盈余管理对会计信息价值相关性影响

（７．６２８） （－２．２６６） （２．２３５） （４．１２６）
２００９ ５４７ １１．２８５＊＊＊ －６．０５１＊＊＊ ０．８２８＊＊＊ １．０４０＊＊＊ １５２．８８４＊＊＊ ０．５２７
（９．３８０） （－４．４２５） （４．１４０） （５．３０４）
合计 ３６６６ ７．９６９＊＊＊ －４．０５９＊＊＊ ０．６７４＊＊＊ ０．７６９＊＊＊ ５０４．５２７＊＊＊ ０．３５５
余管理对盈余和权益账面值的价值相关性影响，本文在价值相关性模型（１）的基础上加上反映盈余管理程度的虚拟变量，来捕获盈
余管理的增量信息。鉴于盈余的可靠性会影响盈余和权益账面值的价值相关性，每个会计变量的系数都可以看作是盈余管理虚拟变
量的函数。即令：α０＝β0；α１＝β1＋β2Ｄｉｔ；α３＝β3＋β4Ｄｉｔ；
其中：Ｄｉｔ是盈余管理虚拟变量，当ｉ公司在第ｔ年属于盈余管理组时值为１，否则为０。因此模型（１）可转换为：
Ｐｉｔ＝β0＋（β1＋β2Ｄｉ）ｔ Ｅｉｔ＋（β3＋β4Ｄｉ）ｔ ＢＶｉｔ＋εｉｔ
（２）
Ｐｉｔ＝β0＋β1Ｅｉｔ＋β2ＤｉｔＥｉｔ＋β3ＢＶｉｔ＋β4ＤｉｔＢＶｉｔ＋εｉｔ
（３）
系数β１代表盈余管理不存在时盈余的价值相关性。当盈余被操纵时，系数β１和β２代表了市场对盈余的反应。同样的，系数β３代表
资产，即ＴＡＣｉｔ＝（Ｉｎｃｏｍｅｉｔ－ ＣＦＯｉｔ）／Ａｉｔ－１；εｉｔ为ｉ公司在ｔ年的操纵性应计利润ＤＡ；Ａｉｔ－１为ｉ公司ｔ－１年末资产总额；ΔＲＥＶｉｔ为ｉ公司ｔ年销售收入的
变动额；ΔＲＥＣｉｔ为ｉ公司ｔ年的应收款项变动额；ＰＰＥｉｔ为ｉ公司ｔ年的固定资产原值；ΔＣＦＯｉｔ为ｉ公司ｔ年的经营活动现金流量变动。操纵性应
泛采用Ｏｈｌｓｏｎ（１９９５）的理论模型，并根据自己的研究目的进行了相应的调整。在这些研究的实证模型中，股票价格是盈余和股东权
益账面值的线性函数：Ｐｉｔ＝α０＋α1Ｅｉｔ＋α２ＢＶｉｔ ＋εｉｔ
（１）
其中：Ｐｉｔ是ｉ公司第ｔ年末的股票价格，Ｅｉｔ是ｉ公司在ｔ年的每股净利润，ＢＶｉｔ是ｉ公司在第ｔ年末的每股净资产，εｉｔ是残差。为了衡量盈
盈余管理价值相关性研究样本
中间四分位数 盈余管理组 非盈余管理组 总计
２００２ ８９８
４４８
２２５
Biblioteka Baidu２２５
４５０
２００３ ９６４
４８２
２４１
２４１
４８２
２００４ １０２７
５１３
２５７
２５７
５１４
２００５ １１２１
５６１
２８０
２８０
５６０
２００６ １１１８
５６０
２７９
２７９
５５８
２００８ １１０６
５５２
值价值相关性的影响，为投资者正确选择估值方法提供依据。
二、研究设计
（一）研究假设 基于已有文献分析基础上，本文认为，会计盈余和权益账面值都具有价值相关性，与市场价值存在正向关系。但
盈余管理可能会扮演一个调节的角色，对会计盈余和权益账面值的价值相关性产生影响。换言之，盈余管理可能对盈余和市场价值
之间的关系产生负面影响，而对账面价值和市场价值之间的关系起到了积极的影响。为此提出以下研究假设：
·综合 2012 年第 11 期（下）
盈余管理对会计信息价值相关性影响
