廖義剛，徐 影

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013)

一、引 言

Myers(1977)將公司價(jià)值視為在用資產(chǎn)未來持續(xù)經(jīng)營(yíng)獲利所帶來的增值與未來投資決策的增長(zhǎng)期權(quán)價(jià)值之和，后者被稱為投資機(jī)會(huì)集［1］。投資機(jī)會(huì)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(jià)值的支出或選擇權(quán)。隨著公司投資機(jī)會(huì)的增加，由于管理團(tuán)隊(duì)可能不具備相關(guān)專業(yè)水準(zhǔn)而無法獲知可供企業(yè)選擇的全部投資機(jī)會(huì)，這將導(dǎo)致管理層行為可觀測(cè)性的降低，從而加重了代理沖突并將損害公司價(jià)值［2］［3］［4］。Kumar＆Krishman發(fā)現(xiàn)當(dāng)投資機(jī)會(huì)較高時(shí)應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的價(jià)值相關(guān)性會(huì)隨著投資機(jī)會(huì)的增加而降低［5］;彭韶兵等也發(fā)現(xiàn)我國(guó)上市公司投資機(jī)會(huì)/成長(zhǎng)性越高，會(huì)計(jì)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(cái)務(wù)治理機(jī)制對(duì)高投資機(jī)會(huì)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(cái)務(wù)治理機(jī)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(jià)值，如王魯平、毛偉平就發(fā)現(xiàn)對(duì)于具有較多投資機(jī)會(huì)的公司，杠桿治理機(jī)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(xiǎn)但一定程度上卻減損了公司價(jià)值［7］。因此，緩解高投資機(jī)會(huì)集所引發(fā)的代理問題可能需要借助更加獨(dú)立的治理機(jī)制?；诖?，本文將以2007－2011年我國(guó)A股上市公司為研究樣本，從盈余價(jià)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(jì)能否緩解高投資機(jī)會(huì)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(jià)值視為在用資產(chǎn)未來持續(xù)經(jīng)營(yíng)獲利所帶來的增值與未來投資決策的增長(zhǎng)期權(quán)價(jià)值之和，后者被稱為投資機(jī)會(huì)集，他認(rèn)為成長(zhǎng)機(jī)會(huì)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(jià)值鑒證相對(duì)容易，而高成長(zhǎng)公司未來投資期權(quán)價(jià)值難以觀察和評(píng)估，這類價(jià)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(jī)會(huì)較高的公司還可能涉及諸多的廣告和研發(fā)活動(dòng)，而財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)通常將研發(fā)及廣告支出直接費(fèi)用化而非資本化，雖然我國(guó)2006年發(fā)布的會(huì)計(jì)準(zhǔn)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(fèi)用化的具體劃分仍然涉及比較復(fù)雜的會(huì)計(jì)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(fèi)用化而非資本化，即便某些時(shí)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(jì)量假說認(rèn)為高成長(zhǎng)公司一般存在較嚴(yán)重的信息不對(duì)稱問題，其管理當(dāng)局行為可觀察性的降低會(huì)導(dǎo)致對(duì)公司投資機(jī)會(huì)監(jiān)督的弱化，同時(shí)高增長(zhǎng)所帶來的內(nèi)部控制系統(tǒng)的弱化和會(huì)計(jì)信息系統(tǒng)可靠性的降低會(huì)引發(fā)較高的信息風(fēng)險(xiǎn)(Simth＆Watts，1992;彭韶兵、黃益建、趙根，2008)。根據(jù)該假說，隨著投資機(jī)會(huì)集的增大，財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)報(bào)告的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流不僅代表了來自經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的現(xiàn)金流，還包括了來自投資和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的混合現(xiàn)金流，這將導(dǎo)致經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流的價(jià)值相關(guān)性有所降低;另一方面，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目可用于預(yù)測(cè)未來經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流的數(shù)量、時(shí)間及分布［8］，但當(dāng)公司存在較大程度的信息不對(duì)稱，尤其是研發(fā)類支出的會(huì)計(jì)處理以及無形資產(chǎn)的攤銷較為武斷時(shí)，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目在揭示未來現(xiàn)金流量的數(shù)量、時(shí)間和分布上的功效也將大打折扣。

