公司盈利模式研究篇1
[关键词]证券公司盈利模式优化设计
对盈利模式的关注源于互联网的飙起,由于大量互联网企业严重亏损,甚至看不到赚钱的“钱景”,才引起人们对新经济企业盈利模式进行思索和研究。不仅仅是新经济需要研究盈利模式,盈利模式是每个企业都要思考和研究的问题,没有盈利模式、或者盈利模式不清晰,盈利模式缺乏环境适应性,企业都将面临灭顶之灾。
通过对盈利模式的系统研究,我们发现,盈利模式是企业在市场竞争中逐步形成的企业特有的赖以盈利的商务结构及其对应的业务结构。
一、证券公司的盈利模式理论
盈利模式是企业赖以盈利的业务经营模式,是在任何行业经营的企业核心的商业模式。关于证券公司的盈利模式,理论界目前仍然没有统一的定义和通用模型。
欧美一些学者运用管理学工具、通过具体案例对企业盈利模式进行描述,如亚德里安.J.斯莱沃斯基(adrianJSlywotzky)和大卫.J.莫里森(David.J.morrison)在《利润模式》(profitpatterns)一书,提供了30多种改变和行业竞争状态的模式。如“无利润”、“趋同”、“中间陷落”的模型,以及对应的“利润复归”、“反趋同”、“价值链”等模型。
2002年亚德里安.J.斯莱沃斯基(adrianJSlywotzky)写了《盈利艺术》(theartofprofitability)一书,总结了近年来的主要商业案例,列出了实现高额利润的23种模式。虽然以上模式并非针对证券公司的探讨,但对于证券公司盈利模式的构建和改善都有非常重要的借鉴作用。
二、XB证券公司现行盈利模式分析
公司的业务部门分为经纪业务、投行业务、自营业务、委托业务及其他业务。
经纪业务:所属营业部及服务部,分布于陕、沪、深、等地,为投资者提供股票、债券、基金、权证的买卖服务。投行业务:提供包括证券发行、企业资产重组、收购、兼并、项目融资、财务顾问等投资银行相关服务。自营业务:自营业务主要是使用公司的自有资金在证券市场进行买卖操作的业务。委托业务:对客户设计投资方案、控制风险,取得收益。
1.XB证券公司各业务盈利分析
通过对以上财务数据分析,我们得出:经纪业务收入在XB证券公司中占有重要的地位,累计收入68797万元,占总收入的75.9%,经纪业务实现利润8666万元,占利润总额的41.6%。
投行业务收入在公司整体收入中所占比重不大。投行业务实现利润2403万元,占利润总额的11.5%。
自营业务收入在公司收入中占据重要地位,累计收入17711万元,占总收入的19.6%。实现利润15795万元,占利润总额的75.9%,委托业务对公司基本没有收入贡献,造成4440万元的亏损。
其他业务收入实现收入、利润均为负数。
我们基本可以这样认为:XB证券公司目前的盈利模式属于典型的传统盈利模式,经纪业务属于公司的问题业务;自营业务属于公司的明星业务;投行业务属于公司的现金牛;其他业务属于公司的瘦狗业务。
2.XB证券公司盈利模式存在的问题
(1)佣金自由化对证券营业部盈利模式的影响问题
佣金自由化是中国佣金制度改革的方向,XB证券公司为了保持竞争优势,必须顺势而为,突破传统的证券业务,紧跟国际金融创新的步伐,实现业务重点战略调整。
经纪业务收入在XB证券公司的业务收入构成中占有重要的比例,自2002年5月起实行的佣金自由化制度以及交易量减少的影响,2002年XB证券公司的手续费收入较2001年下降6856万元,下降幅度为42.4%;利润较2001年下降5491万元,下降幅度为80.0%。
(2)网上交易模式对证券营业部现场交易盈利模式的挑战问题
虽然网上交易与传统交易方式的不同仅在于交易信息在客户与XB证券公司之间的传递方式,但是仅因这一传递方式的差异,将对XB证券公司的传统经营管理格局产生重大挑战。网上交易为证券市场提供了全新的经营与运作方式,为传统的经纪业务注入了新的活力。网上交易最初仅仅是一种交易手段的创新,但它带来的却可能是一场革命性的变化,将使证券公司经纪业务竞争更加激烈。
(3)开放式基金对证券公司经纪业务的挑战问题
随着开放式基金相继出台,开放式基金的销售和投资对证券公司的经纪业务也带来了一定的影响。在销售方面,目前XB证券公司并没参与销售,但从基础设施和营销能力方面考虑,证券公司参与开放式基金的销售没有问题。
(4)自营业务是XB证券公司重要的利润来源的问题。
四年里对XB证券公司总计贡献利润15795万元,占公司总利润的75.9%。
自营业务是一项高收益高风险的业务。证券公司在进行证券投资的时候,会面临政策风险、购买力风险、利率风险等系统性风险和财务风险、价格风险、经营风险、流动性风险等非系统性风险。
三、XB证券公司盈利模式优化设计及实施
因为XB证券公司原有的盈利模式受到了经营环境变化带来的严峻挑战,必须构建一种适合经营环境变化和时展特点的新型盈利模式。XB证券公司打造新的盈利模式,对原有的盈利模式进行优化设计和实施。
1.XB证券公司业务盈利模式优化设计
(1)经纪业务盈利模式的优化设计
公司从传统的营业部盈利模式向多元化盈利模式的转变。证券营业部宏观环境发生了变化,对证券营业部的生存与发展提出了新的挑战,证券营业部被赋予更多的功能。
①成为XB证券公司的批发与零售干道
随着债券市场的发展成熟,债券的发行量会逐年增加。建立稳固的销售渠道,利用遍布各地的证券营业部来完成销售任务,营业部成为证券销售的一部分。
②成为XB证券公司业务前沿窗口
由于营业部是天然的与客户接触的接口,因而挖掘其作为XB证券公司部分业务前站、公关协调、战略客户服务等职能十分重要。营业部会变成一个区域性的信息处理中心,为XB证券公司提供丰富、准确、真实的信息服务,而且提供的信息量、速度与价值超过XB证券公司通过其他渠道获得的信息。
③充当XB证券公司营销中心(客户开发、服务)
随着网上交易的发展,有形的证券营业部将越来越显得不重要,特别是营业部作为一种传统中介信道的功能会逐渐弱化,营业部就将变成一个客户营销中心,完成从“产品导向”到“客户导向”的转变。其实质是一个面向股民的管理中心、响应中心、服务中心、开发中心,为其提供标准化、规范化的服务界面和接口,并通过信息技术整合成统一的、高效的服务工作平台。营业部的功能转变为多元理财中心,员工也相应转型为理财顾问或理财营销人员。营业部的服务品质变成全面化、即时化和全时化。
(2)XB证券公司的投行盈利模式的优化设计
XB证券公司的投行新盈利模式要从传统发行为主转向具有现代特征的投行业务。这点上来看,美国的高盛公司在国际投行业务上作的最出色。高盛公司的投资银行业务主要有两类:一是证券承销业务,包括股票和债券的公募和私募活动;二是财务顾问业务,主要为收购兼并、资产重组等提供专业建议。
①对组织机构进行彻底改造,重视财务顾问工作
当前我国经济正处于转轨时期,国有资产面临结构调整与优化配置,外资进入国内市场的步伐不断加快,非公有制经济正在迅速崛起,等等这些将大大增加财务顾问的市场需求。今后证券公司将紧紧围绕经济变革的热点,继续在拓宽服务的广度和深度两个方面展开财务顾问业务。
③积极介入债券市场业务
我国目前债券市场发展迅速,正面临着巨大的发展机遇。“积极拓展债券市场,完善和规范发行程序,扩大公司债券发行规模”,已经成为债券市场发展的主旋律。
④购并业务的发展已经不容忽视,可以有效支持公司的利润增长
随着国有经济的战略性重组和购并浪潮的展开,上市公司和国有企业对证券公司提出了更高要求。依靠专业优势进行全方位服务的证券公司的威胁。以购并策划、资金债务管理、项目贷款和投资咨询为主要内容的业务必将成为21世纪证券公司竞争的主战场。
(3)XB证券公司自营业务盈利模式优化
自营业务新的盈利模式:从坐庄投机模式向理性化、规范化的价值投资模式的转变。
XB证券公司在自营投资操作中重点做了以下几方面工作:一是采用了国际化、全流通的股票估值方法,并以此方法甄选股票;二是在投资过程中坚决贯彻价值投资,确立了“精选个股、细分层次、重仓做大波段”的投资策略。
首先,XB证券公司自营业务将更加依赖于对行业的研究和公司分析。随着证券市场的成熟和完善,公司股票的价格将越来越体现其实际价值,这要求XB证券公司研究部门必须深入理解上市公司及其所处的行业。
其次,加强宏观研究,掌握政策导向,有利于降低系统风险。系统风险来源于宏观因素,即来源于政策(包括财政政策、货币政策)的调整、主要经济指标的波动、经济周期的影响等,所以这些系统风险在一定程度上是可以预测和控制的。
2.XB证券公司开发新的经营方式
经纪业务模式将是传统经纪与网上交易的有机结合,是交易中介与投资理财的有机结合。将出现散户厅、大户室、经纪人、网上经纪等远程交易多种经营方式并存的状态。
(1)散户厅。散户厅模式今后在西部、大城市的社区中心、中小城市仍存在一定的发展空间。尤其是西部地区XB证券公司营业部的客户中散户占有相当大的比重。但由于投资者机构化的趋势,以及网上交易等远程交易方式的普及,原有大型营业部将予以转移、分割或裁减。更多的营业部将分化成面积小、人员少、成本低的证券服务部。
(2)大户室。由于机构投资者和大资金个人投资者的偏好,大户室模式今后仍将继续存在,特别是在深圳、北京、上海等经济发达地区。这些营业部不接受散户,大户室和超大户室占据了营业部的绝大部分。
根据市场细分原则,大户室型证券营业部将转型成为大客户服务中心,将经营对象定位于机构客户、私募基金和大资金个人投资者,。投资顾问集体办公,凭借专家的理财服务取得较高的收入。走“高投入、高产出”路线,以“量身定做”出适合自己的经纪业务定位和经营策略。
(3)经纪人。我国证券市场从一开始就没有建立经纪人体制,未来为客户最大限度地提供个性化的增值服务将成为证券公司吸引和留住客户的核心手段,以高层次、智能化、个性化的服务为特征的信息咨询服务将成为证券经纪业务竞争的关键。
(4)网上交易。信息技术的进步和网上交易低佣金率的趋势将成为推动网上交易进一步发展的两大推动力,网上经纪这一模式具有广阔的发展前景。在支持同等客户的条件下,网上交易的投资是传统营业部的二分之一～三分之一之间,日常月营运费用是传统营业部的四分之一～五分之一,网上证券公司的成本优势还是很明显的。
3.证券公司业务新盈利模式实施的策略保障
为了保障新盈利模式的实施,需要在竞争策略的选择上考虑以下方式进行保障。
(1)营业部布局策略
目前证券公司追求区域内高的市场占有率相当困难,长三角、珠三角等中小城市,经济发达程度高,证券经纪业务仍存在较大的发展空间;XB证券公司稳步推进营业部和服务部的建设,在营业网点布局上优化本土网点,布局外埠地区。
(2)客户管理策略
在外部条件既定的情况下,各营业部的交易量的大小及其市场份额主要取决于其客户开况。客户是营业部生存和发展的基础,应把最好的服务提供给最有价值客户。据分析80%的利润来自20%的客户,发展新客户所需费用是维持老客户的3-4倍。营业部应树立“以客户为中心”的经营理念,业务运营始终要围绕以客户为中心,面向客户,关心客户,实现对客户资源的深度利用。
(3)低成本竞争策略
营业部只有建立成本优势,才能有竞争优势。不仅要在开源上有更多作为,而且还要采取节流的措施。积极推动电话委托、网上委托等不占用营业厅面积、低成本扩张的非现场“远程交易”方式。严格控制营业部成本与费用开支。在对营业部的成本与费用进行结构分析,寻找压缩成本的潜力。
(4)经纪人服务策略
为客户最大程度地提供个性化的增值服务将成为证券公司吸引和留住客户的核心手段。证券市场衡量证券营业部的标准是:只有服务才有价值。证券经纪人制度将是顺应市场潮流发展的必然选择,经纪人在稳定客户、减少非现场客户、降低交易成本、提供专业化服务等方面具有明显优势,在经纪业务中将会逐步承担现有证券营业网点的职能。
(5)品牌营销策略
通过整体营销的方式,从产品、佣金定价、销售渠道和促销等方面进行营销,实现服务品牌化,形成自己的市场品牌,建立证券公司的品牌效应。本着市场化、专业化的原则,培育一批有市场影响力的投资分析师、行业专家,增加具有超前性、实战性的有效产品,注重用资信品牌、专业咨询、高质量的研究成果争取客户,培养核心竞争力。
(6)业务创新策略
营业部根据自身的特点,逐渐在某些细分市场上采取差别化的竞争战略,主要体现在新兴的证券业务上。只有在创新业务领域先行一步,开拓新的利润增长点,通过创新交易品种、交易手段,拓展经纪业务的种类和范围,才能把握先机,立于不败之地。
--远程交易。
--开放式基金业务。
--与保险公司合作
证券市场不断的变革是一个永恒的主题,而证券营业部的发展,已经揭开了未来证券服务全面化、个性化、差别化的序幕。要在这个不断前进的市场里始终立于不败之地,作为市场一个重要的参与者,证券公司的选择就是不断创新,不断改变,不断超越自己。
参考文献:
[1](adrianJSlywotzky)亚德里安.J.斯莱沃斯基著:《盈利艺术》2002年
[2](adrianJSlywotzky)亚德里安.J.斯莱沃斯基和大卫.J.莫里森《利润模式》.中国金融出版社,1999年版
公司盈利模式研究篇2
关键词：真实活动盈余管理；应计盈余管理；微利上市公司
中图分类号：F832.5；F275文献标识码：a文章编号：1003-3890（2013）12-0023-06
一、引言
由于我国资本市场的独特设计，我国上市公司存在着显著的“微利现象”。1998—2009年Roe处于[0，1%]区间（微利区间）的上市公司数量共有970家，占全部上市公司的比例为5.78%，而Roe处于[-1%，0）区间的（微亏区间）上市公司却不到30家，所占比例仅为0.13%。在2001—2003年，平均有65%的亏损公司在阈值0点处进行了盈余管理并达到了避免报告亏损的目的（吴联生，2005）[1]。那么，这些公司采用了哪些盈余管理方式，各种盈余管理方式的采用程度如何，对于这一问题目前还鲜有研究。许多研究验证了我国微利上市公司存在显著的应计盈余管理行为（胡玮瑛等，2003[2]；周晓苏，2004[3]；干胜道等，2006[4]），也有研究发现微利公司存在真实活动盈余管理行为（张俊瑞等，2008[5]；朱朝晖，丛丽莉，2011[6]）。但是，以上研究都是对应计盈余管理和真实活动盈余管理方式进行的单独检验，并没有将这两类盈余管理方式结合起来，微利公司是否同时存在两类盈余管理方式以及两类盈余管理方式采用的程度及其二者之间的联系，目前研究还没有涉及，而对此研究将有助于深入了解微利上市公司的盈余管理行为，对监管者识别和防范微利上市公司的盈余管理行为具有重要的现实意义。因此，本文研究微利公司是否同时采用应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式，以及两种盈余管理方式的采用程度。
