王湛 蔡方

【摘要】以2003～2006年和2009～2013年公開增發(fā)的上市公司為研究樣本，采用盈余分布分析法、多元回歸分析法，探究上市公司在公開增發(fā)過程中是否存在應計盈余管理或真實盈余管理行為，以及其與政策監(jiān)管變量之間的相關性；輔之以對照實驗研究法，以兩個期間內非增發(fā)上市公司為對照樣本，探究監(jiān)管政策對兩種盈余管理行為的導向性。研究發(fā)現：公開增發(fā)上市公司在兩個政策適用期內均有應計和真實盈余管理行為發(fā)生；而監(jiān)管政策規(guī)定的不同閾值水平對盈余管理起到不同的導向作用；隨著相關監(jiān)管政策和資本市場的完善，公開增發(fā)公司的盈余管理行為更加謹慎。研究中采用多元回歸分析法用以檢驗兩種盈余管理行為與政策變量之間的相關性，運用對照實驗研究法驗證兩種行為與政策變量之間可能的因果關系，從而在統(tǒng)計學意義上確認了后者對前者的導向作用。

【關鍵詞】應計盈余管理；真實盈余管理；政策監(jiān)管；公開增發(fā)

【中圖分類號】F275；F276.6 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2019）02-0032-9

一、引言

證券市場為實體經濟的發(fā)展提供了有效的資金流動渠道，增發(fā)作為一種股權再融資方式，在為上市公司低成本融資的同時也刺激了上市公司的盈余管理行為的產生。增發(fā)監(jiān)管政策作為政府監(jiān)管上市公司增發(fā)行為的重要手段，從1998年的“設置門檻”，經歷了2000～2002年的逐步“提高門檻”以及2006年的“降低門檻”等多個階段。為了達到增發(fā)門檻，上市公司在強烈的融資需求刺激下存在利用盈余管理提高會計業(yè)績的可能。而伴隨著政策的多次變更，擬增發(fā)上市公司的盈余管理行為也隨之變化。

理論研究領域目前主要研究應計和真實盈余管理兩種盈余管理行為。研究中最初只有盈余管理的概念，其度量方法主要是盈余分布分析法。Schipper將盈余管理劃分為應計盈余管理和真實盈余管理。Jones運用計量經濟學的方法將應計項目分為操縱性應計項目和非操縱性應計項目，并且將操縱性應計項目視為公司進行盈余管理的手段。Healy、DeAngelo以及Dechow等也采用了相似方法進行探索并提出了盈余管理的計量方法，如Healy模型（1985）、DeAngelo模型（1986）、Jones模型（1991）、修正的Jones模型（1995）以及擴展的Jones模型（1999）等。

林舒、魏明海采用調整的DeAngelo模型以我國A股上市公司IPO前的數據為樣本，探索這一過程中的盈余管理行為。真實盈余管理是指通過安排交易時間和規(guī)劃交易來操縱盈余的方法。Roychowdhury指出微利公司用實際活動進行盈余管理的方式有三種，分別是價格折扣、削減操縱費用和過度生產，以此達到避免虧損的目的。Gunny和Cohen等研究發(fā)現，異?，F金流與異?？刹倏v費用越低，異常生產成本越高，真實盈余管理的整體程度越高。度量真實盈余管理最常見的模型是Roychowdhury模型，姚宏等參照了Roychowdhury的研究對真實盈余管理進行了度量，分別計量異常經營活動現金流量、異常生產成本和異常酌量性費用指標，并利用這三個指標計算真實盈余管理總量。

基于以上盈余管理理論和度量模型的再融資公司盈余管理的研究也較為豐富。Rangan和Shivakumar分別研究了1976～1989年和1983～1992年美國股權再融資上市公司的盈余管理行為，發(fā)現應計盈余管理確實存在。除了對再融資情境下的盈余管理進行研究，也有部分學者對再融資方式之一的配股過程中的盈余管理進行研究，增發(fā)也是研究重點之一，但專門研究公開增發(fā)情形下的盈余管理行為的文獻相對較少。

