一、引言
MM理論認(rèn)為，在交易成本為零等一系列嚴(yán)格的假定下， 企業(yè)的投資決策僅取決于項(xiàng)目的凈現(xiàn)值，與融資無(wú)關(guān)。在新古典主義的設(shè)置中，考慮到調(diào)整成本（Tobin，1969；Hayashi，1982），管理者（即公司）將會(huì)一直進(jìn)行資本投資，直至邊際回報(bào)為零。此基礎(chǔ)設(shè)置中，我們觀測(cè)不到內(nèi)部產(chǎn)生的現(xiàn)金流和投資之間的關(guān)系（即投資與內(nèi)部現(xiàn)金流無(wú)關(guān)）。但現(xiàn)實(shí)世界不是完美的，融資會(huì)影響到企業(yè)的投資決策，研究發(fā)現(xiàn)，導(dǎo)致企業(yè)投資與內(nèi)部現(xiàn)金流高度相關(guān)主要因?yàn)槿谫Y約束和代理問(wèn)題。之前的研究文獻(xiàn)在很大程度上主要著眼于對(duì)投資――現(xiàn)金流敏感性現(xiàn)象的解釋：融資約束或自由現(xiàn)金流。存在這一問(wèn)題的前提是管理者和外部資本供應(yīng)者之間信息不對(duì)稱，事前的信息不對(duì)稱導(dǎo)致融資約束進(jìn)而產(chǎn)生投資不足（逆向選擇問(wèn)題），事后的信息不對(duì)稱導(dǎo)致過(guò)度投資（道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題）。會(huì)計(jì)信息由于具有治理和定價(jià)功能，被認(rèn)為是緩解公司中代理沖突和信息不對(duì)稱的主要機(jī)制之一。國(guó)外，Bushman和Smith（2001）、Biddle和Hilary（2006）、Verdi（2006）和Tang（2007）的研究均證實(shí)了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提高了投資效率。袁建國(guó)等（2009）、李青原等（2010）的研究也提供了國(guó)內(nèi)證據(jù)。但是這些研究均沒(méi)有從投資―現(xiàn)金流敏感性的角度（非效率投資的代理變量）研究財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的信息傳遞作用。本文以2005年至2010年的非金融上市公司為樣本，對(duì)實(shí)際控制人、財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量與投資―現(xiàn)金流敏感性三者之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。
二、研究設(shè)計(jì)
?。ㄒ唬┭芯考僭O(shè)
參照已有研究成果，本文提出如下研究假設(shè)：
?。?）財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量與投資―現(xiàn)金流敏感性。FHP于（1988）以股利支付水平作為融資約束的判別標(biāo)準(zhǔn)，驗(yàn)證了投資―現(xiàn)金流敏感性在信息成本不同的企業(yè)之間的差異，提出融資約束假說(shuō)。Hoshi et al. （1991）總結(jié)了融資約束的兩個(gè)可能的理由。一方面，道德風(fēng)險(xiǎn)模型表明，當(dāng)管理者控制但并不擁有公司時(shí)，外部融資會(huì)稀釋管理層持股比例，從而加劇管理層激勵(lì)問(wèn)題。這一事后激勵(lì)問(wèn)題降低了事前的資本供給量。另一方面，Myers和Majluf（1984）提出了逆向選擇模型。如果管理者相比投資人擁有關(guān)于公司前景的更多信息，將會(huì)溢價(jià)發(fā)行證券，而理性的投資者會(huì)增加資本成本，從而公司會(huì)減少資本需求量。因此，在這兩種情況下，導(dǎo)致公司資本投資更依賴于內(nèi)部產(chǎn)生的現(xiàn)金流。有學(xué)者從自由現(xiàn)金流的角度來(lái)研究投資―現(xiàn)金流敏感性問(wèn)題，Jensen （1986）表示管理者有動(dòng)機(jī)使其公司規(guī)模超過(guò)最優(yōu)水平。鑒于外部融資使得管理者更易被外部資本提供者監(jiān)督和懲戒，“內(nèi)部項(xiàng)目融資避免了這種監(jiān)督和資金可能無(wú)法獲得的可能性”，從而使管理者更依賴于內(nèi)部產(chǎn)生的現(xiàn)金流，而不是將多余的現(xiàn)金分給投資者從而造成過(guò)度投資。Richardson（2006）將企業(yè)新增投資支出分為預(yù)期投資支出和非正常投資支出，過(guò)度投資行為集中于自由現(xiàn)金流水平較高的公司，投資對(duì)現(xiàn)金流的敏感性符合代理理論的解釋。（Antle和Eppen ，1985）。所以我們認(rèn)為，高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告能降低投資―現(xiàn)金流敏感性。國(guó)外的實(shí)證研究中，Bushman和Smith（2001） 、Biddle和Hilary（2006）和Verdi（2006）等的研究均證實(shí)了財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量能提高投資效率。國(guó)內(nèi)袁建國(guó)等（2009）研究發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與企業(yè)過(guò)度投資顯著負(fù)相關(guān)，在自由現(xiàn)金流量較多的上市公司中， 這種負(fù)相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可以抑制企業(yè)的過(guò)度投資行為。李青原等（2010）從終極控制人的角度出發(fā)研究會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與投資效率之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與公司投資過(guò)度、投資不足的關(guān)系在不同的控制權(quán)性質(zhì)下呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn)?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：
