操控性应计转回周期的模型研究，本文主要内容关键词为：周期论文,模型论文,操控性论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
盈余管理是管理层基于应计制通过会计政策选择来实现自身效用最大化的经济后果。由于应计具有转回的特点，管理层在一个时期判断和估计的盈余管理会制约随后期间对相应盈余管理的操控。目前关于盈余管理转回的研究还不多。国外Hunt(1996)陈述了盈余管理具有转回的特点；Barton等(2002)认为净资产的高估会使未来盈余管理程度降低；Baber等(2011)研究发现盈余管理的约束不仅受到操控性应计累积量大小的影响，还受到转回速度的制约。我国欧群芳(2012)对企业盈余管理行为阐述了自己的观点；李彬等(2009)验证了基于应计制的盈余管理(会计弹性)与真实活动操控的盈余管理存在负向相关关系，但没有研究盈余管理转回对盈余管理自身的影响。
本文在这些研究成果的基础之上，研究了我国操控性应计转回的周期及其对未来收益的影响。本文对盈余管理研究主要有两点贡献：第一，建立了操控性应计转回周期的模型；第二，用上市公司的数据估算了我国操控性应计转回的周期及其在转回期间对收益率的贡献。
一、操控性应计转回过程的分析
1.盈余管理各项的分布
2.操控性应计转回假设及其对盈余管理的约束
三、实证研究及结果分析
本文选取了2001年-2010年全部A股样本，数据来源于CSMAR数据库，剔除了金融类公司及财务数据缺失的样本，有效样本数为66903个。对所有样本按1%分位数进行了winsorize处理，数据用SAS软件处理。
1.操控性应计计量
表1报告了模型(8)的回归结果，调整后的
为0.0318，主要的回归变量在1%的水平上显著，回归结果与我国上市公司基于线上应计的截面Jones模型一致(鲁桂华，2007；邹燕等，2012)。可见我们用Jones模型来估计NETDA是恰当的。
2.操控性应计的转回周期
表2 Panel-A分别报告了模型(7)混合样本及分年度的回归结果。限于篇幅本文报告了滞后6阶的回归结果，并做了对应的自相关趋势图，如图1所示。在图1中当k＜4时，自相关系数单调递减，直到k=4，当k＞4时，自相关系数单调递增。这说明了从总体上看我国上市公司操控性应计在4年内逐渐转回，操控性应计的转回周期平均为4年，转回速度为25%(1/4)。2007年度转回速度与总体一致，但2009年度回归数据显示操控性应计在第二年大量转回，周期大约为3年，2010年转回周期大约为2年。分年度回归没有像总样本一样表现出明显的规律，可能的原因是：第一，我国在2007年前数据披露不全，数据缺失，导致有效观测不足；第二，2007年新会计准则的实施使企业盈余操控行为不连续。为了验证操控性应计在转回期间对盈利能力的影响，本文设计了回归模型如(9)。若操控性应计的转回会制约盈余管理，那么我们预期
＜0。模型选取控制变量roe，公司规模(size：资产对数)，市盈率(mtb)，销售收入变动率(Δs/s)，这些变量对资产收益率通常存在直接的贡献关系(Baber，2011)。回归结果如表2 Panel-B所示。
由表2 Panel-B可知，操控性应计在转回期间对当期净资产收益率的贡献与预期一致(＜0)，这说明我们通过自相关系数方法来研究操控性应计的转回周期是稳健的，与业绩收入指标相符合。
图1 NBTDA自相关系数图
四、研究结论
研究发现管理层的机会主义行为不仅受到操控性应计累积量大小的约束，同时还受到转回周期或速度的制约，因此在研究盈余管理时我们应考虑二者的联合效应。本文假设t期操控的应计在未来n期逐渐的转回，转回周期为n，转回速度为1/n，借鉴了Jones模型来计算操控性应计，建立了操控性应计转回的模型，并用操控性应计的自相关系数来估计了操控性应计的转回周期。通过选取近10年深市和沪市全部A股样本，研究发现我国操控性应计转回的平均周期为4年。最后本文检验了操控性应计在转回期间对当期净资产收益率的贡献，回归结果显示操控性应计在转回期间对净资产收益率确实存在制约作用，与预期一致，但是系数不显著，可能的原因是回归样本为混合数据，不同行业的应计转回周期差异较大。研究结论对我国盈余管理分析，分析师盈利预测，信息披露等方面具有重要作用。