會計準則變革對跨國直接投資的影響
——以我國對外直接投資和外商直接投資為例

周 芳，張先治

(1.東北財經(jīng)大學會計學院，遼寧 大連 116025；2.南京審計大學政府審計學院，江蘇 南京 211815)

一、引 言

會計準則變革不同于對某些具體會計準則的修訂，這種變革是會計準則從整體上進行的一次大的改變，在國際會計準則趨同背景下我國于2007年開始實施的企業(yè)會計準則就是一次會計準則變革。目前學術界對會計準則變革經(jīng)濟后果的研究重點側重于微觀領域，而對宏觀效應研究較少。而會計準則的宏觀經(jīng)濟后果是未來更具特色的研究方向(孫錚等，2013[1])。這也正是會計準則變革中潛藏的一個非預期影響帶來的經(jīng)濟后果(張先治等，2013[2])。而宏觀投資作為宏觀經(jīng)濟增長中的重要組成部分，也是與會計準則聯(lián)系最緊密的一部分宏觀經(jīng)濟范疇。所以本文選擇宏觀投資作為研究會計準則變革的宏觀經(jīng)濟后果的主要方向，從理論分析和實證檢驗兩部分分析我國會計準則變革對跨國直接投資的影響。

本文將我國對外直接投資(OFDI)和外商直接投資(FDI)之和作為跨國直接投資，在制度背景分析和文獻整理歸納的基礎上，從理論和實證兩個方面檢驗了作為一種宏觀制度變革的我國會計準則變革對跨國直接投資的影響及其作用機理。本文的主要貢獻在于：第一，將會計準則變革的經(jīng)濟后果研究從微觀領域擴展到宏觀領域，直接考察了會計準則變革對宏觀經(jīng)濟變量——跨國直接投資的影響。第二，通過會計準則可比性的中介效應檢驗分析了會計準則變革對跨國直接投資的影響機理。第三，不同于國外研究文獻以多個發(fā)達國家為研究對象，本文只側重于分析作為一個發(fā)展中國家，我國會計準則變革后對我國對外直接投資(資本流出)和吸引國外直接投資(資本流入)的共同影響。

2003年開始中國GDP從全世界排名第六一直上升到2015年全世界排名第二。我國整體經(jīng)濟實力不斷上升的原因之一就是跨國投資的不斷增長。根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒和世界銀行公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我國各年對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年兩年是增長最快的兩年。那么，跨國直接投資快速增長的背后是否與我國2007年的會計準則變革有聯(lián)系是本文所要研究的問題。

圖1 我國對外直接投資和外商直接投資發(fā)展趨勢圖

二、文獻綜述及研究假設

會計準則從美國誕生以來，逐漸發(fā)展成為全球通用的國際財務報告準則(IFRS)，研究會計準則變革對全球經(jīng)濟發(fā)展的影響成為理論界和實務界關心的熱點問題。Brüggemann et al.(2013)[3]、George et al.(2016)[4]等全面回顧了全球各個國家在會計準則變革后的經(jīng)濟后果。會計準則變革不僅會對會計信息質(zhì)量產(chǎn)生影響，而且會對微觀企業(yè)、資本市場乃至宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生影響。會計準則變革對會計信息質(zhì)量的影響主要體現(xiàn)在對會計信息的相關性、可靠性、透明性、可比性、穩(wěn)健性等特征的影響，由于會計信息質(zhì)量特征計量的多樣性，以及受到資本市場效率、管理層報告動機的影響導致會計準則變革對會計信息質(zhì)量影響的研究結論并不統(tǒng)一。會計準則變革對微觀企業(yè)的影響主要集中在企業(yè)投融資、高管薪酬、業(yè)績評價、公司治理等方面。會計準則變革對資本市場的影響多集中在對資本成本、流動性、分析師預測以及審計等方面，研究結論基本上是比較積極的，但是仍然不能排除執(zhí)行和實施會計準則過程中制度環(huán)境所發(fā)揮的重要作用。陳信元等(2011)[5]、張先治等(2015)[6]對我國最近一次會計準則變革的經(jīng)濟后果進行了全面的回顧和評述。

國外研究會計準則變革對宏觀經(jīng)濟的影響也才剛剛起步，國內(nèi)還沒有開展會計準則變革對宏觀投資影響的研究。在對跨國投資的研究中，研究會計準則變革對跨國間接投資的文獻較多。Amiram(2012)[7]認為在采用IFRS的被投資國家中，外國權益組合投資(FPI)會增加。但是Beneish et al.(2015)[8]認為在采用IFRS之后，在外國權益投資的提高只限于那些治理質(zhì)量好(或正在改善)的國家。Chen et al.(2013)[9]研究采用IFRS之后對不同國家同行業(yè)公司的投資效率的影響。盡管大部分研究認為會計準則變革(趨同)會促進外國權益投資行為的增加，但是不同研究者認為會計準則變革促進外國權益投資增加的機理和路徑卻不同。

