推荐阅读：作者简介：唐建新（1965-），男，湖南省平江市人，武汉大学经济与管理学院教授，博士生导师，主要从事审计、公司理财研究; 胡海燕（1979-），男，湖北省通城县人，武汉大学经济与管理学院博士生，主要从事会计信息质量、审计研究。 摘要：以2003-2011中国A股
作者简介：唐建新（1965-），男，湖南省平江市人，武汉大学经济与管理学院教授，博士生导师，主要从事审计、公司理财研究;
胡海燕（1979-），男，湖北省通城县人，武汉大学经济与管理学院博士生，主要从事会计信息质量、审计研究。
摘要：以2003-2011中国A股上市公司数据为样本， 研究了公司实际控制人性质、控制权转移对盈余管理的影响。 结果发现，当实际控制人为国有属性的时候， 公司盈余管理程度更低。 当实际控制人性质从国有属性转移至非国有属性时， 公司盈余管理程度变得更高。 为了克服由于样本选择导致的潜在内生性问题，本文运用倾向性得分倍差法（PSM-DID）进行稳健性检验，研究结论保持一致。最终研究结果表明，国有属性有利于降低盈余管理，提高会计信息的可靠性。
关键词：实际控制人性质; 控制权转移; 盈余管理; 倾向性得分倍差法
中图分类号：F23文献标识码：A
不同于西方成熟资本市场股权高度分散的特点， 我国资本市场中国有控股上市公司占据较大比重。 已有的研究重点主要放在国有企业经营绩效上面， 一种观点认为国有企业的绩效不如私有企业＼[12＼]; 另一种观点认为国有企业身份也有有利的一面， 认为国有企业在绩效及委托代理问题等方面不一定比私有企业差＼[35＼]。 然而， 利益相关者对公司绩效的理解受到公司盈余管理行为的影响。 盈余管理是造成会计信息质量低下的重要原因， 它是经营者运用会计手段或者安排交易来改变财务报告，以误导利益相关者对公司业绩的理解或影响以报告会计数字为基础的合约的结果＼[6＼]。 国内学者从不同的视角对国有企业和非国有企业盈余管理差异进行了有益研究，主要都是从静态的角度 研究非国有企业和 国有企业的盈余管理行为。 那么从动态的角度， 即当公司实际控制人性质发生转移时， 对企业盈余管理产生何种影响则缺乏实证支持。为此，本文研究了实际控制人性质、控制权转移对盈余管理的影响，有助于理解国有企业与非国有企业盈余管理的差异。由于目前从控制权转移对盈余管理影响的研究尤为缺乏，因此本文不仅研究了实际控制人性质对盈余管理的影响究，还研究了控制权转移对盈余管理的影响。
一、文献综述与研究假设
公司进行盈余管理的这一行为，会误导部分以财务报告为基础进行决策的利益相关者，盈余管理是会计信息质量差的一个重要原因。国内研究盈余管理主要是从盈余管理的决定因素、经济后果、动机、方式等方面进行研究。范经华等＼[7＼]研究了内部控制和审计师行业专长对盈余管理的治理作用，发现高质量的内部控制有助于抑制公司的应计盈余管理行为。蔡春等＼[8＼]研究了IPO企业的盈余管理方式以及其对发行价格的影响。白云霞等＼[9＼]通过考察控制权转移的后续资产处置行为，研究了控制权转移的公司后续盈余管理行为。
Qian＼[12＼]把社会主义经济体商品缺乏归因于这些经济体的财务软约束，即当一些投资成为沉没成本的时候，国有银行不能可信地拒绝再为这些不好的项目融资。在这种情况下，当一个消费品也是厂商投入品的时候，这些坏的项目会推高市场出清价格，挤压家庭的消费。同时也说明相对于私有企业，国有企业得到了财务和政治上更多的政府支持。李洪彬和周黎安＼[13＼]研究了改革开放后省高层人事管理的激励作用。他们运用1979-1995年省高层领导的人员调整数据，发现省高层的升迁与他们的经济业绩正相关，这表明官员政治升迁是促进当地经济发展的激励因素，所以政府高层有动力去帮助国有企业发展，以提高他们的政治资本和升迁的可能性。Brandt and Li＼[14＼]发现在转型国家中，银行对私有企业的歧视。银行会因非利润因素而歧视私有企业。因为私有企业受到银行歧视，所以私有企业常常使用昂贵的商业信用。国有银行在国有企业贷款时，给予了更多的优惠待遇。Aharony et al＼[15＼]研究了中国国有企业在首次公开招股（IPO）之前财务包装过程中的盈余管理。其研究发现，在IPO当年资产收益率最高，之后产生下降。特别是在未保护的行业，IPO之后的资产收益率下降显著。而在保护行业，如石油，能源，原材料等行业，IPO之后资产收益率下降不显著。这表明在受保护的行业，政府支持了它们的上市，公司上市没有必要基于利润率，所以这些公司在上市前没有必要夸大盈余。就算进行盈余管理，在IPO之后，这些公司也有能力通过政治联系来保持高的盈余水平。即股票市场出于政治原因给予国有企业优先上市的权利。所以国有企业和非国有企业在盈余管理方面的动机以及盈余管理的程度将有所不同。
