張多蕾 鄒瑞

摘 要：創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的強(qiáng)大引擎，更是企業(yè)生存發(fā)展的重要因素，企業(yè)創(chuàng)新績效是近年來學(xué)者們研究的熱點(diǎn)話題之一。本文基于2008—2017年A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，研究了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能否促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效的提升，以及制度環(huán)境是否在二者之間發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較高的企業(yè)能夠提高企業(yè)的治理水平并緩解企業(yè)的資金壓力，進(jìn)而顯著提高創(chuàng)新績效;制度環(huán)境能對(duì)公司研發(fā)投資產(chǎn)生激勵(lì)作用;此外，制度環(huán)境還在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到顯著調(diào)節(jié)作用。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的角度進(jìn)一步分析表明，上述結(jié)論僅在民營企業(yè)中成立，而在國有企業(yè)中不顯著。從融資約束角度進(jìn)一步分析表明，融資約束在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到了中介傳導(dǎo)作用。

關(guān)鍵詞：會(huì)計(jì)信息質(zhì)量;制度環(huán)境;企業(yè)創(chuàng)新績效

中圖分類號(hào)：F275;F273.1? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2021）08-0101-12

一、引 言

2018年，全國研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)支出達(dá)到19 677.9億元，我國已成為世界上創(chuàng)新投入最多的國家之一。對(duì)于企業(yè)來說，技術(shù)創(chuàng)新并不是目的，能夠?qū)⑼度雱?chuàng)新的資金最大限度地轉(zhuǎn)化為公司價(jià)值才是企業(yè)的最終目標(biāo)[1];對(duì)國家來說，盲目的資金投入也會(huì)導(dǎo)致資源不能得到合理運(yùn)用，因而研究如何提高企業(yè)創(chuàng)新績效具有重要意義。

有關(guān)影響企業(yè)創(chuàng)新績效因素的研究多從兩個(gè)方面入手：一是企業(yè)內(nèi)部因素，包括公司規(guī)模、治理結(jié)構(gòu)、企業(yè)類型和管理者特征等。二是外部因素，包括區(qū)域經(jīng)濟(jì)環(huán)境和市場(chǎng)環(huán)境等。目前科技型中小企業(yè)面臨的兩大問題是融資難和融資貴，產(chǎn)生這兩個(gè)問題的根本原因在于信息不對(duì)稱[2]。由于技術(shù)創(chuàng)新具有高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)、前期投資大、回報(bào)周期長等特點(diǎn)[3]，企業(yè)發(fā)展質(zhì)量難以估計(jì)和判斷，信息不對(duì)稱就成為影響企業(yè)創(chuàng)新績效的重要因素之一。會(huì)計(jì)信息披露則是企業(yè)與外界交流的重要途徑，有效的信息傳遞不僅會(huì)影響投資者的決策，還會(huì)影響企業(yè)管理者的決策[4]。因此，可以推測(cè)，較高的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能夠通過降低信息不對(duì)稱和優(yōu)化資本配置效率提高企業(yè)創(chuàng)新績效。然而，有關(guān)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量如何影響企業(yè)創(chuàng)新績效這一問題，鮮有文獻(xiàn)進(jìn)行過系統(tǒng)闡述。

外部環(huán)境為企業(yè)整合資源、提高資源使用效率提供了保障和約束，不同的外部環(huán)境將直接導(dǎo)致交易成本的差異，進(jìn)而影響企業(yè)管理層的決策[5]。影響企業(yè)發(fā)展的外部環(huán)境包括宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、政府干預(yù)程度、法律環(huán)境、產(chǎn)品及要素市場(chǎng)發(fā)展水平等。Bushman等[6]發(fā)現(xiàn)，公司財(cái)務(wù)報(bào)告的透明度受國家制度環(huán)境的影響，制度環(huán)境能對(duì)管理者的行為產(chǎn)生約束、規(guī)范企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、為外部投資者提供保護(hù)，迫使公司提供質(zhì)量更高的會(huì)計(jì)信息?？梢酝茰y(cè)，制度環(huán)境能夠通過影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量作用于企業(yè)創(chuàng)新績效，但這一關(guān)系尚待檢驗(yàn)。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：一是有關(guān)創(chuàng)新績效影響因素的研究大多從產(chǎn)業(yè)集群網(wǎng)絡(luò)、管理層特征、社會(huì)資本及外部環(huán)境等方面進(jìn)行分析，缺乏從會(huì)計(jì)信息質(zhì)量視角的相應(yīng)研究。本文拓寬了企業(yè)創(chuàng)新績效影響因素的研究領(lǐng)域，豐富了會(huì)計(jì)信息經(jīng)濟(jì)后果的研究成果。二是以往研究通常只關(guān)注制度環(huán)境對(duì)企業(yè)的單因素作用，而忽略了制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。本文將制度環(huán)境、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效三者相聯(lián)系，深入揭示制度環(huán)境影響創(chuàng)新績效的作用機(jī)理，為國家提升創(chuàng)新能力、企業(yè)提升核心競(jìng)爭(zhēng)力提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)創(chuàng)新績效的影響

由信息不對(duì)稱引發(fā)的委托代理問題主要從創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力兩個(gè)方面抑制公司的創(chuàng)新績效水平[7]。會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能夠有效地向外部傳遞信息、提升公司治理水平，因而可以在一定程度上緩解公司內(nèi)外部的信息不對(duì)稱程度，從而降低相關(guān)交易成本、提升企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力，進(jìn)而提高創(chuàng)新績效[8]。

