經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控的經(jīng)濟后果研究

池兆念

（四川大學(xué)商學(xué)院，成都610064）

0 引言

1998年我國頒布現(xiàn)金流量表準(zhǔn)則以后，無論是政策制定者還是會計信息的使用人都越來越關(guān)注現(xiàn)金流量表，作為會計報告的編制人——管理層，開始出于各種動機對經(jīng)營活動現(xiàn)金流量進行操控。同時，學(xué)者們對我國資本市場總體的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控現(xiàn)狀進行研究，也發(fā)現(xiàn)了經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控普遍存在的證據(jù)。如果資本市場確實存在經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控現(xiàn)象，這種操控會不會產(chǎn)生經(jīng)濟后果呢？

通過文獻梳理我們不難發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外直接研究經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控的經(jīng)濟后果的文獻目前還極少，大部分都是從盈余管理的角度。在研究盈余管理的經(jīng)濟后果時，學(xué)者們對真實活動盈余管理的經(jīng)濟后果研究的比較多，我們知道，真是活動操控的盈余管理主要有銷售操控、費用操控和生產(chǎn)操控，這些操控在改變企業(yè)的會計盈余的同時，也在影響企業(yè)的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量。那么，真實活動盈余管理會產(chǎn)生經(jīng)濟后果，而這個經(jīng)濟后果有沒有可能是經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控導(dǎo)致的呢？這是我們比較關(guān)注的問題。

1 分析假設(shè)

經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控的手段主要是：（1）通過債權(quán)債務(wù)關(guān)系的管理來操控經(jīng)營活動現(xiàn)金流量；（2）通過真實活動操控來操控經(jīng)營活動現(xiàn)金流量；（3）通過直接造假的方式來調(diào)控經(jīng)營活動現(xiàn)金流量。將“投資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量”和“籌資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量”計入“其他收到的與經(jīng)營活動有關(guān)的現(xiàn)金”項目。

本文提出假設(shè)：

“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控公司”在操控之后的隨后三年里，其經(jīng)營業(yè)績和投資效率都會顯著低于“非嫌疑樣本”的對應(yīng)水平。

2 研究設(shè)計

2.1 投資效率的度量

本文采用非效率投資支出（用AINV表示）來對投資效率進行度量，其具體的計算過程如下：

首先，采用Richardson(2006)的投資期望模型[1]，來度量公司的新增投資支出，但在采用這個模型時，考慮到我國上市公司Tobin’s Q值計算的不精確性，我以“銷售收入增長率”作為描述成長性的替代指標(biāo)。具體模型如下：

式中，Invi,t表示公司i第t年的新增投資支出；GROi,t-1表示公司i第t-1年銷售收入增長率；Levi,t-1為公司i第t-1年年末的財務(wù)杠桿，以負(fù)債除以總資產(chǎn)來表示；Cashi,t-1為公司i第t-1年年末的貨幣資金持有量，以貨幣資金除以總資產(chǎn)來表示；Agei,t-1表示公司i從IPO當(dāng)年到第t-1年年末的年數(shù)；Sizei,t-1表示公司i第t-1年年末的公司規(guī)模，以總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示；Retsi,t-1表示公司i第t-1年的股票收益率。Year和Industry分別表示年份和行業(yè)的虛擬變量。

其次，分行業(yè)、分年度對公式（1）進行OLS回歸，得出每個行業(yè)、每個年度的回歸系數(shù)β值，然后，將β系數(shù)和各公司、各年度的實際財務(wù)數(shù)據(jù)回帶入公式（1），計算出各年度公司樣本的回歸值，然后以其各年度的實際值減去對應(yīng)的回歸值，就可以得出非效率投資支出AINV，即：

AINV為正表示投資過度，AINV為負(fù)表示投資不足，AINV為的絕對值越大，表明公司的投資效率就越低。

2.2 經(jīng)營業(yè)績的度量

本文選取“總資產(chǎn)經(jīng)營活動收益率”(OPA)來衡量公司業(yè)績變化。

總資產(chǎn)經(jīng)營活動收益率（OPA）=（主營業(yè)務(wù)收入－折扣與折讓－主營業(yè)務(wù)成本－銷售費用－管理費用＋折舊與攤銷）/總資產(chǎn)

2.3 經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控程度度量

本文采用的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量預(yù)測模型來預(yù)測公司正常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量，模型如下：

其中，CFOt是i公司第t年的經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量；St是i公司第t年的營業(yè)收入，△St是i公司第t年營業(yè)收入相對于上年營業(yè)收入的變動額，At-1是i公司第t-1年的資產(chǎn)總額，εt是誤差項，βi（i＝1，2，3，4，5，6）為OLS回歸系數(shù)。

