會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

謝海娟 張嬋 于渺 賀星星

【摘 要】 以新時代經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展為背景，以2016—2020年滬深證券交易所A股國有上市公司為樣本，采用鏈式中介效應模型分析檢驗了會計信息質(zhì)量對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的傳導機制。研究發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量可通過融資效率、研發(fā)投入和營運效率間接影響國有企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，其并行中介效應、鏈式中介效應均表現(xiàn)為促進效應；進一步通過行業(yè)分組檢驗發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量更能促進非制造業(yè)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，對制造業(yè)國有企業(yè)的鏈式中介效應部分顯著，對非制造業(yè)國有企業(yè)均顯著。研究有助于理解會計信息質(zhì)量對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響機制，為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展理論做了有益補充，豐富了國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展路徑研究。

【關鍵詞】 會計信息質(zhì)量； 國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展； 融資效率； 研發(fā)投入； 營運效率

【中圖分類號】 F234.3；F275.5? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）07-0018-08

一、引言

新時代經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展歸根結底為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。作為中國特色社會主義經(jīng)濟“頂梁柱”的國有企業(yè)，其高質(zhì)量發(fā)展直接關系到深化國有企業(yè)改革的成敗和宏觀經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。2020年中央全面改革委員會第十四次會議審議通過《國企改革三年行動方案（2020—2022年）》，為國企改革提供了明確的時間表和路線圖，要發(fā)揮國有企業(yè)的帶動作用，國有企業(yè)首先要高質(zhì)量發(fā)展。但國有企業(yè)資金所有權與經(jīng)營權分離，引發(fā)了企業(yè)資金所有者和經(jīng)營者之間的信息不對稱，一定程度上影響了國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

高質(zhì)量的會計信息是緩解企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱和解決股東與管理者之間代理問題的重要機制[ 1 ]，將促進國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。因為高質(zhì)量的會計信息可以使資金提供者快速了解企業(yè)并做出更準確評價，顯著提高國有企業(yè)融資效率和降低融資成本，高效且低成本融資會激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新意愿，實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新能力的提高，進而提升企業(yè)產(chǎn)品市場競爭力，促進營運效率提高，最終實現(xiàn)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

通過對已有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段會計信息質(zhì)量相關研究主要集中在會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效、內(nèi)部控制及研發(fā)投入等方面，國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的研究主要集中于黨建工作推動國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[ 2-3 ]、雙循環(huán)格局下國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的對策[ 4 ]以及混合所有制改革與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展等方面[ 5-6 ]。由此可見，雖然已經(jīng)有學者針對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系及高質(zhì)量發(fā)展實現(xiàn)路徑進行理論研究，但對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展研究在以下方面存在不足：第一，研究較少，且從信號傳遞視角研究會計信息質(zhì)量與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間關系的更少；第二，對路徑研究主要聚焦于理論，較少進行實證檢驗。鑒于現(xiàn)有研究的不足，本文基于信號傳遞理論，以會計信息質(zhì)量為研究起點，以國有企業(yè)為研究對象，采用鏈式中介效應模型研究會計信息質(zhì)量對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的傳導機制，可以為國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展理論做出有益補充，豐富國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的路徑研究。

二、機制解析

（一）會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的并行中介作用

1.會計信息質(zhì)量可能通過影響融資效率間接影響國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

會計信息的使用者主要包括外部利益相關者和內(nèi)部利益相關者，隨著財務智能化的發(fā)展，會計信息的獲取更加完善，企業(yè)及投資者的諸多決策受會計信息質(zhì)量影響越來越大。從外部利益相關者視角而言，基于信號傳遞理論，會計信息質(zhì)量的提高有助于企業(yè)獲得政府補助，進而有利于將企業(yè)發(fā)展較好的相關信息傳遞到股票市場，有助于吸引外部投資者的投資，進而提高企業(yè)融資效率。從內(nèi)部利益相關者視角而言，提高會計信息質(zhì)量可降低企業(yè)的融資成本與融資約束[ 7 ]。會計信息質(zhì)量低，企業(yè)無法準確衡量其現(xiàn)有資產(chǎn)和負債，無法控制融資成本，管理者做出的融資決策相對不準確。內(nèi)外部融資效率的提升對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響不同：外部融資效率提升有利于激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新動力，使企業(yè)資金更好地與企業(yè)創(chuàng)新相結合，促進創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級，使得企業(yè)資金利用效率最大化；內(nèi)部融資使得企業(yè)做出決策的效率與效用提升。上述分析表明，會計信息質(zhì)量通過提升內(nèi)外部融資效率間接促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

