會計剩余控制權(quán)、會計信息質(zhì)量和投資者信心研究

周運(yùn)蘭，朱曼

(1 中南民族大學(xué) 管理學(xué)院，武漢 430074；2 襄陽市中醫(yī)院，襄陽 441000)

會計剩余控制權(quán)對會計信息質(zhì)量的影響，勢必會因?yàn)闀嬓畔①|(zhì)量與投資者信心的相關(guān)性，而最終對投資者信心產(chǎn)生影響.因此，從會計剩余控制權(quán)視角系統(tǒng)研究它對會計信息質(zhì)量和投資者信心的影響具有重要意義.

1 研究文獻(xiàn)回顧

1.1 會計剩余控制權(quán)與會計信息質(zhì)量的研究

剩余控制權(quán)指在契約中未得到清晰指定的活動的決策權(quán)，會計準(zhǔn)則中的彈性空間就是會計剩余控制權(quán).因會計準(zhǔn)則的不完備性，根據(jù)不完全契約理論，是指在會計準(zhǔn)則這一契約集合體中只確定了處理原則，但尚未制定具體處理細(xì)則的地方.會計剩余控制權(quán)由會計規(guī)則剩余控制權(quán)和會計政策選擇權(quán)組成，分別是準(zhǔn)則中未進(jìn)行約束的地方和準(zhǔn)則中提供了挑選余地的地方.會計準(zhǔn)則彈性空間與會計剩余控制權(quán)呈正相關(guān)關(guān)系，彈性空間越大，會計剩余控制權(quán)越大，反之，會計剩余控制權(quán)越小.國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了會計剩余控制權(quán)與會計信息質(zhì)量相關(guān)性的探索，但尚未得到統(tǒng)一的結(jié)論.

(1)部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)國際會計準(zhǔn)則的應(yīng)用使得會計信息質(zhì)量得到提升.如：外國學(xué)者ZEGHAL,CHTOUROU和SELLAMI、KRISMIAJI,ANNI A和DJOKO S[1]；我國學(xué)者夏蘭、李姝[2]、黃微等.

(2)也有部分學(xué)者研究認(rèn)為國際會計準(zhǔn)則的應(yīng)用沒有引起會計信息質(zhì)量的提升.如：JEANJEA和STOLOWY、ENDELOO和VANSTRAELEN；我國學(xué)者劉永濤[3]、吳克平、宋文娟、王曉楓[4]等.

1.2 關(guān)于會計信息質(zhì)量的研究

(1)會計信息質(zhì)量與股權(quán)結(jié)構(gòu)

EBRAHEEM S[5]研究認(rèn)為公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)在存在適當(dāng)層級的內(nèi)部管理所有權(quán)、機(jī)構(gòu)所有權(quán)、外部持股人、家庭所有權(quán)和外國所有權(quán)的情況下，能夠體現(xiàn)出相應(yīng)的監(jiān)管效果，以此降低盈余管理的程度，增強(qiáng)財務(wù)報告的質(zhì)量.黃瑩研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)聚集度越大，企業(yè)公開信息的質(zhì)量就愈好.王燕研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)會計信息質(zhì)量和企業(yè)股權(quán)集中度有明顯的正相關(guān)，和企業(yè)股權(quán)制衡有明顯的負(fù)相關(guān)；趙蘇榮研究認(rèn)為股權(quán)性質(zhì)對會計信息質(zhì)量和企業(yè)價值的相關(guān)性不顯著.

(2)會計信息質(zhì)量與公司治理

CHEN和REEZAE審視了中國公司治理與IFRS之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)有效的公司治理有助于公司出具更加符合IFRS的財務(wù)報告，提高了公司收益的質(zhì)量[6].XU Dongji，KAMRAN Ahmed和WEI Lu探究發(fā)現(xiàn)了2002年中國上市公司治理守則(CCG)的頒布對會計信息質(zhì)量有積極的影響，但2005年股權(quán)分置改革(SSR)對中國上市公司的盈利質(zhì)量幾乎沒有影響.董丹丹等研究發(fā)現(xiàn)會計信息披露合規(guī)性與管理層所持有的股份占公司總股份的比重、外部董事的數(shù)量占所有董事數(shù)量的比重、董事會舉行公司會議的數(shù)量正相關(guān)，與股權(quán)集中程度負(fù)相關(guān)；劉文金認(rèn)為企業(yè)的治理機(jī)制和會計信息質(zhì)量之間具有相互影響、相互制約的密切關(guān)系.

