袁知柱 侯利娟
(东北大学，辽宁 沈阳 110169)
自新冠肺炎疫情全球大流行以来，国际环境日趋复杂，世界经济持续低迷。面对新情况、新挑战，以习近平同志为核心的党中央审时度势，根据我国发展阶段、环境、条件变化,做出构建新发展格局的重大决策。形成经济新发展格局的核心要求是提高要素资源配置效率。相比于土地、资本、技术等，劳动力在众多生产要素中最为活跃，对国家经济增长和企业生产经营意义重大。然而，随着我国人口老龄化速度的不断加快，劳动力数量持续下降，劳动力成本快速上升，企业竞争优势被显著削弱，“用工难”“用工荒”问题逐步凸显，一定程度上制约了经济的发展。有研究指出，人力资本存量是企业塑造核心竞争力的源泉(Hatch et al.,2004)，而增强人力资本存量的重要途径之一便是进行有效的劳动力投资，偏离最优水平的劳动力投资会对企业产生较为严重的负面影响(Ghaly et al.,2020)。因此，如何提高企业的劳动力投资效率成为当前实务界和学术界共同关心的重要问题。
在Jung et al.(2014)利用异常员工变动率实现对劳动力非效率投资的测度后，近年来关于劳动力投资效率影响因素的研究逐渐增多。学者们主要基于以下角度展开探讨：一是宏观环境视角。Kong et al.(2018)考察了政治环境因素对企业劳动力投资效率的影响，发现在政治晋升的驱动下，地方官员倾向于将促进就业的政治压力转移给当地企业，进而导致企业超额雇员，劳动力投资效率显著降低。卜君等(2020)发现，环境不确定性会抑制企业劳动力投资效率，且主要是通过加剧代理问题及限制管理层从外部环境中获取和利用决策有用信息的能力实现的。二是公司治理与内部控制角度。Habib et al.(2019)、张焰朝等(2020)研究表明，越倾向于选择进攻型战略的企业，经营环境越不稳定，管理层准确预测劳动力投资需求的能力越弱，从而劳动力投资效率越低。李小荣等(2021)发现，内部控制通过降低代理成本和提高信息透明度减缓了劳动力投资不足。三是信息披露视角。相关研究发现，财务报告质量(Jung et al.,2014)、会计稳健性(Ha et al.,2018)、股价信息含量(Ben-Nasr et al.,2016)等都会对企业劳动力投资效率产生积极影响。此外，还有研究探讨了机构投资者监督(Ghaly et al.,2020)、证券分析师跟踪(陈婧 等,2018)、避税活动(Taylor et al.,2019)与企业劳动力投资效率之间的关系。
会计信息可比性是指不论会计主体的经济业务相同与否，其所生成的会计信息均能相互对比，反映相似或差异(Barth,2013)。可比性高意味着信息来源广泛(De Franco et al.,2011)，即信息使用者不再局限于搜集目标企业的信息，还能够参考竞争者的信息并加以推断，做出最优决策。已有研究证实，会计信息可比性有助于缓解融资约束和代理问题(黄波,2020；
雷啸 等,2021)，而融资约束和代理问题又是影响企业资本投资和劳动力投资的重要因素(Jung et al.,2014；
陈婧 等,2018)。现有文献集中考察了会计信息可比性对企业资本投资的影响(Imhof et al.,2017；
袁振超 等,2018；
袁知柱 等,2020)，对劳动力投资的关注明显不足。然而，针对企业资本投资的一些研究推论并不适用于劳动力投资(Jung et al.,2014；
李小荣 等,2021)，原因主要在于：第一，相较于资本投资，劳动力投资具有更大的可变性、流动性和可逆性，这意味着企业在进行投资策略调整时会优先考虑劳动力配置(Pinnuck et al.,2007)，从而导致劳动力调整成本不断发生变动；
第二，劳动力投资的收益具有间接性、长期性和不确定性，这意味着企业在做出劳动力投资决策时需要考虑和权衡的因素更多且更复杂；
第三，企业劳动力投资并非单个劳动力投资的简单加总，其存在不同方向的溢出效应(陈婧 等,2018；
卜君 等,2020)。因此，有必要系统考察会计信息可比性与劳动力投资效率之间的关系。
基于上述分析，本文利用2011—2019年我国上市公司数据，深入研究了会计信息可比性对企业劳动力投资效率的影响，并就相关的作用机制及异质性问题展开了进一步探讨。较之已有研究，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，相对于资本投资效率，关于劳动力投资效率的研究成果较为匮乏，并且针对资本投资研究的结论也不完全适用劳动力投资。本文将劳动力投资效率与企业会计信息质量纳入同一框架进行考察，一定程度上拓宽了劳动力投资效率影响因素的研究视角。第二，已有文献着重从资本成本(Imhof et al.,2017)、资本投资效率(袁振超 等,2018；
袁知柱 等,2020)、股票估值(Young et al.,2015)等角度探究会计信息可比性的影响，而本文从劳动力投资视角切入发现会计信息可比性能够明显改善企业资源配置效率，丰富了会计信息可比性经济后果的相关文献。第三，进一步揭示了会计信息可比性影响劳动力投资效率的具体路径，并基于劳动力调整成本、法治水平及产品市场竞争等内外部环境差异，分析了会计信息可比性作用于劳动力投资效率的效果差异，从而为企业、外部资本提供者以及监管部门提供了重要启示。
在经济结构转型背景下，劳动力投资决策对人力资本密集型企业具有极其重要的意义(Zingales,2000)。一旦劳动力投资偏离最佳水平，即出现非效率劳动力投资(表现为劳动力投资过度或投资不足)，企业价值和未来业绩将可能受到严重的负面影响(Merz et al.,2007；
Khedmati et al.,2019)。为寻求提升劳动力投资效率的有效对策，现有文献从宏观环境、公司治理与内部控制、信息披露等多个角度讨论了劳动力投资效率的关键影响因素(Ben-Nasr et al.,2016；
Kong et al.,2018；
李小荣 等,2021)。在这些影响因素中，会计信息质量的关注度相对较高。Jung et al.(2014)研究了财务报告质量和劳动力投资效率之间的关系，发现较高的应计质量可以通过缓解代理冲突及融资约束问题，减少劳动力投资过度和投资不足。Ha et al.(2018)发现，较高的会计稳健性通过减轻管理层和投资者之间的信息不对称以及提前释放项目是否盈利的信号，抑制了非效率劳动力投资。
