控制吸烟条例对利润平滑性的影响及作用机制探索

马嘉萌 崔靖茹

0 引言

2017年7 月5 日，财政部修订发布了《企业会计准则第14号—收入》生效日为2018年1月1日。此次新收入准则在收入确认和计量方面有重大变化，并主要对会计核算产生影响[1]。利润平滑在会计核算体制下，是指通过对收入与费用的调整匹配，以实现公司对收益稳定的会计行为[2]。葛家澍（2003）[3]认为，只有收入与相关成本费用实现因果配比和期间配比，会计信息才能正确反映企业在该器件的经营成果，为使用者提供正确、可靠的信息。刘嫦（2016）[4]利用2004-2013年A股上市公司样本数据通过分离盈余平滑的信息属性和机会主义属性，证明了管理者会计专业判断使配比具有信息属性盈余平滑效应。

因吸烟诱发的疾病是全世界面临的最大公共卫生威胁之一。有证据表明，环境烟草烟雾已成为最重要的室内空气污染源和工作场所常见的健康危险因素[5]。研究显示，在工作场所吸烟与病假天数和生产力水平下降成正比，同时，吸烟的雇员中其疾病、伤害和事故的发生频次与非吸烟者相比有明显上升[6]。黄露（2007）研究证明，无烟工作场所不仅能够保护非吸烟者，同时还能建立一种激励吸烟者减少吸烟或者放弃吸烟的环境[7]。从长远来看，因为降低患病率将导致更健康和更具生产力的劳动力，最终使得工作场所的控制吸烟措施可能产生更大的经济效益[8]。

我国已有40余省市发布控制吸烟相关政策。如长北京、市春市、厦门市等城市相继发布了禁止在公共场合吸烟相关规定。

徐涛等（2010）证实公共场所戒烟等措施是行之有效的，虽然吸烟率未明显下降，但是吸烟者更多的在独处的情况下吸烟，使得被动吸烟率下降[9]。以上海市为例，上海市2009年12月10日发布《上海市公共场所控制吸烟条例》并于2010年3月1日开始实施。黄馨缘等人（2019）[10]对《条例》修正案实施效果进行检验，证明公众对于全面室内公共场所无烟立法的支持和对吸烟危害的正确认知提高，《条例》修正案的实施已经取得一定成效。

由于我国控制吸烟政策未出现全国范围内的实施，为我们的研究提供了天然的实验组与对照组。此外，先前学者研究证实了控制吸烟政策对公众行为影响的正向有效性，也为研究控制吸烟政策与会计人员工作间关系提供了有利条件。

1 研究假设

以会计工作人员为例，在平时工作中也会受禁烟政策影响。首先，会计人员在维持盈余平衡时，其计算过程往往需要较强的主观估计和职业判断。其次，会计工作人员无论本身为主动吸烟者还是被动吸烟者，二者均为暴露于吸烟环境当中。该环境都会对会计人员健康状况等产生不良影响，也可能影响被动吸烟会计人员产生负面情绪。最终，这些因素均会导致会计人员工作效率、质量不佳并表现在利润平衡维持上。因此，我们提出如下假设：

H1:相对而言，控制吸烟条例实施后，该条例所在地区上市公司利润平滑水平显著高于未实施之前以及其他未实施地区。

利润是现金流和应计项目的加总(Sloan，1996)[11]，因此现金流和应计项目可能是影响利润波动性的两条路径。现金流动性影响企业在一段时间内稳定支付利息的能力。此外，现金流动性影响利润波动性的途径同时受到会计处理因素影响。应计项目波动可能影响企业未来还本能力，并增加企业融资成本。本文基于利润波动的视角，将净利润分为总应计利润和经营活动净现金流。在考虑到利润波动收到其他如收入、成本因素的影响，因此认为利润波动性仅部分受到现金流波动性、应计项目波动性作用，并提出以下假设：

H2: 控制吸烟条例实施后，该条例所在地区上市公司部分通过降低现金流波动性，使得利润平滑水平低于未实施之前以及其他未实施地区。

H3: 控制吸烟条例实施后，该条例所在地区上市公司部分通过降低应计项目波动性，使得利润平滑水平低于未实施之前以及其他未实施地区。

2 研究设计

2.1 样本选择

由于我国地方禁烟政策实施多集中于2008年以后，同时本文涉及对政策实施前后年份的对照实验，故本文选取2003-2018年我国民营上市公司的年度数据；考虑到ST类公司财务数据异常，会对本文实证结果造成影响，本文将剔除2003-2018年间存在的ST情况的公司。最终剩余11965个样本观察值。本文手工搜集40余省市禁烟政策发布及实施时间，其他数据来源于CSMAR数据库。为了剔除极端值的影响，本文对主要的连续变量进行了上下1%的winsorizing的处理。

