會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)資源配置效率的影響研究

劉春奇

摘 要：資源配置效率是我國(guó)經(jīng)濟(jì)改革關(guān)注的焦點(diǎn)?；跁?huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的制度背景，利用2004～2013年A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)，從微觀視角研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革前后企業(yè)資源配置效率的變化，并進(jìn)一步從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所在地區(qū)域的視角深入剖析企業(yè)資源配置效率對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的反應(yīng)程度；從投資效率和融資效率兩方面解釋資源配置效率，結(jié)果表明：會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革優(yōu)化了企業(yè)資源配置效率，投資效率優(yōu)于融資效率；會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，國(guó)有企業(yè)的資源配置效率改善程度低于非國(guó)有企業(yè)；會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革改善了區(qū)域資源配置效率，東部地區(qū)企業(yè)資源配置效率高于非東部地區(qū)。

關(guān)鍵詞： 會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；所在地區(qū)域；資源配置效率

中圖分類號(hào)：F233； F830.91文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2016）02-0052-08

一、引言

《十八屆三中全會(huì)關(guān)于深化改革的決定》指明資本市場(chǎng)是資源配置的主體，著重發(fā)揮會(huì)計(jì)在資源配置中的作用，為資源配置提供及時(shí)有效的信息以及為管理服務(wù)提供幫助有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。改革開(kāi)放使中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“帕累托改進(jìn)”的階段，但仍處于粗放型狀態(tài)，應(yīng)優(yōu)化資源配置，提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率。在2014年11月9日的亞太經(jīng)合組織（APEC）工商領(lǐng)導(dǎo)峰會(huì)上，國(guó)家主席習(xí)近平在題為《謀求持久發(fā)展，共筑亞太夢(mèng)想》的主旨演講中，提出我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已進(jìn)入新常態(tài)，必須提質(zhì)增效，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級(jí)。在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程中，資源相對(duì)于人的需求表現(xiàn)出一定的稀缺性，這就需要人們對(duì)資源進(jìn)行合理配置。我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新階段，但仍存在體制弊端與結(jié)構(gòu)性矛盾，應(yīng)深化改革并調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，優(yōu)化資源配置效率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。

資本市場(chǎng)在資源配置中起關(guān)鍵作用，企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的修訂和完善是發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中起決定性作用的需要。North（1990）提出制度通過(guò)向人們提供日常生活的結(jié)構(gòu)來(lái)減少不確定性[1]。我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則不斷發(fā)展與完善，積極推動(dòng)著宏觀經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施，并促進(jìn)社會(huì)資源有效配置。Zeff（1978）提出會(huì)計(jì)準(zhǔn)則具有經(jīng)濟(jì)后果，會(huì)計(jì)報(bào)告會(huì)對(duì)相關(guān)利益者的決策行為產(chǎn)生影響[2]。Holthausen等（1983）提出改變會(huì)計(jì)數(shù)字所遵循的規(guī)則會(huì)影響企業(yè)現(xiàn)金流量，從而影響契約方或決策者的財(cái)富[3]。通過(guò)信號(hào)傳遞機(jī)制和契約理論，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)會(huì)計(jì)信息使用者的決策行為產(chǎn)生影響。會(huì)計(jì)對(duì)財(cái)務(wù)信息進(jìn)行處理，基于市場(chǎng)自由價(jià)格機(jī)制，引導(dǎo)資本流動(dòng)，促進(jìn)市場(chǎng)資源有效配置。改革開(kāi)放后，我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則經(jīng)歷了六次變革，不斷與國(guó)際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則趨同，以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展[4]。2006年頒布的企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則不僅修訂了會(huì)計(jì)目標(biāo)、內(nèi)容及計(jì)量方式，也更新了會(huì)計(jì)觀念，實(shí)現(xiàn)了與國(guó)際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則的實(shí)質(zhì)趨同，使我國(guó)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)會(huì)計(jì)模式轉(zhuǎn)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)會(huì)計(jì)模式。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的研究主要集中在財(cái)務(wù)報(bào)告和資本市場(chǎng)層面。Barth等（2008）研究發(fā)現(xiàn)IFRS趨同降低了公司盈余管理程度[5]。Zhang（2013）提出會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革能夠減小會(huì)計(jì)計(jì)量偏差，提高信息披露質(zhì)量，降低信息不對(duì)稱程度[6]。張先治等（2014）利用規(guī)范分析方法得出會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革能對(duì)企業(yè)投融資及治理行為產(chǎn)生積極影響[7]。

