一、引言
MM理論認為，在交易成本為零等一系列嚴格的假定下， 企業(yè)的投資決策僅取決于項目的凈現(xiàn)值，與融資無關(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）將會一直進行資本投資，直至邊際回報為零。此基礎(chǔ)設(shè)置中，我們觀測不到內(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)金流無關(guān)）。但現(xiàn)實世界不是完美的，融資會影響到企業(yè)的投資決策，研究發(fā)現(xiàn)，導致企業(yè)投資與內(nèi)部現(xiàn)金流高度相關(guān)主要因為融資約束和代理問題。之前的研究文獻在很大程度上主要著眼于對投資――現(xiàn)金流敏感性現(xiàn)象的解釋：融資約束或自由現(xiàn)金流。存在這一問題的前提是管理者和外部資本供應(yīng)者之間信息不對稱，事前的信息不對稱導致融資約束進而產(chǎn)生投資不足（逆向選擇問題），事后的信息不對稱導致過度投資（道德風險問題）。會計信息由于具有治理和定價功能，被認為是緩解公司中代理沖突和信息不對稱的主要機制之一。國外，Bushman和Smith（2001）、Biddle和Hilary（2006）、Verdi（2006）和Tang（2007）的研究均證實了會計信息質(zhì)量提高了投資效率。袁建國等（2009）、李青原等（2010）的研究也提供了國內(nèi)證據(jù)。但是這些研究均沒有從投資―現(xiàn)金流敏感性的角度（非效率投資的代理變量）研究財務(wù)報告質(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，對實際控制人、財務(wù)報告質(zhì)量與投資―現(xiàn)金流敏感性三者之間的關(guān)系進行實證研究。
二、研究設(shè)計
（一）研究假設(shè)
參照已有研究成果，本文提出如下研究假設(shè)：
?。?）財務(wù)報告質(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準，驗證了投資―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。Hoshi et al. （1991）總結(jié)了融資約束的兩個可能的理由。一方面，道德風險模型表明，當管理者控制但并不擁有公司時，外部融資會稀釋管理層持股比例，從而加劇管理層激勵問題。這一事后激勵問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，將會溢價發(fā)行證券，而理性的投資者會增加資本成本，從而公司會減少資本需求量。因此，在這兩種情況下，導致公司資本投資更依賴于內(nèi)部產(chǎn)生的現(xiàn)金流。有學者從自由現(xiàn)金流的角度來研究投資―現(xiàn)金流敏感性問題，Jensen （1986）表示管理者有動機使其公司規(guī)模超過最優(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)部項目融資避免了這種監(jiān)督和資金可能無法獲得的可能性”，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，過度投資行為集中于自由現(xiàn)金流水平較高的公司，投資對現(xiàn)金流的敏感性符合代理理論的解釋。（Antle和Eppen ，1985）。所以我們認為，高質(zhì)量的財務(wù)報告能降低投資―現(xiàn)金流敏感性。國外的實證研究中，Bushman和Smith（2001） 、Biddle和Hilary（2006）和Verdi（2006）等的研究均證實了財務(wù)報告質(zhì)量能提高投資效率。國內(nèi)袁建國等（2009）研究發(fā)現(xiàn)會計信息質(zhì)量與企業(yè)過度投資顯著負相關(guān)，在自由現(xiàn)金流量較多的上市公司中， 這種負相關(guān)關(guān)系更強，提高會計信息質(zhì)量可以抑制企業(yè)的過度投資行為。李青原等（2010）從終極控制人的角度出發(fā)研究會計信息質(zhì)量與投資效率之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)會計信息質(zhì)量與公司投資過度、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?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：
假設(shè)1：高質(zhì)量的財務(wù)報告質(zhì)量降低公司層面的投資―現(xiàn)金流敏感性
