經(jīng)濟(jì)政策不確定性、業(yè)績期望差距與會計信息質(zhì)量

謝喬昕 張?zhí)禧?陳文強(qiáng)

(浙江財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引言

當(dāng)前，中國經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了高速增長階段后邁入了中高速增長的新常態(tài)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)亟待轉(zhuǎn)型升級。與此同時，經(jīng)濟(jì)運行中面臨的不穩(wěn)定、不確定因素明顯增多：國際方面，英國脫歐、中美經(jīng)貿(mào)摩擦、伊朗核危機(jī)等黑天鵝事件迭出；國內(nèi)方面，“三期疊加”的經(jīng)濟(jì)階段性特征顯現(xiàn)、供給側(cè)改革、新型冠狀病毒蔓延帶來的不確定性沖擊等。國內(nèi)外風(fēng)險挑戰(zhàn)不斷增強(qiáng)，令中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性問題日趨凸顯。作為外部不確定性的重要來源，如何應(yīng)對經(jīng)濟(jì)政策不確定性成為企業(yè)高度關(guān)注的問題。

經(jīng)濟(jì)政策不確定性是指由于政府未來經(jīng)濟(jì)政策不明朗，包括政策方向和力度的不明確性，導(dǎo)致市場主體無法確切預(yù)知政府今后的經(jīng)濟(jì)政策變化而引起的風(fēng)險[1]。已有研究表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著地影響企業(yè)的經(jīng)營活動。在融資決策方面，上升的經(jīng)濟(jì)政策不確定性促使管理層選擇更高的財務(wù)柔性價值和更低的財務(wù)杠桿[2]、縮減外部融資規(guī)模[3]，同時保持更高的現(xiàn)金持有水平[4]。在投資決策方面，上升的不確定性會導(dǎo)致企業(yè)固定資產(chǎn)投資下降[5]、投資效率改善[6]。經(jīng)濟(jì)政策不確定性的增強(qiáng)還會通過抑制企業(yè)過度投資的規(guī)模，進(jìn)而降低企業(yè)的融資約束水平[7]。

會計信息是市場經(jīng)濟(jì)條件下資本市場進(jìn)行資源配置和國家進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的基礎(chǔ)，其質(zhì)量的高低直接關(guān)系著資本市場運行效率和投資者利益保護(hù)。高質(zhì)量的會計信息在緩解融資約束[8]、增進(jìn)投資效率[9]、降低代理成本[10]等方面具有積極作用。圍繞會計信息質(zhì)量影響因素的研究多基于微觀層面如管理層薪酬契約特征、股權(quán)結(jié)構(gòu)等展開，對外部環(huán)境與會計信息質(zhì)量關(guān)聯(lián)關(guān)系的探討較為匱乏。申慧慧和吳聯(lián)生(2012)[11]認(rèn)為，在環(huán)境不確定性較高的企業(yè)中，會計信息具有治理作用，能夠減少管理層的自利行為，增加公司資產(chǎn)的使用效率。劉慧芬和王華(2015)[12]研究指出經(jīng)濟(jì)政策不確定性的存在會弱化競爭在提高自愿性信息披露質(zhì)量方面所發(fā)揮的作用。但這些研究均未直接檢驗經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響。

基于此，本文在理論分析基礎(chǔ)上，利用滬深A(yù)股非金融類上市公司數(shù)據(jù)，對經(jīng)濟(jì)政策不確定性對于企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響予以檢驗。在此基礎(chǔ)上，將業(yè)績期望差距引入分析框架，探究經(jīng)濟(jì)政策不確定性對不同業(yè)績情境下企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響是否存在差異。與現(xiàn)有研究相比，本文的可能貢獻(xiàn)主要在以下兩方面：一是現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)會計信息質(zhì)量的研究多從企業(yè)內(nèi)部而非外部環(huán)境視角展開，本文由經(jīng)濟(jì)政策不確定性入手考察了外部因素對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，拓展了企業(yè)會計信息質(zhì)量影響因素研究視域，豐富了宏觀經(jīng)濟(jì)政策與微觀企業(yè)行為相關(guān)研究；二是本文引入業(yè)績期望差距為調(diào)節(jié)變量，探究不同業(yè)績情境下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量影響的差異，為不確定性環(huán)境下企業(yè)保障會計信息披露質(zhì)量以及相關(guān)部門監(jiān)管企業(yè)會計信息披露提供啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

