信用政策管控與央企盈余管理策略調整

[中圖分類號]F230 [文獻標志碼]A [文章編號]2096－3114（2025）04－0080-10

一、引言

盈余管理一直是國內外學者討論的重要問題。作為衡量會計信息質量的重要維度，盈余管理不僅能影響企業的資產定價，而且能影響企業內部資源配置效率[1]。目前，盈余管理主要分為三類：應計盈余管理、真實盈余管理、歸類變更盈余管理。應計盈余管理通過操縱企業非正常應計項目來操縱盈余，真實盈余管理通過控制經營、生產成本以及酌量性費用支出等實際交易活動來控制盈余[2]，歸類變更盈余管理利用非經常性損益具體項目的確認和歸類變更來操縱企業盈余[3]。以上三種盈余管理的不同之處在于，歸類變更盈余管理會將利潤表中的部分會計項目在線上與線下進行歸類轉移，但其目的并不是改變企業凈利潤，只是夸大了企業的“核心收益”4」;而應計盈余管理和真實盈余管理會通過改變會計應計項目來影響企業凈利潤數值，會對企業未來經營業績造成不利影響[5]，因此成為盈余管理治理與監管的重點[6]

已有研究表明7，應計盈余管理和真實盈余管理不僅會受到不同治理與監管政策的影響，而且會引發此增彼減的效應。為了加強應收賬款管理，遏制中央企業應收賬款過多，壞賬損失過大的問題，保障國有資產安全，2015年國務院國有資產監督管理委員會發布《關于中央企業開展兩金占用專項清理工作有關事項的通知》（國資發評〔2015」82號文，以下簡稱“信用政策管控”），要求中央企業壓降應收賬款。應收賬款是權責發生制的產物[8]，與銷售收人密切相關，因此是盈余管理的重災區[9]。

現有文獻關于影響企業盈余管理的策略選擇研究形成了3種不同的解釋，分別為資本市場動機、契約動機和政治成本動機[10]。關于資本市場動機的盈余管理研究認為，企業進行盈余管理是為了在首次公開募股（IPO）或是股權再融資（SEO）等活動中達到公眾對企業的預期或完成自身的利潤指標[]，實現業績達標[12]，取得增發配股資格，避免因為連續虧損而被退市[13]，或是在首次公開募股（IPO）之前進行盈余管理，以取得IPO上市資格[14];關于契約動機的盈余管理研究認為，從委托代理理論的視角出發，在信息不對稱環境下，管理層可能會出于自利行為會進行盈余管理來獲取更高的利益[15];關于政治成本動機的盈余管理研究認為，在稅收制度改變的背景下，企業可能出于降低稅收動機進行盈余管理，或是由于外界監管力度較強，企業可能會減少自身的盈余管理以達到監管要求[16]。

對于應計盈余管理和真實盈余管理的策略選擇，現有研究認為，對應計盈余管理的監管力度不斷增強，導致企業進行應計盈余管理的邊際成本不斷提高，而真實盈余管理具有隱蔽性高、可操控性強、操控空間更大和訴訟風險更小等特點，因此，企業會轉而進行真實盈余管理，即二者之間具有替代性關聯[7，17-18]。不同于應計盈余管理通過操縱企業應計項目來進行盈余操縱，真實盈余管理是指企業通過操控真實活動來進行盈余操縱，因而審計機構會難以區分正常經營活動或是盈余管理行為，所以真實盈余管理目前仍處于審計監控的“真空地帶”，但二者都可能會對企業的交易成本、融資成本、現金流、未來經營業以及未來公司價值產生負面影響[18」。綜上所述，尚未有文獻研究信用政策管控對企業盈余管理策略調整的影響。那么，這項管控政策是否會導致中央企業應計盈余管理和真實盈余管理的變動？即盈余管理策略的變動？完善市場經濟機制是否有利于提高這項政策影響盈余管理的正效應并遏制負效應？不同供應鏈話語權的中央企業中這項政策對盈余管理策略的影響效應是否有差異？研究這些問題對于中央企業實施信用政策管控后加強盈余管理監管和治理非常重要。

