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    融資約束、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資效率

    2013-11-27 05:28:00羅斌元
    關(guān)鍵詞:邊際會(huì)計(jì)信息約束

    郭 琦 羅斌元

    (1.天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)系,天津300222;2.河南理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,河南 焦作454000)

    一、引言

    投資決策居于公司三大財(cái)務(wù)決策的核心地位:一方面,它在很大程度上決定了公司的融資行為;另一方面,投資收益的多寡又直接影響著公司的股利支付行為。就宏觀層面而言,研究公司層面的投資行為也是揭示宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行內(nèi)在規(guī)律的微觀基礎(chǔ)。但是,已有的研究表明,近年來我國上市公司投資效率普遍不高,非效率投資行為普遍存在,投資不足現(xiàn)象嚴(yán)重,因此,如何抑制非效率投資行為、提高投資效率成為實(shí)務(wù)中急需解決的問題。與此同時(shí),隨著我國新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系的實(shí)踐和與國際準(zhǔn)則全面趨同“路線圖”的實(shí)施,我國的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是否得以提高?會(huì)計(jì)信息有用性體現(xiàn)在哪些方面?會(huì)計(jì)具有經(jīng)濟(jì)后果嗎?這些問題亟須理論界給出及時(shí)、明確的答復(fù)。

    本文將會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和投資納入到一個(gè)統(tǒng)一的分析框架,研究會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)投資效率的影響,一方面期望從會(huì)計(jì)信息角度探索提高投資效率的途徑,另一方面可為會(huì)計(jì)信息的有用性提供新的證據(jù)。本文的主要貢獻(xiàn)可能在于:第一,將會(huì)計(jì)信息質(zhì)量問題和投資效率問題結(jié)合起來研究,在實(shí)證上既表明提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能夠提高投資效率,也證實(shí)了會(huì)計(jì)信息的有用性;第二,應(yīng)用隨機(jī)邊界模型較精確地測(cè)度了投資效率,解決了投資效率計(jì)量難問題;第三,首次證實(shí)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)投資效率的影響不是非線性的,而是隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高,其對(duì)投資效率的邊際影響越來越小。

    本文結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行述評(píng);第三部分基于投資隨機(jī)邊界模型對(duì)實(shí)證研究進(jìn)行設(shè)計(jì);第四部分是實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及敏感性測(cè)試;最后一部分是本文的研究結(jié)論和政策建議。

    二、文獻(xiàn)綜述

    在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)投資的影響方面,研究成果較少。理論方面,Bushman和Smith從機(jī)會(huì)識(shí)別、約束代理人行為、緩解融資約束三個(gè)方面論述了會(huì)計(jì)信息的形成和披露對(duì)投資的積極作用[1]。實(shí)證方面,Verdi利用完美世界中投資與托賓Q的關(guān)系分離出了投資不足和投資過度,分別就會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資不足、投資過度的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資不足、投資過度均呈現(xiàn)負(fù)相關(guān),證實(shí)了高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告信息能夠緩解信息不對(duì)稱和代理沖突,提高公司投資效率[2]。Biddle和Hilary的研究假設(shè)現(xiàn)金敏感度與信息不對(duì)稱正相關(guān),然后檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與現(xiàn)金敏感度的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與現(xiàn)金敏感度呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系,從而證實(shí)了高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息能夠緩解信息不對(duì)稱,提高投資效率[3]。Biddle等對(duì)Verdi論文的實(shí)證部分進(jìn)行了重新設(shè)計(jì),同樣得到了相同的結(jié)論[4]。從以上文獻(xiàn)可以看出,這些研究開辟了一個(gè)新視角,但利用完美世界的假設(shè)來分離出投資不足和投資過度,以及先導(dǎo)地假定現(xiàn)金敏感度與信息不對(duì)稱正相關(guān),這些苛刻的假設(shè)或假定會(huì)大大削弱研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