1. 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量

代理問題廣泛存在于現(xiàn)代公司之中，所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離導(dǎo)致股東與管理層之間存在著嚴(yán)重的信息不對稱。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度上來說，經(jīng)營者只會提供信息披露邊際收益等于邊際成本這一點的信息量，即信息披露量滿足其本身利益最大化要求[13]。從股東與管理層間的代理問題角度看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升將會顯著地增加企業(yè)財務(wù)信息的噪聲因素，這一方面使股東難以對企業(yè)未來經(jīng)營成果形成合理預(yù)期，削弱公司業(yè)績與管理層勤勉程度間的關(guān)系，進(jìn)而增加股東對管理層監(jiān)督的難度；另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升伴隨著經(jīng)營風(fēng)險的增加，受風(fēng)險規(guī)避動因驅(qū)使，企業(yè)往往采取收縮投資、提高流動性財務(wù)資源儲備等財務(wù)保守行為，這些行為無疑會在短期內(nèi)對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生不利影響?？紤]到管理層薪酬以及股權(quán)激勵普遍與企業(yè)業(yè)績高度掛鉤，不確定性上升帶來的業(yè)績下滑風(fēng)險會強(qiáng)化管理層粉飾財務(wù)報表的動機(jī)，以抵御業(yè)績下降對其個人考核結(jié)果以及薪酬激勵的負(fù)面影響，從而導(dǎo)致企業(yè)會計信息質(zhì)量的下滑[14]。遵循上述理論邏輯，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升加劇了股東與管理層間的信息不對稱，引致更嚴(yán)重的代理問題，最終導(dǎo)致企業(yè)會計信息質(zhì)量的下降，本文將之定義為“欺瞞效應(yīng)”。

金融摩擦理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)會導(dǎo)致企業(yè)融資約束的強(qiáng)化。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，企業(yè)未來財務(wù)狀況的不可預(yù)測性增強(qiáng)，債務(wù)違約可能性隨之增加。此時，資金供給方出于對風(fēng)險的厭惡，信貸決策趨于保守。已有研究表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升顯著地抑制了金融機(jī)構(gòu)風(fēng)險承擔(dān)水平，降低了企業(yè)外部商業(yè)信用可得性[15]。在信息不對稱條件下，會計信息綜合反映了企業(yè)的財務(wù)狀況和經(jīng)營成果，是債權(quán)人評判企業(yè)償債能力的重要依據(jù)。充分可靠的會計信息能夠顯著降低債權(quán)人對企業(yè)的監(jiān)督成本[16]。面對經(jīng)濟(jì)政策不確定性增強(qiáng)產(chǎn)生的信貸約束效應(yīng)，管理層可能會傾向于提高會計信息供給質(zhì)量，對沖不確定性對債權(quán)人信息搜尋和判斷成本的正向影響，以期在高度不確定環(huán)境中獲取所需融資，本文將之定義為“坦誠效應(yīng)”。

基于上述分析，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的增強(qiáng)對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響難以從理論上判斷，因此提出以下兩個競爭性假設(shè)：