可比性作为会计信息质量的重要特征之一，也会影响企业劳动力投资效率。Imhof et al.(2017)指出，与稳健性、可靠性等度量单个企业内部会计信息质量(Within-firm Accounting Quality)的指标不同，可比性涉及两个或多个企业间会计信息的比较，是企业间会计信息可比程度(Between-firm Measure of Accounting Quality)的度量指标。已有研究表明，提升会计信息可比性能够有效缓解企业融资约束并减少代理问题(黄波，2020；
雷啸 等，2021)。本研究认为，由于融资约束以及代理问题普遍存在于企业劳动力投资决策过程(Jung et al.,2014；
陈婧 等,2018)，会计信息可比性很可能对劳动力投资效率存在重要影响。
一方面，提高会计信息可比性可以缓解企业融资约束，进而改善劳动力投资效率。当管理层与投资者之间的信息不对称程度较为严重时，外部投资者为减少信息劣势，往往会要求更高的风险溢价。显然，这会提高企业的资金成本，不利于缓解企业面临的融资约束。而提高会计信息可比性有助于解决信息不对称引发的逆向选择问题，进而帮助企业融得更多的外部资金。能否获得充足的外部资金支持对于企业的雇佣决策非常重要(黄英伟 等,2015)，原因主要在于稳定、便利且低廉的外部资金支持可能会促使企业扩大生产规模以提高产能水平，而随着生产规模的扩大，企业对劳动力的需求也将逐步增加(邵敏 等,2013)。早期劳动经济学文献认为劳动力支出是一个纯粹的变动成本因素，即劳动力增减过程中不会产生额外的固定成本(Dixit,1997)。基于这一观点，有研究指出源于信息不对称的融资市场摩擦与劳动力投资决策无关，投资机会是决定劳动力投资的唯一因素，劳动力投资永远是高效率的，不存在投资不足和投资过度问题。但实际上，劳动力成本不仅包括以货币形式表现的工资和薪金，还包含企业招聘新员工发生的招聘、培训和适应成本(1)对于部分企业来说，新员工适应企业的时间可能较长，适应成本较高。适应成本也被称为生产率损失成本。，以及解雇员工发生的赔偿成本(2)主要指企业解雇员工时支付的遣散费，以及企业违约致使被解雇员工采取诉讼方式维权时所支付的合理费用，包括但不限于诉讼费、律师费。等(Oi,1962；
Hamermesh et al.,1996)，这些固定成本的存在表明劳动力投资涉及调整成本并需要融资，因此劳动力投资效率必然与融资约束密切相关(Jung et al.,2014)。
高可比性的会计信息能够为外部投资者或债权人提供有价值的决策参考。由于管理层与外部资本提供者之间存在信息不对称(Myers et al.,1984)，处于信息劣势的外部资本提供者只能根据市场的平均水平进行评估，很容易出现估值偏差。然而，当会计信息可比性较高时，外部投资者或债权人在提供资金前，除了可以参考目标企业披露的信息外，还能够从同行业或同规模企业处获取有价值的信息(袁振超 等,2018)，并据此全面评估目标公司的财务状况和偿债能力，避免产生重大经济损失。可见，提高会计信息可比性有助于降低信息不对称，拓宽外部投资者或债权人的信息获取渠道，降低信息获取成本，从而增进目标公司与投资者或债权人之间的信任，帮助目标公司获得外部融资。相关研究也证实，提高会计信息可比性能够有效缓解融资约束，比如：Kim et al.(2013)发现，提高会计信息可比性有助于改善企业信息环境，进而降低融资成本；
周丽君(2016)指出，随着会计信息可比性的提升，非国有上市公司的融资约束状况有所缓解；
张勇(2017)发现，提高企业会计信息可比性有利于缓解我国中小微企业普遍存在的融资难问题。因此，当会计信息可比性较高时，企业能够更为便利地获得劳动力投资所需的外部资本，从而显著改善劳动力投资效率。
另一方面，提高会计信息可比性能够减少管理层在劳动力投资决策中的代理问题，进而改善劳动力投资效率。除融资约束外，代理问题也普遍存在于劳动力市场，并可能导致劳动力投资过度和投资不足。在代理冲突下，追求待遇、权力和威望等私利的管理层可能会采用雇佣过量劳动力的手段来实现“帝国建造”的目标(Chen et al.,2012)。Bertrand et al.(2003)指出，为了避免裁员带来的麻烦，管理层通常会留任那些表现不佳的员工。Pagano et al.(2005)则发现，亏损导致的裁员压力可能促使管理层与劳动力结盟，具体表现为：一方面，管理层倾向于采用长期劳动合同来降低劳动力被解雇的可能性(导致劳动力投资过度)；
另一方面，作为回报，劳动力也会尽力促成企业续聘有权力做出这些决策的管理层。此外，也有研究表明，由于劳动力投资收益的实现时间较长，那些追逐短期盈利目标的管理层会尽可能缩减雇佣规模，进而导致劳动力投资不足(Ghaly et al.,2015)。基于管理层权力假说，钟宁桦(2012)以我国12个城市1268家企业的调查数据为样本，发现权力大的经理人员有着强烈的动机通过削减劳动力工资来增厚短期业绩，但完善的公司治理机制能够有效抑制工资削减幅度。
提高会计信息可比性可以降低股东对管理层的监督成本(De Franco et al.,2011；
张列柯 等,2019)，帮助股东更为准确地掌握企业的经营、财务及人员管理状况等(袁知柱 等,2020)，从而更好地制约管理层做出低效的劳动力投资决策。比如，当管理层蓄意隐瞒或模糊披露部分信息时，高可比性可以帮助股东通过参考同行业企业披露的信息来推断目标企业的盈利状况、研发投入、产品边际利润率或下个生产期间的劳动力雇佣规模与薪酬方案等是否合理，从而实现更有效的监管。此时，管理层雇佣过度劳动力进行“帝国建造”、继续雇佣亏损部门劳动力或缩减劳动力规模追求短期盈余目标等非效率劳动力雇佣行为更容易被观测，劳动力投资过度及投资不足行为将得到显著抑制。此外，会计信息可比性的提高还会增强薪酬契约的有效性(袁振超 等,2018；
唐雪松 等,2019)，促使企业参照同行业企业信息选择更适合自身发展的管理层薪酬激励，这有助于缓解代理冲突，约束管理层追求私利的劳动力投资行为，激励管理层把握有价值的劳动力投资机会。因此，会计信息可比性通过减少企业股东和管理层之间的代理问题，抑制了劳动力投资过度和投资不足行为，提升了劳动力投资效率。
