周曉蘇 賈婧

（南開大學 商學院，天津300071）

一、引言

在經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)分離的現(xiàn)代公司制度下，由于信息不對稱和交易成本的存在，股東和管理者之間就會產(chǎn)生代理成本［1］，自由現(xiàn)金流就是代理成本的重要表現(xiàn)形式之一。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)持有大量自由現(xiàn)金流時，會造成嚴重的經(jīng)濟后果，損害股東利益：如加劇公司非效率投資［2-10］、降低公司銷售增長率［11］、增加公司銷售及管理費用粘性［12］、增加過度在職消費［13，14］，增加審計費用［15-17］等。因此，金融分析師一直提倡關(guān)注自由現(xiàn)金流，在美國越來越多的上市公司開始自愿披露公司自由現(xiàn)金流信息［18］，國內(nèi)外學者也對如何降低自由現(xiàn)金流這一問題展開研究。

有學者認為，債務(wù)融資可以降低企業(yè)管理者的自由裁量權(quán)，從而降低自由現(xiàn)金流［19，20］。我國學者的實證檢驗也發(fā)現(xiàn)銀行貸款可以顯著緩解自由現(xiàn)金流過度投資問題［7］，特別是在政府干預較弱的地區(qū)，短期銀行貸款的監(jiān)督作用更加顯著［17］。公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)也會影響自由現(xiàn)金流水平。給經(jīng)理人一定的股票期權(quán)可以緩解經(jīng)理人與股東之間的利益沖突，降低公司自由現(xiàn)金流量［20］；而控股股東持股比例與自由現(xiàn)金流存在正相關(guān)關(guān)系［21］；機構(gòu)投資者持股則可以在一定程度上緩解自由現(xiàn)金流代理成本［22］。此外，證券市場信息效率的提高可以改善資本的配置效率，降低自由現(xiàn)金流［23］。但是這些研究并沒有涉及會計信息質(zhì)量對自由現(xiàn)金流的影響。

AlphaZero并不是唯一具有想象力的軟件。在如今的國際象棋比賽中，抓作弊者的方法之一就是監(jiān)控玩家展示的創(chuàng)意水平。如果他們下了一步特別有創(chuàng)意的棋，評委通常會懷疑這不是人類的下法，而一定是電腦的下法。至少在國際象棋中，創(chuàng)造力已經(jīng)被認為是計算機而非人類的標志！今天人類-人工智能團隊在國際象棋中正在發(fā)生的事情，未來可能會延伸到警務(wù)、醫(yī)學、銀行業(yè)和許多其他領(lǐng)域。

⑦肝肺綜合征 PaO2＜80 mmHg （1 mmHg=0.133 kPa）時給予氧療，通過鼻導管或面罩給予低流量氧（2～4 L/min），對于氧氣量需要增加的患者，可以加壓面罩給氧或者氣管插管（Ⅲ）。

會計信息是公司會計與對外報告系統(tǒng)共同的產(chǎn)物，它用公開披露的、經(jīng)過審計的、定量的數(shù)據(jù)來衡量上市公司的財務(wù)狀況和經(jīng)營信息，財務(wù)會計系統(tǒng)不僅向公司治理系統(tǒng)直接輸入信息，同時通過信息作用于股價，從而間接地作用于公司治理系統(tǒng)［24］。會計信息質(zhì)量的高低將直接影響到契約的簽訂和執(zhí)行，高質(zhì)量的會計信息有利于緩解代理沖突、降低代理成本，減少自由現(xiàn)金流水平，因此研究會計信息質(zhì)量對自由現(xiàn)金流的影響具有一定的理論和現(xiàn)實意義。穩(wěn)健性是會計信息質(zhì)量特征的重要組成部分，是對市場經(jīng)濟固有不確定性的一種防范和控制手段［25］，也是歷史最悠久的會計信息質(zhì)量特征之一［26］，對會計理論和實務(wù)產(chǎn)生了深遠的影響，因此本文選取會計穩(wěn)健性為切入點研究會計信息質(zhì)量對代理成本的影響。

式（1）～（5）中涉及的變量具體描述見表1。

我國民間資本投資迅速增長，近幾年來，民間資本投資額均已超過100 000億元人民幣，但這還只是民間資本總額的一小部分，許多民營企業(yè)家手里有錢不知道往哪里投，引入民間資本參與政府項目建設(shè)能夠?qū)崿F(xiàn)政府與社會資本之間的雙贏，最終促進政治文明的進步和社會治理的完善。

二、理論分析與研究假設(shè)

