劉大志

（東北財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，遼寧 大連116025；遼東學(xué)院 會計學(xué)院，遼寧 丹東118001）

應(yīng)計利潤分離模型的效力檢驗
——基于中國資本市場的實證研究

劉大志

（東北財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，遼寧 大連116025；遼東學(xué)院 會計學(xué)院，遼寧 丹東118001）

應(yīng)計利潤分離法是盈余管理研究中常用的方法，本文使用2006年新準則頒布后的中國資本市場數(shù)據(jù)，對研究中常用的四種應(yīng)計利潤分離模型進行了效力檢驗。這四種模型分別是基本Jones模型、修正Jones模型、業(yè)績匹配Jones模型和非線性Jones模型。研究發(fā)現(xiàn)：無論是綜合樣本估計還是分行業(yè)樣本估計，四種模型的擬合性都較好，但業(yè)績匹配Jones模型和非線性Jones模型的表現(xiàn)更為突出；分年度、分行業(yè)樣本估計的效果要優(yōu)于綜合樣本估計；操控性應(yīng)計利潤的盈余持續(xù)性檢驗結(jié)果說明四種被檢驗?zāi)Ｐ投寄苡行У亟沂居喙芾恚欢棛z驗結(jié)果顯示，基本Jones模型、業(yè)績匹配Jones模型和非線性Jones模型犯第一類錯誤的頻率較高，容易夸大盈余管理。綜合比較而言，在中國資本市場上，修正Jones模型設(shè)定較優(yōu)。

盈余管理；應(yīng)計利潤；基本Jones模型；修正Jones模型；業(yè)績匹配Jones模型；非線性Jones模型

一、引言

盈余管理是一種常見的經(jīng)濟現(xiàn)象，在國內(nèi)外企業(yè)中普遍存在。Healy和 Wahlen給出了一個權(quán)威的盈余管理定義：公司管理人員運用職業(yè)判斷編制財務(wù)報告以及通過安排交易以變更財務(wù)報告的機會主義行為，旨在誤導(dǎo)那些以公司經(jīng)濟業(yè)績?yōu)榛A(chǔ)的利益關(guān)系人的決策或者影響那些以會計報告數(shù)字為基礎(chǔ)的契約后果［1］。

目前，盈余管理計量方法主要有三種：特定應(yīng)計項目法、盈余分布法、應(yīng)計利潤分離法。沒有一種研究方法是完美的，這三種方法各有其優(yōu)缺點。特定應(yīng)計項目法能較準確地判斷某行業(yè)公司是否存在盈余管理行為，但往往局限于具體行業(yè)，結(jié)論難以推廣。盈余分布法可從整體上估計盈余管理的程度，而不僅僅是操控性應(yīng)計利潤，但該方法對盈余間隔的劃分和盈余分布函數(shù)服從正態(tài)分布的假設(shè)過于主觀，同時該方法無法識別盈余管理的具體手段，只能針對某些特定動機的盈余管理行為進行研究，比如微利動機和配股動機。應(yīng)計利潤分離法，以Jones模型為代表，該方法的經(jīng)典之處是通過設(shè)計模型將總應(yīng)計利潤分離為非操控性應(yīng)計利潤和操控性應(yīng)計利潤，但該方法假設(shè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流量不會被管理是有爭議的。吳聯(lián)生等則認為經(jīng)營活動現(xiàn)金流量在中國是可以被管理的，同時該方法只針對應(yīng)計利潤，無法整體估計出企業(yè)的盈余管理程度［2］。

據(jù)統(tǒng)計，從1993年到2006年，國外實證研究使用應(yīng)計利潤分離模型的比例達到63%，國內(nèi)實證研究中這一比例則高達72%，這說明應(yīng)計利潤分離法雖然存在不足，但仍是盈余管理實證研究最為常用的一種方法。一個模型的提出往往受到研究環(huán)境的影響，Jones模型的提出是基于美國資本市場，而中美兩國在資本市場環(huán)境、法律環(huán)境、會計監(jiān)管政策等方面存在一些差異，因此，應(yīng)計利潤分離模型是否適合我國資本市場還有待檢驗，而國內(nèi)在這方面的研究較為匱乏。

