□蘇三妹 劉微芳

一、引言

2013 年11 月，黨的十八屆三中全會明確提出發(fā)展“混合所有制經濟”，會議指出“國有資本、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濟，是基本經濟制度的重要實現(xiàn)形式”。此后，全國20 多個?。ㄊ小^(qū)）陸續(xù)出臺了指導國資國企改革的文件。根據國資委數(shù)據顯示，2013 年到2018 年，我國各省(市、區(qū))實施混合所有制改革（以下簡稱“混改”）企業(yè)超過5000 家，引入非公有資本超過6000 億元，2019 年國務院繼續(xù)推出了160 家混改試點名單。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探索階段，改革推進過程亟需理論的進一步創(chuàng)新與實現(xiàn)路徑的審慎選擇。[1]

盈余信息是資本市場利益相關者決策的重要依據，但上市公司盈余管理問題仍十分嚴重，尤其國有企業(yè)存在著更為頻繁的盈余管理行為[2]。在新一輪國有企業(yè)改革過程中，如何提高國有企業(yè)信息披露質量引起了政府部門的高度重視。2016 年，國資委公布了國有企業(yè)的“十項改革試點”，強調信息公開是國有企業(yè)改革的一項重要內容。盈余管理作為會計信息失真的一個重要影響因素，備受人們關注。國有企業(yè)混合所有制改革是把企業(yè)的多種主人請進來，這必將引起公司治理結構的基礎——股權結構的構成和特征的變化，一定的股權制衡有利于盈余質量的提升[3]，國務院在有關國企改革文件中也曾多次強調，希望通過“混合所有制改革”改善公司治理結構，提高國有企業(yè)效率。鑒于盈余管理是公司治理的重點控制方面，本文基于盈余管理視角，研究混改對國有企業(yè)的治理效應。

目前學術界對混合所有制改革與盈余管理關系的研究較少，少量文獻[2][4-5]討論了股權混合對盈余管理、公司違規(guī)行為的影響，認為股權混合有利于抑制國有企業(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行的，但只是基于股權結構的角度，并不是出于混改本身帶來的政策效應，且鮮有考慮盈余管理方向、盈余管理動機等內容。

本文基于2013 年以來的混改政策，運用漸近性DID 模型，并通過傾向得分匹配、Heckman 兩步法控制內生性問題，研究混合所有制改革對盈余管理的治理效應；同時從分類、分層改革的邏輯出發(fā)，分別對企業(yè)不同功能屬性、不同地區(qū)市場化發(fā)展水平進行異質性分析；非國有股東與國企混改息息相關，因此進一步討論股東多樣性、非國有大股東制衡度與機構投資者持股在這當中發(fā)揮的作用；最后，檢驗混改對盈余管理治理效應的渠道機制及其最終給企業(yè)價值帶來的影響。本文從財務會計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的有關研究，且對進一步推進國有企業(yè)混改、提升國有企業(yè)公司治理具有一定的參考意義。

二、理論分析與研究假設

（一）混合所有制改革對盈余管理的抑制效應

國有企業(yè)進行混合所有制改革的方式多樣，混改后將會給國有企業(yè)引入更多非國有股東的關注和加入。在國有企業(yè)中，由于“所有者缺位”問題的存在，使得管理層對上市公司的控制權增強，加之缺乏有效的管理層激勵機制和監(jiān)督管理制度，國有企業(yè)內部的代理問題非常嚴重，內部人控制常常導致國有企業(yè)高管在職消費和侵占公司利益行為[6-7]。而非國有股東為了維護自身利益，有動機監(jiān)督國有企業(yè)高管，防止國有企業(yè)內部人對自身利益的侵占。同時，為了降低信息的不對稱，以便對國有控股股東和國有企業(yè)內部人的監(jiān)督，在這個過程當中，非國有股東會更關注會計信息質量，將要求國有企業(yè)高管進行更可靠的信息披露，從而在一定程度上抑制經營者盈余管理的行為。

