曾月明　付婷，2

(1.東華大學旭日工商管理學院，上海200051;2.上饒師范學院，經(jīng)濟與管理學院，江西上饒334000)

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會計穩(wěn)健性對企業(yè)過度投資的影響
——基于不同終極控制權視角

曾月明1付婷1，2

(1.東華大學旭日工商管理學院，上海200051;2.上饒師范學院，經(jīng)濟與管理學院，江西上饒334000)

摘要：本文以2010—2013年中國滬深A股上市公司為樣本，研究中央政府終極控股企業(yè)(央企)、地方政府終極控股企業(yè)(地方國企)和私有產(chǎn)權控股企業(yè)(私企)的會計穩(wěn)健性與過度投資水平差異以及會計穩(wěn)健性對過度投資的影響。實證結果表明：三組企業(yè)中，私企的會計穩(wěn)健性最高，過度投資水平最低；央企的會計穩(wěn)健性高于地方國企，地方國企的過度投資水平則高于央企。會計穩(wěn)健性在私企發(fā)揮了緩解過度投資行為的治理效應，但在地方國企和央企均不顯著。

關鍵詞：會計穩(wěn)健性；過度投資；終極控制權；股權性質

一、引言和文獻綜述

我國上市公司同時存在過度投資和投資不足現(xiàn)象，且過度投資的企業(yè)多于投資不足的企業(yè)(佟愛琴，馬星潔2013)[1]。企業(yè)為什么會產(chǎn)生過度投資現(xiàn)象，學者們從委托代理理論(Jensen，1986)[2]、信息不對稱理論(Myers，Majluf，1984)[3]以及自由現(xiàn)金流假說(Shleifer，Vishny，1898；Hart，1998；Richardson，2006)[4-6]等方面給予了比較充分的解釋。已有研究表明，過度投資現(xiàn)象在不同所有權性質的企業(yè)存在差異，國有企業(yè)比民營企業(yè)有更強烈的過度投資傾向(唐雪松等，2010；盛明泉，李昊，2010)。探索抑制過度投資的治理機制成為我國政府和企業(yè)亟需解決的問題。

Basu(1997)[7]將穩(wěn)健性定義為“會計人員在確認好消息時要求有更高的可驗證性”。國內學者主要從管理層特征、資產(chǎn)減值和投資機會等角度驗證了會計穩(wěn)健性能抑制過度投資(韓靜等，2014；徐全華，2013；楊丹等，2011；袁知柱等，2011)，也有部分研究結果表明穩(wěn)健性對過度投資的抑制作用不明顯，反而在一定程度上加劇了投資不足(朱松，夏冬林，2010；李瑛，楊蕾，2014)。從終極控股股東視角，現(xiàn)有文獻主要關注的是終極控股股東對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，而少量關于終極控制權的研究也僅將控股股東分為國有和非國有(李瑛、楊蕾，2014；

孫剛，2010；劉紅霞，索玲玲，2011)[8-10]，并未進一步追蹤國有企業(yè)的受控政府層級，導致研究結論并非適用于所有的國有企業(yè)。而追溯終極控股股東可以幫助我們較好地理解現(xiàn)代企業(yè)中所有權、控制權與控股結構之間的關系。

不同終極控股股東控制的企業(yè)會計穩(wěn)健性、過度投資是否存在差異呢?本文根據(jù)La Porta等(1999)[11]對終極控制權的定義“股權控制鏈條的最終控制者通過直接和間接持有公司股份而對公司擁有的實際控制權”，并參照劉芍佳等(2003)[12]提出的“終極產(chǎn)權論”對企業(yè)的劃分標準，將2010-2013年滬深A股上市公司按終極控制權細分為中央政府終極控股企業(yè)(央企)、地方政府終極控股企業(yè)(地方國企)和私有產(chǎn)權控股企業(yè)(私企)三類。首先討論不同終極控制權企業(yè)的會計穩(wěn)健性與過度投資是否存在差異，然后提出并驗證終極控制權-會計穩(wěn)健性-過度投資的假設，即在其它條件相同的情況下，會計穩(wěn)健性對于過度投資的治理效用在不同終極控股股東控制的企業(yè)之間是否存在顯著差異？

