會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與上市公司債務(wù)融資治理

摘要:在討論會(huì)計(jì)穩(wěn)健原則的歷史發(fā)展和債務(wù)融資治理關(guān)系的基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與債務(wù)融資治理。本文選取2001-2005年滬市A股上市公司的數(shù)據(jù)，結(jié)合面板回歸研究方法，研究發(fā)現(xiàn):(1)在我國(guó)上市公司中，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)能夠降低股權(quán)代理成本，有公司治理作用;(2)穩(wěn)健會(huì)計(jì)能夠促進(jìn)公司績(jī)效提高，并且國(guó)有控股企業(yè)與非國(guó)有控股企業(yè)對(duì)穩(wěn)健性會(huì)計(jì)的需求顯著不同，非國(guó)有控股企業(yè)有更大的激勵(lì)采用穩(wěn)健的會(huì)計(jì);(3)我國(guó)上市公司的債務(wù)融資治理功能的發(fā)揮受限;(4)債務(wù)契約并不是我國(guó)上市公司對(duì)穩(wěn)健會(huì)計(jì)需求的主要原因。

關(guān)鍵詞:會(huì)計(jì)穩(wěn)健性;債務(wù)融資;公司治理;公司績(jī)效

中圖分類號(hào):F275.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:B

一、問題的提出

自從watts(1993)建議對(duì)穩(wěn)健性進(jìn)行系統(tǒng)研究以來，會(huì)計(jì)穩(wěn)健原則作為會(huì)計(jì)理論中一項(xiàng)基本原則，日益受到理論界的重視。從會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的角度研究公司治理是近年來理論研究中的熱點(diǎn)問題。由于債務(wù)融資治理作為公司外部治理的一個(gè)非常重要的方面，所以研究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與債務(wù)融資治理機(jī)制的關(guān)系顯得非常必要。

Watts(1993)認(rèn)為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性主要來自于會(huì)計(jì)的契約作用，并同時(shí)受到管制及法律的影響。企業(yè)股東、經(jīng)理和債權(quán)人之間的利益的合理分配是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生的最重要的契約原因。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性通過財(cái)務(wù)報(bào)告過程更加及時(shí)反映“壞消息”，增進(jìn)了債務(wù)契約、報(bào)酬契約和公司治理的有效性。債務(wù)契約是對(duì)穩(wěn)健的財(cái)務(wù)報(bào)告產(chǎn)生需求的重要原因。而最優(yōu)融資結(jié)構(gòu)理論認(rèn)為債務(wù)契約可以降低股權(quán)代理成本，增加企業(yè)價(jià)值，而隨著債務(wù)比重的增大破產(chǎn)成本的增加會(huì)降低企業(yè)價(jià)值，因此當(dāng)債務(wù)融資比例達(dá)到一個(gè)合適值時(shí)企業(yè)價(jià)值達(dá)到最大，這樣債務(wù)融資具有公司治理的功能。那么，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是如何影響公司債務(wù)融資治理功能的呢?

契約作為產(chǎn)生會(huì)計(jì)穩(wěn)健性需求的一種原因，為我們研究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與公司治理問題提供了很好的視角。本文在研究債務(wù)契約與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性關(guān)系基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否具有促進(jìn)債務(wù)融資治理功能。

二、文獻(xiàn)綜述

Watts(2003)總結(jié)了穩(wěn)健性計(jì)量的三種方法，包括反向回歸、凈資產(chǎn)基礎(chǔ)計(jì)量和應(yīng)計(jì)基礎(chǔ)計(jì)量。Dietrich，Muller和Riedl(2003)最早對(duì)Basu的反向回歸方法從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)角度提出質(zhì)疑， Givoly，Hayn和Natarajan(2006)認(rèn)為Basu的穩(wěn)健性計(jì)量是一種及時(shí)性差異計(jì)量，這種及時(shí)性差異計(jì)量有嚴(yán)重的計(jì)量錯(cuò)誤問題，一些與穩(wěn)健性不相關(guān)的企業(yè)信息環(huán)境特征影響了及時(shí)性差異計(jì)量。Ball和Shivakumar(2005)也指出了Basu計(jì)量存在的一些缺陷，他們利用及時(shí)損失確認(rèn)是通過會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)實(shí)現(xiàn)的觀點(diǎn)提出了穩(wěn)健性計(jì)量的另外兩個(gè)方法。