為此，本文以我國A股上市公司2012年至2021年的樣本數據為研究對象，研究信用政策管控對于中央企業盈余管理策略行為的影響以及當地市場化程度的調節影響，進一步研究供應鏈話語權不同的央企異質性。本文的研究貢獻在于：第一，已有研究發現壓降中央企業應收賬款的政策增加了應收票據，降低了企業業績，改善了企業流動性[1，而本文則進一步發現這一政策改變了企業盈余管理策略，豐富了信用政策管控的經濟后果和盈余管理行為選擇的影響因素研究，為中央企業信用政策被管控后有效加強盈余管理治理與監管提供了理論啟示。第二，揭示了當地市場化程度對信用政策管控與企業盈余管理策略選擇關系的調節作用，以及供應鏈話語權的異質性，為推進市場經濟機制完善，根據企業的供應鏈話語權，為有效治理和監管信用政策管控后中央企業的盈余管理問題提供了經驗證據。

二、理論分析與研究假設

（一）信用政策管控與中央企業應計盈余管理

應收賬款是企業間通過無票據的賒銷交易形成的債權。相較于有票據的賒銷交易，這種無票據的賒銷交易大多以形式不固定以及沒有實體憑證的特點存在[19]，是一種更易產生信用風險以及對企業流動性產生不利影響的權利[20]。在應收賬款占比過多的賒銷交易模式下，其壞賬風險較高，企業可能會通過少計提應收賬款的壞賬準備而進行盈余管理[21]。使用過多的無票據賒銷交易會使得企業信息不對稱程度提高，而管理層會利用信息不對稱來進行盈余管理[22]。同時，使用這種賒銷交易模式，可能會提升企業的流動性風險，引發企業的財務風險，進而導致企業為掩蓋陷入財務困境的情況，強化應計盈余管理動機[23]。因此，國務院國資委要求中央企業壓降這種信息透明度較低、壞賬損失可能性較大的應收賬款，要求企業報告具體的應收賬款壓降目標以及實施方案，并在此基礎上建立監測和考核機制，將應收賬款的清收任務落實到負責人。這一管控意味著中央企業要收緊信用政策，從而會減少應收賬款規模，推動企業進行有票據的賒銷交易模式。減少應收賬款就會壓縮應收賬款確認與計量帶來的應計盈余管理空間，增加應收票據會提高企業的流動性，也會弱化應計盈余管理空間，提高收入和利潤的質量，切實提高企業投資價值。因為應收票據是一種風險較小的金融工具，其變現可能性較高[]，所以“信用政策管控”實施后增加的應收票據額會增加企業的流動性，從而增加企業營業收入的“含金量”（已收取現金的占比）。應計盈余管理本質為應計制營業收入與現金制營業收人的差距[24]。應收賬款壓降會使中央企業營業收入含金量上升，應計制營業收入與現金制營業收入差距的縮小，從而壓縮企業的應計盈余管理空間，同時提高收入和利潤的質量，減輕企業應計盈余管理的壓力，進而減少其應計盈余管理程度。因此，本文提出假設H1。

假設H1：信用政策管控能顯著降低中央企業的應計盈余管理程度。

（二）信用政策管控與中央企業真實盈余管理

真實盈余管理往往具有更高的隱蔽性[17]，且與應計盈余管理具有此增彼減效應[7]，因此，應收賬款壓降減少企業收入的效應可能會強化企業進行真實盈余管理的動機。出于目標責任履行的壓力和管理才能展示的追求，管理層進行盈余管理的動機總是存在的[15];在我國資本市場有效性不夠高，股價“功能鎖定\"于利潤總額的效應還比較顯著的情況下[25]，增加利潤總額對投資者的影響更大，因而，對企業管理層進行盈余管理的刺激更大。因此，應收賬款壓降遏制了應計盈余管理后，管理層有可能會調整企業的盈余管理策略，進行更多的真實盈余管理，例如通過減少研發費用、廣告費等可自由支配的費用或通過降價來暫時增加銷售，或通過過度生產以報告較低的存貨成本，以此來操縱企業的盈余[2]。因此，本文提出假設H2。

