潘红波 吴萌

【摘要】以我国“十一五”和“十二五”规划期间即2006～2016年全部A股上市公司为样本，分析产业政策对企业会计信息质量的影响。结果发现，当公司处于产业政策鼓励类行业时，其会计信息质量更高。进一步研究发现，产业政策对企业会计信息质量的正面效应主要发生在国有企业和东部地区。这表明，产业政策主要通过“政策环境效应”和“监督效应”改善鼓励类行业的外部环境，也使得鼓励类行业公司受到了更多的关注和监督，弱化了企业的盈余管理动机，同时抑制了管理层的机会主义行为，进而有助于提高企业的会计信息质量。研究结果为产业政策的差异化制定提供了政策建议，能够更大效用地发挥产业政策在促进产业升级、技术进步方面的作用。

【关键词】产业政策;会计信息质量;产权性质;区域差异

【中图分类号】F275

【文献标识码】A

【文章编号】1004-0994（2019）14-0082-10

一、引言

20世紀80年代初，日本战后经济发展之迅猛被称为“东亚奇迹”，日本政府制定产业政策干预经济和产业发展被认为是造就该奇迹的关键[1]。随后，我国引入了产业政策及其理念，产业政策成为“国家调节市场”的有力政策工具，各级政府纷纷出台产业政策，由对微观经济的严格计划管理逐渐转变为通过产业政策积极干预，很大程度上释放了微观经济活力，从而促进了产业结构调整[2]。但是，学术界对于产业政策的有效性仍然存在争议，部分学者认为市场本身存在的信息外部性和协调失灵会制约经济发展，政府通过产业政策分配经济资源能够克服市场协调失灵引起的效率损失，从而推动产业升级和技术进步[3]。有观点认为产业政策的作用十分有限，主要是因为产业政策的实施受到多重因素的影响，市场瞬息万变导致实施效果往往会背离制定政策的初衷[4]。因此，从不同角度去研究国内产业政策的实施后果，对于正处于经济转轨期的中国而言有着重要的理论意义和现实意义。

现有文献主要从宏观层面研究产业政策的实施效果，而关于产业政策与企业微观行为的关系研究较少，并且主要侧重于研究产业政策对企业融资约束[5]、投资效率[6]等资金供需方面的影响。在微观层面，会计信息作为打开企业“黑匣子”的便捷通道，与企业外部的制度环境和宏观政策高度相关[7-9]。本文基于产业政策的实施研究其与会计信息质量的关系，丰富了会计信息质量与外部制度及政策环境变化的关系研究。

产业政策的颁布一方面使得鼓励类行业企业广泛受到资本市场和社会媒体的关注，在获得政策优待带来的外部环境改善的同时也受到了更多的监督（政策环境效应和监督效应），从而会弱化企业盈余操纵的动机，同时抑制管理层的机会主义行为;另一方面使得政府在分配资源时拥有了更大的自主裁量权，企业很可能通过不正当手段争取产业政策带来的各项利益，导致产业政策实施中的寻租和腐败现象（寻租效应）。综上，产业政策既可能通过前者提高企业会计信息质量，也可能通过后者降低企业会计信息质量。因此，本文主要回答以下问题：第一，处于产业政策鼓励类行业的企业，其会计信息质量是否更好或更差;第二，如果存在其中一种效应，这种效应在不同产权性质的企业是否存在显著差异;第三，进一步分析这种效应是否和企业所在区域有关，即是否在东部地区、中部地区和西部地区存在显著差异。从产业政策的政策环境效应和监督效应来看，产业政策有助于提高企业会计信息质量，并且主要体现在国有企业和东部地区;从产业政策的寻租效应来看，产业政策降低了企业会计信息质量，并且主要体现在民营企业和中西部地区。

本文以“十一五”和“十二五”规划期间即2006～2016年全部A股上市公司为样本，对上述问题进行实证检验，结果表明，当企业处于产业政策鼓励类行业时，其会计信息质量更高。进一步划分产权性质和企业所属区域后检验发现，该效应主要体现在国有企业和东部地区。因此，结论支持了产业政策的政策环境效应和监督效应，即产业政策作为政府干预经济的有力手段，改善了鼓励类行业的外部环境，也使得鼓励类行业的公司受到了更多的关注和监督，弱化了企业的盈余管理动机，同时抑制了管理层的机会主义行为，进而有助于提高企业会计信息质量。