從Feltham和Ohlson(1995，1996)使用“穩(wěn)健會(huì)計(jì)”一詞來表示企業(yè)權(quán)益的市場(chǎng)價(jià)值長(zhǎng)期超過其賬面價(jià)值后，MTB及其變體就廣泛地成為了計(jì)量穩(wěn)健性的一個(gè)方法(如Ahmed，Morton和Schaefer(2000)，Beaver和Ryan(2000)，Givoly和Hayn(2000)以及Stober(1996))。最近，Pae、Thornton和Welker(2005)提出了類似于上述Feltham和Ohlson的“穩(wěn)健會(huì)計(jì)”的資產(chǎn)負(fù)債表穩(wěn)健性的概念。

Watts(1993)認(rèn)為對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的需求主要來自于報(bào)酬契約與債務(wù)契約，因?yàn)榉€(wěn)健性可延遲向股東的支付以確保債權(quán)人的利益，同時(shí)也延遲了基于盈余的報(bào)酬的支付，這確保了股東的利益。在Basu(1997)之后，出現(xiàn)的大量穩(wěn)健性的研究提供的證據(jù)使Watts(2003)將穩(wěn)健性產(chǎn)生的原因歸結(jié)于四個(gè)方面:契約、股東訴訟、管制和稅收。最近出現(xiàn)的穩(wěn)健性存在的原因的分析主要集中于契約的需求，其中債務(wù)契約是穩(wěn)健性產(chǎn)生的最主要的原因。

Ball Robin和Sadka(2006)在穩(wěn)健性與權(quán)益市場(chǎng)、債務(wù)市場(chǎng)之間的國(guó)家橫截面關(guān)系的研究中發(fā)現(xiàn)，債務(wù)市場(chǎng)規(guī)模解釋了穩(wěn)健性的國(guó)家橫截面變動(dòng)，而權(quán)益市場(chǎng)規(guī)模則對(duì)穩(wěn)健性無顯著影響。Ball和Shivakumar(2005)發(fā)現(xiàn)上市公司比私有企業(yè)更穩(wěn)健。該發(fā)現(xiàn)意味著公開權(quán)益市場(chǎng)比私有權(quán)益市場(chǎng)更需要穩(wěn)健性，間接表明股東也從穩(wěn)健性中受益。Peek，Cuijpers和Buijink(2006)認(rèn)為公司在上市前更多地為關(guān)系型融資，而在上市后轉(zhuǎn)化為更市場(chǎng)化的融資，因此對(duì)穩(wěn)健性的需求并不高。Peek，Cuijpers和Buijink(2006)的發(fā)現(xiàn)公司上市后所有權(quán)更分散，無法詳細(xì)地了解公司內(nèi)部信息的股東更多了，股東更大程度上依賴于公司所報(bào)告的盈余來做出投資決策。因此，在這種情況下對(duì)穩(wěn)健性的需求更高了。LaFond(2005)在所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)盈余穩(wěn)健性的影響的研究中發(fā)現(xiàn)，所有權(quán)分散的企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)告更穩(wěn)健，集中則更不穩(wěn)健，并認(rèn)為這是因?yàn)橐运较聹贤ㄗ鳛樾畔鬟f的主導(dǎo)機(jī)制的關(guān)系基礎(chǔ)治理系統(tǒng)降低了對(duì)穩(wěn)健會(huì)計(jì)信息的需求。