    在研究投資效率問題時(shí),最關(guān)鍵的環(huán)節(jié)是如何相對(duì)精確地測(cè)度投資效率。最近幾年,借鑒其他學(xué)科的研究成果,隨機(jī)邊界模型被用于對(duì)投資效率的測(cè)度。Wang把資本市場(chǎng)不存在缺陷時(shí)的投資支出作為投資最優(yōu)邊界,把它與實(shí)際投資支出的差異歸結(jié)為融資約束導(dǎo)致的投資效率損失,該損失具有單邊分布的特征。然后,Wang對(duì)融資約束假說的驗(yàn)證就轉(zhuǎn)化為檢驗(yàn)投資效率損失是否顯著[5]。Habib和Ljungqvist以公司的市場(chǎng)價(jià)值(采用托賓Q衡量)為最優(yōu)邊界,定量分析了經(jīng)理人與股東之間的代理問題導(dǎo)致的效率損失[6]。而連玉君把上述兩種思想結(jié)合起來,通過建立一個(gè)雙邊隨機(jī)邊界模型(一邊測(cè)度融資約束對(duì)投資的影響,另一邊測(cè)度代理成本對(duì)投資的影響)來測(cè)度投資效率,其設(shè)定的最優(yōu)邊界是通過運(yùn)用面板向量自回歸模型構(gòu)建的基準(zhǔn)Q[7](P105-119)。從方法論的角度來說,隨機(jī)邊界模型是最適合對(duì)投資效率進(jìn)行測(cè)度的方法,關(guān)鍵是如何恰當(dāng)?shù)卦O(shè)定最優(yōu)邊界和無效率項(xiàng)的影響因素。Wang和Habib、Ljungqvist對(duì)無效率項(xiàng)的設(shè)定都是單邊的,沒有考慮雙邊的可能;連玉君雖然考慮了雙邊的無效率項(xiàng),但未考慮外生解釋變量對(duì)無效率項(xiàng)方差的影響和控制變量對(duì)無效率項(xiàng)的影響,使得對(duì)投資效率的估計(jì)有偏和統(tǒng)計(jì)推斷失效。

    本文采用隨機(jī)邊界模型來測(cè)度投資效率,設(shè)定融資約束來限定無效率項(xiàng)具有單邊分布,同時(shí)考慮外生解釋變量對(duì)無效率項(xiàng)的均值和方差的影響,以及控制變量對(duì)無效率項(xiàng)的影響,從多角度考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)投資效率的影響。

    三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

    (一)數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

    本文的研究樣本為我國滬深交易所的上市公司,研究的時(shí)間區(qū)間為1996~2010年。需要說明的是,測(cè)度會(huì)計(jì)信息質(zhì)量用到的數(shù)據(jù)是1996~2010年的月度數(shù)據(jù),其他變量用到的是1998~2010年的年度數(shù)據(jù)。為了避免上市初期公司對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)表的粉飾,準(zhǔn)確反映上市公司的實(shí)際經(jīng)營狀況,本文剔除了上市不足3年的公司樣本,同時(shí)還剔除了金融類上市公司樣本。此外,為了避免離群值對(duì)研究結(jié)論的影響,對(duì)所有的連續(xù)變量都作了1%和99%分位數(shù)縮尾處理。本文原始數(shù)據(jù)全部來源于CCER數(shù)據(jù)庫,變量的運(yùn)算及方程參數(shù)的估計(jì)利用STATA11.0軟件包完成。

    (二)變量的界定

    1.會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。會(huì)計(jì)信息包含能夠預(yù)測(cè)公司回報(bào)的信息量越多,則會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。參考Engel等[8]、Ball等[9]、Busu[10]的研究,本文以盈余與股票回報(bào)間的逆向回歸方程的擬合優(yōu)度作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的衡量指標(biāo),具體方程設(shè)定為:

    其中,EPSi,t是每股收益;Pi,t-1是上一期的每股市價(jià);RETi,t是異?;貓?bào)率(=公司回報(bào)率-所在交易市場(chǎng)的回報(bào)率);NRi,t是虛擬變量:當(dāng) RETi,t小于0時(shí)取1,否則為0。

    為了擴(kuò)大樣本量,得到更精確的結(jié)果,本文將每個(gè)公司擬合方程的時(shí)序期間界定為本年及前兩年,時(shí)序間隔設(shè)定為月,即以每個(gè)公司截止到本年末的前36個(gè)月作為樣本量,對(duì)式(1)作OLS估計(jì),得到方程的擬合優(yōu)度(r2)作為該公司在本年會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代變量。需要說明的是,為了得到1998年每個(gè)公司的r2,原始數(shù)據(jù)的取數(shù)區(qū)間向前延伸到1996年。

    2.融資約束。大量的研究發(fā)現(xiàn),現(xiàn)金存量和負(fù)債水平是反映公司是否受融資約束的主要指標(biāo),參考Biddle等的研究[4],將overfirm設(shè)定為過度投資排序指標(biāo),其計(jì)算方法是:將現(xiàn)金存量cash進(jìn)行1 000等份排序,再將負(fù)債水平leverage取相反數(shù)后也進(jìn)行1 000等份排序,然后將兩者的排序值除以1 000再相加求平均,即為overfirm值。其中,現(xiàn)金存量cash等于貨幣資金與短期投資之和再除以總資產(chǎn),負(fù)債水平leverage是總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值。

