運用修正的Jones模型將總的會計應(yīng)計量分解為可操控和不可

1、運用修正的Jones模型將總的會計應(yīng)計量分解為可操控和不可操控的會計應(yīng)計量，但這兩種會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性并沒有顯著的區(qū)別，它們共同導(dǎo)致了會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性低于現(xiàn)金流量所帶來的會計盈余的持久性的結(jié)果。對可操控和不可操控的會計應(yīng)計量信息反映的檢驗華夏基金管理公司博士后工作站劉云中雖然會計應(yīng)計量和現(xiàn)金流量所帶來的會計盈余的持久性具有顯著的差異，但是中國的股票價格并沒有能夠有效地區(qū)分這種差異。本文將討論導(dǎo)致這種持久性差異的原因以及這種差異是否反映了會計盈余管理的行為。為此，將利用橫截面數(shù)據(jù)，采用修正的Jones模型將會計應(yīng)計量分解為可操控的會計應(yīng)計量和不可操控的會計應(yīng)計量

2、，然后根據(jù)Mishkin理性預(yù)期檢驗方法，討論中國股票市場是否充分反應(yīng)了可操控和不可操控會計應(yīng)計量的差異。此外本文還將討論不同的估計方法和預(yù)期收益率均衡模型是否會對估算可操控和不可操控會計應(yīng) 計量產(chǎn)生顯著的影響。假設(shè)的提出由于權(quán)責(zé)發(fā)生制和配比原則的要求，致使會計盈余和現(xiàn)金流量（在本文而言就是營業(yè)利潤和經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流量）之間產(chǎn)生了差異，也就是存在會計應(yīng)計量。 但影響會計應(yīng)計量的因素很多，如固定資產(chǎn)的折舊、無形資產(chǎn)的攤銷、銷售形成的應(yīng)收賬款、待攤費用、 采購形成的應(yīng)付賬款、 預(yù)提費用等等。有些賬目如固定資產(chǎn)的折舊和無形資產(chǎn)的攤銷以及符 合公司信用政策的應(yīng)收賬款等是公司持續(xù)經(jīng)營的條件，這些會

3、計應(yīng)計量的持續(xù)性比較強，與公司的營業(yè)利潤的關(guān)系也比較密切，不大容易被公司管理層操縱，而有些項目如資產(chǎn)和債務(wù)重組發(fā)生的費用和收益、改變會計政策、特殊補貼和帶處理的損益等則比較容易受到公司管 理層的操縱，持續(xù)性也比較弱。會計應(yīng)計項目所具有的不同性質(zhì)也正是應(yīng)用各種識別可操控 和不可操控的會計應(yīng)計量的方法和模型的前提條件。據(jù)此所要檢驗的第一個假設(shè)（Hi）是：根據(jù)識別和區(qū)分會計應(yīng)計量的模型所獲得的可操控和不可操控的會計應(yīng)計量所產(chǎn)生的會計 盈余的持久性具有顯著的不同，不可操控的會計應(yīng)計量產(chǎn)生的會計盈余比可操控的會計應(yīng)計量產(chǎn)生的會計盈余的持久性要強。若該假設(shè)成立，會計應(yīng)計量與現(xiàn)金流量之間的持久性的差異可能主

4、要歸之于可操控的會計應(yīng)計量。無論可操控的會計應(yīng)計量和不可操控的會計應(yīng)計量的持久性是否具有顯著的差異，上市公司的股票價格是否理性或者說有效地反映了這兩者對會計盈余的持久性都是一個需要再 討論的問題。因為可操控和不可操控的會計應(yīng)計量的持久性反映的是會計賬目的性質(zhì)的不 同，而股票價格對持久性的預(yù)期反映的則是市場的有效性或理性，市場是否有效也不能說明會計賬目的性質(zhì)是否相同。根據(jù)Mishkin理性預(yù)期檢驗方法，所要檢驗的第二個假設(shè)（H為：上市公司的股票價格沒有能夠有效地反映可操控和不可操控的會計應(yīng)計量持久性。由于檢驗的性質(zhì)的不同， 對H2的檢驗不能代替對 Hi的檢驗。我們知道，如果市場沒有能夠有效 地或

