會計穩(wěn)健性與資本投資效率的實證研究的論文

會計穩(wěn)健性與資本投資效率的實證研究的論文 會計穩(wěn)健性與資本投資效率的實證研究的論文 摘要選取 2001年 2008 年我國 a股上市公司為研究樣本，檢驗會計穩(wěn)健性與公司資本投資效率之間的關(guān)系，進而考察會計穩(wěn)健性的治理價值。實證研究發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性與資本投資無效率水平以及投資過度（不足）都顯著負相關(guān)，這對我國上市公司而言，會計穩(wěn)健性水平有助于緩解經(jīng)理人與股東之間的代理沖突、降低投資者面臨的信息不對稱、抑制公司的過度投資或投資不足行為，進而改善公司的資本投資效率。 關(guān)鍵詞會計穩(wěn)健性；投資效率；投資過度；投資不足 一、 引言 會計穩(wěn)健性原則又稱謹慎性原則。根據(jù)國際財務(wù)報告準(zhǔn)則的規(guī)定，穩(wěn)健性原則是指企業(yè)對交易或事項進行會計確認、計量和報告時保持應(yīng)有的謹慎，不應(yīng)高估資產(chǎn)或收益，低估負債或費用。我國新會計準(zhǔn)則對會計穩(wěn)健性也提出了要求，如在備抵項目的計提、債務(wù)重組的會計政策、收入確認的標(biāo)準(zhǔn)、無形資產(chǎn)的處理、或有事項的處理等方面都有更為謹慎的規(guī)定。作為降低企業(yè)潛在訴訟成本、契約成本以及政治成本的一項治理機制，會計穩(wěn)健性可以協(xié)調(diào)公司內(nèi)部各契約參與方利益沖突 ，保證契約有效執(zhí)行，減少信息不對稱條件下契約各方的道德風(fēng)險和機會主義行為 1。目前國內(nèi)學(xué)者主要側(cè)重于將會計穩(wěn)健性作為會計信息屬性的研究（如會計穩(wěn)健性的存在性以及影響因素方面），而缺乏對會計穩(wěn)健性的治理價值研究 27。本文通過研究會計穩(wěn)健性與公司資本投資效率之間的關(guān)系來檢驗會計穩(wěn)健性是否影響公司資本的投資效率，進而考察會計穩(wěn)健性的治理價值，為認識和理解會計穩(wěn)健性的治理價值提供經(jīng)驗證據(jù)。 二、 理論分析與假設(shè)提出 在資本市場不存在缺陷和公司內(nèi)部不存在代理成本的理想世界中，公司的投資可 以達到使企業(yè)價值最大化的最優(yōu)水平。WWw.11665.CoM然而在現(xiàn)實世界中，公司的投資卻并非都是有效率的。一方面，由于所有權(quán)和控制權(quán)分離所引起的代理問題，管理者可能為了追求自身利益進行過度投資，將公司的自由現(xiàn)金流濫用于凈現(xiàn)值為負的項目 8；另一方面，信息不對稱增加了市場摩擦，影響公司外部融資成本，容易導(dǎo)致受流動性約束的公司出現(xiàn)投資不足 912。我國上市公司同樣存在非效率投資問題。然而，會計穩(wěn)健性可以降低契約方之間的信息不對稱和代理問題，從而實現(xiàn)資本的有效投資 13。如果企業(yè)選擇穩(wěn)健的會計政策 ,管理者 需要在任職期內(nèi)及時確認投資項目的虧損 ,無法將責(zé)任推卸給下任管理者 ,那么在任管理者就很可能不會投資凈現(xiàn)值為負的項目。此外，根據(jù)會計穩(wěn)健性的要求 ,在預(yù)計未來現(xiàn)金流入減少時 ,企業(yè)要以計提減值準(zhǔn)備或應(yīng)計負債等方式在財務(wù)報表中確認 ,這樣管理者就可能會盡快地從虧損項目中撤出資金 ,防止當(dāng)期利潤下降。也就是說 ,采用穩(wěn)健會計政策的企業(yè)會更多地拒絕差的投資項目 ,而將更多的資本投資于盈利的凈現(xiàn)值項目中 ,同時會更早地從虧損項目中撤資 14。 biddle（比德爾）和 hilary（希拉里）通過檢驗財務(wù)報告質(zhì)量和資本投資效率之間的關(guān) 系，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的財務(wù)報告可以減少經(jīng)理層與外部資本供給者之間的信息不對稱，從而提高資本的投資效率 15。