贵州大学管理学院，贵州 贵阳

收稿日期：2023年8月31日；录用日期：2023年10月22日；发布日期：2023年10月31日

摘要

文章基于政治成本假说考察民营企业所有权形成途径是否以及如何影响民营企业的真实盈余管理行为。本文以2008~2018沪深A股上市民营企业为样本进行研究发现：国有企业私有化改制而来的民营企业因合法性身份认同不足引发的政治成本是其进行真实盈余管理的重要动因。同等条件下，国有企业私有化改制而来的民营企业更倾向于进行向下的真实盈余管理，两者之间的关系在规模较大的企业中，以及地方官员发生变更的地区更显著。研究结论为企业盈余管理行为在股权方面的动因研究提供了新的观察视角，丰富了民营企业所有权形成途径与民营企业身份认同问题的相关研究。

关键词

身份认同，政治成本，真实盈余管理，国有改制型企业，创业型企业

The Formation of Ownership in Private Enterprises and Real Earnings Management Behavior

Ning Wang

School of Management, Guizhou University, Guiyang Guizhou

Received: Aug. 31^st, 2023; accepted: Oct. 22^nd, 2023; published: Oct. 31^st, 2023

ABSTRACT

Based on the political cost hypothesis, this paper examines whether and how corporate identity affects the real earnings management behavior of private enterprises. Based on the samples of private enterprises listed on Shanghai and Shenzhen A-shares from 2008 to 2018, the finds that the political costs caused by the lack of legitimacy and identity recognition of private enterprises after the privatization and restructuring of state-owned enterprises are an important driving force for their true earnings management. Under the same conditions, private enterprises derived from the privatization and restructuring of state-owned enterprises tend to engage in downward real earnings management, and the relationship between the two is more significant in larger enterprises and regions where local officials undergo changes. The research conclusion provides a new perspective for the study of the motivation of corporate earnings management behavior in terms of equity, enriching the relevant research on the formation of private enterprise ownership and the issue of private enterprise identity.

Keywords:Identity, Political Cost, Real Earnings Management, State-Owned Restructured Enterprises, Entrepreneurial Enterprise

Copyright © 2023 by author(s) and Hans Publishers Inc.

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1. 引言

改革开放以来，民营企业所有权形成主要有两个途径：企业家白手起家创建而来和国有企业私有化改制而来。两者对比，由国有企业私有化改制而来的民营企业发展过程中所面临的一个非常突出的问题——民营企业的“原罪”与身份认同问题。所谓“原罪”，是指许多人质疑部分民营企业的原始财富积累过程存在不规范性甚至不合法性 [1] 。在这种质疑下，民营企业的身份合法性难以得到普遍的社会认同，甚至在某些情况下面临被追溯惩罚的威胁，例如著名的“郎顾之争”事件等 [2] 。那么由国有企业私有化改制而来的民营企业，在因身份合法性嫌疑而可能导致企业财产安全面临较高风险的威胁下，企业将采取何种方式加以应对？民营企业所有权形成途径究竟会如何影响民营企业的经营行为呢？在当前切实加强民营企业产权保护的政策背景下，这是关系民营企业甚至民营经济能否持续稳定发展的一个现实而重要的话题。

政治成本假说指出，受到较多公众关注的公司在政治过程中将变得十分敏感，从而给公司带来较高的政治成本 [3] [4] 。近年来，伴随着一批民营企业家的陨落，一些“问题富豪”也不断进入公众视野，人们不但关注其财富规模，而且还关注这些企业的财富积累方式及其合法性，甚至追问企业财富积累的“原罪”问题。较高的社会公众关注会导致公司的合法身份认同不足问题被放大 [5] ，进而可能会引发许多不利后果，如监管当局的原罪追溯惩罚等，使得合法性身份认同不足的民营企业的政治成本陡然增加。由于高质量的财务信息容易使企业暴露于公众视野之中，而丰厚的利润不但吸引公众眼球，也使得也使得富豪之富更加醒目，更加容易招致质疑，导致政治成本急剧放大 [5] [6] 。因此，企业势必会采取一定的方式来降低身份认同所可能带来的政治成本。从现有研究来看，一个可行的重要途经就是降低财务信息透明度，加强盈余管理 [7] [8] ，使其看起来不那么富裕，以减少外界的质疑和敌意所带来的政治成本。