會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革能給企業(yè)資源配置效率帶來(lái)積極影響嗎？國(guó)內(nèi)外鮮有研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)資源配置效率的影響的文獻(xiàn)，Chen（2013）指出現(xiàn)有研究主要集中于會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告帶來(lái)的預(yù)期效應(yīng)，而忽視了外部非預(yù)期效應(yīng)[8，9]。鑒于此，本文以經(jīng)濟(jì)后果理論為基礎(chǔ)，基于“會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革會(huì)計(jì)信息質(zhì)量?jī)r(jià)格效率主體決策效率資源配置效率”的研究思路，分析會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)資源配置效率影響的路徑與機(jī)理。同時(shí)，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)資源配置效率的影響可能會(huì)受到企業(yè)異質(zhì)性的“干涉”。因此，進(jìn)一步從異質(zhì)性角度出發(fā)，分析不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所在地區(qū)域的企業(yè)的資源配置效率對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的反應(yīng)程度。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革與企業(yè)資源配置效率

我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的主要目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)與國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的協(xié)調(diào)與趨同，2006年企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變化主要是適度謹(jǐn)慎地引入了公允價(jià)值，投資者更加注重會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性和決策有用性，從而更準(zhǔn)確地評(píng)估企業(yè)未來(lái)現(xiàn)金流量。同時(shí)，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的變革增加了更嚴(yán)格的披露要求，還規(guī)定對(duì)相關(guān)會(huì)計(jì)科目如符合條件的無(wú)形資產(chǎn)和預(yù)計(jì)負(fù)債進(jìn)行表內(nèi)確認(rèn)，拓展了財(cái)務(wù)報(bào)告的外延和內(nèi)涵，幫助投資者準(zhǔn)確判斷企業(yè)未來(lái)價(jià)值[10]。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革通過(guò)提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，提升資本市場(chǎng)運(yùn)行效率，降低全社會(huì)資本成本，從而提高資源配置效率。Stein（2003）的研究表明，一個(gè)完整的資源配置流程應(yīng)該包括投資和融資兩方面，因此，本文將資源配置效率分解為投資效率和融資效率，研究其對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的反應(yīng)程度。

依據(jù)信息經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，可以從以下觀點(diǎn)來(lái)解釋會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)投資效率和融資效率的影響。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革能改善企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，降低信息不對(duì)稱程度及投資風(fēng)險(xiǎn)，提高會(huì)計(jì)信息可比性，促進(jìn)投資者正確估計(jì)股票價(jià)格，從而優(yōu)化企業(yè)投資效率。蔡吉甫（2013）和顧水彬（2013）研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革前后企業(yè)投資效率的變化情況，得出了一致的結(jié)論[11，12]。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革通過(guò)提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，為決策者提供更多有用的信息，提高企業(yè)識(shí)別可行性項(xiàng)目的能力，基于成本效益原則，有效降低股權(quán)資本成本，提高資金流動(dòng)性，改善企業(yè)融資效率。Daske（2013）研究發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革能提高股票流動(dòng)性并降低股權(quán)資本成本，改善企業(yè)融資效率[13]?？梢?jiàn)，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革能夠提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，緩解市場(chǎng)的信息不對(duì)稱程度，幫助企業(yè)甄別好的項(xiàng)目，提高企業(yè)主體決策的正確性，改善公司治理水平并更好的保護(hù)投資者的利益[14]。本文首先檢驗(yàn)了在不考慮企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和所在地區(qū)域時(shí)，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)我國(guó)上市公司資源配置效率的總體影響。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)1：

