實際控制人境外居留權與會計穩健性

駱長琴

【摘要】實際控制人擁有的境外居留權易受“跑路”質疑， 其控制的公司易受到社會、媒體及投資者的廣泛關注。 為緩解外界質疑， 境外居留權公司努力向資本市場傳遞公司治理良好的積極信號。 以自然人控制的民營上市公司為對象， 研究實際控制人境外居留權與會計穩健性的關系， 實證結果表明， 境外居留權提高了會計穩健性。 中介機制檢驗表明， 境外居留權公司傾向聘請高質量的審計機構進而提高了會計穩健性， 同時境外居留權公司在分析師和研報的高度關注下也傾向提高會計穩健性。 進一步分析表明， 境外居留權與會計穩健性的正向關系在非違規公司和債權人監督較強的公司中更為顯著。

【關鍵詞】民營上市公司;境外居留權;會計穩健性;前十大審計;分析師及研報關注度

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）21-0082-10

一、引言

全球化背景下， 國際資本、人才快速流動， 我國高凈值人士移民海外呈上升趨勢， 2018年高達15000人。 自2003年上市公司被要求披露控股股東境外居留權信息以來， 擁有境外居留權的實際控制人比例從2003年的7.25%上升至2018年的13.99%。 移民海外究竟是追求美好生活環境、提升子女教育質量、擴展海外義務的需要， 還是為轉移資產、逃避制裁、犯罪“跑路”開辟渠道？ 傳統觀點認為， 增加收入和獲得舒適的生活環境是移居海外的主要原因。 然而， Chen等[1] 指出， 中國新富階層獲得境外居留權的主要動機是在公司違法后能夠更容易逃離境外以逃避內陸法律的制裁。 例如， 2017年7月， 樂視實際控制人賈躍亭由于無法清償債務而逃往美國。 境外居留權為違法人員“跑路”提供了便利， 引發了外界的高度關注。 例如， 《金證券》記者儲偉偉于2014年6月14日發布的《新股實際控制人頻擁境外居留權， 引投資者質疑》一文中提到， 不少投資者擔心利益被侵占后， 實際控制人利用境外居留權“金蟬脫殼”。

外界的質疑增加了境外居留權公司的運營成本， 其為了降低境外居留權的不利影響需要向外界傳遞良好的信號， 其中穩健的會計信息是有效的信號傳遞媒介， 有助于緩解信息不對稱、緩解融資約束和降低資本成本[2，3] 、抑制內部人的機會主義從而降低代理成本[4，5] 、減少凈現值為負的投資項目[5] 、抑制非效率投資[6] 、提升股價的信息含量從而減少股價暴跌風險[7] 等， 提高了對債權人和投資者權益的保護。 那么， 被外界質疑存在嚴重代理問題的境外居留權公司是否會提供穩健的會計信息以向外界傳遞公司治理良好的積極信號？

本文的研究表明， 實際控制人的境外居留權提高了會計穩健性， 并使用傾向得分匹配和工具變量緩解境外居留權的內生性問題。 中介機制檢驗表明， 一方面境外居留權公司傾向聘請高質量的審計機構， 進而提高了會計穩健性， 另一方面境外居留權公司在分析師和研報的關注監督壓力下更有動機提供穩健的會計信息。 非違規公司、債權人監督較強的境外居留權公司更傾向提供穩健的會計信息。

本文的貢獻主要有四個方面： ①首次檢驗了實際控制人境外居留權與會計穩健性的關系。 已有文獻研究了境外居留權對公司欺詐[1] 、稅收規避行為[8，9] 、審計師選擇和審計費用[10] 、債務融資成本[11] 、技術創新[12] 、社會責任履行[13，14] 等的影響。 本文從會計穩健性出發， 研究境外居留權公司為應對外部市場質疑所做的積極努力。 ②檢驗了境外居留權影響會計穩健性的中介路徑。 一是境外居留權公司傾向聘請高聲譽、高質量的審計機構， 進而提高了會計穩健性; 二是境外居留權公司受到外界更多的關注， 在較高的分析師及研報的關注監督壓力下境外居留權公司有動機提高會計穩健性。 ③豐富了會計穩健性的影響因素研究。 現有研究從股權結構、高管特征、外部監督、宏觀政策等方面研究會計穩健性[15，16] ， 本文從實際控制人的個人特征出發研究其對會計穩健性的影響。 ④提供了實際控制人境外居留權正面影響的證據， 為全面認識境外居留權的影響提供了新的思路， 豐富了境外居留權經濟后果的文獻研究成果。 本文的研究為境外居留權公司增強市場信任、提供良好投資環境提供了一定的策略方法， 同時對投資者評估境外居留權公司具有一定的參考價值。

