[关键词]营运资金盈利能力偿债能力风险
营运资金是企业在生产经营过程中周转使用的资金,也可以理解为企业在生产经营过程中使用的流动资产净额。在数量上等于全部流动资产减去全部流动负债后的余额,是流动资产的一个有机组成部分。因此营运资金的特点就是流动资产的特点,即回收期短;具有流动性;多种形式上并存性和数量上波动性。
在流动资产中,来源于流动负债的部分由于受短期索求权的约束,因而企业不能在较短时间内自由使用。相反,扣除流动负债后的流动资产,企业可以在较长时间内自由使用。因为这部分流动资产净额是由长期筹资方式筹集的,它的偿债索求权时间压力小。
营运资金不仅是流动资产和流动负债二者的差额,而且其规模受企业供产销的影响,同时又制约着企业的生产经营规模。所以,营运资金的管理不能单纯地考虑流动资产和流动负债的比较差异,而需要从企业资金运动的全过程进行系统把握。
营运资金是流动资产的有机组成部分,是企业短期偿债能力的重要标志。一般而言,营运资金数额越大,企业短期偿债能力就越强,反之则越小。因此,增加营运资金的规模,是降低企业偿债风险的重要保障。然而,营运资金规模的增加,必然要求企业利用长期筹资方式筹集更多的长期资金而占用在流动资产上,但长期筹资方式所筹集的资金成本大,会影响企业的盈利能力,长此以往,最终因为盈利能力低下,影响偿债能力,而给企业带来财务风险。反之,营运资金规模小,企业财务风险高,而企业盈利能力大。同时,营运资金的结构不同,也会影响企业的偿债能力和盈利能力。因此,确定营运资金的规模,对营运资金的管理,必须在盈利能力、财务风险两者之间进行权衡。可见,要对营运资金进行管理,必须从四个内容进行:
一、财务风险
从理论上说,只要流动资产大于流动负债,企业就具备了短期偿债能力。因此,企业营运资金的最低理论值为0。但这必须以流动资产的变现数量与期限结构同流动负债的偿还数量与期限结构完全吻合为前提,否则,企业就可能形成到期不能偿债的风险。从理论上来讲,在企业出现财务风险时,可以将长期资产进行变现,来偿还到期的债务。然而,在实际中企业为了维持正常的生产经营活动,一般不会动用长期资产来偿还流动负债。再者,由于流动资产的变现数量也有极大的不确定性,这主要是应收账款坏账和库存商品削价的可能性存在,所以企业的流动资产的数量必须大于流动负债,即营运资金的数量必须大于0。同时,由于各类流动资产的变现速度和变现数量不同,作为流动资产净额的营运资金的结构不同,它的偿债能力也不同,因此,企业对财务风险的态度不同,要求营运资金的结构也不同。
二、盈利能力
如果企业单纯地考虑偿债而确定营运资金的规模和结构,势必会约束自己灵活、机动地运用营运资金,影响企业的盈利水平。因为一个企业的偿债能力和盈利能力互为结果的,所以,如果一个企业的盈利水平长期低下,最终会削弱自己的偿债能力,从而给企业自身带来财务风险。企业盈利能力是受收入和成本二个因素所决定,企业营运资金的规模和结构不同,收入和成本的水平也不同。假如一个企业营运资金的规模过大,就会增加营运资金中非盈利流动资产的规模和比例,相对减少了企业的收入,同时增加了资金成本和机会成本。反过来讲,企业应根据自己的利润目标,来确定营运资金的规模和结构。
三、弹性
由于弹性在财务管理中的重要作用,因此在营运资金管理中要考虑自身变换的可能性,以便在需要时,调整营运资金的结构。实际管理中,弹性会影响营运资金的规模,如果现有营运资金的弹性不好,又需要对营运资金结构进行调整,面对这种情况企业有两个选择:第一个选择是牺牲信用和收益,将弹性较小的营运资金强行转换其形态;第二个选择是增加具有弹性的营运资金的规模,用于准备短期债务的偿付和财务调整,这样会增加企业的资金成本,减少收益,维持企业现有的信用。
四、营运能力
营运就是经营运作,营运能力是指企业经营运作能力。狭义的理解是企业经营运作的速度,主要表现为资产管理和运用的效率,即资产的周转速度,在财务分析中常用资产的周转率来表示,主要包括流动资产周转率,固定资产周转率和总资产周转率指标。
关键词：管理层效率盈余质量面板数据广义最小二乘法
一、引言
会计盈余数字能够向投资者传递信息，提供高质量会计盈余的公司相对能够吸引更多的资金，从而降低公司融资成本；而会计盈余的高质量使公司与投资者之间保持信息渠道的畅通，降低了投资者的信息成本，这有助于资本市场的健康发展。在中国上市公司中，不同效率的管理层提供的财务报告盈余质量会不同吗？不同的话又呈现什么样的特征呢？其背后更深层次的原因又何在呢？这对完善我国转轨经济加新兴市场环境下的上市公司治理有什么样的启发呢？本文使用数据包络方法刻画上市公司管理层效率，使用连续累计三年的回归残差后的标准差作为盈余质量的变量，检验了我国证券市场中两者的关系，试图从经验意义上对这些问题做出一些探索和回答，为未来会计信息披露制度的设计和完善提供一定的政策参考。
二、研究设计
（一）研究假设大量关于盈余质量的经验研究主要检验了公司特有属性的影响，如管理层持股的盈余质量反应（Warfield等，1995；Gabrielsen等，2002；PhmanLimpaphayom，2003）；股权结构对财务信息质量的影响（SamHan，2005）；Dechow和Dichev（2002）发现对于那些规模较小、本期损失较大、现金流和销售波动较大、营业周期较长的公司，盈余质量相应较差；在公司基础架构层面，Klein（2002）发现拥有更独立的董事会成员的公司应计的质量也更高，Ashbaugh-Skaife等（2006）和Doyle等（2006）发现拥有较弱的内部控制的公司盈余质量也较差；在公司经理层特征上，Francis等（2006）研究了盈余质量与CEO声誉的关系，结果表明美国公司中导致较低盈余质量的更可能是公司所处常变的经营环境和公司内在属性而非CEO声誉。不过，Bertrand和Schoar（2003）的研究表明，经理们确实能影响他们管理的公司，公司决策可以反映出经理们的不同风格，或者说公司经理们确实影响着公司的各种选择；Richardson等（2004）发现董事会成员的固定效应与公司治理，财务政策，披露政策等确实有联系。在国内关于盈余质量的经验研究方面，学者们从诸多方面研究了对盈余质量的影响，如控股股东或股权结构（王化成、佟岩，2006；林峰，2006；冯瑛，2007；周晓苏、张继袖、唐洋，2008）、董事会特征（冯瑛，2007；王妍玲，2007；王兵，2007；吴清华、王平心，2007）、高层管理人员持股（毛洪安，2008）、宽泛意义上的公司治理状况（刘立国、杜莹，2003；史忠党，2005；赵景文，2006；王琦，2006；潘玉林，2007；黄强，2007）、审计特征（蔡春、黄益建、赵莎，2005；翟华云，2006；董南雁、张俊瑞，2007）等公司特有属性的影响，对于管理层效率与盈余质量的关系研究尚较空乏，可能是由于合理的管理层效率的替代变量并不容易解决。正常情况下成熟市场中高效率的管理层倾向披报较高质量的盈余信息，这一理论也获得了经验证据证明（Peter、Baruch和Sarah，2006）。但这一结论是基于良好机制――正常披报――盈余质量结果这一范式而得出的，如果缺乏足够的激励机制，如处于转轨经济加新兴市场环境的中国上市公司所面临的制度背景下，这一范式并不必然成立。因为声誉、职业前景和薪酬合约等激励管理层披露较高质量盈余信息的这些因素作用在中国市场中可能十分有限，首先，我国正处于经济转型阶段，国有股权在公司所有权结构中仍占有庞大比重（刘芍佳等，2003），本文的样本期间这一特征更为突出；其次，中国上市公司中尚未形成公开、合理、竞争选择管理层的聘任机制（沈艺峰等，2009），特别是国有上市公司管理层，的聘任远远谈不上市场化。行为更注重政治前途、行政特权、在职消费等方面；民营公司管理层则由于中国经理人市场的远不成熟而同样受到掣肘；最后，管理层薪酬与公司市价远远脱节，股票期权在管理层薪酬所占比重太小，并不能足以激励其在业绩和信息披露上尽心尽责，当然这一点与资本市场效率也相联系。换句话来说，在生产经营和财务上具有较高效率的管理层，在估计本公司某期间的应计水平也相对有优势，从本质上说对会计盈余中异常应计项目（Abnormalaccruals）的操控能力越强，如果对管理层的激励不足，较高效率的管理层相对于较低效率的管理层，作为方，为自身利益更多地操控会计盈余中异常应计项目其实是应有之义，这意味着较高效率的管理层报告的会计盈余中的异常应计项目因之而具有较差的可预测性，从而会计盈余中的风险越高，盈余质量越差。一个公司选定管理层后，在不对称信息的常态下，这种道德风险可能是无法杜绝的。基于以上分析，本文提出以下假设：
H:在中国上市公司中，其他条件相同的情况下，较高效率的管理层具有较大的操控能力，披露的盈余质量较差。
（二）样本选取和数据来源由于我国1998年才公布实施现金流量表，而从2005年开始并主要在2006年完成的股权分置改革具有重大的制度背景变更，因此选取1998年至2006年在上海和深圳股票交易所上市的所有发行A股上市公司为初选样本，样本数据来自国泰安CMSAR数据库和CCER中国上市公司治理数据库。金融行业公司由于其经营特殊性和成本结构的显著差异被剔除，由于采用的是平衡面板数据，缺失变量值的公司加以删除，又基于下文模型需要前后三期经营活动现金流（CFO），因此每一个公司年（firmyear）的回归残差至少需要连续三年的数据，而盈余质量（EQ）的计算基于连续三年残差的标准差，所以，一个公司年EQ的计算至少需要同一家公司连续5年的相关数据。最后得到的是2001年至2005年776家公司连续5年的3880个样本（公司年），在统计检验和回归分析前对相应变量分布于1%和99%的极端值作了Winsorize处理。基础数据使用Excel处理，面板数据的统计检验和回归分析使用STATA8.0统计软件处理。
