周 芳，張先治

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025；2.南京審計(jì)大學(xué)政府審計(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211815)

一、引 言

會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革不同于對(duì)某些具體會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的修訂，這種變革是會(huì)計(jì)準(zhǔn)則從整體上進(jìn)行的一次大的改變，在國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同背景下我國(guó)于2007年開(kāi)始實(shí)施的企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則就是一次會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革。目前學(xué)術(shù)界對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革經(jīng)濟(jì)后果的研究重點(diǎn)側(cè)重于微觀領(lǐng)域，而對(duì)宏觀效應(yīng)研究較少。而會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的宏觀經(jīng)濟(jì)后果是未來(lái)更具特色的研究方向(孫錚等，2013[1])。這也正是會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革中潛藏的一個(gè)非預(yù)期影響帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果(張先治等，2013[2])。而宏觀投資作為宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要組成部分，也是與會(huì)計(jì)準(zhǔn)則聯(lián)系最緊密的一部分宏觀經(jīng)濟(jì)范疇。所以本文選擇宏觀投資作為研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的宏觀經(jīng)濟(jì)后果的主要方向，從理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)兩部分分析我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資的影響。

本文將我國(guó)對(duì)外直接投資(OFDI)和外商直接投資(FDI)之和作為跨國(guó)直接投資，在制度背景分析和文獻(xiàn)整理歸納的基礎(chǔ)上，從理論和實(shí)證兩個(gè)方面檢驗(yàn)了作為一種宏觀制度變革的我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資的影響及其作用機(jī)理。本文的主要貢獻(xiàn)在于：第一，將會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的經(jīng)濟(jì)后果研究從微觀領(lǐng)域擴(kuò)展到宏觀領(lǐng)域，直接考察了會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量——跨國(guó)直接投資的影響。第二，通過(guò)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析了會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資的影響機(jī)理。第三，不同于國(guó)外研究文獻(xiàn)以多個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家為研究對(duì)象，本文只側(cè)重于分析作為一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資(資本流出)和吸引國(guó)外直接投資(資本流入)的共同影響。

2003年開(kāi)始中國(guó)GDP從全世界排名第六一直上升到2015年全世界排名第二。我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷上升的原因之一就是跨國(guó)投資的不斷增長(zhǎng)。根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和世界銀行公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，我國(guó)各年對(duì)外直接投資和外商直接投資的數(shù)據(jù)如圖1所示。由該圖可以看出2007年和2008年兩年是增長(zhǎng)最快的兩年。那么，跨國(guó)直接投資快速增長(zhǎng)的背后是否與我國(guó)2007年的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革有聯(lián)系是本文所要研究的問(wèn)題。

圖1 我國(guó)對(duì)外直接投資和外商直接投資發(fā)展趨勢(shì)圖

二、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

會(huì)計(jì)準(zhǔn)則從美國(guó)誕生以來(lái)，逐漸發(fā)展成為全球通用的國(guó)際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則(IFRS)，研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響成為理論界和實(shí)務(wù)界關(guān)心的熱點(diǎn)問(wèn)題。Brüggemann et al.(2013)[3]、George et al.(2016)[4]等全面回顧了全球各個(gè)國(guó)家在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后的經(jīng)濟(jì)后果。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革不僅會(huì)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量產(chǎn)生影響，而且會(huì)對(duì)微觀企業(yè)、資本市場(chǎng)乃至宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響主要體現(xiàn)在對(duì)會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性、可靠性、透明性、可比性、穩(wěn)健性等特征的影響，由于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量特征計(jì)量的多樣性，以及受到資本市場(chǎng)效率、管理層報(bào)告動(dòng)機(jī)的影響導(dǎo)致會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響的研究結(jié)論并不統(tǒng)一。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)微觀企業(yè)的影響主要集中在企業(yè)投融資、高管薪酬、業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)、公司治理等方面。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)資本市場(chǎng)的影響多集中在對(duì)資本成本、流動(dòng)性、分析師預(yù)測(cè)以及審計(jì)等方面，研究結(jié)論基本上是比較積極的，但是仍然不能排除執(zhí)行和實(shí)施會(huì)計(jì)準(zhǔn)則過(guò)程中制度環(huán)境所發(fā)揮的重要作用。陳信元等(2011)[5]、張先治等(2015)[6]對(duì)我國(guó)最近一次會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行了全面的回顧和評(píng)述。