總之，財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息系統(tǒng)對(duì)投資支出的比較主觀武斷的處理將使得經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流和應(yīng)計(jì)項(xiàng)目都存在較大的計(jì)量誤差，進(jìn)而將導(dǎo)致會(huì)計(jì)盈余的價(jià)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(jī)會(huì)集的增加，會(huì)計(jì)盈余的價(jià)值相關(guān)性將顯著下降。

Timam＆Trueman［9］和Datar Feltkam＆Hugkes［10］的理論模型認(rèn)為，選擇高質(zhì)量審計(jì)并不會(huì)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(jià)值，高質(zhì)量審計(jì)也可以透過其鑒證功能發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)報(bào)表中的錯(cuò)報(bào)、漏報(bào)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量因而得以提高，或者說選擇高質(zhì)量審計(jì)師本身就可以傳遞積極的信息，因此聘請(qǐng)高質(zhì)量審計(jì)師將改變投資者對(duì)公司未來現(xiàn)金流的預(yù)期，減少對(duì)未來現(xiàn)金流預(yù)測(cè)的不確定性。Bushman＆Smith的研究也認(rèn)為，高質(zhì)量審計(jì)可以較好地保證會(huì)計(jì)信息的真實(shí)和可靠性，降低管理層報(bào)告的誤差和偏見，從而可以為投資者識(shí)別投資機(jī)會(huì)、監(jiān)督管理層提供更高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息［11］。那么，獨(dú)立審計(jì)尤其是高質(zhì)量審計(jì)能否發(fā)揮積極作用以緩解高投資機(jī)會(huì)集下公司的信息不對(duì)稱和代理問題呢?Tsui、Jaggi＆Gui研究指出，當(dāng)投資機(jī)會(huì)集較高時(shí)，對(duì)管理當(dāng)局行為可觀察性的降低會(huì)導(dǎo)致對(duì)公司投資機(jī)會(huì)監(jiān)督的弱化，因此相比低成長(zhǎng)性公司，成長(zhǎng)性更高的公司風(fēng)險(xiǎn)更高，其內(nèi)部控制系統(tǒng)難以及時(shí)適應(yīng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模和組織結(jié)構(gòu)的變化，高增長(zhǎng)所帶來的內(nèi)部控制系統(tǒng)的弱化和會(huì)計(jì)信息系統(tǒng)可靠性的降低會(huì)帶來更大的審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，審計(jì)師必須投入更多的資源開展審計(jì)工作，最終會(huì)提升審計(jì)收費(fèi)水平［12］;Lai的研究也證實(shí)了投資機(jī)會(huì)高且由“四大”審計(jì)的公司其可操控應(yīng)計(jì)更低，這表明高投資機(jī)會(huì)集公司聘請(qǐng)高質(zhì)量審計(jì)師的確可以起到提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的效果［13］;翟華云、廖洪的研究也證實(shí)了高投資機(jī)會(huì)的公司更傾向于聘請(qǐng)“四(五)大”且高質(zhì)量審計(jì)有助于降低其可操控應(yīng)計(jì)水平。［14］

綜上，盡管投資機(jī)會(huì)較高的公司由于信息不對(duì)稱、經(jīng)營(yíng)和會(huì)計(jì)處理方法的復(fù)雜性會(huì)導(dǎo)致其會(huì)計(jì)盈余的價(jià)值相關(guān)性有所降低，但若高投資機(jī)會(huì)集公司雇請(qǐng)的是高質(zhì)量審計(jì)師，高質(zhì)量審計(jì)師監(jiān)督職能的發(fā)揮將有助于會(huì)計(jì)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(jī)會(huì)集公司會(huì)計(jì)盈余的價(jià)值相關(guān)性。藉此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2:隨著公司投資機(jī)會(huì)的增加，會(huì)計(jì)盈余的價(jià)值相關(guān)性將下降，若其聘請(qǐng)的是高質(zhì)量審計(jì)師，則盈余價(jià)值相關(guān)性的下降幅度較低。