較高的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能夠提高企業(yè)整體的創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力。在信息不對(duì)稱的環(huán)境中，一方面由于技術(shù)創(chuàng)新在初始階段投資回報(bào)率低且風(fēng)險(xiǎn)較大，很可能會(huì)造成企業(yè)短期業(yè)績下滑，而短視或不了解公司狀況的投資者通常將其歸結(jié)于管理者經(jīng)營不善和能力不足[9]。此外，管理者薪酬和業(yè)績考核通常與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績相掛鉤。管理者出于維護(hù)自身聲譽(yù)、職位和薪酬等方面的考慮，傾向于犧牲公司長期價(jià)值，以短期價(jià)值為目標(biāo)來保障自身利益[8]。另一方面，管理者可能產(chǎn)生與股東不同的目標(biāo)，有時(shí)還會(huì)不惜以損害公司利益來滿足自己的需求。技術(shù)創(chuàng)新的特征要求企業(yè)管理者在進(jìn)行投資之前就必須付出更多的時(shí)間和精力權(quán)衡風(fēng)險(xiǎn)和報(bào)酬[10]，而這種私人投入對(duì)管理者來說無法在短期內(nèi)得到相應(yīng)的回報(bào)，這就使得大部分管理者不愿開展技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目。會(huì)計(jì)信息是企業(yè)向外部傳遞信息的重要載體，較高的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能夠很好地彌補(bǔ)信息不對(duì)稱帶來的上述缺陷，增強(qiáng)管理者進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的信心，提高投資者對(duì)技術(shù)創(chuàng)新估值的預(yù)期[11]，企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的可能性將大大提升，進(jìn)而使企業(yè)的創(chuàng)新能力得到提升。

從管理層角度來看，較高的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量說明企業(yè)操縱盈余管理的程度較低，這時(shí)信息不對(duì)稱的情況將會(huì)減弱，委托代理問題也能在一定程度上得到緩解[12]，股東能更好地了解會(huì)計(jì)信息，理性分析短期業(yè)務(wù)不佳的原因，避免管理層短視行為造成的創(chuàng)新投入不足。高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息還能對(duì)管理者起到監(jiān)督作用，降低其道德風(fēng)險(xiǎn)[13]，使企業(yè)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的投資維持在合理水平，提升創(chuàng)新績效。此外，企業(yè)虛增研發(fā)投入的可能性也會(huì)降低，這在一定程度上阻止了管理層操縱研發(fā)投入、政治尋租等虛假行為的發(fā)生[14]，促使企業(yè)正視發(fā)展需求、合理分配資金投入，進(jìn)而提升技術(shù)創(chuàng)新績效?；谝陨戏治觯P者提出如下假設(shè)：

H1：會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高將對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生促進(jìn)作用。

（二）制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系受制于制度環(huán)境的影響。制度環(huán)境是指對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生影響的各種政治、社會(huì)和法律規(guī)則[15]，主要包括宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、市場(chǎng)化程度、政府治理水平、法治化水平、產(chǎn)品及要素市場(chǎng)發(fā)展水平等[16]?；跉v史背景、地理環(huán)境及國家政策安排等原因，目前我國各地區(qū)制度環(huán)境發(fā)展不平衡，東部沿海地區(qū)市場(chǎng)化程度高、制度環(huán)境較為完善，而西部地區(qū)市場(chǎng)化程度推進(jìn)較慢、制度發(fā)展較為落后[17]?？傮w來看，稀缺資源和市場(chǎng)發(fā)展仍在很大程度上受政府調(diào)配和控制，因而微觀企業(yè)的各項(xiàng)行為決策受地區(qū)制度環(huán)境影響較大。本文參考已有研究的思路，主要分析市場(chǎng)化程度、法治化水平及政府治理水平這三個(gè)制度環(huán)境特征在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1.市場(chǎng)化程度

建立和完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制是我國進(jìn)一步深化經(jīng)濟(jì)體制改革的一項(xiàng)重要內(nèi)容。市場(chǎng)機(jī)制能根據(jù)市場(chǎng)需求與供給的變動(dòng)所引起的價(jià)格變動(dòng)從而實(shí)現(xiàn)對(duì)資源的分配、組合、再分配與再組合[18]。市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，外部資源配置效率越高。就不同市場(chǎng)而言，產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育程度越高的地區(qū)能提供更加真實(shí)有效的價(jià)格及供求信息;要素市場(chǎng)發(fā)育程度越高的地區(qū)則能夠?yàn)橘Y源在企業(yè)間、行業(yè)間的流動(dòng)轉(zhuǎn)移提供便利[19]。產(chǎn)品和要素市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)性和流動(dòng)性的提高將會(huì)按照市場(chǎng)機(jī)制引導(dǎo)潛在競(jìng)爭(zhēng)者進(jìn)入該行業(yè)，有利于降低企業(yè)與其他主體在合作中因機(jī)會(huì)主義產(chǎn)生的不確定性，從而使得資源被充分利用。