國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界對(duì)穩(wěn)健性原則的實(shí)證研究才剛剛起步，且?guī)缀跞考杏跁?huì)計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生的原因這個(gè)方面的研究。涌現(xiàn)的研究成果有:李增泉、盧文彬(2003)研究了會(huì)計(jì)盈余的穩(wěn)健性，認(rèn)為“會(huì)計(jì)盈余對(duì)‘壞消息’的反應(yīng)程度比對(duì)‘好消息’的反應(yīng)程度大，這種不對(duì)稱性表明會(huì)計(jì)盈余在總體上是穩(wěn)健的”;陳旭東、黃登仕(2006)利用分量回歸重新探討了Basu模型，加深了對(duì)會(huì)計(jì)盈余水平與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系的認(rèn)識(shí);而劉鳳委、汪揚(yáng)(2006)從公司治理與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系的角度研究了債務(wù)、股權(quán)性質(zhì)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)等公司治理機(jī)制對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響;李遠(yuǎn)鵬(2006)在所做的博士論文中對(duì)中國(guó)虧損上市公司的盈余穩(wěn)健性及上市公司整體的盈余穩(wěn)健性的研究卻發(fā)現(xiàn)，很多研究得出的上市公司整體表現(xiàn)出的盈余穩(wěn)健性并非真正的穩(wěn)健性，而是虧損公司“洗大澡”造成的假象;牛建軍、岳衡和姜國(guó)華(2006)所指出，我國(guó)會(huì)計(jì)的穩(wěn)健性的上升實(shí)際上來自于資產(chǎn)負(fù)債表穩(wěn)健性的提高，而非來自于盈余穩(wěn)健性的改進(jìn)。上述研究的發(fā)現(xiàn)往往是缺乏對(duì)資產(chǎn)負(fù)債表穩(wěn)健性的控制所導(dǎo)致的。這一系列的研究基本上表明盈余的質(zhì)量并不是單獨(dú)由會(huì)計(jì)準(zhǔn)則本身決定的，而是取決于制度因素和管理者的動(dòng)機(jī)，陳少華和王利娜(2006)也針對(duì)我國(guó)實(shí)際情況指出了這點(diǎn)。

孫錚、劉鳳委和汪輝(2005)使用我國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，債務(wù)比重高的企業(yè)的穩(wěn)健性顯著地高于債務(wù)比重低的企業(yè)。同時(shí)，對(duì)于國(guó)家控股的企業(yè)，債務(wù)對(duì)穩(wěn)健性的這種影響顯著更小。劉鳳委和汪揚(yáng)(2005)也有類似的發(fā)現(xiàn)。朱凱(2005)則發(fā)現(xiàn)，在銀行貸款比例較低的情況下，民營(yíng)控股的上市公司的穩(wěn)健性顯著高于國(guó)有控股的上市公司;隨著銀行貸款比例的提高，兩類公司會(huì)計(jì)信息的穩(wěn)健性不存在顯著性的差異。何賢杰、朱紅軍和陳信元(2006)進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，政策性貸款的存在是造成國(guó)有銀行對(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)信貸要求差別的重要原因，對(duì)于沒有政府干預(yù)或干預(yù)較少的貸款，銀行對(duì)兩類企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的要求沒有顯著差別。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究假設(shè)

關(guān)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與公司治理機(jī)制方面的研究，已有文獻(xiàn)主要關(guān)注公司治理機(jī)制對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響，本文的研究是在李增泉(2003)、趙春光(2004)、陳旭東和黃登仕(2006)、Shimin Chen和Donghui Wu(2007)的研究實(shí)證證明我國(guó)會(huì)計(jì)存在穩(wěn)健性的基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)公司債務(wù)融資治理的影響，該檢驗(yàn)分為兩個(gè)步驟:(1)檢驗(yàn)穩(wěn)健會(huì)計(jì)能夠降低股權(quán)代理成本;(2)檢驗(yàn)穩(wěn)健會(huì)計(jì)與公司績(jī)效正相關(guān)。因此，本文提出以下兩個(gè)假設(shè):

假設(shè)1:我國(guó)上市公司會(huì)計(jì)存在穩(wěn)健性對(duì)股權(quán)代理成本有影響，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高股權(quán)代理成本越低。

假設(shè)2:會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響公司績(jī)效。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)。

(二)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性計(jì)量

本文采用非條件穩(wěn)健性，使用凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)/銷售收入比作為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的替代指標(biāo)。經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)相比于多以市場(chǎng)價(jià)值反映的金融資產(chǎn)而言，更易受到會(huì)計(jì)規(guī)則、選擇和程序影響，因此對(duì)資產(chǎn)負(fù)債表的穩(wěn)健性檢驗(yàn)更應(yīng)關(guān)注(凈)經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)價(jià)值的變化。

