一、引言
盈余管理，是經營者運用會計手段或者安排交易來改變財務報告，以誤導利益相關者對企業業績的理解或者影響以報告會計數字為基礎的合約的結果（Healy and Wahlen，1999）。企業管理者進行盈余管理，有兩種實現方式：會計操縱型盈余管理和真實盈余管理（Schipper，1989）。前者單純通過操縱會計數字改變財務信息，其手段主要包括變更會計政策以及變更會計估計等；后者則為通過進行真實的經濟活動影響財務信息，其手段主要包括降價促銷、過度生產以及削減必要的研發支出或者期間費用等。與會計操縱型盈余管理相比，真實盈余管理雖然很早就被學術界所認識，但在過去很長一段時間都沒有引起國內外研究者的重視，只有一些比較散碎的研究成果。但是近年來，國外學者對真實盈余管理的研究興趣明顯加強，涌現出了一批比較有分量的研究成果，已有的研究顯示，在英美這些發達國家的上市公司中，管理者實施真實盈余管理的動機普遍與實證會計理論“三大假設”有顯著相關關系（Roychowdhury，2006；Amy Y. Zang，2007；Gunny，2010；Cohen，2010）。在國內，目前專門探討管理者實施真實盈余管理的動機的文獻還沒有，國外已有研究結論在我國上市公司是否成立還有待檢驗。本文選取2002年至2004年我國制造業所有上市公司為樣本，研究了企業管理者實施真實盈余管理的動機，進一步驗證實證會計的“三大假設”，拓展盈余管理的研究廣度。
二、研究設計
（一）研究假設 Jensen和Meckling（1976）將企業定義為“一組契約的聯結”（a nexus of contracts）實證會計理論的創始人Watts和Zimmerman（1986）以契約觀賦予了會計數據新的內涵：“那些有關于產權和契約理論的文獻認為，會計數據常被用于各種契約（債務契約、薪酬契約和企業內外部各種章程），這些契約往往包括對企業的各種限制，正是由于這些契約是以會計數字為基礎的，進而產生了對計算和報告會計數字的需要。”更進一步，基于契約觀，他們提出了實證會計理論的“三大假設”：債務契約假設、薪酬契約假設和政治成本假設。圍繞著這“三大假設”，西方學者進行了大量研究（Healy，1985；Jones，1991；Deangelo，1994；Sweeney，1994），這些研究結論均表明，“三大假設”對企業會計政策的選擇，盈余管理的方向和強度都是有顯著影響，下面，本文從“三大假設”的視角出發，分析其對企業真實盈余管理的影響，并提出本文研究假設：
（1）債務契約。經典的代理理論表明，公司的債權人與股東之間存在代理沖突（Jensen和Meckling，1976）。企業債權人將資金借給企業，只能夠取得固定的回報率，其看重的乃是企業經營狀況和財務狀況的穩定性和按期收取利息，到期收回成本的無風險性。而企業股東以企業價值最大化為目標，通常會強迫管理者投資高收益的項目，卻往往忽視了這些項目的高風險。所以債權人在將資金借給企業的同時，通常會與企業訂立一些限制性契約，當企業違反這些契約的時候，債權人對企業進行加息或者提前收回本金等懲罰。實證會計理論認為，那些處于債務違約邊緣或者違約可能性很大的公司，通常會進行調增利潤的盈余管理活動。債權人衡量企業長期償債能力的主要指標之一就是企業的資產負債率。宗文龍等（2009）發現，在我國2007年新會計準則首次允許企業資本化研發費用以后，資產負債率越高的上市公司，越傾向于將研發費用資本化處理。Roychowdhury（2006）研究證明，在美國的上市公司中，資產負債率與企業中的真實盈余管理活動強度成顯著的正相關關系。由此，提出本文第一個假設：
假設1：在其他條件相同的情況下，上市公司的資產負債率越高，管理者實施真實盈余管理的動機越強烈
