會計信息可比性與企業長短期投資偏好關系檢驗

【摘要】以2007 ～ 2022年我國滬深A股上市公司為研究樣本， 實證檢驗會計信息可比性對企業長短期投資偏好的影響及作用機制。研究結果發現： 會計信息可比性對企業短期投資具有顯著抑制作用， 而對長期投資具有顯著促進作用。機制檢驗發現： 在會計信息可比性與企業長短期投資偏好的關系中企業信息透明度和財務風險發揮中介作用。異質性分析表明： 會計信息可比性與企業長短期投資偏好的關系在高融資約束企業、 高科技企業和中西部地區企業中更顯著。

【關鍵詞】會計信息可比性；投資偏好；短期投資；長期投資

【中圖分類號】F272" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）14-0039-7

一、 引言與文獻綜述

隨著市場經濟的發展， 企業作為市場投資主體的地位愈發強化， 企業的各項投資活動也在深刻改變著人們的生活。大量學者就企業投資規模和投資效率展開了廣泛討論， 但是鮮少涉及企業長短期投資偏好。合理的投資偏好是指企業擁有均衡的長短期風險投資配比， 這有助于企業存續和擴張、 保持內生增長動力、 實現價值躍升和可持續發展（胡楠等，2021；朱辰和華桂宏，2023）。但在現實情況下， 由于會計信息可比性低， 股東無法通過企業披露的財務信息對企業管理層的行為進行監督， 從而無法有效評價企業的投資結構和投資效率， 最后可能導致管理層的投機行為， 從而使企業的投資結構不盡合理。基于資本市場的日益完善和企業會計信息可比性不斷提升的現實背景， 本文對會計信息可比性是否以及如何影響企業長短期投資偏好展開討論。

從現有研究來看， 與本文研究關聯度較高的文獻主要集中在會計信息可比性經濟后果和企業投資偏好影響因素方面。

（一） 會計信息可比性經濟后果的相關研究

會計信息可比性的提高， 使得投資者能夠對不同企業在相同經濟業務下產生的財務信息進行有效對比（De Franco等，2011；江軒宇等，2017）。因而， 股東能夠對企業管理層的投資行為進行更有效的監督， 進而影響企業的投資規模和投資效率。部分學者發現， 會計信息可比性的提高有助于減少資本市場摩擦， 促進企業投資規模的擴大（江軒宇等，2017）。陸陽（2023）發現， 在緊縮的財政政策下， 提高企業會計信息可比性有助于企業投資水平的提升。

也有部分學者研究發現， 會計信息可比性的提高， 促進了企業投資效率的提升。袁振超和饒品貴（2018）發現， 會計信息可比性具有提高企業投資效率的效應。袁知柱和侯利娟（2022）發現， 會計信息可比性通過緩解融資約束和減少代理問題來改善企業勞動力投資效率。曙光等（2022）發現， 企業集團內部成員企業之間會計信息可比性的提高， 顯著促進了集團整體資本配置效率的提高， 且當集團多元化經營程度高時這種促進作用更顯著。

（二） 企業投資偏好影響因素的相關研究

當前， 學者們主要從投資期限和投資類型等方面來定義投資偏好， 并就其影響因素進行了廣泛探討。部分學者從企業外部營商環境和契約環境角度探討投資偏好的影響因素。楊暢等（2014）發現， 在契約環境良好的地方企業的長期投資規模較大。趙勇和馬珍妙（2023）發現， 營商環境的改善能夠促進企業增加長期投資。部分學者從企業內部治理角度探討投資偏好的影響因素。朱辰和華桂宏（2023）發現， 數字化轉型能夠改善企業信息質量并提升企業管理者投資決策效率， 從而抑制企業的短視化投資偏好。王秀鋼等（2023）發現， 家族董事席位超額控制有助于提升長期投資強度及降低短期投資強度。也有部分學者從企業資本獲取角度探討企業的投資偏好。Long和Summers（1991）認為在資本相對稀缺的地區， 企業更有可能進行固定資產投資而非研發投資。雷光勇等（2017）發現， 風險資本的參與促進了企業長期投資強度的提升， 同時對企業的短期投資強度產生抑制作用。

