胡妙迪，鄒能鋒

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036)

一、引 言

投資是指企業(yè)進(jìn)行以盈利為目的的資本性支出活動(dòng)?，F(xiàn)有研究表明，我國上市公司普遍存在著非效率投資現(xiàn)象。主要有兩方面的原因：一是客觀原因。在實(shí)際資本市場中，信息不對稱、自由現(xiàn)金流量和委托代理問題是常見的。這些問題導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行投資時(shí)偏離最優(yōu)投資抉擇和非效率投資問題的產(chǎn)生。二是主觀原因。管理者的個(gè)人效用與會(huì)計(jì)利潤緊密相關(guān)，他們會(huì)比較自己在投資項(xiàng)目中要付出的成本和獲得的收益，如果他們覺得放棄凈現(xiàn)值為正或接受凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目的收益要大于成本，就會(huì)出現(xiàn)投資不足或過度投資。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是一項(xiàng)重要的會(huì)計(jì)基本原則，又被稱為會(huì)計(jì)謹(jǐn)慎性，這要求會(huì)計(jì)工作人員在從事工作時(shí)不得多估資產(chǎn)和收益，低估負(fù)債和損失。Basu[1]提出會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是指會(huì)計(jì)盈余對壞消息(損失)的反應(yīng)速度要比好消息(收益)快，對資產(chǎn)和收入的確認(rèn)標(biāo)準(zhǔn)也更高。

信息披露是指企業(yè)直接或間接影響用戶決策的重要會(huì)計(jì)信息以公開報(bào)告的形式提供給信息用戶。信息披露質(zhì)量的關(guān)鍵在于披露是否真實(shí)可靠，披露是否充分及時(shí)，披露的對象是否公平。信息披露是由于所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)和代理權(quán)分離的問題而產(chǎn)生的。

在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和信息披露質(zhì)量對投資不足所起的作用上，國內(nèi)外學(xué)者得出的研究結(jié)論不盡相同。同時(shí)相關(guān)數(shù)據(jù)表明我國上市公司存在不同程度的穩(wěn)健性和信息披露質(zhì)量水平，而對其產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果并不明確，這為本文的研究提供了契機(jī)。本研究為企業(yè)提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性治理以及加強(qiáng)信息披露質(zhì)量提供了依據(jù)，同時(shí)為解決我國普遍存在的非效率投資行為提供了一定的參考。

二、文獻(xiàn)回顧和研究假設(shè)的提出

1.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足

從會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足的相關(guān)文獻(xiàn)來看，主要存在以下兩種觀點(diǎn):一是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠改善公司治理，能減少投資與自由現(xiàn)金流的敏感度[2]，通過緩解融資約束[3-4]；通過緩解管理者與股東之間的代理沖突、降低投資者面臨的信息不對稱[5]，從而能夠抑制企業(yè)的投資不足。二是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)加劇企業(yè)的投資不足[6]，使得企業(yè)的投資不足狀況惡化，加重企業(yè)的非效率投資程度[7]。

綜上所述，國內(nèi)外對于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對投資不足的影響研究所得到的結(jié)論有所差異。筆者認(rèn)為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠有效地抑制企業(yè)的投資不足行為，由此提出本文的第一個(gè)假設(shè)：

假設(shè)一：在其他條件相同的情況下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足之間負(fù)相關(guān)。

2.國有和非國有上市公司

朱永明、李玲玲[8]指出在我國特殊的制度環(huán)境下，相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)更容易出現(xiàn)融資困難，更有可能出現(xiàn)投資不足。徐全華[2]研究發(fā)現(xiàn)在非國有控股公司，穩(wěn)健性主要是發(fā)揮抑制過度投資的作用，對投資不足的抑制作用不顯著。

綜上所述，在國有和非國有企業(yè)中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對投資不足的作用也有一定的差異性。筆者認(rèn)為相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)融資較為困難，更容易出現(xiàn)投資不足，則會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的抑制作用更為顯著。由此提出本文的第二個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)二：在非國有上市公司中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對投資不足的抑制作用更為顯著。

