一 引言

会计信息在资本市场中主要有两大作用：估值作用、契约作用。估值作用即投资者可以利用会计信息对企业价值进行评估，辅助其决策；契约作用即会计信息被使用在企业各类契约中，降低企业契约成本、提高企业价值，其中会计信息在高管薪酬契约中的使用是一个重要分支，为会计信息激励作用。无论是会计信息估值作用还是激励作用，都得到了学者们广泛关注(Ohlson et al，2005；Cadman et al，2010；Nezlobin，2012；陆正飞等，2009；方军雄，2009；刘永泽等，2011)，相比较之下，关于会计信息两大作用之间是否存在某种关系的研究却并不多见，且现有的相关实证研究大多也只是针对盈余信息的检验。基于此，本文试图在现有研究基础上，关注现金流这一会计信息的估值作用与激励作用之间的相互关系，具体来说，本文将探讨现金流的估值作用与激励作用之间是否具有某种相互关系；如果有，现金流两大作用之间的相互关系与盈余信息两大作用之间的相互关系是否有区别。

Ball，Brown(1968)、Beaver(1968)的研究发现奠定了会计估值作用，Watts，Zimmerman一系列文章奠定了会计信息的契约作用(Watts，Zimmerman, 1978, 1979, 1983, 1986)，其中一个重要分支是会计信息在高管薪酬契约中的激励作用。学术界关于会计信息估值作用、激励作用各自都有着丰富的研究，但对于会计信息两大作用之间相互关系的研究却显得不足。现有相关文献中，有部分认为两者之间相互独立，如Lambert(1993)认为，对一个企业进行估值并不等同于评价一个管理者对企业的贡献；Paul(1992)、Lambert(2001)的解析研究都发现，在基于一定假设前提的模型设定下，会计信息两大作用之间相互独立。也有研究发现两者之间成正向关系，如Bushman等(2006)、Banker等(2009)基于美国资本市场的实证研究发现，会计信息两大作用之间成正向关系。国内研究方面，许静静、吕长江(2013)在引入高管拥有私人信息及风险厌恶两大假设后，解析模型结果表明会计信息两大作用之间成正向关系；许静静(2013)利用中国资本市场数据的实证研究发现会计盈余的估值作用与激励作用之间成正向关系。总的来说，现有关于会计信息两大作用之间关系的研究并不丰富，尤其是针对中国资本市场下的相关研究更是缺乏。基于此，本文在现有研究基础上对这一问题展开研究。

具体来说，本文将会计信息具体化为“现金流”，探讨现金流的估值作用与激励作用之间是否存在某种关系，如果这种关系存在，那么较之盈余，现金流两大作用之间的相互关系有何不同之处。现有文献对盈余估值作用和激励作用之间相互关系的实证研究都发现正向关系的存在，但很少有研究关注其他会计信息下的结果，如现金流。Banker等(2009)基于美国资本市场数据对盈余和现金流两大作用之间相互关系的研究发现，盈余和现金流的估值作用、激励作用之间都存在正向关系，盈余的估值作用和激励作用随着时间推移都在减弱，而现金流的估值作用和激励作用随着时间推移都在加强。本文将进一步研究现金流的估值作用和激励作用两者之间的关系。首先，本文将以中国A股资本市场数据为基础，检验现金流的两大作用之间是否存在某种关系；其次，本文将讨论现金流两大作用之间的相互关系较之盈余有何区别。理论上，会计信息估值作用与激励作用之间是否存在某种关系是会计学研究的基础问题，本文的研究将丰富这一话题的研究成果，同时是对会计信息作用相关研究的补充；此外，本文也丰富了有关现金流估值作用、激励作用研究的文献。实践上，作者希望本文对关注利用会计信息进行估值、激励的主体具有一定参考价值。