（三）变量定义和模型构建本文的盈余质量是被解释变量，公司投入产出效率得分即管理层效率作为解释变量。（1）盈余质量。盈余质量（EarningsQuality，下称EQ）是被解释变量，代表各公司当年盈余质量。借鉴Francis等（2005）的盈余质量计算方法，本文采用经调整后的Dechow和Dichev模型计算异常应计利润：?驻WCj,t=?茁0+?茁1CFOj,t-1+?茁2CFOj,t+?茁3CFOj,t+1+?茁4?驻REVj,t+?茁5PPEj,t+?着j,t式中，?驻WCj,t是公司j在t年营运资本应计的变化，用公式?驻应收账＋?驻存货－?驻应付账－?驻应交税＋?驻其他流动资产计算得出；CFOj,t等于第t年公司j现金流量表中经营活动现金流净额；?驻REVj,t为公司j在第t-1与t年主营业务收入的变化；PPEj,t为公司j第t-1与t年的平均固定资产总额，残差?着j,t实际就代表了流动应计不能匹配现金流的程度。由模型（1）作按年截面回归得到每年每家公司的残差（residuals），然后计算每家公司从第t-2年到第t年残差的标准差，从而得到所需的各年每家公司的盈余质量矩阵（Earningqualitymetric）：EQj,t=?滓（vj）t，该盈余质量矩阵表示公司j在第t年的盈余质量，其值越大，表示在最近3年中会计盈余中异常应计项目（Abnormalaccruals）波动越强，说明会计盈余中的风险越高，盈余质量越差。（2）管理层效率。本文使用数据包络分析（DataEnvelopmentAnalysis，下称DEA）方法来生成管理层效率（EfficiencyScore，下称Escore）的得分。对1998年至2006年我国上市公司的相应资料使用EMSversion1.3软件进行分年度分行业的效率评分，首先分年度对一年所有上市公司按13个行业分类进行DEA评分，然后找出所需的2001年至2005年776个数据完整的样本公司，各公司所得的评分用以刻画相对将投入转换成收入的效率，也就是管理层的能力。由于本文主要考察的是在中国上市公司中，管理层效率是否影响盈余质量，能干的高管团队是否倾向提供更高盈余质量的财务报告，那么上市公司管理层能力的近似刻画量度是否合理就直接决定了结论的可靠性。为此，检验了未来盈余的影响因素来测试管理层能力的近似刻画量度合理与否。显然，控制住当前年度的获利能力，则能干的经理可以产生更高的未来赢利，建立了方程（2）进行了回归估计：AdjROAi,t+1=?茁0+?茁1EScorei,t+?茁2AdjROAi,t+?茁3LogATAi,t+?茁4REVValoi,t+?茁5CFOVolai,t+?茁6Levi,t+?着i,t与本文的预期一致，在控制了当前年度的获利能力后，效率高的管理层在次年能拥有更高的赢利，对调整后的资产回报率约有3.9％提高，加入年度哑变量后为3.61％，只有很小变化，这一关系在0.1％统计意义上高度显著（限于篇幅未列出结果）。（3）控制变量。为了正确反映管理层效率对盈余质量的边际影响，还控制了公司规模、营业收入波动性、经营现金流量波动性、审计委员会独立性、董事会独立性、审计意见类型等因素。其中，营业收入波动率和经营现金流量波动率的计算，都除以平均总资产以排除可能的共线性问题；审计意见类型，对公司该年度公告不带任何说明事项标准意见的审计报告时取值为1，其他情况为0；调整的总资产回报率的计算，首先将净利润加营业外支出，减去营业外收入、补贴收入、以前年度调整，调整为正常经营下的净利润，再除以当年平均总资产，用以反映正常水平的总资产获利能力；这些数据来自CSMAR数据库经手工计算整理。控制变量的名称、定义和计算说明如（表1）所示。（4）模型构建。本文对如下模型使用面板数据的多种估计方法检验了盈余质量是否随公司管理层效率变化而改变：EQi,t=β0+ui+β1EScorei,t+β2LogATAi,t+β3REVValoi,t+β4CFOVolai,t+β5LEVi,t+β6AdjROAi,t+β7-10Yeart+?着i,t其中：i代表公司，t代表年份，β0为截距，β1~β10为系数，?着i,t为残差，ui为i公司的个体效应，如果假设其为恒常不变的影响盈余质量的因素，那么其他随时间而变的因素归入随机项?着i,t中，这时为固定效应模型（FE）；如果假设其为随机变量，随机误差项变为ui+?着i,t，这时为随机效应模型（RE）。模型中EQi,t代表当年盈余质量，其余各变量的含义见前文。以2001年为参照，加入四个年度虚拟变量以控制年度间的影响因素。还使用了行业哑变量，行业分类同上文计算盈余质量时使用的方法，以农业类上市公司为参照，加入11个行业控制变量用以控制行业因素对公司盈余质量的影响。
三、实证结果分析
（一）描述性统计描述性统计结果见（表2）至（表4）。（1）盈余质量变化趋势。（表2）列示了2001年至2005年776家上市公司平均盈余质量的变化趋势，由于本文盈余质量（EQ）的计算基于连续三年残差的标准差，其值越大，表示在最近3年中会计盈余中异常应计项目（Abnormalaccruals）波动越强，说明会计盈余中的风险越高，盈余质量越差。因此可以看出，从2001年至2005年，我国上市公司披露的盈余质量平均水平不断提高，中位数的结果类似。还用连续二年和四年残差的标准差做了稳健性检验，趋势和结论并没有实质性的改变。（2）管理层效率变化趋势。本文从国泰安CMSAR数据库中获取运算需用的项目数据计算各公司管理层效率得分，描述性统计情况见（表3）。可以看出，我国上市公司管理层效率平均水平在2001年到2005年期间，经历了一个先提高再逐渐下降的过程。2002年管理层效率平均水平较2001年有一个较大的提升，2003年比2002年略有下降但也好于2001年，到2004年管理层效率平均水平大幅度下降，2005年也没有改观的迹象，勉强维持在2004年的弱水平，没有进一步恶化。中位数的结果类似。用营业利润和利润总额替代主营业务收入，投入项目加入平均存货，做了稳健性检验，趋势和结论并没有实质性的改变。（3）主要变量描述性统计。（表4）给出样本公司全部公司年的主要变量的描述性统计数据。（表4）显示，2001年至2005年我国上市公司中，平均的管理层效率得分为52.82%，这与国外经验数据平均的管理层效率得分61.9％（Peter等，2006）还是有一定的差距；平均盈余质量为0.0901，与国外研究结果0.05有近0.04的差距（Francis等，2005；Peter等，2006），这说明我国的盈余质量平均而言跟相应国外研究结果是有一定的提升空间的；平均总资产为22.3944亿元，平均资产负债率为52.03％，调整后的总资产回报率为1％，考虑无风险回报率，这是一个较低的水平数字，符合中国上市公司整体而言的弱盈利能力状况。
（二）模型检验由于被解释变量盈余质量（EQ）的计算基于累计连续三年残差的标准差，被解释变量之间有两期的重叠，普通OLS按年回归的t值由于可能的序列相关将是有偏的，因此使用面板数据估计方法进行检验。首先使用混合OLS方法对方程（3）进行回归估计（结果未报告），然后使用随机效应模型和固定效应模型分别进行了估计，拉格朗日乘数检验（BreuschandPaganLMTest）表明，随机效应是显著的；固定效应模型结果表明，固定效应也是显著的，但不显著的系数较多，而且公司规模的回归系数违反经济上的直觉；Hausman检验拒绝了H0:FE与RE的系数差异是非系统的这一假设。由于随机效应模型和固定效应模型估计系数和符号的较大差异，猜想原因在于数据的性质在较大程度上不符合相应回归假设，因此进行了相应的检验。Wooldridge一阶自相关检验拒绝了不存在一阶自相关的假设，证实了经济上的直觉，由于被解释变量盈余质量（EQ）之间有两期的重叠，解释变量中营业收入波动性是连续三年估计期间的营业收入变动除以年平均总资产的标准差，经营现金流量波动性是连续三年估计期间的经营现金流量除以年平均总资产的标准差，也都有两期的重叠，自相关是很自然的事情，而且管理层效率在正常公司中通常而言几年内不会有剧烈的变动，各年间自相关也不会有太大疑虑。BPLM截面相关性检验也拒绝了零假设，各截面之间存在相关性，在0.1％的统计意义上是显著的。修正的Wald截面异方差性检验也拒绝了零假设，并且在0.1％的统计意义上是显著的。这些检验证实了猜想，由于序列相关、截面相关和截面异方差的存在，高斯－马尔可夫假定得不到满足，随机效应模型和固定效应模型下的统计量不再具有BLUE性质，因此使用可行广义最小二乘法（FGLS），修正了一阶自相关和异方差性对方程（2）进行了估计，得到了具有BLUE性质的统计量。
（三）回归分析（表5）结果栏的前三列是只包含盈余质量基本决定因素作为控制变量在三种估计方法下的结果。第三列可行广义最小二乘法（FGLS）的结果表明，同本文的预期一致，盈余质量随着管理层效率的变化而变化，注意到这里盈余质量是对方程（1）按年作截面回归的残差连续3年的标准差累计数，数值越大则代表盈余质量越差，所以随着管理层整体效率的提高，公司披报的盈余质量却随之下降（β1＝0.25，Z＝6.92，0.1％统计水平上显著）。（表5）结果栏的中间三列是增加独立董事比例这一控制变量后在三种估计方法下的结果，类似于前文，管理层效率对盈余质量的影响结论相同。从考察期间来看我国独立董事的积极监督角色并不太显著，可以猜测，由于我国上市公司建立独立董事制度起始于2001年，并要求在2003年6月30日前独立董事的比例必须达到三分之一，而制度出台的前几年很可能严重存在诸多上市公司只是出于满足监管标准的需求去建设形式上的独立董事制度的情况，也就是此时的独立董事更可能充当了装饰品的角色。（表5）结果栏的最后三列是进一步增加了审计意见类型这一控制变量后在三种估计方法下的结果，也类同于前文，确实，随着管理层整体效率的提高，公司披报的盈余质量却随之下降。加入这一变量的目的在于试图控制公司的内部控制强弱状况，由于2007年是内部控制管制在我国资本市场全面实施的第一年，而样本期间各样本内部控制数据不可公开获得，因此使用各公司年度审计意见类型来做为公司当期内部控制是否存在重大弱点的指示变量，同前面的结果相似，Escore变量的回归系数在0.1％的统计水平上依然显著，这进一步证明伴随高管整体能力的提高，公司盈余质量随之下降。内部控制指示变量的回归系数同本文的预期一致，确实，内部控制好的公司盈余质量也较好，这一系数在0.1％的统计水平上显著。在其他方面，公司规模正如本文的预期的一样，除了固定效应模型之外的回归系数都在0.1％的统计水平上显著，方向也同已有文献一致，公司规模的增大确实可以提高公司盈余质量，看来大公司倾向于披露更好的财务报告；经营现金流量的稳定性和营业收入的稳定性也正如已有文献的经验研究结果，这两者的回归系数在大部分模型中都为正，且在0.1％的统计水平上显著，表明在中国上市公司中同样存在着收入和现金流越不稳定的公司，报告的盈余质量越差；公司使用杠杆的程度也影响着盈余质量，这一变量的回归系数在所有模型中都为正，大部分回归系数在0.1％统计水平上显著，少部分回归系数在5％统计水平上显著，这意味着高负债公司倾向于披露盈余质量更差的财务报告；公司的获利能力直接影响着盈余质量，使用的是经手工调整剔除异常因素后的资产回报率，这一变量的回归系数在所有模型中都为负，回归系数都在0.1％统计水平上显著，这说明赢利能力强的公司盈余质量也更好，符合一般的经济直觉。
（四）稳健性检验上述检验证明管理层效率确实影响着盈余质量，公司高级管理层能力越强，其动用资源影响盈余质量的能力也就越大，结果更可能使得披报的盈余质量相对更差一些，注意到此处的盈余质量是用一个在连续5年数据基础上计算出来的横跨3年的标准差所做的度量，这一度量的准确性直接影响到本文的结论。因此用盈余的持续性来替代上述盈余质量度量，用以测试结论的稳健性。一般说来，较高的盈余的持续性可以视为较高盈余质量的表征（可参见Scipper和Vincent2003年的相应结果），对下式进行了混合数据回归估计：AdjROAi,t+1=β0+β1AdjROAi,t+β2EScorei,t+β3AdjROAi,t?凵EScorei,t+β4LogATAi,t+β5REVValoi,t+β6CFOVolai,t+β7Levi,t+?着i,（4）。结论并没有实质性改变（限于篇幅未列出结果）。
