國有股權(quán)參股能否提高民營企業(yè)會計信息質(zhì)量

楊貝貝，陳培友（教授），高太光，2，3（副教授）

一、引言

黨的十八大以來，我國深化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點轉(zhuǎn)向發(fā)展混合所有制經(jīng)濟。近年來，在國務(wù)院《關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的意見》和《關(guān)于營造更好發(fā)展環(huán)境支持民營企業(yè)改革發(fā)展的意見》等文件的支持下，國有資本正從國有資產(chǎn)管理向股權(quán)管理轉(zhuǎn)變，國有股權(quán)參股民營企業(yè)的逆向混合所有制改革現(xiàn)象火熱，如2019 年國投智能通過受讓大數(shù)據(jù)安全產(chǎn)業(yè)龍頭企業(yè)美亞柏科七名自然人股東近15.6%的股份，推進美亞柏科的逆向混合所有制改革。在此現(xiàn)實背景下，探討國有股權(quán)參股民營企業(yè)帶來的經(jīng)濟后果既有利于深入理解民營企業(yè)為什么要進行逆向混合所有制改革，也能為如何有效推動民營企業(yè)逆向混合所有制改革提供經(jīng)驗啟示。

在國有股權(quán)參股民營企業(yè)的一系列經(jīng)濟后果中，關(guān)注會計信息質(zhì)量意義重大。這是因為真實有效的會計信息是資本市場高效運轉(zhuǎn)的必要條件，高質(zhì)量的會計信息不僅有助于提升利益相關(guān)者決策的科學(xué)性，還可以幫助企業(yè)對外樹立良好的形象，提高企業(yè)的投融資效率（李青原，2009）?，F(xiàn)有研究認為，會計信息質(zhì)量會受到經(jīng)濟政策、外部監(jiān)督和企業(yè)內(nèi)部層面因素的影響（馬黎珺等，2022；柳光強和王迪，2021；潘紅波和韓芳芳，2016），而企業(yè)所處的宏觀環(huán)境和外部監(jiān)督條件基本一致，因此會計信息質(zhì)量更多的是受到企業(yè)層面相關(guān)因素的影響。當(dāng)前有關(guān)研究認為，企業(yè)的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，如內(nèi)部控制有效性和審計委員會信息權(quán)等微觀層面的因素會直接影響會計信息質(zhì)量（王晶等，2015；程新生等，2015）。而在混合所有制改革背景下，國有股權(quán)參股民營企業(yè)能發(fā)揮積極的內(nèi)部治理效應(yīng)，從而監(jiān)督民營企業(yè)提升會計信息質(zhì)量。一方面，國有股權(quán)參股可為民營企業(yè)帶來更多的信貸資源，減輕稅收負擔(dān)，緩解融資約束，進而減少民營企業(yè)出于金融化動機所進行的盈余操縱行為（劉惠好和焦文妞，2022a），提升會計信息質(zhì)量。另一方面，在信息不對稱的情況下，企業(yè)對會計準則的執(zhí)行動機和程度各不相同，而國有股權(quán)參股的監(jiān)督效應(yīng)能降低企業(yè)信息不對稱程度（Zhao 和Mao，2023），提高企業(yè)在會計準則執(zhí)行方面的透明度，進而影響會計信息質(zhì)量?；诖耍疚脑诨旌纤兄聘母锉尘跋?，探究國有股權(quán)參股如何影響民營企業(yè)會計信息質(zhì)量。

本文以2009 ～2020 年滬深A(yù)股民營上市公司為研究樣本，探究國有股權(quán)參股對民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響及作用機制。其可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，目前學(xué)者主要聚焦于國有股權(quán)參股對企業(yè)創(chuàng)新和戰(zhàn)略風(fēng)險承擔(dān)等方面的影響，鮮有研究關(guān)注國有股權(quán)參股對民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，本文在混合所有制改革背景下，將國有股權(quán)參股民營企業(yè)與會計信息質(zhì)量相結(jié)合，擴展了國有股權(quán)參股民營企業(yè)經(jīng)濟后果的相關(guān)研究。第二，現(xiàn)有研究多從宏觀經(jīng)濟政策和管理層特征方面探究會計信息質(zhì)量的影響因素，鮮少關(guān)注企業(yè)股東層面對會計信息質(zhì)量的影響。本文從國有股權(quán)股東的視角探究其對會計信息質(zhì)量的影響，豐富了股東特征對會計信息質(zhì)量的影響研究。第三，不同情景下國有股權(quán)參股民營企業(yè)對會計信息質(zhì)量的影響存在差異，本文分別考察在不同的經(jīng)濟政策不確定性、行業(yè)競爭度和國有股東性質(zhì)下，國有股權(quán)參股如何影響民營企業(yè)會計信息質(zhì)量，凸顯了國有股權(quán)參股的積極治理效應(yīng)。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）文獻回顧

