會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好關(guān)系檢驗(yàn)

【摘要】以2007 ～ 2022年我國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本， 實(shí)證檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響及作用機(jī)制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)短期投資具有顯著抑制作用， 而對長期投資具有顯著促進(jìn)作用。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)： 在會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好的關(guān)系中企業(yè)信息透明度和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮中介作用。異質(zhì)性分析表明： 會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好的關(guān)系在高融資約束企業(yè)、 高科技企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)中更顯著。

【關(guān)鍵詞】會(huì)計(jì)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(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）14-0039-7

一、 引言與文獻(xiàn)綜述

隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展， 企業(yè)作為市場投資主體的地位愈發(fā)強(qiáng)化， 企業(yè)的各項(xiàng)投資活動(dòng)也在深刻改變著人們的生活。大量學(xué)者就企業(yè)投資規(guī)模和投資效率展開了廣泛討論， 但是鮮少涉及企業(yè)長短期投資偏好。合理的投資偏好是指企業(yè)擁有均衡的長短期風(fēng)險(xiǎn)投資配比， 這有助于企業(yè)存續(xù)和擴(kuò)張、 保持內(nèi)生增長動(dòng)力、 實(shí)現(xiàn)價(jià)值躍升和可持續(xù)發(fā)展（胡楠等，2021；朱辰和華桂宏，2023）。但在現(xiàn)實(shí)情況下， 由于會(huì)計(jì)信息可比性低， 股東無法通過企業(yè)披露的財(cái)務(wù)信息對企業(yè)管理層的行為進(jìn)行監(jiān)督， 從而無法有效評價(jià)企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)和投資效率， 最后可能導(dǎo)致管理層的投機(jī)行為， 從而使企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)不盡合理。基于資本市場的日益完善和企業(yè)會(huì)計(jì)信息可比性不斷提升的現(xiàn)實(shí)背景， 本文對會(huì)計(jì)信息可比性是否以及如何影響企業(yè)長短期投資偏好展開討論。

從現(xiàn)有研究來看， 與本文研究關(guān)聯(lián)度較高的文獻(xiàn)主要集中在會(huì)計(jì)信息可比性經(jīng)濟(jì)后果和企業(yè)投資偏好影響因素方面。

（一） 會(huì)計(jì)信息可比性經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究

會(huì)計(jì)信息可比性的提高， 使得投資者能夠?qū)Σ煌髽I(yè)在相同經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)下產(chǎn)生的財(cái)務(wù)信息進(jìn)行有效對比（De Franco等，2011；江軒宇等，2017）。因而， 股東能夠?qū)ζ髽I(yè)管理層的投資行為進(jìn)行更有效的監(jiān)督， 進(jìn)而影響企業(yè)的投資規(guī)模和投資效率。部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)， 會(huì)計(jì)信息可比性的提高有助于減少資本市場摩擦， 促進(jìn)企業(yè)投資規(guī)模的擴(kuò)大（江軒宇等，2017）。陸陽（2023）發(fā)現(xiàn)， 在緊縮的財(cái)政政策下， 提高企業(yè)會(huì)計(jì)信息可比性有助于企業(yè)投資水平的提升。

也有部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)， 會(huì)計(jì)信息可比性的提高， 促進(jìn)了企業(yè)投資效率的提升。袁振超和饒品貴（2018）發(fā)現(xiàn)， 會(huì)計(jì)信息可比性具有提高企業(yè)投資效率的效應(yīng)。袁知柱和侯利娟（2022）發(fā)現(xiàn)， 會(huì)計(jì)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(yè)勞動(dòng)力投資效率。曙光等（2022）發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)集團(tuán)內(nèi)部成員企業(yè)之間會(huì)計(jì)信息可比性的提高， 顯著促進(jìn)了集團(tuán)整體資本配置效率的提高， 且當(dāng)集團(tuán)多元化經(jīng)營程度高時(shí)這種促進(jìn)作用更顯著。

