□蘇三妹 劉微芳

一、引言

2013 年11 月，黨的十八屆三中全會(huì)明確提出發(fā)展“混合所有制經(jīng)濟(jì)”，會(huì)議指出“國(guó)有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經(jīng)濟(jì)，是基本經(jīng)濟(jì)制度的重要實(shí)現(xiàn)形式”。此后，全國(guó)20 多個(gè)省（市、區(qū)）陸續(xù)出臺(tái)了指導(dǎo)國(guó)資國(guó)企改革的文件。根據(jù)國(guó)資委數(shù)據(jù)顯示，2013 年到2018 年，我國(guó)各省(市、區(qū))實(shí)施混合所有制改革（以下簡(jiǎn)稱“混改”）企業(yè)超過(guò)5000 家，引入非公有資本超過(guò)6000 億元，2019 年國(guó)務(wù)院繼續(xù)推出了160 家混改試點(diǎn)名單。新一輪混合所有制改革如火如荼開展，但總體上依然處于試點(diǎn)探索階段，改革推進(jìn)過(guò)程亟需理論的進(jìn)一步創(chuàng)新與實(shí)現(xiàn)路徑的審慎選擇。[1]

盈余信息是資本市場(chǎng)利益相關(guān)者決策的重要依據(jù)，但上市公司盈余管理問(wèn)題仍十分嚴(yán)重，尤其國(guó)有企業(yè)存在著更為頻繁的盈余管理行為[2]。在新一輪國(guó)有企業(yè)改革過(guò)程中，如何提高國(guó)有企業(yè)信息披露質(zhì)量引起了政府部門的高度重視。2016 年，國(guó)資委公布了國(guó)有企業(yè)的“十項(xiàng)改革試點(diǎn)”，強(qiáng)調(diào)信息公開是國(guó)有企業(yè)改革的一項(xiàng)重要內(nèi)容。盈余管理作為會(huì)計(jì)信息失真的一個(gè)重要影響因素，備受人們關(guān)注。國(guó)有企業(yè)混合所有制改革是把企業(yè)的多種主人請(qǐng)進(jìn)來(lái)，這必將引起公司治理結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)——股權(quán)結(jié)構(gòu)的構(gòu)成和特征的變化，一定的股權(quán)制衡有利于盈余質(zhì)量的提升[3]，國(guó)務(wù)院在有關(guān)國(guó)企改革文件中也曾多次強(qiáng)調(diào)，希望通過(guò)“混合所有制改革”改善公司治理結(jié)構(gòu)，提高國(guó)有企業(yè)效率。鑒于盈余管理是公司治理的重點(diǎn)控制方面，本文基于盈余管理視角，研究混改對(duì)國(guó)有企業(yè)的治理效應(yīng)。

目前學(xué)術(shù)界對(duì)混合所有制改革與盈余管理關(guān)系的研究較少，少量文獻(xiàn)[2][4-5]討論了股權(quán)混合對(duì)盈余管理、公司違規(guī)行為的影響，認(rèn)為股權(quán)混合有利于抑制國(guó)有企業(yè)盈余管理，降低公司違規(guī)行為。這些研究雖然是在混改背景下進(jìn)行的，但只是基于股權(quán)結(jié)構(gòu)的角度，并不是出于混改本身帶來(lái)的政策效應(yīng)，且鮮有考慮盈余管理方向、盈余管理動(dòng)機(jī)等內(nèi)容。

本文基于2013 年以來(lái)的混改政策，運(yùn)用漸近性DID 模型，并通過(guò)傾向得分匹配、Heckman 兩步法控制內(nèi)生性問(wèn)題，研究混合所有制改革對(duì)盈余管理的治理效應(yīng)；同時(shí)從分類、分層改革的邏輯出發(fā)，分別對(duì)企業(yè)不同功能屬性、不同地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平進(jìn)行異質(zhì)性分析；非國(guó)有股東與國(guó)企混改息息相關(guān)，因此進(jìn)一步討論股東多樣性、非國(guó)有大股東制衡度與機(jī)構(gòu)投資者持股在這當(dāng)中發(fā)揮的作用；最后，檢驗(yàn)混改對(duì)盈余管理治理效應(yīng)的渠道機(jī)制及其最終給企業(yè)價(jià)值帶來(lái)的影響。本文從財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)治理的角度支持了混合所有制改革的積極意義，豐富了混改政策效應(yīng)的有關(guān)研究，且對(duì)進(jìn)一步推進(jìn)國(guó)有企業(yè)混改、提升國(guó)有企業(yè)公司治理具有一定的參考意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）混合所有制改革對(duì)盈余管理的抑制效應(yīng)

國(guó)有企業(yè)進(jìn)行混合所有制改革的方式多樣，混改后將會(huì)給國(guó)有企業(yè)引入更多非國(guó)有股東的關(guān)注和加入。在國(guó)有企業(yè)中，由于“所有者缺位”問(wèn)題的存在，使得管理層對(duì)上市公司的控制權(quán)增強(qiáng)，加之缺乏有效的管理層激勵(lì)機(jī)制和監(jiān)督管理制度，國(guó)有企業(yè)內(nèi)部的代理問(wèn)題非常嚴(yán)重，內(nèi)部人控制常常導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)高管在職消費(fèi)和侵占公司利益行為[6-7]。而非國(guó)有股東為了維護(hù)自身利益，有動(dòng)機(jī)監(jiān)督國(guó)有企業(yè)高管，防止國(guó)有企業(yè)內(nèi)部人對(duì)自身利益的侵占。同時(shí)，為了降低信息的不對(duì)稱，以便對(duì)國(guó)有控股股東和國(guó)有企業(yè)內(nèi)部人的監(jiān)督，在這個(gè)過(guò)程當(dāng)中，非國(guó)有股東會(huì)更關(guān)注會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，將要求國(guó)有企業(yè)高管進(jìn)行更可靠的信息披露，從而在一定程度上抑制經(jīng)營(yíng)者盈余管理的行為。