1.國有股權(quán)參股相關(guān)研究?，F(xiàn)有研究主要從經(jīng)濟后果方面展開國有股權(quán)參股民營企業(yè)的相關(guān)研究。國有股權(quán)參股不僅能在一定程度上幫助民營企業(yè)擺脫產(chǎn)權(quán)劣勢（Li 和Zeng，2019），推動民營企業(yè)增加創(chuàng)新投入，向綠色化、創(chuàng)新化方向轉(zhuǎn)變（羅宏和秦際棟，2019；田鳴等，2019），還有助于降低民營企業(yè)內(nèi)部發(fā)生沖突的概率，改善治理結(jié)構(gòu)（Song 等，2017），提升企業(yè)信息透明度（Zhao 和Mao，2023）。隨著國有股權(quán)參與公司治理程度的加深，民營企業(yè)吸引投資的能力更強（劉惠好和焦文妞，2022b）、企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平顯著提升（Li等，2023；牛楓等，2022）、環(huán)境責(zé)任顯著增強（余漢等，2022），最終企業(yè)全要素生產(chǎn)率得以提升（盛明泉等，2021）。

2.會計信息質(zhì)量的影響因素研究。影響會計信息質(zhì)量的因素很多。從企業(yè)外部環(huán)境來看，薪酬管制（徐經(jīng)長和李兆芃，2022）、利率市場化（馬黎珺等，2022）、增值稅遵從（彭凱，2021）、政府會計監(jiān)督和證監(jiān)會隨機抽查（柳光強和王迪，2021）、外部審計師聲譽（路軍偉等，2022）、環(huán)境不確定性（花馮濤和徐飛，2018）等均會影響會計信息質(zhì)量。從企業(yè)內(nèi)部環(huán)境來看，外國機構(gòu)投資者投資（Wang，2017）、企業(yè)股票的發(fā)行（Lee 和Masulis，2009）、對物聯(lián)網(wǎng)和區(qū)塊鏈技術(shù)的應(yīng)用（Wu等，2019）、國內(nèi)機構(gòu)投資者持股情況（宋云玲和宋衍蘅，2020）、CFO 兼任董秘（汪蕓倩和王永海，2019）、監(jiān)事會特征（Ran 等，2015）、家族所有制（Cascino 等，2010）等也會影響會計信息質(zhì)量。

現(xiàn)有關(guān)于會計信息質(zhì)量影響因素的研究主要圍繞著公司內(nèi)部和外部治理特征展開，多層次的研究豐富了基于公司治理機制對會計信息質(zhì)量的認識。其中，公司內(nèi)部治理特征對會計信息質(zhì)量的影響研究多從管理層角度出發(fā)，而較少考慮股東尤其是國有股東的影響。隨著混合所有制改革的推進，國有股權(quán)參股對民營企業(yè)微觀層面經(jīng)濟后果的研究引起了學(xué)者的廣泛關(guān)注，但國有股權(quán)參股對會計信息質(zhì)量的研究目前還未得到足夠重視，因此本文從逆向混合所有制改革出發(fā)，研究國有股權(quán)參股民營企業(yè)對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響。

（二）研究假設(shè)

會計信息質(zhì)量的提升離不開企業(yè)的能力和意愿支持，民營企業(yè)的控股大股東基于短期獲利的目的，可能將資金用于金融資產(chǎn)投資，這會增加對盈余管理的操縱行為，嚴重影響企業(yè)提升會計信息質(zhì)量的能力；信息不對稱會降低企業(yè)對內(nèi)外部信息傳遞的效率，降低企業(yè)提升會計信息質(zhì)量的意愿。

1.國有股權(quán)參股通過降低金融化程度提升民營企業(yè)會計信息質(zhì)量。在股權(quán)制衡治理機制之下，制衡股東為維護自身的投資利益，有動機對控股股東的金融化行為進行有效制衡以減少其盈余操縱行為。國有股權(quán)主要從兩個方面來抑制民營企業(yè)金融化進而提升會計信息質(zhì)量。

