一、引言

货币政策作为政府调控宏观经济的主要手段，对宏观经济的稳定发挥着重要作用。目前的研究发现，宏观政策不确定性会影响企业的资本结构，作为宏观经济政策之一的货币政策也会影响企业的资本结构。因2008年金融危机所引发的流动性压力以及我国经济增长目标的约束，货币政策“超调”致使我国货币政策频繁调整，因此无法准确预期货币政策，预期的有效性下降，货币政策不确定性加剧[1]。孙健等发现货币政策不确定性能够促使企业提高会计信息质量，并且高质量的会计信息能够缓解货币政策不确定性对上市公司信贷融资的不利影响[2]。那么，作为会计信息质量的增进质量——会计信息可比性能够消除这种不利影响吗？会计信息可比性可以降低资本结构调整成本，加快资本结构调整速度吗？在货币政策不确定的情况下，会计信息可比性对资本结构调整速度发挥什么样的作用呢？本文以2007—2016年间中国A股主板非ST上市公司为研究对象，考察了货币政策在不确定性高和低时，会计信息可比性对资本结构调整速度的影响，进而揭示了会计信息可比性在货币政策不确定性向微观企业资本结构调整的传导过程中发挥的调节作用。

基于图3所示概率图，在基于波束成形的一对一无线充电过程中，情况1-情况4发生的概率可分别用pc1、pc2、pc3、pc4表示：

本文的贡献在于：（1）将货币政策不确定性、会计信息可比性和资本结构动态调整速度纳入一个研究框架，拓展了宏观经济政策与企业微观经济行为之间的传导机制研究，研究发现会计信息可比性会显著促进企业的资本结构调整，使调整速度加快，揭示了会计信息可比性作为资本结构影响因素在传导过程中发挥的作用。监管机构应当要求企业增强信息披露机制，提高会计信息可比性，以加快资本结构的调整。（2）从货币政策不确定性的角度，研究会计信息可比性对资本结构调整的影响，有助于深入说明货币政策不确定性对资本结构调整速度的影响，丰富了相关研究文献。（3）宏观经济政策传导至企业的微观经济行为过程中，会计信息可比性有助于缓冲货币政策不确定性对资本结构的冲击，对此货币政策管理当局应当结合会计信息可比性对资本结构调整速度的促进作用制定货币政策，以保持货币政策的稳定性。

二、文献综述

（一）货币政策及其不确定性

对于货币政策的研究大部分基于静态视角，主要考察货币政策在紧缩或者宽松时所引起的经济后果。例如饶品贵和姜国华（2013）研究发现，货币政策紧缩时，非国有企业比国有企业在银行信贷方面受到的冲击更大。徐文舸和包群的研究结果表明，货币政策紧缩时，民营企业和中小企业的资本结构出现较为明显的调整[3]。有较少文献对货币政策不确定性进行研究。R.Barro（1976）研究发现，较高的名义不确定性（货币增长不确定性和通货膨胀不确定性）会加剧宏观经济波动，阻碍经济的平稳持续增长。苏梽芳和胡日东（2010）的研究表明，货币增长不确定性具有预测通货膨胀不确定性的能力，影响宏观经济的稳定性。

将110°～120°E、25°～28°N范围内的112个站4—6月的降水量进行逐年平均,得到了江南雨季降水量的时间变化(图1),再将其进行标准化得到JRS时间序列。从图1可知,1961—2010年,江南雨季降水呈现略微下降的线性趋势,降水整体经历了由多到少的年代际变化。从9 a平滑曲线上可以看出,在20世纪80年代初以前,江南雨季基本处于多雨偏涝期;从80年代初期到90年代中期则处于少雨偏旱期,90年代中期以后处于较弱的多雨期,表明江南雨季降水具有很明显的年代际变化特征。

