王 湛（副教授），蔡 方

一、引言

證券市場為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了有效的資金流動渠道，增發(fā)作為一種股權(quán)再融資方式，在為上市公司低成本融資的同時(shí)也刺激了上市公司的盈余管理行為的產(chǎn)生。增發(fā)監(jiān)管政策作為政府監(jiān)管上市公司增發(fā)行為的重要手段，從1998年的“設(shè)置門檻”，經(jīng)歷了2000～2002年的逐步“提高門檻”以及2006年的“降低門檻”等多個(gè)階段。為了達(dá)到增發(fā)門檻，上市公司在強(qiáng)烈的融資需求刺激下存在利用盈余管理提高會計(jì)業(yè)績的可能。而伴隨著政策的多次變更，擬增發(fā)上市公司的盈余管理行為也隨之變化。

理論研究領(lǐng)域目前主要研究應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理兩種盈余管理行為。研究中最初只有盈余管理的概念，其度量方法主要是盈余分布分析法[1-4]。Schipper[5]將盈余管理劃分為應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理。Jones[6]運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法將應(yīng)計(jì)項(xiàng)目分為操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目和非操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目，并且將操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目視為公司進(jìn)行盈余管理的手段。Healy[7]、DeAngelo[8]以及Dechow等[9]也采用了相似方法進(jìn)行探索并提出了盈余管理的計(jì)量方法，如Healy模型（1985）、DeAngelo模型（1986）、Jones模型（1991）、修正的Jones模型（1995）以及擴(kuò)展的Jones模型（1999）等。

林舒、魏明海[10]采用調(diào)整的DeAngelo模型以我國A股上市公司IPO前的數(shù)據(jù)為樣本，探索這一過程中的盈余管理行為。真實(shí)盈余管理是指通過安排交易時(shí)間和規(guī)劃交易來操縱盈余的方法。Roychowdhury[11]指出微利公司用實(shí)際活動進(jìn)行盈余管理的方式有三種，分別是價(jià)格折扣、削減操縱費(fèi)用和過度生產(chǎn)，以此達(dá)到避免虧損的目的。Gunny[12]和Cohen等[13]研究發(fā)現(xiàn)，異常現(xiàn)金流與異?？刹倏v費(fèi)用越低，異常生產(chǎn)成本越高，真實(shí)盈余管理的整體程度越高。度量真實(shí)盈余管理最常見的模型是Roychowdhury模型，姚宏等[14]參照了Roychowdhury的研究對真實(shí)盈余管理進(jìn)行了度量，分別計(jì)量異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量、異常生產(chǎn)成本和異常酌量性費(fèi)用指標(biāo)，并利用這三個(gè)指標(biāo)計(jì)算真實(shí)盈余管理總量。

基于以上盈余管理理論和度量模型的再融資公司盈余管理的研究也較為豐富。Rangan[15]和Shivakumar[16]分別研究了1976～1989年和1983～1992年美國股權(quán)再融資上市公司的盈余管理行為，發(fā)現(xiàn)應(yīng)計(jì)盈余管理確實(shí)存在。除了對再融資情境下的盈余管理進(jìn)行研究[17，18]，也有部分學(xué)者對再融資方式之一的配股過程中的盈余管理進(jìn)行研究[19，20]，增發(fā)也是研究重點(diǎn)之一[21，22]，但專門研究公開增發(fā)情形下的盈余管理行為的文獻(xiàn)相對較少。

由上述分析可知，應(yīng)計(jì)盈余管理相關(guān)研究成果較多，而真實(shí)盈余管理的研究相對較少，且為數(shù)不多的相關(guān)文獻(xiàn)也多是從真實(shí)盈余管理單一視角進(jìn)行研究；關(guān)于股權(quán)再融資背景下盈余管理行為的研究成果較多，但缺乏從公開增發(fā)政策監(jiān)管角度探究其對盈余管理行為影響的文獻(xiàn)。因此，本文擬以政策監(jiān)管為自變量，采用管理后盈余分布分析法、多元回歸分析和對照實(shí)驗(yàn)研究相結(jié)合的方法，探索2003～2006年和2009～2013年不同公開增發(fā)政策適用期間內(nèi)，上市公司增發(fā)過程中的應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理特征，以及政策監(jiān)管對盈余管理的導(dǎo)向作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