二、理論分析與研究假設

本文預期境外居留權公司傾向提供穩健的會計信息， 原因如下：

第一， 解除或者緩解外界質疑。 根據信號傳遞理論， 若公司不確定性風險降低， 那么投資者的風險溢價補償也會隨之降低， 進而降低公司資本成本。 穩健的會計信息即對損失的及時確認、對收益和資產的謹慎確認， 能夠減少未來損失的風險。 境外居留權公司積極披露壞消息， 提供穩健的會計信息， 有助于提高財務報告信息質量， 進而提高企業在資本市場中的形象和公信度[17] 。 已有研究證實了境外居留權公司為了緩解資本市場的不信任所做的積極努力， 如加大國際研發支出[18] 、提高信息透明度[19] 、加強社會責任履行[13，14] 、聘請四大會計師事務所審計[10] 等。

第二， 降低營運成本和信息不對稱程度。 根據信息不對稱理論， 市場認為信息優勢方有損信息劣勢方的利益， 信息劣勢方出于保護自身利益需要往往會進行逆向選擇。 由于信息的不對稱， 實際控制人的境外居留權被外界質疑為“跑路”風險， 提高了境外居留權公司的營運成本， 審計機構為了識別境外居留權的“跑路”風險會提高審計收費[10] ， 債權人為應對境外居留權的潛在“跑路”風險會提高風險溢價補償， 進而增加境外居留權公司的融資成本[11] 。 境外居留權公司會通過積極主動地提供穩健的會計信息， 緩解融資約束[20] 、降低債務融資成本[2] 和股權融資成本[21] ， 進而提高對債權人和投資者權益的保護， 降低外界對境外居留權風險的溢價補償， 從而降低營運成本。

第三， 迫于市場廣泛關注的壓力。 Chen等[1] 指出， 境外居留權為違規企業家逃離境外以逃避內陸法律的制裁提供了方便， 因此會引起監管部門、投資者和社會大眾更多的關注。 劉行等[8] 研究發現， 境外居留權公司受到稅務部門更加嚴格的監管， 在稅務部門較強的監管下境外居留權公司降低了稅收規避行為。 李四海等[14] 研究發現， 實際控制人的境外居留權受到政府、媒體、民眾等利益相關者的質疑， 境外居留權公司通過加強社會責任來應對社會輿論壓力。 作為市場經濟的理性參與者， 境外居留權公司必須回應外界對境外居留權的不利猜測， 穩健的會計信息充當了良好的信息傳遞媒介， 減少公司與外界投資者的信息不對稱， 便于投資者準確預測公司未來盈余， 增加對投資者權益的保護， 發揮信息的治理作用。

總之， 外界對境外居留權的“跑路”質疑導致境外居留權公司負擔較高的運營成本， 如會計師事務所提高了此類公司的審計收費[10] 、稅務機關加大了稽查力度[8] 、債權人提高了融資成本[11]? ， 同時境外居留權公司的負面信息引起監管部門和利益相關者更多的關注， 境外居留權公司為了降低境外居留權的不利影響， 會向市場提供穩健的會計信息， 以便接受利益相關者的監督。 因此， 本文提出假設1：

