# Earnings management through real activities manipulation

## 摘要
- 這篇論文研究了管理者如何透過操控實際活動來避免報告年度虧損
- 管理者會使用
1. 降價來暫時增加銷售
2. 過量生產來報告更低的商品成本(因為隨著生產量的增加，固定成本（例如設備和工廠的租金、設施和裝備的維護費用等）可以在更多的商品中分攤，進而降低每個單位的固定成本。同時，當生產量增加時，生產線的效率也可能會提高，從而進一步降低變動成本（例如材料和勞動力）的平均成本)
3. 減少自由裁量性支出來提高報告的利潤率
- 研究還發現，存在著一些因素會影響實際活動的操控程度，例如行業成員身份、存貨和應收帳款的股票、成長機會以及債務的存在，以及達到零盈餘的激勵
- 當存在著較為精明的投資者時，實際活動的操控程度也會受到限制
- 還有一些較少但不太堅固的證據表明，存在實際活動操縱以滿足年度分析師預測的情況

## introduction
- 本文指出高管從事盈餘管理的實證證據，其中一種管理盈餘的方式是操縱應計項目，此處稱為應計項目操縱，例如低估呆帳費用和推遲資產報廢。此外，管理者還有激勵通過實際活動操縱來達到某些盈餘目標。大部分關於盈餘管理的研究集中在檢測異常應計項目上，而直接研究實際活動對盈餘管理的研究大多集中在投資活動上，例如減少研發支出。本文提出了證據，說明管理實際活動是盈餘管理研究中一個值得注意的領域。在本文中，實際活動操縱被定義為從正常商業實踐中偏離的管理行為，其主要目標是滿足特定的盈餘閾值。本文的第一個目標是開發檢測實際活動操縱的實證方法。作者研究了來自營運現金流、生產成本和自由裁量性支出等變量，這些變量應更好地捕捉實際操作的效果。接下來，作者使用這些指標來檢測零盈餘閾值附近的實際活動操縱。結果顯示，企業試圖通過暫時降價以增加銷售、過量生產以降低成本和積極減少自由裁量性支出以提高利潤率來避免虧損。在預測性橫向變異中，可以避免虧損的實際活動操縱是可預測的。特別是，複雜的投資者的存在限制了實際活動操縱的程度。這表明，儘管這些活動使管理者能夠達到短期盈餘目標，但它們不太可能增加長期公司價值。行業成員資格、庫存和應收賬款的股票、成長機會以及債務的存在是影響實際活動操縱變化的其他因素。

- 作者開發了多個韌性測試，以研究報告小年度盈利公司中異常實際活動的證據是否反映了盈餘管理以避免虧損，還是反映了對當前經濟情況的最優反應。這些韌性測試的集體證據似乎更符合盈餘管理的解釋。最後，作者提供了一些證據，表明實際活動操縱是為了滿足/超越年度分析師預測。

- 自Hayn（1995）和Burgstahler和Dichev（1997）發現了圍繞零盈餘頻率的公司年度不連續性以來，學術界在證明進一步的盈餘管理證據方面取得了有限的成功。例如，Dechow等人（2003）未能發現報告小額盈利的公司管理應計項目以跨越零閾值的證據。本文通過提供與企業依賴實際活動操縱以達到零閾值一致的證據，對盈餘管理研究做出了貢獻。考慮到最近的文獻（Durtschi和Easton（2005），Beaver等人（2004））質疑圍繞零盈餘分佈觀察到的不連續性是否可以歸因於盈餘管理，本文的證據特別重要。

- 本文第二節討論了實際活動操縱的定義和先前研究。在第三節中，作者確定了可能從事實際活動操縱的公司，並提出了與樣本其他部分不同的假設。作者還對橫向變異進行了假設。在第四節中，作者討論了數據和估計模型，並提供了描述性統計。第五節介紹了作者的研究結果。最後，第六節討論了本文證據的含義，以及進一步研究的方向。

