盈利模式研究的意义范文篇1

【关键词】媒体关注盈余管理公司治理

一、引言

在资本市场和信息技术高度发展的今天，舆论、媒体关注往往被认为是资本市场上影响企业行为的有力一面，而其在资本市场上对企业行为影响也引起了广泛的关注。特别是在安然事件后，由于媒体在其中直接或间接发挥了重要作用，学术界对媒体在公司外部治理中的突出影响也受到了广泛认可。（李培功、沈艺峰，2010）。

由于信息不对称和委托情况的存在，盈余管理成为了上市公司中普遍存在的财务现象。在之前的研究，学者往往将目光集中在应计项目的盈余管理方面。SOX法案颁布后，美国上市公司的盈余管理方式向更加隐蔽、难以监管的真实活动盈余管理转变（Cohenetal，2008）。在我国的上市公司中也发现了真实活动盈余管理的证据（张俊瑞等，2008）。

本文尝试在已有针对盈余管理的研究的基础上，重点放在媒体关注度，特别是四大证券报刊对企业的关注程度如何影响企业在应计项目和真实活动盈余管理方式之间的选择。

二、文献综述

（一）盈余管理

所有权与控制权的分离导致了管理者的机会主义行为，企业内盈余管理行为便应蕴出现。盈余管理就是企业管理当局在遵循会计准则的基础上，通过对企业对外报告的会计收益信息进行控制或调整，以从所有者那里获得私人收益的行为。盈余管理的实质背离了信息披露的中立性原则，由此造成对外财务报告有所偏重、有所倚靠，这无疑损害了企业利益相关者的权益。

目前，盈余管理的方式有两种：应计项目盈余管理和真实活动盈余管理，其目标都是通过对企业调节企业利润人为调整，从而达到自身利益的实现，但是在调节手段上有所差异。应计盈余管理行为是在会计准则和财务报告的制度运用层面的盈余操纵；真实活动盈余管理则是通过操纵销售、产量或费用控制等真实经营活动M行盈余管理。

已经有大量文献证明，企业在进行盈余管理时存在替代效应，即在主要选择一种盈余管理方式的同时，减少另外一种盈余管理方式的使用，而在选择真实盈余管理还是应计盈余管理时，管理者的选择受到两种盈余管理方式的成本和时间的影响（Zang，2012）。而相对于真实盈余管理，应计盈余管理更容易被所察觉（Yu，2008）。基于真实活动的盈余管理直接融入企业的日常经营活动中，通过打折促销、过度生产、削减研发支出等真实业务手段进行，直接改变企业的现金流状况因此，真实盈余管理的手段更为隐蔽，时间和方式更加灵活，因此不容易被发现（李春涛等，2014）。

（二）媒体影响

在研究媒体对于企业的监督治理作用中，国外的部分学者认为媒体作为一个重要的外部机制，能够对公司管理层有一定的外部监督作用，对公司盈余管理起到影响。Dyck，Morse和Zingales（2010）以公司诈骗行为的“吹哨者”――媒体为研究对象，发现监督和识别公司诈骗行为的机构不仅是与投资者、证监会和审计师，媒体和行业监管者也会参与举报公司诈骗行为。同时，媒体关注作为公司外部治理的重要手段，能够显著降低企业内外部的信息不对称程度（Bushee，2008），从而实现中小股东对上市公司盈余管理的监督。Miller（2006）研究表明，媒体在揭露会计丑闻的过程中扮演了积极地角色。因为，较高的媒体关注会影响管理层盈余管理的收益和成本。因此，当企业处在较高媒体关注中，管理层经过对盈余管理行为的收益和成本进行权衡之后，有动机转而向更隐蔽的盈余操纵行为。

在我国的媒体对公司治理作用研究中，学者同样认为媒体关注可以作为一种外部的治理机制，影响企业的盈余管理。李培功、沈艺峰（2010）以报纸对50家“最差董事会”在2003～2008年间的负面报道为样本，以曝光后上述上市公司的实际行动度量媒体关注效果，证实媒体在完善公司治理水平、保护投资者权益方面具有积极作用。权小锋和吴世农（2012）认为媒体关注在会计信息的披露方面具有显著的治理效应：随着媒体关注的增加，上市公司的信息环境就会随之发生变化，公司的ROE等会计指标因此也受到了更多的关注，从而提高了管理层进行盈余管理的成本，在降低上市公司盈余管理的动机方面起到很大的作用。

从前述文献综述可以看出，中外研究已经对媒体关注所产生公司治理效应表示肯定，也对两种盈余管理方式有了一定的研究，但在媒体关注是如何影响企业盈余管理方式选择的这一领域还没有相关研究。因此，本文的侧重点在于媒体关注如何影响了企业的盈余管理方式，即企业在面对媒体曝光时，更倾向于哪种盈余管理方式。

三、研究假说

结合现有的研究表明，媒体通过曝光为企业利益相关者消除不对称的信息壁垒，引起投资者和债权人的投资、注资警觉，从而缩小企业应计项目盈余管理可操作空间；同时，媒体关注会让行政监督机构集中关注那些受到负面报道的公司，并增加监督部门介入的可能。而增长的监督压力会迫使高管在满足自己盈余阈值需求的同时，更加深入隐藏自身不当行为。

因此，虽然企业有条件进行盈余管理，但通过将企业置于“聚光灯”下来向企业管理层施加压力，迫使管理层考虑到盈余管理被识破的风险，转而采用更加隐蔽的真实活动盈余管理方式。

据此，提出本文研究假说1：

H1：企业的媒体关注程度与企业隐蔽性较强的真实盈余管理行为的呈正相关，即企业被媒体关注的次数越多，企业越倾向于采用隐蔽性程度更高的真实活动盈余管理行为。

根据注意力理论，人的注意力是有限的，而负面的媒体关注更具有导向性，更容易引起公众的注意力。因此，媒体更多地披露上市公司的“利坏”消息，审计师就越有可能对上市公司出具有保留意见的审计报告，也越会引起监管部门的关注。负面的媒体关注提高了这些行为被识破的风险，增加了上市公司进行盈余管理的违规成本。根据以上分析可以认为：由于一旦盈余管理行为被发现，会导致上市公司声誉、经济利益的损失，所以面对负面的媒体关注，上市公司会更加谨慎，负面媒体关注的出现会使企业选择隐形化的程度更高的盈余管理行为。

据此，我们提出研究假说2：

H2：当对企业的报道中出现负面报道时，随着企业媒体关注增多，企业会更倾向于隐性化程度高的真实盈余管理。

四、研究设计

（一）样本选择

本文以2013～2015年A股上市公司为样本，上市公司财务数据来自于WIND数据库和CSMAR数据库，媒体关注度的数据利用CNKI的“中国重要报刊搜索引擎”手工搜集而来。本文实证部分的数据处理部分使用统计软件sas9.4完成。样本选择过程如下：

1.由于金融行业公司会计制度比较特殊，故剔除所有金融上市公司；

2.由于ST公司以及创业板公司财务数据波动较大，故剔除ST及创业板上市公司；

3.剔除财务数据缺失的公司；

4.为排除变量极端值的影响，对所有连续变量采用Winsorize命令进行了1%缩尾处理。

（二）变量设计

被解释变量

1.真实活动盈余管理程度（RM）的衡量。本文借鉴Roychowdhury（2006）提出的三个真实活动盈余管理衡量模型，通过下式分别计算操纵性经营现金流量（ACFO）、操纵性生产成本（APRO）、操纵性酌量费用（EXP）。

本文借鉴Cohen等（2008）与李增福和郑友环（2010）的方法，结合上述三类真实盈余管理的度量方法，采用综合指标衡量真实盈余管理的程度和方向，取这个综合指标的绝对值。

2.应计项目盈余管理程度（AM）的衡量。本文利用扩展琼斯模型，参考陆建桥（1999）对琼斯模型的修改，用剔除应收项目增加~的销售收入增加额、固定资产共同衡量总应计利润中不可操纵部分。

3.盈余管理行为的隐性化（RMS）。本文采取蔡春等（2012）的方法来衡量盈余管理行为隐性化的程度，即RMSt=RMt/（RMt+AMt）。需要说明的是，

为了保证相关指标的可比性，此处的RM和AM指标都经过了标准化的处理，然后据以计算RMS的数值。

（1）解释变量。

《中国证券报》、《证券日报》、《证券时报》和《上海证券报》被称为四大证券报，是证监会指定的上市公

司信息披露的专门报纸，其获得信息的途径更广泛、准确，并拥有着超过一亿人的忠实阅读者，具有较大的公信力和覆盖率，因此在证券界有着不俗的影响力，对于研究结果更具说服力。

因此，媒体关注度（Media_Data）取某一年度针对某一家公司四大证券报（《中国证券报》、《证券日报》、《证券时报》和《上海证券报》）的所有关于该企业的消息与四大证券报该年媒体报导数之和的比值取对数，以衡量该企业某年的媒体关注度。具体的做法就是将上市公司的名称输入到CKNI的“中国重要报纸全文数据库”中进行高级搜索，逐一统计每一家上市公司每一年份的新闻条数。

关于负面媒体关注的定义，借鉴于忠泊等人（2011）的方法，在检索企业媒体报道的同时将媒体报道主题中含有“违法违规、利益操纵、虚假、贿赂、贪污、腐败、逮捕、隐瞒重大事项、推迟披露、涉嫌、内幕交易、、、董事辞职、利润下滑、遭证监会调查、不乐观”等贬义字眼的新闻划分为负面媒体关注。

（2）控制变量。

本文选取了审计质量、会计灵活性程度、总资产收益率、公司规模、成长能力等控制变量来控制其他因素可能对公司盈余管理方式选择的影响。

对各变量的具体定：

模型的主要解释变量媒体关注度（Media_Data）的回归系数是0.655，在1%水平上显著为正，与本文预期一致，说明企业被媒体关注的次数越多，企业越倾向于采用隐性化程度高的真实活动盈余管理行为，验证了假设1。对企业所受报道的类型进行负面报道和非负面报道分类后进行回归后：当存在负面报道时，媒体关注度（Media_Data）的回归系数为0.713，在1%的水平上显著为正，即企业盈余管理隐形化程度与媒体关注度呈正相关；而当企业未出现负面报道时，企业盈余管理化程度没有显著相关性，从而验证了假设2：当媒体的负面媒体报道时，随着媒体关注度的越多，企业会更倾向于隐性化程度高的真实盈余管理；当不存在负面报道时，企业不会由于媒体报道的增加而改变盈余管理方式。

除此之外，我们还可以从表4中看出，公司规模（SIZE）和资产负债率（LEV），二者均同上市公司盈余管理程度显著正相关。这是因为，一方面大公司来自资本市场的压力更大，因此更有动机进行盈余管理；另一方面，资产负债率越高的公司往往面临更大的债务契约压力，如债务期限变短、债务融资成本上升和后续贷款供应中断等问题这些上市公司希望通过更为明显的盈利效果和更为激进的盈余管理手段向债权人传达有关公司日常经营的有利信息，以增强债权人信心、缓解自身的债务契约压力（Richardsonetal，2002；林永坚，2013）

同时结果显示，模型调整后的拟合优度R2均大于0.13，可见模型的解释能力较好，并且三个回归的F值均在1%的水平显著，说明方程总体线性显著，模型的多元回归分析是有效的。

（四）稳健性检验

本文进一步对数据进行了稳健性检验。利用媒体关注的替代变量，将四大门户网站（新浪、W易、搜狐、腾讯）财经版的该企业当年数据来替代四大证券报刊的数据对本文的两个假说进行稳健性检验，得到的回归结果仍然支持假说1和假说2。

六、结论

本文以2013～2015年A股上市公司为样本，研究媒体关注度对上市公司在选择公司盈余管理方式的影响。结果发现，媒体关注度和企业盈余管理行为存在显著相关性，媒体关注程度越高，企业盈余管理的方式会采取更加隐形化的真实活动盈余管理，而且媒体关注度与企业盈余管理方式的隐形化程度之间当存在负面媒体报道时更为明显。在进行了稳健性检验之后，本文的主要结论依旧获得支持。

因此，从回归结果来看，媒体的关注确实会通过资本市场给企业管理者带来了巨大的压力，而管理者会基于声誉或者自身利益的考虑，更加关注企业盈余信息对于市场造成的影响。同时，受制于媒体的曝光，企业管理者则转而采取更加隐蔽的真实盈余管理的方式。

本文的理论启示：通过媒体关注这一新角度，研究其与盈余管理方式选择的影响关系，从而丰富了盈余管理方式选择的理论研究成果；现实启示：为实务操作提供了一定的借鉴建议：当审计师和监管者所关注的企业遭遇媒体报道度越高时，特别是出现负面媒体报道时，他们应该更多地从真实活动盈余管理方面去审查企业披露盈余信息中所存在的偏差。

参考文献

[1]BartonJandPJSimko.Thebalancesheetasanearningsmanagementconstraint[J].TheJournalAccountingReview，2005，80（2）：423-440.

[2]BurgstahlerDandMEames.Earningsmanagementtoavoidlossesandearningsdecrease：Areanalystsfooled[J].ContemporaryAccountingResearch，2003，20（2）：253-294.

[3]于忠泊，田高良，齐保垒，张皓.媒体关注的公司治理机制――基于盈余管理视角的考察[J].管理世界，2011，09：127-140.

盈利模式研究的意义范文1篇2

【关键词】盈余管理审计意见审计质量

一、文献综述

随着我国资本市场的发展和完善，注册会计师作为经济警察的角色日益凸显，社会各界也希望注册会计师保持应有独立性，而注册会计师面对当前的执业环境和收益方式也有隐言，那么他们在执业过程中是否敢于说“不”，不同的学者给出了不同的答案。

国内学者研究最初是从资产买卖、保牌配股、关联交易等盈余管理动机出发，研究审计意见与盈余管理的关联性。李东平（2001）将存货和应收账款所产生的应计利润差额来代替盈余管理，夏立军等学者（2002）从上市公司出于保牌和配股的诱导性动机出发，研究均表明注册会计师出具的审计意见未能有效揭示上市公司的盈余管理行为。周兵、王德义（2005）选取了部分A股上市公司为样本，以上市公司调高盈余的重要、直接手段之一——非经常性收益作为盈余管理度量指标，实证研究结果表明审计意见与盈余管理虽表现出正相关性，但不显著。注册会计师在很大程度上忽视和容忍了上市公司的盈余管理行径。但其研究限于早期数量较少的上市公司，样本容量和研究的时效性有待提高。杨德明，胡婷（2010）利用A股上市公司年报数据研究发现伴随我国内部控制法规完善和上市公司的具体执行地推进，注册会计师认定内部控制水平较低的公司，则相应的增加实质性程序，则其识别盈余管理的概率提高，但缺乏进一步证据的支撑。西方学者研究审计意见和盈余管理则较早，francisandkrishman以美国上市公司为样本，实证检验并通过了其提出的具有较高应计利润的上市公司，其越有可能收到非标准审计意见。Wangetal（2008）以中国证券市场的经验数据为研究基础，发现被审计客户对于高质量的审计服务并无强烈需求，甚至表现出拒绝倾向，中国审计师的执业水准令人担忧。

二、研究假设

作为连接上市公司与相关利益者的鉴证第三方，注册会计师具备丰富的专业知识和执业经验，应该能够识别上市公司的盈余管理活动，从而出具合规的审计意见，但由于审计市场的激烈竞争及自身利益驱动而视审计准则于不顾，审计合谋的可能性仍然存在。由此，本文提出以下两个方面的研究假设：

H1：上市公司的盈余管理程度越高，越有可能被出具非标准审计意见。

H2：上市公司通过非经常性损益进行盈余管理，更易被注册会计师识别，从而出具非标准审计意见。

三、数据与研究设计

（一）样本选择和数据来源

本文选取2011年沪深两市A股上市公司作为研究样本，首先剔除金融、保险类上市公司，其后剔除数据不全上市公司，得到的最终样本共计1669家A股上市公司。数据来源国泰安数据库和巨潮资讯网，使用的计量软件为eviews6.0。

（二）模型设计与变量选择

1.盈余管理的计量。关于盈余管理的计量方法主要有两种，应计利润分离法和非经常性损益度量法。前者使用企业未实现现金流入但按照权责发生制确认的应计项目中的可控部分，占上一年的资产总额比重的绝对值，作为盈余管理的度量指标。后者则以非经常性损益与利润总额或资产的比重来衡量，显然这两种计量方法正是企业进行盈余管理的两种主要方式。本文采用上述两种方法分别计量。应计利润分离法为较常用的模型为横截面扩展琼斯模型，借鉴yong（1999）的做法，把经营活动现金流净额考虑进去。

2.模型选择与变量说明。OP=α0+α1DA+α2LASTOP+α3FEE+α4EPS+α5ROA+α6TAR+α7TUREOVER+α8SIZE+α9TOP10+α10WX+ε（1）

OP=α0+α1FS+α2LASTOP+α3FEE+α4EPS+α5ROA+α6TAR+α7TUREOVER+α8SIZE+α9TOP10+α10WX+ε（2）

本文选取了每股收益，销售周转率，资产负债率作为盈利水平、运营能力、长期偿债能力的衡量指标，构建了上述模型。本文研究中因变量审计意见为标准审计意见和非标准审计意见，标准无保留审计意见记为0，否则记为1。自变量盈余管理使用可操控应计利润的绝对值DA和非经常损益占总资产比重的绝对值分别度量。两模型控制变量相同，LASTOP为上一年的审计意见，审计费用FEE取自然对数，每股收益EPS反应公司的盈利能力，ROA为总资产收益率，代表公司的经营业绩，TAR是资产负债率，代表公司的长期偿债能力，TUREOVER为销售周转率，即销售收入与平均资产总额比重，公司规模SIZE为公司本年年末资产的自然对数。TOP10为该公司接受审计的事务所排名，排名前10取1，否则取0。WX为无形资产与总资产的比重。

3.描述性统计分析。表1和表2为盈余管理按审计意见进行的分组t检验，两模型中非标准审计意见组盈余管理均值均大于标准审计意见组，说明审计意见能够区分出盈余管理程度，这与假设H1一致。

表3为两模型中盈余管理描述性统计分析，DA的波动幅度要比FS明显小得多，表明企业日常经营中进行盈余管理受到会计准则的约束性更为明显。表4和表5为两模型的logit回归分析，两模型的McFadden-Rsquared均超过0.6，模型拟合程度较好，LR检验统计量高度显著，说明回归方程整体非常显著。表4和5不难看出，模型一和模型二中的盈余管理替代变量均未通过显著性检验，且模型二中的系数为负，与预期假设明显不符，显然当前注册会计师的审计意见未能有效揭示出上市公司的盈余管理活动，但符号为正，审计意见在一定程度上对于非日常经营活动盈余管理有一定的识别作用，说明注册会计师在审计过程中，对于上市公司的非经常性活动给予了更多的关注，投入了更多的审计资源。与预期假H2相符。上一年审计意见与本年审计意见显著正相关。上市公司上一年被出具非标准审计意见，则注册会计师认为过去的财务风险短期内难以消除，倾向于在本期内出具非清洁审计意见。两模型中的每股收益，资产负债率均与预期假设相符与审计意见显著相关，两模型中审计费用与是否为“十大”与审计意见呈正向关系，但未通过显著性检验，说明高额的审计费用在一定程度上存在购买审计意见的可能性，也可能由于注册会计师为获得更多的审计收入的同时投入了更多的审计资源，提高了审计质量，但事务所规模仍难以作为区分审计质量高低的标志。两模型中的资产负债率，公司规模与无形资产比重均与预期相符，且与审计意见相符，这说明财务状况差，公司规模小，实物资产比重低的公司，这些明显特征更多引起了注册会计师的关注，驱使其出具非标准审计意见，以避免可能的诉讼风险。

四、结论

在当前证券市场发展和监管有待完善的情况下，审计意见识别盈余管理的能力有限，注册会计师将注意力更多投向了非日常活动中的盈余管理行为。然而在审计市场同质化竞争激烈，事务所大量合并谋求提供差异化服务扩大市场的背景下，市场交易主动权仍掌握在被审计客户手中，说“不”的审计意见所表现出的有限信息含量可能是由于其面临被解聘的风险，注册会计师面对被审计客户盈余管理行为，如掣在肘。因此，监管者应加快完善风险导向审计准则的步伐，加大审计合谋的惩处力度，加速公司内部控制制度建设，驱使上市公司提高财务报告质量，同时完善注册会计师的职业监督体系和行业监督制度，合力促进审计市场的健康发展。

参考文献

[1]李东平，黄德华，王振林.“不清洁”审计意见、盈余管理与会计师事务所更换[J].会计研究，2001（06）.

