北京大學(xué)光華管理學(xué)院 張波濤

一、引言

資本的稀缺性使得資本配置效率的問(wèn)題廣受社會(huì)各界重視，如何提高資本配置效率也成為擺在各國(guó)政府面前的難題。資本配置效率問(wèn)題是經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的核心課題，由于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活存在著信息不對(duì)稱(chēng)和代理問(wèn)題，使得資本配置并不能達(dá)到最佳狀態(tài)。少數(shù)文獻(xiàn)從會(huì)計(jì)信息質(zhì)量出發(fā)，發(fā)現(xiàn)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量能對(duì)資本配置效率產(chǎn)生正面影響的證據(jù)（Healy和Palepu，2001）。然而我國(guó)上市公司大部分是由傳統(tǒng)的國(guó)有企業(yè)改制而來(lái)，大部分上市公司的終極控制人為各級(jí)政府機(jī)構(gòu)。由于實(shí)際掌握上市公司的控制權(quán)和決策權(quán)，終極控制人在企業(yè)的日常經(jīng)營(yíng)決策中有著至關(guān)重要的作用。所以，有必要考察不同終極控制人性質(zhì)和行政級(jí)別情況下會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)上市公司資本配置效率的影響差異。中國(guó)特殊的制度背景為研究上市公司資本配置效率問(wèn)題提供了難得的機(jī)會(huì)，本文以2007-2013年滬深兩市A股上市公司為研究對(duì)象，尋找中國(guó)資本市場(chǎng)中會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)資本配置效率影響的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，探索不同終極控制人性質(zhì)和行政級(jí)別對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和資本配置效率關(guān)系的影響，拓展了新興資本國(guó)家資本配置效率的研究范疇，有助于理解我國(guó)企業(yè)資本配置效率差異的產(chǎn)權(quán)根源，為監(jiān)管部門(mén)制定提高資本配置效率的政策建議提供了有益的啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

Bushman和Smith（2001）認(rèn)為，高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息通過(guò)提高項(xiàng)目識(shí)別、改善公司治理和降低逆向選擇及流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)等途徑來(lái)提高資本配置效率。Verdi（2006）則指出，高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可以通過(guò)降低投資者與公司、外部投資者與管理層之間的信息不對(duì)稱(chēng)來(lái)提高資本配置效率，實(shí)證研究結(jié)果表明盈余質(zhì)量與公司的投資效率正相關(guān)，高盈余質(zhì)量能顯著減少公司的非效率投資行為。徐磊和張祥建（2007）發(fā)現(xiàn)盈余質(zhì)量的降低會(huì)損害上市公司的資本配置效率。周春梅（2009）研究發(fā)現(xiàn)，較高的盈余質(zhì)量可以有效的降低代理成本，進(jìn)而間接的提高企業(yè)的資本配置效率。進(jìn)一步，雷光勇等（2011）指出企業(yè)可以通過(guò)直接提高盈余質(zhì)量或間接降低代理成本的方式達(dá)到提高資本配置效率的目的。本文認(rèn)為高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息提高企業(yè)資本配置效率的原因主要有以下兩方面：一方面，高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息可以緩解投資者之間的信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題，提高資本市場(chǎng)的流動(dòng)性，進(jìn)而降低了因逆向選擇造成的融資成本，最終提高企業(yè)的資本配置效率。另一方面，會(huì)計(jì)信息是股東監(jiān)管經(jīng)理人的重要依據(jù)，高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息有利于股東對(duì)管理層的監(jiān)督，進(jìn)而可以弱化股東和管理層之間的委托代理問(wèn)題，降低道德風(fēng)險(xiǎn)?；诖?，提出假設(shè)：

假設(shè)1：會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與上市公司資本配置效率呈正相關(guān)關(guān)系。即會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高時(shí)，上市公司的資本配置效率越高

