輿論沖擊、內(nèi)部控制與盈余管理抑制
——基于重污染企業(yè)的實(shí)證研究

馬蓓麗　李蕓達(dá)

輿論沖擊、內(nèi)部控制與盈余管理抑制
——基于重污染企業(yè)的實(shí)證研究

馬蓓麗李蕓達(dá)

輿論沖擊內(nèi)部控制盈余管理

一、引言

近幾年，霧霾天氣肆意頻發(fā)、持續(xù)時間不斷拉長、危害程度逐漸加深，霧霾污染已成為影響我國居民健康生活和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要障礙。本文利用2011年10月底“PM2.5爆表”這一突發(fā)外生輿論事件，探究輿論沖擊對重污染企業(yè)盈余管理的影響以及內(nèi)部控制機(jī)制能否發(fā)揮顯著的盈余管理抑制效用。面對如此現(xiàn)實(shí)的話題，相關(guān)研究卻不多見，主要原因是研究設(shè)計的內(nèi)生性缺陷制約了對該問題檢驗(yàn)的效力（葉青等，2012；劉運(yùn)國等，2015）。而本文在研究設(shè)計上，利用2011年10月底“PM2.5沖擊”這一突發(fā)外生事件所具有的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”性質(zhì)，大大避免了內(nèi)生性的困擾，運(yùn)用PSM和DID法控制了個體固定效應(yīng)和時間序列上其他事件的干擾效應(yīng)，使得因果關(guān)系更加明確。為政府監(jiān)管部門下決心推動重污染行業(yè)的污染治理和技術(shù)轉(zhuǎn)型升級提供決策依據(jù)和有益參考，并從內(nèi)部控制視角提供了政策建議。

二、理論分析和假設(shè)提出

（一）輿論沖擊與盈余管理

近年，新媒體呈井噴式增長，多次在公共事件中顯示出強(qiáng)大的議程設(shè)置能力，影響力已逐漸超越傳統(tǒng)媒體，新媒體推動了許多民生問題進(jìn)入公共視野和決策程序。由于新媒體能夠在短時間引導(dǎo)社會話題和輿論導(dǎo)向，甚至超過傳統(tǒng)輿論對新聞當(dāng)事人乃至政府部門造成一定的壓力，影響到政府政策制定和企業(yè)決策行為（沈藝峰等，2013）。Dyck和Zingales（2004）的研究發(fā)現(xiàn)，媒體監(jiān)督能有效降低控制權(quán)私人收益。Dyck等（2008a）和Joe等（2009）進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，媒體的負(fù)面報道迫使公司治理不佳的企業(yè)采取改正行為。Martinesz等（2005）對網(wǎng)絡(luò)討論進(jìn)行追蹤發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)論壇為相同看法的投資者提供了一個交流社區(qū)，投資者情緒和股票收益之間有相關(guān)關(guān)系。戴亦一等（2011）發(fā)現(xiàn)來自媒體的負(fù)面報道可以有效遏制財務(wù)重述行為的發(fā)生。逯東等（2015）考察網(wǎng)絡(luò)媒體、政策導(dǎo)向媒體和市場導(dǎo)向媒體對上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)和政策導(dǎo)向媒體關(guān)注能提高上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量。

根據(jù)McCombs和Shaw（1972）的“議程設(shè)置”理論，媒體報道能夠形成一種“盯住效應(yīng)”，使得這些被報道的公司成為社會輿論關(guān)注的焦點(diǎn)，特別是在新媒體具有信息放大的“牛鞭效應(yīng)”作用下，被媒體關(guān)注較多的公司決策者出于各種自利性動機(jī)或?yàn)榱擞腺Y本市場監(jiān)管要求，企圖通過盈余管理等決策行為來操縱會計信息，以此對輿論沖擊作出反制。因此可以預(yù)期，當(dāng)輿論沖擊爆發(fā)時，那些重污染企業(yè)自然成為眾矢之的和關(guān)注焦點(diǎn)，在這種情況下，政府部門也為了轉(zhuǎn)移輿論壓力、減輕公眾對立情緒，必然采取嚴(yán)格的管制措施，從而使重污染企業(yè)處于巨大的政治、經(jīng)濟(jì)風(fēng)險之中，導(dǎo)致重污染企業(yè)的政治、經(jīng)濟(jì)成本急劇放大。在這一系列壓力循環(huán)下，重污染企業(yè)不得不加大應(yīng)計盈余管理程度，選擇調(diào)低其報表利潤，試圖規(guī)避或減輕公眾關(guān)注所導(dǎo)致的政治、經(jīng)濟(jì)成本。因此，本文提出假設(shè)H1：

