政府会计监督的微观溢出效应研究

王竹泉 陈任霖 李洋

【摘要】科学的财会监督体系是优化资源配置、 维护市场统一、 促进社会公平、 实现国家长治久安的制度保障。在我国财会监督主体多元化的背景下， 财政部会计信息质量随机检查制度并未受到充分关注。本文以财政部会计信息质量随机检查作为准自然实验， 以第26号公告（非金融业首次联合检查）为政策效果识别起点， 选取2008 ～ 2019年我国非金融业A股上市公司为研究对象， 关注新时代财会监督如何向同业发挥治理溢出效应。研究发现， 同业企业接受会计信息质量随机检查后， 行业内未被查企业的融资约束得到显著缓解。这一影响在民营企业、 未连带会计师事务所被罚的同业企业、 未连续被查的同业企业以及行业上市公司未被罚的同业企业中表现得更为显著。上述结论在进行一系列稳健性检验后仍然成立。机制研究表明， 政府会计监督从审计师、 分析师、 媒体三方优化会计信息环境， 实现同业的治理溢出。本研究为完善政府会计监督制度提供了经验证据， 对新时代财会监督改革具有重要启示作用。

【关键词】会计信息质量随机检查；财会监督；会计信息环境；溢出效应

【中图分类号】F231.6      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2024）09-0009-9

一、 引言

经济高质量发展对新时代财会监督提出了更高要求。2023年2月中共中央办公厅、 国务院办公厅印发的《关于进一步加强财会监督工作的意见》（简称《意见》）中指出， 新时代财会监督不是财政监督、 财务监督和会计监督的简单加总， 而是三者的有机融合和凝练升华。科学的财会监督体系是优化资源配置、 维护市场统一、 促进社会公平、 实现国家长治久安的制度保障。《意见》中指出， 要强化财会监督纵横贯通机制， 统筹各类监督资源， 切实推进新时代财会监督高质量发展。会计信息质量随机检查是财政部履行财会监督义务、 强化财会活动监管效果的重要手段。然而， 在我国财会监督主体多元化的背景下， 会计信息质量随机检查制度尚未受到充分关注。

目前， 关于新时代财会监督的相关讨论局限于理论探讨， 学术研究以规范研究为主， 缺乏基于可靠数据的经验验证。换言之， 现有研究的结论缺乏普适性， 无法回答新时代财会监督“是什么”和“为什么”的科学问题。仅有的实证研究主要关注会计信息质量随机检查对被查企业的影响效果。例如， 柳光强和王迪（2021）基于我国A股上市公司样本研究发现， 会计信息质量随机检查能够有效降低企业盈余管理水平。王敏和徐玉德（2023）发现， 会计信息质量随机检查导致被查企业的融资约束加剧。祝继高等（2023）发现， 会计信息质量随机检查通过强化外部监督， 能够有效提升银行的财务绩效。然而， 未被会计信息质量随机检查选中的企业是否和如何受到新时代财会监督的影响呢？

财会监督如何响应国家治理能力现代化的要求， 提升会计信息质量， 优化会计信息环境， 实现各方利益关系的协调， 是会计理论界和实务界共同关注的重要时代命题。为契合《意见》要求， 在财会监督主体多元化的基础上， 推动形成有机贯通、 相互协调、 常态长效的监督合力， 本文针对会计信息质量随机检查对未被查企业融资约束的政策溢出效应做出评估， 具有较高的学术价值和现实意义。本文从信息中介视角构建综合指标， 综合反映会计信息环境， 有利于学界更好地理解政策在经济高质量发展背景下的广泛影响， 为新时代财会监督改革提供理论支持， 维护资本市场公平和投资者利益。

本文手工收集和整理了财政部第26 ～ 40号会计信息质量检查公告， 以非金融业首次联合检查作为政策效果评估起点， 选取2008 ～ 2019年作为多时点双重差分模型的样本区间。本文研究表明， 政府会计监督能够显著缓解同业企业的融资约束。进一步研究发现， 会计信息质量随机检查通过改善信息中介的信息传递， 优化会计信息环境， 缓解同业企业融资约束。值得注意的是， 政府会计监督显著降低了民营企业的同业融资约束， 而对国有企业没有产生显著影响。政府会计监督对连带会计师事务所被罚的同业企业、 多次被查的同业企业以及目标企业被罚的同业企业， 其治理溢出效应有所降低。

本文的研究贡献主要体现在以下四个方面： 一是立足于新时代政府财会监督改革的溢出效应， 将微观企业视角拓展至中觀行业视角， 丰富了政府会计监督的政策效果研究， 为财会监督制度改革提供了理论和经验层面的支持。二是在验证会计随机检查对同业融资约束影响的同时， 深入探讨了作用机制， 从审计师、 分析师、 媒体三个重要的信息中介出发构建会计信息环境综合指标， 丰富了政府会计监督的作用机制研究， 为会计信息环境指数构建提供了新思路。三是关注连接资金需求端和资金供给端的信息中介维度对于融资约束的影响， 丰富和完善了融资约束的影响因素研究， 为实践中融资约束的缓解提供了思路和借鉴。四是关注财会监督联动机制和财政部双向延伸检查制度， 得出的研究结论对构建现代化财会监督体系、 实现财会监督和其他监督的协同联动具有启示作用。

