會計信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好關(guān)系檢驗

【摘要】以2007 ～ 2022年我國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本， 實證檢驗會計信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響及作用機制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 會計信息可比性對企業(yè)短期投資具有顯著抑制作用， 而對長期投資具有顯著促進作用。機制檢驗發(fā)現(xiàn)： 在會計信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好的關(guān)系中企業(yè)信息透明度和財務(wù)風(fēng)險發(fā)揮中介作用。異質(zhì)性分析表明： 會計信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好的關(guān)系在高融資約束企業(yè)、 高科技企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)中更顯著。

【關(guān)鍵詞】會計信息可比性；投資偏好；短期投資；長期投資

【中圖分類號】F272" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）14-0039-7

一、 引言與文獻綜述

隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展， 企業(yè)作為市場投資主體的地位愈發(fā)強化， 企業(yè)的各項投資活動也在深刻改變著人們的生活。大量學(xué)者就企業(yè)投資規(guī)模和投資效率展開了廣泛討論， 但是鮮少涉及企業(yè)長短期投資偏好。合理的投資偏好是指企業(yè)擁有均衡的長短期風(fēng)險投資配比， 這有助于企業(yè)存續(xù)和擴張、 保持內(nèi)生增長動力、 實現(xiàn)價值躍升和可持續(xù)發(fā)展（胡楠等，2021；朱辰和華桂宏，2023）。但在現(xiàn)實情況下， 由于會計信息可比性低， 股東無法通過企業(yè)披露的財務(wù)信息對企業(yè)管理層的行為進行監(jiān)督， 從而無法有效評價企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)和投資效率， 最后可能導(dǎo)致管理層的投機行為， 從而使企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)不盡合理?；谫Y本市場的日益完善和企業(yè)會計信息可比性不斷提升的現(xiàn)實背景， 本文對會計信息可比性是否以及如何影響企業(yè)長短期投資偏好展開討論。

從現(xiàn)有研究來看， 與本文研究關(guān)聯(lián)度較高的文獻主要集中在會計信息可比性經(jīng)濟后果和企業(yè)投資偏好影響因素方面。

（一） 會計信息可比性經(jīng)濟后果的相關(guān)研究

會計信息可比性的提高， 使得投資者能夠?qū)Σ煌髽I(yè)在相同經(jīng)濟業(yè)務(wù)下產(chǎn)生的財務(wù)信息進行有效對比（De Franco等，2011；江軒宇等，2017）。因而， 股東能夠?qū)ζ髽I(yè)管理層的投資行為進行更有效的監(jiān)督， 進而影響企業(yè)的投資規(guī)模和投資效率。部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)， 會計信息可比性的提高有助于減少資本市場摩擦， 促進企業(yè)投資規(guī)模的擴大（江軒宇等，2017）。陸陽（2023）發(fā)現(xiàn)， 在緊縮的財政政策下， 提高企業(yè)會計信息可比性有助于企業(yè)投資水平的提升。

也有部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)， 會計信息可比性的提高， 促進了企業(yè)投資效率的提升。袁振超和饒品貴（2018）發(fā)現(xiàn)， 會計信息可比性具有提高企業(yè)投資效率的效應(yīng)。袁知柱和侯利娟（2022）發(fā)現(xiàn)， 會計信息可比性通過緩解融資約束和減少代理問題來改善企業(yè)勞動力投資效率。曙光等（2022）發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)集團內(nèi)部成員企業(yè)之間會計信息可比性的提高， 顯著促進了集團整體資本配置效率的提高， 且當(dāng)集團多元化經(jīng)營程度高時這種促進作用更顯著。

