陶黎娟，韓倩倩，張 瑜

（青島大學(xué)商學(xué)院，山東青島266071）

一、引言

關(guān)于內(nèi)部控制強(qiáng)制披露政策，發(fā)達(dá)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家或地區(qū)一般要求企業(yè)對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告內(nèi)部控制有效性進(jìn)行評(píng)價(jià)和披露，但我國(guó)則要求企業(yè)對(duì)內(nèi)部控制有效性進(jìn)行全面評(píng)價(jià)和披露，包括財(cái)務(wù)報(bào)告內(nèi)部控制和非財(cái)務(wù)報(bào)告內(nèi)部控制。這一制度創(chuàng)新被認(rèn)為是真正抓住了企業(yè)“一把手”關(guān)心重視的焦點(diǎn)，最大限度地釋放了內(nèi)部控制的作用和效力，有國(guó)際專(zhuān)家甚至認(rèn)為這是對(duì)國(guó)際金融危機(jī)最“積極有效”的應(yīng)對(duì)[1]。結(jié)合美國(guó)薩班斯法案飽受批判和爭(zhēng)議的歷史，我國(guó)的全面披露政策是否太過(guò)“冒進(jìn)”？從實(shí)證的角度看，這種應(yīng)對(duì)是否真的“積極有效”？準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)法特別適合給予政策制定者答案[2]。因此，本文引入潛在結(jié)果框架，利用隨機(jī)化實(shí)驗(yàn)的思想作為因果效應(yīng)識(shí)別的基礎(chǔ)，借助我國(guó)政策背景提供的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)機(jī)會(huì)，研究我國(guó)全面內(nèi)部控制強(qiáng)制披露政策對(duì)企業(yè)的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）美國(guó)為代表的國(guó)外研究

以美國(guó)為代表的國(guó)外研究主要以SOX法案的頒布為契機(jī)展開(kāi)。SOX法案實(shí)施初期，因?yàn)閷?shí)施成本問(wèn)題，商業(yè)團(tuán)體甚至法律制定者都對(duì)404條款及其實(shí)際實(shí)施進(jìn)行了強(qiáng)烈攻擊。也有文獻(xiàn)抱怨嚴(yán)苛的法律使得美國(guó)的資本市場(chǎng)相對(duì)國(guó)際上其他資本市場(chǎng)失去競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[3]。但后續(xù)研究卻指出這些觀點(diǎn)缺乏嚴(yán)肅的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持[4-5]。有文獻(xiàn)甚至揭示了美國(guó)的內(nèi)部控制政策制定過(guò)程類(lèi)似GAAP的制定過(guò)程，體現(xiàn)出一種“政治過(guò)程”的特征[6]：投資人是SOX法案的支持者，強(qiáng)烈呼吁嚴(yán)格實(shí)施法案，而阻礙力量則主要來(lái)自企業(yè)內(nèi)部人士和企業(yè)集團(tuán)。這些企業(yè)之所以反對(duì)嚴(yán)格實(shí)施法案，并非如他們所宣稱(chēng)的那樣是基于對(duì)遵循成本的擔(dān)心，而是因?yàn)樗麄儽旧砭陀忻黠@的代理問(wèn)題。大量實(shí)證研究揭示出該法案的確有積極的干預(yù)效應(yīng)：法案提升了企業(yè)的披露質(zhì)量，恢復(fù)了投資者對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告的信心，公司遵循法案所做的披露提供了額外的信息，影響了權(quán)益資本成本、投資人的資源配置決策[7-10]，以及債權(quán)人的決策[11]，降低了經(jīng)理人市場(chǎng)的信息不對(duì)稱(chēng)程度[12]，影響了CEO的行為和企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值[13-14]。

以上研究均是基于美國(guó)僅對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告內(nèi)部控制強(qiáng)制披露并審計(jì)的制度背景進(jìn)行的，屬于“管理結(jié)果”披露，并未完全涵蓋“職業(yè)謹(jǐn)慎”有關(guān)的“管理過(guò)程”披露[15]。因此，相關(guān)研究結(jié)論不能復(fù)制到我國(guó)。

