季偉偉 陳志斌，2

（1.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093；2.東南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京210093）

應(yīng)計項不會消耗現(xiàn)金并且對真實業(yè)務(wù)活動而言成本更低，理論上認(rèn)為基于應(yīng)計項操縱相對于真實業(yè)務(wù)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(xiàn)實中管理人員并不愿意采用應(yīng)計項方式操縱盈余。Zang（2012）研究發(fā)現(xiàn)，應(yīng)計項操縱與實際活動操縱發(fā)生有先后順序，管理者傾向于先用實際活動操縱相對于應(yīng)計項。Granham等（2005）調(diào)查和訪談400余名高管發(fā)現(xiàn)，管理者寧愿采取可能有長期負(fù)面后果的經(jīng)濟(jì)行動（真實業(yè)務(wù)活動盈余管理），而不愿作出一般公認(rèn)會計準(zhǔn)則（GAAP）范圍內(nèi)的會計選擇進(jìn)行盈余管理（應(yīng)計項）。

高質(zhì)量的審計、完善公司治理機(jī)制、內(nèi)部控制等會計程序之外因素制約應(yīng)計項的盈余管理。本文認(rèn)為應(yīng)計項反轉(zhuǎn)性質(zhì)制約著基于應(yīng)計項的盈余操縱；并引入反轉(zhuǎn)速度這一概念，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)行應(yīng)計項操縱盈余的利潤28%的企業(yè)在1年內(nèi)就已全部反轉(zhuǎn)，53%在兩年內(nèi)反轉(zhuǎn)完成，而最長至4年就已全部反轉(zhuǎn)完成。所以對于管理層來說，應(yīng)計項反轉(zhuǎn)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(xiàn)有會計制度的有效性。

一、理論分析及假設(shè)提出

現(xiàn)代財務(wù)會計基本上為權(quán)責(zé)發(fā)生制下復(fù)式記賬體系。權(quán)責(zé)發(fā)生制會計要求管理者依據(jù)現(xiàn)金預(yù)期值來報告經(jīng)濟(jì)交易的結(jié)果。依據(jù)權(quán)責(zé)發(fā)生制會計需要管理者為報告公司預(yù)測未來現(xiàn)金流而做出大量的假定和判斷，產(chǎn)生一個比當(dāng)期現(xiàn)金流更及時、可靠的業(yè)績計量指標(biāo)（即會計盈余）（Dechow，1994；Dechow等，1998）。但是，權(quán)責(zé)發(fā)生制會計也給了管理人員一個利用應(yīng)計項來管理盈余的機(jī)會。但是管理人員自由裁量權(quán)并不是不受限制的。譬如，財政部會計司要求企業(yè)嚴(yán)格按照《企業(yè)會計準(zhǔn)則》及其解釋進(jìn)行盈余確認(rèn)、計量和披露。并且，證券交易委員會和中國注冊會計師協(xié)會指示審計人員依據(jù)上述指引協(xié)助企業(yè)執(zhí)行（Barton和Simko，2002）。

同時，在復(fù)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(chǎn)賬戶膨脹 （Beneish，1997）。所以考慮盈余管理對資產(chǎn)負(fù)債表的影響，權(quán)責(zé)發(fā)生制會計的復(fù)式記賬法意味著：當(dāng)收入被高估時，凈營運(yùn)資產(chǎn)也被注水。利潤表和資產(chǎn)負(fù)債表之間的鉤稽關(guān)系保證反映在盈余的有偏估計也會反映在凈資產(chǎn)價值中。也就是說，資產(chǎn)負(fù)債表期初凈營運(yùn)資產(chǎn)的累計偏誤是前期可操縱應(yīng)計項的疊加結(jié)果。先前盈余操縱的嚴(yán)重程度表現(xiàn)為期初凈營運(yùn)資產(chǎn)的累積高估值，也就是累計可操縱應(yīng)計項的代理變量 （Barber等，2011）。

H1在營業(yè)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(yùn)資產(chǎn)相聯(lián)系。

