松”的监管制度下，管理层倾向于应计盈余管理，而在“严格”的监管制度下，管理层会放弃应计盈余管理，而选择真实盈余管理(龚启辉等，2015)[24]。随着强制性内控制度的颁布，企业内控监管的日趋严格，逃避监督动机可能成为影响真实盈余管理的重要因素。内部控制是一种针对企业员工的监督与制衡机制，强制性内部控制制度的实施必然会导致管理层面临更强的约束与监管，而传统的应计项目操纵需要对会计科目进行调整，容易引起企业内部监管人员的注意，当管理层预期到这种风险时，他们会减少应计盈余管理，取而代之的是增加真实盈余管理。Cohen et al.(2008)[2]认为，之所以会出现两类盈余管理相互替代的现象是因为真实盈余管理具有更强的迷惑性和隐蔽性，通常不会引起内部监管人员的注意。一方面，真实盈余管理是直接对真实的经济活动进行操纵，内部监管人员很难将真实活动操控行为与正常的生产经营活动区分开。另一方面，外部审计师在鉴别真实活动操控行为时，往往缺乏依据和标准，因而审计机制也很难有效抑制真实盈余管理行为。因此，从监管压力视角来看，强制性内控制度的颁布致使管理层面临更强的约束与监管，内控监管收紧产生的监管压力会导致管理层选择操纵更隐蔽、法律风险更低的真实盈余管理行为，进而公司的真实盈余管理程度上升。

基于公司治理的视角，无论是COSO的《内部控制框架》还是我国的《企业内部控制基本规范》，内部控制的目标之一都是确保财务报告及其相关信息真实完整，因而理论上内部控制确实具有改善会计信息质量的功能。那么，随着《分类分批实施通知》的颁布，强制性内控制度也有可能抑制真实盈余管理行为。内部控制能够有效强化监督与制衡机制，压缩真实活动的盈余操纵空间。真实盈余管理与企业的治理状况紧密相关。内部控制作为“由企业董事会、监事会、经理层和全体员工实施的、旨在实现控制目标的过程”，其目标是“合理保证企业经营管理合法合规、资产安全、财务报告及相关信息真实完整，提高经营效率和效果，促进企业实现发展战略”。从定义和目标来看，内部控制的本质是对经营过程和财务报告生成过程进行监控与制衡的过程。其中，控制活动涵盖了企业经营管理的各个方面和各项业务环节，包括批准、授权、查证、职责分离等，能够对代理人的机会主义行为实施有效约束。Huson et al.(2001)[13]研究发现，内部控制越完善的公司，CEO未完成经营管理合法合规、经营效率和效果等目标而被迫离职的概率越低。Doyle et al.(2007)[5]认为，信息与沟通是内部控制的核心目标之一，在良好的信息环境下，企业能够及时发现经营过程发生的主观故意和非主观故意性估计误差，有助于形成更加优质的盈余质量。PoelandVanstraelen(2011)[19]研究发现，SOX404要求企业强制披露内部控制审计报告，能够有效缓解委托人和代理人间信息不对称问题，抑制真实盈余管理行为。因此，从公司治理的角度来看，强制性内控制度的颁布可能有助于抑制管理层的真实盈余管理行为。

综合上述分析，本文提出以下对立假设：

H1a：强制性内控制度的颁布提高了企业的真实盈余管理程度。

H1b：强制性内控制度的颁布降低了企业的真实盈余管理程度。

数据来源与研究设计

一、样本选取和数据来源

本文以2012年《通知》的颁布作为外生事件，研究样本为2009～2014年我国沪深两市A股上市公司。之所以选取2009～2014年作为样本区间是因为我国在2009年开始执行《企业内部控制基本规范》，标志着自愿性内控制度的起点，而以2014作为终结时点是因为2015年开始我国开始实施强制性内控缺陷披露制度，该制度的颁布有可能对本文的研究结论产生一定的干扰。初始样本按照以下程序筛选样本：剔除了金融保险行业公司；剔除了样本期间被ST，*ST的公司；剔除了所需财务数据缺失的公司。本文的主要数据来源于CSMAR数据库和迪博数据库。为避免奇异值的影响，对公司层面的所有连续变量进行1%和99%水平下的Winsorize处理。

二、模型设定和变量定义

1.真实盈余管理模型

参照Roychowdhury(2006)[20]、JärvinenandMyllymäki(2015)[15]的研究，本文使用如下模型(1)至(4)来计算真实盈余管理。

