○湖南工業(yè)大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院 馮倩雨

一、引言

由于2018年3月國際會計準則理事會(IASB)對《財務報告概念框架》的再次修改，會計信息可比性成為四大可提高信息服務質(zhì)量的指標之一，這更有利于財務信息使用者對存在差異項目的識別。一個國家制定會計準則，國家之間和地區(qū)之間開展的會計協(xié)調(diào)，都是為了會計信息的比較，降低企業(yè)之間的交易成本。融資約束問題是由于市場摩擦和內(nèi)外部信息不對稱等因素的存在，致使內(nèi)外部融資成本不同。投資活動能提高公司價值，而公司能否長期處于競爭優(yōu)勢地位取決于投資效率，且投資效率是企業(yè)轉(zhuǎn)型升級、優(yōu)化結(jié)構(gòu)的基礎。本文主要創(chuàng)新點在于：開展了會計信息可比性對融資約束的影響機理的研究，并在投資效率的新視角下揭示會計信息可比性如何影響融資約束?；诖?，進一步分析不同產(chǎn)權性質(zhì)下，投資效率對二者關系的影響是否存在區(qū)別。

二、理論分析與研究假設

(一)會計信息可比性與融資約束

關于會計信息可比性，已有研究表明:會計信息橫縱向可比能降低企業(yè)成本，幫助企業(yè)獲取更高質(zhì)量的會計信息；也能使薪酬契約更加合理，且能對管理層起鼓勵作用，進而緩解代理問題。其中投資者保護程度會影響到會計信息質(zhì)量，保護程度與會計信息可比性呈反向關系。根據(jù)胥朝陽和劉睿智[1]的研究，會計信息的可比性自2007年以來大幅改善，這種變化有可能影響上市公司的盈余管理行為的選擇。關于融資約束，宮興國和王耀崧[2]研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)融結(jié)合模式之一的由融及產(chǎn)，能降低企業(yè)財務風險。融資約束水平作為二者的中介變量，相較于市場化程度較高的地域，在市場化程度較低的地域此影響效果更為明顯。探究會計信息的可比性和融資約束有何關系，已有文獻中已經(jīng)指出會計信息可比性與信息質(zhì)量成正比。王琨等[3]認為， 只有在公司償還債務風險較低的情況下，會計信息質(zhì)量的提高才能緩和公司的融資約束。賀之瑤和賈麗平[4]認為，會計信息可比性的提高促使著信息透明度的提高，信息用戶可以簡單且迅速地取得企業(yè)及外部的會計信息進行比較，并且便于外部投資者了解企業(yè)的經(jīng)營狀況，一定程度上緩解了企業(yè)的融資約束程度。明澤和潘頡[5]認為企業(yè)生命周期的不同，會計信息可比性對融資約束水平的緩解作用也不同，成長期企業(yè)較成熟期企業(yè)更為明顯。

H1：會計信息可比性顯著緩解融資約束。

(二)會計信息可比性、投資效率與融資約束

投資是企業(yè)的重要戰(zhàn)略活動，投資效率的水平?jīng)Q定公司是否能長期發(fā)展。在宏觀層面上，有效的投資是促進經(jīng)濟增長和刺激社會消費的經(jīng)濟因素。張新民等[6]認為，地方產(chǎn)業(yè)政策的頒布，對企業(yè)的投資效率產(chǎn)生負向影響，但是對所管轄地上市企業(yè)的融資約束水平是正向作用。相比之下，國有企業(yè)、金融證券市場繁榮區(qū)域的公司和具有政治關聯(lián)的公司受到融資約束程度較輕。李艷軍[7]認為，投資效率能改善宏觀杠桿率，在未來，投資效率是國家去杠桿政策的重點關注對象。在微觀層面上，羅紅霞等[8]認為有效的投資是促進企業(yè)發(fā)展的重要因素，也是提高企業(yè)性能的重要基礎。高品質(zhì)的會計信息可以通過合同和監(jiān)督減少道德危機和反向選擇，從而提高公司的投資效率。張月[9]認為企業(yè)在考慮投資的資源配置時，會對比同行業(yè)或相似企業(yè)的投資方面做出的選擇。杜閃和王站杰[10]認為，在過度投資企業(yè)中，企業(yè)社會責任披露促進投資效率，進一步提升企業(yè)績效。奚玉芹等[11]認為，對于投資不足的企業(yè)來說，分紅不足會改善投資效率，并通過投資效率的調(diào)節(jié)增加投資者回報。當外部投資者獲得更有利的信息，從而減輕信息風險，降低了籌集資金成本，最終達到緩解融資約束的目的[12]。