本文在以下方面对相关文献进行了拓展和深化：第一，从会计信息质量视角对产业政策实施效果的相关研究进行了发展和创新。学术界关于产业政策的研究多集中在宏观层面，少数文献从企业微观层面出发并且主要集中在企业融资约束、投资效率、技术创新及管理者自信方面。本文从会计信息质量角度补充了基于微观视角对产业政策实施效果的研究。第二，以产业政策的实施为契机，拓展和深化了外部制度环境影响企业会计信息质量的相关研究。目前关于会计信息质量的研究十分丰富，但是关于其影响因素的研究主要集中在企业治理层面，如管理层个人特质[10]、董事会特征[11]及代理问题[12]等。本文从产权政策这一外部政策出发，拓展了外部制度环境变化对企业会计信息质量的影响研究。第三，本文以宏观政策作为切入点，研究其对微观层面企业会计信息质量的影响，拓展和深化了国内关于“宏观政策一微观企业行为”的研究。

本研究的实践意义在于：第一，通过对“十一五”和“十二五”规划期间全部上市公司的数据进行研究，发现产业政策有助于提高企业的会计信息质量，进一步丰富了关于产业政策实施效果的经验研究，有助于政策制定者对产业政策的各种经济后果有更加清晰的认识;第二，本文进一步分析了产业政策对会计信息质量的正面效应受到企业产权性质和所莅区域的影响，为产业政策的差异化制定提供了理论基础。

二、理论分析与研究假设

（一）产业政策与会计信息质量

产业政策如何影响企业会计信息质量，主要存在以下三种观点：

政策环境效应假说认为，当公司处于产业政策鼓励类行业时，资源的优待和政策的支持使得公司面临的外部环境得到了一定程度的改善，进而弱化了其盈余管理动机，提高了会计信息质量。产业政策通过一系列手段如投资补助、税收减免、贷款贴息、财政补贴等来对鼓励类行业企业进行支持，以达到提高市场资源的配置效率、推动产业升级和技术进步等目的。所以，当公司处于产业政策鼓励类行业时，其受到的融资约束变小，融资能力得到提高，则其建立银行关联以缓解公司面临的融资约束的动机也相对弱化。同时宽松的政策环境也给予了企业敢于试错的勇气，鼓励了被扶持企业的创新投入，促进了企业的技术创新[13]。这说明处于产业政策鼓励类行业的企业迎来了事业发展的春天，其外部环境得到明显的改善。已有研究指出，越是经营环境较差的企业越存在盈余管理的动机，例如避免亏损[14]、避免被退市[15]、降低违背贷款合约的可能性[16]等。综上，当公司处于产业政策鼓励类行业时，资源的优待和政策的支持使得其面临的外部环境得到了一定程度的改善，政策环境相对宽松，行业发展前景良好，企业操纵会计信息的动机明显弱化，进而企业会计信息质量得到提高。

监督效应假说认为，当企业处于产业政策鼓励类行业时，其受到更多来自政府、资本市场、社会媒介等方面的关注，使之处于更加严格的监督之下，从而会抑制管理层的机会主义行为，进而提高会计信息质量。国务院指出“当前的产业发展序列是各部门、各地区执行产业政策的基本依据，也是各项经济政策的导向目标”，《产业结构调整指导目录（2005年本）》《产业结构调整指导目录（2011年本）》将产业明确划分为鼓励类、限制类、淘汰类。产业政策鼓励类行业是社会各种资源的集聚地，无疑会成为资本市场、社会媒介的关注焦点以及政府的监管重心。田高良等[17]将媒体报道发挥公司治理的机制总结为传统监督机制、声誉机制、市场压力机制，媒体中介通过这三种机制对公司治理进行有效监督，能够揭露公司存在的问题[18，19]、规范管理层的行为[20]、提高股价信息的决策有用性[21]，从而抑制管理层操纵会计信息的行为，提升企业会计信息质量。同时，黎文靖[22]的研究表明，政府部门的会计监管措施在一定程度上能够提高我国上市公司的会计信息质量。综上，当公司处于产业政策明确鼓励类行业时，媒体报道的监督和政府的监管能够有效抑制管理层的机会主义行为，进而提高企业的会计信息质量。