## 2. Earnings management, real activities manipulation, and existing literature
- 本文第二部分論述盈餘管理和實際活動操縱與現有文獻的關係。在2.1小節中，作者定義了實際活動操縱的概念，指的是管理人員為了達到特定財務報告目標而採取的不尋常操作行為，這些行為可能不符合正常的業務規律，並可能會影響未來現金流。文章強調，雖然實際活動操縱有助於滿足報告目標，但不一定有助於企業價值的提升。作者列舉了幾種可能的實際活動操縱方法，例如價格折扣和減少自由支出，並指出在某些情況下，這些操作可能是最優策略。然而，如果管理人員過度使用這些操作以達到報告目標，他們就可能涉及實際活動操縱。作者指出，實際活動操縱可能會對企業價值產生負面影響，因為這些操作可能會對未來現金流產生負面影響。文章還提到，**管理人員可能更傾向於通過實際活動操縱而不是通過應計項目操縱來管理盈餘，因為應計項目操縱更容易引起審計師或監管機構的關注而且存在風險**。作者強調，盈餘管理通常是多種手段的結果，管理人員可能根據不同的情況和目標使用不同的方法來操縱盈餘。
- 過去的研究主要集中在以降低研發支出來減少報告費用的實質活動管理上。研究人員發現，**管理層回購股票以避免員工股票期權行使所帶來的每股盈餘稀釋，並在某些情況下以降低研發支出作為部分回購股票的財務來源**。CEO在任期末期向減少短期盈餘為目標降低研發支出，也是一種管理實質活動的方式。另外，提供限時折扣來增加銷售和增加庫存以降低報告成本等管理實質活動的做法也被經理人使用。但是，在實質活動管理方面，除了研發支出減少之外，目前缺乏系統性的證據。研究顯示，與其他管理方法相比，更多的經理人承認他們減少自由支出和/或資本投資來達成盈餘目標。Bartov（1993）的研究發現，出現負的盈餘變化的公司報告的固定資產銷售收益更高。Thomas和Zhang（2002）的研究報告認為過度生產是一種實質活動管理，但無法排除逆境經濟環境的可能性。Burgstahler和Dichev（1997）對於執行管理實質活動以達到零盈餘門檻的公司提供了一些有限的證據，但是這項初步證據並不能充分顯示實質活動管理的情況。他們沒有測試這些變化是否具有統計學上的顯著性，也沒有對公司規模/績效進行控制。

## 3. Hypotheses development
- 為了檢測避免虧損的真實活動管理，我研究接近零收益基準的公司在
1. CFO
2. 自由裁量支出
3. 生產成本方面的模式
- CFO 代表在現金流量表中報告的營運現金流量
- 自由裁量支出定義為 (a) 廣告費用，(b) 研發費用，以及 (c) 銷售、一般行政和管理費用之和
- 生產成本定義為銷貨成本和期間內存貨變化之和。這個定義為非製造業公司產生“生產”成本
- 兩個優點
1. 首先，通過存貨帳戶降低報告銷貨成本的應計管理，例如延遲報廢存貨的銷記，不應影響生產成本。因此，生產成本應主要反映真實活動的影響。
2. 其次，LIFO/FIFO 成本流動假設影響報告的銷貨成本，但不影響生產成本，因為 COGS 和存貨變化的抵銷效應。
- 使用 Dechow 等人（1998）的模型來為每個公司年度推導 CFO、自由裁量支出和生產成本的正常水平。偏離正常水平的值稱為異常 CFO、異常生產成本和異常自由裁量支出
1. 銷售操縱，即加速銷售時間和/或通過提高價格折扣或更寬鬆的信貸條件產生額外的不可持續銷售；
2. 自由裁量支出的削減；和
3. 過度生產，即增加生產以報告更低的 COGS=begining+production(purchase)+ending。