首先，在融資約束壓力下企業(yè)可持續(xù)發(fā)展受限，控股股東或管理層會將已有資源投向金融資產(chǎn)以獲取短期利益，這部分非主營業(yè)務(wù)的短期收益向外界傳達了低質(zhì)量的會計信息。國有股權(quán)參股民營企業(yè)后，一方面在雙方共同利益的驅(qū)使下，國有股東對被投資民營企業(yè)的認可無形中為民營企業(yè)提供了聲譽擔(dān)保，有助于其獲取相應(yīng)的經(jīng)濟資源和政策優(yōu)惠，民營企業(yè)可持續(xù)發(fā)展所需資源得到保證；另一方面，作為重要的制衡股東，在國有資產(chǎn)保值增值目標的驅(qū)動下，國有股東會積極監(jiān)督并干預(yù)被投資民營企業(yè)的經(jīng)營情況，促使其將獲取的資源投入經(jīng)營，進而抑制其金融化行為，披露的主營業(yè)務(wù)的獲利情況最終會提升會計信息質(zhì)量。其次，民營企業(yè)普遍存在股權(quán)過于集中的問題，導(dǎo)致對控股股東的監(jiān)督缺位，控股股東在控制權(quán)優(yōu)勢和短期獲利目的的驅(qū)使下，更容易通過金融化行為操縱盈余，產(chǎn)生低質(zhì)量的會計信息。國有股權(quán)參股民營企業(yè)后，一方面，在國有資產(chǎn)保值增值目標的驅(qū)動下，國有股東有動機積極監(jiān)督并提升被投資民營企業(yè)的內(nèi)部治理水平，其通過向民營企業(yè)派駐董事等對控股股東形成監(jiān)督，抑制民營企業(yè)出于金融化目的實施的盈余操縱行為；另一方面，國有股東因其股權(quán)的特殊性，更容易受到社會層面的關(guān)注與外部監(jiān)督，國有股權(quán)參股民營企業(yè)后，會在一定程度上增加民營企業(yè)受到的外部監(jiān)督，進而使其金融化行為也得到監(jiān)督，從而驅(qū)使其將資源投入主營業(yè)務(wù)，減少盈余操縱行為，最終提升會計信息質(zhì)量。

2.國有股權(quán)參股通過緩解信息不對稱提升民營企業(yè)會計信息質(zhì)量。多個大股東相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)被認為是有效的公司治理機制，有助于企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展，并增加股東之間的信息傳遞（Boateng 和Huang，2017）。Fan和Wong（2002）的研究表明，股權(quán)高度集中會降低公司發(fā)布的財務(wù)報告的質(zhì)量，在合理的股權(quán)制衡機制下，國有股權(quán)參股會對民營企業(yè)信息透明度產(chǎn)生積極影響。國有股權(quán)主要從兩個方面緩解民營企業(yè)信息不對稱，進而提升會計信息質(zhì)量。

首先，國有企業(yè)響應(yīng)政府監(jiān)管的積極性更高，其通過參股民營企業(yè)，促使民營企業(yè)響應(yīng)政府要求從而主動提升信息透明度。在我國國家治理能力不斷提高的背景下，國有資本的增值屬性和服務(wù)屬性使其更關(guān)注自身行為對社會的影響，國有企業(yè)在響應(yīng)政府實施的管理政策下，通過引入外部CEO 和高質(zhì)量的外部董事顯著改善內(nèi)部治理（Jiang等，2013），進而提升企業(yè)的信息透明度。其次，國有企業(yè)出于減少被行政處罰的目的，為提升決策有效性，會要求被參股民營企業(yè)提高信息透明度，提升會計信息質(zhì)量。我國對國有資本的嚴格監(jiān)管，增強了國有企業(yè)經(jīng)營者在經(jīng)營和投資過程中的謹慎性。國有企業(yè)改革的主要目標是保證國有資產(chǎn)的保值增值，國家對國有企業(yè)高管的反腐治理和經(jīng)營問責(zé)也更加嚴格（Kong 等，2017）。當(dāng)國有股權(quán)參股民營企業(yè)時，為防止因國有資產(chǎn)流失而承擔(dān)相應(yīng)行政處罰，國有企業(yè)往往更關(guān)注所持股民營企業(yè)的運作。股東監(jiān)督和決策的有效性取決于被參股公司發(fā)布相關(guān)信息的可靠性，提高企業(yè)信息透明度可以顯著降低國家決策者的投資風(fēng)險。因此，國有資本代理人可能要求民營企業(yè)管理層規(guī)范其信息披露機制，以減少因信息不對稱造成的損失。此外，當(dāng)民營企業(yè)引入國有資本時，可以獲得政府提供的稀缺資源、信貸資源和政策資源，這會對公司財務(wù)報告的質(zhì)量產(chǎn)生積極影響（Hoang等，2022）。民營企業(yè)往往更加重視國有股東的要求，因此會積極提升企業(yè)信息透明度，進而提升會計信息質(zhì)量。

基于以上分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：在其他條件不變的情況下，國有股權(quán)參股會提升民營企業(yè)的會計信息質(zhì)量。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