H1：在“PM2.5沖擊”事件發(fā)生后，重污染企業(yè)由于面臨輿論沖擊，會加大應(yīng)計盈余管理程度。

此外，盈余管理不僅包括訴諸于會計政策選擇和會計估計及調(diào)整等基于應(yīng)計項(xiàng)目的盈余管理，還包括通過影響企業(yè)實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營活動的真實(shí)活動盈余管理（Roychowdhury，2006）。真實(shí)活動盈余管理對企業(yè)的銷售、生產(chǎn)支出等行為都會產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響，隨著輿論沖擊力度的空前加大和外部審計市場的日益完善，重污染企業(yè)很可能不惜通過影響企業(yè)實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營活動，比如調(diào)整銷售收入、攤薄生產(chǎn)成本、壓縮研發(fā)費(fèi)用等所謂真實(shí)活動盈余管理來應(yīng)對輿論沖擊和外部審計。本文提出假設(shè)H2：

H2：在“PM2.5沖擊”事件發(fā)生后，重污染企業(yè)由于面臨輿論沖擊，會加大真實(shí)活動盈余管理程度。

（二）內(nèi)部控制與盈余管理抑制

內(nèi)部控制作為保障財務(wù)報告真實(shí)完整的一項(xiàng)重要制度安排，可以提高財務(wù)信息的質(zhì)量和透明程度，降低信息不對稱所導(dǎo)致的道德風(fēng)險和逆向選擇問題，抑制盈余管理等行為（Buchuk等,2014）。首先，內(nèi)部控制水平能夠減少逆向選擇問題，內(nèi)部控制質(zhì)量不高相當(dāng)于向公司董事會、中小股東們傳遞了企業(yè)營運(yùn)水平不高、財務(wù)報告質(zhì)量低下等信號。一旦投資者和董事會認(rèn)識到公司的內(nèi)部控制系統(tǒng)存在缺陷，那么他們有可能要求公司進(jìn)行整改、提高信息質(zhì)量（Mei Cheng,2013），并且隨著加強(qiáng)披露和信息質(zhì)量的提高，信息透明度得到提高，信息不對稱程度大大降低，逆向選擇情形大大緩解，企業(yè)的盈余管理、關(guān)聯(lián)交易等行為必將受到抑制；其次，內(nèi)部控制質(zhì)量將導(dǎo)致公司董事會、市場信用評級機(jī)構(gòu)以及財務(wù)分析師等監(jiān)督者們加強(qiáng)對公司的關(guān)注力度和關(guān)注層次，增加信息透明度，從而減少道德風(fēng)險問題。比如監(jiān)督者們會通過獲取更為獨(dú)立、更為交叉的信息，深入到公司的內(nèi)部運(yùn)營層面，關(guān)注公司的投融資決策甚至是管理策略，這些都有助于減少財務(wù)信息的偏差和錯誤數(shù)量，降低經(jīng)理層建立個人帝國等代理成本，抑制盈余管理行為發(fā)生的概率。