2.會計信息質(zhì)量可能通過影響研發(fā)投入間接影響國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

相關研究表明，國有企業(yè)會計信息質(zhì)量更高，企業(yè)債權人、投資者更愿意將資金投入到國有企業(yè)，從而獲得更多保障，因此會計信息質(zhì)量對創(chuàng)新投入的促進作用在國有企業(yè)中更加顯著[ 8 ]，明顯提升了國有企業(yè)的研發(fā)投入。同時，會計信息質(zhì)量也是內(nèi)部治理水平的衡量指標，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)會計信息質(zhì)量提升有助于降低股東和經(jīng)理人的委托代理矛盾，提高創(chuàng)新資源配置效率。由此可見，會計信息質(zhì)量可以達到擴大國有企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模和提高研發(fā)資金利用效率的雙重效果，進而促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

3.會計信息質(zhì)量可能通過影響營運效率間接影響國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

國有企業(yè)的發(fā)展源于利益相關者的支持，關乎國家經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。會計信息質(zhì)量作為企業(yè)內(nèi)部控制的重要治理機制，可以幫助企業(yè)消除溝通障礙，使資金能以更高效率和質(zhì)量使用，實現(xiàn)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[ 9 ]。故會計信息質(zhì)量可以通過提高國有企業(yè)資金營運效率，達到促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的目標。

（二）會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的鏈式中介作用

1.會計信息質(zhì)量可能通過促進融資效率提高來增加企業(yè)的研發(fā)投入，間接影響國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

國有企業(yè)兩權分離及信息不對稱使得研發(fā)投入不確定和風險性高。國有企業(yè)作為支柱性產(chǎn)業(yè)，相對于民營企業(yè)融資風險較低，更容易受到政府和銀行業(yè)的支持，有著更低的融資成本，所以在融資效率上更具有公共資源優(yōu)勢，為研發(fā)投入拓寬了資金來源渠道[ 10 ]。研發(fā)投入一定程度上可以提高資本的使用效率[ 11-12 ]，從而促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

2.會計信息質(zhì)量可能通過促進融資效率提高來提升企業(yè)的營運效率，間接影響國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

從資本營運效率方面來看，企業(yè)可以將支配的資源和生產(chǎn)要素進行優(yōu)化配置，以最大限度實現(xiàn)資本增值。國有企業(yè)要使資金使用效率最大化，就是激發(fā)資金的使用活力，進行投資、并購、重組等。資金使用的靈活性很大程度上依賴于融資效率，融資效率提升、企業(yè)獲得資金時間縮短是提高企業(yè)資本營運效率的重要前提。故營運效率的提高會影響企業(yè)績效，成為促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要動力。

3.會計信息質(zhì)量可能通過促進研發(fā)投入提高來提升企業(yè)的營運效率，間接影響國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

利益相關者最關心的是同樣投入能否獲得更多產(chǎn)出。國有企業(yè)研發(fā)投入所獲得的創(chuàng)新能力的提升是衡量國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要方面，主要包括專利權、專利技術的增加。企業(yè)創(chuàng)新能力提升降低了產(chǎn)品生產(chǎn)成本，提高了產(chǎn)品差異化的競爭優(yōu)勢，增加了企業(yè)營業(yè)利潤，降低了企業(yè)間的溝通成本，從而實現(xiàn)了企業(yè)營運效率提升來提高國有企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量。

