《審計(jì)質(zhì)量與投資效率的關(guān)系實(shí)證探究》14000字

2322-審計(jì)質(zhì)量與投資效率的關(guān)系實(shí)證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u18865審計(jì)質(zhì)量與投資效率的關(guān)系實(shí)證研究 -5.3假設(shè)檢驗(yàn)本文借助spss軟件，分析審計(jì)質(zhì)量對(duì)投資效率的影響研究，并對(duì)其企業(yè)負(fù)債、企業(yè)戰(zhàn)略、股權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果如下：5.3.1不考慮股權(quán)性質(zhì)的影響首先本文在不考慮股權(quán)性質(zhì)影響的情況下，對(duì)全部樣本進(jìn)行三個(gè)回歸分析，以檢驗(yàn)了審計(jì)質(zhì)量與投資效率的關(guān)系，以及企業(yè)負(fù)債、企業(yè)戰(zhàn)略的調(diào)節(jié)效應(yīng)，回歸結(jié)果如表5-3所示。表5-3回歸分析變量名稱模型一模型二模型三審計(jì)質(zhì)量--0.243***-0.243***-0.245***企業(yè)負(fù)債-0.106***-0.107***企業(yè)戰(zhàn)略-0.051***-0.054***審計(jì)負(fù)債-0.061***審計(jì)戰(zhàn)略-0.055***企業(yè)增長能力-0.205***-0.212***-0.216***投資水平-0.374***-0.371***-0.374***董事會(huì)規(guī)模-0.029**-0.028**-0.028**總資產(chǎn)收益率-0.181***-0.198***-0.204***企業(yè)規(guī)模-0.080***-0.056**-0.057**上市年齡-0.006**-0.005*-0.005*流動(dòng)比例-0.024-0.031-0.033行業(yè)變量已控制已控制已控制注：***表示顯著性水平P<0.01**表示顯著性水平P<0.05*表示顯著性水平P<0.1(1)審計(jì)質(zhì)量對(duì)投資效率的影響模型一可以看出，審計(jì)質(zhì)量的系數(shù)為0.243，并且在1%的顯著性水平下顯著，說明盈余管理程度越大，非效率投資行為越多，即審計(jì)質(zhì)量可以有效抑制非效率投資行為，提高投資效率，假設(shè)H1成立。該結(jié)果證實(shí)了審計(jì)質(zhì)量對(duì)于公司投資活動(dòng)的治理效應(yīng)。審計(jì)的監(jiān)督作用既可以事前防范代理人的機(jī)會(huì)主義行為，也可以作為事后懲罰管理層非效率投資行為的依據(jù)，而審計(jì)質(zhì)量的保險(xiǎn)作用則可以為企業(yè)財(cái)務(wù)信息的可靠性提供擔(dān)保，減少債權(quán)人和投資者的逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)。作為外部治理機(jī)制，審計(jì)質(zhì)量對(duì)于提升企業(yè)投資效率具有積極影響，企業(yè)應(yīng)主動(dòng)尋求專業(yè)性高、信譽(yù)良好的審計(jì)機(jī)構(gòu)的監(jiān)督。關(guān)于控制變量，企業(yè)增長能力與非效率投資程度顯著正相關(guān)，主要原因在于，高水平的企業(yè)增長能力，意味著企業(yè)面臨更多投資機(jī)會(huì)，這導(dǎo)致企業(yè)資金壓力增大，不得不放棄部分投資項(xiàng)目，從而降低了企業(yè)的投資效率。投資水平的系數(shù)為正，并且在1%的顯著水平下顯著，說明投資策略越激進(jìn)，資源浪費(fèi)現(xiàn)象越嚴(yán)重，這將導(dǎo)致企業(yè)投資效率降低。上市年齡與非效率投資程度顯著正相關(guān)，說明企業(yè)上市年限越長，管理層越容易產(chǎn)生麻木情緒，而采取消極的投資策略，導(dǎo)致投資效率下降。董事會(huì)規(guī)模的系數(shù)顯著為負(fù)，說明董事會(huì)人數(shù)越多，所做投資決策越謹(jǐn)慎，非效率投資行為越少。總資產(chǎn)收益率與非效率投資程度負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，說明企業(yè)對(duì)資產(chǎn)的管理能力越強(qiáng)，資本配置效率越高。流動(dòng)比率的系數(shù)為正，說明企業(yè)資產(chǎn)變現(xiàn)能力增強(qiáng)，將會(huì)向外界傳遞更多積極信號(hào)，導(dǎo)致投資效率提高，但系數(shù)的顯著性水平不高，說明流動(dòng)比例對(duì)投資效率的影響較弱。