在經(jīng)濟人假設(shè)的前提下，由于所有權(quán)和控制權(quán)的分離，當代理人的目標函數(shù)與委托人的目標函數(shù)不一致時，加上存在不確定性和信息不對稱，代理人有可能偏離委托人目標函數(shù)而委托人難以觀察和監(jiān)督，從而出現(xiàn)代理人損害委托人利益的現(xiàn)象，產(chǎn)生代理成本；自由現(xiàn)金流就是代理成本的重要表現(xiàn)形式之一［1］。

Hb 在其他條件保持不變的情況下，穩(wěn)健性與自由現(xiàn)金流顯著正相關(guān)。

目前學界較廣為接受的自由現(xiàn)金流定義是由Jensen于1986年提出的，他認為自由現(xiàn)金流是“企業(yè)投資于凈現(xiàn)值大于零的項目后剩余的現(xiàn)金”［19］。按照這個定義，自由現(xiàn)金流由兩個關(guān)鍵要素組成：一是“有效投資”，也就是“投資于凈現(xiàn)值大于零的項目”，屬于有效投資的現(xiàn)金流出不屬于自由現(xiàn)金流，只有無效投資的現(xiàn)金流出才是自由現(xiàn)金流；第二個關(guān)鍵要素是“剩余的現(xiàn)金”，也就是說自由現(xiàn)金流是與現(xiàn)金相關(guān)的，如果企業(yè)投資于凈現(xiàn)值大于零的項目后沒有現(xiàn)金剩余，那么也就不存在自由現(xiàn)金流。然后本文將企業(yè)項目分為兩類：一類是凈現(xiàn)值大于零（NPV＞0）的項目，一類是凈現(xiàn)值小于零（NPV＜0）的項目；再對這兩類項目按照是否投資進行分類，可以將企業(yè)項目分為四類：（1）已投資的凈現(xiàn)值大于零的項目，（2）未投資的凈現(xiàn)值大于零的項目，（3）已投資的凈現(xiàn)值小于零的項目，（4）未投資的凈現(xiàn)值小于零的項目。那么按照Jenson的定義，除了用于投資凈現(xiàn)值大于零的項目以外的現(xiàn)金都屬于自由現(xiàn)金流。但在現(xiàn)實中，持有未投資凈現(xiàn)值大于零項目的現(xiàn)金這一情況卻不存在。因為對于一個符合理性經(jīng)濟人假設(shè)的經(jīng)理人來說，如果識別出一個投資項目的凈現(xiàn)值為正，同時企業(yè)有足夠“剩余的現(xiàn)金”，那么理性經(jīng)理人不會放棄凈現(xiàn)值為正的項目。因為投資于凈現(xiàn)值大于零的項目，可以為股東創(chuàng)造價值、提高經(jīng)理人在市場中的聲譽和價值；同時還可以為經(jīng)理人帶來在公司內(nèi)部控制權(quán)和經(jīng)濟收益的增長，所以理性經(jīng)理人不會在當公司擁有足夠資金進行投資時放棄凈現(xiàn)值為正的項目，也就是說企業(yè)不存在“未投資于凈現(xiàn)值大于零的項目后剩余的現(xiàn)金”，因此第二類項目不構(gòu)成自由現(xiàn)金流。

當經(jīng)理人識別出一個投資項目的凈現(xiàn)值為負時，決定投資這樣的項目會損害股東利益，但會給經(jīng)理人帶來一定的控制權(quán)收益。對于一個理性的經(jīng)理人來說，如果股東對其監(jiān)督不力，契約不完備，經(jīng)理人市場發(fā)育不成熟，投資凈現(xiàn)值為負的項目所帶來的私人收益大于損失時，就會選擇將現(xiàn)金投資于凈現(xiàn)值為負的項目，也就是進行過度投資。但是，如果契約設(shè)置較為完備，股東能對經(jīng)理人行為進行有效監(jiān)督，成熟發(fā)育的經(jīng)理人市場能及時反饋經(jīng)理人的素質(zhì)和聲譽，那么經(jīng)理人進行過度投資所帶來的損失會大于其私人收益，在這種情況下理性經(jīng)理人就會放棄投資凈現(xiàn)值為負項目，從而表現(xiàn)為現(xiàn)金持有。而無論經(jīng)理人是否將現(xiàn)金投資于凈現(xiàn)值為負的項目，這部分現(xiàn)金都屬于投資于凈現(xiàn)值大于零的項目后剩余的現(xiàn)金，屬于自由現(xiàn)金流的構(gòu)成部分。按照以上分析，可以得到如下自由現(xiàn)金流概念分解圖（圖1）。

圖1 自由現(xiàn)金流概念分解圖

通過這一概念分解可以發(fā)現(xiàn)自由現(xiàn)金流是投資過度（Over-Invest）占用現(xiàn)金和由于放棄凈現(xiàn)值小于零項目所導致的現(xiàn)金持有（Cash-Hold-ing）的函數(shù)，可以用下面這個式子來表示

