上市公司盈余管理風(fēng)險

1、上市公司盈余管理風(fēng)險一、文獻回顧（一）應(yīng)計項目盈余管理的經(jīng)濟后果研究公司控制權(quán)與所有權(quán)的分離，導(dǎo)致了管理者的機會主義行為和自利行為。管理者能夠通過盈余管理謀取私利，侵占其他相關(guān)者的利益。所以，投資者、債權(quán)人及其他報表使用者對公司盈余信息的要求越來越高，以期解決信息不對稱問題。盈余管理是公司粉飾真實經(jīng)濟業(yè)績的行為，可能會影響市場對盈余信息的反應(yīng)，誤導(dǎo)投資者對公司的估價。一方面，市場能夠?qū)τ喙芾碜龀鲆欢ㄋ疁?zhǔn)的反應(yīng)。Subramanyam（1996）指出，操控性應(yīng)計利潤能夠被股票市場定價。 Sloan （ 1996）發(fā)現(xiàn)，具有較高（或低）應(yīng)計利潤的公司，其未來異常股票回報為負（或正）。Ran ga

2、n（1998）、Teoh等（ 1998）發(fā)現(xiàn)，在IPO或SEO前，公司管理者會選擇正向操控性應(yīng)計利潤，以提升報告盈余，并且市場對這些操控性應(yīng)計利潤估價過高 5， 11， 12。 Defond 和 Park （2001）的研究也表明，市場僅能在一個有限的水準(zhǔn)上預(yù)測到操控性應(yīng)計利潤的反轉(zhuǎn)效應(yīng)，市場參與者會對盈余管理做出調(diào)整，這與 Xie （2001）的研究結(jié)論一致。Xie（ 2001）認為，市場因為高估了異常應(yīng)計利潤的持續(xù)性而對異常應(yīng)計利潤實行了錯誤定價。由此可見，市場雖然能夠?qū)τ喙芾碜龀鲆欢ㄋ疁?zhǔn)的反應(yīng)，但股票市場并不能完全吸收公開披露的會計信息，因為投資者低估了操控性應(yīng)計利潤未來的反轉(zhuǎn)效應(yīng)。另

3、一方面，投資者不會一直受盈余管理的影響。對于實施應(yīng)計項目盈余管理的公司，投資者因非理性或者水平不足等，不能充分理解盈余管理代表的是盈余短暫上升還是下降，導(dǎo)致高估或低估公司價值。但是，盈余管理具有反轉(zhuǎn)效應(yīng)，當(dāng)盈余信息被媒體、分析師以及財務(wù)報表充分揭露時，投資者就會意識到之前的報告盈余不能持續(xù)，從而將公司價值重新評判至基本面水平。所以，投資者不會一直受到盈余管理行為的影響。對于這種觀點，Rangan （1998）、Teoh等（ 1998）實行了檢驗，發(fā)現(xiàn)操控 性應(yīng)計利潤的披露導(dǎo)致公司IPO或SEO后一段時期內(nèi)盈余業(yè)績的下降, 所以，從操控性應(yīng)計利潤中能夠預(yù)見到公司發(fā)行股票后回報的低迷。Balsam

4、（ 2002）的研究也表明，股票價格能夠迅速反映操控性應(yīng)計利潤，越是老練的投資者越能以最快的速度對操控性應(yīng)計利潤做出反應(yīng)，其也越能在權(quán)益定價中發(fā)揮重要作用。盈余管理水準(zhǔn)的高低是否會導(dǎo)致投資者索取不同的資本成本，是盈余管理經(jīng)濟后果的主要研究內(nèi)容之一。Dechow （ 1996）對盈余操縱的后果實行了研究，發(fā)現(xiàn)被夸大的公司盈余被揭露之后，公司將出現(xiàn)顯著的資本成本上升。 Francis（ 2005）也發(fā)現(xiàn)，低質(zhì)量的應(yīng)計利潤會對應(yīng)較高的資本成本以及較高的權(quán)益 beta 系數(shù)。我國學(xué)者也得出類似的結(jié)論，即盈余管理水準(zhǔn)與資本成本正相關(guān)，其原因在于，盈余管理行為被揭露之后，投資者會對公司價值實行向下調(diào)整，同

