征信公司盈利模式篇1
内容摘要:会计信息的质量对于使用者做出决策具有重要作用,而目前我国上市公司的盈余管理行为比较普遍,严重影响了信息使用者的决策。本文总结了国内外准则对于会计信息质量特征的要求,分析了盈余管理的动因和方式,并有针对性地提出了提高上市公司会计信息质量的相关策略。
关键词:会计信息质量盈余管理公司治理会计准则
会计盈余及会计信息质量特征
(一)会计盈余及我国对会计信息质量特征的规定
会计盈余是企业在某一特定期间内经营成果的表现形式,同时也是评价企业经营业绩的重要指标之一。会计盈余是企业所披露的最重要的会计信息之一,财务信息的使用者在做出决策时要考虑上市公司对外公布的财务报告中披露的会计利润及其派生出来的一系列指标。会计信息质量要求是对企业财务报告中所提供会计信息质量的基本要求,是使财务报告所提供会计信息对其使用者决策有用而应具备的基本特征。
我国于2007年1月1日起施行的《企业会计准则》所规定的会计信息质量特征主要包括可靠性、相关性、可理解性、可比性、实质重于形式、重要性、谨慎性和及时性。其中,相关性与可靠性相互权衡所得到的信息是对财务信息使用者最有利的信息。财务会计理论的基本问题就是如何调和会计信息的这两种不同作用。
会计信息最重要的作用之一就是为使用者提供对决策有用的信息。决策有用性的信息观是财务报告的一种方法,它认为预测未来公司业绩的责任在个人,并且应为此提供有用的信息,这一方法假设证券市场是有效的,市场会对所有信息做出反应。决策有用性的计量观是一种财务报告方式,在这种方式下,在具有合理可靠性的前提下,会计人员应负责将公允价值融入财务报表中,从而帮助投资者预测公司内在价值。
美国财务会计准则委员会对会计信息的质量特征进行综合,于1980年的《论财务会计概念结构》第二辑《会计信息质量特征》中提出了如图1所示的会计信息质量特征结构图。
(二)国外相关准则的规定
国际会计准则委员会(iaSC)在国际会计准则《关于编制和提供财务报表的框架》“财务报表的质量特征”中规定:会计信息质量特征是可理解性、相关性、可靠性和可比性。美国的会计信息质量是目前普遍公认的最为完整的理论概括。整个质量特征体系以“决策有用性”为核心,由相关性和可靠性组成。相关性与可靠性是美国最重要的会计信息质量特征。英国会计准则委员会的概念结构―“原则公告”,将会计信息质量分为三大部分:与报表内容有关的质量。主要是指相关性和可靠性,相关性包括预测价值和证实价值,可靠性包括如实表述、实质性、中立性、谨慎性、完整性等;与报表表述有关的质量。公为可比性和可理解性,可比性包括一致性和会计政策的充分披露,可理解性包括汇总与分类,使用者能力要求;对信息质量的约束,包括在质量标准间权衡、及时性、效益大于成本等。除了这三大类七条主要质量,十条辅助质量外,还有作为先决质量的重要性,以及英国对财务报表信息的传统要求―真实与公允,所涉及的信息质量标准共计二十条。
盈余管理及其动因
盈余管理是企业的一种内部管理行为,也是一种管理过程。近年来,随着我国资本市场的不断发展壮大,越来越多的上市公司进行盈余管理,而且盈余管理的程度较大。吴连生等(2007)的研究显示,1998-2004年期间,占亏损公司60.73%的上市公司为避免亏损而进行盈余管理;王婷等(2009)的研究表明,农业上市公司普遍运用应收账款、投资收益和补贴收入进行盈余管理,而且盈余管理的幅度较大。深圳证券交易所《深市主板公司2007年年报业绩分析》报告显示:主营业务对公司利润的影响程度正在逐渐减弱,上市公司业绩提升与投资收益、营业外收入以及非经常性损益的贡献密切相关。张雷(2009)的《上市公司盈余管理行为的实证研究》显示:江苏省机械设备行业上市公司普遍存在不同程度的盈余管理现象,而且其盈余管理的动机也各不相同。上述已有的研究说明,我国不同行业的上市公司普遍存在盈余管理行为,而且盈余管理的幅度也随着时间的推移而逐步加大。
(一)盈余管理的内涵
根据斯科特在《财务会计理论》一书中的定义,盈余管理是指管理人员通过对会计政策的选择以实现某些特定的目标的手段。
盈余管理行为可以从契约和财务报告两个方面来看。从契约角度看,在合同为刚性和不完全时,盈余管理是一种低成本的用以保护公司免受未预期状况的影响的方法。从财务报告角度来看,管理人员通过盈余管理行为影响公司的股票价值。盈余管理可以视为管理层用来传递内部信息给信息使用者的一种机制。
然而,一些管理人员可能会滥用盈余管理。从契约角度看,管理层可能投机性地运用盈余管理,以牺牲契约其他参与方的利益为代价增加自己的利益。从财务报告角度看,可能记录过高的费用,或强调盈余的构成而不是净利润。因此,过度的盈余管理会降低财务报告的可靠性。
(二)盈余管理的动因
1.分红计划。希利(1985)发表题为“分红计划对会计决策的影响”的文章,对盈余管理的契约动机进行了研究,他认为在进行盈余管理前,管理层有关于公司净利润的内部信息。由于外部的利益集团,包括董事会,可能无法准确了解公司利润,所以管理层就会乘机操纵净利润,以使他们在公司薪酬合同中规定的奖金最大化。
2.其他契约动因。将盈余管理视为管理层在面临薪酬和债务契约以及政治成本时,为最大化其效用而采取的机会主义行为。盈余管理动因也来自于隐含契约,也被称之为关系契约,它产生于公司与股东(股东、雇员、供应商、贷款者和顾客)之间的长期关系,并代表一种基于公司过去业务的期望行为。
3.政治动因。很多公司会受到公众的关注,包括巨型公司、战略性生产行业、垄断或接近垄断的企业。这些公司希望通过盈余管理来降低所受到的关注程度,这也使得利用盈余管理行为来使净利润最小化成为企业必不可少的手段。
4.税收动因。所得税是盈余管理最明显的动因之一,然而,由于税务部门是采用税务会计的规定来计算应纳税款,因此从一定程度上缩小了企业可操纵的空间。
5.首席执行官的变动。在首席执行官发生变动的时期,盈余管理的各种动因都可能会出现。例如,分红计划假设预测,首席执行官即将离职时,会采取使报告期利润最大化的策略,以增加他们的奖金。同样,业绩差的企业首席执行官会使盈利最大化,以防止或者推迟被解雇。
6.首次公开发行。克拉克森、唐顿、理查德森和西弗斯克(1992)发现的经验证据表明,盈余的预测信息作为公司价值的一个信号,会引起市场的正面反应。这说明一个即将上市的企业的管理层可能对招股说明书中披露的盈余进行操纵,以使公司股票有一个理想价位。
(三)盈余管理的方式
1.洗大澡。这种盈余管理行为通常发生在企业组织结构发生变动的时期,主要是指首席执行官发生变动时。如果企业不得不报告亏损,管理层会夸大这一亏损额。因为在首席执行官发生变动时,企业亏损不会对新任管理层造成影响,所以,企业会注销资产,把未来发生的费用列支在当期,以及“清洗甲板”。
2.利润最小化。这种方式类似于洗大澡,但没有那么激进。受到政治关注的企业在高盈利的年度,一般会采用利润最小化的方式。使利润最小化可以采用快速注销资本性资产和无形资产,费用化广告支出和研究开发支出,采用成功成本法处理石油天然气勘探成本等方式。所得税因素也是促使管理人员达到利润最小化的诱因。
3.利润最大化。管理层为了奖金会尽量使报告净利润达到最大,只要净利润不会超过分红计划中规定的盈余上限。
4.利润平滑。管理层为使企业利润稳定地保持在盈余下限和上限之间,一般都会采取利润平滑的方法。由于分红计划的限制,一部分利润会暂时或永久的失去获得奖金的机会。风险规避型的管理人员会希望奖金收入保持,因此,他们会采用利润平滑方法来确保自己的奖金收入。此外,管理人员也可能采用利润平滑的方法以降低被解雇的可能和违约风险。公司为满足对外报告的目的,也会平滑报告净利润。
规范上市公司盈余管理的对策
(一)完善公司治理结构
公司治理结构是解决各种问题的一系列制度安排的总称,包括法律制度、产品与要素市场、公司控制权市场等公司外部治理机制,以及董事会、高管薪酬、股权结构、债务融资、信息披露等公司内部治理机制。完善公司治理机制,应做好以下几个方面:
1.引入战略投资者,优化股权结构。战略投资者具有资金、技术、管理等方面的优势,能够增强公司的核心竞争力,分散公司控制权,改善公司治理结构。
2.完善外部独立董事的激励与约束机制,增加外部独立董事所占的比重。外部独立董事持有公司股票或股票期权能给其提供代表股东利益的激励,进而有效地监督公司经理层。独立董事一般都非常重视自己的声誉,并尽量保护和提升他们的声誉价值,能够更好地履行监督职责。
3.董事会应保持合适的规模。上市公司应当适当控制董事会规模。董事会规模与盈余管理程度呈负相关关系。董事会规模过大,经理层进行盈余操纵的可能性越大,公司的会计信息可靠性也越低。公司在选择合适的董事会规模时,需要考虑诸多相关的因素。
4.加强法制建设,尤其要加强对中小投资者的法律保护,增加透明度,妥善处理中小投资者的投诉等问题。
(二)完善会计准则并提高其质量
针对资产减值准备准则,应明确规定资产减值准备的提取方法及冲回时间,对预计现金流量、折现率和折现期的选择应加强规范,压缩企业盈余管理的空间。强化对资产减值信息的披露,增加上市公司信息披露的内容,提高会计信息的透明度,增加盈余管理的难度。建立企业信息库及专门的信息披露电子化系统,实现对上市公司的动态监管。
(三)建立科学的上市公司业绩评价指标体系
改变有关法规过于注重盈余水平的评价标准,建立更科学的上市公司业绩评价指标体系。在财务业绩评价指标中引入经济增加值指标。经济增加值是经调整的企业税后净营业利润扣除全部资本成本后的余额。经济增加值较为充分地体现了企业创造价值的先进管理理念,促进企业致力于为自身和社会创造价值财富,可以避免会计利润存在的局限,消除或降低企业盈余管理的动机和机会。在财务报告中应引入“综合收益”概念,要求公司编制综合收益表,综合收益表比利润表能更好地反映企业的经营成果。
(四)加强审计监控以健全盈余管理的外部约束机制
应完善审计监督制度,加强注册会计师的独立性。加强证券监管部门对上市公司信息披露质量的检查力度,提高违法成本,加大对违规上市公司及相关责任人的处罚力度。
参考文献:
1.黄珍文.新会计准则背景下会计信息质量特征研究.财会通讯•学术版,2007.11
2.程小可.公司盈余质量评价与实证分析.清华大学出版社,2004
3.柳木华.上市公司盈余质量研究.立信会计出版社,2008
征信公司盈利模式篇2
关键词：盈余不透明度；盈余属性；会计基础；市场基础
会计评论杂志（theaccountingReview）在2003（Bhattacharyaetal.）和2004（Francisetal.）年分别发表了两篇关于盈余质量与权益成本相关性的文章。这两篇文章的实证检验结果表明，高质量的盈余质量信息能降低权益资本成本，文章中对盈余质量的度量方法也成为近年来研究会计信息质量、盈余管理、资本成本等方面的重要参考文献和方法来源。本文将在比较二者度量盈余质量的方法的基础上，分析二者的优缺点及其适用性，结合广西上市公司的数据，分析了广西上市公司的盈余特征，为盈余的质量评价及盈余信息的应用提供新的思路。
一、Bhattacharya等提出的基于会计基础的盈余质量评价指标——盈余不透明度
自2001年以来，盈余的不透明被认为是模糊公司基本业绩、破坏投资者信心的原因之一，是迫切需要解决的问题。Levitt早在1997年就提出高质量的会计信息应该是透明的、充分披露的。但却没有提出如何衡量信息的透明度。Bhattacharya（2003）等提出的盈余不透明度（earningsopacity）实质上是一种逆向的透明度的度量方式，反映了盈余信息含量为何少，没有反映公司真实的但却不可观察的经济利润。财务报告的一个基本的关注点是关于企业的业绩信息，这由利润及其组成部分提供，盈余质量历来也是投资者和研究者的关注焦点。Ball（2000）等从正面度量了盈余的透明度，他们认为会计盈余及时地包括了不可观察的经济收益就是透明的信息。但造成盈余信息不透明的情况是复杂的：管理者动机、会计准则和会计准则实施（审计质量）之间的相互影响。管理者有动机操纵盈余，同时会计准则是相对宽松的，准则的实施（审计）是松懈的，或者就仅仅是因为会计准则本身的质量就是低下的，这些因素会造成盈余的不透明。
Bhattacharya的文章研究了34个国家的盈余质量与资本成本和股票交易量之间的关系。由于管理者动机、会计准则及其实施机制的比较难以直接衡量，作者通过不同国家会计数据的分布特征来代表盈余的不透明度，即盈余的激进度、损失回避度和平滑度（具体衡量方式见表1）。这三个维度也是已有的研究中被认为是弱化会计业绩与真实的经济业绩关联的主要原因。在资本市场相对比较发达的普通法系国家，为降低信息不对称，要求及时确认损失，稳健的盈余被视为是高质量的，而在资本市场相对不太发达的大陆法系国家，“利益相关者”的治理模式让信息不对称通过私下的沟通交流得到缓解，对信息的及时性相对较弱，盈余相对比较激进。盈余管理问题已经在大量的文献中得到证实，回避损失是盈余管理的主要原因之一，也模糊了会计收益与经济收益的关系，增加了不透明度。会计准则与管理者动机会导致利润平滑的出现，在大陆法国家，利润平滑是合法的，甚至受到鼓励，如德国和法国。如果会计收益受到人为的平滑，将不能反映公司业绩真实存在的波动，也会增加盈余的不透明度。
