财务报表重述公告前后公司投资效率变化

　　一、引言

　　根据 Biddle 等的研究,财务报告信息质量低的公司,如果面临融资约束,则倾向于投资不足; 如果不存在融资约束,则倾向于投资过度。这表明公司的财务报告信息质量与投资效率之间存在着某种联系,但是仅发现其相关性,并不能明确两者间的因果关系。本文利用上市公司财务报表重述数据,为两者的因果关系提供更为直接的证据。

　　出于研究目的,我们将财务报表重述定义为公司对前期发布的财务报表的差错进行更正和披露的过程。绝大多数的财务报表重述意味着公司的财务报告信息及相应的内部控制存在着缺陷,表明先前财务报告的低质量和不可信,可以预期报表重述公司在进行财务报表重述之前可能存在非效率投资行为。但是财务报表重述公告向市场传达了一个不利信号,公司会在重述公告后采取一系列措施解决财务报告信息质量缺陷,完善公司治理和对财务报告过程的监控,提高财务报告信息质量。根据 Leuz 和 Verrecchia、Bushman 和 Smith、Verdi 和 Biddle 等的研究,财务报告信息质量的提高可以减轻导致逆向选择和道德风险的信息不对称,从而提高投资效率。我们可以预期,在财务报表重述公告后,报表重述公司之前的非效率投资问题应当会得到缓解甚至消除。

　　本文通过研究一组样本公司重述公告前后投资效率的变化来检验财务报告信息质量与投资效率之间的因果关系。本文首先对由报表重述公司和未重述公司(控制公司) 共同组成的混合样本进行了分析。回归结果显示,在公司披露会计差错更正的年报所涵盖会计期间的前一年(即差错年) ,与相似融资环境的控制公司相比,存在融资约束的重述公司平均投资水平会减少平均总资产的- 4. 79% ,不存在融资约束的重述公司平均投资水平会增加平均总资产的 1. 8% 。

　　本文更重要的研究发现在于,与控制公司相比,报表重述公司在重述公告后非效率投资问题会得到缓解,表现为相关系数数量级上的减小和统计上的不显著。基于混合样本的回归结果表明至重述公告后第二年,重述公司与控制公司之间投资水平不再有显著差异。进一步的差异检验证实投资不足行为在重述公告后明显得到了修正,但投资过度行为在重述公告后变化不显著。

　　为了应对可能存在的内生性问题,借鉴 Armstrong 等的研究方法,本文利用倾向得分匹配法产生了一组不同的控制样本,这种方法得到的控制公司与报表重述公司各个变量的具体特征是相似的,除了在是否做出财务报表重述方面存在不同。得到配对样本后,本文在第二阶段分析中首先按投资不足或投资过度的倾向程度对重述公司与控制公司进行分组做 Investment 的双样本 T 检验,并对配对样本进行了回归分析,结果均与预期一致。(1) 存在融资约束的报表重述公司在差错年倾向于投资不足,不存在融资约束的报表重述公司在差错年倾向于投资过度; (2) 财务报表重述公告后投资不足和投资过度程度都明显降低。这表明报表重述公告带来的变化会缓解非效率投资问题。

　　本文对现有文献构成以下几点发展。第一,现有文献大多是基于横截面分析的实证研究,本文研究了财务报表重述公告前后公司投资效率的变化,为财务报告信息质量与投资效率之间的因果关系提供了更为直接的证据; 第二,本文能够为信息披露的成本效益研究提供补充证据,因为报表重述公告后,公司的投资效率会有所提高; 第三,本文利用倾向得分匹配法控制了公司在进行财务报表重述时的内生性,与大多数研究忽视该内生性相比,本文在方法上有所突破,这也使我们对财务报告信息质量与投资效率的因果关系有了更加准确和稳健的定量测度。

