公司盈利模式分析范文1篇1

盈利预测信息作为一种事前信息，能弥补传统财务报告只提供历史信息的缺陷，为投资者提供了全面而有用的决策信息。自2001年3月14日证监会将IPO公司盈利预测信息强制性披露改为自愿性披露后，我国上市公司披露盈利预测信息的意愿逐渐减弱。而且，公司披露的盈利预测信息也存在不规范和可靠性不高的情况。国内外不少学者从公司治理的角度研究了影响盈利预测信息自愿性披露的各种因素。综合起来是从股权结构、董事会特征、监事会特征等方面来研究的，而广义的公司治理结构除了股权结构、董事会特征和监事会特征外，还应包括债务结构。目前我国的有关研究中未考虑广义的公司治理结构中债务结构对盈利预测自愿性披露的影响，基于此，本文将从债务结构角度出发，研究二者之间的关系。一、研究假设公司短期负债由于具有速度快、弹性好、成本低的特点，在公司的债务筹资中占据很大的比重，因此，公司为获得更多的短期融资，就会自愿披露公司的盈利预测信息，向投资者显示公司的盈利能力，以提高投资者信心。因此，提出以下假设：H1：流动负债比率与盈利预测信息自愿性披露正相关。从主观的动机来看，企业长期负债比率越高，公司的筹资压力就会相对增大，在短期行为上，公司管理者为吸引更多的投资者，以较低的资本成本筹集到所需的资金，缓解长期偿债压力，就会更有动机去自愿披露盈利预测信息。因此，提出以下假设：H2：长期负债比率与盈利预测信息自愿性披露正相关。二、数据来源和样本选取本文将样本总体限制在IPO的上市公司，拟从2001年3月15日至2009年12月31日间在上交所上市的所有A股IP0公司中选取。IPO公司盈利预测来自于上交所网站，经下载招股说明书后整理所得，搜集数据遵循以下原则：（1）可以取得招股说明书、上市公告书；（2）盈利预测信息在招股说明书披露；（3）国泰安研究服务中心CSMAR系列数据库的财务数据可得；（4）盈利预测信息没有显著的错误。经过相关数据的整理，本研究共获得263个有效的观测值。三、实证分析（一）变量的选取1．因变量上市公司是否自愿披露盈利预测信息（DISCLOSE），如自愿披露则DISCLOSE=1，未自愿披露则DISCLOSE=02．自变量流动负债比率（SDEBT）=公司平均流动负债/公司平均总资产×100%长期负债比率（LDEBT）=公司平均长期负债/公司平均总资产×100%3．控制变量公司规模（LNSIZE）=Ln（公司平均总资产）盈利能力（ROE）=净利润/公司平均总资产×100%预测期间（PERIOD）=IPO公司招股日期距年底的天数/360（二）模型的建立相比于最小二乘法，Logistic回归利用逻辑概率分布函数，能最大限度减少回归结果的失真，因此本文采用Logistic回归模型，用极大似然法来进行参数的估计。模型的表达式如下：DISCLOSE=0+1SDEBT+2LDEBT+3-nControls+（三）相关性分析为检验各解释变量之间是否存在多重共线性问题，对各解释变量进行了相关性分析，各解释变量之间的简单相关关系如表1所示。根据表中相关系数检验结果显示，各解释变量间的相关性并不强，大多是不相关的。其中流动负债比率与长期负债比率之间的简单相关系数为0.496，并且在0.05水平上显著，说明二者之间存在相关关系。（四）Logistic回归分析鉴于本文的被解释变量服从0-1分布，本文选择具有普遍适用性的Logistic回归模型进行研究分析。采用Logistic回归分析，对方程的检验结果如下：根据logistic回归得出的结果，分析显示：长期负债比率、公司规模、预测期间的P值都在0.05范围之内，表明在0.05的显著性水平上，长期负债比率、公司规模、预测期间与IPO公司盈利预测自愿性披露显著相关，有上表可知，长期负债比率与IPO上市公司盈利预测自愿披露程度负相关，即上市公司长期负债比率越高，公司管理层更不愿意披露盈利预测信息；公司规模与自愿性披露水平具有正相关关系，即公司规模越大，公司管理层盈利预测披露的自愿性越高；预测期间与自愿性披露具有一定的负相关关系，也就是说，公司预测期间越长，公司管理层越不愿意进行盈利预测信息的自愿披露。而流动负债比率和净资产收益率与IPO公司盈利预测自愿性披露不存在显著相关关系。（五）回归结果分析（1）流动负债比率与盈利预测信息自愿性披露正相关未通过检验。表明流动负债比率对盈利预测信息自愿性披露水平的影响不显著。在市场经济条件下，随着资本市场的发展和各种类型融资工具的产生，流动负债因其灵活、多样、可转化的特点，更利于公司资本结构的调整。然而，短期负债的财务风险很大，流动负债比率较大的公司为缓解偿债压力，便于企业再融资，就更不愿意向外披露盈利预测信息，导致流动负债比率对盈利预测信息自愿性披露水平的影响不显著。（2）长期负债比率与盈利预测信息自愿性披露正相关通过检验，但与预期结果相反。基于信息披露的动机，要想在充满竞争的证券市场获得一手信息，上市公司必须满足机构投资者、分析师以及一般投资者的需求。然而在我国，企业的股权相对比较集中，机构投资者和分析师还不足以影响上市公司管理层的决策，中小投资者的影响力也不明显。又由于长期负债比率越高，企业面临的财务风险就会越大，上市公司越不倾向于披露盈利预测信息。导致长期负债比率与盈利预测信息自愿性披露呈现负相关性。四、结论本文的两个假设中，假设2长期负债比率与管理层盈利预测信息自愿性披露正相关通过了检验，但检验结果与原假设相反，即上市公司的长期负债比率越高，盈利预测信息自愿性披露水平越低。导致这一结果的原因可能是，当企业长期负债比率较高时，企业面临的财务风险就会增大，上市公司越不倾向于披露盈利预测信息。另一方面，由于我国债券市场还不发达，现有的负债融资并未发挥其公司治理效应，导致长期负债比率与盈利预测信息自愿性披露呈现负相关性。假设1没有通过检验，说明流动负债比率与净资产收益率对管理层盈利预测信息自愿性披露的影响不显著。这与我国流动债务比率较高现状有关，短期负债的财务风险很大，流动负债比率较大的公司为缓解偿债压力，便于企业再融资，就更不愿意向外披露盈利预测信息，导致流动负债比率对盈利预测信息自愿性披露水平的影响不显著。#p#分页标题#e#

公司盈利模式分析范文

关键词:盈利预测;EXCEL;时间序列

中图分类号:F234.2文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)12-0078-03

一、盈利预测的意义

对企业未来盈利的预测在企业价值估计的理论研究中占据着重要地位。戈登股利价值模型假定企业的价值是未来股利的折现,而预计股利是未来盈利的函数。费希尔模型、资本资产计价模型以企业未来现金流量的现值估计企业价值,但公司未来现金流量的金额、时间分布具有较大的不确定性,所以通常用未来会计收益的预测额来替代。奥尔森模型则通过净剩余的概念直接将企业价值与未来会计收益联系起来。

同时,预测盈利还具有重要的现实意义。对普通股票投资者而言,预见到企业未来盈利变化的方向和幅度,可进行理性投资从而获得丰厚的回报。对证券市场而言,投资者基于盈利预测的理性投资,可实现社会资源更有效地配置,提高资本市场的效率。对企业管理者而言,可更为科学地预期企业所面临的风险和机会,对企业财务做出更好地筹划。

二、盈利预测的方法

投资者取得盈利预测数据的渠道有三个:证券分析师盈利预测、管理层盈利预测与自行预测。

一般地说,证券分析师具有专业优势和信息优势,然而,由于存在众多影响分析师独立性和客观性的因素,分析师受到诱惑或胁迫可能会有偏误的盈利预测。再加上中国证券分析师的盈利预测受到上市公司信息披露的充分性与准确性、证券市场的理性程度、分析师自身素质与分析水平的限制,其盈利预测的准确性一直以来就备受争议。

大量实证研究结果证实管理层盈利预测信息的目的主要是为了调整投资者对公司盈余的预期,并通过信息的披露缓解信息不对称,减少交易成本,降低诉讼成本。当管理当局决定自愿披露预测信息时,会根据自身特征考虑怎样预告、采取何种预告形式等具体信息披露策略来实现公司管理当局盈余预测的意图,这些因素在一定程度上削弱了管理层盈利预测的可信度。

一元时间序列模型作为一种简便有效的盈利预测工具,其预测准确性也较高,是投资者自行预测盈利的较好选择。目前一元时间序列模型存在基于季度盈利数据与年度盈利数据进行预测两种选择,有研究表明利用前者得到的盈利预测结果比利用后者预测的结果更加准确。运用一元时间序列模型进行预测,需要对数据进行统计分析,专业统计软件对一般投资者来说过于复杂,而Excel是目前应用最广泛的电子表格软件,它具有强大的数据组织、计算、分析和统计功能,且操作简便易行,因此,基于季度盈利数据的一元时间序列模型与Excel的结合是一般投资者进行盈利预测的理想选择。

时间序列分解分析是一元时间序列分析和预测过程中常用的统计方法。该方法假设时间序列是长期趋势、季节变动、循环变动及随机变动综合影响的结果,其构成模式有加法模式和乘法模式两种,本文以乘法模式为例进行分析。将时间序列进行因素分解,首先可采用移动平均法计算季节指数,然后进行季节变动消除季节因素影响,再以消除季节影响以后的数据计算长期趋势,最后进行盈利预测。

三、盈利预测的Excel实现

本文预测以上市公司(000022)深赤湾A季度净利润数据为例。上市公司的季度报告始于2002年,考虑到2007年开始实行新会计准则,盈利数据出现了结构性变化,故仅选取了2002―2006年的数据,同时,为检测预测效果,数据被分为了两个部分:2002―2005年的实际数据用于预测2006年各季度的盈利,2006年实际数据用于与预测值比较以评价预测效果。

1.计算季节指数。1)四季移动平均。在D3单元格填入公式AVERAGE(C2∶C5),然后拖动“填充柄”将公式复制到D4∶D15单元格。2)中心移动平均。在E4单元格填入公式AVERAGE(D3∶D4)并将公式复制到E5∶E15单元格。3)季节指数。在F4单元格填入公式100*C4/E4并将公式复制到F5∶F15单元格。4)同季平均。在G4单元格填入公式AVERAGE(F4,F8,F12)并将公式复制到G5∶G7单元格。5)各季平均。在G11单元格填入公式AVERAGE(F4∶F15)。6)调整后季节指数。在H4单元格填入公式100*G4/$G$11并复制到H5∶H7单元格。

2.消除季节变动。1)填充调整后季节数据。将H4∶H7单元格内的“调整后季节指数”复制到H2∶H17的其他对应季节。2)消除季节变动。在I2单元格内填入公式100*C2/H2并将公式复制到I3∶I17单元格。

3.计算长期趋势。1)截距与斜率。在J19单元格内填入公式INTERCEPT(I2∶I17,B2∶B17)计算截距,在J20单元格填入公式SLOPE(I2∶I17,B2∶B17)计算斜率。2)趋势值。在J2单元格内填入公式$J$19+$J$20*B2并复制公式到J3∶J17单元格。

4.计算循环波动。1)退势。在K2单元格内填入公式100*I2/J2并复制公式到K3∶K17单元格。2)循环波动。在L3单元格内填入公式AVERAGE(K2∶K4)并复制到L4∶L16单元格。3)观察循环波动。选中L3∶L15单元格,选择“插入”菜单的“图表”子菜单,进入图表向导,选择图表类型为“折线图”,根据提示完成循环波动图(见下图)。

5.预测。在H19:H22单元格分别填入第一步计算出来的四个季节的调整后季节指数,然后在C19单元格填入公式($J$19+$J$20*B19)*H19/100并复制公式至C20:C22,即可得到2006年度四个季度的预测值。

四、盈利预测的效果评价

为评价盈利预测效果,每季度开始时,均采用相同的预测方法,用最近20个季度的实际数据对2006年剩余季度进行滚动预测。如第二季度初,采用2002年第二季度至2006年第一季度的20个季度数据预测2006年第二、三、四季度的企业盈利,年度盈利预测值为各季度预测值之和,由第一季度已知,第一季度的预测值用实际值替代。预测精度按(预测值-实际值)/实际值计算。

根据表3中的预测效果可以看出,1)季度预测的近期预测较为精确,远期预测则因时间跨度变大而包含更多的不确定性,误差在逐渐变大。如第一季度初对2006年第一季度的预测误差仅为5.00%,而对第二、三、四季度预测的误差则达到11.57%、20.94%、45.24%。2)对同一季度的预测随时间推移而渐进精确,这是由于更新的时间序列包含了未来发展变化趋势更多的信息,利用这些信息可不断修正预测。如对2006年第四季度的预测,在第一、二、三、四季度初预测时,误差分别为45.24%、44.71%、20.95%、13.81%。3)年度预测渐进精确,这是由于随时间推移,确定性在逐渐增加。2006年度盈利的预测精度从第一季度初的19.09%逐渐达到第四季度初的2.65%,逼近实际。4)从循环波动周期看(如上页图),从2002年第二季度开始进入上升周期,至2005年第二季度达到高点,随后进入下降周期。若本预测模型能进一步考虑循环波动因素,则预测值会适当调低,预测就会更符合实际。

总体来看,采用以上季度盈利预测模型并用Excel来实现,简便易行,预测精度可满足实际工作需要。

参考文献:

[1]钟晓鸣,万小笠.Excel在统计分析中的应用[M].北京:北京科海电子出版社,2009.

