两类盈余管理之间的部分替代

　　内容提要：本文研究了应计盈余管理与真实盈余管理之间的替代关系。理论研究发现，一类盈余管理成本的增加会导致这类盈余管理程度的下降，而另一类盈余管理程度随之上升，但上升幅度低于下降幅度，从而使得盈余管理总量下降；相反地，一类盈余管理成本的下降会导致这类盈余管理程度的上升，而另一类盈余管理程度随之下降，但下降幅度低于上升幅度，从而使得盈余管理总量上升；实证分析提供了真实盈余管理对应计盈余管理的部分替代的经验证据，发现我国2007年取消长期资产减值准备转回之后，具有正向盈余管理动机的公司转回长期资产减值准备的概率和金额显著下降，通过处置长期资产而提高利润的概率和金额显著增加，而最终利用长期资产账面价值变化而提高利润的概率和金额显著降低。

　　关键词：盈余管理会计准则长期资产减值

　　一、引言

　　盈余管理（ｅａｒｎｉｎｇｓｍａｎａｇｅｍｅｎｔ）是会计学和公司治理研究中的核心问题，它是企业管理层运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（ＨｅａｌｙａｎｄＷａｈｌｅｎ，1999）。公司进行盈余管理的方式有两类：一类是运用会计方法而进行的应计盈余管理，一类是构造真实交易而进行的真实盈余管理。已有文献发现，公司出于各种动机进行盈余管理时的确会采用这两类盈余管理方式，并且这两类盈余管理之间存在替代关系。如Ｃｏｈｅｎ＆ＺａｒＯＷｉｎ（2010）发现，美国再融资企业在进行应计盈余管理之外，还进行真实盈余管理，并且真实盈余管理程度与应计盈余管理成本正相关；Ｂａｄｅｒｔｓｃｈｅｒ（2011）发现，美国公司为了高估市值，先进行应计盈余管理，而后进行真实盈余管理；Ｚａｎｇ（2012）发现，美国公司管理层基于盈余管理成本对两类盈余管理方式进行选择，应计盈余管理程度与应计盈余管理成本负相关，与真实盈余管理成本正相关；同时，真实盈余管理程度与真实盈余管理成本负相关，与应计盈余管理成本正相关。

　　二、理论分析

　　假设盈余管理创造的盈余为Ａ它由两部分构成：一是通过应计盈余管理所创造的盈余＾一是通过真实盈余管理所创造的盈余7。对于公司管理层来说，这两类盈余管理都能带来效用，并且其效用之间具有完全的替代性，即效用函数扒ｈｙ）＝ｆ／（ｚ＋ｙ）。根据一般效用理论，盈余管理程度越大，其效用越高，但效用的增加速度在下降，即边际效用为正（ｔ／＇＞0）．，但边际效用递减（＜0）。同时，任何盈余管理都有成本，根据一般成本理论，盈余管理程度越大，其成本也越高，并且边际成本递增；不过，两类盈余管理的成本存在差异，假定应计盈余管理和真实盈余管理的成本函数分别为ＣＪｘ）＝ｆｘ2和Ｃ2（ｙ）＝＋／，其中，ａ和6分别反映为监管政策或其他制约机制对应计盈余管理和真实盈余管理的约束强度...＾），＾＾）。此时，公司管理层的盈余管理决策问题为：

　　三、实证研究假设

　　接下来，本文将基于我国会计准则改革的制度变迁背景验证公司管理层进行盈余管理活动的成本在外部监管政策冲击发生变化的情形之下，应计盈余管理与真实盈余管理之间的替代关系及其合计总量的变化。具体而言，本文选择2007年我国《资产减值准则》的改革为背景，其原因在于：（1）与整体会计准则相比，《资产减值准则》对公司管理层进行盈余管理的约束方向相对明确，且相应的金额可以清晰计算与相加汇总；（2）与其他非政策类监管机制相比，《资产减值准则》的变化对于公司来说是外生冲击，且冲击影响存在横截面上的差异，从而为本文提供了利用双重差分方法检验政策冲击效应的背景。