本文的主要貢獻在于：在已有文獻僅將企業(yè)劃分為國有和私有產(chǎn)權兩種類型的基礎上，進一步追溯國有上市公司的受控政府層級，將研究對象細分為央企、地方國企和私企三類，對不同終極控股股東控制的企業(yè)的會計穩(wěn)健性與過度投資進行實證研究，研究發(fā)現(xiàn)：(1)不同終極控股股東控制的企業(yè)的會計穩(wěn)健性與過度投資水平存在顯著差異；(2)不同終極控股股東控制的企業(yè)的會計穩(wěn)健性抑制過度投資的作用存在顯著差異。驗證了終極控制權——會計穩(wěn)健性——過度投資的假設。

二、理論分析與假設提出

(一)不同終極控制權企業(yè)會計穩(wěn)健性與過度投資的差異

Watts(2003)[13]認為，會計穩(wěn)健性可以降低公司與相關群體之間由于利益沖突而產(chǎn)生的代理成本。如果股東與債權人利益一致，會計穩(wěn)健性下降，反之則上升(朱凱、陳信元，2006)。企業(yè)債務融資的一個重要渠道來自銀行，但銀行卻不直接參與企業(yè)管理，也沒有代表出席企業(yè)董事會，因而會計信息成為銀行解決信息不對稱問題和監(jiān)督企業(yè)的有效方法之一(陳信元、朱紅軍，2007)。然而我國政府同時控制國企與國有商業(yè)銀行，政府可以通過各種內部機制來協(xié)調兩者之間的利益沖突，導致高質量的會計信息并不是國企獲取信貸的必要條件之一。Bushman和Piotroski(2006)[14]發(fā)現(xiàn)國企比重越大的經(jīng)濟體,其公司會計信息穩(wěn)健性水平越低。然而提高會計信息的穩(wěn)健性卻是降低缺乏政府扶持的私企與國有商業(yè)銀行之間代理成本的有效方法之一。在股權融資方面，張敦力和李琳(2011)[15]的研究表明，會計穩(wěn)健性的提高總體上有助于企業(yè)增加外部股權融資的機會、降低融資成本、提高融資效率。由于深交所針對以私企為主的中小板高風險等板塊因素制定了專門的行政法規(guī)，使得私企表現(xiàn)出更高的會計穩(wěn)健性(陳策、呂長江，2011)。相比國企，私企必須提供更高質量的會計信息才能獲得外部融資機會。

MM理論認為在完美的市場條件下，投資可以使企業(yè)價值達到最大。然而在“兩權”分離的現(xiàn)代企業(yè)，在職消費(Jensen，Meckling，1976)、經(jīng)理人構建“企業(yè)帝國”(Hart，1995)、管理者防御及壕塹效應(Johnson等，2000)、充足的自由現(xiàn)金流(Richardson，2006)等因素的存在給經(jīng)營者帶來了過度投資的動機和條件。對于國企而言，一方面，政府管制導致經(jīng)理薪酬普遍低于私企(陳冬華等，2005)。以年薪制為主的貨幣薪酬激勵制度并不能補償經(jīng)營者的才華和努力，這就導致經(jīng)營者利益很難與股東利益保持協(xié)調，進而引發(fā)國企經(jīng)營者投資于個人利益豐厚但整體凈現(xiàn)值為負的項目中(辛清泉等，2007)。另一方面，政府將諸如緩解就業(yè)壓力、維持社會穩(wěn)定、提高稅收和財政收入等公共目標內化到其控制的國企中，也會導致國企發(fā)生過度投資(張洪輝、王宗軍，2010)。

受中央政府終極控制的央企多處于關系國計民生和國家安全的重要行業(yè)和關鍵領域，國家層面上的公共治理措施和法律監(jiān)管制度通常率先在央企實施，并且被較好地示范性執(zhí)行(郝穎、劉星，2009)。央企受到國內外媒體較多的關注，政府對其過多的行政干預會面臨更大的政治風險，因此更可能在其控股的上市公司真正發(fā)揮控股股東應有的監(jiān)督職能(徐莉萍等，2006),督促企業(yè)披露穩(wěn)健的會計信息和減少過度投資；而地方政府受財政壓力、官員晉升壓力和官員任期的影響，更容易在其轄區(qū)內誘導地方國企進行過度投資(曹春方等，2014；安靈等，2008)。