根據(jù)信號(hào)傳遞理論，在市場(chǎng)信息充分的情況下，及時(shí)且透明的會(huì)計(jì)信息能很好解決企業(yè)與外部投資者之間的委托代理問題[20]，經(jīng)營業(yè)績好的公司為自證企業(yè)運(yùn)營狀況良好，會(huì)更加穩(wěn)健地報(bào)告會(huì)計(jì)信息;對(duì)于經(jīng)營業(yè)績差的公司來說，由于選擇模仿好公司的成本過于巨大[21]，企業(yè)為謀求生存不得不突破創(chuàng)新，進(jìn)行公司重構(gòu)或改變發(fā)展路徑，此時(shí)市場(chǎng)存在分離均衡，市場(chǎng)中的公司均更加傾向于提高會(huì)計(jì)信息透明度[22]，間接提高了全行業(yè)效率，直到市場(chǎng)達(dá)到均衡狀態(tài)。因此，市場(chǎng)化進(jìn)程的發(fā)展會(huì)迫使企業(yè)逐漸向高效率狀態(tài)發(fā)展，提供更高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息，進(jìn)而增加技術(shù)創(chuàng)新行為以適應(yīng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境。此外，投資者與管理層之間信息不對(duì)稱的情況被削弱，企業(yè)短視行為發(fā)生的可能性降低。在此背景下，企業(yè)內(nèi)部資源配置更加合理，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量得到進(jìn)一步提高，其對(duì)創(chuàng)新績效的作用也進(jìn)一步加強(qiáng)?；谝陨戏治觯P者提出如下假設(shè)：

H2a：地區(qū)市場(chǎng)化程度在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2.法治化水平

完善的法制環(huán)境能夠創(chuàng)造公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，并加強(qiáng)對(duì)投資者的保護(hù)，提高公司管理層、外部投資者、股東及監(jiān)管者的參與動(dòng)機(jī)，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)更加規(guī)范地執(zhí)行會(huì)計(jì)準(zhǔn)則、提供更高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息[23]。雖然我國各地區(qū)執(zhí)行的法律制度相同，但由于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不平衡，不同區(qū)域的執(zhí)行力度和部分經(jīng)濟(jì)政策的規(guī)定也存在差異[24]。由于違反法律的風(fēng)險(xiǎn)較高，法律制度的完善一方面能夠提高企業(yè)對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的執(zhí)行力度，另一方面能夠保障合同的有效執(zhí)行。這極大增強(qiáng)了投資者及金融機(jī)構(gòu)為企業(yè)提供資金的意愿，同時(shí)企業(yè)為獲取投資者的信任通常也愿意提供更加可靠的會(huì)計(jì)信息。這說明法治化水平越高的地區(qū)，對(duì)投資者的保護(hù)越強(qiáng)，企業(yè)能夠向投資者傳遞更多的公司特質(zhì)信息[25]。因此，當(dāng)法律制度越完善時(shí)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用越明顯?；谝陨戏治?，筆者提出如下假設(shè)：

H2b：地區(qū)法治化水平在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3.政府治理水平

我國政府在市場(chǎng)中有著不可忽視的影響，與資本主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不同，我國政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)動(dòng)機(jī)較強(qiáng)。Bushman等[26]通過跨國實(shí)證表明，地區(qū)政府干預(yù)程度越大，企業(yè)的會(huì)計(jì)信息透明度越低。首先，政府治理水平的提高意味著政府對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行干預(yù)范圍和力度的逐步縮小，行政性壟斷扭曲資源配置的可能性大大降低，這有助于發(fā)揮市場(chǎng)對(duì)資源的優(yōu)化配置作用，而市場(chǎng)資源配置效率的提高又會(huì)進(jìn)一步提升企業(yè)會(huì)計(jì)信息透明度。此外，由于地方政府在政績考核的壓力下通常以GDP增長為目標(biāo)，而GDP的水平又與每一個(gè)微觀企業(yè)相聯(lián)系，地方官員出于實(shí)現(xiàn)政績的動(dòng)機(jī)，通常傾向于把財(cái)政補(bǔ)貼、經(jīng)營許可和技術(shù)支撐等稀缺資源分配給經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)大的企業(yè)。企業(yè)為了獲得這些稀缺資源，將更多精力放在了尋求非正式產(chǎn)權(quán)保護(hù)、政治尋租等非生產(chǎn)性活動(dòng)上，與企業(yè)追求利益最大化的目標(biāo)相悖，導(dǎo)致公司治理結(jié)構(gòu)趨于無效，從而影響會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。因此，政府的治理水平越高，越有利于營造良好的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，市場(chǎng)配置效率也將進(jìn)一步提高，在相對(duì)公平、充分的市場(chǎng)環(huán)境下，企業(yè)更加傾向于提供高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息，外部干擾的減弱將會(huì)激勵(lì)管理層更加重視創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率?；谝陨戏治觯P者提出如下假設(shè)：

