研究院的盈利模式篇1
关键词：网络游戏；增值服务；盈利机制；激励相容
作者简介：李大凯(1984―)，男，山东淄博人，山东大学经济学院博士研究生，主要从事网络经济与品牌经济研究；孙日瑶(1963―)，男，山东烟台人，山东大学经济学院教授、博士研究生导师，主要从事品牌经济与区域经济研究；滕丽美(1982一)，女，山东滨州人，北京师范大学经济与工商管理学院硕士研究生，现就职于北京师范大学图书馆，主要从事企业管理研究。
中图分类号：F270
文献标识码：a
文章编号：1006―1096(2012)02-0120―05
收稿日期：2011―06―17
一、前言及文献综述
研究院的盈利模式篇2
>>我看2012年中国数字出版近年来我国出版学学科定位问题的研究进展我国2003―2012年图书出版述评近六年我国社会工作研究进展（2009―2014年）2012年我国宏观经济研究的最新进展我国近四年体育文化研究进展近十年我国虚拟企业知识管理研究进展近十年来音乐治疗在我国的研究进展我国数字出版产业版权保护能力研究“数字化微型气象站”在我国台湾地区的应用研究进展我国农业面源污染研究进展我国引种玉簪(Hosta)研究进展我国锚固理论研究进展我国耕地污染防治研究进展我国农地发展权研究进展我国社会林业研究进展我国香茅属植物研究进展我国生态阈值理论研究进展我国克山病的研究进展我国饭店服务研究进展常见问题解答当前所在位置：
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研究院的盈利模式篇3
【关键词】房地产盈余管理
一、房地产行业盈余管理的研究现状
目前，以房地产行业为研究对象的盈余管理研究不太多，晋峰龙（2009）对房地产公司的盈余管理行为进行实证研究就得出了我国房地产上市公司出于避税动机进行盈余管理的结论。刘跃生、王小妮（2002）在《房地产企业常见的偷税方式及检查对策》一文中阐述了房地产行业进行偷税、逃税的具体手段。汤惠（2007）主要是对房地产行业利润调节的具体手段进行了研究，研究结果显示：房地产类公司主要是通过调减营业收入和调增营业成本进行盈余管理的。张雁翎、刘昊（2007）对我国房地产行业的盈余管理行为进行了实证研究，在研究过程中以修正的Jones模型为基本，加入了一个新的变量—预收账款，从而创立了以预收账款作为被解释变量新模型。通过实证分析得出结论：房地产上市公司通过预收账款进行微弱的正向的盈余管理行为。吴敏（2007）以房地产行业为研究对象通过对比新旧会计准则，得出了以下结论：原会计准则的相关规定给房地产行业留下了较大的盈余管理空间，因为在收入的确认、辅助设施等开发成本的计量以及借款费用核算方面存在较大的不确定性，从而使得房地产上市公司披露的会计信息缺乏价值，而新的会计准则的推行提高了会计信息的使用价值，在一定程度上缩小了上市公司盈余管理的空间。
二、调控政策的颁布
由于09年地王频出、通胀明显、各地成交量持续攀升，造成房地产的市场价格上涨过快，购房恐慌，市场不稳定等情况，2010年，我国政府采取遏制房价上涨过快，减少投资投机性购房，进一步稳定房地产市场，减少房地产市场泡沫等措施。2010年是我国房地产市场调控最为密集的一年。4月27日国务院了《国务院关于坚决遏制部分城市房价过快上涨的通知》（简称“国十条”），这次调控被称为“史上最严厉的调控政策”。9月29日，国务院又出台了“新国五条”。据2010年6月份数据显示，全国70个大中城市房屋销售价格同比上涨11.4%，涨幅比5月份缩小1.0%；环比下降0.1%，较5月回落0.3%，调控初见成效。在当前政策下，由于国家对房地产行业进行了多角度的限制，无论从对政策的利用角度还是从盈余管理角度，这一时期都应该考虑缩减和推迟投资，但是，新国八条第五条指出：囤地捂盘的房地产开发企业将停止发行股票债券，并停止发放贷款。但是，与首付比和房产税的条款不同，这一条规定具有量化上的困难性，除了土地使用政策的相关规定外，无法判定囤地捂盘的标准。且企业根据宏观政策调整发展战略和方向也具有合理性。因此，这一时期地产企业在可能会考虑通过修改企业投资计划的方式，在土地使用政策允许的范围内，推迟企业的支出项目，从而实现预算和利润的双重平滑。
三、房地产行业盈余管理的分析研究
我国房地产企业具有十分明显的区别于其他行业的特殊之处：一是，房屋建筑工期较长，一般来说楼盘建筑工期为2年左右，大量房地产开发企业为了保证企业的年度利润均采取多个楼盘滚动开发的模式，这一特点一方面加重了企业在开发过程中的资金负担，但是，这一多项目叠加的复杂开发模式也给企业盈余管理提供了时间机会；二是，房地产企业开发完成后，一部分房屋将作为存货和代销商品进入房地产市场，而另一部分则根据企业使用方式自用或出租，分别可以确认为固定资产和投资性房地产。这就为房地产企业的盈余管理提供了空间机会；三是，由于房地产企业具有工期长和资金密集型两大特点，因此，从1994年开始，国家允许我国房地产企业实行审批环境下的预售制，这一销售特点反应在会计上即表现为房地产开发企业具有大量的预收账款，为房地产开发企业创造了利润操纵的可能性。
正是基于上述对房地产开发企业行业特征的分析可以看出，上述的行业和业务特征在房地产开发企业的财务系统中表现出了账务处理及财务核算的复杂性，而正是这些复杂性为管理层进行盈余管理创造了机会。首先，采用会计方式进行盈余管理，在当前政策背景下，由于房地产开发企业的收入受到影响，因此，其有可能通过将当期完工楼盘费用确认入下期的方式，在一定程度上降低本年度成本费用支出，创造平滑的当期利润。除了通过费用调节当期利润，房地产开发企业也会通过对开发房屋用途的选择，这一点主要表现为加大对投资性房地产的确认比重。由于投资性房地产以公允价值进行计量，而当前的宏观调控政策更多地表现在对销售量的影响上，因此，确认投资性房地产将使房地产开发企业仍然享受房价上升带来的短期收益，从而创造并平滑报表利润。其次，采用经济方式进行盈余管理，在当前政策下，由于国家对房地产行业进行了多角度的限制，无论从对政策的利用角度还是从盈余管理角度，这一时期都应该考虑缩减和推迟投资，从而实现预算和利润的双重平滑。
参考文献
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研究院的盈利模式篇4
[关键词]Swot；网络电影产业；策略
基金项目：本文系2012年教育部人文社会科学研究青年基金课题“网络电影研究”研究成果（项目编号：12YJC760103）。
网络电影是伴随着网络的发展出现的一种新兴电影艺术形式，既具有网络传播特征，也具有电影艺术特征，是网民们自娱自乐的产物。网络电影形式多样，有微电影、系列剧、摄像头、静电影等形式。当前微电影的发展较好，生产数量较多，很多人甚至将微电影作为网络电影的统一称法。
由于网络电影满足了网民们自由创作和传播的需求，深受网民喜爱，在短时间内掀起了一场创作和观看网络电影的热潮。这一现象引起了以视频网站、广告主为代表的商业利益集团的注意，并且开始尝试参与创作网络电影，在他们的参与推动之下，网络电影的艺术品质得到了极大提升，出现了《4夜奇谭》《11度青春系列电影》等一批高品质的网络电影，网络电影的产业价值逐渐显现，据艾瑞报告数据显示，网络电影市场容量已远超100亿元。
在电影的发展历程中，我们逐渐认识到电影是一种艺术的同时也是一种生意，必须既重视艺术属性也要重视商业属性。本文将以Swot分析法作为研究基础，在深入系统分析网络电影产业的优势（strengths）、劣势（weakness）、机会（opportunities）和威胁（threat）基础之上，提出有利于网络电影产业发展的相关策略。
网络电影产业发展的Swot分析
（一）优势（strengths）
网络电影的产业优势是非常明显的，主要表现在生产成本低、发行放映不受限制、电影受众多等方面。
1.生产成本低
电影拍摄由于受到演员片酬、摄制、后期制作、广告宣传等费用的限制，拍摄成本居高不下，拍电影一直是电影爱好者可望不可及的梦想。网络电影的拍摄可以由一般普通拍摄设备完成，DV、手机、照相机、摄像头都可以，后期的制作主要依靠电脑编辑软件完成，没有演员片酬压力，也不需要广告宣传费用，所以拍摄成本非常低，几百元、几千元的拍摄费用是每个电影爱好者都可以承受的，电影拍摄不再成为一件奢侈的事情。例如，一部由高中学生李礼贤主创拍摄的网络电影《友爱》的制作成本一共才3000多元（包括配套道具和剧组人员的盒饭、报酬等费用在内），虽然拍摄成本只有3000多元，但是影响却不小，上传到优酷等网站之后点击总量已经超过60万次。
2.发行放映不受限制
在中国电影产业发展过程中，制片、发行、放映三方之间一直存在结构性矛盾。2012年中影、华谊、博纳、星美、光线等国内五大发行公司与万达院线、广州金逸珠江、北京新影联、广东大地、上海联合院线、上海大光明、世纪环球等13家院线的冲突就是这一结构性矛盾的反映。除了制片发行与院线放映之间分账比例的问题以外，电影上映还受到院线屏幕数量的限制。网络电影则完全不存在这样的问题，制作者可以随时随地将网络电影上传到各个网站，网民们可以随时随地进行观看，这给电影的传播提供了极其大的发展空间。
3.电影受众多
我国网络视频用户规模一直维持稳定扩大的态势，从2007年底的161亿逐步增长至2011年底的325亿，视频用户占网民比例由2010年底的621%提升至634%。这些数据可以从侧面反映出我国居民的视频收视习惯在不断转变，互联网已经成为影院、电视之外，居民收看视频的重要选择。①庞大的受众数量为网络电影产业发展奠定了坚实的基础。
（二）劣势（weakness）
任何事物都是一把双刃剑，网络电影的优势也是它的劣势，主要表现为网络电影质量良莠不齐、缺乏盈利模式、版权风险等。
1.质量良莠不齐
人人都可以参与创作，这样极低的创作门槛是网络电影质量良莠不齐的主要原因，网络上存在着大量拍摄手法粗糙，内容低俗的网络电影。质量低下的网络电影不仅会对受众产生不良的影响，而且与我国鼓励生产体现时代精神、弘扬真善美的优秀网络文化产品精神不相符。
2.缺乏盈利模式
我国影院电影的盈利模式主要有两种：一种是票房盈利；另一种是广告盈利。对于网络电影来说，付费下载是一种盈利手段。但是，中国网民们付费下载的意愿非常低，据中国互联网信息中心的《2011年中国网民网络视频应用研究报告》数据显示，2011年中国网络视频用户中有过付费行为的占比仅为76%。所以，网络电影目前还不能靠付费下载的方式盈利。当前广告收入是网络电影惟一的盈利模式，广告主投资直接参与拍摄或者在电影中植入广告。广告投入虽然在短时期内解决了网络电影的盈利问题，但是，长期发展下去，网络电影创作必定会受到广告主的制约而走上艺术萎缩的道路。
3.版权风险
版权是文化产业的灵魂，版权的问题解决不好直接关系到文化产业发展的成败。网络电影的版权风险表现在两方面：一方面是网络电影创作者在创作过程中有侵权他人版权的可能；另一方面是网络电影在传播过程中可能会存在侵权行为。版权可能存在的风险是网络电影产业发展中的一大障碍。
（三）机会（opportunities）
随着移动互联网时代的到来，视频网站因为版权压力开始自制剧和广告主的积极参与，网络电影迎来了发展机遇。
研究院的盈利模式篇5
【关键词】盈亏平衡分析;医院管理;变动费用;成本动因
本文应用财务盈亏平衡理论和医院管理技术方法,结合医院财务管理的特性财务指标及其200*年实际案例数据(某在京中央三级甲等国有医院200*年度的真实数据),分别对医疗、药品、诊次和床日的盈亏平衡及综合盈亏平衡情况进行了分析,以新的理论实践角度研究医院运行和管理机制中的有关问题和突出矛盾,从而为医院财务管理、制度改革等提供必要的方法依据。同时,也以实际案例初探医院管理中应用盈亏平衡分析的意义。
一、理论依据和设计应用
(一)盈亏平衡分析理论
盈亏平衡分析,又称“本—量—利”分析,是“成本、服务量、结余”分析的简称,即指成本、业务量、结余三者之间的依存关系,又称cvp分析、保本分析、盈亏临界点分析。