此外， bushman（布什曼）和 piotroski（彼得羅夫斯基）從國家橫截面角度檢驗了穩(wěn)健的財務(wù)報告體制對經(jīng)理投資決策效率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在穩(wěn)健的財務(wù)報告體制下，經(jīng)理對投資機會下降做出反應(yīng)的速度更快 16?？梢?，穩(wěn)健的會計政策可以提高會計信息的質(zhì)量，減少企業(yè)股東與經(jīng)理層的信息不對稱，提高公司資本投資效率。因此，本文提出假設(shè) 1。 假設(shè) 1：會計穩(wěn)健性水平可以改善公司資本的投資效率，即在其他條 件一定的情況下，會計穩(wěn)健性水平與公司資本投資無效率水平負相關(guān)。 穩(wěn)健的會計政策對公司投資效率的影響可以從以下兩個方面來分析。一方面，會計穩(wěn)健性有助于降低公司面臨的代理成本。當(dāng)公司面臨投資過度的情況時，會計穩(wěn)健性對公司的投資水平起到抑制作用。因為當(dāng)投資項目有利于經(jīng)理獲得私人收益時，經(jīng)理可能接受凈現(xiàn)值為負的投資項目，由此損害股權(quán)投資者利益 17。 ball（鮑爾）等認為會計穩(wěn)健性不僅是一項重要的財務(wù)報告質(zhì)量屬性，而且也是一項有效的公司治理機制 18。會計穩(wěn)健性水平的提高能夠有效地緩解經(jīng)理層與股權(quán)投資者之間的代理沖突，降低公司的代理成本。 ahmed（阿曼）和 duellman（迪尤爾曼）的實證研究表明，會計穩(wěn)健性可以減少經(jīng)理層接受凈現(xiàn)值為負的投資項目的事先動機 19。穩(wěn)健會計政策的采用使公司經(jīng)理層面臨更高的違約風(fēng)險，增強經(jīng)理層聲譽受損、報酬降低、被董事會解雇或公司被接管的可能性，增加經(jīng)理層實施機會主義行為的成本，減弱股權(quán)投資者與經(jīng)理層的委托代理沖突；同時，由于會計盈余中包括了因穩(wěn)健性而確認的損失，投資者能夠及時獲知經(jīng)理層經(jīng)營決策中發(fā)生虧損的信息，從而能及時地制止經(jīng)理層由過度投資所帶來的代理成本 1。可見，會計穩(wěn)健性可以降低擁有較多信息的經(jīng)理層產(chǎn)生道德風(fēng)險的可能性，抑制 經(jīng)理層為實現(xiàn)自身利益最大化而產(chǎn)生的過度的投資。另一方面，會計穩(wěn)健性有助于降低公司面臨的信息不對稱。當(dāng)公司面臨投資不足的情況時，會計穩(wěn)健性對公司的投資水平起到推動作用。 mcnichols(麥克尼科爾斯 )和 stubben（斯塔布斯）認為，公司管理人員的盈余管理本身會 “ 掩蓋 ” 公司真實的收入和盈余增長潛力，這使得投資者無法形成有效的盈余增長預(yù)期，而會計穩(wěn)健性可以減少事前的信息不對稱，改善事后的投資效率 20。lafond(拉豐 )和 watts（沃特斯）的實證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理層和股權(quán)投資者之間的信息不對稱使投資者對 財務(wù)報表穩(wěn)健性產(chǎn)生了需求，因而會計穩(wěn)健性能夠降低經(jīng)理層操縱會計數(shù)字的動機和能力，并減輕信息不對稱以及由此造成的損失 21。此外， ahmed（阿曼）等的研究表明，在控制公司債務(wù)成本的其他決定因素后，會計穩(wěn)健性可以起到減輕債權(quán)投資者和股權(quán)投資者之間的利益沖突以及降低公司債務(wù)成本的重要作用 22。 zhang(張 )研究發(fā)現(xiàn)，采用穩(wěn)健會計政策的公司更容易觸犯債務(wù)契約條款，從而能夠更好地保護債權(quán)投資者的利益；同時，公司也可以獲得更低利率的貸款 23?？梢姡€(wěn)健的會計政策可以幫助公司有效降低融資成本，能增加公司投資 盈利的凈現(xiàn)值項目的機會。尤其對負債率較高或受現(xiàn)金流約束較大的公司通過穩(wěn)健的會計政策可降低融資成本，提高公司的投資水平，在一定程度上能緩解其投資不足的問題?？