產(chǎn)業(yè)政策與會計信息質(zhì)量

潘紅波 （博士生導(dǎo)師），吳 萌

一、引言

20世紀(jì)80年代初，日本戰(zhàn)后經(jīng)濟(jì)發(fā)展之迅猛被稱為“東亞奇跡”，日本政府制定產(chǎn)業(yè)政策干預(yù)經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展被認(rèn)為是造就該奇跡的關(guān)鍵[1]。隨后，我國引入了產(chǎn)業(yè)政策及其理念，產(chǎn)業(yè)政策成為“國家調(diào)節(jié)市場”的有力政策工具，各級政府紛紛出臺產(chǎn)業(yè)政策，由對微觀經(jīng)濟(jì)的嚴(yán)格計劃管理逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橥ㄟ^產(chǎn)業(yè)政策積極干預(yù)，很大程度上釋放了微觀經(jīng)濟(jì)活力，從而促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[2]。但是，學(xué)術(shù)界對于產(chǎn)業(yè)政策的有效性仍然存在爭議，部分學(xué)者認(rèn)為市場本身存在的信息外部性和協(xié)調(diào)失靈會制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展，政府通過產(chǎn)業(yè)政策分配經(jīng)濟(jì)資源能夠克服市場協(xié)調(diào)失靈引起的效率損失，從而推動產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)進(jìn)步[3]。有觀點(diǎn)認(rèn)為產(chǎn)業(yè)政策的作用十分有限，主要是因?yàn)楫a(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施受到多重因素的影響，市場瞬息萬變導(dǎo)致實(shí)施效果往往會背離制定政策的初衷[4]。因此，從不同角度去研究國內(nèi)產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施后果，對于正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期的中國而言有著重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從宏觀層面研究產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施效果，而關(guān)于產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)微觀行為的關(guān)系研究較少，并且主要側(cè)重于研究產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)融資約束[5]、投資效率[6]等資金供需方面的影響。在微觀層面，會計信息作為打開企業(yè)“黑匣子”的便捷通道，與企業(yè)外部的制度環(huán)境和宏觀政策高度相關(guān)[7-9]。本文基于產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施研究其與會計信息質(zhì)量的關(guān)系，豐富了會計信息質(zhì)量與外部制度及政策環(huán)境變化的關(guān)系研究。

產(chǎn)業(yè)政策的頒布一方面使得鼓勵類行業(yè)企業(yè)廣泛受到資本市場和社會媒體的關(guān)注，在獲得政策優(yōu)待帶來的外部環(huán)境改善的同時也受到了更多的監(jiān)督（政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)），從而會弱化企業(yè)盈余操縱的動機(jī)，同時抑制管理層的機(jī)會主義行為；另一方面使得政府在分配資源時擁有了更大的自主裁量權(quán)，企業(yè)很可能通過不正當(dāng)手段爭取產(chǎn)業(yè)政策帶來的各項利益，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施中的尋租和腐敗現(xiàn)象（尋租效應(yīng)）。綜上，產(chǎn)業(yè)政策既可能通過前者提高企業(yè)會計信息質(zhì)量，也可能通過后者降低企業(yè)會計信息質(zhì)量。因此，本文主要回答以下問題：第一，處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)的企業(yè)，其會計信息質(zhì)量是否更好或更差；第二，如果存在其中一種效應(yīng)，這種效應(yīng)在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)是否存在顯著差異；第三，進(jìn)一步分析這種效應(yīng)是否和企業(yè)所在區(qū)域有關(guān)，即是否在東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)存在顯著差異。從產(chǎn)業(yè)政策的政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)來看，產(chǎn)業(yè)政策有助于提高企業(yè)會計信息質(zhì)量，并且主要體現(xiàn)在國有企業(yè)和東部地區(qū)；從產(chǎn)業(yè)政策的尋租效應(yīng)來看，產(chǎn)業(yè)政策降低了企業(yè)會計信息質(zhì)量，并且主要體現(xiàn)在民營企業(yè)和中西部地區(qū)。

本文以“十一五”和“十二五”規(guī)劃期間即2006～2016年全部A 股上市公司為樣本，對上述問題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，其會計信息質(zhì)量更高。進(jìn)一步劃分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和企業(yè)所屬區(qū)域后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，該效應(yīng)主要體現(xiàn)在國有企業(yè)和東部地區(qū)。因此，結(jié)論支持了產(chǎn)業(yè)政策的政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)，即產(chǎn)業(yè)政策作為政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的有力手段，改善了鼓勵類行業(yè)的外部環(huán)境，也使得鼓勵類行業(yè)的公司受到了更多的關(guān)注和監(jiān)督，弱化了企業(yè)的盈余管理動機(jī)，同時抑制了管理層的機(jī)會主義行為，進(jìn)而有助于提高企業(yè)會計信息質(zhì)量。