綜觀現有文獻， 還未有學者就會計信息可比性對企業投資偏好產生的影響進行系統研究。因此， 本文基于2007 ～ 2022年我國滬深A股上市公司數據， 實證分析會計信息可比性對企業長短期投資偏好產生的影響。本文可能的研究貢獻在于： 第一， 與現有研究側重于探討會計信息可比性對企業投資規模和投資效率的影響不同（陸陽，2023；袁知柱和侯利娟，2022）， 本文基于投資偏好視角， 證實了會計信息可比性能夠抑制企業短期投資， 并對長期投資產生促進作用， 這一結論進一步拓寬了會計信息可比性與企業投資決策關系的研究視角， 并為會計信息可比性提升的經濟后果提供了新的經驗證據。第二， 進一步探討了會計信息可比性對不同融資約束、 技術屬性和區域企業投資偏好產生的非對稱影響， 這為如何更高效地優化企業投資決策提供了新的實踐啟示。第三， 分別從企業信息透明度和財務風險角度探討會計信息可比性對企業長短期投資偏好的影響機制， 這對于更好地認識會計信息可比性提升的效果具有重要意義。

二、 理論分析與假設提出

企業發布的會計信息是資本市場的重要公開信息， 當會計信息可比性較高時， 投資者可以更好地比較不同企業間的投資機會， 從而優化投資決策。受制于現有會計準則、 技術和市場限制， 企業的財務報表只能部分反映投資項目相關信息。當企業會計信息可比性較高時， 投資者可以通過對比同行業目標公司的現金流動性和相關投資項目的盈利情況， 在事前了解相關長期投資項目的價值， 在事中也能夠更有效地督促企業管理者加大對長期投資項目的投入， 評估長期投資項目對企業短期業績的不利影響， 并在事后對企業長期投資項目做出更為客觀的綜合評價（袁振超和饒品貴，2018）。此外， 會計信息可比性還能夠影響企業經營決策效率、 融資成本和財務審計， 從而對企業投資行為產生影響。具體來看， 會計信息可比性通過提高企業信息透明度和降低財務風險來促進企業增加長期投資， 并相應抑制短期投資。

提高信息透明度是會計信息可比性影響企業長短期投資偏好的一個重要途徑。會計信息可比性提高后， 外部投資者能夠更便捷地將企業披露的信息與同行業中相似規模、 相似經營狀況的企業進行比較， 從而以較低的成本獲取更多有價值的信息， 這提高了企業的信息透明度（De Franco等，2011）。因而， 會計信息可比性的提高有助于外部投資者了解企業的實際投資情況， 判斷企業是否基于股東利益最大化的角度開展投資活動， 從而能夠對企業管理層的投資行為進行更有效的評價與監督（袁振超和饒品貴，2018）。與短期投資相比， 長期投資項目具有風險高、 周期長和不確定性高的特點。企業管理人員出于維護自身職位和聲譽考慮， 往往會偏好那些周期短、 見效快的短期項目， 從而對企業的長期價值造成一定的損害（江軒宇等，2017）。會計信息可比性提高后， 股東能夠通過更多的渠道獲取有效信息， 并基于充足的信息對企業投資業績進行評價。在此過程中股東不僅會基于企業歷史數據進行縱向比較， 而且能將企業投資業績與可比企業進行橫向比較。更加客觀的投資業績評價結果， 不僅能夠提升股東對企業短期業績下滑的容忍度（江軒宇等，2017）， 而且能夠約束企業管理者追求自利的短期投資行為（袁知柱和侯利娟，2022）， 從而促進企業增加長期投資， 并相應抑制短期投資。此外， 隨著股東掌握的信息增加， 企業管理層為了提升自己的聲譽、 提高企業價值以及吸引更多的長期投資者等， 會更加關注企業的長期績效， 從而減少短期行為（李世輝和伍昭悅，2022）。