混合所有制改革的出發(fā)點在于通過引入非國有資本，發(fā)揮非國有股東的監(jiān)督作用，以形成更好的公司治理結構。[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構。[9]完善的公司治理有利于抑制盈余管理行為，保證會計信息質量?；旌纤兄频膶嵸|是不同性質的股東通過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)績效；其形成的多元化所有權的監(jiān)督格局，使得不同的產權所有者互相監(jiān)督、彼此制約，逐步完善企業(yè)內部治理結構。[12-13]可以預期，混改后更完善的治理結構將有助于降低國有企業(yè)的盈余管理現(xiàn)象。

綜合上述分析，本文假設：

H1：混合所有制改革對國有企業(yè)盈余管理具有抑制作用。

（二）混合所有制改革對盈余管理的異質性效應分析

國有企業(yè)混合所有制改革應分層、分類穩(wěn)步推進，做到因地制宜，因企施策?；诖耍疚倪M一步討論國有企業(yè)類型、企業(yè)所處的外部治理環(huán)境對混改盈余管理治理效應的影響。

1.企業(yè)類型的影響

根據國有資本的戰(zhàn)略定位和發(fā)展目標，可以將國有企業(yè)分為商業(yè)類和公益類，其中商業(yè)類進一步分為商業(yè)競爭類和特定功能類。[14]國企混合所有制改革應根據企業(yè)的特點、行業(yè)的特點選擇改革的方式，企業(yè)功能屬性不同，混改給企業(yè)帶來的治理機制、信息傳遞等也可能會存在差異。

商業(yè)競爭類是指處于充分競爭的商業(yè)類國有企業(yè)。在一個競爭激烈的行業(yè)中，公司管理者會面臨更大的經營壓力，出于自身利益和職業(yè)發(fā)展的考慮，他們可能會有更強的動機去實施盈余管理行為。[15]商業(yè)競爭類國企是混合所有制改革的主體，在引入非國有股東后，有利于吸收多元資本參與公司治理，非國有股東通過持有股權、委派董事等方式增強自身的所有權與表決權能力，加強對管理層的監(jiān)督。此外，混改政策的實施可能會增強企業(yè)面臨的不確定性，環(huán)境不確定性的提高會使得企業(yè)承擔風險的意愿降低[16]，再加上商業(yè)競爭類企業(yè)本身所處的行業(yè)競爭激烈，在實施混改政策后，企業(yè)會采取更為穩(wěn)健的生產政策、費用開支政策，從而降低盈余管理水平。特定功能類則是主業(yè)處于關系國家安全的行業(yè)、支柱產業(yè)、肩負改善民生和保障城市安全等戰(zhàn)略性領域的商業(yè)類國企。特定功能類企業(yè)如果實施混改，所引入的非國有資本在相應領域就會有較強的專業(yè)資本沉淀，這些非國有股東加盟可以減低國有企業(yè)的代理成本。[17]但這類企業(yè)技術壁壘和資本壁壘相對較高，相比于商業(yè)競爭類，非國有資本較難進入。