(2)企業(yè)負(fù)債的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型二中，企業(yè)負(fù)債系數(shù)分別為-0.106（P<0.01），可以看出企業(yè)負(fù)債可以有效抑制非效率投資行為，假設(shè)H2a成立，說明企業(yè)負(fù)債對(duì)于第一類代理問題的緩解作用大于對(duì)第三類代理問題的強(qiáng)化作用。由模型三審計(jì)負(fù)債的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，說明企業(yè)負(fù)債可以減弱審計(jì)質(zhì)量對(duì)非效率投資行為的抑制作用，假設(shè)H2b，這表明雖然企業(yè)負(fù)債可以提高投資效率，但也會(huì)降低審計(jì)質(zhì)量的治理效應(yīng)，而且過高的負(fù)債水平可能使企業(yè)陷入財(cái)務(wù)危機(jī)，面臨破產(chǎn)危險(xiǎn)。因此企業(yè)不能僅僅考慮負(fù)債對(duì)于投資效率的直接積極影響，而是要綜合考慮審計(jì)質(zhì)量和企業(yè)負(fù)債的治理效應(yīng)，制定合適的負(fù)債水平。(2)企業(yè)戰(zhàn)略的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型二中，企業(yè)戰(zhàn)略的系數(shù)為0.051，并且在1%的顯著性水平下顯著，說明戰(zhàn)略差異度過高，將增加企業(yè)非效率投資水平，假設(shè)H3a成立。戰(zhàn)略差異度增大，對(duì)于管理層的監(jiān)管難度也會(huì)增大。在這種情況下，管理層可能會(huì)選擇非效率投資項(xiàng)目以獲取私利。導(dǎo)致企業(yè)投資效率下降。由模型三中審計(jì)戰(zhàn)略的系數(shù)為0.055（P<0.01），可以看出，在審計(jì)質(zhì)量對(duì)非效率投資行為的關(guān)系中，戰(zhàn)略差異度具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，假設(shè)H3b成立。主要原因在于，采取差異性戰(zhàn)略不僅會(huì)使得財(cái)務(wù)信息的準(zhǔn)確性受到更多質(zhì)疑，也會(huì)導(dǎo)致融資需求增加，為了獲取足夠資金支持，企業(yè)會(huì)更加依賴外部監(jiān)管機(jī)制。當(dāng)企業(yè)采取差異性戰(zhàn)略時(shí)，可以通過披露更多戰(zhàn)略信息，而增強(qiáng)審計(jì)質(zhì)量的治理效應(yīng)，減少戰(zhàn)略差異度對(duì)于投資效率的消極影響。5.3.1考慮股權(quán)性質(zhì)的影響為探究股權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以及在股權(quán)性質(zhì)的影響下，企業(yè)負(fù)債和企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)節(jié)效應(yīng)可能發(fā)生的變化。本文將全部樣本按照是否為國有企業(yè)分為兩組，分別進(jìn)行模型一、模型二以及模型三的回歸檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5-4所示。表5-4回歸分析-國有企業(yè)國有企業(yè)非國有企業(yè)變量名稱模型一模型二模型三模型一模型二模型三審計(jì)質(zhì)量-0.114***-0.113***-0.121***-0.286***-0.287***-0.286***企業(yè)負(fù)債-0.089***-0.099***-0.090**-0.086**企業(yè)戰(zhàn)略-0.025-0.032-0.060**-0.054*審計(jì)負(fù)債-0.071**-0.048**審計(jì)戰(zhàn)略-0.024-0.062***企業(yè)增長能力-0.210***-0.219***-0.221***-0.194***-0.198***-0.201***投資水平-0.413***-0.408***-0.409***-0.365***-0.364***-0.366***董事會(huì)規(guī)模-0.016-0.015-0.016-0.033**-0.034*-0.033*總資產(chǎn)收益率-0.100**-0.126***-0.141***-0.176***-0.187***-0.192***企業(yè)規(guī)模-0.046-0.035-0.036-0.106***-0.077**-0.076**上市年齡-0.005-0.005-0.005-0.019***-0.017***-0.016***流動(dòng)比例-0.030-0.023-0.020-0.016-0.028-0.029行業(yè)變量已控制已控制已控制已控制已控制已控制注：***表示顯著性水平P<0.01**表示顯著性水平P<0.05*表示顯著性水平P<0.1(1)股權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)在國有企業(yè)樣本的模型一中，審計(jì)質(zhì)量的系數(shù)為0.114（P<0.01），明顯小于全樣本中審計(jì)質(zhì)量的系數(shù)。