5.4.3.1　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（李和勒米厄，2010），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。《分类分批实施通知》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。我们初步筛选出总市值（证监会算法）大于50亿元的非国有控股主板上市公司，然后进一步选取2009年至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RM_ROA发生非连续的向上跳跃，则本书的研究假设得到验证。

据此，参照伊本斯和卡利拉曼（2009）的方法，估计Lwald100、Lwald50和Lwald150三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《分类分批实施通知》显著激励了真实盈余管理行为。表5-5报告了三种带宽下的非参数局部线性检验结果。我们发现，在Lwald100、Lwald50和Lwald150三种带宽下，三角核与矩形核的估计系数均在10%以内显著为正。

表5-5　三种带宽下的非参数局部线性检验结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

同时，图5-1、图5-2和图5-3分别绘制了三种带宽下的断点图。我们发现，在断点处，RM_ROA存在明显的向上跳跃，这表明《分类分批实施通知》执行后，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书的研究假设。

5.4.3.2　替换被解释变量

首先，参照罗伊乔杜里（2006）的方法，我们重新估算了真实盈余管理综合指标，记作REM，具体估算模型如下：

图5-1　带宽100下断点图

图5-2　带宽150下断点图

图5-3　带宽200下断点图

其中，AB_PROD由模型（6）估算而出，AB_DISX由模型（7）估算而出，AB_CFO由模型（8）估算而出，然后将以上三个指标代入模型（9）即可得到REM。表5-6报告了替换变量后的双重差分结果，结果显示，交互项TREAT×AFTER与REM的相关系数为0.023，在10%水平上显著为正，研究结论依然稳健。

其次，参照科恩等（2008）的研究，本书重新估算了两个真实盈余管理综合指标，具体估算模型为：

我们将REM1和REM2作为因变量，再次代入双重差分模型中进行检验。表5-6报告了检验结果，结果显示，当REM1作为因变量时，交互项TREAT×AFTER与REM*的相关系数为0.022，在5%水平上显著为正，当REM2作为因变量时，交互项TREAT×AFTER与REM*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。

表5-6　替换被解释变量检验

续表(www.daowen.com)

注：括号中的数字为双尾检验的t值；第（1）至第（3）列列示的是标准误差经过企业群聚效应调整后的结果；*、**、***分别表示回归系数在10%、5%、1%的置信水平下显著。

5.4.3.3　平行趋势检验

双重差分的一个重要前提是应满足平行趋势假设，即如果不存在《分类分批实施通知》这一外生事件，实验组和控制组的真实盈余管理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。

据此，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）的方法，我们将产权性质的哑变量（PROPERTYRIGHT）作为自变量，将两种盈余管理程度指标（RM_ROA和REM）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，平行趋势假设成立。表5-7报告了回归结果，我们发现，PROPERTYRIGHT与RM_ROA、REM的相关系数均不显著，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。因此，我们可以使用双重差分法检验《分类分批实施通知》对真实盈余管理的影响。

表5-7　平行趋势检验

续表

注：括号中的数字为双尾检验的t值；第（1）至第（2）列列示的是标准误差经过企业群聚效应调整后的结果；*、**、***分别表示回归系数在10%、5%、1%的置信水平下显著。

5.4.3.4　安慰剂检验

参照谭等（2014）、王茂斌和孔东民（2016）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激励效应很可能来自于其他政策变革或随机性因素，而不是《分类分批实施通知》。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5-8列报告了以2010年作为外生冲击年度的检验结果，我们发现交互项TREAT×AFTER的系数并不显著，检验结果再次证实确实是2012年的《分类分批实施通知》这一外生事件导致真实盈余管理程度上升。

表5-8　安慰剂检验

续表

注：括号中的数字为双尾检验的t值；本表列示的是标准误差经过企业群聚效应调整后的结果；*、**、***分别表示回归系数在10%、5%、1%的置信水平下显著。

5.4.3.5　内生性检验

本书的研究结论可能受到内生性的影响，即优先列入强制实施范围的企业可能是制度制定机构重点监管的企业，其会计信息质量本身就处于较差水平，而在强制性内部控制制度颁布后，这类企业更容易受到应计盈余管理替代作用的影响，其真实盈余管理的激励幅度自然越大。为解决这一内生性问题，我们参照褚剑和方军雄（2016）的方法，采用分阶段检验的方法进行排除。具体思路为：在主回归模型中引入了三个哑变量，分别为AFTER1、AFTER2与AFTER3，其中AFTER1为《分类分批实施通知》执行当年（2012年）的虚拟变量，AFTER2为《分类分批实施通知》执行后第一年（2013年）的虚拟变量，AFTER3为《分类分批实施通知》执行后第二年（2014年）的虚拟变量。本书关心的是交互项TREAT×AFTER1、TREAT×AFTER2以及TREAT×AFTER3的相关系数，依据本书的分析思路，我们预期三个交乘项的相关系数均显著为正。表5-9报告了检验结果，我们发现，在真实盈余管理的各个指标中，TREAT×AFTER1、TREAT×AFTER2以及TREAT×AFTER3的相关系数均显示为正，且从系数大小来看，真实盈余管理的激励效应呈现出先降后升的趋势，意味着政策颁布当年的激励效应最强，在执行一年后有所下降，而在第二年又出现向上的反弹现象。