公司盈利模式分析范文篇3

关键词：股权激励；盈余管理；上市公司

中图分类号：F253.7文献标志码：A文章编号：1673-291X（2017）08-0112-03

1952年，美国辉瑞公司率先推行了股权激励，但在当时并未引起过多的关注。直至20世纪60年代，股权激励才真正发展起来，当时在美国硅谷出现了大量的新兴高科技企业，人才成为了核心资源，为了吸引更多优秀的雇员，股权激励被越来越多的公司所接受。在随后的几十年里，股权激励在西方国家得到了广泛的运用。股权激励在我国的探索始于1933年，万科作为勇于尝试的第一家公司，推行了股权激励计划，同时也拉开了股权激励登上我国资本市场的序幕。然而，股权激励是一把双刃剑，在实现有效激励的同时还可能诱发经理人员损害股东利益的行为，所以不科学地滥用股权激励，只会为公司带来沉重的负担，给股东造成损失。大量研究认为，股权激励在给管理层带来有效激励的同时，也会使管理层为了一己私利而采取盈余管理行为。

一、问题的提出

股权激励在解决委托问题中的良好表现，使其深受上市公司青睐。自2010年以来，股权激励在我国资本市场一直保持着强劲的发展势头，公布股权激励计划的上市公司逐年增加，激励收益占高管薪酬比例也逐步上升。实施股权激励的目的在于实现管理者与企业利益的高度统一，从而形成对管理者的长效激励机制。然而，由于信息不对称、契约不完备等客观条件的存在，即使管理层没能实现业绩水平上升，仍可以通过多种手段进行盈余管理，实现激励收益。更重要的是，我国股权激励机制仍处于探索阶段，相关的制度体系不够完善，业绩评价指标过于单一，这些客观因素都为管理层采取盈余管理提供了便利条件。

二、研究设计

（一）研究假设

由于我国股权激励仍处于探索阶段，相关的制度体系不够完善，业绩评价指标过于单一，且主要集中于会计业绩指标，这些客观因素都为管理层采取盈余管理提供了便利条件。股权激励赋予管理者对剩余财产的分享权，授予的激励权益越多，管理者分享的收益越大，采取盈余管理行为的动机也就越强烈。基于以上分析，提出假设一：股权激励强度与盈余管理程度正相关。

股票期权与限制性股票是我国制造业上市公司普遍采用的两种模式，二者主要的区别是：对于股票期权来说，权利与义务是不对等的，对应的奖惩也是不对称的，而限制性股票却是相反的。除此之外，限制性股票还有着严格的解锁期与禁售期要求，这在无形之中保证了限制性股票模式的激励成效。基于以上分析，提出假设二：采用股票期权模式会比限制性股票模式引起更高程度的盈余管理。

（二）被解释变量

本文采用截面修正的Jones模型，对可操纵应计利润进行估计进而衡量盈余管理水平，公司的应计利润越高，代表其盈余管理程度越高。可控性应计利润（DA）作为被解释变量，其过程如下：

（三）解释变量

1.股权激励强度（OPTION）

其中，INCENTIVE是指公司第t年股权激励程度，PRICE是指公司第t年末股票收盘价，SHARE是指公司管理层获授的股份数，OPTION是指公司管理层获授的期权数，SALARY是指公司管理层所获得的年薪，BONUS是指公司管理层获得的奖金及津贴。

2.股权激励模式（MODE）

2013年选择股票期权模式的制造业上市公司68家，选择限制性股票模式的上市公司56家，选择股票增值权的上市公司仅有1家，同时使用两种激励模式的上市公司31家。鉴于采用现金增值权模式的上市公司样本数量过少，本文只对前两种模式进行研究。采用股票期权模式取值为1；限制性股票模式取值为0。

（四）控制变量

本文选择4个控制变量对上市公司的操纵性应计利润进行解释，控制变量分别为企业规模、净资产收益率、股权集中度及独立董事比例。

（五）模型构建

三、实证分析

（一）描述性统计分析

为了避免行I差异给研究结果造成影响，本文选取样本时进行了行业细化，选取制造业公司作为研究对象。在计算行业特征参数时，使用2013年沪深两市1364家制造业上市公司数据进行回归得到。相关指标描述如表1。

将相关数据代入公式（2），即可求出行业参数。将23839707.308、0.197、-0.040代入公式（3），即可求出非可操控性应计利润。

112家样本中，DA最大值为0.138，最小值为-0.0500，平均值为0.0189，虽然最小值为负，但由于平均值为0.0189，仍可说明样本公司普遍存在向上的盈余管理行为，且盈余管理程度存在一定差距。OPTION的最大值达到0.8337，最小值为0.0099。结果表明，样本公司的激励强度存在较大差异，平均值为0.2369，足以说明管理层因股权激励计划获得的收益对其总体薪酬存在一定影响。股权激励的模式分为两种。采用股票期权与限制性股票的公司数量相当，使用股票期权模式的数量略多。对SIZE的度量，采用的是对总资产取自然对数，分布在19.9713到25.5121之间，说明样本公司的规模还是存在一定差距的。ROE平均值为9.34%，说明样本公司的资产收益水平一般。STOCK平均值为54.62%，说明前五大股东持股比例相对较高，能够操控公司的经营管理。从INDIRECTOR来看，样本公司均满足相关规定要求的比例，但就其均值0.3831来看，大部分公司仅是为了迎合相关规定的要求，没能从自身治理结构出发严格制定该项比例。

（二）相关性分析

由表3的相关性分析可以看出，OPTION与MODE之间的相关系数的绝对值为0.224，属于微弱相关。OPTION与STOCK之间相关系数的绝对值是2.77，也是微弱相关的关系。SIZE与ROE之间相关系数绝对值是0.259，小于0.3，所以也是微弱相关的。除此之外，变量之间的相关系数绝对值都远小于0.3，所以变量之间不存在严重的多重共线性问题，对于回归的结果也不会造成不利影响。

（三）回归分析

结果显示，调整后R方值为0.357，虽然拟合度不是很高，但因为影响盈余管理的因素多种多样，而本文主要研究的内容是激励要素与盈余管理的关系，模型中也就无法涵盖所有具有解释能力的变量，所以调整后R方值仍然是一个可以接受的合理结果，并且这样的结果不会影响到回归分析的正确性。

从分析结果来看：OPTION的回归系数为0.033，Sig.值为0.030，在显著性水平为5%时达到统计显著。表明制造业的上市公司在实施股权激励年度的盈余管理程度会随着激励强度的变动而同向变化，即股权激励强度与盈余管理程度正相关。因此，假设H1通过检验。MODE的回归系数为0.009，Sig.值0.049，在显著性水平为5%时达到统计显著。说明二者之间存在正相关关系，即采用股票期权模式会比限制性股票模式引起更高程度的盈余管理。因此，假设H2通过检验。此外，SIZE的回归系数为-0.010，Sig.值为0.000，在显著性水平为1%时达到统计显著。实证结果显示，二者之间存在着负相关关系，即对公司总资产取的自然对数，其每增加一个单位，对应的盈余管理程度就会随之降低0.010个单位，与上文假设相同。ROE的回归系数为0.187，Sig.值为0.000，在显著性水平为1%时达到统计显著。说明当净资产收益率每增加一个单位，盈余管理程度就会随之提高0.187个单位，上文对二者关系的假设得到数据支持。STOCK与INDIRECTOR的回归结果均未通过检验，说明二者与盈余管理程度的关系不是十分显著。

四、对制造业上市公司实施股权激励的建议

首先，完善公司治理结构。只有在良好的治理结构之上实施股权激励制度，才可能为公司带来最大水平的激励效用。在良好的治理结构之上公司的各个部门之间才会形成有力的牵制，才能更好地为公司长远发展贡献力量。其次，科学设置股权激励方案。在激励模式的选择上要切实考虑公司现状，不要局限于当前所广泛使用的两种模式。对于考核指标的设置也要突破传统观念，切忌只关注盈利指标，要将关注的重心转移到市值指标以及行业指标上来，更加注重公司的长远发展，杜绝短视行为。最后，强化内部审计力度。高度重视内部审计工作，确保内部审计部门的独立性，提升内部审计人员的专业素质，最大限度发挥监督管理作用，遏制盈余管理行为。

参考文献：

[1]付明.我国上市公司股权激励方式的比较研究[J].经营管理，2012，（3）.

[2]夏立军.盈余管理计量模型在中国股票市场的应用研究[J].中国会计与财务研究，2003，（2）.

[3]苏冬蔚，林大庞.股权激励、盈余管理与公司治理[J].经济研究，2013，（11）.

[4]李振华.应计、真实盈余管理与股权激励计划――基于中国上市公司的实证研究[J].会计之友，2012，（10）.

公司盈利模式分析范文篇4

关键词：市场法价值乘数多元回归

一、市场法及价值乘数的概念

市场法就是在现实公开交易市场上寻找相同或者相似资产作为可比对象，通过分析可比对象交易价格或者合理报价来分析确定资产的价值。市场法的核心思想就是以“价值乘数”为中介，以可比对象在现实市场上的成交价格或者合理报价为基础，通过对比分析可比对象与被评估资产的相关因素，分析确定被评估资产的价值。市场法中常用的两种方法是上市公司比较法和交易案例比较法，两种方法都需要选择可比对象，不同的是所选可比对象的来源和途径有所不同，而两种方法相同的是，必须要确定对比分析的基础――价值乘数。

价值乘数又称价值比率，本文主要对价值比率做一定的探究，实务中价值比率的应用会根据企业性质的不同，有各种类型的价值乘数，但它们大多是基于常用的三种价值比率进行变形，所以本文主要对基础的三种价值比率――市盈率、市净率和市销率加以分析，探究影响其大小的决定性因素，分析其优缺点，并做出一定的改进。

二、市盈率

市盈率又称收益乘数（PE比率），是指在一个考察期内，股票的价格和每股收益的比率，其基本表达式：P/E=每股股价/每股收益。

（一）优点和局限

优点：首先，这是一种具有直观吸引力的统计方法，它将被评估资产的价值与标的资产目前的收益联系起来。其次，对于大多数股票来说，PE比率很容易计算，也随处可得，这使得评估师在使用这一指标时会很方便。再次，使用PE比率可以不用考虑风险、增长和股息支付比率，而所有这些在用收益法中的折现现金流量法评估时所必须要考虑的。最后，市盈率更有可能反映市场状况和前景预测。如果市场投资者对股票的投资热情重新高涨，这些股票的市盈率也将提高，反映出这种乐观的情绪。

局限性：对于收益为负数的公司，市盈率的使用就会受到限制，市盈率就失去了意义；市盈率除了受企业本身基本面的影响以外，还受到整个经济景气程度的影响。在整个经济繁荣时市盈率上升，整个经济衰退时市盈率下降。除此之外市盈率还存在两个主要的缺陷：第一，市盈率受到资本结构的系统性影响。主要体现在投资者要求的报酬率或者股权资本成本上。第二，净利润是扣除了非经营性损失之后计算得到的。因此，一项非现金注销，将显著降低利润（对于价值没有可比性的效应），导致市盈率被人为提高。

（二）基本分析

影响市盈率的不仅仅是每股股价和每股收益，将公司的基本数据纳入考虑之中，则可以找到影响市盈率高低的决定因素。

市盈率使用的前提是，公司处于持续经营中，而根据公司所处状态不同，市盈率评估模型也有所不同。一个处于稳定状态的公司，即处于稳定增长状态的公司，其增长率与整个经济的名义增长率接近，根据高顿增长模型，其股权价值为：P0=DPS1/r-gn。这里，P0是股票价值；DPS1为下一年的预期股息；r是投资人要求的报酬率或股权资本成本；gn为股息的永久增长率。

而DPS1=EPS0×s×1+gn。其中EPS0为初始年份的每股收益；S为股利支付率。将其带入高顿增长模型公式：P0=[EPS0×s×1+gn]/r-gn。公式两边同时除以EPS0可以得到用基本数据表示的市盈率公式。P/E=s×1+gn/r-gn。由此公式可以看出，稳定型公司的市盈率P/E会受到股利支付率、期望报酬率（股权资本成本）和股利的增长率的影响。

处于增长期的公司的比率同样可以和基本数据联系起来，增长期公司适用于两阶段股息折现模型，即前期处于高速增长阶段，后期处于稳定阶段。其基本公式如下所示：

P0=DPS1×[1-1+gn/1+rn]/r-g+DPSn/[r-gn×1+rn]

其中DPS1=EPS0×s×1+g，DPSn=EPS0×s×1+gn×1+gn，将两等式带入上述公式并且两边同时除以EPS0可得如下所示：

P/E={s×1g×[1-1+gn/1+rn]}/r-gs×1gn×1+gn/[r-gn×1+rn]

其中，g为增长期股息的增长率，gn为稳定期股息增长率。

由上述等式可以看出，决定市盈率高低的要素依然是股息支付率、股权资本率以及股息增长率。因此，无论是处于增长期还是稳定期的公司，在使用市盈率评估时，都会受到股息支付率、股权资本率以及股息增长率三个基本因素的影响。

三、市净率

市净率又称为权益乘数，是指股权市场价值和账面价值的比率，其基本公式为：P/BV=股票市场价值/账面价值。

（一）优点和缺陷

市净率的优点：首先，相对于市盈率来说，即使是收益为负的公司，不能使用市盈率进行评估，但可以使用市净率进行评估。其次，与市场价格相比而言，账面价值提供了一种相对稳定、符合直觉的价值评估方法。通常情况下，人们总是感觉账面价值比内在价值更加可靠、清晰，因此账面价值是一种非常简单的比较标准。最后，如果会计标准合理，而且不同公司之间会计标准一致，市净率可以作为一个低估或者高估的信号，在同类公司中进行比较，以便于评估师对可比公司的选择。

采用市净率也存在一些缺陷：第一，账面价值和盈利一样会受到折旧方法和其他会计政策的影响，当企业之间采用不同的会计政策时，将难以使用市净率对不同的企业进行比较，同样，当不同国家采用的会计制度或准则存在重大差异时，利用市净率进行跨国间的企业价值评估也将失去意义。第二，账面价值对于某些没有太多资产的行业来说意义不大，比如服务行业。第三，如果企业连续多年亏损，那么企业权益的账面价值可能为负，相应地，市净率也会变为负值，因此对于多年亏损的企业，市净率很可能不能使用。第四，账面价值反映的是初始成本，如果在获得一项资产后，其盈利能力显著增加或降低，那么，其账面价值就会与市场价值产生显著差异，再用市净率来评估就会显著低估或者高估价值。

（二）基本分析

同市盈率一样，影响市净率大小的，不仅仅是股票的市场价值和账面价值，还有更深层次的基本因素对其有决定性的作用。

对处于稳定增长状态的公司，适用于高顿模型计算其股权价值。高顿模型如下：P0=DPS1/r-gn

同样，P0是股票价值；DPS1为下一年的预期股息；r是投资人要求的报酬率或股权资本成本；gn为股息的永久增长率。而DPS1=BV0×ROE×s，其中ROE为下一年度的净资产收益率，s为股利支付率，又s=1-gn/ROE，将两个等式带入高顿模型，且两边同除以BV0可得：P0/BV0=ROE-gn/r-gn。

由此可见，稳定增长公司的市净率大小是由净资产收益率、股息增长率和股权资本成本决定的。

对于增长型公司，同市盈率一样，适用于两阶段增长模型。基本模型如下：

P0=DPS1×[1-1+gn/1+rn]/r-g+DPSn/[r-gn×1+rn]

其中DPS1=BV0×ROE×s×1g，DPSn=BV0×ROE×s×1gn×1+gn，将它们带入基本模型公式且两边同时除以BV0可得：

P0/BV0={ROE×s×1g×[1-1+gn/1+rn]}÷r-g+[ROE×s×1gn×1+gn]÷r-gn×1+rn

由此公式可见，影响增长型公司的市净率高低的因素同样是净资产收益率、股权资本成本、股利支付率以及股息增长率。

四、市销率

市销率又称为收入乘数，是指股票价值和企业收入之间的比值。其基本公式为：P/S=股票价格/每股收入。

（一）优点和弊端

市销率因其独特的优点而备受关注，首先，它不像市盈率可能会是负值而变得毫无意义，市销率在任何情况下都可以使用，甚至对于最困难的公司也可使用。其次，与净利润和账面价值不同，销售收入不受折旧、存货等会计政策的影响，因而也难以被人为的扩大。再次，市销率并不像市盈率那样易变。因此，用市销率进行价值评估更为可靠。例如，对于一家周期性公司，其市盈率值变化要比市销率变化频繁得多，这是因为利润比销售收入对经济状况的变化更为敏感。