　　二、文献综述与研究假设

　　(一) 文献综述

　　国外有关公司财务报告信息质量的理论研究始于 20 世纪六七十年代,一方面是研究其影响因素,主要聚焦于公司披露动机、治理结构及公司特征等方面,另一方面是研究其经济后果,主要集中于流动性、资本成本和高管薪酬等方面。近年来,学者们也开始变换角度,从投资效率出发关注其经济后果。Verdi 对 1980—2003 年美国上市公司财务报告质量与投资效率的关系进行了检验,研究结果表明财务报告质量与企业投资不足和投资过度都显著负相关,而且在面临融资约束的企业,财务报告质量与投资不足相关性更强; 在现金流充足的企业,财务报告质量与投资过度相关性更强。Bid-dle 等则对财务报告质量如何影响投资效率进行了检验,结果发现对于存在投资过度(投资不足) 倾向的企业,财务报告质量与企业新增投资负(正) 相关,即财务报告质量的提高能够缓解公司投资过度(投资不足) 的问题。Chen 等检验了新兴资本市场上非上市公司的财务报告质量对投资效率的影响,结果发现财务报告质量的提高能够缓解企业的投资过度和投资不足。McNichols 和 Stubben以美国 1978—2002 年上市公司为样本所做的研究发现,有三类公司在错误报告期存在大量的投资过度,分别是受到美国证监会调查的公司、股东起诉的公司以及进行财务报表重述的公司,而这些公司的投资过度行为在错误报告期后又不存在了,这表明经过改正的会计信息可以提高资本投资水平。
 

　　国内方面,也有学者就财务报告信息质量与投资效率的关系进行了研究。李青原以 2004—2006年沪深上市公司为研究样本,实证检验证明了会计信息质量与上市公司投资不足和投资过度负相关,其中应计质量和盈余平滑性、上市公司投资不足和投资过度间的负相关性最为显著。周春梅的研究表明,财务报告水平的改善可以直接提升上市公司的投资效率,其效率的提高可通过降低代理成本来间接促进。任春艳和赵景文实证研究了中国现实制度背景下会计信息质量影响公司投资效率的具体路径,发现对于投资不足的上市公司,会计信息质量与公司未来新增投资支出正相关; 对于投资过度的上市公司,会计信息质量与公司未来新增投资支出负相关,因此,会计信息质量的提高有利于缓解公司投资不足或抑制公司投资过度。

　　以上研究着眼于检验财务报告信息质量与公司投资效率之间的相关性,并没有深入探究这种关系的因果性质。本文利用上市公司财务报表重述数据,通过实证检验为这种联系的因果性质提供更为直接的证据。

　　(二) 研究假设

　　非效率投资有投资过度和投资不足两种方式,公司采取哪种方式不仅取决于管理层激励与治理环境,更依赖于资本的可获得性。现金流充足、不存在融资约束的公司倾向于投资过度,而面临融资约束的公司更可能会投资不足。在研究财务报表重述给公司投资效率带来的影响时,需要充分考虑公司的融资环境。

　　1. 财务报表重述前的投资效率

　　本文把公司在附注中披露会计差错更正的年报所涵盖的会计期间记为年度 T,T -1 年认定为差错年。第一组假设考察公司差错年的投资效率。已有的研究把财务报表重述与财务报告信息质量联系起来,并把财务报表重述作为低财务报告信息质量的代理变量。因此,本文认为在差错年,公司的财务报告信息质量是低的。

　　在完美的资本市场中,资本的流动最终会使所有投资项目的边际投资回报率趋于一致,形成一个最优投资水平。然而,回到现实世界,财务学者普遍认为市场摩擦的存在往往会使公司偏离最优投资水平而出现投资不足或投资过度的风险,这些市场摩擦中最普遍、影响最大的可能便是信息不对称和代理问题。内部管理层和外部投资者之间的信息不对称会带来逆向选择和道德风险,两者都会影响投资效率,而财务报告信息的低质量则会放大信息不对称的程度和这两种问题的影响。