学者们对企业所有权与盈余管理的公司治理问题做了诸多研究。一方面，从企业所有权性质来看，国有控股企业因企业经营者为政治前途，无法专心于企业的经营业绩 [9] 。同时国有控股企业会加强“内部人控制” [10] ，更有动机进行财务舞弊 [11] ，导致盈余质量更低 [12] 。另一方面，学者们深入研究了企业股权结构对盈余管理的影响。现有的文献发现，企业的股权集中度越高，大股东对企业的控制力越强，其盈余管理程度就越高 [13] 。机构投资者的加入，可以通过监督、战略联盟等途径，抑制企业的盈余管理行为 [14] 。然而，现有的文献主要关注国有企业与民营企业之间不同的股权性质导致真实盈余管理的差异，以及企业的股权结构对真实盈余管理的影响，缺乏对民营企业之间所有权的来源与形成途径与真实盈余管理的研究。基于上述现实与理论背景，本文以2007~2018年沪深A股民营上市公司为样本，以企业初始产权获取方式来刻画企业的身份认同问题，实证检验民营企业所有权形成途径究竟如何影响其盈余管理行为，丰富了民营企业之间的差异与民营企业所有权形成途径对盈余管理影响的研究。

本文的研究贡献主要表现在：一是拓展和细化了财会领域的政治成本假说的研究。传统的政治成本假说研究认为规模或特殊性事件是引发企业政治成本的主要动因。本研究证明了企业产权获取过程中的“原罪”嫌疑所引发的合法性身份认同不足也是企业政治成本的重要来源，同时本文也进一步检验了企业规模、特殊事件和政治保障的调节性影响，从而拓展了传统研究讨论的外延，深化了对政治成本假说内涵的理解，也为全球该领域的研究，提供了转型经济体中的经验证据。

二是是为企业盈余管理行为在股权方面的动因研究提供了新的解释变量，以往关于股权治理与企业盈余管理行为关系研究主要关注股权性质、股权结构、股权激励等因素的影响，本研究将其进一步推进到产权形成过程中的“原罪”层面，发现产权“原罪”嫌疑所引致的企业身份认同是影响企业真实盈余管理行为的重要前置动因，从而为企业盈余管理行为的产生动机提供了新的解释变量。

三是丰富了民营企业所有权形成途径与身份认同问题的相关研究。近年来，民营企业的身份认同问题是一个受到广泛关注的争议性话题。但目前关于这一话题的研究尚不多见，且现有文献多是采用规范分析范式。本文侧重于关注企业的盈余管理行为，实证检验了民营企业所有权形成途径导致的身份认同问题对其盈余管理行为的影响，从而丰富了该问题的研究。同时，在当前推进供给侧改革，促进经济高质量发展的背景下，政府机构如何引导和避免企业盈余管理等机会主义行为，进而促进提高资本市场信息透明度提升是必须思考的重要问题。本文的研究结论表明，妥善处理民营企业的身份认同问题有助于降低企业的真实盈余管理行为，提高会计信息质量，进而促进资本市场健康发展。因此，近年来政策层面先后出台了《关于完善产权保护制度依法保护产权的意见》等文件，习近平总书记也多次在与民营企业家的座谈会上指出：要妥善处理民营企业早期发展过程中的不规范问题。本文从企业盈余管理的角度，为相关政策提供了良好的经验证据支持和注解。