二、文献回顾
盈余管理是造成会计信息质量低下的重要原因之一，它是经营者运用会计手段或者安排交易来改变财务报告以误导利益相关者对公司业绩的理解或者影响以报告会计数字为基础的合约的结果（Healy&wahlen，1999）[7]。从盈余管理的实现方式来看，主要可以分为应计盈余管理和真实活动盈余管理（Schipper，1989）[8]。前者是通过会计手段（主要是会计政策）实现的，而后者则是通过有意安排真实的交易活动实现的。自Healy（1985）和Deangelo（1988）从应计项目视角研究盈余管理以来，应计盈余管理研究得到了蓬勃发展，并成为盈余管理研究的主流[9-10]。然而，随着Healy&wahlen（1999）和Dechow&Skinner（2000）指出管理者除采用应计盈余管理方式外，还可能会采用加速销售和延迟已有研发计划、减少当期的研发费用和维修费用等真实活动来操纵盈余，真实活动盈余管理方式才受到关注[7，11]。国外其他学者从不同角度对两种盈余管理方式进行了研究[12-17]。
对于应计盈余管理，我国学者进行了大量研究，并取得了丰富的研究成果，但对于真实盈余管理活动的研究起步较晚，而且也主要集中在真实盈余管理活动的存在性和具体方式研究上。张俊瑞等（2008）以及朱朝晖和丛丽莉（2011）借鉴Roychowduryd（2006）的研究方法，证实了我国微利公司存在基于保盈动机的真实盈余管理行为[5-6，13]。李增福等（2011）发现在股权再融资及定向增发过程中，上市公司同时使用了应计盈余管理和真实活动盈余管理[18]。李彬和张俊瑞（2010）发现上市公司利用真实活动盈余管理实现现金流量扭负目标[19]，赵景文和许育瑜（2012）也发现，上市公司会出于税收筹划目的对盈余管理方式进行选择，但没有发现真实活动盈余管理方式被采用[20]。
微利上市公司具有强烈的盈余管理动机，存在显著的盈余管理迹象。但是，微利上市公司是否同时存在应计盈余管理和真实盈余管理两种方式，还是只偏好其中一种，以及这两类盈余管理方式之间的相互影响关系，在现有文献中还鲜有涉及。本文以微利公司为研究样本，同时研究两种盈余管理方式的采用程度，并比较我国微利上市公司的盈余管理偏好。
三、研究假设
已有研究发现真实活动盈余管理和应计盈余管理两种方式可以相互替代使用，管理者可以通过一种方式或两种方式的同时使用实现盈余管理目标（Barton，2001[14]；pincus&Rajgopal，2002[15]）。相较于应计盈余管理，真实活动盈余管理是对企业日常经营活动的偏离，与企业正常经营活动决策很难区分，不易引起审计师和市场监管者的注意，随着会计准则和证券监管制度的完善，管理者更偏好真实活动盈余管理方式（Grahametal.，2005）[12]。但是，真实活动盈余管理方式是通过不同的交易处理来调节利润的，只能在会计年度内使用，而且不能对盈余管理的后果进行准确控制。而应计盈余管理由于是通过更改会计估计或会计政策调节应计利润，可以在会计年度终了后财务报告日前进行，相较于真实活动盈余管理方式，应计盈余管理对利润的影响更快速而且能准确控制（Zang，2011）[21]。因此，在强烈的盈余管理动机下，微利上市公司很可能同时采用应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式调节利润以避免亏损。据此，提出如下假设：
微利公司同时存在显著的应计盈余管理和真实活动盈余管理行为。
四、样本选取与模型设计
（一）样本选取和数据来源
由于金融类上市公司的特殊性，本文选取1998—2009年所有非金融类a股上市公司，共15196个有效年度样本，按下面步骤对数据进行筛选：（1）由于盈余管理程度计量模型对数据的连续性要求（最少三年），删除数据不连续年度样本2139个；（2）删除收入为负或为0的年度样本57个；（3）删除股东权益为负或为0的年度样本477个；（4）删除其他数据不全的样本19个，剩余有效年度样本12504个，共1572家上市公司。
本文对应计和真实活动盈余管理计量模型采用分年度分行业估计，因此对上述12504个有效年度样本按中国证监会《上市公司行业分类指引》划分的行业分类进行分年度分行业统计，共拆分成144个有效年度行业样本。为保证模型估计的可靠性，剔除掉公司数目不足12个的年度行业样本12个，还剩122个年度行业样本，有效年度样本为12305个，平均每个年度行业约有不低于100个的样本量。
本文将净资产收益率Roe处于[0，1%]这一区间的上市公司界定为微利上市公司，全行业12305个样本中共有674个样本为微利上市公司。
样本数据主要来源于国泰安数据库。
（二）变量设计
1.被解释变量。（1）应计盈余管理的计量。应计盈余管理有多种计量方式，但相关研究表明截面修正的Jones模型的计量结果最为准确（Dechowetal.，1995）[22]，因此本文选择截面修正Jones模型计量的可操控性应计利润来衡量应计盈余管理程度。
在截面修正的Jones模型中，非操控性应计利润估计模型如下：
nDai，t=？鄣1■+？鄣2■+？鄣3■+εi，t（1）
其中，nDai，t是公司i经过第t-1期期末总资产调整的第t期的非操控性应计利润，？驻Si，t是公司i第t期与第t-1期营业收入差额，？驻ReCi，t是公司i第t期与第t-1期应收账款差额，ppei，t是公司i第t期期末的固定资产原值，ai，t-1是公司i在第t-1期期末的总资产。？鄣1、？鄣2、？鄣3是不同年度-行业的特征参数，其估计值是由模型（2）回归估计取得。
■=？鄣1■+？鄣2■+？鄣3■+εi，t（2）
其中，tai，t是公司i第t期的总应计利润，其余数据解释与模型（1）相同，可操控性应计利润Da=tai，t/ai，t-1-nDait。
（2）真实活动盈余管理的计量。常见的真实活动盈余管理方式主要包括三种：销售操控、费用操控、生产操控。本文借鉴Roychowdhury（2006）和李彬等（2009）的研究，采用异常经营活动净现金流、异常酌情费用和异常生产成本分别计量上述三种真实活动盈余管理方式[13，23]。具体估计模型如下：
■=？鄣1■+？鄣2■+？鄣3■+？鄣4■+？鄣5■+？鄣6■+εi，t（3）
■=？鄣1■+？鄣2■+？鄣3■+？鄣4■+εi，t（4）
■=？鄣1■+？鄣2■+εi，t（5）
模型（3）中，CFoi，t表示经营活动产生的净现金流；tCi，t表示现金流中相关的税费开支，eCi，t指支付给职工以及为职工支付的现金；oCi，t表示其他与经营活动有关的现金；模型（4）中，pRoDi，t表示制造成本，即t期的销售成本与t期和t-1期的存货差额之和；模型（5）中，DiSXi，t表示管理费用和销售费用之和，其他变量解释同模型（1）。
与Jones模型类似，异常经营活动净现金流（R_CFo）、异常酌情费用（R_DiSX）和异常生产成本（R_pRoD）分别为各自的实际值减去上述模型估算出的正常值。
一家公司可能会同时使用多种真实活动盈余管理手段，总的真实活动盈余管理程度应为上述三种真实活动盈余管理程度之和（下文用Rm表示）。由于一种真实活动盈余管理手段的结果可能会影响其他真实盈余管理手段的结果，如扩大生产不仅导致当期异常高的生产成本，也会导致异常低的经营活动现金流，因此三种真实活动盈余管理手段的结果之间具有抵消作用，为了尽量避免这种影响，本文分别用以下两种形式表示真实活动盈余管理总程度：Rm1=（-1）*R_DiSX①+R_pRoD，这里只考虑异常酌情费用和异常生产成本，是因为扩大再生产也会导致当期异常低的经营活动净现金流，如加入R_CFo，可能会导致总体真实活动盈余管理程度虚增；Rm2=（-1）*（RDiSX+RCFo），由于异常经营活动净现金流不仅由费用操控和生产操控引起，也可能由销售操控等引起的，因此在Rm2中考虑到了其他真实活动盈余管理引起的异常经营活动净现金流。
2.解释变量。以企业是否处于微利区间作为被解释变量。SUSpeCt是哑变量，当样本公司处于微利区间时取值为1，否则为0。
3.控制变量。已有研究表明，公司规模（SiZe）、市场价值与账面价值比率（mtB）和总资产报酬率（Roa）是影响盈余管理程度的重要因素。其中，SiZe是总资产的自然对数。由于被解释变量Yt是对正常值的偏离，为提高模型估计的准确性，也为了控制行业影响，各控制变量取值为样本公司实际值与各年各行业样本平均值的偏离值。
（三）模型设计
根据研究假设，相较于非微利公司，微利上市公司应存在显著的真实活动盈余管理和应计盈余管理特征，为此构建如下线性回归模型：
Yt=？鄣+β1（SUSpeCt）t+β2（mtB）t-1+β3（Roa）t+β1（SiZe）t-1+εt（6）
在模型（6）中，因变量Yt是样本公司根据前文盈余管理计量模型计算的可操纵性应计利润（Da）、异常现金流（R_CFo）、异常生产成本（R_pRoD）和异常酌情费用（R_DiSX）及总体真实活动盈余管理程度（Rm1和Rm2）。
五、实证结果分析
（一）盈余管理模型计量结果
应用应计盈余管理和真实活动盈余管理计量模型分别对122个年度行业样本进行估计，得到各模型的平均系数、模型拟合度R2和相关系数均值t检验结果如表1所示。
R_pRoD估计模型的拟合度最高，达到了90%，与Roychowdhury（2006）②的计量结果89%相当，R_CFo和R_DiSX的模型拟合度分别为34%和19%，说明模型拟合较好，应计盈余管理模型为10%，与Roychowdhury（2006）的计量结果相比，没有Roychowdhury（2006）的计量效果好，但总体趋势相同，在一定程度上说明了盈余管理模型估计的可信性[13]。
（二）相关性分析
表2列示了1998—2009年12305个有效年度样本对应的盈余管理相关变量的pearson和Spearman相关性检验结果。单位资产总应计利润（ta/a）和单位资产经营活动净现金流（CFo/a）在1%水平上显著负相关，这与基本会计理论相一致。
Da与R_CFo显著负相关（-71.9%和-63.1%），与R_pRoD显著正相关（22.4%和13.9%），与R_DiSX显著负相关（-8.1%和-8.6%），说明（1）我国上市公司为了实现盈余目标同时采用了应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式；（2）某一盈余管理活动会同时影响其他盈余管理活动，如扩大生产不仅造成当期异常多的生产成本，同时也增大了可操控性应计利润。R_CFo与R_pRoD显著负相关（-32%和-32.9%），与R_DiSX显著正相关（7.2%和3.8%），R_pRoD与R_DiSX显著负相关（-36.8%和-43.5%），这与前文的分析一致，扩大生产增加生产成本的同时减少了异常经营活动现金流，减少酌情费用的同时也会增加现金流，某一真实活动盈余管理手段会对其他手段的计量产生影响。
（三）微利公司与非微利公司的均值和中值比较
表3为1998—2009年的微利公司样本与剩余总体样本的相关会计数据的均值和中值比较结果。由于资产总额与销售收入高度相关（pearson相关系数为89.5%，Spearman系数为81.9%），所以CFo/a、pRoD/a和DiSX/a相当于是经营活动净现金流、生产成本和酌情费用与销售收入的比值。从表3中可以看出微利公司的CFo/a和DiSX/a均显著低于非微利公司，均值差异分别为3.2%和2.8%，中值差异分别为2.8%和1.6%，与前文分析一致，存在真实活动盈余管理的公司具有较低的经营活动净现金流和酌情费用。
微利样本公司R_CFo和R_DiSX要显著低于非微利样本公司（均值差异分别为-1.5%和-2.3%，中值差异分别为-1.2%和-1.5%），R_pRoD要显著高于非微利样本（均值差异何中值差异分别为3.9%和3.0%），说明微利公司的真实活动盈余管理程度要显著于非微利公司。总体真实活动盈余管理的结果也显示出微利公司的总的真实活动盈余管理平均程度要比非微利公司高到6.2%和3.9%（中值差异分别为4.7%和2.8%）。
但是经过前期总资产调整的总应计利润（ta/a）和可操控性应计利润（Da）的均值和中值并没有显著差别，这可能是因为剩余总体样本并不是一个很纯净的对比样本，其中不乏存在一些其他盈余管理动机很强烈的公司。而且我们还可以看到无论是微利公司还是非微利公司的平均可操控性应计利润都很低，均不超过1%，这可能有两方面原因：一是样本公司的应计盈余管理并不明显，另一种可能是样本公司中存在向下盈余管理的公司，而使得均值和中值的比较存在误差。为进一步验证，将可操控性应计利润绝对值化（aBSDa），则微利公司的平均应计盈余管理程度达到6.9%（中值为4.7%），显著高于非微利公司的5.2%（中值为3.7%）。
（四）线性回归结果分析
回归模型的结果如表4所示。
表4中第1列是因变量Y为可操控性应计利润（Da）的回归系数，自变量SUSpeCt系数为0.015，在1%水平上显著，表明微利区间上市公司单位资产的可操纵性应计利润平均要比非微利区间样本公司高1.5%。
第2列和第3列是因变量Y为R_CFo和R_DiSX的回归系数。R_CFo对应的SUSpeCt的系数为-0.008，在5%水平上显著，表明微利样本公司单位资产异常现金流要比其他公司平均少0.8%。这个差异是非常大的，因为剩余总体样本的单位资产现金流均值仅为5.9%。R_DiSX的SUSpeCt的系数为-0.023，在1%水平上显著，表明微利区间样本公司单位资产的异常酌情费用要比其他公司平均少2.3%，而剩余总体样本的单位资产现金流均值仅为9.2%。这说明相较于非微利公司，微利样本公司存在显著的销售操控和费用操控行为。
第4列为R_pRoD的相关回归系数结果，其对应的SUSpeCt的系数为0.023，在1%水平上显著，表明微利区间样本公司单位资产异常生产成本平均要比其他公司多2.3%，剩余总体样本的单位资产现金流均值为64.6%。说明微利公司存在于与生产成本相关的真实活动盈余管理，导致其异常生产成本要高于其他利润区间样本公司。