(3)會計信息質(zhì)量與內(nèi)部控制

國外學(xué)者ASHBAUGH-S，COLLINS D W，KINNEY W；MEI Cheng和DAN Dhaliwal； GHOSHK和YONG G L[7]；KWANGWUK和WOOSEOK；國內(nèi)學(xué)者：方紅星、金玉娜、黃惠平、程小可等、劉啟亮等[8]、范經(jīng)華等[9]、王運(yùn)陳等、李瑛玫、何廷高[10]都普遍研究認(rèn)為財務(wù)信息的真實(shí)性與企業(yè)內(nèi)部控制機(jī)制息息相關(guān)，隨著企業(yè)內(nèi)部控制機(jī)制的不斷改良與完善，企業(yè)提供的財會信息也更加真實(shí)可信.

1.3 關(guān)于投資者信心的研究

投資者信心，通俗理解就是投資者對自身所做投資決策表現(xiàn)出樂觀的態(tài)度，在認(rèn)為被投資方的未來發(fā)展會達(dá)到投資者預(yù)期的情況下會產(chǎn)生這種情緒，是一種積極的投資者情緒.20世紀(jì)80年代，學(xué)者們在對金融市場進(jìn)行分析時，嘗試將投資者假設(shè)為有限理性人，考慮投資者心理等對資本市場產(chǎn)生的影響，得到了一系列受到普遍認(rèn)可的成果，從而形成了行為金融學(xué)(Behavioral Finance).包括：

(1)投資者信心對股價的影響：JANSE和NAHUIS、BROWN和CLIFF、LEMMON和PORTNIAGUINA、MUSTAFA S和HAMID R[11]、ELISABETE F. SIM?ES V等學(xué)者進(jìn)行了該方面研究，得出了一些有用結(jié)論.我國學(xué)者雷光勇等[12]、吳華莉等也研究證實(shí)企業(yè)經(jīng)營管理水平越高，投資者信心越強(qiáng)，從而導(dǎo)致股票回報的增大.

(2)投資者信心與公司治理：MCKINSEY和COMPANY、KIM和PUINANANDAR、李小璐、孫璐[13]研究得出企業(yè)治理的效果將會給引起投資者對預(yù)期收益信心的變動.雷光勇等[12]研究發(fā)現(xiàn)治理質(zhì)量與投資者信心正相關(guān)，投資者信心與股票收益正相關(guān).

(3)會計信息質(zhì)量與投資者信心：廖倩研究表明，會計信息盈余操縱程度與投資者信心指數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系.程憶、何婧[14]、仝志斌[15]等研究發(fā)現(xiàn)盈余質(zhì)量愈好，投資者的信心愈強(qiáng)，最終提升了企業(yè)的價值.

1.4 綜合評述

總體來說，首先，國際會計準(zhǔn)則IAS/IFRS在過去幾年被許多發(fā)展中國家所采用，這是各國會計發(fā)展的趨勢；能滿足發(fā)展迅猛的經(jīng)濟(jì)環(huán)境的需要，并提升會計信息質(zhì)量，但對企業(yè)及其利益相關(guān)者到底是有利還是有弊，尚未得出統(tǒng)一的結(jié)論，需要繼續(xù)進(jìn)行研究.其次，大部分學(xué)者認(rèn)為會計信息質(zhì)量能夠提升投資者信心，但是否確實(shí)如此，還有待進(jìn)一步研究；而且目前鮮有學(xué)者對會計剩余控制權(quán)、會計信息質(zhì)量與投資者信心這三者之間的關(guān)系進(jìn)行研究.因此本文拓展這三者相關(guān)關(guān)系的研究極具理論和實(shí)踐意義，具有一定創(chuàng)新性.