(一)會計準則變革對跨國直接投資的影響

少數(shù)文獻研究會計準則變革對跨國直接投資的影響。Gordon et al.(2012)[10]分析了涉及124個國家從1996～2009年的1300個觀察值的面板數(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多個國家的雙邊FDI數(shù)據(jù)，研究得出本國會計準則和IFRS的趨同是通過透明性和可比性共同作用提高了FDI。

但是，我國還沒開展對會計準則變革對跨國直接投資影響的研究。根據(jù)跨國投資理論，影響外國投資行為的因素有一國的物理基礎因素(硬條件)和制度基礎因素(軟條件)，而制度基礎因素是影響國際商業(yè)活動的核心決定因素(Dunning，2005[12])。Choi et al.(2001)[13]認為財務會計被認為是一個國家市場制度中的基礎建設的一部分。Ports and Rey(2005)[14]認為在外國市場上信息的缺乏比投資機會多樣化更重要。雖然地理上的距離、資本控制和匯率風險可以用來解釋阻礙資本在國際上的流動，但信息不對稱是最令人信服的解釋。在東道國和外國投資者之間的信息不對稱會阻礙外國投資行為。會計準則的國際趨同減少了國內(nèi)外投資者跨國投資過程中的信息不對稱，促進了跨國投資的增長。綜上所述提出如下假設：

H1：我國會計準則變革后促進了我國與其他國家之間的跨國直接投資。

(二)會計準則變革對跨國直接投資影響的路徑和機理

1.會計準則變革促進了會計準則可比性的提高

盡管可比性作為一項基本的會計信息質(zhì)量特征由來已久，但對可比性的研究是在國際會計準則協(xié)調(diào)與趨同的背景下才逐漸展開的(袁知柱、吳粒，2012[15])。會計可比性既包括會計準則的可比，又包括會計信息的可比。前者側重于宏觀層面，后者側重于微觀層面。前者是后者的前提。宏觀層面會計準則的趨同著力解決的是形式上的可比，而微觀層面的會計信息可比更多的是指實質(zhì)上的可比，除了受到宏觀層面會計準則趨同的影響，還受到很多會計準則執(zhí)行中制度因素的影響，例如投資者保護、公司治理以及管理層報告動機等。基于從宏觀層面研究會計可比性對跨國直接投資的影響，所以本文所指的會計可比性是指會計準則的可比性，是通過不同國家的準則與實務差異來度量的。差異越小，可比性越高。我國會計準則變革實現(xiàn)了與IFRS的趨同，意味著我國會計準則與IFRS的差異在縮小。在會計準則國際趨同背景下，其他國家也越來越多的采用IFRS。自2001年以來，已有近140個國家要求或允許使IFRS，所有其余主要經(jīng)濟體均已確定了在不遠的將來采用IFRS或與之趨同的時間安排(周芳，2015[16])。各國會計準則都朝著一個共同的IFRS改進，勢必會導致國與國之間會計準則可比性的提高。基于會計準則可比性的經(jīng)濟后果研究始于Bae et al.(2008)[17]，主要檢驗國家間會計準則差異對分析師盈利預測行為的影響，結論是會計準則差異的確會給證券分析師的預測行為帶來經(jīng)濟成本。Yu and Wahid(2014)[18]探索了實施IFRS所帶來的會計距離的縮小如何影響投資者的跨國投資決策，研究發(fā)現(xiàn)因為可比性的提高，不管是投資者還是被投資者采用IFRS，證券投資都會增加。

2.會計準則可比性提高減少跨國投資的“本土偏好”

“本土偏好”即投資者更傾向于在本土投資而不進行跨國投資，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：一是因為外國投資者相對于本土投資者具有信息劣勢。采用不同會計準則產(chǎn)生的用于解釋外國公司財務報告成本的升高阻礙了外國投資(Gehrig，1993[19])。Chen et al.(2014)[20]發(fā)現(xiàn)會計準則在自愿趨同階段因為減少了外國投資者的信息處理成本從而促進了FDI。二是因為熟悉性偏見。當人們感覺對一個領域比較熟悉和了解時，他們就會更傾向于進入(或投資)這個領域。反之，人們會避開這個領域。French and Poterba(1991)[21]暗示熟悉性偏見塑造了外國投資決策。所以會計準則的趨同引起外國投資者感覺對被投資國的投資環(huán)境(或市場)更為熟悉，從而促進外國投資行為的增加。綜上所述，提出如下假設：