首先，綜合2007 年實施的會計準則與混合所有制改革的實施時間，選取2009 ～2020 年我國A 股上市的民營控股企業(yè)為研究樣本。以國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫我國民營上市公司子數(shù)據(jù)庫為基礎(chǔ)，按以下原則進行整理：①根據(jù)“民營化”選項剔除由國有企業(yè)通過股權(quán)轉(zhuǎn)讓成為民營企業(yè)的樣本，這是因為這類企業(yè)在股權(quán)轉(zhuǎn)讓之前就已與國有股權(quán)存在聯(lián)系，會影響研究結(jié)果；②剔除被ST、PT 處理的公司與金融、保險行業(yè)公司；③剔除其他數(shù)據(jù)缺失的樣本。其次，通過CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取企業(yè)前十大股東持股情況、股東性質(zhì)等信息，并通過百度百科、天眼查和愛企查等網(wǎng)站對股東性質(zhì)缺失樣本進行補全，整理出樣本企業(yè)十大股東中是否存在國有股東、國有股東持股比例、參股國有股權(quán)是否屬于中央企業(yè)和參股國有股權(quán)的成立時間等數(shù)據(jù)。兩部分數(shù)據(jù)與會計信息質(zhì)量數(shù)據(jù)相匹配，最終得到11968 個有效樣本。會計信息質(zhì)量與控制變量的數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫。為消除極端值對實證結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量在1%分位數(shù)和99%分位數(shù)進行Winsorize縮尾處理。

（二）模型設(shè)定與變量定義

為檢驗國有股權(quán)參股對民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，設(shè)定如下回歸模型：

被解釋變量為企業(yè)會計信息質(zhì)量（aiqo）。利益相關(guān)者可以通過盈余信息獲取企業(yè)經(jīng)營狀況，參考馬黎珺等（2022）的研究，使用Patricia M.Dechow 和Ilia D.Dichev（2002）的模型，運用營運資本應(yīng)計對滯后一期、本期和未來一期的經(jīng)營活動現(xiàn)金流進行線性回歸，回歸得到的殘差的絕對值（aiqo1）越大，說明盈余管理空間越大，會計信息質(zhì)量越低；同時，使用修正Jones模型計算的操縱性應(yīng)計利潤的絕對值（aiqo2）進行穩(wěn)健性檢驗，該值越大，說明盈余管理空間越大，會計信息質(zhì)量越低。

解釋變量為國有股權(quán)參股（sro），為盡可能了解國有股權(quán)參股對民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，參考羅宏和秦際棟（2019）的研究，構(gòu)建民營企業(yè)是否存在國有股權(quán)參股（sro1）和參股國有股權(quán)持股比例（sro2）兩個指標衡量國有股權(quán)參股，為保證本文結(jié)論的可靠性，使用參股國有股權(quán)制衡度（sro3）進行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)前文假設(shè)分析，預(yù)期α1顯著為負。

X 表示控制變量集，參考柳光強和王迪（2021）的研究，選取企業(yè)規(guī)模（size）、資產(chǎn)負債率（debt）、盈利能力（earn）、獨立董事比例（indir）、兩職合一（duality）、長期負債率（ltdr）、現(xiàn)金持有（cash）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（trota）、速動比率（quick）為控制變量，year、ind 分別表示年份與行業(yè)固定效應(yīng)。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)性檢驗結(jié)果如表2所示。aiqo1的均值為0.0823，最小值為0.0008，最大值為0.5730，反映出我國民營上市公司會計信息質(zhì)量水平差異較大。從國有股權(quán)參股指標來看，sro1 的均值為0.4270，樣本中有42.7%的民營企業(yè)存在國有股權(quán)參股，說明國有股權(quán)參股民營企業(yè)的現(xiàn)象較為普遍；sro2的均值為0.0165，最大值為0.2060，說明國有股東已經(jīng)在部分民營企業(yè)中成為重要的參股股東。sro1、sro2 與aiqo1的相關(guān)系數(shù)均為負，并且sro2與aiqo1的系數(shù)在1%的水平上顯著，初步支持國有股權(quán)參股的治理效應(yīng)。

表2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)系數(shù)

（二）基準回歸檢驗

為檢驗國有股權(quán)參股對民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，使用aiqo1 作為會計信息質(zhì)量的替代性衡量指標，并使用sro1和sro2作為核心解釋變量，采用固定效應(yīng)對模型（1）進行回歸分析，結(jié)果見表3。列（1）和列（2）為sro1對aiqo1的檢驗結(jié)果。列（1）僅控制了行業(yè)與年份固定效應(yīng)，sro1 的系數(shù)為-0.0068，在1%的水平上顯著；列（2）顯示，在加入相關(guān)控制變量后，sro1的系數(shù)為-0.0051，在1%的水平上顯著。列（3）和列（4）為sro2對aiqo1 的檢驗結(jié)果。列（3）僅控制了行業(yè)與年份固定效應(yīng)，sro2 的系數(shù)為-0.0961，在1%的水平上顯著；列（4）顯示，在加入相關(guān)控制變量后，sro2 的系數(shù)為-0.0707，在1%的水平上顯著。以上回歸結(jié)果表明，國有股權(quán)參股可以減少民營企業(yè)的盈余操縱進而提升其會計信息質(zhì)量，H1 得到驗證。在經(jīng)濟意義方面，以列（4）為例，sro2 的系數(shù)為-0.0707，意味著國有股權(quán)持股每增加1%，民營企業(yè)會計信息質(zhì)量水平提升約8.59%。