基于上述分析，本文假設：

H2a:相對于特定功能類國企，混合所有制改革對商業(yè)競爭類國有企業(yè)盈余管理的抑制作用更強。

2.市場化水平的影響

研究我國的公司治理問題應該考慮企業(yè)的外部治理環(huán)境，外部治理環(huán)境的好壞對企業(yè)管理層有激勵與監(jiān)督的作用，而市場化進程則是外部治理環(huán)境的綜合體現(xiàn)。[18]我國現(xiàn)階段各地區(qū)之間的制度環(huán)境依然存在較大差異，市場化發(fā)展水平不一。在市場化水平高的地區(qū)，金融市場、投資者法律保護制度更加完善，企業(yè)受到的關注與監(jiān)督也更加充分[19]，因此非國有股東在國企內部的話語權與權力的行使會有更多保障，從而有利于治理效應的發(fā)揮。再從政府干預來看，在那些國有產值高的地區(qū)，國有企業(yè)的賬面盈利水平直接關系到官員的政績表現(xiàn)，所以當企業(yè)業(yè)績不好時，政府很可能會干預公司的會計報告過程，甚至鼓勵企業(yè)高估利潤或者避虧。[20]政府對國有企業(yè)的干預程度受制度建設的影響，地區(qū)市場化程度越高，越有利于減輕國企政策性負擔，降低政府干預水平[18]，從而有利于減輕政府對國有企業(yè)會計信息的干預。因此，本文假設：

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

三、研究設計

（一）數(shù)據來源

本文研究樣本為2011—2019 年滬深A 股上市國有企業(yè)，數(shù)據來自Wind、CSMAR、DIB 數(shù)據庫以及各公司公告等。對初始樣本按照如下方式處理：剔除了金融保險類企業(yè)，剔除了所需數(shù)據缺失的樣本。同時，為了降低異常值的影響，按照Winsorize 方法，對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）主要變量選取

1.混合所有制改革。借鑒有關研究以及梳理混改政策文件，得出2013 年①以來國有企業(yè)主要采取的四種混改方式：員工持股、整體上市、并購重組以及直接引進非國有資本。本文手工整理2014 年開始進行過以上四類活動的企業(yè)作為進行混改的企業(yè)樣本。其中，直接引進非國有資本包含兩小類：引進戰(zhàn)略投資者或實際控制人發(fā)生變更——引進戰(zhàn)略投資者的數(shù)據通過查找2014 年以來的上市公司公告整理得到；實際控制人變更樣本為2014 年開始實際控制人由國有性質股東變?yōu)榉菄泄蓶|；員工持股、整體上市、并購重組數(shù)據來自Wind 數(shù)據庫。同時，為了實驗組和對照組樣本選取的穩(wěn)健性，本文將各企業(yè)有關數(shù)據的時間窗口往回至2011 年，以保證國有企業(yè)在2011-2013 年均未采取以上四類活動。此做法能夠排除在這期間已經開始實施混改的企業(yè)，增加最終樣本選取的合理性。經過篩選，以2014 年以來進行混改的企業(yè)429 家為實驗組；未混改的企業(yè)355 家為對照組。

2.盈余管理。企業(yè)進行盈余管理可能采取應計盈余管理或真實盈余管理方式，或者兩者兼而有之。應計盈余管理主要是通過刻意選擇某些會計政策來影響盈余，此種方式更容易受到監(jiān)管機構的注意。真實盈余管理則是通過實質性的交易活動如操控銷售、生產和費用開支等來影響公司的盈余。此種手段相對隱蔽，外部利益相關者往往很難發(fā)現(xiàn)，這就給予了管理層更大的盈余操控空間。由于真實盈余管理對公司未來業(yè)績的影響更大，且國有企業(yè)真實盈余管理行為更為普遍[2]，因此本文用真實盈余管理表示國企的盈余管理程度。真實盈余管理REM 來自于CSMAR 數(shù)據庫，該指標系參考Roychowdhury[21]模型計算求得：

REM=APROD-ACFO-ADEXP

其中，ACFO 為異?，F(xiàn)金流，APROD 為異常生產成本，ADEXP 為異常費用，對REM 取絕對值，該指標絕對值越大，盈余管理程度越大。

（三）構建實證模型

為了檢驗混改政策的影響，本文選擇使用DID 模型，此模型多用于對公共政策實施效果的定量評估，是一種有效的績效評估模型。國企混改是分批分次進行，改革政策時點存在先后差異，本文設置如下漸進性DID 模型(Generalized DID)檢驗混改對盈余管理的治理效應；模型中系數(shù)β1反映了實施混改對盈余管理產生的政策凈效應，因此本文主要關注該系數(shù)。