權(quán)責(zé)發(fā)生制會計所具有的反轉(zhuǎn)特性，使得管理者在一個時期內(nèi)形成的有偏估計和判斷會減少隨后期進(jìn)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(chǎn)負(fù)債表以及會計自由裁量權(quán)的限制，反映以前盈余管理幅度的凈營運(yùn)資產(chǎn)高估程度越大，通過生成操縱應(yīng)計項增加當(dāng)期盈余的能力越低。即，累計可操縱應(yīng)計項將會部分反轉(zhuǎn)到后續(xù)期損益表項目，以前正向盈余操縱行為限制了當(dāng)期報告高盈余的能力。

管理者有各種不同的動機(jī)去操縱盈余。但是，本研究專注于一個特別強(qiáng)烈的動機(jī)——達(dá)到或超出分析師的盈利預(yù)期。

我們關(guān)注盈余意外，因為“也許引發(fā)盈余管理最重要的原因是管理過程中被施加的達(dá)到或者超過分析師盈余預(yù)測的壓力投資者對那些業(yè)績達(dá)不到盈余預(yù)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(dá)到或稍稍超過分析師盈余預(yù)測的比率在增加——這種結(jié)果顯然是通過盈余管理實現(xiàn)（Matsumoto，2002）。

Dechow和Skinner（2000）認(rèn)為牛市和管理者薪酬日益采用股票期權(quán)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(jī)。與這觀點相一致，Barth等（1999）也提供證據(jù)表明，盈利不斷增加的公司有更高的市盈率，當(dāng)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(dá)到分析師預(yù)測的公司，當(dāng)期股票收益存在顯著為負(fù)。如果業(yè)績不及預(yù)期，代價高昂，且存在普遍的達(dá)到預(yù)期的管理盈余行為，那么為什么還是會有那么多公司的業(yè)績不及預(yù)期，即使距離只相差一丁點？還有，為什么他們選擇業(yè)績剛剛達(dá)到預(yù)期值，而不是完全超過呢？Barton和simko（2002）認(rèn)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(quán)是受到限制的。

因此，如果資產(chǎn)負(fù)債表凈資產(chǎn)的高估程度與管理者操縱盈余能力負(fù)相關(guān)，說明在預(yù)計達(dá)到或超出盈利預(yù)期值的概率時，意味著需要考慮凈營運(yùn)資產(chǎn)的影響。

H2隨著資產(chǎn)負(fù)債表的凈資產(chǎn)高估程度上升，管理者報告較大正向（較小負(fù)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(jīng)營凈資產(chǎn)（NOA）與其限制未來盈余管理的機(jī)理。Baber等（2011）對Barton和Simko（2002）框架進(jìn)行補(bǔ)充，注意到期初高估凈營運(yùn)資產(chǎn)對當(dāng)期盈余管理的限制是期初累計操縱性應(yīng)計項的一部分。Baber等（2011）強(qiáng)調(diào)，只有當(dāng)兩個條件——（1）高估凈營運(yùn)資產(chǎn)是由過去權(quán)責(zé)發(fā)生制基礎(chǔ)的盈余管理行為產(chǎn)生的；（2）過去累計操縱性應(yīng)計項部分反轉(zhuǎn)回當(dāng)期損益表——都得到滿足時，高估凈營運(yùn)資產(chǎn)才會限制當(dāng)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(jīng)營凈資產(chǎn)反轉(zhuǎn)，不然不管幅度有多大，經(jīng)營凈資產(chǎn)高估的資產(chǎn)負(fù)債表都不會制約盈余管理。

因此，當(dāng)期盈余管理的限制為期初累計操縱性應(yīng)計項與反轉(zhuǎn)速度的乘積。在期初累計可操縱應(yīng)計項總額不變情況下，反轉(zhuǎn)速度越高，資產(chǎn)負(fù)債表對當(dāng)期盈余管理限制就高。

H3在期初經(jīng)營性凈資產(chǎn)的高估值不變的情況，可操縱應(yīng)計項的反轉(zhuǎn)速度越大，產(chǎn)生本期盈余管理約束也就越大。

二、變量定義

（一）可操縱應(yīng)計利潤的估計

1.總異常應(yīng)計項

本文關(guān)注的是基于應(yīng)計項的盈余管理，而不是實際業(yè)務(wù)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(yè)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(yīng)計項