（2）實際控制人性質(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)，非國有控制公司的會計信息質(zhì)量與公司投資效率間關(guān)聯(lián)度大于國有控制的公司。張洪輝等（2010）發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的過度投資與現(xiàn)金流不存在顯著的相關(guān)性，債務(wù)也沒有能夠約束過度投資行為，政府控制的國有上市公司的過度投資，并不一定是因為經(jīng)理個人私利引起的，而是各級政府、政府官員將其經(jīng)濟、政治目標內(nèi)部化到其控制的企業(yè)的結(jié)果?？梢?，財務(wù)報告質(zhì)量在國有上市公司中降低道德風險的作用降低。另一方面，國有上市公司面臨的融資約束較非國有公司要輕。中央所屬的國有上市公司多是掌握國計民生的大型企業(yè)，不僅有能力從國有銀行獲得貸款， 建立較緊密的融資關(guān)系， 而且國有銀行為了改善自身的經(jīng)營狀況往往也爭相為其提供貸款;地方所屬國有企業(yè)因為有政府的支持，從外部取得資金也較容易。所以，財務(wù)報告在國有上市公司融資中所起到的信號傳遞作用降低了，國有公司并不需要提高會計信息質(zhì)量就比非國有公司面臨的融資約束低。而非國有控股上市公司由于政策歧視，在銀行信貸市場或資本市場中處于明顯的弱勢地位， 此時若較好解決借貸雙方的信息不對稱和借款方道德風險問題將有助于緩減其融資約束（白重恩等， 2005）。基于以上分析，提出如下假設(shè)：
假設(shè)2：與實際控制人為國有的上市公司相比，非國有的上市公司中高質(zhì)量的財務(wù)報告降低投資―現(xiàn)金流敏感性的作用更強
?。ǘ颖具x擇
數(shù)據(jù)包括2000年來所有非金融類上市公司，但是因為在計算AQ時需要滯后5期的數(shù)據(jù)，所以實際進行分析的數(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)計質(zhì)量作為衡量財務(wù)報告質(zhì)量的代理變量。這種方法基于應(yīng)計是對未來現(xiàn)金流量的估計，應(yīng)計利潤估算有較低的估計錯誤時，收益將更能代表未來的現(xiàn)金流量。繼Francis et al. （2005）的研究，我們使用Dechow和Dichev（2002）的模型進行估計，且要求每個年份每個行業(yè)至少有20個觀測值，行業(yè)分類基于上市公司行業(yè)分類指引（CSRC行業(yè)分類）標準（制造業(yè)按二級分類，其他行業(yè)按一級分類）。我們首先根據(jù)模型（1）求得殘差，財務(wù)報告質(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模型估計的公司層面的殘差的標準離差，以確保當年之前的所有影響盈余質(zhì)量的解釋變量都被計量。再乘以負1，使AQ所代表的財務(wù)報告質(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=流動資產(chǎn)的變化，ΔCash=貨幣資金的變化，ΔCL=流動負債的變化，ΔSTD=短期借款的變化，Dep = 折舊和攤銷，CashFlow = 非經(jīng)常項目前的凈收入減Accruals。所有變量均除以平均總資產(chǎn)。
?。ㄋ模┠Ｐ蜆?gòu)建 為了檢驗財務(wù)報告質(zhì)量對投資―現(xiàn)金流敏感性的影響，我們借鑒Broussard et al. （2004）、支曉強、童盼（2007）等的研究，使用如下的模型對假設(shè)進行實證分析：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“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(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)營活動現(xiàn)金流量凈額” 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、市價與賬面價值的比例、有形資產(chǎn)比率、杠桿率、股利支付率和財務(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)的自然對數(shù)；TBQ：總資產(chǎn)市場價值除以總資產(chǎn)的賬面價值；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：長期負債與總資產(chǎn)的比率；Tangibility：有形資產(chǎn)率（PPE/總資產(chǎn)）；CFOsale：CFO/銷售收入；Slack：現(xiàn)金/PPE；BigFour：審計質(zhì)量啞變量，如果公司被四大審計的設(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個變量。Ind為行業(yè)控制變量，制造業(yè)按二級分類，其他行業(yè)按一級分類，剔除金融業(yè)后共21個行業(yè)，但是因為AQ的計算要求每年每行業(yè)至少有20個樣本，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，剔除這四個行業(yè)后，以C0為基礎(chǔ)，共設(shè)置16個控制啞變量。