2002年7月證監(jiān)會發(fā)布《關(guān)于上市公司增發(fā)新股有關(guān)條件的通知》，該文件在2001年增發(fā)政策的基礎(chǔ)上提高了增發(fā)閾值，“要求近3個(gè)會計(jì)年度及預(yù)測發(fā)行完成當(dāng)年加權(quán)平均凈資產(chǎn)收率不低于6%；或近3個(gè)會計(jì)年度加權(quán)凈資產(chǎn)收益率低于6%，但確有良好的經(jīng)營能力和發(fā)展前景且發(fā)行當(dāng)年凈資產(chǎn)收益率不低于前一年度水平”，同時(shí)取消了公開增發(fā)公司類型的限制。2006年5月證監(jiān)會發(fā)布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》降低了業(yè)績門檻，“要求申請公開增發(fā)上市公司最近3個(gè)會計(jì)年度加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率不低于6%，以扣除非經(jīng)常性損益前后的較低者為計(jì)算依據(jù)”，并增加了公司財(cái)務(wù)狀況的限制條款。王福勝等[23]以2008～2010年A股上市公司為樣本研究發(fā)現(xiàn)，微利公司和盈余微增長公司盈余管理比例異常高，證實(shí)了閾值處的分布斷層確實(shí)由盈余管理引起。曾妍琪、張婕[24]運(yùn)用前景理論研究了上市公司閾值處的盈余管理，發(fā)現(xiàn)其存在性的同時(shí)，通過前景理論成功解釋了閾值兩側(cè)盈余管理行為差異的原因。姚祿仕、牛佳[25]通過研究避免虧損和避免業(yè)績滑坡兩種市場閾值，驗(yàn)證了兩種閾值的存在性并對其重要性進(jìn)行了比較。從上述文獻(xiàn)可知，公開增發(fā)上市公司在政策閾值兩側(cè)可能存在盈余管理行為，據(jù)此提出假設(shè)1：

假設(shè)1：公開增發(fā)上市公司在政策閾值相鄰區(qū)間內(nèi)存在盈余管理行為。

應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理是上市公司管理層對財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)節(jié)的一種手段，具體操縱方法為對會計(jì)政策、會計(jì)估計(jì)進(jìn)行主觀選擇，對企業(yè)實(shí)際經(jīng)營活動不產(chǎn)生任何影響，只調(diào)整財(cái)務(wù)報(bào)告；真實(shí)盈余管理主要是通過對真實(shí)經(jīng)營業(yè)務(wù)的發(fā)生和時(shí)間點(diǎn)的安排進(jìn)行盈余管理，對企業(yè)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)且深遠(yuǎn)的影響。蔡春等[26]認(rèn)為IPO公司盈余管理方式的選擇是管理層在發(fā)行價(jià)最大化的原則下考慮法律水平、行業(yè)管制、審計(jì)師等因素后進(jìn)行的選擇。而張自巧[27]認(rèn)為收購公司選擇盈余管理方式遵循成本效益原則，并對不同因素影響下應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理方式的監(jiān)督成本和相對收益進(jìn)行了對比。王成良等[28]認(rèn)為監(jiān)管者識別盈余管理的能力隨著配股管制制度的變遷而變化，當(dāng)真實(shí)盈余管理被納入管制范圍，監(jiān)管者對其關(guān)注度降低，識別能力不強(qiáng)，但應(yīng)計(jì)盈余管理關(guān)注度不變并較容易被識別。隨著法律制度和會計(jì)準(zhǔn)則的不斷修訂和完善，應(yīng)計(jì)盈余管理操縱風(fēng)險(xiǎn)越來越大，真實(shí)盈余管理的隱蔽性逐漸被發(fā)掘，操縱途徑變得有跡可循，擬公開增發(fā)上市公司在進(jìn)行應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理時(shí)越來越謹(jǐn)慎。據(jù)此，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：隨著監(jiān)管政策的完善，擬公開增發(fā)上市公司政策導(dǎo)向性的盈余管理動機(jī)減弱，盈余管理行為更加謹(jǐn)慎。