四、结论
本文经验证据表明，在中国上市公司中，以营运资本应计利润总额同经营现金流的匹配程度作为衡量盈余质量的指标，公司管理层效率与盈余质量存在着显著的相关关系，随着管理层效率的提高，公司披露盈余的质量并没有同一般的经济直觉预期的那样有相应地提高，而是与之相反，公司披露盈余的质量反而相应地有所降低；这一结果完全区别于美国市场的经验证据。结果表明，在中国上市公司中，管理层效率确实影响盈余质量，但是较高效率的管理层并没有提供更高质量的盈余报告，尽管他们可能对盈余中应计水平的估计较为准确；这可能表明，由于公司治理和信息披露的激励机制不合理，造成的一个结果是，中国上市公司中管理团队效率越高，越可能利用这个能力去操控盈余信息，披露的盈余质量反而更差。看来我国资本市场的相应规范，并不足以有效地引导上市公司的管理层提供更高盈余质量的财务报告，也许未来制定政策时更需要考虑这一层面的因素作为政策的配合。本文主要研究管理层效率与盈余质量的关系，但是管理层效率的可能受到公司控制人、股东性质、所处行业的市场结构、政府管制和激励机制等因素的影响，由于研究主题的限定，本文并没有在此方面深入，这是一个可能的完善和继续展开的研究方向。
*本文系安徽省哲学社会科学规划项目“市场化程度、国有控制与公司价值――基于安徽上市公司的经验证据”（项目编号：AHS
KF07-08D07）阶段性成果
参考文献：
［1］王化成、佟岩：《控股股东与盈余质量――基于盈余反应系数的考察》，《会计研究》2006年第2期。
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［3］周晓苏、张继袖、唐洋：《控股股东所有权、双向资金占用与盈余质量》，《财经研究》2008年第2期。
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关键词：股权再融资；关联交易；盈余管理；实证研究
我国上市公司股权结构存在“一股独大”或者少数几个大股东拥有公司绝对控制权的情况，大股东对公司的经营越策和运营很少受到其他股东的影响。这使得我国上市公司表现出强烈的股权再融资偏好，配股和增发成为上市公司则是股权再融资最主要的方式。为了取得配股和增发资格，上市公司普遍采用盈余管理的方式，而关联交易成为上市公司运用最多的盈余管理手段。针对上市公司利用实际控制权通过管理交易进行盈余管理的行为，本文拟从股权再融资动机下关联交易与盈余管理的关系入手，揭露关联交易与盈余管理之间的关系，对我国盈余管理的理论研究、监管机构的政策制定、上市公司的持续发展、投资者的决策行为等提供参考。
一、文献综述
（一）国外研究Teoh等（1998）、Rangan（1998）和Yoon等（2002）通过对增发上市公司的研究，发现上市公司在增发期间存在盈余管理行为。Gordon等（2003）研究表明，特定类型的关联交易，但并不是所有类型的关联交易与盈余管理程度是显著正相关的。DuCharme（2004）等的研究发现，在股票发行期间公司操控性流动应计利润的金额较高，而在股票发行之后操纵性应计利润却会减少，股票发行期间操纵性应计利润与发行之后的业绩表现出显著的负相关关系。国内学者的研究发现，我国上市公司在股权再融资过程中也表现出强烈的盈余管理动机。Jian和Wong（2006）研究发现，在企业集团中的公司有退市或者发行新股的动机下，上市公司会有较大规模的关联交易行为。Gordon等（2003）研究得出，特定类型的关联交易与盈余管理程度通常呈现出显著正相关的关系。
（二）国内研究孙铮和王跃堂（1999）的研究结果表明，在配股动机下上市公司有盈余管理行为。洪明渠（2008）研究了上市公司再融资前的盈余管理行为。研究发现，无论是增发还是配股的上市公司，与同行业其他公司比较而言，可操纵性应计利润明显高于其他公司。而且再融资前的可操纵性应计利润明显高于再融资之后。高雷和宋顺林（2008）研究得出有配股动机的公司，更倾向于采用第一类关联交易的方式进行盈余管理，而不采用第三类关联交易进行盈余管理。刘峰等（2004）研究表明股东持股比例逾高，逾有可能实施大关联交易的转移利益；而股东持股比例越低越倾向于通过股权转让、担保或抵押的方式。而大股东这样做的目的是为了更多的将利润留存在公司，获得更多的现金流。姜国华等（2005）的研究发现上市公司未来年度的盈利能力与大股东对资金占用额是显著负相关，说明大股东占用公司资金会给公司的经营业绩带来负面影响。张鸣等（2005）则研究了大股东资金占用的经济后果，发现大股东资金占用是导致上市公司盈利能力下降的直接原因之一。
二、研究设计
（一）研究假设无论是配股公司还是增发公司再融资前为了取得再融资资格、增加融资收入，都可能采用关联交易的方式，操控性应计利润来进行盈余管理。因此，提出假设：
假设1：股权再融资动机下盈余管理与关联交易正相关
上市公司与其母公司或子公司之间有密切的关联关系。这种关联关系使得上市公司在与其子公司或母公司进行交易的时候，不受外部不利市场环境的影响。但由于第一类关联交易脱离了市场的监督，远离交易的实际过程，并且关联交易信息披露不规范，所以交易双方能控制交易的整个过程，外部投资者也有理由怀疑企业进行第一类关联交易的目的。国内学者将关联交易分类分别研究不同类型的关联交易与盈余管理关系的文献却较少。因此，提出假设：
假设2：第一类关联交易与盈余管理正相关
大股东和小股东都有股利分配和资本利得，但大股东同时还有控制权产生的额外收益。而现有的法律体系对保护中小股东利益有关条款不是很健全，就有能导致大股东利用有关职权输送利益，侵害中小股东的利益。从盈余管理和关联交易的研究成果中可发现，第二类关联交易为非经常性关联交易，通常计入线下项目（非经常性损益的重要组成部分）。因此，提出假设：
假设3：第二类关联交易在盈余管理与盈余管理正相关
假设4：担保和抵押等第三类关联交易与盈余管理正相关
（二）样本的选取和数据来源本文选取上海证券交易所和深圳证券交易所上市公司中，选取2008年至2009年有配股和增发行为的上市公司，同时剔除下面数据：金融类上市公司；暂停交易的上市公司；数据缺省的公司；数据异常的公司；连续两年有增发或配股的公司，不能确定是哪一次增发或配股而引起的操纵应计利润行为，故应剔除；同时发行了B股的公司。最后所得的样本数是207个。本文的主要数据来源于国泰安CSMAR数据库系统2006年至2009年的数据。
（三）变量定义本文变量主要有：
（1）因变量。本文的因变量是衡量盈余管理程度的变量。国内外研究表明修正的Jones模型在衡量盈余管理方面更好，本文也采用修正的Jones模型衡量盈余管理程度。计算方法如下：计算总应计利润：其为剔除经营活动现金流量的净利润，即TAt=NAt-CFOt。其中，NAt是第t年的净利润，CFOt是第t年经营现金流量，TAt是第t年的总应计利润。估计模型参数：TAt/At-1=a1（1/At-1）+a2（REVt/At-1）/+a3（PPEt/At-1）+u，其中At-1为第t-1年末的总资产，所有变量都经过t-1年末总资产进标准化处理，便于消除公司规模差异造成的影响，REVt表示第t年的主营业收入增加额，PPEt表示第t年的固定资产，a1、a2、a3分别是模型参数，u是误差项。根据以上所求得的参数a1、a2、a3，计算非操纵性应计利润：NDAt/At-1=a1（1/At-1）+a2（REVt-RECt）/At-1）/+a3（PPEt/At-1）+u，其中，NDAt表示第t年非操纵性应急利润，RECt表示第t年的应收帐款增加额，u是误差项。计算操纵性应计利润DA：DA=|TAt/At-1-NDAt/At-1|。（2）自变量。本文使用关联交易金额来度量上市公司关联交易的规模，用RPT表示（人民币）。分别按照对关联交易的分类设置三类关联交易变量：第一类关联交易、第二类关联交易和第三类关联交易，分别用RPT1、RPT2和RPT3表示。（3）控制变量。本文选取衡量企业规模、资产负债率、经营活动现金流量、公司成长性和年度虚拟变量等指标对模型进行控制。公司规模（SIZE）：公司规模越大，越有可能给公司带来规模效应，从而对公司的盈余产生影响。资产负债率（LEV）：本文以资产负债率作为衡量公司财务风险的指标。资产负债率越高的公司，其违反与债权人之间契约的风险就越大，管理层就可能选择可将未来期间的利润转移到当期，通过粉饰财务报表来掩盖不良的财务状况。经营活动现金流量（CFO）：采用经营活动现金净流量为控制变量。成长性（GW）：具有成长性的公司多数都是主营业务突出的公司，主营业务利润的比重在很大程度上决定了企业的盈利质量和获利能力。因此，利用主营业务收入变化率可以较好地考查公司的成长性。本文将成长性（GW）作为一个控制变量。年度控制变量（Year）：年度控制变量（Year）是虚拟变量，本文选取的是2008年至2009年的样本，年度为2008年是取1，2009年取0。研究变量的定义表如表（1）。
（四）模型构建本文采用研究模型如下：
DA=α+β1RPT+β2SIZE+β3LEV+β4CFO+β5GW+β6YEAR+ε。上述模型中的DA、RPT、SIZE、LEV、CFO、GW、YEAR这些变量在变量定义中有详细的介绍，α和β是系数，ε是误差项。
三、实证检验分析
（一）描述性统计（1）所有样本的描述性统计。描述性统计结果见表（2）。表中可以看出操纵性应计利润的最大值是5.34，平均值0.71，可见股权再融资动机下的盈余管理程度比较高，盈余管理现象很普遍。（2）不同关联交易类型样本的描述性统计分析。本文分别按照关联交易的三种类型，对关联交易的盈余管理程度进行了描述性统计，207家样本公司中有161家公司发生了第一类关联交易，174家公司发生了第二类关联交易，143家公司发生了第三类关联交易，5家公司没有关联交易。描述性统计结果见表（3）。从表（3）中可以看出，采用了第二类关联交易的公司，其操纵性应计利润的平均值最大，为0.67。这从一定程度上说明了第二类关联交易的盈余管理程度比第一类和第三类关联交易的大。
