資產負債表對當期盈余操縱的限制

季偉偉 陳志斌，2

（1.南京大學 商學院，江蘇 南京 210093；2.東南大學 經濟管理學院，江蘇 南京210093）

應計項不會消耗現金并且對真實業務活動而言成本更低，理論上認為基于應計項操縱相對于真實業務活動盈余管理，對管理者而言是一種更受青睞的盈余手段。然而與理論研究相反，現實中管理人員并不愿意采用應計項方式操縱盈余。Zang（2012）研究發現，應計項操縱與實際活動操縱發生有先后順序，管理者傾向于先用實際活動操縱相對于應計項。Granham等（2005）調查和訪談400余名高管發現，管理者寧愿采取可能有長期負面后果的經濟行動（真實業務活動盈余管理），而不愿作出一般公認會計準則（GAAP）范圍內的會計選擇進行盈余管理（應計項）。

高質量的審計、完善公司治理機制、內部控制等會計程序之外因素制約應計項的盈余管理。本文認為應計項反轉性質制約著基于應計項的盈余操縱；并引入反轉速度這一概念，進一步研究發現，進行應計項操縱盈余的利潤28%的企業在1年內就已全部反轉，53%在兩年內反轉完成，而最長至4年就已全部反轉完成。所以對于管理層來說，應計項反轉速度越快，所受約束也就越大。所以本文從另一個角度證實了現有會計制度的有效性。

一、理論分析及假設提出

現代財務會計基本上為權責發生制下復式記賬體系。權責發生制會計要求管理者依據現金預期值來報告經濟交易的結果。依據權責發生制會計需要管理者為報告公司預測未來現金流而做出大量的假定和判斷，產生一個比當期現金流更及時、可靠的業績計量指標（即會計盈余）（Dechow，1994；Dechow等，1998）。但是，權責發生制會計也給了管理人員一個利用應計項來管理盈余的機會。但是管理人員自由裁量權并不是不受限制的。譬如，財政部會計司要求企業嚴格按照《企業會計準則》及其解釋進行盈余確認、計量和披露。并且，證券交易委員會和中國注冊會計師協會指示審計人員依據上述指引協助企業執行（Barton和Simko，2002）。

同時，在復式記賬這個基本前提下，遵守GAAP的公司不可能夸大收入或較少費用同時，而又不使資產賬戶膨脹 （Beneish，1997）。所以考慮盈余管理對資產負債表的影響，權責發生制會計的復式記賬法意味著：當收入被高估時，凈營運資產也被注水。利潤表和資產負債表之間的鉤稽關系保證反映在盈余的有偏估計也會反映在凈資產價值中。也就是說，資產負債表期初凈營運資產的累計偏誤是前期可操縱應計項的疊加結果。先前盈余操縱的嚴重程度表現為期初凈營運資產的累積高估值，也就是累計可操縱應計項的代理變量 （Barber等，2011）。

H1在營業收入不變的條件下，以往樂觀會計估計和會計政策選擇往往與較大的凈營運資產相聯系。

權責發生制會計所具有的反轉特性，使得管理者在一個時期內形成的有偏估計和判斷會減少隨后期進行類似有偏估計和判斷的能力（Hunt等，1996）。Barton和Simko（2002）注意到，由于資產負債表以及會計自由裁量權的限制，反映以前盈余管理幅度的凈營運資產高估程度越大，通過生成操縱應計項增加當期盈余的能力越低。即，累計可操縱應計項將會部分反轉到后續期損益表項目，以前正向盈余操縱行為限制了當期報告高盈余的能力。

管理者有各種不同的動機去操縱盈余。但是，本研究專注于一個特別強烈的動機——達到或超出分析師的盈利預期。

我們關注盈余意外，因為“也許引發盈余管理最重要的原因是管理過程中被施加的達到或者超過分析師盈余預測的壓力投資者對那些業績達不到盈余預期的公司是特別記仇的（Skinner和Sloan，2002）。早些研究證明，報告盈余剛好達到或稍稍超過分析師盈余預測的比率在增加——這種結果顯然是通過盈余管理實現（Matsumoto，2002）。

