盈余管理计量模型效力的实证研究

收稿日期:2005年11月18日

文章编号:1002-1566(2007)03-0481-08

盈余管理计量模型效力的实证研究

张雁翎1

陈 涛

2

(11中山大学岭南学院财税系,广州,510275,21暨南大学珠海学院企管系,珠海,519070)摘要:本文以随机抽取的上海和深圳证券交易所的1000家被并购上市公司为样本,研究了盈余管理计量模型的检验效力问题。本文通过三种验证各模型效力的实证方法比较了6种盈余管理的计量模型。研究发现:第一类误差的方法认为H ealy 模型、修正的琼斯模型和前瞻性修正的琼斯模型能有效地检验出盈余管理行为:预测误差标准方法则认为前瞻性修正的琼斯模型是最优的模型:而根据对操纵性应计部分的短期效应的实证则认为H ealy 模型、修正的琼斯模型、K S 模型和前瞻性修正的琼斯模型是较优的计量模型。在综合考虑各种实证结果和中国资本市场实际情况的基础上,认为前瞻性修正的琼斯模型在中国证券市场检验盈余管理行为的效力最强。关键词:盈余管理;计量模型;检验效力;实证研究中图分类号:F 230 F 224

文献标识码:A

Empirical Study on the Ability of Econo m etric M odel on EarningsM anage m ent

Z HANG Yan O ling 1

,C HEN Tao

2

(1Pub li c F i nance &T axation D epa rt m en t ,L i ngnan Co llege ,Sun Y at-sen U n i versity ,G uangzhou ,510275China)

(2BusinessM anage m ent D epart m ent ,Zhuha i Co llege ,Ji nan U n i versity ,Zhuha,i 519070China)

Abstrac t :A bstract :T his paper concentrates on the de tecti on ab ilit y of econome tr i c model on earn i ngs managem ent ,based on the random se lecti on o f 1000m erg ed listed co m pany i n Shanghai and Shenzhen stock exchange as samp l e .T hree positive approaches are conducted in testi ng the detecti on ab ilit y o f s i x m ode ls .A fter e m pirica l st udy ,w e fi nd :the m ethod of type I e rror dee m s thatH ea l y M ode,l M od ifi ed JonesM odel and F or w ard-look i ngM odified JonesM od -e l can exa m i ne t he earn i ng s m anage m ent effec tive l y ;T he standard of fo recast e rror be lieves that F or w ard -look i ng M od ified JonesM odel is most opti m a;l and the m eans o f sho rt-ter m effect of d i scre ti ona ry accrua ls consi ders H ealy M ode,l M od ifi ed JonesM ode,l K S M ode l and Forwa rd-l ooki ng M od ifi ed JonesM ode l are the best .T aken all t he re -s u lts and rea l situati on o f Chi na cap italm arke t into account ,Forwa rd-l ooki ng M od ifi ed JonesM ode l ism ost eff ec ti ve in detecti ng t he earn i ngs m anage m en t i n China secur iti es m arket .

K ey word s :E arn i ng s managem ent ;Econom etr i c mode;l D etecti on ability ;E m pir i ca l st udy

0 引言

一般盈余管理的实证检验都关注盈余管理行为是否存在的问题,研究者基于不同的研究目的会使用不同的计量模型。例如当企业希望达到某些目标时(例如,避免利润下降、避免负利润、实现盈余预测的目标),就可能会存在操纵利润的动机(W atts &Zi m m er m an ,1986;Sch i p per ,1989)。在实证研究中,研究者一般用计量模型估计出来的操纵性应计部分(D iscre -ti o nary Accr uals)来衡量盈余管理行为。这些研究包括:利用H ealy 模型(H ealy ,1985)来研究

2007年 5月第26卷 第3期 数理统计与管理App lication of Statisti cs and M anage m en t

M ay 1,2007

V ol 126 No 13

薪酬制度导致的盈余管理,利用De Angelo模型(De Angelo,1986)来研究委托代理关系导致的盈余管理,利用琼斯模型(Jones,1986)来研究贸易限制导致的盈余管理,利用修正的琼斯模型(Decho w et a.l,1996)来研究盈余管理的动机,利用KS模型(Kang&Sivara m akrishnan,1995)来检验企业的盈余管理行为和利用前瞻性修正的琼斯模型(Dechow et a1.,2002)来研究企业为了避免负利润而导致的盈余管理行为。在一般情况下,研究者都将计量模型所预测的部分当成不可操纵的部分,而残差则代表操纵性应计部分,或者说是盈余管理的部分。

在广泛研究这些盈余管理计量模型时,研究者较少注意它们相对或绝对的准确性。最早研究盈余管理计量模型准确性的是Dechow et a1.(1995)和Kang&S ivara m akrishnan(1995)。这两篇文献比较了各种模型识别第一类误差(当原假设为真而拒绝原假设)和第二类误差(当原假设为假而接受原假设)的能力。同时他们还对模型检验盈余管理的有效性给出自己的解释,并提出了改进的措施。

本文将结合中国资本市场的实际,对上述6种盈余管理计量模型(H ealy模型、De Ange l o 模型、琼斯模型、修正的琼斯模型、KS模型和前瞻性修正的琼斯模型)的检验效力进行研究。模型的检验效力越强,则意味着能更有效的解释非操纵性应计部分,那么该模型也就更容易检验出企业的盈余管理行为。

1盈余管理的计量模型概述

根据研究的需要,本文列出6种研究者广为应用的检验盈余管理的计量模型。由于许多计量模型都会涉及到总应计部分的概念,所以在这里首先给出总应计部分(TA)的估计。基于Co llina and H ribar(2001)的研究,本文提出按以下方法来进行:

TA t=EBE I t-CFO t

此处,EBE l t是在第t年非正常项目调整前的利润,CFO t则是在第t年的经营现金流量。如果在这种情况下仍然无法计算出TA t,则可以利用资产负债表的数据来计算TA t,(H ealy, 1985;Jones,1991):

TA t=$CA t-$CAS H t-$CL t+$STD t-DEP t

此处,$CA t表示流动资产的变化;$CASH t表示现金及其等价物的变化;$CL t表示流动负债的变化;$STD t短期负债的变化和DEP t表示折旧和摊销费用。

出于研究的需要,在实证过程中本文还会考虑到Decho w et a1.(1995)提出的Part变量(存在盈余管理的年份,令Part为1,若不存在盈余管理的年份,则为0)以及Z统计量。Z统计量是由各公司的Part系数的t统计量叠加而成,而t统计量则由不同模型计算的各公司操纵性应计部分对Part变量进行回归得到。于是可以用t推断各公司样本是否在事件期存在盈余管理行为,Z统计量来检验所有公司样本的盈余管理行为,Z统计量的表达式如下:

Z=1

N

E N

j=1

t j

k j/(k j-2)

此处,t i表示第j个公司Part估计系数的t统计量;k j表示第j个公司Part估计系数的t统计量的自由度;N表示公司的个数。根据Decho w et al.(1995)的研究,假如每个公司的t统计量相互独立,那么Z就渐进服从单位正态分布。

(1)H ea ly模型

H ealy(1985)假设在事件期的非操纵性应计部分等于估计期总应计部分(TA t)和滞后总资482数理统计与管理第26卷第3期2007年5月

产(A t -1)比值的平均值。因此,年份t 的非操纵性应计部分(NDA t )应该为:

NDA t =

1n E

S TA S A S -1

此处,NDA t 表示在时间t 经过总资产调整的非操纵性应计部分,n 表示估计年份的个数,S 表示估计年份。本文将模型计算出来的操纵性应计部分记作HEALY 。

(2)De Ange l o 模型

De Angelo 在1986年提出此模型,模型假设非操纵性应计部分等于经过滞后总资产(A t -2)调整的上一期总应计部分(TA t -1),因此计算非操纵性应计部分的模型应为

NDA t =

TA t -1A t -2

De Angelo 模型可以看成是H eal y (1985)模型的特殊例子,只不过这里的估计期为t -1,本文将用此模型计算出来的操纵性应计部分记作DEANGELO 。

(3)琼斯模型

Jones (1991)在剔出外部经济环境影响的背景下,尝试研究非操纵性应计部分。在第t 年的琼斯模型为

NDA t =A 1(1/A t -1)+A 2($

REV t /A t -1)+A 3(PPE t /A t -1)此处NDA t 表示在时间t 经过总资产调整的非操纵性应计部分;$REV t 表示第t -1年到第t 年的收入变化值;PPE t 表示第t 年末的固定资产原值;A t -1表示在第t -1年末的总资产。本文将用此模型计算出来的操纵性应计部分记作JO NES 。