假設H2：信用政策管控會顯著增加中央企業的真實盈余管理程度。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以中國A股上市公司為研究樣本，借鑒王可等的方法[19]，以中央企業為實驗組、非中央企業為對照組進行分析。本文采用的公司財務數據來自國泰安（CSMAR）數據庫，央企的數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS）。在此基礎上對樣本進行了以下篩選：（1）剔除金融業的樣本企業;（2）剔除數據缺失值樣本;（3）剔除ST等異常狀況的樣本；（4）剔除資產負債率大于1的樣本；（5）剔除無歸屬地和行業信息的樣本；（6）對所有連續指標進行了 1% 和 99% 水平的縮尾處理。最終得到時間跨度為2012年至2021年共14910個有效觀測值。

（二）變量選取與定義

1．被解釋變量

本文以2015年6月發布“信用政策管控”文件為準自然實驗，檢驗信用政策管控對中央企業盈余管理策略調整的影響。本文的被解釋變量分別為應計盈余管理（ DAΣ ）和真實盈余管理（REM）。

（1）本文應計盈余管理的測度參考黃梅和夏新平的研究[26]，以分年度、分行業回歸的截面修正Jones模型估計出的擬合值與公司應計總額的差值作為應計盈余管理水平 （DA） ，具體見模型（1）。同時，考慮到應計盈余管理可能具有非對稱性，參考權小鋒等[25]、徐經長和蘇聿楨的做法[27]，本文未對應計盈余管理（ DA） 取絕對值。

DA_i，t=TA_i，t-NDA_i，t

其中， ΔREV_i，t 代表企業 i 在第 Φ_t 年營業收入變動額， ΔREC_i，t 代表企業 i 在第 Φ_t 年的應收賬款變動額;PPE_i，t 為企業 i 在第 Φ_t 年的固定資產凈額， TA_i，t 為企業 i 在第 Φ_t 年的總應計利潤，其計量模型為營業利潤-經營活動現金流凈額， NDA_i，t 企業 i 在第 Φ_t 年的非操縱性應計利潤; DA_i，t 為企業 i 在第 Φ_t 年的應計盈余管理程度。對模型（1）進行分年度、分行業回歸，將得到的系數代入模型（2）中，計算得到企業 i 在第 Φ_t 年的非操縱性應計利潤 NDA_i，t ，將得到的非操縱性應計利潤 NDA_i，t 代入模型（3），得到修正的應計盈余管理

程度 DA_i，t 來計量企業的應計盈余管理水平。

（2）本文真實盈余管理的測度參考Roychowdhury的研究[2]，建立模型（4）—模型（7）。其中模型（4）一（6）進行分年度分行業回歸估計殘差項 ε_i，t ，依次為異常經營活動現金流、異常酌量性費用和異常生產成本，依次用來衡量銷售操縱程度 ）、酌量性費用的操縱程度 ）和生產操縱的程度 ）三類真實盈余管理水平。

DISEXP_i，i/TA_i，t-1=α₀+α₁1/TA_i，t-1+α₂SALES_i，t-1/TA_i，t-1+ε_i，t

其中， NCFO_i，t 是企業在 χ_t 年度經營活動產生的凈現金流量， DISEXP_i，t 是企業在 χ_t 年度的酌量性費用， PROD_i，t 是企業在 Φ_t 年度的生產成本， TA_i，t 和 TA_i，t-1 為企業總資產， SALES_i，t 和 SALES_i，t-1 為企業營業收入， ΔSALES_i，t 和 ΔSALES_i，t-1 為企業銷售收入變動額。實踐中，企業可能會采用以上三種不同的手段來進行真實盈余操控，為了更好研究“信用政策管控”對企業真實盈余管理的總體影響，參考李增福等的做法[18]，構建真實盈余管理總指標（ REM_i，t ），計算見模型（7）。

