廖義剛，徐 影

(江西財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，江西 南昌 330013)

一、引 言

Myers(1977)將公司價值視為在用資產(chǎn)未來持續(xù)經(jīng)營獲利所帶來的增值與未來投資決策的增長期權(quán)價值之和，后者被稱為投資機會集［1］。投資機會集的含義較廣，可以泛指一切與未來投資決策相關(guān)且能增加企業(yè)價值的支出或選擇權(quán)。隨著公司投資機會的增加，由于管理團隊可能不具備相關(guān)專業(yè)水準而無法獲知可供企業(yè)選擇的全部投資機會，這將導(dǎo)致管理層行為可觀測性的降低，從而加重了代理沖突并將損害公司價值［2］［3］［4］。Kumar＆Krishman發(fā)現(xiàn)當投資機會較高時應(yīng)計項目的價值相關(guān)性會隨著投資機會的增加而降低［5］;彭韶兵等也發(fā)現(xiàn)我國上市公司投資機會/成長性越高，會計信息失真程度越大［6］。不少研究還研討了管理層持股和債務(wù)杠桿等財務(wù)治理機制對高投資機會集公司代理問題的緩解效應(yīng)，但公司利益相關(guān)者具有不同的利益訴求，特定的財務(wù)治理機制可能更符合某一特定相關(guān)者利益但卻未必有助于提升公司整體價值，如王魯平、毛偉平就發(fā)現(xiàn)對于具有較多投資機會的公司，杠桿治理機制的引入反而可能導(dǎo)致投資不足，這雖然有助于降低債權(quán)人的風(fēng)險但一定程度上卻減損了公司價值［7］。因此，緩解高投資機會集所引發(fā)的代理問題可能需要借助更加獨立的治理機制?；诖?，本文將以2007－2011年我國A股上市公司為研究樣本，從盈余價值相關(guān)性的視角探討不同所有權(quán)性質(zhì)的上市公司，高質(zhì)量審計能否緩解高投資機會集所帶來的代理問題。

二、理論分析與假設(shè)發(fā)展

Myers(1977)將公司價值視為在用資產(chǎn)未來持續(xù)經(jīng)營獲利所帶來的增值與未來投資決策的增長期權(quán)價值之和，后者被稱為投資機會集，他認為成長機會低的公司由于在用資產(chǎn)比例較高，而在用資產(chǎn)主要由固定資產(chǎn)等形式構(gòu)成，這類資產(chǎn)的估值和價值鑒證相對容易，而高成長公司未來投資期權(quán)價值難以觀察和評估，這類價值受未來可操控投資支出規(guī)模的影響，因而這部分支出的合理規(guī)模難以被確定和監(jiān)督。此外，投資機會較高的公司還可能涉及諸多的廣告和研發(fā)活動，而財務(wù)會計系統(tǒng)通常將研發(fā)及廣告支出直接費用化而非資本化，雖然我國2006年發(fā)布的會計準則規(guī)定符合條件的某些研究開發(fā)支出可以資本化，但資本化和費用化的具體劃分仍然涉及比較復(fù)雜的會計職業(yè)判斷?？傮w而言，與無形資產(chǎn)投資開發(fā)相關(guān)的支出多數(shù)情況下被立即費用化而非資本化，即便某些時候這些支出被資本化，其后續(xù)攤銷程序還是存在較大的主觀武斷性。因此，噪聲計量假說認為高成長公司一般存在較嚴重的信息不對稱問題，其管理當局行為可觀察性的降低會導(dǎo)致對公司投資機會監(jiān)督的弱化，同時高增長所帶來的內(nèi)部控制系統(tǒng)的弱化和會計信息系統(tǒng)可靠性的降低會引發(fā)較高的信息風(fēng)險(Simth＆Watts，1992;彭韶兵、黃益建、趙根，2008)。根據(jù)該假說，隨著投資機會集的增大，財務(wù)會計系統(tǒng)報告的經(jīng)營活動現(xiàn)金流不僅代表了來自經(jīng)營活動的現(xiàn)金流，還包括了來自投資和經(jīng)營活動的混合現(xiàn)金流，這將導(dǎo)致經(jīng)營活動現(xiàn)金流的價值相關(guān)性有所降低;另一方面，應(yīng)計項目可用于預(yù)測未來經(jīng)營活動現(xiàn)金流的數(shù)量、時間及分布［8］，但當公司存在較大程度的信息不對稱，尤其是研發(fā)類支出的會計處理以及無形資產(chǎn)的攤銷較為武斷時，應(yīng)計項目在揭示未來現(xiàn)金流量的數(shù)量、時間和分布上的功效也將大打折扣。