H2c：政府治理水平在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

改革開放四十多年以來，人們?cè)絹碓揭庾R(shí)到我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的根本動(dòng)力在于提升創(chuàng)新能力。我國企業(yè)逐漸從“模仿—改進(jìn)—?jiǎng)?chuàng)新”的模式轉(zhuǎn)變?yōu)橐詣?chuàng)新戰(zhàn)略為導(dǎo)向的發(fā)展模式，實(shí)現(xiàn)了規(guī)模和質(zhì)量的同步高速發(fā)展?？紤]到數(shù)據(jù)的完整性，本文采用2008—2017年全部A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，并實(shí)施以下處理：剔除數(shù)據(jù)不完整的觀測(cè)值;剔除金融行業(yè)的企業(yè);剔除ST、PT的企業(yè);剔除年度行業(yè)少于10個(gè)的觀測(cè)值;為消除極端值和異常值的影響，本文對(duì)連續(xù)變量在上下1%分位點(diǎn)進(jìn)行Winsorize縮尾處理，最終得到12 890個(gè)觀測(cè)值。其中，企業(yè)創(chuàng)新績效、財(cái)務(wù)指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫;制度環(huán)境數(shù)據(jù)來源于王小魯?shù)萚27]編制的《中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018）》，由于該報(bào)告更新較慢，本文借鑒了俞紅海和徐龍炳[28]的做法，以各地區(qū)指標(biāo)的年平均增長幅度為依據(jù)，預(yù)測(cè)2017年度的市場(chǎng)化指數(shù)（包括31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市）。數(shù)據(jù)處理使用Stata15.0完成。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文選擇企業(yè)創(chuàng)新績效作為被解釋變量。目前關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量，學(xué)術(shù)界并未形成一致意見。早期學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)創(chuàng)新是一個(gè)線性過程，即按照“研究開發(fā)—生產(chǎn)—銷售”的模式進(jìn)行，創(chuàng)新績效取決于R&D投入水平和科研人員的數(shù)量。隨著研究的推進(jìn)，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新是一個(gè)復(fù)雜的、由多種因素驅(qū)動(dòng)的過程，企業(yè)R&D投資水平只是創(chuàng)新績效的一個(gè)影響因素，不能直接反映創(chuàng)新的成效。目前，學(xué)者通常使用專利數(shù)、新工藝的數(shù)量、新產(chǎn)品的數(shù)量或銷售額等指標(biāo)衡量創(chuàng)新績效。其中，新產(chǎn)品或新工藝的相關(guān)指標(biāo)取自企業(yè)實(shí)際創(chuàng)新數(shù)據(jù)且直接反映了創(chuàng)新活動(dòng)成果的輸出，但其測(cè)量具有偶發(fā)性和不系統(tǒng)性，而且這類指標(biāo)的數(shù)據(jù)歷史較短，可比性較差。大量實(shí)證研究表明，專利數(shù)與新產(chǎn)品產(chǎn)值、專利數(shù)與新工藝數(shù)之間都存在相關(guān)關(guān)系，而且因其具有時(shí)間序列長、客觀、可比等優(yōu)勢(shì)，越來越多的學(xué)者采用專利數(shù)來度量創(chuàng)新績效?？紤]到我國企業(yè)授權(quán)的專利中包含外觀設(shè)計(jì)和實(shí)用新型專利，這部分專利并不能有效度量企業(yè)的創(chuàng)新能力，本文采用當(dāng)年授權(quán)的發(fā)明專利數(shù)加1后取自然對(duì)數(shù)來度量企業(yè)創(chuàng)新績效。

2.解釋變量

上市公司盈余管理水平越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量就越差。本文借鑒修正的瓊斯模型計(jì)算可操縱應(yīng)計(jì)利潤度量盈余管理水平，以此度量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量?？刹倏v應(yīng)計(jì)利潤越大，公司盈余管理的傾向性越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越差。具體公式如式（1）、式（2）所示：

TAi，tAi，t-1=α+β11Ai，t-1+β2ΔREVi，tAi，t-1+β3PPEi，tAi，t-1+εi，t（1）

DA=TAi，tAi，t-1-β11Ai，t-1+β2ΔREVi，t-ΔRECi，tAi，t-1+β3PPEi，tAi，t-1（2）

其中，TAi，t代表i公司在第t期的總應(yīng)計(jì)利潤，計(jì)算方法為營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量;Ai，t-1代表i公司在第t-1期的期末總資產(chǎn);ΔREVi，t為i公司在第t期的主營業(yè)務(wù)收入增加額;ΔRECi，t為i公司在第t期的應(yīng)收賬款賬面價(jià)值增加額;PPEi，t為i公司在第t期的期末固定資產(chǎn)賬面價(jià)值。本文先對(duì)式（1）進(jìn)行回歸，得到系數(shù)估計(jì)值β1、β2、β3和殘差絕對(duì)值ε，將β1、β2、β3帶入式（2）計(jì)算并取絕對(duì)值得到DA1。本文采用修正瓊斯模型的計(jì)算結(jié)果DA1作為解釋變量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代變量。為進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)，在第一步回歸中加入年份和行業(yè)作為控制變量，使用上述方法計(jì)算得到DA2作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的替代變量。

3.調(diào)節(jié)變量

參照現(xiàn)有文獻(xiàn)的通常做法，使用王小魯?shù)萚27]編制的《中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018）》中的指標(biāo)作為衡量制度環(huán)境的替代變量。為細(xì)化制度環(huán)境的作用機(jī)制，將制度環(huán)境指標(biāo)分為市場(chǎng)化程度（MAR）、法治化水平（LAW）和政府治理水平（GOV），分別使用報(bào)告中的市場(chǎng)化總得分、市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境、政府與市場(chǎng)的關(guān)系作為替代變量進(jìn)行檢驗(yàn)。

