股权性质_环境不确定性与会计信息的治理效应

股权性质、环境不确定性与会计信息的治理效应

*

申慧慧

（首都经济贸易大学会计学院100070

吴联生

北京大学光华管理学院100871）

【摘要】已有研究发现会计信息具有治理效应，但没有考虑会计信息治理效应所依赖的经理人侵占动机及外部环境所提供的机会；已有研究虽然考察了国有股权的治理效应，但由于没有考虑经理人谋取私利的可能性而使结论具有偏差。本文研究了股权性质、环境不确定性与会计信息质量对代理成本的交互作用。研究结果表明，低质量的会计信息不仅增加管理层利用公司资源的自利行为，而且还降低公司资产的使用效率，但会计信息的治理作用仅在环境不确定性高的公司中存在，同时，相对于非国有控股公司，会计信息质量在国有控股公司的治理作用较小。研究结果还表明，只有在环境不确定性较高且会计信息质量较低的情况下，国有控股公司的代理效率高于非国有控股公司。本文不仅验证了国有股权和环境不确定性对会计信息治理效应的影响，也验证了环境不确定性和会计信息质量对国有股权治理效应的影响。【关键词】国有股权

环境不确定性

会计信息质量

代理成本

治理效应

一、引言

代理问题广泛存在于现代公司之中。在所有权和经营权分离的企业中，委托人与代理人目标的差异导致代理人为了自身利益而侵害委托人的利益，从而导致公司价值的降低。信息不对称是代理人侵害委托人利益的前提条件（JensenandMeckling，1976），因此，提高会计信息质量，可以降低经理人的机会主义行为，从而降低企业的代理成本。这样，会计信息也就具有了公司治理效应。已有文献发现会计信息的确具有治理效应，如高质量的会计信息被用于经理人薪酬的制定（Peng，2006）及经理人更换决策（Engel，HayesandWang，2003），高质量的会计信息还能提高公司的投资效率（BiddleandHilary，2009）。但这并不表明会计信息在任何情况下都具有治理效应，它取决于经理人侵害股东利益的可能性，而这又与两方面相关：经理人侵占动机与是否存在允许经理人进行侵占的环境。私人收益对国有控股公司和非国有控股公司的经理人具有不同的效用（王鹏和周黎安，2006），这决定了其侵占动机的差异；对非国有控股公司经理人而言，其追逐的私人收益更多地体现在将公司资源用于自身消费及获得更多的闲暇时间；而对国有控股公司而言，经理人的效用更多地体现在政治升迁上，因此，相比于非国有控股公司而言，国有控股公司经理人的侵占动机较小，因而，会计信息质量对国有控股公司代理成本的影响较小。可见，公司的股权性质直接影响会计信息的治理效应。公司环境不确定性高低与未来经营成果可预测难易相关（SchipperandVincent，2003），它直接关系到经理人行为被识别的难易程度及经理人追逐私人收益的机会，进而决定股东是否需要高质量的会计信息评价经理人行为。因此，当企业经理人存在侵占动机，且环境不确定性又给经理人实现侵占动机提供外在条件时，会计信息就可以发挥更大的治理作用；相反，即使经理人存在侵占

作者感谢匿名专家的建设性意见，当然，文责自负。感谢国家自然科学基金项目“会计与审计”（批准号：71025003）和“环境不

——基于中国产权制度的研究”（批准号：71202131）的资助。确定性对企业价值的影响—

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动机，但如果并不存在侵占所需要的外部环境时，经理人就无法达到侵占的目的，会计信息也就没有发挥治理效应的空间。以往文献对会计信息治理效应的研究，没有考虑经理人侵占动机与是否存在允许经理人进行侵占的环境，因此，研究结论具有一定的偏差。

国有企业改革是我国经济改革与发展的重要内容，而明确国有股权的治理特征则是推进国有企业改革的重要前提。已有文献从代理成本角度对国有股权的治理效应进行了研究，但尚未得到比较一致的研究结论。一种观点认为，由于国有控股公司经理人薪酬较低，国有控股公司的经理人更有动机进行在职消费，对公司资产的管理更加懈怠，因此，国有控股公司代理成本大于非国有控股公司（李寿喜，2007）；另一种观点认为，国有控股公司的经理大部分都是上级委派，他们经营公司的目的主要是为了政治升迁，而公司业绩则是他们政治升迁的重要依据之一，因此，他们更会用心经营公司，投资盈利能力好的项目，提高资产的使用效率，故国有控股公司的代理效率高于非国有控股公司（李明辉，2009）。造成以上研究结论冲突的重要原因之一在于已有文献没有考虑经理人谋取私利的可能性。如果经理人没有机会谋取私利，那么，代理成本在国有控股公司与非国有控股公司之间的差异反映的并非是国有股权的治理效应，而可能是两类公司本身具有的跟股权性质无关的特点。只有在经理人有机会谋取私利的情形下检验代理成本在国有控股公司与非国有控股公司之间的差异，才能验证国有股权的治理效应。环境不确定性是决定经理人是否有机会谋取私利的重要因素之一，当环境不确定性较高时，经理人可以将自己的偷懒行为和在职消费导致的业绩变差归因于外部客观环境，经理人从而有了谋取私利的机会；另外，高质量的会计信息可以区分经理人行为的后果与外界环境所带来的结果，如果公司披露了低质量的会计信息，股东便无法区分经理人的

