朱景鋒 趙文平

一、引言

關于盈余管理的研究已有二十余年的歷史，隨著國內外像安然公司那樣利用會計作假而導致利益相關者巨大損失的案件已屢見不鮮，不少人認為盈余管理就是個別人為了私人利益而損害其他相關者利益的欺詐行為，是掩蓋會計作假的代名詞。然而，事實并非如此。在會計理論界，無論是凱瑟琳.雪普（Katheline.Schipper，1989）等人提出的“信息觀”下的盈余管理，還是以美國會計學者斯考特（William K.Scott，2000）為代表的“經(jīng)濟收益觀”下的盈余管理，兩種觀點都認為盈余管理主要是企業(yè)管理層為了給企業(yè)或個人謀取利益，通過使用會計手段或通過采取實際行動使企業(yè)的賬面盈余達到期望的程度，從而實現(xiàn)私人集團利益最大化和企業(yè)利益最大化。從這一點可以看出，盈余管理在概念上是中性的，它的存在和發(fā)展不僅有其合理性和必然性，且對企業(yè)價值的創(chuàng)造具有一定的正面意義。

多數(shù)學者是基于線性關系的視角下去研究盈余管理對企業(yè)價值或企業(yè)業(yè)績的影響。然而，根據(jù)相關已有的理論，這在經(jīng)濟意義上勢必具有一定的局限性。為此本文將突破陳規(guī)，從我國上市公司普遍存在盈余管理的實際出發(fā)，采用2007年至2009年滬深股市437家制造業(yè)上市公司的橫截面數(shù)據(jù)實證分析盈余管理行為對企業(yè)價值的影響，以期揭示我國上市公司的盈余管理行為對企業(yè)價值的影響是否符合現(xiàn)有研究的理論成果。

二、假設的提出

隨著現(xiàn)代企業(yè)管理技術和手段的不斷深入，企業(yè)追求的不再僅僅是單純的某一方面的指標，而是整個企業(yè)的價值最大化，更多關注的是價值管理（胡玲令，2008）。因此，正確對待盈余管理，應將其分成適當盈余管理和不當盈余管理。我們將謀求眼前利益而損失長遠利益的盈余管理手段稱作不當盈余管理，只有不當盈余管理才會導致會計信息質量下降、企業(yè)價值降低（姚文韻，2005）。

不當盈余管理最基本的動機，是基于當期盈利預期的壓力或出于政治目的或希望通過博弈追逐短期利益的最大化，進行會計行為與政策的選擇，那么這只能是短期行為，必定沒有前瞻性和戰(zhàn)略性，而這些沒有遠見的盈余管理手段往往導致資本結構失衡，企業(yè)的成本升高，從而陷入財務風險和市場風險的困境（姚文韻，2005）。而適度的盈余管理是經(jīng)營管理者站在戰(zhàn)略的高度，以謀求長遠利益最大化為出發(fā)點，制定長遠的規(guī)劃，選擇最優(yōu)的會計政策，進行恰當?shù)臅嬓袨?，已達到企業(yè)價值最大化的目標。

圖1 最優(yōu)盈余管理模型

另外，基于權衡理論的觀點，適當?shù)挠喙芾硇袨槭蛊髽I(yè)的價值提升，而不適當?shù)挠喙芾硇袨樵黾恿似髽I(yè)的財務風險和市場風險，降低了企業(yè)的價值，這一點由（圖1）可以看出。適當?shù)挠喙芾恚捎趯嬚叩恼_選擇，可能會增加企業(yè)現(xiàn)金流等從而提高企業(yè)的價值，財務風險會抵減盈余管理帶來的附加值，當兩者達到均衡時，企業(yè)的價值達到最大化。因此，A點是排除了不當盈余管理的財務風險后的企業(yè)長期價值最大化點。

因此，根據(jù)上面的理論分析，我們特提出如下假設：適當?shù)挠喙芾砟軌蚴蛊髽I(yè)價值增加，而不適當?shù)挠喙芾硎蛊髽I(yè)價值降低，盈余管理對企業(yè)價值的影響呈倒U型的關系。

三、研究設計

（一）研究樣本的選取

由于我國證券市場只有10余年的歷史，且早期上市公司的數(shù)目較少，因此依靠時間序列的特征對我國上市公司的盈余管理程度進行分析尚缺乏足夠的時間證據(jù)。因此，根據(jù)本文的研究目的，選擇以新會計準則實施后2007—2009年滬深兩市制造業(yè)A股上市公司的截面數(shù)據(jù)進行研究。為了研究的需要，依據(jù)以下標準對樣本進行了篩選：1）剔除一些相關指標不全和指標出現(xiàn)異常的樣本公司；2）剔除被掛牌的公司；3）剔除在2007年及以后上市的公司，最終選取了437家上市公司的1311個研究樣本。樣本公司的數(shù)據(jù)主要來源于CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊網(wǎng)站公布的上市公司年報等公開資料。