5、時會對公司財務(wù)報告系統(tǒng)的可信性和管理者聲譽做出負面調(diào)整（曾穎、陸正飛，2006；王亮亮，2013）。（二）系統(tǒng)風(fēng)險決定因素研究系統(tǒng)風(fēng)險（ Beta ）研究一直是會計研究尤其是資本市場研究的焦點問題，其涉及的領(lǐng)域也比較廣泛，涵蓋系統(tǒng)風(fēng)險的度量、有效性、穩(wěn)定性、可預(yù)測性以及決定因素等，我們僅對系統(tǒng)風(fēng)險的決定因素及度量方式的相關(guān)文獻實行回顧。國外的早期文獻是從理論和經(jīng)驗研究兩個方面對系統(tǒng)風(fēng)險的決定因素及度量方式實行系統(tǒng)研究。在理論研究方面，Hamada（1972）指出，普通股股票的系統(tǒng)風(fēng)險與企業(yè)的杠桿比率正相關(guān)，即當(dāng)企業(yè)杠桿比率升高時，系統(tǒng)風(fēng)險將提升。Bowma（n 1979）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的系統(tǒng)風(fēng)險與

6、其財務(wù)杠桿和會計 beta 之間存有理論上的關(guān)聯(lián)性。 Hill 和 Stone （ 1980）認為，財務(wù)結(jié)構(gòu)和系統(tǒng)營業(yè)風(fēng)險的變化是市場風(fēng)險變動的重要決定因素。上述理論研究表明，企業(yè)財務(wù)杠桿、營業(yè)杠桿、財務(wù)結(jié)構(gòu)及會計 beta 等財務(wù)會計指標(biāo)與系統(tǒng)風(fēng)險之間存有理論上的關(guān)聯(lián)性。在經(jīng)驗研究方面，Beave（ 1970）、 Rosenberg（ 1973）、 Beave（ r1975 ）、 Hill 和Stone （ 1980）研究發(fā)現(xiàn)，財務(wù)會計變量是系統(tǒng)風(fēng)險的重要決定因素，與系統(tǒng)風(fēng)險緊密相關(guān)，財務(wù)會計變量能夠作為工具變量對系統(tǒng)風(fēng)險做出預(yù)測，這與前述的理論分析是一致的。即使相關(guān)系統(tǒng)風(fēng)險的經(jīng)驗研究文獻比

7、較豐富，但其因缺少理論分析框架而飽受詬病。Hong和Sarka （ r2007 ）從企業(yè)特征、增長機會和宏觀因素三個方面構(gòu)建了一個系統(tǒng)的理論分析模型，認為系統(tǒng)風(fēng)險或Beta 是企業(yè)特征（包括盈余水平、盈余增長率、盈余波動率、杠桿比率、所得稅及與市場的關(guān)聯(lián)度）、增長機會和宏觀經(jīng)濟因素（包括無風(fēng)險利率和風(fēng)險市場價格）的函數(shù)。同時，Hong和Sarka （r2007）使用經(jīng)驗研究方法對模型實行了檢驗，結(jié)果與模型預(yù)期一致。吳武清等（2012）從會計的視角對系統(tǒng)風(fēng)險的決定因素實行了理論分析，提出了用于研究財務(wù)風(fēng)險、經(jīng)營風(fēng)險和系統(tǒng)風(fēng)險動態(tài)關(guān)聯(lián)的理論模型，認為財務(wù)杠桿、經(jīng)營杠桿放大了企業(yè)系統(tǒng)風(fēng)險，同時證實了

8、系統(tǒng)風(fēng)險來源于凈利潤 -流通市值比率、銷售增長率和平均價格增長率的變動。湯光華等（2006）對系統(tǒng)風(fēng)險與會計風(fēng)險指標(biāo)實行了經(jīng)驗驗證，發(fā)現(xiàn)會計風(fēng)險指標(biāo)與系統(tǒng)風(fēng)險之間存有可信的對應(yīng)關(guān)系。綜上所述，即使相關(guān)應(yīng)計項目盈余管理經(jīng)濟后果的研究已有很多，但對盈余管理是否會影響公司系統(tǒng)風(fēng)險的問題鮮有涉及。系統(tǒng)風(fēng)險估算是證券估價的重要一環(huán)，但常被研究者所忽略。本文將對盈余管理是否影響公司系統(tǒng)風(fēng)險實行實證分析，以期豐富和拓展盈余管理研究。二、理論分析與假設(shè)的提出依據(jù)投資理論，在風(fēng)險水平確定的情況下，理性投資者會選擇收益最大的證券實行投資，而在證券收益確定的情況下，理性投資者的最佳選擇是風(fēng)險最小的證券。所以，證券風(fēng)