H2：會計準則變革通過會計準則可比性的提高促進了跨國直接投資。

H3：我國會計準則變革更容易促進我國與已采用IFRS的國家之間的資本流動。

三、樣本選取與研究設計

(一)樣本的選取與數(shù)據(jù)來源

由于我國2007年實施會計準則變革，同時中國統(tǒng)計年鑒從2004年才開始有我國對外直接投資的國別統(tǒng)計數(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)我國外商直接投資和對外直接投資的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，每個國家和地區(qū)從2004年至2010年共七年各年都不缺失外商直接投資和對外直接投資數(shù)據(jù)的一共59個，這些國家和地區(qū)基本上代表了外商直接投資和對外直接投資總量的90%以上。其中，我國內(nèi)地與香港地區(qū)的資本流動非常活躍，而且有逐年增加的趨勢，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

雖然許多國家都強制采用IFRS，但是各國強制采用IFRS的時間不同，根據(jù)IASB官方網(wǎng)站的統(tǒng)計，現(xiàn)總結如下表1。根據(jù)各國家和地區(qū)強制采用IFRS時間的不同，對58個國家分五種情況分別計算各國與中國會計準則的similarityijt：2004年、2005～2006年、2007年、2008～2010年以及在2004～2010年七年都沒有強制采用IFRS的國家。在2004年similarityijt的得分是借鑒了Sae et al.(2008)[17]中有相應的打分和計算方法。本文與Sae et al.(2008)[17]不同的是如果兩個國家對同一個具體會計準則內(nèi)容打分都為1，則該國家組針對該項會計準則取值為0，但是Sae et al.(2008)[17]則會針對這種情況取值為1。在2005年，根據(jù)表1的統(tǒng)計結果，對2005年強制采用IFRS的國家，默認其21個會計項目打分都為0，然后根據(jù)上述步驟重新計算similarityijt。在2007年以及以后的3年以此類推。similarityijt越大，說明兩國的會計準則可比性越高，越可以促進FDI流動。所以該指標與FDI流動呈正向關系。

表1 主要國家和地區(qū)采用IFRS時間

其余變量及其度量見表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。該變量是對會計準則變革的衡量similarityijt我國和其他國家會計準則可比性的度量,介于[0,1]之間的數(shù)值控制變量lnGDPit衡量以現(xiàn)價美元計算的其他國家每年的GDP流量,并取對數(shù)。該數(shù)據(jù)來源于世界銀行的統(tǒng)計數(shù)據(jù)lnGDPjt衡量以現(xiàn)價美元計算的我國每年GDP流量與上一年GDP流量的差額,并取對數(shù)。為了使該指標更加平穩(wěn),所以該指標取一階差分來計算lnDISTij衡量我國首都北京和其他國家首都之間的直線距離,并取對數(shù)。該變量是一個不隨時間變化而變化的變量。數(shù)據(jù)來源于百度地圖LAWijt衡量其他國家與我國在法律制度上的差異,其他國家與我國每年“role of law”指標得分之差取絕對值。各個國家2004～2010年每年的“role of law”指標得分數(shù)據(jù)來源于世界銀行WGI,取值介于[-2.5,2.5]

(三)檢驗模型

綜合M’arquez-Ramos(2011)[11]和Chen et al.(2014)[20]兩個引力模型(gravity model)，本文構造了如下檢驗我國會計準則變革對跨國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代表兩國的經(jīng)濟實力，也是兩國之間跨國直接投資的需求和供給，所以它們與兩國之間的跨國直接投資呈正向關系。lnDISTij代表兩國的地理距離，其值越大，說明兩個國家越遠，跨國直接投資越少，兩者呈反向關系。lnLAWijt代表兩國的制度距離，該變量是影響跨國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跨國直接投資，但是跨國直接投資的增加并非一定就存在于制度距離小的國家之間。制度因素只是影響國際投資的一個因素，有時跨國投資會基于資源尋求動機或者為了弱勢制度規(guī)避和強勢制度尋求動機。所以，該指標對跨國直接投資的影響方向不定。綜上所述，β1、β2、β5預計為正，β3預計為負，β4影響方向未定。μij是固定效應。

