(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)國際商學(xué)院，北京 100029)

引言

十八屆三中全會通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》明確提出了“使市場在資源配置中起決定性的作用”觀點?！稕Q定》肯定了市場機制在資源配置中的決定性作用，也表明政府寄希望于發(fā)揮市場配置功能，優(yōu)化資源配置效率，實現(xiàn)經(jīng)濟增長的決心。從理論上看，稀缺的社會資源如果能夠合理配置，經(jīng)濟就能快速發(fā)展；否則，就會受到阻礙。因而，社會資源配置效率合理與否，對一個國家的經(jīng)濟發(fā)展有著極其重要的影響(Francis et al.，2009)[3]。

那么如何發(fā)揮市場的資源配置功能呢？這便離不開信息在其中的決策機制。作為經(jīng)濟環(huán)境中重要的公共信息來源，會計信息無疑具有減少信息不對稱，改進資源配置效率的經(jīng)濟意義，其質(zhì)量的高低直接決定著社會資源的配置效率(逯東等，2012)[20]。

然而，現(xiàn)有會計信息的配置效率研究主要基于微觀層面，作為宏觀經(jīng)濟實現(xiàn)基礎(chǔ)的微觀主體，其會計信息在提高微觀決策效率的同時也將影響宏觀層面的經(jīng)濟決策效率，然而遺憾的是現(xiàn)有研究割裂了微觀企業(yè)會計行為對宏觀經(jīng)濟的傳導(dǎo)機制，對于微觀的會計信息配置效率是否反映到宏觀的國家層面和經(jīng)濟層面，并未給出合理的答案?；诖?，本文對微觀層面會計信息是否以及如何影響宏觀經(jīng)濟決策效率展開討論。

制度背景、理論分析與研究假設(shè)

一、會計信息制度演進

在完美、無摩擦的理想世界中，資本從低回報的項目流向高投資回報的項目，從而實現(xiàn)最優(yōu)化配置(Myers and Majluf，1984)[12]。然而現(xiàn)實世界中信息不對稱的存在，使得資源配置行為一定程度上被扭曲。為了緩解信息供需雙方的不對稱性，會計信息的中介作用便不容忽視。在資本市場，高質(zhì)量的會計信息通過改善契約和監(jiān)督來降低公司股東因逆向選擇而造成的融資成本，從而直接提高公司投資效率，實現(xiàn)資本的高效配置(Tobin，1984)[17]。在信貸市場，由于信貸資源的稀缺性，為了獲得有限的資源，企業(yè)需要提供會計信息供外部的債權(quán)人做出決策，高質(zhì)量的會計信息有助于提高信貸資源的配置效率。因而，會計信息質(zhì)量能夠優(yōu)化資源的配置效率。

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，微觀會計信息在宏觀經(jīng)濟中的決策作用也日益體現(xiàn)。作為宏觀經(jīng)濟的管理者，政府部門需要依據(jù)微觀企業(yè)的會計信息及時深入地了解微觀經(jīng)濟運行情況，把握宏觀經(jīng)濟走勢，進行宏觀決策，配置社會資源。因而，會計信息影響宏觀經(jīng)濟決策效率?，F(xiàn)有研究多集中于微觀層面，本文對微觀層面會計信息是否以及如何影響宏觀經(jīng)濟決策效率展開討論。

二、理論分析與研究假設(shè)

作為契約集合的會計信息，能夠緩解企業(yè)與利益相關(guān)者之間的信息不對稱，其質(zhì)量的好壞一定程度上影響利益相關(guān)者的行為決策，進而影響資源配置效率。因而，會計信息具有決策價值。