4.控制變量

為排除其他因素對(duì)研究結(jié)果的干擾，參考江軒宇[7]、羅黨論[16]的研究，對(duì)可能影響創(chuàng)新績效的因素進(jìn)行了控制，選取以下控制變量：凈資產(chǎn)收益率（ROE）、資本結(jié)構(gòu)（LEV）、企業(yè)成長性（Growth）、企業(yè)年齡（Age）、政府GDP發(fā)展水平（GDP）、公司規(guī)模（Size）、托賓Q值（TobinQ）、董事會(huì)持股比例（DHOLD）。具體變量定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

參考郭桂花等[29]與江軒宇等[7]的研究構(gòu)建模型，如式（3）和式（4）所示：

IGrantit=β0+β1DAit+∑9j=2βjControlsit+Yeart+Indi+ε（3）

IGrantit=β0+β1DAit+β2INSit+β3Controlsit+Yeart+Indi+ε（4）

IGrantit=β0+β1DAit+β2INSit+β3INS×DAit+∑11j=4βjControlsit+Yeart+Indi+ε（4）

其中，IGrant為被解釋變量，即企業(yè)創(chuàng)新績效;DA為解釋變量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量;INS為調(diào)節(jié)變量制度環(huán)境，后續(xù)分析中將依次檢驗(yàn)市場(chǎng)化程度（MAR）、法治化水平（LAW）和政府干預(yù)程度（GOV）的調(diào)節(jié)效應(yīng);Controls為所有控制變量，j為控制變量的個(gè)數(shù)。

式（3）驗(yàn)證了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，式（4）加入了制度環(huán)境變量和解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)。上述模型中i和t的含義分別是企業(yè)和時(shí)間。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

表2列示了描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。創(chuàng)新績效指標(biāo)的平均值為1.481，標(biāo)準(zhǔn)差為1.276，呈右偏分布，最小值為0，最大值達(dá)到8.178，這說明我國大部分企業(yè)創(chuàng)新水平不高，且企業(yè)間創(chuàng)新水平差距較大。會(huì)計(jì)信息質(zhì)量指標(biāo)的均值為0.067，標(biāo)準(zhǔn)差為0.215，最大值為17.810，也呈右偏分布，說明我國少部分上市公司盈余管理程度較高，存在操縱會(huì)計(jì)信息的可能性，但大部分企業(yè)的盈余管理程度并不高，僅在0—1的區(qū)間內(nèi)波動(dòng)。制度環(huán)境指標(biāo)中的市場(chǎng)化程度均值為8.207，標(biāo)準(zhǔn)差為1.940，呈左偏分布，說明我國大部分企業(yè)所處地區(qū)的市場(chǎng)化程度相對(duì)較好。但是，最大值和最小值的極差明顯，不同區(qū)域間市場(chǎng)發(fā)展水平差距仍較大。法治化水平、政府治理水平與市場(chǎng)化程度的趨勢(shì)相同，這也符合當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r，如新疆等偏遠(yuǎn)地區(qū)的制度環(huán)境較為落后、經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)，且該部分地區(qū)的公司數(shù)也明顯少于制度環(huán)境發(fā)展較好的地區(qū)。

相關(guān)性系數(shù)矩陣如表3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)解釋變量與調(diào)節(jié)變量、解釋變量與控制變量、調(diào)節(jié)變量與控制變量、控制變量與控制變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均小于0.500。VIF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，模型膨脹因子均小于3，說明樣本不存在嚴(yán)重的多重共線性。此外，觀察解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系可以發(fā)現(xiàn)，盈余管理水平與企業(yè)創(chuàng)新績效之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即盈余管理水平越強(qiáng)意味著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越差，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新績效水平越低，這初步驗(yàn)證了H1。而調(diào)節(jié)變量與解釋變量之間，除政府治理水平與企業(yè)創(chuàng)新績效的相關(guān)關(guān)系不顯著外，其余主要變量之間均具有顯著相關(guān)關(guān)系，推測(cè)可能存在某些控制變量在政府治理水平與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起到了重要作用，后續(xù)將進(jìn)一步檢驗(yàn)分析。

（二）回歸分析和假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

本文采用普通OLS回歸先檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，然后檢驗(yàn)制度環(huán)境在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為降低異方差影響，本文使用穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)結(jié)果進(jìn)行修正。此外，為消除因交互項(xiàng)而產(chǎn)生的多重共線性影響，本文對(duì)解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行了中心化處理，具體結(jié)果如表4所示。

1.基本回歸分析

表4的列（1）是式（3）的回歸結(jié)果，報(bào)告了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。可以發(fā)現(xiàn)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量在1%的水平上顯著，這表明較高的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量將對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響，驗(yàn)證了H1?？刂谱兞糠矫?，除企業(yè)成長性以外，其他變量均在1%水平上顯著，這也證實(shí)了以往的研究結(jié)論。其中，企業(yè)年齡、企業(yè)成長性、資本結(jié)構(gòu)及董事會(huì)持股比例與創(chuàng)新績效呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。這可能是因?yàn)槌闪r(shí)間越長、發(fā)展前景更穩(wěn)定的企業(yè)創(chuàng)新意愿較弱，由于這些上市公司已經(jīng)成為了該行業(yè)的龍頭企業(yè)，與之競(jìng)爭(zhēng)的企業(yè)較少，再加上董事會(huì)持股比例較高的企業(yè)更傾向于把資金以股利的形式分配到自己手中，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新能力與創(chuàng)新意愿降低。凈資產(chǎn)收益率、企業(yè)規(guī)模、TobinQ值及GDP發(fā)展水平的增長均對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效有促進(jìn)作用。凈資產(chǎn)收益率越高、地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高意味著企業(yè)可支配資金越多、政府對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)注度越高，企業(yè)更有可能提高對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的投入，創(chuàng)新績效隨之提升;此外，TobinQ值與企業(yè)創(chuàng)新績效顯著負(fù)相關(guān)，反映了我國創(chuàng)新型企業(yè)相對(duì)其他類型的企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值要更高。