第5和第6列为总体真实活动盈余管理程度的回归系数结果。Rm1和Rm2对应的SUSpeCt的系数分别为0.046和0.03，均在1%水平上显著，表明微利区间样本公司单位资产的总体真实活动盈余管理程度要比其他公司平均高到3%或4.6%；且与Da的1.5%相比较说明真实活动盈余管理是微利公司调增利润的主要手段。
六、结论
本文以我国1998—2009年深市和沪市a股非金融类上市公司为样本，采用独立样本t检验和回归分析模型研究微利上市公司的盈余管理方式。研究发现，微利上市公司同时存在应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式；真实活动盈余管理是微利公司调增利润的主要手段，微利公司的总体真实活动盈余管理程度比非微利公司的总体真实活动盈余管理程度平均高3%或4.6%，而应计盈余管理程度平均只高1.5%。所以，对于投资者和监管部门而言，识别和防范微利上市公司的真实盈余管理活动更为必要，并且已有研究表明，真实盈余管理活动对企业经营业绩的负向影响更为深远。
注释：
①因异常酌情费用是负向的影响，其越小表示真实活动盈余管理程度越高，而异常生产成本越高则表示真实活动盈余管理程度越高，为了避免求和导致二者影响程度相互抵消，故此将异常酌情费用乘以（-1），表示异常酌情费用越高，真实活动盈余管理程度越高。
②Roychowdhury在其“earningsmanagementthroughrealactivitiesmanipulation”一文中对1987—2001年416个年度—行业样本进行模型估计，得出的异常生产成本、异常CFo、异常酌情费用及应计盈余管理模型的平均模型拟合度R2分别为89%、45%、38%和28%。
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StudyonthemethodsofearningsmanagementofprofitoflistingCorporationinChina
HouXiaohong，tangZuwei，ZhaoLingmin
（Schoolofmanagement，ChinaUniversityofminingtechnology，Beijing221116，China）
公司盈利模式研究篇3
关键词：资本市场；资源配置；盈余管理
中图分类号：C93 文献标识码：a
一、引言
资本市场使资本从资金富余者快捷地流向需要资金的生产性投资者，即能提供资金最高回报的企业，既满足企业生产需要，同时资本得到最大化增值，从而提高资源配置效率，促进经济发展。然而，市场中存在着众多的资金需求者，资金富余者如何分辨有价值的生产性投资者成为一个问题，而会计信息披露制度较好地解决了这个矛盾。但会计信息披露制度并不是完美无缺的，盈利能力较差的生产性投资者也期盼获得资金，由于存在着信息不对称，这些生产者可以通过某种操作改变企业的盈余信息以获得资金，从而产生盈余管理。
盈余管理研究始于上世纪八十年代，如今已取得了丰硕的成果。一些关于盈余管理的概念与研究方法得到了广泛认可，本文试图对这些研究做一些概括性的总结。盈余管理是有目的地干预财务报表对外报告的过程，以达到私人目的而进行的对盈余的披露管理。Healyandwahlen(1999)定义盈余管理是管理层运用职业判断编制财务报告或通过规划交易改变财务报告，旨在误导利益相关者对公司业绩的理解，从而影响其决策和以会计报告数字为基础的契约的后果。
二、盈余管理动机
已有盈余管理文献对盈余管理动机的研究，得出了具有相当证明力的证据。总体上，研究结论表明，公司管理层为了避免亏损、提高管理者报酬、降低违背贷款合同的可能性、避免退市、避免监管部门干预、影响股票市场对公司的理解、少交税，等等。
从本质上来说，盈余管理行为是一种有害行为，它使得投资者无法区分优秀企业与盈利差的企业，从而导致逆向选择和道德风险，降低资源配置效率，阻碍经济发展，所以盈余管理问题一直是学术界和监管部门的研究热点。
三、盈余管理方式
具有盈余管理的动机，必定采用一定的盈余管理方式才能达到目的。学者们对盈余管理方式问题进行了研究，并取得了许多经验证据。盈余管理的方式：
(一)利润“大洗澡”。即如果亏损已成事实，那么管理者将倾向于报出更大的亏损额。因为此时亏损多少已经不重要，不如多确认点应计提的损失，为以后的经营甩掉包袱。
(二)调低利润。具体方法包括固定资产、无形资产、其他资产减值的计提，以少缴纳税款或避免监管。一个典型的例子是微软公司通过调低利润来避免《反垄断法》的。
(三)调高利润。这是一种较为普遍的盈余管理方式，包括提高管理者薪酬、避免亏损、避免违背贷款合同等多种情况都会看到这种方式的痕迹。
(四)利润平滑。经济学假设人是厌恶风险的，人们不希望看到波动剧烈的经营业绩，因此利润平滑企业的股票将比利润波动企业的股票更受到投资者的欢迎。在国外，这一方式的盈余管理更为普遍。
四、盈余管理的测度
盈余管理行为将导致逆向选择和道德风险，从而降低资源配置效率，阻碍经济的健康稳定发展。因此，如何来测度公司是否存在盈余管理行为是一个重要课题，针对这一问题，学者们主要提出了三种估计盈余管理程度的方法：应计利润分离模型、特定应计利润模型和盈余频率分布模型。现介绍如下：
(一)应计利润分离模型。此模型将应计利润分为操控性应计利润和非操控性应计利润。分析盈余管理的困难在于其不可直接观测和计量，应计利润分离模型主要通过估计操控性应计利润来检验选定样本在统计意义上是否存在盈余管理。Kaplan指出，应计利润随企业经营状况的变化而改变，因此一个适当的模型应能从总应计利润中分离出由外生经济环境决定的非可操控性应计利润，其余的部分为操控性应计利润，并以此作为衡量盈余管理程度的指标。应计利润分离模型在实证中应用非常广泛，通常将非可操控性应计利润看作总应计利润的数学期望，总应计利润与非可操控性应计利润的差额作为操控性应计利润。应计利润分离模型能估计出单个公司的盈余管理程度，但是它要求用大量没有进行盈余管理公司的数据来估计某一具体公司的正常应计利润，这种估计的主观性太强，可靠性值得怀疑。
(二)特定应计利润模型。这种方法通常用来研究某些特定行业的盈余管理行为，如银行业中的贷款损失准备、保险公司的索赔准备，因此能够有效识别是否存在了盈余管理行为。由于特定应计利润法是针对具体行业中的某一具体应计项目，因此区分操控性和非操控性部分所依据的假设更切合实际。其优点是，非操控性应计利润比较容易得到，因为研究者可依据会计准则来判断，在不存在盈余管理的情况下，哪些会计项目应该得到如何的反映，能得到准确的证据。但具体的应计利润研究往往局限于小样本或具体行业，增加了应用的难度。
(三)盈余频率分布模型。以上两种方法研究了单个公司的盈余管理程度，而盈余分布模型揭示了盈余管理对整体经济的影响。这种方法集中于研究管理后盈余分布的特征，而不需要将盈余分为操控性和非操控性两部分。假设在无盈余管理时，企业盈余服从混合正态分布，而且密度函数是光滑的；而当某一阀值处存在盈余管理时，在盈余分布直方图中阀值左(右)侧相邻间隔内的观察数会出现不寻常的低值，右(左)边相邻间隔内的观察数会出现不寻常的高值，从而造成在阀值处密度函数不光滑或不连续，因此判断阀值处是否存在盈余管理行为便转化为判断阀值处盈余分布函数的光滑与否。盈余频率分布模型能够较准确地识别短期内为了某一目标盈余数字而进行盈余管理的行为，没有去衡量单个公司盈余管理的程度，而是考察具有相同经济背景公司的总体结果，通过使用大量样本数据来检验盈余的分布特征。
关于盈余管理的测度问题，这三种方法各有利弊。各种实证研究结果至今仍然存在争议，尚未找到一个完善的计量盈余管理的方法，实践中根据研究重点不同各有取舍。
公司盈利模式研究篇4
关键词：盈余管理；资本市场；市场反应
在会计理论研究中，盈余管理（earningmanagement）受到国内外学者的极大关注，早期关于盈余管理的研究主要集中在盈余管理的度量、方式、动机等方面，随着研究的不断深入，盈余管理对资源配置的影响成为一个备受关注的研究课题。
目前，已有的经验研究结果表明，上市公司普遍存在盈余管理行为。然而，学术界对盈余管理行为是否能被投资者和监管当局识别尚无统一认识。随着盈余管理在资本市场上的影响越来越大，研究人员也开始集中讨论盈余管理对资源配置的影响。在参考了大量国内外文献后，对国内外已有的部分盈余管理和市场反应的研究成果进行了初步的归纳和总结。
一、盈余管理的相关理论
（一）盈余管理概念的界定
盈余管理（earningmanagement）最早出现在Schipper（1989）发表的《盈余管理评述》一文中，强调盈余管理是企业管理层基于个人利益动机，有目的地控制对外财务报告过程。william.K.Scott（1997）认为盈余管理行为不会超出会计准则规定的范围且具有经济后果。即界定盈余管理是企业管理层在Gaap准则允许的范围内通过对会计政策的选择使自身利益或企业价值最大化的行为。Healy、wahlen（1991）认为盈余管理应该既包括编制财务报告时对报表项目的管理，也应该包括对真实经济交易的构建来误导投资者等相关信息使用者对于公司收益的理解。陆建桥（1999）定义盈余管理为企业管理层在会计准则允许的范围内，为了实现自身效用的最大化或企业价值的最大化而做出的会计选择。
（二）盈余管理动机
1.资本市场动机
上市公司盈余管理资本市场的动机主要有：实现ipo、配股、增发、避免摘帽等；达成收购目的；达到证券分析师或投资者的预期。上市公司为了能顺利实现在资本市场的首次公开发行，即首发（initialpubicofferings，ipo），在首发前报告了非预期应计项目（teoh、welch&wong，1998；teoh、wong&Rao，1998），股票初始发行之后，公司转回了非预期的应计项目。perry、williams（1994）研究了企业收购中的盈余管理行为，发现在收购发生前，上市公司的操纵应计利润项目为负。当企业预期的实际盈余无法达到证券分析师的预测时，企业管理层会选择向上的盈余管理来进行弥补（Burgstahler&eames，1998）。陈小悦（2000）、黄新建（2004）、陆正飞（2006）等对配股上市公司的研究发现了a股公司为了满足证监会的配股资格要求而进行的盈余管理行为。王跃堂、王亮亮、贡彩萍（2009）研究了我国上市公司避税动因的盈余管理，发现由于市场对税率降低的公司有正面反应，税率降低的公司存在明显的避税动机的盈余管理行为。
2.契约动机
契约动机主要包括基于管理报酬契约的盈余管理和基于债务契约的盈余管理。Healy（1985）研究发现，当限定了经理人员的奖金上限和下限时，经理人员更倾向于应用可操控性应计来降低当期收入，但奖金没有上下限时，他们更倾向于应用可操纵的应计项目来增加当期收入，从而使得自己当期能够获得最大化的报酬。当企业面临违反债务契约的风险，临近债务契约临界点时，管理层会具有强烈的盈余管理动机，可能会利用会计计量变更或者会计估计来增加盈余，以推迟技术性的违规罚款（Sweeney，1994）。
3.政治成本动机
公司管理层进行盈余管理是为了规避政府的反托拉斯法规或避免特定的行业监管（Healy&wahlen，1999；watts&Zimmererman，1986）。Cahan（1992）考察了1970-1983年间受到反垄断调查的48家企业，指出受到反托拉斯监管调查的公司在被调查当年报告了使收益减少的非预计应计项目。Zimerman（1983）发现避免监管，降低政治成本是上市公司进行盈余管理的重要动因，他研究了公司规模与盈余管理程度的关系，发现规模大的公司比规模小的公司更可能进行盈余管理。
（三）盈余管理方式
1.应计盈余管理
利用应计盈余管理指利用会计政策和会计估计方法的可选择性进行盈余操纵。如销售收入与费用确认时点的选择、固定资产折旧方法的选择、固定资产折旧年限与残值的估计、存货计价方法的选择、资产减值准备与预计负债的估计等。这种方法造成的结果会影响会计盈余在各个期间的分布情况，但不会影响公司各期的盈余之和。应计盈余管理的成本很低，但更易受到审计师和监管部门的关注，更容易被察觉，审计风险比较高。李增泉（2001）研究发现，当上市公司有扭亏、配股动机时，公司往往会通过资产减值政策的选择来增加当期收益，而当上市公司有亏损、利润平滑动机时，公司则一般会通过资产减值政策的选择来减少当期收益，增加未来收益。
2.真实盈余管理
真实盈余管理是指管理层通过改变销售、生产、投资和融资的时间或规模等进行利润操控。如为提高当期利润而进行期末降价促销，提供更宽松的信用政策，削减当期广告费用、维修费用和研发支出等，或者过度生产以降低单位销售成本。真实盈余管理既影响会计盈余在各期的分布，也会影响各期的盈余之和，甚至还会损害公司的长期价值，所以真实盈余管理成本较高。
管理层利用真实活动进行盈余管理，一是因为操纵应计项目易引起审计师和监管者的注意，而真实盈余管理与企业的真实经营活动难以区分，具有很强的迷惑性和隐蔽性，面临的法律风险较小；二是因为应计盈余管理通常会受制于企业的商业运营模式及前期的应计利润操控量（Barton&Simko，2002），如果公司只是利用应计项目操纵盈余，可能会导致公司期末面临盈余不能达标的风险，此时再进行真实活动操控已晚。Graham、Harvey和Rajgopal（2005）通过对401位财务高管进行调查发现，约有80%的调查者承认，为了达到盈余目标，他们会降低可操控性费用的支出水平，如广告费用、研发费用和维修费用等，有55.3%的调查者指出，为了达到盈余目标，他们会推迟新项目的启动时间，即使这样可能会带来一定程度的价值损失。
二、盈余管理的市场反应内容
（一）国外研究现状
国外较早的研究证实，资本市场投资者能识别出公司盈余管理行为，如投资者似乎能够辨认进价上升期间那些为了税收利益而采用后进先出法的公司，并且对相应的报告盈余的下降反应温和（Hand，1992）。对银行贷款减值准备的研究发现，市场对过于乐观的贷款减值准备计提表现出厌烦，说明市场对通过贷款减值准备计提进行盈余管理的行为能够察觉（wahlen，1994、Liu，1997）等。
