符安平 譚招暉

(湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411100)

一、引言

自黨的十八屆三中全會提出積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟以來，如何實現(xiàn)國有資本與非國有資本共同發(fā)展、相互促進(jìn)，進(jìn)一步推動國有企業(yè)與市場經(jīng)濟的有機結(jié)合，從而提升國有企業(yè)保值增值能力成為政策制定和理論研究關(guān)注的熱點問題?；旌纤兄聘母锸谴龠M(jìn)國有企業(yè)不同性質(zhì)股權(quán)融合的重要舉措，隨著非國有資本的引入，國有企業(yè)的持股成分、股權(quán)集中度和控制權(quán)結(jié)構(gòu)都會發(fā)生相應(yīng)的變化，這種變化是否顯著提升國有企業(yè)的績效和公司治理水平，直接關(guān)系到國有企業(yè)混合所有制改革的成敗，成為了頗具理論意義與實踐價值的重大課題。

已有研究發(fā)現(xiàn)，相比民營企業(yè)，國有企業(yè)利用真實盈余管理進(jìn)行盈余操縱的行為更加頻繁[1]。由于存在“政府干預(yù)過多”“一股獨大”“所有者缺位”等治理缺陷，國有企業(yè)管理層擁有更多的盈余管理機會，在會計監(jiān)管不斷加強的背景下，應(yīng)計盈余管理的空間受到限制，選擇真實盈余管理手段操縱盈余成為企業(yè)投機取巧的主要趨勢[2]。通過混合所有制改革，非國有股的引入在一定程度上優(yōu)化了國有企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)，形成非國有股東和國有股股東在經(jīng)營決策和內(nèi)部監(jiān)督上相互制衡的局面。那么，國企進(jìn)行混改后，股權(quán)結(jié)構(gòu)的變化是否對國企公司治理產(chǎn)生深刻影響？混合所有制改革是否能有效抑制國企的真實盈余管理行為？具體通過何種路徑實現(xiàn)？回答上述問題，不僅可以加深對混合所有制改革意義和作用的認(rèn)識，也豐富了對真實盈余管理影響因素的研究。

因此，本文以2013-2019年滬深A(yù)股市場的國有企業(yè)為研究樣本，首先理論上重新梳理了混合所有制改革、股權(quán)結(jié)構(gòu)以及真實盈余管理行為三者之間的邏輯關(guān)系；其次，實證檢驗混合所有制改革對真實盈余管理行為的直接影響和以股權(quán)結(jié)構(gòu)為中介對真實盈余管理行為的間接影響；最后，通過異質(zhì)性檢驗，進(jìn)一步驗證了在央企和地方國企樣本中，上述影響存在顯著差異。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，目前大多數(shù)研究是從應(yīng)計盈余管理的角度展開，而較少聚焦于真實盈余管理，本文在一定程度上豐富了真實盈余管理影響因素的文獻(xiàn)。第二，目前關(guān)于國企混改后股權(quán)結(jié)構(gòu)的研究，多數(shù)以股份性質(zhì)、股權(quán)集中度與制衡度等單一的標(biāo)準(zhǔn)對國企混改程度進(jìn)行衡量，鮮有對國企混改程度進(jìn)行綜合衡量。本文從股權(quán)的異質(zhì)性出發(fā)，同時考慮國有企業(yè)混改的進(jìn)行程度(異質(zhì)股東股權(quán)的深入程度)與性質(zhì)改變程度(不同股權(quán)的融合與制衡以及控制權(quán)是否轉(zhuǎn)移)，在一定程度上避免衡量偏誤，增加研究結(jié)果的穩(wěn)健性。第三，目前缺乏從中介角度出發(fā)，系統(tǒng)研究混合所有制、股權(quán)結(jié)構(gòu)與真實盈余管理之間關(guān)系的文獻(xiàn)，本文將三者同時納入一個整體的分析架構(gòu)中，能夠明確地分析混合所有制改革和股權(quán)結(jié)構(gòu)對真實盈余管理的影響，驗證股權(quán)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)，彌補相關(guān)研究的不足。

二、理論分析及研究假設(shè)

