一、引言

企業(yè)會計信息披露是市場發(fā)揮作用的重要基礎(chǔ)，高質(zhì)量的會計信息可以有效降低市場交易成本。我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，政府在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級、實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型方面出臺了一系列的產(chǎn)業(yè)政策、財政政策、貨幣政策。政府干預(yù)是我國經(jīng)濟改革的重要力量。在這個背景下，厘清政府干預(yù)對會計信息質(zhì)量的影響機理，有助于“看得見的手”和“看不見的手”同時發(fā)揮作用，對于我國經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。目前，有關(guān)宏觀政府干預(yù)對微觀企業(yè)盈余管理行為的影響的研究認(rèn)為，政府有動機幫助上市公司達(dá)到監(jiān)管部門的財務(wù)要求。然而，這些研究忽視了樣本企業(yè)是否面臨融資約束。企業(yè)在面臨融資約束時，才會表現(xiàn)出強烈的改善融資的意愿（Teoh等，1998）。

我國的金融體系以銀行為主導(dǎo)（Allen等，2005），銀行貸款是企業(yè)外部融資的主要渠道。銀行可以識別企業(yè)的盈余管理行為，并通過提高利率水平等措施來限制企業(yè)的盈余管理行為，但國有企業(yè)、銀行、政府間的天然聯(lián)系，使政府干預(yù)成了影響企業(yè)信息披露及融資的重要影響因素，國有企業(yè)在銀行融資中仍然存在軟預(yù)算約束。本文研究結(jié)果將有助于揭示在政府干預(yù)背景下，企業(yè)如何提高會計信息質(zhì)量以緩解融資約束。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

企業(yè)管理者為實現(xiàn)契約目標(biāo)、減輕資本市場壓力、滿足監(jiān)管要求而進(jìn)行盈余管理（Healy、Wahlen，1999）。盈余管理既有成本，也有效益，企業(yè)管理者會在各種目標(biāo)中進(jìn)行權(quán)衡。企業(yè)的經(jīng)營處于特定環(huán)境和制度背景下，其內(nèi)部的經(jīng)濟行為必然會受到外部環(huán)境的影響，單獨研究盈余管理目標(biāo)沒有現(xiàn)實意義。因此，需要將“國家宏觀政策與微觀企業(yè)行為互動研究框架”應(yīng)用到會計研究中（姜國華、饒品貴，2011），并以此來分析宏觀經(jīng)濟政策對微觀企業(yè)經(jīng)營狀況及盈余情況的影響。宏觀政策對企業(yè)行為的影響研究，已經(jīng)成為公司金融研究的新領(lǐng)域（韓東平、張鵬，2015）。

政府與國有企業(yè)之間存在天然的聯(lián)系。隨著政府分權(quán)改革的實施，國有企業(yè)出現(xiàn)多層級控股，促進(jìn)了政企分離，提高了企業(yè)的經(jīng)營績效。對于地方政府來講，不僅要實現(xiàn)經(jīng)濟目標(biāo)，也需實現(xiàn)社會目標(biāo)，如促進(jìn)就業(yè)、增加稅收、穩(wěn)定社會等。當(dāng)政府在實現(xiàn)目標(biāo)的過程中遇到困難時，就可能將其自身的社會目標(biāo)或政治目標(biāo)內(nèi)化到其所控制的上市公司中（趙靜、郝穎，2014）。政府對企業(yè)的干預(yù)包括“掠奪之手”和“援助之手”（王鳳榮、高飛，2012）。國有企業(yè)身處特殊的經(jīng)濟地位，為了保證國家政策順利貫徹執(zhí)行，往往需要犧牲自身的利益，承擔(dān)改革的社會成本，因此國有企業(yè)更容易獲得財政補貼和銀行貸款（林毅夫、李志赟，2004）。地方政府官員的業(yè)績考核指標(biāo)如GDP、稅收增長率、就業(yè)率等，促使地方政府充當(dāng)擔(dān)保人，對當(dāng)?shù)亟鹑诓块T信貸決策和信貸行為進(jìn)行干預(yù)，幫助有融資需求的國有企業(yè)獲得貸款（Din?，2005）。政府的干預(yù)行為扭曲了資本市場的資源配置，非但不是一種有效的篩選優(yōu)質(zhì)公司進(jìn)行再融資的機制，反而誘發(fā)了企業(yè)的盈余管理沖動，并在長期內(nèi)損害了企業(yè)的價值，從而降低了整個社會資源的配置效率（黃曉薇、郭敏，2014）。

