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        混合所有制改革對盈余管理的治理效應(yīng)

        2021-10-29 01:52:52蘇三妹劉微芳
        企業(yè)經(jīng)濟(jì) 2021年9期
        關(guān)鍵詞:所有制盈余股東

        □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20 多個(gè)?。ㄊ小^(qū))陸續(xù)出臺(tái)了指導(dǎo)國資國企改革的文件。根據(jù)國資委數(shù)據(jù)顯示,2013 年到2018 年,我國各省(市、區(qū))實(shí)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(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利益相關(guān)者決策的重要依據(jù),但上市公司盈余管理問題仍十分嚴(yán)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(zhì)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(xiàng)改革試點(diǎn)”,強(qiáng)調(diào)信息公開是國有企業(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。國有企業(yè)混合所有制改革是把企業(yè)的多種主人請進(jìn)來,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],國務(wù)院在有關(guān)國企改革文件中也曾多次強(qiáng)調(diào),希望通過“混合所有制改革”改善公司治理結(jié)構(gòu),提高國有企業(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,研究混改對國有企業(yè)的治理效應(yīng)。

        目前學(xué)術(shù)界對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 年以來的混改政策,運(yùn)用漸近性DID 模型,并通過傾向得分匹配、Heckman 兩步法控制內(nèi)生性問題,研究混合所有制改革對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),分別對企業(yè)不同功能屬性、不同地區(qū)市場化發(fā)展水平進(jìn)行異質(zhì)性分析;非國有股東與國企混改息息相關(guān),因此進(jìn)一步討論股東多樣性、非國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,且對進(jìn)一步推進(jìn)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(shè)

        (一)混合所有制改革對盈余管理的抑制效應(yīng)

        國有企業(yè)進(jìn)行混合所有制改革的方式多樣,混改后將會(huì)給國有企業(yè)引入更多非國有股東的關(guān)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(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,國有企業(yè)內(nèi)部的代理問題非常嚴(yán)重,內(nèi)部人控制常常導(dǎo)致國有企業(yè)高管在職消費(fèi)和侵占公司利益行為[6-7]。而非國有股東為了維護(hù)自身利益,有動(dòng)機(jī)監(jiān)督國有企業(yè)高管,防止國有企業(yè)內(nèi)部人對自身利益的侵占。同時(shí),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(nèi)部人的監(jiān)督,在這個(gè)過程當(dāng)中,非國有股東會(huì)更關(guān)注會(huì)計(jì)信息質(zhì)量,將要求國有企業(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(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。混合所有制的實(shí)質(zhì)是不同性質(zhì)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(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(zhì)性效應(yīng)分析

        國有企業(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?;诖耍疚倪M(jìn)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(yīng)的影響。

        1.企業(yè)類型的影響

        根據(jù)國有資本的戰(zhàn)略定位和發(fā)展目標(biāo),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(jìn)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(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)帶來的治理機(jī)制、信息傳遞等也可能會(huì)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(gè)競爭激烈的行業(yè)中,公司管理者會(huì)面臨更大的經(jīng)營壓力,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(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)競爭類企業(yè)本身所處的行業(yè)競爭激烈,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)類國企。特定功能類企業(yè)如果實(shí)施混改,所引入的非國有資本在相應(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(shù)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(jìn)入。

        基于上述分析,本文假設(shè):

        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(qiáng)。

        2.市場化水平的影響

        研究我國的公司治理問題應(yīng)該考慮企業(yè)的外部治理環(huán)境,外部治理環(huán)境的好壞對企業(yè)管理層有激勵(lì)與監(jiān)督的作用,而市場化進(jìn)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(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],因此非國有股東在國企內(nèi)部的話語權(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。再從政府干預(yù)來看,在那些國有產(chǎn)值高的地區(qū),國有企業(yè)的賬面盈利水平直接關(guān)系到官員的政績表現(xiàn),所以當(dāng)企業(yè)業(yè)績不好時(shí),政府很可能會(huì)干預(yù)公司的會(huì)計(jì)報(bào)告過程,甚至鼓勵(lì)企業(yè)高估利潤或者避虧。[20]政府對國有企業(yè)的干預(yù)程度受制度建設(shè)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(fù)擔(dān),降低政府干預(yù)水平[18],從而有利于減輕政府對國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息的干預(yù)。因此,本文假設(shè):

