薛玉蓮 孫夢娜 石青梅

【摘 要】 以我國民營企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，考察會計穩(wěn)健性與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性會抑制企業(yè)創(chuàng)新，其影響機制檢驗發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)的內(nèi)部貨幣薪酬激勵和外部融資約束加劇了會計穩(wěn)健性對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。進一步研究發(fā)現(xiàn)，“高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新”樣本中會計穩(wěn)健性會降低t+1期的企業(yè)價值，進而產(chǎn)生企業(yè)為應(yīng)對價值下降而進行t+2期真實盈余管理的連鎖反應(yīng)。本研究不僅有助于豐富和厘清會計信息質(zhì)量對民營上市企業(yè)創(chuàng)新的影響，還為政府機構(gòu)推進民營企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略提供一定的經(jīng)驗證據(jù)和政策啟示。

【關(guān)鍵詞】 會計穩(wěn)健性; 薪酬激勵; 融資約束; 企業(yè)價值; 真實盈余管理

【中圖分類號】 F275 ?【文獻標識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2020）17-0065-09

一、引言

黨的十九大報告指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐，是加快建設(shè)創(chuàng)新型國家的當務(wù)之急。習(xí)近平總書記在2018年民營企業(yè)座談會上強調(diào)，“民營經(jīng)濟已經(jīng)成為推動我國發(fā)展不可或缺的力量，成為技術(shù)創(chuàng)新的重要主體”。各種政策的出臺和實施促進了一部分企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，但仍有部分企業(yè)的創(chuàng)新績效處于較低水平[1]。因此，對于當前處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期的中國而言，繼續(xù)探求企業(yè)創(chuàng)新水平的影響因素，尤其針對作為創(chuàng)新重要主體的民營企業(yè)，更具有政策和現(xiàn)實意義。

會計信息在資本市場上的作用存在兩種對立的觀點。一種觀點認為，會計信息披露會影響投資者決策，引起股價波動[2]。另一種觀點則認為會計信息相關(guān)性在新經(jīng)濟時代不斷下降[3]。那么，作為會計信息重要質(zhì)量特征之一的會計穩(wěn)健性是否能對民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響？如果產(chǎn)生影響，其具體影響機制是什么？會造成怎樣的經(jīng)濟后果？本文對此做一探討。

可能的邊際貢獻包括：（1）鑒于民營上市企業(yè)較強的創(chuàng)新動機和豐碩的創(chuàng)新成果，區(qū)別于以往研究文獻關(guān)注滬深主板A股上市企業(yè)樣本，選取滬深主板A股民營上市企業(yè)作為研究樣本，該樣本對于研究主題更具代表性;（2）有助于豐富會計穩(wěn)健性對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制研究，基于民營企業(yè)普遍存在的貨幣薪酬激勵方式和外部融資約束現(xiàn)象，對其影響機制進行了實證研究;（3）有助于豐富會計穩(wěn)健性對企業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)濟后果研究，除探索影響機制外，持續(xù)關(guān)注會計穩(wěn)健性抑制創(chuàng)新后企業(yè)價值和真實盈余管理活動的后續(xù)變化，進一步揭示了較高會計穩(wěn)健性不僅會抑制企業(yè)創(chuàng)新，還會降低（提高）后續(xù)年度的企業(yè)價值（真實盈余管理）;（4）研究成果在一定程度上支持了會計信息的有用觀，同時基于影響機制研究結(jié)果，在不損害會計信息質(zhì)量的前提下，還可以通過給民企提供金融支持和完善高管薪酬考核體系來促進企業(yè)創(chuàng)新，這在一定程度上為政府機構(gòu)促進民營企業(yè)創(chuàng)新提供了經(jīng)驗證據(jù)和政策啟示。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

已有文獻表明，作為會計信息重要質(zhì)量特征之一的會計穩(wěn)健性，不僅會使高管放棄投資凈現(xiàn)值為負的投資項目，也會使其放棄投資凈現(xiàn)值為正但風(fēng)險高的項目[4]，進而抑制企業(yè)創(chuàng)新。這是因為會計穩(wěn)健性會降低企業(yè)的未來經(jīng)營業(yè)績[5]，而企業(yè)為了迎合市場對短期效益的關(guān)注、避免因股價低估被收購而選擇犧牲創(chuàng)新來提高企業(yè)短期業(yè)績[6]，那些高風(fēng)險但具有長遠潛在價值的項目投資約束就代表了會計穩(wěn)健性的成本[4]。鑒于民營企業(yè)股東與高管之間的代理問題和融資難特征，會計穩(wěn)健性對民營企業(yè)創(chuàng)新的抑制可能源于以下兩個方面：