当然，采用市销率比率也有些弊端，用销售收入来代替账面值或净利润的好处之一是它的稳定性。然而这种稳定性，在公司的成本控制出现问题时，就失去价值评估的准确性。在这种情况下，尽管利润和账面价值有显著的下降，但是销售收入可能不会大幅下降。因此，当使用市销率对一个存在亏损或资不抵债的处境艰难的公司进行价值评估时，可能因为无法识别各个公司成本、毛利率方面的差别而得出不准确的评估值。

（二）基本分析

同市盈率、市净率一样，对于市销率的基本分析，同样将公司分为稳定型和增长型，稳定型公司适用于高顿模型，增长型公司适用于两阶段模型。其计算过程和市盈率、市净率相似，在此不再计算，其最终等式如下：

稳定型：P/S=PM×s×1+gn÷r-gn，其中PM为净利润率。

增长型：P0/S0=PM×s×1+g×[1-1+gn/1+rn]÷r-g+PM×s×1gn×1+gn÷[r-gn×1+rn]

由以上两个等式可以看出，无论是企业处于增长期还是稳定期，影响企业市销率的因素是净利润率、股权资本成本、股利支付率和股息增长率。

应注意的是，三个比率的基本分析都是以股权价值为基本切入点，理论上股权价值等于股票价格，而实际上，股票价格受到多种因素的共同影响，因此，用股票价值为切入点来分析三比率得到的是一种理论上的价值比率。

五、问题和改进

（一）市场法适用性问题

市场法的应用必须要满足两个最基本的前提条件：第一，要存在一个公开活跃的资本市场；第二，市场上要存在充分的可比案例或者交易活动。公开市场指的是有多个交易主体在自愿、平等、理智、非强制或者不受限的条件下进行的交易，这个市场上的买卖双方获取的信息量相当，交易价格代表了交易资产的行情，也就是资产的市场公允价格。现实中，几乎没有能够完全满足上述市场法应用条件的公开市场条件。公开市场假设是基于资产可以在市场公开买卖这一客观的事实为基础的。从现实情况来看，对于用上市公司比较法评估企业价值而言，至少已经存在证券市场这样一个活跃的公开市场。许多文献在谈及市场法时，均认为我国资本市场处于发展的初级阶段，尚未成熟，资本市场上的信息不能准确真实地反映企业的价值，据此认为市场法在我国尚不能广泛的运用。笔者认为，资本市场的主要功能有融资、投资、资源配置和资产定价功能，其中与上市公司比较法运用联系最为紧密的就是市场对资产的定价功能。由于垃圾信息、市场预测、“噪音”干扰以及信息不对称等原因，使得定价不能总是一步到位，但是这并不能否认定价功能的效率。当价格在某一个阶段、某一个适当的时间范围内总体趋于一定的情况下，就表示资本定价功能发挥正常。

（二）实务中存在的问题

市场法在应用中，首先需要找出一组可比公司，根据《企业价值评估指导意见》中第三十七条“注册资产评估师应当确信所选择的可比企业与被评估企业具有可比性。可比企业应当与被评估企业属于同一行业，或者受相同经济因素的影响”的规定，实务中评估师一般会选取属于同一行业的一组公司作为可比公司。而采用这种方法有几个问题：

第一，可比公司的定义基本上是个主观上的概念，评估师在选择可比公司时，大多数是靠个人经验，因此不同评估师所选可比公司不同，其评估结果肯定会有所不同。将行业中其他公司作为一组也经常不能解决问题，因为同一行业中的公司在业务组合、风险和增长率等方面也存在很大的不同。

第二，就目前我国的资本市场来说，由于资本市场并不是很健全，有些行业上市公司很少，例如根据申银万国最新的行业分类来说，三级分类通信运营中，只有中国联通和263两家上市公司。对于通信运营类公司用市场法评估而言，则很有可能找不到合适的可比上市公司。

第三，即使能够找到一组合适的可比公司，被评估公司与可比公司之间的基本差异仍然存在，由以上对市盈率、市净率和市销率的基本分析可以看出，影响三大指标高低的基本因素有净资产收益率、净利润率、股权资本成本、股利支付率以及股息增长率等基本数据，所以很难找到合适的可比公司，即使通过一些主观的调整，也很难找到一组在各个方面都合适的可比公司。

（三）相应改进

鉴于以上问题的存在，在实务中运用市场法时需要评估师尽可能做到客观、公正，避免个人主观的偏见。而在实务中，每个评估师主观经验的不同，评估结果就会不同。基于此，在用市场法评估时，需要找到一些辅助方法进行验证，可以借鉴市场法运用较多国家的一些成熟方法。

美国的资产评估业有100多年的历史，在对企业价值评估方面，市场法是常用方法之一，因此可以借鉴他们在市场法方面的经验，在缺少相应的可比公司时，美国偏向于使用多元回归分析方法来确定市盈率、市净率以及市销率等价值比率。具体方法如下：

以市盈率、市净率以及市销率作为因变量，根据前面的分析，可以找到影响各个比率的基本数据，将基本数据作为自变量进行多元回归，具体表达式如下：

市盈率=α0+α1×股息支付率+α2×股权资本成本+α3×股息增长率

市净率=β0+β1×股息支付率+β2×股权资本成本+β3×股息增长率+β4×净资产收益率

市销率=γ0+γ1×股息支付率+γ2×股权资本成本+γ3×股息增长率+γ4×净利润率

可以采用行业数据回归分析和整个市场数据回归分析两种方法，当被评估公司所在行业上市公司较多时，可以使用行业数据回归分析，作为可比公司的辅助验证。而当所在行业上市公司很少时，如上面所说的通信运营三级分类中只有两家上市公司，则可以扩大回归分析的样本范围，可以使用所在行业的二级分类中的上市公司作为样本或者一级分类所包含的上市公司，甚至可以使用完全不同行业的上市公司数据来进行回归分析，求得回归系数，将被评估公司的相应基本数据带入回归方程式便可求得被评估公司的市盈率、市净率及市销率。若使用整个市场的数据进行回归分析，则要考虑更多的因素。如由于行业不同，面临的行业风险也会不同。

（四）注意问题

回归分析方法是价值评估常用三大比率的一种简便途径，它将价值比率和影响其大小的基本因素通过方程式联系起来，而这些基本数据对于上市公司来说很容易取得，因此，多元回归分析方法在实务中运用非常方便，但是此方法本身也存在一些缺陷，如有可能基本数据因变量和价值比率之间并不是线性相关的，或者基本数据之间具有很强的相关性等，这些不确定性的因素都会影响回归模型的有效性，因此需要评估师在使用模型时，对其进行相应的检验。

参考文献：

1.（美）AswathDamodaran.张志强，王春香译.价值评估[M].北京：中国劳动社会保障出版社，2004.

公司盈利模式分析范文篇5

【关键词】证券分析师；预测盈余；实际盈余；盈余误差；盈余管理

一、引言

随着我国资本市场的逐步完善，证券分析师行业的成熟度和信息技术也在不断进步中，证券分析师的盈余预测逐渐成为市场上投资者对公司未来盈余预期的代表。由于证券分析师的盈余预测显著提高了资本市场的定价效率，进而增进了整个资本市场的效率，故证券分析师的盈余预测行为越来越受到投资者和公司管理者的重视。如果公司的实际盈余不符合证券分析师的预期盈余，就会对公司的股价造成影响（Brown1987），因此，管理层为了避免“盈余意外”（即上市公司实际盈余与证券分析师预测盈余存在误差），往往会采取措施来引导证券分析师提高或者降低其盈余预测结果（Brown2001）。这就表明，证券分析师的盈余预测受到上市公司盈余管理行为的影响，亦即，证券分析师会根据上市公司释放的信号来调整其盈余预测结果，使之尽可能趋向于上市公司的实际盈余。但上市公司是否也会通过盈余管理行为来调整其实际盈余，使之符合证券分析师的盈余预测，进而迎合投资者对证券分析师预测结果的认同心理呢？本文就以中国资本市场为背景，试图证实上市公司是否会为了迎合证券分析师的盈余预测而做出调整实际盈余的行为，并探究其具体的调整方向和程度。

二、文献回顾

证券分析师是在资本市场上收集和分析市场信息，形成股票评级和盈余预测，并以此为投资者提供投资建议的专业人士。证券分析师主要分为两类：即买方证券分析师和卖方证券分析师。买方证券分析师进行的投资分析主要是为自己机构的投资决策服务，如基金公司的证券分析师；卖方证券分析师进行的投资分析主要是为自己客户的投资决策服务，如投资银行的证券分析师。一般来说，卖方证券分析师的研究报告是可以免费公开获得的，因而对投资者影响最大，故关于证券分析师的研究主要以研究卖方证券分析师为主。

（一）国外文献

国外对证券分析师的盈余预测研究开始于20世纪70年代，BrownandRozeff（1978）、FriedandGivoly（1982）都曾认为证券分析师的盈余预测比单纯的时间序列预测更好地代表“市场预期”。此后，证券分析师盈余预测的特征及其决定因素成为实证研究的热门话题，但总的来说早期的研究主要是以时间序列预测为参照，关注证券分析师盈余预测的精确性。比较有代表性的是Brown、Hagerman、Griffi（1987）研究发现证券分析师具有获得相关信息的优势，从而可以提高其预测的准确性。O’Brien（1988）用不同的方法计量了证券分析师的盈余预测，发现在某一时点所能获得的证券分析师的所有盈余预测中，最新一次预测相对于它们的均值或中位数而言，能更加精确地预测公司的未来。而关于证券分析师的盈余预测是否能成为市场预期的代替变量也一直是西方学术界探讨的一个问题，直到Kothari（2001）的研究说明目前证券分析师的盈余预测可以更好地代表“市场预期”，“证券分析师的盈余预测可以成为市场预期的代替变量”才得以成为一个被普遍接受的观点。而在后续的研究中，研究者开始关注公司行为与证券分析师盈余预测的关系，Brown（2001）的研究发现，管理层有动机采取行动避免出现负的“盈余意外”（即实际报告盈余低于最近季度的预测盈余）。BailkandJiang（2006）的研究发现，管理层的预测普遍存在悲观的偏好，当管理层认为当前的证券分析师了过高的盈余预测时，为了避免负的“盈余意外”，他们就会自己一个盈余预测来引导证券分析师调低预测。

（二）国内文献

我国的证券分析师盈余预测研究还处于起步阶段，主要还是集中在证券分析师盈余预测的准确性以及证券分析师盈余预测是否能够成为市场预期的替代变量的研究方面。比较有代表性的是，吴东辉、薛祖云（2005）首次以国泰君安对沪深A股上市公司年度业绩预测的数据为样本，研究发现证券分析师的盈余预测信息对于投资者而言是有价值的，投资者可以利用证券分析师提供的盈余预测来帮助其提高投资回报。徐跃（2007）检验了我国证券分析师预测的可靠性，发现证券分析师的盈余预测比单纯的时间序列模型预测准确，利用季度盈余的一元时间序列模型所获得的年度盈余预测不仅比利用年度盈余所获得的年度盈余预测更加准确，而且是更好的市场预期盈余的替代变量。而对于公司行为与证券分析师盈余预测关系的研究，晃楠（2009）借用Matsumoto（2002）的研究模型，研究发现我国上市公司管理层有规避负的盈余意外的动机，且机构持股比例越高、成长前景越好的公司，规避动机越大。苏超（2010）研究也发现管理层会自动好消息和坏消息两种盈余预测，证券分析师的盈余预测会根据管理层的消息进行调整。

综上所述，可以发现国外关于证券分析师盈余预测的研究开始得较早，因此文献也比较丰富，而国内关于这方面的研究开展得较晚，文献相对较少，且主要集中在证券分析师盈余预测的准确性以及证券分析师盈余预测是否能够成为市场预期的替代变量的研究方面。国内外的研究基本上都认可了证券分析师盈余预测的准确性，认为证券分析师的盈余预测可以作为市场预期的替代变量（Kothari，2001；吴东辉、薛祖云，2005）。在国内外文献中，研究者主要是从证券分析师盈余预测的角度，来探究证券分析师是否会根据管理层的消息来调整其盈余预测，指出管理层为了避免“盈余意外”，会采取措施来引导证券分析师提高或者降低其盈余预测（Brown，2001；晃楠，2009）。但是，从上市公司盈余管理的角度出发，来研究上市公司是否会迎合证券分析师的盈余预测而做出调整其实际盈余的行为以及调整的程度如何，这方面的文献则比较少见。本文尝试对这个问题展开研究，希冀能够有所发现，从而为有关机构制定或完善上市公司盈余管理和证券分析师盈余预测的监管政策提供理论依据，也为市场投资者甄别上市公司的实际盈余与证券分析师的预测盈余，从而做出更加明智的投资决策提供实证依据。

三、研究设计

（一）假设的提出

根据市场有效性假说，在强式有效的市场中，如果证券分析师的盈余预测是准确的，其预测的结果将促使公司股票的价格反映公司内在的价值，这种预测行为将不会对公司的经营管理造成影响，而且由于证券分析师的预测向投资者提供了有效的信息，将促进资本市场运转效率的提高。但我国的证券市场是弱式有效的（邓子来、胡健，2001；陈立新，2002），存在严重的信息不对称，即使是专业的证券分析师也无法掌握公司的内部消息，预测无法达到完全准确。陆正飞、姜国华（2009）的研究还发现，和普通人一样，证券分析师的预测体现了他们同样受到过于乐观、过度自信、羊群效应的影响。这就存在一个问题：上市公司管理层的行为是否会受到证券分析师盈余预测的影响？FullerJensen（2001）认为，证券分析师的盈余预测将会对公司的管理层造成一定的压力，迫使其采取危险的战略投资行为。根据行为金融学理论，如果公司理性地不受证券分析师盈余预测的影响，虽然公司不会改变既定的经营决策，较为稳定地运行，但短期内公司的股价可能会剧烈波动，因为市场存在“羊群行为”。如果公司的实际盈余低于证券分析师的预测盈余，投资者会认为公司经营状况出了问题，进而会造成跟风卖出股票，从而使得股价大跌；如果公司的实际盈余高于证券分析师的预测盈余，投资者则会认为公司经营状况出现了好转，进而会跟风大量追高买进，从而造成股价大涨。由于现代公司两权分离，股价的激烈波动，会使管理层遭到股东的责难，这对管理层的年末考评是不利的，可能会影响他们的薪酬和福利甚至名声。所以，管理层为了实现自身利益的最大化，就会迎合证券分析师的盈余预测来调整公司的实际盈余。Brown（2001）和BailkandJiang（2006）的研究相继发现管理层有动机采取行动避免出现负的“盈余意外”。Matsumoto（2002）的研究则直接指出管理层会通过两种机制来避免负的“盈余意外”：一种是通过向上的盈余管理达到证券分析师的预期；另一种是通过引导使得证券分析师调低他们的预测盈余。

