的水平。
如表2所示，2006年度在33家综合类公司中，总应计利润的均值为-0.15，最大值为0.12，最小值为-1.21；2007年度综合类公司中，对应数值分别为0.29、5.32和-0.82。对两年数据进行比较后可以看出，2007年度综合类公司总应计利润不论是均值的绝对值还是最大值的绝对值水平都远远高于2006年度的，但是其最小值的绝对值却小于2006年度的水平。
（二）回归分析
首先，对方程（2）分行业分年度进行回归，回归结果见表3到表6。
可以看出，由于模型的解释能力不是十分精确以及样本量的关系，制造业类和综合类中的多数样本公司变量回归系数的t值都比较小，模型的拟合优度也不是很高。
接下来，利用分行业的回归方程回归结果与方程（3）可分别计算出样本公司2006年度和2007年度的操纵性应计利润。为了分析新会计准则对我国上市公司的盈余管理程度究竟有无实质性影响，我们分别对制造业样本公司、综合类样本公司以及全部样本公司的两年操纵性应计利润进行了配对样本的t检验，检验结果如表7、表8所示。

可以看出，2007年度全部样本公司的操纵性应计利润的均值为-0.05，2006年度全部样本公司的操纵性应计利润的均值为-0.15。同上文一样，我们对其绝对值进行比较，从表面上看，2007年度比2006年度的操纵性应计利润的均值略有下降，似乎盈余管理程度有所降低，但由于t值为1.17，双尾p值为0.24，所以统计结果并不显著，拒绝原假设，本文的假设一，即新会计准则与旧会计准则对于上市公司盈余管理程度的影响有显著不同并不成立，表明我国的新会计准则从整体上看较之旧会计准则对上市公司的盈余管理行为并没有起到明显的抑制作用，但是同样也没有明显证据表明其扩大了上市公司盈余管理的空间。
2007年度制造业类样本公司操纵性应计利润的均值为-0.26，而2006年度的为-0.14，对两者的绝对值进行比较后，似乎2007年度制造业类样本公司的盈余管理程度要高于2006年度，但由于t值为-1.62，双尾p值为0.11，统计结果不显著，所以这个结论并不成立。因此，可以说新会计准则对制造业类上市公司盈余管理的程度并无显著影响；综合类样本公司2007年度操纵性应计利润的均值为0.39，2006年度的均值为-0.17，取绝对值后，2007年度的操纵性应计利润大于2006年度的，而且由于t值为3.06，p值亦小于0.01的显著性水平，表明这个结论在统计意义上是显著的，说明新会计准则的实施反而扩大了信息技术类和综合类上市公司的盈余管理空间，提高了其盈余管理的程度，由此可以验证本文提出的第二个假设，即新会计准则对不同行业上市公司盈余管理行为的影响不同。

（三）稳健性检验
在估计各样本公司的操纵性应计利润时，应计利润的算法是：总应计利润=净利润-经营活动现金净流量，同时也考虑了另外一种算法，即总应计利润=营业利润-经营活动现金净流量，并根据这一公式计算的结果进行了回归，所得结论与本文结论基本一致。
考虑到各行业样本公司的数量可能会对检验结果产生影响，我们采用雷光勇等（2006）的做法，把全部样本公司作为一个总体进行了回归，然后利用方程（3）计算出了2006年度和2007年度的操纵性应计利润，最后也对其进行了配对样本的t检验，检验结果并无明显差异。

四、研究结论及局限性

（一）研究结论
综合以上实证结果，在本文的研究范围内，未能发现存在明显的证据支持本文的假设一。这一结果说明新会计准则从整体上并没有像一些激进的学者所宣称的那样扩大了盈余管理的空间，但也没能有效地抑制上市公司的盈余管理行为。同时，本文亦提出了足够充分的证据验证了假设二。我们认为，本文的经验证据有助于进一步分析新会计准则下我国上市公司的盈余管理行为，例如新的盈余管理手段和过程，有助于监管机构加强对上市公司盈余管理的监管以及会计准则制定者评估和完善会计准则。
（二）局限性
我们的研究可能存在以下局限性：（1）本文是基于注册会计师能够识别出上市公司的盈余管理行为，并能最终反映在对上市公司审计意见类型上来选取样本的，因此选取的样本具有一定的典型性，但由于样本数量有限以及理论界对审计意见识别盈余管理的能力尚存在质疑，无疑会对研究结论产生一定的影响。（2）在利用截面修正的jones模型对样本公司的盈余管理程度进行计量时，由于各行业的样本数量有限，必然会影响模型的拟合优度及其有效性。我们的实证研究亦发现，不少样本的应计利润多元回归模型无法通过f检验或有关回归系数无法通过t检验。因此，如何提高操纵性应计利润计算的精确性，从而增强模型的解释能力，将成为今后进一步研究和探讨的方向。

参考文献：
雷光勇，刘慧龙． 2006. 大股东控制、融资规模与盈余操纵程度 ［j］． 管理世界（1）：9-11.
夏立军. 2002. 国外盈余管理计量方法述评 ［j］． 外国经济与管理（10）：14-16.

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