2.制度環(huán)境在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表4的列（2）—列（4）為制度環(huán)境在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與市場(chǎng)化程度、法治化水平的交互項(xiàng)在10%水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與政府治理水平的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且在5%的水平上顯著，說明制度環(huán)境的三個(gè)方面均能加強(qiáng)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用，H2a、H2b和H2c得到了驗(yàn)證。相較于政府治理水平，市場(chǎng)化程度和法治化水平對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響相對(duì)較弱，這可能是因?yàn)檎畬?duì)企業(yè)的影響更直接，而市場(chǎng)化程度和法治化水平則需要其他機(jī)制傳導(dǎo)才能更有效地發(fā)揮作用，現(xiàn)階段我國處于創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的新時(shí)期，各級(jí)政府也積極鼓勵(lì)支持民營企業(yè)進(jìn)行科技創(chuàng)新活動(dòng)，促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新的發(fā)展。從整體上來看，制度環(huán)境對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新績效起到了促進(jìn)作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了如下檢驗(yàn)：由于行業(yè)差異及技術(shù)創(chuàng)新周期較長等原因，部分企業(yè)在某些年份未進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)或創(chuàng)新成果尚未被授權(quán)，本文中有超過20%的觀測(cè)值為0，為消除普通OLS回歸可能存在的有偏估計(jì)問題，本文采用Tobit模型進(jìn)行檢驗(yàn);將解釋變量替換為DA2，并再次使用Tobit模型;替換被解釋變量，采用本年度企業(yè)被授權(quán)專利總數(shù)加1后取自然對(duì)數(shù)（lnGrants）來衡量企業(yè)創(chuàng)新績效[30]。由于本文樣本區(qū)間選擇了2008—2017年的上市企業(yè)，然而最新出版的《中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018）》僅更新至2016年，為使結(jié)果更加穩(wěn)健，本文對(duì)2008—2016年的樣本進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論仍與上述結(jié)論相符。正如前述提到的技術(shù)創(chuàng)新具有高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)、前期投資大、回報(bào)周期長等特點(diǎn)，本期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高或制度環(huán)境的改善對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響可能在下一期或下兩期甚至多期后才更明顯，本文將會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和制度環(huán)境滯后兩期進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。限于篇幅，本文只列示了式（3）基本回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，如表5所示。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均與前文保持一致，本文假設(shè)得到了驗(yàn)證。

五、進(jìn)一步分析

（一）從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性角度

上述回歸中檢驗(yàn)了A股上市企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與創(chuàng)新績效的關(guān)系，以及地區(qū)制度環(huán)境在這二者之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，那么這種關(guān)系是否對(duì)所有企業(yè)都適用？國有企業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的重要支柱，且在一定程度上承擔(dān)著社會(huì)責(zé)任，這也使得國有企業(yè)與民營企業(yè)在資本結(jié)構(gòu)、經(jīng)營目標(biāo)和管理方式等方面存在差異。當(dāng)政府作為企業(yè)的最終控制人時(shí)，雖然企業(yè)獲取資金和稀缺資源的能力更強(qiáng)，管理者為私利提供虛假會(huì)計(jì)信息的可能性更小，但國有企業(yè)管理者更加關(guān)注自身政治升遷，對(duì)企業(yè)業(yè)績承擔(dān)的責(zé)任和壓力較小，缺乏有效的激勵(lì)機(jī)制，導(dǎo)致了資金和資源利用效率不高。本文將進(jìn)一步探究不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，并檢驗(yàn)制度環(huán)境是否仍具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。按照是否存在國有股控股，本文將樣本劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)兩類，分別進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

從表6可以看出，列（1）—列（4）報(bào)告了國有企業(yè)的回歸結(jié)果，列（5）—列（8）報(bào)告了民營企業(yè)的回歸結(jié)果，通過比較可以發(fā)現(xiàn)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與創(chuàng)新績效的正向關(guān)系僅存在于民營企業(yè)中。由表6列（1）和列（5）可知，民營企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與創(chuàng)新績效的關(guān)系在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，但國有企業(yè)中解釋變量與被解釋變量的關(guān)系并不顯著。這可能是因?yàn)閲衅髽I(yè)的生存壓力較小，管理者并不需要依賴會(huì)計(jì)信息作為向外界獲取資金的渠道，因而會(huì)計(jì)信息質(zhì)量并不能為企業(yè)創(chuàng)新帶來促進(jìn)作用。而在民營企業(yè)中，會(huì)計(jì)信息的作用被加強(qiáng)，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了H1。本文還檢驗(yàn)了制度環(huán)境三個(gè)分指標(biāo)的調(diào)節(jié)作用，與上述結(jié)果相似，在國有企業(yè)中，制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。此外，在國有企業(yè)中，市場(chǎng)化程度、法治化水平、政府治理水平與企業(yè)創(chuàng)新績效的單因素回歸在1%的水平上顯著正相關(guān)，這說明我國國有企業(yè)的創(chuàng)新水平與民營企業(yè)一樣會(huì)受到市場(chǎng)環(huán)境、法律制度和政府的影響;在民營企業(yè)中，上述檢驗(yàn)均在1%水平上顯著相關(guān)，這基本證實(shí)了本文的假設(shè)。

