郭 琦 羅斌元

（1.天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)系，天津300222；2.河南理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河南 焦作454000）

一、引言

投資決策居于公司三大財(cái)務(wù)決策的核心地位：一方面，它在很大程度上決定了公司的融資行為；另一方面，投資收益的多寡又直接影響著公司的股利支付行為。就宏觀層面而言，研究公司層面的投資行為也是揭示宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行內(nèi)在規(guī)律的微觀基礎(chǔ)。但是，已有的研究表明，近年來我國上市公司投資效率普遍不高，非效率投資行為普遍存在，投資不足現(xiàn)象嚴(yán)重，因此，如何抑制非效率投資行為、提高投資效率成為實(shí)務(wù)中急需解決的問題。與此同時(shí)，隨著我國新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系的實(shí)踐和與國際準(zhǔn)則全面趨同“路線圖”的實(shí)施，我國的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是否得以提高？會(huì)計(jì)信息有用性體現(xiàn)在哪些方面？會(huì)計(jì)具有經(jīng)濟(jì)后果嗎？這些問題亟須理論界給出及時(shí)、明確的答復(fù)。

本文將會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和投資納入到一個(gè)統(tǒng)一的分析框架，研究會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對投資效率的影響，一方面期望從會(huì)計(jì)信息角度探索提高投資效率的途徑，另一方面可為會(huì)計(jì)信息的有用性提供新的證據(jù)。本文的主要貢獻(xiàn)可能在于：第一，將會(huì)計(jì)信息質(zhì)量問題和投資效率問題結(jié)合起來研究，在實(shí)證上既表明提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能夠提高投資效率，也證實(shí)了會(huì)計(jì)信息的有用性；第二，應(yīng)用隨機(jī)邊界模型較精確地測度了投資效率，解決了投資效率計(jì)量難問題；第三，首次證實(shí)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對投資效率的影響不是非線性的，而是隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高，其對投資效率的邊際影響越來越小。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行述評；第三部分基于投資隨機(jī)邊界模型對實(shí)證研究進(jìn)行設(shè)計(jì)；第四部分是實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及敏感性測試；最后一部分是本文的研究結(jié)論和政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對投資的影響方面，研究成果較少。理論方面，Bushman和Smith從機(jī)會(huì)識(shí)別、約束代理人行為、緩解融資約束三個(gè)方面論述了會(huì)計(jì)信息的形成和披露對投資的積極作用［1］。實(shí)證方面，Verdi利用完美世界中投資與托賓Q的關(guān)系分離出了投資不足和投資過度，分別就會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資不足、投資過度的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資不足、投資過度均呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，證實(shí)了高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告信息能夠緩解信息不對稱和代理沖突，提高公司投資效率［2］。Biddle和Hilary的研究假設(shè)現(xiàn)金敏感度與信息不對稱正相關(guān)，然后檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與現(xiàn)金敏感度的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與現(xiàn)金敏感度呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，從而證實(shí)了高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息能夠緩解信息不對稱，提高投資效率［3］。Biddle等對Verdi論文的實(shí)證部分進(jìn)行了重新設(shè)計(jì)，同樣得到了相同的結(jié)論［4］。從以上文獻(xiàn)可以看出，這些研究開辟了一個(gè)新視角，但利用完美世界的假設(shè)來分離出投資不足和投資過度，以及先導(dǎo)地假定現(xiàn)金敏感度與信息不對稱正相關(guān)，這些苛刻的假設(shè)或假定會(huì)大大削弱研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