9、險與期望收益的權(quán)衡是投資決策的關(guān)鍵，證券風(fēng)險估算便是其中重要的一環(huán)。投資者對證券風(fēng)險的估算依賴于公司的信息披露水平以及信息的可靠性和相關(guān)性，會計信息尤其是盈余信息是投資者實行決策的重要信息來源。即使公司披露盈余信息需要經(jīng)過外部審計師的審計，但應(yīng)計制會計制度允許公司管理者在確認收入和費用的時間及科目時擁有一定的自主選擇權(quán)，這使得投資者在判斷會計數(shù)字的適當(dāng)性上變得十分困難，也給公司管理者創(chuàng)造了操縱盈余、謀取私利的機會。經(jīng)過粉飾的盈余信息會對投資者的風(fēng)險判斷帶來負面影響，導(dǎo)致其投資決策出現(xiàn)偏誤，進而損害公司與投資者之間的合作，帶來系統(tǒng)風(fēng)險（Leuz和Verrecchia , 2004）。 能否識別盈

10、余管理進而實行準(zhǔn)確的風(fēng)險判斷和投資決策，對投資者來講意義非凡。 Foste （r1979 ）、 Dechow（ 1996）、Beneish （ 1997）、Palmrose 等（2004）發(fā)現(xiàn)，市場對錯誤信息披露的反應(yīng)是顯著為負的，說明投資者不能完全識別盈余管理行為，但其對盈余管理行為發(fā)生的數(shù)量是有理性預(yù)期的。短期來看，投資者可能會受到盈余信息的誤導(dǎo)，但當(dāng)投資者對盈余的錯誤預(yù)期隨時間推移而得到糾正時，其就會對報告盈余產(chǎn)生失望情緒，進而識別出公司的盈余管理行為。 Defond（2001）、Balsam 等（2002）、Baber 等（2006）的研究也表明，投資者能夠察覺出公司的盈余管理行為，對

11、達到或超過目標(biāo)的報告盈余不會給予完全的信任，而是打了一定的折扣。所以，理性投資者能夠?qū)镜挠喙芾硭疁?zhǔn)做出預(yù)期，不會被盈余管理所誤導(dǎo)，即能夠根據(jù)公司盈余信息的操控水準(zhǔn)對公司系統(tǒng)風(fēng)險估算做出調(diào)整。證券分析師在識別盈余管理上也能為投資者提供協(xié)助。證券分析師作為資本市場的信息中介，既是會計信息的需求者，又是會計信息的供給者，在資本市場上發(fā)揮著重要作用。他們利用優(yōu)于普通投資者的信息搜集、加工和專業(yè)分析水平，向市場提供能合理反映證券內(nèi)在價值的信息，通過在上市公司與投資者之間架起信息溝通的橋梁，減少了市場的價格偏離，促動了資源的有效配置（原紅旗等，2007）。具體來講，證券分析師一般都接受過財務(wù)、會計、

12、金融及相關(guān)行業(yè)背景的專業(yè)培訓(xùn)，有水平全面分析單調(diào)乏味的財務(wù)報表以及復(fù)雜的附注。分析師所具有的這些優(yōu)勢，能夠使其在識別公司的不當(dāng)行為甚至欺詐行為時發(fā)揮積極的作用。 Healey 和 Palepu （ 2001）認為，證券分析師和證券評級機構(gòu)等信息中介是從事信息生產(chǎn)加工的，其能夠檢測出管理者的不當(dāng)行為（ misbehavior ）。 Yu（ 2008）也認為，能夠?qū)酒墼p行為實行有效識別的外部人是證券分析師，分析師的參與有助于發(fā)現(xiàn)公司的欺詐行為。所以，證券分析師獨有的特征能夠協(xié)助投資者識別出公司的盈余管理行為，在發(fā)現(xiàn)公司的盈余管理或欺詐中發(fā)揮積極作用，有利于投資者對公司的系統(tǒng)風(fēng)險做出準(zhǔn)確的估計。

