JONES模型

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2024年6月14日发(作者：)

运用修正的Jones模型将总的会计应计量分解为可操控和不可操控的会计应计量，但这两种

会计应计量所带来的会计盈余的持久性并没有显著的区别，它们共同导致了会计应计量所带

来的会计盈余的持久性低于现金流量所带来的会计盈余的持久性的结果。

对可操控和不可操控的会计应计量信息反映的检验

华夏基金管理公司博士后工作站 刘 云 中

虽然会计应计量和现金流量所带来的会计盈余的持久性具有显著的差异，但是中国的股

票价格并没有能够有效地区分这种差异。本文将讨论导致这种持久性差异的原因以及这种差

异是否反映了会计盈余管理的行为。为此，将利用横截面数据，采用修正的Jones模型将会

计应计量分解为可操控的会计应计量和不可操控的会计应计量，然后根据Mishkin理性预期

检验方法，讨论中国股票市场是否充分反应了可操控和不可操控会计应计量的差异。此外本

文还将讨论不同的估计方法和预期收益率均衡模型是否会对估算可操控和不可操控会计应

计量产生显著的影响。

假设的提出

由于权责发生制和配比原则的要求，致使会计盈余和现金流量（在本文而言就是营业利

润和经营活动产生的净现金流量）之间产生了差异，也就是存在会计应计量。但影响会计应

计量的因素很多，如固定资产的折旧、无形资产的摊销、销售形成的应收账款、待摊费用、

采购形成的应付账款、预提费用等等。有些账目如固定资产的折旧和无形资产的摊销以及符

合公司信用政策的应收账款等是公司持续经营的条件，这些会计应计量的持续性比较强，与

公司的营业利润的关系也比较密切，不大容易被公司管理层操纵，而有些项目如资产和债务

重组发生的费用和收益、改变会计政策、特殊补贴和带处理的损益等则比较容易受到公司管

理层的操纵，持续性也比较弱。会计应计项目所具有的不同性质也正是应用各种识别可操控

和不可操控的会计应计量的方法和模型的前提条件。据此所要检验的第一个假设（H

1

）是：

根据识别和区分会计应计量的模型所获得的可操控和不可操控的会计应计量所产生的会计

盈余的持久性具有显著的不同，不可操控的会计应计量产生的会计盈余比可操控的会计应计

量产生的会计盈余的持久性要强。若该假设成立，会计应计量与现金流量之间的持久性的差

异可能主要归之于可操控的会计应计量。

无论可操控的会计应计量和不可操控的会计应计量的持久性是否具有显著的差异，上市

公司的股票价格是否理性或者说有效地反映了这两者对会计盈余的持久性都是一个需要再

讨论的问题。因为可操控和不可操控的会计应计量的持久性反映的是会计账目的性质的不

同，而股票价格对持久性的预期反映的则是市场的有效性或理性，市场是否有效也不能说明

会计账目的性质是否相同。根据Mishkin理性预期检验方法，所要检验的第二个假设（H