二 文献回顾与理论分析

学术界对会计信息估值作用与激励作用之间是否存在某种关系的研究主要分为解析式研究与实证研究。解析式研究根据研究问题设立经济模型，利用数学求解得出问题的答案，如Paul(1992)、Lambert(2001)利用解析式推导得出会计信息估值作用与激励作用之间相互独立的结论。Paul(1992)认为，薪酬激励关注指标是对管理者无法直接观测到的努力程度的反映，而股价关注指标是对未来收益的不确定性程度的降低，两者相互独立；Lambert(2001)认为，会计信息是帮助市场修正对于扰动产出项的预期，会计指标在估值作用中最重要的是“相关性”，而在激励契约中最重要的是达到“一致性”，即通过设计激励契约中会计指标的权重使得企业真实产出与业绩衡量指标之间达到一致，因此，估值作用与激励作用相互独立。然而，这两篇文章的模型设立都基于市场能够准确预期高管行为的内涵假设，若在一个更一般的模型中，市场对于高管采取何种行为存在不确定性，此时会计信息不仅可以帮助市场修正对随机产出项的预期，也可以帮助市场修正对与高管行为相关产出的预期，从而使会计信息在估值作用中的权重与其在激励契约中的权重更加接近(Lambert，2001)。因此，许静静、吕长江(2013)基于高管拥有私人信息及风险厌恶假设的模型分析结果表明，会计信息估值作用与激励作用之间成正向关系；会计信息估值作用与激励作用都依赖边际真实产出与会计信息所代表的边际业绩衡量指标之间的协方差，意味着会计信息与真实企业价值之间同步变化从而建立起了会计信息两大作用之间的正向关系。在实证研究方面，Bushman等(2006)、Banker等(2009)利用美国资本市场数据进行验证，结果表明会计信息估值作用与激励作用之间成正向关系，但两篇文章都没有从理论上对这一结果进行解释，而是给出了能够得到正向关系的特殊解析模型。还有一些学者在自己的研究中表达过对该问题的看法及预期，如Bushman，Smith(2001)预期会计信息的估值作用与激励作用之间存在正相关的关系；Kothari(2001)预期估值作用下的业绩衡量指标与激励作用下的业绩衡量指标具有正向关系；Banker等(2010)研究了边际收益率与资产周转率对ROA的估值作用与激励作用的影响，间接研究了ROA的估值作用与激励作用之间的关系，发现边际收益率比重越大，ROA的激励作用越大与估值作用都越大，从而得出ROA估值作用与激励作用之间存在正向关系。

因此，会计信息估值作用与激励作用之间呈正向关系得到了解析及实证等诸多研究的支持，现有的实证研究通常将会计信息具体化为会计盈余，而少有实证研究对其他会计信息进行过验证。现金流是盈余之外的另一重要会计信息，与盈余相比，现金流具有更高的刚性，被运用于投资者估值及高管激励中。会计信息估值作用与激励作用相互关系的解析模型设立条件同样适用于现金流，本文提出假设1：

H1  现金流的估值作用与激励作用之间成正向关系。

由解析模型来看，会计信息的估值作用与激励作用之间呈正向关系，实证检验也得出盈余的两大作用及现金流的两大作用之间都呈正向关系。无论是估值还是对高管进行激励，盈余及现金流都是辅助决策的信息。然而，在高管激励契约中，使用最多的是基于盈余的指标，如ROA、ROE、EPS(潘飞、石美娟、童卫华，2006；杜兴强、王丽华，2007)，在估值中，相对于现金流信息，投资者更加锁定盈余这一指标(陆静、孟卫东、廖刚，2002；刘晶，2005；曾庆梅，2008)。因此，相对来说，盈余信息的估值作用和激励作用受到投资者及董事会更多关注，从而使得相对于现金流来说，盈余信息与真实产出的“一致性”更重要，因此，本文提出以下假设：

H2  较之盈余，现金流的估值作用与激励作用之间的正向关系更弱。

三 实证检验

(一)模型

在参考现有相关文献(Bushman et al., 2006；Banker et al., 2009, 2010)的基础上，本文分别采用以下模型进行检验。

首先，利用模型(1)分别产生盈余与现金流的激励系数：

$ $$\ln {COM}{{P}_{i, t}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}EP{S_{i, t}} + {\alpha _2}CP{S_{i, t}} + {\alpha _3}{R_{i, t}} + {\mu _{i, t}}$$ $

(1)

其中，α₁为盈余激励系数CEC_eps，α₂为现金流激励系数CEC_cps。利用模型(2)(3)(4)产生盈余与现金流的估值系数：

$ P_{i, t}=\beta_{0}+\beta_{1} B P S_{i, t}+\mu_{i, t} $

(2)

$ P_{i, t}=\beta_{0}+\beta_{1} B P S_{i, t}+\beta_{2} E P S_{i, t}+\varepsilon_{i, t} $