基于政策环境效应假说以及监督效应假说，本文提出以下假设：

假设la：当公司处于产业政策鼓励类行业时，其会计信息质量更高。

寻租效应假说认为，当企业处于产业政策鼓励类行业时，政府官员在资源配置上有着更大的自主裁量权，很可能引发企业的寻租行为，导致产业政策实施中的腐败现象，进而降低企业的会计信息质量。已有研究表明，与地方政府建立政治联系的企业能够获得更多的财政补贴和银行贷款[23，24]，因此，产业政策颁布后，地方政府在分配资源方面拥有较大的决策权，企业为了争取产业政策的资源优势，很可能通过建立政治关联实施寻租行为，从而俘获腐败的政府官员得到政策优惠。Chaney等[25]分析指出，企业会掩盖自身在政治关联作用下获得的利益和所进行的私下交易行为，进而降低会计信息质量。沈红波等[26]的研究表明，民营上市公司普遍存在的政治关联削弱了其提供高质量会计信息的动机。一系列研究均证实企业拥有政治关联时，会计信息质量会降低。综上，产业政策使得政府官员掌握着资源分配的自主裁量权，很可能诱发产业政策鼓励类行业企业的寻租行为，进而导致企业会计信息质量降低。

基于寻租效应假说，本文提出以下假设：

假设1b：当公司处于产业政策鼓励类行业时，其会计信息质量更低。

（二）产业政策、产权性质与会计信息质量

在我国转型经济背景下，政、银、企之间的关系具有独特性，国有企业和非国有企业在社会经济地位上存在明显的差异。相对于民营企业，国有企业面临的预算软约束问题较严重，这说明国有企业在政府补助、银行信贷等方面具有先天性优势。政府作为国有企业的投资人，使得产业政策鼓励类行业中的国有企业享有更多的政策优惠和资源优势，国有企业一方面受到政府的扶持和政策照顾，另一方面也必须接受来自国资委、党政机关的多重监督。国有企业经理人通常拥有相应的行政级别，媒体的负面报道会影响其政治前途，严重者还会遭受行政处罚，媒体的监督功能在国有企业中更加显著[27]。因此，产业政策的政策环境效应和监督效应在国有企业中更加明显。

相对于国有企业，民营企业一直受到金融歧视，面临更多的融资约束。余明桂等[23]研究发现，与地方政府建立政治关联的民营企业确实能够获得更多的财政补贴。潘红波、余明桂[28]通过对民营上市公司的研究，得出政治关联公司控股股东的利益输送程度高于非政治关联公司的结论。相关研究均证明，民营企业有更强的动机去建立政治关联作为替代机制来获得稀缺资源。不同于国有企业的高管“任命制”，民营企业的管理层是通过充分的竞争选拔出来的，其更希望抓住产业政策这一机遇来获得社会经济资源，如投资补助、税收减免、贷款贴息、财政补贴等，以缓解企业面临的融资约束。当产业政策的资源更倾向于国有企业时，民营企业经理人的寻租行为会更加普遍地导致会计信息质量的下降。因此，产业政策的寻租效应在民营企业中更加明显。

综上所述，本文提出以下假设：

假设2a：当公司处于产业政策鼓励类行业时，产业政策对会计信息质量的正面效应主要体现在国有企业。

假设2b：当公司处于产业政策鼓励类行业时，产业政策对会计信息质量的负面效应主要体现在民营企业。

（三）产业政策、区域差异与会计信息质量

我国经济发展不平衡、不充分是当前的基本国情，东、中、西部在经济发展水平、市场化程度和制度环境等方面都存在明显差异。东部地区经济发展速度更快、市场化程度更高，相应地，东部地方政府的税收资源、银行资源也更多，对区域内企业的扶持力度更大，处于产业政策鼓励类行业的企业享受到的政策优惠和资源优待相对更多。翟胜宝等[27]的研究表明，媒体监督作用在东部地区明显强于中西部地区。由于东部地区法律监管制度更加完善，区域内的企业受到的监督更为严格。东部地区政府官员受贿现象也相对较少，政府官员进行资源配置时主要考虑其带来的经济效益和社会效益，政策实施中发生寻租的可能性较小。因此，政策环境效应和监督效应在东部地区更强，而寻租效应在东部地区更弱。