其中ACCit為總應(yīng)計項目（即，營業(yè)利潤減去經(jīng)營性現(xiàn)金流量）；TAit-1是總資產(chǎn)，作為平減指數(shù)控制規(guī)模；ΔSALESit是年度銷售收入的年度變化；ΔRECit應(yīng)收賬款的年度變化；PPEit是固定資產(chǎn)總額，控制了正常折舊及相關(guān)遞延稅項應(yīng)計費用；（ΔSALES-ΔREC）對有關(guān)銷售的正常營運(yùn)資金應(yīng)計項進(jìn)行控制。

2.流動可操縱應(yīng)計項

本研究之所以將操縱性應(yīng)計項區(qū)分為流動和非流動賬戶，是因為不同資產(chǎn)性質(zhì)，應(yīng)計項的反轉(zhuǎn)速度不同。

借鑒Rangan（1998）和Baber等（2006）的研究成果，用每個行業(yè)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(yīng)計項

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

3.非流動可操縱應(yīng)計項

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

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

（二）凈營運(yùn)資產(chǎn)高估值的計量

對于前期盈余管理的累積效應(yīng)，Barton和Simko（2002）使用期初資產(chǎn)負(fù)債表的凈營運(yùn)資產(chǎn)與當(dāng)期營業(yè)收入的比值作為代理變量。凈營運(yùn)資產(chǎn)（net operating assets，NOA）定義為總資產(chǎn)減去現(xiàn)金及有價證券②NOA＝SEQQ-CHEQ＋DLCQ＋DLTTQ；SEQQ為股東權(quán)益；CHEQ是現(xiàn)金及短期投資；DLCQ 是流動負(fù)債；DLTTQ為長期債務(wù)。。因此，凈營運(yùn)資產(chǎn)主要由權(quán)責(zé)發(fā)生制為基礎(chǔ)計量的運(yùn)營活動凈資產(chǎn)組成。此代理變量蘊(yùn)含著一個假設(shè)：在其他情況都相同的條件，對于一個特定營業(yè)收入水平高估凈資產(chǎn)是低效率的。同樣，將流動累計操縱性應(yīng)計項和非流動累計操縱性應(yīng)計項的代理變量分別設(shè)置為期初流動凈營運(yùn)資產(chǎn)NOA_WC和非流動凈營運(yùn)資產(chǎn)NOA_NC。

（三）反轉(zhuǎn)速度的計量

1.流動操縱性應(yīng)計項的反轉(zhuǎn)速度

企業(yè)會計準(zhǔn)則規(guī)定，流動應(yīng)計項（相對應(yīng)于非流動應(yīng)計項）在一個正常業(yè)務(wù)經(jīng)營周期內(nèi)轉(zhuǎn)換為現(xiàn)金或以其他方式消滅。資產(chǎn)負(fù)債表流動項目（例如，應(yīng)收賬款、應(yīng)付賬款、短期預(yù)提費用及存貨）預(yù)計在一個會計年度內(nèi)結(jié)轉(zhuǎn)。Dechow和Dichev（2002）也報告，其所有樣本中的公司經(jīng)營周期不到一年。所以本研究設(shè)定流動操縱性應(yīng)計項的反轉(zhuǎn)速度SpeedST＝1（nST＝1）。

2.非流動操縱性應(yīng)計項的反轉(zhuǎn)速度

比較起來，非流動操縱性應(yīng)計項（如折舊、待攤費用的攤銷、保修責(zé)任、減值準(zhǔn)備）反轉(zhuǎn)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(zhuǎn)速度。非流動操縱性應(yīng)計項發(fā)起于t年，全部在t＋n年反轉(zhuǎn)完畢（其中n≥1），則將1/n記作非流動操縱性應(yīng)計項的反轉(zhuǎn)速度。因此n越小，1/n更大，意味著更快的反轉(zhuǎn)速度。Baber等（2011）證明，如果非流動操縱性應(yīng)計項恰好全部在第k期反轉(zhuǎn)，則當(dāng)期也就是第k階自回歸系數(shù)ρk在所有自回歸系數(shù)中第n階自回歸系數(shù)ρn是最小的（ρk≤ρn）③屬于Baber等（2011）命題1內(nèi)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(yīng)計項n階自相關(guān)方程為