有部分学者对投资者能够完全识别盈余管理行为提出质疑。如对股份发行期间的盈余管理的研究证明，在新股发行年份拥有导致收益增加的操控性应计利润的公司的股票随后会有明显欠佳的业绩表现。teoh、welchwong（1998a；1998b）以及teoh，、wong和Rao（1998）的研究发现在初始上市发行前，一些管理者虚报盈余，试图增加投资者对公司未来业绩的预期和提高股票发行价格，之后，公司盈余管理的转变使投资者大失所望。ChenandRees（2010）实证检验了真实和应计盈余管理与未来公司表现的关系，以及市场对当期真实和应计盈余管理反应情况。发现为了迎合分析师盈利预期而进行真实盈余管理行为的公司，比起使用应计盈余管理达到其目标的公司，其未来业绩表现更好，且与不进行盈余管理的公司未来业绩相比没有显著差别
还有一些研究了当盈余管理被指认或被发现之后的市场反应。如Dechow、Sloan和Sweeney（1996）指出，证监会调查一些因为盈余管理问题的公司被初次宣布有盈余管理行为时股价平均下降了9%。Foster（1979）发现，那些被abrahamBriloff的文章批评有误导财务报告实务的公司在消息日的股票价格平均下降了8%。
（二）国内研究现状
我国关于投资者是否能够识别盈余管理行为的研究很少，主要集中在研究一些特殊公司（ipo、配股、亏损等）盈余管理行为造成的市场反应，通过研究可操控应计利润与非正常报酬率，探讨应计项目盈余管理与股票价格的关系。还有一些研究从交易量的视角检验超常交易量与盈余信息直接的相关关系。
张祥建和徐晋（2006）对上市公司配股过程中的盈余管理行为进行了研究，发现盈余管理扭曲了投资者对企业未来盈利能力的判断，误导其投资决策，投资者无法识别公司配股融资中的盈余管理，大股东在配股过程中获得了额外利益。张鹏（2009）通过研究年报公布日及其后一段时间的股票非正常报酬率，发现调高盈余的上市公司会产生正的非正常报酬率，而调低盈余的上市公司有负的非正常报酬率，投资者无法完全识别出公司的盈余管理行为。陈汉文、郑鑫成（2004）证明中国上市公司平均而言通过操纵应计项目进行了正的盈余管理，而且证券市场对可操纵应计作出了价格反映。而有研究发现投资者能够识别上市公司盈余管理行为并与上市公司形成利益共同体，共同追求超额收益（邵毅平、张健，2011）。杨秀艳、郑少锋（2007）研究证明，投资者能够识别通过非主营业净资产收益率Roe进行的盈余管理。这可能是由于分开列出了损益表中主营业务利润与非主营业务利润，便于投资者识别。
评述
对于学术研究领域，现有的关于盈余管理的市场反应的研究成果较为分散，研究的深度和广度都有很大的完善空间，多数都是基于国外资本市场背景的研究，国内关于盈余管理与市场反应的关系的经验研究较少，主要集中在ipo、配股、亏损等特殊公司的盈余管理行为引起的资本市场反应、盈余管理动机的市场反应以及检验市场对不同盈余管理手段的反应有何区别等方面的研究。以我国资本市场特殊的制度背景，研究盈余管理与市场反应的关系，投资者是否能够识别不同模式的盈余管理行为，若能识别盈余管理行为，市场对于不同模式的盈余管理反应如何，这可能有别于国外的研究，这也为未来的研究提供了一个方向。
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作者简介：
公司盈利模式研究篇5
内容摘要:本文运用实证分析方法,对股权制衡、董事会独立性与公司的盈余管理行为进行研究。文章选取了2002-2006年度沪深两市的a股上市公司作为研究样本,指出我国的股权制衡和董事会独立性现状,并对股权制衡、董事会独立性与盈余管理的相关性进行实证分析。最后得出结论:股权制衡可以抑制经理层的盈余管理行为;董事会独立性不能约束公司的盈余管理行为。
关键词:股权制衡董事会独立性独立董事制度盈余管理
近年来,一些上市公司会计信息严重失真,盈余管理现象严重,管理者侵犯股东利益的事例时有发生,现存的绝大多数证据表明,盈余管理具有负面效应。本文从实证的角度出发,建立模型,运用回归的方法研究股权制衡情况下,多个大股东的制衡是否可以减少经理人盈余管理行为;同时研究董事会独立性是否可以对经理层发挥监督作用,有效规范他们的盈余管理行为;另外,本文进一步研究在不同股权集中度下,公司的股权制衡和董事会独立性如何作用于经理人的盈余管理行为。
实证研究
(一)样本来源
本文的研究对象是我国沪深两市的a股上市公司。研究期间为2002-2006年,由于计算盈余管理程度的需要,本文还选取了2001年披露的数据。研究的样本按照下列标准选取:剔除金融行业的上市公司;剔除研究期间内被St、pt的公司,剔除2000年12月31日后上市并且过去亏损较为严重曾被St、pt的公司;剔除缺失衡量董事会独立性变量的样本、剔除缺失衡量股权制衡变量的样本、剔除缺失衡量盈余管理的变量样本。根据上述标准,最终得到可用于研究的公司871家,有效观测值3484个。研究所需的财务数据来源于CSmaR数据库。本文研究运用SpSS13.0数据分析软件对数据进行回归分析。
(二)样本的描述性统计
1.股权制衡变量的描述性统计见表1所示,第一大股东持股比例很大,说明样本公司的股权集中度很高,而股权制衡度在总体上比较弱。
2.董事会独立性变量的描述性统计见表2所示,样本中有约21.93%的观测值的董事会人数为偶数,我国董事会人数大于等于11人的占33.87%,公司董事会规模不合理且略显臃肿。
(三)回归分析
1.变量定义及说明。在盈余管理回归模型中,调整后的总体应计利润为因变量,用tat/at-1表示,自变量有3个,分别是(ReVt-ReCt)/at-1,ppet/at-1,iat/at-1,用于计算盈余管理回归模型因变量和自变量的变量如表3所示。
在总体回归模型和分组回归模型中,盈余管理程度为因变量,用Dat来表示,可以通过盈余管理回归模型计算得到;自变量有2个,控制变量有3个,分别是独立董事比例,股权制衡度变量,资产总值,总资产负债率,盈利能力,如表4所示。
2.假设提出:
假设1:股权制衡与盈余管理水平负相关,可以对经理人发挥监督作用,制约盈余管理行为;
假设2:董事会独立性与盈余管理正相关,独立董事的监督作用没有得到发挥,甚至在一定程度上掩饰了盈余管理行为。
3.模型介绍及使用:
盈余管理回归模型设计。本研究参照了扩展的琼斯模型,并做了一些改动,得到盈余管理模型表达式为:
(1)
α1、α2、α3、α4为系数,由以下模型在整个样本进行回归得出:
(2)
本文用修改后的扩展琼斯模型计算研究样本的盈余管理程度。可由公式(1)、(2)计算得到:
(3)
总体回归模型设计。求出盈余管理程度(即操控应计利润Da)后,本文把该值作为被解释变量,研究股权制衡,董事会独立性与盈余管理的相关性。因此建立了1个总体回归模型来检验假设:
分组回归模型设计。本文利用总体回归模型整体地分析股权制衡、董事会独立性与盈余管理关系后,还分别分析了当观测值存在股权强制衡、股权弱制衡和股权缺乏制衡时(即第一大股东的持股比例小于20%,大于20%小于40%和大于40%),股权制衡,董事会独立性和盈余管理的关系。
实证研究结果分析
(一)盈余管理回归模型分析
从统计学上看,如果自变量之间的相关系数超过0.5,以这些自变量进行回归就有可能引起回归方程中的多重共性问题,会对回归结果造成影响。表5中列示的各自变量之间的pearson系数来看,各变量间的相关系数均远小于0.5,达到线性回归要求,说明样本数据符合线性回归对自变量之间相关性的要求。
从表6回归模型的结果看,回归等式的F值为46.306,p值为0.000,显示自变量的全部线性组合对预测因变量有用性较好,能对因变量作出很好的解释;另外,回归系数都通过了显著性检验,表明该操控应计利润估计模型所设置的自变量都能显著解释总体应计利润,证实该操控应计利润估计模型的有效性。
从表7回归模型的结果看,回归等式的F值为3.603,p值为0.003,显示自变量的全部线性组合对预测因变量有用性较好,能对因变量作出很好的解释;自变量回归系数都通过显著性检验,表明该模型所设置的自变量能显著地解释盈余管理变量,同时证实该回归模型的有效性。
(二)实证结论
结论1:从表7看,股权制衡度与经理层的盈余管理行为在0.05水平显著负相关;董事会独立性与经理层的盈余管理行为在0.1水平显著正相关。
结论2:从表8看,强制衡下,股权制衡和盈余管理间的关系并不显著;董事会独立性与经理层的盈余管理行为在0.05水平显著正相关。
结论3:从表8看,弱制衡下,回归模型的p值是0.241,F值是1.349,表明模型不显著,证实该回归模型无效,说明由于公司内部各大股东间无法制衡,没有一个权力足够大的股东来监督经理人的盈余管理行为。
结论4:从表8看,缺乏制衡下,股权制衡度与经理层的盈余管理行为在0.01水平显著负相关;在股权缺乏制衡时董事会独立性和盈余管理间的关系并不显著。
结论
目前,学术界用于衡量盈余管理程度的模型有三个,本文所使用的模型是在修正Jonse模型的基础上扩展得出,而这个模型是国外研究学者针对本国的具体情况提出来的,虽然该模型较权威且在我国被广泛应用,但在解释我国具体情况时并不理想。另外,度量股权制衡和董事会独立性的变量有很多,本文经过反复比较,只是分别选择了与盈余管理程度显著性较强的两个变量,排除了其它显著性不强的变量;而且样本数据选取不够全面,研究时没有对所选的样本进行更细致的分类,这些都是值得在以后的研究中深入分析考证。
参考文献:
1.佟岩.控股股东与盈余质量―关联交易利益流向的传导机制研究[D].中国人民大学工作稿,2006
2.王立彦,王婧,刘军霞.内部监控双轨制与公司财务信息质量保障―从案例解析看监事会制度和独立董事制度孰为有效[J].审计研究,2002(6)
公司盈利模式研究篇6
ipo市场是一个典型的信息不对称市场，大量的中西方研究学者的实证研究发现，ipo公司机会主义地管理盈余，以提高发行价格，正的盈余管理误导投资者过分乐观，它不仅会误导投资者，而且会损害企业未来价值，因此必须有一定的机制来约束它。西方ipo主要采用市场化发行，中介机构承担着“信息生产”和“认证中介”重要作用。与传统的成熟资本市场不同，中国资本市场是一个新兴市场，处于“行政市”向“市场市”转变完善的进程中，证券发行制度的变迁对于上市公司行为影响极其强烈，忽略制度偏差以及制度变迁，单纯研究承销商、审计师、风险资本家等第三方对于ipo盈余管理的约束是有失偏颇的。本文第一个研究目的是检验证券发行制度市场化进程，即“审批制”转向“核准制”，以及核准制下，由“通道制”向“保荐制”的转移，能否加强市场力量对于ipo公司机会主义盈余管理水平的约束，显著降低ipo公司盈余管理水平。本文的第二个研究目的是检验证券发行制度市场化进程对于ipo公司盈余管理方式的影响，即随着市场监管力量的加强，中国ipo公司的盈余管理方式是否会从日益引起关注的应计利润管理转向隐蔽性更强的实质盈余管理。为了具体考察证券发行制度的变迁对于中国ipo公司盈余管理程度的动态影响，本文根据中国证券发行制度演变，将研究期间划分为三个时间段，审批制（2001年3月之前）、通道制（2001年4月至2004年12月）、保荐制（2005年1月之后），利用应计利润模型和实质盈余管理模型来计量ipo公司盈余管理水平，运用描述性统计和多元回归方法，实证分析证券发行制度变迁对于中国ipo公司盈余管理水平和方式的动态影响。本文从制度变迁的角度，研究ipo公司盈余管理行为，可以为中国ipo公司盈余管理研究提供新的视角。同时藉由ipo公司盈余管理水平和方式的动态比较，为证券发行制度的完善提供检验的手段。
二、文献综述
（一）西方文献
西方ipo主要采用市场化发行，中介机构承担着“信息生产”和“认证中介”重要作用，因此大量的研究分析承销商、审计师、律师、风险资本家等第三方对ipo盈余管理行为的约束。将承销商作为ipo机会主义盈余管理一种外在治理机制的理论源自于Booth和Smith（1986）提出的承销商认证中介理论。Carterandmanaste（r1990）以及Carteretal（.1998）的研究文献证实声誉机制是有效的，高声誉的承销商是与较低的ipo折价和较好的未来长期回报相联系的。BrauandJohnson（2009）的研究则进一步直接证明承销商声誉能有效抑制ipo企业盈余管理水平，承销商声誉与ipo盈余管理水平之间负相关。探讨审计师在ipo机会主义盈余管理中的治理作用的理论解释主要有两个：一是titmanandtrueman（1986）提出的审计师信号显示理论；二是源自于Dye（1993）审计质量模型。Beatty（1989）的实证研究证明雇佣有声誉的审计师的ipo企业的抑价要显著更低，而michaelyandShaw（1994）的实证结果则进一步表明，有声望的审计师是相关于较少风险的ipo，同时ipo长期业绩与企业所雇佣的审计师的声誉正相关。除了承销商声誉、审计师质量可以作为ipo机会主义盈余管理一种有效治理机制以外，Barryetal（.1990）还检验了风险资本家对于ipo企业的监管作用，实证证据表明在所投资企业进行首次公开发行时，风险资本家监管投资方面的专才和经验可以作为企业价值的重要信号传递给投资者，导致有风险资本支持企业ipo的折价较低，说明监管服务的质量被资本市场认可，支持了风险资本家监管理论。
（二）国内文献
刘江会等（2005）检验了我国承销商声誉与ipo企业质量之间的关系，实证分析的结果显示我国承销商的“认证中介”职能严重缺位，承销商声誉与ipo企业质量之间正相关的关系在我国证券发行市场中被扭曲，投资者通过承销商的声誉等级来区分发行企业质量的信息甄别机制在我国证券发行市场基本上不存在。在审计质量的检验上，李仙和聂丽洁（2006）对我国上市公司首次公开发行股票中审计质量与盈余管理之间的关系进行研究，发现我国ipo市场上经过“十大”会计事务所审计的公司，其盈余管理程度低于“非十大”审计的公司；专业审计师能够有效抑制ipo中盈余管理动机，降低盈余管理程度，研究结果支持了审计质量治理机制。在风险资本家监管作用的检测上，陈祥有（2010）以我国深交所中小企业板上市的199家ipo公司为样本，对风险投资与盈余管理之间的关系进行研究，发现与没有风险投资背景的ipo公司相比，有风险投资背景的ipo公司上市前一年的盈余管理程度更低，研究结果揭示风险投资可以约束ipo过程中的盈余管理行为。另外潘越等（2010）的研究还发现社会资本与法律保护是ipo盈余管理的两个有效的约束机制。实证结果发现：在社会资本水平较高的省份，上市公司更不可能进行ipo盈余管理，而且社会资本与法律保护的约束机制是可替代的，即在我国法律保护比较薄弱的地区，社会资本对ipo盈余管理行为的约束作用更加显著。