假設(shè)1.我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革優(yōu)化了企業(yè)資源配置效率。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)資源配置效率

本文從異質(zhì)性角度分析會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)資源配置效率的影響。我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于歷史轉(zhuǎn)軌期，企業(yè)規(guī)模及發(fā)展?fàn)顩r參差不齊，應(yīng)進(jìn)行差異性研究。國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)并存是我國(guó)企業(yè)產(chǎn)權(quán)狀況所具備的獨(dú)特之處，因此，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的角度出發(fā)，分析會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)資源配置效率的差異影響具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。自Alchian（1965）提出私有企業(yè)比國(guó)有企業(yè)更擅長(zhǎng)公司治理的觀點(diǎn)后，很多學(xué)者便開(kāi)始對(duì)產(chǎn)權(quán)制度安排與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行研究。而且，產(chǎn)權(quán)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響也可以體現(xiàn)在資源配置效率上。資本市場(chǎng)可以通過(guò)一系列的收購(gòu)、兼并及股權(quán)置換等方式調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，從而實(shí)現(xiàn)社會(huì)資源的動(dòng)態(tài)優(yōu)化配置，而國(guó)有企業(yè)的資金流動(dòng)受到很多管制和約束，且其決策機(jī)制不夠靈活，很難從利潤(rùn)低的行業(yè)中退出且無(wú)法迅速進(jìn)入優(yōu)勢(shì)行業(yè)，影響資源配置的優(yōu)化。與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)更換管理層時(shí)會(huì)受到政府部門(mén)的管制，導(dǎo)致其在企業(yè)經(jīng)營(yíng)出現(xiàn)困難時(shí)，難以通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)、善意并購(gòu)或敵意接管等方式及時(shí)更換管理層，影響公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的改善；同時(shí)，基于控制權(quán)損失的不可補(bǔ)償性，國(guó)有企業(yè)的股權(quán)控制者更不愿意轉(zhuǎn)讓其所控制的股權(quán)[15]。Groves等（1995）研究發(fā)現(xiàn)國(guó)有股份占比越高的企業(yè)，資源配置效率越低。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)2：

假設(shè)2.會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革凸顯了國(guó)有股比重與資源配置效率負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（三）所在地區(qū)域與企業(yè)資源配置效率

由于制度環(huán)境存在差異，研究制度變革的經(jīng)濟(jì)后果時(shí)，需要進(jìn)行區(qū)域性差異的機(jī)理分析。制度被稱作“游戲規(guī)則”，包括正式制度等行為規(guī)范以及人們共同持有的世界觀念等機(jī)制，對(duì)人們的互動(dòng)關(guān)系施加約束。制度環(huán)境是一個(gè)地區(qū)的正式制度與非正式制度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的因素總和[16]。在特定的正式制度中，制度框架中的機(jī)制構(gòu)成了其運(yùn)行的制度環(huán)境。制度“內(nèi)嵌”在制度環(huán)境中，如果特定的正式制度發(fā)生變革，則在制度環(huán)境的不同區(qū)域中，新制度與非正式制度、制度實(shí)施機(jī)制之間互補(bǔ)程度的變化幅度并不相同，因此，制度變革所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果也會(huì)存在區(qū)域性差異[17]。已有的研究文獻(xiàn)主要聚焦于不同國(guó)家和地區(qū)之間會(huì)計(jì)準(zhǔn)則經(jīng)濟(jì)后果的比較。如Holthausen（1983）檢驗(yàn)了不同國(guó)家和地區(qū)能否完全實(shí)現(xiàn)IFRS的目標(biāo)，Daske（2013）等研究了26個(gè)國(guó)家強(qiáng)制執(zhí)行IFRS后所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果，王立彥和張繼東（2009）實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)后果。然而，對(duì)一個(gè)國(guó)家某一特殊區(qū)域的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施的經(jīng)濟(jì)后果的研究則相對(duì)較少。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則呈全球化趨勢(shì)，而會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的經(jīng)濟(jì)后果卻不可避免地呈現(xiàn)出實(shí)質(zhì)性的地區(qū)差異?；谖覈?guó)特殊的國(guó)情及歷史、地理位置和資源條件的限制，我國(guó)東部、中部和西部地區(qū)以及沿海和內(nèi)地的資源配置效率差異非常明顯，體現(xiàn)出地區(qū)間資源配置效率差距的客觀現(xiàn)實(shí)。由于東部地區(qū)的市場(chǎng)化程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人文資源及交通發(fā)展?fàn)顩r明顯高于中部和西部地區(qū)，資源配置效率也會(huì)較高。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)3：