（二）從融資約束角度

根據(jù)MM理論，在完善的資本市場(chǎng)中，公司的資本結(jié)構(gòu)與市場(chǎng)價(jià)值無關(guān)，當(dāng)企業(yè)的內(nèi)部資金短缺時(shí)，可通過外部市場(chǎng)無障礙地獲取資金[31]。然而，由于企業(yè)與投資者之間存在信息不對(duì)稱及委托代理問題，導(dǎo)致內(nèi)外部融資成本出現(xiàn)差異，這也是企業(yè)面臨融資約束的主要原因[32]。已有文獻(xiàn)認(rèn)為，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量較高的企業(yè)融資成本較低。具體而言，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高一方面能減弱信息不對(duì)稱程度，改善企業(yè)的信息環(huán)境，增強(qiáng)信息使用者對(duì)公司的信心和潛在投資者的投資意愿，從而加快股票的流動(dòng)性，減小股票的交易差價(jià)，使外部融資成本降低[33];另一方面能緩解委托代理問題，使內(nèi)部投資者對(duì)企業(yè)的經(jīng)營狀況更加了解，這增加了管理層的投機(jī)成本，從而有效監(jiān)督了管理者行為，保護(hù)了資金安全，使內(nèi)部融資成本降低[32]。具體到企業(yè)創(chuàng)新之中，大量研究表明，融資約束會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。嚴(yán)若森和姜瀟[31]以上市A股高新技術(shù)企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投入負(fù)相關(guān);李后建和劉思亞[34]研究表明，銀行信貸的供給強(qiáng)化了企業(yè)的創(chuàng)新意愿，促進(jìn)了創(chuàng)新活動(dòng)的穩(wěn)定開展?？傮w而言，融資約束的水平是影響企業(yè)創(chuàng)新績效的重要因素之一。因此，可以預(yù)期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能通過降低融資約束程度提升企業(yè)創(chuàng)新績效。

現(xiàn)有文獻(xiàn)測(cè)度融資約束大多采用多變量指數(shù)法，代表性方法有KZ指數(shù)、WW指數(shù)和SA指數(shù)，但上述指標(biāo)構(gòu)成多數(shù)依賴于具有內(nèi)生性的財(cái)務(wù)指標(biāo)，可能會(huì)產(chǎn)生較大偏誤。相較于現(xiàn)金流、股利支付和杠桿等變量，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡隨時(shí)間變化較小且具有很強(qiáng)的外生性。因此，本文借鑒Hadlock和Pierce[35]的作法采用KZ指標(biāo)，該指標(biāo)越小表明企業(yè)面臨的融資約束程度越高。Size為企業(yè)規(guī)模，由企業(yè)總資產(chǎn)取自然對(duì)數(shù)后再進(jìn)一步標(biāo)準(zhǔn)化得到，Age為企業(yè)成立時(shí)間。具體公式如式（5）所示：

FC=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×lnAge（5）

本部分采用溫忠麟和葉寶娟[36]經(jīng)典的中介檢驗(yàn)三步法，模型如式（6）、式（7）所示。第一步檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能否顯著提高企業(yè)創(chuàng)新績效，此結(jié)果已在前文列示;第二步檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能否顯著緩解企業(yè)融資約束;第三步檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和融資約束同時(shí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的作用。此外，本部分還采用Sobel檢驗(yàn)以確定中介變量的貢獻(xiàn)度。

FCit=β0+β1DAit+∑9j=2βjControlsit+Yeart+Indi+ε（6）

IGrantit=β0+β1DAit+β2FCit+∑10j=3βjControlsit+Yeart+Indi+ε（7）

檢驗(yàn)結(jié)果表明，可操縱應(yīng)計(jì)利潤與融資約束程度在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，即會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高，企業(yè)的融資約束水平越低;會(huì)計(jì)信息質(zhì)量在1%的水平上顯著為負(fù)，而融資約束程度不顯著。此外，由Sobel檢驗(yàn)結(jié)果可知，部分中介成立，且中介效應(yīng)的比例為18.581%，驗(yàn)證了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能通過緩解融資約束程度，從而提升企業(yè)創(chuàng)新績效水平。

六、研究結(jié)論與啟示

黨的十九屆五中全會(huì)提出，要堅(jiān)持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，企業(yè)創(chuàng)新又是其中重要的組成部分，而企業(yè)行為和所處的制度環(huán)境正是構(gòu)成推進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的引擎。本文的研究表明：較高的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能夠促進(jìn)創(chuàng)新績效的提升，市場(chǎng)化程度、法治化水平及政府治理水平三個(gè)制度環(huán)境指標(biāo)能夠通過會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向影響。進(jìn)一步研究表明，在民營企業(yè)中上述結(jié)論依然成立，且會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的促進(jìn)和調(diào)節(jié)作用更加顯著，但在國有企業(yè)中，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用不顯著，制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)也不顯著。此外，融資約束在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間起中介作用。