4.會計信息質(zhì)量可能先通過促進融資效率提高，再通過研發(fā)投入的提高來提升企業(yè)的營運效率，間接影響國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展不僅體現(xiàn)在企業(yè)績效的持續(xù)增長，持續(xù)穩(wěn)定的營運效率依然是企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要方面。會計信息作為一種信號傳遞機制，對促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，不是完全直接影響國有企業(yè)發(fā)展質(zhì)量，而是通過企業(yè)的信息傳遞路線，在各個環(huán)節(jié)都起著傳導作用。高質(zhì)量的會計信息在融資方面可降低融資成本和縮短信用審核時間，在研發(fā)投入方面可降低研發(fā)投入成本、擴大研發(fā)投入規(guī)模和提升投入強度，在營運方面提高企業(yè)資源的配置效率和資金利用效率，即企業(yè)的融資效率促進企業(yè)的研發(fā)投入增加，然后促進企業(yè)的營運效率提升，最終促進國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

基于上述分析提出如下假設。

H1：會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展顯著正相關。

H2：融資效率在會計信息質(zhì)量助力國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中，不僅發(fā)揮并行中介作用，還可能引導研發(fā)投入發(fā)揮鏈式中介作用。

H3：研發(fā)投入在會計信息質(zhì)量助力國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中，不僅發(fā)揮并行中介作用，還可能引導營運效率發(fā)揮鏈式中介作用。

H4：營運效率在會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮并行中介作用。

本文的理論分析框架如圖1所示。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)處理

本文以2016—2020年滬深A股國有上市公司為樣本，剔除ST和*ST類及金融保險類國有企業(yè)，同時為了保證結論的可靠性剔除了關鍵變量全要素生產(chǎn)率、可操縱性應計利潤不全的樣本，最終得到4 900份樣本。樣本來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），采用Stata和MaxDEA進行數(shù)據(jù)處理，為了減少異常值的影響，對所有的連續(xù)型數(shù)據(jù)在1%和99%分位數(shù)上進行縮尾處理（Winsorize）。

（二）主要變量定義

1.被解釋變量

國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，用全要素生產(chǎn)率（TFP）來衡量。本文借鑒魯曉東和連玉君[ 13 ]的測算方法：

其中：Yit表示當年的營業(yè)收入；PPEit是企業(yè)的固定資產(chǎn)凈額，代表資本投入；NUMit是企業(yè)的人數(shù)，代表勞動力投入；Mit是中間產(chǎn)品投入，即營業(yè)成本與三大費用之和減去折舊攤銷與支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金之和；？著it代表當年企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP），采用LP方法計算。

2.解釋變量

會計信息質(zhì)量（Acc），采用可操縱性應計利潤的絕對值*（-1）衡量。修正Jones模型能夠更好地衡量盈余質(zhì)量，而盈余質(zhì)量能夠較好地反映會計信息質(zhì)量[ 14 ]。

ACC為可操縱性應計項，TAt為第t年總應計項，At-1為第t-1年的公司總資產(chǎn)，？駐REVt為第t年與第t-1年的主營業(yè)務收入之差，？駐RECt為第t年與第t-1年的應收賬款凈額之差，PPEt為第t年的固定資產(chǎn)凈額。

3.中介變量

融資效率（FE）：采用MaxDEA軟件中的CCR效率評價模型，投入指標有債權融資（短期借款、長期借款）、股權融資（實收資本）、內(nèi)源融資（盈余公積、未分配利潤），產(chǎn)出指標包括營業(yè)收入、凈利潤、無形資產(chǎn)、凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率[ 15 ]。凈利潤、凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)收益率可能存在負值且各指標之間衡量的單位不同，為了保證能夠運用MaxDEA軟件進行分析，對數(shù)據(jù)進行無量綱化處理，本文采用線性比例變化法，具體變換公式為：

