劉婉立+張苗

摘要：本文研究上市公司會計信息質(zhì)量與投資效率之間的關(guān)系。理論分析表明，高質(zhì)量的會計信息質(zhì)量，可以通過在公司治理中發(fā)揮的作用來提高企業(yè)的投資效率。實證研究表明，我國企業(yè)會計信息質(zhì)量總體水平尚有待提高；會計信息質(zhì)量與投資過度或投資不足呈顯著負(fù)相關(guān)，即高質(zhì)量的會計信息能夠減少上市公司的投資過度或投資不足行為。

關(guān)鍵詞：會計信息質(zhì)量 投資效率 公司治理

上市公司會計信息的質(zhì)量不僅關(guān)系到利益相關(guān)者的決策質(zhì)量，而且對提高其自身資源配置的有效性也具有十分重要的意義。本文中的投資即企業(yè)資源配置，既包括企業(yè)的對外投資，也包括對內(nèi)投資。本文將從會計信息的經(jīng)濟(jì)后果這一視角出發(fā)，在我國企業(yè)會計信息質(zhì)量對投資效率作用機(jī)理分析的基礎(chǔ)上，采用實證的方法對我國企業(yè)會計信息質(zhì)量與投資效率的關(guān)系進(jìn)行分析，從提高會計信息質(zhì)量的角度，為改善我國上市公司投資的非效率行為提供一種新的思路。

一、作用機(jī)理與研究假設(shè)

企業(yè)的投資效率，即新增投資偏離預(yù)期投資的程度，新增投資偏離預(yù)期投資的程度越小，投資效率越高，投資不足或過度投資，均被視為非效率投資。會計信息質(zhì)量主要是通過影響經(jīng)理人的投資行為和投資選擇，進(jìn)而影響投資效率。

高質(zhì)量的會計信息，能夠通過在企業(yè)經(jīng)理人報酬合約中的激勵作用，鼓勵企業(yè)經(jīng)理人積極尋求高回報的投資項目，合理配置企業(yè)資源，從而避免因投資不足而導(dǎo)致的非效率投資行為；高質(zhì)量會計信息的充分披露，同時能夠抑制經(jīng)理人因單方面占有較多信息，為了謀取自身利益最大化而過度投資從而導(dǎo)致的非效率行為。因此本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：會計信息質(zhì)量與投資不足顯著負(fù)相關(guān)；

假設(shè)2：會計信息質(zhì)量與過度投資顯著負(fù)相關(guān)。

二、研究設(shè)計

本文以深交所披露的信息披露評級結(jié)果作為上市公司會計信息披露質(zhì)量的代理變量，以Richardson殘差度量模型來衡量企業(yè)的投資效率，通過多元線性回歸的方法，檢驗我國企業(yè)會計信息質(zhì)量與投資效率的相互關(guān)系。

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本為深交所2012—2014年所有A股主板上市公司，并按如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：（1）剔除ST 公司、金融和保險行業(yè)公司；（2）剔除研究期間內(nèi)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司，最后得到的樣本公司為每年419家，三年共計1 257家。財務(wù)數(shù)據(jù)和市場數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，信息披露評價體系考核結(jié)果來自于深交所網(wǎng)站。

（二）變量定義。

1.解釋變量：會計信息質(zhì)量（AQ）。本文以我國深交所披露的上市公司信息披露評級結(jié)果作為會計信息質(zhì)量的替代變量，并對深交所信息披露評級結(jié)果進(jìn)行賦值，A（優(yōu)秀）、B（良好）、C（合格）、D（不合格）四個等級分別賦值為5、4、3、2，值越大代表會計信息質(zhì)量越高。

2012—2014年1 257家樣本公司信息披露評級結(jié)果為：A級為159家、B級為883家、C級為192家、D級為23家。統(tǒng)計結(jié)果見表1。

通過賦值可以看出，2012—2014年樣本公司信息披露質(zhì)量均值分別為3.900、3.917、3.995，中位數(shù)都為4，表明信息披露質(zhì)量整體水平不高，但從2012—2014年有逐步向好趨勢。統(tǒng)計結(jié)果見下頁表2。

2.被解釋變量：企業(yè)投資效率（Inv）。本文選擇采用Richardson殘差度量模型來衡量投資效率，Richardson殘差度量模型能夠有效地對每家企業(yè)每年的投資效率進(jìn)行精確度量，模型如下：

Invi，t=β0+β1Cashi，t-1+β2Growi，t-1+β3Epsi，t-1+β4Levi，t-1+β5Sizei，t-1+β6Invi，t-1+∑Year+∑Industry+εi，t-1（1）