    Biddle等認(rèn)為,overfirm越接近1,過度投資的可能性越大;overfirm越接近0,投資不足的可能性越大,而投資不足最主要的原因是受融資約束[4]。本文對(duì)overfirm進(jìn)行4等份排序,將排序值等于1的界定為受融資約束,用rzrestr等于1表示,將排序值等于4的界定為無融資約束,用rzrestr等于0表示。

    3.投資規(guī)模。參考辛清泉等的研究[11],將投資規(guī)模(inv)界定為固定資產(chǎn)、長期投資和無形資產(chǎn)的凈值增加額之和與總資產(chǎn)的比值。

    4.投資機(jī)會(huì)。從國內(nèi)外文獻(xiàn)看,托賓Q是最常見的反映公司投資機(jī)會(huì)的代理變量,而且,對(duì)托賓Q的計(jì)算有不同的算法。另外,宋劍峰的研究表明市凈率是一個(gè)能較好預(yù)示中國上市公司成長性的指標(biāo)[12],因此,本文分別以托賓 Q(tobinqa1、tobinqa2、tobinqb1、tobinqb2,具體的計(jì)算參見表1)和市凈率(sjl)作為投資機(jī)會(huì)的代理變量。

    5.控制變量。參考Biddle等[4]、Biddle和 Hilary[3]、Verdi[2]等的研究成果和相關(guān)理論,本文選擇如下變量作為基本方程的控制變量:營業(yè)收入增長率、公司規(guī)模、實(shí)物資產(chǎn)比重、經(jīng)營銷售能力以及松弛度。投資無效率方程的控制變量包括:控制人性質(zhì)、第一大股東持股比例、高管人員持股比例、董事會(huì)的規(guī)模、董事長與總經(jīng)理的兩職設(shè)置狀況、管理費(fèi)用比重、報(bào)酬金額最高的前三名高級(jí)管理人員報(bào)酬總額的自然對(duì)數(shù)、董事監(jiān)事和高級(jí)管理人員的平均年齡、董事監(jiān)事和高級(jí)管理人員中男性的性別比例。此外,本文在基本方程中還控制了行業(yè)和年度因素。以上變量的具體定義見表1。

    (三)實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)P?/h3>

    借鑒Battese和Coelli以及Wang等的研究[5],我們?cè)O(shè)定隨機(jī)邊界模型如下:

    基本方程:

    投資無效率方程:

    (四)描述性統(tǒng)計(jì)及簡單相關(guān)性分析

    表2顯示的是本文所涉及的主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。通過表2可以看出:(1)融資約束組的投資規(guī)模顯著比非融資約束組要小,說明融資約束可能會(huì)減少投資;(2)當(dāng)前的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量在融資約束組與非融資約束組之間不存在顯著差異,但對(duì)于滯后一期和滯后二期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量而言,融資約束組顯著比非融資約束組要差,說明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與融資約束條件密切相關(guān)。由于融資約束條件本身由現(xiàn)金及負(fù)債比例等財(cái)務(wù)指標(biāo)設(shè)定,受融資約束就意味著會(huì)出現(xiàn)較差的財(cái)務(wù)指標(biāo)值,從而導(dǎo)致較差的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量;(3)投資機(jī)會(huì)的代理變量及其他控制變量基本上都在兩組間存在顯著差異,這初步說明了兩組樣本的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可能對(duì)投資有不同的影響,也初步證明了在前面的研究設(shè)計(jì)中,為了單獨(dú)考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)治理投資不足的作用而將研究范圍界定為融資約束組的合理性。

    表1 變量界定

    表2 樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

    通過Pearson和Spearman檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn),投資與投資機(jī)會(huì)間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系;投資與滯后一期和滯后兩期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系,但與當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系較弱。另外,除了營業(yè)收入增長率外,投資機(jī)會(huì)的其他各代理變量之間的相關(guān)系數(shù)都大于或接近0.5,說明它們之間存在著較嚴(yán)重的共線性問題,在后面的實(shí)證檢驗(yàn)中就不能同時(shí)進(jìn)入檢驗(yàn)方程。其他變量間的相關(guān)系數(shù)較小,不存在嚴(yán)重的共線性問題。