父親感嘆：“真后悔沒有早點種樹，要是從你讀大學那年開始，現(xiàn)在又是另一番景象了?！蔽覔u頭：“老爸，你的心思我不懂……”

為分析會計穩(wěn)健性對自由現(xiàn)金流的作用，本文首先分別分析穩(wěn)健性對投資過度和現(xiàn)金持有的作用路徑，最后判斷穩(wěn)健性對自由現(xiàn)金流的影響。

投資過度是指投資于凈現(xiàn)值為負的投資項目。在信息不對稱的環(huán)境下，管理者可能會為了個人私利投資于凈現(xiàn)值為負的項目，雖然這樣的投資會損害股東利益，但是卻能增加管理者控制權(quán)收益。如果要緩解企業(yè)過度投資行為，就要緩解信息不對稱、增強對管理者的監(jiān)督。而穩(wěn)健性是對信息不對稱的一種審慎反映，當信息不對稱程度越高時，外部投資者對穩(wěn)健性的要求越高［27］。實證研究發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)健性的增強有助于提升會計信息透明度［28］，降低信息不對稱［29］，提升公司的信息環(huán)境［30］。穩(wěn)健性程度的提高可以加強企業(yè)提供準確信息的動機，提升事前信息質(zhì)量［31］，同時穩(wěn)健的會計盈余還可以向投資者提供更為有效的估值信息［32］，增加股價信息含量［33］，便于股東在事后監(jiān)督管理層的投資決策。此外，穩(wěn)健性能夠提供可驗證性強的信息，降低經(jīng)理人操控和高估財務(wù)業(yè)績的能力［27］，約束管理層對會計數(shù)據(jù)的操縱［34］，增加管理層操縱盈余的成本［35］，從而減少了管理層通過盈余管理掩飾非效率投資的行為，有利于增強股東對管理者的監(jiān)督。同時，穩(wěn)健性通過加速確認損失，推遲確認收益限制了管理者延期確認損失的空間［27］，增強了股東或債權(quán)人對管理者的監(jiān)督，迫使管理者放棄凈現(xiàn)值為負的項目；或者盡早地從已經(jīng)或可能發(fā)生損失的項目中撤離出來，減少過度投資或惡性增資。再者，當管理者知道在穩(wěn)健的環(huán)境下，所投資項目的損失會被加速確認并在自己任期內(nèi)體現(xiàn)，影響自己的薪酬或聲譽，這樣管理者選擇投資于凈現(xiàn)值為負項目的動機就會大大降低［36］，從而在事前降低了過度投資。國內(nèi)外的實證數(shù)據(jù)也證明了穩(wěn)健性對投資過度的抑制作用［9，37-42］。但是穩(wěn)健性的這一作用，一方面降低了用于過度投資的金額，另一方面卻增加了由于放棄凈現(xiàn)值小于零的項目而導致的現(xiàn)金持有。

參考自由現(xiàn)金流概念分解圖，可以推導出這樣一個結(jié)論：穩(wěn)健性的增加可以降低自由現(xiàn)金流的第一種表現(xiàn)形式——投資過度；但卻會增加自由現(xiàn)金流的第二種表現(xiàn)形式——由于放棄凈現(xiàn)值小于零的項目而導致的現(xiàn)金持有。由于自由現(xiàn)金流這兩種表現(xiàn)形式在公司中的金額多少以及組成比例大小我們無法獲知，本文提出如下備擇假設(shè)。

Ha 在其他條件保持不變的情況下，穩(wěn)健性與自由現(xiàn)金流顯著負相關(guān)。

采用理解價值定價法和撇脂定價策略，實現(xiàn)戰(zhàn)術(shù)4Ps中的價格策略與4Cs中的成本策略、4Rs中的回報策略相結(jié)合。理解價值定價法是指消費者根據(jù)對快遞服務(wù)價值的理解不同，會接受快遞價格在其認可范圍內(nèi)存在的一種定價方法。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到2007年新會計準則實施帶來的影響，為保證數(shù)據(jù)的一致性本文選取了2007年至2013年的數(shù)據(jù)。由于在數(shù)據(jù)處理中需要用到t-1期和t-2期的數(shù)據(jù)，本文選取了截止2009年上市至少滿兩年的公司（不含當年上市的公司），并剔出了2009—2014年期間退市的公司?？紤]到金融企業(yè)報表的特殊性，樣本中剔除了金融保險類上市公司；再剔除ST公司后，共得到截面企業(yè)數(shù)量為1 234，觀測值為6 170的平衡短面板數(shù)據(jù)集。文中使用數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫，實證分析部分使用的是STATA10.0軟件。

