國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革能提高國企會(huì)計(jì)信息質(zhì)量嗎？

綦好東 呂振偉 楊丹

(1.山東財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014；2.山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國有資本研究院，山東 濟(jì)南 250014)

一、引言

資本市場是連接金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的橋梁和紐帶，資本市場的平穩(wěn)有效運(yùn)行對于促進(jìn)金融更好服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要。黨的十八大以來，以習(xí)近平同志為核心的黨中央高度重視資本市場改革發(fā)展，作出了一系列重大決策部署。上市公司是資本市場的主體，信息披露是資本市場得以運(yùn)行的基礎(chǔ)性構(gòu)成要素，因而提升上市公司的信息披露質(zhì)量是做好資本市場建設(shè)工作，充分發(fā)揮市場功能，提高市場運(yùn)行效率的題中之義。國有企業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的支柱，不僅應(yīng)做實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“領(lǐng)頭羊”，在資本市場建設(shè)方面也應(yīng)積極作為，通過不斷提升自身信息披露質(zhì)量等方式為非國有企業(yè)作出表率，當(dāng)好維護(hù)資本市場健康運(yùn)行的“排頭兵”。然而，“內(nèi)部人控制”問題導(dǎo)致某些國有企業(yè)管理者為牟取薪酬、政治晉升等私利而實(shí)施會(huì)計(jì)信息操縱，會(huì)計(jì)信息造假事件時(shí)有發(fā)生，國有企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量仍不盡如人意。例如，2021年曝光的涉及十余家上市公司的“專網(wǎng)通信”財(cái)務(wù)造假系列案中，六家國有上市公司均存在不同程度的虛增收入、利潤等財(cái)務(wù)造假行為。其中，某公司在2009—2021年連續(xù)13年的年報(bào)中共計(jì)虛增收入逾103億元，虛增利潤逾9億元，2012年和2016年虛增利潤總額占當(dāng)年披露利潤總額的比例超過了100%，通過會(huì)計(jì)信息造假實(shí)現(xiàn)扭虧為盈。因此，如何提升國有上市公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是監(jiān)管部門、理論界和實(shí)務(wù)界共同關(guān)注的重要問題。

公司治理機(jī)制不健全是國有企業(yè)管理者實(shí)施會(huì)計(jì)信息操縱的重要原因，而國資國企改革正是完善國有企業(yè)公司治理機(jī)制、解決國有企業(yè)公司治理問題的一劑良藥。2013年，黨的十八屆三中全會(huì)通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》首次提出，以管資本為主加強(qiáng)國有資產(chǎn)監(jiān)管，改革國有資本授權(quán)經(jīng)營體制，自此拉開了國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革的序幕。以管資本為主的國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革旨在通過組建國有資本投資運(yùn)營公司并授權(quán)其行使國有資本出資人權(quán)利，構(gòu)造“國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)→國有資本投資運(yùn)營公司→國有企業(yè)”三層架構(gòu)的新型國資監(jiān)管體制，減少國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)對國有企業(yè)經(jīng)營的直接行政干預(yù)，充分發(fā)揮國有資本投資運(yùn)營公司這一專業(yè)化國有資本運(yùn)作平臺(tái)的股東治理作用，從而完善國有企業(yè)的公司治理機(jī)制。那么，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革能否抑制管理者的會(huì)計(jì)信息操縱行為，進(jìn)而提升國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量呢？若能，其作用效果會(huì)受到哪些因素的影響？探究這些問題的答案，具有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐價(jià)值?；诖?，本文以2009—2022年滬深A(yù)股國有上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革與國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系。結(jié)果表明，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革能夠顯著提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，相對于中央層級(jí)、特定功能類、非國有股東治理作用較大的國有企業(yè)，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用在地方層級(jí)、商業(yè)競爭類、非國有股東治理作用較小的國有企業(yè)中更強(qiáng)。

本文主要有以下三個(gè)方面的邊際貢獻(xiàn)：第一，已有研究主要從企業(yè)績效(肖土盛和孫瑞琦，2021)、投融資效率(陳艷利和姜艷峰，2021；梁上坤等，2023)、資本結(jié)構(gòu)決策(綦好東等，2022；梁上坤和姜艷峰，2023)等角度考察了國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革的經(jīng)濟(jì)后果，尚未有文獻(xiàn)關(guān)注國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對國有企業(yè)強(qiáng)制性信息披露質(zhì)量的影響。本文從年報(bào)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量視角研究國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對國有企業(yè)強(qiáng)制性信息披露質(zhì)量的影響，豐富了國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究。第二，作為會(huì)計(jì)領(lǐng)域的經(jīng)典研究話題，已有文獻(xiàn)從微觀、中觀和宏觀層面等諸多視角考察了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響因素，然而聚焦國有企業(yè)、探究中國制度背景下國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響因素的研究較少，且尚未有文獻(xiàn)從國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革角度研究國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響因素。本文立足新時(shí)代以管資本為主改革國資監(jiān)管體制的背景，探究國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，拓展了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響因素的研究視角。第三，本文研究結(jié)論從提升國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量角度為國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革的實(shí)踐價(jià)值提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支撐，對進(jìn)一步深化國資國企改革，充分發(fā)揮國有企業(yè)資本市場建設(shè)的“排頭兵”作用，維護(hù)資本市場平穩(wěn)運(yùn)行，助力中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有一定的政策啟示意義。