Shielfer和Vishny（1994）指出，國(guó)有控股公司會(huì)根據(jù)自己的政治立場(chǎng)，利用已掌握的權(quán)力對(duì)公司資源有進(jìn)行低效投資或轉(zhuǎn)移。Aggarwal和Samwick（2006）認(rèn)為，控制權(quán)私有收益會(huì)導(dǎo)致資本配置的低效率。蔡吉甫（2006）研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息可以有效的提高民營(yíng)控股公司的投資效率。方軍雄（2007），?？?jī)高和陸正飛（2011）等研究均表明，私營(yíng)企業(yè)的資本回報(bào)率高于國(guó)有企業(yè)。申慧慧等（2012）指出國(guó)有企業(yè)的過(guò)度投資行為更為突出，而民營(yíng)企業(yè)主要表現(xiàn)為投資不足。陳德球等（2012）發(fā)現(xiàn)相對(duì)國(guó)有企業(yè)，政府質(zhì)量改善資源配置效率的作用在民營(yíng)企業(yè)中表現(xiàn)得更加顯著。由于國(guó)有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)主體缺位，使得我國(guó)國(guó)有企業(yè)中的代理問(wèn)題更為嚴(yán)重。而民營(yíng)企業(yè)在現(xiàn)代企業(yè)制度建設(shè)和公司治理等方面均領(lǐng)先于國(guó)有企業(yè)，可以有效的保護(hù)股東的合法權(quán)益，有效抑制內(nèi)部人對(duì)公司資源的侵占。由此可見(jiàn)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)民營(yíng)企業(yè)資本配置效率的推動(dòng)作用會(huì)強(qiáng)于國(guó)有企業(yè)。中央政府和地方政府控制的上市公司由于自身的地位優(yōu)勢(shì)，容易獲得低成本的資金，此時(shí)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)于不同政府行政級(jí)別控制的上市公司資本效率的影響差異并不明顯。基于此，提出假設(shè)：

假設(shè)2：相對(duì)于政府控制上市公司而言，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)非政府控制上市公司資本配置效率的推動(dòng)作用更強(qiáng)

假設(shè)3：會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)中央政府控制和地方政府控制上市公司資本配置效率的影響并不存在顯著差異

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源 本文選取了2007至2013年我國(guó)滬深兩市非金融類(lèi)A股上市公司為研究對(duì)象，剔除了ST、*ST和相關(guān)數(shù)據(jù)不全的上市公司，共獲得4900個(gè)觀測(cè)樣本。上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)和終極控制人數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind中國(guó)金融數(shù)據(jù)庫(kù)和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量定義 本文選取如下變量：

（1）資本配置效率。國(guó)際主流衡量資本配置效率的方法以下兩種：第一，Wurgler（2000）認(rèn)為在資本配置效率較高國(guó)家中，資本往往會(huì)流入報(bào)酬率高的產(chǎn)業(yè)而流出報(bào)酬率低的產(chǎn)業(yè)，在此思想上構(gòu)建了資本配置效率的投資彈性系數(shù)模型：

其中，Iic,t是c地區(qū)i行業(yè)在第t年的固定資產(chǎn)凈額；Vic,t是c地區(qū)i行業(yè)在第t年的工業(yè)增加值；ηc,t是c地區(qū)i行業(yè)在第t年的投資彈性系數(shù)，表示資本配置效率。Wurgler（2000）對(duì)資本配置效率的開(kāi)創(chuàng)性研究得到了后續(xù)學(xué)者們的廣泛運(yùn)用（Asker等，2014；Eklund和Desai，2014），但是該計(jì)量模型主要用來(lái)衡量國(guó)家、地區(qū)和行業(yè)的資本配置效率，并不適用衡量公司層面的資本配置效率。第二，Richardson（2006）認(rèn)為企業(yè)新增項(xiàng)目投資支出分為預(yù)期投資支出和非預(yù)期投資支出，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了預(yù)期資本投資水平估計(jì)模型

其中，INV、GROW、LEV、CF、AGE、SIZE、RET分別代表企業(yè)的投資水平、成長(zhǎng)能力、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流量、上市年齡、公司規(guī)模、股票收益，該回歸模型的殘差即為企業(yè)非效率投資的程度。Richardson（2006）的模型可以有效的刻畫(huà)企業(yè)的資本配置效率，受到了李延喜等（2013）、Cheng等（2013）、Balakrishnan等（2014）的推崇?；诖?，本文采用Richardson（2006）的模型來(lái)計(jì)量資本配置效率，以模型回歸殘差絕對(duì)值的相反數(shù)作為資本配置效率的代理變量。

（2）會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。借鑒李青原（2009）、朱紅軍等（2013）等的類(lèi)似研究，本文主要采用應(yīng)計(jì)盈余管理作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量，分別采用了Healy模型、DeAngelo模型、Jones模型和截面修正Jones模型。Healy模型如下所示：