(三)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文研究的樣本僅包括2001-2005年度的非金融上市公司。為消除極端值的影響，剔除凈資產(chǎn)收益率和經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)率超過+-30%的樣本。除此之外，本文選取在2001-2005年都沒有缺失值的樣本點(diǎn)，即本文所使用的是2001-2005的橫截面時(shí)間序列混合數(shù)據(jù)，就是我們通常所說的面板數(shù)據(jù)(Panel data);由于每一年的樣本數(shù)據(jù)都無缺失，所以數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)(Balanced Panel Data)。最后，本文所選取的樣本每年有444個(gè)樣本點(diǎn)，2001-2005年一共2 220個(gè)樣本點(diǎn)。本文所有樣本數(shù)據(jù)均來自wind數(shù)據(jù)庫(kù)系統(tǒng)。

(四) 變量定義及計(jì)算方式

1.因變量

(1)股權(quán)代理成本(AGCOST)。在對(duì)假設(shè)1檢驗(yàn)時(shí)，將股權(quán)代理成本作為被解釋變量，檢驗(yàn)股權(quán)代理成本與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系。本文選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(RAAT)、營(yíng)業(yè)費(fèi)用比例(SFTS)、管理費(fèi)用比例(OHEADTS)和現(xiàn)金留存比例(CASHTS)作為股權(quán)代理成本的替代變量，以檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，其中總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率為股權(quán)代理成本的負(fù)指標(biāo)。

總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(RAAT)=主營(yíng)業(yè)務(wù)收入/平均總資產(chǎn)，其中平均總資產(chǎn)=(期初總資產(chǎn)+期末總資產(chǎn))/2，下同;

營(yíng)業(yè)費(fèi)用比例=營(yíng)業(yè)費(fèi)用/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入;

管理費(fèi)用比例=管理費(fèi)用/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入;

現(xiàn)金留存比例=(現(xiàn)金+短期投資)/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入。

(2)公司績(jī)效(PER)。在對(duì)假設(shè)2檢驗(yàn)時(shí)，以公司績(jī)效為被解釋變量，檢驗(yàn)公司績(jī)效與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系。本文對(duì)公司績(jī)效的實(shí)證度量采用凈資產(chǎn)利潤(rùn)率(ROE)、資產(chǎn)利潤(rùn)率(ROA)和營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率(OROE)作為替代指標(biāo)。

凈資產(chǎn)利潤(rùn)率=凈利潤(rùn)/期初所有者權(quán)益;

資產(chǎn)利潤(rùn)率=凈利潤(rùn)/平均總資產(chǎn);

營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率=當(dāng)年?duì)I業(yè)利潤(rùn)/期初所有者權(quán)益。

2.解釋變量

本文檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2的模型的解釋變量均為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)。Basu模型和BS模型計(jì)量的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是條件穩(wěn)健性，但是，在本文中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為解釋變量，用條件穩(wěn)健性不能直接用來度量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股權(quán)代理成本和公司績(jī)效的影響，所以本文利用非條件穩(wěn)健性指標(biāo)進(jìn)行度量，本文采用“凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)/銷售收入比”(RNOAS)和“資產(chǎn)減值損失比例”兩個(gè)替代指標(biāo)。

3.控制變量

(1)公司規(guī)模(SIZE)。用公司年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示。

(2)負(fù)債水平(LEV)。負(fù)債水平，即杠桿比率，為年末負(fù)債總額/年末資產(chǎn)總額。

(3)第一大股東持股比例(SHRTOP1)。該指標(biāo)直接從wind數(shù)據(jù)庫(kù)系統(tǒng)里提取。

(4)終極控股股東(OWNER)。終極控股股東為啞變量，當(dāng)公司為國(guó)家終極控股時(shí)，OWNER=1，否則，OWNER=0。

(5)管理層持股比例(MSTHOLD)。本文所定義的管理層持股包括董事長(zhǎng)、董事、董事會(huì)秘書、監(jiān)事、監(jiān)事會(huì)主席、總經(jīng)理、總會(huì)計(jì)師、總經(jīng)濟(jì)師等所持有的股份。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一) 假設(shè)1 的檢驗(yàn)

1.基于橫截面數(shù)據(jù)多元回歸模型的檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)股權(quán)代理成本與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否負(fù)相關(guān)，本文采用以下模型來考察:

根據(jù)假設(shè)1，本文期望β1>0;CONTRL為控制變量，ε為殘差項(xiàng)。

該模型在控制公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、國(guó)有企業(yè)第一大股東持股比例和公司最終控制人類型的交互作用項(xiàng)的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)“凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)與銷售收入比”與股權(quán)代理成本的關(guān)系。本文選取“管理費(fèi)用比例”作為股權(quán)代理成本的替代變量，對(duì)2001-2005年每個(gè)橫截面做分年度回歸分析。回歸結(jié)果(表略)所示:從F統(tǒng)計(jì)量來看，模型在整體上均十分顯著;Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量表明模型誤差項(xiàng)不存在嚴(yán)重的自相關(guān)性;Adjusted-R2統(tǒng)計(jì)量表現(xiàn)模型的擬合優(yōu)度基本可以接受，所以模型整體上可以接受。

2.基于面板數(shù)據(jù)回歸模型的檢驗(yàn)

由于本文樣本只排除了金融行業(yè)、綜合類行業(yè)及一些極端值樣本，樣本并不是隨即抽取，所以本文檢驗(yàn)假設(shè)1的面板數(shù)據(jù)模型采用固定時(shí)間序列和橫截面變化的效應(yīng)的變截距模型，而不是隨機(jī)效應(yīng)模型。模型如下:

該模型是變截距固定效應(yīng)模型。αI為個(gè)體效應(yīng)，表示模型中被忽略的反映個(gè)體差異的效應(yīng);隨即干擾項(xiàng)Ui，t表示模型中被忽略的隨時(shí)間和橫截面變化的因素的影響。同模型(1)，本模型同樣期望β1>0。

本文先選取2001-2005年的面板數(shù)據(jù)做回歸，在檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜁r(shí)本文選取Eviews里的截距項(xiàng)固定橫截面和時(shí)間序列效應(yīng)，對(duì)橫截面進(jìn)行加權(quán)(WLS)以消除異方差，檢驗(yàn)結(jié)果如下:

從回歸結(jié)果可以看出，RNOAS的回歸系數(shù)顯著為正，與預(yù)期一致，即“凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)/銷售收入比”與股權(quán)代理成本的替代變量管理費(fèi)用比例正相關(guān)，所以會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股權(quán)代理成本負(fù)相關(guān)，所以驗(yàn)證了假設(shè)1，即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高股權(quán)代理成本越低。通過面板數(shù)據(jù)回歸分析，本文研究發(fā)現(xiàn)，在固定橫截面和時(shí)間變化的情況下，“凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)/銷售收入比”與公司最終控制人類型的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，相關(guān)系數(shù)為-0.0013，這說明國(guó)有控股企業(yè)與非國(guó)有控股企業(yè)相比，“凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)/銷售收入比”對(duì)股權(quán)代理成本的影響有顯著差異，即在國(guó)有控股企業(yè)與非國(guó)有控股企業(yè)中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能降低股權(quán)代理成本，但是國(guó)有控股企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的變化對(duì)股權(quán)代理成本的影響要比非國(guó)有控股企業(yè)要小，這也就是說非國(guó)有企業(yè)比國(guó)有控股企業(yè)有更強(qiáng)的激勵(lì)來使用穩(wěn)健會(huì)計(jì)。

此外，對(duì)于公司規(guī)模與公司最終控制人類型的交互作用項(xiàng)SIZE*OWNER的回歸系數(shù)顯著為正，這說明國(guó)有控股企業(yè)規(guī)模的變化對(duì)股權(quán)代理成本的影響要小于非國(guó)有控股企業(yè)，即對(duì)于相同規(guī)模的國(guó)有控股企業(yè)與非國(guó)有控股企業(yè)來說，國(guó)有控股企業(yè)存在較高的股權(quán)代理成本。

無論是國(guó)有控股企業(yè)組或非國(guó)有控股企業(yè)組，LEV的回歸系數(shù)都顯著為正，這說明隨著負(fù)債的增加，每單位營(yíng)業(yè)收入所需要的管理費(fèi)用的更大的增加，說明存在杠桿治理扭曲現(xiàn)象。資產(chǎn)負(fù)債率與公司最終控制人類型的交互作用項(xiàng)LEV*OWNER的系數(shù)顯著為負(fù)，并且LEV的回歸系數(shù)為顯著為正，國(guó)有控股企業(yè)組的LEV的回顧系數(shù)為0.1117，小于非國(guó)有控股企業(yè)組的LEV回歸系數(shù)0.1156，這說明國(guó)有控股企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率提高對(duì)股權(quán)代理成本的影響要小于非國(guó)有企業(yè)。