研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量越高越能對盈余管理產(chǎn)生抑制作用，Cohen等（2008）發(fā)現(xiàn)披露內(nèi)部控制缺陷之后，公司的財務(wù)信息質(zhì)量得到加強(qiáng)，Ashbaugh-Skaife等（2008）發(fā)現(xiàn)報告內(nèi)控缺陷的公司比沒有報告內(nèi)控缺陷的公司存在更低的盈余質(zhì)量，對審計師以前披露的內(nèi)部控制缺陷進(jìn)行整改的公司與沒有進(jìn)行整改的公司相比，具有更高的盈余質(zhì)量，Altamuro and Beatty（2010）發(fā)現(xiàn)披露內(nèi)部控制缺陷之后，可以減少盈余管理行為，增加盈余持續(xù)性以及現(xiàn)金流可預(yù)測性，經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明內(nèi)部控制發(fā)揮抑制效應(yīng)的差異不再明顯。吳益兵（2012）研究表明我國現(xiàn)階段上市公司內(nèi)部控制水平與盈余管理水平存在顯著的負(fù)相關(guān)，內(nèi)部控制水平能夠有效地抑制上市公司盈余管理水平。范經(jīng)華等（2013）研究內(nèi)部控制和審計師行業(yè)專長對應(yīng)計和真實(shí)盈余管理的治理作用時發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于抑制公司的應(yīng)計盈余管理行為，但對真實(shí)盈余管理的抑制作用較小。

基于以上分析，在面臨輿論沖擊時，由于內(nèi)部控制質(zhì)量高的重污染企業(yè)，具有較高的信息透明度和財務(wù)安全性，相對于內(nèi)部控制質(zhì)量低的重污染企業(yè)，內(nèi)部控制質(zhì)量高的重污染企業(yè)更少通過盈余管理行為來反制輿論壓力，也就是說內(nèi)部控制能夠?qū)τ喙芾戆l(fā)揮抑制效用。本文提出假設(shè)H3、H4：

H3：在“PM2.5沖擊”事件發(fā)生后，重污染企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，其應(yīng)計盈余管理程度越低。

H4：在“PM2.5沖擊”事件發(fā)生后，重污染企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，其真實(shí)盈余管理程度越低。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇

本文樣本期間為2009-2013年，借鑒Duchin et al（2010）、Almeida et al（2011）等研究，首先定義2011年10月作為輿論沖擊開始日期，并且主要研究沖擊后三年（2011-2013）的盈余管理特征，為了考慮時間平衡，以及考慮到2008年全球金融危機(jī)的沖擊，所以剔除2008年當(dāng)年樣本，以2009年作為研究初始年度，本文也將沖擊前時間限定為兩年（2009-2010）；其次以環(huán)保部發(fā)布的《關(guān)于執(zhí)行大氣污染物特別排放限值的公告》（以下簡稱《公告》）為標(biāo)準(zhǔn)，手工進(jìn)行樣本篩選，即如果該上市公司屬于《公告》規(guī)定的六大行業(yè)，那么將其界定為重污染企業(yè)，作為本文研究的處理組，而將重污染企業(yè)同一級行業(yè)分類（同門類）中的其余企業(yè)界定為非重污染企業(yè)，作為控制組；再次排除了金融機(jī)構(gòu)和2011年市場價值小于800萬元，某年度資產(chǎn)或銷售增長率大于100%的樣本公司，ST公司以及相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；最終樣本包含了3972個公司年，為了控制極端值對于本文結(jié)果的影響，對所有變量在上下1%的水平上進(jìn)行縮尾（Winsorize）處理。主要數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來自深圳迪博風(fēng)險管理咨詢公司的“迪博· 中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”數(shù)據(jù)庫，該指數(shù)以企業(yè)內(nèi)部控制基本框架體系為編制基礎(chǔ)，基于戰(zhàn)略、經(jīng)營、報告、合規(guī)和資產(chǎn)安全五個維度進(jìn)行內(nèi)部控制指數(shù)設(shè)計，綜合反應(yīng)企業(yè)財務(wù)和非財務(wù)特征，具有良好的外生性。

（二）變量定義

1.應(yīng)計項(xiàng)盈余管理度量EQ

應(yīng)計項(xiàng)盈余管理的度量方法有多種（Schipper,2003），本文則在借鑒Kothari （2005）、Francis （2004）和Doyle （2007a）的基礎(chǔ)上，選擇修正的截面瓊斯模型進(jìn)行分行業(yè)分年度回歸估計出度量應(yīng)計盈余管理（EQ）的指標(biāo)。