H1a：經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，企業(yè)會計信息質(zhì)量越差；

H1b：經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，企業(yè)會計信息質(zhì)量越好。

2. 業(yè)績期望差距的調(diào)節(jié)作用

行為理論強(qiáng)調(diào)，管理者決策行為不僅與企業(yè)實際經(jīng)營狀況有關(guān)，還會受到業(yè)績期望差距的影響，業(yè)績期望差距在會計信息質(zhì)量中的作用方式呈現(xiàn)“報喜不報憂”特征。當(dāng)企業(yè)實際業(yè)績優(yōu)于期望水平時，即存在業(yè)績順差時，管理層傾向于提供高質(zhì)量的會計信息，以向外界展示個體努力和能力的積極信息。當(dāng)企業(yè)實際業(yè)績低于期望水平時，即存在業(yè)績落差時，管理層傾向于粉飾報表以掩蓋自身努力度和能力的不足，規(guī)避外部股東、債權(quán)人對管理層的監(jiān)督和約束。

基于上述分析，提出以下研究假設(shè)：

H2a：業(yè)績期望順差會顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量之間的關(guān)系。

H2b：業(yè)績期望落差會顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量之間的關(guān)系。

三、研究設(shè)計

1. 變量定義

(1)會計信息質(zhì)量

采用企業(yè)盈余管理程度衡量會計信息質(zhì)量。盈余管理程度越高，會計信息質(zhì)量越差。具體而言，采用修正JONES模型計算操控性應(yīng)計項的絕對值對企業(yè)會計信息質(zhì)量進(jìn)行反映。計算過程如下：首先，借鑒Jones(1991)[17]思路，對模型(1)進(jìn)行分年度、分行業(yè)估計：

(1)

其中，TAt為總應(yīng)計數(shù)，等于第t期經(jīng)營利潤減去第t期的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量，At-1為第t-1期的期末總資產(chǎn)，△REVt為第t期和第t-1期的主營業(yè)務(wù)收入之差，PPEt為第t期期末固定資產(chǎn)原值。

然后，利用式(1)回歸得到的估計系數(shù)，依據(jù)Dechow等(1995)[22]提出的修改后的JONES模型，代入式(2)得到修正的可操縱性應(yīng)計利潤DA，其中△ARt為第t期和第t-1期應(yīng)收賬款的變化額。使用DA的絕對值測度公司會計信息質(zhì)量狀況，其值越大，會計信息質(zhì)量越低。

(2)

(2)經(jīng)濟(jì)政策不確定性

借鑒多數(shù)學(xué)者的做法，采用Baker等構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)測度經(jīng)濟(jì)政策不確定性[1]。該指數(shù)以《南華早報》為分析對象，運用文本分析法在統(tǒng)計計算與經(jīng)濟(jì)政策波動相關(guān)的詞條和文章出現(xiàn)的頻率后，構(gòu)建出實現(xiàn)序列正規(guī)化均值為100的月度經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，使得連續(xù)地定量描述經(jīng)濟(jì)政策不確定性成為可能，可以較為準(zhǔn)確地反映經(jīng)濟(jì)政策的不確定性程度。由于該指標(biāo)為月度數(shù)據(jù)，本文將該數(shù)據(jù)一年的幾何平均值除以100作為該年整體的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)。該指標(biāo)越大，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高。

(3)業(yè)績期望差距

業(yè)績期望差距包括歷史業(yè)績期望差距和行業(yè)業(yè)績期望差距，采用總資產(chǎn)凈利率(ROA)作為企業(yè)業(yè)績的測度標(biāo)的，具體計算過程如下：

ADi,t=Pi,t-1-Ai,t-1

(3)

業(yè)績期望差距ADi,t為企業(yè)實際業(yè)績(Pi,t-1)與歷史/行業(yè)業(yè)績期望(Ai,t-1)之差。其中，Pi,t-1為企業(yè)i第t-1期的實際ROA，Ai,t-1為企業(yè)i第t-1期的歷史/行業(yè)業(yè)績期望，其計算公式為：

Ai,t-1=(1-α)Pi,t-2+αAi,t-2

(4)