模型一用于檢驗假設H1，即混改對盈余管理的影響。其中，REM 表示盈余管理程度，Controls 為各控制變量，μ 為個體效應，τ 為時間效應，ε 表示隨機擾動項。變量具體定義詳見表1。

表1 主要變量含義及計算方法

同時用模型一分組檢驗假設H2a 和H2b，比較不同組間REM 交乘項系數(shù)大小與顯著性水平的差異。此外，為了使組間差異的檢驗結果更具有統(tǒng)計檢驗的支持，借鑒連玉君等[22]研究，運用“自抽樣法（Bootstrap）”檢驗組間差異的顯著性，以保證結論的準確性。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計及均值差異檢驗②

1.主要變量的描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計顯示，沒取絕對值前的真實盈余管理最小值-0.477，最大值0.573，均值0.016，說明國有企業(yè)盈余管理行為既有向上調增利潤，也有向下調減利潤，但是向上盈余管理行為更為普遍；絕對值REM 表示真實盈余管理程度，最小值0.002，最大值0.573，均值為0.09，以及其他真實盈余管理分項指標的數(shù)值分布，表明國有企業(yè)存在真實盈余管理行為，且企業(yè)之間存在較大差異。

2.均值差異檢驗

對實驗組混改前后的REM 均值差異進行檢驗，結果表明，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盈余管理的影響奠定了研究基礎。不過真實情況到底如何還需進一步的實證分析。

（二）回歸結果分析

1.混合所有制改革對盈余管理的抑制效應

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

表2 混合所有制改革對盈余管理的影響

盈余管理行為可分為正向、負向盈余管理。所謂正向盈余管理即管理層調高當期利潤以向外界傳遞企業(yè)經營良好的信息，負向盈余管理則是指降低當期盈余，使企業(yè)當期業(yè)績下滑。這里進一步檢驗混改對不同方向盈余管理的影響：在正向盈余管理樣本回歸結果中，Mixed×Time 系數(shù)為-0.02 且通過了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，但未通過顯著性檢驗，表明混改更有利于抑制企業(yè)的正向盈余管理行為，而對負向盈余管理則沒有影響。相較于負向盈余管理，正向盈余管理行為更為普遍且對企業(yè)而言具有更嚴重的經濟后果與更高的法律風險，因此這類盈余管理更受投資者、政府有關部門等的關注。

2.混改對盈余管理的異質性效應分析

（1）企業(yè)類型的影響

從表3 回歸結果來看，商業(yè)競爭類回歸結果的Mixed×Time 系數(shù)為-0.026，在1%水平上顯著；特定功能類的交乘項系數(shù)為-0.004，未通過顯著性檢驗，說明相對于特定功能類國企，混改對商業(yè)競爭類國企的盈余管理發(fā)揮了更明顯的抑制效應。經由Bootstrap 法得到的經驗值P 進一步證實了上述差異在統(tǒng)計上的顯著性，假設H2a 得到證實，且混改對商業(yè)競爭類國企盈余管理的治理效應主要體現(xiàn)在對向上盈余管理的抑制作用上。

表3 異質性效應回歸結果-不同企業(yè)類型的影響

（2）市場化水平的影響

本文采用王小魯?shù)染幹摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2018）》中的市場化指數(shù)來衡量各地區(qū)市場化進程③。表4 結果表明，在市場化程度高的地區(qū)，混改對盈余管理呈現(xiàn)出顯著的抑制作用，而在市場化水平低的地區(qū)，混改對盈余管理則未發(fā)揮明顯的抑制效應，這說明地區(qū)市場化發(fā)展水平是影響國有企業(yè)混改效果重要的外在因素，市場化程度越高，越有利于改革治理效應的發(fā)揮，經驗P 值的結果也進一步證實這個結論，即證實了假設H2b。同樣的，在市場化水平高的樣本組里，混改對盈余管理的抑制效應主要體現(xiàn)在對正向盈余管理的作用上。

