盈余質(zhì)量與非效率投資——一個聯(lián)立方程模型

●東北財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院 郭 睿

一、引言

公司金融中，非效率投資及其影響因素一直以來都是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點。根據(jù)Modigliani and Miller(1958)的理論，在無“摩擦”條件下，公司只投資于那些能使價值增加的項目，從而公司的投資只取決于投資機會。但是在現(xiàn)實中，公司的非效率投資卻是非常普遍的現(xiàn)象。Stein(2003)總結(jié)道，導(dǎo)致公司進行非效率投資的是兩種普遍存在的“摩擦”，即信息不對稱和代理問題。已有大量文獻對此進行了檢驗，得出的證據(jù)支持了這種觀點。美國財務(wù)會計概念公告第一號(SFAS No.1)中將財務(wù)報告的目標(biāo)定義為“財務(wù)報告應(yīng)當(dāng)提供有關(guān)企業(yè)在一個期間內(nèi)財務(wù)業(yè)績的信息”，即財務(wù)報告應(yīng)具有決策有用性。據(jù)此Dechow et al.(2010)將盈余質(zhì)量定義為“高質(zhì)量的盈余能夠提供更多有關(guān)公司財務(wù)業(yè)績特征的信息，這些信息與決策者的經(jīng)濟決策有關(guān)”。

大量文獻表明，高質(zhì)量的財務(wù)報告能夠提高公司的投資效率(Bushman and Smith,2001;Healy and Palepu,2001;Lambert et al.,2007)，財務(wù)報告水平較高的公司投資效率也較高 (Biddle and Hilary,2006)。這是因為財務(wù)信息質(zhì)量較高，從而盈余質(zhì)量較高，能夠降低公司的信息不對稱性程度，緩解代理問題，進而提高公司的投資效率。但是，現(xiàn)有文獻沒有關(guān)注到其中的內(nèi)生性問題，即投資效率的降低可能會引起公司盈余質(zhì)量的降低。這是因為投資效率低會損害公司價值，而公司價值的減少可能會導(dǎo)致管理層進行盈余操作，從而降低盈余的質(zhì)量。忽略內(nèi)生性問題可能導(dǎo)致現(xiàn)有一些文獻的結(jié)論存在偏誤。那么在控制內(nèi)生性情況下，盈余質(zhì)量與投資效率的關(guān)系如何呢？

本文以2007—2013年我國A股非金融業(yè)上市公司為樣本，在考慮盈余質(zhì)量與投資效率互為因果的內(nèi)生性假定下，運用聯(lián)立方程模型實證檢驗了兩者的關(guān)系。結(jié)果表明，聯(lián)立方程模型的系數(shù)估計符號與OLS估計相同，但是系數(shù)本身差異較大，前期一些文獻的確受到內(nèi)生性問題的困擾，結(jié)論存在偏誤。運用聯(lián)立方程模型，盈余質(zhì)量提高能夠降低非效率投資程度，這與前期文獻一致。反過來，本文發(fā)現(xiàn)非效率投資程度的提高也會降低盈余的質(zhì)量。本文的貢獻在于拓展了盈余質(zhì)量與非效率投資關(guān)系的研究，在控制兩者內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上進行了檢驗。

本文之后的部分安排如下：第二部分，進行相關(guān)文獻綜述，并提出本文的假設(shè)；第三部分，研究設(shè)計，包括變量和模型的設(shè)定以及樣本的篩選；第四部分，進行實證檢驗，包括變量描述性統(tǒng)計、相關(guān)性檢驗以及模型的回歸結(jié)果；第五部分，結(jié)論與啟示。

二、文獻綜述與假設(shè)

