[摘要]選取2001年—2008年我國A股上市公司為研究樣本，檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與公司資本投資效率之間的關(guān)系，進(jìn)而考察會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的治理價(jià)值。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，會(huì)計(jì)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(fù)相關(guān)，這對(duì)我國上市公司而言，會(huì)計(jì)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(duì)稱、抑制公司的過度投資或投資不足行為，進(jìn)而改善公司的資本投資效率。

　　[關(guān)鍵詞]會(huì)計(jì)穩(wěn)健性;投資效率;投資過度;投資不足

　　一、理論分析與假設(shè)提出

　　在資本市場(chǎng)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(dá)到使企業(yè)價(jià)值最大化的最優(yōu)水平。然而在現(xiàn)實(shí)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(jìn)行過度投資，將公司的自由現(xiàn)金流濫用于凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目[8];另一方面，信息不對(duì)稱增加了市場(chǎng)摩擦，影響公司外部融資成本，容易導(dǎo)致受流動(dòng)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性可以降低契約方之間的信息不對(duì)稱和代理問題，從而實(shí)現(xiàn)資本的有效投資[13]。如果企業(yè)選擇穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策，管理者需要在任職期內(nèi)及時(shí)確認(rèn)投資項(xiàng)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(huì)投資凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目。此外，根據(jù)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的要求，在預(yù)計(jì)未來現(xiàn)金流入減少時(shí)，企業(yè)要以計(jì)提減值準(zhǔn)備或應(yīng)計(jì)負(fù)債等方式在財(cái)務(wù)報(bào)表中確認(rèn)，這樣管理者就可能會(huì)盡快地從虧損項(xiàng)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(huì)計(jì)政策的企業(yè)會(huì)更多地拒絕差的投資項(xiàng)目，而將更多的資本投資于盈利的凈現(xiàn)值項(xiàng)目中，同時(shí)會(huì)更早地從虧損項(xiàng)目中撤資[14]。Biddle(比德爾)和Hilary(希拉里)通過檢驗(yàn)財(cái)務(wù)報(bào)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(cái)務(wù)報(bào)告可以減少經(jīng)理層與外部資本供給者之間的信息不對(duì)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(yàn)了穩(wěn)健的財(cái)務(wù)報(bào)告體制對(duì)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(cái)務(wù)報(bào)告體制下，經(jīng)理對(duì)投資機(jī)會(huì)下降做出反應(yīng)的速度更快[16]�？梢�，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可以提高會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量，減少企業(yè)股東與經(jīng)理層的信息不對(duì)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(huì)計(jì)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平與公司資本投資無效率水平負(fù)相關(guān)。