这一研究结果拓展了ipo机会主义盈余管理行为的约束机制。中国资本市场是一个新兴市场，与传统的成熟资本市场不同，中国资本市场处于“行政市”向“市场市”转变完善的进程中，证券发行制度的变迁对于上市公司行为影响极其强烈，忽略制度偏差以及制度变迁，单纯研究承销商、审计师、风险资本家等第三方对于ipo盈余管理的约束是有失偏颇的。从本人所掌握的文献来看，只有徐浩萍和陈超（2009）的研究涉及了证券发行制度的变迁对于ipo盈余管理的影响，研究发现没有证据支持ipo公司在发行前普遍存在运用会计手段进行的盈余管理。但研究是以核准制实施以后的ipo研究样本（2002年至2005年）为研究对象，没有直接比较审批制向核准制、保荐制变迁的对于ipo公司盈余管理的影响，同时对于ipo盈余管理的计量主要是运用操纵性应计利润模型，本文的研究范围扩大到1998年至2006年的ipo公司，并且还运用实质盈余管理计量ipo公司盈余管理水平，试图全面检测证券发行制度的变迁对于ipo盈余管理水平和方式的影响。
三、研究设计
（一）研究假设
中国证券制度改革的历程凸显了证券发行制度市场化的改革目标与方向，证券发行制度的改革加强了市场力量对于ipo机会主义盈余管理行为的约束。审批制最重要的特征就是实行指标额度的行政分配，各级政府是上市资源的分配主体，公司发行股票的竞争焦点主要是争夺股票发行指标和额度。企业能否上市不在于本身质量的好坏，主要取决于公关能力以及“包装企业”的能力，由于自身利益和公司发行利益紧密相关，地方政府和各级部委不仅不能有效监督发行公司披露的信息质量，甚至还可能成为发行公司盈余管理的“共谋”，缺乏对于企业盈余管理的有效约束。与审批制相比，核准制取消了指标和额度管理，证监会的职能由审批上市额度指标转为核准发行资格，由专业人士组成的发行审核委员会对股票发行进行实质性审查，加强对发行公司质量的审核力度；推荐发行公司的权力也由行政主体（政府）转移到市场主体（承销商），承销商的项目负责人对发行披露的真实性负有责任，若发生虚假陈述，将受到最高5年监禁的刑事处罚，承销商和审计师等专业机构出于自身的职业压力风险，有动机监督发行人的盈余质量。但是在核准制实行初期，通道制阶段，由于制度变迁中的路径依赖原理在发挥作用，中介机构的推荐责任仍处于软约束状态，表现为推荐责任并未落实到到人，责任追究机制并未真正建立。2005年开始全面实施的保荐制是新股发行制度的重大变革，将保荐代表人的职业生涯和企业信息披露质量及发行前后业绩紧密地联系起来，突出了“个人具体负责”和“事后责任监管”，有助于强化证券公司的推荐责任，提高上市公司质量。因此本文的第一个假设是：H1：证券发行制度市场化进程，从审批准制转向核准制、通道制转向保荐制，可以有效约束ipo公司机会主义盈余管理行为监管制度的改革不仅可以约束ipo机会主义盈余管理行为，也可能引起ipo机会主义盈余管理方式的转变。盈余管理的工具有两类：一类是应计管理，即在Gaap范围内，通过会计方法、会计估计和会计时点的选择来管理盈余；另一类是实质性盈余管理，即通过次优商业决策，如通过削减研发支出，过量生产，以及给予较大的商业折扣，达到盈余管理目的。这两类工具相比，最大的差异的是对企业现金流量的影响不同。前者不改变企业现金流量，只是影响企业应计利润，因此实施成本相对较小，但由于应计利润的反转特征，以及会计规范弹性所限，应计管理效果是有限的；后者直接影响企业经营现金流量，实施效果明显，而且隐蔽性强，但由于次优决策会损害企业价值，实施成本高。在审批制下，审核发行相关信息的责任主要在政府和各级部委。由于自身利益和公司发行利益紧密相关，地方政府和各级部委不仅不能有效监督发行公司披露的信息质量，甚至还可能成为发行公司盈余管理的“共谋”，随着核准制的实施，特别是保荐人制度的运用，发行公司盈余管理的约束由单一的政府行政监管，转向包括证监会的发行审核、市场机构专业辅导和监督，以及公司内部治理的三位一体的监督体系。发行监督力量的加强提高了ipo公司应计管理的成本，可能会导致中国ipo公司的盈余管理方式从透明度较高的应计利润管理转向隐蔽性更强的实质盈余管理。因此本文的第二个假设是：H2：证券发行制度从审批制转向核准制、通道制转向保荐制，可能导致ipo公司盈余管理方式由应计管理转向实质盈余管理
（二）样本选取和数据来源
本文选择在1998年1月1日到2006年12月31日期间在上交所和深交所a股市场上市的a股ipo公司作为研究样本。上述期间在沪深两市首次公开发行的a股公司共有723家，剔除金融保险行业的ipo公司8家，剔除在计算盈余管理指标时，运用分年度分行业回归，未达到回归所需要的10个非首发上市公司所在行业的ipo公司42家，共673家ipo公司作为最终研究样本。研究样本的选择过程如（表1）所示。同时，本文研究目的是检测证券发行制度的改革对于ipo公司盈余管理行为和方式的影响。依据中国证券发行制度的改革历程，本文划分了三个研究阶段，如（图1）所示。本文主要运用描述性统计和多元回归分析来检验证券发行制度变迁对于ipo盈余管理行为和方式的影响。本文所有的研究数据都取自wind资讯金融数据库，数据处理运用的是Stata和eXCeL软件。
（三）ipo公司盈余管理水平计量
本文研究的是ipo公司在首发阶段的盈余管理行为，衡量的指标是ipo当年的盈余管理水平。运用应计模型和实质盈余管理模型来计量盈余管理水平。（1）应计为基础的盈余管理。应计利润法是西方盈余管理实证研究中最常用的一类方法，该类方法目的是从应计利润总额中分离出可操纵性应计利润，作为衡量盈余管理的指标，该方法可以从总体上把握盈余管理的程度。考虑到Dechow（1995）研究证明修正琼斯模型忽略了企业业绩对应计的影响，可能导致对于业绩水平异常的企业盈余管理水平的错误估计。
由于ipo公司相对于已上市公司，在业绩方面存在一定的差异，因此本文选择收益匹配的琼斯模型（Kotharietal.2005）来计量应计利润管理。模型如下：tatat-1=α0+α1×1at-1+α2×ReVt-aRtat-1+α3×ppetat-1+α4×Roat+εt（1）其中，tat：企业第t年总应计，用第t年营业利润减去第t年经营活动现金净流量；ReVt：企业第t年主营业务收入的变化，用第t年主营业务收入减去第t-1年主营业务收入；aRt：企业第t年应收账款变化，用第t年应计账款减去第t-1年应收账款；ppet：企业第t年固定资产账面原值；Roat：企业第t年的资产收益率，用第t年净利润除以第t年期末总资产；at-1：企业第t-1年总资产，为了消除规模效应，除常数项以上所有变量都用上一年总资产进行标准化处理。在具体的计量中，分两步：首先运用分年度分行业非首发上市公司数据，按照模型（1）要求进行回归，计算行业特征参数，然后再运用ipo公司的数据，利用行业特征参数计算各样本的非操纵应计，从总应计中扣除非操纵性应计，得到各ipo公司当年的操纵性应计Da，作为ipo公司盈余管理水平的计量。稳健性测试中，也运用基本琼斯模型（Jones，1989）和修正琼斯模型（Dechow，1995）来计量操纵性应计利润。研究发现，这些盈余管理水平的计量指标之间具有高度的相关性，同时运用这些指标所做的检验均不改变本文的主要研究结论。（2）实质盈余管理。本文借鉴Roychowdhury（2006）实质盈余管理模型，计算了ipo公司发行当年异常现金流量、过量的生产成本，以及异常的操控性费用支出，模型如下：CFotat-1=β0+β11at-1+β2ReVtat-1+β3ReVtat-1+εt（2）；pRoDtat-1=β0+β11at-1+β2ReVtat-1+β3ReVtat-1+β4ReVt-1at-1+εt（3）；eXpenSetat-1=β0+β11at-1+β2ReVt-1at-1+εt（4）其中：CFot：企业第t年经营活动现金流量；pRoDt：企业第t年的生产成本，为t年已销产品成本加上t年存货的变化；eXpenSet：企业第t年操控性费用，为t年销售费用、财务费用和管理费用的合计；ReVt：企业第t年主营业务收入；ReVt-1：企业第t-1年主营业务收入；ReVt：企业第t年主营业务收入的变化，用第t年主营业务收入减去第t-1年主营业务收入；ReVt-1：企业第t-1年主营业务收入的变化，用第t-1年主营业务收入减去第t-2年主营业务收入；at-1：企业第t-1年总资产，为了消除规模效应，除常数项以上所有变量都用上一年总资产进行标准化处理。与应计盈余管理水平的计量一样，实质盈余管理的计量也分两步：首先运用分年度分行业非首发上市公司数据，按照模型（2）、（3）、（4）要求进行回归，计算行业特征参数。然后再运用ipo公司的数据，利用行业特征参数分别计算各ipo公司正常现金流量、正常生产成本、正常操控性费用，从总经营现金流量、总生产成本、以及总的费用中扣除得到异常现金流量（R_CFo），异常生产成本（R_pRoD）和异常操控性费用（R_DiSXB），作为本文实质盈余管理水平的计量。在给定的销售水平上，向上管理盈余的企业可能有以下特征：异常低的CFo，异常低的操控性费用，和异常高的生产成本。为了抓住实质盈余管理的总体效应，借鉴CohenandZarowin（2010）在研究围绕Seo时的实质性盈余管理的做法，结合以上三个单独计量指标去计算两个实质盈余管理活动的综合指标，Rem_1和Rem_2值越高，表明企业进行实质盈余管理活动的可能性越大。计量如下：Rem_1=（-1）×R_CFo+（-1）×R_eXpenSe（5）；Rem_2=（-1）×R_eXpenSe+R_pRoD（6）
（四）模型建立和变量定义
由于ipo盈余管理水平除了受证券发行制度变迁的影响以外，也会受到公司内外部治理机制的影响。为了验证假设1，检测证券发行制度市场化进程对于ipo盈余管理程度的约束，以盈余管理水平作为因变量，以证券发行制度演变为自变量，并引入定价方法、承销商声誉、审计师质量等其他治理变量，以及企业规模、销售增长率以及财务杠杆等控制变量，构建了如下的多元回归模型：Dep=a0+a1×tDZ+a2×BJZ+a3×pRiCe+a4×time+a5×tenUnw+a6×BiG4+a7×State+a8×SiZe+a9×LeV+a10×GRowtH+3011Σan×inDUStRY+ε（7）根据Zang（2007）的研究发现，管理人员优先决策实质盈余管理在应计操纵决策之前，并且实质盈余管理和应计操纵之间存在相互替代关系。Cohen，etal（.2008）在研究2002年萨班斯法案的通过对于公司盈余管理的行为的影响也发现，萨班斯法案的通过导致公司从应计为基础的盈余管理转向实质盈余管理。另外CohenandZarowin（2010）通过研究再融资活动的盈余管理行为，进一步证明，企业应计还是实质盈余管理方式的选择是应计管理成本以及应计管理能力的函数，应计管理的成本包括监管者、审计师的审查和监督以及应计管理的潜在法律诉讼，而应计管理能力是指企业应计管理的弹性。因此本文在模型（7）的基础上，进一步引入实质盈余管理替代变量（Rm_pRoXY）作为Da的解释变量，模型如下：Da=a0+a1×tDZ+a2×BJZ+a3×tDZ×Rm_pRoXY+a4×BJZ×Rm_pRoXY+a5×pRiCe+a6×time+a7×tenUnw+a8×BiG4+a9×State+a10×SiZe+a11×LeV+a12×GRowtH+3213Σam×inDUStRY+ε（8）Rm_pRoXY是指实质盈余管理的替代变量，分别用Rem_1和Rem_2来代替。与模型（7）相比，模型（8）主要的变化是引入了证券发行制度和实质盈余管理的交叉项（tDZ×Rm_pRoXY和BJZ×Rm_pRoXY），目的是为了检验是否证券发行制度的改革对于ipo公司盈余管理方式的影响。根据假设2，其系数预期为“-”。其他变量的符号预期同模型（7）。模型相关指标定义如（表2）所示。
四、实证结果分析
（一）描述性统计
本文对623家ipo样本公司的分阶段发行特征进行了描述性统计如（表3）所示。从（表3）可以看出，随着证券发行制度市场化进程，反映发行公司特征的指标，如总资产、销售收入、销售增长率、筹资额等呈逐年上升趋势，说明随着证券发行制度市场化进程，ipo公司的规模越来越大，公司盈利能力越来越强；而反映发行公司盈余管理水平的指标，总应计（ta），操纵性应计（Da），以及实质盈余管理计量中的Rem_1呈下降趋势，表明证券发行制度市场化进程对于ipo公司盈余管理有约束效应。
（二）ipo公司盈余管理程度的证券发行制度约束效应的检验
为了检测证券发行制度市场化进程对于ipo盈余管理程度的约束，对模型（7）进行了回归分析。在模型估计中，本文对模型标准误进行异方差调整和公司观察值自相关调整，以获得较准确的t统计量。模型回归结果如（表4）所示。从Da为因变量的回归结果来看，tDZ和BJZ的系数显著为负，表明通道制和保荐制的实施，使ipo公司操纵性应计显著下降，支持了假设1；pRiCe的系数显著为正，证明在相对固定市盈率定价方法下，ipo公司为了追求较高的发行价格，将人为操纵应计利润，支持了aharoneyetal（.2000）的研究结论；BiG4系数显著为负，支持了审计师质量对于ipo公司操纵性应计的约束效应，与李仙和聂丽洁（2006）的研究结论一致；但tUnnUw的系数为正，不符合预期，并且不显著，表明我国ipo市场审计师声誉机制并没有形成，支持刘江会等（2005）的研究结论。从Rem_1为因变量的回归结果来看，tDZ和BJZ的系数显著为负，表明通道制和保荐制的实施，使ipo公司的实质盈余管理水平显著下降，支持了假设1；BiG4、tUnnUw、State的系数均不显著，原因可能是实质盈余管理水平隐蔽性较强，较难被发现，因此并没有引起审计师、承销商足够的重视，也可能是由于Rem_1综合了R_CFo和R_eXpenSe的共同影响，所以导致系数被稀释。从Rem_2为因变量的回归结果来看，tDZ的系数显著为负，表明通道制的实施，使ipo公司的实质盈余管理水平显著下降，支持了假设1；BiG4、tUnnUw、State的系数均不显著，不符合预期，原因同上。综合Da、Rem_1、Rem_2的回归结果，支持了假设1，表明随着证券发行制度的市场化进程，由审批制向通道制、保荐制的演变，会约束ipo公司盈余管理行为，提高ipo公司盈余质量。
（三）ipo公司操纵性应计利润和实质盈余管理手段的相互替代效应的检验
