家族企業(yè)創(chuàng)始人的職業(yè)經(jīng)歷與會計穩(wěn)健性

翁宵暐 許靜靜

（1.興業(yè)銀行，上海 200120；2.華東師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200241）

一、引言

在中國，民營經(jīng)濟已經(jīng)成為經(jīng)濟增長最為迅速的部分，家族企業(yè)則是非常重要的民營經(jīng)濟組織形式。目前，中國的家族企業(yè)絕大部分尚未完成一次代際傳承，還處于由創(chuàng)始人實際控制的階段。創(chuàng)始人及其家族所掌握的公司投票權(quán)超過絕對控制的水平，創(chuàng)始人在公司直接擔(dān)任公司的高管、決定企業(yè)的經(jīng)營管理和戰(zhàn)略方向是中國家族企業(yè)的普遍現(xiàn)象。由此可知，創(chuàng)始人是代表家族行使控制權(quán)的決策者。

以往文獻在研究創(chuàng)始人對公司決策和價值的影響時，主要在控制權(quán)理論框架下比較創(chuàng)始人與繼承人、外聘職業(yè)經(jīng)理人作用的差異。然而，這個理論框架卻沒有考慮創(chuàng)始人的異質(zhì)性對于公司決策選擇的影響。創(chuàng)始人的異質(zhì)性表現(xiàn)為他們的價值觀、知識技能以及偏好等方面存在差異，這種差異會影響公司決策選擇。本文將創(chuàng)始人的異質(zhì)性引入家族企業(yè)控制權(quán)理論框架，研究家族企業(yè)創(chuàng)始人的異質(zhì)性對公司決策選擇的影響。具體地，本文將研究創(chuàng)始人的職業(yè)經(jīng)歷對公司會計穩(wěn)健性的影響。

本文的研究意義表現(xiàn)在以下幾個方面：第一，在理論上擴展了家族企業(yè)的控制權(quán)分析框架，將創(chuàng)始人異質(zhì)性引入原有理論框架；第二，國外的文獻主要以股權(quán)分散的公司作為研究對象，研究的是管理者異質(zhì)性對公司決策的影響。本文的研究結(jié)論表明，在所有權(quán)和控制權(quán)合一的家族企業(yè)中，公司決策同樣會受到掌握控制權(quán)的創(chuàng)始人個人特征的影響。無論是在所有權(quán)和控制權(quán)分散的公司，還是所有權(quán)和控制權(quán)合一的公司，掌握控制權(quán)主體的異質(zhì)性都是公司決策重要的影響因素；第三，本文將創(chuàng)始人的職業(yè)經(jīng)歷與風(fēng)險厭惡相聯(lián)系，豐富了決策者的個人特征與會計政策選擇的行為會計學(xué)相關(guān)研究。

本文其他部分安排如下：第二部分在文獻回顧的基礎(chǔ)上推導(dǎo)出理論假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計；第四部分是實證檢驗及結(jié)果；第五部分是結(jié)論。

二、文獻綜述與理論假設(shè)

（一）高等層級理論

“高等層級理論”（upper echelons perspective）指出，不同的決策者有不同的決策風(fēng)格［1］。在美國，公司股權(quán)分散，管理者是公司的決策者，許多文獻基于“高等層級理論”研究發(fā)現(xiàn)管理者的人生經(jīng)歷對公司決策具有重要影響。例如，大蕭條的經(jīng)歷會影響管理者對外部資本市場的信心和負債的使用水平［2］［3］［4］；職業(yè)背景會影響管理者的認(rèn)知方式和專業(yè)技能進而影響公司的會計政策和并購決策［5］［6］；軍旅生涯影響管理者的價值觀，進而影響公司的并購政策和避稅政策［7］［8］。然而，鮮有文獻研究職業(yè)經(jīng)歷與風(fēng)險偏好的關(guān)系對會計穩(wěn)健性的影響。

