期货稳定盈利的方法篇1

【关键词】企业业绩；财务评价；投资报酬率；经济附加值

没有良好的业绩报酬系统，现代企业就不可能有效地运转。这是因为，业绩报酬体现了这样一个广为接受的信念：如果想激励人们为实现组织目标而努力，就必须按照他们达到的业绩水平给予奖励。实践中，通常是以会计净收益以及在此基础上计算出来的投资报酬率等指标为核心，对企业（包括企业所属部门或业务单元，下同）业绩进行财务评价。然而，由于公认会计准则的影响，以及企业目标和经营环境变化等原因，这种传统的财务评价存在着诸多问题。

一、企业业绩的财务评价中存在的问题

（一）片面追求会计净收益，可能有损股东利益

企业的资本包括债务资本和权益资本，而现行的会计净收益指标只确认和计量了债务资本的成本，忽略了对权益资本成本的补偿。由于无须承担权益资本的回报，管理者往往会通过过度投资来获得更大的会计净收益。但是股东追求的不是会计净收益的增长，而是正净现值的投资，期望收益率低于资本成本的项目显然损害了股东利益。

（二）过于强调投资报酬率，容易导致内部冲突

单一使用投资报酬率对企业业绩进行财务评价时，管理者会通过增大分子（基于现有资产取得更多收益）或减小分母（减少投资额）来使这个比率尽量变大。显然，减少投资额比基于现有资产创造更多收益来得容易得多。在这种情况下，任何低于目前投资报酬率的投资项目或资产（即使其收益率高于企业资本成本）均会成为管理者不投资或处置的对象，因为这些项目或资产会降低企业现有的投资报酬率。由此可见，投资报酬率评价标准容易导致业绩评价与企业价值最大化目标相悖，企业机能出现失调。

（三）财务会计信息的不恰当使用，致使业绩评价失真

企业财务会计信息主要服务于对外财务报告和短期经营控制的需要，因而受公认会计准则的规范和约束较多。企业业绩的财务评价则属于管理会计范畴。直接依据财务会计信息计算评价企业的经营业绩，通常难以做到准确有效。

1.无形资产支出费用化的影响

在信息时代，技术与新产品研发、信息系统建设、顾客与市场开发、雇员技能培训等无形资产的开发和利用，是企业核心竞争力的重要来源。然而，公认会计准则却不赞成将每年耗资巨大的大部分无形资产支出资本化，而是要求作为当期费用计入损益。这样会使企业每年用于无形资产的支出与由此而产生的现金流入大体相等，而收益平稳时期到来前的盈利能力（用净收益、投资报酬率评价）被低估；此后，企业盈利能力又被高估。这将导致管理者追求短期效益，不利于企业长期健康发展。

案例：假设某企业拥有5台同样的，但已使用年数各不相同的设备，每台设备成本30000元，使用年限为5年，净残值为0，5年内每年现金净流量（收入扣除变动成本和可归属固定成本）为10000元。该企业目前处于平稳状态，每年有1台使用了5年的设备报废并购买1台新的同样设备。为简化分析，可忽略税负的影响，并假定所有的现金流动和投资均发生在年度的最后一天，企业资本成本为15%。同时，假定企业使用直线折旧法。

5台设备，每台设备年折旧6000元，则该企业全年折旧费用为30000元。从每年的净现金流入50000元中减去30000元折旧费用，得到净收益20000元。每年资产账面价值为90000元，则该企业的投资报酬率约为22.22%。

案例分析：以上述案例为例，并假定该企业每年的研究与开发支出为3000元，但在此后的5年中，每年会产生1000元的现金流入。如果将研发支出作为当期费用，则该企业的盈利能力如表1所示（便于前后比较，一并计算列示了经济附加值指标，下同）：

从表1中可看出：在收益平稳期（第3年，支出和收入均为3000元），企业盈利能力反映了真实水平；之前，企业盈利能力被低估；之后被高估。后期较高的盈利能力源于先前的被低估，即绝大部分有关无形资产的支出均在发生当期计入损益，现在正处于先前投资的收益期，而这些收益却没有和先前的投资联系起来。

2.租赁资产支出费用化的影响

公认会计准则对租赁资产支出资本化规定了较为严格的限制条件，不符合条件的租赁资产支出只能费用化计入当期损益。租金支出费用化会导致投资报酬率快速上升，然而，投资报酬率的这种波动，并不代表企业实际盈利能力的任何变化。公认会计准则对租金支出资本化的限制，促进了管理者采用租赁代替购买的方法取得资产。然而，企业的规模和盈利能力都与其购买并占有资产具有一致性。因此，即使企业面临的购买或租赁具有相同的价格和资本成本，这种方法也明显没有任何经济优势。

案例分析：仍以上述案例为例，并假设企业年末没有购买新设备，而是向设备供应商租赁1台同样的设备。假定设备供应商的资本成本也是15%，则设备供应商会采用使用期为5年、年资本成本为15%的年金系数3.352来计算每年相同的租赁费，即：年租赁费=30000÷3.3522=8950元。

一年后，该企业拥有同样的5台设备及年收入，只不过多了8950元的额外现金费用。同时，原先的投资基数减少了30000元，相应的折旧费用也少了6000元。计算各年的盈利能力如表2所示。

从表2中可看出：随着租赁资产的增加，净收益逐年等额减少；而投资报酬率逐年快速上升，当全部资产均为租赁资产后（第5年，投资基数为零）将会无限大。

3.通货膨胀的影响

传统的财务评价基于币值稳定假设，发生通货膨胀后，通常会使企业盈利能力被较大程度的高估。这主要是由于收入与现金成本是以现时货币价值计量的，而投资基数和折旧却以取得资产时的货币单位计量。净收益的高估与投资的低估会导致投资报酬率明显高于真实水平。

案例分析：仍以上述案例为例，并假定经济运行中的通货膨胀率是每年10%，企业资产的价格也以每年10%增加，净现金流量以每年6%的速度增长（在通货膨胀时期，企业产品售价的增幅通常会低于资产成本和投入变动成本的增幅）。4年后，该企业的净现金流量应为：50000÷（1+6%）×4=63124（元）。

投资和在过去每年中取得资产的折旧费用如表3所示。

4年后，企业的盈利能力如表4最后一列所示：

从表4中可看出：经历了4年的通货膨胀后，企业的净收益和投资报酬率分别为26493元和22.67%，均超过通货膨胀前的相应指标，盈利能力似乎显著提高了。然而，这样的报告显然没有任何实际意义。

二、改进企业业绩的财务评价的对策

（一）以经济附加值指标取代会计净收益指标

经济附加值是企业税后净营业利润（税后净收益加上利息支出部分）扣除其全部资本（包括债务资本和权益资本）的机会成本后的剩余利润。简言之，经济附加值就是超过全部资本成本的投资回报。它是企业业绩评价和激励补偿系统的核心基础，是较具综合性且比较成熟的业绩评价指标。

首先，经济附加值是扣除全部资本（包括债务资本和权益资本）的机会成本后的剩余利润，是真实的经济收益。如果企业的实际收益率低于该企业专门的、以市场为基础的风险调整资本成本，在传统的会计净收益方法下，企业可能表现为盈利，但用经济附加值指标计量，企业则表现为亏损。因此使用经济附加值可以避免企业出现隐性亏损以致损害股东利益。

其次，经济附加值指标能有效避免内部冲突。它是一个绝对值指标，对于部门、企业和股东来说，经济附加值总是越多越好，从而使企业的业绩评价与其价值最大化目标相一致，促使管理者关注股东目标并为之努力。这是其它任何财务性业绩指标都不可能达到的效果。

