朱 松,夏冬林

(1.北京師范大學經(jīng)濟與工商管理學院,北京100875；2.清華大學經(jīng)濟管理學院,北京100084)

一、引 言

眾所周知,會計信息是企業(yè)管理層進行經(jīng)濟決策的重要信息來源和依據(jù)。會計信息可以通過項目選擇、治理作用、逆向選擇等途徑來影響資源的配置(Bushman和Smith,2001),而高質量的會計信息則可以發(fā)揮促進資源有效配置的作用(Biddle和Hilary,2006；Liang和Wen,2007；李青原,2008)。穩(wěn)健原則(或謹慎原則)是會計信息質量的一項重要特征(Ball等,2000；Ball和Shivakumar,2005),要求企業(yè)不高估收入和資產(chǎn)、不低估費用和負債,意味著企業(yè)不能確認可能存在的收益,但要及時確認可能的損失,其后果是企業(yè)報告的利潤表現(xiàn)出系統(tǒng)性的低估。財政部于1999年出臺的“四項計提”和2001年出臺的“八項計提”、研發(fā)支出的費用化,以及以歷史成本為基礎的資產(chǎn)計價原則都是穩(wěn)健原則的強制實施。相對于無偏信息來講,穩(wěn)健的會計信息在相關性方面有所降低,但可靠性有所提高。那么,穩(wěn)健會計政策對企業(yè)的資本投資到底會產(chǎn)生什么樣的影響？

二、文獻回顧與假設

Biddle和Hilary(2006)利用34個國家的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),會計信息質量與企業(yè)的投資效率正相關。Verdi(2006)也發(fā)現(xiàn),應計質量與企業(yè)投資不足和投資過度都呈負相關關系。李青原(2008)對中國上市公司的研究發(fā)現(xiàn),高質量會計信息能顯著降低上市公司投資不足和過度投資。Venugopalan(2004)認為,作為會計信息質量重要特征的穩(wěn)健原則能導致較小的投資扭曲,提高資源配置效率。Chen等(2006)也發(fā)現(xiàn),實行穩(wěn)健會計體系能夠提高社會效率。但是,會計信息要發(fā)揮作用與其所處的市場環(huán)境有非常密切的聯(lián)系,穩(wěn)健原則當然也受到制度環(huán)境差異的顯著影響(Ball等,2000；Ball和Shivakumar,2005；Bushman和Piotroski,2006)。處于轉型經(jīng)濟中的中國,雖然企業(yè)財務報告的穩(wěn)健性不斷提高(曲曉輝、邱月華,2007；Xia和Zhu,2009),但是由于法制環(huán)境、銀行以及其他債權人作用的發(fā)揮與國外市場有著明顯的差異(李遠鵬、李若山,2005；Xia和Zhu,2009),因此,穩(wěn)健原則能否發(fā)揮其公司治理作用,在不同的制度環(huán)境下穩(wěn)健原則對于會計信息相關性和可靠性的影響是否會對不同企業(yè)的投資造成不同的經(jīng)濟后果,目前國內(nèi)鮮有這方面的研究。

穩(wěn)健原則要求及時確認損失,這就為債權人提供了企業(yè)經(jīng)營績效日益惡化的及時信號,提醒債權人加強對契約違反者的限制,債權人可以盡早干預企業(yè)經(jīng)營。同時,債權人干預的預期能迫使管理層既事前避免凈現(xiàn)值為負的投資項目,又能事中更及時放棄凈現(xiàn)值為負的投資項目(Bushman等,2006)。穩(wěn)健會計政策可以通過對滿足契約需要的財務報告相關性和可靠性的影響以及對控制權限制而影響企業(yè)的投資效率,因而是解決股東與管理層之間的代理問題的一種有效機制(LaFond和Roychowdury,2006),有利于限制公司管理層的過度投資行為(Ball和Shivakuma,2005)。而如果會計盈余是穩(wěn)健的,那么較高的投資增長率會導致較低水平的投資回報率。此外,如果投資增長速度很快,穩(wěn)健的會計政策則會降低企業(yè)的投資回報率(Rajan等,2006)。為了追求利潤最大化以及滿足業(yè)績報告的需要,管理層要么采用激進的報告策略,要么降低過度的資本投資。而會計準則對財務報告的穩(wěn)健程度進行了強制性要求,基于投資回報最大化考慮,企業(yè)管理層也會降低過度的資本投資。因此,穩(wěn)健的會計政策在一定程度上會減少企業(yè)的過度投資,提高投資效率。

