公司盈利模式研究范例(12篇)

来源：整理 2024-04-14

公司盈利模式研究范文篇1

【关键词】金融资产；公允价值计量；盈余管理

0引言

公允价值问题是近十年来会计前沿中一个富有挑战性的热点问题。我国财政部于2006年2月15日的新会计准则引入了公允价值，尤其是金融资产公允价值计量。新会计准则规定，交易性金融资产和可供出售金融资产均按照公允价值进行后续计量，但是两者在会计处理上存在显著不同，交易性金融资产按照公允价值进行计量，由于公允价值变动所产生的未实现收益以及后期处置时产生的已实现收益均计入当期损益，直接影响利润表；而可供出售金融资产采用双重确认收益的模式进行计量，可供出售金融资产公允价值变动形成未实现收益计入所有者权益，该金融资产终止确认时产生的已实现收益再转入利润表。交易性金融资产和可供出售金融资产两种不同的会计处理模式，使得两类金融资产可能存在不同的盈余管理状况。对两类金融资产投资收益与盈余管理分别进行研究，有助于了解公允价值计量模式下上市公司是否还存在使用金融资产进行盈余管理的行为以及具体的操作手段，并可以进一步了解两类金融资产会计确认模式的优劣，为目前争论较多的公允价值确认损益模式提供理论与实证支持。因此，本文将以2007-2010年有金融资产公允价值变动的公司作为样本，通过经验数据分别验证两类金融资产的已实现收益对上市公司盈余管理行为的影响，并根据研究结果提出了相应的政策性建议。

1文献综述与理论分析

新准则实施之前，金融资产主要采用历史成本计量，导致大量未实现收益未能及时的体现在报表中，因此上市公司可以通过控制金融资产的交易时间达到其盈余管理的目的。新会计准则实施之后，金融资产采用公允价值进行计量，使得金融资产的未实现利得和损失可以在发生的当期体现在会计报表上，提高了会计信息的相关性以及及时性，在一定程度上减少了上市公司采用未实现收益进行盈余管理的机会。但是新准则中规定了可供出售金融资产的公允价值变动形成未实现收益计入资本公积，直到该金融资产终止确认时再转出，计入当期损益。这一要求显示出很强的隐蔽性，上市公司仍旧可以通过操纵可供出售金融资产收益的确认时间来达到盈余管理的目的。牟韶红（2010）选取2008年年报中有金融资产公允价值变动的公司为样本，检验了2007-2008年金融资产公允价值变动损益对上市公司盈余波动的影响。研究证实，可供出售金融资产的公允价值变动可能会为上市公司的盈余管理提供“蓄水池”，上市公司可能利用控制处置可供出售金融资产公允价值变动的时间进行盈余管理，这种现象在盈余下滑的公司更为明显。[1]王玉涛等（2009）和叶建芳（2009）同样证实管理层能够通过控制可供出售金融资产的卖出时间达到调节当期盈余的目的。[2-3]由于可供出售金融资产的投资收益包含了已实现投资收益和未实现投资收益两部分，且未实现收益未直接反映在利润表的损益科目，显示出很强的隐蔽性。因此我们可以合理预期，在这种双重确认收益的模式下，上市公司可以通过对可供出售金融资产出售时机的选择来“实现”未实现投资收益，达到运用已实现收益进行盈余管理的目的。根据以上分析，我们提出如下假设：

假设1：公允价值计量下，有可供出售金融资产公允价值变动的公司，其已实现投资收益与上市公司盈余管理行为相关。

与此相对应，公允价值计量下另一种主要的金融资产是交易性金融资产，新会计准则规定企业持有交易性金融资产的意图为短期交易，该类资产按照公允价值进行计量其变动形成的利得或损失计入公允价值变动损益，待资产终止确认时再转入投资收益。由于交易性金融资产已实现投资收益和未实现收益能够及时的体现在利润表中，因此这些未实现的损失和利得都将在发生的当期付出水面，不能再为上市公司提供盈余管理的空间（张涵，2008；牟韶红，2010）[4][1]，提高了会计信息的可靠性和及时性。因此本文提出如下假设：

假设2：公允价值计量下，有交易性金融资产公允价值变动的公司，其已实现投资收益与上市公司盈余管理行为不相关。

2研究设计与样本选择

2.1数据来源与样本选择

本文手工收集深沪两市A股主板上市公司2007-2010年年报中有可供出售金融资产公允价值变动损益或有交易性金融资产的公允价值变动损益的公司。剔除财务数据缺失以及利润总额为负的样本公司，共收集持有可供出售金融资产公允价值变动的公司为1436家，持有交易性金融资产公允价值变动的公司1266家。

2.2模型设计与变量选择

目前国内用于解释盈余管理动机的文献均机会主义观点展开的。因此本文参考吴战篪等（2009）[5]的盈余管理指标，将“利润平滑”作为我国上市公司盈余管理的动机。在此基础上分别设计了交易性金融资产和可供出售金融资产已实现投资收益的盈余管理模型：

模型（1）选取持有可供出售金融公允价值变动的公司，检验可供出售金融资产已实现投资收益的盈余管理行为；模型（2）选取持有交易性金融资产公允价值变动的公司，检验交易性金融资产已实现投资收益的盈余管理行为。模型中被解释变量Inv表示金融资产已实现投资收益占利润总额的比重，各变量的定义如表1所示。

Inv主要描述金融资产已实现投资收益对公司利润总额的影响。由于上市公司对投资收益附注信息的披露存在较大差异，交易性金融资产和可供出售金融资产的投资收益无法区分，因此本文借鉴了牟韶红（2010）[1]的指标选取方式，采用扣除联营和合营企业投资收益后的投资收益作为替代数据。

Tfu和Sfu表示金融资产未实现投资收益占公司利润总额的比重。当期发生的公允价值变动损益在处置之前为金融资产的未实现收益，一旦处置便转化为已实现收益。因此，我们预期已实现收益与未实现收益存在负的相关性。

Tfa和Sfa用于衡量两类金融资产四个季度之间的波动，表明金融资产存在价值变动、出售或购入，这些变化都会间接地影响到已实现投资收益的大小。波动性越大，可能越与本期内的数量变化有关，即本期发生出售或购入比较频繁。

此外，借鉴大多数文献普遍做法，本文其他控制变量包括公司规模、风险水平、是否同时持有另一种金融资产公允价值变动、年度变量以及行业变量。

3实证结果与分析

我们的回归模型均采用多元线性回归分析，表2列示了各组样本的回归结果。

模型1的回归结果显示，盈余管理的系数显著为负，表明盈余下滑的公司通过出售可供出售金融资产实施了以“利润平滑”为目的的盈余管理。同时可供出售金融资产未实现收益指标Sfu显著为负、季度波动指标Sfa显著为正，表明当期存在可供出售金融资产的价值变动、出售或购入行为，这些变化间接地影响到已实现投资收益的大小，即本期可供出售金融资产交易越频繁，产生的投资收益占利润的比重越大。

模型2的回归结果显示，变量EM的系数显著为负，表明盈余下滑的上市公司利用交易性金融资产实施了以“利润平滑”为目的的盈余管理。但是，交易性金融资产季度波动指标Tfa并不显著，说明上市公司并不存在通过频繁买卖交易性金融资产调节其已实现收益行为。因此我们得出，上市公司通过交易性金融资产已实现收益进行盈余管理，但是并没有通过频繁买卖交易性金融资产“实现”收益。与此相反，由于可供出售金融资产未实现收益不直接体现在利润表的损益科目，因此上市公司会通过频繁买卖可供出售金融“实现”收益，达到盈余管理的目的。

表2样本的回归结果

4结论和启示

本文的研究结果表明：公允价计量下，上市公司通过出售时机的选择对交易性金融资产和可供出售金融资产已实现收益进行了盈余管理；但是由于可供出售金融资产特殊的会计处理方式，使得上市公司更倾向于通过买卖可供出售金融资产达到盈余管理的目的。

新会计准则对金融资产采用公允价值进行后续计量，相对于传统的历史成本计量模式，这是一个很大的进步。但是新会计准则中关于可供出售金融资产公允价值变动损益的计量模式实质上仍然是采用历史成本模式确认该类金融资产的投资收益，待可供出售金融资产出售时才将这部分公允价值变动转入当期损益，这种双重确认损益的模式导致可供出售金融资产很容易成为上市公司盈余管理的手段。根据本文的研究发现，为了有效避免上市公司利用可供出售金融资产的已实现收益和未实现收益进行盈余管理，将可供出售金融资产和交易性金融的后续计量模式在会计处理上统一化更为合理，既可以有效降低上市公司对金融资产分类的难度，又可以避免公司通过金融资产分类来盈余管理。

【参考文献】

[1]牟韶红.会计盈余波动与金融资产的公允价值计量：基于2007-2008年A股公司的经验研究[C]//中国会计学会2010年学术年会论文集.2010：298-309.

[2]王玉涛，陈晓，薛健.公允价值、盈余管理与市场反应：基于金融资产的经验证据[D].清华大学，2011.

[3]叶建芳，周兰，李丹蒙，郭琳.管理层动机、会计政策选择与盈余管理：基于新会计准则下上市公司金融资产分类的实证研究[J].会计研究，2009（3）：25-30.

公司盈利模式研究范文篇2

关键词盈利预测；自愿披露；经济动机

盈利预测是公司对未来会计期间的经营成果所做的预计和测算，属于预测性财务信息。吴联生(2005)调查显示，73.33％的机构投资者和80.00％的个人投资者表示“非常需要”未来信息，而只有10％的机构投资者和1.11％的个人投资者表示“非常需要”历史信息。这说明了投资者对未来信息的需求程度比历史信息高。而公司管理者是管理公司投资经营战略的专家，管理者可以通过正规教育、行业的工作经验以及对公司专用知识的投资等方式来获得这种专长。因此，他们比外界投资者能更好地理解公司目前的状况、预测未来的表现(Ross，1977；MillerandRock，1985；Majluf，1984)。由于我国盈利预测2001年3月15日，由强制性披露改为自愿性披露，管理者当局对信息的披露有选择权，基于信息披露成本与效益原则以及我国特有的制度背景，研究管理者披露盈利预测信息的经济动机具有现实意义。

一、国外盈利预测披露动机研究现状

国外资本市场成熟，盈利预测披露制度比较完善，对盈利预测经济动机的研究已趋于成熟，学者主要以委托理论、信息不对称理论以及信号理论等视角研究了管理者自愿披露盈利预测的经济动机。

以委托理论为研究视角，经营权与所有权分离问题引发了股票报酬激励机制的建立。Noe(1999)从股票内部交易的角度，Aboody＆Kasznik(2000)从CEO针对员工股票期权回报期与信息释放期限角度，Miller＆Piotroski(2000)从股票期权的风险角度，Nagaretal(2003)从股票期权比例角度，都证实了管理者会为了减少企业股票被低估带来的风险，会自愿披露盈利预测信息。

以资本需求为研究视角，新资本需求是影响公司管理层披露盈利预测信息的一个重要动因(lees，1981；Rulandetal，1990)。Frankeletal(1995)对纽约或美洲证券交易所上市的1980～1983年的1880家公司的盈利预测与外部融资进行了研究，结果表明在样本期间利用资本市场进行外部融资的公司，更有可能盈利预测，而且筹资频率越高，自愿披露的次数也越多。

而以信号理论为研究视角，披露良好信息能向相关信息使用者传递信号，树立良好的声誉，吸引更多的投资者，避免出现逆向选择的风险(Penman，1980；Trueman，1986；Lev＆Penman，1990)。Clarksonetal(1992)对加拿大IPO公司的研究结果表明，相对于不在IPO招股说明书中披露盈利预测信息的企业，自愿披露盈利预测信息的企业向外界传递了自身拥有更好的盈利前景的“好信息”。

以信息不对称理论为研究视角，更多信息的披露能减少信息不对称，从而降低股权资本成本(Amihud＆Mendelson，1986；Diamond＆Verrecchia，1991)。因为，更多信息披露会增加股票流动性，降低交易成本，增加投资者对证券的需求，从而降低资本成本；信息披露较少时，投资者将承受预测未来效用的风险，对信息风险要求有更高回报，致使披露较少信息的企业资本成本更高。Clementetal(2000)采用事件研究法研究表明了盈余预测披露对资本成本的影响，而BaginskiandRakow(2009)则在控制诸如盈余质量、公司规模、风险因素后，Rakow(2010)则考虑前期盈余预测有交互影响下，研究都表明，盈利预测信息的披露能降低权益资本成本。此外，信息披露能降低一级市场的信息不对称，使新股定价更为真实反应公司的内在价值，从而降低新股发行抑价，可以在一定程度上缓解新股低价发行作为投资者投资补偿的压力，减少发行企业在抑价中的经济损失。学者针对信息披露对新股发行抑价的影响研究，结论表明信息披露有助于降低新股发行抑价(Ibbotsonetal，1994；Howetal，1995；Leeetal，1996)。以盈利预测信息披露的角度解释新股发行抑价问题，JogandMcConomy(2003)针对加拿大IPO样本公司，KeaseyandMcGuinness(2008)针对香港IPO样本公司，却得出了不同的研究结论。

二、国内盈利预测披露动机研究现状

国内由于IPO盈利预测信息披露制度2001年3月15日由强制性披露改为自愿性披露，现有研究针对盈利预测准确性及影响因素的文献很多(王鹏程，1997；徐宗宇，1998；宋凯歌，2007等)，且得到了较为一致的结论，而立足于自愿披露盈利预测动机的研究文献较少，现有关研究文献基本都是从信息自愿性披露角度进行的研究。

一类主要采用规范研究方法论述自愿性信息披露的动机。比如，陈艳(2004)从理论、信号理论和资本市场的竞争性支持着会计信息的自愿性披露。王雄元(2005)从自愿性信息披露的信息租金与管制层面入手，得出经营者获利是经营者自愿披露信息的核心动机。洪剑峭(2009)提出信息披露成本模型和管理层初始信息不确定模型，是对管理层有选择信息披露问题的最重要的两个解释。

一类主要以建立自愿性披露水平指数来实证研究信息披露的动机。比如，汪炜、蒋高峰(2004)是最早检验中国上市公司自愿性信息披露对权益资本成本的影响，研究以2002以前在上海证券交易所上市的516家A股上市公司为样本，通过建立公司权益资本成本与披露水平、公司规模、财务杠杆率之间的回归计量方程实证分析，结果表明上市公司信息披露水平的提高有助于降低公司的权益资本成本。陈晓红和林莎(2009)以我国2004～2007年中小企业板上市公司为样本数据进行实证分析，研究结果显示，规模大的中小上市公司更注重自身社会形象的塑造，通过自愿披露更多的信息在投资者心目中塑造良好的形象；中小上市公司成长性越好，越倾向于主动披露信息。

近来，有学者基于国外已有研究，检验了中国证券市场盈利预测披露行为与新股发行抑价的关系。张雁翎(2004)选取2001.3～2002.12在沪、深两市上市的125家公司，研究了自愿性盈利预测披露对新股抑价的影响，研究结果显示：是否披露盈利预测与新股发行抑价显著负相关，表明市场能够接受盈利预测信息，盈利预测信息的披露有助于降低新股发行抑价。胡松(2007)以2001.3～2005.12的IPO－A公司为样本，也得出了同样的结论。

三、国内外盈利预测自愿披露研究启示

公司盈利模式研究范文1篇3

关键词：公允价值；盈余管理；上市公司

一、引言

上世纪九十年代，我国开始了资本市场运行，随后逐年扩大，到2011年底，总市值在全球已位列第三名。如何能使投资者准确了解上市公司并作出投资决定，重要的依据就是会计信息，然而，信息的准确程度和质量高低又取决于计量模式。从2007年开始，新会计准则在上市公司中普遍运用，并在五个方面（具体17项）提出了“公允价值”的计量方式，上市公司在利用公允价值进行盈余管理的具体方法有：利用可以选择的政策、利用对金融投资差异化的分类方法、利用有弹性的价格、利用相互关联交易产生的利润、利用资产重组收益计入当期损益来调整利润、利用资产购买产生的增值等方法进行盈余管理。基于以上所述，本文在新会计准则下，对我国2007年—2010年间沪深A股有效样本数为1536家公司的盈余管理情况进行研究分析，从中找出会计盈余的形成与作用机理，验证会计盈余受公允价值的影响状况，使会计准则更加完善，以达到优化市场资源配置及改善公司治理。

二、研究假设

通过理论分析，从中可以看出，新会计准则是把双刃剑，在抑制盈余管理的某些方面时，又在扩大盈余管理的另一些方面，因此，新会计准则对盈余管理正负影响的程度如何，现提出以下几种假设：