（二）國(guó)內(nèi)研究

與美國(guó)研究結(jié)論存在爭(zhēng)議的情況不同，我國(guó)研究普遍認(rèn)為內(nèi)控政策在某些方面有積極影響。有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制規(guī)范體系的實(shí)施改變了企業(yè)的盈余管理[16-17]，有助于內(nèi)部控制目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[18]。這些研究采用的方法要么是經(jīng)典回歸模型，要么直接進(jìn)行均值比較檢驗(yàn)，由于沒(méi)有控制變量的內(nèi)生性，因此得出的結(jié)論可以理解為統(tǒng)計(jì)意義上的相關(guān)關(guān)系，若要直接認(rèn)定為因果關(guān)系，還需更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)难芯吭O(shè)計(jì)。因此后續(xù)研究在方法的選擇上更加注重因果效應(yīng)的識(shí)別。有研究運(yùn)用雙重差分模型，發(fā)現(xiàn)強(qiáng)制內(nèi)部控制審計(jì)政策能夠顯著降低企業(yè)的盈余管理、提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效、提升投資者信心。也有研究利用傾向評(píng)分匹配、雙重差分和斷點(diǎn)回歸法，實(shí)證發(fā)現(xiàn)我國(guó)內(nèi)部控制規(guī)范體系的實(shí)施不但沒(méi)有抑制反而提升了公司風(fēng)險(xiǎn)承受水平[19]。有別于前述使用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)法的研究，有學(xué)者直接選用隨機(jī)化實(shí)驗(yàn)法研究?jī)?nèi)部控制政策對(duì)投資者的影響[20-21]。雖然實(shí)驗(yàn)法存在外部效應(yīng)差等固有缺陷，但在得出因果效應(yīng)方面有很強(qiáng)的內(nèi)部可靠性。

相較于以往文獻(xiàn)，本文有如下創(chuàng)新和貢獻(xiàn)：（1）研究方法方面，由于目前的經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)驗(yàn)研究正在經(jīng)歷一場(chǎng)“可信性革命”[22]，研究范式從統(tǒng)計(jì)推斷向因果推斷轉(zhuǎn)變[2]，斷點(diǎn)回歸相對(duì)典型的“自然實(shí)驗(yàn)”法（倍差法或工具變量法）在識(shí)別因果效應(yīng)方面更具可靠性[23]，因此，本文嚴(yán)格篩選樣本，構(gòu)造精確斷點(diǎn)回歸模型對(duì)內(nèi)部控制干預(yù)政策進(jìn)行因果效應(yīng)推斷；（2）在解釋變量選擇方面，本文專(zhuān)注研究強(qiáng)制披露政策本身帶來(lái)的干預(yù)效應(yīng)，而非內(nèi)部控制披露這一事實(shí)的效應(yīng)；（3）在干預(yù)效應(yīng)方面，有別于之前文獻(xiàn)，本文探究的是全面內(nèi)部控制目標(biāo)的綜合效應(yīng)（企業(yè)業(yè)績(jī)的改善），而非財(cái)務(wù)報(bào)告內(nèi)部控制目標(biāo)的單獨(dú)效應(yīng)（財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的改善）。

三、研究假設(shè)的提出

（一）政策壓力本身比是否合規(guī)更重要：初步懷疑

自2010年我國(guó)構(gòu)建了完整的內(nèi)部控制規(guī)范體系以來(lái)，證監(jiān)會(huì)、財(cái)政部等部門(mén)先后發(fā)布了若干公告、通知等文件，形成了分類(lèi)分批實(shí)施的政策背景，造就了我國(guó)上市公司面臨著不平等的制度約束。如果大部分公司都選擇自愿披露，那么強(qiáng)制披露政策本身的干預(yù)效應(yīng)是否還存在？本部分的統(tǒng)計(jì)結(jié)果引發(fā)了一種合理懷疑：非強(qiáng)制組公司因沒(méi)有政策壓力，在自愿合規(guī)披露內(nèi)控自我評(píng)價(jià)報(bào)告和審計(jì)報(bào)告的過(guò)程中，可能存在兩種行為，（1）降低對(duì)內(nèi)控有效性的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)際上內(nèi)控有效性不強(qiáng)的企業(yè)也會(huì)自評(píng)為有效；（2）非強(qiáng)制組的公司在自愿合規(guī)披露內(nèi)控報(bào)告的過(guò)程中，可能有自選擇行為，根據(jù)信號(hào)理論，那些內(nèi)控確實(shí)有效的企業(yè)更易對(duì)自愿合規(guī)進(jìn)行相關(guān)披露。

