真實(shí)活動盈余管理對企業(yè)投資決策的影響研究-基于盈余管理組合的視角

真實(shí)活動盈余管理對企業(yè)投資決策的影響研究基于盈余管理組合的視角

一引言企業(yè)投融資決策的影響因素是公司財(cái)務(wù)領(lǐng)域的重要研究問題之一。經(jīng)典財(cái)務(wù)學(xué)理論認(rèn)為，現(xiàn)實(shí)資本市場存在摩擦（如市場中交易雙方對交易所擁有的信息或知識存在明顯差異以及委托代理成本）往往導(dǎo)致企業(yè)投資過度和（或）不足。會計(jì)信息呈報(bào)作為資本市場的一項(xiàng)重要制度安排對于提高契約效率、改善信息非對稱及降低委托代理成本發(fā)揮著重要作用。大量的國內(nèi)外文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，擁有信息優(yōu)勢的經(jīng)理人會基于信息扭曲或信息傳遞的目的，對擬披露的會計(jì)信息進(jìn)行盈余管理。一部分研究認(rèn)為經(jīng)理人基于機(jī)會主義動機(jī)的盈余管理，掩蓋了企業(yè)真實(shí)的財(cái)務(wù)狀況，進(jìn)而導(dǎo)致會計(jì)信息的扭曲和價(jià)值相關(guān)性的下降（Teohetal.，1998）；而效率契約締約的觀點(diǎn)則認(rèn)為經(jīng)理人適度的盈余管理其實(shí)是傳遞其私人信息的工具之一，盈余管理能夠增加會計(jì)信息的信息含量（RonenandSadan，1981；KrischenheiterandMeluman，2002；SankarandSubramanyam，2001）。因此，基于不同動機(jī)的盈余管理對企業(yè)的投資決策有不甚相同的影響。McNichols和Stubben（2008）基于美國資本市場的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理人基于薪酬或迎合資本市場預(yù)期的動機(jī)進(jìn)行財(cái)務(wù)錯報(bào)，企業(yè)在財(cái)務(wù)錯報(bào)期間進(jìn)行了過度投資，而在盈余管理期結(jié)束后又存在投資不足的問題。該研究結(jié)論說明經(jīng)理人的盈余管理行為直接誤導(dǎo)了企業(yè)管理層的投資決策。Lincketal.（2013）利用1987～2009年美國上市公司面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，那些擁有好的投資項(xiàng)目但受到融資約束的公司通過應(yīng)計(jì)項(xiàng)目管理向市場傳遞公司前景的正向信號以獲得資本進(jìn)行投資。該研究結(jié)論則說明，經(jīng)理人的盈余管理行為通過向市場傳遞信息間接影響了企業(yè)的投資決策?，F(xiàn)階段，國內(nèi)方面的相關(guān)研究普遍認(rèn)為盈余管理助長了管理者的非效率投資行為，進(jìn)而有損公司價(jià)值（任春燕，2012；張琦，2007）。但是，上述文獻(xiàn)僅僅研究了單一的盈余管理類型，即應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理對投資效率的影響，而忽視了在實(shí)務(wù)中經(jīng)理人對于不同盈余管理方式的偏好以及經(jīng)理人在會計(jì)期間進(jìn)行盈余管理的時(shí)序性。Fieldsetal.（2001）指出僅關(guān)注一種盈余管理類型并不能完全解釋盈余管理行為產(chǎn)生的效應(yīng)。因此，已有的研究結(jié)論很可能存在一定的片面性。近年，隨著人們對盈余管理問題認(rèn)識不斷深入，目前的文獻(xiàn)揭示出管理者的盈余管理方式并不單一，而是應(yīng)計(jì)項(xiàng)目和真實(shí)活動盈余管理的時(shí)序性（consequential）組合（Roychowdhury，2006；Cohenetal.，2008；Zang，2012）。Grahametal.（2005）針對財(cái)務(wù)經(jīng)理人的調(diào)查問卷顯示，相較于在會計(jì)準(zhǔn)則允許的范圍內(nèi)通過會計(jì)方法選擇調(diào)控盈余，管理者更愿意采取真實(shí)的經(jīng)濟(jì)活動。Jingetal.（2014）的研究發(fā)現(xiàn)中國上市公司在股權(quán)分置改革后逐步傾向于更多的使用面臨法規(guī)監(jiān)管和爭議較少的真實(shí)活動盈余管理。程小可等（2013）、方紅星（2011）和胥朝陽等（2014）的研究也發(fā)現(xiàn)由于內(nèi)部控制的實(shí)施，外部監(jiān)管的加強(qiáng)，中國上市公司自2005年之后真實(shí)盈余管理程度逐漸提高。那么，真實(shí)活動盈余管理對管理者的投資決策究竟產(chǎn)生什么樣的影響，以及從盈余管理組合的視角出發(fā)，兩種類型的盈余管理對企業(yè)的投資決策的影響機(jī)理是否存在差異等值得進(jìn)一步探討。本文基于中國資本市場，以2004～2013年A股主板非金融類上市公司為研究對象，從盈余管理組合的視角出發(fā)著重研究了盈余管理對投資效率的影響，我們的研究結(jié)果顯示，經(jīng)理人真實(shí)活動盈余管理會促使企業(yè)在當(dāng)期進(jìn)行更多的過度投資。研究還發(fā)現(xiàn)，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理改善了企業(yè)面臨的融資約束從而緩解了投資不足問題。研究結(jié)果表明，在中國資本市場，不同類型的盈余管理方式對管理者投資決策影響存在差異。本文的研究貢獻(xiàn)主要在于：其一，探討了經(jīng)理人真實(shí)盈余管理活動對其非效率投資決策的具體影響。過去的研究主要關(guān)注了應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理與非效率投資的關(guān)系，而本文的研究視角是，當(dāng)考慮經(jīng)理人在會計(jì)報(bào)告期間先進(jìn)行真實(shí)活動盈余管理，然后在會計(jì)期末進(jìn)行應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理的時(shí)序下，經(jīng)理人的真實(shí)盈余管理行為是否會誤導(dǎo)企業(yè)管理層的投資決策。其二，從盈余管理組合的視角研究了兩種類型的盈余管理對企業(yè)投資決策的影響機(jī)理?，F(xiàn)有的國內(nèi)相關(guān)研究結(jié)論表明應(yīng)計(jì)盈余管理會促使企業(yè)進(jìn)行過度投資。本文從盈余管理的組合的視角分析并得出兩種盈余管理方式對企業(yè)的非效率投資決策有不同的影響。其中，經(jīng)理人的真實(shí)活動盈余管理對企業(yè)投資過度有促進(jìn)作用；而應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理對投資效率的影響主要是通過影響企業(yè)信息環(huán)境，進(jìn)而影響其外部融資能力最終緩解了企業(yè)投資不足的問題。其三，本文的研究進(jìn)一步加深了人們關(guān)于會計(jì)信息對于企業(yè)內(nèi)部人進(jìn)行投資決策過程影響的認(rèn)識。其四，本文的研究豐富了真實(shí)活動盈余管理經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。本文余下的部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論分析與研究假說；第三部分是樣本選擇與數(shù)據(jù)來源；第四部分是研究模型與變量定義；第五部分是實(shí)證結(jié)果與分析；第六部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第七部分是研究結(jié)論與展望。二理論分析與假說發(fā)展（一）文獻(xiàn)回顧投資決策不僅決定了企業(yè)未來的經(jīng)營方向，還將對企業(yè)中長期的經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生重要影響。遺憾的是，現(xiàn)實(shí)中管理者投資意愿的偏誤或?qū)ν顿Y項(xiàng)目預(yù)期支付的錯誤估計(jì)，使非效率投資廣泛存在于各國上市公司?