4.4.3.1　断点回归

2012年《分类分批实施通知》的颁布意味着本用于公司自我防范风险所构建的内部控制进入了政府管制的范畴（逯东等，2013）。可是不同产权性质的上市公司受到的政府管制存在较大差异，国有企业占据更重要的战略地位，监管部门对其控制更强，其决策与行为必然受到监管部门的影响。同时，国有企业官员出于晋升目的会对政府的强制性政策采取紧密跟随的策略。而对于非国有企业，其迎合监管政策的动机并不强烈，尤其内部控制建设会耗费巨额的成本（克里斯南等，2008），公司可能为了应付监管部门检查，较好地制订了内控制度却效果不佳（刘启亮等，2012）。因此，我们进一步检验《分类分批实施通知》在非国有主板上市中是否同样具有提升内部控制质量的政策效应。我们单独挑选出主板上市非国有企业样本，采用断点回归进行稳健性检验。

《分类分批实施通知》对非国有控股主板上市公司制定了量化的筛选标准，这为本书的断点回归设计提供了理想的实验环境。具体地，断点回归设计分为三个步骤：第一步，选择证监会算法下总市值大于50亿元的非国有控股主板上市公司作为初始样本；第二步，将初始样本中2009—2011年三年平均净利润超过3000万元的样本提取出来，三年平均净利润取对数处理，该对数作为分类分批实施的驱动变量，那么阈值上下就自动划分为实验组和控制组，我们将符合实施阈值的样本作为实验组，否则作为控制组；第三步，进行断点回归估计，我们借鉴伊本斯和卡利拉曼（2009）的方法，检验不同带宽下非参数局部线性回归系数是否显著以及断点处是否存在明显跳跃。在三种带宽下的断点检验中，如果驱动变量处于断点附近时，指标数值的细微增加会导致ICQ发生非连续性跳跃，则证明分类分批强制实施内部控制规范体系与内部控制质量间存在正向因果关系。

表4-6报告了三种带宽的估计结果，在Lwald100、Lwald50下，三角核的估计系数均在1%的水平下显著为负，而在Lwald150下，相关系数显著为负，这表明《分类分批实施通知》提升了非国有控股主板上市公司的内部控制质量。

表4-6　三种带宽下的非参数局部线性稳健性检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

此外，图4-1、图4-2、图4-3分别描述了上述三种带宽下的断点图。结果显示，在断点处（0时点），ICQ指标有一个由高到低的跳跃，即内部控制质量在事件发生年度发生了显著的正向跳跃，这与表4-6非参数局部线性回归结果一致，表明分类分批强制实施内部控制规范体系确实具有提升内部控制质量的政策效应。以上断点回归检验结果支持了本书的研究假设。

图4-1　带宽100下断点图

图4-2　带宽50下断点图

4.3.3.2　剔除67家境内外同时上市的企业

依据五部委制定的强制性内部控制制度实施时间表，从2011年1月1日起企业内控规范体系应提前在境内外同时上市的67家上市公司中强制实施，包括中国远洋、中国石化等。为避免这部分企业对研究结论的影响，我们剔除了这部分样本，再次进行PSM-DID检验。

图4-3　带宽150下断点图

参照王永海和王嘉鑫（2017）的做法，我们剔除了这部分样本，再次进行双重差分检验。表4-7第（1）至（3）列报告了检验结果。结果显示，无论有没有考虑控制变量，TREAT×AFTER的相关系数均显著为负，检验结果再次验证了本书的研究假设。

表4-7　剔除67家境内外同时上市的企业

续表

续表

注：第（1）列表示在没有控制变量的情况下双重差分的回归结果，第（2）列与第（3）列表示加入控制变量后的回归结果；括号中的数字为双尾检验的t值，其中第（1）列与第（2）列的标准误差经过企业群聚效应调整，第（3）列的标准误差经过White异方差调整；*、**、***分别表示回归系数在10%、5%、1%的置信水平下显著。

4.4.3.3　替换UAQ指标

在主回归模型中，我们使用UAQ作为内部控制质量的代理变量，为确保这一指标可靠性，我们还采用了其他指标进行稳健性检验。

首先，借鉴廖义刚和邓贤琨（2017）、黄政和吴国萍（2017）、逯东等（2015）、刘运国等（2016）的研究，我们使用“迪博·中国上市公司内部控制信息披露指数”作为内部控制质量的代理变量。迪博指数以多个指标综合度量，包括企业战略执行情况、经营目标实现情况、信息披露真实完整性、经营合规性和资产安全性，全面涵盖了我国“基本规范”所规定的五大内部控制目标，因而能够充分度量企业的内部控制质量。值得注意的是，由于INDEX是分年度指数，所以无须在模型中控制季度效应。我们预期TREAT×AFTER的相关系数β3显著为正。