第一，會計穩(wěn)健性對創(chuàng)新的影響可能受到民營企業(yè)業(yè)績考核為標準的薪酬激勵機制的影響?；谖写韱栴}，以業(yè)績考核為標準的薪酬激勵是民營企業(yè)普遍使用的激勵手段，一方面，該激勵手段提高了企業(yè)績效水平;另一方面，該激勵手段也加重了高管業(yè)績壓力。不高估收益、不低估損失的會計穩(wěn)健性特征會加重高管的業(yè)績考核壓力[7]，尤其當企業(yè)實施以業(yè)績考核為標準的薪酬激勵計劃時，這種效應(yīng)會更加強烈。高管為了完成短期收益目標，會放棄高風(fēng)險但具有長遠潛在價值的創(chuàng)新項目，進而可能降低對創(chuàng)新項目的投資意愿，產(chǎn)生短視行為。在業(yè)績考核為標準的薪酬激勵機制下，會計穩(wěn)健性會給管理層施加更多壓力，導(dǎo)致管理層更易產(chǎn)生短視行為[8]，進而抑制了創(chuàng)新[9]。

第二，會計穩(wěn)健性對創(chuàng)新的作用還可能受到民營企業(yè)自身融資約束高低的影響。一方面，技術(shù)創(chuàng)新存在高風(fēng)險性和不確定性，任何實質(zhì)性的創(chuàng)新項目都需要很多年才能見成效[10]，如果沒有前期的資金投入，企業(yè)創(chuàng)新很難順利實施，因而外源融資約束高的企業(yè)會減少創(chuàng)新投入，或應(yīng)對外部環(huán)境惡化而削減研發(fā)支出[11];另一方面，面臨融資約束較高的企業(yè)，將實施更保守的會計政策，會計穩(wěn)健性會為保障債權(quán)人權(quán)益而過度抑制資產(chǎn)和收益被高估的風(fēng)險[12]，促使管理層降低對創(chuàng)新項目的投資意愿，產(chǎn)生短視行為。尤其對于技術(shù)創(chuàng)新重要主體的民營企業(yè)，融資難是民營企業(yè)普遍存在的問題，面對較高的外部融資約束，通常會抑制企業(yè)創(chuàng)新?；诖?，提出本文的假設(shè)。

H0：在其他條件一定的情況下，會計穩(wěn)健性會抑制民營企業(yè)創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

借鑒He et al.[13]的相關(guān)研究，以2003—2013年中國民營上市企業(yè)為研究樣本，而創(chuàng)新變量的樣本期則為2004—2016年，這是考慮到創(chuàng)新效果的滯后性及我國發(fā)明專利的審查時間約為1—3年，創(chuàng)新變量選取t+1和t+3期指標所致。

企業(yè)財務(wù)及治理數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和 Wind金融資訊終端，并按照如下標準對原始樣本進行了處理：（1）剔除所有金融類企業(yè);（2）剔除ST和？觹ST的研究樣本;（3）剔除相關(guān)變量有缺失的樣本;（4）對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進行了Winsorize處理。同時，由于新增變量、更換變量衡量方式等原因，部分回歸模型中的有效樣本量略有增減。

（二）變量定義

1.企業(yè)創(chuàng)新

被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新（LInnov），以企業(yè)授權(quán)的專利數(shù)量衡量。專利數(shù)據(jù)提供了標準化、細節(jié)化的信息，可以度量企業(yè)利用創(chuàng)新投入的有效性[13]，而企業(yè)可以通過并購創(chuàng)新能力較強的企業(yè)來獲得創(chuàng)新成果[14]。因此，最終選擇用上市企業(yè)及其子公司或者合營、聯(lián)營公司總的專利授權(quán)數(shù)來衡量企業(yè)創(chuàng)新。相對于企業(yè)的創(chuàng)新行為來說，專利授權(quán)存在時間上的滯后[10]，觀測企業(yè)未來一年和三年平均的專利授權(quán)數(shù)，以避免特殊情況給企業(yè)創(chuàng)新活動帶來的波動影響。此外，由于專利授權(quán)數(shù)的分布呈現(xiàn)嚴重的右偏，同時為了避免丟失專利授權(quán)數(shù)為0的樣本，對企業(yè)專利授權(quán)數(shù)進行加1求自然對數(shù)處理。