[2]夏立军.注册会计师对上市公司盈余管理的反映审计研究[J].审计研究，2001（04）.

[3]周兵，王德义.盈余管理与审计意见关系的实证研究[J].财会月刊，2005（12）.

盈利模式研究的意义范文篇3

【关键词】盈余管理审计意见相关性

一、二者相关论

Ferdinand和Judy(1998)使用应计利润分离法来计量盈余管理的效果，他们认为：盈余管理扭曲了会计信息，企业进行盈余管理的程度越高，被出示非标准审计意见的可能性就越大。Chen等(2001)把盈余管理指标用“保牌”和“配股”表示，研究结果显示：盈余管理与注册会计师出具的非标准无保留意见之间是显著的正相关关系。

21世纪以来，国内也有许多学者利用我国上市公司的数据，对盈余管理与审计意见之间的关系进行了实证研究。章永奎和刘峰(2002)运用修正的琼斯模型，以1998年被出具非标准审计意见的128公司及被出具标准审计意见的128家公司作为测试样本和控制样本进行研究，他们认为：注册会计师能够在一定程度上审计出盈余管理，盈余管理程度越大，越有可能被出具非标准审计意见。何红渠和张志红(2003)以2000年-2001年在沪市上市的制造业公司中所有被出示非标准审计意见的上市公司作为测试样本，用琼斯模型对审计意见识别盈余管理程度的能力进行实证研究。他们的研究结果表明：审计意见具有一定的信息含量，能在一定程度上揭示出上市公司的盈余管理现象。徐浩萍(2004)对修正的琼斯模型进行了再修正，研究结论表明：我国的注册会计师能够在一定程度上鉴别上市公司盈余管理，这种鉴别能力与上市公司所采取的方式有所联系。张长海和吴顺祥(2010)采用计量经济学模型直接检验了盈余管理方向对审计意见的影响，结果发现：盈余管理程度越高，注册会计师出具标准审计意见的可能性越小。

二、二者无关论

MartyButler和MichaelWallenberg(21004)选用可操纵应计利润来表示盈余管理的程度，重新验证了盈余管理与审计意见的关系。他们认为，并没有证据可以表明审计意见的类型和盈余管理水平的高低有任何联系。

我国有些学者利用我国上市公司的资料进行研究，也得到类似的结果。李东平、黄德华和王振林(2001)研究了1999年和2000年变更会计师事务所的46家上市公司应收账款与存货的变动和审计意见的关系。他们的研究结果显示上市公司的盈余管理没有引起注册会计师的注意。夏立军和杨海斌(21002)对上市公司审计意见和监管政策诱导盈余管理的关系进行了实证研究，通过研究得到结论：财务状况较差的公司容易被出具非标准无保留意见。

李补喜、王平新以2002年披露的年度财务报告审计费用的A股上市公司为样本，运用Logistic回归模型对审计意见的影响因素进行了实证研究，研究发现，位于微利区间的净资产收益率对审计意见有显著影响，而位于“保配”区间的净资产收益率与审计意见不相关。

三、现有研究评论

国内的研究对审计质量的提高起到了一定的推动作用。“二者相关论”说明了当前我国的注册会计师审计能够发现管理当局的盈余管理行为；“二者无关论”给注册会计师一定的警示作用。但是，我们应当看到，以前学者的研究不可避免地存在着一些不足，就国内学者举例而言，李东平和章永奎等许多学者的研究中，由于选定特定公司和相应对照组作为研究目标，其样本容量较之总体偏小，这些都在一定程度上影响了其结论的推广性；Chen等的研究样本都比较早，其后审计市场发生了脱钩改制等重大变化，因而，这样的研究虽然当时具有一定的现实指导意义，但也存在一定的历史局限性；徐浩萍的研究只做了简单的组间T检验；夏立军和杨海斌对上市公司盈余管理的计量和鉴别采用了边际ROE方法，而这种方法用于计量和鉴别盈余管理过于主观；何红渠和张志红的研究仅仅局限于沪市制造业等等。

对盈余管理和审计意见关系问题的研究，我国明显落后于西方发达国家。国外的研究有完善的制度保障，市场给研究人员提供了充足的素材。另外，国外的研究普遍是基于发达资本主义国家的上市公司有良好的信誉体系，以及各项制度基本健全的审计市场环境，这和我国目前的情况是完全不同的，我国的证券市场还处于初步发展的阶段，事务所之间的竞争比较激烈，虽然近些年的合并浪潮使得规模有所扩大，但审计质量没有因规模的扩大而真正得到提升。

盈利模式研究的意义范文篇4

【关键词】股权激励盈余管理上市公司

一、引言

我国现代企业制度起步于1993年党的十四届三中全会，真正意义上的股权激励制度始于1999年的内部职工股和公司职工股制度。企业盈余管理就是企业管理层在遵循会计准则的基础上，通过对企业对外报告的会计信息进行控制或调整，以达到自身利益最大化的行为。股权激励是刺激管理层的手段，盈余管理是管理层为获得股权激励对会计结果所进行的调整，实证研究二者之间的关系就是本文的主要目的。

我国创业板于2009年10月23日正式开市，其上市的公司大多从事高科技业务，具有较高的成长性，成立时间较短，规模较小，业绩也不突出。本文集中挑选了创业板中行业属性为信息技术业的几家企业，该种企业存在时间相对较长，信息披露比较彻底，并且绝大部分自上市以来就实行了股权激励。

二、研究设计

（一）研究假设

依据委托理论和激励理论，现代企业奉行经营权和所有权相分离，所有者根据经营者的工作业绩计酬，以激励经营努力提高工作业绩；而企业的经营成果由经营者的努力程度和其他因素共同作用形成。由于信息存在不对称性，一般所有者只能通过公司经营成果来评定经营者的工作业绩，所以经营者就有为获得薪酬而进行盈余管理的动机。H1：在其他条件相同的情况下，管理者薪酬与盈余管理成正相关。

自20世纪80年代以来，股权激励已成为西方发达国家创业企业中最受欢迎的报酬激励形式。股权激励是委托理论中解决信息不对称问题的有效措施，其本质上仍然是一种薪酬激励，通过增加股权的形式使得管理者以股东身份参与到企业经营中，提高责任感和使命感，在某种程度上胜过了薪酬激励。在该种情况下，股权激励更容易诱使管理者注重短期行为，为了提高持股比例而进行盈余管理。H2：管理者持股比例越高，上市公司盈余管理水平越高。

（二）盈余管理的度量

基于研究目的和研究假设，本文采取修正的Jones模型度量盈余管理。由于我国股票市场发展历程短、创业板更是2009年开市等条件，本文拒绝使用时间序列数据。同时，西方的一些研究者Subranyam和Bartov等研究发现，横截面模型优于时间序列模型，它没有对时间长度的要求，同时也避免了生存偏差问题。Jones模型如下：

TAi，t/Ai，t-1=αi（1/Ai，t-1）+β1，iΔREV/Ai，t-1+β2，iPPE/Ai，t-1+εi，t

（1）

NDAi，t/Ai，t-1=αi（1/Ai，t-1）+β1，i（ΔREV-ΔREC）/Ai，t-1+β2，iPPE/

Ai，t-1+εi，t（2）

DAi，t/Ai，t-1=TAi，t/Ai，t-1-NDAi，t/Ai，t-1（3）

其中，TAi，t：公司i在第t年的应计项目总额；REVi，t：公司i在第t年的营业收入与t-1年收入的差额；PPEi，t：公司i第t年的固定资产原值；RECi，t：公司i在第t年的应收账款与第t-1年的应收账款的差额；Ai，t-1：公司i第t-1年的资产总额；αi、β1，i、β2，i表示参数估计的值；εi，t表示残差所带来的影响。

（三）样本选择与数据来源

选择2011年到2013年深圳证交易所创业板公布的实施股票期权信息技术行业的上市公司为样本，剔除有退市风险、IPO股和数据披露不健全的公司，确定了24家样本公司，三年样本总数为68。本文数据来源于国泰安数据库，处理软件采用Eviews5.0。

（四）模型选择和变量定义

多元回归模型。本文采用多元回归模型来实证检验上市公司高层管理人员的薪酬总额、持股比例与盈余管理之间的关系，以此来证明股权激励跟盈余管理的相关性关系，模型如下：

EM=α0+α1LOG（SA）+α2MB+α3LOG（SIZE）+α4BLOCK+α5DEBT+

α6LOG（EXP）+α7ROE+ε

变量定义。变量定义见表1：被解释变量：被解释变量是为了测度盈余管理的程度，直接采用的是通过上文Jones模型计算所得DAi，t/Ai，t-1；解释变量：本文的研究目的是基于股权激励而产生的盈余管理，股权激励本质上也是对于管理者的薪酬激励，再是我国的股权激励起步较晚，现阶段主要股票期权和限制性股权两种，手段较为简单，基于数据库中有关数据可以取得，所以定义如下两个指标为解释变量：前三名管理者的薪酬（SA）和持股比例（MB）；控制变量：①公司规模（SIZE）。公司规模能够对管理层盈余管理行为的成本和收益产生重要影响。基于创业板公司规模相对较小，信息技术行业内部差别不大，本文用总资产的自然对数来衡量公司规模；②前三大股东持股比例（BLOCK）。在我国，由于上市公司中普遍存在着控制性大股东，资本市场上缺乏保护中小股东的法律机制，因此大股东利用其控股地位操纵盈余管理的事件经常发生。本文选取前三大股东持股比例（BLOCK）作为变量；③资产负债率（DEBT）。现阶段债务融资基于其资金成本和杠杆作用，成为诸多中小企业选择的主要融资方式。负债比率代表了企业的债务风险，负债比率越高的上市公司实施盈余管理的可能性就越大；④管理费用（EXP）。在我国，高层管理人员除了通过年薪制、股权激励机制获得其货币收入和股权比例外，还以在职消费方式享受部分隐性收入，该部分以各种形式计入公司的“管理费用”；⑤净资产收益率（ROE）。本文的是报告期年度扣除应计性项目后计算的净资产收益率。采用这个控制变量的原因是创业板也是近期出台了退市制度，投资者和监管部门都很看重这个指标，上市公司有动机通过盈余管理来操纵这个指标。

表1变量定义表

三、实证检验和结果分析

表2回归分析表

回归结果见表2：模型的拟合优度。依据表2数据，回归分析的可调整R2的值为0.051820。其数值表现极低，在计量经济学中解释为模型的拟合优度不高，即变量的选择不能正确的反映出解释变量与被解释变量的回归关系，一次得到的回归直线可信度极低。但是本文主要研究高管股权激励与盈余管理的相关性关系，管理者薪酬和持股比例间接刺激上市公司管理者产生盈余管理的动机，并不是直接构成盈余管理主要因素。因此，调整的R2较低，是一个回归分析比较正常的结果，不影响模型的正确性。

管理者薪酬水平和盈余管理程度。管理者薪酬水平的系数为0.012282，管理者薪酬与盈余管理之间存在正相关关系。但p值为0.6175，在置信度为0.1的情况下，p>0.1的时候证明原假设是成立的，即管理者薪酬的系数不能通过显著性检验。管理者薪酬与盈余管理存在不显著的正相关关系。究其原因，可从如下考虑：

（1）薪酬制度本身存在缺陷。我国创业板信息技术业上市公司基本上都采用统一的薪酬战略，不仅不同公司的薪酬激励制度差异不大，其本身与传统产业的薪酬激励也无甚差别，不能体现行业特色，不能充分发挥薪酬对于公司高层管理者的激励作用，致使管理层为增加薪酬而进行盈余管理的动机并不强烈。

（2）福利制度相对较低。上市公司会给与奖金、红利或是其他“隐形收入”作为高绩效管理者的薪酬激励，但在创业板信息技术行业的上市公司中，前三名管理者的薪酬总额（包括福利制度）与公司其他管理者的差异不大，并且薪酬水平相较其他产业，处于相对较低的状态，所以回归分析有其准确性，管理者为获得奖金等激励收入而进行盈余管理的意愿并不强烈，因为盈余管理并不会实现收入的显著增加。

（3）股权激励制度不健全，法律法规的强化。我国上市公司实施股权激励较晚，股权激励制度尚不完善，股权激励方案缺乏足够的强度，致使管理者不能足够强烈地感受到股权激励对于实现自身利益最大化的影响；与此同时我国的法律法规不断完善，并且会计准则逐步与国际接轨，上市公司盈余管理的空间慢慢的被压缩，高层管理者基于自身的职业素养，盈余管理的活动也受到一定压制。

管理者持股比例和盈余管理程度。管理者持股比例的系数为0.011490，即原假设管理者持股比例与盈余管理程度存在正相关关系有合理性。p值为0.8714，管理者持股比例的系数依旧不能通过显著性检验，即管理者持股比例与盈余管理之间无显著的正相关关系。分析其原因如下：

我国创业板信息技术行业股权激励发展时间短，近三年来各管理层持股比例极低，且基本上没有波动变化，甚至个别企业出现下降趋势，表明该行业股权激励制度本身就有缺陷。由此可见管理者持股比例低或股权激励力度不足管理者持股比例与盈余管理程度不存在显著相关关系的重要原因。

更重要的原因有可能是我国上市公司股权激励制度的实施环境存在缺陷。股权激励制度的实施要求企业内部拥有科学的公司治理结构，外部具备有效的证券市场。而我国创业板信息技术业的上市公司董事长与总经理两职合一的现象比较普遍，缺乏独立的薪酬委员会，外部董事比例明显较低，监事会受内部人控制严重，公司治理结构不科学、不规范，致使股权激励机制失效。

四、研究结论

本文选用修正的Jones模型计算得来的可操控性应计利润来度量盈余管理，选取前三名管理者的薪酬和持股比例来衡量创业板信息技术行业上市公司实施股权激励的效果，以横截面数据进行实证研究。通过建立多元回归模型进行回归分析，得出以下结论：第一，高层管理者薪酬与盈余管理之间不存在显著的相关关系。即高层管理者为获得更好的薪酬激励而进行盈余管理的愿望并不强烈；第二，高层管理者的持股比例与盈余管理之间不存在显著的正相关关系。即高层管理者为得到更高的持股比例而进行盈余管理的动机也不强烈。

基于以上两个结论，可以得到我国创业板信息技术行业上市公司目前实施的股权激励对于财务报表的盈余管理程度影响并不显著。为了更好地发挥股权激励制度的作用，建议该行业的上市公司加大薪酬激励和股权激励的力度，一方面增加高层管理者的薪酬总额，促使他们提高工作积极性，提升公司的经营业绩；另一方面，加大股权激励力度，让高层管理者充分体验股东身份，压制损害股东权益的盈余管理行为。

参考文献：

[1]郑先弘.我国股权激励会计实务的探讨[J].会计之友，2008，（10）.

[2]杨树梅.我国股权激励机制问题探析[J].探索与争鸣，2008，（5）.

[3]刘会丽，王玲.高管薪酬与盈余管理的实证研究[J].公司治理，2014，（1）.

[4]薄澜，冯阳.债务契约与盈余管理关系的实证研究[J].财经问题研究，2014，（2）.