二、 制度背景和研究假设

（一） 制度背景

为切实履行《会计法》和《注册会计师法》赋予财政部门的会计监督职责， 优化会计信息环境， 助力经济高质量发展， 财政部于1999年建立了以会计信息质量随机检查为核心的政府会计监督制度。截至2023年12月， 财政部陆续发布了第1 ～ 44号会计信息质量检查公告。财政部会计信息质量随机检查紧跟中央重大决策和国家宏观调控政策， 秉承“双随机、 一公开”的原则， 监督对象从企业、 专业机构到行政事业单位， 涵盖传统产业和新兴行业， 监督范围和督查力度向纵深推进。在财政部统一安排下， 会计信息质量随机检查在全国范围内开展， 由财政部驻各省、 自治区、 直辖市、 计划单列市的财政监察专员办事处（简称“专员办”）及地方各级财政部门具体组织实施。 “双随机、 一公开”制度天然的外生性为评估监督效果提供了实验场景支持。

促进财会监督主体多元化， 协同联动运转构建监督体系已然成为新时代推动国家治理体系现代化建设的重要课题。首先， 会计信息质量随机检查实现了组织内部的有效衔接和协同配合。2012年， 财政部首次针对非金融业展开联合检查， 充分调动各省、 自治区、 直辖市、 计划单列市的财政专员办， 针对在全国范围内开设分公司、 子公司的企业开展全面调查， 有效整合了检查力量。其次， 会计信息质量随机检查联动了中介机构、 行业自律组织等其他外部监管力量， 可充分发挥中介机构执业监督作用和行业自律的监管效力。会计信息质量随机检查确保各个中介机构独立、 客观、 公正、 规范执业， 借助新闻媒体和网络等方式， 将检查的名单、 重点、 目的、 内容等向社会公开， 增大惩戒力度， 完善应对舆论质疑的处理机制， 推动提升财会业务规范化水平。最后， 会计信息质量随机检查通过对企业和专业机构执业质量的双向延伸检查， 充分利用会计师事务所等机构向外辐射， 加大了财政部会计信息质量检查公告的影响范围和力度， 形成高效衔接、 运转有序的工作机制， 有助于构建全方位、 多层次、 立体化的财会监督工作格局。

（二） 研究假设

信号传递理论认为， 政府会计监督可以向资本市场传递积极信号， 削弱投资者的不确定性感知， 从而缓解同业企业的融资约束。企业是持续学习的组织， 为了满足合法性要求， 获得环境合法性的战略资源， 企业管理层会向同业企业学习经验、 吸取教训（于连超等，2019）。在不确定性环境中， 企业学习同业企业经验、 改善学习曲线是更为经济的经营战术。一方面， 会计信息质量随机检查可以使企业在获取有效信息的同时降低同业企业信息的获取成本， 提高同业企业的信息效率， 及时了解监管机构会计信息要求及其动向， 吸引利益相关者投资。总体来看， 学习同行信息在帮助企业获得合法性的同时， 还可降低信息的获取和处理成本， 缓解信息不对称性， 从而降低同业企业的融资约束。

另一方面， 会计信息质量随机检查的连续性和随机性能够充分释放上市公司私有信息， 促进会计信息环境的公开和透明， 减弱外部投资者的决策不确定性和风险感知， 使其更愿意向被查企业的同业企业提供资金支持。具体来看， 政府会计监督能够增加分析师跟踪、 提高审计质量、 促进媒体关注从而优化会计信息环境， 改善被查企业同业企业的融资处境。其一， 政府会计监督能够提升审计质量， 充分发挥外部审计的治理作用。上市公司外审服务形成的天然的三方审计关系， 对审计的独立性提出较高的要求。而财政部会计信息质量随机检查的监督对象涵盖企业、 会计师事务所等专业机构及行政事业单位， 监督会计师事务所本身质量检查的同时， 也充分利用会计师事务所的连带能力， 对会计师事务所和企业发挥双向治理效应， 从整体层面提升了审计质量。其二， 政府会计监督有助于吸引分析师跟踪， 向市场释放更多私有信息。目前对于分析师行为的研究主要分为分析师跟踪人数、 盈余预测质量、 分析师实地调研等。信息不对称程度更高的上市公司往往具备更多的非公开信息， 会吸引更多分析师跟踪和关注。分析师提供的增量信息能够在极大程度上提升资本市场的运作效率， 缓解企业的融资约束。此外， 公司规模大、 有较强的盈利能力和成长潜力、 信息披露质量高的企业往往会引致更多的分析师关注（郭阳生等，2018）。财政部会计信息质量随机检查紧跟国家热点话题， 对与宏观调控和资本市场运行息息相关的企业和会计师事务所展开调查， 可大大改善会计信息质量、 肃清会计信息环境， 为证券分析师锚定了跟踪方向。其三， 政府会计监督会引导媒体关注， 实现信息的传播和渗透。相较于正面信息， 媒体更容易被负面信息吸引并对此加以传播和发酵。财政部在全国范围开展会计信息质量随机检查的出发点在于优化会计信息环境、 整治会计失真问题、 引导资源优化配置。为充分发挥政府会计监督的治理和震慑效应， 目前会计信息质量随机检查的结果以负面为主， 这恰恰有助于吸引媒体关注， 从而借助媒体力量实现信息的溢出和治理效果向外辐射。