2.會計穩(wěn)健性

解釋變量為會計穩(wěn)健性（Cscore）。我國會計準則體現(xiàn)穩(wěn)健性原則，1993、1998、2001年及2006年四次會計制度改革均貫徹穩(wěn)健性原則，強調(diào)提高報告主體的盈余穩(wěn)健性，經(jīng)驗證據(jù)也表明了我國財務(wù)報告整體上穩(wěn)健[15]。Khan et al.（2009）將企業(yè)規(guī)模、股東權(quán)益的市值與賬面價值比率和資產(chǎn)負債率的線性組合Gscore、Cscore分別作為好消息、壞消息的工具變量，其中Gscore表示對“好消息”的確認速度，而Cscore指“壞消息”相對于“好消息”的確認速度，將模型2、模型3代入Basu模型1，然后采用橫截面數(shù)據(jù)分年度進行回歸，最后將估計出壞消息的增量反應(yīng)系數(shù)值λj代入Cscore模型3，進而得出企業(yè)年度的會計穩(wěn)健性指數(shù)，其中，j∈[1，2，3，4]。

3.控制變量

根據(jù)已有文獻[16，17]，在模型中加入企業(yè)規(guī)模（Size）、固定資產(chǎn)比例（PPE）、企業(yè)成立年數(shù)（Age）、資產(chǎn)負債率（Lev）、資產(chǎn)收益率（ROA）、股權(quán)集中度（ShrCon）、機構(gòu)持股（Fund）、制度環(huán)境（Market）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、成長機會（TOBINQ）、行業(yè)集中程度（HHI）、營業(yè)收入增長率（Sales_g）、股票波動率（Stock_v）作為控制變量，并且控制了行業(yè)（Ind）和年度（Year）變量。

具體變量定義見表1。

（三）模型設(shè)計

為了檢驗本文的假設(shè)，考察會計穩(wěn)健性對企業(yè)創(chuàng)新的影響，建立模型4。

LInnovi，t+1/LInnovi，t+3=α+βCscorei，t+γControlsi，t+∑δYeart+∑θIndi，t+εi，t ? （4）

其中，i為上市企業(yè);t為時間;Controlsi，t為控制變量;α為常數(shù)項;β為變量的回歸系數(shù);γ為控制變量的回歸系數(shù);εi，t為殘差項。分別將企業(yè)未來一年和三年平均的專利授權(quán)數(shù)代入模型，檢驗會計穩(wěn)健性和企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。其中β為重點關(guān)注的回歸系數(shù)，結(jié)合已有研究和相關(guān)理論分析，本研究預(yù)測β顯著為負，即會計穩(wěn)健性對企業(yè)創(chuàng)新有抑制作用。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了解釋變量、被解釋變量和控制變量的樣本量、均值、標準差等描述性統(tǒng)計特征結(jié)果。數(shù)據(jù)表明，企業(yè)未來一年的專利授權(quán)數(shù)（Innovt+1）的均值是35.038，標準差是62.156，最小值是0，最大值是440，說明創(chuàng)新水平在中國上市企業(yè)間的差異很大，且存在右偏的特征。LInnovt+1最小值為0，最大值為6.089，對專利授權(quán)數(shù)進行加1求自然對數(shù)的處理后，右偏情況有顯著改善。會計穩(wěn)健性（Cscore）的均值是0.014，表明我國民營上市企業(yè)財務(wù)報表總體來說是穩(wěn)健的。從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模（Size）的均值為21.426，標準差為0.880，表明我國上市企業(yè)規(guī)模差異較大;資產(chǎn)負債率（Lev）的最小值為0.037，最大值為0.789，標準差為0.192，表明該指標在樣本企業(yè)間存在差異;但均值和中位數(shù)均在0.37附近，表明企業(yè)的資產(chǎn)約有37%來自于負債融資，負債結(jié)構(gòu)良好。