2.真實(shí)活動盈余管理度量RM

真實(shí)活動盈余管理度量方式是Roychowdhury（2006）提出的三個真實(shí)活動盈余管理模型，分別以異常經(jīng)營現(xiàn)金流量、異常生產(chǎn)成本和異常酌量性支出三種變量異常值之和的絕對值衡量真實(shí)盈余管理（RM）的程度。

3.解釋變量和控制變量

借鑒葉建芳（2012）、楊七中（2014）、Doyle（2007b）等國內(nèi)外研究成果，本文選取內(nèi)控指數(shù)ICI、組別變量Treat和時間變量After作為解釋變量，選擇公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)報酬率、配股或增發(fā)行為、破產(chǎn)風(fēng)險指數(shù)、股票年收益率、董事長兼任總經(jīng)理、海外發(fā)行上市、外部審計意見等作為控制變量控制其他因素可能對盈余管理行為的影響，全部變量名稱及定義見表1。

（三）PSM配對設(shè)計

為了排除其他協(xié)變量對內(nèi)部控制因素的干擾，以及潛在線性假設(shè)的約束，穩(wěn)健性地檢驗(yàn)上述研究假說，本文借鑒Armstrong 等（2010）采取傾向性配對法（Propensity-score matching，PSM）為每個處理組樣本公司選擇兩個PS值最接近的控制組樣本公司，即按照1∶2為每個處理組公司選擇在資產(chǎn)規(guī)模、負(fù)債水平、市值/面值、現(xiàn)金流變動、行業(yè)類別等維度相近的兩個控制組公司作為配對樣本。

（四）倍差法（DID）模型構(gòu)建

當(dāng)滿足PSM配對樣本平衡性后，構(gòu)建相應(yīng)的DID模型如下：

表1　變量名稱及定義

表2　“PM2.5沖擊”事件前后主要變量的描述性統(tǒng)計

模型（1）用來檢驗(yàn)假設(shè)H1、H2，模型（2）用來檢驗(yàn)假設(shè)H3、 H4，其中Y包括EQ和RM，檢驗(yàn)時分別代入模型。Treat是組別指示變量，處理組取值為1，控制組取值為0；After是時間指示變量，PM2.5爆表當(dāng)年及以后（事件后）取值為1，反之（事件前）取值為0。Zit是控制變量，εit是殘差。在模型（1）中，關(guān)注的是Treat*After的系數(shù)α3，表示與控制組（非重污染企業(yè)）相比，在PM2.5事件爆發(fā)后，處理組（重污染企業(yè)）將更大幅度地進(jìn)行盈余管理（即假設(shè)H1、H2），因此預(yù)測其符號為正向顯著。而在模型（2）中，關(guān)注的是Treat*After的系數(shù)α4和Treat*After*ICI的系數(shù)α5，預(yù)測α4符號為正向顯著，α5符號為負(fù)向顯著（即假設(shè)H3、H4），各變量具體定義見表1。

表3　全樣本回歸結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2的Panel A、Panel B分別比較了PM2.5沖擊事件前后處理組和控制組中被解釋變量的描述性統(tǒng)計特征，從Panel A可知，在事件沖擊之前，比較處理組和控制組的應(yīng)計盈余程度EQ，發(fā)現(xiàn)兩組指標(biāo)的均值和中值均無顯著差別。然而比較Panel B,我們發(fā)現(xiàn)處理組應(yīng)計盈余程度EQ的均值和中值都顯著大于控制組，且在5%的水平上顯著。這表明與控制組相比，處理組應(yīng)計盈余程度明顯加大，初步支持本文的假設(shè)H1。