（二）经济政策不确定性与资本结构动态调整

宏观经济政策不确定性会影响企业的资本结构，Baumetal（2006，2008）研究发现，公司在经济政策不确定性较高时变得更加谨慎，会提高流动性水平，流动性资产增加，流动性负债随之增加，资本结构发生变化。Baumetal（2010）研究认为，在较大的经济政策不确定性条件下，资本结构的选择需要更加谨慎，内部管理较弱的公司，应当选择风险较低的项目，这样能够更好地利用债权资本，适当调整资本结构以减少风险。Qinwei和Wenjing的研究表明经济政策的不确定性会增加银行的信用风险，使得最优资本结构发生改变[4]。方舟等（2011）研究指出，当股票市场流动性较高时，企业热衷于股权资本，减少债务资本，促进资本结构调整。Farinas等研究发现，经济政策的不确定性会影响企业的经营决策，增加企业的债务成本，进而影响资本结构调整[5]。罗正英等研究发现，宏观经济不确定性会提高企业的避税程度，从而对银行信贷融资产生负向作用，进而影响企业的融资结构[6]。

幸福感，人们生活在当下，在心里不自觉地生出一些非常愉悦的感觉。它主要由人对工作和生活的满足感、人与自然的和谐感以及个人心理的愉悦感这三方面构成。对于企业来说，幸福感包涵每个员工对于企业的责任意识，也包涵企业与员工同呼吸共命运的担当意识，同时还包涵员工与员工、员工与企业之间的共融意识。现代企业管理学认为：管理的文化核心是使员工了解企业。所以，现代企业管理就必将和“幸福感”这个话题紧密相连。

（三）会计信息质量与资本结构动态调整

邱兆祥和王保东的研究表明，经济不确定性的因素逐渐减少时，商业银行的信贷行为更具有异质性，各家银行的信贷偏好表现更加明显，此时宏观经济的不确定性会减少风险贷款的比例[18]。货币政策不确定性为货币和银行信贷供给增长的不确定性以及利率变动的不确定性，对企业资本结构的选择和公司投融资决策具有不可忽略的作用，会促进企业的资本结构调整。由于信息不对称的程度越高，利率不确定的程度也会提高，未来的融资成本将无法预测，企业融资的风险会越大，因此，资本结构的调整速度往往会受到影响（Baum等，2006）。

较少文献研究了会计信息质量对资本结构调整速度的影响。Bushman等（2004）研究表明，信息披露的水平越高越有助于缓解公司面临的信息不对称。张纯和吕伟（2007）研究表明，有效的信息披露是解决信息不对称的有效方式，增强会计信息透明度能显著降低企业的融资约束，加快资本结构的调整速度。邹萍研究发现，会计盈余质量与公司的资本结构调整速度呈显著的正相关关系[11]。龚光明和康志鹏研究发现，存在“旋转门”现象的上市公司有较低的会计信息质量，导致公司的资本结构调整速度放缓[12]。

三、理论分析与假设提出

（一）会计信息可比性与资本结构调整

现有文献关于会计信息质量的研究主要集中于会计信息相关性、稳健性、盈余质量等公司个体层面的信息质量，与会计信息相关性、稳健性、忠实表达等其他会计信息质量特征使用公司内信息（within-firms information）相比，会计信息可比性提供了相似公司间的信息（betweenfirms information）[13]。Stickney 和 Weil认为，公司自身的财务比率只能提供较少的信息，只有将这些财务比率与其他公司的财务比率进行比较时才能洞察公司的实际价值[14]。因而，会计信息可比性能够让会计信息使用者更好地识别和理解一家公司与相似公司会计信息之间的相同与不同之处[15]。Kim等研究表明，企业提高会计信息可比性，能够降低银行与其之间的信息不对称，进而影响存贷款利差，通过理解和分析同行可比公司已披露的信息，投资者能够推断目标公司管理层刻意隐藏的坏消息，降低了管理层隐藏坏消息的动机和市场交易者之间信息不对称程度[16]。张胜等的研究表明，银行与借款方信息不对称的降低能够提高借款方资本结构的调整，银企关系有助于加强企业与银行之间的信息沟通，降低了银行信贷决策的信息获取成本和监督成本，降低了银行与企业之间存在的信息不对称，降低了贷款的违约风险，银行因而更愿意向关联企业发放贷款，从而提高了企业的资本结构调整速度[17]。基于上述分析，会计信息可比性的提高能够加快资本结构的调整速度。因此提出假设1。

