期货稳定盈利方法篇1
关键词：盈余管理；公司治理；货币政策
JeL分类号：G32 中图分类号：F821 文献标识码：a 文章编号：1006-1428(2012)01-0044-09
一、引言
国内外已有研究表明，上市公司进行盈余管理的动机多种多样，比如watts和Zimmerman提出的三个著名的假设：薪酬计划、债务契约和政治成本(1986)。此外，避税、高管更替、管理层收购都有可能导致盈余管理。由于转型经济的特殊性，导致中国上市公司进行盈余管理的原因主要有ipo、配股或增发、防亏保壳等。但是以往的研究将政府宏观经济政策作为常量，没有考虑其变动对企业会计行为的影响。事实上当政府宏观经济政策变化影响企业实现其特定经济目的时，企业有可能通过盈余管理抵消政府宏观经济政策变化带来的负面冲击。
货币政策是中央银行代表政府进行宏观调控的重要手段。紧缩的货币政策至少会在以下两个方面影响企业经营：一是紧缩货币政策减少了贷款供给，增加了企业的融资难度；二是贷款利率的提高增加了企业利息支出，导致利润和现金流同时降低。因此货币政策变化会影响公司价值，产生经济后果。本文在引入公司治理因素后，考察了紧缩货币政策对上市公司会计行为的影响，并主要基于货币政策信用传导渠道t对上市公司盈余管理行为进行了解释。
研究表明，中国上市公司并不是被动等待或者接受货币政策变化，而是通过会计手段操纵盈余，以规避政策变化所带来的风险。对于从紧的货币政策，中国上市公司存在着较为普遍的盈余管理行为。民营上市公司相对于国有上市公司、St公司相对于非St公司更有可能进行盈余管理；而交叉上市能够有效抑制上市公司盈余管理行为。总之，运用货币政策调控实体经济时，控制权性质、财务状况以及外部监管等公司治理因素对微观经济主体会计行为选择影响显著。
本文基于沪深上市公司大样本数据，利用广义最小二乘法，证明了货币政策对公司会计政策选择的异质性影响，为研究货币政策对微观经济主体的作用提供了全新的微观证据：基于新兴证券市场的特殊国情，引入上市公司控制权性质、财务状况及外部监管这些内外部治理因素，为研究治理因素对公司会计行为选择提供了新的视角。
二、文献回顾与研究假设
盈余管理是指上市公司为了特定目的而对盈利进行操纵的行为(章永奎、刘峰，2002)。盈余管理破坏证券市场会计信息的有效性，损害投资者的利益。
公司治理因素对盈余管理有着重要影响。按照现代企业理论的观点，企业本质上是各利益相关者(股东、债权人、管理者、员工、客户、供应商和政府等)缔结的一组契约。由于契约的不完备性和经济人的自利性，处于内部控制人地位的控股股东和管理层有可能为了自身利益最大化而损害其他利益相关者的权益。公司治理的目的是解决委托关系中信息不对称和利益冲突问题，保证公司管理层能够最大限度地从维护投资者利益的角度出发经营公司。有效的公司内部治理结构通常是以追求公司价值最大化为目标，受此治理框架约束的管理者唯有真实提高公司业绩才能最大化自己的利益。因此公司治理有效性对企业盈余管理有重要影响。研究证明，公司所有权性质、股权结构、外部监管等治理因素对盈余管理都有影响。
这些研究主要从企业内部治理结构、外部治理环境来解释公司治理对盈余管理的影响，没有考虑宏观经济政策特别是货币政策对微观企业的异质性影响。就货币政策对微观经济主体的影响，国外学者主要研究货币政策对企业融资的影响。如KashyapetaL(1993)利用美国季度数据证明紧缩性货币政策会改变企业内外部融资结构，总体导致外部贷款融资总量下降；oliner&Rudebusch(1996)利用三十四年的美国制造业数据表明紧缩性货币政策会显著影响小公司的内部融资；Ghosh&sensarma(2004)利用印度数据，表明货币政策对企业融资行为选择有影响。而目前国内学者对于货币政策对微观经济主体经济行为异质性影响研究较少，主要有陆正飞、祝继高(2008)研究了货币政策对企业现金持有水平的影响，陈鹄飞(2010)研究了货币政策对企业最优融资的影响等。这些研究也没有涉及货币政策对微观企业的会计行为选择的影响。在我国，政府通过货币政策等宏观经济政策对微观经济主体进行调控，主要体现在增加或减少企业的交易成本，产生经济后果。由于通过会计处理提高盈余水平是一个低成本的选择，上市公司可能会进行盈余管理，减少货币政策变动对自身的冲击。
货币政策通过“货币渠道”和“信用渠道”对微观经济主体产生影响。伯南克和布兰德(Bernanke&Blinder，1992)以及Kashvap&Stein(2000)利用美国银行业数据研究表明紧缩性货币政策显著影响银行的放贷能力，导致银行减少贷款的供给。相对于成熟市场经济国家。转型经济体中银行体系起主导配置作用。aUenetaL.(2005)的研究表明，中国银行业在经济中的作用远大于证券市场，银行信贷占国内生产总值的比例远高于其他国家。蒋瑛琨、刘艳武和赵振全(2005)和索彦峰、于波(2006)以及盛松成、吴培新(2008)的进一步研究均表明银行信贷仍然是中国企业主要融资渠道。货币政策传导渠道主要是银行贷款。王国松(2004)和索彦峰、范从来(2007)的研究表明紧缩货币政策下中国商业银行信贷规模显著减少。
中国上市公司对银行信贷有很强的依赖性。笔者整理了2002～2010年度中国上市公司年平均资产负债率、长短期借款总和占总负债的年平均值和短期借款占长短期借款总额的年平均值，见表1。
从中我们可以看到上市公司资产负债率水平较为平稳，负债约有一半是向银行进行融资，而在向银行借贷中短期借款超过长期借款，表明银行信贷仍是上市公司资金的重要来源，而且以短期融资为主。
会计信息对银行贷款决策有显著影响。饶艳超、胡奕明(2005)对银行信贷中会计信息的使用情况进行问卷调查，发现银行信贷人员对利润总额的关注程度在所有财务报表科目中排在第三位，仅次于长短期借款和应收账款。银行对于会计信息的依赖，尤其是对利润总额的关注，使得企业在通货紧缩时期为获得银行贷
款有动机进行盈余管理。
再融资(增发、配股)也是上市公司解决资金来源的重要渠道。从紧的货币政策会导致股市进行调整，此时在股票市场进行融资会受到限制。在上市资源实行审批制的大背景下，只有那些财务业绩异常优异的上市公司才会受到监管部门青睐获得优先再融资权。企业有动力通过盈余管理提升业绩迎合监管部门的偏好。根据以上分析，从融资的角度我们提出第一个假设：
H1：央行实施紧缩性的货币政策时，上市公司会进行正向的盈余管理，以提高业绩获得新增信贷资源
根据以往的研究，我们引入控制权性质、财务压力、外部监管等来考察公司治理因素在货币政策紧缩期间对上市企业盈余管理行为的影响。在影响盈余管理的公司治理诸因素中，控股权性质是重要一环。中国上市公司按控股权性质分为国有和民营两种。目前控股权性质对盈余管理的影响主要有三种不同的意见。一种意见认为国有性质的上市公司具有较强的盈余管理动机。因为国有企业由于产权虚置会造成内部治理结构失效：国家作为企业的所有者或股东。自身是没有能力控制企业的，而其所委托的行政机关，政府官员也没有真正的积极性去监督企业――因为行政机关与政府官员虽然有剩余控制权，但没有剩余索取权，缺乏足够的动力去有效监督和评价管理者，从而产生内部人控制。管理层为实现自身利益最大化(如升迁)或掩盖问题(如亏损)，通过会计造假是一个成本较低的渠道，这从郑百文、红光实业、四川长虹等国有上市公司会计造假事件中得到证明。第二种意见认为民营企业进行盈余管理的动力更强。由于国有上市公司并非以盈利为唯一目标，它还承担着诸多社会责任，即使亏损也会受到政府的关照，因此国家控股反而会在一定程度上抑制盈余管理。而民营上市公司并非大家想像的那样产权明晰、内部治理完善，相反，针对中国家族上市公司的研究表明民营上市公司存在更为严重的盈余管理行为；第三种意见认为随着中国市场环境的不断改善，上市公司治理结构趋同，控股权性质不会对盈余管理产生作用。例如有研究表明股权分散情况下股权性质与盈余管理行为无关。我们仍然从获得融资的角度出发进行分析。在中国，国有控股公司由于所有制的优势享受着超市场待遇，表现在信贷资源分配上存在贷款软约束的情况，政府实际上为国有企业贷款提供了一种隐性担保。在法制不完善、信息严重不对称的市场环境中，银行更愿意向有政府背景的国有企业放贷，而不愿意向缺乏有效担保的民营企业倾斜。监管部门也愿意优先安排国有企业上市或再融资。这从降低风险角度是一个理性选择。而对民营上市公司而言，良好的绩效是其获取市场资源的前提。在货币政策从紧带来的融资资源竞争加剧的市场环境下，民营上市公司管理层当然对提高业绩会给予更多的关注。因而我们提出第二个假设：
H2：央行实施紧缩性的货币政策时，相对于国有控股上市公司而言，民营上市公司更有可能进行盈余管理
从1998年4月22日开始，沪深两市证券交易所对连续2年出现亏损上市公司的股票交易进行特别处理(Specialtreatment)，对亏损上市公司提出警告，也对投资者进行风险提示。随后在2003年，沪深两市证券交易所开始正式实施退市风险警示制度，在已出现连续两年亏损的上市公司股票简称前冠以*St标志。而《公司法》、《证券法》以及《亏损上市公司暂停上市和终止上市实施办法》等相关法律文件均明文规定了对于连续三年亏损的上市公司应给予暂停上市处理，并且如果在宽限期内不能扭亏，公司将被终止上市。上市公司一旦被带上St或*St帽子，公司的市场信誉和财务信用度将会被严重降低，无法再通过配股或者增发股份进行融资，而公司在其它融资方面、经营方面也会受到较大影响；而公司被暂停上市或者终止上市，就意味着上市公司壳资源的丧失。融资能力和壳资源的丧失，对内部人来说是无法承受的巨大代价。央行实施从紧的货币政策时，往往伴随着提高贷款利率，利率提高增加上市公司利息支出，会对经营业绩本来就不佳的St类公司雪上加霜，导致财务状况进一步恶化，尤其是央行短期内连续提高利率更是如此。紧缩期St类上市公司财务压力巨大，有着强烈的改善业绩实现扭亏保壳的动机。因此我们将是否被St作为财务压力大小的划分标准，即按照是否被St将所有样本公司分为两类：St类公司表示财务压力大，非St类公司表示财务压力小。我们提出第三个假设：
H3：对于紧缩性的货币政策，St公司相对于非St公司更有可能进行盈余管理
夏立军等(2005)提出：公司治理环境至少包括政府治理、法治水平、产权保护、市场竞争、信用体系等方面。公司治理环境相对于股权结构安排、独立董事制度、信息披露制度、独立审计制度、经理人市场机制、接管和并购市场机制等等公司治理机制是更为基础性的层面。没有良好的治理环境，这些公司治理的内部和外部机制便很难发挥作用。一些研究表明，外部治理环境(如完善的法律体系、政府干预的减少、审计师的意见等)对于提高会计信息质量有重要作用(徐浩萍，2004；夏立军、方轶强，2005；吴永明、袁春生，2007)。作为一种外在的市场准入约束，交叉上市要求更透明的信息披露和更完善的公司治理。moel(1999)、Huddaaetal(1999)、paganoetal.(2002)发现，交叉上市能显著提高公司透明度，降低信息不对称性。更多、更规范的信息披露能有效地保护投资者利益，交叉上市公司接受更严格的法规要求，其信息披露更透明、公司治理结构也较完善。在成熟市场有效监管下，交叉上市公司进行盈余管理将付出昂贵的成本。相对于国外成熟市场，内地股票市场仍处于发展阶段，监管水平有待提高，监管制度还存在许多不完善的地方，上市公司违法成本低。因此，我们用是否交叉上市作为面临外部监管严格与否的划分标准，提出第四个假设：
H4：对于紧缩性的货币政策，单一上市公司相对于交叉上市公司更有可能进行盈余管理
三、研究设计
(一)样本选择
本文以2002～2008年所有a股上市公司为研究对象(按证监会行业分类标准)，并按以下标准筛选：(1)剔除金融类上市公司；(2)至少连续上市两年以上；(3)剔除2005～2008无银行贷款或证券融资的公司；(4)剔除样本期间所有权性质发生变化以及资产重组导致主营业务发生改变的公司；(5)剔除相关数据缺失的公司。我们最后得到941家公司26348个公司/季度观测值。数据主要来自wind金融数据库，部分来自CSmaR数据库。
(二)被解释变量
盈余管理衡量指标多种多样，国内研究大多采用应计利润分离模型。国外成熟市场的应计利润分离模型在我国并不一定适应。盈余管理按调控科目划分可以分为操纵“线上项目”和“线下项目”。线上项目指损益表中营业利润以上的项目，是从正常经营活动取得的收入；线下项目指损益表中营业利润以下的项
目，包括投资收益、营业外收支、补贴收入等，是公司从附属的和非持续性的业务活动取得的收入，属于非经常性损益。由于线上项目具有一定的透明度，并且随着信息披露要求的提高和审计责任的加强，其操控程度得到很大限制。线下项目则不然。具有很强的可操控性。Hawetal(1998)和廖理、许艳(2005)以及魏涛、陆正飞、单宏伟(2007)的研究表明我国上市公司的盈余管理相当倚重于非经常性损益，其作用远大于扣除非经常损益后的操控性应计利润。借鉴Chen和Yuan(2001)、李维安等(2005)直接用非经常性损益作为我国上市公司盈余管理程度的替代变量，本文首先采用季度非经常性损益与季度初总资产的比例作为盈余管理的衡量指标，然后通过进一步分析，寻找盈余管理最合适的变量。目前中国上市公司线下项目(非经常性损益)主要包括：投资收益(tZ)、营业外收支净额(YYw)、补贴收入(Bt)。2006年新准则中，补贴收入纳入营业外收入进行核算。因此盈余管理变量为：(营业外收支净额+投资收益)/总资产。
本文研究时段选择2002年1季度至2008年4季度。在该时期，我国经济保持了快速、稳定、健康的发展，市场经济体制得到进一步完善，央行货币政策调控艺术趋向成熟。2002年至2005年，政府工作报告连续提出实行稳健的货币政策，货币政策保持了连续性和稳定性。2006年以后，由于外汇储备迅猛增长导致基础货币投放快速增加，经济有全面过热迹象，央行又适时采取紧缩性货币政策，为经济降温，直到2008年第四季度为应对次贷危机才转向适度宽松货币政策。央行货币政策工具的使用表明了这一过程(见图1)。从图中我们可以看到，在2006年之前法定存款准备金率一直保持稳定，从2006年2季度起开始上升，并在2008年3季度达到17.5％的历史新高，第4季度开始下降。因此这是一个由稳健货币政策转向紧缩货币政策的完整的过程，为我们考察紧缩货币政策对企业会计行为的影响创造了良好的观测窗口。
我们从万得金融数据库中整理得到目标公司季度非经常性损益与季度初总资产的比值，将所有目标公司该比值按季度求总和、均值，和法定存款准备金率列示如图2(为便于比较，对相关数值单位进行了统一，以下均如此处理)：
我们发现，在央行实行稳健的货币政策时。上市公司每年各季度非经常性损益与季度初总资产的比值呈现一个稳定状态，而在从紧的货币政策下，该比值发生了剧烈波动。我们认为。如果央行在2006年之后仍然采取稳健的货币政策，则各季度非经常性损益与季度初总资产的比值仍然会保持稳定；或者说稳健的货币政策对应的是非经常性损益的正常值。则我们可以通过2006年之后非经常性损益相对于正常值的变化来判断上市公司是否进行了盈余管理。基于此判断，我们将上市公司2002-2005年各对应季度非经常性损益与季度初总资产的比值的均值定义为该季度非经常性损益的正常值，然后用2006-2008年的对应季度的非经常性损益与季度初总资产的比值减去这个正常值，作为盈余管理变量(例如要求某上市公司2006年1季度的盈余管理变量，首先将该上市公司2002年1季度、2003年1季度、2004年1季度、2005年1季度非经常性损益与季度初总资产的比值的均值作为该公司1季度非经常性损益的正常值，然后用2006年1季度非经常性损益与季度初总资产的比值减去这个正常值即得)。