（二）避免单一使用投资报酬率评价指标

投资报酬率评价标准将企业净收益与其资本占用水平相联系，有利于加强资本约束，是评价分权利润中心（或战略性经营单位）业绩的适当指标。同时，它是以百分数表示的相对盈利能力，更方便于将企业的盈利能力同市场利率、加权平均资本成本、通货膨胀率、行业标杆企业进行比较以及企业内部各部门之间的比较。但正如前文所述，投资报酬率评价标准容易导致内部冲突，实践中应尽量避免单独使用。

（三）对经济附加值和投资报酬率指标的计算进行技术性调整

为财务报告和短期经营控制准备的财务会计信息对于评价企业的经营业绩并没有太大用处，在计算经济附加值和投资报酬率时通常要对公认会计准则下获得的信息进行调整，以便校正可能因管理者对会计数据操纵或因公认会计准则固有缺陷造成的偏差。

1.将能够产生未来收益的无形资产支出资本化

在计算评价企业经营业绩时，对于能够产生未来收益的支出应予资本化，并在未来收益实现的年份摊销，以使盈利能力的变化更为平稳、渐进，从而促使管理者在追求短期效益的同时也关注企业的长远利益。

案例分析：仍以上述案例为例，如果每年3000元的支出被资本化，并在随后的5年收益期内摊销，则各年的盈利能力如表5所示。

从表5中可看出：无形资产支出当期费用化与资本化并摊销两种方法最终能实现相同的净收益（22000元），但后者却能使变化更平稳、渐进。再从投资报酬率和经济附加值指标来看，这两种方法却产生了不同效果：前者使企业在收益平稳时期到来前处于不利地位，此后又产生一个比实际要高的投资报酬率和经济附加值指标；而后者则真实地反映了企业盈利能力。

2.将租赁资产计入投资基数

为避免管理者人为操纵投资报酬率和经济附加值评价指标（租赁而不是购买资产），可以通过将租赁资产以其公允价值计入投资基数来加以调整。如果得不到该项资产的公允价值，可以租金支出的贴现值来计量该项资产的价值。同时，将原来当期费用化的年租赁费用区分为财务费用和折旧费用。其中：财务费用在计算投资报酬率或经济附加值时不能归属于某一特定资产，而折旧费用可以作为被评价部门的费用。

案例分析：仍以上述案例为例，年租赁费用8950元实际由利息费用和折旧费用两部分组成，且各自金额在年度间不同。利息费用逐年减少，而折旧费用逐年增加，如表6所示。

3.按物价变动水平进行调整

在通货膨胀时期，为了准确评价企业的经营业绩，我们必须将资产的原始取得成本重新表示为现时货币单位成本或现时购买力成本，以便对通货膨胀引起的货币假象进行调整。

案例分析：仍以上述案例为例，假设第4年末通货膨胀突然停止，企业将维持第4年年底的现金流量，同时以第4年年底的设备价格43923元更新1台应报废设备。则该企业的真实盈利能力如表7所示。

从表7中可看出：按物价变动水平进行调整后，企业的净收益、投资报酬率和经济附加值等指标均低于通货膨胀前，其中经济附加值还出现了负数。这与未经调整时的业绩水平截然不同，但遗憾的是，这才是企业盈利能力的真实水平。

【参考文献】

期货稳定盈利的方法篇2

关键词：高频交易；股指期货；有效性；趋势策略

中图分类号：F830.9文献标识码：Adoi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.01.20文章编号：1672-3309（2013）01-53-03

一、引言

在全球范围内高频交易的迅猛发展，引起了金融业的广泛关注。作为一种全新交易方式它的发展主要受益于以下几个方面：一是现代计算机技术和通讯技术的迅猛发展和应用，使得金融交易的到达时间大缩减，交易的范围也由交易所扩展到世界的每个角落；二是计量经济学的发展与进步为高频交易的统计、分析、建模、评估的需要提供了大量的理论支持。三是现代交易制度的进一步完善，也促进了交易方式的不断演进。这些有利因素共同促使高频交易成为了现代金融工程中最重要的发展前沿。

TABBGroup数据则显示，美国股票市场高频交易量所占份额已经从2005年的21%上升到2009年的61%，其中47%是做市交易和套利交易。波士顿咨询公司（BCG）预测欧洲和美国高频交易比例都将达到60%以上，而亚洲也将超过20%。

以上数据表明，高频交易正在发展成为金融市场交易中非常重要的一种交易方式。中国于2010年4月推出了最重要金融衍生工具——股指期货，作为新兴的发展中国家，股指期货的推出是我国金融发展与创新的重要进程碑，但无论是交易制度、计算机技术的应用水平、高频数据分析处理的理论水平在我国都还处在起步阶段，可以预见，未来的中国金融市场将迎来高频交易快速发展的阶段。

二、高频交易与股指期货

对于高频交易目前没有明确的定义，但公认高频交易具有以下特征：（1）处理分笔交易数据或1分钟、5分钟数据；（2）每笔交易的收益率较低，但交易频率、成功率较高，投资资金周转率非常高；（3）大多数高频交易策略保持着市场中性，采取日内开平仓操作方式；（4）交易的决策与执行大多是由电脑自动完成，也有少部分交易频率要求不太高的模型，可由电脑给出交易信号，人工完成下单操作。

股指期货，是指以股票指数为标的物的一种金融衍生品，由于标的物的虚拟性，其交割只有现金交割一种方式。2010年4月16日，中国金融交易所推出了中国的股指期货金融衍生工具，主要有当月合约、远月合约、当季合约、下季合约等四个主要合约。这一金融的推出结束了我国证券市场20年来的只有上涨才能盈利的单边盈利模式，使得机构投资者可以利用期货的套期保值功能，对冲持有的大量股票仓位的风险，同时股指期货对于沪深300指数甚至整个股票市场的价格中枢，都有着重要的价格发现与价格功能引导的作用。

目前股指期货的行情信息频率为2次/秒，已经具备了高频交易数据的基本特征。已经运行了两年的股指期货，其主力合约的日均持仓量达到8万手以上，日内交易稳定在50万手以上，日均交易金额超过3000亿，市场流动性充沛。这使得股指期货成为非常理想的高频交易对象。

三、股指期货市场的有效性

市场有效性假说认为在弱式有效的情况下，市场价格已充分反应出所有过去历史的证券价格信息，包括股票的成交价、成交量、卖空金额、融资金额等；其重要推论：如果弱式有效市场假说成立，则股票价格的技术分析失去作用，基本分析还可能帮助投资者获得超额利润。

高频交易要想从大量交易数据，找到并甄别能够带来稳定收益的交易信号，其先决条件就是该市场的交易数据中存在可预测部分。在高频交易关注的微观市场结构中，交易机会的多寡可以用市场有效程度来度量，在有效市场中，所有交易证券的价格会立即反映所有的可用信息。如果信息是慢慢的整合到证券价格中的，那么就会存在套利机会，同时可以认为该市场是有效程度较低。

多年以来，计量经济学已经发展出了多种对市场有效性进行检验的方法，其中最早的是由LouisBachelier提出的，该方法度量一系列连续的正的或连续的负的价格变动（或称“游程”）出现的概率，以此检验价格变化方向的持续性。

（一）市场有效性检验

1、游程检验的具体过程。

（1）按照所要求频率的价格运动样本数据，记录下包含严格同方向价格运动的序列的个数。如果所要求的频率是每一笔交易（或每一分钟），那么一个游程就是每笔交易（或每一分钟）价格变动严格为正或价格变动严格为负的序列。

