信息技術(shù)投資對批發(fā)零售業(yè)公司績效影響的時滯效應研究

韓耀軍 王永亮

（上海外國語大學國際工商管理學院，上海 200083）

信息技術(shù)投資對批發(fā)零售業(yè)公司績效影響的時滯效應研究

韓耀軍 王永亮

（上海外國語大學國際工商管理學院，上海 200083）

充分挖掘信息技術(shù)的價值、提高信息技術(shù)投資效率，進而改善公司績效，不僅是公司管理者也是學術(shù)界非常關(guān)注的問題?，F(xiàn)有研究很少考慮信息技術(shù)投資對公司績效影響的滯后情況。本文利用回歸分析對中國批發(fā)零售業(yè)31家上市公司信息技術(shù)投資對公司績效影響的時滯效應進行了實證研究。實證結(jié)果表明，批發(fā)零售業(yè)上市公司信息技術(shù)投資對業(yè)務流程影響的績效滯后期為1年，對財務績效影響的滯后期為2年，而信息技術(shù)投資對市場績效滯后期不顯著。

批發(fā)零售業(yè)；信息技術(shù)投資；時滯效應；實證研究

1 引言

批發(fā)零售業(yè)是我國競爭最為激烈、市場化程度最高的行業(yè)之一。在大數(shù)據(jù)時代，企業(yè)會越來越深刻感受到充分發(fā)揮信息技術(shù)優(yōu)勢是提升競爭能力的關(guān)鍵要素，例如批發(fā)零售業(yè)公司應用OA系統(tǒng)實現(xiàn)企業(yè)的辦公自動化，應用ERP系統(tǒng)實現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部管理優(yōu)化，對人力資源、財務、物資物流等資源進行集成一體化，包括對供應商以及分銷商的管理，應用CRM系統(tǒng)實現(xiàn)對客戶關(guān)系的管理等等。批發(fā)零售企業(yè)紛紛加大對信息技術(shù)的投資力度，既是互聯(lián)網(wǎng)蓬勃發(fā)展的外部驅(qū)動，也是內(nèi)部優(yōu)化管理的自驅(qū)動力。隨著各種信息技術(shù)在批發(fā)零售業(yè)的實施應用，企業(yè)更關(guān)心如何將信息技術(shù)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力、如何提高信息技術(shù)投資效率。不少學者研究了同一時期信息技術(shù)投資對公司績效的影響，Bryniolfsson （1993）認為企業(yè)學習和調(diào)整引起的滯后是有些學者得出信息技術(shù)投資對公司績效無顯著影響的原因之一，Mahmood與Szewczak等人（1998）從信息系統(tǒng)的角度研究了信息技術(shù)投資與組織績效的關(guān)系，得出了滯后2年的結(jié)論。Viet Dao與 Robert Zmud等人（2007）將信息技術(shù)投資分為自動化、信息化與轉(zhuǎn)化三種類型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)自動化信息技術(shù)投資對生產(chǎn)成本、利潤與市場價值有顯著影響，在會計績效方面，轉(zhuǎn)化型信息技術(shù)投資比自動化有更長時間的滯后，而在市場績效方面，正好相反。Lu Zhang與Jinghua Huang等人（2012）采用多元回歸方法檢測ERP系統(tǒng)投資對托賓Q的影響，選取126家上市公司的9年數(shù)據(jù)，實證結(jié)果表明在ERP實施后的前三年，對托賓Q并沒有顯著的影響，然而從第四年開始，托賓Q顯著增加。