假設(shè)3.會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)資源配置效率的影響呈現(xiàn)出地區(qū)性差異，東部地區(qū)資源配置效率比非東部地區(qū)高。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006）更新了會(huì)計(jì)觀念，使會(huì)計(jì)發(fā)展進(jìn)入了新的歷史時(shí)期。因此，以執(zhí)行《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006）為界，選取2004～2013年為樣本窗口期，將2003年末已在滬深A(yù)股上市的公司作為樣本，匯總并獲得2004～2013年的18137個(gè)樣本數(shù)據(jù)。為了削弱潛在異常值對(duì)研究結(jié)果的干擾，對(duì)研究變量在1%和99%分位數(shù)上做了Winsorize縮尾處理。所用數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)分析和統(tǒng)計(jì)結(jié)果使用Stata13完成。

（二）資源配置效率的衡量

資源配置效率是利用證券市場(chǎng)有效完善的運(yùn)作機(jī)制，將有限的金融資源配置到更高效的區(qū)域、行業(yè)或企業(yè)中，以實(shí)現(xiàn)資源配置的帕累托最優(yōu)。Wurgler（2000）從資本投入對(duì)資本回報(bào)產(chǎn)生反應(yīng)的角度出發(fā)，建立了定量化的直接有效的測(cè)度資源配置效率的模型[18]。資源配置效率模型如下所示：

（三）變量選取

除了每股收益（Eps），本文引入會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革虛擬變量（Shock）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì) （State）、所在地區(qū)域 （Area）作為解釋變量。并選取股票流動(dòng)性（Fluidity）、公司規(guī)模（Size）為控制變量。研究變量名稱及定義如表1所示。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

本文匯總了中國(guó)A股非金融類上市公司2004～2013年共18137個(gè)樣本數(shù)據(jù)。表2列出了研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可知，投資效率（Inv）的平均值為1.0810，標(biāo)準(zhǔn)差為0.4294，融資效率（Fin）的平均值為0.0911，標(biāo)準(zhǔn)差為0.4603，投資效率波動(dòng)小于融資效率。Shock的中位數(shù)為1，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，即2007年后的樣本占多數(shù)。State的中位數(shù)為0，表明非國(guó)有企業(yè)在我國(guó)占的比重較高，這符合國(guó)情。Area的中位數(shù)為1，表明我國(guó)東部地區(qū)企業(yè)所占比重較高，同時(shí)，對(duì)各研究變量進(jìn)行1%和99%分位數(shù)的Winsorize縮尾處理，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)較強(qiáng)的異常值，保證了樣本的可靠性。對(duì)研究變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，得出方差膨脹因子VIF值為1.60。對(duì)研究變量進(jìn)行Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。除了股票流動(dòng)性和會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革外，研究變量間的相關(guān)系數(shù)均不超過(guò)0.5，不存在嚴(yán)重的多重共線性。其中，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革事件與股票流動(dòng)性相關(guān)性較強(qiáng)，符合現(xiàn)實(shí)情況，在后續(xù)回歸分析中采用Shock事件分組回歸，對(duì)研究結(jié)果可靠性不會(huì)有太大的影響。在沒(méi)有控制其他變量時(shí)，Inv、Fin與Shock相關(guān)系數(shù)為正，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革能夠促進(jìn)企業(yè)資源配置效率；Fin與State正相關(guān)，國(guó)有企業(yè)融資較容易；Fin與Area相關(guān)系數(shù)為負(fù)，但不顯著，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)；Eps與Inv、Fin的相關(guān)系數(shù)為正，且均在1%的水平下顯著，這符合理論預(yù)期。