相对于东部地区，中西部地区市场化程度相对较低，地方政府拥有的各种经济资源也相对较少，产业政策对鼓励类行业企业的扶持力度也相对较小。中西部地区传媒发展指数相对较低，媒体监督职能较弱。孙早、席建成[4]研究表明，市场化水平越低的地方政府执行产业政策的动机扭曲程度就越高，产业政策实施效果越背离预期目标。因此，产业政策带来的政策环境效应和监督效应在中西部地区相对于东部地区更弱。同时，国内外研究表明，在金融发展越落后、法律制度越不完善、政府官员越腐败的地区，民营企业越有可能建立政治关联以实施寻租行为[29，30]。相关统计资料显示，科级及以上官员被查处较多集中在中西部地区[31]，并且中西部地区市场化程度较低，政府干预市场的力度较大，导致政府在稀缺资源的配置上有更大的决策权，所以这些地区的企业为了获得产业政策的各种资源优势，做出寻租行为的动机和机会更大。李延喜等[32]基于地区差异视角的外部治理环境研究了上市公司盈余管理现象，发现西部地区的外部治理环境最差，且企業的盈余管理程度最高。因此，寻租效应在中西部地区更强，而政策环境效应和监督效应在中西部地区更弱;

综上所述，本文提出以下假设：

假设3a：当公司处于产业政策鼓励类行业时，产业政策对会计信息质量的正面效应主要体现在东部地区。

假设3b：当公司处于产业政策鼓励类行业时，产业政策对会计信息质量的负面效应主要体现在中部和西部地区。

三、研究数据与方法

（一）样本选取

为检验产业政策的实施对企业会计信息质量的影响，本文选取“十一五”和“十二五”规划期间即2006～2016年全部A股上市公司作为初始样本，并按以下标准进行进一步筛选：①剔除金融行业的样本公司（基于2001年版《上市公司行业分类指引》）;②剔除资产负债率大于等于1、濒临破产的样本公司;③剔除存在ST、PT等特殊处理的企业;④剔除行业观测值少于10家的样本公司。同时对所有连续变量在上下1%的水平上进行缩尾处理。本文所使用的数据来源于CSMAR数据库和CCER数据库，采用的分析软件为Stata 15。

（二）变量定义及模型设计

1.会计信息质量。本文用于衡量会计信息质量的指标为可操纵性应计数，使用修正的琼斯模型计算的残差绝对值进行测算。为提高结果的可靠性，在稳健性检验中同时采用琼斯模型计算残差绝对值。对存在缺失值的样本以及行业样本总观测值低于10个的样本进行剔除后，按修正的琼斯模型进行分年度和分行业回归。模型的计算公式如下所示：

其中，TAt是公司t期总应计利润，At一1是公司t-l期的期末总资产，△REVt是公司t期主营业务收入和t-l期主营业务收入的差额，△RECt是公司t期与t-l期的应收账款差额，PPEt为公司t期的固定资产原值，ROAt-1是公司t-l期的总资产收益率。将模型分年度和行业回归后得到残差绝对值（DAl）即为本文度量企业会计信息质量的指标。

2.产业政策（policy）。本文参考祝继高等[5】的方法，采用宏观经济政策“五年计划”中关于行业的发展规划来衡量产业政策，根据“十一五”（2006～2010年）和“十二五”（2011～2015年）規划中的具体规定并结合2005年和2011年发布的《产业结构调整指导目录》将全部A股上市公司划分为产业政策鼓励类行业和非产业政策鼓励类行业。如果企业处于产业政策鼓励类行业，则policy取值为1，如果企业处于非产业政策鼓励类行业，则policy取值为0。

3.模型设定。为了检验假设la和假设lb，即当公司处于产业政策鼓励类行业时，其会计信息质量是否更高或更低，将待检验的回归模型设定为：

其中，被解释变量为根据修正的琼斯模型计算的可操纵性应计数DA1。哑变量policy表示公司是否处于产业政策鼓励类行业，根据假设1a和假设lb，policy的回归系数β1可能为正数，也可能为负数。