二、制度背景

我國國資監(jiān)管體制改革始終圍繞著理順政府與國有企業(yè)的關(guān)系展開。以政企關(guān)系為主線，國資監(jiān)管體制的演進(jìn)歷程可大致劃分為五個(gè)階段(周渝波，2019)。(1)1949—1977年：我國實(shí)行高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)，政府通過行政手段直接管理國有企業(yè)，國有企業(yè)與政府之間是一種附屬關(guān)系。(2)1978—1992年：改革開放之初，政府為擴(kuò)大國有企業(yè)經(jīng)營自主權(quán)，先后實(shí)施放權(quán)讓利、承包經(jīng)營等改革措施，與國有企業(yè)之間主要表現(xiàn)為委托關(guān)系。(3)1993—2002年：政府逐步推行公司制、股份制改革，初步確立了政府與國有企業(yè)之間的出資關(guān)系。(4)2003—2012年：2003年國資委成立，出資人代表制度逐步建立，國有資產(chǎn)管理的“多龍治水”問題得到初步解決，政府與國有企業(yè)之間的出資關(guān)系實(shí)現(xiàn)優(yōu)化。(5)2013年至今：以管資本為主改革國有資本授權(quán)經(jīng)營體制，政府與國有企業(yè)之間形成了以資本為紐帶、以產(chǎn)權(quán)為基礎(chǔ)的創(chuàng)新型出資關(guān)系。

國有資本投資運(yùn)營公司是國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革的重要載體。中央和地方政府自2014年開始啟動(dòng)國有資本投資運(yùn)營公司組建工作，截至2023年底，中央層面共組建19家國有資本投資運(yùn)營公司，其中2家運(yùn)營公司、17家投資公司(數(shù)據(jù)來源于中國政府網(wǎng)和國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)網(wǎng)站)；在地方層面，31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)共組建省級(jí)國有資本投資運(yùn)營公司96家，其中29家運(yùn)營公司、53家投資公司，其余14家不明確區(qū)分投資或運(yùn)營功能(數(shù)據(jù)來源于政府、國資監(jiān)管機(jī)構(gòu))。

國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革并非要建立企業(yè)形式的國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)，更不是只簡單地將現(xiàn)有國有企業(yè)“翻牌”，而是力求通過組建專司國有資本運(yùn)作的國有資本投資運(yùn)營公司、轉(zhuǎn)變國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)職能、開展授權(quán)放權(quán)等舉措明確政府與國有企業(yè)之間的權(quán)責(zé)邊界，實(shí)現(xiàn)政府與國有企業(yè)之間出資關(guān)系及管理模式的根本性變革，從而有效解決政企不分所引致的政府對國有企業(yè)過度干預(yù)問題以及國有企業(yè)內(nèi)部人控制問題。在管資本為主的國有資本授權(quán)經(jīng)營體制下，無論是國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)還是國有資本投資運(yùn)營公司，都要從傳統(tǒng)的運(yùn)用行政型手段轉(zhuǎn)變到更多運(yùn)用市場化法治化手段，注重以產(chǎn)權(quán)為基礎(chǔ)、以資本為紐帶，依據(jù)《公司法》等法律法規(guī)行使股東權(quán)利的新型出資人職能履行方式上來。

授權(quán)放權(quán)是國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革的核心內(nèi)容，通過授權(quán)放權(quán)可以讓國有企業(yè)擁有更多經(jīng)營自主權(quán)。但是，在強(qiáng)調(diào)增加國有企業(yè)經(jīng)營自主權(quán)的同時(shí)，必須重視同步增強(qiáng)對國有企業(yè)行權(quán)的監(jiān)督。因此，國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)以及國有資本投資運(yùn)營公司開展授權(quán)放權(quán)時(shí)絕不可一放了之、放任自流，而必須放管并重。對于國有資本投資運(yùn)營公司而言，其在獲得國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)授予的出資人權(quán)利的同時(shí)也承擔(dān)了與之相對應(yīng)的出資人責(zé)任，需要按照責(zé)權(quán)對等原則接受國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)的監(jiān)管和履職考核。在管資本為主的國有資本授權(quán)經(jīng)營體制下，國有資本投資運(yùn)營公司對所持股企業(yè)的管理需要摒棄國有集團(tuán)公司傳統(tǒng)的行政化模式，這就要求其必須在現(xiàn)代公司治理框架內(nèi)建立起行之有效的監(jiān)督約束機(jī)制對所持股企業(yè)進(jìn)行監(jiān)管，以保障自身出資人責(zé)任的履行。至于如何構(gòu)建監(jiān)督機(jī)制，一些國有資本投資運(yùn)營公司進(jìn)行了有益的實(shí)踐探索。例如，中糧集團(tuán)為解決所持股企業(yè)管理者代理問題，堅(jiān)持放權(quán)與監(jiān)督相結(jié)合，整合審計(jì)、紀(jì)檢、財(cái)務(wù)、專職董事四條監(jiān)督線進(jìn)行充分監(jiān)督；深圳市投資控股有限公司為實(shí)現(xiàn)放管結(jié)合，構(gòu)建了全面覆蓋、常態(tài)長效的監(jiān)督機(jī)制，以確保授權(quán)到哪里監(jiān)督就跟進(jìn)到哪里(何建鋒，2022)。

