Page 57 - 北京工商大学学报2019年第5期

北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2019 年摇 第 5 期

率;TOBINQ,托宾 Q 值;LnCOMP,前三名高管货 本,进行双重差分回归分析。 匹配样本的 DID 回

币薪酬总额的对数;LSHR,控股股东持股比例。 归结果如表 5 中的第 2 列和第 4 列所示,Extra鄄
然后,采用无放回的最邻近匹配方法,一对一进行 Gain 伊 POLICY 伊 STATE 的系数仍然显著为负,再
控制组的选取和匹配;最终,基于匹配得到的样 次证实了原假设。

表 5摇 稳健性检验结果

窗口期:2 年 窗口期:3 年
因变量:UN_CE (1) (2) (3) (4)
选择地方国企作为对照组 PSM 选择地方国企作为对照组 PSM
** ** ** *
- 0郾 663 3 - 0郾 663 3 - 0郾 690 7 - 0郾 482 4
ExtraGain 伊 POLICY 伊 STATE
( - 2郾 370 6) ( - 2郾 370 6) ( - 2郾 144 4) ( - 1郾 762 3)
*
0郾 592 7 0郾 592 7 0郾 998 4 0郾 028 9
ExtraLoss 伊 POLICY 伊 STATE
(1郾 166 3) (1郾 166 3) (1郾 803 4) (0郾 055 9)
其他控制变量 Yes Yes Yes Yes
公司固定效应 Yes Yes Yes Yes
年份固定效应 Yes Yes Yes Yes
样本量 2 359 1 456 3 552 1 932
2
R 0郾 054 9 0郾 039 7 0郾 048 4 0郾 049 0
*
摇 摇 注: *** 、 ** 和 分别表示在 1% 、5% 和 10% 水平上显著;括号内为 T 值。
摇 摇 2郾 平行趋势检验 策实施之前,央企并未呈现出会计科目归类操纵
双重差分的前提条件是要满足平行趋势假 行为;而 Post_1 伊 ExtraGain 伊 STAE、Post_2 伊 Ex鄄
[29] ,按照政
设。 因此,本文参考 Roberts & Whited traGain 伊 STATE 的系数均显著为负,分别在 1%
策实施前后的时间段考察了政策实施效果的时间 和 10% 的水平上显著,表明业绩考核办法实施
趋势。 以 2005—2009 年的上市公司数据为样本, 后,央企有动机通过会计科目归类操纵来提高营
本文分别设置了 4 个时间虚拟变量:Pre_2、Pre_ 业利润。 平行趋势检验表明,本文结果并非源于
1、Post_1、Post_2。 如果观测值是考核办法实施的 时间趋势效应。
前 2 年(2005 年)和前 1 年(2006 年),则 Pre_2 和 五、进一步检验
Pre_1 取值为1,否则为0;同理定义了 Post_1、Post_2。 (一)主营业务好转解释的排除
然后,本文将上述虚拟变量分别与 ExtraGain 伊 前面的回归结果表明,央企业绩考核方法变
STATE 进行交互。 图 1 描绘了交互项系数的变 更以后,相对于非央企,央企营业外收入减少的同
化。 如图 1 所示,在政策实施之前,Pre_2 伊 Extra鄄 时,异常营业利润增加,即央企很有可能进行了会
Gain 伊 STAE、Pre_1 伊 ExtraGain 伊 STATE 这两个交 计科目归类操纵。 然而,对此现象的另一种可能
互变量的系数均与 0 没有显著差异,这表明在政
解释是央企业绩考核方法出台后,央企确实立足
主业,通过剥离不良资产或者细心经营主业导致
经常性损益增加。 然而,如果确实是真实的经济
活动导致营业利润上升,那么这种主营业务好转
的行为应该具有较高的持续性,即下一年的经常
性损益应该仍然保持较高水平;但如果经常性损
益的好转是源于损益科目归类操纵,即源于将营
业外收入归类为营业利润,由于下一年度营业外
收入未必能够归类为营业利润,本文预计下一年
图 1摇 会计科目归类操纵的动态变化
度营业利润持续保持较高水平的可能性较低。 借

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