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1、2007 年第 8 期 盈余管理程度的估 计模型与经验证据 : 一个综述 * 吴联生 王亚平 内容提要 : 盈余管理是一个与投资者保护和会计准则制定紧密相关的重要问题 , 它已 经成为会计乃至金融 、 经济领 域的重要研究课题 。 要研究在经济上具有意义的盈余管理 , 其前提是估计盈余管理的程度 。 本文对盈余管理程度的估计方法及其相应的经验证据进 行评述 , 文献评述结果表明 , 非预期应计利润模型能够估计出单个公司的盈余管理程度 , 但它无法估计经济上具有意义的盈余管理程度 ; 盈余分布法是目前估计盈余管理程度的 核心方法 , 它能够估计出整体上的盈余管理程度 , 但它假设真实盈余分布是光
2、滑的 。 盈余 管理程度估计的未来研究 , 需要剔除盈余指标选择以及标准化方法选择等因素的影响 , 解 决在同时存在多个阈值情况下不同阈值之间相互关联的 影响问题 , 并放宽模型的假设或 者给假设提供直接的证据 。 关键词 : 盈余管理 非预期应计利润 盈余分布 投资者保护 会计准则 一、概述 盈余管理 ( earnings management) 是经营者运用会计方法或者安排真实交易来改变财务报告以误 导利益相关者对公司业绩的理解或者影响以报告盈余为基础的合约 ( Healy and Wahlen, 1999) , 它 是一个既与投资者保护紧密相关 , 又直接影响会计准则制定的重要问题。 S
3、hleifer and Vishny ( 1997) 以及 LaPorta, Lopez de Silanes, Shleifer and Vishny ( 2000) 证明了投资者保护是一个影响公司政策选 择的关键性制度因素 , 而 Leuz, Nanda and Wysocki ( 2003) 则发现投资者保护是公司盈余管理行为 的重要决定因素 , 公司对投资者保护的重视程度越低 , 控制权收益越大 , 那么 , 公司的盈余管理程度 就越高。可见 , 盈余管理是投资者保护在现实经济中的具体体现之一。另外 , 对于会计准则制定机 构来 说 , 会计准则制定不仅是要解决技术性问题 , 更重要的
4、是要确定会计准则到底应该给公司管理 层提供多大的判断空间 , 因为不允许管理层判断存在的财务报告 , 对于投资者来说并不是最优的 ; 而包含无限管理层判断的财 务报告也是不 可行的 , 因 为它可能导致 太高的盈 余管理 ( Healy and Wahlen, 1999) , 从而使投资者利益遭受重大损害。可见 , 盈余管理直接影响投资者保护与会计准则 的制定 , 也正因如此 , 盈余管理已经成为会计乃至金融、经济领域的重要研究课题。 已有盈余管理文献主要关注盈余管理 的动机和手段 , 并且已经得出了具有相当证明能力的证 据。总体上的研究结论表明 , 公司管理层为了影响股票市场对公司的理解、提
5、高经营者的报酬、降 低违背贷款合约的可能性以及避免监管部门的干预 , 往往会运用具体的应计项目进行盈余管理 ( Healy and Wahlen, 1999) 。显然 , 研究公司是否发生盈余管理以及在哪些具体应计项目上进行盈 余管理 , 它能够说明公司在哪些情况下以怎样的方式损害投资者利益 , 从而有助于明确会计准则应 该在哪些具体规定上给公司管理层提供多大的判断空间。但是 , 仅仅研究盈余管 理的动机和手段 , 无法揭示投资者利益在多大程度上受到了损害 , 无法回答会计准则是否有必要进行相应的修订 , 因 * 吴联生、王亚平 , 北京大学光华管理学院 , 电子信箱 : wuls gsm.