总体来看， 在信息传递过程中， 分析师、 媒体和审计师等市场信息中介发挥了关键作用（徐经长等，2022；刘景江等，2023；姜英兵，2004）。监管机构的监管往往具有溢出效应（Brown等，2018；Bozanic等，2017）， 财政部会计信息质量检查公告的发布会导致或加强媒体、 分析师、 投资者等市场参与者的治理作用。信息中介能够及时对企业会计信息质量做出反馈， 经由信息中介的传递作用， 降低（潜在）投资者与企业及其同业企业的信息不对称水平， 搭建“信任桥梁”， 缩短信息的社会距离， 降低同业融资约束。

基于以上分析， 本文提出研究假设H1和H2：

H1： 相较于未被查行业的企业， 会计信息质量检查公告發布后， 同业企业融资约束显著缓解。

H2： 会计信息质量随机检查能够改善会计信息环境， 进而缓解同业企业融资约束。

三、 研究设计

（一） 样本说明与数据来源

本文手工收集和整理了财政部会计信息质量检查第26 ～ 40号公告， 选取全部非金融业A股上市公司为研究对象， 并剔除交叉上市的企业、 上市年份晚于年报发布年份的企业。特别的是， 本文剔除了收集公告范围内所有的被查上市公司样本， 以未被检查行业的上市公司为对照组、 被查上市公司的同业为实验组， 检验会计信息质量随机检查对于同业上市公司融资约束的影响， 最终形成26874个“公司—年份”样本。其中， 会计信息质量随机检查信息来源于财政部网站， 媒体关注度信息来自中国研究数据服务平台（CNRDS）财经新闻库， 公司基本信息和财务数据均来自国泰安（CSMAR）数据库。

本文样本区间是2008 ～ 2019年。财政部会计信息质量随机检查自1999年展开， 截至目前已发布至第44号检查公告， 公告内容和格式也在不断更新和完善。考虑到我国2007年会计制度改革的影响， 选择2008年及以后的样本进行观测。为提高检查效率， 有效整合检查力量， 自2012年起省市县三级财政部门联动， 针对非金融业开展会计信息质量检查， 充分调动各省、 自治区、 直辖市、 计划单列市的财政专员办， 针对在全国范围内开设分公司、 子公司的企业开展全面调查。因此， 本文将首次针对非金融行业发动财政专员办联合检查①作为第一个政策冲击时点， 并观测政策冲击发生的前4年的样本情况。除此之外， 为了识别会计信息质量随机检查对同业融资约束的净影响， 考虑到2020年突发事件对于全球经济的外部冲击， 本文剔除了2020年以后的样本。

（二） 变量与模型设定

本文运用多时点双重差分（Staggered DID）模型， 检验财政部会计信息质量随机检查对被查企业同业企业融资约束的治理溢出效应。信息不对称是导致企业融资约束的主要原因， 当企业受到强烈的融资约束且未来现金流不足以投资所有NPV为正的项目时， 企业会被迫从现金流中提取现金， 从而表现出“现金—现金流”的高敏感性。因此， 本文参考Almeida等（2004）对融资约束的衡量方式， 構建“现金—现金流”敏感性模型以反映会计信息质量随机检查对同业融资约束的影响。模型设定如下：

Cashi，t=β0+β1CFi，t×DIDi，t+β2CFi，t×treati，t+

β3CFi，t×posti，t+β4DIDi，t+β5Controlsi，t+μi+λt+εi，t （1）

本文对模型（1）采用双向固定效应模型进行回归， 控制个体（μi）和年度（λt）固定效应， 并在行业维度聚类处理， 以降低序列自相关和潜在的异方差带来的影响。面临融资约束的企业应当有正向的现金流敏感性， 模型（1）中， 若β2显著为正， 则意味着企业确实存在融资约束。若β1显著为负， 则表明在会计信息质量随机检查后， 被查企业同业的融资约束程度有所缓解， 即H1被证实。

其中， i代表企业， t代表年份。具体来看， 以未被检查行业的企业为控制组（treat=0）、 被查企业的同业为实验组（treat=1）。变量post为时点变量， 会计信息质量随机检查发生当年及以后年度取值为1， 以前年度取值为0。考虑到会计信息质量随机检查的治理溢出效应具有一定的时滞性， 构建解释变量DID为treat和post交乘项， 并在此基础上滞后一期。变量定义如表1所示。