(二)本量利分析对医院运营管理和财务决策的作用
1.能够科学进行运营决策和有效控制经济过程
将本量利分析与医院预测技术相结合,可以对医院医疗服务进行保本预测,确定医院保本服务的收入或服务量水平,有利于医院的运营决策。
医院在持续运营过程中,可以将本量利分析用于医疗服务成本的目标控制;可以确定医院实现有关目标,控制所需目标的服务量、目标收入额和目标成本水平,并有效实施医院运营过程中的目标管理。
2.能够降低医院运营风险及用于医疗收费价格决策
本量利分析与医院运营过程中的风险相联系,可以促使医院重视其运营杠杆作用,从而采取措施努力降低其运营风险。医院在运营过程中,将本量利分析用于医疗服务价格决策和医疗服务成本控制等方面,可以促使医院持续、健康地运转。
3.能够使医院管理者随时掌握本量利的变化数据信息
医院在运营管理活动中,管理人员希望掌握某医疗项目服务量的变动对其经营的影响,或某项结余变动时完成其目标需要掌握达到的目标服务量,而本量利的分析可以科学、动态地提供测算方法和数据信息。
4.对全面预算、责任会计的执行情况进行评价。
(三)本量利分析的前提条件
本量利分析所建立和使用的数学模型和有关图形是建立在一定假设的基础上的。如果离开了如下所述的假定条件或者假定条件不能成立时,就有可能造成本量利分析不准确,据此进行决策就有可能导致决策失误。因此,进行本量利分析时一定要注意以下几个假定条件:
1.成本性态分析的假定
本量利分析必须以完成成本性态分析为前提,即医院的全部成本都必须被划分为固定成本和变动成本两部分,并且建立了成本性态模型。
2.相关范围及一元线性假定
假定医院在一定时期和一定服务量范围内成本水平保持不变,即在相关范围内,固定成本总额和单位变动成本保持不变,成本和业务收入在相关范围内均表现为直线关系。
3.医院服务项目构成保持不变的假定
假定医院在多种医疗服务项目的情况下,其总的服务量发生变化时,各个服务项目的收入额在全部医疗服务项目总收入额中所占比重不会发生变化,即医疗服务项目的种类及其收入额的构成一般保持不变。
4.变动成本法的假定
假定医院的各医疗服务项目的成本是按变动成本法计算的。
(四)盈亏平衡分析理论在医疗行业的具体设计和应用基础
本量利分析在医疗行业的设计和应用是以成本性态分析为基础,根据医疗服务量、价格、成本、结余之间的内在联系,计算医疗服务保本点和结余额的一套分析方法。主要是研究医院在持续运营活动中有关因素的变动对收支结余的影响、为实现医院目标结余所应采取的措施、不同的服务量安排或生产方法下结余的对比分析以及实现收支结余的最优规划等,正确地运用本量利分析可为医院的运营决策提供有用的信息。
本文应用盈亏平衡分析理论,结合医院财务管理的特性财务指标及其200*年实际案例数据,进行盈亏平衡分析。具体是在医院服务过程中,对医疗成本、医疗服务量和收益三者之间的相互依存关系进行分析,旨在寻求医院某项或全部医疗服务项目的盈亏平衡点,以规划目标收益,并进行医疗服务分析,降低医院大额投资的决策风险。
1.医院财务指标
本文以实际国有公立医院主业为案例,分别对医疗收入和药品收入盈亏平衡、诊次和床日盈亏平衡及综合盈亏平衡情况进行了分析。
2.资料来源
(1)该医院200*年《资产负债表》、《业务收入支出表》和相关明细表。
(2)该医院200*年《全院病房门诊急诊医疗工作统计》报表。
3.分析方法
(1)根据盈亏平衡分析的基本公式,收集所需的基础数据。
即:收益(或利润)=医疗收入-(变动费
用+固定费用)=(服务项目单价-服务单位变动费用)×服务量-固定费用。
(2)根据医院的实际情况,合理区分固定费用和变动费用。
(3)运用财务技术手段处理相关报表数据,绘
制盈亏平衡分析图。
(4)通过医院当年财务报表及相关因素分析,获得当年该医院的特定财务指标信息,见表1。
二、实际应用模型和结果分析
(一)综合盈亏平衡分析等式
每门诊人次收费水平×盈亏点门诊量+每床日收费水平×住院床日=每门诊变动费用×盈亏点门诊量+每床日变动费用×住院床日+固定费用
根据分析等式,采用连环替代法,可以算出一定床日占用率下的保本门诊量,同理也可以算出一定门诊量下的保本床日占用率,结合外部经济环境和医院自身发展趋势等影响因素,将为医院的门诊量、占用床日、费用水平等指标提供保本的计量标准。
(二)诊次和床日的盈亏平衡分析
1.诊次盈亏平衡分析等式
每门诊人次收费水平×盈亏点门诊量=每门诊变动费用×盈亏点门诊量+门诊固定费用
根据基础数据计算得出:
每门诊量贡献毛益=192.91-138.58=54.33(元)
每门诊量贡献毛益率=54.33/192.91=28.16%
盈亏点门诊收入=2371.26/28.16%=8420.67(万元)
盈亏点门诊量=84206700/192.91=436508(人次)
2.床日盈亏平衡分析等式
每住院床日收费水平×盈亏点住院床日=每住院床日变动费用×盈亏点住院床日+住院固定费用
根据基础数据计算得出:
每床日贡献毛益=464.14-309.57=154.57(元)
每床日贡献毛益率=154.57/464.14=33.3%
盈亏点住院收入=3556.89/33.3%=10681.35(万元)
盈亏点住院床日=106813500/464.14=230132(床日)
根据以上资料和计算结果,绘制诊次和床日盈亏平衡分析图(图1、图2)。
3.有关分析
通过诊次、床日盈亏平衡分析图(图1、图2),可总结出以下几个特点:
(1)实际住院床日低于盈亏平衡点,实际门诊量高于盈亏平衡点。(2)在200*年,医院实际开放床日数远低于保本点的住院床日数。(3)床日的固定成本较高,但床日的贡献毛益率也较高;相反,诊次固定成本较低,其贡献毛益率也较低。(4)因床日贡献毛益率较诊次贡献毛益率高,每床日比每门诊量能够获得更高的收益。
根据上述分析,可得出以下结论:目前该公立医院是以门诊养住院;实际开放床日数处于低水平。因此,根据医院的实际发展态势,医院应当扩大住院规模,积极收治病人,以求获得较高的合理收益。
(三)医疗收入和药品收入的盈亏平衡分析
盈亏点医疗收入=医疗变动成本率×盈亏点医疗收入+医疗固定费用
盈亏点药品收入=药品变动成本率×盈亏点药品收入+药品固定费用
根据基础数据得出:盈亏点医疗收入=8402.68(万元);盈亏点药品收入=8500.18(万元)。
根据以上资料和计算结果,绘制医疗和药品盈亏平衡分析图(图3、图4)。
由图3和图4可见:
1.该医院医疗收入低于盈亏平衡点,药品收入高于盈亏平衡点。当前,在政府投入不足的情况下,“以药养医”情况在一定程度上很严重。2.医疗变动成本较低,固定成本较高;相反,药品变动成本较高,固定成本较低。3.因医疗变动成本率较药品变动成本率低,所以一旦达到盈亏平衡点,同等的收入中增加额医疗收入比药品收入能够获得更高的收益。
三、盈亏平衡定量分析的应用意义和政策效应
从以上盈亏平衡方法和结果可以看出,该公立医院“以药养医”、“以门诊养住院”等现象突出,从定量和指标上具有一定的普遍性和社会性。盈亏平衡分析的用途不仅限于计算盈亏平衡点,在未来相当的大范围内,应用盈亏平衡分析可以预测医院某项诊疗项目、某个科室或整个医院主业的收益、服务量、医疗收入;可以应用于医院新项目、固定资产等的投资风险预测。同时,对医院来说,可以用于中医优势病种、重点专科(专病)的盈亏分析、业务预测和绩效评价评估等方面。
针对当前的医改,盈亏平衡定量的分析理念及研究结果可以成为研究制定相关医改以及中医药相关政策的重要依据和参考。如:当前应加强医疗卫生服务机构的管理和建设,定期开展医疗服务成本(如某项医疗服务成本或中医特色项目成本)和盈亏平衡测算,推进公立医院补偿机制改革;鼓励探索建立由医疗机构、医疗保险机构等相关方参与的改革,增加医疗服务项目内容,降低药品比重;转变医疗卫生机构的运行机制。同时,大力推进公立医院的管理体制、运行机制及监管机制改革,鼓励公立医院探索创新,引入市场机制,形成多元办医格局等,从机制上根本解决“看病难、看病贵”问题。
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研究院的盈利模式篇6
关键词：上市公司；盈利时间序列；研究方法
中图分类号：F234.4
文献标识码：a
文章编号：1003-7217(2007)02-0083-06
盈利时间序列是一个充满挑战性的研究课题，西方学者长达20多年孜孜不倦的研究取得了丰硕的成果；由于受到一些客观条件的制约，国内有价值的研究成果却不是很多,适合我国国情的盈利时间序列研究方法亟需得到探索和总结。
一、盈利时间序列研究的价值分析
瓦茨和齐默尔曼曾在其经典的《实证会计理论》一书中，精辟地概括了盈利时间序列研究的三个重大应用领域：证券的模型估价、证券价格变动研究和盈余管理的检验[1]（p114－117)。这三个方面的概括独到而深刻，蕴含着丰富的内涵，中外学者数十年来在这方面的研究基本上是沿着这些轨迹在前进。
（一）证券的模型估价
公司证券的大多数估价模型是根据企业未来的现金流量来对索偿权进行计价，如费希尔模型、资本资产计价模型都具有这个特征。由于现金流量数据难以得到，现在通常采用会计盈利的预测额来对企业的未来现金流量进行替代，在建立起盈利时间序列模型的前提下，即可在当前对证券的价格作出无偏的估计。到20世纪80年代后期，通过ohlsont和penman等人的努力[2][3]，计价观成为一个初具雏形的研究框架，根据盈余资本化计价模型，股票价格p=e*/r，e*代表公司的每股经济盈余，r为盈余资本化率，采用盈利的时间序列作为e*的近似替代，即可得到证券价格的直接估计。o'HanLon认为，计价模型和盈利时间序列模型的组合对权益证券的估价有着划时代的意义，这将为盈利时间序列的研究提供强劲的推动力[4]。但由于现阶段各种数据的获取有难度，盈利时间序列模型本身尚待改进，其预测效果需得到更充分的检验，因此，盈利时间序列模型在证券估价方面的应用暂时只停留在理论上的研究，还缺少实践中的应用。
（二）证券价格变动的研究
对证券价格变动的研究实质是对资本市场有效性的检验，这始于Ball和Brown1968年实证会计的开山之作。这类研究的目的在于找到非正常报酬与未预期盈利之间的关系，因此，盈利必须要被分解成预期盈利和未预期的盈利，市场对未预期的盈利所作出的反应成为检验市场有效假说（emH）的依据，进一步还可作为市场反应程度、会计信息含量、盈余反应系数等重要市场指标的研究方式。要想分离出未预期盈利，必须首先确认预期盈利，由于预期盈利本身具有事先不可获得且事后难于检验的特征，采用恰当的盈利时间序列模型来生成替代变量成为一种可行的选择。从Ball和Brown1968的研究开始，随机游走（randomwalk）模型在研究中被大量运用，从这一意义上来说，盈利的时间序列模型具有作为实证会计基础性研究课题的重要价值。
（三）盈余管理的研究
盈余管理研究是实证会计研究中的一个重要组成部分，国内外这一方面的研究文献可谓卷帙浩繁。这类研究的前提是要对盈余管理进行识别，瓦茨和齐默尔曼在《实证会计理论》中对收益均衡化的检验作了理论上的假定，即管理人员使报告收益的均衡化会导致报告盈利的残差小于人为操纵前盈利的残差。但由于该种检验尚不具备可操作性（主要是无法确认操纵前的真实残差），在实际研究中很少运用，瓦茨和鲍尔（Ball）的研究（1972）[5]也并未用到该种方法。目前，普遍使用可操控性应计利润来对盈余管理的方向和程度进行测度，使用该方法必须对应计利润进行分离，通常使用模型来估计不可操控性利润，分离出可操控性利润，从而对盈余管理的方式和程度进行识别。使用较广的主要有Healy模型、Deangelo模型、Jones模型、修正的Jones模型和扩展的Jones模型[6]以及这几种模型的一些变形。这一些模型当中，严格的计量经济学意义上的单变量时间序列模型主要是Healy模型和Deangelo模型（实质上相当于随机游走模型），其它三种Jones模型均是比较典型的建立在因果关系假设基础上的结构式模型，所以也被称作截面模型。有学者认为三种Jones模型的横截面应用效果优于时间序列应用的效果[7]，这是由其模型特征所决定的。目前在盈余管理的识别研究方面用得比较多的是三种Jones模型，这与瓦茨和齐默尔曼当初的设想有差异。截面模型与时间序列模型各适用于不同性态的数据，截面模型适用于面板数据，也可以用于时间序列数据；时间序列模型更适用于时间序列数据。如果在任何情况下都一概只运用三种Jones模型，而缺少对更有效的时间序列模型进行研究和运用，那将是研究方法上的一种缺陷。
