表 1 分行业（包括金融业）计算系数 a1，a2和 a3
a1
a2
a3
A
-
- ***
B
-
C
-
**
D
-
E
-
F
-
G
-
***
H
-
***
-
I
***
-
J
-
- *
K
-
L
-
M
-
-
不同计算方法下非操纵性应计利润分析
高秀兰 1 韩士民 2
（1、唐山学院 河北 唐山 063000；2、西南交通大学经济管理学院 四川 成都 610031）
摘要：不同学者使用不同的方法计算非操纵性应计利润，本文针对标准截面Jones模型进行分析，在搜集
足够数据后进行处理加工。首先观察变量的散点图，并进行线性回归，然后比较不同计算结果差异的显著性，
在数据比较的过程中根据已有研究成果分析各种方法的优劣，在此基础上提出了相关建议。
关键词：非操纵性应计利润 盈余管理 审计质量
作者简介：
高秀兰（1964-），女，河北抚宁人，唐山学院副教授
韩士民（1981-），男，河北保定人，西南交通大学经济管理学院硕士研究生
一、引言
在度量盈余管理水平、会计信息质量水平、审计质量、审计独立性时都会将操纵性应计利润作为替代变量，而操纵性应计利润的
计算是根据非操纵性应计利润间接计算而来。非操纵性应计利润最早是由Jones在1991提出来的。国内外学者在计算非操纵性应计
利润的时候并没有一个统一的计算方法。有的学者使用时间序列Jones模型，也有些学者使用截面Jones模型，还有些学者使用了调整
的Jones模型，即使是未修正的截面Jones模型计算就有很多种不同方法。众多学者各执己见，莫衷一是。到底应该使用哪种方法计算
更能反映出盈余管理水平、会计信息质量、审计质量或审计独立性水平，本文试图分析未修正的截面Jones模型对此进行探讨。
二、研究设计
（一）未修正的截面Jones模型 截面Jones模型的计算公式为：NDA=α1+α2×（△REV/A）+α3×（PPE/A）+ξ。其中NDA表示非操纵
性应计利润；REV表示当年主营业务收入与上年主营业务收入之差；PPE表示当年末固定资产原值；而三个参数α1、α2、α3需要通过函
数GA/A=a1+a2+（△REV/A）+a3×（PPE/A）+ξ估计出的a1，a2和a3来代替。其中GA表示营业收入与经营活动现金流量之差，ξ是随机项。
（二）样本选取和数据来源 本文研究所需数据来自龙语财经信息分析系统。选取的样本是截止到2005年12月31日上市的公司，
共1326家，其中金融行业公司共10家。本文研究过程中没有考虑ST和PT的公司可能对研究造成的异常影响。这也是本文不足之处。
三、实证结果分析
（一）GA/A与△REV/A、PPE/A的线性关系 通过散点图观察包含金融业的所有上市公司的GA/A与△REV/A、PPE/A的线性关系，
如（图1）和（图2）所示。从（图1）中可以看出GA/A与△REV/A、PPE/A的线性关系显著。只有个别几个样本点游离在主要群体之外。从
（图2）可以看出GA/A与PPE/A的线性关系明显，仔细观察后进一步发现在（0，2）区间内PPE/A无论怎么变化，GA/A的取值总是在0附
近，而且几乎是在GA/A＝0这条直线上。由此看来PPE/A可以作为一个常数项看待，当然也有些样本点并不在主要样本群内。
（二）计算系数a1，a2和a3和NDA 根据截面Jones模型计算NDA，需要首先计算出a1，a2，a3分别替代NDA=α1+α2×（△REV/A）+α3×
（PPE/A）中的α1、α2、α3。而在计算系数a1，a2和a3时，需要分别计算是否剔除金融行业公司的数据。（1）计算包含金融行业公司的数据。
第一，将在上海和深圳上市的公司作为总体计算得到a1=- ，a2=（***）和a3=- 。第二，分成上海主板市场、深圳主板市场
和深圳二板市场计算得到：上海主板市场中a1=- ，a2=，
a3=- ；深圳主板市场中a1=- ，a2=（***），a3=；深
圳二板市场中a1=- ，a2=（*）, a3=（*）。第三，分成主板
市场和二板市场计算得到：主板市场中a1=- ，a2=（***）,
a3=- ；二板市场中a1=- ，a2=（*）, a3=（*）。第四，
分行业计算结果见（表1），其中A到M代表13个行业。（2）计算剔除
金融行业公司的数据。第一，将在上海和深圳上市的公司作为总体
计算得到a1=- ，a2=（***）和a3=- 。第二，分成上海主板市场、深圳主板市场和深圳二板市场计算得到：上海主板市场中
a1=- ，a2=，a3=- ；深圳主板市场中a1=- ，a2=（***），a3=；深圳二板市场中a1=- ，a2=（*）, a3=
（*）。第三，分成主板市场和二板市场计算得到：主板市场中a1=- ，a2=（***）, a3=- ；二板市场中a1=- ，a2=（*）,
a3=（*）。第四，分行业计算。只需要在（表1）计算的基础上去掉第I列，即可得到剔除金融行业企业的分行业计算结果。将上述八