研發(fā)投入（RD）：已有研究對企業(yè)的技術創(chuàng)新主要用三種方式進行衡量：一是以研發(fā)支出占營業(yè)收入的百分比衡量；二是以專利數(shù)量衡量；三是研發(fā)支出取自然對數(shù)來衡量。從數(shù)據(jù)庫得出企業(yè)年報中研發(fā)支出缺失值較多，未能完全衡量企業(yè)技術創(chuàng)新取得的成就，因此本文選取研發(fā)產(chǎn)出指標專利數(shù)量來衡量研發(fā)投入。

營運效率（OE）：本文采用MaxDEA軟件測算企業(yè)營運效率，并將總資產(chǎn)、主營業(yè)務成本、財務費用作為投入變量，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、主營業(yè)務利潤作為產(chǎn)出變量[ 16 ]，數(shù)據(jù)處理方式同融資效率。

變量定義及說明見表1。

（三）多重鏈式中介效應模型

根據(jù)中介效應檢驗方法，構建模型（1）—模型（5）。模型（1）驗證H1，模型（1）（2）（3）（5）驗證H2，模型（1）（3）（4）（5）驗證H3，模型（1）（4）（5）驗證H4。式中c1表示會計信息質(zhì)量對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應；并行中介效應對應模型（2）—模型（5）的系數(shù)a1b1、a2b2、a3b3，鏈式中介效應對應模型（2）—模型（5）的系數(shù)a1d12b2、a1d13b3、a2d23b3、a1d12d23b3，即總體中介效應等于并行中介效應與鏈式中介效應之和。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2列示了各變量描述性統(tǒng)計。會計信息質(zhì)量（Acc）平均值為-0.068，方差為0.138，最小值為-2.834，最大值為0，說明國有企業(yè)會計信息質(zhì)量之間存在差異。全要素生產(chǎn)率（TFP）平均值為9.040，最小值5.998與最大值13.220之間的極差為7.222，方差為1.157，其差異可能是行業(yè)政策支持不同，也可能是企業(yè)內(nèi)部控制程度、企業(yè)規(guī)模、國有企業(yè)類型的不同導致。中介變量融資效率（FE）和營運效率（OE）均采用MaxDEA中的CCR投入模型計算得出。

（二）相關性分析

表3列示了各變量之間的相關系數(shù)。（1）會計信息質(zhì)量（Acc）與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（TFP）之間呈顯著的正相關關系（r=0.050，p<0.01），即企業(yè)的會計信息質(zhì)量越高，國有企業(yè)越高質(zhì)量發(fā)展。（2）會計信息質(zhì)量（Acc）與融資效率（FE）、營運效率（OE）相關系數(shù)（r=-0.006，p<0.1；r=-0.040，p<0.01）均小于0，表明會計信息質(zhì)量值越大，企業(yè)的融資效率（FE）與營運效率（OE）越高，因此會計信息質(zhì)量與融資效率（FE）和營運效率（OE）正相關。（3）會計信息質(zhì)量（Acc）與研發(fā)投入（RD）（r=0.032，p<0.5）呈正相關關系。

（三）鏈式中介效應分析

表4驗證了H1、H2、H3、H4，表5是根據(jù)表4計算的中介效應值。為了使模型的結果更加穩(wěn)健，采用高維固定效應進行鏈式中介效應分析。

1.直接效應分析

模型（1）反映會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的直接關系，回歸系數(shù)為0.466，在1%的顯著性水平上正相關，表明會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展正相關，由此H1得到驗證，該直接效應的驗證是后續(xù)進行鏈式中介效應檢驗的前提。

2.并行中介效應分析

模型（2）—模型（4）是中介效應檢驗模型[ 17 ]逐步對多個中介效應進行檢驗。會計信息質(zhì)量（Acc）回歸系數(shù)分別為-0.009（p<0.01）、0.362（p<0.05）、-0.023（p<0.05），表明融資效率、研發(fā)投入、營運效率中介效應顯著。根據(jù)模型（1）—模型（5）計算得出融資效率、研發(fā)投入、營運效率并行中介效應值分別為0.0409、0.1010、0.0049，從并行中介效應來看，均發(fā)揮了正向顯著中介作用。根據(jù)并行中介效應值得出研發(fā)投入在并行中介效應中占比為54.04%，融資效率和營運效率并行中介效應占比為24.50%。由此得出，會計信息質(zhì)量間接對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響，且對不同的中介變量產(chǎn)生不同的正向影響，該項驗證為鏈式中介效應做鋪墊。