2．解釋變量

本文解釋變量的測度參考王可等的研究[19]，將中央企業二值變量（Cenfirm）與政策發布年份二值變量（Policy）的交乘項作為主要解釋變量 。其中，如果企業的實際控制人為國務院國資委、中央國家機關或者中央國有企業，則變量Cenfirm取值為1，否則變量Cenfirm取值為0;因為“信用政策管控”文件發布時間為2015年6月，所以將時間在2015年及以后變量Policy取1，否則為0。將兩個變量交乘以得到信用政策管控實施效果， ，以此來構建雙重差分模型。

3．控制變量

本文參考現有研究[10，25]，控制了資產負債率（ Lev） 、公司規模（ （Size） 、兩職合一（Dual）、第一大股東持股比例（Top1）獨立董事網絡中心度（Indnet）事務所規模（ Big4） ）、高管持股比例（Mstock）以及公司個體固定效應和年份固定效應。本文所有回歸估計的標準誤均進行了企業層面的聚類調整。

表1變量定義表

（三）模型構建

為研究“信用政策管控\"這一政策沖擊對中央企業盈余管理選擇的影響，構建多時點雙重差分模型進行檢驗。模型（8）中 α₁ 的符號代表了信用政策管控實施對于企業應計盈余管理和真實盈余管理的影響效果。

四、實證結果與分析

（一）變量描述性統計

表2為主要變量進行描述性統計的結果。Cenfirm的平均值為0.16，說明樣本中約有 16% 的企業為中央企業。應計盈余管理（ DA） 的均值為0，中位數為0，標準差為0.07，說明不同樣本中應計盈余管理程度存在差異，應計盈余管理程度總體呈正態分布。真實盈余管理程度（REM）的均值為-0.01，中位數為0，標準差為0.18，說明樣本中真實盈余管理呈左偏分布。上述結果表明，總體來看，樣本企業中真實盈余管理程度大于應計盈余管理程度，且在樣本中真實盈余管理中差異程度大于應計盈余管理。

表2樣本描述性統計

（二）回歸結果分析

為驗證本文假設，將樣本數據代入模型（8），采用逐步回歸，回歸結果如表3所示。列（1）與列（2）中，以應計盈余管理（DA）作為因變量時，“信用政策管控”文件實施的政策效應（Pol_cen）的回歸系數分別為-0.007與-0.006 ，且分別在 1% 和 5% 的水平上顯著；同理，列（3）與列（4）中，以真實盈余管理（REM）作為因變量時，“信用政策管控”文件的政策效應 的回歸系數分別為0.046與0.014，且分別在 1% 和 5% 的水平上顯著，根據經濟顯著性計算公式可知 ① ，“信用政策管控”文件實施每變動一個標準差，中央企業應計盈余管理水平下降 10.1% ，中央企業真實盈余管理水平增加 25.5% ，具有經濟顯著性，以上結

表3信用政策管控與中央企業盈余管理

注：括號內為經過公司層面聚類調整的穩健標準誤，*、**、***分別表示在 10% 5% .1% 的水平上顯著。下同。

果說明“信用政策管控”文件實施會降低中央企業的應計盈余管理程度，增加中央企業的真實盈余管理程度。這支持了本文假設H1和假設 。

為研究信用政策管控文件實施對于真實盈余管理（REM）具體操控方式的影響，本文建立模型（9）來檢驗。其中， EM 表示真實盈余管理操縱方式指標，分別為銷售操縱程度（REM_CFO）、生產操縱的程度（REM_PROD）和酌量性費用的操縱程度（REM_DISEXP）。

結果如表4所示。列（1）—列（3）分別為銷售操縱（REM_CFO）、生產操縱（ ）和酌量性費用操縱（REM_DISEXP）。其中，列（2）中 的系數為0.01，且在 1% 的水平上顯著為正，說明信用政策管控實施對中央企業真實盈余管理的增加作用體現在增長生產成本方面；列（3）中 的系數為-0.005，且在 5% 的水平上顯著為負，說明信用政策管控實施對中央企業真實盈余管理的增加作用體現在減少酌量性費用方面。綜上所述，信用政策管控對真實盈余管理的增加作用體現在增加生產成本操控和費用操控兩個方面。