(一)混合所有制改革與真實盈余管理

會計盈余直接衡量了企業(yè)的經(jīng)營成果，是公司盈利能力與整體發(fā)展情況的重要體現(xiàn)，也是投資者與債權(quán)人等利益相關(guān)者投資決策時重點關(guān)注的財務(wù)指標(biāo)。出于不同動機和利益訴求，實踐中企業(yè)盈余操縱的行為時有發(fā)生，但隨著會計制度日趨規(guī)范，應(yīng)計盈余空間不斷縮小，企業(yè)開始轉(zhuǎn)向真實盈余管理。所謂真實盈余管理是通過構(gòu)造日常經(jīng)營活動中的交易來實現(xiàn)，通過對費用、生產(chǎn)成本以及銷售活動的調(diào)節(jié)進(jìn)行盈余操控。由于將盈余操縱行為融入企業(yè)的日常經(jīng)營活動中，真實盈余管理更加隱秘，外部監(jiān)管難以對企業(yè)經(jīng)營活動展開事無巨細(xì)的監(jiān)管，因此管理者在實施投機行為時更有操作空間。

混合所有制改革一方面有利于企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的完善，另一方面為公司創(chuàng)造競爭性的外部環(huán)境。從公司內(nèi)部治理來看，國有企業(yè)由于所有者缺位問題存在著嚴(yán)重的信息不對稱等代理問題[3]，混合所有制改革能促進(jìn)企業(yè)各資本之間股權(quán)、收益的融合，充分發(fā)揮了非國有股東對國有股東的制衡與監(jiān)督作用，不僅降低了國有大股東與具有特殊政治身份的管理層之間的合謀風(fēng)險，降低委托代理成本，提升對利益相關(guān)者的維護(hù)程度，同時也壓縮了管理層進(jìn)行真實盈余管理行為的空間，有效提升了企業(yè)會計信息質(zhì)量的水平。從外部環(huán)境來看，一方面國企通過增資擴股、國有資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓等一系列方式引入非國有股東，外界會將其視為一種“利好”信息，更傾向于投資混合所有制國企，而對其披露的盈余質(zhì)量信息更加關(guān)注。隨著非國有股東對管理層的關(guān)注與監(jiān)督加強，企業(yè)信息透明度上升，更加有利于市場投資者通過企業(yè)所披露的信息有效識別出管理層可能存在的真實盈余管理行為；另一方面，引入非國有股東會激勵國有企業(yè)參與市場競爭，實現(xiàn)公有制與私有制優(yōu)勢的互補，提升企業(yè)的創(chuàng)新能力與經(jīng)營效率[4]，一定程度上也抑制了企業(yè)管理層進(jìn)行真實盈余管理行為的動機。因此，本文提出假設(shè)：

H1：混合所有制改革的實行能夠有效地抑制企業(yè)真實盈余管理行為。

(二)股權(quán)結(jié)構(gòu)與真實盈余管理

公司治理是影響企業(yè)盈余管理的重要因素，股權(quán)結(jié)構(gòu)作為其重要組成部分，勢必會對企業(yè)管理層的盈余管理行為產(chǎn)生重要影響。已有研究主要從股權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度、持股成分三個方面分析股權(quán)結(jié)構(gòu)對真實盈余管理造成的影響[5]。鑒于國有企業(yè)的特殊性，本文主要從股權(quán)集中度和持股成分展開研究。

股權(quán)集中度是控股股東能夠?qū)ζ髽I(yè)經(jīng)營決策進(jìn)行控制的程度體現(xiàn)。從我國國有上市公司來看，“一股獨大”是眾多企業(yè)存在的普遍問題，控股股東利用其自身的絕對控股地位，通過控制經(jīng)營決策和收益分配權(quán)，實施真實盈余管理來最大化自身利益，侵占中小股東利益的事件頻繁發(fā)生。Park和Shin(2004)[6]針對加拿大的上市金融機構(gòu)中股權(quán)與董事會機制的構(gòu)成對盈余管理行為的影響研究驗證了上述觀點。王化成和佟巖(2006)[7]認(rèn)為絕對控股股東能左右企業(yè)的重大決策是影響我國企業(yè)盈余質(zhì)量的一個重要原因，這一現(xiàn)象在國有控股企業(yè)中尤為突出，股權(quán)的過度集中和國有股股東主體缺位致使管理層有能力對企業(yè)的盈余進(jìn)行操控，造成企業(yè)盈余質(zhì)量下降。楊繼偉(2010)[8]同樣認(rèn)為股權(quán)分置后，第一大股東持股比例越高，越有動機和能力對公司盈余信息進(jìn)行操縱，以實現(xiàn)推動公司股票價格上漲的效果。