盈利模式研究的意义范文篇5

关键词：投资性房地产成本计量公允价值计量盈余管理

一、研究背景和意义

我国《企业会计准则》规定上市公司可以对投资性房地产运用成本计量模式或公允价值计量模式进行后续计量。而不同的后续计量模式对盈余管理的影响大为不同，这一问题已引起我国会计理论界和实务界的普遍关注。

目前，我国相关学者对投资性房地产后续计量模式与盈余管理的研究主要采用了规范研究法，并且提出了以下主要观点：近年来房价的上涨导致采用公允价值计量模式的企业大幅提升了投资性房地产的账面价值，净利润不断上涨。公允价值计量模式对房地产企业的影响主要表现为加剧了利润的波动；在公允价值计量模式下，投资性房地产不计提折旧与摊销，冲抵了企业的费用，增加了企业的利润。由于我国对投资性房地产公允价值计量模式与盈余管理这一问题的实证研究较少，本文在对我国大部分上市公司仍对投资性房地产运用成本模式计量的原因，成本计量模式对盈余管理的影响进行分析的基础上，通过实证研究法，研究了上市公司投资性房地产运用公允价值计量模式对盈余管理的影响。

二、投资性房地产后续计量模式在我国上市公司的选择及运用

（一）上市公司投资性房地产后续计量模式选择的基本现状

虽然我国会计准则规定持有投资性房地产的上市公司进行后续计量时，可以选择成本计量模式或公允价值计量模式，但我国绝大多数持有投资性房地产的上市公司依旧采用成本计量模式进行后续计量。

从表1可以看出，在所有持有投资性房地产的上市公司中，96.28%以上的上市公司仍旧采取成本计量模式对投资性房地产进行后续计量。

（二）大部分上市公司运用成本计量模式的原因分析

分析近年来我国大部分上市公司选择成本计量模式的原因，主要有以下几点：

1.投资性房地产成本计量模式运用过程相对简单。应用成本计量模式，只需在取得投资性房地产的初始成本之后，定期对其计提折旧或摊销，发生减值损失对其计提减值准备，定期确认租金收入等。而公允价值计量模式，要求取得每一项投资性房地产的公允价值，一旦有一项投资性房地产的公允价值无法取得，就无法运用公允价值计量模式；并且成本计量模式无需依据市场交易价格的变化情况对投资性房地产确认其变动损益，运用过程相对简单。

2.成本计量模式符合会计信息的可靠性、真实性要求。虽然随着资本市场的不断发展，股权分散度的不断提高，会计信息的相关性越来越受到重视，股东们会更加关注会计信息是否与其决策相关，但是，在我国目前资本市场发展不健全的情况下，依据我国的具体国情，会计信息的可靠性与真实性仍然受到重视。而成本计量模式具有真实性、可靠性等特点，因此大部分上市公司仍选择成本计量模式作为投资性房地产的后续计量模式。

3.我国投资性房地产会计准则的约束。一方面，我国投资性房地产会计准则对公允价值计量模式的运用条件及前提做出了明确、合理、严格的规定；另一方面，由于我国会计准则规定：对投资性房地产后续计量一旦采取公允价值计量模式，就不能再变更为成本计量模式。一定程度上，这一规定也制约了企业采用公允价值计量模式。由于企业在发展过程中经历不同的阶段，会计政策变更是为企业本身发展的不同阶段服务的，而这一规定使得企业不敢冒风险使用公允价值计量模式，一旦采用，就无法再变更为成本模式，不利于企业根据自身发展状况做出较有弹性的选择。因此，我国大部分上市公司仍旧采取成本计量模式对投资性房地产进行后续计量。

（三）投资性房地产成本计量模式对盈余管理的影响分析

运用成本计量模式对投资性房地产进行后续计量时，由于按期（月）计提折旧和摊销，如有减值现象计提减值准备等，在盈余管理方面，一定程度上起到了抵扣所得税的作用；但是，由于成本计量模式是以投资性房地产的初始成本为基础的，其价值并不随着市场价格的变化而变化，不具有动态性和及时性，这使得当市场价格高于初始成本价格时，投资性房地产价格变动带来的损益并不能反映出来，短期内使得盈余降低；当市场价格低于初始成本价格时，成本计量模式使得短期内盈余升高。

成本计量模式与公允价值计量模式相比，对企业盈余管理的影响并不明显。由于公允价值计量模式所确认的价值是随着市场价格的变化而变化的，因此，当企业面临亏损时，如果其所拥有的投资性房地产的公允价值处于上升阶段，那么，其转入本年利润的公允价值变动损益将会提高利润，有可能使企业转亏为盈。相反，如果投资性房地产的市场价格低于其初始成本价格时，企业利润也不可避免受其影响，此时成本计量模式的优势逐渐凸显，不仅对盈余管理的影响不明显，并且也使得企业利润不受投资性房地产市场价格下降的影响，其稳健、可靠、真实的特性也起到了重要的作用。

（四）投资性房地产公允价值计量与盈余管理的实证研究

1.研究假设与模型构建。

（1）研究假设。资产负债表日，投资性房地产公允价值与其账面价值的差额计入公允价值变动损益，以此影响企业利润，因此，分析上市公司是否利用投资性房地产公允价值计量进行盈余管理很有必要；同时，由于公允价值计量对营业外收支的影响广泛，如债务重组、非货币性资产交换、长期股权投资等涉及公允价值变动产生的损益都通过营业外收支影响利润，为了比较上市公司趋于使用投资性房地产公允价值变动损益与营业外收支两者中的哪一种进行盈余管理，有必要分析营业外收支对盈余管理的影响，主要是比较两者分别与因变量回归系数的大小；最后，由于上市公司利润一般主要来源于营业毛利，因此，有必要分析企业主营业务收支差额是否对利润影响显著。

依据上述分析，本文提出的假设如下：

假设1：投资性房地产公允价值变动产生的损益对上市公司的盈余管理影响显著；

假设2：营业外收支对上市公司的盈余管理影响显著；

假设3：营业毛利对上市公司的盈余管理影响显著。

（2）样本选取与数据来源。由于对投资性房地产运用公允价值计量模式进行后续计量的上市公司数量少，2006年只有9家，2007年有18家，2008年为20家，2009年有27家，2010年增加到28家，2011年为27家，数量趋于增加。因此，基于上述现状，本文所选取的样本范围包括：第一，选取A股上市公司2009、2010、2011年对投资性房地产采用公允价值计量模式的上市公司并进行2009-2010年、2010-2011年两个样本区间的对比，共27家上市公司。其中，2010年与2009年相比，增加了金隅股份；2011年与2010年相比，减少了深发展A。第二，剔除ST的上市公司3家。经过筛选，确定24家上市公司作为研究样本。本文所有样本公司的数据均来源于2009年、2010年、2011年年度财务报告。年度财务报告下载来源：新浪财经网（http：//.cn/）。

（3）模型构建。对于盈余管理的实证研究，一般采用多元线性回归法，研究自变量与因变量之间是否具有相关性，一般选择净利润作为因变量，选取可能影响利润的因素作为自变量，建立线性模型并进行分析检验。蒋义宏（1998）提出的多元线性回归模型如下：

ΔNIt=γ0+γ1ΔSt+γ2ΔEXTIt+g

其中ΔNIt是指第t年、第t-1年净利润之差，ΔSt是指第t年、第t-1年主营业务收入之差，ΔEXTIt是指第t年、第t-1年非经常性损益之差。该模型通过线性回归检验ΔS、ΔEXTI的系数是否显著差别于0来验证上市公司是否存在通过非经常性损益进行盈余管理的现象。一般净利润的变动应主要来源于主营业务收入的变动，非经常性损益对净利润的影响较小，因此，ΔS的系数应当显著差别于0，表明主营业务收入对净利润的影响显著；ΔEXTI的系数反映了上市公司是否存在利用非经常性损益进行盈余管理，如果ΔEXTI显著区别于0，则表明上市公司利用了非经常性损益进行盈余管理，反之则不存在这种现象。

基于本文的研究目的，对上述模型进行了修改，修改后的模型为：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+g

其中：Y：Δ净利润/净资产；X1：Δ投资性房地产公允价值变动损益/净资产；X2：Δ营业外收支净额/净资产；X3：Δ营业毛利/净资产

本文选取2009-2010年、2010-2011年两个样本区间进行实证检验。在2009-2010年的实证研究中，Δ净利润为2010年净利润减去2009年净利润，同理自变量中的Δ值均为2009年与2010年的差值；为了消除规模因素的影响，变量均被除以2010年末的净资产额。同理，样本区间2010-2011年的实证检验中，变量也都被除以02011年末的净资产额。变量X1、X2、X3分别对应检验假设1、假设2、假设3。

2.2009-2011年的多元线性回归分析。

（1）2009-2010年的多元线性回归分析。一般情况下，在上市公司不存在利用投资性房地产公允价值变动产生的损益进行盈余管理的情况下，自变量X1、X2应当对因变量Y的影响不显著，X3应当对因变量Y的影响显著；如果上市公司存在利用投资性房地产公允价值变动损益进行盈余管理的情况，则自变量X3对因变量影响显著的情况下，X1、X2对因变量的影响也可能是显著的。

通过运用Excel与SPSS软件，对数据进行整理之后，得出实证分析结果，见表2、表3、表4。

由表2可以得出，模型的R2为0.826，说明模型的拟合程度较好，有较强的解释能力。

观察上述回归结果，F值为31.624，说明模型通过了F检验，模型整体自变量对因变量影响显著。这表明本文所建立的模型是可取的，有较强的解释能力。

在表4中，分别对每个自变量进行了t检验，观察检验结果，可以得出，自变量X3通过了t检验，X1、X2没有通过t检验。在自变量的显著性水平检验中，自变量X1、X2显著性水平高于系统默认值0.05，X3小于系统默认显著性水平，说明X1、X2没有通过显著性水平的检验，X1、X2对因变量影响不显著，X3对因变量的影响是显著的，说明上市公司不存在利用投资性房地产公允价值进行盈余管理的现象，营业外收支对净利润影响不明显；同时，由表4的标准系数可以得出自变量对因变量的影响大小，X3回归系数分别为0.829，表明营业毛利对上市公司净利润的影响大于X1、X2对净利润的影响，说明了上市公司净利润主要来源于营业毛利。

（2）2010-2011年的多元线性回归分析。本文对2010-2011年的实证分析结果，见表5、表6、表7。

由表5可以得出，模型R2为0.569，虽然低于2009-2010年的R2，但其拟合程度较好，说明模型仍具有较强的解释能力。

观察表6的回归结果，可以得出，模型通过了F检验，自变量X1、X2、X3整体联合起来对因变量Y的影响是显著的。

在表7中，分别对自变量进行了t检验，可以看出，自变量X2没有通过t检验；在自变量的显著性检验结果中，自变量X2的显著性水平仍旧高于系统默认值0.05，说明自变量X2没有通过显著性水平检验，X2对因变量的影响不显著，表明营业外收支对净利润影响不明显，上市公司不存在利用营业外收支进行盈余管理的现象；自变量X1、X3均通过了显著性检验，说明其对因变量的影响显著。再看表7中的标准系数，自变量X1的回归系数高于X3的系数，说明在样本区间2010-2011年中，相比营业毛利对净利润的贡献，上市公司更趋于利用投资性房地产公允价值变动产生的损益进行盈余管理；对比2009-2010年的实证研究结果，表明投资性房地产公允价值变动产生的损益对利润的影响趋于加强，其力度超越了营业毛利对利润的影响程度。

三、研究结论

基于上述实证研究，可以接受假设1与假设3，拒绝假设2。即：投资性房地产公允价值变动产生的损益对上市公司的盈余管理影响显著；营业毛利对上市公司的盈余管理影响显著；营业外收支对上市公司的盈余管理影响不显著。研究结果表明：与营业毛利对利润的贡献相比，对投资性房地产采用公允价值计量的上市公司更加趋向于利用投资性房地产公允价值变动产生的损益进行盈余管理。

通过本文的研究分析，由于成本计量模式以自身稳健的特性对盈余管理的影响不明显，而公允价值计量模式对盈余管理影响较大，大部分企业仍旧采取成本计量模式进行后续计量，这表明企业已根据自身发展情况作出了选择，也是企业会计政策变更选择的结果，企业的发展呈现稳健型发展态势。

参考文献：

1.财政部.企业会计准则[M].北京：中国财政经济出版社，2006.

2.张奇峰，张鸣，戴佳君.投资性房地产公允价值计量的财务影响与决定因素：以北辰实业为例[J].会计研究，2011，（8）：22-29.

3.唐东升.公允价值计量对我国投资性房地产的影响分析[J].商业时代，2010，（19）：117.

盈利模式研究的意义范文篇6

关键词：证券公司；盈利模式；创新与选择

前言：改革开放以来，我国证券市场发展机遇与挑战并存，目前，由于受到政策及市场限制，我国证券公司盈利模式存在同质化现象，缺乏新意，为了在激烈的市场竞争中占据一席之地，必须要积极借鉴国际同行的先进经验，对盈利模式进行创新，构建新型盈利模式，最大限度上避免由于市场过分冲击造成损失，提高自身抵御风险、持续盈利能力。因此，加强对证券公司盈利模式创新及选择的研究具有积极意义。

一、证券公司盈利模式概念

广义来看，盈利模式主要是指经济体通过投入经济要素之后，获取现金流的方式与获取其他经济利益手段的结合，根本目标是获取现金流[1]。笔者从四个角度对证券公司盈利模式概念进行介绍：第一，盈利途径是指能够给公司带来盈利来源的项目，公司盈利能力与项目数量成正比，前者越多，那么公司盈利能力也越强；第二，盈利方式是指获取盈利利用的载体；第三，业务结构是指公司的收入结构；第四，成本控制主要是为了最大程度控制成本，实现公司盈利最大化目标。从证券市场整体来看，受到市场、政策等因素的影响，盈利模式也需要不断革新，才能够促进证券公司可持续盈利及发展。

二、现阶段，我国证券公司盈利模式存在的问题

纵观我国证券公司发展历程来看，其盈利模式存在诸多问题：第一，盈利途径存在局限性。一直以来，我国证券公司盈利业务主要集中在经纪业务、自营业务及发行业务等传统业务方面，处于发展初级阶段，且传统业务与市场关联性较大，极易受到市场的影响，使证券公司处于风险之中。

第二，收入结构不科学。相比较而言，经纪业务收入在我国证券公司总盈利中占比较高，其他方面占比过低，整体收入结构不平衡，且现阶段，我国资本市场发展尚不完善，种种因素的共同作用，造成公司收入具有不稳定性。

第三，盈利方式较为落后。目前，我国证券公司业务主要以流程性的通道业务为主，如经纪业务依靠交易所席位为投资者提供交易渠道等，在此盈利模式下，造成盈利与证券市场涨跌存在高度依赖性，行情上涨或者下跌，都将会对证券公司盈利产生极大波动[2]。除此之外，成本控制方面也存在一定问题，影响证券公司盈利水平。

三、证券公司盈利模式创新的有效对策

（一）转变传统观念，积极拓展盈利途径

要想改变证券公司单一性盈利模式，证券市场主体应积极树立现代盈利理念，将创新作为证券公司发展的核心，推进公司转型，以开拓更为广阔的盈利空间。同时，证券公司在外部环境影响，应不断配置和优化现有资源，树立创新理念，立足于客户需求，加大对增值业务的开发力度，迎合市场发展趋势，并借助证券市场蓬勃发展的潮流争取更多有利机会。证券公司在创新中，要明确自身在资本市场中具有的优势，充分利用自身优势，创新盈利模式[3]。

众所周知，创新是一个国家发展的灵魂，同样适用于证券公司，在业务创新过程中，要特别重视三个方面：第一，市场及客户需求；第二，行业发展特点；第三，风险可控可测。只有不断完善上述三个方面，才能够真正构建新型盈利模式，促进证券公司可持续发展。

（二）优化收入结构，实施多元化经营

目前，证券公司盈利模式同质化现象较为普遍，为了突破这一问题，应优化收入结构，开展多元化经营。首先，证券公司积极培育专业的投资顾问，为客户提供专业化服务，落实“服务产品化、标准化”方案，将产品形式作为基础，向客户提供个性化及标准化服务；同时，以产品形式为客户提供服务清单。通过这种方式，不仅能够实现共赢，还能够引导人们理性投资。

其次，进一步推进融资融券业务。据调查发现，我国融资融券市场未来将会有巨大的发展空间，为此，证券公司可以抓住这一契机，大力推广融资融券业务，同时，监管部门要努力配合，适当放宽门槛标准，吸引更多证券数量，使该项业务能够保持高速发展态势[4]。

最后，开拓中介服务市场。开展中介服务市场能够为客户提供更加灵活的工具，围绕客户需求开展一系列上市交易基金等服务，不仅能够发挥平抑市场波动等功能，还能够培养客户忠诚度，为构建新型盈利模式奠定基础。

（三）加大风险、成本管控力度，提高盈利稳定性

证券公司在发展过程中具有明显的风险性，加强对证券公司的风险管控势在必行，特别是创新模式下，产品类别多、结构较为复杂，同时，成本作为影响盈利水平的重要因素之一，还需要进一步加大对成本管控力度。基于此，首先，公司要积极完善治理结构，通过治理结构的平衡，立足于整体，统筹管理；其次，结合公司实际状况，构建完善的风险管控体系；最后，合理调整业务及风险管控之间的关系，使二者协调并进，提高证券公司风险抵抗能力。

（四）完善相关法律制度，培养创新型人才

由于我国资本市场发展尚未完善，需要国家给予适当支持和引导，为此，我国应积极学习国外经验，结合我国证券市场发展实际情况，完善相关法律制度，如会计与税收等配套制度，为证券公司创建良好的发展环境。同时，适当简化审批流程，增强公司创新积极性，并拓展交易平台，开拓更多盈利渠道[5]。人才作为盈利模式创新的核心，加强对创新型、专业型人才的培养十分必要，通过建立激励机制，吸引更多人才参与到盈利模式创新过程中来。

结论：根据上文所述，盈利模式作为证券公司获取经济利益的重中之重，面对资本市场的挑战，加快证券公司改革，创新盈利模式成为证券公司发展的当务之急。为此，证券市场主体应明确自身发展的薄弱点，并采取行之有效的措施，从多个角度入手，加强对盈利模式的创新，提高公司抗风险及盈利能力，从而促进我国证券事业可持续发展。（作者单位：中央财经大学）

参考文献：

[1]青松，王存福.我国证券公司盈利模式的现状与对策――基于业务结构方面的分析[J].浙江金融，2010，（02）：35-38.

[2]沈继宁.加快证券公司转型升级助力浙江省金融业“两个中心”建设[J].浙江金融，2011，（09）：47-49.

[3]陈峥嵘，朱蕾.柜台市场培育和建设中的证券公司――基于证券公司市场组织功能的视角[J].证券市场导报，2013，（02）：19-29.