H1： 相較于實際控制人無境外居留權的公司， 實際控制人擁有境外居留權的公司會計穩健性更高。

實際控制人在非法轉移資產或侵占中小股東的經濟利益后， 其境外居留權便于他們逃往境外[1] ， 因此境外居留權增加了實際控制人與中小股東的代理沖突。 遵循理性預期理論， 內部控制人機會主義行為的代理成本最終由代理人承擔。 當外部利益相關者懷疑公司存在代理問題時， 內部控制人將積極尋找監督或約束機制來限制自己的行為， 外部獨立審計則是最重要的監督機制之一。 規模越大、聲譽越高的會計師事務所， 其獨立性越高， 監督效應越明顯。 因此， 境外居留權公司傾向聘用高質量、高聲譽的審計機構進行審計[10] ， 從而向資本市場傳達公司治理良好的積極信號。 而高聲譽、高質量的審計機構一般要求審計客戶采用穩健的會計政策[22] ， 其為了降低被訴訟的風險， 會將盈余穩健性作為風險管理策略之一， 要求客戶及時確認壞消息， 降低資產和收益被高估的可能性。 綜上， 境外居留權公司為了降低代理成本， 向外界傳遞公司治理良好的信號， 傾向聘請高質量的審計機構進行審計， 進而提高了會計穩健性。 因此， 提出假設2：

H2： 相較于實際控制人無境外居留權的公司， 實際控制人擁有境外居留權的公司傾向聘請高質量的審計機構， 進而提高了會計穩健性。

我國經濟人員犯罪或違紀后逃往境外的案件， 引起政府、媒體、投資者、分析師和研報等較多地關注境外居留權現象。 張勝等[9] 研究發現， 較多分析師的跟蹤弱化了境外居留權公司的避稅動機。 分析師在資本市場中起著信息中介與外部監督的作用， 其通過專業知識及較強的信息收集、分析能力向資本市場傳遞公司的實際情況。 分析師關注度越高， 公司披露的信息越多， 公司信息環境越好， 從而降低中小股東、潛在投資者與公司的信息不對稱程度， 提高會計信息質量， 分析師分析的信息更能為投資者所用， 幫助投資者了解公司盈余信息。 杜研和王生年[23] 研究發現， 分析師關注提高了會計穩健性。 實際控制人擁有境外居留權的公司能夠引起分析師及研報更多的關注， 更傾向提供穩健的會計信息， 從而向外界傳遞積極的信號， 緩解資本市場對境外居留權“跑路”風險的質疑。 因此， 提出假設3：

H3： 相較于實際控制人無境外居留權的公司， 實際控制人擁有境外居留權的公司受到更多分析師和研報的關注和跟蹤， 進而提高了會計穩健性。

三、研究設計

（一）樣本選擇及分布

2003年中國證監會要求披露境外居留權信息， 因此本文基于2003 ～ 2018年我國民營上市公司年報手工收集實際控制人境外居留權信息， 境外居留權包括外國國籍、中國臺灣、中國香港和中國澳門居留權， 并通過新浪財經、同花順財經等多種渠道收集和補充境外居留權信息， 其他財務及治理數據均來自于國泰安數據庫（CSMAR）。 本文刪除金融行業， 非自然人控制、無實際控制人控制的公司， ST公司， 所有者權益小于等于零、總負債小于零的公司及缺漏值， 最終的樣本量為15570個。 表1報告了樣本分布情況。

表1的Panel A顯示， 2003 ～ 2018年總樣本量和境外居留權樣本量都呈現逐年增加的趨勢， 境外居留權樣本占比從2003的7.25%上升到2018年的13.99%。 表1的Panel B報告了行業樣本分布情況， 制造業的境外居留權樣本（1273）占制造業總樣本（11118）的比例為11.45%， 房地產業境外居留權樣本占比高達27.13%。 此外， 控制人的境外居留權大多分布在中國香港、加拿大、澳大利亞和美國。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。 本文的被解釋變量為會計穩健性（C-Score）， 首先借鑒Basu[24] 的橫截面回歸模型：

EPS/Pt-1=β0+β1DR+β2R+β3DR×R+ε? ?（1）

然后借鑒Khan和Watts[25] 的K-W模型， 用G-Score代表好消息確認的及時程度， 用C-Score衡量公司的會計穩健性。

G-Score=β2=μ0+μ1Size+μ2MB+μ3LEV+ε （2）

C-Score=β3=λ0+λ1Size+λ2MB+λ3LEV+ε? （3）

把（2）式和（3）式代入（1）式， 得到（4）式。

EPS/Pt-1=β0+β1DR+R×（μ0+μ1Size+μ2MB+μ3LEV）+DR×R×（λ0+λ1Size+λ2MB+λ3LEV）+ε

（4）

回歸后計算出λ0、λ1、λ2和λ3并將其代入（3）式， 計算出C-Score的值， C-Score值越大， 表明會計穩健性越高。 其中： EPS為每股收益; Pt-1為年開盤價; R為年超額收益率; DR為年超額收益率是否小于零的啞變量， 是為1， 否則為0; Size為總資產的自然對數; LEV為資產負債率; MB為市賬比。