鄧可斌、曾海艦（2014）的研究表明，我國企業(yè)面臨的融資約束很可能源于政府對經(jīng)濟的干預(yù)，從而使融資渠道外生于市場。政府為了促進(jìn)地方經(jīng)濟發(fā)展、社會就業(yè)以及增加財政收入而制定的相關(guān)政策會對該地區(qū)的企業(yè)，特別是企業(yè)的投融資行為產(chǎn)生影響。而在面臨融資約束的情況下，企業(yè)為了緩解融資約束，會迎合政府政策進(jìn)行盈余管理（王紅建等，2014）。政府干預(yù)程度越低，盈余信息質(zhì)量對新增銀行借款的影響越顯著。在制度環(huán)境偏好的地區(qū)，政府干預(yù)程度較低，市場化程度較高，資本市場的信息透明度較高，融資約束對企業(yè)信息質(zhì)量的約束作用越強（陳暉麗、劉峰，2014）。

已有研究多是從微觀層面探尋影響企業(yè)盈余管理的關(guān)鍵因素，站在緩解融資約束角度分析企業(yè)盈余管理的文獻(xiàn)較少，更缺乏政府干預(yù)下企業(yè)盈余管理行為變化的研究。本文結(jié)合宏觀經(jīng)濟環(huán)境與微觀企業(yè)行為，研究政府干預(yù)下企業(yè)融資約束的變化及其如何影響企業(yè)的盈余管理行為。

（二）研究假設(shè)

企業(yè)受到政府干預(yù)時盈余會出現(xiàn)異常波動，企業(yè)會通過盈余管理平滑盈余信息，以免引起外部投資者的注意，具體表現(xiàn)為隱藏大額、突發(fā)的掠奪性干預(yù)，推遲損失確認(rèn)，對于企業(yè)獲得優(yōu)惠政策的途徑、支付的費用、政策對利潤的影響含糊其辭。政府干預(yù)行為破壞了市場機制，造成了不公平的競爭，泄露這些信息會引發(fā)輿論和公眾的非議，因此政府和企業(yè)都有動機隱瞞交易信息，緩解外部監(jiān)督壓力。所以在政府干預(yù)越嚴(yán)重的地區(qū)，企業(yè)信息披露透明度可能越低。由此，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：政府干預(yù)會影響企業(yè)盈余管理行為，減少政府干預(yù)可以減少企業(yè)的盈余管理行為。

為了緩解融資約束，企業(yè)有動機提高其會計信息質(zhì)量，減少與外界的信息不對稱以降低融資成本。盡管從假設(shè)1分析得出，在我國的現(xiàn)實狀況中，地方政府有幫助企業(yè)進(jìn)行盈余管理的動機，但政府干預(yù)不僅僅體現(xiàn)在“掠奪之手”，從盈余管理的角度來講，政府還扮演著監(jiān)管者的角色，其能促進(jìn)企業(yè)提高財務(wù)信息質(zhì)量，以保持金融市場有序運行。監(jiān)管的加強，如ST和PT制度、新股發(fā)行制度以及政府補助會計準(zhǔn)則的實施等，使企業(yè)的盈余管理力度和政府的預(yù)算軟約束弱化，尤其在企業(yè)面臨融資約束的情況下，隨著政府監(jiān)管強度的加大，政府干預(yù)對企業(yè)盈余信息質(zhì)量的監(jiān)督作用增大。由此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：在企業(yè)面臨較高融資約束的情況下，政府干預(yù)能提高盈余信息質(zhì)量，發(fā)揮監(jiān)管作用，企業(yè)自身也傾向于提高會計信息質(zhì)量以降低融資成本。