6、pku. edu. cn, 邮政编码 : 100871。本文系 国家社会科学 基金 项目 上市公司盈余管理程度研究 ( 项目批准号 : 05BJY016) 的研究成果。感谢北京大学光华管理学院伍利娜教授、岳衡教授、罗炜 教授和张然教授的宝贵建议 , 感谢匿名审稿人的建设性意见。 143 吴联生 、 王亚平 : 盈余管理程度 的估计模型与经验证据 : 一个综述 为统计意义上显著存在的盈余管理 , 并不等同于经济意义上需要予以考虑的盈余管理。要研究在 经济上具有意义的盈余管理 , 其前提是需要估计盈余管理的程度 , 即有多少公司进行了盈余管理 ( 盈余管理频率 ) 以及将盈余提高了多少 ( 盈余管
7、理幅度 ) 。 本文第二部分评述基于非预期应计利润模型的盈余管理程度估计 , 第三部分介绍运用盈余分 布法来估计盈余管理程度的三个模型 , 第四部分介绍运用盈余分布法来估计盈余管理程度所得到 的经验证据 , 第五部分评述盈余分布法的贡献并讨论盈余管理程度研究的未来发展 , 最后为简要结 论。 二、基于非预期应 计利润模型的盈余管理程度估计 盈余管理程度方面的研究结论 , 最初并不是出现在专门的研究盈余管理程度 的文献中 , 而是在 研究盈余管理动机与手段时作为研究结论之一而得到的。 Teoh, Wong and Rao ( 1998) 发现 IPO 公 司在 IPO 当年的非预期应计利润的中位
8、数为资产总额的 4% ! 5% , 大约有 62% IPO 公司的非预期 应计利润比配对样本高 , 如果正常比例为 50% , 那么 , 有 12% 的 IPO 公司进行了盈余管理。 Erickson and Wang ( 1999) 则发现 收购股 票公司 在股 票收 购季 度的非 预期 应计 利润 为资产 总额 的 2% 。 Sweeney ( 1994) 发现违反贷款合约的 22 家公司中 , 只有 5 家公司通过会计变更而延迟违反合约 1 个 季度或者 1 个季度以上。 Collins, Shackelford and Walhen ( 1995) 发现 , 近一半的样本银行为对付监
9、管而运用 5 种及 5 种以上的方法进行盈余管理。 Adiel ( 1996) 将 1980 年至 1990 年间 1294 家保险 公司作为研究样本 , 发现有 1. 5% 的样本保险公司运用再保险金额进行盈余管理以通过监管部门 的检查。另外 , Cahan ( 1992) , Jones ( 1991) 以及 Key ( 1997) 也报告了为避免监管而进行盈余管理的 公司比例。 从估计盈余管理程度的方法论上看 , 以上研究以估计单个公司的盈余管理程度为基础 , 然后再 从整体上确定有多少公司进行了盈余管理以及盈余管理幅度有多大的问题。其中 , 估计单个公司 的盈余管理 , 主要采用非预期
10、应计利润 ( unexpected accruals) 模型 , 即将总应计利润区分为预期的应 计利润和非预期的应计利润 , 其中 , 预期的应计利润是企业正常的应计利润 , 而非预 期应计利润则 是企业出于某种动机而进行的盈余管理。当然 , 不同文献估计非预期应计利润所采用的方法也不 尽相同 , 其中最为主要的方法为调整的 Jones( 1991) 模型 ( Dechow, Sloan and Sweeney, 1995) , 它估计 得到的可操控性总应计利润 ( discretionary total accruals) 即为非预期应计利润 。该方法对可操控性 总应计利润的估计过程如下 :
11、 ( 1) 计算总应计利润总额 ( Total accruals, TAC ) : TACj, t = Ej, t - CFOj, t ( 1) 其中 : TACjt 为第 j 个公司第 t 期总应计利润 ; Ej, t 为第 j 个公司第 t 期净利润 ; CFOj , t 为第 j 个公司第 t 期的经营活动产生的现金净流量。 ( 2) 计算非操控性总应计利润 ( Non- discret ionary total accruals, NDTAC) : 分行业分年度地对方程 ( 2) 进行回归 , 并将方程 ( 2) 的回归系数代入方程 ( 3) 得到非操控性总应 计利润 NDTAC。 T