组系数a1，a2，a3后分别代入截面Jones模型，计算出八组不同的NDA。值得注意的是，通过上面对a1，a2，a3系数显著性的观察可以看出，
并不是所有的a1，a2，a3的系数都是显著的。如果没有得到显著的结果就说明该线性关系是不显著的。此时使用这些系数建立的方程
高秀兰 韩士民：不同计算方法下非操纵性应计利润分析
154
·综合（下） 2009年第 4期
标准平均误差
.014144057158123
.006284901660739
.019830196695775
.007300936430534
.022506187424608
.006116285306572
.027624786095674
.012507020580067
分类NDA
总体NDA
分上海
深圳主板
二板市场
NDA
分主板
二板市场
NDA
分行业
NDA
表 5 按是否 ST 公司分组统计值
Name
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅰ
组Ⅱ
N
130
1181
130
1181
130
1181
130
1181
均值
- .26683547829924
- .24881344650761
- .23490759054051
- .25208804675821
- .25124380421385
- .25035150658915
- .22566419282652
- .25217265796122
标准差
.161267063828895
.215984922791793
.226099029474051
.250901649123198
.256610018142129
.210190307028168
.314971022299073
.429812273947897
调整税后利润
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅰ
组Ⅱ
Mean
- .24603366492758
- .27057119683059
- .25406492190243
- .23428974722058
- .25361538429910
- .23655413435429
- .25221785895656
- .23785163365983
分类NDA
总体NDA
分上海深圳主板
二板市场NDA
分主板二板市场
NDA
分行业NDA
表 6 按调整后税后利润是否小于零的分组统计值
N
1067
244
1067
244
1067
244
1067
244
Std. Deviation
.214061480868690
.197444415203225
.262853722320347
.171920440216249
.226669798001621
.154479135852964
.444555243257981
.288015854581114
分类NDA
总体NDA
分上海
深圳主板
二板市场
NDA
分主板
二板市场
NDA
分行业
NDA
均值
- .24285780445217
- .24426319877423
- .26468058145184
- .25508403824132
- .24731289428361
- .24875631688403
- .26254855111425
- .24772581682312
- .24104559505939
- .27266066666792
- .24992619280394
- .22604530098500
表 4 按照 ROA 大小分组的统计值
ROA
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅲ
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅲ
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅲ
组Ⅰ
组Ⅱ
组Ⅲ
N
437
437
437
437
437
437
437
437
437
437
437
437
标准差
.159675423081385
.244271947431861
.220388565893469
.241491304877580
.294137018895293
.201765398401209
.191308374497655
.260675878823500
.185091869498092
.524873421721296
.391885176063295
.315224492275383
标准平均误差
.007638311352106
.011685111916809