3.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、信息披露質(zhì)量與投資不足

李青原、羅婉[9]基于財(cái)務(wù)報(bào)表附注的信息披露的研究發(fā)現(xiàn)報(bào)表重述公告后公司的投資效率顯著提高。竇煒等[10]發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息和審計(jì)監(jiān)督確實(shí)有助于緩解我國上市公司低下的資本配置效率。劉婉立、張苗[11]高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息的充分披露，能夠抑制經(jīng)理人因單方面占有較多信息，從而抑制管理者的非效率投資行為。

筆者認(rèn)為，高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量能夠提高投資者對公司估計(jì)的精確度，降低信息風(fēng)險(xiǎn)和投資者的估計(jì)偏誤，通過完善合同和監(jiān)督，提高上市公司的投資效率，減少逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)。由此提出本文的第三個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)三：在其他條件相同的情況下，信息披露質(zhì)量越高，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對投資不足的抑制作用就越大，兩者存在互補(bǔ)關(guān)系。

三、實(shí)驗(yàn)研究設(shè)計(jì)

1.樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取 2013—2017 年我國滬深A(yù) 股上市公司的相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為研究樣本，同時(shí)剔除金融和保險(xiǎn)行業(yè)樣本、ST和*ST 公司樣本、年度首次發(fā)行新股以及數(shù)據(jù)缺失的公司。為了避免極端值的影響，我們對連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理，最后得到總年度觀測值3 149個(gè)，其中國有上市公司1 175個(gè)，非國有上市公司1 974個(gè)。本文中投資效率模型、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性模型以及控制變量的數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，信息披露質(zhì)量數(shù)據(jù)來自于深圳股票交易所，數(shù)據(jù)處理軟件為 Excel 和 Stata15.0。

2.變量選取

(1)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。Basu[1]提出了盈余-股票收益率回歸模型，指出上市企業(yè)的會(huì)計(jì)盈余對各類消息的確認(rèn)具有不對稱的特點(diǎn)，利用上述特點(diǎn)并構(gòu)建模型來對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性進(jìn)行度量。由于 Basu 模型不能同時(shí)獲得具體企業(yè)的年度會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平，由此Khan 和 Watts[12]對Basu模型進(jìn)行了改善，提出了新的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性計(jì)量模型。該模型選取對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性具有重要影響的市值賬面比(MTB)、企業(yè)規(guī)模(Size)和資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)三個(gè)工具變量。目前國內(nèi)外學(xué)者廣泛選用該模型來衡量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。因此，本文也借鑒Khan 和 Watts的模型(后文簡稱 KW 模型)衡量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，具體公式如下：

EPSit/Pit-1=β0+β1Rit+β2Dit+β3Dit×RETit+εit

(1)

gscoreit=β1=γ1+γ2Sizeit+γ3MTBit+γ4Levit

(2)

cscoreit=β3=λ1+λ2Sizeit+λ3MTBit+λ4Levit

(3)

式(1)是經(jīng)典的Basu模型，將gscore和cscore帶入式(1)進(jìn)行回歸即可得到：

EPSit/Pit-1=β0+(γ1+γ2Sizeit+γ3MTBit+
γ4Levit)Rit+β2Dit+(λ1+λ2Sizeit+λ3MTBit+
λ4Levit)Dit*RETit+εit

(4)

gscore表示會(huì)計(jì)盈余對“好消息”的反應(yīng)速度，cscore表示會(huì)計(jì)盈余對“壞消息”的反應(yīng)速度，如果企業(yè)的盈余信息較為穩(wěn)健，則cscore為正值。其中EPSit為i公司t年度的每股盈余；Pit-1為i公司t-1年度的每股股價(jià)，即前一年的收盤價(jià)；Rit為i公司t年度的股票收益率；Dit為虛擬變量，當(dāng)Rit<0時(shí)為1，否則為0；Sizeit為i公司t年度的公司規(guī)模，用該年度總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；MTBit為i公司t年度的市值賬面比，用股票市值/凈資產(chǎn)賬面價(jià)值表示；Levit為i公司t年度的資產(chǎn)負(fù)債率，用負(fù)債總額/資產(chǎn)總額表示。

(2)投資效率。Richardson[13]通過模型估算出企業(yè)正常的資本投資水平，然后用該模型的回歸殘差作為過度投資和投資不足的代理變量。本文借鑒該模型來估算企業(yè)的投資不足程度，該模型如下：

