混合所有制改革对盈余管理的治理效应

□苏三妹 刘微芳

一、引言

2013 年11 月，党的十八届三中全会明确提出发展“混合所有制经济”，会议指出“国有资本、集体资本、非公有资本等交叉持股、相互融合的混合所有制经济，是基本经济制度的重要实现形式”。此后，全国20 多个省（市、区）陆续出台了指导国资国企改革的文件。根据国资委数据显示，2013 年到2018 年，我国各省(市、区)实施混合所有制改革（以下简称“混改”）企业超过5000 家，引入非公有资本超过6000 亿元，2019 年国务院继续推出了160 家混改试点名单。新一轮混合所有制改革如火如荼开展，但总体上依然处于试点探索阶段，改革推进过程亟需理论的进一步创新与实现路径的审慎选择。[1]

盈余信息是资本市场利益相关者决策的重要依据，但上市公司盈余管理问题仍十分严重，尤其国有企业存在着更为频繁的盈余管理行为[2]。在新一轮国有企业改革过程中，如何提高国有企业信息披露质量引起了政府部门的高度重视。2016 年，国资委公布了国有企业的“十项改革试点”，强调信息公开是国有企业改革的一项重要内容。盈余管理作为会计信息失真的一个重要影响因素，备受人们关注。国有企业混合所有制改革是把企业的多种主人请进来，这必将引起公司治理结构的基础——股权结构的构成和特征的变化，一定的股权制衡有利于盈余质量的提升[3]，国务院在有关国企改革文件中也曾多次强调，希望通过“混合所有制改革”改善公司治理结构，提高国有企业效率。鉴于盈余管理是公司治理的重点控制方面，本文基于盈余管理视角，研究混改对国有企业的治理效应。

目前学术界对混合所有制改革与盈余管理关系的研究较少，少量文献[2][4-5]讨论了股权混合对盈余管理、公司违规行为的影响，认为股权混合有利于抑制国有企业盈余管理，降低公司违规行为。这些研究虽然是在混改背景下进行的，但只是基于股权结构的角度，并不是出于混改本身带来的政策效应，且鲜有考虑盈余管理方向、盈余管理动机等内容。

本文基于2013 年以来的混改政策，运用渐近性DID 模型，并通过倾向得分匹配、Heckman 两步法控制内生性问题，研究混合所有制改革对盈余管理的治理效应；同时从分类、分层改革的逻辑出发，分别对企业不同功能属性、不同地区市场化发展水平进行异质性分析；非国有股东与国企混改息息相关，因此进一步讨论股东多样性、非国有大股东制衡度与机构投资者持股在这当中发挥的作用；最后，检验混改对盈余管理治理效应的渠道机制及其最终给企业价值带来的影响。本文从财务会计治理的角度支持了混合所有制改革的积极意义，丰富了混改政策效应的有关研究，且对进一步推进国有企业混改、提升国有企业公司治理具有一定的参考意义。

二、理论分析与研究假设

（一）混合所有制改革对盈余管理的抑制效应

国有企业进行混合所有制改革的方式多样，混改后将会给国有企业引入更多非国有股东的关注和加入。在国有企业中，由于“所有者缺位”问题的存在，使得管理层对上市公司的控制权增强，加之缺乏有效的管理层激励机制和监督管理制度，国有企业内部的代理问题非常严重，内部人控制常常导致国有企业高管在职消费和侵占公司利益行为[6-7]。而非国有股东为了维护自身利益，有动机监督国有企业高管，防止国有企业内部人对自身利益的侵占。同时，为了降低信息的不对称，以便对国有控股股东和国有企业内部人的监督，在这个过程当中，非国有股东会更关注会计信息质量，将要求国有企业高管进行更可靠的信息披露，从而在一定程度上抑制经营者盈余管理的行为。

混合所有制改革的出发点在于通过引入非国有资本，发挥非国有股东的监督作用，以形成更好的公司治理结构。[7-8]影响盈余管理的因素很多，但从制度层面上看主要是公司治理结构。[9]完善的公司治理有利于抑制盈余管理行为，保证会计信息质量。混合所有制的实质是不同性质的股东通过博弈提高公司治理的有效性，从而影响公司的决策并提高企业绩效；其形成的多元化所有权的监督格局，使得不同的产权所有者互相监督、彼此制约，逐步完善企业内部治理结构。[12-13]可以预期，混改后更完善的治理结构将有助于降低国有企业的盈余管理现象。