由上述分析可知，應計盈余管理相關研究成果較多，而真實盈余管理的研究相對較少，且為數不多的相關文獻也多是從真實盈余管理單一視角進行研究；關于股權再融資背景下盈余管理行為的研究成果較多，但缺乏從公開增發(fā)政策監(jiān)管角度探究其對盈余管理行為影響的文獻。因此，本文擬以政策監(jiān)管為自變量，采用管理后盈余分布分析法、多元回歸分析和對照實驗研究相結合的方法，探索2003～2006年和2009～2013年不同公開增發(fā)政策適用期間內，上市公司增發(fā)過程中的應計和真實盈余管理特征，以及政策監(jiān)管對盈余管理的導向作用。

二、理論分析與研究假設

2002年7月證監(jiān)會發(fā)布《關于上市公司增發(fā)新股有關條件的通知》，該文件在2001年增發(fā)政策的基礎上提高了增發(fā)閾值，“要求近3個會計年度及預測發(fā)行完成當年加權平均凈資產收率不低于6%；或近3個會計年度加權凈資產收益率低于6‰但確有良好的經營能力和發(fā)展前景且發(fā)行當年凈資產收益率不低于前一年度水平”，同時取消了公開增發(fā)公司類型的限制。2006年5月證監(jiān)會發(fā)布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》降低了業(yè)績門檻，“要求申請公開增發(fā)上市公司最近3個會計年度加權平均凈資產收益率不低于6%，以扣除非經常性損益前后的較低者為計算依據”，并增加了公司財務狀況的限制條款。王福勝等以2008～2010年A股上市公司為樣本研究發(fā)現，微利公司和盈余微增長公司盈余管理比例異常高，證實了閾值處的分布斷層確實由盈余管理引起。曾妍琪、張婕運用前景理論研究了上市公司閾值處的盈余管理，發(fā)現其存在性的同時，通過前景理論成功解釋了閾值兩側盈余管理行為差異的原因。姚祿仕、牛佳通過研究避免虧損和避免業(yè)績滑坡兩種市場閾值，驗證了兩種閾值的存在性并對其重要性進行了比較。從上述文獻可知，公開增發(fā)上市公司在政策閡值兩側可能存在盈余管理行為，據此提出假設1：

假設1：公開增發(fā)上市公司在政策閾值相鄰區(qū)間內存在盈余管理行為。

應計項目盈余管理是上市公司管理層對財務報表數據進行調節(jié)的一種手段，具體操縱方法為對會計政策、會計估計進行主觀選擇，對企業(yè)實際經營活動不產生任何影響，只調整財務報告；真實盈余管理主要是通過對真實經營業(yè)務的發(fā)生和時間點的安排進行盈余管理，對企業(yè)產生實質且深遠的影響。蔡春等認為IPO公司盈余管理方式的選擇是管理層在發(fā)行價最大化的原則下考慮法律水平、行業(yè)管制、審計師等因素后進行的選擇。而張自巧認為收購公司選擇盈余管理方式遵循成本效益原則，并對不同因素影響下應計和真實盈余管理方式的監(jiān)督成本和相對收益進行了對比。王成良等認為監(jiān)管者識別盈余管理的能力隨著配股管制制度的變遷而變化，當真實盈余管理被納入管制范圍，監(jiān)管者對其關注度降低，識別能力不強，但應計盈余管理關注度不變并較容易被識別。隨著法律制度和會計準則的不斷修訂和完善，應計盈余管理操縱風險越來越大，真實盈余管理的隱蔽性逐漸被發(fā)掘，操縱途徑變得有跡可循，擬公開增發(fā)上市公司在進行應計和真實盈余管理時越來越謹慎。據此，提出假設2：

假設2：隨著監(jiān)管政策的完善，擬公開增發(fā)上市公司政策導向性的盈余管理動機減弱，盈余管理行為更加謹慎。

政策監(jiān)管的變化導致盈余管理行為變化。謝德仁認為市場監(jiān)管規(guī)則的改善有助于遏制債務重組上市公司盈余管理。而王克敏、劉博認為公司間業(yè)績差異會影響公司的盈余管理策略，針對公開增發(fā)業(yè)績門檻的變化的研究發(fā)現，業(yè)績門檻提高導致公司間業(yè)績差異縮小，盈余管理動機減弱，盈余管理水平下降，反之亦然。公司間業(yè)績差異導致信息傳遞效應收益下降，同時盈余管理成本包括未來業(yè)績下滑和投資者高估帶來的風險等各項成本并呈現上升趨勢，收益和成本配比之后的凈收益下降。隨著資本市場的不斷發(fā)展，監(jiān)管政策及會計政策的完善導致應計盈余管理被發(fā)現的風險增大，而真實盈余管理行為目前還不易識別?；谝陨戏治?，提出假設3、假設4：