二、文獻綜述

國外學(xué)者主要使用三種方法對應(yīng)計利潤分離模型進行檢驗：第一種方法是檢驗?zāi)Ｐ头傅谝活愬e誤和第二類錯誤的頻率，比如Dechow和Kothari的研究；第二種方法是檢驗?zāi)Ｐ偷念A(yù)測誤差，主要檢測三個指標——統(tǒng)計性描述、預(yù)測誤差平方的排序、預(yù)測期調(diào)整的R2比較；第三種方法是通過回歸分析檢驗關(guān)鍵變量與操控性應(yīng)計利潤間的相關(guān)性，比如Sloan檢驗了操控性應(yīng)計利潤與下一期會計利潤間的相關(guān)性，Bartov檢驗了無保留審計意見與操控性應(yīng)計利潤間的相關(guān)性。

國外研究結(jié)論表明，各種應(yīng)計利潤分離模型都存在一定的模型設(shè)定偏誤，但究竟何種模型設(shè)定更好尚未取得一致性結(jié)論，這可能與研究者使用的數(shù)據(jù)和檢驗方法不同有關(guān)。Dechow等發(fā)現(xiàn)，修正Jones模型犯第二類錯誤的概率最小，但各種應(yīng)計利潤分離模型都具有嚴重的偏差，這種偏差來源于非操控性應(yīng)計項目往往與公司歷史業(yè)績有高度相關(guān)性［3］。Bartov等在檢驗無保留審計意見與操控性應(yīng)計利潤間的相關(guān)性時發(fā)現(xiàn)，截面Jones模型以及截面修正Jones模型比時間序列模型更能有效地揭示盈余管理［4］。Kothari等使用隨機抽樣的方法，發(fā)現(xiàn)業(yè)績匹配的Jones模型犯第一類錯誤的概率更小，在模型中加入常數(shù)項，可以減少模型設(shè)定的誤差［5］。Ball和Shivakumar認為，非線性Jones模型比線性Jones模型分離操控性應(yīng)計利潤的能力更強，這是由于前者考慮了會計制度的穩(wěn)健性，確認了不對稱的利得和損失［6］。

國內(nèi)研究者也進行了相關(guān)研究，但由于使用的檢驗方法和數(shù)據(jù)不同，待檢驗?zāi)Ｐ鸵膊煌矝]有取得一致性結(jié)論。夏立軍檢驗了上市公司操控性應(yīng)計利潤與邊際凈資產(chǎn)收益率間的相關(guān)性，認為修正Jones模型并不比基本Jones模型更好，要優(yōu)先考慮基本Jones模型或調(diào)整的KS模型，建議使用分年度、分行業(yè)樣本估計特征參數(shù)［7］。張雁翎和陳濤運用3種檢驗方法，認為在6種被檢驗?zāi)Ｐ椭校罢靶訨ones模型分離操控性應(yīng)計利潤的能力最強［8］。陳旭東和楊文東通過比較各個模型的解釋力及其犯第一類與第二類錯誤的概率，認為加入企業(yè)生命周期變量的Jones模型可以顯著改進模型解釋力［9］。王生年認為，使用綜合樣本估計的6種模型中，非線性Jones模型擬合效果最好，但被檢驗?zāi)Ｐ投即嬖谠O(shè)定偏誤問題［10］（P92－95）。黃梅發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金流Jones模型與非線性Jones模型解釋盈余管理的能力較強，但更容易犯嚴重的第一類錯誤，而修正Jones模型犯這兩類錯誤的頻率小，模型設(shè)定較優(yōu)［11］。