然而,穩(wěn)健原則計量的會計信息具有一定噪音,其相關性方面有所降低,而且容易被操縱的,因此會對最優(yōu)投資決策產(chǎn)生負面影響(Liang和Wen,2007)。另外,穩(wěn)健原則降低了企業(yè)報告的盈利能力,即對債務合約中使用的會計數(shù)字產(chǎn)生負面影響,而這又會進一步影響企業(yè)未來的融資能力。企業(yè)的融資能力在一定程度上決定了其投資行為,如果融資能力受到限制,就會影響企業(yè)的投資水平。融資能力不足甚至會使企業(yè)出現(xiàn)資本投資不足的問題。因此,從信息相關性的降低以及對于會計盈余數(shù)字的負面影響,進而影響企業(yè)未來融資能力的角度考慮,穩(wěn)健的會計政策可能會導致企業(yè)投資不足。綜上所述,穩(wěn)健會計政策會影響企業(yè)的資本投資規(guī)模,影響企業(yè)的資本投資效率。

假設1:穩(wěn)健會計政策會顯著影響企業(yè)的資本投資規(guī)模。

假設2a:穩(wěn)健會計政策會顯著影響企業(yè)的資本投資效率,抑制過度投資。

假設2b:穩(wěn)健會計政策會顯著影響企業(yè)的資本投資效率,導致投資不足。

企業(yè)的資本投資很大程度上是建立在投資機會上的,投資機會越多的企業(yè)其資本投資規(guī)模也會越大,而投資效率也會相對較高(Fazzari等,1988；Vogt,1994)。一旦企業(yè)投資機會下降,那么投資規(guī)模也會相應降低,即投資規(guī)模對投資機會是非常敏感的。而Bushman等(2006)也發(fā)現(xiàn),資本投資對下降的投資機會的敏感度會隨著財務報告穩(wěn)健程度的不同有所差異,在穩(wěn)健性較高的情況下,這種敏感度更高。因此,對于擁有不同投資機會的企業(yè)而言,穩(wěn)健會計政策對企業(yè)資本投資以及投資效率的影響不同。

假設3:在更為穩(wěn)健的會計政策下,企業(yè)資本投資以及無效投資對下降的投資機會的敏感度更高。

三、研究設計

(一)模型設定與變量定義

資本投資(I)采用兩種計量指標,I1為當期長期資產(chǎn)的變化除以期初資產(chǎn)總額(楊華軍、胡奕明,2007；陳運森、朱松,2009)。I2為現(xiàn)金流量表中購置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及相關資產(chǎn)的現(xiàn)金、權益性投資、債權性投資支出所支付的現(xiàn)金之和減去處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)而收回的現(xiàn)金后除以期初資產(chǎn)總額(楊華軍、胡奕明,2007；陳運森、朱松,2009)?；貧w中對I1和I2上下1%樣本都進行了winsorize,以避免異常值的影響。

本文采用Ahmed和Duellaman(2007)、Xia和Zhu(2009)基于應計項的穩(wěn)健性指標,用三年累計應計項來表征(Ahmed和Duellaman,2007；Xia和Zhu,2009),分別利用凈利潤以及非經(jīng)常性損益前凈利潤計算應計項。①為了便于解釋,我們將三年累計應計項乘以-1,這一數(shù)值越大(Conserv1、Conserv2),則表明穩(wěn)健程度越高(Ahmed和Duellaman,2007；Xia和Zhu,2009)。回歸采用上一年度的穩(wěn)健性指標,因為投資和融資決策都是建立在決策者目前已經(jīng)獲得的企業(yè)財務信息之上的,采用上一年末的財務信息更加適當。而且,采用上一年末的穩(wěn)健性指標可以降低內(nèi)生性問題造成的偏差。②

本文借鑒Bushman等(2006)模型,考慮投資與投資機會間的非線性關系,考察財務報告穩(wěn)健程度對資本投資的影響,模型如下:

其中:I為當期的資本投資；Conserv為穩(wěn)健性指標；Q為投資機會指標,采用上一年度股票收益率表征；Neg為投資機會啞變量,當上年股票市場收益率為負時取1,否則為0；PreI為上一期的資本投資；PreCF為期初經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量/期初資產(chǎn)總額；PreLev為期初總資產(chǎn)負債率；PreSize為期初資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；Age為公司上市年齡；Years為年度啞變量,6年數(shù)據(jù)采用5個年度啞變量；Inds為行業(yè)啞變量,證監(jiān)會將行業(yè)分為13類,剔除金融保險行業(yè),剩下12個行業(yè)采用11個變量控制行業(yè)特征。β4衡量的是財務報告穩(wěn)健程度對投資機會與資本投資的額外敏感程度(Bushman等,2006),預期β4＞0。(β3+β4)衡量的是穩(wěn)健性對投資機會與資本投資的全部敏感程度。

目前實證研究特定公司資本配置效率的指標主要包括邊際托賓Q模型、Wurgler(2000)模型和Richardson(2006)模型。Richardson(2006)模型能直接度量特定公司和年度的資本配置效率。因此,本文采用Richardson(2006)模型計算投資效率指標。自由現(xiàn)金流(FCF)的計算與魏明海、柳建華(2007)、楊華軍、胡奕明(2007)的相同,為經(jīng)營活動現(xiàn)金流與預期投資的差額。同時,也對其他可能的因素進行了控制,其中包括:企業(yè)規(guī)模(Size為當期總資產(chǎn)自然對數(shù))、財務杠桿(Lev為當期總資產(chǎn)負債率)、股權結構的代理問題(V為當期最終控制人控制權比例,State為啞變量,1表示最終控制人為國家,否則為0)、管理層的代理問題(Manown為管理層期初持股比例)、現(xiàn)金流變化情況(ΔCash為現(xiàn)金變化占總資產(chǎn)的比例)以及宏觀因素(Years為年度啞變量,Inds為行業(yè)啞變量)。

(二)樣本選擇

本文在選擇樣本時采用的是1999年到2006年全部在市的公司,以避免新上市和這一期間退市的公司因執(zhí)行準則的不同給穩(wěn)健性指標計算造成影響。剔除最終控制人數(shù)據(jù)不全、金融行業(yè)、財務信息不全、負債率超過100%的公司,最終樣本為2002年到2006年的4 048家上市公司。市場交易數(shù)據(jù)、財務數(shù)據(jù)均來自于Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫,最終控制人數(shù)據(jù)從年報中手工摘得。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1為重要變量的描述性統(tǒng)計(因篇幅所限省略了其他變量)。資本投資I1平均為0.0472,I2平均為0.0939。穩(wěn)健性指標Conserv1平均為0.0061,Conserv2平均為0.0169,存在一定的差異,但正值表明這一期間的財務報告總體來講是穩(wěn)健的。

表1 描述性統(tǒng)計

(二)穩(wěn)健會計政策、投資機會與資本投資

表2為穩(wěn)健會計政策對企業(yè)資本投資的影響,考慮投資與投資機會之間的線性關系,采用兩種資本投資以及兩種穩(wěn)健性計量指標。企業(yè)的資本投資是基于投資機會而進行的,投資機會越多的企業(yè)進行的資本投資就越多,表現(xiàn)在Q的回歸系數(shù)顯著為正。由于投資存在連續(xù)性,因此,當期投資與上期投資之間也顯著正相關,PreI系數(shù)顯著為正。經(jīng)營活動產(chǎn)生的資金能夠為企業(yè)的資本投資提供保障,表現(xiàn)為PreCF系數(shù)顯著為正。PreLev的系數(shù)顯著為負,說明資本投資受到企業(yè)現(xiàn)有財務杠桿的嚴重約束。雖然所有企業(yè)都會追求規(guī)模效應,但國內(nèi)的上市公司,尤其是規(guī)模較大的企業(yè)在“做大做強”的目標下,傾向于進行更多的投資,表現(xiàn)為PreSize系數(shù)顯著為正。Age的系數(shù)顯著為負,表明越是“年輕”的企業(yè)越想獲得規(guī)模效應,通過資本投資實現(xiàn)其規(guī)模擴張?？刂屏送顿Y機會(Q)、資本投資的連續(xù)性(PreI)、現(xiàn)金流充裕程度(Pre-CF)、③企業(yè)的負債壓力(PreLev)、④規(guī)模(PreSize)以及企業(yè)的生命周期(Age)、行業(yè)(Inds)以及年份(Years)因素后,會計穩(wěn)健性指標(Conserv1和Conserv2)與資本投資規(guī)模(I1和I2)呈現(xiàn)顯著負相關關系(4個回歸中3個都顯著)。假設1得到了驗證,即穩(wěn)健的會計政策會顯著影響企業(yè)的資本投資,而且總體上講降低了企業(yè)的資本投資規(guī)模。