政策監(jiān)管的變化導(dǎo)致盈余管理行為變化。謝德仁[29]認(rèn)為市場監(jiān)管規(guī)則的改善有助于遏制債務(wù)重組上市公司盈余管理。而王克敏、劉博[30]認(rèn)為公司間業(yè)績差異會影響公司的盈余管理策略，針對公開增發(fā)業(yè)績門檻的變化的研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績門檻提高導(dǎo)致公司間業(yè)績差異縮小，盈余管理動機(jī)減弱，盈余管理水平下降，反之亦然。公司間業(yè)績差異導(dǎo)致信息傳遞效應(yīng)收益下降，同時(shí)盈余管理成本包括未來業(yè)績下滑和投資者高估帶來的風(fēng)險(xiǎn)等各項(xiàng)成本并呈現(xiàn)上升趨勢，收益和成本配比之后的凈收益下降。隨著資本市場的不斷發(fā)展，監(jiān)管政策及會計(jì)政策的完善導(dǎo)致應(yīng)計(jì)盈余管理被發(fā)現(xiàn)的風(fēng)險(xiǎn)增大，而真實(shí)盈余管理行為目前還不易識別?；谝陨戏治?，提出假設(shè)3、假設(shè)4：

假設(shè)3：高政策閾值時(shí)，政策監(jiān)管對盈余管理有抑制性的導(dǎo)向作用。

假設(shè)4：低政策閾值時(shí)，政策監(jiān)管對真實(shí)盈余管理有促進(jìn)性的導(dǎo)向作用。

三、變量設(shè)定與模型構(gòu)建

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文主要是研究2002年和2006年公開增發(fā)政策變更后的兩個(gè)期間的盈余管理指標(biāo)受政策的影響，2002年和2006年增發(fā)政策要求的閾值分別為“10%”和“6%”。為了凸顯政策監(jiān)管對公開增發(fā)上市公司盈余管理的作用機(jī)制，本文同時(shí)設(shè)立了一一對應(yīng)的實(shí)驗(yàn)組和對照組，研究期間分別為2003～2006年和2009～2013年。需要說明的是，2017年1月20日證監(jiān)會宣布要對再融資政策進(jìn)行修改，擬收緊定向增發(fā)擴(kuò)大公開增發(fā)規(guī)模，但新政策尚未出臺，且國泰安數(shù)據(jù)庫公司研究系列增發(fā)配股子庫中，2014年公開增發(fā)上市公司數(shù)量為1家，2015～2017年公開增發(fā)上市公司數(shù)為0，數(shù)量極少無代表性，故這一期間不作為研究期間。實(shí)驗(yàn)組在各年公開增發(fā)上市公司的基礎(chǔ)上剔除了數(shù)據(jù)不全的公司，兩組對照組分別與實(shí)驗(yàn)組研究期間相對應(yīng)，在非增發(fā)上市公司的基礎(chǔ)上剔除了金融保險(xiǎn)業(yè)公司、?ST和ST公司，以及發(fā)生了IPO、配股、增發(fā)、并購等重大事項(xiàng)的公司與數(shù)據(jù)不全的公司。經(jīng)過上述處理，分別得到實(shí)驗(yàn)組第一組37家公司148個(gè)樣本數(shù)據(jù)，實(shí)驗(yàn)組第二組29家公司156個(gè)樣本數(shù)據(jù)，第一組對照組（后文稱對照組1）196家公司784個(gè)樣本數(shù)據(jù)，第二組對照組（后文稱對照組2）117家公司468個(gè)樣本數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），數(shù)據(jù)分析軟件主要為SPSS、EViews和EXCEL。

（二）變量定義

被解釋變量：盈余管理。采用修正的Jones模型度量應(yīng)計(jì)盈余管理程度，采用Roychowdhury模型度量真實(shí)盈余管理程度，盈余管理指標(biāo)分別為可操控應(yīng)計(jì)利潤（DA）、異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流（ACFO）、異常生產(chǎn)成本（APROD）、異常酌量性費(fèi)用（ADISP）、真實(shí)盈余管理總量（RM）。

解釋變量：政策監(jiān)管。本文參考前人的研究，根據(jù)研究期間內(nèi)公開增發(fā)上市公司盈余管理分布特征設(shè)置了盈余區(qū)間分段虛擬變量。