（2）统计样本数据中变动为正的样本数n1，变动为负的样本数为n2。

（3）统计样本数据中所有的游程总数u，包括正游程数和负游程数，u=n1+n2。

（4）如果价格变动是完全随机的，则对于随机的样本，其连续次数的

期望值为■，标准差为■。

（5）假设：■；■。

（6）假设检验：通过样本的观测值、期望值、标准差，我们可以得出■。

若Z1.645，则可在95%统计置信度下拒绝游程随机的原假设。

下面以2012年12月25日股指期货主力合约1301合约的全天分笔交易数据为样本进行统计分析，该样本数据频率为2次/秒，已经具备高频特征，全天样本数为31949笔交易，统计计数结果如下：

该结果显示，当日高频交易数据的游程检验，该样本统计量Z=83.66，可在95%的统计置信度下拒绝游程随机的原假设。

2、数据频率对高频交易可能性的影响。

当我们的数据频率发生变化时，对高频交易的可行性，即价格变化的趋势性是否产生影响？下面我们以一个日内窄幅波动的交易日数据为样本，并分别以1分钟和5分钟的交易数据（收盘价）来考察它的随机性。

检测结论：

第一，访样本的1分钟数据统计量z=2.75，即在以1分钟收盘价数据存在着显著的趋势性；

第二，当数据频率降到5分钟或更低时，由游程检验所计算的市场无效程度会下降，甚至完全消失。

四、高频交易实证研究

基于上述对股指期货的高频数据游程检验测试结果，我们发现日内的上涨与下跌通常存在连续上涨和连续下跌的现象，即日内交易存在稳定的趋势利于价格变动现象。下面以技术分析中的箱体理论，来实证考察高频交易的可获利性。

箱体理论，是指股票、期货等具有较高流动性的金融产品，其价格在一定期间内的波动会形成阶段性的“箱体形态”，箱体的上下价差的大小与所关注的时间周期的长短相关，股价在箱体底部时会受到一定买盘的支撑，价格在箱体顶部时会受卖盘的压力。一旦股价有效突破原箱体的顶部或底部，股价就会进入一个新的箱体里运行，原箱体的顶部或底部将成为重要的支撑位或压力位。

（一）高频交易策略

实证的高频交易策略选取开盘后30分钟内作为一个箱体的观测时间段，即早盘9：15-9：45之间不进行交易，而只获取该期间内所形成的最高点（早盘高点）与最低点（早盘低点），并以此作为当日交易的重要参加价格。因为在股指期货的早盘时间段通常会消化主要的隔夜风险，而早盘的走势对全天的日内走势形成重要影响。

观测：9：15-9：45观测交易数据，提取该时间段的最高和最低价格；

开仓：9：45分以后，价格突破早盘高点开多单；价格突破早盘低点，开空单；

止损：多单止损线为早盘低点，空单止损线为早盘高点；止损后反向开单；

平仓：当日交易结束前，即15：10左右平仓。

（二）交易策略回顾测试

在交易系统确定后，需要利用历史数据进行测试，即回顾测试（backtest）。通过至少两年以上大量的历史数据足以检验该策略的盈利能力和盈利稳定性。

回顾测试时间范围：2010年8月1日至2012年12月26日；

数据频率：股指期货当月合约1分钟交易数据；

起始资金：20万；手续费：0.003%；保证金比例：18%。

（三）交易策略的实证结果

结果分析：

第一，日均交易次数达到1.61次/天，且没有持仓过夜，属于高频交易方式；

第二，胜率虽然仅为42.15%，但净利润率达到了255.46%，体现了该策略是以“把握趋势”为主要盈利手段，即较低的成功率和较大的成功回报的盈利模式，这在下面的盈亏分析中可以再次验证。

结果分析：高频交易对市场多空的总体方向保持中性立场，即日内交易时并不会过多考虑整体趋势的上涨或下跌，而只关注当日走势的方向。实证数据多空交易次数为1：1.15，基本保持着中性立场。而空头交易的次数及胜率大于多头交易次数和胜率，体现了测试时间段内标的沪深300指数由2865至2457下跌总体趋势。

结果分析：

第一，盈亏比达到1.67，体现了趋势易策略的特征；

第二，夏普率0.0739>0，即单位风险所获得的风险回报率大于0。但该指标比较小，说明该策略还有待优化。

（四）结论

股指期货的分笔交易数据及1分钟交易数据呈现出弱式有效的市场状态，日内波动中存在着趋势性的交易性机会，通过一定的交易策略可以利用这些非随机性价格变动，为投资带来稳定的盈利，同时还能有效规避隔夜风险，提高资金周转率。

参考文献：

[1]李学、刘建民、靳云汇.中国证券市场有效性的游程检验[J].统计研究，2001，（12）.

[2]骆莹、胡海鸥.股指期货即日趋势交易研究[J].科学技术与工程，201，（29）.

期货稳定盈利的方法篇3

[关键词]海龟交易法则；程序化交易；交易系统；期货

[DOI]1013939/jcnkizgsc201529225

1引言

本文基于原版海龟交易系统研究程序化交易，并对原版海龟交易系统进行优化升级，扬长避短，建立一套新的、适合中国期货市场的交易策略。本文研究方法主要是运用金融工具――交易开拓者软件（TB）进行编程、测试，在数据的应用上，本文所有测试均采用黄金连续Au888当月连续数据，设定最大持仓量为100手，初始资金设为1000万元，每次买卖单边手续费设定为10元/手。黄金连续Au888的流动性和价格连续性都比较适合程式交易，而且相较于其他期货，黄金期货属于活跃商品，为主力合约，具有代表性。在时间跨度上，本文选用了2013年9月9日至2014年12月8日的日交易数据，并将2009年2月9日至2014年12月8日黄金连续Au888仿真交易作为后续补充分析数据，主要是为了避免本文建立的交易策略对同一份数据的过度拟合和数据过分发掘。

2海龟交易法则的优化升级――建立新的交易策略

2.1优化原版海龟交易系统，建立新版交易策略及其理论分析

本文对原版海龟交易系统进行了分析，进行了四个方面的升级：一是过滤器的升级；二是离市退出策略的升级；三是参数优化；四是加入大趋势的考虑。下文所有测试均采用交易开拓者（TB）的黄金连续Au888期货的2013年9月9日至2014年12月8日的日交易数据进行了测试。

第一，过滤器升级。本文比较了两种过滤器，一种是判断上次突破是否成功过滤器，另一种是判断上次突破是否盈利过滤器。经过测试，本文发现后者效果更好，且更符合海龟交易法则的精髓，其原理是当上次突破没有盈利，即为发生亏损性突破，那么上一次价格突破上轨后，发生了大幅的亏损，说明上一次突破是一次噪声，那么应该用短期系统1对第二次突破进行判断。当发生盈利性突破时，即上一次价格突破上轨没有发生大幅亏损，使用长期系统2，因为新的突破点可能会比当前的价格高，所以才用更长期的价格来衡量。

第二，离市退出策略的升级。在丹尼斯的原版海龟交易系统中，对短期系统1和长期系统2采用了两种不同的退出策略。但是本文认为，两套系统采用统一的退出策略会更优越，因此编写了两套系统，严格控制其他参数不变，仅比较退出策略。测试效果显示，如果采用统一的10日离市退出策略，盈亏比为1.62，高于采用两种离市退出策略的交易系统的盈亏比1.11。

第三，参数优化。本文对原版海龟交易系统的参数进行进一步优化，最终采用了4日突破法的离市策略，22日的平均波动周期来衡量风险水平，系统1的短周期缩短到了5天，而系统2的长周期却延长到了80天，逐步建仓的规则由05N提高了08N。这些参数得到这样的优化最重要的原因可能是，中国期货市场波动频繁，发展不如国外期货市场成熟，因此，需要采用较长的平均波动周期来衡量风险，而且原本10日突破法的离市策略变得不再管用，需要缩短到4日突破，增加系统离市策略的敏感度以降低风险。同理，短周期缩短到了5天，一方面可能是由于中国期货的交易时间是5天一周期，趋势呈现以周为单位，同时，提高系统对期货价格的敏感度来提高盈利交易的准确度。而长周期需要增长至80天，也是因为中国期货市场波动太频繁，55日难以判断一个稳定的中长趋势，需要80天去完成判断。而建仓规模由价格突破上轨后每增加05N增加一个头寸单位变为每增加08N才增加一个头寸单位，也是为了有效地规避波动的风险。