總之，財務(wù)會計信息系統(tǒng)對投資支出的比較主觀武斷的處理將使得經(jīng)營活動現(xiàn)金流和應(yīng)計項目都存在較大的計量誤差，進而將導(dǎo)致會計盈余的價值相關(guān)性存在一定程度的降低(Kumar＆Krishnan，2008)。綜上，提出假設(shè)1。

假設(shè)1:給定其他條件不變，隨著公司投資機會集的增加，會計盈余的價值相關(guān)性將顯著下降。

Timam＆Trueman［9］和Datar Feltkam＆Hugkes［10］的理論模型認為，選擇高質(zhì)量審計并不會直接增加公司的未來現(xiàn)金流，但是可以通過改變投資者關(guān)于未來現(xiàn)金流分布的預(yù)期來影響公司價值，高質(zhì)量審計也可以透過其鑒證功能發(fā)現(xiàn)會計報表中的錯報、漏報，會計信息質(zhì)量因而得以提高，或者說選擇高質(zhì)量審計師本身就可以傳遞積極的信息，因此聘請高質(zhì)量審計師將改變投資者對公司未來現(xiàn)金流的預(yù)期，減少對未來現(xiàn)金流預(yù)測的不確定性。Bushman＆Smith的研究也認為，高質(zhì)量審計可以較好地保證會計信息的真實和可靠性，降低管理層報告的誤差和偏見，從而可以為投資者識別投資機會、監(jiān)督管理層提供更高質(zhì)量的會計信息［11］。那么，獨立審計尤其是高質(zhì)量審計能否發(fā)揮積極作用以緩解高投資機會集下公司的信息不對稱和代理問題呢?Tsui、Jaggi＆Gui研究指出，當投資機會集較高時，對管理當局行為可觀察性的降低會導(dǎo)致對公司投資機會監(jiān)督的弱化，因此相比低成長性公司，成長性更高的公司風(fēng)險更高，其內(nèi)部控制系統(tǒng)難以及時適應(yīng)經(jīng)營規(guī)模和組織結(jié)構(gòu)的變化，高增長所帶來的內(nèi)部控制系統(tǒng)的弱化和會計信息系統(tǒng)可靠性的降低會帶來更大的審計風(fēng)險，審計師必須投入更多的資源開展審計工作，最終會提升審計收費水平［12］;Lai的研究也證實了投資機會高且由“四大”審計的公司其可操控應(yīng)計更低，這表明高投資機會集公司聘請高質(zhì)量審計師的確可以起到提高會計信息質(zhì)量的效果［13］;翟華云、廖洪的研究也證實了高投資機會的公司更傾向于聘請“四(五)大”且高質(zhì)量審計有助于降低其可操控應(yīng)計水平。［14］

綜上，盡管投資機會較高的公司由于信息不對稱、經(jīng)營和會計處理方法的復(fù)雜性會導(dǎo)致其會計盈余的價值相關(guān)性有所降低，但若高投資機會集公司雇請的是高質(zhì)量審計師，高質(zhì)量審計師監(jiān)督職能的發(fā)揮將有助于會計信息質(zhì)量的提升，最終一定程度上將有助于提升高投資機會集公司會計盈余的價值相關(guān)性。藉此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2:隨著公司投資機會的增加，會計盈余的價值相關(guān)性將下降，若其聘請的是高質(zhì)量審計師，則盈余價值相關(guān)性的下降幅度較低。

盡管引入高質(zhì)量審計可以為投資者識別投資機會和監(jiān)督管理層提供更高質(zhì)量的會計信息，但不同所有權(quán)性質(zhì)的公司由于其公司內(nèi)外治理機制和環(huán)境的差異，高質(zhì)量審計治理功效的發(fā)揮在一定程度上是存在差異的。國有上市公司由于政府干預(yù)程度較深，因此在應(yīng)對法律風(fēng)險和監(jiān)管風(fēng)險較非國有上市公司存在一定的差異。相對非國有上市公司而言，市場、監(jiān)管和法律等因素對國有上市公司更難以形成有效的約束力［15］。缺乏約束力的公司內(nèi)外治理環(huán)境對高質(zhì)量審計職能的發(fā)揮存在一定的負面影響，已有研究也發(fā)現(xiàn)決定審計質(zhì)量的不僅僅是審計標準、事務(wù)所規(guī)模以及客戶素質(zhì)等技術(shù)性因素，制度環(huán)境尤其是法律和監(jiān)管環(huán)境也是審計質(zhì)量的決定性因素［16］［17］，因此國有上市公司聘請的高質(zhì)量審計師在這一特定環(huán)境下，其審計質(zhì)量很可能不如非國有上市公司聘請的高質(zhì)量審計師。由此，提出假設(shè)3。