（二） 企業(yè)投資偏好影響因素的相關(guān)研究

當(dāng)前， 學(xué)者們主要從投資期限和投資類型等方面來定義投資偏好， 并就其影響因素進行了廣泛探討。部分學(xué)者從企業(yè)外部營商環(huán)境和契約環(huán)境角度探討投資偏好的影響因素。楊暢等（2014）發(fā)現(xiàn)， 在契約環(huán)境良好的地方企業(yè)的長期投資規(guī)模較大。趙勇和馬珍妙（2023）發(fā)現(xiàn)， 營商環(huán)境的改善能夠促進企業(yè)增加長期投資。部分學(xué)者從企業(yè)內(nèi)部治理角度探討投資偏好的影響因素。朱辰和華桂宏（2023）發(fā)現(xiàn)， 數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠改善企業(yè)信息質(zhì)量并提升企業(yè)管理者投資決策效率， 從而抑制企業(yè)的短視化投資偏好。王秀鋼等（2023）發(fā)現(xiàn)， 家族董事席位超額控制有助于提升長期投資強度及降低短期投資強度。也有部分學(xué)者從企業(yè)資本獲取角度探討企業(yè)的投資偏好。Long和Summers（1991）認為在資本相對稀缺的地區(qū)， 企業(yè)更有可能進行固定資產(chǎn)投資而非研發(fā)投資。雷光勇等（2017）發(fā)現(xiàn)， 風(fēng)險資本的參與促進了企業(yè)長期投資強度的提升， 同時對企業(yè)的短期投資強度產(chǎn)生抑制作用。

綜觀現(xiàn)有文獻， 還未有學(xué)者就會計信息可比性對企業(yè)投資偏好產(chǎn)生的影響進行系統(tǒng)研究。因此， 本文基于2007 ～ 2022年我國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)， 實證分析會計信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響。本文可能的研究貢獻在于： 第一， 與現(xiàn)有研究側(cè)重于探討會計信息可比性對企業(yè)投資規(guī)模和投資效率的影響不同（陸陽，2023；袁知柱和侯利娟，2022）， 本文基于投資偏好視角， 證實了會計信息可比性能夠抑制企業(yè)短期投資， 并對長期投資產(chǎn)生促進作用， 這一結(jié)論進一步拓寬了會計信息可比性與企業(yè)投資決策關(guān)系的研究視角， 并為會計信息可比性提升的經(jīng)濟后果提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。第二， 進一步探討了會計信息可比性對不同融資約束、 技術(shù)屬性和區(qū)域企業(yè)投資偏好產(chǎn)生的非對稱影響， 這為如何更高效地優(yōu)化企業(yè)投資決策提供了新的實踐啟示。第三， 分別從企業(yè)信息透明度和財務(wù)風(fēng)險角度探討會計信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響機制， 這對于更好地認識會計信息可比性提升的效果具有重要意義。

二、 理論分析與假設(shè)提出

企業(yè)發(fā)布的會計信息是資本市場的重要公開信息， 當(dāng)會計信息可比性較高時， 投資者可以更好地比較不同企業(yè)間的投資機會， 從而優(yōu)化投資決策。受制于現(xiàn)有會計準則、 技術(shù)和市場限制， 企業(yè)的財務(wù)報表只能部分反映投資項目相關(guān)信息。當(dāng)企業(yè)會計信息可比性較高時， 投資者可以通過對比同行業(yè)目標公司的現(xiàn)金流動性和相關(guān)投資項目的盈利情況， 在事前了解相關(guān)長期投資項目的價值， 在事中也能夠更有效地督促企業(yè)管理者加大對長期投資項目的投入， 評估長期投資項目對企業(yè)短期業(yè)績的不利影響， 并在事后對企業(yè)長期投資項目做出更為客觀的綜合評價（袁振超和饒品貴，2018）。此外， 會計信息可比性還能夠影響企業(yè)經(jīng)營決策效率、 融資成本和財務(wù)審計， 從而對企業(yè)投資行為產(chǎn)生影響。具體來看， 會計信息可比性通過提高企業(yè)信息透明度和降低財務(wù)風(fēng)險來促進企業(yè)增加長期投資， 并相應(yīng)抑制短期投資。