再比較處理組和控制組的真實(shí)盈余程度RM，發(fā)現(xiàn)兩組指標(biāo)的均值和中值均呈顯著差別，且在1%的水平上顯著,比較Panel B,我們發(fā)現(xiàn)處理組和控制組的真實(shí)盈余程度RM差異性保持不變，這表明兩組間的真實(shí)盈余程度RM主要由組間固定效應(yīng)導(dǎo)致，事件沖擊效應(yīng)不明顯，未必支持本文的假設(shè)H2。

（二）相關(guān)性分析

所有解釋變量相關(guān)系數(shù)表明解釋變量之間共線性不強(qiáng)，符合OLS回歸假設(shè)。（相關(guān)系數(shù)表省略）

（三）回歸結(jié)果分析

表3列示了應(yīng)計盈余程度EQ和真實(shí)盈余程度RM的全樣本回歸結(jié)果。列①②的被解釋變量是應(yīng)計盈余程度EQ，分別是分析應(yīng)計盈余程度EQ在沖擊前后的變化情況以及內(nèi)部控制的抑制效用，即交互項(xiàng)Treat*After和Treat*After*ICI的系數(shù)，因?yàn)樗鼈兎从车氖菦_擊事件爆發(fā)后，對于重污染企業(yè)而言，該事件對應(yīng)計盈余程度的影響情況以及內(nèi)部控制對該影響的抑制效用。根據(jù)前文的分析，可預(yù)測交互項(xiàng)Treat*After的符號顯著為正，而交互項(xiàng)Treat*After*ICI的符號顯著為負(fù)。列③④的被解釋變量是真實(shí)盈余程度RM，分別是分析真實(shí)盈余程度RM在沖擊前后的變化情況以及內(nèi)部控制的抑制效用，交互項(xiàng)Treat*After和Treat*After*ICI的符號預(yù)測同列①②。

在列①的回歸結(jié)果中，Treat的系數(shù)不顯著，說明在沖擊事件之前，重污染企業(yè)和非重污染企業(yè)的應(yīng)計盈余程度沒有顯著差異。After的系數(shù)反映沖擊事件之后，控制組的應(yīng)計盈余程度變動，該系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，說明沖擊事件導(dǎo)致控制組的應(yīng)計盈余程度變小。而Treat*After系數(shù)反映的是處理組和控制組受到?jīng)_擊之后的應(yīng)計盈余程度差異，該系數(shù)在在5%水平上顯著為正，符合本文預(yù)測。說明輿論沖擊，一方面導(dǎo)致非重污染企業(yè)應(yīng)計盈余程度變小，但另一方面卻導(dǎo)致重污染企業(yè)和非重污染企業(yè)的應(yīng)計盈余程度差異變大，重污染企業(yè)由于面臨的輿論沖擊，確實(shí)會加大應(yīng)計盈余管理程度。并且由于該結(jié)果是借助倍差法排除了共同趨勢的作用，能捕捉到輿論沖擊的凈影響，可靠性較高，從而支持本文所提出的假設(shè)H1。在列②的回歸結(jié)果中，本文加入了內(nèi)部控制變量，Treat、After和Treat*After的系數(shù)基本不變，而交互項(xiàng)Treat*After*ICI的系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，符合本文預(yù)測。說明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，則應(yīng)計盈余程度越低，即重污染企業(yè)的內(nèi)部控制有效地發(fā)揮了盈余管理的抑制效用。從而支持本文所提出的假設(shè)H3。

在列③的回歸結(jié)果中，Treat的系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，說明在沖擊事件之前，重污染企業(yè)的真實(shí)盈余程度顯著小于非重污染企業(yè)。After的系數(shù)并不顯著，反映沖擊事件之后，控制組的真實(shí)盈余程度變動不大。本文所關(guān)注的Treat*After系數(shù)并不顯著為正，不符合本文預(yù)測，說明沖擊事件并未導(dǎo)致重污染企業(yè)和非重污染企業(yè)的真實(shí)盈余程度存在明顯差異，輿論沖擊沒有導(dǎo)致重污染企業(yè)加大真實(shí)盈余管理程度，故結(jié)論不支持假設(shè)H2。在列④的回歸結(jié)果中，本文同樣加入了內(nèi)部控制變量，Treat、After和Treat*After的系數(shù)基本不變，而交互項(xiàng)Treat*After*ICI的系數(shù)并不顯著，不符合本文預(yù)測。說明內(nèi)部控制未能有效地發(fā)揮了真實(shí)盈余管理的抑制效用。故結(jié)論不支持假設(shè)H4。