不同于國企，融資約束和環(huán)境不確定性等因素導致私企的過度投資水平低于國企。一方面，企業(yè)的最佳投資規(guī)模受融資約束的限制而減少(Lambert，Leuz，Verrecchia，2007)[16]，我國私企受到的融資約束限制明顯比國企更多，意味著私企的最佳投資規(guī)模低于國企，而實際的投資規(guī)模會以最佳投資規(guī)模為標桿，使得私企的過度投資可能性更?。涣硪环矫?，較高的環(huán)境不確定性使得私企用于投資的資金減少，經(jīng)理人的投資行為更加謹慎，盡可能選擇收益率更高的項目進行投資，避免投資于凈現(xiàn)值為負的項目。

根據(jù)上述分析，提出假設1、假設2。

假設1三類終極控股權性質的企業(yè)對會計穩(wěn)健性的需求并不相同，由高到低排序為私企、央企和地方國企。

假設2三類終極控股權性質的企業(yè)過度投資水平由高到低為地方國企、央企和私企。

(二)終極控制權、會計穩(wěn)健性與過度投資

契約不完備導致企業(yè)經(jīng)營者實施非公司價值最大化的過度投資決策，穩(wěn)健的會計政策能夠降低契約雙方之間的信息不對稱和代理問題，從而抑制過度投資行為，這一作用機理主要在于會計穩(wěn)健性要求及時確認損失和推遲確認收益。首先，會計穩(wěn)健性要求及時確認“壞消息”(損失和負債)，投資決策帶來的損失會在任期內被確認，并不能轉嫁給繼任的管理者，現(xiàn)任經(jīng)理人為避免受到懲罰或者對其聲譽產(chǎn)生影響就會減少過度投資，這就在事先約束了管理層進行過度投資行為的機會主義動機(Ball，Shivakumar，2005；Ahmed，Duellman,2007)，減少事前的信息不對稱；其次，會計穩(wěn)健性推遲確認“好消息”(收入和資產(chǎn))，如果預計未來現(xiàn)金流入減少時，企業(yè)將以計提資產(chǎn)減值準備或應計負債等方式反映在財務報表中，從而限制管理層在投資項目時夸大公司的經(jīng)營狀況和盈利能力，也提醒管理層及時撤出凈現(xiàn)值為負(過度投資)的項目，進而提高投資效率(Bushman,Piotroski，2006)，穩(wěn)健的會計信息可以降低所有者與經(jīng)營者之間的代理成本，從而緩解過度投資和投資不足問題(Biddle，Hilary,2009)。因此會計穩(wěn)健性是解決股東與管理層之間代理問題的一種有效機制(LaFond，Roychowdury,2006)。國內學者對此問題的研究形成了不同的觀點。徐全華(2013)、袁知柱等(2011)、劉斌，吳婭玲(2011)等實證結論都支持會計穩(wěn)健性能提高投資效率，即對過度投資和投資不足都起著抑制作用，從而發(fā)揮了良好的公司治理功能。王桂花(2015)等學者認為會計穩(wěn)健性是一把“雙刃劍”，它既可以在某種程度上遏制企業(yè)的過度投資行為，改善投資效率，也會加劇企業(yè)投資不足程度,惡化投資效率。也有學者認為會計穩(wěn)健性對于過度投資的抑制作用不明顯,反而在一定程度上造成投資不足(朱松、夏冬林，2010)。綜合已有文獻，多數(shù)學者認為會計穩(wěn)健性能夠抑制企業(yè)過度投資。

不同終極控股股東對穩(wěn)健的會計信息需求并不相同，私企由于受到的財政支持少，外部投資者主要依賴其公開披露的信息對其股票進行定價，促使私企必須提供高質量的會計信息才能獲得外部股權融資機會，同時，私企內部管理者的聘任和經(jīng)營活動相對更加公開透明，會計穩(wěn)健性能夠發(fā)揮較好的治理作用，從而抑制管理層出于機會主義動機的過度投資行為。