提高信息透明度是會計信息可比性影響企業(yè)長短期投資偏好的一個重要途徑。會計信息可比性提高后， 外部投資者能夠更便捷地將企業(yè)披露的信息與同行業(yè)中相似規(guī)模、 相似經(jīng)營狀況的企業(yè)進行比較， 從而以較低的成本獲取更多有價值的信息， 這提高了企業(yè)的信息透明度（De Franco等，2011）。因而， 會計信息可比性的提高有助于外部投資者了解企業(yè)的實際投資情況， 判斷企業(yè)是否基于股東利益最大化的角度開展投資活動， 從而能夠?qū)ζ髽I(yè)管理層的投資行為進行更有效的評價與監(jiān)督（袁振超和饒品貴，2018）。與短期投資相比， 長期投資項目具有風(fēng)險高、 周期長和不確定性高的特點。企業(yè)管理人員出于維護自身職位和聲譽考慮， 往往會偏好那些周期短、 見效快的短期項目， 從而對企業(yè)的長期價值造成一定的損害（江軒宇等，2017）。會計信息可比性提高后， 股東能夠通過更多的渠道獲取有效信息， 并基于充足的信息對企業(yè)投資業(yè)績進行評價。在此過程中股東不僅會基于企業(yè)歷史數(shù)據(jù)進行縱向比較， 而且能將企業(yè)投資業(yè)績與可比企業(yè)進行橫向比較。更加客觀的投資業(yè)績評價結(jié)果， 不僅能夠提升股東對企業(yè)短期業(yè)績下滑的容忍度（江軒宇等，2017）， 而且能夠約束企業(yè)管理者追求自利的短期投資行為（袁知柱和侯利娟，2022）， 從而促進企業(yè)增加長期投資， 并相應(yīng)抑制短期投資。此外， 隨著股東掌握的信息增加， 企業(yè)管理層為了提升自己的聲譽、 提高企業(yè)價值以及吸引更多的長期投資者等， 會更加關(guān)注企業(yè)的長期績效， 從而減少短期行為（李世輝和伍昭悅，2022）。

降低財務(wù)風(fēng)險是會計信息可比性影響企業(yè)長短期投資偏好的另一個重要途徑。在現(xiàn)實情境下， 由于面臨較高的財務(wù)風(fēng)險， 管理者往往比較熱衷于能夠盡快實現(xiàn)盈利的短期投資， 而對關(guān)系著企業(yè)存續(xù)、 擴張以及價值增長的長期投資項目持謹慎態(tài)度（胡楠等，2021）。會計信息可比性的提高有助于企業(yè)決策效率的提高（Sohn，2011）、 融資成本的降低（張永杰等，2019）和財務(wù)舞弊行為的減少（劉楊暉等，2019）， 從而實現(xiàn)企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的降低。較低的財務(wù)風(fēng)險使得企業(yè)管理層能夠更多地從企業(yè)長期價值最大化的角度來進行投資項目決策。

具體來看， 會計信息可比性提高后， 企業(yè)管理層可以獲取更多同行業(yè)相關(guān)企業(yè)的經(jīng)營信息。企業(yè)管理者可以通過與標桿企業(yè)的比較與學(xué)習(xí)來完善自身的經(jīng)營決策， 減少決策失誤， 從而降低企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險（Sohn，2011）。從信息傳遞理論角度來看， 會計信息可比性的提高可以向外部投資者傳遞企業(yè)經(jīng)營業(yè)績和發(fā)展前景良好、 長期價值高的積極信號（De Franco等，2011）， 這有利于降低投資者對企業(yè)未來經(jīng)營狀況感知的不確定性， 減少投資風(fēng)險溢價（張焰朝等，2022）， 進而降低股權(quán)融資成本（張永杰等，2019）， 從而有助于企業(yè)財務(wù)風(fēng)險的降低。大量低成本的股權(quán)融資更有助于支持企業(yè)的長期投資項目。從企業(yè)審計角度來看， 會計信息可比性的提高能夠幫助審計師識別重大錯報風(fēng)險， 提高審計質(zhì)量， 從而加強對企業(yè)財務(wù)舞弊風(fēng)險的識別， 縮小管理者違規(guī)套利和徇私舞弊的空間， 降低企業(yè)財務(wù)風(fēng)險（劉楊暉等，2019）。財務(wù)風(fēng)險的降低不僅能夠為企業(yè)長期投資項目提供穩(wěn)定的資金保障， 還可糾正企業(yè)管理層的“短視化”行為（李世輝和伍昭悅，2022）， 從而在促進企業(yè)增加長期投資的同時， 相應(yīng)抑制短期投資。

基于上述討論， 本文提出如下研究假設(shè)：

H1： 會計信息可比性對企業(yè)短期投資具有抑制作用， 而對長期投資具有促進作用。

三、 研究設(shè)計

（一） 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文基于2007 ～ 2022年我國滬深A(yù)股上市公司， 研究會計信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響。借鑒以往研究， 本文對原始數(shù)據(jù)進行了如下處理： 剔除金融類， 被標注為ST、 PT及核心變量存在數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)； 對連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理， 以消除極端值對研究結(jié)論的影響。本文所使用上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二） 變量設(shè)定