由于政府、资本市场等对国有企业的支持， 上市公司中实际控制人性质为国有属性的公司在银行贷款、公司绩效等方面，进行盈余管理的激励会比非国有企业低。当实际控制人性质从国有属性转移至非国属性时，由于实际控制人性质发生变化，进行盈余管理的激励有可能增强，所以公司盈余管理程度可能变得更高。反之，当实际控制人性质从非国有属性转移至国有属性时，进行盈余管理的激励会减弱，所以公司盈余管理程度可能变得更低。 基于以上理论分析，本文提出如下假设：
假设1：在其他条件一定的情况下，实际控制人性质为国有属性，公司盈余管理程度更低;
假设2：在其他条件一定的情况下，实际控制人性质从国有属性转移至非国有属性，公司盈余管理程度变得更高;
假设3：在其他条件一定的情况下，实际控制人性质从非国属性有转移至国有属性，公司盈余管理程度变得更低。
二、研究设计
为了检验实际控制人性质对盈余管理的影响，本文建立如下模型：
α3NAPSi，t+α4Growthi，t+α5Levi，t+
α6Sizei，t+α7Auditori，t+α8Opini，t+
α9Indepi，t+α10Firsti，t+α11Flshi，t+
α12Insti，t+∑θjIndustryj+∑ηtYeart+εi，t（1）
三、描述性统计与实证结论
本文样本为中国A股上市公司，年度区间为2003-2011年共9年。数据来源于国泰安（CSMAR）和万得（WIND）数据库。由于金融保险业公司的特殊性，删除了金融保险行业的公司。除虚拟变量SOE、Auditor、Opin等外，其他所有连续型变量都经过1%和99%的winsorize处理。
表1主要变量的描述性统计
变量名样本量均值标准差下四分位中位数上四分位
DisAcc12 4630.0650.0670.0190.0440.086
Indep12 3480.3570.0510.3330.3330.375
表2对各变量按照实际控制人性质进行分类，分别求各分类下样本量、均值、标准差等统计量;在实际控制人性质分类条件下，求各主要变量均值的差异并判断差异是否在统计上显著不为零。从表2可以看出来，当实际控制人性质为国有属性，即SOE=1，净资产收益率ROE、资产负债率Lev、公司规模Size、四大审计事务所Auditor、审计意见Opin、每股净资产NAPS、控股股东持股比例First、流通股比例Flsh、机构投资者持股比例Inst等几个主要变量均值显著大于实际控制人性质为非国有的时候，相反可操纵性应计DisAcc和独立董事比例Indep显著要小。
表2主要变量的分类描述性统计
变量名实际控制人
为非国有SOE=0
样本量均值标准差
实际控制人
为国有SOE=1
样本量均值标准差均值 差异
DisAcc68450.0690.07056180.0600.0630.009***
Opin68740.9050.29456280.9440.231-0.039***
Indep67980.3580.05155500.3550.0500.003***
从模型（2）可以看出，当在模型（1）的基础上，加入控制变量国际四大会计师事务所Auditor、审计意见Opin、每股净资产NAPS、独立董事比例Indep、控股股东持股比例First、流通股比例Flsh、机构投资者持股比例Inst等控制变量后，上述结论依然成立。所以，实际控制人性质为国有属性时，公司盈余管理程度低。
表3实际控制人性质与盈余管理
SOE-0.003**-0.003**
（-2.34）（-2.32）
ROE-0.051***-0.046***
Growth0.008***0.008***
（9.15）（8.14）
Lev0.026***0.019***
（8.43）（5.39）
Size-0.005***-0.003***
Auditor-0.005**
（-2.38）
Opin-0.024***
（-8.63）
NAPS-0.001*
（-1.84）
Indep0.018
（1.61）
First-0.0001
（-1.19）
Flsh-0.019***
（-5.49）
Inst0.0001***
（3.97）
行业控制控制
年份控制控制
Constant0.156***0.151***
R20.0990.107
注： 括号里报告的为t值。 ***、**、*表示在统计水平1%、 5%、 10%下显著。
四、控制权转移与盈余管理分析
为了检验控制权转移对盈余管理的影响，本文建立如下模型：
α3NAPSi，t+α4Growthi，t+α5Levi，t
+α6Sizei，t+α7Auditori，t+α8Opini，t+
α9Indepi，t+α10Firsti，t+α11Flshi，t+
该模型意在研究实际控制人性质发生转移时，公司盈余管理程度是否也发生改变。控制权转移（Trnfr）有两个方向，一个是实际控制人性质从国有属性转移至非国有属性（SOEtoN）;另一个是实际控制人性质从非国有属性转移至国有属性（NtoSOE）。按照这两种转移属性分别进行研究，其他变量定义与前文一致。