文章中作者的实证研究发现，20世纪90年代后期，文章中考察的34国家的盈余不透明度是下降的，而且这主要是因为降低了盈余的激进程度而实现的，国际会计准则的实施对盈余不透明度的下降没有显着的影响。这似乎也证明了随着资本市场的发展，股权的不断分散，投资者对稳健的盈余信息需求越高，降低了盈余的激进程度。但损失回避和利润平滑会更多地受到国内法律制度的约束，如税法、商法、公司法等，短时期内很难改变这样的盈余特征。盈余不透明对资本市场有着负面影响，因为它增加了业绩信息的噪音，因此而造成的信息不对称又不能通过其他沟通机制完全解决，不透明造成的信息风险相对其他影响证券市场效率的因素来说也是重要，也会包括在价格里面，增加交易成本。Bhattacharya的文章证明了随着不透明度的增加，股票交易市场的成交量是下降的，对权益资本成本也有证据表明与不透明度正相关。盈余不透明度的这三个维度，考虑了会计准则和审计的质量，其变化也能反映经济效率的变化和制度因素的影响。利用Bhattacharya等提出的度量会计质量的方法和样本，Biddle等2006的研究提供了高质量的会计信息能提高公司投资效率的证据，即会计信息质量与投资-现金流量敏感度负相关，以股权融资为主的国家比以债权融资的国家体现得更加明显，如美国与日本比较起来，前者的会计质量有着更重要的作用，能减少投资过程中可能的摩擦。
二、Francis等提出的基于会计基础和市场基础的盈余评价指标
Francis（2004）等在文章中概括了盈余的7个属性（具体情况见表一），即属于会计基础的属性（只考虑会计信息），包括应计质量、持续性、预测能力、平滑度4种。属于市场基础的属性（考虑了股票价格或回报），包括价值相关性、及时性、稳健性3种。以权益资本成本为投资决策的指标，作者考察了这些属性与投资者投资决策之间的关系。通过模型确定权益资本成本，然后去刻画盈余属性与资本成本的关系。作者的意图是想确定每种属性是否都对投资者有意义，进而确定定哪个是最重要的，即哪个与权益资本成本的关联最为强健。他们的研究是基于对权益资本成本与公司具体信息特征的关系，并假定盈余是最重要的信息来源而进行的。同时也意味着管理者认为投资者和财务分析师将盈余视为最重要的估价指标（相对于股利、现金流量等）。
作者认为适宜的盈余属性应该能减少信息风险，因而能在资本市场产生可辨别的优势。这个优势通过资本成本体现出来。因为盈余是最重要的公司信息，而公司信息特征影响权益资本成本，因此可以通过以下三个途径考察盈余属性与权益资本成本的关系：逆向的盈余属性与权益资产成本是否正相关；通过比较不同属性对权益资本成本影响的相对重要程度确定哪个盈余属性对投资者而言最为重要；有条件地检验盈余属性的影响，确定盈余属性是否有不同的成本影响。而之前的许多描述盈余属性的研究只关注一个单独的属性，如以波动性衡量应计质量和平滑，而没有考虑这个属性是否恰当地代表了其他属性。
转贴于 盈余属性由管理者报告目的和实施决策共同决定，并包含了公司经营模式和经营环境的固有特征（包括公司规模、现金流量的波动性、销售额波动性、经营周期、损失发生率、无形资产密集度、资本密集度等）。Francis等在文章中检验了包括总的（固有影响和操纵性）和操纵性部分盈余对权益资本成本的影响。作者以会计基础构建的盈余属性是基于这样的假设：盈余的功能是通过应计程序有效地在报告期间分配现金流量，而以市场为基础构建的盈余属性基于的假设是：盈余的功能是反映经济收益，经济收益是通过股票回报体现出来的。作者的实证研究发现，应计基础的盈余属性的影响超过了市场基础的盈余属性：应计质量、平滑度、持续性和价值相关性都对资本成本显着正相关，且四种特征的相关性依次下降，即应计质量的影响最大，价值相关性影响最低。这7个属性能单独地或共同地对投资者的决策产生影响，这种影响要结合具体的环境或决策才能进行评价。以会计为基础的盈余属性，相对于以市场为基础的盈余属性而言，能解释更多的横截面上的权益资产成本的差异。 三、对以上盈余质量度量方法的评价
Bhattacharya等提出的盈余不透明概念是从导致盈余质量降低的原因去衡量的，使用的是会计系统产生的数据，考虑了管理者动机、会计准则、法律制度对盈余的影响。盈余越不透明，盈余的信息含量越低，投资者面临的信息风险越大，会增加交易的成本，降低市场效率，适合从宏观层面分析盈余质量，也能对非上市公司进行分析。而Francis等提出的7个盈余属性更加全面地衡量了（上市）公司层面的信息特征，包括会计的和市场的属性，能对公司的盈余进行更全面的分析，并找出产生这种属性的原因，即是公司特有的还是管理者操纵影响的，更适合微观层面的分析和评价，当然市场属性的应用要考虑市场的有效性，否则结论是不可靠的。
四、广西上市公司盈余的基本特征
因课题的需要，本文只选取了广西上市公司的数据进行了分析。到目前为止，广西的上市共有27家，上市时间分布是1993年~2008年，为保证数据分析的有效性，在计算指标时进行了必要的剔除（没有连续5年以上数据的、数据缺失的），数据取自CSmRa数据库。具体结果见表2。
从表中列示的结果来看，广西上市公司的盈余具备以下特征：以会计基础（应计）衡量的盈余反映了一定程度的稳健性，具有损失回避的倾向，体现出盈余管理的意图；盈余具有一定程度的持续性，但预测性低；盈余的波动性低于现金流量的波动性，可能存在利润平滑的因素。剔除管理者对资产减值可能存在的操纵性影响后，盈余也体现了及时性和价值相关性的特征。
注释：
①应计额=（流动资产变化额-流动负债变化额-现金变化额+包括在流动负债中的长期负债变化额-折旧和摊销+应付所得税变化额）/年初总资产。
②净收益/年初总资产的比率处于（0，1%）或（-1%，0）被认为是小额的利润或亏损。
③Xj，t=Φ0，j+Φ1，jXj，t-1+εj，t，其中Xj，t为（净利润+资产减值损失）/t年。
④niBe：特殊项目前的净收益，等于净利润+资产减值。
参考文献：
1.Francis，J.，RLaFond，pmolsson，KSchipper.Costsofequityandearningsattributes.theaccountingReview，2004，79（4）:967-1010.
2.Bhattacharya，U.，HDaouk，mwelker.thew-orldpriceofearningsopacity.theaccountingReview，2003，78（3）：641-678.
3.Ball，R.，S.p.Kotharianda.Robin.theeffectofinternationalinstitutionalfactorsonpropertiesofaccountingearnings.Journalofaccountingandeconomics，2000，29（1）:1-51.
征信公司盈利模式篇3
[关键词]盈余预测； 实证会计；资本市场；横截面数据
一、资本市场盈余预测实证会计概述
从财务会计发展历史来看，现代财务会计理论研究起始于20世纪以美国为主的西方国家，之后在全世界范围内蓬勃发展。其中可以将20世纪60年代看作是规范会计与实证会计的分界点，在此之前会计学者认为企业管理者受托责任的履行情况被认为是财务报告的主要目标。因此这一时期的会计研究大都探求最佳会计原则和会计实务有关，即会计原则和会计实务应该是什么样的，其使用的方法论基础主要是演绎主义。然而随着阿罗可能性定理的提出，会计界认为现实世界中最佳会计原则和会计实务不可能存在。在此情况下，决策有用观使得会计研究从对“真实收益”的探求转向了会计政策对利益相关者影响的检验上来，从而促进了会计的经验研究，逐渐形成了“实证会计”。
资本市场盈余预测研究最早可以追溯到Bail和Brown(1968)对会计盈余与股票价格之间关系的开创性研究。资本市场中的实证会计涵盖了许多主题，诸如盈余反应系数、分析师预测的性质、基本面分析和估值、市场有效性检验等。会计盈余影响企业利益相关者之间的信息流动，契约签订、执行与监督，以及他们之间的财富分配。从“信息观”视角看，会计盈余有助于传递“经济收益”的信号，从而改变利益相关者的“信念”；从“计价观”视角看，会计盈余有助于准确地计量企业每一项资产、负债和权益并得到企业的“真实收益”，或有助于对资产(股价)定价；而从“契约观”视角看，会计盈余为企业这一契约结合体的各种契约的签订与执行提供基础性数据，并成为企业契约的重要组成部分，以降低契约成本。
二、盈余预测实证研究动机
实证会计关注盈余预测至少包括四个方面的动机：第一，几乎所有的估值模型都直接或间接地应用到盈余预测。现金流折现估值模型经常使用调整的盈余预测来代替未来现金流。分析方法类似的剩余收益估价模型对扣除“正常的”盈余的预测盈余进行折现(ohlson，1997)。第二，将财务报表信息和证券收益联系起来的资本市场研究经常使用一个期望盈利模型来分析预期收益中的未预期盈余因素。在有效市场中，预期盈余和盈余宣告期间或研究期间的未来回报无关。任何减小对未预期盈余变量估计的预期盈余都作为噪音或者计量误差，并且减弱估计的回报与盈余之间的相关性，从而回报与盈余之间的相关性很大程度上依赖于研究者所使用的非预期盈余变量的准确性，进而产生了对盈余的时间序列特征或分析师预测的需求(watts，1986)。第三，有效市场假说在实证和理论上越来越多地受到质疑。基于实证会计的资本市场研究产生了与资本市场有效性明显不一致的证据。这类研究的一个普遍特性是证明股票回报率是可以预测的。并且其可预测性与盈余的时间序列特征或者分析师预测特征有关，从而产生了对于盈余的时间序列特征或分析师预测的需求。第四。实证会计理论研究假设有效的或者机会性的盈余管理试图解释管理者的会计程序选择。这类研究经常需要使用盈余的时间序列模型来计算“正常的”盈余。例如，检验盈余平滑假设需要检验平滑前和平滑后的盈余时间序列特征。此外，一般也认为上市公司管理层和分析师的预测是资本市场的一个信息来源，盈利预测信息会影响信息环境，并且会作用于股票价格均衡和波动性。
三、盈利预测的时间序列特征
(一)年度盈余的随机游走
很多证据表明。随机游走或带漂移的随机游走是年度盈余特征的合理描述。Baliandwatts(1972)第一次对该问题进行了系统性研究，他们的结果表明年度盈余随机游走的时间序列特征是成立的。接下来的研究通过检验随机游走模型相对于Box-Jenkins模型的预测能力进一步证实了他们的结论(albrecht，1977)。年度盈余的随机游走特征让人疑惑。与股票价格的随机游走特征是对有效资本市场假说预测不同的是，经济理论并不能预测盈余的随机游走特征。会计盈余并不像股票价格那样是期望现金流的资本化。因此假设年度盈余服从随机游走是没有经济理论基础的(watts，1986)。
(二)年度盈余的均值反转
从Brooks(1976)开始，一些研究为年度盈余的均值反转提供了证据。但是将样本内估计的时间序列参数作为均值反转证据并不是那么简单。虽然有均值反转的证据，但其预测能力并不一定比参照样本估计的随机游走模型好很多(Fama，1972)。预期盈余的均值反转有几个经济和统计上的原因。第一，产品市场的竞争性意味着超过正常水平的盈利不能持续很久(Fama，2000)。第二，会计稳健性和诉讼风险促使管理层更容易确认坏消息。因此，上市公司经常确认预计亏损。对亏损的确认使得亏损持续性比盈利更差，从而在盈余中引入了负的一阶自相关(Basu，1997)。第三，如果预期不能恢复盈利，那么发生亏损的公司有选择清算的权利(Collins，1999)。这意味着生存下来的公司差的绩效预期会反转。因此，清算权利和生存偏差都意味着盈余的时间序列会出现反转。最后，暂时性特殊项目和亏损的影响范围越来越大，这意味着盈余变化是可以预测的。暂时性项目的增加，部分原因可能是由于会计准则规定对某些资产和负债以市值计价。转贴于
(三)季度盈余的自回归综合移动平均
对季度盈余的时间序列日益重视的原因至少有三个方面。第一，很多行业的季度盈余具有季节性，因为上市公司本身的主营业务具有季节性特征。第二，季度盈余在时间上更加及时，所以用季度盈余预测作为市场的期望比陈旧的年度盈余预测似乎更加准确。第三，季度盈余的观测数是年度盈余观测数的四倍。从集合过程中信息损失的角度来看，季度盈余时间序列有可能产生比基于年度盈余预测更精确的年度盈余预测(Hopwood，1982)。也就是说，为达到同等程度精确的预测，对季度盈余数据可得性的要求比年度盈余数据低。这使得研究者可以减少生存误差，使用更大的样本公司。对季度盈余具有很好描述性的Box-Jenkins自回归综合移动平均模型已经得到了充分的发展。对模型进行比较研究发现。BrownandRozeff(1979)模型至少在进行短期预测时优于其他模型。目前，对季度盈余时间序列模型的使用主要集中在盈余宣告后漂移的市场有效性上。