（二）回归分析（1）所有样本的回归分析。多重共线性检验本文对自变量和控制变量的相关性进行了检验，得出的结果如表（4）。从表（4）中可以看出，变量之间的相关基本在0.5以下，不存在多重共线性问题。对所有样本的多元回归分析结果如表（5），可以看出，代表关联交易的自变量RPT的回归系数为0.159，P值是0.005，即在1%的水平下是显著的，且变动方向也与预测的一致，这也验证了本文的假设一。这说明在股权再融资动机下，上市公司关联交易程度越大，其盈余管理的程度也越高。同样，公司规模（SIZE）和成长性（GW）也在1%的水平下显著，说明公司规模和成长性对盈余管理的程度也是显著的。而资产负债率（LEV）和经营活动净现金流量（CFO）对盈余管理程度的影响是不显著的。再融资的年度（YEAR）对盈余管理程度也没有显著的影响。（2）不同关联交易类型的回归分析。本文又分别选取对161家发生了第一类关联交易的公司，174家发生了第二类关联交易的公司，143家发生了第三类关联交易的公司分别进行了多元线性回归分析，模型中的RPT分别由RPT1、RPT2和RPT3代替。回归的结果如表（6）、表（7）和表（8）。从表（6）、表（7）和表（8）中可以看出，第一类关联交易的回归系数为0.05，但是并不是显著的，这验证说明本文的假设二不成立。出现这一结果的可能原因是购买与销售商品、提供与接受劳务等经常性的，属于正常的企业间的交易，并不一定是企业用来操纵盈余的手段。第二类关联交易规模与盈余管理程度正相关，且在1%的水平下是显著的，这验证了本文的假设三。但是对第三类关联交易样本的回归分析显示，第三类关联交易与盈余管理程度并不是显著相关的，这与本文的假设四相违背。这可能是因为担保和抵押类关联交易，虽然发生的频率和金额比较高，但是对收入和盈余方面并没有太大的影响。
（三）稳健性检验（1）所有样本模型稳健性检验。非经常性损益是指公司发生的与主营业务和其它经营业务无直接关系，以及虽与主营业务和其它经营业务相关，但由于该交易或事项的性质、金额和发生频率，影响了正常反映公司经营、盈利能力的各项交易、事项产生的损益。本文在稳定性检验时，将经行业调整的非经常性损益替代操纵性应计利润来衡量盈余管理程度。借鉴Chen和Yuan（2004）、沈玉清（2009）等的做法，非经常性损益的计算方法为：首先计算该公司所在行业的非经常性损益的中位数，再将该公司的非经常性损益与行业中位数相减并取绝对值，即得到该公司经行业中位数调整的非经常性损益（ENOI）。用ENOI代替DA，对所给模型进行多元线性回归，结果如表（9）。表（9）表明将行业调整的非经常性损益与关联交易正相关，相关系数为3.51，P值为0.001，在1%的水平下显著。这与用操纵性应计利润做因变量的回归结果是一致的。而经行业调整的非经常性损益除了与公司规模相关外，与资产负债率、经营活动现金流量（CFO）、公司的成长性（GW）和年度控制变量（Year）都是不相关的。（2）第二类关联交易模型的稳定性检验。表（10）表明，经行业调整的非经常性损益与第二类关联交易规模是正相关的，且在1%的水平下显著；与其他的控制变量不相关。这也与用操纵性应计利润做因变量的回归结果是一致的。
四、结论
本文得出以下结论：（1）有下一年度股权再融资动机的上市公司，会通过关联交易进行盈余管理。不管是用操纵性应计利润，还是用经行业调整的非经常性损益，来衡量盈余管理，所得到的结果都是盈余管理程度与关联交易正相关。（2）盈余管理程度与第一类关联交易规模并不是显著正相关的，这说明购买与销售商品、提供与接受劳务等经常性的，属于正常的企业间的交易，并不一定是企业盈余管理的手段。（3）盈余管理程度与第二类关联交易规模显著正相关，这说明上市公司倾向于采用第二类关联交易来进行盈余管理。我国监管部门应该在第二类关联交易的监管方面加强力度。（4）盈余管理程度与第三类关联交易，及担保或抵押，并不是显著正相关的，这说明虽然大股东资金占用其对公司经营有负面影响，但是担保或抵押并不是资金占用的唯一方式，担保和抵押对公司盈余并没有直接的影响，不是管理层操纵盈余的主要手段。
参考文献：
[1]高洁：《我国上市公司关联交易与盈余管理的实证研究》，《暨南大学博士学位论文》2010年。
关键词：零售企业；顾客；供应商；盈利模式；价值链
中图分类号：F724.2文献标志码：A文章编号：1009—6116（2012）02—0007-06
近年来，我国商品流通规模一直呈现出较快增长的态势，但零售业规模的增长并没有带来效益的同步增长。特别是随着外资零售企业的进入，竞争不断加剧，零售行业反而成为了微利行业，一些零售企业甚至处于亏损状态。利润是企业生存和发展的基础，是企业经营者关注的焦点，如何提高盈利水平，成为当前零售企业面临的迫切需要解决的问题。本文拟从顾客、企业和供应商三者利益关系视角对零售企业盈利模式的相关问题进行讨论，提出我国零售企业盈利模式的发展建议。
一、企业盈利模式的实质
关于盈利模式的内涵，国内外学者有不同的看法。在国外学者中，Linder和Cantrell（2001）认为盈利模式是创造价值的商业系统，它的核心是创造价值。成功的盈利模式具有三个共同点：一是能够提供独特的价值，并在产品和服务上比竞争对手创造出更多的价值；二是具有难以复制性，比如通过顾客忠诚、先进的物流体系或者管理模式建立核心竞争力；三是可以有效地实施，并随着市场的变化及时作出调整。Osterwalder和Pig。neur（2002）在研究门户网站盈利模式的过程中指出，盈利模式就是在为顾客和合作伙伴创造价值的过程中产生持续收益流的方法。Schneider（2004）将盈利模式定义为一系列用于识别客户，开发客户，最终向客户提供服务的业务流程的集合。Rappa（2003）认为盈利模式的关键是企业如何在价值链中确定好自身的位置从而帮助企业获利。slywotzky（2001）在对当代最成功的12家企业进行研究后提出，盈利模式的核心在于创新的企业组织形式和结构，而创新点又要以顾客和利润为中心。Hamel（2002）对盈利模式的组成作出描述，指出盈利模式在实际的商业应用中应该包括四个方面：核心战略、客户界面、战略资源和价值网络（转引自冯春健，2010）。国外学者主要是从宏观层面给出盈利模式的描述和定义，提出盈利模式的核心与构成要素，没有进一步讨论是什么因素影响零售企业对盈利模式的选择，又有哪些因素会影响零售企业的盈利。
在国内学者中，王方华和徐飞（2005）认为盈利模式是企业整合自身和利益相关者的资源，从而实现价值创造并获得收益的组织机制和商业架构。栗学思（2003）认为企业的盈利模式是在市场竞争中形成的帮助企业盈利的商务结构和业务结构。盈利模式的设计有五个要素：利润源、利润点、利润杠杆、利润屏障和利润家。郭金龙和林文龙（2005）认为盈利模式就是商业模式，是企业通过对所有的经营要素进行分析，从而找到利润的来源，进而通过对利润来源的把握和挖掘找出合适的经营方式并实现盈利的一种系统方法。国内学者对于盈利模式的研究主要从业务结构、构成要素和盈利方法等角度进行分析，强调盈利模式的核心在于通过各种要素的组合，为顾客和利益相关者创造价值并获得相应的利润。
结合以上有关盈利模式的讨论，本文将零售企业盈利模式定义为：零售企业在为顾客创造价值并帮助供应商实现利润的同时，实现在利益分配中占据主导地位、获取利益的一种盈利方式。
二、零售企业的盈利模式及其局限性
李飞和汪旭晖（2006）认为盈利模式分析框架的核心就是识别出各个组合要素为顾客价值和企业利润做出的贡献水平。零售企业的盈利主要由三个方面构成：一是零售企业由于承担了销售职能而由供应商转让的价值，称为让渡利润；二是零售企业在零售环节为顾客创造了新的价值，顾客会转让一部分价值给零售企业，可称为追加利润；三是零售企业通过提高自身组织效率、降低经营成本从而获得的利益，可称为内生利润。所以，零售企业的利润是通过与顾客、供应商的利益博弈以及自身经营能力的提高来实现的。盈利模式形成的核心是围绕着经济利益的分配，表现为零售企业的购销差价水平。采购价格水映零售企业承担销售职能而获得供应商让渡利润的多少，而让渡利润的多少取决于零售企业和供应商之间的博弈结果。销售价格水映零售企业为顾客创造新价值而获得的追加利润的多少，而追加利润的多少取决于零售企业与顾客之间博弈的结果。谁在博弈中占据主导地位，就会形成以谁为中心的零售业盈利模式（李飞，汪旭晖，2006）。综上所述，零售企业、供应商、顾客之间的关系可以归纳为零售企业为供应商提供销售平台从而获得让渡利润，零售企业为顾客创造价值而获得追加利润，零售企业通过提升组织效率而获得内生利润。
（一）盈利模式
根据零售企业与顾客、供应商的利益关系以及对中国零售市场不同发展阶段特点的分析，可以将零售企业盈利模式归纳为三种。
1.“商品毛利”模式。较长的一段时间里，在我国商品流通市场上，供应商在与零售企业的关系中一直处于支配地位，零售企业由于货源限制以及自主定价权的缺失，只能以进销差价作为盈利的基础，利润的实现来自商品销售实现的毛利，这就是“商品毛利”盈利模式。
在计划体制下，我国一直存在商品供应短缺的问题，为了保证居民正常的生活需求，维护市场的供求平衡及稳定，政府实行了凭票证券进行供应的计划经济模式（李飞，汪旭晖，2006）。在这种卖方市场的条件下，卖者主导着交易双方的利益分配，顾客向零售企业转让较多的价值。同样，因为商品供应的短缺，国家控制体系决定了供应商与零售企业之间的利益分配，零售企业基本上只能接受供应商提供的配额，没有选择商品种类和数量的权利，也没有与供应商在价格上谈判的可能，所以，在供应商与零售企业的关系中，供应商占据着主导地位。因此，供应商向零售企业让渡的利润有限。由于零售企业只是按照政府规定的价格买卖，并且在买卖商品的数量上也没有决定权，所以零售企业不具有提升组织运营效率的激励因素，内生利润有限。在这种背景下，其利润来源被限定为购销价格的差额，零售企业一直被动地选择“商品毛利”模式作为盈利模式。
2.“后台毛利”模式。20世纪90年代，以连锁经营形式出现的超市以及大型购物中心发展迅速，在流通市场上改变了传统的供应商支配零售企业的格局，逐渐形成了一种反纵向控制的趋势。连锁经营的超市和大型购物中心等零售企业通过集中采购的方式使得单次采购量急剧增大，使得零售企业在与供应商交易中的地位有了大幅度提升。零售企业凭借巨大的采购量对供应商产生了很大的吸引力，供应商都希望零售企业能够帮助其销售产品，也愿意为获得零售企业的销售资源而支付一定费用。于是超市和大型购物中心等便利用自己日渐强大的销售网络向供应商收取进店费、店庆费、堆头费、广告费等各种形式的通道费用，这些通道费用和销售数量折扣两种利润来源被称为“后台毛利”。
20世纪90年代后期，随着经济体制改革成效的逐渐凸显，大多数商品已经实现供求平衡，一部分商品开始出现供过于求的局面，市场基本告别了商品供应短缺的状况。在商品充裕和市场经济条件下，买方成为市场的主导，逐渐控制交易双方的利益分配。尽管零售企业在与供应商的博弈中，凭借着规模优势不断降低采购价格，但是在与顾客进行的利益关系博弈中，零售企业处于卖者的被动地位，加上零售企业的数量和规模趋于饱和，零售企业之间的竞争激烈，零售企业大都依靠降价打折的方式来吸引顾客，所以降低采购价格所带来的利益并不能扩大毛利率，而是通过低价竞争策略直接把好处转让给了消费者。由于以上原因，零售企业要盈利就必须利用其与供应商博弈中所产生的有利地位，获取供应商的价值转让。这个转让不可能完全是购销差价，而是凭借其规模化优势来收取通道费以及销售数量折扣等在内的费用即后台毛利。随着零售企业规模的扩大，后台毛利为其带来不菲的收益，吸引越来越多的零售企业选择“后台毛利”模式作为盈利模式。