(4)修正的琼斯模型

由于存在着企业可以操纵收入的现象,所以只是采用琼斯模型来衡量操纵性应计部分就可能产生误差,因此提出了修正的琼斯模型来消除这种误差。在此模型中,非操纵性应计部分在事件期(进行盈余管理的时期)内可估计为:

NDA t =A 1(1/A t -1)+A 2[($RE V t -$REC t )/A t -1]+A 3(PPE t /

A t -1)此处,$REC t ,表示第t -1年到第t 年应收账款的变化额。本文将用此模型计算出来的操纵性应计部分记作M J ONES 。

(5)Kang-Sivara m akrishnan(KS)模型

K ang &S ivara m akrishnan(1995)提供了另一种类似于琼斯模型和修正琼斯模型的方法来计量操纵性应计部分。他们使用流动资产和流动负债的估计值,而不是采用流动资产和流动负债的变化值,同时还对所有的样本数据进行回归,不考虑个体效应。由于包含了个体效应,估计会变得相当复杂和困难。原因在于模型要借用某些变量的滞后项作为工具变量,这就会极大地缩减样本的容量。他们的模型通过引入外生变量(销售成本和其他经营成本)来消除省略变量问题,同时采用工具变量和G MM 估计来克服自相关和测量误差的问题。

ACCBLE t

A t -1

=c 0+c 1REV t A t (ART t -1REV t -1)+c 2EXP t A t (OCAL t -1E XP t -1)+c 3PPE t A t (DEP t -1PPE t -1)

此处,ACCBLE t 表示在第t 年末扣除现金、折旧后的流动资产和流动负债之和;REV t 表示在第t 年的收入;ART t -1,表示在第t -1年末应收账款扣除递延税款借方余额;EXP t 表示在第t 年的销售成本;OCAL t -1表示在第t -1年末ACCBLE t -ART t +DEP t 。本文将用此模型计算出来的操纵性应计部分记作KS 。

(6)前瞻性(For w ard )l o ok i n g)修正的琼斯模型

483

张雁翎,陈涛:盈余管理计量模型效力的实证研究

Decho w et a1.(2002)提议用前瞻性修正的琼斯模型来计算非操纵性应计部分:

NDA t =C 1

$REV t -(1-k )$REC t A t -1+C 2PPE t A t -1+C 3TA t -1

A t -2

+C 4GR -Sales t +1

此处,k 表示$REC t 对$REV t 回归的斜率系数,而且它们都用滞后一期的总资产进行调整:GR _Sales t +1表示第t 年到第t +1年的销售额的变化,还要用第t 年的销售额进行调整。本文将用此模型计算出来的操纵性应计部分记作F M J ONES 。2 研究设计

2.1 检验计量模型效力的方法

第一种检验方法是比较各模型的第一类误差(type I error)的方法(Deehow et a.l ,1995和K ang et a.l ,1995)。该检验方法的关键是引入Part 变量,通过各计量模型得到的操纵性应计部分按照方程下面的回归估计出Part 的t 统计量:

DA it =A i +B i part it +E it

1

在此基础上计算各种计量模型的第一类误差(type I error),最后采用二项检验(B i n o m ial Test)来判断真实的拒绝概率是否与预先设定的显著性水平存在明显差异,以此来比较各模型的检验效力。

1

CS MAR 数据库提供的金融公司的财务数据与其他公司有)))一定的区别,不容易统一标准。另外,金融企

业除了受到证监会的监管外,还受到银监会的监管,所以对比起其他行业而言,它们不易进行利润操纵。

第二种检验方法是比较各模型的预测误差(Forecast E rror)的方法(H ealy ,1996和Tho m as &Zhang ,1999)。国外大量的研究认为预测误差的好坏直接关系到模型的检验效力,所以该方法被广泛用来比较模型的检验效力。在实际分析过程中,主要是通过三种简单的统计方法作为标准来比较各模型产生的预测误差,这些方法包括统计性描述、预测误差平方和与预测期的伪R 2

的比较,以此来比较各模型的检验效力。

第三种方法是比较各模型得到的操纵性应计部分是否存在短期效应。根据Sloan(1996)和X ie(2001)的研究,认为操纵性应计部分对于未来盈利的预测能力是短暂的,不是永久的。所以通过判断操纵性应计部分是否存在暂时效应可以作为比较不同模型检验效力的标准。一般而言,企业的利润符合如下的关系:

Earnings t +1=A +B E arn i n gs t +E t

o

然后,将E arn i n gs t ,分解为经营现金流量(CFO )、非操纵性应计部分(NDA )和操纵性应计部分(DA ),上式变为:

Earnings t +1=A +B 1CFO t +B 2NDA t +B 3DA t +E t

?假如操纵性应计部分对盈利的影响是暂时性的,那么可以预期在方程?中的DA 的回归系数显著而且比其他解释项要小。据此可以作为标准来检验各模型揭示盈余管理的能力。

2.2 样本选取

本文研究的对象是随机抽取的被并购的中国上市公司,合计1000家。数据来源于CS -MAR 数据库。样本包括除金融业1

以外的其他行业。本文这样选择样本是基于如下的考虑:以随机方式抽取的样本来进行实证,能够更准确的比较不同模型之间的检验效力(Dechow et a.l ,1995;Tho m as&Zhang ,1999和S loan ,1996)。同时样本还应该满足下面的条件:

484 数理统计与管理 第26卷 第3期 2007年5月

1兼并和收购行为已经成功完成。

o并购交易只限于现金购买式并购,或者是股份交易式并购。?并购企业为非金融性企业。

?目标企业的并购报告发布的时间在CS MAR 数据库中明确给出。?目标企业的年报数据应该在CS MAR 数据库中明确给出。?目标企业在并购发生前需要有6年的财务数据2

。以下所做的数据分析采用Ev ie w 和SPSS 统计软件来实现。3 实证结果

3.1 第一类误差方法的实证结果

表1报告了在显著性水平为1%和5%的条件下,对于1000个样本的第一类误差的发生率。由于样本是随机抽取的,于是可以认为Part 变量也是随机的,所以它就会跟其它任何省略变量都不相关。此时只要高斯分布的假设也满足,我们就可以认为第一类误差应该和被当作检验标准的显著性水平相等。第一类误差针对的原假设是操纵性应计部分等于0,也就是企业不存在任何盈余管理的行为。另外本文采用二项检验(B i n o m ial Test)来判断真实的拒绝

概率是否与预先设定的显著性水平存在明显差异。从表1给出的并购前一年3、并购前两年4

和并购前三年5

的实证结果看,De Ange l o 模型的检验效力在任何年度都是最弱的,这与Bortov et a.l (2001)的研究结论不谋而合。该研究认为De A ngelo 模型的检验能力在很大程度上取决于时间序列数据的期数,由于本文采用样本的期数只有6期,所以D e Angelo 的检验效力不强是正常的。而琼斯模型和KS 模型在并购前两年的检验效力也较弱。对于琼斯模型和KS 模型无法检验出盈余管理行为,Decho w et a1.(1995)和Guay et a1.(1996)分别在他们的研究中给出了相应的解释,他们最终的实证结论都支持了修正的琼斯模型才是最优的检验模型。而综合各年的情况看,H ealy 模型、修正的琼斯模型和前瞻性修正的琼斯模型具有较好的揭示盈余管理的能力。

2

根据Jeter &Sh i vaku m ar(1999)和D echow et a.l (1995)的研究,认为至少需要6年的数据才可能得到较为准确的回归结果。

3并购前一年(t-1)指的是令P art 变量在各企业并购发生的前一年为1,其余年份为0。4并购前两年(t-2)指的是令P art 变量在各企业并购发生的前两年为1,其余年份为0。5