盡管引入高質(zhì)量審計(jì)可以為投資者識(shí)別投資機(jī)會(huì)和監(jiān)督管理層提供更高質(zhì)量的會(huì)計(jì)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(jī)制和環(huán)境的差異，高質(zhì)量審計(jì)治理功效的發(fā)揮在一定程度上是存在差異的。國(guó)有上市公司由于政府干預(yù)程度較深，因此在應(yīng)對(duì)法律風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)管風(fēng)險(xiǎn)較非國(guó)有上市公司存在一定的差異。相對(duì)非國(guó)有上市公司而言，市場(chǎng)、監(jiān)管和法律等因素對(duì)國(guó)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(duì)高質(zhì)量審計(jì)職能的發(fā)揮存在一定的負(fù)面影響，已有研究也發(fā)現(xiàn)決定審計(jì)質(zhì)量的不僅僅是審計(jì)標(biāo)準(zhǔn)、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(jì)質(zhì)量的決定性因素［16］［17］，因此國(guó)有上市公司聘請(qǐng)的高質(zhì)量審計(jì)師在這一特定環(huán)境下，其審計(jì)質(zhì)量很可能不如非國(guó)有上市公司聘請(qǐng)的高質(zhì)量審計(jì)師。由此，提出假設(shè)3。

假設(shè)3:隨著投資機(jī)會(huì)的增加，相對(duì)于國(guó)有上市公司，高質(zhì)量審計(jì)師能夠更顯著地抑制非國(guó)有上市公司盈余價(jià)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(cái)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(gè)，其中國(guó)有控股樣本4124個(gè)，非國(guó)有控股樣本3808個(gè)。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(jī)會(huì)集的度量

由于投資機(jī)會(huì)集無法直接觀測(cè)，理論界目前對(duì)其度量也尚未達(dá)成共識(shí)，多數(shù)關(guān)于投資機(jī)會(huì)集的研究文獻(xiàn)都采用了各種代理變量間接度量投資機(jī)會(huì)集。借鑒已有研究的基礎(chǔ)上［18］［19］，本文選擇資產(chǎn)市價(jià)與賬面價(jià)值之比(MBA)、每股收益與每股市價(jià)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(dòng)的方差(VARSALE)四個(gè)代理變量通過主成分分析計(jì)算投資機(jī)會(huì)集。具體方法是通過對(duì)上述四個(gè)代理變量用因子分析法分離出一個(gè)能反映該四個(gè)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(jī)會(huì)集。上述代理變量的具體定義如表1所示。

表1 計(jì)算IOS的四個(gè)代理變量及其定義

(三)檢驗(yàn)?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(jià)值相關(guān)性的回報(bào)模型考察投資機(jī)會(huì)、高質(zhì)量審計(jì)對(duì)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(jì)異常月回報(bào)率①即，其中Rmy和Rny分別表示i公司(市場(chǎng))第t年的第y個(gè)月的個(gè)股(市場(chǎng))月回報(bào)率。;audit為虛擬變量，若i公司t年主審審計(jì)師為十大則該變量取1②依據(jù)中注冊(cè)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(jī)會(huì)集;epsit表示i公司第t年的每股收益;交乘項(xiàng)epsit×iosit為檢驗(yàn)變量，若該變量的系數(shù)顯著為負(fù)，則表明投資機(jī)會(huì)集越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低;交乘項(xiàng)epsit×iosit×audit也是檢驗(yàn)變量，若該變量的系數(shù)顯著為正，則表明隨著投資機(jī)會(huì)集越大，高質(zhì)量審計(jì)可以緩解會(huì)計(jì)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(duì)數(shù)衡量;roait和levit分別表示i公司第t年的總資產(chǎn)報(bào)酬率和資產(chǎn)負(fù)債率;indus為行業(yè)虛擬變量;year為年度啞變量。

四、實(shí)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(yàn)