表4 異質性效應回歸結果-市場化水平高低的影響

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗與安慰劑檢驗

上述基準模型的實證結果驗證了本文的假設，但結果的可信度依賴于DID 模型的一系列有效性檢驗。鑒于此，本部分做了如下檢驗：

（1）平行趨勢檢驗

DID 模型構建的一個重要前提就是對照組和實驗組必須滿足平行趨勢假設，即政策實施之前，實驗組和對照組的盈余管理程度有相同的變化趨勢。從圖1 的平行趨勢檢驗圖可看出，在混改之前的三年，系數(shù)估計值95%的置信區(qū)間都包含0，說明在混改前，實驗組與對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假設。進一步的，從圖1 變化趨勢可以看出，在混改實施的第一年開始，混改就已經呈現(xiàn)出對盈余管理的抑制作用，且這一作用具有時間持續(xù)性，進一步證實假設H1 的說法。

圖1 平行趨勢檢驗圖

（2）安慰劑檢驗

前文驗證了實驗組和對照組滿足DID 模型的前提條件，但基準回歸的結果也可能是其他政策或某些潛在因素帶來的，而與混改沒有關聯(lián)，最終導致結論不成立。因此，本文進一步進行安慰劑檢驗。

安慰劑檢驗一：假設混改發(fā)生在2014 年之前。將混改時間分別虛擬設定為2012 年、2013 年，構建時間虛擬變量；然后構建安慰劑檢驗交乘項Mixed×Time2012 與Mixed×Time2013。若前文政策效應確實是混改驅動的，而非其他政策或潛在因素所引起的，那么安慰劑檢驗交叉項將不會對REM 產生顯著影響。結果顯示④，虛擬設定混改時間后，交乘項系數(shù)均未通過顯著性檢驗，說明前文表2 所得出的混改對盈余管理具有抑制效應的結論是可信的，不存在系統(tǒng)性偏差。

安慰劑檢驗二：隨機設定實驗組。按照原實驗組混改情況，隨機生成實驗組并按模型一重復進行500 次回歸，并將500 次回歸Mixed×time 的t 值統(tǒng)計出來，做出相應的REM 下混改t 值的核密度圖（如圖2 所示），并與表2 中基準回歸結果的t 值進行比較。通過對比，虛擬交乘項系數(shù)t 值集中分布在0 附近，且表2 中的真實回歸系數(shù)t 值明顯落在密度圖之外，進一步說明假設H1 結論的穩(wěn)健性。

圖2 安慰劑模擬

2.內生性與樣本選擇問題的解決

（1）PSM-DID 模型

考慮到國有企業(yè)混合所有制改革可能是一組非隨機事件，可能受到實驗組、對照組可觀測因素如公司規(guī)模、企業(yè)成長性等特質的影響，那些經營效率高的企業(yè)可能會優(yōu)先實施混改。對此，本文對實驗組和對照組的樣本進行傾向得分匹配（PSM），以消除選擇性偏差及其帶來的內生性問題，從而得到混改對REM 更真實的的政策效應。結果顯示，在用PSM-DID 方法后，仍然發(fā)現(xiàn)，國企混合所有制改革會顯著抑制盈余管理行為，且受企業(yè)功能屬性、地區(qū)市場化水平的影響，和前文的假設H1、H2a 與H2b 的結論一致。

（2）Heckman 兩步法

國企混改可能還會受到不可觀測因素的影響，若這些不可觀測因素同時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題。因此，本文運用Heckman 兩步法控制這一問題。在第一階段，運用Probit模型，借鑒解維敏[23]的研究，用地區(qū)經濟發(fā)展水平（地區(qū)GDP 的自然對數(shù)來衡量）作為排他性約束變量，此變量在5%水平上顯著為正，說明地區(qū)經濟發(fā)展水平會影響國企混合所有制改革，符合排除性約束變量選擇的條件；第二階段，根據第一階段回歸結果計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國企混改對盈余管理的影響。從表5 結果可以看到，在控制樣本自選擇問題后，在總樣本以及商業(yè)競爭類、地區(qū)市場化程度高的樣本中，回歸結果依然與前文保持一致，證明前文結論的穩(wěn)健性。特別的，REM 和IMR 的VIFs 值均小于10，說明不存在多重共線性問題。