混合所有制改革的出發(fā)點(diǎn)在于通過(guò)引入非國(guó)有資本，發(fā)揮非國(guó)有股東的監(jiān)督作用，以形成更好的公司治理結(jié)構(gòu)。[7-8]影響盈余管理的因素很多，但從制度層面上看主要是公司治理結(jié)構(gòu)。[9]完善的公司治理有利于抑制盈余管理行為，保證會(huì)計(jì)信息質(zhì)量?；旌纤兄频膶?shí)質(zhì)是不同性質(zhì)的股東通過(guò)博弈提高公司治理的有效性，從而影響公司的決策并提高企業(yè)績(jī)效；其形成的多元化所有權(quán)的監(jiān)督格局，使得不同的產(chǎn)權(quán)所有者互相監(jiān)督、彼此制約，逐步完善企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)。[12-13]可以預(yù)期，混改后更完善的治理結(jié)構(gòu)將有助于降低國(guó)有企業(yè)的盈余管理現(xiàn)象。

綜合上述分析，本文假設(shè)：

H1：混合所有制改革對(duì)國(guó)有企業(yè)盈余管理具有抑制作用。

（二）混合所有制改革對(duì)盈余管理的異質(zhì)性效應(yīng)分析

國(guó)有企業(yè)混合所有制改革應(yīng)分層、分類穩(wěn)步推進(jìn)，做到因地制宜，因企施策?；诖?，本文進(jìn)一步討論國(guó)有企業(yè)類型、企業(yè)所處的外部治理環(huán)境對(duì)混改盈余管理治理效應(yīng)的影響。

1.企業(yè)類型的影響

根據(jù)國(guó)有資本的戰(zhàn)略定位和發(fā)展目標(biāo)，可以將國(guó)有企業(yè)分為商業(yè)類和公益類，其中商業(yè)類進(jìn)一步分為商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類和特定功能類。[14]國(guó)企混合所有制改革應(yīng)根據(jù)企業(yè)的特點(diǎn)、行業(yè)的特點(diǎn)選擇改革的方式，企業(yè)功能屬性不同，混改給企業(yè)帶來(lái)的治理機(jī)制、信息傳遞等也可能會(huì)存在差異。

商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類是指處于充分競(jìng)爭(zhēng)的商業(yè)類國(guó)有企業(yè)。在一個(gè)競(jìng)爭(zhēng)激烈的行業(yè)中，公司管理者會(huì)面臨更大的經(jīng)營(yíng)壓力，出于自身利益和職業(yè)發(fā)展的考慮，他們可能會(huì)有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去實(shí)施盈余管理行為。[15]商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類國(guó)企是混合所有制改革的主體，在引入非國(guó)有股東后，有利于吸收多元資本參與公司治理，非國(guó)有股東通過(guò)持有股權(quán)、委派董事等方式增強(qiáng)自身的所有權(quán)與表決權(quán)能力，加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督。此外，混改政策的實(shí)施可能會(huì)增強(qiáng)企業(yè)面臨的不確定性，環(huán)境不確定性的提高會(huì)使得企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的意愿降低[16]，再加上商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類企業(yè)本身所處的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)激烈，在實(shí)施混改政策后，企業(yè)會(huì)采取更為穩(wěn)健的生產(chǎn)政策、費(fèi)用開支政策，從而降低盈余管理水平。特定功能類則是主業(yè)處于關(guān)系國(guó)家安全的行業(yè)、支柱產(chǎn)業(yè)、肩負(fù)改善民生和保障城市安全等戰(zhàn)略性領(lǐng)域的商業(yè)類國(guó)企。特定功能類企業(yè)如果實(shí)施混改，所引入的非國(guó)有資本在相應(yīng)領(lǐng)域就會(huì)有較強(qiáng)的專業(yè)資本沉淀，這些非國(guó)有股東加盟可以減低國(guó)有企業(yè)的代理成本。[17]但這類企業(yè)技術(shù)壁壘和資本壁壘相對(duì)較高，相比于商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類，非國(guó)有資本較難進(jìn)入。

基于上述分析，本文假設(shè)：

H2a:相對(duì)于特定功能類國(guó)企，混合所有制改革對(duì)商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類國(guó)有企業(yè)盈余管理的抑制作用更強(qiáng)。

2.市場(chǎng)化水平的影響

研究我國(guó)的公司治理問(wèn)題應(yīng)該考慮企業(yè)的外部治理環(huán)境，外部治理環(huán)境的好壞對(duì)企業(yè)管理層有激勵(lì)與監(jiān)督的作用，而市場(chǎng)化進(jìn)程則是外部治理環(huán)境的綜合體現(xiàn)。[18]我國(guó)現(xiàn)階段各地區(qū)之間的制度環(huán)境依然存在較大差異，市場(chǎng)化發(fā)展水平不一。在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)，金融市場(chǎng)、投資者法律保護(hù)制度更加完善，企業(yè)受到的關(guān)注與監(jiān)督也更加充分[19]，因此非國(guó)有股東在國(guó)企內(nèi)部的話語(yǔ)權(quán)與權(quán)力的行使會(huì)有更多保障，從而有利于治理效應(yīng)的發(fā)揮。再?gòu)恼深A(yù)來(lái)看，在那些國(guó)有產(chǎn)值高的地區(qū)，國(guó)有企業(yè)的賬面盈利水平直接關(guān)系到官員的政績(jī)表現(xiàn)，所以當(dāng)企業(yè)業(yè)績(jī)不好時(shí)，政府很可能會(huì)干預(yù)公司的會(huì)計(jì)報(bào)告過(guò)程，甚至鼓勵(lì)企業(yè)高估利潤(rùn)或者避虧。[20]政府對(duì)國(guó)有企業(yè)的干預(yù)程度受制度建設(shè)的影響，地區(qū)市場(chǎng)化程度越高，越有利于減輕國(guó)企政策性負(fù)擔(dān)，降低政府干預(yù)水平[18]，從而有利于減輕政府對(duì)國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)信息的干預(yù)。因此，本文假設(shè)：