（一）非效率投資的原因與結(jié)果

1.投資效率的影響因素。根據(jù)新古典經(jīng)濟學(xué)的理論框架，在市場無“摩擦”假設(shè)下，企業(yè)的投資決策完全取決于邊際Q值 (Abel,1983)。隨著企業(yè)進行投資，投資邊際收益遞減，直至投資邊際收益與投資邊際成本相等時，企業(yè)停止投資。企業(yè)獲得融資，然后投資于凈現(xiàn)值(NPV)為正的項目，取得收益，公司價值增加。但是，市場“摩擦”導(dǎo)致企業(yè)偏離最優(yōu)投資水平，即產(chǎn)生了非效率投資。以往的文獻發(fā)現(xiàn)了兩個典型的市場“摩擦”：經(jīng)理人與資本提供方之間信息不對稱導(dǎo)致的逆向選擇和道德風(fēng)險。

經(jīng)理人為追逐個人利益可能會偏離企業(yè)最優(yōu)投資水平，損害股東的利益(Jensen,1986)。據(jù)此，當(dāng)委托人和代理人的激勵不相容時，經(jīng)理人會投資于凈現(xiàn)值為負(fù)的項目，這構(gòu)成了道德風(fēng)險問題。另外，逆向選擇問題也會帶來非效率投資。這是因為，如果公司有多余的資源，經(jīng)理人會傾向于過度投資(Jensen,1986)。資本的提供者在事前會知悉這種情況，并限制資本的供給，這就導(dǎo)致企業(yè)投資不足(Lambert et al.,2007)。

綜上，公司和資本提供者之間的信息不對稱降低了投資效率，代理問題導(dǎo)致公司過度投資或者投資不足。

2.非效率投資的經(jīng)濟后果。現(xiàn)有文獻大多討論的是非效率投資的原因，有關(guān)其經(jīng)濟后果的文獻則主要關(guān)注了非效率投資與公司價值的關(guān)系。企業(yè)合理的投資意味著公司價值的增加；過度投資則意味著投資于凈現(xiàn)值為負(fù)的項目，損害企業(yè)價值；而投資不足則意味著企業(yè)沒有抓住投資機會投資于凈現(xiàn)值為正的項目，造成資源的浪費，這同樣會降低公司價值。例如，詹雷、王瑤瑤 (2013)研究發(fā)現(xiàn)過度投資減損了企業(yè)價值，過度投資企業(yè)的未來經(jīng)營業(yè)績更低，財務(wù)風(fēng)險更大，在管理層激勵水平較低時價值減損更為顯著。蔣東生(2011)以五糧液公司為考察對象，證明過度投資對企業(yè)價值產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響。劉紅霞、索玲玲(2011)發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性能遏制企業(yè)過度投資，但也會加劇企業(yè)投資不足。當(dāng)企業(yè)過度投資時，會計穩(wěn)健性減少投資能夠增加企業(yè)價值；當(dāng)企業(yè)投資不足時，會計穩(wěn)健性減少投資反而降低了企業(yè)價值。這說明過度投資和投資不足都會損害企業(yè)價值。辛清泉et al.(2007)也認(rèn)為投資效率的提升因為增加了企業(yè)未來的現(xiàn)金流量，因而可以提升企業(yè)的市場價值。

可見，信息不對稱的逆向選擇和道德風(fēng)險導(dǎo)致了公司進行非效率投資，從而降低了公司的價值。但是現(xiàn)有文獻并沒有更進一步討論公司價值的降低可能導(dǎo)致的盈余管理問題以及盈余質(zhì)量降低的問題。