综合上述分析，本文假设：

H1：混合所有制改革对国有企业盈余管理具有抑制作用。

（二）混合所有制改革对盈余管理的异质性效应分析

国有企业混合所有制改革应分层、分类稳步推进，做到因地制宜，因企施策。基于此，本文进一步讨论国有企业类型、企业所处的外部治理环境对混改盈余管理治理效应的影响。

1.企业类型的影响

根据国有资本的战略定位和发展目标，可以将国有企业分为商业类和公益类，其中商业类进一步分为商业竞争类和特定功能类。[14]国企混合所有制改革应根据企业的特点、行业的特点选择改革的方式，企业功能属性不同，混改给企业带来的治理机制、信息传递等也可能会存在差异。

商业竞争类是指处于充分竞争的商业类国有企业。在一个竞争激烈的行业中，公司管理者会面临更大的经营压力，出于自身利益和职业发展的考虑，他们可能会有更强的动机去实施盈余管理行为。[15]商业竞争类国企是混合所有制改革的主体，在引入非国有股东后，有利于吸收多元资本参与公司治理，非国有股东通过持有股权、委派董事等方式增强自身的所有权与表决权能力，加强对管理层的监督。此外，混改政策的实施可能会增强企业面临的不确定性，环境不确定性的提高会使得企业承担风险的意愿降低[16]，再加上商业竞争类企业本身所处的行业竞争激烈，在实施混改政策后，企业会采取更为稳健的生产政策、费用开支政策，从而降低盈余管理水平。特定功能类则是主业处于关系国家安全的行业、支柱产业、肩负改善民生和保障城市安全等战略性领域的商业类国企。特定功能类企业如果实施混改，所引入的非国有资本在相应领域就会有较强的专业资本沉淀，这些非国有股东加盟可以减低国有企业的代理成本。[17]但这类企业技术壁垒和资本壁垒相对较高，相比于商业竞争类，非国有资本较难进入。

基于上述分析，本文假设：

H2a:相对于特定功能类国企，混合所有制改革对商业竞争类国有企业盈余管理的抑制作用更强。

2.市场化水平的影响

研究我国的公司治理问题应该考虑企业的外部治理环境，外部治理环境的好坏对企业管理层有激励与监督的作用，而市场化进程则是外部治理环境的综合体现。[18]我国现阶段各地区之间的制度环境依然存在较大差异，市场化发展水平不一。在市场化水平高的地区，金融市场、投资者法律保护制度更加完善，企业受到的关注与监督也更加充分[19]，因此非国有股东在国企内部的话语权与权力的行使会有更多保障，从而有利于治理效应的发挥。再从政府干预来看，在那些国有产值高的地区，国有企业的账面盈利水平直接关系到官员的政绩表现，所以当企业业绩不好时，政府很可能会干预公司的会计报告过程，甚至鼓励企业高估利润或者避亏。[20]政府对国有企业的干预程度受制度建设的影响，地区市场化程度越高，越有利于减轻国企政策性负担，降低政府干预水平[18]，从而有利于减轻政府对国有企业会计信息的干预。因此，本文假设：

H2b：市场化水平高的地区，混合所有制改革对企业盈余管理的抑制作用更显著。

三、研究设计

（一）数据来源

本文研究样本为2011—2019 年沪深A 股上市国有企业，数据来自Wind、CSMAR、DIB 数据库以及各公司公告等。对初始样本按照如下方式处理：剔除了金融保险类企业，剔除了所需数据缺失的样本。同时，为了降低异常值的影响，按照Winsorize 方法，对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。

（二）主要变量选取

1.混合所有制改革。借鉴有关研究以及梳理混改政策文件，得出2013 年①以来国有企业主要采取的四种混改方式：员工持股、整体上市、并购重组以及直接引进非国有资本。本文手工整理2014 年开始进行过以上四类活动的企业作为进行混改的企业样本。其中，直接引进非国有资本包含两小类：引进战略投资者或实际控制人发生变更——引进战略投资者的数据通过查找2014 年以来的上市公司公告整理得到；实际控制人变更样本为2014 年开始实际控制人由国有性质股东变为非国有股东；员工持股、整体上市、并购重组数据来自Wind 数据库。同时，为了实验组和对照组样本选取的稳健性，本文将各企业有关数据的时间窗口往回至2011 年，以保证国有企业在2011-2013 年均未采取以上四类活动。此做法能够排除在这期间已经开始实施混改的企业，增加最终样本选取的合理性。经过筛选，以2014 年以来进行混改的企业429 家为实验组；未混改的企业355 家为对照组。