2.2新版交易系统的系统测试

第一，新版交易系统的性能测试。本文同样采用2013年9月9日至2014年12月8日的黄金连续Au888的日交易数据对新交易系统进行测试，同时，对最初两套原版海龟交易系统进行性能对

新版的交易系统整体的净利润为716600，盈亏比（平均盈利/平均亏损）达到了1087，盈利比率高达6541%，而最大资产回撤率仅为2.19%，这都说明，新版交易系统大幅降低了交易风险，并提高了交易收益。通过表1的对比，也可以看出，新版交易系统各项指标均优于最初两版交易系统，由此可见，新版交易系统在中国期货市场中的优越性。

第二，检验交易系统是否过度优化。为了检验本文的交易系统是否产生过度优化的问题，本文采用2009年2月9日至2014年12月8日黄金连续au888的数据，对本文的新版交易系统进行仿真交易，并与最初原版交易系统进行对比，结果显示，即使交易时间增长，新版的交易系统然后可以获得稳定的收益，而且，盈亏比、回撤率等各项指标也是明显优于最初的原版交易系统，因此，可以证明，新版交易系统并不存在过度优化的问题。

3研究结论与展望

本文建立的期货程序化交易系统性能指标大幅改善，交易风险大大降低，收益率和盈亏比大幅提升10倍，而且还通过增加数据样本的测试，排除了参数过度优化的可能。但是，本文在研究中发现，因为每种交易系统都有一定的时效性和针对性，尤其对于不稳定的中国期货市场，每个交易系统不是长期万能的。但是，由于本文构建的交易系统结构上的成熟，有助于长期应用于各种期货市场，但是系统参数需要不断优化改良，以达到交易系统最优的状态。

参考文献：

[1]柯蒂斯・费思海龟交易法则[M].北京：中信出版社，2007

[2]范K萨普通向财务自由之路[M].北京：机械工业出版社，2008

[3]郑茜云海龟交易系统的参数优化研究[D].沈阳：东北财经大学，2013.

[4]牛永魁基于海龟交易系统的量化交易应用研究[D].石家庄：河北工业大学，2013.

[5]王力海龟法则与龟汤法则[N].期货日报，2009年7月1日第004版

期货稳定盈利的方法篇4

关键词：货币政策；债务融资；会计稳健性

文章编号：1003-6636（2013）02-0055-08；中图分类号：F230；文献标识码：A

一、引言

会计稳健性（Conservatism），即会计谨慎性（Prudence），指在不确定的条件下，需要运用判断作出必要估计时包含的一定程度的审慎，比如资产或收益不可高估，负债或费用不可低估（IASB，2008）。早在中世纪，会计稳健性作为一项计量原则，在商业活动中得到了广泛的应用。在14世纪早期，Henley在其著作《家政》中建议从事庄园账目审计的人员保持“忠诚和谨慎”。Bliss（1924）[1]最早完整给出稳健性的定义，他将稳健性表述为“预见所有可能的损失，但不预期任何不确定的收益”。我国2006年2月新颁布的《企业会计准则》对稳健性的定义如下：稳健性要求企业对交易或者事项进行会计确认、计量和报告时保持应有的谨慎，不应高估资产或者收益、低估负债或者费用。Watts（2003）[2]认为，稳健性是会计政策的基本特征之一，其起源就是为了满足企业债权人对会计报告可靠性的需要。有关会计稳健性的研究主要集中在四个方面：第一，会计稳健性存在性研究；第二，会计稳健性形成动因的研究；第三，会计稳健性计量方法的研究；第四，会计稳健性经济后果的研究。在我国，国有经济占主导地位，且我国经济尚处于新兴与转轨时期，在此背景下，对会计稳健性动因及经济后果的研究显得很重要。有关稳健性形成动因的研究，Watts（2003）[3]294根据大量的实证研究结果将稳健性形成的原因归为四个方面：契约、股东诉讼、管制及税收，其中契约因素对稳健性的需求正成为国内外研究的焦点，尤其是债务契约。

货币政策是各国政府干预和调节宏观经济的重要手段。GertlerandGilchrist（1994）[4]指出当货币政策发生变化时，企业面临的宏观经济环境随之发生变化，企业、债权人及股东的行为也将发生变化。本文将进一步丰富宏观经济政策①①宏观经济政策包括经济周期、财政政策、货币政策、收入分配政策、对外经济政策、汇率政策、产业政策、信贷政策等。与微观企业行为②②微观企业行为包括公司治理、商业模式、财务管理、会计政策、内部控制、税务筹划、融资活动及投资活动等。关系的研究，借鉴宏观经济政策研究的成果，在微观层面上分析宏观经济政策的微观传导机制。[5]选取宏观经济政策如货币政策研究对会计稳健性的影响是学术界探讨得比较少的领域，本文意在探究宏观经济政策之货币政策与微观企业行为之会计政策即会计稳健性的关系，之所以将货币政策、债务融资与会计稳健性放在一起进行研究，是基于这样的设想即当货币政策进入紧缩期时，往往经济发展速度放缓，企业面临的风险和不确定性因素增加，经营困难的可能性也将提高。此时，一方面企业增加银行信贷，另一方面银行对企业未来的盈利及偿债能力更加难以判断，导致放贷意愿减弱。在此情况下，企业为了获取银行贷款，会选择更加稳健的会计政策，向银行传递自身盈利能力和偿债能力的信号。[5]52可见，在货币政策紧缩期，作为债权人的银行和作为债务人的企业之间存在信贷方面的博弈，而这种博弈导致了企业会计稳健性的选择。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

饶品贵，姜国华（2011）[6]56采用KhanandWatts（2009）[7]136公司层面会计稳健性模型验证了货币政策紧缩阶段，企业会计稳健性更高。货币经济学研究证据表明货币政策在对实体经济的作用上存在非对称性，即扩张性货币政策在拉动经济增长方面乏力，而紧缩性货币政策对遏制经济过热效果显著。[8]基于此，学者们较多研究紧缩性货币政策对实体经济的影响，本文也不例外。就理论分析而言，货币政策紧缩期经济增长速度放缓，企业将会面临更大不确定性，且使投资者与企业的信息不对称增加，促使企业采用更加稳健的会计政策；另一方面，银根紧缩将使得企业的借款成本增加，而稳健性高的企业其借款成本较低（Ahmed，2002）。[9]融资成本是企业生存和发展的关键因素，因此，在货币政策紧缩期企业愿采取更稳健的会计政策以降低其融资成本。综上，提出如下假设：

假设1：货币政策紧缩期企业会选择更稳健的会计政策。

Watts（2003）[3]294指出契约特别是债务契约①①债务契约指债权人与企业之间存在信息不对称，债权人会通过在债务合约中加入一些限制性条款，如要求企业的盈利能力、资产负债率比重、利息保障倍数等达到一定水平，限制现金股利发放等，以此限制企业对债权人的不利行为。是会计稳健性产生的最主要原