- Sales manipulation: 將售價打折或提供更寬鬆的信貸條件等手段，以暫時性地增加當年的銷售額，即為營收操縱。企業經理人可透過提供限時折扣的方式來增加銷售額，而當公司恢復原價格時，這些額外的銷售額可能會消失。這些折扣所帶來的額外銷售額的現金流入，淨折扣後的收入將會下降，這將導致利潤率下降。如果收益為正，那麼當期的總收益會因這些額外的銷售而提高，而利潤率的下降會使生產成本相對銷售額異常高。另外一種提高銷售量的方法是提供更寬鬆的信貸條件，例如零利率的融資。總體來說，我預期營收管理活動將導致當期現金流量和生產成本高於正常水平。
- 減少自由支出：企業通常在發生自由支出時，同時計入當期損益表。因此，企業可以通過減少自由支出，降低報告支出並增加收益。當此類支出不能立即帶來收入和利潤時，這種情況最有可能發生。如果企業為達成盈利目標而減少自由支出，他們的自由支出應該顯示出異常低的狀況。在此定義中，自由支出是指研發、廣告和銷售、一般及管理費用的總和。如果自由支出的支出通常是以現金形式支付，那麼減少這些支出會減少現金流出，對當期現金流量有積極影響，但未來現金流量可能會降低。
- 過度生產：為了管理收益，製造業的經理可以生產比預期需求更多的商品。隨著生產水平的提高，固定的經常性費用會分攤到更多的單位上，降低每個單位的固定成本。只要每個單位的邊際成本不增加，固定成本的減少就能降低總成本。這意味著報告的COGS更低，並且公司報告了更好的經營利潤。然而，公司在過度生產的物品上會產生生產和持有成本，這些成本在同一期間內無法通過銷售收回。因此，現金流量從營運活動中的現金流量會比銷售水平低。其他條件不變，生產額外的庫存所產生的邊際成本會導致年度生產成本與銷售相對增加。

### 假設
- 過度的價格折扣和過度生產導致生產成本相對於銷售額異常高。減少自由性支出導致自由性支出相對於銷售額異常低。
- 價格折扣、通路填裝和過度生產對當期異常CFO有負面影響，而減少自由性支出對其有正面影響。因此，對異常CFO的綜合影響是模糊的。
- 對於我的主要測試，可疑公司年度是指報告小額年度利潤的公司年度。我的兩個主要假設，陳述如下：
## H1A. 在控制銷售水平後，可疑公司年度至少表現出以下之一：異常低的營運現金流（CFO）或異常低的自由性支出。
## H2A. 在控制銷售水平後，可疑公司年度呈現異常高的生產成本。

### 3.2
- 本節探討可疑公司年度之真實活動操作的橫向變化的四個來源：(a) 行業成員資格；(b) 達成零收益目標的動機，包括存在債務、增長機會和短期債權人；(c) 盈餘管理彈性和 (d) 機構所有權。
## H3A. 假設其他條件不變，製造業可疑公司年度的異常生產成本比其他可疑公司年度高。
- 行業成員資格：過量生產和價格折扣都會使生產成本與銷售額相對高。製造和非製造公司都可以提供價格折扣來提高銷售，但過量生產作為盈利管理策略僅適用於製造業公司。因此，我預計異常生產成本的證據將在更大程度上受到屬於製造業行業的可疑公司年度的影響。

## H4A。其他條件相同，有債務的可疑公司的異常生產成本比其他可疑公司更高，而異常自由性支出則更低。
- 債務：在對為什麼零收益是重要的盈餘門檻進行初步調查時，我認為債務合同可能包括當公司虧損時變得更緊密的契約。沒有系統性的證據表明債務契約明確提到零收益，但債務契約通常有最低有形淨值要求，當公司獲利時，這些要求會逐年提高，但當公司報告虧損時，不會進行調整 [參見Dichev and Skinner(2002)]。至少，虧損會使這些契約更為嚴格。
- 因此，有債務契約使虧損不受歡迎的可疑公司年度，比沒有這些契約的可疑公司年度更有動機從事真實活動操作。不幸的是，這不是一個易於測試的假設，因為關於實際債務契約的數據對於廣泛樣本並不容易獲得。一個常用的測量指標，財務槓桿，不太可能是損益條款存在的良好代理
- 選擇更直接的代理變數——債務的存在。我假設有債務的可疑公司會比沒有債務的公司更容易進行實質活動的操縱。

## H5A。在其他變量不變的情況下，市帳比高的可疑企業年份表現出異常的生產成本高於其他可疑企業年份，而自由裁量支出則低於其他可疑企業年份。
- Skinner和Sloan（2002）記錄到，當公司未達到盈利門檻時，具有成長機會的公司在股市中受到更多的懲罰。雖然他們的研究主要集中在分析師預測方面，但成長型企業可能也面臨達到其他盈利門檻（包括零）的壓力。根據Skinner和Sloan（2002）以及Hribar等人（2004）的觀點，我用市值與帳面價值之比或市帳比作為衡量成長機會的代理。

