薛玉蓮 孫夢娜 石青梅

【摘 要】 以我國民營企業數據為樣本，考察會計穩健性與企業創新之間的關系。研究發現，會計穩健性會抑制企業創新，其影響機制檢驗發現，民營企業的內部貨幣薪酬激勵和外部融資約束加劇了會計穩健性對企業創新的抑制作用。進一步研究發現，“高會計穩健性、低企業創新”樣本中會計穩健性會降低t+1期的企業價值，進而產生企業為應對價值下降而進行t+2期真實盈余管理的連鎖反應。本研究不僅有助于豐富和厘清會計信息質量對民營上市企業創新的影響，還為政府機構推進民營企業創新驅動發展戰略提供一定的經驗證據和政策啟示。

【關鍵詞】 會計穩健性; 薪酬激勵; 融資約束; 企業價值; 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，創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐，是加快建設創新型國家的當務之急。習近平總書記在2018年民營企業座談會上強調，“民營經濟已經成為推動我國發展不可或缺的力量，成為技術創新的重要主體”。各種政策的出臺和實施促進了一部分企業的技術創新，但仍有部分企業的創新績效處于較低水平[1]。因此，對于當前處于經濟轉型期的中國而言，繼續探求企業創新水平的影響因素，尤其針對作為創新重要主體的民營企業，更具有政策和現實意義。

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性在新經濟時代不斷下降[3]。那么，作為會計信息重要質量特征之一的會計穩健性是否能對民營企業技術創新產生影響？如果產生影響，其具體影響機制是什么？會造成怎樣的經濟后果？本文對此做一探討。

可能的邊際貢獻包括：（1）鑒于民營上市企業較強的創新動機和豐碩的創新成果，區別于以往研究文獻關注滬深主板A股上市企業樣本，選取滬深主板A股民營上市企業作為研究樣本，該樣本對于研究主題更具代表性;（2）有助于豐富會計穩健性對企業創新的影響機制研究，基于民營企業普遍存在的貨幣薪酬激勵方式和外部融資約束現象，對其影響機制進行了實證研究;（3）有助于豐富會計穩健性對企業創新的經濟后果研究，除探索影響機制外，持續關注會計穩健性抑制創新后企業價值和真實盈余管理活動的后續變化，進一步揭示了較高會計穩健性不僅會抑制企業創新，還會降低（提高）后續年度的企業價值（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果，在不損害會計信息質量的前提下，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創新，這在一定程度上為政府機構促進民營企業創新提供了經驗證據和政策啟示。

二、文獻回顧與研究假設

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

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

第二，會計穩健性對創新的作用還可能受到民營企業自身融資約束高低的影響。一方面，技術創新存在高風險性和不確定性，任何實質性的創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，企業創新很難順利實施，因而外源融資約束高的企業會減少創新投入，或應對外部環境惡化而削減研發支出[11];另一方面，面臨融資約束較高的企業，將實施更保守的會計政策，會計穩健性會為保障債權人權益而過度抑制資產和收益被高估的風險[12]，促使管理層降低對創新項目的投資意愿，產生短視行為。尤其對于技術創新重要主體的民營企業，融資難是民營企業普遍存在的問題，面對較高的外部融資約束，通常會抑制企業創新?；诖耍岢霰疚牡募僭O。

H0：在其他條件一定的情況下，會計穩健性會抑制民營企業創新。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

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

企業財務及治理數據均來源于CSMAR數據庫和 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;（2）剔除ST和？觹ST的研究樣本;（3）剔除相關變量有缺失的樣本;（4）對所有連續變量在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.企業創新

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

2.會計穩健性

解釋變量為會計穩健性（Cscore）。我國會計準則體現穩健性原則，1993、1998、2001年及2006年四次會計制度改革均貫徹穩健性原則，強調提高報告主體的盈余穩健性，經驗證據也表明了我國財務報告整體上穩健[15]。Khan et al.（2009）將企業規模、股東權益的市值與賬面價值比率和資產負債率的線性組合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，然后采用橫截面數據分年度進行回歸，最后將估計出壞消息的增量反應系數值λj代入Cscore模型3，進而得出企業年度的會計穩健性指數，其中，j∈[1，2，3，4]。

3.控制變量

根據已有文獻[16，17]，在模型中加入企業規模（Size）、固定資產比例（PPE）、企業成立年數（Age）、資產負債率（Lev）、資產收益率（ROA）、股權集中度（ShrCon）、機構持股（Fund）、制度環境（Market）、產權性質（SOE）、成長機會（TOBINQ）、行業集中程度（HHI）、營業收入增長率（Sales_g）、股票波動率（Stock_v）作為控制變量，并且控制了行業（Ind）和年度（Year）變量。

具體變量定義見表1。

（三）模型設計

為了檢驗本文的假設，考察會計穩健性對企業創新的影響，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;t為時間;Controlsi，t為控制變量;α為常數項;β為變量的回歸系數;γ為控制變量的回歸系數;εi，t為殘差項。分別將企業未來一年和三年平均的專利授權數代入模型，檢驗會計穩健性和企業創新之間的關系。其中β為重點關注的回歸系數，結合已有研究和相關理論分析，本研究預測β顯著為負，即會計穩健性對企業創新有抑制作用。