（二）回歸結(jié)果與分析

在不考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所在地區(qū)域的情況下，對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革前后的資源配置效率（Inv、Fin）進(jìn)行分組回歸，如表4所示。從投資效率（Inv）的角度考察企業(yè)資源配置效率，發(fā)現(xiàn)每股收益的系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，加權(quán)每股收益的系數(shù)從0.205提高到0.219，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革強(qiáng)化了每股收益與投資效率的正相關(guān)關(guān)系。Yu等（2014） 研究發(fā)現(xiàn)IFRS趨同改善了投資效率，本文得出了一致的結(jié)論。Wang等 （2011） 研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)會(huì)根據(jù)準(zhǔn)則變革的預(yù)期影響策略性地安排籌資。對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革前后的融資效率（Fin）進(jìn)行分組回歸，發(fā)現(xiàn)每股收益與融資效率在1%的水平下顯著正相關(guān)，且會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，Eps的系數(shù)從0.041提高到0.059，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革強(qiáng)化了每股收益與融資效率的正相關(guān)關(guān)系。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，股票流動(dòng)性、企業(yè)規(guī)模與投資效率在1%的水平下顯著正相關(guān)。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，企業(yè)規(guī)模與融資效率的相關(guān)系數(shù)從0.013提高為0.035，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革提高了企業(yè)規(guī)模與融資效率的正相關(guān)關(guān)系。以上結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1。

進(jìn)一步研究不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革事件的影響下，其資源配置效率的反應(yīng)程度。結(jié)果如表5所示。從投資效率（Inv）角度分析，當(dāng)僅加入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)時(shí)，加權(quán)每股收益的系數(shù)受到會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的影響從0.204提高到0.219，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革強(qiáng)化了每股收益和投資效率的正相關(guān)關(guān)系；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后與投資效率不相關(guān)，有待進(jìn)一步考察。當(dāng)同時(shí)考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）和交互項(xiàng)（Eps×State）時(shí)，每股收益的系數(shù)由0.211提高為0.267，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革提高了加權(quán)每股收益與投資效率的正相關(guān)關(guān)系；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的系數(shù)由0.026提高為0.032，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革提高了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和投資效率的正相關(guān)關(guān)系；Eps×State的系數(shù)由-0.011降低為-0.082，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，國(guó)有企業(yè)的投資效率較低的狀態(tài)更加凸顯，驗(yàn)證了假設(shè)2。從融資效率（Fin）分析，當(dāng)僅考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)時(shí)，每股收益的系數(shù)受會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的影響從0.042提高為0.058，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革強(qiáng)化了每股收益和融資效率的正相關(guān)關(guān)系。與投資效率結(jié)果不同的是，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，每股收益對(duì)融資效率的敏感性從0.046提高為0.051，但產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、每股收益與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項(xiàng)與融資效率不相關(guān)，這可能是由于融資行為對(duì)外部的依賴性較強(qiáng)，存在融資約束，而削弱了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)的融資效率對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革影響的敏感性。