國(guó)外研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響也才剛剛起步，國(guó)內(nèi)還沒(méi)有開(kāi)展會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)宏觀投資影響的研究。在對(duì)跨國(guó)投資的研究中，研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)間接投資的文獻(xiàn)較多。Amiram(2012)[7]認(rèn)為在采用IFRS的被投資國(guó)家中，外國(guó)權(quán)益組合投資(FPI)會(huì)增加。但是Beneish et al.(2015)[8]認(rèn)為在采用IFRS之后，在外國(guó)權(quán)益投資的提高只限于那些治理質(zhì)量好(或正在改善)的國(guó)家。Chen et al.(2013)[9]研究采用IFRS之后對(duì)不同國(guó)家同行業(yè)公司的投資效率的影響。盡管大部分研究認(rèn)為會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革(趨同)會(huì)促進(jìn)外國(guó)權(quán)益投資行為的增加，但是不同研究者認(rèn)為會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革促進(jìn)外國(guó)權(quán)益投資增加的機(jī)理和路徑卻不同。

(一)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資的影響

少數(shù)文獻(xiàn)研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資的影響。Gordon et al.(2012)[10]分析了涉及124個(gè)國(guó)家從1996～2009年的1300個(gè)觀察值的面板數(shù)據(jù)，使用了工具變量法(IV)、最小二乘法(OLS)和組間比較法(DID)三種方法為IFRS采用導(dǎo)致FDI流入的增加提供了證據(jù)。M’arquez-Ramos(2011)[11]利用2002～2007年100多個(gè)國(guó)家的雙邊FDI數(shù)據(jù)，研究得出本國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則和IFRS的趨同是通過(guò)透明性和可比性共同作用提高了FDI。

但是，我國(guó)還沒(méi)開(kāi)展對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資影響的研究。根據(jù)跨國(guó)投資理論，影響外國(guó)投資行為的因素有一國(guó)的物理基礎(chǔ)因素(硬條件)和制度基礎(chǔ)因素(軟條件)，而制度基礎(chǔ)因素是影響國(guó)際商業(yè)活動(dòng)的核心決定因素(Dunning，2005[12])。Choi et al.(2001)[13]認(rèn)為財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)被認(rèn)為是一個(gè)國(guó)家市場(chǎng)制度中的基礎(chǔ)建設(shè)的一部分。Ports and Rey(2005)[14]認(rèn)為在外國(guó)市場(chǎng)上信息的缺乏比投資機(jī)會(huì)多樣化更重要。雖然地理上的距離、資本控制和匯率風(fēng)險(xiǎn)可以用來(lái)解釋阻礙資本在國(guó)際上的流動(dòng)，但信息不對(duì)稱是最令人信服的解釋。在東道國(guó)和外國(guó)投資者之間的信息不對(duì)稱會(huì)阻礙外國(guó)投資行為。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的國(guó)際趨同減少了國(guó)內(nèi)外投資者跨國(guó)投資過(guò)程中的信息不對(duì)稱，促進(jìn)了跨國(guó)投資的增長(zhǎng)。綜上所述提出如下假設(shè)：

H1：我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后促進(jìn)了我國(guó)與其他國(guó)家之間的跨國(guó)直接投資。

(二)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資影響的路徑和機(jī)理

1.會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革促進(jìn)了會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的提高