（四）实践中的意义
除了瓦茨和齐默尔曼所总结的上述三大研究领域的应用价值外，盈利时间序列研究在现实中也有着非常重要的意义。有效的盈利时间序列模型可以实现对未来盈利的无偏预测，找到经济领域中的重要规律，引导投资者进行理性的投资，从而实现社会资源更有效地配置，提高资本市场的效率，这对于我国欠成熟的资本市场有着更加特殊的意义。从微观的角度来看，有效的盈利时间序列模型还可以帮助企业的投资者和经营者对企业所面临的风险和回报作出更为科学的预期，对企业财务资金作出更好的筹化和管理。
二、盈利时间序列研究文献回顾
（一）国外的研究成果
利特尔和雷纳（1962、1966）对英国公司的会计盈利增长率进行的调查研究认为，年度盈利是一种随机现象，即呈现随机游走的状态；鲍尔和瓦茨(1972)对1946～1970年美国700家公司的盈利时间序列进行了研究[8]，他们分别进行了游程检验、序列相关检验、连续时段差分均方检验和部分调整模型的拟合检验，也得出了盈利服从随机游走过程的结论。但和其后的许多研究一样，他们的研究是建立在横截面数据基础之上的时间序列，无法反映个别公司的时间序列特征，而且无法排除不同公司之间的结构性差异导致整体盈利随机游走的可能性。为了解决这一问题，在这之前，瓦茨（1970）就曾对三个行业32家个别企业的盈利变化进行了研究，通过Box-Jenkins模型与随机模型的对比研究，发现有部分企业的盈利时间序列不同于随机游走过程，而同行业的盈利变化过程具有相似性，但Box-Jenkins模型在预测能力上并无优势，其后瓦茨和列夫威奇（1977）进一步的改进研究也得到了类似结论。Callen,kwan,cheungandYip(1993)[9]对美国263家公司1955～1985年的年度epS分别运用极大熵法（mem）和混合自回归平均移动模型（aRimR）技术进行了模型构造和检验，但发现aRima财经理论与实践(双月刊)2007年第1期2007年第1期(总第145期)丁方飞：我国上市公司盈利时间序列研究：国际借鉴与方法探析预测效果比随机游走模型差，这使简单的随机游走模型占据了主导的地位，在研究中得到大量的应用。
考虑到年度的时间跨度较长，年度盈利有可能会掩盖这一跨度内存在的一些局部结构特征，瓦茨（1975、1978）、格里芬（1977）[10]和福斯特（1977）[11]分别对季度盈利的时间序列进行了研究，发现Foster模型不但是一个高效的预测模型，而且以此为基准所测算的未预期盈利与市场累计的非正常报酬率存在较好的相关，能大致反映市场对季度盈利的预期值。比弗、拉姆伯特和莫斯（1980）研究了1958～1976年部分上市公司的盈利数据，认为Box-Jenkins模型比随机游走模型能作出更好的描述。这一系列的研究成果说明，对季度盈利的时间序列进行研究有可能更准确地刻画盈利时间序列。此后的Bernald(1990)[12]和Batov(1992)[13]等运用了幼稚的季度盈利时间序列模型（随机游走）来研究和评判市场对季度盈利的预期反应；RayBall和Batov（1996）进一步研究认为，市场对于更复杂的季度盈利模型能够作出反应，大体上能正确认识季度盈利差分的系列相关系数的特征[14]，这不但说明了季度盈利时间序列模型在研究领域的重大意义，而且还证明更复杂的盈利时间序列模型有可能会被市场所识别。Lev.B.（1983）[15]就企业的经济因素对时间序列模型的影响作了研究，发现生产非耐用品和所处行业具有较高的进入壁垒的企业具有更高的盈利自相关系数。此后的Collinskothari(1989)，Baginski(1999)进行了类似的研究，得出了相似的结果，均认为公司规模、产品类型、资本密集度和进入壁垒等经济因素会对盈利时间序列模型产生影响，经济因素对高阶的aRima模型会产生更大的影响。
有学者对不同的时间序列模型的测度效果作了对比分析，如巴斯克和洛克（1984）[16]对美国240个公司1962～1977年的季度盈利数据进行研究，将带漂移的随机游走模型和aRima模型（实际上是Box-Jenkins模型）进行了对比研究，发现三种aRima模型的预测能力明显优于随机游走的模型。福斯特（1977）运用Box-Jenkins模型对69家美国公司1946～1974年的盈利数据分别建立了统一结构模型（Uniformmodel）和个别特征模型(Firm-Specificmodel),前一种模型是假定所有的公司具有同一时间序列性态，对它们建立统一的盈利时间序列模型，后一种模型则假定不同的公司具有不同的时间性态，分别为每一家公司建立单独的模型，结果发现统一的结构模型具有更好的预测效果。此外，JeffreyL.Callen等（1996）对纽约股市296家公司从1962～1985年的季度盈利分别运用人工神经元网络技术和Box-Jenkins模型进行的研究结果发现，人工神经元网络模型的预测误差显著地大于Box-Jenkins模型[17]。
（二）国内的研究成果
由于客观条件限制，国内的盈利时间序列研究成果比较少。较早出现的盈利时间序列研究是黄志忠和陈龙（2000）对中国上市公司盈利成长规律所作的实证研究[18]，他们指出了中国学者大量运用随机游走模型或Jones模型而未加检验的缺陷，并对上交所的上市公司6年以来的盈余数据进行了研究，否定了被中国学者普遍假设存在的盈利随机游走的时间性态，提出了带增量因子的成长模型。这一研究结果事实上对我国许多实证研究结论产生了冲击。周家利用最新的时间序列计量经济学方法对会计盈利和股票价格的动态关系进行了研究，认为格朗日因果关系存在于两变量之间，会计盈利更趋向于均衡值，加入股价信息更有助于解释会计盈利[19]。朱峰对盈利时间序列研究重要性、方法和模型作了系统的总结[20]。其他的一些学者在盈余管理、市场盈余反应、盈余公告效应等方面的研究都运用了盈利时间序列模型，主要是随机游走模型和简单的aRima模型，但大多仅是直接加以运用而缺少基本的检验，其可靠性值得怀疑。
三、我国上市公司盈利时间序列研究的重要性与方法分析
（一）我国上市公司盈利时间序列研究的意义与客观条件的制约
从我国资本市场的成熟健康发展来看，从引导社会资源的有效流动、科学认识产业发展的内在规律从而指导合理有效的投资来看，盈利的时间序列研究都具有深远意义。但由于我国上市公司盈利时间序列研究成果少，盈利的时间性态检验不够，这使得相关的实证研究缺少坚实的基础，严重影响了这些研究在理论上的说服力，损害了这些实证研究的科学性。
我国上市公司的盈利时间序列研究存在诸多的客观条件制约。从时间序列模型的构建和检验来看，长时间序列无疑对研究有着重要的意义，国外发达资本主义国家的资本市场经历了100多年的发展历程，样本公司有效的年度盈利数据一般可达到几十个。而我国资本市场始建于上世纪90年代初期，年度盈利只有十几年的数据，其中会计制度又是几经变迁，市场监管处于一个不断完善的过程，不同年度的盈利数据在内容和质量上还具有不可比的特性，且调整的难度很大，这些都使得最后可用来进行盈利时间序列研究的数据少得可怜。然而，进行时间序列研究必须有足够的时间序列数据，否则对样本的自相关性进行检验就会受到数据的限制。如Durbin-watson检验至少需要15个数据；许多随机游走的检验利用了Dickey和Fuller设计的单位根检验，这类检验一般需要25个以上的序列数据才能有较好的效果；对于更复杂的齐次的非平稳过程由于要进行差分，每一次差分都要造成有效数据的减少；对于复杂的aRima（混合自回归移动平均）模型，由于有多个自回归和移动平均参数需要估计，会极大地减少自由度，从而影响模型构建，等等。我国资本市场现有的年度盈利数据显然无法满足这样的研究条件，这也是我国的盈利时间序列研究成果较少的原因。在现有的条件下，只能采用一些特定的简便方法尽可能对其进行研究，即使只是作出较粗略的刻划，也是有意义的。
（二）我国上市公司盈利时间序列研究的方法分析
1.研究时段的选取。2000年，财政部了《股份有限公司会计制度》和10个具体会计准则；2006年又了与国际会计趋同的一系列新准则，并在2007年开始实施，这意味着我国上市公司的盈利时间序列数据质量会更高，并将为研究提供更好的条件。2007年之后的盈利数据虽然会与2007年之前的盈利数据有差异，但调整难度并不大，因此，一般以2000年为起点确定研究时段是较为合理的。但7个年度的数据显然不能满足研究需要，为解决这一问题，黄志忠和陈龙应用了面板数据来进行分析，且将盈利进行标准化以解决不同公司间的异方差性，此方法依然假定不同公司间盈利具有相同的时间性态。瓦茨认为，对年度盈利的最佳时间序列预测模型可能成型于对季度盈利数据的运用；而非对年度盈利数据的运用，有学者认为运用模型可能对季度盈利序列作更准确的刻划。我国的上市公司自2002年起在证监会的要求下提供季度报告，如果算到2006年就已经有了20个盈利数据，具备了进行研究的意义，因此，选取2002年开始的季度盈利数据不失为一个可行的方式。
2.研究对象的选取。对上市公司的盈利序列进行整体的研究，还是进行个别的研究，是研究之前要解决的关键问题，其实质是是否假定不同公司具有相同的盈利时间序列特征。瓦茨（1970）的研究已经说明，个别公司之间可能存在结构性差异，所以，建立统一结构模型可能是比较武断的；Foster（1977）的研究说明，统一结构模型能比个别结构模型产生更好的预测结果，Foster认为这可能是由于统一结构模型因为估计参数少具有更高的自由度，因而拟合的程度可能更好；且在单个公司时间序列发生结构性变化的情况下，统一结构模型可能会因不同公司间的变化部分抵消而显得更为稳健。不管是什么原因，这样的结果都不能说明统一结构模型的假设是合理的。个别研究从逻辑上来说是最为科学的，但由于其构建模型的工作量大（有多少个公司就要构建多少个模型），且受到我国盈利数据少的制约，并不可取。瓦茨（1970）认为，同行业企业的盈利变化过程具有相似性，因此，以行业为对象来进行研究是比较可取的方式，同一行业的上市公司往往具有许多相同或近似的特征：资本结构、治理结构、行业风险、经营周期、竞争程度、产品类型等，这些因素决定了同业内的上市公司最有可能具有近似的盈利时间序列性态。以行业为一个整体进行研究，建立统一结构模型是合乎逻辑的。
3.模型构建的方法
（1）利用自相关函数和偏自相关函数识别时间序列特征。前面已经提到，对简单的随机游走模型和更复杂的aRima模型进行构造和检验都需要大量的序列数据，在我国现在难以满足这些条件，因此，在现有的条件下应着重于自相关函数和偏自相关函数的研究，根据相关系数的外在特征对序列特征进行辨识。对一个随机过程进行完全的描述通常是不可能的，尤其是在数据量有限的情况下，而自相关函数可以为建造模型部分地刻划随机过程，告诉我们时间序列邻近数据点之间存在多大程度的相关[21]。对自相关函数进行Bartlett检验或Box和pierce的Q统计量检验，可以识别“白噪音”的存在，观察序列的自相关函数可以判别是否是平稳序列，以及由非平稳序列构造平稳序列的差分阶数；可以通过观察自相关函数有规律的峰值来识别那些有规律的季节性，甚至可以识别那些时间序列本身无法辨别的季节性峰值，这对于季度盈利数据的研究往往是非常重要的。自相关函数对于较为简单的低阶aRima模型的构造也有着非同寻常的含义，低阶aRima模型的基本特征可以通过自相关函数来进行识别，例如，利用平稳序列的自相关函数随着时期差k的增加而趋近于0，可以识别随机过程移动平均和自回归的阶数；而偏自相关函数可提供更多的关于自回归过程的信息。总之，低阶的aRima模型基本可以利用自相关函数和偏自相关函数来进行初步的识别。