　　穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策對(duì)公司投資效率的影響可以從以下兩個(gè)方面來分析。一方面，會(huì)計(jì)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(shí)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)公司的投資水平起到抑制作用。因?yàn)楫?dāng)投資項(xiàng)目有利于經(jīng)理獲得私人收益時(shí)，經(jīng)理可能接受凈現(xiàn)值為負(fù)的投資項(xiàng)目，由此損害股權(quán)投資者利益[17]。Ball(鮑爾)等認(rèn)為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性不僅是一項(xiàng)重要的財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量屬性，而且也是一項(xiàng)有效的公司治理機(jī)制[18]。會(huì)計(jì)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(shí)證研究表明，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可以減少經(jīng)理層接受凈現(xiàn)值為負(fù)的投資項(xiàng)目的事先動(dòng)機(jī)[19]。穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策的采用使公司經(jīng)理層面臨更高的違約風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)經(jīng)理層聲譽(yù)受損、報(bào)酬降低、被董事會(huì)解雇或公司被接管的可能性，增加經(jīng)理層實(shí)施機(jī)會(huì)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(shí)，由于會(huì)計(jì)盈余中包括了因穩(wěn)健性而確認(rèn)的損失，投資者能夠及時(shí)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(shí)地制止經(jīng)理層由過度投資所帶來的代理成本[1]�？梢�，會(huì)計(jì)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(xiǎn)的可能性，抑制經(jīng)理層為實(shí)現(xiàn)自身利益最大化而產(chǎn)生的過度的投資。另一方面，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有助于降低公司面臨的信息不對(duì)稱。當(dāng)公司面臨投資不足的情況時(shí)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)公司的投資水平起到推動(dòng)作用。Mcnichols(麥克尼科爾斯)和Stubben(斯塔布斯)認(rèn)為，公司管理人員的盈余管理本身會(huì)“掩蓋”公司真實(shí)的收入和盈余增長(zhǎng)潛力，這使得投資者無法形成有效的盈余增長(zhǎng)預(yù)期，而會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可以減少事前的信息不對(duì)稱，改善事后的投資效率[20]。Lafond(拉豐)和Watts(沃特斯)的實(shí)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(duì)稱使投資者對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)表穩(wěn)健性產(chǎn)生了需求，因而會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠降低經(jīng)理層操縱會(huì)計(jì)數(shù)字的動(dòng)機(jī)和能力，并減輕信息不對(duì)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(huì)計(jì)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(huì)計(jì)政策的公司更容易觸犯?jìng)鶆?wù)契約條款，從而能夠更好地保護(hù)債權(quán)投資者的利益;同時(shí)，公司也可以獲得更低利率的貸款[23]�？梢�，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)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(xiàng)目的機(jī)會(huì)。尤其對(duì)負(fù)債率較高或受現(xiàn)金流約束較大的公司通過穩(wěn)健的會(huì)計(jì)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。可見，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策能減少公司的代理成本以及信息不對(duì)稱程度，進(jìn)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(huì)計(jì)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平與公司過度投資水平負(fù)相關(guān)。

　　假設(shè)1b：會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平與公司投資不足水平負(fù)相關(guān)。

　　二、研究設(shè)計(jì)

　　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(huì)計(jì)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(shí)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平作為解釋變量，并加入若干控制變量進(jìn)行回歸，以考察會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平對(duì)公司資本投資效率的影響。

　　(一)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平的估算

　　巴蘇運(yùn)用下面的盈余股票收益關(guān)系模型來度量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。

　　EPSitPit-1=β1+β2DRit+β3Rit+β4DRit*Rit+εit(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(jià);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(shí)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(fù)的股票年度收益率表示經(jīng)濟(jì)損失，即“壞消息”;正的股票年度收益率表示經(jīng)濟(jì)利得，即“好消息”。在模型(1)中，β2度量會(huì)計(jì)盈余確認(rèn)“好消息”的及時(shí)性，β3度量會(huì)計(jì)盈余確認(rèn)“壞消息”的及時(shí)性。因此，β4度量會(huì)計(jì)盈余確認(rèn)“壞消息”相對(duì)于確認(rèn)“好消息”的增量及時(shí)性。由于穩(wěn)健性意味著會(huì)計(jì)盈余對(duì)“壞消息”的反應(yīng)比對(duì)“好消息”的反應(yīng)更為及時(shí)充分，本文通過檢驗(yàn)β4是否顯著大于0來判斷會(huì)計(jì)盈余是否穩(wěn)健。

　　卡恩和沃特斯對(duì)巴蘇模型進(jìn)行了拓展，選擇公司規(guī)模(SIZE)、負(fù)債率(LEV)和市值與賬面價(jià)值比率(MB)作為工具變量，設(shè)計(jì)出度量公司/年的穩(wěn)健性指標(biāo)。他們假定非對(duì)稱及時(shí)性是上述三個(gè)工具變量的線性函數(shù)，用G?Score表示盈余對(duì)“好消息”的反應(yīng)程度，用C?Score表示盈余對(duì)“壞消息”反應(yīng)的增量程度，兩個(gè)系數(shù)分別變?yōu)椋?/p>

　　G?Score=β3=μ1+μ2SIZEit+μ3LEVit+μ4MBit(2)

　　C?Score=β4=λ1+λ2SIZEIt+λ3LEVit+λ4MBit(3)