根據(jù)財(cái)政部、證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《我國(guó)上市公司實(shí)施企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范體系情況分析報(bào)告》（后文簡(jiǎn)稱(chēng)《分析報(bào)告》），本文整理了內(nèi)控歷年披露情況，見(jiàn)表1和表2。根據(jù)表格來(lái)看：（1）表1第3列顯示非強(qiáng)制組公司雖然并未納入強(qiáng)制實(shí)施的范圍，但大部分企業(yè)甚至全部企業(yè)都選擇了自愿披露評(píng)價(jià)報(bào)告。（2）非強(qiáng)制組的內(nèi)控情況“看起來(lái)”要好于強(qiáng)制組企業(yè)。表1第4列和第5列顯示，相對(duì)強(qiáng)制組公司來(lái)講，有更大比例的非強(qiáng)制組公司評(píng)價(jià)自己的內(nèi)控為有效；第6列和第7列顯示相對(duì)強(qiáng)制組公司來(lái)講，有更大比例的非強(qiáng)制組公司認(rèn)為自己的內(nèi)控不存在缺陷。（3）表1最后兩列數(shù)據(jù)讓我們對(duì)前述（2）的結(jié)論產(chǎn)生一種懷疑，非強(qiáng)制組由于沒(méi)有政策壓力，在進(jìn)行自我評(píng)價(jià)的過(guò)程中，可能會(huì)放松對(duì)內(nèi)控缺陷的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，甚至有可能給出不公允的自我評(píng)價(jià)報(bào)告①這種懷疑的一個(gè)佐證是尹律的實(shí)證結(jié)論[24]：盈余管理程度越高，內(nèi)控缺陷的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)越不透明。。（4）表2的數(shù)據(jù)進(jìn)一步增進(jìn)了這種懷疑的可能性，非強(qiáng)制組企業(yè)雖然大都自愿披露自我評(píng)價(jià)報(bào)告，但第3列顯示僅有一半左右的公司選擇會(huì)計(jì)師事務(wù)所對(duì)內(nèi)控進(jìn)行審計(jì)①這種懷疑的一個(gè)平行佐證是美國(guó)的實(shí)證結(jié)論[25]：按照SOX法案的要求，遵循302條款所做的內(nèi)控自我評(píng)價(jià)報(bào)告無(wú)須審計(jì)，遵循404條款所做的評(píng)價(jià)報(bào)告則必須經(jīng)過(guò)審計(jì)。但市場(chǎng)給予302條款對(duì)應(yīng)的財(cái)務(wù)報(bào)告更低的可信性，進(jìn)而要求更高的權(quán)益資本成本。。（5）第5列顯示，非強(qiáng)制組公司相對(duì)強(qiáng)制組來(lái)講，得到了更多比例的標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見(jiàn)，這可能說(shuō)明非強(qiáng)制組企業(yè)存在自選擇過(guò)程，只有那些內(nèi)控確實(shí)完善的企業(yè)才更易聘請(qǐng)事務(wù)所實(shí)施內(nèi)控審計(jì)。

表1 內(nèi)部控制自我評(píng)價(jià)報(bào)告披露情況匯總表

本文對(duì)分析報(bào)告提供的7年頻數(shù)數(shù)據(jù)運(yùn)用SPSS軟件進(jìn)行了四格表卡方檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，強(qiáng)制組和非強(qiáng)制組公司在內(nèi)控自我評(píng)價(jià)報(bào)告的披露比例方面沒(méi)有顯著差別，其他方面的差別均是統(tǒng)計(jì)顯著的。統(tǒng)計(jì)結(jié)論支持之前的懷疑。

表2 內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告披露情況匯總表

（二）理論分析和假設(shè)

從理論上講，強(qiáng)制披露制度會(huì)促使企業(yè)面臨政策壓力和市場(chǎng)需要的雙重作用，由于無(wú)法自愿選擇是否披露相關(guān)信息，因此在強(qiáng)制披露的政策安排下，企業(yè)將更加關(guān)注和重視內(nèi)控建設(shè)以提高內(nèi)控效果。相對(duì)沒(méi)有政策壓力的公司來(lái)講，面臨政策壓力的企業(yè)，應(yīng)該有更有效的內(nèi)部控制、更少的內(nèi)控缺陷，獲得更多的標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見(jiàn)，但系列《分析報(bào)告》卻給出了相反的結(jié)論。這可能提示我們，強(qiáng)制披露政策正如陽(yáng)光，是“最好的消毒劑”，強(qiáng)制審計(jì)則如燈光，是“最好的警察”。政策干預(yù)使被約束企業(yè)積極構(gòu)建并改進(jìn)內(nèi)控，提升內(nèi)控質(zhì)量并如實(shí)披露內(nèi)控的有效性；自愿披露政策則給企業(yè)過(guò)多的自主選擇權(quán)，部分優(yōu)質(zhì)企業(yè)會(huì)選擇走進(jìn)陽(yáng)光下，而部分企業(yè)則通過(guò)不規(guī)范的信息披露來(lái)釋放“煙幕彈”②《分析報(bào)告》詳細(xì)介紹了信息披露的各種不規(guī)范情況。。