Dechow和Skinner（2000）認為牛市和管理者薪酬日益采用股票期權方式增加管理人員操縱盈余的積極性，因而具有保持較高的股票估值的動機。與這觀點相一致，Barth等（1999）也提供證據表明，盈利不斷增加的公司有更高的市盈率，當公司打破以往范式報告盈利下滑時，市盈率顯著地下降。此外，對于盈利狀況不能達到分析師預測的公司，當期股票收益存在顯著為負。如果業績不及預期，代價高昂，且存在普遍的達到預期的管理盈余行為，那么為什么還是會有那么多公司的業績不及預期，即使距離只相差一丁點？還有，為什么他們選擇業績剛剛達到預期值，而不是完全超過呢？Barton和simko（2002）認為，管理者這么選擇是因為，在其他條件都相等的情況下，他們擁有不斷向上偏置盈余的自由裁量權是受到限制的。

因此，如果資產負債表凈資產的高估程度與管理者操縱盈余能力負相關，說明在預計達到或超出盈利預期值的概率時，意味著需要考慮凈營運資產的影響。

H2隨著資產負債表的凈資產高估程度上升，管理者報告較大正向（較小負向）盈余意外能力減少。

然而Barton和Simko（2002）沒有明確有力地闡述經營凈資產（NOA）與其限制未來盈余管理的機理。Baber等（2011）對Barton和Simko（2002）框架進行補充，注意到期初高估凈營運資產對當期盈余管理的限制是期初累計操縱性應計項的一部分。Baber等（2011）強調，只有當兩個條件——（1）高估凈營運資產是由過去權責發生制基礎的盈余管理行為產生的；（2）過去累計操縱性應計項部分反轉回當期損益表——都得到滿足時，高估凈營運資產才會限制當期盈余管理。這兩個條件都必須持有，但第二個條件是更重要的。除非高估的經營凈資產反轉，不然不管幅度有多大，經營凈資產高估的資產負債表都不會制約盈余管理。

因此，當期盈余管理的限制為期初累計操縱性應計項與反轉速度的乘積。在期初累計可操縱應計項總額不變情況下，反轉速度越高，資產負債表對當期盈余管理限制就高。

H3在期初經營性凈資產的高估值不變的情況，可操縱應計項的反轉速度越大，產生本期盈余管理約束也就越大。

二、變量定義

（一）可操縱應計利潤的估計

1.總異常應計項

本文關注的是基于應計項的盈余管理，而不是實際業務活動的盈余操縱。Dechow等（1995）和夏立軍（2002）等證明，不論是美國還是中國基于行業分類的橫截面修正Jones模型是更好的估計選擇，也就是下面回歸方程的殘差項來估計i公司t時期總異常應計項

其中ACCit為總應計項目（即，營業利潤減去經營性現金流量）；TAit-1是總資產，作為平減指數控制規模；ΔSALESit是年度銷售收入的年度變化；ΔRECit應收賬款的年度變化；PPEit是固定資產總額，控制了正常折舊及相關遞延稅項應計費用；（ΔSALES-ΔREC）對有關銷售的正常營運資金應計項進行控制。

2.流動可操縱應計項

本研究之所以將操縱性應計項區分為流動和非流動賬戶，是因為不同資產性質，應計項的反轉速度不同。

借鑒Rangan（1998）和Baber等（2006）的研究成果，用每個行業年度橫截面組合估計方程（2）。回歸殘差ξit估計值作為i公司t年的流動可操縱應計項

流動性應計項ACC_WCit是i公司t期與t-1期非現金營運資本賬戶的變化值（ΔACTQ-ΔCHEQ-ΔLCTQ＋ΔDLCQ）①ACTQ是流動資產總額；CHEQ是現金及短期投資；LCTQ是流動負債總額；DLCQ主要指短期票據和一年內長期貸款。。ΔSALESit是從t-1年到t年營業收入的變化額；Ait-1是t-1年期末總資產。