，F(xiàn)代公司金融理論認(rèn)為，信息非對稱（Myers，1984）和委托代理問題（JensenandMeckling，1976）是導(dǎo)致管理者非效率投資行為的主要原因。由于信息非對稱，市場難以甄別優(yōu)質(zhì)、劣質(zhì)企業(yè)，使得擁有良好投資前景的企業(yè)難以（或以高昂的成本）獲得外部融資，導(dǎo)致投資不足；同時(shí)，又使得投資機(jī)會欠佳的企業(yè)獲得過多“廉價(jià)”資本，導(dǎo)致投資過度。信息非對稱導(dǎo)致經(jīng)理人非效率投資這一理論預(yù)期，大量的實(shí)證研究予以了支持（Healyetal.，2001；BiddleandHilary，2006；GiroudandMueller，2010；連玉君和蘇冶，2009；張純和呂偉，2009）。在委托代理契約中，當(dāng)股東不能對經(jīng)理人進(jìn)行有效激勵和監(jiān)督時(shí)，代理沖突有可能導(dǎo)致經(jīng)理人對自由現(xiàn)金流的過度投資（Jensen，1986）、商業(yè)帝國的構(gòu)建（Stulz，1990）以及放棄不能為其帶來邊際收益的凈現(xiàn)值大于零的項(xiàng)目（BritoandJohn，2002）。目前，會計(jì)信息對投資效率影響的相關(guān)研究主要涉及會計(jì)信息質(zhì)量與投資效率的關(guān)系和作為企業(yè)內(nèi)部人的經(jīng)理人其會計(jì)信息披露行為對投資效率的影響兩個(gè)方面。其中，一部分文獻(xiàn)研究了會計(jì)信息質(zhì)量對投資決策的間接影響，即會計(jì)信息在投資決策中的外部性。如Healy和Palepu（2001）、Biddle和Hilary（2006）、Verdi（2006）的研究表明高質(zhì)量的會計(jì)信息對于降低信息非對稱和提高投資效率方面發(fā)揮著積極的作用。Balakrishnanetal.（2014）以企業(yè)的不動產(chǎn)市場價(jià)值發(fā)生波動作為窗口期，研究發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量高的企業(yè)的投融資活動較少受到不動產(chǎn)價(jià)值下跌的影響，而且企業(yè)會通過提高財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量以應(yīng)對由于不動產(chǎn)價(jià)值下跌所導(dǎo)致的融資能力變?nèi)醯膯栴}。Lincketal.（2013）的研究顯示擁有好投資項(xiàng)目但受到融資約束的公司的管理者通過應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理向市場傳遞關(guān)于項(xiàng)目前景的私人信息。國內(nèi)學(xué)者周春梅（2009）的研究同樣發(fā)現(xiàn)盈余質(zhì)量的改善不僅能夠直接促進(jìn)資源的效率配置，還可以通過降低委托代理成本間接促進(jìn)資源配置效率。任春艷（2012）研究發(fā)現(xiàn)上市公司盈余管理程度越高，投資效率越低。此外，程新生（2012）的研究還發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的非財(cái)務(wù)信息能夠降低信息非對稱從而緩解投資不足問題。另外一部分文獻(xiàn)則揭示出經(jīng)理人的會計(jì)信息披露行為對企業(yè)項(xiàng)目投資決策過程的直接影響，即會計(jì)信息在企業(yè)投資決策中的內(nèi)部性。如Hemmer和Labro（2008）的理論分析研究認(rèn)為財(cái)務(wù)報(bào)告系統(tǒng)的屬性會影響到企業(yè)管理會計(jì)信息系統(tǒng)并進(jìn)而影響公司的投資決策。Durnev和Mangen（2009）、McNichols和Stubben（2008）、Biddleetal.（2009）、Bensetal.（2012）、Baderscheretal.（2013）、Shroffetal.（2013，2014）都對經(jīng)理人對外財(cái)務(wù)呈報(bào)與內(nèi)部投資決策的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行了大量的研究和討論，其中Goodmanetal.（2014）的研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)理人預(yù)期盈余預(yù)測的質(zhì)量與企業(yè)后續(xù)的投資質(zhì)量具有顯著正相關(guān)關(guān)系。McNichols和Stubben（2008）的研究考察了經(jīng)理人基于薪酬動機(jī)或迎合資本市場預(yù)期的動機(jī)進(jìn)行財(cái)務(wù)錯報(bào)是否會影響到企業(yè)的投資決策。研究結(jié)果表明企業(yè)在財(cái)務(wù)錯報(bào)期間進(jìn)行了過度投資，而在盈余管理期結(jié)束后又存在投資不足的問題。（二）理論分析與研究假說公司經(jīng)理人向外部投資人及利益相關(guān)者披露的財(cái)務(wù)報(bào)告作為解決信息非對稱問題和受托責(zé)任的一種微觀層面的制度安排，財(cái)務(wù)會計(jì)信息不僅是企業(yè)的董事會、投資委員會、審計(jì)委員會進(jìn)行投資項(xiàng)目評估時(shí)重點(diǎn)參考的數(shù)據(jù)，同時(shí)還是刻畫管理者在一定會計(jì)期間經(jīng)營成果的重要數(shù)據(jù)。通常，在委托代理契約中，由于經(jīng)理人努力程度的不可直接觀測性，經(jīng)理人出于自利、迎合市場監(jiān)管的要求及迎合資本市場的預(yù)期等目的往往通過會計(jì)政策選擇、會計(jì)估計(jì)進(jìn)行應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理，甚至對真實(shí)經(jīng)營活動進(jìn)行操控以達(dá)到管理報(bào)告會計(jì)盈余的目的（Roychowdhury，2006；Cohenetal.，2008；CohenandZarowin，2010；Zang，2012）。在實(shí)務(wù)中，由于內(nèi)、外部公司治理機(jī)制、公司治理環(huán)境及法律、法規(guī)的監(jiān)管等因素對管理者機(jī)會主義行為的制約和監(jiān)督，不同公司的經(jīng)理人所使用的盈余管理組合中對于具體的盈余管理方式存在不同的偏好。并且，針對不同類型的盈余管理方式，不論其產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果還是經(jīng)濟(jì)后果所持續(xù)的時(shí)間都不一樣。例如，Grahametal.（2015）的調(diào)查研究結(jié)果顯示，約80%的公司財(cái)務(wù)高管更愿意通過真實(shí)活動盈余管理而不是賬面數(shù)字操控來達(dá)到目標(biāo)報(bào)告盈余。近期的研究也發(fā)現(xiàn)外部審計(jì)質(zhì)量提高、市場監(jiān)管加強(qiáng)都會促使企業(yè)轉(zhuǎn)向隱蔽性更強(qiáng)的真實(shí)活動盈余管理（Cohenetal.，2008；Wuetal.，2011）。但是，相較于應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的賬面游戲帶給企業(yè)的潛在成本（預(yù)期融資成本升高），由于企業(yè)的真實(shí)盈余管理活動通常是通過超正常規(guī)模的擴(kuò)大生產(chǎn)、擴(kuò)張信用政策和延遲計(jì)入可操控的費(fèi)用，現(xiàn)有文獻(xiàn)較為一致地認(rèn)為真實(shí)經(jīng)營活動的盈余管理對企業(yè)的現(xiàn)金流及預(yù)期業(yè)績會直接產(chǎn)生長期的負(fù)面影響（EwertandWagenhofer，2005；Grahametal.，2005；CohenandZarowin，2010；Mizik，2010；Francis，2011；Zang，2012）。