从（表5）的相关系数表可以看出，在不同的证券发行制度阶段，ipo公司的操纵性应计水平与实质盈余管理水平均呈正相关性，没有出现操纵性应计与实质盈余管理随监管加强，此消彼长，相互替代的效应，不支持假设2。在模型估计中，本文对模型（8）标准误进行异方差调整和公司观察值自相关调整，以获得较准确的t统计量。回归结果如（表6）所示。从以Rem_1和Rem_2作为实质盈余管理替代变量（Rem_pRoXY）的回归一、二的结果来看，tDZ×Rem_pRoXY和BJZ×Rem_pRoXY的系数显著为正，不符合假设2预期。表明在通道制和保荐制下，ipo公司在盈余管理方式的选择上，实质盈余管理和操纵性应计管理共同存在，也即随着监管力量加强，操纵性应计与实质盈余管理并没有出现此消彼长，相互替代的趋势，假设2没有得到支持。
另外，与第三部分没有考虑应计管理和实质盈余管理替代效应的Da回归结果相比，tDZ和BJZ的系数仍为负，但显著性在下降，这可能是由于Rm_pRoXY与tDZ、BJZ之间存在相关性，稀释了tDZ、BJZ对于Da的影响所致。同样在引入Rm_pRoXY变量以后，pRiCe的系数依然显著为正，证明了ipo公司操纵应计目的是为了追求较高的发行价格，BiG4的系数仍然显著为负，支持了审计师质量对于应计操纵的约束。
综合上述的回归结果，不支持假设2，表明在ipo市场上应计盈余管理和实质盈余管管是显著正相关，并没有发现Cohenetal（.2008）等西方研究文献所证明的随着监管制度的加强，应计管理和实质盈余管理方式相互替代、此消彼长的趋势。
（四）稳健性检验为了增强本文研究结论的可靠性，另外运用了基本琼斯模型（Jone，1991）、修正琼斯模型（Kothari，1995）来计量操纵性应计，研究发现，这些盈余管理水平的计量指标之间具有高度的相关性，同时运用这些指标所做的检验均不改变本文的主要研究结论。另外BallandShivakumar（2006）的研究指出，估计ipo当年操纵性应计用ipo前一年总资产作换算指数，会由于换算指数在数额上偏小，导致所估计的操纵性应计偏大。因此本文在计算各ipo公司操纵性应计时，运用的是上市当年平均总资产进行换算。在稳健性性测试中，也运用ipo上年总资产作换算指数，研究主要结论并不改变。
公司盈利模式研究篇7
内容摘要：盈余管理对资本市场和投资者利益影响日益彰显，使其成为目前会计领域研究的焦点。长期以来我国上市公司普遍存在盈余管理行为。但目前我国对披露式盈余管理的研究相对集中，而对真实盈余管理的研究还未起步，本文旨在对真实盈余管理程度的估计方法和相应的经验证据进行探讨，以期对这一领域的研究提供一定的借鉴意义。
关键词：真实盈余管理真实盈余管理程度计量模型经验证据
研究概述
（一）真实盈余管理
Healy&wahlen（1999）和Schipper（1989）认为披露盈余管理主要是指通过公认会计准则中利用会计准则来控制盈余，而真实盈余管理包括改变以后商业活动的时间和规模来达到控制盈余的目的。这样可以理解为披露盈余管理仅影响公司账面盈余，既不会增加公司价值也不会减少公司价值。而真实盈余管理通常既影响各期盈余，也影响各期实际的现金流量。并且它通常不会增加公司价值，反而在一些情况下会损害公司价值。
Bensetal.（2002，2003）在报告中指出经理通过回购股票来避免由于公司职工期权的到期而导致的每股收益率降低。Dechow和Sloan（1991）发现了通过减少研究开发费用来满足盈余标准的证据。无论怎样，这里很多的证据主要集中研究的是研究开发费用的减少而没有关于真实盈余管理控制的系统研究。
Grahametal.s（2005）通过减少期间费用和资本投资的方法也可以达到控制真实盈余管理的目的。Bartov（1993）指出盈利负向变化的公司通过资产销售产生更高的收益。thomas和Zhang（2002）提供了扩大产量的证据但并没有对经济环境繁荣时期扩大产量提供解释。这些证据都没有对真实盈余管理提供有效证据也没有对这些真实活动产生的现金流量变化进行研究。直到2006年，Roychowdhury才系统化的对真实盈余管理的计量进行了分析与阐释，并为以后这一领域的研究奠定了基础。
在我国，盈余管理的研究一般集中在披露盈余管理领域，而真实盈余管理的研究还很少。因此本文主要针对国外以研究真实盈余管理计量模型进行分析，并对其思路进行探讨，这对我国真实盈余管理的研究具有相当重要的借鉴意义。
（二）真实盈余管理的动机
Grahametal（2005）通过研究指出，在真实盈余管理行为当中最主要的原因集中在三个动机：满足和达到上一年的盈利目标；满足和达到分析家的预测；避免财务报告上的损失。很显然，真实盈余管理动机研究能够帮助我们更好的分析公司是否发生真实盈余管理以及公司在哪种情况下以怎么样的方式损害投资者的利益。但是仅仅研究真实盈余管理的动机和手段，无法揭示投资者利益在多大程度上受了损害。因此，要在经济意义上了解真实盈余管理，就要提前估计出真实盈余管理的程度。
真实盈余管理程度计量模型分析
对于盈余管理程度的估计模型，如修正的Jones模型，盈余分布法等，国内外已有广泛的研究。但是关于真实盈余管理程度的计量模型研究却很少。目前Roychowdhury（2006）的真实盈余程度估计模型得到了普遍运用。他认为真实盈余管理可以通过提高产量，延迟信贷期限和减少期间费用支出（研究开发费用，销售费用和管理费用等）这三种手段来达到预期利润，避免财务报告损失和满足专家预测。
Roychowdhury（2006）认为考虑非正常经营现金流量（CFo），期间费用和产量成本可以研究真实盈余管理控制程度。在文中他认为真实盈余管理主要有三种控制方式：
销售控制：通过价格折扣和延迟信贷期限累计销售量。这样的折扣和延迟信贷期限可以暂时性的增加销售量。但是当公司转为以前的价格时，这种优势就会消失。在假设边际增长率为正数的情况下，额外的销售增加量会刺激短期盈利。无论怎样，价格折扣和延迟信贷期限将会导致目前现金流量的减少。
扩大产量：报告中通过增加产量而减少单位产品成本。企业所生产产品的成本由企业在生产该产品过程中发生的各项生产耗费构成。在这些生产耗费中，有一些费用属于固定费用，当产量在一定范围内变动时，固定费用总额不变。因此，当产量增加时，单位产品生产成本会下降，管理者为了增加盈利而增加产量，从而来降低单位产品成本。因为减少的单位固定成本并不能弥补增加的单位边际成本，因此总成本会减少。销售成本的减少（CoGS）将会导致更高的经营利润。无论怎样，在销售水平和固定成本既定的情况下，企业增加产量，将会导致更高的销售成本，从而导致更低的现金流量。
减少期间费用：广告费用、研究开发费用和管理费用等这些费用的减少将刺激当前利润的增加。如果这些费用是以现金支付的话，将会导致现金流量的增加。
以上三种控制都会导致现金流量的异常波动。他们的变动将会间接的测量真实盈余的管理程度，因此将他们三种变量作为模型中的控制变量。
Roychowdhury（2006）使用的Dechowetai.（1998）发展的模型来假设正常的CFo，期间费用和产量成本。CFo与销量和销量变化量呈线性关系，为了使样本的离散程度降低，将模型中的各变量的数值，由绝对量转换为相对量，比较不同规模企业的真实盈余管理程度，因此分母使用上期总资产。这个多元回归模型可以表述为：
（1）
通过等式（1），可以知道非正常CFo的计算是由实际CFo减去正常的CFo。
根据同样的道理，我们可以知道非正常的销售成本，存货增长量，生产成本及期间费用。在这里，在扩大产量必然带来的销售收入增加的假设下，CoGS的模型可以表述为：
（2）
因为销售收入的增加必然意味着有相应增加的存货储备量。因此存货增长量的模型可以表示为：
（3）
我们可以知道正常的生产成本等于销售成本和存货增加量之和，利用等式（2）和（3），因此生产成本可以表示为：
（4）
正常的期间费用模型可以表示为：
（5）
在以上等式中，CFo代表t时刻的现金流量，prod代表t时刻的生产成本，其为CoGS和存货变量的总和。Discexp代表t时段的期间费用，包括广告费用，研究与开发费用和销售与管理费用。
但Roychowdhury认为这样计算的期间费用可能存在着以下的一些问题：如果企业控制销售量，即通过折扣来增加当年的盈余，那么财务费用会异常增大，那么这样将有可能导致以上回归中出现异常低的残差系数。为了避免这种情况的发生，期间费用通过滞后销售收入来表示。因此，正常的期间费用估计模型可以表述为：
Roychowdhury的真实盈余管理程度估计模型最突出的价值在于他能够单个的估计出真实盈余的管理程度。但是他也有很多的不足之处，主要体现在以下两个方面：
影响真实盈余管理的因素很多，除了提高产量，延迟信贷期限和减少期间费用支出外，还有其他的影响因素，比如通过将负债转为所有者权益，减少财务费用开支和现金流出，从而提高企业盈利水平；通过股票回购减少发行在外的股票规模，以提高每股收益水平，从而达到或超过证券分析师的预期；通过选择资产处置时点使利润达到预期水平，当公司经营业绩没有达到预期时，可通过转让持有的无形资产、已经增值的有价证券或某个经营部门等获取收益。仅从三个控制变量来探讨真实盈余管理，可能低估真实盈余管理程度。
提高产量，延长信贷周期忽略了经济周期，企业自身发展，扩展业务等影响。企业促销手段，延长应收账款信用期有可能是企业发展壮大的正当手段，因此如何区分是真实盈余管理手段还是正大发展手段都值得我们思考。
而笔者认为可以应用短期负债程度来进行一定程度上的区别。一般而言，一个发展壮大的企业，为了获得充足的现金流来扩展企业，其短期负债比率应该相应增加，借款应该有所增加，而对于一个进行真实盈余管理的企业而言，为了达到利息费用降低实现短期盈余增加的目的，其短期负债比率应该显著下降。
真实盈余管理的模型运用：经验数据与方法运用
美国萨班斯法案的出台意在避免美国公司再次出现类似美国安然公司的财务丑闻。也因此引发了一系列关于真实盈余管理的研究。通过运用真实盈余管理计量模型，Daniela.Cohen,aiyeshaDey,thomasZ.Lys（2008）在报告中指出萨班斯法案颁布之后，披露盈余管理水平下降，真实盈余管理水平显著上升。Daniela.cohen,paulZarowin（2010）通过研究发现增发股票的企业都参与了真实盈余管理，在萨班斯法案颁布之后，由于真实盈余管理的程度远远大于披露式盈余的管理程度，从而导致业绩出现显著下降。taylor,XuZhao（2010）通过盈余达标，满足专家盈利预测和避免财务报告损失三个假设条件来推测企业也许都参与了真实盈余管理。他们通过调查发现参与真实盈余管理的企业并没有在后续的经营业绩表现上显著下降。这符合了他们关于真实盈余管理成本和收入的假设，即在萨班斯法案颁布之后，真实盈余管理成本上升。
此外，真实盈余管理计量模型也运用于动机问题的探讨。nicholasSeybert（2010）认为研究开发费用的资本化和造成的声誉影响驱使公司进行真实盈余管理，即指上市公司研发项目资本化的程度越大，相对而言公司的声誉影响越大，其进行真实盈余管理的动机就越明显。
贡献与未来发展
Roychowdhury（2006）的真实盈余管理计量模型为真实盈余的管理测量提供了有力的测量工具，弥补了此前这一领域的空白。虽然真实盈余管理计量模型的发展只有仅仅的五年时间，但是在外国这一领域上已经开始广泛的运用研究。中国版萨班斯（SoX）法案《企业内部控制基本规范》于2008年6月28日颁布，远胜于美国萨班斯法案；2010年4月26日，又了企业内部控制配套指引，标志着中国企业内部控制法制化体系已初步形成。那么，在法律法规颁布以后，我国企业是否同美国企业一样，将报表盈余管理转化为真实盈余管理，笔者认为这是一个可以深入研究的问题。
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作者简介：
公司盈利模式研究篇8
【关键词】XBRL；应计盈余管理；真实盈余管理
【中图分类号】F832.51；F232【文献标识码】a【文章编号】1004-5937（2017）14-0022-07
一、引言
XBRL（eXtensibleBusinessReportingLanguage）是可U展商业报告语言的缩写，是基于XmL（eXtensiblemarkupLanguage，可扩展标记语言）产生的针对财务报告信息交换方面而设定的一种计算机通用语言，是目前应用于非结构化信息处理（尤其是财务信息处理）的最新技术。
自1998年美国CharlesHoffman提出XBRL构想至今，国内外公司财务报告的形式发生了显著的变化。中国（2004）、欧盟（2004）、美国（2005）、韩国（2007）、日本（2008）、印度（2008）和智利（2009）等先后自愿或强制上市公司实施XBRL。这种趋势传达出一个强烈信号：上市公司开始了会计信息化方面的新一轮竞争。XBRL对会计信息质量的影响成为大家极其关注的问题。我国沪深两市从2004年年报就开始XBRL实施的试点工作，并从2008年年报开始全面推行XBRL格式的披露。财政部2010年9月发文（财会〔2010〕23号），拟订了首批实施通用分类标准的企业（13家）和会计师事务所（12家）名单，要求这12家会计师事务所协助被审计单位从2010年年报开始进行XBRL分类标准的辅导。本文研究证监会和财政部分别实施XBRL后的经济后果。
已有研究表明XBRL的实施降低了应计盈余管理[1-2]，改善了会计信息质量[3]，而本文不仅仅考虑应计盈余管理，还关注了更为隐蔽的真实盈余管理，从两个角度研究XBRL的实施效果。XBRL的实施，增强了数据使用者对财务报告的理解，也降低了数据监管者对财务报告的监督成本，这将会大大增加数据相关者对公司财务报告的关注度。但与应计盈余管理不同，真实盈余管理在监管中更隐蔽，正是由于信息使用快捷性的不同，有理由怀疑证监会在2008年年报及XBRL全面实施后，管理层提升了对真实盈余管理的力度，限制了应计盈余管理的使用。但隐蔽的真实盈余管理还是会被更严格的监管发现，自2010年年报开始财政部对部分上市公司进行了XBRL分类标准的指导，有理由怀疑财政部对部分上市公司加强监管后，抑制了其真实盈余管理的增加。
二、文献回顾与研究假设