## H6A. 在其他條件相同的情況下，年初流動負債占總資產的比例較高的可疑公司年份比其他可疑公司年份擁有更高的異常生產成本，並且擁有較低的異常自由裁量費用。
- 短期供應商：第三個可能導致零收益成為重要閾值的原因（由Graham等人（2005年）和Burgstahler和Dichev（1997年）討論）是公司的利益相關者使用啟發式閾值來評估其業績。這些研究所識別的利益相關者包括供應商、貸款人、員工和擔心未來服務的客戶。如果公司的收益表現低於某個閾值，如零，則公司及其未來的買家潛力支付供應商的能力會受到質疑。這導致供應商收緊信貸和其他條款。如果經理有更多的應付帳款和其他短期負債，經理更可能擔心供應商的負面反應。因此，真實活動的操縱程度應該與年初的流動負債正相關。

## H7A. Ceteris paribus，存貨和應收賬款水平特別高的可疑公司年份，其異常生產成本高於其他可疑公司年份。
- 收益管理靈活性：實際活動操縱的程度也應該隨著管理者進行這些活動的靈活性而有所不同。對於保持高庫存的公司，過度生產以吸收固定成本更容易實現且更可能逃避檢測。同樣，對經銷商進行大量信貸銷售的公司更容易進行通道填充，即通過提前向其經銷商運送貨物並訂單提前入賬來加速銷售。公司可能需要向經銷商提供額外的價格折扣以補償他們可能因額外的庫存持有成本而產生的損失。已經存在高額應收賬款的公司可能會增強加速銷售的能力，並降低利益相關者和監管機構檢測的概率。因此，當庫存和應收賬款的存貨水平特別高時，特別是那些導致異常高生產成本的行為，我們應該正向相關於管理者從事實際活動操縱的能力。

## H8A. Ceteris paribus，机构持股较高的可疑公司年份显示出的异常生产成本较低，异常自由性支出较高，相较于其他可疑公司年份。
- 机构持股：机构持股也会影响盈余管理的程度。一方面，盈余失望（如亏损）可能会触发机构股东由于关注短期盈利而进行大规模的卖出（短视的投资行为）。这意味着机构股东的存在会对管理者施加更大的压力，以避免报告亏损。另一方面，精明的机构投资者可能具有分析当前管理行动长期影响的更大能力。这将作为一种抑制管理者进行实际活动操作的动力，特别是如果这种操纵会降低长期公司价值。Bushee (1998)研究了试图达到前年盈余的公司，并提出了与后一假设一致的证据。他发现，为了避免盈余下降而进行的研发削减在机构持股较低的公司中更为严重。Rajgopal et al. (1999)发现盈余质量与机构持股之间存在正向关系。这些论文的结果表明，机构投资者的存在应该抑制实际活动操作，特别是如果这些活动对公司价值有害的话。

## data
- 從 COMPUSTAT 中選取了 1987 年至 2001 年之間數據充足的所有公司，以計算附錄 A 中每個公司年份的 COMPUSTAT 變量。我要求從現金流量表中提取的營運現金流量數據可用於 COMPUSTAT。這限制了我的樣本在 1986 年後。鑒於主要關注零目標，我使用年度數據進行測試。回想一下，Burgstahler 和 Dichev（1997）在年度數據中檢測到了 CFO 的初步模式。此外，零目標在年度水平上可能更加重要，因為許多公司可能會因業務季節性而在季度水平上報告虧損。另一方面，年度虧損很可能會被公司的眾多利益相關者（如貸方和供應商）更加重視，特別是因為它們經過審計並被認為更可靠。因此，管理層可能更有動力避免報告年度虧損。我排除了受管制行業（SIC 編碼介於 4400 和 5000 之間）以及銀行和金融機構（SIC 編碼介於 6000 和 6500 之間）的公司。對於每個年份和行業，對正常或預期 CFO、生產成本、自由支配支出和應計數進行的模型進行估計。我要求每個行業年份分組至少有 15 個觀察值。施加所有數據可用性要求得到了 21,758 個公司年份，包括 36 個行業和 4252 個獨立公司。這是我用於測試 H1A 和 H2A 的完整樣本。機構所有權的數據可從 Thomson Financial 的 13F 報告中獲取。要求機構所有權的數據將樣本減少至 17,338 個公司年份，包括 3672 個獨立公司。我使用這個更小的樣本來測試關於橫向變異的假設 H3A 到 H8A。