12、Aj , t- 1 TAj, t- 1 TAj, t- 1 TAj, t- 1 在各种非预期应计利润的估计方法中 , Jones(1991) 模型和调整的 Jones( 1991) 模型 ( Dechow et et al. , 1995) 的估计效果 最好 ( Dechow et al. , 1995) 。与调整的 Jones 模型不同的是 , Jones( 1991) 模型不考虑 应收账款变化 对非操控性应计 利润的影响。由于 业 绩与公司 盈余管理之间存在相关性 , Kothari, Leone and Wasley ( 2005) 发现将每个公司的可操控性总应计利润与 同行业业绩相 近
13、公 司的可操控性总应计利润之差作为盈余管理的衡量指标 , 可以提高盈余管理研究结论的可靠性。 144 TA Cj, t 1 SALESj, t PPEj, t = 0 + 1 + 2 + jt ( 2) 2007 年第 8 期 NDTA Cj, t = 0 1 TA + 1 SALES j, t - AR j, t + 2 PPEj , t ( 3) j, t- 1 TA j , t- 1 TA j, t- 1 其中 : TA j, t- 1 为第 j 个公司第 t - 1 期期末总资产 ; SALES j, t 为第 j 个公司主营业务收入第 t 期相对 于第 t - 1 期的增加额 ; P
14、PEj , t 为第 j 个公司第 t 期期末固定资产总额 ; NDTACj, t 为第 j 个公司第 t 期 非操控性总应计利润 ; ARj, t 为第 j 个公司应收款项第 t 期期末余额相对于第 t - 1 期期末余额的增 加额。 ( 3) 计算可操控性总应计利润 ( DTAC ) : TA j, t- 1 相 对于长期 应计项目 来说 , 流动应计 项目更 易被用 于盈余 管理 , 因此 , T eoh, Wong and Rao ( 1998) 从可操控性总应计利润中分离出可操控性流动应计利润 ( discretionary current accruals) , 这 样 , 可操控
15、性流动应计利润也成为盈余管理的重要替代指标。可操控性流动应计利润的估计过程 如下 : ( 1) 计算流动应计利润总额 ( Current accruals, CA ) : CA = ( 流动资产 - 现金 ) - ( 流动负债 - 一年内到期的长期负债 ) ( 5) ( 2) 计算非操控性流动应计利润 ( Non discretionary current accruals, NDCA ) : 分行业分年度地对方程 ( 6) 进行回归 , 并将方程 ( 6) 的回 归系数代入方程 ( 7) 得到非操控性流动 应计利润 NDCA 。 j, t- 1 j, t- 1 TA j, t- 1 TAj
16、, t- 1 ( 3) 计算可操控性流动应计利润 ( DCA ) : TA j, t- 1 根据 ( 4) 式和 ( 8) 式 , 可以得到每家公司的可操控性总应计利润和可操控性流动应计利润 , 通过 对这两个指标的分析 , 即可以得到有多少公司进行了盈余管理以及盈余管理的幅度有多大的估计 结果。 非预期应计利润模型最突出的 价值在于它能够估计出单个公司的盈余管理程度 , 因而它能够 广泛地被用于研究公司盈余管理的动机和手段。但是 , 它不太适合于从整体上估计盈余管理程度 , 其原因在于如下三方面 : ( 1) 非预期应计利润模型要求用大量没有进行盈余管理公司的数据来估计 某一具体公司的正常应
17、计利润 , 因此它往往只能运用于估计某一特殊事项下的公司盈余管理 , 这决 定了相应的研究结论不具有普遍性意义。比如 , T ech, Wong and Rao ( 1998) 发现 IPO 公司在 IPO 当 年的非预期应计利润的中位数为资产总额的 4% ! 5% , 大约有 12% 的 IPO 公司进行了盈余管理。 显然 , 这个结论只适用于 IPO 公司 , 而不能适用于非 IPO 公司 , 而 IPO 公司在所有公司中所占的比 例则很小。 ( 2) 非预期应计利润模型的可靠性值得怀疑。非预期应计利润模型分行业分年度将公 司的应计项目与销售、固定资产折旧之间建立起联系 , 从而估计出非操
