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(1.南開大學 商學院，天津 300071; 2.海南大學 經濟與管理學院，海南 ?？?570228)

所有權性質、穩(wěn)健性與代理成本
——基于在職消費的視角

賈婧1，周曉蘇1，吳錫皓2

(1.南開大學 商學院，天津 300071; 2.海南大學 經濟與管理學院，海南 ?？?570228)

本文以管理層在職消費為切入點，考察在不同程度的會計穩(wěn)健性下，上市公司的代理成本受到怎樣的影響，并在此基礎上分析和檢驗企業(yè)所有權性質對這一關系的調節(jié)效應。研究發(fā)現(xiàn)：一方面，會計穩(wěn)健性的增強有助于降低管理層在職消費；另一方面，相比于國有控股公司，會計穩(wěn)健性降低管理層在職消費的作用在非國有控股公司中更為明顯。該結果表明，會計穩(wěn)健性的增強起到了降低代理成本的積極治理作用，并且這種作用在不同所有權性質的企業(yè)里存在顯著差異。

會計穩(wěn)健性；代理成本；所有權性質；在職消費

1 引言

現(xiàn)代企業(yè)制度下所有權與經營權分離，委托人和代理人的目標函數(shù)不一致，引發(fā)了代理沖突。在滿足參與約束的前提下，如何設置一系列激勵相容的契約，使得管理者目標函數(shù)與股東利益一致、進而降低代理成本，逐漸成為公司治理研究的核心話題。在諸多激勵機制中，會計數(shù)字往往是契約條款的重要內容，因此，會計信息系統(tǒng)在多大程度上提供了能夠為契約各方所認可的信息，會直接影響契約的簽訂成本、執(zhí)行成本和監(jiān)督成本。而穩(wěn)健性作為一種下偏的會計信息質量特征，其在會計系統(tǒng)中的應用能否提高契約有效性、降低代理成本，成為近年來學術界關注的話題之一。

管理層在職消費是一種顯性剩余損失[1]，是以犧牲股東利益為代價的對企業(yè)資源的挪用[2]，是股東與管理者之間代理沖突最為直接的表現(xiàn)形式之一。企業(yè)管理層在職消費越多，股東與管理者之間的代理成本就越大。目前學術界主要從管理層特征、高管薪酬以及股權結構的視角對管理層在職消費的影響因素進行研究，而從信息質量的視角探討會計信息穩(wěn)健性對在職消費影響的研究仍然缺乏。事實上，管理層在職消費水平在一定程度上受到公司激勵契約的影響，而這些激勵契約的簽訂、執(zhí)行和監(jiān)督往往以會計信息為基礎，因此，管理層在職消費水平可能會受到會計信息質量的影響。基于此，本文首次嘗試從會計信息質量的新視角，探索會計信息穩(wěn)健性對管理層在職消費的影響。

2 文獻綜述與研究假設

作為股東與管理者之間代理成本的重要表現(xiàn)形式之一，管理層在職消費歷來備受關注。關于管理層在職消費受到哪些因素影響這一問題，學術界主要從管理層特征、高管薪酬以及股權結構的視角進行探索。

在管理層特征方面，已有研究發(fā)現(xiàn)：能力越強的經理人越少通過在職消費來獲取私人利益[3]；企業(yè)高管梯隊平均年齡越大，就越容易產生較高的在職消費[4]。此外，還有研究發(fā)現(xiàn)在國有企業(yè)中政治晉升可能性越高的高管，在職消費就越少[5]。在高管薪酬方面，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)管理者年薪和在職消費之間存在替代關系[6]；并且這一替代關系在國有企業(yè)中比在民營企業(yè)中更顯著[7]。徐細雄和譚瑾則認為薪酬與在職消費之間的替代關系取決于薪酬契約參照點引發(fā)的主觀心理感知，當高管薪酬低于同行業(yè)、本地區(qū)高管平均薪酬時，管理者才會增加在職消費[8]。在股權結構方面，馮根福和趙玨航發(fā)現(xiàn)管理者持股比例與在職消費顯著負相關[6]。然而李寶寶和黃壽昌的研究結論恰好相反，他們發(fā)現(xiàn)管理層持股比例與在職消費顯著正相關[9]。此外，第一大股東對在職消費監(jiān)督作用也得到了不一致的研究結論：羅進輝和萬迪昉發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與管理層在職消費呈一種非線性的“U”形關系[10]。而陳冬華和梁上坤卻發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例對管理層在職消費具有顯著的抑制作用[11]。