四、 实证分析

（一） 描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。检查行业（treat）均值为0.693， 表明有69.3%的行业接受过会计信息质量随机检查， 侧面印证了财政部会计信息质量随机检查的范围之广。会计信息质量随机检查（DID）均值为0.483， 即样本中实验组占比48.3%， 对照组和实验组样本量相当。产权性质（SOE）均值为0.36， 说明样本中国有企业占比为36%。会计师事务所连带（Audit）均值为0.188， 即18.8%的样本所处行业中企业被查后， 会计师事务所被连带审计。行业被查频次（Freq）和上市公司被查数量（Com）均值分别为0.436、 0.09， 表明43.6%的样本所处行业接受过两次及以上的随机检查， 样本中9%的行业被查企业数量超过一家。各变量的分布均处于合理范围。

如表3所示， 实验组（DID=1）和控制组（DID=0）的融资约束存在明显差异， 实验组融资约束明显小于控制组， 两组控制变量的分布不存在明显差异。

（二） 基准回归

表4列示了财政部会计信息质量随机检查对于同业企业融资约束的影响， 其中列（1）和列（2）分别为基于二维双向固定效应模型和高维双向固定效应模型的回归结果。经营活动现金流变动（CF）的系数显著为正， 即同业企业确实受到了融资约束。交乘项CF×DID的系数均在1%的水平上显著为负， 表明会计信息质量随机检查能够显著降低同业企业融资约束， H1被证实。

（三） 稳健性检验

1. 平行趋势检验。多时点双重差分法成立的关键前提假设是在政策时点前， 实验组和对照组的样本变化趋势一致。为保证结论的稳健性， 本文选择回归法对基准回归模型进行平行趋势检验。表5列（3）汇报了平行趋势检验的结果。结果说明实验组在会计信息质量随机检查前， 即pre_?各期， 其变化趋势与对照组没有显著差异。而在会计信息质量随机检查后， 即las_?各期， 实验组的变化趋势大多与对照组产生了显著差异。综上， 基准回归模型满足平行趋势假设。

2. PSM-DID法。为了剥离出财政部会计信息质量随机检查对于同业企业融资约束的净影响， 本文采用倾向得分匹配（PSM）法匹配与实验组相对照的控制组， 从而排除时间及其他效应的混淆和干扰， 缓解样本选择偏误等内生性问题。如表5所示， 本文选取同年度Size（企业规模） 、 ROA（资产报酬率） 、 Changewc（营运资本变动） 、 Dual（两职合一） 、 balance_sq（股权制衡度）、 Indgrowth（行业增长率）作为控制变量， 被解释变量融资约束作为协变量， 运用卡尺近邻匹配， 参数设置卡尺0.01， 分别按照1∶1近邻无放回［列（1）］、 1∶2近邻［列（2）］两种方式为实验组进行第一阶段的样本匹配， 并基于匹配样本重新回归。由表5可知， 不同匹配方式下CF×DID的回归系数均在1%的水平上显著为负， 再次表明财政部会计信息质量随机检查能够缓解同业企业融资约束。

3. 安慰剂检验。为了排除其他随机性因素的干扰， 本文采用安慰剂检验对会计信息质量随机检查发挥监督效应的偶然性进行识别判断。参考La Ferrara等（2012）的做法， 随机抽样500次构建“政策虚拟变量”， 使用模型再次进行拟合， 检验其系数和P值、 核密度系数分布。检验结果见图3， 表明交互项回归系数基本服从均值为0的正态分布， 财政部会计信息质量随机检查对同业企业融资约束并非其他随机性因素所致， 基准回归结果稳健可靠。

4.替换被解释变量。首先， 本文重新度量融资约束， 构建融资约束KZ指数以检验结果的稳健性。选择沪深上市公司为基础样本， 剔除金融行业和数据缺失的样本， 并借鉴Kaplan和Zingales（1997）、 谭跃和夏芳（2011）、 魏志华等（2014）的方法构建KZ指数。表6给出了会计信息质量随机检查对同业企业融资约束影响的回归结果， 其中列（1）和列（2）基于二维双向固定效应模型， 列（3）和列（4）基于高维双向固定效应模型， 解释变量系数均在1%的水平上显著为负。列（2）和列（4）列示了加入控制变量后的回归结果， 系数仍在1%的水平上显著为负。

其次， 根据Hadlock和Pierce（2010）的研究， SA指数法使用完全外生的变量计算， 能够较为综合地反映公司融资约束程度， 有效避免了内生性变量引起的偏误。通常SA指数的绝对值与公司融资约束正相关。本文参考鞠晓生等（2013）的做法， 运用模型（2）计算得到SA指数， 其中Size表示企业规模， Age表示企业经营时间。如表7所示， 本文使用SA指数作为融资约束的替代变量， 并应用二维双向固定效应模型［列（1）］和高维双向固定效应模型［列（2）］进行回归， 回归结果表明会计信息质量随机检查对同业融资约束起到缓解作用， 结果依旧稳健。