從微觀層面來看，高質(zhì)量的會計信息有助于提高信息使用者的決策效率，引導(dǎo)資源流向、優(yōu)化資源配置。若地區(qū)會計信息質(zhì)量比較差，其資源配置相對無效率，從而使投資機會比較好的項目無法獲得資金支持。因而，會計信息質(zhì)量直接影響地區(qū)的資源配置效率。作為宏觀經(jīng)濟基礎(chǔ)的微觀主體，其資源配置效率的累積效應(yīng)最終體現(xiàn)在宏觀層面的經(jīng)濟增長(Francis et al.，2009)[3]。因而，會計信息影響宏觀經(jīng)濟增長。從宏觀層面來看，在以GDP為綱領(lǐng)的政治錦標賽模式下，地方官員為了政績而競爭，而政績競爭則表現(xiàn)為經(jīng)濟增長，而宏觀的經(jīng)濟增長則依賴于轄區(qū)內(nèi)的微觀企業(yè)。因而，政績訴求的存在使得地方官員將資源分配給有助于經(jīng)濟產(chǎn)出的企業(yè)，這其中離不開微觀的會計信息的決策作用。作為宏觀經(jīng)濟實現(xiàn)基礎(chǔ)的微觀主體，其會計信息在提高微觀決策效率的同時也將影響宏觀層面的經(jīng)濟決策效率。同時，宏觀層面的政府部門需要依據(jù)微觀企業(yè)的會計信息及時深入地了解微觀經(jīng)濟運行情況，把握宏觀經(jīng)濟走勢，進行宏觀決策，配置社會資源。如政府部門通過微觀企業(yè)會計信息盈余質(zhì)量進行宏觀貨幣政策調(diào)控，從而采取緊縮或?qū)捤傻呢泿耪咭詰?yīng)對宏觀經(jīng)濟周期的波動性(Gallo et al.，2013；Konchitchkin and Patatoukas，2014)[4][8]，同時微觀會計信息也能反映未來通貨膨脹走勢，利用這些信息決策者采取擴張或緊縮的財政政策(Kothari et al.，2014；Lakshmanan and Urcan，2014)[9][10]。而這些宏觀經(jīng)濟決策最終以宏觀經(jīng)濟走勢(GDP增長)體現(xiàn)出來?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)1：

假設(shè)1：會計信息質(zhì)量與地區(qū)經(jīng)濟增長顯著正相關(guān)。

如果會計信息影響宏觀經(jīng)濟決策效率，那么背后隱藏的制度(治理環(huán)境)是否對此產(chǎn)生影響呢？始于20世紀90年代的“法與金融”強調(diào)了制度對契約的決定性影響(La Porta et al.，1998)[11]。作為契約集合的會計信息如何發(fā)揮決策效率誠然離不開治理環(huán)境對其契約集合的影響。

Shleifer and Vishny(1994，1998)[15][16]、Hellman et al.(2000)[5]研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)一個地區(qū)的法律保護很弱時，商業(yè)活動中的行政干預(yù)便十分明顯。新興市場的中國也不例外，由于資源稟賦的差異、法律保護制度的缺失，中國政府的行政干預(yù)之手在資源分配中一直扮演著重要角色(Allen et al.，2005)[1]。由于中國各地區(qū)資源稟賦的差異導(dǎo)致各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，使不同地區(qū)政府參與市場的力度也有所差異，政府的行政干預(yù)也有明顯的地域差異(樊綱等，2011)[19]。在制度環(huán)境比較差的地區(qū)，金融發(fā)展相對落后、產(chǎn)權(quán)保護相對缺失，政府干預(yù)能力相對較強，因而，在制度環(huán)境比較差的地區(qū)，會計信息質(zhì)量的資源配置功能被弱化，從而被非正式的“關(guān)系”所替代，因而導(dǎo)致資源配置效率低下。而在制度環(huán)境比較好的地區(qū)，金融體系比較完善、產(chǎn)權(quán)保護相對有效，良好的市場決策機制替代了政府的行政干預(yù)，使得會計信息充分發(fā)揮資源配置功能。而且隨著制度環(huán)境的改善，資源要素的流動性提高，資源配置的效率也相應(yīng)提升。在制度環(huán)境高的地區(qū)，政府能夠提高更高效的環(huán)境，且其治理、監(jiān)管相對更為嚴格，從而弱化了政府參與市場的力度。因而，隨著制度環(huán)境的改善，會計信息質(zhì)量的資源配置功能也相對有效，其對宏觀經(jīng)濟的影響也更為明顯。基于此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：會計信息質(zhì)量的宏觀經(jīng)濟決策效應(yīng)在制度環(huán)境好的地區(qū)更為顯著。

制度環(huán)境盡管肯定了政府治理水平的差異，但卻忽視了政府行為背后的實質(zhì)性決策個體——官員的異質(zhì)性，并未打開政府行為背后的“黑箱”。因而，本文將外部治理環(huán)境推進至官員層面，進一步考慮政治環(huán)境對微觀會計信息在宏觀層面的經(jīng)濟決策效應(yīng)。