（2）运用已有模型进行拟合。在充分利用自相关函数的基础上，可以有针对性地选用一些已得到部分证实且应用较广的模型或其变形来进行研究。现有的应用较广的模型主要是随机游走模型和低阶的aRima模型，在时间序列研究方面，混合自回归移动平均模型（aRima）构造被认为是标准的时间序列模型构造技术，许多种类的模型都是简单的aRima模型或其变形，在盈利时间序列研究方面也可作为模型分类的基准，应用于盈利时间序列时，基础形式如下：
式（8）变形为式（9）后，即可清楚地看出这是随机游走模型，当e的系数为0时，就是最简单的随机游走模型，在我国的金融和会计的实证研究中运用得较多；当其系数为1时，就是一个带固定漂移的随机游走模型，在盈利序列研究中具有较广泛的用途。它的相关函数不会随着k的增加而快速地减小。
如果ω＜1，则et的一阶差分后跟随一系列的衰减同号的差分，使得e渐近于一个新的水平，一阶差分的自相关函数也呈几何级数递减。在盈利时间序列中，Δet－1可以作为衡量一个公司的成长因子，黄志忠和陈龙（2000）的研究就认为上述模型更能解释中国上市公司盈利时间序列的随机过程。
在这一模型中，一阶的自相关函数值为1，而更高阶的自相关函数值为0。
Johno'HanLon（1995）认为，对于不同行业而言，可能遵循哪一盈利时间序列模型，很大程度上取决于行业准入（或退出）壁垒所容许的盈利变动持续程度，对于盈利变动持续短的，很可能是aRima（0，0，0）和aRima（0，0，1）；对于盈利变动缓慢衰减的，可能是aRima（1，0，0）；盈利变动持久存在的则是d=1的aRima过程。
此外，格里芬（1977）、福斯特（1977）、布朗和罗泽夫（1979）[22]等分别运用Box-Jkensin模型（包括aR、ma、aRma、aRima等模型）对季度盈利进行研究，这些模型对会计季度盈利均产生了较好的描述，具有广泛的影响力，在会计盈利研究中被普遍采纳，值得关注，其具体形式如下：
Foster模型：
以上几种Box-Jkensin模型都来源于简单aRima模型的变形，是在研究季度盈利时应重点考虑的模型，可以看到，模型中为了体现季度盈利的季节性，滞后项的间隔期一般为4，因此，对于季度盈利应主要观察间隔期为4的自相关函数特征来识别时间序列的性态。四、总结
我国现阶段的客观条件对我国上市公司盈利时间序列研究有较大制约，应该以行业为主要研究对象，以2002年以后的季度盈利序列为主要研究数据进行研究，研究中要考虑到数据的限制，重点观察分析自相关函数和偏自相关函数，利用现有的得到普遍认可的简单aRima模型和季度盈利的Box-Jkensin模型进行研究。
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aStudyoneearnings'stimeSeriesofChineseListedCompanies:
internationalReferenceandananysisonmethodsDinGFang-fei
(Schoolofaccounting,Hunanuniversity,Changsha,Hunan410079，China)abstract：Referringtotheforeignmethodsandoutcomesofresearchontimeseriesofincome,thispapermakesananalysisontherestrictiontoextendthistypeofresearchintheChineselistedcompanies.itispointedoutthattherealisticmethodtoovercomethepresentdifficultiesistotargetthelistedindustries,adopttherecentquarterlyincomedataandapplythesimpleandgenerallyacceptedmodelsandmethods.
研究院的盈利模式篇7
1我国非盈利农业科研组织参与市场竞争的原因
建国后相当长的一段时期内，与其他国家的非盈利组织一样，我国的农业科研组织并不直接面向市场。从20世纪90年代开始，我国非盈利组织的商业化趋势越来越明显［4－5］，催生这种现象的主要原因是我国经济高速发展和体制改革。
1.1国家对农业科研的投入不足是农业科研组织参与市场竞争的主要原因
由于事业单位数量较多，政府财政无能力支付全部开支，促使事业单位参与市场竞争以获取额外的经费，保证其正常运转。据相关统计，2005年底全国事业单位总数超过125万个，工作人员超过3035万人，占财政供养人员的80%［6］。我国的事业单位改革起始于十一届三中全会后，标志性的政策是1985年的中央《关于科学技术体制改革的决定》和1993年的《关于党政机构改革方案》，当时政策的核心内容是理清事业单位的职能，实质上是政府改变对事业单位大包大揽的做法，要求事业单位与其服务对象的结合更加紧密，与经济结合更加紧密。2个文件的出台，从政策上给事业单位参与市场竞争给予了许可，但从当时的农业科研组织的自身来讲，更加具有紧迫性:20世纪90年代，中国经济处于高速发展期，特别是民营经济发展迅速，但政府对事业单位特别是涉农科研单位的投入却增长缓慢，事业费和科研经费明显不足。如何走出困局，参与市场竞争，从市场获利以弥补经费不足，当时在农业科研组织中比较流行的一句话是“科研促开发，开发反哺科研”。
1.2人才竞争是农业科研组织参与市场竞争的主要动力
跟发达国家的实践一样，非盈利组织的薪酬管理模式与盈利组织有较大差距，具体体现在非盈利组织员工间的薪酬差异较小，与工作业绩挂钩较少。但这种状况在近几十年里发生了较大的变化，非盈利组织与盈利组织间的边界越来越模糊［7］，很多非盈利组织采用盈利组织的管理模式，传统上只有在盈利组织才采用的绩效工资逐步在非盈利组织推广［8］。这种趋势的最直接原因是非盈利组织需通过提高收入来留住和吸引人才，通过利益机制来调动职工的积极性［9］。20世纪末，由于农业科研组织的待遇低等原因，人才流失严重，如何利用有限的资金提高职工收入，鼓励直接从市场获利是较好的办法。
1.3农投品市场主体发育不全给农业科研组织参与市场竞争创造了条件
从历史上看，我国为保障城市发展，实行农产品“剪刀差”，对农产品进行价格控制，使得农产品生产的利润很低，同样也使农投品的价格较低，而且一般都由国家控制，其他参与农投品生产的市场主体较少。近年来，适当放开了农投品价格，但民营资本投资农投品的热情依旧不高:一是由于农业比较效益低，农民对农投品的价格比较敏感，使得农投品的利润较低;二是人均耕地少，单位面积产量对农民收入的影响较少，使得农民对优质高价的农投品需求不高。农业科研组织在农投品生产过程中有较明显的比较优势:一是其成本较低;二是由于投资方(政府)不需要农业科研组织回报，所以其利润需求相对较低。这种优势使农业科研组织举办的企业有较强的竞争力。
2非盈利农业科研组织参与市场竞争的利弊分析
非盈利农业科研组织参与市场竞争，在增强农业科技与生产力的结合度，加快科技成果推广方面有较大的作用。一是加快科技成果转化的速度，促进科学研究与生产实际的结合度。我国传统的科技推广体系由政府组织并实施，农业科研组织研制新技术，政府农业管理的推广机构负责推广［10］。农业科研组织直接参与农投品的推广，会使科技人员与生产实际密切接触，这也是20世纪80年代科技体制改革所要解决的最主要的问题。二是提高科技人员开发实用技术的积极性。我国农业科研经费绝大部分来自各级政府的相关主管部门，作为农业科技人员所要做的工作是根据相关部门的要求，完成研究任务，很少考虑所从事项目的实用性，这也是造成我国众多农业科研成果束之高阁的重要原因。若农业科技人员欲在市场上推广其研制的产品和技术，就必须考虑该成果的实用性。若在推广过程中发现问题，科技人员会试法进行改进。三是能减轻政府和农业科研组织的财政负担，提高科技人员收入。从政府层面，农业科研组织适当从市场获得利益，减少了对政府的经费需求，减轻了政府的负担。从农业科研组织层面，有一定的收益，减少对支助者的依赖，增加了经费的自。从科技人员层面，参与市场竞争获利调动了积极性，提高了收入。但同时，非盈利农业科研组织参与市场竞争也有诸多弊端。一是会对正常的农投品市场造成冲击。我国现有的农业科研组织大部分由政府举办，其人员工资和科研经费大部分来自政府拨款，人员成本低，知识产权成本低，农业科研组织研制的产品或中试产品直接进入市场，会使得其他全成本核算的企业很难与之竞争，影响市场的公平性。二是从短期来看，非盈利组织参与市场竞争能促进科技与市场的结合，但从长期来看，作为第一生产力科技的创造者，过度关注市场会影响其对所做研究的专注度，对其潜心从事科学研究，创造出更好产品带来不利影响。三是科学研究和生产经营对人员素质的要求相差很大，很多科技人员只因有个别研究成果而进入市场，很难培育出有持续竞争力的企业。跨国公司的进入，控制我国的农投品市场，对我国农业生产安全带来极大的隐患，影响到我国的粮食安全，而我们现有的企业却很难与之竞争。
研究院的盈利模式篇8
摘要：盈余管理是企业管理人员通过选择不同的会计政策以实现某些特定目标的手段，它是股票市场监管部门和投资机构所关注的重要问题。利用2007-2009年中国上市公司的数据，借助修正的Jones模型就股权激励与公司治理结构特征对盈余管理的影响展开研究。结果发现，在实行股权激励制度的情形下，企业高管人员为了追求高额报酬有积极性实施盈余管理的行为，最大股东持股比例、净资产收益率、资产负债率同盈余管理呈正相关关系，董事会规模与盈余管理呈倒U型关系。
关键词：盈余管理；公司治理；股权激励
theimpactofincentiveStockoptionandCorporateGovernanceonearningsmanagementinListedCompanies
GUanJianqianga,wanGHonglingb
(a.Departmentofeconomics,GraduateSchool;b.instituteofeconomics,Chinese
academyofSocialSciences,Beijing100836,China)
abstract：asameansofachievingcertainaimsbychoosingthedifferentpolicies,earningsmanagementisanimportantissueforstockmarketwatchdogsandinstitutionalinvestors.UsingdataoflistedChinesecompaniesfor2007―2009andrevisedJonesmodel,thispaperstudiestheimpactofincentivestockoptionandcorporategovernancestructurefeaturesonearningsmanagement.itisfoundthatwithincentivestockoption,executivesactivelyexerciseearningsmanagementtopursuehighremuneration.theholdingofthelargestshareholder,returnonnetassetsandassetliabilityratioarepositivelyrelatedtoearningmanagement,whilethescaleofboardofdirectorsshowsanupsidedownUrelationshipwithit.