表5 Heckman 兩階段回歸結果

3.其他穩(wěn)健性檢驗

增加關鍵控制變量。真實盈余管理有可能會受到另一類盈余管理——應計盈余管理的影響，因此在真實盈余管理的控制變量中考慮應計盈余管理DA⑤，回歸結論和前文一致。

改變盈余管理的衡量方式。借鑒Cohen 和Zarowin[24]的研究，這里用另外兩個綜合性真實盈余管理指標REM1 和REM2 來衡量盈余管理，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，構建總體盈余管理水平指標TM=REM+DA，將REM1、REM2、TM 替換原模型中的REM分別進行回歸。改變盈余管理度量方式后，回歸結果依然和前文假設H1、H2a、H2b 的驗證結論保持一致，表明本文上述回歸結果的可靠性較高。由于篇幅有限，本部分穩(wěn)健性結果未在正文體現(xiàn)。

五、強盈余管理動機、非國有股東制衡的影響

本文已采取了多種穩(wěn)健性測試驗證了國有企業(yè)混合所有制改革對盈余管理具有抑制效應，那么，在具有較強盈余管理動機的國企當中，混改對盈余管理的約束作用是否還存在？企業(yè)股東多樣性、非國有大股東制衡度、機構投資者持股在這個過程當中發(fā)揮了什么作用？為此，本文將進一步探討強盈余管理動機、非國有股東制衡帶來的影響。

（一）強盈余管理動機對混改與盈余管理關系的影響

在我國，企業(yè)為取得上市、再融資資格，避免虧損退市等監(jiān)管對利潤的最低要求，有較強動機進行盈余管理。歷年來證監(jiān)會對上市公司年報的檢查結果也顯示，有再融資要求或瀕臨虧損的公司盈余管理問題較為突出。對此，本文針對強盈余管理動機下，混改對盈余管理行為的影響做進一步的分析。

借鑒相關研究[25-26]，采用凈資產收益率分布變化對樣本公司的盈余管理動機進行區(qū)分：ROE 處于0～2%范圍內的公司屬于避免虧損動機較強樣本；2011－2019 年9 年內平均ROE 在6%～8%之間的公司屬于再融資動機較強樣本。然后，將這兩類作為強盈余管理動機樣本，定義強盈余管理動機虛擬變量Motive 取值1，其他樣本Motive 取值0。檢驗模型如下，系數(shù)β3反映強盈余管理動機對混改與盈余管理關系的影響。檢驗結果如表6 第（1）列所示。

表6 盈余管理動機、非國有股東制衡的影響

從列（1）結果來看，與表2 結果一致，Mixed×Time 與REM 顯著負相關；盈余管理動機Motive 與REM 系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)有再融資需求或瀕臨虧損時往往會采取盈余管理行為。Mixed×Time×Motive 系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明Motive 不會影響混改與盈余管理之間的關系，在強盈余管理動機下，混改對盈余管理依然發(fā)揮顯著的治理作用。