然而，高可比性的会计信息也可能给企业带来负面影响，进而降低劳动力投资效率。企业中存在着大量与劳动力投资相关的专有性信息，当会计信息可比性较高时，虽然行业内信息不对称程度减弱，但由于各企业间存在相互竞争、相互依存的关系，披露这些专有性信息可能会泄露企业的劳动力投资策略，这既不利于企业控制经营成本，也会给竞争对手提供学习跟进、定标比超的机会，进而威胁到自身的竞争地位(Jovanovic,1982；
Wagenhofer,1990；
梁飞媛,2008；
袁知柱 等,2017)。例如，泄露员工薪酬信息会弱化企业的薪酬激励效应，抑制员工工作积极性，提高用人成本，进而降低劳动力投资效率。此外，会计信息可比性还可能对劳动力投资产生“挤出”效应。会计信息可比性越高，意味着外部投资者或债权人能够掌握的企业内部信息越多，越容易比较目标企业与同行业企业的经营及财务状况，这可能会增大企业的短期业绩竞争压力，加剧管理层短视行为(江轩宇 等,2017；
董竹 等,2021)。劳动力投资属于人力资本投资，收益实现时间较长，而企业资源和管理层的精力较为有限，因此有短期经营绩效压力(或短期股价上涨压力)的管理层更可能会缩减雇佣规模(Ghaly et al.,2015)，转而选择其他能够在短期内产生高回报的投资项目，以吸引投资者关注。此时，其他投资对劳动力投资的挤出将导致劳动力投资不足，劳动力投资效率降低。
综上可知，会计信息可比性对劳动力投资效率的影响存在不确定性。由此，本文提出如下竞争性假设：
H1a：其他条件不变的情况下，较高的会计信息可比性会提升劳动力投资效率；
H1b：其他条件不变的情况下，较高的会计信息可比性会降低劳动力投资效率。
(一)样本选择和数据来源
本文选取2011—2019年我国A股上市公司为样本，并对初始样本进行了以下筛选：剔除金融、保险类样本企业；
剔除处于异常交易状态以及被特殊处理的样本企业；
出于计算会计信息可比性指标的需要，剔除第t期前连续16个季度股票收益率或季报数据缺失的样本企业。经过上述处理，最终得到9573个企业年度层面观测值。此外，为控制异常值的影响，对所有连续型变量在1%和99%分位数上进行了Winsorize处理。本文所有数据均来自国泰安CSMAR数据库。
(二)变量说明
1.被解释变量：劳动力投资效率
本文参考Jung et al.(2014)，利用企业劳动力雇佣人数年度增长率作为劳动力投资(NET_HIREi,t)的度量指标，并在已有文献(Pinnuck et al.,2007；
Jung et al.,2014；
孔东民 等,2017)的基础上，建立如下回归方程来测度劳动力投资效率：
NET_HIREi,t=β0+β1SALES_GROWTHi,t-1+β2SALES_GROWTHi,t+β3ΔROAi,t+β4ΔROAi,t-1+
β5ROAi,t+β6RETURNi,t+β7SIZE_Ri,t-1+β8QUICKi,t-1+β9ΔQUICKi,t-1+
β10ΔQUICKi,t+β11LEVi,t-1+β12LOSSBIN1i,t-1+β13LOSSBIN2i,t-1+β14LOSSBIN3i,t-1+
β15LOSSBIN4i,t-1+β16LOSSBIN5i,t-1+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t
(1)
其中：SALES_GROWTH为营业收入年度增长率；
ΔROA为资产净利率ROA的年度变化值；
RETURN为年度股票回报；
SIZE_R为市值取自然对数的百分比排位；
QUICK为速动比率；
ΔQUICK为速动比率的年度变化值；
LEV为资产负债率；
LOSSBIN1～ LOSSBIN5为将ROA从0到-0.025的区间按长度0.005进行划分后得到的五个虚拟变量，若ROA的区间范围是-0.005到0，则LOSSBIN1=1，否则为0，若ROA的区间范围是-0.010到-0.005，则LOSSBIN2=1，否则为0，以此类推。此外，方程(1)中还控制了行业(INDUSTRY)和年份(YEAR)固定效应。
对方程(1)进行回归，残差εi,t的绝对值即为劳动力投资效率，记为AB_NET_HIRE。该指标是劳动力投资效率的反向指标，AB_NET_HIRE值越高，说明劳动力投资效率越低。
2.核心解释变量：会计信息可比性
De Franco et al.(2011)率先构建了可比性度量模型，本文采用此模型测度企业层面的会计信息可比性值，具体过程如下：
Earningsi,t=αi+βiReturni,t+εi,t
(2)
其中，Earningsi,t代表会计盈余(季度净利润与期初权益市场价值的比值)，Returni,t代表季度股票收益率。
第二步，根据式(3)和(4)计算相同经济业务(用Returni,t表示)下，公司i和公司j的预期会计盈余，公式为：
(3)
(4)
第三步，计算会计信息可比性值，公式为：
(5)
其中，COMPACCTi,j,t为公司i和公司j间的会计信息可比性，即二者预期会计盈余差异的绝对值平均数的相反数。显然，COMPACCTi,j,t值的大小与两公司间会计信息可比性的强度大小呈正比。
第四步，计算公司i年度层面的会计信息可比性值。首先，计算出同行业内每对公司组合i与j的可比性值；
然后，以公司i为基准，对所有与其配对组合的可比性值进行降序排列，COMPMN4为可比性最高的四对公司组合的平均值，COMPIND为所有公司组合的可比性值的中位数。根据Cooper et al.(2008)的观点，投资者可能仅参考行业内可比性最高的4～6个企业来评估公司会计信息可比性，因此本文同时选用COMPMN4和COMPIND这两个指标来衡量公司年度层面的会计信息可比性。
3.控制变量
除控制年度和行业哑变量外，本文还借鉴Jung et al.(2014)、Ghaly et al.(2020)、陈婧等(2018)，在回归模型中纳入了以下控制变量：市值账面比(MTB)、公司规模(SIZE)、速动比率(QUICK)、资产负债率(LEV)、是否发放股利(DIVDUM)、经营性现金流波动率(STD_CFO)、营业收入波动率(STD_SALES)、固定资产比率(TANGIBLE)、是否经营亏损(LOSS)、机构投资者持股比例(INSTI)、劳动力雇佣波动率(STD_NET_HIRE)、劳动力密集度(LABOR_INTENSITY)、非效率资本投资(AB_INVEST_OTHER)。