（二）盈余質(zhì)量與非效率投資。以往文獻表明，高質(zhì)量的財務(wù)報告（從而高質(zhì)量的盈余)緩解了信息不對稱的程度，減少了逆向選擇和道德風(fēng)險的“摩擦”，這會導(dǎo)致公司投資效率提高 (Bushman and Smith,2001；Verrecchia,2001)。 財務(wù)報告信息，特別是盈余信息，在股東對經(jīng)理人的監(jiān)督中發(fā)揮了至關(guān)重要的作用，也為投資者提供了公司特有信息。公司與投資者之間信息不對稱的存在，使得投資者推斷進行融資的公司是“壞公司”，并且降低對公司的權(quán)益估價(Myers and Majluf,1984)。高質(zhì)量的財務(wù)報告能夠緩解這一問題。Chang et al.(2009)證明，財務(wù)報告質(zhì)量高的公司融資時具有更大的靈活性。高質(zhì)量財務(wù)報告能夠降低信息不對稱程度，從而降低外部融資成本，并且減少由于錯誤定價而導(dǎo)致公司過度融資的可能性。也就是說，高質(zhì)量財務(wù)報告降低了逆向選擇的成本。另外，高質(zhì)量財務(wù)報告提高了股東對經(jīng)理人投資活動的監(jiān)督能力，減少了與之相關(guān)的道德風(fēng)險問題。可以看出，高質(zhì)量財務(wù)報告，從而高質(zhì)量的盈余，能夠緩解公司信息不對稱的逆向選擇和道德風(fēng)險問題，提高投資效率；而低質(zhì)量財務(wù)報告，從而低質(zhì)量盈余，則會降低公司的投資效率。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：盈余質(zhì)量與投資效率正相關(guān)。盈余質(zhì)量的提高能夠提高投資的效率。

美國會計學(xué)家斯科特(William.R.Scott)將盈余管理定義為在GAAP允許的范圍內(nèi)，通過對會計政策的選擇使經(jīng)營者自身利益或企業(yè)市場價值達(dá)到最大化的行為。經(jīng)理人會因為契約動機進行盈余管理活動，包括股東和經(jīng)理人之間的薪酬契約以及企業(yè)和債權(quán)人之間的債務(wù)契約。會計信息被大量應(yīng)用于契約的訂立。早期的薪酬契約中，會計盈余是評價經(jīng)理人努力程度的重要指標(biāo)，與經(jīng)理人薪酬直接掛鉤。有效的契約應(yīng)當(dāng)能夠激勵經(jīng)理人努力實現(xiàn)企業(yè)價值最大化，因此，基于會計盈余以及管理人員對企業(yè)價值的影響的薪酬契約比基于單一盈余指標(biāo)的契約更加有效。在這種薪酬設(shè)計下，會計盈余和企業(yè)價值與管理人員的薪酬直接掛鉤。在股東與經(jīng)理人信息不對稱的條件下，管理人員會出于自身利益進行盈余管理，高估盈余和企業(yè)價值，而不是出于股東利益真正實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。在債務(wù)契約中，債權(quán)人可能會加入限制性條款，例如股利發(fā)放的限制、營運資本的保持、兼并活動的限制、資產(chǎn)處置的限制以及增加債務(wù)的限制(Watts and Zimmerman,2006)。盡管公司價值沒有直接作為債務(wù)契約的一部分出現(xiàn)，但它無疑構(gòu)成了滿足諸多限制性條件的基礎(chǔ)。因此，當(dāng)企業(yè)價值下降時，管理者可能出于契約的目的進行盈余操縱，從而導(dǎo)致盈余質(zhì)量和財務(wù)報告質(zhì)量降低。

投資的效率低下會損害公司價值，而公司價值的降低則會致使管理者進行盈余操縱，盈余質(zhì)量降低。依此邏輯，投資效率降低也引起了盈余質(zhì)量的降低。現(xiàn)有文獻在研究盈余質(zhì)量對投資效率的影響時，忽略了投資效率對盈余質(zhì)量可能存在的反向影響，故得出的結(jié)論很可能受到內(nèi)生性的影響而存在一定程度的扭曲。據(jù)此本文提出假設(shè)2。為了控制內(nèi)生性對系數(shù)估計的影響，本文采用聯(lián)立方程模型來檢驗假設(shè)。

假設(shè)2：投資效率與盈余質(zhì)量正相關(guān)。投資效率降低，盈余質(zhì)量也會降低。

三、研究設(shè)計

（一）變量設(shè)計

1.非效率投資。對于非效率投資的度量，本文借鑒Richardson(2006)的方法，首先利用模型估計公司正常投資水平，然后以實際投資水平偏離正常投資水平的程度來衡量企業(yè)投資效率。采用杜興強et al.(2011)的模型：