我國學者孫曉琳等人（2010）選取信息技術(shù)類上市公司為樣本，以總資產(chǎn)收益率（ROA）度量公司績效，用信息技術(shù)投資占公司總資產(chǎn)的比例定義信息技術(shù)強度，以軟件投資強度與硬件投資強度作為自變量，控制變量為公司規(guī)模，用公司總資產(chǎn)度量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國信息技術(shù)公司的信息技術(shù)投資對組織績效有負向影響，硬件投資存在時滯效應，在短期內(nèi)，硬件投資與公司績效是負相關(guān)，2年后對公司績效有顯著的積極影響，而軟件投資在短期內(nèi)對公司績效的影響并不顯著，2年后有顯著的負面影響，信息技術(shù)存量資產(chǎn)對公司績效有顯著的正向影響，同期新增的信息技術(shù)投資對公司績效的影響不顯著。任菲等人（2012）選取了421家上市公司，考察三年的滯后效果，結(jié)論表明信息技術(shù)投資對主營業(yè)務收入的增長有顯著且持續(xù)的作用，對凈利潤的貢獻逐年遞增，在投資后第三年呈現(xiàn)顯著效果。Matt Campbell（2012）選取跨度為12年的數(shù)據(jù)，實證結(jié)果表明信息技術(shù)投資對公司績效有很強的滯后效應，具體來講，信息技術(shù)投資大約三年后，銷售報酬率與主營業(yè)務成本才會有顯著變化，投資四年后，單位資產(chǎn)的運營收益才會呈現(xiàn)最大收益。

從現(xiàn)有的研究成果看，一方面是大多數(shù)沒有考慮到信息技術(shù)投資對公司績效影響的滯后情況，或者只是借鑒前人的滯后研究成果應用于自己的樣本，另一方面，沒有考慮到信息技術(shù)投資對公司績效的影響過程。本文將重點研究信息技術(shù)投資對公司績效影響的滯后效應。這對于企業(yè)把握信息技術(shù)投資的時間、充分挖掘信息技術(shù)的價值、提高信息技術(shù)投資效率，進而改善公司績效具有重要的意義。

2 研究設計

2.1 研究對象及問題

本文的研究對象為批發(fā)零售業(yè)上市公司，數(shù)據(jù)來源于公司年報及國泰安數(shù)據(jù)庫，具有可靠性，按照國民經(jīng)濟行業(yè)分類（GB/T 4754-2011），批發(fā)和零售業(yè)指從事的內(nèi)容是商品在流通環(huán)節(jié)中的批發(fā)活動和零售活動。本文探討的主要問題包括以下三個：

（1）信息技術(shù)投資對公司績效影響的過程。

（2）不同過程的投入產(chǎn)出指標。

（3）批發(fā)零售業(yè)信息技術(shù)投資對公司績效影響的滯后效應。

2.2 實證準備

2.2.1 批發(fā)零售業(yè)公司業(yè)務流程分析

本文希望能揭示信息技術(shù)投資對公司績效的影響情況，以往的研究往往簡單地把信息技術(shù)投資指標作為自變量，公司績效指標作為因變量，通過回歸方法研究它們的直接關(guān)系，以確定是否存在“生產(chǎn)率悖論”。但是，隨著對信息技術(shù)投資價值以及價值實現(xiàn)途徑研究的不斷深入，人們逐漸認識到信息技術(shù)投資和公司績效提升之間存在復雜的關(guān)系，信息技術(shù)需要通過一系列的中間作用過程才能最終影響公司的績效，而且這種影響作用還受到組織權(quán)變因素的影響。

信息技術(shù)作為一種投入要素投入生產(chǎn)過程中，會影響到企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營過程和管理過程。本文參考Christina Soh（1995）提出的模型和Bruce Dehning（2002）提出的模型及指標，在批發(fā)零售業(yè)信息技術(shù)投資發(fā)揮效益的整個運營過程中，將其分為兩個階段，如圖1所示。

圖1 信息技術(shù)投資對公司績效影響的過程

2.2.2 變量選擇

本文選取如表1所示的具體投入產(chǎn)出指標，并做詳細闡釋。本文提出以下三類績效指標：業(yè)務流程績效指標，反映公司中間活動過程，包括存貨周轉(zhuǎn)率、應收賬款周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率；財務績效指標，反映公司的財務情況，包括總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、人均營業(yè)收入額、人均凈利潤額；市場績效指標用托賓Q測量，反映公司市值對重置成本的比例。

表1 投入產(chǎn)出變量及指標

（1）信息技術(shù)投資。為了消除公司規(guī)模不同造成的影響，本文采用人均硬件及人均軟件投入額度量。

人均硬件投入額：通過上市公司年報附注固定資產(chǎn)中的“電子設備”“電腦設備”“信息設備”“電子及通訊設備”“電子、計算機設備”等相關(guān)項目的本期增加賬面原值提取。