綜上所述，國內(nèi)研究還存在以下不足：第一，樣本數(shù)量往往較少。夏立軍只選取了2000年的數(shù)據(jù)，張雁翎和陳濤只隨機抽取1 000家被并購上市公司作為研究樣本，樣本少導(dǎo)致研究結(jié)論往往不具有代表性；第二，研究方法單一。夏立軍主要檢驗了操控性應(yīng)計利潤與邊際凈資產(chǎn)收益率間的相關(guān)性，陳旭東與黃梅只是利用統(tǒng)計模擬方法檢驗了模型犯兩類錯誤的概率，王生年只是對經(jīng)操控性應(yīng)計利潤調(diào)整后的盈余分布在閾值處是否連續(xù)進行了檢驗；第三，已有研究都選擇2006年新準則頒布之前的數(shù)據(jù)，新準則頒布后我國會計監(jiān)管環(huán)境發(fā)生變化，上市公司的盈余管理行為也會發(fā)生相應(yīng)變化，應(yīng)計利潤分離模型在新環(huán)境中的效力還有待進一步檢驗；第四，已有研究對是分行業(yè)樣本估計模型還是綜合樣本估計模型分歧很大，陳旭東和王生年使用綜合樣本估計模型，而夏立軍和黃梅的研究則使用分年度、分行業(yè)樣本估計模型。鑒于國內(nèi)針對這一領(lǐng)域的研究較少，只有寥寥幾篇文章，且研究方法與結(jié)論存在很多爭議，本文選擇滬深A(yù)股上市公司三年的大樣本數(shù)據(jù)，使用三種模型檢驗方法，利用綜合樣本和分行業(yè)樣本對新準則頒布后應(yīng)計利潤分離模型在中國資本市場上的效力進行檢驗。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以滬深A(yù)股上市公司為研究對象，數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫，樣本期間為2007～2009年。實證部分使用統(tǒng)計軟件Stata11．0完成。樣本選擇過程如下：（1）剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本；（2）剔除I類（金融與保險業(yè)）樣本；（3）按照證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，將C類（制造業(yè)）按照二級代碼分類，其他行業(yè)按行業(yè)一級代碼分類；（4）將C2類行業(yè)（木材與家具業(yè)）樣本合并到C9類行業(yè)（其他制造業(yè)），剔除樣本數(shù)量不足10個的L類行業(yè)（文化與傳播業(yè)）；（5）剔除異常值，將標準化殘差絕對值大于3的樣本剔除。經(jīng)過上述選擇之后，最終所得樣本數(shù)為4 502個。樣本在各年度、各行業(yè)中的分布情況見表1。從表1可以看出，4 502個樣本分布在3個會計年度、19個行業(yè)，大多數(shù)樣本分布在C類行業(yè)（制造業(yè)），每一年度的每一行業(yè)樣本數(shù)都大于10，因此可以分年度、分行業(yè)建立回歸模型。

表1 樣本分布情況

（二）待檢驗?zāi)Ｐ徒榻B

表2 待檢驗?zāi)Ｐ?/p>

四種待檢驗?zāi)Ｐ鸵姳?。由于我國資本市場數(shù)據(jù)時間序列較短，且我國會計制度處于不斷變更中，并不適合進行時間序列分析。DeFond和Jiambalvo認為，橫截面模型可以消除特定年份經(jīng)濟環(huán)境變化對盈余管理的影響［12］。本文模型全部選擇橫截面模型，并使用綜合樣本和分行業(yè)樣本分別估計、計算操控性應(yīng)計利潤。

（三）模型效力的檢驗方法

1．擬合性檢驗

對模型比較而言，比較各個模型的擬合效果是常見的方法。通過比較模型變量的預(yù)期符號、T值、adj R2以及F值，可以得到模型設(shè)計優(yōu)劣的初步結(jié)論。從統(tǒng)計角度講，變量的預(yù)期符號正確，T值越顯著，說明主導(dǎo)變量的設(shè)定越有意義。模型的adjR2和F值越大，說明模型整體的解釋能力越強。

2．操控性應(yīng)計利潤盈余持續(xù)性檢驗

盈余持續(xù)性是指當期盈余成為盈余時間序列永久性部分的程度，反映當期盈余能夠預(yù)測未來盈余的程度。Sloan認為，現(xiàn)金流不易受到人為操縱，因此其盈余持續(xù)性要強，而操控性應(yīng)計利潤容易被管理，其盈余持續(xù)性較弱［13］。通過檢驗?zāi)Ｐ头蛛x出的操控性應(yīng)計利潤是否具有盈余持續(xù)性就可以判斷模型的效力。研究思路見公式（1）和公式（2）。

在經(jīng)濟學(xué)中，通常預(yù)期企業(yè)未來盈利與本期盈利有如下關(guān)系：

由于企業(yè)的盈利（Earnings）等于經(jīng)營性現(xiàn)金流（CFO）、非操控性應(yīng)計利潤（NDA）和操控性應(yīng)計利潤（DA）三者之和，因此公式（1）可以進一步變形為公式（2）：