2004），从而给经理人谋取私利提供了机会。因此，要研究国有可控事项及不可控事项（Bushmanet．al，

股权的治理效应，必须结合环境不确定性与会计信息质量。

本文研究了股权性质、环境不确定性与会计信息质量对代理成本的交互作用。研究结果表明，在非国有控股公司中，低质量的会计信息不仅增加管理层利用公司资源的自利行为，同时还降低公司资产的使用效率，但会计信息的这种治理作用仅在环境不确定性高的情形下存在，同时，相对于非国有控股公司，会计信息质量在国有控股公司的治理作用较小。从国有股权治理效应的角度来看，只有在环境不确定性高且会计信息质量较低的情况下，国有控股公司的代理效率高于非国有控股公司。因此，本文的研究不仅验证了国有股权和环境不确定性对会计信息治理效应的影响，同时也验证了环境不确定性和会计信息质量对国有股权治理效应的影响。

本文的贡献主要在于：（1）检验了会计信息发挥治理效应的条件。以往对会计信息治理效应的研究，没有考虑经理人谋取私利的动机与环境是否给经理人进行侵占提供外部条件，所得结论存在一定的偏差。本文则从股权性质和环境不确定性的角度研究了会计信息的治理效应，分析了会计信息治理效应发挥作用的条件，弥补了以往关于会计信息治理效应研究的不足。（2）从经理人谋取私利可能性的角度检验了国有股权的治理效应。已有文献对国有股权治理效应的研究，没有考虑管理层谋取私利的可能性，因而得出了相互冲突的研究结论。本文从环境不确定性和会计信息质量的角度来剖析经理人谋取私利的可能性，并在此基础上分析国有股权的治理效应，从而深化了国有股权治理效应方面的研究。

本文的其他部分安排如下：第二部分为研究假设与模型检验，第三部分为样本与描述统计，第四部分报告了检验结果，最后部分为研究结论与启示。

二、研究假设与模型检验（一）研究假设

在现代公司中，会计信息对代理成本的治理效应取决于经理人的侵占动机及外部环境提供的机会。有效的经理人市场可以制约经理人的侵占动机。我国非国有控股公司的经理人大多来自于市场，然而，我国目前尚不存在有效的经理人市场，全社会征信系统的缺失使得经理人履历的真实性难以考证，市场缺乏有效的信息甄别及信息传递方式，声誉机制无法发挥应有的激励和约束作用，市场无法区分经理人的好坏

（李新春，2003）；这样，当经理人在一个公司因行为不当而离职时，他可以在另一个公司重新开始，基本不受其原来行为的影响，因此，非国有控股公司的经理人具有侵占股东利益的动机。同时，决定经理人谋取私利可能性的另一个重要因素是外部环境不确定性。当环境不确定性较低时，股东很容易对公司未来的经营成果形成合理预期，因而经理人很难将业绩变差的原因归于外部客观环境，当实际业绩与预期业绩相差较大时，一方面由于此时经理人的行为代表了其真实动机（JonesandDavis，1965），因而更容易引起股东的疑虑并给予经理人行为更多的关注。比如，为了区分不可控事件和经理人应该承担的责任，股东可以通过调查等一系列的方法来搜集更多的信息用于经理人的业绩评价，因此，经理人追逐私利的行为被发现的可能性较大；另一方面，期望的落空会降低股东对经理的信任，增加未来对经理人的监督，约束经理人的权力，或者直接更换经理人（FarrellandWhidbee，2004），减少经理人对股东利益的侵害；因此，在非国有控股公司，当环境不确定性较低时，即使提供的会计信息质量较低，投资者的合理预期及未来更强的监管也将对经理人造成威慑，降低其谋取私利的可能性，此时会计信息质量对股东监督经理人的影响较小。相反，环境不确定性较高时，股东很难对公司未来经营成果形成合理预期，经理人很容易将业绩变差的原因归为外部客观环境；因此，此时对经理人的评价变得更加复杂，不仅依赖于公司经营业绩，更多地依赖个人主观判断（Govindarajan，1984），高质量的会计信息对非国有控股公司的股东而言至关重要，它不仅有助于股东对经理人的经营业绩做出客观评价，同时也有助于股东利用非财务指标对经理人形成主观评价；相反，如果此时提供的会计信息质量较低，那么股东便无法对经理人应当承担的责任做出正确判断，降低了股东发现经理人追逐私利行为的概率，因此增加了经理人谋取私利的可能性。根据以上分析，提出假设1。

假设1：环境不确定性越高，会计信息对非国有控股公司代理成本的治理效应越大。

由于国有控股公司承担着包括维持社会稳定在内的多重任务（Bai，LuandTao，2006），多重任务的存在使得国有控股公司成为一个行政和市场的混合体，与之相对应的是经理选拔的行政化，因此，国有控股公司的经理往往由政府委派。这决定了国有控股公司的经理人不仅是公司的管理人员，更是国家机关的工作人员（吴联生、林景艺和王亚平，2010），对他们而言，最具有效用的并不是追求在职消费或者获得更多的闲暇时间等私人收益，而是为了政治地位的升迁，而公司业绩往往是他们政治升迁的重要依据之一，如LiandZhou（2005）认为，经济业绩的提高将增加地方官员政治升迁的机会，相反则导致其任期的终结，因此，努力提高经营业绩将成为其职业规划的重要内容，国有控股公司的经理人将更加努力的寻找高收益项目，增加资产的使用效率，由此可以看出，自我职业选择决定了国有控股公司经理人的侵占动机较小。同时，国有控股公司的经理人可以在国家需要时即刻成为政府官员，实现政治地位升迁（王红领，2000），如果其行为不当，该信息也将被记录并保存于国家机关档案系统内，当重新申请国家机关系统内的任何职位或者面临政治升迁时，过往行为都将成为评判他是否被录用的一个重要指标，一次行为失当也可能导致整个政治生涯的终结，因此国家机关内人事信息保存制度及有效的传播方式会对国有控股公司经理人侵占行为造成威慑，降低了他们谋取私利的动机。可见，尽管较高的环境不确定性及较低的会计信息质量增加了经理人谋取私利的可能性，但由于国有控股公司经理人较弱的侵占动机，使得环境不确定性对国有控股公司会计信息治理效应的影响要低于非国有控股公司。据此提出假设2：