四、實證結果及其分析

(一)描述性統(tǒng)計

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

表3 描述性統(tǒng)計分析表

(二)相關性分析

表4列示了各主要變量之間的相關系數(shù)以及顯著性水平。(1)解釋變量無論是會計準則變革(POST)還是會計準則可比性(similarityijt)都與被解釋變量lnTFDIijt呈正相關關系，而且在1%的水平上顯著。(2)控制變量lnGDPit、lnGDPjt、lnDISTij與預期是相符的。LAWijt與lnTFDIijt呈正相關關系，并且在1%水平上顯著。這說明制度距離越大，我國與其他國家的國際投資流動越多，雖然這并不符合發(fā)達國家的“制度接近論”，但是也印證了我國國際投資流動更多地是基于資源尋求動機或者為了弱勢制度規(guī)避和強勢制度尋求動機。(3)因為similarityijt計量方法，所以解釋變量similarityijt與POST之間也具有較高的多重共線性問題。同時POST和similarityijt都與控制變量lnGDPjt具有較高的多重共線性問題，說明這三個變量都有相似的時間變化趨勢。

表4 相關性分析表

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

(三)回歸結果

1.OLS回歸結果

對模型(1)進行逐年的OLS回歸。由表5第(3)列的回歸結果顯示，即POST系數(shù)β5的估計值為0.522，并在5%的水平下顯著，說明在2007年我國跨國投資流動總量確實發(fā)生顯著性增加。為了進一步檢驗2007年及以后各年我國跨國投資流動總量比2007年之前確實發(fā)生顯著性變化。在此增加四個虛擬變量dummy2005、dummy2006、dummy2008和dummy2009來比較lnTFDIijt在對應的2005年及以后、2006年及以后、2008年及以后和2009年及以后的變化。從這四個變量的相關系數(shù)和顯著性水平上說明從2007年開始，我國與其他各國之間的跨國直接投資流動總量有了顯著的增長。其他控制變量也與預期相符。與相關性分析不同的是，我國的經(jīng)濟實力(lnGDPjt)與被解釋變量正相關，但是不夠顯著。說明我國經(jīng)濟實力對跨國直接投資總量的影響并不顯著，主要是因為該變量的取值都屬于時間序列數(shù)據(jù)，而不是面板數(shù)據(jù)。

表5 OLS回歸結果(N=385)

2.固定效應模型檢驗及其結果

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，所以為了更好的控制內(nèi)生性問題，首先對模型(1)是否屬于固定效應進行Hausman檢驗，檢驗結果p=0.0000(33.64)[注]為了節(jié)省篇幅，文中p值代表Hausman檢驗的prob>chi2的值，括號里面的數(shù)字代表chi2的值。，說明模型(1)屬于靜態(tài)面板中的固定效應模型。固定效應模型回歸的結果如下表6第(1)列所示。由于lnDISTij屬于不隨時間變化而變化的變量，所以在固定效應模型中被剔除掉了。假設1依然成立。

3.會計準則可比性的中介效應檢驗及其結果

本文通過會計準則可比性的中介效應檢驗來說明會計準則變革對跨國直接投資影響的因果關系。similarityijt就是衡量兩國之間會計準則的可比性指標。即檢驗similarityijt作為中介變量的中介效應是否顯著。根據(jù)中介效應檢驗法(溫忠麟等，2012[22])，在模型(1)中β5顯著的基礎上，構建模型(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，構建Sobel統(tǒng)計量z如下：

(4)

4.分組檢驗及結果

本文對一共33個有會計準則可比性(similarityijt)數(shù)據(jù)的國家進行分組。在分組檢驗中，根據(jù)2005年33國家會計準則與我國會計準則在21個會計項目中相同數(shù)量的多少將33個國家分為兩組：兩國會計準則項目相同數(shù)量最多是12項，一共有17個國家，定義為高分組[注]南非、英國、德國、法國、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，新加坡雖沒有采用IFRS，但是在Sae et al.(2008)[17]打分中，全部21個項目都是與IFRS相同的，與已采用IFRS沒有區(qū)別。而秘魯在21項打分中只有一項與IFRS不同，而這項會計項目我國與IFRS不同，所以這項不構成相同會計項目。；其余有16個國家定義為低分組[注]印度尼西亞、日本、韓國、泰國、俄羅斯、墨西哥、加拿大、美國、新西蘭、阿根廷、埃及、巴西、智利、印度、馬來西亞、巴基斯坦。。當然，會計準則項目相同數(shù)量越多，兩個國家之間的similarityijt越高。

根據(jù)假設3，對于高分組的國家由于與我國在會計準則的相似程度較高，所以在2007年我國采用IFRS以后，無論是出于降低信息處理成本還是提高熟悉性的原因，都會比低分組更加有利于兩個國家之間的跨國直接投資的增加。因為在2005年歐盟全部強制采用IFRS，所以選擇2005～2009年連續(xù)五年作為研究期間，Hausman檢驗結果低分組國家的p=0.5431(3.09)，高分組國家的p=0.9951(0.2)，所以無論是低分組還是高分組都適用于隨機模型。