因此，本文聚焦研究強(qiáng)制披露政策本身帶來(lái)的干預(yù)效應(yīng)，而非內(nèi)部控制披露這一事實(shí)的效應(yīng)。非強(qiáng)制組公司沒(méi)有被強(qiáng)制要求，即使選擇了自愿披露，但因?yàn)闆](méi)有強(qiáng)制政策帶來(lái)的合規(guī)壓力，其結(jié)果也會(huì)有別于強(qiáng)制組公司。而強(qiáng)制組公司即使沒(méi)有按時(shí)披露，但因?yàn)橛姓邏毫?，也?huì)積極籌建并完善內(nèi)控，以便更快更好地合規(guī)③以宏達(dá)股份為例，該公司屬于強(qiáng)制披露企業(yè)，應(yīng)在披露2013年公司年報(bào)的同時(shí)，披露董事會(huì)對(duì)公司內(nèi)控的自我評(píng)價(jià)報(bào)告以及注冊(cè)會(huì)計(jì)師出具的財(cái)務(wù)報(bào)告內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告。但該公司于2012年2月27日對(duì)公司已披露的內(nèi)部控制實(shí)施工作方案中部分內(nèi)容進(jìn)行了調(diào)整，調(diào)整部分所涉及的相關(guān)工作安排如下：（1）第一階段（啟動(dòng)階段）、第二階段（建立階段），該部分工作已按照計(jì)劃完成；（2）內(nèi)控自我評(píng)價(jià)工作計(jì)劃時(shí)間調(diào)整到2014年年度報(bào)告披露前完成；（3）內(nèi)部控制審計(jì)工作計(jì)劃時(shí)間調(diào)整到2014年年度報(bào)告披露前完成；（4）按要求將會(huì)計(jì)師事務(wù)所出具的內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告與2014年年度報(bào)告同時(shí)披露。從中可以看出，雖然延遲了合規(guī)時(shí)間，但公司一直在持續(xù)推進(jìn)內(nèi)控建設(shè)和披露的相關(guān)工作。。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)H。

H：強(qiáng)制披露政策本身有正的干預(yù)效應(yīng)，無(wú)論企業(yè)是否披露。

四、制度背景和識(shí)別策略

研究一項(xiàng)政策的因果效應(yīng)并非易事，因?yàn)檎叩某雠_(tái)往往伴隨著其他事件。以SOX法案為例，由于法案的頒布和實(shí)施同時(shí)伴隨著其他一系列重大的財(cái)政、經(jīng)濟(jì)和政治變革，這些變革隨著時(shí)間的推進(jìn)而持續(xù)發(fā)生或分階段發(fā)生，因此，法案實(shí)施前后企業(yè)的變化未必是由SOX法案導(dǎo)致的，或者未必全部是由SOX法案導(dǎo)致的[4，14]。研究政策的因果干預(yù)效應(yīng)，一個(gè)較大的困難是很難將企業(yè)合規(guī)前后的變化單獨(dú)歸于該項(xiàng)政策的獨(dú)立貢獻(xiàn)④比如Coates辯稱(chēng)，基于投資人和資本市場(chǎng)其他參與者已經(jīng)知曉21世紀(jì)初期的一系列重大財(cái)務(wù)丑聞的事實(shí)，即使SOX法案沒(méi)有通過(guò)，公司管理層行為及公共和私人部門(mén)的變革也會(huì)發(fā)生[4]。。

引入潛在因果框架的目的在于嚴(yán)格識(shí)別某項(xiàng)政策的因果干預(yù)效應(yīng)。以本研究為例，干預(yù)效應(yīng)是指企業(yè)接受了強(qiáng)制干預(yù)之后的業(yè)績(jī)，相對(duì)于沒(méi)有接受強(qiáng)制干預(yù)的業(yè)績(jī)來(lái)講是否有所改善。但這種干預(yù)效應(yīng)是無(wú)法觀測(cè)的，因?yàn)槠髽I(yè)一旦接受了強(qiáng)制干預(yù)，我們就無(wú)法再觀測(cè)其在未強(qiáng)制干預(yù)狀態(tài)下的業(yè)績(jī)（潛在結(jié)果）。由于潛在結(jié)果的不可觀測(cè)性，真正的干預(yù)效應(yīng)是無(wú)法量化的。針對(duì)這種情況，隨機(jī)化實(shí)驗(yàn)提供了因果推斷的黃金標(biāo)準(zhǔn)[26-28]。因?yàn)殡S機(jī)化的分配機(jī)制可以幫助排除其他因素的影響，確定干預(yù)變量對(duì)結(jié)果變量的因果效應(yīng)[29]。本文的研究則基于“隨機(jī)化實(shí)驗(yàn)的近親”——斷點(diǎn)回歸來(lái)識(shí)別我國(guó)強(qiáng)制披露政策的因果干預(yù)效應(yīng)[23]。