其中Zang（2012）認(rèn)為，企業(yè)進(jìn)行真實(shí)盈余管理的主要成本是由于真實(shí)經(jīng)營活動的盈余管理致使其偏離了最優(yōu)的經(jīng)營活動，從而降低了企業(yè)的競爭優(yōu)勢。國內(nèi)學(xué)者也有類似的發(fā)現(xiàn)，王福勝等（2014）的研究發(fā)現(xiàn)應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理對公司短期業(yè)績的負(fù)面影響更大，而真實(shí)盈余管理對公司長期業(yè)績的影響更大。李彬等（2008，2009，2010）分別對我國公司費(fèi)用操控、銷售操控和生產(chǎn)操控的經(jīng)濟(jì)后果的研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的真實(shí)盈余管理行為會傷害到股東未來的獲利能力，研究表明真實(shí)盈余管理有嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)后果。已有研究還表明，公司經(jīng)理人對于兩種盈余管理并不是同步進(jìn)行的。Zang（2012）分析發(fā)現(xiàn)，由于真實(shí)活動盈余管理主要是通過對公司真實(shí)交易事項(xiàng)的交易時(shí)間、交易結(jié)構(gòu)進(jìn)行管理，且真實(shí)盈余管理活動的財(cái)務(wù)后果需要一定的滯后期才能夠顯現(xiàn)，所以一般情況下，為了達(dá)到當(dāng)期目標(biāo)報(bào)告盈余，經(jīng)理人通常會選擇在會計(jì)期間進(jìn)行此類型盈余管理。到了會計(jì)期末，經(jīng)理人根據(jù)企業(yè)真實(shí)的盈余與目標(biāo)報(bào)告盈余的差距再進(jìn)行應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理并最終披露會計(jì)報(bào)告。從上述分析可以看出，在研究公司經(jīng)理人的會計(jì)信息披露行為對企業(yè)項(xiàng)目投資決策的影響時(shí)，只考察應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理對企業(yè)投資活動的影響是不完全的，也不能從經(jīng)理人會計(jì)信息披露的視角很好地解釋企業(yè)的非效率投資行為。本文根據(jù)通常經(jīng)理人進(jìn)行盈余管理的順序來具體分析在企業(yè)最高管理層的投資決策過程中，經(jīng)理人的會計(jì)信息披露對其最終的投資決策的影響機(jī)理。資本預(yù)算決策是企業(yè)最高管理層（董事會）的重要的職責(zé)之一。根據(jù)經(jīng)典公司金融理論，管理者對未來項(xiàng)目的投資決策主要是基于項(xiàng)目的預(yù)期支付和風(fēng)險(xiǎn)等主要因素的考量。但是，在委托代理框架下，由于公司經(jīng)理人與投資人的風(fēng)險(xiǎn)偏好差異及利益沖突導(dǎo)致公司管理層最終的投資決策往往偏離最優(yōu)投資水平，即存在非效率投資。那么，管理者在投資決策時(shí)究竟如何考量真實(shí)活動盈余管理，目前尚沒有定論。與應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理的方式不同，就真實(shí)活動盈余管理的具體形式而言，企業(yè)一般是通過超常規(guī)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，采取異常寬松的信用政策甚至減少在會計(jì)當(dāng)期記錄大額費(fèi)用來最終達(dá)到操縱盈余的目的。顯然，真實(shí)盈余管理改變的不僅僅是企業(yè)的賬面報(bào)告盈余，而是實(shí)實(shí)在在地影響到了企業(yè)的經(jīng)濟(jì)活動。企業(yè)超常規(guī)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模本身就是企業(yè)的一種投資活動，但是，這種投資活動的決策依據(jù)與企業(yè)正常的投資決策截然不同。換而言之，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模投資決策依據(jù)并不是基于一系列科學(xué)的項(xiàng)目評估方法，而是基于是否能滿足經(jīng)理人操縱盈余的目的而進(jìn)行的非效率投資活動，為了達(dá)到目標(biāo)盈余，經(jīng)理人往往在自身權(quán)力范圍內(nèi)進(jìn)行激進(jìn)的投資活動。接著分析，經(jīng)理人通過異常寬松的信用政策，在短期內(nèi)給企業(yè)帶來銷售業(yè)績的快速提升以達(dá)到目標(biāo)盈余。雖然這些增量銷售收入并沒有帶給企業(yè)與增量銷售相匹配的經(jīng)營活動現(xiàn)金流入，但擴(kuò)大的銷售規(guī)模有可能向董事會、高層管理者傳遞錯誤的信號，使其誤認(rèn)為企業(yè)的銷售前景良好，進(jìn)而做出進(jìn)一步追加投資的決策。還有，經(jīng)理人為達(dá)到目標(biāo)盈余而故意延遲可操控性費(fèi)用記入當(dāng)前會計(jì)期間，調(diào)高的利潤數(shù)據(jù)亦有可能使董事會及企業(yè)的高級管理者們過于樂觀地估計(jì)企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績，從而做出過度投資的決策?；谏鲜鲇懻撆c分析，本文認(rèn)為經(jīng)理人基于機(jī)會主義動機(jī)在會計(jì)期間進(jìn)行的真實(shí)活動盈余管理有可能導(dǎo)致董事會過于樂觀地估計(jì)企業(yè)未來業(yè)績，從而背離企業(yè)的最優(yōu)投資水平進(jìn)行盲目過度投資。因此，從該角度來看，真實(shí)活動盈余管理對企業(yè)的投資過度行為可能具有促進(jìn)作用。由于經(jīng)理人的真實(shí)盈余管理活動受到來自于獨(dú)立審計(jì)師、董事會等外部監(jiān)管機(jī)構(gòu)的監(jiān)督和約束較少（CohenandZarowin，2010），導(dǎo)致真實(shí)盈余管理具有一定隱蔽性。因此，市場往往難以理解經(jīng)理人的真實(shí)盈余管理行為（Kothari，2012），真實(shí)盈余管理加劇了企業(yè)與外部投資人的信息非對稱程度和投資者所面臨的不確定（Gunny，2010）。近期的文獻(xiàn)也表明企業(yè)的真實(shí)盈余管理程度與權(quán)益資本成本有顯著的正相關(guān)關(guān)系（KimandSohn，2013；GeandKim，2014）。因此，從會計(jì)信息影響企業(yè)的信息非對稱程度使企業(yè)面臨更高的融資成本進(jìn)而產(chǎn)生融資約束問題的邏輯出發(fā)，經(jīng)理人的真實(shí)盈余管理活動亦有可能帶給企業(yè)更為嚴(yán)重的投資不足問題。為進(jìn)一步檢驗(yàn)真實(shí)盈余管理活動對管理者投資決策的具體影響，故提出本文待檢驗(yàn)的假說1：H1a：真實(shí)活動盈余管理程度越高，企業(yè)的過度投資越多；H1b：真實(shí)活動盈余管理程度越高，企業(yè)的投資不足越嚴(yán)重。Zang（2012）的研究指出，由于真實(shí)活動盈余管理的財(cái)務(wù)后果需要一定的滯后期才能夠顯現(xiàn)，所以一般情況下，經(jīng)理人通常會選擇在會計(jì)期間進(jìn)行此類型盈余管理，到了會計(jì)期末，經(jīng)理人再酌情進(jìn)行應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理并最終披露會計(jì)報(bào)告?？紤]到經(jīng)理人進(jìn)行兩種類型的盈余管理活動的先后時(shí)序，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理對企業(yè)投資決策的影響有兩種路徑。首先，若經(jīng)理人認(rèn)為已經(jīng)進(jìn)行的真實(shí)活動盈余管理程度還不能達(dá)到其基于機(jī)會主義動機(jī)的會計(jì)信息報(bào)告目標(biāo)，那么經(jīng)理人有可能繼續(xù)通過應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理來調(diào)高會計(jì)信息，進(jìn)一步誤導(dǎo)董事會的投資決策。