表4信用政策管控與真實盈余管理操控方式

（三）穩健性檢驗

1．傾向得分匹配法

由于政策實施是一種準自然實驗機會，所以政策效應評估所使用的雙重差分方法可能會存在自選擇偏差，另外，因為非中央企業和中央企業之間存在系統性的差別，這些都可能對回歸結果造成影響，所以本文使用傾向得分匹配法（PSM法），以回歸模型（8）中的控制變量作為協變量，采取 1：4 的匹配方式選擇對照組，以新的對照組進行主要回歸檢驗，結果見表5。其中，列（1）中Pol_cen的系數為-0.0046，且在 10% 的水平上顯著為負，列（2）中Pol_cen的系數為0.0131，且在 5% 的水平上顯著為正，表明經過傾向得分匹配法后，信用政策管控實施依舊能降低中央企業的應計盈余管理程度，增加中央企業的真實盈余管理程度，所得結論與前文一致，本文結論具有穩健性。

2.縮短樣本區間

為了排除其他政策的干擾，本文將樣本區間縮短為2012年至2018年，保持“信用政策管控”文件發布前后時間區間一致，利用模型（8），重新進行上述回歸，結果見表6。信用政策管控實施效果（Pol_cen）的系數分別為-0.006與0.015，且分別在 10% 的水平與5% 的水平上顯著，說明在縮短樣本區間后，信用政策管控文件實施仍可以降低中央企業的應計盈余管理水平，增加中央企業真實盈余管理程度，支持本文假設H1與假設H2，本文結論具有穩健性。

3．平行趨勢檢驗

表5PSM匹配結果

表6縮短樣本區間結果

雙重差分方法的前提條件是滿足平行趨勢假設，即處理組與控制組要滿足事前平行趨勢假設，在“信用政策管控”文件實施之前，兩組樣本的應計盈余管理和真實盈余管理存在相同的變化趨勢，不存在系統性差異。為了檢驗本文雙重差分模型的可靠性和外生性，本文借鑒現有文獻研究普遍采用的方法進行檢驗，建立動態回歸模型（10）。

DA_i，i/REM_i，i=α₀+α₁Pre3_i，i+α₂Pre2_i，i+α₃Gurrent_i，t+α₄Post_-1_i，t+α₅Post_-2_i，t+α₆Post_-3_i，t+α₇Post_-3_i，t （204號 （10）

其中， Pre_-3_i，t 和 Pre_2i，t 分別表示若為中央企業，且在信用政策管控實施前3年、前2年的數據取1，否則取 0;Current_i，t 表示若為中央企業，且在信用政策管控實施當年的數據取1，否則取 、Post_2i，t 和 Post_3i，t 表示若為中央企業，且在“信用政策管控”文件實施后1年、后2年和后3年的數據取1，否則取0。

從平行趨勢圖（限于篇幅，留存備索）可看出，“信用政策管控”文件實施前2 年 （Pre_2i，t ）前3年（Pre_-3_i，t ）系數的置信區間不顯著區別于0，“信用政策管控”文件實施當年（ ）系數的置信區間顯著異于0，說明在“信用政策管控”文件實施前，中央企業與非中央企業應計盈余管理和真實盈余管理的變化趨勢沒有顯著差異，符合平行趨勢假設，前文結論具有穩健性。

4.安慰劑檢驗

由于存在其他不可觀測因素的干擾，本文采用隨機生成處理組的方法進行安慰劑檢驗，以驗證中央企業盈余管理策略的調整是否確實因為“信用政策管控”文件實施而發生變化，而非其他不可觀測因素的干擾。具體做法如下，打亂原樣本中解釋變量（ ）的順序，然后將其隨機地分配給每一樣本，采用 Bootstrap法重復1000次隨機抽樣工作，以生成新樣本，再將其代人模型（8）中進行回歸，回歸結果生成隨機模擬1000次的回歸系數t值的核密度圖（限于篇幅，留存備索）。隨機處理后應計盈余管理的回歸結果t值集中分布在0附近，近似服從以0為中軸的正態分布，而本文真實t值分布于1.68的左側，隨機處理后的t值與本文真實t值存在明顯差異;同理，隨機處理后真實盈余管理的回歸結果t值集中分布在0附近，近似服從以0為中軸的正態分布，而本文真實t值分布于1.68的右側，隨機處理后的t值與本文真實t值存在明顯差異。上述結果表明，確實是因為“信用政策管控”文件實施影響了企業盈余管理策略調整，而非其他不可觀測的隨機因素所致。