第一，生产性操控。企业可通过过度生产和规模效应减少单位生产成本，但这将导致总体成本与存货持有成本显著上升，表现为异常高的生产成本支出。本文将生产性操控的估计模型设定如下：

其中，PROD表示产品总成本支出，等于产品销售成本加上本期库存商品变动。TA表示公司总资产。S表示销售额，ΔS表示销售额变动，ROA表示资产收益率。

第二，酌量性费用操控。企业的酌量性费用包括销售费用和管理费用，管理层可通过削减酌量性费用来增加净利润，表现为异常低的酌量性费用支出。本文将酌量性费用操控的估计模型设定如下：

其中，DISX表示酌量性费用支出，等于销售费用加上管理费用。

第三，销售操控。企业可通过加大折扣力度或者放宽信用还款条件来提升当期销售，但却使得流入企业的经营现金流量净额减少，表现为异常低的经营现金净流量。本文将销售操控的估计模型设定如下：

其中，CFO表示经营现金净流量。

我们利用公式(1)至(3)进行分行业分年度的最小二乘估计，可以寻找到各模型的回归系数，然后求出其各年度的估计值，再用各年度实际值减去各年度估计值，就可获得异常生产性成本(AB_PROD_ROA)、异常酌量性费用(AB_DISX_ROA)和异常经营活动现金流量(AB_CFO_ROA)。

第四，参照林永坚等(2013)[25]、CohenandZarowin(2010)[3]的方法，本文设置了真实盈余管理指标(REM_ROA)，其计算公式为：

其中，REM_ROA数值越大，意味着企业通过真实活动进行盈余管理的程度越高。

2.双重差分模型

双重差分法分为静态双重差分和动态双重差分，前者适用于政策虚拟变量仅有一个时间点的情形，而后者适用于政策虚拟变量有多个时间点的情形。《通知》规定，央企和地方国有企业在2012年率先实施强制性内控制度，然后，同时满足总市值超过50亿和前三年平均净利润超过3000万的主板民企于2013年实施，最后，其余主板民企在2014年实施。这一制度设置决定了本文应采用基于多时点的DID模型。Gong etal.(2016)[7]指出，PSM-DID方法可以有效解决跨期多时点的准自然实验设计问题，因为经过PSM后的样本便于在不同的制度实施时点进行比较。鉴于此，本文对实验组和控制组样本进行倾向得分匹配，以主回归模型包含的所有控制变量作为特征变量，再采用Probit回归以预测值作为得分进行一对一匹配，经过PSM处理的不同时点实验组样本能够有效匹配到特征相似的控制组样本，较好地挖掘出政策的分类分批实施特征。

表1 变量定义

为检验强制性内控制度与真实盈余管理的关系，本文设计了如下模型：

其中，REM_ROA表示真实盈余管理程度。AFTER表示时间虚拟变量，依据分批实施的时间要求，强制性内控制度的实施年份定义为1，其他年份定义为0。TREAT用于区分实验组和控制组，纳入实施范围的企业为实验组，定义为1，否则为0。参照现有研究(王永海和王嘉鑫，2017)[29]，回归模型还控制了相关控制变量(X)，具体变量定义详见表1。另外，考虑到不同年份和不同行业因素带来的影响，在回归中控制了年度效应(YEAR)和行业效应(INDUSTRY)。

表2 主要变量描述性统计

实证结果与分析

一、描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。结果显示，REM_ROA的均值和中位数分别为-0.140和-0.119，意味着整体来说上市公司更倾向于向下操纵真实活动来进行真实盈余管理。REM_ROA的最小值和最大值分别为-1.081和0.746，表明我国上市公司的真实盈余管理程度差异较大。此外，REM_ROA的均值均小于中位数，表明真实盈余管理指标在全样本中呈现左偏分布。控制变量统计结果方面，LEVERAGE的均值为0.514，说明我国上市公司的资产负债率水平较高。LASSET和ROA分别为22.360和0.043，说明上市公司平均而言资产规模和盈利能力不算太高。BM、TENURE、LASSET和CR的标准差均处于较高水平，表明我国上市公司的账市比、审计师的任期年数、企业规模和流动比率的波动较大。