SAi，t=-0.737×Sizei，t+0.043×Size2i，t-0.040×Agei，t

（2）

五、 进一步研究

（一） 机制检验

本文参考江艇（2022）的建议， 在“X→M→Y”的因果链条中， 采用实证方法识别“X→M”的影响效果， 通过文献梳理或理论分析的方式说明“M→Y”的影响效果。

证券分析师作为资本市场上专业的咨询分析人员， 相较于非职业投资者具有更广泛的信息收集途径和更专业的信息处理能力， 为资本市场各参与主体提供了理性反映企业价值的价格信息， 有助于减弱证券市场价格非理性偏离， 提高价格信息有效性。在成熟的资本市场中， 分析师能够作为信息中介， 实现上市公司和投资者的有效连接（张龑等，2021）。分析师跟踪人数是公司信息环境的指示器（Mark等，2003）， 能够有效代理私有信息的获取情况， 反映市场对于企业的关注度。目前学界对于分析师与会计信息环境关系开展研究的主流观点依托于信息不对称理论， 认为分析师的关注和跟踪能够在一定程度上缓解信息不对称的问题， 优化上市公司的会计信息环境（张龑等，2021；蔡贵龙等，2022）。进一步地， 分析师对盈余的预测质量与债务融资成本呈现显著负相关关系（黄波等，2018）， 分析师跟踪能够降低信息风险， 有助于信息使用者正确理解风险信息， 促进直接融资（李颖等，2020）。

审计师在审计财务报告时， 一方面会通过审计调整来矫正企业的不恰当披露， 确保披露满足监管部门的需要； 另一方面， 对未按要求调整审计的企业， 审计师通过出具非标准意见的方式将企业信息披露中出现的问题传递给投资者， 以维护投资者利益。高质量审计通过提高会计信息质量， 显著增强了高管薪酬业绩敏感度， 优化了高管薪酬激励（王永妍和周莹莹，2023）。审计作为重要的外部监管方式， 能够提升企業财务透明性和合规安全性， 及时发现风险隐患， 从而促进企业高质量发展（蒋园园和吴琰琰，2023）。较高的审计质量能够更好地保护投资者利益， 因此审计质量也是衡量会计信息环境质量的重要指标之一。

媒体关注对上市公司信息披露发挥了外部治理作用。媒体通过揭露曝光企业的违规行为， 降低了监管部门的信息不对称程度， 从而引发监管关注（王云等，2017）。媒体关注通过吸引投资者的注意， 传递相关的决策信息， 从而降低（潜在）投资者与管理层之间的信息不对称程度， 提高会计信息透明度， 进而改善会计信息环境（孙蕾，2017；孙蕾和刘笑霞，2016）。

为了综合反映会计信息环境质量， 本文从分析师、 审计师和媒体三个角度， 使用熵值法建立会计信息环境指数。分析师跟踪（Follow）指的是企业当年的分析师跟踪人数。参考张纯和吕伟（2009）的做法， 从国泰安CSMAR数据库获取数据， 通过手工整理剔除分析师多次分析的重复数据， 加1后取自然对数。审计费用作为审计质量（Auditquality）的代理变量， 包括直接支付给会计师事务所的费用和间接费用等。媒体关注（Media）数据来源于CNRDS财经新闻库。参考王福胜等（2021）、 余艳等（2023）的做法， 按交易时间量化网络新闻、 财经新闻报道数量， 计算标题中出现该公司的新闻年度总和， 加1后取自然对数。为了综合反映信息中介在信息传递中的作用， 本文根据熵值法确定各个信息中介的权重， 生成会计信息环境变量（Entropy）。一般地， 媒体关注度越高， 分析师跟踪人数越多， 审计质量越高， 表明企业所处的信息环境越好。因此， 三个指标的系数均同向为正。

如表8所示， 列（1）报告了政府会计监督对会计信息环境影响的检验结果， DID的回归系数在1%的水平上显著为正， 说明会计信息质量随机检查显著改善了会计信息环境， H2得证。说明会计信息环境的优化的确是政府会计监督缓解同业企业融资约束的有力路径。即会计信息质量随机检查通过改善会计信息环境， 缓解了同业企业融资约束， 改善了同业企业的融资处境。为了进一步说明三个重要信息中介发挥的中介效应， 本文对媒体、 分析师、 审计的治理作用进行单独回归。表8列（2）、 （3）、 （4）分别为审计质量、 媒体关注和分析师跟踪的中介回归结果， 审计和媒体治理的系数均在1%的水平上显著， 分析师治理的系数在10%的水平上显著， 结果仍然稳健。