按照主審審計(jì)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(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，兩組樣本的異常回報(bào)率(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(duì)更好;同時(shí)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(shí)了聘請(qǐng)十大的公司具有相對(duì)較強(qiáng)的盈利能力。進(jìn)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(shí)十大樣本組財(cái)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(duì)稱程度和風(fēng)險(xiǎn)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?bào)正相關(guān)，但交叉項(xiàng)epsit×iosit的系數(shù)為－4.178且在0.000的水平上顯著，這證實(shí)了隨著投資機(jī)會(huì)集的增加，會(huì)計(jì)盈余中的計(jì)量誤差以及管理當(dāng)局的機(jī)會(huì)主義行為會(huì)導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的降低，體現(xiàn)為盈余的價(jià)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(jì)能否有助于緩解高投資機(jī)會(huì)集帶來的代理問題呢?交叉項(xiàng)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(jì)的介入可以起到一定的監(jiān)督作用，有助于抑制高投資機(jī)會(huì)集所帶來的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的降低，這支持了假設(shè)2。進(jìn)一步將全樣本劃分為非國(guó)有上市公司和國(guó)有上市公司，顯然，非國(guó)有上市公司交叉項(xiàng)epsit×iosit的系數(shù)顯著為負(fù)，這同樣支持了假設(shè)1，同時(shí)交叉項(xiàng)epsit×iosit×audit的系數(shù)顯著為正，意味著對(duì)于非國(guó)有上市公司高質(zhì)量審計(jì)可以發(fā)揮一定的治理功效，有助于緩解隨著投資機(jī)會(huì)集增加所帶來的盈余質(zhì)量的降低。國(guó)有上市公司的回歸結(jié)果則表明，交叉項(xiàng)epsit×iosit×audit的系數(shù)為負(fù)，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這意味著在國(guó)有上市公司中高質(zhì)量審計(jì)并未發(fā)揮積極的治理功效，總體而言上述檢驗(yàn)結(jié)果支持了假設(shè)3。

表3 投資機(jī)會(huì)、高質(zhì)量審計(jì)與盈余價(jià)值相關(guān)性的回歸結(jié)果

(三)進(jìn)一步的檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)投資機(jī)會(huì)集分別對(duì)應(yīng)計(jì)項(xiàng)目和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流價(jià)值相關(guān)性的影響，將回歸模型中的會(huì)計(jì)盈余分解為應(yīng)計(jì)項(xiàng)目和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流，并同時(shí)納入回歸分析。檢驗(yàn)結(jié)果列示于表4，全樣本檢驗(yàn)結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)cfoit×iosit×audit和accit×iosit×audit的系數(shù)顯著為正，意味著高質(zhì)量審計(jì)的介入可以緩解投資機(jī)會(huì)增加所導(dǎo)致的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流和應(yīng)計(jì)項(xiàng)目?jī)r(jià)值相關(guān)性的下降。區(qū)分非國(guó)有和國(guó)有上市公司的分組檢驗(yàn)結(jié)果顯示，與國(guó)有上市公司相反，非國(guó)有上市公司交叉項(xiàng)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(jì)在非國(guó)有上市公司更能夠有效地發(fā)揮治理職能并提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

表4 區(qū)分應(yīng)計(jì)項(xiàng)目和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流的分組檢驗(yàn)結(jié)果

(四)穩(wěn)健性測(cè)試

我們還執(zhí)行了如下穩(wěn)健性測(cè)試:使用Ohlson(1995)［20］股價(jià)模型取代回報(bào)模型重新檢驗(yàn)有關(guān)假設(shè)，檢驗(yàn)結(jié)果不變;改變按所有權(quán)性質(zhì)進(jìn)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(jì)、投資機(jī)會(huì)變量交乘，檢驗(yàn)結(jié)果基本不變;從2007年起我國(guó)上市公司開始執(zhí)行新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，作為會(huì)計(jì)政策變更年度的2007年其會(huì)計(jì)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(yàn)，結(jié)論不變。

五、結(jié)論與啟示

研究發(fā)現(xiàn)隨著投資機(jī)會(huì)集的增加，上市公司會(huì)計(jì)盈余的價(jià)值相關(guān)性將顯著降低，若其聘請(qǐng)的是高質(zhì)量審計(jì)師，則盈余價(jià)值相關(guān)性的下降幅度會(huì)有顯著的降低;此外，相對(duì)于國(guó)有上市公司，高質(zhì)量審計(jì)的引入能更顯著地緩解非國(guó)有上市公司投資機(jī)會(huì)集對(duì)盈余價(jià)值相關(guān)性的負(fù)面影響。這一定程度上說明在我國(guó)特定的制度環(huán)境下，投資機(jī)會(huì)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系更多地符合噪聲計(jì)量假說，同時(shí)也證實(shí)了高質(zhì)量審計(jì)的治理功效可以緩解高投資機(jī)會(huì)所引發(fā)的代理問題，但該治理功效會(huì)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(dāng)加強(qiáng)資本市場(chǎng)獨(dú)立審計(jì)制度的建設(shè)，尤其是應(yīng)該重點(diǎn)扶持大規(guī)模事務(wù)所的健康成長(zhǎng)，但加強(qiáng)各項(xiàng)市場(chǎng)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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