在這種情形下，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理可能直接對企業(yè)的投資決策產(chǎn)生影響。若經(jīng)理人認(rèn)為目前的真實(shí)活動盈余管理已經(jīng)達(dá)到其會計(jì)信息操控的目的，那么經(jīng)理人一方面考慮到真實(shí)盈余管理對企業(yè)外部信息環(huán)境所造成的不利影響，有可能通過應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理向市場傳遞經(jīng)理人的私人信息，以便一定程度降低信息非對稱程度，從而緩解因信息非對稱而導(dǎo)致的融資約束問題；另一方面，當(dāng)經(jīng)理人認(rèn)為董事會基于真實(shí)盈余管理的會計(jì)數(shù)據(jù)所做的投資決策偏離經(jīng)理人希望的投資水平過大時(shí)，也有動機(jī)通過應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理向董事會傳遞私人信息以期降低董事會的非效率投資水平。在第二種情形下，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目既有可能通過影響企業(yè)的外部信息環(huán)境間接影響企業(yè)投資決策，也有可能通過影響董事會決策直接影響企業(yè)的投資決策。結(jié)合中國資本市場的特征，近年來，隨著我國資本市場在法律、法規(guī)及市場監(jiān)管方面的日益完善以及投資人識別上市公司盈余管理方面能力的提高，經(jīng)理人通過應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理來達(dá)到其基于機(jī)會主義的會計(jì)信息報(bào)告目的的空間愈發(fā)狹窄，經(jīng)理人的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理對投資決策的影響究竟主要是通過影響企業(yè)的外部信息環(huán)境間接影響管理者的投資決策，還是通過直接影響企業(yè)高級管理層的投資決策，這一路徑需要從盈余管理組合的視角，結(jié)合經(jīng)理人的真實(shí)盈余管理活動做進(jìn)一步的分析和探討。故本文提出第二個(gè)待檢驗(yàn)的研究假說：H2a：應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理程度越高，企業(yè)的投資過度越高；H2b：應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理程度越高，企業(yè)的非效率投資水平越低。三樣本選擇與數(shù)據(jù)來源2004年是我國資本市場進(jìn)一步發(fā)展和完善監(jiān)管的關(guān)鍵點(diǎn)[1]，程小可等（2013）、方紅星（2011）和胥朝陽等（2014）的研究發(fā)現(xiàn)，中國上市公司自2005年之后真實(shí)盈余管理程度逐漸增加。根據(jù)研究的特點(diǎn)，本文選擇2004年至2013年在滬深兩市上市交易的所有上市公司作為研究的初選樣本。為了達(dá)到研究目的，本文進(jìn)行了以下篩選程序：（1）剔除金融行業(yè)上市公司；（2）剔除在本研究期間ST和PT的上市公司樣本；（3）剔除樣本期間財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不全的公司；（4）為消除極端值的影響，對研究樣本進(jìn)行了1%水平的Winsorize處理。依據(jù)上述原則篩選樣本后，最終得到8218家上市公司共10年的面板數(shù)據(jù)。研究所使用的上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。本文的數(shù)據(jù)處理主要采用Stata13.0，格蘭杰檢驗(yàn)使用EViews8.0。四研究模型與變量定義（一）投資效率的度量本文借鑒Richardson（2006）的預(yù)期投資模型，在考慮投資機(jī)會和融資約束的基礎(chǔ)上，采用滯后一期的數(shù)據(jù)通過模型（1）分年度、分行業(yè)估計(jì)預(yù)期投資水平，該模型的殘差項(xiàng)是真實(shí)投資和預(yù)期投資的差值，用來度量非效率投資。若殘差值為正，表示過度投資IOver；若為負(fù)則表示投資不足ILess，殘差項(xiàng)絕對值越大，表明上市公司投資效率越低下。INewit=α+β1INewit-1+β2InvOppit-1+β3Sizeit-1+β4ROAit-1+β5Retit-1+β6Levit-1+β7Cashit-1+β8Ageit-1+∑m9βjIndj+∑nm+1βjYearj+εit（1）其中，INew為企業(yè)的新投資，采用現(xiàn)金流量表中投資活動凈現(xiàn)金流量的相反數(shù)減去固定資產(chǎn)與無形資產(chǎn)攤銷之和后除以年度總資產(chǎn)；InvOpp是指企業(yè)的投資機(jī)會，采用企業(yè)滯后一期和滯后二期銷售增長率的算數(shù)平均值；Size是指公司的規(guī)模，取年末總資產(chǎn)取自然對數(shù)；ROA是總資產(chǎn)收益率，取凈利潤除以年末總資產(chǎn)；Ret是股票年回報(bào)率；Lev是資產(chǎn)負(fù)債率，取年末總負(fù)債除以年末總資產(chǎn)；C是指現(xiàn)金持有水平，取貨幣資金除以年末總資產(chǎn)；Age是公司上市的年限，等于公司公告上市年度到相應(yīng)研究年度的差值；Ind是行業(yè)控制變量，行業(yè)采用中國證監(jiān)會“上市公司行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)”中的一級分類法，其中，制造業(yè)按照二級分類，且只保留剔除異常值后分年度分行業(yè)的樣本不少于20個(gè)觀察值的行業(yè)；Y是分年度控制變量；下標(biāo)i表示樣本公司；下標(biāo)t表示年度。（二）可操控性應(yīng)計(jì)盈余管理的度量本文參照Dechowetal.（1995）的修正Jones模型，運(yùn)用模型（2）估計(jì)可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理，應(yīng)用模型（2）分年度和分行業(yè)進(jìn)行回歸，得到模型的殘差項(xiàng)為可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理的程度。TAit=α+β1（ΔREVit-ΔRECit）+β2PPEit+εit（2）其中，TA為總應(yīng)計(jì)項(xiàng)，取值為（營業(yè)利潤-經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量）除以期初資產(chǎn)總額；ΔREV為銷售收入變動額除以期末資產(chǎn)總額；ΔREC為應(yīng)收賬款變動額除以期末資產(chǎn)總額；PPE為固定資產(chǎn)原值除以期末資產(chǎn)總額。（三）真實(shí)活動盈余管理的度量Roychowdhury（2006）、Cohenetal.（2008）、Cohen和Zarowin（2010）、Zang（2012）認(rèn)為企業(yè)主要通過以下三種方式進(jìn)行真實(shí)活動盈余管理：（1）通過價(jià)格折扣和放寬信貸政策的方法以達(dá)到短期內(nèi)提升銷售收入的目的；（2）通過非常規(guī)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模以達(dá)到降低單位產(chǎn)品生產(chǎn)成本進(jìn)而提高當(dāng)期會計(jì)利潤的目的；（3）通過降低可操控的費(fèi)用如研發(fā)費(fèi)用廣告費(fèi)用及銷售費(fèi)用計(jì)入當(dāng)期會計(jì)（系統(tǒng)）以達(dá)到提升當(dāng)期盈余的目的。因此，企業(yè)的真實(shí)盈余管理水平主要可以通過其異常經(jīng)營現(xiàn)金流、異常生產(chǎn)成本及異常應(yīng)計(jì)費(fèi)用三個(gè)指標(biāo)來反映。