从1998年提出XBRL的概念后，XBRL得到了广泛的好评与发展，XBRL的研究逐年增多。目前绝大多数研究成果就XBRL对外部资本市场的影响给予了充分肯定。Yoon等实证研究了XBRL对韩国资本市场的影响，发现XBRL能够降低信息不对称[4]。王琳[3]和高倩[5]均使用事件研究法直接研究了XBRL平台实施的市场反应，她们使用CaR（累积异常报酬率）发现资本市场对XBRL平台的实施是有积极表现的。史永和张龙平研究了XBRL财务报告对分析师预测的影响，从分析师预测量、预测效率和预测质量三个方面衡量，发现XBRL格式的财务报告使得分析师预测量上升，预测效率提升，预测质量提高[6]。史永和张龙平从股价波动同步性的角度衡量XBRL财务报告实施的外部经济后果，发现XBRL实施后，上市公司股价波动同步性降低，即个别公司与市场同涨同跌的现象降低，说明XBRL的实施提高了资本市场的配置效率[7]。Kaya从债务市场―银行融资角度研究XBRL的经济后果，通过对比利时非上市公司的分析，发现自愿性选择XBRL格式披露信息后，公司会获得银行更低的借款利息，享受更大额的贷款额度，他们认为这主要是因为XBRL格式信息的报送可以降低银行信息处理的成本和时间，提高信息处理的效率，进而更好地评价公司的财务信息[8]。
国内外理论界对XBRL财务报告质量保证工作的探索研究仅仅是一个开始，远未达到系统化和成熟化的程度。已有研究表明XBRL的实施降低了应计盈余管理，但应计盈余管理与真实盈余管理之间存在着替代性，只研究一方面会产生片面性。例如Cohen等研究萨班斯法案实施前后，管理层对应计项目盈余管理和真实活动盈余管理的权衡，结果发现，在萨班斯法案实施之前，管理层更倾向于使用应计项目盈余管理，而在萨班斯法案实施后，则促进了真实活动盈余管理，抑制了应计项目盈余管理水平[9]。所以对盈余管理的研究需要从最初只关注一种盈余操纵方式到研究管理层在两者之间是如何进行权衡的。
XBRL的平台使得数据使用者能够更方便地获得数据，使得财务信息不局限于少数人，从而人人获得财务信息。XBRL系统可以通过下列方式来改善会计信息质量：（1）数据提供者可以及时搜集和信息，从而提高数据提供者对数据公布的及时性；（2）消除信息传递壁垒，基于“一个平台”的构想，数据使用者可以更加快捷方便地获得数据；（3）数据监管者控制源头和去向，传统的数据监管只能监控数据提供者的数据，但是XBRL平台的建立，通过XBRL分类标准等理论技术的支持，数据监管者可以事先控制源头。
尽管上述优势使得上交所和深交所强制上市公司通过XBRL平台披露信息，但作为理性人而言，管理层可能为了自身的利益进行信息的操控，特别是真实盈余管理的隐蔽性，使得管理层可以按照对自己有利的方向进行盈余操纵，从而使得通过XBRL平台公布的信息失真。上述两方面的影响，使得XBRL与会计信息质量的关系不确定。
morris等指出，理论为信息系统、动机和行为的研究提供了一个思路。理论模型中假定两个参与者，委托人和人，人代表委托人的利益，代替委托人进行决策。当人以自身利益为主，而不以委托人的利益为主时，问题就出现了。morris等为问题提出了两条解决方案：（1）建立利益共享的契约；（2）使用信息系统增加信息透明度，减低信息传递壁垒[10]。本研究关注第二点，通过使用信息系统解决问题。
peng等用总应计作为盈余管理的变量，研究中国证券市场中XBRL与盈余管理的关系，结果发现在XBRL实施后，上市公司盈余管理程度下降了，同时高成长、小规模和高科技上市公司下降的程度更大，表明XBRL的实施可以提高资本市场的透明度，这主要是因为投资者获取信息的成本降低，进而提高投资者发现公司盈余操纵的水平，故降低了盈余管理的水平[1]。刘鹏程研究了XBRL与应计盈余管理的关系，结果表明XBRL的施降低了应计盈余管理的水平，提高了会计信息质量[2]。由此提出第一个假设：
H1：XBRL实施后，管理层降低了应计盈余管理的使用。
透明度的增加，虽然可以改善信息不对称的情况，但是管理层作为理性人，还是有自己的动机，当应计盈余管理受到抑制时，管理层会选择更加隐蔽的盈余管理手段，而真实盈余管理改变了经济活动的实质并按照会计准则对改变后的经济活动进行确认、计量和列报，并没有违反公认会计准则[11]。由此提出第二个假设：
H2：XBRL实施后，管理层增加了对真实盈余管理的使用。
真实盈余管理虽然比较隐蔽，但更强的监管仍会发现真实盈余管理现象，故有理由怀疑，财政部要求部分上市公司自2010年年报起加强对XBRL的重视和辅导将会抑制假设2中真实盈余管理的增加。因此提出第三个假设：
H3：财政部介入XBRL实施后，可以抑制真实盈余管理的增加。
三、样本选取
本文选取1998―2013年所有a股上市公司作为研究对象，使用的财务数据均来源于国泰安数据库，并根据2012年证监会的上市公司行业分类将样本分行业划分，为保证每个行业有足够的样本公司进行分析，同时考虑到金融保险业的特殊性，本文剔除了金融保险业，并剔除应计盈余管理和真实盈余管理度量指标都不能计算的上市，最终获得初选样本22024家。
正如Zang所说，不管是应计盈余管理，还是真实盈余管理，都是存在实施成本的，因此可以合理预期并不是所有的上市公司管理层都有动机进行真实盈余管理[12]，这也是应计盈余管理模型与真实盈余管理模型适用的前提假设。
本文在初选样本的基础上，进一步定义了具有较强盈余管理动机的三类样本公司。第一类是为达到增发目的的公司，本文定义研究样本期间进行再融资的上市公司在增发前两年和增发当年有进行盈余管理的动机；第二类为微利企业，本文定义当年总资产收益率Roa在[0，0.01]区间的公司为有动机避免亏损，进行盈余管理的公司；第三类为微增企业，本文定义总资产收益率变动ΔRoa在[0，0.005]区间的公司为有动机达到上年利润标准，进行盈余管理的公司。
通过对上述可疑样本的筛选，得到第一类增发动机的公司3295家，第二类微利动机的公司2571家，第三类微增动机的公司2068家，共有“公司―年度”数据7934家，删除其中的重复项944家，剩余可疑样本数为6990家。具体各动机的年度数据如下：XBRL实施之前（2007年及之前）的可疑样本数为3063家，XBRL实施之后（2008年及之后）的可疑样本数为3927家。
其中：营运资本wCt=非现金流动资产-流动负债-折旧和摊销，？驻wCt为wCt的变动；CFot是t年经营活动现金流量的净额。
逐年、逐行业运用最小二乘法分别估计出上述模型各变量的回归系数？琢，将回归系数？琢回代到模型中，计算出各年度公司样本的回归值，并以其年度对应的实际值减去回归值，得到异常值，即为操控性应计利润DtaC。上述模型在进行逐年、逐行业回归中，数据样本至少15个，剔除样本量不足15个的“年度―行业”。
本文参照Roychowdhury采用的三个真实盈余管理量化指标――异常现金流、异常可操纵费用和异常生产成本来度量真实盈余活动中的销售操控、费用操控和成本操控[13]。
其中：St是主营业务收入；DiSCt为操纵性费用，用销售费用与管理费用之和来代替；pRoDCt指t年主营业务成本与本期存货变动之和。异常现金流、异常可操纵费用和异常生产成本分别为三个模型的残差。
同时为度量真实盈余管理的总程度，本文参考杨慧辉等的研究[14]，引入下面的真实盈余管理总体计量指标。
Rem=Rem_pRoDC-Rem_CFo-Rem_DiSC
（二）解释变量――XBRL和Big12
本文考察的是沪深两市采用XBRL标准披露年报后对应计盈余管理与真实盈余管理的影响。上交所和深交所均要求上市公司从2008年年报开始以XBRL格式报送，故引入虚拟变量――XBRL。实施前XBRL取0，实施后XBRL取1；1998―2007年这10年的XBRL取0，2008―2013年这6年的XBRL取1。
2010年9月，财政部《XBRL企业会计准则通用分类标准》（财会〔2010〕23号），拟订了首批实施通用分类标准的企业（13家）和会计师事务所（12家）名单及要求。本文定义Big12表示后续受财政部监管XBRL实施的公司与2010年及之后由财政部规定12家会计师事务所审计的上市公司。
（三）控制变量
为了控制其他可能影响盈余管理的因素，在后续的回归模型中引入了控制变量：用总资产的对数衡量公司规模（Size）；用资产负债率衡量财务杠杆（Lev）；用市净率衡量成长性（mB）；用总资产收益率Roa和是否亏损Loss反映盈利能力；用GDp的对数衡量宏观经济。所有数值型的变量在后续实证检验中都进行了1%的极值处理。
（四）回归模型
将三种可疑样本分别进行回归，回归结果如表1。
为了验证盈余基准的存在，需要关注Suspect的回归系数及其显著性。panela表示以增发为目的的可疑样本，回归的样本数为3295，在DtaC1模型中，Suspect的回归系数显著为正，真实盈余管理的综合指标显著为正（0.019），说明上市公司为了达到增发的目的会同时进行应计盈余管理和真实盈余管理。panelB表示以避免亏损为目的的可疑样本，回归的样本数为2571，在DtaC1和DtaC2模型均显著为正，真实盈余管理的综合指标显著为正（0.0606），说明上市公司为了达到避免亏损的目的会同时进行应计盈余管理和真实盈余管理，进而使得利润略大于0。panelC表示以业绩增长为目的的可疑样本，回归的样本数为2068，DtaC2中Suspect的回归系数显著为正（0.0088），真实盈余管理的综合指标为正（0.0079），但不显著，这说明上市公司为了显示业绩增长进行应计盈余管理和真实盈余管理的现象不显著。panelD是所有可疑样本与非可疑样本之间的回归，回归的样本数为6990，在DtaC1中Suspect的回归系数均显著为正，DtaC2中Suspect的回归系数为负（-0.0025），但不显著，真实盈余管理的综合指标显著为正（0.0276），这表明整体上公司为了达到增发、避免亏损和利润增长的目的，会同时进行应计盈余管理与真实盈余管理，以达到特定的盈余基准，说明本文选取的可疑样本具有代表性。
（二）独立样本t检验
为了比较XBRL实施前后管理层在两种盈余管理策略中是如何进行权衡的，先进行独立样本t检验，将应计盈余管理与真实盈余管理的度量值进行了1%的极值处理。本文首先将1998―2013年度全部可疑样本数据按XBRL变量的不同进行各数据的独立样本t检验。
表2显示XBRL实施之后应计盈余管理DtaC1（均值下降0.0097）和DtaC2（均值下降0.0232）都显著下降了，说明在XBRL实施后，公司进行应计盈余管理的程度下降了，结论初步证实了假设1。对于真实盈余管理而言，总指标Rem（均值上升0.0190）在XBRL实施之后却显著上升了，说明在XBRL实施后，公司进行真实的盈余管理程度上升了。从真实盈余管理的三个分指标中可以看出，真实盈余程度的上升是由销售操控、费用操控和生产操控共同引起的，结论初步证实了假设2。
为证实财政部对XBRL实施政策的经济效果，本文将2008―2013年可疑样本的数据按Big12变量的不同进行各数据的独立样本t检验，选取2008―2013年是因为此期间所有上市公司为满足证监会的要求都已经按XBRL向证监会披露财务信息，即XBRL=1。
表3显示财政部介入之后，应计盈余管理DtaC1（均值下降0.0061）和DtaC2（均值下降0.0120）都显著下降了，说明财政部的介入进一步减少了上市公司应计盈余管理。对于真实盈余管理而言，总指标Rem均值下降0.0126，说明在财政部介入后，抑制了真实盈余管理的增加。从真实盈余管理的三个分指标中可以看出，真实盈余程度的上升是由销售操控、费用操控和生产操控共同引起的，结论初步证实了假设3。
（三）模型回归结果
为了检验XBRL实施前后管理层在应计盈余管理和真实盈余管理的策略是如何转变的，还对模型进行了多元线性回归。正如描述性统计中所说的，所有的变量都进行了1%的极值处理，以剔除异常值对结果的影响，回归结果如表4所示。
主要关注XBRL和Big12的系数。在应计盈余管理DtaC1的模型中，XBRL的系数显著为负（系数=-0.011，t值=-2.5915），在DtaC2的模型中，XBRL的系数虽不显著，但也是负值（系数=-0.0125，t值=-1.6234）。说明XBRL实施后，管理层减少了应计盈余管理的使用，证实了假设1。
在真实盈余管理综合指标Rem的模型中，XBRL的系数为正，但不显著（系数=0.0162，t值=1.6445），查看真实盈余管理分项指标的回归结果，可以发现Rem_DiSC和Rem_pRoDC中，XBRL的系数均不显著，而Rem_CFo中XBRL的系数显著为负（系数=-0.0089，t值=-2.1968），说明在XBRL实施之后，公司增加了真实盈余管理的程度，其中销售操控增加最明显，证实了假设2。
在应计盈余管理DtaC1的模型中，Big12的系数显著为负（系数=-0.0061，t值=-1.9784），在DtaC2的模型中，Big12的系数虽不显著，但也是负值（系数=-0.0064，t值=-1.1148）。说明财政部的介入进一步减少了上市公司应计盈余管理的程度。在真实盈余管理综合指标Rem的模型中，Big12的系数显著为负（系数=-0.0174，t值=-2.4223），查看真盈余管理分项指标的回归结果，可以发现Rem_CFo和Rem_pRoDC中，Big12的系数均不显著，而Rem_DiSC中Big12的系数显著为正（系数=0.0063，t值=2.6255），说明在财政部介入XBRL实施之后，抑制了公司对真实盈余管理的增加，其中对费用操控的抑制最明显，证实了假设3。
六、结论
本文实证研究了XBRL实施后管理层如何在应计盈余管理与真实盈余管理之间进行选择。为了实证检验应计盈余管理与真实盈余管理的变化，本文首先证实了中国证券市场盈余管理现象的存在，并从全部上市公司样本中选出最有可能进行盈余管理的可疑样本，然后对可疑样本在XBRL实施前后的盈余管理现象进行对比分析。结果显示在XBRL实施后，管理层减少了应计盈余管理的使用，增加了真实盈余管理，以达到特定的盈余基准。本文还研究了财政部从2010年年报开始对部分上市公司XBRL报送格式进行介入的效果，结果发现在财政部加强监管后，上市公司减少了真实盈余管理，即交易所和财政部的共同监督作用可抑制上市公司转向真实盈余管理的行为。通过使用其他度量方法，以及控制可能对结论产生影响的因素，发现此结论是稳健的。
这样的结果对于XBRL乃至会计信息系统的应用有三个启示。
第一，想要通过会计信息系统增加信息透明度，减少应计盈余管理，存在一个不理想的局面：增加了管理层对真实盈余管理的使用。公司使用会计信息系统向外界提供了一个会计信息质量改善的信号，但是真实盈余管理的使用会使这种信号变得模糊。