并购前三年(t-3)指的是令P art 变量在各企业并购发生的前三年为1,其余年份为0。

表1 各模型参数检验的第一类误差

并购前一年

并购前两年并购前三年显著性水平1%5%1%5%1%5%HEALY

1.5%4.3%1.6%4.2%1.5%4.1%DEANGELO

2.4%**

3.1%**

2.5%**

3.3%**2.7%**

3.2%**J ON ES 1.4%

4.6%0.4%*3.7%*1.4*4.7%M J ONES 1.3%4.8%1.5%

5.6%1.3%4.9%K S 1.1%5.1%2.0%*

6.3%*1.1%5.3%F M J ONES

1.2%

5.2%

1.3%

5.5%

1.2%

5.4%

注:1.二项检验的原假设是真实的拒绝概率等于预先设定的显著性水平。

2.*表示在显著性水平为5%的条件下拒绝原假设,**表示在显著性水平为1%拒绝原假设。

485

张雁翎,陈涛:盈余管理计量模型效力的实证研究

486数理统计与管理第26卷第3期2007年5月

3.2预测误差方法的实证结果

本文中各模型的预测误差是指由盈余管理计量模型在并购发生后外推4期而计算的预测误差,在表2中本文给出了各模型的预测误差三方面的统计结果。

表2的第一部分报告了各模型的预测误差的描述性统计量。所有模型都几乎接近无偏,这一点从它们的平均值和中位数都非常接近零可以得到验证。但是从其它方面来考察预测误差的分布状况,各模型都存在着偏差。6个模型按照标准差从小到大排列为:前瞻性修正的琼斯模型、修正的琼斯模型、H ea l y模型、琼斯模型、KS模型和De Ange l o模型。

表2的第二部分给出了各模型按照预测误差平方和排序的百分比。对于每个企业,都可以利用6种模型计算出预测误差的平方和,然后从小到大将各模型进行排序,从而得到下面的百分比。前瞻性修正的琼斯模型同样表现出良好的性质(超过40%的样本排在第一),而De Angelo模型最不准确(接近50%的样本排在第六)。至于修正的琼斯模型和H ealy模型都有接近20%的样本排在第一,而KS模型和琼斯模型的准确性相对较差。

在表2的第三部分列出了伪R2(在约束常数项等于0的条件下,使用估计期和预测期的实际非操纵性应计部分对估计的非操纵性应计部分回归的R2)的分布情况。正的伪R2意味着回归方程的残差平方和小于总离差平方和。表2中的伪R2说明各模型都表现不好,对于De Angelo模型、琼斯模型和KS模型来说,只有小于10%的企业具有正的伪R2(在90%的分位数上这三个模型的R2都是负数),而H ealy模型和修正的琼斯模型则有小于25%的企业具有正的伪R2(在75%的分位数上这三个模型的R2都是负数)。只有前瞻性修正的琼斯模型才拥有一定的预测能力,因为接近25%的企业具有正的伪R2。从上面三种不同的统计量可以知道:前瞻性修正的琼斯模型具有较强的预测能力,因此能有效地揭示盈余管理行为。

表2预测误差的三组统计结果

模型HEALY DE ANGELO J ONES M J ON ES K S F M J ONES 第一部分预测误差的描述统计量

平均0.003-0.010.00300.0030

中位数0.001-0.0110.00200.0010.003

标准差0.0960.2370.1010.0910.1470.085第二部分预测误差的平方和排序的百分比

第一18.44%5.43%7.99%18.16%8.89%41.09%

第二14.70%6.28%16.68%18.81%19.58%23.95%

第三19.60%8.11%21.54%16.20%22.12%12.43%

第四10.69%10.57%26.56%15.08%25.10%12.00%

第五17.18%20.55%18.50%21.20%16.88%5.69%

第六19.39%49.06%8.73%10.56%7.42%4.84%第三部分伪R2的分布情况

3.3 操纵性应计部分的短期效应方法的实证结果

此方法主要是通过比较各模型的操纵性应计部分是否存在短期效应来评价模型的检验能力。根据表3给出的回归结果,可以发现De Angelo 。模型的DA 项的系数显著高于CFO 的系数和NDA 的系数,琼斯模型的DA 项的系数也显著高于NDA 的系数,而其他各模型的DA 项的系数都显著的低于CFO 和NDA 的系数。于是认为除了De Ange l o 模型和琼斯模型没有较强的检验效力外,其余4个模型都具有较好的揭示盈余管理的能力。

表3 各模型按方程?回归的实证结果

HEALY DEANGELO J ON ES M J ONES KS FM J ONES 常数项0.012**0.013**0.012**0.012**0.012**0.013**CFO 0.513**0.434**0.506**0.510**0.492**0.491**各模型的DA 0.432**0.493**01464**0.415**0.413**0.406**各模型的NDA 0.499**0.443**0.405*

*

0.461**0.435**0.437**调整的R 2

0.752

0.767

0.752

0.751

0.767

0.767

各方程系数等价性的F 检验

CFO =DA 36.335**

17.986*

*43.035**37.612**11.840**13.455**CFO =NDA 9.520**10.522*

*8.328*

*

10.740**161761**12.848**DA =NDA

14.270*

*11.566

*

*

15.510**

9.914**

10.204**

14.467**

注:11CFO 是经过资产调整的数据,Earni ngs 也是经过资产调整的数据。

21这里使用的是面板数据(Pane D ata)的回归,没有考虑到个体效应和时间效应。3.

**

表示在显著性水平为1%拒绝原假设,此处的F 检验是单尾检验。

4 本文结论

本文利用第一类误差、预测误差和操纵性应计部分的短期效应作为标准来讨论检验盈余管理计量模型的效力问题。第一类误差标准认为H ea l y 模型、修正的琼斯模型和前瞻性修正的琼斯模型能有效的检验出盈余管理。这分别与Guay et a.l (1996)、Tho m as&Zhang (1999)和Decho w et a1.(2002)的实证结论相吻合。而预测误差标准认为前瞻性修正的琼斯模型是最优的模型,这也是Decho w et a1.在2002年提出该模型的主要原因。而操纵性应计部分的短期效应标准则认为H ea l y 模型、修正的琼斯模型、KS 模型和前瞻性修正的琼斯模型是较优的计量模型。由于本文以随机抽取的样本进行实证,所以得到的结论能够在一定程度上反映出中国资本市场的实际情况。于是综合上述各种实证结果,认为前瞻性修正的琼斯模型在中国检验盈余管理的效力最大,而H ealy 模型和修正的琼斯模型则次之。所以本文建议今后在研究企业的盈余管理实证时应该采用前瞻性修正的琼斯模型来进行,这样能够得到较为准确的实证结论。

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2001

盈余管理理论综述

盈余管理理论综述 提要盈余管理是目前实证会计研究的一个热门课题。对于这个议题，目前的众多研究至今尚没有一致的结果，从而在一定程度上给盈余管理的进一步研究造成了混乱。鉴于此，本文将围绕盈余管理概念的提出、盈余管理的动机、手段和计量方法等几个基本方面，对盈余管理的研究现状进行归纳和梳理，旨在为进一步的研究提供一个逻辑起点。 一、引言 盈余管理的研究兴起于20世纪八十年代的美国，它是目前国外会计学和经济学广泛研究的课题。盈余管理是指公司管理当局在会计制度允许的范围内，利用职业判断和规划交易等手段对盈利进行调节，以达到各种目的的机会主义行为。 资本市场中的信息不对称和会计监管制度的不完备性给企业的会计盈余留下了可操纵的空间。根据“理性经济人”假设，企业管理者有进行盈余管理的动机。盈余管理的高低直接影响着其投资收益的好坏。因此，对公司盈余管理行为进行深入研究，就显得十分必要了。盈余管理研究可以从深层次上理解会计盈余的有用性以及会计行为的形成与作用机制，从而进一步验证会计行为的经济后果和会计盈余的信息含量，这将有助于完善监管政策和会计准则，改善公司治理，提高资本市场的资源配置效率。 国外学术界在盈余管理领域做了大量研究，对盈余管理的定义和计量方法学术界并未统一，但这在一定程度上给盈余管理的研究造成

了混乱。鉴于此，本文将围绕盈余管理概念的提出、盈余管理的动机、手段和计量方法等几个基本方面，对盈余管理的研究现状进行归纳和梳理，旨在为进一步的研究提供一个逻辑起点。 二、盈余管理的概念 对盈余管理的概念，会计学界存在着诸多不同意见，但总体来说，主要有以下三个比较通用和流行的定义： 第一，William R Scott认为，盈余管理是指，“在公认会计原则允许的范围内，通过对会计政策的选择使经营者自身利益或企业市场价值达到最大化的行为”，他的观点认为会计政策选择具有经济后果。 第二，Katherine Schipper认为，盈余管理实际上是企业管理层通过有目的地控制对外财务报告过程，以获取某些私人利益的“披露管理”。他的观点是基于信息观的，因此被称为“信息观”下的盈余管理。 第三，Paul M Healy和James M Wahlen从会计准则制定者的角度出发，认为盈余管理是指，管理当局运用职业判断编制财务报告和通过规划交易以变更财务报告，旨在误导那些以公司经营业绩为基础的利益关系人的决策行为，或影响那些以会计报告数字为基础的契约后果。 国内许多会计学者围绕这三种观点，形成了不同的新概念。魏明海认为，盈余管理必然会同时涉及经济收益和会计数据的信号作用问题，从“信息观”的角度看待盈余管理更有意义。刘峰认为，盈余管理是在符合相关会计法律、法规、制度的大前提下，对现行制度所存