(三)模型构建
为检验会计信息可比性能否提高企业劳动力投资效率(H1a和H1b)，构建以下回归模型：
AB_NET_HIREi,t=β0+β1COMPi,t+β2MTBi,t+β3SIZEi,t+β4QUICKi,t+β5LEVi,t+
β6DIVDUMi,t+β7STD_CFOi,t+β8STD_SALESi,t+β9TANGIBLEi,t+
β10LOSSi,t+β11INSTIi,t+β12STD_NET_HIREi,t+β13LABOR_INTENSITYi,t+
β14AB_INVEST_OTHERi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t
(6)
其中，COMP为会计信息可比性，具体用COMPMN4和COMPIND来表征。本文重点关注系数β1的方向及显著性。如果β1显著小于0，则说明会计信息可比性能够提高劳动力投资效率；
如果β1显著大于0，则说明会计信息可比性会降低劳动力投资效率。
本研究所涉及变量的说明如表1所示。
表1 变量说明
(一)描述性统计和相关性分析
表2列示了主要变量的描述性统计结果。从中可见，劳动力投资效率(AB_NET_HIRE)的均值为0.169，标准差为0.285，与Kong et al.(2018)、张焰朝等(2020)的分析结果基本一致。会计信息可比性(COMPMN4、COMPIND)的均值分别为-0.005、-0.010，均小于各自的中位数，说明会计信息可比性的分布呈左偏状态。市值账面比(MTB)的均值为3.206(大于1)，表明样本公司股东权益的市场价值整体上大于账面价值。是否发放股利(DIVDUM)的均值为0.713，表明大多数上市公司都分配股利。是否经营亏损(LOSS)的均值为0.107，表明约10%的上市公司资产回报率小于0，即存在经营亏损问题。机构投资者持股比例(INSTI)的均值为0.054，低于Jung et al.(2014)统计的发达国家上市公司的机构投资者持股比例的均值0.351。这说明整体来看，我国机构投资者规模偏小，发展较不平衡。限于篇幅，其他变量的数据特征不再赘述，详见表2。
表2 主要变量的描述性统计结果
由主要变量间的相关系数分析结果(3)限于篇幅，相关系数分析结果未详细列示。可知，COMPMN4、COMPIND均与AB_NET_HIRE在1%水平上显著负相关，表明提高会计信息可比性可以改善企业劳动力投资效率，H1a得到初步验证。此外，各控制变量间的相关系数较小，说明模型不存在严重的多重共线性问题。
(二)基准回归结果
为检验会计信息可比性对企业劳动力投资效率的影响，对方程(6)进行回归，估计结果如表3所示。列(1)、(2)的结果表明：在控制相关变量的情况下，反映企业会计信息可比性水平的两个指标COMPMN4、COMPIND均与劳动力投资效率(AB_NET_HIRE)在1%水平上显著负相关，说明在劳动力投资决策中，会计信息可比性发挥的正面作用占主导地位，超过了高会计信息可比性带来的“竞争劣势成本”和劳动力投资“挤出”效应，总体上表现为会计信息可比性显著提高了劳动力投资效率。由此可知，H1a得到验证。
表3 会计信息可比性对劳动力投资效率影响的检验结果
(续表3)
(三)稳健性检验
1.改变企业劳动力投资效率的度量方法
为确保研究结论的可靠性，采用以下四种方法重新测度劳动力投资效率，并依次对方程(6)进行回归，结果见表4。第一，考虑到我国上市公司的劳动力投资效率在不同年度和不同行业间可能存在差异，方程(1)中虽然加入了年度和行业虚拟变量，但仍不能完全消除其影响，这里去掉方程(1)中的行业、年度虚拟变量，而后分年度分行业回归，重新计算劳动力投资效率，记为AB_NET_HIRE_YI。第二，参考Cella(2020)的做法，利用劳动力雇佣人数年度增长率(NET_HIRE)的年度行业中值度量预期的劳动力投资水平，再将实际值与预期值差值的绝对值作为劳动力投资效率的衡量指标，记为AB_NET_HIRE_M。第三，借鉴Biddle et al.(2009)关于资本性支出投资效率的计算方法，仅将滞后一期的营业收入增长率SALES_GROWTH作为方程(1)的解释变量，而后重新计算残差绝对值，记为AB_NET_HIRE_SALES。第四，基于劳动力薪酬设计新的劳动力投资效率测度方法。由于企业不同层级、不同岗位员工的薪酬差距较大，基于劳动力雇佣人数构建的劳动力投资效率测度方法很难充分反映企业实际的劳动力薪酬投资情况，从而使得测度结果存在一定偏误。为了弥补这一不足，尝试对该方法加以改进，即将方程(1)左边的被解释变量劳动力雇佣人数年度增长率(NET_HIREi,t)替换为劳动力薪酬的年度增长率(NET_LABORCOSTi,t)。其中，劳动力薪酬=企业支付给职工以及为职工支付的现金+(应付职工薪酬年末值-应付职工薪酬年初值)。为了充分控制薪酬的影响因素，在方程右边加入滞后一期期末现金余额(CASHi,t-1，现金及现金等价期末余额与总资产的比值)、现金余额变化额(ΔCASHi,t、ΔCASHi,t-1)。此外，还纳入了我国各地区城镇就业人员平均工资的自然对数(WAGEi,t-1)及其变化额(ΔWAGEi,t、ΔWAGEi,t-1)。改进后的回归模型如下所示：
NET_LABORCOSTi,t=α0+α1SALES_GROWTHi,t-1+α2SALES_GROWTHi,t+α3ROAi,t+
α4ΔROAi,t+α5ΔROAi,t-1+α6RETURNi,t+α7SIZE_Ri,t-1+α8LEVi,t-1+
α9QUICKi,t-1+α10ΔQUICKi,t+α11ΔQUICKi,t-1+α12LOSSBIN1i,t-1+
α13LOSSBIN2i,t-1+α14LOSSBIN3i,t-1+α15LOSSBIN4i,t-1+α16LOSSBIN5i,t-1+
α17CASHi,t-1+α18ΔCASHi,t+α19ΔCASHi,t-1+α20WAGEi,t-1+
α21ΔWAGEi,t+α22ΔWAGEi,t-1+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t