（二）相關(guān)性分析

本文進行了主要變量的相關(guān)性分析（表略）。在斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)中，Cscore與LInnovt+1、LInnovt+3的相關(guān)系數(shù)分別為-0.042、-0.042，在5%的水平上顯著負相關(guān)，與預(yù)期相符。在皮爾遜相關(guān)系數(shù)中，Cscore與LInnovt+1、LInnovt+3的相關(guān)系數(shù)分別為-0.051、-0.042，在5%及以上的水平上顯著負相關(guān)，與預(yù)期相符。這初步表明，會計穩(wěn)健性抑制了民營上市企業(yè)創(chuàng)新。為了更加準確地檢驗會計穩(wěn)健性對民營上市企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，需要對其他影響因素進行控制。與已有的研究結(jié)論一致，企業(yè)的創(chuàng)新水平與企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、資產(chǎn)收益率（ROA）等顯著正相關(guān)。從相關(guān)系數(shù)表中還可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模越大，負債水平越高，成長性越低，企業(yè)的會計穩(wěn)健性越高。此外，所有變量方差膨脹因子（VIF）均小于5，表明變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）回歸分析

表3列出了會計穩(wěn)健性對企業(yè)創(chuàng)新影響的檢驗結(jié)果。其中，因變量分別用專利授權(quán)數(shù)的自然對數(shù)（LInnov）的未來一期和三期來衡量。所有回歸均控制了年度和行業(yè)效應(yīng)，其標準誤均經(jīng)過異方差調(diào)整。（1）列和（2）列使用OLS基準回歸進行估計;基于LInnovt+1在0點截斷的特征，（3）列和（4）列使用Tobit回歸進行估計;基于企業(yè)專利授權(quán)數(shù)為正整數(shù)值，且呈離散分布（方差大于均值），很可能存在聚集性特點，對此還在（5）列和（6）列使用負二項分布回歸模型進行檢驗。在（1）列和（2）列中，Cscore的系數(shù)分別為-0.546、-0.417，且分別在1%和5%的水平上顯著為負;在（3）列和（4）列中，Cscore的系數(shù)分別為-0.557、-0.417，且分別在1%和5%的水平上顯著為負。在（5）列和（6）列中，Cscore系數(shù)分別為-0.639、-0.389且分別在1%和5%的水平上顯著為負。以上結(jié)果表明，會計穩(wěn)健性高的民營企業(yè)，企業(yè)創(chuàng)新越低，企業(yè)專利授權(quán)數(shù)越少。

總體而言，上述實證結(jié)果支持了主假設(shè)，即會計穩(wěn)健性對民營企業(yè)的創(chuàng)新有顯著的抑制作用。在控制變量方面，Size系數(shù)在所有模型中都在1%的水平上顯著為正，說明民營企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新有顯著促進作用。ROA的系數(shù)在1%的水平上顯著大于0，表明盈利能力越高，民營企業(yè)創(chuàng)新能力越強。Fund、Market系數(shù)顯著為正，而PPE、Age則與創(chuàng)新能力顯著負相關(guān)?？刂谱兞康南禂?shù)顯著性基本上與現(xiàn)有研究一致。以未來兩期平均專利授權(quán)數(shù)LInnovt+2為因變量時，Cscore系數(shù)分別為-0.468、-0.468、-0.432，且在5%及以上的水平上顯著為負。受篇幅所限，控制變量及常數(shù)項的回歸系數(shù)未予給出。

五、影響機制檢驗

實證結(jié)果表明，會計穩(wěn)健性會抑制民營企業(yè)創(chuàng)新?；谥骷僭O(shè)的理論推導(dǎo)，其內(nèi)在機制主要體現(xiàn)在內(nèi)部薪酬激勵和外部融資約束。那么，薪酬激勵、融資約束是否真的是會計穩(wěn)健性抑制民營企業(yè)創(chuàng)新的影響機制呢？在該部分，本文將予以實證檢驗。