假设1：在新会计准则下，上市公司盈余管理会采用财务费用科目进行管理。

假设2：在新会计准则下，上市公司盈余管理会采用资产减值损失进行管理。

假设3：新会计准则下，上市公司盈余管理会采用公允价值变动损益进行管理。

假设4：新会计准则下，上市公司盈余管理会采用投资收益进行管理。

假设5：新会计准则下，上市公司盈余管理会利用营业外收入进行管理。

三、盈余管理评价模型以及实证分析

（一）盈余管理的实证模型

下面是自变量的选择。一是企业盈余管理采用的是借款费用资本化，选用财务费用变化作为手段的替代变量，本应计入财务费用的金额却计入了相应资产科目，而使财务费用金额变小；二是用资产减值损失变化来进行盈余管理，资产减值损失其中有固定资产减值、存货跌价准备、无形资产减值及一些金融资产的减值准备等；三是用公允价值下损益变动进行盈余管理，主要包括金融资产、投资性房地产及非统一控制下企业合并等；四是用营业外收入变动进行盈余管理，营业外收入是企业债务重组或者非货币性资产交换而产生的盈利所得；五是用投资收益变动作为控制变量进行盈余管理，即企业通过投资性房地产的处置、长期股权投资等实际手段来获得投资收益而改变盈余，等等。建立如下模型：

指标解释：DA=操纵性应计利润，ΔFIN=财务费用变化，ΔIMP=资产减值损失变化，ΔFAIR=公允价值变动收益变化，ΔINV=投资损益变化，ΔOPE=营业收入变化。

（二）实证分析

（1）下面是对08、09、10年3年应计利润总额和可操纵性应计利润的描述性统计：

表4-1可操纵性应计利润的描述性统计

从表中可以看出，09年、10年总体应计利润均值的绝对值均大于08年。原因分析为：利润总额由应计利润和经营性现金流量组成，而应计利润是非现金部分，它与现金流量二者共同构成企业的会计盈余。在权责发生制下，会计盈余由于有了应计利润的存在显得更具优越性。08年距离新会计准则应用于上市公司时间较短，而09年、10年相对较长，应计利润在公允价值的使用下，确认经济损益的功能得到增强，使用的熟练程度及灵活性也在增强，因此随着时间延长，新会计准则下的应计利润也会逐渐增大。

虽然可操纵性应计利润的绝对值逐年在减小，但是根据表中数据表明08-10年上市公司的盈余管理还是比较显著的。DA（操纵性应计利润）算出来后将其代入模型，来研究新会计准则下上市公司盈余管理的一种具体手段。

（2）盈余管理和财务费用关系的研究

从上表可以看出，利用财务费用进行盈余管理的程度在08年较少，09年比较突出，10年又减少。财务费用与盈余管理二者之间的关系通过了显著性检验，从而说明两者之间是负相关的关系。在新会计准则下，企业进行盈余管理时可以利用政策的可选择性，将本应计入财务费用的金额计入相应的资产科目中去，用借款费用资本化来进行利润调整，这样就会使得财务费用的金额变小，选用财务费用作为盈余管理的替代变量。

（3）盈余管理和资产减值损失关系的研究

表4-3模型系数

由上表可以看出，09、10年和08年相比，上市公司盈余管理在很大的程度上还是采用了资产减值损失进行管理的。从这里可以看出，新会计准则虽然规定了除少数几种情况外，不得将计提的资产减值冲回，但是企业管理层并没有因此而放弃利用此科目进行盈余管理。

（4）盈余管理和公允价值变动损益关系的研究

表4-4模型系数

由上表看出，2008年运用公允价值变动损益来进行盈余管理的程度较小，2009年公允价值变动损益与盈余管理之间的检验没有通过，说明两者之间关系不明显，2010年利用公允价值变动损益进行盈余管理的程度明显加大。

（5）盈余管理和投资收益关系的研究

表4-5模型系数

从上表看出，2008年利用投资收益进行盈余管理的程度较小，2009年管理的程度最为明显，变化最大，由0.121达到了0.667，几乎是08年的5倍还多，而到2010年又下降到了0.125，

本文分析认为，2008年，在美国因房地产引起的次贷危机发生以后，引起房地产企业高度关注，企业可能通过处置投资性房地产、长期股权投资等实际手段来获得投资收益而改变盈余，这样就表现为09年盈余管理的程度明显。

（6）盈余管理和营业外收入关系的研究

表4-6模型系数

由上表可以看出，企业盈余管理的手段之一就是利用营业外收入科目，但从两者的系数来看影响程度并不大，这就说明了企业会通过债务重组或者利用非货币性资产交换来进行盈余管理。

从以上几种分析研究可知，企业盈余管理的手段有资产减值损失变化、公允价值变动损益变化、投资收益变化、财务费用变化和营业外收入变化等，但是，从标准化系数值大小来看，企业管理层还是善于利用资产减值损失、公允价值变动损益、投资收益等具体项目来进行盈余管理。

（三）实证结果

通过以上几节的分析，我们可以从上市公司08、09和10年相比得出几点结论：

（1）盈余管理和财务费用二者价值成负相关。这是因为两者变化的相关性09、10年均比08年大，这就说明了企业在利用借款费用资本化来进行盈余管理。

（2）盈余管理和资产减值损失变化的相关性比较高，说明资产减值损失是企业进行盈余管理的重要手段，这就告诉我们在涉及有关盈余管理问题的时，考核的重点应是资产减值损失。两者之间的关系主要为负相关，09年为特殊成正相关是受金融危机的影响而造成的。

（3）盈余管理和公允价值变动损益的变化呈负相关，08—10年相关性程度逐年显著，在10年已是上市公司盈余管理的最主要手段，说明重新启用新会计准则后，企业采用公允价值变动损益进行盈余管理在逐年增大。

（4）盈余管理和投资收益二者呈负相关，企业采用投资收益进行盈余管理的程度近期有所增大。

（5）盈余管理和营业外收入变化呈正相关，相关性程度在09特殊时期有所增长，在10年又减少，说明显著性不大。

以上结果表明，假设1、2、3、4、5得到了证明。

四、结论与建议

（一）本文结论

实证分析可以看出，盈余管理主要表现在以下几个方面：（1）企业会采用财务费用科目来进行盈余管理，运用政策的可选择性使费用资本化，以减少财务费用来达到调整盈余的目的；（2）企业会利用资产减值损失科目，采用一些资产减值损失可转回的政策来进行利润调整。（3）上市公司利用公允价值变动损益进行盈余管理的手段在近年频繁使用，利用公允价格、标准不统一，以获得盈余管理来调整利润。（4）利用投资收益进行盈余管理的程度在09年最大，主要原因是对投资性房地产及长期股权投资的处置来调整利润。（5）利用营业外收入科目进行盈余管理，计入的是通过债务重组或者非货币性资产交换得到的收益。

（二）对策建议

第一，强化信息披露。监督管理部门应严格监管制度，加强监管力度，强化上市公司在公允价值计量下的信息披露质量。第二，强化对中介机构鉴证业务的监督。一是加强对资产评估机构监管系统的建设。二是建立后续跟踪机制。第三，强化对相关交易实质的审查。第四，强化对会计人员的培训。（作者单位：陕西师范大学财务处）

参考文献：

[1]陆建桥.中国亏损上市公司盈余管理实证研究[J].会计研究，1999，09：25-35.

[2]魏明海.盈余管理基本理论及其研究述评[J].会计研究，2000，09：37-42.

[3]韩俊华.公允价值与上市公司盈余管理问题研究[J].商业时代，2009，24：93-94.

[4]孙翯.上市公司公允价值变动损益的盈余管理行为——基于新会计准则视角的分析[J].科学决策，2010，05：35-43.

[5]高微.公允价值计量模式下的盈余管理[J].甘肃科技，2010，13：108-110.

[6]康霞，邸丛枝.公允价值应用下的盈余管理[J].财会月刊，2007，13：14-16.

[7]卢士月.公允价值应用下的盈余管理[J].商业经济，2008，18：47-48+95.

[8]贺德富，邹晶.公允价值对盈余管理的影响[J].中国农业会计，2008，10：49-51.

公司盈利模式研究范文篇4

关键词：IPO盈余管理证券发行制度实质盈余管理应计利润

一、引言

IPO市场是一个典型的信息不对称市场，大量的中西方研究学者的实证研究发现，IPO公司机会主义地管理盈余，以提高发行价格，正的盈余管理误导投资者过分乐观，它不仅会误导投资者，而且会损害企业未来价值，因此必须有一定的机制来约束它。西方IPO主要采用市场化发行，中介机构承担着“信息生产”和“认证中介”重要作用。与传统的成熟资本市场不同，中国资本市场是一个新兴市场，处于“行政市”向“市场市”转变完善的进程中，证券发行制度的变迁对于上市公司行为影响极其强烈，忽略制度偏差以及制度变迁，单纯研究承销商、审计师、风险资本家等第三方对于IPO盈余管理的约束是有失偏颇的。本文第一个研究目的是检验证券发行制度市场化进程，即“审批制”转向“核准制”，以及核准制下，由“通道制”向“保荐制”的转移，能否加强市场力量对于IPO公司机会主义盈余管理水平的约束，显著降低IPO公司盈余管理水平。本文的第二个研究目的是检验证券发行制度市场化进程对于IPO公司盈余管理方式的影响，即随着市场监管力量的加强，中国IPO公司的盈余管理方式是否会从日益引起关注的应计利润管理转向隐蔽性更强的实质盈余管理。为了具体考察证券发行制度的变迁对于中国IPO公司盈余管理程度的动态影响，本文根据中国证券发行制度演变，将研究期间划分为三个时间段，审批制（2001年3月之前）、通道制（2001年4月至2004年12月）、保荐制（2005年1月之后），利用应计利润模型和实质盈余管理模型来计量IPO公司盈余管理水平，运用描述性统计和多元回归方法，实证分析证券发行制度变迁对于中国IPO公司盈余管理水平和方式的动态影响。本文从制度变迁的角度，研究IPO公司盈余管理行为，可以为中国IPO公司盈余管理研究提供新的视角。同时藉由IPO公司盈余管理水平和方式的动态比较，为证券发行制度的完善提供检验的手段。

二、文献综述

（一）西方文献西方IPO主要采用市场化发行，中介机构承担着“信息生产”和“认证中介”重要作用，因此大量的研究分析承销商、审计师、律师、风险资本家等第三方对IPO盈余管理行为的约束。将承销商作为IPO机会主义盈余管理一种外在治理机制的理论源自于Booth和Smith（1986）提出的承销商认证中介理论。CarterandManaster（1990）以及Carteretal.（1998）的研究文献证实声誉机制是有效的，高声誉的承销商是与较低的IPO折价和较好的未来长期回报相联系的。BrauandJohnson（2009）的研究则进一步直接证明承销商声誉能有效抑制IPO企业盈余管理水平，承销商声誉与IPO盈余管理水平之间负相关。探讨审计师在IPO机会主义盈余管理中的治理作用的理论解释主要有两个：一是TitmanandTrueman（1986）提出的审计师信号显示理论；二是源自于Dye（1993）审计质量模型。Beatty（1989）的实证研究证明雇佣有声誉的审计师的IPO企业的抑价要显著更低，而MichaelyandShaw（1994）的实证结果则进一步表明，有声望的审计师是相关于较少风险的IPO，同时IPO长期业绩与企业所雇佣的审计师的声誉正相关。除了承销商声誉、审计师质量可以作为IPO机会主义盈余管理一种有效治理机制以外，Barryetal.（1990）还检验了风险资本家对于IPO企业的监管作用，实证证据表明在所投资企业进行首次公开发行时，风险资本家监管投资方面的专才和经验可以作为企业价值的重要信号传递给投资者，导致有风险资本支持企业IPO的折价较低，说明监管服务的质量被资本市场认可，支持了风险资本家监管理论。

（二）国内文献刘江会等（2005）检验了我国承销商声誉与IPO企业质量之间的关系，实证分析的结果显示我国承销商的“认证中介”职能严重缺位，承销商声誉与IPO企业质量之间正相关的关系在我国证券发行市场中被扭曲，投资者通过承销商的声誉等级来区分发行企业质量的信息甄别机制在我国证券发行市场基本上不存在。在审计质量的检验上，李仙和聂丽洁（2006）对我国上市公司首次公开发行股票中审计质量与盈余管理之间的关系进行研究，发现我国IPO市场上经过“十大”会计事务所审计的公司，其盈余管理程度低于“非十大”审计的公司；专业审计师能够有效抑制IPO中盈余管理动机，降低盈余管理程度，研究结果支持了审计质量治理机制。在风险资本家监管作用的检测上，陈祥有（2010）以我国深交所中小企业板上市的199家IPO公司为样本，对风险投资与盈余管理之间的关系进行研究，发现与没有风险投资背景的IPO公司相比，有风险投资背景的IPO公司上市前一年的盈余管理程度更低，研究结果揭示风险投资可以约束IPO过程中的盈余管理行为。另外潘越等（2010）的研究还发现社会资本与法律保护是IPO盈余管理的两个有效的约束机制。实证结果发现：在社会资本水平较高的省份，上市公司更不可能进行IPO盈余管理，而且社会资本与法律保护的约束机制是可替代的，即在我国法律保护比较薄弱的地区，社会资本对IPO盈余管理行为的约束作用更加显著。这一研究结果拓展了IPO机会主义盈余管理行为的约束机制。中国资本市场是一个新兴市场，与传统的成熟资本市场不同，中国资本市场处于“行政市”向“市场市”转变完善的进程中，证券发行制度的变迁对于上市公司行为影响极其强烈，忽略制度偏差以及制度变迁，单纯研究承销商、审计师、风险资本家等第三方对于IPO盈余管理的约束是有失偏颇的。从本人所掌握的文献来看，只有徐浩萍和陈超（2009）的研究涉及了证券发行制度的变迁对于IPO盈余管理的影响，研究发现没有证据支持IPO公司在发行前普遍存在运用会计手段进行的盈余管理。但研究是以核准制实施以后的IPO研究样本（2002年至2005年）为研究对象，没有直接比较审批制向核准制、保荐制变迁的对于IPO公司盈余管理的影响，同时对于IPO盈余管理的计量主要是运用操纵性应计利润模型，本文的研究范围扩大到1998年至2006年的IPO公司，并且还运用实质盈余管理计量IPO公司盈余管理水平，试图全面检测证券发行制度的变迁对于IPO盈余管理水平和方式的影响。

三、研究设计

（一）研究假设中国证券制度改革的历程凸显了证券发行制度市场化的改革目标与方向，证券发行制度的改革加强了市场力量对于IPO机会主义盈余管理行为的约束。审批制最重要的特征就是实行指标额度的行政分配，各级政府是上市资源的分配主体，公司发行股票的竞争焦点主要是争夺股票发行指标和额度。企业能否上市不在于本身质量的好坏，主要取决于公关能力以及“包装企业”的能力，由于自身利益和公司发行利益紧密相关，地方政府和各级部委不仅不能有效监督发行公司披露的信息质量，甚至还可能成为发行公司盈余管理的“共谋”，缺乏对于企业盈余管理的有效约束。与审批制相比，核准制取消了指标和额度管理，证监会的职能由审批上市额度指标转为核准发行资格，由专业人士组成的发行审核委员会对股票发行进行实质性审查，加强对发行公司质量的审核力度；推荐发行公司的权力也由行政主体（政府）转移到市场主体（承销商），承销商的项目负责人对发行披露的真实性负有责任，若发生虚假陈述，将受到最高5年监禁的刑事处罚，承销商和审计师等专业机构出于自身的职业压力风险，有动机监督发行人的盈余质量。但是在核准制实行初期，通道制阶段，由于制度变迁中的路径依赖原理在发挥作用，中介机构的推荐责任仍处于软约束状态，表现为推荐责任并未落实到到人，责任追究机制并未真正建立。2005年开始全面实施的保荐制是新股发行制度的重大变革，将保荐代表人的职业生涯和企业信息披露质量及发行前后业绩紧密地联系起来，突出了“个人具体负责”和“事后责任监管”，有助于强化证券公司的推荐责任，提高上市公司质量。因此本文的第一个假设是：

H1：证券发行制度市场化进程，从审批准制转向核准制、通道制转向保荐制，可以有效约束IPO公司机会主义盈余管理行为

监管制度的改革不仅可以约束IPO机会主义盈余管理行为，也可能引起IPO机会主义盈余管理方式的转变。盈余管理的工具有两类：一类是应计管理，即在GAAP范围内，通过会计方法、会计估计和会计时点的选择来管理盈余；另一类是实质性盈余管理，即通过次优商业决策，如通过削减研发支出，过量生产，以及给予较大的商业折扣，达到盈余管理目的。这两类工具相比，最大的差异的是对企业现金流量的影响不同。前者不改变企业现金流量，只是影响企业应计利润，因此实施成本相对较小，但由于应计利润的反转特征，以及会计规范弹性所限，应计管理效果是有限的；后者直接影响企业经营现金流量，实施效果明显，而且隐蔽性强，但由于次优决策会损害企业价值，实施成本高。在审批制下，审核发行相关信息的责任主要在政府和各级部委。由于自身利益和公司发行利益紧密相关，地方政府和各级部委不仅不能有效监督发行公司披露的信息质量，甚至还可能成为发行公司盈余管理的“共谋”，随着核准制的实施，特别是保荐人制度的运用，发行公司盈余管理的约束由单一的政府行政监管，转向包括证监会的发行审核、市场机构专业辅导和监督，以及公司内部治理的三位一体的监督体系。发行监督力量的加强提高了IPO公司应计管理的成本，可能会导致中国IPO公司的盈余管理方式从透明度较高的应计利润管理转向隐蔽性更强的实质盈余管理。因此本文的第二个假设是：