2. 理论分析与研究假设

(一) 合法性身份认同对企业盈余管理行为的影响

我国从计划经济向市场经济转型的过程中，催生出了一大批民营企业，它们在改革开放的大潮中“摸着石头过河”，其原始财富积累的过程也充满坎坷。追溯民营企业的形成方式大致上有两类：一类是企业家或家族出资，通过勤奋积累逐步发展起来的企业；另一类是伴随着国有企业改革，通过各种形式占用国有资产，将国有企业转变产权性质发展起来的企业。国有企业改革发生于中国经济转型时期，新旧体制的交替和新的市场规则的建立需要一个过程，但也因此存在制度变迁的滞后性。国有企业改制或产权转让过程中的制度缺失、政策执行的不完善、政商利益纠葛等，使得通过私有化改制过程发展起来的民营企业往往容易被外界贴上“原罪”的标签。这种对财富积累合法性的质疑可能导致企业财产得到不正式认定，其身份合法性认同度较低，甚至面临被清算的潜在风险 [9] 。依据制度理论，行为主体总是在一定的制度环境约束下，以实现自身利益最大化为动机，做出理性的行为抉择，即企业存在制度理性 [10] [11] 。企业出于应对“原罪”嫌疑招致的合法性身份认同压力的需要，必然会通过相关经营行为规避潜在惩罚可能造成的损失 [12] ，如强化盈余管理，其原因在于：

对于合法性身份认同不足的企业来说，丰厚的财务利润不但吸引公众眼球，也使得建立在产权“原罪”基础上的财富更加醒目，更容易招致社会公众的不满情绪。同时，巨额利润以及公众随后的质疑和广泛讨论、甚至信息挖掘，使得企业家及企业的各类问题(包括私有化改制问题)容易曝光，随之而来的就是媒体关注报道和社会公众控诉。在此情况下，政府部门为了缓解社会公众舆论压力，必然会对相关企业采取惩罚性措施。而不论是抓典型的杀鸡儆猴，还是动真格的全面严查，都将使得合法性身份认同不足的企业置于巨大的政治风险中，导致企业的政治成本急剧放大。作为承受较高政治成本的一方，企业将选择低调行事，一个理性的选择途径就是进行向下的盈余管理，减低其财务利润。一方面就是通过这种措施来规避或者减轻政治成本。另一方面，即便未减少外界关注，但由于其利润较低，企业生存艰难，还可以博得些许同情 [13] 。叶青等(2012)的研究发现，企业家为减轻政治成本压力，会进行向下的盈余管理 [5] ；刘运国和刘梦宁(2015)的研究也证实，重污染企业为应对“PM2.5”爆表事件所带来的政治成本，会进行显著向下的盈余管理 [8] 。

企业的盈余管理行为通常由两种方式：应计盈余管理和真实盈余管理 [14] 。应计盈余管理主要是通过对相关会计科目的调整来达到盈余管理目的，而真实盈余管理则是通过对相关真实业务活动的操控性为来达到盈余管理目的 [15] 。对于合法性身份认同不足的民营企业来讲，更有可能选择真实盈余管理，原因在于：随着财经会计法规制度的日趋完善，审计质量的不断提升以及外部监管环境的日趋严格，企业利用会计手段进行应计盈余管理的机会空间在减少，而风险和成本在增加 [16] [17] 。而真实业务活动的操控性为与正常生产经营活动难以区分开，真实活动的操控性为更具隐蔽性 [18] 。同时外部监管和审计人员对真实活动的操控性为通常缺少权威的检查标准，从而企业的法律风险相对较少 [19] 。

现有文献表明，企业在进行盈余管理方式选择是会权衡其成本收益，应计盈余管理和真实盈余管理之间存在替代关系 [20] [21] 。随着应计盈余管理的风险成本增加，真实盈余管理被越来越多的企业所采用 [22] [23] ，Sani et al. (2020)的研究证实，越来越多的企业倾向于采用真实活动进行盈余操控 [24] 。对于合法性身份不足的民营企业来说，在面临盈余管理方式选择时，最为关心的时如何能够“明哲保身”。考虑到合法性身份认同不足的民营企业自身本来就存在“原罪”嫌疑可能导致的法律清算，以及应计盈余管理方式的风险成本较高，企业自然会偏好更为“稳妥”的真实盈余管理。综合上述分析，本文提出如下研究假设：