高管持股比例的增加能夠?qū)⑺姓吲c經(jīng)營者的利益相統(tǒng)一，極大地激發(fā)企業(yè)經(jīng)營者積極性，實踐表明，這是一種長期有效的激勵手段。Warfield(1995)[9]認(rèn)為提高管理層持股比例能適當(dāng)減少代理成本，提升企業(yè)盈余的質(zhì)量，減少企業(yè)的盈余管理行為。Dempsey(2010)[10]發(fā)現(xiàn)，管理層持股對于公司的影響主要在于通過非經(jīng)常性損益類項目對公司盈余進(jìn)行調(diào)節(jié)，持股比例越低的公司，盈余管理的動機越明顯。袁知柱(2014)[11]認(rèn)為管理層持股的上升會減少盈余操縱行為，因此管理層激勵增加會顯著抑制企業(yè)的真實盈余管理。

不同于散戶投資者普遍存在的“用腳投票”行為，機構(gòu)投資者由于持股較多，投資金額大，在做出投資決策時更為謹(jǐn)慎，會對機會成本進(jìn)行細(xì)致考量[12]。因此當(dāng)機構(gòu)投資者持股比例較高時，鑒于自身利益的考慮，會積極參與到公司的相關(guān)治理中，對企業(yè)的經(jīng)營決策和相關(guān)企業(yè)績效進(jìn)行有效監(jiān)督，更多以企業(yè)的長期發(fā)展來做出決策。此外，相對于國有控股股東來說，機構(gòu)投資者對于政治因素的考量較少，承擔(dān)企業(yè)可能存在的政策性負(fù)擔(dān)相應(yīng)減少，使得機構(gòu)投資者更加關(guān)注公司內(nèi)在價值[13]。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：股權(quán)集中度與真實盈余管理呈顯著正相關(guān)，即企業(yè)的股權(quán)度越集中，企業(yè)管理層進(jìn)行真實盈余管理的動機越強烈。

H3：高管持股比例與真實盈余管理呈顯著負(fù)相關(guān)，即高管持股比例的提升能有效抑制企業(yè)的真實盈余管理。

H4：機構(gòu)投資者持股比例與真實盈余管理呈顯著負(fù)相關(guān)，即機構(gòu)投資者持股比例的提升能有效減少企業(yè)的真實盈余管理。

(三)混合所有制改革、股權(quán)結(jié)構(gòu)與真實盈余管理

股權(quán)結(jié)構(gòu)直接決定企業(yè)的治理水平以及財務(wù)效率的高低，合理的股權(quán)比例、適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中與制衡度都是公司提升內(nèi)部決策效率以及財務(wù)績效的關(guān)鍵[14]。混合所有制改革引入非國有資本，降低國有股比例，打破了原有的單一董事會構(gòu)成以及決策模式，形成了不同股權(quán)性質(zhì)的股東之間相互監(jiān)督、相互制衡的機制，有效地緩解了“一股獨大”的問題，通過規(guī)范內(nèi)部控制，一定程度上減少了大股東實施利益侵占的機會，促進(jìn)企業(yè)管理層產(chǎn)生更強的動機去推動高質(zhì)量會計信息披露，提升盈余質(zhì)量信息。因此本文提出以下假設(shè)：

H5：混合所有制改革是通過降低股權(quán)集中度，進(jìn)而抑制企業(yè)的真實盈余管理行為。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于2013年正式提出混合所有制改革，本文選取2013-2019年滬深A(yù)股的國有企業(yè)作為研究樣本，并對樣本進(jìn)行如下篩選：剔除ST和*ST企業(yè)；剔除無對比性的金融行業(yè)企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；剔除總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈額等數(shù)據(jù)為0或為負(fù)的樣本。最終獲得了5799個樣本觀測值。本文的相關(guān)股權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)來自新浪財經(jīng)網(wǎng)，其他數(shù)據(jù)均來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。本文同時對連續(xù)變量在1%和99%的分位數(shù)上進(jìn)行Winsorize處理，避免極端值對結(jié)果產(chǎn)生影響，后續(xù)所有回歸均在stata15.0中實現(xiàn)。

(二)變量定義

1. 真實盈余管理

真實盈余管理手段主要包括對于銷售活動、生產(chǎn)成本以及費用進(jìn)行調(diào)節(jié)。因此本文借鑒Roychowdhury(2006)的研究方法，從異常經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量、異常生產(chǎn)成本、異常操控性支出三個方面衡量企業(yè)的真實盈余管理程度。相關(guān)計量模型如下：

(1)

(2)

(3)