但是非经常性损益中包括投资收益，“投资收益”科目反映企业进行投资(包括证券投资)的收益和亏损。上市公司不仅作为证券市场投资的客体，亦作为参与者，成为投资的主体。除基于战略目的的长期股权投资外，上市公司对证券市场的参与大多是以获取短期投资收益为目的的证券投资。上市公司进行短期投资的现象非常普遍。2002年至2005年是我国证券市场的熊市，沪深指数连跌5年，证券投资者亏损累累。而从2005年以来的大牛市，在2007年9月达到了顶峰。更让人始料未及的是，从顶点6124点股市急转直下到2008年10月的1664点，仅用了一年的时间。股市的大起大落，投资者暴盈暴亏，使得2002～2005年投资收益不能代表上市公司投资收益的正常值；而2006～2007年的大牛市也使得我们无法判断上市公司巨额投资收益是正常投资所得还是人为操纵导致。由于我们无法控制各种因素对投资收益的影响，而且吴战篪、罗绍德、王伟(2009)的研究表明2006年新准则的实施制约了上市公司通过投资收益进行盈余管理，因此我们将投资收益剔除。这样非经常性损益只包括一个项目：营业外收支净额。
营业外收支净额是通过会计上的两个科目得到：营业外收入和营业外支出；营业外收支净额=营业外收入一营业外支出。营业外收支是指与企业生产经营活动没有直接关系的各种收入、支出，包括政府补助收入、非流动资产处置、非货币换、债务重组的利得或损失。国内研究表明，利用关联交易进行资产置换、债务重组等是我国上市公司盈余管理的主要手段，因此营业外收支净额作为盈余管理指标有一定的代表性。
我们整理得到2002～2008年目标公司季度营业外收支净额与季度初总资产的比值，将所有目标公司的该比值按季度求总和、均值，和法定存款准备金率列示如图3：
我们发现，2006年之前上市公司每年各季度营业外收支净额与季度初总资产的比值呈现一个稳定状态，2006年出现了一定的波动，而在2007年之后该比值发生了剧烈变动，其变化基本与非经常性损益与总资产的比值变化一致。据此我们认为，如果央行在2006年之后仍然采取稳健的货币政策，则各季度营业外收支净额与季度初总资产的比值仍然会保持稳定：或者说稳健的货币政策对应的是营业外收支净额的正常值。我们可以通过2006年之后营业外收支净额相对于正常值的变化来判断上市公司是否进行了盈余管理。基于此判断，我们将上市公司2002～2005年各对应季度营业外收支净额与季度初总资产的比值的均值定义为该季度营业外收支净额的正常值，然后用2006、2007、2008年相对应季度的比值减去这个正常值，作为盈余管理变量(例如要求某上市公司2006年1季度的盈余管理变量，首先将该上市公司2002年1季度、2003年1季度、2004年1季度、2005年1季度营业外收支净额与季度初总资产的比值的均值作为该公司1季度非经常性损益的正常值，然后用2006年1季度营业外收支净额与季度初总资产的比值减去这个正常值即得)，该指标越高，上市公司通过营业外收支进行盈余管理的可能性越大。
四、盈余管理变量描述性统计分析
(1)图4给出了货币政策紧缩期间各季度营业外收支净额与总资产比值较正常值增加、减少或没有变化的公司数量，选择增加该比值的公司数量季度均值
为631家，占样本总量的67％；季度最高值为725家，占样本总量的77％；季度最低值为577家，占样本总量的61％。这说明多数上市公司在紧缩期间增加营业外收支净额以达到提高业绩的目的。
(2)表2对紧缩期盈余管理变量(营业外收支净额与总资产的比值相对于正常值的季度变化值)的均值的显著性进行了检验(右侧检验)。结果发现，除2006年四季度外，其余季度变化值至少在10％的置信度下显著大于0。图5给出了紧缩期间(营业外收支净额/总资产)相对于正常值，该比值的季度变化均值变动趋势。从中可以看到，在货币政策紧缩初期，上市公司盈余管理行为并不显著；但随着法定存款准备金率的不断上升，季度变化值显著增长并在高位波动，说明随着紧缩程度不断加深，上市公司盈余管理行为显著。表2和图5说明从总体上来说，紧缩期间上市公司是正向调增营业外收支净额，盈余管理的方向是增加利润。
(3)图6、图7、图8列示了加入治理因素后，营业外收支净额与总资产的比值对货币政策的相对变化。从图中我们发现，在货币政策紧缩前期，不同治理因素的上市公司该指标季度变化值没有表现出明显差异；但随着紧缩力度的不断加深，相对于国有上市公司和非St类公司，民营和St类上市公司该指标季度变化值显著正向变化；非交叉上市公司较交叉上市公司也表现出显著的正向变动。而整个紧缩期交叉上市公司营业外收支净额变化没有规律，呈随机状，且波动幅度显著低于非交叉上市公司。
五、多元回归检验
(一)被解释变量
根据以上所述，我们用2006-2008年目标公司季度营业外收支净额与总资产的比值相对于该比值正常值的差额作为盈余管理变量。
(二)解释变量
1998年，中国人民银行取消信贷规模限制，货币政策调控方式由直接向间接转变。央行通过控制贷款基准利率来影响贷款价格，通过法定存款准备来影响商业银行的信贷规模和货币供给。经检验，贷款利率和法定存款准备金率存在相关性，考虑到我国中央银行动用存款准备金率的频率远高于贷款利率，存款准备金率具有更强的政策信号指示作用。2002年至2005年我国实施稳健的货币政策，我们以该期间平均法定存款准备金率为基准，将2006年至2008年法定存款准备金率相对于基准法定存款准备金率的变化作为货币政策解释变量的变量，即aCRR=06－08季度法定存款准备金率一基准法定存款准备金率，CRR>0且CRR持续上升，货币政策从紧。因为2008年第四季度为应对次贷危机对我国的影响，央行连续下调法定存款准备金率，因此在回归分析中剔除2008年第四季度的数据。
考虑到不同治理类型的上市公司的治理特征，根据研究目的，我们设定三个哑变量，第一个为Seoi区分终极控制人类型，数值0代表国有，数值1代表民营、非国有；第二个为Sti区分公司财务风险，数值1代表St公司，数值0代表非St公司；第三个为CRoSS；用来区分是否交叉上市，内地单一上市公司赋值1，同时在香港或海外和内地上市公司取0。
(三)控制变量
，以往的研究表明，公司规模、盈利能力和负债状况等公司自身特征对盈余管理有影响，我们选择公司规模、反映公司盈利能力的资产营业利润率。和反映负债状况的资产负债率作为控制变量，并控制了行业与年度的影响：
本文建立如下模型对上市公司盈余管理程度与货币政策变量之间的关系进行检验：
Yitit=α+β1*mpitit+β2*mplt*Seoitit+β*3mpllStitit+β*4*mplt*Crossitit+β5*Levt+β6*Roaitit+β7*Sizeitit+行业效应+年度效应-eitit
其中i=1，2，…，代表样本公司个数；t=1，2，…，28，代表观测季度数；Yitit代表公司i在第t个季度的盈余管理行为；mpitit为表征货币政策的变量，即CRR；Levitit、Roaitit、Sizeitit,为控制变量，用来控制公司自身因素的影响；Seoitit、Stitit、Crossitit代表公司治理类型，共3个哑变量；eitit为残差项；β1，计量货币政策对公司盈余管理行为的直接影响；β2-β4计量不同治理公司对货币政策变动的异质性影响。
为了降低变量之间的线性相关性和消除异方差的影响，我们以横截面数据的方差(cross-section)作为权重，运用广义最小二乘法检验货币政策、公司治理和盈余管理之间的关系。主要采用SaS9.0进行数据整理，eviews6.0软件进行模型计量。
(四)样本的描述性统计
1、样本总体的描述性统计。
从表中数据看上市公司总资产营业利润率均值为负，说明主营业务经营状况并不理想，存在通过非经常性损益(营业外收支)调整利润的可能性。
表4为主要变量的相关性分析表。从表中数据看，变量之间不存在相关性问题，可以进行回归分析。
3、多元回归分析。
我们得到如下的回归结果，其中(1)为不包含哑变量的回归。aCRR在模型(1)、(2)中在1％水平上显著为正：存款准备金率每上升一个百分点，上市公司营业外收支净额平均增加3个百分点。因此，在央行提高存款准备金率实施紧缩的货币政策时，上市公司会提高营业外收支净额，增加利润总额(假设1)。通过模型我们看到，CRR_Seo、CRR_St、CRR_CRoSS系数显著为正，民营企业相对于国有企业、St类上市公司相对于非St类上市公司、单一上市公司相对于交叉上市公司营业外收支净额变化大，更有可能通过营业外收支进行盈余管理(假设2、3、4)，因此可以判断公司治理因素对上市公司盈余管理行为影响显著。CRR_St、CRR_CRoSS系数远较CRR_Seo大。说明财务状况、外部监管比控制权性质对上市公司会计行为影响更大。
结合我国现有金融体制，我们认为货币政策紧缩期间民营企业进行盈余管理的力度显著超过国有企业的原因是由于民营企业融资困难。国有企业由于体制上的优势、政策上的倾斜、政府的隐形担保可以确保在融资上的优势，比如国家对四大商业银行花费巨资进行股份制改造、对亏损累累的国有几大航空公司注资，央行货币政策变动对他们影响有限，因此通过盈余管理提高业绩以取得融资优势动力不足，而民营上市公司则需进行盈余管理提高业绩以获取融资上的优势。但民营企业通过盈余管理来提高业绩破坏了
会计信息的真实性，会导致市场对民营企业融资更加严格，形成恶性循环。因此，我们认为紧缩期更要重视对民营企业的融资支持，改善民营企业在融资方面的地位，使民营企业获得公平待遇，是降低民营企业盈余管理行为的有效措施。
St类公司是那些连续亏损被交易所特别处理的上市公司。这类公司由于面临摘牌的风险。对可能造成经营成本上升的宏观经济政策变动比非St类公司更加敏感，因此会进行更大力度的盈余操纵以抵消从紧的货币政策带来的诸如经营成本上升等负面冲击。
交叉上市公司相对于单一上市公司，到监管更加严厉的市场上市将承担更多、更严格的信息披露责任，接受更严格的监管。而国内股票市场在监管制度上存在缺陷，对会计造假公司处罚过轻，使得上市公司违法成本过低，客观上鼓励了上市公司通过盈余管理调节利润。
而且，根据回归结果，在公司治理诸因素中，财务压力和外部监管对企业盈余管理行为的影响较控股权性质更大。因此在货币政策紧缩期间，我们应当主要从企业财务状况和外部监管来判断和控制企业的盈余管理行为。
关于其他控制变量和盈余管理的相关关系，我们发现规模能够降低上市公司盈余管理行为。可能因为公司规模大往往意味着公司内部控制和治理水平高。这些因素在一定程度上能够约束公司的盈余管理。
4、稳健性检验。
一些研究表明，每股现金净流量、净资产收益率与盈余管理有关；加入这些变量后，货币政策变量系数保持稳定。在前述回归方程的基础上。我们直接用2006年1季度至2008年3季度的营业外收支净额与季度初总资产的比值作为盈余管理变量，用法定存款准备金率为货币政策变量，结果仍保持不变。
期货稳定盈利方法篇2
一、综述
存货成本流转包括三种假设，即平均成本、先进先出、后进先出。对于报告主体而言，存货计价方法的选择是管理性决定。而对于会计准则来说，作为存货发出的两种计价方法，先进先出法与后进先出法都具有不同的会计处理意义。在价格持续上涨的假定下，先进先出法报告的盈余信息和资产信息欠稳健，但报告的存货信息则比较接近实际价值，后进先出法报告的盈余信息和资产信息较稳健，但报告的存货信息却容易低估存货实际价值。这里的存货实际价值是以“成本与市价孰低法”来报告的期末存货价值，FaSB对“市价”采用重置成本计量，从利润表即获利能力，而iaSB对“市价”采用可变现净值计量，从资产负债表即资产观。无论采用重置成本还是可变现净值，在价格持续上涨情况下，后进先出法对于期末存货报告容易低估实际价值，因而不符合日趋流行的资产负债观。
一般来说，较为稳健的会计计价方法应该被优先选择，但事实却并非如此。我国2006企业会计准则第1号《存货》与国际会计准则第2号――《存货（iaSB2003年修订后的iaS2）》一致，两者都取消了后进先出法。根据其他国家研究资料，除美国会计研究公告43号（aRB43）允许使用后进先出法外，英国标准会计实务公告第9号《存货与长期合同（SSap9）》规定，企业若采用后进先出法，董事具有特殊的责任，法国、日本等也都禁止或限制后进先出法的使用，其原因何在？
除因存货信息的报告不符合资产负债观外，会计准则取消后进先出法的原因还应该缘于两个诱发因素：一是在税收管理上，后进先出法为报告主体提供了减少应税利润的技术条件，能够诱发报告主体的节税筹划；二是在盈余管理上，后进先出法为报告主体提供了会计利润报告的操控空间，能够诱发报告主体的LiFo清算（liquidation）。
（一）对节税筹划的诱发
当存货价格上升、存货水平不下降、税率不上升这三个条件都具备时，后进先出法是使税负最小化的一种存货计价方法。采用后进先出法将会报告较低的会计利润，若会计利润与应税利润一致，则后进先出法能够帮助报告主体节约所得税，降低税负。迈伦?斯科尔斯等认为，在LiFo选择中，节税是最主要的因素。威廉R?斯科特认为，所得税节约是盈余管理最明显的一个税收动因，他指出，由于税务部门是采用税务会计的规定来计算应纳税款，这在一定程度上缩小了企业可操纵的空间，一般而言税收在盈余管理中不会发挥主要的作用，但LiFo的选择却是一个例外，税负节约是决定后进先出法或先进先出法选择的一个重要因素，选择后进先出法最主要的目的是为了获得税收利益。简R?威廉姆斯等认为，后进先出法被使用的主要战略原因是对所得税的考虑，所得税考虑是选择后进先出法的特别重要的战略理由，使用后进先出法是一个管理策略。
（二）对LiFo清算（liquidation）的诱发
当存货价格持续上升，如果企业当期消耗或出售的存货数量超过购买数量，那么LiFo向企业提供了一个增加报告利润的条件，这个条件称之为LiFo清算（liquidation），因为此时企业利用LiFo计算销售成本时，已经涉及到较早购买的存货的成本中，而较早购买的存货的成本较低，因此，在这种情况下采用LiFo就可以报告较高的会计利润。此外，由于LiFo反映已经销售货物的最新成本数据，企业又可以通过在年末购入额外存货而增加销售成本来降低报告的会计利润。这样，利用LiFo清算和期末补购，企业可以操控报告的会计利润――既可以报告较高的会计利润又可以报告较低的会计利润，LiFo清算和期末补购的利润操控如图1所示。
财经理论与实践（双月刊）2013年第2期2013年第2期（总第182期）董盈厚，王宇：信息报告、成本约束与存货计价的会计准则安排
（三）实验逻辑表征的“价值前置”与“价值沉淀”显示机制
后进先出法使存货中“好品”的价值前置，“好品”永远被优先耗用，先进先出法则使存货中“好品”的价值沉淀下来，“好品”变为“坏品”，因而两种效应本质上又分别表征为“价值前置”与“价值沉淀”显示机制。“价值前置”与“价值沉淀”显示机制对我们的启示是，需要重新审视先进先出法与后进先出法的信息报告意义。
三、基于实验逻辑的后进先出法信息报告意义的重新审视
现阶段研究对于先进先出法与后进先出法信息报告意义的一般结论中，忽视了这样一个因素：先进先出法与后进先出法不仅报告销售成本，以及报告企业已经采购但尚未消耗或尚未出售的原材料、零部件等仍然在库的存货价值（如前述，后进先出法在这些存货的信息报告上不符合资产负债观），还要报告构成产成品、在产品的已经消耗了的原材料、零部件等消耗信息。以生产或加工等制造业为例，先进先出法与后进先出法报告的存货项目和销售成本如图4所示。