(3)

$ P_{i, t}=\beta_{0}+\beta_{1} B P S_{i, t}+\beta_{2} E P S_{i, t}+\beta_{3} C P S_{i, t}+\varepsilon_{i, t} $

(4)

模型(2)—(4)的解释度分别为R²_bps、R_bpseps²和R_all²，盈余与现金流的估值系数分别为：

$ R_{-}^{2} e p s=\left(R_{b p s e p s}^{2}-R_{b p s}^{2}\right) /\left(1-R_{b p s}^{2}\right) $

$ R_{-}^{2} c p s=\left(R_{a l l}^{2}-R_{b p s e p s}^{2}\right) /\left(1-R_{b p e p s}^{2}\right) $

最后，利用模型(5)检验盈余或现金流的估值系数与激励系数之间的相互关系；利用模型(6)对盈余、现金流进行对比检验：

$ C E C_{Y I}=\gamma_{0}+\gamma_{1} R_{Y I}^{2}+\gamma \text { Control }+e_{Y I} $

(5)

$ C E C_{Y I}=\gamma_{0}+\gamma_{1} R_{Y I}^{2}+\gamma_{2} d u m_{-} R^{2}+\gamma \text { Control }+e_{Y I} $

(6)

以上各式中，ln COMP为上市公司前三名高管薪酬总额的自然对数；EPS为每股净利润；CPS为每股经营性现金流；R为上市公司当年5月至次年4月的股票年回报率，R在此是为了控制所有其他影响高管薪酬的因素；P为上市公司4月最后一个交易日的收盘价；BPS为每股净资产；Control为需要控制的变量，包括规模SIZE、资产负债率LEV、公司成长能力MB、EPS的波动性Var(eps)、CPS的波动性Var(cps)、R的波动性Var(R)、盈余的持续性Pers_earn、现金流的持续性Pers_cfo等。表 1给出了相关变量的定义。

(二)样本

本文采用CSMAR国泰安数据库，选取了2002—2012年中国A股上市公司薪酬数据、股票市场数据及财务报表数据。公司层面检验能较好控制公司特征的影响，但由于样本量较小(至多有11个观测值)，使得回归没有效力，因此本文采用年度行业层面回归。在具体检验中，要求每年每行业公司样本量至少为20，否则删除该年度该行业内所有上市公司样本。年度行业层面回归虽不能很好控制公司特征的影响，但其克服了样本量的限制，相对来说回归效力更好。在数据匹配及对极端值处理后，年度—公司样本量为10145，代表 11个年度236个观测。对这236个年度行业的上市公司分别进行模型(1)—(4)的回归，得到236个年度行业层面盈余及现金流的激励系数和估值系数，在删除负值激励系数及对极端值处理之后，现金流组样本量为141，盈余组样本量为198，相关变量的描述性统计及相关系数分别见表 2、表 3和表 4。

由表 2可以看到，现金流的激励系数中值0.168，均值0.232，中值小于均值，数据分布有右偏现象；估值系数中值、均值分别为0.020、0.053，同样有右偏现象。值得注意的是，由于数据保留三位小数，现金流的激励系数与估值系数的最小值都为零，而事实上两者都大于零。盈余的激励系数中值、均值分别为0.658、0.772，估值系数中值、均值分别为0.201、0.238，可以看到，无论是激励系数还是估值系数，盈余下的结果都要大于现金流下的结果，说明市场在对企业进行估值以及高管激励契约设计中，相对来说，更为看重的会计信息是盈余而非现金流，这与Banker等(2009)的发现不同。此外，由于本文的估值系数是基于模型解释度的衡量，因此较之ERC模型下的估值系数，本文的估值系数都处于0至1之间，不可能大于1；而由于激励系数的产生模型中没有对很多因素加以控制，因此这里激励系数可能普遍偏大，如盈余激励系数最大值为2.306，大于1。从表 3的相关系数可以看到，现金流的激励系数与估值系数之间的相关系数为正的0.0653，但这一系数并不显著；此外还可以看到现金流波动性越大时，其激励作用越小，但估值作用却越大。表 4显示盈余的激励系数与估值系数之间的相关系数为正的0.1918，且在5%或更好水平下显著；盈余的波动性越大其激励作用越小，盈余持续性越强其激励作用与估值作用都越大。