而在非國有企業(yè)樣本中，審計(jì)質(zhì)量的系數(shù)為0.286（P<0.01），明顯大于全樣本中審計(jì)質(zhì)量的系數(shù)。這說明，在國有企業(yè)中，審計(jì)質(zhì)量對(duì)投資效率的影響更大，假設(shè)H4成立。由于國有企業(yè)與政府部門有較強(qiáng)的聯(lián)系，為企業(yè)的融資提供了隱形的擔(dān)保作用，使得審計(jì)質(zhì)量的保險(xiǎn)作用難以正常發(fā)揮，從而削弱了審計(jì)質(zhì)量對(duì)投資效率的影響。(2)企業(yè)負(fù)債的調(diào)節(jié)效應(yīng)在國有企業(yè)樣本的模型二中，企業(yè)負(fù)債的系數(shù)為-0.089（P<0.01）。在非國有企業(yè)樣本的模型二中，企業(yè)負(fù)債的系數(shù)為-0.090（P<0.01）。說明在國有企業(yè)以及非國有企業(yè)中，假設(shè)H2a均成立。企業(yè)負(fù)債對(duì)非效率投資行為抑制作用與股權(quán)性質(zhì)的關(guān)系較小。在國有企業(yè)樣本的模型三中，審計(jì)負(fù)債的系數(shù)為-0.071（P<0.05）；在非國有企業(yè)樣本的模型二中，審計(jì)負(fù)債的系數(shù)為-0.048（P<0.05），說明在國有企業(yè)以及非國有企業(yè)中，假設(shè)H2b均成立。但是，通過系數(shù)的大小比較，可以看出企業(yè)負(fù)債的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)在國有企業(yè)中更加明顯，即負(fù)債治理和審計(jì)治理的替代關(guān)系更加明顯。(2)企業(yè)戰(zhàn)略的調(diào)節(jié)效應(yīng)在國有企業(yè)樣本的模型二中，企業(yè)戰(zhàn)略的系數(shù)為正，但顯著性水平較低，說明在國有企業(yè)中戰(zhàn)略差異度對(duì)投資效率的影響較小，假設(shè)H3a不成立，可能原因是，在國有企業(yè)中，管理層受到的內(nèi)部、外部監(jiān)控更多，采取差異性戰(zhàn)略對(duì)其可操作性空間影響較小[[]徐佳.戰(zhàn)略激進(jìn)度,會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與融資效率[J].財(cái)會(huì)通訊,2020,No.855(19):36-38.]。在國有企業(yè)樣本的模型三中，審計(jì)戰(zhàn)略的系數(shù)為正，同樣未通過顯著性檢驗(yàn)，說明在國有企業(yè)中，審計(jì)戰(zhàn)略的正向調(diào)節(jié)影響較小，假設(shè)H3b不成立，這主要是因?yàn)閲衅髽I(yè)有政府信用擔(dān)保，采取差異性戰(zhàn)略對(duì)企業(yè)融資的影響較小，因此對(duì)審計(jì)質(zhì)量影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)不明顯。在非國有企業(yè)樣本的模型二中，企業(yè)戰(zhàn)略的系數(shù)為0.060（P<0.05），說明在非國有企業(yè)中，假設(shè)H3a成立，與國有企業(yè)不同，非國有企業(yè)的管理層可以借助差異性戰(zhàn)略謀取更多私利，因此對(duì)投資效率的負(fù)向影響較大。在非國有企業(yè)樣本的模型三中，審計(jì)戰(zhàn)略的系數(shù)為0.062（P<0.05），假設(shè)[]徐佳.戰(zhàn)略激進(jìn)度,會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與融資效率[J].財(cái)會(huì)通訊,2020,No.855(19):36-38.5.4穩(wěn)健性檢驗(yàn)5.4.1克服系統(tǒng)性偏差問題由于Richardson模型的隱含假設(shè)是上市公司的整體投資是有效的，而實(shí)際可能存在投資過度或投資不足現(xiàn)象。為克服這一問題，本文借鑒田國雙和趙鈺（2019）[[]田國雙,趙鈺.媒體監(jiān)督,審計(jì)質(zhì)量與投資不足[J].會(huì)計(jì)之友,2019,000(017):86-92.]、李敏（2020）[[]李敏.審計(jì)費(fèi)用,產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與投資效率——來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)會(huì)研究,2020,No.533(11):58-64.]的研究成果，將投資效率按大小順序分為10組，剔除其中最接近于0[]田國雙,趙鈺.媒體監(jiān)督,審計(jì)質(zhì)量與投資不足[J].會(huì)計(jì)之友,2019,000(017):86-92.