（2）薪酬契約。根據代理理論和激勵理論，在兩權分立的現代企業制度下，企業股東和管理者之間存在利益沖突，企業股東在無法直接觀察管理者是否努力工作的情況下，可以基于企業盈余信息，與管理者簽訂薪酬契約，以降低代理成本，增加企業價值（Jensen and Meckling，1976）。以盈余信息為基礎的薪酬契約，使企業管理者是否領取薪酬以及領取多少薪酬取決于企業年末的利潤的水平，不可避免地導致了企業管理者產生為了獲取更高報酬而進行盈余管理活動的動機。Watts和Zimmerman（1986）也指出，由于公司高管報酬是以會計信息為基礎設定的，在其他條件相同的情況下，公司經理為了提高個人效用，傾向于采用盈余管理手段操縱企業當期報告利潤水平。可以預計，當期企業會計利潤比較低的管理者，相較于企業會計利潤高的管理者而言，其具有更加強烈的動機運用盈余管理手段提高報告利潤，以獲得更高的報酬。由此，提出本文第二個假設：
假設2：在其他條件相同的情況下，營業業績越差的上市公司，管理者實施真實盈余管理的動機越強烈
（3）政治成本。企業的會計利潤，通常被相關部門認為是企業壟斷市場的“證據”，進而對企業進行反壟斷懲罰，為了避免被懲罰，企業的管理者會產生進行盈余管理調減報告利潤的動機。政治成本動機通常是和企業規模聯系在一起的，企業規模越大，在市場中的壟斷地位越強，越容易受到政府監管部門和外界的關注，企業管理者盈余管理的動機就會越大。國外不少學者的實證研究也都證明了政治成本動機的存在（Han等，1998；Monem，2003）。我國學者高燕（2008）研究發現，企業規模越大，其財務報表中的可操縱應計利潤越小。宗文龍等（2009）研究表明，企業規模越大，越有可能將無形資產的開發費用進行費用化處理，降低當期盈余。申慧慧（2010）發現，資產規模越大的企業，越傾向于進行調減利潤的盈余管理。Gunny（2010）針對美國的上市公司進行的研究也顯示，企業真實盈余管理的活動強度與企業規模呈顯著的負相關關系。由此，提出本文第三個假設：
假設3：在其他條件相同的情況下，上市公司規模越大，管理者實施真實盈余管理的動機越微弱
（二）樣本選取和數據來源 本文選取2002年至2004年三年期間，滬深兩市交易所所有上市的制造業公司為研究樣本，選取2002年至2004年的年度數據，是因為我國從2001年開始實行新會計準則，2005年開始股權分置改革，選擇在此之間期間的樣本數據，可以排除這些事件的影響。選擇制造業上市公司作為研究樣本，是因為制造業上市公司占我國所有上市公司的半數以上，是典型的實物產品生產的企業，具有很好的研究代表性，并且可以排除行業的影響。另外，本文所選數據均選自國泰安CSMAR數據庫，本文所用統計軟件為STATA10.0版。總共獲取初始樣本4161個，為了保證回歸結果可靠，按照如下標準對初始樣本數據進行篩選：剔除所有不是制造業類的上市公司，關于行業的分類標準，參照的是我國證監會公布的行業劃分標準；剔除所有在2000年至2004年年度期間新上市的公司，許多研究表明，我國企業在首次公開發行股票前會進行調增利潤的盈余管理活動，導致隨后年度經營業績的下降（張宗益等，2003；徐浩萍等，2009；陳勝藍，2010），選取滯后兩年的數據可以較好地排除掉這種影響；剔除研究期間任意一年證券名稱前被冠以“ST”或者“*ST”的樣本數據；剔除樣本期間任意一年企業Roe絕對值超過100%的樣本數據；剔除樣本期間，任意一年變量數據缺失的樣本。經過以上樣本篩選程序后，最后共獲得1149個研究樣本，樣本的分布情況如（表1）所示。
