熊 健，趙康樂，賀 宏（博士生導師）

一、問題緣起

會計信息編制及披露質(zhì)量一直是會計準則制定機構及財務報表各使用者最為關切的問題之一。從理想狀態(tài)分析，決策有用的高質(zhì)量會計信息不僅有助于實現(xiàn)會計活動目標，亦有助于緩解資本市場上的信息不對稱。但從現(xiàn)實情況來看，如何定義并衡量具有較高質(zhì)量且有助于決策的會計信息至今仍存有爭議[1]。

就定量視角而言，除已有學者分別從操縱性應計盈余、可比性、收益激進度及收益平滑度等視角對企業(yè)會計信息質(zhì)量進行研究之外，深交所等交易機構亦對其掛牌企業(yè)會計信息的披露質(zhì)量建立了評分機制，這些舉措均推進了對企業(yè)會計信息質(zhì)量的量化評價。就定性視角而言，IASB（國際會計準則理事會）與FASB（財務會計準則委員會）等會計準則制定機構數(shù)十年來始終致力于借助財務會計概念框架（FACF）的構建不斷改進評價會計信息質(zhì)量的各項特征[2]；而近來最受關注的變化之一便是IASB和FASB在2010年發(fā)布的聯(lián)合概念框架（FACF2010）中用“如實反映”取代了“可靠性”特征，此舉亦被看作是消除先前評判會計信息質(zhì)量時在“相關性”與“可靠性”之間產(chǎn)生矛盾的一項權衡措施[3]。根據(jù)相關文件及會計理論可知，使用“如實反映”不僅更契合制定GAAP（一般公認會計原則）的原則導向特點，還能夠體現(xiàn)從交易事項到會計信息的生成過程及會計人員的工作內(nèi)容[4]，并且有助于公允價值計量模式的推廣[5]。因此，在兼顧現(xiàn)有研究方法特點并契合自身定性理論特征的前提下，找到一種對企業(yè)會計信息如實反映程度進行衡量的方式就顯得很有必要。

財務彈性不僅是企業(yè)應對環(huán)境不確定性下各類風險的一項重要戰(zhàn)略決策，同時也是企業(yè)緩解融資約束的一類重要資源儲備[6，7]。運用恰當?shù)呢攧諒椥哉卟粌H可以在一定程度上緩解企業(yè)因環(huán)境變化和宏觀經(jīng)濟周期波動帶來的不利影響，還可以利用自身所儲備的財務資源把握有利時機以促進持續(xù)經(jīng)營。加之企業(yè)財務彈性政策的選擇在很大程度上受到財務會計行為的影響，故而以財務會計活動作為切入點對企業(yè)財務彈性政策進行分析能夠進一步豐富財務彈性影響因素的研究。企業(yè)財務會計的主要目標是向各方提供決策有用的財務報告進而獲取資本支持——投資者的權益資本投入及債權人的信貸資本周轉(zhuǎn)。因此，企業(yè)只有提供如實反映程度較高的會計信息，才能夠通過所獲資本形成財務彈性資源以緩解融資約束及應對環(huán)境不確定性下的各類風險，并最終影響財務彈性政策的選擇。

綜上，本文試圖從衡量會計信息質(zhì)量的一個新角度來考察其與企業(yè)財務彈性政策選擇之間的關系，并進一步探析其中的內(nèi)在機理與影響路徑。

二、理論分析與研究假設

會計信息質(zhì)量特征體系是FACF的重要組成部分，雖然我國目前還沒有明確的FACF，但自2007年實施新企業(yè)會計準則（CAS）以來，財政部會計準則委員會（CASC）始終堅持CAS的國際趨同，并將FACF的核心內(nèi)容于基本準則中充分體現(xiàn)[3]。在IASB于2010年頒布FACF2010并增修數(shù)項具體準則后，CASC亦于2014年對CAS中的基本準則及多項具體準則進行了增修，并將公允價值計量增列為具體準則。上述措施均表明國際GAAP制定機構用“如實反映”取代“可靠性”之舉與我國在保留“可靠性”特征前提下對當前準則體系不斷完善的過程并不沖突[8，9]，因此在我國制度環(huán)境下遵循如實反映的內(nèi)涵并使用多種衡量方式對會計信息如實反映程度展開實證研究就具備了合理性基礎。