（二）非國有股東制衡對混改與盈余管理關系的影響

本部分分別討論股東多樣性、非國有大股東制衡度、機構投資者持股對混改與盈余管理關系的調節(jié)作用。混改包括量變和質變：“量變”是指實現(xiàn)了混改國企股東性質多樣化，“質變”則是指實現(xiàn)了異質股東的制衡[27]。伴隨混改的持續(xù)進行，國有企業(yè)不斷引入不同性質的非國有股東，增強了國有企業(yè)股東團隊的多樣性。多個大股東并存是較為有效的內部治理機制，有利于降低國企代理成本[1]。在國有資本與民營資本之間，機構投資者逐漸成為平衡雙方的關鍵力量，近年來這類投資者在國有上市公司中的持股比例不斷上升。機構投資者以其專業(yè)化水平、大規(guī)模投資的優(yōu)勢以及相對獨立的特征，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)的真實盈余管理行為，在某種程度上抑制真實盈余管理[21]。因此，本文預期國有股東多樣性、非國有大股東制衡度、機構投資者持股會強化混改對盈余管理的抑制作用。構建如下模型進行檢驗：

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

在分別加入Res、Inst 與Mixed×Time 的交乘項后，Mixed×Time 與REM 的系數(shù)顯著為負，與前文的結果一致，再一次證明了假設H1。Mixed×Time×RES、Mixed×Time×Inst 系數(shù)均在5%水平上顯著為負，表明非國有大股東制衡度、機構投資者持股有利于加強混改對盈余管理的抑制作用。而Mixed×Time×Types 系數(shù)雖然為負，但未通過顯著性檢驗，表明股東多樣性并不能強化混改的盈余管理效應。由此反映，國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國有企業(yè)治理未必能發(fā)揮顯著的作用，只有參股股東之間產生制衡時，才能實現(xiàn)治理績效的提升。

六、渠道機制檢驗與經濟后果研究

（一）渠道機制檢驗——基于內部控制質量的中介傳導機制

基于研究假設部分的理論邏輯，混改使得國企形成了多元所有權的監(jiān)督格局，不同產權所有者互相監(jiān)督、彼此制約，從而完善企業(yè)內部治理進而降低盈余管理。那么，內部治理在這過程中是否充當了中介角色？鑒于此，本文進一步檢驗混改是否是通過提升內控質量進而對盈余管理發(fā)揮治理作用。

借鑒已有研究，構建如下“三步法”模型來檢驗內控質量在混改與盈余管理之間的中介效應，并進行Sobel 檢驗以增強結論的穩(wěn)健性；DIB 數(shù)據庫內部控制指數(shù)INC 衡量企業(yè)內控質量。具體回歸結果見表7 第（1）-（3）列。

表7 渠道機制與經濟后果檢驗回歸結果

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，說明內部控制是混改抑制盈余管理的部分中介因子；Sobel 檢驗中Z 統(tǒng)計值-2.293，說明INC 中介效應在5%的水平顯著，進一步保證了機制檢驗結果的穩(wěn)健性。

（二）混合所有制改革、盈余管理與企業(yè)價值

混改有助于抑制國有企業(yè)的真實盈余管理行為，而就真實盈余管理對企業(yè)價值的影響，學術界目前仍未取得一致的結論。機會主義觀認為真實盈余管理以扭曲公司的正常生產和經營活動為代價，有損資本市場的盈余信息質量，引發(fā)消極的市場反應，從而對企業(yè)價值產生不利影響[24]；信號觀則認為真實盈余管理是管理層為了滿足盈余的基本目標，向外界傳遞未來經營活動的信號，通過提高投資者對企業(yè)未來經營績效的信心，進而對公司價值帶來積極影響[29]。混改對真實盈余管理的抑制效應對企業(yè)價值是否產生影響？具體帶來了何種影響？為回答此問題，同樣構建“三步法”模型進行檢驗⑦。本文用托賓Q 來衡量企業(yè)價值，具體回歸結果見表7 第（4）-（6）列。

表7 第（4）列結果顯示，Mixed×Time 系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明混改提升了國有企業(yè)價值；第（2）列結果和前文結論一致，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，意味著國有企業(yè)的盈余管理行為更多的是機會主義行為，有損于公司價值；再看交乘項Mixed×Time 的估計系數(shù)，系數(shù)較第（1）列有所減小，仍在5%水平下顯著。上述結果表明，減少盈余管理水平是混改提升國企企業(yè)價值的中介因素，Sobel 檢驗Z 統(tǒng)計值進一步穩(wěn)健此結論?；旌纤兄聘母镉兄谝种茋蟮挠喙芾硇袨?，最終帶來公司價值的提升。