盡管可比性作為一項(xiàng)基本的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量特征由來(lái)已久，但對(duì)可比性的研究是在國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則協(xié)調(diào)與趨同的背景下才逐漸展開(kāi)的(袁知柱、吳粒，2012[15])。會(huì)計(jì)可比性既包括會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的可比，又包括會(huì)計(jì)信息的可比。前者側(cè)重于宏觀層面，后者側(cè)重于微觀層面。前者是后者的前提。宏觀層面會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的趨同著力解決的是形式上的可比，而微觀層面的會(huì)計(jì)信息可比更多的是指實(shí)質(zhì)上的可比，除了受到宏觀層面會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同的影響，還受到很多會(huì)計(jì)準(zhǔn)則執(zhí)行中制度因素的影響，例如投資者保護(hù)、公司治理以及管理層報(bào)告動(dòng)機(jī)等。基于從宏觀層面研究會(huì)計(jì)可比性對(duì)跨國(guó)直接投資的影響，所以本文所指的會(huì)計(jì)可比性是指會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的可比性，是通過(guò)不同國(guó)家的準(zhǔn)則與實(shí)務(wù)差異來(lái)度量的。差異越小，可比性越高。我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革實(shí)現(xiàn)了與IFRS的趨同，意味著我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與IFRS的差異在縮小。在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同背景下，其他國(guó)家也越來(lái)越多的采用IFRS。自2001年以來(lái)，已有近140個(gè)國(guó)家要求或允許使IFRS，所有其余主要經(jīng)濟(jì)體均已確定了在不遠(yuǎn)的將來(lái)采用IFRS或與之趨同的時(shí)間安排(周芳，2015[16])。各國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則都朝著一個(gè)共同的IFRS改進(jìn)，勢(shì)必會(huì)導(dǎo)致國(guó)與國(guó)之間會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的提高?；跁?huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的經(jīng)濟(jì)后果研究始于Bae et al.(2008)[17]，主要檢驗(yàn)國(guó)家間會(huì)計(jì)準(zhǔn)則差異對(duì)分析師盈利預(yù)測(cè)行為的影響，結(jié)論是會(huì)計(jì)準(zhǔn)則差異的確會(huì)給證券分析師的預(yù)測(cè)行為帶來(lái)經(jīng)濟(jì)成本。Yu and Wahid(2014)[18]探索了實(shí)施IFRS所帶來(lái)的會(huì)計(jì)距離的縮小如何影響投資者的跨國(guó)投資決策，研究發(fā)現(xiàn)因?yàn)榭杀刃缘奶岣?，不管是投資者還是被投資者采用IFRS，證券投資都會(huì)增加。

2.會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性提高減少跨國(guó)投資的“本土偏好”

“本土偏好”即投資者更傾向于在本土投資而不進(jìn)行跨國(guó)投資，這種投資行為并不符合最優(yōu)投資組合原理。用于“本土偏好”的解釋有兩個(gè)：一是因?yàn)橥鈬?guó)投資者相對(duì)于本土投資者具有信息劣勢(shì)。采用不同會(huì)計(jì)準(zhǔn)則產(chǎn)生的用于解釋外國(guó)公司財(cái)務(wù)報(bào)告成本的升高阻礙了外國(guó)投資(Gehrig，1993[19])。Chen et al.(2014)[20]發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在自愿趨同階段因?yàn)闇p少了外國(guó)投資者的信息處理成本從而促進(jìn)了FDI。二是因?yàn)槭煜ば云?jiàn)。當(dāng)人們感覺(jué)對(duì)一個(gè)領(lǐng)域比較熟悉和了解時(shí)，他們就會(huì)更傾向于進(jìn)入(或投資)這個(gè)領(lǐng)域。反之，人們會(huì)避開(kāi)這個(gè)領(lǐng)域。French and Poterba(1991)[21]暗示熟悉性偏見(jiàn)塑造了外國(guó)投資決策。所以會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的趨同引起外國(guó)投資者感覺(jué)對(duì)被投資國(guó)的投資環(huán)境(或市場(chǎng))更為熟悉，從而促進(jìn)外國(guó)投資行為的增加。綜上所述，提出如下假設(shè)：