“三大治理弱化”(內部人控制、債務軟約束和政府干預)既抑制國企披露會計信息的意愿(朱茶芬，李志文，2008)，也是導致國企出現(xiàn)過度投資、降低投資效率的根源(鐘海燕等，2010)。對于同受政府控制的地方國企和央企而言，政府干預和監(jiān)管制度可能導致會計穩(wěn)健性對兩類企業(yè)過度投資的影響不一致。財政分權改革賦予地方政府更多的經(jīng)濟自主權和資產(chǎn)管理權，為了實現(xiàn)地方GDP增長、稅收和就業(yè)等目標，地方政府有足夠的動力對地方國企的決策進行干預，誘發(fā)過度投資問題，然而行政干預一旦外泄不僅會導致地方官員受到上級政府的批評，還可能遭受公眾輿論的譴責，地方官員會想方設法將行政干預隱秘化，限制地方國企信息披露的及時性和透明度，降低會計穩(wěn)健性。地方政府強烈的行政干預動機和外部較弱的監(jiān)督機制導致地方國企的會計穩(wěn)健性水平低于央企，誘發(fā)過度投資傾向卻強于央企。因此，進一步提出假設3、假設4。

假設3會計穩(wěn)健性能顯著地抑制企業(yè)的過度投資行為。

假設4不同終極控股權性質的企業(yè)會計穩(wěn)健性抑制過度投資的作用不同，治理效用的強弱排序為私企、央企和地方國企。

三、研究設計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2010—2013年我國A股非金融保險上市公司為研究對象，剔除ST或*ST、當年IPO、同時發(fā)行B股或H股以及變量缺失的公司。初始用于會計穩(wěn)健性指數(shù)模型和過度投資模型的研究對象為790家上市公司4年共計3 160個觀察樣本，其中央企155家，地方國企315家，私企320家。根據(jù)過度投資模型計算得到存在過度投資現(xiàn)象的樣本企業(yè)共計1 111個，其中央企227個，地方國企474個，私企410個，將這1 111個樣本企業(yè)用于會計穩(wěn)健性對過度投資影響的回歸模型中。數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和Csmar數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理軟件為Stata 12.0。為了消除異常值的影響，所有回歸模型變量均在樣本1%和99%分位數(shù)處做了Winsorize處理。

(二)模型設計與變量定義

1．會計穩(wěn)健性指數(shù)計量模型

國內越來越多的學者采用Khan-Watts(K&W)(2009)[17]模型估計會計穩(wěn)健性(孫剛，2010；劉斌、吳婭玲，2011；劉紅霞、索玲玲，2011等)。張長海，胡國柳，吳順祥(2012)[18]認為在中國的現(xiàn)實制度背景下，K&W模型最適合我國國情。本文也采用K&W模型估計上市公司的會計穩(wěn)健性指數(shù)。模型見式(1)和式(2)，相關變量定義見表1。

EPSi,t/Pi,t-1=β0+β1,t×DRi,t×μ1,t×Ri,t+μ2,t×Sizei,t×Ri,t+μ3,t×MBi,t×Ri,t+μ4,t×Levi,t×Ri,t+λ1,t×Ri,t×DRi,t+λ2,t×Sizei,t×Ri,t×DRi,t+λ3,t×MBi,t×Ri,t×DRi,t+λ4,t×Levi,t×Ri,t×DRi,t+εi,t

(1)

C_Score=λ1,t+λ2,t×Sizei,t+λ3,t×MBi,t+λ4,t×Levi,t

(2)

根據(jù)模型(1)分年度計算出系數(shù)λ1，t，λ2，t，λ3，t，λ4，t，并代入模型(2)中計算出會計穩(wěn)健性指數(shù)C_Score。C_Score表示出現(xiàn)“壞消息”時會計盈余與股價相關性相對于出現(xiàn)“好消息”時的增量，C_Score越大，說明會計穩(wěn)健性越強。

2．企業(yè)過度投資水平估算模型

采用如式(3)所示的Richardson(2006)模型估算企業(yè)過度投資水平。該模型不僅可以衡量投資——現(xiàn)金流敏感性、區(qū)別過度投資與投資不足的狀況，而且還能對過度投資水平進行度量(詹雷，何娟，胡鑫紅，2011)。

INVi,t+1=α0+α1×Growthi,t+α2×Levi,t+α4×Cashi,t+α4×Agei,t+α5×Sizei,t+α6×Ri,t+α7×Invi,t+Σlndustry+ΣYear+εi,t

(3)

其中，INVt+1為公司t+1年的新增投資水平，等于總投資(Itotal)減去維持性投資(Im)。其余變量的詳細定義和計算方法見表2。

模型(3)的回歸殘差表示企業(yè)資本投資的無效水平。如果殘差大于零，說明企業(yè)存在過度投資行為，用OverINV表示，其值越大說明企業(yè)過度投資情況越嚴重。