5、理性地反映這兩種會計應(yīng)計量的持久性，不能正確估計這兩種會計應(yīng)計量的價格，就可以根據(jù)這兩種會計應(yīng)計量來構(gòu)造投資組合，以觀察能否獲得超額收益率，因此，本文所要檢驗的第三假設(shè)（H3）也就是組合對沖交易假設(shè)為：根據(jù)可操控或不可操控的會計應(yīng)計量的 大小所構(gòu)造的投資組合之間的對沖交易能夠獲得超額收益率，持有可操控或不可操控的會計應(yīng)計量較低的投資組合，而賣出可操控或不可操控的會計應(yīng)計量較高的投資組合將可能獲得 超額收益率。由于估計可操控和不可操控的會計應(yīng)計量有多種方法，本文也將討論上述三個假設(shè)檢驗結(jié)果相對于不同估計方法的敏感性。本文選擇1998、1999和2000年末僅在中國 A股市場上市，并扣除金融類和受

6、到退市影響的公司后的上市公司作為研究的樣本。所使用的會計盈余、現(xiàn)金流量和會計應(yīng)計量也都是按照平均資產(chǎn)規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)。實證檢驗結(jié)果一、可操控和不可操控會計應(yīng)計量的估計將總的會計應(yīng)計量分解為可操控和不可操控的會計應(yīng)計量的方法很多，本文根據(jù)橫截面數(shù)據(jù)，采用修正的 Jo nes模型作為分解總的會計應(yīng)計量的方法，修正的Jo nes模型的關(guān)鍵點是該模型修正了 Jones模型認為管理層對于所有記錄的銷售收入都沒有實施盈余管理的假 定，而是認為由于應(yīng)收賬款凈值的變化所帶來的那部分銷售收入受到了管理層盈余管理行為 的影響。具體而言估計的程序為，首先在每個年度內(nèi)按行業(yè)根據(jù)下式估計各個行業(yè)的模型參 數(shù)：AC

7、t =耳 a2（二REV） a3（PPEt）亠鼻（1）其中，.REV；表示當(dāng)年的產(chǎn)品銷售主營業(yè)務(wù)收入相對于上一年的變化額按照公司當(dāng)年的平均資產(chǎn)規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)化后的值，PPEt表示當(dāng)年固定資產(chǎn)總值的平均值（年初固定資產(chǎn)總值與年末固定資產(chǎn)總值的平均數(shù)）按公司當(dāng)年的平均資產(chǎn)規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)化后的值。在估計出參數(shù)之后，再按照（2）式計算出不可操控的會計應(yīng)計量（ NDA）：NDA, f（1/A）a2（ REV； ：REC） a3（PPEJ （2）其中，？RECt表示公司當(dāng)年的應(yīng)收賬款凈額相對于上一年的變化額按公司平均的資產(chǎn)規(guī) 模標(biāo)準(zhǔn)化后的值。最后按照（3）式可以計算出公司的可操控的會計應(yīng)計量（DA）：DAt 二 AC

8、t-NDAt（ 3）按照上述過程估計出的可操控和不可操控的會計應(yīng)計量的描述性統(tǒng)計量如表1所示。表1主要變量的描述性統(tǒng)計量均值標(biāo)準(zhǔn)差中位數(shù)最大值最小值會計盈余0.0420.1160.0370.189-0.253現(xiàn)金流量0.0180.1530.0220.204-0.238會計應(yīng)計量0.0240.1920.0410.297-0.287不可操控的會計應(yīng)計量0.0290.1610.0310.259-0.219可操控的會計應(yīng)計量0.0150.1070.0110.261-0.193會計應(yīng)計量的均值為正數(shù)，說明平均看來會計盈余量的數(shù)目大于現(xiàn)金流量，這一點與國外的類似研究的結(jié)果并不相同，如Subramanyam

9、（ 1996）和Xie （2002）的研究都表明美國上市公司的會計應(yīng)計量為負值，也就是說會計盈余小于現(xiàn)金流量，他們認為這是因為在會計盈余中扣除了折舊費用， 從而導(dǎo)致會計盈余小于現(xiàn)金流量。平均為正的會計應(yīng)計量很有可能是由于銷售收入（或者主營業(yè)務(wù)收入） 確認方法所導(dǎo)致的，即中國的上市公司可能廣泛存在通過銷售收入（或主營業(yè)務(wù)收入）的確認而對會計盈余進行管理，其中應(yīng)收賬款又最有可能用來對盈余進行管理的賬目， 這也是采用修正的Jones模型估計可操控的會計應(yīng)計量的原因， 在修正的Jones模型中，應(yīng)收賬款凈值的變化所導(dǎo)致的會計應(yīng)計量被作為可操控的會計應(yīng)計 量來處理。因此在上表中也看到可操控的會計應(yīng)計量的