假設(shè)1：高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量降低公司層面的投資―現(xiàn)金流敏感性
（2）實(shí)際控制人性質(zhì)的影響。李青原等（2010）利用2004年至2006年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，非國(guó)有控制公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與公司投資效率間關(guān)聯(lián)度大于國(guó)有控制的公司。張洪輝等（2010）發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)的過(guò)度投資與現(xiàn)金流不存在顯著的相關(guān)性，債務(wù)也沒(méi)有能夠約束過(guò)度投資行為，政府控制的國(guó)有上市公司的過(guò)度投資，并不一定是因?yàn)榻?jīng)理個(gè)人私利引起的，而是各級(jí)政府、政府官員將其經(jīng)濟(jì)、政治目標(biāo)內(nèi)部化到其控制的企業(yè)的結(jié)果?？梢?jiàn)，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量在國(guó)有上市公司中降低道德風(fēng)險(xiǎn)的作用降低。另一方面，國(guó)有上市公司面臨的融資約束較非國(guó)有公司要輕。中央所屬的國(guó)有上市公司多是掌握國(guó)計(jì)民生的大型企業(yè)，不僅有能力從國(guó)有銀行獲得貸款， 建立較緊密的融資關(guān)系， 而且國(guó)有銀行為了改善自身的經(jīng)營(yíng)狀況往往也爭(zhēng)相為其提供貸款;地方所屬國(guó)有企業(yè)因?yàn)橛姓闹С?，從外部取得資金也較容易。所以，財(cái)務(wù)報(bào)告在國(guó)有上市公司融資中所起到的信號(hào)傳遞作用降低了，國(guó)有公司并不需要提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量就比非國(guó)有公司面臨的融資約束低。而非國(guó)有控股上市公司由于政策歧視，在銀行信貸市場(chǎng)或資本市場(chǎng)中處于明顯的弱勢(shì)地位， 此時(shí)若較好解決借貸雙方的信息不對(duì)稱和借款方道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題將有助于緩減其融資約束（白重恩等， 2005）?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：
假設(shè)2：與實(shí)際控制人為國(guó)有的上市公司相比，非國(guó)有的上市公司中高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告降低投資―現(xiàn)金流敏感性的作用更強(qiáng)
?。ǘ颖具x擇
數(shù)據(jù)包括2000年來(lái)所有非金融類上市公司，但是因?yàn)樵谟?jì)算AQ時(shí)需要滯后5期的數(shù)據(jù)，所以實(shí)際進(jìn)行分析的數(shù)據(jù)是2005年至2010年共6年的數(shù)據(jù)，剔除所需數(shù)據(jù)缺失公司，共獲得7031個(gè)有效樣本。
（三）變量定義 我們借鑒Dechow和Dichev（2002）和McNichols（ 2002）的研究，以應(yīng)計(jì)質(zhì)量作為衡量財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的代理變量。這種方法基于應(yīng)計(jì)是對(duì)未來(lái)現(xiàn)金流量的估計(jì)，應(yīng)計(jì)利潤(rùn)估算有較低的估計(jì)錯(cuò)誤時(shí)，收益將更能代表未來(lái)的現(xiàn)金流量。繼Francis et al. （2005）的研究，我們使用Dechow和Dichev（2002）的模型進(jìn)行估計(jì)，且要求每個(gè)年份每個(gè)行業(yè)至少有20個(gè)觀測(cè)值，行業(yè)分類基于上市公司行業(yè)分類指引（CSRC行業(yè)分類）標(biāo)準(zhǔn)（制造業(yè)按二級(jí)分類，其他行業(yè)按一級(jí)分類）。我們首先根據(jù)模型（1）求得殘差，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量AQ在第t年的值被定義為在t-5至t-1年間（由于在DD模型中現(xiàn)金流量提前了一年，在此要滯后一年）由DD模型估計(jì)的公司層面的殘差的標(biāo)準(zhǔn)離差，以確保當(dāng)年之前的所有影響盈余質(zhì)量的解釋變量都被計(jì)量。再乘以負(fù)1，使AQ所代表的財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量呈遞增。