国际会计准则委员会（iaSC）将会计信息可理解性定义为“对于预计具备业务、经济和会计的合理知识，并愿意努力研究信息的使用者，信息是易于理解的”。基于信息具有现实或潜在的可被解读性、可被理解性，以下从资产信息报告价值与市场信息传达价值两个方面，来重新审视后进先出法的信息报告意义。
（一）与生产消耗相联系的资产信息报告意义
与后进先出法相联系的资产信息有两部分：尚未消耗的原材料、零部件等库存信息和已经消耗的原材料、零部件等信息（这部分信息是通过使用原材料、零部件等生产出来但尚未销售的产成品、在产品来反映的）。先进先出法对前者的报告具有信息优势，而后进先出法对后者的报告具有信息优势，因为“好品循环”效应反映了市场最前沿的资产价值及其持续更新的会计信息，“坏品循环”效应则使资产价值沉淀下来并使其变成连续滞后的会计信息。后进先出法不仅适时地报告了能够反映市场信息的销售成本，而且“好品循环”效应同时也提高了资产负债表上存货项目中的产成品与在产品资产信息的报告质量。
（二）与高科技时代产品特征相联系的技术与价值信息报告意义
高科技产品具有技术含量高、附加值生命周期短的产品特征。依据产品生命周期理论，每个周期的更替都表现为产品技术优势与附加值不断更新的过程，知识经济环境下的会计创新应该实时报告企业的各种生产经营活动和事项，会计信息披露也应顺应时代产品特征，向外部传递及时的先进的产品技术信息与价值信息，而不是报告过时的、落后的产品技术信息与价值信息，在这个层面上，后进先出法较先进先出法更具时代意义。“好品循环”效应能够连续地传达构成产成品、半成品的原材料、零部件等最新技术信息与价值信息，从而达到会计意义上的企业生产条件、技术条件、产品技术组合、产品价值组合等信息揭示。这正是实证会计学者瓦茨等所指出的“会计数据的信息潜力”。
（三）信息经济学视角产品竞争的信号传递意义
阿克洛夫在“柠檬市场理论”指出，信息对称市场的交易规模要大于信息不对称市场的交易规模，市场的参与者都在努力克服信息不对称。市场参与者不仅会解读各种非会计信息来识别产品，也会努力提炼会计信息来辅佐产品交易的决策，因而存货计价信息便可成为报告主体的产品信息结构中的竞争性信息之一。信息经济学者斯蒂格利茨指出，价格在交易中不仅传递了商品的稀缺性信息，更是传递了商品的“质量”信息。后进先出法下，产品制造或加工循环地消耗原材料、零部件等存货中的“好品”。“好品”反映了构成产成品的原材料、零部件等存货的最新价格信息。“好品”代表正效用的商品，后进先出具有质量层面的信息含量，“好品”向市场传递了较高的效用信息。
（四）隐性契约视角交易关系改善的信息沟通意义
显性契约解释了企业的产生，隐性契约则解释了企业的发展。“好品循环”效应持续地向市场报告技术含量较高、价值较为前沿、效用较高的信息，因而能够长期地向市场传达产品的正面信息，以取得市场交易方对企业未来的良好期望。斯蒂格利茨认为，如果信息与要解决的问题有关，信息就会有正的价值。对于报告主体产品的交易关系方来说，与产品有关的信息都有价值，这是交易关系方成为报告主体会计信息解读者的内在动力。后进先出法存货计价具有一定的信号显示功能，具有隐性契约视角交易关系改善的信息沟通意义。
四、契约成本与非税成本对后进先出法诱发性的约束
后进先出法对节税筹划和盈余管理的诱发究竟有多大的实际后果，后进先出法对税收管理和盈余管理的诱发及其实际后果受多种因素约束，其中契约成本、非税成本最为典型。利用斯科尔斯和斯科特等学者提供的理论分析与相关证据阐述如下。
（一）契约成本对后进先出法诱发性的约束
1.企业与管理者契约。企业管理者在以盈利报告为基础的契约报酬和市场声誉的激励下，会放弃后进先出法而选择先进先出法，借以报告较高的会计盈利，从而获得预期的契约报酬与较好的市场声誉。
2.企业与股东等投资者契约。采用后进先出法会降低报告的会计利润，较低的盈利报告会影响现实的投资人对企业的未来预期和投资信心，也会因此失去那些潜在的投资人，从而导致企业的融资成本和契约成本增加。
3.企业与金融机构等债务人契约。放弃后进先出法带来有利的财务报告影响，会放松企业与金融机构债务契约的约束条件，从而降低技术上的违约成本。
4.企业与其他相关者契约。一些证据表明，具有较高销售成本和应付票据的公司，更可能采取先进先出法和直线折旧法来提高净利润，以引起供应商、短期债权人保持对公司未来的良好期望。
（二）非税成本对后进先出法诱发性的约束
1.财务报告成本。在美国，如果后进先出法被用来计算应税利润，则也必须被用来报告会计利润，这样，报告主体只能通过减少报告给股东、债权人及其他利害关系人的会计利润来降低应税利润。
2.存货管理成本。利用LiFo清算进行盈余管理会抵消后进先出法的节税筹划效果，因而意图节约税收而采用后进先出法的企业都会努力避免LiFo清算，避免的结果只能是增加存货，这样又导致存货持有成本比较高。
3.税收成本替代。对于存货数量少、存货变动大、存货周转率高的企业，实证研究表明，选择先进先出法比后进先出法更能节省税收，企业放弃后进先出法还会具有较大经营净亏损（noL）向后结转额。从而实际承担的税收成本较低。
五、先进先出法与后进先出法会计准则安排的总体讨论
会计准则作为一种降低交易成本的制度安排，具有经济学的效率意义。认为取消后进先出法是一种非适宜的制度安排，具体阐述如下：
（一）税收监管不能成为会计准则取消后进先出法的依据
从两个诱发因素的性质来看，节税筹划诱发属于税收监管的考虑因素，LiFo清算诱发属于会计准则制定的考虑因素，两者不能混为一谈。会计准则独立于税法规则。相关研究也已指出“我国制定会计准则时不应过分迁就税务部门征税的要求”。但一些国家的会计准则却在不同程度上将税收监管纳入会计准则制定之中，如英国，由于税法不允许采用后进先出法，因而会计准则中通常也不采用该计价方法[13]。其它国家禁止或限制后进先出法也存在不同程度的税收监管因素考虑。“会计规定与监管规定分离是国际趋势”，税收监管不能成为会计准则取消后进先出法的依据。
（二）先进先出法和后进先出法的互斥会产生两难选择问题
后进先出法不仅具有销售成本的信息报告优势，同时也具有资产信息报告优势与市场信息传达优势。放弃后进先出法意味着会计信息报告将失去这些现实的或者潜在的价值，而放弃先进先出法则会诱发报告主体进行节税筹划与盈余信息操控，从而产生税收和盈余信息风险。后进先出法与先进先出法的互斥会产生两难选择。
（三）各种契约成本和非税成本能够自动调节后进先出法的选择
斯科尔斯和斯科特等学者提供的理论分析与相关证据表明，受契约成本与非税成本约束，后进先出法的选择会得到限制，后进先出法对节税筹划和LiFo清算的诱发往往成为一种理论假定，而不是报告主体的实际行为结果。契约成本和非税成本会自动调节报告主体的会计选择，乃至于抵消报告主体进行盈余操控得到的好处，成为后进先出法的自动调节器[15]。
（四）我国会长期具备后进先出法运用的宏观经济条件
取消后进先出法的一个考量因素是，当今的通货膨胀治理和物价波动环境已经大大改善，这样就使得后进先出法报告稳健信息的条件消除了。然而，尽管当今几乎世界各国都在注意通货和物价治理问题，但仍然没有显著证据证明通货和物价治理在全球已经取得显著成效。很明显就我国近期而言，物价上涨和通货压力已经成为一个全民关注的重要经济热点，而且就我国现有经济增长模式来说，可以预期在未来相当长的一段时期，物价上涨和通货压力问题会依然存在。我国会长期具备后进先出法运用的宏观经济条件。
（五）对于后进先出法有悖于资产负债观的讨论
期货稳定盈利方法篇3
关键词：盈余管理；治理因素；货币政策
中图分类号：F82；G32文献标识码：B
一、引言
盈余管理是指上市公司为了特定目的对盈余进行操纵的行为（章永奎、刘峰，2002）。货币政策是政府进行宏观调控的重要手段，货币政策宽松或偏紧直接影响企业能否融资、融资规模与成本。中国企业应对货币政策紧缩，进行盈余管理主要有两个原因：一是融资渠道单一，二是存在“门槛效应”。allen(2005)的研究表明中国银行业在经济中的作用远大于证券市场，银行信贷仍然是企业主要融资渠道。因此，货币政策传导渠道主要是银行贷款（盛松成、吴培新，2008），会计信息对银行贷款决策有显著影响（Leftwich，1993；孙铮、李增泉、王景斌，2006）。通货紧缩时期，一方面银行往往压缩贷款规模，提高贷款条件；另一方面，近年来直接融资在加快发展（2010年沪深股市共募集资金10068亿元，创全球第一），但货币政策由宽松转向从紧会带来股市的剧烈震荡，通过ipo或增发、配股来融资将更为困难。
在股票发行核准制下，监管部门也倾向将那些业绩更为优良公司批准上市融资(证监会对ipo、配股或融资始终有业绩方面的要求)。企业有动力通过盈余管理提升业绩迎合监管部门的偏好。因此，在银行主导的资源配置模式下，当央行应用货币政策调控实体经济时，特别是在紧缩性货币政策下，中国上市公司是否会应用盈余管理粉饰业绩，为获得新增贷款或股市融资增加主动性①？出于自身利益考虑，中国银行信贷资源及上市资源配置主要倾向于国有企业，民营企业融资较困难，则国有、民营两类上市公司是否会做出不同会计行为选择？上市公司中一些企业由于连续亏损面临退市成为“St”公司,这些企业在紧缩性货币政策下是否有着更强烈的动机通过盈余管理提升业绩，从而获得信贷或股市资源支持？作为外在市场准入约束，交叉上市要求更透明的信息披露和更完善的公司治理，从而能够提高公司透明度，降低信息不对称性。交叉上市是否会降低上市公司在面临货币政策紧缩时盈余管理行为？而且央行货币政策工具多种多样，使用不同的货币政策工具是否会对企业盈余管理行为产生一致的影响？基于公司治理研究视角，本文对货币政策对微观经济主体会计行为选择的内在关系做一些探索性的研究。
对于从紧的货币政策，研究表明中国上市公司非经常性损益显著正向增加，表明可能存在着盈余管理行为。央行调整法定存款准备金率，民营上市公司相对于国有上市公司、St公司相对于非St公司更有可能进行盈余管理；而交叉上市则有效降低了盈余管理水平，公司治理因素对微观经济主体会计行为选择影响显著。但是，当央行调整贷款利率时，不同治理结构上市公司盈余管理水平没有显著差别，表明公司治理因素未对上市公司盈余管理行为产生作用。并且，相对于存款准备金率的调整，企业对贷款利率更敏感。研究表明，上市公司可能主要通过营业外收支而非投资收益来进行盈余操纵。总之，货币政策及公司治理因素对上市公司盈余管理行为有着复杂而深刻的影响。
本文基于沪深股市上市公司大样本数据，利用广义最小二乘法，研究了货币政策对公司会计政策选择的异质性影响，为宏观经济政策对微观经济主体影响提供了全新的微观证据；基于新兴证券市场的特殊国情，引入上市公司所有权特征、财务压力及外部监管这些内外部治理因素，为研究货币政策对公司会计行为选择提供了新的视角。
二、研究假设
一般认为盈余管理是企业利用会计政策的可选择性来实现自身利益的会计行为（Scott,1997；Romen&Yaari,2008；刘峰，2000）。但是，在实践中很难将盈余管理与会计造假严格区分开来。盈余管理破坏证券市场会计信息的有效性，损害投资者的利益。公司治理因素对盈余管理有着重要影响。按照现代企业理论的观点,企业本质上是各利益相关者(股东、债权人、管理者、员工、客户、供应商和政府等)缔结的一组契约。由于契约的不完备性和经济人的自利性,处于内部控制人地位的控股股东和管理层有可能为了自身利益最大化而损害其他利益相关者的权益。公司治理的目的是解决委托关系中信息不对称和利益冲突问题,保证公司管理层能够最大限度地从维护投资者利益的角度出发经营公司。有效的公司内部治理结构通常是以追求公司价值最大化为目标,受此治理框架约束的管理者唯有真实提高公司业绩才能最大化自己的利益。因此，公司治理有效性对企业盈余管理有重要影响，研究证明公司所有权性质、股权结构、外部监管等因素对盈余管理都有影响（Johnson，1999；leuz,2003；黄少安、张岗，2001；杜兴强、温日光，2007；孙铮等，2006）。
这些研究主要从企业内部治理结构、外部治理环境来解释公司治理对盈余管理的影响，没有考虑宏观经济政策―特别是货币政策对微观企业的异质性影响。就货币政策对微观经济主体的影响，国外学者主要研究货币政策对企业融资的影响。如KashyhapetaL(1993)利用美国季度数据证明紧缩性货币政策会改变企业内外部融资结构，总体导致外部贷款融资总量下降；oliner&Rudebusch(1996)利用三十四年的美国制造业数据表明紧缩性货币政策会显著影响小公司的内部融资；Ghosh&sensarma(2004)利用印度数据，表明货币政策对企业融资行为选择有影响。而目前国内学者对于货币政策对于微观经济主体经济行为异质性影响研究尚不多见，主要有陆正飞、祝继高（2008）研究了货币政策对企业现金持有水平的影响；陈鹄飞（2010）研究了货币政策对企业最优融资的影响等。但是，这些研究也没有涉及货币政策对微观企业的会计行为选择的影响。在我国，政府通过货币政策等宏观经济政策对微观经济主体进行调控，主要体现在增加或减少企业的经营成本。不同治理特征下的上市公司必然会做出不同的会计行为选择，减少货币政策对自身的冲击。
例如银行对于新增贷款有严格的审批程序，对盈利能力等会计信息比较重视（饶艳超、胡奕明，2005）；债权人和债务人通过债务契约确定债权债务关系，债权人为了维护自身的利益，通常会在契约中加入一些限制性条款，比如要求债务人维持一定标准的资产负债率、利息保障倍数等，以此作为在贷后管理确定债务人是否存在违约行为的依据。而在紧缩性货币政策下，银行对客户贷款申请的审查及贷后管理更为严格，因此企业在申请贷款及贷后经营中均有动机进行盈余管理。
再比如发行上市（ipo）及上市后再融资也是公司解决资金来源的重要渠道。从紧的货币政策会导致股市进行调整，此时在股票市场进行融资会受到严格限制。在上市资源实行审批制的大背景下，只有那些财务业绩异常优异才会受到监管部门青睐优先发行上市。企业有动力通过盈余管理提升业绩迎合监管部门的偏好,因而本文提出第一个假设：
H1：央行实施紧缩性的货币政策时，上市公司可能进行正向盈余管理以增加利润。
根据以往的研究，本文引入控制权性质、财务压力、外部监管等，考察公司治理因素对上市企业盈余管理行为的影响。首先将上市公司控股权性质分为国有、民营。在中国，国有控股公司由于所有制的优势享受着超市场待遇，表现在信贷资源分配上存在贷款软约束的情况（林毅夫、李志斌，2004），政府实际上为国有企业贷款提供了一种隐性担保（孙铮、李增泉、王景斌，2007）。在法制不完善、信息严重不对称的市场环境中，银行更愿意向政府背景的国有企业放贷，而不愿意向缺乏有效担保的民营企业倾斜。监管部门也愿意优先安排国有企业上市或再融资。这从降低风险角度是一个理性选择。因而本文提出第二个假设：
H2：央行实施紧缩性的货币政策时，相对于国有控股上市公司而言，民营上市公司更有可能进行盈余管理。
我国自1998年4月22日起对连续三年亏损上市公司实施特别处理，从而开始建立上市公司的退出机制。那些被“St”的上市公司面临着较大的财务业绩压力，因此本文将是否被St作为财务压力大小的划分标准，即按照是否被St将所有样本公司分为两类：St类公司表示财务压力大，非St类公司表示财务压力小。本文提出第三个假设：
H3：对于紧缩性的货币政策，St公司相对于非St公司更有可能进行盈余管理。
