4.5.1.1　《分类分批实施通知》、示范带动机制与内部控制质量

由于我国资本市场发展的不均衡性，国有企业与民营企业间，甚至是民营企业内部，在经济资源、专业知识、监管水平和人才储备等方面都存在较大差异，如果所有主板上市公司都按照统一时间实施内部控制制度，那些实力较差的民营企业很可能会失去内控建设的内在动力，极易导致差异化的实施效果。相比于民营企业，国有企业在公司治理基础、经济实力、政策性补助等各个方面均有较大优势，其内部控制建设本身已处于领先水平，因而将其列入《分类分批实施通知》的首批实施范围不仅能够确保内部控制制度得到有效落实，还能够发挥一定程度的示范带动作用。对于民营企业来说，它们当中有一部分企业的公司规模、业务成熟度、制度规范化已初步成型，能够较好应付内控建设过程中的成本投入、制度执行等问题，因而将这部分企业筛选出来作为第二批实施企业，能够发挥优质民企的示范作用，并带动余下企业在内控建设方面“迎头赶上”。因此，我们认为分类分批的制度安排具有持续改善内部控制质量的动态优化效应。

为检验示范带动作用，本书使用双重差分的跨期动态效应来识别这一内在机制，具体模型如下：

其中表示实施《分类分批实施通知》后第n年的年度虚拟变量，依据分类分批实施的规定，n表示2012年、2013年和2014年。例如代表第一批强制实施企业，此时用于检验相比于控制组第一批强制实施企业在政策颁布后内部控制质量是否得到显著提升，同理用于检验相比于控制组第二批强制实施企业在政策颁布后内部控制质量是否得到显著提升用于检验相比于控制组第三批强制实施企业在政策颁布后内部控制质量是否得到显著提升。如果三个交乘项的相关系数均显著为正，则表明《分类分批实施通知》确实具有内部控制质量提升的示范带动作用。

表4-12报告了检验结果，以第（2）列为例，当第一批企业（国有企业）开始实施《分类分批实施通知》，交互项TREAT×AFTER2012系数为-0.012，在1%水平上显著为负，表明第一批实施企业（国有企业）的示范带动作用开始初步显现。当第二批企业（优质民营企业）于2013年开始实施《分类分批实施通知》，交互项TREAT×AFTER2013系数为-0.008，在1%水平上显著为负，相比于第一批企业，第二批企业回归结果的显著性没有变化，且系数大小符合边际递减规律，表明当国有企业和规模较大、实力较强的非国有主板上市公司相继执行了《分类分批实施通知》后，内部控制质量在2013年也出现了大幅提高，优质民营企业的示范带动作用开始显现。当第三批企业（其他主板上市公司）于2014年实施《分类分批实施通知》，交互项TREAT×AFTER2014系数为-0.004，在1%水平上显著为负，相比于第二批企业，第三批企业回归结果的显著性没有变化，且系数大小符合边际递减规律，表明在前两批企业的示范带动下第三批企业的内部控制质量也有了大幅提高，以上结果符合本书对示范带动作用的预期。

综上所述，我们将动态效应检验结果与主回归的平均处理效应检验结果结合起来，可得到以下结论：《分类分批实施通知》不仅能够保障内部控制质量持续稳定地处于高水平，还能够产生积极的边际动态效应，发挥示范带动作用。

表4-12　《分类分批实施通知》、示范带动机制与内部控制质量

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。

此外，我们进一步检验了在《分类分批实施通知》实施后国有企业与民营企业的内部控制质量提升效果是否存在差异。据此，本书在主回归模型中加入了调节变量SOE（国有企业为1，民营企业为0），三项交乘项AFTERi，t×TREATi，t×SOEi，t的β7是本书关心的相关系数，如果β7显著为正，则表明相比于国有企业，《分类分批实施通知》对民营企业的内部控制质量的提升效果更好，如果β7显著为负，则表明相比于民营企业，《分类分批实施通知》对国有企业的内部控制质量的提升效果更好。回归模型如下：