3.鏈式中介效應分析

根據(jù)表4和表5得出以下結論：（1）通過模型（1）（2）（3）（5）得出Acc→FE→RD→TFP（由融資效率引導的研發(fā)投入鏈式中介效應）在1%的水平顯著，鏈式中介效應值為0.0391，在總體中介效應中占比為20.92%，說明會計信息質(zhì)量通過融資效率影響研發(fā)投入可以正向促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，由此可以驗證H2。眾多企業(yè)融資難主要是由于信息不對稱，尤其是企業(yè)的償債能力不能真實地傳遞給債權人。融資與企業(yè)的研發(fā)、營運有著重要的關系。高質(zhì)量的會計信息，使得國有企業(yè)可以用更低的成本，獲得期限更長的資金來支持企業(yè)的成長。（2）通過模型（1）（3）（4）（5）推出Acc→RD→OE→TFP和模型（1）—模型（5）推出Acc→FE→RD→OE→TFP（由研發(fā)投入引導的營運效率鏈式中介效應）均在10%的水平顯著，且由研發(fā)投入引導的中介效應值為0.0003和0.0001，在總體中介效應中占比為0.22%，因此驗證H3。國有企業(yè)的研發(fā)投入需要巨大的資金支持，且周期長、風險大，研發(fā)投入使得國有企業(yè)的創(chuàng)新能力增強，生產(chǎn)更多滿足人們需要的產(chǎn)品，這不僅可以增強企業(yè)的社會責任能力，還可以提高企業(yè)的營運效率，促進國有企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。（3）根據(jù)模型（1）（2）（4）（5）得出Acc→FE→OE→TFP（由融資效率引導的營運效率鏈式中介效應）在1%的水平顯著，鏈式中介效應值為0.0006，在總體中介效應中占比為0.32%。通過以上結論綜合得出，營運效率并行中介效應顯著，H4成立。營運效率高可以使企業(yè)的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和營業(yè)利潤高，有助于實現(xiàn)國有企業(yè)利潤和價值最大化。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了保證模型的穩(wěn)健性，進行了如下檢驗：（1）增加控制變量。增加現(xiàn)金流量（cash）和營業(yè)收入增長率（growth）作為控制變量進行檢驗。（2）縮小樣本范圍。在已有樣本基礎上剔除研發(fā)投入中介變量不全的企業(yè)年份樣本，穩(wěn)健性檢驗均支持上述檢驗結果。（3）遺漏變量檢驗。基于已有的回歸模型，檢查是否存在遺漏變量。未控制的遺漏變量或非隨機選取的樣本可能導致偏差，使得回歸結果不準確[ 18 ]。采用Rubin[ 19 ]因果模型解釋偏差導致因果推斷失效的程度（如圖2所示，其中閾值以下表示推論無效），結果表明使得會計信息質(zhì)量（Acc）促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（TFP）推論無效需要48.56%的偏差（即2 288個值被0取代）。而中介變量融資效率（FE）的偏差占比為82.80%（3 902個效率值為0），研發(fā)投入（RD）的偏差占比為95.43%（4 497個觀察值為0），營運效率（OE）的偏差占比為5.85%（即276個觀察值為0），使得模型（1）—模型（5）因果推斷均失效。