本文可能的貢獻主要表現(xiàn)在以下幾個方面。首先，盡管自由現(xiàn)金流是代理成本的一種重要表現(xiàn)形式，但是Jenson（1986）的定義是一個從經(jīng)濟學角度出發(fā)的定義，具體自由現(xiàn)金流包含了什么，仍是一個值得探討的問題。本文立足于Jenson（1986）的定義，對自由現(xiàn)金流這一概念進行了解析，發(fā)現(xiàn)自由現(xiàn)金流由兩部分現(xiàn)金構(gòu)成，一是過度投資所占用的現(xiàn)金，二是由于放棄凈現(xiàn)值小于零項目所導致的現(xiàn)金持有。這一研究結(jié)論初步解釋了自由現(xiàn)金流的構(gòu)成，為自由現(xiàn)金流的研究開啟了全新的視角，為今后的相關(guān)研究奠定了基礎(chǔ)。其次，本文彌補了從會計信息質(zhì)量角度出發(fā)對自由現(xiàn)金流進行研究的空白，發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性可以抑制自由現(xiàn)金流、降低代理成本。這一研究結(jié)論說明高質(zhì)量會計信息在降低代理成本中的重要作用，有一定的實踐指導意義。最后，本文的研究證明穩(wěn)健性與自由現(xiàn)金流之間的因果關(guān)系，說明在我國現(xiàn)有資本市場環(huán)境下，穩(wěn)健性的提高可以降低公司自由現(xiàn)金流水平，股東和監(jiān)管者應(yīng)該重視會計穩(wěn)健性對自由現(xiàn)金流的抑制作用，加強對自由現(xiàn)金流的控制和監(jiān)督。

（二）變量定義

1.自由現(xiàn)金流

實證結(jié)果顯示管理層持股比例與自由現(xiàn)金流在5%的水平上顯著負相關(guān)，說明股權(quán)激勵可以有效緩解股東和管理者之間的利益沖突，約束管理者的短視行為，降低自由現(xiàn)金流水平。管理者薪酬水平與自由現(xiàn)金流在1%的水平上顯著負相關(guān)，說明薪酬可以有效激勵管理者盡職工作，降低自由現(xiàn)金流水平。兩權(quán)分離程度與自由現(xiàn)金流在10%的水平上顯著正相關(guān)，說明所有權(quán)和控制權(quán)越分離，越不利于所有者對管理層的監(jiān)督，管理者越可能不盡職工作，從而導致自由現(xiàn)金流增加。公司規(guī)模與自由現(xiàn)金流在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明隨著公司規(guī)模的增加，管理層的控制權(quán)也在增大，謀取控制權(quán)收益的可能性也在增加。托賓Q值與自由現(xiàn)金流在1%的水平上顯著負相關(guān)，說明公司面臨的成長機會越多，可以投資的凈現(xiàn)值大于零的項目就越多，從而增加有效投資、減少自由現(xiàn)金流。資產(chǎn)負債率、獨立董事比例以及實際控制人擁有上市公司控制權(quán)比例這三個指標與自由現(xiàn)金流不顯著相關(guān)，說明在我國債權(quán)人、獨立董事以及實際控制人對公司自由現(xiàn)金水平并不太重視，監(jiān)管程度有限。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與自由現(xiàn)金流在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明我國國有企業(yè)中自由現(xiàn)金流較多，可能存在較為嚴重的自由現(xiàn)金流代理成本問題。

自由現(xiàn)金流并不是普通財務(wù)報表中現(xiàn)金流的概念，是指“企業(yè)投資于凈現(xiàn)值大于零的項目后剩余的現(xiàn)金”［1］，但是要確定企業(yè)有多少現(xiàn)金投資于凈現(xiàn)值大于零的項目十分困難，因此也導致了自由現(xiàn)金流替代變量選擇的困難。目前比較受到認可的替代變量計量方式是由Richardson于2006年提出的［10］，該方法將企業(yè)總投資分為維持性投資（IMAINTENANCE）和新增投資（INEW），借用會計數(shù)據(jù)模擬出新增投資中的有效投資部分和非效率投資部分，而自由現(xiàn)金流就是現(xiàn)有資產(chǎn)產(chǎn)生的現(xiàn)金流（CFAIP）與有效投資現(xiàn)金之間的差額。具體計算過程如下。

首先通過式（1）計算出公司每年的新增投資Ines，t，然后代入式（2）回歸并模擬出Ines，t的估計值，記為，代表公司的有效投資，最后通過式（3）計算出自由現(xiàn)金流的替代變量FCF，其中現(xiàn)有資產(chǎn)產(chǎn)生的現(xiàn)金流是經(jīng)營現(xiàn)金流與維持性投資的差額部分。這一計算方法符合Jenson對自由現(xiàn)金流的定義，計算出的FCF值越大，說明公司的自由現(xiàn)金流越多。