假設3：高政策閾值時，政策監(jiān)管對盈余管理有抑制性的導向作用。

假設4：低政策閾值時，政策監(jiān)管對真實盈余管理有促進性的導向作用。

三、變量設定與模型構建

（一）樣本選取與數據來源

本文主要是研究2002年和2006年公開增發(fā)政策變更后的兩個期間的盈余管理指標受政策的影響，2002年和2006年增發(fā)政策要求的閾值分別為“10%”和“6%”。為了凸顯政策監(jiān)管對公開增發(fā)上市公司盈余管理的作用機制，本文同時設立了一一對應的實驗組和對照組，研究期間分別為2003～2006年和2009～2013年。需要說明的是，2017年1月20日證監(jiān)會宣布要對再融資政策進行修改，擬收緊定向增發(fā)擴大公開增發(fā)規(guī)模，但新政策尚未出臺，且國泰安數據庫公司研究系列增發(fā)配股子庫中，2014年公開增發(fā)上市公司數量為1家，2015～2017年公開增發(fā)上市公司數為0，數量極少無代表性，故這一期間不作為研究期間。實驗組在各年公開增發(fā)上市公司的基礎上剔除了數據不全的公司，兩組對照組分別與實驗組研究期間相對應，在非增發(fā)上市公司的基礎上剔除了金融保險業(yè)公司、#ST和ST公司，以及發(fā)生了IPO、配股、增發(fā)、并購等重大事項的公司與數據不全的公司。經過上述處理，分別得到實驗組第一組37家公司148個樣本數據，實驗組第二組29家公司156個樣本數據，第一組對照組（后文稱對照組1）196家公司784個樣本數據，第二組對照組（后文稱對照組2）117家公司468個樣本數據。本文的數據來源于國泰安數據庫（CSMAR），數據分析軟件主要為SPSS、EViews和EXCEL。

（二）變量定義

被解釋變量：盈余管理。采用修正的Jones模型度量應計盈余管理程度，采用Roychowdhury模型度量真實盈余管理程度，盈余管理指標分別為可操控應計利潤（DA）、異常經營活動現金流（ACFO）、異常生產成本（APROD）、異常酌量性費用（ADISP）、真實盈余管理總量（RM）。

解釋變量：政策監(jiān)管。本文參考前人的研究，根據研究期間內公開增發(fā)上市公司盈余管理分布特征設置了盈余區(qū)間分段虛擬變量。

控制變量：參考已有研究成果初步確定控制變量，并進一步根據回歸結果，將不顯著的控制變量剔除，得到最后的控制變量，建立回歸模型。楊志強、王華引入總資產收益率（ROA）、公司規(guī)模（SIZE）、財務杠桿（LEV）等指標作為盈余管理研究模型中的控制變量；周夏飛、周強龍將公司規(guī)模（SIZE）、杠桿率（LEV）、主營業(yè)務收入增長率（GROWTH）、市價賬面價值比（MB）作為控制變量納入回歸模型中；林永堅、王志強和李茂良創(chuàng)新性地引入盈余管理柔性（INVRJEC）作為控制變量；崔海紅、黃芳和楊七中分別從不同角度考察了獨立董事對公司盈余管理行為的影響；路軍偉、韓菲和石昕以及李薇、向雙兵研究了管理層持股比例（MSH）與盈余管理之間的關系；王玨瑋、唐建新和孔墨奇以及張娟和黃志忠將高管薪酬（SAL）作為關鍵詞，研究了不同情境下的盈余管理與高管薪酬的相關性。在此基礎上，本文引入營業(yè)收入現金含量（CFR）作為控制變量，真實盈余管理的操縱途徑之一是銷售操控，這一指標衡量的是金融活動收到的現金比例，與真實盈余管理行為具有相關性。最終的變量設定見表1。