財(cái)政部和證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《關(guān)于2012年主板上市公司分類(lèi)分批實(shí)施企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范體系的通知》（后文簡(jiǎn)稱(chēng)《通知》）要求非國(guó)有控股主板上市公司，且于2011年12月31日公司總市值在50億元以上，同時(shí)2009年至2011年平均凈利潤(rùn)在3000萬(wàn)元以上的，應(yīng)在披露2013年公司年報(bào)的同時(shí)，披露董事會(huì)對(duì)公司內(nèi)部控制的自我評(píng)價(jià)報(bào)告以及注冊(cè)會(huì)計(jì)師出具的財(cái)務(wù)報(bào)告內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告。這一政策背景提供了嚴(yán)格的實(shí)施規(guī)則，該規(guī)則給出了精確的斷點(diǎn)（三年平均凈利潤(rùn)3000萬(wàn)元或總市值50億元），依托精確斷點(diǎn)恰好可以構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。《通知》的發(fā)布日期是2012年8月14日，實(shí)施規(guī)則是基于上市公司2011年及以前年度的特征制定的，這就決定了干預(yù)政策是一個(gè)外生變量，上市公司無(wú)法事先通過(guò)操控凈利潤(rùn)或市值標(biāo)準(zhǔn)來(lái)選擇是否接受干預(yù)。

運(yùn)用斷點(diǎn)回歸識(shí)別因果效應(yīng)的基本思想是：由于個(gè)體無(wú)法操控干預(yù)變量，因此在斷點(diǎn)附近，強(qiáng)制組和非強(qiáng)制組是近似完全隨機(jī)分配的。在斷點(diǎn)附近，除了是否接受干預(yù)這個(gè)因素不同之外，兩組個(gè)體在其他方面的差別可以認(rèn)為是局部隨機(jī)的。2009—2011年三年平均凈利潤(rùn)在3000萬(wàn)元附近的公司，或者2011年市值在50億元附近的公司，如果2013年業(yè)績(jī)?cè)诟髯詳帱c(diǎn)左右存在跳躍，那么這種跳躍可以解釋為是由強(qiáng)制披露政策導(dǎo)致的。按照上述思想，結(jié)合計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家的最新建議[30]，本文構(gòu)建如下模型來(lái)評(píng)估因果效應(yīng)。

Dep.Vɑr是結(jié)果變量，代表強(qiáng)制披露政策帶給公司的某種干預(yù)效應(yīng)；D為干預(yù)變量，D=1表示企業(yè)進(jìn)入強(qiáng)制組，D=0表示企業(yè)未被強(qiáng)制；X為參考變量，為2009—2011三年平均凈利潤(rùn)或2011年12月31日公司總市值。

五、數(shù)據(jù)、變量和描述統(tǒng)計(jì)

本文運(yùn)用STATA軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，按照如下步驟整理數(shù)據(jù)：（1）找出2011年非國(guó)有控股上市公司，總計(jì)1395家；（2）去掉非主板上市公司818家，剩余577家；（3）去掉金融業(yè)公司7家，去掉B股公司5家，去掉因停牌等原因市值缺失的公司39家，去掉在2013年處于ST狀態(tài)的公司25家，去掉2013年退市的公司2家，剩余499家，這499家公司的組成情況如圖1所示；（4）2011年市值大于50億元的有153家（A+B），2009年至2011年三年平均凈利潤(rùn)超過(guò)3000萬(wàn)元的有346家（B+D），只滿(mǎn)足凈利潤(rùn)標(biāo)準(zhǔn)但不滿(mǎn)足市值標(biāo)準(zhǔn)的有201家（D），只滿(mǎn)足市值標(biāo)準(zhǔn)但不滿(mǎn)足凈利潤(rùn)標(biāo)準(zhǔn)的有8家（A），同時(shí)滿(mǎn)足兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的有145家（B），兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)都不滿(mǎn)足的有145家（C）；（5）標(biāo)準(zhǔn)樣本的設(shè)計(jì)有兩種方式，①B+D區(qū)組成的樣本1，以市值50億為斷點(diǎn)，50億以上B區(qū)為強(qiáng)制組，50億以下D區(qū)為自愿組；②A+B區(qū)組成的樣本2，以平均凈利潤(rùn)3000萬(wàn)為斷點(diǎn)，3000萬(wàn)以下的A區(qū)為自愿組，3000萬(wàn)以上的B區(qū)組為強(qiáng)制組，由于A組自愿組公司僅有8家公司，樣本量過(guò)低，因此本文最終選擇B+D區(qū)組成的最終樣本。斷點(diǎn)附近的公司（E區(qū)）是近似隨機(jī)分配的，因此通過(guò)考察斷點(diǎn)上下公司（B區(qū)中的陰影部分和D區(qū)中的陰影部分）的業(yè)績(jī)均值之差，即可獲得披露政策的干預(yù)效應(yīng)。

