盈余管理计量模型比较研究

摘要：本文在阐述国内外盈余管理计量模型的基础上，采用实证检验的方法对陆建桥扩展的修正琼斯模型与本文作者扩展的修正琼斯模型对盈余管理计量的准确性进行对比，发现：陆建桥扩展的修正Jones模型对盈余管理的计量更加准确。

关键词：盈余管理；计量模型；截面数据

中图分类号：F279.23 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）05-0-02

一、引言

盈余管理一直是实证会计领域研究的热点之一。目前国内、外对盈余管理的研究主要集中于盈余管理的计量模型、盈余管理的目的、方法等方面，其中最重要的当属计量模型的选择。如何准确计量盈余管理程度对于进一步分析盈余管理成因、动机具有极为重要的意义。

二、文献综述

盈余管理在实证会计中研究的重点是盈余管理程度如何衡量。目前文献中通常采用三种测量方法，即总体应计模型、特定应计模型和频率分布方法。其中，总体应计模型是上述三种盈余管理计量方法中国内、外学者研究盈余管理最常用的模型，同时其在实证研究中应用也最为广泛，所以本文借鉴先进经验采用总体应计模型来对盈余管理程度进行计量。非可控应计利润（NDA）的计算是运用总体应计模型研究盈余管理关键步骤。一般来说，有五种模型可以用来计算NDA。

（1）希利模型。需要两个条件：条件一是企业可控性应计项目符合随机游走特点，因此从总体上来看各年的非可控性应计项目之和等于总体应计项目之和。因此有：

（2.1）

其中，TA是指总体应计项目，NDA是指非可控性应计项目，DA是指可控性应计项目，下角标t是估计期间

条件二是企业各年的非可控性应计项目是稳定的，大致不变的，即：

（2.2）

（2）德安吉罗模型。以上一年度总应计项目作为当年非可控应计项目（NDAt/At-1=TAt-1/At-1）本年总体应计项目与上年总体应计项目的差额就是当年可控性应计项目。

（3）行业模型。该模型假设决定不可控应计项目的因素在同一行业中都是相同的，这一假设导致如果非可控应计项目的变化是因为各公司自身特点造成的，那么行业模型的解释能力将受到很大限制。行业模型中非可控应计项目的计算如下：

（2.3）

其中，median（TAt/At-1）是同行业全部非样本公司经过第t-1期总资产调整的第t期总体应计利润的中值，a，b均为参数

（4）琼斯模型。Jones（1991）认为，当公司的收入、固定资产均增加时，其相应的往来款项和折旧等应计项目也就随之增长。这些变量主要是用来控制经济环境的变化。

（2.4）

其中，NDAi，t为i公司第t年的不可控应计项目，REVi，t为i公司第t年的经营收入增加额，PPEi，t为i公司第t年的固定资产，Ai，t-1为i公司第t-1年的全部资产总额，a，b均为参数

（5）修正的琼斯模型。Dechow、Sloan、Sweeny （1995）认为在使用琼斯模型对可控性应计项目进行计量时，未能考虑盈余管理将受到主营业务收入的影响，而营业收入的主要构成项目就是主营业务收入。主营业务收入中的赊销收入增加额是可以通过盈余管理实现的，所以他们提出了修正的琼斯模型。该模型如下：

（2.5）

其中，ARi，t为i公司第t年的应收账款增加额，a，b均为参数。

三、研究设计

1.研究假设

修正的琼斯模型或在其基础上进行扩展是国内学者常用的方法。其中，最著名的是陆建桥扩展的琼斯模型。他将无形资产和其他长期资产变量加入修正的琼斯模型。陆建桥扩展的琼斯模型如下：

（3.1）

其中，NDAt为第t期的非可控性应计利润，REVt为第t期与第t-1期营业收入的变动额，RECt为第t期与第t-1期应收账款的变动额，PPEt为第t期期末固定资产总额，At-1为第t-1期期末资产总额，IAt为第t期期末无形资产和其他长期资产的价值。

参数β1，β2，β3的估计通过以下模型根据估计期间的数据获得：

（3.2）

其中，TAt为第t年的总体应计利润，ε为回归方程残差项。

本文认为，国内学者在测量盈余管理程度的过程中，忽略了以下两个问题：

（1）企业一般是通过采用调整应计利润即：线上项目的方法来进行盈余管理。而在我国，上市公司利用调整线下项目进行盈余管理成了惯用手段。所以，在我国根据应计利润分离法来对企业的盈余管理程度进行计量时，应考虑线下项目对可控性应计利润的影响，即：应该使用净利润而不是营业利润。

