6.4.3.1　变更DID检验方法

如前文所述，借鉴普那旦姆和威格利（2016）的研究，我们在稳健性检验中将使用第二种DID方法进行检验。模型设计如下：

其中，POST表示实验组在外生事件发生后为1，其余为0，即实验组在外生事件发生前以及所有对照组样本均为0，该变量在区分实验组和控制组的同时，也控制了政策实施年度，能够较好地挖掘政策实施过程中的动态性。其他控制变量不变。

表6-5第（1）至（3）列示了检验结果，我们发现，无论是否考虑控制变量，交互项POST的相关系数均在1%的水平上均显著为正，即与未纳入实施范围的企业相比，纳入实施范围的企业在外生事件发生后审计费用显著增加，意味着《分类分批实施通知》具有增加审计费用的政策效应，检验结果再次支持了研究假设。

表6-5　变更DID方法的检验结果

续表

注：第（1）列表示在没有控制变量的情况下DID的回归结果，第（2）列与第（3）列表示加入控制变量后DID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；***、**、*分别表示在1%、5%与10%水平上显著。

6.4.3.2　断点回归

《分类分批实施通知》中有关非国有控股主板上市公司的分类标准，为本研究提供了一个良好的断点回归设计。首先，我们将总市值（证监会算法）大于50亿元的非国有控股主板上市公司作为样本，把2009年至2011年平均净利润3000万元的对数作为政策实施与否的驱动变量，阈值上下自然划分为实验组和控制组进行RD实证检验。当三年平均净利润指标处于阈值附近时，数值细微的变化会导致内部控制审计从自愿性行为跳跃为强制性行为，致使审计费用发生非连续性变化。我们可以利用是否发生非连续性变化来识别《分类分批实施通知》与审计费用的因果关系。其次，由于《分类分批实施通知》对总市值与平均净利润指标的年份要求均发生在政策实施前，这较好地避免了企业在政策实施前操纵阈值的行为，使断点周围的样本呈随机分布，解决了回归估计过程中遗漏变量的问题。基于此，我们将符合实施阈值的样本作为实验组，否则作为控制组，采用RD检验断点处内部控制审计向强制性跳跃对企业审计费用的影响。本书参照全局多项式序列模型（库纳特等，2012），将模型设定为：

其中，ICFRAUDIT表示政策实施与否，符合实施阈值为1，否则为0；PL（v，c）表示不同多次项下断点左侧的多项式函数，PR（v，c）表示不同多次项下断点右侧的多项式函数，v表示驱动变量，即三年平均净利润的对数，c表示三年平均净利润对数的断点。

图6-2描绘了断点两侧的二次项拟合曲线。横轴表示三年平均净利润的对数，纵轴表示AUDFEE，垂直线标示了断点所在位置。从中可见，断点右侧实验组的审计费用显著高于左侧的控制组，意味着分类分批强制实施内部控制审计制度显著提高了企业的审计费用，验证了本书的研究假设。

图6-2　二次项拟合的断点回归结果图

表6-6列示了不同带宽下的非参数局部线性回归结果，在Lwald100、Lwald50和Lwald150的三种带宽下，三角核与矩形核的回归系数基本显著为正，这表明在不同的带宽下，分类分批强制实施内部控制审计制度对企业的审计费用具有显著的正向影响。上述断点回归检验结果再次证实，《分类分批实施通知》具有增加企业审计费用的政策效应，研究结论依然稳健。

表6-6　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%与10%水平上显著。

6.4.3.3　内生性检验

前文已述，《分类分批实施通知》的颁布导致企业的审计费用显著上涨。然而，已有研究表明，审计质量、客户规模和事务所声誉度会对审计定价造成显著影响（希穆尼克，1980）。具体而言，事务所提供更高质量的审计服务，必然会制定更高的审计定价；被审单位的规模越大，审计投入越大，审计师会索要更高的审计收费；会计师事务所的品牌声誉度越高，审计收费也会随之提高。也就是说，企业审计费用的上涨很可能受上述潜在内生性因素的影响，而非企业执行强制性内部控制审计所致。鉴于此，我们按照审计质量、客户规模和事务所声誉度的中位数，将全样本分为高低组，如果分组后，各样本组政策效应的显著性没有发生变化，则说明本书的研究结论可靠。

依据现有文献做法，审计质量按照两个指标进行分组。第一个指标是修正Jones模型估计的残差项绝对值（科萨里等，2005），该数值越大意味着审计质量越差。第二个指标是FSD得分（阿米兰等，2015）。FSD得分根据本福特定律计算而成，该指标反映样本公司接受审计后其财务报表的非规则性，得分越高则审计质量越差，具体计算公式为：