本文在以下方面對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了拓展和深化：第一，從會計信息質(zhì)量視角對產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施效果的相關(guān)研究進(jìn)行了發(fā)展和創(chuàng)新。學(xué)術(shù)界關(guān)于產(chǎn)業(yè)政策的研究多集中在宏觀層面，少數(shù)文獻(xiàn)從企業(yè)微觀層面出發(fā)并且主要集中在企業(yè)融資約束、投資效率、技術(shù)創(chuàng)新及管理者自信方面。本文從會計信息質(zhì)量角度補(bǔ)充了基于微觀視角對產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施效果的研究。第二，以產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施為契機(jī)，拓展和深化了外部制度環(huán)境影響企業(yè)會計信息質(zhì)量的相關(guān)研究。目前關(guān)于會計信息質(zhì)量的研究十分豐富，但是關(guān)于其影響因素的研究主要集中在企業(yè)治理層面，如管理層個人特質(zhì)[10]、董事會特征[11]及代理問題[12]等。本文從產(chǎn)權(quán)政策這一外部政策出發(fā)，拓展了外部制度環(huán)境變化對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響研究。第三，本文以宏觀政策作為切入點(diǎn)，研究其對微觀層面企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，拓展和深化了國內(nèi)關(guān)于“宏觀政策—微觀企業(yè)行為”的研究。

本研究的實(shí)踐意義在于：第一，通過對“十一五”和“十二五”規(guī)劃期間全部上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策有助于提高企業(yè)的會計信息質(zhì)量，進(jìn)一步豐富了關(guān)于產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施效果的經(jīng)驗(yàn)研究，有助于政策制定者對產(chǎn)業(yè)政策的各種經(jīng)濟(jì)后果有更加清晰的認(rèn)識；第二，本文進(jìn)一步分析了產(chǎn)業(yè)政策對會計信息質(zhì)量的正面效應(yīng)受到企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和所在區(qū)域的影響，為產(chǎn)業(yè)政策的差異化制定提供了理論基礎(chǔ)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）產(chǎn)業(yè)政策與會計信息質(zhì)量

產(chǎn)業(yè)政策如何影響企業(yè)會計信息質(zhì)量，主要存在以下三種觀點(diǎn)：

政策環(huán)境效應(yīng)假說認(rèn)為，當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，資源的優(yōu)待和政策的支持使得公司面臨的外部環(huán)境得到了一定程度的改善，進(jìn)而弱化了其盈余管理動機(jī)，提高了會計信息質(zhì)量。產(chǎn)業(yè)政策通過一系列手段如投資補(bǔ)助、稅收減免、貸款貼息、財政補(bǔ)貼等來對鼓勵類行業(yè)企業(yè)進(jìn)行支持，以達(dá)到提高市場資源的配置效率、推動產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)進(jìn)步等目的。所以，當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，其受到的融資約束變小，融資能力得到提高，則其建立銀行關(guān)聯(lián)以緩解公司面臨的融資約束的動機(jī)也相對弱化。同時寬松的政策環(huán)境也給予了企業(yè)敢于試錯的勇氣，鼓勵了被扶持企業(yè)的創(chuàng)新投入，促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新[13]。這說明處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)的企業(yè)迎來了事業(yè)發(fā)展的春天，其外部環(huán)境得到明顯的改善。已有研究指出，越是經(jīng)營環(huán)境較差的企業(yè)越存在盈余管理的動機(jī)，例如避免虧損[14]、避免被退市[15]、降低違背貸款合約的可能性[16]等。綜上，當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，資源的優(yōu)待和政策的支持使得其面臨的外部環(huán)境得到了一定程度的改善，政策環(huán)境相對寬松，行業(yè)發(fā)展前景良好，企業(yè)操縱會計信息的動機(jī)明顯弱化，進(jìn)而企業(yè)會計信息質(zhì)量得到提高。