（四）當地市場化程度調節作用檢驗

當地市場化建設水平能夠反映當地市場機制以及法律的完善程度，市場化建設程度越高的地區，市場機制發揮效果越完善，法治程度越高，企業所受到的外部監督越強，企業的盈余管理水平越低[27]。為了尋找可以優化信用政策管控與中央企業盈余管理策略選擇關系的外部有效路徑，有必要檢驗企業所在地市場化程度的調節效應。

當地市場化程度，本文參考樊綱等的研究[30]，采用其所計算的各省份包括自治區、直轄市的市場化指數，將各地區市場化程度量化，再依據是否大于中位數將其分為高市場化組和低市場化組，利用模型（8）進行分組回歸，結果如表7所示。對比列（1）與列（2），在市場化程度高組中，“信用政策管控”實施與中央企業應計盈余管理的相關系數為-0.008，且在 5% 的水平上顯著，而在市場化程度低組中，“信用政策管控”文件實施效果（ 系數為-0.004，“信

表7當地市場化程度調節作用

用政策管控”與中央企業應計盈余管理之間的關系不顯著;對比列（3）與列（4），在市場化程度低組中，“信用政策管控”文件實施 與中央企業真實盈余管理的相關系數為0.021，且在 1% 的水平上顯著，而在市場化程度高組中，“信用政策管控”文件實施（ 與中央企業真實盈余管理的相關系數為0.015，且“信用政策管控”與中央企業真實盈余管理之間的關系不顯著。綜上所述，說明在市場化程度高的地區，信用政策管控”文件實施降低中央企業應計盈余管理的效應會顯著強化，但對其增加真實盈余管理的效應影響不顯著;在市場化程度較低的地區，“信用政策管控”文件實施降低中央企業應計盈余管理的效應影響不顯著，但對其增加真實盈余管理的效應會顯著強化。可能的原因是，市場化程度高的地區，法治化程度較高，政府監管和公司治理都比較有效，“信用政策管控”壓縮了應計盈余管理空間，更能有效地強化降低應計盈余管理的效應，且不會引發更多真實盈余管理;而市場化程度較低的地區，法治化程度較低，政府監管和公司治理都比較軟弱，“信用政策管控”雖然壓縮了應計盈余管理空間，但不會更好地強化降低應計盈余管理的效果，還會給增加真實盈余管理更大的空間和效果。

五、企業供應鏈話語權異質性分析

供應鏈話語權體現了企業在商業活動中的主導能力，通常用占用應收賬款的多少來計量。供應鏈話語權越大的企業，能獲取更多的應付賬款，被占用較少的應收賬款[32]，因而其應收賬款壓降可能比較容易，盈余管理動機可能較弱，相反，供應鏈話語權低的企業，應收賬款壓降可能比較難，盈余管理動機可能較強。

為了檢驗這種異質性是否存在，本文參考李穎等的做法[33]，構建供應鏈話語權（SCC）指標，該指標的計算公式為上市公司前五大客戶銷售額占企業總銷售額的比例 scc 指標是反向指標，SCC的數值越大，表明企業對客戶依賴程度越高，企業的供應鏈話語權越小，本文依據SCC是否高于中位數將其分為供應鏈話語權低組和供應鏈話語權高組，利用模型（8）進行分組回歸，結果如表8

表8供應鏈話語權異質性分析

所示。對比列（1）與列（2），在供應鏈話語權高組中，“信用政策管控”文件實施效果的系數為－0.010，且在 1% 的水平上顯著，而在供應鏈話語權低組中，“信用政策管控”實施效果的系數為－0.003，與企業的應計盈余管理程度之間的關系不顯著；對比列（3）與列（4），在供應鏈話語權低組，“信用政策管控”文件實施效果與真實盈余管理的相關系數為0.031，且在 1% 的水平顯著，在供應鏈話語權高組，“信用政策管控”文件實施效果與真實盈余管理的相關系數為-0.002，二者之間的關系不顯著。綜上所述，供應鏈話語權高組“信用政策管控”文件降低中央企業應計盈余管理效果更明顯，對于供應鏈話語權低的企業，“信用政策管控”文件實施后，中央企業的真實盈余管理程度顯著增高。