在中國，民營經(jīng)濟發(fā)展時間較短，家族企業(yè)中絕大部分尚未完成一次代際傳承，還處于由創(chuàng)始人實際控制的階段。創(chuàng)始人及其家族所掌握的公司投票權(quán)超過絕對控制的水平。根據(jù)翁宵暐等（2014）的研究，家族企業(yè)的控股家族在公開發(fā)行上市后所掌握的投票權(quán)比例中位數(shù)是58.67%。創(chuàng)始人在公司直接擔(dān)任公司的高管、決定企業(yè)的經(jīng)營管理和戰(zhàn)略方向是中國家族企業(yè)的普遍現(xiàn)象。根據(jù)夏立軍等（2012）的研究，創(chuàng)始人在公司擔(dān)任董事長或總經(jīng)理職務(wù)的比例超過80%。中國家族企業(yè)創(chuàng)始人掌握著公司的控制權(quán)，創(chuàng)始人是家族企業(yè)的決策者?；凇案叩葘蛹壚碚摗?，本文認(rèn)為，家族企業(yè)創(chuàng)始人的個人特征影響公司決策。

（二）職業(yè)經(jīng)歷與風(fēng)險偏好

本文關(guān)注的家族企業(yè)創(chuàng)始人的職業(yè)經(jīng)歷是指創(chuàng)始人在創(chuàng)辦企業(yè)之前在公共部門工作還是企業(yè)部門工作。公共部門通常包括政府機構(gòu)以及提供教育、醫(yī)療服務(wù)的機構(gòu)。

職業(yè)經(jīng)歷包含了創(chuàng)始人個人特征的重要信息，可以揭示創(chuàng)始人風(fēng)險偏好的異質(zhì)性。勞動經(jīng)濟學(xué)的研究表明，個人工作部門與其風(fēng)險偏好存在相關(guān)關(guān)系，公共部門的員工更加厭惡風(fēng)險。Buurman等（2012）利用了2000年荷蘭員工問卷調(diào)查數(shù)據(jù)來檢驗公共部門的員工是否比企業(yè)部門的員工更加厭惡風(fēng)險，數(shù)據(jù)結(jié)果支持了公共部門員工比企業(yè)部門員工更加厭惡風(fēng)險這一結(jié)論：在公共部門工作的員工更不愿意購買彩票，這一結(jié)果在控制了收入、性別、年齡以及其他因素之后依然成立［9］。

這有兩種可能的解釋：第一種解釋認(rèn)為，公共部門的組織文化促使員工變得厭惡風(fēng)險。以往研究指出，個人行為特征會受到群體行為的影響。Halek和Eisenhauer（2001）認(rèn)為，許多人的個人特征衍生自社會群體，如國籍、宗教、職業(yè)，甚至于性別［10］。在面臨決策的時候，公共部門的經(jīng)理比私人部門的經(jīng)理表現(xiàn)得更加厭惡風(fēng)險；公共部門的員工激勵機制并不獎勵那些愿意承擔(dān)風(fēng)險從而獲得良好表現(xiàn)的員工。另一種解釋認(rèn)為，風(fēng)險厭惡的個人自選擇進入公共部門工作。在公共部門工作還是企業(yè)部門工作的職業(yè)選擇實際上是比較兩個部門的工作特征，而這種工作部門的選擇反映出個人的風(fēng)險偏好［11］［12］。

（三）風(fēng)險與會計穩(wěn)健性

會計穩(wěn)健性一直是財務(wù)報告的重要傳統(tǒng)。以往研究為會計穩(wěn)健性提供了多種解釋，最被廣泛接受的是契約和訴訟風(fēng)險的解釋。契約基礎(chǔ)的解釋認(rèn)為，會計穩(wěn)健性緩解了管理者道德風(fēng)險導(dǎo)致的信息不對稱，對其他契約方有利。Zhang（2008）的研究證明了會計穩(wěn)健性對債權(quán)人有利，因為會計穩(wěn)健性更容易觸發(fā)債務(wù)的約束條款，債權(quán)人可以更早地采取保全行動［13］。Ahmed等（2002）發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性可以緩解股東和債權(quán)人在股利發(fā)放方面的矛盾，降低代理成本［14］。Biddle等（2012）檢驗了會計穩(wěn)健性與公司破產(chǎn)風(fēng)險之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性的現(xiàn)金增強功能和信息功能可以降低公司當(dāng)期和下一期的破產(chǎn)風(fēng)險［15］。