國有銀行作為債權(quán)人，在政府干預(yù)下不能有效進(jìn)行信息甄別，其追溯收益的權(quán)利也難以有效行使，導(dǎo)致債權(quán)人對債務(wù)人的約束機制被進(jìn)一步扭曲（沈紅波等，2013），由此帶來的外部約束治理機制產(chǎn)生變異，加劇了國有企業(yè)的預(yù)算軟約束（師博、沈坤榮，2013；趙靜、郝穎，2014）。由于國有企業(yè)和政府的天然聯(lián)系，地方政府從追求政績的角度出發(fā)，有動機通過充當(dāng)擔(dān)保人來干預(yù)金融機構(gòu)，幫助面臨融資約束的國有企業(yè)渡過難關(guān)。政府出于隱藏其對經(jīng)濟進(jìn)行干預(yù)的動機，會要求國有企業(yè)進(jìn)行業(yè)績修飾，導(dǎo)致盈余管理程度的加大，政府干預(yù)體現(xiàn)為合謀作用。由此，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：企業(yè)面臨較高融資約束時，政府干預(yù)對非國有企業(yè)盈余管理有監(jiān)督作用，對于國有企業(yè)則傾向于幫助其進(jìn)行盈余管理。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2006～2015年滬深兩市A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本。首先對初始樣本進(jìn)行篩選，剔除了金融行業(yè)的上市公司樣本和數(shù)據(jù)缺失樣本，然后對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行1%水平上的winsorize處理，最終獲得14209個樣本數(shù)據(jù)。本文所選數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫、CSMAR數(shù)據(jù)庫和wind資訊。

（二）變量設(shè)計

1.被解釋變量。盈余管理程度（EM），本文分別引入應(yīng)計盈余管理程度（AEM）和真實盈余管理程度（REM）進(jìn)行衡量。應(yīng)計盈余管理程度使用截面修正的瓊斯模型進(jìn)行計算，具體公式如下：

其中：NDTACi，t表示 i公司 t期可操縱應(yīng)計利潤總額；TACi，t、ΔSALESi，t、ΔARi，t和 PPEi，t分別為i公司第t期應(yīng)計利潤、主營業(yè)務(wù)收入增加額、應(yīng)收賬款增加額及期末固定資產(chǎn)總額；TAi，t-1為i公司第t-1期期末總資產(chǎn)。對公式（1）進(jìn)行分行業(yè)分年度回歸，并將系數(shù)代入公式（2），求得非操控性應(yīng)計利潤總額NDTACi，t，通過計算即得到應(yīng)計盈余管理程度（AEM）。

真實盈余管理程度，借鑒Cohen、Zarowin（2010）和Roychowdhury（2006）的研究，度量真實盈余管理中的操控性經(jīng)營現(xiàn)金流量（DCFO）、操控性生產(chǎn)成本（DPROD）、操控性酌量性費用（DDISEXP）。具體計算方法如下：

用公司實際的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量減去期望經(jīng)營活動現(xiàn)金流量，可以得到i公司第t年的操控性經(jīng)營現(xiàn)金流量DCFOi，t。通過經(jīng)營現(xiàn)金流量模型計算期望經(jīng)營現(xiàn)金流量，將正常的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量看做t期銷售收入和t期銷售收入變化的線性函數(shù)（Dechow等，1998；Roychowdhury，2006），據(jù)此得出經(jīng)營現(xiàn)金流量估計模型，如公式（3）所示。其中，CFOi，t和SALESi，t分別為i公司第t年經(jīng)營活動現(xiàn)金流量和主營業(yè)務(wù)收入。

用公司實際的生產(chǎn)成本減去期望生產(chǎn)成本，可以得到i公司第t年的操控性生產(chǎn)成本DPRODi，t。使用生產(chǎn)成本模型計算期望生產(chǎn)成本。根據(jù)期望銷售成本模型與期望存貨模型得出期望生產(chǎn)成本估計模型，如公式（4）所示。其中，PRODi，t和ΔSALESi，t-1分別為i公司第t年的生產(chǎn)成本（銷售成本與存貨變動之和）及i公司第t-1年的主營業(yè)務(wù)收入變動。