假设2：相对于非国有控股公司，环境不确定性对国有控股公司会计信息的治理效应影响较小。（二）模型建立

为了检验上述假设1和假设2的正确性，建立模型（1）运用最小二乘法（OLS）进行回归：AC=β0+β1IA+β2SOE+β3IA*SOE+β4EU+β5EU*IA+β6EU*SOE+β7EU*IA*SOE+

β8MP+β9First+β10Board+β11Outdir+β12G+β13Grow+β14ROA+β15Size+β16CR+β17Lev+β18OCF+ε

（1）

ColeandLin（2000）和SinghandDavidsonIII（2003）的做法，采用其中AC是代理成本，借鉴Ang，

两个指标来衡量代理成本，第一个指标是管销费用率（ASE），该指标反映了经理人在使用公司资源时所

采取的判断，包含了直接给予经理人的薪酬，也包括办公室租金、差旅费、交通工具等，还包含了以津贴形式用于经理人消费的广告费用和销售费用，该指标越大，说明代理成本越高；第二个指标是资产使用效率（ATO），该指标用于衡量经理人运用单位资产创造收入的能力，该指标越小，说明资产使用效率越低，代理成本越大。IA是公司会计信息质量的衡量指标，该指标越大，代表公司的会计信息质量越低。考虑到目前公司提供的大部分信息是会计信息，这是导致公司投资者与管理者之间信息不对称的主要原因，且这些会计信息并不仅限于盈余，因此本文参考Dierkens（1991）和Zhou（1999）的方法来衡量公司的会计信息质量。SOE为股权性质的虚拟变量。EU为环境不确定性指标，根据已有的研究文献（GhoshandOlsen，2009），本文采用普通最小二乘法（OLS）运行模型（2），分别估计过去5年的非正常销售收入，以剔除销售收入中稳定成长部分的影响，更加准确地衡量环境不确定。

Sale=φ0+φ1Year+ε

（2）

其中，Sale为销售收入；Year为年度变量，从过去第4年至当前年度分别取值1－5。模型（2）的残差即为非正常销售收入；计算公司过去5年非正常销售收入的标准差，再除以过去5年销售收入的平均值，从而得到未经行业调整的环境不确定性；各公司未经行业调整的环境不确定性除以行业中位数后得到的值，按照年度对所有公司环境不确定性进行排列分组，环境不确定性（EU）高的组取值为1，环境不确定性（EU）低的组取值为0。

模型（1）中的估计系数β5表示环境不确定性较高时，会计信息质量对非国有控股公司代理成本的影响，如果β5显著为正，则表示当环境不确定性较高时，会计信息质量对非国有控股公司的代理成本影响较大；估计系数β7表示相对于非国有控股公司而言，环境不确定性与会计信息质量交互效应对国有控股公司代理成本的影响，如果β7显著为负，则表明相对于非国有控股公司，环境不确定性将降低会计信息质量对国有控股公司代理成本的影响。根据假设1，环境不确定性越高，会计信息对非国有控股公司代理成本的治理效应越大，因此预计β5符号为正；根据假设2，相对于非国有控股公司，环境不确定性对国有控股公司会计信息的治理效应影响较小，因此预计β7符号为负。

此外，根据研究背景和相关文献，模型（1）还控制了管理层持股、第一大股东持股比例、董事会规模、独立董事所占比例、公司成长性、现金流、总资产收益率、公司规模、流动比率以及资产负债率。相关变量的详细定义如表1所示。

表1

变量名字ASEATOEUIASOEMPFirstBoardOutdirGGrowROASizeCRLevOCF

相关变量定义

变量定义

管销费用率，管理费用和销售费用之和除以当年销售总收入，减去行业中位数得到。资产周转率，当年销售总收入除以年初年末总资产的平均值，减去行业中位数得到。环境不确定性替代变量。

会计信息质量指标，它等于各公司当年考虑现金红利再投资的日个股回报率的标准差按照年份进行分组，会计信息质量差的组取值为1，会计信息质量好的组取值为0。股权性质，若为国有控股则取值为1，否则为0。管理层持股比例。第一大股东持股比例。

董事会规模，董事会人数取对数。

独立董事比例，公司独立董事在董事会中所占的比例。

公司长期成长性，模型（2）所得回归系数除以5年销售收入平均值得到。公司短期成长性，它等于公司当年的销售收入增长率。

总资产回报率，它等于当年营业利润除以年初年末总资产的平均值。公司规模，它等于年末资产总额的对数。

流动比率，它等于年末流动资产除以年末流动负债。资产负债率，它等于年末负债总额除以年末资产总额。

经营现金流量，它等于公司当年经营现金净流量除以年末总资产。

三、样本与描述统计

本文研究所需要的股权性质数据来自于CCER数据库，其他公司治理数据、财务数据和市场回报数据均来自于CSMAR数据库。由于CSMAR中公司治理数据是自1999年开始，故而本文的样本区间为1999－2010年。本文选取的样本数据为在深圳证券交易所和上海证券交易所上市的全部A股上市公司，在得到全样本数据的基础上，本文对所需数据做了如下处理：（1）剔除金融行业的公司，金融行业会计准则与其它行业会计准则具有较大差异，本文遵从研究惯例，予以剔除；（2）在计算环境不确定性时，需要五年的销售收入，另外，正常情况下公司的当年的销售收入不会小于0，故而剔除那些销售收入数据少于五年的公司和各年销售收入小于0的公司；（3）剔除其他数据缺失的公司；（4）为了降低异常值的影响，将所有连续变量均进行1%分位数Winsorize处理。