（二） 异质性分析

1. 产权性质。政府财会监督可以发挥区分不同企业质量的筛选作用。相比国有企业， 民营企业普遍存在更加严重的信息不对称问题， 国有企业和民营企业在融资环境上存在天然差异。由于利益关联， 国有企业有充分的动机向政府要求税收优惠、 信贷优惠、 行业准入等各种补偿。在绩效考评压力下， 当地政府有强烈的动机干预银行决策， 进而促使国有企业获取更多的银行贷款（陶然等，2022）。相对民营上市公司， 国有上市公司能获得更多的长期债务融资（江伟和李斌，2006）。从混合所有制改革视角来看， 国有资本参股能够通过扩大民营企业债务融资规模、 降低债务融资成本、 提升民营企业政府补贴等方式为民营企业提供资金支持， 从而缓解民营企业的融资约束（曾敏，2023）。

政府财会监督通过官方财务信息背书， 可以向银行等金融机构传递企业信用状况的积极信号， 缓解企业的融资约束。而国有企业信用风险本就较低， 政府财会监督行为的信号价值有限， 难以进一步缓解其融资约束。因此， 本文以产权性质（SOE）为依据， 对样本进行回归。表9中列（1）产权性质异质性回归结果表明， 相较于国有企业， 财政部会计信息质量随机检查对民营企业的同业企业融资约束的缓解作用更强。

2. 连带会计师事务所检查的同业企业。为进一步健全财会监督体系， 切实履行财会监督职责， 财政部会计信息质量随机检查监管范围不断扩大， 监管力度持续加大， 呈现出传统行业与新兴产业检查相结合、 会计主体的会计信息质量检查和会计师事务所的执业质量检查相结合、 企业和行政事业单位会计信息质量检查相结合的特点。在会计信息质量检查公告第10号中提到了会计师事务所延伸检查的案例， 当公司存在重大错报且财政部认为会计师事务所没有勤勉尽责时， 财政部可以合理延伸检查至会计师事务所。

根据信号传递理论， 政府财会监督若发现企业会计信息质量存在重大问题， 且根据会计师事务所开展延伸检查， 那么将向外传递连带企业的会计信息质量可能存在问题的负面信号， 对连带企业的融资能力造成事实损害， 从而加剧连带企业的融资约束。对非连带企业而言， 融资约束得到相对缓解。信息加工理论提供了不同的分析视角。银行等金融机构面对大量信息， 基于有限理性假设可能会简化风险识别程序， 惩罚连带企业， 造成连带企业融资约束加剧。此时， 资本的逐利本性驱使资金运动， 促使银行等金融机构转向为非连带企业配置更多资源， 缓解非连带企业的融资约束。由于会计师事务所和企业间存在综合实力相当的正向匹配（张淑惠等，2021）， 因此政府会计监督可以借助会计师事务所的执业质量检查向外辐射至多个企业， 进而扩大随机检查的影响范围和影响效力。

本文手工收集了第26 ～ 40号会计信息质量检查公告中各行业首次被查时被连带审计的企业数量， 构建连带审计虚拟变量（Audit）。当行业首次被查连带会计师事务所时， 将Audit赋值为1， 否则赋值为0。表9中列（2）的回归结果表明， 相较于连带会计师事务所检查的同业企业， 没有被连带会计师事务所检查的同业企业融资约束受影响的程度更高， 缓解作用更强。

3. 行业连续被查。本文的基准回归采用多时点双重差分模型， 默认在政策发生首次及以后年份均受到政策实施的影响， 即认为政策实施是“一锤定音”“影响深远”的。实际上， 财政部每年都在开展会计信息质量随机检查， 被检查过的行业并不一定能够连续被查。本文认为政府财会监督若多次检查同一行业， 会向外界传递该行业存在普遍且严重的会计信息问题的负面信号， 对该行业内的所有企业声誉产生潜在危害， 加剧多次被查行业同业企业的融资约束。而单次检查的信号更加针对被抽查企业自身， 溢出效应有限。

因此， 为了识别出连续被查行业在政策效果上的差异性， 本文手工收集了第26 ～ 40号会计信息质量检查公告中各行业被查上市公司数量， 構建行业被查数量虚拟变量（Freq）。当行业被查次数小于等于1时， 将Freq赋值为0， 否则赋值为1。表9中列（3）行业被查次数回归结果表明， 财政部会计信息质量随机检查对行业多次被查的同业企业融资约束的缓解作用更弱。

4. 上市公司被查的同业企业。产业组织理论认为， 上市公司占比越高， 行业声誉对政府财会监督的敏感度越高。银行等金融机构可能因结构性偏差而缩减对上市公司占比较高行业的资金供给。这形成了对上市公司占比较高的行业同业企业的融资歧视， 进而加剧融资约束。

为了进一步检验财政部会计信息质量随机检查的监管力度， 本文手工收集了第26 ～ 40号会计信息质量检查公告中各行业被查上市公司数量， 构建上市公司被查数量虚拟变量（Com）。当行业被查上市公司小于等于1时， 将Com赋值为0， 否则赋值为1， 从而构建分组。表9中列（4）上市公司被查数量回归结果表明， 财政部会计信息质量随机检查对上市公司被查的同业企业融资约束的缓解作用更弱。