H2：會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革通過(guò)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的提高促進(jìn)了跨國(guó)直接投資。

H3：我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革更容易促進(jìn)我國(guó)與已采用IFRS的國(guó)家之間的資本流動(dòng)。

三、樣本選取與研究設(shè)計(jì)

(一)樣本的選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

由于我國(guó)2007年實(shí)施會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革，同時(shí)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒從2004年才開(kāi)始有我國(guó)對(duì)外直接投資的國(guó)別統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，所以取2007年前后各三年，即2004～2010年一共7年作為研究期間。根據(jù)我國(guó)外商直接投資和對(duì)外直接投資的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，每個(gè)國(guó)家和地區(qū)從2004年至2010年共七年各年都不缺失外商直接投資和對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)的一共59個(gè)，這些國(guó)家和地區(qū)基本上代表了外商直接投資和對(duì)外直接投資總量的90%以上。其中，我國(guó)內(nèi)地與香港地區(qū)的資本流動(dòng)非?；钴S，而且有逐年增加的趨勢(shì)，考慮到該數(shù)據(jù)所占比重很大，后面的分析中將其剔除處理。

(二)變量選取及度量

雖然許多國(guó)家都強(qiáng)制采用IFRS，但是各國(guó)強(qiáng)制采用IFRS的時(shí)間不同，根據(jù)IASB官方網(wǎng)站的統(tǒng)計(jì)，現(xiàn)總結(jié)如下表1。根據(jù)各國(guó)家和地區(qū)強(qiáng)制采用IFRS時(shí)間的不同，對(duì)58個(gè)國(guó)家分五種情況分別計(jì)算各國(guó)與中國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的similarityijt：2004年、2005～2006年、2007年、2008～2010年以及在2004～2010年七年都沒(méi)有強(qiáng)制采用IFRS的國(guó)家。在2004年similarityijt的得分是借鑒了Sae et al.(2008)[17]中有相應(yīng)的打分和計(jì)算方法。本文與Sae et al.(2008)[17]不同的是如果兩個(gè)國(guó)家對(duì)同一個(gè)具體會(huì)計(jì)準(zhǔn)則內(nèi)容打分都為1，則該國(guó)家組針對(duì)該項(xiàng)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則取值為0，但是Sae et al.(2008)[17]則會(huì)針對(duì)這種情況取值為1。在2005年，根據(jù)表1的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，對(duì)2005年強(qiáng)制采用IFRS的國(guó)家，默認(rèn)其21個(gè)會(huì)計(jì)項(xiàng)目打分都為0，然后根據(jù)上述步驟重新計(jì)算similarityijt。在2007年以及以后的3年以此類推。similarityijt越大，說(shuō)明兩國(guó)的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性越高，越可以促進(jìn)FDI流動(dòng)。所以該指標(biāo)與FDI流動(dòng)呈正向關(guān)系。

表1 主要國(guó)家和地區(qū)采用IFRS時(shí)間

其余變量及其度量見(jiàn)表2。

表2 變量及其含義匯總表

續(xù)表

變量含義解釋變量POST啞變量,2004～2006年該變量取值為0;2007～2010年該變量取值為1。該變量是對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的衡量similarityijt我國(guó)和其他國(guó)家會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的度量,介于[0,1]之間的數(shù)值控制變量lnGDPit衡量以現(xiàn)價(jià)美元計(jì)算的其他國(guó)家每年的GDP流量,并取對(duì)數(shù)。該數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)lnGDPjt衡量以現(xiàn)價(jià)美元計(jì)算的我國(guó)每年GDP流量與上一年GDP流量的差額,并取對(duì)數(shù)。為了使該指標(biāo)更加平穩(wěn),所以該指標(biāo)取一階差分來(lái)計(jì)算lnDISTij衡量我國(guó)首都北京和其他國(guó)家首都之間的直線距離,并取對(duì)數(shù)。該變量是一個(gè)不隨時(shí)間變化而變化的變量。數(shù)據(jù)來(lái)源于百度地圖LAWijt衡量其他國(guó)家與我國(guó)在法律制度上的差異,其他國(guó)家與我國(guó)每年“role of law”指標(biāo)得分之差取絕對(duì)值。各個(gè)國(guó)家2004～2010年每年的“role of law”指標(biāo)得分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行WGI,取值介于[-2.5,2.5]