进一步地，可以运用双边市场理论分析在零售企业主导的市场环境下顾客、零售企业和供应商三者的利益关系，从而对“后台毛利”模式给予理论解释。石奇和岳中刚（2008）证明了现代大型零售企业的交易平台性质在于其为双边交易提供了匹配的便利。Armstrong（2004）指出所谓双边市场就是两组参与者需要通过中间层或平台进行交易，而且一组参与者加入平台的收益取决于加入该平台另一组参与者的数量。对于大型零售企业而言，供应商选择零售企业的需求主要取决于光顾此零售企业的消费者数量；而对消费者而言，为了在购物时能有更多的比较与选择的机会，对零售企业的要求也会体现在进驻零售企业的供应商的数量。作为双边市场交易平台的大型零售企业，向供货商而不向消费者收取额外费用，是因为供货商之间存在相互竞争的关系，而不得不向大型零售企业缴费以获取销售资源；而同时，大型零售企业面对众多其他零售企业与其争夺消费者，因此只能通过低价销售的方式以吸引更多消费者参与平台并进行交易。这样，就形成了零售企业对顾客采取低价甚至免费服务，而对供应商一方收费通道费等各种费用以降低运营成本并获取利益的“后台毛利”模式。
3.“资本经营”模式。零售企业通过采购和销售环节在资金交付上的时间差，可以沉淀出巨额的现金流，从而达到为企业筹资实现进一步发展的目的，并可能以无息资金投资相关项目以获利。这就是“资本经营”模式。
20世纪90年代至今是我国零售企业高速成长阶段，零售企业规模急剧膨胀，尤其是通过连锁经营的形式，零售企业采购量大幅度增加，增强了与供应商谈判的能力，在不断要求提高返利和增加通道费的同时，零售企业加大对供应商资金的占用，资金占用和后台毛利一样也成为零售企业的重要盈利方式。零售企业规模的急剧膨胀需要巨额的资金，占用供应商的资金成为了零售企业重要的筹资手段。通过占用供应商的资金，零售企业不断扩大规模，而规模的扩大又带来两方面的效应：一方面使得零售企业采购量增加，进一步增加了与供应商谈判的砝码，进而能够要求供应商返还更多的利润；另一方面，通过增加采购量，零售企业可以占用供应商更多的资金，从而进一步扩大规模。同时，将占用的供应商资金投资于其他相关项目以获利也是大型零售企业常用的做法。由于以上原因，“资本经营”模式成为零售业常见的一种盈利模式。
（二）现有模式的局限性
随着市场体制的完善，基于购销差价的“商品毛利”模式的运用受到了制约，“后台毛利”模式和“资本经营”模式成为当前我国零售企业尤其是大型零售企业广泛运用的两种盈利模式。但在实践中，“后台毛利”和“资本经营”模式也日益呈现出局限性。主要表现在以下几点。
1.“后台毛利”模式使零售企业片面追求规模扩大，出现了非理性的状态。零售企业一味追求业务拓展速度的增快，而忽略了经营能力的提高，导致零售企业在规模迅速膨胀的同时业绩并没有同步增长，零售企业的整体盈利能力还是很弱。而从长远看，我国零售企业必须致力于提高企业的经营能力。
2.“后台毛利”模式和“资本经营”模式可能导致工商关系紧张。因为大型零售企业向供应商收取各种各样的通道费，供应商认为零售企业索取的太多甚至难以承受，以至于出现了供应商联合起来向零售企业停止供货的事件。
3.“资本经营”模式使得零售企业面临较大的财务风险。一旦新开门店的销售无法支撑采购量的增加以实现返利及进一步的资金占用，或者用占压供应商的资金所投资的项目失败，可能导致企业资金链断裂，使企业无法正常运转，由此将会给零售企业自身以及供应商带来巨大的损失。
4.“后台毛利”模式和“资本经营”模式不可能给零售企业带来取之不尽的利润。零售企业在总量上最终会趋于饱和，零售企业靠外延扩大规模的发展空间逐渐缩小，销售额相对稳定后，后台毛利和资本占用将难以增长，甚至由于竞争的加剧后台毛利还会逐渐减少。另外，美国、日本、法国等国家已经对通道费的类别和收取方式等进行了一些经济规制，例如日本的反垄断法规定零售商最多只能收取三种通道费（石奇，岳中刚，2008）。目前在国内还没有针对通道费问题的明确规定，但是未来肯定会出台相关规定来规范市场行为，对采取“后台毛利”模式和“资本经营”模式的零售企业会带来一定的冲击。因此，零售企业必须寻找新的或优化的盈利模式。
三、基于价值链优化的零售企业盈利模式
零售市场未来的发展趋势将是长期处于供过于求，买方处于市场主导地位的特征将越来越明显。因此，顾客价值的体现是购有所值，也就是顾客不仅仅是要购得想要的商品，还会对购物过程中的人员服务、购物环境等有更高的要求（李飞，汪旭晖，2006）。所以，今后零售企业只能通过大力提高经营能力，努力在为顾客创造价值方面超越竞争对手，从而从顾客处获得更多的追加利润。零售企业要想在未来取得有效的发展，必须与供应商和顾客建立新型的合作关系。改变现有的零售企业、供应商、顾客之间的价值关系，只能通过优化价值链，提升整个价值链的运营效率，使整个价值链的总利润增加，进而与供应商、顾客分享优化价值链所带来的利益。
因此，未来零售企业盈利模式应该是以优化价值链，提升价值链运营效率为基础的“整合价值链”模式。所谓“整合价值链”模式即指通过整合“与供应商信息分享一自有品牌开发一信息和物流系统建立一为顾客提供增值服务一与竞争者建立合作关系”整个过程，降低与供应商和顾客之间的费用成本，与供应商和顾客合作创造并分享新的利润点，开发自有品牌寻求更大的利润空问，与竞争者合作实现规模经济，建立信息与物流系统，提升市场反应能力（见图2）。
优化价值链的核心是创造新的价值以及降低零售企业、供应商和顾客之间的费用成本，特别是零售企业与供应商之间的费用成本。例如像沃尔玛与宝洁的关系那样，通过分享沃尔玛的信息系统，宝洁可以追踪自己所有产品的销售信息，从而根据市场销售情况及时增加或减少生产，这不仅使得宝洁产品的销售量大大提升，也使得库存和物流等成本明显降低。所以，零售企业应该转变思路，从传统的与供应商、顾客争夺利益的竞争关系转变为通过合作创造价值、分享价值的伙伴关系。零售企业的发展，除了使得供应商和消费者受益以外，物流部门也因此得到了更多的发展机会。不断增大的商品交易量使得物流企业有了更广阔的市场，它们借此机会可以扩充其经营网络，升级信息处理系统，形成规模优势，提高效率，降低成本，获得更多的利润。对于零售企业而言，建立高效的物流体系将大大降低经营成本，并形成新的利润中心。尤其对于网上零售企业，高效的物流体系在降低经营成本的同时能为顾客带来更多的感知价值，帮助企业实现更多的追加利润。零售企业除了作为交易平台提供服务以外，会有自有品牌的发展。在国外，自有品牌的发展非常迅猛，在超级市场和大卖场里，自有品牌的销售在总销售额中已经占有很大的比例，很大一部分利润来源于自有品牌。
由于零售企业之间的过度竞争会导致资源浪费，成本增加，因此，零售企业之间的合作也将有助于增加整个价值链的利润。特别是国内零售企业面对外资零售企业的竞争时，应与其他企业合作，强化企业的核心竞争优势，通过实现价值链一体化，使合作中的各企业的资产和核心能力能够互补，最终产生共生效应。
四、零售企业价值链优化的途径
根据以上讨论，零售企业未来的新增利润在于与供应商和顾客分享优化价值链所创造的新的利润，而这一方面来源于零售企业建立自有品牌，与供应商的战略合作，为顾客提供增值服务而创造的价值；另一方面来源于与供应商、顾客、竞争者合作的过程中减少的费用成本。因此，零售企业实现价值链优化的途径主要有以下几条。
1.开发企业自有品牌。自有品牌产品成本低廉，也可以节省与供应商之间的交易费用，使零售企业拥有更大的利润空间。自有品牌的开发能增强企业参与市场经营的能力，有利于促使零售企业与制造商建立合作共赢关系。因此，自有品牌的建立可以使零售企业在与供应商合作的过程中减少施加给供应商的压力，缓解工商矛盾。同时，也使零售企业能够让渡更多的利益给顾客，从而吸引更多的忠实顾客。国际上许多零售企业通过自有品牌在盈利上获得巨大的成功，像瑞典的宜家家具，其销售全部来自于自有品牌，美国著名的零售企业西尔斯90%的商品是自有品牌（洪秀华，2010）。我国零售企业在自有品牌的建设发展上还不成熟，这将是我国零售企业新的盈利增长点。
2.建立双赢的零供关系。零售企业在挑选有信誉的供应商以后，应与供应商信息共享，并建立有效的资源配置网络。柯美胜（2007）指出，有调查显示，在整个商品供应链上，各个企业间协作程度的提高将有效提升运作效率，降低运营成本，大大提升整个价值链的利润水平。商品供应链上各企业间信息共享程度每提高3%将节约23%的流通费用，整个供应链条的库存可以减少34%，商品周转率可以提高30%，顾客的需求可以提前15天得到满足，整个链条的利润可以提高23，5%。因此，与供应商建立稳固的合作关系并共享信息可以有效地提升整个价值链的利润。零售企业在帮助供应商提升销售业绩的同时可以获得更大的利益，实现双赢。
3.增加顾客增值服务的内容。我国未来零售市场将长期处于供过于求，买方主导卖方的状况，零售企业要想在发展客户资源的同时不损害自身利润，只能通过培养为顾客创造价值的能力来实现持续的发展。例如，能为顾客提供更好的安装以及维修服务的家电零售企业一定会为其带来良好的口碑和更多的忠诚顾客。再如，网上零售商店已成为零售业的一种发展趋势，能为顾客提供新的增值服务，如提供易于获取的商品详尽信息和送货上门服务的网上零售商店将获得更多顾客的青睐。传统零售企业可以通过建立网上零售商店为企业带来新的销售和盈利增长。
4.深化零售企业间的合作关系。买方市场的背景下，零售企业数量会趋于饱和，通过扩大规模来寻求规模效益或者控制上游供应商来获利的方式只能加剧零售企业之间的竞争，而竞争会浪费企业资源，增加运营成本，因此零售企业之间也必须从以往的竞争者关系向合作者关系发展。同一地区的零售企业可以通过共建物流与配送中心，对商品的储存和配送进行集中管理，在不扩大规模的情况下也能体现规模效应，大大降低仓储和物流成本。零售企业还可以通过合作来共同开发自有品牌，这样不仅能集聚更多的资源来实现自由品牌的发展，更广阔的销售平台也自然增加了自有品牌的成功率。
关键词：公司治理真实活动盈余管理应计项目盈余管理
一、引言
自安然事件发生以来，世界各国相继出台相关法案来治理盈余管理这一现象。政府力求监管以及控制盈余管理，各国的学者们也争相研究这一领域，以找寻出更合理的理论支撑最佳解决方案。近年来，国内外文献研究与盈余管理相关的公司治理的方向有如下几个：股权结构如何影响公司治理进而影响盈余管理；董事会特征以及审计委员会特征对公司治理的影响程度，对盈余管理的具体实施所担任的监督效果；细分盈余管理为应计项目盈余管理、真实活动盈余管理等，从不同的分类上探讨企业的收益管理这一问题。Xieetal.（2003）通过研究得出结论：降低盈余管理的途径有数种，其中包括增加独立董事中具有财务专长的人数，聘请具有财务专长人员的审计委员会，增加董事会开会次数，增加审计委员会开会次数。
