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(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn)轉(zhuǎn)向發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)。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(jì)的意見》和《關(guān)于營(yíng)造更好發(fā)展環(huán)境支持民營(yíng)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(yíng)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(jìn)美亞柏科的逆向混合所有制改革。在此現(xiàn)實(shí)背景下，探討國有股權(quán)參股民營(yíng)企業(yè)帶來的經(jīng)濟(jì)后果既有利于深入理解民營(yíng)企業(yè)為什么要進(jìn)行逆向混合所有制改革，也能為如何有效推動(dòng)民營(yíng)企業(yè)逆向混合所有制改革提供經(jīng)驗(yàn)啟示。

在國有股權(quán)參股民營(yíng)企業(yè)的一系列經(jīng)濟(jì)后果中，關(guān)注會(huì)計(jì)信息質(zhì)量意義重大。這是因?yàn)檎鎸?shí)有效的會(huì)計(jì)信息是資本市場(chǎng)高效運(yùn)轉(zhuǎn)的必要條件，高質(zhì)量的會(huì)計(jì)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(duì)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(rèn)為，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量會(huì)受到經(jīng)濟(jì)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(qiáng)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(huì)計(jì)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(rèn)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(jì)委員會(huì)信息權(quán)等微觀層面的因素會(huì)直接影響會(huì)計(jì)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(yíng)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(yíng)企業(yè)提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。一方面，國有股權(quán)參股可為民營(yíng)企業(yè)帶來更多的信貸資源，減輕稅收負(fù)擔(dān)，緩解融資約束，進(jìn)而減少民營(yíng)企業(yè)出于金融化動(dòng)機(jī)所進(jìn)行的盈余操縱行為（劉惠好和焦文妞，2022a），提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。另一方面，在信息不對(duì)稱的情況下，企業(yè)對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的執(zhí)行動(dòng)機(jī)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(duì)稱程度（Zhao 和Mao，2023），提高企業(yè)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則執(zhí)行方面的透明度，進(jìn)而影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量?；诖?，本文在混合所有制改革背景下，探究國有股權(quán)參股如何影響民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

本文以2009 ～2020 年滬深A(yù)股民營(yíng)上市公司為研究樣本，探究國有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響及作用機(jī)制。其可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，目前學(xué)者主要聚焦于國有股權(quán)參股對(duì)企業(yè)創(chuàng)新和戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)等方面的影響，鮮有研究關(guān)注國有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)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(yíng)企業(yè)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量相結(jié)合，擴(kuò)展了國有股權(quán)參股民營(yíng)企業(yè)經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究。第二，現(xiàn)有研究多從宏觀經(jīng)濟(jì)政策和管理層特征方面探究會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響因素，鮮少關(guān)注企業(yè)股東層面對(duì)會(huì)計(jì)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(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，豐富了股東特征對(duì)會(huì)計(jì)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(yíng)企業(yè)對(duì)會(huì)計(jì)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(jì)政策不確定性、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度和國有股東性質(zhì)下，國有股權(quán)參股如何影響民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)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(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)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(jì)后果方面展開國有股權(quán)參股民營(yíng)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(yíng)企業(yè)擺脫產(chǎn)權(quán)劣勢(shì)（Li 和Zeng，2019），推動(dòng)民營(yíng)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(yíng)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(yíng)企業(yè)吸引投資的能力更強(qiáng)（劉惠好和焦文妞，2022b）、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)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(qiáng)（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(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響因素研究。影響會(huì)計(jì)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(zhǎng)和李兆芃，2022）、利率市場(chǎng)化（馬黎珺等，2022）、增值稅遵從（彭凱，2021）、政府會(huì)計(jì)監(jiān)督和證監(jiān)會(huì)隨機(jī)抽查（柳光強(qiáng)和王迪，2021）、外部審計(jì)師聲譽(yù)（路軍偉等，2022）、環(huán)境不確定性（花馮濤和徐飛，2018）等均會(huì)影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。從企業(yè)內(nèi)部環(huán)境來看，外國機(jī)構(gòu)投資者投資（Wang，2017）、企業(yè)股票的發(fā)行（Lee 和Masulis，2009）、對(duì)物聯(lián)網(wǎng)和區(qū)塊鏈技術(shù)的應(yīng)用（Wu等，2019）、國內(nèi)機(jī)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(huì)特征（Ran 等，2015）、家族所有制（Cascino 等，2010）等也會(huì)影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