18、控性应计利润 , 并进而推断 出可操控性应计利润。在此过程中 , 存在如下几个重要问题 : 影响非操控性应计利润的因素 , 除 了销售和固定资产折旧以外 , 是否还有其他因素 ? 如 果有但没有予以考虑 , 它必定会影响估计结 果 ; # 非操控性应计利润的构成项目很多 , 它们与销售和固定资产折旧之间的关系并不完全相同 , 而将众多不同的非操控性应计利润项目作为一个整体运用平均的方法进行估计 , 估计结果显然也 145 TACj , t DTACj, t = - N DTACj , t ( 4) CA SALES = ! + ! + ( 6) TA SALESj , t - ARj, t N
19、DCA j, t = 0 + !1 ( 7) CA j, t DCAj, t = - NDCAj, t ( 8) 吴联生 、 王亚平 : 盈余管理程度 的估计模型与经验证据 : 一个综述 会存在偏差 ; 非预期应计利润模型虽然采用分年度分行业的方法进行估计 , 但是 , 同年度同行业 的不同公司 , 它们的非操控性应计利润与销售和固定资产折旧之间的关系也并不相同 , 而将同年度 同行业的不同公司作为一个整体平均地进行估计 , 估计结果必然也存在偏差。 ( 3) 非预期应计利润 模型只能估计影响应计项目的盈余管理 , 而无法估计不影响应计项目的盈余管理 , 比如公司通过安 排真实交易并以现金的方
20、式进行交易 , 它影响了盈余但并不影响应计项目 , 这样 , 非预期应计利润 模型低估了公司的盈余管理程度。 三、盈余管理程度 估计的盈余分布法 : 基本模型 非预期应计利润模型在盈余管理程度估计中所具有的局限性 , 促使学者寻找新的思路来估计 盈余管理程度。盈余分布法就是在此背景下产生并已经成为盈余管理程度估计的核心方法 , 它是 一种思路全新的盈余管理程度的估计方法。简单地说 , 盈余分布法不是从估计单个公司的盈余管 理入手 , 而是从分析所有公司盈余的整体分布着手 , 来检验盈 余分布函数在阈值处的不连续以估计 盈余管理的程度。 将盈余分布法运用 于盈余管理程度 的估计 , 最早是 由
21、Burgstahler and Dichev ( 简 称为 BD , 1997) 提出并予以运用的。 BD ( 1997) 认为 , 在不存在盈余管理的情况下 , 盈余分布函数在统计意义 上是光滑的 ; 而在阈值处存在盈余管理时 , 在盈余分布函数直方图中 , 阈值的左边相邻间隔内的公 司会不寻常地少 , 右边相邻间隔内的公司会不寻常地多 , 从而造成在阈值处密度分布函数不光滑或 不连续。因此 , 判断阈值处是否存在 盈余管理行为便转化为判断阈值处盈余分布函数是否连续或 光滑。假设公司有动机在阈值 !处进行盈余管理 , BD ( 1997) 将盈余分布函数以 !为起点划分为若 干个区间 ( 阈
22、值右边的区间向外依次计为区间 I 1 , I 2 , %, I n , 类似地 , 将阈值左边的区间向外依次计 2 那么 , 盈余分布函数在阈值 !处是光滑的 , 即在阈值 !处不存在盈余管理。判断盈余分布函数在 阈值 !处不光滑的统计量 服从 t 分布 # 4 N 如果统计量 显著异于零 , 则表明公司在阈值 !处存在盈余管理。 至于 有多少公司进行了盈余管理 , 就不能再用阈值左右相连区间内的观测值平均数与该区间 内的观测值之差来估计 , 因为已经证明公司在阈值处进行了盈余管理 , 而相连区间内的观测值数量 也受到了盈余管理的影响。 BD ( 1997) 假设不存在盈余管理的盈余分布函数是