更多、更规范信息披露能有效地保护投资者利益，交叉上市公司接受更严格的法规要求，其信息披露更透明、公司治理结构也较完善（Dojdge,2001；Leuz,2006）。在成熟市场有效监管下，交叉上市公司进行盈余管理将付出昂贵的成本。因此，本文用是否交叉上市作为面临外部监管严格与否的划分标准，提出第四个假设：
H4：对于紧缩性的货币政策，交叉上市公司相对于单一上市公司能够有效降低盈余管理
央行运用货币政策调控宏观经济运行时，有多种政策工具可以使用，不同政策工具所给企业带来的预期是一致的，因此我们提出第五个假设：
H5:央行使用不同的政策工具进行调控，对不同治理特征的企业会产生相同的影响。
三、研究设计与实证检验
（一）样本选择
本文以2002-2008年所有a股上市公司为研究对象（按证监会行业分类标准），并按以下标准筛选：（1）剔除金融类上市公司；（2）至少连续上市两年以上；（3）剔除样本期间所有权性质发生变化以及资产重组导致主营业务发生改变的公司；（4）剔除相关数据缺失的公司。我们最后得到941家公司26348个公司/季度观测值。数据主要来自wind金融数据库，部分来自CSmaR数据库。主要采用SaS进行数据整理，eviews6.0软件进行模型计量。
（二）变量定义
1．被解释变量。盈余管理衡量指标多种多样,国内研究大多采用应计利润分离模型。国外成熟市场的应计利润分离模型在我国并不一定适应。我国上市公司的盈余管理都相当倚重于非经常性损益。已有研究表明非经常性损益（利润表中表现为线下项目）确实对上市公司扭亏乃至后续年度是否继续亏损起到了重要作用,且其作用远大于扣除非经常损益后的操控性应计利润（魏涛、陆正飞、单宏伟，2007；张昕，2008）。目前，我国上市公司普遍存在着通过非经常性损益项目进行盈余管理、调节会计利润的现象,且部分公司借助非经常性损益,迅速达到了改善经营业绩、扭亏为盈的目的。因此,本文采用季度非经常性损益与季度初总资产的比例作为盈余管理的衡量指标，即该指标越高，上市公司通过线下项目进行盈余管理的可能性越大。
目前，中国上市公司线下项目主要包括投资收益（tZ）、营业外收支净额（YYw）、补贴收入（Bt），投资收益是指企业从股票、债券或对其他企业的股权投资中所获得的收益（或损失）；营业外收支净额是营业外收入减去营业外支出的差额，主要包括企业发生的与其生产经营无关的非营业活动产生的收入与支出，如固定资产盘盈、盘亏，债务重组收益或损失、资产重组收益或损失等；补贴收入主要包括税费返还、政府补助收入等内容。在2006年新准则中，补贴收入纳入营业外收入进行核算。因此，在对非经常性损益性进行检验的同时，本文也对非经常性损益的这两个子项投资收益和营业外收支净额进行检验，目的在于考察上市公司主要通过线下项目哪个科目进行盈余管理，以便提请审计师关注。
2．解释变量。1998年中国人民银行取消信贷规模限制，货币政策调控方式由直接向间接转变。央行通过控制贷款基准利率来影响贷款价格，通过法定存款准备将来影响商业银行的信贷规模和货币供给。本文以一年期银行贷款基准利率Rate和法定存款准备金率CRR作为作为货币政策解释变量的变量。考虑到不同治理类型的上市公司的治理特征，根据研究目的，本文设定三个哑变量第一个为Seoi区分终极控制人类型，数值0代表国有，数值1代表民营；第二个为Sti区分公司财务风险，数值1代表St公司，数值0代表非St公司；第三个为CRoSSi用来区分是否交叉上市，内地单一上市公司赋值1，同时在香港或海外和内地上市公司取0。
3．控制变量。为控制公司自身特征对盈余管理的影响，提出如下控制变量：
（1）公司规模（Size）。这里选用季度期初总资产的自然对数作为衡量公司规模的控制变量指标。
（2）盈利性(Roa)。由于上市公司可能通过非经常性损益调控净利润，须用反映主营业务利润的营业利润来消除盈余管理对企业盈利能力的影响。因此，用经过调整后的能够反映企业整体资产收益情况的季度总资产营业利润率，作为公司经营状况的控制变量，即Roa=季度营业利润/季度初总资产。预期主营业务盈利能力较强的公司，其盈余管理的动机较小；而盈利能力较差的公司，出于配股等动机操纵盈余的可能性则较高。
（3）资产负债率(Lev)。即季度初负债占季度初总资产的的比重。
（4）年度与行业控制。根据已有的文献与研究惯例，本文用行业哑变量控制不同行业公司之间的差异（按证监会行业划分，并对制造业做了细分，共形成20个行业），并控制了年度的影响。本文建立如下模型对上市公司盈余管理程度与货币政策变量之间的关系进行检验：
其中i=1,2,…,代表样本公司个数；t=1,2,…,28,代表观测季度数；Yit代表公司i在第t个季度的盈余管理行为；Levit、Roait、Sizeit为控制变量，用来控制公司自身因素的影响；Seoit、Stit、Crossit代表公司治理类型，共3个哑变量；eit为残差项；β1计量货币政策对公司盈余管理行为的直接影响；β2-β4计量不同治理公司对货币政策变动的异质性影响。
需要说明的是，本文采用面板数据（panelData）来研究货币政策对公司盈余管理的影响。相对于横截面数据或时间序列数据，面板数据具有很大的优点：（1）降低变量间的共线性（2）控制异方差（3）提高自由度（4）控制时间对横截面成员的影响等。Hausman检验表明，应进行随机效应回归。本文运用面板数据和广义最小二乘法检验货币政策、公司治理和盈余管理之间的关系。
四、实证检验
（一）样本的描述性统计
1．样本总体的描述性统计，表1是主要变量的描述性统计，从表中数据看上市公司总资产营业利润率均值为负，这说明主营业务经营状况并不理想，存在通过非经常性损益调整利润的可能性。且中国上市公司平均负债率较高，出于债务契约的刚性约束，企业有动机进行盈余管理以满足债务合同条款的要求。
2．非经常性损益的描述性统计。图1-图5更为直观地列示了非经常性损益与货币政策变量-存款准备金率、贷款利率之间的变动关系（为便于比较，对相关数值单位进行了统一，以下图表数据均如此）。图1给出了各观测对象非经常性损益都取绝对值（即不考虑盈余操纵的方向）时，各期非经常性损益总和与均值的变化。从图中可以看到，货币政策较为稳定时（2002年1季度至2006年1季度），非经常性损益也处于一个比较稳定的水平。随着货币政策逐渐收紧（存款准备金率、贷款利率处于上升水平，时间为2006年2季度至2008年3季度），非经常性损益有了显著上升。
在考虑了盈余操纵的方向后，本文发现上述情况依然存在。在货币政策稳定时，上市公司非经常性损益较低而且稳定，特别是第四季度非经常性损益显著为负。在货币政策从紧时，非经常性损益正向增加，特别是第四季度非经常性损益显著为正，较货币政策稳健时非经常性损益变化对比明显。
图3-图5列示了加入治理因素后(不考虑盈余管理的方向)，非经常性损益对货币政策的相对变化。相对于国有上市公司和非St类公司，民营和St类上市公司非经常性损益变化方向一致且更为显著。尽管交叉上市公司非经常性损益变化在货币政策稳健时与单一上市公司变化方向一致，但在紧缩期变化方向相反。
（二）变量的相关性分析
表2为主要变量的相关性分析表，从表中数据看货币政策两个变量之间存在正的相关性，因此这这两个变量不能放在一个回归方程内，否则可能导致共线性问题。其他变量之间不存在相关性问题，可以进行回归分析。
（三）多元回归分析
1．本文以存款准备金率为货币政策变量进行回归，得到如下的回归结果（见表3），其中（1）为不包含哑变量的回归。
对所有模型中，CRR在1%水平上显著为正。因此，在央行提高存款准备金率实施紧缩的货币政策时，非经常性损益正向增加，上市公司有可能通过非营业活动来进行盈余管理。通过模型a可以看到CRR_Seo、CRR_St、CRR_CRoSS系数显著为正，民营企业相对于国有企业、St类上市公司相对于非St类上市公司，单一上市公司相对于交叉上市公司非经常性损益正向变化更大，民营企业、St类及单一上市公司更有可能进行盈余管理。
结合我国现有金融体制，本文认为这种现象是民营企业融资困难的结果。国有企业由于体制上的优势、政策上的倾斜、政府的隐形担保可以确保在融资上的优势，比如国家对四大商业银行花费巨资进行股份制改造、对亏损累累的国有几大航空公司注资，央行货币政策变动对他们影响有限。因此，通过盈余管理提高业绩以取得融资优势动力不足。但是，民营企业通过盈余管理来提高业绩破坏了会计信息的真实性，会更加恶化在融资方面的位置，形成恶性循环。所以，在紧缩期间需要对民营企业进行特别的融资支持，改善民营企业在融资方面的地位，使民营企业获得公平待遇，减少它们的盈余管理行为。
St类公司是那些连续亏损被交易所特别处理的上市公司。由于面临摘牌的风险，这类公司对可能造成经营成本上升的宏观经济政策变动比非St类公司更加敏感，因此会进行更大力度的盈余操纵以抵消从紧的货币政策引起的财务状况恶化带来的压力。
“绑定效应”理论认为交叉上市公司相对于单一上市公司，到监管更加严厉的市场上市将承诺承担更多、更严格的信息披露责任,接受更严格的监管。信息披露水平的提高可以降低投资者信息不对称的风险,同时国外市场完善的法律体系和高效的执法效率还能降低投资者的监督成本和诉讼成本,抑制控股股东以及内部人对控制权私人收益的追求,提高外部投资者的保护水平。因此，严格的外部监管将使交叉上市公司盈余管理水平显著低于单一上市公司。
模型b、c考察了公司可能通过线下项目哪个科目进行盈余管理。模型b给出了投资收益比例衡量的盈余管理与货币政策的相关关系。由于CRR在1%的水平上显著，说明央行提高法定存款准备金率时，上市公司可能通过投资收益来提高净利润，模型有效。模型c则考察了以营业外收支净额比例作为衡量指标与货币政策的相关关系。CRR在1%水平上显著，上市公司也通过营业外收支来提高利润，而且系数远大于对投资收益的回归系数。因此，我们可以判断上市公司主要通过包含资产重组、债务重组、内部资产交易、政府补助等在内的营业外活动进行利润操纵，提示注册会计师判断企业盈余管理要关注“营业外收支”科目。
2．当央行运用不同的货币政策措施（例如利率）来调控实体经济时，上市公司是否会做出不同的反应？利用前面得到的上市公司对法定存款准备金率的回归数据，计算出每季度存款准备金率调整对上市公司非经常性损益的影响，并将其剔除，那么余下的非经常性损益的变化就是其他因素带来的。我们就以这个扣除了法定存款准备金率调整影响后的非经常性损益作为被解释变量，以贷款利率为货币政策变量进行回归，表4则给出了回归结果。
在所有模型中，Rate在1%水平上显著为正，说明在央行提高贷款利率时，非经常性损益正向增加，上市公司可能通过非营业活动来进行盈余管理以对冲货币政策带来的负面冲击。从模型a中发现Rate系数为0.54远大于CRR系数0.12；而Rate_Seo、Rate_St、Rate_CRoSS系数的t检验值均不显著，说明国有与民营、St与非St、交叉上市与非交叉上市公司应对贷款利率上升而进行盈余管理水平没有显著差别，公司治理因素对上市公司盈余管理行为是抑制失效。结合我国现实情况及模型回归结果，可以推测贷款利率对企业会计行为的选择有更大的影响力。央行上调存款准备金率只会影响部分公司的融资需求，那些拥有充足现金流或本身就是银行优质客户的公司不会受到什么影响，而央行上调贷款利率则增加了所有公司的经营成本，因此就平均意义上而言，企业对贷款利率上升的反应程度必然要大于存款准备金率的上调。由于贷款利率影响的所有企业，所以不同治理结构公司之间所作出的反应也是相同的。与假设4不同，不同货币政策工具对不同治理结构公司会产生异质性的影响。
模型b、c检验了贷款利率调整时上市公司可能通过线下项目哪个科目进行盈余管理。回归结果与对存款准备金率回归的结果一致，上市公司主要通过营业外收支进行盈余管理，在此不再赘述。
3．其他控制变量和盈余管理的相关关系。综合以上模型、共12个回归结果中各控制变量和盈余管理的关系，有如下发现：
（1）资产负债率。研究发现公司资产负债水平同盈余管理各衡量指标无显著关系，这同王新汉（2007）的发现是一致的。由于企业进行盈余管理主要是为了获得新增贷款或上市融资，表示以往负债水平的资产负债率同当期盈余管理行为之间并无关系，因此债务契约假设在中国可能并不成立。
（2）盈利性。本文用总资产营业利润率取代研究中常用的净资产收益率，作为代表企业盈利能力的指标，该指标代表了企业的主营业务盈利能力。研究发现企业盈利能力同盈余管理显著负相关，即企业主营业务盈利能力越强，企业的盈余管理水平越低。
（3）公司规模。研究表明公司规模同盈余管理显著负相关。企业规模越大，一般而言管理水平越高，受关注程度越高，也是监管的重点，因此企业较少通过盈余管理来提高业绩；而小公司更有可能进行一些盈余管理活动。另外，公司规模越大，投资收益越高，表明大公司有能力对外进行投资，而且能够进行有效管理。如小公司获得巨额投资收益应当引起注册会计师的高度关注。
（四）稳健性检验
St类公司较易操纵利润以避免退市（陆建桥，1999；蒋义宏、王丽琨，2003；徐文静，2009；翁黎炜、黄薇，2010）。为控制St类公司对回归结果的影响，在剔除St类公司之后，本文对模型重新进行回归，主要结果保持不变（见表5）。
五、研究结论及主要政策建议
本文研究了货币政策对微观经济主体会计行为选择的异质性影响，研究表明货币政策会影响企业的会计行为。就整体而言，在央行实施从紧的货币政策下，企业会提高非经常性损益来抵消货币政策负面冲击。在此基础上，本文引入了控股权性质、财务压力和外部监管等公司治理因素，考察其对盈余管理的影响，证明公司治理因素对上市公司盈余管理行为会产生影响：央行调整存款准备金率时，民营企业相对于国有企业，St类公司相对于非St类公司会进行更有可能进行盈余操纵；交叉上市公司盈余管理水平显著低于单一上市公司，所有权性质、财务状况及交叉上市等内部治理因素企业盈余管理产生影响。
通过进一步研究还发现央行运用多种货币政策工具调控实体经济时，企业对不同货币政策工具的反应程度不同，不同治理结构的企业对同一货币政策工具反应也不相同。当央行调整贷款利率时，不同治理结构公司盈余管理水平没有显著差异，公司治理因素对抑制上市公司盈余管理失效。研究表明相对于央行上调存款准备金率，贷款利率的上调对企业会计行为选择影响更大，因为贷款利率直接影响企业经营成本。因此从维护证券市场会计信息的角度，提高贷款利率对企业影响巨大，作为紧缩货币政策工具应当慎用，应当更多地使用非价格政策工具；同时还表明上市公司在应对从紧的货币政策时，主要采用营业外收支项目而非通过投资收益进行盈余操纵。
2008年以来，为应对金融危机对我国经济的冲击，央行配合政府实行宽松的货币政策，向实体经济注入了大量的流动性，确保了我国经济的平稳发展。2010年之后随着我国及世界经济逐步恢复，过剩的流动性导致的通胀开始抬头，央行货币政策目标也从“保增长”转向“抗通胀”，开始收紧流动性。在这一背景下，应提醒投资者和审计师关注企业的会计信息质量；同时，也要从健全企业内部治理机制，完善外部治理环境等企业治理因素方面提高企业会计信息质量。
注释：
①本文并不否认紧缩期上市公司出于其他目的进行盈余管理，而不仅仅是为了获取贷款，但盈余管理最终结果都是降低了会计信息的质量。
参考文献：
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期货稳定盈利方法篇4
一、盈余质量分析的必要性