梢姡€(wěn)健的會計政策能減少公司的代理成本以及信息不對稱程度，進而影響公司的投資效率。因此，本文提出假設(shè)1a和假設(shè) 1b。 假設(shè) 1a：會計穩(wěn)健性有助于抑制公司的過度投資行為，即在其他條件一定的情況下，會計穩(wěn)健性水平與公司過度投資水平負相關(guān)。 假設(shè) 1b：會計穩(wěn)健性有助于抑制公司的投資不足行為，即在其他條件一定的情況下，會計穩(wěn)健性水平與公司 投資不足水平負相關(guān)。 三、 研究設(shè)計 本文研究過程分為三步。第一步，以 basu（巴蘇）盈余股票收益關(guān)系模型為基礎(chǔ)，借鑒 khan（卡恩）和 watts(沃特斯 )的研究方法，引用工具變量構(gòu)建模型來估算公司層面的會計穩(wěn)健性水平。第二步，借鑒 richardson(理查森 )模型，估算公司正常的資本投資水平，然后用公司實際的資本投資水平與估算的資本投資水平之差 (即回歸殘差 )代表公司資本投資的無效率程度，分別用殘差大于 0 和殘差小于 0 代表企業(yè)的投資過度程度和投資不足程度 2426。第三步，分別采用 估算得到的公司資本投資的無效率程度、投資過度程度和投資不足程度作為被解釋變量，采用估算的公司會計穩(wěn)健性水平作為解釋變量，并加入若干控制變量進行回歸，以考察會計穩(wěn)健性水平對公司資本投資效率的影響。 (一 ) 會計穩(wěn)健性水平的估算 巴蘇運用下面的盈余股票收益關(guān)系模型來度量會計穩(wěn)健性。 epsitpit-1=1+2drit+3rit+4drit*rit+it(1) 其中， epsit為 i 公司 t 年度的每股盈余； pit-1為 i 公司 t-1年度末的收盤價； rit 為 i 公司 t 年度的股票收益率； drit 為虛擬變量，當(dāng) rit 0 時取值為 1，否則取值為 0。該模型使用股票年度收益率作為 “ 好消息 ” 和 “ 壞消息 ” 的代理變量，負的股票年度收益率表示經(jīng)濟損失，即 “ 壞消息 ” ；正的股票年度收益率表示經(jīng)濟利得，即“ 好消息 ” 。在模型（ 1）中， 2 度量會計盈余確認 “ 好消息 ” 的及時性， 3 度量會計盈余確認 “ 壞消息 ” 的及時性。因此， 4 度量會計盈余確認 “ 壞消息 ” 相對于確認 “ 好消息 ” 的增量及時性。由于穩(wěn)健性意味 著會計盈余對 “ 壞消息 ” 的反應(yīng)比對 “ 好消息 ” 的反應(yīng)更為及時充分，本文通過檢驗 4 是否顯著大于 0 來判斷會計盈余是否穩(wěn)健。 卡恩和沃特斯對巴蘇模型進行了拓展，選擇公司規(guī)模 (size)、負債率 (lev) 和市值與賬面價值比率 (mb)作為工具變量，設(shè)計出度量公司 /年的穩(wěn)健性指標(biāo)。他們假定非對稱及時性是上述三個工具變量的線性函數(shù)，用 表示盈余對 “ 好消息 ” 的反應(yīng)程度，用表示盈余對 “ 壞消息 ” 反應(yīng)的增量程度，兩個系數(shù)分別變?yōu)椋?3levit+4mbit(2) 將（ 2）式和（ 3）式代入（ 1）式，可得到用于估算公司層面的會計穩(wěn)健性模型，這一模型為： epsitpit-1=1+2drit+(1+2sizeit+3levit+4mbit)*rit+ (1+2sizeit+3levit+4mbit)*drit*rit+it(4) 運用上述模型，采用年度橫截面數(shù)據(jù)進行回歸，可以估計出 1 ，2 ， 3 ， 4 以及 1 ， 2 ， 3 ， 4 。然后，將 1 ， 2 ， 3 ，4 估計系數(shù)再代入（ 3）式，估算出公司層面的會計穩(wěn)健性程度。 (二 ) 公司資本投資效率的估算 理查森通過模型估算出企業(yè)正常的資本投資水平，然后用該模型的回歸殘差作為投資過度和投資不足的代理變量，考察了自由現(xiàn)金流量對過度投資的影響 26。本文借鑒該模型來估算我國上市公司資本投資的無效率水平以及投資過度（不足）程度。