現(xiàn)有文獻已經(jīng)從若干角度對企業(yè)會計信息質(zhì)量的衡量方式進行了大量研究，其特點大體可歸納為三類：Dechow等[10]、Ball和Shivakumar[11]使用操縱性應計盈余衡量，主要凸顯了衡量的絕對性；De Franco等[12]使用可比性衡量，該方法將會計信息質(zhì)量的計量重點從企業(yè)個體的個性層面擴展到企業(yè)所處行業(yè)的共性層面，突出了衡量的相對性；Bhat?tacharya等[13]和Hutton等[14]使用收益激進度及收益平滑度兩個指標衡量，該方法從縱向視角出發(fā)并結合GAAP中對會計信息一致性要求的基本原理，考察了衡量的波動性。絕對性、相對性及波動性三個特點不僅與FACF2010中如實反映的三個子特征（完整性、中立性和無差錯）相契合，而且在計量層面上亦比完整性、中立性及無差錯三個特點更可行。因此，對于如實反映程度的計量就必須在充分考慮絕對性、相對性及波動性的基礎上，遵循FACF2010中如實反映的三個子特征尤其是中立性這一必要條件[3]。

企業(yè)財務彈性政策選擇的基礎是財務彈性的儲備水平[15，16]。在我國當前制度環(huán)境下，由于絕大多數(shù)企業(yè)只能夠通過提高現(xiàn)金比率或利用低于行業(yè)平均的負債水平來儲備財務彈性資源，因此現(xiàn)金彈性與負債彈性的儲備水平就在很大程度上決定了我國企業(yè)財務彈性政策的選擇方式。當財務彈性儲備水平較低時，表明企業(yè)的財務彈性政策更偏向風險型；而當財務彈性儲備水平較高時，則表明企業(yè)的財務彈性政策更偏向保守型。根據(jù)現(xiàn)有結論，保守型財務彈性政策雖然會使企業(yè)擁有更多的財務資源并在一定程度上提升其應對風險的能力，但同時也使企業(yè)面臨較高的資本成本及較大的資源浪費；而風險型財務彈性政策雖然提升了財務彈性資源的利用效率并在相當程度上降低了資本成本，但同時又使得企業(yè)面對更大的潛在風險[7]。因此，企業(yè)財務彈性政策的選擇方式就不能單純以孰優(yōu)孰劣予以評價，而必須嵌入我國制度環(huán)境的實際背景進行客觀分析。

綜上所述并結合信號傳遞理論可知，當企業(yè)會計信息的如實反映程度較高時，資本市場便會以多種形式給予積極回應[17]，并為企業(yè)進一步吸收資本與應對風險創(chuàng)造一定的潛在條件[18]。因此，企業(yè)僅需儲備較低水平的財務彈性資源即可維持正常經(jīng)營活動，從而傾向于選擇風險型財務彈性政策。據(jù)此本文提出H1：

H1：財務報表中會計信息如實反映的程度越高，企業(yè)越傾向于選擇風險型財務彈性政策。

更進一步，當企業(yè)對外披露時，其所處的信息環(huán)境亦會對會計信息的如實反映程度有所反應，尤其以外部信息環(huán)境的反應更為敏感。現(xiàn)有研究表明，當資本市場上普遍存在信息不對稱的現(xiàn)象時，企業(yè)應當更加重視其外部信息環(huán)境的改善[19]，而分析師關注正是企業(yè)的外部信息環(huán)境發(fā)揮重要作用的關鍵一環(huán)。相比于普通投資者，分析師不僅擁有更多專業(yè)知識，且在會計信息搜集和處理方面的能力更為突出[20]。因此當會計信息如實反映程度較高時，企業(yè)受到分析師關注的程度也較高。而分析師關注度的提高也從一方面反映了企業(yè)信息環(huán)境的改善[21]及未來獲取財務資源潛在能力的提升，在此情況下，企業(yè)財務彈性政策的選擇便會趨于風險型。由此本文提出H2a：