3．會計穩(wěn)健性與過度投資模型

根據(jù)“終極產(chǎn)權論”對企業(yè)的劃分標準，把樣本分為央企組、地方國企組和私企組，構建如模型(4)所示的會計穩(wěn)健性對過度投資的影響模型，分別驗證各類企業(yè)會計穩(wěn)健性與過度投資的關系。

OverINVi,t+1=α0+α1C_Scorei,t+

δControli,t+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

注：Rt、Sizet、Levt定義同表1。

模型(4)中OverINV為企業(yè)過度投資水平，C_Score表示會計穩(wěn)健性指數(shù)。Control為控制變量，包括反映公司經(jīng)營特征和公司治理特征的9個變量，各變量計算方法詳見表3。對于模型(4)我們最關注的是α1的顯著性和方向，如果α1>0,表明穩(wěn)健性是促進企業(yè)過度投資，反之則表示穩(wěn)健性對過度投資有抑制作用。通過比較不同終極控股股權性質企業(yè)系數(shù)α1的大小，可以判斷會計穩(wěn)健性對過度投資的影響程度。

四、實證研究

(一)變量估算及結果

1．會計穩(wěn)健性指數(shù)的估算及描述性統(tǒng)計

K&W會計穩(wěn)健性指數(shù)模型同時考慮了企業(yè)個體差異和年份差異，因此將全樣本分年度放入模型(1)中回歸，得到各年的回歸系數(shù)、標準差和顯著性檢驗結果。表4是2010—2013年的年度回歸系數(shù)表。從表4可看出，方程R*DR的4個年度回歸系數(shù)(λ1)均在1%的水平上顯著為正，說明從總體上看樣本公司的會計信息是穩(wěn)健的。特別是在加入公司規(guī)模(Size)、權益市值與賬面價值比率(MB)、資產(chǎn)負債率(Lev)等變量后，會計穩(wěn)健性指數(shù)模型調整后的擬合度也在30%以上，說明樣本具有較強的代表性。

將表4的回歸系數(shù)作為C_Score線性組合系數(shù)，按企業(yè)類別分別帶入模型(2)，可以計算出2010-2013年各類企業(yè)每年的會計穩(wěn)健性(C_Score)水平，計算結果如表5所示。

表5顯示，樣本觀測期間C_Score的均值和中位數(shù)均大于0，說明就整體樣本而言，我國上市公司會計信息是穩(wěn)健的，與模型(1)結論一致。具體到各類企業(yè)，私企的會計穩(wěn)健性指數(shù)(C_Score)的均值(0.043 0)和中位數(shù)(0.030 2)都最高，且均大于0，這一結果與孫剛(2010)的結論一致，即私企的會計穩(wěn)健性水平高于國企的會計穩(wěn)健性水平。而央企的均值(0.036 6)和中位數(shù)(0.021 4)均大于地方國企(0.030 9、0.020 1)，說明央企會計穩(wěn)健性水平稍強于地方國企，但央企組C_Score的標準差最大，說明央企個體之間存在較大差異。假設1得以驗證，即三類企業(yè)會計穩(wěn)健性由高到低分別為私企、央企、地方國企。

2．過度投資水平的估算及描述統(tǒng)計

表6是模型(3)的回歸結果，各變量與下期新增投資規(guī)模(INVt+1)的關系和預期的結果一致，除了上市公司年限(Aget)的系數(shù)不顯著外，其他變量對下年度的新增投資規(guī)模均有顯著性的影響?；貧w系數(shù)和顯著性結果表明企業(yè)的成長性(Growtht)、現(xiàn)金持有量(Casht)、企業(yè)規(guī)模(Sizet)、股票收益率(Rt)、本期投資規(guī)模(Invt)與新增投資(INVt+1)顯著正相關；而資產(chǎn)負債率(Levt)則約束了公司的下期新增投資規(guī)模(INVt+1)。模型(3)的回歸殘差反映了企業(yè)的非效率投資程度，殘差大于零，說明企業(yè)發(fā)生了過度投資行為，反之則表示企業(yè)投資不足，本文只關注殘差為正的情形。

