| （三）Logistic回归分析
表7收益平滑影响因素的logistic回归结果
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模型（6）回归结果
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模型（7）回归结果
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变量
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系数
|
P值
|
系数
|
P值
|
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常数项
|
0.746
|
0.437
|
1.171
|
0.207
|
|
Largest
|
0.011***
|
0.001
|
0.010***
|
0.002
|
|
H1/S
|
-0.005*
|
0.095
|
-0.005*
|
0.093
|
|
CG
|
-0.002
|
0.976
|
-0.010
|
0.925
|
|
Private
|
-0.024
|
0.822
|
0.050
|
0.624
|
|
Dual
|
0.264**
|
0.023
|
0.303**
|
0.008
|
|
Lev
|
-0.093
|
0.222
|
-0.051
|
0.502
|
|
ROA
|
2.650***
|
0.000
|
2.739***
|
0.000
|
|
LnSize
|
0.027
|
0.542
|
-0.005
|
0.914
|
|
IndustryD
|
-
|
-
|
0.046
|
0.732
|
|
行业
|
控制
|
-
|
|
年度
|
控制
|
控制
|
|
Pseudo R
|
0.070
|
0.036
|
|
N
|
5821
|
5821
|
注：***表示相关系数在0.01的水平上显著，**表示相关系数在0.05的水平上显著，*表示相关系数在0.10的水平上显著。
从表7中模型（6）的回归结果可以看出，在回归系数符号来看，与预想的一样，第一大股东持股比例收益平滑指标呈显著的正相关关系，第一大股东与第二大至第十大股东持股比例之比与收益平滑指标呈负相关关系，这说明第一大股东持股比例越高的公司进行收益平滑的概率越大。而第一大股东与第二大至第十大股东持股比例之比越高，收益平滑的可能性也越小，这说明在我国，股权制衡在一定程度上起到了抑制上市公司进行收益平滑的行为。从显著性水平上来看，第一大股东持股比例在1%的显著性水平下通过了检验，而第一大股东与第二大至第十大股东持股比例之比在10%的显著性水平下通过了检验。而从模型（7）中可以看出，行业属性变量为正，这说明垄断性行业、国家重点支持行业或高度管制行业与其它行业相比，更偏好收益平滑，但是这种关系并不显著。
（四）稳健性检验
为了保证研究结果可靠，本文还进行了稳健性检验。本文采取了重新定义因变量的方法对回归方程进行了回归，具体方法是：将因变量仅采用平滑系数 来描述样本公司收益平滑程度，采用线性回归的方法对样本进行分析。回归结果显示，各主要回归变量的系数符号、大小、显著性等都与前面的logistic回归分析的结果一致。这说明本文得出的回归结果是稳定的。
六、结论与局限性
本文是对我国盈余管理研究缺乏对收益平滑的研究而做的一项实证研究。首先采用修正的琼斯模型来计算出各样本公司的应计利润，然后将应计利润分解为可操纵性应计利润和非可操纵性应计利润，并使用可操纵性应计利润的变化值（DAP）与操纵前收益（PDI）的负相关关系来度量收益平滑。描述性统计显示，2003~2007年我国A股上市公司有约87%的公司进行了收益平滑。其次本文对收益平滑的影响因素进行了logistic回归分析。结果显示，股权集中度假说、股权制衡度假说通过了检验，而行业管制假说没有通过假说。这说明，在我国A股上市公司中，第一大股东持股比例越高、第一大股东与第二大至第十大股东持股比例之比越低更有可能进行收益平滑。
由于对收益平滑的实证研究需要长期的时间序列数据，本文选取3年期作为一个时间段仍然存在一定的不足。但是我国证券市场的建立至今也不过二十余年，这使得严格论证收益平滑有一定的困难，因此研究结论可能存在着一定的偏差。此外，在选择影响收益平滑影响的变量时，缺少公司治理方面的相关因素，如会计师事务所的影响、高管持股比例等。这些需要进一步的研究。
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