假设1：可控性应计利润=净利润-经营活动净现金流量-非可控性应计利润

（2）修正的琼斯模型没有考虑成本变动这一因素对非可控性应计利润的影响，只考虑了收入和固定资产两个因素对非可控性应计利润的影响。

假设2：在原模型的基础上加入主营业务成本变动变量

新的盈余管理计量模型如下：

（3.3）

其中，NDAt为第t期的非可控性应计利润，REVt为第t期与第t-1期营业收入的变动额，RECt为第t期与第t-1期应收账款的变动额，PPEt为第t期期末固定资产总额，COGSt为第t期与第t-1期主营业务成本的变动额，At-1为第t-1期期末的资产总额，t为研究期间。

参数β1，β2，β3，β4的估计通过以下模型根据估计期间的数据获得：

（3.4）

TAt为第t年总体应计利润

ε为回归方程残差项

（3.5）

2.数据来源与选取

本文选取2013年沪市A股制造类企业为初选样本。然后，对初选样本进行了如下筛选：（1）剔除全部ST及*ST上市公司；（2）剔除当年新上市的公司。此外剔除数据缺失不完整的上市公司，最后得到样本数为497家。本文研究所使用的数据主要来自国泰安数据库。

四、实证分析及结果

本文将运用所选取的497家上市公司数据，对陆建桥扩展的Jones模型与本文扩展的Jones模型进行比较。

表1 陆建桥模型与新模型总体应计利润的回归结果比较

表1中：

通过调整的多重判定系数――通过对样本容量和模型中自变量的个数进行调整后，因变量取值的变量能够在多大程度上被估计的多元回归方程所解释的比例。

F检验―方程的总体显著性检验，具体检验因变量与自变量之间的线性关系是否显著。若方程没有通过F检验，则说明因变量与自变量之间不具有线性关系；反正则结论相反。

B―回归系数。

t检验――回归系数检验，目的是检验单个自变量对因变量的影响程度是否显著。若某个自变量没有通过显著性检验，就说明这个自变量对因变量的影响不显著，显然这个自变量就可以从回归模型中剔除。

从表1中可以看出：陆建桥模型调整后的多重判定系数为0.095，新模型的为0.088，显然前者调整后多重判定系数比后者要略微大一点。证明陆建桥模型的拟合程度要稍好一点，进一步而言，其对总体应计利润的解释力度要略胜一筹。

总体显著性检验。给定显著性水平α=0.05，根据分子自由度=4，分母自由度大于120，查F分布表得Fα=0.05（4，∞）=2.37。从表4.1中不难看出，陆建桥模型与新模型分别进行回归分析时，F值都大于2.37，无论是陆建桥模型还是新模型都通过了F检验。这就证明，上述两个模型的线性关系都是显著的，都有意义。

从回归系数角度考虑，给定显著性水平α=0.05，根据自由度大于120，查t分布表，得tα/2=t0.025=1.960。陆建桥模型中无形资产、其他长期资产的回归系数检验，|t|=2.566>1.960，通过显著性检验。即此变量对总体应计利润的影响是显著的，应该保留在回归模型中。新模型中的主营业务成本变动变量的回归系数检验，|t|=0.060

五、结论

上述分析中可以看出，虽然陆建桥模型与新模型均通过了总体显著性检验，但从模型的总体拟合程度和回归系数检验方面来考虑，含有无形资产与其他长期资产的陆建桥模型要优于含有主营业务成本变动的新模型。究其原因可能是由于，无形资产和其他长期资产作为影响可控性应计利润的因素，对非可控性应计利润产生了间接影响，并且对其产生的影响要比主营业务成本变动对其产生的影响更加显著。

综合上述分析，本文认为陆建桥扩展的修正琼斯模型更适合作为盈余管理的计量模型。

参考文献：

[1]Burgstahler D.，and Dichev，I..Earnings Management to Avoid Earnings Decreases and Losses [J].Journal of Accounting and Economics，1997，24（1）：99-126.

[2]Degeorge，F.，Patel，J.，Zeckhauser，R..Earnings Management to Exceed Thresholds[J].Journal of Business，1999，72（01）：1-33.

[3]陆建桥.中国亏损上市公司盈余管理实证研究[J].会计研究，1999（09）：25-35.

作者简介：许 亮（1982-），男，辽宁沈阳人，硕士研究生，会计学专业，从事财务管理与分析方向的研究。