.010542614838606
.011552095744510
.014070481775755
.009651747922939
.009151520631535
.012469818372881
.008854144868927
.025108100784610
.018746410257017
.015079232428786
计算出的NDA是有偏差的，它并不能合理替代非操纵性应计利润。如果NDA的偏差在合理范围之内，那么计算NDA时是否需要剔除
金融行业的公司。一般认为金融行业的资本结果与其他行业有明显的不同，所以都建议剔除金融行业公司再进行分析。本文持保守
态度，所以分析了包括金融行业公司和剔除金融行业公司两种情况。
（三）配对样本- T检验 分别对包括金融行业公司的样本（1326个）和剔除金融行业公司样本（1316个）进行配对样本- T检验，用来
检验计算出的NDA的相关性和NDA均值差异的显著性，检验结果见（表2）和（表3）。可以发现：（1）未剔除金融行业公司配对检验结果。在未
剔除金融行业公司配对检验结果中，按照总体计算的NDA与分上海主板深圳主板深圳二板市场计算的NDA、分主板二板市场计算的NDA、
分行业计算的NDA的相关系数是负数并且对应的T-值不显著。分上海主板深圳主板深圳二板市场计算的NDA与分主板二板市场计算的
NDA、分上海主板深圳主板深圳二板市场计算的NDA与分行业计算的NDA、分主板二板市场计算的NDA与分行业计算的NDA的相关系数
都是正数并且对应的T-值显著。由此可知，按照总体计算的NDA与其他方法计算的NDA具有显著的差异。很多学者使用不同的方法计算
NDA用来衡量盈余管理水平或是其他变量得出不同结果的原因在此可以找到部分答案。配对样本均值T检验结果显示各种方法计算的
NDA的均值非常接近。（2）剔除金融行业公司配对检验结果。剔除金
融行业公司配对样本检验结果中分行业计算的NDA与按照总体计算
的NDA、分上海主板深圳主板深圳二板市场计算的NDA、分主板二板
市场的相关系数很小，并且T-检验出现了不显著的情况。其他三种计
算方法下计算的NDA的相关系数非常大而且非常显著。配对样本均
值T检验显示各种方法计算的NDA的均值仍然没有显著性差异，但是
和未剔除金融行业公司情况下的结果比较有趋向显著的趋势。
（四）数据比较 在数据比较过程中，本文通过独立样本检验，分
别将所有样本按照不同标准进行分类，把已有研究提供的证据作为
分析的根据，从三个角度分析了四种计算方法的优劣：（1）按ROA的
大小分类比较。平滑盈余的管理动机被证明是盈余管理主要原因之
一，本文在分析时假定该动机存在。在剔除了2005年和2006年上市的
公司后，将1311个样本公司按照ROA的大小排序，分为三组：前437个
公司为组Ⅰ，接下来的437个样本为组Ⅱ，最后437个样本为组Ⅲ。其
分组统计值见（表4）。可以看出，非操作性应计利润受制于总体应计
利润，总体应计利润为负时，估计的非操作性应计利润很可能也为负
值，所以按照ROA排序的公司的NDA同样应该是按照该顺序排列，否
则就会出现很大误差。只有分主板二板市场计算和分行业计算的
NDA符合该条件。根据盈余平滑动机假定，组Ⅱ的NDA值越小，其分
类计算方法的估计效果越好。而分行业计算NDA的组Ⅱ小于分主板
二板市场计算NDA的组Ⅱ，且分行业计算的各组之间的差距较大。这
说明该方法可以很明显的区分不同ROA样本的NDA，最终可有效估
计操作性应计利润。（2）按是否ST公司分类比较。由于我国证券监督
管理委员会对我国上市公司的监管非常严格，上市公司不敢肆意调
整盈余迎合市场，尤其是ST公司更是如此。再加上注册会计师在审计
ST公司时更是慎之又慎，因此假定ST公司的盈余管理程度比较小，其
非操作性应计利润就比较大。本文按是否ST公司将样本公司分成两
组：组Ⅰ是ST公司，组Ⅱ是非ST公司，分组统计值见（表5）。可以看出：
只有分上海深圳主板二板市场计算和分行业计算的组Ⅰ的NDA大于
组Ⅱ，表明ST公司的非操作性应计利润较大，且分行业计算的组Ⅰ和
组Ⅱ的NDA的差值较大。说明分行业计算的NDA可以比较好的区分
ST公司和非ST公司的盈余管理行为。（3）按调整后税后利润是否小于
零分类比较。由于存在契约约束和薪酬约束，公司管理层有动机调整
盈余来达到契约条件。因此使用均值调整的税后利润来作为分组标
志，调整后的税后利润小于0作为组Ⅰ，其他为组Ⅱ。组Ⅰ是没有达到
市场平均利润水平的公司，这些公司有动机通过调高操作性应计利
润来达到少数人利益的目的。根据上述假定，组Ⅰ应该有较高的操作
表 3 剔除金融行业公司的配对样本-T 检验
Pair 1
Pair 2
Pair 3
Pair 4
Pair 5
Pair 6
配对样本 - T检验
按照总体&分上海主板深圳
主板二板市场