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 會計剩余控制權(quán)與會計信息質(zhì)量

我國2006年發(fā)布的會計準(zhǔn)則，較大程度上提升了我國會計準(zhǔn)則的彈性空間，為公司管理層提供了更大的會計選擇權(quán)，對會計從業(yè)者進(jìn)行職業(yè)判斷的依賴程度加大.我國在會計政策的改革和發(fā)展上選擇了向國際會計趨同的道路，最終目的是想要提升會計信息質(zhì)量，但在我經(jīng)濟(jì)市場尚未成熟、市場監(jiān)管機(jī)制尚未完善、會計人員的執(zhí)業(yè)水平較低的大背景下，會計準(zhǔn)則向國際趨同所做出的變動，為管理層進(jìn)行盈余操縱提供了更大的操作空間，難以達(dá)到提升會計信息質(zhì)量的目的.鑒于此，本文認(rèn)為會計剩余控制權(quán)的擴(kuò)大，會加深管理層進(jìn)行盈余管理的程度，導(dǎo)致會計信息質(zhì)量的下降.

據(jù)此提出假設(shè)H1：會計剩余控制權(quán)與會計信息質(zhì)量負(fù)相關(guān).

2.2 會計信息質(zhì)量與投資者信心

隨著我國資本市場上理性投資者隊伍的不斷壯大，投資者對會計信息的依賴性越越強(qiáng)，會計信息在資本市場的重要性與日俱增.另外，上市公司的信息披露制度的逐漸成熟，也為理性投資者的存在提供了良好條件.會計信息是投資者對個股進(jìn)行估值時的重要依據(jù)，而盈余質(zhì)量是會計信息的重要組成部分，也是投資者在做出決策時會重點(diǎn)考察的地方，更是重中之重.會計信息的質(zhì)量較高，投資者能夠掌握被投資單位真實(shí)的財務(wù)狀況，做出的判斷偏離其預(yù)期的幾率就較小，投資者對資本市場的信心會保持并提振；反之，如果會計信息的質(zhì)量較差，會對投資者產(chǎn)生誤導(dǎo)，做出的投資決策偏離其預(yù)期的幾率就較大，投資者對資本市場就會失去信心.

據(jù)此提出假設(shè)H2：會計信息質(zhì)量與投資者信心正相關(guān).

2.3 會計剩余控制權(quán)對會計信息質(zhì)量與投資者信心的調(diào)節(jié)作用

會計剩余控制權(quán)的擴(kuò)大，使得管理層更容易根據(jù)自己利益和偏好，對公司的盈余進(jìn)行操縱，最終披露出與真實(shí)盈余情況不符的財務(wù)報表.這樣的財務(wù)報表所展現(xiàn)出的虛高的盈利性和成長性等，會吸引到資本市場的投資者，使得投資者做出“非理性”的決策，增大了投資者的投資預(yù)期與實(shí)際情況相背離的可能性，從而打擊了投資者的信心，即會計剩余控制權(quán)在會計信息質(zhì)量與投資者信心關(guān)系中起著調(diào)節(jié)作用.

據(jù)此提出假設(shè)H3：會計剩余控制權(quán)會削弱會計信息質(zhì)量與投資者信心的相關(guān)性.

3 研究設(shè)計與樣本選擇

3.1 樣本選擇

本文以2015-2017年我國滬深兩市A股上市公司為基礎(chǔ)樣本并進(jìn)行如下篩選：剔除金融行業(yè)公司；剔除ST和*ST狀態(tài)公司以及數(shù)據(jù)異常和缺失的公司.經(jīng)過篩選，最終的觀測樣本有5823個，2015-2017年的數(shù)據(jù)量分別為1877、1889、2057.樣本數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫，使用Stata12.0、SPSS21.0及Excel2010進(jìn)行數(shù)據(jù)處理.

3.2 變量選擇

3.2.1 被解釋變量——投資者信心

當(dāng)前學(xué)者們對投資者信心的測度方式，多是參考投資者情緒的度量體系.筆者借鑒了雷光勇等衡量投資者信心的方式方法，在投資者情緒度量體系的基礎(chǔ)上，結(jié)合投資者情緒與投資者信心之間的區(qū)別和聯(lián)系，綜合宏觀與微觀的影響因素，選取了具有客觀性和可操作性的四個指標(biāo)，再進(jìn)一步使用主成分分析法計算出投資者信心指數(shù).具體采用每股收益(EPS)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(ISR)、市凈率(PB)和主營業(yè)務(wù)收入增長率(RevGrowth)4個指標(biāo)，提取樣本數(shù)據(jù)上述4個指標(biāo)作為基礎(chǔ)開始主成分分析.同時為了避免極端值對結(jié)果產(chǎn)生影響，對樣本進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到累計貢獻(xiàn)率.通過主因素分析發(fā)現(xiàn)四個因素中有兩個主因子，其累計貢獻(xiàn)率達(dá)到了53.97%，而且也通過了KOM(Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗(yàn)(檢驗(yàn)值為0.506)，可以進(jìn)行主因子分析.