第二，为达到特定盈余目标的真实盈余管理是一种偏离正常经营活动的行为，这很有可能损害公司短期和长期的价值。通常真实盈余管理的成本较高，成本上升以后，又会影响真实的商业活动，这会产生一个恶性循环，最终受害者将是企业的投资者。在XBRL实施过程中，应该辅以其他公司治理机制来抑制管理层的这种行为。股东与监管者可以通过其他相关问题的考虑（如改变激励机制）来限制管理层这种损害公司价值的行为。
第三，财政部在2010年起对部分上市公司XBRL的实施进行了辅导，抑制了真实盈余管理的增加，政策上可以通过更强的监管程度发现隐蔽的真实盈余管理，但王立彦等（2012）的研究指出不同监管部门之间可能存在XBRL实施的博弈行为，增加了上市公司实施XBRL的成本，故在进行政策实施时要充分考虑成本―收益配比原则。
本文的研究存在一定的局限性。因为XBRL的实施是全面强制的，导致本文没有办法选取对照组，只能对实施前后进行比较，没有对照组使得结论的说服力有所下降。此外，本文的研究是中国上市公司运用XBRL的效果，但由于中国特色股权结构和制度背景，使得本文的结论不能引申到欧美等市场以及中国非上市公司。本文没有考虑XBRL实施的成本问题，故并没有从收益―成本配比原则为XBRL的实施提出数量上的建议。
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公司盈利模式研究篇9
【关键词】内部控制信息披露；内部控制审计报告；盈余质量
一、引言
内部控制信息披露是指管理当局将公司与内部控制相关的信息，包括内部控制的设计、实施、运行、监督、评价等相关信息以一定的报告形式向外部信息使用者公开，从而有助于使用者做出正确的决策。2000年，证监会颁布了《公开发行证券公司信息披露编报规则第1-6号》，该规定要求金融企业在招股说明书中专设一部分对其内部控制制度的有效性进行说明，且会计师事务所应以内部控制评价报告的形式对上述情况作出报告，并呈报证监会。上交所和深交所分别于2006年和2006年了《上海证券交易所上市公司内部控制指引》和《深圳证券交易所上市公司内部控制指引》，要求上市公司披露内部控制鉴证报告，标志着我国上市公司内部控制信息披露进入了强制披露阶段。2008年，五部委联合制定了《企业内部控制基本规范》，鼓励有条件的公司聘请审计机构出具财务报告内部控制鉴证报告。2010年，财政部会同证监会、审计署、银监会、保监会制定了《企业内部控制配套指引》，强制要求在境内外同时上市的公司以单独报告的形式披露内部控制审计报告。本文基于沪市a股公司披露的内部控制信息，探讨随着内部控制信息披露的改善是否伴随着高质量的盈余质量。
二、研究设计
1.样本选取与数据来源。本文所选样本均来自沪市a股上市公司，样本筛选中剔除金融保险类上市公司；根据证监会2013年行业分类，剔除每年上市公司不足20家的行业。经过筛选，共选取2979个样本。本文所用的财务报告和财务数据来自巨潮资讯网和国泰安数据库，对样本中内部控制信息披露的查阅和统计由作者手工翻阅上市公司年报完成。
2.研究假设。高质量的内部控制能够限制对外报告信息的故意操纵，降低会计处理和财务报告中无意的程序和估计差错风险，减轻可能影响财务报告信息质量的企业经营和战略的内在风险。由此提出假设1：
H1：公司内部控制披露质量与盈余质量正相关。
内部控制内嵌于企业管理，是一个需要持续调整的过程，随着企业自身的发展与外界环境的变化，原本有效的内部控制可能变得不合理。因此，当企业对内部控制持续关注、持续评估时，这类企业的盈余质量可能更高。由此提出假设2：
H2：持续进行内部控制信息披露的公司盈余质量更高。
3.变量定义。
1）被解释变量。本文将盈余质量作为被解释变量。采用可操控性应计作为盈余质量的替代变量。用基于年度、行业的修正琼斯模型，来预计上市公司的可操纵利润额Da，即下述模型中的残差项ξi，t，
tai，t，第t年第i家公司的应计利润总额；ta，经营利润减经营现金净流量；ai，t-1，第i家公司第t-1年总资产；ΔReVi，t，第t期销售收入和t-1期销售收入的差额；ΔReCi，t，第t期应收账款和第t-1期应收账款的差额；ppei，t，第t期末的厂房，设备等固定资产。ta、（ΔReV-ΔReC）、ppe都除以上期期末总资产为公分母，以减轻异方差的影响。通过计算上述模型的残差，取绝对值即得到盈余质量的度量指标eQ（Da）。其中，eQ值越大，盈余质量越低。
2）解释变量。为支持研究假设，本文共设立个两解释变量，“是否同时披露内部控制自我评价报告和内部控制审计报告”，是则赋值为1，否则为0，用iCiD表示；“是否连续三年披露内部控制审计报告”是则为1，否则为0，用CD表示。
3）控制变量。公司某些经营特征对盈余质量也产生影响，主要包括业务经营发展、财务状况、会计谨慎性、审计质量和公司治理等。本文将公司规模、总资产净利润率、资产负债率、营业收入增长率、aBC（总应计利润的绝对值占总资产的比重）、实质控制人性质是否为国有、董事长与总经理是否“二职合一”等作为控制变量。其中总资产净利润率为净利润与资产总额之，用Roa表示；资产负债率为总负债与资产总额之比，用LeVeRaGe表示；公司规模取公司资产总额自然对数，用SiZe表示；实质控制人若为国有则赋值为1，否则为0，用owneR表示；董事长与总经理是否“二职合一”，是则为1，否则为0用toGetHeR表示。
三、模型设定
内部控制信息披露质量对盈余质量影响的回归模型
为检验假设1，本文构建模型：
为检验假设2，本文构建模型：
四、实证分析
1.内部控制信息披露对盈余质量影响的描述性统计与相关性分析，各变量的描述性统计结果见表4.1。
从表4.1可以看出，被解释变量盈余质量的均值为0.07560056，极小值为0.00004036，极大值为2.03064113，盈余质量的变化区间较大，说明我国上市公司普遍存在非正常应计利润，即有调高利润的动机，同时也说明现阶段我国上市公司的盈余质量分布不均，存在较大差异。同时披露内部控制自我评价报告与内部控制审计报告的均值为0.21，说明现阶段我国上市公司同时披露两份报告的比例较低，连续三年披露内部控制审计报告的均值为0.11，说明现阶段我国内部控制审计报告的连续性披露较差。
限于篇幅限制，相关性检验表格不予列示。同时披露自评报告与内部控制审计报告、连续三年披露内部控制审计报告与盈余质量在0.01的水平（双侧）上显著负相关，相关分析结果支持假设1、假设2。在多元回归分析中，计算了各个自变量的方差膨胀因子（ViF），所有的ViF都小于2，不存在严重的多重共线性问题。
2.内部控制信息披露对盈余质量影响的回归分析。本文对模型（1）、模型（2）进行了多元回归分析，回归结果见表4.2。
由表4.2可以看出，iCiD系数为负，与假设相符，说明公司同时披露内部控制自我评价报告与内部控制审计报告，能够有效降低应计盈余项目，使公司的盈余质量得到改善。CD的系数显著为负，说明连续三年披露内部控制审计报告的公司，能够改善公司的盈余质量，与假设一致。控制变量中，公司规模与假设不一致。可能由于公司规模大，其公司治理越完善，其可操纵盈余的空间越小。
五、研究结论
本文以我国2008年至2011年上市公司内部控制披露的信息为研究对象，从盈余质量的角度对内部控制信息披露的效果进行了验证。检验发现：公司当年度同时披露内控自评报告与内控审计报告，可以有效降低应计盈余操纵，使盈余质量得到提升；连续三年披露内控审计报告的公司其盈余质量得到显著提升。
参考文献：
[1]董望，陈汉文.内部控制、应计质量与盈余反应——基于中国2009年a股上市公司的经验证据[J].审计研究，2011（4）：68-77.
[2]张国清，赵景文.资产负债项目可靠性、盈余持续性及其市场反应[J].会计研究，2008（03）：
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[3]孙文娟.内部控制信息披露与盈余质量的关系研究[J].财会月刊，2011（15）：3-7.
[4]张龙平，王军只等.内部控制鉴证对会计盈余质量的影响研究——基于沪市a股公司的经验证据[J].审计研究，2010（2）：83-89.
作者简介：
公司盈利模式研究篇10
[关键词]股权激励盈余管理面板数据模型
一、引言
股权分置改革实施之后,上市公司的各类股东的价值趋于一致,控股股东有充分的动机激励管理层将其市场价值最大化。2006年初中国证监会实施《上市公司股权激励管理方法(试行)》,证明实行股权激励的制度缺陷和政策障碍已经消除,市场人士和学术界对股权激励在解决问题上的作用给予很高的期待。然而,我国资本市场和上市公司的特殊性要求我们保持更谨慎的态度。首先,我国上市公司中大部分是国有控股企业,所有者缺位和内部人控制现象比较严重,市场监管环境和公司治理水平相对薄弱,上市公司存在普遍的盈余管理行为(孙铮、王跃堂,1999)。其次,市场投资者中个人投资者或散户的比重过大,信息收集、分析上的局限使他们难以理性预期到上市公司盈余操纵程度,这使管理层通过盈余管理来操纵股价成为可能。
本文以下结构为:第二部分为盈余管理程度的计量方法介绍,第三部分为进一步的实证研究,第四部分为结论及政策建议。
二、盈余管理程度的计量
本文采用修正的Jones模型按总体来估计总体特征参数。具体模型如下:
其中,是经过上期期末总资产调整后的公司i的正常应计利润,是公司i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额,是公司i当期期末应收账款余额与上期末应收账款余额的差额,是公司i当期固定资产价值,是公司i上期末总资产,以上指标均可以直接取自样本公司的年度报表或通过简单的数学运算取得。是总体特征参数,这些参数的估计值在本文是依据基本Jones模型,使用总体数据进行回归取得。
其中,分别表示总应计利润、营业利润与经营活动现金净流量。这样,公司i的操控性应计项目。
三、实证研究
1.样本选择及数据来源
本部分选择2002年年报披露已经实行高管人员股权激励的上市公司2002年～2005年的数据为样本。鉴于本部分的研究目的,对样本进行了如下筛选:(1)剔除了高管人员以自然人方式作为发起人持有公司股票的上市公司。(2)剔除了St、pt公司。(3)剔除了B股公司。(4)剔除了数据不全的公司。最后得到89家样本公司,共356个样本。股权激励模式及高管人员持股数据来源于各年度上市公司年报,其余数据来源于国泰安公司的CSmaR数据库。本部分使用的统计软件为Stata9.0。
2.模型设计
运用面板数据方法,在综合已有研究文献并结合我国上市公司实际情况的基础上,设计回归模型如下:
模型的变量描述如表1所示:
3.变量的描述性统计
变量的描述性统计如表2所示:
从表2可知,盈余管理的均值(中值)为-0.002(0.003);股权激励的均值(中值)为0.067(0);资产负债率的均值(中值)为0.490(0.505);总资产自然对数的均值(中值)为21.761(21.648);管理费用自然对数的均值(中值)为18.523(18.410)。
4.实证结果及分析
表3给出了回归模型的混合ols估计、Fe(固定效应模型)和Re(随机效应模型)估计结果及F检验、Lm检验和Hausman检验结果。
注:表3中***表示在1%的水平上显著;**表示在5%水平上显著;*表示在10%水平上显著;SR的计量单位为千万元。括号内混合oLS及Fe为t值。其中F值为多元回归总体显著性检验,而F检验值则为选择Fe模型或混合oLS模型的检验值。
由于使用的是面板数据,首先需要对模型的设定形式进行判断,对于回归模型,在混合oLS与Fe之间进行选择时,F检验值在1%水平下显著,应该选择Fe模型;在混合oLS与Re之间进行选择时,通过Lm检验,卡方值为74.02在1%显著水平下显著,应选择Re模型;在Fe与Re间进行选择时,Hausman检验的卡方值为23.56,在1%水平下显著,所以应该选择Fe模型。综合F检验,Lm检验与Hausman检验的结果,回归模型应该选择Fe模型。
从Fe回归结果可以看出:股权激励与盈余管理程度存在不显著的正相关关系。一方面,当前我国的股权激励强度不大,不仅没有让管理层站在股东的角度思考问题,反而使管理层为谋取自身利益增加了损害股东利益的盈余管理行为,另一方面随着各项法律法规和会计准则的不断完善,盈余管理的空间已经受到了一定的限制;,,的系数高度显著,说明上市公司规模,管理费用,资产负债率,对于盈余管理具有重要影响。
四、结论及政策建议
本文采用面板数据模型研究了高管的股权激励与盈余管理之间的关系发现,高管股权激励与盈余管理之间存在不显著的正相关关系。
根据本文的研究结论,我们提出了以下政策建议:
1.当务之急是要加强高管股权激励制度的有效实施
一方面我们缺乏对管理层的有效激励,我国上市公司对管理层的股权激励总体程度不高,而且股权激励制度以绩效股为主,未能发挥其长效激励作用,致使管理层工作积极性不高,反而刺激了管理层的盈余管理行为。
另一方面上市公司依据短期业绩来制定管理层薪酬会导致管理层为了追求自身利益而进行盈余管理。因此我国上市公司设计的管理层激励制度要改变管理层报酬契约的结构,把以会计信息为基础的短期激励与以市场价值信息为基础的长期激励相结合。要健全管理层薪酬激励制度,对管理层经营业绩要进行公正客观地评价,考核指标体系不仅要包括利润总额、净资产收益率、销售收入增长率等指标,还要考虑市场占有率等指标,实行管理层报酬与公司价值增加程度挂钩的激励方式,从而使企业管理层的行为与企业价值最大化的目标相一致,以防止管理层的盈余管理行为。
2.可操控性应计利润的形成往往是由于会计准则未明确规定或规定不清而发生的,会计政策赋予企业的会计选择权和自过大,有关规定不具体明晰,缺乏可操作性,为我国上市公司的盈余管理提供了较大的空间。因此,在对已有会计准则不断修订的基础上,借鉴国外经验,结合我国实际情况,建立一套高质量的会计准则,并建立评估机制,定期加以改进,这对于抑制上市公司盈余管理行为有着重大意义。
参考文献:
[1]孙铮王跃堂:盈余操纵与资源配置之实证研究[J].财经研究,1999,(4):3～9
[2]夏立军:盈余管理计量模型在中国股票市场的应用研究[J].中国会计与财务究,2003,(2),94～122