因。债务融资是借贷双方的契约行为，当债务方债务比例比较高的时候，债权方就更有约束债务方的动力。当债务比例越高时，作为举债方的企业面临破产的风险增加，此时债权人越发关注债务人的履约情况，对盈利能力的关注让位于对偿债能力的关注，从而迫使企业采用更稳健的会计政策。KhanandWatts（2009）[7]137研究表明债务比例高则会计稳健性强。春，孙林岩（2006）[10]实证研究表明银行债务比例上升，则会计稳健性增强。徐昕，沈红波（2010）[11]通过我国A股上市公司的数据研究表明银行贷款比例与会计稳健性显著正相关。饶品贵，姜国华（2011）[6]64采用KhanandWatts会计稳健性模型实证研究发现债务多的企业其会计稳健性更高。但赵春光（2004）[12]认为我国上市公司会计稳健性是制度和监管造成的，上市公司并未自愿提高会计稳健性；他还认为在我国债务主要来自国有商业银行，受行政制约，而不受债务契约限制，所以，债务因素在中国并不能引起自愿的会计谨慎要求。孙铮、刘凤委、李增泉（2005）[13]认为在我国债权人法律保护意识不够健全，以政府干预为主的声誉机制是企业贷款行为的主要外部履约机制。声誉较好的企业因具有“政治关系”往往能够获得更多贷款，即获得更多银行信贷的企业往往是那些有“政治关系”、有较好声誉的企业。因此，银行可能会对贷款金额较大的企业进行债务约束的力度降低，这样反而对会计稳健性的要求降低了，从而导致债务人在进行会计政策选择时，放松了自身谨慎性会计选择。综上，提出如下研究假设：

假设2：债务人债务比例越高，其会计稳健性反而降低。

三、研究设计

（一）模型选择及变量定义

1.应计-现金流模型

纵观会计稳健性的度量方法，国外使用比较多的是盈余-股票回报模型（Basu，1997）和应计-现金流模型（Ball和Shivakumar，2005），这两种方法在国内有关会计稳健性实证研究中也广为采用。不过，我国证券市场在2007年至2011年间波动较大，使得我国上市公司的股票回报率波动较大，特别是在2008、2009年间，比如大盘上证综合指数从2007年的最高点612404跌至2008年的最低点166493，后又反弹至2009年的最高点347801，又到2010年最低点231974，后至2011年的最高点306746，绝大多数上市公司的股价均剧烈波动，因此使用盈余-股票回报模型可能会带来偏差。另外，我国资本市场发展时间不长，还不是很完善，特别在2005年9月股权分置改革全面推行的背景下，股票的价格掺杂着诸多噪音，不能及时有效的反映企业的好消息和坏消息，即Basu计量模型未必适应当前的中国资本市场，因此，综上两方面的原因，本文采用应计-现金流模型，即：

Acci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+εi，t

ACCt，t表示i公司t期的应计项除以期初总资产，其值等于t期营业利润②②根据夏立军（2003）的实证研究结果表明采用线下项目前总应计项更能有效揭示盈余管理，因此这里在计算总应计项时使用营业利润，而不是净利润。减t期经营活动现金净流量。CFOi，t表示i公司t期经营现金净流量除以期初总资产。DCFOi，t为虚拟变量，当CFOi，t小于0时，DCFOi，t取1，反之取0。CFOi，t*DCFOi，t为交互项目，表示应计项目对负经营现金净流量的关系。εi，t为i公司t年残差项。BallandShivakumar（2005）[14]认为应计项目在该模型中主要起到两个作用：一是减少现金流的“噪音”；二是对未实现的收益和损失进行不对称的确认。基于第一个作用，应计项目与现金流间呈负相关关系，α1预期为负；第二个作用表明损失比收益更能及时得到反应，或者说坏消息（负经营现金流）在应计项目中得到及时反映，若α3系数显著为正，则应计项目与负经营现金流间的正相关性会更强，该模型不但能够检验应计项目减少经营现金流的“噪音”，而且能够验证会计稳健性的存在性。模型中的α1为“好消息”的反应系数，α1+α3为“坏消息”的反应系数，若α3显著为正，则α1+α3大于α1，表示应计项更及时反应“坏消息”，且α3系数越大，则会计稳健性越强。

2修正Jones模型

Healy（1985）[15]根据应计项是否容易受企业管理人员主观判断的影响将应计项区分为操控性应计项和非操控性应计项，基于此，本文对Ball和Shivakumar（2005）的应计-现金流模型进行修改，即将应计项区分为操控性应计项和非操控性应计项，而操控性应计项正是学术界对盈余管理度量采用比较多的指标，这样首先便将论题转到对盈余管理度量模型的选择上来。国内外学术界衡量盈余管理程度的模型使用比较多的是修正Jones模型，夏立军（2003）[16]认为分行业估计并采用线下项目①①以营业利润为界限，将营业利润之上的项目称为线上项目，它们被认为大都是经常性的；营业利润之下的项目称为线下项目，它们被认为大都是偶然性的。线下项目前总应计项=营业利润-经营活动现金流量；包括线下项目总应计项=净利润-经营活动现金流量。前总应计利润作为因变量估计特征参数的截面Jones模型最能够有效揭示出盈余管理。刘大志（2011）[17]通过实证检验的方法验证在中国的资本市场中采用分年度、分行业的修正Jones模型最能有效度量盈余管理。Subramanyam（1996）[18]通过实证研究结果表明截面Jones模型和修正截面Jones模型比时间序列模型更能有效揭示盈余管理行为。因此本文在求解盈余管理程度时建立修正Jones模型，并分年度、分行业求解，模型如下：

GTAi，tAi，t-1=a11Ai，t-1+α2ΔREVi，t-ΔRECi，tAi，t-1+α3PPEi，tAi，t-1+εi，t

NDAi，tAi，t-1=α11Ai，t-1+α2ΔREVi，t-ΔRECi，tAi，t-1+α3PPEi，tAi，t-1

DAi，t=GTAi，t/Ai，t-1-NDAi，t/Ai，t-1

GTAi，t为i公司t年总应计项，其值等于营业利润减经营活动现金流量净额；Ai，t-1为i公司t-1年总资产；REVi，t为i公司t年的营业收入变化量；RECi，t为i公司t年应收账款净额变化量；PPEi，t为i公司t年的固定资产价值②②因我国2006年2月15日的新《企业会计准则》规定资产负债表对固定资产金额的披露只披露净值，因此基于数据的可获取性，Jones模型及其修正模型中的固定资产价值均取净值。；NDAi，t为i公司t年非操控性应计项目；DAi，t为i公司t年操控性应计项目。α1，α2，α3为行业特征参数；εi，t为i公司t年残差。

在对修正Jones模型进行行业分类时，行业分类标准按照中国证监会2001年4月的《上市公司行业分类指引》，该《指引》将上市公司分13大类，因考虑到C类制造业数量众多，基于此，本文对制造业按照二级代码进一步分类，考虑到需要的C2样本数量过少（2008-2011年各年度均少于10），因此将其合并到C9其他制造业中；L类传播与文化产业样本量过少（各年度均小于10），直接将该类剔除，经过这样处理后共分19个行业。综合后面样本选择中的剔除原则，各年样本具体分布情况见表1。

3修正的应计现金流模型

本文实证研究部分基本思路是采用Ball和Shivakumar（2005）的应计-现金流模型，但将该模型中的应计项分为操控性应计项和非操控性应计项，为了验证我国资本市场中会计稳健性的存在性及其产生的根本原因，因此在应计-现金流原始模型的基础上另外增加包含操控性应计项和非操控性应计项的模型，另外为了检验前面提出的研究假设是否成立，因此模型的建立阐述如下：

（1）货币政策与会计稳健性之模型建立

为了检验假设1，并检验我国资本市场中会计稳健性形成的原因，特分别建立模型1、模型2和模型3：

Acci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4MPTC+α5MPTC×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YEARn（n=2008-2011）+εi，t

①

OperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4MPTC+α5MPTC×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YEARn（n=2008-2011）+εi，t