3.非流動可操縱應計項

遵循Baber等（2011）類似的程序估計非流動應計項。用各行業年度橫截面組合估計下面的參數，計算出方程（3）的殘差項υit為非流動可操縱應計項

因變量非流動應計項（ACC_NCit）是流動性應計項ACC_WCit和總應計項ACCit的差額，而總應計項目（ACCit）是按照營運凈資產的變化值計算的（ΔSEQQ- ΔCHEQ＋ ΔDLCQ＋ΔDLTTQ）①SEQQ為股東權益；CHEQ是現金及短期投資；DLCQ是流動負債；DLTTQ為長期債務。，就是說：ACC_NCit＝ACCit-ACC_WCit。PPEit是固定資產期末總額。

（二）凈營運資產高估值的計量

對于前期盈余管理的累積效應，Barton和Simko（2002）使用期初資產負債表的凈營運資產與當期營業收入的比值作為代理變量。凈營運資產（net operating assets，NOA）定義為總資產減去現金及有價證券②NOA＝SEQQ-CHEQ＋DLCQ＋DLTTQ；SEQQ為股東權益；CHEQ是現金及短期投資；DLCQ 是流動負債；DLTTQ為長期債務。。因此，凈營運資產主要由權責發生制為基礎計量的運營活動凈資產組成。此代理變量蘊含著一個假設：在其他情況都相同的條件，對于一個特定營業收入水平高估凈資產是低效率的。同樣，將流動累計操縱性應計項和非流動累計操縱性應計項的代理變量分別設置為期初流動凈營運資產NOA_WC和非流動凈營運資產NOA_NC。

（三）反轉速度的計量

1.流動操縱性應計項的反轉速度

企業會計準則規定，流動應計項（相對應于非流動應計項）在一個正常業務經營周期內轉換為現金或以其他方式消滅。資產負債表流動項目（例如，應收賬款、應付賬款、短期預提費用及存貨）預計在一個會計年度內結轉。Dechow和Dichev（2002）也報告，其所有樣本中的公司經營周期不到一年。所以本研究設定流動操縱性應計項的反轉速度SpeedST＝1（nST＝1）。

2.非流動操縱性應計項的反轉速度

比較起來，非流動操縱性應計項（如折舊、待攤費用的攤銷、保修責任、減值準備）反轉得更加緩慢。借鑒Baber等（2011）的研究，本文以年度為單位計量反轉速度。非流動操縱性應計項發起于t年，全部在t＋n年反轉完畢（其中n≥1），則將1/n記作非流動操縱性應計項的反轉速度。因此n越小，1/n更大，意味著更快的反轉速度。Baber等（2011）證明，如果非流動操縱性應計項恰好全部在第k期反轉，則當期也就是第k階自回歸系數ρk在所有自回歸系數中第n階自回歸系數ρn是最小的（ρk≤ρn）③屬于Baber等（2011）命題1內容，具體證明過程見其文章附錄A里命題1演繹。。估計每個公司操縱性應計項n階自相關方程為

DAit為i公司t年非流動操縱性應計項金額；斜率系數ρk為第k階自相關系數。如上所述，反轉速度根據方程（4）中ρn最小的那個自相關系數ρk來計量，speed＝1/k。譬如，給定一個公司的操縱性應計項時間序列，如果3階自相關系數在所有自相關階數當中是最小的（最負的），那么n＝3（即速度＝1/3），這就是說在t年發起的操縱性應計項恰好在t＋3年全部反轉。

本研究計量非流動操縱性應計項的反轉速度時，只將計量模型（4）中4階自回歸系數ρn作為最高階數④非流動應計項的反轉周期很可能長于4年。本研究權衡準確性與自回歸需要的樣本規模，限制了非流動操縱性應計項反轉的最長期間。，來計量1階到4階中最小值（最負）系數ρk，得到反轉速度SpeedLT＝1/k。

（四）達到或超過盈利預測的計量

達到或超過分析師預測（MBE）是指公司存在正向盈余意外，公司報告盈余不低于分析師盈利預測。Brown和Rozeff（1978）解決了先前文獻存在的時間序列盈利預測模型與分析師預測準確性問題。此后，學術界普遍認為，相對于時間序列盈利預測模型，分析師預測擁有同期和及時信息優勢，更加準確，是更好的市場預期替代變量。Dyckman等（1978）進一步證實分析師盈利預測較時間序列模型存在優勢，越臨近財務報告日，分析師盈利預測越準確。O＇Brien（1988）認為相比于消除分析師預測偏誤而言，預測日期的新舊對于盈利預測準確性更為關鍵。