H2b：市場(chǎng)化水平高的地區(qū)，混合所有制改革對(duì)企業(yè)盈余管理的抑制作用更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究樣本為2011—2019 年滬深A(yù) 股上市國(guó)有企業(yè)，數(shù)據(jù)來(lái)自Wind、CSMAR、DIB 數(shù)據(jù)庫(kù)以及各公司公告等。對(duì)初始樣本按照如下方式處理：剔除了金融保險(xiǎn)類企業(yè)，剔除了所需數(shù)據(jù)缺失的樣本。同時(shí)，為了降低異常值的影響，按照Winsorize 方法，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。

（二）主要變量選取

1.混合所有制改革。借鑒有關(guān)研究以及梳理混改政策文件，得出2013 年①以來(lái)國(guó)有企業(yè)主要采取的四種混改方式：?jiǎn)T工持股、整體上市、并購(gòu)重組以及直接引進(jìn)非國(guó)有資本。本文手工整理2014 年開始進(jìn)行過(guò)以上四類活動(dòng)的企業(yè)作為進(jìn)行混改的企業(yè)樣本。其中，直接引進(jìn)非國(guó)有資本包含兩小類：引進(jìn)戰(zhàn)略投資者或?qū)嶋H控制人發(fā)生變更——引進(jìn)戰(zhàn)略投資者的數(shù)據(jù)通過(guò)查找2014 年以來(lái)的上市公司公告整理得到；實(shí)際控制人變更樣本為2014 年開始實(shí)際控制人由國(guó)有性質(zhì)股東變?yōu)榉菄?guó)有股東；員工持股、整體上市、并購(gòu)重組數(shù)據(jù)來(lái)自Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)。同時(shí)，為了實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本選取的穩(wěn)健性，本文將各企業(yè)有關(guān)數(shù)據(jù)的時(shí)間窗口往回至2011 年，以保證國(guó)有企業(yè)在2011-2013 年均未采取以上四類活動(dòng)。此做法能夠排除在這期間已經(jīng)開始實(shí)施混改的企業(yè)，增加最終樣本選取的合理性。經(jīng)過(guò)篩選，以2014 年以來(lái)進(jìn)行混改的企業(yè)429 家為實(shí)驗(yàn)組；未混改的企業(yè)355 家為對(duì)照組。

2.盈余管理。企業(yè)進(jìn)行盈余管理可能采取應(yīng)計(jì)盈余管理或真實(shí)盈余管理方式，或者兩者兼而有之。應(yīng)計(jì)盈余管理主要是通過(guò)刻意選擇某些會(huì)計(jì)政策來(lái)影響盈余，此種方式更容易受到監(jiān)管機(jī)構(gòu)的注意。真實(shí)盈余管理則是通過(guò)實(shí)質(zhì)性的交易活動(dòng)如操控銷售、生產(chǎn)和費(fèi)用開支等來(lái)影響公司的盈余。此種手段相對(duì)隱蔽，外部利益相關(guān)者往往很難發(fā)現(xiàn)，這就給予了管理層更大的盈余操控空間。由于真實(shí)盈余管理對(duì)公司未來(lái)業(yè)績(jī)的影響更大，且國(guó)有企業(yè)真實(shí)盈余管理行為更為普遍[2]，因此本文用真實(shí)盈余管理表示國(guó)企的盈余管理程度。真實(shí)盈余管理REM 來(lái)自于CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)，該指標(biāo)系參考Roychowdhury[21]模型計(jì)算求得：

REM=APROD-ACFO-ADEXP

其中，ACFO 為異?，F(xiàn)金流，APROD 為異常生產(chǎn)成本，ADEXP 為異常費(fèi)用，對(duì)REM 取絕對(duì)值，該指標(biāo)絕對(duì)值越大，盈余管理程度越大。

（三）構(gòu)建實(shí)證模型

為了檢驗(yàn)混改政策的影響，本文選擇使用DID 模型，此模型多用于對(duì)公共政策實(shí)施效果的定量評(píng)估，是一種有效的績(jī)效評(píng)估模型。國(guó)企混改是分批分次進(jìn)行，改革政策時(shí)點(diǎn)存在先后差異，本文設(shè)置如下漸進(jìn)性DID 模型(Generalized DID)檢驗(yàn)混改對(duì)盈余管理的治理效應(yīng)；模型中系數(shù)β1反映了實(shí)施混改對(duì)盈余管理產(chǎn)生的政策凈效應(yīng)，因此本文主要關(guān)注該系數(shù)。

模型一用于檢驗(yàn)假設(shè)H1，即混改對(duì)盈余管理的影響。其中，REM 表示盈余管理程度，Controls 為各控制變量，μ 為個(gè)體效應(yīng)，τ 為時(shí)間效應(yīng)，ε 表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。變量具體定義詳見表1。

表1 主要變量含義及計(jì)算方法

同時(shí)用模型一分組檢驗(yàn)假設(shè)H2a 和H2b，比較不同組間REM 交乘項(xiàng)系數(shù)大小與顯著性水平的差異。此外，為了使組間差異的檢驗(yàn)結(jié)果更具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的支持，借鑒連玉君等[22]研究，運(yùn)用“自抽樣法（Bootstrap）”檢驗(yàn)組間差異的顯著性，以保證結(jié)論的準(zhǔn)確性。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)及均值差異檢驗(yàn)②