其中，Invi，t為公司第t年的新增投資支出，用第t年新增對內(nèi)、對外投資之和來表示；Cashi，t-1為公司現(xiàn)金持有量，用第t-1年的現(xiàn)金來表示；Growi，t-1表示公司的投資機(jī)會，用第t-1年的營業(yè)收入增長率來表示；Eps 表示公司的盈利能力，用公司第t-1年的每股收益來表示；Levi，t-1表示公司的償債能力，用第t-1年的資產(chǎn)負(fù)債率來表示；Sizei，t-1為公司規(guī)模，用第t-1年總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示；Invi，t-1為公司第t-1年的新增投資支出。Invi，t、Cashi，t-1、Invi，t-1均需除以當(dāng)期期初總資產(chǎn)，以消除規(guī)模效應(yīng)的影響。Year和Industry為年度和行業(yè)虛擬變量。需要指出的是，本文考慮到我國資本市場和發(fā)達(dá)國家資本市場相比，其成立的時間較短，故影響因素沒有包括公司上市年限。

首先，根據(jù)模型估算出資企業(yè)正常的投資水平，然后，用模型的回歸殘差代替企業(yè)的非效率投資，具體來說，用Overinv表示正殘差，用Underinv表示負(fù)殘差的絕對值，Overinv和Underinv的值越大，意味著投資效率越低，即投資過度或投資不足程度越嚴(yán)重。

2012—2014年1 257家樣本公司中，417個樣本的殘差是大于零的，占樣本總數(shù)的33.17%；有840個樣本的殘差是小于零的，占樣本總數(shù)的66.83%，這說明在我國上市公司中，相較于投資過度的現(xiàn)象而言，更容易出現(xiàn)投資不足的現(xiàn)象。樣本公司的殘差絕對值均值2012、2013、2014年分別是0.360、0.317、0.233（其中，Underinvi，t組的殘差絕對值均值2012、2013、2014年分別是0.597、0.511、0.295；Underinvi，t組的殘差絕對值均值2012、2013、2014年分別是0.255、0.227、0.196），無論是從整體上，還是從Overinvi，t組、Underinvi，t組來看，投資效率都有逐年向好的趨勢。統(tǒng)計結(jié)果見表3。

3.控制變量。上市公司的投資效率，不僅受到企業(yè)經(jīng)理人投資行為和投資選擇的影響，而且受到企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的影響，因此，本文選擇公司規(guī)模、股權(quán)性質(zhì)、獨立董事比例以及高管持股比例等作為控制變量。

公司規(guī)模（Size）。公司規(guī)模的劃分通常以企業(yè)的“從業(yè)人員數(shù)”“銷售額”以及“資產(chǎn)總額”為標(biāo)準(zhǔn)，本文取“企業(yè)期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)”為標(biāo)準(zhǔn)。王娟（2013）發(fā)現(xiàn)上市公司的規(guī)模越大，融資能力越強(qiáng)，由于掌握較多的資源，能夠較好地把握投資機(jī)會，反之則投資也會有限制。劉星等（2014）發(fā)現(xiàn)相對大規(guī)模公司而言，小規(guī)模公司更容易出現(xiàn)因為投資不足而產(chǎn)生的非效率投資行為，而大規(guī)模公司更容易出現(xiàn)過度投資的非效率投資行為。

股權(quán)性質(zhì)（State）。股權(quán)性質(zhì)指國有控股或非國有控股。李瑛和楊蕾（2014）發(fā)現(xiàn)與國有控股公司相比，非國有控股公司在融資、投資等方面享受的種種優(yōu)惠政策明顯不足，因為受到更多的融資約束而更容易產(chǎn)生投資不足行為。

獨立董事比例（Indirector）。獨立董事指獨立于公司股東且不在公司內(nèi)部任職，并與公司或公司經(jīng)營管理者沒有重要的業(yè)務(wù)聯(lián)系或?qū)I(yè)聯(lián)系，并對公司事務(wù)作出獨立判斷的董事。程柯等（2012）、李莉等（2014）發(fā)現(xiàn)獨立董事可以改善企業(yè)的過度投資行為。

高管持股比例（Sharehold）。高管持股比例是指上市公司高層管理人員所持有的公司股數(shù)占總股數(shù)的比例。鐘宜彬（2011）、羅明琦（2014）發(fā)現(xiàn)高管持股比例越高，企業(yè)投資不足或過度投資的程度越低。