不少不法商人受利益的驅(qū)動，利用餐飲廢棄油脂進行非法提煉，加工制成地溝油，低價賣給飯店、賓館作為食用油回流到餐桌。餐飲廢棄油脂發(fā)酵變質(zhì)后含黃曲霉素、苯等有害化學物質(zhì)，長期食用會帶來極其嚴重的后果，引起各種慢性疾病的發(fā)生，致使癌癥患病率大幅度提高。有些飯店、賓館、單位餐廚垃圾被畜禽養(yǎng)殖戶收運后未經(jīng)消毒、滅菌等無害化處理直接作為飼養(yǎng)畜禽的飼料，這樣容易引起畜禽感染病毒產(chǎn)生，再通過食物鏈的傳遞作用，使人體感染口蹄疫、肝炎等疾病[1]。

本文從房價偏離的視角，重新審視南京和杭州近一輪的房價上漲，解釋二者可能存在的內(nèi)在聯(lián)系。城市歷史房價出現(xiàn)連續(xù)的負向偏離，即實際房價低于基本面價格，會形成價值“洼地”，房價留有上漲的空間。當時機成熟，這個空間就會成為未來推動房價上漲的潛在動力，釋放出“補漲”效應(yīng)。當然，這只是現(xiàn)實中房價上漲的一種解釋，其背后的原因機制還有很多。需要說明的是，房價“補漲”效應(yīng)并不一定在任何城市和時間上都成立，房價偏離的周期性變化規(guī)律還需要謹慎地看待。

穩(wěn)健性最常用的計量方法是Basu模型［26］，但Basu模型只能衡量單一公司在某一較長時間段內(nèi)的穩(wěn)健程度，或者某個資本市場中所有上市公司的整體穩(wěn)健程度，無法衡量某個公司在某一年度里的條件穩(wěn)健性。為衡量公司層面的條件穩(wěn)健性程度，本文選擇的是由Kran和Watts在延續(xù)Basu非對稱盈余確認及時性的思想上考慮了公司個體的特征的條件穩(wěn)健性計量方法［43］，這一方法在中國市場的適用性也已經(jīng)得到證實［44］。Kran和Watts的穩(wěn)健性計算方法如下：首先對式（4）按行業(yè)分年度進行回歸，得到每個變量系數(shù)的估計值，然后將λ的估計值代入式（5），即計算出各公司各年度的穩(wěn)健性替代指標。C-Score的值越大，表明公司穩(wěn)健性越高。

本文首先對自由現(xiàn)金流這一概念進行分解，再分析穩(wěn)健性對自由現(xiàn)金流的作用路徑，最后使用2009-2013年中國主板上市公司的平衡短面板數(shù)據(jù)驗證穩(wěn)健性對自由現(xiàn)金流的影響。實證數(shù)據(jù)證明了兩者間的因果關(guān)系，即是穩(wěn)健性的增加導致了自由現(xiàn)金流的降低，而不是相反方向。

2.3 兩組甲狀旁腺誤傷情況 試驗組甲狀旁腺誤傷率14.00%(7/50)顯著低于對照組甲狀旁腺誤傷率35.29%(18/51)，經(jīng)χ2檢驗差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05)。詳見表1。試驗組發(fā)生暫時性甲狀旁腺功能低下7例(14.00%)，對照組16 例(31.37%)，經(jīng)χ2檢驗兩組差異具有統(tǒng)計學意義(χ2=4.333，P=0.037)。

表1 變量選取和定義

（三）回歸模型

根據(jù)本文的理論分析，穩(wěn)健性會影響企業(yè)的自由現(xiàn)金流。但是自由現(xiàn)金流的多少還會受到其他因素的影響。首先，企業(yè)存在自由現(xiàn)金流是因為在所有權(quán)和控制權(quán)分離的環(huán)境下管理者和所有者之間存在不一樣的效用函數(shù)，而給管理者一定的薪酬激勵和股權(quán)激勵可以緩解兩者之間的利益沖突，降低自由現(xiàn)金流［20］。其次，兩權(quán)分離程度越大，所有者對管理者的監(jiān)管越困難，管理者越有可能會為了個人私利投資于凈現(xiàn)值為負的項目，增加企業(yè)自由現(xiàn)金流。此外，自由現(xiàn)金流還會受到公司規(guī)模以及公司成長機會的影響：隨著公司規(guī)模的擴大，精力有限的管理者甄別項目的凈現(xiàn)值的難度增大，同時隨著管理者實際控制資源的增加，管理者謀求私利的可能性增大，導致自由現(xiàn)金流增多；公司外部成長機會越好，可供投資的凈現(xiàn)值大于零的項目越多，從而增加有效投資，減少自由現(xiàn)金流。最后，參考前人的研究，自由現(xiàn)金流還會受到公司負債比例、獨立董事比例以及控股股東持股比例的影響［17，19-21］。因此，本文考慮了上述因素以及公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)構(gòu)建了如下模型（模型中各變量的具體描述見表2）。其中，由于是穩(wěn)健性的增減影響了自由現(xiàn)金流，所以模型中穩(wěn)健性的替代變量使用的是前一期的值以避免內(nèi)生性問題。如果式（6）中C-Score的系數(shù)β1顯著為負，則假設(shè)Ha得以證明；如果β2顯著為正，則證明假設(shè)Hb。