(三)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

綜合M’arquez-Ramos(2011)[11]和Chen et al.(2014)[20]兩個(gè)引力模型(gravity model)，本文構(gòu)造了如下檢驗(yàn)我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資影響的模型：

lnTFDIijt=β0+β1lnGDPit+β2lnGDPjt+β3lnDISTij+β4LAWijt+β5POST+μij+εijt

(1)

根據(jù)引力模型的理論，lnGDPit和lnGDPjt代表兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，也是兩國(guó)之間跨國(guó)直接投資的需求和供給，所以它們與兩國(guó)之間的跨國(guó)直接投資呈正向關(guān)系。lnDISTij代表兩國(guó)的地理距離，其值越大，說(shuō)明兩個(gè)國(guó)家越遠(yuǎn)，跨國(guó)直接投資越少，兩者呈反向關(guān)系。lnLAWijt代表兩國(guó)的制度距離，該變量是影響跨國(guó)直接投資的充分而非必要條件，制度距離越小越有利于促進(jìn)跨國(guó)直接投資，但是跨國(guó)直接投資的增加并非一定就存在于制度距離小的國(guó)家之間。制度因素只是影響國(guó)際投資的一個(gè)因素，有時(shí)跨國(guó)投資會(huì)基于資源尋求動(dòng)機(jī)或者為了弱勢(shì)制度規(guī)避和強(qiáng)勢(shì)制度尋求動(dòng)機(jī)。所以，該指標(biāo)對(duì)跨國(guó)直接投資的影響方向不定。綜上所述，β1、β2、β5預(yù)計(jì)為正，β3預(yù)計(jì)為負(fù)，β4影響方向未定。μij是固定效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果及其分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表3，lnTFDIijt的標(biāo)準(zhǔn)差較大說(shuō)明我國(guó)和不同國(guó)家之間的跨國(guó)直接投資的差異性較大。由于朝鮮、開(kāi)曼群島和英屬維爾京群島缺少歷年GDP數(shù)據(jù)，所以lnTFDIijt觀測(cè)值減少了21個(gè)。similarityijt指標(biāo)的計(jì)算主要受到Bae et al.(2008)[17]統(tǒng)計(jì)范圍的影響，本文所選取的58個(gè)國(guó)家中只有33個(gè)國(guó)家在Bae et al.(2008)[17]文章中有相應(yīng)的打分，所以導(dǎo)致該指標(biāo)的觀測(cè)值只有231個(gè)。本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize縮尾處理以消除異常值的影響。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)分析表

(二)相關(guān)性分析

表4列示了各主要變量之間的相關(guān)系數(shù)以及顯著性水平。(1)解釋變量無(wú)論是會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革(POST)還是會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性(similarityijt)都與被解釋變量lnTFDIijt呈正相關(guān)關(guān)系，而且在1%的水平上顯著。(2)控制變量lnGDPit、lnGDPjt、lnDISTij與預(yù)期是相符的。LAWijt與lnTFDIijt呈正相關(guān)關(guān)系，并且在1%水平上顯著。這說(shuō)明制度距離越大，我國(guó)與其他國(guó)家的國(guó)際投資流動(dòng)越多，雖然這并不符合發(fā)達(dá)國(guó)家的“制度接近論”，但是也印證了我國(guó)國(guó)際投資流動(dòng)更多地是基于資源尋求動(dòng)機(jī)或者為了弱勢(shì)制度規(guī)避和強(qiáng)勢(shì)制度尋求動(dòng)機(jī)。(3)因?yàn)閟imilarityijt計(jì)量方法，所以解釋變量similarityijt與POST之間也具有較高的多重共線性問(wèn)題。同時(shí)POST和similarityijt都與控制變量lnGDPjt具有較高的多重共線性問(wèn)題，說(shuō)明這三個(gè)變量都有相似的時(shí)間變化趨勢(shì)。