赵益康 郝 洪
（中国石油大学（北京）工商管理学院 北京 １０２２００）
摘要：本文分析了盈余管理存在对会计盈余和权益账面值价值相关性的影响。结果表明，盈余管理并不 会降低会计盈余的价值相关性，但在一定程度上提高权益账面值的价值相关性。表明我国资本市场由于信 息不对称，投资者难以判断会计盈余是否被操纵，会更多地依赖相对可靠权益账面值信息进行估值。
ＢＶ ７２３６ ３．０８５ ２．８６１ １．５６３ ０．０００ ２０．９６６
非盈余管理组
Ｐ １８３３ ７．５５７ ６．２００ ５．４０２ １．４８０ ７７．８４０
（亏损公司占 ４．４７％） Ｅ １８３３ ０．２１７ ０．１５１ ０．３１０ －０．７４４ ６．２８０
ＢＶ １８３３ ３．１０７ ２．８７４ １．５４３ ０．０００ ２０．９７０
（三）样本选择和数据来源 本文选取２００２年至２００９年在沪深两市的一般上市公司作为研究样本，选取这一时间序列的原因是
２００１年起《企业会计制度》在大、中型企业执行，信息披露逐渐规范和证券监管不断完善，股票价格从一定程度上回归于其内在价值。
进一步筛选标准如下：剔除金融保险行业的上市公司；剔除股价相关数据缺失的上市公司；剔除财务数据极端异常上市公司；剔除连
假设：盈余管理的存在会降低盈余的价值相关性，进而提高权益账面值的价值相关性
（二）变量定义和模型建立 为了检验研究假设，本文在修正的截面Ｊｏｎｅｓ模型中加入经营活动现金流量变动额，来估计盈余管理
水平，并建立了加入了盈余管理变量的价值相关性模型。
（１）盈余管理水平衡量。国内外众多研究都采用Ｊｏｎｅｓ模型（Ｊｏｎｅｓ，１９９１）或者修正的Ｊｏｎｅｓ模型（Ｄｅｃｈｏｗ ｅｔ ａｌ，１９９５）来估计操纵性应
盈余管理组
Ｐ １８３３ ８．５６４ ６．７２０ ６．８４５ １．４００ ７７．５０
（亏损公司占 ２０．４５％） Ｅ １８３３ ０．１３７ ０．１５０ ０．５７５ －３．４００ ５．８９０
ＢＶ １８３３ ２．８６３ ２．５７０ １．６４２ ０．０００ １８．４５０
表3
盈余管理价值相关性模型回归结果
模型：Ｐｉｔ＝β0＋β1Ｅｉｔ＋β2ＤｉｔＥｉｔ＋β3ＢＶｉｔ＋β4ＤｉｔＢＶｉｔ＋εｉｔ
关键词：盈余管理 价值相关性 公司估值 会计盈余 权益账面值
一、引言
已有研究（Ｅａｓｔｏｎ和Ｈａｒｒｉｓ，１９９１；Ｏｈｌｓｏｎ，１９９５；Ｐｅｎｍａｎ，１９９８；Ｏｕ和Ｓｅｐｅ，２００２）表明，会计盈余具有价值相关性，对股票价格具有
显著的预测性，因此常被投资者作为估值基础。但是，会计盈余有可能受到管理层操纵。国外相关研究证实了管理层会受契约动机、
（１６．７６８） （－７．８８６） （８．８８１） （１１．９７１）
注：上表括号内为 ｔ 检验值，＊＊＊、＊＊ 和 ＊ 分别表示系数通过了显著水平
为 １％、５％、１０％的统计检验。
的时间序列数据进行了邹氏检验，发现２００７起财务数据发生了结 构性变化），无法人为或者通过数据库进行调整，而２００７年操纵性 应计利润的计算需要以２００６年的数据作为基础。按上述标准筛选 后，共得到７３２６个样本。初选样本在计算完操纵性应计利润后，按 照｜ＤＡ｜值的四分位数分组，位于上四分位数的样本进入盈余管理 组，位于下四分位数的样本形成非盈余管理组，得到了盈余管理价 值相关性模型的研究样本３６６６个，其中盈余管理组１８３３个观测值， 非盈余管理组１８３３个。如表（１）所示。