Controlsi是除以上主要研究变量之外对被解释变量具有较大影响的其他控制变量。根据已有的会计信息质量研究文献，本文选取了如下控制变量：是否由国际“四大”审计（big4）、公司绩效（roa）、公司成长性（growth）、资产负债率（lev）、经营现金流（ cashflow）、第一大股东持股比例（topl）、公司规模（size）、营业利润持续性（oipersis）、是否亏损（loss）、是否实施新会计准则（newas）、年度和行业虚拟变量。其中，行业虚拟变量按照证监会2001年版的行业分类代码，除了将制造业按两级代码分类，其余全部按一级代码分类。变量的具体定义见表1。

为了检验假设2a和假设2b，即产业政策对企业会计信息质量的影响在国有企业和民营企业中是否存在显著差别，本文对样本范围内国有企业和民营企业按照回归模型进行分组回归。按照CCER数据库对产权性质的分类，除去国有企业和民营企业外，还存在外资控股、集体控股、社会团体控股等类别，这部分企业不包含在分组回归范围内。如果上市公司为国有企业，则产权性质（soe）取值为1，如果上市公司为民营企业，则soe取值为0。

为了检验假设3a和假设3b，即产业政策对企业会计信息质量的影响是否与上市公司所处区域相关，本文根据上市公司注册地将样本分为东部企业、西部企业及中部企业，并且按照回归模型对东部企业、中部企业和西部企业进行分组回归。如果公司注册地位于东部地区，则地区变量（ area）取值为2;如果公司注册地位于中部地区，则area取值为1;如果公司注册地位于西部地区，则area取值为0。

本文的数据为时间跨度小而横截面观察点很多的面板数据，Petersen[33]的研究表明，对于具有该特征的面板数据，在常用的数据处理方法中会低估标准误差，从而高估系数的显著性水平，因此要通过对标准误差进行企业层面群聚（ cluster）来进行调整以消除这种偏误。本文参考上述观点，使用通过企业层面群聚对标准误差调整后的固定效应模型进行回归。同时为排除异常值对回归结果的影响，本文还对所有连续变量进行了最高水平和最低水平上1%的winsonze处理。

（三）描述性统计

表2为本文主要研究变量进行缩尾处理后的描述性统计，其中DA2表示稳健性检验中用琼斯模型分年度、行业回归后计算的残差绝对值。由表2可以观察到，样本公司在2006～2016年的可操纵性应计数DA1和DA2均值和中位数相同，分别为0.09和0.05。观察policy的均值可以看出，产业政策鼓励类公司占比达到53%。哑变量big4的均值为0.05，说明有5%的样本公司选择国际“四大”来对公司财务报表进行审计。lev的均值为0.46，说明本文选取的样本企业平均资产负债率在46%左右。topl的均值、最小值和最大值分别为0.36、0.09、0.76，说明样本公司中第一大股东持股比例平均为36%，但是不同公司间第一大股东持股比例差距较大，最高达到76%，最低只有9%。loss统计量的平均值为0.07，说明样本中有7%的企业处于亏损状态。area的平均数和中位数分别为1.587、2，说明样本中超过50%的企业注册地地址位于东部，大于中部和西部企业数量之和。

四、结果与分析

（一）相关性分析

表3为主要研究变量的相关系数矩阵，从中可以发现产业政策虚拟变量（policy）与可操纵应计数绝对值（DAl）呈显著负相关关系，同时是否由国际“四大”审计（big4）、第一大股东持股比例（topl）、经营现金流（cashflow）、公司规模（size）与可操纵性应计数绝对值也呈显著负相关关系。而可操纵性应计数绝对值与总资产收益率（roa）、公司成长性（gro，Arth）、资产负债率（lev）、是否亏损（loss）、营业利润持续性（oipersis）以及是否实施新会计准则（newas）呈显著正相关关系。基本与现有研究结论一致。但是，以上结果只是单变量分析，未对其他影响因素进行控制，其中的相关关系还需要借助多元线性回归分析做进一步的检验。从表3中可以看出，各变量之间的相关系数值整体较小。

（二）实证结果分析

本文实证检验的顺序是，首先检验处于产业政策鼓励类行业的公司，其会计信息质量是否更好或更差？如果存在某一种效应，本文进一步检验该效应在不同产权性质的企业中是否存在显著差异以及对于处于不同区域的企业，该效应是否存在显著差异？