H2：证券发行制度从审批制转向核准制、通道制转向保荐制，可能导致IPO公司盈余管理方式由应计管理转向实质盈余管理

（二）样本选取和数据来源本文选择在1998年1月1日到2006年12月31日期间在上交所和深交所A股市场上市的A股IPO公司作为研究样本。上述期间在沪深两市首次公开发行的A股公司共有723家，剔除金融保险行业的IPO公司8家，剔除在计算盈余管理指标时，运用分年度分行业回归，未达到回归所需要的10个非首发上市公司所在行业的IPO公司42家，共673家IPO公司作为最终研究样本。研究样本的选择过程如（表1）所示。同时，本文研究目的是检测证券发行制度的改革对于IPO公司盈余管理行为和方式的影响。依据中国证券发行制度的改革历程，本文划分了三个研究阶段，如（图1）所示。本文主要运用描述性统计和多元回归分析来检验证券发行制度变迁对于IPO盈余管理行为和方式的影响。本文所有的研究数据都取自wind资讯金融数据库，数据处理运用的是STATA和EXCEL软件。

（三）IPO公司盈余管理水平计量本文研究的是IPO公司在首发阶段的盈余管理行为，衡量的指标是IPO当年的盈余管理水平。运用应计模型和实质盈余管理模型来计量盈余管理水平。

（1）应计为基础的盈余管理。应计利润法是西方盈余管理实证研究中最常用的一类方法，该类方法目的是从应计利润总额中分离出可操纵性应计利润，作为衡量盈余管理的指标，该方法可以从总体上把握盈余管理的程度。考虑到Dechow（1995）研究证明修正琼斯模型忽略了企业业绩对应计的影响，可能导致对于业绩水平异常的企业盈余管理水平的错误估计。由于IPO公司相对于已上市公司，在业绩方面存在一定的差异，因此本文选择收益匹配的琼斯模型（Kotharietal.2005）来计量应计利润管理。模型如下：■=α0+α1×■+α2×■+α3×■+α4×ROAt+?着t（1）

其中，TAt：企业第t年总应计，用第t年营业利润减去第t年经营活动现金净流量；REVt：企业第t年主营业务收入的变化，用第t年主营业务收入减去第t-1年主营业务收入；ARt：企业第t年应收账款变化，用第t年应计账款减去第t-1年应收账款；PPEt：企业第t年固定资产账面原值；ROAt：企业第t年的资产收益率，用第t年净利润除以第t年期末总资产；At-1：企业第t-1年总资产，为了消除规模效应，除常数项以上所有变量都用上一年总资产进行标准化处理。在具体的计量中，分两步：首先运用分年度分行业非首发上市公司数据，按照模型（1）要求进行回归，计算行业特征参数，然后再运用IPO公司的数据，利用行业特征参数计算各样本的非操纵应计，从总应计中扣除非操纵性应计，得到各IPO公司当年的操纵性应计DA，作为IPO公司盈余管理水平的计量。稳健性测试中，也运用基本琼斯模型（Jones，1989）和修正琼斯模型（Dechow，1995）来计量操纵性应计利润。研究发现，这些盈余管理水平的计量指标之间具有高度的相关性，同时运用这些指标所做的检验均不改变本文的主要研究结论。

（2）实质盈余管理。本文借鉴Roychowdhury（2006）实质盈余管理模型，计算了IPO公司发行当年异常现金流量、过量的生产成本，以及异常的操控性费用支出，模型如下：

■=?茁0+?茁1■+?茁2■+?茁3■+?着t（2）；■=?茁0+?茁1■+?茁2■+?茁3■+?茁4■+?着t（3）；■=?茁0+?茁1■+?茁2■+?着t（4）

其中：CFOt：企业第t年经营活动现金流量；PRODt：企业第t年的生产成本，为t年已销产品成本加上t年存货的变化；EXPENSEt：企业第t年操控性费用，为t年销售费用、财务费用和管理费用的合计；REVt：企业第t年主营业务收入；REVt-1：企业第t-1年主营业务收入；REVt：企业第t年主营业务收入的变化，用第t年主营业务收入减去第t-1年主营业务收入；REVt-1：企业第t-1年主营业务收入的变化，用第t-1年主营业务收入减去第t-2年主营业务收入；At-1：企业第t-1年总资产，为了消除规模效应，除常数项以上所有变量都用上一年总资产进行标准化处理。与应计盈余管理水平的计量一样，实质盈余管理的计量也分两步：首先运用分年度分行业非首发上市公司数据，按照模型（2）、（3）、（4）要求进行回归，计算行业特征参数。然后再运用IPO公司的数据，利用行业特征参数分别计算各IPO公司正常现金流量、正常生产成本、正常操控性费用，从总经营现金流量、总生产成本、以及总的费用中扣除得到异常现金流量（R_CFO），异常生产成本（R_PROD）和异常操控性费用（R_DISXB），作为本文实质盈余管理水平的计量。在给定的销售水平上，向上管理盈余的企业可能有以下特征：异常低的CFO，异常低的操控性费用，和异常高的生产成本。为了抓住实质盈余管理的总体效应，借鉴CohenandZarowin（2010）在研究围绕SEO时的实质性盈余管理的做法，结合以上三个单独计量指标去计算两个实质盈余管理活动的综合指标，REM_1和REM_2值越高，表明企业进行实质盈余管理活动的可能性越大。计量如下：

REM_1=（-1）×R_CFO+（-1）×R_EXPENSE（5）；REM_2=（-1）×R_EXPENSE+R_PROD（6）

（四）模型建立和变量定义由于IPO盈余管理水平除了受证券发行制度变迁的影响以外，也会受到公司内外部治理机制的影响。为了验证假设1，检测证券发行制度市场化进程对于IPO盈余管理程度的约束，以盈余管理水平作为因变量，以证券发行制度演变为自变量，并引入定价方法、承销商声誉、审计师质量等其他治理变量，以及企业规模、销售增长率以及财务杠杆等控制变量，构建了如下的多元回归模型：DEP=a0+a1×TDZ+a2×BJZ+a3×PRICE+a4×TIME+a5×TENUNW+a6×BIG4+a7×STATE+a8×SIZE+a9×LEV+a10×GROWTH+■an×INDUSTRY+?着（7）

根据Zang（2007）的研究发现，管理人员优先决策实质盈余管理在应计操纵决策之前，并且实质盈余管理和应计操纵之间存在相互替代关系。Cohen，etal.（2008）在研究2002年萨班斯法案的通过对于公司盈余管理的行为的影响也发现，萨班斯法案的通过导致公司从应计为基础的盈余管理转向实质盈余管理。另外CohenandZarowin（2010）通过研究再融资活动的盈余管理行为，进一步证明，企业应计还是实质盈余管理方式的选择是应计管理成本以及应计管理能力的函数，应计管理的成本包括监管者、审计师的审查和监督以及应计管理的潜在法律诉讼，而应计管理能力是指企业应计管理的弹性。因此本文在模型（7）的基础上，进一步引入实质盈余管理替代变量（RM_PROXY）作为DA的解释变量，模型如下：

DA=a0+a1×TDZ+a2×BJZ+a3×TDZ×RM_PROXY+a4×BJZ×RM_PROXY+a5×PRICE+a6×TIME+a7×TENUNW+a8×BIG4+a9×STATE+a10×SIZE+a11×LEV+a12×GROWTH+■am×INDUSTRY+?着（8）

RM_PROXY是指实质盈余管理的替代变量，分别用REM_1和REM_2来代替。与模型（7）相比，模型（8）主要的变化是引入了证券发行制度和实质盈余管理的交叉项（TDZ×RM_PROXY和BJZ×RM_PROXY），目的是为了检验是否证券发行制度的改革对于IPO公司盈余管理方式的影响。根据假设2，其系数预期为“-”。其他变量的符号预期同模型（7）。模型相关指标定义如（表2）所示。

四、实证结果分析

（一）描述性统计本文对623家IPO样本公司的分阶段发行特征进行了描述性统计如（表3）所示。从（表3）可以看出，随着证券发行制度市场化进程，反映发行公司特征的指标，如总资产、销售收入、销售增长率、筹资额等呈逐年上升趋势，说明随着证券发行制度市场化进程，IPO公司的规模越来越大，公司盈利能力越来越强；而反映发行公司盈余管理水平的指标，总应计（TA），操纵性应计（DA），以及实质盈余管理计量中的REM_1呈下降趋势，表明证券发行制度市场化进程对于IPO公司盈余管理有约束效应。

（二）IPO公司盈余管理程度的证券发行制度约束效应的检验为了检测证券发行制度市场化进程对于IPO盈余管理程度的约束，对模型（7）进行了回归分析。在模型估计中，本文对模型标准误进行异方差调整和公司观察值自相关调整，以获得较准确的t统计量。模型回归结果如（表4）所示。从DA为因变量的回归结果来看，TDZ和BJZ的系数显著为负，表明通道制和保荐制的实施，使IPO公司操纵性应计显著下降，支持了假设1；PRICE的系数显著为正，证明在相对固定市盈率定价方法下，IPO公司为了追求较高的发行价格，将人为操纵应计利润，支持了Aharoneyetal.（2000）的研究结论；BIG4系数显著为负，支持了审计师质量对于IPO公司操纵性应计的约束效应，与李仙和聂丽洁（2006）的研究结论一致；但TUNNUW

的系数为正，不符合预期，并且不显著，表明我国IPO市场审计师声誉机制并没有形成，支持刘江会等（2005）的研究结论。从REM_1为因变量的回归结果来看，TDZ和BJZ的系数显著为负，表明通道制和保荐制的实施，使IPO公司的实质盈余管理水平显著下降，支持了假设1；BIG4、TUNNUW、STATE的系数均不显著，原因可能是实质盈余管理水平隐蔽性较强，较难被发现，因此并没有引起审计师、承销商足够的重视，也可能是由于REM_1综合了R_CFO和R_EXPENSE的共同影响，所以导致系数被稀释。从REM_2为因变量的回归结果来看，TDZ的系数显著为负，表明通道制的实施，使IPO公司的实质盈余管理水平显著下降，支持了假设1；BIG4、TUNNUW、STATE的系数均不显著，不符合预期，原因同上。综合DA、REM_1、REM_2的回归结果，支持了假设1，表明随着证券发行制度的市场化进程，由审批制向通道制、保荐制的演变，会约束IPO公司盈余管理行为，提高IPO公司盈余质量。

（三）IPO公司操纵性应计利润和实质盈余管理手段的相互替代效应的检验从（表5）的相关系数表可以看出，在不同的证券发行制度阶段，IPO公司的操纵性应计水平与实质盈余管理水平均呈正相关性，没有出现操纵性应计与实质盈余管理随监管加强，此消彼长，相互替代的效应，不支持假设2。在模型估计中，本文对模型（8）标准误进行异方差调整和公司观察值自相关调整，以获得较准确的t统计量。回归结果如（表6）所示。从以REM_1和REM_2作为实质盈余管理替代变量（REM_PROXY）的回归一、二的结果来看，TDZ×REM_PROXY和BJZ×REM_PROXY的系数显著为正，不符合假设2预期。表明在通道制和保荐制下，IPO公司在盈余管理方式的选择上，实质盈余管理和操纵性应计管理共同存在，也即随着监管力量加强，操纵性应计与实质盈余管理并没有出现此消彼长，相互替代的趋势，假设2没有得到支持。另外，与第三部分没有考虑应计管理和实质盈余管理替代效应的DA回归结果相比，TDZ和BJZ的系数仍为负，但显著性在下降，这可能是由于RM_PROXY与TDZ、BJZ之间存在相关性，稀释了TDZ、BJZ对于DA的影响所致。同样在引入RM_PROXY变量以后，PRICE的系数依然显著为正，证明了IPO公司操纵应计目的是为了追求较高的发行价格，BIG4的系数仍然显著为负，支持了审计师质量对于应计操纵的约束。综合上述的回归结果，不支持假设2，表明在IPO市场上应计盈余管理和实质盈余管管是显著正相关，并没有发现Cohenetal.（2008）等西方研究文献所证明的随着监管制度的加强，应计管理和实质盈余管理方式相互替代、此消彼长的趋势。

（四）稳健性检验为了增强本文研究结论的可靠性，另外运用了基本琼斯模型（Jone，1991）、修正琼斯模型（Kothari，1995）来计量操纵性应计，研究发现，这些盈余管理水平的计量指标之间具有高度的相关性，同时运用这些指标所做的检验均不改变本文的主要研究结论。另外BallandShivakumar（2006）的研究指出，估计IPO当年操纵性应计用IPO前一年总资产作换算指数，会由于换算指数在数额上偏小，导致所估计的操纵性应计偏大。因此本文在计算各IPO公司操纵性应计时，运用的是上市当年平均总资产进行换算。在稳健性性测试中，也运用IPO上年总资产作换算指数，研究主要结论并不改变。

五、结论

本文根据中国证券发行制度演变，将研究期间划分为三个时间段：审批制（2001年3月之前）、通道制（2001年4月至2004年12月）、保荐制（2005年1月之后），运用应计利润模型和实质盈余管理模型来计量IPO公司盈余管理水平，通过描述性统计和多元回归方法，分析证券发行制度市场化进程对于中国IPO公司盈余管理程度和方式的动态影响。在描述性统计中，通过审批制、通道制和保荐制下IPO公司盈余管理程度的趋势比较，发现随着证券发行制度由审批准转向核准制，尤其是核准制下保荐制的实施，IPO公司的应计利润盈余管理和实质盈余管理呈下降趋势。在引入了承销商声誉、会计师质量、国有控股股东等治理变量以及企业规模、业绩、盈余增长和财务杠杆等控制变量的多元回归分析中，发现随着保荐制的实施，IPO公司盈余管理水平显著下降。在盈余管理方式的研究上，本文发现在中国IPO市场上，应计盈余管理和实质盈余管理是显著正相关，并没有发现Cohenetal.（2008）等西方研究文献所证明的随着监管制度的加强，应计管理和实质盈余管理方式相互替代，此消彼长的趋势。总体的实证结果表明核准制的实施，可以约束IPO公司机会主义盈余管理的行为，系统提高中国上市公司质量。中国资本市场是一个新兴的不完善的市场，正处于行政化向市场化转移的过渡阶段，本文研究证明了证券发行制度是研究中国IPO公司盈余管理问题的重要约束变量，同时藉由IPO公司盈余管理程度的动态分析，验证了证券发行制度的市场化进程的完善能有效约束IPO公司机会主义盈余管理，提高上市公司质量，为证券发行制度进一步向注册制发展提供了证据。

*本文系中南财经政法大学高校基本科研业务费“中国资本市场IPO中的盈余管理问题研究”（项目编号：31541011104）阶段性成果

参考文献：

［1］刘江会、尹伯成、易行健：《我国证券承销商声誉与发行企业质量关系的实证分析》，《财贸经济》2005年第3期。

［2］李仙、聂丽洁：《我国上市公司IPO中审计质量与盈余管理实证研究》，《审计研究》2006年第6期。

［3］陈祥有：《风险投资与IPO公司盈余管理行为的实证研究》，《财经问题研究》2010年第1期。

［4］潘越、吴超鹏、史晓康：《社会资本、法律保护与IPO盈余管理》，《会计研究》2010年第5期。

［5］徐浩萍、陈超：《会计盈余质量、新股定价与长期绩效――来自中国IPO市场发行制度改革后的证据》，《管理世界》2009年第8期。

［6］CarterRandManasterS..InitialPublicOfferingsandUnderwriterReputation.JournalofFinance，1990.

［7］BeattyRP.AuditorReputationandthePricingofInitialPublicOfferings.AccountingReview，1989.

［8］BarryCB,MuscarellaCJ,PeavyIiiJW,etal.Theroleofventurecapitalinthecreationofpubliccompanies:Evidencefromthegoing-publicprocess.JournalofFinancialEconomics,1990.

［9］CohenDA,DeyAandLysTZ..RealandAccrual-BasedEarningsManagementinthePre-andPost-Sarbanes-OxleyPeriods.AccountingReview,2008.

［10］CohenDAandZarowinP..Accrual-BasedandRealEarningsManagementActivitiesaroundSeasonedEquityOfferings.JournalofAccounting&Economics,2010.

［11］BoothJandSmithR..Capitalraising,underwritingandthecertificationprocess.JournalofFinancialEconomics,1986.