表3 强制性内控制度与真实盈余管理的双重差分检验结果

二、实证结果分析

表3报告了强制性内部控制制度与真实盈余管理检验的双重差分检验结果。结果显示：首先，在第(1)列中，交互项TREAT×AFTER与REM_ROA的相关系数为0.029，在5%水平上显著为正，表明相比于控制组样本，实验组样本在《通知》颁布后真实盈余管理程度显著上升。其次，第(2)至(4)列分别报告了三种真实活动操纵方式的检验结果，交互项TREAT×AFTER与AB_PROD_ROA相关系数为0.017，在5%的水平上显著为正，表明《通知》颁布后，实验组企业更倾向于通过扩大生产的方式进行真实盈余管理，致使这些企业有着更高的生产成本。交互项TREAT×AFTER与AB_PROD_ROA的相关系数为-0.004，并不显著，表明强制性内控制度的实施对酌量性费用操控的影响并不明显。交互项TREAT×AFTER与AB_CFO_ROA的相关系数为-0.011，在10%的水平上显著为负，表明《通知》颁布后，实验组企业更倾向于通过放宽信用政策的方式进行真实盈余管理，导致这些企业的经营活动现金流急剧下降。最后，控制变量方面，我们发现，BM、LASSET、INVREC和CR同真实盈余管理的相关系数显著为正，而ROA的相关系数显著为负，表明账市比、企业规模、存货和应收账款之和与总资产之比与流动比率对真实盈余管理具有一定的促进作用，相反，资产收益率对真实盈余管理具有一定程度的抑制作用。

表4 强制性内控制度与真实盈余管理的横截面差异检验结果

进一步，本文区分了公司规模和审计质量，以检验上述政策效应是否存在横截面差异。首先，对于规模较大的企业，管理层面临的行业竞争压力更大，其代理冲突也更严重(Jensen and Meckling，1976)[16]，相应地，管理层进行盈余操纵的可能性更高。为此，我们按照公司规模(总资产自然对数)的中位数，将全样本划分为公司规模的高低组，进行分组检验。表4的第(1)至(2)列报告了回归结果，我们发现，在大公司规模组中，交互项TREAT×AFTER与REM_ROA的相关系数为0.045，在5%水平上显著为正，而在小公司规模组中，交互项TREAT×AFTER与REM_ROA的相关系数并不显著，表明强制性内控制度对真实盈余管理的影响在公司规模较大的样本中存在。

其次，已有研究发现，外部审计作为企业重要的外部治理机制，能够有效抑制管理层的机会主义行为(薄仙慧和吴联生，2011)[21]。因此，在审计质量较差的企业中，管理层进行盈余操纵的可能性更高。为此，我们按照审计质量的中位数，将全样本划分为审计质量的高低组，进行分组检验。参照王永海和章涛(2014)[28]的方法，本文以是否经过四大会计事务所审计作为审计质量的代理变量。表4的第(3)至(4)列报告了回归结果，我们发现，在低审计质量组中，交互项TREAT×AFTER与REM_ROA的相关系数为0.031，在5%水平上显著为正，而在高审计质量组中，交互项TREAT×AFTER与REM_ROA的相关系数并不显著，表明强制性内控制度对真实盈余管理的影响在审计质量较差的样本中更显著。

表5 三种带宽下的非参数局部线性检验结果

图1 带宽100和150下断点图

三、稳健性检验

1.断点回归

相比于双重差分，断点回归(Regression Discontinuity，以下简称RD)的研究设计更接近于随机可控实验，其估计结果可能更为真实可靠，因此我们采用RD进行稳健性检验。RD设计的基本思路是：在没有外生事件冲击下，真实盈余管理应该是随时序连续平滑变化，但如果驱动变量在阈值处发现了明显断点，那么我们可推断真实盈余管理程度的差异是由外生事件产生的。《通知》对实施企业的总市值和净利润指标提供了量化筛选标准，这为断点回归的设计提供了理想的实验条件。本文初步筛选出总市值(证监会算法)大于50亿的非国有控股主板上市公司，然后进一步选取2009～2011年的三年平均净利润是否大于3000万元作为内控制度强制性变迁的驱动变量。当在阈值附近时，驱动变量数值微小的增加导致因变量发生非连续的向上跳跃，则本文的研究假设得到验证。

据此，参照Imbensand Kalyanaraman(2009)[14]的方法，估计Lwald100、Lwald150两种带宽下非参数局部线性回归系数。如果三角核、矩形核的估计系数显著为正，则表明《通知》的颁布显著促进了真实盈余管理行为。表5报告了两种带宽下的非参数局部线性检验结果。我们发现，在Lwald100、Lwald150带宽下，三角核与矩形核的估计系数均在10%以内显著为正。