（二）盈余管理程度和企業(yè)價值的計量

1.盈余管理程度的計量

本文以上市公司的橫截面數(shù)據(jù)利用修正的瓊斯（JONES）模型回歸計算出來的可操控性應計利潤額的絕對值（用上年末總資產(chǎn)進行平整后）作為盈余管理的程度變量。

運用公式（1）計算出公式（2）的因變量TAi，t，從而利用公式（2）估計出回歸系數(shù)α代入公式（3），計算每個樣本公司各年的非操控性應計利潤NDAi，t；最后運用公式（4），計算出可操控性應計利潤DAi，t，我們取其絕對值來表示樣本公司的盈余管理的程度。

其中，DAi，t是公司i在第t期的操控性應計利潤額；NDAi，t是公司i在第t期的非操控性應計利潤；TAi，t是公司i經(jīng)第t-1期期末總資產(chǎn)調整后的第t期的應計利潤；Ai，t－1是公司i在第t年期末的資產(chǎn)總額；ΔREVi，t是公司i在第t期和第t-1期主營業(yè)務收入間的差額；ΔRECi，t是公司i在第t期和第t-1期凈應收賬款間的差額；PPEi，t是公司i在第t期的固定資產(chǎn)凈值；EBXIi，t為公司i在第t期的營業(yè)利潤；CFOi，t為公司i在第t期的經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量。

2.企業(yè)價值的計量

本文采用托賓Q值作為企業(yè)價值的代理變量。由于托賓Q是公司市價（包括股票價值和債務資本的價值）與公司重置成本的比值，較能反映企業(yè)的投資價值，從而也能較好地表現(xiàn)出企業(yè)的價值。

（三）研究變量的定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為企業(yè)價值（Tobin Q），用托賓Q值來表示。

2.解釋變量

本文的解釋變量為盈余管理程度，用修正的瓊斯（JONES）模型計算出來的可操控性應計利潤絕對值來表示。

3.控制變量

除了盈余管理程度外，其他一些因素也可能影響到企業(yè)價值，如公司規(guī)模、財務杠桿水平、凈資產(chǎn)收益率等?；诖?，本文引入以下三個控制變量：1）公司資產(chǎn)規(guī)模（SIZE），以公司年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)值來衡量；2）財務杠桿水平（LEVEL），用資產(chǎn)負債率來表示；3）凈資產(chǎn)收益率（ROE），用公司的凈利潤與凈資產(chǎn)的比值來表示。

變量的具體定義及說明見表1。

（四）模型的提出

本文構建以下兩個回歸模型：

四、實證檢驗

（一）樣本基本狀況的描述性統(tǒng)計

對2007—2009年滬深兩市437家制造業(yè)A股上市公司企業(yè)價值代理變量托賓Q值和盈余管理程度（|DA|）以及資產(chǎn)負債率（LEVEL）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)的自然對數(shù)（SIZE）等控制變量的基本情況的描述性統(tǒng)計如表2所示。從表中可以看出，三年中托賓Q值的均值是1.979，均值大于1（即大部分企業(yè)的市價大于企業(yè)重置成本），最小值是0.550，最大值是11.249；盈余管理程度（|DA|）的均值是0.153，最小值是0，最大值是0.917，沒有超過1；資產(chǎn)負債率的均值是0.490，最小值是0.033，最大值是0.957；凈資產(chǎn)收益率的均值是0.050，最小值是-3.037，最大值是0.711；總資產(chǎn)的自然對數(shù)的均值是21.666，最小值是19.046，最大值是25.014。

!!!"#$%&’()*+,-!"#$!%&!"’()*+,!""#""-./01!$%&%$"2-.341!’(%"5-.6 789:!)*+%",-./. -,0 1 -2.3 -3 0 3 4,-5 5 5<=:;$,-5 1 4 -,1 4 -0 3 3 -3 0/ 4,-0 6 3>?$-0 0 3 -3 3 3 -3 1 1 7 1-3 1/ ,.-3 2 5>@$,-5 3, -3 4/ -3 1 3 -3 1 1 2 ,-3 5 0 CD:,,-4 2. -.,/ -.0/ 3-/,, 4 0-3,2 AB,1,, ,1,, ,1,, ,1,, ,1,,

（二）曲線回歸結果及分析

根據(jù)假設中對盈余管理行為與企業(yè)價值關系的分析，應用SPSS13.0軟件對樣本公司的被解釋變量與解釋變量進行曲線回歸分析，結果見表3。

在表3中，模型（1）只考慮了盈余管理程度（|DA|）對企業(yè)價值（TobinQ）的影響，沒有考慮控制變量；而模型（2）考慮了控制變量企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率以及凈資產(chǎn)收益率的影響。