盡管已有不少文獻探索了管理層在職消費的影響因素，但鮮有文獻從會計信息質量的視角對此進行研究。管理層在職消費是契約摩擦的產物，而會計信息作為對企業(yè)財務狀況和經營成果的反映，其質量的高低在契約的簽訂、執(zhí)行和監(jiān)督過程中發(fā)揮著舉足輕重的作用。會計信息系統(tǒng)在多大程度上提供了能夠為契約各方認可的信息會直接影響契約的簽訂成本和執(zhí)行結果，進而影響公司的管理層在職消費水平。而穩(wěn)健性歷來被視為高質量的會計信息質量特征之一。因此，本文從會計穩(wěn)健性的視角嘗試探討會計信息質量對管理層在職消費的影響。

管理者要進行在職消費，至少需要兩個條件：在職消費的權力和在職消費的機會?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，管理者權力越大，享有的在職消費水平就越高[3,12]，而管理者權力除受公司章程、公司治理機制的約束外，還受到經理人帝國規(guī)模的影響。經理人帝國越大、投資項目越多，管理者掌控的資源就越多，就越有機會為自己謀取如在職消費一類的私利[13,14]。而會計穩(wěn)健性是對不確定性的一種謹慎反應，在穩(wěn)健的會計環(huán)境下?lián)p失會被加速確認，因此穩(wěn)健性可以作為公司治理的一種早期預警信號[15]，幫助股東及時發(fā)現(xiàn)凈現(xiàn)值為負的項目[16]，并及早督促經理人從這些項目中撤離。因此，穩(wěn)健的會計信息可以避免經理人過度投資[17]，降低經理人帝國建造的概率，限制管理者在職消費的權力。

從在職消費的機會來看，只有在信息不對稱的條件下，管理者才有機會進行過度在職消費。如果委托人與代理人之間的信息不對稱程度得到緩解，就可以在一定程度上抑制管理者在職消費的機會。已有研究表明，會計穩(wěn)健性的增強具有緩解信息不對稱的作用。例如，LaFond和Watts認為會計穩(wěn)健性對好消息的高標準確認給外部投資者提供了關于公司當前業(yè)績的“硬性信息”，而這些在穩(wěn)健性基礎上得到的“硬性信息”可以為評價不同渠道來源的“軟性信息”提供可靠的基準，有助于降低信息不對稱程度[18]。此外，周曉蘇和吳錫皓的研究發(fā)現(xiàn)，在穩(wěn)健的會計環(huán)境下，公司內部人會主動充分披露其會計信息，進而降低信息不對稱水平[19]?；谏鲜龇治?，本文認為，在會計穩(wěn)健性緩解信息不對稱的過程中，事實上也抑制了管理層在職消費的機會。綜合以上分析，本文認為，會計穩(wěn)健性可以通過抑制管理層在職消費的權力和機會進而抑制管理層在職消費水平。因此，本文提出如下假設：