### 4.2. Estimation models
- 根据Dechow等人（1998）的方法，以下简称DKW，我将正常经营现金流表达为当前期销售额和销售额变化的线性函数（附录B中的方程（3））。为了估计模型，我对每个行业和每年运行以下横截面回归：
- 對於每個公司年份，異常營運現金流量是實際CFO減去使用相應行業年度模型的估計係數以及該公司年度銷售額和滯後資產計算出的“正常”CFO（附錄B中的公式（3））。DKW中將費用表示為當期銷售額的線性函數。仿照DKW並允許截距，正常COGS的模型估計如下：
- 同樣地，仿照DKW，我估計“正常”存貨增長的模型使用以下回歸式：
- 根據DKW的簡化假設，自主性支出也應該是以同期銷售額的線性函數來表示，類似於COGS。相應的回歸模型如下：
- 为了解决这个问题，如果公司在任何一年内管理销售以增加报告收益，则它们可以表现出在那一年中异常低的回归残差，即使它们没有削减自主支出。为避免这个问题，自主支出是以滞后销售的形式表示的函数。因此，为了估计正常的自主支出，我针对每个行业和年份运行以下回归式：

### 4.3. Selection of suspect firm-years

- 圖1將公司年份根據以年初總資產為基礎的淨收入進行區間分組。將縮放後的收入構建成直方圖，將0.075到+0.075的範圍設置為0.005的寬度。圖1的直方圖與以前的文獻相似，在從零向右移動時，公司年份的頻率明顯上升。研究人員認為，可能公司年份在接近零的區間範圍內會調節其收入，以報告略高於零的收入。由於淨收入是按總資產縮放的，因此Durtschi和Easton（2005）認為無法解釋零點的不連續性，他們認為應當按市值縮放收入才能解釋。為了提高發現實際活動操縱的檢測能力，我集中研究淨收入縮放後大於等於零但小於0.005（圖中第16個區間）的可疑公司年份，共有503個可疑公司年份，包括450個不同的公司。
- 每個收益區間的公司年限數：在1987年至2001年期間，21,758個公司年限被分類為收益區間，範圍從-0.075到+0.075，其中收益被定義為特殊項目前收益（IBEI）除以總資產（A）。每個間隔的寬度為0.005，第16類包括收益大於或等於零且小於0.005的公司年限。圖表在兩端被截斷，包括10,958個公司年限。
- 文章主要關注在懷疑公司年度的真實活動操縱，探討了四個影響懷疑公司年度真實活動操縱的因素：產業成員身份、達到零收益的激勵因素、收益管理彈性以及制度化持股。作者從Compustat數據庫中抽取1987至2001年的財務報表數據進行實證研究，將公司分為16個收益區間，並專注於在零點右側的區間，即收益大於等於零且小於0.005。最終樣本中包括了450家公司的503個懷疑公司年度。然而，作者指出這樣的分類存在著兩個潛在問題：一是無法充分掌握實施真實活動操縱的公司，二是可能存在下壓收益的公司。

- 本節主要介紹用於估計“正常”水平的關鍵回歸模型的迴歸係數。作者使用包括21,758個公司年度在內的完整樣本進行估計，報告行業年份的平均係數以及標準錯誤的t值。表中的結果一般符合DKW所預測的，但有一個例外。DKW的假設是當現金流量從營運活動中的變化與銷售額變化相關聯時，所對應的係數應為負值，並與應計利潤中的對應係數（0.0490）大小相似。然而，實際的現金流量與銷售額的係數為正（0.0173），表明在當期銷售額相同的情況下，銷售額的變化與現金流量呈正相關。模型的解釋能力相當高，CFO的平均調整R²為45％，生產成本的平均調整R²為89％，自由裁量性支出的平均調整R²為38％。表格提供了用於應計利潤的模型的平均調整R²以供比較，其平均值為28％。