用公司實際的酌量性費用減去期望酌量性費用，可以得到i公司第t年的操控性酌量性費用DDISEXPi，t。根據(jù)酌量性費用（包括銷售費用和管理費用）與上期主營業(yè)務(wù)收入存在的線性關(guān)系，得出期望酌量性費用估計模型，如公式（5）所示。其中，DISEXPi，t代表i公司第t年的酌量性費用。

根據(jù)以上模型，將操控性生產(chǎn)成本與操控性經(jīng)營現(xiàn)金流量、操控性酌量性費用之差，定義為企業(yè)真實盈余管理程度（REM），如公式（6）所示 。

2.解釋變量。融資約束（fc），本文借鑒盧太平、張東旭（2014）的做法，采用Hadlock、Pierce（2010）給出的SA指數(shù)，作為融資約束的代理變量。SA指數(shù)的計算公式為：SA=-0.737×size+0.043×size2-0.040×age，其中size和age分別為企業(yè)規(guī)模的自然對數(shù)和企業(yè)成立時間。該指數(shù)的值越大，一般表示融資約束程度越高。將SA指數(shù)按照年度和行業(yè)分組，將大于行業(yè)年度均值的fc記為1，否則為0。

政府干預(yù)程度（GOV），本文用我國市場化指數(shù)報告提供的“政府與市場的關(guān)系”分指數(shù)來衡量企業(yè)所面臨的政府干預(yù)水平。由于市場化指數(shù)數(shù)據(jù)僅提供到2009年，本文使用趨勢外推法進(jìn)行補齊。

3.控制變量。借鑒以往研究，本文加入一系列控制變量，以克服遺漏變量產(chǎn)生的偏誤。大量研究表明，企業(yè)性質(zhì)（hld）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、企業(yè)規(guī)模（size）、盈利能力（roa）都是影響盈余管理行為的關(guān)鍵因素（Roychowdhury，2006）。借鑒李增福、周婷（2013）的研究，審計質(zhì)量（big4）使用虛擬變量，當(dāng)會計師事務(wù)所為“四大”時取1，否則取0。本文還進(jìn)一步控制了盈利能力（roa）、企業(yè)成長性（growth）、經(jīng)營現(xiàn)金流（cfo）、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（asstur）、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（rec）等因素。具體的變量定義如表1所示：

表1 變量定義

（三）研究模型設(shè)定

首先建立空模型（M0）?？漳Ｐ筒]有實際意義，其作為多層次模型建立的起點，為后續(xù)模型的建立提供參照。公式如下：

上述模型中的EMij表示i地區(qū)j企業(yè)的盈余管理水平，唯一的固定效應(yīng)γ00是樣本盈余管理水平的平均值，而誤差項則由省際差別u0j和各省企業(yè)的個體差別rij兩部分構(gòu)成。本文用組間相關(guān)系數(shù)（ICC）來測量因變量的方差中被政府干預(yù)變量所解釋的部分，公式如下：

其中，p是模型中參數(shù)的總量，N為樣本量。BIC并不是為多層次模型而專門設(shè)計的，因而其應(yīng)用規(guī)模并不明確，在此使用第一層樣本量。同離差一樣，較低的AIC和BIC顯示較高的模型擬合度。在模型中加入個體層面控制變量。組間相關(guān)系數(shù)較高表明企業(yè)盈余管理行為存在地區(qū)差異，因此在分析盈余管理因素時加入政府干預(yù)的直接影響，其中GOVj和γ01分別表示j地區(qū)政府干預(yù)變量及其系數(shù)。本文通過對比零模型的貝葉斯檢驗和赤池檢驗數(shù)值，來檢驗?zāi)Ｐ偷臄M合效果。隨機截距模型M1如下所示：

由于政府干預(yù)程度對不同性質(zhì)企業(yè)的影響可能不同，因此本文在模型中加入企業(yè)性質(zhì)變量（hld），用以控制企業(yè)性質(zhì)對盈余管理的影響。建立模型M2如下所示：