圖1 499家公司分類(lèi)分布情況圖

在斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)中核心變量有三類(lèi)：結(jié)果變量、干預(yù)變量和參考變量。結(jié)果變量即被解釋變量，代表強(qiáng)制披露政策對(duì)企業(yè)的整體干預(yù)效應(yīng)。有別于SOX法案，我國(guó)強(qiáng)制披露政策對(duì)內(nèi)控的定位是多目標(biāo)維度的，包括合規(guī)目標(biāo)、資產(chǎn)目標(biāo)、報(bào)告目標(biāo)、效率和效果目標(biāo)以及戰(zhàn)略目標(biāo)。健全有效的內(nèi)控不僅能夠合理保證企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)合法合規(guī)，提高企業(yè)報(bào)告的可靠性和完整性，而且可以提高企業(yè)運(yùn)營(yíng)水平和風(fēng)險(xiǎn)防范能力，提升管理效率，改善經(jīng)營(yíng)效果，幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)運(yùn)營(yíng)目標(biāo)和發(fā)展戰(zhàn)略，促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展[31]。在現(xiàn)代社會(huì)，企業(yè)要獲得可持續(xù)發(fā)展，必將重視履行社會(huì)責(zé)任，不再唯股東利益獨(dú)尊。作為核心目標(biāo)，內(nèi)控會(huì)影響企業(yè)利用其資源的效率和效果，而非僅使得股東收益最大化。因此本文選擇ROA指標(biāo)作為結(jié)果變量，反映強(qiáng)制披露政策的綜合干預(yù)效應(yīng)。

干預(yù)變量為政策變量，用虛擬變量D表示，干預(yù)變量受參考變量的驅(qū)動(dòng)，參考變量的不同取值直接決定了企業(yè)是否接受干預(yù)。樣本1對(duì)應(yīng)的參考變量為2011年12月31日公司總市值MV，如果MV在50億元以上（B區(qū)），企業(yè)就會(huì)接受干預(yù)進(jìn)入強(qiáng)制組，否則進(jìn)入自愿組。

表3 斷點(diǎn)回歸變量表

表4的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，相對(duì)在斷點(diǎn)左側(cè)的自愿組公司，斷點(diǎn)右側(cè)的強(qiáng)制組公司：（1）整體占比較低；（2）ROA平均水平顯著更高。

表4 變量描述統(tǒng)計(jì)及均值檢驗(yàn)結(jié)果

六、斷點(diǎn)回歸分析

（一）斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)的有效性

斷點(diǎn)回歸識(shí)別策略的有效性首先要求經(jīng)濟(jì)個(gè)體不能精確控制參考變量。如果能否進(jìn)入強(qiáng)制組是可操控的，例如公司通過(guò)操縱本身股價(jià)以降低市值來(lái)規(guī)避強(qiáng)制披露政策，那么斷點(diǎn)回歸得出的因果效應(yīng)就會(huì)有偏差。這種情況在本研究中并不存在，因?yàn)樵谖覈?guó)的政策背景之下，公司接到《通知》時(shí)，早因以前年度的市值表現(xiàn)而“命中注定”是否進(jìn)入強(qiáng)制披露組，公司已無(wú)法通過(guò)控制已經(jīng)發(fā)生的數(shù)據(jù)來(lái)選擇是否接受干預(yù)。因此可以預(yù)見(jiàn)，在斷點(diǎn)附近，參考變量的分布應(yīng)該是連續(xù)的。圖2展示了參考變量MV的分布圖，如果在斷點(diǎn)左右個(gè)體數(shù)量顯著不同，則某些個(gè)體可能具有控制斷點(diǎn)的能力，但圖中斷點(diǎn)附近左右兩側(cè)沒(méi)有明顯跳躍。采用McCrary密度檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示T統(tǒng)計(jì)量為0.7207，p值為0.4711，進(jìn)一步說(shuō)明參考變量在斷點(diǎn)處是連續(xù)的。