對官員而言任期不僅是其自身特征的體現(xiàn)，也是上級治理地方官員的重要手段。在政治錦標賽下，地方官員在任期內(nèi)會為了獲取政治上的升遷而努力(周黎安，2007)[23]，任期的這種行為差異會影響會計信息質(zhì)量的資源配置功能。在任期初期，官員獲得晉升的空間較大，對晉升的期望也較為強烈，其有熱情為了晉升而努力，因而，官員會注重推動轄區(qū)資源優(yōu)化配置，會計信息質(zhì)量的配置功能得以顯現(xiàn)。隨著任期的增加，官員晉升的空間和概率會下降，預(yù)期也會隨之減弱，其自身行為也會發(fā)生變化，從而導(dǎo)致會計信息質(zhì)量的資源配置效應(yīng)被扭曲，弱化對經(jīng)濟的增長效應(yīng)。參考楊其靜和鄭楠(2013)[22]，本文以官員任期3年為分界點，來對比不同任期下會計信息質(zhì)量對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。

同時，考慮到官員更替帶來的政治權(quán)力轉(zhuǎn)移，本文進一步考察政治穩(wěn)定性對會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長的影響。官員更替帶來的宏觀政治不確定性(Pastor and Veronesi，2013)[13]，使微觀企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境產(chǎn)生一定的不確定性。由于新任官員的偏好和政策趨向尚不明了，企業(yè)更傾向于等待觀望，使投資減少。由于宏觀經(jīng)濟增長依賴于微觀企業(yè)的投資等行為，使得轄區(qū)經(jīng)濟增速放緩。同時，為了迎合新任官員，企業(yè)會傾向于盈余管理(陳德球和陳運森，2013)[18]，以期在資源配置中獲取更多優(yōu)勢，如財政補貼、稅收優(yōu)惠以及高管政治晉升機會。因而，政治不確定性時，會計信息的資源配置效應(yīng)被弱化。隨著官員對轄區(qū)經(jīng)濟逐漸熟悉，政治環(huán)境也逐漸穩(wěn)定，其對政績的訴求會推動資源優(yōu)化配置，因而，會計信息的宏觀經(jīng)濟決策效率也逐漸提高?；诖?，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：會計信息質(zhì)量的宏觀經(jīng)濟決策效應(yīng)在政治環(huán)境好的地區(qū)更為顯著。

研究設(shè)計

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2004～2011年所有A股上市公司為初始樣本，剔除金融行業(yè)上市公司、ST、PT類的上市公司、財務(wù)杠桿異常公司以及主要變量缺失的公司；經(jīng)過篩選，按照注冊地匹配，構(gòu)建地區(qū)層面的會計信息質(zhì)量，最終得到1588個樣本。

本文微觀企業(yè)數(shù)據(jù)來自CSMAR及wind數(shù)據(jù)庫；宏觀財政收支及GDP數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》；政府干預(yù)指數(shù)、金融發(fā)展程度數(shù)據(jù)來自樊綱等(2011)[19]編寫的我國各地區(qū)市場化進程指數(shù)，由于樊綱等(2011)[19]披露的政府干預(yù)指數(shù)、金融發(fā)展程度數(shù)據(jù)僅到2009年，為保證數(shù)據(jù)的完整性，將2010、2011的數(shù)據(jù)用2009年的數(shù)據(jù)來代替；官員數(shù)據(jù)通過人民網(wǎng)、新華網(wǎng)，以及百度、谷歌等搜索引擎整理。為消除極端值的影響，對連續(xù)變量進行上下1%的winsorize處理。

二、變量定義與模型設(shè)定

為檢驗前述假設(shè)，本文構(gòu)建如下模型(1)：

其中：

1. 被解釋變量：地區(qū)經(jīng)濟增長率GDPgrowth

由于地理因素原因，我國各地區(qū)在資源等方面差別較大，即使同一省份其各地方的行為也有所差異。陶然等(2010)[21]認為20世紀80年代推進的地改市、市轄縣等改革，強化了地市在經(jīng)濟發(fā)展中的作用，而且現(xiàn)有的招商引資主體也主要是地級市政府。因而，為了避免省份層面的偏差，本文以地級市為研究對象，這樣有助于理解具體的宏觀經(jīng)濟增長。地區(qū)經(jīng)濟增長為各地級市國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率，該指標越大表示地區(qū)經(jīng)濟增長越快。