降低財務風險是會計信息可比性影響企業長短期投資偏好的另一個重要途徑。在現實情境下， 由于面臨較高的財務風險， 管理者往往比較熱衷于能夠盡快實現盈利的短期投資， 而對關系著企業存續、 擴張以及價值增長的長期投資項目持謹慎態度（胡楠等，2021）。會計信息可比性的提高有助于企業決策效率的提高（Sohn，2011）、 融資成本的降低（張永杰等，2019）和財務舞弊行為的減少（劉楊暉等，2019）， 從而實現企業財務風險的降低。較低的財務風險使得企業管理層能夠更多地從企業長期價值最大化的角度來進行投資項目決策。

具體來看， 會計信息可比性提高后， 企業管理層可以獲取更多同行業相關企業的經營信息。企業管理者可以通過與標桿企業的比較與學習來完善自身的經營決策， 減少決策失誤， 從而降低企業的財務風險（Sohn，2011）。從信息傳遞理論角度來看， 會計信息可比性的提高可以向外部投資者傳遞企業經營業績和發展前景良好、 長期價值高的積極信號（De Franco等，2011）， 這有利于降低投資者對企業未來經營狀況感知的不確定性， 減少投資風險溢價（張焰朝等，2022）， 進而降低股權融資成本（張永杰等，2019）， 從而有助于企業財務風險的降低。大量低成本的股權融資更有助于支持企業的長期投資項目。從企業審計角度來看， 會計信息可比性的提高能夠幫助審計師識別重大錯報風險， 提高審計質量， 從而加強對企業財務舞弊風險的識別， 縮小管理者違規套利和徇私舞弊的空間， 降低企業財務風險（劉楊暉等，2019）。財務風險的降低不僅能夠為企業長期投資項目提供穩定的資金保障， 還可糾正企業管理層的“短視化”行為（李世輝和伍昭悅，2022）， 從而在促進企業增加長期投資的同時， 相應抑制短期投資。

基于上述討論， 本文提出如下研究假設：

H1： 會計信息可比性對企業短期投資具有抑制作用， 而對長期投資具有促進作用。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

本文基于2007 ～ 2022年我國滬深A股上市公司， 研究會計信息可比性對企業長短期投資偏好的影響。借鑒以往研究， 本文對原始數據進行了如下處理： 剔除金融類， 被標注為ST、 PT及核心變量存在數據缺失的企業； 對連續變量進行上下1%的Winsorize處理， 以消除極端值對研究結論的影響。本文所使用上市公司的財務數據均來源于CSMAR數據庫。

（二） 變量設定

1. 被解釋變量： 企業長短期投資偏好。參考雷光勇等（2017）、 朱辰和華桂宏（2023）等學者的方法， 以企業短期投資強度（short_inv）與長期投資強度（long_inv）來衡量企業的投資偏好。短期投資強度以具有成本低、 風險低和流動性高等特點的短期資產占總資產的比重來衡量。其中， 短期資產=當期交易性金融資產+衍生金融資產+短期投資凈額+買入返售金融資產凈額+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+長期應收款凈額+投資性房地產凈額。長期投資強度以具有成本高、 風險高和流動性低等特點且回收期在一年以上的長期資產占總資產的比重來衡量。其中， 長期資產用當期資本支出和研發支出總和衡量。

2. 解釋變量： 會計信息可比性。參考De Franco等（2011）、 聶興凱等（2022）等學者的研究方法來度量會計信息可比性（compaccA）。具體計算方法如下：

首先， 利用企業i第t年末之前16個季度的數據， 對模型（1）進行回歸估計， 得到每個企業i每個期間t相應的參數α和β。其中， Earningsi，q，t為企業i第q季度凈利潤與期初市值的比值， returni，q，t為企業季度股票回報率。Negi，q，t為虛擬變量， 若季度股票回報率為正則取值為1， 否則為0。

Earningi，q，t=α0+β1returni，q，t+β2Negi，q，t+β3Negi，q，t×

returni，q，t+εi，q，t" "（1）

然后， 利用i企業和j企業的回歸系數， 計算經過i企業和j企業會計系統產出的預期盈余信息E（Earning）i，i，q，t和E（Earning）i，j，q，t。具體計算過程見模型（2）和模型（3）：