控制變量：參考已有研究成果初步確定控制變量，并進(jìn)一步根據(jù)回歸結(jié)果，將不顯著的控制變量剔除，得到最后的控制變量，建立回歸模型。楊志強(qiáng)、王華[31]引入總資產(chǎn)收益率（ROA）、公司規(guī)模（SIZE）、財(cái)務(wù)杠桿（LEV）等指標(biāo)作為盈余管理研究模型中的控制變量；周夏飛、周強(qiáng)龍[32]將公司規(guī)模（SIZE）、杠桿率（LEV）、主營業(yè)務(wù)收入增長率（GROWTH）、市價(jià)賬面價(jià)值比（MB）作為控制變量納入回歸模型中；林永堅(jiān)、王志強(qiáng)和李茂良[33]創(chuàng)新性地引入盈余管理柔性（INVREC）作為控制變量；崔海紅[34]、黃芳和楊七中[35]分別從不同角度考察了獨(dú)立董事對公司盈余管理行為的影響；路軍偉、韓菲和石昕[36]以及李薇、向雙兵[37]研究了管理層持股比例（MSH）與盈余管理之間的關(guān)系；王玨瑋、唐建新和孔墨奇[38]以及張娟和黃志忠[39]將高管薪酬（SAL）作為關(guān)鍵詞，研究了不同情境下的盈余管理與高管薪酬的相關(guān)性。在此基礎(chǔ)上，本文引入營業(yè)收入現(xiàn)金含量（CFR）作為控制變量，真實(shí)盈余管理的操縱途徑之一是銷售操控，這一指標(biāo)衡量的是金融活動收到的現(xiàn)金比例，與真實(shí)盈余管理行為具有相關(guān)性。最終的變量設(shè)定見表1。

表1 變量設(shè)定一覽

（三）模型構(gòu)建

為研究政策監(jiān)管對應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理的影響，分別針對不同政策適用期間構(gòu)建如下兩個(gè)模型：

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 2003～2006年各變量描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可以看出：我國2003～2006年公開增發(fā)上市公司DA極大值與極小值差距較大；結(jié)合標(biāo)準(zhǔn)差可以看到，公司間應(yīng)計(jì)盈余管理方向和程度差異明顯存在，但波動幅度較??；均值為0.0004，由于此數(shù)值在計(jì)算中包含了資產(chǎn)規(guī)模的倒數(shù)這一調(diào)整系數(shù)，應(yīng)計(jì)盈余管理程度看似較小實(shí)則較大，說明這一期間內(nèi)我國公開增發(fā)上市公司應(yīng)計(jì)盈余管理行為較為明顯。真實(shí)盈余管理分指標(biāo)中ACFO的極大值和極小值相差較大，標(biāo)準(zhǔn)差與應(yīng)計(jì)盈余管理標(biāo)準(zhǔn)差相近；相較于ACFO和APROD，ADISP的標(biāo)準(zhǔn)差極小，公司間差異較小，但RM的標(biāo)準(zhǔn)差較大。由此說明雖然從分量來看，公司間差異較小，但公司間真實(shí)盈余管理的總量差異顯著，其中不乏通過盈余管理行為調(diào)減利潤的公司，其目的可能是在某一期間內(nèi)通過盈余管理手段調(diào)減利潤并在以后期間轉(zhuǎn)回，以增加以后期間的盈余，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)平滑盈余、達(dá)到增發(fā)門檻的目的。

控制變量中，ROA的標(biāo)準(zhǔn)差較小，GROWTH的標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明雖然樣本公司盈余差異較小，但成長能力卻明顯不同。CFR、INVREC和FIRST雖然極差較大，但標(biāo)準(zhǔn)差不大，說明樣本公司這三個(gè)指標(biāo)的差異較小。

從表3可以看出：我國2009～2013年期間公開增發(fā)上市公司DA極大值和極小值相差較大，但標(biāo)準(zhǔn)差較小，說明公司間差異雖然明顯存在，但總體來說應(yīng)計(jì)盈余管理分布較集中，差異較??；應(yīng)計(jì)盈余管理較上一政策期間（2003～2006年）內(nèi)的樣本公司均值有所提升，應(yīng)計(jì)盈余管理行為普遍存在。從真實(shí)盈余管理分指標(biāo)來看，APROD、ADISP極差較大，標(biāo)準(zhǔn)差較小，ACFO極差相對較小，標(biāo)準(zhǔn)差也較小，而RM極差較大，且標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值較分指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)差大，但均值絕對值較上一期間減小，說明總體來看，真實(shí)盈余管理行為存在且公司間差異明顯，但真實(shí)盈余管理程度較前一期間（2003～2006年）略有下降。

表3 2009～2013年各變量描述性統(tǒng)計(jì)