表2报告了描述统计。从表2可以看出，管销费用率（ASE）平均值和标准差分别为0.1030和0.7109，表明中国上市公司之间管销费用率差异很大；总资产周转率（ATO）平均值为0.1054，最小值和最大值分别为－0.8535和2.3975，表明中国上市公司总资产周转率差异较大。环境不确定性（EU）和会计信息质量（IA）采用分组哑变量；国有股权（SOE）平均值为0.6944，说明中国大部分（69.44%）上市公司为国有控股公司。高管持股比例（MP）3/4分位数为0.0001，说明中国仅25%的公司高管持股比例大于0.01%；第一大股东持股比例（First）1/4分位数为0.2543，说明75%以上的公司持股比例在25%以上，股权较为集中；董事会规模（Board）平均值和标准差分别为2.2157和0.2223，说明董事会规模差异较小；独立董事所占比例（Outdir）的1/4分位数为0.3077，说明75%的上市公司独立董事所占比例接近1/3；长期成长性（G）的差异不大，平均值为0.1182，标准差为0.1874，短期成长性（Grow）差异较大，最小值为－0.9036，最大值达到15.2739；资产回报率（ROA）最大值和最小值分别为0.3199和－0.5158，说明公司之间的盈利能力差异较大；公司规模（SIZE）的平均值为21.3772，标准差为1.0916，说明中国上市公司规模差异不是很大；公司流动比率（CR）平均值和标准差分别为1.4290和1.0445，说明中国上市公司流动比率差异不是很大；资产负债率（Lev）的平均值和标准差分别为0.5447和0.2813，说明中国上市公司资产负债率差异不大；中国上市公司经营现金流量（OCF）差异较大，最小值为－0.2569，最大值为0.3327。

表2

变量名称ASEATOEUIASOEMPFirstBoardOutdirGGrowROASizeCRLevOCF

N[***********][***********][***********][***********]75410754

平均值0.10300.10540.49950.50020.69440.00170.38052.21570.30200.11820.24640.025321.37721.42900.54470.0476

标准差0.71090.47980.50000.50000.46070.01400.16140.22230.12400.18740.81900.08911.09161.04450.28130.0829

描述统计

中位数000110.00000.35552.19720.33330.12790.13300.030321.30691.18900.52720.0465

1/4分位数－0.0452－0.18030000.00000.25432.19720.30770.0227－0.03470.005520.65720.83550.38690.0052

3/4分位数0.07140.26001110.00010.50402.39790.36360.22700.32890.063722.01651.66970.65730.0925

最小值－0.2366－0.85350000.00000.04161.09860.0000－0.5590－0.9036－0.515818.71080.08190.0685－0.2569

最大值18.28292.39751110.22720.80002.94440.75000.650015.27390.319925.37838.58803.36180.3327

表3

ASE

ASE

＊＊ATO－0.174＊

相关系数

ATO

EU

IA

SOE

MP

First

Board

Outdir0.000－0.0090.005－0.001

G

Grow

ROA

Size

CR

Lev－0.0070.018*

OCF

＊＊－0.115＊＊＊0.217＊

＊＊0.024＊＊－0.501＊

＊＊－0.094＊＊＊－0.037＊＊＊－0.176＊＊＊－0.087＊＊＊0.078＊

＊＊－0.095＊＊＊－0.142＊＊＊0.096＊

＊＊0.044＊

＊＊－0.142＊

＊＊－0.273＊＊＊－0.286＊＊＊－0.319＊＊＊－0.047＊＊＊－0.375＊

＊＊0.296＊＊＊0.354＊＊＊0.222＊＊＊0.056＊＊＊0.422＊＊＊0.028＊

＊＊－0.092＊＊＊0.147＊＊＊0.057＊＊＊0.162＊＊＊0.120＊＊＊－0.115＊

EUIAMP

＊＊－0.070＊＊＊0.088＊

＊＊－0.071＊＊＊0.096＊＊＊0.079＊

－0.007

＊＊0.295＊

＊＊－0.070＊＊＊－0.089＊＊＊－0.104＊＊＊－0.063＊＊＊0.125＊＊＊－0.099＊＊＊0.079＊＊0.022＊

＊＊－0.083＊＊＊－0.021＊＊－0.060＊＊＊－0.032＊＊＊－0.049＊＊＊－0.189＊＊＊－0.151＊＊＊－0.029＊＊＊0.110＊＊＊－0.115＊＊＊－0.091＊

＊＊0.117＊＊＊－0.095＊＊＊－0.032＊＊＊SOE－0.087＊＊＊－0.109＊＊＊0.030＊＊＊0.165＊

＊＊0.033＊＊＊－0.131＊

＊＊0.103＊＊＊－0.085＊

＊＊0.074＊

0.000＊＊0.179＊－0.009＊＊0.051＊＊＊－0.046＊

－0.005－0.004＊＊－0.028＊－0.001＊＊0.019*－0.085＊0.004

＊＊0.086＊＊＊0.045＊

＊＊0.093＊＊＊0.072＊＊＊－0.091＊＊＊0.045＊＊＊0.105＊

＊＊0.182＊＊＊0.081＊＊＊－0.091＊＊＊0.069＊＊＊0.147＊

＊＊0.134＊＊＊First－0.082＊＊＊Outdir－0.033＊

－0.0050.0060.001

＊＊0.157＊

＊0.287＊＊＊－0.098＊＊＊－0.024＊0.009

0.007

＊＊0.087＊＊＊－0.073＊＊＊－0.061＊＊＊0.162＊＊＊－0.031＊＊＊Board－0.05＊＊＊0.099＊＊＊0.052＊＊＊0.068＊＊＊0.204＊＊＊－0.049＊＊＊－0.143＊0.008＊＊0.071＊＊＊0.027＊＊＊0.157＊