引入企業(yè)性質(zhì)與融資約束的交乘項（hldij×fcij），以此驗證在不同融資約束、不同性質(zhì)的企業(yè)中政府干預(yù)對盈余管理的影響，以及政府干預(yù)的第二層次的調(diào)節(jié)影響。建立模型M3如下所示：

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。可以看出，應(yīng)計盈余管理程度的均值為0.083，真實盈余管理程度的均值為0.141。在企業(yè)面臨低融資約束的情況下，應(yīng)計盈余管理程度和真實盈余管理程度的均值分別為0.089、0.144。相比低融資約束組，當(dāng)企業(yè)面臨較高融資約束時應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理程度均值分別為0.076和0.137，這說明當(dāng)企業(yè)面臨融資約束的時候會選擇或者被迫選擇提高會計信息質(zhì)量以降低企業(yè)面臨的融資約束，與以往的研究結(jié)論一致（陳駿、徐玉德，2012）。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

由于我國市場的特殊性，很多學(xué)者在盈余質(zhì)量研究中加入企業(yè)控制人性質(zhì)變量。為進(jìn)一步分析企業(yè)性質(zhì)對盈余管理的影響，根據(jù)企業(yè)性質(zhì)對樣本作了進(jìn)一步分組，若為國有企業(yè)，hld取1，否則取0，分組描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。

表3 主要變量分組描述性統(tǒng)計

由表3可以看出，國有企業(yè)不論是應(yīng)計盈余管理程度還是真實盈余管理程度都明顯低于非國有企業(yè)。在四種分組中，國有高融資約束組其應(yīng)計盈余管理水平均值為0.071，真實盈余管理程度均值為0.13。非國有低融資約束組的盈余管理程度最低，應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理程度均值分別為0.096和0.156。國有企業(yè)受到的融資約束要高于非國有企業(yè)。國有控制權(quán)下受到高融資約束的企業(yè)數(shù)量為4079家，低融資約束企業(yè)僅有2748家。而非國有企業(yè)的情況恰恰相反，受到高融資約束的企業(yè)為2501家，低融資約束企業(yè)為4954家。從資金供給方看，國有企業(yè)的再融資能力受到制約。

下頁圖反映了在不同的政府干預(yù)程度下融資約束與盈余管理之間的關(guān)系，隨著企業(yè)面臨融資約束程度的提高，其盈余管理程度顯著降低，而政府干預(yù)程度的提高會減弱這種變化。這種現(xiàn)象在真實盈余管理中更為明顯，在政府干預(yù)程度較高時真實盈余管理程度反而會有小幅上升，在政府干預(yù)程度減輕時則大幅下降。這可以部分驗證假設(shè)1和假設(shè)2，即政府干預(yù)對企業(yè)盈余管理具有影響，受到融資約束的企業(yè)通常會提高會計信息質(zhì)量以降低融資成本。

（二）相關(guān)性分析

表4為各變量之間的pearson相關(guān)系數(shù)，其中應(yīng)計盈余管理程度和真實盈余管理程度的相關(guān)系數(shù)為0.323且在1%的水平上顯著，兩者之間并非替代性關(guān)系，這與盧太平、張東旭（2014）的研究結(jié)果一致?？梢钥吹饺谫Y約束與盈余管理在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，支持研究假設(shè)2。融資約束與企業(yè)性質(zhì)和盈余管理程度均在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，政府干預(yù)與真實盈余管理程度在1%的水平上正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.042，與應(yīng)計盈余管理程度沒有顯著的相關(guān)性，部分驗證了假設(shè)3。

政府干預(yù)對盈余管理與融資約束的調(diào)節(jié)作用圖

表4 變量pearson相關(guān)系數(shù)