公司盈利模式研究范文篇5

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：

公司盈利模式研究范文

关键词：腾讯公司；盈利模式；财务状况

一、腾讯公司简介

腾讯公司成立于1998年11月，是中国最大的互联网综合服务商。腾讯公司通过免费的即时通讯平台迅速建立起一系列有粘性的用户群，在这个强大的优势下拓展其他互联网增值服务来实现盈利。在这种盈利模式下，腾讯公司业务横跨互联网多个主流细分领域，是目前中国互联网企业中利润最大、市值最高、规模最大、用户最多、雄踞互联网企业首位的公司。

从腾讯公司财务报表可以发现，自2004年上市至2011年，腾讯公司以其卓越的轻资产盈利模式创造了巨大的价值，具体表现在资产负债率较低，平均为23%；总资产周转率每年呈增长趋势；销售净利率逐年增加，总体维持在42%；资产净利率最高达到38%；权益净利率逐年上升，最高达54%；总收入每年都以平均62.3%的增长率快速增长；毛利率也保持着平均65.75%的增长率。但是，自从2012年到2013年，腾讯公司便开始涉足电子商务业务，并且投资兼并具有技术优势或能够扩充开放平台的相关公司，使其盈利模式有所改变，进而影响了资产结构，导致腾讯公司整体财务指标各方面均有不同程度的下滑，具体表现为资产负债率最高增加到了49%；总资产周转率在这三年内逐年降低；销售净利率、资产净利率和权益净利率逐年均有不同程度的降低；总收入增长率和毛利率较之前也下降地较为明显。

二、腾讯公司轻资产盈利模式

1.轻资产盈利模式

轻资产盈利模式，是指企业投入资本较低，周转速度较快，资本收益较高的运营模式。轻资产作为一种有效的商业运营模式，整合资源所获取的价值已远远超过了产品本身（郑石明，2006）。轻资产运营模式本质上是一种企业强大的资源获取、配置、整合以及快速应对市场变化的能力体现（汤谷良、张茹，2012）。本文认为腾讯公司属于魏炜、朱武祥（2010）总结出的企业固定资产和存货占比较低，流动资产尤其是现金储备较多的轻资产企业。

2.腾讯公司轻资产盈利模式下的财务状况

结合腾讯公司2004年至2013年的资产负债表，发现腾讯公司的资产结构，即流动资产占总资产比表现出典型的变化，从2004年到2011年，此比率基本保持在70%上下浮动，但2012、2013年此比率出现较大幅度的下降，均低于50%。

基于对腾讯公司资产结构的前后变化比较，可以看出其在轻资产盈利模式下的财务状况：1.现金储备充裕，近十年来现金储备占总资产的比值在62%上下浮动，2013年现金储备有所下降，主要是腾讯公司以246.85亿元资本购买了长期股权投资和可供出售金融资产。2.腾讯公司在2011年以前，主要提供互联网增值服务，其存货为低价值的消费性礼品，始终控制在占总资产0.5%以下，自2011年以后，腾讯开始从事电子商务业务，存货构成主要为电子商务交易所需商品，其占总资产比较之前有所增加，2013年达到1.3%。3.应收账款占总资产的比例很低，近三年的占比均控制在5%以下；4.固定资产比例较低，2004年至2013年平均固定资产占总资产比例控制在10%左右。

三、腾讯公司盈利模式调整

对腾讯公司近十年的资产结构分析发现，腾讯公司盈利模式正在发生着调整与变化，这与互联网行业激烈的竞争和腾讯公司战略上的调整有着密切的联系。同时也体现出一个互联网企业巨头在日新月异的竞争环境中所面临的巨大挑战。众所周知腾讯公司是互联网行业的巨头，但腾讯的主营业务，互联网增值服务已经出现“天花板”效应，腾讯必须要寻求新的盈利模式来增加利润。

腾讯公司盈利模式在逐渐向多元化方向发展，通过资产结构分布可以看出，腾讯公司盈利模式在2011年到2013年进行的调整主要表现在两方面；第一是电子商务；第二是投资兼并。腾讯公司2012年开展电子商务业务，从公司的财务报告得知，其成本在2012年和2013年分别为41.93亿元和92.39亿元，但这两年毛利率仅为5.5%，这也是导致腾讯公司近两年总收入增长率和毛利率下降的主要原因。从2010年起腾讯公司加大了投资兼并的力度，先后收购部分与网络游戏、网上旅游、软件开发、电子商务、影视传媒、搜索引擎等有关的技术优势企业的股份发展多元化产业，以增强其竞争力。

四、总结

一个成功的盈利模式决定企业能否合理整合企业资源，将其核心竞争力发挥出来。腾讯公司在过去的十年里，凭借其长期积累的用户资源、技术研发、品牌文化等轻资产盈利模式，充分体现了价值创造能力。好的盈利模式不是一成不变的，要想在激烈的市场竞争中立于不败之地，就要适时对现有盈利模式做出调整来开拓更大的市场。

参考文献：

公司盈利模式研究范文篇7

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。

公司盈利模式研究范文1篇8

论文关键词：公司治理，盈余管理，实证研究

本世纪初美国安然、世通等公司的假账事件的发生，引起了理论及实务界对盈余管理现象的更大关注。近几年来，我国上市公司的盈余管理、会计造假、会计信息违规披露现象非常严重，从琼民源”、红光实业”到黎明股份”、银广夏”，都使投资者权益受到极大损害，这大大降低了公司盈余信息质量，不仅扭曲了股票市场的价格信号，而且会造成影响中央政府宏观经济调控方针政策的正确制定和贯彻落实。如何从完善公司治理特征着手来控制盈余管理已成为重要研究课题。

一、理论渊源与文献回顾

盈余管理是一种合法的利润管理手段，是企业管理当局在遵循会计准则的基础上，通过会计政策的选择对财务报表上的会计收益信息进行控制和调整，希望通过该管理使企业的盈利能够趋于预定的管理目标，以达到满足股东财富最大化的要求，合理避税，使自己的管理业绩和管理才能得到认可。而会计造假则是以对外公布的会计信息为媒介，通过采取不合法的手段，对披露的利润信息进行加工、处理以得到期望的报告利润，借此实现或达到行为主体的预定目标（林长泉等，2000）。盈余管理与会计造假的区别在于会计选择的合法性。尽管两者都影响了会计信息的客观性，但使用的手段在性质上有着根本的区别。基于回避风险的考虑，内部控制人更多地采用会计准则选择权限内的盈余管理而不是公然造假（王虹等，2009）。正因如此，对盈余管理及其相关问题的研究成为现代会计学研究的重要课题。

几十年来国外学者们一直把公司治理结构与盈余管理关系的实证研究作为讨论研究的热点之一。主要从股权结构、董事会特征、审计委员会特征等方面着手，分析公司治理与盈余管理或财务报表舞弊的关系。如Beasley（1996）的研究发现，进行过财务报表舞弊的公司的外部董事比例显著低于非舞弊公司，董事会中包括外部董事有助于降低财务报表舞弊的可能性；LaPorta等（1998）的研究发现论文怎么写，股权集中度与财务报告质量负相关；BiaoXie等（2001）的研究发现，董事会和审计委员会的行动及其成员的财务知识是阻止经理盈余管理倾向的重要因素。

国内对公司治理特征与盈余管理的研究主要集中在讨论股权结构、董事会组成、独立董事的作用等方面。刘国立、杜莹（2003）对公司的股权结构与财务报告舞弊的关系进行研究，发现上市公司的法人股比例越高，流通股比例越低，公司越有可能发生财务报告舞弊行为。傅蕴英（2004）的研究发现，董事长与总经理两职合一与操控性应计利润负相关；董事会规模与盈余管理正相关；审计委员会的成立和盈余管理之间并无相关性；董事会年度内开会次数和盈余管理负相关；董事会成员持股比例、管理层持股比例、董事会成员中持股人数比例与盈余管理之间均不存在相关性；外部独立董事在董事会中所占比例与盈余管理正相关。张国华（2006）的研究发现，盈余管理程度与第一大股东持股比例呈U形关系；盈余管理程度与国家股比例正相关；盈余管理程度与H股、B股所占股份比例呈负相关；盈余管理程度与前5大股东的股权集中度负相关；盈余管理程度与董事会成员中独立董事所占比例负相关；盈余管理程度与董事持股比例呈现负相关的关系；盈余管理程度与董事会成员持股人数的比例正相关；盈余管理程度与持有股份的高级管理人员的人数负相关；上市公司董事长兼任总经理时，盈余管理程度较低。张逸杰等（2006）的研究发现，独立董事的比例和盈余管理的程度之间存在U型曲线关系，董事会独立性的增加在一定程度上减少了盈余管理；董事会活动强度、董事会规模与盈余管理的关系不显著。蔡吉甫（2007）的研究发现，独立董事、管理层持股和大股东治理与公司盈余管理不存在显著的相关关系，并得出我国公司治理机制在控制上市公司盈余管理问题上并不是很有效的结论。杨兴全和石芳（2007）研究了董事会特征与盈余管理的关系。结果表明：规模较大的董事会往往更不容易被股东或经营者控制，盈余管理程度较轻；频繁的董事会会议可能是无效率或出现危机的表现，此时盈余管理程度可能会更高；独立董事的非同意意见是具有价值的，能够起到控制盈余管理的作用；董事会的独立性对控制盈余管理有积极作用；董事会中具有会计专业背景的人数能够显著地控制盈余管理行为。

二、研究假设

上市公司的盈余管理影响因素相当多，本文将其分为两个方面：一方面是公司经理基于公司发展情况、财务状况、各种利益驱动和权衡的最优信息披露策略来达到盈余管理目的；另一方面是制度规则、公司治理机制等对经理的最优信息披露策略的执行的影响和约束。有学者研究发现，这两大方面因素的相互作用和制衡，最终决定了公司的信息披露策略选择（张程睿，2008）。因此，本文总结了以往关于盈余管理与公司治理的研究成果和相关理论之后，主要从公司治理特征来分析影响上市公司盈余管理的因素，揭示现有信息披露中侵害投资者现象的背后原因，为优化公司信息披露的投资者保护功能提供了基本思路。

（一）董事会特征与盈余管理关系

1．董事会规模。董事会规模被认为是影响公司盈余管理的一个重要因索。Dechow等（1995）研究发现，有盈余管理行为的公司董事会成员平均人数高于未发生盈余管理行为的公司。刘立国、杜莹（2003）的研究发现，虽然董事会规模与财务报告舞弊行为呈正向相关，但并不显著；王立彦、刘军霞（2003）研究发现，董事会规模与盈余管理呈负相关。

假设1：董事会规模与盈余管理程度呈负相关。

2．监事会规模。刘立国（2003）的研究发现，我国监事会制度在抑制公司的财务报告舞弊上根本没有发挥作用，发生财务舞弊的公司往往有一个更大规模的监事会。但薛祖云和黄彤（2004）的研究发现，我国监事会在监督盈余管理方面发挥了一定作用，如果公司中的监事会规模较小可能会影响到对盈余管理的有效监控。我国上市公司在股权分置改革完成后，随着公司监事会规模的扩大，监事成员服务全体股东的意识会得到加强的。

假设2：监事会规模与盈余管理负相关。

3．独立董事比例。FamaandJense（1983）的研究发现，董事会中有较多的外部董事能使董事会更有效地发挥监督作用和限制管理者的机会主义行为，促使公司更多地自愿披露信息。ChenandJaggi（2000）的研究表明，独立董事比例与公司的财务信息披露正相关，即董事会中独立董事所占比例较高的公司在信息披露方面比较全面，且会计信息失真的可能性较小。Klein（2002）的研究发现，较高的独立董事比例能够提高财务信息披露质量。

假设3：独立董事人数占董事会总人数的比例与盈余管理程度负相关。

4．董事长与总经理两职合一。董事长与总经理职务的分离反映了公司董事会独立性的要求。董事长和总经理两职合一导致监督约束机制缺失了一个环节，容易导致公司发生盈余管理。Dechow等（1995）的研究发现，两职合一的公司发生盈余管理的机率较高。HoandWang（2001）的研究发现，由于两职合一会威胁到内部监控质量和信息披露质量，因此两职合一与公司信息披露水平存在负相关关系。崔学刚（2004）的研究发现，两职合一会降低公司自愿信息披露水平，从而降低公司透明度。

假设4：两职合一的公司，其盈余管理程度高

5．董事会年度会议次数。董事会会议是董事会执行力的重要表现，会议次数可以被看作是董事会活跃程度的一个变量，一般认为，经常召集会议的董事会更具责任心，能够花费更多的时间和精力来履行职责。董事会会议召开的越多论文怎么写，越有利于加强董事们之间地沟通和联系，而太少的时间实在无法让董事们之间充分的交流意见。因此更高频率的董事会活动是监督上市公司财务报告方面起到了积极作用。Anderson等（2004）的研究发现，开会频率较高的董事会可能向市场传递财务报告质量更为可靠的信号”，可以帮助公司取得更低的债务融资成本。

假设5：年度内董事会召开的会议次数与盈余管理负相关。

6．审计委员会的设立。Forker（1992）的研究发现，审计委员会能加强内部控制和对财务信息披露质量的监督，也会降低公司不披露信息所得到的好处。Collier（1999）的研究发现，由于审计委员会主要由独立董事组成，它能降低公司不披露信息的数量，因此审计委员会的职能之一是保证财务会计和控制系统的质量。夏文贤等（2006）的研究发现，设立审计委员会的公司与未设立审计委员会的公司相比，其盈余管理水平较低，审计委员会能够缓解管理层与外部审计师的冲突，完善公司内部控制。

假设6：审计委员会的设立与盈余管理程度负相关。

（二）股权结构与盈余管理关系

1．管理层持股。公司的所有权和控制权分离是现代公司的基本特点，两权的分离导致了问题的出现，由于人与委托人的利益目标不一致，导致了人（经理人）并不总是按照委托人（股东）的利益进行经营活动。为了解决两者的利益不一致，给予管理层股票期权激励，管理者持股的出现会促使管理者利益与股东利益趋于一致，有利于减轻成本，这样能有效地防止经营者的短期行为，减少了盈余管理的可能性，提高公司的盈余信息质量。张国华（2006）的研究发现，盈余管理程度与持有股份的高级管理人员的人数负相关。

假设7：管理层持股比例与盈余管理正相关

2．第一大股东持股比例。在我国，上市公司一股独大”的情况较为突出，加上治理机制的不完善及搭便车”等现象，使得上市公司往往由内部人控制，增加了盈余管理的可能性。蔡宁等（2003）的研究发现，股权集中度与财务舞弊行为显著正相关，即股权集中度越高时，会计信息披露的质量越差。

假设8：第一大股东持股比例与盈余管理大小正相关

3．流通股比例。由于公司流通股股东可通过参加股东大会投票选举和更换董事会成员来对公司管理层实施监控，在无法直接用手投票”的前提下，他们可用脚投票”，拒绝购买或抛售上市公司的股票，这种行为对内部人产生了一定的制约作用。同时，比较高的流通股比例使得公司被接管的可能性增大，从而对公司在位的经营者威胁较大，因为接管通常会导致管理层更替。流通股股东加大对管理层和大股东的监督，能有效减少管理者操纵会计信息。

假设9：流通股比例与盈余管理大小负相关。

4．股权制衡度。在公司中由于其他大股东与第一大股东目标函数和控制权不同的，其他大股东（第二至第五大股东）可能主要扮演监督和制衡的角色（唐跃军，2007）。ShleiferandVinshny（1986）的研究表明，公司其他大股东（以第二大股东为代表）对第一大股东的制衡是保护外部投资者利益的一种重要机制。多个大股东的存在可以起到互相监督、制衡的作用。LaPorta等（1998）的实证研究发现，股权集中度与财务报告质量负相关。股权的适度集中能在一定程度上产生利益趋同效应，使控股股东和中小股东的利益趋于一致，有利于公司治理效率的提升。但是，股权的过度集中将产生利益侵占效应，即控股股东和外部小股东存在严重的利益冲突，在缺乏外部控制威胁时，控股股东可能以其他股东的利益为代价来追求自身利益。

假设10：股权制衡度与盈余管理大小负相关。

三、数据来源与研究设计

（一）样本选取和数据来源

研究样本的选取原则及数据来源是：从上海证券交易所和深圳证券交易所2005年12月31日以前上市且目前仍挂牌交易的所有上市公司中选取。为了避免人为控制研究环境的影响，增强研究结论的普适性，剔除了相关数据不全和属于金融保险行业的上市公司论文怎么写，最终获得626个有效研究样本。所选研究样本为2008年4月30日以前公布年报。数据处理全部采用EXCEL2003、EVIEWS3．1计量分析软件进行。

（二）盈余管理的测度

由于盈余质量是衡量披露内容真实可靠的重要因素，信息披露质量可靠性可用非预期盈余（discretionaryaccruals，简写DA）的估值来衡量。以经资产规模调整的操纵性应计利润（DA）作为公司盈余管理的变量，是DA的绝对值，越大，表明盈余管理程度越高，考虑到我国上市公司的上市时间不长，采用截面修正的Jones模型估计非操纵性应计利润，进而计算出操纵性应计利润。本文采用由Jones模型衍生出来的截面修正的Jones模型来计量上市公司的盈余管理。截面修正的Jones模型中参数是用截面数据估计，而不是用时间序列数据估计。在截面修正的Jones模型中，非操控性应计利润用事件期（即假设的盈余管理发生期）数据估计，其模型如下：

NDAt=(1/At-1)+[(ΔREVt-ΔRECt)/At-1]+(PPEt/At-1)（1）

式中，NDAt是经过第t-1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计利润，ΔREVt是第t期收入和第t-1期收入的差额，ΔRECt是第t期的净应收款项和第t-1期的净应收款项的差额，PPEt是第t期期末总的厂房、设备等固定资产价值，At-1是第t-1期期末总资产。、，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，并运用经过行业分组的不同年份数据进行回归取得：