其中參數(shù)α介于0到1之間，借鑒Chen(2008)[24]、連燕玲等(2014)[25]的做法，本文取α等于0.4，穩(wěn)健性檢驗中考慮參數(shù)設(shè)定對計算結(jié)果的影響，令參數(shù)α依次以0.1遞減，研究結(jié)論保持不變。如果ADi,t<0，代表企業(yè)實際業(yè)績低于歷史/行業(yè)業(yè)績期望，反之，則代表企業(yè)實際業(yè)績高于歷史/行業(yè)業(yè)績期望。同時，定義虛擬變量I1表示企業(yè)歷史/行業(yè)業(yè)績期望差距的類型，當(dāng)ADi,t<0時取值為1，否則取值為0。由此得到的截尾變量I1×ADi,t<0表示歷史/行業(yè)業(yè)績期望落差，(1- I1)×ADi,t>0表示歷史/行業(yè)業(yè)績期望順差。

(4)控制變量

此外，根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)，引入如下控制變量對影響企業(yè)會計信息質(zhì)量的其他重要因素予以控制：1)管銷費用率(AC)，使用銷售費用與管理費用之和除以營業(yè)收入衡量。2)公司規(guī)模(Size)，使用總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量。3)股權(quán)集中度(Top5)，使用前五大股東所持股份之和衡量。4)非流動資產(chǎn)比重(Rate)，使用非流動資產(chǎn)與企業(yè)總資產(chǎn)之比衡量。5)企業(yè)成長性(Growth)，使用年度營業(yè)收入增長率衡量。6)財務(wù)杠桿(Lev)，使用基于資產(chǎn)負(fù)債率構(gòu)建的虛擬變量進(jìn)行反映。當(dāng)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率大于該年度行業(yè)中位數(shù)時，取值為1，否則取值為0。具體變量定義和計算見表1：

表1 主要變量說明

2. 模型設(shè)計

(1)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量

根據(jù)理論分析與研究假設(shè)，本文構(gòu)建如下待檢驗?zāi)Ｐ?5)：

ABS_DAi,t=α0+α1×EPUt+α2×controli,t+μi,t

(5)

模型(5)中，系數(shù)α1衡量了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，若α1顯著為負(fù)，表明假設(shè)H1a成立；若α1顯著為正，則表明假設(shè)H1b成立。

(2)業(yè)績期望落差的調(diào)節(jié)作用

為檢驗業(yè)績期望落差對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，在模型(5)的基礎(chǔ)上，分別加入經(jīng)濟(jì)政策不確定性與歷史業(yè)績期望差距和經(jīng)濟(jì)政策不確定性與行業(yè)業(yè)績期望差距的交乘項，構(gòu)建如下回歸模型：

ABS_DAi,t=β0+β1×EPUt+β2×I1×ADi,t+β3×(1-I1)×ADi,t+β4×EPUt×I1×ADi,t+β5×EPUt×(1-I1)×ADi,t+β6×controli,t+εi,t

(6)

ABS_DAi,t=θ0+θ1×EPUt+θ2×I2×IADi,t+θ3×(1-I2)×IADi,t+θ4×EPUt×I2×IADi,t+θ5×EPUt×(1-I2)×IADi,t+θ6×controli,t+δi,t

(7)

模型(6)中，β4和β5是本文關(guān)注的重點，衡量了歷史業(yè)績期望差距對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量之間關(guān)系的影響。根據(jù)H2a和H2b，預(yù)期系數(shù)β4顯著為負(fù)，β5顯著為正，即歷史業(yè)績期望順差會增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量的正向影響，而歷史業(yè)績期望落差會反向調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量的正向影響。

同樣在模型(7)中，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與行業(yè)業(yè)績期望差距的交乘項系數(shù)θ4和θ5是本文關(guān)注的重點，衡量了行業(yè)業(yè)績期望差距對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量之間關(guān)系的影響。根據(jù)H2a和H2b，預(yù)期系數(shù)θ4顯著為負(fù)，θ5顯著為正，即行業(yè)業(yè)績期望順差會增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量的正向影響，而行業(yè)業(yè)績期望落差會削弱經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量的正向影響。