所以，當CSMAR的實際EPS等于或超過財報公布之前最近期預測值，MBE＝1；否則為0。

（五）控制變量

本研究在驗證假設H2和假設H3時還包含了以前文獻中發現的與盈余管理、報告盈余達到與輕微超過分析師預測的管理者動機、公司業績與規模等控制變量，具體見表1。

表1 控制變量含義與計量方法

三、樣本選擇與描述性統計

（一）樣本選擇

本文選取2006-2011年度在滬、深兩市證券交易所上市的A股上市公司作為研究樣本。之所以選擇期間較短，是因為兩個原因：一方面我國是新興市場經濟國家，年份太長容易出現結構性環境變化；另一方面企業新會計準則2007年1月1日在上市公司實施。上市公司主要財務數據來源于CCER數據庫，控制變量和分析師預測等數據來自CSMAR數據庫。本研究對樣本進行了如下篩選，（1）剔除金融行業和公共事業行業的上市公司，因為這些公司具有獨特的應計項和估計量（Klein，2002）；（2）剔除了方差分析、回歸分析中指標缺失的樣本。由于我們對構成解釋變量的一些會計數據進行了1%水平的Winsorize處理，認為已處理對極端值的影響，所以沒有對ST、PT類公司進行刪除。

驗證假設H1的方差分析時，樣本觀測值依據檢驗條件嚴苛程度依次有8 535、6 835、5 306、3 836觀測指標。進行檢驗假設H2時，因為分析師預測和控制變量的確實值影響，觀測上市公司報告年度縮減為3 772個。而計量操縱性應計項的反轉速度時，需要進行4階自回歸，加上自回歸自由度與樣本數量之間權衡，樣本要求1998-2011年有連續十年相關會計記錄的上市公司；再加上被解釋變量需要用分析師預測數據及控制變量的限制，最終符合驗證H3最終觀測樣本值僅為1 150個。

（二）描述性統計

表2報告了各變量描述性統計結果。最后一列顯示各變量與盈余意外計量值（MBE）Spearman相關系數。本研究的關注重點是MBE與NOA，交互項NOA_NC＊speedLT的關系。與備擇假設相一致，MBE與凈營運資產（NOA）、交互項（NOA_NC＊speedLT）負相關。

四、實證檢驗結果

（一）H1的檢驗

表2 變量的描述性統計分析

表3報告了之前1，2，3，4個累計年度起的操縱性應計項，在不同凈營運資產（NOA）五分位數下平均值。凈營運資產（NOA）減去同一會計年度，同一行業①依據中國證券監督管理委員會（CSRC）上市公司行業分類索引。凈營運資產（NOA）的平均值進行調整。此表顯示對于累計操縱性應計項，調整后凈營運資產的上五分均值顯著比下五分大（0.01的顯著性水平或更高）。這些證實假設1的結論（H1）：前期盈余管理積聚效應往往是導致期初資產負債表金額高估（調整凈營運資產相對于銷售水平）。更進一步的，表4（流動操縱性應計項與起初資產負債表的流動資產金額）、表5（非流動操縱性應計項與期初資產負債表的非流動資產金額），也都支持假設1的結論。

（二）H2的檢驗

1.檢驗模型

本文用二元離散選擇logit模型（5）來驗證假設H2。

方程左邊被解釋變量表示觀測值的年度財務報告達到或者超過分析師預測值的機會比率。MBE是以每股盈余（EPS）來計量盈余達到或超過分析師預測；NOA為資產負債表凈資產高估額——累計可操縱應計項的代理變量；CONTROLS是一系列控制變量的向量表達式；i和t分別表示公司和年份。

表3 累計操縱性應計項不同凈營運資產五分位數水平的均值差異

表4 累計流動操縱性應計項在不同流動凈營運資產五分位數水平的均值差異

表5 累計非流動操縱性應計項在不同非流動凈營運資產五分位數水平的均值差異

假設H2預測了MBE與NOA之間的負向關系，因此NOA系數估計值β1為負，預示著較大的凈資產高估值（NOA）往往與達到或超過分析師盈余預測的較小可能性聯系在一起。