2.盈余管理。企业进行盈余管理可能采取应计盈余管理或真实盈余管理方式，或者两者兼而有之。应计盈余管理主要是通过刻意选择某些会计政策来影响盈余，此种方式更容易受到监管机构的注意。真实盈余管理则是通过实质性的交易活动如操控销售、生产和费用开支等来影响公司的盈余。此种手段相对隐蔽，外部利益相关者往往很难发现，这就给予了管理层更大的盈余操控空间。由于真实盈余管理对公司未来业绩的影响更大，且国有企业真实盈余管理行为更为普遍[2]，因此本文用真实盈余管理表示国企的盈余管理程度。真实盈余管理REM 来自于CSMAR 数据库，该指标系参考Roychowdhury[21]模型计算求得：

REM=APROD-ACFO-ADEXP

其中，ACFO 为异常现金流，APROD 为异常生产成本，ADEXP 为异常费用，对REM 取绝对值，该指标绝对值越大，盈余管理程度越大。

（三）构建实证模型

为了检验混改政策的影响，本文选择使用DID 模型，此模型多用于对公共政策实施效果的定量评估，是一种有效的绩效评估模型。国企混改是分批分次进行，改革政策时点存在先后差异，本文设置如下渐进性DID 模型(Generalized DID)检验混改对盈余管理的治理效应；模型中系数β1反映了实施混改对盈余管理产生的政策净效应，因此本文主要关注该系数。

模型一用于检验假设H1，即混改对盈余管理的影响。其中，REM 表示盈余管理程度，Controls 为各控制变量，μ 为个体效应，τ 为时间效应，ε 表示随机扰动项。变量具体定义详见表1。

表1 主要变量含义及计算方法

同时用模型一分组检验假设H2a 和H2b，比较不同组间REM 交乘项系数大小与显著性水平的差异。此外，为了使组间差异的检验结果更具有统计检验的支持，借鉴连玉君等[22]研究，运用“自抽样法（Bootstrap）”检验组间差异的显著性，以保证结论的准确性。

四、实证结果分析

（一）描述性统计及均值差异检验②

1.主要变量的描述性统计

描述性统计显示，没取绝对值前的真实盈余管理最小值-0.477，最大值0.573，均值0.016，说明国有企业盈余管理行为既有向上调增利润，也有向下调减利润，但是向上盈余管理行为更为普遍；绝对值REM 表示真实盈余管理程度，最小值0.002，最大值0.573，均值为0.09，以及其他真实盈余管理分项指标的数值分布，表明国有企业存在真实盈余管理行为，且企业之间存在较大差异。

2.均值差异检验

对实验组混改前后的REM 均值差异进行检验，结果表明，不管是全样本还是向上、向下盈余管理样本，混改后的REM 均值均在1%水平上显著低于混改前的水平，这为本文考察混改对盈余管理的影响奠定了研究基础。不过真实情况到底如何还需进一步的实证分析。

（二）回归结果分析

1.混合所有制改革对盈余管理的抑制效应

表2 列示了混合所有制改革对盈余管理的影响。第（1）列，Mixed×Time 系数在1%的水平上显著为负，系数-0.019，表明混改的实施显著降低了企业的盈余管理程度。鉴于REM 的均值为0.09，因此，上述结果不仅统计意义显著，经济意义也十分显著。本文假设H1 得到证实。

表2 混合所有制改革对盈余管理的影响

盈余管理行为可分为正向、负向盈余管理。所谓正向盈余管理即管理层调高当期利润以向外界传递企业经营良好的信息，负向盈余管理则是指降低当期盈余，使企业当期业绩下滑。这里进一步检验混改对不同方向盈余管理的影响：在正向盈余管理样本回归结果中，Mixed×Time 系数为-0.02 且通过了1%的显著性水平，在向下盈余管理的样本组里Mixed×Time 系数为-0.008，但未通过显著性检验，表明混改更有利于抑制企业的正向盈余管理行为，而对负向盈余管理则没有影响。相较于负向盈余管理，正向盈余管理行为更为普遍且对企业而言具有更严重的经济后果与更高的法律风险，因此这类盈余管理更受投资者、政府有关部门等的关注。