1、从企业委托关系分析。企业是一系列契约的组合，包括企业与股东、债权人、政府、职工等之间的契约。其中企业与股东之间是一种典型的委托关系，对于国有企业来说，政府与企业之间也是委托关系。委托关系中，委托人与人之间的利益的不一致、信息的不对称性、主体的自利性使得企业管理者可能为了自身的利益去采取机会主义行为，欺骗委托人、损害委托人的利益，即管理者可以通过控制自己掌握的财务报告中的盈余数字，使其向有利于自己的方向，因此，委托者有必要分析企业的盈余质量，以便做出正确的决策。
2、从会计本身的特点分析。传统的财务会计是以权责发生制为核算基础的，权责发生制与收付实现制的区别在于前者不是以现金实际的收支期间作为确定收入或费用的期间，而是以收入和费用的归属期作为确认期间，于是产生了许多待摊和应计项目。会计利润中也就包括这部分应计项目，企业管理人员可以通过人为地调整应计项目的确认期间来会计利润的大小。另外，会计利润的过程中许多项目都带有很大的主观因素在内，如开办费、固定资产的摊销期间，企业管理人员可以利用这些估计项目来调整会计利润。
3、从我国的会计准则分析。我国的会计准则体系还不完善，对于许多特殊项目尚缺乏具体而明确的规定，企业可以通过选择会计政策来调节利润。即使已颁布的会计准则本身也存在缺陷——会计准则具有时滞性，随着经济的快速发展，企业涉及到的许多经济事项或交易，在会计准则中都没有相应的规定，如衍生工具。因此，企业管理人员可以通过会计准则的漏洞来粉饰企业经营成果和财务状况。
总之，企业管理人员为了自身的利益，在和准则允许的情况下，总是趋向于选择有利于自己的盈余数字，以获得自身报酬的最大化。
二、决定盈余质且分析的相关因素
1、会计政策与盈余质量的关系。如企业执行适度稳健的会计政策，有利于产生高质量的利润。在可供选择的各种中，企业一方面应选择较小可能高估资产和收入的方法；另一方面需要及时预计和报告可能发生的费用和损失。以销售成本为例，销售成本由存货的成本转化而来，存货计价方法就在一定程度上决定了销售利润的质量。在选择稳健的存货计价方法时，就应该考虑：物价水平因素、技术进步、存货保管不善等因素导致存货可变现净值低于成本时，应该提取存货跌价损失准备，在损失发生的当期计入当期损益，使得确认的利润比较实在，从而提高当期盈余的质量。其它费用的确认和计量也存在类似的问题。例如应收账款的坏账准备、固定资产折旧、开办费的摊销等等。如果企业采取稳健的会计方法确认和计量这些费用，就可以提供高质量的盈余。反之，如果企业没有采用适度稳健的会计政策，对于有关费用和损失的确认不够及对和全面，那么该企业报告的会计利润就存在包含潜在的风险损失而降低了质量。
2、财务状况与盈余质量的关系。盈余质量不仅涉及到利润这个因素，一些财务活动也对盈余质量产生影响，这些影响通过应收账款周转率和流动比率、速动比率等指标反映出来。
①应收账款周转率。在企业维持稳定的销售水平和信用情况下，各期的应收账款周转率应该相对稳定。即便在企业扩大销售的时期，也应该力争实现应收账款余额与销售额同步增加。在这种情况下，根据销售额和应收账款平均余额计算的应收账款周转率与扩大销售额之前的该比率应基本持平。如果企业在利润额不下降的情况下，应收账款周转率大幅度下降，说明当期利润的质量由于受到财务状况变化的影响而有所下降。
②流动比率和速动比率。一般认为，这两个比率高，说明企业的财务状况好，短期偿债能力强，不存在支付危机。通常认为该比率的上升是财务状况好转的迹象，但从盈余状况来分析。如果二者与前期相比有明显上升，而上升的主要原因是应收账款的增加幅度超过利润增加幅度，则说明企业的应收账款不能及时收回，或者比例太大，也可能导致盈余质量下降。
另外，融资能力也会影响盈余质量。如果债务水平上升，进行其他债务融资的可能性会降低，而且为取得资金所支付的利息率可能会增高，固定利息支出上升时，盈余波动倾向会更强，盈余质量也就随之下降。
3、利润构成与盈余质量。在的利润构成时，首先应该关注的是主营业务利润。这部分利润是企业基本经营活动的成果，也是企业一定期间获得利润中最主要、最稳定的来源。如果主营业务利润在净利润中不占领先地位，而非主营利润所占比率比较大，说明企业利润的构成不合理，盈余质量就不够稳定。
同时也要关注企业利润中来自于关联方交易的比例，因为，企业管理当局可能会通过关联方交易以粉饰报表，调节利润。
4、现金净流量与盈余质量。流动性是评价公司偿债能力的一个关键因素，尽管流动性对当期盈余可能不产生直接，但如果企业不能偿还债务，它可能会采取一些不适当的行为，如进行应收票据的贴现、应收账款的抵借，使得企业或有损失增加，企业盈余更加不确定，其质量也会随之下降。
另外，那些被公认为营业外的收益和损失，也会在一定程度上对盈余质量产生影响。因为许多营业外项目的发生在一定程度上与企业的管理水平有关联。如固定资产的报废损失、固定资产的盘盈盘亏，都与固定资产的管理水平有关。如果企业的营业外收支中经常出现大量的此类支出，说明企业管理中存在着许多薄弱环节，这必然导致盈余质量的下降，因为这些薄弱环节还会在以后期间继续制约企业的经营和，降低企业的盈利能力。
三、盈余质址分析的
我国企业管理人员进行盈余管理的方式主要有：利用资产重组调节利润、利用关联交易调节利润、利用资产评估消除潜亏、利用虚拟资产调节利润、利用其他应收款和其他应付款调节及利用时间差（跨年度）调节利润等等。因此，针对这些方式我们进行盈余质量分析的方法主要有以下几种：
1、不良资产剔除法。
所谓不良资产，是指待摊费用、待处理流动资产净损失、待处理固定资产净损失、开办费、递延资产等虚拟资产和高龄应收账款、存货跌价损失、投资损失等可能产生潜亏的资产项目。如果不良资产总额接近或超过净资产，或者不良资产的增加额（增加幅度）超过净利润的增加额（增加幅度），说明。企业当期利润有水分。
2、关联交易剔除法。
即将来自关联企业的营业收入和利润予以剔除，分析企业的盈利能力多大程度依赖关联企业。如果主要依赖于关联企业，就应当特别关注关联交易的定价政策，分析企业是否以不等价交换的方式与关联方进行交易以调节盈余。
3、异常利润剔除法。
即将其他业务利润、投资收益、补贴收入、营业外收入从企业的利润总额中扣除，以分析企业利润来源的稳定性。这里应特别关注投资收益、营业外收入等一次性的偶然收入。
期货稳定盈利方法篇5
【关键词】套期保值；基差风险；风险内控
一、衍生金融工具的概念和特点
《国际会计准则第39号——金融工具：确认和计量》中对衍生金融工具定义如下：
“衍生工具是满足所有下述三个特征的本准则范围内的金融工具或其他合约：
1.由于特定利率、金融工具价格、商品价格、外汇汇率、价格或利率指数、信用等级或信用指数，或其他变量（有时被称作‘标的’）的变动而发生价值变动；
2.不要求初始净投资，或与对市场条件变动具有类似反应的其他类型合约相比，所要求的初始净投资较少；
3.在未来某日进行结算。”
作为一种新型的风险管理手段，与传统的风险管理方式相比，衍生金融工具在风险管理上具有成本优势、形式更为灵活等特点。
除了以上三点之外，衍生金融工具还具有杠杆性、衍生性、高度的风险性、未来性、契约性、组合性及融资性等特点。
二、持有衍生金融工具的目的是为了套期保值
持有衍生金融工具的目的是为了套期保值，通过对冲，对资产和负债实现保护，以防范标的物价格变动对财务状况的影响并投机获利，这就是套期保值。
从套期保值理论上讲，在正常的基差条件下，套期保值是由一个市场（如期货市场）的盈利或亏损来抵销另外一个市场（如现货市场）的亏损或盈利，从而锁定商品的采购或销售价格，转移价格波动风险，实现降低经营风险的目的。
套期保值的本质是一种资产组合，该资产组合的损益由进行套期资产组合的现货价格和期货价格的差额来决定，即由基差来决定。基差的定义为：
基差＝进行套期保值资产的现货价格（p）－所使用合约的期货价格（F）
对于空头套期保值来说，其资产组合由现货市场的多头资产与期货市场的空头资产构成，该套期保值的损益由基差变化决定，当基差扩大时盈利，当基差缩小时亏损；而多头套期保值由现货市场的空头（预期未来购买）与期货市场的多头资产组成，当基差缩小时盈利，当基差扩大时亏损。因此，套期保值并不能消除所有风险，而是把价格风险转换为基差风险。在正常的市场条件下，基差波动性较小，相对比较稳定，因而基差风险比价格风险更易于管理。这也是套期保值者利用期货市场来进行价格风险管理的原因所在。
随着国内外商品价格的大幅波动，我国有越来越多的企业开始利用国内和国外的期货、期权互换等衍生金融工具来进行商品价格风险管理，套期保值已成为许多企业经营活动中的重要组成部分。
我国某粮油公司（以下称a公司）的套期保值组合为：在国内现货市场上持有大量的现货豆油以供销售，同时在美国芝加哥现货商品期货交易所（以下简称CBot）期货市场上卖出并持有了相应数量的豆油期货合约。这是一个典型的空头套期保值。
假设现货豆油和期货豆油是同等数量并且以同种货币计量的（即排除了汇率的影响），该组合的盈利模式为：当国内的现货市场豆油价格高于成本时，a公司出售豆油现货，实现国内现货盈利。同时，如果CBot豆油期货价格上涨，a公司出售豆油期货，在CBot上出现亏损，如果亏损小于国内盈利时，综合国内和国外两个市场的情况看，a公司是盈利的；如果CBot豆油期货价格下跌，a公司出售豆油期货，在CBot上实现盈利，a公司整体上实现盈利。
该组合的亏损模式为：当国内的现货市场豆油价格低于成本时，a公司出售豆油现货，国内现货亏损。同时，如果CBot豆油期货价格上涨，a公司出售豆油期货，在CBot上出现亏损，a公司整体上亏损；如果CBot豆油期货价格下跌，a公司出售豆油期货，在CBot上实现盈利，如果盈利小于国内亏损时，综合国内和国外两个市场看，a公司整体上仍然亏损。
无论是盈利模式还是亏损模式，都可以通过基差来说明，即当基差扩大时盈利，当基差缩小时亏损。
三、套期保值的内部控制
从以上的例子可以看出，套期保值存在基差风险。在正常的市场条件下，基差相对稳定且波动幅度较小，期货市场的盈亏与现货市场的盈亏基本保持平衡，从而使套期保值的净损益较小，实现了套期保值转移价格风险的目的。但在某些特殊市场情况下，基差会出现异常变化，不利的变化会导致套期保值者出现亏损。因此，要对基差进行风险管理，建立严格的内部控制制度。具体应从以下几方面着手：
（一）选择有利的套期保值时机与确定合适的套期保值比例
有利的时机是指基差必须处在正常合理的范围内，这样才能降低套期保值的风险；套期保值比例是指套期保值数量占现货持有数量的比例，在基差风险偏高时，就降低套期保值比例。在基差风险高时选择较高的套期保值比例无疑会造成亏损。这就要求从内部控制上对套期保值的决策、执行和监督进行分离。
（二）建立合理的基差风险评估和监控制度
1.企业必须知道面临的风险是什么及风险的大小；2.确保所有可能的结果都已经预测到。国外的调查研究表明，为管理套期保值的基差风险，企业普遍使用压力测试法和风险价值法来量化套期保值的风险，尤其关注有可能导致巨额亏损的小概率事件。内部控制建设更应着重于对基差的日常关注和研究，建立对企业主要商品价格的国内和国际市场的交易数据模型，统计出价格的相关性，确定基差的波动区间，这样就可以揭示套期保值的有效性。
（三）建立严格的止损计划以规避异常基差变化的小概率事件风险
套期保值的最大风险就是基差出现异常变化，一旦出现基差不利的异常变化，最佳策略就是立即平仓止损，以避免更大的亏损。这就要求从内部控制上建立监控体系，通过历史模型，确定正常的基差幅度区间。一旦基差突破历史模型区间，表明市场出现异常，就应该及时止损，或者通过内部控制确定最大的可接受的亏损额，一旦达到亏损额，就及时止损。
（四）从组织结构上建立有效的内部控制
董事会和经理层、交易执行部、风险管理部及监督部门等明确责任，分工协作，制定有效的政策，实行逐日盯市场制度、建立严明的人事制度以及建立能发挥作用的市场风险管理机制等等。
（五）建立风险准备金
衍生金融工具风险准备金＝最大损失额×综合风险系数。这就要求企业要有历史统计数据，建立科学的经验模型，最大损失额可通过各种统计模型计算得出，比如回归模型、VaR（风险价值，ValueatRisk）模型等，采用矩阵法评估衍生金融工具的风险，最后得出准确的综合风险系数。
（六）加强国际监管和国际合作
衍生金融工具不仅在国内市场上发展，国际间商品价格的波动也为套期保值者提供了更大的获利空间。因此，加强对衍生金融工具的国际间监管与合作，成为国际金融界和各国金融当局的共识。
【主要参考文献】
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期货稳定盈利方法篇6
[关键词]海龟交易法则；程序化交易；交易系统；期货
[Doi]1013939/jcnkizgsc201529225
1引言
本文基于原版海龟交易系统研究程序化交易，并对原版海龟交易系统进行优化升级，扬长避短，建立一套新的、适合中国期货市场的交易策略。本文研究方法主要是运用金融工具――交易开拓者软件（tB）进行编程、测试，在数据的应用上，本文所有测试均采用黄金连续au888当月连续数据，设定最大持仓量为100手，初始资金设为1000万元，每次买卖单边手续费设定为10元/手。黄金连续au888的流动性和价格连续性都比较适合程式交易，而且相较于其他期货，黄金期货属于活跃商品，为主力合约，具有代表性。在时间跨度上，本文选用了2013年9月9日至2014年12月8日的日交易数据，并将2009年2月9日至2014年12月8日黄金连续au888仿真交易作为后续补充分析数据，主要是为了避免本文建立的交易策略对同一份数据的过度拟合和数据过分发掘。
2海龟交易法则的优化升级――建立新的交易策略
2.1优化原版海龟交易系统，建立新版交易策略及其理论分析
本文对原版海龟交易系统进行了分析，进行了四个方面的升级：一是过滤器的升级；二是离市退出策略的升级；三是参数优化；四是加入大趋势的考虑。下文所有测试均采用交易开拓者（tB）的黄金连续au888期货的2013年9月9日至2014年12月8日的日交易数据进行了测试。
第一，过滤器升级。本文比较了两种过滤器，一种是判断上次突破是否成功过滤器，另一种是判断上次突破是否盈利过滤器。经过测试，本文发现后者效果更好，且更符合海龟交易法则的精髓，其原理是当上次突破没有盈利，即为发生亏损性突破，那么上一次价格突破上轨后，发生了大幅的亏损，说明上一次突破是一次噪声，那么应该用短期系统1对第二次突破进行判断。当发生盈利性突破时，即上一次价格突破上轨没有发生大幅亏损，使用长期系统2，因为新的突破点可能会比当前的价格高，所以才用更长期的价格来衡量。
第二，离市退出策略的升级。在丹尼斯的原版海龟交易系统中，对短期系统1和长期系统2采用了两种不同的退出策略。但是本文认为，两套系统采用统一的退出策略会更优越，因此编写了两套系统，严格控制其他参数不变，仅比较退出策略。测试效果显示，如果采用统一的10日离市退出策略，盈亏比为1.62，高于采用两种离市退出策略的交易系统的盈亏比1.11。
第三，参数优化。本文对原版海龟交易系统的参数进行进一步优化，最终采用了4日突破法的离市策略，22日的平均波动周期来衡量风险水平，系统1的短周期缩短到了5天，而系统2的长周期却延长到了80天，逐步建仓的规则由05n提高了08n。这些参数得到这样的优化最重要的原因可能是，中国期货市场波动频繁，发展不如国外期货市场成熟，因此，需要采用较长的平均波动周期来衡量风险，而且原本10日突破法的离市策略变得不再管用，需要缩短到4日突破，增加系统离市策略的敏感度以降低风险。同理，短周期缩短到了5天，一方面可能是由于中国期货的交易时间是5天一周期，趋势呈现以周为单位，同时，提高系统对期货价格的敏感度来提高盈利交易的准确度。而长周期需要增长至80天，也是因为中国期货市场波动太频繁，55日难以判断一个稳定的中长趋势，需要80天去完成判断。而建仓规模由价格突破上轨后每增加05n增加一个头寸单位变为每增加08n才增加一个头寸单位，也是为了有效地规避波动的风险。