2. 關鍵解釋變量。 本文的關鍵解釋變量為民營上市公司實際控制人是否擁有境外居留權（FRESID）， 參考Chen等[1] 、Yang等[10] 和張勝等[9] 對境外居留權的定義， 本文設定如下： 若民營上市公司任一實際控制人擁有境外居留權， 則FRESID為1; 否則， FRESID為0。

3. 中介變量。 本文的中介變量設置如下： ①前十大審計（Big10）， 參見蔡春等[26] 的研究， 將會計師事務所按前十大和非前十大進行劃分， 若公司聘請前十大會計師事務所， 則Big10為1， 否則為0; ②分析師關注度（Analyst）， 參見張勝等[9] 的研究， 用上市公司當年被分析師跟蹤的數量加1取自然對數進行衡量， 該值越大， 表明分析師跟蹤越多; ③研報關注度（Report）， 用上市公司當年被研報跟蹤分析的數量加1取自然對數進行衡量。

4. 控制變量。 借鑒相關文獻， 控制公司財務特征和治理因素， 其中： 公司財務特征控制變量的選取參鑒王雷[27] 的研究， 包括公司規模（Size）、資產負債率（LEV）、凈資產收益率（ROE）、企業經營現金流凈額（CFO）、公司年限（Age）; 公司治理因素控制變量的選取參鑒Chen等[1] 的研究， 包括董事會規模（Board）、董事獨立性（RIndep）、股權集中度（Top1）和兩權合一（CEO Duality）。 此外， 還控制了行業和年份固定效應。 具體變量定義見表2。

（三）模型設定

對于境外居留權與會計穩健性的主假設檢驗， 本文參鑒梁上坤等[28] 、甄紅線等[29] 的實證模型， 設定模型（5）， 預期β1為正。

C-Score=β0+β1FRESID+βControlVars+

ΣYear+ΣInd+ε? ? （5）

境外居留權與會計穩健性的中介機制檢驗模型如下：

Big10（Analyst/Report）=λ0+λ1FRESID+

λControlVars+Year+Ind+ε? ? ?（6）

C-Score=μ0+μ1Big10（Analyst/Report）+

μ2FRESID+μControlVars+Year+Ind+ε? ? （7）

參照溫忠麟和葉寶娟[30] 的思路， 依據模型（5）、模型（6）和模型（7）的回歸結果， 依次按照以下五個步驟檢驗前十大審計（分析師關注度/研報關注度）是否在境外居留權與會計穩健性之間發揮中介效應： 第一步， 如果模型 （5）中系數β1顯著， 則按照中介效應進行后續檢驗。 第二步， 如果模型 （6）中系數λ1和模型 （7）中系數μ1均顯著， 說明間接效應顯著， 則直接進入第四步; 否則進入第三步。 第三步， 運用Bootstrap方法進行檢驗， 若λ1和μ1的乘積（λ1×μ1）顯著， 說明間接效應成立， 則進入第四步; 否則終止檢驗， 表明間接效應未通過檢驗。 第四步， 如果模型（7）中系數μ2不顯著， 說明只存在中介效應; 否則， 說明直接效應顯著， 進入第五步。 第五步， 如果λ1×μ1和μ2同號， 說明部分中介效應成立; 否則， 按照遮掩效應立論。

（四）變量描述性統計

表3為主要變量的描述性統計。 由表3可知， 境外居留權（FRESID）的均值為11.8%， 公司規模（Size）的均值為21.562， 資產負債率（LEV）的均值為0.382， 凈資產收益率（ROE）的均值為0.062。 此外， 本文所有回歸均對連續變量1%和99%分位數處縮尾， 主要變量的相關系數在0.5以下， 說明回歸模型不太可能存在多重共線性的問題。