（三）擬合結(jié)果分析

1.政府干預(yù)與企業(yè)盈余管理。模型M0的回歸結(jié)果如表5所示。

表5 模型M0回歸結(jié)果

應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理程度的組內(nèi)方差分別為0.039與0.082，并在1%的水平上顯著，說明地區(qū)間的差異可以解釋部分盈余管理差異。由于不存在第一層或第二層變量，M0中只有一項固定效應(yīng)（即γ00）被估計，其估計值分別為0.083與0.137，可被解釋為所有研究對象因變量的平均值。值得注意的是，本文中初始樣本為14282，由于西藏地區(qū)上市公司數(shù)量較少，導(dǎo)致多層線性模型無法估計，因此在實際估計模型中刪除了上市地點在西藏的73家公司樣本。模型的AIC和BIC統(tǒng)計量雖然在空模型中沒有實際意義，但是其作為一個始點，為以后的模型提供了比較依據(jù)。表6中模型M1僅加入政府干預(yù)程度的直接作用，結(jié)果并不顯著，說明政府干預(yù)程度并不能直接影響企業(yè)會計信息質(zhì)量，融資約束對應(yīng)計盈余管理的影響也并不顯著，這可能是由于受到企業(yè)性質(zhì)干擾，但是其與真實盈余管理程度在1%的水平上顯著，說明相比低融資約束企業(yè)，高融資約束企業(yè)的真實盈余管理程度更高。加入政府干預(yù)和企業(yè)特征變量后模型的AIC和BIC降低，說明擬合效果有了一定提升。

為了進(jìn)一步驗證政府干預(yù)對不同性質(zhì)企業(yè)盈余管理的影響，在模型M2中加入企業(yè)性質(zhì)變量。從表6中模型M2的擬合結(jié)果可以看出，在控制了企業(yè)性質(zhì)后，地區(qū)層面的政府干預(yù)程度降低可以顯著降低盈余管理水平。而在模型M1中未加入企業(yè)性質(zhì)時政府干預(yù)程度與盈余管理水平的關(guān)系并不顯著，這說明企業(yè)性質(zhì)是政府干預(yù)和盈余管理的中介變量。企業(yè)變量在1%的水平上顯著為負(fù)，說明相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)的盈余管理動機不強。加入企業(yè)性質(zhì)變量后AIC和BIC的值進(jìn)一步降低，擬合效果得到提升。結(jié)合前文分析及以上結(jié)論可見，政府干預(yù)對企業(yè)盈余管理存在直接影響，且影響的方向及大小受到企業(yè)性質(zhì)、融資約束等因素的影響。

2.政府干預(yù)與企業(yè)盈余管理：融資約束的影響。由模型M1和M2的回歸結(jié)果可見，融資約束與盈余管理程度的回歸結(jié)果并不顯著，而真實盈余管理程度與融資約束在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明企業(yè)在受到融資約束時會提高應(yīng)計盈余管理水平，這主要是因為應(yīng)計盈余管理容易被識別，雖然真實盈余管理的成本要高于應(yīng)計盈余管理（蔡春等，2012），但是為了緩解融資約束，企業(yè)還是會進(jìn)行真實盈余管理。模型M3控制了企業(yè)性質(zhì)及政府干預(yù)對融資約束的交互作用后，融資約束顯著提高了企業(yè)會計信息質(zhì)量。真實盈余管理程度的系數(shù)由0.014變成-0.042。之前不顯著的應(yīng)計盈余管理程度也在1%的水平上顯著為負(fù)，相關(guān)系數(shù)為-0.038?？梢园l(fā)現(xiàn)企業(yè)為了緩解融資約束，會按照市場的要求提高會計信息質(zhì)量，以降低融資成本。企業(yè)性質(zhì)變量顯著為負(fù)，說明相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的盈余管理水平更低。但是企業(yè)性質(zhì)與融資約束的交乘項顯著為正，當(dāng)國有企業(yè)存在較高融資約束時會極大地提高其盈余管理水平。從政府干預(yù)與融資約束的交互作用（GOV×fc）在模型M3中顯著為正可以看出，政府干預(yù)與融資約束的交互作用正向影響盈余管理，表明相較于沒有融資約束的企業(yè)，政府干預(yù)程度越大，企業(yè)的盈余管理程度越低，至此驗證了假設(shè)2。