13、高質(zhì)量的報告盈余信息能夠揭示公司真實的經(jīng)營狀態(tài)和經(jīng)濟業(yè)績，從而緩解公司與外部投資者之間因為信息不對稱而產(chǎn)生的代理沖突，降低投資者的信息風(fēng)險，更好地協(xié)助投資者評估公司價值。所以，高質(zhì)量的報告盈余信息是公司與投資者合作的基礎(chǔ)（ Defond 等， 2007）。但是，因為盈余管理是管理者對真實經(jīng)濟業(yè)績的虛假陳述或粉飾（ McVay， 2006），是會計信息的一種負向替代，因而盈余管理會損害與投資者合作的基礎(chǔ)，對投資者決策的影響巨大，能夠?qū)е鹿竟蓛r的強烈反應(yīng)，進而增大系統(tǒng)風(fēng)險。 Easley （2004）、Lambert 等（ 2007）的理論分析表明，信息質(zhì)量或信息噪音水準(zhǔn)會影響系統(tǒng)風(fēng)險的大小。F

14、ranci （s2005）的經(jīng)驗研究也表明，低質(zhì)量的應(yīng)計利潤會對應(yīng)較高的資本成本及較大的系統(tǒng)風(fēng)險。綜上所述，投資者能夠識別出公司的盈余管理行為，不會受到扭曲的報告盈余信息的誤導(dǎo)，能夠?qū)鞠到y(tǒng)風(fēng)險做出準(zhǔn)確的估計。公司的盈余管理水準(zhǔn)越高，報告盈余信息的噪音水準(zhǔn)就越高，也越會偏離真實的經(jīng)濟業(yè)績，公司的系統(tǒng)風(fēng)險將會越大。由此，我們提出如下假設(shè)：H1:在其他條件不變的情況下，應(yīng)計項目盈余管理水準(zhǔn)越高，公司的系統(tǒng)風(fēng)險就越大。三、研究設(shè)計（一）樣本與數(shù)據(jù)本文選擇 20092012年滬深兩市主板A股上市公司作為研究樣本，并對樣本實行了如下篩選：（ 1）剔除金融、保險業(yè)公司，因為這類公司的財務(wù)數(shù)據(jù)具有特殊的行

15、業(yè)特征；（2）剔除ST 和*ST類公司，因為這類公司的財務(wù)狀況不穩(wěn)定；（3）剔除樣本公司數(shù)太少（少于10 家）及數(shù)據(jù)不全或缺失嚴重的行業(yè)。最后，我們得到2501 個公司 /年度樣本數(shù)據(jù)，其中， 2009年有 684個， 2010年有 687個， 2011 年有 705 個， 2012年有 425個。本文的數(shù)據(jù)來自于銳思數(shù)據(jù)庫，缺失數(shù)據(jù)用CSMARH WIN睢行補充。為了避免離群值的影響，本文對所有變量在1%的水平上實行了winsorize 處理。本文的數(shù)據(jù)處理、描述性統(tǒng)計及回歸檢驗均使用了STATA11.0。（二）變量設(shè)置1. 公司系統(tǒng)風(fēng)險的度量。本文采用了學(xué)術(shù)界和實務(wù)界使用最為普遍的單因素模

16、型，具體模型如下：Rit= % i+ （3 iRmt+ & it（1）根據(jù)式（1）,我們采用最小二乘法估計時間跨度為5年的（3系數(shù)及殘差。具體的估算程序如下：對于樣本中的每個上市公司或每個股票，將過去5 年至少 36 個月的個股月回報按月對市場回報實行時間序列回歸，得出風(fēng)險的beta值。這里，Rit和Rmt分別是指第i個股 票的月市場收益率和市場綜合收益率， Rmt在具體檢驗時分別選擇持有期流通市值加權(quán)市場月收益率和總市值加權(quán)市場月收益率，數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫。系統(tǒng)風(fēng)險用 Rmt的系數(shù)實行度量，系統(tǒng)風(fēng)險（3值分為流通市值和總市值加權(quán)兩類。 2. 盈余管理的度量。本文用可操控性應(yīng)計利潤DA的絕對