用成分矩陣表中的載荷數(shù)除以相應(yīng)特征根的開方，計算得出四個因子在不同主成分線性組合中的系數(shù)，將四個指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后生成F1和F2:

F1=0.676·ZEPS+0.674·ZISR-0.123·ZPB+0.387·ZRevGrowth,

F2=-0.047·ZEPS-0.139·ZISR+0.812·ZPB+0.661·ZRevGrowth,

投資者信心指數(shù)為IC=(0.2821·F1+0.2573·F2)/0.5378.

由上式可得出各變量在綜合得分模型中的系數(shù)分別為0.332、0.287、0.322、0.516.另外，由于所有指標(biāo)的權(quán)重之和應(yīng)為1，因此指標(biāo)權(quán)重需要在綜合模型中指標(biāo)系數(shù)的基礎(chǔ)上歸一化，最終計算出各因子的權(quán)重，分別為0.226、0.195、0.219、0.357.則最終結(jié)果為

IC=0.226·EPS+0.195·THP+0.219·PB+

0.357·RevGrowth,

將標(biāo)準(zhǔn)化后的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)帶入上式，就可計算出投資者信心指數(shù)IC的測量值.

3.2.2 解釋變量——會計信息質(zhì)量

截至當(dāng)前，學(xué)術(shù)界還未建立出統(tǒng)一的會計信息質(zhì)量計量模型.另外，相關(guān)研究指出，我國分行業(yè)回歸得到的數(shù)據(jù)不具備平穩(wěn)性.鑒于此，本文采用修正Jones模型的橫截面模型，分年份不分行業(yè)，按總體來估量總體特征參數(shù).具體模型有：

(1)

(2)

(3)

上式中，TAi,t是i企業(yè)第t期的總體應(yīng)計利潤；ΔREVi,t是i企業(yè)第t期營業(yè)收入的增量；ΔRECi,t是i企業(yè)第t期應(yīng)收賬款的增量；PPETi,t是i企業(yè)第t期的固定資產(chǎn)總額；Ai,t-1是i企業(yè)第t期年初的資產(chǎn)總值；DAi,t是i企業(yè)第t期的操控性應(yīng)計利潤，NDAi,t是i企業(yè)第t期的非操控性應(yīng)計利潤；α、β是方程回歸系數(shù)，εi,t是方程的殘差項(xiàng).

修正的Jones模型中，總體應(yīng)計利潤是未知的，可運(yùn)用下列公式進(jìn)行計量，為：

TAi,t=EBXIi,t-CFOi,t.

上式中EBXIi,t為i企業(yè)第t期扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤；CFOi,t為i企業(yè)第t期現(xiàn)金流量表中經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額.

計算出TA之后，觀察以上三個模型會發(fā)現(xiàn)(3)里的(DAi,t/Ai,t-1)值即為模型(1)里的殘差，用Stata12計算出模型(1)里的殘差，公司的盈余管理程度就可以用殘差的絕對值EM來衡量.需要注意的是，EM的值愈大表明盈余操縱水平愈高，會計信息質(zhì)量愈低，反之亦然.

3.2.3 調(diào)節(jié)變量——會計剩余控制權(quán)

當(dāng)滿足以下三個條件時，認(rèn)為這些企業(yè)在會計剩余控制權(quán)的應(yīng)用程度是一致的.第一，歸屬于同一行業(yè)的企業(yè)，所經(jīng)營的主要業(yè)務(wù)的具體內(nèi)容及涉及領(lǐng)域才能夠保持一致；第二，各企業(yè)目前的規(guī)模、清償債務(wù)的能力、獲取利潤的能力等不相上下；第三，各企業(yè)的成長能力相近，且發(fā)展前景相類似.所以，如果一個公司在滿足這三個條件的情況下，所表現(xiàn)出的會計剩余控制權(quán)與其所屬行業(yè)的總體水平區(qū)別較大時，就說明該公司應(yīng)用了會計剩余控制權(quán).