3. 數(shù)據(jù)來源與處理

選取2012—2018年間中國A股非金融類上市公司為研究樣本，剔除樣本期間ST、控制權(quán)發(fā)生變更、行業(yè)樣本數(shù)量不足10個以及關(guān)鍵指標(biāo)缺失的企業(yè)，最終得到16080個樣本觀測值。企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，EPU指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于芝加哥大學(xué)發(fā)布的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(http://www.policyuncertainty.com)。為避免極端值對估計結(jié)果的影響，對所有連續(xù)型變量進(jìn)行1%和99%分位數(shù)縮尾處理。

四、實證結(jié)果與分析

1. 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？刹倏v性應(yīng)計利潤的絕對值(ABS_DA)的均值為0.057，最小值為0，最大值為0.307，表明不同企業(yè)間的企業(yè)會計信息質(zhì)量存在較大的差異。經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(EPU)的均值為2.462，最小值為1.046，最大值為4.035，表明在2012-2018年間經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度波動較大。從歷史業(yè)績期望差距來看，I1×AD和(1-I1)×AD的均值分別為-0.026和0.028，說明實際業(yè)績低于歷史業(yè)績期望的平均差距為0.026，高于歷史業(yè)績期望的平均差距為0.028。從行業(yè)業(yè)績期望差距來看，I2×IAD和(1- I2)×IAD的均值分別為-0.019和0.027，說明實際業(yè)績低于行業(yè)業(yè)績期望的平均差距為0.019，高于行業(yè)業(yè)績期望的平均差距為0.027。

表2 主要變量的描述統(tǒng)計

2. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3列示了經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)會計信息質(zhì)量的估計結(jié)果?？梢钥吹?，經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)的系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著。其經(jīng)濟(jì)含義是，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量具有顯著正向影響，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，企業(yè)會計信息質(zhì)量越好，支持假設(shè)H1b?？赡艿慕忉屖?，隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升，企業(yè)外部融資約束隨之增強(qiáng)，這促使企業(yè)通過提升自身會計信息質(zhì)量的方式，對沖不確定性對其融資活動的不利沖擊。

表3 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與會計信息質(zhì)量：全樣本分析

表4顯示了業(yè)績期望差距對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)的估計結(jié)果。其中，列(1)-(3)列示了歷史業(yè)績期望差距對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與會計信息質(zhì)量調(diào)節(jié)效應(yīng)的估計結(jié)果。其中，列(1)-(2)分別引入歷史業(yè)績期望順差、歷史業(yè)績期望落差與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的交乘項。估計結(jié)果顯示，在控制其他因素后，EPU× I1×AD的系數(shù)未通過顯著性檢驗，EPU×(1-I1)×AD的系數(shù)為0.018，在1%水平上顯著。第(3)列同時加入兩個交乘項，EPU× I1×AD的系數(shù)仍然不顯著，EPU×(1-I1)×AD的系數(shù)仍然顯著為正，表明歷史業(yè)績期望落差對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量之間的正相關(guān)關(guān)系并無顯著促進(jìn)作用，而歷史業(yè)績期望順差對兩者間的關(guān)系具有顯著的促進(jìn)作用，即與其他企業(yè)相比，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對歷史業(yè)績期望順差越大企業(yè)的會計信息質(zhì)量產(chǎn)生的促進(jìn)作用相對更強(qiáng)。