2.檢驗結果

表7第2列顯示NOA系數是-0.074（p＜0.01），這意味著期初凈營運資產加權均值每增加1個單位，公司實際報告盈余達到或超過分析師預測（MBE）加權機會概率就下降（e-0.074-1）＝0.071 3或7.13%。即，企業通過虛增利潤使報告盈余達到或超過分析師預測的可能性，會隨著現有資產負債表的凈資產高估程度增加而減少，假設2得證。

（三）H3的檢驗

1.檢驗模型

本研究擬采用Baber等（2011）完整的實證分析模型（6）來驗證H3

其中，NOA_WC代表期初流動凈營運資產；NOA_NC指非流動凈營運資產；speed_STit-1流動可操縱應計項反轉速度；speed_LTit-1非流動可操縱應計項反轉速度。

因為流動操縱性應計項年度反轉速度speed_STit-1＝1，使得回歸模型中出現一列全為1的常向量；且NOA_WCit-1＊Speed_STit-1＝NOA_WCit-1＊1＝NOA_WCit-1，如果直接采用Baber等（2011）實證分析模型（6）驗證 H3，面臨完全多重共線性的難題。本研究對其進行了修正

與模型（6）相比，模型（7）取消了speed_STit-1和NOA_WCit-1＊speed_STit-1；其中NOA指期初凈營運資產；speed_LTit-1非流動可操縱應計項反轉速度。取消NOA_WCit-1＊speed_STit-1，其經濟意義解釋是因為流動凈營運資產在一年內全部反轉完畢，所以期初凈營運資產既包括前期累計流動操縱性應計項的存量信息，又包含了反轉速度的分配信息。模型（7）將流動凈營運資產NOA_WC和非流動凈營運資產NOA_NC合并后得到凈營運資產NOA，而不是在模型中單獨放入兩者，這樣處理預計將會減少與交叉項之間的多重共線性，更有益于驗證假設H3。

期初凈營運資產高估額來源于先前盈余管理行為，當以前可操縱應計項反轉時，將直接影響管理者報告當期盈余的能力。因此，本模型關注于累積可操縱應計項與反轉速度之間的相互作用，交互項的系數估計值為負（也就是β2＜0），與假設H3相一致。

當回歸模型包含交互項時，主效應NOA_NC的系數估計期望值正負并不是可以探知的。如果先前可操縱應計項的機械反轉是對當前操縱當期盈余的唯一限制因素，那么我們認為這些主效用的系數為零。另一方面，如果先前盈余管理間接削弱當期盈余操縱能力——例如，如果較大凈營運資產本身吸引審計人員和證券分析師對潛在盈余管理的關注——那么我們期待凈營運資產的系數為負。因為不確定凈營運資產是否只是直接產生影響——即，通過操縱性應計項目的機械反轉，預測主效應凈營運資產的系數為零或負（即β1＜＝0）。

反轉速度作為主效應的主要目的在于，保證效應項的結果不能歸因于未指定的主效應。但是我們不預測β3正負符號。

2.描述性分析

表6第2列和第3列分別報告了非流動操縱性應計項1-4階年度自相關系數的樣本均值和中值。相對來說，1階、4階系數均值或中位數是最負的，這點與Baber等（2011）季度自回歸系數描述性統計結果相一致。表格第4列顯示了非流動操縱性應計項4階自回歸的最負系數出現在各階次數。

前文中本研究用1/n來計量非流動操縱性應計項反轉速度，n對應到4階自回歸最負的自相關系數。因此，對于28%的觀測值n＝1；對于25%的觀測值n＝2（1/n＝0.5）；對于17%的觀測值n＝3（1/n＝0.333）；對于30%的觀測值n＝4（1/n＝0.25）。這就意味著，有28%的企業非流動操縱性應計項在下一年就全部反轉完畢；兩年內全部反轉的企業達到53%。這些數值意味著對于應計項操縱盈余的反轉速度極快，管理層采用此種方法其操作空間受到極大限制。下面，更進一步采用多元回歸分析進行說明。