（二） 企業(yè)投資偏好影響因素的相關(guān)研究

當(dāng)前， 學(xué)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(jìn)行了廣泛探討。部分學(xué)者從企業(yè)外部營商環(huán)境和契約環(huán)境角度探討投資偏好的影響因素。楊暢等（2014）發(fā)現(xiàn)， 在契約環(huán)境良好的地方企業(yè)的長期投資規(guī)模較大。趙勇和馬珍妙（2023）發(fā)現(xiàn)， 營商環(huán)境的改善能夠促進(jìn)企業(yè)增加長期投資。部分學(xué)者從企業(yè)內(nèi)部治理角度探討投資偏好的影響因素。朱辰和華桂宏（2023）發(fā)現(xiàn)， 數(shù)字化轉(zhuǎn)型能夠改善企業(yè)信息質(zhì)量并提升企業(yè)管理者投資決策效率， 從而抑制企業(yè)的短視化投資偏好。王秀鋼等（2023）發(fā)現(xiàn)， 家族董事席位超額控制有助于提升長期投資強(qiáng)度及降低短期投資強(qiáng)度。也有部分學(xué)者從企業(yè)資本獲取角度探討企業(yè)的投資偏好。Long和Summers（1991）認(rèn)為在資本相對稀缺的地區(qū)， 企業(yè)更有可能進(jìn)行固定資產(chǎn)投資而非研發(fā)投資。雷光勇等（2017）發(fā)現(xiàn)， 風(fēng)險(xiǎn)資本的參與促進(jìn)了企業(yè)長期投資強(qiáng)度的提升， 同時(shí)對企業(yè)的短期投資強(qiáng)度產(chǎn)生抑制作用。

綜觀現(xiàn)有文獻(xiàn)， 還未有學(xué)者就會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)投資偏好產(chǎn)生的影響進(jìn)行系統(tǒng)研究。因此， 本文基于2007 ～ 2022年我國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)， 實(shí)證分析會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響。本文可能的研究貢獻(xiàn)在于： 第一， 與現(xiàn)有研究側(cè)重于探討會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)投資規(guī)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(shí)了會(huì)計(jì)信息可比性能夠抑制企業(yè)短期投資， 并對長期投資產(chǎn)生促進(jìn)作用， 這一結(jié)論進(jìn)一步拓寬了會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)投資決策關(guān)系的研究視角， 并為會(huì)計(jì)信息可比性提升的經(jīng)濟(jì)后果提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二， 進(jìn)一步探討了會(huì)計(jì)信息可比性對不同融資約束、 技術(shù)屬性和區(qū)域企業(yè)投資偏好產(chǎn)生的非對稱影響， 這為如何更高效地優(yōu)化企業(yè)投資決策提供了新的實(shí)踐啟示。第三， 分別從企業(yè)信息透明度和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)角度探討會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響機(jī)制， 這對于更好地認(rèn)識(shí)會(huì)計(jì)信息可比性提升的效果具有重要意義。

二、 理論分析與假設(shè)提出

企業(yè)發(fā)布的會(huì)計(jì)信息是資本市場的重要公開信息， 當(dāng)會(huì)計(jì)信息可比性較高時(shí)， 投資者可以更好地比較不同企業(yè)間的投資機(jī)會(huì)， 從而優(yōu)化投資決策。受制于現(xiàn)有會(huì)計(jì)準(zhǔn)則、 技術(shù)和市場限制， 企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)表只能部分反映投資項(xiàng)目相關(guān)信息。當(dāng)企業(yè)會(huì)計(jì)信息可比性較高時(shí)， 投資者可以通過對比同行業(yè)目標(biāo)公司的現(xiàn)金流動(dòng)性和相關(guān)投資項(xiàng)目的盈利情況， 在事前了解相關(guān)長期投資項(xiàng)目的價(jià)值， 在事中也能夠更有效地督促企業(yè)管理者加大對長期投資項(xiàng)目的投入， 評估長期投資項(xiàng)目對企業(yè)短期業(yè)績的不利影響， 并在事后對企業(yè)長期投資項(xiàng)目做出更為客觀的綜合評價(jià)（袁振超和饒品貴，2018）。此外， 會(huì)計(jì)信息可比性還能夠影響企業(yè)經(jīng)營決策效率、 融資成本和財(cái)務(wù)審計(jì)， 從而對企業(yè)投資行為產(chǎn)生影響。具體來看， 會(huì)計(jì)信息可比性通過提高企業(yè)信息透明度和降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)來促進(jìn)企業(yè)增加長期投資， 并相應(yīng)抑制短期投資。