盈利模式研究的意义范文篇7

关键词：内容分析；客户价值；产品开发；制造企业；感知差异

中图分类号：F274文献标识码：A文章编号：1001-8409（2014）04-0048-05

Abstract：Thispaperdevelopedaquantitativeresearchonconstitutionandassessmentofcustomervaluebyusingcontentanalysismethod.Thepriority，conceptoftheinfluencefactorsofcustomervalue，andperceptiongapbetweenthefirmandcustomerwereanalyzedbasedonthedocumentsofindepthinterview.Theinfluencefactors，coupledwiththeirrelativeprioritiesanddefinitionswerefoundandresultshowsthatthegapexistedintermofprofitability，configuration，purchasecost，intelligentmanagement，etc.

Keywords：contentanalysis；customervalue；productdevelopment；manufacturingindustry；perceptiongap；

制造企业一直致力将客户的价值诉求与自身产品创新高效整合，但客户对产品技术等知识的不了解，同时企业也缺乏客户需求挖掘的有效工具[1]，造成双方在产品价值定义、评估等关键环节存在感知差异[2]。如何准确感知客户价值和需求并无偏的导入产品创新是学术和企业研究的重要问题。有学者提出基于价值传递和实现导向的战略能够有效提升企业绩效[3]，还有学者进一步指出企业需要聚焦客户工作过程中各类价值的诉求而非单纯的功能需求[4]。已有研究聚焦在客户价值的分类和特性分析，对具有企业实践意义的价值点研究仍处起步阶段。

传统客户研究方法如问卷等的适应范围和效果都存在局限，而内容分析（ContentAnalysis，简称CA）是一种基于定性研究的量化分析方法，能够把语言等定性资料转换为定量的统计量，将素材从使用情景中抽离从而开展有效推断[5]。国外CA研究涵盖组织行为、社会学、战略管理等领域[6]，国内研究也涉及管理科学、电子商务等。已有研究主要集中在：（1）CA特点和方法的理论探讨；（2）编码信效度方法指标的研究；（3）以文献为对象进行问题特征、趋势的分析等。研究方法多手动编码，少量计算机编码，数据处理能力有限。研究内容和方法的局限制约了CA的应用，而以企业问题为背景的实证研究则更少有涉及。

本文借助CA方法和扎根理论，在装备制造业本文隐去具体产品以装备制造产品统称，“产品”涵盖实体产品及服务，如特指实体产品则会单独说明。中进行客户价值的影响因素和企业-客户的价值感知差异研究，致力于帮助企业解决最急迫的3个问题：（1）哪些产品价值是客户关注的？（2）其中哪些价值相比其他对客户更重要？（3）企业对客户需求的感知是否有偏差？有哪些偏差？本文是内容分析方法在中文实证研究中的尝试，目的是通过客户价值研究为企业产品创新和营销策略制定提供支持，并探索CA编码在中文中的应用。

1文献综述

Ulwick认为准确识别客户需求，明确产品各属性对客户价值的影响程度有助于提升客户满意和企业绩效，Woodruff进一步强调客户价值的判定应基于客户角度而非企业的感知。因此研究影响客户价值感知的因素内涵和重要性优先序，进而分析企业-客户价值感知差异对企业运作管理具有重要意义。本文选择影响客户购买决策的因素作为价值度量指标，主要原因是：（1）客户价值和需求概念过于宏观且难以被具体化描述，聚焦购买决策更有利于研究的开展和深入；（2）理性人假设下的购买决策是客户选择最高价值方案的过程，因此有助于探讨价值体系的构成和评估机制。

本文的客户价值研究借助了CA方法的特点，挖掘被访者对问题的认知，而非访谈者所理解的被访者的认知来保证研究的客观性。CA方法具有系统、客观性和定量等特征，其基本假设是：（1）对特定资料进行内容分析能挖掘对象对事物的认知状况；（2）在被访者潜意识中感知的重要内容具有较高的重复频率[6，7]。而学者也通常将频率作为CA的重要指标。

在研究过程上本文使用广泛应用的Weber步骤为基础展开编码分析[8]，如图1所示。受限于语义智能技术传统编码消耗的时间和成本远超研究者的承受范围，引入计算机辅助（CATA）成为必然。但由于缺乏中文语义数据库和算法，在面对同义和多义词时若编码不加区分必然导致信效度降低。本文采取“CATA+人工”（步骤3和6）编码方式，克服中文语义分析中可能出现的编码偏差和信效度问题。

2数据收集及编码

2.1访谈设计及质量控制

本文采用深度访谈收集购买决策影响因素信息，经过预调研修正后的问题有：（1）您购买产品时最关心什么因素？（2）您提到的XX因素具体是什么？（3）除了刚提到的因素，还有哪些也很重要？其中XX是被访者在问题1中提及的因素，问题2是要被访者对其进行详细说明。鉴于客户语言通常是定性、模糊的，本文设置两层问题：问题1和3询问影响因素；问题2借助客户语言定义因素的概念内涵，解决企业-客户价值感知偏差问题。CA关注资料传递的信息而非传递或接受者理解的信息[7]，因此访谈用录音记录并由专人逐字还原成原文文档，再交分析员交叉校对确保录音和文档一致。

2.2样本收集

对全国行业内173名客户进行访谈，平均时间20～30分钟。访谈人员都进行过访谈培训和预访谈并遵循访谈提纲和规则。编码前基于Yin的建议剔除不合格的文档（如内容缺失，意外中断等），最终保留文档166份，统计信息如表1。

2.3.2编码分类表及编码规则

本文是从购买决策影响因素入手的客户价值探索性研究，需要从访谈原文中按编码规则生成初始编码表。基于Holdford的编码人员选择及编码分类表创建要求，选择3名管理专业博士分别阅读1/3文档（随机选择，互不重复）。按客户语言独立建立初始编码分类表[8]，涵盖：（1）因素名称；（2）描述因素的同义词集合；（3）客户的因素概念定义。“同义词集合”指问题2中客户对因素的解释说明用语。3人的编码表随后合并成初始编码分类表及编码规则，如表2所示。对初始表中的矛盾部分3人遵守编码要求参照原文核实后形成统一意见[7]。完成分类表和规则后1周再次重复以上步骤，生成新的初始编码分类表并将两者比对分析以确保CA研究信度。表2初始编码分类表关键因素同义词集合因素概念定义可靠性可靠性，故障率，返修率等对产品运行状态平稳、可靠的描述，包括产品整体及部件人机工程人因，人机，人性化等对操作界面友好性、功能布局及操作使用人性化的描述服务期限服务期，保修期，三包等对产品承诺服务质保期及相应服务条款的描述产品更新更新，升级，换代等对产品升级换代速度及新产品频率的描述注：篇幅限制仅显示部分因素内容

2.3.3测试编码分类表和规则

随机选择50%的文档用于初始编码分类表及规则测试。本文在步骤3和6设置了“CATA+人工”判定环节，首先由软件按关键词自动检索编码，再由2位编码人员独立按编码规则逐一判定软件编码结果。若合适（Y）则继续，若不合适（N）则依编码规则调整编码点分类，若不属于已有分类则归入“其他”类。为保证判定准确而非断章取义，设置显示编码前后各5个字便于语义判定。编码人员选择熟悉计算机操作且未参与本文研究工作的研究生，均接受过软件和编码规则培训。

2.3.4样本编码信效度

Harwood和Kolbe都指出CA在编码各环节可能产生影响信效度的误差，但目前对编码信效度的验证尚未形成标准流程，本文采用较为严格的检验过程以确保研究的有效性。

本文采取保证效度的措施包括：（1）预访谈培训访谈人员并改进访谈提纲；（2）无提示访谈原则，避免引入个人观点；（3）随机访谈对象选择及大样本；（4）访谈录音原文整理及校对；（5）基于Weber步骤并加入人工校对；（6）编码人员选择为研究相关人员回避原则，确保编码客观性；（7）建立CA资料库，记录研究过程及步骤，便于研究者重复或展开深入研究。以上都是为保证研究资料如实反应客户价值信息，编码过程客观准确，最大限度提高效度水平。

3结果分析

3.1因素重要性及感知差异

本文将频率和人数作为编码结果而非单独某项指标[9]。在表3中不难发现因素提及频率和人数的差异，如“服务态度”仅3人5次，“客户培训”仅1人1次等，而“盈利能力”144人704次，“运营成本”116人417次等。按频率排序可对客户感知的因素重要性形成直观印象，前10位因素累计频率达总量82%，平均91.8人（占55.30%），其排序也呈现出较为清晰的逻辑。

因素优先序揭示了客户的价值诉求，体现了因素在客户价值评价体系中的权重。总体来说与收益相关因素排名较前，如“盈利能力、盈利方式”等，分列1、4位。这是由客户以赚取利润为目的将产品用作生产工具投入再生产的行业特性所决定的。与之相关的因素，如成本类“运营成本、购买成本”分列3、6位。而产品功能相关的如“产品配置、可靠性、制造质量”等，整体略低于收益类却高于服务因素，如“服务及时、服务期限、服务态度”等。

而在因素概念内涵和企业对客户价值感知差异上本文也进行了深入探讨。首先，企业所识别的因素不全面，对“盈利能力、盈利方式”等因素认识不清晰。正如企业高管企业或行业人员谈话源自对多个企业高层及行业资深人员的访谈。说到：“客户关注的是产品价格，实际售价。价格合适了什么都可以”。企业聚焦客户功能需求而忽略了客户对赚钱能力和“盈利方式”中服务解决方案的诉求。基于编码中因素定义，客户感知的“盈利方式”指对生产方式、收入模式和来源等的描述，即如何参与生产活动并赚取利润，强调获益模式多样性，如产能外包、增值服务、生产模式多样等。客户关注收益但并不限定收益方式，而这正是专注产品功能需求的企业所忽略的重要客户价值。

其次，企业感知的因素内涵存在偏差，如“产品配置，购买成本，智能管理，金融服务”等因素。企业认为“产品配置”是“主要是核心部件型号和牌子，品牌客户满意，配置就不是问题”，而客户的感知还包括“符合个性化需求的产品功能部件的选择方案”。客户需要企业提供满足其个性化生产的产品配置方案，即较高工作柔性的生产解决方案，而不仅是可选的部件规格、型号清单。

企业认为“购买成本”是“就是产品价格，就是客户到手，算完折扣和优惠的价格”，而客户感知是“交易首次付款时必须支出费用（如售价、保险、税费等），特指客户必须的成本支出而不包括可选增值服务的价格”。客户关注首笔支付总费用，而售价对客户的重要性并未达到企业感知的高度。因此企业的营销策略应尽量降低和分散首次支付金额，灵活支付时间和方式，将可选增值服务包与产品分开宣传以降低客户的价格敏感度。

“智能管理”基于企业角度是产品自动化程度，如自动故障诊断、预警等，而客户更倾向对多台设备所组成产品线的管理，即以生产线为单位的智能管理服务。客户关注智能服务解决方案，而非单个智能装备。此外，装备制造产品通常成本高，回收周期长，企业认为的“金融服务”即贷款和分期还款服务等。客户更关注其灵活性（如融资租赁等），希望与企业通过金融杠杆在产品开发、收益分享等领域实现紧密合作，降低客户的运营风险。目前企业认知仅涉及客户价值诉求的表层，对更深的价值内涵尚未涉及，无论从感知内容还是深度相比客户要求都存在较大差距。

通过分析发现服务类（如配件保障、服务及时等）排序在收益类（如盈利能力等）和功能属性类因素（如产品配置、制造质量等）之后，表面看服务重要性下降，但深入研究因素的概念不难发现：（1）表3中服务因素多属传统售后范围，客户很容易将其归为保健因素而非关键影响因素；（2）在各类如“盈利方式、智能管理”等因素中呈现多个种类的增值服务需求。因此客户对服务的需求并非下降而是嵌入到产品平台和生命周期的各个环节。因篇幅限制不能列举因素的排序及认知的差异分析，随后将引入行业专家进行分析。

3.2编码结果深度挖掘

本文引入6名行业资深研发、销售人员，将影响因素基于企业产品创新需求的角度重新划分。本步骤在软件中借助节点合并功能实现人数和频率的动态更新。重新分类后的影响因素合并成10类客户价值点，按频率总量排序，如表4所示。

表4内容分析编码结果分析表排序价值点影响因素人数频率1盈利模式盈利能力，盈利方式1529582产品功能产品配置，加工能力，产品更新，产品适用1336863产品质量可靠性，制造质量，维护性，耐久性，稳定性1316644成本支出运营成本，购买成本1336015产品可用性操作舒适，智能管理，人机工程761866售后服务配件保障，服务及时，服务期限，服务态度，客户培训521237金融服务金融服务471098产品外观产品外观45829品牌影响力品牌，口碑387210商务政策商务政策48表4中价值点是更具宏观意义的客户价值诉求，对企业实践更具操作性。“盈利模式”作为重要性最高的价值点揭示了客户对产品价值创造能力的关注，远超“产品功能”和“产品质量”。制造企业亟需转变思路，打破产品导向思维，以客户需求实现为导向将产品作为客户价值的实现平台展开产品创新[4]。在降低客户“成本支出”和提高“产品质量”、“产品可用性”基础上聚焦客户价值增值模式转型。企业对客户价值的理解不能局限于产品和售后服务等方面，要将产品运营过程涉及的诸多问题，如收入来源、费用结算、智能管理、产能外包、金融衍生等都纳入研究范畴，扩展客户价值研究的范围和深度。企业可以借助CA编码中影响因素概念定义及对应关键词来深入分析客户价值，实现产品创新与客户需求的匹配。

4结论

本文对客户价值体系和企业-客户价值感知差异进行了研究，同时也探讨了内容分析在实证研究中的实践方法步骤。研究挖掘的客户价值影响因素涵盖盈利、成本、功能、服务等各方面，因素优先序则为企业揭示了各因素在客户价值体系中的权重。而感知差异分析则证实当前企业更多聚焦于产品功能和物理属性，忽略了制造服务化背景下的潜在客户盈利模式转型和增值服务需求。制造企业需要依据研究结果校正感知偏差，并针对性建立高效的客户价值监控体系，及时更新对客户价值的研究结果以便指导产品创新和制定营销战略。

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[2]ParasuramanA，ZeithamlVA，BerryLL.AConceptualModelofServiceQualityandItsImplicationsforFutureResearch[J].TheJournalofMarketing，1985，49（4）：41-50.

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[6]HoldfordD.ContentAnalysisMethodsforConductingResearchinSocialandAdministrativePharmacy[J].ResearchinSocialandAdministrativePharmacy，2008，4（2）：173-181.

[7]NeuendorfKA.TheContentAnalysisGuidebook[M].SAGEPublications，2002.

盈利模式研究的意义范文篇8

关键词：盈余管理；审计意见；审计质量

盈余管理是企业管理当局在准则允许的范围内通过选择会计政策使其对外披露的会计盈余或企业价值达到最大化。可以从两个角度看，一是契约角度，在合同刚性或不完全时，盈余管理是一种符合成本效益原则的方法，从而使公司避免遭受到不可预知情况的影响。二是财务报告角度，管理当局通过盈余管理的手段来调节公司的市场价值。例如，上市公司想要营造一种会计盈余是平滑且持续增长的假象。因此，盈余管理可看作是管理人员向信息使用者传递公司内部会计信息的一种机制，从公司经营角度来看，在合理范围内的适度盈余管理应该是有益的。然而，一部分管理人员可能会过度使用盈余管理。从契约角度看，企业管理人员为了自身利益，存在投机性地运用盈余管理的可能性，其直接后果是牺牲其他契约参与方的利益。从财务报告角度看，管理人员提早或推迟收入的确认，或者可能低估费用来预计盈余。总之，过度进行盈余操纵会牺牲财务报告的可靠性。被喻为“经济警察”的注册会计师披露的审计报告到底有没有将上市公司的盈余管理行为揭露出来是值得研究的问题。本文选取2014年和2015年在沪上市的制造业公司的财务报表数据，利用截面修正的琼斯模型和Logistic回归模型，对我国审计意见的有效性即识别上市公司盈余管理行为的能力进行实证检验。

一、理论分析及研究假设

对于盈余管理的概念和研究国内外学者将它大体分为狭义和广义两种。Scott（1997）指出公司管理层在公认的会计准则可容忍的范围内，通过自由选择会计政策，优先选择那些使公司市场价值或经营者自身利益最大化的会计政策的行为，这就是公司的盈余管理。这个定义被认为是最经典的狭义盈余管理的定义。广义的盈余管理，由KatherineSchipper（1989）提出，他认为盈余管理是公司管理层迫于相关利益集团对盈利的预期，或为获取一定的私人利益，通过对公司经营业务的记录进行有目的性地进行干预，在对外部信息使用者外进行披露财务报告时，有意地对其进行控制的过程。本文在研究盈余管理时采用的是狭义的定义。注册会计师以独立第三方的形式对证券市场行使经济检察功能，自身具有专业的会计、审计和税务知识以及丰富的审计实践经验，故理论上认为能够对公司的经济活动进行分析和监察，有能力用自己的专业判断来识别出企业的盈余管理行为，并体现在审计报告中，从而形成高质量的审计报告。当然，不排除出于激烈的市场竞争或追逐自身利益而放弃审计准则，甚至出具虚假的审计报告。但随着注册会计师行业各方面制度日趋完善，同时较高的犯罪成本使得审计师在出具审计报告时更为谨慎。基于此，提出以下假设：H1：上市公司的盈余管理行为能被审计意见在相应程度上所揭示，即具有一定的信息含量。“非标准审计意见”和上市公司的盈余管理行为呈正相关关系。公司的盈余，即净利润是由公司的经营性现金流量和应计利润组成的。经营性净现金流量是来自于现金流量表的，具有刚性，不易纵。而应计利润是会计方法的选择、运用以及会计估计的变动的结果，具有较强的主观性，容易纵。进一步将会计政策和估计的选择分成两类，虽然这个划分没有很严格的界限。例如固定资产计提折旧时是选择平均年限法还是加速折旧法，或者对发出存货计价是选择先进先出法还是加权平均，这都是第一类会计政策选择。在这里我们把第一类会计政策选择理论上称为非操纵性应计项目。其他的会计政策、会计估计被认为是操纵性应计项目，例如，坏账准备、固定资产减值准备和存货价值的备抵项目。而管理当局在使用第二类政策选择来进行盈余管理时更易被注册会计师发现。杨秀艳、郑少峰（2007）在构建Logistic回归模型时采用反映上市公司盈余管理的操纵性应计项目占总利润的比例这个指标进行实证研究，证实了审计意见和盈余管理存在相关的关系，并且审计意见的类型会随着盈余管理程度的增高发生相应变化的假说。徐浩萍（2004）将盈余管理方向和审计意见类型对样本进行分组对比，研究发现盈余管理方向的不同会对审计意见类型造成的差异。结论是注册会计师在一定程度上可以反映企业盈余管理的程度，注册会计师在审计以操控可操纵性应计项目为手段的盈余管理行为中表现了较高的审计质量。基于此，提出本文第二个假设。H2：非标意见和可操纵性应计利润的绝对值存在显著的正相关关系。