②

NoperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4MPTC+α5MPTC×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YEARn（n=2008-2011）+εi，t

③

2008年受美国次贷危机的影响，央行9月份开始下调存款准备金率，表明该年央行执行适度宽松的货币政策。2009年金融危机波及国内，经济发展出现不景气局面，该年央行继续实行宽松的货币政策。2010年国内经济开始慢慢复苏，央行利用货币政策调控宏观经济发展，6次上调存款准备金率，表明该年央行执行的是紧缩性货币政策。2011年虽然央行6次上调存款准备金率，但是该年11月又下调存款准备金率，因此严格意义上，2011年不能认为是从紧的货币政策。因此，2008年至2011年4年间，2010年为货币政策紧缩期①①货币政策紧缩期的判断根据中国人民银行官方网站数据。。

在模型1、模型2和模型3中，OperAcci，t为操控性应计项，NoperAcci，t为非操控性应计项。MPTC货币政策紧缩期的虚拟变量，若在2010年，MPTC取1，否则取0。MPTC*CFOt*DCFOt为MPTC与CFOt*DCFOt的交互项，α5表示在货币政策紧缩阶段，会计盈余对“坏消息”反应系数的增量，若该系数显著为正，表明在货币政策紧缩阶段，应计项对“坏消息”的反应更为及时，即说明会计稳健性更强。若假设1成立，该模型中的系数α5显著为正，表明货币政策紧缩期要求会计稳健性越强。考虑到不同的行业、不同年份，会计稳健性可能差别较大或存在差异，所以模型中加入年度变量YEARn和行业变量INDUSTRy，变量含义：若样本为当年度取1，其余年度取0；样本为某行业时取1，其余行业为0。3个模型中的其余变量定义同前文介绍的应计-现金流模型一致。

（2）债务融资与会计稳健性之模型建立

为了检验假设2，并验证我国资本市场中会计稳健性形成的原因，特分别建立模型4、模型5和模型6：

Acci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4LOAN+α5LOAN×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t

④

OperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4LOAN+α5LOAN×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t

⑤

NoperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4LOAN+α5LOAN×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t

⑥

模型4、模型5和模型6中，LOAN为资产负债率，其值等于负债总额与资产总额之比，用来表示企业总体负债水平，LOAN*CFOt*DCFOt为交互项，α5表示贷款比例提高时，应计项对“坏消息”反应系数的增量，若该系数显著为正，表明贷款比例提高时，应计项对“坏消息”的反应更为及时，即说明会计稳健性更强。相反，该系数显著为负，则表明负债比例越高，则会计稳健性反而降低了。模型中控制变量分别为年度变量YEARn和行业变量INDUSTRy，其含义：若样本为当年度取1，其余年度取0；样本为某行业时取1，其余行业为0。模型中其余变量的定义同前文介绍的应计-现金流模型。

（二）样本选择

2006年2月15日国家财政部颁布新的《企业会计准则》，要求所有上市公司于2007年1月1日执行新的《企业会计准则》，新准则与旧准则有很大不同，考虑到选取的模型中需要上期资产指标，为了使数据具有可比性，因此本文拟选择2008年-2011年共4年的沪深A股上市公司作为研究样本。在样本筛选过程中，对如下样本进行剔除：（1）因金融行业的性质和采用的会计准则与其他行业有很大的差异，剔除金融类上市公司；（2）由于首次发行股票公司当年的会计盈余和其他年份有很大的差异，剔除当年IPO公司；（3）为了使数据更具有可比性，因此剔除ST类公司；（4）剔除ACC及CFO异常值的样本，具体做法是剔除了其最大及最小部分1%的样本；（5）剔除数据不全的公司。并综合前文行业分类情况，最后选取样本公司分布如下：2008年1022个样本，2009年1105个样本，2010年1176个样本，2011年834个样本，共4137个样本。所用财务数据及上市公司基本资料均来自国泰安CSMAR中国证券市场研究数据库，本文模型采用SPSS190统计软件进行多元回归。

四、实证检验结果及分析

（一）描述性统计分析

对模型主要变量进行描述性分析，结果见表2。由表2统计结果显示，ACC的均值为-00004，说明就平均而言，样本公司获得了负的应计项目，最小值、最大值分别为-07152、13002，表明不同公司间的应计项目差别较大；OperAcc均值为00782，说明就平均而言，样本公司的操控性应计项为正值，最小值、最大值分别为803216×10-6、12617，表明不同样本公司操控性应计项差别较大。NoperAcc均值为-00785，说明就平均而言，样本公司的非操控性应计项为负值，最小值、最大值分别为-14062、03223，表明不同公司间的非操控性应计项有一定差异。CFO均值为00593，说明就平均而言样本公司获得了正的经营净现金流量，最小值、最大值分别为-07321、10747，表明不同公司间的经营活动净现金流量差别较大，DCFO均值为02219，该变量为虚拟变量，说明有2219%的样本公司经营现金净流量为负；MPTC为货币政策紧缩期的虚拟变量，其均值为02843，表明有2843%的样本公司处于货币政策紧缩期；LOAN均值为04926，说明多数样本公司资产负债率处于1∶2，最小值、最大值分别为00071、12624，表明不同公司间的资产负债率差别较大。

（二）多元回归结果与分析

模型1、模型2和模型3回归结果见表3，现将各模型回归结果分析如下：1模型1回归结果中，CFO系数显著为负，与应计-现金流原始模型一致，验证了应计项抵减经营现金流“噪音”的作用，但是CFO*DCFO交互项系数却显著为负，与应计-现金流模型矛盾；2模型2回归结果中，CFO系数显著为正，该结论与应计-现金流模型的符号相反，且CFO*DCFO交互项系数显著为负，与应计-现金流模型矛盾；3模型3回归结果中，CFO的系数显著为负，验证了应计项（确切的说是应计项中的非操控性应计项）抵减经营现金流“噪音”的作用，且CFO*DCFO交互项系数在1%显著水平为正，进一步验证了应计项更及时确认“坏消息”，即我国资本市场中会计稳健性得到检验。根据模型3的回归结果，可以得出这样的结论：我国会计稳健性是存在的，不过稳健性既不是应计项造成的，也不是操控性应计项产生的，而根源于非操控性应计项。这一结论的原因在于应计项（非操控性应计项）能够及时确认经济损益，但主要是出于对未来情况的预测，而非操控性应计项主要是对公司未来损益的预测，因此，非操控性应计项更能够体现及时确认经济损益的作用。基于此，继续分析模型3的回归结果：在模型3的回归结果中，在验证我国上市公司中会计稳健性存在的前提下，MPTC*CFO*DCFO交互项系数为00467，且在1%显著水平上为正，表明在货币政策紧缩阶段，应计项对“坏消息”的反应更为及时，即说明会计稳健性更强，假设1得到检验。

模型4、模型5和模型6回归结果见表4，各模型回归结果分析如下：1模型4回归结果中，CFO系数显著为负，验证了应计项抵减经营现金流“噪音”的作用，但CFO*DCFO交互项系数显著为负，与应计-现金流模型矛盾；2模型5回归结果中，CFO系数显著为正，且CFO*DCFO交互项系数显著为负，均与应计-现金流模型矛盾；3模型6回归结果中，CFO系数显著为负，验证了应计项抵减经营现金流“噪音”的作用，且CFO*DCFO交互项系数在1%显著水平上为正，表明应计项对“坏消息”的反应更为及时，进一步验证了我国资本市场中会计稳健性是存在的，不过其是由非操控性应计现造成的。而且在模型6的回归结果中，LOAN*CFO*DCFO交互项系数在5%显著水平上为负，说明非操控性应计项对“坏消息”的反应系数增量为负增量，表明负债比例越高，使非操控性应计项确认“坏消息”（负经营现金流）没有确认“好消息”及时，则会计稳健性反而降低了。这一回归结果验证了假设2的正确性。