（三）模型構建

為研究政策監(jiān)管對應計盈余管理和真實盈余管理的影響，分別針對不同政策適用期間構建如下兩個模型：

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表2可以看出：我國2003～2006年公開增發(fā)上市公司DA極大值與極小值差距較大；結合標準差可以看到，公司間應計盈余管理方向和程度差異明顯存在，但波動幅度較??；均值為0.0004，由于此數值在計算中包含了資產規(guī)模的倒數這一調整系數，應計盈余管理程度看似較小實則較大，說明這一期間內我國公開增發(fā)上市公司應計盈余管理行為較為明顯。真實盈余管理分指標中ACFO的極大值和極小值相差較大，標準差與應計盈余管理標準差相近；相較于ACFO和APROD，ADISP的標準差極小，公司間差異較小，但RM的標準差較大。由此說明雖然從分量來看，公司間差異較小，但公司間真實盈余管理的總量差異顯著，其中不乏通過盈余管理行為調減利潤的公司，其目的可能是在某一期間內通過盈余管理手段調減利潤并在以后期間轉回，以增加以后期間的盈余，進一步實現平滑盈余、達到增發(fā)門檻的目的。

控制變量中，ROA的標準差較小，GROWTH的標準差較大，說明雖然樣本公司盈余差異較小，但成長能力卻明顯不同。CFR、INVREC和FIRST雖然極差較大，但標準差不大，說明樣本公司這三個指標的差異較小。

從表3可以看出：我國2009～2013年期間公開增發(fā)上市公司DA極大值和極小值相差較大，但標準差較小，說明公司間差異雖然明顯存在，但總體來說應計盈余管理分布較集中，差異較小；應計盈余管理較上一政策期間（2003～2006年）內的樣本公司均值有所提升，應計盈余管理行為普遍存在。從真實盈余管理分指標來看，APROD、ADISP極差較大，標準差較小，ACFO極差相對較小，標準差也較小，而RM極差較大，且標準差數值較分指標標準差大，但均值絕對值較上一期間減小，說明總體來看，真實盈余管理行為存在且公司間差異明顯，但真實盈余管理程度較前一期間（2003～2006年）略有下降。

控制變量中，ROA的標準差較小，GROWTH的標準差較大，與前一期間（2003～2006年）相似，公司間盈余相近但成長性相差較大。BM極差和標準差均較大，進一步說明公司間成長性差異顯著，CFR和INVREC極差和標準差相近，說明樣本公司這兩個指標的差異較小，由于《公司法》對獨立董事比例有最低比例要求，INDEPEN差異較小。

（二）盈余分布分析

在對回歸指標進行描述性統(tǒng)計前，首先分析2002年和2006年公開增發(fā)政策修訂后的公開增發(fā)上市公司的盈余分布，根據數據中心極限定理，在樣本量足夠大并且無導致系統(tǒng)誤差的重要因素的情況下，大樣本的凈資產收益率（ROE）近似服從正態(tài)分布。盈余分布分析法的中心假設是：正常情況下，大樣本的觀測值分布是平滑的、連續(xù)的，分布曲線不存在明顯的波峰或波谷，如果盈余分布在某一點處出現斷層，則認為該點相鄰區(qū)間存在盈余管理行為。對2003～2006年和2009～2013年公開增發(fā)上市公司采用盈余分布分析法研究得到盈余分布圖如圖1、圖2所示。

從圖1中可以知道，2003～2006年公開增發(fā)上市公司盈余并不呈正態(tài)分布，在10%處有顯著斷層，在[10%，11%）和[11%，12%）區(qū)間內分布密集。從圖2中可以看出，2009～2013年公開增發(fā)上市公司盈余分布為非正態(tài)分布，在6%和16%處有顯著斷層，在[6‰7%）和[16%，17%）區(qū)間內分布密集。兩個期間內的盈余分布密集區(qū)間與政策監(jiān)管閾值密切相關，在閾值點處發(fā)生斷層，在相鄰區(qū)間內存在盈余管理行為。故此，假設1得到驗證。