23、以峰值为中心的对 称分布 , 在存在盈余管理的情况下 , 盈余分布函数的不包含阈值的那半部分不受盈余管理的影响。 如果所有的公司进行同样的盈余管理 , 那么 , 阈值就不可能 存在 , 盈余分布法也就 失去其应有的 作用。但是 , 交易成 本理 论 ( transaction cost theory) 和前景理论 ( prospect theory) 表明 , 阈值左边和右边公司的行为是不同的 , 因而阈值肯定是存在的 , 因而盈余 分布法能够成立 ( Burgstahler and Dichev, 1997) 。 # 以上检验的是阈值右侧第 1 个区间内的实际观测值数与预期观测值数是否显著异
24、于零。当然 , 也可以检验阈 值左侧第 1 个区间内的实际观测值数与预期观测值数是否显著异于零。两者的结论是一致的。 146 n + n 为区间I , I , %I ) , 假设观测值总数为 N , 区间 I 中的观测值数量为 n , 如果 n = , n- 1 + n2 n1 - 2 = ( 9) 2 2 1 其中 , # = Np ( 1 - p ) + N ( p + p ) ( 1 - p - p ) ( 10) ni pi = ( 11) # 2007 年第 8 期 因此 , 可以用对称性来估计包含阈值的那半部分在不存在盈余管理下的观测值预期分布。这样 , 每 一区间的观测值实际数与
25、预期数之差 , 即为进行盈余管理的公司数。 Degorge, Patel and Zeckhauser ( 简称为 DPZ , 1999) 对公司在阈值 ! 处是否进行盈余管理的检 验 , 思路基本上与 BD ( 1997) 相同 , 但对盈余分布函数是否光滑的定义不同。在阈值与盈余分布函 数的峰值之间存在 足够空间的情况下 , DPZ ( 1999) 以阈值为中心取一个区间 ( 不包含峰值 , 区间内 的观测值总数为 N ) , 然后以阈值 !为起点将该区间划分 2! 为个小区间 ( 阈值 ! 右边的小区间向 外依次计为区间 I 1 , I 2 , %Ir , 类似地 , 阈值 ! 左边的小
26、区间向外依次计为区间 I - 1 , I - 2 , %I - r ) ; 假 N 差 , 那么 , 统计量 服从 t 分布 标准差 ( p i ) 如果统计量 显著异于零 , 则表明公司在阈值 !处存在显著的盈余管理行为。 如果 阈值与盈余分布函数的峰值之间的空间不足以取得足够的空间 , 则可以在峰值的左侧取 足够的空间 , 不再以阈值 !为中心来确定区间 , 其余步骤同上。如果阈值和峰值非常接近甚至重 合 , 那么仍然可以以阈值为中心来确定区间 , 不过在构造统计量 时 , 将 p i 替换为如下的 pi pi = log( p i ) - ( - 1 log( p - i ) ) ( 1
27、3) 其中 , log 为 ( p i ) 该区间的 logp 值与相连的左边区间的 logp 值 之差 , 其余步骤同上。 王亚 平、吴联 生 和 白云 霞 ( 简 称 为 WWB , 2005) 以 及 Chen, Lin, Wang and Wu ( 简称 为 CLWW , 2005) 假设真实盈余服从混合正态分布 , 运用参数估计的方法对阈值处的盈余管理频率 和幅度进行推断来估计盈余管理的频率和幅度。具体方法如下 : 假设公司真实盈余 ( x ) 为混合 正态分布 ( x ) = p 1 ( x ) + ( 1 - p ) 2 ( x ) ( 14) 这里 p 为 0 到 1 之间的实
28、数 , i ( i = 1, 2) 为以 %i 为均值、 #i 为方差的正态分布的密度函数 ( 即 2 &#i 假定公司在真实盈余 x 小于阈值 !时进行盈余管理的可能性为 : P( x ) = k0 e ( 0 ( k0 ( 1, k1 0) ( 15) 假定公司在进行盈余管理之后所报告的盈余 y 服从以 为参数的指数分布 : 0 y ! 结合以上三方面的假定 , 通过简单计算 , 可以得到报告盈余 y 分布 : ( 1- P( y ) ) ( y ) y ! - + 根据真实盈余分布与报告盈余分布 , 可以得到用以计算盈余管理频率与幅度的公式。 给定 报告盈余 y , 运用最大似然估计方法