　　具体而言,逆向选择使内部管理层难以有效地向市场传递现有资产及投资机会的信息,导致即使有良好的投资机会,公司也无法以合理的资本成本筹集到足够的资金,从而不得不放弃净现值为正的投资机会,使面临融资约束的公司投资不足。在道德风险的情况下,Williamson 和 Jensen 认为由于内部管理者的私人收益会随着公司规模的扩大而增加,因而为了最大化私人收益,管理者有建立“经理帝国”的冲动,即把所有可支配的资金都用于投资项目,即使该投资项目的净现值小于零,从而导致财务资源丰富的公司过度投资。从另一个角度来看,如果外部投资者预测到这种倾向的存在而限制提供资本的数量和条件,道德风险可能会使存在融资约束的报表重述公司投资不足。综上所述,本文认为在差错年,报表重述公司的财务报告信息质量较低,会导致非效率投资行为。具体而言,根据重述公司财务状况的不同,本文的第一组假设陈述如下。

　　H1a: 存在融资约束的报表重述公司在差错年倾向于投资不足;H1b: 不存在融资约束的报表重述公司在差错年倾向于投资过度。

　　2. 财务报表重述公告后的投资效率

　　一般来说,报表重述公告后,公司会经历一系列重要变化,这些变化预期会提高财务报告信息质量。根据 Leuz 和 Verrecchia、Bushman 和 Smith、Verdi 和 Biddle 等的研究,财务报告信息质量的提高可以减轻导致逆向选择和道德风险的信息不对称,从而提高投资效率。

　　首先,公司的财务报表重述公告会缓解逆向选择问题。财务报表重述公告向董事会、股东和其他利益相关者传递了公司财务报告信息质量较低的信号,意识到了公司财务报告信息质量存在缺陷,董事会和投资者可能会要求管理层做出更频繁、更高质量的信息披露。面临来自内外部的压力,报表重述公司在重述公告后会采取措施提高财务报告内部控制系统的有效性,改善财务报告信息质量,减小财务报告的信息不确定性,使投资者更加真实地了解公司的盈利能力和成长机会,从而减小因逆向选择导致的过高融资成本,抑制因融资成本过高而出现的投资不足。

　　其次,财务报表重述公告会使董事会、市场中介机构(如信用评级机构、财务分析师) 加大监管力度,减轻道德风险问题。这些监管实体不仅会加强对财务信息的详细审查,更会强调对管理层的投资、筹资等重大决策的关注,例如,董事会可能会去寻求更独立的信息来源,对管理层提供的财务信息进行交叉复核,更谨慎地审议管理层的提案。监察力度的强化能减少财务报告中的错误和刻意偏向,降低管理层盲目投资扩张的可能性,面对监管力度的强化,管理层也会自觉减少与股东利益相悖的投资决策。预测到这些变化的外部投资者会相应地放宽提供资本的限制条件,使财务资源紧张的公司在面对良好的投资机会时,可以以合理的成本筹集到足够的资金,避免出现投资不足。

　　综上所述,本文认为财务报表重述公告会缓解由信息不对称引发的逆向选择和道德风险问题,因此可以把重述公告视为财务报告信息质量提高的一个契机和标识来研究公告后公司的投资效率是否会有所提高,以此发现财务报告信息质量与公司投资效率之间的联系。本文第二组假设如下。

　　H2a: 存在融资约束的报表重述公司在重述公告后的年份投资不足程度降低;H2b: 不存在融资约束的报表重述公司在重述公告后的年份投资过度程度降低。

　　三、研究设计和样本选择

　　(一) 研究设计

　　本文使用两种不同的方法来获得控制样本。第一种方法称为混合样本分析,控制样本包括样本期间所有在报表重述公司披露财务报表重述的会计年度没有进行重述的公司; 第二种方法称为配对样本分析,基于倾向得分匹配法获得配对样本。