E（Earning）i，i，q，t=α0，i，t+β1，i，treturni，q，t+

β2，i，tNegi，q，t+β3，i，tNegi，q，t×returni，q，t" " "（2）

E（Earning）i，j，q，t=α0，j，t+β1，j，treturni，q，t+β2，j，tNegi，q，t+

β3，j，tNegi，q，t×returni，q，t" " "（3）

最后， 利用模型（4）以模型（2）和模型（3）計算出來的預期盈余絕對值差額的均值取相反數作為企業i和行業內其他企業會計信息可比性， 該數值越大， 表明會計信息可比性越高。在穩健性檢驗中， 使用預期盈余絕對值差額的中位數取相反數來衡量企業會計信息可比性。

3. 控制變量。參考已有研究， 本文控制了可能對企業長短期投資偏好產生影響的企業層面的特質變量， 具體包括盈利能力（ROA）、 企業規模（size）、 獨立董事比例（inddirect）、 資產負債率（lev）、 經營年限（age）、 發展速度（dev）、 股權制衡度（balance）、 是否由“四大”審計（Big4）和管理層持股比例（Mshare）。其中： 盈利能力（ROA）使用企業總資產報酬率衡量； 企業規模（size）使用企業總銷售額取自然對數衡量； 獨立董事比例（inddirect）使用獨立董事占企業董事人數的比值衡量； 資產負債率（lev）使用負債總額與資產總額的比值衡量； 經營年限（age）使用企業經營總年份取自然對數衡量； 發展速度（dev）采用營業收入增長率衡量； 股權制衡度（balance）使用第二至第五大股東持股總數量與第一大股東持股數量的比值衡量； 當審計師為“四大”時Big4取值為1， 否則為0； 管理層持股比例（Mshare）使用管理層持股數量占總股本的比重衡量。

（三） 模型構建

為檢驗會計信息可比性對企業長短期投資偏好產生的影響， 本文構建了如下實證模型：

long_invit/short_invit=α0+α1compaccAit+γXit+

yeart+indi+εit" "（5）

其中： 被解釋變量為企業長短期投資偏好， 具體包括企業長期投資強度（long_inv）和短期投資強度（short_inv）； 核心解釋變量為會計信息可比性（compaccA）； X為控制變量集； ε為隨機誤差項。同時， 為了控制不可觀測的宏觀因素與行業因素對企業長短期投資偏好產生的影響， 本文進一步在模型（5）中加入了年份效應（year）與行業效應（ind）。α1反映了會計信息可比性對企業長期/短期投資強度的影響方向及程度。本文預期： 當被解釋變量為長期投資強度（long_inv）時， α1將為正且顯著； 當被解釋變量為短期投資強度（short_inv）時， α1將為負且顯著。

四、 實證結果與分析

（一） 描述性統計

表1報告了主要變量的描述性統計結果。從表1中可以看到， 會計信息可比性（compaccA）的均值和中位數分別為-0.014和-0.011， 最小值為-0.058， 最大值為-0.004， 與聶興凱等（2022）報告的結果相近。短期投資強度（short_inv）的均值和中位數分別為0.0485和0.013， 最小值為0， 最大值為0.448。長期投資強度（long_inv）的均值和中位數分別為0.0481和0.034， 最小值為0， 最大值為0.221。上述結果與雷光勇等（2017）的研究相近。

（二） 組間差異檢驗

會計信息可比性高和會計信息可比性低的企業在很多方面都存在明顯差異。為了更直觀地展示會計信息可比性對企業投資偏好的影響， 本文將樣本企業按會計信息可比性（compaccA）中位數分為兩組， 并進行組間差異檢驗， 結果如表2所示。均值比較結果顯示： 會計信息可比性較高樣本組的短期投資強度（short_inv）為0.0467， 低于會計信息可比性較低樣本組的0.0502， 且該差異在1%的水平上顯著； 會計信息可比性較高樣本組的長期投資強度（long_inv）為0.0513， 高于會計信息可比性較低樣本組的0.0450， 且該差異在1%的水平上顯著。以上結果表明， 會計信息可比性高企業的長期投資強度明顯高于會計信息可比性低企業， 而短期投資強度則明顯低于會計信息可比性低企業。以上組間差異檢驗結果與研究假設一致。