(三)实证结果

表 5给出了回归结果。回归(1)(2)分别对应现金流、盈余的估值作用与激励作用相互关系回归结果。由回归(1)可以看到，在控制了其他因素之后，现金流的估值系数R²的系数为正的0.392，且在10%水平下显著，说明现金流的估值作用与激励作用之间成正向关系，支持假设1。此外，Var(cps)的系数为负的0.099，与相关系数表结果一致，说明现金流波动性越大其激励作用越小。回归(2)给出了盈余下的回归结果，可以看到盈余估值系数R²的系数为正的0.562，且在1%水平下显著，说明盈余的估值作用与激励作用之间成正向关系，支持了已有研究的结果(许静静，2013)，同时可看到盈余检验下的系数要大于现金流检验下的系数(0.562>0.392)。回归(3)给出了盈余及现金流两组合并后的回归结果，可看到估值系数R²的系数显著为正，这与前面两组回归结果保持一致，说明了会计信息估值作用与激励作用之间存在正向关系，回归(4)在回归(3)的基础上加入交叉项Dum R²，用以检验盈余与现金流两作用之间相互关系的差异。当Dum取1时表征盈余组回归，Dum取0时表征现金流组回归，因此如果交互项Dum R²的系数为正，则表示较之现金流，盈余两大作用之间相互关系更强，反之，如果交互项Dum R²的系数为负，则表示较之现金流，盈余两大作用之间相互关系更弱。由回归(4)的结果可以看到，在加入交互项之后，R²的系数显著为负，交互项系数显著为正，说明了盈余两大作用之间的相互关系大于现金流两大作用之间的关系，支持假设2。

四 敏感性测试

在上文对现金流的检验中，估值模型、激励模型都是基于盈余及现金流两种信息，在本部分的敏感性测试中估值模型、激励模型都只基于现金流信息，即利用模型(7)衡量现金流的激励作用、利用模型(8)(9)衡量现金流的估值作用，检验现金流的估值作用、激励作用之间的相互关系。在此处没有列示的检验结果表明，当激励指标基于CFOA，即总资产经营现金流率，估值作用基于每股经营现金流时，R²_cps系数显著为正，表明现金流的激励作用与估值作用之间成正向关系；当激励作用、估值作用都基于每股经营现金流，R²_cps同样显著为正。敏感性测试结果表明在估值模型、激励模型都只基于现金流信息时，现金流两大作用之间的正向关系仍然成立。

$ \ln C O M P_{i, t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} C F O A_{i, t}\left(C P S_{i, t}\right)+\alpha_{2} R_{i, t}+\mu_{i, t} $

(7)

$ P_{i, t}=\beta_{0}+\beta_{1} B P S_{i, t}+\varepsilon_{i, t} $

(8)

$ P_{i, t}=\beta_{0}+\beta_{1} B P S_{i, t}+\beta_{2} C P S_{i, t}+\varepsilon_{i, t} $

(9)

五 结论

会计信息估值作用与激励作用是会计信息在资本市场中扮演的两大主要角色，会计信息两大作用之间是否存在某种关系是会计学研究的基础问题。现有解析研究基于不同的前提假设，分别得到会计信息两大作用之间相互独立或正向关系的结论，基于美国资本市场盈余信息的研究支持正向关系的存在。本文在现有研究基础上，利用中国A股资本市场数据，检验了现金流这一会计信息的估值作用与激励作用之间的相互关系，以及与盈余信息两大作用之间相互关系的差别，结果表明，现金流这一会计信息的估值作用与激励作用之间呈正向关系，但这种关系要弱于盈余信息。本文是对会计信息作用相关研究的补充，丰富了会计信息两大作用之间相互关系研究的文献；同时作者希望本文能够对关注利用会计信息特别是现金流信息进行估值及高管激励的主体具有参考价值。

本文存在很多不足，如由于样本的限制，本文的研究只能是年度行业层面而非公司层面，从而忽略了公司特征对研究结果的影响；估值模型有很多种，为了最小化负值估值系数导致的样本损失，本文只采用了模型解释度这一衡量指标表征估值作用大小，而没有再尝试其他估值模型等。这些问题的存在是本文的缺陷，同时也是未来研究需要进一步解决的方面。