二、研究样本和变量

（一）样本的选取

本文选取2014-2015年在上海证券交易所A股部分上市公司作为研究对象。共有236个研究样本，其中2014年有53家上市公司被出具非标准意见的，2015年有65家上市公司被出具非标准意见的，共得到非标样本118个。另外，随机选取的118个配对样本来自于相同行业、相同资产规模且在相同期间被发表了标准意见的上市公司。本文抽样公司的审计报告来自于中国证监会网站，数据来源于国泰安CAMAR数据库，上市公司年报等信息来源于巨潮资讯网。统计软件使用SPSS19.0。

（二）模型的选取和变量的选择

1.选取盈余管理计量模型分离应计项目法是在研究盈余管理时最常用的计量方法，它是将应计项目通过回归的方法分离成操控性应计项目和非操控性应计项目，在衡量盈余管理程度时采用操控性应计项目的大小。在盈余管理研究领域，国内外学者通常采用的计量模型有：（1）希利模型（1985）、（2）迪安龙模型（1986）、（3）行业模型（1991）、（4）琼斯模型（1991）。将琼斯模型进行改进，衍生出截面琼斯模型和截面修正的琼斯模型。2.变量的选择（1）因变量将审计意见类型OP设定为因变量，它是一个虚拟变量。进一步将审计意见类型划分为“非标准意见”和“标准意见”。在模型赋值时，若上市公司被出具“非标准意见”时，取值为1，反之取值为0。（2）自变量在研究盈余管理的替代变量是采用操纵性应计利润（DA），将其设为自变量一，用来检验盈余管理程度和审计意见类型的关系。杨秀艳、郑少峰（2007）在构建回归模型时，采用的指标是非经营性收益占总利润的比例，证明了审计意见与盈余管理之间存在正相关关系。李维安、王兴汉等（2004）的研究表明，通过操控非经营性应计利润来进行盈余管理是上市公司常用的手段。因此，本文选取非经营性应计利润比净利润（EM）作为自变量二，用来检验以操纵非经营性应计利润为手段的盈余管理和审计意见类型之间的关系。（3）控制变量在选取控制变量时根据国内外相关审计意见影响因素的研究文献，选取6个用以控制其他因素对审计意见类型的影响，将其作为控制变量。SIZE表示为公司总资产的自然对数值，用以衡量公司的规模。净资产收益率ROE及每股收益EPS作为体现盈利能力的指标用来衡量公司的业绩，经营业绩好的企业更易被出具标准意见。DR为资产负债率，代表公司的偿债能力，认为资产负债率越高的企业越易被出具非标准意见。上期的审计意见类型PREOP也会对本期的审计意见产生影响，例如注册会计师在审计时会额外关注那些上一年度被出具非标准意见的上市公司，因为这些公司本年度被出具非标准意见的可能性会上升。DIV是虚拟变量，代表年度的配股预案，如果公司本年度内披露了配股预案，则取值为1，反之为0，该指标体现了配股政策下上市公司的盈余管理动机会对审计意见类型产生影响。以上提出的这些控制变量从公司的规模、盈利能力、偿债能力以及特殊监管政策四个方面来反映对审计意见类型的影响。3.回归模型的选择在分析审计意见类型与盈余管理之间的相关关系时，采用BinaryLogistic回归的方法，建立模型如下：OP=β0+β1DA+β2EM+β3SIZE+β4ROE+β5EPS+β6DR+β7PREOP+β8DIV。

三、实证检验和结果分析

（一）单变量分析

首先按照审计意见类型对样本进行分组，分为非标准意见组（OP=1）和标准意见组（OP=0）。然后利用截面修正的琼斯模型，计量两个年度盈余管理水平，接着对模型中的自变量和控制变量进行单变量分析。表1列示了分析结果：通过表1可以看出，非标准无保留意见类型样本公司的可控性应计利润的均值大于被出具标准无保留意见类型的样本公司的均值，显著性水平在1.5%，即审计意见在一定程度上揭露了上市公司的盈余管理行为，从而验证了H1。对于非标意见样本公司的非经营性收益占总利润这个指标的均值，非标意见组大于被出具标准意见样本公司的均值。这说明非标准意见样本公司的盈余管理程度高于标准意见组，初步验证了H2。盈余能力和资产规模方面，标准无保留意见类型的样本公司的均值均大于非标准无保留意见类型的样本公司的均值，这说明基于风险导向审计原则，注册会计师更倾向于对盈利能力强，资产规模大的上市公司出具标准意见。从偿债能力看，标准无保留意见类型的样本公司的均值小于非标准无保留意见类型的样本公司的均值，说明收到非标准无保留意见的上市公司更易陷入财务困境。另外，本期的审计意见类型会受上期的审计意见类型和年度配股预案的影响。

（二）Logistic回归分析

上述是利用单变量分析的方法初步对提出的假设进行了初步的验证。接下来为了控制其他因素对检验的影响，对假设采用Logistic回归模型进行进一步检验的，分析结果如表2：回归结果显示，替代盈余管理水平的变量操纵性应计利润（DA）的系数符号为正，并且在5%的水平下统计显著，说明审计意见的类型会受上市公司的盈余管理行为的影响，即盈余管理程度越大，越易被出具非标准意见。因此可以认为，审计意见有一定的有效信息含量，能在相应程度上揭示上市公司是否存在盈余管理的行为，即盈余管理行为和非标准意见呈正相关关系，从而H1得到了进一步验证。非经营性收益占比总利润EM这个变量虽然在单变量分析时非标意见组高于标准意见组，但在回归检验中没有通过验证，在统计意义上不显著，这说明公司在进行盈余管理时手段比较复杂，有待进一步进行个案研究。即H2没通过验证。进一步研究审计意见类型与其他控制变量之间的关系，发现EPS在5%的水平下统计显著，说明审计师更倾向对盈利能力好的公司出具标准意见。在回归分析中意外地发现，代表公司偿债能力的变量DR在5%的水平下统计显著，说明当公司面临财务危机时，审计师更易出具非标准意见，这是基于风险导向性的审计原则。上期的审计意见类型PREOP在10%的显著性水平与非标准意见正相关，这说明上期的审计意见类型会对本期产生影响。

四、研究结论和不足

本文通过对我国2014-2015年在上海证券交易所A股部分上市公司的审计意见类型和盈余管理活动的关系进行实证研究，发现审计意见能在相应程度上揭露上市公司盈余管理的行为，即具有一定的有效信息含量。非标意见和上市公司的盈余管理行为呈正相关关系，即盈余管理程度越高的公司更易被出具非标准意见。本文的研究不足在于未能对非标准无保留意见进一步分类，未能进一步深入的实证分析不同类型的非标准意见与盈余管理行为的关系。另外在构建Logistic回归模型时未能引入审计收费这个变量。因为审计收费也是影响审计意见类型的因素，有待今后进一步深入研究。基金项目：本文系浙江省教育厅科研项目《我国上市公司独立审计质量评价指标体系研究》（项目编号：Y201432388）的阶段成果。

参考文献：

[1]WilliamR.Scott,FinancialAccountingTheory(thirdedition).

[2]Schipper,K.,“CommentaryonEarningsManagement,”Ac-countingHorizons(121989).

[3]杨秀艳，郑少峰.审计意见对上市公司盈余管理的识别分析[J].中国海洋大学学报（社会科学版），2007（2）.

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[5]彭景颂，杨诗炜.审计质量与盈余管理相关性研究[J].会计之友，2014，（3）.

[6]李维安，王新汉，王威.盈余管理与审计意见关系的实证研究———基于非经营性收益的分析[J].财经研究，2014，（11）.

盈利模式研究的意义范文

【关键词】会计信息质量；实证会计研究；计量角度和方法

会计以信息为主，余绪缨（1980）、葛家澍（1983）等认为会计是一个提供企业财务状况的信息系统，并对使用者提供决策支持。会计信息是否有用不仅限于信息含量，还在于会计信息质量本身的高低情况。企业会计信息质量高低可以直接影响使用者的决策和利益。然而会计信息质量高低取决于企业所提供的会计信息是否满足会计信息质量特征。FASB认为“会计信息的质量特征或质量的确定构成信息有用性的成分。因此，它们是在进行会计选择时所应追求的质量标志。”

现在主流的实证研究上，人们探索如何准确地从不用的角度对企业会计信息质量进行定量分析，以用于分析投资者对会计信息质量的反应、企业资源的配置和审计师对会计信息质量的识别，如赵宇龙（1998）、李青元（2009）、夏立军（2002）。但是会计信息质量终究是一个定性描述的概念，在实证会计研究中不能直接用于定量的实证检验。如何有效地对会计信息质量进行度量并运用于实证会计研究中成为研究者一直试图解决的问题。

国内会计信息质量的计量方法大部分是借鉴国外的模型并结合中国证券市场自身特殊性发展起来的，且没有一致的选取标准。本文介绍了几种常见的会计信息计量角度和方法，结合相关文献对其进行了评述，旨在总结前人的研究成果，为之后的研究提供参考。

一、会计信息质量计量角度及方法

吴联生（2000）最早在国内对投资者的会计信息需求进行了调查，结果显示投资者需要较为详细的会计信息，以便于决策。陆正飞（2002）进一步细分了会计信息的质量特征，通过问卷调查的方式，研究中国投资者对会计信息质量的需求特点。研究发现，信息的真实性、及时性和充分披露是我国公众投资者认为最重要的质量特征。在实证研究当中，学者们试图运用相关替代变量从以上几种会计信息质量特征角度对会计信息质量进行度量，并用于研究。本文选取了在中国实证会计研究中几种常用的计量角度和方法。

（一）应计质量

会计信息使用者最关心的是企业的盈利能力，根据收益现值模型，企业的盈利能力是企业未来各期收益的现值之和，企业盈利能力取决于企业的未来盈利预期。会计盈余能够很好地预测企业未来的会计盈余和企业经营现金流量，而会计盈余中最主要的是应计质量，因此在实证会计研究中通常用应计质量替代会计信息质量的可靠性。下面介绍三种常用的计算应计质量的模型。

1.Jones模型和修正的Jones模型

自从Healy（1985）提出计算盈余管理模型以来，应计利润分离法成为衡量盈余管理程度的主要方法。应计利润分离法将应计利润分解为被管理者操纵部分和未被管理者操纵部分，把被管理者操纵的应计利润部分作为衡量盈余管理程度的大小。应用最广泛的就是Jones模型和Dechow等（1995）修正的Jones模型。

Jones模型估计非操控性应计利润的公式如下：

其中，ΔREC表示第t-1年到第t年应收账款的变化额。

2.Dechow和Dichev模型

Dechow和Dichev模型的主要思想是应计利润是企业未来现金流量的线性估计，同时当应计利润计算过程中的估计误差较小时，盈余更能代表公司未来的现金流量。因此应计质量定义为营运资本应计利润变换为经营现金流量的程度，表达式为：

ΔWCi，t=α0+α1CFOi，t-1+α2CFOi，t+α3CFOi，t+1+ε

其中，ΔWCi，t表示营运资本变化，即公司i第t-1年与第t年间（应收账款变化+存货变化-应付账款变化-应付税款变化+其它流动资产变化）/当期平均总资产；CFOi，t-1、CFOi，t、CFOi，t+1分别表示公司第t-1、t、t+1年经营现金流量与当期平均总资产的比值。

3.Ball和Shiwakumar“非线性应计”模型

尽管DD模型将应计利润看成是未来现金流量的估计，减少了估计误差，较好地估计了应计质量，但是DD模型没有考虑应计利润还能够及时地确认经济利得和损益。因此Ball和Shiwakumar提出了一个现金流量和应计利润的分段线性估计模型。其表达式为：

ACCi，t=α0+α1DCFOi，t+α2CFOi，t+α3DCFOi，t×CFOi，t+εi，t

其中，ACCi，t表示应计利润，即公司i第t-1年与第t年间存货变化+应收账款变化+其他流动资产变化-应付账款变化-折旧；CFOi，t表示公司i第t年的经营现金流量，其等于公司异常项目前利润与应计利润之差；DCFOi，t为虚变量，且当CFOi，t为负时，DCFOi，t定义为1，否则为0。

（二）会计稳健性

稳健性要求企业的收益和损失必须及时确认，这样可以限制管理者进行过度的盈余操纵。Givoly（2001）、Ball（2005）等认为稳健性原则通过应计利润而影响公司会计盈余，因此，一定时期内累计操纵性应计利润能度量公司会计稳健性。夏立军（2003）使用分行业估计并且采用线下项目前总应计利润作为因变量估计行业特征参数的截面Jones模型计算我国上市公司非操纵性应计利润。其计算模型为：

（三）盈余披露质量

盈余披露质量能够衡量会计信息质量高低。Bhattacharyaetal.（2003）将盈余的透明度作为盈余披露质量的衡量指标，具体包括盈余激进度、损失规避度和盈余平滑度三个指标。损失规避度是对一个国家所有上市公司进行的整体衡量。盈余激进度是上市公司推迟确认损失（费用）和加速确认收入的倾向，其结果是增加应计利润。盈余平滑度是一定期间内上市公司盈余和现金流的相关程度。在中国实证会计研究中，一般使用盈余平滑度的指标。李青元（2009）计算盈余平滑度的公式如下：

（四）会计信息质量指数

会计信息披露总体质量是对会计信息质量的总体评价，可以体现会计信息披露的充分性和有用性。在对会计信息披露总体质量衡量上，一般有两种方法。一种是根据企业会计信息披露情况进行综合评分，一种是利用会计指标建立数学模型进行衡量。

1.综合评价法

此方法是根据权威机构对上市公司信息披露质量的评价，以具体数值代替评价结果进行实证分析。如汪炜、蒋高峰（2004）以2002年全年的临时公告与季报数量作为衡量公司自愿信息披露水平的指数（指数=临时公告数量+季报数量），指数越高说明公司信息披露水平越高，质量越好。曾颖、陆正飞（2006）根据深交所上市公司信息披露考评结果，对信息考评结果“优秀”、“良好”、“及格”、“不及格”分别取值为5、4、3、2，以披露总体质量指标作为解释变量，考察了不同信息披露质量指标对上市公司股权融资成本的作用，得出了信息披露质量越低，股权融资成本越高的结论。

2.数学模型法

为了平衡各种信息质量特征和使信息质量指数具有可靠的替代性，李青元（2009）提出了一种简单加权百分位数赋值方法。会计信息质量指数定义为FQ，且FQ越大，会计信息质量越高。具体而言，将Accrqi，t等五个指标分别按大小排序并赋予其所在位次的百分位数值，然后将所得数值相加构造一个综合得分函数，即：

FQi，t=［D（Accrqi，t）+D（Accrqri，t）+D（ACi，t）+D（Naccrqi，t）

+D（ESi，t）］/5

其中，D（Accrqi，t）和D（Accrqri，t）是运用下文的Dechow和Dichev模型计算的应计质量分位数；D（Naccrqi，t）是应用Ball和Shiwakumar“非线性应计”模型计算的应计质量分位数；D（ACi，t）是应用截面Jones模型计算的会计稳健性；D（ESi，t）是盈余平滑度。

二、对各种计量角度和方法的评述

在实证会计研究中，不管从哪个角度对会计信息质量进行计量均是从基本的应计质量模型出发，运用了计量经济学和会计理论知识对模型进行修正和重新定义。应计质量模型是从应计非付现成本（如折旧费，摊销费等）出发，考察管理者操纵性应计部分的情况，以此替代会计信息质量的高低情况。会计稳健性是指要求利得和损失必须及时确认，在实证会计研究中就用一定时期内累计操纵性应计质量来替代，所用模型仍然是Jones模型。盈余披露质量着重考虑操控性盈余，试图从盈余激进度、损失规避度和盈余平滑度三个指标对盈余管理进行全面的定量分析。在对会计信息指数的建立时一般情况是从各个角度运用数学模型进行综合，但是在中国直接简单应用财务报告相关资料的情况也不少见，如汪炜、蒋高峰（2004），曾颖、陆正飞（2006）。会计信息质量计量的各种角度和方法都有自身的假设条件和适用范围，且不同的计量方法所得出的结论均不一样，尤其在中国转轨经济背景下，资本市场发展不够成熟，对会计信息质量的计量更加要结合中国的实际情况，不能搞形而上学。下文结合中国的制度背景对会计信息质量计量角度和方法进行简单评述。

（一）应计质量

从前面分析可知，所有计量会计信息质量的角度和方法均是由基本的应计质量模型演化而来，应计质量模型能够很好地度量会计信息质量。Jones模型和修正的Jones模型能够很好地揭示出企业的操控性应计盈余，一般而言是学者们研究盈余管理时的首选模型，且模型有时间序列和截面数据不同的表达式，能够满足研究的各种需要。DD模型一般用于衡量会计信息质量和信息风险，符合现金流量折现模型，替代性较好。“非线性应计”模型是在DD模型的基础上考虑收益及时确认的前提下进行的改正，适用于截面数据分析。

尽管各种计量模型能够从各个角度对应计质量进行度量，但是任何计量模型都有自身的假设。Jones模型在使用时控制了公司经济环境变化对操纵性应计利润的影响，但是却不能消除错误的主观猜测影响；修正的Jones模型能克服消除这一影响。此外Jones模型和修正的Jones模型均有时间序列模型和截面模型；DD模型假设应计利润是经营现金流量的线性估计，符合希克斯的收入观；“非线性估计”模型假设经济利得和损失能够及时确认。这些模型都依赖于一些特定的假设，而这些假设不一定适合所有的样本公司。例如是选择时间序列模型还是截面回归模型，意味着选择权衡，至于哪种模型更优，则是一个实证性问题。因为时间序列模型假设样本公司的经营周期长短在估计期和事件期保持不变，而截面回归模型则假设相同行业中的样本公司具有同样的经营周期。