也有文献研究了宏观经济政策中货币政策不确定性对企业资本结构调整的影响。货币政策不确定性表现为利率变动的不确定性与货币和银行信贷供给增长的不确定性，在一定程度上会引发企业对资本结构的选择和公司资本调整的变化。Nejadmalayeri（2002）的研究表明当短期国债利率提高时，公司往往倾向于利用长期债券进行融资，促进资本结构变革。钟凯等（2016）认为，货币政策的宽松或紧缩可能不是导致公司融资困难的直接原因，实际上货币政策的调整是一个动态过程，因此货币政策不确定性很可能抑制企业的融资行为，而发挥作用的原因可能是货币政策不确定性增加了企业的融资成本，抑制了企业的融资行为，使得资本结构调整速度减慢[7]。

假设1：在其他条件不变的情况下，会计信息可比性越高，资本结构调整的速度越快。

（二）货币政策不确定性、会计信息可比性与资本结构调整

会计信息质量与资本结构动态调整的文献主要集中于会计信息质量与资本成本的关系。Diamond（1991）和Botosan（1997）研究发现，信息披露水平的提高能够降低企业的信息不对称程度进而降低外部融资成本，二者呈负相关关系。Bhattacharya等研究发现，国家的盈余质量与其在资本市场上的股权资本成本呈负相关[8]。杨忠海等研究表明，在控制其他因素的情况下，财务报告可比性对股权资本成本产生了显著的负向影响[9]。Fang et al.研究发现，会计盈余质量越高的公司，债权人处理信息的效率会提升，因而债务资本成本显著降低[10]。李刚等（2015）实证研究发现，公司的会计信息可比性越高，融资规模会越大，融资成本显著下降，并且银行借款的显著性弱于债券融资。

承袭假设1，较高的会计信息可比性会加快资本结构的调整速度，在货币政策不确定性高的情况下，宏观经济的波动和未来融资的不确定性加剧，此时货币政策不确定性会促使企业披露高质量的会计信息[2]，而会计信息可比性的提高可能更有助于降低信息不对称程度，缓解货币政策不确定性对融资结构调整的抑制作用，进而促进公司的资本结构调整。首先，由于银行是我国金融体系最重要的组成部分且所受监管较为严格，因此银行普遍看重风险，尤其是信贷风险。当宏观经济出现大幅波动时，银行为了控制风险会倾向于将资金提供给风险较低的企业以保证资金的安全。其次，当宏观经济大幅波动、货币政策不断调整时，企业会主动提高会计信息质量以便获得银行贷款。最后，在宏观经济不景气的时候，企业的各类代理冲突会受到抑制，会计信息质量的提高能够保护债权人的利益[19]。货币政策不确定性高时，会计信息可比性高会显著促进企业的资本结构调整，并且有效缓解货币政策不确定性对融资结构调整速度所带来的抑制作用，资本结构调整速度加快。因此提出假设2。

（3）自媒体及社交媒体是传播核心。通过优衣库微信、微博等社交媒体，进行品牌的宣传预热及后续报道，加强曝光。稳步增长的业绩除了做到上面三点微信营销策略，还善于运用新媒体移动技术创新科技与消费者互动。

假设2：在货币政策不确定性程度高时，会计信息可比性的提高可以加快公司的资本结构调整速度。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选择的样本是2007—2016年中国全部A股非ST上市公司，并对数据进行如下处理：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除存在数据缺失的样本；（3）对连续型变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。基于以上原则，本文最终选取了9 521个公司年度观测值作为样本。TobinQ、上市年度、市场类型、行业代码和计算会计信息可比性的数据来源于国泰安数据库，计算货币政策不确定性、GDP增速以及资产负债表和利润表中的数据来源于Wind数据库。

本项目属于跨学科项目，涉及网络营销、艺术设计、建筑以及装修方面的知识，借助工院这个大平台，项目组成员整合了包括旅游管理系、建筑工程系、艺术系的学生，并且团队成员也有在外从事建筑装饰的工作经验，从学科知识和技术经验上，都有较好的基础条件。