表6 回歸結果匯總表

分組檢驗結果如表6第(4)和第(5)列所示：高分組國家的POST系數(shù)的估計值為0.523**，在5%水平上顯著，而低分組國家的POST系數(shù)的估計值為0.329，并不顯著。說明在控制住其他國家會計準則變化影響因素以外，我國會計準則變革后我國與高分組國家的跨國直接投資增加更顯著。這足以說明假設3成立。

五、穩(wěn)健性檢驗

1.會計準則可比性(similarityijt)

2.分組檢驗

被解釋變量lnTFDIijt在2007年前后發(fā)生顯著性變化有可能是因為其他國家會計準則變革帶來的影響，所以將2007年及以后其他國家由于會計準則趨同對被解釋變量的影響剔除，單純檢驗由于我國會計準則變革對雙向跨國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都是在2007年及以后陸續(xù)采用國際會計準則的國家，將這三個國家刪除以后，高分組國家的POST系數(shù)的估計值為0.454*，在10%水平上顯著，而低分組國家的POST系數(shù)的估計值為0.305，并不顯著。相對于低分組國家來說，高分組國家的POST系數(shù)依然顯著，結論穩(wěn)健。

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

參照M’arquez-Ramos(2011)[11]的做法，在使用固定效應模型進行回歸時，一些不隨時間變化而變化的變量被刪除掉了，所以為了更穩(wěn)健，利用固定效應向量分解法(Fixed Effect Vector Decomposition，F(xiàn)EVD)方法對固定效應模型進行優(yōu)化。經(jīng)過優(yōu)化后的固定效應模型中不隨時間變化的控制變量lnDISTij系數(shù)的估計值為-1.494***，方向與預期相符，并且在1%水平上顯著，說明兩國距離越遠兩國之間的跨國直接投資越少。其他變量的估計結果雖然有所不同，但是并沒有實質(zhì)性改變，結論依然穩(wěn)健。

4.FDI和OFDI重分類

以上分析都是以外商直接投資和對外直接投資之和作為被解釋變量。以外商直接投資和對外直接投資分別作為被解釋變量重新進行檢驗。因為固定效應還是隨機效應模型的檢驗得出P=0.0003和p=0.0005，所以仍然采用固定效應模型。無論是OLS模型還是固定效應模型以及經(jīng)過FEVD優(yōu)化以后的模型都顯示：會計準則變革對我國對外直接投資的影響顯著為正，但是對我國外商直接投資的影響為負，但是不顯著。中國香港、開曼群島和英屬維爾京群島成為我國無論是對外直接投資還是外商直接投資最多的前三個國家或地區(qū)。扣除這三個國家或地區(qū)以外，我國對其他國家和地區(qū)的外商直接投資在2007年是下降的，而對外直接投資在2007年卻是顯著增長的。導致上述結果最主要原因是2007年商務部頒布的10號文《關于外國投資者并購境內(nèi)企業(yè)的規(guī)定》對我國民營企業(yè)通過紅籌架構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，但是該文件對我國對外直接投資影響很小。

六、研究結論及啟示

本文選取2004～2010年我國每年對外直接投資和外商直接投資之和作為跨國直接投資，從會計準則可比性的路徑，從理論和實證兩方面分析和檢驗了我國會計準則變革對跨國直接投資的影響及其機理。研究發(fā)現(xiàn)：會計準則變革提高了國家間會計信息的可比性，而會計準則可比性促進了我國與其他各國跨國直接投資的增加。對于會計準則國際趨同后的經(jīng)濟后果研究一直都沒有定論，尤其是在發(fā)展中國家和宏觀層面，本文為全面評價會計準則變革的成本與效益又提供了有力的證據(jù)。會計準則變革通過會計準則可比性的中介效應促進了跨國直接投資的流動。會計準則可比性只是反映了國家間會計信息的報告標準更可比了，但是對于投資者而言更重要的是會計信息實質(zhì)可比。然而會計信息實質(zhì)可比性的提高，則更多有賴于微觀層面企業(yè)會計政策選擇以及會計信息質(zhì)量的提高以及執(zhí)行會計準則制度上的完善。未來不僅可以從會計準則可比性角度進行檢驗會計準則變革對宏觀跨國直接投資的影響，還可以從其他中介變量入手，例如各國會計信息質(zhì)量檢驗其中介效應的作用機理。另外，還可以進一步探究會計準則變革對其他宏觀經(jīng)濟變量的影響。