H2：投資效率對會計信息可比性對融資約束緩解具有正向調(diào)節(jié)作用。

三、 研究設計

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)需要，本文選取2010—2020年滬深A股上市公司作為初始樣本，對樣本進行如下篩選：剔除了金融、保險業(yè)；剔除了ST股和ST*股企業(yè)；剔除了財務數(shù)據(jù)統(tǒng)計和披露不完整的上市企業(yè)。為了避免極端統(tǒng)計和異常值的影響，本文對在1%和99%分位的各種連續(xù)型變量進行了Winsorize縮尾處理，最后共獲得 17 020 個有效數(shù)據(jù)觀測值。樣本企業(yè)數(shù)據(jù)收集于Wind數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)與企業(yè)年報，并進行手工整理復核，主要處理數(shù)據(jù)軟件為Excel和Stata15.0。

(二) 變量定義

1.被解釋變量：融資約束(Fc)

從已有文獻來看，企業(yè)的融資約束水平衡量方法眾多，國內(nèi)外常運用WW指數(shù)、KZ指數(shù)和SA指數(shù)等多元回歸指標?？紤]到內(nèi)生性問題對結(jié)果準確性的影響，本文選擇Hadloc和Pierce[13]的SA指數(shù)來對企業(yè)融資約束水平進行度量，模型如下：

2.解釋變量：會計信息可比性(Com4)

參照De Franco等[14]的模型來度量會計信息可比性，模型如下：

3.調(diào)節(jié)變量:投資效率(Uninv)

參照Richardson[15]的公司期望投資模型，對公司投資效率加以衡量。具體如下：

Invi,t=β0+β1TobinQi,t-1+β2Levi,t-1+β3Cashi,t-1+β4Roai,t-1+β5Agei,t-1+β6Sizei,t-1+β7Reti,t-1+β8Invi,t-1+ ∑Year + ∑ Industry+εi,t

4.控制變量

借鑒以往研究結(jié)果，將公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)收益率作為控制變量，再結(jié)合論文研究內(nèi)容加入股東權益收益率、現(xiàn)金流量比率與營業(yè)收入增長率三個控制變量，融入行業(yè)和年份兩個虛擬研究變量。

(三)模型構(gòu)建

為驗證假設H1，即會計信息的可比性如何影響融資約束水平，本文構(gòu)建多元回歸模型(1)：

Fc=α0+α1Com4 +α2Size+α3Lev+α4Roa+α5Roe+α6Cashflow+α7Growth+ ∑Indus+ ∑Year+ε

(1)

為了驗證H2，檢驗投資效率的調(diào)節(jié)效應，本文構(gòu)建多元回歸模型(2)：

Fc=α0+α1Com4 +α2Uninv+α3Com4×Uninv+α4Size+α5Lev+α6Roa+α7Roe+α8Cashflow+α9Growth+ ∑Indus+ ∑Year+ε

(2)

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)表2描述性統(tǒng)計，被解釋變量融資約束(Fc)的最大值為9.099，與最小值1.128相差甚大，說明企業(yè)性質(zhì)不同，企業(yè)投資所受的約束相差較大。解釋變量會計信息可比性(Com4)的平均值和標準差分別是-0.010與0.005，說明我國不同企業(yè)的會計信息橫向可比與縱向可比整體差別不大。調(diào)節(jié)變量投資效率(Uninv)指標的最大、最小值分別是0.271和0.001，這說明樣本企業(yè)實際投資水平與所期望投資水平相比較差距較大。在控制變量中，企業(yè)規(guī)模(Size)的標準差為1.281，表明樣本公司總資產(chǎn)差異較明顯。企業(yè)成長性(Growth)指標平均值為0.141，中位數(shù)為0.087，說明樣本企業(yè)持續(xù)發(fā)展能力較穩(wěn)定。而剩下的變量，資產(chǎn)負債率(Lev)，總資產(chǎn)收益率(Roa)，凈資產(chǎn)收益率(Roe)和現(xiàn)金流量比率(Cashflow)最大值與最小值差距較大，而平均值與中位數(shù)差距相對較小，甚至沒有，說明樣本公司的分布比較均勻。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