（三）回歸分析

模型（1）和模型（2）中各變量的Pearson和Spearman相關性檢驗結果顯示，模型（1）中相關系數最大的是ACFO和ROA的Spearman系數（0.451），沒有超過0.5，可以認為不存在明顯的共線性問題；模型（2）中相關系數最大的是GROWTH和ROE的Person系數（0.482），小于0.5，模型不存在明顯的共線性問題，由于篇幅有限，詳細結果未列示。

本文針對2002年和2006年證監(jiān)會發(fā)布的兩個公開增發(fā)政策，選取研究對象，以盈余管理指標為被解釋變量，以政策監(jiān)管指標為解釋變量，利用模型（1）和模型（2）對盈余管理與政策監(jiān)管間的關系進行回歸分析，結果見表4和表5（***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。括號內報告的是回歸系數的p值）。

1.在以DA為被解釋變量的模型（1）中，U、U、U和U的系數均在1%的水平上顯著，分別為-0.3379、-0.3200、-0.3323、-0.3115，說明這四個區(qū)間內政策監(jiān)管對盈余管理有抑制作用，可以降低應計盈余管理程度，且在各區(qū)間內的抑制作用效果較為一致。在以ACFO為被解釋變量的模型（1）中，U、U、U和U的系數分別為0.3779、0.3473、0.3565、0.3428，且均在1%的水平上顯著，而ACFO在真實盈余管理總量計算式中是一個負向變量，由此說明政策監(jiān)管從異常經營活動現金流的角度抑制了真實盈余管理活動，且不同期間內較為平均。在以APROD和ADISP為被解釋變量的模型（1）中，政策替代變量回歸系數不顯著，但APROD的回歸系數均為負，ADISP的回歸系數多為正，由于真實盈余管理總量計算式中APROD是一個正向變量、ADISP是一個負向變量，所以政策監(jiān)管從這兩個角度抑制了真實盈余管理，只是作用相對較弱。這一點從真實盈余管理總量的回歸模型的系數顯著性中同樣可以得出：在以RM為被解釋變量的模型（1）中，U和U的系數在5%的水平上顯著，U和U的系數在1%的水平上顯著，且系數均為負值，印證了政策監(jiān)管對真實盈余管理起抑制作用的觀點。

在控制變量中，GROWTH與RIM在1%的水平下存在負相關關系，說明成長能力越強的公司會越少地采用真實盈余管理方式，真實盈余管理對公司業(yè)績的影響是無法修復的，管理層為了避免追求高盈余數據而影響公司可持續(xù)發(fā)展，會更傾向于保持盈利而降低真實盈余管理程度。CFR與DA、RM在1%水平下呈負相關關系，說明高營業(yè)收入現金含量可降低盈余管理程度，而INVREC與DA、RM在1%水平下正相關，且RM模型中的回歸系數達到0.9132，說明高盈余管理柔性有利于公司進行盈余管理，尤其是真實盈余管理。

2.在以DA為被解釋變量的模型（2）中，V、V、V和V的回歸系數分別為0.1024、0.1057、0.0917、0.1082，且均在1%的水平上顯著，說明這一期間內的政策監(jiān)管對應計盈余管理有明顯的促進作用，不同于上一政策期間內的抑制作用。在以ACFO為被解釋變量的模型（2）中，V、V、V和V的回歸系數分別為-0.0954、-0.0896、-0.0819、-0.0904，V的回歸系數在5%的水平上顯著，V、V和V的回歸系數均在1%的水平上顯著，ACFO在真實盈余管理總量的計算式中是一個負向變量，故政策監(jiān)管從異常經營活動現金流的角度對真實盈余管理起到促進作用，即提高了真實盈余管理程度。在以APROD為被解釋變量的模型（2）中，V、V、V和V的回歸系數不顯著，但均為負值。在以ADISP為被解釋變量的模型（2）中，V、V、V和V的回歸系數分別為-0.0347、-0.0274、-0.0330、-0.0311，V在10%的水平上顯著，其他均在5%的水平上顯著，ADISP在真實盈余管理總量計算式中是一個負向變量，說明政策監(jiān)管從異常酌量性費用的角度對真實盈余管理起到促進作用，提高了真實盈余管理程度，但是在以RM為被解釋變量的模型（2）中，四個研究區(qū)間內的回歸系數均不顯著，雖然ACFO和AIDSP研究區(qū)間的回歸系數顯著但系數絕對值較小，與ADISP綜合后得到的變量不顯著，所以這一期間內政策監(jiān)管對真實盈余管理的作用效果不顯著，表現為輕微的促進作用。