(7)
对方程(7)进行回归，用残差εi,t的绝对值来度量劳动力投资效率，记为AB_NET_LABORCOST，其值越大，说明低效率劳动力投资行为越严重。
从表4列(1)～(8)可见，COMPMN4、COMPIND的回归系数均在1%的水平上显著为负。这说明在替换劳动力投资效率的测量指标后，仍能得到会计信息可比性可以显著提升劳动力投资效率的研究结论，与前文的回归结果保持一致。
表4 稳健性检验结果：改变劳动力投资效率的度量指标
2.改变会计信息可比性的度量方法
前文使用的公司层面会计信息可比性指标为可比性最高的四对公司组合的平均值COMPMN4和所有公司组合的可比性值的中位数COMPIND，这里将其分别替换为可比性最高的十对公司组合的平均值COMPMN10和所有公司组合的可比性值的平均值COMPMN。重新对方程(6)进行回归后的结果见表5，不难发现，COMPMN10、COMPMN的回归系数均在1%的水平上显著为负，说明提高会计信息可比性能够有效改善劳动力投资效率。这意味着在替换会计信息可比性的度量指标后，实证结果并未发生根本性变化，H1a仍然成立。
表5 稳健性检验结果：改变会计信息可比性的度量指标
3.排除非劳动力投资的干扰
根据Jung et al.(2014)的观点，企业的劳动力投资很可能与一些其他类别的非劳动力投资相关，如资本性支出、研发支出等。因此，会计信息可比性与劳动力投资效率之间的关系可能受非劳动力投资的干扰。尽管方程(6)中已经纳入了控制变量非效率资本投资(AB_INVEST_OTHER)，但为了进一步排除上述顾虑，仍有必要检验资本性支出和研发支出对前文回归结果的影响。针对每种类别的非劳动力投资，根据其与劳动力雇佣人数变动率(NET_HIRE)间的关系，将样本分为三组进行回归：第一组为正相关样本，即企业同时增加或减少劳动力投资和非劳动力投资，此时劳动力投资受非劳动力投资驱动的可能性最大；
第二组为负相关样本，即企业在增加(或减少)劳动力投资的同时，减少(或增加)非劳动力投资，此时劳动力投资受非劳动力投资驱动的可能性较低；
第三组为不确定样本，即非劳动力投资的本年度值与上年度值没有变化的样本以及数据缺失的样本。显然，如果会计信息可比性与劳动力投资效率间的关系是由非劳动力投资驱动的，那么表3的检验结果只会在第一组正相关样本中成立。
由表6可见，对于资本性支出与研发支出，会计信息可比性(COMPMN4、COMPIND)的回归系数不只在正相关样本中显著为负，在负相关和不确定样本中依然显著为负。这一结果表明，会计信息可比性与劳动力投资效率间的关系并非由资本性支出、研发支出等非劳动力投资所驱动，本文结论是可靠的。
表6 稳健性检验结果：排除非劳动力投资的干扰
4.反向因果关系导致的内生性问题
企业劳动力投资决策也可能反过来影响会计信息可比性，这是因为上市公司管理层在选择企业会计程序或方法方面具有一定的自由裁量权，为隐藏低效的劳动力投资行为，其可能采用与其他公司不同的会计处理方法，从而导致会计信息可比性降低。根据伍德里奇(2003)的观点，联立方程模型可以解决反向因果关系引致的内生性问题。为此，建立如下联立方程：
(8)
在方程(8)中，当COMP为被解释变量时，参考Lang et al.(2010)、Francis et al.(2014)、孙光国等(2017)、袁知柱等(2017)，选取公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、资产净利率波动性(STD_ROA，过去3年资产净利率ROA的标准差)、市值账面比(MTB)、会计师事务所性质(BIG4，公司年报由国际“四大”审计取值为1，否则为0)、机构投资者持股比例(INSTI)等作为控制变量。表7报告了联立方程模型的回归结果，从中可见，COMPMN4和COMPIND的回归系数仍然显著为负，与表3的回归结果基本相同。由此可知，反向因果关系导致的内生性问题并不会对本文研究结论产生严重干扰。
表7 稳健性检验结果：解决反向因果关系所致的内生性问题
5.遗漏变量偏差及样本选择偏差导致的内生性问题
除反向因果关系外，本文同样可能存在因遗漏变量偏差及样本选择偏差所致的内生性问题。为缓解遗漏变量偏差引发的内生性问题，采用固定效应模型重新回归。由表8列(1)、(2)可见，COMPMN4、COMPIND与AB_NET_HIRE均在1%水平上显著负相关，即会计信息可比性越高，企业劳动力投资效率越高，仍然支持H1a。对于样本选择偏差问题，采用倾向得分匹配法(PSM)重新检验。首先，将会计信息可比性指标COMPMN4和COMPIND转换为虚拟变量，若企业的会计信息可比性高于所有样本的年度行业中值，则取值为1，否则为0；
其次，借鉴相关研究(孙光国 等，2017；
袁知柱 等，2017)的做法，将市值账面比(MTB)、公司规模(SIZE)、会计师事务所性质(BIG4)等作为控制变量，同时还控制了行业和年度固定效应，利用Logit回归算得每个企业的会计信息可比性的倾向值，并采用半径匹配法(半径为0.05)将会计信息可比性较高的样本(处理组)和会计信息可比性较低的样本(控制组)进行匹配；
最后，使用匹配后的样本进行回归，结果如表8列(3)、(4)所示。不难发现，会计信息可比性(COMPMN4、COMPIND)的回归系数依然在1%水平上显著为负。上述检验结果说明，在考虑遗漏变量偏差及样本选择偏差导致的内生性问题后，研究结论并未发生明显变化。
表8 稳健性检验结果：解决遗漏变量偏差及样本选择偏差所致的内生性问题
(四)作用机制检验
1.融资约束机制
参考石璋铭等(2015)的做法，采用Whited et al.(2006)提出的以现金流占总资产比率、股利支付哑变量、长期负债与资产比率、总资产的自然对数、行业营业收入增长率和营业收入增长率六个指标作为解释变量构造的WW指数度量融资约束程度(4)本文还采用Kaplan et al.(1997)构建的KZ指数来衡量融资约束程度，其结果并没有明显改变。限于篇幅，不再详细汇报。。借鉴温忠麟等(2004)的思路，构建如下所示的三阶段中介效应检验模型，考察融资约束机制是否成立。
AB_NET_HIREi,t=β0+β1COMPi,t+β2MTBi,t+β3SIZEi,t+β4QUICKi,t+β5LEVi,t+