監(jiān)督效應(yīng)假說認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，其受到更多來自政府、資本市場、社會媒介等方面的關(guān)注，使之處于更加嚴(yán)格的監(jiān)督之下，從而會抑制管理層的機(jī)會主義行為，進(jìn)而提高會計信息質(zhì)量。國務(wù)院指出“當(dāng)前的產(chǎn)業(yè)發(fā)展序列是各部門、各地區(qū)執(zhí)行產(chǎn)業(yè)政策的基本依據(jù)，也是各項經(jīng)濟(jì)政策的導(dǎo)向目標(biāo)”，《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指導(dǎo)目錄（2005年本）》《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指導(dǎo)目錄（2011年本）》將產(chǎn)業(yè)明確劃分為鼓勵類、限制類、淘汰類。產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)是社會各種資源的集聚地，無疑會成為資本市場、社會媒介的關(guān)注焦點(diǎn)以及政府的監(jiān)管重心。田高良等[17]將媒體報道發(fā)揮公司治理的機(jī)制總結(jié)為傳統(tǒng)監(jiān)督機(jī)制、聲譽(yù)機(jī)制、市場壓力機(jī)制，媒體中介通過這三種機(jī)制對公司治理進(jìn)行有效監(jiān)督，能夠揭露公司存在的問題[18，19]、規(guī)范管理層的行為[20]、提高股價信息的決策有用性[21]，從而抑制管理層操縱會計信息的行為，提升企業(yè)會計信息質(zhì)量。同時，黎文靖[22]的研究表明，政府部門的會計監(jiān)管措施在一定程度上能夠提高我國上市公司的會計信息質(zhì)量。綜上，當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策明確鼓勵類行業(yè)時，媒體報道的監(jiān)督和政府的監(jiān)管能夠有效抑制管理層的機(jī)會主義行為，進(jìn)而提高企業(yè)的會計信息質(zhì)量。

基于政策環(huán)境效應(yīng)假說以及監(jiān)督效應(yīng)假說，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a：當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，其會計信息質(zhì)量更高。

尋租效應(yīng)假說認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，政府官員在資源配置上有著更大的自主裁量權(quán)，很可能引發(fā)企業(yè)的尋租行為，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施中的腐敗現(xiàn)象，進(jìn)而降低企業(yè)的會計信息質(zhì)量。已有研究表明，與地方政府建立政治聯(lián)系的企業(yè)能夠獲得更多的財政補(bǔ)貼和銀行貸款[23，24]，因此，產(chǎn)業(yè)政策頒布后，地方政府在分配資源方面擁有較大的決策權(quán)，企業(yè)為了爭取產(chǎn)業(yè)政策的資源優(yōu)勢，很可能通過建立政治關(guān)聯(lián)實(shí)施尋租行為，從而俘獲腐敗的政府官員得到政策優(yōu)惠。Chaney 等[25]分析指出，企業(yè)會掩蓋自身在政治關(guān)聯(lián)作用下獲得的利益和所進(jìn)行的私下交易行為，進(jìn)而降低會計信息質(zhì)量。沈紅波等[26]的研究表明，民營上市公司普遍存在的政治關(guān)聯(lián)削弱了其提供高質(zhì)量會計信息的動機(jī)。一系列研究均證實(shí)企業(yè)擁有政治關(guān)聯(lián)時，會計信息質(zhì)量會降低。綜上，產(chǎn)業(yè)政策使得政府官員掌握著資源分配的自主裁量權(quán)，很可能誘發(fā)產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)企業(yè)的尋租行為，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)會計信息質(zhì)量降低。

基于尋租效應(yīng)假說，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1b：當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，其會計信息質(zhì)量更低。

（二）產(chǎn)業(yè)政策、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與會計信息質(zhì)量

在我國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下，政、銀、企之間的關(guān)系具有獨(dú)特性，國有企業(yè)和非國有企業(yè)在社會經(jīng)濟(jì)地位上存在明顯的差異。相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)面臨的預(yù)算軟約束問題較嚴(yán)重，這說明國有企業(yè)在政府補(bǔ)助、銀行信貸等方面具有先天性優(yōu)勢。政府作為國有企業(yè)的投資人，使得產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)中的國有企業(yè)享有更多的政策優(yōu)惠和資源優(yōu)勢，國有企業(yè)一方面受到政府的扶持和政策照顧，另一方面也必須接受來自國資委、黨政機(jī)關(guān)的多重監(jiān)督。國有企業(yè)經(jīng)理人通常擁有相應(yīng)的行政級別，媒體的負(fù)面報道會影響其政治前途，嚴(yán)重者還會遭受行政處罰，媒體的監(jiān)督功能在國有企業(yè)中更加顯著[27]。因此，產(chǎn)業(yè)政策的政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)在國有企業(yè)中更加明顯。

相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)一直受到金融歧視，面臨更多的融資約束。余明桂等[23]研究發(fā)現(xiàn)，與地方政府建立政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)確實(shí)能夠獲得更多的財政補(bǔ)貼。潘紅波、余明桂[28]通過對民營上市公司的研究，得出政治關(guān)聯(lián)公司控股股東的利益輸送程度高于非政治關(guān)聯(lián)公司的結(jié)論。相關(guān)研究均證明，民營企業(yè)有更強(qiáng)的動機(jī)去建立政治關(guān)聯(lián)作為替代機(jī)制來獲得稀缺資源。不同于國有企業(yè)的高管“任命制”，民營企業(yè)的管理層是通過充分的競爭選拔出來的，其更希望抓住產(chǎn)業(yè)政策這一機(jī)遇來獲得社會經(jīng)濟(jì)資源，如投資補(bǔ)助、稅收減免、貸款貼息、財政補(bǔ)貼等，以緩解企業(yè)面臨的融資約束。當(dāng)產(chǎn)業(yè)政策的資源更傾向于國有企業(yè)時，民營企業(yè)經(jīng)理人的尋租行為會更加普遍地導(dǎo)致會計信息質(zhì)量的下降。因此，產(chǎn)業(yè)政策的尋租效應(yīng)在民營企業(yè)中更加明顯。

綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2a：當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，產(chǎn)業(yè)政策對會計信息質(zhì)量的正面效應(yīng)主要體現(xiàn)在國有企業(yè)。

假設(shè)2b：當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，產(chǎn)業(yè)政策對會計信息質(zhì)量的負(fù)面效應(yīng)主要體現(xiàn)在民營企業(yè)。

（三）產(chǎn)業(yè)政策、區(qū)域差異與會計信息質(zhì)量

我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡、不充分是當(dāng)前的基本國情，東、中、西部在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場化程度和制度環(huán)境等方面都存在明顯差異。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度更快、市場化程度更高，相應(yīng)地，東部地方政府的稅收資源、銀行資源也更多，對區(qū)域內(nèi)企業(yè)的扶持力度更大，處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)的企業(yè)享受到的政策優(yōu)惠和資源優(yōu)待相對更多。翟勝寶等[27]的研究表明，媒體監(jiān)督作用在東部地區(qū)明顯強(qiáng)于中西部地區(qū)。由于東部地區(qū)法律監(jiān)管制度更加完善，區(qū)域內(nèi)的企業(yè)受到的監(jiān)督更為嚴(yán)格。東部地區(qū)政府官員受賄現(xiàn)象也相對較少，政府官員進(jìn)行資源配置時主要考慮其帶來的經(jīng)濟(jì)效益和社會效益，政策實(shí)施中發(fā)生尋租的可能性較小。因此，政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)在東部地區(qū)更強(qiáng)，而尋租效應(yīng)在東部地區(qū)更弱。

相對于東部地區(qū)，中西部地區(qū)市場化程度相對較低，地方政府擁有的各種經(jīng)濟(jì)資源也相對較少，產(chǎn)業(yè)政策對鼓勵類行業(yè)企業(yè)的扶持力度也相對較小。中西部地區(qū)傳媒發(fā)展指數(shù)相對較低，媒體監(jiān)督職能較弱。孫早、席建成[4]研究表明，市場化水平越低的地方政府執(zhí)行產(chǎn)業(yè)政策的動機(jī)扭曲程度就越高，產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施效果越背離預(yù)期目標(biāo)。因此，產(chǎn)業(yè)政策帶來的政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)在中西部地區(qū)相對于東部地區(qū)更弱。同時，國內(nèi)外研究表明，在金融發(fā)展越落后、法律制度越不完善、政府官員越腐敗的地區(qū)，民營企業(yè)越有可能建立政治關(guān)聯(lián)以實(shí)施尋租行為[29，30]。相關(guān)統(tǒng)計資料顯示，科級及以上官員被查處較多集中在中西部地區(qū)[31]，并且中西部地區(qū)市場化程度較低，政府干預(yù)市場的力度較大，導(dǎo)致政府在稀缺資源的配置上有更大的決策權(quán)，所以這些地區(qū)的企業(yè)為了獲得產(chǎn)業(yè)政策的各種資源優(yōu)勢，做出尋租行為的動機(jī)和機(jī)會更大。李延喜等[32]基于地區(qū)差異視角的外部治理環(huán)境研究了上市公司盈余管理現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)的外部治理環(huán)境最差，且企業(yè)的盈余管理程度最高。因此，尋租效應(yīng)在中西部地區(qū)更強(qiáng)，而政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)在中西部地區(qū)更弱。

綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3a：當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，產(chǎn)業(yè)政策對會計信息質(zhì)量的正面效應(yīng)主要體現(xiàn)在東部地區(qū)。

假設(shè)3b：當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，產(chǎn)業(yè)政策對會計信息質(zhì)量的負(fù)面效應(yīng)主要體現(xiàn)在中部和西部地區(qū)。

三、研究數(shù)據(jù)與方法

（一）樣本選取

為檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，本文選取“十一五”和“十二五”規(guī)劃期間即2006～2016年全部A 股上市公司作為初始樣本，并按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行進(jìn)一步篩選：①剔除金融行業(yè)的樣本公司（基于2001年版《上市公司行業(yè)分類指引》）；②剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于等于1、瀕臨破產(chǎn)的樣本公司；③剔除存在ST、PT 等特殊處理的企業(yè)；④剔除行業(yè)觀測值少于10家的樣本公司。同時對所有連續(xù)變量在上下1%的水平上進(jìn)行縮尾處理。本文所使用的數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫和CCER 數(shù)據(jù)庫，采用的分析軟件為Stata 15。