10、均值比較大，與不可操控的會計應(yīng)計量較為接近，這是由于估計的方法所導(dǎo)致的。二、對第一個假設(shè)（HJ的檢驗第一個假設(shè)（H1）討論的是由可操控和不可操控的會計應(yīng)計量帶來的會計盈余的持久性具有顯著的差異，由不可操控的會計應(yīng)計量帶來的會計盈余的持久性要強于由可操控的會 計應(yīng)計量帶來的會計盈余的持久性。顯然，要檢驗這個假設(shè)需要將會計應(yīng)計量分解為可操控和不可操控的會計應(yīng)計量兩個部分，即應(yīng)該檢驗下式：EA 1 二 b0 b|DA pNDA dCS t i（4）如果bib2,也就是說可操控的會計應(yīng)計量前的系數(shù)小于不可操控的會計應(yīng)計量前的系 數(shù)，則說明可操控的會計應(yīng)計量帶來的會計盈余的持久性要小于不可操控的會計應(yīng)計

11、量帶來 的會計盈余。所使用的樣本有兩個， 第一個樣本是將全部的樣本混合在一起進行估計，第二個數(shù)據(jù)是將每年會計應(yīng)計量最大和最小各10個樣本從全部樣本剔除后再進行估計，這樣做的原因是希望能夠消除極端值或異常值對估計結(jié)果的影響，通過對這兩組結(jié)果的比較可以使估計的結(jié)更為令人信服。其回歸分析的結(jié)果如表2所示。表2可操控和不可操控會計應(yīng)計量對會計盈余的影響差異的估計b0bib 2b 3全部樣本估計值0.0110.4580.5170.754t-值14.58*59.27*65.17*83.51*bi=b 2約束的F-檢驗F=6.92bi=b3約束的F-檢驗F=72.39*b2=b3約束的F-檢驗F=52.18

12、*剔除極端值后的樣本估計值0.0160.4670.5250.803t-值19.79*54.38*57.19*89.27*bi=b 2約束的F-檢驗F=5.89bi=b 3約束的F-檢驗F=69.72*b2=b 3約束的F-檢驗F=54.68*注：*表示在0.01的水平上顯著。從表2可以看出，剔除會計應(yīng)計量極端值后的樣本與全體樣本的回歸分析結(jié)果基本一 致，并沒有顯著影響估計結(jié)果，變量前系數(shù)的估計值的符號和顯著性都沒有發(fā)生變化。上述回歸分析的一個重要結(jié)果是沒有能夠找到支持第一個假設(shè)也就是不可操控的會計應(yīng)計量所 產(chǎn)生的會計盈余的持久性要高于可操控的會計應(yīng)計量所產(chǎn)生的會計盈余的持久性的證據(jù)，兩個樣本的

13、回歸結(jié)果都不能拒絕bi=b2的約束條件，也就是說只能接受兩種會計應(yīng)計量產(chǎn)生的會計盈余的持久性沒有顯著差異的說法。但是，兩種會計應(yīng)計量前的系數(shù)都與現(xiàn)金流量前的系數(shù)存在顯著的差異，兩種會計應(yīng)計量所產(chǎn)生的會計盈余的持久性都與現(xiàn)金流量所產(chǎn)生的會 計盈余的持久性存在差異?？梢哉J為可操控和不可操控的會計應(yīng)計量共同導(dǎo)致了總的會計應(yīng) 計量所產(chǎn)生的會計盈余的持久性要低于現(xiàn)金流量所產(chǎn)生的會計盈余的持久性的結(jié)果。三、對第二個假設(shè)（h2）的檢驗關(guān)于股票市場對可操控和不可操控會計應(yīng)計量的理性預(yù)期反映的檢驗仍然是借鑒 Mishkin的方法，對（4）式的理性預(yù)期檢驗將是針對（5）式所描述的系統(tǒng)做估計：EAt i 弋 bDA