β6DIVDUMi,t+β7STD_CFOi,t+β8STD_SALESi,t+β9TANGIBLEi,t+
β10LOSSi,t+β11INSTIi,t+β12STD_NET_HIREi,t+β13LABOR_INTENSITYi,t+
β14AB_INVEST_OTHERi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t
(6)
WWi,t=γ0+γ1COMPi,t+γ2MTBi,t+γ3SIZEi,t+γ4LEVi,t+γ5ROAi,t+
γ6INSTIi,t+γ7AGEi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t
(9)
AB_NET_HIREi,t=μ0+μ1COMPi,t+μ2WWi,t+μ3MTBi,t+μ4SIZEi,t+μ5QUICKi,t+μ6LEVi,t+
μ7DIVDUMi,t+μ8STD_CFOi,t+μ9STD_SALESi,t+μ10TANGIBLEi,t+
μ11LOSSi,t+μ12INSTIi,t+μ13STD_NET_HIREi,t+μ14LABOR_INTENSITYi,t+
μ15AB_INVEST_OTHERi,t+∑INDUSTRY+∑YEAR+εi,t
(10)
方程(6)、(10)中各变量定义参见表1。方程(6)主要用于检验会计信息可比性对劳动力投资效率的影响，相关结果已列于表3，此处不再赘述。在方程(9)中，参考邓建平等(2011)、钱明等(2016)，选取市值账面比(MTB)、公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、资产收益率(ROA)、机构投资者持股比例(INSTI)、上市年限(AGE，企业从IPO到样本当期的年份数)等作为控制变量。根据温忠麟等(2014)的依次检验法，如果融资约束的中介效应存在，那么方程(6)中的回归系数β1、方程(9)中的回归系数γ1以及方程(10)中的回归系数μ2均应显著。同时，如果方程(10)中的回归系数μ1也显著，则说明存在部分中介效应，否则为完全中介效应。作用机制检验结果如表9所示。
表9 作用机制检验结果
表9列(1)～(4)报告了融资约束机制的检验结果。其中，列(1)、(3)为会计信息可比性与融资约束关系的检验结果，从中可见，COMPMN4、COMPIND的回归系数均在1%水平上显著为负，说明会计信息可比性能够有效缓解融资约束，这与已有研究(周丽君,2016；
黄波,2020；
雷啸 等,2021)的结论一致。列(2)、(4)为在控制中介变量融资约束的条件下，会计信息可比性与劳动力投资效率之间关系的检验结果，不难发现，COMPMN4、COMPIND的回归系数仍然在1%水平上显著为负，同时融资约束变量WW指数的回归系数在1%水平上显著为正，说明会计信息可比性通过缓解融资约束改善了企业劳动力投资效率，融资约束在其中发挥部分中介作用。
2.代理问题机制
借鉴卜君等(2020)的做法，选取企业管理费用率衡量代理成本(AGENTCOST)。依据前述融资约束机制的检验模型，将中介变量替换为代理成本，同时参考叶康涛等(2014)，在方程(9)的基础上增加两个反映公司治理状况的控制变量，分别是第一大股东持股比例(TOP1)和独立董事比例(ID)。代理问题中介效应检验结果见表9列(5)～(8)。列(5)、(7)报告了会计信息可比性与代理成本之间关系的检验结果，从中可见，COMPMN4、COMPIND的回归系数均在1%水平上显著为负，表明提高会计信息可比性有助于减少企业代理问题，与已有研究(黄波,2020；
雷啸 等,2021)的发现一致。列(6)、(8)报告了在控制中介变量代理成本的条件下，会计信息可比性与劳动力投资效率之间关系的检验结果，不难发现，COMPMN4、COMPIND的回归系数仍显著为负，同时代理成本(AGENTCOST)的回归系数在1%水平上显著为正，表明代理成本在会计信息可比性影响企业劳动力投资效率的过程中发挥部分中介作用，代理问题机制得到证实。
(一)会计信息可比性对不同表现形式的非效率劳动力投资的影响
前文在讨论会计信息可比性对整体劳动力投资效率的影响时并没有区分非效率劳动力投资的类型，实际上非效率劳动力投资存在两种表现形式，即劳动力投资过度和劳动力投资不足(Jung et al.,2014)。劳动力投资过度指劳动力投资的实际水平高于预期水平，即方程(1)的残差值大于0(用OVERINVEST表示)；
反之，劳动力投资不足指劳动力投资的实际水平低于预期水平，即方程(1)的残差值小于0(用UNDERINVEST表示)，为方便讨论，对小于0的残差取绝对值。OVERINVEST和UNDERINVEST值越大，说明劳动力投资过度和投资不足程度越严重，劳动力投资效率越低。进一步地，参考Jung et al.(2014)、Ben-Nasr et al.(2016)，依据方程(1)预期的企业雇佣人数增长率是否为正(即预期劳动力投资水平是否为正)，将劳动力投资过度分为雇佣过度(OVERHIRE，预期雇佣人数增长率为正)和解聘不足(UNDERFIRE，预期雇佣人数增长率为负)，将劳动力投资不足分为雇佣不足(UNDERHIRE，预期雇佣人数增长率为正)和解聘过度(OVERFIRE，预期雇佣人数增长率为负)。基于劳动力投资过度、投资不足及四个细分子样本，重新对方程(6)进行检验，结果见表10(5)使用COMPMN4和COMPIND作为会计信息可比性的度量指标，所得结论基本一致。限于篇幅，仅报告COMPMN4的检验结果。下文同。。
表10列(1)、(4)报告了会计信息可比性与劳动力投资过度、投资不足间关系的检验结果，从中可见，COMPMN4的回归系数均显著为负，说明会计信息可比性能够有效抑制劳动力投资过度和投资不足。进一步地，对于劳动力投资过度组的雇佣过度和解聘不足子样本，列(2)、(3)的结果显示，COMPMN4仅与雇佣过度(OVERHIRE)显著负相关，表明提高会计信息可比性有助于抑制因过度扩大雇佣规模所致的非效率劳动力投资行为。会计信息可比性对解聘不足的影响不显著，原因可能在于：我国自2008年实施《劳动合同法》以来，新劳动保护政策提高了企业解雇成本，增加了减员增效难度，从而削弱了会计信息可比性对解聘不足的影响。对于劳动力投资不足组的雇佣不足和解聘过度子样本，列(5)、(6)的结果显示，COMPMN4的回归系数均显著为负，说明提高会计信息可比性能够同时抑制雇佣不足和解聘过度这两种类别的劳动力投资不足行为。
