會計信息質(zhì)量對企業(yè)績效的影響
——基于投資效率的中介效應(yīng)

錢 晶，曾華鋒

（南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210037）

一、引言

會計信息是內(nèi)部管理者治理公司和外部投資者選擇投資目標(biāo)的主要依據(jù)，2006 年我國企業(yè)會計準(zhǔn)則中對會計信息提出了八項質(zhì)量要求，隨后會計信息質(zhì)量便受到了學(xué)術(shù)界和實務(wù)屆的密切關(guān)注，總體上實現(xiàn)了很大提升。但在財政部近幾年公布的會計信息質(zhì)量檢查公告中，仍有部分企業(yè)存在會計核算不規(guī)范、信息披露不充分等問題，導(dǎo)致會計信息“失真”。有研究表明，這些會計信息失真的企業(yè)往往都有虧損的趨勢[1]。而真實可靠的會計信息不僅有助于企業(yè)的經(jīng)營績效和利益相關(guān)者的科學(xué)決策，在國家宏觀調(diào)控和市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展中也發(fā)揮著舉足輕重的作用[2]。因此，提高會計信息質(zhì)量是企業(yè)、國家和社會公眾都關(guān)注的焦點。

低質(zhì)量的會計信息為企業(yè)管理者謀取私利的短視行為提供了契機，管理者為了滿足自利需求會進(jìn)行不當(dāng)?shù)挠喙芾砘蚯榫w化投資，損害了公司績效，與企業(yè)價值最大化目標(biāo)相背離。若能提高會計信息質(zhì)量，則可以在一定程度上緩解信息不對稱帶來的負(fù)面效應(yīng)；同時也能減少代理沖突，抑制個人機會主義行為，保障未來績效的增長。由此可知，會計信息質(zhì)量對企業(yè)績效有一定的影響，但這種影響不完全是直接的。回顧相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，不少學(xué)者將會計信息質(zhì)量作為一個中介變量或調(diào)節(jié)變量去研究其與投資效率之間的關(guān)系，而投資效率往往與企業(yè)績效掛鉤，因此，投資效率很可能在會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效的關(guān)系中扮演著中介角色。目前將這三者納入一個框架中進(jìn)行研究的文獻(xiàn)較少，其中探究投資效率中介傳導(dǎo)效應(yīng)的文獻(xiàn)更少。基于此，本文選取滬深A(yù) 股上市公司2016—2019 年的面板數(shù)據(jù)來分析會計信息質(zhì)量、投資效率與企業(yè)績效之間的關(guān)系和具體作用機理，以期豐富這三者的相關(guān)研究。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效

會計信息質(zhì)量分為會計信息的內(nèi)容質(zhì)量和披露質(zhì)量，梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外多數(shù)學(xué)者側(cè)重于研究會計信息的披露質(zhì)量對企業(yè)績效的影響。Elliott 和Jacobson（1994）[3]研究發(fā)現(xiàn)，增加會計信息披露可以降低競爭性成本，進(jìn)而提升企業(yè)價值。Patel 等（2002）[4]認(rèn)為高質(zhì)量的信息披露有助于改善企業(yè)績效。國內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)果基本與國外一致，佟巖等（2011）[5]的研究表明，信息披露質(zhì)量高的企業(yè)有相對較高的凈資產(chǎn)收益率。楊士其（2018）[6]發(fā)現(xiàn)，與低競爭行業(yè)相比，高競爭行業(yè)中會計信息質(zhì)量對企業(yè)績效的影響更顯著。此外，也有學(xué)者將會計信息的內(nèi)容質(zhì)量作為研究對象。他們發(fā)現(xiàn)，企業(yè)會計信息質(zhì)量越高，其績效良好的可能性越高，并且該影響具有持續(xù)性，能夠作用于未來績效（Chan 等，2004）[7]。我國學(xué)者方芳（2014）[8]以代理成本作為中介變量，發(fā)現(xiàn)提高會計信息質(zhì)量可以通過降低代理成本使企業(yè)的績效狀況得到改善。總而言之，會計信息質(zhì)量越高，管理者的盈余管理空間越小，隱匿的真實信息尤其是負(fù)面信息就越少[9]。管理層可以通過優(yōu)質(zhì)的會計信息進(jìn)行內(nèi)部治理，同時，信息的外部使用者能夠憑借充分可靠的信息作出更加準(zhǔn)確的判斷，減小企業(yè)的競爭性成本，進(jìn)而積極促進(jìn)企業(yè)績效的提升。本文所研究的會計信息質(zhì)量側(cè)重于其內(nèi)容質(zhì)量。基于以上分析，提出假設(shè)：