2.2新版交易系统的系统测试
第一，新版交易系统的性能测试。本文同样采用2013年9月9日至2014年12月8日的黄金连续au888的日交易数据对新交易系统进行测试，同时，对最初两套原版海龟交易系统进行性能对
新版的交易系统整体的净利润为716600，盈亏比（平均盈利/平均亏损）达到了1087，盈利比率高达6541%，而最大资产回撤率仅为2.19%，这都说明，新版交易系统大幅降低了交易风险，并提高了交易收益。通过表1的对比，也可以看出，新版交易系统各项指标均优于最初两版交易系统，由此可见，新版交易系统在中国期货市场中的优越性。
第二，检验交易系统是否过度优化。为了检验本文的交易系统是否产生过度优化的问题，本文采用2009年2月9日至2014年12月8日黄金连续au888的数据，对本文的新版交易系统进行仿真交易，并与最初原版交易系统进行对比，结果显示，即使交易时间增长，新版的交易系统然后可以获得稳定的收益，而且，盈亏比、回撤率等各项指标也是明显优于最初的原版交易系统，因此，可以证明，新版交易系统并不存在过度优化的问题。
3研究结论与展望
本文建立的期货程序化交易系统性能指标大幅改善，交易风险大大降低，收益率和盈亏比大幅提升10倍，而且还通过增加数据样本的测试，排除了参数过度优化的可能。但是，本文在研究中发现，因为每种交易系统都有一定的时效性和针对性，尤其对于不稳定的中国期货市场，每个交易系统不是长期万能的。但是，由于本文构建的交易系统结构上的成熟，有助于长期应用于各种期货市场，但是系统参数需要不断优化改良，以达到交易系统最优的状态。
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期货稳定盈利方法篇7
期货市场是一座桥梁，打通金融市场的桥梁。经济全球化已经成为一股不可逆转的趋势，资金在全球流动的速度不断加快，并将在更广阔的空间驰骋。相应的，在共同因素的作用下，金融市场将越来越多的相互影响，出现一种联动的局面。随着我国股票市场和期货市场的改革发展，市场效率不断提高，相应的两市场间的关联性日益增加。从长期来看，上市公司股价更多的是由宏观经济和自身盈利能力决定，期货市场则发挥着规避风险和价格发现的功能，从而影响到与大宗商品相关的上市公司的盈利，进而影响到公司的股票价格。
沪铜期货作为我国比较成熟的期货品种，在国际定价领域具有很强的话语权，对相关的上市公司股票价格具有很大的影响力。研究铜期货价格与相关行业股票价格之间的关系，不仅可以为投资者提供更为宽阔的视野，而且有利于监管方防范风险在两市场之间的传播，从而针对性提高两市场的有效性。综观之前的文献，基本都从静态的角度探讨来两市场之间存在的关系，本文基于状态空间模型从动态的角度研究铜期货价格对相关股票价格的影响。
2实证检验
2.1样本数据来源与处理方法
对于铜期货价格的选取，采用文华财经行情软件中期铜指数结算价的月度数据。期货在我国起步虽早，但由于前期制度不完善，市场交易混乱等原因，过早的数据并没有实际的意义。因此选取自2001年1月至2011年9月的价格数据。
对于铜相关行业公司股价的数据选取，主要使用大智慧行情软件中的月度收盘价数据。首先，根据证监会行业分类标准，选取金属与非金属行业中主营收入以铜为主的上市公司，共有9家，其中属于有色金属冶炼业的公司有5家，金属制品业公司有4家。其次，使用月度收盘价除权数据为样本，共129个数据。
在实证过程中，对各数据取自然对数，以消除异方差的影响，提高分析的精度。本文以流通股份为权重，对样本数据加权平均，分别构造有色金属冶炼业指数ti与金属制品业股价指数mi，以便用于分析。
从以上的统计结果可以知道，原始的时间序列数据都不是平稳的。对原始数据进行1阶差分后，再进行平稳性检验，可以得到全部平稳的结论。
2.3数据的协整检验
通过数据平稳性的检验，所有序列服从一阶单整，可以直接对该序列进行协整分析。协整检验主要有两种方式，本文将使用eagle-Granger检验方法来检验序列之间是否存在长期均衡关系。由于期货价格对有色金属冶炼业和金属制品行业的上市公司股价影响机理不同，下面分别对这两者进行检验。
首先，分别建立线性回归模型，并用oLS进行估计，得到：
从上表看出，上游企业股价模型的残差序列在5%置信区间下显著，因此残差序列是平稳的，也就说明了ti、沪铜指数、上证指数之间存在协整关系，其中β=（1,-0.56，-1.64）为一个协整向量。而残差序列不显著，接受原假设为不平稳的序列，说明了mi与沪铜指数、上证指数之间不存在协整关系。
2.4基于状态空间模型的实证分析
我国证券市场发展至今，经历了数十次大大小小的变革，不同时期金融市场之间的关联性都表现出不同的特征。为了深入研究股票市场与期货市场之间的联系，建立变系数的状态空间模型可以更为准确的描述这种关联。
建立模型：
从上图可以看出，在05年之前，沪铜指数对上游企业股价指数的影响比较稳定：其他条件不变时，期铜指数每变动1%，ti变动0.48%，而05年之后，期铜指数对ti的影响震荡上升，由0.48上升至0.54左右。
3结论
从对期铜指数与相关股价之间关系的实证研究中，我们可以得出以下结论：
（1）铜制品行业与期铜指数之间并不存在长期的均衡关系。这是由于期货价格对此类公司股价的价格传导链条过长造成的。期货价格首先反映了现货价格，现货价格决定了铜制品行业公司的成本，更重要的是产成品销售价格也在决定公司盈利，进而才能影响到公司的股票价格。铜冶炼行业股价与期铜指数之间则存在长期均衡关系。
期货稳定盈利方法篇8
关键词：营运资本 政策 盈利能力
有关营运资本管理方面的研究，大部分学者多着眼于对营运资本管理的理论研究，结合实证分析的研究较少。资金稀缺的现实，企业组织的盈利目的，以及财务主管用于营运资本管理方面的精力与时间增多的现象，使得企业管理者对营运资本管理的注重增强，也无形中提高了营运资本政策研究在财务理论研究中的地位。本文尝试基于现有的营运资本管理政策理论，运用聚类分析与极值分布模型的方法对其管理实践进行实证分析。
一、文献综述
(一)国外研究综述
国外于20世纪30年代开始研究营运资本管理。但70年代之前，主要研究应收账款、存货等各营运资金项目的优化问题。KeithV.Smith(1979)探讨了整体营运资本规划与控制的内容，认为关于各个营运资金项目的研究已有很大进展，但将营运资金作为一个整体研究没有进展。nunn和Kennethp.Jr(1981)讨论了营运资本在战略上的决定因素，得出一个重要的结论，即营运资本政策在不同行业之间存在着显著的差异。Frecka,thomasJ.和ChengF.Lee(1983)运用回归分析方法预测企业的营运资本政策。JohnJ，Hampton&CeciliaL.wagner(1989)从盈利性和风险性两个角度考察，将流动资金的存量配置(即投资政策)与其相应的资金来源(即融资政策)联系起来，从总体上观察和研究如何据此制定合理营运资金政策。HerbertJ.weinraub与SueViss-cher调查了10个不同行业，在一个较长时期内激进型和稳健型营运资本政策的相对关系，认为不同行业的营运资本管理政策明显不同，其政策越是激进或稳健，与政策不是很激进或稳健的企业而言，其营运资本政策越稳定。Hyun-HanShin和LucSoenen(1998)对1975年以5898家美国公司为样本，通过实证研究发现，公司的经营周期同公司的盈利性，以及股票投资回报之间存在着显著的负相关关系。marcDeloof在以上两人研究的基础上，选择了1009家比利时公司1991-1996年的数据为样本，得到了相似的结论。其研究以应收账款周转期、存货周转期、应付账款周转期等指标来衡量商业信用和存货政策；以现金周转期指标来衡量营运资本管理的效率。通过实证分析发现总经营收益与应收账款周转天数、存货周转天数和应付账款周转天数之间存在着显著的负相关关系。但研究中盈利性与应付账款周转天数之间所存在的负相关关系，并不能较好地说明二者的因果关系，研究者只能解释为盈利性较差的公司更倾向于延迟支付其账单。
(二)国研究综述
我国是从20世纪90年代后才开始研究营运资本管理的。1993年我国实行与国际惯例接轨的会计制度以后，营运资本开始被广泛使用。同国外相似，我国学者注重的也是营运资本某一项目的研究，对于系统的研究较少。毛付根(1995)指出应从流动资产和流动负债之间的相互关系着手，将流动资金的存量配置与其相应资金来源联系起来，从总体上进行观察和研究如何据此制定合理的营运资金政策。刘运国等(2001)运用聚类分析与方差分析的方法，分析了沪市上市公司年报数据，认为目前我国上市公司营运资本管理策略大部分属于中庸型，流动资产比例和流动负债比例呈现出同向变动。企业的收益能力与营运资金的管理策略有很大关系，其中最能体现策略成效的收益指标是总资产主营业务利润率。汪平与闫甜(2007)从短期致力于企业财务目标实现的角度，采用多元回归分析的方法研究营运资本政策与企业价值的关系，为“零营运资本”概念与技术的运用提供了经验上的支持，并对营运资本政策决定因素进行了回归分析和检验。郁国建(2000)对营运资金管理的绩效评价体系作了研究，指出传统评价通常由购货、存货、销货三个环节进行孤立管理而达成，并运用应收账款、应付账款、存货周转率等财务比率进行分析，这种评价缺乏战略性和集成性，研究中试图通过建立一种高效集成的营运资金战略评价体系，以加强对营运资金的更有效管理，构建了一个单一的集成指标购销周转率，考核企业营运资金的总体流转情况。申仕阳等(2007)用层次分析法对流动资产中各项目之间的比例关系进行计算，为企业持有合理的流动资产结构提供了一种新的计算方法。可见，我国学者对于营运资本与公司盈利能力之间关系的专门研究较少。
二、研究设计
(一)样本选择
本文的研究期限为9年(1998-2004年)，初步拟定以深市和沪市1998-2004年所有a股上市公司为研究对象。本文的研究模型基于以下假定：上市公司的年报数据全部真实可靠；利率及其他因素对数据没有影响；流动资产比例与流动负债比例互不相关。截至2006年末我国深市和沪市a股共有1355家上市公司，其中：工业916家、公用事业90家、服务业241家、农业50家、综合类58家(行业划分与数据来自证券之星网)。许多行业的公司数量较少，代表性不强，考虑到行业的差异对营运资金政策的影响显著，因此，本文依据年限较长、数据完备的原则，从工业行业中随机抽取了90家样本作为研究对象。样本选取的指标如下：流动资产比例：平均流动资产／平均总资产：(期初流动资产+期末流动资产)／(期初总资产+期末总资产)；流动负债比例’平均流动负债／平均总资产：(期初流动负债+期末流动负债)／(期初总资产+期末总资产)；净资产收益率：(净利润／平均净资产)×100％=[净利润／(期初净资产+期末净资产)]×100％；总资产收益率=(净利润／平均总资产)×100％=[净利润／(期初总资产+期末总资产)]×100％；销售净利率：净利润／主营业务收入；销售毛利率(主营业务收入-主营业务成本)／主营业务收入；每股收益=净利润／年度末普通股股份总数。
在上述指标中，因为盈利指标是期间数据，为了相互匹配，资产类指标均为年平均值。本文选取了五个盈利能力指标：净资产收益率、总资产收益率、销售净利率、销售毛利率和每股收益。每股收益是从股东角度评价企业盈利能力，反映所有者获利能力；净资产收益率和总资产收益率是从资产使用效率的角度衡量企业盈利能力，有助于评价企业管理资金的能力和效率；销售净利率和销售毛利率是按公司主营产品销售价格衡量企业的盈利能力。上市公司基本分析的重点不应锁定在主营业务状况，忽视全面衡量盈利能力的必要性。因此，本文选取了上述五个指标，尝试多方位全面综合的衡量企业的盈利能力。
(二)研究方法
本文采取以下方法进行研究：
期货稳定盈利方法篇9
关键词：货币政策；债务融资；会计稳健性
文章编号：1003-6636（2013）02-0055-08；中图分类号：F230；文献标识码：a
一、引言
会计稳健性（Conservatism），即会计谨慎性（prudence），指在不确定的条件下，需要运用判断作出必要估计时包含的一定程度的审慎，比如资产或收益不可高估，负债或费用不可低估（iaSB，2008）。早在中世纪，会计稳健性作为一项计量原则，在商业活动中得到了广泛的应用。在14世纪早期，Henley在其著作《家政》中建议从事庄园账目审计的人员保持“忠诚和谨慎”。Bliss（1924）[1]最早完整给出稳健性的定义，他将稳健性表述为“预见所有可能的损失，但不预期任何不确定的收益”。我国2006年2月新颁布的《企业会计准则》对稳健性的定义如下：稳健性要求企业对交易或者事项进行会计确认、计量和报告时保持应有的谨慎，不应高估资产或者收益、低估负债或者费用。watts（2003）[2]认为，稳健性是会计政策的基本特征之一，其起源就是为了满足企业债权人对会计报告可靠性的需要。有关会计稳健性的研究主要集中在四个方面：第一，会计稳健性存在性研究；第二，会计稳健性形成动因的研究；第三，会计稳健性计量方法的研究；第四，会计稳健性经济后果的研究。在我国，国有经济占主导地位，且我国经济尚处于新兴与转轨时期，在此背景下，对会计稳健性动因及经济后果的研究显得很重要。有关稳健性形成动因的研究，watts（2003）[3]294根据大量的实证研究结果将稳健性形成的原因归为四个方面：契约、股东诉讼、管制及税收，其中契约因素对稳健性的需求正成为国内外研究的焦点，尤其是债务契约。
货币政策是各国政府干预和调节宏观经济的重要手段。GertlerandGilchrist（1994）[4]指出当货币政策发生变化时，企业面临的宏观经济环境随之发生变化，企业、债权人及股东的行为也将发生变化。本文将进一步丰富宏观经济政策①①宏观经济政策包括经济周期、财政政策、货币政策、收入分配政策、对外经济政策、汇率政策、产业政策、信贷政策等。与微观企业行为②②微观企业行为包括公司治理、商业模式、财务管理、会计政策、内部控制、税务筹划、融资活动及投资活动等。关系的研究，借鉴宏观经济政策研究的成果，在微观层面上分析宏观经济政策的微观传导机制。[5]选取宏观经济政策如货币政策研究对会计稳健性的影响是学术界探讨得比较少的领域，本文意在探究宏观经济政策之货币政策与微观企业行为之会计政策即会计稳健性的关系，之所以将货币政策、债务融资与会计稳健性放在一起进行研究，是基于这样的设想即当货币政策进入紧缩期时，往往经济发展速度放缓，企业面临的风险和不确定性因素增加，经营困难的可能性也将提高。此时，一方面企业增加银行信贷，另一方面银行对企业未来的盈利及偿债能力更加难以判断，导致放贷意愿减弱。在此情况下，企业为了获取银行贷款，会选择更加稳健的会计政策，向银行传递自身盈利能力和偿债能力的信号。[5]52可见，在货币政策紧缩期，作为债权人的银行和作为债务人的企业之间存在信贷方面的博弈，而这种博弈导致了企业会计稳健性的选择。
二、文献回顾、理论分析与研究假设
