投資質量影響因素的實證分析

摘要：文章論證了決定投資質量的五因素，即投資方向、技術先進性、投資規模、投資結構與投資管理制度；利用中國滬深二市2004至2009年上市公司公開財務報表數據對該理論進行了實證檢驗并得出如下結論：（1）投資方向、投資規模與投資管理制度顯著影響投資質量；（2）2007年會計準則的實施改善了無形資產會計信息的價值相關性；（3）投資結構與投資質量正相關。

關鍵詞：投資者保護；投資質量；影響因素；實證分析

一、 決定投資質量的基本因素

我們認為，影響企業投資質量的五個決定性因素分別是：投資方向、技術先進性、投資規模、投資結構與投資管理制度。可以說，這五個因素相互關聯、彼此制約又渾然一體，從時間與空間、數量與質量、靜態結構分析與動態運行機制相結合的多維層面表征了投資質量的基本內涵，圍繞這五個因素的投資決策活動充分彰顯了“資人合一”的現代理財觀。

投資方向抉擇關系著企業經營涉足的具體行業與產業，是對投資戰略與資本經營目標的深刻把握與落實，由于資產的專用性特征和資本退出的障礙以及（高額的）行業、產業轉移成本，投資方向的正確性將較長期、基礎性地決定了企業投資效益的水平，所謂“一招不慎，滿盤皆輸”，技術先進性等其他因素能否發揮效益以及發揮效益的程度都奠基于投資方向的正確性。從財務的角度看，技術先進性揭示的不過是企業的財務資本（主要體現為固定資產投資占比）與人力（智力）資本（主要體現為無形資產投資占比）兩類投資的結構問題，因此可與我們所專門單獨論述的投資結構問題歸為同一類因素。投資方向、投資結構的統一體現的是時空統一觀。規模經濟效應是客觀存在的經濟現象，企業要“做大做強”，追求投資高效益，必然要在投資決策和管理中樹立“以先進的技術占領市場的‘制高點’”的理念，堅持投資方向、規模與結構的三統一，這里包含了投資活動數量與質量統一觀。以上分析總起來看還都是一種靜態的要素結構分析，為此還必須引入動態的投資運行機制變量以完善投資分析結構。投資活動本質上是以經營者為核心的人的“團隊”活動，因而必然要建立一套科學合理的企業投資管理制度，這是約束自利的“經濟人”機會主義動機、激勵經營者努力工作，協調所有者與經營者目標沖突的有關企業投資活動的決策、執行與監控的機制構造。投資方向、技術先進性、投資規模、投資結構與投資管理制度的矛盾、對立與平衡，構成了資本投資決策的主要內容；它們的融合、和諧與統一表征了投資活動的高質量，同時也即意味著投資活動的高效率。

二、 影響投資質量因素的實證檢驗

1. 研究設計。這里我們要檢驗的研究變量（測試變量）包括投資方向、技術先進性、投資規模、投資結構與投資管理制度，設計的控制變量包括成長性、財務杠桿、營業杠桿、股利支付水平、新會計準則、最終控制人以及準則與控制人的復合虛擬變量。

（1）成長性。已有的大多數的文獻都預期成長性和系統風險正相關。Beaver，Kettler Scholes（1970）給出了成長性和系統風險正相關的兩條理由：①額外的凈收益比正常的凈收益更不確定，由于這種不確定性企業的增長率如果超出平均的增長率，系統風險會更高；②成長型企業需要更多的資本，由于外部融資不是無風險的，企業的一部分資金需要從內部籌集，因而資金需求量越大（成長性越高），股利支付的壓力越大，而股利支付率越低，預測的系統風險會越高。由于系統風險越高，投資者要求的收益率會越高，因此，我們預期成長性與凈資產收益率（roe，下同）正相關。本研究分別選用營業收入增長率和總資產增長率作為成長性的代理變量。

（2）財務杠桿與營業杠桿。Hamada（1972）最早從理論上確立了系統風險和營業風險、財務風險之間的關聯，營業（財務）風險來源于企業的營業（財務）決策，它們可以分別用營業杠桿系數（dol）和財務杠桿系數（dfl）代表。Lev（1974）研究表明營業杠桿系數和系統風險正相關。Myers（1977）發現財務杠桿系數也和系統風險正相關，并且大約可解釋25%的系統風險。Mandelker Rhee（1984）表明營業杠桿系數、財務杠桿系數和系統風險正相關，兩者可解釋系統風險的大部分變異。然而Huffman（1989）發現系統風險和財務杠桿系數正相關，但和營業杠桿系數負相關。Mensah（1992）指出一個企業的營運、財務和戰略決策都和系統風險相關。財務杠桿和營業杠桿分別從籌資與資金運營（成本結構）的角度度量了投資的風險，兩者的綜合作用最終體現于roe中，從財務理論看，企業應合理權衡財務與經營杠桿各自運用的程度，并將總杠桿系數控制在可以承受的水平，以實現企業投資價值最大化，因此本文預期，財務杠桿和營業杠桿對roe的影響為同向，即同為正或同為負，并以債務資產比率（即資產負債率）作為財務杠桿的代理變量。