H1：合法性身份认同不足的民营企业更倾向于进行向下的真实盈余管理。

(二) 企业规模与地方官员变更事件

本文的核心逻辑在于合法性身份认同不足的民营企业之所以会强化盈余管理，其原因在于其产权“原罪”嫌疑所引致的社会公众关注使其面临更高的政治成本。沿着这一逻辑，我们不难预期，当企业面临的这种政治成本上升时，合法性身份认同不足的民营企业的盈余管理行为将会更加凸显。从政治成本假说的研究历程来看，早期的政治成本假说研究具体化为“规模假说”，认为大企业更容易引起关注，企业规模是影响企业政治成本的重要因素。政治成本假说第二阶段的研究主要时聚焦于特定的事件，认为特定事件期间，某些企业的政治成本会急剧上升。回归政治成本假说的研究逻辑，本文进一步分析和检验了企业规模和地方官员换届(特定事件)两种情形下民营企业身份认同与盈余管理行为之间的关系，来进一步支持和强化本文的核心逻辑。

1. 规模假说的检验

早期的政治成本假说认为大企业更醒目和更容易引起社会公众关注，因此更有可能通过操纵盈余管理来规避或减轻这种政治敏感性 [4] 。原因在于：首先，相对于中小企业来说，大企业的影响力和受社会公众关注的程度比较高，企业家为了满足社会预期面临比中小企业更大的压力 [25] 。其次，企业的盈余管理行为会受到审计师监管的影响，而大企业通常具有更高的与审计师进行讨价还价的能力，这使得审计师更有可能在大客户驱使下配合盈余操纵 [26] 。再次，大企业有更多的资源和更强的管理能力去进行盈余操控。真实盈余管理活动一般时通过酌量性费用、销售和生产三个方面的进行操纵 [27] ，相对于小规模企业，大规模企业在这三个方面进行盈余操纵具有经济上的便利性 [19] 。

以酌量性费用操控来看，大规模企业具有更多的研发支出，研发支出弹性远大于小规模企业，这使其可以通过研发支出获得酌量行费用操纵方面的自由度 [19] 。在销售方面，大企业往往具有更广泛的销售网络和较大的市场份额，这方便其在特定时间以特殊条件(如宽松的信用条件)进行销售操操纵。在生产方面，大规模企业的生产能力更强，可以通过扩大生产的方式而，增加存货资金占用。同时由于企业规模较大，对上下游企业通常具有较高的影响力，也可以在一定程度上操控上下游企业进行生产或销售方面的配合活动，更便利的进行真实盈余管理活动。这些行为只有大企业能够相对便利的实施。

总的来说，对于政府和社会公众而言，大企业更醒目和更容易引起关注，其面临更大的社会压力，更有可能承受较高的政治成本，这会促使其选择盈余管理减低利润来缓解这种政治敏感性 [8] 。同时，其较大的经营规模也使其在进行真实盈余管理时具有经济便利性。如李增福和周婷(2013)发现，规模较大的企业在真实盈余管理活动时更加便利 [19] 。对于合法性身份认同不足的企业来说，较大的规模会使其更加容易引起社会关注，进而增加其政治成本，在此情况下，企业为缓解其政治成本压力，会更加强化其盈余管理行为。综合上述分析，本文提出如下研究假设：

2. 地方官员变更事件的影响效应

依据政治成本假说，政策不确定性是企业政治成本触发的外部事件，如果企业面临政治环境变化导致的潜在政治成本增加，其有动机利用会计行为进行盈余管理，以减少预期的政治成本 [28] 。当地方官员发生更替和政治权力发生转移时，会传递一种政策延续性及力度变化等风险信号，导致各类政策的不确定性增加 [29] [30] 。因此，对于私有化转制型企业来说，必须时刻关注对政策变化有影响的地方领导人的变化，进而调整企业的相关经营行为，如盈余管理等。具体如下：

社会经济转型过程中，政府对资源配置的影响较高，而其对企业的干预主要是由政府官员来具体执行 [31] 。在地区主要官员更替后，新任官员上任后为了实现其政治经济目标，有动机会更多地干预辖区内企业的经营行为，例如，增加企业的政策性负担，通过行政摊派等方式直接转移企业财富 [28] 。由于高质量的财务信息容易使得企业招致更多关注，进而引发较高成本的政府监管 [32] 。对于私有化转型民营企业来说其产权“原罪”本身使其面临着较高的的政治风险，其更有动机通过向下的盈余管理来降低财务信息质量，降低政府关注度，以减少受到政府施加政策性负担或政治摊派的可能性。