按照总体&分主板二板市场
按照总体&分行业
分上海主板深圳主板深圳二
板市场&分主板二板市场
分上海主板深圳主板深圳二
板市场&分行业
分主板二板市场&分行业
相关系数
.848
.981
.065
.864
.033
.057
P- 值
.000
.000
.019
.000
.225
.040
均值
.000219
- .000607
- .002533
- .000827
- .002753
- .001926
NDA均值差异的
显著性检验
NDA的相关性检验
t- 值
.060
- .530
- .201
- .240
- .208
- .152
P- 值
.952
.597
.841
.810
.835
.879
表 2 包含金融行业公司的配对样本-T 检验
Pair 1
Pair 2
Pair 3
Pair 4
Pair 5
Pair 6
配对样本 - T检验
按照总体&分上海主板深圳
主板二板市场
按照总体&分主板二板市场
按照总体&分行业
分上海主板深圳主板深圳二
板市场&分主板二板市场
分上海主板深圳主板深圳二
板市场&分行业
分主板二板市场&分行业
相关系数 P- 值
.547
.238
.462
.000
.000
.000
均值
- .000626
- .000624
- .000494
.000003
.000133
.000130
t- 值
- .070
- .074
- .038
.001
.013
.013
P- 值
.945
.941
.970
.999
.990
.990
NDA均值差异的
显著性检验
NDA的相关性检验
- .017
- .032
- .020
.865
.459
.493
（下转第 160 页）
155
汪博兴：地区间公共支出效率比较分析
定的成效，结合西部大开发政策，可以理解为国家在西部投入的产出效应开始显现。从教育冗余看，西部地区基本上和中部地区差别
不大，但都较 2000年有所提高，说明中央加大了对西部基础教育的支持力度，使西部地区的教育投入有了很大的改观，但由于教育
产出相对于投入具有较长的“时滞”和劳动力的流动性，教育支出的大幅增加并没有明显改善该地区 GDP的增长。
四、结论及政策建议
全国公共支出的经济效率较低，三大区域的技术效率都有不同程度的下降。从（表 1）来看，2006年，公共支出相对于 GDP的平
均技术效率为 ，是相当低的。说明大部分地区在公共支出的投入上存在着较大的缺口，公共支出没有很好地发挥促进经济效率
提升的作用。公共支出的结构性效率失衡，需以均等化和公共财政取向加以调整。从对各支出项目冗余值的比较来看，中部地区的教
育支出冗余说明中部的教育支出并没有给当地的 GDP带来明显的增长，这与教育的外部性有关。东部地区在效率比较高的前提下，
在基本建设支出方面仍有较大的冗余，说明国家支出政策具有效率导向的特征，同时也说明了西部公共支出不足的现状。从各决策
单元支出项目冗余情况的比较来看，各地区之间存在着很大的差别，说明了支出结构上的不合理。
在当前落实科学发展观、构建和谐社会、推进区域统筹协调发展的战略调整时期，有必要以各地公共服务均等化为目标加大中
央对中西部财政支持的力度；以公共财政为取向调整财政支出的方向、配合经济增长方式的转变，突出以人为本，加大民生性和社会
性支出。从整体分析来看，东部地区的相对效率水平远高于全国其它省市。比较 2006年的计算结果，我们认为东部地区目前在资源
配置方面已趋向逐渐合理，基本走上良好发展的轨道。因此，从区域协调发展的角度，进一步加大对中西部的投入、促进中西部的发
展势必成为我国当前社会经济发展现实中刻不容缓的重大任务。
*本文系国家自然科学基金项目《我国区域协调发展的公共支出政策研究》（批号 70540012）；国家社会科学基金项目“我国预算
的统一和分类管理研究”（编号：07BJY143）；教育部人文社科重点研究基地———中山大学行政管理研究中心项目“地方预算改革创
新”（批号 05JJD810006）的阶段性研究成果
参考文献：
［1］庄子银、邹薇：《公共支出能否促进经济增长:中国的经验分析》，《管理世界》2003 年第 7 期。
［2］吕炜：《公平增长与公共支出的政策安排》，《经济社会体制比较》2004 年第 5 期。
［3］魏权龄：《数据包络分析（DEA）》，《科学通报》2000 年第 17 期。
［4］Barro, ., Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth, Journal of Political Economy, 1990. 5、Romer, Paul M.,
Increasing Returns and Long- Run Growth. Journals of Political Economy, 1986.