提高信息透明度是會(huì)計(jì)信息可比性影響企業(yè)長短期投資偏好的一個(gè)重要途徑。會(huì)計(jì)信息可比性提高后， 外部投資者能夠更便捷地將企業(yè)披露的信息與同行業(yè)中相似規(guī)模、 相似經(jīng)營狀況的企業(yè)進(jìn)行比較， 從而以較低的成本獲取更多有價(jià)值的信息， 這提高了企業(yè)的信息透明度（De Franco等，2011）。因而， 會(huì)計(jì)信息可比性的提高有助于外部投資者了解企業(yè)的實(shí)際投資情況， 判斷企業(yè)是否基于股東利益最大化的角度開展投資活動(dòng)， 從而能夠?qū)ζ髽I(yè)管理層的投資行為進(jìn)行更有效的評價(jià)與監(jiān)督（袁振超和饒品貴，2018）。與短期投資相比， 長期投資項(xiàng)目具有風(fēng)險(xiǎn)高、 周期長和不確定性高的特點(diǎn)。企業(yè)管理人員出于維護(hù)自身職位和聲譽(yù)考慮， 往往會(huì)偏好那些周期短、 見效快的短期項(xiàng)目， 從而對企業(yè)的長期價(jià)值造成一定的損害（江軒宇等，2017）。會(huì)計(jì)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(yè)投資業(yè)績進(jìn)行評價(jià)。在此過程中股東不僅會(huì)基于企業(yè)歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行縱向比較， 而且能將企業(yè)投資業(yè)績與可比企業(yè)進(jìn)行橫向比較。更加客觀的投資業(yè)績評價(jià)結(jié)果， 不僅能夠提升股東對企業(yè)短期業(yè)績下滑的容忍度（江軒宇等，2017）， 而且能夠約束企業(yè)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(jìn)企業(yè)增加長期投資， 并相應(yīng)抑制短期投資。此外， 隨著股東掌握的信息增加， 企業(yè)管理層為了提升自己的聲譽(yù)、 提高企業(yè)價(jià)值以及吸引更多的長期投資者等， 會(huì)更加關(guān)注企業(yè)的長期績效， 從而減少短期行為（李世輝和伍昭悅，2022）。

降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)是會(huì)計(jì)信息可比性影響企業(yè)長短期投資偏好的另一個(gè)重要途徑。在現(xiàn)實(shí)情境下， 由于面臨較高的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)， 管理者往往比較熱衷于能夠盡快實(shí)現(xiàn)盈利的短期投資， 而對關(guān)系著企業(yè)存續(xù)、 擴(kuò)張以及價(jià)值增長的長期投資項(xiàng)目持謹(jǐn)慎態(tài)度（胡楠等，2021）。會(huì)計(jì)信息可比性的提高有助于企業(yè)決策效率的提高（Sohn，2011）、 融資成本的降低（張永杰等，2019）和財(cái)務(wù)舞弊行為的減少（劉楊暉等，2019）， 從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的降低。較低的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)使得企業(yè)管理層能夠更多地從企業(yè)長期價(jià)值最大化的角度來進(jìn)行投資項(xiàng)目決策。

具體來看， 會(huì)計(jì)信息可比性提高后， 企業(yè)管理層可以獲取更多同行業(yè)相關(guān)企業(yè)的經(jīng)營信息。企業(yè)管理者可以通過與標(biāo)桿企業(yè)的比較與學(xué)習(xí)來完善自身的經(jīng)營決策， 減少?zèng)Q策失誤， 從而降低企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)（Sohn，2011）。從信息傳遞理論角度來看， 會(huì)計(jì)信息可比性的提高可以向外部投資者傳遞企業(yè)經(jīng)營業(yè)績和發(fā)展前景良好、 長期價(jià)值高的積極信號（De Franco等，2011）， 這有利于降低投資者對企業(yè)未來經(jīng)營狀況感知的不確定性， 減少投資風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)（張焰朝等，2022）， 進(jìn)而降低股權(quán)融資成本（張永杰等，2019）， 從而有助于企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的降低。大量低成本的股權(quán)融資更有助于支持企業(yè)的長期投資項(xiàng)目。從企業(yè)審計(jì)角度來看， 會(huì)計(jì)信息可比性的提高能夠幫助審計(jì)師識(shí)別重大錯(cuò)報(bào)風(fēng)險(xiǎn)， 提高審計(jì)質(zhì)量， 從而加強(qiáng)對企業(yè)財(cái)務(wù)舞弊風(fēng)險(xiǎn)的識(shí)別， 縮小管理者違規(guī)套利和徇私舞弊的空間， 降低企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)（劉楊暉等，2019）。財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的降低不僅能夠?yàn)槠髽I(yè)長期投資項(xiàng)目提供穩(wěn)定的資金保障， 還可糾正企業(yè)管理層的“短視化”行為（李世輝和伍昭悅，2022）， 從而在促進(jìn)企業(yè)增加長期投資的同時(shí)， 相應(yīng)抑制短期投資。