Invit=α0+α1Growthit-1+α2Levit-1+α3Cashit-1+

α4Sizeit-1+α5Retit-1+α6Ageit-1+∑Industry

+∑Year+εit

(5)

式中,Invit為i公司t年度的資本投資水平，用購買固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的現(xiàn)金數(shù)/期初總資產(chǎn)表示；Growthit-1為i公司t-1年度的增長機(jī)會(huì)，用營業(yè)收入增長率表示；Levit-1為i公司t-1年度的資產(chǎn)負(fù)債率；Cashit-1為i公司t-1年度的現(xiàn)金持有量，用(貨幣資金+交易性金融資產(chǎn))/平均總資產(chǎn)表示；Sizeit-1為i公司t-1年度的企業(yè)規(guī)模；Retit-1為i公司t-1年度的股票回報(bào)率；Ageit-1為i公司t-1年度的企業(yè)上市年數(shù)；∑Industry和∑Year分別是行業(yè)虛擬變量和年度虛擬變量。用回歸殘差ε來反應(yīng)企業(yè)的非效率投資水平，當(dāng)ε>0則表示存在過度投資，當(dāng)ε<0則表示存在投資不足。

(3)信息披露質(zhì)量。用深圳證券交易所公布的信息披露質(zhì)量來表示，深交所將企業(yè)的信息披露質(zhì)量劃分為A、B、C、D四個(gè)等級。本文將四個(gè)等級進(jìn)行了量化，將信息披露質(zhì)量等級進(jìn)行賦值，1-不合格(D)、2-合格(B)、3-良好(C)、4-優(yōu)秀(A)。

(4)控制變量。參考相關(guān)學(xué)者的研究，本文所選取的控制變量有第一大股東持股比例、兩職合一、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、獨(dú)立董事比例和企業(yè)規(guī)模7個(gè)變量，同時(shí)加入年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量。具體定義和計(jì)算方法見表1。

表1 變量定義

第一大股東持股比例(Top1)。該指標(biāo)數(shù)值越大，表明企業(yè)的股權(quán)處于相對集中的狀態(tài)，大股東可能干預(yù)企業(yè)的投資決策，從而導(dǎo)致企業(yè)的投資不足行為。

兩職合一(Dual)?，F(xiàn)有學(xué)者發(fā)現(xiàn)當(dāng)董事長和總經(jīng)理不是由同一人擔(dān)任時(shí)，可以在一定程度上降低企業(yè)的投資不足現(xiàn)象。

資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)。企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率的高低直接影響著企業(yè)的總體投資水平，資產(chǎn)負(fù)債率越高則會(huì)降低企業(yè)的投資水平，在一定程度上加劇企業(yè)的投資不足行為。

資產(chǎn)收益率(Roa)。該指標(biāo)反映企業(yè)的盈利能力，資產(chǎn)收益率越高則企業(yè)的盈利能力越強(qiáng)。資產(chǎn)收益率與投資不足之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turnover)。企業(yè)的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，表明企業(yè)資產(chǎn)的利用率較高，投資水平也越高，從而可以在一定程度上減少企業(yè)的投資不足行為。

獨(dú)立董事比例(Indep)。獨(dú)立董事是企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)要素之一，其在董事會(huì)所占的份額越大，則更有利于監(jiān)督企業(yè)管理者的行為，從而可以降低企業(yè)的投資不足行為。

企業(yè)規(guī)模(Inasset)。企業(yè)規(guī)模的大小會(huì)影響企業(yè)的投資水平，兩者在一定程度上存在正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)規(guī)模越大則其投資水平越高，在一定程度上緩解投資不足現(xiàn)象。

年度虛擬變量(Year)。為了控制不同年度經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不一致。本文選取2013-2017年共5年的我國滬深A(yù) 股上市公司的相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為研究樣本，依次設(shè)置4個(gè)(n-1)個(gè)年度啞變量，Y1、Y2、Y3、Y4。對于第1個(gè)年度，Y1=1，Y2、Y3、Y4=0；對于第2個(gè)年度，Y2=1，Y1、Y3、Y4=0，以此類推。