三、理論分析與研究假設(shè)

高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息是保障資本市場充分發(fā)揮資源配置等功能，促進(jìn)資本市場平穩(wěn)高效運(yùn)行的重要基礎(chǔ)。已有研究表明，所有者與管理者之間的代理沖突是影響上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要因素(Warfield et al.，1995；Koh，2003；Doyle et al.，2007；Dechow et al.，2010)。由于產(chǎn)權(quán)不清晰，國有企業(yè)長期存在所有者缺位問題。在所有者缺位情境下，國有企業(yè)無法建立有效的股東治理機(jī)制，由此使管理者掌握了實(shí)際控制權(quán)，形成了內(nèi)部人控制。身為內(nèi)部人的管理者，既有強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)又能較為容易地實(shí)施會(huì)計(jì)信息操縱，以獲取超額薪酬、職務(wù)連任或晉升、職業(yè)聲譽(yù)等私人收益(Healy，1985；Graham et al.，2006；Francis et al.，2008；何威風(fēng)等，2013)。因此，提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要著力點(diǎn)在于加強(qiáng)對管理者的監(jiān)督與約束，抑制其會(huì)計(jì)信息操縱行為。國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革是新時(shí)代國資國企改革的重要方向和重點(diǎn)任務(wù)，解決國資監(jiān)管越位和缺位問題，完善國有企業(yè)公司治理機(jī)制，提高國有企業(yè)運(yùn)行效率是其重要目標(biāo)。以管資本為導(dǎo)向的國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革通過組建專司國有資本運(yùn)作的國有資本投資運(yùn)營公司，并授權(quán)其行使國有資本出資人權(quán)利，將“國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)→國有企業(yè)”兩層次國資監(jiān)管傳統(tǒng)模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤皣Y監(jiān)管機(jī)構(gòu)→國有資本投資運(yùn)營公司→國有企業(yè)”三層次國資監(jiān)管新模式。相較于傳統(tǒng)國資監(jiān)管模式下的國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)，新型國資監(jiān)管模式下的國有資本投資運(yùn)營公司能更有效地發(fā)揮股東治理作用，形成對管理者的有效監(jiān)督與約束，從而有利于促使管理者減少會(huì)計(jì)信息操縱行為，提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

首先，國有資本投資運(yùn)營公司積極發(fā)揮股東治理作用的動(dòng)機(jī)和動(dòng)力更強(qiáng)。產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為，產(chǎn)權(quán)明晰是建立現(xiàn)代企業(yè)制度，完善公司治理機(jī)制的基礎(chǔ)。產(chǎn)權(quán)明晰不僅要求產(chǎn)權(quán)主體明確，而且要求各產(chǎn)權(quán)主體之間的權(quán)責(zé)界定清晰。在原有以管資產(chǎn)為主的國資監(jiān)管體制下，國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)與國有企業(yè)之間的權(quán)責(zé)邊界不清，容易引發(fā)“有利益時(shí)掠奪”的監(jiān)管越位和“有責(zé)任時(shí)推諉”的監(jiān)管缺位問題(廖紅偉和楊良平，2018；卜君和孫光國，2021)，進(jìn)而導(dǎo)致國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)缺乏積極履行出資人職責(zé)、監(jiān)督與約束國有企業(yè)管理者的動(dòng)機(jī)。以管資本為主的國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革通過建立“國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)→國有資本投資運(yùn)營公司→國有企業(yè)”這一創(chuàng)新型國資監(jiān)管體制，并科學(xué)界定國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)、國有資本投資運(yùn)營公司、國有企業(yè)三者之間的權(quán)責(zé)邊界，促進(jìn)了“政企分開”“政資分開”“資企分開”以及所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的進(jìn)一步分離。國有資本投資運(yùn)營公司在被授予出資人權(quán)利的同時(shí)，也被明確賦予了優(yōu)化國有資本布局、提升國有資本運(yùn)行效率、實(shí)現(xiàn)國有資產(chǎn)保值增值等責(zé)任，必須按照責(zé)權(quán)對等原則行權(quán)履職。由于在管資本為主的國有資本授權(quán)經(jīng)營體制下，國有資本投資運(yùn)營公司對所持股企業(yè)的管理需要摒棄國有集團(tuán)公司傳統(tǒng)的行政化、發(fā)“紅頭文件”、“重審批、輕監(jiān)督”模式，以產(chǎn)權(quán)為基礎(chǔ)、資本為紐帶，以股權(quán)為依托，依據(jù)《公司法》等法律法規(guī)行使股東權(quán)利。這意味著國有資本投資運(yùn)營公司必須建立有效的監(jiān)督機(jī)制約束國有企業(yè)管理者行為，以保障其出資人職責(zé)的履行。因此，較之改革前的國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)，改革后的國有資本投資運(yùn)營公司具有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)和動(dòng)力積極發(fā)揮股東治理作用，加強(qiáng)對國有企業(yè)管理者的監(jiān)督與約束，抑制其會(huì)計(jì)信息操縱行為，進(jìn)而提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