0.016－0.0030.008

＊＊0.052＊＊＊－0.075＊＊＊－0.096＊＊＊－0.115＊＊＊－0.034＊

0.013＊＊－0.041＊＊＊0.074＊＊＊0.186＊

G＊＊0.395＊＊＊－0.290＊＊＊0.045＊＊＊0.037＊＊＊0.112＊＊＊0.093＊＊＊0.098＊＊＊－0.080＊＊＊0.451＊＊＊0.340＊＊＊0.048＊＊＊0.046＊＊＊0.175＊＊＊0.463＊

＊＊0.294＊＊＊0.352＊

＊＊0.052＊

＊＊0.197＊＊＊0.041＊＊＊0.380＊＊＊0.311＊

＊＊－0.060＊＊＊0.275＊

＊＊－0.058＊＊＊－0.516＊＊＊－0.534＊

＊＊0.168＊＊＊Grow－0.120＊0.006－0.002

＊＊0.046＊＊＊0.202＊

－0.018*

＊＊0.219＊

－0.012

＊＊0.205＊

0.018*

＊＊0.281＊＊＊－0.114＊＊＊－0.160＊＊＊0.035＊＊＊0.061＊＊＊0.147＊＊＊0.084＊＊＊0.033＊＊＊0.452＊＊＊0.224＊＊＊ROA－0.399＊

＊＊0.204＊＊＊－0.099＊＊＊－0.149＊＊＊0.189＊＊＊Size－0.184＊＊＊CR－0.066＊

＊＊0.327＊＊＊－0.357＊＊＊0.366＊＊＊0.284＊

－0.016＊＊0.125＊＊＊0.118＊

＊＊－0.042＊＊＊－0.628＊

＊＊－0.171＊

＊＊－0.164＊

－0.010＊＊－0.034＊＊＊－0.049＊－0.016＊＊0.044＊＊＊－0.038＊＊＊－0.022＊＊0.067＊－0.0050.004－0.010

Lev＊＊－0.038＊＊＊0.144＊＊＊0.253＊＊＊－0.082＊＊＊－0.048＊＊＊－0.113＊＊＊－0.037＊＊＊0.052＊＊＊－0.136＊＊＊0.091＊

＊＊0.165＊＊＊－0.091＊＊＊－0.098＊＊＊0.053＊＊＊OCF－0.096＊0.004＊＊0.065＊＊＊0.038＊＊＊0.147＊＊＊0.065＊＊＊0.336＊＊＊0.102＊＊＊0.066＊0.002

＊：5%水平下双边检验显著；＊＊＊：1%水平下双边检验显著。注：左下角为Pearson相关系数检验，右上角为Spearman相关系数检验；*：10%水平下双边检验显著；＊

表3报告了所有变量之间的相关系数。从表3可以看出，EU与ASE显著正相关，与ATO显著负相

关，表明环境不确定性越高，公司的管销费用率越高，资产运转效率越低，公司的代理成本越大，说明较高的环境不确定性为经理人谋取私利提供了机会；IA与ASE显著为正，与ATO显著为负，表明会计信息质量越低，公司的管销费用率越高，资产运转效率越低，公司的代理成本越大，说明会计信息质量对代理成本能够发挥治理效应；SOE与ASE显著负相关，与ATO显著正相关，表明在没有控制其他因素的情况下，国有股权能够起到公司治理的作用，降低公司的代理成本。其他控制变量之间的相关关系与已有研究一致，且不存在高度相关的变量，降低模型（1）多元回归时存在多重共线性的可能性。

四、检验结果

表4报告了模型（1）的回归结果。其中，表4中PanelA部分的被解释变量为管销费用率（ASE）。从全样本的回归结果可以看出，IA的估计系数β1在统计上不显著，表明当环境不确定性较低时，非国有控股公司的会计信息质量未发挥治理效应；SOE的估计系数在统计上不显著异于0，表明当环境不确定性较低且会计信息质量较高时，国有控股公司和非国有控股公司的管销费用率不存在显著差异；IA*SOE的估计系数β3在统计上不显著，表明当环境不确定性较低时，会计信息质量对国有控股公司和非国有控股公司代理成本的影响不存在显著差异；同时，EU的估计系数β4在统计上不显著，表明当会计信息质量较高时，环境不确定性对非国有控股公司的管销费用率没有显著影响；交互项EU*IA的估计系数β5在1%水平上显著大于0，表明当环境不确定性较高时，会计信息质量越低，非国有控股公司的管销费用率越高，因此，环境不确定性较高时，较高的会计信息能够有效的抑制管理层的自利行为，从在职消费的角度验证了假设1；同时，EU*SOE的估计系数β6在统计上不显著，表明当环境不确定性较高，同时会计信息质量较高时，国有控股公司和非国有控股公司的管销费用率无显著差异；EU*IA*SOE的估计系数β7在1%水平上显著小于0，表明相对于非国有控股公司，环境不确定性降低了国有控股公司会计信息质量对管销费用率的影响，从在职消费的角度验证了假设2；进一步对估计系数β5+β7是否为0进行检验发现F值为2.32，在统计上不显著异于0，表明没有证据表明环境不确定性较高时，会计信息质量对国有控股公司的管销费用率有显著影响，从在职消费的角度验证了国有股权的治理效应。此外，当用全样本回归时，方差膨胀因子最大值为11.17，可能存在多重共线性，为了使得文章的结论更加可靠，将全样本按照环境不确定性高低分为两组分别运用模型（1）进行回归，如在表4中PanelA部分所示，分样本回归进一步验证了原有研究结论，且分样本回归的方差膨胀因子小于5，不存在多重共线性。

