【正文】 委托人控制權(quán)要強(qiáng)于非國有企業(yè)的委托人控制權(quán)。 雖然在 國有企業(yè)中，政治晉升、在職消費(fèi)和投資擴(kuò)張是高管人員貨幣薪酬之外的替代性補(bǔ)償機(jī)制（ Tenev et al.， 2020） ， 但 對 具有不同委托代理層級的國有上市公司而言， 這些替代性補(bǔ)償機(jī)制作用的發(fā)揮存在差異。也就是說， 國有企業(yè)代理人行為實(shí)際上是行政行為 和市場行為的混合體， 在委托代理層級不同的國有企業(yè)中， 委托人控制權(quán)對代理人控制權(quán)的影響程度并不一樣，代理層級較短的 國有 企業(yè)，其委托人控制權(quán)要強(qiáng)于代理人控制權(quán)，反之，則代理人擁有更多的自主權(quán)。國資委成立后，國家股控股國有企業(yè)的代理層級要短于非國家股控股的其他國有企業(yè)，因此，在這類企業(yè)中，委托人控制權(quán)與代理人控制權(quán)的沖突更為明顯，代理人對會計信息的操縱能力相比于其他企業(yè) 將受到 更多的壓制。綜上，本文提出如下假設(shè)： H1： 委托人和代理人控制權(quán)的沖突影響到會計信息的應(yīng)計質(zhì)量 ， 由于 國有企業(yè)的 委托人控制權(quán)強(qiáng)于代理人控制權(quán)， 因此，其 應(yīng)計 質(zhì)量要優(yōu)于非國有企業(yè)， 而 國有企業(yè)中代理層級較短的國家股控股企業(yè)， 則具有 相對 更高的 應(yīng)計 質(zhì)量 。 國有企業(yè)委托人和代理人 控制權(quán)沖突 的增強(qiáng) ， 削弱 了對 國有企業(yè)績效改善 起到積極作用的 企業(yè) 經(jīng)營自主權(quán) ， 這 不僅會造成代理人的有效激勵不足問題，也 會 限制 國有企業(yè)面對市場不確定性時進(jìn)行市場化調(diào)控的手段和效率 。 夏紀(jì)軍 和 張晏 （ 2020）研究了國有企業(yè)委托人控制力和代理人有效激勵的沖突問題，他們發(fā)現(xiàn)：我國上市公司的大股東控制權(quán)與管理層激勵存在顯著的沖突，其中， 國資委控股公司中的沖突顯著高于其他類型的公司 ，而 民營控股公司的沖突 顯著弱于其他類型公司 。 當(dāng) 前 ， 國家股控股上市公司的薪酬契約實(shí)際上表現(xiàn)為一種線性契約，雖然這些企業(yè)中委托人的控制權(quán)較大，但委托人和代理人之間的信息不對稱依然存在。 平新喬 等（ 2020） 指出 ，企業(yè)業(yè)績與 薪酬 契約安排的排序次序?yàn)椋和耆畔l件下的最優(yōu)契約→不完全信息條件下的最優(yōu)契約→工人風(fēng)險中性情況下的線性獎金契約→不完全信息條件下的簡單分成契約→不完全信息條件下的線性獎金契約， 且 在信息不充分條件下，線性契約可能由于代理人努力的邊際成本迅速上升導(dǎo)致契約失敗。因此， 在存在國有企業(yè)控制權(quán)沖突、代理人有效激勵不足和線性契約 安排的情況下，國有企業(yè)的業(yè)績會受到負(fù)面影響 。因此，本文提出第二項(xiàng)假設(shè)： H2： 國有企業(yè)委托人和代理人之間的 控制權(quán)沖突， 對企業(yè)業(yè)績會造成負(fù)面影響，在國有企業(yè)中代理層級較短的國家股控股企業(yè)，這種負(fù)面影響更加明顯。 三、研究設(shè)計 關(guān)于 上市公司 信息質(zhì)量的度量方式， 國外普遍采用的會計信息質(zhì)量測度方法主要有：修正的瓊斯模型（即操控性應(yīng)計， Dechow, Sloan amp。 Sweeney， 1995）；應(yīng)計質(zhì)量（營運(yùn)資本與現(xiàn)金流的回歸殘差， Dechow amp。 Dichev， 2020； McNichols， 2020； Aboody et al.， 2020； Francis et al.， 2020， 2020； Core et al.