1.产业政策与会计信息质量。表4第（1）列列出了产业政策与会计信息质量的多元回归结果。可以看出，policy的回归系数为-0.018，而且在1%的统计水平上显著。由此可见，企业会计信息质量与受产业政策鼓励显著正相关，即当公司处于产业政策鼓励类行业时，盈余管理程度更低，会计信息质量更高，这支持了假设la，而没有证据支持假设lb，即产业政策的实施诱发企业的寻租行为，从而降低会计信息质量的这一现象并不显著存在。这意味着，产业政策不仅通过政府补贴、税收减免、贷款贴息等手段改善了处于产业政策鼓励类行业公司的外部环境，使其盈余操纵动机弱化，还加强了社会各界对处于产业政策鼓励类行业企业的关注，使之受到了更多的外部监督，从而抑制了管理层的机会主义行为，最终提高了企業的会计信息质量，这支持了前文提及的政策环境效应和监督效应，而不支持寻租效应。

2.产业政策、产权性质与会计信息质量。这里进一步检验产业政策对企业会计信息质量的影响在不同产权性质的企业中是否存在显著差异。表4第（2）列和第（3）列分别是民营企业和国有企业的检验结果，比较第（2）列和第（3）列policy的回归系数可以得出：对于民营企业，是否处于产业政策鼓励类行业对企业会计信息质量不存在显著的影响;而对于国有企业而言，是否处于产业政策鼓励类行业对企业会计信息质量在1%的统计水平上存在正面影响。这表明，国有企业相比民营企业所具有的先天性优势使其受到的资源优待和监督更加明显，产业政策对企业会计信息质量的正面效应主要体现在国有企业中，检验结果与假设2a的预期一致，即产业政策的政策环境效应和监督效应占主导，能够显著提高企业会计信息质量，并且主要体现在国有企业。假设2b则认为产业政策的寻租效应占主导，民营企业相比国有企业会更有动机建立政治关联以获得政策优待，从而显著降低会计信息质量，而表4中并没有证据支持该假设，因此拒绝产业政策的寻租效应占主导这一结论。

3.产业政策、区域差异与会计信息质量。最后，本文进一步检验产业政策对会计信息质量的影响在不同的区域是否存在显著差异。表5分别列出了企业处于东部、中部和西部地区的检验结果，第（1）、（2）、（3）列分别是东部、中部和西部企业的检验结果，比较这三列policy的回归系数可以得出：对于东部企业，是否处于产业政策鼓励类行业policy的回归系数为-0.019，而且在10%的统计水平上显著;对于西部企业和东部企业，是否处于产业政策鼓励类行业对企业会计信息质量的不存在显著影响。这表明，在市场化程度更高、信息透明度更高的东部，产业政策实施中的寻租和腐败更少，导致其实施效果更好。检验结果与假设3a的预期一致，即产业政策的政策环境效应和监督效应占主导，能够显著提高企业会计信息质量，并且主要体现在东部地区。假设3b则认为，产业政策的寻租效应占主导，相比于东部地区，中、西部地区经济发展落后、法律制度不健全、经济资源较少，导致寻租行为和腐败现象在中、西部地区更普遍，即产业政策对会计信息质量的负面效应在中、西部地区更显著，而表5的回归结果并没有证据支持该假设，因此拒绝产业政策的寻租效应占主导这一结论。

（三）稳健性检验

本文还进行了如下稳健性检验：

其一，采用琼斯模型替代上文中的修正琼斯模型计算的残差绝对值作为可操纵性应计数。对存在缺失值的样本以及行业样本总观测值低于10个的样本进行剔除后，对琼斯模型进行分年度和分行业回归。模型的计算公式如下所示：