五、敏感性测试

为了使研究结论更可靠、更真实，现对模型进行敏感性测试。前面已经分年度、分行业通过Jones模型求解了操控性应计项、非操控性应计项，但在实证研究中采用了面板数据检验假设1和假设2。结果也验证了我国上市公司中会计稳健性的存在，并证实了假设1和假设2的正确性。但在敏感性测试中将采用截面数据即分年度对2008-2011年各年数据分别进行多元回归，这里需要说明的一点是：前面已经通过模型3和模型6验证了会计稳健性的存在性，且产生于非操控性应计项，此外也验证了假设1和假设2的正确性。在敏感性测试中主要就是进一步检验模型3和模型6回归结果的真实性，因此这里选择3和模型6作敏感性分析（其实对模型1、模型2、模型4和模型5选取截面数据进行多元回归，其结果与前面结论是一致的，因篇幅关系，该部分内容省略）。现将模型6的回归结果列于表5：

现对表5分析如下：12008—2011年各年度CFO的系数均在1%显著水平上为负，验证了应计项（非操控性应计项）抵减经营现金流“噪音”的作用；22008—2011年各年度，CFO*DCFO交互项系数均在1%显著水平上为正，验证了应计项（非操控性应计项）更能及时确认“坏消息”（负经营现金流），即检验了我国资本市场中会计稳健性的存在性。而且CFO*DCFO交互项系数从2008年到2011年依次为03536、03643、05963和05162，这一回归结果说明我国会计稳健性不但是存在的，而且2007年1月1日上市公司执行新会计准则后，会计稳健性总体逐年在增加，不过在2010年交互项系数为05963，在4个年度中是最大的，不但大于2008年、2009年的，而且大于2011年的。为什么会出现这种情况，可能的原因就在于2010年为货币政策紧缩期，这一回归结果无疑进一步证实在货币政策紧缩期，会计政策更加稳健；32008—2011年各年度，除2009年LOAN*CFO*DCFO交互项系数为负但不显著外，其余3年中LOAN*CFO*DCFO交互项系数均在1%或5%显著水平上为负，这进一步验证了负债比例越高，使得非操控性应计项更加不能及时确认“坏消息”（负经营现金流），即会计稳健性反而降低了。以上进行的敏感性测试，不但进一步证实了我国会计稳健性的存在性，且是非操控性应计项造成的，而且回归结果有力地检验了假设1和假设2的正确性。

六、研究结论与启示

本文采用2008—2011年沪深A股上市公司数据作为研究样本，通过Ball和Shivakumar（2005）的应计-现金流修正模型实证检验了货币政策、债务融资与会计稳健性之间的相关性。实证研究结果表明：我国上市公司的会计政策具有稳健性，且稳健性根源于应计项中的非操控性应计项；货币政策紧缩期因企业面临更大的不确定性，潜在的风险增加，在此情况下，企业将会采取更加稳健的会计政策。根据Watts（2003）的实证研究结果表明稳健性产生的原因主要有债务契约、股东诉讼、管制及税收，而且其认为债务契约是会计稳健性形成的最主要原因，但本文实证研究结论并未验证Watts的说法，而是得出相反的结论：债务比例越高、会计稳健性却降低了。也许正如赵春光（2004）所言：我国上市公司会计盈余稳健性是制度和监管造成的；我国债务融资受行政制约，而不受债务契约限制，债务契约在中国并不能引起自愿的谨慎要求。

本文从宏观经济角度并结合债务融资研究其与会计稳健性的关系，基于该视角研究会计稳健性，研读现有文献发现并不多见，且选取的样本为新的《企业会计准则》颁布后的上市公司数据，无疑更具有现实意义。可以考虑从宏观经济角度研究会计稳健性，此为本文启示一；在实证研究上，为了避免股价波动的影响，对稳健性的计量没有采用Basu模型（盈余/股票回报模型），而是采用了Ball和Shivakumar（2005）的应计-现金流计量模型，目的是探索该模型在我国资本市场中的应用。但具体使用该模型时应将应计项区分为操控性应计项和非操控性应计项，此为启示二。

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theEmpiricalEvidenceofAshares’ListedCompaniesinChina

WANGMeng

（SchoolofEconomicsandManagement，ZhejiangIndustryPolytechnicCollege，Shaoxing，Zhijiang，312000，China）

期货稳定盈利的方法篇5

一、盈余质量分析的必要性

1、从企业委托关系分析。企业是一系列契约的组合，包括企业与股东、债权人、政府、职工等之间的契约。其中企业与股东之间是一种典型的委托关系，对于国有企业来说，政府与企业之间也是委托关系。委托关系中，委托人与人之间的利益的不一致、信息的不对称性、主体的自利性使得企业管理者可能为了自身的利益去采取机会主义行为，欺骗委托人、损害委托人的利益，即管理者可以通过控制自己掌握的财务报告中的盈余数字，使其向有利于自己的方向，因此，委托者有必要分析企业的盈余质量，以便做出正确的决策。

2、从会计本身的特点分析。传统的财务会计是以权责发生制为核算基础的，权责发生制与收付实现制的区别在于前者不是以现金实际的收支期间作为确定收入或费用的期间，而是以收入和费用的归属期作为确认期间，于是产生了许多待摊和应计项目。会计利润中也就包括这部分应计项目，企业管理人员可以通过人为地调整应计项目的确认期间来会计利润的大小。另外，会计利润的过程中许多项目都带有很大的主观因素在内，如开办费、固定资产的摊销期间，企业管理人员可以利用这些估计项目来调整会计利润。

3、从我国的会计准则分析。我国的会计准则体系还不完善，对于许多特殊项目尚缺乏具体而明确的规定，企业可以通过选择会计政策来调节利润。即使已颁布的会计准则本身也存在缺陷——会计准则具有时滞性，随着经济的快速发展，企业涉及到的许多经济事项或交易，在会计准则中都没有相应的规定，如衍生工具。因此，企业管理人员可以通过会计准则的漏洞来粉饰企业经营成果和财务状况。

总之，企业管理人员为了自身的利益，在和准则允许的情况下，总是趋向于选择有利于自己的盈余数字，以获得自身报酬的最大化。

二、决定盈余质且分析的相关因素

1、会计政策与盈余质量的关系。如企业执行适度稳健的会计政策，有利于产生高质量的利润。在可供选择的各种中，企业一方面应选择较小可能高估资产和收入的方法；另一方面需要及时预计和报告可能发生的费用和损失。以销售成本为例，销售成本由存货的成本转化而来，存货计价方法就在一定程度上决定了销售利润的质量。在选择稳健的存货计价方法时，就应该考虑：物价水平因素、技术进步、存货保管不善等因素导致存货可变现净值低于成本时，应该提取存货跌价损失准备，在损失发生的当期计入当期损益，使得确认的利润比较实在，从而提高当期盈余的质量。其它费用的确认和计量也存在类似的问题。例如应收账款的坏账准备、固定资产折旧、开办费的摊销等等。如果企业采取稳健的会计方法确认和计量这些费用，就可以提供高质量的盈余。反之，如果企业没有采用适度稳健的会计政策，对于有关费用和损失的确认不够及对和全面，那么该企业报告的会计利润就存在包含潜在的风险损失而降低了质量。

2、财务状况与盈余质量的关系。盈余质量不仅涉及到利润这个因素，一些财务活动也对盈余质量产生影响，这些影响通过应收账款周转率和流动比率、速动比率等指标反映出来。

①应收账款周转率。在企业维持稳定的销售水平和信用情况下，各期的应收账款周转率应该相对稳定。即便在企业扩大销售的时期，也应该力争实现应收账款余额与销售额同步增加。在这种情况下，根据销售额和应收账款平均余额计算的应收账款周转率与扩大销售额之前的该比率应基本持平。如果企业在利润额不下降的情况下，应收账款周转率大幅度下降，说明当期利润的质量由于受到财务状况变化的影响而有所下降。