TAt/At-1=(1/At-1)+(ΔREVt/At-1)+(PPE/At-1)+ε（2）

式中，、、是、，的OLS估计值；TAt是第t期的总应计利润；ε为剩余项，代表各公司总应计利润中的可操控性应计利润部分（Subramanyam，1996；DeFond&Park，1997），其他变量含义和方程（1）相同。

DA=TA/At-1—NDA（3）

在上述应计利润模型中，总应计利润的计算有两种方法：一种是资产负债表法；另一种是现金流量表法。本章对总应计利润的计算采用现金流量表法，计算公式如下：

TAt=EBXIt—CFOt（4）

式中，TAt为第t年总应计利润；EBXIt为第t年非经常性项目税前利润；CFOt为第t年现金流量表中经营活动现金流量净额。

（三）变量的选择

1．解释变量

根据研究假设我们设计了表1所示的关于公司治理特征的变量。

表1：解释变量定义

变量

符号

变量定义

董事会规模

DSIZE

董事会人数

监事会规模

JSSIZE

监事会人数

独立董事比例

INDDIR

独立董事人数/董事会总人数

CEO与董事长

两职合一

DUALITY

CEO和董事长分离取1，否则取0

董事会会议频率

BOARDM

该年度董事会会议次数

审计委员会设立情况

DUMW

设立委员会取1，其他为0

董事会成员持股比例

GSP

董事会成员持有股数/公司总股数

第一大股东持股比例

FSR

第一大股东持股数/公司总股数

流通股比例

CSP

流通股股东持股数/公司总股数

股权制衡度

第二大股东持股数/第一大股东持股数

2．控制变量

不同的公司特征会对其盈余管理产生不同的影响，因此除以上解释变量外，在模型中加入了一些表示公司特征控制变量：（1）ASSET——表示样本公司规模，其值等于2006、2007年末样本公司总资产价值，取ASSET的自然对数LnASSET作为公司规模的变量，LnASSET来控制公司规模对于盈余管理的影响，一般而言，规模越大的公司越容易被公众所了解，与外部投资者之间的信息不对称程度越低；（2）ROE——净资产收益率，该指标用以衡量公司的盈利能力，其值等于净利润/净资产，ROE用来控制公司盈利能力对于信息披露评级的影响；（3）Growth——表示公司的未来成长机会，其值用（期末资产—期初资产）/期初资产来表示；（4）Debt——资产负债率，表示公司的资本结构，用总负债/总资产表示，Debt用来控制公司的财务风险，一般认为，财务风险较大的上市公司更倾向于延迟披露年报；（5）OPINION——审计意见类型，哑变量论文怎么写，如果为非标准审计报告，取值为1；否则，取值为0；（6）FSNA——实际控制人性质，哑变量，若为国有性质取1，否则取0。

（四）盈余管理与公司治理特征关系的研究

由于本文仅考虑盈余管理程度与公司治理特征之间的关系，而不考虑盈余管理的方向，故将代表盈余管理的操控性应计利润取绝对值，以便于研究，用|DA|表示。以|DA|作为因变量，上述反映公司治理特征的各假设变量为自变量，采用多元线性回归分析方法进行研究。

四、实证结果分析与讨论

（一）关于反映公司治理特征变量的结果

表2样本公司治理特征的描述性统计表

变量

样本量

最大值

最小值

平均值

标准差

董事会规模（DSIZE）

626

17.0

9.51

2.09

监事会规模（JSSIZE）

626

4.075

1.4093

独立董事比例（INDDIR）

626

0.80

0.11

0.3551

0.050

CEO与董事长两职合一（DUALITY）

626

0.854

0.352

董事会会议频率（BOARDM）

626

35.00

3.00

9.455

3.770

审计委员会设立情况（DUMW）

626

0.5319

0.499

董事会成员持股比例（GSP）

626

0.2725

0.00133

0.0130

第一大股东持股比例（FSR）

626

61.90

32.69

44.6459

24.64

流通股比例（CSP）

626

100

2.842

53.153

17.704

股权制衡度（SR）

626

5.831

0.179

0.2089

0.5346

公司规模（LnASSET）

626

27.30053

18.157

21.64

1.236

净资产收益率（ROE）

626

81.549

-3.423

0.5477

5.0229

资产增长率（Growth）

626

7.5908

-0.487

0.2013

0.49024

资本结构（DEBT）

626

4.101

0.02066

0.5244

0.2566

审计意见类型（OPINION）

626

0.0638

0.2447

实际控制人性质（FSNA）

626

0.6469

0.4782

（二）盈余管理与公司治理特征关系的回归分析结果

根据理论分析，本文假设公司盈余管理程度受到董事会规模、监事会规模、独立董事比例、CEO与董事长两职分离情况、董事会会议次数、审计委员会设立情况、管理层持股比重等公司治理特征因素以及公司规模、净资产收益率、财务杠杆等公司财务状况因素的影响。因此，构建多元线性回归模型：

ABS（DA）=+DSIZE+JSSIZE+INDDIR+DUALITY+BOARDM+DUMW+GSP+FSR+CSP+SR+LnASSET+ROE+Growth+DEBT+OPINION+FSNA+u

表3回归方程系数表

变量

预期符号

回归系数

标准差

T值

P值

0.327546***

0.091183

3.592195

0.0004

DSIZE

-0.001778

0.002417

-0.735525

0.4623

JSSIZE

-0.006419*

0.003454

-1.858668

0.0636

INDDIR

-0.082817

0.092502

-0.895296

0.3710

DUALITY

-0.013857

0.012830

-1.080049

0.2805

BOARDM

0.001825

0.001228

1.486502

0.1377

DUMW

0.018143**

0.009124

1.988398

0.0472

GSP

-0.369852

0.343525

-1.076638

0.2821

FSR

7.72E-06

1.81E-05

0.427310

0.6693

CSP

0.000637**

0.000261

2.436522

0.0151

-0.032371**

0.015160

-2.135261

0.0331

LNASSET

-0.009110**

0.004187

-2.175661

0.0300

ROE

0.011034***

0.001606

6.869473

0.0000

GROWTH

0.035622***

0.009684

3.678578

0.0003

DEBT

-0.029084

0.018522

-1.570212

0.1169

OPINION

-0.001270

0.019272

-0.065912

0.9475

FSNA

0.002637

0.010129

0.260319

0.7947

R-squared

0.190210

F-statistic

8.940410

AdjustedR-squared

0.168934

Prob(F-statistic)

0.000000

注：***、**、*分别表示回归系数在此1%、5%和10%的置信水平显著。

利用EVIEWS3．1软件对样本公司盈余管理程度进行了最小二乘（OLS）回归，对模型回归分析结果如表3。对回归方程的显著性进行分析，由于F=8.940，（p=0.000），因此，回归方程在显著性水平为0.01的假设上通过了检验。

从表3中得知，在1%的显著水平下，净资产收益率、公司成长性通过检验；在5%的显著水平下，审计委员会设立情况（DUMW）、流通股股比例（CSP）、股权制衡度（SR）、资产规模（ASSET）通过了检验；在10%的显著水平下，监事会规模（JSIZE）也通过了检验；其他指标没有通过检验，相关关系不显著。

五、研究结论与政策含义

（一）研究结论

由上述实证结果可以得出如下结论：

公司盈利模式研究范文篇9

一、股权结构与盈余管理

（一）大股东持股比例

现有研究关于股权集中度对盈余管理的影响结论尚不统一。在世界范围内，股权分散是发达国家大公司中存在的组织结构，而最典型的组织结构就是股权高度集中、以大股东为主的所有权结构。王化成和佟岩（2006）提出控股股东的持股比例越高，其通过各种方式进行盈余管理的可能性就越大，王昌锐和倪娟（2012）通过对沪深两市2007～2010年上市公司进行实证研究发现上市公司股权集中度与盈余管理程度正相关，这表明股权集中度高的控股大股东可能通过盈余管理剥削中小股东的权益，即“隧道效应”。王卫星和杜冉（2016）对沪市A股2012～2014年的财务数据进行分析，发现控股股东股权越集中，进行盈余管理的程度越高，同样说明了股权相对集中的公司存在“隧道效应”。也有部分学者认为股权集中度对盈余管理存在负效应。如杜光强和温日光（2007）提出公司股权集中度与盈余管理呈负相关的关系，因为公司股权集中度越高，公司高级管理人员的报酬越高，独立董事越多，监督更有效，因此会计信息质量就越高，盈余管理程度越低。张俊瑞和马晨（2011）通过对2005～2010年发生财务重述的公司进行研究，发现股权集中度越高，财务重述发生的可能性越低，越能有效抑制盈余管理行为。

（二）股权制衡度

在我国普遍“一股独大”的上市公司中，为了有效抑制大股东对公司利益的损害，公司的控制权应当由多个大股东分享，通过内部牵制达到大股东之间相互监督的效果，同时也保留了控股股东股权相对集中的优势。随着公司中股权制衡度的提高，上市公司进行盈余管理的行为逐渐减少。游家兴和罗胜强（2008）用盈余信息质量反向替代盈余管理，发现第二大股东持股比例的增加，有助于提高盈余信息的质量；王毅（2012）、黄雷和齐振勇（2012）也都通过实证研究得出股权制衡度与盈余管理负相关的结论。然而黄新建和吴江（2007）年通过实证研究ST类公司发现，由于所选样本中公司大股东之间关系的复杂性，因此第二至第十大股东持股并没有起到抑制大股东进行盈余管理的作用；李孟寅（2011）运用规范研究指出股权制衡度对盈余管理同时存在正反效应。

二、董事会特征与盈余管理

（一）董事会规模

国内在研究董事会规模对盈余管理的影响这一问题上存在争议。有学者认为董事会规模越大，在决策时就会效率低下，并且各董事之间的沟通变得复杂，因而董事会不能起到很好的监督作用，为管理层实施盈余管理提供了“机会”（于东智，池国华，2004）。但是大部分学者认为董事会规模的适当扩大，能够容纳不同领域专业背景的人才，加强对管理层的监督，有效抑制管理层进行盈余管理。孙金帅和梅世强（2011）以2006年1202家上市公司为研究对象，综合研究董事会特征与盈余管理的关系，实证结果表明董事会规模与盈余管理显著负相关，说明大规模的董事会提高了董事会的效率，加强了对管理层盈余管理的监管，明显降低公司的盈余管理程度；但江维琳和李琪琦（2011）对2004～2006年沪深两市民营企业进行实证研究，发现董事会规模与盈余管理并没有显著相关关系，张敦力和崔海红（2016）也发现董事会规模与盈余管理水平无关。

（二）董事长和总经理两职分离程度

从领导结构来说，董事长和总经理两职是否合一也是董事会独立性的体现。公司的领导权结构反映了公司董事会的独立性和执行层的创新自由的空间，董事长和总经理两职合一将损害董事会监督公司管理当局的客观公正性，因此两职应当分离（孙金帅，梅世强，2011）。高雷和张杰（2009）董事长和总经理两职合一会影响内部控制和信息披露质量，“两职合一”的总经理由于缺乏有效的监督，更容易利用信息不对称进行盈余管理，江维琳和李琪琦（2011）也认为董事长兼任总经理不利于发挥董事会的监督职责。因此两职分离，更能形成有效的董事会，增加董事会监督和控制经理层机会主义行为的能力，并能提高公司透明性（杨清香，张翼，2008）。

三、管理层激励

（一）管理层薪酬

委托理论认为，以业绩为基础的高管薪酬契约有利于激励高管为企业作出更大的贡献。但是高管的自利动机驱使他们通过调高应计利润而多报公司盈余，避免管理层未实现经营业绩指标而使个人利益遭到损失。孙奕驰和申晔（2016）以深市A股2013年上市公司为研究对象，采用多元回归检验高管薪酬差距跟盈余管理程度之间的关系，同样得出高管薪酬差距与盈余管理正相关的结论；但唐洋和郭静洁（2010）发现在我国国有上市公司中，高管薪酬与盈余管理正相关，这表明高管薪酬激励并没有发挥治理职能，反而使管理层有机会进行盈余管理，黄良杰（2010）也曾提到国有企业的高管薪酬由于受到政府的干预，激励效果不够，并且所有者的缺位使得管理层有操纵盈余的动机。

近些年国内学者开始对真实盈余管理活动进行研究，真实活动盈余管理即通过改变经营、投资或筹资交易的时间或结构来影响当期盈余，与应计式盈余管理相比，这种方式更隐蔽，但是会增加企业的交易成本，导致现金流出，从而损害企业价值（叶康涛，2015）。马永强和张泽南（2013）研究发现，高管薪酬更易诱发高管实施应计式盈余管理，高管薪酬与真实盈余管理活动呈显著负相关；许丹（2016）从应计盈余管理和真实盈余管理权衡的视角，检验高管货币激励及高管股权激励与两类盈余管理的关系，以我国2010～2013年沪深A股上市公司为样本，实证研究结果表明：高管货币激励与两类盈余管理显著负相关，而高管股权激励与两类盈余管理显著正相关。

（二）管理层持股比例

关于管理层持股比例与盈余管理的关系，理论界有两种“对立”的理论。一类学者支持Jensen和Meckling（1976）提出的“利益趋同假说”，即公司在两权分离的制度下，管理层为了追求自身利益最大化可能做出损害股东权益的决策，由此产生成本，当管理层的持股比例达到一定程度后，他们的利益与公司的利益逐渐趋于一致，随着管理层的持股比例的提高，股东与管理层之间的成本逐渐降低，有效抑制管理层基于自利动机操纵盈余。即高管持股比例越大，盈余管理程度越低。黄文伴和李延喜（2011）从管理层薪酬契约的角度出发，以2006～2008沪深上市公司为样本，建立多元回归模型对管理层年薪和股权激励与上市公司盈余管理程度之间的关系进行实证研究，发现管理层年薪和股权激励均与上市公司盈余管理程度显著负相关，即管理层年薪和股权激励可以加强对上市公司盈余管理的约束。周晓苏和陈沉（2015）从会计稳健性的视角研究高管薪酬激励与两类盈余管理之间的关系，研究发现，无论是货币薪酬激励还是股权激励，都能够有效抑制两类盈余管理行为的发生，但是股权激励对应计式盈余管理的抑制作用大于真实盈余管理。

另一类学者认为，在我国上市公司中国有控股企业比例较大，国有企业中由于所有者缺位产生的内部人控制事件频繁发生，我国市场监管环境较发达国家资本市场相对薄弱，上市公司普遍存在盈余操纵的行为。在我国资本市场投资者中，个人投资者或散户的比重过大，信息不对称和专业知识的缺乏使他们难以理性预期到上市公司盈余管理程度，这使得管理层通过盈余操纵来控制股价成为可能。赵息和石延利（2008）发现实施股权激励计划的公司管理层有进行盈余管理的动机，并且盈余管理程度与股权激励强度正相关。苏东蔚和林大庞（2010）也发现股权激励具有负面的公司治理效应，管理层持股比例与盈余管理正相关，管理层基于个人利益会加剧盈余管理程度（王昌锐，倪娟，2012）。

公司盈利模式研究范文

【关键词】真实盈余管理；文献比较；研究综述

一、引言

盈余分为应计项目和经营现金流量。目前绝大部分盈余管理研究着眼于应计项目操控，并成为当前研究的主流。但是越来越多的证据表明由于会计规范的限制和监管机构的监控，应计项目操控并不是盈余管理的首要方式，公司倾向于操控真实活动实现盈余管理。近年来，真实盈余管理问题虽得到国内学者的关注，但相关文献依然较少。因此，笔者就真实盈余管理这一领域的国内外文献研究做一梳理，以期能对国内真实盈余管理的研究有所裨益。

二、真实盈余管理概述

关于真实盈余管理的研究起步较晚，Schipper（1989）最先把真实活动操控纳入盈余管理研究，认为盈余管理是一种有目的地干预财务报告而获取私有收益的行为，而真实盈余管理能通过适时性的财务决策来改变财务报告盈余，因此也是盈余管理的范畴。

Roychowdhury（2006）认为真实盈余管理是由于管理层试图误导股东相信公司通过正常经营活动达到了既定财务目标，利用异常经营情况的真实经营活动来操控利润的行为。

基于Roychowdhury（2006）的观点，Zhao，Y.etal.（2011）提出真实盈余管理就是为实现短期盈利目标而进行的偏离正常经营活动的行为。

结合以上学者的研究，可以认为真实盈余管理是通过构造真实具体交易并控制交易时间来实现盈余管理的行为。通常情况下，它同时影响经营现金流量和当期盈余，也可能影响应计项目；它不增加公司价值，甚至会损害公司长期业绩，减少公司价值。

三、国内外文献研究内容分析

（一）国外文献研究评述

对国外真实盈余管理研究文献的内容进行分类对比后，将主要的研究内容列示如表1，通过对比能够发现研究内容的转变。

由表1可以看出，真实盈余管理的研究内容集中于经济后果影响，近年侧重不同背景下（如股权再融资、收购保护）的真实盈余管理；同时，考虑规范会计准则、提升审计质量对真实盈余管理的影响；针对真实盈余管理手段，早期文献已有所建树，但Roychowdhury（2006）提出经典的真实盈余管理程度计量方式后，基本无人对这一研究内容提出异议，均采用Roychowdhury（2006）的模型对真实盈余管理程度进行计量。