還有一些文獻研究了管理者的風(fēng)險偏好與會計穩(wěn)健性之間的關(guān)系。Lubberink 和Huijgen（2001）通過對1983～1995年間荷蘭的樣本公司進行研究后發(fā)現(xiàn)，如果管理者的薪酬結(jié)構(gòu)使其具有更強烈的風(fēng)險厭惡，那么他們傾向于報告更加保守的盈余，因為風(fēng)險厭惡的管理者具有強烈的愿望降低公司的信息風(fēng)險和訴訟風(fēng)險［16］。Francis等（2013）研究了CFO 的性別差異與會計穩(wěn)健性之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)，女性CFO 對激進會計政策所導(dǎo)致的風(fēng)險（股東訴訟風(fēng)險、破產(chǎn)風(fēng)險、職業(yè)聲譽受損的風(fēng)險）更加敏感，她們選擇的會計政策更加穩(wěn)?。?7］。

但是以往文獻沒有研究創(chuàng)始人的職業(yè)經(jīng)歷與公司會計穩(wěn)健性之間的關(guān)系。本文預(yù)期，與先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人相比，先前在公共部門工作的家族企業(yè)創(chuàng)始人更加厭惡風(fēng)險，他們?yōu)榱私档凸驹V訟風(fēng)險和破產(chǎn)風(fēng)險，傾向于選擇更加穩(wěn)健的會計政策。因此，本文提出假設(shè)：與先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司相比，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司會計穩(wěn)健性更高。

三、研究設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文研究家族企業(yè)創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷對會計穩(wěn)健性的影響，研究樣本包括2004～2011年上市的中小企業(yè)板家族企業(yè)。之所以只選擇中小企業(yè)板，是由于主板民營企業(yè)的來源比較復(fù)雜，創(chuàng)業(yè)板的開板時間太短使得數(shù)據(jù)長度不夠，因此沒有混合三個板的樣本公司。

樣本篩選過程如下：自2004年開板以來到2011年，在深圳證券交易所中小企業(yè)板完成IPO 的公司共646家。根據(jù)招股說明書披露的最終控制人信息，剔除國有上市公司113家，剔除2家在A股市場上市之前已經(jīng)發(fā)行H 股的民營上市公司，剩余民營上市公司樣本531家。本文參考谷祺等（2006）［18］、馬忠和吳翔宇（2007）［19］、許靜靜和呂長江（2011）的研究［20］，將符合以下條件的公司界定為家族企業(yè)：（1）最終控制權(quán)可以歸結(jié)到一個人或者一個家族；（2）該自然人或者家族對上市公司擁有實質(zhì)的控制權(quán)（指該自然人或者該家族通過直接或間接地持有上市公司股份控制了20%及以上的投票權(quán)）。在滿足以上兩個條件的468家家族企業(yè)樣本中再剔除：（1）上市之后因并購交易實際控制人發(fā)生變更的；（2）完成了家族代際傳承、創(chuàng)始人已經(jīng)退出公司經(jīng)營管理的；（3）創(chuàng)始人受到司法調(diào)查、市場禁入等處罰的樣本。本文最終有效樣本包括435家家族企業(yè)，研究的觀測值是公司—年度數(shù)據(jù)。

本文中的創(chuàng)始人指的是企業(yè)最主要的創(chuàng)立者。通過查閱招股說明書中的“發(fā)行人情況”，了解企業(yè)最初是由哪個自然人或哪幾個家族成員發(fā)起設(shè)立的。對于多個家族成員共同創(chuàng)立的公司，本文認(rèn)為其中發(fā)揮最為重要作用的（持有發(fā)行前股份最多，或者在企業(yè)最初創(chuàng)立時期擔(dān)任董事長或總經(jīng)理的）創(chuàng)立者為創(chuàng)始人。在確定公司的創(chuàng)始人之后，本文根據(jù)招股說明書中的“發(fā)行人基本情況”披露的公司歷史沿革信息和“董事、監(jiān)事、高級管理人員和核心技術(shù)人員”或“公司實際控制人情況”中披露的公司創(chuàng)始人基本簡歷，并且結(jié)合百度和谷歌搜索樣本公司創(chuàng)始人的相關(guān)信息，收集整理創(chuàng)始人的職業(yè)經(jīng)歷相關(guān)信息。

（二）會計穩(wěn)健性的度量

本文選擇了三種不同的會計穩(wěn)健性度量方法，其中兩個以盈余為基礎(chǔ)的度量（CON＿ACCRUAL 和CON＿SKEWNESS）和一個以市場價值為基礎(chǔ)的度量（CON＿MTB）。