表4 相關(guān)性分析表

注：*** 、** 、*分別代表在1%、5%、10%的顯著性水平(雙尾)。下同。

(三)回歸結(jié)果

1.OLS回歸結(jié)果

對(duì)模型(1)進(jìn)行逐年的OLS回歸。由表5第(3)列的回歸結(jié)果顯示，即POST系數(shù)β5的估計(jì)值為0.522，并在5%的水平下顯著，說(shuō)明在2007年我國(guó)跨國(guó)投資流動(dòng)總量確實(shí)發(fā)生顯著性增加。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)2007年及以后各年我國(guó)跨國(guó)投資流動(dòng)總量比2007年之前確實(shí)發(fā)生顯著性變化。在此增加四個(gè)虛擬變量dummy2005、dummy2006、dummy2008和dummy2009來(lái)比較lnTFDIijt在對(duì)應(yīng)的2005年及以后、2006年及以后、2008年及以后和2009年及以后的變化。從這四個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)和顯著性水平上說(shuō)明從2007年開(kāi)始，我國(guó)與其他各國(guó)之間的跨國(guó)直接投資流動(dòng)總量有了顯著的增長(zhǎng)。其他控制變量也與預(yù)期相符。與相關(guān)性分析不同的是，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力(lnGDPjt)與被解釋變量正相關(guān)，但是不夠顯著。說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力對(duì)跨國(guó)直接投資總量的影響并不顯著，主要是因?yàn)樵撟兞康娜≈刀紝儆跁r(shí)間序列數(shù)據(jù)，而不是面板數(shù)據(jù)。

表5 OLS回歸結(jié)果(N=385)

2.固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)及其結(jié)果

由于引力模型本身以及由此演變的本文所用的模型(1)都具有固定效應(yīng)，所以為了更好的控制內(nèi)生性問(wèn)題，首先對(duì)模型(1)是否屬于固定效應(yīng)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果p=0.0000(33.64)[注]為了節(jié)省篇幅，文中p值代表Hausman檢驗(yàn)的prob>chi2的值，括號(hào)里面的數(shù)字代表chi2的值。，說(shuō)明模型(1)屬于靜態(tài)面板中的固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型回歸的結(jié)果如下表6第(1)列所示。由于lnDISTij屬于不隨時(shí)間變化而變化的變量，所以在固定效應(yīng)模型中被剔除掉了。假設(shè)1依然成立。

3.會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)及其結(jié)果

本文通過(guò)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)來(lái)說(shuō)明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資影響的因果關(guān)系。similarityijt就是衡量?jī)蓢?guó)之間會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的可比性指標(biāo)。即檢驗(yàn)similarityijt作為中介變量的中介效應(yīng)是否顯著。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)法(溫忠麟等，2012[22])，在模型(1)中β5顯著的基礎(chǔ)上，構(gòu)建模型(2)和(3)：

similarityijt=α0+α1POST+μijt

(2)

lnTFDIijt=γ0+γ1lnGDPit+γ2lnGDPjt+γ3lnDISTij+γ4LAWijt+γ5POST+

γ6similarityijt+μij+εijt

(3)

根據(jù)Sobel(1982)[23]的研究，構(gòu)建Sobel統(tǒng)計(jì)量z如下：

(4)