H1：在其他條件相同的情況下，會計信息質(zhì)量越高，企業(yè)績效越好。

（二）會計信息質(zhì)量、投資效率與企業(yè)績效

關(guān)于會計信息質(zhì)量與投資效率的國內(nèi)外研究均比較成熟，且研究結(jié)果趨于統(tǒng)一，認(rèn)為會計信息質(zhì)量對投資效率有促進(jìn)作用。Biddle 等（2009）[10]以美國和日本上市公司為樣本，通過測算企業(yè)現(xiàn)金敏感度的方法發(fā)現(xiàn)優(yōu)質(zhì)的會計信息能夠緩解信息不對稱問題，抑制非效率投資行為，進(jìn)而提升投資效率。國內(nèi)學(xué)者蔡吉甫（2013）[11]基于2006 年會計準(zhǔn)則公布前后的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的會計信息對民營企業(yè)的投資不足有明顯緩解作用，而對國有企業(yè)的投資不足或投資過度沒有顯著效應(yīng)。楊霞和章穎薇（2019）[12]以企業(yè)生命周期為視角，發(fā)現(xiàn)在成長期中的企業(yè)，其會計信息質(zhì)量對投資效率的影響程度最高，而處于成熟期的企業(yè)，該影響最弱。

目前針對投資效率與企業(yè)績效的研究相對較少，但有不少學(xué)者在自己的研究中提到了兩者的關(guān)系。羅紅霞（2014）[13]認(rèn)為，投資者的投資意愿越高，投資率就越高，那么投資收益也可能越高，企業(yè)的盈利能力就會隨之增強。羅明琦和宋常（2014）[14]的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)過度投資和投資不足的程度越低，企業(yè)業(yè)績就越好，并且代理成本的降低能夠使這種影響更為顯著。

根據(jù)以上文獻(xiàn)回顧和分析，會計信息質(zhì)量可能對企業(yè)績效產(chǎn)生直接影響，也可能通過投資效率產(chǎn)生間接影響。此外，由于企業(yè)績效還受到其他因素的影響，如公司治理、研發(fā)投入等[15-17]，因此，本文認(rèn)為投資效率僅具有部分中介效應(yīng)。一方面，會計信息的質(zhì)量高意味著其透明度也高，信息不對稱有所緩解，在真實公允的信息條件下，企業(yè)管理層無論是對內(nèi)治理還是對外投資，都可以做出更準(zhǔn)確科學(xué)的決策，而外部投資者也會對該企業(yè)增加更多的信任，使資金流入更加持續(xù)穩(wěn)定，這必然有益于企業(yè)績效的增長；另一方面，質(zhì)量高、透明度高的會計信息能夠增強管理層與股東之間的監(jiān)督和制約，避免了代理沖突，抑制盲目或過度投資，使資源配置效率得以優(yōu)化，從而改善企業(yè)績效。基于以上分析，提出以下假設(shè)：

H2：投資效率在會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效之間發(fā)揮部分中介作用；

H3：投資過度和投資不足在會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效之間發(fā)揮部分中介作用，且作用程度不同。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2016—2019 年滬深A(yù) 股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本。由于選用的模型計算涉及滯后兩期的數(shù)據(jù)，所以實際收集的數(shù)據(jù)區(qū)間為2014—2019 年，并剔除了2014 年之后上市的公司以及在樣本區(qū)間內(nèi)被特殊處理的ST、PT 類公司。此外，本文還剔除了金融業(yè)上市公司、變量有缺失值以及資產(chǎn)負(fù)債率大于1 的樣本，并對主要連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。經(jīng)過以上篩選，最終得到8 560 個觀測值。所選數(shù)據(jù)全部來自于CSMAR，實證分析過程中，主成分分析法由SPSS 22.0 完成，其余均由Stata 15.0 軟件完成。

（二）被解釋變量：企業(yè)績效

目前關(guān)于企業(yè)績效的衡量指標(biāo)主要有兩種，一種是財務(wù)績效指標(biāo)，如總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、每股收益等，另一種是市場績效指標(biāo)，如托賓Q值等。由于我國資本市場發(fā)展還未成熟，用托賓Q值來評價上市公司的績效存在一定的局限性，因此，出于結(jié)果的穩(wěn)健性考慮，本文選擇常用的三種財務(wù)績效指標(biāo)來衡量企業(yè)績效。