!!!"#$%&’()*!"!!" !"!""#$ %&’()* #+ $%&’ )* #+ $%&’!!’/0 0 ’2 2 2 3 4 #"’0-/"""5’2/1 ’2 2 2!’-!."""0’2 0 0 ’2 2 0 3 4" 6 6!’/!-""6"’2"1 ’2 5 06!’0!7"6!’.!. ’2/1$8 9: # 6’"/!"""6.’"http://’2 2 2;:<:; # 6!’0--"""6-’5.7 ’2 2 2=>: # ’.7 0"""5’-5 0 ’2 2 2 4?@A+#B?=" ’2!. ’!7-C,- !"’/-1""" 5/’7 2 5"""$%&()*+#,*# #!’-./""""’0!1 ’2 2 2.’1"2"""’2 2 2 ’2 2 2’!!.$"""/01!D234567834%""/017 D2345 67834%"/01!2 D234567834&

從表3可以看出，在顯著水平為0.01的條件下，模型（1）的F檢驗值是12.967，可調整R2的值是0.018，而模型（2）的F檢驗值是49.504，可調整R2的值是0.156，說明兩個模型均有統(tǒng)計學意義，并且考慮了控制變量的模型優(yōu)于未考慮控制變量的模型。兩個模型的系數(shù)的顯著水平也均低于0.1，說明每個模型的系數(shù)均有統(tǒng)計學意義。另外，變量|DA|二次方的系數(shù)都是負值，這與預期保持一致，說明盈余管理程度對企業(yè)價值的影響呈倒U型關系，在一定范圍內能夠找到使得企業(yè)價值達到最大化時盈余管理程度（|DA|）的水平，進而說明了適當?shù)挠喙芾硭侥軌蚴蛊髽I(yè)價值最大化，從而驗證了本文假設的成立。

依據(jù)模型（1） 方程TobinQ=1.689+2.369（|DA|）－1.916（|DA|）2

當Tobin Q達到極大時，解得|DA|=0.618；而依據(jù)模型（2）方程TobinQ=8.72+1.618（|DA|）－1.315（|DA|）2－0.291（SIZE）－1.366（LEVEL）+0.853（ROE），當Tobin Q達到極大時，得到|DA|=0.615。上述求得的盈余管理程度（|DA|）結果中，在企業(yè)價值最大化時，考慮控制變量的盈余管理水平略低于未考慮控制變量的盈余管理水平，說明不同的企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率水平和凈資產(chǎn)收益率水平影響了盈余管理與企業(yè)價值的關系。無論如何，上述研究結果表明企業(yè)的盈余管理程度達到兩個模型的均值0.616附近時，企業(yè)的價值有得到提升的跡象。

總之，上述兩個以盈余管理程度（|DA|）為解釋變量的二次曲線模型對企業(yè)價值（Tobin Q）的解釋能力都比較強，并具有顯著的經(jīng)濟意義，在很大程度上提供了適度的盈余管理水平能夠提升企業(yè)價值的證據(jù)，從而驗證了最優(yōu)盈余管理模型現(xiàn)實存在的合理性。

五、研究結論及局限

本文以2007—2009年滬深股市437家制造業(yè)上市A股公司為研究對象，運用曲線性回歸模型來檢驗企業(yè)的盈余管理行為對企業(yè)價值的影響關系，結果發(fā)現(xiàn)，盈余管理對企業(yè)價值的影響呈倒U型的曲線關系，從而提供了適當?shù)挠喙芾硭侥軌蛱嵘髽I(yè)的價值，而不適當?shù)挠喙芾韺ζ髽I(yè)價值將產(chǎn)生負面的作用，并且存在使企業(yè)價值最大化的A點（如圖1），從而實證檢驗了基于權衡理論視角下的最優(yōu)盈余管理模型存在的合理性。

模型的存在性檢驗研究結論說明：只要企業(yè)的經(jīng)營管理者站在戰(zhàn)略的高度，從企業(yè)的長遠利益出發(fā)，選擇適合自己的會計政策，就越有可能進行適當?shù)挠喙芾?，也就越有希望使企業(yè)的價值達到最大化點的附近；而不進行盈余管理或只是在面臨外界的壓力時，才臨陣抱佛腳，只顧眼前利益，通過會計作假的手段，進行過當?shù)摹坝喙芾怼?，最后得到的只能是企業(yè)價值處在一個較低的水平上。

雖然本文驗證了盈余管理行為對企業(yè)價值的影響呈倒U型關系，得到了最優(yōu)盈余管理模型存在的合理性，從而說明了適當?shù)挠喙芾硭侥軌蚴蛊髽I(yè)價值達到最大化的證據(jù)，符合了現(xiàn)有相關的理論研究成果，但是仍然存在一定的局限性。首先，托賓Q值與企業(yè)的市價和企業(yè)的重置成本有關，市價和重置成本受我國尚不夠完善的證券市場的影響，而且重置成本受主觀因素影響也較大，應用托賓Q值作為企業(yè)價值的代理變量所產(chǎn)生的缺陷還是不容小視；其次，本文未能說明企業(yè)應該如何進行盈余管理才能達到企業(yè)價值的最大化，未給出確切的模型；再次，以我國制造業(yè)上市公司為研究對象，對于其他行業(yè)其結論能否被驗證，以及盈余管理通過影響哪些具體因素來影響企業(yè)的價值，是今后進一步研究的方向。