H2a：會計信息如實反映程度的提高促進了信息環(huán)境的改善，進而使企業(yè)傾向于選擇風險型的財務彈性政策。

此外，從財務彈性本身的產(chǎn)生條件來看，企業(yè)制定財務彈性戰(zhàn)略的初衷便是緩解融資約束和應對環(huán)境不確定性[22]，所以當面臨較強的融資約束及環(huán)境不確定性時，企業(yè)往往就會儲備更多的財務彈性資源以把握機遇、應對風險并防止其資金鏈斷裂[23]，此時其財務彈性政策的選擇方式便會趨于保守型。而根據(jù)已有研究，提升會計信息編制與披露的質(zhì)量恰恰是企業(yè)緩解融資約束與增強應對環(huán)境不確定性能力的重要途徑之一[24]。因此，當會計信息如實反映程度較高時，企業(yè)財務彈性資源的儲備量就會隨著融資約束的緩解以及應對環(huán)境不確定性能力的增強而減少[25-27]，進而企業(yè)財務彈性政策的選擇方式便會趨于風險型。結合上述分析，本文提出H2b和H2c：

H2b：會計信息如實反映程度的提升可以促進融資約束的緩解，進而使企業(yè)傾向于選擇風險型的財務彈性政策。

H2c：會計信息如實反映程度的提升可以促進應對環(huán)境不確定性能力的增強，進而使企業(yè)傾向于選擇風險型的財務彈性政策。

三、數(shù)據(jù)來源、指標構建及模型設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2007～2019年滬深A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)為對象，在數(shù)據(jù)搜集過程中為確保相關指標的可靠性和完整性，部分變量的實際時間區(qū)間略有擴展，在剔除了原始數(shù)據(jù)中的ST類、?ST類、金融保險類及數(shù)據(jù)缺失的樣本后，最終共獲得樣本觀測值10533個。樣本數(shù)據(jù)搜集均源自Wind、CSMAR及DIB等數(shù)據(jù)庫，計算及統(tǒng)計分析過程則使用Excel 2010及Stata 15.0等工具軟件進行操作。此外，為了避免樣本中極端數(shù)值對實證研究結果的影響，本文還對所有連續(xù)變量在1%水平上執(zhí)行了Winsorize處理，并在回歸分析時通過Robust調(diào)整避免異方差問題。

（二）指標構建

1.被解釋變量：財務彈性政策選擇（FF）?；谝延姓撌?，由于企業(yè)財務彈性政策的選擇是通過財務彈性資源的儲備量來反映的，因此本文借鑒并參考了De Angelo等[28]及曾愛民等[29]的方法，利用財務彈性水平及其變化趨勢來衡量企業(yè)財務彈性政策選擇。由于企業(yè)總價值的評價方式不唯一，本文將按總市值加權平均法計算得出的財務彈性值記為FF_Ti，t；將按流通市值加權平均法計算得出的財務彈性值記為FF_Ci，t；將按等權平均法計算得出的財務彈性值記為FF_Ai，t。

2.解釋變量：會計信息如實反映程度（FR）。

根據(jù)前述理論分析，本文將基于絕對性、相對性及波動性三個特點來綜合刻畫企業(yè)會計信息的如實反映程度。

首先，在會計信息如實反映的絕對性層面，本文先分別計算了根據(jù)修正的Jones模型[10]及非線性應計模型[11]得出的兩個操縱性應計盈余值，再利用取平均值的方式[30]將二者合并為一個指標以降低個別計量誤差，最終得出的DAi，t值即為衡量會計信息如實反映程度絕對性特點的參數(shù)，該值越大，說明會計信息如實反映程度的絕對性越高。

其次，在會計信息如實反映的相對性層面，本文借鑒現(xiàn)有研究[12，31-34]，通過會計信息的可比性進行衡量。AICi，t值即為衡量會計信息如實反映程度相對性特點的參數(shù)，該值越大，說明會計信息如實反映程度的相對性越高。