基于上述討論， 本文提出如下研究假設(shè)：

H1： 會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)短期投資具有抑制作用， 而對長期投資具有促進(jìn)作用。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一） 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文基于2007 ～ 2022年我國滬深A(yù)股上市公司， 研究會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響。借鑒以往研究， 本文對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理： 剔除金融類， 被標(biāo)注為ST、 PT及核心變量存在數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)； 對連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize處理， 以消除極端值對研究結(jié)論的影響。本文所使用上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二） 變量設(shè)定

1. 被解釋變量： 企業(yè)長短期投資偏好。參考雷光勇等（2017）、 朱辰和華桂宏（2023）等學(xué)者的方法， 以企業(yè)短期投資強(qiáng)度（short_inv）與長期投資強(qiáng)度（long_inv）來衡量企業(yè)的投資偏好。短期投資強(qiáng)度以具有成本低、 風(fēng)險(xiǎn)低和流動(dòng)性高等特點(diǎn)的短期資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量。其中， 短期資產(chǎn)=當(dāng)期交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+短期投資凈額+買入返售金融資產(chǎn)凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+長期應(yīng)收款凈額+投資性房地產(chǎn)凈額。長期投資強(qiáng)度以具有成本高、 風(fēng)險(xiǎn)高和流動(dòng)性低等特點(diǎn)且回收期在一年以上的長期資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量。其中， 長期資產(chǎn)用當(dāng)期資本支出和研發(fā)支出總和衡量。

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

首先， 利用企業(yè)i第t年末之前16個(gè)季度的數(shù)據(jù)， 對模型（1）進(jìn)行回歸估計(jì)， 得到每個(gè)企業(yè)i每個(gè)期間t相應(yīng)的參數(shù)α和β。其中， Earningsi，q，t為企業(yè)i第q季度凈利潤與期初市值的比值， returni，q，t為企業(yè)季度股票回報(bào)率。Negi，q，t為虛擬變量， 若季度股票回報(bào)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(yè)和j企業(yè)的回歸系數(shù)， 計(jì)算經(jīng)過i企業(yè)和j企業(yè)會(huì)計(jì)系統(tǒng)產(chǎn)出的預(yù)期盈余信息E（Earning）i，i，q，t和E（Earning）i，j，q，t。具體計(jì)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(jì)算出來的預(yù)期盈余絕對值差額的均值取相反數(shù)作為企業(yè)i和行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)會(huì)計(jì)信息可比性， 該數(shù)值越大， 表明會(huì)計(jì)信息可比性越高。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中， 使用預(yù)期盈余絕對值差額的中位數(shù)取相反數(shù)來衡量企業(yè)會(huì)計(jì)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(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生影響的企業(yè)層面的特質(zhì)變量， 具體包括盈利能力（ROA）、 企業(yè)規(guī)模（size）、 獨(dú)立董事比例（inddirect）、 資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、 經(jīng)營年限（age）、 發(fā)展速度（dev）、 股權(quán)制衡度（balance）、 是否由“四大”審計(jì)（Big4）和管理層持股比例（Mshare）。其中： 盈利能力（ROA）使用企業(yè)總資產(chǎn)報(bào)酬率衡量； 企業(yè)規(guī)模（size）使用企業(yè)總銷售額取自然對數(shù)衡量； 獨(dú)立董事比例（inddirect）使用獨(dú)立董事占企業(yè)董事人數(shù)的比值衡量； 資產(chǎn)負(fù)債率（lev）使用負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值衡量； 經(jīng)營年限（age）使用企業(yè)經(jīng)營總年份取自然對數(shù)衡量； 發(fā)展速度（dev）采用營業(yè)收入增長率衡量； 股權(quán)制衡度（balance）使用第二至第五大股東持股總數(shù)量與第一大股東持股數(shù)量的比值衡量； 當(dāng)審計(jì)師為“四大”時(shí)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(shù)量占總股本的比重衡量。