在研究投資效率問題時(shí)，最關(guān)鍵的環(huán)節(jié)是如何相對精確地測度投資效率。最近幾年，借鑒其他學(xué)科的研究成果，隨機(jī)邊界模型被用于對投資效率的測度。Wang把資本市場不存在缺陷時(shí)的投資支出作為投資最優(yōu)邊界，把它與實(shí)際投資支出的差異歸結(jié)為融資約束導(dǎo)致的投資效率損失，該損失具有單邊分布的特征。然后，Wang對融資約束假說的驗(yàn)證就轉(zhuǎn)化為檢驗(yàn)投資效率損失是否顯著［5］。Habib和Ljungqvist以公司的市場價(jià)值（采用托賓Q衡量）為最優(yōu)邊界，定量分析了經(jīng)理人與股東之間的代理問題導(dǎo)致的效率損失［6］。而連玉君把上述兩種思想結(jié)合起來，通過建立一個(gè)雙邊隨機(jī)邊界模型（一邊測度融資約束對投資的影響，另一邊測度代理成本對投資的影響）來測度投資效率，其設(shè)定的最優(yōu)邊界是通過運(yùn)用面板向量自回歸模型構(gòu)建的基準(zhǔn)Q［7］（P105-119）。從方法論的角度來說，隨機(jī)邊界模型是最適合對投資效率進(jìn)行測度的方法，關(guān)鍵是如何恰當(dāng)?shù)卦O(shè)定最優(yōu)邊界和無效率項(xiàng)的影響因素。Wang和Habib、Ljungqvist對無效率項(xiàng)的設(shè)定都是單邊的，沒有考慮雙邊的可能；連玉君雖然考慮了雙邊的無效率項(xiàng)，但未考慮外生解釋變量對無效率項(xiàng)方差的影響和控制變量對無效率項(xiàng)的影響，使得對投資效率的估計(jì)有偏和統(tǒng)計(jì)推斷失效。

本文采用隨機(jī)邊界模型來測度投資效率，設(shè)定融資約束來限定無效率項(xiàng)具有單邊分布，同時(shí)考慮外生解釋變量對無效率項(xiàng)的均值和方差的影響，以及控制變量對無效率項(xiàng)的影響，從多角度考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對投資效率的影響。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本文的研究樣本為我國滬深交易所的上市公司，研究的時(shí)間區(qū)間為1996～2010年。需要說明的是，測度會(huì)計(jì)信息質(zhì)量用到的數(shù)據(jù)是1996～2010年的月度數(shù)據(jù)，其他變量用到的是1998～2010年的年度數(shù)據(jù)。為了避免上市初期公司對財(cái)務(wù)報(bào)表的粉飾，準(zhǔn)確反映上市公司的實(shí)際經(jīng)營狀況，本文剔除了上市不足3年的公司樣本，同時(shí)還剔除了金融類上市公司樣本。此外，為了避免離群值對研究結(jié)論的影響，對所有的連續(xù)變量都作了1%和99%分位數(shù)縮尾處理。本文原始數(shù)據(jù)全部來源于CCER數(shù)據(jù)庫，變量的運(yùn)算及方程參數(shù)的估計(jì)利用STATA11.0軟件包完成。

（二）變量的界定

1.會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。會(huì)計(jì)信息包含能夠預(yù)測公司回報(bào)的信息量越多，則會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。參考Engel等［8］、Ball等［9］、Busu［10］的研究，本文以盈余與股票回報(bào)間的逆向回歸方程的擬合優(yōu)度作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的衡量指標(biāo)，具體方程設(shè)定為：

其中，EPSi，t是每股收益；Pi，t-1是上一期的每股市價(jià)；RETi，t是異常回報(bào)率（＝公司回報(bào)率-所在交易市場的回報(bào)率）；NRi，t是虛擬變量：當(dāng) RETi，t小于0時(shí)取1，否則為0。

為了擴(kuò)大樣本量，得到更精確的結(jié)果，本文將每個(gè)公司擬合方程的時(shí)序期間界定為本年及前兩年，時(shí)序間隔設(shè)定為月，即以每個(gè)公司截止到本年末的前36個(gè)月作為樣本量，對式（1）作OLS估計(jì)，得到方程的擬合優(yōu)度（r2）作為該公司在本年會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代變量。需要說明的是，為了得到1998年每個(gè)公司的r2，原始數(shù)據(jù)的取數(shù)區(qū)間向前延伸到1996年。

2.融資約束。大量的研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金存量和負(fù)債水平是反映公司是否受融資約束的主要指標(biāo)，參考Biddle等的研究［4］，將overfirm設(shè)定為過度投資排序指標(biāo)，其計(jì)算方法是：將現(xiàn)金存量cash進(jìn)行1 000等份排序，再將負(fù)債水平leverage取相反數(shù)后也進(jìn)行1 000等份排序，然后將兩者的排序值除以1 000再相加求平均，即為overfirm值。其中，現(xiàn)金存量cash等于貨幣資金與短期投資之和再除以總資產(chǎn)，負(fù)債水平leverage是總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值。