最后，在會計信息如實反映的波動性層面，本文先計算得出DAi，t與AICi，t當年及前兩年共計三年滾動標準差取絕對值后的相反數(shù)SdDAi，t與SdAICi，t。其中，SdDAi，t的值越大，說明企業(yè)近三年操縱性應計盈余的波動越小，會計信息如實反映的絕對性程度越高；而SdAICi，t的值越大，說明企業(yè)近三年會計信息可比性的波動越小，會計信息如實反映的相對性程度越高。

進一步地，將SdDAi，t與SdAICi，t的和進行了數(shù)值權重調(diào)整并最終得到了會計信息如實反映程度的衡量指標FR_Ci，t。該值越大，說明企業(yè)兼具絕對性、相對性及波動性特點的會計信息如實反映程度越高。

此外，為確保會計信息如實反映程度指標構造的穩(wěn)健性，本文又在連續(xù)變量FR_Ci，t的基礎上另外構造了用以衡量會計信息如實反映程度的虛擬變量FR_Di，t，F(xiàn)R_Di，t共有0、0.5及1三種取值結果，當FR_Di，t分別為1、0.5、0時，即表明企業(yè)會計信息如實反映程度較高、一般、較低。

3.中介變量?；谙惹疤岢龅腍2a、H2b及H2c可知，本文的中介變量共有三個，即所處信息環(huán)境、融資約束程度及環(huán)境不確定性，分別代表了三種可能的作用路徑。具體構建方式如下：①所處信息環(huán)境的衡量：參考已有方法，本文采用分析師關注來計量企業(yè)所處信息環(huán)境（IEi，t）。該變量以企業(yè)年度分析師跟蹤人數(shù)取自然對數(shù)進行衡量，IEi，t越大，表明企業(yè)受到的分析師關注越多，所處信息環(huán)境越好。②融資約束程度的衡量：梳理現(xiàn)有文獻，本文參照Whited和Wu[35]構建的WW指數(shù)來衡量企業(yè)所受的融資約束并設置變量FCi，t，該值越大，表明企業(yè)所受的融資約束越嚴重[36]。③環(huán)境不確定性的衡量：根據(jù)已有研究，本文借鑒申慧慧和吳聯(lián)生[37]及申慧慧等[38]的方法來衡量企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性（EU）。

4.控制變量。本文選取企業(yè)規(guī)模（Size）等6項公司財務類指標及獨立董事占比（RID）等4項公司治理類指標作為控制變量。另外，本文還加入了年份及行業(yè)啞變量來對年度及行業(yè)的固定效應進行控制。

（三）模型構建

根據(jù)前述假設及相關變量的定義，本文依次構建了模型（1）～（3），其中模型（1）用以檢驗H1；模型（2）、（3）為中介效應模型，用以檢驗H2a～H2c。另外，為避免由反向因果所導致的內(nèi)生性問題，各模型在設定時均對被解釋變量做了滯后一期（時間區(qū)間為2008～2020年）處理。

四、實證檢驗結果分析

（一）描述性統(tǒng)計與VIF檢驗

表2列出了本文各主要變量的描述性統(tǒng)計及VIF（方差膨脹因子）檢驗結果。從被解釋變量的統(tǒng)計數(shù)值來看，F(xiàn)F_T與FF_C的平均值均大于其中位數(shù)，說明多數(shù)企業(yè)均儲備了財務彈性資源，為財務彈性政策的選擇奠定了一定的決策空間；從各變量的數(shù)值分布來看，F(xiàn)F_T與FF_C的最值差距最為明顯，反映出我國上市公司在財務彈性資源儲備與財務彈性政策的選擇上存在較大差異；而從解釋變量的統(tǒng)計數(shù)值上看，F(xiàn)R_C的中位數(shù)略大于其平均值，表明樣本企業(yè)會計信息如實反映的程度還有待進一步提升，而FR_D的統(tǒng)計結果亦表明樣本企業(yè)會計信息的如實反映程度普遍為“一般”，進一步支持了上述觀點。此外，除被解釋變量外，各變量單獨VIF檢驗的結果及整體變量的Mean VIF值均說明本文在變量的選擇方面不存在嚴重的多重共線性問題。