第一個會計穩(wěn)健性的度量指標(biāo)是用累計的非經(jīng)營性應(yīng)計除以累計總資產(chǎn)（CON＿ACCRUAL）。借鑒Zhang（2008）的研究，非經(jīng)營性應(yīng)計的計算公式如下：

其中，Nonoperating Accrual表示非經(jīng)營性應(yīng)計，operating accrual表示經(jīng)營性應(yīng)計，AR 表示應(yīng)收賬款，Inventory表示存貨，Prepaid expense表示預(yù)付費用，AP 表示應(yīng)付賬款，Taxes payable表示應(yīng)付稅費，NI表示凈利潤，DEP表示折舊費用，CFO 表示經(jīng)營現(xiàn)金流（均為年末值）。

為了便于理解，本文將計算得到的數(shù)值乘以-1，這樣CON＿ACCRUAL越大，表示公司的會計穩(wěn)健性越高。這一度量方法最早由Givoly和Hayn（2000）構(gòu)建［21］，之后在會計文獻中被廣泛運用。該方法的基本思想是穩(wěn)健的會計政策會加快損失的確認(rèn)，推遲收益的確認(rèn)，從而導(dǎo)致持續(xù)的負應(yīng)計。由于有些樣本公司上市交易的時間比較短，本文在計算CON＿ACCRUAL 時所取的時間長度包括了樣本公司上市前三年的年報數(shù)據(jù)。

第二個會計穩(wěn)健性的度量指標(biāo)是盈余的時間序列偏度（CON＿SKEWNESS）。根據(jù)Zhang（2008）的做法，本文用盈余的偏度除以現(xiàn)金流的偏度以控制公司業(yè)績表現(xiàn)的波動性。為了便于理解同樣將得到的數(shù)值乘以-1，這樣CON＿SKEWNESS越大，表示公司的會計穩(wěn)健性越高。這一度量方法同樣是由Givoly和Hayn（2000）最早提出，他們認(rèn)為穩(wěn)健的會計政策要求對壞消息及時且完整地確認(rèn)，對好消息推遲并逐步地確認(rèn)，這樣就導(dǎo)致了盈余分布的負偏。同樣，由于有些樣本公司上市交易的時間比較短，本文在計算CON＿SKEWNESS時所取的時間長度也包括了樣本公司上市前三年的年報數(shù)據(jù)。

第三個會計穩(wěn)健性度量指標(biāo)是公司的市值賬面比（CON＿MTB）。直觀地說，市值賬面比體現(xiàn)了會計的不對稱確認(rèn)，對支出和損失的提前確認(rèn)和對收入的推遲確認(rèn)導(dǎo)致了賬面凈資產(chǎn)相對于市場價值的低估。這樣，市值賬面比越高則表示會計穩(wěn)健性越高［22］。然而，市值賬面比在會計和財務(wù)文獻中也經(jīng)常被用來作為公司成長機會和資產(chǎn)經(jīng)濟租金的替代變量，因此在本文的回歸分析中必須控制那些與此相關(guān)的因素。

最后，本文還采用了Basu（1997）的損失持續(xù)性模型［23］，它通過暫時性損失和收益的反轉(zhuǎn)來度量減少會計收入的損失和增加會計收入的收益被確認(rèn)的及時性。Basu（1997）的分段線性回歸模型如下：

ΔNIt表示第t年公司凈利潤相對于第t-1年凈利潤的變化，并用第t年年初的賬面總資產(chǎn)做平滑。DΔNIt-1是虛擬變量，如果前一年的收入變化ΔNIt-1為負則取值1，否則取值0。

（三）創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷

本文的自變量是創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷Employer sector，它為虛擬變量，如果創(chuàng)始人先前在公共部門（包括政府部門、事業(yè)單位、高校以及研究院等）工作則賦值為1；如果創(chuàng)始人先前在企業(yè)部門（包括個體經(jīng)營）工作則賦值為0。

根據(jù)前文的理論分析，本文提出，家族企業(yè)創(chuàng)始人創(chuàng)辦企業(yè)之前選擇進入的工作部門與創(chuàng)始人的風(fēng)險偏好存在相關(guān)關(guān)系。與先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人相比，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人更加厭惡風(fēng)險。因此，自變量Employer sector的賦值與創(chuàng)始人的風(fēng)險厭惡程度正相關(guān)。