公司對會計剩余控制權(quán)的應(yīng)用，體現(xiàn)在會計政策的選擇上，最終影響的是會計財務(wù)報表，反映在異常的會計數(shù)據(jù)上.公司之所以會應(yīng)用會計剩余控制權(quán)，是為了財務(wù)報表更“好看”，歸根結(jié)底是為了提高財務(wù)報表中會計利潤的數(shù)額.會計利潤是由營業(yè)收入減去營業(yè)成本得到的，又營業(yè)收入和營業(yè)成本分別是企業(yè)現(xiàn)金流入和現(xiàn)金流出的關(guān)鍵構(gòu)成成分，所以筆者將現(xiàn)金流入和現(xiàn)金流出對應(yīng)看作營業(yè)收入和營業(yè)成本的函數(shù)，那么，不能通過函數(shù)得到解釋的地方，便認(rèn)為是公司運(yùn)用了會計剩余控制權(quán)導(dǎo)致的.具體模型為：

(4)

其中，CFOIni,t是i企業(yè)第t期經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流入，Revi,t是i企業(yè)第t期營業(yè)收入，Controlsi,t是i企業(yè)第t期的相關(guān)控制變量，由i企業(yè)第t期市值與賬值的比值即成長性Growth，i企業(yè)第t-1期的資產(chǎn)總額TAi，t-1，i企業(yè)第t期期初資產(chǎn)總額的自然對數(shù)即企業(yè)規(guī)模Sizei,t這三個變量組成.Industry為行業(yè)啞變量，Year是年度啞變量.εi,t即為i企業(yè)第t期應(yīng)用的會計剩余控制權(quán)在現(xiàn)金流入方面的表現(xiàn).

∑Industry+∑Year+εi,t,

(5)

計算出殘差項(xiàng)εi,t和ε’i,t，會計剩余控制權(quán)就可以用它們的絕對值的和RRCA來衡量.其值越大，意味著公司應(yīng)用的會計剩余控制權(quán)越大.

3.2.4 控制變量

本文選取的控制變量包括控制股東性質(zhì)(State)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、公司規(guī)模(Size)和年份(Year).以下表1是各變量的定義.

表1 各變量的定義Tab.1 Definition of each variable

3.3 模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)H1，構(gòu)建會計剩余控制權(quán)與會計信息質(zhì)量的回歸模型1為：

EM=β0+β1RRCA+β2State+β3ROE+β4ROA+β5Size+β6Year+ε.

由于本文中的會計信息質(zhì)量選取的衡量指標(biāo)是反指標(biāo)，所以若β1顯著為正，表明會計剩余控制權(quán)越大，會計信息質(zhì)量越差，即假設(shè)H1得到驗(yàn)證；反之，假設(shè)H1不成立.

為了檢驗(yàn)H2，構(gòu)建會計信息質(zhì)量與投資者信心的回歸模型2為：

IC=β0+β1EM+β2State+β3ROE+β4ROA+β5Size+β6Year+ε.

由于本文中的會計信息質(zhì)量選取的衡量指標(biāo)是反指標(biāo)，所以若β1顯著為負(fù)，表明會計信息質(zhì)量越高，投資者信心越強(qiáng)，即假設(shè)H2得到驗(yàn)證；反之，假設(shè)H2不成立.

為了檢驗(yàn)H3，在模型2的基礎(chǔ)之上，加入EM與RRCA的交乘項(xiàng)，構(gòu)建驗(yàn)證會計剩余控制權(quán)對會計信息質(zhì)量與投資者信心相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用的回歸模型3：

IC=β0+β1EM+β2RRCA+β3EM·RRCA+β4State+β5ROE+β6ROA+β7Size+β8Year+ε.

若β1顯著為負(fù)時，β3顯著為負(fù)，則表明隨著會計剩余控制權(quán)的增加，削弱了會計信息質(zhì)量與投資者信心之間的正相關(guān)關(guān)系，支持假設(shè)H3；反之，假設(shè)H3不成立.

4 實(shí)證結(jié)果及分析

4.1 描述性統(tǒng)計

各變量的的描述性統(tǒng)計見表2.