現(xiàn)有關(guān)于會(huì)計(jì)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(jī)制對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的認(rèn)識(shí)。其中，公司內(nèi)部治理特征對(duì)會(huì)計(jì)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(jìn)，國有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)微觀層面經(jīng)濟(jì)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(duì)會(huì)計(jì)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(yíng)企業(yè)對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響。

（二）研究假設(shè)

會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升離不開企業(yè)的能力和意愿支持，民營(yíng)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(huì)增加對(duì)盈余管理的操縱行為，嚴(yán)重影響企業(yè)提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的能力；信息不對(duì)稱會(huì)降低企業(yè)對(duì)內(nèi)外部信息傳遞的效率，降低企業(yè)提升會(huì)計(jì)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(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。在股權(quán)制衡治理機(jī)制之下，制衡股東為維護(hù)自身的投資利益，有動(dòng)機(jī)對(duì)控股股東的金融化行為進(jìn)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(gè)方面來抑制民營(yíng)企業(yè)金融化進(jìn)而提升會(huì)計(jì)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(huì)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(yíng)業(yè)務(wù)的短期收益向外界傳達(dá)了低質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息。國有股權(quán)參股民營(yíng)企業(yè)后，一方面在雙方共同利益的驅(qū)使下，國有股東對(duì)被投資民營(yíng)企業(yè)的認(rèn)可無形中為民營(yíng)企業(yè)提供了聲譽(yù)擔(dān)保，有助于其獲取相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)資源和政策優(yōu)惠，民營(yíng)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(biāo)的驅(qū)動(dòng)下，國有股東會(huì)積極監(jiān)督并干預(yù)被投資民營(yíng)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)情況，促使其將獲取的資源投入經(jīng)營(yíng)，進(jìn)而抑制其金融化行為，披露的主營(yíng)業(yè)務(wù)的獲利情況最終會(huì)提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。其次，民營(yíng)企業(yè)普遍存在股權(quán)過于集中的問題，導(dǎo)致對(duì)控股股東的監(jiān)督缺位，控股股東在控制權(quán)優(yōu)勢(shì)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(huì)計(jì)信息。國有股權(quán)參股民營(yíng)企業(yè)后，一方面，在國有資產(chǎn)保值增值目標(biāo)的驅(qū)動(dòng)下，國有股東有動(dòng)機(jī)積極監(jiān)督并提升被投資民營(yíng)企業(yè)的內(nèi)部治理水平，其通過向民營(yíng)企業(yè)派駐董事等對(duì)控股股東形成監(jiān)督，抑制民營(yíng)企業(yè)出于金融化目的實(shí)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(huì)層面的關(guān)注與外部監(jiān)督，國有股權(quán)參股民營(yíng)企業(yè)后，會(huì)在一定程度上增加民營(yíng)企業(yè)受到的外部監(jiān)督，進(jìn)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(yíng)業(yè)務(wù)，減少盈余操縱行為，最終提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