四、結(jié)果與分析

（一）單變量檢驗

表1提供了三個會計穩(wěn)健性度量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，兩個以盈余為基礎(chǔ)的穩(wěn)健性度量（CON＿ACCRUAL和CON＿SKEWNESS）是以樣本公司所有會計年度作為估計期，因此它們是以公司為觀測值，以市場價值為基礎(chǔ)的穩(wěn)健性度量（CON＿MTB）則是以公司—年度為觀測值。由于CON＿ACCRUAL和CON＿SKEWNESS 的分布峰度偏離正態(tài)，因此本文對CON＿ACCRUAL 和CON＿SKEWNESS做了上下2.5%的縮尾處理，使之更接近正態(tài)分布。表1的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，CON＿ACCRUAL的均值（中位數(shù)）是-0.076（-0.078），CON＿SKEWNESS 的均值（中位數(shù)）是-0.270（-0.429）。這兩個變量的均值和中位數(shù)均為負值，這表明樣本公司整體的會計政策是比較激進的。CON＿MTB的均值（中位數(shù)）是3.727（3.021）。

表1 會計穩(wěn)健性度量的描述性統(tǒng)計

為了初步檢驗在不同部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司會計穩(wěn)健性是否存在差異，本文進行了單變量檢驗。表2提供了三個會計穩(wěn)健性度量的單變量檢驗結(jié)果。由表2可知，創(chuàng)始人先前在公共部門工作的樣本公司（Employer sector=1，以下簡稱為公共部門組）的CON＿ACCRUAL 和CON＿SKEWNESS的均值和中位數(shù)均大于創(chuàng)始人先前在企業(yè)部門工作的樣本公司（Employer sector=0，以下簡稱為企業(yè)部門組），T 值和Z 值接近于10%的顯著性水平（CON＿SKEWNESS 的Z 值為2.161，在5%水平上顯著）。公共部門組樣本公司CON＿MTB 的均值（中位數(shù)）為4.423（2.334），企業(yè)組樣本公司CON＿MTB的均值（中位數(shù)）為3.633（2.057），組間差異檢驗的T 值為4.546，Z值為4.478，均在1%水平上顯著。單變量檢驗結(jié)果表明，與先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司相比，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司會計穩(wěn)健性更高。但需注意，單變量檢驗結(jié)果并沒有控制其他因素，因此本文還需要通過多元回歸分析進行進一步的檢驗。

表2 穩(wěn)健性度量的單變量檢驗

（二）回歸分析

為了檢驗創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷與會計穩(wěn)健性之間的關(guān)系，本文采用OLS 估計方法，并用Huber White Sandwich穩(wěn)健性估計以控制異方差的問題?；貧w模型如下：

其中，CONSERVATISM 表示會計穩(wěn)健性，它包括前文所定義的以盈余為基礎(chǔ)的CON＿ACCRUAL和CON＿SKEWNESS和以市場價值為基礎(chǔ)的CON＿MTB。本文還加入了年度固定效應(yīng)以控制一些不可觀測的因素，如宏觀經(jīng)濟條件，以及行業(yè)固定效應(yīng)以剔除行業(yè)特定因素的影響。

表3Panel A 展示了以盈余為基礎(chǔ)的會計穩(wěn)健性（CON＿ACCRUAL和CON＿SKEWNESS）與創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷的回歸結(jié)果。由于CON＿ACCRUAL和CON＿SKEWNESS是利用樣本公司所有會計年度的數(shù)據(jù)計算得出的，回歸的觀測值是公司，因此控制變量也采用了樣本公司所有會計年度的平均值。在回歸中本文用總資產(chǎn)的自然對數(shù)Ln（Size）控制了公司規(guī)模，用資產(chǎn)負債率Leverage控制公司的財務(wù)約束和財務(wù)風(fēng)險，用ROA 控制了公司的盈利能力。為了控制公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)的影響，本文還加入了控制家族的現(xiàn)金流權(quán)（Ultimate Ownership）以及現(xiàn)金流權(quán)和投票權(quán)的分離度（Wedge）。為了控制創(chuàng)始人的其他個人特征，本文加入了代表創(chuàng)始人的性別虛擬變量Gender，同時還控制了行業(yè)的影響。