        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(shè)計(jì)

        (一)數(shù)據(jù)來源

        本文研究樣本為2011—2019 年滬深A(yù) 股上市國有企業(yè),數(shù)據(jù)來自Wind、CSMAR、DIB 數(shù)據(jù)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(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(jìn)非國有資本。本文手工整理2014 年開始進(jìn)行過以上四類活動(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)通過查找2014 年以來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)際控制人由國有性質(zhì)股東變?yōu)榉菄泄蓶|;員工持股、整體上市、并購重組數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫。同時(shí),為了實(shí)驗(yàn)組和對照組樣本選取的穩(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)過篩選,以2014 年以來進(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刻意選擇某些會(huì)計(jì)政策來影響盈余,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)用開支等來影響公司的盈余。此種手段相對隱蔽,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)盈余管理對公司未來業(yè)績的影響更大,且國有企業(yè)真實(shí)盈余管理行為更為普遍[2],因此本文用真實(shí)盈余管理表示國企的盈余管理程度。真實(shí)盈余管理REM 來自于CSMAR 數(shù)據(jù)庫,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REM 取絕對值,該指標(biāo)絕對值越大,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,此模型多用于對公共政策實(shí)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(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,說明國有企業(yè)盈余管理行為既有向上調(diào)增利潤,也有向下調(diào)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(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盈余管理的影響奠定了研究基礎(chǔ)。不過真實(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.混合所有制改革對盈余管理的抑制效應(yīng)

        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(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)期利潤以向外界傳遞企業(yè)經(jīng)營良好的信息,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)績下滑。這里進(jìn)一步檢驗(yàn)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(jié)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(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)果來看,商業(yè)競爭類回歸結(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,未通過顯著性檢驗(yàn),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(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),且混改對商業(yè)競爭類國企盈余管理的治理效應(yīng)主要體現(xiàn)在對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(bào)告(2018)》中的市場化指數(shù)來衡量各地區(qū)市場化進(jìn)程③。表4 結(jié)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(yīng),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(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,在市場化水平高的樣本組里,混改對盈余管理的抑制效應(yīng)主要體現(xiàn)在對正向盈余管理的作用上。

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

        (三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

        1.平行趨勢檢驗(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)平行趨勢檢驗(yàn)

        DID 模型構(gòu)建的一個(gè)重要前提就是對照組和實(shí)驗(yàn)組必須滿足平行趨勢假設(shè),即政策實(shí)施之前,實(shí)驗(yàn)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(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,說明在混改前,實(shí)驗(yàn)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(shè)。進(jìn)一步的,從圖1 變化趨勢可以看出,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 的說法。

        圖1 平行趨勢檢驗(yàn)圖

        (2)安慰劑檢驗(yàn)

        前文驗(yàn)證了實(shí)驗(yàn)組和對照組滿足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)均未通過顯著性檢驗(yàn),說明前文表2 所得出的混改對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,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。通過對比,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(jī)事件,可能受到實(shí)驗(yàn)組、對照組可觀測因素如公司規(guī)模、企業(yè)成長性等特質(zhì)的影響,那些經(jīng)營效率高的企業(yè)可能會(huì)優(yōu)先實(shí)施混改。對此,本文對實(shí)驗(yàn)組和對照組的樣本進(jìn)行傾向得分匹配(PSM),以消除選擇性偏差及其帶來的內(nèi)生性問題,從而得到混改對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

        國企混改可能還會(huì)受到不可觀測因素的影響,若這些不可觀測因素同時(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題。因此,本文運(yùn)用Heckman 兩步法控制這一問題。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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)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(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)國企混改對盈余管理的影響。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(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,說明不存在多重共線性問題。

        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)、非國有股東制衡的影響

        本文已采取了多種穩(wěn)健性測試驗(yàn)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(yīng),那么,在具有較強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)的國企當(dāng)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(jī)構(gòu)投資者持股在這個(gè)過程當(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)、非國有股東制衡帶來的影響。