三、實證結(jié)果分析
（一）描述性統(tǒng)計
上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)資料均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫，為了消除極端值的影響，我們對處于0－1%和99%－100%之間的極端值樣本進行了winsorize 處理。表（1）PanelA是主要變量的描述性統(tǒng)計，投資、經(jīng)營現(xiàn)金流與財務(wù)報告質(zhì)量的標準差均較大，說明公司間差異較大。尤其是AQ的標準差較大，說明我國上市公司的財務(wù)報告質(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)營現(xiàn)金流均負相關(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)量財務(wù)報告信息有助于緩減契約方間的信息不對稱和代理問題，進而造成其與投資、經(jīng)營現(xiàn)金流負相關(guān)。同時，AQ與審計質(zhì)量（BigFour）負相關(guān)（-0.3469），一般認為經(jīng)過四大審計的公司的財務(wù)報告質(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，公司規(guī)模越大企業(yè)的投資、現(xiàn)金流越多，但并沒有證據(jù)顯示規(guī)模越大財務(wù)報告質(zhì)量越高。
?。ǘ┗貧w分析
按實際控制人性質(zhì)將上市公司分為國有控股公司（State=1）和非國有控股公司（State=0），進行分析?；貧w結(jié)果見表（3）。從表（3）中分析可知：（1）在模型1中，不論是國有還是非國有控股公司，投資與現(xiàn)金流均在1%的顯著性水平下正相關(guān)，說明我國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題。而且國有公司的投資與現(xiàn)金流的回歸系數(shù)較非國有公司更高，說明國有上市公司的非效率投資問題更嚴重。（2）在模型2中，不論是國有還是非國有控股公司，財務(wù)報告質(zhì)量（AQ）與現(xiàn)金流（CFO）的交乘項均與投資支出負相關(guān)，這說明財務(wù)報告質(zhì)量的提高降低了投資―現(xiàn)金流敏感性，假設(shè)1得到了驗證。（3）在模型2中，財務(wù)報告質(zhì)量（AQ）與現(xiàn)金流（CFO）的交乘項系數(shù)在非國有公司中更顯著，這說明在非國有公司中財務(wù)報告質(zhì)量與投資―現(xiàn)金流之間的關(guān)聯(lián)度大于國有公司，財務(wù)報告質(zhì)量的提高降低非效率投資的作用在非國有公司中更大，假設(shè)2得到了驗證。（4）在模型3中，加入了控制變量后，回歸結(jié)果依舊不變，說明我們的結(jié)論是穩(wěn)健的，進一步驗證了假設(shè)1和假設(shè)2。
?。ㄈ┓€(wěn)健性檢驗
我們沿著Francis et al.（2005）的研究，將模型（1）進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，其認為銷售收入和PPE的變化在形成流動性應(yīng)計（current accruals）、經(jīng)營現(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，從而減少測量誤差。我們用以下模型計算的財務(wù)報告質(zhì)量來進行穩(wěn)健性檢驗：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的計算方法同前，首先根據(jù)模型（3）計算殘差， AQ在第t年的值為t-5至t-1年間殘差的標準離差，然后再乘以負1，使AQ所代表的財務(wù)報告質(zhì)量呈遞增?；貧w結(jié)果與前文的結(jié)論基本一致，限于篇幅不再具體匯報。
四、結(jié)論
本文通過對實際控制人性質(zhì)、財務(wù)報告質(zhì)量與投資現(xiàn)金流敏感性關(guān)系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)財務(wù)報告質(zhì)量與投資―現(xiàn)金流敏感性負相關(guān)，高質(zhì)量的財務(wù)報告提高了投資效率；在非國有公司中財務(wù)報告質(zhì)量與投資―現(xiàn)金流之間的關(guān)聯(lián)度大于國有公司，財務(wù)報告質(zhì)量的提高降低非效率投資的作用在非國有公司中更大表明。高質(zhì)量的財務(wù)報告能降低公司內(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。