， 2020）；修正的應(yīng)計質(zhì)量（ Wysocki， 2020）； FOG 指數(shù)（年報可讀性指數(shù)， li， 2020）；信息質(zhì)量的匯總平均（ Biddle, Hilary, Verdi， 2020） 等 。此外，近年來盈余管理研究出現(xiàn)了一個新的分支 —— 基于企業(yè)真實(shí)活動的盈余管理，雖然已經(jīng)有一些研究 文獻(xiàn)支持了這項(xiàng)盈余管理活動的存在性（ Roychowdury， 2020；李增福、董志強(qiáng)、連玉君， 2020） 。但本文認(rèn)為， 真實(shí)活動盈余管理 不易 將企 業(yè)的經(jīng)營行為和會計行為準(zhǔn)確的區(qū)分開來，因此本文的研究中仍沿用應(yīng)計質(zhì)量的測度方法。 從幾種應(yīng)計質(zhì)量的計量模型綜合效力來看，修正的 JONES 模型在發(fā)生“誤拒”、“誤受”風(fēng)險和模型設(shè)定等方面具有明顯的優(yōu)勢（ Dechow， 1995；黃梅、夏新平， 2020； 劉大志， 2020） 。 雖然非預(yù)期應(yīng)計利潤模型無法估計經(jīng)濟(jì)上具有意義的盈余管理程度，但它能夠估計出單個公司的盈余管理程度，因而被廣泛地應(yīng)用于研究文獻(xiàn)中（ 吳聯(lián)生 、 王亞平 ， 2020） 。因此，本文仍利用修正的 瓊斯模型來度量會計信息質(zhì)量，首先 ， 估計 出 下式的回歸系數(shù) ： titi titi titititi A s s e tP peA s s e tvA s s e tA s s e ta ,1,31, ,21,1, Re1T ???? ????? ??? （ 1） aT 為總應(yīng)計，等于營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量， vRe? 為營業(yè)收入的變動額，Ppe 為固定資產(chǎn)的期初賬面價值， Asset 為樣本公司的資產(chǎn)總額。 然后將得到的估計系數(shù)帶入（ 2）式便可計算樣本公司的會計信息質(zhì)量，由于本文的研究主題并非盈余管理，因此，對 計算結(jié)果 取絕對值 處理 ，該值越大說明會計 信息質(zhì)量越差。 ???????? ??????? ??????? 1,31, ,21,11, ReRe1 ti titi titititititi A s s e tP peA s s e t cvA s s e tA s s e tTaA c c ??? （ 2） （ 2）式中 cRe? 是樣本公司應(yīng)收賬款的變動額，這也正是對 JONES 模型 做出 修正 的地方 。 企業(yè) 的業(yè)績 衡量 采用 市場業(yè)績 指標(biāo) 。 由于 會計業(yè)績基于歷史信息進(jìn)行計算， 未 考慮 經(jīng)濟(jì)資源使用的機(jī)會成本， 并且，當(dāng)前 社會生產(chǎn)要素在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì) 的企業(yè)中還存在使用不公的現(xiàn)象，而會計業(yè)績又不能對此 加以區(qū)別 反映 ，因此，本文采用市場業(yè)績來衡量企業(yè)經(jīng)營業(yè)績。市場業(yè)績的 計算方法參考辛清泉（ 2020）的做法： ? ? ? ??? ?? ???? 12 112 1 , 11R t tt tii MRet （ 3） ietR 為樣本公司的年度市場業(yè)績； tiR, 是考慮現(xiàn)金股利再投資的月個股回報率； tM 是月份市場回報率。 計算個股的市場業(yè)績時按上海和深圳兩個 市場 分別 計算， 若個股交易在某一年 中有停牌的，則按該年度實(shí)際 交易 月份計算。 為檢驗(yàn)國有企業(yè)控制權(quán)沖突對會計應(yīng)計質(zhì)量的影響，本文構(gòu)造了二個虛擬解釋變量：一是 國家股控股的國有上市公司（ Grou1）， 1為是， 0 為否；二是非國家股控股的國有上市公司（ Grou2）， 1 為是， 0 為否。