    四、實(shí)證研究結(jié)果

    (一)基本的檢驗(yàn)結(jié)果

    利用極大似然估計(jì)法(MLE)對(duì)式(2)~(4)進(jìn)行估計(jì),表3報(bào)告了估計(jì)的結(jié)果。從無效率項(xiàng)的均值估計(jì)方程可以看出,當(dāng)期及前期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)都為負(fù),說明高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息能夠減少無效率項(xiàng),從而提高投資效率;當(dāng)期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)不顯著,但滯后一期和滯后兩期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較顯著,而且,滯后一期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值明顯較大,這說明滯后一期的會(huì)計(jì)信息在減少投資不足、提高投資效率方面發(fā)揮的作用比當(dāng)期和滯后兩期的要大。這也許是因?yàn)楫?dāng)期的會(huì)計(jì)信息在作投資決策時(shí)無法得到,而滯后兩期的會(huì)計(jì)信息因時(shí)效性太差,使得其發(fā)揮的作用很有限。

    從無效率項(xiàng)的方差估計(jì)方程可以看出,滯后一期和滯后兩期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與無效率項(xiàng)的方差顯著負(fù)相關(guān),說明高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息能夠降低無效率項(xiàng)的不確定性。而且,滯后一期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)也最大,說明滯后一期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量在降低無效率項(xiàng)的不確定性上起到的作用更加明顯。當(dāng)期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)基本不顯著且有的是較小的正值,說明其發(fā)揮的作用非常有限。

    從基本方程可以看出,投資機(jī)會(huì)的代理變量的估計(jì)系數(shù)都為正,符合預(yù)期,但其值均較小,說明在中國的上市公司中,這些代理變量存在較大的代理“噪音”,不能很好地衡量公司的成長機(jī)會(huì)。其他變量的估計(jì)系數(shù)基本符合預(yù)期。從對(duì)數(shù)似然函數(shù)值來判斷5個(gè)模型的整體估計(jì)效果可知,模型(3)相對(duì)較好一點(diǎn)。以下的分析就基于模型(3)的估計(jì)結(jié)果展開,其他模型與其類似。

    表3 基本方程和投資無效率方程的檢驗(yàn)結(jié)果

    (二)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資效率

    根據(jù)隨機(jī)邊界模型的效率公式,我們計(jì)算了全樣本的投資效率,以及按會(huì)計(jì)信息質(zhì)量進(jìn)行三分組排序后的投資效率,并對(duì)高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組與低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組的差異進(jìn)行了均值檢驗(yàn)和中位數(shù)檢驗(yàn),結(jié)果列示于表4中。由表4可知,受融資約束的中國上市公司平均投資效率為88.7%,偏離最優(yōu)投資水平11.3%;投資效率的中位數(shù)為90.1%,說明投資效率的整體分布呈現(xiàn)左拖尾特征。無論是按滯后一期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量還是滯后兩期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量分組,高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組的投資效率顯著高于低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組,說明前期的會(huì)計(jì)信息對(duì)提高投資效率確實(shí)有顯著的作用。按當(dāng)期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量進(jìn)行分組,高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組與低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組的投資效率差異不明顯,說明當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息對(duì)提高投資效率作用不明顯,或者說管理者在作投資決策時(shí)沒有充分利用當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息。這些結(jié)果都印證了前文的分析結(jié)論。

    表4 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資效率

    (三)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與無效率項(xiàng)的邊際均值

    考慮到會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資無效率項(xiàng)的非線性關(guān)系,我們分別計(jì)算了投資無效率項(xiàng)相對(duì)于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的無條件邊際均值和無條件邊際方差。表5計(jì)算的是全樣本無條件邊際均值,以及按相應(yīng)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量三分組排序后的無條件邊際均值和高低兩組的差異檢驗(yàn)。由表5可知,投資無效率項(xiàng)相對(duì)于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的無條件邊際均值無論是均值還是中位數(shù)都是負(fù)值,說明投資無效率項(xiàng)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,與前文的結(jié)論一致;高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組無條件邊際均值的絕對(duì)值小于低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組,說明隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高,會(huì)計(jì)信息對(duì)于減少無效率投資的作用越來越小,這也符合一般事物的“凹性”規(guī)律。