17、值來衡量盈余管理，操控性應(yīng)計利潤是用瓊斯模型實行分年度、分行業(yè)回歸得到的殘差再取絕對值計算得到。瓊斯模型經(jīng)過持續(xù)的擴充和發(fā)展，當(dāng)前可用的主要有基本瓊斯模型、修正瓊斯模型、業(yè)績匹配瓊斯模型、加成長性的瓊斯模型和 Louis 修正瓊斯模型。為了提升研究的穩(wěn)健性，本文采用這五種模型估計DA （1） DA2根據(jù)截面 Jones（ 1991）模型，我們采用同行業(yè)、同年度所有上市公司的數(shù)據(jù)，對公司 i 第 t 年度的總應(yīng)計利潤（ TotalAccruals ， TAi ， t ）實 行以下回歸分析：（三）模型設(shè)定本文借鑒Ashbaugh-Skaife 等（ 2009）的研究成果，選擇營業(yè)現(xiàn)金流、公司規(guī)模、

18、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負債率、公司上市年限和賬市比作為系統(tǒng)風(fēng)險的控制變量，以控制其他因素對風(fēng)險的影響。本文的變量說明詳見表1。根據(jù)假設(shè)1，我們建立了如下模型：Beta= B 0+ B 1DA+P 2CFO節(jié) 3SIZE+B 4ROE+ 5LEV+B 6AGE+ 7BM BXIND+E B XYEAR + （7）四、實證結(jié)果與分析（一）描述性分析從表2 主要變量的樣本描述性統(tǒng)計來看，基于流通市值加權(quán)和總市值加權(quán)兩種算法的系統(tǒng)風(fēng)險 Beta1 和 Beta2 的均值分別為 1.009 和 0.996 ，中位數(shù)分別為 1.019 和 1.005 ，均極為接近于 1， 說明當(dāng)樣本數(shù)量越多時，無論是系統(tǒng)風(fēng)險

19、均值還是中位數(shù)都能夠近似為整個市場的系統(tǒng)風(fēng)險，這與理論是一致的。另外，五種度量方法下的操控性應(yīng)計利潤因為采取了絕對值的方式，其最小值均為 0，沒有出現(xiàn)負值。為了檢驗投資者估算出的系統(tǒng)風(fēng)險大小是否與盈余管理水準(zhǔn)的高低相對應(yīng)，我們將小于 50 分位數(shù)的操控性應(yīng)計利潤歸類為低盈余管理，將大于 50 分位數(shù)的操控性應(yīng)計利潤歸類為高盈余管理，見表3。從操控性應(yīng)計利潤DA1來看，DA1較低組Betal和Beta2的均值分別為1.001和0.987,小于DA1較高組的Betal和Beta2均值（1.018和1.005） ; DA1較低組Betal和Beta2的中位數(shù)分別為 1.015和0.994, 亦小于D

20、A1較高組Betal和Beta2的中位數(shù)（ 1.025和1.010）。從 DA2 DA3 DA4 DA5來看，較低組Beta1和Beta2的均值和中位數(shù)均 小于較高組Beta1 和 Beta2 的均值和中位數(shù)。以上情況表明，應(yīng)計項目盈余管理水準(zhǔn)越高，投資者估算的系統(tǒng)風(fēng)險即 Beta 的系數(shù)就越大，二者表現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系?？偟膩砜?，描述性統(tǒng)計分析與假設(shè)1 一致。表 3分組描述性統(tǒng)計（二）相關(guān)系數(shù)分析表4 給出了因變量系統(tǒng)風(fēng)險Beta1 和 Beta2 與解釋變量操控性應(yīng)計利潤 DA （包括DAI DA2 DA3 DA4 DA以及主要控制變量之間的相關(guān)關(guān)系。能夠看出，系統(tǒng)風(fēng)險Beta1 和 Beta2