上市公司正常的資本投資水平估計模型如下： invit=0+1growthit -1+2levit -1+3cashit -1+4sizeit -1+ 5retit -1+6invit -1+industry+year+it(5) 其中， invit為 i 公司 t 年度的資本投資水平，用現(xiàn)金流量表中購買固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的現(xiàn)金數(shù)除以期初總資產(chǎn)表示； growthit-1為 i 公司 t-1 年度的增長機會，用營業(yè)收入增長率表示； levit-1 為i 公司 t-1 年度資產(chǎn)負債率； cashit-1用 i 公司 t-1 年度公司現(xiàn)金余額除以總 資產(chǎn)表示； sizeit-1為 i公司 t-1年度總資產(chǎn)的自然對數(shù)；retit-1為 i 公司 t-1 年度股票年度收益率，并用市場年度收益率進行調(diào)整； invit-1為 i 公司 t-1 年度的資本投資水平； industry 為行業(yè)虛擬變量，行業(yè)按證監(jiān)會的分類標(biāo)準(zhǔn)進行劃分，共選取 20 個行業(yè)虛擬變量； year 為年度虛擬變量，控制不同年份宏觀經(jīng)濟因素的影響。 模型 (5)回歸殘差表示公司資本投資的無效率程度，取其絕對值后用符號 inv_resid 表示。如果模型 (5)回歸殘差大于 0，則其值為投資過度，用符號 over_inv表 示，相反則為投資不足，用符號under_inv表示。為了便于理解和解釋，本文將 under_inv取絕對值。因此， inv_resid 越大，表明上市公司資本投資效率越低； over_inv越大，表明上市公司投資過度情況越嚴重； under_inv 越大，表明上市公司投資不足情況越嚴重。 (三 ) 會計穩(wěn)健性與資本投資效率的回歸模型設(shè)計 在確定公司的會計穩(wěn)健性水平和資本投資水平變量之后，本文分別用模型（ 6），模型 (7)和模型 (8)來考察會計穩(wěn)健性水平對公司資本投資效率的影響。 inv_residit=0+1acit+2payit+3fcfit+4mfeeit+5tunnelit+it(6) over_invit=0+1acit+2payit+3fcfit+4mfeeit+5tunnelit+it(7) under_invit=0+1acit+2payit+3fcfit+4mfeeit+5tunnelit+it(8) 其中， inv_residit， over_invit和 under_invit為被解釋變 量，分別為 i公司 t年度資本投資的無效率程度、投資過度程度以及投資不足程度； acit 為解釋變量，代表 i公司 t 年度會計穩(wěn)健性程度，估算方法如前所述。參考理查森及辛清泉等的研究，本文加入的其他變量均為控制變量 17， 26。 payit表示高管薪酬，為 i 公司 t年度金額最高的前三名高級管理人員的報酬總額的自然對數(shù)； fcfit 表示自由現(xiàn)金流，用 i公司 t 年度期末經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量除以期初總資產(chǎn)減去模型（ 5）估算出的預(yù)期資本投資額表示； mfeeit 表示管理費用率，為 i 公司 t 年度管理費用占營業(yè)收入的比例； tunnelit 表示 大股東資金占用，為 i 公司 t 年度其他應(yīng)收款占總資產(chǎn)的比例。 （四） 樣本選取和數(shù)據(jù)來源 本文以我國滬深股票市場 2001年 2008年發(fā)行 a股的所有上市公司為初始樣本，剔除金融行業(yè)的公司、當(dāng)年首次發(fā)行新股公司和特別處理的公司、同時發(fā)行 b股或 h股的公司以及相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司。本文最終得到 6645家上市公司樣本，其中 2001 年 559 家， 2002 年638 家， 2003 年 755 家， 2004 年 818家， 2005 年 880家， 2006 年 938家， 2007 年 1022 家， 2008 年 1035家。