表2 變量定義表

四、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表3給出了式（6）中各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，其中連續(xù)變量進行了1%水平的 Winsorize處理。從整體描述性統(tǒng)計來看，在2009—2013年主板上市公司中，自由現(xiàn)金流的均值為-0.096 6，各公司之間的差異較大；穩(wěn)健性均值為0.000 6，各公司之間穩(wěn)健性的差異程度相對較小。管理層持股比例差異較大，有的公司管理層不持股，有的公司管理層持股比例接近三分之一。此外，各公司管理層薪酬差異水平也比較大，兩權(quán)分離程度也不同。公司規(guī)模大小也存在一定差距，負債水平不同，成長能力差異較大。獨立董事比例均值在0.36左右，符合上市公司董事會成員中應(yīng)當至少包括三分之一獨立董事這一要求。這些公司中，接近三分之二的上市公司實際控制人為國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，且實際控制人持股比例差異較大，最低控股比例只有不到10%，最高控股比例接近76%。從組內(nèi)和組間的描述性統(tǒng)計來看，各變量組間的標準差均大于組內(nèi)的標準差，說明這一面板數(shù)據(jù)中個體變化程度大于時間變化程度，初步判定應(yīng)該使用組間估計方式對面板數(shù)據(jù)進行處理。

（二）回歸結(jié)果及分析

為較好地控制個體的異質(zhì)性本文選用了面板數(shù)據(jù)來進行研究，但由于不確定個體效應(yīng)與自變量之間的相關(guān)性，本文分別使用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型對式（6）進行了回歸處理，回歸也按照有無加入控制變量分兩步進行，最后通過豪斯曼檢驗對模型進行檢驗，結(jié)果表明固定效應(yīng)模型較為適用?；貧w結(jié)果見表4。

在沒有加入控制變量時，F(xiàn)檢驗和MLE檢驗均表明該數(shù)據(jù)中存在個體效應(yīng)，因此不適用混合回歸模型；豪斯曼檢驗表明應(yīng)使用固定效應(yīng)模型而非隨機效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果顯示：t-1期的穩(wěn)健性與t期的自由現(xiàn)金流在1%的水平上顯著負相關(guān)（系數(shù)為-11.779 9），初步證明了本文假設(shè)Ha。加入控制變量后，F(xiàn)檢驗和MLE檢驗仍然表明數(shù)據(jù)中存在個體效應(yīng)，不適用混合回歸模型；豪斯曼檢驗也在1%的顯著性水平上拒絕了個體效應(yīng)是隨機的這一假設(shè)，說明應(yīng)使用固定效應(yīng)模型。

固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果顯示：t-1期的穩(wěn)健性與t期的自由現(xiàn)金流在1%的水平上顯著負相關(guān)（系數(shù)為-10.480 8），說明當期穩(wěn)健性的提升可以顯著降低下一期的自由現(xiàn)金流，證明了本文假設(shè)Ha。也就是說，雖然穩(wěn)健性會增加自由現(xiàn)金流中由于放棄凈現(xiàn)值小于零項目所導致的現(xiàn)金持有這一部分，但同時也降低了自由現(xiàn)金流組成部分中的投資過度，從我國市場整體來看：對投資過度的降低作用要大于持有現(xiàn)金的增加，所以最后表現(xiàn)為穩(wěn)健性的增加會降低自由現(xiàn)金流。

2.會計穩(wěn)健性

表3 描述性統(tǒng)計

表4 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

前測試卷為該師范學院2016級大一新生第一學期英語期末考試聽力部分。主測試卷題目選自《新視野大學英語:視聽說教程》(第三版)第二冊前三個單元中的短對話、長對話和短文。調(diào)查問卷的目的是為了獲得一些關(guān)于受試的基本背景信息，以及調(diào)查受試是否熟悉前測和主測中的聽力材料。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）因果關(guān)系檢驗

