楊貝貝 陳培友 高太光

【摘要】將我國民營上市公司數(shù)據(jù)與國有股權(quán)數(shù)據(jù)相匹配， 基于面板數(shù)據(jù)模型研究國有股權(quán)參股對民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響。實證結(jié)果表明： 國有股權(quán)參股可以提高民營企業(yè)會計信息質(zhì)量， 其機(jī)制在于國有股權(quán)通過降低民營企業(yè)金融化程度和緩解信息不對稱提高會計信息質(zhì)量；當(dāng)民營企業(yè)處于經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高和行業(yè)競爭度較高的環(huán)境中時， 國有股權(quán)參股促進(jìn)民營企業(yè)會計信息質(zhì)量提升的作用更顯著；當(dāng)國有股權(quán)屬于中央企業(yè)時， 更能促進(jìn)民營企業(yè)提升會計信息質(zhì)量。

【關(guān)鍵詞】國有股權(quán)參股；會計信息質(zhì)量；金融化；信息不對稱；混合所有制改革

【中圖分類號】 F275 ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2023）15-0138-8

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(jìn)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(jì)后果既有利于深入理解民營企業(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(jì)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(rèn)為， 會計信息質(zhì)量會受到經(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(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(fù)擔(dān)， 緩解融資約束， 進(jìn)而減少民營企業(yè)出于金融化動機(jī)所進(jìn)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(zhǔn)則的執(zhí)行動機(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)信息不對稱程度（Zhao和Mao，2023）， 提高企業(yè)在會計準(zhǔn)則執(zhí)行方面的透明度， 進(jìn)而影響會計信息質(zhì)量?；诖?， 本文在混合所有制改革背景下， 探究國有股權(quán)參股如何影響民營企業(yè)會計信息質(zhì)量。

本文以2009 ～ 2020年滬深Ａ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(jī)制。其可能的邊際貢獻(xiàn)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(kuò)展了國有股權(quán)參股民營企業(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(jì)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(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(jī)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(jī)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(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(jī)制對會計信息質(zhì)量的認(rèn)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(jìn)， 國有股權(quán)參股對民營企業(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(yán)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(jī)制之下， 制衡股東為維護(hù)自身的投資利益， 有動機(jī)對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)主要從兩個方面來抑制民營企業(yè)金融化進(jìn)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(dá)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(rèn)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(jì)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(biāo)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(jìn)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(biāo)的驅(qū)動下， 國有股東有動機(jī)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(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(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(jī)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(jìn)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(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(yán)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(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， 國家對國有企業(yè)高管的反腐治理和經(jīng)營問責(zé)也更加嚴(yán)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(jī)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(jìn)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(zhǔn)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(jìn)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(jìn)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?jǐn)?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(jìn)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：

aiqoit=α0+α1sroit+∑aj×Xit+∑year+∑ind+εit （1）

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(jìn)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(jìn)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(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。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）、 獨立董事比例（indir）、 兩職合一（duality）、 長期負(fù)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。

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(biāo)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(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)。

（二）基準(zhǔn)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(biāo)， 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(jìn)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(jìn)而提升其會計信息質(zhì)量， H1得到驗證。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%， 民營企業(yè)會計信息質(zhì)量水平提升約8.59%。

（三）影響機(jī)制檢驗

通過基準(zhǔn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)行檢驗。

jrhit=δ0+δ1sroit+∑δj×Xit+∑year+∑ind+εit （2）

aiqoit=β0+β1sroit+β2jrhit+∑βj×Xit+∑year+∑ind+εit ? ?（3）

inasyit=η0+η1sroit+∑δj×Xit+∑year+∑ind+εit （4）

aiqoit=γ0+γ1sroit+γ2inasyit+∑γj×Xit+∑year+

∑ind+εit （5）

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2018年實施新準(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(biāo)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(jìn)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(jìn)而提升會計信息質(zhì)量。

（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(jìn)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：

sro1it=λ1+λ2Rgmit+∑λj×Xit+∑year+∑ind+σit

（6）

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(zhǔn)模型中， 檢驗結(jié)果如表5列（1） ～ （3）所示。

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(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(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。

（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(jìn)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。

（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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗， 回歸結(jié)果如表6列（3）所示。可以看出， 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(jì)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(jì)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(fù)， 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(jìn)民營企業(yè)提升會計信息質(zhì)量。這是因為在高經(jīng)濟(jì)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。

（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(dá)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(dá)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(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， 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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jī)， 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(jī)會， 進(jìn)一步提升自身競爭力， 避免會計錯報進(jìn)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(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(jìn)市場化進(jìn)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(jìn)而促進(jìn)民營企業(yè)會計信息質(zhì)量的提升。

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