表2 穩(wěn)健會計政策、投資機會與資本投資的線性關系

表3為考慮投資與投資機會間的非線性關系的回歸結果。投資機會Q的回歸系數(shù)依舊在0.01水平上顯著為正,表明投資機會越多的企業(yè)進行的資本投資就越多。Conserv的系數(shù)不顯著,Q×Conserv的回歸系數(shù)都為負,雖然在第二種投資指標不顯著,但總體上表明穩(wěn)健性會減少資本投資。而Neg×Q×Conserv的系數(shù)在四個回歸中三個都顯著為正,意味著對于穩(wěn)健程度較高的企業(yè),資本投資與下降的投資機會之間的敏感度更強,與Bushman等(2006)的預期一致,說明穩(wěn)健性對資本投資的影響會隨著投資機會的不同有所差異。表3最下方給出了(β3+β4)的檢驗,投資指標I1的結果高度顯著,而I2不顯著。總體上講,穩(wěn)健的會計政策下,資本投資對下降的投資機會的額外敏感度更高,支持了部分假設3。

表3 穩(wěn)健會計政策、投資機會與資本投資的非線性關系

(三)穩(wěn)健會計政策、投資機會與資本投資效率

以上結果表明穩(wěn)健會計政策在一定程度上降低了企業(yè)的資本投資規(guī)模,而且對于擁有不同投資機會的企業(yè)而言,在更為穩(wěn)健的財務報告下,資本投資對下降的投資機會的敏感度更高。那么,這種投資水平的下降是因為過度投資被抑制了,還是正常投資被進一步降低,導致企業(yè)投資不足？為了進一步探討穩(wěn)健會計政策對企業(yè)資本投資效率的影響,本文基于Richardson(2006)的方法,采用資本投資回歸模型的殘差表征超過(低于)正常投資(基于企業(yè)成長性、行業(yè)特征以及宏觀經(jīng)濟形勢的投資)的部分,即無效投資(魏明海、柳建華,2007；楊華軍、胡奕明,2007)。因篇幅所限省略了過度投資與投資不足的回歸結果。雖然投資模型中的變量與Richardson(2006)略有不同,但回歸結果基本一致。