（三）模型構建和變量定義 從已有的關于真實盈余管理的文獻來看，Roychowdhury（2006）對真實盈余管理的估計方法比較具有代表性。將真實盈余管理的手段具體分為三種：第一種為銷售手段，企業管理者利用降價促銷、賒銷等方式刺激當期的銷售量，在銷售的邊界利潤增長率為正的情況下，銷售量的增長會使得當期利潤上升，但是當期現金流量不僅不會同步上升，反而會下降；第二種手段為生產手段，企業管理者可以擴大當期的產品生產量，降低每個產品所分攤的固定成本，當分攤的固定成本下降幅度超過邊際成本上升的幅度時，擴大產量就可以導致當期利潤的上升，同時企業的營業成本和存貨的價值也會上升；第三種手段為經營手段，企業管理者可以削減企業日常經營活動中各項必要的費用支出（如研發支出、職工培訓費以及職工福利等），達到激增當期利潤的目的，在當期利潤上升的同時，企業當期的期間費用會下降。對應于三種手段，Roychowdhury（2006）構建了三個計量模型以估計企業真實盈余管理強度的大小：
式（3）
以上三式：下標i代表特定企業，t代表第t期。變量CFO代表企業經營創造的現金流量，選用企業現金流量表中的經營性現金流量項目數值替代。SALES代表企業的銷售量，選用利潤表中的主營業務收入項目數值替代。?駐SALES為第t期主營業務收入與上期主營業務收入之差，A代表總資產，用資產負債表中的總資產項目數值替代。PROD為企業當期企業生產產品的總成本，用利潤表中主營業務成本與資產負債表中存貨變化量之和替代。EXP代表企業可以操縱的費用，因為我國財務報表中沒有具體披露研發費用，所以用利潤表中銷售費用和管理費用項目數值之和替代。選用分年度，分行業的截面樣本數據代入上面三個模型進行OLS回歸分析，估計出企業正常經營活動所創造的經營性現金流量、所生產產品的總成本以及所發生的期間費用。各個模型經回歸后的殘差分別代表了企業進行真實盈余管理所導致的非正常經營現金流量R_CFO，非正常總成本R_POD以及非正常期間費用R_EXP。根據以上分析，如果企業管理者進行真實盈余管理，當期企業會呈現出以下的一個或者多個特征：較低的經營性現金流量，即R_CFO<0；較高的生產成本，即R_PROD>0；較低的銷售費用和管理費用，即R_EXP<0。為了方便模型比較，將R_CFO和R_EXP各乘-1，轉化為正值，然后和R_PROD相加，得出衡量企業真實盈余管理總體強度的變量RM，具體計算如下式：RMit=R_PODit-R_EXPit-R_CFOit 式（4）
為了研究企業管理者進行真實盈余管理活動與實證會計理論三大假設相關的動機，驗證本文所提出的各個假設，構建如下總體估計模型：RMit=α0+α1*Sizeit+α2*Levit+α3*Roeit+α4*Bigfourit+α5*DAit+?著it 式（5）
在具體進行OLS回歸分析中，不可避免會出現各種估計誤差，真實盈余管理強度的三個分指標在合成總體指標時，可能會出現正負相抵現象，影響最后結論，為了避免這種現象，參照總體估計模型，對三個分指標同樣進行OLS回歸分析，模型如下：
NEGR_CFOit=α0+α1*Sizeit+α2*Levit+α3*Roeit+α4*Bigfourit+α5*DAit+?著it 式（6）
R_PRODit=α0+α1*Sizeit+α2*Levit+α3*Roeit+α4*Bigfourit+α5*DAit+?著it 式（7）
NEGR_EXPit=α0+α1*Sizeit+α2*Levit+α3*Roeit+α4*Bigfourit+α5*DAit+?著it 式（8）