四、管理层与分析师预测
实证会计中，管理层预测有很多形式，包括盈利预警、业绩预报以及管理层盈利预测。盈利预警和业绩预报在盈余公布之前，主要传达坏消息。管理层盈余预测一般紧跟盈余公告，但是并不一定向市场传达坏消息。因为管理层预测是自愿的，所以预测是有经济动机的。这些动机主要包括：一是诉讼威胁影响管理层自愿性预测和预测坏消息的决定(Kaszink，1995)。二是管理层关注信息披露私有成本的效果。这些私有成本取决于管理层预测的本质(Bamber。1998)。三是管理层预测的时机与公司股票内部交易。早期对管理层预测进行的研究发现管理层预测具有信息含量。具体来说，管理层预测与回报变动性增加显著相关(waymire，1984)。对管理层自愿预测的一个假设是，通过管理层预测，使投资者的期望与管理层拥有的优势信息一致。这个期望调整假设意味着管理层预测优于预测时市场对盈余的期望。虽然早期和近期的研究得出的结论有些差异，总体仍然表明管理层预测具有信息含量，并且信息含量与管理层预测质量决定因素的数量呈正相关关系。
与管理层盈余预测相比，分析师预测的理论和实证文献较多。分析师预测的研究大致可以分为两类。第一类检验一致的分析师预测特征。一致的预测指分析师对单个公司预测的平均值或中位数。这类研究中的一个例子是“分析师预测是否过度乐观?”。第二类研究集中于单个分析师预测的横截面或跨时期的特征。进行这类问题研究的文章有“什么是单个分析师预测的决定因素?”和“分析师技巧是否影响其预测的准确性”等。按照watts(2007)的总结，分析师预测主要涉及到分析师预测与时间序列预测的比较，分析师预测的乐观性，分析师预测的估计误差，分析师预测偏差的相应证据，长窗口预测偏差，预测偏差的经济决定因素，个人分析师预测的特征，不同的预测准确性及其决定因素，分析师预测的有效性，不同类型分析师预测准确性的差别等项目。
五、盈利预测主要方法
(一)横截面估计
Fama(2000)在盈余预测中引入横截面估计，以揭示盈余的时间序列特征。他们认为时间序列估计没有解释力，因为大部分公司年度盈余的时间序列观测数只有几个。另外，使用长时间序列容易产生生存误差，从而意味着在正的变化后有正的盈余变化的观测比期望的多。这抵销了原本盈余变化负的时间序列相关性。生存误差与低的解释力对时间序列估计的影响支持年度盈余的随机游走结论。在横截面估计中，年度盈余对其上一期的观测值进行回归，对每一年的观测都进行一次估计，再以横截面回归年度参数估计的时间序列为基础得出推论。
(二)条件横截面预测
条件预测是使用盈余自相关系数的一个或多个决定因素得到的。例如，Brooks(1976)着重关注盈余变化的极端值，Basu(1997)检验了负的盈余变化，并确认了行业进入壁垒、公司规模、产品类型和公司的资本密集度等经济决定因素。有的学者在价格比过去的盈余时间序列具有更丰富的信息含量的假定下。以价格为基础的预测被用来改善时间序列预测(Beaver，1980)。尽管价格反映了比过去盈余的时间序列更丰富的信息，但是研究发现很难使用公司层面的价格信息作出经济学意义上的显著改善。因此这类研究对盈利预测的影响很小。价格在改善盈余预测或市场期望上的优势主要体现在长周期情况下，这恰恰因为价格可以预测未来几个时期的盈余信息。
征信公司盈利模式篇4
所谓公司治理是指公司股东通过构建对经理人的激励和监督机制,着重解决两者之间委托问题而形成的、以比较完善的市场运作机制和内部控制机制为基础的一整套制度安排。在现代企业中,由于会计信息会影响企业内部和外部各参与主体的利益,为了保护各自的利益,相关主体(通过其代表)对会计信息披露行为进行干预。公司治理的质量将会直接影响盈余管理发生的概率。如果公司内部和外部存在有效的治理机制,就会对管理当局的信息披露行为形成有效的监督和制约,从而减少盈余管理的发生。相反.若公司治理结构不合理,则会使管理者有机可乘,可以根据需要作出选择性披露,即发生盈余管理行为。目前国内盈余管理的研究成果主要集中于盈余管理动机、计量方法和盈余管理手段上,而对于盈余管理与公司治理、关联交易、审计等方面的实证研究较少。本文将就盈余管理与公司治理方面的国内实证研究文献做回顾。
二、国内公司治理与盈余管理研究现状
(一)公司治理综合因素与盈余管理的关系
国内关于盈余管理程度的计量基本上都是以截面修正的Jones模型估计的操控性应计利润的绝对值作为计量指标,但公司治理指标的选择各异,但主要有董事会特征、股权结构、管理层激励以及监事会等几个主要方面。王生年等人(2009)以公司治理理论为基础,选取了沪深两市2001—2006年间的3749个公司年样本,从股权结构、管理层激励、董事会特征与监事会有效性四个方面检验了公司治理对盈余管理的影响。研究发现:股权集中度与盈余管理程度显著正相关,管理层激励机制尚不完善,管理者薪酬与盈余管理程度正相关,股权制衡未能制约大股东的盈余操控行为,董事会的监督职能失效并且监事会形式重于实质。说明了我国上市公司不合理的股权结构是导致盈余管理的主要原因;董事会、监事会没有很好地发挥其监督职能。曹廷求等人(2008)利用南开大学公司治理指数2003—2005年的面板数据对上市公司治理状况与盈余管理进行的实证分析表明公司治理的完善会显著降低上市公司盈余管理水平,并且这种降低主要是由于董事会、监事会、信息披露以及利益相关者等公司治理机制发挥作用的积极结果。黄新建等人(2005)文以我国St上市公司为研究样本,从股权结构、董事会和监事会方面,对盈余管理与公司治理结构之间的关系进行了实证分析。结果表明,流通股与盈余管理无相关关系,股权集中度与盈余管理正相关,独立董事与盈余管理负相关,此外.由于我国股权结构相对比较集中,致使股权制衡度与盈余管理正相关,没有发挥其约束作用。
(二)公司治理单一因素与盈余管理的关系
还有大量文献是以公司治理中的单一因素作为公司治理的替代变量,主要有作为公司治理核心指标的董事会特征,控股股东,审计委员会等。杨清香等人(2008)以2002-2006年间我国上市公司为研究对象,系统地考察了董事会特征对盈余管理的影响。结果发现:董事会规模与盈余管理的关系不确定;董事会持股比例与盈余管理不存在显著的相关性;董事会会议频度与盈余管理呈显著的正相关关系;独立董事比例以及审计委员会与盈余管理呈不显著的负相关关系;董事长和总经理两职分离与盈余管理呈显著的负相关关系。王颖等人(2006)研究了审计委员会与盈余管理之间的关系。他们以2002年一2004年深市和沪市上市公司年度报告中详细披露审计委员会成员的77家(2002年16家、2003年25家、2004年36家)公司为样本,研究发现:设立审计委员会的上市公司在形式上基本达到了公司治理准则中对人员具体构成的要求;审计委员会的独立性对盈余管理起到了一定的抑制作用,但是现阶段我国审计委员会的功能尚未完全发挥。余明桂等人(2006)检验了中国上市公司的控股股东是否通过盈余管理操纵会计报告。实证研究结果发现,存在控股股东的公司的盈余管理水平显著高于不存在控股股东的公司,高级管理人员来自控股股东的公司的盈余管理水平显著高于高级管理人员来自非控股股东的公司。控股股东的持股比例和控股股东在上市公司董事会中占据的席位比例均与盈余管理正相关,表明控股股东确实具有盈余管理的机会主义行为。此外,文章还发现,聘请了独立董事和发行了外资股的公司,其盈余管理显著地低于没有聘请独立董事和发行外资股的公司。李常青等人(2004)以上海证券交易所421个上市公司3年问的1262个观察值为样本,对股权结构与盈余管理之间的关系进行实证研究表明,第一大股东持股比例与盈余管理大小成U型关系,管理层持股比例与盈余管理大小负相关,国家股比例、法人股比例和流通股比例与盈余管理大小关系不显著。
(三)公司治理、盈余管理结合其他相关方面的研究
薄仙慧等人(2009)从盈余管理的角度研究国有控股和机构投资者的治理效应,以及国有控股与机构投资者在公司治理方面的交互作用。研究结果发现,国有控股公司正向盈余管理水平显著低于非国有公司;随着机构投资者持股比例的增加,只有非国有公司的正向盈余管理水平显著降低;国有控股和机构投资者对公司负向盈余管理水平影响均不显著。高雷等人(2008)选取沪深两市2003至2005年(非金融类)上市公司的数据,采用最小二乘法和二阶段回归方法,对公司治理、机构投资者与盈余管理三者的关系进行了实证研究。研究发现:机构投资者在一定程度上参与了上市公司的治理,其持股比例与公司治理水平呈正相关关系,说明机构投资者的持股比例越高越有助于提高公司治理水平;公司治理水平与盈余管理程度呈负相关关系;机构投资者的持股比例与盈余管理程度呈负相关关系,说明机构投资者能有效地抑制管理层的盈余管理行为。王建新(2007)以2001年至2004年所有a股上市公司为样本,结合公司治理理论,对我国上市公司的公司治理特征、盈余管理动机与长期资产减值转回相互关系进行了实证分析。研究发现:董事会和总经理两职合一、管理层薪酬外部竞争优势弱化、未设置独立审计委员会的公司越倾向于长期资产减值转回进行盈余管理;具有扭亏动机、配股动机的公司越倾向进行长期资产减值转回,具有大清洗动机和利润平滑动机的公司越倾向长期资产减值不转回;未来收益能力和经济环境不影响长期资产减值转回。
征信公司盈利模式篇5
关键词：盈余管理会计信息改进建议
一、会计信息质量与盈余管理研究综述
（一）会计信息质量概述会计信息质量是会计信息所应当达到或满足的基本要求，即会计信息为满足规定或潜在需要而必须具备的那些特征和特性要求，是会计系统为达到会计目标而对会计信息的约束。衡量会计信息质量的两大特征是相关性和可靠性，相关性是指会计信息与制定决策的相关程度，而可靠性则是会计数据的真实性。影响会计质量的因素是多方面的：首先，社会道德观念、伦理修养与会计人员的职业道德观念对会计信息质量会产生影响。会计的目标之一是对社会经济单位即会计主体的经济活动进行核算，所以会计工作不可能独立于社会活动，其中执行主体――会计人员的职业道德是决定会计信息质量的主要方面；其次，货币价值变动会影响会计信息质量，货币是衡量一切价值资源的尺度，它的计量属性构成会计计量的核心，为会计提供了计量企业财务状况和经营成果的尺度，而当把货币单位视为会计计量的尺度时，单位货币的价值是否稳定便成为值得关注的问题。由于通货膨胀和紧缩的影响，单位币值的变动对会计信息质量会在长期产生影响；再次，会计工作的惯性和会计改革的滞后性会影响会计信息质量，社会经济环境并非凝固不变，而是不断运动着的，受经济环境影响巨大的会计不能很快地适应经济环境变动而变更，传统的会计确认标准，计量手段、核算方法、报告方式都可能因为出现了新的经济情况而不适应，一些传统的会计观念也受到了冲击，而会计改革也总是由经济新情况到会计理论研究再到会计实践应用这一规律进行的，会计改革的滞后规律决定了这一矛盾得不到根本解决，从而影响会计信息质量；最后，会计信息模糊性会影响会计信息质量。会计信息的模糊性一般指会计信息在会计对象上所体现出来的不确定性、不统一性和不准确性。由于会计对象在形式上千差万别，在类型上种类繁多，所以在质和量上都难以用完全客观和精确的词语或数字来表示。鉴于此，会计上往往通过假设、估计、预测来解决，加之会计核算方法上的多样性和程序上的可选择度等，这就形成了会计信息模糊性的主观因素和客观因素，导致会计信息的模糊性普遍存在，会计信息的质量也因此降低。由此可见，影响会计信息质量的因素是多方面的，而这些因素共同作用，造成了会计信息质量决定的复杂性和变化性。
20世纪80年代以来，盈余管理研究成为学术界的热点问题。对于盈余管理的定义，Scott（2000）认为盈余管理是管理人员通过会计政策的选择以实现特定的目标的手段，此定义指出了盈余管理的方法主要依赖于对会计政策的选择，而这是建立在经济后果学说基础之上的。从管理者的机会主义角度出发，盈余管理的动机是管理层利益的最大化；而从公司的有效契约角度出发，盈余管理是为了达到有效契约来降低契约成本，从而降低公司的资本成本。盈余管理的短期手段一般是操纵应计项目，因为这些项目不披露、不容易识别且容易执行；而长期手段则是会计政策和会计估计变更，由于企业会计准则要求会计政策和估计变更时需要披露，所以一般企业不会轻易采用此种手段。此外，企业还可以改变真实的活动安排来进行盈余管理，这种不仅限于账面的盈余管理称为真实盈余管理。为什么盈余管理会持续存在？Schipper（1989）指出一个原因是因为管理人员掌握着内部信息，而其他人要获得这类信息的代价过高。这里代价过高并不意味着弄清楚盈余管理是不可能的，仅是因为这不符合成本效益原则。Jones（1991）发现单个消费者在美国国际贸易委员会介入之前，并不认为了解企业运用关税保护政策是值得的，因为即使企业成功地运用了关税保护政策，但由此带来的价格上涨对他们的影响是微乎其微的。盈余管理会持续存在的另一个原因是它有好的一面，有效契约观认为：考虑到契约的不完全性和刚性，需要给予管理人员一定的进行盈余管理的能力，如盈余管理可以作为一种向市场传递内部信息，从而使股价更好地反映公司前景的机制。只有当管理人员的行为带有过多的机会主义成分时，盈余管理才是有弊无利的，如管理层利用盈余管理提高新发行权益资本的价格，使目前股东以新股东的牺牲为代价而获得利益。