不過這種方法將殘差按照正負分為過度投資和投資不足,忽略了企業(yè)存在適度投資(與最優(yōu)投資間的微小偏差)的可能,因此本文將殘差分為3組,殘差最高組定義為過度投資組(OverI=1),殘差最低組定義為投資不足組(OverI=-1),中間組為適度投資組(OverI=0)。首先,對穩(wěn)健性是否能夠降低企業(yè)的過度投資傾向進行分析,采用秩序概率模型(Oprobit)回歸。被解釋變量OverI為秩序變量,過度投資時為1,適度投資時為0,投資不足時為-1(因篇幅所限,回歸結果未在文中列示)?；貧w結果表明,Conserv的回歸系數(shù)顯著為負,而且采用兩種穩(wěn)健性指標以及兩種資本投資指標情況都如此,表明穩(wěn)健的會計政策會降低企業(yè)過度投資的可能性。其次,這種負相關可能是由于穩(wěn)健性與投資不足之間的關系造成的,因此我們按照如下方法重新定義過度投資與投資不足:將殘差最高組定義為過度投資(ResIA=1),否則為正常投資(不考慮投資不足的情況,ResIA=0)；將殘差最低組定義為投資不足(ResIB=1),否則為正常投資(不考慮過度投資的情況,ResIB=0)。分別采用二元選擇模型(Probit),檢驗穩(wěn)健會計政策是否降低了過度投資的可能性,以及是否降低了投資不足的可能性(回歸結果未在文中列示)。在過度投資傾向的檢驗中,Conserv的系數(shù)雖然為負,但四個回歸中僅一個顯著,說明穩(wěn)健會計政策在抑制過度投資傾向上的作用不是很明顯,假設2a沒有能到得到很好的驗證。而在投資不足可能性的回歸中,Conserv的系數(shù)都在0.01水平上顯著為正,表明穩(wěn)健會計政策與企業(yè)投資不足的可能性正相關,即穩(wěn)健會計政策容易造成企業(yè)投資不足,假設2b得到驗證。當然,這種分類也存在系統(tǒng)性偏差,即總體上出現(xiàn)投資不足或者過度投資的現(xiàn)象,這種分類就增加了某一類別的計量誤差。我們也按殘差將樣本分為5組和7組,采用上下2組或3組分別對投資過度(OverI=1)和投資不足(OverI=-1)進行敏感性檢驗,回歸結果基本一致。穩(wěn)健會計政策會降低企業(yè)的資本投資,但是這種負相關性主要是由穩(wěn)健會計政策容易造成企業(yè)投資不足所產(chǎn)生的,穩(wěn)健原則在抑制過度投資上的作用不是非常明顯。

那么,在不同的投資機會下,穩(wěn)健原則對于資本投資效率與投資機會間的敏感度是否也有一定的影響,表4和表5對穩(wěn)健性、投資機會與資本投資效率的關系進行了檢驗。表4是對無效投資與投資機會間的線性關系進行的檢驗,表5則是對非線性關系的分析。

首先,考慮投資機會與投資效率之間的線性關系?；貧w中投資機會Q的系數(shù)雖然都為負,但統(tǒng)計上不顯著。自由現(xiàn)金流FCF與過度投資顯著正相關,支持了Jenson(1986)的自由現(xiàn)金流理論。規(guī)模Size也與過度投資顯著正相關,即大型企業(yè)更傾向于更多的投資,但負債水平Lev會明顯地抑制過度投資,從而保護債權人的利益。最終控制人的控制權比例(V)對過度投資的影響不顯著,即大股東控股并不見得就會造成過度的資本投資。State前的系數(shù)為負(I2下顯著),說明國家最終控股會降低過度投資,因為雖然國有企業(yè)有一些政治任務和社會負擔,但國有企業(yè)憑借其出身可以獲得更多優(yōu)質資源,從而降低無效投資(陳運森、朱松,2009)。Manown的系數(shù)只在I1和Conserv1下顯著為負,管理層持股對過度投資的影響不是很顯著。ΔCash的回歸系數(shù)顯著為負,即企業(yè)利用手上的已有資金進行大量投資,導致無效率的產(chǎn)生。在控制了投資機會(Q)、自由現(xiàn)金流問題(FCF)、規(guī)模效應(Size)、債務約束(Lev)、最終控制人的掏空以及支持行為(V和State)、管理層自身利益(Manown)、現(xiàn)金充裕情況(ΔCash)、行業(yè)(Inds)以及年份(Years)等可能影響投資效率的因素后,會計穩(wěn)健性(Conserv1和Conserv2)與投資效率之間顯著負相關。

表4 穩(wěn)健會計政策、投資機會與投資效率的線性關系

其次,考慮投資機會與投資效率之間的非線性情況。投資機會Q的系數(shù)依舊為負且不顯著,而Q×Conserv的系數(shù)為負,且四個回歸中三個都顯著,說明穩(wěn)健性會進一步降低過度投資與投資機會之間的負相關關系,穩(wěn)健原則有利于抑制過度投資。而Neg×Q×Conserv的回歸系數(shù)也都為正,且四個回歸中三個顯著,即對于財務報告更為穩(wěn)健的企業(yè)而言,過度投資對投資機會下降的額外敏感度更高。穩(wěn)健原則對于投資機會不同的企業(yè)而言,抑制過度投資的效率有所差異。假設3得到支持。表5的最下方也給出了(β3+β4)的檢驗,雙尾檢驗的結果都不顯著,即穩(wěn)健的會計政策下,資本投資對下降的投資機會的總體敏感度差異不大。其他控制變量的結果不再贅述。