表7是殘差為正樣本的回歸結果按企業(yè)類型分組的描述性統(tǒng)計結果，發(fā)生過度投資行為的地方國企樣本量最多，為474個，占地方國企總樣本數(shù)1 260的37.6%，且其過度投資水平殘差OI均值(0.105 0)和中位數(shù)(0.0581)在三類企業(yè)中都最高；發(fā)生過度投資行為的央企樣本數(shù)為227個，占央企總樣本620的36.6%，其過度投資水平殘差均值(0.098 9)和中位數(shù)(0.052 0)均大于私企；私企發(fā)生過度投資行為的樣本為410個，占私企總樣本1280的32.0%。就過度投資水平而言，地方國企無論是企業(yè)絕對數(shù)量還是相對比例都最高，央企次之，私企最低。假設2得以驗證，即過度投資水平由高到低依次為地方國企、央企和私企。

注：括號內為標準差，*p< 0.10,**p< 0.05,***p< 0.01。

(二)變量的描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)模型(2)、(3)分別計算出各公司各年份的會計穩(wěn)健性指數(shù)和過度投資水平，選取發(fā)生過度投資行為的1 111個企業(yè)作為模型(4)的樣本，在后續(xù)研究中的主要變量描述性統(tǒng)計如表8所示。

從表8可以看到，發(fā)生投資過度(OverINV)的企業(yè)為1 111個，占3 160個研究樣本的35.2%，說明就整體水平而言，我國上市公司的過度投資水平較高，這與袁知柱等(2011)的研究結果一致。會計穩(wěn)健性指數(shù)C_Score的均值為0.043 4，標準差為0.034 7，說明樣本公司整體執(zhí)行了穩(wěn)健的會計政策，但公司之間存在一定的差異，最小值(-0.056 2)為負說明存在沒有執(zhí)行穩(wěn)健會計政策的企業(yè)。其他變量的統(tǒng)計結果與相關文獻一致。

(三)會計穩(wěn)健性與過度投資的回歸結果分析

1．回歸方法的選擇

在對模型(4)進行回歸分析之前，需要對模型的回歸方法進行判斷和選擇，在混合最小二乘法(OLS模型)、固定效應模型和隨機效應模型中選擇最適合本文研究的計量方法。在OLS模型和固定效應模型之間進行選擇時,F檢驗值為3.07，且在1%的水平上顯著，說明固定效應模型優(yōu)于OLS模型；在OLS模型和隨機效應模型之間進行選擇時，LM檢驗的卡方值為193.91，且在1%水平上顯著，因而優(yōu)選隨機效應模型；在固定效應模型和隨機效應模型之間選擇時，Hausman檢驗的卡方值為80.42，在1%的水平上顯著，因而優(yōu)選固定效應模型。綜合F檢驗、LM檢驗和Hausman檢驗結果，本文用于會計穩(wěn)健性對過度投資模型的回歸方法最終選擇固定效應模型。

2．回歸結果分析

注：括號內為T檢驗值，*p< 0.10,**p< 0.05,***p< 0.01。

表9是模型(4)的回歸結果。從全樣本看(第2列)，會計穩(wěn)健性水平(C_Score)與過度投資水平(OverINVt+1)的回歸系數(shù)為-0.022 6，并且在1%水平上顯著。從整體看，會計穩(wěn)健性水平與企業(yè)過度投資水平呈顯著負相關關系，即會計穩(wěn)健性能抑制過度投資行為，驗證假設3。

按不同終極控制權對企業(yè)分組后的回歸結果如表8第3、4、5列所示，央企與地方國企的C_Score系數(shù)分別為-0.035 1和-0.030 0(∣-0.035 1∣>∣-0.030 0∣>0)，僅從系數(shù)看，會計穩(wěn)健性對央企的過度投資抑制作用稍強于地方國企，但這一結果沒有通過10%的顯著性檢驗，說明會計穩(wěn)健性未能抑制兩類國企的過度投資行為，不能證明會計穩(wěn)健性對央企的抑制作用強于地方國企。私企組的C_Score系數(shù)為-0.131 8，并在5%水平上顯著，說明穩(wěn)健的會計政策能抑制私企的過度投資行為。與央企和地方國企相比，無論是模型的系數(shù)大小還是系數(shù)的顯著性水平，均表明會計穩(wěn)健性對私企過度投資的抑制作用更強。假設4沒有被完全證實。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗前文研究結論的穩(wěn)健性，采用以下兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