控制變量中，ROA與DA在10%水平上呈正相關關系，ROA與RM在1%水平上呈負相關關系，說明公司盈利能力越好，應計盈余管理程度提高而真實盈余管理程度降低。BM與DA在10%水平上正相關關系，CFR與DA在5%的水平上負相關，INVREC與DA在1%的水平上正相關，INDEPEN與DA在5%的水平上正相關，但三個指標與RM的相關性不顯著，說明公司成長能力越高，營業(yè)收入現金含量越低，盈余管理柔性越高，獨立董事比例越高，越能促使應計盈余管理程度的增加，真實盈余管理的影響較小。

3.縱向分析兩個政策期間內的應計盈余管理回歸結果發(fā)現：2003～2006年樣本公司受政策影響導致應計盈余管理程度降低，2009～2013年的政策促進了應計盈余管理程度的提高；2003～2006年樣本公司受政策影響真實盈余管理程度降低，2009～2013年的政策促進了真實盈余管理程度的提高，說明不同政策適用期間內政策對盈余管理的作用方向不同。2002年公開增發(fā)政策業(yè)績閾值為10%，2006年公開增發(fā)政策業(yè)績閾值為6%，高政策閾值致使擬公開增發(fā)公司間業(yè)績差異縮小，盈余管理收益下降，盈余管理動機變弱，進而盈余管理程度降低。

2009～2013年期間兩種盈余管理在四個研究區(qū)間內的回歸系數絕對值均小于2003～2006年對應的系數絕對值，說明隨著會計制度和監(jiān)管政策的完善，上市公司盈余管理動機減弱，盈余管理行為更加謹慎，假設2得到驗證。

橫向對比同一政策適用期間內政策監(jiān)管變量的回歸系數，可以發(fā)現應計盈余管理和真實盈余管理的特征不同。在2003～2006年期間，應計盈余管理和真實盈余管理的回歸系數都顯著，但真實盈余管理模型系數絕對值大于應計盈余管理模型系數，說明雖然政策監(jiān)管對兩種盈余管理都起到抑制作用，但對真實盈余管理的抑制作用更明顯。2009～2013年期間，應計盈余管理回歸系數顯著，但真實盈余管理總量的回歸系數不顯著，說明這一期間內政策監(jiān)管對應計盈余管理的促進作用較大，對真實盈余管理也有一定的促進作用。

（四）對照研究

下面將在回歸分析已證實政策監(jiān)管與兩種盈余管理相關性的基礎上，進一步分析兩者的因果關系，即對比受政策影響和不受政策影響的上市公司應計和真實盈余管理的差異。首先對實驗組和對照組的應計盈余管理和真實盈余管理指標進行正態(tài)性檢驗，然后根據檢驗結果進一步選擇均值比較方式，最后根據均值比較結果判斷政策監(jiān)管與應計和真實盈余管理是否有直接因果關系。正態(tài)性檢驗結果如表6所示。

從表6中K-S檢驗結果可以看出，四組樣本K-S檢驗的Sig.值均小于0.05，認為四組應計盈余管理和真實盈余管理指標不符合整體分布。W檢驗適用于樣本容量在8～50之間的整體分布檢驗，由于實驗組樣本容量偏小，采用W檢驗進一步佐證K-S檢驗，兩種檢驗結果一致。據此，兩個獨立樣本均值檢驗采用非參數檢驗方法即Mann-Whitney U檢驗。非參數檢驗結果見表7。