14、 b2NDAt dCS ；t i . - * * *（5）I -EmdlUi （EAi-bofDAPNDA-bsCSi）估計出的參數(shù) bi可稱之為盈余預(yù)測系數(shù)，bi*可稱之為價格反映系數(shù)（Xie,2002 ）。根據(jù)Mishkin（ 1983），如果這兩組系數(shù)沒有顯著的差異，就可以接受市場對于會計應(yīng)計量和現(xiàn)金流量所產(chǎn)生的會計盈余的持久性的預(yù)期是理性的說法。分兩個階段對（5）式進行估計，首先是在不施加盈余預(yù)測系數(shù)與價格反映系數(shù)相等的約束條件下，聯(lián)合估計（5）式得到bi和bi*的值，然后在施加 bi=bi*的約束條件下再估計（5 ）式，有：LR =2nln（SSR/SRR）L 人2（q）其中，q表示

15、有效市場約束條件的個數(shù)；n表示觀察值的數(shù)目；SSRC表示受約束條件下估計的殘差平方和；SSRu表示不受約束條件下估計的殘差平方和。估計所使用的樣本仍然是兩個，一個是全體的樣本，一個是剔除極端值（會計應(yīng)計量最 大和最小的10個樣本）后的樣本，估計的結(jié)果見表3。表3市場對可操控和不可操控會計應(yīng)計量以及現(xiàn)金流量持久性預(yù)期的檢驗b1b1*b2b2*b3b3*?全部樣本估計值0.4580.4630.5170.6230.7540.6391.328t-值59.27*58.95*65.17*74.16*83.51*81.09*10.26*理性預(yù)期條件b1= b1*LR=2.53理性預(yù)期條件b2=b2*LR=3

16、4.17*理性預(yù)期條件b3=b3*LR=11.59*理性預(yù)期條件 b1=b1*,b2=b2*,b3=b3*LR=27.02*剔除極端值后的樣本估計值0.4670.4790.5250.6670.8030.6911.175t-值54.38*55.27*57.19*75.82*89.27*86.51*8.94*理性預(yù)期條件b1=b1*LR=1.92理性預(yù)期條件b2=b2*LR=29.81*理性預(yù)期條件b3=b3*LR=10.94*理性預(yù)期條件 b1=b1*,b2=b2*,b 3=b3*LR=24.96*注：*表示在0.01的水平上顯著。從表3的結(jié)果可以看到，全部樣本和剔除極端值之后的樣本的分析結(jié)果也

17、仍然是相似 的，雖然系數(shù)的估計值的大小發(fā)生了變化，但其符號和顯著性都沒有改變。回歸分析的結(jié)果只是部分地支持了第二假設(shè)， 其中，理性預(yù)期條件b2=b2*、3=b3*以及bi=bi* A b2=b2* A b3=b3* 都在0.01的水平上被拒絕，也就是說中國股票市場的價格沒有能夠有效地反映現(xiàn)金流量、 不可操控的會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性，股票價格高估了不可操控的會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性，而低估了現(xiàn)金流量所帶來的會計盈余的持久性，股票價格未能對現(xiàn)金流量和會計應(yīng)計量所產(chǎn)生的會計盈余的持久性的差異作出有效地反映可能是由于對 不可操控的會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性沒有給予有效地反

18、映而致。但是，檢驗的結(jié)果并沒有拒絕理性預(yù)期條件bi=bi*,也就是說市場對于可操控的會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性給予了有效地反映。四、對第三個假設(shè)（HJ的檢驗在上述對第二個假設(shè)進行檢驗的過程中，已經(jīng)看到市場沒有能夠有效地反映不可操控的會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性，現(xiàn)在通過構(gòu)造證券組合觀察其超額收益率的方法來檢驗第三個假設(shè)。分別按照不可操控的會計應(yīng)計量和可操控的會計應(yīng)計量由小到大的順序?qū)?樣本分為10個投資組合，按照前述的方法計算出每組的超額收益率（1999、2000和2001年3個年份分別計算），計算結(jié)果見表4。表4按會計應(yīng)計量構(gòu)造的投資組合的超額收益率可操控會計應(yīng)計量不可操控會計

19、應(yīng)計量1999 年2000 年2001 年1999 年2000 年2001 年最低0.0040.0050.0020.0090.0110.008(0.96)(1.13)(0.95)(2.01*)(2.31*)(1.97*)20.0050.0050.0010.0050.0090.004(1.03)(1.21)(0.48)(1.43)(2.14*)(1.59)30.0020.0030.0030.0050.0060.003(0.83)(1.01)(1.29)(1.28)(1.52)(1.04)40.002-0.0020.0020.0030.0040.003(0.79)(-0.85)(1.04)(0.8