Keywords：earningsmanagement;corporategovernance;incentivestockoption
一、引言
盈余管理是企业管理人员通过对会计政策的选择以实现某些特定目标的手段，它是股票市场监管部门和投资机构所关注的重要问题，也是目前经济学和会计学广泛研究的课题。关于诱发盈余管理的动因，国内外学者进行了分类研究。Scott将这些动因归纳为政治上的动机、税收方面的动机、变更Ceo的动机以及公司ipo动机等。［1］Healy则将这些动因归纳为资本市场方面的动机、契约方面的动机以及应对监管方面的动机等。［2］蒋义宏等的研究发现，在中国的上市公司中，为了提高公司的ipo发行价、为了获得配股的资格以及避免St被摘牌等目的，盈余管理的行为时常发生。［3］在现代企业实施的基于会计盈余的高管激励报酬计划中，追求高管报酬是盈余管理常见的基本动机之一。随着国内股权激励机制的实施，上市公司的高管们为了获取更多的私人利益，也相当积极地利用会计等手段进行盈余管理。此外，公司治理结构特征和资产及收益状况也有可能导致盈余管理行为的发生。因此，探究股权激励等因素对盈余管理行为的影响十分有价值。本文第二部分将围绕盈余管理与股权激励、公司治理结构的关系进行文献综述，第三部分是理论假设与模型分析，第四部分是实证检验分析，最后一部分是简短的结论。
二、文献综述
从20世纪20年代开始，国内外学者就开始对盈余管理展开研究，并于60年代以后广泛引入实证研究方法。通过对已有文献的考察发现，管理层为了提升公司在股票市场上的吸引力、提高经营者的报酬、降低贷款违约的可能性以及规避监管部门的干预，往往运用具体的应计项目进行盈余管理，他们发现，盈余管理与基于盈余的薪酬合约有关。［2］在现代公司中，信息不对称与监督成本的存在使得委托人不可能完全控制人的行为，因此，对人的绩效考核只能依据事后的年末会计利润水平来决定，这就导致人很有可能运用会计手段来获取更高的报酬。通过应用LiSReL模型，王克敏、王志超对上市企业高管的报酬水平与盈余管理行为之间的相关性进行了实证分析，结果表明两者存在正相关关系。［4］通过对2001―2004年上市企业连续4年的年报数据进行实证检验，卢锐证实了高管利用盈余管理行为提高货币薪酬的假设。［5］
股权激励作为现代公司的一种重要激励手段自问世以来便受到大量的关注，这方面的研究主要集中在股权激励的影响因素和激励的有效性问题上。在股权激励的有效性方面，存在两种截然不同的观点。一种观点认为，股权激励与公司业绩无关，对管理者起不到激励作用。Konstantinos认为，授予高管的股权激励随着高管年龄的增加而减少，说明股权激励并不能有效解决高管短视化的问题。［6］通过对上市企业高管人员的股权激励效应进行比较分析发现，高管人员股权激励的长期效应目前在我国上市公司中并不明显。［7］与此相反，另一种观点认为股权激励具有较好的激励作用，它使得企业高管与股东利益一致，激励高管提升公司业绩。Jensen和meckling指出，委托人应当使用恰当的激励方式使人和委托人的利益相一致，从而降低成本。［8］吕长江、郑慧莲等认为，股权激励有利于筛选出有才能的高管，并且有助于缓解高管临近退休时的短视化问题。［9］
在实行了股权激励方案的公司里，高管出于自身利益的考虑有可能实施盈余管理行为。Bergstresser和philippon在对美国证券市场1994―2000年的数据进行研究时将“操控性应计利润”作为盈余管理的度量指标，研究结果发现，企业高管的总薪酬越是依赖于股票和期权的价值，那么操纵盈余的行为就越明显。［10］thomas和Johnson研究发现，增加对高管的股权激励后，公司利润反而出现下降，研发支出也下降，但管理费用和销售费用却上升。出现这种情况有可能是因为高管在激励有效期和非有效期之间调节利润所致，股权激励有时并不能达到真正的激励效果，反倒有可能导致高管的短视化行为，用机会主义行为替自身谋福利。［11］陈千里从理论的角度分析了操纵盈余管理和国有股减持对股权激励所造成的影响，研究发现，股权激励的程度越高内部人侵占国有资产以及大股东损害中小股东利益的问题就越严重，与此同时相关的抑制盈余操纵行为的监管措施也更有可能失效。［12］
股权结构在很大程度上决定了企业的治理效率，并通过对企业融资、投资、分配等行为的影响，使经营业绩发生变化。这些行为有可能导致企业最后的盈余中包括一些非核心业务收益，使企业的盈余提前或推迟实现。孙永祥、黄祖辉认为，有一定集中度、存在控股股东或其他大股东的股权结构总体上有利于公司治理机制的发挥，公司绩效也趋于最大。［13］王克敏、王志超也指出，股权集中程度对于外部股东对经理人员监督的有效性具有决定性作用，对于会计行为的合理性也将产生重大的影响。［4］蔡宁、梁丽珍等人认为，股权集中度越高的上市公司越容易发生财务舞弊。［14］刘立国、杜莹、梁杰等人的研究则发现，股权集中度与财务报告舞弊显著负相关。［15］［16］Shleifer、Vishny以及Laporta等的研究发现，当股权集中度达到一定程度时，控股股东能够对企业实施有效的控制。［17］［18］
相关研究发现，管理层持股不仅有利于克服企业高管的短视化行为、降低盈余管理，而且还有利于提高公司的长期价值。还有一些学者认为，在管理层持股的情况下，企业高管会在自身利益最大化和公司价值最大化之间进行权衡，从而使得在以利润为基础的报酬契约中所存在的不足可以被股权激励所弥补，从而有利于企业高管更加关注企业的长期价值，减少盈余管理行为。然而，在Beneish、Vargus的研究中却发现，在Ceo出售股份前往往会出现财务报表上的应计收支项目可信度下降的情况，这说明Ceo为了提升股价实施了盈余管理行为。［19］Cheng、warfield的研究发现，当公司的利润好于市场预期时，股权激励幅度越大，就越有可能导致企业高管采取盈余管理行为，例如，企业高管调整应计收支项目的大小来降低盈利水平，因为这样可以抵充未来有可能出现的盈余大幅下跌的情况。［20］Burns和Kedia在对美国的1500家上市公司是否存在更改财务报表行为的分析中发现，公司报错盈余的可能性与在公司高管的薪酬中期权激励的程度之间存在正相关关系。［21］
三、理论假设与模型分析
（一）理论假设
作为一种异化了的会计策略行为，盈余管理事实上只是“委托―”问题的具体表现形式之一。现有的文献主要研究盈余管理的动机与方法，而对其与股权激励方案之间的关系却较少关注。本文运用中国上市公司2007―2009年的股权激励及衡量盈余管理的相关数据，实证检验管理层是否存在基于股权激励的盈余管理行为，以及公司规模、董事会规模、高管控制权、资产负债率、净资产收益率等变量对盈余管理的影响。一般而言，在实行了股权激励方案的企业中，企业高管的报酬取决于经营业绩，两者呈正相关关系，即业绩越高报酬就越高，业绩越低报酬就越低。该激励方案使得企业高管具有较强的积极性实施盈余管理行为，因为通过操纵财务报表中的业绩评价指标信息，企业高管可以使企业盈余结果朝着有利于提高自身报酬的方向变化。因此，本出以下两个假设。
假设1：在实行了股权激励方案的企业中，企业高管有动机实施盈余管理行为以获取高额报酬。
假设2：企业高管实施盈余管理行为的程度与股权激励程度正相关。
（二）样本选择与数据来源
我们选取2007―2009年连续三年在沪深两市的a股公司作为研究样本，并按以下标准对初始样本做了剔除：剔除金融类上市公司，剔除数据不连续及数据缺失的样本，剔除了所有数据畸形或带有极端值的样本，剔除St和pt公司。所有数据均来自北京色诺芬公司开发的中国经济金融数据库（CCeR），使用eXCeL以及SpSS17.0软件进行分析处理。
（三）计量模型的选择
盈余管理的计量方法目前主要包括以下三种：“应计利润分离法”、“具体项目法”和“盈余分布”检验法。［22］尽管“应计利润分离法”只能估计影响应计项目的盈余管理，从而导致结果不够精确，但其用途仍然比较广泛，在计量盈余管理的程度时本文选取“应计利润分离法”。
通常情况下，企业盈利（earning）可由两部分组成，即经营活动产生的现金流量金额（Cashfromoperations，CFo）与总体应计利润（totalaccruals，ta）。其中，CFo是已经实现的现金流入盈利，是实实在在已经发生了的收入，企业高管几乎无法采取会计手段进行操纵。但是，ta由于是按照权责发生制原则进行确认的，并且在事实上也是未实现的现金流入盈利，因此往往成为盈余管理的主要对象。并非所有ta的可操控程度都是一样的，其中有一些ta不可操控，对此我们称为不可操控性应计利润（non-Discretionaccruals，nDa），另一些可操控的ta我们称之为可操控性应计利润（Discretionaccruals，Da）。由于Da的大小事实上就代表了企业盈余管理的程度，因此我们可以用可操控性应计利润的大小来衡量盈余管理程度的高低。所以，可以得出如下两个公式：
ta=earning－CFo（1）
Da=ta－nDa（2）
公式（1）中的earning可以用利润表中的净利润来表示，公式（2）中的CFo可以直接从现金流量表中获得，所以，问题的关键在于如何计量nDa，即不可操控性应计利润。通过参阅相关的研究成果，我们认为修正的Jones模型所分离出来的操纵性应计利润在衡量盈余管理程度方面的效果比较理想。［23］［22］［4］［24］［25］故本文采用在基本Jones模型的基础上考虑了收入的操纵修正后得到的修正的Jones模型来度量操纵性应计利润，［26］相关的模型如下所示：
nDai,t/ai,t－1=α11/ai,t－1+α2ΔReVi,t－ΔReCi,t/ai,t－1+α3ppei,t/ai,t－1（3）
在公式（3）中，我们用nDai,t/ai,t－1来表示对上期期末总资产进行调整后的公司i所取得的正常应计利润；用ΔReVi来表示该公司主营业务收入的变化情况（“当期主营业务收入”减“上期主营业务收入”）；用ΔReCi,t来表示该公司应收账款余额的变化情况（“当期期末应收账款余额”减“上期末应收账款余额”）；用ppei,t来表示当期固定资产价值；用ai,t－1来表示上期末总资产。通过查阅样本公司的年报以及简单的数学运算，我们可以比较容易地获取以上指标的数值。另外，总体特征参数α1，α2，α3的估计值可以利用基本Jones模型，使用总体数据回归方法获得。
tai,t/ai,t－1=α11/ai,t－1+α2ΔReVi,t/ai,t－1+α3ppei,t/ai,t－1+ξ（4）
在公式（4）中，有tai,t=eBXii,t－CFoi,t，其中tai,t为总应计利润、eBXii,t为营业利润、CFoi,t为经营活动现金净流量。通过处理，我们可以得到操控性应计项目：
Dai,t/ai,t－1=tai,t/ai,t－1－nDai,t/ai,t－1（5）
利用修正的Jones模型可以得出操纵性应计利润，我们取其绝对值Da来衡量盈余管理的程度。
表1给出了在估计总体特征参数时的相关变量描述性统计结果，而表2则给出了利用基本Jones模型估计总体特征参数时的回归结果。从回归结果看，与其他学者的研究结果大体一致，系数有效性较强，符合现象的经济特征。
（四）研究变量及定义
1．盈余管理变量
在盈余管理变量的选择上，我们使用修正的Jones模型所计算出的操纵性应计利润的绝对值Da来表示。
2．股权激励变量