1. 被解釋變量： 企業(yè)長短期投資偏好。參考雷光勇等（2017）、 朱辰和華桂宏（2023）等學(xué)者的方法， 以企業(yè)短期投資強度（short_inv）與長期投資強度（long_inv）來衡量企業(yè)的投資偏好。短期投資強度以具有成本低、 風(fēng)險低和流動性高等特點的短期資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量。其中， 短期資產(chǎn)=當(dāng)期交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+短期投資凈額+買入返售金融資產(chǎn)凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+長期應(yīng)收款凈額+投資性房地產(chǎn)凈額。長期投資強度以具有成本高、 風(fēng)險高和流動性低等特點且回收期在一年以上的長期資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量。其中， 長期資產(chǎn)用當(dāng)期資本支出和研發(fā)支出總和衡量。

2. 解釋變量： 會計信息可比性。參考De Franco等（2011）、 聶興凱等（2022）等學(xué)者的研究方法來度量會計信息可比性（compaccA）。具體計算方法如下：

首先， 利用企業(yè)i第t年末之前16個季度的數(shù)據(jù)， 對模型（1）進行回歸估計， 得到每個企業(yè)i每個期間t相應(yīng)的參數(shù)α和β。其中， Earningsi，q，t為企業(yè)i第q季度凈利潤與期初市值的比值， returni，q，t為企業(yè)季度股票回報率。Negi，q，t為虛擬變量， 若季度股票回報率為正則取值為1， 否則為0。

Earningi，q，t=α0+β1returni，q，t+β2Negi，q，t+β3Negi，q，t×

returni，q，t+εi，q，t" "（1）

然后， 利用i企業(yè)和j企業(yè)的回歸系數(shù)， 計算經(jīng)過i企業(yè)和j企業(yè)會計系統(tǒng)產(chǎn)出的預(yù)期盈余信息E（Earning）i，i，q，t和E（Earning）i，j，q，t。具體計算過程見模型（2）和模型（3）：

E（Earning）i，i，q，t=α0，i，t+β1，i，treturni，q，t+

β2，i，tNegi，q，t+β3，i，tNegi，q，t×returni，q，t" " "（2）

E（Earning）i，j，q，t=α0，j，t+β1，j，treturni，q，t+β2，j，tNegi，q，t+

β3，j，tNegi，q，t×returni，q，t" " "（3）

最后， 利用模型（4）以模型（2）和模型（3）計算出來的預(yù)期盈余絕對值差額的均值取相反數(shù)作為企業(yè)i和行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)會計信息可比性， 該數(shù)值越大， 表明會計信息可比性越高。在穩(wěn)健性檢驗中， 使用預(yù)期盈余絕對值差額的中位數(shù)取相反數(shù)來衡量企業(yè)會計信息可比性。

3. 控制變量。參考已有研究， 本文控制了可能對企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生影響的企業(yè)層面的特質(zhì)變量， 具體包括盈利能力（ROA）、 企業(yè)規(guī)模（size）、 獨立董事比例（inddirect）、 資產(chǎn)負債率（lev）、 經(jīng)營年限（age）、 發(fā)展速度（dev）、 股權(quán)制衡度（balance）、 是否由“四大”審計（Big4）和管理層持股比例（Mshare）。其中： 盈利能力（ROA）使用企業(yè)總資產(chǎn)報酬率衡量； 企業(yè)規(guī)模（size）使用企業(yè)總銷售額取自然對數(shù)衡量； 獨立董事比例（inddirect）使用獨立董事占企業(yè)董事人數(shù)的比值衡量； 資產(chǎn)負債率（lev）使用負債總額與資產(chǎn)總額的比值衡量； 經(jīng)營年限（age）使用企業(yè)經(jīng)營總年份取自然對數(shù)衡量； 發(fā)展速度（dev）采用營業(yè)收入增長率衡量； 股權(quán)制衡度（balance）使用第二至第五大股東持股總數(shù)量與第一大股東持股數(shù)量的比值衡量； 當(dāng)審計師為“四大”時Big4取值為1， 否則為0； 管理層持股比例（Mshare）使用管理層持股數(shù)量占總股本的比重衡量。