（二）變量定義及模型設(shè)計

1.會計信息質(zhì)量。本文用于衡量會計信息質(zhì)量的指標(biāo)為可操縱性應(yīng)計數(shù)，使用修正的瓊斯模型計算的殘差絕對值進(jìn)行測算。為提高結(jié)果的可靠性，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中同時采用瓊斯模型計算殘差絕對值。對存在缺失值的樣本以及行業(yè)樣本總觀測值低于10個的樣本進(jìn)行剔除后，按修正的瓊斯模型進(jìn)行分年度和分行業(yè)回歸。模型的計算公式如下所示：

其中，TAt是公司t 期總應(yīng)計利潤，At-1是公司t-1期的期末總資產(chǎn)，ΔREVt是公司t期主營業(yè)務(wù)收入和t-1期主營業(yè)務(wù)收入的差額，ΔRECt是公司t期與t-1期的應(yīng)收賬款差額，PPEt為公司t期的固定資產(chǎn)原值，ROAt-1是公司t-1 期的總資產(chǎn)收益率。將模型分年度和行業(yè)回歸后得到殘差絕對值（DA1）即為本文度量企業(yè)會計信息質(zhì)量的指標(biāo)。

2.產(chǎn)業(yè)政策（policy）。本文參考祝繼高等[5]的方法，采用宏觀經(jīng)濟(jì)政策“五年計劃”中關(guān)于行業(yè)的發(fā)展規(guī)劃來衡量產(chǎn)業(yè)政策，根據(jù)“十一五”（2006～2010年）和“十二五”（2011～2015年）規(guī)劃中的具體規(guī)定并結(jié)合2005年和2011年發(fā)布的《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指導(dǎo)目錄》將全部A 股上市公司劃分為產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)和非產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)。如果企業(yè)處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)，則policy 取值為1，如果企業(yè)處于非產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)，則policy取值為0。

3.模型設(shè)定。為了檢驗(yàn)假設(shè)1a 和假設(shè)1b，即當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，其會計信息質(zhì)量是否更高或更低，將待檢驗(yàn)的回歸模型設(shè)定為：

其中，被解釋變量為根據(jù)修正的瓊斯模型計算的可操縱性應(yīng)計數(shù)DA1。啞變量policy 表示公司是否處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)，根據(jù)假設(shè)1a 和假設(shè)1b，policy 的回歸系數(shù)β1可能為正數(shù)，也可能為負(fù)數(shù)。

Controlsi是除以上主要研究變量之外對被解釋變量具有較大影響的其他控制變量。根據(jù)已有的會計信息質(zhì)量研究文獻(xiàn)，本文選取了如下控制變量：是否由國際“四大”審計（big4）、公司績效（roa）、公司成長性（growth）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、經(jīng)營現(xiàn)金流（cashflow）、第一大股東持股比例（top1）、公司規(guī)模（size）、營業(yè)利潤持續(xù)性（oipersis）、是否虧損（loss）、是否實(shí)施新會計準(zhǔn)則（newas）、年度和行業(yè)虛擬變量。其中，行業(yè)虛擬變量按照證監(jiān)會2001年版的行業(yè)分類代碼，除了將制造業(yè)按兩級代碼分類，其余全部按一級代碼分類。變量的具體定義見表1。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2a和假設(shè)2b，即產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響在國有企業(yè)和民營企業(yè)中是否存在顯著差別，本文對樣本范圍內(nèi)國有企業(yè)和民營企業(yè)按照回歸模型進(jìn)行分組回歸。按照CCER數(shù)據(jù)庫對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分類，除去國有企業(yè)和民營企業(yè)外，還存在外資控股、集體控股、社會團(tuán)體控股等類別，這部分企業(yè)不包含在分組回歸范圍內(nèi)。如果上市公司為國有企業(yè)，則產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（soe）取值為1，如果上市公司為民營企業(yè)，則soe取值為0。

為了檢驗(yàn)假設(shè)3a和假設(shè)3b，即產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響是否與上市公司所處區(qū)域相關(guān)，本文根據(jù)上市公司注冊地將樣本分為東部企業(yè)、西部企業(yè)及中部企業(yè)，并且按照回歸模型對東部企業(yè)、中部企業(yè)和西部企業(yè)進(jìn)行分組回歸。如果公司注冊地位于東部地區(qū)，則地區(qū)變量（area）取值為2；如果公司注冊地位于中部地區(qū)，則area 取值為1；如果公司注冊地位于西部地區(qū)，則area取值為0。