　　1. 混合样本分析

　　为了检验提出的两组假设,本文分别对 T -1 年,T +1 年和 T +2 年的投资效率进行检验。为了控制潜在的异方差、序列相关和截面相关问题,本文将标准误在公司和年度两个层面上进行聚类调整。借鉴 Biddle 等、Cheng 等的研究,本文的回归模型如下,因变量取 t 年的值,控制变量取 t -1 年的值:Investment = a0+ a1× Restatement + a2× Restatement × OverFirm + a3× OverFirm + control + e(1)如前所述,本文的假设充分考虑了公司投资不足和投资过度两种倾向,这里使用变量 OverFirm识别一个特定公司是倾向于投资不足还是投资过度。根据现有文献,本文在定义变量 OverFirm 时,分别对现金余额与杠杆率进行 10 等分排序,Overfirm 等于两者排序值的平均数除以 10,其中杠杆率排序前乘以 -1,以使其与现金余额同时随着投资过度可能性的增加而增加。在实证检验之前明确公司非效率投资的方式,能使之后的分析更有效。本文的控制变量参考 Biddle 等和 Cheng 等的研究进行设计,其选择和定义请参见下页表 1。

　　为了验证假设 H1a 和 H1b,本文对 T -1 年的模型(1) 进行回归,重点关注指标变量 Restatement及 Restatement 与 OverFirm 交互项的系数。在差错年 T -1 年,如果 OverFirm 等于 0,表明公司财务资源极其匮乏,融资受到很大约束,倾向于投资不足。这种情况下,如果假设 H1a 正确,存在融资约束的报表重述公司,与相似融资环境的控制公司相比,在差错年更倾向于投资不足,预期 Restatement 的系数 a1为负。如果 OverFirm 等于 1,表明公司财务资源富裕,不存在融资约束,可能会投资过度。这种情况下,如果假设 H1b 正确,不存在融资约束的报表重述公司,与控制公司相比,在差错年更倾向于投资过度,则预期 Restatement 与 Restatement × OverFirm 的系数之和(a1+ a2) 为正。

　　本文的第二组假设关注 T +1 年和 T +2 年的投资效率,分别代表重述公告当年和重述公告后第二年的情况,选择两年进行测试是因为董事会和利益相关者对财务报告信息和相关内部控制缺陷做出反应可能会存在时滞。如果第二组假设正确,重述公告会降低甚至消除投资不足和投资过度程度,则 a1和(a1+ a2) 统计上应该不再显著,数量级上也应该更小。

　　2. 倾向得分配对样本分析

　　财务报表重述与公司的非效率投资行为往往受到很多因素的共同影响,这些复杂交错而又经常不可观测的因素会使公司财务报表重述带有很高的自我选择性,导致重述变量的内生性问题。如果忽略这一问题,其所带来的选择性偏误将会对回归结果产生影响,甚至误导我们对假设检验效果的衡量,因此,参照 Armstrong 等的方法,我们将采用倾向得分匹配法来控制公司进行财务报表重述的内生性。具体而言,在第一阶段的 logit 回归中,囊括混合样本回归使用的所有控制变量和变量 Over-Firm,以 Restatement 为因变量分年估计下列模型:Restatement = a0+ a1× OverFirm + control + e (2)模型(2) 使用的各变量定义与模型(1) 相同,在模型(2) 中同样加入了行业固定效应控制行业特定因素的影响。每一家公司每一年的倾向得分即模型(2) 的估计值,对每一家重述公司(没有替换) ,找到同一年中与其倾向得分差异在 0. 01 以内最相近的控制公司作为配对公司。如果倾向得分匹配成功,每一家重述公司和配对公司在所有相关变量特征上是相似的(包括变量 OverFirm) ,配对公司之间只有是否做出财务报表重述的区别,即在财务报告信息质量上有所区别。配对之后本文进行第二阶段的分析,把重述公司和控制公司按投资不足或投资过度的倾向分组后,对各组的投资水平进行双样本 T 检验。此外,我们还利用配对样本数据重新估计了模型(1) 来验证提出的假设。与混合样本回归分析一致,对于 T - 1 年的回归结果,a1和(a1+ a2) 应该显著为负(正) ,以支持假设 H1a 和H1b; 对于 T + 1 和 T + 2 年的回归结果,a1和(a1+ a2) 的值应不再显著,以支持假设 H2a 和 H2b。