表10 会计信息可比性影响不同具体表现形式的非效率劳动力投资的检验结果
(二)劳动力调整成本对会计信息可比性与劳动力投资效率间关系的影响
如前所述，传统观点认为劳动力增减过程不会产生额外的固定成本，企业无需为劳动力支出进行融资(Dixit,1997)。然而，事实并非如此，企业在调整劳动力投资策略时会涉及多项成本，比如招募(代理费和广告费)、选拔(筛选和面试过程中产生的费用)、培训和解雇(遣散费和诉讼费)、停工损失及适应成本等(Oi,1962；
Hamermesh et al.,1996)。由于劳动力调整成本的存在，企业会尽可能保持劳动力雇佣量的相对稳定，并努力缩小实际劳动力雇佣量与最优雇佣量之间的差距(Dixit,1997)。当劳动力调整成本较高时，偏离最优雇佣量会给企业带来较大损失，此时股东监督管理层劳动力投资行为的动机更为强烈，会计信息可比性的效用和价值进一步增大，其通过缓解代理问题来提升劳动力投资效率的作用将更加显著。此外，劳动力调整成本较高，意味着企业为雇佣劳动力所需融得的资金更多，此时会计信息可比性通过缓解融资约束提升劳动力投资效率的效果也将更为明显。
已有研究发现，企业高技能劳动力占比越大，劳动力调整成本越高(Oi,1962；
Hamermesh et al.,1996)。因此，借鉴Ghaly et al.(2020)的做法，选用上市公司年报中披露的技术人员占比衡量劳动力调整成本(SKILLED)。为考察不同调整成本下，会计信息可比性对劳动力投资效率的影响是否存在显著差异，先根据SKILLED的中位数将样本分为劳动力调整成本高、低两组，而后分别对方程(6)进行回归。此外，本文还将SKILLED及其与COMPMN4的交乘项(COMPMN4×SKILLED)纳入方程(6)进行了全样本回归。表11报告了劳动力调整成本对会计信息可比性与劳动力投资效率间关系影响的检验结果。
表11 劳动力调整成本对会计信息可比性与劳动力投资效率间关系影响的检验结果
由表11列(1)、(2)可见，无论是在高劳动力调整成本组还是低劳动力调整成本组，COMPMN4的回归系数均显著为负，说明不同劳动力调整成本下的会计信息可比性都能显著提升劳动力投资效率；
列(3)的回归结果显示，交乘项(COMPMN4×SKILLED)的回归系数在1%水平上显著为负，且与COMPMN4的回归系数符号相同，表明随着劳动力调整成本的提高，会计信息可比性对企业劳动力投资效率的提升效果更加显著。进一步地，将非效率劳动力投资区分为劳动力投资过度和投资不足展开检验。其中，列(4)～(6)的被解释变量为劳动力投资过度(OVERINVEST)，列(7)～(9)的被解释变量为劳动力投资不足(UNDERINVEST)。由列(4)、(5)可知，高劳动力调整成本组中COMPMN4的回归系数在5%水平上显著为负，而低劳动力调整成本组中COMPMN4的回归系数则不显著，说明当劳动力调整成本较低时，会计信息可比性对劳动力投资过度没有显著影响；
列(6)中，交乘项(COMPMN4×SKILLED)的回归系数显著为负，支持分组检验结果。列(7)、(8)的回归结果显示，无论是在高劳动力调整成本组还是低劳动力调整成本组，COMPMN4的回归系数均在1%水平上显著为负，表明不同调整成本下的会计信息可比性均能有效缓解劳动力投资不足行为；
由列(9)可知，交乘项(COMPMN4×SKILLED)的回归系数显著为负，且与会计信息可比性(COMPMN4)的回归系数符号一致，说明随着劳动力调整成本的提高，会计信息可比性与劳动力投资不足的负相关性明显增强。
(三)法治水平对会计信息可比性与劳动力投资效率间关系的影响
我国不同地区的经济发展较不均衡，人们的法治观念和法律意识也不尽相同，因此法治水平及法律有效执行程度存在一定程度的地域差异。那么，法治水平不同是否会对会计信息可比性与劳动力投资效率间的关系产生异质性影响？一方面，企业所在地区的法治水平较高，意味着企业违规成本较高，经理人市场相对健全，公司治理机制能更好地发挥监督作用，管理层和股东间的代理问题更少；
并且，加强法治建设也有助于提高企业的信息披露质量与透明度，降低外部投资者与企业间的信息不对称程度，从而增强企业融资能力(万良勇,2013)。此外，法治水平较高的地区投资者保护力度和企业守法程度更强(La Porta et al.,1998)，企业金融契约执行效率更高，这有助于强化投资者提供资本的意愿，更有效地缓解企业面临的融资约束。因此，当企业所处地区法治水平较高时，会计信息可比性的增量效应减小，对劳动力投资过度和投资不足行为的抑制效果减弱。另一方面，我国从2008年起正式实施的《劳动合同法》旨在限制企业不正当用工行为，强化劳动保护力度(孔东民 等，2020)。而《劳动合同法》能否真正实现劳动保护的效果，关键取决于各地区是否具有良好的法治水平。当地区法治水平较高时，《劳动合同法》能够得到更有效的执行，劳动保护力度更强，企业根据自身状况自由调整劳动力投资(减员增效)的难度更大，因此会计信息可比性抑制劳动力投资过度行为的作用一定程度被削弱。
参考褚剑等(2020)，采用王小鲁等(2019)构建的我国各地区市场化指数中的分项指数“维护市场的法治环境”得分衡量法治水平(LAW)，LAW值越大，代表地区法治水平越高。为考察不同法治水平下，会计信息可比性对劳动力投资效率的影响是否存在显著差异，先根据法治水平(LAW)的中位数，将样本划分为法治水平高、低两组，而后分别对方程(6)进行回归。此外，本文也将LAW及其与COMPMN4的交乘项(COMPMN4×LAW)引入方程(6)进行了全样本回归。表12报告了法治水平对会计信息可比性与劳动力投资效率间关系影响的检验结果。
由表12列(1)、(2)可知，无论是在高法治水平还是低法治水平组，COMPMN4的回归系数均显著为负，表明在不同法治水平下，会计信息可比性都可以显著提升劳动力投资效率；