（二）盈余管理研究综述国内外对盈余管理问题的研究已经从盈余管理本身的动机、手段和计量模型拓展至上市公司盈余信息披露质量以及公司治理等一系列领域中。关于盈余管理的动机问题，国外的研究将其分为三个方面：契约安排动机、政治成本动机和资本市场动机，契约安排动机中的契约包括管理报酬契约和债务契约，管理者会为了增加自己的报酬和减少公司债务的违约成本而进行盈余管理；政治成本动机主要体现在行业监管和反托拉斯两个方面；资本市场动机则指管理层在股票发行、避免亏损和达到分析师预测方面有很强的盈余管理动机。这三个方面的动机不仅仅有理论支撑，而且得到国外学者的实证检验。瓦茨（welch，1998）等人研究检验了管理当局在股票初始发行和季节性股票发行前报告了正的（增加收益的）随意应计项目以增加投资者对公司未来业绩的预期和提高发行价格。布朗（Brown，1998）等人研究发现公司进行盈余管理是为了迎合分析师的预测，尤其是管理当局利用盈余管理来增加盈余以避免其会计盈余低于财务分析师的预测。国内的实证检验结果证实我国上市公司的盈余管理动机中资本市场动机表现尤为明显，特别是在ipo、配股和防亏、扭亏以及保牌时。关于盈余管理的计量模型，普遍应用的有三种：第一是总体应计模型，它将会计盈余分为经营现金流和总体应计两部分，同时，又将总体应计划分为操控性应计和非操控性应计两部分。然后，用操控性应计来衡量盈余管理，但由于操控性应计不可观测，通常设计模型来计算非操控性应计，然后比较非操控性应计和总体应计的大小，如果非操控性应计小于总体应计，就证明公司可能存在盈余管理。著名的琼斯模型（1991）指出非操控性应计是由两年的主营业务收入之差与固定资产的原值的关系函数构成，进而有非操控性应计推出操控性应计来判断公司是否存在盈余管理；第二是特定应计模型，通过一个特定的应计项目或者一组特定的应计项目来建立计算模型，以此来检测是否存在盈余管理这种方法通常用于研究某个或某些特定的行业，如银行业中的贷款损失准备、产险和意外险保险公司的索赔准备等；第三是频率分布方法，通过研究管理后的盈余的分布密度来检测公司是否存在盈余管理行为。这种方法首先假定：未管理的盈余大致呈正态分布，如果管理后的盈余明显不符合这一分布形式，就说明公司存在盈余管理这种方法主要是通过检验分布函数在0点的非连续性来判断是否基本符合正态分布。常用两种检验方法：a直方图，b统计检验。盈余管理与信息质量以及公司治理的关系，实证研究中也广泛涉及。盈余管理过度会降低会计信息质量，而防止过度盈余管理的方法是提高透明度。Hanna（1996）讨论公司经常过高记录非重复性项目来进行盈余管理，这是通过减少未来的摊销费用和吸收在未来需要列为费用的成本来增加未来的核心盈余，显然，这对会计信息质量的可靠性产生了严重的影响。盈余管理与公司治理方面，理论上当公司有盈余管理的动机时，如果公司治理结构比较薄弱，那么他们更有可能积极从事盈余管理；而这也得到实证研究的检验。
二、上市公司会计信息质量与盈余管理现状分析
（一）上市公司会计信息质量存在的问题会计信息是一种经济信息，反映企业财务状况、经营成果和现金流量的数据和资料。相关性和可靠性是会计信息的两大质量特征。相关性要求企业提供的会计信息应该有助于投资者做出决策，而可靠性要求企业真实反映企业实际发生的业务。由于相关性基于未来，而可靠性基于过去，二者很难同时兼顾。此外，我国上市公司的会计信息质量还存在一些问题：首先，会计信息不对称。企业管理当局作为信息的提供者，相对于外部使用者而言具有更强的信息优势，因此往往能利用此对报表进行盈余管理，降低企业的成本和提高自身的收益。除此方面以外，信息不对称还体现在披露不充分上，因为很多信息涉及企业的机密，公开会影响其经营业绩甚至竞争地位，所以一般企业对信息公开很大程度上是有抵触心理的，这一点与决策有用性的信息观中认为企业应该尽可能多地公布信息的观点相悖。考虑到信息公开的成本与效益原则，监管部门也不能要求企业公开所有的信息。正是因为以上原因，目前上市公司的会计信息不对称问题很严重却仍然不能得到很好地解决；其次，会计信息传递慢，会计信息质量特征中相关性的一个重要判断标准是及时性，在瞬息变化的复杂经济环境中信息的及时性会影响企业的决策过程。而我国的实际情况是企业的年报要在会计年度结束后3个月才会公布，这使会计信息严重滞后，无法满足投资者对信息的需求，也给管理层提供了盈余管理的机会。
（二）盈余管理研究现状盈余管理超过一定的度，就会严重影响了会计信息质量。首先，从盈余管理的动机来看，现实中企业管理层进行盈余管理几乎都是为了满足自己的私人利益，很少是真正为了企业的利益着想。对上市公司来说，其往往通过人为地调高调低净利润，以此来影响股价。在满足了股东财富最大化的目标以后，分红计划和声誉效应也使管理者的效益最大化。此外，公司也会为了规避债务违约成本来进行盈余管理达到公司价值最大化。其次，从盈余管理的手段来看，现实中公司利用时间差确认收入和费用、关联方交易、非经常性损益以及合并财务报表来进行盈余管理；再次，盈余管理一般是在会计制度和会计准则的弹性空间内以及会计政策的选择方面对盈余进行操纵。由于我国仍处于转轨经济时期，很多法律法规和准则都是特定经济时期的产物，需要进一步完善。此时管理当局会利用现有会计准则与会计制度的缺陷或漏洞来进行盈余管理，从而获得私有利益。在应计项方面，公司管理层往往利用坏账准备、资产减值损失等会计科目来对净利润进行操纵，如四川长虹在2004年管理层收购时，前任Ceo将对海外apeX公司的应收账款全额计提坏账准备，造成了2004年度的巨额亏损，而在2005年新Ceo上任后因为历史负担已经完全清除，从而很快实现了扭亏为盈，这是很典型的管理层为了自己的业绩进行盈余管理的案例；在会计政策方面，公司管理当局利用盈余管理产生的条件是会计政策的可选择性，由于企业经济业务的特殊性，会计准则赋予企业一定的自主选择会计政策的权利，但这并不意味着企业完全可以按照自己的意愿随意选择和更改它，会计政策的选择应该符合企业的特点，能提供更高质量的会计信息并且要求符合一贯性。不遵守这些要求而人为的利用会计政策选择调整会计数据，会严重降低会计信息的质量。如2003年上半年St银广夏通过排除资不抵债子公司740万元“未确认投资损失”由亏损89万元变为盈利651万元。可见实际中并没有很好地把握盈余管理的度，大多数盈余管理与盈余操纵无异，这对会计信息质量产生了严重的影响，夏立军、鹿小楠（2005）在研究上市公司盈余管理与信息披露质量相关性时发现，公司的财务业绩越好、负债经营程度越低，同时若受到证券交易所的公开谴责（即会计盈余信息披露质量低下），则其越有可能进行盈余管理行为。同时，孙铮在研究中也发现，我国上市公司存在着包括利用会计政策选择等手段进行利润管理的现象。一是配股现象。上市公司为了达到最近三年平均净资产利润率不低于10%这一圈钱配股的资格线，不惜代价采用各种手段力保近三年平均净资产利润率，出现了耐人寻味的10%现象；二是微利现象。前1年或2年亏损的上市公司为了避免受特别处理或摘牌的处罚，采取了种种手段使本年净资产收益率保持微利水平；三是重亏现象。对于无法做成盈利或是首次加入亏损之列的上市公司，为给下年扭亏留一手，有意做成重亏以免第二年连续亏损而被特别处理，对于无法摆脱被特别处理命运的公司，则做大亏损清洗。这些盈余管理手段不仅损害了相关投资者的利益，而且破坏了社会主义市场经济下的市场秩序。
三、上市公司会计信息质量提高途径与策略
（一）加强对会计盈余信息质量的认知能力对盈余管理行为的规避需要加强审计人员对会计盈余信息质量的关注程度以及会计盈余信息质量的识别能力，更好地保证财务报表的合法性和公允性，提高审计质量；作为直接利益相关者的投资者，也需要对盈余管理提高警惕，从目前单纯关注净利润以及每股盈余这些财务指标提高到关注其会计盈余信息质量上来，辨别公司提供的财务报告的盈余信息正确性将更有利于我国证券市场的健康发展。
（二）进一步完善会计盈余信息披露体系监管机构要完善会计盈余信息披露体系，尤其是规范上市公司的信息披露行为。目前准则要求公司在会计及政策和会计估计变更时要进行信息披露，公司在进行盈余管理时更多地利用应计项操纵而不是会计政策变更。由此看来，监管机构对公司盈余管理行为是有威慑力，需要监管机构进一步完善会计盈余信息的披露。
（三）加强管理层职业道德建设管理层是盈余管理的直接操作者，如果管理层有非常好的诚信观念且能够认识到盲目的盈余管理只是短期行为时，不管盈余管理的动机出自股东还是自身，相信最终盈余管理的范围都会减少很多。当然，这也需要外界的督促和监督。经理人市场可对职业经理人建立和完善信用纪录体系并定期进行评价，舆论监督也可以发挥一定的作用，舆论具有内在的威慑力，它源于全社会的某种价值取向，能迫使管理当局由他律走向自律。
（四）实现会计信息商品化从会计信息的产权属性来看，会计信息本质上具备商品的特征，是使用价值和价值的统一体。会计信息具有使用价值，是会计人员生产的“产品”，具有使用价值，能够满足政府、投资者、债权人、供货单位和客户等各方了解企业财务状况和经营成果的需要，也能满足企业自身加强内部管理的需要；会计信息具有价值，是会计人员运用一定的计量与记录工具，将经济业务信息经过确认、计量、记录等加工整理过程，以一定的形式输出决策有用的会计信息。期间会计人员的能动性劳动起着关键性作用。会计信息的生产同样凝结着一般人类劳动，具有价值。在产权不明晰的企业里，权力的让渡不足，使得企业未能按市场的规律实施企业行为，从而造成了会计信息并未按照市场的需要提供。只有产权的明晰界定，才会使得市场主体根据会计行为规范开展会计管理交易活动，相信将会计信息商品化能提高会计信息质量。
（五）完善企业内部控制会计信息对外提供的载体是公司的财务报告。财务报告由上市公司提供，因而防范财务报告分时的关键之一在于健全公司的内部控制制度，借此才能保证公司财务报告的编制符合会计准则的相关要求，账面资产与实存资产核对相符等。但我国的上市公司的内部控制普遍比较薄弱，为了完善企业内部控制，笔者建议将会计信息的供给方主体从管理当局改变成会计人员，包括企业组织的会计人员和会计公司的会计人员，让会计人员真正有权利、责任、能力根据经济业务发生的真实情况进行会计信息的生产，不受管理当局的干涉，独立地完成会计活动，从而更有利于保证会计信息的质量；同时将会计信息的需求方主体从内外统一改变成内外分离，内外统一的信息供给要么导致信息不足，要么导致信息过载，而内外分离则可满足不同的需求，企业管理当局使用管理会计信息来进行企业的经营决策，而企业之外的其他利益相关者则利用财务会计信息进行自身不同的决策需要。
（六）重构会计信息产权主体传统的管理会计信息的产权主体是企业组织，财务会计信息的产权主体是会计公司在传统的会计信息的产权主体中，统一由企业组织来进行会计信息的生产，即企业组织既进行各项经济业务，又进行反映经济业务的会计信息的生产，即管理当局既是被监督者，又是监督手段（会计信息）的生产者，这显然不利于对管理当局的监督。企业组织既进行管理会计信息的生产，又进行财务会计信息的生产，而这两类信息自然存在着不能完全重叠的情况，如管理会计信息中的战略规划、商业秘密等就不能在财务会计信息里披露，二者合一的结果是商业秘密的泄漏，否则就是会计信息的不足。重新安排后的会计信息的产权主体，由原有的企业组织生产自身经营决策所需的管理会计信息，由独立于企业之外的会计公司生产企业组织的财务会计信息，并实现财务会计信息生产的产业化和商品化，这有利于会计信息特别是财务会计信息质量的提高。而成立信息提供中介，使会计信息提供专门化，则借鉴独立审计的模式，按照会计师事务所的设置成立专门的会计服务公司，改变传统的会计信息生产方式，由会计服务公司替代企业现有的财务部来执行会计信息生产职能，企业向会计服务公司支付相应的费用，并有义务向其提供相关原始经济业务事项；不同于独立审计的是企业要将会计信息的所有权售予会计服务公司，当然会计服务公司需要因此向企业支付相应的价格，这样会计服务公司从生产并出售会计信息中获利，企业则通过转让会计信息的产权产生收益。他们共同面对市场的需求，市场对特定企业想得到更多的信息时，服务公司可以更高的价格向企业购买，市场对企业基本不感兴趣时，服务公司可以降低支付价格。当会计信息的产生从企业的内部职能中独立出来，不但降低了企业边际的组织成本，同时会计服务公司得到了以前企业没有获得过的增加信息供给利润激励。一旦会计信息的生产由信息中介而不再由人控制，其独立性将大幅增强，会计信息的质量会大为提高。
参考文献：
［1］孙铮、杨世忠：《会计信息质量特征》，大连出版社2005年版。