2

）

为：上市公司的股票价格没有能够有效地反映可操控和不可操控的会计应计量持久性。由于

检验的性质的不同，对H

2

的检验不能代替对H

1

的检验。我们知道，如果市场没有能够有效

地或理性地反映这两种会计应计量的持久性，不能正确估计这两种会计应计量的价格，就可

以根据这两种会计应计量来构造投资组合，以观察能否获得超额收益率，因此，本文所要检

验的第三假设（H

3

）也就是组合对冲交易假设为：根据可操控或不可操控的会计应计量的

大小所构造的投资组合之间的对冲交易能够获得超额收益率，持有可操控或不可操控的会计

应计量较低的投资组合，而卖出可操控或不可操控的会计应计量较高的投资组合将可能获得

超额收益率。由于估计可操控和不可操控的会计应计量有多种方法，本文也将讨论上述三个

假设检验结果相对于不同估计方法的敏感性。

本文选择1998、1999和2000年末仅在中国A股市场上市，并扣除金融类和受到退市

1

影响的公司后的上市公司作为研究的样本。所使用的会计盈余、现金流量和会计应计量也都

是按照平均资产规模标准化处理后的数据。

实证检验结果

一、可操控和不可操控会计应计量的估计

将总的会计应计量分解为可操控和不可操控的会计应计量的方法很多，本文根据横截面

数据，采用修正的Jones模型作为分解总的会计应计量的方法，修正的Jones模型的关键点

是该模型修正了Jones模型认为管理层对于所有记录的销售收入都没有实施盈余管理的假

定，而是认为由于应收账款净值的变化所带来的那部分销售收入受到了管理层盈余管理行为

的影响。具体而言估计的程序为，首先在每个年度内按行业根据下式估计各个行业的模型参

数：

AC

t

a

1

a

2

(REV

t

)a

3

(PPE

t

)



t

（1）

其中，

REV

t

表示当年的产品销售主营业务收入相对于上一年的变化额按照公司当年

的平均资产规模标准化后的值，

PPE

t

表示当年固定资产总值的平均值（年初固定资产总值

与年末固定资产总值的平均数）按公司当年的平均资产规模标准化后的值。在估计出参数之

后，再按照（2）式计算出不可操控的会计应计量（NDA）：

NDA

t

a

1

(1/A

t1

)a

2

(REV

t

REC

t

)a

3

(PPE

t

)

（2）

其中，∆REC

t

表示公司当年的应收账款净额相对于上一年的变化额按公司平均的资产规

模标准化后的值。最后按照（3）式可以计算出公司的可操控的会计应计量（DA）：

DA

t

AC

t

NDA

t

（3）

按照上述过程估计出的可操控和不可操控的会计应计量的描述性统计量如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计量