七、研究結論與相關啟示

（一）研究結論

混合所有制改革是當前國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控制的一個方面，因此本文從盈余管理的視角研究混改給國有企業(yè)帶來的治理效應。研究發(fā)現(xiàn)：總體來看，混合所有制改革有利于抑制國有企業(yè)的盈余管理行為，具體來說，是對正向盈余管理發(fā)揮顯著的抑制作用；即使在那些有強盈余管理動機的企業(yè)里，混改對盈余管理的治理作用也不受影響。從異質性效應檢驗結果來看，混改對企業(yè)盈余管理的抑制效應在商業(yè)競爭類、地區(qū)市場化水平高的企業(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。非國有大股東制衡度、機構投資者持股均有利于強化混改對盈余管理的治理作用，而股東多樣性則不能帶來顯著影響。進一步研究混改對盈余管理的作用機制，發(fā)現(xiàn)混改的盈余管理抑制效應有一部分是通過提升內控質量實現(xiàn)的；最后，考察混改的盈余管理效應對企業(yè)價值的影響，國有企業(yè)的盈余管理行為更多的是機會主義行為，不利于企業(yè)長遠發(fā)展，而混改對盈余管理的抑制效應最終能夠帶來企業(yè)價值的提升。

（二）相關啟示

本文的研究結論對進一步推進國有企業(yè)混合所有制改革、提升國有企業(yè)公司治理具有一定的參考意義。

1.提高混合股權的治理效應。國有企業(yè)應繼續(xù)擴大混改的廣度和深度，不能僅停留在吸引多元異質性股東層面，“混”是第一步，真正要發(fā)揮它的有效作用，還要進一步突出“改”，要形成非國有股權與國有股權相制衡局面，引入諸如機構投資者等具有較強實力的非國有大股東的加入；同時加強企業(yè)內部控制制度的建設與落實，保證非國有股東的話語權。

2.積極推進國有企業(yè)分類改革。強化國有企業(yè)分類管理，加大商業(yè)競爭類、處于市場化水平高地區(qū)的國有企業(yè)的混改力度，全面推進混改，發(fā)揮非國有資本的治理作用；而對于特定功能類、地處市場化水平低的國企則需要配合其他國企改革政策等，以提高公司治理。

3.加快市場化改革進程以減少政府干預。在深化國企改革時應意識到政府干預的影響，適當降低政府干預，構建市場化、法制化的營商環(huán)境，讓市場在治理改革中發(fā)揮更強的作用。

4.關注不同方向的盈余管理。混改對盈余管理的治理作用主要體現(xiàn)在對向上盈余管理的抑制上，而對向下盈余管理行為則未有顯著影響。國有企業(yè)不僅存在向上盈余管理，也存在向下調減利潤的行為，此種行為是經營管理層誤導信息使用者、獲取私利的重要手段，同樣，值得我們關注。因此國有企業(yè)在混改過程中，除了關注正向盈余管理外，也應重視負向盈余管理行為，及時識別，以充分發(fā)揮改革的治理效應。

注：

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

②限于篇幅，變量的描述性統(tǒng)計與實驗組的REM 均值差異檢驗未在正文體現(xiàn)。

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

④限于篇幅，部分穩(wěn)健性檢驗結果未在正文體現(xiàn)。

⑤DA 為應以盈余管理程度，運用修正瓊斯模型計算取得，為取絕對值后的數(shù)值。

⑥依據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，以前十大股東中外資股東、民營股東（含自然人股東）、機構投資者持股比例之和作為對非國有大股東集中度。

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)經營活動的現(xiàn)金凈流量/總資產Ocf。