假設1在其他條件保持不變的情況下，穩(wěn)健性可以抑制管理層在職消費水平。

按照前文分析，穩(wěn)健性的增強可以抑制管理層的在職消費水平，但在不同產權性質的企業(yè)里，穩(wěn)健性的這一職能發(fā)揮可能有所不同。如同前述分析，穩(wěn)健性可以通過抑制過度投資或惡性增資，避免經理人帝國建造，限制管理者進行在職消費的權力。但是由于財政分權體制改革所造成的政府對國有企業(yè)的超強控制，政府可以通過干預其投資決策將經濟發(fā)展與社會責任等目標施加于企業(yè)。例如，干預國有企業(yè)過度投資，創(chuàng)造更多就業(yè)崗位以及更多稅收，以利于當?shù)毓賳T錦標賽模式的晉升[20]。已有研究表明，在政府干預越強的地區(qū)，國有上市公司的過度投資行為越顯著[21]，國有企業(yè)經理人帝國大廈的規(guī)模就越大，公司管理層在職消費的權力也越強。因此，即使穩(wěn)健性能夠及時發(fā)現(xiàn)項目凈現(xiàn)值小于零，但公司也會為了完成政府目標而不能從這些項目中撤離出來，穩(wěn)健性無法有效限制國有企業(yè)帝國大廈的構建，因此也無法有效約束國有企業(yè)管理層的在職消費權力。而在非國有企業(yè)中，由于相對較少受到政府干預的影響，管理者的聘用和公司經營更加市場化，會計穩(wěn)健性對過度投資的抑制作用可以得到更好的發(fā)揮。因此穩(wěn)健性抑制管理者在職消費權力的作用在非國有企業(yè)中會更加明顯。此外，穩(wěn)健性抑制在職消費機會的作用也會受到國有產權的影響而弱化。國有企業(yè)中終極所有者缺位、監(jiān)督機制不完善、委托代理關系不規(guī)范，以及過長的委托代理鏈條等問題都會加劇企業(yè)中的信息不對稱程度。國家控股的上市公司還往往面臨著內部人控制、政府干預等問題，這些問題都會削弱股東、債權人等對會計穩(wěn)健性的需求[22]，從而使得在國有企業(yè)中穩(wěn)健性對信息不對稱程度的緩解作用大打折扣，限制了其對管理者在職消費機會的抑制作用。綜合以上分析，本文提出如下假設：

假設2在其他條件保持不變的情況下，相對于國有控股公司，會計信息穩(wěn)健性對在職消費的影響在非國有控股公司中表現(xiàn)得更為顯著。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇深滬兩市主板A股上市公司為初始研究樣本，考慮到新企業(yè)會計準則實施帶來的影響，為保證數(shù)據(jù)的一致性和可比性，本文使用2007年以后的數(shù)據(jù)。為控制個體異質性，本文使用面板數(shù)據(jù)來進行研究，因此選取截止2007年已經上市的公司，并剔出了2007～2014年期間退市的公司組成面板。然后考慮到金融企業(yè)報表的特殊性，樣本中剔除了保險類、貨幣金融類、其他金融類以及資本市場服務類上市公司，并剔除了以*ST和ST開頭的公司；并按照證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》(其中對制造業(yè)進行二級分類)將行業(yè)公司數(shù)少于10家的上市公司剔除。最后得到截面企業(yè)數(shù)量為1170，時間跨度8年(2007～2014年)，觀測值為9360的平衡短面板數(shù)據(jù)集。文中使用數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫，實證分析部分使用的是STATA 10.0軟件。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

本文參考王曾等[5]，權小峰等[23]，Luo等[24]研究，使用考慮了公司特征的異常管理費用作為在職消費的替代變量。具體計算方法如下

(1)

首先按照模型1對樣本公司分年度分行業(yè)進行回歸，估計出的因變量的預測值即表示公司的正常管理消費。其中Admint表示公司當期的管理費用，Assett-1表示公司上一期期末的總資產，ΔSalest表示公司當期營業(yè)收入的變動額，PPEt表示公司當期固定資產的凈值，Inventoryt表示公司當期存貨總額，lnEmpoyeet表示企業(yè)當期員工總數(shù)的自然對數(shù)。然后再用實際的經資產規(guī)模調整的管理費用減去估計值，就得到異常管理費用，即在職消費(Perks)。為減少計量誤差，本文還參考Zhang的研究[25]對這一差值進行了離差標準化處理。