图2 实验组和控制组的平行趋势图

此外，图1分别绘制了带宽100和150下的断点图。我们发现，在断点处，真实盈余管理存在明显的向上跳跃，这表明强制性内控制度颁布后，上市公司的真实盈余管理行为显著增加，断点回归结果再次验证了本文的研究假设。

2.平行趋势检验

双重差分的一个重要前提是实验组和控制组应满足平行趋势假设。为此，本文采用三种方法进行检验。首先，本文绘制了实验组和控制组企业真实盈余管理程度在《通知》颁布前后的年度趋势分布图，以直观地呈现实验组和控制组的变化趋势。如图2所示，在强制性内控制度实施前，实验组与控制组的真实盈余管理趋势基本一致，而在强制性内部控制制度实施后，实验组企业的真实盈余管理处于向上增长趋势，而控制组样本则趋于下降趋势，由此说明平行趋势假设得到了满足。其次，对于本文的平行趋势假设来说，另一个可能受到质疑的地方在于，由于我国的强制性内控制度主要依据企业的产权性质差异而采取了分类分批的实施方式，而国有企业与民营企业在公司治理、逐利性和政策迎合动机等方面存在明显差异，致使盈余操纵动机也有所不同，进而导致这两类企业的真实盈余管理程度的时序发展出现显著性差异。因此，本文认为国有企业与民营企业最可能违反平行趋势假设。据此，本文需要检验在外生事件没有发生的情况下国有企业和民营企业之间在真实盈余管理上是否存在系统性差异。借鉴刘瑞明和赵仁杰(2015)[26]的方法，本文将产权性质的哑变量(PROPERTYRIGHT)作为自变量，将真实盈余管理程度作为因变量，其他控制变量不变，进行回归检验。如果检验结果发现，产权性质本身并不显著影响真实盈余管理，则表明真实盈余管理的时序发展趋势并不因为产权性质而存在系统性差异。表6的第(1)列报告了回归结果，我们发现，PROPERTYRIGHT与REM_ROA的相关系数不显著，表明实验组和控制组间真实盈余管理的发展趋势并无系统性差异，平行趋势假设成立。最后，参照褚剑和方军雄(2016)[22]的方法，本文进行了时间趋势检验。具体地，我们在主回归模型中引入三个哑变量，分别为AFTER2012(第一批强制实施的虚拟变量)、AFTER2013(第二批强制实施的虚拟变量)和AFTER2014(第三批强制实施的虚拟变量)，该变量与TREAT的交互项的相关系数用于反映实验组和控制组的真实盈余管理程度在三个强制实施年度上是否均存在显著性差异。表6的第(2)列报告了检验结果，我们发现，三个交互项AFTER2012×TREAT、AFTER2013×TREAT与AFTER2014×TREAT的相关系数均显为正，再次通过了平行趋势检验。

表6 强制性内控制度与真实盈余管理的稳健性检验结果

3.替换被解释变量

参照Cohen etal.(2008)[2]的研究，本文使用两种方法重新估算了真实盈余管理指标，具体估算公式分别为：REM_ROA1=AB_PROD_ROA- AB_DISX_ROA和REM_ROA2=AB_ DISX _ROA- AB_CFO_ROA。然后，我们将上述两个变量作为因变量，再次代入双重差分模型中进行检验。表6的第(3)至(4)列分别报告了检验结果，结果显示，交互项TREAT×AFTER与REM_ROA1的相关系数为0.022，在5%水平上显著为正；交互项TREAT×AFTER与REM_ROA2的相关系数为0.014，在10%水平上显著为正，研究结论依然稳健。

4.安慰剂检验

为解决随机性因素对本文研究结论的影响，参照王茂斌和孔东民[27]的方法，通过向前平推政策执行时间进行反事实检验，如果改变政策执行时间后，交互项的检验结果显著为正，则说明真实盈余管理的增加效应很可能来自于其他政策变革的随机性因素，而不是《通知》这一外生事件。据此，我们选择2010年作为外生事件的发生时点，重新进行双重差分检验。表6的第(5)列报告了检验结果，我们发现，交互项TREAT×AFTER与REM_ROA的系数并不显著，检验结果再次证实确实是2012年的《通知》这一外生事件导致真实盈余管理程度上升。