　　四、实证研究设计

　　为检验上述研究假设，我们采用双重差分方法进行实证分析，以避免非新准则实施的事件对研究结论的影响，即选择在新准则实施前后均不受此影响的公司作为控制样本。具体的检验模型为：Ｙ＝／30＋／3．ＮＡＳ＋ｐ2ＲＥＳ＋ｐ3ＮＡＳ＊ＲＥＳ＋＾ＬＰ＋ｐ5ＮＡＳ＊ＬＰ＋ｐ6ＲＥＳ＊ＬＰ＋／3－ｊＮＡＳ＊ＲＥＳ＊ＬＰ＋（3ｓＤｅｓ＋／39ＮＡＳ＊Ｄｅｓ＋ｐｌ0ＲＥＳ＊Ｄｅｓ＋ｐｎＮＡＳ＊ＲＥＳ＊Ｄｅｃ＋ｊ812ＡＬ＋ｐｎＮＡＳ＊ＡＬ＋ｐｕＲＥＳ＊ＡＬ＋ｐｌｓＮＡＳ＊ＲＥＳ＊ＡＬ＋ｐｌ6ＡＩｎｄＲＯＡ＋ｐｘｌＡＲＥＶ＋Ｖ＋／3ｌ9Ｓｉｚｅ＋Ｊ32ＱＪＲ0Ａ＋Ｌｅｖ＋ｅ（12）根据研究假设检验的需要，被解释变量＾分别为以下6个变量：（1）公司转回的长期资产减值准备（47？），它等于转回的长期资产减值准备除以期初总资产再乘以100；（2）公司处置长期资产处置损益（4Ｓ），它等于长期资产处置利得减去长期资产处置损失之差除以期初总资产再乘以100；（3）公司转回长期资产减值准备与处置长期资产损益之和（＾47），它等于与ＡＳ之和；（4）公司是否转回长期资产减值准备的虚拟变量，若转回长期资产减值准备，则ＭＭ＝1，否则（5〉公司长期资产处置损益是否为正的虚拟变量（ＡＳｄ），若长期资产处置损益为正，则1，否则ＡＳｄ＝0；（6）公司转回长斯资产减值准备与处置长期资产损益之和是否为正的虚拟变量Ｍ7Ｗ），若该和大于零，则47＾＝1，否则4似＝0。当Ｆ为他时，模型（1）采用Ｔｏｂｉｔ方法进行回归；当ｙ为肋和47＂时，模型（1）采用0ＬＳ方法进行回归；ｒ为4和时，模型（12）采用Ｌｏｇｉｓｔｉｃ方法进行回归。所有回归模型在计算标准误时以公司维度进行了Ｃｌｕｓｔｅｒ处理。

　　五、实证研究结果

　　表2报告了描述统计。全样本中和的平均值分别是0．1315和0．0534，说明长期资产减值准备转回金额和长期资产处置损益分别占总资产的0．13％和0．05％％ＡＴ的最小值和最大值分别是－1．5982和7．5941，表明长期资产账面价值变动损益的合计值对公司利润的影响在不同公司间存在较大的差异。ＡＩＲＯＡ的平均值是0．0010，表明整体上行业盈利能力处于上升阶段，行业宏观经济发展背景较好；的平均值是1．1280，说明中国公司的平均营业收入增长速度接近13％；4五的平均值是0．0186，说明整体上我国公司的利润在持续上升。ＬＰ的平均值是0．0797，说明大约8％的公司年度观察值实现了扭亏为盈；的平均值是0．1119，说明超过11％的公司年度观测值具有避免利润下降的盈余管理动机的平均值是0．0429，说明4．3％的公司年度观察值具有避免亏损的盈余管理动机。

　　参考文献

　　王建新，2007：《长期资产减值转回研究》，《管理世界》第3期。

　　Ｂａｄｅｒｔｓｃｈｅｒ，Ｂ．，2011，“ＯｖｅｒｖａｌｕａｔｉｏｎａｎｄｔｈｅＣｈｏｉｃｅｏｆＡｌｔｅｒｎａｔｉｖｅＥａｒｎｉｎｇｓＭａｎａｇｅｍｅｎｔＭｅｃｈａｎｉｓｍｓ＂，ＡｃｃｏｕｎｔｉｎｇＲｅｖｉｅｗｔＶｏｌ．86，1491—1518．

　　Ｂｅａｖｅｒ，Ｗ．Ｈ．，Ｍ．Ｆ．ＭｃＮｉｃｈｏｌｓ，ａｎｄＫ．Ｋ．Ｎｅｌｓｏｎ，2003，”ＭａｎａｇｅｍｅｎｔｏｆｔｈｅＬｏｓｓＲｅｓｅｒｖｅＡｃｃｒｕａｌａｎｄｔｈｅＤｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆＥａｒｎｉｎｇｓｉｎｔｈｅＰｒｏｐｅｒｔｙ－ＣａｓｕａｌｔｙＩｎｓｕｒａｎｃｅＩｎｄｕｓｔｒｙ＂，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＡｃｃｏｕｎｔｉｎｇａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｖｏｌ．35，347—376．

　　Ｂｕｒｇｓｔａｈｌｅｒ，Ｄ．，ａｎｄＩ．Ｄｉｃｈｅｖ，1997，＂ＥａｒｎｉｎｇｓＭａｎａｇｅｍｅｎｔｔｏＡｖｏｉｄＥａｒｎｉｎｇｓＤｅｃｒｅａｓｅｓａｎｄＬｏｓｓｅｓ＂，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＡｃｃｏｕｎｔｉｎｇａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｖｏｌ．24，99—126．

　　龚启辉吴联生王亚平

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