根据上述分析，本文首先提出基本假设：管理层为了迎合证券分析师的盈余预测做出了调高或者调低其实际盈余的行为。当公司的实际盈余估计会低于证券分析师的预测盈余时，管理层就会通过盈余管理手段来调高其实际盈余；当公司的实际盈余估计会高于证券分析师的预测盈余时，管理层就会通过盈余管理手段来调低其实际盈余。因为上市公司盈余管理的动机很多，为了凸显上市公司盈余管理行为是为了迎合证券分析师的盈余预测，本文需要根据证券分析师的盈余预测误差对上市公司做出分类，然后进行分类检验。在提出具体的假设之前，本文先介绍作为上市公司分类标志的盈余预测误差的计算方法。

证券分析师盈余预测的好坏一般用盈余预测误差来反映。盈余预测误差的计算公式为：Eit=（Fit-Xit）/Xit，AEit=Fit-Xit/Xit。其中，i表示i公司；t表示t年度；Eit表示i公司t年度盈余预测误差；AEit表示绝对盈余预测误差；Xit表示i公司t年度实际每股盈余的绝对值；Fit表示证券分析师对i公司t年度的每股盈余预测值。Eit为正值，说明证券分析师的预测值高于公司的实际盈余；Eit为负值，说明证券分析师的预测值低于公司的实际盈余。盈余预测误差可以是正方向的，也可以是负方向的。如果预测的结果不存在系统性偏差，那么将会有一部分公司的预测值大于实际值，而另一部分公司的预测值小于实际值。但无论是正向的还是负向的结果，都反映了这个预测值与实际值是存在一定出入的。

回到本文的假设中，还有一个问题需要探究：根据上文的分析可以知道，上市公司年报所公布的实际盈余与证券分析师的预测盈余存在一个误差，这个误差范围的不同，是否影响到上市公司对证券分析师盈余预测的迎合程度不同？根据张跃进、刘春和（2006）的研究发现，盈余预测误差在-20%～20%的上市公司进行盈余管理的动机比较大。借鉴这个研究结论，本文假设盈余预测误差落在-20%～20%之间的上市公司进行盈余管理的动机比较大，对证券分析师盈余预测的迎合程度较高。结合前文的分析，本文提出以下四个具体假设：H1：盈余预测误差落在0%～20%范围内的上市公司，当年曾经通过盈余管理调增了实际盈余；H2：盈余预测误差落在大于20%范围内的上市公司，当年也曾经通过盈余管理调增了实际盈余，且调增程度小于误差落在0%～20%范围内的上市公司；H3：盈余预测误差落在小于-20%的上市公司，当年曾经通过盈余管理调减了实际盈余，但调减幅度小于误差落在-20%～0%范围内的上市公司；H4：盈余预测误差落在-20%～0%的上市公司，当年也曾经通过盈余管理调减了实际盈余。如果这四个具体假设中的任何一个被证明了，都可以说明上市公司的盈余管理行为迎合了证券分析师的盈余预测；如果H2或H3被证明了，正好说明处于不同盈余预测误差范围的上市公司，对证券分析师盈余预测的迎合程度不同。

（二）样本的选择

本文从Wind金融数据库中选取了国泰君安、银河证券等2009年前10大证券机构关于2010年有关上市公司的年度盈余预测数据。之所以选择2010年的盈余预测数据，主要是考虑到2007初爆发的次贷危机严重影响全球金融市场，中国股市也受到了很大的冲击，直至2009年末才出现复苏，为了剔除全球金融危机对中国产生的负面影响，故数据从2010年开始选取。而2009年证券机构的排名取自中国证券业协会网站公布的2009年股票基金交易总额排名（由于协会网站未公布2010年股票基金交易总额，故使用2009年排名），前10大证券机构的排名如表1所示。

一般来说，股票基金交易金额越多，说明越多投资者通过该证券机构进行证券交易。换句话说，这前10家证券机构所公布的盈余预测能覆盖大多数投资者，以这10家机构的盈余预测所做的分析更具有说服力。

从Wind数据库选取的这前10名证券公司所的2010年的盈余预测数据，确定了样本公司的范围，剔除了金融行业的上市公司和未公布2010年年报的上市公司后，得到271家样本公司。由于存在同一公司有多家证券机构了相关的盈余预测，所以共得到610个盈余预测。

此外，本文还从各个样本公司的年报中获取了样本公司所公布的2010年的每股实际盈余。同时，为了根据陆建桥（1999）提出的扩展的琼斯模型计算样本公司盈余管理的程度，本文选取了样本公司以下相关财务数据：2010年的净利润，2010年经营活动现金净流量，2010年主营业务收入，2010年固定资产、无形资产，2009年主营业务收入，2009年资产总额等。之所以选取2009年主营业务收入和2009年资产总额，是因为将上一年的主营业务收入和资产总额引入模型，能在一定程度上控制公司规模对模型计算结果的影响。

（三）变量及模型的选取

关于盈余管理的计量，国内学者主要是采用应计利润分离法，将应计利润分为非可操纵应计利润和可操纵应计利润。在如何将应计利润分为非可操纵应计利润和可操纵应计利润的问题上，陆建桥（1999）提出了扩展的琼斯模型，即在修正的琼斯模型中引入无形资产作为变量。黄梅、夏新平（2009）指出在中国资本市场上这种将无形资产引入的模型相对较优，出现第一类错误（即弃真）和第二类错误（即取伪）的频率较小。基于此，本文在盈余管理变量的选取上，使用陆建桥提出的扩展的琼斯模型作为实证工具。模型如下：

其中，TAit是t年应计利润总额，它等于营业利润减去经营活动现金净流量；NDAit是i公司t年的非可操纵应计利润；Ai，t-1是i公司t-1年的总资产；δit是残差，即以总资产衡量的第i个公司的t年可操纵应计利润。

其中，NDAit是i公司t年的非可操纵应计利润；ΔREVit是i公司t年主营业务收入与t-1年主营业务收入之差；ΔRECit是i公司t年应收账款与t-1年应收账款之差；PPEit是i公司t年固定资产原值；IAit是i公司t年无形资产和其他长期资产。

把模型一代入模型二则得到模型三，如下：

■=β0■-β1■-■+β2■+β3■+δit模型三

其中，δit是回归方程的随机项，正常情况下其均值应该等于0，如果其显著异于0，说明存在操纵应计利润，即存在盈余管理。所以，检验是否存在盈余管理的公式可表示为：

■=δit=■-■

其中，■是以总资产衡量的i公司t年可操纵应计利润，它的值表示盈余管理的程度。

四、实证过程与结果分析

（一）统计性描述

2010年证券分析师盈余预测误差Eit的统计性描述见表2。

2010年证券分析师盈余预测误差统计性描述的具体分析见表3。

根据前文关于Eit的说明，若Eit为正值，说明证券分析师的预测值高于公司的实际盈余，证券分析师高估了公司的盈余；若Eit为负值，则说明证券分析师的预测值低于公司的实际盈余，证券分析师低估了公司的盈余。由表2可以发现，在收集到的610条证券分析师盈余预测数据中，证券分析师预测值高于公司实际盈余的共有385条，占总预测数的63.11%，而证券分析师预测值低于公司实际盈余的共有225条，占总预测数的23.89%。这个数据表明证券分析师对上市公司盈余的预测，在一定程度上偏向于乐观。

从表3可以看出，盈余预测误差小于-40%的公司数为6家，占总数的2.21%；在-40%～-20%（含-40%）的公司数为13家，占总数的4.8%；在-20%～0%（含-20%）的公司数为82家，占总数的30.26%。大于40%的公司数为33家，占总数的12.18%；在20%～40%的公司数为27家，占9.96%；在0%～20%的公司数为110家，占40.59%。其中，盈余预测误差落在-20%～20%的公司数占70.85%。陈剑挺（2007）指出，预测误差在-20%～20%之间的，其盈余预测仍具有较高的可靠性。本文的样本中有70.85%的证券分析师的盈余预测误差落在-20%～20%之间，因此可以认为，本文的样本中证券分析师的盈余预测大多数是较为可靠的，它们对投资者是具有参考作用的。

（二）分组检验

为了检验本文所提出的四个具体假设是否成立，本文将样本公司分为相应的四类：G1，盈余预测误差在0%～20%的公司；G2，盈余预测误差大于20%的公司；G3，盈余预测误差小于-20%的公司；G4，盈余预测误差在-20%～0%的公司。检验这四类样本公司的盈余管理方向和程度，看它们是否存在差异，检验结果如表4所示。

利用模型三计算出每一个样本公司的残差，对样本公司的残差进行单一样本T检验，看残差与0的显著差异情况，详细见表5。同时，根据扩展的琼斯模型计算出盈余预测误差分别大于20%，在0%～20%范围内，在0%～-20%范围内以及小于-20%的上市公司的可操纵应计利润的描述性统计量及其统计结果见表5。

从表5可以看出：（1）盈余预测误差在0%～20%范围内的样本公司（G1），可操纵应计利润的均值在α=0.1的显著水平下大于0，表明这个范围内的上市公司2010年确实存在人为调增盈余的行为，从而支持了假设一（H1）。（2）盈余预测误差大于20%的样本公司（G2），可操纵应计利润的均值在α=0.1的显著水平下大于0，表明这个范围内的上市公司2010年确实也存在人为调增盈余的行为，而且从可操纵应计利润的均值和标准差可以发现，G1样本公司可操纵应计利润均值（0.3367）大于G2样本公司的均值（0.2232），而G1的可操纵应计利润的标准差（0.221）则小于G2的（0.385），说明G1样本公司可操纵应计利润均值离散程度较小，因此可以认为G1样本公司进行盈余管理的程度大于G2样本公司，从而支持了假设二（H2）。（3）盈余预测误差小于-20%的样本公司（G3），可操纵应计利润的均值小于0，但是并不显著，说明这个范围内的上司公司2010年调减盈余的行为不显著，故假设三（H3）未获得支持。（4）盈余预测误差在-20%～0%范围内样本公司（G4），可操纵应计利润均值在α=0.1的显著水平下大于0，说明这个范围内的上市公司2010年确实存在人为调增盈余的行为，这与假设四（H4）调减盈余的假设刚好相反。

五、研究结论与贡献

（一）研究结论

1.证券分析师盈余预测误差在0%～20%范围内的样本公司和大于20%的样本公司，当年确实做出了调增盈余的行为。这个结果符合管理层避免负的“盈余意外”的心态，当管理层认为当前证券分析师盈余预测结果偏高时，因为担心实际盈余达不到证券分析师的预测盈余而带来负面后果，就会做出调增盈余的行为。这个结论与Matsumoto（2002）的研究中提到的管理层避免负的“盈余意外”所采取的第一种机制相符。

2.证券分析师盈余预测误差在0%～20%范围内的样本公司，其调增盈余的程度大于证券分析师盈余预测误差大于20%的样本公司，说明当证券分析师预测盈余高于实际盈余时，证券分析师预测误差相对较小的公司将会更积极去迎合证券分析师的盈余预测。这可能是由于盈余预测误差较大的公司认为单纯为迎合证券分析师的盈余预测而做出太大的盈余调整，其成本过高，通过其他的项目也许能获得更好的收益，故其进行盈余调整的动机会小于盈余预测误差小的公司。但也有另一种可能，就是通过调整盈余进行盈余管理后，盈余预测误差反而变小了，是否真的如此，还有待于进一步探讨。

3.盈余预测误差小于-20%的样本公司的检验未获通过，这可能是因为盈余预测误差负值（即正的“盈余意外”）较大的公司，管理层认为调整盈余所带来的“收益”会远小于所发生的“成本”，所以当年并未调整盈余。

4.盈余预测误差在-20%～0%范围内的样本公司做出了调增盈余的行为，这与之前的假设（即调减）正好相反，这可能是因为盈余预测误差负值较小的公司，管理层规避正的“盈余意外”的动机并不大，所以即使证券分析师的盈余预测已经偏低，管理层仍然会做出调增盈余的行为，毕竟调增盈余，能让投资者认为公司盈利能力强，对公司的发展是有利的。

（二）研究贡献

现有文献的研究只是从总体上证明了上市公司为了避免负的盈余意外而做出调整实际盈余行为，并未在根据证券分析师的盈余预测误差对上市公司进行分类的基础上，分别检验每一类公司是否会为了迎合证券分析师的盈余预测而进行盈余调整以及调整的方向和程度。本文在现有文献的基础上，细化了研究样本，按照证券分析师盈余预测误差的大小将研究样本划分为四类，然后分别研究每一类样本公司是否会为了迎合证券分析师的盈余预测而进行盈余调整以及调整的方向和程度，得出了“盈余预测误差小于-20%的样本公司并未存在明显的盈余调整行为，而盈余预测误差在0%～20%范围内的公司、大于20%的公司以及在-20%～0%范围内的公司都会为了迎合证券分析师的盈余预测而调增了实际盈余，且盈余预测误差在0%～20%范围内的公司，其调增实际盈余的程度大于盈余预测误差大于20%的公司和盈余预测误差在-20%～0%范围内的公司”的结论。这个结论是现有文献成果的深入、扩展和补充，从而在一定程度上丰富了该领域的研究成果。

【参考文献】

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公司盈利模式分析范文篇6

关键词：电器制造上市公司盈利能力聚类分析

一、引言

随着我国社会主义市场经济的迅速发展和变化，市场的开放程度越来越高，市场中各个不同经济部门的企业也不断地向着现代企业管理模式的方向转变，以适应市场经济的变化和挑战。同时，不断追求企业自身的利润和收益也成为了众多企业的经营目标。因此，企业的盈利能力在这种背景之下也逐渐成为在市场中的企业高度重视的能力之一。企业的盈利能力（earningpower），也就是一家企业获取自身利润的能力，以及自身的资金和资本的增值能力。其通常由一定时期内企业的收益水平来体现。此外，可以说上市公司的财务运营状况往往也是牵动着企业内部以及企业外部多个集体和个人的经济利益，受到了政府、股东、员工以及公众等多方面的密切关注。其中，上市企业的盈利能力由于其重要地位更受到众人瞩目。因此，对于上市公司的盈利能力采用科学方法进行相关研究并得出科学结论，对于指导社会各界正确认识和评价上市公司的盈利能力是很必要。因此，本研究通过采用最新的部分电器类上市公司的相关数据，运用层次聚类法中的Q型聚类分析法对这些电器类上市公司进行聚类分析，归纳出不同盈利能力级别的上市公司类型，以实现对于电器类上市公司盈利能力的正确评价，具有较强的实用意义和指导意义。