人均軟件投入額：通過上市公司年報附注無形資產(chǎn)中的“（電腦、計算機、辦公）軟件”“軟件系統(tǒng)”等相關(guān)項目的本期增加賬面原值提取。

（2）業(yè)務流程績效。業(yè)務流程績效包括三個指標：存貨周轉(zhuǎn)率、應收賬款周轉(zhuǎn)率與總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。

存貨周轉(zhuǎn)率：該指標反映了公司存貨資金占用量是否合理及存貨的流動性情況。存貨周轉(zhuǎn)率值越高，表示公司的存貨運營效率越高，可以提高公司的短期償債能力。其計算公式如下：

存貨周轉(zhuǎn)率=營業(yè)成本/存貨平均占用額，

存貨平均占用額=（存貨期末余額+存貨期初余額）/2

應收賬款周轉(zhuǎn)率：該指標衡量公司應收賬款流動程度。應收賬款周轉(zhuǎn)率越高，收回應收賬款所需的時間越短，否則會影響資金周轉(zhuǎn)，阻礙公司的正常運營。其計算公式如下：

應收賬款周轉(zhuǎn)率=營業(yè)成本/應付賬款平均占用額

應付賬款平均占用額=（應付賬款期末余額+應付賬款期初余額）/2

總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率：該指標反映了公司對總資產(chǎn)的營運能力。值越大，表明總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度越快，公司對總資產(chǎn)的營運能力越強。計算公式如下：

總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率=營業(yè)收入/平均資產(chǎn)總額

平均資產(chǎn)總額=（資產(chǎn)合計期末余額+資產(chǎn)合計期初余額）/2

（3）財務績效。財務績效包括4個指標：總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、人均營業(yè)收入額與人均凈利潤額。

總資產(chǎn)收益率（ROA）：該指標反映了每單位資產(chǎn)所能產(chǎn)生的凈利潤，是反映盈利能力的重要指標，值越高，表明公司對資產(chǎn)利用率越高。其計算公式如下：

總資產(chǎn)收益率（ROA）=凈利潤/總資產(chǎn)平均余額

總資產(chǎn)平均余額=資產(chǎn)合計期末余額+資產(chǎn)合計期初余額）/2

凈資產(chǎn)收益率（ROE）：該指標反映了每單位股東權(quán)益所能產(chǎn)生的凈利潤，也是衡量公司盈利能力的重要指標，值越高，表明公司對凈資產(chǎn)（股東權(quán)益）的利用率越高。其計算公式如下：

凈資產(chǎn)收益率（ROE）=凈利潤/股東權(quán)益平均余額

股東權(quán)益平均余額=（股東權(quán)益期末余額+股東權(quán)益期初余額）/2

人均營業(yè)收入額=營業(yè)收入額/人數(shù)。

人均凈利潤額=凈利潤額/人數(shù)。

（4）市場績效。主要用托賓Q反映市場績效。本文用期末總資產(chǎn)代替重置成本，該指標反映了市場對公司未來利潤的預期。如果Q＜1，表示公司的市場價值低于其重置成本，如果Q＞1，表示公司的市場價值高于其重置成本。其計算公式如下：

托賓Q=市場價值A/期末總資產(chǎn)

市場價值A=股權(quán)市值+凈債務市值，其中非流通股權(quán)市值用凈資產(chǎn)代替計算

2.2.3 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)證監(jiān)會公布的上市公司行業(yè)分類，批發(fā)零售業(yè)2014年前A股上市公司共152家，選取2011-2014年報中披露信息技術(shù)投資（硬件投資、軟件投資）的公司，并且剔除ST、*ST以及有重大重組并購的公司，符合條件的共31家。數(shù)據(jù)取自公司年報及國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3 實證分析

3.1 時滯模型的構(gòu)建

本文以2014年業(yè)務流程績效及公司績效指標為因變量，分別對2011至2014年信息技術(shù)投入指標進行多元回歸分析，即分別探討滯后3、2、1、0期的效果。由于數(shù)據(jù)跨度四年，考慮到通貨膨脹等影響，將貨幣數(shù)值除以各年GDP平減指數(shù)（以1978年為基期）得到實際值?？紤]到公司規(guī)模的影響，取人均實際總資產(chǎn)作為控制變量?；貧w模型如下：