從表7 Mann-Whimey U檢驗結果可以看到，實驗組1和對照組1的應計盈余管理和真實盈余管理z值分別為-3.3667和-3.5714，Sig.值分別為0.0008和0.0004，均小于0.05，通過了顯著性檢驗。實驗組1和對照組1應計盈余管理和真實盈余管理存在顯著差異，說明2003～2006年的政策適用期間公開增發(fā)公司采取了應計和真實盈余管理兩種方式，公開增發(fā)政策成為應計和真實盈余管理的誘因。實驗組2和對照組2應計和真實盈余管理Z值分別為-0.3913和-3.2128，Sig.值分別為0.6956和0.0013，前者未通過顯著性檢驗，后者通過了顯著性檢驗，說明2009～2013年政策適用期間公開增發(fā)公司針對增發(fā)政策主要采取的是真實盈余管理。由于真實盈余管理操縱手段多且通過實際經營活動進行，相對于通過會計手段選擇進行的應計盈余管理，前者具有更強的隱蔽性，同時也說明擬公開增發(fā)上市公司盈余管理行為越來越謹慎。綜上，可以證實政策監(jiān)管對公開增發(fā)上市公司盈余管理行為具有導向作用。

對照實驗研究結果，結合回歸分析結果可知，假設3和假設4得證：高政策閾值下，政策監(jiān)管對兩種盈余管理行為抑制性導向作用較強。隨著監(jiān)管政策和會計政策的完善以及證券市場的發(fā)展，上市公司針對增發(fā)政策的盈余管理活動主要采用真實盈余管理方式，所以政策閾值低時，政策監(jiān)管對真實盈余管理存在促進性的導向作用。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文從控制變量和回歸模型兩個方面進行穩(wěn)健性檢驗：通過控制變量的增減得到的回歸結果中，顯著性較強的控制變量回歸結果不變，且解釋變量的回歸系數雖然略有變動，但顯著性不變；在改變回歸方法的情況下，如采用固定效應模型替換隨機效應模型，解釋變量的回歸系數略有變動但顯著性不變，得到的結果與現有結果相同。

五、結論

本文分別對2002年和2006年的公開增發(fā)監(jiān)管政策適用期內的擬增發(fā)公司進行盈余分布分析，采用隨機效應模型，對應計盈余管理和真實盈余管理與政策監(jiān)管之間的關系進行回歸分析，在明確相關性的前提下，采用對照實驗研究驗證政策監(jiān)管對公開增發(fā)公司盈余管理的差異化導向作用。研究結果表明，2002年和2006年分別發(fā)布的政策在其適用期內公開增發(fā)上市公司同時采用了應計盈余管理和真實盈余管理兩種方式，隨著監(jiān)管政策的完善，受政策影響的盈余管理程度降低，上市公司盈余管理行為更加謹慎；不同閾值的監(jiān)管政策對公開增發(fā)上市公司盈余管理的作用不同，高政策閾值抑制盈余管理而低政策閾值促進盈余管理。

基于以上結論，本文建議：第一，證監(jiān)會在制定增發(fā)政策時可以將具體考核指標細化、考核角度多維化，參考增發(fā)前的歷史業(yè)績變化趨勢，對出現異常盈余波動的公司限制增發(fā)資金的使用等。第二，提高信息披露要求，同時提高盈余管理成本以抑制盈余管理行為，與真實盈余管理關聯較大的財務指標強制要求披露，對可核查的盈余管理行為可考慮采取相關行政處罰等。第三，從公司治理角度治理盈余管理，分散第一大股東股權，引入機構投資者，由國家機關建立職能部門負責獨立董事的委派、考評及付薪等工作，增強獨立董事獨立性的同時提高監(jiān)督有效性。

本文研究的創(chuàng)新性主要體現在：與以往大多數研究僅關注某一種盈余管理行為不同，本文將公開增發(fā)過程中可能存在的應計盈余管理和真實盈余管理兩種行為納入研究范疇；研究中先采用回歸分析法用以檢驗兩種盈余管理行為與政策監(jiān)管變量之間的相關性，再運用對照實驗研究法用以驗證政策監(jiān)管變量與兩種行為之間可能的因果關系，從而在統(tǒng)計學意義上確認了前者對后者的導向作用。

同時，本文研究也存在不足，如：樣本數量有限，我國2014～2017年進行公開增發(fā)的公司極少，難以取樣，故樣本選擇未涉及這一期間的公司，使得研究時效性可能稍有不足，將在后續(xù)證券市場發(fā)展完善后，擴大研究期間以增強結論時效性。