控制變量中，ROA的標(biāo)準(zhǔn)差較小，GROWTH的標(biāo)準(zhǔn)差較大，與前一期間（2003～2006年）相似，公司間盈余相近但成長性相差較大。BM極差和標(biāo)準(zhǔn)差均較大，進(jìn)一步說明公司間成長性差異顯著，CFR和INVREC極差和標(biāo)準(zhǔn)差相近，說明樣本公司這兩個(gè)指標(biāo)的差異較小，由于《公司法》對獨(dú)立董事比例有最低比例要求，INDEPEN差異較小。

（二）盈余分布分析

在對回歸指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)前，首先分析2002年和2006年公開增發(fā)政策修訂后的公開增發(fā)上市公司的盈余分布，根據(jù)數(shù)據(jù)中心極限定理，在樣本量足夠大并且無導(dǎo)致系統(tǒng)誤差的重要因素的情況下，大樣本的凈資產(chǎn)收益率（ROE）近似服從正態(tài)分布。盈余分布分析法的中心假設(shè)是：正常情況下，大樣本的觀測值分布是平滑的、連續(xù)的，分布曲線不存在明顯的波峰或波谷，如果盈余分布在某一點(diǎn)處出現(xiàn)斷層，則認(rèn)為該點(diǎn)相鄰區(qū)間存在盈余管理行為。對2003～2006年和2009～2013年公開增發(fā)上市公司采用盈余分布分析法研究得到盈余分布圖如圖1、圖2所示。

圖1 2003～2006年公開增發(fā)ROE分布直方圖

圖2 2009～2013年公開增發(fā)ROE分布直方圖

從圖1中可以知道，2003～2006年公開增發(fā)上市公司盈余并不呈正態(tài)分布，在10%處有顯著斷層，在[10%，11%）和[11%，12%）區(qū)間內(nèi)分布密集。從圖2中可以看出，2009～2013年公開增發(fā)上市公司盈余分布為非正態(tài)分布，在6%和16%處有顯著斷層，在[6%，7%）和[16%，17%）區(qū)間內(nèi)分布密集。兩個(gè)期間內(nèi)的盈余分布密集區(qū)間與政策監(jiān)管閾值密切相關(guān)，在閾值點(diǎn)處發(fā)生斷層，在相鄰區(qū)間內(nèi)存在盈余管理行為。故此，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

（三）回歸分析

模型（1）和模型（2）中各變量的Pearson和Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型（1）中相關(guān)系數(shù)最大的是ACFO和ROA的Spearman系數(shù)（0.451），沒有超過0.5，可以認(rèn)為不存在明顯的共線性問題；模型（2）中相關(guān)系數(shù)最大的是GROWTH和ROE的Pearson系數(shù)（0.482），小于0.5，模型不存在明顯的共線性問題，由于篇幅有限，詳細(xì)結(jié)果未列示。

本文針對2002年和2006年證監(jiān)會發(fā)布的兩個(gè)公開增發(fā)政策，選取研究對象，以盈余管理指標(biāo)為被解釋變量，以政策監(jiān)管指標(biāo)為解釋變量，利用模型（1）和模型（2）對盈余管理與政策監(jiān)管間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4和表5（???、??、?分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。括號內(nèi)報(bào)告的是回歸系數(shù)的P值）。

1.在以DA為被解釋變量的模型（1）中，U1、U2、U3和U4的系數(shù)均在1%的水平上顯著，分別為-0.3379、-0.3200、-0.3323、-0.3115，說明這四個(gè)區(qū)間內(nèi)政策監(jiān)管對盈余管理有抑制作用，可以降低應(yīng)計(jì)盈余管理程度，且在各區(qū)間內(nèi)的抑制作用效果較為一致。在以ACFO為被解釋變量的模型（1）中，U1、U2、U3和 U4的系數(shù)分別為 0.3779、0.3473、0.3565、0.3428，且均在1%的水平上顯著，而ACFO在真實(shí)盈余管理總量計(jì)算式中是一個(gè)負(fù)向變量，由此說明政策監(jiān)管從異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流的角度抑制了真實(shí)盈余管理活動，且不同期間內(nèi)較為平均。在以APROD和ADISP為被解釋變量的模型（1）中，政策替代變量回歸系數(shù)不顯著，但APROD的回歸系數(shù)均為負(fù)，ADISP的回歸系數(shù)多為正，由于真實(shí)盈余管理總量計(jì)算式中APROD是一個(gè)正向變量、ADISP是一個(gè)負(fù)向變量，所以政策監(jiān)管從這兩個(gè)角度抑制了真實(shí)盈余管理，只是作用相對較弱。這一點(diǎn)從真實(shí)盈余管理總量的回歸模型的系數(shù)顯著性中同樣可以得出：在以RM為被解釋變量的模型（1）中，U1和U2的系數(shù)在5%的水平上顯著，U3和U4的系數(shù)在1%的水平上顯著，且系數(shù)均為負(fù)值，印證了政策監(jiān)管對真實(shí)盈余管理起抑制作用的觀點(diǎn)。