本文的數(shù)據(jù)為時間跨度小而橫截面觀察點(diǎn)很多的面板數(shù)據(jù)，Petersen[33]的研究表明，對于具有該特征的面板數(shù)據(jù)，在常用的數(shù)據(jù)處理方法中會低估標(biāo)準(zhǔn)誤差，從而高估系數(shù)的顯著性水平，因此要通過對標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行企業(yè)層面群聚（cluster）來進(jìn)行調(diào)整以消除這種偏誤。本文參考上述觀點(diǎn)，使用通過企業(yè)層面群聚對標(biāo)準(zhǔn)誤差調(diào)整后的固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。同時為排除異常值對回歸結(jié)果的影響，本文還對所有連續(xù)變量進(jìn)行了最高水平和最低水平上1%的winsorize處理。

（三）描述性統(tǒng)計

表2為本文主要研究變量進(jìn)行縮尾處理后的描述性統(tǒng)計，其中DA2表示穩(wěn)健性檢驗(yàn)中用瓊斯模型分年度、行業(yè)回歸后計算的殘差絕對值。由表2可以觀察到，樣本公司在2006～2016年的可操縱性應(yīng)計數(shù)DA1 和DA2 均值和中位數(shù)相同，分別為0.09 和0.05。觀察policy 的均值可以看出，產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類公司占比達(dá)到53%。啞變量big4的均值為0.05，說明有5%的樣本公司選擇國際“四大”來對公司財務(wù)報表進(jìn)行審計。lev 的均值為0.46，說明本文選取的樣本企業(yè)平均資產(chǎn)負(fù)債率在46%左右。top1的均值、最小值和最大值分別為0.36、0.09、0.76，說明樣本公司中第一大股東持股比例平均為36%，但是不同公司間第一大股東持股比例差距較大，最高達(dá)到76%，最低只有9%。loss統(tǒng)計量的平均值為0.07，說明樣本中有7%的企業(yè)處于虧損狀態(tài)。area的平均數(shù)和中位數(shù)分別為1.587、2，說明樣本中超過50%的企業(yè)注冊地地址位于東部，大于中部和西部企業(yè)數(shù)量之和。

表1 主要研究變量及定義

四、結(jié)果與分析

（一）相關(guān)性分析

表3 為主要研究變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，從中可以發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策虛擬變量（policy）與可操縱應(yīng)計數(shù)絕對值（DA1）呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，同時是否由國際“四大”審計（big4）、第一大股東持股比例（top1）、經(jīng)營現(xiàn)金流（cashflow）、公司規(guī)模（size）與可操縱性應(yīng)計數(shù)絕對值也呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。而可操縱性應(yīng)計數(shù)絕對值與總資產(chǎn)收益率（roa）、公司成長性（growth）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、是否虧損（loss）、營業(yè)利潤持續(xù)性（oipersis）以及是否實(shí)施新會計準(zhǔn)則（newas）呈顯著正相關(guān)關(guān)系?；九c現(xiàn)有研究結(jié)論一致。但是，以上結(jié)果只是單變量分析，未對其他影響因素進(jìn)行控制，其中的相關(guān)關(guān)系還需要借助多元線性回歸分析做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。從表3中可以看出，各變量之間的相關(guān)系數(shù)值整體較小。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）實(shí)證結(jié)果分析

本文實(shí)證檢驗(yàn)的順序是，首先檢驗(yàn)處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)的公司，其會計信息質(zhì)量是否更好或更差？如果存在某一種效應(yīng)，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)該效應(yīng)在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中是否存在顯著差異以及對于處于不同區(qū)域的企業(yè)，該效應(yīng)是否存在顯著差異？

1.產(chǎn)業(yè)政策與會計信息質(zhì)量。表4第（1）列列出了產(chǎn)業(yè)政策與會計信息質(zhì)量的多元回歸結(jié)果?？梢钥闯?，policy的回歸系數(shù)為-0.018，而且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。由此可見，企業(yè)會計信息質(zhì)量與受產(chǎn)業(yè)政策鼓勵顯著正相關(guān)，即當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，盈余管理程度更低，會計信息質(zhì)量更高，這支持了假設(shè)1a，而沒有證據(jù)支持假設(shè)1b，即產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施誘發(fā)企業(yè)的尋租行為，從而降低會計信息質(zhì)量的這一現(xiàn)象并不顯著存在。這意味著，產(chǎn)業(yè)政策不僅通過政府補(bǔ)貼、稅收減免、貸款貼息等手段改善了處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)公司的外部環(huán)境，使其盈余操縱動機(jī)弱化，還加強(qiáng)了社會各界對處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)企業(yè)的關(guān)注，使之受到了更多的外部監(jiān)督，從而抑制了管理層的機(jī)會主義行為，最終提高了企業(yè)的會計信息質(zhì)量，這支持了前文提及的政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)，而不支持尋租效應(yīng)。