在模型設(shè)計上，本文參考胡國柳等[18]的做法，將調(diào)節(jié)變量置于基準模型之中以考察影響機制是否顯著，具體如下：

（一）貨幣薪酬激勵

借鑒以往文獻[19]，以高管前三位薪酬總額的自然對數(shù)衡量民營企業(yè)高管的薪酬激勵強度，并根據(jù)同行業(yè)、同年度的中位數(shù)進行設(shè)置，大于中位數(shù)賦值為1，否則為0。通過引入Cscore×Salary交乘項進行實證檢驗，且為了避免交乘項引起的多重共線性問題，對交乘項數(shù)據(jù)進行去中心化處理。貨幣薪酬激勵越高，高管短視效應(yīng)可能越明顯，所以預(yù)計薪酬激勵會加強會計穩(wěn)健性對創(chuàng)新的抑制作用。表4列示了薪酬激勵對會計穩(wěn)健性與民營企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的影響。（1）列和（2）列使用OLS基準回歸進行估計;（3）列和（4）列使用Tobit回歸進行估計;（5）列和（6）列使用負二項分布Nbreg回歸進行檢驗。實證結(jié)果表明，在三種回歸模型中，Cscore×Salary的交互項系數(shù)大多在10%及以上水平顯著為負，說明會計穩(wěn)健性對創(chuàng)新的抑制作用在貨幣薪酬激勵強度越高的民營企業(yè)更明顯。以未來兩期平均專利授權(quán)數(shù)LInnovt+2為因變量時，Cscore×Salary的交互項系數(shù)分別為-0.553、-0.552、-0.835，且在5%及以上的水平顯著為負。受篇幅所限，表中其他控制變量及常數(shù)項的回歸系數(shù)未予給出。

（二）融資約束

借鑒以往文獻[20]，以KZ指數(shù)衡量企業(yè)的融資約束程度，通過引入Cscore×KZ交乘項進行實證檢驗，且為了避免交乘項引起的多重共線性問題，對交乘項數(shù)據(jù)進行去中心化處理。表5列示了融資約束對會計穩(wěn)健性與民營企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的影響。（1）列和（2）列使用OLS基準回歸進行估計;（3）列和（4）列使用Tobit回歸進行估計;（5）列和（6）列使用負二項分布Nbreg回歸進行檢驗。實證結(jié)果表明，在三種回歸模型中，Cscore×KZ的交互項系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，說明會計穩(wěn)健性對創(chuàng)新的抑制作用在外部融資約束強度越高的民營企業(yè)更明顯。以未來兩期平均專利授權(quán)數(shù)LInnovt+2為因變量時，Cscore×KZ的交互項系數(shù)分別為-0.299、-0.299、-0.328，且在1%的水平上顯著為負。受篇幅所限，表中其他控制變量及常數(shù)項的回歸系數(shù)未予給出。

六、進一步研究：高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)濟后果

適度穩(wěn)健的會計政策可以提高會計信息質(zhì)量、緩解信息不對稱，有利于公司價值的提升。然而，基于業(yè)績壓力和融資約束，高會計穩(wěn)健性可能迫使民營企業(yè)管理層采取短視行為——減少創(chuàng)新，導(dǎo)致企業(yè)價值下降，進而產(chǎn)生企業(yè)為應(yīng)對價值下降而進行盈余操縱的連鎖反應(yīng)。

基于主假設(shè)“會計穩(wěn)健性抑制民企創(chuàng)新”的結(jié)論，為繼續(xù)驗證上述可能的經(jīng)濟后果，本部分根據(jù)同行業(yè)、同年度的均值進行設(shè)置，選取會計穩(wěn)健性高于均值且企業(yè)創(chuàng)新水平低于均值的“高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新”樣本，即會計穩(wěn)健性過高對企業(yè)創(chuàng)新帶來不利影響的企業(yè)，并針對該特定樣本進行實證檢驗。

（一）會計穩(wěn)健性對企業(yè)價值的影響

為了檢驗“高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新”樣本中會計穩(wěn)健性對企業(yè)價值的影響，將待檢驗的模型設(shè)定為：