(二)相關性分析

如表3所示，會計信息可比性與融資約束通過了1%顯著性水平測試，且二者的相關系數(shù)為 -0.360，為負值，這說明解釋變量會計信息可比性(Com4)的提高，能減輕被解釋變量企業(yè)融資約束(Fc)水平，初步驗證本文假設H1成立。與此同時，通過VIF檢驗，各變量間膨脹因子均小于2，其中最大值為1.54，基本上表明變量之間沒有嚴重的多重共線性，為后文的進一步檢驗打好基礎。

表3 各變量 Pearson 相關系數(shù)表

(三)回歸分析

表4中的模型(1)列是會計信息可比性與融資約束之間的回歸結(jié)果，其回歸系數(shù)為 -1.561，通過1%顯著性水平檢驗，表明會計信息可比性與融資約束之間呈顯著負相關，假設1是正確的。根據(jù)模型(2)列的回歸分析結(jié)果看出，二者關系未改變，再次驗證假設1成立；引入了解釋變量會計信息可比性與調(diào)節(jié)變量投資效率的交乘項后，發(fā)現(xiàn)其與融資約束呈正相關關系，且在1%的水平上顯著，表明投資效率會顯著增強解釋變量會計信息可比性對被解釋變量融資約束的緩解作用，對假設2驗證成立。

表4 主樣本回歸分析結(jié)果

(四)穩(wěn)健性

本文通過進行穩(wěn)健性檢驗，來確定以上結(jié)果的可靠性：第一，替換被解釋變量。將融資約束的被解釋變量SA指數(shù)替換為KZ指數(shù)，再次進行雙向固定效應回歸，結(jié)果如表5，與前面基本無差別，依然穩(wěn)??；第二，滯后一期。將會計信息可比性、投資效率和二者交互項均滯后一期后，結(jié)果均在1%水平顯著有關，與前文結(jié)論仍一致。

表5 替換變量與滯后一期結(jié)果

(五)進一步回歸分析

為了研究不同產(chǎn)權性質(zhì)下投資效率影響效果是否變化，根據(jù)產(chǎn)權性質(zhì)劃分為國有組和非國有組，國有控股為1，否則為0。在不同產(chǎn)權性質(zhì)下，假設1的回歸結(jié)果如表6第(1)列和第(3)列所示。加入投資效率調(diào)節(jié)變量后，調(diào)節(jié)效應如表6第(2)列和第(4)列所示。無論是國有控股公司還是非國有控股公司，會計信息可比性的增強都能減少融資約束，并且兩者都通過1%水平上的顯著檢測，也再次驗證了假設1成立。而加入會計信息可比性與投資效率的交乘項后，對國有組企業(yè)強化了正向的促進作用，在非國有組公司中并不顯著。眾所周知，國有企業(yè)與政府相互聯(lián)系緊密，隨著投資效率的提高國有企業(yè)在原來的基礎上獲得更多的銀行資源，貸款水平也會高于非國有企業(yè)，可能更能吸引外部投資者的注意，進而企業(yè)的融資困難會相應減輕，融資約束得到減輕。

表6 調(diào)節(jié)異質(zhì)性回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文以2010—2020年深證A股的上市企業(yè)作為樣本研究發(fā)現(xiàn)，第一，融資約束水平能依靠企業(yè)會計信息的可比性的提高而得到緩解；第二，投資效率能顯著地正向調(diào)節(jié)會計信息可比性與融資約束之間的關系。投資效率高的企業(yè)更能向投資者提供更有利的信息，從而減輕信息風險，降低了籌集資金成本，最終達到緩解融資約束的目的；第三，從產(chǎn)權屬性角度闡述，投資效率在國有企業(yè)組和非國有組企業(yè)中的治理效果不同，在國有企業(yè)中，投資效率發(fā)揮了積極的作用，而在非國有組企業(yè)中并非如此，投資效率高使得國有企業(yè)在原來的基礎上獲得更多的銀行資源，貸款水平也會高于非國有企業(yè)，可能更能吸引外部投資者的注意，進而企業(yè)的融資困難會相應減輕，融資約束得到減輕。

同時，本文得到以下啟示：第一，企業(yè)可通過加強財務信息披露的質(zhì)量監(jiān)督，尋求新的創(chuàng)新融資方式等方法來減少企業(yè)融資時面臨的限制；第二，相較于民營企業(yè)面臨的風險，國有企業(yè)因其特殊的角色可能投資效率低下，因此更應注重投資效率對企業(yè)融資與經(jīng)營績效的影響，提高企業(yè)的核心競爭力。