四、實證檢驗

（一）基本回歸分析

本文采用模型（5）檢驗H1， 結果見表4。 第（1）列中僅控制公司財務特征變量， 境外居留權（FRESID）的系數為0.0032， 在5%的水平上顯著。 第（2）列中控制了公司財務特征變量和年度、行業固定效應， 境外居留權（FRESID）的系數為0.0023， 在5%的水平上顯著。 第（3）列中進一步控制了公司治理因素變量， 境外居留權（FRESID）的系數為0.0023， 在5%的水平上顯著。 第（1）～（3）列的實證結果均表明境外居留權公司更傾向提供穩健的會計信息， 說明當投資者等利益相關者質疑境外居留權公司存在代理問題時， 境外居留權公司會通過提供穩健的會計信息來回應外部質疑， 主動接受外部利益相關者的監督、積極傳遞未來收益穩健的信息。

（二）穩健性檢驗

1. 穩健性檢驗1： 改變關鍵變量衡量方式和樣本量。 一是改變境外居留權的衡量方法， 用有境外居留權的實際控制人在實際控制人總數中的占比（FRESID PER）衡量境外居留權; 二是排除中國臺灣、中國香港和中國澳門的境外居留權， 因為中國臺灣、中國香港和中國澳門主權屬于中國， 定義FRESID ExHTM為實際控制人不包括中國臺灣、中國香港和中國澳門的境外居留權。 回歸結果見表5第（1）和（2）列， FRESID PER、FRESID ExHTM的系數分別為0.0029和0.0026， 且分別在5%和1%的水平上顯著。 三是用市賬比（MB， 即公司價值與凈資產的比值）作為衡量會計穩健性（C-Score）的替代變量。 市賬比不會受會計利潤被操縱的影響[31，32] ， 在穩健的會計政策下， 對費用的確認比對收入的確認更加及時， 可能低估收益進而低估凈資產， 但凈資產的市場價值并不會被低估， 因此采用穩健會計政策的公司凈資產的市賬比較高。 回歸結果見表5第（3）列， 境外居留權（FRESID）與市賬比（MB）呈顯著的正相關關系。 四是把樣本限定在實際控制人只有一人的公司中， 若此實際控制人擁有境外居留權， 則FRESID為1， 否則FRESID為0。 回歸結果見表5第（4）列， 境外居留權（FRESID）與會計穩健性（C-Score）的顯著正相關關系不變。 以上結果進一步說明了境外居留權與會計穩健性正相關這一結論的穩健性。

2.穩健性檢驗2： 改變會計穩健性衡量模型。 本文參照Ball和Shivakumar[5] 的模型， 使用應計利潤和現金流之間的分段線性關系衡量會計穩健性：

ACC=ψ0+ψ1DCFO+ψ2CFO+ψ3DCFO×

CFO+ε （8）

上式中， 應計利潤（ACC）=（營業利潤-經營活動現金流）/期初總資產， 經營活動現金流（CFO）=營業利潤+折舊-△營運資本（△營運資本=△流動資產-△現金-△流動負債+△一年內到期的長期負債）。 DCFO為經營活動現金流是否小于零的啞變量， 是取1， 否則取0[5，33] 。 Ball和Shivakumar[5] 認為， 分段線性回歸中的應計利潤能夠減少現金流中的噪音。 ψ2表示應計利潤緩解現金流噪音的程度， 預測為負。 未實現收益和未實現虧損的非對稱確認導致了應計利潤與現金流量關系的非對稱性， 未實現虧損比未實現收益更快地被確認， 預計ψ3為正。 參照Chen等[33] 的模型檢驗境外居留權與會計穩健性的關系。

ACC=ψ0+ψ1DCFO+ψ2CFO+ψ3DCFO×CFO+

ψ4FRESID+ψ5FRESID×DCFO+ψ6FRESID×CFO+

ψ7FRESID×DCFO×CFO+ψ8Size+ψ9Size×DCFO+

ψ10Size×CFO+ψ11Size×DCFO×CFO+ψ12LEV+

ψ13LEV×DCFO+ψ14LEV×CFO+ψ15LEV×DCFO×

CFO+ψ16MB+ψ17MB×DCFO+ψ18MB×CFO+

ψ19MB×DCFO×CFO+ε? （9）

模型（9）的回歸結果見表6。 表6顯示， FRESID×DCFO×CFO的回歸系數為0.2065， 在5%的水平上顯著， 進一步驗證了實際控制人擁有境外居留權的公司更傾向提供穩健的會計信息。