通過主成分分析法將總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）和每股收益（EPS）綜合為一個指標(biāo)。KMO 和Bartlett 檢驗的結(jié)果顯示KMO 值為0.703，大于0.6，Bartlett 球形度檢驗的顯著性為0.000，說明所選的指標(biāo)數(shù)據(jù)適合做主成分分析。最終根據(jù)成分得分系數(shù)矩陣并進(jìn)行歸一化處理，確定企業(yè)績效（TQ）的計算公式如下：

（三）解釋變量：會計信息質(zhì)量

本文選擇陸建橋（1999）[18]提出的擴展瓊斯模型來度量會計信息質(zhì)量。該模型的殘差項絕對值表示企業(yè)的操縱性應(yīng)計利潤額，絕對值越大，企業(yè)操縱性應(yīng)計利潤越大，盈余管理程度越強，提供的會計信息質(zhì)量就越低。為了結(jié)果便于理解，本文將殘差項的絕對值取相反數(shù)，定義為DA。DA值越大，會計信息質(zhì)量越高。擴展瓊斯模型如下：

其中，TA為應(yīng)計利潤總額，是凈利潤與經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量之差，A為資產(chǎn)總額，ΔREV為營業(yè)收入增加額，ΔREC為應(yīng)收賬款增加額，PPE為固定資產(chǎn)原值，IA為無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)。

（四）中介變量：投資效率

本文采用學(xué)術(shù)界廣泛認(rèn)可的Richardson（2006）[19]模型來衡量企業(yè)的投資效率。根據(jù)該模型擬合出的殘差值可分為投資過度和投資不足兩種情況，殘差值大于0 即為投資過度（OI），殘差值小于0 則為投資不足（UI）。本文將殘差取絕對值表示為企業(yè)的非效率投資（Inveff），絕對值越大，非效率投資程度越嚴(yán)重，投資效率就越低。具體模型如下：

其中，Growth為成長機會，Lev為資產(chǎn)負(fù)債率，Cash為現(xiàn)金持有水平，Size為企業(yè)規(guī)模，Age為上市年齡，Ret為考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率，Year和Ind分別為年度和行業(yè)。

（五）控制變量

基于前人的研究，本文選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金持有水平、上市年齡、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度以及年度和行業(yè)啞變量作為控制變量。變量具體定義如表1 所示。

表1 變量定義

（六）模型構(gòu)建

首先構(gòu)建模型3 以檢驗H1，即會計信息質(zhì)量對企業(yè)績效的影響。其次采用溫忠麟等（2004）[20]的中介效應(yīng)檢驗方法，即逐步回歸法來檢驗投資效率是否在會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效之間發(fā)揮部分中介作用，以此構(gòu)建了模型4 和模型5。具體模型如下：

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

由表2 可知，TQ的最小值為-0.833，最大值為1.288，極差較大，說明我國A 股上市公司的績效存在較大差距，部分企業(yè)有提升空間。DA的最小值為-0.280，遠(yuǎn)小于均值-0.053，而最大值-0.001 幾近于0，操縱性應(yīng)計利潤差異較大，說明樣本公司的會計信息質(zhì)量參差不齊。由中介變量即Inveff、OI和UI的各項結(jié)果可知，樣本公司的投資效率水平也存在差異，投資不足的情況更為普遍。從控制變量來看，各項結(jié)果特征均符合預(yù)期。

表2 變量描述性統(tǒng)計表

（二）相關(guān)性分析

表3 是主要變量之間皮爾遜相關(guān)系數(shù)表。其中被解釋變量TQ與解釋變量DA以及各控制變量均在1%的水平上顯著正相關(guān)，初步驗證了H1 的成立。被解釋變量TQ與中介變量Inveff在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，解釋變量DA與Inveff在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，需進(jìn)一步做回歸檢驗以保證結(jié)果的準(zhǔn)確性。此外，所有變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，可見變量之間不存在多重共線性問題。

表3 變量間Pearson 相關(guān)系數(shù)

（三）回歸結(jié)果分析

表4 展示了三個模型的回歸結(jié)果。由模型3 的結(jié)果可知，無論是在非效率投資全樣本還是OI或UI子樣本下，DA與TQ的系數(shù)均在1%的水平上顯著正相關(guān)，H1 通過檢驗，即會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效正相關(guān)，提高會計信息質(zhì)量有助于提升企業(yè)績效。