表1 主要變量名稱及定義

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計及VIF檢驗結果

（二）單變量檢驗

根據(jù)表3的單變量結果可知，本文對衡量會計信息如實反映程度的連續(xù)變量FR_C及虛擬變量FR_D各使用了兩種分組方法，不論按照其中任何一種，F(xiàn)F_T與FF_C均值及中位數(shù)統(tǒng)計量的T值與Z值均在1%的水平上顯著為負。該結果表明會計信息如實反映程度較高企業(yè)的財務彈性儲備水平更低，即傾向于選擇風險型的財務彈性政策，初步支持了H1。但該檢驗結果是基于不考慮其他各影響因素所得出的，仍需進一步控制其他變量后通過回歸分析予以驗證。

表3 單變量分析：均值T檢驗及中位數(shù)Wilcoxon秩和檢驗結果

（三）多元線性回歸檢驗

本文多元線性回歸檢驗的結果列示于表4～表7。

1.會計信息如實反映程度與企業(yè)財務政策選擇。從表4中列（1）～（4）的回歸結果可以看出：FR_C（FR_D）對FF_T及FF_C的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。該結果表明在控制了其他可能影響因素的前提下，會計信息如實反映程度越高的企業(yè)越傾向于選擇風險型的財務彈性政策，結合先前單變量檢驗的結果，H1得到驗證。

表4 基準假設檢驗與改變回歸方法的穩(wěn)健性檢驗

2.會計信息如實反映、所處信息環(huán)境與企業(yè)財務彈性政策選擇。從表5中列（1）～（2）的回歸結果可見：FR_C與FR_D對IE的系數(shù)均達到了1%的顯著性水平，進一步從列（3）～（6）的回歸結果可見，在FR_C（FR_D）對FF_T與FF_C的系數(shù)顯著為負的基礎上，IE對FF_T與FF_C的系數(shù)亦均顯著為負。上述結果表明：會計信息如實反映程度越高的企業(yè)受到的分析師關注越多，進而所處信息環(huán)境就越好，而隨著信息環(huán)境的改善，企業(yè)也傾向于選擇風險型的財務彈性政策，因此H2a得到驗證。

表5 所處信息環(huán)境的中介效應檢驗

3.會計信息如實反映、融資約束程度與企業(yè)財務彈性政策選擇。從表6中列（1）～（2）的回歸結果可見：FR_C與FR_D對FC的系數(shù)均達到了1%的顯著性水平；進一步從列（3）～（6）的回歸結果可見，在FR_C（FR_D）對FF_T與FF_C顯著為負的基礎上，F(xiàn)C對FF_T與FF_C的系數(shù)均顯著為正。上述結果表明：會計信息如實反映的程度越高，企業(yè)所受到的融資約束程度就會越小。由于企業(yè)受到融資約束程度越嚴重時財務彈性儲備越多，進而其財務彈性政策的選擇便會趨于保守。可見，隨著會計信息如實反映程度的提升，融資約束的緩解亦會促使企業(yè)傾向于選擇風險型的財務彈性政策，故而降低其財務彈性儲備水平，H2b得到驗證。

表6 融資約束程度的中介效應檢驗

4.會計信息如實反映、環(huán)境不確定性與企業(yè)財務彈性政策選擇。從表7中列（1）～（2）的回歸結果可見：FR_C與FR_D對EU的系數(shù)均達到了1%的顯著性水平；進一步從列（3）～（6）的回歸結果可見，在FR_C（FR_D）對FF_T與FF_C的系數(shù)顯著為負的基礎上，EU對FF_T與FF_C的系數(shù)均顯著為正。上述結果表明：會計信息如實反映的程度越高，企業(yè)應對環(huán)境不確定性的能力就會越強。由于企業(yè)面臨環(huán)境不確定性程度越高時財務彈性儲備越多，進而其財務彈性政策就會趨于保守。因此，隨著會計信息如實反映程度的提升，應對環(huán)境不確定性能力的增強亦會促使企業(yè)傾向于選擇風險型的財務彈性政策，故而降低其財務彈性儲備水平，H2c得到驗證。