為檢驗(yàn)市場業(yè)績對不同組別會計應(yīng)計質(zhì)量的反應(yīng)差異，本文加入了兩個交乘項(xiàng)解釋變量：國家股控股的國有上市公司應(yīng)計質(zhì)量（ G1Acc），非國家股控股的國有上市公司應(yīng)計質(zhì)量（ G2Acc）。 此外， 為控制其他因素的影響并增強(qiáng)回歸模型的解釋力，本文選擇了以下控制變量：ROA、 LEVER、 GROWTH 和 SIZE。 ROA（凈資產(chǎn)報酬率）， 該指標(biāo)不僅是反映企業(yè)盈利能力的一個核心指標(biāo)，而且是上市公司監(jiān)管政策的一個重 要指標(biāo)。上市公司出于再融資的需要，往往會操作會計應(yīng)計水平以迎合政策要求。而在 假設(shè) 2 的檢驗(yàn) 中， ROA 則 是投資者重點(diǎn)關(guān)注的上市公司盈利指標(biāo)，市場回報與該指標(biāo)具有很強(qiáng)相關(guān)性。 LEVER（ 資產(chǎn)負(fù)債率 ），已有研究均證明債務(wù)契約對會計應(yīng)計質(zhì)量具有顯著影響，高負(fù)債率的企業(yè)相比于其他企業(yè)具有更強(qiáng)的動機(jī)進(jìn)行盈余管理。 而 GROWTH（公司成長性，即銷售收入增長率）和 SIZE（公司規(guī)模 ，總資產(chǎn)的自然對數(shù) ） 在相關(guān)研究中表明其具有顯著的相關(guān)性（ Francis et al.， 2020；申慧慧等， 2020），因此本文也將這些 指標(biāo)作為控制 變量處理 。 構(gòu)建的多元回歸模型如下（ 用 模型 1 檢驗(yàn)假設(shè) H1， 用模型 2 檢驗(yàn)假設(shè) H2）： iiiiiiii iz er o w t he v e roaG r o ur o ucc ???????? ???????? SGLR21GA 6543210 （ 模型 1） iiiiiiiiii i z er ow t hever oaccr ouet ???? ?????? ???? ?????? SGL RG 2A c cA1GG rou21GR8765i43210 （ 模型 2） 四、實(shí)證研究 本文 將研究期間設(shè)定為 2020 年 2020 年，這是新的國有企業(yè)管理體制得以建立并穩(wěn)步實(shí)施的期間， 研究 所用 數(shù)據(jù)主要來源于 CSMAR 數(shù)據(jù)庫，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的深交所上市公司信息披露質(zhì)量評級來源于深交所網(wǎng)站。樣本為 2020 年前上市的所有 A股上市公司， 2020年前上市的公司共 1048 個 （ 2020 年 4 月國務(wù)院 國資委成立） ，剔除 23個數(shù)據(jù)不全公司，共 1025個樣本公司。然后搜集 1025 個上市公司 20202020 的年度財務(wù)和交易數(shù)據(jù)，共得到 5125 個公司年 觀測值。為消除極端值的影響，對 變量的數(shù)據(jù)在 1%和 99%分位數(shù)上進(jìn)行了 Winsorize處理。 我國上市公司的股權(quán)性質(zhì)分為國有股和非國有股兩 大 類，其中國有股又包括國家股和國有法人股兩類，前者是 有權(quán)代表國家投資的部門或機(jī)構(gòu)以國有資產(chǎn)向公司投資形成的股份 ，在我國現(xiàn)行的國有企業(yè)管理體制中，有權(quán)代表國家投資的部門或機(jī)構(gòu)是相應(yīng)的國有資產(chǎn)投資管理公司和各級國資委，并且最終控制 人 是國資委 。 由于 國家股控股的上市公司中，其委托代理關(guān)系不超過 2 個層級， 因此 這類上市公司 受到 的 委托人監(jiān)管要強(qiáng)于其他國有企業(yè)。