1.主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)顯示，沒取絕對(duì)值前的真實(shí)盈余管理最小值-0.477，最大值0.573，均值0.016，說(shuō)明國(guó)有企業(yè)盈余管理行為既有向上調(diào)增利潤(rùn)，也有向下調(diào)減利潤(rùn)，但是向上盈余管理行為更為普遍；絕對(duì)值REM 表示真實(shí)盈余管理程度，最小值0.002，最大值0.573，均值為0.09，以及其他真實(shí)盈余管理分項(xiàng)指標(biāo)的數(shù)值分布，表明國(guó)有企業(yè)存在真實(shí)盈余管理行為，且企業(yè)之間存在較大差異。

2.均值差異檢驗(yàn)

對(duì)實(shí)驗(yàn)組混改前后的REM 均值差異進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，不管是全樣本還是向上、向下盈余管理樣本，混改后的REM 均值均在1%水平上顯著低于混改前的水平，這為本文考察混改對(duì)盈余管理的影響奠定了研究基礎(chǔ)。不過(guò)真實(shí)情況到底如何還需進(jìn)一步的實(shí)證分析。

（二）回歸結(jié)果分析

1.混合所有制改革對(duì)盈余管理的抑制效應(yīng)

表2 列示了混合所有制改革對(duì)盈余管理的影響。第（1）列，Mixed×Time 系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，系數(shù)-0.019，表明混改的實(shí)施顯著降低了企業(yè)的盈余管理程度。鑒于REM 的均值為0.09，因此，上述結(jié)果不僅統(tǒng)計(jì)意義顯著，經(jīng)濟(jì)意義也十分顯著。本文假設(shè)H1 得到證實(shí)。

表2 混合所有制改革對(duì)盈余管理的影響

盈余管理行為可分為正向、負(fù)向盈余管理。所謂正向盈余管理即管理層調(diào)高當(dāng)期利潤(rùn)以向外界傳遞企業(yè)經(jīng)營(yíng)良好的信息，負(fù)向盈余管理則是指降低當(dāng)期盈余，使企業(yè)當(dāng)期業(yè)績(jī)下滑。這里進(jìn)一步檢驗(yàn)混改對(duì)不同方向盈余管理的影響：在正向盈余管理樣本回歸結(jié)果中，Mixed×Time 系數(shù)為-0.02 且通過(guò)了1%的顯著性水平，在向下盈余管理的樣本組里Mixed×Time 系數(shù)為-0.008，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明混改更有利于抑制企業(yè)的正向盈余管理行為，而對(duì)負(fù)向盈余管理則沒有影響。相較于負(fù)向盈余管理，正向盈余管理行為更為普遍且對(duì)企業(yè)而言具有更嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)后果與更高的法律風(fēng)險(xiǎn)，因此這類盈余管理更受投資者、政府有關(guān)部門等的關(guān)注。

2.混改對(duì)盈余管理的異質(zhì)性效應(yīng)分析

（1）企業(yè)類型的影響

從表3 回歸結(jié)果來(lái)看，商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類回歸結(jié)果的Mixed×Time 系數(shù)為-0.026，在1%水平上顯著；特定功能類的交乘項(xiàng)系數(shù)為-0.004，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明相對(duì)于特定功能類國(guó)企，混改對(duì)商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類國(guó)企的盈余管理發(fā)揮了更明顯的抑制效應(yīng)。經(jīng)由Bootstrap 法得到的經(jīng)驗(yàn)值P 進(jìn)一步證實(shí)了上述差異在統(tǒng)計(jì)上的顯著性，假設(shè)H2a 得到證實(shí)，且混改對(duì)商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類國(guó)企盈余管理的治理效應(yīng)主要體現(xiàn)在對(duì)向上盈余管理的抑制作用上。

表3 異質(zhì)性效應(yīng)回歸結(jié)果-不同企業(yè)類型的影響

（2）市場(chǎng)化水平的影響

本文采用王小魯?shù)染幹摹吨袊?guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018）》中的市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)衡量各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程③。表4 結(jié)果表明，在市場(chǎng)化程度高的地區(qū)，混改對(duì)盈余管理呈現(xiàn)出顯著的抑制作用，而在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)，混改對(duì)盈余管理則未發(fā)揮明顯的抑制效應(yīng)，這說(shuō)明地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平是影響國(guó)有企業(yè)混改效果重要的外在因素，市場(chǎng)化程度越高，越有利于改革治理效應(yīng)的發(fā)揮，經(jīng)驗(yàn)P 值的結(jié)果也進(jìn)一步證實(shí)這個(gè)結(jié)論，即證實(shí)了假設(shè)H2b。同樣的，在市場(chǎng)化水平高的樣本組里，混改對(duì)盈余管理的抑制效應(yīng)主要體現(xiàn)在對(duì)正向盈余管理的作用上。

表4 異質(zhì)性效應(yīng)回歸結(jié)果-市場(chǎng)化水平高低的影響

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)與安慰劑檢驗(yàn)

上述基準(zhǔn)模型的實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)，但結(jié)果的可信度依賴于DID 模型的一系列有效性檢驗(yàn)。鑒于此，本部分做了如下檢驗(yàn)：