21、 與DAI DA2 DA3 DA4 DA5顯著正相關(guān)，說明管理層實行盈余管理的水 準(zhǔn)越高，市場能夠識別出進而估算的系統(tǒng)風(fēng)險就越大，這支持了假設(shè)1。Beta1和Beta2會受到營業(yè)現(xiàn)金流 CFO公司規(guī)模SIZE、資產(chǎn)負債率 LEM賬市比BM凈資產(chǎn)收益率RO序口公司上市年限AGE勺顯著影響。Beta1和Beta2均與營業(yè)現(xiàn)金流 CFO凈資產(chǎn)收益率 ROE著負相關(guān)， 說明樣本公司的營業(yè)現(xiàn)金流水平越高、凈資產(chǎn)收益率越高，投資者估算的系統(tǒng)風(fēng)險就越小。Beta1和Beta2與公司規(guī)模SIZE、資產(chǎn)負債率 LEM公司上市年限AG序口公司成長性BM勻表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，但系 統(tǒng)風(fēng)險與公司規(guī)模和上市年限正相關(guān)與本

22、文的預(yù)期不一致。為了檢驗解釋變量、控制變量之間是否存有嚴重的多重共線性問題，我們采用STATA11.0中的collin命令實行了方差膨脹因子分析和容忍度分析。分析結(jié)果顯示，各變量的方差膨脹因子（VIF）介于1和2.1之間，遠遠小于10，容忍度（Tolerance ）介于 0.48 和 1 之間，遠遠大于 0.1 。所以，模型中的解釋變量、控制變量之間不存有嚴重的多重共線性問題。（三）回歸結(jié)果分析在控制了影響系統(tǒng)風(fēng)險其他因素的情況下，我們使用OLS回歸檢驗盈余管理水準(zhǔn)低的公司相對于盈余管理水準(zhǔn)高的公司是否會出現(xiàn)更大的系統(tǒng)風(fēng)險。根據(jù)前述的理論分析，投資者不會受到公司盈余操縱的誤導(dǎo)，并能識別出公司盈

23、余管理水準(zhǔn)的高低，進而對公司系統(tǒng)風(fēng)險實行準(zhǔn)確估算。所以，我們預(yù)測操控性應(yīng)計利潤DA的系數(shù)為正。營業(yè)現(xiàn)金流 CF酬來反映公司的經(jīng)營業(yè)績，我們預(yù)期較低的經(jīng)營業(yè)績會帶來較大的系統(tǒng)風(fēng)險，這樣，CFO勺系數(shù)預(yù)計為負。SIZE表示公司規(guī)模，一般來講，公司的規(guī)模越大，其風(fēng)險越小，所以，我們預(yù)計SIZE與Beta負相關(guān)。資產(chǎn)負債率LEV與公司系統(tǒng)風(fēng)險正相 關(guān)。對于賬市比BMffi凈資產(chǎn)收益率ROEW系統(tǒng)風(fēng)險的關(guān)系，我們無法 做出準(zhǔn)確的估計，因為BM既能夠表明公司處于財務(wù)困境中，從而與風(fēng) 險正相關(guān)，也能夠反映公司的增長機會，從而與風(fēng)險負相關(guān)。同樣，我們對凈資產(chǎn)收益率ROEW風(fēng)險之間的關(guān)系也難以做到明確判斷。上市

24、年限AGE1長，說明企業(yè)越穩(wěn)定、成熟，我們預(yù)計AGEW系統(tǒng)風(fēng)險之間為負相關(guān)關(guān)系。我們將樣本數(shù)據(jù)帶入模型（7）中實行回歸，結(jié)果如表 5 所示。在以流通市值加權(quán)度量的系統(tǒng)風(fēng)險Beta1 對操控性應(yīng)計利潤DA實行的回歸中，DA1和DA2的系數(shù)分別為0.211和0.203 , t值 分別為2.80和2.69,均在5%勺水平上顯著，而 DA3 DA4 DA5的系 數(shù)分別為 0.273 、 0.286 、 0.282 ， t 值分別為 3.30 、 3.43 、 3.71 ，均在1%的水平上顯著，這與我們的預(yù)期一致，支持了假設(shè)1，即公司的盈余管理水準(zhǔn)越高，投資者估算的系統(tǒng)風(fēng)險就越大，二者表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)