表3 會計穩(wěn)健性與創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷的回歸結(jié)果

Panel A 的回歸結(jié)果顯示，創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷對以盈余為基礎(chǔ)的會計穩(wěn)健性的影響在統(tǒng)計意義上都非常顯著。列（1）中自變量Employer sector的回歸系數(shù)為0.029（t=1.958），在10%水平上顯著；列（2）中自變量Employer sector的回歸系數(shù)為0.462（t=2.046），在5%的水平上顯著。自變量Employer sector的回歸系數(shù)顯著為正表明，與先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司相比，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司會計穩(wěn)健性更高，本文研究假設(shè)得證。

表3Panel B展示的是以市場價值為基礎(chǔ)的會計穩(wěn)健性與創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷的回歸結(jié)果。與Panel A 不同，CON＿MTB的觀測值是公司—年度數(shù)據(jù)，同樣控制變量也采用公司—年度數(shù)據(jù)。在回歸模型中，本文加入了以下公司特征的控制變量：公司賬面總資產(chǎn)的自然對數(shù)Ln（Size）、資產(chǎn)回報率ROA、資產(chǎn)負債率Leverage、銷售收入增長率Salegrowth、資產(chǎn)平滑的研發(fā)支出R＆D、現(xiàn)金占總資產(chǎn)比率Cash holdings。同時還控制了行業(yè)和年度的影響。

Panel B的回歸結(jié)果顯示，創(chuàng)始人先前在公共部門工作的經(jīng)歷與CON＿MTB顯著正相關(guān)，自變量Employer sector的回歸系數(shù)為0.381（t=2.298），在5%的水平上顯著。這意味著，在控制了其他因素的情況下，創(chuàng)始人先前在公共部門工作的樣本公司的市值賬面比平均要比創(chuàng)始人先前在企業(yè)部門工作的樣本公司高出0.381，相當(dāng)于全樣本市值賬面比的均值（3.727）的10.2%，在經(jīng)濟意義上也非常顯著。回歸結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)，即與先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司相比，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司會計穩(wěn)健性更高。

（三）Basu（1997）持續(xù)損失模型

本文使用Basu（1997）的持續(xù)損失模型來檢驗公共部門組樣本公司和企業(yè)部門組樣本公司的會計穩(wěn)健性是否存在差異，其基本的思想是，會計穩(wěn)健性要求加快損失的確認(rèn)，推遲收益的確認(rèn)，這樣就會導(dǎo)致?lián)p失成為會計收入中暫時性的部分，在未來更容易發(fā)生反轉(zhuǎn)。本文采用了以下回歸模型：

其中，ΔNIt表示第t年公司凈利潤相對于第t-1年凈利潤的變化，并用第t年年初的賬面總資產(chǎn)做平滑。DΔNIt-1是虛擬變量，如果前一年的收入變化為負則取值1，否則取值0。根據(jù)理論假設(shè)，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司會計穩(wěn)健性更高，因此預(yù)期系數(shù)顯著為負。Control表示控制變量，包括：公司資產(chǎn)的自然對數(shù)Ln（Size）、資產(chǎn)回報率ROA、資產(chǎn)負債率Leverage、銷售收入增長率Salegrowth、現(xiàn)金流權(quán)（Ultimate Ownership）以及現(xiàn)金流權(quán)和投票權(quán)的分離度（Wedge）、創(chuàng)始人的性別虛擬變量（Gender）。

表4報告了Basu（1997）的持續(xù)損失分段線性模型的回歸結(jié)果。列（1）的回歸沒有考慮創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷和控制變量的影響，D△NIt-1×△NIt-1的回歸系數(shù)顯著為正，這表明整體而言，樣本公司會計政策比較激進。在沒有控制變量的條件下，列（2）的回歸中Employer sector×D△NIt-1×△NIt-1的回歸系數(shù)為-0.658（t=-2.340），在5%的水平上顯著；在加入其他控制變量的條件下，列（3）的回歸中該變量的回歸系數(shù)為-0.504（t=-2.128），仍然在5%的水平上顯著。為了節(jié)省空間，本文沒有報告列（3）回歸中控制變量的結(jié)果。表4的回歸結(jié)果表明，與先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司相比，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司會計穩(wěn)健性更高，本文的假設(shè)再次得到驗證。