上述模型中，CFO為企業(yè)日常經(jīng)營活動所產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量；TA為企業(yè)總資產(chǎn)；SALES為營業(yè)收入；ΔSALES表示營業(yè)收入變化額；PROD為企業(yè)生產(chǎn)成本，是企業(yè)銷售成本與存貨變化量總和；DISEXP表示酌量性費用，在此以企業(yè)列示的銷售費用與管理費用之和表示。由模型(1)至模型(3)獲取回歸殘差項，即為異常經(jīng)營現(xiàn)金流量(REM_CFO)、異常生產(chǎn)成本(REM_PD)與異常酌量性費用(REM_DE)。借鑒李增幅等(2011)[15]的研究，本文設(shè)計指標(biāo)REM= REM_PD -REM_CFO- REM_DE表示企業(yè)的真實盈余管理程度，REM的正值越大(負(fù)值越小)，表示公司進(jìn)行真實盈余管理向上(向下)操縱利潤的程度越大。

2. 股權(quán)結(jié)構(gòu)

關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)變量，本文從股權(quán)集中度與股權(quán)構(gòu)成兩方面選取了股權(quán)集中度、高管持股比例以及機構(gòu)持股比例三個變量，其中股權(quán)集中度(Top)變量選取第一大股東持股比例，高管持股比例(Hold)為企業(yè)高管持股數(shù)與總股數(shù)的比值，機構(gòu)持股比例(Invh)為機構(gòu)持股數(shù)與總股數(shù)的比值。

3. 混合所有制改革

國企混改主要包括進(jìn)行程度(異質(zhì)股東股權(quán)的深入程度)與性質(zhì)改變程度(異質(zhì)股東股權(quán)的融合制衡程度及控制權(quán)轉(zhuǎn)移)的不同改革方式，基于此，本文借鑒楊興全和尹興強(2018)[16]的研究，分別從混改深入程度、混改股權(quán)融合程度及控制權(quán)是否發(fā)生轉(zhuǎn)移三方面對國企混合所有制改革程度進(jìn)行衡量。

目前 Wind、CSMAR 等數(shù)據(jù)庫并未給出具體股東性質(zhì)，難以區(qū)分其是否為國有股東或非國有股東。因此本文通過對新浪財經(jīng)網(wǎng)上前十大流通股股東信息進(jìn)行收集，并且區(qū)分其國有與非國有性質(zhì)，通過不同性質(zhì)的股東持股比例計算國有股比例和非國有股比例。借鑒廖志超和王建新(2020)[17]的研究，用國有企業(yè)前十大股東中非國有股東持股比例之和衡量混改深入性指標(biāo)(Mix_a)，Mix_a數(shù)值越大，說明民營、外資、自然人等非國有股東所占股份越多，混合所有制改革深入程度越高。

借鑒楊志強等(2016)[18]的研究，首先計算國企中國有股及非國有股占全部股權(quán)的比例，分別為 ES和EP，以ES和EP中的較大者作為分母、較小者為分子，將所得的比值定義為混改股權(quán)融合度(Mix_b)，Mix_b的數(shù)值越大，說明國企的國有資本與非國有資本之間相互融合程度越高，其互相制衡的作用也越明顯。

混合所有制改革后，其效果可能在企業(yè)實際控制人的性質(zhì)有所改變時會形成不同的結(jié)果。允許控制權(quán)主動或被動有償轉(zhuǎn)移，混改程度更明顯，有效地提高企業(yè)創(chuàng)造營收的能力，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展[19]。參考白云霞和吳聯(lián)生(2008)[20]的研究，將控制權(quán)轉(zhuǎn)移(Mix_c)定義為第一大股東變更或者終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更。通常而言，發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的國有企業(yè)，其混合所有制改革的進(jìn)行程度可能更高。

4. 控制變量

在已有研究的基礎(chǔ)上，本文選取了企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)償債能力(Lev)、企業(yè)成長狀況(Gro)、企業(yè)盈利能力(Roe)、會計師事務(wù)所類型(Big4)、審計意見(Auop)等指標(biāo)，考慮到應(yīng)計盈余管理(DA)與真實盈余管理(REM)之間可能存在一定的影響關(guān)系，因此本文也將其作為控制變量。同時本文還對行業(yè)(Ind)和年度(Year)虛擬變量進(jìn)行了控制。具體變量描述見表1。

表1 變量定義

(三)模型構(gòu)建

首先，本文引入混合所有制改革程度Mix，并且從混改深入性Mix_a、混改股權(quán)融合度Mix_b以及控制權(quán)轉(zhuǎn)移Mix_c三個方面對混合所有制改革程度Mix進(jìn)行衡量，構(gòu)建模型(4)檢驗混合所有制改革程度Mix對真實盈余管理REM的直接影響，驗證H1，模型如下：