變量描述見表4。

（三）模型選擇

本文以投資效率作為被解釋變量，以會計信息披露質(zhì)量作為解釋變量，以公司規(guī)模、股權(quán)性質(zhì)、獨立董事比例、高管持股比例為控制變量，建立多元線性回歸模型，檢驗會計信息質(zhì)量對投資效率的影響，模型如下：

Underinvi，t=β0+β1AQi，t-1+β2Sizei，t-1+β3Statei，t-1+β4Indirector i，t-1+β5Shareholdi，t-1+∑Year+∑Industry+εi，t-1 （2）

Overinvi，t=β0+β1AQi，t-1+β2Sizei，t-1+β3Statei，t-1+β4Indirector i，t-1+β5Shareholdi，t-1+∑Year+∑Industry+εi，t-1（3）

其中，β0為常數(shù)項，εi，t為誤差項。模型（2）用來檢驗假設(shè)1，模型（3）用來檢驗假設(shè)2。

三、實證結(jié)果及檢驗

（一）會計信息披露質(zhì)量與投資效率

為了更好地觀察會計信息質(zhì)量與投資效率的關(guān)系，本文根據(jù)會計信息披露質(zhì)量的高低將樣本分成四組，并分別用A、B、C、D組來表示。根據(jù)描述性統(tǒng)計可以看出，樣本公司中，A、B、C、D組殘差絕對值的均值分別為0.157、0.269、0.465、1.283，會計信息披露質(zhì)量越高，公司投資效率也越高，殘差的描述性統(tǒng)計見表5。會計信息披露質(zhì)量與投資效率的關(guān)系圖見圖1。

（二）變量相關(guān)性檢驗

為了更準(zhǔn)確地刻畫各變量之間的相關(guān)關(guān)系，本文對模型中主要變量進(jìn)行Pearson相關(guān)性分析。相關(guān)性分析結(jié)果顯示，各變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.6，這說明所建立的回歸模型中各變量之間不存在多重共線性，其相關(guān)關(guān)系不會影響多元回歸分析結(jié)果。各變量間的Pearson相關(guān)性分析見表6。

（三）回歸分析

1.會計信息質(zhì)量對投資不足影響回歸分析。會計信息披露質(zhì)量與投資不足，相關(guān)控制變量的回歸結(jié)果顯示：會計信息披露質(zhì)量變量的回歸系數(shù)為-0.075，與投資不足在1%的水平上顯著，這說明會計信息披露質(zhì)量越高，投資不足行為越少，提高會計信息披露質(zhì)量能緩解公司的投資不足，與預(yù)期相符。從控制變量來看，公司規(guī)模與投資不足在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，這表明公司規(guī)模越大，投足不足的現(xiàn)象越少?；貧w結(jié)果見表7。

2.會計信息質(zhì)量對投資過度影響的回歸分析。會計信息披露質(zhì)量與投資過度，相關(guān)控制變量的回歸結(jié)果顯示：會計信息披露質(zhì)量變量的回歸系數(shù)為-0.066，與投資過度在10%的水平上顯著，這說明會計信息披露質(zhì)量越高，投資過度行為越少，提高會計信息披露質(zhì)量能緩解公司的投資過度，與預(yù)期相符。從控制變量來看，公司規(guī)模與投資過度在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，股權(quán)性質(zhì)與投資過度在10%的水平下顯著正相關(guān)。公司規(guī)模與投資過度的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這表明公司規(guī)模越大，投資過度的現(xiàn)象越少；股權(quán)性質(zhì)與投資過度的估計系數(shù)顯著為正，這體現(xiàn)了對非國有控股的公司而言，國有控股公司更容易出現(xiàn)投資過度的現(xiàn)象?；貧w結(jié)果見表8。

四、研究結(jié)論

本文的研究結(jié)論如下：（1）理論分析表明，會計信息質(zhì)量主要是通過影響經(jīng)理人的投資行為和投資選擇，進(jìn)而影響投資效率；（2）實證檢驗發(fā)現(xiàn)，會計信息披露質(zhì)量與投資不足在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)、與投資過度在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，這說明會計信息質(zhì)量的提高對非效率投資有抑制作用，且對抑制投資不足作用更大。從控制變量來看，公司規(guī)模與投資不足、投資過度在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，這表明公司規(guī)模越大，投足不足、投資過度的現(xiàn)象越少；股權(quán)性質(zhì)與投資不足在10%的水平下顯著相關(guān)，這體現(xiàn)了對非國有控股的公司而言，國有控股公司更容易出現(xiàn)投資過度的現(xiàn)象。本文的研究表明，我國會計信息的質(zhì)量對投資決策具有影響，且具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)后果，因此，不斷改善會計信息質(zhì)量將對提高企業(yè)投資效率具有積極作用。J

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