会计盈余

现金流量

会计应计量

不可操控的会计应计量

可操控的会计应计量

均值

0.042

0.018

0.024

0.029

0.015

标准差

0.116

0.153

0.192

0.161

0.107

中位数

0.037

0.022

0.041

0.031

0.011

最大值

0.189

0.204

0.297

0.259

0.261

最小值

-0.253

-0.238

-0.287

-0.219

-0.193

会计应计量的均值为正数，说明平均看来会计盈余量的数目大于现金流量，这一点与国

外的类似研究的结果并不相同，如Subramanyam（1996）和Xie（2002）的研究都表明美国

上市公司的会计应计量为负值，也就是说会计盈余小于现金流量，他们认为这是因为在会计

盈余中扣除了折旧费用，从而导致会计盈余小于现金流量。平均为正的会计应计量很有可能

是由于销售收入（或者主营业务收入）确认方法所导致的，即中国的上市公司可能广泛存在

通过销售收入（或主营业务收入）的确认而对会计盈余进行管理，其中应收账款又最有可能

用来对盈余进行管理的账目，这也是采用修正的Jones模型估计可操控的会计应计量的原因，

在修正的Jones模型中，应收账款净值的变化所导致的会计应计量被作为可操控的会计应计

量来处理。因此在上表中也看到可操控的会计应计量的均值比较大，与不可操控的会计应计

量较为接近，这是由于估计的方法所导致的。

二、对第一个假设（H

1

）的检验

第一个假设（H

1

）讨论的是由可操控和不可操控的会计应计量带来的会计盈余的持久

2

性具有显著的差异，由不可操控的会计应计量带来的会计盈余的持久性要强于由可操控的会

计应计量带来的会计盈余的持久性。显然，要检验这个假设需要将会计应计量分解为可操控

和不可操控的会计应计量两个部分，即应该检验下式：

EA

t1

b

0

b

1

DA

t

b

2

NDA

t

b

3

CS

t





t1

（4）

如果b

1

2

，也就是说可操控的会计应计量前的系数小于不可操控的会计应计量前的系

数，则说明可操控的会计应计量带来的会计盈余的持久性要小于不可操控的会计应计量带来

的会计盈余。所使用的样本有两个，第一个样本是将全部的样本混合在一起进行估计，第二

个数据是将每年会计应计量最大和最小各10个样本从全部样本剔除后再进行估计，这样做

的原因是希望能够消除极端值或异常值对估计结果的影响，通过对这两组结果的比较可以使

估计的结更为令人信服。其回归分析的结果如表2所示。

表2 可操控和不可操控会计应计量对会计盈余的影响差异的估计

全部样本

估计值

t-值

b

1

=b

2

约束的F-检验

b

1

=b3约束的F-检验

b2=b3约束的F-检验

剔除极端值后的样本

估计值

t-值

b

1

=b

2

约束的F-检验

b

1

=b

3

约束的F-检验

b2=b

3

约束的F-检验

注：**表示在0.01的水平上显著。

b

0

0.011

14.58**

b

1

0.458

59.27**

b

2

0.517

65.17**

b

3

0.754

83.51**

F=6.92

F=72.39**

F=52.18**

0.016

19.79**

0.467

54.38**

0.525

57.19**

0.803

89.27**

F=5.89

F=69.72**

F=54.68**

从表2可以看出，剔除会计应计量极端值后的样本与全体样本的回归分析结果基本一

致，并没有显著影响估计结果，变量前系数的估计值的符号和显著性都没有发生变化。上述

回归分析的一个重要结果是没有能够找到支持第一个假设也就是不可操控的会计应计量所

产生的会计盈余的持久性要高于可操控的会计应计量所产生的会计盈余的持久性的证据，两

个样本的回归结果都不能拒绝b

1

=b

2

的约束条件，也就是说只能接受两种会计应计量产生的

会计盈余的持久性没有显著差异的说法。但是，两种会计应计量前的系数都与现金流量前的

系数存在显著的差异，两种会计应计量所产生的会计盈余的持久性都与现金流量所产生的会

计盈余的持久性存在差异。可以认为可操控和不可操控的会计应计量共同导致了总的会计应

计量所产生的会计盈余的持久性要低于现金流量所产生的会计盈余的持久性的结果。

三、对第二个假设（H

2

）的检验

关于股票市场对可操控和不可操控会计应计量的理性预期反映的检验仍然是借鉴

Mishkin的方法，对（4）式的理性预期检验将是针对（5）式所描述的系统做估计：

EA

t1

b

0

b

1

DA

t

b

2

NDA

t

b

3

CS

t





t1

R

t1

E

m

(R

t1

|

t1

)



(EA

t1

b

0

bDA

t

bNDA

t

bCS

t

)



t1

*

1

*

2

*

3

（5）

估计出的参数b

i

可称之为盈余预测系数，b

i

*

可称之为价格反映系数（Xie,2002）。根据

Mishkin（1983），如果这两组系数没有显著的差异，就可以接受市场对于会计应计量和现金

3

流量所产生的会计盈余的持久性的预期是理性的说法。分两个阶段对（5）式进行估计，首

先是在不施加盈余预测系数与价格反映系数相等的约束条件下，联合估计（5）式得到b

i

和

b

i

*

的值，然后在施加b

i

=b

i

*

的约束条件下再估计（5）式，有：

LR2nln(SSR

c

/SRR

u

)



2

(q)