饶品贵，姜国华（2011）[6]56采用Khanandwatts（2009）[7]136公司层面会计稳健性模型验证了货币政策紧缩阶段，企业会计稳健性更高。货币经济学研究证据表明货币政策在对实体经济的作用上存在非对称性，即扩张性货币政策在拉动经济增长方面乏力，而紧缩性货币政策对遏制经济过热效果显著。[8]基于此，学者们较多研究紧缩性货币政策对实体经济的影响，本文也不例外。就理论分析而言，货币政策紧缩期经济增长速度放缓，企业将会面临更大不确定性，且使投资者与企业的信息不对称增加，促使企业采用更加稳健的会计政策；另一方面，银根紧缩将使得企业的借款成本增加，而稳健性高的企业其借款成本较低（ahmed，2002）。[9]融资成本是企业生存和发展的关键因素，因此，在货币政策紧缩期企业愿采取更稳健的会计政策以降低其融资成本。综上，提出如下假设：
假设1：货币政策紧缩期企业会选择更稳健的会计政策。
watts（2003）[3]294指出契约特别是债务契约①①债务契约指债权人与企业之间存在信息不对称，债权人会通过在债务合约中加入一些限制性条款，如要求企业的盈利能力、资产负债率比重、利息保障倍数等达到一定水平，限制现金股利发放等，以此限制企业对债权人的不利行为。是会计稳健性产生的最主要原
因。债务融资是借贷双方的契约行为，当债务方债务比例比较高的时候，债权方就更有约束债务方的动力。当债务比例越高时，作为举债方的企业面临破产的风险增加，此时债权人越发关注债务人的履约情况，对盈利能力的关注让位于对偿债能力的关注，从而迫使企业采用更稳健的会计政策。Khanandwatts（2009）[7]137研究表明债务比例高则会计稳健性强。春，孙林岩（2006）[10]实证研究表明银行债务比例上升，则会计稳健性增强。徐昕，沈红波（2010）[11]通过我国a股上市公司的数据研究表明银行贷款比例与会计稳健性显著正相关。饶品贵，姜国华（2011）[6]64采用Khanandwatts会计稳健性模型实证研究发现债务多的企业其会计稳健性更高。但赵春光（2004）[12]认为我国上市公司会计稳健性是制度和监管造成的，上市公司并未自愿提高会计稳健性；他还认为在我国债务主要来自国有商业银行，受行政制约，而不受债务契约限制，所以，债务因素在中国并不能引起自愿的会计谨慎要求。孙铮、刘凤委、李增泉（2005）[13]认为在我国债权人法律保护意识不够健全，以政府干预为主的声誉机制是企业贷款行为的主要外部履约机制。声誉较好的企业因具有“政治关系”往往能够获得更多贷款，即获得更多银行信贷的企业往往是那些有“政治关系”、有较好声誉的企业。因此，银行可能会对贷款金额较大的企业进行债务约束的力度降低，这样反而对会计稳健性的要求降低了，从而导致债务人在进行会计政策选择时，放松了自身谨慎性会计选择。综上，提出如下研究假设：
假设2：债务人债务比例越高，其会计稳健性反而降低。
三、研究设计
（一）模型选择及变量定义
1.应计-现金流模型
纵观会计稳健性的度量方法，国外使用比较多的是盈余-股票回报模型（Basu，1997）和应计-现金流模型（Ball和Shivakumar，2005），这两种方法在国内有关会计稳健性实证研究中也广为采用。不过，我国证券市场在2007年至2011年间波动较大，使得我国上市公司的股票回报率波动较大，特别是在2008、2009年间，比如大盘上证综合指数从2007年的最高点612404跌至2008年的最低点166493，后又反弹至2009年的最高点347801，又到2010年最低点231974，后至2011年的最高点306746，绝大多数上市公司的股价均剧烈波动，因此使用盈余-股票回报模型可能会带来偏差。另外，我国资本市场发展时间不长，还不是很完善，特别在2005年9月股权分置改革全面推行的背景下，股票的价格掺杂着诸多噪音，不能及时有效的反映企业的好消息和坏消息，即Basu计量模型未必适应当前的中国资本市场，因此，综上两方面的原因，本文采用应计-现金流模型，即：
acci，t=α0+α1CFoi，t+α2DCFoi，t+α3CFoi，t×DCFoi，t+εi，t
aCCt，t表示i公司t期的应计项除以期初总资产，其值等于t期营业利润②②根据夏立军（2003）的实证研究结果表明采用线下项目前总应计项更能有效揭示盈余管理，因此这里在计算总应计项时使用营业利润，而不是净利润。减t期经营活动现金净流量。CFoi，t表示i公司t期经营现金净流量除以期初总资产。DCFoi，t为虚拟变量，当CFoi，t小于0时，DCFoi，t取1，反之取0。CFoi，t*DCFoi，t为交互项目，表示应计项目对负经营现金净流量的关系。εi，t为i公司t年残差项。BallandShivakumar（2005）[14]认为应计项目在该模型中主要起到两个作用：一是减少现金流的“噪音”；二是对未实现的收益和损失进行不对称的确认。基于第一个作用，应计项目与现金流间呈负相关关系，α1预期为负；第二个作用表明损失比收益更能及时得到反应，或者说坏消息（负经营现金流）在应计项目中得到及时反映，若α3系数显著为正，则应计项目与负经营现金流间的正相关性会更强，该模型不但能够检验应计项目减少经营现金流的“噪音”，而且能够验证会计稳健性的存在性。模型中的α1为“好消息”的反应系数，α1+α3为“坏消息”的反应系数，若α3显著为正，则α1+α3大于α1，表示应计项更及时反应“坏消息”，且α3系数越大，则会计稳健性越强。
2修正Jones模型
Healy（1985）[15]根据应计项是否容易受企业管理人员主观判断的影响将应计项区分为操控性应计项和非操控性应计项，基于此，本文对Ball和Shivakumar（2005）的应计-现金流模型进行修改，即将应计项区分为操控性应计项和非操控性应计项，而操控性应计项正是学术界对盈余管理度量采用比较多的指标，这样首先便将论题转到对盈余管理度量模型的选择上来。国内外学术界衡量盈余管理程度的模型使用比较多的是修正Jones模型，夏立军（2003）[16]认为分行业估计并采用线下项目①①以营业利润为界限，将营业利润之上的项目称为线上项目，它们被认为大都是经常性的；营业利润之下的项目称为线下项目，它们被认为大都是偶然性的。线下项目前总应计项=营业利润-经营活动现金流量；包括线下项目总应计项=净利润-经营活动现金流量。前总应计利润作为因变量估计特征参数的截面Jones模型最能够有效揭示出盈余管理。刘大志（2011）[17]通过实证检验的方法验证在中国的资本市场中采用分年度、分行业的修正Jones模型最能有效度量盈余管理。Subramanyam（1996）[18]通过实证研究结果表明截面Jones模型和修正截面Jones模型比时间序列模型更能有效揭示盈余管理行为。因此本文在求解盈余管理程度时建立修正Jones模型，并分年度、分行业求解，模型如下：
Gtai，tai，t-1=a11ai，t-1+α2ΔReVi，t-ΔReCi，tai，t-1+α3ppei，tai，t-1+εi，t
nDai，tai，t-1=α11ai，t-1+α2ΔReVi，t-ΔReCi，tai，t-1+α3ppei，tai，t-1
Dai，t=Gtai，t/ai，t-1-nDai，t/ai，t-1
Gtai，t为i公司t年总应计项，其值等于营业利润减经营活动现金流量净额；ai，t-1为i公司t-1年总资产；ReVi，t为i公司t年的营业收入变化量；ReCi，t为i公司t年应收账款净额变化量；ppei，t为i公司t年的固定资产价值②②因我国2006年2月15日的新《企业会计准则》规定资产负债表对固定资产金额的披露只披露净值，因此基于数据的可获取性，Jones模型及其修正模型中的固定资产价值均取净值。；nDai，t为i公司t年非操控性应计项目；Dai，t为i公司t年操控性应计项目。α1，α2，α3为行业特征参数；εi，t为i公司t年残差。
在对修正Jones模型进行行业分类时，行业分类标准按照中国证监会2001年4月的《上市公司行业分类指引》，该《指引》将上市公司分13大类，因考虑到C类制造业数量众多，基于此，本文对制造业按照二级代码进一步分类，考虑到需要的C2样本数量过少（2008-2011年各年度均少于10），因此将其合并到C9其他制造业中；L类传播与文化产业样本量过少（各年度均小于10），直接将该类剔除，经过这样处理后共分19个行业。综合后面样本选择中的剔除原则，各年样本具体分布情况见表1。
3修正的应计现金流模型
本文实证研究部分基本思路是采用Ball和Shivakumar（2005）的应计-现金流模型，但将该模型中的应计项分为操控性应计项和非操控性应计项，为了验证我国资本市场中会计稳健性的存在性及其产生的根本原因，因此在应计-现金流原始模型的基础上另外增加包含操控性应计项和非操控性应计项的模型，另外为了检验前面提出的研究假设是否成立，因此模型的建立阐述如下：
（1）货币政策与会计稳健性之模型建立
为了检验假设1，并检验我国资本市场中会计稳健性形成的原因，特分别建立模型1、模型2和模型3：
acci，t=α0+α1CFoi，t+α2DCFoi，t+α3CFoi，t×DCFoi，t+α4mptC+α5mptC×CFo×DCFo+αx（x=6，7，…，24）inDUStRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YeaRn（n=2008-2011）+εi，t
①
operacci，t=α0+α1CFoi，t+α2DCFoi，t+α3CFoi，t×DCFoi，t+α4mptC+α5mptC×CFo×DCFo+αx（x=6，7，…，24）inDUStRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YeaRn（n=2008-2011）+εi，t
②
noperacci，t=α0+α1CFoi，t+α2DCFoi，t+α3CFoi，t×DCFoi，t+α4mptC+α5mptC×CFo×DCFo+αx（x=6，7，…，24）inDUStRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YeaRn（n=2008-2011）+εi，t
③
2008年受美国次贷危机的影响，央行9月份开始下调存款准备金率，表明该年央行执行适度宽松的货币政策。2009年金融危机波及国内，经济发展出现不景气局面，该年央行继续实行宽松的货币政策。2010年国内经济开始慢慢复苏，央行利用货币政策调控宏观经济发展，6次上调存款准备金率，表明该年央行执行的是紧缩性货币政策。2011年虽然央行6次上调存款准备金率，但是该年11月又下调存款准备金率，因此严格意义上，2011年不能认为是从紧的货币政策。因此，2008年至2011年4年间，2010年为货币政策紧缩期①①货币政策紧缩期的判断根据中国人民银行官方网站数据。。
在模型1、模型2和模型3中，operacci，t为操控性应计项，noperacci，t为非操控性应计项。mptC货币政策紧缩期的虚拟变量，若在2010年，mptC取1，否则取0。mptC*CFot*DCFot为mptC与CFot*DCFot的交互项，α5表示在货币政策紧缩阶段，会计盈余对“坏消息”反应系数的增量，若该系数显著为正，表明在货币政策紧缩阶段，应计项对“坏消息”的反应更为及时，即说明会计稳健性更强。若假设1成立，该模型中的系数α5显著为正，表明货币政策紧缩期要求会计稳健性越强。考虑到不同的行业、不同年份，会计稳健性可能差别较大或存在差异，所以模型中加入年度变量YeaRn和行业变量inDUStRy，变量含义：若样本为当年度取1，其余年度取0；样本为某行业时取1，其余行业为0。3个模型中的其余变量定义同前文介绍的应计-现金流模型一致。
（2）债务融资与会计稳健性之模型建立
为了检验假设2，并验证我国资本市场中会计稳健性形成的原因，特分别建立模型4、模型5和模型6：
acci，t=α0+α1CFoi，t+α2DCFoi，t+α3CFoi，t×DCFoi，t+α4Loan+α5Loan×CFo×DCFo+αx（x=6，7，…，24）inDUStRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t
④
operacci，t=α0+α1CFoi，t+α2DCFoi，t+α3CFoi，t×DCFoi，t+α4Loan+α5Loan×CFo×DCFo+αx（x=6，7，…，24）inDUStRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t
⑤
noperacci，t=α0+α1CFoi，t+α2DCFoi，t+α3CFoi，t×DCFoi，t+α4Loan+α5Loan×CFo×DCFo+αx（x=6，7，…，24）inDUStRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t
⑥
模型4、模型5和模型6中，Loan为资产负债率，其值等于负债总额与资产总额之比，用来表示企业总体负债水平，Loan*CFot*DCFot为交互项，α5表示贷款比例提高时，应计项对“坏消息”反应系数的增量，若该系数显著为正，表明贷款比例提高时，应计项对“坏消息”的反应更为及时，即说明会计稳健性更强。相反，该系数显著为负，则表明负债比例越高，则会计稳健性反而降低了。模型中控制变量分别为年度变量YeaRn和行业变量inDUStRy，其含义：若样本为当年度取1，其余年度取0；样本为某行业时取1，其余行业为0。模型中其余变量的定义同前文介绍的应计-现金流模型。
（二）样本选择
2006年2月15日国家财政部颁布新的《企业会计准则》，要求所有上市公司于2007年1月1日执行新的《企业会计准则》，新准则与旧准则有很大不同，考虑到选取的模型中需要上期资产指标，为了使数据具有可比性，因此本文拟选择2008年-2011年共4年的沪深a股上市公司作为研究样本。在样本筛选过程中，对如下样本进行剔除：（1）因金融行业的性质和采用的会计准则与其他行业有很大的差异，剔除金融类上市公司；（2）由于首次发行股票公司当年的会计盈余和其他年份有很大的差异，剔除当年ipo公司；（3）为了使数据更具有可比性，因此剔除St类公司；（4）剔除aCC及CFo异常值的样本，具体做法是剔除了其最大及最小部分1%的样本；（5）剔除数据不全的公司。并综合前文行业分类情况，最后选取样本公司分布如下：2008年1022个样本，2009年1105个样本，2010年1176个样本，2011年834个样本，共4137个样本。所用财务数据及上市公司基本资料均来自国泰安CSmaR中国证券市场研究数据库，本文模型采用SpSS190统计软件进行多元回归。
四、实证检验结果及分析
（一）描述性统计分析
对模型主要变量进行描述性分析，结果见表2。由表2统计结果显示，aCC的均值为-00004，说明就平均而言，样本公司获得了负的应计项目，最小值、最大值分别为-07152、13002，表明不同公司间的应计项目差别较大；operacc均值为00782，说明就平均而言，样本公司的操控性应计项为正值，最小值、最大值分别为803216×10-6、12617，表明不同样本公司操控性应计项差别较大。noperacc均值为-00785，说明就平均而言，样本公司的非操控性应计项为负值，最小值、最大值分别为-14062、03223，表明不同公司间的非操控性应计项有一定差异。CFo均值为00593，说明就平均而言样本公司获得了正的经营净现金流量，最小值、最大值分别为-07321、10747，表明不同公司间的经营活动净现金流量差别较大，DCFo均值为02219，该变量为虚拟变量，说明有2219%的样本公司经营现金净流量为负；mptC为货币政策紧缩期的虚拟变量，其均值为02843，表明有2843%的样本公司处于货币政策紧缩期；Loan均值为04926，说明多数样本公司资产负债率处于1∶2，最小值、最大值分别为00071、12624，表明不同公司间的资产负债率差别较大。