［2］骆良彬、张白：《企业信息化过程中内部控制问题研究》，《会计研究》2008年第5期。
［3］会计信息质量特征研究课题组：《对建立我国会计信息质量特征体系的认识》，《会计研究》2006年第1期。
［4］段倩：《会计信息质量供需均衡分析――基于商品属性的视角》，《天津财经大学硕士学位论文》2009年。
征信公司盈利模式篇6
关键词：定向增发；非定向增发；盈余管理；股票流动性
中图分类号：F83091文献标识码：a
文章编号：1000176X（2016）01006408
一、引言
定向增发是一种股权再融资方式，约80%以上上市公司进行定向增发，远远超出配股与公开发行新股。Healy和wahlen[1]认为盈余管理是上市公司采用一定方法改变财务报表数据，掩盖真实利润，误导外部投资者对公司业绩理解。可见盈余管理影响上市公司真实盈余和信息披露质量，进而影响股票市场微观结构，使投资者行为最终会在股票交易价格与交易量得到反映。有学者研究认为，配股、公开发行新股前上市公司会进行向上的盈余操纵，定向增发公司是否也存在盈余管理行为？如果存在，是否会对上市公司股票流动性产生影响？产生怎样的影响？这是本文试图解决的问题。
本文对定向增发盈余管理研究，可以为政策主管部门提供指导和建议，以便加强监管，提高上市公司信息披露质量，减少信息不对称，完善上市公司治理结构，促使其健康发展；对股票流动性影响研究有助于保护投资者收益、提高公司价值、完善我国资本市场提供经验和理论依据。
本文在文献上做了以下贡献：第一，国内外对于定向增发盈余管理研究，主要是研究盈余管理经济后果，也就是对股票收益的影响，例如marciukaityte等[2]、章卫东等[3]、李增福等[4]，并未涉及盈余管理对股票流动性的影响，本文丰富了盈余管理和股票流动性相关基础理论和经验证据。第二，国内外学者基于整个市场研究股票流动性，衡量市场资源配置效率，未涉及定向增发股票流动性；对定向增发经济后果，学者们研究了短期与长期宣告效应，本文完善了定向增发和股票流动性的研究文献。
二、文献回顾及研究假设
我国证券监督管理委员会规定上市公司配股和公开发行新股前，业绩（Roe）必须达到一定标准才能获得再融资资格，这一规定导致了上市公司盈余管理行为。例如，teoh等[5]、陆正飞和魏涛[6]、张祥建和郭岚[7]对配股和公开发行新股过程中盈余管理行为进行研究，发现上市公司为了获得再融资资格，达到“圈钱”的目的，通过提高净资产收益率（Roe）指标，在配股和公开发行新股前进行了向上盈余操纵。定向增发融资条件比较宽松，对Roe指标没有要求，即使业绩平平甚至是亏损公司也能定向增发，是否也存在盈余管理行为？国外学者Field和Sheehan[8]、wu[9]等认为定向增发过程中存在着盈余管理行为，机构投资者并没有发挥监督作用，机构投资者表现是消极的。
定向增发集中股权结构下更多体现为大股东政策意图，当向机构投资者发行时，大股东为了获得更大投资收益或利益输送，当期会通过盈余操纵提高股票发行价格，募集更多资金；增发前为了吸引机构投资者购买股票，上市公司大股东也可能会做出业绩承诺，向机构投资者提供公司未来良好发展前景的信息；增发之后，大股东为了实现当时业绩承诺，在之后的一段时期，上市公司仍然有向上盈余操纵动机。以下是大股东定向增发前后财富变化的模型。
首先，假设某上市公司股票发行数量为m，大股东所占股份比例为t，向机构投资者定向增发募集的股票数量为m1。
其次，设增发前股票价格为a，定向增发股票价格为a1；则增发前大股东财富为：
Dwea=a×m×t
增发后大股东财富为：
Dwea1=m×tm+m1×（a×m+a1×m1）
最后，大股东财富变化为：
Dwea1-Dwea=t×m×m1m+m1×（a1-a）
从大股东财富变化可以看出，在其他因素不变的前提下，a1>a时，大股东财富变化为正值，即向机构投资者增发时的价格大于增发之前的价格，大股东财富才会增加。所以，大股东为使自身财富增加，向机构投资者增发时会通过向上盈余操纵提高股票价格，在此基础上，本文提出假设1：
H1：上市公司在定向增发前的第一年和当年有盈余管理动机。
资本市场存在基础是股票具有流动性，股票具有流动性是股票市场活力代表，也是投资者积极参与股票交易和投资者信心体现。定向增发这一事件从短期来说，更多地向市场传达了正面信息。比如wruck和wu[10]提出监控假说，认为上市公司向机构投资者增发引入了战略投资者，能够发挥对上市公司监督作用，改善上市公司治理结构，在一定程度上缓解中小股东与大股东之间的信息不对称和问题，从而提高上市公司业绩。邓路等[11]对定向增发公司进行研究，认为定向增发之后存在正的超额收益率，并且大于同行业匹配收益，从而否定乐观主义假说。
学者们就定向增发效应问题进行了研究，认为定向增发之后公司业绩增长，这一良好信息的传达很快反映到市场，带动了投资者购买股票的热情，活跃了资本市场，从而带动股票成交量增加，股票流动性增加。定向增发引进机构投资者，机构投资者具有人才优势、技术优势、管理优势和信息优势，完全有资金和能力收集和利用上市公司信息，而广大中小股东在这方面处于劣势，可以凭借机构投资者了解上市公司信息，有效缓解上市公司与中小投资者之间的信息不对称，使得股票价格波动减少，股票交易量增加，股票流动性增加。定向增发大小股东之间存在严重问题，机构投资者能够加强对上市公司大股东的监督作用，有效缓解了大小股东之间矛盾，增强中小股东参与公司的热情，股票交易量增加，股票流动性增加。综合上述观点，本文提出假设2：
H2：与非定向增发公司相比，定向增发公司股票流动性更好。
在我国股权集中情况下，上市公司大小股东之间存在严重信息不对称，第一大股东处于信息优势的地位，其持股比例远高于其余股东，利用对上市公司控制权主导上市公司财务及经营决策。中小股东持股比例低，获取信息渠道闭塞，只能根据上市公司公开披露财务数据做出判断，其参与经营决策作用有限。盈余管理是大股东主导下的管理者操纵会计报表盈余，从而误导投资者对企业真实业绩理解，大股东利用内幕信息进行信息化交易，赚取利润，蒙蔽外部投资者，进一步提高信息不对称成本与逆向选择成本，导致股票流动性降低。ascioglu和Shantaram[10]就纽约股票交易所（nYSe）全部上市公司进行研究，认为盈余管理会降低会计信息披露质量，提高信息不对称程度，导致股票市场流动性降低。韩国文等[11]以深圳a股市场为研究对象，通过单变量和多变量分析，认为盈余管理会降低股票市场流动性。盈余管理程度大的公司股票市场流动性也越低。
国内外学者就整个市场研究了盈余管理和股票流动性关系，对定向增发的研究未涉及。定向增发是大股东主导下的股权再融资方式，为了募集更多的资金，大股东会在定向增发之前的第一年或当年进行向上盈余操纵，抬高股票价格，提高机构投资者购买股票的成本，达到对上市公司资金的占有，为进一步掏空上市公司做准备，与非定向增发公司相比，大股东在定向增发过程中进行盈余管理的动机会更强；而盈余管理降低了上市公司信息披露质量，增加了投资者买卖股票的价差，使盈余管理与股票流动性负相关。因此，定向增发公司增强了盈余管理对股票流动性的影响。在此基础上，本文提出假设3：
H3：定向增发加大了盈余管理对股票流动性下降影响程度。
三、数据来源及研究设计
本文研究分为两个阶段：第一个阶段是以2006―2012年定向增发公司作为研究对象，分析在定向增发新股过程中是否进行了向上盈余操纵；第二个阶段研究盈余管理对增发之后第一年股票流动性的影响。
1.数据来源
本文样本和财务数据来源于CCeR（色诺芬）数据库，以上市公司定向增发发行日为准确定增发年度，剔除如下样本：（1）金融类公司有着特殊资产负债结构和经营现金流特征，盈余管理和其他公司存在显著差异。（2）在2006―2012年上市公司同时进行配股、公开发行与定向增发。（3）在2006―2012年期间，上市公司多次增发新股，选择首次增发。（4）寻找配对样本时，euclidean距离值比较大，所在行业没有合适样本可选，为使匹配样本更准确。（5）在计算股票流动性指标时，股票交易天数低于200天。（6）剔除数据缺失或者异常样本。配对样本是从非定向增发公司中选择，最后确定定向增发公司2006年22家、2007年30家、2008年33家、2009年45家、2010年46家，2011年81家，2012年81家，共338家，非定向增发公司338家，总共676家公司。
2盈余管理程度的估计
本文以2006―2012年定向增发公司作为研究对象，定向增发当年为0年，增发前一年、前两年定义为-1年、-2年，计算3个年度可操纵应计利润。总应计利润分为可操纵应计利润和非可操纵应计利润。Bartov等[12]基于美国市场，通过横截面Jones模型与时间序列模型对比，发现横截面Jones度量盈余管理更具可靠性；Kothari等把资产收益率加入到应计利润的计算模型中，并且证明更可靠估计。本文采用修正的Jones模型（考虑业绩）对盈余管理进行度量[6]。
（1）计算总的应计值
toai，t=npi，t-oai，t/ai，t-1（1）
其中，toai，t表示i公司第t年总应计利润；npi，t表示i公司第t年净利润；oai，t表示i公司第t年经营现金流量；ai，t-1表示i公司t-1年总资产。
（2）计算非可操纵应计利润
naCi，t=α0+α1（1/ai，t-1）+α2（ΔReii，t/ai，t-1-ΔaRii，t/ai，t-1）+α3（Fiai，t/ai，t-1）+α4Roai，t-1（2）
其中，naCi，t表示i公司第t年非可操纵应计利润；ΔReii，t表示i公司第t年营业收入增加额；ΔaRii，t表示i公司第t年应收账款增加额；Fiai，t表示i公司第t年末固定资产，代表公司资产规模；Roai，t-1表示i公司t-1年总资产报酬率；ai，t-1表示i公司第t-1年末总资产。式（2）中的参数α0、α1、α2、α3、α4是使用截面数据通过式（3）得到的。
toai，t=α0+α1（1/ai，t-1）+α2（ΔReii，t/ai，t-1-ΔaRii，t/ai，t-1）+α3（Fiai，t/ai，t-1）+α4Roai，t-1+δi，t（3）
其中，δi，t是随机误差项。估计非可操纵应计利润之后，计算公司i在第t年的可操纵应计利润Dai，t。
（3）计算可操纵应计利润
Dai，t=toai，t-naCi，t（4）
影响上市公司盈余管理主要有两个因素：政治成本和债务违约成本。政治成本用公司规模表示，公司规模越大，大股东可能会从公司获得更多收益，其进行盈余管理可能性越大；公司规模越大，受到机构投资者、监管部门关注也越多，上市公司向公众披露信息就越多，管理者进行盈余管理的成本也越大。可以看出公司规模和盈余管理存在一定联系。债务违约成本可以用公司财务杠杆表示，高负债公司往往会进行向上盈余操纵，面临强制性契约的公司盈余操纵力度也比较大，因此，财务杠杆与盈余管理也存在联系。本文通过控制公司规模和财务杠杆两个因素，分析定向增发公司是否在增发前和增发当年进行了向上的盈余操纵。在寻找配对样本时，主要通过euclidean距离方法选择配对样本。
3euclidean距离方法
本文采用euclidean距离方法为2006―2012年的定向增发公司寻找配对样本，分行业、分年度、总资产、资产负债率匹配后寻找配对样本。euclidean距离计算如下：
D2=∑2i=1（Xi-Yi）2（5）
其中，D2表示定向增发公司a与配对公司B的距离；Xi表示定向增发公司a的匹配向量；Yi表示配对公司B的匹配向量。通过公式计算D2的最小值作为定向增发公司的配对样本。
4股票流动性的度量
股票流动性分为短期流动性、中期流动性和长期流动性，短、中、长期都是相对的，我们把单日流动性定义为短期、一个月流动性定义为中期、超过一个月定义为长期。股票流动性度量多种方法，有的学者采用高频数据度量股票流动性，比如陈辉等[17]、魏明海和雷倩华[18]等。有的学者从多种角度通过因子分析构造股票流动性指标，比如胡啸兵等[19]；还有学者则采用非高频数据度量，比如韩国文等[13]。对于股票流动性的度量是一个重大课题，国外度量股票流动性指标是从宽度、深度、即时性和弹性四个方面来度量的，这些指标大都不适合于我国资本市场，比如买卖价差指标，它并不是我国证券市场深度和隐易成本的很好度量指标。而且股票流动性指标具有多个维度，不能够直接观察或者直接用单一的指标来度量，必须进行综合分析。
本文主要研究定向增发之后一年的长期股票流动性，因此，采用换手率和Hui-Heubel流动性比率非高频交易指标更能准确反映长期股票流动性。换手率的计算如下：
tURni，y=1[]tRaDi，y∑tRaDi，yt=1tRVi，y，d[]nUSi，y，d（6）
其中，i表示某一种股票，y表示第y年；d表示第y年的第d日；tRaD表示交易天数；tRV表示成交量；nUS表示流通股股数。换手率（tURn）值越大，股票流动性越好。该指标只反映了股票成交数量，但没有反映股票交易对价格的影响。