首先，對過度投資進行Logistics回歸分析。前文將根據(jù)Richardon模型計算出的回歸殘差大于零的樣本都歸于過度投資樣本，這種分類方法可能忽略了企業(yè)存在適度投資的可能性，即使當年的實際新增投資水平超過預期新增投資額，也可能是在資本支出的合理范圍之內。因此為了檢驗結果的穩(wěn)健性，本文又將模型(3)的殘差由高到低平均分為3組，視殘差最高組為研究會計穩(wěn)健性與過度投資模型的樣本，并代入模型(4)進行Logistics回歸。

其次，進行適度會計穩(wěn)健性分析。周曉蘇和吳錫皓(2013)[19]認為在適度范圍內，穩(wěn)健性的增強有助于提升會計信息透明度，而由極端向下盈余管理引起的“過度穩(wěn)健”則導致會計信息透明度下降。而過度的穩(wěn)健會損害會計信息的價值相關性，加劇信息不對稱程度(劉斌，吳婭玲，2011)。為了避免管理層盈余操控帶來的影響，分別將央企組、地方國企組和私企組樣本的會計穩(wěn)健性水平按降序排列平均分為三組，并取三類樣本企業(yè)中的中間組為模型(4)最終研究樣本。兩種方法的檢驗結果與前文結論一致。

五、結論

本文以2010—2013年我國A股上市公司為樣本，基于終極控制權視角，采用Richardson投資模型、Kahn &Watts會計穩(wěn)健性指數(shù)模型，分別探究了央企、地方國企和私企的會計穩(wěn)健性水平與過度投資水平的差異；通過構建會計穩(wěn)健性與過度投資模型驗證會計穩(wěn)健性對過度投資的影響，來檢驗會計穩(wěn)健的公司治理價值。得到以下結論。

(1)不同終極控股股東控制的企業(yè)的會計穩(wěn)健性與過度投資水平存在顯著差異。會計穩(wěn)健性水平由高到低依次為私企、央企、地方國企；過度投資水平由高到低依次為地方國企、央企、私企。

(2)不同終極控股股東控制的企業(yè)的會計穩(wěn)健性抑制過度投資的作用存在顯著差異。較之國企，會計穩(wěn)健性顯著地抑制了私企的過度投資問題，表明在私企，會計穩(wěn)健性能夠發(fā)揮很好的治理功能，但這種抑制作用在地方國企和央企不顯著。

對不同終極控股股東控制的企業(yè)的會計穩(wěn)健性與過度投資的比較表明本文提出的終極控制權-會計穩(wěn)健性-過度投資假設成立，即不同終極控股股東控制的企業(yè)會計穩(wěn)健性與過度投資水平存在顯著差異。此外，我們分別計算全部樣本企業(yè)以及三類不同終極控股股東控制的企業(yè)會計穩(wěn)健性與過度投資水平，從不同維度考察了會計穩(wěn)健性對過度投資的影響，豐富了已有研究成果的內容。我們的結論為債權人、投資者判別不同終極控股股東控制的上市公司會計信息的穩(wěn)健性及制定投資決策提供了一個值得參考的經(jīng)驗與借鑒，也為會計穩(wěn)健性的治理效用的研究提供了一個新的研究視角。

不同生命周期的企業(yè)投資戰(zhàn)略有所不同(周曉蘇等，2016)[20]，本文研究對象選取的是一個時間窗口(2010—2013年)，并未考慮各個研究對象所處的生命周期，處于不同生命周期的企業(yè)對會計穩(wěn)健性的需求程度是否不同，除了終極控制權外，處于不同生命周期的企業(yè)會計穩(wěn)健性水平對過度投資的治理作用是否也存在差異等問題都是需要進一步探索的。

參考文獻

[1]佟愛琴，馬星潔.宏觀環(huán)境、產(chǎn)權性質與企業(yè)非效率投資[J]. 管理評論，2013，(9)：12-20.

[2]Jensen M C. Agency Cost of Free Cash Flow，Corporate Finance and Takeover [J]. American Economic Review ，1986，76(2)：323-329.

[3]Myers S C，Majluf N S. Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information Investors Do Not Have[J]. Journal of Financial Economic，1984，13(2):187-221.

[4]Shleifer M R， Vishny R W. Large Shareholder and Corporate Control [J]. Journal of Political Economy，1989，94(3):461-488.