其中，Inv是公司購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)的現(xiàn)金支出，用（購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)的現(xiàn)金支出）/總資產(chǎn)表示；Growth是公司的成長性，用上期營業(yè)收入增長率表示；Lev是公司上期資產(chǎn)負(fù)債率；CFO表示上期經(jīng)營活動現(xiàn)金流量，用經(jīng)營活動現(xiàn)金流/總資產(chǎn)表示；Size是上期公司規(guī)模，用總資產(chǎn)自然對數(shù)表示；Concern是股權(quán)集中度指標(biāo)，用第一大股東持股比例表示。

2.盈余質(zhì)量。本文采用修正的Jones模型來衡量盈余質(zhì)量(Dechow et al.,1995)。估計的模型如下：

其中，TA是公司總的應(yīng)計盈余；A是公司總資產(chǎn)；△REV營業(yè)收入的變化額；△REC是應(yīng)收賬款變化額，代表了賒銷業(yè)務(wù)的變化；PPE是公司當(dāng)期期末的廠房、設(shè)備等固定資產(chǎn)的價值。用OSL方法估計模型（2），得到系數(shù)的估計值，再帶回模型估計正常應(yīng)計NDA。那么操縱性應(yīng)計則由DA=TANDA給出，DA即操縱性應(yīng)計或非正常應(yīng)計，代表了會計政策選擇或盈余管理帶來的扭曲(Dechow et al.,2010)。DA的盈余質(zhì)量較差，如果公司DA較大，則盈余質(zhì)量較差。

3.控制變量

（1）盈余質(zhì)量影響因素。許多文獻表明，盈余質(zhì)量與公司的特征相關(guān)，這些特征包括公司的業(yè)績水平、債務(wù)水平、成長性、公司規(guī)模、公司治理水平、所有權(quán)結(jié)構(gòu)與性質(zhì)、審計師質(zhì)量(Dechow et al.,2010)。具體來說，公司業(yè)績較差時管理者更有動機進行盈余操縱(Doyle et al.,2007)，故本文控制公司業(yè)績；較高的負(fù)債率意味著公司可能接近或超過債務(wù)限制，此時管理人員更可能操縱財務(wù)報表來避免違約(Watts and Zimmerman,2006)，這會降低盈余的質(zhì)量；公司的成長性與盈余的質(zhì)量負(fù)相關(guān)，例如Penman and Zhang(2002)就發(fā)現(xiàn)高成長性的公司盈余的持續(xù)性較差；大規(guī)模的公司為避免政治關(guān)注會調(diào)低盈余(Jensen,1986;Watts and Zimmerman,2006)，而小規(guī)模的公司則可能內(nèi)部控制較差會調(diào)高已報告的盈余(Doyle et al.,2007)；公司治理水平越高，盈余管理程度越低，內(nèi)部控制能夠顯著降低盈余管理程度(Doyle et al.,2007)；終極控制人為非國有身份時，上市公司盈余管理程度更大，終極控制人在上市公司的現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)的分離程度越大，盈余管理幅度越大(高燕,2008)；審計師質(zhì)量越高，盈余質(zhì)量也越高，例如Kim et al.(2003)發(fā)現(xiàn)，前X大審計師的客戶非正常應(yīng)計更低，盈余質(zhì)量更高。

（2）投資效率影響因素。在投資效率影響因素的選擇上，本文參考杜興強 et al.(2011)的研究，選取的控制變量包括：股權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度、投資機會、公司治理水平、內(nèi)部現(xiàn)金流、負(fù)債水平、公司規(guī)模。其中，將股權(quán)性質(zhì)設(shè)為虛擬變量，國有取1，非國有取0；股權(quán)集中度用第一大股東持股比例表示；投資機會用tobin’s Q表示；公司治理水平越高，投資效率也越高，故將公司治理水平設(shè)為虛擬變量，治理水平高取1，否則取0；內(nèi)部現(xiàn)金流用自由現(xiàn)金流表示，F(xiàn)CF=（凈利潤+折舊攤銷）/年初總資產(chǎn)(Chen et al.,2011;Jensen,1986)；負(fù)債的監(jiān)督機制能夠抑制過度投資，故本文加入資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)控制；公司規(guī)模采用總資產(chǎn)自然對數(shù)表示。