1.动机与真实盈余管理

对真实盈余管理动机进行研究有助于我们更好的分析公司是否存在真实盈余管理以及公司采用何种方式在何种情况下进行盈余管理。从现有文献来看，对公司基于什么动机进行真实盈余管理一直存有分歧。Dechow、Sloan（1991）和Bensetal.（2002）认为真实盈余管理是一种以股东价值换取管理层利益的机会主义行为，外部市场的监管和控制有助于减少此类行为。Bhojraj、Libby（2005）却认为真实盈余管理是一种由外部市场压力导致的行为，而不是问题的产物。

在此基础上，Grahametal.（2005）认为由于外部市场压力的存在，真实盈余管理的最主要动机有三个：达到上一年的盈利目标、满足分析家的预测、避免财务报告损失。

2.选择倾向与真实盈余管理

通常认为公司会选择使用多种盈余管理手段。Zang（2006）通过分析应计项目操控和真实盈余管理之间的权衡，认为真实盈余管理活动与应计项目操控的成本正相关，真实盈余管理活动与应计项目操控活动负相关，公司为实现盈余目标会优先采用真实盈余管理。Grahametal.（2005）同样认为管理层乐于采用真实活动操控来对报告盈余进行管理。

公司倾向使用真实活动进行盈余管理主要存在两个方面的原因。首先，应计项目操控比真实盈余管理更易引起注册会计师和相关监管部门的关注。其次，仅靠在期末操控应计项目进行盈余管理具有风险，因为无法在会计期末进行真实盈余管理。

3.监管、控制与真实盈余管理

外部监管和会计准则的强化使公司利用应计项目操控盈余的空间缩小、成本提高，公司不得不转向更隐蔽更不易被外界发现的真实盈余管理。Ewert、Wagenhofer（2005）通过模型分析认为，当公司利用会计政策操控盈余的灵活性降低后，公司转而采用真实盈余管理。Cohenetal.（2008）进一步证实其结论，萨班斯法案使公司操控应计项目面临更严峻的外部监管和审查，而操控真实活动的风险较低，不易引起审计人员和外部监管的关注，公司更愿采用操控真实活动达到盈余目标。

从审计角度出发，Kimetal.（2010）认为审计人员无法基于正确披露的真实盈余管理活动而给予非标准审计意见，因此公司进行真实盈余管理的意愿更强。Chi，W.etal.（2011）发现审计质量和审计费用的提高限制了公司应计项目的操控空间，而审计人员的任期越长，公司进行真实盈余管理的可能性也越大。

4.管理手段与真实盈余管理

Dechow、Sloan（1991）发现管理层在任期期末通过减少研发费用来提升短期业绩并从中获利。Baberetal.（1991）和Bushee（1998）同样认为削减研发费用可以达到上一年的盈利水平或者实现扭亏。Bartov（1993）的研究证明盈利负向变化的公司会通过变卖资产来改善业绩以掩盖亏损的事实。Grahametal.（2005）指出减少期间费用和资本投资也可以实现真实盈余管理。

以上研究主要集中于对盈余的影响，并没有对真实活动导致的现金流量变化进行研究，也没有关于真实盈余管理程度的系统研究。Roychowdhury（2006）认为通过扩大产量、销售控制和削减期间费可以实现预期盈余，满足专家预测，并避免财务报告亏损，提出测量现金流量的异常波动情况可以间接地反映真实盈余管理的程度。他系统化地分析和论证真实盈余管理程度的计量方法，为这一领域的研究奠定夯实的基础。同时，其提出计量模型的突出价值在于能够单独计量真实盈余管理的程度，得到了后来研究者的广泛应用。

5.公司价值与真实盈余管理

公司价值作为真实盈余管理研究中的主要领域，前期研究结论集中于争论真实盈余管理到底提升还是损害了公司价值。Bartov（1993）提出管理层通过变卖资产等真实活动避免债务违约实际上是对股东的一种利好行为。当然，绝大部分学者认为真实盈余管理对公司的未来现金流量有更深远的不良影响，是一种损害公司未来业绩和股东价值的行为。Cheng（2004）和Bensetal.（2002）认为真实盈余管理行为提升公司业绩，进而增加管理层的绩效工资或股票期权价值，造成股东财富流失。Gunny（2005）发现真实盈余管理与公司未来经营业绩之间显著负相关。Grahametal.（2005）和Roychowdhury（2006）发现公司进行真实盈余管理是为了达到上一年盈利目标或者满足专家预测，而且这种行为在微利公司尤其明显。

综上所述，国外文献从真实盈余管理的动机到手段再到管理程度的计量方法都进行了详尽的研究，并针对外部监管环境和会计规范的变化进行了相应的研究，而最近的研究则主要围绕不同背景下的真实盈余管理展开。Cohen、Zarowin（2010）发现增发股票的公司都参与了真实盈余管理，且增发股票后公司业绩与真实盈余管理程度显著负相关。Zhao，Y.etal.（2011）表明收购保护弱化了管理层迫于压力采取真实盈余管理行为向市场传递利好消息的意愿。Eldenburgetal.（2011）对非营利医院的支出项目进行分类对比分析，认为在非营利组织中同样存在真实盈余管理行为。

（二）国内文献研究评述

对国内真实盈余管理研究文献的内容进行分类对比后，将主要的研究内容列示如表2。

从表2可以看出，国内关于真实盈余管理的研究起步更晚，甚至可以认为最近两三年国内学者才意识到真实盈余管理的存在。好处也显而易见，国内学者直接汲取国外学者现有研究成果，并在此基础上进行更深入的研究。虽然真实盈余管理研究开始得到国内学者的重视，有了长足的发展，但是从为数不多的研究成果和研究人员来看，仍有待进一步加强。

薛爽等（2007）认为操控现金流的目的在于和利润匹配，但也只说明了存在现金流量操控现象，没有深入挖掘背后的原因。直到李彬、张俊瑞（2008、2009）根据Roychowdhury2006）的结论从生产操控、费用操控和销售操控三个方面发现运用真实活动管理盈余的公司其未来经营业绩显著下降，真实盈余管理才开始进入国内学者视野。随后张俊瑞等（2008）引入国外学者的研究成果，验证国内微利公司存在操控真实活动实现保盈目标的行为。

在增发股票和债务契约方面，国内学者采用国内数据验证国外学者的研究结论。与Cohen、Zarowin（2010）的结论一致，李增福等（2011）认为上市公司在增发股票的过程中同时使用两种操控方式，但真实盈余管理是上市公司增发股票之后业绩滑坡的主要原因。李增福等（2011）发现负债水平越高的公司为避免债务违约而进行真实盈余管理的动机越强，这与Kimetal.（2010）的观点一致，并发现国有控股公司倾向真实盈余管理，而非国有控股公司会同时采用两种盈余管理方式。与国外研究结论不一致的是刘启亮等（2011）认为与国际财务报告准则趋同的新准则强制实施以后，公司的应计盈余管理空间扩大了，真实盈余管理也明显增加，公司为满足各种动机需要会灵活使用两种方式调节盈余。针对上市公司治理结构复杂的实际情况，张志花、金莲花（2010）认为完善独立董事制度、高管薪酬等公司治理机制有助于抑制真实盈余管理行为。曹国华、林川（2011）发现CEO变更时，业绩越差的公司盈余管理的程度越大，且CEO变更对真实盈余管理的影响程度更大。李增福等（2011）通过建立基于避税动因的盈余管理方式选择模型发现预期税率上升使公司更倾向真实盈余管理，同时国有控股、公司规模、债务和管理层薪酬对真实盈余管理的程度有显著正效应，与相关学者的研究结论一致。综上所述，由于研究的时间还太短，国内学者更多的是用国内数据验证国外学者相关研究结论，研究模式也局限于对比检验应计盈余和真实盈余的影响。但从近期的研究中已经可以看到国内学者正努力摆脱模仿国外学者，创新研究模式，以期丰富相关研究文献，完善监管审查机制，促进国内证券市场的健康有序发展。

四、真实盈余管理研究展望Bruns、Merchant（1990）调查发现管理层更倾向于真实盈余管理，Grahametal.（2005）对401名经理人进行调查和访谈不仅发现了上述现象，还发现78%的经理人会操控真实活动平滑利润实现当期目标。可以看出，实务界更偏向真实盈余管理，与学术研究重点之间存在脱节。我国真实盈余管理研究还不成熟，但在研究内容和研究方法上的进步是非常显著的。如今，中国企业内部控制法制化、会计处理国际化体系的初步形成是否会使我国企业同美国企业一样由应计项目操控转为操控真实活动管理盈余，笔者认为这是一个值得深入研究的问题。而且，鉴于学术研究应侧重对实务的指导作用，笔者还认为国内学者对真实盈余管理研究的深入可以在保持理论严谨的同时获得实务支持，增强学术理论研究的意义。

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公司盈利模式研究范文篇11

基金项目：教育部人文社会科学基金项目，项目编号：10YJA790069；国家社会科学基金项目，项目编号：07BJY028。

摘要：盈余管理是造成会计信息质量低下的重要原因之一。面对可以相互替代使用的真实盈余管理和应计盈余管理两种方式，管理者如何权衡决策以及盈余管理方式选择的影响因素是投资者和监管部门识别和防范盈余管理行为的核心和关键。本文以2001-2009年微利上市公司为样本，在Hausman设定误差检验结果的基础上构建联立方程，研究盈余管理方式选择的时间次序和盈余管理方式选择的影响因素。研究发现管理者在进行盈余管理决策时，真实盈余管理决策和应计盈余管理决策是同时做出的，两类盈余管理程度相互影响；盈余管理成本影响盈余管理方式的选择，当企业处于缺少行业竞争力的地位时，真实盈余管理的空间较小，管理者会采用相对较多的应计盈余管理，而当企业本身的会计业务受到严格监管时，管理者则会倾向采用较多的真实盈余管理实现预期目标。

关键词：真实盈余管理；应计盈余管理；权衡决策；微利上市公司

中图分类号：F275文献标识码：A

一、引言

从盈余管理的实现方式看，主要有应计盈余管理和真实活动盈余管理（Schipper，1989）。前者是通过会计手段（主要是会计政策）实现的，后者则是通过有意安排真实的交易活动来实现的。盈余管理研究之初的重点主要是应计盈余管理，并取得了丰硕的成果。随着Healy&Wahlen（1999）和Dechow&Skinner（2000）指出管理者除采用应计盈余管理方式外，还可能会采用加速销售和延迟已有研发计划，减少当期研发费用和维修费用等真实活动来操纵盈余，真实活动盈余管理方式才受到关注。Grahametal.（2005）的调查显示，80%的财务主管更喜欢真实活动盈余管理方式，因为真实活动盈余管理更难被审计师们预知和发现。与这个调查结果一致，Roychowdhury（2006）利用大样本数据验证了管理者利用真实活动盈余管理方式以实现避免亏损或达到分析师预测目标。Barton（2001）和Pincus&Rajgopal（2002）运用联立方程方法发现两种盈余管理方式是可以互相替代的。然而，也有研究表明两种盈余管理方式的使用是有先后顺序的。Badertscher（2011）的研究发现，在公司价值连续高估期间内，经理们会在早期使用应计盈余管理方式，接着是真实活动盈余管理方式，最后是非一般公认的盈余管理手段。Cohenetal.（2008）的研究发现，在萨班斯法案施行后，应计盈余管理活动在减少，而真实盈余管理活动在增加。Cohen&Zarowin（2010）的研究发现，在配股当年，管理者更趋向于使用真实活动盈余管理方式。Zang（2011）的研究发现，管理者替代使用应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式，并且真实盈余管理的使用次序要优先于应计盈余管理。我国一些学者也研究证实真实盈余管理是存在的，两种盈余管理方式是可以替代使用的。但是，面对两种相互可以替代的盈余管理方式，管理者如何权衡决策以及影响不同盈余管理方式采用的因素是什么是投资者和监管部门识别和防范盈余管理行为的核心和关键问题，也是盈余管理研究的重点问题，而与此相关问题的研究在我国上市公司盈余管理行为的研究中还尚未开展。因此，本文研究了两种盈余管理方式决策的次序和盈余管理成本对盈余管理方式选择的影响。

本文研究发现，我国微利上市公司普遍存在真实盈余管理和应计盈余管理两种方式，其中真实盈余管理是我国微利公司调增利润的主要方式；管理者在进行盈余管理决策时，真实盈余管理决策和应计盈余管理决策是同时做出的，两类盈余管理程度相互影响；管理者主要根据盈余管理成本进行盈余管理方式选择，当企业处于缺少行业竞争力的地位时，真实盈余管理的空间较小，管理者会采用相对较多的应计盈余管理；而当企业本身的会计业务受到严格监管时，管理者会更倾向于采用较多的真实盈余管理实现预期目标。

二、研究假设

理性经济人假设认为，经济决策的主体都是充满理性的，所追求的目标都是使自己的利益最大化，即进行盈余管理时，面对真实盈余管理和应计盈余管理的可替代性，管理者会在两类盈余管理方式的收益和成本之间做出权衡，以期以较小的成本获取较大的收益。由于微利上市公司采用盈余管理后的主要效益即是将利润提高到某一水平，采用任一种盈余管理方式的效益是相同的，因此在进行决策时主要是基于盈余管理成本的考虑。

盈余管理是管理人员通过对会计政策和经营政策的选择以实现某些特定目标的手段，它依托于一定的经营环境和会计环境。不论是真实盈余管理还是应计盈余管理的使用，均会产生一定的成本，不同的经营环境和会计环境会产生不同的成本。已有研究发现，在给定的盈利水平下，管理者并不是随机选择某一种盈余管理方式，而是考虑企业所处的经营环境和会计环境，当某一种盈余管理方式受到较多限制时，就会选择另一种方式。因此，本文提出如下假设：

H1：在其他条件不变的情况下，应计盈余管理和真实盈余管理程度取决于另一方的成本。

会计弹性反映了应计盈余管理运用的空间，包括应计项目的金额大小，以前年度已运用盈余管理的应计项目等。会计弹性越小，表示可供管理的应计项目金额越小，或是以前年度运用较多的应计盈余管理导致当期应计利润的回转，使当期运用应计盈余管理的空间缩小。当会计弹性高时，管理者更愿意采用应计盈余管理而不是削减研发费用；而当会计弹性低时，应计项目调整受限，管理者则偏向费用操控（Wang，2006）。因此，本文提出以下补充假设：

H1a：在其他条件不变的情况下，会计弹性较小的公司具有较高的真实盈余管理程度。

Grahametal.（2005）在调查中发现应计盈余管理相较于真实盈余管理更能够引起审计师和市场监管者的注意，因此应计盈余管理程度受限于外部监管。相较于低质量的审计师，乐观高估的会计估计将更难取信于高质量的审计师，而且当监管者加重对公司会计活动的审查力度时，应计盈余管理方式更易被察觉，因此，本文提出如下补充假设：

H1b：在其他条件不变的情况下，受到审计师和监管者更严格监管的公司具有较高的真实盈余管理程度。

作为对企业最佳运营决策的偏离，真实盈余管理不可能增加企业的长期价值。当企业要偏离其最佳运营决策时也会承受来自不同方面的压力。市场领导者比市场追随者享有更多的竞争优势，这是因为他们有不断累积的经验，规模经济效应，与顾客和供应商的更强议价能力，投资者对他们的关注以及他们对竞争者的影响力。因此，处于市场领导者地位的公司采用真实盈余管理的成本较低，因为真实盈余管理对他们竞争优势的侵蚀相对较小，于是，本文提出如下补充假设：

H1c：在其他条件不变的情况下，处于非市场领导者地位的公司具有较高的应计盈余管理程度。

财务状况差的公司，实际经济业务偏离最佳决策的边际成本相对较高。在这样的情况下，运用真实盈余管理的成本会更加昂贵。Grahametal.（2005）在调查中发现，如果公司正处于“负面混乱”中，财务主管们的努力求生将导致对财务报告进行更多的管理。据此，本文提出以下补充假设：

H1d：在其他条件不变的情况下，财务状况差的公司具有较高的应计盈余管理程度。

三、研究设计

（一）模型构建

根据假设H1a-H1d，本文预期管理者在选择盈余管理方式时主要依据盈余管理成本。因此，本文主要根据盈余管理程度及其成本分别建立如下回归方程，分析不同的盈余管理成本对盈余管理方式选择的影响。