3.穩健性檢驗3： 增加實際控制人特征變量。 根據“高層梯隊理論”， 高管年齡、性別、任期、學歷、工作經歷等特征會影響公司績效、戰略決策、投資決策、內部控制質量等。 民營上市公司的實際控制人控制或者參與公司治理， 其其他背景特征是否會影響公司會計政策選擇？ 境外居留權與會計穩健性模型是否會因為遺漏了實際控制人的其他特征使實證結果存在偏誤？ 為了回答以上問題， 在模型中逐步加入實際控制人的年齡（Con Age）、性別（Gender）、政治關聯（Political）、金融背景（Finance）及海外經歷（Overseas）變量， 實證結果見表7。 由表7可知， 無論是將年齡、性別、政治關聯、金融背景及海外經歷單獨還是聯合放入模型中， 均不影響境外居留權（FRESID）與會計穩健性（C-Score）的正向關系。 另外， 實際控制人個人特征數據起始于2008年。

（三）緩解內生性問題的實證分析

1. PSM回歸。 實際控制人是否有境外居留權并不完全外生， 會受到可觀測的控制變量的影響， 存在自我選擇問題， 在不考慮影響實際控制人境外居留權身份所有因素情況下的回歸， 可能導致自我選擇偏差。 為了緩解自我選擇偏差問題， 采用匹配的樣本回歸。 一是最近鄰匹配1∶1配對; 二是半徑匹配， 根據在有境外居留權的處理組樣本和無境外居留權的對照組樣本中傾向得分之間的距離， 把兩組樣本傾向得分值的差異設定在半徑為0.0001內進行配對; 三是核匹配， 將對照組無境外居留權所有樣本的傾向得分值進行加權計算， 根據對照組樣本與處理組樣本間的距離設定不同的權重。

表8中第（1）～（3）列的實證結果顯示， 在最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配下境外居留權與會計穩健性都在5%的水平上顯著正相關， 雖然用匹配樣本回歸不能完全消除潛在的自我選擇偏差， 但用匹配的樣本回歸與基本回歸的一致結果在一定程度上保證了實際控制人境外居住權與會計穩健性之間的關系不太可能受到自我選擇偏差的影響。

2.工具變量回歸。 本文可能存在某些既影響境外居留權又影響會計穩健性的遺漏變量， 導致境外居留權這一變量是內生的， 故采用工具變量法緩解遺漏變量導致的內生性問題。 具體地， 分別選擇各地區出入境中介機構數量（EEII）和第六次人口普查各地區境外人員數量（Cen6RegForeigners）作為工具變量。 其中， 前者數據來源于王輝耀主編、社會科學文獻出版社出版的《中國國際移民報告2014》及公安部出入境管理局網站， 后者數據來源于中國統計局第六次人口普查附錄資料。 各地區出入境中介機構數量和各地區境外人員數量都與實際控制人境外居留權數量高度相關， 與會計政策選擇無關， 回歸結果見表9。

表9第（1）和（3）列顯示， 第一階段回歸中各地區出入境中介機構數量（EEII）和第六次人口普查各地區境外人員的數量（Cen6RegForeigners）均與境外居留權（FRESID）顯著正相關; 第（2）和（4）列顯示， 第二階段回歸中境外居留權（FRESID）與會計穩健性（C-Score）顯著正相關， 一定程度上說明主要結論不受內生性影響。 工具變量出入境中介機構數量和各地區境外人員數量的Cragg-Donald Wald F統計量分別為41.88和237.26， 拒絕了境外居留權的工具變量為弱工具變量假設。

