內容提要：本文研究了應計盈余管理與真實盈余管理之間的替代關系。理論研究發現，一類盈余管理成本的增加會導致這類盈余管理程度的下降，而另一類盈余管理程度隨之上升，但上升幅度低于下降幅度，從而使得盈余管理總量下降；相反地，一類盈余管理成本的下降會導致這類盈余管理程度的上升，而另一類盈余管理程度隨之下降，但下降幅度低于上升幅度，從而使得盈余管理總量上升；實證分析提供了真實盈余管理對應計盈余管理的部分替代的經驗證據，發現我國2007年取消長期資產減值準備轉回之后，具有正向盈余管理動機的公司轉回長期資產減值準備的概率和金額顯著下降，通過處置長期資產而提高利潤的概率和金額顯著增加，而最終利用長期資產賬面價值變化而提高利潤的概率和金額顯著降低。

　　關鍵詞：盈余管理會計準則長期資產減值

　　一、引言

　　盈余管理（ｅａｒｎｉｎｇｓｍａｎａｇｅｍｅｎｔ）是會計學和公司治理研究中的核心問題，它是企業管理層運用會計方法或者安排真實交易來改變財務報告，以誤導利益相關者對公司業績的理解或者影響以報告盈余為基礎的合約（ＨｅａｌｙａｎｄＷａｈｌｅｎ，1999）。公司進行盈余管理的方式有兩類：一類是運用會計方法而進行的應計盈余管理，一類是構造真實交易而進行的真實盈余管理。已有文獻發現，公司出于各種動機進行盈余管理時的確會采用這兩類盈余管理方式，并且這兩類盈余管理之間存在替代關系。如Ｃｏｈｅｎ＆ＺａｒＯＷｉｎ（2010）發現，美國再融資企業在進行應計盈余管理之外，還進行真實盈余管理，并且真實盈余管理程度與應計盈余管理成本正相關；Ｂａｄｅｒｔｓｃｈｅｒ（2011）發現，美國公司為了高估市值，先進行應計盈余管理，而后進行真實盈余管理；Ｚａｎｇ（2012）發現，美國公司管理層基于盈余管理成本對兩類盈余管理方式進行選擇，應計盈余管理程度與應計盈余管理成本負相關，與真實盈余管理成本正相關；同時，真實盈余管理程度與真實盈余管理成本負相關，與應計盈余管理成本正相關。

　　二、理論分析

　　假設盈余管理創造的盈余為Ａ它由兩部分構成：一是通過應計盈余管理所創造的盈余＾一是通過真實盈余管理所創造的盈余7。對于公司管理層來說，這兩類盈余管理都能帶來效用，并且其效用之間具有完全的替代性，即效用函數扒ｈｙ）＝ｆ／（ｚ＋ｙ）。根據一般效用理論，盈余管理程度越大，其效用越高，但效用的增加速度在下降，即邊際效用為正（ｔ／＇＞0）．，但邊際效用遞減（＜0）。同時，任何盈余管理都有成本，根據一般成本理論，盈余管理程度越大，其成本也越高，并且邊際成本遞增；不過，兩類盈余管理的成本存在差異，假定應計盈余管理和真實盈余管理的成本函數分別為ＣＪｘ）＝ｆｘ2和Ｃ2（ｙ）＝＋／，其中，ａ和6分別反映為監管政策或其他制約機制對應計盈余管理和真實盈余管理的約束強度...＾），＾＾）。此時，公司管理層的盈余管理決策問題為：

　　三、實證研究假設

　　接下來，本文將基于我國會計準則改革的制度變遷背景驗證公司管理層進行盈余管理活動的成本在外部監管政策沖擊發生變化的情形之下，應計盈余管理與真實盈余管理之間的替代關系及其合計總量的變化。具體而言，本文選擇2007年我國《資產減值準則》的改革為背景，其原因在于：（1）與整體會計準則相比，《資產減值準則》對公司管理層進行盈余管理的約束方向相對明確，且相應的金額可以清晰計算與相加匯總；（2）與其他非政策類監管機制相比，《資產減值準則》的變化對于公司來說是外生沖擊，且沖擊影響存在橫截面上的差異，從而為本文提供了利用雙重差分方法檢驗政策沖擊效應的背景。