表4中PanelB部分的被解释变量为总资产周转率（ATO）。从全样本的回归结果可以看出，与采用管销费用率（ASE）得到的研究结论一致，交互项EU*IA的估计系数β5在1%水平上显著小于0，表明当环境不确定性较高时，会计信息质量越高，非国有控股公司的资产周转率越高，从公司资源使用效率的

角度验证了假设1；EU*IA*SOE的估计系数β7在1%水平上显著大于0，表明相对于非国有控股公司，环境不确定性降低了国有控股公司会计信息质量对资产周转率的影响，从公司资源使用效率的角度验证了假设2；进一步对估计系数β5+β7是否为0进行检验发现在统计上不显著，表明没有证据表明环境不确定性较高时，会计信息质量对国有控股公司的资产周转率有显著影响，从公司资源使用效率的角度验证了国有股权的治理效应。同样，为了避免可能存在的多重共线性，在对总资产周转率进行回归时，将全样本按照环境不确定性高低分为两组分别运用模型（1）进行回归，分样本回归进一步验证了原有研究结论。

表4

全样本

估计系数

IA（β1）SOE（β2）IA*SOE（β3）EU（β4）EU*IA（β5）EU*SOE（β6）EU*IA*SOE（β7）

MP（β8）First（β9）Board（β10）Outdir（β11）G（β12）Grow（β13）ROA（β14）Size（β15）CR（β16）Lev（β17）OCF（β18）截距项（β0）行业效应年度效应调整R2

F值Testβ5+β7=0Testβ1+β3=0

样本量

10，754－0.0436－0.0357－0.0075－0.01770.25890.0325－0.21380.9822－0.0485－0.0437－0.166－0.4914－0.027－2.36－0.0060.04480.28340.48450.3622已控制已控制0.2061

＊＊

70.79＊

回归分析

PanelA因变量=ASE

EU=0

T值－1.28－1.3－0.19－0.55

＊＊

5.74＊

EU=1

T值1.29－1.02－1.54

估计系数0.1847－0.0168－0.2076

T值

＊＊

4.64＊

估计系数0.0175－0.0114－0.0241

－0.43

＊＊

－4.23＊

0.85

＊＊

－3.97＊＊

2.19＊

0.4012－0.0509－0.0121－0.1052－0.2715－0.1805－0.6033－0.02250.01730.13040.24010.5196已控制已控制0.1438

＊＊

26.11＊

1.82*－2.14

＊＊

0.9185－0.0252－0.0507－0.1236－0.4535－0.0131－3.30250.01130.04710.25380.51310.1889已控制已控制0.2381

＊＊

47.62＊

0.92－0.32－0.91－0.63

＊＊

－7.43＊

－1.15－1.47－1.58－12.37

＊＊＊

＊＊

－3.31＊＊＊

－23.30＊

－0.72－1.77*－7.34

＊＊＊

＊＊

－7.69＊＊＊

－8.84＊＊＊

－5.48＊＊＊

4.08＊＊＊

5.67＊＊＊

4.68＊＊＊

5.74＊

－1.18

＊＊

－19.75＊

－0.85

＊＊

6.25＊＊＊

9.43＊＊＊

5.99＊＊

2.30＊

0.88

＊＊

3.53＊＊＊

5.34＊＊＊

3.70＊

0.67

2.32

0.635，382

0.625，372

此外，从表4的PanelA和PanelB还可以看出，控制变量对公司代理成本存在影响。从公司治理变量看，管理层持股（MP）对管销费用率（ASE）存在正向影响，对资产周转率（ATO）不存在显著影响，这可能跟中国较少的上市公司中管理层持股且持股比例较少有关；第一大股东持股（First）和董事会规模（Board）能够显著提高公司的资产使用效率（ATO），对管销费用率（ASE）却没有显著影响；独立董事比例（Outdir）没有起到公司治理作用。从财务变量来看，公司的成长性（G和Grow）能够显著降低公司的管销费用率（ASE），增加公司的资产周转率（ATO）；公司盈利能力（ROA）越好，公司的管销费用率（ASE）越低，资产周转率（ATO）越高；公司规模（Size）能够显著提高公司资产使用效率（ATO），但对管销费用率（ASE）却没有显著影响；不管是公司的长期偿债能力（Lev），还是短期偿债能力（CR），都不能起到抑制高管浪费公司资源的行为，但长期偿债能力却能有效地提高公司资源的使用效率（ATO）；来自于经营活动的现金流，一方面增加了公司的管销费用率（ASE），另一方面会提高公司的资产使用效率（ATO）。