2. 解釋變量：會計信息質(zhì)量AIQ

會計信息是指能為決策使用者的未來決策提供足夠的能反映公司經(jīng)營情況的信息。鑒于財務(wù)信息的重要性，本文采用基于修正的Jones(1991)[6]模型計算的會計盈余質(zhì)量的絕對值作為會計信息質(zhì)量的替代變量，并進一步將所屬地區(qū)上市公司層面的會計盈余累加求均值計算地區(qū)層面的會計盈余。為了便于理解，將地區(qū)層面會計盈余的相反數(shù)作為會計信息質(zhì)量AIQ1的替代變量，該值越大表示會計信息質(zhì)量越好。同時，也采用上市公司會計盈余的中位數(shù)作為會計信息質(zhì)量的替代變量AIQ2。

為檢驗不同政府治理環(huán)境下會計信息質(zhì)量對經(jīng)濟增長的影響。本文分別從制度環(huán)境、政治環(huán)境兩個方面進行檢驗。制度環(huán)境從政府干預(yù)和金融發(fā)展兩個角度衡量，并按政府干預(yù)指數(shù)和金融發(fā)展水平的高低分為兩個組。政治環(huán)境從官員任期和官員更替兩個角度衡量，參考Bo(1996)[2]，若市委書記在一年中的1～6月份上任的，該年記為該官員任期的起始年；7～12月上任的，下一年記為該官員任期的起始年，這樣可以保證官員任期的連續(xù)性。官員任期的初始年份，新官上任“三把火”致使許多政策不確定，其轄區(qū)內(nèi)的各種資源將重新配置、社會網(wǎng)絡(luò)將重新構(gòu)建，將市委書記更替年份作為政治不確定性的替代變量。

3. 控制變量

為了控制其他變量對經(jīng)濟增長率的影響，本文控制如下變量：地區(qū)GDP總量；固定資產(chǎn)投資FaxInvest，固定資產(chǎn)投資總額/GDP總量；地區(qū)人均GDPPeoplerev，地區(qū)GDP/總?cè)丝?；地區(qū)財政收入Govrev，地區(qū)財政總收入/地區(qū)GDP；對外固定投資總額ForeignInvest，地區(qū)外商投資總額/地區(qū)GDP；同時我們還控制地區(qū)Province、年度Year虛擬變量，以控制地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。

表1 主要變量描述性分析

實證結(jié)果與分析

一、描述性分析

表1報告了主要變量的描述性分析情況。由表1可知，各地級市的年平均GDP增長率為0.185，最小值為-0.014，最大值為0.399，說明各地級市的經(jīng)濟增長存在顯著差異。各地級市的會計信息質(zhì)量AIQ1均值為-0.042，AIQ2均值為-0.038，最小值為-0.204，最大值為-0.001，說明不同地區(qū)的會計質(zhì)量差異較大。政府干預(yù)指數(shù)均值為8.612，金融發(fā)展指數(shù)均值為9.244，樣本中市委書記的任期約為2.841年，基本與楊其靜和鄭楠(2013)[22]的研究結(jié)果一致，同時22.9%的城市在樣本期內(nèi)發(fā)生了政治權(quán)力轉(zhuǎn)移。

二、實證結(jié)果分析

1. 會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長

為檢驗本文研究假設(shè)，采用模型(1)進行回歸分析，表2報告了會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長的回歸結(jié)果。由表2可知，會計信息質(zhì)量與地區(qū)經(jīng)濟增長顯著正相關(guān)，并在5%水平上通過了顯著性檢驗，說明會計信息質(zhì)量越好，地區(qū)經(jīng)濟增長越快。這是因為會計信息質(zhì)量越好的地區(qū)，其資源配置效率越高，會計信息緩解了彼此間的信息不對稱，提高了決策效率，優(yōu)化了資源配置，使有限的資源發(fā)揮最大的效用，從而推動地區(qū)GDP增長。因而，會計信息質(zhì)量在宏觀層面具有提高配置效率、推動經(jīng)濟增長的作用。