行業(yè)虛擬變量(Industry)。為了控制不同行業(yè)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不一致。本文研究樣本中共包含16個(gè)行業(yè)，依次設(shè)置15個(gè)(n-1)個(gè)行業(yè)啞變量，Y1，Y2，…，Y15。對于第1個(gè)行業(yè)，Y1=1，Y2，Y3，…，Y15=0；對于第2個(gè)年度，Y2=1，Y1，Y3，…，Y15=0，以此類推。

3.實(shí)證模型

模型一：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

Under-Investmentit=β0+β1*conservatismit+

βi*∑controlvar+εit

(6)

模型二：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、信息披露質(zhì)量與投資不足的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

Under-Investmentit=β0+β1×conservatismit+β2×AQit

+β3×conservatismit×AQit+βi×∑controlvar+εi

(7)

式中，conservatismit為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)，用KW模型的cscoreit表示；Under-Investmentit表示投資不足；AQit為信息披露質(zhì)量；∑controlvar為年度、行業(yè)及其他控制變量；conservatismit×AQit為交乘項(xiàng)，用于檢驗(yàn)信息披露質(zhì)量、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和投資不足之間的關(guān)系。

四、實(shí)證結(jié)果分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中，投資不足的均值是-0.0358，最大值和最小值分別為-0.000 1和-0.236 1，標(biāo)準(zhǔn)差為0.027 8，中位數(shù)為-0.031 2，說明各企業(yè)間的投資不足程度雖有差異，但是差別并不是很顯著。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的均值為0.030 6，最大值和最小值分別為2.595 7和-3.496 0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.164 7，中位數(shù)為0.022 1。這一結(jié)果說明會(huì)計(jì)政策較為穩(wěn)健。信息披露質(zhì)量的均值為1.963 5，最大值和最小值分別為4(A)和1(D)，標(biāo)準(zhǔn)差為0.619 3，中位數(shù)為2(C)，表明樣本企業(yè)總體信息披露質(zhì)量不佳。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：樣本觀測值為3 149個(gè)。

2.相關(guān)性

表3報(bào)告了各變量的pearson和spearman相關(guān)系數(shù)矩陣的結(jié)果。根據(jù)pearson相關(guān)系數(shù)矩陣的結(jié)果顯示，投資不足UI與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性C-score的相關(guān)系數(shù)為-0.047 9，且在5%水 平下顯著。在spearman相關(guān)系數(shù)矩陣中，投資不足IU與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性C-score的相關(guān)系數(shù)為-0.137 8，且在1%水平下顯著。這表明投資不足與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。在pearson和spearman相關(guān)系數(shù)矩陣中，投資不足UI與信息披露質(zhì)量AQ的相關(guān)系數(shù)分別為-0.119 0和-0.121 0，且均在1%水平下顯著。說明投資不足和企業(yè)信息披露質(zhì)量之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。交乘項(xiàng)C-score×AQ和投資不足UI之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，和會(huì)計(jì)穩(wěn)健性C-score和信息披露質(zhì)量AQ之間都存在正相關(guān)關(guān)系。其他變量的相關(guān)系數(shù)具體如表3所示。

表3 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、信息披露質(zhì)量和投資不足的相關(guān)性分析

注：以對角線進(jìn)行劃分，左下角為pearson相關(guān)系數(shù)，右上角為spearman相關(guān)系數(shù)；*、**、***分別表示雙尾檢驗(yàn)10%、5%和1%的顯著性水平。

表4報(bào)告了各解釋變量的方差膨脹因子(VIF值)。本文計(jì)算了VIF值用于避免解釋變量之間的多重共線性。結(jié)果顯示，各變量的最大的VIF值小于2，且均值均小于2，說明不存在多重共線性的干擾。

表4 多重共線性檢驗(yàn)

3.多元回歸分析

表5給出了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足的多元回歸結(jié)果。投資不足與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的回歸系數(shù)為-0.007 7，在10%水平上顯著，這說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠有效抑制企業(yè)的投資不足行為，這支持了本文的假設(shè)一。

國有控股組會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足的回歸系數(shù)為 -0.002 5，在10%水平上顯著。非國有控股組會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足的回歸系數(shù)為-0.018 2，在5%水平上顯著。通過兩組的對比發(fā)現(xiàn)在非國有控股組中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對投資不足的抑制作用更為顯著，這支持了本文的假設(shè)二。