（二）变量定义与模型设计

CompAcctijt的值越大表示公司i与公司j之间的会计信息可比性越强。除了计算公司i和公司j之间的可比性外，还可以通过如下方法计算得到公司i的年度公司层面会计信息可比性测度值。具体来说，先计算出同一行业内每一对公司组合i和j的会计信息可比性值，然后以公司i为基准，将所有与i配对组合的可比性值按从大到小排列。鉴于现有研究，多数投融资者在测算投融资机会时，一般只选择行业内四到六家公司进行比较（非全部公司）（Cooper等，2008）。其中可比性最高的四对组合的平均值定义为Comp4，本文采用Comp4来进行实证分析。为了进行分组检验，本文将会计信息可比性按照年度中位数分为高低不同两组，稳健性检验时比照该种方法。

本文借鉴钟凯（2016）的文章，采用上海银行间同业拆借7日利率（简称Shibor）日度数据的年度标准差（STD）来衡量我国货币政策的不确定性，标准差越大，说明货币政策不确定性越高，标准差越小，说明货币政策较为平稳[7]，并定义货币政策不确定性虚拟变量（DSTD）。将货币政策不确定性按照年度中位数分为两组，大于等于年度中位数定义为1，反之为0。

“‘我那等对你说，教你略等等儿，我家中有些事儿……’西门庆坐着，从头至尾问妇人”在《金瓶梅》中甚至可以看到双音重叠动词儿化的例子，如第十九回：“你不去迎接接儿”，“娘看顾看顾儿便好。”

2.会计信息可比性的计量

2.4 婴幼儿看护人营养知识知晓情况 对婴幼儿看护人进行婴幼儿营养知识问题调查，看护人中总知晓率为36.5%，其中最适合给婴儿补充铁的食物知晓率为24.6%(504例)，贫血与哪种营养素缺乏有关知晓率为57.8%(1 183例)，母乳喂养至儿童满24月龄为27.5%(557例)。

模型（5）可变为模型（6）：

 

其中E（Earnings）iit表示在期间t，依据公司 i的函数及股票收益计算得到的公司i的预期盈余，而E（Earnings）ijt表示在期间t，依据公司j的函数及公司i的股票收益计算得到公司i的预期盈余。Returnit为公司i在t期的股票回报；DR为虚拟变量，当季度回报小于0时，取值为1，否则为 0；αi和 β1i、β2i和 β3i与 αj和 β1j、β2j和 β3j分别为公司 i和公司j通过回归模型（3）使用第t期前的连续16个季度数据OLS回归的估计值。

 

最终，通过模型（4）对会计信息可比性进行计量：

 

1.货币政策不确定性的计量

3.资本结构调整速度的计量

本文借鉴 Fischer（1989）、Nivorozhkin（2004）以及连玉君和钟经樊（2007）的做法，采用模型（5）首先计量目标资本结构和资本结构调整速度：

结合实施 “美丽天津·一号工程”，继续推进清水河道行动、中小河流重点县、骨干河渠清淤整治工程建设。近年，已累计治理1 340.2km；已列入治理计划1 083.3km，投资32.5亿元；还需再规划治理1 340km，投资40.2亿元，2020年前后才可能实现农村排涝河渠全部清淤整治一遍的目标。

 

本文借鉴Caban-Garcia和He（2013）的研究，采用Basu（1997）的稳健性模型对 De Franco，Kothari和 Verdi（2011）构建的会计信息可比性模型进行修正。修正后的模型分别为：

 

其中和TLit分别表示公司i在第t年的目标资本结构和实际资本结构。δit表示公司i在t年内的资本结构调整速度：若公司i在t年内将实际资本结构恰好调整到目标水平，则δit=1；若公司i在t年内将资本结构做了部分调整，则若公司i在t年内将资本结构做了过度调整，则若 δit＞0，表示公司资本结构实际调整方向与公司想要调整的方向相同，反之说明调整方向相反（屈耀辉，2006）。

地坪桩的计算方法有很多种，在这里不一一赘述。它应用的原理主要是等代框架原理，将桩当作柱，而地坪当作板，形成板柱结构。结合本工程特点，由于之前已将地坪荷载由桩承台承担，因此，地坪桩仅按构造考虑。根据荷载及单桩承载力估算出地坪桩数量，然后按照轴网布桩。地坪桩需要布置在X轴与Y轴柱上板带相交处，同时要注意与已有桩承台满足桩间距要求。