Biddle等認(rèn)為，overfirm越接近1，過度投資的可能性越大；overfirm越接近0，投資不足的可能性越大，而投資不足最主要的原因是受融資約束［4］。本文對overfirm進(jìn)行4等份排序，將排序值等于1的界定為受融資約束，用rzrestr等于1表示，將排序值等于4的界定為無融資約束，用rzrestr等于0表示。

3.投資規(guī)模。參考辛清泉等的研究［11］，將投資規(guī)模（inv）界定為固定資產(chǎn)、長期投資和無形資產(chǎn)的凈值增加額之和與總資產(chǎn)的比值。

4.投資機(jī)會(huì)。從國內(nèi)外文獻(xiàn)看，托賓Q是最常見的反映公司投資機(jī)會(huì)的代理變量，而且，對托賓Q的計(jì)算有不同的算法。另外，宋劍峰的研究表明市凈率是一個(gè)能較好預(yù)示中國上市公司成長性的指標(biāo)［12］，因此，本文分別以托賓 Q（tobinqa1、tobinqa2、tobinqb1、tobinqb2，具體的計(jì)算參見表1）和市凈率（sjl）作為投資機(jī)會(huì)的代理變量。

5.控制變量。參考Biddle等［4］、Biddle和 Hilary［3］、Verdi［2］等的研究成果和相關(guān)理論，本文選擇如下變量作為基本方程的控制變量：營業(yè)收入增長率、公司規(guī)模、實(shí)物資產(chǎn)比重、經(jīng)營銷售能力以及松弛度。投資無效率方程的控制變量包括：控制人性質(zhì)、第一大股東持股比例、高管人員持股比例、董事會(huì)的規(guī)模、董事長與總經(jīng)理的兩職設(shè)置狀況、管理費(fèi)用比重、報(bào)酬金額最高的前三名高級(jí)管理人員報(bào)酬總額的自然對數(shù)、董事監(jiān)事和高級(jí)管理人員的平均年齡、董事監(jiān)事和高級(jí)管理人員中男性的性別比例。此外，本文在基本方程中還控制了行業(yè)和年度因素。以上變量的具體定義見表1。

（三）實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

借鑒Battese和Coelli以及Wang等的研究［5］，我們設(shè)定隨機(jī)邊界模型如下：

基本方程：

投資無效率方程：

（四）描述性統(tǒng)計(jì)及簡單相關(guān)性分析

表2顯示的是本文所涉及的主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。通過表2可以看出：（1）融資約束組的投資規(guī)模顯著比非融資約束組要小，說明融資約束可能會(huì)減少投資；（2）當(dāng)前的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量在融資約束組與非融資約束組之間不存在顯著差異，但對于滯后一期和滯后二期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量而言，融資約束組顯著比非融資約束組要差，說明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與融資約束條件密切相關(guān)。由于融資約束條件本身由現(xiàn)金及負(fù)債比例等財(cái)務(wù)指標(biāo)設(shè)定，受融資約束就意味著會(huì)出現(xiàn)較差的財(cái)務(wù)指標(biāo)值，從而導(dǎo)致較差的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；（3）投資機(jī)會(huì)的代理變量及其他控制變量基本上都在兩組間存在顯著差異，這初步說明了兩組樣本的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可能對投資有不同的影響，也初步證明了在前面的研究設(shè)計(jì)中，為了單獨(dú)考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對治理投資不足的作用而將研究范圍界定為融資約束組的合理性。

表1 變量界定

表2 樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

通過Pearson和Spearman檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，投資與投資機(jī)會(huì)間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系；投資與滯后一期和滯后兩期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，但與當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系較弱。另外，除了營業(yè)收入增長率外，投資機(jī)會(huì)的其他各代理變量之間的相關(guān)系數(shù)都大于或接近0.5，說明它們之間存在著較嚴(yán)重的共線性問題，在后面的實(shí)證檢驗(yàn)中就不能同時(shí)進(jìn)入檢驗(yàn)方程。其他變量間的相關(guān)系數(shù)較小，不存在嚴(yán)重的共線性問題。