其中，q表示有效市场约束条件的个数；

n表示观察值的数目；

SSR

c

表示受约束条件下估计的残差平方和；

SSR

u

表示不受约束条件下估计的残差平方和。

估计所使用的样本仍然是两个，一个是全体的样本，一个是剔除极端值（会计应计量最

大和最小的10个样本）后的样本，估计的结果见表3。

表3 市场对可操控和不可操控会计应计量以及现金流量持久性预期的检验

全部样本

估计值

t-值

理性预期条件b

1

= b

1

*

理性预期条件b

2

=b

2

*

理性预期条件b

3

=b

3

*

理性预期条件b

1

=b

1

*,b

2

=b

2

*,b

3

=b

3

*

剔除极端值后的样本

估计值

t-值

理性预期条件b

1

=b

1

*

理性预期条件b

2

=b

2

*

理性预期条件b

3

=b

3

*

理性预期条件b

1

=b

1

*,b

2

=b

2

*,b

3

=b

3

*

注：**表示在0.01的水平上显著。

b

1

0.458

59.27**

b

1

*

0.463

b

2

0.517

b

2

*

0.623

74.16**

b

3

0.754

83.51**

b

3

*

0.639

81.09**

ß

1.328

10.26** 58.95** 65.17**

LR=2.53

LR=34.17**

LR=11.59**

LR=27.02**

0.479 0.525 0.667

75.82**

0.803

89.27**

0.691

86.51**

1.175

8.94**

0.467

54.38** 55.27** 57.19**

LR=1.92

LR=29.81**

LR=10.94**

LR=24.96**

从表3的结果可以看到，全部样本和剔除极端值之后的样本的分析结果也仍然是相似

的，虽然系数的估计值的大小发生了变化，但其符号和显著性都没有改变。回归分析的结果

只是部分地支持了第二假设，其中，理性预期条件b

2

=b

2

*、b

3

=b

3

*以及b

1

=b

1

*∩b

2

=b

2

*∩b

3

=b

3

*

都在0.01的水平上被拒绝，也就是说中国股票市场的价格没有能够有效地反映现金流量、

不可操控的会计应计量所带来的会计盈余的持久性，股票价格高估了不可操控的会计应计量

所带来的会计盈余的持久性，而低估了现金流量所带来的会计盈余的持久性，股票价格未能

对现金流量和会计应计量所产生的会计盈余的持久性的差异作出有效地反映可能是由于对

不可操控的会计应计量所带来的会计盈余的持久性没有给予有效地反映而致。但是，检验的

结果并没有拒绝理性预期条件

b

1

=b

1

*

，也就是说市场对于可操控的会计应计量所带来的会计

盈余的持久性给予了有效地反映。

四、对第三个假设（H

3

）的检验

在上述对第二个假设进行检验的过程中，已经看到市场没有能够有效地反映不可操控的

会计应计量所带来的会计盈余的持久性，现在通过构造证券组合观察其超额收益率的方法来

检验第三个假设。分别按照不可操控的会计应计量和可操控的会计应计量由小到大的顺序将

样本分为10个投资组合，按照前述的方法计算出每组的超额收益率（1999、2000和2001

4

年3个年份分别计算），计算结果见表4。

表4 按会计应计量构造的投资组合的超额收益率

可操控会计应计量

不可操控会计应计量

1999年

0.009

(2.01*)

0.005

(1.43)

0.005

(1.28)

0.003

(0.84)

0.001

(0.26)

0.001

(0.19)

-0.001

(-0.21)

-0.001

(-0.29)

-0.006

(-1.97*)

-0.007

(-2.02*)

2000年

0.011

(2.31*)

0.009

(2.14*)

0.006

(1.52)

0.004

(1.26)

0.002

(0.94)

0.001

(0.21)

0.001

(0.17)

-0.002

(-0.51)

-0.005

(-1.48)

-0.008

(-2.17*)

2001年

0.008

(1.97*)

0.004

(1.59)

0.003

(1.04)

0.003

(0.99)

0.001

(0.26)

0.001

(0.18)

-0.001

(-0.25)

-0.003

(-0.95)

-0.010

(-2.21*)

-0.012

(-2.97**)

最低

2

3

4

5

6

7

8

9

最高

1999年

0.004

(0.96)

0.005

(1.03)

0.002

(0.83)

0.002

(0.79)

-0.001

(-0.62)

0.001

(0.68)

-0.001

(-0.51)

-0.003

(-0.92)

0.003

(1.08)

-0.002

(-0.94)

2000年

0.005

(1.13)

0.005

(1.21)

0.003

(1.01)

-0.002

(-0.85)

0.000

(0.15)

-0.001

(-0.54)