表7 環(huán)境不確定性的中介效應檢驗

除此之外，各回歸模型的F統(tǒng)計量均達到了顯著性水平，擬合優(yōu)度值也普遍處于較高水平，說明本文各模型的模擬精度較高且解釋變量與被解釋變量之間在邏輯上具有較強的因果關系。

五、內(nèi)生性問題與穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性問題

除了在設定回歸模型時考慮到的反向因果問題外，其他內(nèi)生性問題亦會給相關研究結論帶來許多潛在不利影響，因此本文還進行了如下內(nèi)生性檢驗，試圖解決由于選擇性偏誤、測量誤差及遺漏變量等原因所導致的內(nèi)生性問題。

1.傾向得分匹配（PSM）檢驗。本文共設立了三種分類方法將解釋變量即會計信息如實反映程度劃分為處理組和控制組，然后通過Logistic回歸計算出傾向得分（PS），最后又以模型（1）中的控制變量為標準進行了匹配。經(jīng)PSM檢驗后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)F_T與FF_C的T值均于1%的水平上顯著為負。這就表明在排除其他影響因素之后，會計信息如實反映對企業(yè)財務彈性政策選擇的影響均與先前的實證檢驗結果一致，進而說明本文幾乎不存在由選擇性偏誤所導致的內(nèi)生性問題。

表8 PSM平均處理效應（ATT）的檢驗結果

2.基于非平衡面板數(shù)據(jù)的Hausman檢驗。為避免測量誤差等導致的內(nèi)生性問題，本文利用非平衡面板數(shù)據(jù)將模型（1）對應固定效應模型依次與其混合效應模型及隨機效應模型進行了Hausman比較檢驗，經(jīng)檢驗，各個χ2統(tǒng)計量的相伴概率p值均達到1%的顯著性水平，因此本文選擇利用非平衡面板數(shù)據(jù)使用固定效應模型進行內(nèi)生性檢驗。

表9 Hausman檢驗結果及判定

回歸結果表明，F(xiàn)R_C（FR_D）對FF_T及FF_C的系數(shù)均達到了1%的顯著性水平，通過了固定效應模型檢驗，表明本文不存在因嚴重測量誤差所導致的內(nèi)生性問題。

3.工具變量法及增加控制變量檢驗。在研究會計信息如實反映程度對企業(yè)財務彈性政策選擇的影響時，為了緩解殘差項干擾及控制變量缺失等遺漏變量所導致的內(nèi)生性問題，本文通過工具變量法進行了檢驗：先將樣本企業(yè)所在年度及所屬行業(yè)扣除該企業(yè)后其余企業(yè)FR_C的均值與FR_D滯后三期的結果分別作為FR_C與FR_D的工具變量，并分別記為FR_C_IV與FR_D_IV，然后通過兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸檢驗?；貧w結果與前述一致，由此說明本文幾乎不存在因遺漏變量所導致的內(nèi)生性問題。

除工具變量法外，本文還進行了增加控制變量檢驗，即在原有控制變量的基礎上新加入了凈資產(chǎn)收益率（ROE）、固定資產(chǎn)比率（PPE）、股權制衡度（Z）、董事會規(guī)模（BNum）及監(jiān)事會規(guī)模（SNum）五個控制變量重新進行回歸。經(jīng)檢驗，結果亦與此前一致，表明本文幾乎不存在由控制變量缺失所導致的內(nèi)生性問題。