六、 结论与启示

会计信息质量随机检查作为政府会计监督的重要手段， 通过加大监管力度， 赋能会计信息环境， 对同业企业有效发挥治理作用， 缓解了同业企业的融资约束。从作用机制来看， 本文从审计师、 分析师和媒体三个重要的信息中介主体出发， 构建会计信息环境综合指标， 发现政府会计监督能够通过优化会计信息环境， 进而缓解同业企业的融资约束。政府会计监督的治理溢出效应在非国有企业中表现得更为显著， 这主要是由国有企业和民营企业天然融资环境差异所致。对于未连带会计师事务所被罚的同业企业、 未连续被查的同业企业以及行业上市公司没有被罚的同业企业， 其融资约束的缓解更为显著。

基于以上结论， 本文提出以下政策性建议：

第一， 统筹多元化财会监督力量， 合理高效安排各类监督资源。财政部作为财会监督的主责人， 要从顶层设计层面优化财会监督资源配置， 充分整合各类财会监督资源。其一， 实现财政部内部资源高效利用， 联动省市县多级联合查处的同时， 打破财政专员办地区壁垒， 按随机检查工作量调配财会监督资源， 确保整体的工作进度。其二， 纵向链接财会监督力量， 加强与中国证监会、 媒体、 分析师等行业自治组织和中介机构的协同合作。借助多方合作实现优势互补， 避免重复检查造成的财会监督资源的浪费， 并且通过多主体合力加大随机检查力度， 增加随机检查的影响力和震慑力。其三， 在连带会计师事务所检查的基础上完善双向检查机制， 谨慎借助会计师事务所和企业间的双向辐射作用， 良性利用信息质量会计随机检查的溢出效应。

第二， 推进“随机性”制度优势和治理效能的协同提升， 实现财会监督向会计决策赋能。目前财政部会计信息质量随机检查遵循的“双随机、 一公开”指的是检查人员的随机、 抽查企业随机以及以公告形式面向公众公开。一方面， 进一步发挥“随机性”制度优势， 完善和构建双向检查机制， 从企业延伸至会计师事务所的同时， 增加从会计师事务所客户中随机抽取企业的流程， 形成企业与会计师事务所间会计信息质量的双向交互影响， 从而充分激发会计信息质量随机检查双向辐射的治理效应。另一方面， 提升公告相关信息的透明度， 规范公告格式和公示发布行为， 切实为会计信息决策注入政府力量。抽查行业和企业的随机过程并未向社会公众公开， 且每个会计年度公布的形式不一， 在公告内容、 形式和公告发布时间上规范性不强。为消除医药行业药价虚高的顽疾， 2019年财政部联合国家医保局针对77家医药企业开展会计信息质量随机检查， 而2021年发布的第40号会计信息质量检查公告仅公开了被处罚的19家企业， 未对其余企业做出说明。随机过程的不透明性、 随机结果的半透明化、 公告发布时间的任意性等减弱了财会监督的信息活化和信息赋能， 不利于与投资者间的互动沟通， 进而阻碍检查公告发挥长效治理作用。

第三， 建立健全系统化查后反馈机制、 回访机制和互动机制， 重视会计信息质量随机检查制度在中观行业层面的溢出效应。首先， 实现会计信息质量随机检查制度的全面化、 流程化， 对被查处企业的整改情况进行实地考核， 并通过多平台与投资者等利益相关者互动， 确保被查处企业对问题整改落地。其次， 构建被查回访机制和查后评估体系， 对以前年份处罚力度大、 影响范围广等企业定期回访， 从而延伸财政部随机检查的时效性。最后， 重视会计信息质量随机检查制度的中观溢出效应， 抽查被查企业的同业企业， 扩大制度在行业层面的治理效应。

【 注 释 】

① 财政部会计信息质量检查公告（第二十六号），详见网页https：//jdjc.mof.gov.cn/gongzuodongtai/201312/t20131227_1030261.htm。