2.國有股權(quán)參股通過緩解信息不對(duì)稱提升民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。多個(gè)大股東相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)被認(rèn)為是有效的公司治理機(jī)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(huì)降低公司發(fā)布的財(cái)務(wù)報(bào)告的質(zhì)量，在合理的股權(quán)制衡機(jī)制下，國有股權(quán)參股會(huì)對(duì)民營(yíng)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(gè)方面緩解民營(yíng)企業(yè)信息不對(duì)稱，進(jìn)而提升會(huì)計(jì)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(yíng)企業(yè)，促使民營(yíng)企業(yè)響應(yīng)政府要求從而主動(dòng)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(duì)社會(huì)的影響，國有企業(yè)在響應(yīng)政府實(shí)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(jìn)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(huì)要求被參股民營(yíng)企業(yè)提高信息透明度，提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。我國對(duì)國有資本的嚴(yán)格監(jiān)管，增強(qiáng)了國有企業(yè)經(jīng)營(yíng)者在經(jīng)營(yíng)和投資過程中的謹(jǐn)慎性。國有企業(yè)改革的主要目標(biāo)是保證國有資產(chǎn)的保值增值，國家對(duì)國有企業(yè)高管的反腐治理和經(jīng)營(yíng)問責(zé)也更加嚴(yán)格（Kong 等，2017）。當(dāng)國有股權(quán)參股民營(yíng)企業(yè)時(shí)，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(yíng)企業(yè)的運(yùn)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(xiǎn)。因此，國有資本代理人可能要求民營(yíng)企業(yè)管理層規(guī)范其信息披露機(jī)制，以減少因信息不對(duì)稱造成的損失。此外，當(dāng)民營(yíng)企業(yè)引入國有資本時(shí)，可以獲得政府提供的稀缺資源、信貸資源和政策資源，這會(huì)對(duì)公司財(cái)務(wù)報(bào)告的質(zhì)量產(chǎn)生積極影響（Hoang等，2022）。民營(yíng)企業(yè)往往更加重視國有股東的要求，因此會(huì)積極提升企業(yè)信息透明度，進(jìn)而提升會(huì)計(jì)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(huì)提升民營(yíng)企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

首先，綜合2007 年實(shí)施的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與混合所有制改革的實(shí)施時(shí)間，選取2009 ～2020 年我國A 股上市的民營(yíng)控股企業(yè)為研究樣本。以國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫我國民營(yíng)上市公司子數(shù)據(jù)庫為基礎(chǔ)，按以下原則進(jìn)行整理：①根據(jù)“民營(yíng)化”選項(xiàng)剔除由國有企業(yè)通過股權(quán)轉(zhuǎn)讓成為民營(yíng)企業(yè)的樣本，這是因?yàn)檫@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(huì)影響研究結(jié)果；②剔除被ST、PT 處理的公司與金融、保險(xiǎn)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(duì)股東性質(zhì)缺失樣本進(jìn)行補(bǔ)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(shí)間等數(shù)據(jù)。兩部分?jǐn)?shù)據(jù)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量數(shù)據(jù)相匹配，最終得到11968 個(gè)有效樣本。會(huì)計(jì)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(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，對(duì)所有連續(xù)變量在1%分位數(shù)和99%分位數(shù)進(jìn)行Winsorize縮尾處理。

（二）模型設(shè)定與變量定義

為檢驗(yàn)國有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)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(yíng)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(yùn)用營(yíng)運(yùn)資本應(yīng)計(jì)對(duì)滯后一期、本期和未來一期的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流進(jìn)行線性回歸，回歸得到的殘差的絕對(duì)值（aiqo1）越大，說明盈余管理空間越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低；同時(shí)，使用修正Jones模型計(jì)算的操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值（aiqo2）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，該值越大，說明盈余管理空間越大，會(huì)計(jì)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(duì)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)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(yíng)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(gè)指標(biāo)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。根據(jù)前文假設(shè)分析，預(yù)期α1顯著為負(fù)。

X 表示控制變量集，參考柳光強(qiáng)和王迪（2021）的研究，選取企業(yè)規(guī)模（size）、資產(chǎn)負(fù)債率（debt）、盈利能力（earn）、獨(dú)立董事比例（indir）、兩職合一（duality）、長(zhǎng)期負(fù)債率（ltdr）、現(xiàn)金持有（cash）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（trota）、速動(dòng)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(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性檢驗(yàn)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(yíng)上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平差異較大。從國有股權(quán)參股指標(biāo)來看，sro1 的均值為0.4270，樣本中有42.7%的民營(yíng)企業(yè)存在國有股權(quán)參股，說明國有股權(quán)參股民營(yíng)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(yíng)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(fù)，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(jì)與相關(guān)系數(shù)