Accrualsi，t=α+β1CashFlowi，t-1+β2CashFlowi，t+β3CashFlowi，t+1+εi，t（1）； 其中： Accrualsi，t= （ΔCA-ΔCash）
-（ΔCL-ΔSTD） -Dep，ΔCA=流動(dòng)資產(chǎn)的變化，ΔCash=貨幣資金的變化，ΔCL=流動(dòng)負(fù)債的變化，ΔSTD=短期借款的變化，Dep = 折舊和攤銷(xiāo)，CashFlow = 非經(jīng)常項(xiàng)目前的凈收入減Accruals。所有變量均除以平均總資產(chǎn)。
?。ㄋ模┠Ｐ蜆?gòu)建 為了檢驗(yàn)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量對(duì)投資―現(xiàn)金流敏感性的影響，我們借鑒Broussard et al. （2004）、支曉強(qiáng)、童盼（2007）等的研究，使用如下的模型對(duì)假設(shè)進(jìn)行實(shí)證分析：Investmenti，t=α+β1CFOi，t+ +β2AQi，t×CFOi，t+∑Controli，t +∑Year +∑Ind +εit （2）；Investment代表公司的固定資產(chǎn)投資， 等于公司本年現(xiàn)金流量表中“購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”除以年初總資產(chǎn)。CFO代表公司本年的現(xiàn)金流， 等于公司本年現(xiàn)金流量表中的“經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~” 除以年初總資產(chǎn)。借鑒Biddle & Hilary （2006）的研究，引入以下控制變量：公司規(guī)模、市價(jià)與賬面價(jià)值的比例、有形資產(chǎn)比率、杠桿率、股利支付率和財(cái)務(wù)松弛等。這些變量在之前的研究中被發(fā)現(xiàn)與資本投資相關(guān)。LogAsset：總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；TBQ：總資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值除以總資產(chǎn)的賬面價(jià)值；ROA：總資產(chǎn)收益率；Dividend：股息支付啞變量，如果公司已經(jīng)支付了股息取值為1，否則為0；K-structure：長(zhǎng)期負(fù)債與總資產(chǎn)的比率；Tangibility：有形資產(chǎn)率（PPE/總資產(chǎn)）；CFOsale：CFO/銷(xiāo)售收入；Slack：現(xiàn)金/PPE；BigFour：審計(jì)質(zhì)量啞變量，如果公司被四大審計(jì)的設(shè)置為1，否則為0。Year為年度控制變量，以2005年為控制年份，共設(shè)置Year06、Year07、Year08、Year09、Yea10共5個(gè)變量。Ind為行業(yè)控制變量，制造業(yè)按二級(jí)分類，其他行業(yè)按一級(jí)分類，剔除金融業(yè)后共21個(gè)行業(yè)，但是因?yàn)锳Q的計(jì)算要求每年每行業(yè)至少有20個(gè)樣本，而采掘業(yè)（B）、木材、家具業(yè)（C2）、其他制造業(yè)（C9）、散播與文化產(chǎn)業(yè)（L）的樣本數(shù)每年少于20個(gè)，剔除這四個(gè)行業(yè)后，以C0為基礎(chǔ)，共設(shè)置16個(gè)控制啞變量。
三、實(shí)證結(jié)果分析
（一）描述性統(tǒng)計(jì)
上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)資料均來(lái)自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和CCER數(shù)據(jù)庫(kù)，為了消除極端值的影響，我們對(duì)處于0－1%和99%－100%之間的極端值樣本進(jìn)行了winsorize 處理。表（1）PanelA是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，投資、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流與財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)差均較大，說(shuō)明公司間差異較大。尤其是AQ的標(biāo)準(zhǔn)差較大，說(shuō)明我國(guó)上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量差異明顯，這為我們的分析提供了很好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。另外，表（2）PanelB中，AQ與投資、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流均負(fù)相關(guān)，且皮爾森相關(guān)系數(shù)分別是-0.5886和-0.6157，初步表明高質(zhì)量財(cái)務(wù)報(bào)告信息有助于緩減契約方間的信息不對(duì)稱和代理問(wèn)題，進(jìn)而造成其與投資、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流負(fù)相關(guān)。同時(shí)，AQ與審計(jì)質(zhì)量（BigFour）負(fù)相關(guān)（-0.3469），一般認(rèn)為經(jīng)過(guò)四大審計(jì)的公司的財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量較高，而數(shù)據(jù)顯示與預(yù)期相反；公司規(guī)模與其他變量之間的相關(guān)性較強(qiáng)，公司規(guī)模越大企業(yè)的投資、現(xiàn)金流越多，但并沒(méi)有證據(jù)顯示規(guī)模越大財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量越高。