0.002

(0.83)

-0.002

(-0.95)

0.002

(0.79)

-0.001

(-0.41)

2001年

0.002

(0.95)

0.001

(0.48)

0.003

(1.29)

0.002

(1.04)

-0.002

(-1.15)

0.001

(0.69)

-0.001

(-0.64)

-0.002

(-0.85)

0.002

(0.96)

-0.001

(-0.75)

注：1.括号内为t-统计量；

2.*表示在0.05的水平上显著，**表示在0.01的水平上显著。

根据可操控会计应计量构造的投资组合并没有能够获得显著的超额收益率，这一点与股

票价格有效地反映了可操控会计应计量所带来的会计盈余的持久性的结论一致。而根据不可

操控的会计应计量构造的投资组合中几个会计应计量极端值的投资组合能够获得显著的超

额收益率，而且不可操控会计应计量比例低的组合能够获得正的超额收益率，不可操控会计

应计量比例高的组合呈负的超额收益率，这也与股票价格高估了不可操控会计应计量带来的

会计盈余的持久性的结论一致。同样如果能够作对冲交易的话，也就是买进不可操控会计应

计量最低的组合，同时不可操控卖出会计应计量最高的组合，在上述三个年份分别可以获得

1.6%、1.9%和2.1%的超额收益率。

根据Fama&French的方法，将公司的超额收益率（相对于公司规模）与影响收益率的

因素按（6）式进行回归分析：

y

t1

a

0

a

1

DA

t

a

2

NDA

t

a

3

Size

t

a

4

BM

t

a

5

EP

t





t1

（6）

式中各个变量的定义与前同，

y

t1

是公司股票的超额收益率，

DA

t

是可操控的会计应计

量，

NDA

t

是不可操控的会计应计量，

Size

t

是公司规模，

BM

t

为每流通股的账面净资产与

5

每流通股的市场价格的比，

EP

回归分析的结果见

t

为每股会计盈余与每流通股价格的比例，

表5。

表5 影响股票超额收益率的各因素分析

估计值

t-值

a

0

0.004

(1.43)

a

1

-0.03

(-1.28)

a

2

-0.09

(-2.01*)

a

3

-0.18

(-2.46*)

a

4

0.05

(2.13*)

a

5

0.08

(2.27*)

注：*表示在5%的水平上显著。

从表5的结果可以看出，公司规模、每股账面净资产与市场价格的比例、每股盈余与市

场价格的比例都是影响股票超额收益率的重要因素。此外，不可操控的会计应计量也是影响

股票超额收益率的一个重要因素，不可操控的会计应计量与公司股票的超额收益率成负相关

关系，而可操控的会计应计量与超额收益率之间的关系并不显著，这也与上面的检验过程相

符合。

敏感性分析

为了讨论上述分析结果是否受到所选择的估计模型的影响，本节将采用Jones模型而不

是修正的Jones模型来重新估计可操控和不可操控的会计应计量，并由此重复进行Mishkin

的理性预期检验方法，观察股票市场价格对会计应计量的反映行为。Jones模型与修正的

Jones模型的不同就在于，Jones模型在计算不可操控的会计应计量时，并不将应收账款净值

的变化从销售收入的变化中扣除，即Jones模型按照（7）式计算不可操控的会计应计量：

NDA

t

a

1

(1/A

t1

)a

2

(REV

t

)a

3

(PPE

t

)