對此，本文認(rèn)為不同于一般行業(yè)上市公司在面對日益高質(zhì)量的外部審計和鑒證壓力時，更具有動機(jī)選擇隱蔽性更高的真實(shí)活動盈余管理行為，且這種動機(jī)在外部制度健全和行業(yè)競爭激烈加劇時更為明顯（李江濤等，2012）。而重污染企業(yè)多處于壟斷地位，更少選擇真實(shí)活動進(jìn)行盈余管理，故其真實(shí)盈余管理程度反而越低；此外，我國內(nèi)部控制實(shí)施時間較短，尚未形成真正的約束效力，通過操縱真實(shí)經(jīng)營活動的盈余管理行為，例如增加銷售、削減研發(fā)支出和攤薄固定成本，只要符合內(nèi)控的政策和流程，就不違反公司內(nèi)控規(guī)定，因此內(nèi)控可能對此類行為缺少明顯的抑制作用（范經(jīng)華等，2013）。

表4　　區(qū)分規(guī)模與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組回歸

五、進(jìn)一步分析

“政治成本假說”認(rèn)為，企業(yè)的規(guī)模越大，管理層就愈有動機(jī)選擇那些能夠?qū)?dāng)期盈余延續(xù)到下期的會計程序，以避免政治關(guān)注，降低政治管制成本。特別是在企業(yè)前景光明的時候，這使得利用會計程序和方法使凈收益最小化成為企業(yè)必不可少的手段。否則，公眾的輿論壓力會促使政府通過加強(qiáng)管制或其他方法來降低企業(yè)的盈利能力。張曉東（2008）發(fā)現(xiàn)我國石化行業(yè)公司通過調(diào)減利潤來避免政治管制，葉青等（2012）發(fā)現(xiàn)當(dāng)公司實(shí)際控制人登上“胡潤富豪榜”后，會降低會計信息質(zhì)量避免由上榜引起的政治成本。劉運(yùn)國等（2015）發(fā)現(xiàn)在污染事件爆發(fā)后，小規(guī)模與非國有重污染企業(yè)進(jìn)行向下的盈余管理動機(jī)更強(qiáng)烈。綜上所述，結(jié)合中國制度背景和輿論壓力，本文有必要進(jìn)一步分析我國重污染企業(yè)的盈余管理是否存在類似的政治成本效應(yīng)。

此外，我國企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)也具有不同于西方企業(yè)的獨(dú)特性，特別是重污染企業(yè)雖然大多屬于國有性質(zhì)（細(xì)分為中央政府所有和地方政府所有兩類）。中央政府所有的重污染企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模動輒上萬億元，掌控國計民生的命脈，其政治關(guān)聯(lián)程度和預(yù)算軟約束遠(yuǎn)非地方政府所有的重污染企業(yè)可比，因此在面臨霧霾輿論沖擊時，政府將首要保證中央所有的重污染企業(yè)的穩(wěn)定性，可能提供更多的隱性優(yōu)惠政策（如銀行貸款、財政補(bǔ)貼等），而地方重污染企業(yè)將受到更冗余的環(huán)境管制、政策歧視、融資約束等不公平的資源分配，其抗風(fēng)險能力大大低于央企，更可能采取盈余管理行為來進(jìn)行風(fēng)險反制。綜上所述，結(jié)合中國產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和輿論壓力，本文有必要進(jìn)一步分析我國重污染企業(yè)的盈余管理是否存在類似的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)效應(yīng)。