（三） 模型構(gòu)建

為檢驗會計信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響， 本文構(gòu)建了如下實證模型：

long_invit/short_invit=α0+α1compaccAit+γXit+

yeart+indi+εit" "（5）

其中： 被解釋變量為企業(yè)長短期投資偏好， 具體包括企業(yè)長期投資強度（long_inv）和短期投資強度（short_inv）； 核心解釋變量為會計信息可比性（compaccA）； X為控制變量集； ε為隨機誤差項。同時， 為了控制不可觀測的宏觀因素與行業(yè)因素對企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響， 本文進一步在模型（5）中加入了年份效應(yīng)（year）與行業(yè)效應(yīng)（ind）。α1反映了會計信息可比性對企業(yè)長期/短期投資強度的影響方向及程度。本文預(yù)期： 當(dāng)被解釋變量為長期投資強度（long_inv）時， α1將為正且顯著； 當(dāng)被解釋變量為短期投資強度（short_inv）時， α1將為負且顯著。

四、 實證結(jié)果與分析

（一） 描述性統(tǒng)計

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表1中可以看到， 會計信息可比性（compaccA）的均值和中位數(shù)分別為-0.014和-0.011， 最小值為-0.058， 最大值為-0.004， 與聶興凱等（2022）報告的結(jié)果相近。短期投資強度（short_inv）的均值和中位數(shù)分別為0.0485和0.013， 最小值為0， 最大值為0.448。長期投資強度（long_inv）的均值和中位數(shù)分別為0.0481和0.034， 最小值為0， 最大值為0.221。上述結(jié)果與雷光勇等（2017）的研究相近。

（二） 組間差異檢驗

會計信息可比性高和會計信息可比性低的企業(yè)在很多方面都存在明顯差異。為了更直觀地展示會計信息可比性對企業(yè)投資偏好的影響， 本文將樣本企業(yè)按會計信息可比性（compaccA）中位數(shù)分為兩組， 并進行組間差異檢驗， 結(jié)果如表2所示。均值比較結(jié)果顯示： 會計信息可比性較高樣本組的短期投資強度（short_inv）為0.0467， 低于會計信息可比性較低樣本組的0.0502， 且該差異在1%的水平上顯著； 會計信息可比性較高樣本組的長期投資強度（long_inv）為0.0513， 高于會計信息可比性較低樣本組的0.0450， 且該差異在1%的水平上顯著。以上結(jié)果表明， 會計信息可比性高企業(yè)的長期投資強度明顯高于會計信息可比性低企業(yè)， 而短期投資強度則明顯低于會計信息可比性低企業(yè)。以上組間差異檢驗結(jié)果與研究假設(shè)一致。

（三） 基準回歸結(jié)果

采用回歸模型（5）來檢驗會計信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響， 回歸結(jié)果列示于表3中。由表3可見， 當(dāng)被解釋變量為短期投資強度（short_inv）時會計信息可比性（compaccA）的回歸系數(shù)為-0.1355且在5%的水平上顯著， 而當(dāng)被解釋變量為長期投資強度（long_inv）時會計信息可比性（compaccA）的回歸系數(shù)為0.3625且在1%的水平上顯著?；貧w結(jié)果表明， 會計信息可比性對企業(yè)短期投資產(chǎn)生顯著抑制作用， 而對企業(yè)長期投資產(chǎn)生顯著促進作用， 即會計信息可比性越高， 企業(yè)越偏好長期投資， 同時越厭惡短期投資。由此， H1得到了驗證。

從控制變量看， 企業(yè)規(guī)模、 資產(chǎn)負債率、 股權(quán)制衡度和管理層持股比例與企業(yè)短期投資強度均顯著負相關(guān)。而經(jīng)營年限與企業(yè)短期投資強度顯著正相關(guān)， 說明經(jīng)營年限越長， 企業(yè)越偏好短期投資。企業(yè)盈利能力、 企業(yè)規(guī)模、 資產(chǎn)負債率和管理層持股比例與企業(yè)長期投資強度均顯著正相關(guān)。而經(jīng)營年限與企業(yè)長期投資強度顯著負相關(guān)， 說明企業(yè)經(jīng)營年限越長， 越厭惡長期投資。發(fā)展速度與企業(yè)長短期投資強度均顯著正相關(guān)， 說明發(fā)展速度快的企業(yè)長短期投資規(guī)模都會擴大。