其中，Y分別取2014年的存貨周轉(zhuǎn)率、應收賬款周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、ROA、ROE、人均營業(yè)收入、人均凈利潤及托賓Q；X1t表示新增硬件投入額，X2t表示新增軟件投入額，X3t表示年初人均總資產(chǎn)；t取2014、2013、2012、2011，分別代表2014年、2013年、2012年、2011年的值。滯后0期表示取2014年公司績效為因變量，2014年新增硬件、新增軟件投入額為自變量，2014年初人均總資產(chǎn)為控制變量，以此類推，滯后1期表示自變量取2013年的值，滯后2期表示自變量取2012年的值，滯后3期表示自變量取2011年的值。

3.2 時滯效應結(jié)果分析

使用Eviews 8.0軟件進行多元線性回歸分析，分別以存貨周轉(zhuǎn)率、應收賬款周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、ROA、ROE、人均營業(yè)收入、人均凈利潤、托賓Q為因變量，以相對應時期的人均硬件投入額、人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)為自變量，結(jié)果如表2-表8所示。其中用*表示P＜0.05，**表示P＜0.01，***表示P＜0.001。如果不存在這3個標記，表明該變量未通過顯著性檢驗。

（1）存貨周轉(zhuǎn)率的回歸分析。以2014年存貨周轉(zhuǎn)率為因變量，分別以2014、2013、2012、2011年的人均硬件投入額、人均軟件投入額為自變量，年初人均總資產(chǎn)為控制變量，進行多元回歸檢驗，分析結(jié)果如表2所示。

表2結(jié)果表明，四個滯后模型均未通過總體線性的顯著性檢驗，而且三個自變量均沒有通過t檢驗，所以人均硬件投入額、人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)對存貨周轉(zhuǎn)率無顯著影響，且滯后期不顯著。

表2 存貨周轉(zhuǎn)率回歸結(jié)果

（2）應收賬款周轉(zhuǎn)率的回歸分析。以2014年應收賬款周轉(zhuǎn)率為因變量，分別以2014、2013、2012、2011年的人均硬件投入額、人均軟件投入額為自變量，年初人均總資產(chǎn)為控制變量，進行多元回歸分析。用懷特檢驗發(fā)現(xiàn)滯后1期模型存在異方差性，所以用1/|resid|進行了修正，結(jié)果如表3所示。

表3 應收賬款周轉(zhuǎn)率回歸結(jié)果

觀察表3，滯后0、2、3期模型均未通過總體線性的顯著性檢驗，而且三個自變量均沒有通過t檢驗。但滯后1期模型的R2為0.9981，模型的擬合優(yōu)度很高；總體線性的顯著性檢驗P＜0.01，所以通過F檢驗；三個自變量均通過t檢驗，其中，人均硬件投入額、人均總資產(chǎn)的t檢驗P＜0.01，表示在99%的置信度下顯著，人均軟件投入額的t檢驗P＜0.05，表示在95%的置信度下顯著?；貧w分析表明2013年新增人均硬件投入額、新增人均軟件投入額對2014年應收賬款周轉(zhuǎn)率存在顯著的負向影響，而人均總資產(chǎn)對其存在顯著的正向影響，人均硬件投入額、人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)對應收賬款周轉(zhuǎn)率的影響滯后1年。

（3）總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的回歸分析。以2014年總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率為因變量，分別以2014、2013、2012、2011年的人均硬件投入額、人均軟件投入額為自變量，年初人均總資產(chǎn)為控制變量，進行多元回歸分析。滯后1期模型的懷特檢驗存在異方差性，結(jié)果用1/|resid|進行了修正，分析結(jié)果如表4所示。

表4 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率回歸結(jié)果

觀察表4，滯后0、2、3期模型均未通過總體線性的顯著性檢驗，而且三個自變量均沒有通過t檢驗。滯后1期模型方程的R2為0.9984，模型的擬合優(yōu)度很高；總體線性的顯著性檢驗P＜0.01，所以通過F檢驗；三個自變量均通過t檢驗，P＜0.01，即在99%的置信度下顯著?；貧w分析表明2013年新增人均硬件投入額及人均總資產(chǎn)對2014年總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率存在顯著的負向影響，而2013年新增人均軟件投入額對2014年總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率存在顯著的正向影響，所以可通過增加人均軟件投入額以提高總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。人均硬件投入額、人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)對總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的影響滯后1年。