[]李敏.審計(jì)費(fèi)用,產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與投資效率——來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)會(huì)研究,2020,No.533(11):58-64.表5-5穩(wěn)健性檢驗(yàn)——克服系統(tǒng)性偏差問題國有企業(yè)非國有企業(yè)變量名稱模型一模型二模型三模型一模型二模型三審計(jì)質(zhì)量-0.108***-0.107***-0.114***-0.288***-0.290***-0.288***企業(yè)負(fù)債-0.085**-0.094***-0.098***-0.094**企業(yè)戰(zhàn)略-0.031-0.037-0.054*-0.049*審計(jì)負(fù)債-0.065*-0.051**審計(jì)戰(zhàn)略-0.014-0.053**企業(yè)增長能力-0.220***-0.228***-0.229***-0.186***-0.190***-0.194***投資水平-0.422***-0.417***-0.418***-0.375***-0.373***-0.375***董事會(huì)規(guī)模-0.018-0.018-0.018-0.031*-0.032*-0.032*總資產(chǎn)收益率-0.111**-0.133***-0.147***-0.173***-0.185***-0.190***企業(yè)規(guī)模-0.064**-0.053*-0.053*-0.102***-0.066*-0.067*上市年齡-0.003-0.003-0.003-0.017***-0.016***-0.015***流動(dòng)比例-0.015-0.034-0.031-0.016-0.035-0.038行業(yè)變量已控制已控制已控制已控制已控制已控制注：***表示顯著性水平P<0.01**表示顯著性水平P<0.05*表示顯著性水平P<0.15.4.1變量替換為保證實(shí)驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性，本文首先對(duì)于重新度量了投資效率變量。借鑒Biddle等（2009）[[]BiddleGC,HilaryG,VerdiRS.HowDoesFinancialReportingQualityRelatetoInvestmentEfficiency?[J].SocialScienceElectronicPublishing,2009（48）.]、譚本艷和胡雅菁(2016)[[]譚本艷,胡雅菁.會(huì)計(jì)信息質(zhì)量,債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與投資效率——基于中國上市公司的實(shí)證研究[J].財(cái)務(wù)與金融,2016(6):20-27.]的研究成果，本文用銷售增長率與投資水平的關(guān)系估計(jì)投資效率，具體模型如下所示。其次，將股權(quán)性質(zhì)設(shè)置為虛擬變量加入回歸模型，回歸結(jié)果如表5-6所示?？梢钥吹?，審計(jì)質(zhì)量的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著且為正，假設(shè)H1成立；企業(yè)負(fù)債、審計(jì)負(fù)債的系數(shù)均顯著為正，假設(shè)H2a、H2b[]BiddleGC,HilaryG,VerdiRS.HowDoesFinancialReportingQualityRelatetoInvestmentEfficiency?[J].SocialScienceElectronicPublishing,2009（48）.[]譚本艷,胡雅菁.會(huì)計(jì)信息質(zhì)量,債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與投資效率——基于中國上市公司的實(shí)證研究[J].財(cái)務(wù)與金融,2016(6):20-27.表5-6穩(wěn)健性檢驗(yàn)——重新度量投資效率變量類型變量名稱模型一模型二模型三因變量審計(jì)質(zhì)量-0.2757***-0.2717***-0.3487***調(diào)節(jié)變量企業(yè)負(fù)債-0.0881***-0.0865***企業(yè)戰(zhàn)略-0.0384**-0.0414**股權(quán)性質(zhì)-0.1406***-0.1418***交互項(xiàng)審計(jì)負(fù)債-0.0395**審計(jì)戰(zhàn)略-0.0409**審計(jì)股權(quán)-0.2293***控制變量企業(yè)增長能力-0.2714***-0.2784***-0.2755***投資水平-0.3521***-0.3507***-0.3598***董事會(huì)規(guī)模-0.0235**-0.0183*-0.0179*總資產(chǎn)收益率-0.3041***-0.3211***-0.2988***企業(yè)規(guī)模-0.1032***-0.0732***-0.0845***上市年齡-0.0035-0.0066**-0.0060**流動(dòng)比例-0.0197-0.0289-0.0320行業(yè)變量已控制已控制已控制注：***表示顯著性水平P<0.01**表示顯著性水平P<0.05*表示顯著性水平P<0.16研究結(jié)論與建議6.1結(jié)論本文以2015年之前在上交所和深交所上市的公司為研究樣本，共篩選得到2200條體現(xiàn)2019年經(jīng)營情況的數(shù)據(jù)。