## 5. Results
- 倘若剛好獲利微利的企業採取有害於其現金流量的行為，那麼相較於樣本其他部分，這些企業的異常 CFO 將為負。為了驗證這一點，本文使用如下迴歸模型進行估計：
- 在此迴歸模型中，依變數 Yt 為期間 t 的異常 CFO。迴歸模型 (6) 也可用於異常生產成本和異常自由現金流量作為依變數進行估計。SUSPECT_NI 為指標變數，如果公司年度屬於剛好高於零的盈餘區間，則該變數為 1，否則為 0。為了控制成長機會和規模對異常 CFO、異常生產成本和異常自由現金流量的系統性變化，迴歸模型包含兩個控制變數。
- 為了控制異常 CFO，生產成本和自由現金流與成長機會和規模的系統變化，回歸包括兩個控制變量：MTB 和 SIZE。 MTB 或市值和帳面價值之比，是股權市場價值與股權帳面價值的比率。 SIZE 是年初股權市值的對數。Dechow 等人（1995，1996）認為，使用傳統的非自由裁量性應計項模型計算的異常應計項具有與公司績效正相關的測量誤差。為了應對我的估計模型中的異常值可能具有與績效相關的測量誤差的可能性，我在回歸中將凈收入作為控制變量。22 净收入数据以滞后的总资产为分母，因此类似于资产回报率（ROA）。由于因變量本质上是在產業年度內與“正常”水平的偏差，因此回歸中的所有控制變量也表示為相對於相應產業年度平均值的偏差。

- 在每年的橫截面迴歸中，對於迴歸(6)的係數進行估計。表4報告了在1987年至2001年期間的15個年度橫截面回歸的係數時間序列均值，以及相應的t統計量（Fama和MacBeth，1973）。橫截面觀測值的數量從1987年的約一千家公司到1990年代末的每年約兩千家公司不等。
- 表4的前兩列提供了關於H1A的證據 - 疑似公司年份的異常現金流量和異常自由裁量性開支均非常低。當迴歸(6)的因變量為異常現金流量時，SUSPECT_NI的係數為負（-0.0200），在5%的顯著性水平下顯著（t = -3.05）。疑似公司年份的異常現金流量平均比其他樣本低2%的資產。這個差異在經濟上是巨大的，因為所有公司年份的中位數現金流量在年初的總資產中佔8%（請參閱表1）。當Yt設為異常自由裁量性開支時，迴歸（6）中的SUSPECT_NI係數為負（-0.0591），在5%的顯著性水平下顯著（t = -4.35）。疑似公司年份的異常自由裁量性開支平均比其他樣本低5.91%的資產。這在經濟上似乎很重要，因為所有公司年份的中位數自由裁量性開支在年初的總資產中佔37%（請參閱表1）。
- 在测试H2A时，我重新估计了回归式（6），并将Yt设置为t期的异常生产成本。结果表明，处于零界点右侧的公司在销售额的百分比水平上具有异常高的生产成本。 SUSPECT_NI的系数为正数（0.0497），在5％的水平上显著（t = 4.99）。该系数表明，嫌疑公司的平均异常生产成本比样本中其他公司的平均异常生产成本高出4.97％的资产。这是一个经济上重要的金额，考虑到整个样本的中位数生产成本占总资产的比例约为79％（表1）。在未在表格中列出的测试中，我还发现了嫌疑公司的存货增长异常高。将SIZE，MTB，净收入和SUSPECT_NI的异常存货变化回归得到了一个在SUSPECT_NI上显着为正的系数（0.0112，t = 4.39）。这与生产过剩一致。但是，我未能检测到毛应收账款的异常增长。

### 5.2. Comparison of suspect interval with other earnings intervals in the vicinity of the zero benchmark

- 本節檢驗觀察到的異常生產成本、CFO和自由現金流是否更符合盈餘管理或合理的經濟情況反應。我定義特定公司年度的生產成本殘差為以下年度橫斷面回歸的殘差：其他变量的残差值也是以相似的方式定义的，以控制公司规模、市场账面比和净收益的影响。