　　(二) 样本选取

　　本文对我国沪深股票市场 2006—2010 年(年度 T) 上市公司年报进行查阅,筛选出年报附注中披露了会计差错更正的上市公司。由于本文的测试由 T -1 年延伸至 T +2 年,而控制变量要滞后一期,因此本文实际搜集了 2004—2012 年的数据。我们按照以下标准对初选样本进行了筛选: (1) 剔除金融、保险类公司的观测值; (2) 剔除模型(1) 中相关变量数据缺失的上市公司。最终 T -1 年,T +1 年和 T +2 年的重述公司样本数分别为 418、431、454。本文使用的数据,除了机构投资者持股比例(In-stitutions) 来自 Wind 数据库外,其他均来自国泰安 Csmar 数据库。

　　本文的分析需要有一组没有做出财务报表重述的公司作为控制样本,因此本文使用两种方法得到这些控制样本。第一种方法称为混合样本分析,搜集了沪深股票市场 2006—2010 年年报中所有未披露财务报表重述的上市公司,剔除金融行业和相关变量数据缺失的公司,最终 T -1 年,T +1 年和 T +2 年的控制公司样本数分别为4177、4682、5268。混合样本的样本规模大于配对样本的样本规模,从这个角度来说解释力更强。第二种方法基于模型(2) 的倾向得分匹配法得到配对样本,配对样本能有效地控制重述公司与控制公司相关变量的差异,在潜在差异非线性的情况下尤其适用。本文最终分别得到 T- 1 年,T + 1 年,T + 2 年的 392、423、443 对配对样本。通过每一事件年的匹配工作,配对样本分析法充分考虑了公司特征上的差异,尤其是考虑了投资不足与投资过度倾向(OverFirm) 上的差异。

　　(三) 描述性统计

　　表 2 为按 Restatement 分组的关于 Investment、OverFirm 及控制变量的描述性统计,简化起见,这里只报告了 T -1 年的统计结果。在 T -1 年,报表重述公司(Restatement =1) 的样本数为 418,未重述公司(Restatement =0) 的样本数为 4177,分别占混合样本总数的 9. 10% 和 90. 90%,本文把这两组样本分别称为重述公司组和控制公司组。表 2 分组报告了各变量的均值和中位数及其差异情况,从中可见,控制公司的投资水平(Investment) 、财务状况(OverFirm) 、机构投资者持股比例(Institutions) 、投资波动情况(SDInv) 、股利支付(Dividend) 、营运周期(Cycle) 、盈利能力(Losses) 、托宾 Q(Q) 的均值和中位数均显著不同于重述公司,会计应计质量(AQ) 、营业收入波动情况(SDSale) 、现金流(CFOsale) 的中位数显著不同于重述公司。这些描述性结果表明,研究财务报告信息质量对投资效率的影响时,控制这些因素对公司投资的潜在影响是必要的。此外,本文对三个事件年以 VIF 检验多重共线性的值都不大于 10,T -1 年、T +1 年、T +2 年平均 VIF 值分别为 1. 90、1. 99、2. 20,表明回归模型中不存在多重共线性。

　

　　Investment 与变量 OverFirm 的均值。A 栏是 T -1 年的分组均值检验结果,就投资过度组与投资不足组之间的比较而言,重述公司投资过度组的平均投资水平高于投资不足组,控制公司也有类似的结果。就重述公司与控制公司之间的比较而言,在投资不足组,重述公司的平均投资水平显著低于控制公司(根据 T 检验) ,这支持了假设 H1a,即财务资源受到约束的报表重述公司在差错年倾向于投资不足。然而,在投资过度组中,重述公司的平均投资水平低于控制公司,假设 H1b 没有得到支持。

