盈余重述与真实活动操控
（2） 研究模型
为了验证文中假设，我们建立了以下模型验证重述公司的真实活动盈余管理行为。
RMit=β0+β1MISit+β2LEVit-1+β3ln(Assetsit-1)+β4ROAit+β5GROWit+εit(7)
式中，RM代表公司真实活动盈余管理程度，分别用异常经营活动现金流RCFO、异常操控费用RDISX和异常生产成本RPROD衡量。异常现金流与异常操控费用方向相同，数额越小表示公司真实活动盈余管理程度越高；异常生产成本与异常现金流方向相反，数额越大表示公司真实活动操控程度越高。MIS为虚拟变量，如果公司t年度财务报告盈余被高报且在之后年度被重述本文研究的是发生重述的样本，对于财务报告存在错误但未被发现或未被重述的样本不予考虑。，则取1，反之取0。
已有的研究表明，公司规模过小或过大、财务状况较差、负债水平高、成长性高的公司易进行盈余管理，以达到盈利目标或筹集发展所需资金［1416］。因此，模型中引入了以下控制变量：公司负债水平，以滞后一期的资产负债率（LEVit-1）表示；公司规模（lnAssetsit-1），以期初总资产的对数表示；盈利水平，以资产回报率（ROA）来衡量；成长状况（GROW），以营业收入三年的平均增长率度量。
四、 实证结果
1. 描述性统计及均值T检验
表1为样本的描述性统计与均值T检验结果（见下页）。我们可以看到，重述公司的经营活动现金流、操控性费用与生产成本均值均低于非重述公司，且存在显著差异（t值分别为-5.332、-6.995、-5.26）。但经资产调节后三个变量均没有通过显著性检验。因变量中，只有异常生产成本通过了T检验，这说明重述公司的生产成本显著高于非重述公司，重述公司可能在被重述年度通过过量生产提高了当期盈余。异常现金流和异常操控费用不存在显著差异，更进一步的结果需要通过回归分析来验证。从控制变量来看，表示盈利状况的资产净利率通过了T检验，这表明与非重述公司相比，高报盈余的重述公司财务状况不佳，盈利性较差。
为5%水平上显著；***为1%水平上显著(均为双尾检验)。下表同。
2. 变量相关性检验
表2为变量间的Pearson相关系数。从表中我们可以看到，异常现金流与误述变量MIS显著负相关（相关系数为-0.021），异常生产成本RPROD与误述变量MIS显著正相关（相关系数为0.048），与我们预期假设一致，这说明高报盈余的重述公司在被重述年度经营活动现金流水平较低，生产成本较高。异常操控性费用与误述变量不存在显著相关性，这与假设不一致。异常现金流与异常生产成本间相关系数为0.310，相关性较强，这与Roychowdhury(罗伊乔达)的结论是一致的，即能够导致高生产成本的经济活动同时会造成异常低的现金流。异常生产成本与异常操控费用系数显著为负，说明公司大量生产的同时会减少管理费用和销售费用以提高盈余。从自变量与控制变量的相关系数来看，资产净利率ROA与误述变量MIS显著负相关，资产负债率与误述变量显著正相关，资产变量与成长状况GROW和负债水平变量均存在显著相关关系，但相关系数不高，不存在严重的多重共线性问题。
以异常经营现金流、异常操控性费用和异常生产成本为因变量，我们对模型（7）进行了回归分析，结果如表3所示。从表中我们可以看到，误述变量MIS的回归系数为-0.031，且在5%的水平上通过了显著性检验（t值为-2.336），假设1得到验证。这说明髙报盈余的重述公司异常现金流水平较低，公司确实利用销售操控调高了报告期盈余。误述变量同时通过了因变量为异常生产成本的回归检验，回归系数为0.231，t值为4.402，且在1%的水平上显著，假设3也得到验证。这说明高报盈余的重述公司异常生产成本较高，公司通过大量生产，降低单位产品成本，从而提高了当前盈余。以异常操控费用为因变量的模型回归系数与预期方向相反，没有通过显著性检验，这说明高报盈余的重述公司较少通过削减操控费用来提高当期盈余，假设2没有得到验证。