二、文献综述

对于企业的盈利能力，已经有相关的学者采用不同手段和角度进行研究并取得一定进展。例如，宋献中、高志文（2001）就以每股净资产的波动情况来反映企业的资产质量，并通过分析得出的企业资产质量来反映企业的盈利能力。员晓兰（2005）则重点针对开放经济条件下，企业的盈利能力的内涵以及提高措施进行研究，并将企业盈利能力总结为营销盈利能力、管理盈利能力以及财务盈利能力等三个方面。李静波（2009）在《影响企业盈利能力的因素分析》一文中则从6项财务指标和5项非财务指标两个方面，对企业的盈利能力进行了研究，并以此为基础提出提高企业盈利能力的对策。关勇军、梁莱歆（2010）则以浙江省的高新技术上市公司为样本，采用冰山理论，结合高新技术企业的特点，通过聚类分析方法建立了高新技术企业的盈利评价模型。此外，宋吟秋、董慧君和吕萍等（2015）则基于因子分析的方法，对我国多家商业银行的盈利能力进行了综合评价，并进行横向比较得出相应结论。孟贵珍（2009）则选取了9个上市公司的盈利能力财务指标，并利用因子分析方法对多个上市公司进行了综合盈利能力的统计研究。而在本研究中，将选取能够反映上市公司盈利能力的营业利润率、净资产收益率和净利率等3项评价指标，并采用层次聚类分析方法对15家电器类上市公司进行聚类研究和评价。

三、研究样本与指标选取

在本研究中，选取了15家上市的电器公司作为研究样本。研究中所有具体的数据来源于证券之星网站（）的各家上市公司2015年第一季度财务报告资料。

企业的盈利能力评价指标有多种，本研究在借鉴前人研究的基础上，结合考虑我国上市企业的具体财务特征，选取了以下3个财务指标作为本次研究盈利能力评价指标，具体指标分别是营业利润率、净资产收益率和净利率。其中，营业利润率（英文全称：operationprofitratio，简称OPR），是一家企业的营业利润与其营业收入之比，它可以反映上市公司通过经营来获得利润的能力。净资产收益率（英文全称：rateofreturnoncommonstockholders'equity，简称ROE），又称股东权益报酬率，是净利润与平均股东权益的比率，它可以反映上市公司通过自身资产来获取收益的能力。而净利率（英文全称：netprofitmargin，简称NPM），其计算公式为：净利率=净利润÷主营业务收入×100%=（利润总额-所得税费用）/主营业务收入*100%。它可以直接反映一家上市公司的盈利能力。表1为15家电器类上市公司的三项指标的情况。

四、Q型聚类分析

本研究采用的是层次聚类分析方法中的Q型聚类。聚类分析方法有多种，例如层次聚类、快速聚类、模糊聚类等。其中，层次聚类分析即系统聚类分析，即通过一定的层次进行聚类过程的方法。层次聚类主要包括两种类型：Q型聚类和R型聚类。所谓Q型聚类，是以相似的特征为判别基础，将具有相似特征的样本进行聚集，而将存在明显差异的样本进行分离。而R型聚类则是针对变量来进行分类，它可以让具有相似性的变量进行聚集，而将存在明显差异的变量进行分离。通常情况下，R型聚类可以用来实现减少变量数目，并使变量降维。而层次聚类的聚类方法有两种：凝聚方式聚类和分解方式聚类。对于凝聚方式聚类，随着聚类的进行，会使得类内的亲密度逐渐下降。而相反，对于分解方式聚类，随着聚类的进行，会使得类内的亲密度逐渐上升。

在本研究中，由于是对电器类上市公司（即样本）进行聚类分析，所以采用的是层次聚类中的Q型聚类方法。具体而言，本研究通过以我国的15家电器类上市公司为样本，选取能够反映上市公司盈利能力的营业利润率（OPR）、净资产收益率（ROM）和净利率（NPM）等3项评价指标，通过SPSS统计软件对上述的15家电器类上市公司的盈利能力相关数据进行Q型聚类分析，其中对于个体距离，采用的是平方欧式距离。对于类间距离，采用的是平均链锁距离。图1为本次聚类分析的树形图。

根据图1中聚类的结果，本研究将15家电器类上市公司划分为三个类别（如表2所示）。类别Ⅰ包括了正泰电器和老板电器两家上市公司。类别Ⅱ包括了青岛海尔，小天鹅A、创维数字、格力电器、良信电器、美的电器、飞乐音响和东源电器等8家上市公司。类别Ⅲ包括了深康佳A、美菱电器、鑫龙电器、奥马电器和TCL集团等5家上市公司。下边将对各个类别的上市公司的特征进行具体阐述。

类别Ⅰ包括了正泰电器和老板电器两家电器类上市公司。根据表格2的数据显示，该类别的电器类上市公司的营业利润率（OPR）、净资产利润率（ROM）和净利率（NPM）的均值都是三个类别中最高的，分别为17.34%，8.07%和14.80%。这也说明，该类别的电器类上市公司的整体盈利能力最强。

类别Ⅱ包括了青岛海尔、小天鹅A、创维数字、格力电器、良信电器、美的电器、飞乐音响和东源电器等8家上市公司。该类别的电器类上市公司的营业利润率（OPR），净资产利润率（ROM）和净利率（NPM）的均值都居于三个类别中的第二位，分别为8.65%，4.02%和8.66%。这也说明，该类别的电器类上市公司的整体盈利能力较强，但仍与类别Ⅰ的公司有所差距。

类别Ⅲ包括了深康佳A、美菱电器、鑫龙电器、奥马电器和TCL集团等5家上市公司。该类别的电器类上市公司的营业利润率（OPR）、净资产利润率（ROM）和净利率（NPM）的均值都最低，分别为1.92%、1.40%和2.15%。这也说明，该类别的电器类上市公司的整体盈利能力较弱，与前两类存在明显的差距。

五、结论

在本研究中，通过以我国的15家电器类上市公司为样本，并选取能够反映上市公司盈利能力的营业利润率（OPR）、净资产收益率（ROM）和净利率（NPM）等3项评价指标，使用SPSS统计软件对这15家公司进行Q型聚类分析，从而得到了3个不同盈利能力级别的我国电器类上市公司分类，并分别对这三个类别的电器上市公司的盈利能力指标均值进行了具体描述。从而发现，这三类公司之间的盈利能力存在较为明显的差异。因此，对于处于第二类和第三类的电器上市公司而言，要不断提高企业通过业务经营和自身资产来获取利润的能力，以提高自身的综合盈利能力，从而缩小与领先水平的上市公司（第一类）的差距，增强自身的市场竞争能力。

参考文献：

[1]宋献中，高志文.资产质量反映盈利能力的实证分析[J].中国工业经济，2001（4）：78―80

[2]员晓兰.谈开放经济条件下企业盈利能力[J].东北农业大学学报（社会科学版），2005（3）：33―34

[3]李静波.影响企业盈利能力的影响因素分析[J].商业经济，2009（4）：57―58

[4]关勇军，梁莱歆.基于冰山理论的高新技术企业盈利能力模型及评价――以浙江省为例[J].软科学，2010（5）：78―81

[5]宋吟秋，董慧君，吕萍.我国商业银行盈利能力的实证分析[J].现代管理科学，2015（6）：79―81

公司盈利模式分析范文

关键词：股价；每股收益；面板数据；相关分析

中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006-4117（2012）02-0116-01

一、前言

（一）国外文献自20世纪60年代，鲍尔（Ball）和布朗（Brown）对公司盈利与股票价格之间关系所进行的开创性研究以来，引发了一场重大的革命。Finger（1994）研究发现，公司盈利对股票价格有显著的预测能力，Dechow（1994）的研究认为，公司盈利比经营现金流量具有更高的价值相关性。

（二）国内文献我国学者赵宇龙（1999）对会计盈利与股价行为进行了研究，结果表明会计信息的相关性主要表现在会计盈余上，而现金流量则不具有价值相关性。赵春光（2004）研究发现，会计盈利和现金流量与股票价格都具有价值相关性，并且现金流量的价值相关性低于会计盈利。在此后的文献中，李寿喜等对会计盈利与股票价格之间的相关性研究都是采用Ohlson-Feltham股票计价模型进行回归分析，通过回归系数来解释会计盈利与股票价格之间的相关关系。

二、数据来源和处理

从Wind数据库中选取沪深300指数成份股中，从2002年已经上市且至2011年年底未退市公司的收盘股价和每股收益数据。在对收盘股价的处理过程中，选择季度所在区间，然后导出季度平均价，再从数据库中直接导出基本每股收益的数据。关于公司的选取，考虑到股价与基本每股收益关系的连续性，以及财务的稳健性，故选取从2002年直至2011年一直挂牌交易的公司。至于为何从2002年选取，是因为从股市周期的不同阶段，即牛市和熊市的划分作为依据的。具体的划分参照严武等（2006）对BB准则的运用，本文在划分过程中，稍作修改，将数据延伸至今。周期共划分4个熊市阶段和4个牛市阶段，并且包含了股权分置改革（2005年）前后数据，在连续性和全面性方面做到很好的统一。在筛选上市公司作为研究对象时，剔除了2002年-2011年间出现过较长时间停牌而缺少上市公司股价数据的公司，最后剩下151家，沪市96家，深市55家，作为本文的研究对象。在前言部分，可以通过相关文献清楚了解到，在众多公司财务数据中，基本每股收益对股价具有较强的解释和预测力。因此，盈利指标选取基本每股收益EPS作为对季度股价的解释变量。

三、模型建立与实证分析

本文通过建立面板数据模型，以151家上市公司每季度股价平均值和基本每股收益分别作为因变量和自变量，进行线性相关分析并拟合出合适的模型。

首先录入数据，本文选择Eviews6作为面板数据分析软件，建立pool数据集后，

（一）对两个变量数据做平稳性检验，由结果可得，两个变量均为零阶单整。

（二）协整检验，作Fisher协整检验，从输出结果可以得出：有27家公司数据不存在协整，有124家公司存在零阶协整。

（三）模型形式检验，对模型形式进行Hausman随机检验，选择截距和趋势项为随机（Random）影响，来确定对模型做随机效应的拟合是否合适，

检验结果p近似为零，即拒绝原假设，说明模型不适合做随机影响模型。然后，我们选取截距和趋势分别为固定（Fixed）影响和随机（Random）的组合，得出结论，在选择截距和趋势均为固定影响时，模型的拟合优度和SIC及AIC准则较为合理。

（四）协整回归。我们采取双固定影响下的协整回归，输出结果如下图所示：

相关统计检验结果输出图为：

得出回归方程式为:

（五）残差项单位根检验，通常只适用于在个体时间序列间最多存在一个协整关系的特殊情形且最多允许面板数据存在同期空间相关性，因为我们已经对模型的协整关系个数作过协整检验，且满足最多存在一个协整关系的假设，所以下面就对模型回归方程式残差项作单位根检验，输出结果如下所示：

从检验结果可以看出，残差项为平稳序列，模型设定具有统计意义。

结束语：随着我国证监会对公司分配收益要求的提高，我们在分析股价的变动方面，对基本每股收益的参考将会更加强化。在计算和预测上市公司股票价格的变动时，公司的财务数据在根本上决定了价格，每股收益等公司盈利指标对公司股票价格的影响，说明股价的波动依赖于基本每股收益。我们在做出上述模型分析时，也考虑到了EPS对股票价格的长期影响，但由于操作原因，未能做到较好的分析，尚存不足。

作者单位：江西财经大学金融学院

参考文献

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[2]邓晓霞.股票价格内部影响因素实证研究[J].现代商贸工业,2011(22).

公司盈利模式分析范文1篇8

(一)研究方法综观现有的盈余管理计量方面的相关文献，盈余管理的实证计量方法主要包括三种类型：应计利润分离法、具体应计利润法以及盈余分布法。盈余分布法通过分析确定企业可能实施盈余管理的阈值点，然后检验阈值处密度函数光滑或连续性来判断企业是否在阈值点实施盈余管理。在上市公司的管理层实施收购时，管理层会利用资本市场中的信息不对称和会计监管制度的不完备性实施盈余管理，由于各家实施MBO的上市公司盈余水平存在显著差异，因此，很难合理确定一个阈值点以检验上市公司管理层是否实施盈余管理。特定项目应计法适合特定行业的某一项或一组应计项目。而实施MBO的上市公司涉及多个行业，并且需对可能实施盈余管理的多个应计项目进行分析检验。因此本文的实证研究不适合采用盈余分步法和特定项目应计法。本文采用应计利润分离法进行实证研究。应计利润分离法采用模型将应计利润分离为可操纵应计利润(DiscretionaryAccruals，DA)和不可操纵应计利润(Non—DiscretionaryAccruals，NDA)，并用可操纵应计利润来衡量盈余管理的大小和程度。Kaplan(1985)指出会计中权责发生制的本质是应计利润(非操控性应计利润)会随着经济环境的变化而改变，因此在对非操纵性应计利润的计量中应考虑经济环境的改变对企业应计利润产生的影响。在利用应计利润分离方研究盈余管理的模型中，只有琼斯模型及其衍生的模型明确地将经济环境改变引入到对非操纵性应计利润的估计中。

Dechow，Sloan&Sweeny(1995)、Guay，Kothari&Watts(1996)、Thomas(2000)等对应计利润分离法相关模型进行实证分析表明，琼斯模型和修正的琼斯模型的实证研究结果相对较为可靠。而陆建桥(1999)、陈小悦、肖星和过晓燕(2000)、夏立军(2003)的研究则证明，在中国证券市场上，琼斯模型和修正的琼斯模型同样较为适用。考虑到中国上市公司普遍存在盈余管理的行为李清(2008)、吴连生(2007)、王婷等2009、张雷2009，而琼斯模型假设销售收入不会纵的可能性较低，因此，本文采用修正的琼斯模型对上市公司管理层收购的盈余管理进行分析。修正的琼斯模型如下：TA=NI一CFO(1)式中，TA。表示应计利润总额，NI表示净利润，CFO．表示经营活动现金净流量。这三个指标均为经过第t—l期期末总资产调整后的第t期数值。TA产l(1／A_1)+仅2l(AREV．一AREC)／A『-1j+3(PPECAl_1)(2)；NDA=仅1(I／A1)+2l(AREV一AREC．)／A_1j+3(PPE／A}-1)(3)；DA．=TA一NDA(4)式中，NDA表示经过第t一1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计利润，DA表示经过第t一1期期末总资产调整后的第t期的操控性应计利润，AREV。表示第溯和第t一1期的收入差额；AREC。表示第t期和第t一1期的应收账款的差额；PPE表示第t期期末的固定资产价值；A表示第t一1期期末总资产；、：、0【表示公司特征参数，可以运用估计期各项数值进行回归取得。根据修正的琼斯模型，本文先采用配对公司的相关数据通过式2估计参数d、Q、仅，，然后将估计出的参数带人式3，采用样本公司相关数据计算出样本公司的非操纵性应计利润(NDA)，最后通过式4计算实施MBO的上市公司在管理层收购当年及前后各2年的操控性应计利润(DA)。