在本文的研究中， 我們按上市國有企業(yè) 控股權(quán)性質(zhì) 將樣本 分為三 組 （即：國家股控股的國有上市公司、非國家股控股的國有上市公司和非國有上市公司） ， 我們 對國家股控股的上市公司 逐一辨別其在 20202020 年間是否發(fā)生了控股權(quán)性質(zhì)變化，最后， 我們得到 研究期間 里從未發(fā)生控股權(quán)性質(zhì)變化 、 均為國家股控股的 國有 上市公司共 152 家， 非國家股控股的國有上市公司 475 家， 非國有上市 公司 398家 。 表 1 提供了國家股控股 上市公司和其他上市公司的會計信息質(zhì)量和市場業(yè)績分年度統(tǒng)計性描述 ，各變量之間的相關(guān)系數(shù)見表 2，雙變量的相關(guān)系數(shù)初步驗(yàn)證了本文的假設(shè) 。 表 1 RET 和 ACC 按樣本分組和年度的描述性統(tǒng)計 年度 變量 均值 中位數(shù) 最小值 最大值 均值 t 檢驗(yàn) 國家股 其他 國家股 其他 國家股 其他 國家股 其他 2020 RET Acc *** 2020 RET *** Acc *** 2020 RET Acc ** 2020 RET *** Acc ** 2020 RET Acc *** （注： ***為 1%顯著性水平， **為 5%顯著性水平） 本文的研究數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)，回歸方法為混合回歸。表 3 報告了 2 個模型的回歸結(jié)果，模型 1的因變量是會計信息質(zhì)量（即會計應(yīng)計的絕對值，該值越大說明會計信息質(zhì)量越差），回歸結(jié)果支持了假設(shè) H1。在模型 1 中，樣本公司的組別變量（ Grou1 為國家股控股變量， Grou2 為非國家股控股的國有上市公司變量）均與 ACC 呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明在我國資本市場中，國有上市公司的會計信息質(zhì)量顯著高于其他上市公司，并且，國家股控股的國有上 市公司相比于其他國有上市公司具有更大的敏感系數(shù)。 申慧慧 等 （ 2020）研究了股權(quán)分置改革前后的上市公司盈余管理問題，發(fā)現(xiàn)國有上市公司的會計信息質(zhì)量高于其他公司，本文的研究進(jìn)一步揭示了在所有國有上市公司中，國家股控股上市公司相比于其他國有上市公司的會計信息質(zhì)量更高。模型 2的因變量為市場業(yè)績，通過將組別變量（ Grou Grou2）和組別會計信息質(zhì)量的交叉項(xiàng)變量（ G1Acc、 G2Acc）逐步放入模型回歸分析，可以看出，國有上市公司的不僅沒有獲得相對較高的市場業(yè)績，反而受到了市場的歧視，組別變量（ Grou1 和 Grou2）與市場業(yè)績變量（ Ret）呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（雖然只在模型 22 中顯著，但 2個模型的回歸系數(shù)均為負(fù)值），并且，國家股控股的國有上市公司相比于其他國有上市公司 也具有更高的敏感系數(shù)（表 4 分年度的回歸系數(shù)也表明了這個結(jié)果）。 同時，表 3 反映出上市公司的會計信息質(zhì)量變量與市場業(yè)績之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，這表明較差的會計信息質(zhì)量反而獲得了較高的市場回報（其中，國家股控股的國有上市公司更為敏感），這表明，在我國資本市場中，會計信息的應(yīng)計質(zhì)量并未有效的融入證券定價過程。 表 2 變量相關(guān)系數(shù)表 Acc Ret Grou1 Grou2 G1Acc G2Acc Roa Lev Grow Acc *** *** ** *** *** *** *** Ret *** *** ** *** Grou1 *** *** *** *** Grou2 *** *** *** *** *** *** *** G1Acc *** *** *** *** *** G2Acc *** *** *** *** *** *** *** Roa *** *** *** *** *** *** *** Lev *** **