表4 2003～2006年盈余管理回歸結(jié)果

表5 2009～2013年盈余管理回歸結(jié)果

在控制變量中，GROWTH與RM在1%的水平下存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明成長能力越強(qiáng)的公司會越少地采用真實(shí)盈余管理方式，真實(shí)盈余管理對公司業(yè)績的影響是無法修復(fù)的，管理層為了避免追求高盈余數(shù)據(jù)而影響公司可持續(xù)發(fā)展，會更傾向于保持盈利而降低真實(shí)盈余管理程度。CFR與DA、RM在1%水平下呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明高營業(yè)收入現(xiàn)金含量可降低盈余管理程度，而INVREC與DA、RM在1%水平下正相關(guān)，且RM模型中的回歸系數(shù)達(dá)到0.9132，說明高盈余管理柔性有利于公司進(jìn)行盈余管理，尤其是真實(shí)盈余管理。

2.在以DA為被解釋變量的模型（2）中，V1、V2、V3和V4的回歸系數(shù)分別為0.1024、0.1057、0.0917、0.1082，且均在1%的水平上顯著，說明這一期間內(nèi)的政策監(jiān)管對應(yīng)計(jì)盈余管理有明顯的促進(jìn)作用，不同于上一政策期間內(nèi)的抑制作用。在以ACFO為被解釋變量的模型（2）中，V1、V2、V3和V4的回歸系數(shù)分別為-0.0954、-0.0896、-0.0819、-0.0904，V2的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著，V1、V3和V4的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，ACFO在真實(shí)盈余管理總量的計(jì)算式中是一個(gè)負(fù)向變量，故政策監(jiān)管從異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流的角度對真實(shí)盈余管理起到促進(jìn)作用，即提高了真實(shí)盈余管理程度。在以APROD為被解釋變量的模型（2）中，V1、V2、V3和V4的回歸系數(shù)不顯著，但均為負(fù)值。在以ADISP為被解釋變量的模型（2）中，V1、V2、V3和 V4的回歸系數(shù)分別為-0.0347、-0.0274、-0.0330、-0.0311，V2在10%的水平上顯著，其他均在5%的水平上顯著，ADISP在真實(shí)盈余管理總量計(jì)算式中是一個(gè)負(fù)向變量，說明政策監(jiān)管從異常酌量性費(fèi)用的角度對真實(shí)盈余管理起到促進(jìn)作用，提高了真實(shí)盈余管理程度，但是在以RM為被解釋變量的模型（2）中，四個(gè)研究區(qū)間內(nèi)的回歸系數(shù)均不顯著，雖然ACFO和AIDSP研究區(qū)間的回歸系數(shù)顯著但系數(shù)絕對值較小，與ADISP綜合后得到的變量不顯著，所以這一期間內(nèi)政策監(jiān)管對真實(shí)盈余管理的作用效果不顯著，表現(xiàn)為輕微的促進(jìn)作用。

控制變量中，ROA與DA在10%水平上呈正相關(guān)關(guān)系，ROA與RM在1%水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明公司盈利能力越好，應(yīng)計(jì)盈余管理程度提高而真實(shí)盈余管理程度降低。BM與DA在10%水平上正相關(guān)關(guān)系，CFR與DA在5%的水平上負(fù)相關(guān)，INVREC與DA在1%的水平上正相關(guān)，INDEPEN與DA在5%的水平上正相關(guān)，但三個(gè)指標(biāo)與RM的相關(guān)性不顯著，說明公司成長能力越高，營業(yè)收入現(xiàn)金含量越低，盈余管理柔性越高，獨(dú)立董事比例越高，越能促使應(yīng)計(jì)盈余管理程度的增加，真實(shí)盈余管理的影響較小。