其他相关变量的计量见表1。

4.检验模型

为了检验本文提出的假设，借鉴张胜等[17]和姜付秀、黄继承（2011）的研究，利用资本结构加入调整速度的部分调整模型（7）来描述资本结构的动态调整行为。为了验证假设1，引入会计信息可比性（Comp4）和会计信息可比性（Comp4）与资本结构的交互项变量建立扩展的部分调整模型（8），并进行货币政策不确定性分组回归；为了验证假设2，将会计信息可比性按照年度中位数分为高低两组，建立扩展的部分调整模型（9），并进行会计信息可比性分组回归。

 

在模型（8）中资本结构调整速度可以表示为δ=δit-θComp4it。由于 Comp4 在一般情况下为负数，如果θ显著为正，表明Comp4高的企业资本结构调整速度慢于Comp4低的企业；如果θ显著为负，表明Comp4高的企业资本结构调整速度快于Comp4低的企业。

五、实证结果及分析

（一）变量的描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。从表中可见，资本结构（TL）的均值为0.509，略高于50%，表明平均而言，我国上市公司的负债率略高，在两种融资渠道中比较倾向于债务融资；资本结构的标准差为0.200，表明样本公司的资本结构存在差异。会计信息可比性（Comp4）的均值为-0.003，说明平均而言会计信息可比性程度较高。货币政策不确定性（STD）的均值为0.865，略小于钟凯[7]2003—2014年间货币政策不确定性的均值（0.918）；货币政策不确定性（STD）的标准差为0.332，略小于钟凯[7]2003—2014年间货币政策不确定性的标准差（0.422），说明2007—2016年间的货币政策不确定性相对于2003—2014年间有所降低。

 

表1 变量定义①

  

注：①本文借鉴 Flannery与 Rangan（2006）以及于蔚和钱彦敏（2011）对变量的计量方法，对解释变量全部采用滞后一期变量。因为企业的目标资本结构是由上一期的企业特征变量所决定的。

 

 

表2 样本的描述性统计

  

（二）实证结果分析

1.会计信息可比性与资本结构调整

表3报告了会计信息可比性与资本结构调整的回归分析结果。模型（1）报告了会计信息可比性与资本结构动态调整全样本回归结果。会计信息可比性与资本结构的交互项（TL*Comp4）的系数为-2.489，在1%的水平上显著为负，说明与会计信息可比性低的企业相比，会计信息可比性高的企业资本结构调整速度更快。模型（2）和模型（3）列示了会计信息可比性分组回归的结果。在会计信息可比性高时，资本结构的系数为0.885，在会计信息可比性低时，资本结构的系数为0.916，均在1%的水平上显著，说明会计信息可比性高时，调整速度（0.115=1-0.885）快于会计信息可比性低（0.084=1-0.916）时的调整速度，验证了假设1。其他控制变量的分析结果符合预期，并与Rajan and Zingales（1995）、Titman and Wessels（1988）、连玉君和钟经樊（2007）、姜付秀和黄继承（2011）的结论基本一致。

2.货币政策不确定性、会计信息可比性与资本结构调整

表4报告了货币政策、会计信息可比性与资本结构动态调整的分组回归结果。模型（1）和（4）报告了在全样本不同的货币政策情况下，会计信息可比性对资本结构动态调整的影响。在模型（1）中TL*Comp4的系数为-2.836，在1%的水平上显著为负，在模型（4）中TL*Comp4的系数为-2.151，在5%的水平上显著为负，说明在货币政策不确定性高的情况下，会计信息可比性高更有助于提高资本结构调整速度。模型（2）、（3）、（5）、（6）为进一步对会计信息可比性的分组回归结果。货币政策不确定性高时，会计信息可比性高与会计信息可比性低的TL系数分别为0.873、0.896，且均在1%的水平上显著，表明货币政策不确定性高时，会计信息可比性高时的资本结构调整速度（0.127=1-0.873）快于会计信息可比性低时的资本结构调整速度（0.104=1-0.896）。在会计信息可比性高时，货币政策不确定性高时的资本结构调整速度（0.127=1-0.873）快于货币政策不确定性低时的资本结构调整速度（0.104=1-0.896），这说明货币政策不确定性高时，提高会计信息可比性可以促进资本结构的调整速度，回归结果验证了假设2。