表4（续）

全样本

T值估计系数

0.01370.6

＊＊0.08294.50＊

－0.0183－0.69－0.0208－0.95

＊＊－0.0814－2.68＊

－0.0262－1.02

＊0.0792.18＊

－0.1111－0.37

＊＊0.22397.89＊＊＊0.06083.05＊

－0.0381－0.54

＊＊0.779729.22＊＊＊0.03045.57＊＊＊0.784111.53＊＊＊0.01382.92＊

0.00751.56

＊＊0.207610.29＊＊＊0.45288.34＊＊＊－0.6295－5.96＊已控制

已控制0.2142

＊＊

74.28＊

0.01

回归分析

PanelB因变量=ATO

EU=0

估计系数0.00950.1022－0.0230

T值0.43

＊＊

5.63＊－0.90

EU=1

估计系数－0.06840.03340.0643

T值

＊＊

－3.31＊1.65*

＊

2.52＊

IA（β1）SOE（β2）IA*SOE（β3）EU（β4）EU*IA（β5）EU*SOE（β6）EU*IA*SOE（β7）

MP（β8）First（β9）Board（β10）Outdir（β11）G（β12）Grow（β13）ROA（β14）Size（β15）CR（β16）Lev（β17）OCF（β18）截距项（β0）行业效应年度效应调整R2

F值

Testβ5+β7=0Testβ1+β3=0

样本量

注：

*

0.21760.2352－0.02010.12920.78090.02270.93390.00480.01980.39060.5220－0.4137已控制已控制0.1599

＊＊

29.46＊

0.60

＊＊

6.05＊－0.741.33＊＊

12.91＊0.59＊＊

8.37＊0.72＊＊

2.85＊

＊＊

10.38＊

＊＊

6.23＊

＊＊

－2.79＊－0.67320.24410.1332－0.16930.76750.03210.69100.01720.01230.15540.4111－0.8204已控制已控制0.2665

＊＊

55.21＊

－1.29

＊＊

5.92＊

＊＊

4.63＊－1.65*

＊＊

24.23＊

＊＊

5.58＊

＊＊

7.96＊

＊＊

2.59＊1.78*

＊＊

6.30＊

＊＊

5.72＊

＊＊

－5.57＊

10，754

0.995，3820.075，372

＊＊＊

：10%水平下双边检验显著；＊：5%水平下双边检验显著；＊：1%水平下双边检验显著。

此外，为了使本文的研究结论更加可靠，本文做了如下的稳健性检验：（1）在计算会计信息质量时，

采用不考虑现金红利再投资的日个股回报率的标准差来衡量会计信息质量，并对模型（1）重新进行了回归；（2）2007年开始实施的新《企业会计准则》规定，原计入管理费用的坏账准备和存货跌价准备，不再计入管理费用，而改计入资产减值损失账户。为了保证指标的前后一致性，本文将2006年及其之前的管销费用减去由于坏账准备和存货跌价准备导致的管理费用的增加，重新计算管销费用指标，对模型（1）重新进行回归；（3）采用的管理费用率作为代理成本的衡量，同时考虑会计准则变化的影响重新对模型（1）进行了回归；（4）采用税后净利润计算的ROA指标重新进行检验；以上稳健性检验所得到的检验结果进一步验证了之前得到的研究结论。

五、研究结论与启示

本文以1999年至2010年中国A股上市公司为研究样本，基于中国特有的产权制度，研究了环境不确定条件下会计信息质量对公司代理成本的影响。研究结果发现，在非国有控股公司，环境不确定性较高时，低质量的会计信息不仅增加经理人利用公司资源进行的自利行为，同时还降低公司资产的使用效率，但在环境不确定性较低的公司会计信息并未发挥治理效应；同时，相对于非国有控股公司，会计信息质量对国有控股公司的代理成本影响较小。这说明会计信息作用的发挥必须依赖于经理人侵占动机及环境给经理人侵占行为提供的外在条件。本文的研究表明，当经理人侵占动机较小或者外部环境不确定性较低时，即便公司的会计信息质量较低，经理人的侵占行为也不可能发生，因此不需要改变公司治理结构对经理人监督，这会降低公司的监督成本，提高公司资源的分配效率；同时也表明，当经理人侵占动机较强或外部环境不确定性较高时，可以通过提高会计信息质量来约束经理人的行为，为监管者制定法规增加公司信息

披露保护股东利益提供依据。

另外，研究结果还表明，只有在环境不确定性较高且会计信息质量较低的情况下，国有控股公司的代理效率高于非国有控股公司。这意味着如果高管没有机会谋取私利，代理效率在国有控股公司和非国有控股公司之间并不存在差异，以往没有考虑高管谋取私利所得到的研究结论并不能为国有股权的治理效应提供有效的证据，因为其反映的可能是历史遗留问题或者政府对社会就业等问题的考虑，因此，本文的研究可以为中国的国有企业改革提供重要依据。

主要参考文献

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EnglishAbstractsofMainPapers

Accounting·Information·Culture

GeJiashu

ThispaperattemptstostudytheculturalsignificanceofAccounting．Weallrecognizedthataccountingwasaeconomicinformationsystem．Account-inginformationsuchas“Costofgoodsorservices，financialpositionorperformanceofanentity（anenterprise）providedby”accountingsystemlargelytohelpDecisionusefulnessmarkingbymanagement，investorandcreditor．However，thispaperindicatesandconcludesthattheseinformationareoftencommunicatedaveryimportantculturalides：“Trueandfair”viewpointor“Honestandtrust”concepttomarketandsociety．