(二)样本选取和数据来源本文的研究对象为上海和深圳证券交易所自2000年至2007年期间实施管理层收购的上市公司。本文主要研究上市公司管理层在实施MBO前后是否对上市公司进行盈余管理行为，因此，样本选取遵循如下原则：

(1)本文所研究的管理层收购是指实施收购后，管理层对上市公司具有实际的控制权，或能够对上市公司的生产运营产生重大影响，而带有股权激励性质的管理层持股的上市公司。

(2)本文以股权收购协议签署的时间作为实证研究中管理层收购的时间。上市公司转让价格已经确定，并且转让价款一般也已支付，管理层实际上已经获得了对上市公司的控制权，并且获得政府批准，因此，本文以股权转让协议的签署日作为管理层实施收购的时间。

(3)本文所研究的管理层收购剔除由于上市公司原大股东减持使管理层自动成为上市公司的第一大股东或实际控制人。管理层没有足够的压力或动力在管理层收购前实施向下”的盈余管理，或在管理层收购后实施向上”的盈余管理，有可能会影响研究的整体效果。(4)上市公司必须在MBO实施前2年上市交易，并且在MBO实施后2年内控制权没有发生变化；管理层收购完成当年及前、后2年的财务数据必须完整，必须是2008年以前进行MBO的上市公司。不考虑2ooo~之前实施管理层收购的上市公司。因此选取了实施管理层收购的34家样本公司，见表(1)。表(2)显示了实施MBO的上市公司年度及行业分布。可以看出，样本公司的行业分布涉及13个行业，以传统行业为主，并且主要集中在制造业。样本公司实施管理层收购的年度主要集中在2002年和2004年，这是由于在2003年财政部一度暂停对国有上市公司实施管理层进行审批，因此，导致2003年实施管理层收购的数量较少。本文选取配对样本应同时满足以下条件：与样本公司的所属行业相同或相近；与样本公司的资产规模在实施MBO的前一年较为接近；配对样本公司在同一时期没有发生其它重大事项。本文数据来源为上海证券交易所网站、深圳证券交易所网站、中国上市公司资讯网(http：／／www．cnlist．eom)和国泰安数据库(CSMAR数据库)。

实证检验

(一)描述性统计样本公司描述性统计如表(3)所示（表略）。可以看出，上市公司在实施MBO前后，公司的资产和净资产规模呈现同步增长的态势，但资产总额的增长幅度更为迅速；营业收入的增长趋势没有发生变化，现金流也一直保持与营业收入同步增长的趋势，但增长的幅度要小于营业收入。而营业利润和净利润却呈现出先扬后抑的趋势，但均显著为正，这既可能是管理层在实施MBO前为降低收购成本增加费用或成本以减少公司的盈利，也可能是由于上市公司的管理层在取得公司控制权后通过关联交易转移上市公司的利润。因此，仅从实施MBO的上市公司5年的相关财务数据上无法判断上市公司在实施MBO前后是否进行盈余管理。

(二)回归分析样本公司财务状况差异性分析如表(4)所示（表略）。可以发现，上市公司的资产规模、总资产报酬率、营业利润率、全年实现的收入和利润均无显著区别(T检验和Z检验均不显著)，这说明样本公司和配对公司的规模和经营情况比较接近，无显著差异，可以用配对公司比较好的控制规模、行业等对盈余管理行为分析的影响。进一步地，如表(5)所示（表略），通过研究发现，实施MBO的上市公司在管理层收购的前一年(T_1)和当年(T)的操纵性应计利润的均值和中位数均为负，并在5％的显著水平下显著；在管理层收购前的第2年(T_2)，操纵性应计利润的均值和中位数均为正，但在5％的显著水平下不显著；在管理层收购后两年内(T+I，T+2)，操纵性应计利润的均值和中位数均为正，并在5％的显著水平下显著。#p#分页标题#e#

结论

公司盈利模式分析范文篇9

关键词：盈余质量；信息观；计量观

国外学者把对盈余质量理解分为基于决策有用的信息观和基于决策有用的计量观，基于决策有用的信息观认为，盈余是一种包含多种信息的信号，市场上报酬率和股票价格的变动可以作为信号作用替代变量。因此学者用盈余的持续性、可预测性和平稳性的时间序列特征对盈余质量进行界定和评价。

基于决策有用的计量观则立足于会计报表的项目构成及其关系，强调如何通过更为有效的会计计量方法反映企业真实的经济活动，增加由会计报表所提供信息的决策有用性。

从会计报表的角度定义盈余质量，即盈余与现金流量的关联程度。两者分离程度低，即盈余中所含有的现金流量比例越高，就认为盈余质量越高。因此西方对盈余质量的计量就是从这个角度展开的。

1国外基于决策有用的计量观

1.1总应计项目

DeAngelo(1986)提出总应计项目的变化可以用来衡量盈余质量。但是以应计项目为基础形成的盈余质量概念与FASB基于持续性、可预测性、平稳性的盈余质量概念并不一致，也不可能趋同。

1.2盈余管理程度

以盈余与现金、应计利润的关联程度作为盈余质量的测度变量。应计利润是权责发生制会计所核算的盈余和收付实现制会计所核算的盈余之间的差额。盈余由经营活动现金流量与应计利润两部分组成，应计利润又分为可操控性应计利润(DA)与非可操控性应计利润(NDA)。盈余与现金、应计利润之间的关联程度不仅反映出企业经营的某些特征，更是会计确认计量和会计政策选择，甚至是盈余管理的集中反映。

对于盈余管理的衡量，Healy以总应计利润衡量盈余管理，但这种方法忽略了应计利润中不可操纵的部分；Deangelo则以应计利润的变动部分来衡量盈余管理，但该方法无法控制经济情况改变对非可操纵性应计利润的影响；Jones、Dechow和Sloan等都倾向于以可操控性应计利润作为盈余管理的变量；而DechowandDichev，HribarandCollins，WhisenantandYohn等则认为，会计盈余中的现金比应计利润具有更高的信息含量，并以应计利润与经营现金净流量的比值来判断盈余质量，该比值越高表示盈余质量越低。总的来说，盈余中应计利润部分越少，特别是可操控性应计利润越少，经营现金流量越多，则盈余质量越高。

琼斯模型以盈余质量为出发点，经过盈余管理环节，最终又回到盈余质量，该模型后来被大量用于盈余管理的识别和评价。琼斯模型以及修正的琼斯模型验证了应计项目回归残差可以用来反映盈余管理的程度，盈余管理程度又被认为与盈余质量呈反向关系。Dechow，Sloana和Sweeney(1995)通过对四个重要模型的比较分析得出结论，修正的琼斯模型对于识别盈余管理最为有效。

1.3应计项目水平

Sloan(1996)和HougeandLoughran(2000)都认同会计盈余是由两部分构成的：即提供可靠且相关的现金流量信息部分和应计项目部分，所以应计项目水平可以作为盈余质量的表征变量，并且通过研究发现，应计项目水平与股票收益之间存在负相关关系。

1.4会计政策选择

Teohetal(1998)年研究了短时期内减少坏账准备或折旧对于盈余持续性的影响。类似的还有BeaverandEngel(1996)对于减少贷款减值准备影响的研究，Moehrle(2002)对高估重组费用影响的研究等。他们对盈余质量的界定基本上仍属于决策有用观，但更强调会计计量方法的影响。

Penman和Zhang(2002)研究了保守会计对盈余质量的影响，为会计报表层面盈余质量的研究和评价开启了新的思路。他们设计并采用保守会计程度指数计算得出盈余质量指数，将资产负债表信息与收益表信息联系起来，进而将盈余质量的影响扩展到资本市场中对股票报酬率的影响上。

2国内基于决策有用的计量观

2.1从利润的各构成部分对利润总额的比重，评价盈余质量

王志台采用公司的主营业务利润作为永久性盈余的表征变量，以主营业务利润比重(主营业务利润／利润总额)作为盈余持续性的衡量标准，对我国上市公司的盈余质量进行了研究。贝洪俊(2002)从主营业务利润分析盈利质量，公司的盈利质量与主营业务利润持久性发展呈显著的正相关关系。

2.2从盈余的收现量，评价盈余质量

储一昀、王安武(2000)采用现金制下的指标与应计制下的指标作对比。计算两者的差额，从而判断利润的含现量。他们通过对我国上市公司盈余质量的多角度分析，得出以下结论：目前我国上市公司盈余质量存在的问题，主要在于盈利的获得和现金的流入并不同步，而且存在一定的盈利操纵行为。

储一昀与王安武从盈余与经营现金流量联系的角度出发，考察了我国上市公司的盈余质量问题。他们认为，盈余质量反映盈利的确认是否伴随相应的现金流入，只有伴随现金流入的盈利才具有较高质量，具体表现为以应计制为基础计算的有关盈利指标数值与以现金制为基础计算的有关盈余指标数值的设计出净资产收益率、每股收益、总资产收益率、销售利润率四组8个指标，通过计算这些指标在应计制与现金制下的差额来反映盈余质量。

耿建新等从现金流量与净利润比较角度来发现违规公司报表的特点，寻找信息不实公司的预警信号。研究发现，当企业在经营业绩下滑时，若进行盈余操纵，其净利润现金差异率会显著高于同行业平均水平，因此净利润现金差异率既可以作为一个盈余质量指标，也可以作为一个预警监控指标。

周建波选用了经营现金流量、经营现金流量变化、存货、坏账准备、应收账款、毛利、销售及管理费用、非经常性损益等8个指标分别采用两种方法计算盈余质量的综合得分值，并通过回归分析，检验各指标以及盈余质量综合得分对股票回报率和未来盈利的增量解释力。

王庆文以1998—2002年沪深两市A股为样本，以应计利润作为盈余质量的表征变量，研究其对公司下一年度盈余及未来两年内股票收益的影响。

2.3构造多指标模型，评价盈余质量

苟开红(2005)从相关性和可靠性出发，选取了四项指标，构建了一个盈余质量的评价模型，这四个指标是：①预测价值；②及时性；③无偏性；④表象真实性。把上述4个指标通过换算，采用百分制形式，最高分为1O0，最低分为0，得分越高质量越好，然后采用层次分析法计算权重，建立以可靠性为核心的收益质量指数模型。

孙晖，李峰建立了上市公司盈余质量评价系统，从多维度来全面评价上市公司盈余质量。盈余质量的外在表现形式包括盈余的预测价值、反馈价值、如实表述、中立性。

陈收和唐安平从财务分析角度，选取了持续性、成长性、稳定性、现金保障性、安全性、可靠性、公司治理效果和行业特性8个方面共22个指标对我国A股上市公司的盈余质量进行了综合评价。并根据评价结果，就盈余质量对股票收益的解释进行了实证研究。他们在典型的盈余——收益率模型中加入22个盈余质量评价指标。

综合上述观点可以看到，目前国内外对盈余质量的内涵还没有一个统一的认识，有人强调真实性、有人强调现金保障性、有人强调持续性、有人同时强调几个方面。国内学者王志台、储一昀和王安武、耿建新、王庆文都只是从单一方面对我国上市公司的盈余质量进行实证分析；周建波、陈收和唐安平考虑的因素比较全面，但没有系统分析我国上市公司盈余质量存在的问题及如何改进。

在最新的实证研究中，我国学者多采用西方学者论证成熟的盈余质量模型，如盈余反应系数、琼斯模型、应计项目等。但是利用模型评价不同行业间公司的盈余质量时可能会存在一定的局限性。

我国目前盈余质量相关性方面的研究有基于委托理论，研究公司治理结构中管理层持股比例与盈余信息含量的关系。朱星文,蔡吉甫,谢盛纹（2008）发表了公司治理、盈余质量与经理报酬研究，他们用操纵性应计利润指标反映公司的盈余管理程度，并且选取截面修正的琼斯模型来估算上市公司的盈余管理程度。

毛洪安（2008）发表了管理股权、会计选择与盈余质量研究，根据异常应计项目框架和修正的Jones模型，以1995—2004年上市公司数据为样本，对上市公司管理股权通过会计选择影响企业的盈余质量进行了分析。

王建华（2008）发表了上市公司最高决策者与盈余质量的相关性研究，作者采用的盈余质量评价模型是以Easton和Harris提出的盈余反应系数为基础，并考虑我国上市公司的行业经营环境,引入行业变量,得到基本模型。即作者运用盈余反应系数来度量盈余质量。

盈余反应系数是根据当期的盈余变动情况预测未来市场回报的能力,是从市场反应的角度对盈余质量进行度量和评价,它度量的是盈余质量的反馈价值。检验盈余对股票超常收益的影响程度通常要采用回归分析法,盈余变量的回归系数即盈余反应系数可以反映公司盈余质量的市场认可程度。

从外部大股东视角，研究控股股东或机构投资者持股在公司治理中的作用及对盈余质量的影响，早期的论文直接研究控股股东或机构投资者与盈余质量的关系，近年来学者从控股股东对公司资金的掏空和支持，关联交易方面，来研究两者之间的关系。

周晓苏，张继袖，唐洋（2008）在控股股东所有权、双向资金占用与盈余质量一文中，综合考虑每个行业面临的不同风险,用行业应计项目的中位数调整个别企业的应计项目作为盈余质量的表征变量。这个指标一方面符合盈余质量的思想,有现金流保障的盈余是高质量的,是经营现金流和收益比率的变形；另一方面,该指标调整了行业因素,相当于剔除了行业的非操控性应计项目；同时该指标相比应计项目的变化多了一期数据,增加了样本量。

公司盈利模式分析范文篇10

关键词：控股股东持股比例盈余管理

一、引言

上市公司控股股东侵害小股东利益的现象时有发生，控股股东的违规行为一直都备受社会各界的广泛关注。从现实情况看，控股股东除了通过直接的违规手段侵害小股东的利益外，还可能通过间接的、更为隐蔽的方式――盈余管理来获取不正当利益。陆建桥(1998)、陈小悦(2000)研究发现，我国上市公司均不同程度存在盈余管理行为。唐宗明、蒋位(2002)研究发现，控股股东盈余管理行为隐藏了上市公司的真实盈余信息和运营效率，加剧了控股股东和投资者之间的信息不对称，误导了外部投资者对公司价值的判断和投资决策，从而造成控股股东对小股东的掠夺和侵害。余明桂、夏新平(2003)认为，控股股东会通过盈余管理攫取控制权收益来侵害小股东的利益。上述学者的研究焦点集中在控股股东与上市公司盈余管理问题上，并将控股股东作为一个整体来研究，而控股股东的持股比例有大小之分，有持股低的，也有持股高的。尽管控股股东持股比例与上市公司显性违规行为方式之间的关联不显著(陈见丽，2007)，但其与隐性盈余管理是否存在关系，本文拟控股股东持股比例不同的上市公司在盈余管理方面的差异性进行检验。