其中，AD表示1～9各个数字占财务报表上总数字的实际比例；ED表示1～9各个数字占财务报表上总数字的理论比例，理论比例由公式（5）计算而来。此外，客户规模按照被审单位总资产的中位数进行分组，事务所声誉按照审计服务是否由四大会计事务所提供进行分组，分别进行PSMDID检验。

表6-7、表6-8列示了内生性检验结果。我们发现，对于审计质量，无论是高审计质量组还是低审计质量组，TREAT×AFTER的相关系数均在1%的水平上显著为正，说明样本组审计质量的差异并没有改变研究结论的稳健性，审计费用增加的政策效应并非由于高质量的审计供给所致；对于客户规模，无论是大规模组还是小规模组，TREAT×AFTER的相关系数均在1%的水平上显著为正，排除了客户规模差异对本书研究结论的内生性干扰；对于事务所声誉度，无论是高声誉组还是低声誉组，TREAT×AFTER的相关系数均在1%的水平上显著为正，说明事务所声誉度并未对本书研究结论产生严重的内生性干扰。上述结果表明，《分类分批实施通知》引起的政策效应并非由审计质量、客户规模和事务所声誉度等因素所致，本书的研究结论依然稳健可靠。

表6-7　内生性检验——审计质量(www.daowen.com)

续表

注：括号内为t值；标准误差经过企业群聚效应调整；***、**、*分别表示在1%、5%与10%水平上显著。

表6-8　内生性检验——客户规模、事务所声誉

续表

注：括号内为t值；标准误差经过企业群聚效应调整；***、**、*分别表示在1%、5%与10%水平上显著。

6.4.3.4　剔除境内外同时上市的样本

根据五部委制定内部控制制度实施时间安排，境内外同时上市的上市公司应自2011年1月1日起应提前实施强制性内部控制制度，例如中国石化、中国远洋等，为避免该部分样本对回归估计的影响，我们删除了这部分公司2011年度样本，再次进行DID和PSM-DID检验。表6-9列示了检验结果，结果显示，在DID检验中，无论是否包含控制变量，Post的相关系数均在1%水平上显著为正，在PSM-DID检验中，TREAT×AFTER的相关系数均在1%的水平上显著为正，本书的研究结论依然稳健。

表6-9　剔除境内外同时上市的样本

续表

注：第（1）至（3）列为DID回归结果，第（4）至（6）列为PSM-DID的回归结果；括号中的数字为双尾检验的t值；第（2）、（5）列标准误差经过企业群聚效应调整；第（3）、（6）列标准误差经过White异方差调整；***、**、*分别表示在1%、5%与10%水平上显著。

6.4.3.5　剔除自愿披露内部控制审计报告的样本

我们发现，在《分类分批实施通知》实行后，不符合条件的控制组样本中有1008家公司存在自愿性披露内部控制审计报告的情况，我们删除了这部分公司再次进行DID和PSM-DID检验。检验结果发现，在DID检验中，无论是否加入控制变量，Post的相关系数均在1%水平上显著为正。在PSM-DID检验中，交互项TREAT×AFTER的相关系数均在1%水平上显著为正，再次证明了研究结论的稳健性。

表6-10　剔除自愿披露内部控制审计报告的样本

续表

注：第（1）至（3）列为DID回归结果，第（4）至（6）列为PSM-DID的回归结果；第（2）、（5）列标准误差经过企业群聚效应调整；第（3）、（6）列标准误差经过White异方差调整；括号中的数字为双尾检验的t值；***、**、*分别表示在1%、5%与10%水平上显著。

6.4.3.6　安慰剂检验

参照谭等（2014）的做法，我们采用了随机分配实验组和控制组的方法。我们将解释变量的顺序打乱重新配对，随机抽取一定数量的样本，人为地分配实验组和控制组，反复进行5000次的模拟实验，如果检验发现TREAT×AFTER的系数不再显著，则说明安慰剂检验成功，本书的研究结论就更加稳健可靠。表6-11列示了不同统计量下（标准差、均值、5th percentile、25th percentile、50th percentile、75th percentile和95th percentile）TREAT×AFTER的相关系数和t值，我们发现所有实证结果均不显著，这表明确实是2012年实施的《分类分批实施通知》政策导致了本书的研究结论。

表6-11　《分类分批实施通知》与审计费用——5000次随机模拟实验