假設(shè)3:隨著投資機會的增加，相對于國有上市公司，高質(zhì)量審計師能夠更顯著地抑制非國有上市公司盈余價值相關(guān)性的下降。

三、樣本選擇、模型設(shè)定與變量定義

(一)樣本選擇

本文選取2007－2011年所有滬深A(yù)股上市公司作為初始樣本并執(zhí)行了以下篩選程序:(1)剔除了金融類上市公司;(2)剔除缺少財務(wù)數(shù)據(jù)的樣本;(3)剔除無法判斷控股股東性質(zhì)的樣本。最后樣本為7932個，其中國有控股樣本4124個，非國有控股樣本3808個。本研究所使用的研究數(shù)據(jù)皆取自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

(二)投資機會集的度量

由于投資機會集無法直接觀測，理論界目前對其度量也尚未達成共識，多數(shù)關(guān)于投資機會集的研究文獻都采用了各種代理變量間接度量投資機會集。借鑒已有研究的基礎(chǔ)上［18］［19］，本文選擇資產(chǎn)市價與賬面價值之比(MBA)、每股收益與每股市價之比(EP)、資本資產(chǎn)投資支出密度(RACTCE)、消除規(guī)模影響后銷售收入變動的方差(VARSALE)四個代理變量通過主成分分析計算投資機會集。具體方法是通過對上述四個代理變量用因子分析法分離出一個能反映該四個代理變量大部分信息的公共因子，然后用所得到的因子得分來表示企業(yè)的投資機會集。上述代理變量的具體定義如表1所示。

表1 計算IOS的四個代理變量及其定義

(三)檢驗?zāi)Ｐ偷脑O(shè)定與變量定義

借鑒Kumar＆Krishman(2008)的研究，使用如下價值相關(guān)性的回報模型考察投資機會、高質(zhì)量審計對盈余反應(yīng)系數(shù)的影響。

模型中因變量retit為i公司第t年5月至t+1年4月的累計異常月回報率①即，其中Rmy和Rny分別表示i公司(市場)第t年的第y個月的個股(市場)月回報率。;audit為虛擬變量，若i公司t年主審審計師為十大則該變量取1②依據(jù)中注冊行業(yè)排名確定十大與非十大。，否則為0;iosit表示i公司第t年的投資機會集;epsit表示i公司第t年的每股收益;交乘項epsit×iosit為檢驗變量，若該變量的系數(shù)顯著為負，則表明投資機會集越大，會計信息質(zhì)量越低;交乘項epsit×iosit×audit也是檢驗變量，若該變量的系數(shù)顯著為正，則表明隨著投資機會集越大，高質(zhì)量審計可以緩解會計信息質(zhì)量的降低。此外，ptsit是i公司第t年流通股比例;bvpsit是i公司第t年普通股每股賬面凈值;sizeit是公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量;roait和levit分別表示i公司第t年的總資產(chǎn)報酬率和資產(chǎn)負債率;indus為行業(yè)虛擬變量;year為年度啞變量。

四、實證結(jié)果和分析

(一)單變量分析

表2 “十大”與“非十大”樣本組主要變量T(Z)檢驗

按照主審審計師是否十大將全樣本區(qū)分為十大和非十大樣本組，表2是兩組樣本主要變量的均值和中位數(shù)檢驗結(jié)果。檢驗結(jié)果顯示，兩組樣本的異?；貓舐?retit)的中位數(shù)和均值不存在顯著差異，但十大樣本組每股盈余(epsit)的均值和中位數(shù)顯著高于非十大樣本，這表明十大客戶的盈利狀況相對更好;同時十大樣本變量roait的中位數(shù)顯著高于非十大樣本，這再次證實了聘請十大的公司具有相對較強的盈利能力。進一步考察變量iosit和levit可以發(fā)現(xiàn)，十大樣本組ios均值和中位數(shù)均顯著高于非十大樣本組，同時十大樣本組財務(wù)杠桿程度(levit)的中位數(shù)顯著高于非十大樣組，這一定程度上意味著十大樣本組的信息不對稱程度和風(fēng)險整體高于非十大樣本。