Roychowdhury（2006）首次将盈余管理用具体的模型表示成应计盈余管理、真实盈余管理，将两者的定义与界限清晰地划分开。应计项目盈余管理是指，在既定的会计准则范围内，通过熟练使用会计政策选择和采取最适宜本公司的会计估计变更来掩盖公司实际获得的利润或是虚增企业收益（DechowandSkinner，2000）。使用应计项目盈余管理这一方式，报表上的现金流量并不会产生变化，但最终计算所得的账面会计利润与企业经营所得现金流量之间会产生巨大差值。真实活动盈余是通过现金流量表中三大活动，即经营活动、投资活动、筹资活动三项现金流活动的相对占比、交易时间所属的会计期间来完成的。
两种盈余管理方式相比较而言，应计项目盈余管理操作较为简单，但造成的账面数值差距较大，容易被相关的监察部门所发觉；真实活动盈余管理较为复杂，所涉及到的实际内容较多，操作较为繁琐，但不易被税务机关及其他报表使用者察觉，具有较大的隐蔽性，也将更深层次地危及企业（MizikandJacobson，2008；Mizik，2010）。进而可知，公司进行盈余管理的方式、渠道及程度，是目前公司人、股东、投资者、政府监管部门等报表使用者所热切关注的话题，也是相关领域的学者所争相研究的对象。虽然国外文献中也有研究公司治理与盈余管理的文献，但研究背景是成熟的资本市场，所得出的结论不能直接应用于我国市场。
在国内学者所撰写的文献中，盈余管理的实证模型大致划分为两种，单一模型、多个不同的模型并行表示。公司治理的实证研究模型划分为三种：单一指标代替公司治理、多个指标同时作为衡量标准、多个指标综合成某一指数来表示公司治理。现有的文献中，大多是使用应计项目盈余管理这一单一指标来指代盈余管理，用多个指标一同表示公司治理，进而研究两者或者是再加上一个变量之间的关系。高雷、张杰（2009）在实证研究中发现两者存在负相关关系，即公司治理水平越好，企业所进行的盈余管理水平相对较弱。黄世英、吴文芳、陈克兢（2014）实证研究发现，公司治理水平与盈余质量正相关，即公司治理水平越高，所进行的盈余管理活动将越少，盈余质量也将会提升。但目前的文献中，尚未讨论到公司治理水平对于应计项目盈余管理、真实活动盈余管理的具体影响程度，具体的作用机理。苏柯、杜金岷、张超林（2014）研究发现，正向盈余管理水平占公司资产比重的年均值达7.6%，高于经营现金流净额占公司资产比重的年均值5%。这些数据也说明了目前企业运用盈余管理修饰报表的现象仍普遍存在，但具w的选择标准以及运用机制与程度，是目前需要通过大量实证数据来研究与解决的。探寻这一问题的答案，有助于政府对盈余管理进行进一步的法规限制，也有利于报表使用者可以依据一些报表指标来判断具体的公司报表是否值得信赖与进一步投资。
目前，现有的文献大多从股权集中度、企业管理者能力、公司特征差异、公司治理态度等某一方面来研究其与盈余质量的关系。研究公司治理水平与两种盈余管理的影响机制的文章还不多。已有的文献大多从数个指标的角度来表示公司治理，本文选用主成分分析法来表示公司治理，力求更加准确与可靠。本文将公司治理以主成分分析法综合成一个数值，来研究与应计盈余质量、真实盈余管理两种盈余质量的关联，从而为监管部门以及其他报表使用者提供理论参考和政策建议。
二、理论分析
近年来，企业操纵盈余的方式逐渐多样化，不仅仅使用应计项目盈余管理这一方法。自国外学者Roychowdury（2006）提出应计与真实盈余管理这一分类至今，人们的注意力就从以往的仅仅注重应计项目盈余管理转变到注重两者，甚至于更注重真实活动盈余管理。其原因在于，应计项目盈余管理所产生的效果十分明显，在经营现金流量表与企业利润之间形成较大的数值差；真实活动盈余管理则是运用隐蔽的方法，调节实际的应收、应付款项等的交易时间，进而改变企业的现金流量表的最终分布结构，使年度会计报告截止日期的账面数值更为可观。
现有文献中，与两种盈余管理方式相关的文献方向有几种，分别是内部控制、避税、外部审计等方面。程小可、郑立东、姚立杰（2013）实证研究发现，不同企业的产权性质、规模会导致内部控制对真实活动盈余管理产生不同的结果；有自愿披露内部控制报告的公司，更少使用应计项目盈余管理。李增福、董志强、连玉君（2011）实证研究发现，企业所有权性质、公司规模、债务率等控制变量对应计项目盈余管理存在负相关关系，与真实活动盈余管理存在明显的正相关关系；管理层薪酬对应计项目盈余管理有正相关关系，对真实活动盈余管理同样也具有正相关关系。
Blair（1995）研究认为，狭义公司治理是指企业的所有者、董事、监事以及者众多角色之间的一种相互牵制的内部治理机制。马忠（2011）研究发现，信息不对称程度高时，企业的所有者与者之间的矛盾会加剧、公司盈利能力会下降，提高企业的公司治理水平将使企业盈余管理减少、盈余质量提高。由此提出以下两个假设。
假设1：公司治理水平与应计项目盈余质量存在负相关关系，即企业治理能力越强，使用应计项目盈余管理进行调控的可能性减小。
假设2：公司治理水平与真实管理盈余质量存在负相关关系，即企业治理能力越强，使用真实活动盈余管理的可能性相对减弱。
三、研究设计
（一）样本选取与数据来源
本文选择2015年的沪深上市公司作为初选样本，并对这些数据执行如下的筛选过程：（1）由于金融保险行业公司的财务指标以及会计科目的类别与其他行业不同，不具有可比性，所以剔除金融、保险行业公司。（2）剔除被ST、*ST及S的公司，即特殊处理、退市警告、未完成股改的公司。（3）剔除2015年财务数据缺失的公司。（4）剔除由于2015年未披露重要指标或者指标数据披露不全面的公司。最后，得到的样本为2277个。本文中的数据来自于国泰安数据库与巨潮网。
（二）变量定义
1.公司治理的计量。通过阅读并借鉴陆正飞（2012）、蒋琰（2009）和白重恩等（2005）等关于公司治理指数的文献，选取出适合本研究的公司治理指标，具体见表1。
根据计量经济学原理，系统默认方差大于1的指标为主成分，故只取前面四个指标。前四个指标的主成分累加占比总方差的58.84%。结果显示，第一、二、三、四主成分的方差分别是2.189、1.500、1.159、1.037。依照惯例，在主成分分析方法得出的稻葜校将排列在先的命为第一主成分，在本文中即为公司治理水平指标G。分析第一主成分可得出，10个变量Topratio、Cstr2_10、Mana、State、Dual、Indratio、HB_share、Parent、Boaedsize、Boardmeet的载荷系数分别为-0.447、0.508、0.479、0.338、0.660、-0.237、0.166、-0.536、-0.763、-0.004。上述载荷系数大小与符号各不相同，从大小来看，在所构建的公司治理指数中，股权结构（Topratio、Cstr2_10）、公司性质（State）、高管激励（Mana）这三个指标的数值较高，对最终指数的贡献较大。
2.盈余质量。
（1）应计盈余管理。经反复试验，琼斯模型中依据行业分类的横截面修正模型的应计盈余更为贴近实际（Young，1999；Dechowetal.，1995）。因而，本文也采用此种方法计量。具体模型如公式（1）。
CACCi，t/TAi，t-1=η0/TAi，t-1+η1（ΔSALESi，t
-ΔARi，t）/TAi，t-1+η2PPEi，t/TAi，t-1+ωi，t（1）
其中，DAi，t表示企业操控性应计盈余，数值上与模型（1）的回归残差ωi，t相等；根据资产负债表法计算得出企业总应计盈余CACCi，t；企业营业收入的年度变化额表示为ΔSALESi，t；企业期初总资产用TAi，t-1表示；企业固定资产原值用PPEi，t表示；企业应收账款变化额用ΔARi，t表示。
（2）真实盈余管理。借鉴Roychowdhury（2006）的分类方式，本文将真实活动盈余管理（REMi，t）分为销售操控（EM_CFOi，t）、生产操控（EM_PRODi，t）和酌量性费用操控（EM_EXPi，t）等三个类别。销售操控是指企业为了获得更高的收入而给予折扣或者降低信用底线。生产操控是指通过不断增加产量达到规模效应的最优点或者接近点，进而获得更低的单位固定成本，使利润表上的营业成本更低，进而计算出更大的利润额。酌量性费用操控是指通过控制并减少企业的期间费用，如销售费用中的广告费、管理费用中的研发支出等来降低费用账面额。真实活动盈余管理的总额用公式（2）表示。
REMi，t=EM_PRODi，t-EM_CFOi，t-EM_EXPi，t（2）
其中，EM_PRODi，t、EM_CFOi，t和EM_EXPi，t分别是模型（3）、（4）和（5）的回归残差。生产成本表示为PRODi，t；企业经营活动产生的现金流量表示为CFOi，t；酌量性费用表示为DISEXPi，t；销售收入表示为SALESi，t；销售收入变化额表示为SALESi，t；期初资产总额表示为TAi，tC1。
PRODi，t/TAi，t-1=α0+α1×1/TAi，t-1+α2SALESi，t/TAi，t-1+α3SALESi，t/TAi，t-1+α4SALESi，t/TAi，t-1+ξi，t（3）
CFOi，t/TAi，t-1=α0+α1×1/TAi，t-1+α2SALESi，t/TAi，t-1+α3SALESi，t/TAi，t-1+ξi，t（4）
DISEXPi，t/TAi，t-1=α0+α1×1/TAi，t-1+α2SALESi，t-1/TAi，t-1+ξi，t（5）
（三）模型设计
为了找出公司治理与两种盈余管理方式的具体关系，本文借鉴Cohenetal.（2011）和李增福等（2011）等学者的方法设定了如下模型：
ABDAi，t=β0+β1Gi，t+β2REMi，t+φCONTROLSi，t（6）
REMi，t=ρ0+ρ1Gi，t+μCONTROLSi，t（7）
公式（6）、（7）中，ABDAi，t表示操控性应计盈余的绝对值。应计项目盈余管理的调节方向与数值无关，所以以绝对值表示。Gi，t表示公司治理水平，REMi，t为企业真实活动盈余管理总体水平。模型（6）包括REMi，t，而模型（7）不包含ABDAi，t，原因在于企业确定盈余管理的顺序是先真实活动后应计项目，所以前者影响后者，但应计项目盈余不影响真实活动盈余。模型（6）的估计系数β1表示公司治理对应计项目盈余管理的影响程度。
为了使实证研究数据可信度高，本文还选取了以下变量为控制变量（CONTROLSi，t）：公司规模SIZEi，t用公司年末总资产的自然对数表示，当年净利润除以年末总资产表示为ROAi，t，资产负债率用LEVi，t来表示。
四、研究结果
（一）描述性统计
从下页表2可知，真实活动盈余管理的极大值为4.2053、极小值为-15.5635，均值为-0.0047，说明不同企业间的盈余管理水平差别较大。操纵性应计盈余的极大值为17.5666，极小值为0.0000，均值为0.4527，不同企业间的差异较为明显，同时也表明采用操纵性应计盈余的企业比采用真实盈余的企业数量更多。公司治理水平的极大值为2.139，极小值为-3.607，说明不同企业的治理水平有较大区别；均值为0.000，说明企业的治理水平目前处于无功无过状态，还有较大的上升空间。
