反腐新政对归类变更盈余管理的影响

1.描述性统计

为了排除极端值对回归分析的影响，对所有连续变量进行上下1％的缩尾处理。表6.2给出了处理后主要变量的描述性统计结果。

表6.2　变量的描述性统计

从全样本来看，企业归类变更盈余管理代理变量ABSUNCE的均值为0.042，最小值为0.0002，最大值为0.274，说明上市公司普遍存在着财务上的归类变更盈余管理，但在程度方面存在显著差异。分组考察发现，腐败组企业的均值和各分位数数值均大于非腐败组企业，且波动性更大，说明腐败严重的企业进行归类变更操纵的可能性更大。

进一步以2012年为事件中心，选取前后各两年为窗口期，以年份为横坐标，构建了企业归类变更盈余管理程度均值的变化趋势图，如图6.2所示。可以发现，腐败组企业归类操纵程度显著高于非腐败组企业；腐败组企业的归类操纵程度在2013年形成了一个明显的凹点，而非腐败组变化不明显，直观地表明在党的十八大之后的反腐败确实对腐败严重企业的归类操纵形成了明显的冲击。这初步表明，反腐败与企业归类变更盈余管理程度间存在一定的关联。

图6.2　反腐新政与归类变更盈余管理程度的变化

2.单变量统计分析

表6.3用分组t检验比较了党的十八大前后、不同产权性质和不同市场化水平下企业归类变更盈余管理程度的差异。分组的结果表明，党的十八大前后企业归类操纵的程度存在显著性差异，在党的十八大后企业归类变更的盈余管理程度显著低于党的十八大之前。此外，产权性质和市场化水平对企业归类变更的盈余管理也具有重要影响。与国有企业相比，民营企业利用归类变更进行盈余操纵的动机更加明显，程度更大。处于市场化水平较低地区的企业归类变更盈余管理程度显著高于市场化水平较高地区的企业。这些发现为探究反腐败对企业归类变更盈余管理程度的影响，以及基于产权性质和市场化水平的异质性考察提供了前提和基础，但更准确的结论有待进一步多元回归分析。

表6.3　分组t检验(www.xing528.com)

注：***、**和*分别表示在1％、5％和10％的显著性水平上显著。

3.多元回归结果与分析

反腐败影响企业归类变更盈余管理的回归结果如表6.4所示。第（1）列报告了控制年份效应下的基础回归结果，第（2）列报告了增加控制变量后的回归结果，第（3）列报告了进一步控制了应计项目和真实活动的盈余管理的结果。交互项Cor×After系数均在5％的水平上显著为负，表明反腐新政后腐败组上市公司归类变更的盈余管理程度相对于非腐败组上市公司有明显下降，即反腐败抑制了腐败企业归类变更的盈余操纵。假说H6.1得到验证。

其他控制变量的回归系数反映了企业归类变更盈余操纵也与公司面临的财务健康状况、审计质量、机构持股比例等密切相关。具体来说，机构持股比例越高，企业归类变更盈余管理程度越小，表明机构投资者作为一种外部监督力量能够抑制企业的盈余操纵行为（Bushee，1998；Roychowdhury，2006）。审计质量与企业归类变更盈余管理程度显著负相关，这与已有研究发现N大事务所审计（如“六大”事务所、国际“四大”事务所、国内“十大”事务所等）能够抑制企业盈余操纵（Cohen et al.，2008；Zang，2012）的结论相吻合。Z值在样本数据中与归类变更表现出正相关性，可能的解释是财务状况好的企业或许做了更多向下的归类变更。

表6.4　反腐新政与归类变更盈余管理程度

续表

注：括号内为t值，***、**和*分别表示在1％、5％和10％的显著性水平上显著。