Performancei，t+1=α+βCscorei，t+γControlsi，t+∑δYeart+∑θIndi，t+εi，t （5）

其中，以營業(yè)收入增長率（Sales_g）和托賓Q值（TOBINQ）衡量公司價值（Performance）[21]，其他變量的定義與模型4相同。為避免會計穩(wěn)健性與公司價值之間可能存在的內(nèi)生性問題，且會計穩(wěn)健性抑制的創(chuàng)新一般是企業(yè)中長期的戰(zhàn)略投資選擇，故采用下一期企業(yè)的平均營業(yè)收入增長率和平均托賓Q值（Performancei，t+1）進行檢驗。

表6中（1）列—（6）列列示了“高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新”樣本中會計穩(wěn)健性對企業(yè)價值影響的檢驗結(jié)果。其中，（1）列—（3）列的被解釋變量為營業(yè)收入增長率（Sales_g），在沒有加入任何控制變量的情況下，會計穩(wěn)健性（Cscore）的系數(shù)為-0.212，在10%的水平上顯著為負。（2）列加入控制變量但沒有控制行業(yè)和年度效應(yīng)，會計穩(wěn)健性（Cscore）的系數(shù)為-0.555，在1%的水平上顯著為負。在（3）列中進一步控制了行業(yè)和年度效應(yīng)，會計穩(wěn)健性（Cscore）的系數(shù)為負，在接近10%的水平上顯著（p值為0.100）。這表明在“高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新”樣本中，會計穩(wěn)健性高的民營企業(yè)，營業(yè)收入增長率更低。（4）列—（6）列的被解釋變量為托賓Q值（TOBINQ），在逐步增加控制變量、行業(yè)和年度虛擬變量的檢驗中，變量的系數(shù)分別在1%、1%、10%的水平上顯著為負，這表明在“高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新”樣本中，會計穩(wěn)健性高的民營企業(yè)，托賓Q值更低。

（二）會計穩(wěn)健性對企業(yè)真實盈余管理的影響

會計穩(wěn)健性在一定程度上可抑制應(yīng)計盈余管理，但不能有效治理真實盈余管理[22]。不僅如此，為應(yīng)對高會計穩(wěn)健性和低企業(yè)創(chuàng)新對企業(yè)價值產(chǎn)生的負面影響，企業(yè)更有動機進行真實交易的盈余管理。

為了檢驗“高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新”樣本中會計穩(wěn)健性對企業(yè)真實盈余管理的影響，將待檢驗的模型設(shè)定為：

RMi，t+2=α+βCscorei，t+γControlsi，t+∑δYeart+∑θIndi，t+εi，t ?（6）

其中，借鑒Roychowdhury[23]的研究設(shè)計，以真實盈余管理的絕對值（RM）衡量公司真實交易的盈余管理活動，其他變量的定義與模型4相同。為避免會計穩(wěn)健性與企業(yè)真實盈余管理之間可能存在的內(nèi)生性問題，且企業(yè)的真實盈余管理行為是會計穩(wěn)健性降低企業(yè)價值后的連鎖反應(yīng)，故采用下兩期公司真實盈余管理的絕對值（RMi，t+2）進行檢驗。

表6中（7）列—（9）列列示了“高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新”樣本中會計穩(wěn)健性對企業(yè)真實盈余管理影響的檢驗結(jié)果。在沒有加入任何控制變量的情況下，會計穩(wěn)健性（Cscore）的系數(shù)為0.828，在1%的水平上顯著為正。（8）列加入控制變量但沒有控制行業(yè)和年度效應(yīng)，會計穩(wěn)健性（Cscore）的系數(shù)為0.393，在10%的水平上顯著為正。在（9）列中進一步控制了行業(yè)和年度效應(yīng)，會計穩(wěn)健性（Cscore）的系數(shù)為0.648，在5%的水平上顯著為正。上述結(jié)論在一定程度上表明，為應(yīng)對高會計穩(wěn)健性對企業(yè)價值產(chǎn)生的負面影響，企業(yè)會進行具有真實交易的盈余管理。

七、穩(wěn)健性檢驗

（一）多種模型估計方法

借鑒以往研究[13]，除了使用OLS、Tobit回歸進行估計之外，還考慮到被解釋變量專利授權(quán)數(shù)是非負整數(shù)，采用計數(shù)模型可能具有更好的擬合效果。而常用的面板數(shù)據(jù)非線性計數(shù)模型，有負二項分布模型和泊松分布模型兩種。但鑒于專利授權(quán)數(shù)呈離散分布（方差大于均值），概率分布可能具有聚集性，采用了假設(shè)條件更寬的負二項分布模型進行檢驗，檢驗結(jié)果已在表3中列示。