表4 Basu（1997）持續(xù)損失模型

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.樣本自選擇和反向因果的問題。創(chuàng)始人是家族企業(yè)的創(chuàng)建者，通常從企業(yè)創(chuàng)立伊始就是企業(yè)的第一大股東和實際控制人。創(chuàng)始人對企業(yè)的會計政策選擇會施加影響，而不是企業(yè)的某些風(fēng)險特征選擇了某類型的創(chuàng)始人，本研究避免了經(jīng)理人和公司匹配中的自選擇問題。

此外，創(chuàng)始人進入就業(yè)年齡的時間通常在企業(yè)上市之前十幾年甚至二三十年前，也不存在企業(yè)的會計穩(wěn)健性會影響創(chuàng)始人最初就業(yè)的工作部門的反向因果問題。

2.創(chuàng)始人選擇行業(yè)的內(nèi)生性。存在這樣一種可能性，即風(fēng)險厭惡的創(chuàng)始人傾向于選擇那些更加保守的行業(yè)經(jīng)營企業(yè)。雖然本文在回歸分析中加入了行業(yè)虛擬變量以控制行業(yè)因素的影響，但是為了進一步解決這一內(nèi)生性問題，本文采用樣本配對的方法進行穩(wěn)健性檢驗。

以創(chuàng)始人先前在公共部門工作的家族企業(yè)（公共部門組）作為處理組，在創(chuàng)始人先前在企業(yè)部門工作的家族企業(yè)（企業(yè)部門組）中選擇與其配對的樣本作為對照組。樣本配對方法如下：以公司—年度作為觀測值，為每一個公共部門組的樣本選擇同一年度同一行業(yè)的企業(yè)部門組中規(guī)模最相近的樣本作為配對。同一個公共部門組樣本在不同年度的企業(yè)部門組配對樣本可以是不同的公司，企業(yè)部門組的配對樣本可以重復(fù)出現(xiàn)，最終得到配對樣本414個公司—年度觀測值。由于以盈余為基礎(chǔ)的穩(wěn)健性度量是以公司為觀測值，因此，在進行樣本配對時，選擇公共部門組家族企業(yè)在上市年度同行業(yè)規(guī)模最接近的公司作為配對樣本，Basu持續(xù)損失模型也采用公司—公司配對樣本。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，除了以盈余為基礎(chǔ)的檢驗因為樣本量較小的緣故不顯著之外，以市值配對樣本的回歸結(jié)果基本與原檢驗一致。這表明，與先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司相比，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司會計穩(wěn)健性更高，因此本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論

本文研究了家族企業(yè)創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷與公司會計穩(wěn)健性之間的關(guān)系。已有研究認(rèn)為，會計穩(wěn)健性可以降低公司的訴訟風(fēng)險和破產(chǎn)風(fēng)險。本文提出，相比先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人對訴訟風(fēng)險和破產(chǎn)風(fēng)險更加敏感，他們會選擇更高的會計穩(wěn)健性。本文采用了會計文獻中常用的變量和方法來度量會計穩(wěn)健性，包括累計非經(jīng)營性應(yīng)計、盈余的時間序列偏度、市值賬面比以及Basu（1997）的持續(xù)損失模型，所有的會計穩(wěn)健性檢驗結(jié)果一致表明，與先前在企業(yè)部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司相比，先前在公共部門工作的創(chuàng)始人所領(lǐng)導(dǎo)的公司的會計穩(wěn)健性更高。

會計穩(wěn)健性的契約解釋認(rèn)為，會計穩(wěn)健性緩解了內(nèi)部人道德風(fēng)險導(dǎo)致的信息不對稱問題，對其他契約方有利。本文的研究結(jié)論表明，其他契約方在與家族企業(yè)訂立契約時，除了已有研究論證的董事會獨立性、管理層持股比例等因素之外，家族企業(yè)創(chuàng)始人的職業(yè)經(jīng)歷和風(fēng)險偏好也應(yīng)當(dāng)被列為考慮因素。

在本文的基礎(chǔ)上，未來可能有以下研究方向值得關(guān)注：創(chuàng)始人的職業(yè)經(jīng)歷與公司治理機制、市場環(huán)境之間存在怎樣的交互作用？公司治理機制是否會對創(chuàng)始人職業(yè)經(jīng)歷與公司會計穩(wěn)健性之間的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用？哪些公司治理機制會有效約束創(chuàng)始人的個人影響，其結(jié)果如何？市場環(huán)境是否會對創(chuàng)始人經(jīng)歷與公司會計穩(wěn)健性之間的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用，其結(jié)果如何？

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