3.縱向分析兩個(gè)政策期間內(nèi)的應(yīng)計(jì)盈余管理回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：2003～2006年樣本公司受政策影響導(dǎo)致應(yīng)計(jì)盈余管理程度降低，2009～2013年的政策促進(jìn)了應(yīng)計(jì)盈余管理程度的提高；2003～2006年樣本公司受政策影響真實(shí)盈余管理程度降低，2009～2013年的政策促進(jìn)了真實(shí)盈余管理程度的提高，說明不同政策適用期間內(nèi)政策對盈余管理的作用方向不同。2002年公開增發(fā)政策業(yè)績閾值為10%，2006年公開增發(fā)政策業(yè)績閾值為6%，高政策閾值致使擬公開增發(fā)公司間業(yè)績差異縮小，盈余管理收益下降，盈余管理動機(jī)變?nèi)?，進(jìn)而盈余管理程度降低。

2009～2013年期間兩種盈余管理在四個(gè)研究區(qū)間內(nèi)的回歸系數(shù)絕對值均小于2003～2006年對應(yīng)的系數(shù)絕對值，說明隨著會計(jì)制度和監(jiān)管政策的完善，上市公司盈余管理動機(jī)減弱，盈余管理行為更加謹(jǐn)慎，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

橫向?qū)Ρ韧徽哌m用期間內(nèi)政策監(jiān)管變量的回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理的特征不同。在2003～2006年期間，應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理的回歸系數(shù)都顯著，但真實(shí)盈余管理模型系數(shù)絕對值大于應(yīng)計(jì)盈余管理模型系數(shù)，說明雖然政策監(jiān)管對兩種盈余管理都起到抑制作用，但對真實(shí)盈余管理的抑制作用更明顯。2009～2013年期間，應(yīng)計(jì)盈余管理回歸系數(shù)顯著，但真實(shí)盈余管理總量的回歸系數(shù)不顯著，說明這一期間內(nèi)政策監(jiān)管對應(yīng)計(jì)盈余管理的促進(jìn)作用較大，對真實(shí)盈余管理也有一定的促進(jìn)作用。

（四）對照研究

下面將在回歸分析已證實(shí)政策監(jiān)管與兩種盈余管理相關(guān)性的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析兩者的因果關(guān)系，即對比受政策影響和不受政策影響的上市公司應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理的差異。首先對實(shí)驗(yàn)組和對照組的應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理指標(biāo)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，然后根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步選擇均值比較方式，最后根據(jù)均值比較結(jié)果判斷政策監(jiān)管與應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理是否有直接因果關(guān)系。正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

從表6中K-S檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，四組樣本KS檢驗(yàn)的Sig.值均小于0.05，認(rèn)為四組應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理指標(biāo)不符合整體分布。W檢驗(yàn)適用于樣本容量在8～50之間的整體分布檢驗(yàn)，由于實(shí)驗(yàn)組樣本容量偏小，采用W檢驗(yàn)進(jìn)一步佐證K-S檢驗(yàn)，兩種檢驗(yàn)結(jié)果一致。據(jù)此，兩個(gè)獨(dú)立樣本均值檢驗(yàn)采用非參數(shù)檢驗(yàn)方法即Mann-Whitney U檢驗(yàn)。非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果見表7。

表6 盈余管理指標(biāo)正態(tài)性檢驗(yàn)

表7 應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理Mann-Whitney U檢驗(yàn)

從表7 Mann-Whitney U檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，實(shí)驗(yàn)組1和對照組1的應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理Z值分別為-3.3667和-3.5714，Sig.值分別為0.0008和0.0004，均小于0.05，通過了顯著性檢驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)組1和對照組1應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理存在顯著差異，說明2003～2006年的政策適用期間公開增發(fā)公司采取了應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理兩種方式，公開增發(fā)政策成為應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理的誘因。實(shí)驗(yàn)組2和對照組2應(yīng)計(jì)和真實(shí)盈余管理Z值分別為-0.3913和-3.2128，Sig.值分別為0.6956和0.0013，前者未通過顯著性檢驗(yàn)，后者通過了顯著性檢驗(yàn)，說明2009～2013年政策適用期間公開增發(fā)公司針對增發(fā)政策主要采取的是真實(shí)盈余管理。由于真實(shí)盈余管理操縱手段多且通過實(shí)際經(jīng)營活動進(jìn)行，相對于通過會計(jì)手段選擇進(jìn)行的應(yīng)計(jì)盈余管理，前者具有更強(qiáng)的隱蔽性，同時(shí)也說明擬公開增發(fā)上市公司盈余管理行為越來越謹(jǐn)慎。綜上，可以證實(shí)政策監(jiān)管對公開增發(fā)上市公司盈余管理行為具有導(dǎo)向作用。