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

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

（四）達(dá)到或超過盈利預(yù)測的計量

達(dá)到或超過分析師預(yù)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(yù)測。Brown和Rozeff（1978）解決了先前文獻(xiàn)存在的時間序列盈利預(yù)測模型與分析師預(yù)測準(zhǔn)確性問題。此后，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，相對于時間序列盈利預(yù)測模型，分析師預(yù)測擁有同期和及時信息優(yōu)勢，更加準(zhǔn)確，是更好的市場預(yù)期替代變量。Dyckman等（1978）進(jìn)一步證實分析師盈利預(yù)測較時間序列模型存在優(yōu)勢，越臨近財務(wù)報告日，分析師盈利預(yù)測越準(zhǔn)確。O＇Brien（1988）認(rèn)為相比于消除分析師預(yù)測偏誤而言，預(yù)測日期的新舊對于盈利預(yù)測準(zhǔn)確性更為關(guān)鍵。

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

（五）控制變量

本研究在驗證假設(shè)H2和假設(shè)H3時還包含了以前文獻(xiàn)中發(fā)現(xiàn)的與盈余管理、報告盈余達(dá)到與輕微超過分析師預(yù)測的管理者動機(jī)、公司業(yè)績與規(guī)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(tǒng)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(jīng)濟(jì)國家，年份太長容易出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性環(huán)境變化；另一方面企業(yè)新會計準(zhǔn)則2007年1月1日在上市公司實施。上市公司主要財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫，控制變量和分析師預(yù)測等數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本研究對樣本進(jìn)行了如下篩選，（1）剔除金融行業(yè)和公共事業(yè)行業(yè)的上市公司，因為這些公司具有獨特的應(yīng)計項和估計量（Klein，2002）；（2）剔除了方差分析、回歸分析中指標(biāo)缺失的樣本。由于我們對構(gòu)成解釋變量的一些會計數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%水平的Winsorize處理，認(rèn)為已處理對極端值的影響，所以沒有對ST、PT類公司進(jìn)行刪除。

驗證假設(shè)H1的方差分析時，樣本觀測值依據(jù)檢驗條件嚴(yán)苛程度依次有8 535、6 835、5 306、3 836觀測指標(biāo)。進(jìn)行檢驗假設(shè)H2時，因為分析師預(yù)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(yīng)計項的反轉(zhuǎn)速度時，需要進(jìn)行4階自回歸，加上自回歸自由度與樣本數(shù)量之間權(quán)衡，樣本要求1998-2011年有連續(xù)十年相關(guān)會計記錄的上市公司；再加上被解釋變量需要用分析師預(yù)測數(shù)據(jù)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(tǒng)計

表2報告了各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。最后一列顯示各變量與盈余意外計量值（MBE）Spearman相關(guān)系數(shù)。本研究的關(guān)注重點是MBE與NOA，交互項NOA_NC＊speedLT的關(guān)系。與備擇假設(shè)相一致，MBE與凈營運(yùn)資產(chǎn)（NOA）、交互項（NOA_NC＊speedLT）負(fù)相關(guān)。

四、實證檢驗結(jié)果

（一）H1的檢驗

表2 變量的描述性統(tǒng)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(yīng)計項，在不同凈營運(yùn)資產(chǎn)（NOA）五分位數(shù)下平均值。凈營運(yùn)資產(chǎn)（NOA）減去同一會計年度，同一行業(yè)①依據(jù)中國證券監(jiān)督管理委員會（CSRC）上市公司行業(yè)分類索引。凈營運(yùn)資產(chǎn)（NOA）的平均值進(jìn)行調(diào)整。此表顯示對于累計操縱性應(yīng)計項，調(diào)整后凈營運(yùn)資產(chǎn)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(shè)1的結(jié)論（H1）：前期盈余管理積聚效應(yīng)往往是導(dǎo)致期初資產(chǎn)負(fù)債表金額高估（調(diào)整凈營運(yùn)資產(chǎn)相對于銷售水平）。更進(jìn)一步的，表4（流動操縱性應(yīng)計項與起初資產(chǎn)負(fù)債表的流動資產(chǎn)金額）、表5（非流動操縱性應(yīng)計項與期初資產(chǎn)負(fù)債表的非流動資產(chǎn)金額），也都支持假設(shè)1的結(jié)論。