4.分組檢驗(yàn)及結(jié)果

本文對(duì)一共33個(gè)有會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性(similarityijt)數(shù)據(jù)的國(guó)家進(jìn)行分組。在分組檢驗(yàn)中，根據(jù)2005年33國(guó)家會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在21個(gè)會(huì)計(jì)項(xiàng)目中相同數(shù)量的多少將33個(gè)國(guó)家分為兩組：兩國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則項(xiàng)目相同數(shù)量最多是12項(xiàng)，一共有17個(gè)國(guó)家，定義為高分組[注]南非、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、澳大利亞、丹麥、匈牙利、意大利、荷蘭、土耳其、菲律賓、西班牙、瑞典、瑞士、新加坡、秘魯和委內(nèi)瑞拉(2008年)。其中，新加坡雖沒(méi)有采用IFRS，但是在Sae et al.(2008)[17]打分中，全部21個(gè)項(xiàng)目都是與IFRS相同的，與已采用IFRS沒(méi)有區(qū)別。而秘魯在21項(xiàng)打分中只有一項(xiàng)與IFRS不同，而這項(xiàng)會(huì)計(jì)項(xiàng)目我國(guó)與IFRS不同，所以這項(xiàng)不構(gòu)成相同會(huì)計(jì)項(xiàng)目。；其余有16個(gè)國(guó)家定義為低分組[注]印度尼西亞、日本、韓國(guó)、泰國(guó)、俄羅斯、墨西哥、加拿大、美國(guó)、新西蘭、阿根廷、埃及、巴西、智利、印度、馬來(lái)西亞、巴基斯坦。。當(dāng)然，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則項(xiàng)目相同數(shù)量越多，兩個(gè)國(guó)家之間的similarityijt越高。

根據(jù)假設(shè)3，對(duì)于高分組的國(guó)家由于與我國(guó)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的相似程度較高，所以在2007年我國(guó)采用IFRS以后，無(wú)論是出于降低信息處理成本還是提高熟悉性的原因，都會(huì)比低分組更加有利于兩個(gè)國(guó)家之間的跨國(guó)直接投資的增加。因?yàn)樵?005年歐盟全部強(qiáng)制采用IFRS，所以選擇2005～2009年連續(xù)五年作為研究期間，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果低分組國(guó)家的p=0.5431(3.09)，高分組國(guó)家的p=0.9951(0.2)，所以無(wú)論是低分組還是高分組都適用于隨機(jī)模型。

表6 回歸結(jié)果匯總表

分組檢驗(yàn)結(jié)果如表6第(4)和第(5)列所示：高分組國(guó)家的POST系數(shù)的估計(jì)值為0.523**，在5%水平上顯著，而低分組國(guó)家的POST系數(shù)的估計(jì)值為0.329，并不顯著。說(shuō)明在控制住其他國(guó)家會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變化影響因素以外，我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革后我國(guó)與高分組國(guó)家的跨國(guó)直接投資增加更顯著。這足以說(shuō)明假設(shè)3成立。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性(similarityijt)

2.分組檢驗(yàn)

被解釋變量lnTFDIijt在2007年前后發(fā)生顯著性變化有可能是因?yàn)槠渌麌?guó)家會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革帶來(lái)的影響，所以將2007年及以后其他國(guó)家由于會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同對(duì)被解釋變量的影響剔除，單純檢驗(yàn)由于我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)雙向跨國(guó)直接投資變化的影響。在2005～2009年期間，委內(nèi)瑞拉、智利以及新西蘭三國(guó)都是在2007年及以后陸續(xù)采用國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的國(guó)家，將這三個(gè)國(guó)家刪除以后，高分組國(guó)家的POST系數(shù)的估計(jì)值為0.454*，在10%水平上顯著，而低分組國(guó)家的POST系數(shù)的估計(jì)值為0.305，并不顯著。相對(duì)于低分組國(guó)家來(lái)說(shuō)，高分組國(guó)家的POST系數(shù)依然顯著，結(jié)論穩(wěn)健。

3.固定效應(yīng)向量分解(Fixed Effect Vector Decomposition，F(xiàn)EVD)