（3）股利支付水平。股利支付率與系統風險相關有以下理由：①高風險企業相比于低風險企業，其外部融資成本相對較高，更愿意采取低股利支付政策以保有足夠的資金，因此，系統風險越高，股利支付率越低；②“剛性股利政策”理論認為，管理層不愿意經常改變股利支付水平，因為一次股利的增加會被投資者認為是企業收益的永久性增加，相反，一次股利的減少會則被投資者理解為企業在現金流或盈利上存在問題。即低股利支付率是高風險的象征，因此，本文預期股利支付水平與roe正相關，并以普通股股利擬發放率（=應付普通股股利/凈利潤）作為股利支付水平的代理變量。

（4）虛擬變量設置。①新會計準則虛擬變量。其賦值規則為，2007年前取值“0”，2007年及以后取值“1”。我國2006年頒布、2007年開始實施的新企業會計準則將公允價值列為計量屬性之一，38個具體準則中涉及會計要素計量的有30個，其中20個程度不同地運用了公允價值計量屬性。由于公允價值會計比歷史成本會計對價格變動更及時、敏感，因而新企業會計準則的實施預計會由于反映了價格變動的基本面而增加系統風險。此外，由于公允價值計量會引起更多的順周期交易行為，從而增加整個經濟體的系統風險。即2007年1月1日新企業會計準則的實施，會引起整體系統風險增加，另一方面，實施新會計準則，企業提供的會計信息的質量提高，會計roe更趨近經濟學意義上的真實的roe，因此本文預期，準則虛擬變量與roe正相關。②產權虛擬變量。其賦值規則為，國有控股取值“0”；非國有控股取值“1”。經濟學理論和會計研究業已表明，企業產權與治理結構影響公司績效，本文預期，假設其他條件相同，非國有控股上市公司業績較國有控股上市公司為高，即產權虛擬變量與roe正相關。③復合虛擬變量。設置該變量旨在考察實施新準則后我國非國有控股上市公司的業績變化，其賦值規則為，實施新準則后的非國有控股上市公司取值“1”，否則取值“0”。基于前文的理論分析，我們用以檢驗中國上市公司投資質量決定因素的基本回歸模型可表示為：

roeit=β0+β1ia_tapit+β2lntait+β3dp_tppit+β4tmhpit+βcconvit+uit

本文以roe作為投資質量的代理變量，為對比考察投資質量綜合度量指標的優劣及會計盈余噪音，采用營業利潤（roe_o）和凈利潤（roe_n）兩種計算基礎，其他變量定義見表1。

我們最初的樣本包括2004年~2009年間滬深兩市非金融業的全部公司年，所有數據均取自CCER的公司治理與財務（非金融）數據庫，并剔除了以下公司：①ST公司；②變量值缺失的公司；③roe最高和最低的1%的觀察值（極端值）。最終得到的混合回歸的樣本包括4 362個公司年，制造業回歸的樣本包括2 575個公司年。運用EXCEL2007與SAS9.2進行樣本篩選與統計分析。

2. 回歸結果。表1報告了滬深兩市制造業2007年度投資質量的回歸結果（2006年回歸結果略）。基于混合回歸與分行業回歸的結論，制造業分年度回歸模型中剔除了控制變量glp即股利支付水平。（1）2006年，ia_tap在5%或10%的顯著性水平上與凈資產收益率負相關，但到了2007年這種負相關性一律變得不顯著，這表明，實施新準則后，企業無形資產會計信息的價值相關性有所改善，但ia_tap與凈資產收益率之間的關系仍未實質性地轉變為預期的正相關關系。（2）相比于2006年，實施新準則的2007年，研究變量lnta在更高的1%顯著性水平上與凈資產收益率正相關，即投資規模越大，投資質量（收益率）越高，新準則進一步強化了這一關系。（3）2006年，研究變量dp_tpp與凈資產收益率（包括roe_o和roe_n）的正相關性不顯著，但2007年，dp_tpp與凈資產收益率roe_o在1%的顯著性水平上正相關，而與roe_n的正相關性不顯著，換言之，執行新準則后上市公司的營業利潤的基本性質得以回歸，投資結構趨于優化，而營業外收支等非正常損益則破壞了投資收益與投資結構的正相關關系，這與前文描述性統計所分析的盈余管理行為充斥資本市場的結論相一致。（4）與2006年不同，2007年研究變量tmhp在1%或5%的顯著性水平上與凈資產收益率（包括roe_o和roe_n）正相關，即實施新準則后，高管人員持股比例越大，投資質量（收益率）越高，新會計準則進一步強化了這一正相關關系。（5）2006年，就被解釋變量roe_o而言，相比于tap，以brp作為成長性的控制變量，無論是否包括產權虛擬變量s的回歸模型的擬合優度均得以提高；但是對于被解釋變量roe_n，tap是較brp更佳的成長性的代理變量，因為相應的回歸模型的擬合優度更高。觀察2007年的回歸結果發現，無論是roe_o還是roe_n，相比于tap，使用控制變量brp后的各回歸模型的擬合優度均得以提高，這就表明實施新準則后的2007年，營業收入及營業收入增長率等會計信息質量得以改善，因而brp是成長性的更好的代理變量。（6）2006年，無論是roe_o還是roe_n，財務杠桿debt均在1%的顯著水平上負相關，營業杠桿dol的正相關性不顯著；2007年，財務杠桿debt在1%或5%（包含控制變量tap的roe_o回歸模型）顯著水平上負相關，但是與2006年不同，營業杠桿dol在1%的顯著性水平上正相關，盡管財務杠桿與營業杠桿仍然非同向；無論是2006年還是2007年，在引入產權虛擬變量s后，各回歸模型的擬合優度均得以提高，尤其是2007年被解釋變量為roe_o的回歸模型的擬合優度最高，達到0.177 6，這意味著，實施新準則后，非國有控股上市公司的收益水平較國有控股上市公司為高，這與混合回歸結論一致。