由于股权激励方案在我国的普及度不高，股权激励的公开数据很少，所以本文选用上市公司高管人员持股比例，即公司全部高管人员年末所持有的股票总数来衡量上市公司股权激励的情况。
3．公司治理结构特征变量
变量1：股权结构特征变量
股权结构是公司治理结构的基础，被视为公司治理的产权基础，公司治理结构是股权结构的具体运行形式。Franke1、Chaney、Lewis、Laporta等人的研究发现，股权集中度与财务报告质量负相关，［27］大股东在一定程度上会借助失真的会计信息来达到其控制和掠夺小股东财富的目的。基于股权结构的两层含义我们将从股权集中度和股权构成这两方面进行分析。参考王克敏、王志超的研究，我们选用第一大股东持股比例、H指数以及Z指数来共同描述股权结构的相关特征。［4］其中，在衡量控股股东集团的持股情况时，选用第一大股东的持股比例和前五大股东的H指数作为主要参考指标；在衡量公司股权制衡情况时，选用第一大股东持股比例与排名紧随其后的四个大股东的持股比例之和得出的比值Z指数作为主要参考指标。
变量2：董事会规模
规模较小的董事会其内部协调成本较低，能够更为迅速地沟通与决策，也更不易受到管理者的控制。董事会规模越小，控制力量就越集中，监控作用就能得到更好地发挥，而董事会规模越大、控制力量分散、意见难以集中，就越有可能出现财务舞弊的行为。因此，公司治理失效的重要原因之一便是董事会规模过大。［28］另外，杨清香等人的实证研究发现，董事会规模与财务舞弊呈U型关系。［29］于东智、池国华的经验分析证实了董事会规模与公司绩效指标之间存在着倒U型的曲线关系。［30］因此，保持适度的董事会规模将有助于提高董事会的监督能力和决策效率，减小高管通过盈余管理自利的可能。本文将借鉴雷光勇、刘慧龙的研究成果，将DiR即董事人数作为董事会规模变量。［23］
变量3：高管控制变量
高管实现报酬最大化的可选择方式并不局限于盈余管理，例如，由于高管控制权增加所引发的公司治理结构中权利制衡关系被打破，高管利用控制权谋取私人利益的渠道就会更加多元化。［4］本文选取总经理是否变更以及两职合一来刻画上市公司高管的控制权情况。
变量4：公司规模
规模较大的公司所涉及的业务比较多，可以调整报告盈余的空间也更为广泛。公司规模越大，持股的公司高管从上市公司和其他股东处获取的收益也就越大，其实施盈余管理的动机也更强。本文用总资产的自然对数（SiZe）来衡量公司规模。
变量5：资产负债率
企业的负债比率是其偿债能力的重要指标，对债务融资程度具有很强的约束作用。当企业面临债务危机或融资约束时，调高企业的盈余水平将是企业高管的一个不错的选择，因为如实报告企业的财务状况将影响到外部人对企业盈利能力和偿债能力的判断，增加企业的融资成本。此时，应用盈余管理来粉饰公司的财务报表，使企业呈现出良好的发展态势就成为众多高管的选择。盈余管理很有可能成为企业及其高管人员为求得生存资金所采取重要策略之一。
变量6：净资产收益率
按照对上市公司的规定，一个公司是否被戴上St或者pt的帽子与净资产收益率密切相关，该指标也常常被当作评价高管股权激励业绩的一个重要参考。高管人员有可能通过盈余管理来调整净资产收益率。
变量7：管理费用
在我国，在职消费作为企业高管的隐性收入而普遍存在，它以业务招待费、交通费、办公费等各种形式被计入公司的管理费用当中，是企业高管获得的除了年薪、股权激励之外的另一个重要收入。在通常意义上，在职消费的数量往往与企业的利润密切相关，因此企业高管为了获取这部分隐性收入，很有可能实施盈余管理行为。本文选取管理费用的自然对数来衡量管理费用。
以上各变量的定义如表3所示。
（五）回归模型选择
本文采用多元线性回归模型来分析股权激励、公司治理结构特征对上市公司盈余管理的影响。另外，考虑到第一大股东持股比例（FS）与H指数之间存在高度相关性，为了避免回归分析时产生严重的多重共线性，我们设立两个回归模型将两个变量进行分离，回归模型如下所示：
模型（1）：
em=β0+β1・iC+β2・H+β3・Z+β4・DiR+β5・DiR2+β6・K1+β7・K2+
β8・SiZe+β9・DeBt+β10・Roe+β11・eXp+ξ
模型（2）：
em=β0+β1・iC+β2・FS+β3・Z+β4・DiR+β5・DiR2+β6・K1+β7・K2+
β8・SiZe+β9・DeBt+β10・Roe+β11・eXp+ξ
四、实证检验
（一）描述性统计
我们选取操纵性应计利润Da的绝对值来衡量盈余管理的程度em，em的描述性统计以及股权激励变量和公司治理结构特征有关变量的描述性统计结果如表4所示。
从表4可知，样本公司的操纵性应计利润（em）的绝对值和零之间具有明显的差异，表明的确存在操纵性应计利润，从而可以进一步判定样本公司存在盈余管理行为。
从表4可知，第一，高管的持股总数差别巨大，极小值为1而极大值高达909334080，说明各个公司股权激励的情况差异很大。另外，高管持股的均值为152991730435说明高管持股的数量普遍较多。第二，从第一大股东的持股比例（S1）看，极小值为448%，极大值为9235%，均值为3522%，这些数值说明样本公司中存在比较严重的一股独大现象。第三，从总经理是否变更来看，在一个会计年度中总经理和副总经理均未变动的公司数量为1211家，明显多于至少有一人发生变动的公司数量，说明上市公司岗位轮换的频率较低，总经理进行自利行为的条件非常便利。第四，从董事长和总经理是否两职合一的结果来看，董事长与总经理完全分开的公司数量为1855家，达到80%以上，说明高管控制权制衡情况良好。
（二）相关性分析
从表5中可以看出，第一，盈余管理程度与高管持股数量、董事会规模、H指数、第一大股东持股比例、公司规模、净资产收益率、资产负债率均呈正相关关系，其中高管持股数量、董事会规模、第一大股东持股比例、净资产收益率都在5%的水平上通过了显著性检验，资产负债率在1%的水平上通过了显著性检验。第二，盈余管理程度与Z指数以及管理费用呈负相关关系，但是没有通过显著性检验。第三，衡量高管控制权的两个变量中，总经理是否变更与盈余管理程度呈负相关关系，但是没有通过显著性检验；两职合一与盈余管理程度呈正相关关系，并且在5%的水平上通过了显著性检验。第四，第一大股东持股比例（FS）与H指数之间存在高度相关性，pearson系数高达0.96，且在0.01的水平上通过了显著性检验。
（三）多元线性回归分析
表6报告了模型（1）和模型（2）的回归结果。
第一，我们发现模型汇总的判定系数R2的数值在总体上并不高。由于模型中的解释变量为高管持股总数，以及公司治理结构特征的有关变量，这些变量大部分并不是被解释变量的重要组成部分，对可操作性应计利润的结果只是起到间接的影响作用，因而相关系数与拟合度不高并不影响实证结果的可分析性。
第二，高管持股总数与盈余管理。两者的系数在模型（1）和模型（2）中分别为0.035、0.005，并且通过了有效性检验，说明高管持股与盈余管理呈正相关关系，与本文的研究假设相一致，可以推断在股权激励机制下存在高管为获得更高收益而进行盈余管理的行为。
第三，董事会规模与盈余管理。董事会规模与盈余管理的回归系数为-0.003，两者呈倒U型关系。说明董事会规模过大或者过小，都有较大的可能性导致盈余管理行为出现。若董事会规模能够保持在一个合适的范围之内，则能有效抑制高管的盈余管理行为。
第四，Z指数，H指数与盈余管理。由表中可见两者与盈余管理的回归系数都没有通过有效性检验，说明这两个变量与盈余管理之间的回归结果并不理想，与企业盈余管理之间的回归相连性不明显。
第五，第一大股东持股比例与盈余管理。从表中可见，两者的回归系数为0.049，并且通过了有效性检验，说明第一大股东的持股比例越高，盈余管理的程度就越大。这就说明，股权越集中、第一大股东持股比例越高，上市公司盈余管理的程度就越大。
第六，公司规模与盈余管理。公司规模与盈余管理的回归系数为正，说明两者存在正相关关系，但是没有通过有效性检验。这可能是因为公司规模大小并不是影响盈余管理的直接原因。
第七，净资产收益率与盈余管理。上表中的回归系数显示，净资产收益率与盈余管理程度呈正相关关系。说明上市公司高管很可能在业绩良好时留存实力，通过盈余管理调低净资产收益，在业绩较差时调高净资产收益率，从而给投资者以良好的发展态势。
第八，资产负债率与盈余管理。表中报告在模型（1）和模型（2）中两者的回归系数都为0.078，呈正相关关系，说明面临更高债务负担的企业高管更有盈余管理的积极性，以此来粉饰出一份能让投资者和银行放心的财务报告，从而增加投资者的信心，以减小企业的融资成本。
第九，管理费用与盈余管理。实证发现两者呈负相关关系，这与本文之前的分析预测不符，该回归系数没有通过有效性检验。究其原因，可能是因为管理费用是审计部门认为存在审计风险较高的一个会计科目，企业高管利用此科目进行盈余管理较谨慎。另外，也有可能是因为管理费用越高，在职消费的程度就越高，从而降低了盈余管理的动机。
（四）稳健性检验
在盈余管理程度衡量指标的稳健性分析中，我们增加了两种计量盈余管理程度的方法。一种是相对于修正的Jones模型而言没有考虑盈余管理对主营业务影响的基本Jones模型，即按照以下公式计算操纵性应计利润的模型：
nDai,t/ai,t－1=α11/ai,t－1+α2ΔReVi,t/ai,t－1+α3ppei,t/ai,t－1+ξ
另一种是扩展的Jones模型。根据陆建桥的分析可知，基本Jones模型和修正的Jones模型都存在忽视无形资产和其他长期资产对非操纵性应计利润影响的缺陷，在无形资产和其他长期资产摊销额被忽视的情况下，基本的Jones模型和修正的Jones模型都有可能高估企业的盈余管理。［31］因此，我们选用的扩展的Jones模型在自变量中考虑进无形资产和其他长期资产变量的影响，以此来进行稳健性检验。采用以上两种模型来衡量盈余管理程度后得出的结果与前文的分析基本一致。
五、研究结论
本文利用修正的Jones模型，分析了股权激励、公司治理结构特征对盈余管理的影响作用。结果发现，在股权激励制度下，企业高管存在以自身利益为动机的盈余管理行为。董事会规模与盈余管理呈倒U型关系，若董事会规模能保持在一个合适的范围，则能有效抑制管理者的盈余管理行为。第一大股东持股比例与盈余管理呈正相关关系，说明第一大股东持股比例越高，盈余管理的程度就越大。此外，净资产收益率、资产负债率两个指标均与盈余管理呈正相关关系。
本文的研究有助于制定与完善相关的抑制盈余管理行为的机制与措施。首先，完善经营者业绩评价体系将有助于减轻盈余管理的程度，同时还应当加强独立审计的作用；其次，股权激励方案必须设计合理，严格使用多指标考核体系；再次，完善上市公司治理结构，加强所有者与管理者之间的制衡关系，并且引入人才竞争机制，发挥经理人市场优胜劣汰的作用；最后，证券主管部门应加强监管、完善法制建设，为股权激励制度的有效实施营造一个良好的制度环境。
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研究院的盈利模式篇9
【关键词】市盈率指数关系脉冲响应
一、问题的提出
作为投资分析的重要组成部分，对指数所处阶段的衡量及未来变化趋势的研判一直是各类投资机构所关注的重点，而其中最主要的方法就是市盈率法。