本文借鑒Roychowdhury（2006）、Cohenetal.（2008）、Cohen和Zarowin（2010）、Zang（2012）的方法采用模型（3）、（4）、（5）分行業(yè)、分年度對樣本公司進(jìn)行回歸估計(jì)來得到上述真實(shí)盈余管理水平的三個(gè)指標(biāo)。CFOit=α+β1Sit+β2ΔSit+εit（3）PRODit=α+β1Sit+β2ΔSit+β3ΔSit-1+εit（4）DISXPit=α+β1ΔSit-1+εit（5）其中，CFO是企業(yè)正?；顒赢a(chǎn)生的現(xiàn)金流；S是主營業(yè)務(wù)收入；ΔS是主營業(yè)務(wù)收入變動額；PROD是生產(chǎn)成本，取已售產(chǎn)品成本和當(dāng)期存貨變動額之和；DISXP是可操控性費(fèi)用，取銷售費(fèi)用、管理費(fèi)用和研發(fā)費(fèi)用之和，上述變量在模型估計(jì)時(shí)都除以期初資產(chǎn)總額。模型（3）用來估計(jì)企業(yè)當(dāng)期正常經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流ACFO，模型的殘差項(xiàng)則為企業(yè)異常經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流P。企業(yè)當(dāng)期的產(chǎn)品成本受已售產(chǎn)品成本與存貨變化額兩個(gè)項(xiàng)目的影響，模型（4）用來估計(jì)企業(yè)在正常經(jīng)營活動下的生產(chǎn)成本水平，模型的殘差項(xiàng)則為企業(yè)異常經(jīng)營活動產(chǎn)生的異常生產(chǎn)成本ACFOD。模型（5）用來估計(jì)企業(yè)正常的可操控性費(fèi)用，模型的殘差項(xiàng)為異常的可操控性費(fèi)用ADISXP。本文在實(shí)證時(shí)，對上述三種盈余管理指標(biāo)都取了標(biāo)準(zhǔn)化操作，指標(biāo)值規(guī)范為（指標(biāo)值-指標(biāo)均值）/指標(biāo)方差。為考察樣本公司真實(shí)活動盈余管理的綜合水平，本文參照Cohenetal.（2010）、李增福（2011）、劉衡等（2013）的研究方法，在考慮異常銷售收入、異常生產(chǎn)成本與異?？刹倏刭M(fèi)用符號一致的基礎(chǔ)上，通過公式（6）得到綜合反映公司的真實(shí)活動盈余管理水平RM：RMit=（-1）×ACFOit+APRODit+（-1）×ADISXPit（6）（四）真實(shí)活動盈余管理與非效率投資關(guān)系的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑檫M(jìn)一步檢驗(yàn)真實(shí)活動盈余管理對管理者投資決策的影響作用，本文選取面板數(shù)據(jù)建立以下動態(tài)面板模型：IOverit=α+β1IOverit-1+β2Accrualit+β3Accrualit-1+β4RMit-1+β5RMit+εit（7）ILessit=α+β1ILessit-1+β2Accrualit+β3Accrualit-1+β4RMit-1+β5RMit+εit（8）根據(jù)McNichols和Stubben（2008）的研究，本文在模型（7）和（8）中控制了應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理對管理者投資決策的影響作用。參照肖珉（2010）的研究，本文在關(guān)于過度投資和投資不足的估計(jì)過程中控制了自由現(xiàn)金流可能對過度投資產(chǎn)生的影響。根據(jù)李青原（2009）的研究，本文還控制了管理費(fèi)用、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度、保護(hù)性行業(yè)對非效率投資活動可能產(chǎn)生的影響，得到模型（9）和（10）。IOverit=α+β1IOverit-1+β2Accrualit+β3Accrualit-1+β4RMit+β5RMit-1+β6FCFit+β7ManExpit+β8Stateit+β9Shareit+β10Protectit+εit（9）ILessit=α+β1ILessit-1+β2Accrualit+β3Accrualit-1+β4RMit+β5RMit-1+β6FCFit+β7ManExpit+β8Stateit+β9Shareit+β10Protectit+εit（10）變量具體含義見表1。表1主要研究變量說明變量性質(zhì)變量名稱變量表征變量定義被解釋變量IOver投資過度投資模型（1）估計(jì)得到的正殘差I(lǐng)Less投資不足投資模型（1）估計(jì)得到的負(fù)殘差解釋變量RM真實(shí)活動盈余管理綜合水平公式（6）得到的綜合盈余管理水平取絕對值L.R滯后一期的真實(shí)活動盈余管理綜合水平滯后一期的真實(shí)活動盈余管理綜合水平控制變量Accrual應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理模型（2）的殘差項(xiàng)取絕對值L.A滯后一期的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理滯后一期的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理FCF自由現(xiàn)金流上年的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量除以期末資產(chǎn)總額減去用模型（1）估計(jì)得到的上一年的正常投資水平ManExp管理費(fèi)用管理費(fèi)用除以期初總資產(chǎn)State產(chǎn)權(quán)性質(zhì)國有上市公司為1，否則為0Share股權(quán)集中度公司第二到第十位股東持股比例之和Protect保護(hù)性行業(yè)若樣本公司屬于采掘業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的取1，否則取0表1主要研究變量說明在實(shí)證過程中，本文用最小二乘估計(jì)對模型（2）、（3）、（4）、（5）進(jìn)行估計(jì)?？紤]到在模型（1）、（7）、（8）、（9）、（10）中解釋變量包含了因變量的滯后項(xiàng)，故它們是典型的動態(tài)面板模型。由于存在個(gè)體效應(yīng)的同質(zhì)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型不僅存在時(shí)間上的自相關(guān)性，而且消除個(gè)體效應(yīng)的組內(nèi)變換和差分變換會導(dǎo)致模型的內(nèi)生性，所以傳統(tǒng)的最小二乘法（OLS）估計(jì)動態(tài)面板模型得到的回歸系數(shù)是有偏的（Arellano，2003），所以本文使用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的系統(tǒng)廣義矩方法（SYS-GMM）對模型（1）、（7）、（8）、（9）、（10）分別進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。[2]五實(shí)證結(jié)果與分析（一）描述性統(tǒng)計(jì)表2Richardson模型主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量名稱觀測值平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值中位數(shù)最大值82180.0010.132-0.3620.0070.338INew82180.0370.073-0.1520.0230.330InvOpp82180.2410.393-0.3490.1712.763Size821821.9161.19419.12921.78225.330ROA82180.0360.058-0.2630.0320.198Ret82180.4591.016-0.7530.1143.868LEV82180.5080.1880.0560.5191.157Cash82180.1620.1140.0060.1350.669Age821810.3184.2983.0010.0022.00Year8218——2006—2012注：P為非效率投資，是Richardson模型估計(jì)的殘差項(xiàng)。