其中，NDA為非可操作的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)；TA為總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，即凈利潤(rùn)與經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流凈值的差額；t=1,2,…T；i代表企業(yè)。DeAnglo模型如下所示：

Jones模型如下所示：

其中，ΔREV為營(yíng)業(yè)收入的變動(dòng)值；PPE為固定資產(chǎn)的原值；A為總資產(chǎn)。修正的Jones模型如下所示：

其中，ΔREC為應(yīng)收賬款的變動(dòng)值。大量實(shí)證研究將修正的Jones模型應(yīng)用于截面數(shù)據(jù)的估計(jì)，形成了截面修正Jones模型。Bartov等（2000）對(duì)不同應(yīng)計(jì)盈余管理計(jì)量模型的使用效果進(jìn)行了比較，最終發(fā)現(xiàn)截面修正Jones模型的識(shí)別性最強(qiáng)。因此，本文主要以截面修正Jones模型作為計(jì)量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的主要方法，輔以其他三種應(yīng)計(jì)盈余管理計(jì)量模型。由于應(yīng)計(jì)盈余管理是會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的方向指標(biāo)，因此本文以操作性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)絕對(duì)值的相反數(shù)作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量代理變量，該值越大說(shuō)明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。

（3）終極控制人。La Porta等（1999）開(kāi)創(chuàng)性的將公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)延伸至終極所有權(quán)層面，通過(guò)層層往上追溯所有權(quán)關(guān)系鏈尋找公司的終極控制人。早在2003年我國(guó)證監(jiān)會(huì)就發(fā)布了關(guān)于修訂《公開(kāi)發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號(hào)<年度報(bào)告的內(nèi)容與格式>》的通知，該通知規(guī)定上市公司必須要詳細(xì)披露股權(quán)結(jié)構(gòu)信息，這為研究中國(guó)上市公司終極控制人問(wèn)題提供了可靠的數(shù)據(jù)來(lái)源。本文借鑒劉芍佳等（2003）、夏立軍和方軼強(qiáng)（2005）、李延喜和陳克兢（2014）的類(lèi)似研究，對(duì)上市公司的終極控制人進(jìn)行分類(lèi)，分別設(shè)計(jì)了終極控制人性質(zhì)UCN和終極控制人行政級(jí)別UCL兩個(gè)代理變量?？刂迫诵再|(zhì)UCN為虛擬變量，當(dāng)上市公司的終極控制人為政府時(shí)為1，否則為0。終極控制人行政級(jí)別UCL為虛擬變量，當(dāng)上市公司的終極控制人為中央政府時(shí)為1，否則為0。（4）控制變量。本文主要從公司特征變量和公司治理變量?jī)蓚€(gè)層面進(jìn)行了控制。其中，公司特征變量主要有企業(yè)規(guī)模Size、成長(zhǎng)能力Growth、代理成本Age、資產(chǎn)負(fù)債率Lev和自由現(xiàn)金流CFO，公司治理變量主要有董事會(huì)規(guī)模SBD、獨(dú)立董事比例PID、監(jiān)事會(huì)規(guī)模SBS、股權(quán)集中度OC等。同時(shí)，本文還加入了年度虛擬變量Year和行業(yè)虛擬變量Ind，以此來(lái)控制年度因素和行業(yè)因素對(duì)研究結(jié)論的影響。具體變量的計(jì)量見(jiàn)表1。

表1 變量定義

（三）模型建立 在前文變量定義的基礎(chǔ)上，為了考察會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)上市公司資本配置效率的影響，本文構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦滤荆?/p>

其中，AQI為上市公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，具體包含分別采用四種操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)方法計(jì)量的AIQ1、AIQ2、AIQ3、AIQ4。按照本文的研究假設(shè)1，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）的回歸系數(shù)α1應(yīng)該顯著為正，這表明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高的上市公司資本配置效率越高。為了分析在不同終極控制人性質(zhì)情況下會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)資本配置效率影響的差異，本文構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦滤荆?/p>

其中，AIQ×UCN為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和終極控制人性質(zhì)的交乘項(xiàng)。按照本文的研究假設(shè)2，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）的回歸系數(shù)β2應(yīng)該顯著為負(fù)，這說(shuō)明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)非國(guó)有企業(yè)資本配置效率影響的影響大于國(guó)有企業(yè)。為了揭示在不同終極控制人行政級(jí)別情況下會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)資本配置效率影響的差異，本文構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦滤荆?/p>