（四） 穩(wěn)健性檢驗

1. 替換變量。為了檢驗回歸結(jié)果的可靠性， 本文參照聶興凱等（2022）的方法， 使用預(yù)期盈余絕對值差額的中位數(shù)取相反數(shù)來衡量企業(yè)會計信息可比性（compaccMedian）， 并重新進行回歸， 結(jié)果列示于表4中。由表4中第（1）、 （2）列可知， 替換核心解釋變量的衡量方法后， 會計信息可比性依然對企業(yè)短期投資具有顯著抑制作用， 同時對企業(yè)長期投資具有顯著促進作用， 可見上文的基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2. 改變樣本?？紤]到2020年開始的疫情導(dǎo)致市場的不確定性提升， 從而可能導(dǎo)致會計信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響發(fā)生改變， 本文將樣本區(qū)間由原來2007 ～ 2022年調(diào)整為2007 ～ 2019年并重新進行回歸， 回歸結(jié)果列示在表4中。由表4中第（3）、 （4）列可知， 會計信息可比性與企業(yè)短期、 長期投資強度分別負相關(guān)和正相關(guān)， 可見本文研究結(jié)論并不受疫情的影響。因此， 本文結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

3. 內(nèi)生性處理。本文使用兩階段最小二乘法解決內(nèi)生性問題。企業(yè)長短期投資偏好不同的企業(yè)， 信息公開意愿也會存在較大差異， 進而對企業(yè)會計信息可比性造成影響， 從而出現(xiàn)雙向因果關(guān)系， 造成內(nèi)生性問題。為了緩解內(nèi)生性問題， 參考江軒宇等（2017）的方法， 使用上市公司所屬行業(yè)內(nèi)其他上市公司會計信息可比性的均值（ivcompaccA）作為工具變量， 然后采用兩階段最小二乘法進行回歸。一方面， 同行業(yè)內(nèi)的會計政策與會計估計相似， 從而會對某個企業(yè)的會計信息可比性產(chǎn)生影響， 因此該工具變量滿足相關(guān)性。另一方面， 單個企業(yè)的長短期投資偏好并不會對同行業(yè)其他企業(yè)的會計信息可比性產(chǎn)生影響， 因而該工具變量滿足外生性。

兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果列示于表5中。從表5列（1）的第一階段回歸中可以看到， 同行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)會計信息可比性的均值（ivcompaccA）與企業(yè)會計信息可比性的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 即工具變量是有效的。從表5列（2）、 （3）的第二階段回歸中可以看到， 會計信息可比性與企業(yè)短期、 長期投資強度分別顯著負相關(guān)和正相關(guān)， 說明本文基準回歸結(jié)論較為穩(wěn)健。

（五） 機制檢驗

根據(jù)上文的理論分析可知， 會計信息可比性對長短期投資偏好的影響體現(xiàn)在以下兩個方面： 一方面， 會計信息可比性能夠提高企業(yè)信息透明度， 而為了獲得投資者的資金支持， 企業(yè)投資將更迎合投資者的偏好， 從而增加長期投資； 另一方面， 會計信息可比性能夠降低企業(yè)財務(wù)風(fēng)險， 這不僅能夠為企業(yè)長期投資項目提供穩(wěn)定的資金保障， 同時可糾正企業(yè)管理層的短視化行為（李世輝，2022）， 從而在促進企業(yè)增加長期投資的同時， 相應(yīng)抑制了短期投資。因而， 本文認為提高企業(yè)信息透明度和降低財務(wù)風(fēng)險是會計信息可比性影響企業(yè)長短期投資偏好的可能作用路徑。江艇（2022）指出， 在檢驗中介效應(yīng)時， 應(yīng)尋找從理論上顯然能夠?qū)Ρ唤忉屪兞縔產(chǎn)生直接影響的中介變量M， 然后僅僅需要考察核心解釋變量X對中介變量M的影響， 無需驗證中介變量M與Y的因果關(guān)系。因而， 本文構(gòu)造中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ停?）和（7）， 檢驗會計信息可比性對企業(yè)信息透明度（da）和財務(wù)風(fēng)險（risk）產(chǎn)生的影響， 從而驗證會計信息可比性影響企業(yè)長短期投資偏好的幾條作用路徑是否成立。