列(4)-(6)列示了行業(yè)業(yè)績期望差距對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與會計信息質(zhì)量調(diào)節(jié)效應(yīng)的估計結(jié)果。其中，列(4)-(5)分別引入行業(yè)業(yè)績期望順差、行業(yè)業(yè)績期望落差與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的交乘項。估計結(jié)果顯示，在控制其他因素后，EPU× I2×IAD的系數(shù)為-0.027，在1%水平上顯著，EPU×(1- I2)×IAD的系數(shù)為0.058，在1%水平上顯著。第(6)列同時加入兩個交乘項，EPU× I2×IAD的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，表明行業(yè)業(yè)績期望落差對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量間的正相關(guān)關(guān)系具有顯著的抑制作用。EPU×(1- I2)×IAD的系數(shù)也仍然顯著為正，表明行業(yè)業(yè)績期望順差對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)會計信息質(zhì)量之間的正相關(guān)關(guān)系具有顯著的促進(jìn)作用。

表4 業(yè)績期望差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)：全樣本分析

3. 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量中介渠道的檢驗

根據(jù)前述理論分析，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響渠道包括融資約束和代理成本兩方面。經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升對融資約束的強(qiáng)化效應(yīng)，促使管理層提高會計信息質(zhì)量以抵御不確定性上升對企業(yè)融資可得性和融資成本的不利影響。同時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升加劇了股東與管理層間信息不對稱問題，帶來更為嚴(yán)重的代理問題。在高度經(jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境下，管理層通過操縱利潤為個人謀取私利的動機(jī)增強(qiáng)，進(jìn)而對會計信息質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面影響?；诖?，本文接下來分別從融資約束與代理成本兩個維度檢驗經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量的中介渠道。

借鑒多數(shù)文獻(xiàn)的做法，采用遞歸模型對融資約束與代理成本在經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響企業(yè)會計信息質(zhì)量中的中介作用予以檢驗，模型如式(8)和式(9)所示：

FCi,t或ACi,t=λ0+λ1×EPUt+λ2×controli,t+μi,t

(8)

ABS_DAi,t=ω0+ω1FCi,t或ACi,t+ω2controli,t+εi,t

(9)

FC表示融資約束，既有文獻(xiàn)多采用WW指數(shù)、KZ指數(shù)等對企業(yè)融資約束狀況予以反映[24]。然而，這些指數(shù)中包含的流動比率、企業(yè)年齡等有悖于經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)融資約束的作用方式，可能會導(dǎo)致估計結(jié)果的偏誤。例如經(jīng)濟(jì)政策不確定性具有雙向變動可能性，而企業(yè)年齡則具有單調(diào)遞增性；企業(yè)防御性現(xiàn)金持有可能導(dǎo)致流動比率與不確定性呈正相關(guān)關(guān)系，而多變量指數(shù)測度中則將高流動比率視為低融資約束標(biāo)識?；诖耍疚牟扇〗?jīng)營現(xiàn)金流量跨期波動率作為融資約束狀況的代理指標(biāo)。高度波動的現(xiàn)金流量無疑會降低企業(yè)財務(wù)狀況的可預(yù)測性，從而強(qiáng)化企業(yè)外部融資約束狀況。

AC表示代理成本，借鑒陳克兢(2019)[27]的做法，采用管理費用率(AC)衡量企業(yè)代理成本，該指標(biāo)由管理費用除以營業(yè)收入、再減去行業(yè)中位數(shù)得到，反映了管理者控制經(jīng)營成本的有效性。該指標(biāo)值越大，代表企業(yè)的代理問題越嚴(yán)重。