25、關(guān)系。除了個別變量（公司規(guī)模SIZE）未顯著支持預(yù)期外，營業(yè)現(xiàn)金流量CFO凈資產(chǎn)收益率 ROE資產(chǎn)負債率LEV和賬市比BM均與 我們的預(yù)期一致。公司上市年限 AGE勺結(jié)果為顯著正相關(guān)，這與我們 的預(yù)期相反。另外，以總市值加權(quán)度量的系統(tǒng)風(fēng)險 Beta2 對操控性應(yīng)計利潤DA實行回歸的結(jié)果與表5的結(jié)果一致，受篇幅所限，這里不再列出?？倎碚f之，回歸結(jié)果表明，在控制了影響系統(tǒng)風(fēng)險的一些因素后，盈余管理水準(zhǔn)的高低顯著影響投資者對系統(tǒng)風(fēng)險的估算。（四）內(nèi)生性問題前述分析是假定應(yīng)計盈余管理為外生。因為我們采用了操控性應(yīng)計利潤度量應(yīng)計項目盈余管理，而決定操控性應(yīng)計利潤質(zhì)量的企業(yè)特征也可能會影響操控性應(yīng)計利潤的

26、經(jīng)濟后果，如現(xiàn)金流波動性會影響應(yīng)計利潤質(zhì)量和公司系統(tǒng)風(fēng)險，所以，在缺少合理控制的情況下，采用最小二乘法回歸可能會產(chǎn)生估計偏誤。對此，我們采用兩階段工具變量（ IV ）法來糾正應(yīng)計項目盈余管理與系統(tǒng)風(fēng)險之間的內(nèi)生性問題。在第一階段，我們借鑒Cohen（ 2008）的方法，構(gòu)建了操控性應(yīng)計利潤的企業(yè)決定因素模型：DA=B 0+ B 1Owner+B 2Capital+ B 3Growth+ B 5LIT+ B 6Margin+ B 7OC+B 8Size+B 9Age+B 10LEV+B 11A_HHI+e （8）其中，Owner為公司股東 數(shù)量的自然對數(shù)與十分位數(shù)下公司規(guī)模平均股東數(shù)量自然對數(shù)之

27、差，Capital 為固定資產(chǎn)凈額除以總資產(chǎn)， Growth 為年銷售增長率， LIT 為 啞變量（公司若處于高訴訟風(fēng)險行業(yè)為1,其他為0）,Margin為銷售毛利率，OS營業(yè)周期，A_HHI為公司所在行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)， Size為公司規(guī)模，Age為公司上市年限，LEV為資產(chǎn)負債率。在第二階 段，我們用公司系統(tǒng)風(fēng)險對第一階段回歸得到的操控性應(yīng)計利潤估計值（DA_IV）和其他系統(tǒng)風(fēng)險控制變量實行回歸。DA_IV作為操控性應(yīng)計利潤的工具變量，與影響系統(tǒng)風(fēng)險的公司特征不相關(guān)。表6 給出了第二階段分析的回歸系數(shù)。在第二列至第六列報告的參數(shù)中，DA1_IV、DA2_IM DA3_IM DA4_IM D

28、A5_IV的系數(shù)估計值均為正，而且高度顯著。同時，對于操控性應(yīng)計利潤與系統(tǒng)風(fēng)險（ Beta2 ）的內(nèi)生性問題， 我們使用同樣的方法實行了檢驗，結(jié)果亦然，受篇幅所限，這里未列 出結(jié)果?？倎碚f之，在控制了內(nèi)生性問題之后，應(yīng)計項目盈余管理與系統(tǒng)風(fēng)險之間仍然存有顯著的正向關(guān)系，這與表5 的結(jié)果一致。（五）穩(wěn)健性檢驗1. 系統(tǒng)風(fēng)險的其他度量方式。對于系統(tǒng)風(fēng)險的度量，去杠桿貝塔模型是理論界最常采用的一種度量方式。去杠桿貝塔模型如下式所示：其中，（3u為無杠桿系統(tǒng)風(fēng)險值，Bl為有杠桿系統(tǒng)風(fēng)險值， E 為公司權(quán)益市場價值， D 為公司負債市場價值。我們利用式（ 9） 對前文中的 Beta1 和 Beta2 實行去杠桿化，得到 Beta3 和 Beta4 。針對 假設(shè)1，我們用Beta3 和 Beta4 分別對五種基于應(yīng)計利潤的盈余管理重新實行回歸（見表7），回歸結(jié)果與前文一致。受篇幅所限，這里只列示了以 Beta3 作