作者简介： 赵益康（１９８８－），男，安徽和县人，中国石油大学（北京） 工商管理学院硕士研究生 郝 洪（１９６５－），女，山东青岛人，中国石油大学（北京）工商管理学院教授
13
赵益康 郝 洪：盈余管理对会计信息价值相关性影响
（２）加入了盈余管理变量的价值相关性模型。价值相关性的研究文献（Ｃｏｌｌｉｎｓ ｅｔ ａｌ，１９９７；Ｂａｒｔｈ ｅｔ ａｌ，１９９８；Ｏｕ和Ｓｅｐｅ，２００２等）广
不存在盈余管理时权益账面值的价值相关性。系数β３和β４代表了当盈余被操纵时，市场对权益账面值的反应。系数β２和β４分别代表
了盈余管理对盈余和权益账面值的影响。根据前面的假设，预计β２为负，表明盈余管理存在时，盈余的价值相关性会下降。相反地，预计
β４为正，因为在盈余管理存在时，市场会改变其对盈余的信赖，转向权益账面值，从而提高账面价值的价值相关性。
Ｊｏｎｅｓ模型中加入经营活动现金流量变动额，并通过年度截面数据估计操纵性应计利润，模型如下：ＴＡＣｉｔ＝α
１ Ａｉｔ－１
＋β１
ΔＲＥＶｉｔ－ΔＲＥＣｉｔ Ａｉｔ－１
＋β2
ＰＰＥｉｔ Ａｉｔ－１
＋β３
ΔＣＦＯｉｔ Ａｉｔ－１
＋εiｔ。其中：ＴＡＣｉｔ为ｉ公司在ｔ年的总应计利润，等于净利润减去经营活动产生的现金流量净额再除以上一年公司期末总
计利润（ＤＡ）等于总应计利润减去非操纵性应计利润的估计值，为：ＤＡｉｔ＝ＴＡＣｉｔ－α赞
１ Ａｉｔ－１
－β赞 1
ΔＲＥＶｉｔ－ΔＲＥＣｉｔ Ａｉｔ－１
－β赞 2
ＰＰＥｉｔ Ａｉｔ－１
－β赞 ３
ΔＣＦＯｉｔ Ａｉｔ－１
。其中：
ＤＡｉｔ为ｉ公司ｔ年的操纵性应计利润。操纵性应计利润ＤＡ的计算可能为正也可能为负，但管理层进行盈余管理是为了从不同方向操纵目
余管理（陈小悦等，２０００；陈晓和李静，２００１）。无论动机如何，管理层的盈余管理会造成报告利润真实性的扭曲，从而降低会计盈余的
可靠性。因此，当盈余管理存在时，会计盈余可能不再是估值的可靠来源，其价值相关性会减弱。另一方面，当盈余管理存在时，市场
可能会寻求其他指标估计股票价值，而权益账面值作为另外一个重要的估值基础可能会更多地为投资者使用，其价值相关性会提
续两年ＳＴ的上市公司；剔除当年上市和上市时间少于两年的公司。剔除２００７年的样本，只用其作为计算２００８年相关数据的基础。因为，
２００７年作为实施新企业会计准则（ＣＡＳ）后的第一年，上市公司的相关财务数据的构成和２００６年有较大区别（笔者对２００２年至２００９年
表1
价值相关性研究样本
年度 总样本
减去
计利润（Ｄｉｓｃｒｅｔｉｏｎａｒｙ Ａｃｃｒｕａｌｓ， ＤＡ），并用此衡量上市公司盈余管理的水平。夏立军（２００２）的研究表明在我国股票市场上，分行业截面数
据Ｊｏｎｅｓ模型可以很好揭示盈余管理程度。而Ｋａｓｚｎｉｋ （１９９９） 考虑到总应计利润和经营活动现金流量之间呈现出显著的负相关关系