REMi，t=β0+β1Mixi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4Groi，t+β5DAi，t+β6Roei，t+β7Big4i，t+β8Auopi，t+∑Year+∑Ind+εi，t

(4)

其次，為了檢驗國有企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)對真實盈余管理行為的影響，本文從股權(quán)集中度和股權(quán)構(gòu)成兩個方面進(jìn)行模型設(shè)計。模型(5)為國有企業(yè)股權(quán)集中度Top對真實盈余管理REM影響的回歸模型，以此驗證H2；模型(6)、模型(7)分別為國企高管持股比例Hold、機構(gòu)持股比例Invh對真實盈余管理影響的回歸模型，以此驗證假設(shè)H3以及H4。具體模型如下：

REMi，t=β0+β1Topi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4Groi，t+β5DAi，t+β6Roei，t+β7Big4i，t+β8Auopi，t+∑Year+∑Ind+εi，t

(5)

REMi，t=β0+β1Holdi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4Groi，t+β5DAi，t+β6Roei，t+β7Big4i，t+β8Auopi，t+∑Year+∑Ind+εi，t

(6)

REMi，t=β0+β1Invhi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4Groi，t+β5DAi，t+β6Roei，t+β7Big4i，t+β8Auopi，t+∑Year+∑Ind+εi，t

(7)

最后，為了檢驗股權(quán)結(jié)構(gòu)在混合所有制改革對真實盈余管理的影響中起到的中介作用，構(gòu)建模型(8)與模型(9)同時結(jié)合模型(1)，將Top作為中介變量，Mix作為自變量，檢驗混合所有制改革在股權(quán)集中度的中介作用下對上市公司真實盈余管理的作用機制，以此驗證H5。本文在進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗時，遵循溫忠麟等(2004)[21]提出的中介變量檢驗程序。

Topi，t=β0+β1Mixi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4Groi，t+β5DAi，t+β6Roei，t+β7Big4i，t+β8Auopi，t+∑Year+∑Ind+εi，t

(8)

REMi，t=β0+β1Mixi，t+β2Topi，t+β3Sizei，t+β4Levi，t+β5Groi，t+β6DAi，t+β7Roei，t+β8Big4i，t+β9Auopi，t+∑Year+∑Ind+εi，t

(9)

四、實證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2反映了全樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從該結(jié)果可以看出，國有企業(yè)真實盈余管理(REM)的均值和中位數(shù)分別為0.005和-0.007，說明國有上市公司存在一定的真實盈余管理行為，并且其最大值和最小值分別為0.53和-0.404，說明國有公司之間進(jìn)行真實盈余管理的程度存在較大差異。從股權(quán)結(jié)構(gòu)來看，國有企業(yè)股權(quán)集中度(Top)均值為0.337，最大值達(dá)到0.741，說明我國國有企業(yè)第一大股東持股比例最大達(dá)到74.1%，可見國有企業(yè)股權(quán)集中度較高。而高管持股比例(Hold)則普遍較低，均值為3%，中位數(shù)和最小值均為0；從混改程度方面看，混改深入性(Mix_a)均值為0.062，說明我國國有企業(yè)前十大股東中非國有股權(quán)占比均值為6.2%，最大不超過70%。股權(quán)融合度(Mix_b)均值為0.169，可見國有企業(yè)中國有資本與非國有資本的融合度或者說制衡度并不高?？刂茩?quán)轉(zhuǎn)移(Mix_c)均值為0.153，表明約有15.3%的樣本中控制權(quán)發(fā)生了轉(zhuǎn)移。從上述結(jié)果來看，我國國有企業(yè)“一股獨大”的現(xiàn)象依舊存在，并且截止到2019年年底，我國國有企業(yè)混改程度普遍不高，還需進(jìn)一步深化改革。

表1 主要研究變量的描述性統(tǒng)計分析

(二)相關(guān)性分析

未報告的Spearman相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果顯示，高管持股(Top)、機構(gòu)持股(Invh)、混改深入性(Mix_a)、混改融合度(Mix_b)與真實盈余管理(REM)均呈顯著負(fù)相關(guān)，而股權(quán)集中度(Top)與控制權(quán)轉(zhuǎn)移(Mix_c)與REM相關(guān)性并不顯著，但由于相關(guān)性分析僅考慮了兩個變量之間簡單的相關(guān)關(guān)系，為了更準(zhǔn)確地檢驗本文的假設(shè)，還應(yīng)在控制其他變量的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析。同時，解釋變量與控制變量間的相關(guān)系數(shù)均未超過0.5，并且各回歸模型的VIF均未超過3，說明各變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性，具備后續(xù)分析的穩(wěn)健性基礎(chǔ)。