　　將(2)式和(3)式代入(1)式，可得到用于估算公司層面的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性模型，這一模型為：

　　EPSitPit-1=β1+β2DRit+(μ1+μ2SIZEit+μ3LEVit+μ4MBit)*Rit+

　　(λ1+λ2SIZEit+λ3LEVit+λ4MBit)*DRit*Rit+εit(4)

　　運(yùn)用上述模型，采用年度橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，可以估計(jì)出μ1，μ2，μ3，μ4以及λ1，λ2，λ3，λ4。然后，將λ1，λ2，λ3，λ4估計(jì)系數(shù)再代入(3)式，估算出公司層面的會(huì)計(jì)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(duì)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(jì)模型如下：

　　INVit=α0+α1GROWTHit-1+α2LEVit-1+α3CASHit-1+α4SIZEit-1+

　　α5RETit-1+α6INVit-1+∑INDUSTRY+∑YEAR+εit(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(zhǎng)機(jī)會(huì)，用營業(yè)收入增長(zhǎng)率表示;LEVit-1為i公司t-1年度資產(chǎn)負(fù)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(duì)數(shù);RETit-1為i公司t-1年度股票年度收益率，并用市場(chǎng)年度收益率進(jìn)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(huì)的分類標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行劃分，共選取20個(gè)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(jì)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(duì)值后用符號(hào)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(hào)Over_INV表示，相反則為投資不足，用符號(hào)Under_INV表示。為了便于理解和解釋，本文將Under_INV取絕對(duì)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(yán)重;Under_INV越大，表明上市公司投資不足情況越嚴(yán)重。

　　(三)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與資本投資效率的回歸模型設(shè)計(jì)

　　在確定公司的會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平對(duì)公司資本投資效率的影響。

　　INV_Residit=γ0+γ1ACit+γ2PAYit+γ3FCFit+γ4MFEEit+γ5TUNNELit+εit(6)

　　Over_INVit=γ0+γ1ACit+γ2PAYit+γ3FCFit+γ4MFEEit+γ5TUNNELit+εit(7)

　　Under_INVit=γ0+γ1ACit+γ2PAYit+γ3FCFit+γ4MFEEit+γ5TUNNELit+εit(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(huì)計(jì)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(jí)管理人員的報(bào)酬總額的自然對(duì)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(dòng)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(fèi)用率，為i公司t年度管理費(fèi)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(chǎng)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(shí)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(jì)與處理軟件為EXCEL2003和STATA10.0。為了消除極端值的影響，本文對(duì)連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)進(jìn)行了Winsorize處理。

　　三、實(shí)證分析

　　(一)變量的估算結(jié)果

　　1.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平的估算

　　表1(見下頁)報(bào)告了公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的估計(jì)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(duì)“壞消息”的反應(yīng)顯著地快于對(duì)“好消息”的反應(yīng)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是存在的。為了排除虧損公司盈余管理行為對(duì)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(jìn)行回歸。如表1所示，盈利公司的會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平用AC表示。

　　表1會(huì)計(jì)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.R?sq0.0670.1090.1690.216F16.59***16.13***39.04***41.29***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(hào)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(bào)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(duì)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(fù)值表示投資不足，取絕對(duì)值為Under_INV。