（三） 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響， 本文構(gòu)建了如下實(shí)證模型：

long_invit/short_invit=α0+α1compaccAit+γXit+

yeart+indi+εit" "（5）

其中： 被解釋變量為企業(yè)長短期投資偏好， 具體包括企業(yè)長期投資強(qiáng)度（long_inv）和短期投資強(qiáng)度（short_inv）； 核心解釋變量為會(huì)計(jì)信息可比性（compaccA）； X為控制變量集； ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。同時(shí)， 為了控制不可觀測的宏觀因素與行業(yè)因素對企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響， 本文進(jìn)一步在模型（5）中加入了年份效應(yīng)（year）與行業(yè)效應(yīng)（ind）。α1反映了會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長期/短期投資強(qiáng)度的影響方向及程度。本文預(yù)期： 當(dāng)被解釋變量為長期投資強(qiáng)度（long_inv）時(shí)， α1將為正且顯著； 當(dāng)被解釋變量為短期投資強(qiáng)度（short_inv）時(shí)， α1將為負(fù)且顯著。

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

（一） 描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1中可以看到， 會(huì)計(jì)信息可比性（compaccA）的均值和中位數(shù)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(bào)告的結(jié)果相近。短期投資強(qiáng)度（short_inv）的均值和中位數(shù)分別為0.0485和0.013， 最小值為0， 最大值為0.448。長期投資強(qiáng)度（long_inv）的均值和中位數(shù)分別為0.0481和0.034， 最小值為0， 最大值為0.221。上述結(jié)果與雷光勇等（2017）的研究相近。

（二） 組間差異檢驗(yàn)

會(huì)計(jì)信息可比性高和會(huì)計(jì)信息可比性低的企業(yè)在很多方面都存在明顯差異。為了更直觀地展示會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)投資偏好的影響， 本文將樣本企業(yè)按會(huì)計(jì)信息可比性（compaccA）中位數(shù)分為兩組， 并進(jìn)行組間差異檢驗(yàn)， 結(jié)果如表2所示。均值比較結(jié)果顯示： 會(huì)計(jì)信息可比性較高樣本組的短期投資強(qiáng)度（short_inv）為0.0467， 低于會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)信息可比性較高樣本組的長期投資強(qiáng)度（long_inv）為0.0513， 高于會(huì)計(jì)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(jié)果表明， 會(huì)計(jì)信息可比性高企業(yè)的長期投資強(qiáng)度明顯高于會(huì)計(jì)信息可比性低企業(yè)， 而短期投資強(qiáng)度則明顯低于會(huì)計(jì)信息可比性低企業(yè)。以上組間差異檢驗(yàn)結(jié)果與研究假設(shè)一致。

（三） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

采用回歸模型（5）來檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響， 回歸結(jié)果列示于表3中。由表3可見， 當(dāng)被解釋變量為短期投資強(qiáng)度（short_inv）時(shí)會(huì)計(jì)信息可比性（compaccA）的回歸系數(shù)為-0.1355且在5%的水平上顯著， 而當(dāng)被解釋變量為長期投資強(qiáng)度（long_inv）時(shí)會(huì)計(jì)信息可比性（compaccA）的回歸系數(shù)為0.3625且在1%的水平上顯著。回歸結(jié)果表明， 會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)短期投資產(chǎn)生顯著抑制作用， 而對企業(yè)長期投資產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用， 即會(huì)計(jì)信息可比性越高， 企業(yè)越偏好長期投資， 同時(shí)越厭惡短期投資。由此， H1得到了驗(yàn)證。

從控制變量看， 企業(yè)規(guī)模、 資產(chǎn)負(fù)債率、 股權(quán)制衡度和管理層持股比例與企業(yè)短期投資強(qiáng)度均顯著負(fù)相關(guān)。而經(jīng)營年限與企業(yè)短期投資強(qiáng)度顯著正相關(guān)， 說明經(jīng)營年限越長， 企業(yè)越偏好短期投資。企業(yè)盈利能力、 企業(yè)規(guī)模、 資產(chǎn)負(fù)債率和管理層持股比例與企業(yè)長期投資強(qiáng)度均顯著正相關(guān)。而經(jīng)營年限與企業(yè)長期投資強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)， 說明企業(yè)經(jīng)營年限越長， 越厭惡長期投資。發(fā)展速度與企業(yè)長短期投資強(qiáng)度均顯著正相關(guān)， 說明發(fā)展速度快的企業(yè)長短期投資規(guī)模都會(huì)擴(kuò)大。