（二）变量含义

RM表示总体真实盈余管理程度。真实盈余管理方式主要包括销售操控、生产操控和费用操控，分别以异常经营活动净现金流（R_CFO）、异常酌情费用（R_DISX）和异常生产成本（R_PROD）①计量。由于三种真实盈余管理程度之间具有抵消作用，为了避免这种抵消影响，本文借鉴Cohenet.al（2008）中的方法分别以RM1和RM2来表示总体真实活动盈余管理程度，其中RM1=（-1）*R_DISX②+R_PROD，这其中只考虑了异常酌情费用和异常生产成本，是因为扩大再生产也会造成当期异常低的经营活动净现金流，如加入R_CFO，可能会导致总体真实活动盈余管理程度虚增；RM2=（-1）*（R_DISX+R_CFO），由于异常经营活动净现金流主要由销售操控等引起，因此在RM2中剔除了扩大生产等对异常经营现金流的影响。RM1和RM2值越大，表示总体真实活动盈余管理程度越高。

DA表示应计盈余管理程度。由截面修正Jones模型计量的可操控性应计利润表示。

∑kCost_RM表示真实盈余管理的各项成本。真实盈余管理的成本主要有两类：一类是上市公司当期期初的财务健康状况，以Z_Scoret-1表示。Z_Scoret-1为美国EdwardAltman教授在1968年建立的Z-score模型③计算出的综合风险得分，即Z值。对企业来说，Z值越大，企业财务状况越健康。财务状况差的企业，进行真实盈余管理的难度较大，边际成本较高，因此预期Z值与真实盈余管理程度正相关，与应计盈余管理程度负相关。另一类是企业期初的市场地位，用企业前期销售收入与该企业所在行业总收入的比值表示，以Market-1表示。对于行业的分类，本文参照我国证监会《上市公司行业分类指引》分为12门类，由于大部分公司集中在制造业，每年均占总数50%以上，公司间的收入差异较大，因此又将制造业细分为C0-C9共10类。企业收入所占行业收入的比率越大，公司的行业地位越高，拥有越多的资源和竞争优势，采用真实盈余管理的边际成本越低，因此预期该收入比率与真实盈余管理正相关，与应计盈余管理负相关。

∑LCost_AM表示应计盈余管理的各项成本。应计盈余管理的成本主要包括会计弹性、审计师和市场监管三个方面。

会计弹性反映了应计盈余管理运用的空间，主要用以下两个指标计量。（1）以前年度已运用的应计盈余管理程度。Barton&Simko（2002）研究发现，资产负债表累积反映了以前年度会计政策选择的结果，净资产的高估水映了以前年度应计项目的调整程度。因此，本文以净资产的高估水平作为衡量会计弹性的一个变量，以NOAt-1表示，其值等于“前期净经营资产/前期销售收入”。NOAt-1越大，表示后期运用应计项目调整利润的空间越小，管理者越趋向使用真实盈余管理，因此NOAt-1与真实盈余管理程度正相关，与应计盈余管理程度负相关。（2）企业期初的经营周期，其值等于期初应收账款周转期加上期初存货周转期减去期初应付账款周转期，以CYCLEt-1表示。应计盈余管理是对应计利润的管理，应计项目金额越大，可供周转的时间越长，企业运用应计盈余管理的空间越大，会计弹性越大。因此，随着CYCLEt-1的不断增大，应计盈余管理的成本越小，管理者可能更偏好选择应计盈余管理。

本文以会计师事务所规模衡量审计师的监管程度，以BIG4表示，当样本公司当期负责审计的事务所为前四大④时，取值为1，否则为0。根据已有文献，规模大的会计师事务所，审计独立性强，从业人员专业素质高，发现错弊的概率较高，因而监管力度大。因此，当事务所规模较大时，管理者较倾向使用真实盈余管理，预期BIG4与真实盈余管理程度正相关，与应计盈余管理程度负相关。

对于一些关系国民经济命脉和国家安全的行业以及依法实行专营专卖的行业，我国不仅对其合法经营活动予以保护，更要求这些重要行业经营者承担特别义务，接受政府和公众监督，而且是涉及具体经营事项的监督。因此，这些行业相对其他企业采用应计盈余管理的披露风险较大，管理者趋向采用真实盈余管理。本文以SUV表示是否是国家重点监控行业，如若是，取值为1，否则为0。根据国资委的最新部署，国有经济应对关系国家安全和国民经济命脉的重要行业和关键领域保持绝对控制力，包括军工、电网电力、石油石化、电信、煤炭、民航、航运等七大行业。同时，国有经济对基础性和支柱产业领域的重要骨干企业保持较强的控制力，包括装备制造、汽车、电子信息、建筑、钢铁、有色金属、化工、勘察设计和科技等行业。本文预期SUV与真实盈余管理程度正相关，应计盈余管理程度负相关。

2007年新《企业会计准则》对原有的一些应计盈余管理发生的项目进行了限制，如计提的长期资产减值准备不允许转回等，这些新的规定将使企业会计信息变得更加透明，且企业会计信息将可以在国际范围内交流使用，信息判断和评价的基础得以建立并不断完善。因此，新会计准则实施后，企业应计盈余管理程度应会得到一定程度的抑制。本文以ACCP表示当期是否在企业会计准则改革后，如若当期是2007年及以后，取值为1，否则取值为0。ACCP应与真实盈余管理程度正相关，与应计盈余管理程度负相关。

∑mControls表示各项控制变量。（1）GDP，各年国内生产总值，控制各年总体经济的影响。为了控制行业影响，本文进一步将各年的GDP划分为第一产业、第二产业和第三产业，其中第二产业又细分为工业⑤和建筑业，第三产业又分为交通运输、仓储和邮政业，批发零售和餐饮业及其他第三产业。（2）SIZE，样本公司总资产的自然对数减去行业中值，控制公司规模对盈余管理程度的影响。（3）ROA，总资产报酬率，控制公司的盈利能力。（4）GROW，总资产增长率，控制公司成长性的影响。（5）FINANCE，公司的融资需求，Xu（2010）认为盈余管理程度会受到公司筹资需求的影响。本文借鉴李彬（2009）的简易定义，当样本公司筹资活动净现金流量既大于经营活动净现金流量又大于投资活动净现金流量时，取值为1，认为公司有较高的融资需求，否则为0。（6）LEV，资产负债率，表示企业的偿债能力，一般情况下，企业偿债能力越差，其盈余管理的程度越高。（7）公司治理方面的影响因素，主要包括第一大股东持股比例（SHARE），股权过于集中会带来“一股独大”现象，容易发生盈余管理行为；薪酬最高的前三名高管的薪酬（BONUS），较高的薪酬可能会减小高管与所有者之间的利益冲突，激励管理者为谋取私利减少盈余管理行为。（8）ERR_DA，ERR_CFO，ERR_PROD和ERR_DISX分别为应计盈余管理程度和真实盈余管理程度估计模型的均方根误差（标准误差），它随着模型估计残差的增大而增大，反映了盈余管理自由裁量的行业特征，且也能在一定程度上控制各类盈余管理的计量误差，分别用于DA、RM1和RM2模型。

（三）样本选择和描述性统计

本文数据主要来源于国泰安数据库，以2001-2009年非金融类的A股微利⑥上市公司为初选样本，按以下步骤进行筛选：基于相关盈余管理程度计量模型对数据的连续性（至少三年）要求剔除连续性不足的样本；剔除收入为负或股东权益为负的样本公司；剔除掉其他数据不全⑦的样本后共564个年度样本。为了剔除极端值的影响，本文对所有解释变量和被解释变量进行了winsorize⑧处理，相关变量的描述性统计如表1所示。

从表1中可以看出，2001-2009年微利公司的平均真实盈余管理程度RM1和RM2分别为65%和41%（中值分别为62%和40%），平均应计盈余管理程度为07%（中值为08%），明显低于真实盈余管理程度，说明微利公司主要利用真实盈余管理方式提高当期盈余。Z_SCORE的均值为7635，而中值仅为1274，标准差为25854，说明Z_SCORE数据波动较大，将样本公司的Z值与判断标准相比较，其中有32%的公司财务状况良好，56%的公司面临破产的危险。仅有37%的微利公司聘用的会计师事务所为前四大。

四、实证结果分析

（一）两种盈余管理方式决策的时间次序

关于盈余管理决策时间的次序有两种假设，一种假设认为盈余管理方式的决策是管理者同时做出的（Barton，2001），因而很可能存在联立性问题，为了提高模型估计的准确性，应采用两阶段最小二乘法（2SLS）；另一种假设认为真实盈余管理只能发生在会计年度内，而应计盈余管理可以在会计年度终了后施行，真实盈余管理对应计盈余管理会造成影响，而应计盈余管理并不会对真实盈余管理造成影响，只需要在DA模型中考虑真实盈余管理程度的影响即可（Zang，2011）。因此，在分析盈余管理成本对盈余管理方式选择决策的影响之前，首先采用Hausman设定误差检验以检测真实盈余管理和应计盈余管理是否存在联立性，为此本文建立模型（3）为内生性检验模型。

式中Controls为一系列外生解释变量，包括真实盈余管理成本、应计盈余管理成本以及成本模型中的相关控制变量；RM分别指RM1和RM2。

Hausman检验的原理和具体步骤是：首先寻找一个工具变量，该工具变量应满足与解释变量（RM）高度相关，但与残差不相关；然后分别将RM1和RM2对相关外生变量和工具变量进行回归，得到回归残差项μ1和μ2；然后将μ1（或μ2）代入上述模型中进行回归，若μ1（或μ2）系数显著不为0，则表示拒绝RM1（或RM2）在DA回归方程中的外生性，说明RM与DA的误差项相关，存在联立性（内生性）。该方法的关键是工具变量的获得，本文参照肖维嘉（2009）的方法，将RM1和RM2分别对DA和其他相关外生变量进行回归，估计出残差项INS1（或INS2）。由INS1和INS2与RM、DA以及其他相关变量的Pearson相关性检验结果可以看出，INS1（或INS2）与RM1（或RM2）显著正相关，与DA和其他相关外生变量完全不相关，因此INS1（或INS2）可以作为RM1（或RM2）的工具变量。

将RM1（或RM2）对INS1（或INS2）和其他外生变量进行回归，将得到残差μ1和μ2代入模型（3）中，具体结果如表2所示。由表2可以看出，RM1的残差μ1和RM2的残差μ2系数显著不为0，说明RM1或RM2与DA存在联立性，两类盈余管理程度之间相互影响，在一定程度上验证了Barton（2002）等人的假设，真实盈余管理和应计盈余管理决策是同时做出的。应计盈余管理并不仅仅用来调节真实盈余管理的未预期后果，它也是管理者实现预期盈余目标的重要调节手段。

（二）盈余管理成本对盈余管理方式选择的影响

前面的联立性检验结果表明，真实盈余管理和应计盈余管理决策是同时做出的，两类盈余管理程度之间是相互影响的，因此在模型（1）和模型（2）的基础上分别加入DA和RM构建联立方程，在采用两阶段最小二乘法剔除内生性影响的基础上，分析盈余管理成本对盈余管理决策的影响。

模型估计的结果如表3所示。由表中可以看出，RM1与以前年度已采用的应计盈余管理程度NOAt-1在1%水平上显著正相关，与期初经营周期CYCLEt-1在1%水平上显著负相关，RM2与CYCLEt-1在1%水平上显著负相关，表明随着企业会计弹性的减小，应计盈余管理成本增加，管理者较多地采用了真实盈余管理手段，与假设H1a一致。RM1与SUV在10%水平上显著正相关，RM2与BIG4在10%水平上显著正相关，表明随着政府行业监管和外部审计监督力度的加强使应计盈余管理成本增加，导致企业更加偏好真实盈余管理方式，因而真实盈余管理程度增加，与H1b假设一致。ACCP在RM1和RM2两个模型中，与DA的系数均为负数，与RM1和RM2的系数均为正数，说明新会计准则的实施在一定程度上抑制了应计盈余管理程度，增加了真实盈余管理方式的应用，但是这种作用不显著。这可能是因为真实盈余管理一直是管理者实现预期盈利目标的重要手段，虽然改革后新的会计准则抑制了大量应计盈余管理手段，但是真实盈余管理对未来业绩的负面影响要大于⑨应计盈余管理方式，所以新会计准则的实施并不会对真实盈余管理的总体水平产生显著的影响。

DA1和DA2与表明市场领导地位的Matkett-1变量均在5%水平上显著负相关，表明企业的市场领导地位越低，运用真实盈余管理方式的成本越高，管理者越倾向于采用应计盈余管理方式。但是DA1和DA2与表明企业财务健康状况的变量Z_Scoret-1均不显著，说明企业财务状况的好坏对管理者盈余管理方式选择的影响作用不大。DA1和DA2均与SUV在5%水平上显著负相关，与NOAt-1在1%水平上显著负相关，说明随着外部监督力度的加强，会计弹性的缩减，运用应计盈余管理方式的成本增加，应计盈余管理程度受到限制。

五、结论

盈余管理是造成会计信息质量低下的重要原因之一。面对可以相互替代使用的真实盈余管理和应计盈余管理两种方式，管理者如何权衡决策以及影响不同盈余管理方式选择因素是投资者和监管部门识别和防范盈余管理行为的核心和关键。本文结合我国的制度背景，从企业的经营环境和会计环境两个方面对影响盈余管理方式选择的成本进行了分析，以我国2001-2009年的微利上市公司为样本，在Hausman设定误差检验结果的基础上构建联立方程，研究盈余管理方式选择的时间次序和盈余管理方式选择的影响因素。研究发现：（1）管理者在进行盈余管理决策时，真实盈余管理决策和应计盈余管理决策是同时做出的，两类盈余管理程度相互影响。（2）盈余管理成本是两类盈余管理方式中选择的影响因素，当企业处于缺少行业竞争力的地位时，真实盈余管理的空间较小，管理者会采用相对较多的应计盈余管理；而当企业本身的会计业务受到严格监管时，管理者会更倾向采用较多真实盈余管理实现预期经营目标。

本文结合我国的制度背景分析了盈余管理成本对盈余管理方式选择的影响，有助于投资者和监管者根据企业的经营环境和会计环境更准确地识别管理者的盈余管理行为，但真实盈余管理成本和应计盈余管理成本包括很多方面，本文只研究了会计弹性和会计监管、企业财务状况、企业市场竞争力等方面，还有很多方面尚未考虑，如所得税的影响，对未来业绩的影响等，这些都会影响到管理者对盈余管理方式的选择，这也是未来需要努力的方向。

注释：

①具体计量模型见张俊瑞、李彬和刘东霖（2008）“真实活动操控的盈余管理研究——基于保盈动机的经验证据”一文中的计量模型。

②因异常酌情费用是负向的影响，其越小表示真实活动盈余管理程度越高，而异常生产成本越高则表示真实活动盈余管理程度越高，为了避免求和导致二者影响程度相互抵消，故此将异常酌情费用乘以（-1），表示异常酌情费用越高，真实活动盈余管理程度越高。

③具体得分计算模型见徐秀渠（2010）“Altman’sZ-Score模型在企业风险管理中的应用研究”中引用的公式，计算得分时制造业和非制造业上市公司分别采用不同的公式进行计算。

④四大事务所分别指普华永道中天会计师事务所，毕马威华振会计师事务所，安永华明会计师事务所，德勤华永会计师事务所。

⑤同上市公司行业分类相对应，这里的工业包括采掘业、制造业和电力、燃气及水的生产和供应业。

⑥微利上市公司是指其披露的盈余数据恰好跨过盈亏临界点的一类特殊上市公司群体，本文借鉴已有研究，将ROE处于[0，1%]这一区间的上市公司界定为微利上市公司。

⑦真实盈余管理和应计盈余管理程度估计模型采用分年度和分行业估计方法，因此对于某些样本数量较少的行业样本在研究中均被删除，此外还包括一些数据缺失的样本亦被删除。

⑧将被处理数据的前1%和后99%数据替换为1%分位和99%分位的数据。

⑨Mizik和Jacobson（2007）研究发现相较应计盈余管理，真实盈余管理活动造成的市场对企业的错误估值更甚；我国李增福等（2011）研究发现在股权再融资过程中，应计盈余管理会导致融资后公司业绩的短期下滑，而真实盈余管理活动则会引起公司业绩的长期下滑。

参考文献：

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公司盈利模式研究范文篇12

关键词：盈余质量投资效率投资过度投资不足

一、引言

近年来我国上市公司普遍存在资金配置效率低下，投资不足和投资过度的现象。产生非效率投资的原因既有管理层―股东、大股东―中小股东之间问题产生的道德风险，也有股东―债权人之间逆向选择的问题、还有企业多元化导致的集团内部资金分配不合理、交叉补贴导致的对部门间的投资不均衡。那么在我国非效率投资的主要根源是什么？近年来，许多研究发现相对于股票价格来说，会计信息系统为公司的经营决策和投资机会提供了更多的增量信息（Alti2003[])。并且，会计信息作为反映公司基本情况的重要信息来源，在缓解问题上发挥着重要的作用（Verdi2006[]），这些方面必然间接对企业的投资效率产生影响。相关研究也证明了高质量的会计信息能够改善企业的投资效率（Biddleet.al2009[]），但是这些研究并没有直接验证会计信息质量通过哪种途径改善了投资效率。这将不利于我们认识投资效率有效或无效真正的根源。特别是在我国，企业股权集中，外部治理机制不健全的情况下，企业的投资行为与股权分散、外部治理环境完善下的企业投资行为有所不同，同时特有的双重问题（管理层与股东、控股股东与中小股东之间）将使各种人为了自身利益对资本配置行为产生不同的影响。因此，根源于我国特殊的制度背景，本文将主要研究高质量的会计信息能否改善我国上市公司的投资效率?通过哪种途径可以改善?不同的问题影响的方式有什么不同？这些问题的研究不仅有助于优化资本配置、保护投资者的利益，也将丰富和发展会计信息能否作为一种公司治理机制在理论和实践上的认识。