六、結論性評述

基于國務院國有資產監督管理委員會于2015年發布的“信用政策管控”文件，本文選取2012—2021 年滬深A股上市公司作為樣本，以中央企業為實驗組，非中央企業作為對照組進行分析，建立雙重差分模型，研究“信用政策管控”對中央企業盈余管理策略的影響。研究發現：“信用政策管控”可以降低企業的應計盈余管理水平，同時會增加真實盈余管理水平，具體表現為對生產成本和酌量性費用的操縱增加；當地市場化程度可以弱化“信用政策管控”增加中央企業真實盈余管理的程度，并強化降低中央企業應計盈余管理的程度;在供應鏈話語權較高的公司中，“信用政策管控”降低中央企業應計盈余

管理水平更明顯，提高真實盈余管理程度則較低。

研究結論為信用政策管控后如何加強中央企業盈余管理監管和治理提供了經驗證據。具體而言：國務院國資委和證監會等政府監管部門，要充分認識到信用政策管控后企業管理層進行盈余管理策略可能發生的變化，加強該政策實施后中央企業特別是供應鏈話語權較高的中央企業真實盈余管理的監管，對于生產成本和酌量性費用操縱的監管尤其要重視;中央企業特別是供應鏈話語權較高的中央企業治理層，要在國資委實施應收賬款壓降政策后，在積極治理應計盈余管理的同時，加強生產成本和酌量性費用的內部控制和治理監督，以便在充分發揮應收賬款壓降政策正向效果的同時有效遏制負向效應；地方政府加強市場化建設，為充分發揮應收賬款壓降政策正向效果，有效遏制負向效應提供良好市場環境;投資者等利益相關者，在進行投資等決策時，要充分考慮到國務院國資委加強信用政策管控后中央企業盈余管理策略的新變化，以及中央企業所在地市場化程度和中央企業的供應鏈地位，合理評價中央企業盈余管理情形，確保投資等決策的正確，提高資本市場配置資源的有效性。

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[責任編輯：苗竹青]

Credit Policy Control and Adjustment of Earnings Management Strategies of Central Enterprises ： A Quasi-Natural Experiment Based on the Policy of Accounts Reduction Receivable by Central Enterprises

WU Qiusheng， WANG Sitong

（School of Accounting，Shanxi University of Finance and Economics，Taiyuan O3ooo6，China）

Abstract：Thesample of thisstudyconsistsof A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen from 2O12 to 2O21.Utilizing thecentralenterpriseaccountsreceivablereductionpolicyissedbytheState-ownedAsetsSupervisionandAdministrationCommisionoftheStateCouncilin2O15asaquasi-naturalexperiment，adoublediferentialmodelwasestablished toinvestigateits impactonthearningsmanagementstrategyofcentralenterprises.Thefindingsindicatethatfollowingthepromulgationoftheaccounts receivablereductionpolicy，listed companies ofcentral enterprises tendedtodecrease acrual earnings managementand increase real earnings management，as evidencedbyanuptick in manipulationof productioncosts anddiscretionary expenses. Additionally，itwasobservedthatthelocalmarketizationdegrewillstrengthenefortstoeduceaccruedaringsmaagement whileweakeningrealearnings managementamongcentralenterprises post-policyimplementation.Furtheranalysisrevealedthatin enterprisescharacterizedbylowsupplychaindiscoursepower，therewasagreaterreductioninacrualearningsmanagementbut anincreasedemphasisonimprovingreal earnings management.Theseresearchconclusionscarysignificantimplications for strengthening supervision and governance over central enterprises’ earnings management following credit policycontrol.

KeyWords：creditpolicycontrol;central enterprises；earningsmanagementstrategy；accruedearnings management；real earningsmanagement；marketization degree