另一个度量流动性的指标是Hui-Heubel流动性比率，该指标考虑了公司规模的影响，能够反映价格对交易额的敏感度，其计算如下：
LnL=（pRmax-pRmin）/pRminpVoL/（nUS×p）
=papVoL/（nUS×p）=papturnover（7）
其中，pVoL表示每日股票成交额；nUS表示流通股数；pRmin表示某日最低股票交易价格；pRmax表示某日最高股票交易价格。LnL值越大，股票流动性越差。本文对LnL指标取自然对数表示该比率，同时考虑了交易价格与交易量，能对股票流动性做出综合评价。
5变量的选取
本文把定向增发年度2006―2012年定义为第0年，在此计算-2、-1、0年度增发公司的可操纵应计利润，分析定向增发公司在进行盈余操纵的年度，以此来证实假设1。本文构建了多变量回归模型，即式（8）。
DiSt=β0+β1aC+β2ln（size）t-1+β3LeVt-1+β4top1+ε（8）
其中，t表示第t年度；因变量为DiSt；自变量为aC，控制变量为ln（size）t-1（公司规模）、LeVt-1（财务杠杆）和top1（第一大股东持股比例）。
对于假设2、假设3的实证检验，因变量为公司股票流动性指标即tURn和LnL流动性比率，自变量为DiSn、哑变量aC、DiSi，t-1与aC的交互项。控制变量为交易特征向量、公司特征向量和股权结构向量。变量的设计与描述如表1所示。
交易特征变量用交易量、价格、波动性表示。随着价格的上升，买卖股票过程中产生的部分费用会上升，买卖价差扩大，股票流动性降低，预测价格与股票流动性负相关；波动性越大使得投资者对于市场中未来价格预期存在较大差异，买卖报价价差扩大，股票流动性降低，预测波动性与股票流动性负相关；交易量代表了交易的活跃程度，股票活跃程度越高，投资者调整组合需要时间越短，其所持头寸长时间暴露风险可能性越小，买卖价差越小，预测交易量与股票流动性正相关。
公司特征变量用公司规模、成长机会和财务杠杆来表示。本文用总资产自然对数ln（at）来衡量公司规模，merton[13]认为规模越大，受到外界关注越多，为满足外界相关各方的要求，公司会进行更多信息披露，从而降低信息不对称，提高股票流动性，预测ln（at）与股票流动性正相关；用账面市值比（mB）来衡量成长机会，agarwal[14]认为高成长的公司会受到更多关注，股票流动性增加，预测mB与股票流动性正相关；本文用资产负债率来衡量公司财务杠杆，债务能够降低管理者与投资者之间的信息不对称程度，使得知情交易者与非知情交易者的信息不对称程度降低，股票流动性增加，预测LeV与股票流动性正相关。回归模型如下：
tURnt=β0+β1aC+β2DiSi，t-1+β3aC×DiSi，t-1+β4ln（V）+β5ln（p）+β6ln（w）+β7LeV+β8ln（at）+β9mB+ε（9）
LnL=β0+β1aC+β2DiSi，t-1+β3aC×DiSi，t-1+β4ln（V）+β5ln（p）+β6ln（w）+β7LeV+β8ln（at）+β9mB+ε（10）
四、经验检验
1定向增发公司与非定向增发公司盈余管理比较
本文利用euclidean方法求距离，将距离最短作为该定向增发公司的配对样本，计算定向增发公司和配对样本可操纵应计利润。在计算式（2）、式（3）参数时，本文分年度对2006―2012年全部深、沪a股上市公司分行业利用式（3）进行oLS回归分析，求得参数值α0、α1、α2、α3、α4，这个过程每年进行一次，经过式（1）、式（2）、式（3）和式（4）计算，求得第0年、第-1年、第-2年度定向增发公司和配对样本（非定向增发公司）的可操纵应计利润后进行比较。表2是定向增发公司和配对样本（非定向增发公司）可操纵应计利润计算表。
表2采用配对样本均值比较，从表2中看出：在-1年度定向增发公司DiS均值为00027，非定向增发公司为-00240，在005水平上存在显著差异；在0年度定向增发公司DiS均值为00423，非定向增发公司DiS均值为-00077，在001水平上存在显著差异；在-2年度均值比较不存在显著差异，说明定向增发公司在增发前一年和当年进行了向上盈余操纵，初步证实了假设1。
2定向增发公司和非定向发行公司的可操纵应计利润回归分析
以上是对定向增发公司与非定向增发公司可操纵应计利润做了单因素均值比较，但ln（size）、LeV和top1都是影响可操纵应计利润的因素，本文对其进行控制，采用式（8）进行回归分析，结果如表3所示。
由表3可以看出，F值都在001水平上显著，说明该模型设置是合理的，aC的系数在-2年度并不显著为负，但在-1年和0年aC系数分别为00315和00500，在010和005水平上显著为正，这进一步证实了假设1。说明在我国大多数上市公司股权集中度比较高，公司经营决策也更多体现了大股东意图，大股东为了更多占有上市公司财富，在定向增发之前通过向上盈余操纵提高股票价格，吸引机构投资者，募集更多资金。控制变量ln（size）、LeV和top1系数不显著，因为其中任何一个变量对可操纵应计利润影响都有正反两方面效应，综合反映变量系数不显著，这与本文预期一致。
3盈余管理对股票流动性影响回归结果
（1）相关性分析
为了证明盈余管理对股票流动性的影响，本文进行各变量相关性分析，结果如表4所示。
从表4可以看出，tURn与LnL相关系数为-08900，相关程度比较高，并且两个指标度量股票流动性方向相反。tURn和LnL与DiSi，t-1回归系数分别为-00400和00200，在010水平上显著，说明上市公司通过盈余管理提高信息不对称程度，降低股票流动性；tURn和LnL与aC回归系数分别为01000和-00700，在010水平上显著，说明与非定向增发公司相比，定向增发提高了股票流动性。tURn和LnL与aC×DiS回归系数分别为-01000和00500，说明上市公司在定向增发过程中加大了盈余管理对股票流动性下降的程度。tURn和LnL与ln（V）回归系数分别为01900和-01700，在001水平上显著，说明股票交易量越多，股票市场就更加活跃，市场深度增加，股票流动性增加；tURn和LnL与ln（p）、ln（w）回归结果与预期相反，可能是由于我国证券市场是竞价交易市场，而国外市场是做市商交易市场的不同所致。tURn和LnL与ln（at）回归系数分别为-03600和03600，在001水平上显著，说明公司规模越大，受到市场投资者关注越多，股票交易也越活跃。tURn与mB回归系数为01700，在001水平上显著，LnL与mB回归系数不显著为负，说明投资者看好公司成长性好的股票，竞相购买股票，股票交易量增加，股票流动性增加。本文进行共线性统计，ViF（方差膨胀因子）均小于5，这说明不存在多重共线性问题。
（2）多元回归分析
为了证明假设H2和H3，本文就盈余管理对股票流动性的影响进行回归分析，回归结果如表5所示。
从表5可以看出：在模型1和模型2中，aC与tURn的回归系数分别是00038、00060，分别在010、001水平上显著为正；在模型3与模型4中，aC与LnL回归系数-00773和-01628，在001水平上显著为负，这恰好证明了假设2，说明大股东出于私利动机，通过定向增发短期内操纵应计利润，使公司业绩达理想水平，提高股票价格，吸引更多投资者，股票流动性增加；机构投资者加入上市公司之后，作为长期战略投资者，积极发挥对大股东的监督作用，有效改善公司治理水平，缓解了大小股东信息不对称与问题，减少股票价格波动与投资者买卖股票价差，提高股票市场流动性。DiSi，t-1与tURn回归系数分别为-00186和-00064，DiSi，t-1与LnL回归系数分别为03313和01196，在010水平上存在显著差异，说明盈余管理降低了上市公司信息披露质量，提高了外部投资者与上市公司信息不对称程度，股票买卖价差扩大，股票流动性降低。aC×DiSi，t-1与tURn回归系数分别为-00364和-00184，aC×DiSi，t-1与LnL回归系数分别为06026和02816，在010、005水平上显著，说明上市公司为了募集更多资金，在定向增发过程中进行向上盈余操纵，提高股票发行价格，即定向增发加大盈余管理对股票流动性的影响。
从tURn、LnL与交易特征向量回归结果分析：tURn、LnL与ln（V）回归结果和本文预期相一致，交易量代表交易活跃程度，股票越活跃，投资者调整投资组合越容易，那么风险就会相应减少，交易及时性和股票流动性也会相应增加。tURn、LnL与ln（p）回归结果与本文预期相反，股票价格上升，并不能使股票交易量减少，说明我国证券市场与国外相比有着很大差异，市场上更多投资者主要进行短期投机而不是出于长远打算。tURn、LnL与ln（w）的回归结果与本文预期相反，说明我国股票市场交易者，更多是从事股票投机交易，而不是进行长远投资，“追涨杀跌”“羊群效应”现象比较普遍，虽然股票波动比较大，风险大，但仍然有大量投资者交易股票。
在考虑了公司特征向量因素后，ln（at）与tURn回归结果显著为正，与LnL显著为负，说明公司规模越大，会受到政府部门、中小投资者关注也越多，公司会主动披露更多信息，从而降低信息不对称成本，股票流动性增加；mB与tURn回归系数显著为正，与LnL回归系数显著为负，说明高成长的公司受到更多投资者的关注，股票流动性增加；LeV与tURn显著为正，LeV与LnL显著为负，说明财务杠杆降低了信息不对称，股票流动性增加。
五、稳健性检验
本文进行了如下检验：第一，把2006―2012年度定向增发公司按年度分别进行分析，通过与配对样本进行均值比较之后，分别进行多因素回归分析，回归结果与H1一致。第二，本文采用了有效流速（eL）指标表示股票流动性，公式表示为：
eFVt=Vt/nUStamt=tURnt（pRmax-pRmin）/pRt-1（11）
eFVt表示有效流速，该值越大，股票流动性增加；amt表示振幅，该值代表股票价格波动幅度，该值越大，股价波动性越大，说明投资者对于市场中股票价格判断存在明显差异，信息不对称程度越高，买卖报价价差扩大，股票流动性降低；Vt表示成交量；nUSt表示流通股数量；pR表示价格；tURnt表示换手率，该指标从数量上度量股票流动性，成交量越大，股票流动性增加；eFV表示1单位股票价格波动能够引起成交量的变化，该指标从成交量与价格方面综合反映股票流动性，即从市场深度与宽度两个方面度量，综合反映了股票流动性影响。因变量采用eFVt；自变量采用DiSi，t-1、aC、aC×DiSi，t-1；控制变量采用交易特征变量：ln（V）、ln（p）与ln（w）；公司特征变量采用LeV、ln（at）与mB，之后进行回归分析，回归结果与上述实证结果没有显著差异，再次证明H2、H3是正确的。
六、研究结论与政策建议
本文对定向增发过程中是否存在盈余管理进行研究，通过配对样本均值比较，以及多因素综合分析，表明了定向增发公司在增发前一年和当年进行了向上盈余操纵。就盈余管理行为与股票流动性关系进行回归分析，结果表明：与非定向增发公司相比，定向增发公司股票流动性更好；定向增发加大盈余管理对股票流动性下降影响程度。这一发现补充了定向增发时盈余管理相关的研究。在实践中，该研究可以为相关的政策主管部门提供参考、指导与建议，便于其加强监管，完善上市公司的治理结构，进一步抑制定向增发过程中的盈余管理行为，促使上市公司健康稳步发展。
基于此本文提出如下政策建议：
第一，机构投资者具有先进管理经验与技术，有能力解读与理解上市公司财务与经营情况，促进市场对信息正确反应，有效缓解大小股东之间问题，缓解信息不对称，提高股票流动性。因此，政策主管部门应制定政策鼓励机构投资者购买上市公司股票，减少机构投资者购买上市公司股票的成本，让机构投资者积极参与公司治理，改善我国上市公司“一股独大”现象，从而优化股权结构，提高上市公司信息披露质量，提高股票流动性。
第二，盈余管理增加外部投资者与大股东之间信息不对称成本与成本，降低股票流动性。为了加强对盈余管理行为监督，政策主管部门应加强对上市公司财务信息披露监管的同时，还应要求上市公司完善非财务信息的披露，除应披露上市公司会计政策等影响企业盈余信息之外，还应对缺乏会计原则与基础会计处理事项，比如会计人员职业判断原则与基础等做出充分披露，以充分反映交易事项的本质。
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征信公司盈利模式篇7
【关键词】股利政策上市公司创业板
一、创业板上市公司股利分配政策的特征
（一）股利支付方式多样性
通过对现存的496家上市公司主要财务指标的统计和整理分析得出。2013年、2014年、2015年分别有379家、424家、108家上市公司在年报中公告了股利分配政策，其中有175、197、34家采用直接分配现金股利的方式，146、169、51家公司派现并转增，其中2013年发放现金股利的上市公司占已宣告或已分配股利公司的88.65%，发放现金股利并用资本公积金转增股本的公司占公告分配股利公司的38.52%。