表2Richardson模型主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)表3投資過度樣本組主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量名稱觀測值平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值中位數(shù)最大值IOver43900.0920.0820.0000.0660.338RM4390-0.0640.234-1.526-0.0541.255Accrual43900.0030.089-0.6950.0010.444FCF43900.1030.168-1.2310.0846.146ManExp43900.0480.0310.0040.0420.191Share43900.1740.1210.0060.1520.914State4390——0—1Protect4390——0—1表3投資過度樣本組主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)表4投資不足樣本組主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量名稱觀測值平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值中位數(shù)最大值ILess3802-0.1020.098-0.362-0.064-0.000RM3802-0.0110.258-1.687-0.0243.064Accrual38020.0180.097-0.4660.0110.438FCF3802-0.0650.209-7.028-0.0454.729ManExp38020.0450.0320.0040.0390.191Share38020.1760.1250.0070.1510.941State3802——0—1Protect3802——0—1表4投資不足樣本組主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)表2報(bào)告了Richardson模型中各主要研究變量及采用SYS-GMM估計(jì)得到的非效率投資水平的描述性統(tǒng)計(jì)，從結(jié)果來看，我國上市公司非效率投資水平均值為0.001，中位數(shù)為0.007，最大值為0.338，最小值為-0.362。上述數(shù)據(jù)說明，我國上市公司既存在投資過度也存在投資不足的非效率投資行為。表3和表4是非效率投資分樣本的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從分樣本的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，進(jìn)行過度投資的樣本公司的數(shù)量多于投資不足的樣本公司。針對投資過度的樣本組，真實(shí)活動盈余管理水平的均值為-0.064，最大值為1.255，最小值為-1.526，中位數(shù)為-0.054。投資不足的樣本組顯示，真實(shí)活動盈余管理水平的均值為-0.011，最大值為3.064，最小值為-1.687，中位數(shù)為-0.024。該數(shù)據(jù)表明，無論是過度投資的樣本公司還是投資不足的樣本公司都進(jìn)行了真實(shí)活動盈余管理，但過度投資樣本組的真實(shí)盈余管理水平的中位數(shù)小于投資不足樣本組。上述結(jié)果為本文的研究提供了一個(gè)很好的契機(jī)。（二）相關(guān)系數(shù)矩陣表5投資過度樣本主要研究變量的相關(guān)關(guān)系初步檢驗(yàn)變量名稱IOverRML.RMAccrualL.AccrualIOver1.00RM0.1029*1.00L.RM-0.0888*-0.2307*1.00Accrual0.0246*0.1567*0.0672*1.00L.Accrual-0.0441*-0.01950.2780*0.0313*1.00注：（1）數(shù)據(jù)是Spearman相關(guān)系數(shù)；（2）*表示在5%水平上顯著。（3）變量名稱前加上L.表述該變量的滯后一期，L.RM是滯后一期的真實(shí)活動盈余管理，L.Accrual是滯后一期的應(yīng)計(jì)盈余。表5投資過度樣本主要研究變量的相關(guān)關(guān)系初步檢驗(yàn)表6投資不足樣本主要研究變量的相關(guān)關(guān)系初步檢驗(yàn)變量名稱ILessRML.RMAccrualL.AccrualILess1.00RM-0.1887*1.00L.RM0.0338*-0.1184*1.00Accrual-0.0261*0.2167*0.0835*1.00L.Accrual0.0465*-0.0519*0.3171*0.1054*1.00注：（1）數(shù)據(jù)是Spearman相關(guān)系數(shù)；（2）*表示在5%水平上顯著。（3）變量名稱前加上L.表述該變量的滯后一期，L.RM是滯后一期的真實(shí)活動盈余管理，L.Accrual是滯后一期的應(yīng)計(jì)盈余。表6投資不足樣本主要研究變量的相關(guān)關(guān)系初步檢驗(yàn)表5和表6列示了非效率投資分樣本的主要研究變量相關(guān)關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，投資過度樣本組，企業(yè)當(dāng)期的過度投資IOver與當(dāng)期的真實(shí)活動盈余管理RM顯著正相關(guān)（0.1029），與滯后一期的真實(shí)活動盈余管理RMitl1顯著負(fù)相關(guān)（-0.0888）。當(dāng)期的過度投資I與當(dāng)期應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理Accrual顯著正相關(guān)（0.0246）。投資不足樣本組，企業(yè)當(dāng)期的投資不足ILess與當(dāng)期的真實(shí)活動盈余管理RM顯著負(fù)相關(guān)（-0.1887），與滯后一期的真實(shí)活動盈余管理RM顯著正相關(guān)（0.0338）。企業(yè)當(dāng)期的投資不足ILess與當(dāng)期的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理Accrual顯著負(fù)相關(guān)（-0.0261）。當(dāng)然，相關(guān)系數(shù)矩陣分析只能作為一個(gè)參考，要深入了解變量之間的相關(guān)關(guān)系，須做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。（三）因果關(guān)系的初步檢驗(yàn)鑒于本研究所使用的數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，本文使用堆疊面板格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)來初步判斷真實(shí)活動盈余管理與投資決策之間的因果關(guān)系，結(jié)果見表7。表7真實(shí)活動盈余管理與非效率投資的格蘭杰因果檢驗(yàn)樣本數(shù)F統(tǒng)計(jì)量Prob（lag2）51719.E-06注：真實(shí)盈余管理不是非效率投資的格蘭杰原因。表7真實(shí)活動盈余管理與非效率投資的格蘭杰因果檢驗(yàn)從表7的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，拒絕了真實(shí)盈余管理不是非效率投資的格蘭杰原因的原假設(shè)。該結(jié)果在一定程度上支持了理論分析部分關(guān)于管理者在會計(jì)期間先進(jìn)行真實(shí)活動盈余管理再進(jìn)行投資決策的論斷。（四）真實(shí)活動盈余管理與投資過度及投資不足關(guān)系模型的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果表8模型（7）、（8）、（9）、（10）的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果模型（7）