计量经济学系列课件23一元线性回归模型检验

§2.3 一元线性回归模型的统计检验 回归分析是要通过样本所估计的参数来代替总体的真实参数，或者说是用样本回归线代替总体回归线。尽管从统计性质上已知，如果有足够多的重复抽样，参数的估计值的期望（均值）就等于其总体的参数真值，但在一次抽样中，估计值不一定就等于该真值。那么，在一次抽样中，参数的估计值与真值的差异有多大，是否显著，这就需要进一步进行统计检验。主要包括拟合优度检验、变量的显著性检验及参数的区间估计。 一、拟合优度检验 拟合优度检验，顾名思义，是检验模型对样本观测值的拟合程度。检验的方法，是构造一个可以表征拟合程度的指标，在这里称为统计量，统计量是样本的函数。从检验对象中计算出该统计量的数值，然后与某一标准进行比较，得出检验结论。有人也许会问，采用普通最小二乘估计方法，已经保证了模型最好地拟合了样本观测值，为什么还要检验拟合程度？问题在于，在一个特定的条件下做得最好的并不一定就是高质量的。普通最小二乘法所保证的最好拟合，是同一个问题内部的比较，拟合优度检验结果所表示优劣是不同问题之间的比较。例如图2.3.1和图2.3.2中的直线方程都是由散点表示的样本观测值的最小二乘估计结果，对于每个问题它们都满足残差的平方和最小，但是二者对样本观测值的拟合程度显然是不同的。 ．． ．．．．．．． ．． 图2.3.1 图2.3.2 1、总离差平方和的分解 已知由一组样本观测值),(i i Y X ，i =1,2…,n 得到如下样本回归直线 i i X Y 10???ββ+= 而Y 的第i 个观测值与样本均值的离差)(Y Y y i i -=可分解为两部分之和： i i i i i i i y e Y Y Y Y Y Y y ?)?()?(+=-+-=-= （2.3.1） 图2.3.3示出了这种分解，其中，)?(?Y Y y i i -=是样本回归直线理论值(回归拟合值)与观测值i Y 的平均值之差，可认为是由回归直线解释的部分；)?(i i i Y Y e -=是实际观测值与回归拟合值之差，是回归直线不能解释的部分。显然，如果i Y 落在样本回归线上，则Y 的第i 个观测值与样本均值的离差，全部来自样本回归拟合值与样本均值的离差，即完全可由

关于CAP模型的实证研究

关于CAPM模型的实证研究 —以广州药业为例 在您购进某个股票以前，您有没有想过对于这项投资，您要求的最低每年回报率是多少？这是您设定的投资收益的底线，如果某个股票不能实现这个最低的收益，就不应当买入。预期的收益率必须大于（至少等于）这个底线，才是理性的投资。比如您认为某个股票的回报率必须在10%以上，目前股价为30元，一年以后价格加上或有的每股分红应大于等于33元(=30*1.1)。如果预期股价将在一年后上涨到35元，即使不分红，也应买入，因为预期的回报率为16.67%（=35/30-1）大于您要求的回报率10%。 预期的收益率=（一年以后预期的股价-目前股价+一年内预期的每股分红）/目前股价 =（一年以后预期的股价+分红）/目前股价-1 在金融业，最常用的一种模型叫做资本资产定价模型，简称CAPM (Capital asset pricing model)。利用这个公式，您就可以设定每一只股票的投资回报率的底线（要求的回报率Required return），作为您买卖股票的依据——买入（卖出）那些预期的回报率高于（低于）通过CAPM计算出来的要求的回报率的股票。如果预期的回报率和要求的回报率相等，说明目前股价正确反映了股票的理论价值，不存在价值高估或低估，在这种情况下，您既可以买入，也可以卖出（把资金转移到那些预期回报率更高的资产上），也可以持有。

CAPM公式 要求的收益率=无风险收益率+风险系数*风险溢价=Rf+β(Rm-Rf) 1) 无风险收益率（Risk-free rate, Rf）： 等于短期国债收益率或者一年银行存款收益率，目前澳洲央行Reserve Bank of Australia 2007年11月7日公布的最新官方利率为6.75%，2008年1月14日央行发行的30天短期国债年收益率位6.93%。 2) 风险溢价（Risk premium）： 等于资本市场收益率减去无风险收益率(Rm-Rf)，注意这里衡量的是整个股市的风险溢价，而不是某个特定股票的。投资者选择不把钱放到银行，而投入资本市场，承担更大的风险是为了获得更高的收益。根据Tim Brailsford、John C. Handley和Krishnan Maheswaran，发表于2008年1月2日《Accounting & Finance》上的文章《Re-examination of the historical equity risk premium in Australia》（《重新审视澳大利亚历年的证券风险溢价》）指出：从1958年至2005年，澳大利亚股市相对于短期国债收益率平均高出6.8%。 3) 风险系数（β） 希腊字母β（Beta）反映的是某个特定股票的价格波动对整个股市指数变动的敏感程度（联动性）。它衡量的是系统性风险（由影响整个金融市场的风险因素而引起的，比如经济周期、宏观经济等），是无法通过分散投资降低的，相对还有每个股票的非系统性风险（行业利润率、竞争程度、企业的比较优势、内在价值等风险），非系统性风险是可以通过把投资分散到不同行业不同企业来降低甚至降到几乎为零。 β不仅是用来计算要求的回报率的重要组成，β值本身也可以告诉我们该股票的特性，是激进还是保守，价格波动风险大还是小。如果某个股票的β值等于1，说明它的股价波动

盈余管理计量模型琼斯模型

盈余管理计量模型琼斯模型 盈余管理计量模型——琼斯模型 盈余管理是会计研究中的一个经典问题。关于盈余管理研究，从实证研究角度来讲，一个关键问题便是如何计量盈余管理程度。 国外有关盈余管理实证研究的侧重点集中于管理者当局更倾向于运用的可操纵性应计项目。所谓应计利润是指那些不直接形成当期现金流人或流出，但按照权责发生制和配比原则应计入当期损益的那些收入或费用(或净资产的增加或减少部分)，比如折旧费用、摊销费用、应收账款增加额等等。 研究者发现应计项目可以分为两部分:可操纵性应计项目和不可操纵性应计项目，盈余管理通过对前者的操纵进行，而后者在宏观经济环境和公司信用政策无重大变化时，在消除了公司增长的影响的前提条件下，应保持稳定。 一、应计利润分离法 国外最常用的盈余管理计量方法应计利润分离法，即用回归模型将利润分离为非操纵应计利润和操纵性应计利润，并用操纵应计利润来衡量盈余管理的大小和程度。此类研究通常包括两个期间:估计期间和研究期间。研究的中心是根据估计期间(假定不存在盈余管理)利用数学模型来预测不可操纵性应计项目，从而计算出可操纵性应计项目的值，通过统计分析，作为判断盈余管理是否存在的依据。 非操纵应计利润易操纵 程度 应计利润 操纵性应计利润 指不直接形成当期现金流人或流出， 但按照权责发生制和配比原则应计人

当期损益的那些收入或费用 二、琼斯模型——结合案例分析 分离应计利润的计量模型非常多，琼斯模型是通过回归方法将应计利润分离为非操纵性应计利润和操纵性应计利润的复杂模型。 琼斯(Jones，1991)对处于美国国际贸易委员会(ITC)产业损害调查中的公司调低报告净收益的行为进行了研究。针对ITC提出的进口救济调查中，被调查行业公司负向盈余管理的动机，他提出假设如下:相较于非调查年份，美国有可能获取进口救济的公司在进口救济调查的过程中，会通过调低盈余水平的盈余管理来增加获取进口救济的可能性或数量。 琼斯从1980年到1985年ITC的6次进口救济调查中的5种行业里，选出23 家公司做为样本。他的研究设计一共分四个层次: 1、用DeAngelo模型检验非正常应计利润的平均值在事件期间是否显著为负 这是一个将总应计利润作为非操纵性应计利润估计值的简单模型，主要验证所选样本的大体变化趋势与假设是否相符。 DeAngelo检验表明:第0年，被调查公司的自然增长额、盈余、现金流、收益显著下降。符合假设。 2、最小二乘法估计非操纵性应计项目的变量的系数 DeAngelo模型假定非操纵性应计利润为一时间常量，但是Jones首先抛弃以前的观念，放弃将非操纵性应计利润为每期都不变的假设，抛弃以往使用总应计利润