同时，在企业与政府的交往过程中，将与地方主要官员之间形成一个相对稳定的政商生态关系。地方官员发生变更则意味着政商生态关系将会发生改变，企业面临的政治不确定风险增大，对于私有化转制型民营企业来讲，其产权“原罪”嫌疑容易成为政府官员进行侵害的“把柄”，这也是其容易在不确定的政策环境中成为“牺牲品”和官员“敲诈”的对象。在此情况下，私有化转制型民营企业更有动机通过进行向下的盈余管理等方式来“隐藏自己”，避免成为新任官员的侵害对象。

3. 研究设计

(一) 样本选择与数据来源

本文选择2007~2018年沪深A股民营上市企业为初始样本，样本经过以下程序处理：(1) 剔除了上市之初为国有控股而上市后通过股权转让等方式转变为民营企业的样本；(2) 剔除为明确披露公司发行历史的公司；(3) 剔除了数据缺失、明显异常及公共事业类、金融行业类的样本公司。然后对连续变量进行了1%的Winsorize缩尾处理，最终得到5400个有效观测值。样本公司的财务数据、公司治理数据和上市公司注册地等信息采集于CSMAR数据库和CNRDS数据库，企业身份认同数据来自于企业招股说明书，部分缺失数据通过巨潮资讯网和百度网络搜集补充。

(二) 变量定义

1. 因变量

应计盈余管理(Dacc; Jdacc)。采用分年度分行业修正Jones模型估算的操控性应计利润作为盈余管理的代理变量，具体模型如下：

$\frac{T{A}_{it}}{A_{i,t-1}}=\frac{{\beta }_0}{A_{i,t-1}}+\frac{{\beta }_1\left(RE{V}_{it}-RE{C}_{it}\right)}{A_{i,t-1}}+\frac{{\beta }_{2}PP{E}_{it}}{A_{i,t-1}}+{\epsilon }_{it}$ (1)

模型(1)中，变量下标i表示公司，t表示时间，TA为公司营业利润与经营活动产生的现金流量净额的差额，ΔREV为公司营业收入变动值，ΔREC为公司应收账款的变动值，PPE为公司固定资产净额，Ai，t − 1为i公司第t − 1年的总资产；ε为回归模型的残差项。根据修正Jones模型进行分年度、分行业回归，预测的残差作为盈余管理行为的代理变量，记为Dacc，并将其绝对值作为盈余管理程度的代理变量，记为Jdacc。

真实盈余管理(Acfo; Adisexp; Aprod; Rems)。参考Roychowdhury (2006)、李增福和周婷(2013)、谢德仁等(2018)的研究，真实盈余操控包括销售操纵、酌量性费用操纵和生产操纵，分别用异常经营现金净流量(Acfo)、异常酌情费用(Adisexp)和异常生产成本(Aprod)测量。可以通过回归计算出营活动现金净流量、生产成本和酌量性费用的正常值，然后根据公司三项目当年发生的实际值减去其正常值，得出其异常值。当企业使用真实活动操控调减利润时，会导致异常高的经营活动现金流，异常高的酌量性费用和异常低的生产成本。通过模型(2)~(4)来对销售操纵、费用操纵和生产操纵进行估计，运用最小二乘法，分行业、分年度估计模型残差，计算出异常经营现金净流量(Acfo)、异常酌情费用(Adisexp)和异常生产成本(Aprod)。

$\frac{Cf{o}_{\text{t}}}{A_{t-1}}={\alpha }_0\left(\frac{1}{A_{t-1}}\right)\text{+}{\alpha }_1\left(\frac{S_{\text{t}}}{A_{t-1}}\right)+\left(\frac{\Delta S_t}{A_{t-1}}\right)+{\epsilon }_t$ (2)

$\frac{Dis\exp }{A_{t-1}}={\alpha }_0\left(\frac{1}{A_{t-1}}\right)+{\alpha }_1\left(\frac{S_{t-1}}{A_{t-1}}\right)+{\epsilon }_t$ (3)