（四） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 替換變量。為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的可靠性， 本文參照聶興凱等（2022）的方法， 使用預(yù)期盈余絕對值差額的中位數(shù)取相反數(shù)來衡量企業(yè)會(huì)計(jì)信息可比性（compaccMedian）， 并重新進(jìn)行回歸， 結(jié)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(huì)計(jì)信息可比性依然對企業(yè)短期投資具有顯著抑制作用， 同時(shí)對企業(yè)長期投資具有顯著促進(jìn)作用， 可見上文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2. 改變樣本。考慮到2020年開始的疫情導(dǎo)致市場的不確定性提升， 從而可能導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響發(fā)生改變， 本文將樣本區(qū)間由原來2007 ～ 2022年調(diào)整為2007 ～ 2019年并重新進(jìn)行回歸， 回歸結(jié)果列示在表4中。由表4中第（3）、 （4）列可知， 會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)短期、 長期投資強(qiáng)度分別負(fù)相關(guān)和正相關(guān)， 可見本文研究結(jié)論并不受疫情的影響。因此， 本文結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

3. 內(nèi)生性處理。本文使用兩階段最小二乘法解決內(nèi)生性問題。企業(yè)長短期投資偏好不同的企業(yè)， 信息公開意愿也會(huì)存在較大差異， 進(jìn)而對企業(yè)會(huì)計(jì)信息可比性造成影響， 從而出現(xiàn)雙向因果關(guān)系， 造成內(nèi)生性問題。為了緩解內(nèi)生性問題， 參考江軒宇等（2017）的方法， 使用上市公司所屬行業(yè)內(nèi)其他上市公司會(huì)計(jì)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(jìn)行回歸。一方面， 同行業(yè)內(nèi)的會(huì)計(jì)政策與會(huì)計(jì)估計(jì)相似， 從而會(huì)對某個(gè)企業(yè)的會(huì)計(jì)信息可比性產(chǎn)生影響， 因此該工具變量滿足相關(guān)性。另一方面， 單個(gè)企業(yè)的長短期投資偏好并不會(huì)對同行業(yè)其他企業(yè)的會(huì)計(jì)信息可比性產(chǎn)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(jié)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(yè)內(nèi)其他企業(yè)會(huì)計(jì)信息可比性的均值（ivcompaccA）與企業(yè)會(huì)計(jì)信息可比性的回歸系數(shù)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(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)短期、 長期投資強(qiáng)度分別顯著負(fù)相關(guān)和正相關(guān)， 說明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)論較為穩(wěn)健。

（五） 機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)上文的理論分析可知， 會(huì)計(jì)信息可比性對長短期投資偏好的影響體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面： 一方面， 會(huì)計(jì)信息可比性能夠提高企業(yè)信息透明度， 而為了獲得投資者的資金支持， 企業(yè)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(huì)計(jì)信息可比性能夠降低企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)， 這不僅能夠?yàn)槠髽I(yè)長期投資項(xiàng)目提供穩(wěn)定的資金保障， 同時(shí)可糾正企業(yè)管理層的短視化行為（李世輝，2022）， 從而在促進(jìn)企業(yè)增加長期投資的同時(shí)， 相應(yīng)抑制了短期投資。因而， 本文認(rèn)為提高企業(yè)信息透明度和降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)是會(huì)計(jì)信息可比性影響企業(yè)長短期投資偏好的可能作用路徑。江艇（2022）指出， 在檢驗(yàn)中介效應(yīng)時(shí)， 應(yīng)尋找從理論上顯然能夠?qū)Ρ唤忉屪兞縔產(chǎn)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(yàn)證中介變量M與Y的因果關(guān)系。因而， 本文構(gòu)造中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）和（7）， 檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)信息透明度（da）和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)（risk）產(chǎn)生的影響， 從而驗(yàn)證會(huì)計(jì)信息可比性影響企業(yè)長短期投資偏好的幾條作用路徑是否成立。

本文構(gòu)建的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

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(yè)信息透明度（da）， 采用企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理的絕對值來衡量， 該數(shù)值越大說明企業(yè)信息透明度越低。在模型（7）中被解釋變量為企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)（risk）， 使用Oscore破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)來衡量， 該指數(shù)越大， 表示企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越高。