（二）模型設(shè)定。由于盈余質(zhì)量與非效率投資之間可能存在互為因果的內(nèi)生性關(guān)系，故本文構(gòu)建聯(lián)立方程模型來檢驗假設(shè)：

其中，Ineffi表示非效率投資程度，度量了公司的投資效率。Ineffi由模型（1）估計得出，為正表示過度投資，為負(fù)表示投資不足。DA是盈余質(zhì)量的代理變量，由模型（2）估計得出，DA越大表示盈余的質(zhì)量越低。Q代表投資機會，即上一期的托賓Q值。FCF表示上一期自由現(xiàn)金流量，Lev表示上一期負(fù)債資產(chǎn)率。Size是公司規(guī)模，用總資產(chǎn)自然對數(shù)代表。Concern是股權(quán)集中度，用第一大股東持股比例代表。State是股權(quán)性質(zhì)虛擬變量，國有股取1，非國有取0。CG表示公司治理水平，本文假設(shè)如果公司董事會機構(gòu)完整，則治理水平較高，也就是說，如果董事會下設(shè)四大委員會齊全，則表示治理水平較高，否則治理水平較低，據(jù)此生成CG虛擬變量①。Growth是成長性，用營業(yè)收入增長率表示。Perform是業(yè)績水平虛擬變量，凈利潤為正時取1，否則取0。Auditor是審計師質(zhì)量的虛擬變量，以中國注冊會計師協(xié)會發(fā)布的2014年會計師事務(wù)所排名為準(zhǔn)，前10名取1，表示審計師質(zhì)量較好，否則取0②。YEAR和INDU分別是年度和行業(yè)虛擬變量。模型中的內(nèi)生變量是Ineffi和DA，出現(xiàn)的其他變量及其滯后項都作為外生變量。

在模型的估計上，本文首先采用普通最小二乘（OLS）分別對兩個方程進行回歸。然后采用聯(lián)立方程模型，分別用兩階段最小二乘（2SLS）、三階段最小二乘（3SLS）進行回歸檢驗。