本文構(gòu)建的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

dait=α0+α1compaccAit+γXit+yeart+indi+εit

（6）

riskit=α0+α1compaccAit+γXit+yeart+indi+εit

（7）

在模型（6）中被解釋變量為企業(yè)信息透明度（da）， 采用企業(yè)應(yīng)計盈余管理的絕對值來衡量， 該數(shù)值越大說明企業(yè)信息透明度越低。在模型（7）中被解釋變量為企業(yè)財務(wù)風(fēng)險（risk）， 使用Oscore破產(chǎn)風(fēng)險系數(shù)來衡量， 該指數(shù)越大， 表示企業(yè)財務(wù)風(fēng)險越高。

基于模型（6）和模型（7）的作用機制檢驗結(jié)果列示在表6中。表6中第（1）、 （2）列會計信息可比性（compaccA）的回歸系數(shù)顯著為負， 表明會計信息可比性的提高顯著提高了企業(yè)信息透明度、 降低了企業(yè)財務(wù)風(fēng)險， 從而促使企業(yè)更偏好長期投資。綜上所述， 會計信息可比性高的企業(yè)， 往往擁有更高的信息透明度、 更低的財務(wù)風(fēng)險， 從而企業(yè)更加偏好長期投資。因此， 本文關(guān)于會計信息可比性促進企業(yè)偏好長期投資而厭惡短期投資的作用機制分析成立。

（六） 異質(zhì)性分析

1. 融資約束。不同融資約束程度下企業(yè)的資金獲取難度和成本存在差異， 會計信息可比性對不同融資約束企業(yè)資金獲取的影響程度不同， 從而對企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響也可能不同。因而， 本文進一步根據(jù)融資約束程度的不同， 重新進行分組回歸， 具體的回歸結(jié)果列示在表7中。

根據(jù)融資約束指數(shù)KZ①的不同， 將融資約束指數(shù)KZ大于中位數(shù)的樣本劃分為高融資約束程度組， 將融資約束指數(shù)KZ小于中位數(shù)的樣本劃分為低融資約束程度組。由表7的（1）、 （2）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為短期投資強度時， 在高融資約束程度組中會計信息可比性的系數(shù)為負且在1%的水平上顯著， 而在低融資約束程度組中會計信息可比性的系數(shù)則不顯著。由表7的（3）、 （4）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為長期投資強度時， 在高融資約束程度組中會計信息可比性的系數(shù)為正且在1%的水平上顯著， 而在低融資約束程度組中會計信息可比性的系數(shù)則不顯著?；貧w結(jié)果表明， 會計信息可比性對高融資約束企業(yè)長期投資的促進作用及對短期投資的抑制作用比對低融資約束企業(yè)更為顯著。這可能是因為高融資約束企業(yè)在進行投資時難以獲得大量利率低且周期長的資金支持， 而會計信息可比性可以降低資金供求雙方的信息不對稱， 從而緩解高融資約束企業(yè)的財務(wù)困境， 進而高融資約束企業(yè)將基于企業(yè)價值最大化考慮來安排更多的長期投資項目。

2. 科技屬性。不同科技屬性企業(yè)的投資特點存在較大差異， 因而會計信息可比性對不同科技屬性企業(yè)的長短期投資偏好產(chǎn)生的影響也可能不同。為此， 本文根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)目錄， 將樣本分為高科技企業(yè)和非高科技企業(yè)兩組， 并重新進行回歸， 具體的回歸結(jié)果列示在表8中。

由表8的（1）、 （2）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為短期投資強度時， 在高科技與非高科技企業(yè)的回歸結(jié)果中， 會計信息可比性的系數(shù)均為負且在5%的水平上顯著。但是， 相較于非高科技企業(yè)， 高科技企業(yè)組回歸系數(shù)的絕對值更大。由表8的（3）、 （4）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為長期投資強度時， 在高科技與非高科技企業(yè)的回歸結(jié)果中， 會計信息可比性的系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著。但是， 相較于非高科技企業(yè)， 高科技企業(yè)組的回歸系數(shù)值更大。上述回歸結(jié)果表明， 會計信息可比性對高科技企業(yè)長期投資的促進作用及對短期投資的抑制作用比對非高科技企業(yè)更為顯著。這可能是因為高科技企業(yè)面臨著更嚴重的信息不對稱， 會計信息可比性對高科技企業(yè)信息透明度產(chǎn)生了更顯著的提高效果， 這能夠讓更多投資者意識到相關(guān)長期投資項目的市場價值， 從而獲得更多外部資金的支持， 進而推動相關(guān)長期投資項目的順利開展。