$\frac{\mathrm{Pr}o{d}_t}{A_{t-1}}={\alpha }_0\left(\frac{1}{A_{t-1}}\right)+{\alpha }_1\left(\frac{S_t}{A_{t-1}}\right)+{\alpha }_2\left(\frac{\Delta S_t}{A_{t-1}}\right)+{\alpha }_3\left(\frac{\Delta S_{t-1}}{A_{t-1}}\right)+{\epsilon }_t$ (4)

在模型(2)~(4)中，CFO为公司经营活动现金流量，A表示公司年末总资产，S为营业收入，ΔS为营业收入变动，DISEXP为企业操纵性费用(即管理费用和销售费用之和)，PROD为企业生产成本(等于当年主营业务成本加存货变动额)。在此基础上，基于这三个指标构造了一个综合指标(Rems)来衡量企业向下操纵盈余的真实盈余管理程度。Rems值越小，代表企业在当年通过真实活动向下调节盈余的程度越高。

$\text{Rems}=\left(-\text{1}\right)\times \text{Acfo}+\left(-\text{1}\right)\times \text{Adisexp}+\text{Aprod}$ (5)

2. 自变量

民营企业的身份认同(Initial)。参考借鉴周泽将等(2019)的研究，以民营企业产权最初获取方式构建哑变量进行衡量。根据《招股说明书》中关于发行人历史沿革和实际控制人情况，将样本企业分为两类：一类是公司前身为国有、集体或全民所有，后经过改制等方式转化为民营企业的公司，我们将其界定为国有改制型民营企业。国有企业改制过程中的制度缺失、政策执行不完善、政商利益纠葛及操作不规范等，使得通过国企改制而来的民营企业往往容易被外界贴上“原罪”的标签，外界对其合法性身份认同水平往往不高，此时，Initial取值为1。另一类是企业家或家族出资创立，或由企业家出资创立，因历史原因挂靠在集体名下，后经过产权界定明确为私营企业的公司，我们将其界定为创业型民营企业，因为此类企业是创业者白手起家创办发展起来的，外界对其合法性身份认同水平相对较高，此时，Initial取值为0。

3. 调节变量

企业规模(Mid)。以样本企业规模中位数(分行业)进行区分，企业规模处于中位数之上取值为1，否则为0。

地方官员变更事件(Change)。以当年企业所在地的市委书记是否发生变更为依据，当年企业所在地发生了市委书记变更事件，Change取值为1，否则为0。

4. 控制变量

参考谢德仁等(2018)、陈德球和陈运森(2018)的研究，本文控制变量包括企业规模(Size)、财务杠杆(Lev)、盈利能力(Roa)、公司成长性(Growth)、企业上市年限(age)、董事会规模(Bs)、董事会独立性(Idir)、两职合一(Dual)、盈余管理柔性(Invrec)、第一大股东持股比例(Top1)、企业是否增资配股行为(Seo)、避亏(Avloss)。此外，我们还控制了行业效应(Ind)和年度效应(Year)。

具体的变量定义及变量测量方法见表1。

表1. 变量定义

4. 实证结果分析

(一) 描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。如表所示，应计盈余管理行为(Dacc)的均值为0.006，标准差为0.081，应计盈余管理程度(Jdacc)的均值为0.055，标准差为0.060，表明不同企业在应计盈余管理行为和程度方面均存在一定的差异。异常经营现金净流量(Acfo)的均值为0.009，标准差为0.070；异常酌情费用(Aprod)的均值为0.015，标准差为0.059；异常生产成本(Adisexp)的均值为−0.030，标准差为0.105；真实盈余管理综合指标(Rems)的均值为−0.053，标准差为0.175，表明不同企业在真是盈余管理行为方面存在较大差异。企业身份认同(Initial)的均值为0.297，标准差为0.457，表明样本企业中有21.9%的企业是从原来的国有、集体或全民所有制企业改制而来的。其余变量的描述性统计特征见表2。