 

表3 会计信息可比性与资本结构动态调整回归结果

  

注：被解释变量为下一期资产负债率；***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著；括号内为t统计量。

 

 

表4 货币政策不确定性、会计信息可比性与资本结构动态调整的分组回归结果

  

注：被解释变量为下一期资产负债率；***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著；括号内为t统计量。

 

货币政策不确定性高（2） （3） （4）2 480 2 327 （-0.103***-（0.035）全样本会计信息可比性低（1） （5） （6）货币政策不确定性低会计信息可比性高（-2.076***（-0.876*** （-0.873*** （-0.896*** （-0.909*** （-0.896*** （-0.938***-（0.010） -（0.018） -（0.018） -（0.010） -（0.021） -（0.017）Cons（-0.837 （-0.825 -（0.036）Comp4（-1.597**-（0.733） -（0.657）（-2.836***（-2.151**-（1.066） -（0.943）TL CR（-0.094*** （-0.119** （-0.096 （-0.004 （-0.062 （-0.105-（0.031） -（0.049） -（0.093） -（0.064） -（0.052） -（0.095）（-0.001 （-0.000 （-0.004* （-0.006*** （-0.002 （-0.009***-（0.001） -（0.002） -（0.002） -（0.001） -（0.002） -（0.002）（-0.005*** （-0.009*** （-0.008*** （-0.006*** （-0.003* （-0.005***-（0.001） -（0.002） -（0.002） -（0.001） -（0.002） -（0.002）GDPZS（-0.011 （-0.001 （-0.013 （-0.009 （-0.018 （-0.009-（0.011） -（0.021） -（0.019） -（0.011） -（0.020） -（0.018）（-0.049会计信息可比性低 全样本 会计信息可比性高（-0.011 （-0.028** （-0.033** （-0.026*** （-0.006 （-0.019-（0.009） -（0.014） -（0.013） -（0.009） -（0.015） -（0.014）Asset NDTS（-0.029*** （-0.028 （-0.038* （-0.028*** （-0.029 （-0.025*-（0.010） -（0.023） -（0.023） -（0.010） -（0.020） -（0.015）Tang NIR（-0.016*** （-0.017** （-0.015* （-0.011* （-0.015* （-0.005-（0.006） -（0.008） -（0.009） -（0.006） -（0.009） -（0.009）TSHR TobinQ（-0.004*** （-0.002 （-0.002 （-0.004*** （-0.005** （-0.005**-（0.001） -（0.001） -（0.002） -（0.001） -（0.002） -（0.003）（-0.050*** （-0.056*** （-0.041** （-0.048*** （-0.051** （-0.064***-（0.013） -（0.020） -（0.020） -（0.014） -（0.021） -（0.022）Cash Median（-0.026 （-0.012 （-0.134** （-0.093** （-0.049 （-0.050-（0.035） -（0.055） -（0.054） -（0.038） -（0.055） -（0.060）行业年度 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制N 4 917 2 480 2 327 4 604 2 437 2 277调整R2 0.831 0.824 0.848 0.835 0.823 0.838 F值 713.3 555.5 398.7 679.1 449.6 387.9 TL*Comp4 2 437 2 277（-0.827 （-0.850

3.稳健性检验

为了增强文章的稳健性，借鉴De Franco等（2011）、谢盛纹等（2016）的做法，采用会计信息可比性的另外一种计量方法，对公司i与行业内其他公司配对计算得出的可比性最高的10家公司的可比性均值（Comp10）进行稳健性检验。