2.產(chǎn)業(yè)政策、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與會計信息質(zhì)量。這里進(jìn)一步檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中是否存在顯著差異。表4 第（2）列和第（3）列分別是民營企業(yè)和國有企業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果，比較第（2）列和第（3）列policy 的回歸系數(shù)可以得出：對于民營企業(yè)，是否處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)對企業(yè)會計信息質(zhì)量不存在顯著的影響；而對于國有企業(yè)而言，是否處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)對企業(yè)會計信息質(zhì)量在1%的統(tǒng)計水平上存在正面影響。這表明，國有企業(yè)相比民營企業(yè)所具有的先天性優(yōu)勢使其受到的資源優(yōu)待和監(jiān)督更加明顯，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)會計信息質(zhì)量的正面效應(yīng)主要體現(xiàn)在國有企業(yè)中，檢驗(yàn)結(jié)果與假設(shè)2a 的預(yù)期一致，即產(chǎn)業(yè)政策的政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)占主導(dǎo)，能夠顯著提高企業(yè)會計信息質(zhì)量，并且主要體現(xiàn)在國有企業(yè)。假設(shè)2b則認(rèn)為產(chǎn)業(yè)政策的尋租效應(yīng)占主導(dǎo)，民營企業(yè)相比國有企業(yè)會更有動機(jī)建立政治關(guān)聯(lián)以獲得政策優(yōu)待，從而顯著降低會計信息質(zhì)量，而表4中并沒有證據(jù)支持該假設(shè)，因此拒絕產(chǎn)業(yè)政策的尋租效應(yīng)占主導(dǎo)這一結(jié)論。

表3 相關(guān)性分析

表4 產(chǎn)業(yè)政策、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與會計信息質(zhì)量

3.產(chǎn)業(yè)政策、區(qū)域差異與會計信息質(zhì)量。最后，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)政策對會計信息質(zhì)量的影響在不同的區(qū)域是否存在顯著差異。表5 分別列出了企業(yè)處于東部、中部和西部地區(qū)的檢驗(yàn)結(jié)果，第（1）、（2）、（3）列分別是東部、中部和西部企業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果，比較這三列policy的回歸系數(shù)可以得出：對于東部企業(yè)，是否處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)policy 的回歸系數(shù)為-0.019，而且在10%的統(tǒng)計水平上顯著；對于西部企業(yè)和東部企業(yè)，是否處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)對企業(yè)會計信息質(zhì)量的不存在顯著影響。這表明，在市場化程度更高、信息透明度更高的東部，產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施中的尋租和腐敗更少，導(dǎo)致其實(shí)施效果更好。檢驗(yàn)結(jié)果與假設(shè)3a 的預(yù)期一致，即產(chǎn)業(yè)政策的政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)占主導(dǎo)，能夠顯著提高企業(yè)會計信息質(zhì)量，并且主要體現(xiàn)在東部地區(qū)。假設(shè)3b 則認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)政策的尋租效應(yīng)占主導(dǎo)，相比于東部地區(qū)，中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后、法律制度不健全、經(jīng)濟(jì)資源較少，導(dǎo)致尋租行為和腐敗現(xiàn)象在中、西部地區(qū)更普遍，即產(chǎn)業(yè)政策對會計信息質(zhì)量的負(fù)面效應(yīng)在中、西部地區(qū)更顯著，而表5的回歸結(jié)果并沒有證據(jù)支持該假設(shè)，因此拒絕產(chǎn)業(yè)政策的尋租效應(yīng)占主導(dǎo)這一結(jié)論。

表5 產(chǎn)業(yè)政策、區(qū)域差異與會計信息質(zhì)量

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

其一，采用瓊斯模型替代上文中的修正瓊斯模型計算的殘差絕對值作為可操縱性應(yīng)計數(shù)。對存在缺失值的樣本以及行業(yè)樣本總觀測值低于10 個的樣本進(jìn)行剔除后，對瓊斯模型進(jìn)行分年度和分行業(yè)回歸。模型的計算公式如下所示：