2.混改对盈余管理的异质性效应分析

（1）企业类型的影响

从表3 回归结果来看，商业竞争类回归结果的Mixed×Time 系数为-0.026，在1%水平上显著；特定功能类的交乘项系数为-0.004，未通过显著性检验，说明相对于特定功能类国企，混改对商业竞争类国企的盈余管理发挥了更明显的抑制效应。经由Bootstrap 法得到的经验值P 进一步证实了上述差异在统计上的显著性，假设H2a 得到证实，且混改对商业竞争类国企盈余管理的治理效应主要体现在对向上盈余管理的抑制作用上。

表3 异质性效应回归结果-不同企业类型的影响

（2）市场化水平的影响

本文采用王小鲁等编著的《中国分省份市场化指数报告（2018）》中的市场化指数来衡量各地区市场化进程③。表4 结果表明，在市场化程度高的地区，混改对盈余管理呈现出显著的抑制作用，而在市场化水平低的地区，混改对盈余管理则未发挥明显的抑制效应，这说明地区市场化发展水平是影响国有企业混改效果重要的外在因素，市场化程度越高，越有利于改革治理效应的发挥，经验P 值的结果也进一步证实这个结论，即证实了假设H2b。同样的，在市场化水平高的样本组里，混改对盈余管理的抑制效应主要体现在对正向盈余管理的作用上。

表4 异质性效应回归结果-市场化水平高低的影响

（三）稳健性检验

1.平行趋势检验与安慰剂检验

上述基准模型的实证结果验证了本文的假设，但结果的可信度依赖于DID 模型的一系列有效性检验。鉴于此，本部分做了如下检验：

（1）平行趋势检验

DID 模型构建的一个重要前提就是对照组和实验组必须满足平行趋势假设，即政策实施之前，实验组和对照组的盈余管理程度有相同的变化趋势。从图1 的平行趋势检验图可看出，在混改之前的三年，系数估计值95%的置信区间都包含0，说明在混改前，实验组与对照组的盈余管理程度没有显著的差异，因此本文的样本符合平行趋势假设。进一步的，从图1 变化趋势可以看出，在混改实施的第一年开始，混改就已经呈现出对盈余管理的抑制作用，且这一作用具有时间持续性，进一步证实假设H1 的说法。

图1 平行趋势检验图

（2）安慰剂检验

前文验证了实验组和对照组满足DID 模型的前提条件，但基准回归的结果也可能是其他政策或某些潜在因素带来的，而与混改没有关联，最终导致结论不成立。因此，本文进一步进行安慰剂检验。

安慰剂检验一：假设混改发生在2014 年之前。将混改时间分别虚拟设定为2012 年、2013 年，构建时间虚拟变量；然后构建安慰剂检验交乘项Mixed×Time2012 与Mixed×Time2013。若前文政策效应确实是混改驱动的，而非其他政策或潜在因素所引起的，那么安慰剂检验交叉项将不会对REM 产生显著影响。结果显示④，虚拟设定混改时间后，交乘项系数均未通过显著性检验，说明前文表2 所得出的混改对盈余管理具有抑制效应的结论是可信的，不存在系统性偏差。

安慰剂检验二：随机设定实验组。按照原实验组混改情况，随机生成实验组并按模型一重复进行500 次回归，并将500 次回归Mixed×time 的t 值统计出来，做出相应的REM 下混改t 值的核密度图（如图2 所示），并与表2 中基准回归结果的t 值进行比较。通过对比，虚拟交乘项系数t 值集中分布在0 附近，且表2 中的真实回归系数t 值明显落在密度图之外，进一步说明假设H1 结论的稳健性。

图2 安慰剂模拟

2.内生性与样本选择问题的解决

（1）PSM-DID 模型

考虑到国有企业混合所有制改革可能是一组非随机事件，可能受到实验组、对照组可观测因素如公司规模、企业成长性等特质的影响，那些经营效率高的企业可能会优先实施混改。对此，本文对实验组和对照组的样本进行倾向得分匹配（PSM），以消除选择性偏差及其带来的内生性问题，从而得到混改对REM 更真实的的政策效应。结果显示，在用PSM-DID 方法后，仍然发现，国企混合所有制改革会显著抑制盈余管理行为，且受企业功能属性、地区市场化水平的影响，和前文的假设H1、H2a 与H2b 的结论一致。