第一大股東持股比例與公司最終控制人類型的交互作用項(xiàng)SHRTOP1*OWNER的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這說明在國(guó)有控股企業(yè)中隨著第一大股東持股比例的增加股權(quán)代理成本會(huì)降低，即股權(quán)集中度的提高會(huì)導(dǎo)致股權(quán)代理成本降低。

另外，本文研究發(fā)現(xiàn)，管理層持股比例的變化沒有對(duì)股權(quán)代理成本的替代變量產(chǎn)生顯著的影響。這可能與我國(guó)在樣本期間內(nèi)較少實(shí)施股權(quán)激勵(lì)有關(guān)。

假設(shè)1的檢驗(yàn)證明了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高能夠減少股權(quán)代理成本，但是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)公司績(jī)效的影響如何需要進(jìn)一步的考察。為了進(jìn)一步考察會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)債務(wù)融資治理機(jī)制的影響，我們以公司績(jī)效為因變量，考察會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)公司績(jī)效的影響，即驗(yàn)證假設(shè)2。

(二)假設(shè)2的檢驗(yàn)

1.基于橫截面數(shù)據(jù)的多元回歸模型的檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)假設(shè)2，本文設(shè)計(jì)以下多元回歸模型來進(jìn)行考察:

PER=α+β1RNOAS+βCONTRL+ε(3)

根據(jù)假設(shè)2，本文期望β1<0。

該模型在控制公司規(guī)模、負(fù)債水平和管理層持股的基礎(chǔ)上考察會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與公司績(jī)效的關(guān)系，公司績(jī)效的替代變量用凈資產(chǎn)收益率(ROE)和營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率(OROE)分別替代。RNOAS是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的反向替代指標(biāo)，RNOAS越大證明會(huì)計(jì)越不穩(wěn)健。從回歸結(jié)果可以看出，不同替代變量的檢驗(yàn)結(jié)果基本一致。假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果(表略)所示:從F統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)來看，模型在整體上十分顯著;Adjusted-R2指標(biāo)也能夠說明模型的擬合優(yōu)度基本滿足分析要求;Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量均接近于2，這說明模型沒有嚴(yán)重的自相關(guān)性。所以，模型在整體上可以接受。

2.基于面板數(shù)據(jù)回歸模型的檢驗(yàn)

同假設(shè)1的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停瑱z驗(yàn)假設(shè)2的模型的也采用的固定時(shí)間序列和橫截面變化效應(yīng)的變截距模型(FCM)或最小二乘虛擬變量模型(LSDV模型)。模型基本形式如下:

由面板模型回歸結(jié)果可知，“凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)/銷售收入比”與公司績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)，與預(yù)期一致，因而會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與公司績(jī)效正相關(guān)，會(huì)計(jì)越穩(wěn)健公司績(jī)效越好，這驗(yàn)證了假設(shè)2。公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率的回歸系數(shù)符號(hào)與預(yù)期一致，也與橫截面數(shù)據(jù)回歸分析的結(jié)果一致。

從交互作用項(xiàng)可以看出，由于RNOAS*OWNER顯著為正，所以國(guó)有控股企業(yè)組與非國(guó)有控股企業(yè)組相比，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的變化對(duì)公司績(jī)效的影響較小，即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的變化對(duì)非國(guó)有控股企業(yè)的公司績(jī)效影響更大，所以非國(guó)有控股企業(yè)有更大的激勵(lì)采用穩(wěn)健的會(huì)計(jì)。這與Shimin Chen和Donghui Wu(2007)的研究結(jié)論相一致。LEV*OWNER的回歸系數(shù)顯著為正，這說明國(guó)有控股企業(yè)比非國(guó)有控股企業(yè)相比，資產(chǎn)負(fù)債率的提高導(dǎo)致公司績(jī)效的降低比非國(guó)有企業(yè)小，并且國(guó)有控股企業(yè)組與非國(guó)有企業(yè)組的LEV的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，這說明負(fù)債的增加會(huì)惡化公司績(jī)效，但是這種效應(yīng)非國(guó)有控股企業(yè)比國(guó)有控股企業(yè)更為顯著。由SHRTOP1*OWNER的回歸系數(shù)顯著為正可知，國(guó)有控股企業(yè)組中隨著第一大股東控股比例的增加對(duì)公司績(jī)效的影響要比非國(guó)有企業(yè)第一大股東持股比例的增加對(duì)公司績(jī)效的影響更為明顯。