表2. 描述性统计

表3报告了主要变量的单变量检验结果。两样本的均值和中位数差异检验分别基于参数t检验和Wilcoxon检验。国有改制型企业样本组的应计盈余管理行为的均值和中位数与创业型企业样本组的应计盈余管理行为的均值和中位数之间不存在显著差异。国有改制型企业样本组的真是盈余管理行为的均值和中位数均显著高于创业型企业样本组，初步验证了本文的研究假设H1。

表3. 单变量差异检验

(二) 统计检验结果分析

我们采用OLS回归进行了检验，研究假设1的检验结果见表4。表5第1、2列呈现的是企业身份认同(Initial)与应计盈余管理(Dacc/Jdacc)的回归结果，从数据结果来看，企业身份认同(Initial)与应计盈余管理(Dacc/Jdacc)两个指标的估值系数分别为−0.003和−0.002，均不具有统计意义上的显著性。表4第3列中，企业身份认同(Initial)与异常经营现金净流量(Acfo)的估值系数为0.006，在1%水平上显著。表4第4列中，企业身份认同(Initial)与异常酌情费用(Adisexp)的估值系数为0.005，在5%水平显著。表4第5列中，企业身份认同(Initial)与异常生产成本(Aprod)的估值系数为−0.013，在1%水平显著。表4第6列中，企业身份认同(Initial)与真实盈余管理综合指标(Rems)的估值系数为−0.023，在1%水平显著。上述检验结果表明，存在合法性身份认同不足的公司从整体上具有更高的异常经营活动现金流、异常操纵性费用以及更低的异常生产成本和负向的真实盈余管理行为，这说明合法性身份认同不足的公司进行向下的真实盈余管理程度显著更高，假设H1得到支持。

表4. 企业身份认同与盈余管理

^*p < 0.1, ^**p < 0.05, ^***p < 0.01

本文以企业规模中位数进行分组对研究假设2进行了检验，检验结果见表5。在企业规模较大的样本组中，表5第(1)、(3)、(5)、(7)列中，企业身份认同(Initial)与异常经营现金净流量(Acfo)的估值系数为0.010，在1%水平上显著；企业身份认同(Initial)与异常酌情费用(Adisexp)的估值系数为0.008，在1%水平显著；企业身份认同(Initial)与异常生产成本(Aprod)的估值系数为−0.017，在1%水平显著；企业身份认同(Initial)与真实盈余管理综合指标(Rems)的估值系数为−0.034，在1%水平显著。在企业规模较小的样本组中，表5第(2)、(4)、(6)、(8)列中，企业身份认同(Initial)与异常经营现金净流量(Acfo)的估值系数为0.001；企业身份认同(Initial)与异常酌情费用(Adisexp)的估值系数为0.000；企业身份认同(Initial)与异常生产成本(Aprod)的估值系数为−0.004；企业身份认同(Initial)与真实盈余管理综合指标(Rems)的估值系数为−0.005，均不具有统计意义上的显著性。进一步系数差异性检验发现，企业身份认同与向下的真实盈余管理行为之间的关系在规模较大的企业样本组更显著，假设H2得到验证。

表5. 企业规模的调节作用

^*p < 0.1, ^**p < 0.05, ^***p < 0.01

本文以地方官员是否发生变更进行分组对研究假设3进行了检验，检验结果见表6。在地方官员发生变更的样本组中，表6第(1)、(3)、(5)、(7)列中，企业身份认同(Initial)与异常经营现金净流量(Acfo)的估值系数为0.011，在1%水平上显著；企业身份认同(Initial)与异常酌情费用(Adisexp)的估值系数为0.010，在1%水平显著；企业身份认同(Initial)与异常生产成本(Aprod)的估值系数为−0.025，在1%水平显著；企业身份认同(Initial)与真实盈余管理综合指标(Rems)的估值系数为−0.046，在1%水平显著。在地方官员未发生变更的样本组中，表6第(2)、(4)、(6)、(8)列中，企业身份认同(Initial)与异常经营现金净流量(Acfo)的估值系数为0.004；企业身份认同(Initial)与异常酌情费用(Adisexp)的估值系数为0.002；企业身份认同(Initial)与异常生产成本(Aprod)的估值系数为−0.006，均不具有统计意义上的显著性。企业身份认同(Initial)与真实盈余管理综合指标(Rems)的估值系数为−0.012，在10%水平显著。进一步系数差异性检验发现，企业身份认同与向下的真实盈余管理行为之间的关系在地方官员发生变更的样本组更显著，假设H3得到验证。