　　(二)描述性統(tǒng)計(jì)分析

　　表3為模型中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(huì)計(jì)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(gè)系數(shù)均大于0，說明就整體水平而言，我國上市公司會(huì)計(jì)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.R?sq0.249F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(hào)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(jì)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度均顯著負(fù)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(huì)計(jì)政策有助于降低契約方之間的信息不對(duì)稱，并能緩解上市公司投資不足和投資過度，進(jìn)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_INVACPAYFCFMFEETUNNELUnder_INV1AC-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(huì)計(jì)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(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果及F檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果。由于使用的是面板數(shù)據(jù)，本文首先需要對(duì)模型的設(shè)定形式進(jìn)行判斷。由表5可見，在混合最小二乘法估計(jì)與固定效應(yīng)模型之間進(jìn)行選擇時(shí)，F(xiàn)檢驗(yàn)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(jì)與隨機(jī)效應(yīng)模型之間進(jìn)行選擇時(shí)，LM檢驗(yàn)的卡方值為178.42且在1%水平上顯著，因而優(yōu)先選擇隨機(jī)效應(yīng)模型;在固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型間進(jìn)行選擇時(shí)，Hausman檢驗(yàn)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(yàn)，LM檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)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(huì)計(jì)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(huì)計(jì)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(fù)相關(guān)關(guān)系，即穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可以有助于改善公司資本投資效率。這表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在公司資本投資中具有治理價(jià)值，從而假設(shè)1得到驗(yàn)證。

　　表5會(huì)計(jì)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(jī)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.R?sq0.04450.0350.0434F檢驗(yàn)值1.87***LM檢驗(yàn)值chibar2(01)=178.42***Hausman檢驗(yàn)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(hào)內(nèi)的數(shù)值為t值;F值為多元回歸總體顯著性檢驗(yàn)，而F檢驗(yàn)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(yàn)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P(guān)AY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(duì)經(jīng)理工作努力程度和經(jīng)營才能做出補(bǔ)償和激勵(lì)時(shí)，將誘發(fā)管理層的機(jī)會(huì)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(fèi)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(fèi)也會(huì)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性與資本投資過度(不足)的回歸結(jié)果

　　表6會(huì)計(jì)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)(-0.89)adj.R?sq0.04190.023F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(jìn)行回歸，所以進(jìn)行了模型的篩選，最終選定采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸;表中數(shù)據(jù)為解釋變量的回歸系數(shù)，括號(hào)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(bào)告了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)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(fèi)用率、大股東占款比率等控制變量。會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平與公司投資過度(不足)水平顯著負(fù)相關(guān)，即會(huì)計(jì)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(fù)的投資項(xiàng)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(xiàng)目，緩解企業(yè)投資不足�？梢�，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在一定程度上能夠約束經(jīng)理人的機(jī)會(huì)主義行為，緩解企業(yè)由信息不對(duì)稱所帶來的代理問題，從而假設(shè)1a和假設(shè)1b得到驗(yàn)證。

　　此外，高管薪酬P(guān)AY與投資過度Over_INV在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，與投資不足Under_INV在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明薪酬激勵(lì)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(fù)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(shí)也會(huì)加劇投資過度的情況。管理費(fèi)用MFEE與投資過度(不足)正相關(guān)，說明管理層的在職消費(fèi)會(huì)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(fù)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(jìn)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(jìn)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(duì)象，分別用營業(yè)收入增長(zhǎng)率與托賓Q作為公司增長(zhǎng)機(jī)會(huì)的代理變量重新進(jìn)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。

　　四、結(jié)論與啟示

　　本文以2001年—2008年我國滬深股票市場(chǎng)A股上市公司為研究樣本，檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與公司資本投資效率之間的關(guān)系，從而考察會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的治理價(jià)值。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)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(fù)相關(guān)關(guān)系，會(huì)計(jì)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(shì)的管理者有動(dòng)機(jī)對(duì)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(duì)稱披露信息的機(jī)會(huì)主義行為。此外，及時(shí)確認(rèn)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(duì)于我國上市公司而言，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性不僅是一項(xiàng)重要的財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量屬性，而且還是一項(xiàng)有效的公司治理機(jī)制。本文的研究結(jié)果為理解會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在公司治理中的價(jià)值提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)穩(wěn)健性通過要求及時(shí)確認(rèn)損失，限制了管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)及其機(jī)會(huì)主義行為，有效緩解經(jīng)理人與股東之間的代理沖突，降低公司的代理成本，抑制過度投資的發(fā)生;另一方面，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠降低投資者所面臨的信息不對(duì)稱，減少投資者溢價(jià)要求，緩解投資不足的發(fā)生。