20、4)(1.26)(0.99)5-0.0010.000-0.0020.0010.0020.001(-0.62)(0.15)(-1.15)(0.26)(0.94)(0.26)60.001-0.0010.0010.0010.0010.001(0.68)(-0.54)(0.69)(0.19)(0.21)(0.18)7-0.0010.002-0.001-0.0010.001-0.001(-0.51)(0.83)(-0.64)(-0.21)(0.17)(-0.25)8-0.003-0.002-0.002-0.001-0.002-0.003(-0.92)(-0.95)(-0.85)(-0.29)(-0.51

21、)(-0.95)90.0030.0020.002-0.006-0.005-0.010(1.08)(0.79)(0.96)(-1.97*)(-1.48)(-2.21*)最高-0.002-0.001-0.001-0.007-0.008-0.012(-0.94)(-0.41)(-0.75)(-2.02*)(-2.17*)(-2.97*)注：1.括號內(nèi)為t-統(tǒng)計量;2.*表示在0.05的水平上顯著，*表示在0.01的水平上顯著。根據(jù)可操控會計應(yīng)計量構(gòu)造的投資組合并沒有能夠獲得顯著的超額收益率，這一點與股票價格有效地反映了可操控會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性的結(jié)論一致。而根據(jù)不可操控的會計應(yīng)計量構(gòu)造

22、的投資組合中幾個會計應(yīng)計量極端值的投資組合能夠獲得顯著的超 額收益率，而且不可操控會計應(yīng)計量比例低的組合能夠獲得正的超額收益率，不可操控會計應(yīng)計量比例高的組合呈負的超額收益率，這也與股票價格高估了不可操控會計應(yīng)計量帶來的會計盈余的持久性的結(jié)論一致。同樣如果能夠作對沖交易的話，也就是買進不可操控會計應(yīng)計量最低的組合，同時不可操控賣出會計應(yīng)計量最高的組合，在上述三個年份分別可以獲得1.6%、1.9%和2.1%的超額收益率。根據(jù)Fama&French的方法，將公司的超額收益率（相對于公司規(guī)模）與影響收益率的 因素按（6）式進行回歸分析：yt 4 =a0 aQA a2NDA a3Size a4BM t

23、 a5ERt 計（6）式中各個變量的定義與前同，yt彳是公司股票的超額收益率，DAf是可操控的會計應(yīng)計量，NDA是不可操控的會計應(yīng)計量，Size是公司規(guī)模，BMt為每流通股的賬面凈資產(chǎn)與每流通股的市場價格的比，ER為每股會計盈余與每流通股價格的比例，回歸分析的結(jié)果見表5。表5影響股票超額收益率的各因素分析a0a1a2a3a4a5估計值0.004-0.03-0.09-0.180.050.08t-值(1.43)(-1.28)(-2.01*)(-2.46*)(2.13*)(2.27*)注：*表示在5%的水平上顯著。從表5的結(jié)果可以看出，公司規(guī)模、每股賬面凈資產(chǎn)與市場價格的比例、每股盈余與市場價格的比

24、例都是影響股票超額收益率的重要因素。此外，不可操控的會計應(yīng)計量也是影響股票超額收益率的一個重要因素，不可操控的會計應(yīng)計量與公司股票的超額收益率成負相關(guān) 關(guān)系，而可操控的會計應(yīng)計量與超額收益率之間的關(guān)系并不顯著，這也與上面的檢驗過程相符合。敏感性分析為了討論上述分析結(jié)果是否受到所選擇的估計模型的影響，本節(jié)將采用Jones模型而不是修正的Jones模型來重新估計可操控和不可操控的會計應(yīng)計量，并由此重復(fù)進行Mishkin的理性預(yù)期檢驗方法，觀察股票市場價格對會計應(yīng)計量的反映行為。Jones模型與修正的Jones模型的不同就在于，Jones模型在計算不可操控的會計應(yīng)計量時，并不將應(yīng)收賬款凈值的變化從銷

25、售收入的變化中扣除，即Jones模型按照（7）式計算不可操控的會計應(yīng)計量：NDA =d（1/A）a2（ REV） a3（PPEt）（7）式中的變量定義同（1）式。Jones模型暗含公司所有的銷售收入都是不可以操縱的，如 果公司通過確認虛假的銷售收入而增大利潤，Jones模型則可能將這種行為排斥在會計盈余管理之外，也就是說 Jo nes模型傾向于縮小盈余管理的行為，而修正的Jo nes模型則傾向于擴大盈余管理的行為。根據(jù)Jones模型估計的可操控和不可操控的會計應(yīng)計量的描述性統(tǒng)計 如表6所示。表6主要變量的描述性統(tǒng)計量（Jones模型）均值標(biāo)準(zhǔn)差中位數(shù)取大值最小值會計盈余0.0420.1160.