（二）多元回归结果与分析
模型1、模型2和模型3回归结果见表3，现将各模型回归结果分析如下：1模型1回归结果中，CFo系数显著为负，与应计-现金流原始模型一致，验证了应计项抵减经营现金流“噪音”的作用，但是CFo*DCFo交互项系数却显著为负，与应计-现金流模型矛盾；2模型2回归结果中，CFo系数显著为正，该结论与应计-现金流模型的符号相反，且CFo*DCFo交互项系数显著为负，与应计-现金流模型矛盾；3模型3回归结果中，CFo的系数显著为负，验证了应计项（确切的说是应计项中的非操控性应计项）抵减经营现金流“噪音”的作用，且CFo*DCFo交互项系数在1%显著水平为正，进一步验证了应计项更及时确认“坏消息”，即我国资本市场中会计稳健性得到检验。根据模型3的回归结果，可以得出这样的结论：我国会计稳健性是存在的，不过稳健性既不是应计项造成的，也不是操控性应计项产生的，而根源于非操控性应计项。这一结论的原因在于应计项（非操控性应计项）能够及时确认经济损益，但主要是出于对未来情况的预测，而非操控性应计项主要是对公司未来损益的预测，因此，非操控性应计项更能够体现及时确认经济损益的作用。基于此，继续分析模型3的回归结果：在模型3的回归结果中，在验证我国上市公司中会计稳健性存在的前提下，mptC*CFo*DCFo交互项系数为00467，且在1%显著水平上为正，表明在货币政策紧缩阶段，应计项对“坏消息”的反应更为及时，即说明会计稳健性更强，假设1得到检验。
模型4、模型5和模型6回归结果见表4，各模型回归结果分析如下：1模型4回归结果中，CFo系数显著为负，验证了应计项抵减经营现金流“噪音”的作用，但CFo*DCFo交互项系数显著为负，与应计-现金流模型矛盾；2模型5回归结果中，CFo系数显著为正，且CFo*DCFo交互项系数显著为负，均与应计-现金流模型矛盾；3模型6回归结果中，CFo系数显著为负，验证了应计项抵减经营现金流“噪音”的作用，且CFo*DCFo交互项系数在1%显著水平上为正，表明应计项对“坏消息”的反应更为及时，进一步验证了我国资本市场中会计稳健性是存在的，不过其是由非操控性应计现造成的。而且在模型6的回归结果中，Loan*CFo*DCFo交互项系数在5%显著水平上为负，说明非操控性应计项对“坏消息”的反应系数增量为负增量，表明负债比例越高，使非操控性应计项确认“坏消息”（负经营现金流）没有确认“好消息”及时，则会计稳健性反而降低了。这一回归结果验证了假设2的正确性。
五、敏感性测试
为了使研究结论更可靠、更真实，现对模型进行敏感性测试。前面已经分年度、分行业通过Jones模型求解了操控性应计项、非操控性应计项，但在实证研究中采用了面板数据检验假设1和假设2。结果也验证了我国上市公司中会计稳健性的存在，并证实了假设1和假设2的正确性。但在敏感性测试中将采用截面数据即分年度对2008-2011年各年数据分别进行多元回归，这里需要说明的一点是：前面已经通过模型3和模型6验证了会计稳健性的存在性，且产生于非操控性应计项，此外也验证了假设1和假设2的正确性。在敏感性测试中主要就是进一步检验模型3和模型6回归结果的真实性，因此这里选择3和模型6作敏感性分析（其实对模型1、模型2、模型4和模型5选取截面数据进行多元回归，其结果与前面结论是一致的，因篇幅关系，该部分内容省略）。现将模型6的回归结果列于表5：
现对表5分析如下：12008—2011年各年度CFo的系数均在1%显著水平上为负，验证了应计项（非操控性应计项）抵减经营现金流“噪音”的作用；22008—2011年各年度，CFo*DCFo交互项系数均在1%显著水平上为正，验证了应计项（非操控性应计项）更能及时确认“坏消息”（负经营现金流），即检验了我国资本市场中会计稳健性的存在性。而且CFo*DCFo交互项系数从2008年到2011年依次为03536、03643、05963和05162，这一回归结果说明我国会计稳健性不但是存在的，而且2007年1月1日上市公司执行新会计准则后，会计稳健性总体逐年在增加，不过在2010年交互项系数为05963，在4个年度中是最大的，不但大于2008年、2009年的，而且大于2011年的。为什么会出现这种情况，可能的原因就在于2010年为货币政策紧缩期，这一回归结果无疑进一步证实在货币政策紧缩期，会计政策更加稳健；32008—2011年各年度，除2009年Loan*CFo*DCFo交互项系数为负但不显著外，其余3年中Loan*CFo*DCFo交互项系数均在1%或5%显著水平上为负，这进一步验证了负债比例越高，使得非操控性应计项更加不能及时确认“坏消息”（负经营现金流），即会计稳健性反而降低了。以上进行的敏感性测试，不但进一步证实了我国会计稳健性的存在性，且是非操控性应计项造成的，而且回归结果有力地检验了假设1和假设2的正确性。
六、研究结论与启示
本文采用2008—2011年沪深a股上市公司数据作为研究样本，通过Ball和Shivakumar（2005）的应计-现金流修正模型实证检验了货币政策、债务融资与会计稳健性之间的相关性。实证研究结果表明：我国上市公司的会计政策具有稳健性，且稳健性根源于应计项中的非操控性应计项；货币政策紧缩期因企业面临更大的不确定性，潜在的风险增加，在此情况下，企业将会采取更加稳健的会计政策。根据watts（2003）的实证研究结果表明稳健性产生的原因主要有债务契约、股东诉讼、管制及税收，而且其认为债务契约是会计稳健性形成的最主要原因，但本文实证研究结论并未验证watts的说法，而是得出相反的结论：债务比例越高、会计稳健性却降低了。也许正如赵春光（2004）所言：我国上市公司会计盈余稳健性是制度和监管造成的；我国债务融资受行政制约，而不受债务契约限制，债务契约在中国并不能引起自愿的谨慎要求。
本文从宏观经济角度并结合债务融资研究其与会计稳健性的关系，基于该视角研究会计稳健性，研读现有文献发现并不多见，且选取的样本为新的《企业会计准则》颁布后的上市公司数据，无疑更具有现实意义。可以考虑从宏观经济角度研究会计稳健性，此为本文启示一；在实证研究上，为了避免股价波动的影响，对稳健性的计量没有采用Basu模型（盈余/股票回报模型），而是采用了Ball和Shivakumar（2005）的应计-现金流计量模型，目的是探索该模型在我国资本市场中的应用。但具体使用该模型时应将应计项区分为操控性应计项和非操控性应计项，此为启示二。
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wanGmeng
（Schoolofeconomicsandmanagement，ZhejiangindustrypolytechnicCollege，Shaoxing，Zhijiang，312000，China）
期货稳定盈利方法篇10
关键词：高频交易；股指期货；有效性；趋势策略
中图分类号：F830.9文献标识码：adoi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.01.20文章编号：1672-3309（2013）01-53-03
一、引言
在全球范围内高频交易的迅猛发展，引起了金融业的广泛关注。作为一种全新交易方式它的发展主要受益于以下几个方面：一是现代计算机技术和通讯技术的迅猛发展和应用，使得金融交易的到达时间大缩减，交易的范围也由交易所扩展到世界的每个角落；二是计量经济学的发展与进步为高频交易的统计、分析、建模、评估的需要提供了大量的理论支持。三是现代交易制度的进一步完善，也促进了交易方式的不断演进。这些有利因素共同促使高频交易成为了现代金融工程中最重要的发展前沿。
taBBGroup数据则显示，美国股票市场高频交易量所占份额已经从2005年的21%上升到2009年的61%，其中47%是做市交易和套利交易。波士顿咨询公司（BCG）预测欧洲和美国高频交易比例都将达到60%以上，而亚洲也将超过20%。
以上数据表明，高频交易正在发展成为金融市场交易中非常重要的一种交易方式。中国于2010年4月推出了最重要金融衍生工具——股指期货，作为新兴的发展中国家，股指期货的推出是我国金融发展与创新的重要进程碑，但无论是交易制度、计算机技术的应用水平、高频数据分析处理的理论水平在我国都还处在起步阶段，可以预见，未来的中国金融市场将迎来高频交易快速发展的阶段。
二、高频交易与股指期货
对于高频交易目前没有明确的定义，但公认高频交易具有以下特征：（1）处理分笔交易数据或1分钟、5分钟数据；（2）每笔交易的收益率较低，但交易频率、成功率较高，投资资金周转率非常高；（3）大多数高频交易策略保持着市场中性，采取日内开平仓操作方式；（4）交易的决策与执行大多是由电脑自动完成，也有少部分交易频率要求不太高的模型，可由电脑给出交易信号，人工完成下单操作。
股指期货，是指以股票指数为标的物的一种金融衍生品，由于标的物的虚拟性，其交割只有现金交割一种方式。2010年4月16日，中国金融交易所推出了中国的股指期货金融衍生工具，主要有当月合约、远月合约、当季合约、下季合约等四个主要合约。这一金融的推出结束了我国证券市场20年来的只有上涨才能盈利的单边盈利模式，使得机构投资者可以利用期货的套期保值功能，对冲持有的大量股票仓位的风险，同时股指期货对于沪深300指数甚至整个股票市场的价格中枢，都有着重要的价格发现与价格功能引导的作用。
目前股指期货的行情信息频率为2次/秒，已经具备了高频交易数据的基本特征。已经运行了两年的股指期货，其主力合约的日均持仓量达到8万手以上，日内交易稳定在50万手以上，日均交易金额超过3000亿，市场流动性充沛。这使得股指期货成为非常理想的高频交易对象。
三、股指期货市场的有效性
市场有效性假说认为在弱式有效的情况下，市场价格已充分反应出所有过去历史的证券价格信息，包括股票的成交价、成交量、卖空金额、融资金额等；其重要推论：如果弱式有效市场假说成立，则股票价格的技术分析失去作用，基本分析还可能帮助投资者获得超额利润。
高频交易要想从大量交易数据，找到并甄别能够带来稳定收益的交易信号，其先决条件就是该市场的交易数据中存在可预测部分。在高频交易关注的微观市场结构中，交易机会的多寡可以用市场有效程度来度量，在有效市场中，所有交易证券的价格会立即反映所有的可用信息。如果信息是慢慢的整合到证券价格中的，那么就会存在套利机会，同时可以认为该市场是有效程度较低。
多年以来，计量经济学已经发展出了多种对市场有效性进行检验的方法，其中最早的是由LouisBachelier提出的，该方法度量一系列连续的正的或连续的负的价格变动（或称“游程”）出现的概率，以此检验价格变化方向的持续性。
（一）市场有效性检验
1、游程检验的具体过程。
（1）按照所要求频率的价格运动样本数据，记录下包含严格同方向价格运动的序列的个数。如果所要求的频率是每一笔交易（或每一分钟），那么一个游程就是每笔交易（或每一分钟）价格变动严格为正或价格变动严格为负的序列。
（2）统计样本数据中变动为正的样本数n1，变动为负的样本数为n2。
（3）统计样本数据中所有的游程总数u，包括正游程数和负游程数，u=n1+n2。
（4）如果价格变动是完全随机的，则对于随机的样本，其连续次数的
期望值为■，标准差为■。
（5）假设：■；■。
（6）假设检验：通过样本的观测值、期望值、标准差，我们可以得出■。
若Z1.645，则可在95%统计置信度下拒绝游程随机的原假设。
下面以2012年12月25日股指期货主力合约1301合约的全天分笔交易数据为样本进行统计分析，该样本数据频率为2次/秒，已经具备高频特征，全天样本数为31949笔交易，统计计数结果如下：
该结果显示，当日高频交易数据的游程检验，该样本统计量Z=83.66，可在95%的统计置信度下拒绝游程随机的原假设。
2、数据频率对高频交易可能性的影响。
当我们的数据频率发生变化时，对高频交易的可行性，即价格变化的趋势性是否产生影响？下面我们以一个日内窄幅波动的交易日数据为样本，并分别以1分钟和5分钟的交易数据（收盘价）来考察它的随机性。
检测结论：
第一，访样本的1分钟数据统计量z=2.75，即在以1分钟收盘价数据存在着显著的趋势性；
第二，当数据频率降到5分钟或更低时，由游程检验所计算的市场无效程度会下降，甚至完全消失。
四、高频交易实证研究
基于上述对股指期货的高频数据游程检验测试结果，我们发现日内的上涨与下跌通常存在连续上涨和连续下跌的现象，即日内交易存在稳定的趋势利于价格变动现象。下面以技术分析中的箱体理论，来实证考察高频交易的可获利性。
箱体理论，是指股票、期货等具有较高流动性的金融产品，其价格在一定期间内的波动会形成阶段性的“箱体形态”，箱体的上下价差的大小与所关注的时间周期的长短相关，股价在箱体底部时会受到一定买盘的支撑，价格在箱体顶部时会受卖盘的压力。一旦股价有效突破原箱体的顶部或底部，股价就会进入一个新的箱体里运行，原箱体的顶部或底部将成为重要的支撑位或压力位。
（一）高频交易策略
实证的高频交易策略选取开盘后30分钟内作为一个箱体的观测时间段，即早盘9：15-9：45之间不进行交易，而只获取该期间内所形成的最高点（早盘高点）与最低点（早盘低点），并以此作为当日交易的重要参加价格。因为在股指期货的早盘时间段通常会消化主要的隔夜风险，而早盘的走势对全天的日内走势形成重要影响。
观测：9：15-9：45观测交易数据，提取该时间段的最高和最低价格；
开仓：9：45分以后，价格突破早盘高点开多单；价格突破早盘低点，开空单；
止损：多单止损线为早盘低点，空单止损线为早盘高点；止损后反向开单；
平仓：当日交易结束前，即15：10左右平仓。
（二）交易策略回顾测试
在交易系统确定后，需要利用历史数据进行测试，即回顾测试（backtest）。通过至少两年以上大量的历史数据足以检验该策略的盈利能力和盈利稳定性。
回顾测试时间范围：2010年8月1日至2012年12月26日；
数据频率：股指期货当月合约1分钟交易数据；
起始资金：20万；手续费：0.003%；保证金比例：18%。
（三）交易策略的实证结果
结果分析：
第一，日均交易次数达到1.61次/天，且没有持仓过夜，属于高频交易方式；
第二，胜率虽然仅为42.15%，但净利润率达到了255.46%，体现了该策略是以“把握趋势”为主要盈利手段，即较低的成功率和较大的成功回报的盈利模式，这在下面的盈亏分析中可以再次验证。
结果分析：高频交易对市场多空的总体方向保持中性立场，即日内交易时并不会过多考虑整体趋势的上涨或下跌，而只关注当日走势的方向。实证数据多空交易次数为1：1.15，基本保持着中性立场。而空头交易的次数及胜率大于多头交易次数和胜率，体现了测试时间段内标的沪深300指数由2865至2457下跌总体趋势。
结果分析：
第一，盈亏比达到1.67，体现了趋势易策略的特征；
第二，夏普率0.0739>0，即单位风险所获得的风险回报率大于0。但该指标比较小，说明该策略还有待优化。
（四）结论
股指期货的分笔交易数据及1分钟交易数据呈现出弱式有效的市场状态，日内波动中存在着趋势性的交易性机会，通过一定的交易策略可以利用这些非随机性价格变动，为投资带来稳定的盈利，同时还能有效规避隔夜风险，提高资金周转率。
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