（二）包含交叉產(chǎn)權(quán)樣本的回歸

同一企業(yè)可能涉及多種產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交叉，對于不含國有性質(zhì)的交叉產(chǎn)權(quán)企業(yè)，在穩(wěn)健性檢驗中亦視為民營企業(yè)樣本。增加交叉產(chǎn)權(quán)樣本，表7列示了檢驗結(jié)果，該回歸結(jié)果仍然支持原假設(shè)，這表明本研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（三）內(nèi)生性檢驗

為了進一步緩解內(nèi)生性問題，將Cscore滯后一期來考察其對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。管理層對創(chuàng)新的投資決策不可能對上一期的會計穩(wěn)健性產(chǎn)生影響，因此，將滯后一期的會計穩(wěn)健性（LCscore）來進行內(nèi)生性檢驗。主要檢驗結(jié)果如表8所示，被解釋變量為企業(yè)未來三年平均的專利授權(quán)數(shù)的自然對數(shù)LInnovt+3。在研究會計穩(wěn)健性對企業(yè)創(chuàng)新影響的模型中，LCscore的系數(shù)分別為-0.442、-0.442和-0.761，且都至少在5%的水平上顯著為負，與表3的結(jié)果相一致。在考慮了內(nèi)生性問題后，研究結(jié)果保持不變。

會計穩(wěn)健性在一定程度上可以視為管理的一種“事先”選擇，這種選擇是為了限制管理層的機會主義行為，并以此獲得額外或低成本的債務(wù)融資，該選擇可能會導(dǎo)致會計穩(wěn)健性樣本的選擇性偏誤。對此，采用處理效應(yīng)模型的MLE兩階段估計來降低自選擇問題。其中，MLE兩階段估計中第二階段的因變量為LInnovt+3，第一階段的因變量為Cscore_a，是根據(jù)同行業(yè)、同年度Cscore的中位數(shù)進行設(shè)置，大于中位數(shù)賦值為1，否則為0。此外，第一階段模型中加入滯后一期的會計穩(wěn)健性（LCscore）作為外生工具變量，控制變量為Size、TOBINQ、Lev。表8中（4）列給出了基于處理效應(yīng)模型的MLE估計結(jié)果。結(jié)果表明，回歸方程與選擇方程誤差項的相關(guān)系數(shù)為0.377，并在1%顯著性水平上拒絕相關(guān)系數(shù)為0的原假設(shè)，這表明企業(yè)對會計穩(wěn)健性存在選擇性偏誤。第二階段Cscore_a對LInnovt+3的系數(shù)為-0.669，在1%的水平上顯著為負。這表明在控制會計穩(wěn)健性存在“選擇性偏誤”后，會計穩(wěn)健性對于企業(yè)創(chuàng)新仍具有抑制作用。此外，篇幅所限，第一階段回歸結(jié)果未列示在表8，第一階段估計中LCscore對Cscore_a的系數(shù)（Z值）為1.886（5.56），在1%的水平上顯著為正。

八、結(jié)論與建議

民營經(jīng)濟是推動我國發(fā)展不可或缺的力量，是技術(shù)創(chuàng)新的重要主體，我國政府也一直堅持加大對民營企業(yè)的金融扶持力度。通過對我國民營上市企業(yè)的樣本分析，發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性會抑制民營企業(yè)創(chuàng)新。影響機制檢驗發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部薪酬激勵、外部融資約束可以增強會計穩(wěn)健性對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。進一步研究發(fā)現(xiàn)，“高會計穩(wěn)健性、低企業(yè)創(chuàng)新”樣本中高會計穩(wěn)健性會降低企業(yè)價值，進而產(chǎn)生企業(yè)為應(yīng)對價值下降而進行真實盈余管理的連鎖反應(yīng)。

本文豐富和拓展了會計穩(wěn)健性與企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究，并得出政策啟示：（1）民營企業(yè)應(yīng)明確內(nèi)部會計信息質(zhì)量的作用，實施適度穩(wěn)健的會計政策，選用適當?shù)男匠昙顧C制，提高企業(yè)內(nèi)部治理的有效性;（2）政府可以加大對民營企業(yè)的扶持力度，通過完善金融市場來推動創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，減少信息不對稱，緩解民營企業(yè)外部融資約束，提高民營企業(yè)創(chuàng)新能力。

【參考文獻】

[1] 李瑛玫，史琦.內(nèi)部控制能夠促進企業(yè)創(chuàng)新績效的提高嗎？[J].科研管理，2019，40（6）：86-99.