四、實(shí)證研究結(jié)果

（一）基本的檢驗(yàn)結(jié)果

利用極大似然估計(jì)法（MLE）對式（2）～（4）進(jìn)行估計(jì)，表3報(bào)告了估計(jì)的結(jié)果。從無效率項(xiàng)的均值估計(jì)方程可以看出，當(dāng)期及前期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)都為負(fù)，說明高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息能夠減少無效率項(xiàng)，從而提高投資效率；當(dāng)期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)不顯著，但滯后一期和滯后兩期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較顯著，而且，滯后一期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)的絕對值明顯較大，這說明滯后一期的會(huì)計(jì)信息在減少投資不足、提高投資效率方面發(fā)揮的作用比當(dāng)期和滯后兩期的要大。這也許是因?yàn)楫?dāng)期的會(huì)計(jì)信息在作投資決策時(shí)無法得到，而滯后兩期的會(huì)計(jì)信息因時(shí)效性太差，使得其發(fā)揮的作用很有限。

從無效率項(xiàng)的方差估計(jì)方程可以看出，滯后一期和滯后兩期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與無效率項(xiàng)的方差顯著負(fù)相關(guān)，說明高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息能夠降低無效率項(xiàng)的不確定性。而且，滯后一期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)也最大，說明滯后一期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量在降低無效率項(xiàng)的不確定性上起到的作用更加明顯。當(dāng)期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)基本不顯著且有的是較小的正值，說明其發(fā)揮的作用非常有限。

從基本方程可以看出，投資機(jī)會(huì)的代理變量的估計(jì)系數(shù)都為正，符合預(yù)期，但其值均較小，說明在中國的上市公司中，這些代理變量存在較大的代理“噪音”，不能很好地衡量公司的成長機(jī)會(huì)。其他變量的估計(jì)系數(shù)基本符合預(yù)期。從對數(shù)似然函數(shù)值來判斷5個(gè)模型的整體估計(jì)效果可知，模型（3）相對較好一點(diǎn)。以下的分析就基于模型（3）的估計(jì)結(jié)果展開，其他模型與其類似。

表3 基本方程和投資無效率方程的檢驗(yàn)結(jié)果

（二）會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資效率

根據(jù)隨機(jī)邊界模型的效率公式，我們計(jì)算了全樣本的投資效率，以及按會(huì)計(jì)信息質(zhì)量進(jìn)行三分組排序后的投資效率，并對高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組與低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組的差異進(jìn)行了均值檢驗(yàn)和中位數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果列示于表4中。由表4可知，受融資約束的中國上市公司平均投資效率為88.7%，偏離最優(yōu)投資水平11.3%；投資效率的中位數(shù)為90.1%，說明投資效率的整體分布呈現(xiàn)左拖尾特征。無論是按滯后一期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量還是滯后兩期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量分組，高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組的投資效率顯著高于低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組，說明前期的會(huì)計(jì)信息對提高投資效率確實(shí)有顯著的作用。按當(dāng)期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量進(jìn)行分組，高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組與低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組的投資效率差異不明顯，說明當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息對提高投資效率作用不明顯，或者說管理者在作投資決策時(shí)沒有充分利用當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息。這些結(jié)果都印證了前文的分析結(jié)論。

表4 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資效率

（三）會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與無效率項(xiàng)的邊際均值

考慮到會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資無效率項(xiàng)的非線性關(guān)系，我們分別計(jì)算了投資無效率項(xiàng)相對于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的無條件邊際均值和無條件邊際方差。表5計(jì)算的是全樣本無條件邊際均值，以及按相應(yīng)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量三分組排序后的無條件邊際均值和高低兩組的差異檢驗(yàn)。由表5可知，投資無效率項(xiàng)相對于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的無條件邊際均值無論是均值還是中位數(shù)都是負(fù)值，說明投資無效率項(xiàng)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，與前文的結(jié)論一致；高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組無條件邊際均值的絕對值小于低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組，說明隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高，會(huì)計(jì)信息對于減少無效率投資的作用越來越小，這也符合一般事物的“凹性”規(guī)律。