表4-13报告了检验结果，我们发现，无论是否加入控制变量，三项交乘项TREAT×AFTER×SOE的相关系数均变为显著为正，表明在内部控制质量的提升方面，《分类分批实施通知》对国有企业与民营企业的影响存在显著性差异，且研究结果证实民营企业的提升效果明显优于国有企业。

表4-13　《分类分批实施通知》、产权性质与内部控制质量提升效果

续表

续表(www.daowen.com)

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。

4.5.1.2　《分类分批实施通知》、诉讼风险机制与内部控制质量

从诉讼风险的角度来讲，内部控制制度并不是一种“自发秩序”“自我实施”的内生博弈规则，那么，它是通过什么机制来约束实施企业对制度的遵从呢？从理论上看，制度的诉讼惩罚机制可以约束和纠正人的违规行为（张维迎，2012）。这种诉讼惩罚机制既包括来自监管部门的处罚，也有可能来自市场负面评价对管理层声誉的影响（爱德尔等，2009）。一方面，诉讼惩罚本身是一种高成本的解决利益冲突的方式，为避免诉讼带来的损失，企业会更加积极地配合监管部门的要求遵纪守法（王彦超等，2008）。另一方面，由内部控制风险到诉讼风险，企业面临的风险性质越来越严重，诉讼风险引发的市场负面反应显然高于内部控制风险引发的市场负面反应（巴姆罗斯博，2004），管理层基于风险规避和声誉的考虑也会更加积极地落实企业内部控制制度（刘启亮等，2015）。

基于上述分析，我们预期，《分类分批实施通知》通过施加管理层更高的诉讼风险，促使内部控制质量取得更好的提升效果。参照毛新述和孟杰（2013）的研究，本书使用企业年报中披露的诉讼金额与净资产之比作为诉讼惩罚风险的代理变量，将全样本划分为诉讼风险的高低组进行分组检验。表4-14报告了检验结果，我们发现，在高诉讼风险组中，交互项TREAT×AFTER的相关系数为-0.115，在5%的水平上显著为负，而在低诉讼风险组中，交互项TREAT×AFTER的相关系数大小有所下降，但显著性没有改变。因此，我们需要进一步通过系数差异检验来识别高低组的政策效应差异，结果显示，两组结果的相关系数差异为0.112，且F值为5.06，在5%水平上显著，表明当实施企业面临较高的诉讼惩罚风险时，迫于诉讼带来的处罚与声誉损失，管理层会更加重视内部控制制度的落实工作，内部控制质量的提升效果会更加显著，诉讼风险机制得到了经验证据支持。

表4-14　《分类分批实施通知》、诉讼风险机制与内部控制质量

续表

续表

注：括号中的数字为双尾检验的t值；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。

4.5.1.3　《分类分批实施通知》、成本投入机制与内部控制质量

已有研究证明，强制性内部控制实施政策有助于加强企业在内部控制建设上的成本投入（王永海和王嘉鑫，2017），我们预期，更多的内部控制成本投入会促使内部控制质量获得更好的提升效果。据此，我们依据成本投入的中位数将全样本划分为高低组，进行分组检验，以识别成本投入机制。值得注意的是，受制于成本披露的限制，现有文献多是将企业披露的审计成本作为内部控制成本的代理变量（张国清和夏立军，2013），因为审计费用之中包含了内部控制审计费用。

表4-15报告了成本投入机制的检验结果，我们发现，在高成本投入组中，交互项TREAT×AFTER的相关系数为-0.009，t值为-2.96，在1%的水平上显著为负，而在成本投入组中，交互项TREAT×AFTER的相关系数为-0.002，t值为-1.73，在10%的水平上显著为负，两组结果通过系数差异检验，F值为3.5，在10%水平上显著，表明当实施企业在内部控制建设中投入更多的成本时，内部控制质量的提升效果会更加显著，成本投入机制得到了经验证据支持。

表4-15　《分类分批实施通知》、成本投入机制与内部控制质量

续表

注：括号中的数字为双尾检验的t值；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。