基于模型（6）和模型（7）的作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果列示在表6中。表6中第（1）、 （2）列會(huì)計(jì)信息可比性（compaccA）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)， 表明會(huì)計(jì)信息可比性的提高顯著提高了企業(yè)信息透明度、 降低了企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)， 從而促使企業(yè)更偏好長期投資。綜上所述， 會(huì)計(jì)信息可比性高的企業(yè)， 往往擁有更高的信息透明度、 更低的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)， 從而企業(yè)更加偏好長期投資。因此， 本文關(guān)于會(huì)計(jì)信息可比性促進(jìn)企業(yè)偏好長期投資而厭惡短期投資的作用機(jī)制分析成立。

（六） 異質(zhì)性分析

1. 融資約束。不同融資約束程度下企業(yè)的資金獲取難度和成本存在差異， 會(huì)計(jì)信息可比性對不同融資約束企業(yè)資金獲取的影響程度不同， 從而對企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響也可能不同。因而， 本文進(jìn)一步根據(jù)融資約束程度的不同， 重新進(jìn)行分組回歸， 具體的回歸結(jié)果列示在表7中。

根據(jù)融資約束指數(shù)KZ①的不同， 將融資約束指數(shù)KZ大于中位數(shù)的樣本劃分為高融資約束程度組， 將融資約束指數(shù)KZ小于中位數(shù)的樣本劃分為低融資約束程度組。由表7的（1）、 （2）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為短期投資強(qiáng)度時(shí)， 在高融資約束程度組中會(huì)計(jì)信息可比性的系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著， 而在低融資約束程度組中會(huì)計(jì)信息可比性的系數(shù)則不顯著。由表7的（3）、 （4）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為長期投資強(qiáng)度時(shí)， 在高融資約束程度組中會(huì)計(jì)信息可比性的系數(shù)為正且在1%的水平上顯著， 而在低融資約束程度組中會(huì)計(jì)信息可比性的系數(shù)則不顯著。回歸結(jié)果表明， 會(huì)計(jì)信息可比性對高融資約束企業(yè)長期投資的促進(jìn)作用及對短期投資的抑制作用比對低融資約束企業(yè)更為顯著。這可能是因?yàn)楦呷谫Y約束企業(yè)在進(jìn)行投資時(shí)難以獲得大量利率低且周期長的資金支持， 而會(huì)計(jì)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(yè)的財(cái)務(wù)困境， 進(jìn)而高融資約束企業(yè)將基于企業(yè)價(jià)值最大化考慮來安排更多的長期投資項(xiàng)目。

2. 科技屬性。不同科技屬性企業(yè)的投資特點(diǎn)存在較大差異， 因而會(huì)計(jì)信息可比性對不同科技屬性企業(yè)的長短期投資偏好產(chǎn)生的影響也可能不同。為此， 本文根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)目錄， 將樣本分為高科技企業(yè)和非高科技企業(yè)兩組， 并重新進(jìn)行回歸， 具體的回歸結(jié)果列示在表8中。

由表8的（1）、 （2）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為短期投資強(qiáng)度時(shí)， 在高科技與非高科技企業(yè)的回歸結(jié)果中， 會(huì)計(jì)信息可比性的系數(shù)均為負(fù)且在5%的水平上顯著。但是， 相較于非高科技企業(yè)， 高科技企業(yè)組回歸系數(shù)的絕對值更大。由表8的（3）、 （4）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為長期投資強(qiáng)度時(shí)， 在高科技與非高科技企業(yè)的回歸結(jié)果中， 會(huì)計(jì)信息可比性的系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著。但是， 相較于非高科技企業(yè)， 高科技企業(yè)組的回歸系數(shù)值更大。上述回歸結(jié)果表明， 會(huì)計(jì)信息可比性對高科技企業(yè)長期投資的促進(jìn)作用及對短期投資的抑制作用比對非高科技企業(yè)更為顯著。這可能是因?yàn)楦呖萍计髽I(yè)面臨著更嚴(yán)重的信息不對稱， 會(huì)計(jì)信息可比性對高科技企業(yè)信息透明度產(chǎn)生了更顯著的提高效果， 這能夠讓更多投資者意識(shí)到相關(guān)長期投資項(xiàng)目的市場價(jià)值， 從而獲得更多外部資金的支持， 進(jìn)而推動(dòng)相關(guān)長期投資項(xiàng)目的順利開展。