表4 回歸結(jié)果

為了檢驗投資效率的中介作用，依次觀察模型4 和模型5 的結(jié)果。在Inveff全樣本下，模型4 中DA與Inveff的系數(shù)在5%的水平上顯著，模型5 中Inveff與TQ的系數(shù)也在5%的水平上顯著，且DA與TQ的系數(shù)為0.680，在1%的水平上顯著，說明投資效率在會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效之間發(fā)揮部分中介作用，驗證了H2。

在OI子樣本下，同樣地，DA與OI、OI與TQ均在5%的水平上顯著相關(guān)，而DA與TQ的系數(shù)為0.582，在1%的水平上顯著，表明過度投資在會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效之間也能產(chǎn)生部分中介效應(yīng)。

在UI子樣本下，DA與UI的系數(shù)沒有顯著相關(guān)性，UI與TQ的系數(shù)也不顯著，因此進(jìn)一步做sobel檢驗，結(jié)果顯示Z 統(tǒng)計值為-0.894（P>|Z|=0.371），沒有通過檢驗，說明投資不足在會計信息質(zhì)量和企業(yè)績效之間沒有顯著的中介作用，從而H3 得以驗證。可能是由于企業(yè)面臨的逆向選擇等問題在短期內(nèi)難以轉(zhuǎn)變，投資不足的緩解有一定的滯后性，樣本期間內(nèi)未能充分反映出會計信息質(zhì)量對投資不足的作用。

五、結(jié)論和建議

本文以2016—2019 年滬深A(yù) 股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗了會計信息質(zhì)量對企業(yè)績效的影響以及投資效率的中介傳導(dǎo)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，在其他條件相同的情況下，會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效正相關(guān)，會計信息質(zhì)量越高，企業(yè)績效越好。此外，通過逐步回歸檢驗法發(fā)現(xiàn)投資效率和非效率投資中的投資過度均在會計信息質(zhì)量與企業(yè)績效之間起到部分中介效應(yīng)，而投資不足沒有起到中介效應(yīng)。據(jù)此，本文為提高上市公司的績效提出以下相關(guān)建議。

1.企業(yè)需提高自身的會計信息質(zhì)量。本文所選樣本公司的會計信息質(zhì)量參差不齊，說明企業(yè)仍存在一些問題有待解決，可選擇的解決途徑有：（1）改善公司治理。不同的治理結(jié)構(gòu)可能會產(chǎn)生不同質(zhì)量的會計信息[21]，企業(yè)可以完善內(nèi)部管理體系來規(guī)范會計行為，強化風(fēng)險控制機制，確保會計信息被準(zhǔn)確使用。（2）提高會計人員的職業(yè)道德。會計人員是財務(wù)報告信息生成的主要負(fù)責(zé)人，關(guān)系著會計信息的真實性和可靠性，企業(yè)應(yīng)組織相關(guān)教育活動，使會計人員樹立正確的職業(yè)道德觀念。（3）優(yōu)化對管理層的激勵政策。企業(yè)可以制定合理有效的長期激勵政策，如薪酬結(jié)構(gòu)等，使管理層自我抑制不當(dāng)?shù)挠喙芾恚苊舛桃曅袨榈陌l(fā)生對企業(yè)績效造成負(fù)面影響。

2.對投資活動加強監(jiān)督和控制。由于投資效率對企業(yè)績效會產(chǎn)生正向影響，企業(yè)應(yīng)當(dāng)最大程度提高投資效率，減少非效率投資，尤其是投資過度。一方面，企業(yè)需建立有效的約束機制確保企業(yè)將有限資金投放于好的項目，避免盲目投資和不必要的低效投資，減少投資過度情況；另一方面，企業(yè)可以聘請專家提前做好投資項目的可行性分析，遵循科學(xué)合理的投資程序，提高投資回報率，進(jìn)而提升企業(yè)績效。

3.政府部門需完善相關(guān)的會計準(zhǔn)則和制度。會計準(zhǔn)則是會計信息形成的重要依據(jù)，不明晰的會計準(zhǔn)則會使會計人員對問題的處理產(chǎn)生歧義，進(jìn)而影響到會計信息質(zhì)量。而成熟的會計準(zhǔn)則和制度可以規(guī)范會計人員對信息的核算和披露，從根源上抑制會計信息失真問題。此外，政府也應(yīng)當(dāng)加大對違法違規(guī)行為的懲治力度，為企業(yè)營造良好有序的競爭氛圍，促進(jìn)企業(yè)健康發(fā)展。