26、0370.189-0.253現(xiàn)金流量0.0180.1530.0220.204-0.238會計應(yīng)計量0.0240.1920.0410.297-0.287不可操控的會計應(yīng)計量0.0200.1610.0160.259-0.219可操控的會計應(yīng)計量0.0040.0110.0040.161-0.176可見，當(dāng)采用Jones模型估計可操控的會計應(yīng)計量之后，可操控的會計應(yīng)計量的均值變 得很小，這是由Jo nes模型的特性決定的。根據(jù)Jo nes模型估計出的可操控和不可操控會計應(yīng)計量進行的理性預(yù)期檢驗的結(jié)果如表7所示。表7市場對可操控和不可操控會計應(yīng)計量以及現(xiàn)金流量持久性預(yù)期的檢驗（Jones模型）b1b1*

27、b2b2*b3b3*?全部樣本估計值0.3170.3590.3840.5450.7850.6270.961t-值9.82*10.65*16.44*14.33*9.71*15.62*11.57*理性預(yù)期條件b1= b1*LR=1.74理性預(yù)期條件b2=b2*LR=5.22*理性預(yù)期條件b3=b3*LR=7.65*理性預(yù)期條件 b1=b1*,b2=b2*,b 3=b3*LR=12.58*剔除極端值后的樣本估計值0.3290.3710.3950.5650.8160.7111.096t-值10.95*12.53*18.21*17.19*12.59*18.51*12.83*理性預(yù)期條件b1=b1*LR=

28、1.62理性預(yù)期條件b2=b2*LR=6.01*理性預(yù)期條件b3=b3*LR=8.48*理性預(yù)期條件 b1=b1*,b2=b2*,b 3=b3*LR=14.52*注：*表示在0.05的水平上顯著；*表示在0.01的水平上顯著。根據(jù)Jones模型估計的可操控和不可操控會計應(yīng)計量所進行的理性預(yù)期檢驗并沒有改變 修正的Jones模型的主要結(jié)論，雖然總體上，證券市場沒有有效地反映可操控和不可操控的 會計應(yīng)計量以及現(xiàn)金流量所帶來的會計盈余的持久性差異，但股票價格對可操控的會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的反映與可操控的會計應(yīng)計量對會計盈余的預(yù)測能力并沒有顯著的差 異，似乎可以接受市場對于會計應(yīng)計量具有部分理性

29、的結(jié)論。Jones模型和修正的Jo nes模型的檢驗結(jié)果有一個差異，那就是Jones模型所估計的系數(shù)變得小了。主要結(jié)論本文運用修正的Jones模型將總的會計應(yīng)計量分解為可操控和不可操控的會計應(yīng)計量， 但這兩種會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性并沒有顯著的區(qū)別，它們共同導(dǎo)致了會計應(yīng)計量所帶來的會計盈余的持久性低于現(xiàn)金流量所帶來的會計盈余的持久性的結(jié)果。在理性預(yù)期檢驗中，拒絕了股票市場價格能夠有效反映可操控和不可操控會計應(yīng)計量以及現(xiàn)金流量所 帶來的會計盈余的持久性的差異，但是可操控的會計應(yīng)計量的盈余預(yù)測系數(shù)和價格反應(yīng)系數(shù) 并沒有顯著的差別，市場對于可操控會計應(yīng)計量的短暫性質(zhì)還是有所反映。在投資組合超額收益率檢驗中，根據(jù)不可操控的會計應(yīng)計量分組的投資組合可以獲得超額收益率，而按可操控的會計應(yīng)計量分組的投資組合則不能獲得超額收益率。運用Jones模型分離出的可操控和不可操控的會計應(yīng)計量所進行的檢驗也與上述結(jié)論相近，說明這些結(jié)論對于分解會計應(yīng)計量的模型的選擇并不敏感。參考文獻1. Bernard,V and