②流动比率和速动比率。一般认为，这两个比率高，说明企业的财务状况好，短期偿债能力强，不存在支付危机。通常认为该比率的上升是财务状况好转的迹象，但从盈余状况来分析。如果二者与前期相比有明显上升，而上升的主要原因是应收账款的增加幅度超过利润增加幅度，则说明企业的应收账款不能及时收回，或者比例太大，也可能导致盈余质量下降。

另外，融资能力也会影响盈余质量。如果债务水平上升，进行其他债务融资的可能性会降低，而且为取得资金所支付的利息率可能会增高，固定利息支出上升时，盈余波动倾向会更强，盈余质量也就随之下降。

3、利润构成与盈余质量。在的利润构成时，首先应该关注的是主营业务利润。这部分利润是企业基本经营活动的成果，也是企业一定期间获得利润中最主要、最稳定的来源。如果主营业务利润在净利润中不占领先地位，而非主营利润所占比率比较大，说明企业利润的构成不合理，盈余质量就不够稳定。

同时也要关注企业利润中来自于关联方交易的比例，因为，企业管理当局可能会通过关联方交易以粉饰报表，调节利润。

4、现金净流量与盈余质量。流动性是评价公司偿债能力的一个关键因素，尽管流动性对当期盈余可能不产生直接，但如果企业不能偿还债务，它可能会采取一些不适当的行为，如进行应收票据的贴现、应收账款的抵借，使得企业或有损失增加，企业盈余更加不确定，其质量也会随之下降。

另外，那些被公认为营业外的收益和损失，也会在一定程度上对盈余质量产生影响。因为许多营业外项目的发生在一定程度上与企业的管理水平有关联。如固定资产的报废损失、固定资产的盘盈盘亏，都与固定资产的管理水平有关。如果企业的营业外收支中经常出现大量的此类支出，说明企业管理中存在着许多薄弱环节，这必然导致盈余质量的下降，因为这些薄弱环节还会在以后期间继续制约企业的经营和，降低企业的盈利能力。

三、盈余质址分析的

我国企业管理人员进行盈余管理的方式主要有：利用资产重组调节利润、利用关联交易调节利润、利用资产评估消除潜亏、利用虚拟资产调节利润、利用其他应收款和其他应付款调节及利用时间差（跨年度）调节利润等等。因此，针对这些方式我们进行盈余质量分析的方法主要有以下几种：

1、不良资产剔除法。

所谓不良资产，是指待摊费用、待处理流动资产净损失、待处理固定资产净损失、开办费、递延资产等虚拟资产和高龄应收账款、存货跌价损失、投资损失等可能产生潜亏的资产项目。如果不良资产总额接近或超过净资产，或者不良资产的增加额（增加幅度）超过净利润的增加额（增加幅度），说明。企业当期利润有水分。

2、关联交易剔除法。

即将来自关联企业的营业收入和利润予以剔除，分析企业的盈利能力多大程度依赖关联企业。如果主要依赖于关联企业，就应当特别关注关联交易的定价政策，分析企业是否以不等价交换的方式与关联方进行交易以调节盈余。

3、异常利润剔除法。

即将其他业务利润、投资收益、补贴收入、营业外收入从企业的利润总额中扣除，以分析企业利润来源的稳定性。这里应特别关注投资收益、营业外收入等一次性的偶然收入。

期货稳定盈利的方法篇6

期货市场是一座桥梁，打通金融市场的桥梁。经济全球化已经成为一股不可逆转的趋势，资金在全球流动的速度不断加快，并将在更广阔的空间驰骋。相应的，在共同因素的作用下，金融市场将越来越多的相互影响，出现一种联动的局面。随着我国股票市场和期货市场的改革发展，市场效率不断提高，相应的两市场间的关联性日益增加。从长期来看，上市公司股价更多的是由宏观经济和自身盈利能力决定，期货市场则发挥着规避风险和价格发现的功能，从而影响到与大宗商品相关的上市公司的盈利，进而影响到公司的股票价格。

沪铜期货作为我国比较成熟的期货品种，在国际定价领域具有很强的话语权，对相关的上市公司股票价格具有很大的影响力。研究铜期货价格与相关行业股票价格之间的关系，不仅可以为投资者提供更为宽阔的视野，而且有利于监管方防范风险在两市场之间的传播，从而针对性提高两市场的有效性。综观之前的文献，基本都从静态的角度探讨来两市场之间存在的关系，本文基于状态空间模型从动态的角度研究铜期货价格对相关股票价格的影响。

2实证检验

2.1样本数据来源与处理方法

对于铜期货价格的选取，采用文华财经行情软件中期铜指数结算价的月度数据。期货在我国起步虽早，但由于前期制度不完善，市场交易混乱等原因，过早的数据并没有实际的意义。因此选取自2001年1月至2011年9月的价格数据。

对于铜相关行业公司股价的数据选取，主要使用大智慧行情软件中的月度收盘价数据。首先，根据证监会行业分类标准，选取金属与非金属行业中主营收入以铜为主的上市公司，共有9家，其中属于有色金属冶炼业的公司有5家，金属制品业公司有4家。其次，使用月度收盘价除权数据为样本，共129个数据。

在实证过程中，对各数据取自然对数，以消除异方差的影响，提高分析的精度。本文以流通股份为权重，对样本数据加权平均，分别构造有色金属冶炼业指数TI与金属制品业股价指数MI，以便用于分析。

从以上的统计结果可以知道，原始的时间序列数据都不是平稳的。对原始数据进行1阶差分后，再进行平稳性检验，可以得到全部平稳的结论。

2.3数据的协整检验

通过数据平稳性的检验，所有序列服从一阶单整，可以直接对该序列进行协整分析。协整检验主要有两种方式，本文将使用Eagle-Granger检验方法来检验序列之间是否存在长期均衡关系。由于期货价格对有色金属冶炼业和金属制品行业的上市公司股价影响机理不同，下面分别对这两者进行检验。

首先，分别建立线性回归模型，并用OLS进行估计，得到：

从上表看出，上游企业股价模型的残差序列在5%置信区间下显著，因此残差序列是平稳的，也就说明了TI、沪铜指数、上证指数之间存在协整关系，其中β=（1,-0.56，-1.64）为一个协整向量。而残差序列不显著，接受原假设为不平稳的序列，说明了MI与沪铜指数、上证指数之间不存在协整关系。

2.4基于状态空间模型的实证分析

我国证券市场发展至今，经历了数十次大大小小的变革，不同时期金融市场之间的关联性都表现出不同的特征。为了深入研究股票市场与期货市场之间的联系，建立变系数的状态空间模型可以更为准确的描述这种关联。

建立模型：

从上图可以看出，在05年之前，沪铜指数对上游企业股价指数的影响比较稳定：其他条件不变时，期铜指数每变动1%，TI变动0.48%，而05年之后，期铜指数对TI的影响震荡上升，由0.48上升至0.54左右。

3结论

从对期铜指数与相关股价之间关系的实证研究中，我们可以得出以下结论：

（1）铜制品行业与期铜指数之间并不存在长期的均衡关系。这是由于期货价格对此类公司股价的价格传导链条过长造成的。期货价格首先反映了现货价格，现货价格决定了铜制品行业公司的成本，更重要的是产成品销售价格也在决定公司盈利，进而才能影响到公司的股票价格。铜冶炼行业股价与期铜指数之间则存在长期均衡关系。