五、中介機制檢驗

（一）前十大審計中介機制檢驗

表10的第（1）列實證結果顯示， 境外居留權（FRESID）與前十大審計（Big10）在1%的水平上顯著正相關， 說明相比于實際控制人無境外居留權的公司， 實際控制人擁有境外居留權的公司傾向聘用高聲譽、高質量的審計機構， 進一步驗證了Yang等[10] 的研究結論。 第（1）列中境外居留權（FRESID）與前十大審計（Big10）的系數為0.0527， 第（2）列中前十大審計（Big10）與會計穩健性（C-Score）的系數為0.0046， 且均在1%的水平上顯著， 說明間接效應顯著。 第（2）列中境外居留權（FRESID）與會計穩健性（C-Score）的系數為0.0041， 且在1%的水平上顯著， 說明境外居留權與會計穩健性之間的直接效應顯著， 還可能存在其他中介效應。 第（1）列中境外居留權（FRESID）與前十大審計（Big10）的系數為0.0527， 第（2）列中前十大審計（Big10）與會計穩健性（C-Score）的系數為0.0046， 其相乘后的符號和第（2）列中境外居留權（FRESID）與會計穩健性（C-Score）的系數（0.0041）的符號方向相同， 說明前十大審計間接效應成立。 Sobel檢驗的統計量為3.078， 進一步驗證了間接效應成立， 說明前十大審計在境外居留權與會計穩健性之間起著部分中介作用， H2得到驗證， 即境外居留權公司為了向外界傳遞公司治理良好的積極信息， 傾向聘請高質量的審計機構， 進而提高了會計穩健性。

（二）分析師及研報關注度中介機制檢驗

表10第（3）列和第（5）列的實證結果顯示， 境外居留權（FRESID）與分析師關注度（Analyst）、研報關注度（Report）均在1%的水平上顯著正相關， 說明相比于實際控制人無境外居留權的公司， 實際控制人擁有境外居留權的公司受到更多分析師和研報的跟蹤與關注。 第（3）列中境外居留權（FRESID）與分析師關注度（Analyst）的系數為0.5531， 第（4）列中分析師關注度（Analyst）與會計穩健性（C-Score）的系數為0.0005， 且均在1%的水平上顯著， 說明間接效應顯著。 第（4）列中境外居留權（FRESID）與會計穩健性（C-Score）的系數為0.0020， 且在5%的水平上顯著， 說明境外居留權與會計穩健性之間的直接效應顯著， 還可能存在其他中介效應。 第（3）列中境外居留權（FRESID）與分析師關注度（Analyst）的系數為0.5531， 第（4）列中分析師關注度（Analyst）與會計穩健性（C-Score）的系數為0.0005， 其相乘后的符號和第（4）列中境外居留權（FRESID）與會計穩健性（C-Score）的系數（0.0020）的符號方向相同， 說明分析師關注度中介效應成立。 Sobel檢驗的統計量為2.932， 也進一步驗證了間接效應成立， 說明分析師關注度在境外居留權與會計穩健性之間起著部分中介作用。 同理， 研報關注度在境外居留權與會計穩健性之間也起著部分中介作用。 綜合表10第（3）～（6）列的實證結果可知， H3得到驗證， 即實際控制人擁有境外居留權的公司受到分析師和研報更多的關注， 境外居留權公司在較高關注度的環境下， 更傾向提供穩健的會計信息， 以便向市場發出積極信號， 增強投資者對公司的信任。

六、進一步分析

（一）公司違規視角

境外居留權公司為了緩解外界對境外居留權的質疑， 會聘請高質量的審計機構進行審計， 進而向外界發出公司治理良好的信號， 但是違規的境外居留權公司一般并未聘請高質量的審計機構進行審計[10] 。 若公司存在較多的違規問題， 如虛構利潤、虛列資產、虛假記載等， 則不具備穩健會計政策的條件。 因此， 預期在沒有違規的公司樣本中， 境外居留權與會計穩健性顯著正相關， 在違規的公司樣本中境外居留權與會計穩健性的關系不顯著。 公司違規的數據來源于國泰安數據庫的違規信息總表， 如果公司出現下列情況之一則為違規公司： 虛構利潤、虛列資產、虛假記載、誤導性陳述、推遲披露、重大遺漏、披露不實、欺詐上市、出資違規、擅自改變資金用途、占用公司資產、內幕交易、違規買賣股票、操縱股價、違規擔保、一般會計處理不當、其他違規行為。 實證結果見表11第（1）和（2）列。 在違規公司樣本中， 境外居留權（FRESID）與會計穩健性（C-Score）的關系不顯著， 而在非違規公司樣本中兩者的相關系數為0.0020， 且在5%的水平上顯著。 在違規的公司中， 境外居留權增加了實際控制人的“掏空”動機， 其更有可能操縱會計信息。 非違規公司實際控制人的機會主義及“掏空”動機減弱， 其為了公司更好的發展前景， 會積極主動地提供穩健的會計信息。