因為操控性應(yīng)計利潤對未來盈利預(yù)測的影響是短期的，可以預(yù)期回歸方程中DA的標準化系數(shù)會小于其他變量的標準化系數(shù)。

3．第一類錯誤頻率檢驗

第一類錯誤，也叫“棄真”錯誤，是指原假設(shè)為真，然而被拒絕的錯誤。此處原假設(shè)是盈余管理為0。借鑒黃梅的研究思路：第一，從每一年度隨機抽取100個觀察樣本，并且定義啞變量part，將這100個樣本定義其part為1（由于是隨機抽取的，預(yù)期不存在系統(tǒng)的盈余管理行為），剩余樣本定義其part為0；第二，用part為0的樣本分行業(yè)估計模型變量的回歸系數(shù)，然后計算DA；第三，用啞變量part與DA做一元回歸，如果part的回歸系數(shù)β顯著異于0，則拒絕盈余管理為0的原假設(shè)；第四，每一年度重復(fù)以上步驟100次，并統(tǒng)計各個模型中part的系數(shù)β顯著異于0的次數(shù)；第五，使用二項檢驗方法比較真實拒絕頻率是否與預(yù)先設(shè)定好的顯著性水平有顯著差異，如果模型設(shè)定偏誤小，其犯第一類錯誤的頻率不應(yīng)該顯著異于預(yù)先設(shè)定的顯著性水平。

四、實證分析

（一）擬合性檢驗結(jié)果

表3 綜合樣本多元回歸結(jié)果

表3是模型綜合樣本的多元回歸結(jié)果。通過比較發(fā)現(xiàn)，各變量回歸系數(shù)的符號方向與預(yù)期一致，說明變量設(shè)定符合經(jīng)濟意義。除了非線性Jones模型的主導(dǎo)變量DCFO不顯著外（P值為0．533），各模型的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗。從各模型的擬合效果來看，非線性Jones模型的擬合性最好，adjR2達到了0．667 2，業(yè)績匹配Jones模型的效果次之，其adjR2是0．331 8，基本Jones模型和修正Jones模型的adjR2較小，為0．114 3，該結(jié)果與前人研究結(jié)論相似。已有研究中，基本Jones模型和修正Jones模型的adjR2基本徘徊在0．15左右。各模型的DW值都接近于2，說明各模型不存在自相關(guān)現(xiàn)象。由于綜合樣本是堆積數(shù)據(jù)，其優(yōu)勢是減少模型的共線性，因此沒有進行共線性檢驗。由此，我們可以得到初步結(jié)論：雖然非線性Jones模型擬合性最好，但其主導(dǎo)變量DCFO沒有通過顯著性檢驗，還有待進一步考察；整體上看，各模型的擬合效果尚好。

表4 分年度、分行業(yè)多元回歸結(jié)果

表4報告了各模型分年度、分行業(yè)的回歸結(jié)果。由表4可知，各變量回歸系數(shù)的符號方向與預(yù)期一致?？疾旄髂Ｐ妥兞縏值的均值，雖然主要關(guān)鍵變量T值的均值顯著，但四個模型中仍有部分變量T值的均值沒有通過顯著性檢驗，這與雷光勇、劉慧龍的研究結(jié)論相一致［14］。T值均值不顯著的可能解釋是，T值具有方向性，在計算均值過程中由于正負相抵，從而導(dǎo)致其不顯著。為了便于比較，本文將各變量的T值取絕對值后再取均值，從而從整體上判斷T值的顯著程度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各模型變量T值的均值基本通過了顯著性檢驗。adjR2的均值結(jié)果從高到低依次是：非線性Jones模型（0．668 3），業(yè)績匹配Jones模型（0．365），基本Jones模型和修正Jones模型（0．212 3）。各模型總體解釋力較好，非線性Jones模型的擬合性最高，但其主導(dǎo)變量DCFO的T值較低（1．256 4），依然沒有通過顯著性檢驗，再次印證了綜合樣本的研究結(jié)論。與綜合樣本估計結(jié)果相比，分年度、分行業(yè)回歸模型得到的adjR2均值明顯較高，說明不同行業(yè)間應(yīng)計項目確實存在一定的差異，計算操控性應(yīng)計利潤時，應(yīng)分年度、分行業(yè)對模型進行回歸。