【 主 要 参 考 文 献 】

蔡贵龙，张亚楠，徐悦等．投资者—上市公司互动与资本市场资源配置效率——基于权益资本成本的经验证据［ J］． 管理世界，2022（8）：199 ～ 217．

郭阳生，沈烈，郭枚香．沪港通改善了上市公司信息环境吗？——基于分析师关注度的视角［ J］．证券市场导报，2018（10）：35 ～ 43+50．

黄波，王满，于浩洋．分析师预测质量影响了债务融资成本吗？——来自我国上市公司的经验证据［ J］．金融评论，2018（2）：56 ～ 72+124．

江艇．因果推断经验研究中的中介效应与调节效应［ J］．中国工业经济，2022（5）：100 ～ 120．

江伟，李斌．制度环境、国有产权与银行差别贷款［ J］．金融研究，2006（11）：116 ～ 126．

姜英兵．会计准则执行框架构建［ J］．管理世界，2004（11）：150 ～ 151．

蒋园园，吴琰琰．审计质量、企业声誉与企业高质量发展［ J］．科学决策，2023（8）：98 ～ 112．

鞠晓生，卢荻，虞义华．融资约束、营运资本管理与企业创新可持续性［ J］．经济研究，2013（1）：4 ～ 16．

李颖，王晓艳，伊志宏．分析师跟踪与企业去产能——基于成本粘性视角的研究［ J］．宏觀经济研究，2020（5）：145 ～ 165．

刘景江，郑畅然，洪永淼．机器学习如何赋能管理学研究？——国内外前沿综述和未来展望［ J］．管理世界，2023（9）：191 ～ 216．

柳光强，王迪．政府会计监督如何影响盈余管理——基于财政部会计信息质量随机检查的准自然实验［ J］．管理世界，2021（5）：157 ～ 169+12．

孙蕾．媒体监督、制度环境与信息透明度——基于我国资本市场的数据［ J］．财会通讯，2017（3）：17 ～ 19．

谭跃，夏芳．股价与中国上市公司投资——盈余管理与投资者情绪的交叉研究［ J］．会计研究，2011（8）：30 ～ 39+95．

陶然，石昕，刘峰．谁遭遇了“信贷歧视”？——基于中国资本市场特征的经验证据［ J］．管理评论，2022（11）：42 ～ 53．

王福胜，王也，刘仕煜．网络媒体报道对盈余管理的影响研究——基于投资者异常关注视角的考察［ J］．南开管理评论，2021（5）：116 ～ 129．

王敏，徐玉德．会计信息质量检查与上市公司融资约束［ J］．会计与经济研究，2023（1）：81 ～ 98．

王永妍，周莹莹．高质量审计如何影响高管薪酬业绩敏感度？［ J］．科学决策，2023（10）：205 ～ 229．

王云，李延喜，马壮等．媒体关注、环境规制与企业环保投资［ J］．南开管理评论，2017（6）：83 ～ 94．

魏志华，曾爱民，李博．金融生态环境与企业融资约束——基于中国上市公司的实证研究［ J］． 会计研究，2014（5）：73 ～ 80+95．

徐经长，柯劭婧，何乐伟．新收入准则能否提高会计信息质量？——基于分析师预测视角的研究［ J］．会计研究，2022（9）：3 ～ 20．

于连超，张卫国，毕茜．环境税对企业绿色转型的倒逼效应研究［ J］．中国人口·资源与环境，2019（7）：112 ～ 120．

曾敏. 国有资本参股对民营企业研发创新的影响及其作用机制研究［ J］．经济学家，2023（12）：66 ～ 76．

张纯，吕伟．信息披露、信息中介与企业过度投资［ J］．会计研究，2009（1）：60 ～ 65+97．

张淑惠，庞笛，祝丹枫．会计师事务所与客户的双边匹配［ J］．南京审计大学学报，2021（4）：12 ～ 21．

张龑，王竹泉，程六兵．生产网络信息溢出效应研究：分析师视角［ J］．财经研究，2021（9）：63 ～ 77．

祝继高，朱佳信，李天时等．政府会计监督与银行信贷行为研究——基于财政部会计信息质量随机检查的证据［ J］．管理世界，2023（1）：157 ～ 176+189+177 ～ 179．

Charles J. Hadlock， Joshua R. Pierce. New Evidence on Measuring Financial Constraints：Moving Beyond the KZ Index［ J］．Review of Financial Studies，2010（23）：1909 ～ 1940．

Eliana La Ferrara， Alberto Chong， Suzanne Duryea. Soap Operas and Fertility：Evidence from Brazil［ J］．American Economic Journal： Applied Economics，2012（4）：1 ～ 31．

Heitor Almeida，Murillo Campello，Michael S. Weisbach. The Cash Flow Sensitivity of Cash［ J］．The Journal of Finance，2004（59）：1777 ～ 1804．

Mark H. Lang， Karl V. Lins， Darius P. Miller. ADRs， Analysts， and Accuracy： Does Cross Listing in the United States Improve a Firm's Information Environment and Increase Market Value？［ J］．Journal of Accounting Research，2003（41）：317 ～ 345．

S. N. Kaplan， L. Zingales. Do Investment-Cash Flow Sensitivities Provide Useful Measures of Financing Constraints？［ J］．The Quarterly Journal of Economics，1997（112）：169 ～ 215．

Stephen V. Brown， Xiaoli （Shaolee） Tian， Jennifer Wu Tucker. The Spillover Effect of SEC Comment Letters on Qualitative Corporate Disclosure： Evidence from the Risk Factor Disclosure［ J］．Contemporary Accounting Research，2018（35）：622 ～ 656．

Zahn Bozanic， J. Richard Dietrich， Bret A. Johnson. SEC Comment Letters and Firm Disclosure［ J］．Journal of Accounting and Public Policy，2017（36）：337 ～ 357．