（4）總資產(chǎn)收益率的回歸分析。以2014年總資產(chǎn)收益率為因變量，分別以2014、2013、2012、2011年的人均硬件投入額、人均軟件投入額為自變量，年初人均總資產(chǎn)為控制變量，進行多元回歸分析。滯后2期模型的懷特檢驗存在異方差性，結(jié)果用1/|resid|進行了修正，分析結(jié)果如表5所示。

表5 總資產(chǎn)收益率回歸結(jié)果

由表5發(fā)現(xiàn)，滯后2期模型方程總體線性的顯著性檢驗P＜0.01，所以通過F檢驗；三個自變量均通過t檢驗，其中，人均硬件投入額、人均軟件投入額t檢驗P＜0.1，即在90%的置信度下顯著，人均總資產(chǎn)t檢驗P＜0.01，即在99%的置信度下顯著。回歸分析表明2012年新增人均硬件投入額對2014年ROA有顯著的正向影響，所以可通過增加人均硬件投入以提高總資產(chǎn)收益率；2012年新增人均軟件投入額及人均總資產(chǎn)對2014年ROA存在顯著的負向影響。人均硬件投入額、人均軟件投入額與人均總資產(chǎn)對ROA的影響滯后2年。

（5）凈資產(chǎn)收益率的回歸分析。以2014年凈資產(chǎn)收益率為因變量，分別以2014、2013、2012、2011年的人均硬件投入額、人均軟件投入額為自變量，年初人均總資產(chǎn)為控制變量，進行多元回歸分析。其中，當期（0期）的懷特檢驗存在異方差性，結(jié)果用1/|resid|進行了修正，分析結(jié)果如表6所示。

表6 凈資產(chǎn)收益率回歸結(jié)果

由表6發(fā)現(xiàn)，當期的滯后模型方程通過總體線性的顯著性檢驗；當期的人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)t檢驗P＜0.1，即在90%的置信度下顯著，但是人均硬件投入額t檢驗P＞0.1，沒有通過t檢驗，對凈資產(chǎn)收益率的影響不顯著，滯后期并不顯著。

（6）人均營業(yè)收入額的回歸分析。以2014年人均營業(yè)收入額為因變量，分別以2014、2013、2012、2011年的人均硬件投入額、人均軟件投入額為自變量，年初人均總資產(chǎn)為控制變量，進行多元回歸分析。滯后1、2、3期的懷特檢驗存在異方差性，結(jié)果用1/|resid|進行了修正，分析結(jié)果如表7所示。

表7 人均營業(yè)收入額回歸結(jié)果

由表7發(fā)現(xiàn)，當期模型方程的總體線性的顯著性檢驗P＜0.1，在90%的置信度下顯著，滯后1、2、3期模型方程的總體線性的顯著性檢驗P＜0.01，通過F檢驗；滯后2、3期的人均硬件投入額、人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)三個自變量的t檢驗P＜0.01，表示在99%的置信度下顯著?；貧w分析表明2011年、2012年的新增人均硬件投入額、新增人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)對2014年人均營業(yè)收入額存在顯著的影響，即人均硬件投入額、人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)對應收賬款周轉(zhuǎn)率的影響滯后2-3年。但是，比較R2大小，滯后2期的R2為0.9977，滯后3期的R2為0.3732，顯然滯后2期的模型擬合優(yōu)度更高，所以更傾向于滯后2年，即2012年新增人均硬件投入額及人均總資產(chǎn)對2014年人均營業(yè)收入額有顯著的正向影響，所以可以通過提高人均硬件投入以增加人均營業(yè)收入；2012年新增人均軟件投入額對2014年人均營業(yè)收入額有顯著的負向影響。

（7）人均凈利潤額的回歸分析。以2014年人均凈利潤額為因變量，分別以2014、2013、2012、2011年的人均硬件投入額、人均軟件投入額為自變量，年初人均總資產(chǎn)為控制變量，進行多元回歸分析。滯后2期模型的懷特檢驗存在異方差性，結(jié)果用1/|resid|進行了修正，分析結(jié)果如表8所示。