3.政府干預(yù)與企業(yè)盈余管理：融資約束與企業(yè)性質(zhì)的交互影響。企業(yè)性質(zhì)變量顯著為負(fù)，說明相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的盈余管理水平更低。但是企業(yè)與融資約束的交互作用顯著為正，當(dāng)國有企業(yè)存在較高融資約束時會極大地提高其盈余管理水平，說明融資約束是企業(yè)性質(zhì)與盈余管理間的調(diào)節(jié)變量。政府干預(yù)、融資約束和企業(yè)性質(zhì)交互作用（GOV×hld×fc）在模型M3中顯著為負(fù)，表明相較于非國有企業(yè)（包括有融資約束和沒有融資約束）和沒有融資約束的國有企業(yè)，政府干預(yù)程度越高，企業(yè)的盈余管理程度越高，驗證了假設(shè)3。

表6 模型M1～M3回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

為了區(qū)分企業(yè)性質(zhì)和融資約束的影響，按照企業(yè)性質(zhì)和融資約束進(jìn)行分組，回歸結(jié)果如表7所示。政府干預(yù)程度越低，企業(yè)的會計信息質(zhì)量越高，說明政府干預(yù)程度低的地區(qū)，市場機制能有效發(fā)揮作用，企業(yè)會提高會計信息質(zhì)量，以緩解融資約束。政府干預(yù)對非國有企業(yè)的影響大于國有企業(yè)，且更為顯著。受到高融資約束的非國有企業(yè)比低融資約束非國有企業(yè)的會計信息質(zhì)量更高，這與前文的分析結(jié)果一致。政府干預(yù)和融資約束的交互作用與盈余管理的關(guān)系在企業(yè)性質(zhì)為非國有時顯著為正，表明非國有企業(yè)在面臨融資約束時，如果政府干預(yù)減少，其機會主義行為會增加，以通過粉飾報表來緩解融資約束。而在國有企業(yè)組不顯著，說明政府干預(yù)的監(jiān)督作用對國有企業(yè)并不顯著。這進(jìn)一步驗證了本文的研究假設(shè)。

為了檢驗融資約束的分組情況，使用KZ指數(shù)來度量融資約束，計算結(jié)果與本文結(jié)論基本一致。此外，使用OLS模型對模型M3進(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果的符號與上文一致，僅在系數(shù)大小上存在差異?？紤]到篇幅限制，未列出以上結(jié)果。

表7 模型分組回歸結(jié)果

六、結(jié)論

本文利用2006～2015年我國A股上市公司的數(shù)據(jù)，使用多層線性模型研究政府干預(yù)、融資約束、企業(yè)性質(zhì)對企業(yè)盈余管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)，政府干預(yù)程度對盈余管理不僅存在直接影響，而且對企業(yè)性質(zhì)和企業(yè)所受融資約束對盈余管理的影響存在調(diào)節(jié)作用。企業(yè)性質(zhì)是政府干預(yù)和盈余管理的中介變量，與低融資約束的情況相比，在受到較高融資約束的情況下，減少政府干預(yù)會降低會計信息質(zhì)量，這體現(xiàn)了政府干預(yù)的監(jiān)督作用，但這種監(jiān)督主要是針對非國有企業(yè)。

政治晉升錦標(biāo)賽的激勵、地方分權(quán)和財政分制改革構(gòu)成了政府干預(yù)的動機和能力（譚勁松等，2012），形成國有企業(yè)預(yù)算軟約束。政府干預(yù)在資源配置中通常存在高昂的尋租成本，較高的會計信息質(zhì)量又是市場發(fā)揮價格機制對資源配置的前提。當(dāng)前我國體制改革已進(jìn)入攻堅期和深水區(qū)，應(yīng)尊重非國有企業(yè)的市場地位，減輕國有企業(yè)的預(yù)算軟約束，提高企業(yè)會計信息質(zhì)量，保護投資者權(quán)益，充分發(fā)揮價格機制在資源配置中的引導(dǎo)作用。

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