圖2 參考變量MV分布圖（斷點(diǎn)50億元）

（二）強(qiáng)制披露政策的干預(yù)效應(yīng)

圖3給出了結(jié)果變量ROA與參考變量在斷點(diǎn)附近的一階關(guān)系圖?？梢钥闯?，ROA在斷點(diǎn)附近存在比較明顯的跳躍，這種跳躍揭示了強(qiáng)制披露政策對(duì)ROA帶來(lái)的因果效應(yīng)。表5列示了不同帶寬情況下的因果效應(yīng)估計(jì)。結(jié)果顯示，局部平均法在三種不同帶寬情況下的D變量都是統(tǒng)計(jì)顯著的；局部線(xiàn)性回歸法在最后一個(gè)帶寬情況下的D變量是統(tǒng)計(jì)顯著的，在前兩種帶寬情況下的D雖然不顯著，但也給出了正向系數(shù)。這些結(jié)果表明：干預(yù)政策有正向效應(yīng)，強(qiáng)制披露政策促使公司提高了資源利用的效率和效果。

圖3 ROA與X的關(guān)系圖（斷點(diǎn)50億元）

七、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）前定變量連續(xù)性檢驗(yàn)：偽結(jié)果變量檢驗(yàn)

前定變量在干預(yù)變量之前就已確定，不受干預(yù)變量的影響。引入前定變量主要用于輔助檢驗(yàn)斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)是否有效，因?yàn)閿帱c(diǎn)回歸設(shè)計(jì)有效的一個(gè)必要條件是所有前定變量在斷點(diǎn)左右服從相同的分布[23]。本部分展示了企業(yè)2013年之前最近三年的平均ROA水平（AROE）作為前定變量的檢驗(yàn)結(jié)果①在本文構(gòu)建的因果框架中，盈利能力也是重要的混雜因素。企業(yè)在2013年的業(yè)績(jī)表現(xiàn)除受政策干預(yù)的影響之外，企業(yè)本身的盈利能力也是重要因素，同時(shí)盈利能力也會(huì)影響凈利潤(rùn)和市值，從而影響干預(yù)變量。除非混雜因素在斷點(diǎn)處沒(méi)有跳躍，否則前面得出的干預(yù)效應(yīng)并不可靠。。圖4是該協(xié)變量相對(duì)于參考變量的斷點(diǎn)回歸圖，表6給出了AROE作為偽結(jié)果變量的斷點(diǎn)回歸結(jié)果。圖4顯示，AROE在斷點(diǎn)處的跳躍并不明顯；表6顯示，所有模型的斷點(diǎn)系數(shù)D均不顯著，因此可以認(rèn)為該協(xié)變量在斷點(diǎn)處是連續(xù)的。除AROE之外，本文還檢驗(yàn)了以2012年銷(xiāo)售收入和總資產(chǎn)所表示的企業(yè)規(guī)模、上市公司所在的交易所類(lèi)型（上交所或深交所）等前定變量，結(jié)果均顯示斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)是有效的。

表5 局部平均法和局部線(xiàn)性回歸結(jié)果

表6 協(xié)變量AROE的斷點(diǎn)回歸結(jié)果

（二）偽干預(yù)檢驗(yàn)

偽干預(yù)檢驗(yàn)是一種對(duì)照式的安慰劑檢驗(yàn)或證偽檢驗(yàn)[29]，前文已證實(shí)在斷點(diǎn)50億處ROA存在顯著跳躍，那么對(duì)照來(lái)看，在沒(méi)有實(shí)施干預(yù)的其他位置，ROA不應(yīng)該有顯著跳躍；如果在其他位置也存在顯著跳躍，則說(shuō)明ROA在50億處的跳躍未必是由強(qiáng)制披露政策導(dǎo)致的。本文將MV=30億作為假設(shè)斷點(diǎn)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果如圖5所示，圖形顯示在斷點(diǎn)處ROA的跳躍不明顯。隨后本文按照與前文同樣的思路和方法做了斷點(diǎn)回歸估計(jì)，最終發(fā)現(xiàn)估計(jì)結(jié)果并不顯著，這說(shuō)明ROA在斷點(diǎn)處沒(méi)有顯著跳躍，假設(shè)斷點(diǎn)為偽斷點(diǎn)。