从上统计分析可以总结出，板上市公司所采用股利分配方式有派现、、派现并送股、转增、派现送股并转增、派现并转增五种模式，所表现的是传统股利分配方式相互组合形成的分配模式，
（二）每股现金股利支付率高
根据创业板上市公司从2013-2015年年报公告中，对股利分配的相关数据统计。2013年度现金股利分配水平平均每股分红0.1344元，股利分配率平均达31.1301%，分配比例较高。2014年的每股分红水平有一点下降，平均为每股分红0.1227元，股利分派率率也略下降为30.4128%。2015年每股分红又呈现上升水平。但整体分析每股股利分配率都呈现较高水平，说明上市公司股利分配基本都处于高股利分配水平。
由此表明，派现在创业板上市公司股利分配中是普遍选择的方式，派现公司数目所占比重也较大。这与我国主板市场现金分红少的现象形成鲜明的对比。
（三）转增比例高
按照国际惯例，上市公司每10股转增5股及以上的股利分配行为都属于高比例转增。由数据分析可得，在2013年有167家在年报中公告转增股本，其中每股转增在0.5-1之间的公司数占所选转增方式公司总数的57.49%，所占比例较大超过总数的一半；2014年年报中公告转增股本的194家公司中，每股转增在0.5-1.5之间的公司数占所选转增方式公司总数的75.78%，超过总数的一半；2015年年报中公告转增股本的66家公司中，每股转增在0.5-1之间的公司数占所选转增方式公司总数的39.39%，超过转增比0.5的总比例和为84.85%，远超过总数的一半。
以上分析说明：我国创业板上市公司大多偏向于以资本公积转增股本的方式向分配股利，其中大多数的上市公司都使用高比例转增方式。
二、影响创业板上市公司股利政策选择的因素
（一）公司的盈利能力
盈利能力是指公司创造利润的能力。盈利是公司发展的目的，同时也是发放股利的基础。公司盈利能力的大小直接影响股利的支付水平：如果公司的盈利能力很强，则说明有较多的可供分配的利润，因此股利支付率水平也随之较高，反之，股利支付水平就较差。
（二）公司规模
公司的总资产能够直接的代表公司的规模，通常可以用公司的总资产这个指标来衡量公司成长能力。公司在不同的成长周期，对规模的要求也不同。当公司处于成长期且规模较小，此时正是需要规模扩大的时期，需要大量的资金来满足扩大需求；成熟期或衰退期的较大规模的公司，这时不需要再扩大规模，且可以从其他渠道获得资金。公司规模和公司股利政策的选择基本正比例相关，即在其它条件一定的情况下，公司规模越大，发展越稳定，更倾向于选择分配现金股利的方式。
（三）货币资金充足率
公司有充足的现金的条件下，就有能力发放现金股利，同时也可以将这些现金运用于公司的日常运转，以致于获得更多的现金。如果公司持有这些现金却不进行新的投资的话，可以向股东发放较高的现金股利，这样也可以减少财务风险；相反，如果公司没有足够的现金，则倾向于选择低股利政策。
三、政策建议
（一）提高公司自身的盈利能力和盈利质量
公司的盈利能力和盈利质量直接关系到其分配股利的情况。一般情况下，公司的盈利水平高，管理者就会选择分派高比例的股利，以此来向市场提供良好的业绩状况，吸引更多的投资者。但是与此同时，一些盈利能力不好，甚至出现负值的公司有时也会分配股利，这样的信息可能会误导投资者的短期决策，而对于长期而言，若公司不加以改善，则最终会损害投资者利益。因此，创业板上市公司应该不断地提高经营能力，扩大规模，在提高自身盈利水平的同时保障盈利质量，实现企业价值和股东权益最大化。
（二）根据企业规模和成长周期选择股利政策
创业板上市公司在选择股利政策时要结合公司规模和所处的成长周期。对于规模较大且发展较稳定的企业来说，不用再考虑筹集资金来扩大规模，而对于获得的充足的资金可以支撑现金股利的需要，这时，公司一般应选择较高比例的现金股利分派方式；对于规模较小且处于成长期的企业，公司需要筹集资金来扩大规模和稳定增长，这时没有过多的资金来支撑现金股利的分配，这时公司一般不分配或低股利分配现金股利；对于处于成熟期或者衰退期，且公司规模达到最大，这时公司可以通过更多的途径获得资金。
（三）进行现金分红应充分重视企业的现金流水平
上市公司在进行分红决策时，要考虑公司是否持有充足的现金流量。根据上述分析，一些企业经营现金流量为负值却仍进行高比例派现，这样会影响公司股息持续性和长远发展。正确认识现金流量和现金股利的关系，确定公司有充足的先进支撑现金股利时才可以进行分红，当然，若公司盲目的将闲置的多余的现金分配掉，可能容易损害内部小股东的利益，激化股东间的矛盾。因此，合理的安排现金流进行分红是非常重要的。
征信公司盈利模式篇8
一、新准则下电力上市公司盈余管理手段分析
新会计准则共有三个层次：1项基本准则、38项具体准则以及32项会计准则应用指南（财政部对于建造合同、资产负债表日后事项等6项具体准则未相应的应用指南）。新会计准则的颁布标志着我国建立了适应市场经济发展要求的、与国际惯例趋同的准则体系。新准则的指导方针是提高会计信息质量、维护社会经济秩序。对于上市公司而言，新准则促使其提高会计信息的质量，对维护投资者、债权人、政府等利益相关者的利益意义重大。
（一）新会计准则对上市公司盈余管理行为的限制新会计准则对上市公司盈余管理行为有一定程度的限制，主要表现在：
（1）合并范围的确定原则。新准则遵循实质重于形式的原则明确了合并财务报表的合并范围。以往采取“一刀切”的做法，将持股比例作为确定是否纳入合并范围的唯一标准，使得母公司可以通过改变持股比例来缩小或者扩大合并报表的合并范围。新准则规定母公司应将其所有能控制的子公司均纳入合并范围，将是否拥有对被投资单位的实际控制权作为纳入其合并范围与否的依据，从根源上限制了一些企业通过改变持股比例来改变合并范围，从而进行盈余管理的行为。
（2）资产减值准则。新准则规定，资产减值损失一经确认，在以后会计期间不得转回。固定资产、在建工程、无形资产和长期股权投资等项目的减值准备不得转回，只能在处置相关资产时进行会计处理。在旧准则下，企业将资产减值准备的大规模冲回作为盈余管理的重要手段。现行准则实施后，虽然坏账准备等项目的减值准备可以转回，但由于企业盈余管理的主要对象是上述减值准备不得转回的项目，因而大大限制了企业利用“秘密准备”制造虚假利润的行为。
（3）存货计价方法。新准则规定：“企业应当采用先进先出法、加权平均法或者个别计价法确定发出存货的实际成本。”存货计价方法通过存货购入价格的变动影响企业当期的利润，企业在存货计价方法选择方面存在较大的自主空间，可能基于调节税负或者使企业不被“St”等目的而在不同情况下采用不同的存货计价方法。新准则的这一规定对于企业通过改变存货的计价方法来进行盈余管理的行为起到了一定的约束作用。
（二）新会计准则为上市公司盈余管理提供的新空间新会计准则虽然在某些方面限制了上市公司的盈余管理的行为，但在其他一些方面又为盈余管理提供了新的空间，主要有以下方面：
（1）金融工具确认与计量原则。新准则规定，企业初始确认金融资产或金融负债，应当按照公允价值计量。交易性金融资产的期末计价应当采用公允价值，且公允价值变动直接计入当期损益。新准则还将衍生金融工具交易产生的损益从在报表注释中进行反应转移至表内列示，这一规定对拥有较多金融工具的企业的利润有较大的影响。再加上公允价值计量属性的固有缺陷，很有可能使得某些企业通过将对金融工具的操作作为进行盈余管理的新途径。
（2）固定资产准则。新准则规定，企业应当至少于每年年度终了，对固定资产的使用寿命、预计净残值和折旧方法进行复核。当使用寿命预计数和预计净残值与原先估计数有差异的，应当进行调整。这就给予了企业更大的自由，企业可以通过会计估计的变更来调整各期的折旧费用，进而以影响各期利润。由于固定资产的金额一般比较大，固定资产折旧方法的微小改变就可能造成利润较大幅度的增减变化，进而达到盈余管理的目的。
（3）投资性房地产准则。新准则规定，投资性房地产应当按照成本进行初始确认和计量；在进行后续计量时，通常应当采用成本模式，满足特定条件时也可以采用公允价值模式。这一规定改变了企业的收益计量方法，以往只有当投资性房地产在卖出后才能确认收益，而现在只需进行价值重估就可以确认收益。公允价值的确定涉及到很多职业判断的因素，而会计人员的职业判断受到其专业水准及职业道德的影响，因而这一规定为上市公司进行盈余管理提供了新思路。
（4）无形资产准则。新准则将无形资产的研发支出区分为研究阶段支出和开发阶段支出，并规定开发阶段支出可以资本化。这将减少企业费用，从而减小对当期利润的影响。无形资产的研发业务非常复杂，研究阶段和开发阶段难以彻底区分，为上市公司的盈余管理提供了新手段。
（5）借款费用准则。新准则将借款费用资本化的资产范围由固定资产扩大到存货、投资性房地产以及无形资产等，资本化的借款范围由专门借款扩大到专门借款和一般借款。企业可能通过调整一般借款资本化或费用化的金额和时间来调节利润，从而成为进行盈余管理的新途径。
（三）新会计准则下电力上市公司盈余管理手段变化电力行业有其鲜明的行业特征，是技术密集型、资金密集型企业，尤其是企业固定资产的比重很大。电力行业作为与经济发展和居民生活息息相关的关键产业，严格地受到国家的管理。从盈余管理的动机考虑，电力上市公司出于公司业绩和政治因素的考虑会进行盈余管理。结合电力行业的特征，新准则下电力上市公司盈余管理的手段有：由于电力行业本身固定资产比重大，电力上市公司可能利用新的固定资产准则进行盈余管理；电力行业本身是资金密集型企业，且借款比例大，电力上市公司可能利用新借款费用准则进行盈余管理；电力行业的特点决定其资产减值准备较多，新资产减值准则将会减少电力上市公司盈余管理。
二、研究设计
（一）研究假设根据上文的介绍，新会计准则在一些方面限制了上市公司的盈余管理，同时在另一些方面又为上市公司的盈余管理提供了新的空间。新准则对电力上市公司盈余管理的影响也不例外。结合电力上市公司的特点，本文提出以下假设：
假设1：电力上市公司进行盈余管理
假设2：电力上市公司利用固定资产准则进行向上盈余管理
假设3：资产减值准则限制了电力上市公司盈余管理
（二）样本选择及数据来源本文选取的样本根据研究其他综合收益的需要，剔除了St等特殊的情况，选取了沪市30家电力上市公司2009年至2010年的数据进行分析，数据统计和分析通过eXCeL和SpSS17.0软件完成。
（三）研究方法具体如下：
（1）盈余管理的计量模型。国外学者于20世纪80年代中期开始关注盈余管理的研究，盈余管理的计量始终是盈余管理研究的核心问题。在现阶段的研究方法中，主要是将“可操控性利润”作为标准来衡量企业的盈余管理程度。西方会计学者对现有的几种方法的可靠性评价结果为：修正的Jones模型的效果最佳，迪安吉洛模型效果最差。Jones模型和修正的Jones模型明确地将经济环境的变化引入了对不可操控性应计利润的估计中。横截面Jones模型中的参数采用的是截面数据而不是时间序列数据，因而该模型没有对时间长度的要求，并且该模型是唯一能够一贯识别出盈余管理的模型，因而本文采用修正的横截面Jones模型来分析盈余管理。
关于可操控性应计利润的计算。本文利用修正的横截面Jones模型对2009年～2010年我国电力上市公司可操控性应计利润进行计算，具体步骤如下：
第一步，对各年度样本公司数据进行回归分析，以获取模型中各参数的估计值。模型为：
tait/ai，t-1=αi（1/ai，t-1）+β1i（？驻ReVi，t-1/ai，t-1）+β2i（ppei，t/ai，t-1）+εi，t（1）
其中tait为i公司在t年度内的应计利润总额；ai，t-1为i公司在t-1年度末的总资产；？驻ReVi，t-1为i公司第t年度的主营业务收入与第t-1年度的主营业务收入的差额；ppei，t为i公司在t年度末的固定资产原值；ε为残差值。
第二步，运用上述模型得到的参数估计值（αi，β1i，β2i），计算得到各个上市公司的以上年度资产计量的不可操控性应计利润nDai，t，其计算模型如下：
nDai，t=αi（1/ai，t-1）+β1i[（？驻ReVi，t-？驻ReCi，t/ai，t-1]+β2i（ppei，t/ai，t-1）（2）
其中，nDai，t为不可操控性应计利润；？驻ReCi，t为i公司第t年度的净应收款项与第t-1年度的净应收款项的差额，其他变量的含义和式（1）相同。
第三步，计算得出各个上市公司可操控性应计利润Dai，t，总体应计利润为可操控性应计利润与不可操控性应计利润之和，即
Dai，t=tai，t-nDai，t（3）
其中，Dai，t为i公司在t年度的可操控性应计利润。
关于可操控性应计利润的t检验。根据修正的横截面Jones模型，只有可操控性应计利润显著地异于零时，上市公司才存在盈余管理行为。
（2）运用主成分分析盈余管理的手段。结合电力行业的特点，本文选取表示财务杠杆的流动比率（CrrntK）和资产负债率（DebtR）、经营活动产生的现金流量（CFo），固定资产（Fa），资产减值准备（ioa）建立以下模型进行分析：