诚然，作为市场目前研判指数的主要依据，市盈率法起到了非常重要的作用，但局限性也非常明显，主要有以下三点：（1）a股市场权重结构独特，在石油石化和银行两大行业盈利占据市场盈利大半壁江山的背景下，以加权平均方式计算的市场整体（指数）估值水平失真；（2）随着关系国计民生的大型企业不断上市和股改的完成，市场供求格局发生了根本性变化，其估值由高估值状态逐渐向国际水平接轨，其间很难有一个稳定的评判标准贯彻始终，这给投资者用目前主流的市盈率法去预测指数带来了很大的困难；（3）心理因素的作用，投资者（包括相对理性的机构投资者）在市场表现较好时因为乐观预期过高估计企业未来盈利而“未见顶”、在市场表现较差时因为悲观预期过低估计企业未来盈利而“未见底”，贪婪与恐惧使得市盈率法在很大程度上于指数预测方面失去了应有的意义，绝大多数市场投资者因缺乏对指数有效的衡量方法而周而复始地经历着“乐极就生悲、否极才泰来”的循环。
尽管市盈率法在判断指数的过程中漏洞百出，但是市场上仍然鲜有质疑之声，诸多人士甚至将价值投资与是否使用市盈率划等号。市盈率能否担当起衡量与预测指数的重任？本文将通过实证研究予以回答。
二、文献综述
作为衡量单支股票投资价值的工具之一，市盈率在投资分析过程中确实起着重要的作用，但是能否因此就推而广之来衡量指数的价值和风险呢？市场表现已经反复证明：市盈率在研判指数的投资价值和风险过程中表现出越来越多的局限性，尤其是在关键时刻，比如市场即将见顶或见底时，市盈率数据给出的结论总是让市场无所适从。
王剑、林斌（2008）认为，a股市场的市盈率难以确定，目前我国市场还没有确定一个广为认可、适合我国国情、评判合理的市盈率标准，如何准确地估算市盈率的区间范围还需要不断地探索和研究。文中还指出，谨慎地对待市盈率的可比性，避免被单纯的市盈率倍数所误导，在投资的过程中应结合其他指标综合作出投资价值判断。
就市场将市盈率与投资机会、风险画等号这一现象，通过线性和非线性等计量经济学相关方法研究后杨书郎（2006）认为，投资收益率与市盈率之间有显著的线性或非线性关系，不应该把市盈率和投资回报挂钩。
经历2006～2007年牛市和2008年熊市之后，投资者对市盈率究竟能否在关键时刻（见顶、底之时）起到应有的作用提出了严重质疑，徐爱农（2007）认为，长期以来a股市场内在价值保持相对稳定，而股票价格却频繁大幅波动，股价指数及市盈率对股价泡沫大小的揭示能力非常有限。罗茜、陶亚民（2009）认为市盈率的绝对值无法对股票市场的泡沫破灭提出警示。
正直a股市场投资理念逐渐由技术分析转向价值投资之际，不管效果如何，众多投资者市盈率作为价值投资的首选。其实，在美国这样成熟的市场，市盈率的也并非一个万能公式，更没有人迷信市盈率越低越有投资价值的说法，著名的、深得美国投资者青睐的欧内尔C-a-n-S-L-i-m选股法所列出的10个重要标准中，市盈率所占比重不大，更非首要因素。本文的主要贡献在于：理顺市盈率与指数之间的因果关系、量化市盈率变动对指数变动的解释程度，为投资决策提供更直观的参考。
三、模型介绍
（一）变量选择与数据说明
自上海证券交易所（后简称上交所）1991年成立以来，尤其是2007年以后，诸多对国计民生构成重大影响的企业陆续上市，在上交所上市的企业几乎涵盖了反映我国经济总体水平的绝大多数产业门类，与在深圳证券交易所上市企业的市值及社会影响力相比占据绝对优势，上交所编制的上海证券综合指数（后简称上证指数）已经成为a股市场诸多指数中的绝对核心，其一举一动都成为影响投资者收益的风向标。
2001年以后，诸多针对a股市场的法律法规、规范性文件先后颁布，a股市场迈入规范性时代；2001年9月a股市场迎来第一支开放式基金，从此以后，a股市场基金创新如雨后春笋般涌现，且逐渐成为a股市场的主流投资群体。开放式基金、社保基金等市场主体相继加入a股市场，将a股市场投资思维由纯粹投机型逐渐转向价值投资型（业绩驱动型）；中国于2001年加入世界贸易组织，市场化程度大幅提高……
综上所述，本文以2001年作为研究市盈率与上证指数关系的起点时刻，选取2001年以来（2001年1月至2011年12月）的全部上证指数月收盘数据及对应的市盈率数据作为研究对象，样本数量为132个，市盈率数据来自上交所网站，上证指数月收盘数据来自大智慧证券交易系统V6.0版。
（二）主要模型构建
VaR模型：
在VaR模型中，没有区分内生变量和外生变量，而是把所有变量都看作是内生变量，初始对模型系统不加任何约束，即每个方程都有相同的解释变量――所有被解释变量若干期的滞后值。
这样，在一个含有n个方程（被解释变量）的VaR模型中，每个被解释变量都对自身以及其他被解释变量的若干期滞后值进行回归，令滞后阶数为k，则VaR模型的一般形式可用下式表示：
Zt=■a■Z■+U■
其中，Zt表示由第t期观测值构成的n维列向量，ai为n*n系数矩阵，Ut是由随机误差项构成的n*1矩阵，其中随机误差项Ui(i=1,2,3……)是为白噪声过程，并满足e（UitUij）=0(i,j=1,2,……n,且i≠j)
VaR模型中，变量的当期值由它们的前k期的值和随机误差项所决定：
y1t=β■+β■y■+……+β■y■+α■y■+……+α■y■+u■
y2t=β■+β■y■+……+β■y■+α■y■+……+α■y■+u■
以上定义了一个VaR（2）模型，将其推广至VaR（p），从中不难看出，VaR模型包含两个重要参数：一个是系统中所含变量的个数n，另一个则是滞后的阶数p。
四、实证分析
（一）市盈率、上证指数时序数据平稳性性、协整检验
上图（图1）由2001年1月至2011年12月全部上证指数月收盘数据（ZS）及对应的月度市盈率数（pe）据绘制而成。由图有，市盈率与上证指数变化趋于同步，二者之间似乎高度正相关。但是，结果究竟是否如此还需要进行检验，以防止数据之间可能存在的伪相关现象。
首先检验pe、ZS时序数据的平稳性。经aDF检验，结果如下表（表1）所示：
aDF检验结果显示，5%的显著性水平上，pe、ZS均为非平稳变量，经一阶差分之后变为平稳变量，pe、ZS均为一阶单整，即pe、ZS~i（1）。
再检验pe、ZS的协整关系。由于市盈率无基准点，上证指数设立之初100点基准点在文中样本期内可以忽略不计，且市盈率上和证指数均无明显趋势，所以在Johansen协整检验的过程中对Cp、SH选择无截距、无趋势选项进行检验。经Johansen协整检验，检验结果如下表（表2）所示：
表2pe、ZS的Johansen协整检验结果
检验结果显示，在不存在协整关系的假设前提下，pe、ZS迹统计量、最大特征值统计量均小于5%临界值，接受原假设，二者之间不存在协整关系；在最多只存在一阶协整关系的假设前提下，pe、ZS迹统计量、最大特征值统计量均小于5%临界值，接受原假设，二者之间最多只存在一阶协整关系。
最终结果显示，pe和ZS之间不存在协整关系，即5%的显著性水平下，市盈率与指数之间不存在长期相关关系。
（二）格兰杰非因果检验
市盈率和上证指数在5%的显著性水平下不存在长期相关关系，现将研究对象转移至二者的一阶差分数据，分析二者变化时的相互关系。
由aDF检验结果（检验结果见表1）有，市盈率与指数时序数据均为一阶单整，即二者的一阶差分符合格兰杰非因果检验要求。检验结果如表3所示。
不同滞后期格兰杰非因果检验显示：1、指数的变动（DZS）不是市盈率变动（Dpe）的原因的原假设全部被拒绝，即指数的变动（DZS）是市盈率变动（Dpe）的原因，与a股市场的一贯表现相符；2、市盈率的变动（Dpe）不是指数变动（DZS）的原因的原假设在滞后期K=4、5、14时被接受，即某种程度上市盈率的变动（Dpe）不是指数变动（Dpe）的原因，与目前广泛使用市盈率来衡量指数是否具有投资价值的事实不相符。
总体上，市盈率的变动时而是指数变动的原因，时而又不是，市盈率的变动解释指数变化的有效程度难以确定。
（三）VaR模型分析
为了更进一步量化二者之间的解释程度，建立VaR模型。建立该模型之前进行协整检验，以确定二者一阶差分数据之间是否具备长期相关关系。
检验结果（表4）显示，在不存在协整关系的假设前提下，Dpe、DZS迹统计量、最大特征值统计量均大于5%临界值，拒绝原假设，二者之间存在协整关系；在最多只存在一阶协整关系的假设前提下，Dpe、DZS迹统计量、最大特征值统计量均大于5%临界值，拒绝原假设，二者之间至少存在一阶协整关系。最终结果显示，Dpe和DZS之间存在协整关系，且为2阶，即Dpe、pZS~Ci（2）。
在存在协整关系的条件下建立VaR模型。为了确定VaR模型的最优阶数，分别选择滞后期8、9、10、11、12作为验证区间，以综合判断VaR的最优阶数。统计指标显示，当滞后期为9、10、11时，5个指标（LR、Fpe、aiC、SC、HQ）中有4个指标认为应该建立VaR（6）模型，当滞后期为8、12时，5个指标中有3个指标认为应该建立VaR（6）模型，限于篇幅，这里只列出滞后期为5的各项指标统计结果，结果如下表（表5）所示。（LR：似然比法则；Fpe：最终预测误差；aiC：赤池信息准则；SC：施瓦茨信息准则；HQ：汉南奎因信息准则）
回归结果显示，尽管市盈率的变化（Dpe）与指数的变化（DZS）存在一定的相关关系，但即使是在最优滞后期状态下，方程的拟合程度也非常低，解释程度只有30%左右，70%的信息无法用市盈率的变动去解释。
显然，用市盈率的变化去衡量和研判指数的变化存在巨大的缺陷。
（四）脉冲响应（impulseResponse）分析
VaR模型可以说明Dpe、DZS对系统内任意变量的未来值都有显著的影响，但从结构上来看，VaR模型并不能揭示某个变量的变化对系统内其他变量所产生的影响是正向还是负向，以及该变量的变化在系统内产生多长时间的影响，这些需要用脉冲响应函数去获取。
用脉冲响应图（图2）直观地反映市盈率的变动（Dpe）对上证指数的变动（DZS）所构成的影响，其理论意义在于市盈率的增、减会否对指数跌、涨构成明显的影响。
由脉冲响应图可以看到，市盈率的变动对指数变动的冲击虽然逐渐收敛（滞后20期后收敛），但在滞后10期内仍然表现发散，其影响表现出较大不确定性。并且，其冲击方向或正――市盈率上升推动股指上涨、或负――市盈率上升导致股指下跌，难以确定。如果用该方法去研判指数，其结果会因为不确定性而难以具备有效的指导意义。
五、结论
对市盈率与指数、市盈率的变动与指数变动之间的关系进行实证研究后发现：市盈率与指数之间不存在长期相关关系；市盈率的变动与指数变动二者之间的相互因果关系中，更倾向于市盈率变动是指数变动的结果，而非原因；市盈率的变动对指数变动的解释程度非常低，不能作为指数变动的主要解释变量，且影响存在重大不确定性。
导致这一结果的原因：一是市场存在着高市盈率预示着高风险、高市盈率预示高成长两大截然相反的投资思想；二是指数上涨，市盈率存在上升或不变两种可能。当指数上涨由上市公司盈利增长推动时，市场整体的市盈率水平并不会因为指数上涨而上涨，如美国等发达国家的主要指数；当指数上涨主要是供求关系的变动（如流动性泛滥催生资产价格泡沫），而非盈利增长推动时，市场整体的市盈率水平会因为指数的上涨而快速上升。
因此，价值投资的过程之中，尤其是在衡量指数价值之时，必须放弃惟市盈率马首是瞻的投资思维，走出市盈率误区，探寻真正能够衡量指数价值或风险的因素。
参考文献
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[6]张宗新.《金融计量学》[m].北京：中国金融出版社，2008：171~175.