　　B 栏是 T + 1 年的均值比较结果,就投资过度组与投资不足组之间的比较而言,重述公司和控制公司投资过度组的平均投资水平均高于投资不足组。就重述公司与控制公司之间的比较而言,在投资不足组,重述公司的平均投资水平虽然低于控制公司,但差异的数量级和显著性较 T -1 年都有所降低(根据 T 检验) ,在投资过度组中,重述公司的平均投资水平略高于控制公司,差异并不显著。C 栏是 T +2 年的均值比较结果,在投资过度、投资不足组中,重述公司与控制公司的投资水平均不再有显著差异。

　　四、实证结果及分析

　　(一) 混合样本差错年投资效率检验

　　下页表 4 是对混合样本 T -1 年,T + 1 年和 T + 2 年基于模型(1) 的回归结果,因变量是 Invest-ment。A 栏报告了 T - 1 年的回归结果,Restatement 的系数为 - 4. 79,在 1% 的水平上显著,表明存在融资约束的公司中,重述公司的投资水平以平均总资产 4. 79% 的比例显著低于控制公司,为证明H1a 提供了强有力的证据。Restatement 与 OverFirm 交互项的系数显著为正,本文更关注 Restatement与交互项的系数和,因为系数和代表重述公司与控制公司相比投资过度的程度,F 联合检验结果表明,系数之和在经济上和统计上都具有显著性,具体而言,重述公司的投资水平以平均总资产 1. 8%的比例显著高于控制公司,这支持了假设 H1b。控制变量中,投资水平与机构投资者持股比例(Insti-tutions) 、现金流波动情况(SDCFO) 、行业平均长期资本负债率(IndLev) 、现金流(CFOsale) 、股利支付(Dividend) 、异常成长性(Extrgrow) 等正相关,与投资波动情况(SDInv) 、固定资产比率(Tangibility) 、盈利能力(Losses) 、托宾 Q(Q) 、外币报表折算(Foreign) 等负相关。

　　(二) 混合样本报表重述公告后投资效率检验

　　为了检验报表重述公告后公司投资效率的变化,我们对 T + 1 年和 T + 2 年的样本数据用模型(1) 进行回归,并比较其与 T -1 年回归结果的差异(见下页表 4) 。B 栏、C 栏分别报告了 T +1 年和T + 2 年的回归结果。B 栏中,Restatement 的系数由 T - 1 年的 - 4. 79 下降到 - 2. 54,且不再显著,表明存在融资约束的重述公司在 T + 1 年投资不足情况已有初步缓解。在投资过度方面,Restatement与 Restatement × OverFirm 的系数和在 T +1 年也不再显著。C 栏是 T + 2 年的回归结果,Restatement的系数不再显著,数量级从 T -1 年的 -4. 79 变为0. 22。系数和也不再显著,数量级从 T -1 年的1. 8变成 -0. 02,可以看出,到了 T +2 年,非效率投资行为基本得到修正。

　　本文还将T -1 年和T +2 年的数据集合起来,检验Restatement 系数及Restatement 与Restatement ×OverFirm 的系数和从 T - 1 年到 T + 2 年的变化,分别代表投资不足与投资过度行为的变化情况,结果列示在表4(D: 差异检验) ,Restatement 系数 T -1 年和 T +2 年的差异显著,表明投资不足至 T +2 年已有显著改善,但系数和在两个事件年的差异尽管方向与预期一致,统计上却并不显著。

　　【表4略】

　　综上所述,表4 提供了充分的证据证明报表重述公司 T -1 年的非效率投资行为在重述公告后会得到缓解,支持了第一组假设 H1a、H1b 和第二组假设 H2a、H2b。

　　(三) 倾向得分配对样本结果

　　倾向得分匹配法第一阶段进行 logit 回归,每一事件年均包括 5 年数据,我们对 5 年数据分年回归,每一事件年执行同样的程序。受篇幅限制,这里不列出具体回归结果,仅做总结性概括。T -1 年回归结果显示会计应计质量(AQ) 、现金流波动情况(SDCFO) 、营业收入波动情况(SDSale) 、营运周期(Cycle) 、盈利能力(Losses) 与公司报表重述的可能性正相关。机构投资者持股比例(Institutions) 、托宾 Q(Q) 、股利支付(Dividend) 与公司进行报表重述的可能性负相关。T +1 年和 T +2 年的回归结果与 T -1 年总体一致。