二、样本选择与数据来源

本文选取1999～2005年度深、沪证券交易所公开谴责的212起上市公司案例为研究样本，其中个别上市公司受公开谴责的次数在两次以上(含两次)的，每受谴责一次，就计作一起案例。2004年之前(含2004年)上市公司的财务数据来源于香港理工大学和深圳国泰安公司联合开发的CSMAR2004数据库，2005年的数据则来源于新浪网。统计第一大股东的持股比例时，如果上市公司的前十大股东之间存在关联关系，则将这些有关联股东的持股比例合并计算。如深交所的浙大海纳(000925)、*ST嘉瑞(000156)、合金投资(000633)、赛格三星(000068)和海王生物(000078)的第一大股东持股比例都低于50％，而有关联关系的前十大股东的持股比例合并计算后超过则50％，因而把它们归为“第一大股东持股比例超过50％”这类公司中。数据基本分析使用的是EXCEL软件，描述性统计分析及回归分析使用的统计软件包是SPSS12.0。本文将控股股东持股比例超过50％的上市公司定义为“股权高度集中组”公司，将控股股东持股比例介于30％和50％之间的上市公司定义为“股权集中组”公司，将控股股东持股比例低于30％的上市公司定义为“股权分散组”公司。

三、实证检验

根据Healy和Wahlen(1999)的观点，可以将盈余管理(Earningmanagement)界定为：公司内部人在准则允许的范围内，通过影响财务报告或构建实际交易来对盈余数字进行操纵，以误导公司外部人对于公司潜在业绩的认知，或者对以报告盈余为基础的契约结果施加影响的行为。已有的研究成果表明，我国上市公司的盈余管理现象非常普遍，而且盈余管理的手段也是多种多样的，按其调控项目的不同可分为操纵“线上项目”和操纵“线下项目”两种。其中线下项目指公司从附属的和非持续性的业务活动取得的收入，而线上项目则是从正常经营活动取得的收入。为了使结论更有说服力，本文不仅考察线上项目的盈余管理水平，还把线下项目的盈余管理也纳入研究范围，并采用两种计量方法分别进行检验。

(一)应计利润分析在现行权责发生制的会计模式下，企业净利润实际由经营现金流量和应计利润总额两部分构成，所以，应计利润总额=净利润-经营现金流量。

进行盈余管理实证研究时，关键是在会计盈余(主要是应计利润总额)中分离出哪些是未经人为管理的、哪些是已经人为管理的。应计利润总额可分为操控性应计利润和非操控性应计利润两部分，由于管理者常常通过可操控性应计利润来管理盈余，因此一般以操控性应计利润作为验证盈余管理假设的依据。如果上市公司存在盈余管理行为，则净利润与调节了不可操控性应计利润后的经营活动净现金流量有较大差异，这种差异并非是由应计制和现金制本身的差异所引起的，而是由管理者调节可操控性应计利润所致的。由于不可操控性应计利润和经营活动现金流量一般较为固定，因此，净利润与经营活动现金流量差异的大小可以粗略地反映上市公司的盈余管理程度。当经营净现金流量大于净利润时，则表明公司可能考虑到各年盈余的平滑而虚减了盈余；而若经营净现金流量小于净利润，则可能是公司为利好消息虚增了盈余。在我国现今的上市公司中，后者可能更多一些。因此，本文首先以“应计利润总额”来度量盈余管理程度，然后再以“操控性应计利润”来检验。

应计利润总额分析。为了使不同规模的公司具有可比性，本文以滞后的总资产对应计利润总额进行平减调整，即：剔除不满足公式计算要求的2005年受公开谴责上市公司样本48个，以及其它年份的样本14个，余下有效样本150个(表1)。由(表1)可以看出，均值和中位数的差异值分别为0.077、0.047，均大于零，表明股权分散组公司的“应计利润总额”小于股权高度集中组公司。均值的P值(T检验)为0.104，中位数的P值(T检验)为0.051，表明股权分散组公司的盈余管理程度与股权高度集中组公司的差异在5％的水平下不显著。

操纵性应计利润分析。本文选择扩展的Jones模型(廖理等，2005)度量操控性应计利润，扩展的Jones模型是假设相同年份相同行业的非操纵性应计项比例相似，采用分行业分年度的横截面的修正Jones模型来估计操纵性应计利润，并且通过加入滞后流动应计利润来控制前期应计利润的反转。具体模型为：

其中，CA为流动资产的变化，CASH为现金及现金等价物净增加额，CL为流动负债合计的变化，STD为负债合计的变化，ITP为应交税金的变化，DEPR为累计折旧。

通过分年度分行业进行回归，每年每个行业的非操纵性应计利润是回归式(1)的估计项。每个公司的盈余管理的度量――操纵性应计利润是回归(1)的残差项，即总的应计利润与估计的非操纵性应计利润之差。

本文选取样本数据时进行了如下剔除：第一，由于1999年公开谴责的样本只有1家，2000年公开谴责的样本只有5家，样本量太少，不具有代表性，故予以剔除；第二，由于金融类公司具有特殊的资产负债结构与经营现金流特征，应计利润与其他类型公司存在明显差异，因此剔除了1家金融类受公开谴责公司(安信信托600816)；第三，为了保证研究结果的可靠性，还剔除了缺乏足够数据对模型中参数进行有效估计的28家公司。因而最后得到有效样本178个，使用的数据是上市公司受公开谴责前一年的财务数据。-

分析计算结果见(表2)。从(表2)可以看出，均值和中位数的差异值分别为0.127、-0.075，均小于零，表明股权分散组公司的“操控性应计利润”大于股权高度集中组公司。均值的P值(T检验)为0.543，中位数的P值(T检验)为0.301，表明股权分散组公司的盈余管理程度与股权高度集中组公司的差异在5％的水平下不显著。

(二)线下项目分析本文采用非经常性损益指标来度量以线下项目操控的盈余管理。所谓非经常性损益，是指公司正常经营以外的、一次性或偶发性损益，主要包括补贴收入、各项减值准备的转回、资产处置损益等。相对于经常性损益，非经常性损益具有一次性、偶发性和不确定性的特点，投资者无法或很难通过分析非经常性损益来预测企业未来的发展前景。特别在我国，法律法规对上市公司的监管主要是以上市公司在会计年度内的净利润为指标的，因此，非经常性损益的高低必将影响上市公司最终是盈利还是亏损。尤其对于亏损的上市公司或即将面临退市的上市公司来说，扭亏为盈是公司的目标，但这类公司经常性项目利润操纵的空间比较小，非经常性损益就成为其进行盈余管理的主要手段，而往往地方政府及关联方也会给以支持。

从上市公司利润构成来看，利润总额和净利润除受主营业务影响外，还受三项费用、其他业务利润、投资收益、补贴收入、营业外收支净额等多项因素的影响，而后几项正是上市公司盈余管理的主要渠道，也是非经常性损益的主阵营。借鉴Haw等(1998)的研究成果，线下项目包括：来自短期投资和长期投资的利得或损失以及其他的线下项目，如来自销售资产的利润或从政府取得的补贴等。因此，本文以投资收益、补贴收入及营业外收支净额三项非经常性损益来度量盈余管理，并以股东权益对变量进行调整，即：

剔除不满足计算公式要求的2005年公开谴责样本48个及其它年度的样本14个，余下有效样本150个(表3)。由(表3)可以看出，均值和中位数的差异值分别为0.084、0.001，均大于零，表明股权分散组公司的“非经常性损益率”小于股权高度集中组公司。均值的P值(T检验)为0.558，中位数的P值(T检验)为0.464，表明股权分散组公司的盈余管理程度与股权高度集中组公司的差异在5％的水平下不显著。

公司盈利模式分析范文篇11

关键词：管理层个人动机；盈余管理；发展速度；高管报酬

中图分类号：F23

文献标识码：A

一、问题的提出与研究假设

伴随着两权分离的现代企业制度的发展，西方发达国家相继实行以会计盈余为基础的公司高管薪酬计划。由此引发了公司高管为获取最大薪酬而进行的盈余管理行为。在我国股票市场，盈余数字具有很强的信息含量，进而影响到股票价格。此外，会计盈余还是许多契约和证券市场管制的重要参数，各利益相关人对企业盈利或亏损十分敏感。正是由于盈余的信息如此重要，作为经济人的企业管理当局，必然产生影响报告盈余的动机。研究者认为，获取权益融资的资格是中国上市公司盈余管理的重要动机。那么，控股股东积极地进行盈余管理以保有在资本市场权益融资的资格，其目的何在呢?其收益者是谁呢?权益融资背后的目的是推动上市公司进行盈余管理的深层次原因。

从表面上看，盈余管理实质上是公司管理当局、注册会计师、控股股东等的合谋寻租行为。基于在复杂的制度背景下对我国上市公司盈余管理的动机分析，可以发现管理层个人利益与企业、地方政府利益相互作用下，盈余管理行为将主要表现为虚增利润。同时，这些动机的结果难以预测和检验，但必然在与管理层个人利益一致时得以实现。

在我国，上市公司大多是由国有企业改制而来，公司的高层管理者多由政府部门委任，且保留干部身份，公司的经营业绩在很大程度上决定其政治前途。一方面国有控股上市公司经营者的业绩与其政治待遇有密切联系，公司经理人员为追求荣誉与晋升就会进行盈余管理；另一方面国有上市公司与政府目标相联系，在这种情况下，为了取悦和迎合政府与上级部门，实施盈余管理就成为他们调整公司业绩的一种选择。因此，隐性报酬如声望、政治前途、职务消费等对上市公司管理层进行盈余管理也具有驱动力。尤其当上市公司是国有股占控股地位时，报酬制度与人事制度缠在一起，对中国上市公司的管理人员而言，声望和政治前途也许是他们更为看重的报酬。

已有的研究表明，我国上市公司管理层的报酬和隐性报酬(声望、政治前途、在职消费等)都与企业的规模呈正相关。在国有控股企业中，管理层的在职消费对管理层的薪酬存在着“替代”作用。因此，高层管理者在任期间不是关心自身的当期显性收益，而是关心公司的形象、规模、发展速度等问题，为升迁打开通道。由于发展速度反映着公司的形象和预期规模，因此成为地方政府、控股股东和经理人共同关注的问题。下文主要分析检验管理层个人动机假设的存在性，提出以下假设：

假设1：高管层报酬与上市公司盈余管理正相关。

假设2：公司发展速度与上市公司盈余管理正相关。

二、模型的构建与盈余管理的计量

上文已根据上市公司国有控股性质的差别分别提出了高管层个人职位和报酬动机存在性的假设，为了分析检验，现构建如下模型：

ComP=β0+β1DA+β2PRI+ε(1)

Dev=β0+β1DA+β2PRI+ε(2)

模型1、2分别用于假设1、2的检验。其中，Comp是高管年度报酬指标。因为在我国上市公司中，对重要决策起决定作用的可能是总经理，也可能是董事长。本文强调公司核心层的合力作用，因此取公司前三个最高报酬和的对数作为Comp。Dev是公司的发展速度，这里用本年期初资产与期末资产比值来反映。PRI是上市公司产权性质，为美元控制变量。第一大股东为外资、民营、乡镇集体所有制企业或非国家控股的股份制企业时，PRI取值为1，否则为0；DA是上市公司盈余管理程度估计值，运用应计利润分离法估计取得。

在上市公司盈余管理的估计、测量中，盈余频率分布模型在国内得到普遍应用。本文选择截面修正的Jones模型对上市公司的盈余管理作出估计，公式如下：

TA=Eaming-CFO(1)

DA1=TA1-NDA1(2)

NDA1=a1(1／At-11)+a2((REV1-RECt)／At-1)+a3(PPEt／At-1)(3)

在(1)－(3)式中，TA代表总体应计利润，Earning代表企业盈利，CFO代表经营活动产生的现金净流量，NDAt是经过第t-I期期末总资产调整后的第t期的非操纵性应计利润，REV1是第t期收入和第t-1期收入的差额，RECt是第t期净应收款项和第t-1期净应收款项的差额，PPE，是第t期期末总的厂场、设备的固定资产价值，At-1是第t-1期期末总资产。a1、a2、a3是不同行业、不同年份的特征参数，这些特征参数的估计值根据以下模型，并运用经过行业的不同年份数据进行回归取得：

TA／At-1=a1(1，At-1)+a2(REV1／At-1)+a3(PPEt／At-1)+ε(4)

(4)式中，a1、a2、a3是a1、a2、a3的OLS估计值；TAt是第t期的总应计利润。ε1为剩余项，代表各公司总应计利润中的操纵性应计利润部分。其他变量的含义和方程(3)相同。

三、样本选取与数据准备

本研究以2004年末已在中国沪深证券交易所上市的A股上市公司的13个行业分类中选取了3个行业的企业为研究对象，剔除部分上市公司后的样本容量为1，085个上市公司的有效样本，具有较好的代表

性。样本选择中，金融类股票的资产负债比较特殊，其他9个行业由于样本较小存在偏度，为了保证研究的准确性，都予以剔除。因此，本文选取了3个行业样本，但一些企业因部分数据缺失也未包含在内，具体见表1。(表1)收集这些公司2004年和2007年各项财务数据及公司治理的相关数据。本文样本的数据由中国证券报、中国证监会网站公布的上市公司年报资料整理而成。

四、模型计算及分析

1、盈余管理测度。对3个行业2004年和2007年的盈余管理进行测度，结果如表2。表2中的样本为分年度、分行业数据，为了消除异方差和多重共线性的影响，采用更合理的广义二乘法(GLS)进行了估计，然后把估计值代入修正的琼斯模型，计算出可操纵的应计利润。(表2)

2、回归分析结果。我们利用盈余管理测度结果和回归模型1、2检验高管报酬和公司发展速度与上市公司盈余管理程度之间的关系，具体见表3。(表3)

从模型1的回归结果可以看到，FValue的值为0.11，回归方程未通过显著性检验。因此，回归分析没有取得样本上市公司盈余管理与高管层报酬相关的证据，假设1没有得到验证，结果与王跃堂得出“分红计划”假设不成立的结论一致。但本文认为，这可能与我国上市公司管理层的薪酬制度的社会、市场环境影响有关。在国有控股企业中，管理层的薪酬受到管制，导致管理层报酬业绩相关性降低。但是，考虑了政治前途、在职消费和福利等隐性报酬因素后，管理层激励业绩相关性可能得出完全不同的结论。

从模型2的回归结果可以看到，FValue的值为4.92，并且回归方程在1％的水平上显著。参数B。的估计值为0.73969，且在1％的水平上显著。这意味着上市公司盈余管理与公司发展速度正相关，假设2得到了验证。结果说明，管理层的盈余管理行为主要是为了扩大企业规模、塑造企业良好发展形象，深层次的动机是提升管理层的预期政治前途、在职消费和福利等隐性报酬。同时，可以看出，上市公司产权性质与公司发展速度正相关，但t检验不显著，说明上市公司产权性质的影响不显著。