分行業(yè)、分年度對公式（3）進行OLS回歸分析，得出每個行業(yè)、每個年度的β回歸系數(shù)，然后，將β系數(shù)和各行業(yè)、各年度的實際財務(wù)數(shù)據(jù)回帶入公式（3），計算出各年度公司樣本的回歸值，并以各年度的實際值減去對應(yīng)的回歸值，就可以計算出異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量，用ACFO表示，以此度量經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控的程度，其絕對值越大，表明操控的程度越大，計算如下式：

其中，ACFOit是第i個公司第t年的CFO操控程度；CFOit是第i個公司第t年的實際經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量；Sit是第i個公司第t年的營業(yè)收入，△Sit是第i個公司第t年營業(yè)收入相對于上年營業(yè)收入的變動額，△Sit-1是第i個公司第t-1年營業(yè)收入相對于上年營業(yè)收入的變動額，OCit是第i個公司第t年的其他與經(jīng)營活動有關(guān)的現(xiàn)金，Ait-1是第i個公司第t-1年的資產(chǎn)總額，αi（i＝0，1，2，3，4）為按公式（3）根據(jù)分行業(yè)、分年度數(shù)據(jù)計算的各行業(yè)、各年度的OLS回歸系數(shù)。

2.4 數(shù)據(jù)來源與樣本的選取

（1）數(shù)據(jù)來源。本文所使用的財務(wù)數(shù)據(jù)源于2012CSMAR中上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)庫，并按照數(shù)據(jù)庫中的上市公司的行業(yè)分類對樣本進行劃分，考慮到金融、保險行業(yè)的特殊性，本文予以剔除；由于本文在進行OLS回歸分析時，是分行業(yè)、分年度進行的，所以，每個行業(yè)每個年度的樣本必須保持一定的規(guī)模；由于農(nóng)林牧漁業(yè)、建筑業(yè)、采掘業(yè)和傳播與文化產(chǎn)業(yè)業(yè)大多數(shù)年份樣本數(shù)未超過30個，所以本文將這四個行業(yè)也予以剔除，最終保留了制造、電煤水、交通運輸和倉儲、信息技術(shù)、批發(fā)零售、房地產(chǎn)、社會服務(wù)、綜合類8個行業(yè)。數(shù)據(jù)年度為2002～2011。數(shù)據(jù)處理軟件為Excel 2003，SPSS17.0。

（2）研究樣本的選取。在對公司的投資效率、經(jīng)營業(yè)績及經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控程度進行度量后，即可建立“投資效率與經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控”以及“經(jīng)營業(yè)績與經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控”之間的線性模型，然后，通過多元回歸的方法對它們之間的關(guān)系進行研究。

“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控嫌疑樣本”及“非嫌疑樣本”的界定步驟如下：①采用模型（4）計算出異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（ACFO）；②對ACFO取絕對值，得到|ACFO|；③運用十分位法劃分|ACFO|值，選取處于第8分位至第10分位的樣本作為經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控嫌疑樣本。選取處于第1分位至第3分位的樣本作為非嫌疑樣本[3]。

2.5 研究模型的設(shè)定

（1）因變量。本文分別選用非效率投資支出（用AINVt+n表示）和總資產(chǎn)經(jīng)營活動收益率（用OPAt+n表示）作為因變量，其中，n取1、2、3，表示經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控行為發(fā)生之后的第1、2、3年的非效率投資支出和總資產(chǎn)經(jīng)營活動收益率。

（2）自變量。變量CK用于區(qū)分“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控嫌疑樣本”和“非嫌疑樣本”的類別。當(dāng)CK取值為1，表示該樣本是“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控嫌疑樣本”，CK取值為0，表示該樣本是“非嫌疑樣本”。

（3）控制變量。鑒于公司的經(jīng)營業(yè)績及投資效率影響因素眾多，所以，本文決定選取如下變量作為控制變量：CAt表示第t期經(jīng)營活動現(xiàn)金流量資產(chǎn)比，我們推測，經(jīng)營活動現(xiàn)金流量資產(chǎn)比越大，公司的自由現(xiàn)金流量就越多，其公司的經(jīng)營業(yè)績以及投資效率就會越低；DTAt表示第t期資產(chǎn)負(fù)債率，毫無疑問，公司償債能力會對公司今后的經(jīng)營業(yè)績及投資效率產(chǎn)生影響；GROAt表示示第t期資產(chǎn)增長率，代表公司成長情況；LnAt表示總資產(chǎn)對數(shù)，代表第t期公司規(guī)模，很顯然，公司規(guī)模不同，其經(jīng)營業(yè)績及投資效率自然會有差異；△GDPt表示第t期國民經(jīng)濟增長情況，控制宏觀經(jīng)濟因素對股東獲利能力和投資水平的影響。

（4）檢驗?zāi)Ｐ?。在對因變量、自變量及控制變量進行界定的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建模型5與模型6來對假設(shè)進行檢驗，其中α為回歸系數(shù)，ε為殘差項，n分別取1、2、3。