（1）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

DID 模型構(gòu)建的一個(gè)重要前提就是對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組必須滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即政策實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的盈余管理程度有相同的變化趨勢(shì)。從圖1 的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)圖可看出，在混改之前的三年，系數(shù)估計(jì)值95%的置信區(qū)間都包含0，說(shuō)明在混改前，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的盈余管理程度沒有顯著的差異，因此本文的樣本符合平行趨勢(shì)假設(shè)。進(jìn)一步的，從圖1 變化趨勢(shì)可以看出，在混改實(shí)施的第一年開始，混改就已經(jīng)呈現(xiàn)出對(duì)盈余管理的抑制作用，且這一作用具有時(shí)間持續(xù)性，進(jìn)一步證實(shí)假設(shè)H1 的說(shuō)法。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)圖

（2）安慰劑檢驗(yàn)

前文驗(yàn)證了實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組滿足DID 模型的前提條件，但基準(zhǔn)回歸的結(jié)果也可能是其他政策或某些潛在因素帶來(lái)的，而與混改沒有關(guān)聯(lián)，最終導(dǎo)致結(jié)論不成立。因此，本文進(jìn)一步進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。

安慰劑檢驗(yàn)一：假設(shè)混改發(fā)生在2014 年之前。將混改時(shí)間分別虛擬設(shè)定為2012 年、2013 年，構(gòu)建時(shí)間虛擬變量；然后構(gòu)建安慰劑檢驗(yàn)交乘項(xiàng)Mixed×Time2012 與Mixed×Time2013。若前文政策效應(yīng)確實(shí)是混改驅(qū)動(dòng)的，而非其他政策或潛在因素所引起的，那么安慰劑檢驗(yàn)交叉項(xiàng)將不會(huì)對(duì)REM 產(chǎn)生顯著影響。結(jié)果顯示④，虛擬設(shè)定混改時(shí)間后，交乘項(xiàng)系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明前文表2 所得出的混改對(duì)盈余管理具有抑制效應(yīng)的結(jié)論是可信的，不存在系統(tǒng)性偏差。

安慰劑檢驗(yàn)二：隨機(jī)設(shè)定實(shí)驗(yàn)組。按照原實(shí)驗(yàn)組混改情況，隨機(jī)生成實(shí)驗(yàn)組并按模型一重復(fù)進(jìn)行500 次回歸，并將500 次回歸Mixed×time 的t 值統(tǒng)計(jì)出來(lái)，做出相應(yīng)的REM 下混改t 值的核密度圖（如圖2 所示），并與表2 中基準(zhǔn)回歸結(jié)果的t 值進(jìn)行比較。通過(guò)對(duì)比，虛擬交乘項(xiàng)系數(shù)t 值集中分布在0 附近，且表2 中的真實(shí)回歸系數(shù)t 值明顯落在密度圖之外，進(jìn)一步說(shuō)明假設(shè)H1 結(jié)論的穩(wěn)健性。

圖2 安慰劑模擬

2.內(nèi)生性與樣本選擇問(wèn)題的解決

（1）PSM-DID 模型

考慮到國(guó)有企業(yè)混合所有制改革可能是一組非隨機(jī)事件，可能受到實(shí)驗(yàn)組、對(duì)照組可觀測(cè)因素如公司規(guī)模、企業(yè)成長(zhǎng)性等特質(zhì)的影響，那些經(jīng)營(yíng)效率高的企業(yè)可能會(huì)優(yōu)先實(shí)施混改。對(duì)此，本文對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的樣本進(jìn)行傾向得分匹配（PSM），以消除選擇性偏差及其帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，從而得到混改對(duì)REM 更真實(shí)的的政策效應(yīng)。結(jié)果顯示，在用PSM-DID 方法后，仍然發(fā)現(xiàn)，國(guó)企混合所有制改革會(huì)顯著抑制盈余管理行為，且受企業(yè)功能屬性、地區(qū)市場(chǎng)化水平的影響，和前文的假設(shè)H1、H2a 與H2b 的結(jié)論一致。

（2）Heckman 兩步法

國(guó)企混改可能還會(huì)受到不可觀測(cè)因素的影響，若這些不可觀測(cè)因素同時(shí)也顯著影響盈余管理行為，那么同樣可能存在樣本選擇偏誤問(wèn)題。因此，本文運(yùn)用Heckman 兩步法控制這一問(wèn)題。在第一階段，運(yùn)用Probit模型，借鑒解維敏[23]的研究，用地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（地區(qū)GDP 的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量）作為排他性約束變量，此變量在5%水平上顯著為正，說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)影響國(guó)企混合所有制改革，符合排除性約束變量選擇的條件；第二階段，根據(jù)第一階段回歸結(jié)果計(jì)算出的逆米爾斯比率（IMR），將其作為控制變量放入模型中再次檢驗(yàn)國(guó)企混改對(duì)盈余管理的影響。從表5 結(jié)果可以看到，在控制樣本自選擇問(wèn)題后，在總樣本以及商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類、地區(qū)市場(chǎng)化程度高的樣本中，回歸結(jié)果依然與前文保持一致，證明前文結(jié)論的穩(wěn)健性。特別的，REM 和IMR 的VIFs 值均小于10，說(shuō)明不存在多重共線性問(wèn)題。

表5 Heckman 兩階段回歸結(jié)果

3.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

增加關(guān)鍵控制變量。真實(shí)盈余管理有可能會(huì)受到另一類盈余管理——應(yīng)計(jì)盈余管理的影響，因此在真實(shí)盈余管理的控制變量中考慮應(yīng)計(jì)盈余管理DA⑤，回歸結(jié)論和前文一致。

改變盈余管理的衡量方式。借鑒Cohen 和Zarowin[24]的研究，這里用另外兩個(gè)綜合性真實(shí)盈余管理指標(biāo)REM1 和REM2 來(lái)衡量盈余管理，其中：REM1=APROD-ADEXP，REM2=-ACFO-ADEXP。此外，為全面反映企業(yè)盈余管理的總水平，構(gòu)建總體盈余管理水平指標(biāo)TM=REM+DA，將REM1、REM2、TM 替換原模型中的REM分別進(jìn)行回歸。改變盈余管理度量方式后，回歸結(jié)果依然和前文假設(shè)H1、H2a、H2b 的驗(yàn)證結(jié)論保持一致，表明本文上述回歸結(jié)果的可靠性較高。由于篇幅有限，本部分穩(wěn)健性結(jié)果未在正文體現(xiàn)。