（2）Heckman 两步法

国企混改可能还会受到不可观测因素的影响，若这些不可观测因素同时也显著影响盈余管理行为，那么同样可能存在样本选择偏误问题。因此，本文运用Heckman 两步法控制这一问题。在第一阶段，运用Probit模型，借鉴解维敏[23]的研究，用地区经济发展水平（地区GDP 的自然对数来衡量）作为排他性约束变量，此变量在5%水平上显著为正，说明地区经济发展水平会影响国企混合所有制改革，符合排除性约束变量选择的条件；第二阶段，根据第一阶段回归结果计算出的逆米尔斯比率（IMR），将其作为控制变量放入模型中再次检验国企混改对盈余管理的影响。从表5 结果可以看到，在控制样本自选择问题后，在总样本以及商业竞争类、地区市场化程度高的样本中，回归结果依然与前文保持一致，证明前文结论的稳健性。特别的，REM 和IMR 的VIFs 值均小于10，说明不存在多重共线性问题。

表5 Heckman 两阶段回归结果

3.其他稳健性检验

增加关键控制变量。真实盈余管理有可能会受到另一类盈余管理——应计盈余管理的影响，因此在真实盈余管理的控制变量中考虑应计盈余管理DA⑤，回归结论和前文一致。

改变盈余管理的衡量方式。借鉴Cohen 和Zarowin[24]的研究，这里用另外两个综合性真实盈余管理指标REM1 和REM2 来衡量盈余管理，其中：REM1=APROD-ADEXP，REM2=-ACFO-ADEXP。此外，为全面反映企业盈余管理的总水平，构建总体盈余管理水平指标TM=REM+DA，将REM1、REM2、TM 替换原模型中的REM分别进行回归。改变盈余管理度量方式后，回归结果依然和前文假设H1、H2a、H2b 的验证结论保持一致，表明本文上述回归结果的可靠性较高。由于篇幅有限，本部分稳健性结果未在正文体现。

五、强盈余管理动机、非国有股东制衡的影响

本文已采取了多种稳健性测试验证了国有企业混合所有制改革对盈余管理具有抑制效应，那么，在具有较强盈余管理动机的国企当中，混改对盈余管理的约束作用是否还存在？企业股东多样性、非国有大股东制衡度、机构投资者持股在这个过程当中发挥了什么作用？为此，本文将进一步探讨强盈余管理动机、非国有股东制衡带来的影响。

（一）强盈余管理动机对混改与盈余管理关系的影响

在我国，企业为取得上市、再融资资格，避免亏损退市等监管对利润的最低要求，有较强动机进行盈余管理。历年来证监会对上市公司年报的检查结果也显示，有再融资要求或濒临亏损的公司盈余管理问题较为突出。对此，本文针对强盈余管理动机下，混改对盈余管理行为的影响做进一步的分析。

借鉴相关研究[25-26]，采用净资产收益率分布变化对样本公司的盈余管理动机进行区分：ROE 处于0～2%范围内的公司属于避免亏损动机较强样本；2011－2019 年9 年内平均ROE 在6%～8%之间的公司属于再融资动机较强样本。然后，将这两类作为强盈余管理动机样本，定义强盈余管理动机虚拟变量Motive 取值1，其他样本Motive 取值0。检验模型如下，系数β3反映强盈余管理动机对混改与盈余管理关系的影响。检验结果如表6 第（1）列所示。

表6 盈余管理动机、非国有股东制衡的影响

从列（1）结果来看，与表2 结果一致，Mixed×Time 与REM 显著负相关；盈余管理动机Motive 与REM 系数显著为正，表明企业有再融资需求或濒临亏损时往往会采取盈余管理行为。Mixed×Time×Motive 系数未通过显著性检验，说明Motive 不会影响混改与盈余管理之间的关系，在强盈余管理动机下，混改对盈余管理依然发挥显著的治理作用。

（二）非国有股东制衡对混改与盈余管理关系的影响

本部分分别讨论股东多样性、非国有大股东制衡度、机构投资者持股对混改与盈余管理关系的调节作用。混改包括量变和质变：“量变”是指实现了混改国企股东性质多样化，“质变”则是指实现了异质股东的制衡[27]。伴随混改的持续进行，国有企业不断引入不同性质的非国有股东，增强了国有企业股东团队的多样性。多个大股东并存是较为有效的内部治理机制，有利于降低国企代理成本[1]。在国有资本与民营资本之间，机构投资者逐渐成为平衡双方的关键力量，近年来这类投资者在国有上市公司中的持股比例不断上升。机构投资者以其专业化水平、大规模投资的优势以及相对独立的特征，介入公司治理，发挥积极的监督作用[28]，其能够看穿企业的真实盈余管理行为，在某种程度上抑制真实盈余管理[21]。因此，本文预期国有股东多样性、非国有大股东制衡度、机构投资者持股会强化混改对盈余管理的抑制作用。构建如下模型进行检验：