表2 變量的描述性統(tǒng)計Tab.2 Descriptive statistics of variables

從表2投資者信心IC的描述性統(tǒng)計信息表明我國投資者對資本市場持有悲觀態(tài)度，投資者信心不足.會計信息質(zhì)量EM的統(tǒng)計信息表明我國上市公司幾乎都對盈余進(jìn)行過人為操縱，公司信息質(zhì)量有待提升.會計剩余控制權(quán)RRCA描述性統(tǒng)計信息表明會計剩余控制權(quán)在我國上市企業(yè)中的運(yùn)用總體來說程度較低，但彼此的差距略大.State的平均值為0.398，中位數(shù)為0，表明在A股上市的企業(yè)中，民營企業(yè)的數(shù)目大于國有企業(yè).ROE、ROA的信息表明我國上市公司總體來說經(jīng)營情況良好，但還是有一部分企業(yè)處于資不抵債的情況.

4.2 相關(guān)性分析

為了避免變量之間存在多重共線性而影響到模型的檢驗(yàn)結(jié)果，對各變量進(jìn)行了雙尾檢驗(yàn)，結(jié)果略.從結(jié)果中得知IC與EM、RRCA的相關(guān)系數(shù)分別為-0.278、0.197，EM與RRCA的相關(guān)系數(shù)為0.259，以及其他變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.5，表明各個變量之間的相關(guān)性較低，不存在多重共線性問題.

4.3 回歸分析

如下表3就是用模型1、模型2和模型3分別檢驗(yàn)假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3的回歸結(jié)果.

表3 模型1、模型2和模型3的回歸結(jié)果Tab.3 Regression results of mode l , model 2 and model 3

注：***、**、*分別為1%、5%、10%的顯著性水平，括號內(nèi)為t值.

(1)假設(shè)1的檢驗(yàn)

由表3可知：RRCA與EM的系數(shù)為正，說明會計剩余控制權(quán)RRCA與會計信息質(zhì)量EM呈正相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上顯著.前文已經(jīng)提到過，由于會計信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)盈余管理水平是個反指標(biāo)，所以會計剩余控制權(quán)與會計信息質(zhì)量之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得到驗(yàn)證.本文中的會計信息質(zhì)量是用修正的Jones模型計算的經(jīng)過上期總資產(chǎn)修正過后的操縱性盈余的絕對值來測度的，由此可知實(shí)證結(jié)果表明，隨著會計剩余控制權(quán)的增大，即隨著會計準(zhǔn)則愈發(fā)富有彈性，企業(yè)進(jìn)行利潤操縱的范圍也隨之?dāng)U大，由此引發(fā)企業(yè)進(jìn)行了更多的利潤操縱行為，最終導(dǎo)致會計信息與真實(shí)情況背離程度的加深.

另外，控制股東類型State、總資產(chǎn)收益率ROA、企業(yè)規(guī)模Size與會計信息質(zhì)量之間的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，由于會計信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)盈余管理水平是個反指標(biāo)，所以控制股東性質(zhì)State與會計信息質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的會計信息質(zhì)量更好.總資產(chǎn)收益率ROA與會計信息質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明總資產(chǎn)收益率越高的企業(yè)，會計信息越差，因?yàn)榭傎Y產(chǎn)收益率是凈利潤與總資產(chǎn)的比值，總資產(chǎn)收益率越大，企業(yè)的凈利潤就越大，表明企業(yè)管理層操縱盈余的概率就愈大，會計信息質(zhì)量也愈偏離于真實(shí)情況.公司規(guī)模Size與會計信息質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明當(dāng)公司規(guī)模較大時，其管理層的地位及收入也就較高，在這種情況下，管理層讓公司的財務(wù)報表更加好看，從而保持自己的地位，進(jìn)行盈余管理的動機(jī)也就較大，從而導(dǎo)致會計信息質(zhì)量的降低.

(2)假設(shè)2的檢驗(yàn)

由表3可知：會計信息質(zhì)量EM與投資者信心IC關(guān)聯(lián)系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著.前文已經(jīng)提到過，由于會計信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)盈余管理水平是個反指標(biāo)，所以會計信息質(zhì)量與投資者信心之間是正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2得到驗(yàn)證.說明隨著資本市場的發(fā)展，資本市場里的投資者也越來越理性，被投資方的會計信息質(zhì)量成為了投資者在進(jìn)行投資時所做決策的參考信息，這就是會計信息質(zhì)量對投資者信心的作用機(jī)制.