(二)多元回歸分析

表3是多元回歸分析的結(jié)果。全樣本的回歸結(jié)果顯示，變量epsit的系數(shù)為0.154且在0.000的水平上顯著，這表明每股盈余與公司異?；貓笳嚓P(guān)，但交叉項epsit×iosit的系數(shù)為－4.178且在0.000的水平上顯著，這證實了隨著投資機會集的增加，會計盈余中的計量誤差以及管理當局的機會主義行為會導(dǎo)致會計信息質(zhì)量的降低，體現(xiàn)為盈余的價值相關(guān)性顯著降低，這支持了假設(shè)1。那么高質(zhì)量審計能否有助于緩解高投資機會集帶來的代理問題呢?交叉項epsit×iosit×audit的系數(shù)為3.858且在0.001的水平上顯著，這意味著高質(zhì)量審計的介入可以起到一定的監(jiān)督作用，有助于抑制高投資機會集所帶來的會計信息質(zhì)量的降低，這支持了假設(shè)2。進一步將全樣本劃分為非國有上市公司和國有上市公司，顯然，非國有上市公司交叉項epsit×iosit的系數(shù)顯著為負，這同樣支持了假設(shè)1，同時交叉項epsit×iosit×audit的系數(shù)顯著為正，意味著對于非國有上市公司高質(zhì)量審計可以發(fā)揮一定的治理功效，有助于緩解隨著投資機會集增加所帶來的盈余質(zhì)量的降低。國有上市公司的回歸結(jié)果則表明，交叉項epsit×iosit×audit的系數(shù)為負，但沒有通過顯著性檢驗，這意味著在國有上市公司中高質(zhì)量審計并未發(fā)揮積極的治理功效，總體而言上述檢驗結(jié)果支持了假設(shè)3。

表3 投資機會、高質(zhì)量審計與盈余價值相關(guān)性的回歸結(jié)果

(三)進一步的檢驗

為進一步檢驗投資機會集分別對應(yīng)計項目和經(jīng)營活動現(xiàn)金流價值相關(guān)性的影響，將回歸模型中的會計盈余分解為應(yīng)計項目和經(jīng)營活動現(xiàn)金流，并同時納入回歸分析。檢驗結(jié)果列示于表4，全樣本檢驗結(jié)果顯示，交叉項cfoit×iosit×audit和accit×iosit×audit的系數(shù)顯著為正，意味著高質(zhì)量審計的介入可以緩解投資機會增加所導(dǎo)致的經(jīng)營活動現(xiàn)金流和應(yīng)計項目價值相關(guān)性的下降。區(qū)分非國有和國有上市公司的分組檢驗結(jié)果顯示，與國有上市公司相反，非國有上市公司交叉項cfoit×iosit×audit和accit×iosit×audit的系數(shù)顯著為正，這再次表明高質(zhì)量審計在非國有上市公司更能夠有效地發(fā)揮治理職能并提升會計信息質(zhì)量。

表4 區(qū)分應(yīng)計項目和經(jīng)營活動現(xiàn)金流的分組檢驗結(jié)果

(四)穩(wěn)健性測試

我們還執(zhí)行了如下穩(wěn)健性測試:使用Ohlson(1995)［20］股價模型取代回報模型重新檢驗有關(guān)假設(shè)，檢驗結(jié)果不變;改變按所有權(quán)性質(zhì)進行分組回歸的做法，將衡量所有權(quán)性質(zhì)的虛擬變量納入多元回歸模型并與高質(zhì)量審計、投資機會變量交乘，檢驗結(jié)果基本不變;從2007年起我國上市公司開始執(zhí)行新的會計準則，作為會計政策變更年度的2007年其會計信息可能存在一定程度的異常，因此將2007年樣本剔除而后重新執(zhí)行有關(guān)檢驗，結(jié)論不變。

五、結(jié)論與啟示

研究發(fā)現(xiàn)隨著投資機會集的增加，上市公司會計盈余的價值相關(guān)性將顯著降低，若其聘請的是高質(zhì)量審計師，則盈余價值相關(guān)性的下降幅度會有顯著的降低;此外，相對于國有上市公司，高質(zhì)量審計的引入能更顯著地緩解非國有上市公司投資機會集對盈余價值相關(guān)性的負面影響。這一定程度上說明在我國特定的制度環(huán)境下，投資機會與會計信息質(zhì)量的關(guān)系更多地符合噪聲計量假說，同時也證實了高質(zhì)量審計的治理功效可以緩解高投資機會所引發(fā)的代理問題，但該治理功效會受具體行政、法律和監(jiān)管等環(huán)境因素的影響。我們的研究表明，監(jiān)管部門固然應(yīng)當加強資本市場獨立審計制度的建設(shè)，尤其是應(yīng)該重點扶持大規(guī)模事務(wù)所的健康成長，但加強各項市場基礎(chǔ)制度建設(shè)和完善在一定程度上更為重要。

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