（Ｄｅｃｈｏｗ，１９９４），在修正的琼斯模型中加入经营活动现金流量的变动额可以显著提高模型的解释能力，因此本文中笔者在修正的截面
高。相关研究也证实了当盈余的可靠性下降时，其他指标（如账面价值、现金流量）会变得更具有价值相关性来补偿盈余作用的下降
（Ｂｅｒｇｅｒ ｅｔ ａｌ，１９９６；Ｃｏｌｌｉｎｓ ｅｔ ａｌ，１９９７；Ｂａｒｔｈ ｅｔ ａｌ，１９９８）。由于我国资本市场的特殊性导致我国上市公司盈余管理行为的多样性和复杂
性，粉饰的会计信息有可能会影响投资者的决策行为，所以有必要从实证角度研究我国资本市场上盈余管理对会计盈余和权益账面
（６．５４７） （－４．２０４） （３．１１８） （３．８０４）
２００４ ５１４ ４．９２９＊＊＊ －２．７７３＊＊＊ ０．５９５＊＊＊ ０．４９１＊＊＊ ９０．１４８＊＊＊ ０．４１０
（６．００６） （－３．１６９） （５．７６０） （５．６２４）
２００５ ５６０ ５．３１７＊＊＊ －３．０１３＊＊＊ ０．３９７＊＊＊ ０．５３１＊＊＊ ７８．５２４＊＊＊ ０．３５７
前的盈余达到一定的目的，所以许多研究认为应关注应计利润的维度而不是它的方向，并用操纵性应计利润的绝对值（｜ＤＡ）｜ 来衡量公
司盈余管理水平（Ｓｌｏａｎ，１９９６；Ｐｆｅｉｆｆｅｒ ｅｔ ａｌ，１９９８）。本文按每年｜ＤＡ｜值的四分位数对上市公司样本进行分组，如果上市公司当年｜ＤＡ｜值高
于当年的上四分位数，它进入盈余管理组；而当年｜ＤＡ｜值低于下四分位数的公司进入非盈余管理组。
（７．４８５） （－３．９６４） （３．７２９） （６．３９７）
２００６ ５５８ １１．９１７＊＊＊ －６．２３４＊＊＊ ０．６５８＊＊＊ １．３３０＊＊＊ １２１．２５６＊＊＊ ０．５０２
（７．６９７） （－３．７８０） （３．１０５） （７．３５８）
２００８ ５５４ ５．２４３＊＊＊ －１．６９０＊＊ ０．３３４＊＊ ０．５１０＊＊＊ １００．６４２＊＊＊ ０．４１９
报酬激励、政治成本等因素驱使，进行盈余管理来人为地操纵利润（Ｗａｔｔｓ和Ｚｉｍｍｅｒｍａｎ，１９８６；Ｈｅａｌｙ和Ｐａｌｅｐｕ，１９９３；Ｔｅｏｈ ｅｔ ａｌ，１９９８；
ＤｅＧｅｏｒｇｅ ｅｔ ａｌ，１９９９）；而国内研究也表明了我国上市公司为了应对证券市场的相关规定（如获得配股资格、确保上市资格等）进行盈
２７７
２７７
５５４
２００９ １０９２
５４４
２７４
２７４
５４８
合计 ７３２６
３６６０
１８３３
１８３３
３６６６
表2
研究样本描述性统计
样本
变量 样本数 均值 中值 标准差 极小值 极大值
Ｐ ７２３６ ８．２７２ ６．６８０ ６．５３０ １．４００ １６９．８２０
总样本
Ｅ ７２３６ ０．２０１ ０．１６０ ０．４０１ －３．４００ ６．２８０
样本 Ｎ
β１
β２
β３
β４
Ｆ 值 调整 Ｒ２
２００２ ４５０ ６．０７８＊＊＊ －３．５３２＊＊ ０．３５２＊＊ ０．５８５＊＊＊ ２５．５８１＊＊＊ ０．１８０
（３．５４６） （－１．９４２） （２．２５７） （３．３５５）
２００３ ４８３ ８．００８＊＊＊ －５．４０７＊＊＊ ０．４８１＊＊＊ ０．４８２＊＊＊ ６３．２２５＊＊＊ ０．３４１