表8 人均凈利潤額回歸結(jié)果

由表8發(fā)現(xiàn)，當期、滯后1、2期的總體線性顯著性檢驗P＜0.01，通過F檢驗；滯后2期模型方程的R2為0.9857，模型的擬合優(yōu)度很高；滯后2期的三個自變量均通過t檢驗，P＜0.01，表示在99%的置信度下顯著?；貧w分析表明2012年新增人均硬件投入額及人均總資產(chǎn)對2014年人均凈利潤額存在顯著的正向影響，所以可通過增加人均硬件投入以提高人均凈利潤；2012年新增人均軟件投入額對2014年人均凈利潤額存在顯著的負向影響。人均硬件投入額、人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)對人均凈利潤額的影響滯后2年。

（8）托賓Q的回歸分析。以2014年托賓Q為因變量，分別以2014、2013、2012、2011年的人均硬件投入額、人均軟件投入額為自變量，年初人均總資產(chǎn)為控制變量，進行多元回歸分析。分析結(jié)果如表9所示。

表9可知，四個滯后模型方程均未通過總體線性的顯著性檢驗，而且三個自變量都沒有通過t檢驗，所以人均硬件投入額、人均軟件投入額、人均總資產(chǎn)對托賓Q的影響不顯著，滯后期不顯著。

表9 托賓Q回歸結(jié)果

4 結(jié)論

本文以批發(fā)零售業(yè)符合條件的31家上市公司為例，選取2011-2014年數(shù)據(jù)，通過多元線性回歸分析信息技術(shù)投資對公司績效的影響。本文提出以下三類績效指標：業(yè)務流程績效指標，反映公司中間活動過程，包括存貨周轉(zhuǎn)率、應收賬款周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率；財務績效指標，反映公司的財務情況，包括總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、人均營業(yè)收入額、人均凈利潤額；市場績效指標用托賓Q測量。實證結(jié)果表明批發(fā)零售業(yè)上市公司信息技術(shù)投資對應收賬款周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率有滯后1年的顯著正向影響，對總資產(chǎn)收益率、人均營業(yè)收入、人均凈利潤有滯后2年的顯著正向影響，對存貨周轉(zhuǎn)率、凈資產(chǎn)收益率、托賓Q的影響不顯著。從一定程度上可以說信息技術(shù)投資對業(yè)務流程績效滯后1年，對財務績效滯后2年，這一結(jié)論證明了本文所建立的信息技術(shù)投資對企業(yè)績效影響的過程模型，信息技術(shù)投資先作用于公司業(yè)務流程，改善運營，進而促進財務績效的改善。研究結(jié)果還進一步表明，由于信息技術(shù)投資對企業(yè)績效具有滯后性，所以企業(yè)對信息技術(shù)的投資不能期望當年投資當年就能提高效益，必須具有前瞻性。

下一步的工作將在此基礎上研究信息技術(shù)投資效率的計算與分析。

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Research on Time Lag Effect of the Impact of Information Technology Investment on Wholesale and Retail Corporate Performance

Han Yaojun Wang Yongliang

Fully exploiting the value of information technology, improving the efficiency of information technology investment and the performance of the company is not only the companies’ but also the academic community’s concerned problem. Some previous studies didn’t take the impact of information technology investment on the lag period of corporate performance into account. The empirical research on time lag effect of information technology investment on enterprise performance based on 31 wholesale and retail industry listed companies is conducted in this paper. The results showed that wholesale and retail trade listed companies’ information technology investment has significant influences on business process performance which lagged one year and fi nancial performance which lagged two years. The impact of information technology investment on market performance is not significant.

The Wholesale and Retail Trade; Information Technology Investment; Time Lag Effect; Empirical Research

F275

A

1005-9679(2016)06-0056-06

韓耀軍，上海外國語大學國際工商管理學院教授、博士，研究方向為網(wǎng)格計算、信息管理、技術(shù)經(jīng)濟及管理；王永亮，上海外國語大學國際工商管理學院碩士，研究方向為技術(shù)經(jīng)濟及管理。