3. 企業(yè)所處地區(qū)。我國地域廣闊， 不同地區(qū)市場化水平和營商環(huán)境存在較大差異， 因而會(huì)計(jì)信息可比性對不同地區(qū)企業(yè)長短期投資偏好產(chǎn)生的影響也可能不一樣。根據(jù)上市企業(yè)所處地區(qū)的不同， 將樣本分為東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)兩組， 并重新進(jìn)行回歸， 具體的回歸結(jié)果列示在表9中。

由表9的（1）、 （2）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為短期投資強(qiáng)度時(shí)， 在中西部地區(qū)企業(yè)中會(huì)計(jì)信息可比性的系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著， 而在東部地區(qū)企業(yè)中會(huì)計(jì)信息可比性的系數(shù)不顯著。由表9的（3）、 （4）列可以發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)被解釋變量為長期投資強(qiáng)度時(shí)， 在東部與中西部地區(qū)企業(yè)中， 會(huì)計(jì)信息可比性的系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著。但是， 相較于東部地區(qū)企業(yè)， 中西部地區(qū)企業(yè)回歸系數(shù)的值更大。回歸結(jié)果表明， 會(huì)計(jì)信息可比性對中西部地區(qū)企業(yè)長期投資的促進(jìn)作用及對短期投資的抑制作用比對東部地區(qū)企業(yè)更為顯著。相較于東部地區(qū)， 中西部地區(qū)的營商環(huán)境較差， 合同履行風(fēng)險(xiǎn)較高（趙勇和馬珍妙，2023）， 這將導(dǎo)致中西部地區(qū)投資監(jiān)管成本更高， 增加了債權(quán)人對債務(wù)違約的擔(dān)憂， 銀企之間的不信任程度提高， 相應(yīng)的企業(yè)融資成本提高。會(huì)計(jì)信息可比性緩解了企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間的信息不對稱， 降低了營商環(huán)境對長期貸款的不利影響， 從而企業(yè)的長期投資更容易獲得長期資金的支持。因而， 會(huì)計(jì)信息可比性在中西部地區(qū)企業(yè)中發(fā)揮作用的空間更大， 對長期投資產(chǎn)生的促進(jìn)作用更顯著。

五、 研究結(jié)論與啟示

本文基于2007 ～ 2022年我國滬深A(yù)股上市公司， 理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長短期投資偏好的影響及作用機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明： 會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)短期投資具有顯著抑制作用， 而對長期投資具有顯著促進(jìn)作用。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)： 在會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好的關(guān)系中企業(yè)信息透明度和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮中介作用。異質(zhì)性分析表明： 會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)長短期投資偏好的關(guān)系在高融資約束企業(yè)、 高科技企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)中更顯著。

本文的研究具有重要的理論與實(shí)踐意義。上述研究結(jié)論不但豐富了會(huì)計(jì)信息可比性和企業(yè)長短期投資偏好的相關(guān)理論研究， 而且為企業(yè)如何優(yōu)化投資決策提供了重要啟示。第一， 企業(yè)應(yīng)當(dāng)依照最新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則來開展會(huì)計(jì)業(yè)務(wù)， 努力提升會(huì)計(jì)信息的可比性， 從而會(huì)計(jì)信息可比性能夠更好地通過提高企業(yè)信息透明度和降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)來促進(jìn)企業(yè)長期投資， 并相應(yīng)抑制短期投資。第二， 由于會(huì)計(jì)信息可比性對企業(yè)長期投資的促進(jìn)作用及對短期投資的抑制作用因企業(yè)融資約束程度、 科技屬性和所處地區(qū)的不同而表現(xiàn)出明顯的差異， 因此企業(yè)應(yīng)當(dāng)在合理評估外部環(huán)境和自身異質(zhì)性特點(diǎn)的基礎(chǔ)上， 建立健全制度規(guī)范， 以實(shí)現(xiàn)資源的合理配置和利用。第三， 各級監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)加大對虛假會(huì)計(jì)信息披露的懲罰力度， 提高企業(yè)違規(guī)成本， 縮小企業(yè)會(huì)計(jì)信息操縱空間， 促進(jìn)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的提升。

【 注 釋 】

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

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