（三）不同帶寬的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在最優(yōu)帶寬的選擇過(guò)程中，不同核函數(shù)的選擇以及不同目標(biāo)函數(shù)的設(shè)定都會(huì)導(dǎo)致不同的最優(yōu)帶寬。表5已列舉了其中三種帶寬的實(shí)證結(jié)果。穩(wěn)健起見(jiàn)，本文運(yùn)用傳統(tǒng)使用的交叉驗(yàn)證法（CV）、IK法和CCT法重新設(shè)定了新的帶寬。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，在所有其他帶寬情況下，前文的結(jié)論同樣成立。

圖4 AROE與參考變量的關(guān)系圖（斷點(diǎn)50億元）

圖5 ROA與X的關(guān)系圖（假設(shè)斷點(diǎn)30億元）

（四）偽顯著檢驗(yàn)

前述三個(gè)檢驗(yàn)是運(yùn)用斷點(diǎn)回歸法時(shí)所進(jìn)行的常規(guī)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。執(zhí)行這些檢驗(yàn)是為了從不同角度認(rèn)定圖3所示的ROA在斷點(diǎn)處的跳躍是由政策干預(yù)導(dǎo)致的。但仍有一種微弱可能使得該結(jié)論為偽因果結(jié)論：MV=50億本身就自帶顯著區(qū)別性，能夠區(qū)分業(yè)績(jī)好和業(yè)績(jī)差的公司；ROA在斷點(diǎn)處的跳躍并非政策導(dǎo)致的，而是50億自身顯著區(qū)別性的一種表現(xiàn)，或許政策只是恰好選擇了一個(gè)本來(lái)就具有顯著區(qū)別性的點(diǎn)作為斷點(diǎn)而已。為了檢驗(yàn)這種微弱的可能性是否存在，本文在傳統(tǒng)幾個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，新增了一項(xiàng)額外的檢驗(yàn)：選擇沒(méi)有實(shí)施內(nèi)控政策的其他年度，如2011年、2012年或2014年、2015年等年度，對(duì)這些年度當(dāng)年市值在50億附近的非國(guó)有控股主板上市公司以當(dāng)年的市值50億為斷點(diǎn)，檢驗(yàn)該年度的ROA在50億斷點(diǎn)處是否也存在顯著跳躍。相對(duì)于“偽干預(yù)檢驗(yàn)”，這實(shí)際上是另一個(gè)角度的對(duì)照式安慰劑檢驗(yàn)或證偽檢驗(yàn)，本文姑且稱(chēng)之為“偽顯著檢驗(yàn)”或“斷點(diǎn)自顯著性檢驗(yàn)”。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，MV=50億本身不具有自顯著性，圖3和表5揭示的跳躍并非偽因果。

八、結(jié)論和建議

本文研究發(fā)現(xiàn)：我國(guó)內(nèi)部控制強(qiáng)制披露政策本身有正的干預(yù)效應(yīng)，內(nèi)部控制全面披露政策合規(guī)本身對(duì)企業(yè)提高資源利用的效率和效果有積極影響。該結(jié)論在一定程度上印證了我國(guó)“冒進(jìn)的”全面披露政策是“積極有效”的，這必將對(duì)國(guó)際上其他國(guó)家的內(nèi)控政策制定者產(chǎn)生重大影響。同時(shí)該結(jié)論也提醒我們，當(dāng)上市公司面臨不平等的制度約束時(shí)，非強(qiáng)制組公司即使選擇自愿披露，也很難獲得強(qiáng)制政策的正向干預(yù)效應(yīng)。我國(guó)分類(lèi)分批實(shí)施內(nèi)部控制規(guī)范體系的做法，借鑒了美國(guó)SOX法案的合規(guī)過(guò)程，體現(xiàn)了對(duì)成本和收益的權(quán)衡。但由于非強(qiáng)制組企業(yè)可以選擇自愿披露，因此這種政策帶來(lái)的不公平競(jìng)技場(chǎng)并非體現(xiàn)在企業(yè)是否披露內(nèi)一事實(shí)上面，而是體現(xiàn)在合規(guī)本身的壓力上面。合規(guī)本身對(duì)企業(yè)來(lái)講意義重大。因此，本文建議進(jìn)一步推進(jìn)我國(guó)上市公司全面內(nèi)部控制建設(shè)和披露工作，將強(qiáng)制實(shí)施范圍擴(kuò)展到非主板上市公司，在全上市公司范圍內(nèi)實(shí)施強(qiáng)制披露和審計(jì)。