五、強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)、非國(guó)有股東制衡的影響

本文已采取了多種穩(wěn)健性測(cè)試驗(yàn)證了國(guó)有企業(yè)混合所有制改革對(duì)盈余管理具有抑制效應(yīng)，那么，在具有較強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)的國(guó)企當(dāng)中，混改對(duì)盈余管理的約束作用是否還存在？企業(yè)股東多樣性、非國(guó)有大股東制衡度、機(jī)構(gòu)投資者持股在這個(gè)過(guò)程當(dāng)中發(fā)揮了什么作用？為此，本文將進(jìn)一步探討強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)、非國(guó)有股東制衡帶來(lái)的影響。

（一）強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)對(duì)混改與盈余管理關(guān)系的影響

在我國(guó)，企業(yè)為取得上市、再融資資格，避免虧損退市等監(jiān)管對(duì)利潤(rùn)的最低要求，有較強(qiáng)動(dòng)機(jī)進(jìn)行盈余管理。歷年來(lái)證監(jiān)會(huì)對(duì)上市公司年報(bào)的檢查結(jié)果也顯示，有再融資要求或?yàn)l臨虧損的公司盈余管理問(wèn)題較為突出。對(duì)此，本文針對(duì)強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)下，混改對(duì)盈余管理行為的影響做進(jìn)一步的分析。

借鑒相關(guān)研究[25-26]，采用凈資產(chǎn)收益率分布變化對(duì)樣本公司的盈余管理動(dòng)機(jī)進(jìn)行區(qū)分：ROE 處于0～2%范圍內(nèi)的公司屬于避免虧損動(dòng)機(jī)較強(qiáng)樣本；2011－2019 年9 年內(nèi)平均ROE 在6%～8%之間的公司屬于再融資動(dòng)機(jī)較強(qiáng)樣本。然后，將這兩類作為強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)樣本，定義強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)虛擬變量Motive 取值1，其他樣本Motive 取值0。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢禂?shù)β3反映強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)對(duì)混改與盈余管理關(guān)系的影響。檢驗(yàn)結(jié)果如表6 第（1）列所示。

表6 盈余管理動(dòng)機(jī)、非國(guó)有股東制衡的影響

從列（1）結(jié)果來(lái)看，與表2 結(jié)果一致，Mixed×Time 與REM 顯著負(fù)相關(guān)；盈余管理動(dòng)機(jī)Motive 與REM 系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)有再融資需求或?yàn)l臨虧損時(shí)往往會(huì)采取盈余管理行為。Mixed×Time×Motive 系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明Motive 不會(huì)影響混改與盈余管理之間的關(guān)系，在強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)下，混改對(duì)盈余管理依然發(fā)揮顯著的治理作用。

（二）非國(guó)有股東制衡對(duì)混改與盈余管理關(guān)系的影響

本部分分別討論股東多樣性、非國(guó)有大股東制衡度、機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)混改與盈余管理關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。混改包括量變和質(zhì)變：“量變”是指實(shí)現(xiàn)了混改國(guó)企股東性質(zhì)多樣化，“質(zhì)變”則是指實(shí)現(xiàn)了異質(zhì)股東的制衡[27]。伴隨混改的持續(xù)進(jìn)行，國(guó)有企業(yè)不斷引入不同性質(zhì)的非國(guó)有股東，增強(qiáng)了國(guó)有企業(yè)股東團(tuán)隊(duì)的多樣性。多個(gè)大股東并存是較為有效的內(nèi)部治理機(jī)制，有利于降低國(guó)企代理成本[1]。在國(guó)有資本與民營(yíng)資本之間，機(jī)構(gòu)投資者逐漸成為平衡雙方的關(guān)鍵力量，近年來(lái)這類投資者在國(guó)有上市公司中的持股比例不斷上升。機(jī)構(gòu)投資者以其專業(yè)化水平、大規(guī)模投資的優(yōu)勢(shì)以及相對(duì)獨(dú)立的特征，介入公司治理，發(fā)揮積極的監(jiān)督作用[28]，其能夠看穿企業(yè)的真實(shí)盈余管理行為，在某種程度上抑制真實(shí)盈余管理[21]。因此，本文預(yù)期國(guó)有股東多樣性、非國(guó)有大股東制衡度、機(jī)構(gòu)投資者持股會(huì)強(qiáng)化混改對(duì)盈余管理的抑制作用。構(gòu)建如下模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

上述模型分別用于檢驗(yàn)股東多樣性（Types）、非國(guó)有大股東制衡度（Res）及機(jī)構(gòu)投資者持股（Ins）在混改與盈余管理之間的調(diào)節(jié)作用。其中Types 表示股東多樣性，本文將股東性質(zhì)分為“國(guó)有股、民營(yíng)股、機(jī)構(gòu)投資者和外資股”，本文手工整理混改國(guó)企包含上述不同性質(zhì)股東的種類數(shù)，Types 取值可能為{1，2，3，4}；Res 為非國(guó)有大股東制衡度，采用前十大股東中非國(guó)有股東持股比例之和⑥與國(guó)有股東持股比例之和的比值來(lái)衡量；Inst 為機(jī)構(gòu)投資者持股比例，其他變量同前文，在此依然主要關(guān)注系數(shù)β3，回歸結(jié)果如表6 第（2）-（5）列所示。