限于篇幅，內(nèi)生性檢驗結果未予列示。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.平衡面板數(shù)據(jù)檢驗?？紤]到本文樣本觀測值所屬的2007～2019年區(qū)間內(nèi)我國上市公司的數(shù)量和結構均已發(fā)生明顯變化，加之新興企業(yè)的上市以及后金融危機時期所面臨的各類風險均會使得分屬不同生命周期企業(yè)的會計信息如實反映程度及財務彈性政策選擇方式存在巨大差異，為此本文又通過平衡面板數(shù)據(jù)，即只對2007～2019全年份數(shù)據(jù)齊全的樣本數(shù)據(jù)進行主假設檢驗從而排除上述差異。檢驗結果依然與此前一致，從而在一定程度上保證了實證檢驗結果的穩(wěn)健性。

2.替換被解釋變量。為確保被解釋變量設定的穩(wěn)健性，本文設定了FF_A與FF_D兩個替代變量。其中：FF_A為連續(xù)變量；FF_D為虛擬變量，其設定方式即把FR_D按取值為0、0.5及1將全樣本分為三組，當樣本企業(yè)FF_A值大于所在分組的平均值時，F(xiàn)F_D取1，否則取0。經(jīng)過替換，所得結論仍然與此前一致。

3.改變回歸方法。利用Tobit回歸取代普通OLS法對主假設模型重新進行回歸，經(jīng)檢驗，結果仍然與先前一致。

4.替換變量并改變回歸方法。將被解釋變量替換為FF_A與FF_D后分別改用Tobit及Probit回歸方法重新檢驗。檢驗結果依舊支持原假設，進一步表明了本文模型設定的穩(wěn)健性。

限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結果未予列示。

六、基于異質(zhì)性的進一步拓展性分析

（一）財務報表審計機構的調(diào)節(jié)作用

會計師事務所作為資本市場上除企業(yè)及投資者外第三方的獨立審計機構，因其與被審計單位特殊的利害關系往往會對企業(yè)會計信息的如實反映程度更為敏感，加之參與上市公司審計的會計師事務所間所存在的各類差異，勢必對會計信息如實反映程度與企業(yè)財務彈性政策選擇之間的關系產(chǎn)生影響。為此，本文在基準回歸模型中加入調(diào)節(jié)項Big4i，t及其與解釋變量的交互項來檢驗上述關系：其中，Big4i，t為虛擬變量，當企業(yè)的財報審計機構為“四大”會計師事務所時，Big4i，t取值為1，否則取值為0。

由表10可見，F(xiàn)R_C×Big4及FR_D×Big4對FF_T與FF_C的回歸系數(shù)均顯著為正，說明隨著會計信息如實反映程度的提高，企業(yè)會傾向于選擇風險型財務彈性政策的現(xiàn)象在報表審計機構為非“四大”會計師事務所的樣本中更加明顯。這也從一個側(cè)面反映出：由于資本市場在相當程度上已經(jīng)形成了對審計機構為“四大”會計師事務所的企業(yè)會計信息如實反映程度更高的既定認知，進而這類企業(yè)因會計信息如實反映程度提高而產(chǎn)生的信號傳遞效應就不如報表審計機構為非“四大”會計師事務所的企業(yè)突出。

表10 審計機構的調(diào)節(jié)效應檢驗

（二）企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

在我國特有的制度環(huán)境下，上市公司的產(chǎn)權性質(zhì)是研究資本市場財務與會計問題時必須考慮的一項重要因素，由于產(chǎn)權性質(zhì)的不同，企業(yè)獲取財務彈性儲備資源的能力亦存在巨大差異，因此會計信息如實反映程度與企業(yè)財務彈性政策選擇之間的關系也就必然會受到產(chǎn)權性質(zhì)的影響。為此，本文在基準回歸模型中加入調(diào)節(jié)項SOEi，t及其與解釋變量的交互項來檢驗上述關系。其中，SOEi，t為虛擬變量，當企業(yè)的產(chǎn)權性質(zhì)為國有控股時，SOEi，t取值為1，否則取值為0。