表2 會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長

2. 制度環(huán)境、會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長

為檢驗不同制度環(huán)境下會計信息質(zhì)量的宏觀資源配置效應(yīng)的差異，按照樊綱等(2011)[19]編制的市場化進程指數(shù)——政府干預(yù)、金融發(fā)展按年度劃分為高低兩組，對比檢驗兩者的差異。表3報告了制度環(huán)境、會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長的回歸結(jié)果。由表3可知，在弱政府干預(yù)和高金融發(fā)展水平的地區(qū)，會計信息質(zhì)量對地區(qū)經(jīng)濟增長的作用依舊很明顯，而在強政府干預(yù)和低金融發(fā)展水平的地區(qū)，會計信息質(zhì)量對地區(qū)經(jīng)濟增長的作用并不明顯。對比兩者的系數(shù)并差異性檢驗發(fā)現(xiàn)，在弱政府干預(yù)和高金融發(fā)展水平的地區(qū)會計信息質(zhì)量的系數(shù)顯著高于強政府干預(yù)和低金融發(fā)展水平地區(qū)的會計信息質(zhì)量的系數(shù)。其原因是，在政府干預(yù)弱、金融發(fā)展水平高的地區(qū)，良好的外部制度環(huán)境使信貸、投資等資源配置由會計信息質(zhì)量的高低來決定，而且會計信息質(zhì)量越好，地區(qū)資源配置效率越高，因而，會計信息質(zhì)量的資源配置功能促進了地區(qū)經(jīng)濟增長。而在政府干預(yù)強、金融發(fā)展水平低的地區(qū)，由于資源稟賦的有限性，企業(yè)面臨著融資約束(Rajan and Zingales，1998)[14]，而外部的信貸資源由行政主導(dǎo)的政府部門所控制，在關(guān)系型社會的中國，政府的幕后之手使會計信息的資源配置功能失效，導(dǎo)致資源錯配，從而導(dǎo)致會計信息質(zhì)量的資源配置功能失效。

表3 制度環(huán)境、會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長

3. 政治環(huán)境、會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長

在上文檢驗制度環(huán)境影響的基礎(chǔ)之上，本文進一步從任期和更替兩個方面考慮官員個體特征異質(zhì)性的影響。表4報告了政治環(huán)境、會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長的回歸結(jié)果。由表4可知，官員任期Tenure＜=3時，會計信息質(zhì)量對經(jīng)濟增長的作用依舊顯著，而在官員任期Tenure＞=4時，兩者的關(guān)系不在顯著。這說明政治錦標賽下，官員任期的行為差異會影響會計信息質(zhì)量的資源配置功能，在任期初期，官員獲得晉升的空間較大，對晉升的期望也較為強烈，其有熱情為了晉升而努力，因而官員會注重推動轄區(qū)資源優(yōu)化配置，會計信息質(zhì)量的配置功能得以顯現(xiàn)。隨著任期的增加，官員晉升的空間和概率會下降，預(yù)期也會隨之減弱，因而其自身行為發(fā)生變化，從而導(dǎo)致會計信息質(zhì)量的資源配置效應(yīng)被扭曲，因而對經(jīng)濟增長的效應(yīng)不太明顯。

進一步考慮政治不確定性后發(fā)現(xiàn)，政治權(quán)力轉(zhuǎn)移帶來的政策不確定性弱化了會計信息質(zhì)量的資源配置功能，從而使經(jīng)濟增長效應(yīng)不太明顯。而隨著官員熟悉環(huán)境，其對政績的訴求會推動資源優(yōu)化配置，因而會計信息質(zhì)量推動經(jīng)濟增長效應(yīng)越發(fā)明顯。

表4 政治環(huán)境、會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長

綜上可知，會計信息具有資源配置功能，會計信息質(zhì)量越好，資源配置效率越高，經(jīng)濟增長越迅速。會計信息在提高資源配置效率的同時，也實現(xiàn)了宏觀經(jīng)濟的增長。而且良好的外部治理環(huán)境有助于發(fā)揮會計信息質(zhì)量的宏觀資源配置效應(yīng)。

表5 考慮內(nèi)生性會計信息質(zhì)量與地區(qū)經(jīng)濟增長

表6 穩(wěn)健性檢驗

內(nèi)生性問題與穩(wěn)健性檢驗

一、內(nèi)生性問題

為了克服可能存在的內(nèi)生性問題，本文選取地理層面因素——各地級市到省會城市證監(jiān)局的距離作為工具變量來解決這一內(nèi)生性問題，Kedia and Rajgopal(2011)[7]認為因資源限制的原因，SEC偏好調(diào)查距離辦公場所更近的公司，且該類公司財務(wù)報告重述的概率相對更低。因而，距離監(jiān)管層的距離滿足工具變量的相關(guān)性和排他性要求?；诖?，本文選取各地級市到省會城市證監(jiān)局的距離Diss(加1后取自然對數(shù))作為會計信息質(zhì)量的工具變量。