本文的原始數(shù)據(jù)來自 ccer 數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)統(tǒng)計與處理軟件為 excel 2003 和 stata 10.0。為了消除極端值的影響， 本文對連續(xù)變量在 1和 99分位數(shù)進行了winsorize 處理。 四、 實證分析 （一） 變量的估算結(jié)果 1. 會計穩(wěn)健性水平的估算 表 1（見下頁）報告了公司會計穩(wěn)健性的估計結(jié)果。由表 1 可以看出全樣本公司 dr*r 的回歸系數(shù)分別為 0.0132（ t 值為 2.37）和0.595（ t 值為 5.85），且在 5和 1水平上顯著，說明我國上市公司盈余對 “ 壞消息 ” 的反應(yīng)顯著地快于對 “ 好消息 ” 的反應(yīng)，會計穩(wěn)健性是存在的。為了排除虧損公司盈余管理行為對研究結(jié)論可能產(chǎn)生的噪音，本文在 全樣本中剔除虧損公司后再重新進行回歸。如表 1所示，盈利公司的會計穩(wěn)健性仍然存在。這說明就整體水平而言，我國上市公司會計穩(wěn)健性是存在的，這為后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)。本文將表1 回歸系數(shù)代入模型以估算我國上市公司的會計穩(wěn)健性水平。會計穩(wěn)健性水平用 ac 表示。 表 1會計穩(wěn)健性水平的回歸結(jié)果 被解釋變量全樣本公司盈利公司截距-0.00447-0.002420.00636*0.00558*(-0.83)(-0.45)（ 2.88）（ 2.61）dr-0.0153*-0.0128*-0.00881*-0.00645*(-9.48)(-7.82)(-8.34)(-6.19)r0.00833*0.163*0.0101*0.100*（ 3.3）（ 3.42）（ 3.91）（ 2.53） dr*r0.0132*0.595*0.004180.382*（ 2.37）（ 5.85）（ 0.98）（ 6.32） size*r0.00912*0.00587*（ 3.97）（ 3.09）lev*r-0.0243*-0.00349(-2.09)(-0.44）mb*r-0.000827*-0.00108*(-2.08)(-3.48）size*dr*r-0.0312*-0.0192*(-6.35)(-6.86)lev*dr*r0.153*0.0214*（ 6.09）（ 2.1） mb*dr*r-0.0004010.00267*(-0.27)（ 4.88）行業(yè)和年度控制控制控制控制 adj. 注 :被解釋變量為模型中 eps/p；表中數(shù)據(jù)為解釋變量的回歸系數(shù)， 括號內(nèi)的數(shù)值為 t值 ，并經(jīng)過 white異方差穩(wěn)健性修正； *， *， *分 別表示顯著性水平 1， 5和 10。 2. 公司資本投資效率的估算 表 2報告了公司資本投資效率的回歸結(jié)果。本文采用模型回歸殘差表示公司資本投資的無效率水平，取絕對值為 inv_resid。模型殘差正值表示投資過度，記為 over_inv，模型殘差負值表示投資不足，取絕對值為 under_inv。 (二 ) 描述性統(tǒng)計分析 表 3為模型中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在最終 6645 家研究樣本公司中，投資過度公司 over_inv為 2440 家（占 37），投資不足公司 under_inv為 4205 家（占 63），說明就整體水平而言，我國上市公司投資不足的比重較大。會計穩(wěn)健性水平 ac 的均值和中位數(shù)分別為 0.004和 0.0037，兩個系數(shù)均大于 0，說明就整體水平而言，我國上市公司會計政策略顯穩(wěn)健。 