四、實證結果及分析

（一）描述性統計

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、標準差等描述性統計特征結果。數據表明，企業未來一年的專利授權數（Innovt+1）的均值是35.038，標準差是62.156，最小值是0，最大值是440，說明創新水平在中國上市企業間的差異很大，且存在右偏的特征。LInnovt+1最小值為0，最大值為6.089，對專利授權數進行加1求自然對數的處理后，右偏情況有顯著改善。會計穩健性（Cscore）的均值是0.014，表明我國民營上市企業財務報表總體來說是穩健的。從控制變量來看，企業規模（Size）的均值為21.426，標準差為0.880，表明我國上市企業規模差異較大;資產負債率（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間存在差異;但均值和中位數均在0.37附近，表明企業的資產約有37%來自于負債融資，負債結構良好。

（二）相關性分析

本文進行了主要變量的相關性分析（表略）。在斯皮爾曼相關系數中，Cscore與LInnovt+1、LInnovt+3的相關系數分別為-0.042、-0.042，在5%的水平上顯著負相關，與預期相符。在皮爾遜相關系數中，Cscore與LInnovt+1、LInnovt+3的相關系數分別為-0.051、-0.042，在5%及以上的水平上顯著負相關，與預期相符。這初步表明，會計穩健性抑制了民營上市企業創新。為了更加準確地檢驗會計穩健性對民營上市企業創新能力的影響，需要對其他影響因素進行控制。與已有的研究結論一致，企業的創新水平與企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、資產收益率（ROA）等顯著正相關。從相關系數表中還可以發現，企業規模越大，負債水平越高，成長性越低，企業的會計穩健性越高。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列出了會計穩健性對企業創新影響的檢驗結果。其中，因變量分別用專利授權數的自然對數（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效應，其標準誤均經過異方差調整。（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;基于企業專利授權數為正整數值，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。以上結果表明，會計穩健性高的民營企業，企業創新越低，企業專利授權數越少。

總體而言，上述實證結果支持了主假設，即會計穩健性對民營企業的創新有顯著的抑制作用。在控制變量方面，Size系數在所有模型中都在1%的水平上顯著為正，說明民營企業規模對創新有顯著促進作用。ROA的系數在1%的水平上顯著大于0，表明盈利能力越高，民營企業創新能力越強。Fund、Market系數顯著為正，而PPE、Age則與創新能力顯著負相關?？刂谱兞康南禂碉@著性基本上與現有研究一致。以未來兩期平均專利授權數LInnovt+2為因變量時，Cscore系數分別為-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，控制變量及常數項的回歸系數未予給出。

五、影響機制檢驗

實證結果表明，會計穩健性會抑制民營企業創新?；谥骷僭O的理論推導，其內在機制主要體現在內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健性抑制民營企業創新的影響機制呢？在該部分，本文將予以實證檢驗。

在模型設計上，本文參考胡國柳等[18]的做法，將調節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衡量民營企業高管的薪酬激勵強度，并根據同行業、同年度的中位數進行設置，大于中位數賦值為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，對交乘項數據進行去中心化處理。貨幣薪酬激勵越高，高管短視效應可能越明顯，所以預計薪酬激勵會加強會計穩健性對創新的抑制作用。表4列示了薪酬激勵對會計穩健性與民營企業創新關系的影響。（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。實證結果表明，在三種回歸模型中，Cscore×Salary的交互項系數大多在10%及以上水平顯著為負，說明會計穩健性對創新的抑制作用在貨幣薪酬激勵強度越高的民營企業更明顯。以未來兩期平均專利授權數LInnovt+2為因變量時，Cscore×Salary的交互項系數分別為-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項的回歸系數未予給出。

（二）融資約束

借鑒以往文獻[20]，以KZ指數衡量企業的融資約束程度，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，對交乘項數據進行去中心化處理。表5列示了融資約束對會計穩健性與民營企業創新關系的影響。（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。實證結果表明，在三種回歸模型中，Cscore×KZ的交互項系數均在1%的水平上顯著為負，說明會計穩健性對創新的抑制作用在外部融資約束強度越高的民營企業更明顯。以未來兩期平均專利授權數LInnovt+2為因變量時，Cscore×KZ的交互項系數分別為-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項的回歸系數未予給出。

六、進一步研究：高會計穩健性、低企業創新的經濟后果

適度穩健的會計政策可以提高會計信息質量、緩解信息不對稱，有利于公司價值的提升。然而，基于業績壓力和融資約束，高會計穩健性可能迫使民營企業管理層采取短視行為——減少創新，導致企業價值下降，進而產生企業為應對價值下降而進行盈余操縱的連鎖反應。

基于主假設“會計穩健性抑制民企創新”的結論，為繼續驗證上述可能的經濟后果，本部分根據同行業、同年度的均值進行設置，選取會計穩健性高于均值且企業創新水平低于均值的“高會計穩健性、低企業創新”樣本，即會計穩健性過高對企業創新帶來不利影響的企業，并針對該特定樣本進行實證檢驗。