表5 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資無效率項(xiàng)的邊際均值

（四）會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與無效率項(xiàng)的邊際方差

表6計(jì)算的是全樣本無條件邊際方差，以及按相應(yīng)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量三分組排序后的無條件邊際方差和高低兩組的差異檢驗(yàn)。由表6可知，投資無效率項(xiàng)相對于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的無條件邊際方差無論是均值還是中位數(shù)都是負(fù)值，說明投資無效率項(xiàng)的不確定性與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息能夠減少無效率項(xiàng)的不確定性，與前文的結(jié)論一致；高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組無條件邊際方差的絕對值小于低質(zhì)量會(huì)計(jì)信息組，說明隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高，會(huì)計(jì)信息對于減少無效率項(xiàng)不確定性的作用越來越小；但當(dāng)期會(huì)計(jì)信息的無條件邊際方差在高低兩組間無顯著變化，說明當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息與前期的會(huì)計(jì)信息對投資效率的影響不同。

表6 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資無效率項(xiàng)的邊際方差

（五）敏感性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證本文研究結(jié)論的可靠性，我們還進(jìn)行了如下的敏感性檢驗(yàn)，限于篇幅沒有報(bào)告相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果：

1.重新界定會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。研究中常有學(xué)者用應(yīng)計(jì)盈余質(zhì)量作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量［14］，本文也嘗試用以下四種方法來估計(jì)盈余質(zhì)量并將其作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代變量：修正的操控性應(yīng)計(jì)模型、營運(yùn)資本應(yīng)計(jì)模型（DD模型）、修正的營運(yùn)資本應(yīng)計(jì)模型（修正的DD模型）及拓展的營運(yùn)資本應(yīng)計(jì)模型（拓展的DD模型）。經(jīng)分別重新估計(jì)，本文的研究結(jié)論未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。

2.重新界定投資規(guī)模?，F(xiàn)有關(guān)于投資的研究中，亦有不少文獻(xiàn)采用“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金＋購買和處置子公司及其他營業(yè)單位所支付的現(xiàn)金＋權(quán)益性投資和債權(quán)性投資支出所支付的現(xiàn)金／年初總資產(chǎn)”指標(biāo)來界定投資規(guī)模［13］，本文也借鑒這一做法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果在整體上仍支持本文的結(jié)論。另外，本文也嘗試在界定投資時(shí)加入每年的折舊，換言之，以毛投資額作為當(dāng)年投資規(guī)模的替代，重新估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除估計(jì)系數(shù)的顯著性水平有所降低外，其他未發(fā)生明顯變化。

3.重新設(shè)定融資約束指標(biāo)。本文分別用Altman Z值［15］、經(jīng)營現(xiàn)金流量是否為負(fù)值、是否有足夠的現(xiàn)金支付到期債務(wù)等作為融資約束指標(biāo)的替代變量進(jìn)行敏感性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)本文的研究結(jié)論亦未有顯著改變。

五、結(jié)論及政策建議

與投資相關(guān)的研究，投資效率的測度是關(guān)鍵。本文在融資約束的假定下，構(gòu)建了一個(gè)能夠較客觀測度投資效率的單邊隨機(jī)邊界模型，并利用該模型實(shí)證檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對投資效率的影響，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明：

1.當(dāng)公司受融資約束時(shí)，提高滯后一期和滯后兩期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能夠顯著降低無效率項(xiàng)的均值和方差，提高投資效率并降低不確定性，但當(dāng)期的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對當(dāng)期的投資效率影響不顯著。

2.在估計(jì)方程中，各期會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)的絕對值都較小，說明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對改進(jìn)非效率投資的作用有限。

3.受融資約束的中國上市公司平均投資效率為88.7%，偏離最優(yōu)投資水平11.3%，投資效率的中位數(shù)為90.1%，偏離最優(yōu)投資水平9.9%，說明中國上市公司投資效率的整體分布呈現(xiàn)左拖尾特征。

4.隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高，無效率項(xiàng)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的無條件邊際均值和無條件邊際方差的絕對值越來越小，說明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資效率之間存在“凹形”的非線性關(guān)系，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對投資效率的影響隨著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高會(huì)變得越來越小。

本文的研究結(jié)論表明，加強(qiáng)會(huì)計(jì)工作、提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是改善投資效率的重要途徑。然而，從實(shí)證結(jié)果看，會(huì)計(jì)信息對改善投資效率的作用畢竟有限，因此，一方面應(yīng)該努力改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，讓其發(fā)揮更大的作用，另一方面應(yīng)該探尋多種治理非效率投資的途徑，綜合治理，高效投資。

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