        (一)強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)對混改與盈余管理關(guān)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(qiáng)動(dòng)機(jī)進(jìn)行盈余管理。歷年來證監(jiān)會(huì)對上市公司年報(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題較為突出。對此,本文針對強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)下,混改對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?,系?shù)β3反映強(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)對混改與盈余管理關(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)、非國有股東制衡的影響

        從列(1)結(jié)果來看,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)未通過顯著性檢驗(yàn),說明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(guān)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(jī)構(gòu)投資者持股對混改與盈余管理關(guān)系的調(diào)節(jié)作用?;旄陌孔兒唾|(zhì)變:“量變”是指實(shí)現(xiàn)了混改國企股東性質(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,國有企業(yè)不斷引入不同性質(zhì)的非國有股東,增強(qiáng)了國有企業(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,有利于降低國企代理成本[1]。在國有資本與民營資本之間,機(jī)構(gòu)投資者逐漸成為平衡雙方的關(guān)鍵力量,近年來這類投資者在國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)勢以及相對獨(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)期國有股東多樣性、非國有大股東制衡度、機(jī)構(gòu)投資者持股會(huì)強(qiáng)化混改對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“國有股、民營股、機(jī)構(gòu)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(zhì)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(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(chǎn)生制衡時(shí),才能實(shí)現(xiàn)治理績效的提升。

        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)混改是否是通過提升內(nèi)控質(zhì)量進(jìn)而對盈余管理發(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

        混改有助于抑制國有企業(yè)的真實(shí)盈余管理行為,而就真實(shí)盈余管理對企業(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)營活動(dòng)為代價(jià),有損資本市場的盈余信息質(zhì)量,引發(fā)消極的市場反應(yīng),從而對企業(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),向外界傳遞未來經(jīng)營活動(dòng)的信號(hào),通過提高投資者對企業(yè)未來經(jīng)營績效的信心,進(jìn)而對公司價(jià)值帶來積極影響[29]?;旄膶φ鎸?shí)盈余管理的抑制效應(yīng)對企業(yè)價(jià)值是否產(chǎn)生影響?具體帶來了何種影響?為回答此問題,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,說明混改提升了國有企業(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。混合所有制改革有助于抑制國企的盈余管理行為,最終帶來公司價(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有企業(yè)帶來的治理效應(yīng)。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(qiáng)盈余管理動(dòng)機(jī)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(zhì)性效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來看,混改對企業(yè)盈余管理的抑制效應(yīng)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(jī)構(gòu)投資者持股均有利于強(qiáng)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(jìn)一步研究混改對盈余管理的作用機(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)對企業(yè)價(jià)值的影響,國有企業(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)長遠(yuǎn)發(fā)展,而混改對盈余管理的抑制效應(yīng)最終能夠帶來企業(yè)價(jià)值的提升。

        (二)相關(guān)啟示

        本文的研究結(jié)論對進(jìn)一步推進(jìn)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(quán)的治理效應(yīng)。國有企業(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”,要形成非國有股權(quán)與國有股權(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),保證非國有股東的話語權(quán)。

        2.積極推進(jìn)國有企業(yè)分類改革。強(qiáng)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(jìn)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(jìn)程以減少政府干預(yù)。在深化國企改革時(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)建市場化、法制化的營商環(huán)境,讓市場在治理改革中發(fā)揮更強(qiáng)的作用。

        4.關(guān)注不同方向的盈余管理?;旄膶τ喙芾淼闹卫碜饔弥饕w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(diào)減利潤的行為,此種行為是經(jīng)營管理層誤導(dǎo)信息使用者、獲取私利的重要手段,同樣,值得我們關(guān)注。因此國有企業(yè)在混改過程中,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(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(chǔ),借鑒有關(guān)研究,用歷年市場化指數(shù)的平均增長率作為預(yù)測的依據(jù),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(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、民營股東(含自然人股東)、機(jī)構(gòu)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(jīng)營活動(dòng)的現(xiàn)金凈流量/總資產(chǎn)Ocf。

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