所有计量经济学检验方法(全)

计量经济学所有检验方法 一、拟合优度检验 可决系数 TSS RSS TSS ESS R - ==12 TSS 为总离差平方和，ESS 为回归平方和，RSS 为残差平方和 该统计量用来测量样本回归线对样本观测值的拟合优度。 该统计量越接近于1，模型的拟合优度越高。 调整的可决系数)1/() 1/(12---- =n TSS k n RSS R 其中：n-k-1为残差平方和的自由度，n-1为总体平方 和的自由度。将残差平方和与总离差平方和分别除以各自的自由度，以剔除变量个数对拟合优度的影响。 二、方程的显著性检验(F 检验) 方程的显著性检验，旨在对模型中被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上是否显著成立作出推断。 原假设与备择假设：H 0:β1=β2=β3=…βk =0 H 1: βj 不全为0 统计量 )1/(/--= k n RSS k ESS F 服从自由度为(k , n-k-1)的F 分布，给定显著性水平α，可得到临 界值F α(k,n-k-1)，由样本求出统计量F 的数值，通过F>F α(k,n-k-1)或F ≤F α(k,n-k-1)来拒绝或接受原假设H 0，以判定原方程总体上的线性关系是否显著成立。 三、变量的显著性检验（t 检验） 对每个解释变量进行显著性检验，以决定是否作为解释变量被保留在模型中。 原假设与备择假设：H0：βi =0 （i=1,2…k ）；H1：βi ≠0 给定显著性水平α，可得到临界值t α/2(n-k-1)，由样本求出统计量t 的数值，通过 |t|> t α/2(n-k-1) 或 |t|≤t α/2(n-k-1) 来拒绝或接受原假设H0，从而判定对应的解释变量是否应包括在模型中。 四、参数的置信区间 参数的置信区间用来考察：在一次抽样中所估计的参数值离参数的真实值有多“近”。 统计量 )1(~1??? ----'--= k n t k n c S t ii i i i i i e e βββββ 在(1-α)的置信水平下βi 的置信区间是 ( , ) ββααββ i i t s t s i i -?+?2 2 ，其中，t α/2为显著性 水平为α、自由度为n-k-1的临界值。 五、异方差检验 1. 帕克(Park)检验与戈里瑟(Gleiser)检验 试建立方程： i ji i X f e ε+=)(~2 或 i ji i X f e ε+=)(|~|

关于CAPM模型的实证研究

—以广州药业为例 在您购进某个股票以前，您有没有想过对于这项投资，您要求的最低每年回报率是多少？这是您设定的投资收益的底线，如果某个股票不能实现这个最低的收益，就不应当买入。预期的收益率必须大于（至少等于）这个底线，才是理性的投资。比如您认为某个股票的回报率必须在10%以上，目前股价为30元，一年以后价格加上或有的每股分红应大于等于33元(=30* 1.1)。如果预期股价将在一年后上涨到35元，即使不分红，也应买入，因为预期的回报率为 16.67%（）大于您要求的回报率10%。 预期的收益率=（一年以后预期的股价-目前股价+一年内预期的每股分红）/目前股价=（一年以后预期的股价+分红）/目前股价-1 在金融业，最常用的一种模型叫做资本资产定价模型，简称CAPM (Capital asset pricing model)。利用这个公式，您就可以设定每一只股票的投资回报率的底线（要求的回报率Required return），作为您买卖股票的依据——买入（卖出）那些预期的回报率高于（低于）通过CAPM计算出来的要求的回报率的股票。如果预期的回报率和要求的回报率相等，说明目前股价正确反映了股票的理论价值，不存在价值高估或低估，在这种情况下，您既可以买入，也可以卖出（把资金转移到那些预期回报率更高的资产上），也可以持有。CAPM公式 要求的收益率=无风险收益率+风险系数*风险溢价=Rf+β(Rm-Rf) 1)无风险收益率（Risk-free rate, Rf）： 等于短期国债收益率或者一年银行存款收益率，目前澳洲央行Reserve Bank of Australia 2007年11月7日公布的最新官方利率为 6.75%，

盈余管理估计模型综述

盈余管理估计模型综述 内容提要：盈余管理是一个与投资者保护和会计准则制定紧密相关的重要问题，它已 经成为会计乃至金融、经济领域的重要研究课题。盈余管理可以分为应计盈余管理和真实盈余管理。实证研究中必须解决如何识别和衡量盈余管理的问题。本文对应计盈余管理估计模型、真实盈余管理手段及实证模型进行综述，以期为未来盈余管理实证模型的研究提供一定的启示。 关键词：应计盈余管理 真实盈余管理 实证模型 一、概述 盈余管理是经营者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(Healy and Wahlen ，1999)。近年来的研究发现，除了操控非正常应计项目，管理层还可以操控经营、筹资和（或）融资等实际交易活动来进行盈余管理。学界把这种通过操控真实的交易活动，以误导利益相关者并使其相信企业是通过正常的经营活动达到盈余目标的盈余操控行为称为真实盈余管理。比较而言，应计盈余管理受企业会计弹性和外部监管的约束较大，其对企业未来业绩的影响主要是应计项目的反转以及盈余在不同期间的平滑，而真实盈余管理则会对企业现金流以及企业的未来经营业绩和企业价值产生影响。 本文对近年来盈余管理研究的相关文献进行梳理，对应计盈余管理和真实盈余管理的估计模型进行了回顾和总结，并以此为基础分析这些模型需要改进的地方，为以后盈余管理实证模型的研究提供一定启示。 二、应计盈余管理估计模型 实证研究中首先必须要解决的一个问题是如何识别和衡量盈余管理（包括应计盈余管理和真是盈余管理）。而应计盈余管理的估计模型主要有：随机游走模型、Jones 模型以及修正的Jones 模型。 （一）应计利润随机游走模型和考虑成长因素的应计利润预期模型 1.应计利润随机游走模型 这一模型假设公司上年度的应计利润总额为未经管理的应计利润额，本年度应计利润总额与上年度的差额部分，为被管理的操控性应计利润部分。换句话说，该模型假设公司历年的非操控性应计利润遵循随机游走，其表达式为： t t t TA TA ξ+=-1或t t t t TA TA TA DA ?=-=-1 其中，t TA =第t 年的应计利润总额；t DA =第t 年的操控性应计利润；t TA ?=第t 年的应计利润变动额。 如果公司不存在盈余管理行为，那么，操控性应计利润t DA 应等于零；反之，