（三） 基準回歸結果

采用回歸模型（5）來檢驗會計信息可比性對企業長短期投資偏好的影響， 回歸結果列示于表3中。由表3可見， 當被解釋變量為短期投資強度（short_inv）時會計信息可比性（compaccA）的回歸系數為-0.1355且在5%的水平上顯著， 而當被解釋變量為長期投資強度（long_inv）時會計信息可比性（compaccA）的回歸系數為0.3625且在1%的水平上顯著。回歸結果表明， 會計信息可比性對企業短期投資產生顯著抑制作用， 而對企業長期投資產生顯著促進作用， 即會計信息可比性越高， 企業越偏好長期投資， 同時越厭惡短期投資。由此， H1得到了驗證。

從控制變量看， 企業規模、 資產負債率、 股權制衡度和管理層持股比例與企業短期投資強度均顯著負相關。而經營年限與企業短期投資強度顯著正相關， 說明經營年限越長， 企業越偏好短期投資。企業盈利能力、 企業規模、 資產負債率和管理層持股比例與企業長期投資強度均顯著正相關。而經營年限與企業長期投資強度顯著負相關， 說明企業經營年限越長， 越厭惡長期投資。發展速度與企業長短期投資強度均顯著正相關， 說明發展速度快的企業長短期投資規模都會擴大。

（四） 穩健性檢驗

1. 替換變量。為了檢驗回歸結果的可靠性， 本文參照聶興凱等（2022）的方法， 使用預期盈余絕對值差額的中位數取相反數來衡量企業會計信息可比性（compaccMedian）， 并重新進行回歸， 結果列示于表4中。由表4中第（1）、 （2）列可知， 替換核心解釋變量的衡量方法后， 會計信息可比性依然對企業短期投資具有顯著抑制作用， 同時對企業長期投資具有顯著促進作用， 可見上文的基準回歸結果是穩健的。

2. 改變樣本。考慮到2020年開始的疫情導致市場的不確定性提升， 從而可能導致會計信息可比性對企業長短期投資偏好的影響發生改變， 本文將樣本區間由原來2007 ～ 2022年調整為2007 ～ 2019年并重新進行回歸， 回歸結果列示在表4中。由表4中第（3）、 （4）列可知， 會計信息可比性與企業短期、 長期投資強度分別負相關和正相關， 可見本文研究結論并不受疫情的影響。因此， 本文結果是穩健可靠的。

3. 內生性處理。本文使用兩階段最小二乘法解決內生性問題。企業長短期投資偏好不同的企業， 信息公開意愿也會存在較大差異， 進而對企業會計信息可比性造成影響， 從而出現雙向因果關系， 造成內生性問題。為了緩解內生性問題， 參考江軒宇等（2017）的方法， 使用上市公司所屬行業內其他上市公司會計信息可比性的均值（ivcompaccA）作為工具變量， 然后采用兩階段最小二乘法進行回歸。一方面， 同行業內的會計政策與會計估計相似， 從而會對某個企業的會計信息可比性產生影響， 因此該工具變量滿足相關性。另一方面， 單個企業的長短期投資偏好并不會對同行業其他企業的會計信息可比性產生影響， 因而該工具變量滿足外生性。

兩階段最小二乘法的回歸結果列示于表5中。從表5列（1）的第一階段回歸中可以看到， 同行業內其他企業會計信息可比性的均值（ivcompaccA）與企業會計信息可比性的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 即工具變量是有效的。從表5列（2）、 （3）的第二階段回歸中可以看到， 會計信息可比性與企業短期、 長期投資強度分別顯著負相關和正相關， 說明本文基準回歸結論較為穩健。