3. 研究結論。

（1）投資方向顯著影響投資質量。直接證據有兩個：一是非參數方差分析的結果顯示，投資于13個不同的行業，上市公司的凈資產收益率水平呈現出顯著差異；二是制造業回歸模型的擬合優度均較混合回歸得以（顯著）提高。（2）技術先進性與投資質量負相關，即投資項目的技術越先進，上市公司的凈資產收益率越低。本文選擇無形資產投資額占資產總額的比例作為技術先進性的代理變量，是無形資產與技術先進程度的相關度不高，還是現行會計信息特別是無形資產會計信息的價值相關性缺失？尚待進一步探討。制造業分年度回歸的結果顯示，實施新會計準則的2007年，技術先進性與投資質量負相關特征變得不再顯著，2008年和2009年二者之間已呈正相關關系（盡管尚不顯著），這反映會計準則的實施正在逐步改善無形資產會計信息的價值相關性，也印證了2007年的會計改革提高了會計信息質量這一基本的價值判斷。（3）投資規模與投資質量顯著正相關，即投資規模越大，上市公司的凈資產收益率越高，新會計準則進一步強化了這一關系。這一結論與理論預期一致。（4）投資結構與投資質量的相關性不顯著，但實施新會計準則后，以營業利潤為基礎計算的凈資產收益率與投資結構的相關性得以改善。（5）投資管理制度與投資質量顯著正相關，即高管人員持股比例越大，上市公司的凈資產收益率越高，但新會計準則實施前這種正相關性并不顯著。這一結論與理論預期一致。（6）成長性、財務杠桿、營業杠桿、股利支付水平、新會計準則及產權結構均影響上市公司的投資質量，實證結果支持該理論預期，但是不支持財務與營業杠桿同向的理論假設， 且股利支付水平的影響不顯著。值得一提的是，實施新會計準則后，上市公司營業杠桿的正效應逐漸顯露，但財務杠桿的正效應一直未得到有效發揮，這就難以實現投資價值最大化，上市公司的杠桿（負債與成本結構）管理水平亟待提高。

參考文獻：

1. 劉峰著.會計準則變遷.北京：中國財政經濟出版社，2000.

2. 羅斯.瓦茨，杰羅爾德.齊默爾曼著.陳少華，黃世忠，陳光，陳箭深譯.實證會計理論.大連:東北財經大學出版社，1999.

3. 湯光華，趙愛平，宋平.系統風險與會計風險.金融研究，2006，（4）.

4. 王明濤等.上市公司因素與股票市場風險關系實證研究.財經研究，2006，（11）.

5. 威廉．斯科特著.陳漢文，夏文賢，陳靖等譯.財務會計理論.北京：機械工業出版社，2006.

6. 吳世農，冉孟順，肖鞏，李稚莉.我國上市公司系統風險與會計變量之間關系的實證研究.會計研究，1999，（12）.

7. 吳世農等.中國股票市場風險研究.北京：中國人民大學出版社，2003.

基金項目：北京市屬高等學校人才強教計劃“高層次人才資助計劃”項目（項目號：PHR20100512）。

作者簡介：謝志華，北京工商大學副校長、教授、博士生導師；吳良海，中央財經大學會計學院博士生，安徽工業大學管理學院副教授，中國注冊會計師，注冊資產評估師；郭曉娟，中央財經大學會計學院博士生。

收稿日期：2011-08-28。