其次，國有資本投資運(yùn)營公司的股東治理效率更高。一方面，根據(jù)管理幅度理論，由于受到時(shí)間、經(jīng)驗(yàn)、知識(shí)等要素稟賦和資源環(huán)境的約束，任何組織或個(gè)人在進(jìn)行管理活動(dòng)時(shí)都存在一個(gè)有效管理幅度，即組織或個(gè)人能夠有效管理的下屬單位或個(gè)人是有限的。在限定其他條件不變時(shí)，管理幅度與管理效能成反比，當(dāng)實(shí)際管理幅度超出有效管理幅度時(shí)，會(huì)嚴(yán)重降低管理效能，甚至造成管理失效。在傳統(tǒng)國資監(jiān)管模式下，國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)不僅需要對數(shù)量眾多的國有企業(yè)履行出資人職責(zé)，還負(fù)有國有資本布局優(yōu)化和結(jié)構(gòu)調(diào)整、國資監(jiān)管相關(guān)制度制定等宏觀管理職能。囿于人力、物力、時(shí)間等，國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)的實(shí)際管理幅度往往遠(yuǎn)超其有效管理幅度，導(dǎo)致其管理效能較低，無法有效監(jiān)督與約束國有企業(yè)管理者(陳艷利和姜艷峰，2021)。在新型國資監(jiān)管模式下，國有資本投資運(yùn)營公司只需對其持股的少數(shù)國有企業(yè)履行出資人職責(zé)，管理幅度大大降低，管理效能顯著提高，從而能夠加強(qiáng)對國有企業(yè)管理者的監(jiān)督與約束，減少其會(huì)計(jì)信息操縱行為，提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。另一方面，按照比較優(yōu)勢理論的思想，最優(yōu)的國資監(jiān)管體制設(shè)計(jì)應(yīng)當(dāng)使國資監(jiān)管的各項(xiàng)任務(wù)分別由最具比較優(yōu)勢的組織完成，即“讓專業(yè)的人做專業(yè)的事”才能使國資監(jiān)管效率和效果達(dá)到最優(yōu)。就履行國有企業(yè)出資人職能而言，作為專業(yè)化國有資本運(yùn)作平臺(tái)的國有資本投資運(yùn)營公司顯然具有比較優(yōu)勢，而國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)則處于比較劣勢。國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)將其國有企業(yè)出資人職能授權(quán)給國有資本投資運(yùn)營公司行使，將有助于提升國資監(jiān)管效率和效果。也就是說，以管資本為主的國有資本授權(quán)經(jīng)營體制對于國資監(jiān)管作出了更優(yōu)的制度安排，由具有比較優(yōu)勢的國有資本投資運(yùn)營公司履行出資人職能，更能有效發(fā)揮股東治理作用，進(jìn)而更有效地抑制管理者的會(huì)計(jì)信息操縱行為，提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

綜上所述，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革能夠提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2022年滬深A(yù)股國有上市公司作為初始樣本，在剔除金融業(yè)公司、ST等特別處理類公司、數(shù)據(jù)異常或缺失的樣本后，最終共獲取13281個(gè)公司 年度觀測值。本文所用國有資本投資運(yùn)營公司試點(diǎn)數(shù)據(jù)是通過電話或留言方式咨詢政府及國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)，并輔之以政府、國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)、公司官方網(wǎng)站信息查詢和百度新聞搜索獲得，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為減輕極端值對研究結(jié)果造成的干擾，本文對所有連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行縮尾處理。

(二)模型構(gòu)建

本文基于國務(wù)院國資委和地方國資監(jiān)管機(jī)構(gòu)在中央企業(yè)和地方國有企業(yè)層面分批組建國有資本投資運(yùn)營公司試點(diǎn)這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場景，借鑒Beck et al.(2010)等的做法，構(gòu)建如下多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型來檢驗(yàn)國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響：

其中，AQi,t為被解釋變量國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，DIDi,t為解釋變量國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革，CONTROL為一系列控制變量，?i為公司固定效應(yīng)，σt為年度固定效應(yīng)，εi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(三)變量選擇

1.被解釋變量：會(huì)計(jì)信息質(zhì)量(AQ)

盈余質(zhì)量能夠較好地反映會(huì)計(jì)信息質(zhì)量(陳紅等，2014)，被廣泛用作會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量。本文借鑒陳紅等(2014)、馬黎珺等(2022)的研究，以修正瓊斯模型(Dechow et al.，1995)測算的可操縱性應(yīng)計(jì)利潤的絕對值DA(即盈余質(zhì)量)，作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)。DA為反向指標(biāo)，其值越小，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。DA的計(jì)算過程如下：

第一步，對模型(2)逐年逐行業(yè)進(jìn)行最小二乘回歸，得出系數(shù)β0、β1、β2的估計(jì)值b0、b1、b2；第二步，把b0、b1、b2的數(shù)值代入式(3)，計(jì)算出不可操縱性應(yīng)計(jì)利潤NDA；第三步，按照式(4)計(jì)算出DA。