- 建立其他變數的殘差值，以控制公司規模、市場價值與淨收入等因素。
- 圖表顯示，在接近零門檻的收益區間中，疑似公司年度的殘差生產成本、CFO和裁量性支出均比其他區間高或低。
- 這些模式符合收益管理的解釋，但不太符合負面經濟情況的解釋。
- 迴歸分析證實了圖表中的模式，且這種比較方法可以減少極端表現公司的影響。
- 圖2顯示了在收益率區間介於0.075和+0.075之間的每個收益率區間的剩餘生產成本。回憶一下，這些區間包含了10,958個公司年度，大約是樣本的50%。對於圖中的許多區間，平均剩餘生產成本為正值。與所有其他報告的區間相比，可疑公司年度的平均剩餘生產成本要高得多。避免零閾值的收益管理很好地解釋了這種模式，因為靠近零的區間最有可能包含許多將收益管理向上的公司年度。這種模式與另一種解釋的一致性較差，該解釋將可疑公司年度的異常生產成本歸因於經濟環境。這種解釋需要假設可疑公司年度面臨的經濟條件非常不利，甚至與經歷更糟糕的表現的公司年度相比也是如此。儘管這是可能的，但很難在先找到這些特殊情況。
- 圖3展示了殘餘現金流量表現出了類似的模式。懷疑區間的平均殘餘現金流量比圖中呈現的任何其他區間更為負面。圖4揭示了離散度費用的模式與異常現金流量相似。懷疑區間的平均殘餘離散度費用為負數，比圖中所有其他區間更為負面，除了左邊的一個區間。

- 我使用以下變數作為跨部門變異的代理，以研究實際活動操縱的動機：(a) MFG，(b) HASDEBT，(c) CL_RANK，(d) MTB_RANK，(e) INVREC_RANK，(f) INST_RANK，以及 (g) SIZE_RANK。

- 如果一家特定公司屬於製造業，則MFG設置為1，否則設置為零
- 如果公司在年初或年末的資產負債表中有任何長期或短期債務，HASDEBT則設置為1，否則設置為零
- CL是除去短期債務外年初行業年調整流動負債佔總資產的百分比
- INVREC是年初行業年調整的存貨和應收款項之和佔總資產的百分比
- INST是年初行業年調整的機構投資者持有的未流通股票的百分比
- MTB和SIZE表示行業年調整的市價資產價值比和市值的對數
- 主要包括SIZE作為控制變量，因為它與許多感興趣的解釋變量相關聯
- 例如，對於1995年的某個公司，INST_RANK為1表示該公司的INST高於1995年的中位數INST，否則為0。CL_RANK，MTB_RANK，INVREC_RANK，INST_RANK和SIZE_RANK的定義類似
- 為了測試H3A-H6A，我使用Fama-Macbeth程序估計了以下回歸方程式：
- 其中Yt為因變量，依次設為異常CFO、異常自主支出和異常生產成本。表7A呈現了回歸（7）的結果
### H3A. 假設其他條件不變，製造業可疑公司年度的異常生產成本比其他可疑公司年度高
- H3A預測異常生產成本在MFG * SUSPECT_NI上的係數應為正。與此一致，當異常生產成本為因變量時，b10為0.0456，且在5%的水平上顯著（t = 5.92）
### H4A。其他條件相同，有債務的可疑公司的異常生產成本比其他可疑公司更高，而異常自由性支出則更低。
- H4A預測異常自主支出中HASDEBTSUSPECT_NI的係數應為負，而異常生產成本的係數則應為正。與此一致，當異常自主支出為因變量時，b11為-0.0765（t = -3.98），而當異常生產成本為因變量時，b11為0.0261（t = 2.21）

### H5A。在其他變量不變的情況下，市帳比高的可疑企業年份表現出異常的生產成本高於其他可疑企業年份，而自由裁量支出則低於其他可疑企業年份。
- H5A預測異常自主支出中MTB_RANKSUSPECT_NI的係數應為負，而異常生產成本的係數則應為正。我發現有證據支持H5A。當異常自主支出為因變量時，b12為-0.0509（t = -2.54）。當異常生產成本為因變量時，b12顯著為正（0.0267，t = 2.10）

### H6A. 在其他條件相同的情況下，年初流動負債占總資產的比例較高的可疑公司年份比其他可疑公司年份擁有更高的異常生產成本，並且擁有較低的異常自由裁量費用。
- H6A預測異常自主支出中CL_RANKSUSPECT_NI的係數應為負，而異常生產成本的係數則應為正。我發現具有高流動負債的可疑公司年份的自主支出異常低，但當前負債高的公司年份的生產成本沒有不尋常高的證據

### H7A. Ceteris paribus，存貨和應收賬款水平特別高的可疑公司年份，其異常生產成本高於其他可疑公司年份
- INVREC_RANK*SUSPECT_NI系数应为正。与此一致，当以异常生产成本为依赖变量时，b14为0.0658，显著性水平为4.03。有趣的是，当以异常自由现金流为依赖变量时，b14显著为负（-0.0458，t = -3.78），表明当存货和应收账款的存量更高时，自由现金流的自由性支出减少更为积极。