中介效應(yīng)檢驗結(jié)果列示于表5，列(1)和列(4)為中介效應(yīng)檢驗第一步，即檢驗融資約束(FC)與代理成本(AC)對會計信息質(zhì)量的影響，估計結(jié)果顯示融資約束(FC)對會計信息質(zhì)量產(chǎn)生了顯著正向影響，而代理成本(AC)的影響系數(shù)則顯著為負(fù)。這說明融資約束與代理成本對會計信息質(zhì)量的作用方向相反，融資約束越高，代理成本越低，企業(yè)會計信息質(zhì)量越高。列(2)和列(5)為中介效應(yīng)檢驗第二步，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性對融資約束和代理成本的影響。估計系數(shù)顯示，不確定性的增強(qiáng)顯著地強(qiáng)化了企業(yè)融資約束，并對代理成本產(chǎn)生正向影響。列(3)和列(6)為中介效應(yīng)檢驗第三步，在同時引入經(jīng)濟(jì)政策不確定性和中介變量(融資約束和代理成本)后，經(jīng)濟(jì)政策不確定性系數(shù)值均明顯變小，在列(6)中甚至轉(zhuǎn)為負(fù)值(-0.001)。檢驗結(jié)果表明，融資約束和代理成本在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與會計信息質(zhì)量間發(fā)揮部分中介作用。

表5 經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響會計信息質(zhì)量的中介機(jī)制檢驗

4. 穩(wěn)健性檢驗

考慮到中國上市公司常利用非經(jīng)常性損益項目來進(jìn)行盈余操控，借鑒Chen和Yuan (2004)[26]的思路，采用經(jīng)同期行業(yè)中位數(shù)調(diào)整非經(jīng)常性損益項目作為會計信息質(zhì)量的替代變量，對模型進(jìn)行重新估計。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與主要研究結(jié)論基本一致(限于篇幅，結(jié)果未列出)。

五、結(jié)論與啟示

利用2012—2018年A股非金融上市公司為研究樣本，本文具體考察了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響以及業(yè)績期望差距的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)會計信息質(zhì)量具有顯著的正向影響，即支持“坦誠效應(yīng)”假說；業(yè)績期望差距對經(jīng)濟(jì)政策不確定性與會計信息質(zhì)量間的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，業(yè)績期望落差會抑制經(jīng)濟(jì)政策不確定性對會計信息質(zhì)量的正向影響，而業(yè)績期望順差的調(diào)節(jié)方向則恰好相反；機(jī)制分析顯示，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對會計信息質(zhì)量的影響主要通過融資約束和代理成本實現(xiàn)傳遞。

本文豐富和拓展了經(jīng)濟(jì)政策不確定性微觀經(jīng)濟(jì)后果及會計信息質(zhì)量影響因素領(lǐng)域相關(guān)研究，對深入理解環(huán)境權(quán)變觀下企業(yè)會計信息質(zhì)量變動機(jī)制具有一定的理論價值和實踐啟示。具體而言：一方面，政府監(jiān)管部門應(yīng)依據(jù)企業(yè)業(yè)績狀態(tài)調(diào)節(jié)監(jiān)管重心，提升監(jiān)管效率。本文實證發(fā)現(xiàn)，業(yè)績落差顯著地抑制了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對會計信息質(zhì)量的正向影響。業(yè)績落差企業(yè)較業(yè)績順差企業(yè)具有更強(qiáng)的操縱或粉飾報表利潤行為動機(jī)。在不確定性上升的宏觀背景下，監(jiān)管部門應(yīng)加大對業(yè)績落差企業(yè)會計信息披露的監(jiān)管力度，防范企業(yè)利用環(huán)境變化渾水摸魚，保障會計信息質(zhì)量。另一方面，應(yīng)充分發(fā)揮市場對企業(yè)會計信息質(zhì)量的軟約束作用，強(qiáng)化會計信息在投融資決策中的利用價值。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，上升的經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過強(qiáng)化企業(yè)外部融資約束，促使管理層提高會計信息質(zhì)量迎合金融機(jī)構(gòu)信息需求，進(jìn)而增進(jìn)會計信息質(zhì)量。通過加強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)對企業(yè)財務(wù)信息舞弊行為的懲處力度，建立金融機(jī)構(gòu)間對財務(wù)信息舞弊企業(yè)融資活動的聯(lián)合懲治機(jī)制，提升企業(yè)低質(zhì)量會計信息供給的行為成本，營造有利于企業(yè)提供高質(zhì)量會計信息的制度環(huán)境。