（二）操控性應(yīng)計利潤盈余持續(xù)性檢驗結(jié)果

表5是操控性應(yīng)計利潤的盈余持續(xù)性回歸檢驗結(jié)果。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，四個模型中，各主導(dǎo)變量回歸系數(shù)的T值都通過了顯著性檢驗，并且操控性應(yīng)計利潤（DA）的標準化系數(shù)值明顯小于經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）和非操控性應(yīng)計利潤（NDA）的標準化系數(shù)值，這證明了操控性應(yīng)計利潤盈余持續(xù)性短期效應(yīng)的存在，也說明四個被檢驗的模型都能有效地分離出操控性應(yīng)計利潤。

表5 操控性應(yīng)計利潤盈余持續(xù)性的檢驗

（三）第一類錯誤頻率檢驗結(jié)果

表6 第一類錯誤頻率的二項檢驗

表6從盈余管理正向和負向兩方面報告了各模型的二項檢驗（binomial Test）結(jié)果，顯著性水平設(shè)定為5%和1%。二項檢驗的原假設(shè)是真實的拒絕概率與預(yù)先設(shè)定的顯著性水平間不存在顯著差異。表6的檢驗結(jié)果顯示，基本Jones模型、業(yè)績匹配Jones模型和非線性Jones模型的真實拒絕概率與預(yù)先設(shè)定的顯著性水平存在顯著的差異，說明這三個模型產(chǎn)生第一類錯誤較多，易夸大盈余管理，模型存在計量偏誤。其中，基本Jones模型在盈余管理兩個方向上的檢驗結(jié)果都顯著；業(yè)績匹配Jones模型在兩個方向上的檢驗結(jié)果也都顯著，但其正向盈余管理的檢驗結(jié)果更加顯著，在預(yù)設(shè)的5%和1%兩個顯著性水平上都通過了顯著性檢驗，說明業(yè)績匹配Jones模型更易夸大向上的盈余管理；非線性Jones模型在盈余管理負向上的檢驗結(jié)果顯著。只有修正Jones模型在兩個方向上都接受原假設(shè)，無論是向上盈余管理還是向下盈余管理，該模型的真實拒絕頻率都與預(yù)先設(shè)定的顯著性水平相符合，較少犯第一類錯誤，因而模型設(shè)定較優(yōu)。

五、結(jié)論

本文對新準則頒布后應(yīng)計利潤分離模型在中國資本市場上的效力進行了考察，比較了四種應(yīng)計模型，具體檢驗了模型的三個方面：模型的擬合性；操控性應(yīng)計利潤的盈余持續(xù)性；模型犯第一類錯誤的頻率。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，這四種模型都能有效地分離出操控性應(yīng)計利潤，具備揭示盈余管理的能力。同其他模型相比，基本Jones模型的擬合性相對較低，在盈余管理兩個方向上都易犯第一類錯誤，模型設(shè)定存在偏誤。業(yè)績匹配Jones模型雖然擬合性好于基本Jones模型和修正Jones模型，但是在正向盈余管理上更容易犯第一類錯誤，更易夸大向上的盈余管理。在四種模型中，非線性Jones模型擬合性最高，解釋能力最強，但是該模型的主導(dǎo)變量DCFO的回歸系數(shù)無論是在綜合樣本估計還是分行業(yè)樣本估計中都不顯著，并且在負向盈余管理上易犯第一類錯誤，模型也存在設(shè)定偏誤。修正Jones模型的adjR2雖然不是很高，但結(jié)合已有研究結(jié)論，這一結(jié)果可以接受，在四個模型中，只有修正Jones模型犯第一類錯誤的頻率符合預(yù)先設(shè)定的顯著性水平。綜合比較而言，修正Jones模型無論是在變量的設(shè)定、分離操控性應(yīng)計利潤的能力還是模型的設(shè)定方面都表現(xiàn)穩(wěn)定，模型設(shè)定最好。研究結(jié)論還顯示，由于不同行業(yè)間存在應(yīng)計利潤差異，分年度、分行業(yè)樣本估計要優(yōu)于綜合樣本估計。第二類錯誤的檢驗，由于要人為引入一定量的盈余管理樣本到隨機樣本中，選擇過程有一定的主觀性，所以本文沒有檢驗?zāi)Ｐ头傅诙愬e誤的頻率，這是文章研究的一個不足。

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（責(zé)任編輯：胡浩志）

F230

A

1003－5230（2011）01－0085－07

2010－10－19

遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃項目“遼寧上市公司盈余管理研究”（L10DGL010）

劉大志（1977— ），男，滿族，遼寧丹東人，東北財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院博士生，遼東學(xué)院會計學(xué)院講師。