【正文】 司的會計信息質量更高。 其次，自 2020 年開始，深圳證券交易所對上市公司信息披露質量進行了評級，本文利用深交所的評級結果代替會計信息質量進行回歸（ 評級結果從不合格到優(yōu)秀，分別賦值 0、 3），結果沒有 明顯改變。研究發(fā)現，雖然會計信息是國企管理者的薪酬決定性因素，但在委托人控制權足夠大的情況下，企業(yè)管理者 缺乏 對會計應計進行操控 的能力 ，因此，國有上市公司的會計應計質量顯著好于其他上市公 司。 雖然 單從會計指標上看，20202020 期間國家股控股的上市公司其關鍵會計指標（ ROA、 ROE、利潤總額、費用率 等 ）均明顯優(yōu)于其他企業(yè)（限于篇幅， 本文未列示相關圖表），但由于國家股控股上市公司相應地比其 他企業(yè)具有特定資源上的優(yōu)勢（如融資優(yōu)勢、地租優(yōu)勢等），因此，我們 從國家股控股上市公司的市場表現（市場業(yè)績）角度，對其進行了研究，發(fā)現在委托人控制權居主導地位的國家股控股上市公司中，其市場業(yè)績并不優(yōu)于其他上市公司，甚至在一定程度上受到市場參與者的歧視， 表現出 相對于其他企業(yè)更低的市場回報。 參考文獻 [1] 薄仙慧、吳聯生 .：盈余管理視角，經濟研究，2:8191 [2] 華生 等 . 中國企業(yè)體制改革研究報告 .經濟研究， 3： 1115 [3] 黃梅、夏新平． ．南開管理評論， 12:136143 [4] 李增福、董志強、連玉君 . 基于我國2020 年所得稅改革的研究 .管理世界， 1:121134 [5] 劉大志 . —基于中國資本市場的實證研究 .中南財經政法大學學報， 1： 8591 [6] 呂長江、趙宇恒 . 究 基于管理者權力的解釋 .管理世界， 11:99109 [7] 平新喬、范瑛、郝朝艷 . .經濟研究， 11： 4253 [8] 申慧慧、黃張凱和吳聯生 .2020，股權分置改革的盈余質量效應 .會計研究， 8： 4048 [9] 孫錚、李增泉、王景斌 .、會計信息與債務契約 來自我國上市公司的經驗證據 .管理世界， 10： 100107 [10] 王化成、佟巖 . 基于盈余反應系數的考察 .會計研究， 2： 6674 [11] 吳聯生、王亞平 . 證據 :一個綜述 .經濟研究， 8： 143152 [12] 夏紀軍、張晏 . 兼對股權激勵有效性的實證分析 .經濟研究， 3： 8798 [13] 辛清泉、林斌、王彥超 .、經理薪酬與資本投資 .經濟研究， 8： 110122 [14] 辛清泉、譚偉強 .、企業(yè)業(yè)績與國有企業(yè)經理薪酬 .經濟研究， 11：6881 [15] 嚴若森 . .改革， 5： 96101 [16] 張軍、王祺 .2020. 權威、企業(yè)績效與國有企業(yè)改革 .中國社會科學， 5： 106116 [17] 張 維迎 .：理論分析和政策含義 .經濟研究， 4： 1020 [18] 朱茶芬、李志文 . .會計研究， 5： 3845 [19] , and .2020. The Multitask Theory of State Enterprise Reform: Empirical Evidence from China. The American Economic Review, Vol. 96, No. 2: 353357 [20] Dechow, Earnings Management. The Accounting (8):193225 [21] Ding Y., H. Zhang, J. Zhang. 2020. Private vs State Ownership and Earning Management: evidence from Chinese Listed Companies. Corporate Governance, 15(2):223238 [22] Francis, LaFond ， Olsson amp。本文還發(fā)現投資機會能夠提高價值對增長的敏感性，股權分置改革后中國資本市場在甄別公司增長有效性上判斷力增強。 nonlinearity。李榮融在 2020天津達沃斯論壇說：“ 20202020 年年底，中國每年倒 閉的國有企業(yè)有近 5000 家，其中包括中央企業(yè)。本文試圖通過研究公司增長與價值增值之間的關系，提出衡量公司增長有 效性的判斷標準，并以中國上市公司為樣本進行測度，旨在為管理層適時調整公司發(fā)展戰(zhàn)略提供參考。 