式（6）中，本文使用了t-1期穩(wěn)健性的替代變量與t期自由現(xiàn)金流的替代變量進行回歸分析，回歸結(jié)果顯示兩個變量顯著負相關(guān)，這意味著是當期穩(wěn)健性的增加導致了下一期自由現(xiàn)金流的減少。本文參考Hu等人的研究［45］，使用變化模型（Change model）對兩者之間的因果關(guān)系進行進一步檢驗。如果是穩(wěn)健性的增加導致了自由現(xiàn)金流的減少，那么以穩(wěn)健性為自變量，自由現(xiàn)金流為因變量時：t-1期穩(wěn)健性的變化就應(yīng)該與t期自由現(xiàn)金流的變化顯著負相關(guān)；并且t期穩(wěn)健性的變化與t期自由現(xiàn)金流的變化不相關(guān)。同時，以穩(wěn)健性為因變量，自由現(xiàn)金流為自變量時，自由現(xiàn)金流的變化與穩(wěn)健性的變化不相關(guān)，即：t-1期自由現(xiàn)金流的變化與t期穩(wěn)健性的變化不相關(guān)；并且t期自由現(xiàn)金流的變化與t期穩(wěn)健性的變化不相關(guān)。因此本文建立如下模型

如果式（7）中β1顯著為負，同時式（8）～（10）中β1均不顯著，那么穩(wěn)健性與自由現(xiàn)金流之間的因果關(guān)系就成立。為控制數(shù)據(jù)的異質(zhì)性，本文仍使用面板數(shù)據(jù)進行研究。

首先對式（7）分別用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型回歸，F(xiàn)檢驗和MLE檢驗均拒絕了混合回歸模型；豪斯曼檢驗表明應(yīng)使用固定效應(yīng)模型而非隨機效應(yīng)模型。在固定效應(yīng)模型下，式（7）的組間R2為0.297 1，F(xiàn)值在1%的水平上顯著，β1值為-17.320 0，t值為-9.45，β1在1%的水平上顯著為負，說明t-1期穩(wěn)健性的變動值與t期自由現(xiàn)金流水平的變動值顯著負相關(guān)。而式（8）～（10）的數(shù)據(jù)回歸中，不管是使用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，無論回歸中有無加上控制變量，β1值均不顯著，說明是穩(wěn)健性的變化導致了下一期的自由現(xiàn)金流的降低，而自由現(xiàn)金流的變化不影響穩(wěn)健性程度的變化。由此，本文的因果關(guān)系檢驗證明了是穩(wěn)健性的增加導致了自由現(xiàn)金流的降低，而不是相反方向。

（二）替代變量穩(wěn)健性檢驗

為了保證自由現(xiàn)金流替代指標的穩(wěn)健性，本文使用了Wind數(shù)據(jù)庫中提供的“股權(quán)自由現(xiàn)金流量”作為自由現(xiàn)金流的第二個替代變量，代入式（6）進行面板數(shù)據(jù)分析。豪斯曼檢驗表明固定效應(yīng)模型更加適用，在固定效應(yīng)模型下，式（6）的組間R2為0.116 1，F(xiàn)值在1%的水平上顯著，穩(wěn)健性的系數(shù)為-10.669 3，在1%的水平上顯著，說明t-1期穩(wěn)健性與t期的自由現(xiàn)金流顯著負相關(guān)，證明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

為了保證穩(wěn)健性替代指標的穩(wěn)健性，本文使用了Givoly和Hayn累計非經(jīng)營應(yīng)計［46］來作為穩(wěn)健性的第二個替代變量代入式（6）進行面板數(shù)據(jù)分析。豪斯曼檢驗表明固定效應(yīng)模型仍然更加適用，在固定效應(yīng)模型下，式（6）的組間R2為0.586 9，F(xiàn)值在1%的水平上顯著，穩(wěn)健性的系數(shù)為-0.357 7，在1%的水平上顯著，說明t-1期穩(wěn)健性與t期的自由現(xiàn)金流顯著負相關(guān)，再次證明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

在實驗過程中，首先要對實驗材料進行科學合理的選擇和利用，這樣才能夠保證最終的實驗效果具有真實性和有效性。對食品中的亞硝酸鹽含量進行測定時，要與實際情況進行結(jié)合，選擇一些自制的醬菜，同時還要選擇一些市場上正在銷售的腌制大蒜、洋姜等 [13-15]。

（三）控制公司治理因素

穩(wěn)健性對自由現(xiàn)金流的抑制作用可能會受到公司治理水平的影響，為控制公司治理水平對本文研究結(jié)論的影響，本文將樣本公司按公司治理水平分組后，按照式（6）控制行業(yè)和年度進行多元回歸分析。