為了檢驗(yàn)上述的“政治成本假說”和“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)效應(yīng)”，本文將重污染企業(yè)（處理組）按照規(guī)模大小劃分為大規(guī)模（Big）和小規(guī)模（Small）兩組子樣本，以及中央政府所有（Central）和地方政府所有（Local）兩個子樣本，分別代入倍差法模型（1）、（2）與控制組重新進(jìn)行分組回歸，結(jié)果見表4。

在表4中，本文關(guān)注的是仍然是交互項(xiàng)Treat*After和Treat*After*ICI的系數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)當(dāng)被解釋變量是應(yīng)計盈余程度EQ時，大規(guī)模組（列①）和小規(guī)模組（列②）中的Treat*After系數(shù)均在1%水平上顯著為正，而Treat*After*ICI的系數(shù)僅在小規(guī)模組中負(fù)向顯著，當(dāng)被解釋變量是真實(shí)盈余程度RM時，大規(guī)模組（列③）的Treat*After系數(shù)不再顯著，小規(guī)模組（列④）的Treat*After系數(shù)均在10%水平上顯著為正，而Treat*After*ICI的系數(shù)均不顯著。這說明當(dāng)輿論沖擊爆發(fā)使得政治環(huán)境變得敏感、政治成本上升時，所有規(guī)模類型重污染企業(yè)都面臨著外部壓力，紛紛加大應(yīng)計盈余管理程度進(jìn)行反制，但小規(guī)模重污染企業(yè)所受到政治成本壓力更大，甚至需要通過真實(shí)盈余管理來緩解壓力。內(nèi)部控制對大規(guī)模企業(yè)未實(shí)現(xiàn)抑制效用，而僅對小規(guī)模企業(yè)的應(yīng)計盈余管理發(fā)揮了顯著抑制效用，這說明我國大規(guī)模重污染企業(yè)的內(nèi)部控制機(jī)制作用甚微，研究結(jié)論與劉運(yùn)國等（2015）相一致，支持“政治成本假說”。同樣，本文在按產(chǎn)權(quán)分組中也發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)果，即地方政府所有的重污染企業(yè)的應(yīng)計盈余管理程度高于中央政府所有的企業(yè)（列⑤⑥Treat*After系數(shù)差異P=0.042），表明相比于大規(guī)模及中央控股重污染企業(yè)，小規(guī)模與地方政府控股重污染企業(yè)加大盈余管理程度的動機(jī)更強(qiáng)烈。大規(guī)模企業(yè)通常又是由中央政府控股，更可能得到政府的隱性政策支持，更多的財政補(bǔ)貼，更軟的預(yù)算約束，所以對輿論沖擊導(dǎo)致的政治成本并不敏感。

以上結(jié)果表明，雖然我國政府在逐步實(shí)現(xiàn)國有產(chǎn)權(quán)改革、大力推進(jìn)市場化進(jìn)程，但政府作為經(jīng)濟(jì)資源分配的主體角色并未改變，當(dāng)面臨外部輿論沖擊時，受到環(huán)境監(jiān)管壓力最大的仍是小規(guī)模及地方國企，譬如2015年北京地區(qū)關(guān)停退出326家一般制造和污染企業(yè)，全國發(fā)現(xiàn)環(huán)境違法工業(yè)企業(yè)3395家、取締關(guān)閉小作坊3102個。但我們認(rèn)為，政府更應(yīng)該加重大規(guī)模重污染企業(yè)的管制力度，大幅增加其違法違規(guī)的政治成本；要將環(huán)境管制政策落到高處，落到實(shí)處，同時推進(jìn)大規(guī)模重污染企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)，切實(shí)發(fā)揮內(nèi)部制衡效用，而不是一味地財政補(bǔ)貼，推遲危機(jī)到來。對于小規(guī)模企業(yè)來說，當(dāng)務(wù)之急是加快結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，淘汰落后產(chǎn)能，改變投資偏好，加大研發(fā)創(chuàng)新等投入，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。