其中，TAi,t為公司i第t年總應(yīng)計(jì)利潤，等于營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量；Ai,t-1為公司i第t-1年期末總資產(chǎn)；△REVi,t為公司i第t年?duì)I業(yè)收入變動(dòng)額；△RECi,t為公司i第t年期末應(yīng)收賬款變動(dòng)額；PPEi,t為公司i第t年期末固定資產(chǎn)凈額。

2.解釋變量：國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革(DID)

借鑒卜君和孫光國(2021)、楊興全等(2022)的方法，若某年度樣本公司的控股股東或?qū)嶋H控制人為國有資本投資運(yùn)營公司試點(diǎn)，則DID賦值為1，否則為0。

3.控制變量

為控制其他因素對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，根據(jù)既有文獻(xiàn)，本文選取公司規(guī)模(Size)、公司年齡(Age)等公司基本特征，資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、無形資產(chǎn)比率(Intan)、營業(yè)收入增長率(Growth)、現(xiàn)金流水平(Cf)等公司財(cái)務(wù)特征以及股權(quán)集中度(Top1)、董事會(huì)規(guī)模(Bsize)、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(Bmeet)、獨(dú)立董事比例(Indep)等公司治理特征作為控制變量。

變量定義如表1所示。

表1 變量定義

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了被解釋變量、解釋變量和控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。AQ的平均值為0.050，標(biāo)準(zhǔn)差為0.047，最小值為0.001，最大值為0.240，表明不同國有上市公司之間的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量存在較大差異。DID的平均值為0.146，表明在樣本期內(nèi)、公司 年度層面上，約有14.6%的國有上市公司的控股股東或?qū)嶋H控制人屬于國有資本投資運(yùn)營公司試點(diǎn)。各控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征與以往研究文獻(xiàn)基本一致。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)多元回歸分析

表3報(bào)告了國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革與國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間關(guān)系的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列(1)僅控制了公司和年度固定效應(yīng)，列(2)～(4)逐步引入了公司基本特征層面、公司財(cái)務(wù)特征層面、公司治理特征層面的控制變量。列(1)～(4)中解釋變量國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革(DID)的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，表明國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革能夠顯著降低可操縱性應(yīng)計(jì)利潤，提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，假設(shè)H1得證。從經(jīng)濟(jì)意義來看，列(4)中DID的系數(shù)為-0.005，表示相對于控制組樣本(即樣本期內(nèi)控股股東或?qū)嶋H控制人未被確立為國有資本投資運(yùn)營公司試點(diǎn)的國有上市公司)，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革使得處理組樣本(即樣本期內(nèi)控股股東或?qū)嶋H控制人被確立為國有資本投資運(yùn)營公司試點(diǎn)的國有上市公司)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提升了約10%(0.005/0.050)，具有經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性。

表3 國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)

采用雙重差分模型捕捉政策實(shí)施凈效應(yīng)的前提條件是滿足平行趨勢假設(shè)。就本文而言，滿足平行趨勢假設(shè)要求在政策沖擊前，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的變化趨勢在處理組樣本和控制組樣本之間不存在顯著差異。因此，本文參考Beck et al.(2010)的方法，構(gòu)建如下模型進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)：

其中，DID-3、DID-2、DID-1、DID0、DID1、DID2和DID≥3是刻畫國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革政策沖擊相對時(shí)點(diǎn)的一組虛擬變量。對于處理組樣本，若某年度處于受到國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革政策沖擊前第3年，則DID-3取值為1，DID-2、DID-1、DID0、DID1、DID2和DID≥3的變量定義以此類推；對于控制組樣本，全部取值為0。本文以政策沖擊前第4年及以前年份作為基準(zhǔn)期。圖1報(bào)告的平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在政策沖擊之前，處理組樣本與控制組樣本的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量具有相同的變化趨勢，滿足平行趨勢假設(shè)；DID0、DID1、DID2、DID≥3系數(shù)的置信區(qū)間(95%水平)均位于0值下方，表明國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量具有持續(xù)性的提升作用。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果

2.安慰劑檢驗(yàn)

樣本期內(nèi)國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可能會(huì)受到一些不可觀測的隨機(jī)或偶然性因素影響。為排除這類因素對前文結(jié)論造成的干擾，本文采用以下方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)：第一，借鑒呂越等(2023)、李思飛等(2023)的方法，先通過隨機(jī)分配解釋變量國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革DID的取值構(gòu)造虛擬解釋變量FDID，再使用FDID對模型(1)進(jìn)行回歸，并重復(fù)此過程1000次，繪制出FDID系數(shù)和t值分布的核密度圖。由圖2可知，虛擬解釋變量FDID的系數(shù)分布在0值附近，且均分布在真實(shí)解釋變量DID回歸系數(shù)值(-0.005)的右側(cè)；同時(shí)FDID的t值也分布在0值附近，且約有89%的t值未達(dá)到10%的顯著性水平。第二，借鑒Chen(2017)、梁若冰和王群群(2021)的方法，將處理組樣本受政策沖擊的時(shí)間分別提前2期和3期，構(gòu)造虛擬解釋變量FDID-2、FDID-3，并在保留真實(shí)解釋變量DID的基礎(chǔ)上，分別將FDID-2、FDID-3納入模型(1)進(jìn)行回歸，以此分離實(shí)際政策沖擊與虛擬政策沖擊的影響。表4列(1)(2)顯示，F(xiàn)DID-2、FDID-3的回歸系數(shù)均不顯著，而DID的回歸系數(shù)仍顯著為負(fù)。第三，借鑒范子英和田彬彬(2013)、Lu et al.(2017)的方法，在僅保留政策沖擊前年份(2009—2013年)的基礎(chǔ)上，分別設(shè)置2011年、2012年作為虛擬政策沖擊時(shí)間，并生成虛擬解釋變量FDID2011、FDID2012，對模型(1)進(jìn)行回歸。表4列(3)(4)顯示，F(xiàn)DID2011、FDID2012的回歸系數(shù)均不顯著。以上安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果表明，前文研究結(jié)論受不可觀測的偶然或隨機(jī)性因素影響的可能性較小。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