[2] BALAKRISHNAN K，CORE J E，VERDI R S.The relation between reporting quality and financing and investment：evidence from changes in financing capacity[J].Journal of Accounting Research，2014，52（1）：1-36.

[3] 黃世忠.舊標尺衡量不了新經(jīng)濟——論會計信息相關(guān)性的惡化與救贖[J].當代會計評論，2018，11（4）：1-23.

[4] KRAVET T D.Accounting conservatism and managerial risk-taking：corporate acquisitions[J].Journal of Accounting and Economics，2014，57（2-3）：218-240.

[5] LIU MING，MA TAO.Accounting conservatism and corporate investment[J/OL].SSRN，2015.

[6] 田軒，趙海龍.如何在資本市場壓力下激勵企業(yè)創(chuàng)新？[J].清華金融評論，2016（2）：99-101.

[7] OSMA B G，YOUNG S.R&D expenditure and earnings targets[J].European Accounting Review，2009，18（1）：7-32.

[8] 楊松令，牛登云，劉亭立，等.實體企業(yè)金融化、分析師關(guān)注與內(nèi)部創(chuàng)新驅(qū)動力[J].管理科學(xué)，2019，32（2）：3-18.

[9] 酒莉莉，劉斌，李瑞濤.“一勞永逸”還是“飲鴆止渴”——基于上市公司高送轉(zhuǎn)的研究[J].管理科學(xué)，2018，31（4）：17-29.

[10] HOLMSTROM B.Agency costs and innovation[J].Journal of Economic Behavior & Organization，1989，12（3）：305-327.

[11] BUSHMAN R M，PIOTROSKI J D，SMITH A J.Capital allocation and timely accounting recognition of economic losses[J].Journal of Business Finance & Accounting，2011，38（1-2）：1-33.

[12] LAFOND R，WATTS R L.The information role of conservatism[J].Accounting Review，2008，83（2）：447-478.

[13] HE J J，TIAN X.The dark side of analyst coverage：the case of innovation[J].Journal of Financial Economics，2013，109（3）：856-878.

[14] BENA J，KAI L.Corporate innovations and mergers and acquisitions[J].Journal of Finance，2014，69（5）：1923-1960.

[15] 毛新述，戴德明.會計制度變遷與盈余穩(wěn)健性：一項理論分析[J].會計研究，2008（9）：26-32.

[16] CHANG X，HILARY G，KANG J，et al.Does accounting conservatism impede corporate innovation？[D].2013.

[17] 余明桂，鐘慧潔，范蕊.分析師關(guān)注與企業(yè)創(chuàng)新——來自中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟管理，2017，39（3）：175-192.

[18] 胡國柳，趙陽，胡.D&O保險、風(fēng)險容忍與企業(yè)自主創(chuàng)新[J].管理世界，2019，35（8）：121-135.

[19] 王站杰，買生.企業(yè)社會責(zé)任、創(chuàng)新能力與國際化戰(zhàn)略——高管薪酬激勵的調(diào)節(jié)作用[J].管理評論，2019，31（3）：193-202.

[20] 姜付秀，石貝貝，馬云飆.信息發(fā)布者的財務(wù)經(jīng)歷與企業(yè)融資約束[J].經(jīng)濟研究，2016（6）：83-97.

[21] 余明桂，李文貴，潘紅波.管理者過度自信與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[J].金融研究，2013（1）：149-163.

[22] 張子健.應(yīng)計操縱、真實交易管理與會計穩(wěn)健性——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].證券市場導(dǎo)報，2014（4）：29-35.

[23] ROYCHOWDHURY S.Earnings management through real activities manipulation[J].Journal of Accounting and Economics，2006，42（3）：335-370.