（二）H2的檢驗

1.檢驗?zāi)Ｐ?/p>

本文用二元離散選擇logit模型（5）來驗證假設(shè)H2。

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

表3 累計操縱性應(yīng)計項不同凈營運(yùn)資產(chǎn)五分位數(shù)水平的均值差異

表4 累計流動操縱性應(yīng)計項在不同流動凈營運(yùn)資產(chǎn)五分位數(shù)水平的均值差異

表5 累計非流動操縱性應(yīng)計項在不同非流動凈營運(yùn)資產(chǎn)五分位數(shù)水平的均值差異

假設(shè)H2預(yù)測了MBE與NOA之間的負(fù)向關(guān)系，因此NOA系數(shù)估計值β1為負(fù)，預(yù)示著較大的凈資產(chǎn)高估值（NOA）往往與達(dá)到或超過分析師盈余預(yù)測的較小可能性聯(lián)系在一起。

2.檢驗結(jié)果

表7第2列顯示NOA系數(shù)是-0.074（p＜0.01），這意味著期初凈營運(yùn)資產(chǎn)加權(quán)均值每增加1個單位，公司實際報告盈余達(dá)到或超過分析師預(yù)測（MBE）加權(quán)機(jī)會概率就下降（e-0.074-1）＝0.071 3或7.13%。即，企業(yè)通過虛增利潤使報告盈余達(dá)到或超過分析師預(yù)測的可能性，會隨著現(xiàn)有資產(chǎn)負(fù)債表的凈資產(chǎn)高估程度增加而減少，假設(shè)2得證。

（三）H3的檢驗

1.檢驗?zāi)Ｐ?/p>

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(yùn)資產(chǎn)；NOA_NC指非流動凈營運(yùn)資產(chǎn)；speed_STit-1流動可操縱應(yīng)計項反轉(zhuǎn)速度；speed_LTit-1非流動可操縱應(yīng)計項反轉(zhuǎn)速度。

因為流動操縱性應(yīng)計項年度反轉(zhuǎn)速度speed_STit-1＝1，使得回歸模型中出現(xiàn)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(jìn)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(yùn)資產(chǎn)；speed_LTit-1非流動可操縱應(yīng)計項反轉(zhuǎn)速度。取消NOA_WCit-1＊speed_STit-1，其經(jīng)濟(jì)意義解釋是因為流動凈營運(yùn)資產(chǎn)在一年內(nèi)全部反轉(zhuǎn)完畢，所以期初凈營運(yùn)資產(chǎn)既包括前期累計流動操縱性應(yīng)計項的存量信息，又包含了反轉(zhuǎn)速度的分配信息。模型（7）將流動凈營運(yùn)資產(chǎn)NOA_WC和非流動凈營運(yùn)資產(chǎn)NOA_NC合并后得到凈營運(yùn)資產(chǎn)NOA，而不是在模型中單獨放入兩者，這樣處理預(yù)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(shè)H3。

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

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

反轉(zhuǎn)速度作為主效應(yīng)的主要目的在于，保證效應(yīng)項的結(jié)果不能歸因于未指定的主效應(yīng)。但是我們不預(yù)測β3正負(fù)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(yīng)計項1-4階年度自相關(guān)系數(shù)的樣本均值和中值。相對來說，1階、4階系數(shù)均值或中位數(shù)是最負(fù)的，這點與Baber等（2011）季度自回歸系數(shù)描述性統(tǒng)計結(jié)果相一致。表格第4列顯示了非流動操縱性應(yīng)計項4階自回歸的最負(fù)系數(shù)出現(xiàn)在各階次數(shù)。

前文中本研究用1/n來計量非流動操縱性應(yīng)計項反轉(zhuǎn)速度，n對應(yīng)到4階自回歸最負(fù)的自相關(guān)系數(shù)。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(yè)非流動操縱性應(yīng)計項在下一年就全部反轉(zhuǎn)完畢；兩年內(nèi)全部反轉(zhuǎn)的企業(yè)達(dá)到53%。這些數(shù)值意味著對于應(yīng)計項操縱盈余的反轉(zhuǎn)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(jìn)一步采用多元回歸分析進(jìn)行說明。