表4 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

3.基于傾向得分匹配的雙重差分法

由于國有資本投資運(yùn)營公司試點(diǎn)并非隨機(jī)確立，這可能使處理組與控制組之間存在某些會(huì)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量產(chǎn)生影響的固有差異，即前文研究結(jié)論可能會(huì)受到自選擇偏誤問題的干擾。為此，本文采用基于傾向得分匹配的雙重差分模型對國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。具體過程如下：第一步，以公司規(guī)模(Size)、公司年齡(Age)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、無形資產(chǎn)比率(Intan)、營業(yè)收入增長率(Growth)、現(xiàn)金流水平(Cf)、股權(quán)集中度(Top1)、董事會(huì)規(guī)模(Bsize)、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(Bmeet)、獨(dú)立董事比例(Indep)作為協(xié)變量，對處理組和控制組樣本進(jìn)行1:1有放回最近鄰匹配。表5列示的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果表明，除Growth和Cf外，匹配前各協(xié)變量在處理組和對照組之間均存在顯著差異，匹配后各協(xié)變量在處理組和對照組之間均不存在顯著差異，并且Growth和Cf的偏差率下降。同時(shí)，匹配前后處理組和控制組會(huì)計(jì)信息質(zhì)量(AQ)的核密度圖(見圖3)顯示，匹配前處理組和控制組之間的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量分布存在較大差異，而匹配后差異大幅下降，趨近一致。上述結(jié)果表明，匹配是有效的。第二步，使用匹配后的配對樣本對模型(1)進(jìn)行回歸。表6列(1)顯示，解釋變量DID的回歸系數(shù)仍然在1%水平上顯著為負(fù)。此外，本文還使用1:1無放回最近鄰匹配、1:2有放回最近鄰匹配、1:4有放回最近鄰匹配后的配對樣本對模型(1)進(jìn)行回歸，表6列(2)～(4)顯示，解釋變量DID的回歸系數(shù)均至少在5%水平上顯著為負(fù)。以上結(jié)果表明，排除自選擇偏誤問題的干擾后前文結(jié)論依然成立。

圖3 匹配前后核密度圖

表5 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

表6 基于傾向得分匹配的雙重差分

4.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為提高前文結(jié)論的可靠性，本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

第一，替換被解釋變量?？紤]到可操縱性應(yīng)計(jì)利潤的測算方法存在多種，本文分別采用瓊斯模型(Jones，1991)、Kothari模型(Kothari et al.，2005)、陸建橋模型(陸建橋，1999)重新測算可操縱性應(yīng)計(jì)利潤，并作為被解釋變量對模型(1)進(jìn)行回歸；鑒于盈余質(zhì)量還可以用真實(shí)盈余管理程度進(jìn)行度量，本文采用Roychowdhury模型(Roychowdhury，2006)對樣本公司的真實(shí)盈余管理程度進(jìn)行測算，并作為被解釋變量對模型(1)進(jìn)行回歸；鑒于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的衡量存在多種維度，本文借鑒汪蕓倩和王永海(2019)、楊海燕等(2012)的方法，分別以會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、信息披露考評(píng)等級(jí)衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，并作為被解釋變量對模型(1)進(jìn)行回歸。

第二，控制行業(yè)和地區(qū)層面不可觀測因素的影響。為排除不隨時(shí)間變化的行業(yè)和地區(qū)層面不可觀測因素對研究結(jié)論造成的影響，本文進(jìn)一步將行業(yè)固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)納入模型(1)后進(jìn)行回歸；為排除隨時(shí)間變化的行業(yè)和地區(qū)層面不可觀測因素對研究結(jié)論造成的影響，本文進(jìn)一步將行業(yè) 年度聯(lián)合固定效應(yīng)和省份 年度聯(lián)合固定效應(yīng)納入模型(1)后進(jìn)行回歸。

第三，將被解釋變量超前1期后對模型(1)進(jìn)行回歸。

第四，將試點(diǎn)當(dāng)年樣本剔除后對模型(1)進(jìn)行回歸。

第五，排除其他政策影響。本文在控制黨的十八大召開、“國企改革三年行動(dòng)”、國有企業(yè)違規(guī)經(jīng)營投資責(zé)任追究制度建立的影響后對模型(1)進(jìn)行回歸。