表 2公司資本投資效率的回歸結(jié)果 被解釋變量截距growthit-1levit-1cashit-1sizeit-1retit-1invit-1-0.0747*0.0158*-0.0134*0.0368*0.00598*0.00537*0.318*(-3.91)(6.61)(-5.68)(3.49)(6.60)(2.97)(23.73)行業(yè)和年度控制 adj. 值 56.5*注 :被解釋變量為模型中的資本投資水平(inv)；表中數(shù)據(jù)為解釋變量的回歸系數(shù)，括號內(nèi)的數(shù)值為 t 值，并經(jīng)過 white 異方差穩(wěn)健性修正； *， *， *分別表示顯著性水平 1，5和 10。 表 3主要 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果 變量樣本量均值中位數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差最大值最小值inv_resid66450.03790.02660.03630.20090.0003over_inv24400.05160.0360.04840.20090.0003under_inv42050.02990.02440.02350.12530.0008ac66450.0040.00370.03680.1132-0.0851pay664512.972213.03680.848114.375111.2645fcf66450.06080.05720.09560.3631-0.2569mfee66450.11090.07320.15711.19870.0063tunnel66450.04480.02070.06290.35040.0003 由表 4 可見，資本投資的無效率水平、投資過度（不足）與會計穩(wěn)健性程度均顯著負相關(guān)，初步證明假設(shè) 1、假設(shè) 1a 和假設(shè) 1b成立。即穩(wěn)健的會計政策有助于降低契約方之間的信息不對稱，并能緩解上市公司投資不足和投資過度，進而提高資本投資效率。此外，無論是全樣本組還是分樣本組，解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)都較低，表明不存在較大的多重共線性。 表 4主要 變量的相關(guān)系數(shù) 樣本類別相關(guān)系數(shù) a 欄：全樣本inv_residacpayfcfmfeetunnelinv_resid1ac-0.117*1pay-0.028*-0.283*1fcf0.167*-0.182*0.078*1mfee-0.030*0.275*-0.165*-0.160*1tunnel-0.107*0.335*-0.210*-0.204*0.341*1b 欄：投資過度樣本over_invacpayfcfmfeetunnelover_inv1ac-0.091*1pay-0.021-0.263*1fcf0.187*-0.169*0.091*1mfee-0.020.211*-0.111*-0.135*1tunnel-0.114*0.350*-0.212*-0.187*0.284*1c 欄：投資不足樣本 under_inv acpayfcfmfeetunnelunder_inv 1ac-0.133*1pay-0.074*-0.238*1fcf0.072*-0.157*0.061*1mfee-0.0120.290*-0.187*-0.162*1tunnel-0.058*0.322*-0.206*-0.190*0.355*1注： *， *， *分別表示顯著性水平為 1， 5和 10。 （三）會計穩(wěn)健性與資本投資無效率水平回歸結(jié)果 表 5（見下頁）列出了模型的混合最小二乘法、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的估計結(jié)果及 f 檢驗、 lm 檢驗和 hausman 檢驗結(jié)果。由于使用的是面板數(shù)據(jù)，本文首先需要對模型的設(shè)定形式進行判斷。