（二）基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)國有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，使用aiqo1 作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代性衡量指標(biāo)，并使用sro1和sro2作為核心解釋變量，采用固定效應(yīng)對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表3。列（1）和列（2）為sro1對(duì)aiqo1的檢驗(yàn)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(duì)aiqo1 的檢驗(yàn)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(yíng)企業(yè)的盈余操縱進(jìn)而提升其會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，H1 得到驗(yàn)證。在經(jīng)濟(jì)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(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平提升約8.59%。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（三）影響機(jī)制檢驗(yàn)

通過基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)可知，國有股權(quán)參股可以提升民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，但尚未驗(yàn)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(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)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(yíng)企業(yè)金融化程度，減少其盈余操縱行為，進(jìn)而提升其會(huì)計(jì)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(yíng)企業(yè)提高信息透明度，進(jìn)而提升會(huì)計(jì)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(duì)稱兩個(gè)路徑檢驗(yàn)國有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，構(gòu)建模型（2）～（4），為簡(jiǎn)化結(jié)果，該部分僅使用sro2進(jìn)行檢驗(yàn)。

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(zhǔn)則發(fā)生變化，針對(duì)2018 年實(shí)施新準(zhǔn)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(jì)算金融資產(chǎn)。信息不對(duì)稱（inasy）參考李莉等（2014）的研究，選用非流動(dòng)性比率衡量企業(yè)的信息不對(duì)稱程度。非流動(dòng)性比率=，該指標(biāo)值越小，說明股票流動(dòng)性越高，投資者逆向選擇成本越低，信息不對(duì)稱程度也越低。

表4 是國有股權(quán)參股影響民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的路徑檢驗(yàn)結(jié)果，其中列（1）和列（2）為金融化路徑的檢驗(yàn)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(yíng)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(shí)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(yíng)企業(yè)金融化進(jìn)而提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。列（3）和列（4）為信息不對(duì)稱路徑的檢驗(yàn)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(yíng)企業(yè)的信息不對(duì)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(shí)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(yíng)企業(yè)的信息不對(duì)稱進(jìn)而提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

（四）內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)。

（1）Heckman 兩階段模型?？紤]到并非所有民營(yíng)企業(yè)都存在國有股權(quán)參股，對(duì)于不存在國有股權(quán)參股的企業(yè)，無法觀測(cè)到國有股權(quán)參股對(duì)其會(huì)計(jì)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(duì)樣本進(jìn)行再檢驗(yàn)。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(chǎng)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(jì)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(duì)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響的基準(zhǔn)模型中，檢驗(yàn)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(fù)，表明地方政府對(duì)民營(yíng)企業(yè)干預(yù)過多會(huì)增加民營(yíng)企業(yè)引入國有股權(quán)的動(dòng)機(jī)。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(fù)，表明民營(yíng)企業(yè)中引入國有股權(quán)能提升企業(yè)會(huì)計(jì)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(gè)體自選擇的內(nèi)生性問題。將擁有國有股權(quán)參股的民營(yíng)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(duì)一最近鄰匹配為處理組尋找特征相似的對(duì)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(duì)匹配成功的樣本進(jìn)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(fù)，該結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)論保持一致。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）替換會(huì)計(jì)信息質(zhì)量測(cè)度方法。參考馬黎珺等（2022）的研究，使用修正Jones 模型計(jì)算的操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值（aiqo2）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)絕對(duì)值越大，說明盈余管理空間越大，會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)信息質(zhì)量與國有股權(quán)參股測(cè)度方法檢驗(yàn)結(jié)果

（2）替換國有股權(quán)參股測(cè)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，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(fù)，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(huì)計(jì)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(jì)政策不確定性指數(shù)來衡量民營(yíng)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(jì)政策不確定性指數(shù)大于均值時(shí)，視為民營(yíng)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(yàn)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(fù)，高政策不確定性組中sro2與aiqo1 的系數(shù)的絕對(duì)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(yàn)，表明當(dāng)民營(yíng)企業(yè)所處環(huán)境政策不確定性較高時(shí)，參股國有股權(quán)更能促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。這是因?yàn)樵诟呓?jīng)濟(jì)政策不確定性環(huán)境下，民營(yíng)企業(yè)面臨的不確定性較多，容易忽略會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，而國有股權(quán)能加強(qiáng)對(duì)民營(yíng)企業(yè)的監(jiān)督，更加顯著地提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