盈余管理计量方法评述

盈余管理计量方法评述 [提要] 随着经济社会的发展，盈余管理的计量方法也逐渐扩展多种视角，目前主流的方法包括总体应计利润法、特定应计利润法、盈余分布法，以及收入模型法，但完美的计量方法并不存在。本文通过对各种计量方法的研究现状与优缺点的综合梳理，提出对中国特有环境下应采取的若干建议。 关键词：盈余管理；计量方法；应计利润 一、盈余管理计量模型简述 盈余管理的研究始于20世纪八十年代，盈余管理已受到会计文学和大众媒体的相当重视。盈余管理的研究领域相当广泛，其研究的关键是如何计量盈余管理程度，从近20年的研究看，盈余管理的计量方法并不单一。西方国家的一些学者在盈余管理领域已经做了大量的研究。目前主要有四种计量易于管理的模型，他们分别是应计利润分离模型、盈余频率分布模型、特定应计利润模型、收入模型。 1、应计利润分离模型。卡普兰认为一个好的计量模型应该具备可以从总的应计利润中分离出由外在经济因素决定的正常性应计利润的能力。剩下的那一部分就是所谓的可操纵的应计利润，它也是评价盈余管理程度的重要指标。应计利润分离模型在实证研究中被用得最多。因为它能够从总应计利润中将非操纵性应计利润和操纵性应计利润分离出来。其所用的原理是将非操纵的应计利润看成总应计利润模型的数学期望。另外，将总应计利润与非操纵性应计利润两者相减，得到的差作为操纵性应计利润。在这个理论基础上，研究人员提出了大量的检测盈余管理的模型，最具代表性的有海利模型、德安杰罗模型、基本琼斯模型、修正的琼斯模型等。 德安杰罗模型和海利模型是最早的应计利润分离模型。前者将应计利润的变动额作为衡量盈余管理的指标，而后者利用总应计利润来衡量盈余管理的程度。Jones认为应该将非操控性应计利润看成是企业固定资产规模和其销售收入增加额两者的函数。他将非操纵性应计利润定义为主营业务收入与上年相比的增加额和固定资产两者的函数。然后，求出这两个变量的回归系数，以此回归系数便可求出非操控性应计利润，再将总应计利润与非操纵性应计利润作差便可得到操纵性应计利润。 2、盈余频率分布模型。盈余分布法是从盈余管理结果—被管理盈余来分析盈余管理的一种方法。它通过分析盈余分布密度在某一阈值点处是否存在异常，从而判断盈余管理行为存在与否。这种方法的基本思想认为在不存在盈余管理的前提下，企业盈余以及盈余变化应该呈现统计平滑分布。在具体研究中，研究者首先通过盈余管理动因来确定相应的阈值点，然后检验盈余的分布，若在给定阈值点处存在异常的不连续性分布，则表明企业存在盈余管理行为。判断阈值处是否存在盈余管理便转化为阈值处盈余分布函数的光滑与否。盈余管理的动机不

盈余管理研究综述范文参考

盈余管理研究综述范文参考 一、盈余管理定义美国k.schipper认为盈余管理实质上就是披露管理，它是管理者对财务报告进行干预以谋取私利。美国会计学者w.k.scott对盈余管理做了如下定义：它其实就是企业在选择会计政策时所表现出来的经济后果，但企业管理人员选择会计政策的依据都是企业价值最大化。p.m.healy和j.m.wahlen在对大量文献进行整理回顾时，对盈余管理做了定义并且得到大多数学者的认同，他们认为盈余管理实质上就是管理层运用一些方法对财务报告进行一些修饰，从而引起了利益相关者做出错误性的决策。 我国学者对盈余管理也有着自己的理解。魏明海的观点如下：盈余管理其实就是管理层为了影响会计信息使用者依据财务报告做出决策，而在编制报表时进行交易构造或者会计选择的过程。刘峰和章永奎把盈余管理当做是一种有目的的操纵行为，主要是对盈余进行操纵。张祥建和徐晋认为盈余管理首先的在政策法规及会计原则允许的范围内进行，管理层运用一些手段对盈余信息进行管理，主要是为了误导会计信息使用者以使企业价值得到最大的优化。 结合各位学者的观点，我对盈余管理有了自己的见解，盈余管理实质上就是经营者在某种利益的驱使下，在法律和会计准则允许范围内对利润进行操纵和管理。 二、盈余管理的动机企业的经营者进行盈余管理行为主要是

为了自身利益以及企业价值最大化。在对各类文献进行回顾时。大致发现企业进行盈余管理主要是为了以下几大类动机：（1）契约动机，（2）资本市场动机，（3）监管动机。 （1）契约动机。契约动机主要包括两方面，一方面是债务契约，另一方面是管理层的报酬契约。所谓债务契约动机是指管理者为了降低违约风险而进行的盈余管理。债权人与管理者存在着代理关系，债权人为了保证自己资金安全，即为了到期能收回利息与本金，会在债务契约中加上一些限制性的条款，而这些条款会增加企业的一些经营风险或者丧失一些投资机会，管理者为了迎合债权人的要求或者降低违约风险都会进行一些盈余管理行为。而报酬契约动机是管理者为了自己的利益所进行的盈余管理。由于所有权与经营权的分离，即委托代理关系的产生，在管理层的报酬与企业的经营利润相挂钩的情况下，管理层为了使自己利益最大化，会采取一些手段或者凭借自己的职业技能对企业的经营利润进行一些操控，以此来增加自己的收入。 （2）资本市场动机。资本市场动机主要是企业为了能够在资本市场上进行融资或者收购而进行盈余管理，主要是为了迎合分析师对企业的预测以及影响公司的股价。在我国的资本市场，会计盈余数据一直作为判断公司股票的发行与上市、配股、st 及终止上市的处理规定的硬性指标，因此资本市场动机主要包括ipo动机、增发配股动机、避免被st及终止上市动机、收购动机以及迎合证券分析师预测的动机。

盈余管理文献综述

盈余管理文献综述 摘要： 关键词 正文： 一、盈余管理概述 （一）国外关于盈余管理概念的研究综述 盈余管理研究始于上世纪八十年代，如今已取得了丰硕的成果,在这30年间，已有很多中外学者对盈余管理进行了研究，并且取得了不菲的成果，如盈余管理的定义、盈余管理产生的条件和动机、估计盈余管理的模型，盈余管理的影响等。关于盈余管理的诸多方面，学者们都有自己的看法和观点，并且这些观点和看法都不尽相同。关于盈余管理的概念国外研究者分别给出了不同的定义归纳起来主要有三种观点。 美国会计学者William R Scott William R Scott.财务会计理论[M].北京:机械工业出版社,2000. 在其所著的《财务会计理论》一书中认为，盈余管理是会计政策的选择具有经济后果的一种具体表现。他认为，只要企业的管理人员有选择不同会计政策的自由，他们必定会选择使其效用最大化或使企业的市场价值最大化的会计政策，这就是所谓的盈余管理。 Katherine Schipper Katherine https://www.wendangku.net/doc/da4293200.html,mentary on Eamings management[J].Accounting Horizons,1989. 认为盈余管理是一种“披露管理”的概念，即企业管理层（包括董事会、经理、部门负责人）为获取一定的私人利益在对外进行披露时，有目的地对财务报告进行控制的过程。 美国会计学者Paul M Healy和James M Wahlen Healy P M, Wahlen J M. A Review of the Earnings Management Literature and Its Implications for Standard Setting[J]. Accounting Horizons, 1999. 认为盈余管理是经营者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。这一定义主要是强调盈余管理的目的是通过改变盈余来误导利益相关者和影响以盈余为基础的合约，而利益相关者主要是指投资者，以盈余为基础的合约主要包括债务条约和薪酬条约，这说明盈余管理是一个与投资者保护和债权人保护密切相关的问题。 （二）国内关于盈余管理概念的研究综述 陆建桥陆建桥 . 中国亏损上市公司盈余管理实证研究 [J]. 北京：会计研究，1999(9). 将盈余管理定义为,企业管理人员在会计准则允许的范围之内,为了实现自身效用的最大化和企业价值的最大化作出的会计选择。 魏明海魏明海.盈余管理基本理论及其研究评述[J].会计研究,2000.9. 认为，盈余管理是企业管理当局为了误导其他会计信息使用者对企业经营业绩的理解，在编制财务报告和“构造”交易事件以改变财务报告时做出判断和会计选择的过程。他的观点是盈余管理会增加或减少会计数据上的报告收益，从而影响相关利益人的决策。 孙铮、王跃堂孙铮,王跃堂.盈余操纵与资源配臵之实证研究[J].财经研究,1999.4. 认为，盈余管理是企业利用会计管制的弹性操纵会计数据的合法

实证分析模型模板讲课教案

二、大兴农场小额贷款对农户收入的影响实证分析 （一）模型设定 1.指标选取及数据来源 问卷发放时间为2013年1月,为了能完整地搜集年度数据,模型中所引入的数据均以2012年为准,被解释变量Y 选取了被调查农户年纯收入；六个解释变量中DS 是指被调查农户实际已获得的小额信贷累计额度,FE 是指被调查农户从事非农行业的劳动力占家中全部劳动力的比重,JC 与NL 是有关户主特征的变量,即其受教育程度及年龄,SZ 是指年末被调查农户生产性资产价值,其中包括主要的生产性固定资产及主要购买的生产资料,包括农用动力机械及农林牧渔业生产资料。TM 是指被调查农户2009年初耕地面积。这六个因素均是影响农户收入的主要指标，其中非农劳动力比例、耕地面积、生产性资产是农户发生生产活动的基本组成因素，而年龄和受教育程度是农户的自身特征。本文中的数据均来源于调查问卷数据整理的结果。 2.模型构建 假设小额信贷的数额、非农劳动力占劳动力的比重、户主受教育程度、户主年龄、生产性资产价值、耕地面积为影响农户收入的主要因素，我们在对内蒙古赤峰地区大兴农场部分农户调研的基础上借鉴生产函数的考察方法构建实证模型，其基本的估计方程是: 表2-6 定义说明 序号 变量类型 变量 定义 1 因变量 Y 农村居民户纯收入（万元/户） 2 自变量 FE 农户中现有非农劳动力占劳动力比重 3 自变量 JC 受教育程度，小学1,初中2,高中3，大专以上 4 4 自变量 NL 户主年龄20-30为1,30-40为2,40-50为3,>50为4 5 自变量 DS 累计小额贷款总额（万元/户） 6 自变量 SZ 生产性资产(生产性固定资产及购买的生产性资料) 7 自变量 TM 耕地面积（亩） ξ ββββββα+++++++=TM SZ NL JC FE DS y 654321