以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(限于篇幅，略)均支持了前文研究結(jié)論。

六、進(jìn)一步研究

(一)行政層級(jí)的影響

中央企業(yè)和地方國有企業(yè)在公司治理水平等方面存在一定的差異，使得國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對國有企業(yè)發(fā)揮的治理作用因行政層級(jí)的不同而不同。為檢驗(yàn)國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響在不同行政層級(jí)的國有企業(yè)中是否具有異質(zhì)性，本文將全部樣本分為中央企業(yè)、地方國有企業(yè)兩組對模型(1)進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表7所示。在中央企業(yè)組，解釋變量DID的回歸系數(shù)為負(fù)，但不顯著；在地方國有企業(yè)組，解釋變量DID的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)。同時(shí)費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)結(jié)果顯示，解釋變量DID的回歸系數(shù)在中央企業(yè)和地方國有企業(yè)兩組之間存在顯著差異。以上結(jié)果表明，相對于中央企業(yè)，在地方國有企業(yè)中，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用更為顯著。對于國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革沒有顯著提升中央企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量這一結(jié)果，可能的原因在于：中央企業(yè)的公司治理機(jī)制較為完善，公司治理水平較高。已有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)建設(shè)、EVA考核制度、國家審計(jì)等內(nèi)外部公司治理機(jī)制能夠有效抑制管理者的會(huì)計(jì)信息操縱行為，提高中央企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量(黃華等，2020；張濤和畢家睿，2020；陳宋生等，2013；王海林和張丁，2019)。在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量本就較高的中央企業(yè)，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革的作用空間可能較小，作用效果不明顯。

表7 國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革、行政層級(jí)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

(二)功能界定與分類的影響

2015年12月，國務(wù)院國資委、財(cái)政部、國家發(fā)改委聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于國有企業(yè)功能界定與分類的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《指導(dǎo)意見》)，標(biāo)志著國有企業(yè)進(jìn)入分類監(jiān)管和治理的新時(shí)期(魏明海等，2017)。《指導(dǎo)意見》將國有企業(yè)劃分為商業(yè)類和公益類，商業(yè)類又可細(xì)分為商業(yè)競爭類和特定功能類。不同功能的國有企業(yè)在主業(yè)范圍、經(jīng)營目標(biāo)、考核制度等方面存在差異，這可能使得管理者在會(huì)計(jì)信息披露方面表現(xiàn)出不同的行為特征，進(jìn)而影響國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革治理作用的發(fā)揮。為檢驗(yàn)國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響是否會(huì)因國有企業(yè)功能界定與分類的不同而表現(xiàn)出異質(zhì)性，本文借鑒魏明海等(2017)的做法，將全部樣本分為商業(yè)競爭類和特定功能類，然后對模型(1)進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表8所示。在商業(yè)競爭類國有企業(yè)組，解釋變量DID的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，在特定功能類國有企業(yè)組，解釋變量DID的回歸系數(shù)為負(fù)，但不顯著。同時(shí)費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)結(jié)果顯示，解釋變量DID的回歸系數(shù)在商業(yè)競爭類和特定功能類兩組之間存在顯著差異。以上結(jié)果表明，相對于特定功能類國有企業(yè)，在商業(yè)競爭類國有企業(yè)中，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用更為顯著。對于國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革沒有顯著提升特定功能類國有企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量這一結(jié)果，可能的原因在于：經(jīng)濟(jì)績效在特定功能類國有企業(yè)的績效考核體系中占比相對較小，并且特定功能類國有企業(yè)一般處于壟斷行業(yè)，利潤率較高，使得管理者操縱會(huì)計(jì)盈余的動(dòng)機(jī)較弱，會(huì)計(jì)信息操縱行為較少，進(jìn)而使國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革通過抑制管理者的會(huì)計(jì)操縱行為提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的作用空間較小。

表8 國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革、功能界定與分類與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

(三)非國有股東治理的影響

國有企業(yè)通過混合所有制改革引入非國有股東，在一定程度上促進(jìn)了所有者到位。非國有股東為了保障自身利益和權(quán)益不受損害，會(huì)積極參與國有企業(yè)公司治理，通過股東大會(huì)表決或向國有企業(yè)委派董事、監(jiān)事、高級(jí)管理人員等方式參與國有企業(yè)決策以及日常管理，強(qiáng)化對管理者的監(jiān)督與約束(劉運(yùn)國等，2016；蔡貴龍等，2018；馮慧群和郭娜，2021)，從而減少管理者的會(huì)計(jì)信息操縱行為，提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。從理論上看，非國有股東發(fā)揮的治理作用越大，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用將越不明顯。