并以此為準(zhǔn)，實(shí)證檢驗(yàn)審計(jì)質(zhì)量對(duì)投資效率的影響。為了更全面地了解審計(jì)質(zhì)量與投資效率的關(guān)系，擴(kuò)大該領(lǐng)域的研究范圍，本文加入了企業(yè)負(fù)債、企業(yè)戰(zhàn)略、股權(quán)性質(zhì)三個(gè)調(diào)節(jié)變量，檢驗(yàn)企業(yè)負(fù)債、企業(yè)戰(zhàn)略、股權(quán)性質(zhì)是否在兩者的關(guān)系中具有調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果具體如下：第一，審計(jì)質(zhì)量對(duì)投資效率的提高存在顯著的正向作用。審計(jì)監(jiān)督作為外部治理手段，對(duì)于緩解委托代理和信息不對(duì)稱問題具有顯著地積極作用。一方面，高質(zhì)量的審計(jì)是企業(yè)財(cái)務(wù)信息質(zhì)量的保證，可以增強(qiáng)外部投資者和債權(quán)人對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息的信任度，降低其逆向選擇的可能性；另一方面，高質(zhì)量的審計(jì)具有更高的監(jiān)督強(qiáng)度，可以有效控制和約束代理人行為，減少管理層的機(jī)會(huì)主義行為和道德風(fēng)險(xiǎn)問題。審計(jì)質(zhì)量的保證和監(jiān)督功能可以在提升投資效率方面發(fā)揮重要作用。第二，企業(yè)負(fù)債在一定程度上可以提高投資效率。此外，企業(yè)負(fù)債越高，提高審計(jì)質(zhì)量對(duì)非效率投資的抑制作用越小。雖然企業(yè)負(fù)債會(huì)帶來債權(quán)人和股東的利益沖突問題，但對(duì)于管理層和股東之間矛盾的緩解作用更顯著，這可能是企業(yè)負(fù)債可以抑制非投資效率行為的一個(gè)重要原因。而這一影響機(jī)制，同審計(jì)質(zhì)量的效果存在替代關(guān)系，因此企業(yè)負(fù)債體現(xiàn)出負(fù)向調(diào)節(jié)作用。第三，企業(yè)戰(zhàn)略偏離度與非效率投資水平顯著正相關(guān)，企業(yè)戰(zhàn)略可以增強(qiáng)審計(jì)質(zhì)量與投資效率間的關(guān)系。企業(yè)戰(zhàn)略的異質(zhì)性使得企業(yè)信息透明度下降，管理層操縱空間變大，加劇了信息不對(duì)稱和委托代理問題，進(jìn)而引發(fā)企業(yè)更多非效率投資行為。在這種情況下，審計(jì)質(zhì)量將會(huì)得到投資者和債權(quán)人更多的關(guān)注，體現(xiàn)出更強(qiáng)的信息傳遞功能，因此與投資效率的正向關(guān)系增強(qiáng)。第四，相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)投資效率較高，而且在國有企業(yè)中，審計(jì)質(zhì)量對(duì)投資效率的促進(jìn)作用會(huì)減小。融資約束是投資效率的一個(gè)重要影響因素，國有企業(yè)借助與政府的密切關(guān)系可以有效緩解這一問題，而非國有企業(yè)卻其飽受困擾。此外，國有企業(yè)的政治背景還可以為企業(yè)財(cái)務(wù)信息質(zhì)量提供擔(dān)保作用，從而降低審計(jì)質(zhì)量對(duì)投資效率的正向影響。6.2建議高質(zhì)量和高效益是新常態(tài)發(fā)展階段的主要目標(biāo)，而我國投資效率仍然有較大提升空間。本文關(guān)于審計(jì)質(zhì)量對(duì)投資效率的影響研究，為提高企業(yè)投資效率提供了新的思路，為我國的公司治理提供了一些啟示。第一，各市場(chǎng)主體應(yīng)加強(qiáng)對(duì)公司的監(jiān)督和約束，注重提升審計(jì)質(zhì)量。對(duì)于國家監(jiān)管部門而言，要充分發(fā)揮審計(jì)部門的監(jiān)督作用，不斷完善我國企業(yè)外部審計(jì)制度，加強(qiáng)對(duì)上市公司會(huì)計(jì)報(bào)告披露的監(jiān)督力度，加大對(duì)披露虛假或者無效的信息的上市公司以及事務(wù)所的懲罰力度，促進(jìn)審計(jì)市場(chǎng)向規(guī)范化和品質(zhì)化的方向發(fā)展