(三)回歸結(jié)果與分析

1. 混合所有制改革與真實盈余管理

表3列出了混合所有制改革程度與企業(yè)真實盈余管理水平的全樣本回歸分析結(jié)果。從列(1)可以看出混改深入性(Mix_a)與真實盈余管理(REM)系數(shù)為-0.131(t=-4.33)，在1%顯著性水平下負(fù)相關(guān)，說明隨著非國有資本的引入，企業(yè)在實現(xiàn)股權(quán)多元化的同時對不同資本進(jìn)行優(yōu)勢互補，使企業(yè)經(jīng)營管理決策得到正向影響，有效抑制管理層的真實盈余管理動機；從列(2)可以看出混改融合度(Mix_b)與真實盈余管理系數(shù)為-0.054(t=-5.70)，在1%顯著性水平下負(fù)相關(guān)，說明混改過程中國有股權(quán)與非國有股權(quán)的融合程度(制衡程度)越高，越有利于提高非國有股東對于企業(yè)的監(jiān)督，完善企業(yè)股權(quán)配置結(jié)構(gòu)，減少企業(yè)管理層的真實盈余管理行為。列(3)中可以看出控制權(quán)轉(zhuǎn)移與真實盈余管理顯示負(fù)相關(guān)關(guān)系，但該結(jié)果并不顯著，可見在全樣本情況下國企控制權(quán)轉(zhuǎn)移與真實盈余管理的關(guān)系尚不明顯。我們將樣本進(jìn)行進(jìn)一步劃分，根據(jù)混改深入性中位數(shù)、混改融合度中位數(shù)將樣本分為混改程度高低兩組。從表4列(1)至列(6)可以看出，在混改程度高的樣本中，混改深度性和混改融合度與真實盈余管理的關(guān)系回歸結(jié)果保持一致，并且控制權(quán)轉(zhuǎn)移也呈現(xiàn)在1%顯著性水平下負(fù)相關(guān)，而混改程度低的樣本中，三者與真實盈余管理相關(guān)性不顯著。因此可以說明，混合所有制改革與真實盈余管理呈負(fù)相關(guān)，即混合所有制改革的實施，能夠有效地較少企業(yè)管理層的真實盈余管理行為，H1得到支持。

表3 混合所有制改革程度對真實盈余管理的影響回歸結(jié)果

表4 混合所有制改革程度對真實盈余管理的影響分組回歸結(jié)果

續(xù)表4

2. 股權(quán)結(jié)構(gòu)與真實盈余管理

表5中列示了股權(quán)結(jié)構(gòu)變化對國有企業(yè)真實盈余管理的全體樣本影響的回歸結(jié)果，其中列(1)至列(3)為全樣本下股權(quán)集中度、高管持股與機構(gòu)持股對國有企業(yè)真實盈余管理水平的影響。結(jié)果顯示，股權(quán)集中度與真實盈余管理呈正相關(guān)，管理層持股則與真實盈余管理呈負(fù)相關(guān)，且均在1%的水平上顯著，假設(shè)H2、H3得到支持；而機構(gòu)者持股比例的上升對于真實盈余管理有抑制作用，但效果并不顯著，假設(shè)H4并未成立。

表5 股權(quán)結(jié)構(gòu)對真實盈余管理的影響全樣本回歸結(jié)果

續(xù)表5

以上結(jié)果顯示，對于我國國有企業(yè)來說，過于集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)對于企業(yè)治理來說并不是一種有效的機制，大股東往往利用其絕對控股的優(yōu)勢對中小股東進(jìn)行利益侵占，從而實現(xiàn)自身利益的最大化，使得企業(yè)真實盈余管理行為更容易發(fā)生。同時非國有資本的增加對于國有資本發(fā)揮了股權(quán)制衡與互補作用，對管理層的監(jiān)督邊際效應(yīng)也有所增強，對企業(yè)的相關(guān)治理以及財務(wù)狀況進(jìn)行有效地監(jiān)督，更好地抑制企業(yè)管理層可能存在的真實盈余管理行為。