本文研究啟示如下：第一，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是影響企業(yè)創(chuàng)新績效的重要因素之一。有關(guān)部門可以通過推進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程、促進(jìn)金融市場(chǎng)發(fā)展，強(qiáng)化市場(chǎng)資源配置效率及提高市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，促使企業(yè)增強(qiáng)對(duì)會(huì)計(jì)信息的重視，提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。要繼續(xù)推進(jìn)法治化建設(shè)，加大對(duì)公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的監(jiān)管、 對(duì)投資者的保護(hù)，減少信息不對(duì)稱帶來的委托代理問題，進(jìn)一步發(fā)揮會(huì)計(jì)信息在信息傳遞中的作用。提升政府治理水平、減少不必要的市場(chǎng)干預(yù)，促進(jìn)資本市場(chǎng)健康發(fā)展，增強(qiáng)會(huì)計(jì)信息的有用性，從宏觀視角推動(dòng)科技創(chuàng)新的發(fā)展。第二，加快國有企業(yè)體制改革。國有企業(yè)作為我國經(jīng)濟(jì)不可或缺的一部分，在經(jīng)濟(jì)社會(huì)中發(fā)揮著重要作用，但也由于體制龐大、壟斷性強(qiáng)，國有企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力不足，因而進(jìn)一步加快國有體制改革、增強(qiáng)國有企業(yè)經(jīng)濟(jì)活力也是近些年來國家發(fā)展的重要政策之一。更加完善的治理結(jié)構(gòu)與管理制度將加快國有企業(yè)進(jìn)入世界資本市場(chǎng)的步伐，而全球資本市場(chǎng)環(huán)境能夠提供更加完善的激勵(lì)機(jī)制，逐漸發(fā)揮出會(huì)計(jì)信息的作用，進(jìn)而提高國有企業(yè)的創(chuàng)新積極性，使之成為我國技術(shù)創(chuàng)新的領(lǐng)軍企業(yè)。第三，持續(xù)推進(jìn)我國企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與國際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則全面趨同，進(jìn)一步完善會(huì)計(jì)信息披露的規(guī)范性。通過提高上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的水平，最大可能地促進(jìn)市場(chǎng)投融資的積極性，進(jìn)而為企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)提供長期穩(wěn)定的資金支持，這也將大大提升企業(yè)整體的創(chuàng)新意愿，促進(jìn)我國整體創(chuàng)新水平的提升。

本文存在一定的局限性。受限于數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，使用了當(dāng)年授權(quán)專利數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量標(biāo)準(zhǔn)，而沒有使用新產(chǎn)品產(chǎn)值。相比之下，新產(chǎn)品產(chǎn)值更能反映企業(yè)創(chuàng)新的價(jià)值，但這類數(shù)據(jù)通常由問卷獲得，且涉及企業(yè)機(jī)密，能夠獲取的時(shí)間跨度也較短，為保證樣本的有效性，舍棄了新產(chǎn)品產(chǎn)值這一指標(biāo)。此外，限于篇幅，本文僅檢驗(yàn)了融資約束在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的中介效應(yīng)，其他相關(guān)進(jìn)一步作用機(jī)理僅對(duì)以往學(xué)者的研究進(jìn)行了歸納，卻未進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)其關(guān)系，這也將是未來研究的方向。

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Accounting Information Quality，

Institutional Environment With Enterprise Innovation Performance

ZHANG Duo-lei1，2， ZOU Rui1

（1.School of Accounting， Anhui University of Finance and Economics，Bengbu 233030，China;

2.Business School， Renmin University of China，Beijing 100872，China）

Abstract：Innovation is a powerful engine for high-quality economic development and an important factor for the survival and development of enterprises， so innovation performance is one of the hot topics studied by scholars in recent years. Based on data from A-share listed companies in 2008-2017， this paper examines whether the quality of accounting information can promote innovation performance and whether the institutional environment can have a regulatory effect between the two. The study found that enterprises with high quality of accounting information can improve the governance level of enterprises and relieve the financial pressure of enterprises， and then significantly improve the level of innovation performance; the institutional environment can stimulate the companys research and development investment， and with the gradual improvement of the institutional environment， the companys innovation performance can continue to improve; in addition， the institutional environment also plays a significant role in regulating the quality of accounting information and the performance of enterprise innovation. Further analysis from the perspective of the nature of property rights shows that the above conclusions are only established in private enterprises， but not in state-owned enterprises. Further analysis from the perspective of financing constraints shows that financing constraints play an intermediary conduction role between the quality of accounting information and the performance of enterprise innovation.

Key words：innovation performance; quality of accounting information; institutional environment

（責(zé)任編輯：鄧 菁）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2021.08.011

[引用格式]張多蕾，鄒瑞.會(huì)計(jì)信息質(zhì)量、制度環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新績效[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2021，（8）：101-112.

收稿日期：2021-05-14

基金項(xiàng)目：安徽省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)一般項(xiàng)目“基于會(huì)計(jì)信息的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展測(cè)度體系構(gòu)建與應(yīng)用研究”（AHSKY2020D07）

作者簡介：張多蕾（1982-），男，安徽壽縣人，博士（后），副教授，主要從事資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)研究。E-mail：zhangduolei@126.com

鄒 瑞（1997-），女，安徽壽縣人，碩士研究生，主要從事資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)研究。