上述模型分别用于检验股东多样性（Types）、非国有大股东制衡度（Res）及机构投资者持股（Ins）在混改与盈余管理之间的调节作用。其中Types 表示股东多样性，本文将股东性质分为“国有股、民营股、机构投资者和外资股”，本文手工整理混改国企包含上述不同性质股东的种类数，Types 取值可能为{1，2，3，4}；Res 为非国有大股东制衡度，采用前十大股东中非国有股东持股比例之和⑥与国有股东持股比例之和的比值来衡量；Inst 为机构投资者持股比例，其他变量同前文，在此依然主要关注系数β3，回归结果如表6 第（2）-（5）列所示。

在分别加入Res、Inst 与Mixed×Time 的交乘项后，Mixed×Time 与REM 的系数显著为负，与前文的结果一致，再一次证明了假设H1。Mixed×Time×RES、Mixed×Time×Inst 系数均在5%水平上显著为负，表明非国有大股东制衡度、机构投资者持股有利于加强混改对盈余管理的抑制作用。而Mixed×Time×Types 系数虽然为负，但未通过显著性检验，表明股东多样性并不能强化混改的盈余管理效应。由此反映，国企混合所有制改革不能为了混而混，一味追求股东多样性对国有企业治理未必能发挥显著的作用，只有参股股东之间产生制衡时，才能实现治理绩效的提升。

六、渠道机制检验与经济后果研究

（一）渠道机制检验——基于内部控制质量的中介传导机制

基于研究假设部分的理论逻辑，混改使得国企形成了多元所有权的监督格局，不同产权所有者互相监督、彼此制约，从而完善企业内部治理进而降低盈余管理。那么，内部治理在这过程中是否充当了中介角色？鉴于此，本文进一步检验混改是否是通过提升内控质量进而对盈余管理发挥治理作用。

借鉴已有研究，构建如下“三步法”模型来检验内控质量在混改与盈余管理之间的中介效应，并进行Sobel 检验以增强结论的稳健性；DIB 数据库内部控制指数INC 衡量企业内控质量。具体回归结果见表7 第（1）-（3）列。

表7 渠道机制与经济后果检验回归结果

表7 第（2）列中Mixed×Time 系数显著为正，第（3）列中变量Mixed×Time、INC 系数显著为负，说明内部控制是混改抑制盈余管理的部分中介因子；Sobel 检验中Z 统计值-2.293，说明INC 中介效应在5%的水平显著，进一步保证了机制检验结果的稳健性。

（二）混合所有制改革、盈余管理与企业价值

混改有助于抑制国有企业的真实盈余管理行为，而就真实盈余管理对企业价值的影响，学术界目前仍未取得一致的结论。机会主义观认为真实盈余管理以扭曲公司的正常生产和经营活动为代价，有损资本市场的盈余信息质量，引发消极的市场反应，从而对企业价值产生不利影响[24]；信号观则认为真实盈余管理是管理层为了满足盈余的基本目标，向外界传递未来经营活动的信号，通过提高投资者对企业未来经营绩效的信心，进而对公司价值带来积极影响[29]。混改对真实盈余管理的抑制效应对企业价值是否产生影响？具体带来了何种影响？为回答此问题，同样构建“三步法”模型进行检验⑦。本文用托宾Q 来衡量企业价值，具体回归结果见表7 第（4）-（6）列。

表7 第（4）列结果显示，Mixed×Time 系数在5%的水平上显著为正，说明混改提升了国有企业价值；第（2）列结果和前文结论一致，混改能够抑制盈余管理行为；第（3）列中变量REM 系数在5%的水平显著为负，意味着国有企业的盈余管理行为更多的是机会主义行为，有损于公司价值；再看交乘项Mixed×Time 的估计系数，系数较第（1）列有所减小，仍在5%水平下显著。上述结果表明，减少盈余管理水平是混改提升国企企业价值的中介因素，Sobel 检验Z 统计值进一步稳健此结论。混合所有制改革有助于抑制国企的盈余管理行为，最终带来公司价值的提升。