3.2.2 解釋變量

在計量會計穩(wěn)健性的研究中，最常用的就是Basu基于非對稱確認及時性思想的計量方法[26]。但Basu模型只能衡量單一公司在某一較長的時間段內的穩(wěn)健程度，或者某個資本市場中所有上市公司的整體穩(wěn)健程度，無法用于衡量某個公司在某一年度里的穩(wěn)健性。為衡量公司層面的穩(wěn)健性程度，本文選擇的是由Khan和Watts在延續(xù)Basu非對稱盈余確認及時性思想上考慮了公司個體特征的穩(wěn)健性計量方法[27]，這一方法在中國市場的適用性也已經得到證實[28]。具體計算方法如下：

首先將公司規(guī)模、市賬比和杠桿作為工具變量代入Basu模型中，從而得到模型2,然后對模型2按行業(yè)分年度進行回歸，其中X代表凈利潤與市值的比值；R代表年股票回報率；若R<0則D=1，否則D=0；Size代表公司資產規(guī)模的自然對數(shù)；MB是公司市值和賬面價值之比；Lev為資產負債率?；貧w得到每個變量系數(shù)的估計值，然后將λ的估計值代入模型3，即計算出各公司各年度的穩(wěn)健性替代指標。為減少計量誤差，本文參考Zhang的研究[25]對這一估計值進行了離差標準化，最后所得C_Score的值越大，表明公司穩(wěn)健性程度越高。

X=β1+β2×D+R×(μ1+μ2×Size+μ3×MB+μ4×Lev)+D×R×(λ1+λ2×Size+λ3×MB+λ4×Lev)+σ1×Size+σ2×MB+σ3×Lev+σ4×D×Size+σ5×D×MB+σ6×D×Lev+ε

(2)

(3)

3.2.3 調節(jié)變量

為考察企業(yè)所有權性質的影響，本文采用實際控制人性質為區(qū)別國有企業(yè)和非國有企業(yè)的判斷標準。通過現(xiàn)有上市公司相關的文字股權控制鏈、股權控制鏈圖、以及股東之間的關聯(lián)關系進行計算判斷，若一家企業(yè)的實際控制人為國有企業(yè)、國有機構或省、地區(qū)級政府，則認為該企業(yè)為國有企業(yè)；否則就判斷為非國有企業(yè)。

3.2.4 控制變量

參考前人的研究，本文控制了管理者持股比例、管理者薪酬、公司規(guī)模、企業(yè)現(xiàn)金、股權結構、債權結構、公司治理等因素。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

3.3 模型設計

為檢驗假設1，本文建立了模型4，如果模型4中α1顯著為負，則說明穩(wěn)健性可以抑制在職消費，本文的假設1得以證明。Perks=α0+α1×C_Score+α2×MHS+α3×Pay+α4×Size+α5×Cash+α6×Firstshare+α7×Sharelevel+α8×Lev+α9×Dual+α10×Place+α11×Div+αi×Industryi+ε

(4)

本文使用交互作用來考察企業(yè)所有權性質對穩(wěn)健性抑制在職消費的影響，從而建立模型5。如果模型5中α1顯著為負，同時α3顯著為正，說明穩(wěn)健性可以抑制在職消費，但相對于國有控股公司，穩(wěn)健性對在職消費的影響在非國有控股公司中表現(xiàn)得更為顯著。Perks=α0+α1×C_Score+α2×State+α3×C_Score×State+α4×MHS+α5×Pay+α6×Size+α7×Cash+α8×Firstshare+α9×Sharelevel+α10×Lev+α11×Dual+α12×Place+α13×Div+αi×Industryi+ε

(5)