此外，对于各种应计质量模型的计量效度研究上，夏立军（2003）最早发现分行业估计并且采用线下项目前总应计利润作为因变量估计特征参数的基本Jones模型和调整KS模型最能有效地揭示出盈余管理，且修正的Jones模型并不比基本Jones模型更好。张雁翎（2007）从数理统计角度研究了盈余管理计量模型的检验效力问题，认为前瞻性修正的Jones模型在中国证券市场检验盈余管理行为的效力最强，这与夏立军的结论是相反的。他们的研究对以后研究者选择盈余管理计算模型提供了一定的参考价值。吕伟（2008）进一步分析了不同的盈余管理方式对模型检测力度的影响，得到了不同的盈余管理方式对两种Jones模型的检定功效有着较大影响的结论。各种模型的效果在中国实证会计研究中没有得出一致的结论，对各种模型的选择要结合中国证券市场的实际情况和研究的对象，在综合比较之后选取最合理的模型。

在中国的实证会计研究中，由于证券市场建立较晚，大部分公司上市时间较短，且受到监管制度和经济环境的限制，不能获取大量有价值的时间序列数据。对研究者来说，最好使用截面模型和面板数据进行计量。

（二）会计稳健性

由于企业可以在不同的年度对应计项目进行灵活处理（即盈余管理），运用特定时期内的样本进行横截面的应计质量计算难免会得出不正确的结论，运用会计稳健性衡量会计信息质量可以有效地避免这一情况。会计稳健性度量的是一定时期内累计的应计利润，能够消除管理者进行年度调整的影响，比较客观地反映一定时期内总体应计利润状况，进而反映企业会计信息质量的高低。但是由于中国证券市场建立时间较晚，且在建立初期处于探索前进阶段，市场很不成熟，缺乏标准的证券市场时间序列数据。这样在中国的实证研究中，研究者一般采用三年的时间序列数据（李青元，2009）来度量会计稳健性，有的甚至放弃运用时间序列数据进行计算而采用横截面模型（夏立军，2003）。这样得到的实证结果信度和效度均很差，其研究成果也将大打折扣。

随着中国证券市场的不断发展，时间序列数据有限性的约束将不再成立，对于会计稳健性角度的计量将会愈趋成熟。结合我国证券市场不成熟的现状，运用会计稳健性揭示企业的盈余管理将是以后实证研究的重点。

（三）盈余披露质量

我国上市公司普遍存在盈余管理现象（陈小悦等，2000；陆宇建等，2002），鉴于盈余管理的重要性，在对会计信息质量进行研究时，学者们重点考察盈余披露质量。根据Bhattacharyaetal.（2003）对盈余披露的划分，盈余质量包括盈余激进度、损失规避度和盈余平滑度三个指标。在实证会计研究中，一般对微观主体即上市公司的盈余管理程度进行研究，因此重点考察的是盈余及进度和盈余平滑度。两者的度量方法均是由应计质量法衍生而来。

在中国的实证会计研究中，对盈余管理的研究比较充分，且取得的研究成果较丰富。但是以Jones模型为代表的总体应计利润法是目前国内研究采用的主要方法，多数直接使用横截面Jones模型或在此基础上稍加变动（马忠、朱栗，2008）。这样的研究存在很大的局限，但同时也给未来的研究提供了一个突破的契机。

（四）会计信息质量指数

综合评价法中利用企业会计信息披露次数代替会计信息质量的方法缺乏科学性，虽然企业进行会计信息披露的次数越多越能够反映企业披露的积极态度，但是其不足之处也是非常明显的，数量未必能够代表质量，企业会计信息披露次数越多并不能代表企业会计信息质量就越高，其信度和效度较低。运用交易所的评价虽然较为客观，且权威性较强，但是深交所的信息考评结果大多数处于合格与良好，区分度不大，在实证研究中采用交易所的评价结果不能得到显著的实证结果。

运用数学模型能够从各个角度对会计信息质量进行综合评价，克服了单一计量角度信度较低的局限性，能够得到较为客观的结果。在目前中国证券市场效率不高且数据不全的情况下，是一种较为科学的计量方法。

综上所述，中国的证券市场发展不成熟，监管不够完善，公司透明度不高，会计信息质量总体状况不高。在这种经济环境下，研究者不能寄希望于高深的计量方法和数学公式，对会计信息质量的计量不能仅限于应计质量模型及其发展出来的各种计量方法。研究者应该结合证券交易所、独立的评级机构对公司财务状况的评价，运用多种计量方法和计量角度对公司的会计信息进行综合评价，尽可能地减少估计误差。

三、总结与讨论

在会计信息质量的计量上，由于中国证券市场的兴起，很多公司存在盈余管理的现象，因此对盈余管理的研究最先出现。在盈余管理上，根据盈余管理的手段、动机和研究的需要，相应的盈余管理计量方法分为应计利润法、盈余分布法和真实盈余管理。受实际数据和证券市场发展的限制，应计质量模型仍然是实证会计研究中对会计信息质量度量的主要方法，从其他角度对会计信息质量进行计量依赖于应计质量模型方法，但是各种模型的信度和效度如何，学者们没有得到一致的结论。此外，由于上市公司存在错综复杂的控股关系，且很多公司具有国有背景，对于真实盈余管理很难识别。真实盈余管理的实证研究较少，研究问题零散，在计量方法上还有待进一步探索和发展（马忠、朱栗，2008）。此后学者们开始用应计质量替代信息质量和信息风险，如郑振龙、杨伟（2009），薄仙慧、吴联生（2011）。用应计质量替代信息风险的信度问题更加值得之后的学者们去研究。

随着红光实业、郑百文、银广厦等一大批会计造假案的发生，利益相关者对会计信息质量的需求越来越多。因此学者们试图从不同的角度（如会计稳健性、盈余披露质量、会计信息质量指数等）对会计信息进行计量，但是各种计量方法均由应计质量模型发展而来。这与财务报告的披露规则有关，相应的数据较易获取，且在一定程度上具有替代性。但是这些替代方法的效度如何，目前在中国的实证会计研究中学者们没有进行相关的检验。随着实证会计研究的发展，应计质量模型会越来越成熟，替代性将越来越好，且从其他角度对会计信息质量进行计量的方法将会越来越完善。

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盈利模式研究的意义范文1篇10

关键词：医药上市企业;股权结构;盈余管理

中图分类号：F830.91文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）06-0063-04

近年来，中国医药证券市场上会计信息失真状况较为严重，给投资者带来了不便和损失，同时也降低了资源的配置效率。会计信息失真很大部分原因是由于医药企业高层领导者过度盈余管理所造成的。盈余管理是指企业管理层为了给企业和个人谋利益，通过使用会计的和非会计的手段，使企业的账面盈余达到所期望的水平的操作。现实中，公司治理结构中股权结构的缺陷更为医药企业管理层进行盈余管理提供了便利。因此国内外学者对股权结构对盈余管理的影响机制做了广泛的理论和实证研究。

西方国家早在20世纪90年代中后期就对上市企业公司治理和盈余管理之间的关系进行了研究，如Beasley和Dechow[1～2]等人。对股权结构与盈余管理之间关系的研究，主要涉及到股权集中度、管理层持股等方面，得出的结论主要包括：大股东一旦处于绝对的控股地位，就容易以牺牲小股东利益为基础而具有强烈的掠夺财富的动机[3]。管理层持股可能会产生利益趋同效应，即管理者持股有助于和外部股东利益趋同，加强其余公司价值的一致性，减少管理者剥夺其他股东财富的动机，这样会降低盈余管理的可能性[4]；另外，管理层持股也可能会产生管理者防御效应，特别是在中国证券市场还不发达的情况下，管理者为了自身的利益有动机通过操纵盈余来获得股票收益，这样则大股东容易侵占小股东利益[5]。

中国学者对该领域的研究得出的结论参差不齐。大多数国内学者研究认为，股权集中度对盈余管理有影响，但影响的具体形式不一样，有学者认为盈余管理程度与第一大股东持股比例呈U形关系[6～7]；也有研究表明，盈余管理程度与第一大股东持股比例呈负相关[8～9]。股权性质与盈余管理之间是否存在显著关系也没有一致结论，有研究得到肯定的结论[10]；也有观点反之[7～11]。流通股方面，大多数学者认为我们国家的流通股比例太小，不足以对管理层形成有效的约束和监督机制，因此其与盈余管理之间基本不相关。

虽然国内外学者在该领域有了一定的研究成果，但他们大多数是将所有行业综合在一起进行整体研究，对细分行业的研究几乎没有。针对中国目前医药上市公司盈余管理和公司治理问题屡见不鲜的现状，本文从医药行业角度来研究中国医药上市企业股权结构与盈余管理之间的关系，对于优化医药企业的股权结构，遏制过度的盈余管理现象，使医药行业更健康的发展有着非常重要的现实意义。

一、理论分析和研究假设

1.股权性质及流通性对盈余管理的影响。随着中国证券市场的不断完善，股权分置改革使国家股和法人股等非流通股股东通过向流通股股东支付对价等方式，获得了流通权，因此将股权性质分国家股和法人股的研究意义已经不太大了。然而，笔者对医药上市公司报表的研究发现，第一大股东为国家控股的医药企业占了研究样本的47.5%，国家控股比较明显，理论上来讲，国家控股容易产生主体缺位和内部人控制现象，导致企业的管理者容易进行盈余管理，但随着股权分置改革的不断深化，事实是否如此，仍需进行实证检验。虽然股权分置改革意味着不流通的国有股和法人股的下降，流通股比例的上升，但由于中国的股权分置改革还处于转型期，中小投资者的地位在短时间之内并没有根本地改变，医药企业流通股大多分散于小投资者手中，流通股东无法通过投票机制对管理层形成约束，容易出现用脚投票和“搭便车”的现象。因此，还无法对企业经营管理形成监督和约束。

基于以上理论分析，提出假设1：中国医药上市企业第一大股东股权性质为国有与盈余管理呈正相关；流通股持股比例与盈余管理不相关。

2.股权集中度对盈余管理的影响。在股权高度集中的模式下，大股东可能会使用超过其股权比例的权利，通过内部交易、投票权和对会计行为的控制影响等手段牺牲其他小股东的利益，实现自己的利益目的。而适当分散的股权反而会使大股东在相对控股股东的监督和制衡作用下，积极参加公司治理，监督管理层，减少其为了自身利益进行盈余操纵的机会。从中国医药企业的股权结构现状来看，医药上市企业一股独大很明显，股权的过度集中无疑会增加大股东让管理层进行盈余操纵的机会，使企业财务数据有利于自身的利益。而股权制衡度越大，则说明股权相对而言比较分散，企业各大股东实力相当，有利于其互相之间形成监督机制，同时也可以增加经理人的权竞争机制，因为实力相当的大股东们都可以通过竞争机制选拔自己看中的企业经营者，而不会出现“一股独大”情况下产生的内部人控制现象。因此本文提出假设2：中国医药上市公司第一大股东持股比例与盈余管理呈正相关；假设3：股权制衡度与盈余管理呈负相关。

二、样本选择及模型构建

（一）样本及统计软件的选择

本文的研究期间为2007―2009年，笔者选择了截至2006年12月31日前在中国沪深证券交易所上市，且在2007―2009年间公布了年报的所有A股上市医药公司为研究样本，经过筛选及剔除无效样本后，共得到80家医药上市公司的240个有效样本值。财务数据主要来自于上海证券交易所和深证证券交易所的医药上市公司年报数据，计算过程利用SPSS17.0统计软件完成。

（二）变量的选择

1.自变量的选取。本文分别用医药上市公司的第一大股东股权性质是否为国有、流通股的持股比例来衡量股权构成；而股权集中度则选用第一大股东持股比例以及股权制衡度来描述。具体计算如下所示：

第一大股东性质（NATURE）若为国有股，则NATURE=1，否则NATURE=0

流通股持股比例（LG）=无限售条件流通股股数/总股本股权集中度（C1）=第一大股东持股股数/总股本

股权制衡度（SH2-5/C1）=上市公司第二至第五股东持股和/第一大股东持股股数

2.因变量的衡量。目前对盈余管理衡量运用比较广泛的是总体应计利润分离法，它通过建立回归模型将除去经营性净现金流量之外利润，即应收应付项目分为可操纵性应计利润和不可操纵性应计利润，用可操纵性应计利润来衡量盈余管理水平的大小，即可操纵性应计利润越大，则说明盈余管理的程度也越大。结合中国证券市场发展时间较短的现状，本文选用了最常用的非操纵性应计利润估计模型――修正的横截面Jones模型，结合上市医药企业的具体情形在其基础上增加了无形资产和其他长期资产、主营业务成本变动额两个变量，构建了本文的衡量盈余管理的模型：

■=α1■+α2■+α3■+α4■+α5■+α6■

其中，NDAt：t年的不可操纵应计利润；At-1：t-1年的总体资产；REVt：t年的主营业务收入与t-1年的主营业务收入之差；RECt：t年的应收账款净额与t-1年的应收账款净额之差；PPEt：t年的固定资产原值；IAt：t年的无形资产和其他长期资产；GOSTt：t年的主营业务成本变动额；t：事件近期年份。

α1、α2、α3、α4、α5、α6为公司特征参数，由以下模型进行回归得出，即：

■=α1■+α2■+α3■+α4■+α5■+α6■+εt

α1、α2、α3、α4、α5、α6是α1、α2、α3、α4、α5、α6的OLS估计值；TAt：t年的总体应计利润（等于公司第t年的净利润与经营现金流量的差额）；εt：为残差（即以总资产衡量的t年可控应计利润，因为遵循随机游走的特点，所以可把它看做残差）。

我们用DAt表示第t年的可操纵性应计利润，用以衡量盈余管理的大小，下式中正差额说明管理层对盈余作了向上的调整，而负的差额表示管理层作了向下的调整，|DA|越大，则表示对盈余调整的幅度越大。

■=■―■

由于盈余操纵有调高和调低两种情况，因此本文采用操纵性应计利润的绝对值（|DA|）的大小作为盈余管理的衡量指标。

3.控制变量的选取。考虑到公司规模、资本结构等对企业绩效以及盈余管理均有一定的影响作用。文本引入以下几个控制变量：（1）公司规模（S）：用公司当年主营业务收入（REVt）的对数值来衡量，即S=Ln（REVt）；（2）资产负债率(DAR)：用以衡量企业的资本结构，等于公司债务的账面值除以总资产的账面值；（3）净资产收益率（ROE）：作为企业绩效的控制变量，ROE=当年净利润额/总资产。

（三）模型的构建

模型一：|DA|=β0+β1*LG+β2*NATURE+β3*C1+β4*

C1*NATURE+b1*S+b2*DAR+b3*ROE+ε

其中，β0，β1，β2，β3，β4，b1，b2，b3为个变量的特征参数，ε为残差。模型一主要用于检验第一大股东持股比例、股权性质及股权流通性与盈余管理之间的关系。

模型二：|DA|=β0+β1*SH2-5/C1+b1*S+b2*DAR+b3*ROE+ε

其中，β0，β1，b1，b2，b3为个变量的特征参数，ε为残差。模型二主要用于检验股权制衡度与盈余管理之间的关系。

三、实证分析

用搜集的2007―2009年年度横截面数据对模型一和模型二进行回归统计分析，结果（如下页表1、表2所示）：

从表1和表2我们可以看出，2007―2009年各年以及三年综合的总体回归方程的F值都通过了显著性水平在0.01的检验，说明回归方程整体显著，具有统计上的意义；R2值整体来讲都不高，这可能是因为影响盈余管理的因素很多，股权结构并非直接对不可操纵性应计利润产生影响，同时根据众多学者研究经验，这也是使用横截面琼斯模型的一个普遍存在的问题，因此这并不影响统计结果的准确性；D-W值都在2附近，说明回归模型的误差项不存在一阶自相关性，满足回归模型的线性假设；此外，通过解释变量之间的相关分析，也不存在多重共线性。

和预测的一样，不管是三年的总体样本还是每年的各自样本，流通股比例和盈余管理的相关性不显著，回归系数均没有通过检验，这和假设1一致；结合国有股是否为国家股对盈余管理的相关性并没有通过检验，可见股权性质对盈余管理并没有产生显著的影响。这可能是因为随着中国证券市场股权分置改革的不断深化，证券市场的不断完善，股权性质的概念正在不断的淡化，其对盈余管理的影响也可能将越来越小。

2007年和2009年的股权集中度，即第一大股东持股比例与盈余管理呈正相关关系，相关系数也均通过了显著性水平为10%的检验，2007―2009年三年总体样本的回归也证实了这一点，且其正相关关系达到了5%的显著性水平，这和假设2一致。

从上页表2可以看出，2007―2009年三年的股权制衡度与盈余管理均呈负相关的关系，虽然2008年的没有通过显著性检验，但其余两年均通过了显著性水平在10%的检验，t检验均通过，大样本的回归也说明股权制衡对盈余管理的大小呈负相关，假设3通过检验，说明第二到第五大股东比例越小，第一大股东越可以凭借其垄断地位对盈余管理进行操控。

四、研究结论

本文从股权性质、股权集中度两个方面，研究了2007―2009年中国医药上市企业股权结构对盈余管理的影响，研究结果表明：流通股持股比例与盈余管理之间无显著的关系；第一大股东为国家股对盈余管理没有显著影响，由此可以看出，中国医药上市企业股权性质与盈余管理之间不存在显著的线性相关关系；股权集中度，即第一大股东持股比例（C1）与盈余管理呈正相关关系，和假设2一致，可见中国医药上市企业的股权过分集中会增加管理层进行盈余管理的机会；股权制衡度与盈余管理负相关，与假设2相符合，说明合理的股权制衡度对遏制管理层的盈余管理，优化股权结构有比较明显的效果。

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AnEmpiricalStudyontheEffectofOwnershipStructureonEarningsManagementof

ChinesePharmaceuticalListedCompanies

CAOYang，SUNQuan-xia

（SchoolofInternationalPharmaceuticalBusiness，ChinaPharmaceuticalUniversity，Nanjing211169，China）