表3 基準回歸結(jié)果

（三）影響機制檢驗

通過基準回歸檢驗可知，國有股權(quán)參股可以提升民營企業(yè)會計信息質(zhì)量，但尚未驗證其通過何種路徑發(fā)揮作用。從前文理論分析可知，國有股權(quán)參股提升民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的原因在于：①國有股權(quán)帶來的資源能夠降低民營企業(yè)金融化程度，減少其盈余操縱行為，進而提升其會計信息質(zhì)量；②國有企業(yè)出于減少被行政處罰的目的，為提升決策有效性，要求參股民營企業(yè)提高信息透明度，進而提升會計信息質(zhì)量。

因此，本文基于降低金融化程度和緩解信息不對稱兩個路徑檢驗國有股權(quán)參股對民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，構(gòu)建模型（2）～（4），為簡化結(jié)果，該部分僅使用sro2進行檢驗。

其中，金融化程度（jrh）用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例衡量，具體借鑒杜勇等（2017）的相關(guān)做法，即金融資產(chǎn)=交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額，考慮到2018 年金融工具準則發(fā)生變化，針對2018 年實施新準則企業(yè)樣本數(shù)據(jù)和2019 ～2020全部企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，用“債權(quán)投資”替代“持有至到期投資”，用“其他債權(quán)投資”和“其他權(quán)益工具投資”的總和替代“可供出售金融資產(chǎn)”，計算金融資產(chǎn)。信息不對稱（inasy）參考李莉等（2014）的研究，選用非流動性比率衡量企業(yè)的信息不對稱程度。非流動性比率=，該指標值越小，說明股票流動性越高，投資者逆向選擇成本越低，信息不對稱程度也越低。

表4 是國有股權(quán)參股影響民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的路徑檢驗結(jié)果，其中列（1）和列（2）為金融化路徑的檢驗結(jié)果。列（1）中sro2 和jrh 的回歸系數(shù)為-0.0195，在1%的水平上顯著，表明國有股權(quán)參股能顯著降低民營企業(yè)金融化水平。列（2）中jrh與aiqo1的回歸系數(shù)為0.0857，在1%的水平上顯著，同時sro2 和aiqo1 的回歸系數(shù)為-0.0690，在1%的水平上顯著，說明國有股權(quán)參股通過抑制民營企業(yè)金融化進而提升會計信息質(zhì)量。列（3）和列（4）為信息不對稱路徑的檢驗結(jié)果。列（3）中sro2 和inasy 的回歸系數(shù)為-0.0293，在1%的水平上顯著，表明國有股權(quán)參股可以緩解民營企業(yè)的信息不對稱。列（4）中inasy 與aiqo1 的回歸系數(shù)為0.0537，在1%的水平上顯著，同時sro2 和aiqo1 的回歸系數(shù)為-0.0691，在1%的水平上顯著，說明國有股權(quán)參股通過緩解民營企業(yè)的信息不對稱進而提升會計信息質(zhì)量。

表4 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

（四）內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗。

（1）Heckman 兩階段模型?？紤]到并非所有民營企業(yè)都存在國有股權(quán)參股，對于不存在國有股權(quán)參股的企業(yè)，無法觀測到國有股權(quán)參股對其會計信息質(zhì)量的影響。為解決這一潛在的樣本選擇偏誤問題，參照余漢等（2017）的研究，使用Heckman 兩階段法對樣本進行再檢驗。在第一階段，引入企業(yè)所在地的制度環(huán)境考察國有股權(quán)參股的情況，構(gòu)建如下Probit回歸模型：

其中：Rgm 表示企業(yè)所在地的制度環(huán)境，選用王小魯?shù)龋?013）編制的“政府與市場關(guān)系得分”指數(shù)度量；X表示控制變量集，與模型（1）相同。

通過第一步回歸計算出逆米爾斯比率（IMR），第二步回歸則將IMR 代入國有股權(quán)參股對民營企業(yè)會計信息質(zhì)量影響的基準模型中，檢驗結(jié)果如表5 列（1）～（3）所示。

表5 Heckman兩階段與PSM回歸結(jié)果

根據(jù)第一階段回歸結(jié)果，Rgm 的系數(shù)顯著為負，表明地方政府對民營企業(yè)干預(yù)過多會增加民營企業(yè)引入國有股權(quán)的動機。第二階段加入逆米爾斯比率（IMR）控制自選擇問題后，sro1、sro2與aiqo1的系數(shù)仍在1%的水平以上顯著為負，表明民營企業(yè)中引入國有股權(quán)能提升企業(yè)會計信息質(zhì)量，且上述回歸模型不受內(nèi)生性問題的困擾。