表6. 地方官员变更事件的影响

^*p < 0.1, ^**p < 0.05, ^***p < 0.01

(三) 稳健性检验

图1. 样本匹配前后比较

本文还进行了以下稳健性检验。一是采用PSM方法尝试控制潜在的内生性问题，PSM的检验情况具体如下：首先，本研究采用一对一匹配方法进行处理，本研究也绘制了相应的核密度函数图，来比较匹配前后处理组和控制组倾向得分的差异性。从图形结果来看，匹配后的处理组和控制组相关变量特征更为接近，匹配结果良好(图1)。在此基础上重新进行检验发现，PSM匹配后的回归结果没有发生实质性改变(表7)。

表7. PSM (1:1)

^*p < 0.1, ^**p < 0.05, ^***p < 0.01

二是为进一步排除相关内生性，采用Heckman两阶段方法重新进行了检验，检验结果与前文相比没有发生实质性改变(表8)。

表8. Heckman两阶段检验

^*p < 0.1, ^**p < 0.05, ^***p < 0.01

5. 研究结论

民营企业所有权获取过程中的“原罪”问题是中国社会经济转型发展过程中的一个突出问题，深刻影响着民营企业的合法性身份认同与经营行为。鉴于此，本研究分析了企业身份认同其真实盈余管理行为的影响，研究发现：合法性身份认同不足应引发的政治成本是企业进行真实盈余管理的重要动因。同等条件下，合法性身份认同不足的民营企业更倾向于进行向下的真实盈余管理，两者之间的关系在规模较大的企业中，以及地方官员发生变更的地区更显著。

本研究的政策启示主要表现在：近年来，关于民营企业财富积累过程中的“原罪”问题总会引起社会公众的关注，存在不同的看法和争议。本文的研究结论表明，民营企业的合法性身份认同不足会促使其强化真实盈余管理行为，降低企业透明度和信息披露质量。这既不利于企业家经营“恒心”的建立，也不利于改善资本市场信息环境。在当前积极推进供给侧改革，促进经济高质量发展的宏观背景下，既需要优化资本市场信息环境建设，也需要微观层面上激发民营企业家干事创业的决心和恒心，就需要在市场环境和政企关系建设方面做出努力。要强化对企业家人身和财产安全，政策层面上积极减轻企业家的思想包袱，正如2018年11月1日，习近平总书记在与民营企业家的座谈会上所讲，“稳定预期，弘扬企业家精神，安全是基本保障……”，本文的研究验证了这一观点。积极强化企业家财产安全的制度性保障，构建亲清政商关系，将在较大程度上改善企业的经营行为，提升企业信息透明度，改善资本市场信息环境，激发企业家干事创业的恒心，这在当前经济形势下无疑具有重要现实意义。

本文的研究也存在一些不足之处：一是从历史实际来看，部分民营企业创办之初，限于当时的政策限制，主动将企业挂靠在集体组织名下，后期通过“摘掉红帽子”改制成私营企业，限于数据的可获得性，本研究没有区分改制前是国有企业还是集体企业，集体企业中是集体创办的还是个人创办挂靠的，这一不足之处有待未来研究条件成熟时加以解决。二是，本研究选择中国私营企业调查数据中的企业为样本，均是未上市公司，其较低的市场关注度可能会弱化其所有权获取的“原罪”问题，这可能会导致低估“原罪”问题对实体投资的影响。部分上市民营企业同样存在所有权获取“原罪”问题，而上市公司引起的社会关注度更高，未来研究可以做进一步检验。三是所有权形成的“原罪”问题还可能引发民营企业其它决策行为的异质性表现，有待于进一步探索。

文章引用

王 宁. 民营企业所有权形成途径与真实盈余管理行为
The Formation of Ownership in Private Enterprises and Real Earnings Management Behavior[J]. 运筹与模糊学, 2023, 13(05): 5880-5895. https://doi.org/10.12677/ORF.2023.135584

参考文献