　　四、實證研究設計

　　為檢驗上述研究假設，我們采用雙重差分方法進行實證分析，以避免非新準則實施的事件對研究結論的影響，即選擇在新準則實施前后均不受此影響的公司作為控制樣本。具體的檢驗模型為：Ｙ＝／30＋／3．ＮＡＳ＋ｐ2ＲＥＳ＋ｐ3ＮＡＳ＊ＲＥＳ＋＾ＬＰ＋ｐ5ＮＡＳ＊ＬＰ＋ｐ6ＲＥＳ＊ＬＰ＋／3－ｊＮＡＳ＊ＲＥＳ＊ＬＰ＋（3ｓＤｅｓ＋／39ＮＡＳ＊Ｄｅｓ＋ｐｌ0ＲＥＳ＊Ｄｅｓ＋ｐｎＮＡＳ＊ＲＥＳ＊Ｄｅｃ＋ｊ812ＡＬ＋ｐｎＮＡＳ＊ＡＬ＋ｐｕＲＥＳ＊ＡＬ＋ｐｌｓＮＡＳ＊ＲＥＳ＊ＡＬ＋ｐｌ6ＡＩｎｄＲＯＡ＋ｐｘｌＡＲＥＶ＋Ｖ＋／3ｌ9Ｓｉｚｅ＋Ｊ32ＱＪＲ0Ａ＋Ｌｅｖ＋ｅ（12）根據研究假設檢驗的需要，被解釋變量＾分別為以下6個變量：（1）公司轉回的長期資產減值準備（47？），它等于轉回的長期資產減值準備除以期初總資產再乘以100；（2）公司處置長期資產處置損益（4Ｓ），它等于長期資產處置利得減去長期資產處置損失之差除以期初總資產再乘以100；（3）公司轉回長期資產減值準備與處置長期資產損益之和（＾47），它等于與ＡＳ之和；（4）公司是否轉回長期資產減值準備的虛擬變量，若轉回長期資產減值準備，則ＭＭ＝1，否則（5〉公司長期資產處置損益是否為正的虛擬變量（ＡＳｄ），若長期資產處置損益為正，則1，否則ＡＳｄ＝0；（6）公司轉回長斯資產減值準備與處置長期資產損益之和是否為正的虛擬變量Ｍ7Ｗ），若該和大于零，則47＾＝1，否則4似＝0。當Ｆ為他時，模型（1）采用Ｔｏｂｉｔ方法進行回歸；當ｙ為肋和47＂時，模型（1）采用0ＬＳ方法進行回歸；ｒ為4和時，模型（12）采用Ｌｏｇｉｓｔｉｃ方法進行回歸。所有回歸模型在計算標準誤時以公司維度進行了Ｃｌｕｓｔｅｒ處理。

　　五、實證研究結果

　　表2報告了描述統計。全樣本中和的平均值分別是0．1315和0．0534，說明長期資產減值準備轉回金額和長期資產處置損益分別占總資產的0．13％和0．05％％ＡＴ的最小值和最大值分別是－1．5982和7．5941，表明長期資產賬面價值變動損益的合計值對公司利潤的影響在不同公司間存在較大的差異。ＡＩＲＯＡ的平均值是0．0010，表明整體上行業盈利能力處于上升階段，行業宏觀經濟發展背景較好；的平均值是1．1280，說明中國公司的平均營業收入增長速度接近13％；4五的平均值是0．0186，說明整體上我國公司的利潤在持續上升。ＬＰ的平均值是0．0797，說明大約8％的公司年度觀察值實現了扭虧為盈；的平均值是0．1119，說明超過11％的公司年度觀測值具有避免利潤下降的盈余管理動機的平均值是0．0429，說明4．3％的公司年度觀察值具有避免虧損的盈余管理動機。

　　參考文獻

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　　龔啟輝吳聯生王亞平

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