29、来估计真实盈余分布函数的参数 ( %1 , #1 , %2 , #2 , () 以及盈余管 理的概率与幅度的参数 ( , k 0 , k1 ) , 从而可以得到相应的盈余管理频率与幅度的估计结果。 具体计算公司请参见 WWB ( 2005) 以及 CLWW (2005) 。 147 n 设n 为第 i 个小区间的观测值数量 , 令 p = , p 为该区间的 p 值与相连的左边区间的 p 值之 p 1 - 平均值 ( p i ) = i & 1 ( 12) 2 2 i 2 i ( x ) = e ) 。 - k ( !- x ) - ( y- !) e y ) ! f( y EM ) = (
30、16) ! f( y ) = ( 17) f( y EM) ( x ) P( x ) dx + ( y ) y ) ! 吴联生 、 王亚平 : 盈余管理程度 的估计模型与经验证据 : 一个综述 四、盈余管理程度估计 的盈余分布法 : 经验证据与方法运用 目前 , 部分研究已经运用盈余分布法来研究公司是否存在盈余管理以及盈余管理程度的问题 , 并取得了一定的经验证据。 BD ( 1997) 研究了美国公司避免亏损和避免业绩下降的盈余管理 , 研 究结论表明 , 避免亏损和避免业绩下降是公司盈余管理的普遍动机 , 大约有 7% ! 12% 的业绩微降 公司通过盈余管理达到了避免业绩下降的目的 ,
31、大约有 30% ! 40% 的微亏公司通过盈余管理达到 了避免亏损的目的 ; DPZ ( 1999) 则对美国公司避免亏损、避免业绩下降以及达到分析师预测下的盈 余管理进行研究 , 发现公司在相应的阈值 ( 分别为 0、上年业绩以及分析师预测的业绩 ) 上存在显著 的盈余管理行为 , 但没有回答盈余管理的频率和幅度问题 。 Suda and Shuto ( 2002) 运用 BD ( 1997) 的 方法 , 研究了日本公司是否会进行避免亏损和避免业绩下降的盈余管理 , 结果也得到了肯定的答 案 ; Shuto ( 2003) 也运用 BD ( 1997) 的方法对日本公司 1980 年至 2
32、002 年间合并报表利润和母公司报 表利润的盈余管理程度进行比较 , 结果发现 , 无论是为了避免业绩下降还是为了避免亏损 , 母公司 报表利润的盈余管理程度显著大于合并报表利润的盈余管理程度 , 其原因在于母公司报表在 2002 年 3 月之前一直 是日本公司的主报表 , 而合并报表则只是一个辅助报表 , 因而 , 母公司报表比合并 报表在股票市场上以及相关合同的签订中发挥着更为重要的作用。杜滨、李若山和俞乔 ( 2003) 以 及 Yu, Du and Sun ( 2006) 运用了 BD( 1997) 的方法 , 对中国上市公司为达到证监会规定的配股盈余 要求 ( 净资产报酬率 ( RO
33、E) 阈值分别为 0、 6% 和 10% ) 而进行的盈余管理 , 结果发现 , 中国上市公司 的确存在为配股而进行的盈余管理 ; 从不同年度的比较来看 , 盈余管理频率最高的 是 1997 年和 1998 年 , 分别达到 66% 和 67% ; 在阈值 0 处进行的盈余管理 , 最为普遍的是 1996 年和 1997 年 , 频率 分别达到 46% 和 47% ; 在阈值 6% 处 , 1998 年和 1999 年则都存在盈余管理行为。 WWB( 2005) 研究了中国上市公司为避免亏损而进行的盈余管理 , 研究结论表明 , 中国上市公 司从 1995 年至 2003 年间都存在为避免亏损
34、而进行的盈余管理 ; 1996 年以及 2001 年至 2003 年的盈 余管理频率和幅度较高 , 并且 2001 年至 2003 年逐年呈上升趋势 ; 2001 年至 2003 年平均有 65% 的 亏损公司在阈值 0 点上进行盈余管理并达到避免报告亏损的目的 , 平均盈余管理幅度为提高 ROA ( 净利润除以总资产 ) 数据 0. 065。 CLWW ( 2005) 研究了美国公司为避免亏损、避免业绩下降以及达 到分析师预测的盈余管理 , 研究结论表明 , 为达到分析师预测而进行盈余管理的公司比例最高 , 并 且该比例还逐年上升 , 相对于避免亏损的动机来说 , 更多的公司为避免业绩下降而