（2）傾向得分匹配法（PSM）。傾向得分匹配法可以緩解個體自選擇的內(nèi)生性問題。將擁有國有股權(quán)參股的民營企業(yè)作為處理組，以前文所述的一系列控制變 量（size、debt、earn、indir、duality、ltdr、cash、trota、quick）作為匹配變量，使用一對一最近鄰匹配為處理組尋找特征相似的對照組，各變量在匹配后處理組和控制組之間均不存在顯著差異，最后對匹配成功的樣本進行回歸，結(jié)果如表5列（4）和列（5）所示。sro1、sro2與aiqo1 的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，該結(jié)果與基準回歸結(jié)論保持一致。

2.穩(wěn)健性檢驗。

（1）替換會計信息質(zhì)量測度方法。參考馬黎珺等（2022）的研究，使用修正Jones 模型計算的操縱性應(yīng)計利潤的絕對值（aiqo2）進行穩(wěn)健性檢驗，操縱性應(yīng)計利潤絕對值越大，說明盈余管理空間越大，會計信息質(zhì)量越低?；貧w結(jié)果如表6 列（1）和列（2）所示，可以看出，sro1、sro2 與aiqo2 的系數(shù)在10%的水平上顯著，結(jié)論依然穩(wěn)健。

表6 替換會計信息質(zhì)量與國有股權(quán)參股測度方法檢驗結(jié)果

（2）替換國有股權(quán)參股測度方法。參考羅宏和秦際棟（2019）的研究，使用參股國有股權(quán)制衡度（sro3）作為國有股權(quán)參股的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果如表6 列（3）所示?？梢钥闯?，sro3 與aiqo1 的系數(shù)依然在1%的水平上顯著為負，與前述結(jié)論保持一致。

五、異質(zhì)性分析

（一）國有股權(quán)參股、政策不確定性與會計信息質(zhì)量

借鑒羅宏和秦際棟（2019）的研究，使用Baker等構(gòu)建的中國宏觀經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)來衡量民營企業(yè)所處環(huán)境的政策不確定性，當(dāng)樣本期間宏觀經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)大于均值時，視為民營企業(yè)所處環(huán)境的政策不確定性較高，否則視為所處環(huán)境的政策不確定性較低。表7 中列（1）和列（2）為政策不確定性分組檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示，在不同的政策不確定性環(huán)境下，sro2 與aiqo1 的系數(shù)均為負，高政策不確定性組中sro2與aiqo1 的系數(shù)的絕對值和顯著性水平均高于低政策不確定性組，且通過了組間系數(shù)差異檢驗，表明當(dāng)民營企業(yè)所處環(huán)境政策不確定性較高時，參股國有股權(quán)更能促進民營企業(yè)提升會計信息質(zhì)量。這是因為在高經(jīng)濟政策不確定性環(huán)境下，民營企業(yè)面臨的不確定性較多，容易忽略會計信息質(zhì)量，而國有股權(quán)能加強對民營企業(yè)的監(jiān)督，更加顯著地提升會計信息質(zhì)量。

表7 企業(yè)與行業(yè)層面異質(zhì)性分組檢驗結(jié)果

（二）國有股權(quán)參股、行業(yè)競爭與會計信息質(zhì)量

為探究民營企業(yè)所在行業(yè)競爭程度對國有股權(quán)參股與民營企業(yè)會計信息質(zhì)量之間關(guān)系的影響，根據(jù)三位碼行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)定義行業(yè)競爭程度啞變量，如果企業(yè)所在行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)小于行業(yè)均值，則屬于高競爭型行業(yè)，否則屬于低競爭型行業(yè)。表7 中列（3）和列（4）為行業(yè)競爭程度分組檢驗結(jié)果，可以看出，高行業(yè)競爭度組中sro2 與aiqo1 的系數(shù)的絕對值和顯著性水平均高于低行業(yè)競爭度組，且通過了組間系數(shù)差異檢驗，表明當(dāng)民營企業(yè)面臨的行業(yè)市場競爭程度較高時，國有股權(quán)參股提升民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的效應(yīng)更顯著。

（三）國有股權(quán)參股、國有股東性質(zhì)與會計信息質(zhì)量

國有股東性質(zhì)對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響也可能存在差異，因此本部分考察參股國有股東是否屬于中央企業(yè)（行政級別）對會計信息質(zhì)量的影響，國有股東的行政級別以CSMAR 數(shù)據(jù)庫提供的國有股東名稱為基礎(chǔ)，通過天眼查、愛企查和百度百科逐一手工收集和整理得到。如果樣本公司在同一年度存在多個國有股東，只要其中至少有一家中央企業(yè)，則民營企業(yè)該年度所有國有股東行政級別均被界定為中央企業(yè)。表7中列（5）與列（6）為根據(jù)國有股權(quán)的行政級別將樣本劃分為中央企業(yè)組與地方國企組的分組檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示，中央企業(yè)組中sro2 與aiqo1 的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，地方國企組中sro2 與aiqo1 的系數(shù)為負，且未通過顯著性檢驗，但通過了組間系數(shù)差異檢驗。這說明當(dāng)民營企業(yè)引入的國有股東是中央企業(yè)時，更有助于提升會計信息質(zhì)量，這是因為中央企業(yè)對民營企業(yè)的監(jiān)督力度強于地方國企。