表6 非流動操縱性應(yīng)計項4階自回歸的最負(fù)系數(shù)分布情況

3.回歸分析

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

（四）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究用模型（8）替代模型（5）對假設(shè)H2進(jìn)行檢驗；用模型（9）是為穩(wěn)健性檢驗?zāi)Ｐ停?）檢驗假設(shè)H3。

模型系數(shù)估計結(jié)果見表7第4列，流動凈營運(yùn)資產(chǎn)NOA_WC系數(shù)不顯著。而為穩(wěn)健性檢驗?zāi)Ｐ停?）模型（9）的流動凈營運(yùn)資產(chǎn)NOA_WC系數(shù)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(yīng)計項為基礎(chǔ)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(guī)范，例如新會計準(zhǔn)則、企業(yè)內(nèi)部控制配套指引等，使企業(yè)較少地運(yùn)用流動操縱性應(yīng)計項進(jìn)行盈余管理。

表7 各回歸模型系數(shù)估計結(jié)果

然而模型（8）非流動凈營運(yùn)資產(chǎn)NOA_WC估計系數(shù)為負(fù)且顯著，因而同樣假設(shè)2得證，即企業(yè)報告盈利達(dá)到或超出盈利預(yù)測值的可能性，與資產(chǎn)負(fù)債表中凈資產(chǎn)高估程度負(fù)相關(guān)。且在包含交互項模型（9）中，交互項的系數(shù)估計值為負(fù)，但是不顯著，p值0.103。結(jié)合模型（7），估計模型（9）交互項系數(shù)不顯著主要是因為主效應(yīng)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(shè)3，在流動性經(jīng)營性凈資產(chǎn)高估額一定的情況下，盈余管理限制隨著流動性可操縱應(yīng)計項反轉(zhuǎn)速度增加而增加。再考慮非流動凈營運(yùn)資產(chǎn)NOA_WC估計系數(shù)也為負(fù)，說明前期可操縱應(yīng)計項的機(jī)械反轉(zhuǎn)并不是限制當(dāng)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(yùn)資產(chǎn)本身吸引審計人員和證券分析師對潛在盈余管理的關(guān)注。

五、研究結(jié)論

本文對國內(nèi)外操縱性應(yīng)計項反轉(zhuǎn)的研究進(jìn)行了細(xì)致梳理。由于權(quán)責(zé)發(fā)生制下復(fù)式記賬法會計的特性，資產(chǎn)負(fù)債表凈資產(chǎn)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(yùn)資產(chǎn)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(fā)達(dá)國家健全的情況下，利用年度數(shù)據(jù)對期初資產(chǎn)負(fù)債表凈資產(chǎn)高估累計操縱性應(yīng)計項的反轉(zhuǎn)速度對當(dāng)期盈余管理的限制進(jìn)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(wù)報告數(shù)據(jù)檢驗?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行修正，以適應(yīng)我國資本市場的現(xiàn)實狀況。

實證分析表明，企業(yè)實際報告盈余達(dá)到或超過分析師預(yù)測的可能性，隨著期初資產(chǎn)負(fù)債表凈營運(yùn)資產(chǎn)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(chǎn)被高估程度增加而減少。并且本研究進(jìn)一步證明，期初資產(chǎn)負(fù)債表凈營運(yùn)資產(chǎn)高估程度不變的情況下，先前盈余管理對當(dāng)期盈余限制取決于操縱性應(yīng)計項的反轉(zhuǎn)速度。

穩(wěn)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(yīng)計項的機(jī)械反轉(zhuǎn)并不是限制當(dāng)期盈余操縱的唯一因素，還有其他作用機(jī)理，例如凈營運(yùn)資產(chǎn)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(qiáng)烈關(guān)注。希望本研究可以增加國內(nèi)實務(wù)界和理論界對盈余管理后果的深層次認(rèn)識。

本研究從一個新的視角證明了現(xiàn)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(yīng)計項也就是基于會計選擇的方法進(jìn)行盈余操縱。這從另一個側(cè)面說明了基于應(yīng)計項的盈余管理并不是通常文獻(xiàn)所描述的那么嚴(yán)重。

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