3. 混合所有制改革、股權(quán)結(jié)構(gòu)與真實盈余管理

本文以股權(quán)結(jié)構(gòu)變量中的股權(quán)集中度Top作為中介變量，混合所有制改革程度Mix作為自變量，研究股權(quán)結(jié)構(gòu)在混合所有制改革對于真實盈余管理的影響路徑上發(fā)揮的中介作用。由于控制權(quán)轉(zhuǎn)移對于真實盈余管理水平的影響在全樣本情況下并不顯著，無法準(zhǔn)確測度是否存在中介效應(yīng)，因此選擇混改深入性Mix_a與混改股權(quán)融合度Mix_b對混合所有制改革程度Mix進(jìn)行衡量。表6報告了混合所有制改革、股權(quán)集中度與真實盈余管理三者間關(guān)系的回歸分析結(jié)果，結(jié)果表明模型(4)中系數(shù)β1均顯著為負(fù)，說明混合所有制改革顯著抑制了國有企業(yè)真實盈余管理的行為。模型(8)中系數(shù)β1分別為-0.459與-0.237，均顯著為負(fù)，說明混合所有制改革顯著降低了國企股權(quán)集中度。模型(9)中系數(shù)β1均顯著為負(fù)，同時系數(shù)β2分別為0.042與0.034，都顯著為正，說明股權(quán)集中度在國企混改和企業(yè)真實盈余管理水平中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。表7綜合顯示了運用sobel檢驗對表6中的中介效應(yīng)三個步驟的綜合檢驗結(jié)果，sobel檢驗的Z值分別為-3.556與-3.008，故在1%的顯著性水平上存在中介效應(yīng)，進(jìn)一步說明混合所有制改革通過降低股權(quán)集中度，抑制了企業(yè)的真實盈余管理行為，假設(shè)H5得到驗證。

表7 股權(quán)集中度在混合所有制改革與真實盈余管理之間中介效用檢驗結(jié)果

五、進(jìn)一步分析：不同層級國有企業(yè)

對于國有企業(yè)來說，控股人層級的不同使得企業(yè)之間往往存在著顯著差異，對混合所有制改革與真實盈余管理之間的關(guān)系影響也具有一定的異質(zhì)性[22]。一方面，央企由于受到國務(wù)院或其各部委的直接控制，其話語權(quán)主要集中在國有控股股東[23]，非國有資本的進(jìn)入對于管理層行為很難帶來實質(zhì)性影響；同時央企本身內(nèi)部控制體系較為完善，外部監(jiān)督更嚴(yán)格，較地方國企來說進(jìn)行真實盈余管理的可能性更小[24]。地方國企承擔(dān)著發(fā)展地方經(jīng)濟的重要任務(wù)，對于企業(yè)發(fā)展的迫切程度也明顯大于央企，管理層可能為了提供更好看的財務(wù)數(shù)據(jù)而進(jìn)行真實盈余管理。同時由于政府對地方國企更具有放權(quán)意識[25]，相對央企來說，地方國有企業(yè)中的非國有資本具有更多話語權(quán)，非國有股東所發(fā)揮的股權(quán)制衡與互補作用更有效，對管理層的監(jiān)督邊際效應(yīng)更強，非國有資本的進(jìn)入對真實盈余管理的抑制作用也相對更強。本文認(rèn)為，混合所有制改革在地方國企中對真實盈余管理的抑制作用較央企更為顯著。因此，本文將樣本按照不同層級進(jìn)一步劃分為央企與地方國企來進(jìn)行分類研究。表8為區(qū)分央企與地方國企的回歸結(jié)果。

表8列(1)至列(4)結(jié)果顯示，在劃分為央企的樣本中混合所有制改革與真實盈余管理的關(guān)系并不顯著，而地方國企樣本中混改深入性與混改融合度的系數(shù)分別為-0.118與-0.047，且均在1%的水平下顯著。這說明混合所有制改革在地方國有企業(yè)的樣本中對于真實盈余管理的抑制作用更為顯著。綜合上述結(jié)果可以看出，地方國有企業(yè)為混合所有制改革提供了更為有利的實施環(huán)境，在進(jìn)行混改后對于真實盈余管理的抑制作用更為有效。