（一）會計穩健性對企業價值的影響

為了檢驗“高會計穩健性、低企業創新”樣本中會計穩健性對企業價值的影響，將待檢驗的模型設定為：

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

其中，以營業收入增長率（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。為避免會計穩健性與公司價值之間可能存在的內生性問題，且會計穩健性抑制的創新一般是企業中長期的戰略投資選擇，故采用下一期企業的平均營業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“高會計穩健性、低企業創新”樣本中會計穩健性對企業價值影響的檢驗結果。其中，（1）列—（3）列的被解釋變量為營業收入增長率（Sales_g），在沒有加入任何控制變量的情況下，會計穩健性（Cscore）的系數為-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和年度效應，會計穩健性（Cscore）的系數為-0.555，在1%的水平上顯著為負。在（3）列中進一步控制了行業和年度效應，會計穩健性（Cscore）的系數為負，在接近10%的水平上顯著（p值為0.100）。這表明在“高會計穩健性、低企業創新”樣本中，會計穩健性高的民營企業，營業收入增長率更低。（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、行業和年度虛擬變量的檢驗中，變量的系數分別在1%、1%、10%的水平上顯著為負，這表明在“高會計穩健性、低企業創新”樣本中，會計穩健性高的民營企業，托賓Q值更低。

（二）會計穩健性對企業真實盈余管理的影響

會計穩健性在一定程度上可抑制應計盈余管理，但不能有效治理真實盈余管理[22]。不僅如此，為應對高會計穩健性和低企業創新對企業價值產生的負面影響，企業更有動機進行真實交易的盈余管理。

為了檢驗“高會計穩健性、低企業創新”樣本中會計穩健性對企業真實盈余管理的影響，將待檢驗的模型設定為：

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。為避免會計穩健性與企業真實盈余管理之間可能存在的內生性問題，且企業的真實盈余管理行為是會計穩健性降低企業價值后的連鎖反應，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“高會計穩健性、低企業創新”樣本中會計穩健性對企業真實盈余管理影響的檢驗結果。在沒有加入任何控制變量的情況下，會計穩健性（Cscore）的系數為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和年度效應，會計穩健性（Cscore）的系數為0.393，在10%的水平上顯著為正。在（9）列中進一步控制了行業和年度效應，會計穩健性（Cscore）的系數為0.648，在5%的水平上顯著為正。上述結論在一定程度上表明，為應對高會計穩健性對企業價值產生的負面影響，企業會進行具有真實交易的盈余管理。

七、穩健性檢驗

（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數是非負整數，采用計數模型可能具有更好的擬合效果。而常用的面板數據非線性計數模型，有負二項分布模型和泊松分布模型兩種。但鑒于專利授權數呈離散分布（方差大于均值），概率分布可能具有聚集性，采用了假設條件更寬的負二項分布模型進行檢驗，檢驗結果已在表3中列示。

（二）包含交叉產權樣本的回歸

同一企業可能涉及多種產權性質的交叉，對于不含國有性質的交叉產權企業，在穩健性檢驗中亦視為民營企業樣本。增加交叉產權樣本，表7列示了檢驗結果，該回歸結果仍然支持原假設，這表明本研究結果具有穩健性。

（三）內生性檢驗

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

會計穩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融資，該選擇可能會導致會計穩健性樣本的選擇性偏誤。對此，采用處理效應模型的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，是根據同行業、同年度Cscore的中位數進行設置，大于中位數賦值為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模型的MLE估計結果。結果表明，回歸方程與選擇方程誤差項的相關系數為0.377，并在1%顯著性水平上拒絕相關系數為0的原假設，這表明企業對會計穩健性存在選擇性偏誤。第二階段Cscore_a對LInnovt+3的系數為-0.669，在1%的水平上顯著為負。這表明在控制會計穩健性存在“選擇性偏誤”后，會計穩健性對于企業創新仍具有抑制作用。此外，篇幅所限，第一階段回歸結果未列示在表8，第一階段估計中LCscore對Cscore_a的系數（Z值）為1.886（5.56），在1%的水平上顯著為正。

八、結論與建議

民營經濟是推動我國發展不可或缺的力量，是技術創新的重要主體，我國政府也一直堅持加大對民營企業的金融扶持力度。通過對我國民營上市企業的樣本分析，發現會計穩健性會抑制民營企業創新。影響機制檢驗發現，內部薪酬激勵、外部融資約束可以增強會計穩健性對企業創新的抑制作用。進一步研究發現，“高會計穩健性、低企業創新”樣本中高會計穩健性會降低企業價值，進而產生企業為應對價值下降而進行真實盈余管理的連鎖反應。

本文豐富和拓展了會計穩健性與企業創新的相關研究，并得出政策啟示：（1）民營企業應明確內部會計信息質量的作用，實施適度穩健的會計政策，選用適當的薪酬激勵機制，提高企業內部治理的有效性;（2）政府可以加大對民營企業的扶持力度，通過完善金融市場來推動創新驅動發展戰略，減少信息不對稱，緩解民營企業外部融資約束，提高民營企業創新能力。

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