由表 5 可見，在 混合最小二乘法估計與固定效應(yīng)模型之間進行選擇時，f 檢驗值為 1.87 且在 1水平上顯著，因而優(yōu)先選擇固定效應(yīng)模型；在混合最小二乘法估計與隨機效應(yīng)模型之間進行選擇時， lm檢驗的卡方值為 178.42且在 1水平上顯著，因而優(yōu)先選擇隨機效應(yīng)模型；在固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型間進行選擇時， hausman檢驗的卡方值為 50.73 且在 1水平上顯著，因而優(yōu)先選擇固定效應(yīng)模型。綜合f 檢驗， lm檢驗與 hausman 檢驗的結(jié)果，本文的回歸模型選擇固定效應(yīng)模型。 從表 5（見下頁）可見，固定效應(yīng)模型中會計穩(wěn)健性水平 ac 的回歸系數(shù)為 -0.182（ t 值為 -6.25）且在 1水平上顯著，說明會計穩(wěn)健性水平與公司資本投資的無效率水平呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系，即穩(wěn)健的會計政策可以有助于改善公司資本投資效率。這表明會計穩(wěn)健性在公司資本投資中具有治理價值，從而假設(shè) 1 得到驗證。 表 5會計穩(wěn)健性與資本投資的無效率水平回歸結(jié)果 被解釋變量混合最小二乘法固定效應(yīng)模型隨機效應(yīng)模型截距0.0784*0.0627*0.0720*(10.90)(6.34)(9.16)ac-0.0988*-0.182*-0.112*(-7.20)(-6.25)(-6.83)pay-0.00327*-0.00191*-0.00269*(-6.01)(-2.53)(-4.52)fcf0.0553*0.0308*0.0438*(9.42)(5.74)(9.13)mfee0.00735*0.00648*0.00680*(2.36)(1.78)(2.15)tunnel-0.0416*-0.0452*-0.0437*(-6.37)(-4.33)(-5.16)f 值 59.46*20.29* wald 值 209.6*adj. 檢驗值 1.87*lm 檢驗值chibar2(01)=178.42*hausman 檢驗 chi2(5)=50.73*注：被解釋變量為模型中資本投資的無效率水平（ inv_resid）； 括號 內(nèi)的數(shù)值為 t值； f 值為多 元回歸總體顯著性檢驗， 而 f 檢驗值則為選擇 固定效應(yīng)模型或混合最小二乘法模型的檢驗值； *， *， *分別表示顯 著性水平為 1， 5和 10。從控制變量來看，高管薪酬 pay的回歸系數(shù)為 -0.00191（ t 值為 -2.53）且在 5水平上顯著，說明當(dāng)薪酬契約無法對經(jīng)理工作努力程度和經(jīng)營才能做出補償和激勵時，將誘發(fā)管理層的機會主義行為，從而導(dǎo)致企業(yè)資本投資無效率水平增加。自由現(xiàn)金流 fcf的回歸系數(shù)為 0.0308（ t 值為 5.74）且在 1水平上顯著，說明自由現(xiàn)金流充足的企業(yè)，其經(jīng)理人無效率 投資的可能性更大。管理費用 mfee的回歸系數(shù)為 0.00648（ t 值為 1.78）僅在 10水平上顯著，說明管理層的在職消費也會影響企業(yè)資本投資效率。大股東占款 tunnel 的回歸系數(shù)為 -0.0452（ t 值為 -4.33）且在 1水平上顯著，這或許是大股東占款導(dǎo)致上市公司資金短缺，反而減少了無效率投資的可能性。 （四） 會計穩(wěn)健性與資本投資過度（不足）的回歸結(jié)果 表 6會計穩(wěn)健性與投資過度（不足）的回歸結(jié)果 被解釋變量 over_invunder_inv截距 0.0999*0.0466*（ 3.89）（ 5.69）ac-0.211*-0.158*(-2.74)(-6.68)pay-0.00398*-0.00122*(-2.04)(-1.96)fcf0.0814*-0.00346（ 5.51）(-0.79)mfee0.01270.00476*（ 1.14）（ 1.67）tunnel-0.121*-0.00719(-3.53)(-值 11.36*9.623*注：表中回歸都是用 2001 年 2008 年上市公司 的非均衡面板數(shù)據(jù)進行回歸 ， 所以進行了模型的篩 選， 最終選定采用固定效應(yīng)模型進行回歸；表中數(shù)據(jù) 為解釋變量的回歸系數(shù)，括號內(nèi)的數(shù)值為 t 值； *， *， *分別表示顯著性水平 1， 5和 10。