盈利模式研究的意义范文篇11

［关键词］盈余重述；真实活动操控；经营活动现金流；盈余管理；高报盈余；重述公司

一、引言

作为典型的财务报告失败，盈余重述降低了投资者信心，也影响了资本市场效率，并且已引起世界各国投资者、财务分析师、证券市场监管机构、科研机构等的广泛关注。他们关注的焦点在于盈余重述为什么会发生以及如何有效减少盈余重述。已有的研究发现，会计准则与会计交易的复杂性、会计制度理解上的偏差以及管理层的盈余操纵或造假行为都是引发盈余重述的潜在原因。大多数学者将盈余重述归因为公司有意的盈余管理，即错误的财务报告是管理层有意操纵的结果，其目的是为了让投资者相信公司已达到相关的盈余基准。我国目前鲜有系统研究盈余重述原因的相关文献，对重述公司是否存在盈余管理行为尚无定论。本文将就此展开深入分析，探讨我国上市公司盈余重述的深层次原因。

现有学者主要通过衡量应计项目验证盈余管理，操纵盈余的公司往往具有较高的应计水平和操控性应计。近年来的研究表明，应计项目并不是盈余管理的首要方式，管理层更加偏好利用交易操纵盈余，即便这种真实盈余活动会损害公司价值［1］。一方面，真实活动盈余管理通过改变公司正常生产经营过程以实现财务报告目标，具有较强的隐蔽性；另一方面，会计准则弹性空间的日益收紧使得应计操控程度有限，因而越来越多的管理者转而通过真实操控达到目的。鉴于上述原因，本文拓宽了现有的研究思路，通过衡量真实活动检验重述公司是否存在盈余操纵行为，以期能丰富该领域的研究成果。

二、理论分析与研究假设

会计信息的首要特征是可靠性，有效的信息披露可以强化资本市场对公司管理层的约束，同时发挥市场优化资源配置的作用。然而，日益泛滥的财务重述却对会计信息的可靠性和有效性提出了挑战。财务重述源于之前年报的误述，而财务报告之所以会误报，与管理层的盈余管理动机存在很大的关系。学者们倾向于从会计盈余数据的契约安排（管理报酬契约、债务契约）动机、政治成本动机和资本市场动机角度研究盈余管理［2］。已有的研究表明，上市公司误述财务报告的动机主要是为了避免亏损，进而保持盈余的增长，迎合财务分析师的预期以及证券监管机构的监管政策。通过分析财务重述公司的应计盈余，学者们发现，资本市场压力是激发公司采纳激进会计政策的主要因素。重述公司在财务报告发生错误的年度绩效普遍较差，这表明管理层试图掩盖盈余下降，存在机会主义行为［3］。财务重述的首要动机是以较低的成本吸引外部融资，保持正的盈余连续增长和正的盈余意外，以达到财务分析师的盈余预测［4］。此外，债务契约及高管层的激励补偿计划也提高了财务报表误述的可能性［56］。

中国特有的制度环境下，会计盈余总是与权益融资和上市资格等相关联，公司无论是上市、摘帽、配股还是增发均需满足一定的盈余基准，而以会计指标衡量的经营绩效对公司高管层的个人报酬和职业生涯有显著的影响［7］。在公司发生亏损或盈利不佳时，出于职位安全的考虑，经理人员便会更多地利用高报错误来进行盈余管理，高报盈余的会计差错是管理层进行盈余管理的一种手段［8］。从这个层面来说，盈余重述公司被重述年度指财务报告发生错报的年度。不是所有的错报都会引起重述，当误述被发现并修正时会造成重述。存在显著的盈余管理动机。wumin（吴民）的一项研究发现，在中国，重述公司管理盈余并非出于融资的考虑，而是为了避免亏损以便在资本市场生存［9］。另外，中国有着不同于西方的股权结构，问题主要是控股股东与中小股东的利益冲突，控股股东可能为了自利动机而侵犯小股东利益，并通过操控财务报告内容掩盖事实或隐藏不利消息［10］。因此，控股股东会通过盈余管理活动改变公司的财务报告，以误导投资人或影响公司契约。

上市公司主要利用两种方式操控盈余：应计项目和真实活动盈余管理。应计项目操控通过会计政策选择、会计估计变更等会计方法（例如少提坏账费用、推迟摊销费用等等）来管理盈余，成本较小，易被公司管理层采用。近年来，为了应对接连出现的财务舞弊事件，监管部门逐渐收紧了会计准则的弹性空间，再加上应计项目的回转特性会限制其以后期间的调整空间，这使得交易操控或利用真实经济活动操控成为管理层的首选。事实上，真实活动盈余管理的存在一定程度上抵消了会计准则收紧对盈余质量的正向影响［11］。真实活动操控虽然基于真实交易，但其实现的盈余不具有持续性，长远来看降低了盈余质量。另外，出于操纵目的，仅仅为实现特定财务报告目标而构造的交易往往缺乏合理的商业目的和必要的经济实质，其隐蔽性较强，危害更大。公司主要通过融资活动操控、经营活动操控和投资活动操控进行盈余管理。经营活动操控对公司价值影响最大，因此本文主要研究公司利用经营活动操控的盈余管理行为。

经营活动包括采购、生产、销售、研发等营业活动。研究表明，公司确实通过降低研发开支、扩大生产和利用价格折扣等真实活动的操控方式来管理盈余，以达到相关的盈余基准，即通过对销售活动、存货管理、研发开支、销售与管理费用的操纵进行盈余管理［1213］。借鉴roychowdhury（罗伊乔达）的方法，本文用销售操控、费用操控和生产操控度量真实活动操控行为，检验公司现金流、操控性费用与生产成本是否存在异常行为［12］。为了研究方便，本文选择高报盈余指以前年度财务报告会计收益高报，重述公告中调低之前年度的会计收益。的重述公司作为研究样本，这主要是因为高报公司更具代表性。本文统计的682个盈余重述样本中，高报盈余的公司占到了73%。此外，高报收益意味着公司会计政策较为激进、管理层存在机会主义行为和运营问题，投资者对收益下调的重述反应更为强烈，研究该类样本更有意义［3］。

对高报盈余的重述公司来说，在财务报告误述年度，为了提高短期收益，达到财务分析师的盈余预测或相关的监管基准，经理人员会通过加速销售来提高短期盈余，即通过降价、提供价格折扣、宽松的信用条件等促销方式提高销售收入，以过于优惠的折扣刺激消费者提前购买产品，上述活动被称为销售操控。销售操控有可能透支公司未来的销售增长，降低公司盈利能力，而过于宽松的信用条件则会产生过多的坏账，影响公司的正常运营。因此，虽然销售操控提高了当前的销售收入，但收入多为应收款项，并未带来公司现金流的实质增加，公司每元销售所带来的经营现金流反而会减少，经营活动现金流往往较低。基于此，本文提出以下假设。

假设1：与非重述公司相比指的是未发生盈余重述的公司，可能存在其他重述行为。，高报盈余的重述公司在被重述年度具有较低的经营现金流。

除了对销售进行操纵外，公司还可能通过发货控制或刻意削减研发开支的方法达到盈利目标，即使这种做法会损害公司股东的长期利益。在能力范围内，管理层会同时减少销售和管理费用等可操控费用，如不必要的广告、日常开支，以维持正的盈余意外或盈余增长趋势。上述活动为费用操控，因此如果公司对费用进行了操控，那么其操控性费用往往较低。除了对销售和费用进行操控外，管理层还可能通过大量生产的方法降低产品单位成本，进而降低销售成本，以提高销售利润。过量生产往往造成供过于求，增加公司的存货积压，损害公司未来的盈利能力，但它通过规模效应降低了单位产品成本，短期内提高了公司盈余，因而易被激进的管理层所采用。对于利用费用操控和生产操控管理盈余的公司来说，其操控性费用往往较低，而生产成本较高。鉴于此，本文提出以下假设。

假设2：与非重述公司相比，高报盈余的重述公司在被重述年度具有较低的操控性费用。

假设3：与非重述公司相比，高报盈余的重述公司在被重述年度具有较高的生产成本。

三、研究设计

1.样本与数据

本文选择沪深两市1999年—2009年这11年间调低之前年度盈余并重述公告的公司作为研究样本，由于重述是对之前会计年报进行修正，最后得到的被重述区间为1998年—2008年。选择1999年为起点是因为该年会计差错概念及相关的规范首次被提出。重述公告来自上海证券交易所和深圳证券交易所网站以及中国资讯网的上市公司文献库，通过检索涉及年度的所有上市公司临时公告中标题包含“补充”或“更正”字样的公告获得。为了更真实地反映公司的实际情况，本研究排除了因校对、排版、串行、数据遗漏、填列错误等引起的重述。考虑到金融行业的特殊性，研究中剔除了金融行业样本。我们共获得有效样本495个，同时获得非重述公司样本12269个。研究所用其他财务数据来自resset金融研究数据库。

2.变量度量与研究模型

（1）真实活动盈余管理的度量

借鉴roychowdhury(罗伊乔达)和cohen(科恩)的方法，我们用三个变量度量真实活动操控水平：经营现金流的异常水平、异常操控性费用、异常生产成本［1213］。本文首先用以下模型分行业分年度估计正常水平的经营现金流、操控性费用和生产成本：

式中i表示公司，t表示财务报告发生错误的年份（即被重述年份）。cfo为经营活动现金流，assetst-1为年初总资产；rev为当期营业收入；δrev为营业收入变动；disx表示操控性费用，为广告费与研发支出之和，本文以营业费用与管理费用之和来衡量；revt-1为上年收入；prod代表生产成本，为销售成本与存货变化之和；δrevt-1为上年营业收入变动。以上变量均可以用年初总资产进行调整。

异常经营现金流rcfo为经营现金流实际值与用模型（1）估计出的系数计算出的正常现金流水平的差异，即：

rcfoit=(cfoit/assetsit-1)-k＾1(1/assetsit-1)+k＾2(revit/assetsit-1)+

k＾3(δrevit/assetsit-1)(4)

同理，异常操控性费用rdisx为操控性费用实际值与用模型（2）估计出的系数计算出的正常操控性费用的差异，即：

rdisxit=(disxit/assetsit-1)-k＾1(1/assetsit-1)+k＾2(revit-1/assetsit-1)(5)

异常生产成本rprod为生产成本实际值与用模型（3）估计出的系数计算出的正常水平生产成本的差异，即：

rprodit=(prodit/assetsit-1)-k＾1(1/assetsit-1)+k＾2(revit/assetsit-1)

+k＾3(δrevit/assetsit-1)+k＾4(δrevit-1/assetsit-1)(6)

（2）研究模型

为了验证文中假设，我们建立了以下模型验证重述公司的真实活动盈余管理行为。

rmit=β0+β1misit+β2levit-1+β3ln(assetsit-1)+β4roait+β5growit+εit(7)

式中，rm代表公司真实活动盈余管理程度，分别用异常经营活动现金流rcfo、异常操控费用rdisx和异常生产成本rprod衡量。异常现金流与异常操控费用方向相同，数额越小表示公司真实活动盈余管理程度越高；异常生产成本与异常现金流方向相反，数额越大表示公司真实活动操控程度越高。mis为虚拟变量，如果公司t年度财务报告盈余被高报且在之后年度被重述本文研究的是发生重述的样本，对于财务报告存在错误但未被发现或未被重述的样本不予考虑。，则取1，反之取0。

已有的研究表明，公司规模过小或过大、财务状况较差、负债水平高、成长性高的公司易进行盈余管理，以达到盈利目标或筹集发展所需资金［1416］。因此，模型中引入了以下控制变量：公司负债水平，以滞后一期的资产负债率（levit-1）表示；公司规模（lnassetsit-1），以期初总资产的对数表示；盈利水平，以资产回报率（roa）来衡量；成长状况（grow），以营业收入三年的平均增长率度量。

四、实证结果

1.描述性统计及均值t检验

表1为样本的描述性统计与均值t检验结果（见下页）。我们可以看到，重述公司的经营活动现金流、操控性费用与生产成本均值均低于非重述公司，且存在显著差异（t值分别为-5.332、-6.995、-5.26）。但经资产调节后三个变量均没有通过显著性检验。因变量中，只有异常生产成本通过了t检验，这说明重述公司的生产成本显著高于非重述公司，重述公司可能在被重述年度通过过量生产提高了当期盈余。异常现金流和异常操控费用不存在显著差异，更进一步的结果需要通过回归分析来验证。从控制变量来看，表示盈利状况的资产净利率通过了t检验，这表明与非重述公司相比，高报盈余的重述公司财务状况不佳，盈利性较差。

为5%水平上显著；***为1%水平上显著(均为双尾检验)。下表同。

2.变量相关性检验

表2为变量间的pearson相关系数。从表中我们可以看到，异常现金流与误述变量mis显著负相关（相关系数为-0.021），异常生产成本rprod与误述变量mis显著正相关（相关系数为0.048），与我们预期假设一致，这说明高报盈余的重述公司在被重述年度经营活动现金流水平较低，生产成本较高。异常操控性费用与误述变量不存在显著相关性，这与假设不一致。异常现金流与异常生产成本间相关系数为0.310，相关性较强，这与roychowdhury(罗伊乔达)的结论是一致的，即能够导致高生产成本的经济活动同时会造成异常低的现金流。异常生产成本与异常操控费用系数显著为负，说明公司大量生产的同时会减少管理费用和销售费用以提高盈余。从自变量与控制变量的相关系数来看，资产净利率roa与误述变量mis显著负相关，资产负债率与误述变量显著正相关，资产变量与成长状况grow和负债水平变量均存在显著相关关系，但相关系数不高，不存在严重的多重共线性问题。

以异常经营现金流、异常操控性费用和异常生产成本为因变量，我们对模型（7）进行了回归分析，结果如表3所示。从表中我们可以看到，误述变量mis的回归系数为-0.031，且在5%的水平上通过了显著性检验（t值为-2.336），假设1得到验证。这说明?报盈余的重述公司异常现金流水平较低，公司确实利用销售操控调高了报告期盈余。误述变量同时通过了因变量为异常生产成本的回归检验，回归系数为0.231，t值为4.402，且在1%的水平上显著，假设3也得到验证。这说明高报盈余的重述公司异常生产成本较高，公司通过大量生产，降低单位产品成本，从而提高了当前盈余。以异常操控费用为因变量的模型回归系数与预期方向相反，没有通过显著性检验，这说明高报盈余的重述公司较少通过削减操控费用来提高当期盈余，假设2没有得到验证。

从控制变量的回归结果来看，资产规模变量通过了异常现金流为因变量的模型的检验，这说明规模小的公司经营现金流水平较低，可能通过销售操控调整盈余；表示财务状况的变量roa和表示负债水平的变量lev在异常操控性费用为因变量的模型中得到验证，这说明盈利状况较好、财务杠杆率较高的公司操控性费用较少；以异常生产成本为因变量的模型中，表示盈利状况、负债水平和资产规模的变量回归系数均显著，这说明财务状况不佳、负债水平较高、规模较大的公司异常生产成本较高，存在利用生产操控进行盈余管理的情况。

4.稳健性检验

为了消除极端样本对结论的影响，本文将已承认或被监管部门发现存在严重盈余操纵行为的82家公司去掉后重新进行回归分析。结果显示，误述变量在因变量为异常经营现金流的模型中回归系数为-0.035，且通过了5%的显著性检验（t值为-2.417）；在因变量为异常生产成本的回归模型中系数为0.226，且在1%的水平上显著（t值为3.939）。没有通过因变量为异常操控费用的回归检验，说明高报盈余的重述公司利用销售操控和生产操控调高了盈余，真实盈余管理程度较高。假设1与假设3得到验证，实证结果稳健性较强。

为了提高结论的可靠性，本文同时研究了公司利用应计项目操控盈余的情况。操控性应计的衡量借鉴jones的模型［17］，即

tait/assetsit-1=β0+β1(1/assetsit-1)+β2(δrevit-δarit)/assetsit-1+β3(ppeit/assetsit-1)+β4(roait-1/assetsit-1)+εit(8)

式中δar为应收账款变动，ppe为固定资产原值，ε代表操控性应计，即da。

表4盈余管理变量间相关系数

变量acfoaprodadisxdaacfo1aprod0.310**1adisx0.141**-0.067**1da-0.533**0.290**-0.218**1通过检验操控性应计与真实盈余管理变量的相关系数（见表4），我们发现变量da与acfo显著负相关，与aprod正相关，与adisx呈显著负相关关系。这说明操控性应计水平高的公司异常现金流较低，生产成本高且操控性费用水平较低，公司同时利用了应计项目与真实活动两种方法操控盈余。

以da为因变量的回归结果显示，误述变量回归系数为0.027，且在1%的水平上显著（见表5），这说明高报盈余的重述公司操控性应计水平较高。公司同时利用了应计项目和真实活动盈余管理两种方法操纵盈余。可见，重述公司为达到盈余目标，不仅利用会计政策的弹性空间调整盈余，同时还利用真实经济活动进行盈余操控。

表5应计基础上的回归分析

变量(constant)misroagrowlevt-1ln(assetst-1)系数-0.5360.0270.561-0.0150.0020.025t-15.045***2.995***36.819***-1.748*0.85814.899***adj.r20.111f值318.604***五、结论

以高报盈余的重述公司为研究样本，以经营活动现金流量、生产成本和操控性费用作为衡量真实盈余管理的变量，本文研究了盈余重述与真实活动操控的关系。结果表明，与非重述公司相比，重述公司在被重述年度经营现金流较低，生产成本较高，说明高报盈余的重述公司通过销售操控、生产操控调高了报告期收益，重述公司确实存在利用真实经济活动操纵盈余的行为。因此，监管部门应高度关注上市公司的重述行为，加强信息披露监管。

本文检验了重述公司的真实活动操控行为，弥补了已有文献主要研究应计项目盈余管理的不足。本文的不足之处在于仅分析了高报盈余重述公司的操控行为，未考虑低报盈余重述公司是否存在利用盈余管理平滑收益的现象。为了研究方便，本文所选的对照样本（即非重述公司）可能存在其他重述行为（如对资产负债表项目、现金流量表项目、关联关系等重述），这影响了结论的精确性。此外，本文仅考虑了被重述年度的盈余管理行为，研究区间较短，事实上公司操控盈余往往不是短期行为，被重述年度及之前几年均可能存在盈余调整行为。因此，如何克服上述局限性将成为本文进一步研究的方向。