[5]Hart O，Moore J. Default and Renegotiation：A Dynamic Model of Debt[J].The Quarterly Journal of Economics，1998, 113(1):1-41.

[6]Richardson S. Over-investment of Free Cash Flow[J].Review of Accounting Studies，2006，11(2):159-189.

[7]Basu S. The Conservatism Principle and The Asymmetric Timeliness of Earnings[J]．Journal of Accounting and Economics，1997, 24(1):3-37.

[8]李瑛，楊蕾.不同產(chǎn)權性質下會計穩(wěn)健性與非投資行為實證研究[J].預測，2014，(5)：36-41.

[9]孫剛.控股權性質、會計穩(wěn)健性與不對稱投資效率——基于我國上市公司的再檢驗[J].山西財經(jīng)大學學報，2010，(5)：74-84.

[10]劉紅霞，索玲玲.會計穩(wěn)健性、投資效率與企業(yè)價值[J].審計與經(jīng)濟研究，2011，(5)：53-63.

[11]Porta R L，Lopez S F， Shlerfer A. Corporate Ownership Around the World[J].Journal of Finance，1999，54(4)：471-517.

[12]劉芍佳，孫霈，劉乃全.終極產(chǎn)權論、股權結構及公司績效[J].經(jīng)濟研究，2003，(4)：51-62.

[13]Watts R L. Conservatism in Accounting Part I: Explanations and Implications [J]Accounting Horizons， 2003, 17(3)：207-221.

[14]Bushman R M，Piotroski J D. Financial Reporting Incentive for Conservative Accounting : The Influence of Legal and Political Institution[J]. Journal of Accounting and Economic，2006，42(1-2)：107-148.

[15]張敦力，李琳.會計穩(wěn)健性的經(jīng)濟后果研究述評[J].會計研究，2011，(7)：19-23.

[16]Lambert R，Leuz C，Verrecchia R. Accounting Information ，Disclosure ，And the Cost of Capital [J]. Journal of Accounting Research，2007，20(6)：385-420.

[17]Khan M，Watts R L. Estimation and Empirical Properties of a Firm-year Measure of Accounting Conservatism [J]. Journal of Accounting and Economic，2009，48(2)：132-150.

[18]張長海，胡國柳，吳順祥.公司年度會計穩(wěn)健性計量方法適應性研究[J].統(tǒng)計與信息論壇，2012，(2)：72-79.

[19]周曉蘇，吳錫皓.穩(wěn)健性對公司信息披露行為的影響研究——基于會計信息透明度的視角[J]. 南開管理評論，2013，(3)：89-100.

[20]周曉蘇，陳沉，王磊.會計穩(wěn)健性：國外研究述評及啟示[J].現(xiàn)代財經(jīng)，2016，(3)：3-14.

責任編輯廖筠

The Effect of Accounting Conservatism on Corporations’ Over Investment——Based on different Ultimate Control Rights

ZENG Yue-ming1, FU Ting1,2

(1.Glorious Sun School of Business and Management, Donghua University, Shanghai 200051, China;2.School of Economic and Management, ShangRao Normal University, Shangrao 334000, China)

Key words：accounting conservatism; over-investment; ultimate control rights; stock ownership

Abstract：Based the sample data of Chinese A-Share listed corporations collected from 2010 to 2013, this paper empirically studies the influence of accounting conservatism on over-investment for different kinds of ultimate controlling ownership. We find that private corporations’ conservatism level is the highest and over-investment level is the lowest in the three groups of corporations, over-investment level of the local state-owned enterprises is higher than that of the state-owned central enterprises, but the accounting conservatism is weaker than the latter; in private-owned enterprises, accounting conservatism plays the governance effect of alleviating the over-investment behavior, but this inhibition is not significant in local state-owned enterprises and central state-owned enterprises.

收稿日期：2016-03-05

基金項目：上海市自然科學基金項目(13ZR1401400)；上海市教委科研創(chuàng)新項目(ZX201506000007)。

作者簡介：曾月明，女，東華大學旭日工商管理學院副教授，博士，主要從事會計理論與實務研究；付婷，女，上饒師范學院經(jīng)濟與管理學院教師，東華大學旭日工商管理學院碩士生，主要從事公司理財研究。

中圖分類號：F275

文獻標識碼：A

文章編號：1005-1007(2016)07-0059-11