參照M’arquez-Ramos(2011)[11]的做法，在使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸時(shí)，一些不隨時(shí)間變化而變化的變量被刪除掉了，所以為了更穩(wěn)健，利用固定效應(yīng)向量分解法(Fixed Effect Vector Decomposition，F(xiàn)EVD)方法對(duì)固定效應(yīng)模型進(jìn)行優(yōu)化。經(jīng)過(guò)優(yōu)化后的固定效應(yīng)模型中不隨時(shí)間變化的控制變量lnDISTij系數(shù)的估計(jì)值為-1.494***，方向與預(yù)期相符，并且在1%水平上顯著，說(shuō)明兩國(guó)距離越遠(yuǎn)兩國(guó)之間的跨國(guó)直接投資越少。其他變量的估計(jì)結(jié)果雖然有所不同，但是并沒(méi)有實(shí)質(zhì)性改變，結(jié)論依然穩(wěn)健。

4.FDI和OFDI重分類

以上分析都是以外商直接投資和對(duì)外直接投資之和作為被解釋變量。以外商直接投資和對(duì)外直接投資分別作為被解釋變量重新進(jìn)行檢驗(yàn)。因?yàn)楣潭ㄐ?yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型的檢驗(yàn)得出P=0.0003和p=0.0005，所以仍然采用固定效應(yīng)模型。無(wú)論是OLS模型還是固定效應(yīng)模型以及經(jīng)過(guò)FEVD優(yōu)化以后的模型都顯示：會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資的影響顯著為正，但是對(duì)我國(guó)外商直接投資的影響為負(fù)，但是不顯著。中國(guó)香港、開(kāi)曼群島和英屬維爾京群島成為我國(guó)無(wú)論是對(duì)外直接投資還是外商直接投資最多的前三個(gè)國(guó)家或地區(qū)?？鄢@三個(gè)國(guó)家或地區(qū)以外，我國(guó)對(duì)其他國(guó)家和地區(qū)的外商直接投資在2007年是下降的，而對(duì)外直接投資在2007年卻是顯著增長(zhǎng)的。導(dǎo)致上述結(jié)果最主要原因是2007年商務(wù)部頒布的10號(hào)文《關(guān)于外國(guó)投資者并購(gòu)境內(nèi)企業(yè)的規(guī)定》對(duì)我國(guó)民營(yíng)企業(yè)通過(guò)紅籌架構(gòu)境外上市有了較大的限制，在很大程度上限制了外商直接投資的增加，但是該文件對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資影響很小。

六、研究結(jié)論及啟示

本文選取2004～2010年我國(guó)每年對(duì)外直接投資和外商直接投資之和作為跨國(guó)直接投資，從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的路徑，從理論和實(shí)證兩方面分析和檢驗(yàn)了我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)跨國(guó)直接投資的影響及其機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)：會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革提高了國(guó)家間會(huì)計(jì)信息的可比性，而會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性促進(jìn)了我國(guó)與其他各國(guó)跨國(guó)直接投資的增加。對(duì)于會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后的經(jīng)濟(jì)后果研究一直都沒(méi)有定論，尤其是在發(fā)展中國(guó)家和宏觀層面，本文為全面評(píng)價(jià)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的成本與效益又提供了有力的證據(jù)。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革通過(guò)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性的中介效應(yīng)促進(jìn)了跨國(guó)直接投資的流動(dòng)。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性只是反映了國(guó)家間會(huì)計(jì)信息的報(bào)告標(biāo)準(zhǔn)更可比了，但是對(duì)于投資者而言更重要的是會(huì)計(jì)信息實(shí)質(zhì)可比。然而會(huì)計(jì)信息實(shí)質(zhì)可比性的提高，則更多有賴于微觀層面企業(yè)會(huì)計(jì)政策選擇以及會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高以及執(zhí)行會(huì)計(jì)準(zhǔn)則制度上的完善。未來(lái)不僅可以從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則可比性角度進(jìn)行檢驗(yàn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)宏觀跨國(guó)直接投資的影響，還可以從其他中介變量入手，例如各國(guó)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量檢驗(yàn)其中介效應(yīng)的作用機(jī)理。另外，還可以進(jìn)一步探究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響。