六、穩(wěn)健性測試

（一）模擬沖擊測試

借鑒Duchin et al（2010）的研究，本文進(jìn)行一系列模擬沖擊測試來檢驗(yàn)該結(jié)論的穩(wěn)健性。具體以2008年10月、2009年10月、2010年10月分別作為輿論沖機(jī)爆發(fā)當(dāng)期，利用模型（1）（2）重新進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)Treat*After的系數(shù)均不再顯著為正，表明公司盈余管理并未呈現(xiàn)顯著上升，內(nèi)部控制也未顯著地發(fā)揮抑制作用，這使得本文有理由相信主要研究結(jié)論是和輿論沖擊相關(guān)。

（二）盈余管理指標(biāo)

本文還采用截面瓊斯模型、業(yè)績調(diào)整截面瓊斯模型度量應(yīng)計項(xiàng)盈余管理，主要回歸結(jié)果保持一致。

（三）滯后指標(biāo)分析

為了減少內(nèi)生性問題，本文將內(nèi)部控制指數(shù)滯后一期（即2010年末）、滯后二期（即2009年末）分別代入模型（1）（2），重新進(jìn)行估計，主要結(jié)論仍然成立。

（四）工具變量分析

參考Doyle et al.（2007b）選取市值MV、資產(chǎn)報酬率ROA、前五大股東持股比例OWNCRL5、董事會規(guī)模BOARD、員工人數(shù)對數(shù)WORKER五個外生變量作為內(nèi)控質(zhì)量ICI的工具變量。第一階段用ICI對以上五個外生變量回歸，得到內(nèi)控質(zhì)量ICI擬合值。第二階段，將作為新的內(nèi)控質(zhì)量回歸變量代入模型（1）（2），再次檢驗(yàn)內(nèi)部控制對重污染企業(yè)盈余管理程度的抑制效用。兩階段工具變量分析表明，主要結(jié)論基本不變。

七、研究結(jié)論和貢獻(xiàn)

本文利用2011年“PM2.5爆表”這一“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的外生輿論沖擊事件，采用傾向評分匹配法和倍差法，檢驗(yàn)了該事件對重污染行業(yè)盈余管理方式的影響，以及內(nèi)部控制機(jī)制能否發(fā)揮盈余管理抑制性效用。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)相對于非重污染企業(yè)，輿論沖擊顯著地影響了重污染企業(yè)的盈余管理行為，內(nèi)部控制僅僅對小規(guī)模重污染企業(yè)的應(yīng)計盈余管理發(fā)揮抑制效用。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模中央政府控股企業(yè)主要存在應(yīng)計盈余管理行為；而小規(guī)模地方政府控股企業(yè)不僅存在應(yīng)計盈余管理行為，還存在真實(shí)盈余管理行為。本研究不僅探討了中國制度背景下的政治成本假說和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)效應(yīng)的內(nèi)涵及外延，還為加強(qiáng)內(nèi)部控制制度的建設(shè)和監(jiān)管明確了方向。后續(xù)的模擬沖擊等穩(wěn)健性測試都表明本文研究結(jié)論比較可靠。

作者單位：江蘇理工學(xué)院商學(xué)院

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本文利用2011年“PM2.5爆表”這一“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)性質(zhì)”的外生輿論事件，采用傾向評分匹配法和倍差法，實(shí)證檢驗(yàn)了該輿論事件對重污染企業(yè)盈余管理的影響，以及內(nèi)部控制能否發(fā)揮盈余管理抑制性效用。研究發(fā)現(xiàn)，輿論沖擊顯著地影響了重污染企業(yè)的盈余管理行為，內(nèi)部控制能夠?qū)?yīng)計盈余管理發(fā)揮抑制效用。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模中央政府控股企業(yè)主要存在應(yīng)計盈余管理行為；而小規(guī)模地方政府控股企業(yè)不僅存在應(yīng)計盈余管理行為，還存在真實(shí)盈余管理行為，內(nèi)部控制僅僅對小規(guī)模重污染企業(yè)的應(yīng)計盈余管理發(fā)揮抑制效用。本研究為加強(qiáng)重污染企業(yè)內(nèi)部控制制度的建設(shè)和監(jiān)管明確了方向。