（二）相关性检验
从表3可以看出，公司治理与操纵性应计盈余管理正相关，验证了前文的假设，说明良好的公司治理会引致操纵性应计盈余上升；真实盈余管理与操纵性应计盈余负相关，表明企业采用盈余管理模式会有所戎兀采用一种时，另一种的使用就会下降；资产负债率与操纵性应计盈余负相关，总资产周转率与应计盈余负相关，企业规模与操纵性应计盈余也是负相关。
（三）回归结果
模型一中，操纵性应计盈余与真实活动盈余显著负相关，说明企业在采用一种盈余管理的同时，会减少另一种盈余管理方式的使用。公司治理与操纵性应计盈余显著负相关，说明公司治理越完善，企业越不会采取盈余管理，企业的盈余质量将越好。资产负债率与操纵性应计盈余管理正相关，说明资产负债率越高，企业越会采取应计项目盈余管理，正面维护公司形象。企业盈利能力、规模与操纵性应计盈余呈显著负相关关系，说明企业盈利能力越强、规模越大，越倾向于采取保守的盈余管理方式，更加注重保护企业的无形资产，如品牌价值与商誉。
模型二是探究公司治理与真实活动盈余管理的关系，研究发现，两者呈显著负相关关系，即公司治理水平越高，企业采取真实活动盈余管理的可能性越小。资产负债率与企业盈利能力与真实盈余管理呈负相关，说明企业在低负债时会更倾向于采取真实活动盈余管理，在高负债时采取的可能性较小；企业在盈利能力较强时，不易采取真实活动盈余管理；在盈利能力低时采取盈余管理的可能性较低。企业规模越大，越容易采取真实盈余管理，是由于真实盈余管理更隐蔽，被发现的可能性更小，对企业的危害也将更大。
五、研究结论
由于信息不对称，企业内部人员由于各种原因所采取的盈余管理将会给广大报表使用者带来巨大危害，也会给企业自身造成许多不良影响。为了保持更好的市场秩序，维护广大股民利益，公司治理中股东会、董事会的约束能力功不可没，减少企业内部人员由于一己私利而危害更广大股民的利益，最终确保上市公司的盈余质量。所以希望借助本文，为公司治理实务提供参考。
在研究公司治理与两种盈余管理关系的过程中，本文得出以下几点结论：（1）公司治理水平越低的企业越容易采用盈余管理，两种盈余管理方式均有可能。（2）两种盈余管理方式中，真实活动盈余管理更易被采用，调节效果更显著、隐蔽，对企业危害更大。
依据本文的实证研究，笔者提出以下建议，以减少上市公司的过度盈余管理行为。第一，监管部门应当制定对真实盈余管理的管制范围，让上市公司在更合理的范围内调整盈余，最大限度地减少对投资者公布的信息的不对称程度。第二，监管部门应当加大惩罚力度，让信息披露者的犯罪成本增加，进而减少盈余管理行为。X
参考文献：
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关键词：真实盈余管理会计操纵型盈余管理动机审计质量
一、引言
盈余管理，是经营者运用会计手段或者安排交易来改变财务报告，以误导利益相关者对企业业绩的理解或者影响以报告会计数字为基础的合约的结果（HealyandWahlen，1999）。企业管理者进行盈余管理，有两种实现方式：会计操纵型盈余管理和真实盈余管理（Schipper，1989）。前者单纯通过操纵会计数字改变财务信息，其手段主要包括变更会计政策以及变更会计估计等；后者则为通过进行真实的经济活动影响财务信息，其手段主要包括降价促销、过度生产以及削减必要的研发支出或者期间费用等。与会计操纵型盈余管理相比，真实盈余管理虽然很早就被学术界所认识，但在过去很长一段时间都没有引起国内外研究者的重视，只有一些比较散碎的研究成果。但是近年来，国外学者对真实盈余管理的研究兴趣明显加强，涌现出了一批比较有分量的研究成果，已有的研究显示，在英美这些发达国家的上市公司中，管理者实施真实盈余管理的动机普遍与实证会计理论“三大假设”有显著相关关系（Roychowdhury，2006；AmyY.Zang，2007；Gunny，2010；Cohen，2010）。在国内，目前专门探讨管理者实施真实盈余管理的动机的文献还没有，国外已有研究结论在我国上市公司是否成立还有待检验。本文选取2002年至2004年我国制造业所有上市公司为样本，研究了企业管理者实施真实盈余管理的动机，进一步验证实证会计的“三大假设”，拓展盈余管理的研究广度。
二、研究设计
（一）研究假设Jensen和Meckling（1976）将企业定义为“一组契约的联结”（anexusofcontracts）实证会计理论的创始人Watts和Zimmerman（1986）以契约观赋予了会计数据新的内涵：“那些有关于产权和契约理论的文献认为，会计数据常被用于各种契约（债务契约、薪酬契约和企业内外部各种章程），这些契约往往包括对企业的各种限制，正是由于这些契约是以会计数字为基础的，进而产生了对计算和报告会计数字的需要。”更进一步，基于契约观，他们提出了实证会计理论的“三大假设”：债务契约假设、薪酬契约假设和政治成本假设。围绕着这“三大假设”，西方学者进行了大量研究（Healy，1985；Jones，1991；Deangelo，1994；Sweeney，1994），这些研究结论均表明，“三大假设”对企业会计政策的选择，盈余管理的方向和强度都是有显著影响，下面，本文从“三大假设”的视角出发，分析其对企业真实盈余管理的影响，并提出本文研究假设：
（1）债务契约。经典的理论表明，公司的债权人与股东之间存在冲突（Jensen和Meckling，1976）。企业债权人将资金借给企业，只能够取得固定的回报率，其看重的乃是企业经营状况和财务状况的稳定性和按期收取利息，到期收回成本的无风险性。而企业股东以企业价值最大化为目标，通常会强迫管理者投资高收益的项目，却往往忽视了这些项目的高风险。所以债权人在将资金借给企业的同时，通常会与企业订立一些限制性契约，当企业违反这些契约的时候，债权人对企业进行加息或者提前收回本金等惩罚。实证会计理论认为，那些处于债务违约边缘或者违约可能性很大的公司，通常会进行调增利润的盈余管理活动。债权人衡量企业长期偿债能力的主要指标之一就是企业的资产负债率。宗文龙等（2009）发现，在我国2007年新会计准则首次允许企业资本化研发费用以后，资产负债率越高的上市公司，越倾向于将研发费用资本化处理。Roychowdhury（2006）研究证明，在美国的上市公司中，资产负债率与企业中的真实盈余管理活动强度成显著的正相关关系。由此，提出本文第一个假设：
假设1：在其他条件相同的情况下，上市公司的资产负债率越高，管理者实施真实盈余管理的动机越强烈
（2）薪酬契约。根据理论和激励理论，在两权分立的现代企业制度下，企业股东和管理者之间存在利益冲突，企业股东在无法直接观察管理者是否努力工作的情况下，可以基于企业盈余信息，与管理者签订薪酬契约，以降低成本，增加企业价值（JensenandMeckling，1976）。以盈余信息为基础的薪酬契约，使企业管理者是否领取薪酬以及领取多少薪酬取决于企业年末的利润的水平，不可避免地导致了企业管理者产生为了获取更高报酬而进行盈余管理活动的动机。Watts和Zimmerman（1986）也指出，由于公司高管报酬是以会计信息为基础设定的，在其他条件相同的情况下，公司经理为了提高个人效用，倾向于采用盈余管理手段操纵企业当期报告利润水平。可以预计，当期企业会计利润比较低的管理者，相较于企业会计利润高的管理者而言，其具有更加强烈的动机运用盈余管理手段提高报告利润，以获得更高的报酬。由此，提出本文第二个假设：
假设2：在其他条件相同的情况下，营业业绩越差的上市公司，管理者实施真实盈余管理的动机越强烈
（3）政治成本。企业的会计利润，通常被相关部门认为是企业垄断市场的“证据”，进而对企业进行反垄断惩罚，为了避免被惩罚，企业的管理者会产生进行盈余管理调减报告利润的动机。政治成本动机通常是和企业规模联系在一起的，企业规模越大，在市场中的垄断地位越强，越容易受到政府监管部门和外界的关注，企业管理者盈余管理的动机就会越大。国外不少学者的实证研究也都证明了政治成本动机的存在（Han等，1998；Monem，2003）。我国学者高燕（2008）研究发现，企业规模越大，其财务报表中的可操纵应计利润越小。宗文龙等（2009）研究表明，企业规模越大，越有可能将无形资产的开发费用进行费用化处理，降低当期盈余。申慧慧（2010）发现，资产规模越大的企业，越倾向于进行调减利润的盈余管理。Gunny（2010）针对美国的上市公司进行的研究也显示，企业真实盈余管理的活动强度与企业规模呈显著的负相关关系。由此，提出本文第三个假设：
假设3：在其他条件相同的情况下，上市公司规模越大，管理者实施真实盈余管理的动机越微弱
（二）样本选取和数据来源本文选取2002年至2004年三年期间，沪深两市交易所所有上市的制造业公司为研究样本，选取2002年至2004年的年度数据，是因为我国从2001年开始实行新会计准则，2005年开始股权分置改革，选择在此之间期间的样本数据，可以排除这些事件的影响。选择制造业上市公司作为研究样本，是因为制造业上市公司占我国所有上市公司的半数以上，是典型的实物产品生产的企业，具有很好的研究代表性，并且可以排除行业的影响。另外，本文所选数据均选自国泰安CSMAR数据库，本文所用统计软件为STATA10.0版。总共获取初始样本4161个，为了保证回归结果可靠，按照如下标准对初始样本数据进行筛选：剔除所有不是制造业类的上市公司，关于行业的分类标准，参照的是我国证监会公布的行业划分标准；剔除所有在2000年至2004年年度期间新上市的公司，许多研究表明，我国企业在首次公开发行股票前会进行调增利润的盈余管理活动，导致随后年度经营业绩的下降（张宗益等，2003；徐浩萍等，2009；陈胜蓝，2010），选取滞后两年的数据可以较好地排除掉这种影响；剔除研究期间任意一年证券名称前被冠以“ST”或者“*ST”的样本数据；剔除样本期间任意一年企业Roe绝对值超过100%的样本数据；剔除样本期间，任意一年变量数据缺失的样本。经过以上样本筛选程序后，最后共获得1149个研究样本，样本的分布情况如（表1）所示。
（三）模型构建和变量定义从已有的关于真实盈余管理的文献来看，Roychowdhury（2006）对真实盈余管理的估计方法比较具有代表性。将真实盈余管理的手段具体分为三种：第一种为销售手段，企业管理者利用降价促销、赊销等方式刺激当期的销售量，在销售的边界利润增长率为正的情况下，销售量的增长会使得当期利润上升，但是当期现金流量不仅不会同步上升，反而会下降；第二种手段为生产手段，企业管理者可以扩大当期的产品生产量，降低每个产品所分摊的固定成本，当分摊的固定成本下降幅度超过边际成本上升的幅度时，扩大产量就可以导致当期利润的上升，同时企业的营业成本和存货的价值也会上升；第三种手段为经营手段，企业管理者可以削减企业日常经营活动中各项必要的费用支出（如研发支出、职工培训费以及职工福利等），达到激增当期利润的目的，在当期利润上升的同时，企业当期的期间费用会下降。对应于三种手段，Roychowdhury（2006）构建了三个计量模型以估计企业真实盈余管理强度的大小：