Ramezani（ 2020） [5]發(fā)現增長的巨大波動是經營風險的標志，經理為了追求增長不再致力于經濟增加值的創(chuàng)造。 Pagano（ 2020） [8]運用可持續(xù)增長與價值最大化原則之間的關聯研究銀行兼并，發(fā)現當兼并引導企業(yè)走向持續(xù)增長的良性發(fā)展道路時，股東才會獲得財富。上述研究僅僅停留于構建“公司增長與價值”之間的線性模型，至多按照不同增長狀況進行分組比較分析（曹玉姍， 2020[11]， Ramezani， 2020[5]），未能準確反映二者之間“先增后減”的非線性關系。 Ohlson （ 1995） [14]的公司價值估值模型入手，以確定影響價值的核心因素，根據估值模型 00 1 (1 )t tt RIV BV r???? ?? 其中， BV0=公司凈資產當期賬面價值， RIt=未來第 t 期剩余收益， r=預期折現率。 在此基礎之上，筆者將公司增長區(qū)分為產品擴張戰(zhàn)略和資本擴張戰(zhàn)略的結果，根據劉婷（ 2020） [15]，公司價值形成主要由七大因素決定：產業(yè)擴張、投資機會、公司風險、資本擴張、獲現能力、市場競爭力以及創(chuàng)新能力。如果增長速度繼續(xù)提高，為了維持過高的增長速度，公司可能會耗盡所有的財務資源，由此帶來的風險超過公司的承受能力，一旦公司未能及時獲取現金流，融資約束將會引發(fā)財務危機，財務危機成本的提高會進一步威脅到公司的商業(yè)信用和再生產的正常進行，從而使公司價值遭到毀損，甚至造 成公司破產。據此，將公司價值異于行業(yè)平均值的部分定義為價值增量，如果價值增量大于等于 0 定義為價值增值，否則，為價值毀損；將異于合理增長區(qū)間的部分定義為增長波動 ，將增長波動大于等于 0定義為高速增長，否則，為低速增長。第三象限是公司增長的最差狀態(tài)，利潤降低，公司價值下降，一般是公司進入衰退期的表現，既可能是受公司外部環(huán)境突變的影響，更主要的原因是公司本身經營管理出現嚴重問題，組織低效而僵化。據此， 提出： 假設 2 公司未來投資機會與公司價值增值正相關：投資機會良好的公司價值增值幅度較大（或價值毀損程度越輕 ）；公司擁有良好投資機會時，會提高公司價值對增長的敏感性；而當公司缺乏投資機會時，會降低公司價值對增長的敏感性。 Tsai（ 1999） [16]指出，實踐中采用資產定價 模型估計價值增值存在問題，而采用股票超額收益 率比用資產定價模型預計的期望收益更加準確，因此，筆者采用調整了行業(yè)股票收益率影響后的股 票超額 累計收益率衡量公司價值增量。最后，筆者 對公司規(guī)模、市場化程度、是否國有控股、行業(yè)及年度進行了控制。 Expcap + 資本擴張率 11tttequity equityE xcap equity ???? Equityt=上市公司 t 年期末所有者權益總額 Cashflow + 經營現金流量比率 經營現金流量比率 =經營現金流量凈額 /營業(yè)總收入 Salesshare + 市場占有率 1ii niiSal esSal esshareSal es?? ? n=某行業(yè) 上市公司總數 Intangassets 無形資產比率 無形資產比率 =期末無形資產 /營業(yè)總收入 Lnassets + 資產規(guī)模 總資產的自然對數 Marketind + 市場化指數 采用樊綱等（ 2020） [19]發(fā)布的中國市場化指數，根據上市公司所在地進行賦值 Stateown 國有控股上市公司 虛擬變量，如果上市公司為國有控股，則值為 1，否則值為 0 industryj ? 行業(yè) 虛擬變量， j=1， 2， …… ， 20 yeart ? 年度 虛擬變量， t=1， 2， …… ， 7 注： *本 文采用股票發(fā)行量作為權重，具體計算 A股流通股與非流通股的合計數，如國內上證指數和深證綜指，而非采用國際通行的自由流通量作為權重，原因在于股權分置造成大量限售股的存在。按照《上市公司行 業(yè)分類指引》，劃分為 12 個門類，其中，將制造業(yè)細分為 10 個大類。 描述性統(tǒng)計 （ 1）正常上市公司總體描述性統(tǒng)計 筆者對 20202020 年正常上市公司股票超額收益率與增長波動進行了描述性統(tǒng)計，如表2 所示。對比發(fā)現， 2020 年和 2020 年增長波動均值上升但股票超額收益率下降，表明增長波動的提高不一定會帶來價值提升。