六、研究結(jié)論與啟示

企業(yè)披露會計信息的質(zhì)量影響著利益相關(guān)者的決策，國有股權(quán)參股民營企業(yè)的逆向混合所有制改革形式，是否有助于推動民營企業(yè)提升會計信息質(zhì)量亟待進一步證實。本文以民營企業(yè)的會計信息質(zhì)量為切入口，實證檢驗國有股權(quán)參股對民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：國有股權(quán)參股能顯著提升民營企業(yè)的會計信息質(zhì)量；國有股權(quán)參股通過降低民營企業(yè)金融化程度與緩解信息不對稱提升民營企業(yè)會計信息質(zhì)量；當(dāng)民營企業(yè)處于政策不確定性較高和行業(yè)競爭度較高的環(huán)境時，國有股權(quán)參股促進民營企業(yè)會計信息質(zhì)量提升的作用更顯著；對國有股東性質(zhì)的檢驗發(fā)現(xiàn)，當(dāng)國有股東屬于中央企業(yè)時，更有助于促進民營企業(yè)提升會計信息質(zhì)量。

上述研究帶來的啟示如下：第一，充分發(fā)揮國有企業(yè)的資源獲取優(yōu)勢。一方面，政府應(yīng)鼓勵國有企業(yè)積極參股民營企業(yè)，發(fā)揮國有企業(yè)在資源獲取方面的優(yōu)勢，實現(xiàn)與民營企業(yè)的優(yōu)勢互補，削弱民營企業(yè)出于獲利的金融化動機，不斷提升民營企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量和會計信息質(zhì)量；另一方面，處于高競爭行業(yè)中的民營企業(yè)應(yīng)及時抓住依靠國有股權(quán)獲取資源的機會，進一步提升自身競爭力，避免會計錯報進而提升會計信息質(zhì)量。第二，充分發(fā)揮國有企業(yè)的管理優(yōu)勢。民營企業(yè)應(yīng)不斷提升自身競爭力以吸引國有企業(yè)尤其是中央國企的入股，積極吸引國有股東尤其是中央企業(yè)股東進一步參與公司治理，監(jiān)督控股股東或管理層可能存在的影響信息傳遞的障礙，為提升會計信息質(zhì)量掃清障礙。第三，營造良好的營商環(huán)境。地區(qū)政府應(yīng)積極支持民營企業(yè)的發(fā)展，推進市場化進程和穩(wěn)定對企業(yè)的政策，營造良好的營商環(huán)境，激發(fā)民營企業(yè)資源配置的高效率等優(yōu)勢，進而促進民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的提升。

【 主要參考文獻】

程新生，劉建梅，張正好等.審計委員會信息權(quán)對會計信息質(zhì)量的影響［J］.財貿(mào)研究，2015（3）：142 ～149.

杜勇，張歡，陳建英.金融化對實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響：促進還是抑制［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2017（12）：113 ～131.

花馮濤，徐飛.環(huán)境不確定性如何影響公司特質(zhì)風(fēng)險——基于現(xiàn)金流波動和會計信息質(zhì)量的中介效應(yīng)檢驗［J］.南開管理評論，2018（4）：122 ～133.

李莉，閆斌，顧春霞.知識產(chǎn)權(quán)保護、信息不對稱與高科技企業(yè)資本結(jié)構(gòu)［J］.管理世界，2014（11）：1 ～9.

李青原.會計信息質(zhì)量、審計監(jiān)督與公司投資效率——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.審計研究，2009（4）：65 ～73+51.

劉惠好，焦文妞.國有股權(quán)參股、融資約束與民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2022a（4）：70 ～82.

劉惠好，焦文妞.國有股權(quán)參股與民營企業(yè)投資不足——基于資源效應(yīng)與治理效應(yīng)的雙重視角［J］.經(jīng)濟管理，2022b（8）：76 ～94.

柳光強，王迪.政府會計監(jiān)督如何影響盈余管理——基于財政部會計信息質(zhì)量隨機檢查的準自然實驗［J］.管理世界，2021（5）：157 ～169+12.

路軍偉，王舒慧，劉瑤瑤.年報審計師聲譽會影響中報會計信息質(zhì)量嗎？［J/OL］.南 開 管 理 評 論：1-28［2022-11-09］.http：//kns.cnki.net/kcms/detail/12.1288.f.20220803.1811.002.html.

羅宏，秦際棟.國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新投入的影響［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（7）：174 ～192.

馬黎珺，張雯宇，謝露.利率市場化與企業(yè)會計信息質(zhì)量——基于貸款利率去管制的準自然實驗［J］.會計研究，2022（4）：3 ～21.

