經營活動現金流量操控的經濟后果研究

池兆念

（四川大學商學院，成都610064）

0 引言

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

通過文獻梳理我們不難發現，國內外直接研究經營活動現金流量操控的經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濟后果時，學者們對真實活動盈余管理的經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、費用操控和生產操控，這些操控在改變企業的會計盈余的同時，也在影響企業的經營活動現金流量。那么，真實活動盈余管理會產生經濟后果，而這個經濟后果有沒有可能是經營活動現金流量操控導致的呢？這是我們比較關注的問題。

1 分析假設

經營活動現金流量操控的手段主要是：（1）通過債權債務關系的管理來操控經營活動現金流量；（2）通過真實活動操控來操控經營活動現金流量；（3）通過直接造假的方式來調控經營活動現金流量。將“投資活動產生的現金流量”和“籌資活動產生的現金流量”計入“其他收到的與經營活動有關的現金”項目。

本文提出假設：

“經營活動現金流量操控公司”在操控之后的隨后三年里，其經營業績和投資效率都會顯著低于“非嫌疑樣本”的對應水平。

2 研究設計

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。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年年末的財務杠桿，以負債除以總資產來表示；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來表示；Agei,t-1表示公司i從IPO當年到第t-1年年末的年數；Sizei,t-1表示公司i第t-1年年末的公司規模，以總資產的自然對數來表示；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的虛擬變量。

其次，分行業、分年度對公式（1）進行OLS回歸，得出每個行業、每個年度的回歸系數β值，然后，將β系數和各公司、各年度的實際財務數據回帶入公式（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 經營業績的度量

本文選取“總資產經營活動收益率”(OPA)來衡量公司業績變化。

總資產經營活動收益率（OPA）=（主營業務收入－折扣與折讓－主營業務成本－銷售費用－管理費用＋折舊與攤銷）/總資產

2.3 經營活動現金流量操控程度度量

本文采用的經營活動現金流量預測模型來預測公司正常經營活動現金流量，模型如下：

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

分行業、分年度對公式（3）進行OLS回歸分析，得出每個行業、每個年度的β回歸系數，然后，將β系數和各行業、各年度的實際財務數據回帶入公式（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的回歸值，就可以計算出異常經營活動現金流量，用ACFO表示，以此度量經營活動現金流量操控的程度，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年的實際經營活動現金凈流量；Sit是第i個公司第t年的營業收入，△Sit是第i個公司第t年營業收入相對于上年營業收入的變動額，△Sit-1是第i個公司第t-1年營業收入相對于上年營業收入的變動額，OCit是第i個公司第t年的其他與經營活動有關的現金，Ait-1是第i個公司第t-1年的資產總額，αi（i＝0，1，2，3，4）為按公式（3）根據分行業、分年度數據計算的各行業、各年度的OLS回歸系數。

2.4 數據來源與樣本的選取

（1）數據來源。本文所使用的財務數據源于2012CSMAR中上市公司財務數據庫，并按照數據庫中的上市公司的行業分類對樣本進行劃分，考慮到金融、保險行業的特殊性，本文予以剔除；由于本文在進行OLS回歸分析時，是分行業、分年度進行的，所以，每個行業每個年度的樣本必須保持一定的規模；由于農林牧漁業、建筑業、采掘業和傳播與文化產業業大多數年份樣本數未超過30個，所以本文將這四個行業也予以剔除，最終保留了制造、電煤水、交通運輸和倉儲、信息技術、批發零售、房地產、社會服務、綜合類8個行業。數據年度為2002～2011。數據處理軟件為Excel 2003，SPSS17.0。

（2）研究樣本的選取。在對公司的投資效率、經營業績及經營活動現金流量操控程度進行度量后，即可建立“投資效率與經營活動現金流量操控”以及“經營業績與經營活動現金流量操控”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系進行研究。

“經營活動現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）計算出異常經營活動現金流量（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分位的樣本作為經營活動現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）和總資產經營活動收益率（用OPAt+n表示）作為因變量，其中，n取1、2、3，表示經營活動現金流量操控行為發生之后的第1、2、3年的非效率投資支出和總資產經營活動收益率。

（2）自變量。變量CK用于區分“經營活動現金流量操控嫌疑樣本”和“非嫌疑樣本”的類別。當CK取值為1，表示該樣本是“經營活動現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。鑒于公司的經營業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期經營活動現金流量資產比，我們推測，經營活動現金流量資產比越大，公司的自由現金流量就越多，其公司的經營業績以及投資效率就會越低；DTAt表示第t期資產負債率，毫無疑問，公司償債能力會對公司今后的經營業績及投資效率產生影響；GROAt表示示第t期資產增長率，代表公司成長情況；LnAt表示總資產對數，代表第t期公司規模，很顯然，公司規模不同，其經營業績及投資效率自然會有差異；△GDPt表示第t期國民經濟增長情況，控制宏觀經濟因素對股東獲利能力和投資水平的影響。

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

3 實證結果分析

3.1 描述性統計與均值T檢驗

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

“非嫌疑樣本”配的總資產經營活動收益率（OPAt+1、OPAt+2、OPAt+3）的均值分別為0.475、0.473 和0.495，而“經營活動現金流量操控嫌疑樣本”對應均值分別為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“經營活動現金流量操控嫌疑樣本”對應均值分別為-0.009、-0.010和-0.009，全部為負（表示投資不足），且均值差分別為0.013、0.014和0.015，且均值T檢驗的結果顯示差異分別在90%、90%和95%的顯著性水平上顯著。

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

表1 描述性統計和均值差異檢驗

3.2 相關系數

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相關分析，我們發現，變量之間相關系數的絕對值最大的是CA與DTA，達到0.385，其他變量之間的相關系數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之間的相關系數為負，顯示它們之間呈負相關關系，相關系數表略。

3.3 多元線性回歸結果與分析

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

根據以上實證結果，我們可以得出如下結論：“經營活動現金流量操控公司”在操控之后的隨后三年里，其經營業績和投資效率都會顯著低于“非嫌疑樣本”公司的對應水平，從而假設得到了驗證。

表2 多元回歸分析

4 結論

本文采取“經營活動現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營活動現金流量操控的經濟后果，經濟后果的描述主要是兩個方面：“總資產經營活動收益率”和“投資效率”。

研究發現：“經營活動現金流量操控嫌疑樣本”公司在操控經營活動現金流量后，其隨后三期的“總資產經營活動收益率”和“投資效率”都低于“非嫌疑樣本”公司的對應水平。上述結果說明，經營活動現金流量操控與盈余管理一樣，都會對公司當前及未來的經營活動造成極大的干擾和破壞，具有嚴重的經濟后果，由此，對經營活動現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濟后果研究――來自銷售操控的證據[J].管理評論,2010，(9).