研究院的盈利模式篇10
关键词：政治关联；应计盈余管理；真实盈余管理；民营上市公司
一、引言
在中国目前的制度背景下，民营上市公司在市场经济下的竞争中仍然处于弱势地位，而政治关联俨然成为民营企业面对市场失效、制度缺失的一种非正式的替代性机制。在民营企业获取了政治寻租相关的利益后，为了躲避政府等的严厉监管，民营上市公司倾向于利用盈余管理方式调整企业的报表盈余。以往关于政治关联与盈余管理的研究大都验证了政治关联能够导致应计盈余管理活动，随之我国会计准则和制度各方面的日益完善，我国企业在进行盈余管理时逐渐倾向于真实盈余管理。那么，在我国的民营上市公司中，具有政治关联的管理层在盈余管理方式的运用上是否存在了盈余管理方式的合谋，具有政治关联背景的管理层基于其自身因素的考量在盈余管理方式的选择上又更倾向于哪种方式呢？本文的研究，诣在解决上述问题。
二、文献回顾与相关概念界定
从上世纪七十年代起人们开始关注政治关联，政治关联能够为企业带来大量的利益，如政府投资的增加及贷款歧视的降低（吴文峰等，2008；张敦力、李四海，2012）、税收优惠（吴文峰，2008）、政府补助及补贴的增加（余明桂等2010）等，但是政治关联并等同于腐败（Faccio，2006）。政治关联对于企业来说又是一把双刃剑，有些学者则认为政治关联会导致企业的经营绩效变差（Fan，2007），会计信息质量也较差（杜兴强等，2010；曾昭明等，2012；刘永泽等，2013）。
企业出于增发新股、避免报告亏损等目的（perry等，1994；夏立军，2003；高雷等，2006），或者高管为了掩饰其获得私有收益不被发现（Fan等，2002；Francis，2005；黎文靖等，2011），管理层会操纵公司的报告利润，进行盈余管理。管理层操纵企业利润进行盈余管理的方式无外乎两种：应计盈余管理（Healy和wahlen，1999；杜兴强等，2010）和真实盈余管理（Zang等，2007；张昕，2008；李增福等，2010、2011）。
目前，国内对于政治关联与盈余管理之间关系的研究尚不成熟，相关文献相对较少，基于政治关联与盈余管理的关系研究都是建立在应计制盈余管理研究之上，但大多数的文献都是支持政治关联与盈余管理负相关（ahmed，2004）。由于具有政治关联的上市公司提供较高质量的盈余信息的压力较小，所以具有政治关联的企业可能提供较低质量的会计信息（Bushman等，2006；Faccio等，2011）。企业拥有政治关联，其进行盈余管理的动机就会增强，并不会提供较高质量的盈余信息（易玄等，2011）。
三、研究假设的提出
以往的大量研究表明，民营上市公司为了在资源配置过程中获取优势地位，有强烈的动机去建立与政治之间的政治联系，而为了隐藏其通过政治关系手段获得这些便利所引起的社会关注或市场监管，民营企业会倾向于通过盈余管理手段调整其业绩以避免遭致政府的严厉管制。常见的盈余管理的方式无外乎两种：应计盈余管理方式和真实盈余管理方式。以往学者得出结论，政治关联与应计盈余管理之间存在显著的正相关关系。随着我国企业会计准则和证监会对于上市公司监管制度的日益完善，应计盈余管理的空间在逐步缩减。另外，管理层采用应计盈余方式操控，越来越容易被投资者所识别而受到惩罚，这在一定程度上将会增加管理者实施应计盈余管理的成本，仅仅实施应计盈余管理已经不能满足企业的需求。学者们也得出结论认为，上市公司对于盈余管理方式上，会兼顾应计盈余管理和真实盈余管理。于是，真实的盈余管理以其手段的隐蔽性和实施成本的相对降低的特性，使得企业管理层逐渐倾向于实施真实的盈余管理。
因此，在我国政商联合被政府所严厉禁止的大背景下。具有政治关联的民营上市公司为了掩饰其通过政治寻租而获取的更多利益资源和建立与政府之间更深的政治关联，往往不仅实施了应计盈余管理还实施了真实的盈余管理（H1）。
ewertetal.（2006）的研究就发现，在会计准则日益严格及执行力度加大的环境下，管理者从应计盈余管理向真实盈余管理转变的动机加强。随着会计准则的日益完善，管理者进行应计盈余的空间不断被压缩，并且应计盈余管理的成本不断增加，而真实盈余管理的成本就相对降低（Zang，2011），管理层就更倾向于与选择真实的盈余管理。我国作为一个历史悠久的文明古国，长期受到儒家文化的影响，人们对于声誉维护的意识较浓，从社会资本理论的角度看，声誉的奖惩作用比较明显，舞弊的机会成本相对较高。具有政治联系的民营企业家来说，其本身已有一定的社会地位及名望，使其更爱惜自己的名誉，他们并不希望在任职期间公司出现任何舞弊的问题，从而损害自己的名誉。
因此，综合各个方面的考量，他们在盈余管理方式的选择上更倾向于采用相对隐蔽的真实盈余管理方式（H2）。
四、研究设计
1.数据来源
本研究利用2011年-2013年沪深两市a股上市公司的数据为初始样本，对本文的假设进行了验证。在此基础上，我们做了如下的筛选：①剔除St和pt公司样本②剔除金融、保险类上市公司③剔除财务数据缺失的公司④剔除极端异常值，最终获得1164个样本。本文的财务指标等数据等来源于CSmaR数据库，并且，管理层的政治关联数据通过自己的手工搜集获取。
2.模型设计及变量定义
（1）模型设计
为了验证假设1，我们构建了模型i：
为了验证假设2，我们构建了模型ii：
（2）变量定义
①被解释变量
a.应计盈余管理程度|Da|，借鉴Dechowetal.（1995），扩展的琼斯模型来计算应计盈余管理程度。
其中，tat为总应计利润，tat=nit-CFot，nit为第t期的净利润，CFot为第t期的经营性现金净流量，at-1为第t-1期的总资产；ΔReVt为营业务收入的变动额，ΔReCt应收账款的变动额，ppet为第t期期末固定资产原值，nDat为非操控性应计利润。
b.真实盈余管理程度|Rem|，借鉴李增福（2011）的做法来估计。
其中，S表示营业收入；ΔS表示营业收入变动额；pRoD表示生产成本，是存货变动额与销售成本之和；DiSeXp表示可操控费用，是管理费用与销售费用之和；异常经营活动现金流（ab_CFot）、异常产品成本（ab_pRoDt）和异常操控性费用（ab_DiSeXpt）均是实际数与估计值之间的差额。
c.盈余管理方式的选择emS，借鉴仓勇涛等（2011）的方法来估计
emS越大，表明企业越倾向于实施真实盈余管理方式。
②解释变量
政治关联（pC），借鉴杜兴强（2011）的方法，上市公司高管具有政治关联赋值为1，否则为0。
③控制变量
盈利能力（Roa）、偿债能力（LeV）、公司规模（SiZe）、成长性（GRowtH）、高管持股（manaGe）、两职合一（DUaL）、股权集中度（SHaRe）、行业变量（inDU）、年份（YeaR）。
五、实证结果分析
1.描述性统计分析结果
从表1中我们不难看出，|Da|的均值为0.0750，这说明样本中沪深两市上市公司的操纵性应计利润与资产总额的比值平均约为7.5%，|Rem|也存在相同的现象。对于emS其均值为0.5591这也就从侧面表明样本中上市公司大多数选择采用了真实的盈余管理方式。pC的均值为0.34，民营上市公司中政治关联的比重相对较大。
2.实证结果分析
为了检验政治关联对不同盈余管理方式的影响，本文采用了两个模型进行检验，检验结果如表2所示。回归结果表明，pC与|Da|在5%的水平上显著正相关，pC与|Rem|和emS在10%的水平上显著正相关。这个回归结果表明，政治关联会影响民营上市公司的盈余管理方式的选择，它会导致民营上市公司在盈余管理方式的选择上存在合谋。但是，在民营上市公司中，公司高管基于其对于自我声誉和社会资本的保护，在盈余管理方式上更倾向于选择采用隐性化的盈余管理方式，即采用真实的盈余管理方式。因此，本文提出的两个假设得到验证。
在控制变量方面，公司规模（SiZe）与|Da|显著负相关，而与|Rem|和emS呈显著正相关关系，这说明规模越大的公司其经营状况越好，相关公司制度越透明，其进行采用应计式盈余管理的动机越小，而真实盈余管理隐性话程度相对较高，所以更倾向于选择采用真实盈余管理方式。公司的偿债能力（LeV）与|Da|和|Rem|显著正相关，而与emS呈显著负相关，也即是公司的偿债能力越差，其越有可能选择盈余管理粉饰其报表。另外，公司的成长性、盈利能力和第一大股东的持股比例也与盈余管理程度存在着相关关系。
3.稳健性检验
为了使研究结果更加稳健，我们做了如下的检验：（1）用营业利润替代净利润计算应计盈利管理程度；（2）采用如下方式替代Rem：Rem1=ab_pRoD-ab_DiSeXp；Rem2=（-ab_CFo）-ab_DiSeXp（Cohen和Zarowin，2010）。替代之后，所作出的结果与本文基本一致。
六、研究结论
本文采用2011年-2013年沪深两市a股民营上市公司的经验证据对于政治关联对盈余管理方式的选择进行了验证。研究结果表明：1.在我国民营上市公司中，政治关联导致公司不仅实施了应计盈余管理还实施了真实盈余管理；2.在盈余管理方式的选择方面，高管的政治关联导致民营上市公司更倾向于选择采用相对隐蔽的真实的盈余管理。
基于以上的研究结论，本文提出以下政策建议：1.逐步推进相关法律法规的构建，完善社会资源的有效配置。法是国之根本，重典之下必有大治。政治关联损害资源配置的有序运行，同时，又会增加相关官员的腐败的风险。因此，相关法律法规体系的构建不仅能够进一步约束企业的不当寻租行为，从而保障市场经济的顺利运行，还能够保护民营上市的公司的利益，从而能够保证资源配置的公平原则。2.完善上市公司信息披露机制，提高公司信息质量。上市公司依靠盈余管理这种“灰色”手段获取更多的社会资源，使得财务信息能够随需求而定。因此，完善上市公司的信息披露机制，提高财务信息的透明度。这样，才能够从根本上降低民营上市公司盈余管理的可能性。3.进一步提高民营上市公司的治理水平，形成有效的制约监督机制。良好的治理机制能够为高质量财务信息提供有效保证，降低企业盈余管理的程度。此外，良好的治理结构还能够有效的遏制各种利用政治关联掏空公司的行为，进而保证利益相关者的利益，促进我国市场经济的健康有序发展。
参考文献：
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