其中，TAt是公司t期總應(yīng)計利潤，At-1是公司t-1 期的期末總資產(chǎn)，ΔREVt是公司t期和t-1期主營業(yè)務(wù)收入的差額，PPEt為公司t 期的固定資產(chǎn)原值。將模型進(jìn)行分年度和分行業(yè)回歸后得到殘差絕對值（DA2）即為穩(wěn)健性檢驗(yàn)中度量企業(yè)會計信息質(zhì)量的指標(biāo)。表6中第（1）列是產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)會計信息質(zhì)量的回歸結(jié)果，觀察得到：policy的回歸系數(shù)為-0.023，而且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，即當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，盈余管理程度更低，會計信息質(zhì)量更高，這與前文的結(jié)論一致。表6中第（2）列和第（3）列分別是民營企業(yè)和國有企業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果，比較policy 的回歸系數(shù)可以得出：policy 在國有企業(yè)樣本的回歸結(jié)果中顯著為正，即產(chǎn)業(yè)政策的政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)占主導(dǎo)，能夠顯著提高企業(yè)會計信息質(zhì)量，并且主要體現(xiàn)在國有企業(yè)中，這與前文的結(jié)論一致。表6中第（4）～第（6）列分別列出了企業(yè)處于東部、中部和西部地區(qū)的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果表明：對于東部企業(yè)，是否處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)policy 的回歸系數(shù)為-0.028，而且在5%的統(tǒng)計水平上顯著；對于西部企業(yè)和中部企業(yè)，是否處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)對企業(yè)會計信息質(zhì)量不存在顯著影響，這與前文的結(jié)論一致。

其二，前文的實(shí)證檢驗(yàn)使用的是通過企業(yè)層面群聚對標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行調(diào)整后的固定效應(yīng)模型，此處使用混合效應(yīng)回歸模型來替代，解釋變量、被解釋變量及其他控制變量均保持不變?；貧w結(jié)果如表7 所示，觀察各列回歸結(jié)果中policy 的系數(shù)及顯著性可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策對處于鼓勵類行業(yè)的企業(yè)會計信息質(zhì)量具有正面效應(yīng)，且主要體現(xiàn)在國有企業(yè)和東部區(qū)域。綜上所述，本文進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，主要結(jié)論依然成立。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1

五、研究結(jié)論與啟示

隨著市場經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深化，我國產(chǎn)業(yè)政策更加注重發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，政策的重點(diǎn)越來越傾向于構(gòu)建良好的制度環(huán)境及外部環(huán)境，對于企業(yè)的良性發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級有著重大影響。本文對“十一五”和“十二五”規(guī)劃期間即2006～2016年全部A 股上市公司進(jìn)行檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)公司處于產(chǎn)業(yè)政策鼓勵類行業(yè)時，其會計信息質(zhì)量更高。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)會計信息質(zhì)量的正面效應(yīng)主要發(fā)生在國有企業(yè)和市場化程度更高的東部地區(qū)。這表明，產(chǎn)業(yè)政策通過政策環(huán)境效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)改善了鼓勵類行業(yè)的外部環(huán)境，也使得處于鼓勵類行業(yè)的公司受到了更多的關(guān)注和監(jiān)督，一方面弱化了企業(yè)的盈余管理動機(jī)，另一方面抑制了管理層的機(jī)會主義行為，進(jìn)而有助于提高企業(yè)會計信息質(zhì)量，但是這種效應(yīng)受到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和企業(yè)所在區(qū)域的影響。本文從企業(yè)會計信息質(zhì)量角度補(bǔ)充了基于微觀視角的對產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施效果的研究，豐富了外部制度環(huán)境變化對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響研究，同時拓展了國內(nèi)關(guān)于“宏觀政策—微觀企業(yè)行為”的相關(guān)研究。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2

從本文的研究結(jié)果可以得到以下啟示：首先，地方政府在制定產(chǎn)業(yè)政策時，應(yīng)當(dāng)發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用和政府的引導(dǎo)作用，而不是代替市場進(jìn)行資源的分配，如果由政府完全主導(dǎo)資源配置，一方面由于信息不對稱，政府無法挑選出最有發(fā)展?jié)摿Φ男袠I(yè)和公司，另一方面在政策實(shí)施過程中極有可能發(fā)生尋租和腐敗現(xiàn)象，從而扭曲政策實(shí)施效果。其次，地方政府制定產(chǎn)業(yè)政策應(yīng)當(dāng)因地制宜，進(jìn)一步將產(chǎn)業(yè)政策細(xì)化，制定原則相同、具體細(xì)節(jié)不同的產(chǎn)業(yè)政策以適用于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，同時還要考慮實(shí)施區(qū)域的市場化水平、制度完善程度等一系列因素，而不是“一刀切”。最后，政府應(yīng)當(dāng)為產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施提供良好的外部環(huán)境，一是完善法律制度，嚴(yán)厲打擊市場中企業(yè)和官員勾結(jié)騙取政府資金等不法行為，為產(chǎn)業(yè)政策按照制定的初衷來實(shí)施提供法律保障；二是完善市場制度，保證公平競爭在產(chǎn)業(yè)政策中的作用，提升政策透明度以防止政策失靈。