其中，AIQ×UCL為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和終極控制人行政級(jí)別的交乘項(xiàng)。按照本文的研究假設(shè)2，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）的回歸系數(shù)χ2應(yīng)該不顯著，這說(shuō)明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)不同終極控制人行政級(jí)別的企業(yè)資本配置效率影響并不存在差異。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì) 表2列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，資本配置效率CAE的平均值為-0.063，最大值為0，而最小值僅為-0.976，這表明我國(guó)上市公司的資本配置效率存在較大的差異。會(huì)計(jì)信息質(zhì)量AIQ1的平均值為-0.101，最大值和最小值分別為0和-0.963，這說(shuō)明我國(guó)上市公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量參差不齊。另外，本文還進(jìn)行了Pearson相關(guān)系性檢驗(yàn)和Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的四個(gè)代理變量之間的相關(guān)系數(shù)大于0.6，而本文其他變量之間部分相關(guān)系數(shù)均未大于0.6。在后續(xù)實(shí)證分析中均單獨(dú)放入一個(gè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量變量，由此可以避免上述的多重共線性問(wèn)題。限于篇幅，未列示相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。

（二）單因素分析 本文按照會(huì)計(jì)信息質(zhì)量代理變量平均值將樣本劃分了兩個(gè)樣本組，低于平均值的為樣本組1，否則為樣本組2。表3為資本配置效率單因素分析的結(jié)果。以截面修正Jones模型計(jì)量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量AIQ1的回歸結(jié)果為例，兩個(gè)樣本組的均值差異為-0.018，T檢驗(yàn)在0.01的水平上顯著；兩個(gè)樣本組的中位數(shù)差異為-0.016，Wilcoxon秩和檢驗(yàn)也在0.01水平上顯著，這說(shuō)明高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量樣本組的資本配置效率顯著高于低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量樣本組，基本驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)1，采用Jones模型、Healy模型和DeAngelo模型計(jì)量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的檢驗(yàn)結(jié)果基本未發(fā)生變化。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 單因素分析

（三）回歸分析 表4為模型（7）的普通最小二乘法回歸結(jié)果，主要檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)上市公司資本配置效率的影響。以截面修正Jones模型計(jì)量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量AIQ1的回歸結(jié)果為例，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量AIQ1與資本配置效率CAE在0.01的水平上顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.075，這說(shuō)明上市公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高，其資本配置效率越高，本文的研究假設(shè)1得到了證實(shí)。這主要是因?yàn)楦哔|(zhì)量的會(huì)計(jì)信息可以有效的降低投資者的信息不對(duì)稱(chēng)程度，弱化股東和管理層之間的代理問(wèn)題，最終有利于推動(dòng)資本配置效率的提高。Verdi（2006）和Biddle等（2009）的結(jié)論同樣適用于處于轉(zhuǎn)軌時(shí)期的中國(guó)資本市場(chǎng)，我國(guó)相關(guān)監(jiān)管部門(mén)必須要加強(qiáng)監(jiān)管，通過(guò)提升企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量來(lái)推動(dòng)資本配置效率的提高。采用Jones模型、Healy模型和DeAngelo模型計(jì)量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的回歸結(jié)果同樣顯示，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與資本配置效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)1。本文還進(jìn)行了自相關(guān)檢驗(yàn)，D-W檢驗(yàn)的結(jié)果均在2左右，這說(shuō)明模型（7）中的隨機(jī)誤差項(xiàng)并不具有一階自回歸形式的序列相關(guān)問(wèn)題。表5為模型（8）的回歸結(jié)果，主要檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)不同終極控制人性質(zhì)的企業(yè)資本配置效率影響的差異。以截面修正Jones模型計(jì)量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量AIQ1的回歸結(jié)果為例，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量AIQ1和終極控制人性質(zhì)UCN的交乘項(xiàng)與資本配置效率CAE在0.05的水平上顯著負(fù)相關(guān)。從表中可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)上市公司的終極控制人是非政府機(jī)構(gòu)時(shí)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)資本配置效率的影響系數(shù)為0.049。而當(dāng)上市公司的終極控制人是政府機(jī)構(gòu)時(shí)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)資本配置效率的影響系數(shù)則為0.034（0.049-0.015）。這意味著，相對(duì)于政府控制上市公司而言，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)非政府控制的上市公司資本配置效率的推動(dòng)作用更強(qiáng)。在采用Jones模型、Healy模型和DeAngelo模型計(jì)量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的回歸結(jié)果中，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量和終極控制人性質(zhì)交叉項(xiàng)的回歸結(jié)果也顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗(yàn)證上述論斷，本文的研究假設(shè)2得到了證實(shí)。由此可知，政府相關(guān)部門(mén)在制定監(jiān)管政策時(shí)需要考慮到企業(yè)終極控制人性質(zhì)差異的影響，應(yīng)該針對(duì)不同終極控制人性質(zhì)的企業(yè)制定不同提高資本配置效率的政策。表6為本文模型（9）的回歸結(jié)果，主要分析了不同政府終極控制人行政級(jí)別情況下會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)資本配置效率影響的差異。以截面修正Jones模型計(jì)量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量AIQ1的回歸結(jié)果為例，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量AIQ1和終極控制人性質(zhì)UCL的交乘項(xiàng)與資本配置效率CAE的關(guān)系并不顯著。從表中可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)上市公司的終極控制人是地方政府時(shí)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)資本配置效率的影響系數(shù)為0.037。而當(dāng)上市公司的終極控制人是中央政府時(shí)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)資本配置效率的影響系數(shù)則為0.048（0.037+0.011）。但是由于交乘項(xiàng)的回歸結(jié)果并不顯著，這說(shuō)明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)不同終極控制人行政級(jí)別的企業(yè)資本配置效率影響的差異并不顯著，證實(shí)了本文的研究假設(shè)3。