3. 企業(yè)所處地區(qū)。我國地域廣闊， 不同地區(qū)市場化水平和營商環(huán)境存在較大差異， 因而會計信息可比性對不同地區(qū)企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響也可能不一樣。根據(jù)上市企業(yè)所處地區(qū)的不同， 將樣本分為東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)兩組， 并重新進行回歸， 具體的回歸結(jié)果列示在表9中。

由表9的（1）、 （2）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為短期投資強度時， 在中西部地區(qū)企業(yè)中會計信息可比性的系數(shù)為負且在1%的水平上顯著， 而在東部地區(qū)企業(yè)中會計信息可比性的系數(shù)不顯著。由表9的（3）、 （4）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為長期投資強度時， 在東部與中西部地區(qū)企業(yè)中， 會計信息可比性的系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著。但是， 相較于東部地區(qū)企業(yè)， 中西部地區(qū)企業(yè)回歸系數(shù)的值更大?；貧w結(jié)果表明， 會計信息可比性對中西部地區(qū)企業(yè)長期投資的促進作用及對短期投資的抑制作用比對東部地區(qū)企業(yè)更為顯著。相較于東部地區(qū)， 中西部地區(qū)的營商環(huán)境較差， 合同履行風(fēng)險較高（趙勇和馬珍妙，2023）， 這將導(dǎo)致中西部地區(qū)投資監(jiān)管成本更高， 增加了債權(quán)人對債務(wù)違約的擔(dān)憂， 銀企之間的不信任程度提高， 相應(yīng)的企業(yè)融資成本提高。會計信息可比性緩解了企業(yè)與金融機構(gòu)之間的信息不對稱， 降低了營商環(huán)境對長期貸款的不利影響， 從而企業(yè)的長期投資更容易獲得長期資金的支持。因而， 會計信息可比性在中西部地區(qū)企業(yè)中發(fā)揮作用的空間更大， 對長期投資產(chǎn)生的促進作用更顯著。

五、 研究結(jié)論與啟示

本文基于2007 ～ 2022年我國滬深A(yù)股上市公司， 理論分析和實證檢驗了會計信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響及作用機制。實證結(jié)果表明： 會計信息可比性對企業(yè)短期投資具有顯著抑制作用， 而對長期投資具有顯著促進作用。機制檢驗發(fā)現(xiàn)： 在會計信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好的關(guān)系中企業(yè)信息透明度和財務(wù)風(fēng)險發(fā)揮中介作用。異質(zhì)性分析表明： 會計信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好的關(guān)系在高融資約束企業(yè)、 高科技企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)中更顯著。

本文的研究具有重要的理論與實踐意義。上述研究結(jié)論不但豐富了會計信息可比性和企業(yè)長短期投資偏好的相關(guān)理論研究， 而且為企業(yè)如何優(yōu)化投資決策提供了重要啟示。第一， 企業(yè)應(yīng)當(dāng)依照最新的會計準則來開展會計業(yè)務(wù)， 努力提升會計信息的可比性， 從而會計信息可比性能夠更好地通過提高企業(yè)信息透明度和降低財務(wù)風(fēng)險來促進企業(yè)長期投資， 并相應(yīng)抑制短期投資。第二， 由于會計信息可比性對企業(yè)長期投資的促進作用及對短期投資的抑制作用因企業(yè)融資約束程度、 科技屬性和所處地區(qū)的不同而表現(xiàn)出明顯的差異， 因此企業(yè)應(yīng)當(dāng)在合理評估外部環(huán)境和自身異質(zhì)性特點的基礎(chǔ)上， 建立健全制度規(guī)范， 以實現(xiàn)資源的合理配置和利用。第三， 各級監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)加大對虛假會計信息披露的懲罰力度， 提高企業(yè)違規(guī)成本， 縮小企業(yè)會計信息操縱空間， 促進會計信息披露質(zhì)量的提升。

【 注 釋 】

① KZ指數(shù)參照江軒宇等（2017）的方法計算得到，該指數(shù)越大表明企業(yè)面臨的融資約束程度越高。

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