计量经济学 Chow(邹氏)检验 检验模型是否存在结构性变化 Eviews6

数学与统计学院实验报告 院（系）：数学与统计学学院学号：姓名： 实验课程：计量经济学指导教师: 实验类型（验证性、演示性、综合性、设计性）：验证性 实验时间：2017年 3 月15 日 一、实验课题 Chow检验（邹氏检验） 二、实验目的和意义 1 建立财政支出模型 表1给出了1952-2004年中国财政支出（Fin）的年度数据（以1952年为基期，用消费价格指数进行平减后得数据）。试根据财政支出随时间变化的特征建立相应的模型。 表1 obs Fin obs Fin obs Fin 1952 173.94 1970 563.59 1988 1122.88 1953 206.23 1971 638.01 1989 1077.92 1954 231.7 1972 658.23 1990 1163.19 1955 233.21 1973 691 1991 1212.51 1956 262.14 1974 664.81 1992 1272.68 1957 279.45 1975 691.32 1993 1403.62 1958 349.03 1976 656.25 1994 1383.74 1959 443.85 1977 724.18 1995 1442.19 1960 419.06 1978 931.47 1996 1613.19 1961 270.8 1979 924.71 1997 1868.98 1962 229.72 1980 882.78 1998 2190.3 1963 266.46 1981 874.02 1999 2616.46 1964 322.98 1982 884.14 2000 3109.61 1965 393.14 1983 982.17 2001 3834.16 1966 465.45 1984 1147.95 2002 4481.4 1967 351.99 1985 1287.41 2003 5153.4 1968 302.98 1986 1285.16 2004 6092.99 1969 446.83 1987 1241.86 步骤提示： （1）做变量fin的散点图，观察规律，看在不同时期是否有结构性变化。

控股股东与盈余管理问题研究综述(一)

控股股东与盈余管理问题研究综述(一) 摘要：从我国控股股东的盈余管理行为的普遍性角度出发，探讨了我国的一些制度因素为控股股东管理盈余提供了有利契机，并分析了控股股东进行盈余管理的动因，其最终目标是为获取控制权的私人收益，并不是为了提高公司的价值，该行为扰乱了我国资本市场的健康发展，最后提出遏制控股股东的盈余管理行为的途径。 关键词：盈余管理；控股股东；董事会；侵占动机；投资者保护 1中国的制度因素为控股股东进行盈余管理提供了契机 1.1集中的股权结构 在20世纪90年代，我国学者、政策制定者对股份制、股票市场的认识还不深刻，认为把国有资产转变成标准化的股票流通几乎是国有资产的流失，于是就将上市公司的股权人为地设计成流通股和非流通股并存的结构，最终造成上市公司2/3不流通和1/3流通的股权分裂格局，其中非流通股主要由国有股构成。常红军（2004）指出在2002年11月底结束的由原国家经贸委和中国证监会联合进行的对上市公司建立现代企业制度情况的检查工作中，在1051家控股股东中，国有性质的股东共813家，非公有性质的股东共183家，集体性质的控股股东55家，分别占全部控股股东的77%、18%和5%。单一国有股东持股比例在50%以上的公司有390家，占全部上市公司的36.8%；持股比例在20-50%的公司有387家，占全部上市公司的36.5%，国有股一股独大的现象特别突出。可见，我国的上市公司自诞生之日起，控股股东就已经存在，就形成了股权集中且缺乏制衡的股权结构。 1.2低效的董事会治理机制 董事会的治理效率直接关系到公司业绩和股东利益。如果董事会能有效地进行决策并监督管理层的经营行为，公司的价值将提高，股东利益也会得到有效保护。而在我国，董事会属于一种新型的治理机制，其内部组织结构还不完善、效率整体上不高，存在“弱董事会”现象，如董事会规模偏大，独立董事比例小，董事长与总经理两职尚未完全分离等。李常青（2004）进行的董事会有效性的研究结果表明，我国董事会规模主要分布在7至11人之间，处于此区间的观测值占样本总数的76.77%，考虑到我国公司的规模较小，与美国标准普尔公司(董事会规模平均为l0人)相比，我国公司董事会规模略显臃肿；统计结果还表明，我国上市公司的独立董事比例最小为0，最大为0.454。2001年样本公司的独立董事比例显著大于2000年，同时2002年又比2001年显著增大，均值由2000年度的0.016上升至2OO2年0.228，但是仍未达到《指导意见》规定的1/3，也远低于发达国家上市公司的水平；此外，我国上市公司中279家公司是董事长兼任总经理，占15.1%，ll52家公司的总经理兼任董事，占62.5%，完全实行两职分离的公司仅416家，占22.4%，可见，CEO兼任董事的现象较为普遍。总体而言，我国的董事会治理机制比较弱化。 国内外学者关于董事会与盈余管理的研究文献相当丰富，且研究结果表明，董事会的治理效率能在一定程度上降低公司的盈余管理行为。Beasley(1996)认为董事会规模与虚假财务报告正相关，王立彦、刘军霞（2003）发现董事会规模与盈余管理负相关；提高独立董事的比例有助于更好地履行监督作用，减少财务舞弊的可能性（Beasley,1996；Dechowetal.,1996；Uzunetal.,2004），压缩盈余管理的空间（Klein，2002；Peasnelletal.,2005），刘立国、杜莹（2003）认为，提高独立董事的比例可以减少财务舞弊的可能性，提供更加透明的会计信息（崔学刚，2004）；Dechow、Sloan和Sweeney(1996)研究发现总经理是公司创立者、董事会由管理层控制的公司更容易发生盈余操纵行为。由此可见，低效的董事会治理机制不但不利于减少公司的盈余管理行为，而且更利于控股股东利用其控制权操控董事会，增加公司的盈余管理行为。 1.3不健全的投资者保护的法律体系 对中小投资者法律保护体系的建立有助于减少控股股东的利益侵占行为，抑制公司的盈余管理现象。LaPorta，Lopez-de-Silanes，Shleifer，andVishny(1998)在描述投资者保护特征时，通

新会计准则盈余管理实证研究

新会计准则盈余管理实证研究 会计部门在企业各个部门中占有重要的位置，因此国家对会计也相当关注，在考虑到原有的会计准则已经不适应当前时代企业的发展，政府专门出台了新的会计准则。该准则基本延续原有的准则，但是在很多方面做出了改动，避免某些企业钻规则的空档，做出损害国家利用的事情。新准则是老准则的加强版，填补了以前规则的漏洞，对企业起到的约束力更加强劲，因此也对企业盈余管理造成了很大的影响。值得注意的是填补漏洞这种事情是很难一蹴而就的，我们尚需要对新的准则造成的影响进行研究，以期望进一步的完善会计准则。 一、盈余管理的定义 盈余管理的定义在当下还是一个有争议的话题，但是还是有一个认可度较高的说法：盈余管理其实就是公司里的部分人员为

了获取超出个人应得的利益，采用不正当的手段将公司的财务账单进行虚报的一类管理行为。[1]一般来说公司进行盈余管理的原因也确实是公司内部人员为了求得更多的财富，但是在一些特殊的时间里，公司财务作假并不是某些人出于个人的利益考虑，而是为了对外界的人起到一个误导的作用。主要表现在以下几个方面：(一)公司经营不善时误导外界。很多时候公司所能获得的投资金额和受到政府以及社会各界的扶持力度的评判标准，就是公司的资金盈利状况。公司为了获得更多的外界融入资金，在一些情况下会选择将外界的财务报表进行修改，达到误导的效果。北大青鸟在之前就使用过这样的方法，吸引外界投资。(二)公司经营良好时误导外界。公司经营良好时，就需要上缴高额的税收，上缴的越多，公司的实际纯利润也就越少，因此为了获得更大的利益，公司可能会选择虚报收入，以达到少纳税的目的，也就是俗称的偷税漏税。十几年前杭州有上百家大企业，但是交税情况却并不理想，这是因为很大多公司在税收要求低的地区开设厂房以达到减少纳税的目的，再者就是运用盈余管理手段将所得利益隐藏起来，从而少纳税。 二、新会计准则对盈余管理的影响