　　根据第一阶段 logit 模型回归得到的倾向得分我们对公司进行配对。每一事件年(T -1 年,T +1年和 T +2 年) ,对每一家重述公司(没有替换) ,找到同年中与其倾向得分差异在 0. 01 以内最相近的控制公司作为配对公司。最终 T -1 年、T +1 年和 T +2 年分别产生 392、423、443 对配对样本。本文还比较了配对样本相关变量(模型(2) 中使用的自变量) 的均值,未报告的结果表明所有相关变量的均值差异均不显著(基于 T 检验) 。匹配的重述公司与控制公司的变量 OverFirm 均值上很接近,差异也不显著,说明匹配质量很好。理论上,配对公司之间唯一的差别只有是否进行了财务报表重述。

　　表 5 报告了配对样本的描述性统计结果和变量 Investment 的双样本 T 检验结果。我们将样本按变量 OverFirm 值的大小分为五组,第一组的 OverFirm 值最小,表明公司面临融资约束,倾向于投资不足,第五组的 OverFirm 值最大,表明公司财务资源充裕,不存在融资约束,倾向于投资过度。T -1 年,第一组重述公司的平均投资水平(-5. 22%) 显著低于控制公司(-0. 41%) ,第五组重述公司的平均投资水平(5. 55%) 显著高于控制公司(1. 72%) 。T +2 年第一组和第五组重述公司与控制公司的差值都更小且均不显著。

　　下页表6 对配对样本用模型(1) 进行了 T -1 年、T +1 年和 T +2 年的回归分析,结果分别列示在A 栏、B 栏和 C 栏。在 A 栏中,变量 Restatement 的系数数量级很大(- 10. 30) ,统计上显著为负。Re-statement 与 Restatement × OverFirm 的系数和(6. 64) 显著为正。表明在差错年,与相关变量特征十分相似的控制公司相比,报表重述公司普遍会投资过度或投资不足,具体采取哪种非效率投资形式取决于公司的融资环境。B 栏和 C 栏分别报告了 T +1 年和 T +2 年的配对样本回归结果。在对投资不足行为的检验上,变量 Restatement 的系数 T +1 年和 T +2 年数量级分别大幅下降,且均不再显著。至于对投资过度行为的检验,F 联合检验结果显示 Restatement 与 Restatement × OverFirm 的系数和也只在 T -1 年显著为正,T +1 年和 T +2 年数量级变得很小,且均不再显著。

　　表 6(D: 差异检验) 报告了 T -1 年和 T +2 年投资效率变化的检验结果,将 T -1 年和 T +2 年的数据结合起来,比较 Restatement 的系数及 Restatement 与 Restatement × OverFirm 的系数和 T -1 年至T + 2 年的变化。分析结果在 1% 的显著性水平上支持了假设 H2a,在 5% 的显著性水平上支持了假设 H2b。

　

　　五、研究结论

　　本文分析了上市公司财务报表重述前后公司投资效率的变化,研究结果提供了充分的证据证明在公司做出财务报表重述披露之前的年份,存在(不存在) 融资约束的重述公司与具有相似融资环境的控制公司相比会投资过度(投资不足) 。然而,这些非效率投资行为至重述公告后的第二年基本不再存在。财务报表重述公告使董事会、股东和外部监管机构加大监管力度,提高公司的财务报告信息质量,财务信息质量的提高可以减轻导致逆向选择和道德风险的信息不对称,从而修正了之前的非效率投资行为,提高了投资效率。与现有文献相比,本文不仅关注财务报表重述披露前公司的非效率投资行为,更加关注财务报表重述公告后公司投资效率的变化,为财务报告信息质量与投资效率之间的因果联系提供了更为直接的证据。同时,本文能够为信息披露的成本效益研究提供补充证据,也丰富了对重述经济后果的研究。