五、研究結(jié)論

1.在我國(guó)上市公司中，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)能夠降低股權(quán)代理成本，有公司治理作用。

通過對(duì)假設(shè)1的檢驗(yàn)，我們可知穩(wěn)健的會(huì)計(jì)能夠降低股權(quán)代理成本，具有公司治理作用。這豐富發(fā)展了陳旭東和黃登仕(2007)、劉鳳委和汪揚(yáng)(2006)和朱凱(2005)等人的觀點(diǎn)。

2.在我國(guó)上市公司中，穩(wěn)健會(huì)計(jì)能夠促進(jìn)公司績(jī)效提高，并且國(guó)有控股企業(yè)與非國(guó)有控股企業(yè)對(duì)穩(wěn)健性會(huì)計(jì)的需求顯著不同，非國(guó)有控股企業(yè)有更大的激勵(lì)采用穩(wěn)健的會(huì)計(jì)。

3.我國(guó)上市公司的債務(wù)融資治理功能的發(fā)揮受限。

由模型1和模型2的回歸結(jié)果可知，公司資產(chǎn)負(fù)債率與股權(quán)代理成本顯著正相關(guān);由模型3和模型4的回歸結(jié)果可知，公司資產(chǎn)負(fù)債率的提高會(huì)顯著降低公司績(jī)效，這說明在我國(guó)上市公司中債務(wù)融資的功能沒有得到真正發(fā)揮，受到了限制。

4.債務(wù)契約并不是我國(guó)上市公司對(duì)穩(wěn)健會(huì)計(jì)需求的主要原因。

由模型1和模型2的結(jié)論可知，穩(wěn)健的會(huì)計(jì)能夠降低股權(quán)代理成本并能夠提高公司績(jī)效，但是由模型3和模型4的回歸結(jié)果卻得出資產(chǎn)負(fù)債率的提高能夠顯著降低公司績(jī)效的結(jié)論，并且該結(jié)論與前人研究的結(jié)論相一致。假如債務(wù)契約是我國(guó)上市公司對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性需求的主要原因，那么這就意味著債務(wù)比率的提高會(huì)提高公司績(jī)效，所以，當(dāng)前我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則制定所顯現(xiàn)出來的穩(wěn)健性以及實(shí)務(wù)中上市公司所采取的穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可能源于其他方面的需求。我國(guó)上市公司的債務(wù)主要來自國(guó)有銀行。在我國(guó)對(duì)國(guó)有銀行實(shí)施全面改革以前，國(guó)家對(duì)國(guó)有控股企業(yè)和銀行的雙重所有權(quán)，使企業(yè)貸款更大的程度上受行政制約，而不是受債務(wù)契約限制，所以，契約因素在中國(guó)并不能引起自愿的謹(jǐn)慎要求。

參考文獻(xiàn):

[1] 李遠(yuǎn)鵬.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性研究——基于中國(guó)的實(shí)證發(fā)現(xiàn)[D].復(fù)旦大學(xué)，2006.

[2] 孫錚，劉鳳委，汪輝.債務(wù)、公司治理與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性[J].中國(guó)會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究，2005(6):112-173.

[3] 高利芳.向IFRS趨同的效果研究:穩(wěn)健性視角——?dú)W盟協(xié)調(diào)證據(jù)與中國(guó)前景預(yù)測(cè)[D].廈門大學(xué)第六屆會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)問題國(guó)際研討會(huì)會(huì)議論文，2007.

[4] Ball R，S P Kothari，A Robin. The Effect of International Institutional Factors on Properties of Accounting Earnings[J].Journal of Accounting Economics，2000，29 (1):1-51.

[5] Basu，S. The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings，Journal of Accounting and Economics，1997(24).:3-38.

[6] Watts，RL. A proposal for research on conservatism，Unpublished working paper，University of Rochester (Presented at the AAA meetings， San Francisco，CA)，1993.

(責(zé)任編輯:李江)