表5 穩(wěn)健會計政策、投資機會與投資效率的非線性關系

我們還將無效投資區(qū)分為過度投資和投資不足,分別檢驗穩(wěn)健會計政策的作用。在控制了相關因素后,會計穩(wěn)健性(Conserv1和Conserv2)與過度投資程度(ResI)的關系在統(tǒng)計上不顯著,即會計穩(wěn)健性對過度投資的影響不是很明顯,假設2a沒有得到驗證。而在投資不足情況下(被解釋變量投資不足采用絕對值,該值越大表明投資不足越嚴重),穩(wěn)健性指標的回歸系數(shù)都顯著為正,說明穩(wěn)健程度越高,投資不足越嚴重,支持了假設2b。研究結果表明,穩(wěn)健政策對過度投資的影響不明顯,但在一定程度上會導致企業(yè)出現(xiàn)投資不足?？赡艿脑蛟谟诜€(wěn)健會計政策在一定程度上降低了企業(yè)報告的盈利能力,即對債務合約中使用的會計數(shù)字產(chǎn)生負面影響,而這又進一步影響了企業(yè)未來的融資能力,限制了企業(yè)的資本投資能力。

五、結 論

穩(wěn)健的會計政策能夠影響企業(yè)的資本投資。會計穩(wěn)健性降低了企業(yè)的資本投資規(guī)模,而這種降低作用在抑制過度投資上不明顯。穩(wěn)健會計政策導致會計盈余降低從而引起投資不足。研究結果解釋了為何一些企業(yè)不愿意采用穩(wěn)健的會計政策的原因。對于擁有不同投資機會的企業(yè)而言,穩(wěn)健會計政策對企業(yè)資本投資以及投資效率的影響是不同的(Bushman等,2006)。在更為穩(wěn)健的會計政策下,企業(yè)資本投資以及無效投資對下降的投資機會的敏感度更高。

本文的研究為以公允價值為基礎的新《企業(yè)會計準則》提供了一定經(jīng)驗證據(jù),企業(yè)可以更加“公允”的計量其財務狀況和盈利能力,糾正系統(tǒng)性低估的偏差,提高會計信息的相關性。另外,研究也為穩(wěn)健會計原則在不同制度環(huán)境下發(fā)揮的功能提供了經(jīng)驗證據(jù)。

*本文還得到北京師范大學青年教師社會科學研究基金項目資助(107190)。感謝匿名審稿人的建設性意見,使得本文更加充實,當然文責自負。

注釋:

①本文也采用了Basu模型計算每年的穩(wěn)健性指標,與采用累計應計項表征的穩(wěn)健性指標進行了比較,發(fā)現(xiàn)兩者基本符合。上市公司財務報告穩(wěn)健程度從2001年開始呈現(xiàn)逐步上升的趨勢(曲曉輝、邱月華,2007；Xia和Zhu,2009),表明本文采用的全面穩(wěn)健性指標能夠較好地表征財務報告的穩(wěn)健性。

②因為過度投資或者投資不足可能是由企業(yè)的委托代理問題造成的,而這又是穩(wěn)健性產(chǎn)生的可能原因(Ahmed等,2002；Watts,2003)。當期投資與當期穩(wěn)健性的回歸會受到這種誰因誰果的影響,采用上一年末的信息指標可以在一定程度上避免這一問題。我們還采用當期的穩(wěn)健性指標與當期的投資指標進行了回歸分析,回歸結果基本一致。

③企業(yè)持有的現(xiàn)金流起到了流動性儲備的作用(Gamba和Triantis,2008),因此我們加入當期經(jīng)營活動現(xiàn)金流以及期初現(xiàn)金持有量進行回歸,結果基本一致。

④企業(yè)當期的資本投資取決于上一期的融資水平,也取決于當期新增的資金,因此我們還采用當期負債率進行替換,以及加入當期資產(chǎn)負債率進行分析,回歸結果基本一致。

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