4 研究結果

4.1 描述性統(tǒng)計

面板數(shù)據(jù)整體的描述性統(tǒng)計結果(限于篇幅結果未列出)表明樣本公司平均在職消費程度為0.2258；公司層面的穩(wěn)健性普遍較低，均值只有0.27左右；約68%的公司為國有產權性質，說明在我國上市公司中國有企業(yè)還是占據(jù)了主要位置。從控制變量的描述性統(tǒng)計來看，樣本公司中股權激勵的實施尚不普遍，管理層持股比例均值不到1%；高管薪酬均值為13.8294，但公司間薪酬差距也較大。公司規(guī)模均值為22.2660，平均持有現(xiàn)金占總資產的比例為15%左右，但現(xiàn)金持有的差異較大，持有現(xiàn)金最少的公司只有不到1%的資產為現(xiàn)金，而持有現(xiàn)金最多的公司有56%的資產為現(xiàn)金，這就造成了監(jiān)管困難，給管理層在職消費提供了可乘之機。此外，樣本公司存在較嚴重的一股獨大現(xiàn)狀，第一大股東的持股比例均值為21%左右，股權制衡度的均值僅為0.9115，說明第二大股東至第五大股東的持股比例之和還比第一大股東的持股比例略低。公司資產負債率均值為0.5519，但不同公司的負債水平差異較大，最小值為0.0809，最大值為1.8670。樣本中約有55%的公司宣告發(fā)放或者已經發(fā)放了現(xiàn)金股利；兩職合一的整體均值為0.8392，說明樣本中大部分公司不存在董事長和總經理為同一人的情況；獨立董事中只有約47%的獨立董事工作地點與上市公司工作地點一致，獨立董事對公司的了解程度值得商榷。

從組內和組間的描述性統(tǒng)計來看，大部分變量的組間標準差都大于組內標準差，說明這一面板數(shù)據(jù)中個體變化程度大于時間變化程度，初步判定應該使用組間估計方式，即使用固定效應模型對面板數(shù)據(jù)進行處理。

4.2 回歸分析

為較好地控制個體異質性本文選用了面板數(shù)據(jù)來進行研究，但由于不確定個體效應與自變量之間的相關性，本文分別使用固定效應模型(FE)和隨機效應模型(RE)對數(shù)據(jù)進行了回歸分析。為驗證假設1，本文對模型4進行了回歸分析，回歸結果見表2的第一組和第二組數(shù)據(jù)；同時考慮到穩(wěn)健性水平和在職消費水平可能均為非平穩(wěn)的，本文還使用了穩(wěn)健性和在職消費的變動值，即使用變動模型(Change Model)進行了回歸，回歸結果見表2的第三組和第四組數(shù)據(jù)。為驗證假設2，本文對模型5進行了回歸分析，回歸結果見表2的第五組和第六組，重點關注的是交乘項C_Score×State的回歸結果。

表2 回歸結果

注：***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%水平上顯著。

豪斯曼檢驗結果說明，本文的平衡短面板數(shù)據(jù)均適用固定效應模型(FE)而非隨機效應模型(RE)，因此我們只分析第一組、第三組和第五組的回歸結果。

模型4的回歸結果顯示：穩(wěn)健性與在職消費水平顯著負相關,說明穩(wěn)健性的增強降低了在職消費水平；穩(wěn)健性的變動值與在職消費的變動值顯著負相關，說明穩(wěn)健性的單位增長抑制了在職消費的增長。假設1得以證明。