其中，TAt是公司t期总应计利润，At-1是公司t-l期的期末总资产，△REVt是公司t期和t-l期主营业务收入的差额，PPEt为公司t期的固定资产原值。将模型进行分年度和分行业回归后得到残差绝对值（DA2）即为稳健性检验中度量企业会计信息质量的指标。表6中第（1）列是产业政策与企业会计信息质量的回归结果，观察得到：policy的回归系数为-0.023，而且在1%的统计水平上显著，即当公司处于产业政策鼓励类行业时，盈余管理程度更低，会计信息质量更高，这与前文的结论一致。表6中第（2）列和第（3）列分别是民营企业和国有企业的检验结果，比较policy的回归系数可以得出：policy在国有企业样本的回归结果中显著为正，即产业政策的政策环境效应和监督效应占主导，能够显著提高企业会计信息质量，并且主要体现在国有企业中，这与前文的结论一致。表6中第（4）～第（6）列分别列出了企业处于东部、中部和西部地区的检验结果，结果表明：对于东部企业，是否处于产业政策鼓励类行业policy的回归系数为-0.028，而且在5%的统计水平上显著;对于西部企业和中部企业，是否处于产业政策鼓励类行业对企业会计信息质量不存在显著影响，这与前文的结论一致。

其二，前文的实证检验使用的是通过企业层面群聚对标准误差进行调整后的固定效应模型，此处使用混合效应回归模型来替代，解释变量、被解释变量及其他控制变量均保持不变。回归结果如表7所示，观察各列回归结果中policy的系数及显著性可以发现，产业政策对处于鼓励类行业的企业会计信息质量具有正面效应，且主要体现在国有企业和东部区域。综上所述，本文进行稳健性检验后，主要结论依然成立。

五、研究结论与启示

随着市场经济体制改革的不断深化，我国产业政策更加注重发挥市场在资源配置中的决定性作用，政策的重点越来越倾向于构建良好的制度环境及外部环境，对于企业的良性发展和产业升级有着重大影响。本文对“十一五”和“十二五”规划期间即2006～2016年全部A股上市公司进行检验，研究发现：当公司处于产业政策鼓励类行业时，其会计信息质量更高。进一步研究发现，产业政策对企业会计信息质量的正面效应主要发生在国有企业和市场化程度更高的东部地区。这表明，产业政策通过政策环境效应和监督效应改善了鼓励类行业的外部環境，也使得处于鼓励类行业的公司受到了更多的关注和监督，一方面弱化了企业的盈余管理动机，另一方面抑制了管理层的机会主义行为，进而有助于提高企业会计信息质量，但是这种效应受到产权性质和企业所在区域的影响。本文从企业会计信息质量角度补充了基于微观视角的对产业政策实施效果的研究，丰富了外部制度环境变化对企业会计信息质量的影响研究，同时拓展了国内关于“宏观政策一微观企业行为”的相关研究。

从本文的研究结果可以得到以下启示：首先，地方政府在制定产业政策时，应当发挥市场在资源配置中的决定性作用和政府的引导作用，而不是代替市场进行资源的分配，如果由政府完全主导资源配置，一方面由于信息不对称，政府无法挑选出最有发展潜力的行业和公司，另一方面在政策实施过程中极有可能发生寻租和腐败现象，从而扭曲政策实施效果。其次，地方政府制定产业政策应当因地制宜，进一步将产业政策细化，制定原则相同、具体细节不同的产业政策以适用于不同产权性质的企业，同时还要考虑实施区域的市场化水平、制度完善程度等一系列因素，而不是“一刀切”。最后，政府应当为产业政策的实施提供良好的外部环境，一是完善法律制度，严厉打击市场中企业和官员勾结骗取政府资金等不法行为，为产业政策按照制定的初衷来实施提供法律保障;二是完善市场制度，保证公平竞争在产业政策中的作用，提升政策透明度以防止政策失灵。

主要参考文献：

[1] Johnson C- MITI and the Japanesemiracle： The growth of industrial poli-cy， 1925-1975[J].Journal of Compar-ative Economics， 1982（4）： 436～439.

[2]江飞涛，李晓萍.当前中国产业政策转型的基本逻辑[J].南京大学学报（哲学·人文科学·社会科学），2015（3）：17～24.

[3]代永华.中国产业结构政策：绩效分析与方向选择[J].东南学术，2002（4）：15～18.

[4]孙早，席建成.中国式产业政策的实施效果：产业升级还是短期经济增长[J].中国工业经济，2015（7）：52～67.

[5]祝继高，韩非池，陆正飞.产业政策、银行关联与企业债务融资——基于A股上市公司的实证研究[J].金融研究，2015（3）：176～191.

[6]张新民，张婷婷，陈德球.产业政策、融资约束与企业投资效率[J].会计研究，2017（4）：13～19.