表8 混合所有制改革與真實盈余管理：區(qū)分國有企業(yè)層級

六、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文對基本回歸結(jié)果做了如下穩(wěn)健性檢驗：第一，本文采用 Bootstrap自抽樣方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，對于各個模型均分別進(jìn)行抽樣500次重復(fù)進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，無論各個模型中所得出的主要變量相關(guān)顯著水平是否發(fā)生較大變化，與前文結(jié)論一致，說明本文結(jié)論可靠。第二，對股權(quán)結(jié)構(gòu)變量分別滯后一期，使用均滯后一期的股權(quán)集中度(Topt-1)、高管持股比例(Holdt-1)、機構(gòu)持股比例(Invht-1)對模型(5)至模型(7)重新進(jìn)行回歸，以避免因變量與自變量的反向因果問題，結(jié)果如表9中列(1)至列(3)所示，結(jié)果與前述結(jié)論一致。第三，本文參考郝陽和龔六堂(2017)[26]的研究，定義虛擬變量Mix_10，如果前十大股東中非國有股東持股比例之和超過10%，則Mix_10取值為1，否則，取值為0，并以Mix_10對混合所有制改革程度進(jìn)行測度，然后重新對模型(4)、模型(8)及模型(9)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表9中列(4)至列(6)所示，回歸結(jié)果仍支持本文結(jié)論。第四，基于擺脫退市危機的目的或者期望外部進(jìn)行融資的動機，企業(yè)也可能對于盈余質(zhì)量進(jìn)行操縱，從而影響管理層的真實盈余管理行為。本文已剔除ST公司相關(guān)樣本，在一定程度上減少了退市危機所造成的影響。為了控制尋求外部投資動機對本文結(jié)論的影響，參考葉青等(2012)[27]的做法，本文構(gòu)建變量“再融資動機”(Seo)，當(dāng)公司前三年ROE均值處于區(qū)間(0.06，0.07)時，Seo賦值為1，否則為0。結(jié)果表明，加入控制變量Seo后對于各個模型所得出的回歸結(jié)果并無太大影響，結(jié)論未發(fā)生改變。

表9 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

七、研究結(jié)論與政策建議

本文以2013-2019年滬深A(yù)股市場的國有企業(yè)為研究樣本，實證分析了混合所有制改革、股權(quán)結(jié)構(gòu)與真實盈余管理的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：第一，國企混合所有制改革能夠顯著抑制企業(yè)的真實盈余管理行為。國企混改的深入程度與股權(quán)融合程度都與企業(yè)真實盈余管理行為呈顯著負(fù)相關(guān)，同時，在混改程度高的國有企業(yè)中，其控制權(quán)的轉(zhuǎn)移對真實盈余管理行為也具有顯著影響。第二，國有企業(yè)的股權(quán)集中度與企業(yè)管理層的真實盈余管理行為呈正相關(guān)，高管持股比例與真實盈余管理行為呈負(fù)相關(guān)，即降低股權(quán)集中度或提高管理層持股都能顯著抑制國有企業(yè)的真實盈余管理行為，而機構(gòu)投資者持股的變化對真實盈余管理并無顯著影響。第三，通過中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，混合所有制改革是通過降低國有企業(yè)的股權(quán)集中度，抑制了企業(yè)管理層的真實盈余管理行為，并且股權(quán)集中度在其中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。第四，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，國企不同層級的劃分會影響混合所有制改革對真實盈余管理的作用。相比央企，混合所有制改革對于地方國企中的真實盈余管理抑制作用更為顯著。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下建議：第一，國企混改應(yīng)注意優(yōu)化企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)。不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)使得企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與發(fā)展目標(biāo)有所差異，進(jìn)而影響企業(yè)的決策制定、財務(wù)行為與經(jīng)營績效。國企應(yīng)積極引入不同性質(zhì)資本參與混改，構(gòu)建多元化、均衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)與制衡機制，提高非國有資本的話語權(quán)，減少政策性負(fù)擔(dān)以及內(nèi)部人控制問題，并加強對管理層的監(jiān)督，提升國有企業(yè)的治理水平，從根本上防止企業(yè)真實盈余管理行為的發(fā)生。第二，對于盈余管理的制度建設(shè)需進(jìn)一步加強，同時重視對盈余管理行為的有效監(jiān)管。在加強企業(yè)內(nèi)部管理的同時，對于企業(yè)外部監(jiān)管環(huán)境的改善也同樣重要，企業(yè)能夠?qū)嵤┩稒C行為，一定程度上說明了監(jiān)管體制的不健全，因此應(yīng)建立一個合理有效的信息披露制度，創(chuàng)造一個公平公正公開的外部環(huán)境，督促上市公司及時準(zhǔn)確地進(jìn)行信息披露。同時，結(jié)合目前數(shù)字經(jīng)濟時代的特點將相關(guān)技術(shù)充分運用至監(jiān)管體系中，例如大數(shù)據(jù)以及人工智能等已廣泛運用至財務(wù)信息的處理、預(yù)警、披露以及審計當(dāng)中。此外，加大對于違法現(xiàn)象的懲罰力度，充分利用新聞媒體等機構(gòu)以及相關(guān)輿論的力量對上市公司乃至整個資本市場進(jìn)行社會監(jiān)督，從而有效抑制企業(yè)真實盈余管理行為的發(fā)生，全方位對上市公司的會計行為進(jìn)行規(guī)范。