表6 非流動操縱性應計項4階自回歸的最負系數分布情況

3.回歸分析

表7第3列展現了模型（7）的logit回歸系數估計值。非流動操縱性應計項的反轉交互項的系數估計值為負，也就是β2＝-0.156。而包含交互項時，主效應凈營運資產NOA系數不顯著，可以理解為：（1）可操縱應計項的機械反轉是對當前操縱當期盈余的唯一限制因素；（2）又或主效應與交互項之間潛在多重共線性減少了統計量的顯著性。這兩種效應哪種正確，無法加以判斷。假設3得證，在凈營運資產高估額一定的情況下，盈余管理限制隨著可操縱應計項反轉速度增加而增加。

（四）穩健性檢驗

為檢驗結果的穩健性，本研究用模型（8）替代模型（5）對假設H2進行檢驗；用模型（9）是為穩健性檢驗模型（7）檢驗假設H3。

模型系數估計結果見表7第4列，流動凈營運資產NOA_WC系數不顯著。而為穩健性檢驗模型（7）模型（9）的流動凈營運資產NOA_WC系數同樣不顯著，與Cohen等（2008）研究相一致：2002年“薩班斯-奧克斯利”法案通過之后，應計項為基礎的盈余管理下降。而在本文可以理解為一系列后薩班斯-奧克斯利制度規范，例如新會計準則、企業內部控制配套指引等，使企業較少地運用流動操縱性應計項進行盈余管理。

表7 各回歸模型系數估計結果

然而模型（8）非流動凈營運資產NOA_WC估計系數為負且顯著，因而同樣假設2得證，即企業報告盈利達到或超出盈利預測值的可能性，與資產負債表中凈資產高估程度負相關。且在包含交互項模型（9）中，交互項的系數估計值為負，但是不顯著，p值0.103。結合模型（7），估計模型（9）交互項系數不顯著主要是因為主效應NOA_NC與交互項NOA_NC＊（1/nLT）之間多重共線性的影響，如果將顯著性水平放到15%，檢驗記過可以驗證假設3，在流動性經營性凈資產高估額一定的情況下，盈余管理限制隨著流動性可操縱應計項反轉速度增加而增加。再考慮非流動凈營運資產NOA_WC估計系數也為負，說明前期可操縱應計項的機械反轉并不是限制當期盈余操縱的唯一因素，還有其他作用因素，例如較大非流動凈營運資產本身吸引審計人員和證券分析師對潛在盈余管理的關注。

五、研究結論

本文對國內外操縱性應計項反轉的研究進行了細致梳理。由于權責發生制下復式記賬法會計的特性，資產負債表凈資產項目集聚了先前累計操縱性盈余的影響。前期虛增利潤的盈余操縱幅度越大，期初凈營運資產的高估程度越大。同時，在我國上市公司中期財報信息披露還不如美國等西方發達國家健全的情況下，利用年度數據對期初資產負債表凈資產高估累計操縱性應計項的反轉速度對當期盈余管理的限制進行檢驗。在此過程中，對Barton和Simko（2002）與Barber等（2011）的原先適用于季度財務報告數據檢驗模型進行修正，以適應我國資本市場的現實狀況。

實證分析表明，企業實際報告盈余達到或超過分析師預測的可能性，隨著期初資產負債表凈營運資產高估程度增加而減少。也就是說，管理人員樂觀偏誤報告盈余的能力隨著凈資產被高估程度增加而減少。并且本研究進一步證明，期初資產負債表凈營運資產高估程度不變的情況下，先前盈余管理對當期盈余限制取決于操縱性應計項的反轉速度。

穩健性分析說明我們的檢驗是可靠的，并且說明如果前期可操縱應計項的機械反轉并不是限制當期盈余操縱的唯一因素，還有其他作用機理，例如凈營運資產高估本身就是一個信息，引起審計人員和證券分析師對潛在盈余管理的強烈關注。希望本研究可以增加國內實務界和理論界對盈余管理后果的深層次認識。

本研究從一個新的視角證明了現行會計制度的有效性。也生動地說明，為什么管理層不愿意采用應計項也就是基于會計選擇的方法進行盈余操縱。這從另一個側面說明了基于應計項的盈余管理并不是通常文獻所描述的那么嚴重。

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