[7]赵振洋，王丽琼，杨建平.宏观货币政策、会计稳健性与债务融资成本——基于中国A股上市公司的实证研究[J].会计与经济研究，2017（6）：64～78.

[8]陈德球，陈运森.政策不确定性与上市公司盈余管理[J].经济研究，2018（6）：99～113.

[9]王艳，谢获宝.披露其他综合收益可以给市盈率带来溢价效应吗？[J].会计研究，2018（4）：30—37.

[10] Ahmed A.S.， Duellman S—Managerial overcon-fidence and accounting conservatism[J].Journal ofAccounting Research， 2012（1）：1～30.

[11]黄海杰，吕长江，丁慧.独立董事声誉与盈余质量——会计专业独董的视角[J].管理世界，2016（3）：128～143.

[12]潘红波，韩芳芳.纵向兼任高管、产权性质与会计信息质量[J].会计研究，2016（7）：19～26.

[13]孟庆玺，尹兴强，白俊.产业政策扶持激励了企业创新吗——基于“五年规划”变更的自然实验[J].南方经济.2016（12）：1～25.

[14]吴联生，薄仙慧，王亚平.避免亏损的盈余管理程度：上市公司与非上市公司的比较[J].会计研究，2007（2）：44～51.

[15]肖成民，吕长江.市场监管、盈余分布变化与盈余管理——退市监管与再融资监管的比较分析[J].南开管理评论，2011（1）：138～147.

[16] Sweeney A.P_ Debt- covenant violations andmanagers' accounting responses [J].Journal ofAccounting and Economics， 1994（3）： 281～308.

[17]田高良，封华，于忠泊.资本市场中媒体的公司治理角色研究[J].会计研究，2016（6）：21～29.

[18] Nguyen B.D_ Is more news good news？ Mediacoverage of CEOs，firm value， and rent extraction[J]. Quarterly Journal of Finance， 2015（4）：1～38.

[19]醋卫华，李培功.媒体监督公司治理的实证研究[J].南开管理评论，2012（1）：33～42.

[20] Dyck A.，Volchkova N.， Zingales L.. The corpo-rate governance role of the media： Evidence fromRussia[ J]. Journal of Finance， 2008（3）： 1093一1135.

[21]于忠泊，田高良，齊保垒等.媒体关注的公司治理机制——基于盈余管理视角的考察[J].管理世界，2011（9）：127～140.

[22]黎文靖.会计信息披露政府监管的经济后果——来自中国证券市场的经验证据[J].会计研究，2007（8）：13—21.

[23]余明桂，回雅甫，潘红波.政治联系、寻租与地方政府财政补贴有效性[J].经济研究，2010 （3）：65～77.

[24]范寒冰，徐承宇.我国制造业企业政府补贴异质性分析[J].统计与决策，2018（20）：171～174.

[25] Chaney P.， Faccio M.， Parsley D. C.. The qualityof accounting information in politically connectedfirms[J].Journal of Accounting and Economics，2011（1）：58～76.

[26]沈红波，杨玉龙，潘飞.民营上市公司的政治关联、证券违规与盈余质量[J].金融研究，2014（1）：194～206.

[27]翟胜宝，徐亚琴，杨德明.媒体能监督国有企业高管在职消费么？[J].会计研究，2015（5）：57～63.

[28]潘红波，余明桂.政治关系、控股股东利益输送与民营企业绩效[J].南开管理评论，2010（4）：14～27.

[29] Faccio M_ Politically connected firms[J].TheAmerican Economic Review， 2006（1）：369～386.

[30]罗党论，唐清泉.政治关系、社会资本与政策资源获取：来自中国民营上市公司的经验证据[J].世界经济，2009（7）：84—96.

[31]曾明，李闯.腐败类型、腐败层级和反腐败省际分布——基于党的十八大以来被查处官员数据分析[J].领导科学，2017（8）：55～58.

[32]李延喜，陈克兢，姚宏等.基于地区差异视角的外部治理环境与盈余管理关系研究——兼论公司治理的替代保护作用[J].南开管理评论，2012（4）：89～100.

[33] Petersen M. A_ Estimating standard errors infinance panel data sets： Comparing approaches[ J].Review of Financial Studies， 2009（1）：435一480.