從控制變量來看，管理者持股沒有起到降低在職消費的作用，可能是因為管理者平均持股比例過低(不到1%)，難以起到降低代理沖突的作用。管理者薪酬與在職消費不顯著相關，但與在職消費的變動值顯著負相關，說明薪酬的增加可在一定程度上抑制在職消費的增加。企業(yè)規(guī)模與在職消費顯著正相關，說明經理人帝國越大、在職消費越多?，F(xiàn)金持有比例與在職消費顯著正相關，說明大量持有現(xiàn)金助長了在職消費行為。第一大股東持股比例與在職消費在10%的水平上顯著負相關，說明第一大股東持股比例越高，公司價值與其自身利益關系越為緊密，約束高管機會主義行為的動機和能力越強；而股權制衡程度對在職消費并沒有顯著的抑制作用。公司的資產負債率與在職消費以及在職消費的變動額顯著正相關，說明債權人的監(jiān)督并沒有抑制管理者利益侵占行為。此外樣本公司的現(xiàn)金分紅、兩職分離、獨董與上市公司地點一致性并沒有起到抑制在職消費的作用。

模型5的回歸結果表明穩(wěn)健性與在職消費在1%的統(tǒng)計水平上顯著負相關，再次證明了本文的假設1；同時C_Score×State的系數(shù)顯著為正，說明國有企業(yè)性質弱化了穩(wěn)健性與在職消費之間的負相關關系，會計穩(wěn)健性降低在職消費的作用在非國有企業(yè)中更強，證明了假設2。

4.3 敏感性檢驗

本文借用2007年新會計準則實施這一自然事件進一步驗證了穩(wěn)健性與在職消費之間的因果關系。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)2007年新會計準則實施后上市公司穩(wěn)健性顯著上升[29]，如果2007年在職消費增加值顯著低于2006年在職消費增加值，那么就可以在一定程度上說明是穩(wěn)健性的增加抑制了在職消費的增長。考慮到準則變更的影響，本文借鑒了權小峰等[23]的做法,按照舊準則使用扣除了董事、高管以及監(jiān)事會成員薪酬，計提的壞賬準備，存貨跌價準備以及當年的無形資產攤銷額等明顯不屬于在職消費后的管理費用金額的自然對數(shù)作為在職消費的替代變量，其中2007年的數(shù)據(jù)使用的是Wind舊版的財務報表數(shù)據(jù)。然后本文使用2006年和2007年的非金融類主板上市公司為初始研究樣本，在剔除缺失值后得到746個配對樣本。本文首先計算了兩年樣本公司的穩(wěn)健性水平，2006年樣本公司的穩(wěn)健性均值為0.2709，2007年的穩(wěn)健性均值為0.3723，t檢驗的結果說明兩者在1%的水平上顯著不同，證明新準則實施后穩(wěn)健性水平確實有一個顯著提升。然后本文計算出2006年和2007年的在職消費增加額并對其進行了方差分析，結果顯示：樣本公司的在職消費2006年平均增加0.1131，2007年平均增加0.0357，t檢驗的結果說明兩者在1%的水平上顯著不同，方差分析的結果也表明年度確實在5%的統(tǒng)計水平上影響了在職消費，從而在一定程度上證明了是穩(wěn)健性的增加抑制了在職消費的增長。

為了保證研究結果不受變量估計方法的影響，本文參考了Feltham和Ohlson[30]的研究，使用市賬比作為穩(wěn)健性的替代變量(Cons)，對模型4、模型5進行了回歸(限于篇幅結果未列出)。模型4的回歸結果說明穩(wěn)健性與在職消費在1%的統(tǒng)計水平上顯著負相關，證明假設1；模型5的回歸結果說明Cons的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，同時交乘項Cons×State的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明相對于國有控股公司，會計信息穩(wěn)健性對在職消費的影響在非國有控股公司中表現(xiàn)得更為顯著，證明假設2。