（二）債權人監督治理視角

債權人為保障自身權益， 降低違約風險， 對債務人的會計穩健性有更高的要求。 當債務人出現財務危機時， 管理層有動機進行盈余管理， 債權人為了及時識別管理層的違約行為以降低違約風險， 會要求債務人提供穩健的會計信息。 Beaver和Ryan[32] 認為， 債權人要求債務合同和財務報告都具有穩健性。 銀行債權人為了保護自身利益， 對具有較高財務危機和較高破產風險的公司會提出更高的會計穩健性要求[34] 。 劉運國等[15] 的研究表明， 債務負擔較重的公司面臨的財務危機和破產風險更大， 債權人承擔的風險也更大， 為了規避風險， 保障自身利益， 債權人傾向要求債務人采用穩健的會計政策。 因此， 預期資產負債率較高的境外居留權公司傾向提供穩健的會計信息。 一方面， 資產負債率高的境外居留權公司與債權人之間的契約約束相對較多， 會受到債權人更多的監督和約束， 更加傾向采用穩健的會計政策; 另一方面， 境外居留權公司為了向債權人、投資者等利益相關者傳遞積極穩健的會計信息， 也會采用穩健的會計政策。

本文根據資產負債率中位數進行分組， 大于中位數的為資產負債率較高組， 小于中位數的為資產負債率較低組， 實證結果見表11第（3）和（4）列。 其中， 在資產負債率較高組， 境外居留權（FRESID）與會計穩健性（C-Score）在5%的水平上顯著正相關， 而在資產負債率較低組兩者的關系不顯著， 說明債權人較強的監督作用促進了境外居留權公司提供穩健的會計信息。

七、研究結論和啟示

（一）研究結論

本文基于2003 ～ 2018年我國民營上市公司數據， 實證檢驗境外居留權與會計穩健性之間的關系， 得到的研究結論如下： ①實際控制人擁有境外居留權的公司更傾向提供穩健的會計信息， 在考慮內生性問題后， 這一結果仍然有效。 ②境外居留權公司為了向外界傳遞公司治理良好的積極信號， 傾向聘請高質量的審計機構進行審計， 在高質量審計機構的監督治理下境外居留權公司會提高會計穩健性。 ③實際控制人擁有境外居留權的公司更易受到分析師、研報的關注， 在分析師、研報較多的關注和較強的監督下， 其會提高會計穩健性。 ④在違規公司樣本中， 境外居留權與會計穩健性之間的關系不顯著; 在非違規公司樣本中， 境外居留權與會計穩健性顯著正相關。 違規公司存在虛構利潤、虛列資產、虛假記載等問題， 不具備穩健會計政策的條件， 如果境外居留權公司存在欺詐行為， 說明擁有境外居留權的實際控制人“掏空”動機更強， 更有可能操縱會計信息而無法提供穩健的會計信息。 ⑤債權人發揮著積極的監督治理作用， 境外居留權公司在債權人的監督下更有動機提供穩健的會計信息。

（二）啟示

根據本文結論， 可以得到如下啟示： ①境外居留權引發的潛在“跑路”風險受到市場上各主體的關注和質疑， 增加了境外居留權公司的營運成本， 境外居留權公司應積極主動地提供穩健的會計信息， 自覺接受市場的監督， 緩解市場的“信任”危機， 減少境外居留權的負面影響。 ②應積極聘請高質量、高聲譽的審計機構對公司披露的信息進行審計， 提高會計穩健性， 幫助外部投資者掌握較為真實可靠的信息并實施監督， 增強對利益相關者的權益保護。 ③應充分發揮分析師及研報的跟蹤分析和監督治理的作用， 以降低實際控制人與中小股東之間的信息不對稱， 提高公司會計信息的穩健性和透明度， 促進資本市場有效運行。 ④應加強和完善公司治理領域法律法規體系的建設， 加大對實際控制人境外居留權的監管力度， 加強對涉嫌違規的實際控制人出入境的管理， 保護投資者和債權人的利益。 ⑤投資者應理性看待企業家擁有境外居留權這一現象， 綜合公司的運營狀況、發展前景等做出理性的決策。 ⑥應充分發揮債權人監督治理的作用， 減少境外居留權的不利影響， 促進公司健康發展。

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