牛楓，張劉臻，肖作平.國有股權(quán)參股對民營企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響——基于上市民營企業(yè)的數(shù)據(jù)研究［J］.商業(yè)經(jīng)濟與管理，2022（9）：72 ～89.

潘紅波，韓芳芳.縱向兼任高管、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與會計信息質(zhì)量［J］.會計研究，2016（7）：19 ～26+96.

彭凱.增值稅遵從如何影響會計信息質(zhì)量？——基于客戶——供應(yīng)商關(guān)系的視角［J］.會計研究，2021（12）：21 ～39.

盛明泉，陳一玲，鮑群.國有股權(quán)參股與家族企業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.財務(wù)研究，2021（1）：68 ～79.

宋云玲，宋衍蘅.機構(gòu)投資者持股與注冊會計師視角下的會計信息質(zhì)量——來自審計調(diào)整的經(jīng)驗證據(jù)［J］.會計研究，2020（11）：136 ～151.

田鳴，王騰，張陽等.國有股權(quán)讓中國企業(yè)在創(chuàng)新中“分心”了嗎？——來自高新技術(shù)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.研究與發(fā)展管理，2019（5）：137 ～147.

汪蕓倩，王永海.CFO 兼任董秘可以提高會計信息質(zhì)量嗎？［J］.會計研究，2019（8）：32 ～39.

王晶，彭博，熊焰韌等.內(nèi)部控制有效性與會計信息質(zhì)量——西方內(nèi)部控制研究文獻導(dǎo)讀及中國制度背景下的展望（一）［J］.會計研究，2015（6）：87 ～95+97.

徐經(jīng)長，李兆芃.薪酬管制與會計信息質(zhì)量——基于超額薪酬的中介效應(yīng)［J］.經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2022（9）：97 ～112.

余漢，宋增基，宋慈笈.國有股權(quán)參與對民營企業(yè)環(huán)境責(zé)任的影響［J］.管理學(xué)報，2022（9）：1297 ～1305.

余漢，楊中侖，宋增基.國有股權(quán)能夠為民營企業(yè)帶來好處嗎？——基于中國上市公司的實證研究［J］.財經(jīng)研究，2017（4）：109 ～119.

Boateng A.，Huang W..Multiple large shareholders，excess leverage and tunneling：Evidence from an emerging market［J］.Corporate Governance：An International Review，2017（1）：58 ～74.

Cascino S.，Pugliese A.，Mussolino D.，et al..The influence of family ownership on the quality of accounting information［J］.Family Business Review，2010（3）：246 ～265.

Fan J.P.H.，Wong T.J..Corporate ownership structure and the informativeness of accounting earnings in East Asia［J］.Journal of Accounting and Economics，2002（3）：401 ～425.

Hoang K.，Tran T.T.，Tran H.T.T.，et al..Do different political connections affect financial reporting quality differently？Evidence from Malaysia［J］.Managerial and Decision Economics，2022（2）：289 ～300.

Jiang F.，Huang J.，Kim K.A..Appointments of outsiders as CEOs，stateowned enterprises，and firm performance：Evidence from China［J］.Pacific-Basin Finance Journal，2013（23）：49 ～64.

Kong D.，Wang L.，Wang M..Effects of anti-corruption on firm performance：Evidence from a quasi-natural experiment in China［J］.Finance Research Letters，2017（23）：190 ～195.

Lee G.，Masulis R.W..Seasoned equity offerings：Quality of accounting information and expected flotation costs［J］.Journal of Financial Economics，2009（3）：443 ～469.

Li X.，Xu Q.，Guo F.，et al..State owned equity participation and private sector enterprises' strategic risk taking：Evidence from China［J］.Managerial and Decision Economics，2023（2）：1107 ～1124.

Li X.，Zeng K..To join or not to join？State ownership，commercial interests，and China's belt and road initiative［J］.Pacific Affairs，2019（1）：5 ～26.

Ran G.，F(xiàn)ang Q.，Luo S.，et al..Supervisory board characteristics and accounting information quality：Evidence from China［J］.International Review of Economics & Finance，2015（37）：18 ～32.

Song Z.，Nahm A.Y.，Zhang Z..Partial state ownership，political connection，and financing：Evidence from Chinese publicly listed private sector enterprises［J］.Emerging Markets Finance and Trade，2017（3）：611 ～628.

Wang L.H..Accounting quality and information asymmetry of foreign direct investment firms［J］.Research in International Business and Finance，2017（42）：950 ～958.

Wu J.，Xiong F.，Li C..Application of internet of things and blockchain technologies to improve accounting information quality［J］.IEEE Access，2019（7）：100090 ～100098.

Zhao Y.，Mao J..Mixed ownership reforms and the transparency of nonstate owned enterprises：Evidence from China［J］.Managerial and Decision Economics，2023（1）：271 ～284.