表4 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與資本配置效率

表5 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量、終極控制人性質(zhì)與資本配置效率

表6 會(huì)計(jì)信息質(zhì)量、終極控制人行政級(jí)別與資本配置效率

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn) 本文通過(guò)替換會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量，進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。借鑒李青原（2009）的類(lèi)似研究，本文采用盈余平滑度和DD模型計(jì)量的應(yīng)計(jì)質(zhì)量作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量。

模型（10）為盈余平滑度的計(jì)量模型。其中，ES為盈余平滑度，ES越大說(shuō)明企業(yè)的盈余平滑度越低，此時(shí)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高；σ（Profit）為第t-4年至第t年間線下項(xiàng)目前利潤(rùn)的標(biāo)準(zhǔn)差；σ（CFOit）為第t-4年至第t年間經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流凈額的標(biāo)準(zhǔn)差。本文將盈余平滑作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量帶入檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭校貧w結(jié)果未發(fā)生變化。

模型（11）為Dechow和Dichev（2002）計(jì)量應(yīng)計(jì)質(zhì)量的模型。其中，△WC為營(yíng)運(yùn)資本的變動(dòng)值，具體為（應(yīng)收賬款變動(dòng)值+存貨變動(dòng)值+其他流動(dòng)資產(chǎn)變動(dòng)值-應(yīng)付賬款變動(dòng)值-應(yīng)付稅款變動(dòng)值）/總資產(chǎn)；CFO為經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流凈值/總資產(chǎn)。本文將Dechow和Dichev（2002）模型計(jì)量的應(yīng)計(jì)質(zhì)量作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的代理變量帶入檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，回歸結(jié)果未與前文相同。另一方面，增加控制變量?？紤]到企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境等因素也會(huì)對(duì)資本配置效率產(chǎn)生重要的影響，本文加入了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)虛擬變量和經(jīng)濟(jì)周期變量進(jìn)行了重新回歸，結(jié)果與前文結(jié)論無(wú)實(shí)質(zhì)性差異。

五、結(jié)論

本文以2007-2013年滬深兩市A股上市公司4900個(gè)觀測(cè)樣本為研究對(duì)象，實(shí)證檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)我國(guó)上市公司資本配置效率的影響，揭示了不同終極控制人性質(zhì)和行政級(jí)別對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與資本配置效率關(guān)系的影響差異。研究結(jié)果表明：首先，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與上市公司資本配置效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高的企業(yè)資本配置效率越高；其次，上市公司終極控制人性質(zhì)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與資本配置效率的關(guān)系會(huì)產(chǎn)生重要的影響。即相對(duì)于政府控制上市公司而言，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)非政府控制的上市公司資本配置效率的推動(dòng)作用更強(qiáng)；最后，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)不同終極控制人行政級(jí)別的企業(yè)資本配置效率影響的差異并不顯著，即會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)中央政府和地方政府控制企業(yè)的資本配置效率影響并無(wú)顯著差異。

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