表7 企業(yè)與行業(yè)層面異質(zhì)性分組檢驗(yàn)結(jié)果

（二）國有股權(quán)參股、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

為探究民營(yíng)企業(yè)所在行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)國有股權(quán)參股與民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)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(dá)爾指數(shù)定義行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度啞變量，如果企業(yè)所在行業(yè)的赫芬達(dá)爾指數(shù)小于行業(yè)均值，則屬于高競(jìng)爭(zhēng)型行業(yè)，否則屬于低競(jìng)爭(zhēng)型行業(yè)。表7 中列（3）和列（4）為行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度分組檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，高行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度組中sro2 與aiqo1 的系數(shù)的絕對(duì)值和顯著性水平均高于低行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度組，且通過了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)，表明當(dāng)民營(yíng)企業(yè)面臨的行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較高時(shí)，國有股權(quán)參股提升民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)信息質(zhì)量

國有股東性質(zhì)對(duì)民營(yíng)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(jí)別）對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，國有股東的行政級(jí)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(gè)國有股東，只要其中至少有一家中央企業(yè)，則民營(yíng)企業(yè)該年度所有國有股東行政級(jí)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(jí)別將樣本劃分為中央企業(yè)組與地方國企組的分組檢驗(yàn)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(fù)，地方國企組中sro2 與aiqo1 的系數(shù)為負(fù)，且未通過顯著性檢驗(yàn)，但通過了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)。這說明當(dāng)民營(yíng)企業(yè)引入的國有股東是中央企業(yè)時(shí)，更有助于提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，這是因?yàn)橹醒肫髽I(yè)對(duì)民營(yíng)企業(yè)的監(jiān)督力度強(qiáng)于地方國企。

六、研究結(jié)論與啟示

企業(yè)披露會(huì)計(jì)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(yíng)企業(yè)的逆向混合所有制改革形式，是否有助于推動(dòng)民營(yíng)企業(yè)提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量亟待進(jìn)一步證實(shí)。本文以民營(yíng)企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量為切入口，實(shí)證檢驗(yàn)國有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)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(yíng)企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；國有股權(quán)參股通過降低民營(yíng)企業(yè)金融化程度與緩解信息不對(duì)稱提升民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；當(dāng)民營(yíng)企業(yè)處于政策不確定性較高和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度較高的環(huán)境時(shí)，國有股權(quán)參股促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提升的作用更顯著；對(duì)國有股東性質(zhì)的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)國有股東屬于中央企業(yè)時(shí)，更有助于促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)提升會(huì)計(jì)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(shì)。一方面，政府應(yīng)鼓勵(lì)國有企業(yè)積極參股民營(yíng)企業(yè)，發(fā)揮國有企業(yè)在資源獲取方面的優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)與民營(yíng)企業(yè)的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，削弱民營(yíng)企業(yè)出于獲利的金融化動(dòng)機(jī)，不斷提升民營(yíng)企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量和會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；另一方面，處于高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)中的民營(yíng)企業(yè)應(yīng)及時(shí)抓住依靠國有股權(quán)獲取資源的機(jī)會(huì)，進(jìn)一步提升自身競(jìng)爭(zhēng)力，避免會(huì)計(jì)錯(cuò)報(bào)進(jìn)而提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。第二，充分發(fā)揮國有企業(yè)的管理優(yōu)勢(shì)。民營(yíng)企業(yè)應(yīng)不斷提升自身競(jìng)爭(zhēng)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(jìn)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(huì)計(jì)信息質(zhì)量掃清障礙。第三，營(yíng)造良好的營(yíng)商環(huán)境。地區(qū)政府應(yīng)積極支持民營(yíng)企業(yè)的發(fā)展，推進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程和穩(wěn)定對(duì)企業(yè)的政策，營(yíng)造良好的營(yíng)商環(huán)境，激發(fā)民營(yíng)企業(yè)資源配置的高效率等優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升。

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