表4-8报告了检验结果。结果显示，交互项TREAT×AFTER的相关系数均在1%水平上显著为正，且系数大小相比主回归结果有大幅度增加，意味着当我们以企业落实内控制度是否遵照五大目标的规定作为评估依据时，分类分批强制实施内部控制规范体系对内部控制质量的提升效应更加显著，再次证明了本书的研究假设。

表4-8　替换UAQ的稳健性检验结果

(www.daowen.com)

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注：第（1）列与第（2）列括号中报告的是t值，其中第（1）列与第（2）列分别列示的是标准误差经过企业群聚效应调整和经过White异方差调整的结果；*、**、***分别表示回归系数在10%、5%、1%的置信水平下显著。

其次，我们采用财务重述指标替换UAQ。管理层出于自利动机而凌驾内控之上进行财务重述的动机相当强烈（哈里斯和布罗米利，2007；埃芬迪等，2007；阿格拉沃尔和库泊，2008；何威风和刘启亮，2010；曹等，2012）。如果财务重述更正的前期差错是由管理层会计信息操纵导致的，则意味着这类重述公司具有较高的内部控制风险（曹强等，2012）。财务重述行为不仅反映出企业内部控制缺陷的存在（戴亦一等，2011），还意味着公司在重述当期具有较差的内部控制质量（郑伟等，2015）。因此，我们借鉴纳吉（2010）的研究，采用上市公司是否发生财务重述行为（RESTATE）作为内部控制质量的代理变量，如果样本企业在2009—2014年间发生了财务重述，则RESTATE取1，否则取0。值得注意的是，由于因变量为虚拟变量，所以采用Logit模型处理，同时财务重述数据取自年度财务报表，无须在模型中控制季度效应。我们预期TREAT×AFTER的相关系数β3显著为负，回归模型如下所述：

表4-9报告了回归结果。我们发现，交互项TREAT×AFTER的相关系数β3均在5%水平上显著为负，意味着如果我们从是否有助于减少财务重述行为的角度来衡量内部控制质量，分类分批强制实施内部控制规范体系的政策效应依旧显著，再次证明了本书的研究结论。

表4-9　替换UAQ的稳健性检验结果（续）

续表

注：第（1）列与第（2）列括号中报告的是z值，其中第（1）列与第（2）列分别列示的是标准误差经过企业群聚效应调整和经过White异方差调整的结果；*、**、***分别表示回归系数在10%、5%、1%的置信水平下显著。

4.4.3.4　平行趋势检验

使用双重差分来检验《分类分批实施通知》政策效应的一个重要前提是，如果假设资本市场不存在外生事件的冲击，那么实验组和控制组的内部控制质量发展趋势应保持一致。在本书中，最可能受到质疑的是，由于我国的强制性内部控制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，而相比于民营企业，国有企业在要素禀赋上具备着更多优势，导致其内部控制质量本身的时序发展就优于其他企业，因此国有企业与民营企业最可能违反平行趋势假设。

为解决这一问题，我们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内部控制质量上是否存在系统性差异。参照刘瑞明和赵仁杰（2015）的方法，我们将产权性质（PROPERTYRIGHT）作为自变量，若为国有企业设为1，否则为0，将内部控制质量（ICQ）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因变量，则表明内部控制质量的时序发展趋势并不因为产权性质而存在系统性差异，此时平行趋势假设成立。如果产权性质显著影响了因变量，则违反平行趋势假设。表4-10报告了回归结果，结果显示，PROPERTYRIGHT与ICQ的相关系数并不显著，表明实验组和控制组间内部控制质量的发展趋势并无系统性差异，本书使用双重差分法检验《分类分批实施通知》的政策效应是恰当的。

表4-10　平行趋势检验

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注：标准误差经过企业群聚效应调整；*、**、***分别表示回归系数在10%、5%、1%的置信水平下显著。

4.4.3.5　剔除事件发生当年样本

为避免外生事件的预处理效应对回归结果的影响，本书剔除了事件发生当年的样本，重新使用PSM-DID方法检验《分类分批实施通知》对内部控制质量的影响。表4-11报告了回归结果，我们发现，在没有加入控制变量的情况下，交互项TREAT×AFTER的相关系数在10%水平上显著为负（相关系数为-0.004，T值为-2.06），加入控制变量后，两列结果的交互项TREAT×AFTER的相关系数也均显著为负，检验结果与研究结论保持一致。

表4-11　剔除事件发生当年样本

续表

续表

注：第（1）列表示在没有控制变量的情况下双重差分的回归结果，第（2）列与第（3）列表示加入控制变量后的回归结果；括号中的数字为双尾检验的t值，其中第（1）列与第（2）列的标准误差经过企业群聚效应调整，第（3）列的标准误差经过White异方差调整；*、**、***分别表示回归系数在10%、5%、1%的置信水平下显著。