StateOwnership，EnvironmentUncertaintyandGovernanceRoleofAccountingInformation

ShenHuihui＆WuLiansheng

Priorliteraturesrevealthataccountinginformationplaysgovernanceroleinmonitoringmanager'sbehavior，butmanager'sincentivesinpursuitprivatebenefitsandopportunitiesprovidedbyexternalenvironmentwhichwillaffectthegovernanceroleofaccountinginformationarenotconsidered．Althoughpriorresearchesstudythegovernanceroleofstateownership，butwithoutconsideringtheprobabilityofpursuingprivatebenefits，conclusionsarebiased．Thispaperteststheinteractioneffectofstateownership，environmentuncertaintyandaccountinginformationqualityonagencycost．Resultsshowthatfirmswithloweraccountinginformationqualitynotonlyspendmoreexpenditureonmanager'sconsumptions，butalsooperatelessefficiently．Furtherstud-iesshowthatthiseffectonlyexistsincompanieswhichenvironmentuncertaintyishigher．Comparedwithnon－state－ownedcompanies，thegovernanceroleofaccountinginformationissmallerinstate－ownedcompanies．Resultsalsodemonstratethattheoperateefficiencyishigherforstate－ownedcompa-niesthannon－statedownedcompaniesonlywhenenvironmentuncertaintyandinformationasymmetryarehigher．Thispapernotonlyverifiestheeffectofstateownershipandenvironmentuncertaintyonthegovernanceroleofaccountinginformation，butalsoconfirmsthatthegovernanceroleofstateownershipisaffectedbyenvironmentuncertaintyandaccountinginformationquality．

SocialTrust，PoliticalRelationshipandthePrivateEnterprises'BankLoans

ZhangDunli＆LiSihai

Basedontheresearchperspectiveofsocialembeddedtheory，thisessayinvestigatestheimpactthatsocialtrustandpoliticalrelationshipexertuponprivateenterprises'bankloans，includingtherates，costsandterms．Researchrevealsthatthisimpactisappreciableandtherecanbefoundasubstitutioneffect．Butwecanseethatwhilebothsocialtrustandpoliticalrelationshipinfluencetheloans，buttheireconomicconsequencesaredifferent．Accordingtoresearch，wecangettheconclusionthatsocialassets，suchasrelationshipandtrust，canbeutilizedastoolsforcapturesofresources．Butwemustmakeclearthatdifferentsocialcapitalwillproducedifferenteconomicconsequences．Therefore，inthecontextofChina'stransitioneconomy，weshoulddevelopsocialcapitalwithproperguidanceandinstitutionalnorms．

InformationRent，InternalConflictsandControlPerformanceinCostManagement

AnExperimentalStudyonConstructionProjects

WangXinetal．

Thispaperconductsanexperimentalstudyonthecostcontrolperformanceinconstructionprojects．WediscusstheinfluenceofthecharacteristicsofconstructionprojectsonCEO'sinformationrentincostcontrolandoninterestconflictsbetweentheprincipalandagentintheprocedureofsettingtargetcost．Furthermore，weanalyzehowtheinformationrent，internalconflicts，andtheirinteractionaffectthecostcontrolperformanceinconstructionpro-jects．Wefindthat：（1）itishardtoquantifythecorecostfactorsinconstructionprojects，and（2）thecalculationofcostisnotreplicable．Therefore，projectsexecutiveshavemotivationtoextractrentwhencostsavingmarginislarge，whiletheinformationrentdecreasesasthefrequencyofgamingincrea-ses．Informationrentandgamingconflictsbothhaveadverseeffectontheannualcostcontrolperformance．However，theinteractionofinformationrentandgamingconflictscouldpromotecostcontrolperformancewhenexternalenvironmentisinarewardmechanism．Wealsocontributetotheliteraturebyprovidingsuggestionstopolicymakers．

GovernmentInterventionandLargeShareholder'sAssetInjection：ProppingorTunneling

ZhangWeidongetal．

Thegovernmentinterventionincorporatebusinessactivitiesisawidelyexistingphenomenon．Thispaperstudiesthephenomenaofproppingandtun-nelinginstate－holdinglistedcompanies．Wefindthatcontrollingshareholdersinstate－holdinglistedcompanieshaveastrongermotivationtoconductassetinjectionthanthoseinprivate－holdinglistedcompanies．Whenlistedcompaniesareprofitable，governmentcontrollingshareholdershaveastrongermotivationof‘tunneling'listedcompaniestheycontrolthroughassetinjectionthanprivatecontrollingshareholders，resultinginalargerdeclineofperform-anceinprofitablestate－holdinglistedcompaniesafterassetinjection．Onthecontrary，whenlistedcompaniesaresufferingfromaspecialtreatment（ST），governmentcontrollingshareholdershaveastrongermotivationof‘propping'listedcompaniestheycontrolthroughassetinjectionthanprivatecon-trollingshareholders，andthedegreeof‘propping'fromgovernmentcontrollingshareholdersisalsomuchstronger．Thusthosestate－holdinglistedcom-paniesinSTwouldundergoafastergrowthofperformanceafterassetinjection．

LocalGovernment“ProtectionRent”underSecuritiesIssuedRegulation

andListedCompanies'FinancialDistressRiskDissolve

ZhangTieshengetal．

Throughanalysisoflocalgovernment“protectionrent”undersecuritiesissuedregulation，thispaperstudythelocalgovernmenttoparticipateinthejurisdictionoflistedcompanies'financialdistressriskresolvingmechanism：Monopolyrentsisgeneratedbythecontrolofsecuritiesofferingsofthecentralgovernment，thecompetitioninvolvedinthechanceofsecuritiesofferingsamongthelocalgovernmentstransfersmonopolyrentstoappropriablequasirent．Inordertoobtainingthechanceofsecuritiesofferingsinfutureandavoidingthetransferringofrents，thelocalgovernmentpositivelyparticipateindissol-vingfinancialriskofthecompanieswhichisintheirjurisdiction．Analysisoftheoryaboveissupportedbytheexperienceevidence．Takethelistedcompa-studieshavefoundthatthesituationofthefinancialdistressofcompaniesinjurisdictionnieswhichisinfinancialriskduring2006to2009asoursamples，

hasasignificantinfluenceontheproportionofthepassageofapplyingforfuturesecuritiesofferings，whichiscontrolledbytheissuanceexaminationcom-