（三）樣本篩選與數(shù)據(jù)處理。本文按照以下步驟篩選樣本：（1）剔除金融業(yè)上市公司。金融業(yè)上市公司的資產(chǎn)負(fù)債狀況、經(jīng)營性質(zhì)以及執(zhí)行的會計準(zhǔn)則與普通上市公司有較大差別，故本文按照慣例予以剔除。（2）只保留A股上市公司。B股和H股公司交易存在特殊性，故本文予以剔除。（3）剔除注冊會計師審計意見類型為 “保留意見”、“保留意見加事項段”、“無法表示意見”、“否定意見”的觀察值，這些審計意見類型意味著財務(wù)報告質(zhì)量較差，財務(wù)信息可信度不高，故在研究中剔除。（4）剔除數(shù)據(jù)存在缺漏的樣本觀測值。此外，還對參與回歸的指標(biāo)進行了1%水平上的縮尾處理，以避免離群值對回歸結(jié)果造成影響。本文數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計。本文變量的描述性統(tǒng)計由表1給出。經(jīng)過篩選后，得到8012個觀察值。投資效率變量平均值-0.0002，標(biāo)準(zhǔn)差 0.0381，最小值-0.0831，最大值 0.1440。 Ineffi變量分布比較平均，不存在極端值。盈余質(zhì)量變量DA平均值為-0.0012，標(biāo)準(zhǔn)差0.0534，最小值與最大值分別為-0.2080和0.1670，其分布也較合理，不存在極端值。自由現(xiàn)金流量平均值0.0797，標(biāo)準(zhǔn)差0.0794,由于采取凈利潤加回折舊作為分子，故最小值-0.1290，最大值0.4840。股權(quán)集中度指標(biāo)平均值0.357，標(biāo)準(zhǔn)差 0.152，最小值0.0899，最大值0.750。 公司規(guī)模指標(biāo)平均值21.82，標(biāo)準(zhǔn)差1.219，最小值19.08，最大值25.10，分布較為集中。資產(chǎn)負(fù)債率平均值0.48，標(biāo)準(zhǔn)差0.22，最小值0.0496，最大值 1.000。成長性指標(biāo)均值 0.0768，標(biāo)準(zhǔn)差0.3170，最小值-1.6080，最大值0.8480，存在較大變異。托賓Q值平均值1.949，標(biāo)準(zhǔn)差1.314，最小值0.620，最大值8.406。可見，各主要變量均處于合理范圍內(nèi)，不存在極端值和異常值。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析。表2列示了主要變量之間的相關(guān)性檢驗③。本文關(guān)注的兩個變量Ineffi和DA之間的相關(guān)系數(shù)為0.05，兩者顯著正相關(guān)。控制變量方面，Ineffi和FCF、Size、Lev、Growth顯著正相關(guān)，與Q顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.09、0.04、0.02、0.06、-0.03。 值得注意的是 Ineffi與 Concern不相關(guān)，說明股權(quán)集中度與非效率投資之間沒有顯著關(guān)系，這似乎與前期文獻相違背。可能的原因是本文Ineffi回歸的變量是在除以總資產(chǎn)后得出的，過度投資或投資不足指標(biāo)在除以龐大的總資產(chǎn)后，變異性減少，掩蓋了一些信息。DA與FCF、Concern、Size、Growth、Q 顯著正相關(guān)， 相關(guān)系數(shù)分別為0.81、0.08、0.05、0.26、0.17，DA 與 Lev 顯著負(fù)相關(guān)， 相關(guān)系數(shù)為-0.33。

表2 變量相關(guān)性檢驗

（三）回歸結(jié)果。聯(lián)立方程模型（3）的回歸結(jié)果由表3列示④。Panel A報告的是Ineffi方程的回歸結(jié)果。OLS回歸與聯(lián)立方程模型的系數(shù)估計雖然符號一致，但系數(shù)數(shù)值和t值有較大差異，說明以往很多研究確實受到了內(nèi)生性問題的困擾，系數(shù)估計存在偏誤。DA的系數(shù)顯著為正，說明Ineffi與DA正相關(guān)，隨著DA增加，Ineffi也增加。也就是說，隨著盈余質(zhì)量的降低，公司的投資效率也會降低，反之亦然。這與假設(shè)1的預(yù)期一致，假設(shè)1得到驗證。控制變量上，前一期托賓Q值系數(shù)為負(fù)，投資機會多的企業(yè)投資效率較高，但只在3SLS中顯著。前一期自由現(xiàn)金流量系數(shù)顯著為正，自由現(xiàn)金流增加降低企業(yè)投資效率。前一期資產(chǎn)負(fù)債率系數(shù)顯著為正，說明負(fù)債的降低能夠約束企業(yè)投資的行為，提高企業(yè)投資效率。企業(yè)規(guī)模與非效率投資負(fù)相關(guān)，規(guī)模的提高也能提高投資效率，但是系數(shù)并不顯著。在3SLS估計下，股權(quán)集中度和股權(quán)性質(zhì)與投資效率的關(guān)系不顯著，但在OLS和2SLS估計下，股權(quán)集中度系數(shù)在10%水平上顯著（t值分別為-2.19和-2.22），說明在一定范圍內(nèi)，股權(quán)集中度的提高會提升投資效率，兩者的關(guān)系可能是“U”型的。公司治理好能夠提高投資效率，但并不顯著，這可能是因為本文公司治理變量選擇相對比較粗糙的原因。如果用指標(biāo)體系詳細(xì)評價公司治理水平的話，則能夠得到顯著的系數(shù)。Panel B列示了DA方程的回歸結(jié)果。與聯(lián)立方程模型相比，系數(shù)的符號相同，但是系數(shù)估計值和t值有較大差異，使用OLS的估計可信度較差。Ineffi系數(shù)顯著為正，DA與Ineffi也顯著正相關(guān)，隨著Ineffi的增大，DA也在增大，即隨著投資效率的降低，盈余質(zhì)量下降。兩者之間確實存在著內(nèi)生性關(guān)系，假設(shè)2也得到了驗證。控制變量方面，資產(chǎn)負(fù)債率系數(shù)顯著為負(fù)，說明隨著負(fù)債水平增加，盈余質(zhì)量提高，負(fù)債的監(jiān)督作用初步顯現(xiàn)。公司規(guī)模系數(shù)顯著為正，規(guī)模大的公司盈余質(zhì)量較低。成長性的系數(shù)也顯著為正，高成長性的公司盈余質(zhì)量也較差。國家持股、審計師質(zhì)量提高以及公司治理水平的提高能提高盈余的質(zhì)量，但是系數(shù)都不顯著。公司的業(yè)績與盈余質(zhì)量顯著相關(guān)，相比業(yè)績差的公司，業(yè)績好的公司盈余質(zhì)量較高，這與預(yù)期一致。