2.2 模型建立与变量定义

2.2.1 实施禁烟政策降低利润波动性及其中介效应作用机制

按Baron和Kenny (1986) 定义, 中介效应是以系数c显著为前提, 即本文中的DIDi,t显著影响EVi,t为前提。我们采用虚拟变量DIDi,t衡量上市公司所在地当年是否受到禁烟政策影响，EVi,t以及EVbi,t表示利润波动性。CVi,t表示现金流波动性。Controlsi,t为控制变量组，Industryi,t表示固定行业效应，Yeari,t表示固定年度效应，具体定义如表1所示。

各城市禁烟政策颁布以及实施时间随机分布在2000-2019年之间，将各省市禁烟政策时间点统一将使得最终结果与实际情况不符合。因此，本文使用多期双重差分模型进行估计。多期双重差分基准模型为：

现金流波动和应计项目变动是导致利润波动的两大原因（Barton,2001）,为分析禁烟政策实施影响利润波动水平的路径，对CVi,t实施中介效应检验。简单的中介效应检验一般通过因果逐步回归法进行，但是不少学者对Baron和Kenny（1986）因果逐步回归方法提出了质疑（Mackinnon et al.2002;Zhao et al.,2010）。因此，本文采用Preacher和Hayes（2004）提出的Bootstrap方法进行新中介效应检验流程进行检验。具体模型为：

首先检验模型（1）的系数β1是否显著。再依次检验第一组方程（3）的系数γ1和方程（4）的系数δ2，以及第二组模型（5）的系数σ1和模型（6）的系数τ2。若其中有一组中存在系数不显著则进行Bootstrap检验，一组系数均显著则检验对应组模型中的δ1或τ1。最后将γ1★δ2、σ1★τ2的系数符号分别与系数符号δ1、τ1相比较，如果同号则属于部分中介效应，如果异号则属于遮掩效应。

2.2.2 控制变量的选取

根据之前的研究（Choi et al.,2015）选取公司规模（SIZE），资产收益率（ROA）、资产负债率从（LEV）作为控制变量。考虑到管理层会基于自身薪酬和业绩评价等因素的考量（Leuz et al.，2003; Tucker and Zarowin，2006),只要对会计方法具有自由裁量权，就会对利润和利润增长进行平滑处理( Beidle-man，1973) ，因此我们控制管理层薪酬动机 (MI) 。由于不同行业企业的盈利水平有很大的不同，因此我们控制净资产收益率（ROE）、固定资产净利率（FI）。高管在有益于自身私有收益的机会来临之时，具有降低企业价值提高自身收益的机会主义倾向（Jensen& Meckling,1976），通过过度投资决策扩大企业规模，考虑该行为对企业利润波动的影响，我们控制投资收益率（ROI）。同时，在所有模型中，我们控制了行业效应和年份效应。

3 实证结果

表1 变量定义与度量

首先对模型（1）（2）（3）进行估计，回归结果如表2所示。在采用两种不同利润波动性的计算方法下，模型（1）以及模型（2）中DID的回归系数β1、α1都在1%的水平上显著为正。该结果充分证明应接受假设H1，即禁烟政策能够显著降低利润波动性，使得企业利润表现更平滑。

模型（3）中，DID的回归系数γ1不显著，需要使用模型（4）做进一步的Bootstrap检验，检验结果显示间接效果的 p值为0.000，δ1在1%的水平上正向显著。同时表显4示，第（4）列与第（1）列中，利润波动水平EV与DID之间的显著性降低[25]。以上均表明CV存在部分中介效应。因此，得到实证证据支持假设H2，即禁烟政策实施可以通过影响现金流波动性以降低利润波动性。

对模型（5）和模型（6）进行估计，回归结果如表3所示。模型（5）中的回归系数σ1以及模型（6）中的τ2均显著，表明间接效应显著。根据新中介效应检验流程，此时不需要运用Bootstrap法进行检验。观察到模型（6）中的回归系数τ1显著，表明直接效应显著。进一步分析σ1、τ2、τ1符号同方向为正，表明存在部分中介效应。同时，Accvol的作为EV与DID间的中介因素时，其系数τ1数值显著增大。因此，得到证实假设H3，禁烟政策通过部分影响应计项目可以使得利润波动性降低。

表2 主效应回归结果及现金流波动性中介效应检验

表3 应计项目中介效应检验结果

由上述回归结果显示，禁烟政策实施后，通过现金流动性和应计项目波动性中介作用，最终影响上市公司利润波动性。此外，由于降低成本、增加收入或减少管理费用等方式也会影响利润波动，我们不能否认禁烟政策还可以通过其他途径影响利润波动性。

4 研究结论与启示

本文通过手工改搜集整理21世纪以来，我国实施禁烟政策的地区及实施时间，并选取民营上市公司为研究对象。通过引入现金流波动以及应计项目变动的中介效应，从而实现影响利润平滑性的角度进行研究。首先，证明了禁烟政策的实施能够起到潜移默化平滑利润的最终效果。其次，验证了禁烟政策可以通过现金流波动以及应计项目变动者两类中介效应在利润平滑中起到作用。除此之外，本文证实了禁烟政策在会计信息反映方面能够起到积极作用，进一步表明禁烟政策有利于会计人员提高工作质量。因此，各地进一步采取强有力的禁烟政策有利于会计人员工作、提高会计信息质量。