盈余管理的总体应计利润计量法综述

内容摘要：【摘要】盈余管理实证研究的一个关键环节就是计量盈余管理程度，总体应计利润法是目前西方盈余管理研究文献中使用频率最高的一种盈余管理计量方法，但同时也是受到批评最多的一种方法。本文对总体应计利润法计量的原理、具体模型和优缺点作全面评述，并对未来的研究提出一点建议。 【摘要】盈余管理实证研究的一个关键环节就是计量盈余管理程度，总体应计利润法是目前西方盈余管理研究文献中使用频率最高的一种盈余管理计量方法，但同时也是受到批评最多的一种方法。本文对总体应计利润法计量的原理、具体模型和优缺点作全面评述，并对未来的研究提出一点建议。 【关键词】盈余管理；总体应计利润；琼斯模型 一、总体应计利润法的常用模型 总体应计利润法是西方盈余管理实证研究中最常用的一类方法。该类方法目的是从应计利润总额中分离出可操纵性应计利润，作为衡量盈余管理的指标。总体应计利润法下，提出了众多的模型，包括：healy模型、deangelo模型、jones模型、jones截面模型、jones修正模型等。这些模型的主要差异是非操纵性应计的假设与处理不同，各模型简介如下：（一）healy模型 heal（1985）假设非操纵性应计服从均值为零的白噪音过程，因此预期非操纵性应计等于零，总应计的任何非零值归于管理层操纵。 edait=tait/ait-1（1） （二）deangelo模型 deangelo（1986）假设非操纵性应计服从随机游走过程，也就是，对于一个稳定状态的企业，t时的非操纵性应计被假设等于t-1时的非操纵性应计，因而t时与t-1时总应计之间的差异被归于会计操纵。 edait=（tait－tait-1）/ait-1（2） （三）基本jones模型 jones（1991）认为公司主营业务收入的变动会带来营运资本变动导致企业应计利润的变动，固定资产会产生折旧从而带来应计利润的减少，因此jones模型用销售收入增量（△rev）以及固定资产原值（ppt）作为自变量，建立总应计的多元线性回归方程，通过参数估计，预测事件期的可操纵性应计。 具体的计算是分为两步，首先利用估计期（p）的时序数据，将总应计（ta）回归到总应计的非操纵性成分决定因子（△rev和ppt）， taip/aip-1=α1（1/aip-1）+β1（△revip/aip-1）+β2（pptip/aip-1）+εip （3）利用上述模型，求出各参数的系数估计值（a，b1，b2），然后运用事件期（t）的数据，计算出非操纵性应计的预期（edait）。 edait=tait/ait-1－〔ai/ait-1－b1i（△revit/ait-1）+b2i（pptit/ait-1）〕（4）（四）jones截面模型 jones刚提出模型时，运用的是时序数据，由于时序数据会导致生存偏差问题，为了最小化生存偏差，defond and jiambalvo（1994）提出jones截面模型，截面模型假设企业的非操纵性应计水平在同一产业各企业之间变化是一样的。首先针对每一个样本企业，根据它

APT模型实证分析

APT模型实证分析 研究方法与样本选取 基本假设 套利定价模型（APT）如同资本资产定价模型，描述了风险溢价和单个证券或投资组合收益率之间的关系，它主要基于以下三个基本假设：1．组合是无风险的；2．组合的敏感性因子为0；3．组合期望收益率大于0。 套利定价模型 套利定价模型的基本形式为 i=1,2,3…n r i组合=C+ ∑βi F i+ε i， r i表示投资组合i的收益率，即为组合内各个证券收益率的加权平均和； · F i 是第i种系统风险因素； βi表示第i种风险因素的β值，也等于组合内各单个证券β值加权平均和； 因素分析 为了使因素选取更为准确恰当，我们将从股票定价的基本模型——股利折现模型出发，对各个因素进行分析。 股利折现模型的基本形式为： P i=∑(Div i/（1+r）i), i=1,2,3…,n 其中Divi表示第i期的股利，r表示折现率。 所以可以看出，折现率，预期的红利水平，和当期的价格都将对于个股的收益率产生影响。由此，我们确定如下因素作为股票收益率的系统风险因素。 ; 市场风险溢价 根据CAPM模型的基本结论，单个股票的收益水平应该市场风险有相关关系，所

以市场风险溢价可以认为是影响单个股票收益水平的系统风险因素； 增长率 宏观经济环境的变化对于股票市场上大多数公司的收益水平都有影响，进而对于股利的支付水平也有影响，所以也应把GDP作为系统风险因素考虑再内； 通货膨胀率的变化 与上面的宏观因素一样，通货膨胀率的变化也会影响到实际利率水平，进而对折现率有影响； .模型构造 根据上面所选取的因素，对于各个因素分别选取了恰当的指标进行度量： . 市场风险溢价(Rm-rf) 根据CAPM模型的基本理论，这里我们用Rm-rf作为市场风险溢价的度量因素，其中Rm为市场收益率，用上海综合指数收益率代表，rf为市场无风险利率，用央行公布的一年期定期存款的利率代表； 增长变化(GDPM,GDPY) 由于理性的投资者对于GDP的变化有一定预期，应以GDP增长的变化作为风险因素考虑，那么可以用lnGDP(t)-lnGDP(t-1)代表，另外需要说明的是由于GDP 月度数据的不可得性，本文参考了国内大多数文献对于GDP月度数据的处理办法，用当月工业增加值对于GDP季度数据进行加权，然后对于经处理过后GDP 的月度数据观察可以发现，数据呈现出很明显的周期性，因为也把GDP相对于去年同期增长变化水平作为令一个解释因素，即lnGDP(t)-lnGDP(t-12)； 通货膨胀率的变化(In) 这里采用当月居民物价指数作为通货膨胀率的代表； 最后把单个股票的超额收益率（rie）作为解释变量，构造线性模型表示为如下形式：

会计研究实证模型

(iv)Based on the equation in part (iii),can women realistically get enough years of college so that their earnings catch up to those of men? Explain. C O M P U T E R E X E R C I S E S C7.1Use the data in GPA1.RAW for this exercise. (i)Add the variables mothcoll and fathcoll to the equation estimated in (7.6) and report the results in the usual form. What happens to the estimated effect of PC ownership? Is PC still statistically significant? (ii)Test for joint significance of mothcoll and fathcoll in the equation from part (i) and be sure to report the p -value. (iii)Add hsGPA 2 to the model from part (i) and decide whether this gener- alization is needed. C7.2Use the data in W AGE2.RAW for this exercise. (i)Estimate the model log(wage ) ??0 ??1educ ??2exper ??3tenure ?? 4married ??5black ??6south ??7urban ?u and report the results in the usual form. Holding other factors fixed,what is the approximate difference in monthly salary between blacks and non- blacks? Is this difference statistically significant? (ii)Add the variables exper 2 and tenure 2 to the equation and show that they are jointly insignificant at even the 20% level. (iii)Extend the original model to allow the return to education to depend on race and test whether the return to education does depend on race. (iv)Again,start with the original model,but now allow wages to differ across four groups of people:married and black,married and nonblack, single and black,and single and nonblack. What is the estimated wage differential between married blacks and married nonblacks? C7.3 A model that allows major league baseball player salary to differ by position is log(salary ) ?? 0 ??1 years ?? 2gamesyr ??3bavg ??4hrunsyr ??5rbisyr ??6runsyr ??7fldperc ?? 8allstar ??9frstbase ??10scndbase ??11thrdbase ??12shrtstop ??13catcher ?u , where outfield is the base group. (i)State the null hypothesis that,controlling for other factors,catchers and outfielders earn,on average,the same amount. Test this hypothesis using the data in MLB1.RAW and comment on the size of the estimated salary differential. (ii)State and test the null hypothesis that there is no difference in average salary across positions,once other factors have been controlled for. Chapter 7Multiple Regression Analysis with Qualitative Information 265