（7）

式中的变量定义同（1）式。Jones模型暗含公司所有的销售收入都是不可以操纵的，如

果公司通过确认虚假的销售收入而增大利润，Jones模型则可能将这种行为排斥在会计盈余

管理之外，也就是说Jones模型倾向于缩小盈余管理的行为，而修正的Jones模型则倾向于

扩大盈余管理的行为。根据Jones模型估计的可操控和不可操控的会计应计量的描述性统计

如表6所示。

表6 主要变量的描述性统计量（Jones模型）

会计盈余

现金流量

会计应计量

不可操控的会计应计量

可操控的会计应计量

均值

0.042

0.018

0.024

0.020

0.004

标准差

0.116

0.153

0.192

0.161

0.011

中位数

0.037

0.022

0.041

0.016

0.004

最大值

0.189

0.204

0.297

0.259

0.161

最小值

-0.253

-0.238

-0.287

-0.219

-0.176

可见，当采用Jones模型估计可操控的会计应计量之后，可操控的会计应计量的均值变

得很小，这是由Jones模型的特性决定的。根据Jones模型估计出的可操控和不可操控会计

应计量进行的理性预期检验的结果如表7所示。

表7 市场对可操控和不可操控会计应计量以及现金流量持久性预期的检验（Jones模型）

全部样本

估计值

t-值

理性预期条件b

1

= b

1

*

理性预期条件b

2

=b

2

*

6

b

1

0.317

9.82**

b

1

*

0.359

b

2

0.384

b

2

*

0.545

14.33**

b

3

0.785

9.71**

b

3

*

0.627

15.62**

ß

0.961

11.57** 10.65** 16.44**

LR=1.74

LR=5.22*

理性预期条件b

3

=b

3

*

理性预期条件b

1

=b

1

*,b

2

=b

2

*,b

3

=b

3

*

剔除极端值后的样本

估计值

t-值

理性预期条件b

1

=b

1

*

理性预期条件b

2

=b

2

*

理性预期条件b

3

=b

3

*

理性预期条件b

1

=b

1

*,b

2

=b

2

*,b

3

=b

3

*

注：*表示在0.05的水平上显著；**表示在0.01的水平上显著。

LR=7.65**

LR=12.58**

0.371 0.395 0.565

17.19**

0.816

12.59**

0.711

18.51**

1.096

12.83**

0.329

10.95** 12.53** 18.21**

LR=1.62

LR=6.01*

LR=8.48**

LR=14.52**

根据Jones模型估计的可操控和不可操控会计应计量所进行的理性预期检验并没有改变

修正的Jones模型的主要结论，虽然总体上，证券市场没有有效地反映可操控和不可操控的

会计应计量以及现金流量所带来的会计盈余的持久性差异，但股票价格对可操控的会计应计

量所带来的会计盈余的反映与可操控的会计应计量对会计盈余的预测能力并没有显著的差

异，似乎可以接受市场对于会计应计量具有部分理性的结论。Jones模型和修正的Jones模

型的检验结果有一个差异，那就是Jones模型所估计的系数变得小了。

主要结论

本文运用修正的Jones模型将总的会计应计量分解为可操控和不可操控的会计应计量，

但这两种会计应计量所带来的会计盈余的持久性并没有显著的区别，它们共同导致了会计应

计量所带来的会计盈余的持久性低于现金流量所带来的会计盈余的持久性的结果。在理性预

期检验中，拒绝了股票市场价格能够有效反映可操控和不可操控会计应计量以及现金流量所

带来的会计盈余的持久性的差异，但是可操控的会计应计量的盈余预测系数和价格反应系数

并没有显著的差别，市场对于可操控会计应计量的短暂性质还是有所反映。在投资组合超额

收益率检验中，根据不可操控的会计应计量分组的投资组合可以获得超额收益率，而按可操

控的会计应计量分组的投资组合则不能获得超额收益率。运用Jones模型分离出的可操控和

不可操控的会计应计量所进行的检验也与上述结论相近，说明这些结论对于分解会计应计量

的模型的选择并不敏感。

参考文献

d,V and Thomas,J, Post-earning-announcement drift:Delayed price response or risk premium?[J] Journal

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2. Mishkin, Frederic S. A rational expectations approach to macroeconometrics : testing policy ineffectiveness and

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4.陈小悦等：《配股权与上市公司利润操纵》，《经济研究》，2000年1月。

5.赵宇龙、王志台：《我国证券市场“功能锁定”现象研究》，《经济研究》，1999年9月。

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本文标签： 会计计量操控盈余不可