### H8A. Ceteris paribus，机构持股较高的可疑公司年份显示出的异常生产成本较低，异常自由性支出较高，相较于其他可疑公司年份。

### 表7B將二元等級變數替換為相應的行業年調整連續變數。例如，INST_RANK被INST替換，CL_RANK被CL替換，以此類推
- 結果與表7A基本一致，唯一的例外是表7B的結果支持H6A，即實際活動的程度應與當前負債水平呈正相關。當當前負債是自由現金流的負數時，CL*SUSPECT_NI的係數為-0.2920（t = -2.35），當當前負債是自由現金流的正數時，係數為0.2302（t = 3.51）。
- 總之，有一致且具有統計顯著性的證據表明
1. 實際活動操作與機構投資的程度呈負相關
2. 實際活動操作以避免損失的證據似乎更集中在製造業
3. 當公司有債務未償還時，以及當公司擁有較高的市場價值比率時，公司更積極地進行實際活動操作以避免損失
4. 實際活動操作似乎隨著存貨和應收賬款的增加而呈正相關
5. 還存在一些（但較不穩健）證據表明，當公司有更多的短期債權人時，管理層會更積極地進行實際活動操作以避免損失。

### 5.4. Performance matching
- 使用了Kothari等人（2005）提出的性能匹配技術（KLW）。每個公司年度與其所在產業上一年總資產淨收益最接近的公司年度進行匹配
- 配績效下的生產成本為該公司年度的異常生產成本超出匹配公司年度異常生產成本的部分。其他變數的匹配值（如CFO和自由裁量性支出）也可以同樣估計。
- 可疑公司年度表現出顯著負面的性能匹配CFO，顯著負面的性能匹配自由裁量支出，以及顯著正面的性能匹配生產成本
- 表8B複製了使用性能匹配的變量的表7A中的橫斷面變異結果。與表7A中的交互變量的結果大致相似，只有一個例外
- 與表7A相同，我發現，在製造業、存貨和應收賬款較高的公司以及有債務的公司中，顯示出異常低的自由裁量支出和異常高的生產成本的證據。機構持有權與真實活動操作之間的負相關的證據也是性能匹配的。有弱證據表明成長機會影響真實活動操作。總的來說，H1A到H8A的結果對性能匹配是非常穩健的。

### 5.5. Alternate earnings threshold—annual analyst forecasts
- 我從I/B/E/S獲得年度分析師預測，僅考慮在財政年度開始後進行的預測/修訂。預測誤差定義為每股實際盈利（EPS）減去EPS共識預測
- 作者使用了一個名為SUSPECT_FE的變數，這是一個二進制的指標變數，如果在盈利預測公佈前的最終共識預測誤差為一分錢，則該變數的值為1，否則為0。換句話說，如果一家公司的盈利預測值非常接近實際盈利值（即預測誤差為一分錢），那麼該公司就被標記為SUSPECT_FE的值為1，代表它可能在進行虛假活動來達到預測值。這個變數的使用是為了測試公司是否會從事虛假活動以避免錯過年度分析師預測。
- 未能實現預測的公司年度表現出明顯的負面配對CFO和自由現金流量，配對後的生產成本的回歸結果(b4 = 0.0076, t=2.10)與H2一致
#### H2A. 在控制銷售水平後，可疑公司年度呈現異常高的生產成本。
#### H1A. 在控制銷售水平後，可疑公司年度至少表現出以下之一：異常低的營運現金流（CFO）或異常低的自由性支出。

## 結論
- 這篇論文提供了幾種方法來檢測大量樣本中的真實活動操作，並補充了現有的盈餘管理文獻。研究發現，在盈餘門檻上有實質活動操作，而且機構持股、負債、存貨和應收帳款以及成長機會等因素對真實活動操作的性質和程度有影響。此外，發現企業為了避免負面的年度預測誤差而進行真實活動操作。本研究還提出了一些未來研究的問題，如管理層在真實活動操作和應計項目操作之間的選擇，真實活動操作的時間和慣常性以及股市對真實活動操作的了解和影響等。