表4实际控制人性质转移对盈余管理的影响
SOEtoN0.010***
（4.09）
NtoSOE0.006
（1.56）
SOE-0.002*-0.003**
控制变量控制控制
Constant0.125***0.110***
（6.84）（5.91）
Observations89778256
R20.0960.095
注： 括号里报告的为t值。 ***、**、*表示在统计水平1%、 5%、 10%下显著。为节约篇幅，该表对控制变量进行了简单报告处理。
从表4的实证可知，当实际控制人的性质从国有属性转移至非国有属性时，公司的盈余管理程度变得更高;当实际控制人的性质从非国有属性转移至国有属性时，公司的盈余管理程度变化不显著。
五、研究结论的稳健性检验
p（i，t）=11+e-bx（i，t）（3）
式中：p（i，t）为公司i在时期t控制权转移的概率，x（i，t）是一组用来描述公司i特征的向量，选取主营业务利润率Earn、总资产周转率Turnover、净资产增长率Grwth，总股本的自然对数Ttleq、每股公积金Accfnd、第一大股东持股比例Frstshr、第二大股东持股比例Scndshr及常数项。b是一组待估计的参数。本文采用动态配对，即在控制权转移的一年前进行配对。在对控制权从国有属性转移至非国有属性（SOEtoN）配对时，先去掉控制权从非国有属性转移至国有属性（NtoSOE）的公司后，再进行配对;同样，在对控制权从非国有属性转移至国有属性（NtoSOE）配对时，先去掉控制权从国有属性转移至非国有属性（SOEtoN）的公司后，再进行配对。
对于配对好的样本，运用倍差分法（DID）进行研究。本文构建如下回归模型：
DisAcci，t=α0+δ0afchngei，t+δ1treatedi+
δ2afchngei，t*treatedi+α1ROEi，t+
α2NAPSi，t+α3Growthi，t+
α4Levi，t+α5Sizei，t+α6Auditori，t+
α7Opini，t+α8Indepi，t+α9Firsti，t+
α10Flshi，t+α11Insti，t+
∑θjIndustryj+∑ηtYeart+εi，t（4）
变量afchnge是虚拟变量，当实际控制人属性发生转移的年份为界，处理组与控制组的公司，在发生控制权转移的年份之前，取值为0，发生控制权转移的年份及以后，取值为1。变量treated是虚拟变量，当公司属于处理组时候，取值为1，当公司为配对选出的控制组，取值为0。其他变量定义与前文一致。
本文所要研究的变量系数是交互项afchnge*treated的系数δ2。如果δ2系数显著为正，说明事件使盈余管理程度越高;如果δ2系数显著为负，说明事件使盈余管理程度更低。如果δ2系数不显著，说明事件对盈余管理的影响不显著。
表5模型（2）展示了配对后实际控制人性质从非国有属性转移至国有属性对盈余管理的影响。关注的数值依然是交互项afchnge*treated的系数δ2。模型中afchnge*treated的系数为正0.014，在10%的统计水平下不显著。这说明实际控制人性质从非国有属性转移至国有属性对公司盈余管理的影响不显著。其它控制变量对盈余管理的影响与前文研究一致。
所以，当实际控制人的性质从国有属性转移至非国有属性时，公司盈余管理程度增加;当实际控制人的性质从非国有属性转移至国有属性时，公司的盈余管理变化不显著。
表5实际控制人性质转移对盈余管理的影响（配对）
afchnge-0.011**-0.004
（-2.03）（-0.39）
afchnge*treated0.024***0.014
（-2.33）（0.62）
控制变量控制控制
（2.05）（1.51）
注： 括号里报告的为t值。 ***、**、*表示在统计水平1%、 5%、 10%下显著。为了节约篇幅，该表对控制变量进行了简单报告处理。
六、结语
本文研究了公司实际控制人性质、控制权转移对盈余管理的影响。通过多元回归分析，研究发现：当实际控制人为国有属性的时候，公司盈余管理程度更低。在进一步检验了实际控制人性质发生转移对盈余管理的影响时，研究发现：当实际控制人性质从国有属性转移至非国有属性时，公司盈余管理程度增加;当实际控制人性质从非国有属性转移至国有属性时，公司盈余管理程度变化不显著。为了克服由于样本选择导致的潜在内生性问题，本文运用倾向性得分倍差法（PSM-DID）来进行稳健性检验，得出一致结论。本文的研究证实了国有属性对公司盈余管理有抑制作用，有利于提高会计信息质量决策的可靠性。
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