通过稳健性检验（略），发现所得到的结果基本与基础检验一致，研究结论具有一定的可靠性。

六、结论

本文采用2007—2016年间中国A股非ST上市公司的9 521个公司年度观测值为研究样本，考察了货币政策不确定性高或低的情况下，会计信息可比性对资本结构调整的影响。研究发现：（1）会计信息可比性的提高有助于上市公司资本结构的动态调整，提高了资本结构调整速度。（2）货币政策不确定性高时，会计信息可比性对资本结构调整速度有显著的正向促进作用。以往对于资本结构的研究多是基于静态视角，本文从动态视角出发研究了货币政策不确定性高或低的情况下，会计信息可比性对资本结构的影响，揭示了会计信息可比性可以有效缓解货币政策不确定性对企业资本结构的冲击效应。●

（5）制定有效的安全奖惩制度。在当前阶段，很多变电运维和检修单位都已经制定了有关的奖惩制度，但通常其中的大多数都不是很合理。企业应该明确自身的具体标准以及实施方案，充分征集内部人员的意见和建议，结合实际情况，从而确定出最适合企业自身以及最能激发员工工作热情的制定。这样才能充分调动企业内部的工作积极性，营造一种积极向上的氛围。

【主要参考文献】

［1］郭豫媚，陈伟泽，陈彦斌.中国货币政策有效性下降与预期管理研究［J］.经济研究，2016，51（1）：28-41，83.

［2］孙健，钟凯，卢闯，等.货币政策不确定性对会计信息质量的影响研究［J］. 经济理论与经济管理，2017（8）：34-45.

［3］徐文舸，包群.货币政策调控与融资结构变化：基于企业所有制与规模差异的研究视角［J］.金融评论，2016，8（1）：81-98，126.

［4］QINWEI CHI,WENJING LI.Economic policy uncertainty,credit risks and banks'lending decisions:evidence from Chinese commercial banks［J］.China Journal of Accounting Research,2017,10（1）:33-50.

［5］FARINAS J C,RUANO S.Firm productivity,heterogeneity,sunk costs and market selection［J］.International Journal of Industrial Organization,2005,23（7）:505-534.

［6］罗正英，孙舟天洋，谢尚俊.宏观经济不确定性、企业避税与企业信贷融资可获得性研究：来自于我国高新技术上市公司的经验研究［C］.第六届宏观经济政策与微观企业行为学术研讨会论文集，2017：21-47.

［7］钟凯，程小可，王化成.货币政策不确定性阻碍了实体经济发展吗？——基于上市公司资本投资价值效应的分析［C］.第十五届中国实证会计国际研讨会论文集，2016.

［8］BHATTACHARYA U,DAOUK H,WELKER M.The world price of earnings opacity［J］.The Accounting Review,2003,78（3）:641-678.

［9］杨忠海，张丽萍，李瑛玫.财务报告可比性与股权资本成本关系研究：来自中国A股市场的经验证据［J］.当代会计评论，2015，8（2）：83-103.

［10］FANG X,LI Y,XIN B,et al.Accounting comparability and bank loan contracting［M］.Social Science Electronic Publishing,2012.

［11］邹萍.会计盈余质量与资本结构动态调整［J］.中南财经政法大学学报，2014（3）：115-122，159-160.

［12］龚光明，康志鹏.“旋转门”现象、会计信息质量与资本结构动态调整［J］. 经济与管理研究，2016，37（1）：136-144.

［13］MICHAEL J I,SCOTT E S,DAVID B S.Comparability and cost of equity capital［J］.Accounting horizons,2017,31（2）:125-138.

［14］STICKNEY C P,WEIL R L.Financial accounting:an introduction to concepts,methods and uses［M］.South-Western College Pub,2006.

［15］Financial Accounting Standards Board （FASB）.Conceptual framework for financial reporting.Statement of Financial Accounting Concepts No.8［S］.2010.

［16］KIM S,KRAFT P,RYAN S G.Financial statement comparability and credit risk［J］.Review of Accounting Studies,2013,18（3）:783-823.

［17］张胜，张珂源，张敏.银行关联与企业资本结构动态调整［J］.会计研究，2017（2）：49-55，97.

［18］邱兆祥，王保东.宏观经济的不确定性与商业银行信贷行为研究［J］.财贸经济，2008（12）：21-25.

［19］连燕玲，贺小刚，张远飞，等.危机冲击、大股东“管家角色”与企业绩效：基于中国上市公司的实证分析［J］.管理世界，2012（9）：142-155.