參考雷光勇等人［47］，方紅星和金玉娜［48］的研究，本文從公司治理的激勵和監(jiān)督機制出發(fā)，選擇第一大股東持股比例，第二至第五大股東持股比例，董事長與總經(jīng)理是否兼任，兩權(quán)分離度，董事會規(guī)模，監(jiān)事會規(guī)模，董事會會議次數(shù)，監(jiān)事會會議次數(shù)，董事持股比例，監(jiān)事持股比例，高級管理者持股比例，高管前三名薪酬總額，董事前三名薪酬總額等反映公司治理水平的因素，用極大似然法進行主成分分析，選取第一大主成分作為公司治理水平的度量指標。然后將這一指標三等分，得分最高的一組為公司治理水平較好的組，得分最低的一組為公司治理水平較差的組。

在公式治理水平較好的一組，模型調(diào)整的R2方為0.282 8，F(xiàn)值為32.59，在1%的水平上顯著，說明模型具有較好的擬合程度?；貧w結(jié)果顯示t-1期穩(wěn)健性與t期的自由現(xiàn)金流在1%的水平上顯著負相關(guān)，系數(shù)為-28.241 8。在公司治理水平較差的一組中，模型調(diào)整的R2為0.644 0，F(xiàn)值為147.01，在1%的水平上顯著，說明模型具有較好的擬合程度?；貧w結(jié)果顯示t-1期穩(wěn)健性與t期的自由現(xiàn)金流在1%的水平上顯著負相關(guān)，系數(shù)為-141.069 7。分組回歸的結(jié)果說明，無論公司治理水平高低，穩(wěn)健性對自由現(xiàn)金流均有著顯著的抑制作用。

六、研究結(jié)論與建議

本文選取穩(wěn)健性為切入點研究會計信息質(zhì)量對自由現(xiàn)金流的影響。首先對自由現(xiàn)金流這一概念進行分解，創(chuàng)新性地提出自由現(xiàn)金流是投資過度占用現(xiàn)金和由于放棄凈現(xiàn)值小于零項目所導致的現(xiàn)金持有的函數(shù)。這一研究結(jié)論初步解釋了自由現(xiàn)金流的構(gòu)成，為自由現(xiàn)金流的研究開啟了全新的視角，為今后的相關(guān)研究奠定了基礎(chǔ)。然后，本文分別分析了穩(wěn)健性對自由現(xiàn)金流各組成部分的作用路徑，最后使用平衡短面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型研究發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性的增高可以顯著降低自由現(xiàn)金流的水平。本文的另一貢獻在于使用變化模型證明了兩者之間的因果關(guān)系，即會計信息穩(wěn)健性的增加導致了自由現(xiàn)金流的降低，而不是相反方向。在控制了替代變量的穩(wěn)健性以及公司治理因素后，這一負相關(guān)關(guān)系仍然顯著。本文的研究在一定程度上豐富對自由現(xiàn)金流影響因素的研究，說明高質(zhì)量的會計信息（如穩(wěn)健的會計信息）可以降低代理成本，抑制自由現(xiàn)金流。

本文的研究結(jié)論對公司股東和市場監(jiān)管者而言具有一定的積極意義。一方面公司應(yīng)該重視會計信息質(zhì)量對代理成本的降低作用?，F(xiàn)有研究普遍認為董事會結(jié)構(gòu)、大股東以及機構(gòu)持股、管理者薪酬計劃的制定等可以降低代理成本；但卻忽視了在這些公司治理的方法中，董事、股東以及投資機構(gòu)都需要會計信息進行判斷和監(jiān)管，甚至管理者薪酬計劃的制定也離不開會計系統(tǒng)提供的數(shù)據(jù)。高質(zhì)量的會計信息能夠幫助管理者和投資者辨析投資項目的好壞；在公司治理中，高質(zhì)量的會計信息可以制約管理者將資源投入好的項目，減輕由于兩權(quán)分離所帶來的代理成本，提高公司的會計信息質(zhì)量，將有利于緩解契約摩擦，降低代理成本。

另一方面監(jiān)管者應(yīng)該重視會計穩(wěn)健性對自由現(xiàn)金流的抑制作用。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)自由現(xiàn)金流是代理成本的表現(xiàn)形式之一，自由現(xiàn)金流的增加會降低公司銷售增長率、增加公司銷售及管理費用粘性、增加過度在職消費等經(jīng)濟后果，損害股東利益。本文發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性的增加可以抑制自由現(xiàn)金流，降低代理成本。股東和監(jiān)管者應(yīng)該重視穩(wěn)健性的這一作用，提高公司整體的穩(wěn)健水平，將公司穩(wěn)健程度作為對管理者的考核標準之一，并將公司的穩(wěn)健水平作為公司評價監(jiān)督的指標之一。

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