3 實證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計與均值T檢驗

“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控嫌疑樣本”和“非嫌疑樣本”在操控發(fā)生年度之后的第1、2、3年的總資產(chǎn)經(jīng)營活動收益率（OPAt+1、OPAt+2、OPAt+3）和非效率投資支出（AINVt+1、AINVt+2、AINVt+3）的描述性統(tǒng)計和均值T檢驗結(jié)果如表1所示。

“非嫌疑樣本”配的總資產(chǎn)經(jīng)營活動收益率（OPAt+1、OPAt+2、OPAt+3）的均值分別為0.475、0.473 和0.495，而“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控嫌疑樣本”對應(yīng)均值分別為0.263、0.238 和0.237，均值差分別為0.212、0.235和0.258，且均值T檢驗的結(jié)果顯示差異在99%的顯著性水平上顯著。

“非嫌疑樣本”配的非效率投資支出（AINVt+1、AINVt+2、AINVt+3）的均值分別為0.004、0.004 和0.006，而“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控嫌疑樣本”對應(yīng)均值分別為-0.009、-0.010和-0.009，全部為負(fù)（表示投資不足），且均值差分別為0.013、0.014和0.015，且均值T檢驗的結(jié)果顯示差異分別在90%、90%和95%的顯著性水平上顯著。

上述結(jié)果表明，經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控行為將導(dǎo)致公司未來的經(jīng)營業(yè)績顯著下降，且其投資水平也會顯著下滑，由此初步證明了假設(shè)，即，“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控公司”在操控之后的隨后三年里，其經(jīng)營業(yè)績和投資效率都會顯著低于“非嫌疑樣本”公司的對應(yīng)水平。

表1 描述性統(tǒng)計和均值差異檢驗

3.2 相關(guān)系數(shù)

將因變量（OPAt+1、OPAt+2、OPAt+3、AINVt+1、AINVt+2、AINVt+3）與自變量（CK）及控制變量分別進行Spearman相關(guān)分析，我們發(fā)現(xiàn)，變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值最大的是CA與DTA，達到0.385，其他變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值都沒有超過0.3；自變量CK 與因變量OPAt+1、OPAt+2、OPAt+3、AINVt+1、AINVt+2和AINVt+3之間的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，顯示它們之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)表略。

3.3 多元線性回歸結(jié)果與分析

對模型（5）和模型（6）進行多元線性回歸分析，回歸分析結(jié)果如表2所示。由表可知，當(dāng)因變量為OPAt+1、OPAt+2和OPAt+3時，自變量CK對應(yīng)的回歸系數(shù)分別為-0.144，-0.2 36，-0.221，結(jié)果在分別在95%、99%和99%的顯著性水平上顯著，由此說明，當(dāng)控制了其他對經(jīng)營業(yè)績影響的微觀和宏觀因素的條件下，“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控公司”在操控之后的隨后三年里，其經(jīng)營業(yè)績會顯著低于“非嫌疑樣本”公司的對應(yīng)水平。當(dāng)因變量為AINVt+1、AINVt+2和AINVt+3時，變量CK對應(yīng)的回歸系數(shù)分別為-0.017、-0.014和-0.044，符號均為負(fù)，說明經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控對投資效率會產(chǎn)生負(fù)面影響，其中，因變量為AINVt+3時，回歸結(jié)果在99%的顯著性水平上顯著，其他的兩個結(jié)果不顯著。

根據(jù)以上實證結(jié)果，我們可以得出如下結(jié)論：“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控公司”在操控之后的隨后三年里，其經(jīng)營業(yè)績和投資效率都會顯著低于“非嫌疑樣本”公司的對應(yīng)水平，從而假設(shè)得到了驗證。

表2 多元回歸分析

4 結(jié)論

本文采取“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控嫌疑樣本”與“非嫌疑樣本”進行比較的方法來研究經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控的經(jīng)濟后果，經(jīng)濟后果的描述主要是兩個方面：“總資產(chǎn)經(jīng)營活動收益率”和“投資效率”。

研究發(fā)現(xiàn)：“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控嫌疑樣本”公司在操控經(jīng)營活動現(xiàn)金流量后，其隨后三期的“總資產(chǎn)經(jīng)營活動收益率”和“投資效率”都低于“非嫌疑樣本”公司的對應(yīng)水平。上述結(jié)果說明，經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控與盈余管理一樣，都會對公司當(dāng)前及未來的經(jīng)營活動造成極大的干擾和破壞，具有嚴(yán)重的經(jīng)濟后果，由此，對經(jīng)營活動現(xiàn)金流量操控進行治理將顯得十分的迫切和必要。

[1]Richardson S.Over-Investment of Free Cash Flow[J].Review of Accounting Studies,2006,(11).

[2]McLaughin,R.,A.Safieddine,G.K.Vasudevan.The Operating Performance of Seasoned Equity Issuers：Free Cash Flow and Post-issue Performance[J].Financial Management,1996,25(4).

[3]李彬,張俊瑞.實際活動盈余管理的經(jīng)濟后果研究――來自銷售操控的證據(jù)[J].管理評論,2010，(9).