5.其他稳健性检验

首先，为解决可能存在的异方差问题，本文对主检验进行了White异方差检验，我们发现，检验结果没有变化；其次，参照现有文献的方法(王永海和王嘉鑫，2017)[29]，本文从主回归模型的样本中随机挑选出与原实验组相同数量的样本作为新的实验组，剩余样本组成新的对照组，再次进行双重差分检验，并重复进行5000次模拟，记录下交互项TREAT×AFTER的相关系数和t值。结果显示，统计结果均接近于0，且不显著，这说明主回归结果并非受到某种偶然性因素驱动，安慰剂检验成功。限于篇幅，上述不再报告结果。

经济后果分析

对强制性内控制度经济后果的分析可以落脚到企业的经营业绩上来，而结合真实盈余管理来探讨这一问题会更有意义，理由是：一方面，强制性内控制度的实施会影响到企业管理层的财务决策行为，例如前文已证实《通知》的颁布增加了真实盈余管理行为，依据Roychowdhury(2006)[20]给出的定义，真实盈余管理是指通过刻意构造和操纵企业的真实经营活动，如调整价格、产量、费用等方式，以达到干预财务报告目的的行为，相比于应计盈余管理，真实盈余管理操纵了企业的现金流量，对企业的经营业绩危害更大。另一方面，Healy and Wahlen(1999)[12]提出，盈余管理可划分为机会主义型盈余管理和信息驱动型盈余管理，其中，机会主义型盈余管理是指企业管理层通过会计选择权来操纵业绩并谋取私人利益，信息驱动型盈余管理是指管理层通过合理利用会计选择权来向市场传递与公司发展有关的信息。一般来说，若企业使用信息驱动型盈余管理，其向市场释放的盈余信息质量较高，产生积极的市场反应，最终表现为经营业绩的增量效应。反之，若使用机会主义型盈余管理，其向市场释放的盈余噪音较大，引起消极的市场反应，最终损害企业业绩。为进行经济后果检验，本文设定了如下模型：

表7 强制性内控制度与真实盈余管理的经济后果检验结果

其中，ROA表示经营业绩，本文使用未来一期资产收益率作为其代理变量。Variables表示真实盈余管理，为增强检验结果的稳健性，本文采用前文使用过的三种真实盈余管理指标(REM_ROA、REM_ROA1、REM_ROA2)作为其代理变量。模型(6)用于检验实验组样本在《通知》颁布前后真实盈余管理对经营业绩的影响是否存在显著差异，交互项AFTER×Variables的β3是我们关心的系数。

表7报告了经济后果检验结果。结果显示，交互项AFTER×REM_ROA、AFTER×REM_ROA1、AFTER×REM_ROA2与未来一期ROA的相关系数分别为-0.014、-0.013和-0.016，均在5%水平上显著为负，表明实验组企业在《通知》颁布后真实盈余管理对经营业绩具有显著的负向影响，这说明真实盈余管理是以牺牲经营业绩为代价的盈余操纵行为。

结论与启示

内部控制作为企业的监督机制之一，在资本市场中发挥着重要的作用，已有文献从不同视角对此提供了大量经验证据。可是，近年来也有研究发现加强内控监管可能存在“阴暗面”，即内控收紧产生的监管压力有可能导致管理层选择操纵风险更低且更难被监管者察觉的真实盈余管理。当前我国还较为缺乏上述研究议题的直接经验证据。为此，本文基于2012年财政部和证监会颁布的《通知》作为外生事件，采用双重差分法实证检验了强制性内控制度对真实盈余管理的影响。研究发现：相对于未纳入强制实施范围的企业来说，已纳入强制实施范围的企业在政策颁布后，其真实盈余管理程度显著增加；此外，在不同的横截面差异下上述政策效应存在显著差异，具体而言，强制性内控制度对真实盈余管理的正向影响在公司规模较大、审计质量较差的公司中表现得更为显著；进一步，经济后果分析发现，强制性内控制度实施后，真实盈余管理的经营业绩相关性显著下降，表明真实盈余管理行为牺牲了企业的经营业绩。

值得注意的是，本文虽然发现强制性内控制度的颁布会导致真实盈余管理的上升，但这一结论并不能否认内部控制在规范企业行为、保证公司可持续发展等方面的积极作用。本文的研究结论最大的启示意义在于：对于监管部门而言，在进一步完善内部控制规范体系的过程中应高度关注管理层的真实盈余管理行为，增加真实活动盈余操纵的财务造假成本，切断盈余操纵动机；对于上市公司而言，应建立内控责任与管理层绩效考评的挂钩机制，这有助于将管理层的自身利益与内控建设紧密联系在一起，避免因追求私人利益而进行损害公司价值和股东利益的机会主义行为。