由表5可知，第一階段回歸中距離監(jiān)管層的距離Diss與會計信息質(zhì)量AIQ顯著負相關(guān)，說明由于地理位置的原因，限于資源的限制監(jiān)管層對近距離地區(qū)的公司監(jiān)管更嚴格，因而其會計信息質(zhì)量更高(Kedia and Rajgopal，2011)[7]。第二階段回歸中會計信息質(zhì)量與經(jīng)濟增長依舊顯著正相關(guān)，說明控制內(nèi)生性后會計信息質(zhì)量的宏觀經(jīng)濟決策效應(yīng)依舊存在。

二、穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用如下方式進行穩(wěn)健性測試：

(1)前文構(gòu)建的會計信息質(zhì)量主要基于修正的Jones模型，為了避免單一的會計信息質(zhì)量衡量方式帶來的偏誤，進一步采用DD模型來計算會計信息質(zhì)量，進行穩(wěn)健性檢驗。

(2)前述研究樣本包含省會城市、副省級城市以及其他地級市，由于省會城市和副省級城市地理位置優(yōu)勢原因，其會計信息質(zhì)量的資源配置效率可能有別于其他地級市，本文進一步剔除省會城市和副省級城市，進行重新回歸。

(3)由于前述研究樣本屬于“大N、小T”型非平衡面板數(shù)據(jù)，為避免前文混合回歸估計方法帶來偏差，采用固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)回歸分析，并進行Hausman檢驗，檢驗結(jié)果拒絕了隨機效應(yīng)估計。為控制不可觀測的個體相關(guān)效應(yīng)和時間效應(yīng)，本文采用控制個體和時間的雙向固定效應(yīng)的估計方法。

(4)考慮到跨地區(qū)研究中采取省級單位考察的普遍性，本文進一步以省級層面為研究對象考察會計信息質(zhì)量對經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果與采取市級層面數(shù)據(jù)基本一致。

采用上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示前述結(jié)論仍成立，說明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

研究結(jié)論

本文基于微觀企業(yè)會計信息構(gòu)建了地區(qū)層面會計信息質(zhì)量，檢驗了微觀會計信息質(zhì)量在宏觀層面的資源配置效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量顯著地提高了宏觀經(jīng)濟的資源配置效率，會計信息質(zhì)量越好的地區(qū)，其經(jīng)濟增長越快。而且良好的外部治理環(huán)境有助于發(fā)揮會計信息質(zhì)量的宏觀資源配置效應(yīng)。在政府干預(yù)弱、金融發(fā)展水平高和政治環(huán)境穩(wěn)定的地區(qū)，會計信息質(zhì)量在宏觀層面的資源配置效率更高，經(jīng)濟增長更快。本文研究結(jié)論說明微觀企業(yè)會計信息具有宏觀經(jīng)濟決策價值，能夠提高資源配置效率，影響宏觀經(jīng)濟增長。同時，良好的外部治理機制有助于發(fā)揮會計信息的宏觀資源配置功能。本文結(jié)論有助于從微觀視角增進對宏觀經(jīng)濟增長決策機制的理解。

本文的啟示是政府應(yīng)創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，發(fā)揮會計信息的資源配置功能，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長。因此，在改革浪潮中政府應(yīng)加快職能轉(zhuǎn)變，創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，確保發(fā)揮市場的資源配置功能，從而激發(fā)經(jīng)濟主體的市場活力和創(chuàng)造力。同時，應(yīng)還權(quán)于社會和市場，減少行政干預(yù)，以激發(fā)市場和社會發(fā)展活力，實現(xiàn)經(jīng)濟的健康快速發(fā)展。

本文可能的局限是未能構(gòu)建經(jīng)濟增長質(zhì)量，會計信息質(zhì)量雖然提高了資源配置效率實現(xiàn)了經(jīng)濟增長，但經(jīng)濟增長的質(zhì)量如何是我們未來研究的方向。同時，限于現(xiàn)有技術(shù)難以將非財務(wù)信息量化，因而本文對會計信息質(zhì)量的衡量可能存在一定的偏差。