在式（5）至式（8）四個估計模型中，被解釋變量為真實盈余管理的分指標或者合成指標，解釋變量中的Lev、Roe和Size分別代表與本文研究假設相關的企業資產負債率、凈資產收益率和總資產。控制變量Bigfour為虛擬變量，當企業聘用的注冊會計師來自國際“四大”時，變量取1，否則取0，在模型中加入此控制變量是為了排除外部監管對企業真實盈余管理活動的影響，已有的許多研究顯示，當審計企業的注冊會計師來自國際“四大”時，企業管理者更有可能采取不容易被察覺的真實盈余管理操縱利潤（Gunny，2010；Cohen，2010），所以預計其系數的符號為正。控制變量DA代表企業會計操縱型盈余管理的強度，真實盈余管理和會計操縱型盈余管理兩者的關系，既有可能是相互替代，也有可能是相互補充（Roychowdhury，2006；Amy Y. Zang，2007），所以，不能夠預計其符號。模型中各變量的具體意義和計算方法如（表2）所示。
三、實證結果分析
（一）描述性統計 從（表3）中可以看到，在2002年至2004年，無論是真實盈余管理的各項代理變量還是會計操縱型盈余管理的代理變量，在平均值上均接近于0，這不足為奇，因為本文本來就是用的回歸模型的殘差值替代兩類盈余活動管理強度，關鍵是觀察最大值、最小值和標準差，從表中可以看到，企業真實盈余管理的各項替代變量無論是最大值還是最小值的絕對值都遠遠大于會計操縱型盈余管理，這很有可能是企業管理者為了逃避各種監管而選擇了更加不容易被察覺的真實盈余管理所致，真實盈余管理各項替代變量的標準差也是大部分高于會計操縱型盈余管理，這表明企業的真實盈余管理行為受到其他因素的影響程度大于會計操縱型盈余管理。企業資產負債率、凈資產報酬率和總資產的分布情況都比較正常。聘請國際“四大”審計的企業只占全部樣本的5.5%左右，這一方面可能是“四大”的審計收費過高所致，漆江娜等（2004）的研究發現，在中國審計市場上，國際“四大”收費顯著高于本土事務所，溢價幅度達到30%左右；另一方面可能是我國審計市場上對于高質量的審計需求不足所致（劉峰等，2002）。
（二）相關性分析 （表4）顯示，變量之間的相關系數表明真實盈余管理的各項替代變量之間大部分都呈現顯著的正相關關系，說明企業管理者可能同時采用三種手段進行真實盈余管理。真實盈余管理總替代變量RM與債務契約替代變量Lev、薪酬契約替代變量Roe、政治成本替代變量Size、外部審計質量替代變量Bigfour和會計操縱型盈余管理替代變量DA均成顯著相關關系，其中，RM與Lev呈現正相關關系，表明受到債務契約限制越大的企業越傾向進行真實盈余管理。RM與Roe呈現負相關關系，表明當期業績越差的企業，其管理者越傾向于進行真實盈余管理，提高報告利潤，進而增加其薪酬。RM與Size也呈現負相關關系，表明企業規模越大，受到的各種關注越多，其管理者越不傾向與進行真實盈余管理。而RM與兩個控制變量Bigfour和DA之間也呈現顯著相關關系，其中，RM與Bigfour呈現負相關關系，這與原本的猜想是相反的，但是注意到Bigfour與Size之間呈現顯著正相關關系，所以認為這有可能是因為規模大的企業，越愿意聘請國際“四大”審計，同時，規模大的企業中真實盈余管理的強度越弱，這種相互影響交織在一起所致。而RM與DA之間呈現出了顯著的正相關關系，這有可能是兩種不同盈余管理方式呈現出相互補充的關系，也有可能是沒有排除其他變量的影響所致。值得注意的是，代表會計操縱型盈余管理的變量DA與代表外部審計質量的替代變量Bigfour呈現負相關關系，而且在10%的水平下顯著，說明了審計質量高的外部審計的確對企業的會計操縱型盈余管理有一定的抑制作用，也支持了蔡春等（2005）的研究結論。從Pearson相關系數矩陣中，的確可以看到各個變量之間的兩兩相關關系，但是這種兩者之間的相關關系是在沒有排除其他變量影響的條件下所得出的，所以不符合所提出的3個假設的前提：“在其他條件相同的情況下”。所以，必須做進一步回歸分析。