七、研究结论与相关启示

（一）研究结论

混合所有制改革是当前国企改革的重要方向和路径之一，而盈余管理则是公司治理重点控制的一个方面，因此本文从盈余管理的视角研究混改给国有企业带来的治理效应。研究发现：总体来看，混合所有制改革有利于抑制国有企业的盈余管理行为，具体来说，是对正向盈余管理发挥显著的抑制作用；即使在那些有强盈余管理动机的企业里，混改对盈余管理的治理作用也不受影响。从异质性效应检验结果来看，混改对企业盈余管理的抑制效应在商业竞争类、地区市场化水平高的企业样本中更为显著，且作用主要体现在正向盈余管理的抑制上。非国有大股东制衡度、机构投资者持股均有利于强化混改对盈余管理的治理作用，而股东多样性则不能带来显著影响。进一步研究混改对盈余管理的作用机制，发现混改的盈余管理抑制效应有一部分是通过提升内控质量实现的；最后，考察混改的盈余管理效应对企业价值的影响，国有企业的盈余管理行为更多的是机会主义行为，不利于企业长远发展，而混改对盈余管理的抑制效应最终能够带来企业价值的提升。

（二）相关启示

本文的研究结论对进一步推进国有企业混合所有制改革、提升国有企业公司治理具有一定的参考意义。

1.提高混合股权的治理效应。国有企业应继续扩大混改的广度和深度，不能仅停留在吸引多元异质性股东层面，“混”是第一步，真正要发挥它的有效作用，还要进一步突出“改”，要形成非国有股权与国有股权相制衡局面，引入诸如机构投资者等具有较强实力的非国有大股东的加入；同时加强企业内部控制制度的建设与落实，保证非国有股东的话语权。

2.积极推进国有企业分类改革。强化国有企业分类管理，加大商业竞争类、处于市场化水平高地区的国有企业的混改力度，全面推进混改，发挥非国有资本的治理作用；而对于特定功能类、地处市场化水平低的国企则需要配合其他国企改革政策等，以提高公司治理。

3.加快市场化改革进程以减少政府干预。在深化国企改革时应意识到政府干预的影响，适当降低政府干预，构建市场化、法制化的营商环境，让市场在治理改革中发挥更强的作用。

4.关注不同方向的盈余管理。混改对盈余管理的治理作用主要体现在对向上盈余管理的抑制上，而对向下盈余管理行为则未有显著影响。国有企业不仅存在向上盈余管理，也存在向下调减利润的行为，此种行为是经营管理层误导信息使用者、获取私利的重要手段，同样，值得我们关注。因此国有企业在混改过程中，除了关注正向盈余管理外，也应重视负向盈余管理行为，及时识别，以充分发挥改革的治理效应。

注：

①2013 年党的十八届三中全会把混合所有制改革提到了一个新的高度，此阶段的混合所有制改革不管是在内容上还是目的上，亦或在具体政策实施上都与以往不同，相关政策的出台及政府相关部门对改革的大力推进为研究提供了较好的时间窗口，因此本文研究2013 年以来的国有企业混合所有制改革。

②限于篇幅，变量的描述性统计与实验组的REM 均值差异检验未在正文体现。

③该数据截止到2016 年，考虑到市场化变化过程具有一定的连续性，因此本文以原书中2008-2016 年市场化指数为基础，借鉴有关研究，用历年市场化指数的平均增长率作为预测的依据，向后测算2017-2019 年市场化程度指数，该指数值越大，表示该地区市场化程度越高；此处以市场化指数的中位数为界，高于中位数的指数表明市场化水平高的样本，低于中位数的指数表明市场化水平低的样本。

④限于篇幅，部分稳健性检验结果未在正文体现。

⑤DA 为应以盈余管理程度，运用修正琼斯模型计算取得，为取绝对值后的数值。

⑥依据2011-2019 年样本公司所披露的前十大股东，手工收集和判断各股东的性质，以前十大股东中外资股东、民营股东（含自然人股东）、机构投资者持股比例之和作为对非国有大股东集中度。

⑦此处Controls 为：Growth、Roe、Size、Lev、Top10，变量定义同前文；此外，还包括每股收益Eps，企业经营活动的现金净流量/总资产Ocf。