表3 聯(lián)立方程模型估計結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文使用2007～2013年我國A股非金融類上市公司為樣本，實證檢驗了盈余質(zhì)量與非效率投資之間的關(guān)系。前期文獻在研究盈余質(zhì)量對投資效率影響時往往忽略了投資效率對盈余質(zhì)量的反向影響，即忽略了兩者的內(nèi)生性關(guān)系。故本文使用聯(lián)立方程模型估計方程系數(shù)。結(jié)果表明，盡管聯(lián)立方程模型的系數(shù)符號與OLS估計相同，但是系數(shù)估計值有較大差異。運用聯(lián)立方程模型，在考慮兩者內(nèi)生性的基礎(chǔ)上，盈余質(zhì)量的提高確實能夠抑制非效率投資，提高投資效率，這與前期文獻結(jié)論相同。同時，本文也發(fā)現(xiàn)投資效率降低能夠降低盈余的質(zhì)量。本文的貢獻在于，拓展了盈余質(zhì)量對非效率投資影響的相關(guān)研究，控制了兩者之間的內(nèi)生性關(guān)系。非效率投資對盈余質(zhì)量反向作用的機理和影響因素等問題值得進一步探究。

注釋：

①董事會下設(shè)的四大專門委員會包括：審計委員會、提名委員會、績效薪酬委員會和戰(zhàn)略委員會。

②2014年百強事務(wù)所前10名包括：普華永道中天、德勤華永、瑞華、立信、安永華明、畢馬威華振、天健、大華、信永中和以及大信會計師事務(wù)所。

③表中的數(shù)字是皮爾遜相關(guān)系數(shù)，***表示1%水平上顯著，**表示5%水平上顯著，*表示10%水平上顯著。

④限于篇幅，本文沒有報告模型（1）和（2）的回歸結(jié)果，也沒有報告模型中包含的年度與行業(yè)虛擬變量的系數(shù)，但年度與行業(yè)效應(yīng)已經(jīng)控制。第2列匯報分別對兩個方程用OLS回歸的結(jié)果，第3～5列分別匯報聯(lián)立方程模型用兩階段最小二乘、三階段最小二乘的回歸結(jié)果。由于回歸中滯后項的加入，使得在估計模型時樣本量與描述性統(tǒng)計中的樣本量不同。括號中報告的是t值，***表示1%水平上顯著，**表示5%水平上顯著，*表示10%水平上顯著。由于采用3SLS，R2為負(fù)也屬正常。

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