根據(jù)回歸模型中其他變量與不可觀測變量的相關系數(shù)可以量化因果的穩(wěn)健性[ 20 ]。將這種混淆變量的影響量化，定義遺漏變量因果推斷的影響為rx.cv和ry.cv，檢驗結果顯示潛在遺漏變量與被解釋變量的相關系數(shù)為0.152，與解釋變量的相關系數(shù)為0.152，根據(jù)相關性判斷潛在混合變量使得推論無效的可能性為0.0232，因此會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸模型是穩(wěn)健的。其解釋變量與潛在混合變量的相關性以及影響如表6，Cor（v，x）表示其他解釋變量相關的遺漏變量與解釋變量相關系數(shù)，Cor（v，y）表示其他解釋變量相關的遺漏變量與被解釋變量相關系數(shù)，Impact表示遺漏變量的影響。表6（1）是基于無條件相關性計算的影響結果，表6（2）是基于已有部分相關性計算的相關系數(shù)和影響大小。

（五）異質(zhì)性檢驗

通過并行中介效應和鏈式中介效應分析得出，研發(fā)投入促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展所占的比為75.28%，研發(fā)投入對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有重要的中介作用。不同的行業(yè)，研發(fā)投入的占比不同，會計信息質(zhì)量通過中介變量對企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量影響不同，因此本文對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的行業(yè)異質(zhì)性進行分析。

根據(jù)檢驗結果圖3和圖4可以得出：對于國有企業(yè)來說，在非制造行業(yè)中，會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)的發(fā)展要通過融資效率、研發(fā)投入和營運效率三重中介共同作用，且在0.1的水平均顯著，其中研發(fā)投入中介效應值為0.302；而制造行業(yè)的國有企業(yè)融資效率和營運效率中介效應不顯著。制造業(yè)是我國國民經(jīng)濟的命脈，是國有企業(yè)的主力軍（在國有企業(yè)中占比為47.59%），國家大力支持制造業(yè)從高速發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，因此在檢驗結果中，會計信息質(zhì)量對制造業(yè)企業(yè)的融資效率不顯著。對于制造業(yè)的營運效率來說并行中介效應不顯著，要通過研發(fā)投入引導營運效率產(chǎn)生的鏈式中介效應促進國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，由研發(fā)投入引導的中介效應值為0.0958。

五、結論與啟示

（一）結論

本文選取2016—2020年的數(shù)據(jù)（2015年是國有企業(yè)混合所有制改革的開局之年），從微觀視角對會計信息質(zhì)量能否提升國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展及其傳導機制進行了實證研究，具有較大的理論意義與現(xiàn)實意義。主要結論有：

基準回歸表明，會計信息質(zhì)量與國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展呈顯著正相關關系，即會計信息質(zhì)量能顯著提升國有企業(yè)的發(fā)展水平。

鏈式中介效應顯示，會計信息質(zhì)量對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是通過融資效率、研發(fā)投入、營運效率三大中介機制實現(xiàn)的。三大中介均產(chǎn)生了促進效用，相比較而言，目前研發(fā)投入中介效應更優(yōu)，是會計信息質(zhì)量對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的最佳傳導機制。

異質(zhì)性基準回歸分析表明，會計信息質(zhì)量與不同行業(yè)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展顯著正相關，但影響程度有所差異，具體而言，在非制造行業(yè)中影響更為顯著，直接效應更為明顯。

異質(zhì)性鏈式中介效應顯示，傳導路徑的差異會影響會計信息質(zhì)量對國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的提升效果。其中在制造行業(yè)中，會計信息質(zhì)量通過研發(fā)投入或者研發(fā)投入引導營運效率發(fā)生的并行中介效應與鏈式中介效應顯著；非制造行業(yè)國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對會計信息質(zhì)量依賴程度更高，對傳導機制影響更大。

（二）啟示

本研究的啟示在于：第一，國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展不僅是對利潤的關注，其會計信息質(zhì)量的高低相當于企業(yè)的信號燈，因此要健全會計信息質(zhì)量的法律法規(guī)，努力彌補因市場信息不對稱導致的決策失誤。第二，降低融資成本是企業(yè)實現(xiàn)高利潤的前提，提高研發(fā)投入是國有企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關鍵。一方面，任何企業(yè)都需要不斷創(chuàng)新，找出未來的成長空間；另一方面，融資效率與營運效率是企業(yè)不可或缺的重要組成部分。

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