五、结论

公司盈利模式分析范文篇12

2012年1月1日，《企业内部控制配套指引》在深沪主板上市公司中正式实施。按此指引规定，上市公司必须对外披露内部控制信息，公布经注册会计师审核的鉴证报告。本文对该指引的施行效果进行了研究。结果发现：内部控制信息披露与盈余管理显著负相关；指引的实施能够提高上市公司披露的内控信息质量、增进财务报告可靠性，并抑制盈余管理行为。

关键词：

内部控制信息披露；盈余管理；相关性

一、引言

2012年1月1日，《企业内部控制应用指引》、《企业内部控制评价指引》和《内部控制审计指引》在深沪主板上市公司中正式施行。这一系列指引是由包括财政部在内的5个部委共同颁布的，被称为“中国的萨班斯法案”。该系列指引在勾勒我国公司内部控制制度框架的同时，强制要求上市公司对外披露内部控制信息、经注册会计师审核的鉴证报告。盈余管理水平与会计信息质量休戚相关，内部控制的目的之一便是保证财务报告及相关信息的质量（陈丽蓉等，2010）。科恩和利斯等（Cohen和Lys等，2008）对比了萨班斯法案颁发前与颁发后上市企业的操控性应计盈余，指出萨班斯法案的推出改良了内部控制制度，削减了盈余管理行为。内部控制的实施效果影响了盈余操纵，内部控制信息的披露反映了内部控制，相应地与盈余质量联系起来。因此近年来内部控制信息披露成为国内外学者研究的热点。

二、内部控制信息披露与盈余管理相关性的理论基础

委托理论认为会计信息反映了企业经营活动的过程和成果，是人受托责任履行效果的记录，也是委托人了解人效果的重要凭证。内部控制信息披露将企业的内部控制制度置于公众的监督之下，无论是企业的所有者还是外部利益相关者，都可以了解到企业内控情况，一方面可以有效防止人为了私人利益而进行的逆向选择，另一方面促使管理者发现内部控制缺陷、健全内部控制建设、提高会计信息质量、抑制盈余管理行为。信息不对称理论认为在委托人与人之间存在信息不对称现象。企业管理者对内部控制信息进行披露，能够清晰反映企业内部控制的情况，缓解委托人与人之间的冲突。信息披露已经成为委托人了解管理者对受托责任履行情况的工具，也是管理者“博取”委托人信任的手段。此外，信息不对称现象也产生于企业内部管理者与外部投资者之间。内部控制信息的披露程度成为投资者进行投资决策的依据，也成为外部投资者判断企业管理者工作成效的依据。根据信号传递理论，公司内控质量越高，管理层越有动机将公司内控制度好的信号及时传递给投资者，并聘请具有鉴证资质的外部审计师审计，进一步增加信息披露可信度，以影响投资者的投资决策。信号传递理论同样解释了人的自愿披露动机。为了激励人以委托人的利益从事活动，委托人常常制定一些激励措施。内部控制信息披露向委托人传递了企业内部控制良好的信号，良好的内部控制意味着企业财务报告可靠性高，会计盈余质量高。内部控制信息披露越充分，说明人的工作做得越好，人也越容易获得奖励。综上所述，内部控制信息披露在资本市场中扮演了重要的角色，但是它并没有直接与企业盈余管理相联系。能够决定企业盈余管理水平的是企业施行的内部控制。通过内部控制信息披露，企业真实的内部控制质量得以揭示，据此推测出了企业盈余质量的高低。正是公开的信息披露，实现了内部控制信息披露与盈余管理程度相关性的衔接。

三、实证分析

（一）研究假设基于上述理论分析可知，内部控制信息披露质量与盈余管理程度存在相关性。以往学者衡量企业内部控制信息质量的依据大多为企业内部控制评价报告或者内部控制审计报告。具有鉴证资质的外部会计师出具的内部控制审计报告，与企业自身编制的内部控制评价报告相比，更具有独立性、客观性，因此以内部控制审计报告作为衡量企业内部控制信息披露水平的依据更为合适。注册会计师对企业的内部控制评价报告出具为标准无保留意见，说明企业内部控制信息披露质量好，传递出企业内控制度设计运行有效、盈余管理程度低的信号；反之，则说明企业内部控制不完善，盈余管理程度高。因此，本文提出假设H。H：内部控制信息披露质量与盈余管理程度显著负相关。

（二）研究设计本文从2010、2011及2012年沪市A股非金融上市公司中，筛选出公布内部控制评价报告的公司为研究对象，收集了上海证券交易所网站公布的上市公司年报、内部控制评价报告和内部控制审计报告；上市公司的财务数据来源于国泰安金融数据库（CSMAR）和万得数据库（WIND），采用SPSS软件进行统计分析。本文从样本中剔除了以下公司：一是证监会对金融保险行业和ST公司有特殊要求，因此剔除所有的金融保险公司和ST、*ST公司；二是由于计算操纵性利润需要上年数据，因此剔除了所有当年IPO公司、上年数据不全的公司。由此共选取了1356个上市公司样本，具体情况如表1。

（三）研究变量选取及模型设定1.因变量度量。国内外学者提出了许多测量盈余管理（DA）的模型，这些模型可分为四类（黄梅、夏新平，2009）：传统的琼斯类模型、扩展的琼斯类模型、非线性的琼斯模型和非琼斯类模型。我国学者研究表明，分年度分行业的截面修正琼斯模型在收入操纵检测以及盈余管理操纵检测上更加优异，更适合我国证券市场（夏立军，2003；黄梅和夏新平，2009）。因此本文采取分行业分年度的截面修正琼斯模型，测量非可操纵性应计利润（NDA），继而获得操纵性应计利润（DA），取其绝对值估量盈余管理程度。2.自变量及其度量。注册会计师针对企业内部控制情况通常会发表客观、真实的审计意见。因此，将企业内部控制审计报告的审计意见类型，作为企业内部控制信息披露质量的替代指标是合理科学的。如果注册会计师对上市公司的内部控制审计报告发表的是标准无保留意见，则ICID=1；若注册会计师对上市公司的内部控制审计表达为非标准意见或该公司没有聘请注册会计师出具内部控制审计报告，则ICID=0。3.主要变量及说明见表2。4.研究模型。依据上述的分析，本文构建了内部控制信息披露质量与盈余管理行为相关性的回归模型。

（四）多元回归分析为了正确分析内部控制信息披露与盈余管理的相关性，本文先进行了全样本的多元回归分析，然后按照盈余管理方向将样本分为正向的盈余管理组（DA＞0）和负向的盈余管理组（DA＜0），分别进行多元回归分析。1.全样本回归分析。如表3所示，在全样本回归中ICID与DA的绝对值呈现显著负相关性，支持假设H，说明内部控制信息披露程度与盈余管理程度显著负相关，即内部控制信息披露越充分，盈余管理程度越低；内部控制信息披露越不充分，则盈余管理程度越高。在分年度回归样本中，2010年、2012年回归结果不支持假设。原因可能在于2010年度只选取了部分沪市A股公司作为研究样本，样本量较小造成了研究的偏差；2012年度为内控信息披露的第一年，大量上市公司首次进行内部控制信息披露，内部控制信息披露与盈余管理间的相互作用明显，因此采用三年度全样本数据回归结果更有可信性。同时还可发现，SIZE在1%的水平上与DA的绝对值显著负相关，说明公司规模与盈余管理程度显著负相关，即规模大的公司经营稳定且更容易预测，操纵性应计利润越少。GROWTH在1%的水平上与DA的绝对值显著正相关，表明公司营业收入增长越快，财务风险越大，越容易进行盈余管理。IND在1%的水平上与DA的绝对值显著负相关，说明不同行业的企业进行盈余管理程度不同。LEV与DA的绝对值相关，在10%的水平上显著，说明财务杠杆对企业操纵性盈余也产生了影响。ROE、LOSS、BIG4、AUDIT与DA绝对值关系不显著，说明公司净资产收益率、亏损状况、外部审计师和年报审计意见类型与盈余管理程度没有显著相关性。2.按盈余管理方向分组的回归分析。盈余管理可以分为正向盈余操纵和负向盈余操纵，即调高会计盈余和调低会计盈余。以下将对内部控制信息披露与不同方向盈余管理的相关性进行检验。从表4的回归结果可以看出，ICID与DA的绝对值在1%的水平上显著负相关，说明内部控制信息披露与调增的盈余管理呈现负相关性。企业内控信息披露越充分，正向盈余操纵程度越小。ROE与DA的绝对值在10%的水平上负相关，说明净资产收益率与正向盈余管理存在负相关关系，净资产收益率越高，正向盈余管理程度越大。GROWTH与DA的绝对值在5%的水平上负相关，说明营业收入增长率与正向盈余操纵正相关，企业营业收入增长率越高，正向盈余操纵程度越大。分年度回归2011年样本公司中，SIZE、LEV、ROE都与DA绝对值呈现相关性，但不足以作为这些变量与正向盈余管理具有相关性的证据。从表5的回归结果看，ICID与DA的值没有显著相关性，说明内部控制信息披露与负向的盈余管理不存在显著相关性。SIZE与DA的绝对值在1%的水平上显著负相关，说明上市公司规模与负向盈余管理显著负相关，上市公司规模越大，进行调减盈余的程度越小。GROWTH在1%的水平上与DA的绝对值显著正相关，说明上市公司营业收入增长率与负向盈余管理存在正相关关系，营业收入增长率越高，进行负向盈余管理的可能性越大。LEV在10%的水平上与DA的绝对值正相关，表明上市公司财务杠杆与调减会计盈余正相关，公司资产负债率越大，财务风险越高，调减盈余的程度越大。从上述分析可以看出，内部控制信息披露与盈余管理呈现显著负相关性，支持本文假设H。区分盈余管理方向进行回归，发现内部控制信息披露对正向的盈余管理有显著影响，而对负向的盈余管理不具有显著影响。造成这一现象的原因可能在于上市公司普遍倾向于调高会计盈余，一方面满足监管机构的需要，一方面营造公司经营业绩好的表象。此外，无论是正向还是负向盈余管理，都受到公司规模、营业收入增长率的影响；净资产收益率影响到上市公司向上的盈余操纵，而公司资产负债率影响到负向的盈余管理，表明了财务风险对盈余操纵存在影响力。

四、研究结论及建议

（一）研究结论1.内部控制信息披露质量与盈余管理存在显著的负相关性，即内部控制信息披露越充分，盈余管理程度越低，符合本文研究假设。公司规模、营业收入增长率是影响盈余管理最为显著的变量；净资产收益率和资产负债率对盈余管理的影响作用也比较明显，净资产收益率越高，财务杠杆水平越高，操纵性应计利润越高。2.内部控制信息披露与不同方向盈余管理相关性不同。内部控制信息披露与正向的盈余管理存在显著相关性，即内部控制信息披露越充分，企业调高盈余的可能性越小；净资产收益率和营业收入增长率是影响上市公司正向盈余的重要因素，净资产收益率和营业收入增长率越高，调高盈余越明显。内部控制信息披露与负向盈余管理相关性并不明显；公司规模、营业收入增长率和财务杠杆是影响调减盈余的重要因素。公司规模越大、营业收入增长率和资产负债率越高，调减盈余的可能性越大。3.我国内部控制信息强制披露制度的实施效果，还有待以后进一步检验。2012年，沪市A股上市公司操纵性应计利润绝对值的平均数、方差和标准差显著低于2010年、2011年的数值。但从回归的结果看，2012年内部控制信息披露与盈余管理没有显著的相关性，盈余管理幅度的下降是否是由于强制披露制度引起的，强制披露制度的实施是否有效抑制了上市公司的盈余操纵行为，还有待进一步检验。

（二）政策建议1.完善企业内部控制制度建设。2012年《内部控制评价指引》实施后，上市公司内部信息披露仍旧不充分、不规范，信息有效性不足。对于这些现象，笔者认为应当从以下几点完善企业内控制度建设。（1）提升企业管理者对内部控制建设的重视程度。强化企业管理者在内部控制建设中的责任意识，引入内部信息披露问责机制，将企业小股东代表、职工代表和债权人等纳入问责机制，一旦高管出现懈怠披露内部控制信息现象，企业的其他利益相关者有途径有权利要求管理者进行及时更正和补充。（2）加强内部控制建设及评价的专业指导。财政部新颁布的内控基本规范及应用指引强调公司要建立以风险评估为基础的内控建设，但对如何建立仅做出了原则性的规定，缺乏详细的参照。因此上市公司有必要在专业机构帮助下，找到内控基本规范与本企业业务流程的契合点，将条文中的内部控制建设理论框架转变为本企业实际工作指导。（3）完善内部控制风险管理系统。我国企业内部控制基本规范明确了以风险评估为基础的内控建设，而我国上市公司对风险的评估与应对尚处于起始阶段，企业应以风险评价为着力点，将风险管理与内部控制建设相结合，根据企业面临的风险开展适当的控制活动，加强内控建设。2.完善内部控制信息披露环境。（1）统一内部控制评价报告的内容和格式。证监会的内部控制基本规范没有对企业内部控制过程制定具体的指导标准，导致企业内部控制效果参差不齐，内部控制评价报告格式不统一、内容不完整。鉴于此，监管机构理应尽快拟定更为详细的内部控制评价报告、内部控制审计报告标准，尽量使得同类型行业的企业内控评价报告具有一致性、可比性。（2）加强对企业的监督和检查。证监会强制要求2012年所有的深沪主板上市公司披露内控评价报告和内控审计报告，但并非所有的上市公司都遵照了这一规定。这从侧面反映了我国上市公司违规成本小于信息披露成本，说明我国监管机关对上市公司违规行为的处罚力度远远不够。我国监管机构应当制定明确的处罚标准，对于不遵照监管机构要求披露内部控制信息的企业加大惩处力度，同时引入民事赔偿机制，提高处罚金额，保障广大股民的利益。（3）提高中介机构的独立性和执业水平。目前社会中介机构数量多，执业水平参差不齐，上市公司与中介机构相互勾结出具不真实报告的现象时有发生。如何提高中介机构执业中的独立性，是亟待解决的难题。监管机构应当重视对职业人员职业道德的教育。同时，强化对执业人员的继续教育，提升整个行业的执业水平。3.加强盈余操纵法律监管。内部控制信息披露越充分，盈余管理程度越低。为了抑制上市公司的盈余管理水平，内部控制信息披露应当进一步提升其完整性、全面性与专业性。当前我国仅是以政策法规的方式规定了上市公司信息披露标准，如果以立法形式规定上市公司信息披露标准，加大上市公司违规的法律成本，将会有效抑制上市公司的盈余操纵。

参考文献：

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