（二）回歸分析
按實(shí)際控制人性質(zhì)將上市公司分為國(guó)有控股公司（State=1）和非國(guó)有控股公司（State=0），進(jìn)行分析?；貧w結(jié)果見(jiàn)表（3）。從表（3）中分析可知：（1）在模型1中，不論是國(guó)有還是非國(guó)有控股公司，投資與現(xiàn)金流均在1%的顯著性水平下正相關(guān)，說(shuō)明我國(guó)上市公司普遍存在投資與內(nèi)部現(xiàn)金流高度敏感的非效率投資問(wèn)題。而且國(guó)有公司的投資與現(xiàn)金流的回歸系數(shù)較非國(guó)有公司更高，說(shuō)明國(guó)有上市公司的非效率投資問(wèn)題更嚴(yán)重。（2）在模型2中，不論是國(guó)有還是非國(guó)有控股公司，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量（AQ）與現(xiàn)金流（CFO）的交乘項(xiàng)均與投資支出負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的提高降低了投資―現(xiàn)金流敏感性，假設(shè)1得到了驗(yàn)證。（3）在模型2中，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量（AQ）與現(xiàn)金流（CFO）的交乘項(xiàng)系數(shù)在非國(guó)有公司中更顯著，這說(shuō)明在非國(guó)有公司中財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量與投資―現(xiàn)金流之間的關(guān)聯(lián)度大于國(guó)有公司，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的提高降低非效率投資的作用在非國(guó)有公司中更大，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。（4）在模型3中，加入了控制變量后，回歸結(jié)果依舊不變，說(shuō)明我們的結(jié)論是穩(wěn)健的，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1和假設(shè)2。
?。ㄈ┓€(wěn)健性檢驗(yàn)
我們沿著Francis et al.（2005）的研究，將模型（1）進(jìn)行修正以包括廠房設(shè)備（PPE）和收入的變化（除以平均資產(chǎn)）。McNichols （2002）提出這一模型的延伸，其認(rèn)為銷(xiāo)售收入和PPE的變化在形成流動(dòng)性應(yīng)計(jì)（current accruals）、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量的預(yù)期中起重要作用。表明添加這些變量到DD模型（2002）中，顯著提高其解釋力，從而減少測(cè)量誤差。我們用以下模型計(jì)算的財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：TCA2j，t=?茁0，j+?茁1，j CFOj，t-1+?茁2，j CFOj，t +?茁3，j CFOj，t+1 + ?茁4，j?茁Revj，t +?茁5，j PPEj，t + ?茁j，t （3）；其中，Revj，t=公司j在第t-1年至第t年間收入變化；PPEj，t =公司j在第t年中PPE（固定資產(chǎn)）總值的變化。AQ的計(jì)算方法同前，首先根據(jù)模型（3）計(jì)算殘差， AQ在第t年的值為t-5至t-1年間殘差的標(biāo)準(zhǔn)離差，然后再乘以負(fù)1，使AQ所代表的財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量呈遞增。回歸結(jié)果與前文的結(jié)論基本一致，限于篇幅不再具體匯報(bào)。
四、結(jié)論
本文通過(guò)對(duì)實(shí)際控制人性質(zhì)、財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量與投資現(xiàn)金流敏感性關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量與投資―現(xiàn)金流敏感性負(fù)相關(guān)，高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告提高了投資效率；在非國(guó)有公司中財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量與投資―現(xiàn)金流之間的關(guān)聯(lián)度大于國(guó)有公司，財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量的提高降低非效率投資的作用在非國(guó)有公司中更大表明。高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告能降低公司內(nèi)部管理者與外部投資人之間的信息不對(duì)稱，從而減少了融資約束和代理成本，降低了投資與內(nèi)部現(xiàn)金流之間的關(guān)系，提高了投資效率。