从控制变量的回归结果来看，资产规模变量通过了异常现金流为因变量的模型的检验，这说明规模小的公司经营现金流水平较低，可能通过销售操控调整盈余；表示财务状况的变量ROA和表示负债水平的变量LEV在异常操控性费用为因变量的模型中得到验证，这说明盈利状况较好、财务杠杆率较高的公司操控性费用较少；以异常生产成本为因变量的模型中，表示盈利状况、负债水平和资产规模的变量回归系数均显著，这说明财务状况不佳、负债水平较高、规模较大的公司异常生产成本较高，存在利用生产操控进行盈余管理的情况。
4. 稳健性检验
为了消除极端样本对结论的影响，本文将已承认或被监管部门发现存在严重盈余操纵行为的82家公司去掉后重新进行回归分析。结果显示，误述变量在因变量为异常经营现金流的模型中回归系数为-0.035，且通过了5%的显著性检验（t值为-2.417）；在因变量为异常生产成本的回归模型中系数为0.226，且在1%的水平上显著（t值为3.939）。没有通过因变量为异常操控费用的回归检验，说明高报盈余的重述公司利用销售操控和生产操控调高了盈余，真实盈余管理程度较高。假设1与假设3得到验证，实证结果稳健性较强。
为了提高结论的可靠性，本文同时研究了公司利用应计项目操控盈余的情况。操控性应计的衡量借鉴Jones的模型［17］，即
TAit/Assetsit-1=β0+β1(1/Assetsit-1)+β2(ΔREVit-ΔARit)/Assetsit-1+β3(PPEit/Assetsit-1)+β4(ROAit-1/Assetsit-1)+εit(8)
式中ΔAR为应收账款变动，PPE为固定资产原值，ε代表操控性应计，即DA。
表4盈余管理变量间相关系数
变量ACFOAPRODADISXDAACFO1APROD0.310**1ADISX0.141**-0.067**1DA-0.533**0.290**-0.218**1通过检验操控性应计与真实盈余管理变量的相关系数（见表4），我们发现变量DA与ACFO显著负相关，与APROD正相关，与ADISX呈显著负相关关系。这说明操控性应计水平高的公司异常现金流较低，生产成本高且操控性费用水平较低，公司同时利用了应计项目与真实活动两种方法操控盈余。
以DA为因变量的回归结果显示，误述变量回归系数为0.027，且在1%的水平上显著（见表5），这说明高报盈余的重述公司操控性应计水平较高。公司同时利用了应计项目和真实活动盈余管理两种方法操纵盈余。可见，重述公司为达到盈余目标，不仅利用会计政策的弹性空间调整盈余，同时还利用真实经济活动进行盈余操控。
表5应计基础上的回归分析
变量(Constant)MISROAGROWLEVt-1ln(Assetst-1)系数-0.5360.0270.561-0.0150.0020.025t-15.045***2.995***36.819***-1.748*0.85814.899***Adj.R20.111F值318.604***五、 结论
以高报盈余的重述公司为研究样本，以经营活动现金流量、生产成本和操控性费用作为衡量真实盈余管理的变量，本文研究了盈余重述与真实活动操控的关系。结果表明，与非重述公司相比，重述公司在被重述年度经营现金流较低，生产成本较高，说明高报盈余的重述公司通过销售操控、生产操控调高了报告期收益，重述公司确实存在利用真实经济活动操纵盈余的行为。因此，监管部门应高度关注上市公司的重述行为，加强信息披露监管。
本文检验了重述公司的真实活动操控行为，弥补了已有文献主要研究应计项目盈余管理的不足。本文的不足之处在于仅分析了高报盈余重述公司的操控行为，未考虑低报盈余重述公司是否存在利用盈余管理平滑收益的现象。为了研究方便，本文所选的对照样本（即非重述公司）可能存在其他重述行为（如对资产负债表项目、现金流量表项目、关联关系等重述），这影响了结论的精确性。此外，本文仅考虑了被重述年度的盈余管理行为，研究区间较短，事实上公司操控盈余往往不是短期行为，被重述年度及之前几年均可能存在盈余调整行为。因此，如何克服上述局限性将成为本文进一步研究的方向。
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