（五） 機制檢驗

根據上文的理論分析可知， 會計信息可比性對長短期投資偏好的影響體現在以下兩個方面： 一方面， 會計信息可比性能夠提高企業信息透明度， 而為了獲得投資者的資金支持， 企業投資將更迎合投資者的偏好， 從而增加長期投資； 另一方面， 會計信息可比性能夠降低企業財務風險， 這不僅能夠為企業長期投資項目提供穩定的資金保障， 同時可糾正企業管理層的短視化行為（李世輝，2022）， 從而在促進企業增加長期投資的同時， 相應抑制了短期投資。因而， 本文認為提高企業信息透明度和降低財務風險是會計信息可比性影響企業長短期投資偏好的可能作用路徑。江艇（2022）指出， 在檢驗中介效應時， 應尋找從理論上顯然能夠對被解釋變量Y產生直接影響的中介變量M， 然后僅僅需要考察核心解釋變量X對中介變量M的影響， 無需驗證中介變量M與Y的因果關系。因而， 本文構造中介效應檢驗模型（6）和（7）， 檢驗會計信息可比性對企業信息透明度（da）和財務風險（risk）產生的影響， 從而驗證會計信息可比性影響企業長短期投資偏好的幾條作用路徑是否成立。

本文構建的中介效應檢驗模型如下：

dait=α0+α1compaccAit+γXit+yeart+indi+εit

（6）

riskit=α0+α1compaccAit+γXit+yeart+indi+εit

（7）

在模型（6）中被解釋變量為企業信息透明度（da）， 采用企業應計盈余管理的絕對值來衡量， 該數值越大說明企業信息透明度越低。在模型（7）中被解釋變量為企業財務風險（risk）， 使用Oscore破產風險系數來衡量， 該指數越大， 表示企業財務風險越高。

基于模型（6）和模型（7）的作用機制檢驗結果列示在表6中。表6中第（1）、 （2）列會計信息可比性（compaccA）的回歸系數顯著為負， 表明會計信息可比性的提高顯著提高了企業信息透明度、 降低了企業財務風險， 從而促使企業更偏好長期投資。綜上所述， 會計信息可比性高的企業， 往往擁有更高的信息透明度、 更低的財務風險， 從而企業更加偏好長期投資。因此， 本文關于會計信息可比性促進企業偏好長期投資而厭惡短期投資的作用機制分析成立。

（六） 異質性分析

1. 融資約束。不同融資約束程度下企業的資金獲取難度和成本存在差異， 會計信息可比性對不同融資約束企業資金獲取的影響程度不同， 從而對企業長短期投資偏好產生的影響也可能不同。因而， 本文進一步根據融資約束程度的不同， 重新進行分組回歸， 具體的回歸結果列示在表7中。

根據融資約束指數KZ①的不同， 將融資約束指數KZ大于中位數的樣本劃分為高融資約束程度組， 將融資約束指數KZ小于中位數的樣本劃分為低融資約束程度組。由表7的（1）、 （2）列可以發現， 當被解釋變量為短期投資強度時， 在高融資約束程度組中會計信息可比性的系數為負且在1%的水平上顯著， 而在低融資約束程度組中會計信息可比性的系數則不顯著。由表7的（3）、 （4）列可以發現， 當被解釋變量為長期投資強度時， 在高融資約束程度組中會計信息可比性的系數為正且在1%的水平上顯著， 而在低融資約束程度組中會計信息可比性的系數則不顯著。回歸結果表明， 會計信息可比性對高融資約束企業長期投資的促進作用及對短期投資的抑制作用比對低融資約束企業更為顯著。這可能是因為高融資約束企業在進行投資時難以獲得大量利率低且周期長的資金支持， 而會計信息可比性可以降低資金供求雙方的信息不對稱， 從而緩解高融資約束企業的財務困境， 進而高融資約束企業將基于企業價值最大化考慮來安排更多的長期投資項目。

2. 科技屬性。不同科技屬性企業的投資特點存在較大差異， 因而會計信息可比性對不同科技屬性企業的長短期投資偏好產生的影響也可能不同。為此， 本文根據國家統計局發布的高新技術產業目錄， 將樣本分為高科技企業和非高科技企業兩組， 并重新進行回歸， 具體的回歸結果列示在表8中。