另外，控制股東性質(zhì)State與投資者信心IC在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明投資者在進(jìn)行決策時，不會因?yàn)楸煌顿Y企業(yè)是國企而無選擇條件信任，表明投資者在做決策時更加理性.另一方面，也表明了隨著國企在發(fā)展上的艱難以及各種新興行業(yè)的興起，投資者對國有企業(yè)的投資信心大減，更傾向于選擇非國有企業(yè)，有必要繼續(xù)推進(jìn)國企改革.凈資產(chǎn)收益率ROE、總資產(chǎn)收益率ROA、公司規(guī)模Size與投資者信心IC之間為相關(guān)，且在1%的水平上顯著，表明投資者更傾向于選擇規(guī)模較大、凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)收益率較高的企業(yè)，投資行為還是比較理性的.

(3)假設(shè)3的檢驗(yàn)

由表3可知：投資者信息IC與交叉項(xiàng)EM·RRCA的系數(shù)、自變量會計信息質(zhì)量EM的系數(shù)同為負(fù)，且均是在1%的水平上顯著，由前文分析可得，調(diào)節(jié)變量會計剩余控制權(quán)RRCA對會計信息質(zhì)量EM與投資者信心IC之間的正相關(guān)關(guān)系起到了削弱的作用，假設(shè)H3得到驗(yàn)證.表明隨著我國會計準(zhǔn)則不斷向IAS/IFRS趨同，會計剩余控制權(quán)也隨之增長，會計剩余控制權(quán)致使公司盈余管理行為的加劇，也就是降低了會計信息質(zhì)量，而理性的投資者又是依據(jù)會計信息質(zhì)量做出相應(yīng)的判斷及決定，所以最終造成了投資者信心的降低.

會計剩余控制權(quán)RRCA與投資者信心IC在1%的水平上呈正相關(guān)關(guān)系，會計準(zhǔn)則的國際趨同引起了投資者信心的高漲，說明資本市場的投資者們還是比較認(rèn)可會計準(zhǔn)則向IAS/IFRS趨同這一政策的.究其原因，我國會計準(zhǔn)則不斷向國際趨同是為了提高會計信息質(zhì)量，雖然在實(shí)際操作中不能如愿，但對投資者們來說，會計準(zhǔn)則國際趨同這個發(fā)展方向還是值得鼓勵和期待的.

5 結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

通過上述理論和實(shí)證分析，得到結(jié)論如下：

(1)會計剩余控制權(quán)與會計信息質(zhì)量負(fù)相關(guān).我國會計準(zhǔn)則與國際會計準(zhǔn)則趨同的程度加深，會計準(zhǔn)則彈性加大，會計剩余控制權(quán)也就隨之?dāng)U大，最終引起盈余管理程度的加劇，從而使會計信息質(zhì)量與企業(yè)的真實(shí)情況相去甚遠(yuǎn).

(2)會計信息質(zhì)量與投資者信心正相關(guān).一方面，由于資本市場監(jiān)管的日趨成熟，對上市公司的信息披露的要求愈來愈嚴(yán)格，讓投資者能夠知曉被投資企業(yè)真實(shí)的經(jīng)濟(jì)狀況及發(fā)展前景；另一方面，投資者成長的更為理性了，越來越多的投資者在進(jìn)行投資決策之前會選擇先去了解被投資方的相關(guān)信息，從而做出更加理性的選擇.

(3)會計剩余控制權(quán)會削弱會計信息質(zhì)量與投資者信心的相關(guān)關(guān)系.通過前面得到的兩個結(jié)論，會計剩余控制權(quán)的增大，降低了公司的會計信息質(zhì)量.再由會計信息質(zhì)量與投資者信心的正相關(guān)關(guān)系可知，最終勢必會削弱投資者的信息.

5.2 政策建議

在我國特殊的制度背景和市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，加大對會計剩余控制權(quán)的約束程度，加強(qiáng)資本市場監(jiān)管力度，提升公司經(jīng)營管理水平顯得尤為迫切.具體看主要從如下方面著手：(1)堅持國際趨同，優(yōu)化會計準(zhǔn)則；(2)約束會計剩余控制權(quán)，加強(qiáng)政府監(jiān)管；(3)提升資本市場的會計信息質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)資本市場良好發(fā)展.