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盈利模式研究的意义范文

(一)我国上市公司内部控制与盈余质量的发展相比西方国家对企业内部控制体系的关注，我国的有关实务操作和学术研究起步较晚，从20世纪90年代中后期才逐渐开始。这一方面受到我国赴海外上市公司需要按照上市地规范进行操作的影响，另一方面更重要的是，我国上市公司的盈余质量偏低，各种造假和盈余管理层出不穷。2001年银广夏事件成为当时的一个典型代表。这虽然与我国证券市场的历史发展有关，但企业缺少合理有效的内控不能不说是重要影响因素之一。2007年，证监会、上交所、深交所要求上市公司必须在年度报告中全面披露内部控制的建立健全情况。2008年，财政部、证监会、审计署、银监会、保监会五部委联合《企业内部控制基本规范》，并于2010年《企业内部控制配套指引》，为企业实施内部控制，对内部控制进行自评估及注册会计师对内部控制进行审计提供技术标准和依据，为我国企业内部控制体系有效运作提供了指引。以此为代表的内部控制体系已经于2011年在境内外同时上市的公司开始实施，并于2012年开始在主板上市公司实施。另一方面，随着2007年上市公司正式开始实施2006年财政部的新会计准则，上市公司的盈余管理方式及其形成的盈余质量也逐渐发生着变化［9］①。通常，实务界主要通过会计造假、应计项操纵(Accrual－BasedEarningsManagement)和真实活动操控(RealActivitiesManipulation)这三种途径实施盈余管理②。我国的会计准则变化虽然一直贯彻了稳健性原则［10］，但实证研究发现，2006年新会计准则的应用仅改变了上市公司盈余管理的具体方法，却无法从总体上约束盈余管理行为［11］。而且随着会计制度趋于严谨、监管力度不断加强，应计项的操纵空间不断减少，真实盈余管理已经切实存在［12］，并有逐渐增多的趋势［13］。西方有关研究已经发现企业通过减少研发费用或调整其处理方法来满足盈余标准［14］［15］、出售固定资产以避免报告亏损［16］［17］、控制支出进行盈余管理［18］［19］等，真实盈余管理逐渐增多［20］。进一步来看，真实盈余管理以牺牲公司未来经营能力为代价，最终会损害企业价值［21］，且管理层甚至可以利用公司的供应商和客户构建真实交易进行盈余管理［22］，隐蔽性很强。也就是说，真实盈余管理具有严重的经济后果并不易被相关利益者察觉。这亟需引起我国企业的重视。因为即使对于企业内部人，由于契约的不完备性，也存在不同层级和不同部门间的信息不对称，这种盈余管理的可能性和危害性同样存在。在这样的背景下，研究内部控制效率和盈余质量的关系对于这两个领域的实务与研究都具有重要的意义。(二)内部控制效率对盈余质量的影响以美国为代表的西方国家对于内部控制有效性的最基本度量是观察企业所披露内部控制报告中包含的重大缺陷［4］［23］。在此基础上，大量研究关注了内部控制缺陷与应计项的质量［24］。Ash-baugh－Skaife等［25］发现披露内部控制缺陷的企业的应计项噪音更多，应计项最终转换为真实现金流的比例显著小于内控无缺陷企业，证明内控薄弱会导致有意的盈余管理和无意的会计错报。Chan等［26］发现报告内控缺陷的企业与未报告内控缺陷的企业相比，盈余管理程度更高。Epps和Guthrie［27］按应计项目的高低分层，将样本分为高的正向、高的负向、低的应计项目三组，对比内部控制有缺陷的公司与没有缺陷的公司的应计利润，发现存在重大缺陷的公司更容易利用可操纵应计利润进行盈余管理。总之，即企业内部控制效率与应计项质量高低显著相关［28］［29］。近年来，也有学者发现，萨班斯法案的颁布带来了管理层披露决策的变化和投资者对信息反应的变化［30］。在法案颁布后，操纵性应计利润显著减少［31］，但管理层盈余操纵的行为并未减少，主要就是采取了真实盈余管理的方式［32］。我国有学者研究发现，内部控制有效性与财务报告可靠性有显著的正相关关系［33］，认为内部控制形成了严谨的内部制衡关系，任何破坏规则的一方都会被及时发现并受到相应惩罚，所以管理层盈余管理行为很难成功［34］，盈余管理与内部控制信息披露程度显著负相关［35］。并且有研究发现无论是应计项操纵还是真实活动操控，都随着内部控制制度的完善而减少［36］［37］。然而，张国清［38］以2007年公司自愿提供的、并获得外部审计师或保荐人的无保留核实意见的内部控制报告代表高质量的内部控制，发现高质量的内部控制并未伴随高质量的盈余，内部控制质量得到改善并没有伴随着盈余质量的提升。(三)盈余质量的经济后果高质量的盈余信息可以为使用者了解公司业绩提供更多参考［39］，所以企业内外的利益相关者在进行决策时更容易依赖会计盈余［40］［41］。根据契约理论，盈余作为企业契约中人努力程度的一个很好替代［7］，其质量的变动会影响契约的完备性［42］。一个典型表现是盈余质量不同的上市公司三类冲突的严重程度不同，盈余质量得到改善的上市公司问题也得到了相应的缓解［43］，盈余质量与权益成本、债务成本负相关［41］。而且盈余质量作为很多企业管理层薪酬的标准，其改进还能够影响薪酬业绩敏感度［44］［45］，进而影响管理者薪酬［46］。与之相反，低质量的盈余则会使契约的有效执行受到冲击，特别是采取真实盈余管理的公司，其经营业绩会出现明显下滑［21］。我国学者李彬、张俊瑞也发现［47］［48］，操控生产的企业在其随后两期的经营活动中，现金流水平都低于配对样本，操控费用的企业随后三期的经营业绩水平普遍低于配对样本的对应水平，操控销售的企业随后三期的股东获利能力和公司投资水平普遍低于配对样本的对应水平，证实了生产操控、费用操控以及销售操控对企业未来的业绩会造成负面冲击。(四)对已有研究的评价已有研究围绕内部控制效率和盈余质量取得了很多有益成果，但仍有以下问题需要我们思考:第一，我国企业中成体系的内部控制制度建设和实施时间较短，其效率的显现尚存在不同声音，需要在内部控制发展越来越完善的情况下进一步研究其对盈余质量的具体影响。第二，随着新会计准则实施时间的增长，已有的应计项盈余管理方式在发生一些变化，内部控制对于真实盈余管理所产生的效果需要重新加以验证。第三，盈余质量有利于契约的完备，内部控制建设也是多个契约的组合，那么盈余质量能否帮助包含“信息与沟通”等核心模块在内的内部控制实现效率提升，尚无足够的经验证据。所以，本文准备从理论上厘清两者间的关系，并给予大样本的数据检验，以期为相关研究提供参考。

内部控制效率与盈余质量的动态依存关系分析

(一)内部控制效率对盈余质量的影响在由一系列契约联结而成的企业中，委托人与人在契约的签订执行和监督过程中存在着信息不对称，后者可能会借助信息优势采取机会主义行为而不能够或者不能完满地履行受托责任进而导致问题的产生。此处的问题既可以发生在股东与管理者之间、大股东与小股东之间，同样也可以发生在企业内部的不同层级管理者乃至员工之间。不论人是谁，他都可以借助信息优势，通过损害委托人利益来谋求个人私利。从约束机制出发，内部控制是对这些自利行为的监督和防范，提高内部控制效率可以减少盈余错报和管理者的机会主义行为［2］［3］，限制盈余管理的操纵空间。特别是对企业自身来说，有效的内控可以防止发生以损害长期企业利益为代价的真实盈余管理行为，避免业务部门管理者为了实现薪酬契约的目标而在职权范围内破坏正常的经营秩序。所以，本文提出假设1。H1:内部控制效率高的企业其盈余质量也较高，反之亦然。(二)盈余质量对内部控制效率的影响现代企业理论认为，市场中的企业实质上是一系列契约关系的组合和法律虚构［49］，这种契约关系不仅存在于企业与供应商、顾客、债权人等之间，而且也存在于企业内部不同部门以及不同层级的管理者和员工之间。缔约各方通过契约明确约定各自的权利及义务，形成一个有序运转的整体。可是在现实的经济生活中，由于个人的有限理性、外在环境的复杂性、信息的不对称和不完全性，契约当事人或仲裁者无法证实或观察一切［6］，往往造成契约条款的不完全。即使契约的签订是完全的，也并不代表它可以得到完全执行。在现实经济生活中，为了解决这一问题，需要确立一个缔约双方都能接受的标准来衡量契约的执行情况。在有效资本市场前提下，会计是信息优势方向信息劣势方传递信号的一种手段，而且是符合成本效益原则的手段之一［50］。所以以盈余为代表的会计信息作为人努力程度的度量［7］，已经广泛地应用于股票定价、债务契约和管理层报酬契约中［51］，以促使不完全的契约尽可能执行有效，盈余质量的高低反映了契约的可靠性和可行性。进而，盈余质量会直接影响约束契约参与方的内部控制制度的建立与运行。据此，本文提出假设2。H2:盈余质量越高的企业内部控制效率越高，反之亦然。

研究模型与样本

鉴于目前对于内部控制效率的评价没有普遍接受的方法，同时受到本文的篇幅限制，本文没有将内部控制效率评价方法纳入研究，而是选择采用“迪博•中国上市公司内部控制指数”作为内部控制效率的变量①。该指数②是在中国会计学会全国重点会计课题《中国上市公司内部控制指数研究》的基础上，由作为课题主持人之一的深圳市迪博企业风险管理技术有限公司的，具有一定的社会认可度。为了在当前的经济背景下对盈余质量进行更好的度量，本文选择了应计项盈余管理模型和真实盈余管理模型进行对照和验证。(一)应计项盈余管理的计量模型国内外学者对应计项盈余管理进行了大量的实证研究，针对其目的、方式、影响因素及其产生的影响等方面都有了比较全面的探索。在这些研究中，常见的有Healy模型、DeAngelo模型、Jones模型、修正Jones模型等。本文选用横截面修正的Jones模型来计量应计项盈余管理的程度③:TAitAi，t－1=α0Ai，t－1+α1ΔSitAi，t－1+α2PPEitAi，t－1+εit(1)NAit=α0Ai，t－1+α1(ΔSit－ΔARit)Ai，t－1+α2PPEitAi，t－1(2)DAit=TAitAi，t－1－NAit(3)按照证监会CSRC行业分类标准对两市上市公司分行业运用OLS法估计等式(1)各变量的回归系数α，将其带入等式(2)，估计出企业的非操控应计利润，进而以等式(3)计算得出可操控应计利润，用以衡量应计项盈余管理。(二)真实盈余管理的计量模型Dechow等［52］最早提出真实盈余管理计量模型，以异常经营现金流量、异常酌量性支出和异常1生产成本三种变量衡量真实盈余管理的程度。随后Roychowdhury［19］将各变量的数值由绝对量转换为相对量，以比较不同规模企业的真实盈余管理程度。李彬、张俊瑞［53］借鉴Roychowdhury修正后的真实盈余管理计量模型，以异常值之和作为盈余管理的变量衡量真实活动操控行为，这一模型在我国目前关于真实盈余管理的研究中应用较多。本文参照该模型，计算异常经营现金流量(ACFO)、异常酌量性支出(AEXP)和异常生产成本(APROD)。CFOitAi，t－1=β0Ai，t－1+β1SitAi，t－1+β2ΔSitAi，t－1+β3ΔSi，t－1Ai，t－1+β4TCitAi，t－1+β5ECitAi，t－1+β6OCitAi，t－1+εit(4)DISEXPitAi，t－1=β0Ai，t－1+β1Si，t－1Ai，t－1+εit(5)PRODitAi，t－1=β0Ai，t－1+β1SitAi，t－1+β2ΔSitAi，t－1+β3ΔSi，t－1Ai，t－1+εit(6)同上述计算应计项盈余管理的模型相同，对两市上市公司分行业运用OLS法估计上述模型(4)(5)(6)各变量的回归系数β，然后代入(7)、(8)、(9)求出当年异常值:ACFOit=CFOitAi，t－1－β0Ai，t－1+β1SitAi，t－1+β2ΔSitAi，t(－1+β3ΔSi，t－1Ai，t－1+β4TCitAi，t－1+β5ECitAi，t－1+β6OCitAi，t)－1(7)AEXPit=DISEXPitAi，t－1－β0Ai，t－1+β1Si，t－1Ai，t()－1(8)APRODit=PRODitAi，t－1－β0Ai，t－1+β1SitAi，t(－1+β2ΔSitAi，t－1+β3ΔSi，t－1Ai，t)－1(9)上述三种异常值产生的方式不同，对盈余产生的影响也不同。异常经营现金流ACFO是由企业通过销售折扣或放宽信用政策等促销手段引起的，其提高了企业的当期利润，但降低了单位产品的现金流量，导致当期经营现金流量的下降，则异常现金流量亦下降;异常酌量性支出AEXP是企业为了提高当期利润而削减研发支出、销售及管理费用引起的，直接提高了企业当期的现金流量;异常生产成本APROD是由过量生产引起的，通过扩大生产，企业能够降低单位产品的成本，提高产品的边际利润，从而提高企业当期利润，但过量生产同时增加了其他生产和库存成本，导致企业当期生产成本提高，则异常生产成本亦上升。若企业向上操控盈余，可实施的手段有:产品促销(结果会降低ACFO);削减酌量性支出(结果会降低AEXP);过量生产(结果会提高APROD)。为系统衡量不同的真实盈余管理手段引起的盈余操控程度，本文参考Zang［54］的做法，构建综合真实盈余管理计量模型(10)，值越高表示企业真实盈余管理程度越高，盈余质量越低。RAMit=－ACFOit－AEXPit+APRODit(10)以上各公式的变量定义如表1所示。(三)结构方程模型———非递归模型结构方程模型中的路径分析模型里有两种基本的类型:递归模型与非递归模型，其中非递归模型表示变量间的关系不是单向的，而是互为因果关系的。基于此可以构建内部控制效率与盈余质量间动态影响关系的模型(见图1)，用以验证两者的相互作用。图1非递归模型的基本框架(四)研究样本本文选取深沪两市所有上市公司作为研究对象，剔除金融、保险类及2010年之后上市的企业，共确定样本1659家企业，进一步剔除有数据缺失的企业，最终共得到研究样本1580家，其中深市768家，沪市812家。按照证监会颁布的《中国上市公司分类指引》对样本企业进行分类，相关财务数据取自CCER、RESSET数据库，内部控制效率信息取自“迪博•中国上市公司内部控制指数”。

实证分析结果

(一)描述性统计分析通过表2全样本描述性统计可以对比两种不同的盈余管理方式。应计项盈余管理均值为0，取绝对值后为总资产的7.84%，其中向上操控盈余的企业总数少于向下操控盈余的企业总数，但盈余管理的程度则是向上操控的高。真实盈余管理均值也为0，取绝对值后为总资产的16.66%，其中向上操控盈余的企业总数多于向下操控盈余的企业总数(808＞772)，但盈余管理的程度则是向下操控的高(0.1629＜|－0.1705|)。即盈余管理在我国上市公司中普遍存在，真实盈余管理的程度高于应计项盈余管理;多数企业采用应计项盈余管理以降低其盈余，采用真实盈余管理以提高其盈余;当使用应计项盈余管理时，向上操控盈余的程度高于向下操控盈余，当使用真实盈余管理时，向下操控盈余的程度高于向上操控盈余。对比真实盈余管理的三种不同手段，向上操控盈余时，管理层多采用削减酌量性支出，其次是过量生产，最后使用销售促销(959＞795＞769)，而向下操控盈余时，多采用销售促销，其次是缩减生产，最后使用调增酌量性支出(811＞785＞621);另外管理层操控生产的程度高于其余两种方式(0.0983＞0.0648＞0.0526)。就深沪两市来看，深市上市公司的盈余管理程度比沪市略高。根据中国上市公司内部控制指数研究课题组的研究结果可知，沪市上市公司的内控指数均值高于深市上市公司(690.97＞679.18)，可以初步断定，高质量的内部控制能够抑制盈余管理，包括应计项盈余管理和真实盈余管理，进而提高盈余质量。区分企业性质来看，两市共有国有企业859家，非国有企业721家。无论是应计项盈余管理还是真实盈余管理，亦或是真实盈余管理的三种不同手段，非国有企业的盈余管理程度均比国有企业的盈余管理程度高。同样根据中国上市公司内部控制指数研究课题组的研究结果可知，国有企业内控指数均值高于非国有企业(694.96＞673.65)，再一次说明，高质量的内部控制能够提高盈余质量。(二)内部控制效率与盈余质量的相关性分析从表3中的相关性指标来看，“迪博”公布的内部控制指数与应计项盈余管理和真实盈余管理均在0.01的水平上呈显著负相关，即内控指数越高，盈余管理越低，也就是盈余质量越高，初步验证了假设1。另外内控指数与描述真实盈余管理的三个指标也均显著相关。内控指数与异常现金流量、异常酌量性支出显著正相关，与异常生产成本显著负相关。因为异常现金流量和异常酌量性支出越高，说明企业向上操控盈余的程度越低，盈余质量越好。所以正相关关系说明企业盈余质量(向上操控盈余的程度)与内控指数正相关;而异常生产成本越高，说明企业向上操控盈余的程度越高，此处的负相关关系表明内部控制效率越低则异常生产成本越高，盈余质量越低。(三)非递归模型分析图2至图6分别为修正后的应计项盈余管理和真实盈余管理以及三种异常值与内部控制效率的非递归模型，表4为上述五个模型的适配度检验结果。可以看到，经过修正后盈余管理与内部控制效率的以上五个模型均满足上述所有适配度指标，表示这五个模型与数据都达到可以适配的标准①。表5为各模型路径系数表，五个SEM模型的所有路径p值均小于0.05，即载荷系数均达到显著水平，满足模型内在质量的效度检验。在盈余管理与内部控制效率模型中，内部控制效率对DA的载荷系数为－0.111，对RAM的载荷系数为－0.089，即内部控制可以抑制盈余管理，提高盈余质量，假设1得到验证，并且内部控制对应计项盈余管理的抑制作用高于对真实盈余管理的抑制作用。同时，DA对内部控制效率的载荷系数为－0.002，RAM对内部控制效率的载荷系数为－0.006，说明盈余管理程度越高(盈余质量越低)则内部控制效率越低，验证了假设2。对比两者的相互作用，内部控制效率对盈余质量的影响要高于盈余质量对内部控制效率的反作用。