在分別加入Res、Inst 與Mixed×Time 的交乘項(xiàng)后，Mixed×Time 與REM 的系數(shù)顯著為負(fù)，與前文的結(jié)果一致，再一次證明了假設(shè)H1。Mixed×Time×RES、Mixed×Time×Inst 系數(shù)均在5%水平上顯著為負(fù)，表明非國(guó)有大股東制衡度、機(jī)構(gòu)投資者持股有利于加強(qiáng)混改對(duì)盈余管理的抑制作用。而Mixed×Time×Types 系數(shù)雖然為負(fù)，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明股東多樣性并不能強(qiáng)化混改的盈余管理效應(yīng)。由此反映，國(guó)企混合所有制改革不能為了混而混，一味追求股東多樣性對(duì)國(guó)有企業(yè)治理未必能發(fā)揮顯著的作用，只有參股股東之間產(chǎn)生制衡時(shí)，才能實(shí)現(xiàn)治理績(jī)效的提升。

六、渠道機(jī)制檢驗(yàn)與經(jīng)濟(jì)后果研究

（一）渠道機(jī)制檢驗(yàn)——基于內(nèi)部控制質(zhì)量的中介傳導(dǎo)機(jī)制

基于研究假設(shè)部分的理論邏輯，混改使得國(guó)企形成了多元所有權(quán)的監(jiān)督格局，不同產(chǎn)權(quán)所有者互相監(jiān)督、彼此制約，從而完善企業(yè)內(nèi)部治理進(jìn)而降低盈余管理。那么，內(nèi)部治理在這過(guò)程中是否充當(dāng)了中介角色？鑒于此，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)混改是否是通過(guò)提升內(nèi)控質(zhì)量進(jìn)而對(duì)盈余管理發(fā)揮治理作用。

借鑒已有研究，構(gòu)建如下“三步法”模型來(lái)檢驗(yàn)內(nèi)控質(zhì)量在混改與盈余管理之間的中介效應(yīng)，并進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)以增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性；DIB 數(shù)據(jù)庫(kù)內(nèi)部控制指數(shù)INC 衡量企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量。具體回歸結(jié)果見表7 第（1）-（3）列。

表7 渠道機(jī)制與經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)回歸結(jié)果

表7 第（2）列中Mixed×Time 系數(shù)顯著為正，第（3）列中變量Mixed×Time、INC 系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明內(nèi)部控制是混改抑制盈余管理的部分中介因子；Sobel 檢驗(yàn)中Z 統(tǒng)計(jì)值-2.293，說(shuō)明INC 中介效應(yīng)在5%的水平顯著，進(jìn)一步保證了機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

（二）混合所有制改革、盈余管理與企業(yè)價(jià)值

混改有助于抑制國(guó)有企業(yè)的真實(shí)盈余管理行為，而就真實(shí)盈余管理對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，學(xué)術(shù)界目前仍未取得一致的結(jié)論。機(jī)會(huì)主義觀認(rèn)為真實(shí)盈余管理以扭曲公司的正常生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)為代價(jià)，有損資本市場(chǎng)的盈余信息質(zhì)量，引發(fā)消極的市場(chǎng)反應(yīng)，從而對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生不利影響[24]；信號(hào)觀則認(rèn)為真實(shí)盈余管理是管理層為了滿足盈余的基本目標(biāo)，向外界傳遞未來(lái)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的信號(hào)，通過(guò)提高投資者對(duì)企業(yè)未來(lái)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的信心，進(jìn)而對(duì)公司價(jià)值帶來(lái)積極影響[29]?；旄膶?duì)真實(shí)盈余管理的抑制效應(yīng)對(duì)企業(yè)價(jià)值是否產(chǎn)生影響？具體帶來(lái)了何種影響？為回答此問(wèn)題，同樣構(gòu)建“三步法”模型進(jìn)行檢驗(yàn)⑦。本文用托賓Q 來(lái)衡量企業(yè)價(jià)值，具體回歸結(jié)果見表7 第（4）-（6）列。

表7 第（4）列結(jié)果顯示，Mixed×Time 系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明混改提升了國(guó)有企業(yè)價(jià)值；第（2）列結(jié)果和前文結(jié)論一致，混改能夠抑制盈余管理行為；第（3）列中變量REM 系數(shù)在5%的水平顯著為負(fù)，意味著國(guó)有企業(yè)的盈余管理行為更多的是機(jī)會(huì)主義行為，有損于公司價(jià)值；再看交乘項(xiàng)Mixed×Time 的估計(jì)系數(shù)，系數(shù)較第（1）列有所減小，仍在5%水平下顯著。上述結(jié)果表明，減少盈余管理水平是混改提升國(guó)企企業(yè)價(jià)值的中介因素，Sobel 檢驗(yàn)Z 統(tǒng)計(jì)值進(jìn)一步穩(wěn)健此結(jié)論?；旌纤兄聘母镉兄谝种茋?guó)企的盈余管理行為，最終帶來(lái)公司價(jià)值的提升。