列(3)中，交乘项(COMPMN4×LAW)的回归系数显著为正，且与会计信息可比性(COMPMN4)的回归系数符号相反，说明随着企业所在地区法治水平的提高，会计信息可比性提升劳动力投资效率的作用逐步减弱，这意味着法治水平起到了一定程度的替代作用。进一步研究发现，这种替代作用同样存在于劳动力投资过度和投资不足样本，如列(6)和列(9)中交乘项(COMPMN4×LAW)的回归系数均显著为正，表明随着法治水平的提高，会计信息可比性与劳动力投资过度、投资不足的负相关性均显著减弱。
表12 法治水平对会计信息可比性与劳动力投资效率间关系影响的检验结果
(四)产品市场竞争对会计信息可比性与劳动力投资效率间关系的影响
随着我国经济体制改革的不断深化，产品市场竞争对资源配置效率的影响日益受到重视。刘晓华等(2016)指出，作为外生影响因素的产品市场竞争具有治理功能，可以缓解信息不对称、降低代理冲突，进而提高投资效率。那么，在当前我国市场竞争机制不尽完善的背景下，企业所处竞争环境的不同是否会对会计信息可比性与劳动力投资效率间的关系产生差异化影响？当企业面临的产品市场竞争较为激烈时，一方面，竞争的清算威胁能够强化大股东的监管动机，减轻代理问题(陈信元 等,2014)，并通过经理人市场的声誉机制和解雇威胁约束管理层构建“商业帝国”的自利行为，此时产品市场竞争作为一种外部治理机制，发挥着强大的治理作用，能够更加明显地弱化会计信息可比性对劳动力投资过度的抑制效应。另一方面，激烈的产品市场竞争使得企业的利润空间被压缩，创造现金流能力减弱，盈利水平下降，这可能会被外界解读为企业偿债能力下降的信号，进而导致融资难度加大。此时，会计信息可比性通过缓解融资约束减少劳动力投资不足的作用增强。并且，在产品市场竞争较为激烈的环境下，竞争者能够获取的信息更为充足，同时管理层也会自愿披露更多的经营信息(Verrecchia et al.,2006；
Li,2010)，且各企业间披露的经营信息相关性更高(王红建 等,2015)。此时，外部投资者或债权人对具有辨别作用的会计信息可比性的决策依赖度增加，原因在于：当会计信息可比性较高时，他们能够对行业内企业的财务、经营或劳动力需求等状况进行更加充分的比较、甄别和论证，进而遴选出更具价值的投资机会。因此，随着产品市场竞争程度的提高，会计信息可比性缓解劳动力投资不足的效果逐步增强。
陈信元等(2014)认为市场结构在短期内仍倾向于外生，因此利用传统的HHI指数衡量产品市场竞争程度(COMPETITION)简单且有效。为了研究的方便，COMPETITION用某行业各公司收入占行业总收入的平方和的相反数表示(即HHI指数的相反数)，其值越大，代表产品市场竞争越激烈。为考察不同程度的产品市场竞争下，会计信息可比性对劳动力投资效率的影响是否存在显著差异，先根据COMPETITION的中位数将样本分为产品市场竞争程度高、低两组，而后分别对方程(6)进行回归。与前述处理方法类似，本文还将COMPETITION及其与COMPMN4的交乘项(COMPMN4×COMPETITION)纳入方程(6)进行了全样本回归。表13报告了产品市场竞争对会计信息可比性与劳动力投资效率间关系影响的检验结果。
表13 产品市场竞争对会计信息可比性与劳动力投资效率间关系影响的检验结果
由表13列(1)、(2)可知，无论是在高产品市场竞争还是低产品市场竞争组，COMPMN4的回归系数均显著为负，说明在不同程度的产品市场竞争下，会计信息可比性都可以显著提升劳动力投资效率；
然而，在列(3)中，交乘项(COMPMN4×COMPETITION)的回归系数并不显著。进一步地，针对劳动力投资过度和投资不足样本进行检验，结果分别见列(4)～(6)和列(7)～(9)。由列(4)可知，在高产品市场竞争组，COMPMN4的回归系数不显著；
列(5)的结果显示，在低产品市场竞争组，COMPMN4的回归系数在5%水平上显著为负。这说明只有在低产品市场竞争环境中，会计信息可比性才会对劳动力投资过度行为产生显著抑制作用。列(6)中，交乘项(COMPMN4×COMPETITION)的回归系数显著为正，支持产品市场竞争与会计信息可比性在抑制劳动力投资过度行为上存在替代关系的结论。由列(7)、(8)可知，无论是在高产品市场竞争组还是低产品市场竞争组，COMPMN4的回归系数均在1%水平上显著为负，表明不同产品市场竞争程度下的会计信息可比性均能有效缓解劳动力投资不足。列(9)的结果显示，交乘项(COMPMN4×COMPETITION)的回归系数显著为负，且与会计信息可比性的回归系数符号一致，支持产品市场竞争与会计信息可比性在缓解劳动力投资不足行为上存在互补关系的结论。
本文选取2011—2019年我国A股上市公司为样本，深入研究了会计信息可比性对企业劳动力投资效率的影响。结果发现，提高会计信息可比性能够显著改善企业劳动力投资效率，具体表现为抑制劳动力投资过度(雇佣过度)和缓解劳动力投资不足(包括雇佣不足和解聘过度)。作用机制检验结果表明，缓解融资约束和减少代理问题是会计信息可比性改善劳动力投资效率的主要路径。进一步分析表明，对于劳动力调整成本较高、处于法治水平较低地区的企业，会计信息可比性对劳动力投资效率的提升作用更明显；
但在不同的产品市场竞争程度下，会计信息可比性对劳动力投资效率的影响效果并无显著差异，这是因为在抑制劳动力投资过度、缓解劳动力投资不足两种非效率劳动力投资行为中，产品市场竞争与会计信息可比性分别呈现出替代关系和互补关系。
本文研究结论为企业、外部资本提供者以及监管部门等提供了重要启示。第一，企业要严格按照会计准则的规定进行会计业务处理，努力增强会计信息可比性，更好地发挥会计信息可比性对劳动力投资效率的提升作用。由于会计信息可比性对劳动力投资效率的改善作用因企业的劳动力调整成本、所处地区法治水平以及产品市场竞争程度的不同而表现出明显差异，企业要在合理评估外部环境状况和自身发展特征的基础上，建立健全制度规范，以实现资源的合理配置和利用。第二，外部资本提供者在投资决策过程中除了要高度重视会计信息的可靠性、相关性等质量特征外，还应加强对会计信息可比性的关注和运用。第三，政府部门应进一步完善监管制度，加大对会计信息虚假披露的惩处力度，提高企业违法成本，减小企业自由操纵会计信息的空间，促进会计信息质量不断提升。
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