表6給出了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、信息披露質(zhì)量和投資不足的多元回歸結(jié)果。投資不足與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的回歸系數(shù)為-0.008 4，在5%水平上顯著。信息披露質(zhì)量與投資不足的回歸系數(shù)為-0.003 1，在1%水平上顯著。結(jié)果表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與信息披露質(zhì)量兩者對投資不足有顯著的抑制作用。交乘項(xiàng)C-score×AQ與投資不足的回歸系數(shù)為-0.003 0,且在5%水平上顯著。

表5 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足

表6 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、信息披露質(zhì)量與投資不足

在國有控股組中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足的回歸系數(shù)為-0.035 2，在5%水平上顯著。信息披露質(zhì)量與投資不足的回歸系數(shù)為-0.001 7。交乘項(xiàng)C-score×AQ與投資不足的回歸系數(shù)為-0.012 5，在10%水平上顯著。

在非國有控股組中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足的回歸系數(shù)為-0.019 6，在1%水平上顯著。信息披露質(zhì)量與投資不足的回歸系數(shù)為-0.003 8，在1%水平上顯著。交乘項(xiàng)C-score×AQ與投資不足的回歸系數(shù)為-0.007 7，在1%水平上顯著。

與表5相比，在加入信息披露質(zhì)量后，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足之間的回歸系數(shù)增加，顯著性水平也有所提升。同時(shí)交乘項(xiàng)C-score×AQ和投資不足之間的回歸系數(shù)小于0，說明在抑制投資不足的作用上，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與信息披露質(zhì)量之間存在互補(bǔ)關(guān)系，這支持了本文的假設(shè)三。

五、研究結(jié)論與展望

1.研究結(jié)論

本文實(shí)證檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、信息披露質(zhì)量與投資不足之間的關(guān)系。研究結(jié)論可以分為以下三點(diǎn)：(1)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有助于緩解企業(yè)的投資不足現(xiàn)象。本文假設(shè)一的實(shí)證結(jié)果表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越穩(wěn)健則越能夠有效地抑制企業(yè)的投資不足現(xiàn)象，即兩者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。(2)將樣本企業(yè)按照產(chǎn)權(quán)屬性分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組，并進(jìn)行分組回歸，本文假設(shè)二的實(shí)證結(jié)果表明相比于國有企業(yè)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對于非國有控股企業(yè)投資不足現(xiàn)象的抑制作用更為顯著。這意味著非國有企業(yè)應(yīng)該更加關(guān)注會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的重要性。(3)在引入信息披露質(zhì)量這一變量后，發(fā)現(xiàn)不管在國有企業(yè)組還是非國有企業(yè)組中，伴隨著企業(yè)信息披露質(zhì)量的提高，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對投資不足的抑制作用也得到強(qiáng)化，即表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與信息披露質(zhì)量兩者在對投資不足的抑制作用上存在著互補(bǔ)關(guān)系，這證實(shí)了本文的假設(shè)三。

2.政策建議

基于前文的研究結(jié)論，本文提出以下三點(diǎn)建議。(1)完善財(cái)務(wù)報(bào)告的披露制度。近年來，信息披露質(zhì)量越來越受到政府、企業(yè)和社會(huì)的關(guān)注，高信息披露質(zhì)量能夠有效地抑制企業(yè)的投資不足，從而提高投資效率，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)增值的目的。(2)合理運(yùn)用會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。國內(nèi)學(xué)者對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資不足的研究結(jié)論并未達(dá)成一致。因此，如果要運(yùn)用會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，除了要考慮宏觀環(huán)境，企業(yè)則應(yīng)從整體上考慮各方面的因素，適度運(yùn)用穩(wěn)健性原則。(3)結(jié)合國情探討會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資效率兩者關(guān)系。信息不對稱、代理問題和溝通摩擦的存在，以及中國額外發(fā)行，分配和撤銷退市的特殊制度，激勵(lì)了管理層的盈余管理機(jī)。 2015年“證券法”修訂草案改變了相關(guān)的盈利要求，這將對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與投資效率之間的關(guān)系產(chǎn)生影響，未來還需要進(jìn)一步分析。