35、进行盈余管理 ; 另外 , 公司为避免业绩下降 而进行的盈余管理 , 其调高盈余的幅度最大 ; 总体上看 , 避免亏损和避免 业绩下降的盈余管理程度在 1998 年至 2004 年之间呈下降趋势 , 而 2001 年之后为达到分析师预测 而进行的盈余管理程度则成为美国公司最主要的盈余管理。 Wang, Chen, Lin and Wu ( 2006) 运用 WWB( 2005) 和 CLWW ( 2005) 的方法 , 从纵横两个角度比较了中国上市公司的盈余管理 , 发现 2000 年之后中国上市公司为避免亏损和避免业绩下降的盈余管理频率和幅度都大幅度上升 , 同 时 , 避免 亏损的盈余管理
36、频率和幅度都高于避免业绩亏损的盈余管理频率和幅度。吴联生、薄仙慧和王亚 平 ( 2007a) 则运用同样的方法比较了中国上市公司与非上市公司为避免亏损而进行的盈余管理程 度 , 发现上市公司中进行盈余管理的公司比例大约为非上市公司中进行盈余管理公司比例的 3 倍 , 上市公司中进行盈余管理的公司的平均盈余管理幅度大约为非上市公司的 13 倍 , 并且两类公司盈 余管理程度的差异随着时间的推移而不断增大。 由上可见 , 运用盈余分布法来估计盈余管理程度 , 基本上都得出了公司存在避免亏损、避免业 蒋义宏、魏刚 ( 1998) 、陈小悦、肖星、过晓艳 ( 2000) 以及靳明 ( 2000) 都曾
37、经从盈余分布 的角度来观察 公司盈余管理的 行为 , 但都没有进行相应的检验。 148 2007 年第 8 期 绩下降和达到分析师预测的盈余管理 , 但是 , 不同国家 的不同盈余管理程度及其在时间序列上的变 化趋势也不尽相同。同时 , 运用盈余分布法所得到的盈余管理程度方面的证据还十分有限。另外 , 盈余分布法作为盈余管理研究的一种重要方法 , 也逐步得到了学者的认可并在相关研究中予以应 用。 Xue ( 2003) 运用 BD ( 1997) 的方法 , 发现信息不对称严重的公司 , 盈余分布函数的不连续程度 更大 , 而信息不对称相对不严重的公司 , 其盈余分布函数的不连续性更小。 Le
38、uz, Nanda and Wysocki ( 2003) 则在 BD ( 1997) 和 DPZ ( 1999) 的基础上 , 将处于 - 0 01, 0 00 区间的总资产标准化的税后 利润定义为微亏 , 将位于 0 00, 0 01 区间的总资产标准化的税后利润定义为微盈 , 以此来研究盈 余管理与投资 者保护 在国家 层面 上的 关系。 Shen and Chih ( 2005) 分 别运 用 BD ( 1997) 和 DPZ ( 1999) 的方法 , 构造了两个盈余管理的指标来研究 48 个国家银行业的盈余管理问题 , 结果发现在 48 个国家中有三分之二国家的银行业存在盈余管理
39、, 同时 , 更强 的投资者保护和更为透明的会计 信息披露 , 可以降低盈余管理程度。 Zhang ( 2006) 则运用 BD ( 1997) 和 DPZ ( 1999) 的方法来研究美 国公司现金流量管理问题 , 结果发现公司为了报告正的现金流量、避免现金流量下降以及达到现金 股利分配而 进行现 金流 量管 理。吴 联生、薄 仙慧和 王亚 平 ( 2007b) 运 用 WWB ( 2005) 和 CLWW ( 2005) 的方法 , 研究了中国上市公司现金流量管理问题 , 结果发现 , 中国上市公司中有 5 67% 的公 司进行了为报 告正的现金流量而进行现金流量管理 , 现金流量管理的平