由表8的（1）、 （2）列可以發現， 當被解釋變量為短期投資強度時， 在高科技與非高科技企業的回歸結果中， 會計信息可比性的系數均為負且在5%的水平上顯著。但是， 相較于非高科技企業， 高科技企業組回歸系數的絕對值更大。由表8的（3）、 （4）列可以發現， 當被解釋變量為長期投資強度時， 在高科技與非高科技企業的回歸結果中， 會計信息可比性的系數均為正且在1%的水平上顯著。但是， 相較于非高科技企業， 高科技企業組的回歸系數值更大。上述回歸結果表明， 會計信息可比性對高科技企業長期投資的促進作用及對短期投資的抑制作用比對非高科技企業更為顯著。這可能是因為高科技企業面臨著更嚴重的信息不對稱， 會計信息可比性對高科技企業信息透明度產生了更顯著的提高效果， 這能夠讓更多投資者意識到相關長期投資項目的市場價值， 從而獲得更多外部資金的支持， 進而推動相關長期投資項目的順利開展。

3. 企業所處地區。我國地域廣闊， 不同地區市場化水平和營商環境存在較大差異， 因而會計信息可比性對不同地區企業長短期投資偏好產生的影響也可能不一樣。根據上市企業所處地區的不同， 將樣本分為東部地區企業和中西部地區企業兩組， 并重新進行回歸， 具體的回歸結果列示在表9中。

由表9的（1）、 （2）列可以發現， 當被解釋變量為短期投資強度時， 在中西部地區企業中會計信息可比性的系數為負且在1%的水平上顯著， 而在東部地區企業中會計信息可比性的系數不顯著。由表9的（3）、 （4）列可以發現， 當被解釋變量為長期投資強度時， 在東部與中西部地區企業中， 會計信息可比性的系數均為正且在1%的水平上顯著。但是， 相較于東部地區企業， 中西部地區企業回歸系數的值更大。回歸結果表明， 會計信息可比性對中西部地區企業長期投資的促進作用及對短期投資的抑制作用比對東部地區企業更為顯著。相較于東部地區， 中西部地區的營商環境較差， 合同履行風險較高（趙勇和馬珍妙，2023）， 這將導致中西部地區投資監管成本更高， 增加了債權人對債務違約的擔憂， 銀企之間的不信任程度提高， 相應的企業融資成本提高。會計信息可比性緩解了企業與金融機構之間的信息不對稱， 降低了營商環境對長期貸款的不利影響， 從而企業的長期投資更容易獲得長期資金的支持。因而， 會計信息可比性在中西部地區企業中發揮作用的空間更大， 對長期投資產生的促進作用更顯著。

五、 研究結論與啟示

本文基于2007 ～ 2022年我國滬深A股上市公司， 理論分析和實證檢驗了會計信息可比性對企業長短期投資偏好的影響及作用機制。實證結果表明： 會計信息可比性對企業短期投資具有顯著抑制作用， 而對長期投資具有顯著促進作用。機制檢驗發現： 在會計信息可比性與企業長短期投資偏好的關系中企業信息透明度和財務風險發揮中介作用。異質性分析表明： 會計信息可比性與企業長短期投資偏好的關系在高融資約束企業、 高科技企業和中西部地區企業中更顯著。

本文的研究具有重要的理論與實踐意義。上述研究結論不但豐富了會計信息可比性和企業長短期投資偏好的相關理論研究， 而且為企業如何優化投資決策提供了重要啟示。第一， 企業應當依照最新的會計準則來開展會計業務， 努力提升會計信息的可比性， 從而會計信息可比性能夠更好地通過提高企業信息透明度和降低財務風險來促進企業長期投資， 并相應抑制短期投資。第二， 由于會計信息可比性對企業長期投資的促進作用及對短期投資的抑制作用因企業融資約束程度、 科技屬性和所處地區的不同而表現出明顯的差異， 因此企業應當在合理評估外部環境和自身異質性特點的基礎上， 建立健全制度規范， 以實現資源的合理配置和利用。第三， 各級監管部門應當加大對虛假會計信息披露的懲罰力度， 提高企業違規成本， 縮小企業會計信息操縱空間， 促進會計信息披露質量的提升。

【 注 釋 】

① KZ指數參照江軒宇等（2017）的方法計算得到，該指數越大表明企業面臨的融資約束程度越高。

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