表 6 報告了會計穩(wěn)健性對投資過度（不足）的影響，且回歸模型包括了高管薪酬、自由現(xiàn)金流、管理費用率、大股東占款比率等控制變量。會計穩(wěn)健性水平 ac在表 6中的回歸系數(shù)分別為 -0.211（ t 值為 -2.74）和 -0.158（ t值為 -6.68），均在 1水平上顯著，說明會計穩(wěn)健性水平與公司投資過度（ 不足）水平顯著負相關(guān)，即會計穩(wěn)健性水平的提高一方面有助于經(jīng)理人拒絕凈現(xiàn)值為負的投資項目，抑制企業(yè)過度投資；另一方面有助于經(jīng)理人接受凈現(xiàn)值為正的投資項目，緩解企業(yè)投資不足?？梢?，會計穩(wěn)健性在一定程度上能夠約束經(jīng)理人的機會主義行為，緩解企業(yè)由信息不對稱所帶來的代理問題，從而假設(shè) 1a 和假設(shè) 1b 得到驗證。 此外，高管薪酬 pay 與投資過度 over_inv在 5水平上顯著負相關(guān)，與投資不足 under_inv 在 10水平上顯著負相關(guān)，說明薪酬激勵越充分，企業(yè)資本投資過度（不足）的可能性越小，經(jīng)理薪酬契約在一定 程度上可以緩解企業(yè)投資過度（不足）的現(xiàn)象。自由現(xiàn)金流fcf 與投資過度顯著正相關(guān)，與投資不足負相關(guān)，說明自由現(xiàn)金流充足可以緩解投資不足的壓力，同時也會加劇投資過度的情況。管理費用 mfee 與投資過度（不足）正相關(guān)，說明管理層的在職消費會加劇企業(yè)的過度投資或投資不足的無效率行為。大股東占款 tunnel 與投資過度（不足）負相關(guān)，這可能是大股東占款導(dǎo)致上市公司資金短缺，從而使企業(yè)削減了資本支出。 （五） 敏感性分析 本文還進行了敏感性分析。為了避免理查森模型可能產(chǎn)生的系統(tǒng)性偏差，本文將模型殘差 按大小分成三組并剔除掉中間一組；然后，將殘差最大的一組作為投資過度組，將殘差最小的一組作為投資不足組，再次進行回歸。此外，本文將非平衡面板數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為平衡面板數(shù)據(jù)，即將 2001 年 2008年正常在市交易并且只發(fā)行 a股的上市公司作為研究對象，分別用營業(yè)收入增長率與托賓 q作為公司增長機會的代理變量重新進行回歸。這些敏感性分析的回歸結(jié)果與前面的研究結(jié)論基本一致。 五、 結(jié)論與啟示 本文以 2001年 2008年我國滬深股票市場 a股上市公司為研究樣本，檢驗會計穩(wěn)健性與公司資本投資效率之間的關(guān)系，從而考察會計穩(wěn)健性的治理價值。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性與資本投資無效率水平即投資過度（不足）存在顯著負相關(guān)關(guān)系，會計穩(wěn)健性水平有助于緩解公司的過度投資或投資不足行為，改善公司的資本投資效率。 具有信息優(yōu)勢的管理者有動機對外披露有關(guān)收益的信息而隱瞞有關(guān)損失的信息，所以股東可以利用穩(wěn)健性原則來抑制管理者不對稱披露信息的機會主義行為。此外，及時確認損失的穩(wěn)健性能夠使企業(yè)的決策權(quán)盡早從造成虧 損的管理者手中轉(zhuǎn)移到債權(quán)人手中，以保障債權(quán)人的利益。因此，對于我國上市公司而言，會計穩(wěn)健性不僅是一項重要的財務(wù)報告質(zhì)量屬性，而且還是一項有效的公司治理機制。本文的研究結(jié)果為理解會計穩(wěn)健性在公司治理中的價值提供了經(jīng)驗證據(jù)。會計穩(wěn)健性在公司投資效率方面的治理作用主要體現(xiàn)在能夠一定程度上避免企業(yè)投資過度或投資不足。一方面，會