進(jìn)一步考慮不同所在地區(qū)域的企業(yè)的資源配置效率對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的影響的反應(yīng)程度，結(jié)果如表6所示。從投資效率（Inv）分析，當(dāng)僅加入所在地區(qū)域時(shí)，每股收益的系數(shù)受到會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的影響從0.206提高到0.221，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革強(qiáng)化了每股收益和投資效率的正相關(guān)關(guān)系；所在地區(qū)域的系數(shù)受到會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的影響從-0.026提高為-0.024，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革改善了所在地區(qū)域與投資效率的相關(guān)關(guān)系；每股收益與所在地區(qū)域的交互項(xiàng)（Eps×Area）的系數(shù)受到會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的影響，從0.021提高為0.033，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革與所在地區(qū)域?qū)ν顿Y效率有共同促進(jìn)作用，東部地區(qū)的投資效率較高，驗(yàn)證了假設(shè)3。從融資效率（Fin）分析，當(dāng)僅加入所在地區(qū)域時(shí)，每股收益的系數(shù)受到會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的影響從0.041提高為0.060，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革強(qiáng)化了每股收益和融資效率的正相關(guān)關(guān)系。與投資效率結(jié)果不同的是，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后所在地區(qū)域?qū)θ谫Y效率的反應(yīng)程度降低了，且在1%的水平下顯著；每股收益與所在地區(qū)域的交互項(xiàng)與融資效率不相關(guān)，企業(yè)規(guī)模和融資效率在1%的水平下顯著正相關(guān)，且會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，這種正相關(guān)關(guān)系更加明顯。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在模型中加入會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革（Shock）、每股收益與會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的交互項(xiàng)（Eps×Shock）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7所示。從投資效率（Inv）分析，當(dāng)不考慮會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所在地區(qū)域時(shí)，每股收益的系數(shù)為0.216，且在1%的水平下顯著，表明企業(yè)每股收益越好，投資效率越高。當(dāng)加入會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后， Eps×Shock的系數(shù)為0.021，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)投資效率具有正向推動(dòng)作用。當(dāng)加入企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后，每股收益與企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項(xiàng)（Eps×State）的系數(shù)為-0.078，且在1%的水平下顯著，表明國(guó)有企業(yè)的投資效率低于非國(guó)有企業(yè)?？紤]所在地區(qū)域后，所在地區(qū)域的系數(shù)為0.028，且在1%的水平下顯著，而每股收益與所在地區(qū)域（Eps×Area）的系數(shù)與投資效率不相關(guān)，這與預(yù)期有所差異。從融資效率（Fin）角度分析，回歸結(jié)果與投資效率有所差異。當(dāng)不考慮會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所在地區(qū)域時(shí)，每股收益的系數(shù)為0.057，且在1%的水平下顯著，表明每股收益越好，融資效率越高。當(dāng)加入會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革事件后，Shock的系數(shù)為0.059，且在1%的水平下顯著，表明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)融資效率有正向推動(dòng)作用。而每股收益與會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的交互項(xiàng)與融資效率不相關(guān)，這與表5和表6的結(jié)果相似。

五、研究結(jié)論

本文借鑒Wurgler的資源配置效率模型，考慮企業(yè)異質(zhì)性，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和所在地區(qū)域的角度，實(shí)證檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)不同特質(zhì)企業(yè)的資源配置效率的差異性影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革改善了企業(yè)資源配置效率，投資效率優(yōu)于融資效率；（2）會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)投資效率有顯著的調(diào)節(jié)作用，對(duì)融資效率無(wú)明顯作用，國(guó)有企業(yè)的投資效率低于非國(guó)有企業(yè)；（3）會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后，所在地區(qū)域?qū)ζ髽I(yè)投資效率有顯著的調(diào)節(jié)作用，東部地區(qū)的投資效率高于非東部地區(qū)，對(duì)融資效率無(wú)明顯作用。

國(guó)內(nèi)外對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的經(jīng)濟(jì)后果研究主要集中于財(cái)務(wù)報(bào)告和資本市場(chǎng)層面，而很少關(guān)注其對(duì)其他領(lǐng)域的影響及衍生效應(yīng)。未來(lái)的研究應(yīng)從預(yù)期與非預(yù)期的綜合視角出發(fā)，并考慮異質(zhì)性，深入分析會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)不同個(gè)體的差異性影響，特別是對(duì)不同樣本企業(yè)的融資效率的研究。

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（責(zé)任編輯：漆玲瓊）