由表11可見，F(xiàn)R_C×SOE及FR_D×SOE對FF_T與FF_C的回歸系數(shù)均顯著為負，說明隨著會計信息如實反映程度的提高，國有控股企業(yè)會比非國有控股企業(yè)更傾向于選擇風險型財務彈性政策，即會計信息如實反映的信號傳遞效應在國有控股企業(yè)樣本中更為突出。該結果在相當程度上反映出在我國特有的制度環(huán)境背景之下，由于政府會出于對國有控股企業(yè)社會責任的考慮而對國有控股企業(yè)提供更多保護，因此相比于非國有控股企業(yè)而言，國有控股企業(yè)往往擁有著更多的政治與社會資源及政府的隱性擔保，進而也就擁有更多從政府和金融機構獲取財務彈性資源的渠道[22，39]。

表11 產(chǎn)權性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應檢驗

（三）企業(yè)所在地市場化程度的調(diào)節(jié)作用

除產(chǎn)權性質(zhì)外，企業(yè)所在地市場化程度的差異也是研究我國資本市場財務與會計問題時不可回避的制度環(huán)境因素，因此會計信息如實反映程度與企業(yè)財務彈性政策選擇之間的關系也就必然會受到所在地市場化程度的影響。為此，本文在基準回歸模型中加入調(diào)節(jié)項Marketi，t及其與解釋變量的交互項來檢驗上述關系：其中，Marketi，t為衡量企業(yè)所在地市場化程度的變量，以王小魯?shù)萚40]所公布各省份2008～2016年的市場化程度總評分指數(shù)為基礎并遞推至2019年進行賦值。

由表12可見，F(xiàn)R_C×Market及FR_D×Market對FF_T與FF_C的回歸系數(shù)均顯著為正，故而說明隨著會計信息如實反映程度的提高，所在地市場化程度較低的企業(yè)會更傾向于選擇風險型財務彈性政策，即會計信息如實反映的信號傳遞效應在市場化程度較低的樣本企業(yè)中更為明顯。該結果進一步表明由于在我國市場化程度較低的地區(qū)信息不對稱問題更加突出[41]，因此這些地區(qū)企業(yè)會計信息如實反映程度的提高便會引起資本市場更加積極的反應。

表12 所在地市場化程度的調(diào)節(jié)效應檢驗

七、研究結論及啟示

（一）結論

本文以2007～2019年我國滬深A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，分析并檢驗了會計信息如實反映程度對企業(yè)財務彈性政策選擇的影響，最終得出以下結論：在控制了其他相關影響因素后，會計信息如實反映程度越高的企業(yè)越傾向于選擇風險型的財務彈性政策，并且該現(xiàn)象在審計機構為非“四大”會計師事務所、產(chǎn)權性質(zhì)為國有控股及所在地區(qū)市場程度較低的企業(yè)中更為顯著，從而在相當程度上印證了會計信息的信號傳遞效應在我國特有制度環(huán)境中的作用機制。通過進一步研究本文還發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所處的信息環(huán)境、受到的融資約束程度及面臨環(huán)境不確定性等因素在會計信息如實反映程度與財務彈性政策選擇之間起到部分中介作用。

（二）啟示

本文的研究具有一定的理論研究意義與實踐指導意義。

從理論上看，本文不僅嘗試構建了一套對會計信息如實反映程度的衡量方式，而且豐富了會計信息如實反映程度經(jīng)濟后果及企業(yè)財務彈性政策選擇影響因素的研究。

從實踐上看，首先從會計信息質(zhì)量特征的新角度為會計準則未來的完善提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)；其次，為資本市場上會計信息對企業(yè)財務政策選擇方式的影響提供了一定經(jīng)驗證據(jù)；最后，通過影響機理與作用路徑的檢驗結果來看，資本市場監(jiān)管機構在規(guī)范企業(yè)會計信息的編制及披露過程的同時還應當關注分析師及機構投資者等信息環(huán)境參與者的積極作用，從而引導它們積極扮演好中介角色以緩解信息不對稱。除此之外，企業(yè)管理者在制定財務政策時除了要考慮到會計因素的影響，還應當根據(jù)相關制度環(huán)境的特點及財務資源的合理獲取方式以充分發(fā)揮其自身優(yōu)勢，做到揚長避短、物盡其用。

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