（三）回歸分析 （表5）顯示，在控制了企業當期外部審計質量和非正常應計利潤后，真實盈余管理的總替代指標RM的OLS回歸結果證實了所提出的三個假設。企業的資產負債率與真實盈余管理強度呈現出顯著正相關關系（平均影響為0.207），表明企業的資產負債率越高，其管理者進行真實盈余管理活動以避免違反債務契約的動機越強，支持提出的第一個假設。企業的營業業績與真實盈余管理活動呈現出顯著負相關關系（平均影響為-0.137），表明企業的經營業績越差，其管理者進行真實盈余管理以提高會計利潤，增長薪酬的動機越強烈，支持提出的第二個假設。企業的總資產與真實盈余管理呈現出顯著的負相關關系（平均影響為-0.048），表明企業規模越大，受到各方的關注越多，其管理者進行真實盈余管理的動機越弱，支持提出的第三個假設。更進一步，企業的真實盈余管理強度與外部獨立審計質量也呈現出顯著的正相關關系（平均影響為0.07），與相關系數矩陣中的結果相反，也說明了在控制了其他影響企業管理者進行真實盈余管理動機的因素后，外部注冊會計師的審計質量越高，企業管理者為了達到利潤目標，選擇不容易被察覺的真實盈余管理活動的動機越強。與國外已有研究結論不同的是，本文的回歸結果中，衡量會計操縱型盈余管理強度大小的非正常應計利潤DA與RM呈現出異常顯著的正相關關系（平均為1.033），說明在我國的上市公司中，真實盈余管理與會計操縱型盈余管理更多地呈現出一種相互補充的關系，這一方面可能是由于我國審計市場整體審計質量不高所致，另一方面也有可能是因為我國上市公司的內部治理結構存在缺陷所致。與真實盈余管理的總替代指標RM相比，兩個分指標NEGR_CFO和R_PROD的回歸結果也都對本文所提出的假設做出了很好的驗證，但是可操控費用指標NEGR_EXP卻不支持本文的假設，分析認為造成這種結果的原因主要在于被解釋變量的構建與已有研究不同所致，Roychowdhury、Amy Y. Zang、Gunny與Cohen等學者均是使用企業SG&A與研發支出之和作為可操縱費用的替代，但是由于我國會計準則的規定，企業對外披露的財務報表中并沒有包含總體費用和研發支出，只能選用管理費用和銷售費用之和作為可操縱費用的替代變量，所以導致結果不理想。
（四）穩健性檢驗 為了增強研究結論的可靠性，將薪酬契約的替代變量換成企業總資產報酬率（Roa），將非正常應計利潤的估計模型換為Kothar（2005）所提出的進一步修正Jones模型（在原有的修正Jones模型中加入控制變量Roa）估計出DAroa，代入本文構建的研究模型式（4）至式（8）中進行OLS回歸，回歸結果如（表6）所示，研究結論不變。
四、結論
本文以2002年至2004年在滬深兩市交易所上市的所有制造業類公司為研究樣本，以實證會計理論的“三大假設”為研究基礎，并考慮了外部注冊會計師的審計質量和企業的非正常應計利潤后，詳細考察了企業管理者進行真實盈余管理的動機。結果發現：為了減少債務違約的可能性，企業的資產負債率越高，其管理者進行真實盈余管理的動機越強烈；為了提高薪酬，企業的營業業績越差，其管理者進行真實盈余管理的動機越強烈；為了避免引起各方的關注，企業的規模越大，其管理者進行真實盈余管理的動機越微弱；為了逃避高質量的審計，企業管理者使用不易被察覺的真實盈余管理的動機越強烈；兩種盈余管理手段：真實盈余管理和會計操縱型盈余管理，兩者在我國的上市公司中呈現出相互補充的關系。本文的研究結果表明，在我國資本市場中，企業管理者進行真實盈余管理的動機也明顯受到“三大假設”的影響。了解企業管理者進行真實盈余管理的動機，有助于從源頭上認識和控制這種行為，將有關監管部門及其稀缺的資源投入到有強烈動機進行真實盈余管理的企業上，同時，企業的股東、債權人等利益相關者也應當對此類上市公司重點關注。