七、研究結(jié)論與相關(guān)啟示

（一）研究結(jié)論

混合所有制改革是當(dāng)前國(guó)企改革的重要方向和路徑之一，而盈余管理則是公司治理重點(diǎn)控制的一個(gè)方面，因此本文從盈余管理的視角研究混改給國(guó)有企業(yè)帶來(lái)的治理效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：總體來(lái)看，混合所有制改革有利于抑制國(guó)有企業(yè)的盈余管理行為，具體來(lái)說(shuō)，是對(duì)正向盈余管理發(fā)揮顯著的抑制作用；即使在那些有強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)的企業(yè)里，混改對(duì)盈余管理的治理作用也不受影響。從異質(zhì)性效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，混改對(duì)企業(yè)盈余管理的抑制效應(yīng)在商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類、地區(qū)市場(chǎng)化水平高的企業(yè)樣本中更為顯著，且作用主要體現(xiàn)在正向盈余管理的抑制上。非國(guó)有大股東制衡度、機(jī)構(gòu)投資者持股均有利于強(qiáng)化混改對(duì)盈余管理的治理作用，而股東多樣性則不能帶來(lái)顯著影響。進(jìn)一步研究混改對(duì)盈余管理的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)混改的盈余管理抑制效應(yīng)有一部分是通過(guò)提升內(nèi)控質(zhì)量實(shí)現(xiàn)的；最后，考察混改的盈余管理效應(yīng)對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，國(guó)有企業(yè)的盈余管理行為更多的是機(jī)會(huì)主義行為，不利于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，而混改對(duì)盈余管理的抑制效應(yīng)最終能夠帶來(lái)企業(yè)價(jià)值的提升。

（二）相關(guān)啟示

本文的研究結(jié)論對(duì)進(jìn)一步推進(jìn)國(guó)有企業(yè)混合所有制改革、提升國(guó)有企業(yè)公司治理具有一定的參考意義。

1.提高混合股權(quán)的治理效應(yīng)。國(guó)有企業(yè)應(yīng)繼續(xù)擴(kuò)大混改的廣度和深度，不能僅停留在吸引多元異質(zhì)性股東層面，“混”是第一步，真正要發(fā)揮它的有效作用，還要進(jìn)一步突出“改”，要形成非國(guó)有股權(quán)與國(guó)有股權(quán)相制衡局面，引入諸如機(jī)構(gòu)投資者等具有較強(qiáng)實(shí)力的非國(guó)有大股東的加入；同時(shí)加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部控制制度的建設(shè)與落實(shí)，保證非國(guó)有股東的話語(yǔ)權(quán)。

2.積極推進(jìn)國(guó)有企業(yè)分類改革。強(qiáng)化國(guó)有企業(yè)分類管理，加大商業(yè)競(jìng)爭(zhēng)類、處于市場(chǎng)化水平高地區(qū)的國(guó)有企業(yè)的混改力度，全面推進(jìn)混改，發(fā)揮非國(guó)有資本的治理作用；而對(duì)于特定功能類、地處市場(chǎng)化水平低的國(guó)企則需要配合其他國(guó)企改革政策等，以提高公司治理。

3.加快市場(chǎng)化改革進(jìn)程以減少政府干預(yù)。在深化國(guó)企改革時(shí)應(yīng)意識(shí)到政府干預(yù)的影響，適當(dāng)降低政府干預(yù)，構(gòu)建市場(chǎng)化、法制化的營(yíng)商環(huán)境，讓市場(chǎng)在治理改革中發(fā)揮更強(qiáng)的作用。

4.關(guān)注不同方向的盈余管理?；旄膶?duì)盈余管理的治理作用主要體現(xiàn)在對(duì)向上盈余管理的抑制上，而對(duì)向下盈余管理行為則未有顯著影響。國(guó)有企業(yè)不僅存在向上盈余管理，也存在向下調(diào)減利潤(rùn)的行為，此種行為是經(jīng)營(yíng)管理層誤導(dǎo)信息使用者、獲取私利的重要手段，同樣，值得我們關(guān)注。因此國(guó)有企業(yè)在混改過(guò)程中，除了關(guān)注正向盈余管理外，也應(yīng)重視負(fù)向盈余管理行為，及時(shí)識(shí)別，以充分發(fā)揮改革的治理效應(yīng)。

注：

①2013 年黨的十八屆三中全會(huì)把混合所有制改革提到了一個(gè)新的高度，此階段的混合所有制改革不管是在內(nèi)容上還是目的上，亦或在具體政策實(shí)施上都與以往不同，相關(guān)政策的出臺(tái)及政府相關(guān)部門對(duì)改革的大力推進(jìn)為研究提供了較好的時(shí)間窗口，因此本文研究2013 年以來(lái)的國(guó)有企業(yè)混合所有制改革。

②限于篇幅，變量的描述性統(tǒng)計(jì)與實(shí)驗(yàn)組的REM 均值差異檢驗(yàn)未在正文體現(xiàn)。

③該數(shù)據(jù)截止到2016 年，考慮到市場(chǎng)化變化過(guò)程具有一定的連續(xù)性，因此本文以原書中2008-2016 年市場(chǎng)化指數(shù)為基礎(chǔ)，借鑒有關(guān)研究，用歷年市場(chǎng)化指數(shù)的平均增長(zhǎng)率作為預(yù)測(cè)的依據(jù)，向后測(cè)算2017-2019 年市場(chǎng)化程度指數(shù)，該指數(shù)值越大，表示該地區(qū)市場(chǎng)化程度越高；此處以市場(chǎng)化指數(shù)的中位數(shù)為界，高于中位數(shù)的指數(shù)表明市場(chǎng)化水平高的樣本，低于中位數(shù)的指數(shù)表明市場(chǎng)化水平低的樣本。

④限于篇幅，部分穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在正文體現(xiàn)。

⑤DA 為應(yīng)以盈余管理程度，運(yùn)用修正瓊斯模型計(jì)算取得，為取絕對(duì)值后的數(shù)值。

⑥依據(jù)2011-2019 年樣本公司所披露的前十大股東，手工收集和判斷各股東的性質(zhì)，以前十大股東中外資股東、民營(yíng)股東（含自然人股東）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例之和作為對(duì)非國(guó)有大股東集中度。

⑦此處Controls 為：Growth、Roe、Size、Lev、Top10，變量定義同前文；此外，還包括每股收益Eps，企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的現(xiàn)金凈流量/總資產(chǎn)Ocf。