式（3）
以上三式：下标i代表特定企业，t代表第t期。变量CFO代表企业经营创造的现金流量，选用企业现金流量表中的经营性现金流量项目数值替代。SALES代表企业的销售量，选用利润表中的主营业务收入项目数值替代。?驻SALES为第t期主营业务收入与上期主营业务收入之差，A代表总资产，用资产负债表中的总资产项目数值替代。PROD为企业当期企业生产产品的总成本，用利润表中主营业务成本与资产负债表中存货变化量之和替代。EXP代表企业可以操纵的费用，因为我国财务报表中没有具体披露研发费用，所以用利润表中销售费用和管理费用项目数值之和替代。选用分年度，分行业的截面样本数据代入上面三个模型进行OLS回归分析，估计出企业正常经营活动所创造的经营性现金流量、所生产产品的总成本以及所发生的期间费用。各个模型经回归后的残差分别代表了企业进行真实盈余管理所导致的非正常经营现金流量R_CFO，非正常总成本R_POD以及非正常期间费用R_EXP。根据以上分析，如果企业管理者进行真实盈余管理，当期企业会呈现出以下的一个或者多个特征：较低的经营性现金流量，即R_CFO0；较低的销售费用和管理费用，即R_EXP
为了研究企业管理者进行真实盈余管理活动与实证会计理论三大假设相关的动机，验证本文所提出的各个假设，构建如下总体估计模型：RMit=α0+α1*Sizeit+α2*Levit+α3*Roeit+α4*Bigfourit+α5*DAit+?着it式（5）
在具体进行OLS回归分析中，不可避免会出现各种估计误差，真实盈余管理强度的三个分指标在合成总体指标时，可能会出现正负相抵现象，影响最后结论，为了避免这种现象，参照总体估计模型，对三个分指标同样进行OLS回归分析，模型如下：
NEGR_CFOit=α0+α1*Sizeit+α2*Levit+α3*Roeit+α4*Bigfourit+α5*DAit+?着it式（6）
R_PRODit=α0+α1*Sizeit+α2*Levit+α3*Roeit+α4*Bigfourit+α5*DAit+?着it式（7）
NEGR_EXPit=α0+α1*Sizeit+α2*Levit+α3*Roeit+α4*Bigfourit+α5*DAit+?着it式（8）
在式（5）至式（8）四个估计模型中，被解释变量为真实盈余管理的分指标或者合成指标，解释变量中的Lev、Roe和Size分别代表与本文研究假设相关的企业资产负债率、净资产收益率和总资产。控制变量Bigfour为虚拟变量，当企业聘用的注册会计师来自国际“四大”时，变量取1，否则取0，在模型中加入此控制变量是为了排除外部监管对企业真实盈余管理活动的影响，已有的许多研究显示，当审计企业的注册会计师来自国际“四大”时，企业管理者更有可能采取不容易被察觉的真实盈余管理操纵利润（Gunny，2010；Cohen，2010），所以预计其系数的符号为正。控制变量DA代表企业会计操纵型盈余管理的强度，真实盈余管理和会计操纵型盈余管理两者的关系，既有可能是相互替代，也有可能是相互补充（Roychowdhury，2006；AmyY.Zang，2007），所以，不能够预计其符号。模型中各变量的具体意义和计算方法如（表2）所示。
三、实证结果分析
（一）描述性统计从（表3）中可以看到，在2002年至2004年，无论是真实盈余管理的各项变量还是会计操纵型盈余管理的变量，在平均值上均接近于0，这不足为奇，因为本文本来就是用的回归模型的残差值替代两类盈余活动管理强度，关键是观察最大值、最小值和标准差，从表中可以看到，企业真实盈余管理的各项替代变量无论是最大值还是最小值的绝对值都远远大于会计操纵型盈余管理，这很有可能是企业管理者为了逃避各种监管而选择了更加不容易被察觉的真实盈余管理所致，真实盈余管理各项替代变量的标准差也是大部分高于会计操纵型盈余管理，这表明企业的真实盈余管理行为受到其他因素的影响程度大于会计操纵型盈余管理。企业资产负债率、净资产报酬率和总资产的分布情况都比较正常。聘请国际“四大”审计的企业只占全部样本的5.5%左右，这一方面可能是“四大”的审计收费过高所致，漆江娜等（2004）的研究发现，在中国审计市场上，国际“四大”收费显著高于本土事务所，溢价幅度达到30%左右；另一方面可能是我国审计市场上对于高质量的审计需求不足所致（刘峰等，2002）。
（二）相关性分析（表4）显示，变量之间的相关系数表明真实盈余管理的各项替代变量之间大部分都呈现显著的正相关关系，说明企业管理者可能同时采用三种手段进行真实盈余管理。真实盈余管理总替代变量RM与债务契约替代变量Lev、薪酬契约替代变量Roe、政治成本替代变量Size、外部审计质量替代变量Bigfour和会计操纵型盈余管理替代变量DA均成显著相关关系，其中，RM与Lev呈现正相关关系，表明受到债务契约限制越大的企业越倾向进行真实盈余管理。RM与Roe呈现负相关关系，表明当期业绩越差的企业，其管理者越倾向于进行真实盈余管理，提高报告利润，进而增加其薪酬。RM与Size也呈现负相关关系，表明企业规模越大，受到的各种关注越多，其管理者越不倾向与进行真实盈余管理。而RM与两个控制变量Bigfour和DA之间也呈现显著相关关系，其中，RM与Bigfour呈现负相关关系，这与原本的猜想是相反的，但是注意到Bigfour与Size之间呈现显著正相关关系，所以认为这有可能是因为规模大的企业，越愿意聘请国际“四大”审计，同时，规模大的企业中真实盈余管理的强度越弱，这种相互影响交织在一起所致。而RM与DA之间呈现出了显著的正相关关系，这有可能是两种不同盈余管理方式呈现出相互补充的关系，也有可能是没有排除其他变量的影响所致。值得注意的是，代表会计操纵型盈余管理的变量DA与代表外部审计质量的替代变量Bigfour呈现负相关关系，而且在10%的水平下显著，说明了审计质量高的外部审计的确对企业的会计操纵型盈余管理有一定的抑制作用，也支持了蔡春等（2005）的研究结论。从Pearson相关系数矩阵中，的确可以看到各个变量之间的两两相关关系，但是这种两者之间的相关关系是在没有排除其他变量影响的条件下所得出的，所以不符合所提出的3个假设的前提：“在其他条件相同的情况下”。所以，必须做进一步回归分析。
（三）回归分析（表5）显示，在控制了企业当期外部审计质量和非正常应计利润后，真实盈余管理的总替代指标RM的OLS回归结果证实了所提出的三个假设。企业的资产负债率与真实盈余管理强度呈现出显著正相关关系（平均影响为0.207），表明企业的资产负债率越高，其管理者进行真实盈余管理活动以避免违反债务契约的动机越强，支持提出的第一个假设。企业的营业业绩与真实盈余管理活动呈现出显著负相关关系（平均影响为-0.137），表明企业的经营业绩越差，其管理者进行真实盈余管理以提高会计利润，增长薪酬的动机越强烈，支持提出的第二个假设。企业的总资产与真实盈余管理呈现出显著的负相关关系（平均影响为-0.048），表明企业规模越大，受到各方的关注越多，其管理者进行真实盈余管理的动机越弱，支持提出的第三个假设。更进一步，企业的真实盈余管理强度与外部独立审计质量也呈现出显著的正相关关系（平均影响为0.07），与相关系数矩阵中的结果相反，也说明了在控制了其他影响企业管理者进行真实盈余管理动机的因素后，外部注册会计师的审计质量越高，企业管理者为了达到利润目标，选择不容易被察觉的真实盈余管理活动的动机越强。与国外已有研究结论不同的是，本文的回归结果中，衡量会计操纵型盈余管理强度大小的非正常应计利润DA与RM呈现出异常显著的正相关关系（平均为1.033），说明在我国的上市公司中，真实盈余管理与会计操纵型盈余管理更多地呈现出一种相互补充的关系，这一方面可能是由于我国审计市场整体审计质量不高所致，另一方面也有可能是因为我国上市公司的内部治理结构存在缺陷所致。与真实盈余管理的总替代指标RM相比，两个分指标NEGR_CFO和R_PROD的回归结果也都对本文所提出的假设做出了很好的验证，但是可操控费用指标NEGR_EXP却不支持本文的假设，分析认为造成这种结果的原因主要在于被解释变量的构建与已有研究不同所致，Roychowdhury、AmyY.Zang、Gunny与Cohen等学者均是使用企业SG&A与研发支出之和作为可操纵费用的替代，但是由于我国会计准则的规定，企业对外披露的财务报表中并没有包含总体费用和研发支出，只能选用管理费用和销售费用之和作为可操纵费用的替代变量，所以导致结果不理想。
（四）稳健性检验为了增强研究结论的可靠性，将薪酬契约的替代变量换成企业总资产报酬率（Roa），将非正常应计利润的估计模型换为Kothar（2005）所提出的进一步修正Jones模型（在原有的修正Jones模型中加入控制变量Roa）估计出DAroa，代入本文构建的研究模型式（4）至式（8）中进行OLS回归，回归结果如（表6）所示，研究结论不变。
四、结论
本文以2002年至2004年在沪深两市交易所上市的所有制造业类公司为研究样本，以实证会计理论的“三大假设”为研究基础，并考虑了外部注册会计师的审计质量和企业的非正常应计利润后，详细考察了企业管理者进行真实盈余管理的动机。结果发现：为了减少债务违约的可能性，企业的资产负债率越高，其管理者进行真实盈余管理的动机越强烈；为了提高薪酬，企业的营业业绩越差，其管理者进行真实盈余管理的动机越强烈；为了避免引起各方的关注，企业的规模越大，其管理者进行真实盈余管理的动机越微弱；为了逃避高质量的审计，企业管理者使用不易被察觉的真实盈余管理的动机越强烈；两种盈余管理手段：真实盈余管理和会计操纵型盈余管理，两者在我国的上市公司中呈现出相互补充的关系。本文的研究结果表明，在我国资本市场中，企业管理者进行真实盈余管理的动机也明显受到“三大假设”的影响。了解企业管理者进行真实盈余管理的动机，有助于从源头上认识和控制这种行为，将有关监管部门及其稀缺的资源投入到有强烈动机进行真实盈余管理的企业上，同时，企业的股东、债权人等利益相关者也应当对此类上市公司重点关注。
参考文献：
［1］蔡春、黄益建、赵莎：《关于审计质量对盈余管理影响的实证研究》，《审计研究》2005年第2期。
［2］高燕：《所有权结构、终极控制人与盈余管理》，《审计研究》2008年第6期。
［3］刘峰、张立民、雷科罗：《我国审计市场制度安排与审计质量需求》，《会计研究》2002年第12期。
［4］漆江娜、陈慧霖、张阳：《事务所规模・品牌・价格与审计质量》，《审计研究》2004年第3期。
［5］申慧慧：《环境不确定性对盈余管理的影响》，《审计研究》2011年第1期。