為檢驗(yàn)非國有股東治理是否影響國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革與國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系，本文借鑒劉運(yùn)國等(2016)、蔡貴龍等(2018)的研究，采用前十大非國有股東持股比例(Tensoe)、第一大非國有股東持股比例(Top1n)、非國有股東是否委派董事(Dnsoe)衡量非國有股東治理，并分別根據(jù)Tensoe、Top1n的中位數(shù)以及Dnsoe的取值將全部樣本分為兩組對模型(1)進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表9所示，其中列(1)、列(3)和列(5)代表非國有股東治理作用較大組，列(2)、列(4)和列(6)代表非國有股東治理作用較小組。在列(1)、列(3)和列(5)中，解釋變量DID的回歸系數(shù)均不顯著，在列(2)、列(4)和列(6)中，解釋變量DID的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)。同時(shí)費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)結(jié)果顯示，列(1)與列(2)、列(3)與列(4)、列(5)與列(6)中DID的回歸系數(shù)均在1%水平上通過了組間差異檢驗(yàn)。以上結(jié)果表明，相對于非國有股東治理作用較大的國有企業(yè)，在非國有股東治理作用較小的國有企業(yè)中，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用更加顯著，非國有股東治理與國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對于提升國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量呈現(xiàn)替代作用。

表9 國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革、非國有股東治理與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

七、結(jié)論與啟示

組建國有資本投資運(yùn)營公司是國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革的核心環(huán)節(jié)和重要舉措。自2014年7月中糧集團(tuán)和國家開發(fā)投資集團(tuán)被確立為首批國有資本投資公司試點(diǎn)后，國務(wù)院國資委和各地方國資委陸續(xù)在央企和地方國企層面分批設(shè)立了若干國有資本投資運(yùn)營公司。本文基于這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場景，利用手工搜集的國有資本投資運(yùn)營公司試點(diǎn)數(shù)據(jù)，以2009—2022年滬深A(yù)股國有上市公司為樣本，對國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革與國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系及其影響因素進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，得出如下研究結(jié)論：(1)國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革能夠顯著提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；(2)國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用受到行政層級(jí)、功能界定與分類、非國有股東治理的影響，在地方層級(jí)、商業(yè)競爭類以及非國有股東治理作用較小的國有企業(yè)中，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用更強(qiáng)。

本文研究結(jié)論具有以下政策啟示：

第一，應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革，充分發(fā)揮國有資本投資運(yùn)營公司的股東治理作用，提高國有企業(yè)治理體系和治理能力現(xiàn)代化水平。本文以會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提升的表現(xiàn)證明了國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革的有效性及其對提升國有企業(yè)公司治理水平的重要意義。因此，應(yīng)以當(dāng)前實(shí)施“國有企業(yè)改革深化提升行動(dòng)方案”為契機(jī)，在總結(jié)實(shí)踐中成功經(jīng)驗(yàn)和不足之處的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步從廣度和深度上持續(xù)推進(jìn)國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革。在廣度上，應(yīng)有序擴(kuò)大國有資本投資運(yùn)營公司的試點(diǎn)數(shù)量，在深度上，應(yīng)著力改進(jìn)國有資本投資運(yùn)營公司的運(yùn)作機(jī)制、提升運(yùn)作質(zhì)量，以更好發(fā)揮國有資本投資運(yùn)營公司的股東治理作用，完善國有企業(yè)公司治理機(jī)制，推動(dòng)國有資本和國有企業(yè)治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設(shè)。

第二，應(yīng)持續(xù)優(yōu)化對國有企業(yè)管理者的監(jiān)督與約束機(jī)制，提升國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，促進(jìn)資本市場平穩(wěn)健康發(fā)展。本文研究結(jié)果表明，以管資本為主的國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革通過清晰界定國有資本投資運(yùn)營公司的權(quán)責(zé)利，使其有效發(fā)揮了監(jiān)督與約束管理者、提升國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的作用。因此，在實(shí)施國有企業(yè)改革深化提升行動(dòng)過程中，應(yīng)持續(xù)優(yōu)化對國有企業(yè)管理者的監(jiān)督與約束機(jī)制，抑制其會(huì)計(jì)信息操縱行為，從而提高國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，充分發(fā)揮國有企業(yè)在資本市場建設(shè)方面的“排頭兵”和“穩(wěn)定器”作用，維護(hù)資本市場平穩(wěn)運(yùn)行，使金融更好服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，助力中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

第三，應(yīng)進(jìn)一步完善國資國企體制機(jī)制，增強(qiáng)不同改革措施之間的協(xié)調(diào)性，分層分類、精準(zhǔn)高效推進(jìn)改革，促進(jìn)國有企業(yè)提質(zhì)增效。本文研究發(fā)現(xiàn)，在非國有股東治理作用較大、中央層級(jí)、特定功能類的國有企業(yè)中，國有資本授權(quán)經(jīng)營體制改革沒有明顯發(fā)揮提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的作用。因此，在實(shí)施國有企業(yè)改革深化提升行動(dòng)過程中，應(yīng)以系統(tǒng)觀念進(jìn)一步完善國資國企體制機(jī)制，充分考慮不同行政層級(jí)、不同功能國有企業(yè)之間的差異，不斷強(qiáng)化不同改革政策之間的協(xié)同性，力求各項(xiàng)改革政策能夠在發(fā)揮自身預(yù)期政策效應(yīng)的基礎(chǔ)上協(xié)調(diào)配合，并且能夠分層分類推進(jìn)實(shí)施，從而提高國資國企改革政策實(shí)施的效率和效果，更好促進(jìn)國有企業(yè)實(shí)現(xiàn)提質(zhì)增效。 ■