發(fā)生價值毀損的樣本（第三象限和第四象限） 5039 個，占總體%，其中，毀損性高速增長（第四象限）的樣本為 3297個，占價值毀損樣本的 %，表明無效的高速增長成為公司價值的巨大威脅，揭示了高速增長的雙刃劍本質。第三象限上述兩個變量均值和標準差最小，表明該組公司增長速度大多未達到維持公司持續(xù)增長的基本要求，并且公司價值普遍發(fā)生了較 嚴重的毀損。 表 4 20202020 年上市公司價值與其影響因素相關性分析 股票超額收益率 增長波動 托賓 Q值 貝塔值 資本擴張率 現金流比率 市場占有率 無形資產比率 股票超額收益率 1 *** *** *** *** *** *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 增長波動 *** 1 *** *** *** * *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 托賓 Q值 *** ** 1 *** *** *** *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 貝塔值 *** *** *** 1 *** *** ** ** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 資本擴張率 *** *** *** *** 1 ** *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 經營現金流比率 *** *** *** *** *** 1 *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 市場占有率 ** ** *** *** 1 *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 無形資產 * *** *** ** *** *** *** 1 象限及樣本數 變量 均值 中值 最小值 最大值 標準差 第一象限 股票超額收益率 N=1960 增長波動 第二象限 股票超額收益率 N=696 增長波動 第三象限 股票超額收益率 N=1742 增長波動 第四象限 股票超額收益率 N=3297 增長波動 比率 （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 注： ***、 **、 * 分別表示相關性在 t 分布下 、 、 的顯著性水平顯著（雙尾）；括號內是顯著性檢驗的 p 值。根據下列公式測度公司增長對價值的貢獻程度： 1212? ? ( ) ( 2 ) ( )() ? ? 2abre turn dif growth dif growthabre turn dif growthdif growth????? ? ? ? ? ?? ? ? ??求 導 得推 出 計算可得，正常公司綜合影響模型中，股票超額收益率對增長波動的敏感性為 %，即正常經營上市公司營業(yè)收入增長波動 1個單位，會引起股票超額收益率變化 %個單位。但第二象限和第四象限的增長波動系數不顯著。 按托賓 Q 值分組實證分析 筆者將正常上市公司總體樣本分為 Q值大于等于 1 及 Q值小于 1 兩組，前者樣本 4477個，占總體 %，股票超額收益率均值為正，實現有效增長（即股票超額收益率大于等于 0）的樣本 1760 個，占該組樣本的 %，處于增值性高速增長狀態(tài)的樣本 1205 個，占有效增長樣本的 %。分組實證結果如表 6（ 1）、（ 2）所示，兩組樣本增長波動的一次項系數都顯著為正，二次項都系數顯著為負，表明無論是否存在良好的投資機會，增長波動與公司價值增量都呈顯著“倒U 型”關系，但價值對增長波動的敏感性 不同：當 Q 小于 1 時，股票超額收益率對增長波動的敏感性為 %； Q 大于等于 1時，敏感性提高至 %，表明良好的投資機會有利于提高公司增長對價值增值的貢獻效度。 KolmogorovSmirnov 檢驗及 MannWhitney 檢驗結果（略）表明，股改前樣本組的股票超額收益率、托賓 Q 值、資本擴張率、資產規(guī)模及市場化指數均值都顯著小于股改后樣本組，但前者的增長波動、貝塔值等指標均值都顯著大于后者。股改前股票超額收益率對增長波動的敏感性為 %，股改后增強至 %，說明公司增長與價值增值之間先增后減的非線性關系在股改后變得顯著，表明資本市場甄別上