IOver模型（9）

IOver模型（8）

ILess模型（10）

ILessConstant0.073***

（13.52）0.076***

（4.76）-0.095***

（-18.09）-0.092***

（-6.18）0.042

（1.18）0.044

（1.45）0.025

（0.85）0.038

（1.33）RM0.051***

（4.12）0.034***

（2.62）0.012

（1.25）0.014

（1.48）L.RM0.027**

（2.22）0.024**

（2.09）-0.00

（-0.05）0.001

（0.18）Accrual-0.037

（-1.28）-0.022

（-0.81）-0.077***

（-2.78）-0.057**

（-2.00）L.Accrual0.013

（0.45）0.024

（0.99）-0.025

（-0.88）-0.026

（-0.97）FCF0.099***

（3.27）0.061**

（2.03）ManExp0.043

（0.22）-0.177

（-0.92）Share0.014

（0.51）0.090***

（2.83）State-0.018

（-1.36）-0.016

（-1.02）Protect-0.045

（-1.37）0.027

（0.59）Number3509350930803080Sargan34.49435.71446.43251.213P_sargan0.0160.0110.0010.000Arm22.5102.8823.3733.315P_arm20.0120.0040.0010.001注：括號內(nèi)為系數(shù)的t值；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。Sargan為Sargan統(tǒng)計(jì)量，p_sargan為Sargan檢驗(yàn)的P值；arm2為Arellano-Bond自相關(guān)檢驗(yàn)（二階自相關(guān)），p_arm2為檢驗(yàn)的P值；系數(shù)估計(jì)采用糾偏（bias-corrected）后的穩(wěn)健性結(jié)果；表中Sargan統(tǒng)計(jì)量及其P值是在沒有采用穩(wěn)健性糾偏情況下得到的；變量名稱前加上L.表述該變量的滯后一期，如L.IOver表示滯后一期的投資過度。表8模型（7）、（8）、（9）、（10）的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果從表8的估計(jì)結(jié)果可以得到：樣本公司當(dāng)期的真實(shí)活動盈余管理RM與投資過度IOver顯著正相關(guān)［0.051（4.12）］，滯后一期的真實(shí)盈余管理RM與IOver顯著正相關(guān)［0.027（2.22）］。在模型（7）的基礎(chǔ)上控制了可能對非效率投資產(chǎn)生影響的若干變量之后的模型（9）估計(jì)結(jié)果顯示，樣本公司當(dāng)期的真實(shí)活動盈余管理RM與投資過度IOver顯著正相關(guān)［0.034（2.62）］，滯后一期的真實(shí)盈余管理RM與IOver顯著正相關(guān)［0.024（2.09）］。該結(jié)果表明，管理者的真實(shí)活動盈余管理很可能對其投資決策產(chǎn)生影響；并且，當(dāng)期甚至滯后一期的真實(shí)活動盈余管理顯著促進(jìn)了企業(yè)的投資過度傾向。該結(jié)果在一定程度上說明真實(shí)活動盈余管理對投資決策具有較長期的影響。上述研究結(jié)果支持了本文的主要研究假說H1a，即經(jīng)理人的真實(shí)盈余管理活動扭曲了報(bào)告會計(jì)信息，直接影響了董事會的投資決策，促使董事會做出投資過度的非效率投資決策。從表8還可以看出，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理水平Accrualit與IOver的相關(guān)系數(shù)負(fù)相關(guān)但不顯著［-0.037（-1.28）］，這說明應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理，并沒有顯著導(dǎo)致企業(yè)過度投資，經(jīng)理人在進(jìn)行兩種方式的盈余管理時(shí)的考量是不同的。該研究結(jié)果與美國學(xué)者M(jìn)cNichols和Stubben（2008）的研究結(jié)論并不相一致。McNichols和Stubben（2008）基于美國資本市場著重考察了管理者應(yīng)計(jì)盈余管理行為對其內(nèi)部投資決策的影響作用，研究發(fā)現(xiàn)樣本公司在財(cái)務(wù)錯報(bào)期間進(jìn)行了過度投資。本文認(rèn)為，這可能是因?yàn)镸cNichols和Stubben（2008）的研究著重考察了應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理并沒有涉及真實(shí)活動盈余管理。另外，在中、美兩國資本市場中，管理者盈余管理的主要動機(jī)存在差異也有可能導(dǎo)致管理者在投資決策過程中對會計(jì)信息有不同的考量。值得注意的是，該研究結(jié)果在一定程度上揭示出管理者在進(jìn)行投資決策時(shí)針對不同類型的盈余管理會有差別化的考量，可能的情況是真實(shí)盈余管理更為直接地對管理者的投資決策產(chǎn)生影響，而應(yīng)計(jì)盈余管理更可能通過會計(jì)信息質(zhì)量影響企業(yè)的融資能力而間接對投資決策產(chǎn)生影響。表8的估計(jì)結(jié)果還顯示，當(dāng)期的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理Accrual與當(dāng)期的投資不足ILess顯著負(fù)相關(guān)［-0.077（-2.78）］。在模型（8）的基礎(chǔ)上控制了可能對投資不足產(chǎn)生影響的若干變量之后的模型（10）估計(jì)結(jié)果依然顯示當(dāng)期的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理Accrual與當(dāng)期的投資不足ILess顯著負(fù)相關(guān)［-0.057（-2.00）］。該結(jié)果支持了本文的第二個(gè)研究假說H2b，說明在我國資本市場上，經(jīng)理人的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理的作用主要是向市場和董事會等外部信息使用者傳遞經(jīng)理人的私人信息，因此具有信息含量的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理，降低了企業(yè)的信息非對稱程度，改善了外部信息環(huán)境，從而在一定程度上降低了企業(yè)面臨的融資約束，這說明應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理是通過影響外部信息環(huán)境間接影響企業(yè)的投資決策的，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理對企業(yè)投資決策的影響機(jī)理與真實(shí)活動盈余管理對企業(yè)投資決策的影響是截然不同的。該結(jié)果也說明，以往單一的考察一種類型的盈余管理對投資活動的影響的研究有可能導(dǎo)致人們對于盈余管理與非效率投資的關(guān)系認(rèn)識存在偏誤。六穩(wěn)健性檢驗(yàn)為進(jìn)一步保證本研究結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。（一）分段檢驗(yàn)結(jié)果表9模型（7）和（9）的分段SYS-GMM估計(jì)結(jié)果模型（7）