    表5 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資無效率項(xiàng)的邊際均值

    (四)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與無效率項(xiàng)的邊際方差

    表6計(jì)算的是全樣本無條件邊際方差,以及按相應(yīng)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量三分組排序后的無條件邊際方差和高低兩組的差異檢驗(yàn)。由表6可知,投資無效率項(xiàng)相對(duì)于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的無條件邊際方差無論是均值還是中位數(shù)都是負(fù)值,說明投資無效率項(xiàng)的不確定性與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息能夠減少無效率項(xiàng)的不確定性,與前文的結(jié)論一致;高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組無條件邊際方差的絕對(duì)值小于低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組,說明隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高,會(huì)計(jì)信息對(duì)于減少無效率項(xiàng)不確定性的作用越來越小;但當(dāng)期會(huì)計(jì)信息的無條件邊際方差在高低兩組間無顯著變化,說明當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息與前期的會(huì)計(jì)信息對(duì)投資效率的影響不同。

    表6 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資無效率項(xiàng)的邊際方差

    (五)敏感性檢驗(yàn)

    為了驗(yàn)證本文研究結(jié)論的可靠性,我們還進(jìn)行了如下的敏感性檢驗(yàn),限于篇幅沒有報(bào)告相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果:

    1.重新界定會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。研究中常有學(xué)者用應(yīng)計(jì)盈余質(zhì)量作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量[14],本文也嘗試用以下四種方法來估計(jì)盈余質(zhì)量并將其作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代變量:修正的操控性應(yīng)計(jì)模型、營運(yùn)資本應(yīng)計(jì)模型(DD模型)、修正的營運(yùn)資本應(yīng)計(jì)模型(修正的DD模型)及拓展的營運(yùn)資本應(yīng)計(jì)模型(拓展的DD模型)。經(jīng)分別重新估計(jì),本文的研究結(jié)論未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。

    2.重新界定投資規(guī)模?,F(xiàn)有關(guān)于投資的研究中,亦有不少文獻(xiàn)采用“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金+購買和處置子公司及其他營業(yè)單位所支付的現(xiàn)金+權(quán)益性投資和債權(quán)性投資支出所支付的現(xiàn)金/年初總資產(chǎn)”指標(biāo)來界定投資規(guī)模[13],本文也借鑒這一做法進(jìn)行估計(jì),結(jié)果在整體上仍支持本文的結(jié)論。另外,本文也嘗試在界定投資時(shí)加入每年的折舊,換言之,以毛投資額作為當(dāng)年投資規(guī)模的替代,重新估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn),除估計(jì)系數(shù)的顯著性水平有所降低外,其他未發(fā)生明顯變化。

    3.重新設(shè)定融資約束指標(biāo)。本文分別用Altman Z值[15]、經(jīng)營現(xiàn)金流量是否為負(fù)值、是否有足夠的現(xiàn)金支付到期債務(wù)等作為融資約束指標(biāo)的替代變量進(jìn)行敏感性檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)本文的研究結(jié)論亦未有顯著改變。

    五、結(jié)論及政策建議

    與投資相關(guān)的研究,投資效率的測(cè)度是關(guān)鍵。本文在融資約束的假定下,構(gòu)建了一個(gè)能夠較客觀測(cè)度投資效率的單邊隨機(jī)邊界模型,并利用該模型實(shí)證檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)投資效率的影響,實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明:

    1.當(dāng)公司受融資約束時(shí),提高滯后一期和滯后兩期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能夠顯著降低無效率項(xiàng)的均值和方差,提高投資效率并降低不確定性,但當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)當(dāng)期的投資效率影響不顯著。

    2.在估計(jì)方程中,各期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值都較小,說明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)改進(jìn)非效率投資的作用有限。

    3.受融資約束的中國上市公司平均投資效率為88.7%,偏離最優(yōu)投資水平11.3%,投資效率的中位數(shù)為90.1%,偏離最優(yōu)投資水平9.9%,說明中國上市公司投資效率的整體分布呈現(xiàn)左拖尾特征。

    4.隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高,無效率項(xiàng)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的無條件邊際均值和無條件邊際方差的絕對(duì)值越來越小,說明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資效率之間存在“凹形”的非線性關(guān)系,會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)投資效率的影響隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高會(huì)變得越來越小。

    本文的研究結(jié)論表明,加強(qiáng)會(huì)計(jì)工作、提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是改善投資效率的重要途徑。然而,從實(shí)證結(jié)果看,會(huì)計(jì)信息對(duì)改善投資效率的作用畢竟有限,因此,一方面應(yīng)該努力改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量,讓其發(fā)揮更大的作用,另一方面應(yīng)該探尋多種治理非效率投資的途徑,綜合治理,高效投資。

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