5 研究結論與啟示

在職消費作為最常見的一種代理成本一直是企業(yè)監(jiān)管的重點?，F(xiàn)有研究主要從管理層特征、高管薪酬以及股權結構的視角進行探索，卻忽略了在契約簽訂和執(zhí)行中起著重要作用的會計信息對在職消費的影響。本文首次以穩(wěn)健性為切入點，分析了穩(wěn)健性對在職消費的影響，認為穩(wěn)健性可以通過限制管理層在職消費權力、減少管理層在職消費機會兩條路徑來抑制在職消費，實證數(shù)據(jù)也證明了會計穩(wěn)健性對在職消費的抑制作用?？紤]所有權性質進一步分析后發(fā)現(xiàn)，國有產權性質弱化了穩(wěn)健性抑制在職消費的作用路徑，在其他條件保持不變的情況下，會計信息穩(wěn)健性對在職消費的影響在非國有控股公司中表現(xiàn)得更為顯著。

本文的研究豐富了在職消費影響因素以及會計穩(wěn)健性經濟后果的研究文獻，同時還具有一定的實踐指導意義。首先，本文肯定了高質量會計信息在降低代理成本中的重要作用?，F(xiàn)有研究大多從法律保護、市場監(jiān)管以及公司治理等角度出發(fā)探討如何降低代理成本，對會計信息質量在降低代理成本中的作用卻不夠重視。高質量的會計信息可以緩解事前信息不對稱，向利益相關方提供決策所需信息，減少逆向選擇；還可降低事后信息不對稱，有效約束內部人的機會主義行為，降低道德風險。因此本文建議市場監(jiān)管者應重視會計信息質量的作用，特別是在對管理者的考核、監(jiān)督和激勵中，不應只參考公司業(yè)績這一指標，還應考慮會計信息質量特征，從而最大程度地降低代理成本。

其次，本文研究發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性抑制在職消費所需權力和機會的作用路徑受到了國有產權的影響而弱化，穩(wěn)健性降低在職消費的作用在非國有企業(yè)中更強。因此本文建議應繼續(xù)深化國有企業(yè)改革，避免政府決策對企業(yè)投資行為的干預；完善監(jiān)督機制、降低信息不對稱程度。這樣不僅有利于穩(wěn)健性抑制在職消費作用在國有企業(yè)中的發(fā)揮，還可為會計信息在國有企業(yè)中治理作用的發(fā)揮創(chuàng)造一個良好的環(huán)境。

最后，本文建議準則制定者應該重視穩(wěn)健性在準則中的地位。近年來隨著公允價值的運用和中性會計理念的推廣，會計穩(wěn)健性的價值開始受到質疑，國際上呈現(xiàn)出一種弱化穩(wěn)健性的趨勢。但本文的研究發(fā)現(xiàn)，在我國市場中會計穩(wěn)健性可有效降低代理成本，因此我國準則制定者應該立足中國國情，不要盲從西方趨勢，明確穩(wěn)健性在降低代理成本中的作用，重視穩(wěn)健性的投資者保護功能，在準則層面給予穩(wěn)健性一定的重視。

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PropertyRights,ConservatismandAgencyCost——AResearchBasedonExecutivePerquisitesPerspective

JIA Jing1, ZHOU Xiao-su1, WU Xi-hao2

(1.BusinessSchool,NankaiUniversity,Tianjin300071,China; 2.SchoolofEconomicsandManagement,HainanUniversity,Haikou570228,China)

Taking the executive perquisites as research perspective, this paper discusses the impact of listed companies’ agency cost under different accounting conservatism extent, and analyzes the moderating effect of property right between accounting conservatism and executive perquisites. The results show that: the growth of accounting conservatism could mitigate executive perquisites, and this correlation is more pronounced in non-state-owned enterprises. This study shows that the enhancement of accounting conservatism could play an important corporate governance role in agency cost reducing, and this impact has significant differences in different ownership companies.

accounting conservatism; agency cost; property right; executive perquisites

2016- 01-19

國家自然科學基金資助項目(70872053)；教育部人文社會科學研究規(guī)劃重點資助項目(11YJA790004)；海南省自然科學基金資助項目(20157256)

F270

：A

：1003-5192(2017)01- 0047- 07doi：10.11847/fj.36.1.47