IOver/TOP模型（7）

IOver/LOW模型（8）

ILess/TOP模型（8）

ILess/LOWConstant0.050***

（3.83）0.073***

（11.45）-0.111***

（-7.23）-0.084***

（-11.87）0.005

（0.08）0.072

（1.48）-0.039

（-0.60）0.070

（1.55）RM0.093***

（6.09）-0.034

（-1.51）-0.015

（-1.02）0.094***

（2.81）L.RM0.051***

（3.12）0.000

（0.01）-0.007

（-0.39）0.062**

（2.09）Accrual-0.078

（-1.49）-0.028

（-0.55）-0.147***

（-3.29）0.004

（0.07）L.Accrual-0.030

（-0.68）0.069

（1.21）-0.029

（-0.53）-0.022

（-0.40）Number684722654600Sargan16.34623.02034.77929.262P_sargan0.6340.2360.0150.062Arm2-0.4191.2440.6251.421P_arm20.6750.2130.5320.155注：括號內(nèi)為系數(shù)的t值；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。Sargan為Sargan統(tǒng)計(jì)量，p_sargan為Sargan檢驗(yàn)的P值；arm2為Arellano-Bond自相關(guān)檢驗(yàn)（二階自相關(guān)），p_arm2為檢驗(yàn)的P值；系數(shù)估計(jì)采用糾偏（bias-corrected）后的穩(wěn)健性結(jié)果；表中Sargan統(tǒng)計(jì)量及其P值是在沒有采用穩(wěn)健性糾偏情況下得到的。變量名稱前加上L.表述該變量的滯后一期，如L.IOver表示滯后一期的投資過度。表9模型（7）和（9）的分段SYS-GMM估計(jì)結(jié)果為進(jìn)一步考察真實(shí)活動盈余管理與投資過度之間的相關(guān)關(guān)系，本文從研究樣本中選擇了那些進(jìn)行真實(shí)活動盈余管理最多的1/5子樣本和進(jìn)行真實(shí)活動盈余管理最少的1/5的子樣本公司對模型（7）和模型（8）重新進(jìn)行估計(jì)。從表9的估計(jì)結(jié)果可以看出，針對投資過度的樣本組，在會計(jì)當(dāng)期進(jìn)行真實(shí)活動盈余管理最多的1/5的樣本組，當(dāng)期真實(shí)盈余管理RM與IOver顯著正相關(guān)［0.093（6.09）］，滯后一期的真實(shí)盈余管理RM與IOver顯著正相關(guān)［0.051（3.12）］。但在進(jìn)行真實(shí)活動盈余管理最少的1/5樣本組，并沒有發(fā)現(xiàn)RM與IOver顯著的正相關(guān)關(guān)系。通過統(tǒng)計(jì)，本文進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)進(jìn)行真實(shí)活動盈余管理最少的1/5的樣本組其真實(shí)活動盈余管理絕對值均值只有進(jìn)行真實(shí)活動盈余管理最多的1/5的樣本組均值的1/20，這在一定程度上說明相對于最多的1/5樣本組，最少的1/5樣本組中對非效率投資的貢獻(xiàn)較小。從表中可以看出，模型的檢驗(yàn)結(jié)果較好地支持了本文的研究假說H1a，即會計(jì)當(dāng)期真實(shí)活動盈余管理的程度越高，對企業(yè)當(dāng)期的過度投資決策有明顯促進(jìn)作用。表9的結(jié)果還顯示出，針對投資不足的樣本組，在會計(jì)當(dāng)期進(jìn)行應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理最多的1/5的樣本組中，當(dāng)期的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理Accrual與當(dāng)期的投資不足ILess顯著負(fù)相關(guān)［-0.147（-3.29）］但是，在進(jìn)行應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理最少的1/5樣本組，并沒有發(fā)現(xiàn)Accrual與當(dāng)期的投資不足ILess顯著的正相關(guān)關(guān)系。該結(jié)果支持了本文的主要研究假說H2b。（二）真實(shí)盈余管理對投資效率影響的再檢驗(yàn)考慮到本研究所使用的Richardson（2006）預(yù)期投資模型中企業(yè)投資機(jī)會變量（I）是基于滯后一期、二期的銷售增長率算數(shù)平均，而企業(yè)過去的銷售業(yè)績并不一定能夠預(yù)測企業(yè)未來的投資機(jī)會，所以本文使用托賓Q值（TobinQ）替代模型（1）中的投資機(jī)會I變量，重新估計(jì)企業(yè)的正常投資效率水平并檢驗(yàn)真實(shí)盈余管理可能對企業(yè)投資活動產(chǎn)生的影響。從表10的估計(jì)結(jié)果可以看出基本與本文的主要研究結(jié)論一致。但是，值得注意的是，在控制了相關(guān)研究變量后，當(dāng)期的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目盈余管理Accrual與當(dāng)期的投資不足ILess的負(fù)相關(guān)關(guān)系不再顯著。表10替換投資機(jī)會變量后模型（7）、（8）、（9）、（10）的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果模型（7）

IOver模型（9）

IOver模型（8）

ILess模型（10）

ILessConstant0.108***

（14.65）0.093***

（5.36）-0.078***

（-24.98）-0.089***

（-9.14）-0.019

（-0.55）-0.023

（-0.77）-0.049***

（-2.59）-0.053***

（-3.06）RM0.055***

（3.89）0.048***

（3.85）0.009

（0.94）0.009

（1.08）L.RM0.025*

（1.93）0.024**

（2.02）0.004

（0.54）0.004

（0.62）Accrual-0.001

（-0.02）0.000

（0.00-0.041**

（-2.01）-0.027

（-1.35）L.Accrual0.039

（1.18）0.038

（1.25）-0.078***

（-24.98）0.006

（0.31）FCF0.038**

（2.29）0.040**

（2.09）ManExp0.026

（0.14）0.181*

（1.78）Share0.088**

（2.45）0.086***

（3.39）State-0.001

（-0.08）-0.020*

（-1.78）Protect-0.022

（-0.55）0.006

（0.29）Number3152315252805280Sargan87.10084.60569.44961.776P_sargan0.0010.0000.0000.001Arm23.9974.2173.6833.617P_arm20.0000.0000.0000.009注：括號內(nèi)為系數(shù)的t值；*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。Sargan為Sargan統(tǒng)計(jì)量，p_sargan為Sargan檢驗(yàn)的P值；arm2為Arellano-Bond自相關(guān)檢驗(yàn)（二階自相關(guān)），p_arm2為檢驗(yàn)的P值；系數(shù)估計(jì)采用糾偏（bias-corrected）后的穩(wěn)健性結(jié)果；表中Sargan統(tǒng)計(jì)量及其P值是在沒有采用穩(wěn)健性糾偏情況下得到的；變量名稱前加上L.表述該變量的滯后一期，如L.IOver表示滯后一期的投資過度。表10替換投資機(jī)會變量