對照實(shí)驗(yàn)研究結(jié)果，結(jié)合回歸分析結(jié)果可知，假設(shè)3和假設(shè)4得證：高政策閾值下，政策監(jiān)管對兩種盈余管理行為抑制性導(dǎo)向作用較強(qiáng)。隨著監(jiān)管政策和會計(jì)政策的完善以及證券市場的發(fā)展，上市公司針對增發(fā)政策的盈余管理活動主要采用真實(shí)盈余管理方式，所以政策閾值低時(shí)，政策監(jiān)管對真實(shí)盈余管理存在促進(jìn)性的導(dǎo)向作用。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從控制變量和回歸模型兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：通過控制變量的增減得到的回歸結(jié)果中，顯著性較強(qiáng)的控制變量回歸結(jié)果不變，且解釋變量的回歸系數(shù)雖然略有變動，但顯著性不變；在改變回歸方法的情況下，如采用固定效應(yīng)模型替換隨機(jī)效應(yīng)模型，解釋變量的回歸系數(shù)略有變動但顯著性不變，得到的結(jié)果與現(xiàn)有結(jié)果相同。

五、結(jié)論

本文分別對2002年和2006年的公開增發(fā)監(jiān)管政策適用期內(nèi)的擬增發(fā)公司進(jìn)行盈余分布分析，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，對應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理與政策監(jiān)管之間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，在明確相關(guān)性的前提下，采用對照實(shí)驗(yàn)研究驗(yàn)證政策監(jiān)管對公開增發(fā)公司盈余管理的差異化導(dǎo)向作用。研究結(jié)果表明，2002年和2006年分別發(fā)布的政策在其適用期內(nèi)公開增發(fā)上市公司同時(shí)采用了應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理兩種方式，隨著監(jiān)管政策的完善，受政策影響的盈余管理程度降低，上市公司盈余管理行為更加謹(jǐn)慎；不同閾值的監(jiān)管政策對公開增發(fā)上市公司盈余管理的作用不同，高政策閾值抑制盈余管理而低政策閾值促進(jìn)盈余管理。

基于以上結(jié)論，本文建議：第一，證監(jiān)會在制定增發(fā)政策時(shí)可以將具體考核指標(biāo)細(xì)化、考核角度多維化，參考增發(fā)前的歷史業(yè)績變化趨勢，對出現(xiàn)異常盈余波動的公司限制增發(fā)資金的使用等。第二，提高信息披露要求，同時(shí)提高盈余管理成本以抑制盈余管理行為，與真實(shí)盈余管理關(guān)聯(lián)較大的財(cái)務(wù)指標(biāo)強(qiáng)制要求披露，對可核查的盈余管理行為可考慮采取相關(guān)行政處罰等。第三，從公司治理角度治理盈余管理，分散第一大股東股權(quán)，引入機(jī)構(gòu)投資者，由國家機(jī)關(guān)建立職能部門負(fù)責(zé)獨(dú)立董事的委派、考評及付薪等工作，增強(qiáng)獨(dú)立董事獨(dú)立性的同時(shí)提高監(jiān)督有效性。

本文研究的創(chuàng)新性主要體現(xiàn)在：與以往大多數(shù)研究僅關(guān)注某一種盈余管理行為不同，本文將公開增發(fā)過程中可能存在的應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理兩種行為納入研究范疇；研究中先采用回歸分析法用以檢驗(yàn)兩種盈余管理行為與政策監(jiān)管變量之間的相關(guān)性，再運(yùn)用對照實(shí)驗(yàn)研究法用以驗(yàn)證政策監(jiān)管變量與兩種行為之間可能的因果關(guān)系，從而在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上確認(rèn)了前者對后者的導(dǎo)向作用。

同時(shí)，本文研究也存在不足，如：樣本數(shù)量有限，我國2014～2017年進(jìn)行公開增發(fā)的公司極少，難以取樣，故樣本選擇未涉及這一期間的公司，使得研究時(shí)效性可能稍有不足，將在后續(xù)證券市場發(fā)展完善后，擴(kuò)大研究期間以增強(qiáng)結(jié)論時(shí)效性。