［5］Charnes A,Cooper WW,Lewin AY,et al, Envelopment , Dordrecht, London:Kluwer Academic Publisher, 1994.
（ 编辑 聂慧丽 ）
!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!
（上接第 155 页）
性应计利润，而组Ⅱ有较低的非操作性应计利润。其分组统计值见（表6）。可以看出，只有按照总体计算组Ⅰ的NDA大于组Ⅱ。其他三种计
算方法都可以比较好的区分组Ⅰ和组Ⅱ的非操作性应计利润。最好的是分上海深圳主板二板市场的计算方法，其次是分主板二板市场的
计算方法，再次之是分行业计算的方法。不过三种方法的计算的组Ⅰ和组Ⅱ的差别非常小，可以近似认为该三种方法都是比较好的。
综合上述比较分析结果，最终认为分行业计算方法对估计NDA以及区分不同组别是最有效的。
四、结论与局限
（一）研究结论 通过分析，本文得出以下结论和建议：（1）在建立线性模型时要剔除掉异常样本，使样本点尽可能地集中在一个趋
势上。（2）由于在确定a1，a2，a3时不能保证它们都是显著的，在估计非操纵性应计利润时会产生偏差。偏差的程度无法确定。所以是否可
以用得出的结果作为盈余管理水平的替代变量是个不确定的问题。（3）将市场分割后与整个市场比较有很大的不同，这也说明分割是
有效果的。（表3）剔除了金融行业公司，结果显示分行业计算的结果与其他结果的线性关系不明显，说明分行业计算的结果更能反映出
各个行业的特点。建议以后在计算非操纵性应计利润时要剔除金融行业公司并且要分行业计算。均值并不能完全反映所有数据的主要
特点，所以各组均值非常接近是合理的。
（二）研究局限 本文的不足之处在于：本文只是分析的截面数据模型，没有将所有的Jones模型进行比较验证，得出结论的代表
性需要质疑；且a1，a2，a3的系数的显著性在多大程度上会影响到计算结果本文也没有研究，有待进一步探讨。
参考文献：
［1］陈汉文、郑鑫成：《可操纵性应计的市场反应———来自中国证券的实证证据》，《财会通讯》2004年第2期。
［2］陈武朝、张泓：《盈余管理、审计师变更与审计师独立性》，《会计研究》2004年第8期。
［3］蔡春、黄益建、赵莎：《关于审计质量对盈余管理影响的实证研究———来自沪市制造业的经验证据》，《审计研究》2005年第2期。
［4］梁倩瑜：《ST上市公司盈余管理的实证研究》，《吉林农业科技学院学报》2006年第9期。
［5］ Management during Import Relief of Accounting .
［6］Steven J. Maijoor and Ann Vanstraelen． Earnings management within Europe: the effects of member state audit environment,audit firm
qualityand international capitalmarkets．Accountingand Business Research. 2006． （编辑 虹 云）
160