Dai，t=α0+α1CrrntK+α2DebtR+α3Fa+α5ioa+ε（4）
其中，Dai，t是可操控性应计利润的绝对值。
三、实证结果分析
（一）描述性统计分析从表1的描述统计结果可以看出，电力上市公司存在盈余管理。
（二）回归分析从表2和表3中可以看出，固定资产、资产减值与可控收益相关，即固定资产准则和资产减值准则是电力上市公司盈余管理的手段，与本文的假设1致，但回归方程的整体解释程度不是特别高，电力上市公司盈余管理的手段还有待继续发掘。
由表4的结果可以得出，各个自变量的相关性良好，没有出现严重的共线性，整个方程的解释度不高，但是模型的检验结果显著，可以解释因变量。
四、结论
通过回归分析，可以得出假设成立，即电力上市公司利用固定资产准则进行向上的盈余管理，资产减值准则对电力上市公司盈余管理起到限制作用。这一结论对辨认如电力行业这种资金密集且固定资产比重大的行业的盈余管理有一定帮助，报表使用者可以重点关注这方面的信息，从而做出更加科学合理的决策。上市公司盈余管理的行为是客观存在的，我们对此应有一个正确的认识：盈余管理是一把“双刃剑”，适度的盈余管理可以向利益相关者传递企业经营稳定的信息，有利于企业的平稳健康发展；过度的盈余管理会使会计信息失去应有的相关性和可靠性，影响利益相关者的经济决策。由于新会计准则实施的时间较短，相关数据不太充分，本文所得的回归方程的解释度不太高，但是随着时间的推移，我们可以获得更多的财务数据，进行更加全面具体的分析，从而找出解释程度更高的回归方程，找出影响盈余管理的因素，更加理性地分析上市公司的盈余管理行为，创造良好的投资环境，保护利益相关者的合法利益。
参考文献：
[1]马文芳：《上市公司的盈余管理研究》，《中国总会计师》2007年第2期。
[2]沈烈、张西萍：《新会计准则与盈余管理》，《会计研究》2007年第2期。
征信公司盈利模式篇9
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。
征信公司盈利模式篇10
关键词：关键词盈余管理审计意见相关性
一、引言
盈余管理是20世纪80年代中后期兴起的实证会计研究的重要研究领域。对于盈余管理虽然学术界并没有统一的定义，但大量研究都论证了这种行为的存在。虽然盈余管理并不都是违规或者有害的，但是大规模的盈余管理会误导投资者的投资决策，给投资者带来严重的损失，许多国内外上市公司的丑闻已经很深刻地说明了这一点。盈余管理的最终结果反映在财务报告之中，而审计的作用则集中体现在审核企业财务报告的真实公允性，以降低企业内部和外部的信息不对称。
二、研究设计
（一）研究假设我国上市公司中明显存在大量盈余管理的迹象，作为人与委托人之间的独立第三人，注册会计师的职责便显得格外重要。那么中国注册会计师对于上市公司的盈余管理行为是否具备有效监督作用呢？换句话说，审计意见与盈余管理是否具有相关性呢？针对上述问题，本文提出两个假设，以进一步做出实证检验：
H1：上市公司的盈余管理行为对注册会计师出具的审计意见类型产生影响
H2：上市公司盈余管理程度越高，越有可能被出具非标准无保留审计意见
（二）样本的选择和数据来源由于我国2002年颁布的《独立审计具体准则第7号―审计报告》是在2003年7月1日执行，2006年修订的《中国注册会计师审计准则第1501号――审计报告》、《中国注册会计师审计准则第1502号―非标准审计报告》和《企业会计准则》自2007年1月1日起施行。因此，本文选取深、沪两市a股全部上市公司2004年至2006年数据作为研究样本进行统计分析，以保持审计准则和会计准则适用的统一性。对样本，本文进行了如下筛选：剔除金融保险行业的上市公司；剔除当年度新上市（距年度报告日上市时间不到1年）的公司；剔除财务数据缺失的上市公司。最终得样本公司3282家，其中2004年1056家，2005年1152家，2006年1074家。本文研究中所使用的上市公司操控性应计利润数据、财务数据从深圳国泰安信息技术公司的CSmaR系列研究数据库系统和CCeR色诺芬数据库中获取。本文所有数据处理和统计分析所使用的软件包括：eXCeL、SpSS13.0。其中，采用eXCeL软件处理基本数据，使用SpSS13.0统计分析软件进行描述性统计分析以及回归模型的建立。
（三）模型选择本文采用由Jones模型衍生出来的截面修正的Jones模型对上市公司的盈余管理程度进行计量。截面修正的Jones模型中参数是用截面数据估计，而不是用时间序列数据估计。在截面修正的Jones模型中，非操控性应计利润用事件期（即假设的盈余管理发生期）数据估计，其计量模型及计算操作步骤是：第一步，计算总应计利润。tat=nit-CFot…（1）。总应计利润的计算有两种方法：一种是资产负债表法；另一种是现金流量表法，本文采用现金流量表法进行计算。第二步，根据模型在估计期运用经过不同行业分组的数据进行回归取得行业特征参数的估计值。tat/at-1=a1（1/at-1）+a2（ΔReVt/at-1）+a3（ppet/at-1）+εt…（2）。式中，tat是第t年的总应计利润，ΔReVt是第t期收入和第t-1期收入的差额，ppet是第t期期末总的厂场、设备等固定资产价值，at-1是第t-1期期末总资产，α1，α2，α3是系数，εt是剩余项，表示总应计利润中的操控性应计利润部分。第三步，将回归取得的行业特征参数估计值分别代入各个非操控性应计利润模型，求解非操控性应计利润。nDat=α1（1/at-1）+α2［（ΔReVt-ΔReCt）/at-1]+α3（ppet/at-1）…（3）。nDat是经过第t-1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计利润，ΔReVt是第t期收入和第t-1期收入的差额，ΔReCt是第t期的净应收款项和第t-1期的净应收款项的差额，ppet是第t期期末总的厂场、设备等固定资产价值，at-1是第t-1期期末总资产，α1、α2、α3是不同行业、不同年份的特征参数，是运用经过行业分组的不同年份数据进行回归取得的，是（1b）中a1、a2、a3的oLS估计值。第四步，根据总体应计利润等于可控应计利润加上非可控应计利润的等式求解可控应计利润，求解出t年度可控应计利润。Dat=tat/at-1-nDat…（4）。最后，将Dao代入构建的回归模型中，与审计意见进行分析检验。
（四）变量定义为了详细地检查提出的假设，除了盈余管理因素之外，本文对影响审计意见的其他因素进行了控制。这些控制变量大致分为两类：一类是注册会计师的特征；一类是上市公司的自身特征。本文中，审计意见为被解释变量，上市公司盈余管理程度是解释变量，其余为控制变量。在研究过程中，把审计意见类型分成两类:标准无保留意见和非标准无保留意见，并将审计意见作为一哑变量ao引入，当上市公司收到的审计意见为非标准无保留意见时，ao=1:否则，当上市公司收到的审计意见为标准无保留意见时，ao=0。控制变量选取了8个，分别是Size代表公司规模、Debt代表公司偿债能力、Roe代表公司获利能力、Ln（ac）代表审计收费、auc代表审计委员会的设置、Lao代表上期审计意见以及行业变量indsu、年度变量Year。对各变量的选取、定义及预期符号如（表1）所示。本文把审计意见ao作为因变量，引入代表各自变量的各项指标，构建了以下模型，对上市公司盈余管理的程度与审计意见之间的关系进行检验：ao=β0+β1aBS（Da）t+β2LnaCt
+β3Lagaot+β4auCt+β5Debtt+β6Roet+β7Sizet+β8indusi+β9Yeari+εi…（5）。其中，aBS（Da）t表示公司在t年的操控性应计利润的绝对值，β0表示截距，εi表示残差。操控性应计利润Da表示盈余管理水平，既反映了操纵程度，又显示了操纵的方式，本文认为主要是操纵程度而不是操纵方式将对审计意见产生影响，而且在分析中，用Da的绝对值可以克服有关盈余管理计算正负相抵消的影响，能更准确反映盈余管理的真实程度和问题的实质，因此本文将选取Da的绝对值作为盈余管理水平的替代变量，考察其对审计意见类型的影响。
三、实证结果分析
（一）描述性统计（1）截面Jones模型参数估计。本文将2004年至2006年深、沪a股上市公司中的3837家公司数据代入截面修正的Jones模型对其行业特征参数进行估计，数据通过进行oLS回归得出，结果（表2）所示。从以上回归结果来看，方程的F值、R2分别为30.327、0.044，每个解释变量均在1%的显著水平上通过了检验。各模型回归系数的符号基本符合预期。（2）从（表3）中可以得到审计意见的分布情况及操纵性应计利润的相关统计数据。从（表4）数据来看，如果不考虑盈余操纵的方向，我国的上市公司较为普遍地存在盈余管理的情况，操纵程度约为上年总资产的6.8%。另外，从审计收费、资产规模、资产负债率及Roe的各项数据来看，会计师事务所之间的收费、上市公司间的偿债能力和获利能力差异都很大。从（表5）可以看出（其数据来自独立样本的t检验）影响审计意见的各因素平均值的比较情况：标准无保留意见组的操纵性应计利润的均值为0.06146，非标准审计意见组的操纵性应计利润的均值为0.12548，非标准审计意见组明显高于标准无保留意见组，表明盈余管理对审计意见类型产生影响，盈余管理程度越大，会计师事务所越可能出具非标准的审计意见，两者正相关，初步验证了假设1和假设2的成立。从流动比率的两组数值分析，说明财务风险越大的公司越可能得到非标准的审计意见，两者正相关；而其他变量的两组数据差异不大。
（二）相关性分析（表6）给出了各自变量与因变量审计意见类型ao之间的pearson相关系数和Spearman相关系数。非标准审计意见和操纵性应计利润在1%的水平上显著正相关，说明盈余管理程度越大，对审计意见的影响就越大，即盈余管理程度越高的公司越有可能被出具非标准的审计意见，再一次支持了假设1和假设2。其他自变量除Roe外，都通过了显著性检验，并与预期符号基本一致。全体样本中，Spearman检验的结果和pearson基本相同。
（三）回归分析根据（表7），本文得到各变量对审计意见的影响进行多元回归检验的结果。如（表7）所示，模型的nagelkerke-R2达到0.443，Chi-squre更是高达759.735，非常显著，说明该模型很好地匹配了数据，模型非常有效。（1）解释变量的回归结果与分析。可操控应计利润绝对值Da的回归系数符号与预期相同，都是正号，回归系数为2.906，而且在1％的水平上通过了显著性检验，说明在控制了其他影响因素之后，可操控应计利润与审计意见在1%水平上显著正相关。可操控应计利润绝对值Da与ao具有统计上的显著意义，而且是正相关关系，从经济学上可以解释为：可操控应计利润Da的绝对值越大，上市公司的财务报告越容易被出具非标准审计意见。结果再一次支持了本文的假设。（2）控制变量的回归结果与分析。与公司有关的控制变量的结果与分析：净资产收益率越低，上市公司越可能获得非标准审计意见；资产负债率越高，越可能获得非标准审计意见；而资产规模越小，越可能获得非标准审计意见。这说明上市公司财务状况及经营状况越差，获得非标准审计意见的可能性越大，这显示了注册会计师的风险意识。与注册会计师有关的控制变量的结果与分析：ao与LnaC、Lao均为显著正相关，说明审计收费和上年度的审计意见对本年出具何种审计意见产生显著的影响。ao与auc正相关，但没有通过显著性检验，说明虽然有些上市公司设立了审计委员会，但审计委员会没有发挥其应有的监督作用。
四、结论
本文通过上述分析得出如下结论：上市公司的盈余管理行为对注册会计师出具的审计意见类型产生影响，上市公司盈余管理程度越高，越有可能被出具非标准无保留审计意见。研究结果还表明，我国注册会计师具有了一定的职业判断力，能够对上市公司的财务状况、经营状况等做出一定正确的判断，说明注册会计师出具的审计意见具有一定的参考价值，值得投资者付出一定的关注。不足之处在于：盈余管理往往不是一个独立的偶然行为，公司基于上市、配股或进一步融资等各种原因，常常是连续几年对盈余进行操纵，本文仅选取了三年的数据，可能不能体现由此所带来的长期影响。另外，由于影响盈余管理这个变量的因素众多，企图仅用一个模型将其进行量化，难免有失偏颇。在样本选择上，没有剔除非盈余管理因素所导致的非标准无保留意见的样本，统计分析上可能存在一些欠缺。
参考文献：
［1］章永奎、刘峰：《盈余管理与审计意见相关性实证研究》，《中国会计与财务研究》2002年第1期。
［2］夏立军：《盈余管理计量模型在中国股票市场的应用研究》，《中国会计与财务研究》2003年第2期。
［3］何红渠、张志红：《有关审计意见识别盈余管理能力的研究》，《财经理论与实践》2003年第11期。
［4］徐浩萍：《会计盈余管理与独立审计质量》，《会计研究》2004年第1期。