40、均幅度相当于股票市场中 平均每家公司总资产标准化的现金流量数据提高了 0 0043; 现金流量管理频率和幅度都随着时间 的推进而显著增加 ; 1998 年至 2000 年中国上市公司的现金流量管理程度与盈余管理程度没有太大 的差异 , 而 2001 年至 2004 年盈余管理程度则远远高于现金流量管理程度。 五、盈余管理程度研 究 : 盈余分布法的贡献与未来发展 盈余分布法开始在盈余管理研究中得到广泛的运用 , 并得到越来越多学者的认可 , 其原因在于 盈余分布法有 其独到的贡献 : ( 1) 盈余分布法对盈余管理的研究 , 着重分析盈余分布函数在阈值处 的非连续 , 而不需要估计非预期应计利
41、润 , 这样 , 盈余分布法避免了非预期应计利润模型所带来的 偏差 , 并且所估计的盈余管理也包括了不影响应计项目的盈余管理 , 而不影响应计项目的盈余管理 则是非预期应计利润模型所无法解决的问题 ( Healy and Wahlen, 1999) 。 ( 2) 盈余分布法对盈余管 理的研究 , 往往并不需要某一特定的事项 , 只要存在一个阈值 , 盈余分布法就可以对该阈值下的盈 余管理行为进行研究。目 前 , 避免亏损、避免业绩下降和达到分析师预测是盈余分布法所分析的最 为主要的盈余管理动机 , 而这三种动机是所有公司进行盈余管理的共同动机 , 虽然某些公司可能还 存在其他动机的盈余管理 ,
42、 但它们不是普遍存在的 , 因而相应的影响也不是系统性的 , 因此 , 盈余分 布法所得出的有关盈余管理程度方面的结论 , 具有普遍化的意义。但是 , 盈余分布法无法剔除其他 因素所导致的盈余分布函数的不连续。 Dechow, Richardson and Tuna ( 2003) 的研究结论表明 , 证券 交易所对绩优公司的偏好以及盈余标 准化方法的选择都可能导致盈余分布函数不连续 ; Durtschi and Easton ( 2005) 则发现盈余标准化方法的选择、阈值 0 左边和右边样本的结构差异 , 以及阈值 0 左边和右边样本的特征差异都可能导致盈余分布函数在阈值 0 处的不连续
43、; Beaver, McNichols and Nelson ( 2003) 则进一步发现盈余分布函数不连续有三分之二可以由公司所得税对盈余和亏损的不 对称处理方法以及盈余中的特殊项目予以解释。 另外 , 不同的盈余分布法由于其假设的不同 , 还存在各自的不足。 BD ( 1997) 和 DPZ ( 1999) 方 法的不足之处主要体现在以下几方面 : ( 1) 不能完整回答盈余管理程度问题。虽然盈余分布法主要 用来研究盈余管理程度 , 但 DPZ ( 1999) 只是回答了公司在阈值处是否存在盈余管理的问题 , 并没有 估计任何的盈余管理程度 ; BD ( 1997) 检验了公司在阈值处是否
44、存在盈余管理 , 并估计了盈余管理 频率 , 但没有估计盈余管理的幅度。因此 , BD ( 1997) 和 DPZ ( 1999) 的方法 , 尚不能完整解决盈余管 149 吴联生 、 王亚平 : 盈余管理程度 的估计模型与经验证据 : 一个综述 理程度的估计问题。 ( 2) 方法论上的缺陷导致结论的偏差。 BD ( 1997) 和 DPZ ( 1999) 都将盈余分布 函数划分为小区间 , 这种划分过于主观 , 并且直接影响到研究结论 , 即运用不同的小区间划分方法 会得出不同的研究结论 ; 另外 , 他们的研究方法假设不包含盈余管理的盈余分布函数具有对称性 , 这种假设缺乏依据 , 因而也
45、直接影响了结论 的可靠性 , 特别是阈值与峰值比较接近时 , 该方法无法 保证结论的稳定性 ( Holland, 2004) ; 最后 , 他们虽然运用盈余分布法来研究盈余管理问题 , 但是真 正所使用的样本仅仅是阈值周围的那些观测值 , 它们只占所有观测值的很小部分 , 因而 , 研究结论 的可靠性也受到影响。 ( 3) 在存在多个盈余管理的阈值 , BD ( 1997) 和 DPZ ( 1999) 分别对不同阈值 下的盈余管理分别进行检验 , 并没有考虑它们相互之间的关联对盈余分布函数的影响 , 这样 , 研究 结论也会存在一定偏差。 WWB( 2005) 和 CLWW ( 2005) 能够同时估计盈余管理的频率和幅度 , 不需要将盈余分布函数主 观地划分为小区间以及假设盈余分布函数具有对称性 , 同时 , 在估计盈余管理程度的过程中 ,