本文研究发现，高质量的会计信息降低了管理层成本，有效抑制了企业的投资不足行为，但是没有发现会计信息通过管理层问题对过度投资行为产生影响。进一步研究发现，高质量的会计信息是通过缓解大股东的问题抑制了企业的过度投资行为，这表明我国企业过度投资的根源在于大股东的行为，控股股东为了通过关联交易的形式侵占上市公司的利益，需要在投资中掌握更多的控制性资源，从而导致了过度投资。

本文的贡献在于，不同于以往研究（周春梅2009[]），本文从双重的角度研究了会计信息对投资效率的影响路径，不同于以往非效率投资与控股股东控制权关系的现象研究，本文找到了控股股东非效率投资的直接证据，发现了控股股东通过过度投资攫取私有收益这一新的途径。这些将为如何改善我国企业投资效率提供直接的帮助。

本文的结构安排如下：第二节进行简要的理论分析和假设提出；第三节是本文的研究设计；第四节是实证结果；第五节是稳健性检验；第六节是研究结论。

二、理论分析与假设提出

在理论的框架下研究盈余质量影响投资效率的路径必然涉及到盈余质量、问题和投资效率三者之间的关系，只有主要因素之间存在理论上的联系才能研究各个因素间的路径问题。

（一）盈余质量与投资效率

近年来大量文献证实了高质量的会计信息能够提高企业的投资效率。Bushman&Smith（2001）[]首先从理论上提出了会计信息通过三种途径影响企业的投资、生产效率和价值创造。一是会计信息帮助管理者和投资者甄别出好的和坏的投资项目。二是会计信息可以发挥对管理者的监督和控制机制，使管理者将资金配置于好的项目。三是会计信息通过降低与投资者之间的信息不对称解决逆向选择问题。之后大量文章从理论和实证上证明了这些论点。Biddle（2006）和Biddleetal.（2009）分别以34个国家和美国上市公司为样本，发现会计信息质量有助于减少公司资本的投资不足和投资过度；Verdi（2006）证实了高质量会计信息降低了管理者与投资者之间信息不对称导致的逆向选择问题，缓解了投资不足。Changetal.(2008)建立了一个动态逆向选择模型证实了具有更好的财务信息质量的公司融资更加灵活。McNichols&Stubben(2008)研究发现高质量的会计信息有助于管理层对未来的收益形成准确的判断，甄别好的投资机会，从而提高投资效率。

（二）盈余质量与问题

对于会计信息与管理层成本之间的关系来说，会计信息可以作为一种公司治理机制，帮助外部投资者对管理者行为进行监督，防止其窃取投资者和债券人的利益（FamaandJensen1983），这种作用主要是通过契约的形式，DemskiandSappington(1999)[]认为，经理人契约是多期的契约安排。虽然在契约履行的过程中，委托人（董事会、股东）不能观测到人的全部行为，但是他们可以通过事后的观察对人进行评价，事后的会计信息就成为下一期契约制定的依据，契约也将对人未来的行为产生激励。目前大量的研究也认同了会计信息对管理者契约结构、激励计划和管理层更换中的作用（Lambert2001等）。另一方面，财务信息也有助于公司内部治理机制的运行，比如以董事会为核心的内部控制系统能够通过对企业会计信息的准确把握，对管理者进行监督，制约管理层的自利行为（Mcnichols&Stubben2008）。

同时在我国还存在控股股东与中小股东之间的问题，控股股东为了获取控制权收益会通过各种方式攫取上市公司的利益，为了掩盖这种行为控股股东会实施盈余管理（Liu&Lu2003）[]。此时，会计信息质量可以反映控股股东问题的严重程度(卢闯2009)[]。因此，对会计信息质量的有效控制可以适当的约束控股股东的掏空行为。另外，大股东为了消除中小股东对大股东侵害行为的顾虑，避免今后中小股东用脚投票，也会主动采取一些自我监督措施，比如提供高质量的、更加透明的财务信息，聘用信誉度高的审计事务所（比如四大）缓解冲突，获得中小股东的信任（Fan&Wong2005）[]。这些方面都说明高质量的会计信息可以缓解内部人与外部人的冲突。

（三）问题和投资效率

问题对企业投资决策的影响是公司财务研究领域的一支主流，近年来研究者们普遍认为，企业的投资决策将深受问题的影响（Stein2003）[]。问题既可能引发投资不足（Ross1973），也可能导致投资过度（Jensen1986）。在经理人存在私人成本和私人利益时，企业的投资将使经理人面临更大的压力和责任，经理人努力工作创造的财富不能由其单独享有，而是与全体股东分享。当经理人获取的收益不能弥补付出的成本时，就会发生卸责行为，即放弃一些净现值为正的投资项目，导致投资不足。相反，如果经理人能够从企业的资本投资中获取更大的私人收益，比如企业规模扩大建立起“私人帝国”，提升了个人的权力和地位，获取更高的薪酬和奖金时，又会引发经理人投资于净现值为负的投资项目，损害了股东财富。

另一方面，企业的非效率投资行为还有可能因为大股东与中小股东之间的问题而产生。因为控股股东为了通过关联交易等方式获取私有收益，需要掌握更多的控制性资源（王英英,潘爱玲2008))[]。但是随着监管措施的加强，直接占有上市公司的资源会受到严厉的惩罚，所以大股东会通过投资这种更为隐蔽的方式。现有的文献也认为控制权私有收益的存在可能导致控股股东以过度投资的方式损害外部股东的利益（Claessensetal.2000[])。HolmenandHogfeldt(2005)[]指出金字塔结构内终极所有者会以过度投资的方式损害外部股东利益的行为，金字塔内的杠杆控制不仅为终极所有者提供了隧道挖掘的激励，而且也为其进行过度投资创造了条件。刘朝晖（2002）[]首次在国内通过建立模型指出控股股东与上市公司的关联交易是为了私有收益，而对私有收益的追求会导致其过度投资行为。以上这些文献都是从理论上的阐述，还没有实证的检验。

基于以上的理论分析，盈余质量、问题和投资效率三者存在紧密的联系。但是，目前的研究或者仅停留在盈余质量与投资效率两者直接的关系上（Biddleet.al2009；李青原2009），或者仅研究了管理层的问题（周春梅2009）。对于盈余质量如何通过双重影响投资效率，以及影响的路径没有实证上的检验。基于此本文的研究框架如下：

根据理论分析，我们提出如下待检验假说：

假说1：盈余质量与投资效率（改善投资不足和投资过度）都显著正相关，高质量的会计信息能够缓解投资过度和投资不足。

假说2：管理层问题在盈余质量对投资效率的作用中起到中介作用，盈余质量能够缓解管理层问题，从而抑制管理层的过度投资和投资不足行为。

假说3：控股股东问题在盈余质量对投资效率的作用中也具有中介作用，盈余质量也能够缓解大股东问题，从而抑制过度投资行为。

三、研究设计

（一）投资效率的计量

本文借鉴Richardson（2006）[]的模型计量企业的投资效率。模型依据企业的基本信息估算出正常的投资水平，实际投资水平与期望投资水平的差异代表了企业投资效率的缺失。

其中INVt代表t年资本投资规模，以t年固定资产、长期投资和无形资产的净值改变量/平均总资产计量。Growtht-1代表企业增长机会，以t-1年的营业收入增长率为变量；Levt-1,Casht-1,Aget-1,Sizet-1,RETt-1,INVt-1，分别代表企业t-1年末的资产负债率、现金持有量（现金持有量/期初总资产）、上市年限、公司规模（期初总资产的自然对数）、股票收益（t-1年5月到t年4月经市场调整后的、以月度计算的股票年度收益率）和t-1年的资本投资。另外还考虑了行业和年度效应。行业分类中制造业取两位代码分类，其他行业取一级代码。由于需要分年度分行业回归，而有些行业年度样本数达不到回归样本数量要求，本文采用了A股上市公司2003-2009年的数据，并删除了样本较少的行业，共得到七年5038个样本。然后对模型(1)分行业分年度回归，得到各企业t年预期投资量，以实际投资量减去预期投资量，得到剩余投资量，以此来度量企业是投资过度（剩余投资量>0）或是投资不足(剩余投资量

（二）会计信息质量的度量

盈余质量的计量有多种方法，目前应用较广的是从会计盈余的主要组成部分出发，从盈余管理的角度，将会计盈余调整为盈余质量。本文选取修正的Jones模型和DD模型指标度量盈余质量的水平。

（1）修正的Jones模型

本文借鉴夏立军(2003)[]和陆建桥(1999)[]的方法采用线下项目前总应计利润和无形资产的修正方法以横截面修正Jones模型分年度分行业回归计算操纵性应计利润：

其中：NDAi,t表示i公司t年的非操控性应计利润，REVi,t是i公司t年的营业收入增加额，RECi,t是i公司t年的应收账款增加额，PPEi,t是i公司t年的固定资产,IAi,t是i公司t年的无形资产,参数值b0、b1、b2、b3、b4由对下式进行参数估计得到：

其中，TAi，t表示i公司t年的总应计利润，按照夏立军的研究结论采用线下项目前总应计利润，最后，以操控性应计利润|DAi,t|=TAi,t/Ai,t-1-NDAi,tt/Ai,t-1的绝对值作为盈余质量的度量指标，该指标越大盈余管理程度越大，会计信息质量越差。

（2）Dechow&Dichev模型

Dechow&Dichev模型认为，应计利润与现金流量偏离越大，会计盈余的质量就越低。这一模型克服了Jones模型在计算操纵性应计利润时可能存在的偏差。

本文以横截面回归模型得到的残差TCAE的绝对值作为盈余质量的测度，该指标越大盈余质量越差。TCAi，t为平均总资产调整的线下项目前总应计利润，等于营业利润与经营活动现金流的差额除以平均总资产；CFO为经营活动产生的现金流量净额；Asset为平均总资产。

（三）成本的度量

借鉴Angetal(2000)[]，本文采用两个指标度量管理层的成本：（1）营业费用率，为销售费用与管理费用之和除以营业收入，因为销售费用和管理费用是管理层能够自由控制的主要费用项目，所以，该指标能较好的反映管理层的成本。（2）资产周转率，为营业收入/总资产，该指标从管理层对资产的使用方面来度量存在成本时管理层对资产使用效率的水平，指标越高，说明管理层卸责（如管理失职、偷懒和过度在职消费）的可能性越小。此指标在稳健性检验中应用。

对于控股股东的成本本变量，本文选取大股东关联交易作为大股东成本变量。关联交易为上市公司与其母公司或者受同一母公司控制的其他企业之间进行的、以上市公司为买方的关联交易涉及的金额（以期初总资产调整），涉及商品交易、资产交易、接受劳务、资金交易、非货币易和共同投资、合作项目六类。

（四）盈余质量、成本与投资效率

本文用如下模型考察盈余质量与投资效率（模型4）、盈余质量与成本(模型5)、以及盈余质量通过成本的中介效应对投资效率的影响(模型6)：

模型4中控制了经营现金流波动率、自由现金流、负债和公司规模。现金流的波动会影响资本成本从而影响投资效率（Wysocki2007）；自由现金流多的企业存在过度投资问题（Richardson2006)；而负债可以约束管理层的无效投资行为（Jensen1986）。模型5中控制了公司规模、成长性和大股东持股比例。因为大股东持股可以有效约束管理层的行为；而企业规模、成长性与管理费用呈负相关关系（Angetal.2000）。模型6在模型4的基础上加入了成本变量，检验加入成本之后盈余质量对投资效率的影响是否有显著的变化。另外，由于将管理层和大股东的成本作为盈余质量的内生变量，所以我们用模型（5）测算的成本预测值代入模型（6）中进行相应的回归。

一般来说，考察中介作用须满足三个步骤：第一，自变量X（盈余质量）对因变量Y（投资效率）有影响；第二，自变量X（盈余质量）对中介变量M（成本）有影响；第三，自变量X，中介变量M纳入同一方程时，如果自变量X对因变量Y的影响不再存在，则可以证明自变量对因变量的影响完全由中介变量传递，即完全中介效应；如自变量X对因变量Y的影响减弱，则可以通过统计方法验明部分中介效应。

（五）样本选取和数据来源

本文使用沪深股市2003-2009年所有A股上市公司为初始样本。首先剔除了金融类上市公司和相关数据缺失的样本；其次对于2007年会计准则变更，我们对涉及的会计数据进行了对接。最后，对于本文使用的主要连续变量，为消除极端值的影响，对0-1%和99%-100%的极端值进行了winsorize处理。本文使用的股票市场回报，关联交易数据来源于CSMAR股票市场研究数据库，其他数据均来自于CCER数据库。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计和相关性检验

描述性统计显示我国过度投资和投资不足样本大体相当。管理层成本（Agencycost）和关联交易(relatedtransaction)的均值均显著大于中位数，同时方差显著较大，说明上市公司存在较严重的问题。

表3的相关性分析表明过度投资(投资不足)与盈余质量显著正相关；成本与盈余质量变量也都显著相关。但不同的是，在过度投资样本中，管理层成本变量与过度投资没有显著关系，而控股股东成本变量与过度投资显著正相关。在投资不足样本中，管理层成本变量与投资不足显著相关；而控股股东成本变量与投资不足没有显著关系。

（二）回归分析

由表4可见，盈余质量（DA、TCAE）与过度投资（投资不足）显著正相关。说明盈余质量确实可以改进企业的投资效率。控制变量中，自由现金流越高过度投资越严重；资产负债率对投资效率没有显著关系，说明在我国负债没有起到相机治理作用。那么盈余质量对过度投资和投资不足的影响路径是否相同呢？

表4盈余质量与投资效率的关系：回归结果

我们首先对管理层成本的中介效应进行检验。表5显示盈余质量变量均与管理层成本显著正相关，表明高质量的会计信息可以减轻管理层成本；另外在过度投资样本中，第一大股东持股比例可以降低管理层的成本。

表6报告了加入管理层成本变量后，盈余质量与投资效率关系的变化。可见，对于投资不足样本，加入成本变量后盈余质量对投资效率的作用变小（当盈余质量变量为TCAE时）或者不再显著（当盈余质量变量为DA时），完全符合上文中中介变量的检验要求，我们又运用FreedmanandSchatzkin(1992)[]判断中介变量的方法，检验盈余质量一项在模型4和模型6中的系数之差是否显著异于零。检验方法为：

其中，为a1的标准差，为c1的标准差，为盈余质量与成本的相关系数。计算结果显示t值为16.15516，说明加入管理层成本变量后盈余质量对投资不足的作用发生了显著的变化，表明管理层问题在盈余质量对投资不足的改善作用中起到了中介作用，盈余质量能够缓解管理层问题，从而抑制管理层的投资不足行为。

表6盈余质量成本与投资效率

但是表6第（1）、（2）栏中管理层成本与过度投资之间没有显著关系，而且管理层成本加入后盈余质量与过度投资之间的关系几乎没有变化（参照表4、表6列1、2），这表明过度投资很大程度上不是管理层的行为。那么盈余质量对过度投资的影响来源于哪里？我们以大股东关联交易作为大股东成本变量，运用模型5和模型6重新检验。

表7是以模型5为基础，对t-1期盈余质量和t期的关联交易回归的结果，检验高质量盈余信息能否改善大股东问题，抑制大股东通过关联交易的掏空行为。由表7可见，盈余质量指标DAt-1和TCAEt-1与大股东关联交易显著正相关，表明盈余质量对大股东问题具有预示作用，而通过对会计信息盈余质量的控制能够改善大股东的问题。那么高质量的盈余信息能否通过改善大股东的进而改变企业的过度投资呢？

表8报告了加入大股东成本变量后盈余质量与过度投资关系的变化，可见关联交易与投资效率显著正相关，说明大股东在投资过程中会通过与母公司及其同一母公司下的子公司进行商品、劳务、资产、资本及其共同投资的方式转移上市公司的资产，转移的资产越多过度投资的规模越大，对上市公司的侵害越多。同时，在加入关联交易变量后盈余质量的变量（DA和TCAE）对过度投资的抑制作用变得不再显著。我们进行了Freedman检验，t值分别为8.9178、5.309509，说明大股东问题对盈余质量改善企业过度投资行为的中介效应成立。即盈余质量是通过缓解大股东的问题从而改善了企业的过度投资问题。此论证表明，在我国企业过度投资的主要根源不在于经理人的行为，而在于大股东为了通过关联交易获取控制权私有收益，会以过度投资的方式掌握更多的控制性资源，从而导致了大股东的过度投资行为。

五、稳健性检验：

为了增强成本在盈余质量与投资效率之间中介效应的稳健性，本文采用了管理层成本的另一变量―资产周转率。为了检验大股东成本变量――上市公司与其母公司或者受同一母公司控制的其他企业之间进行的、以上市公司为买方的六类关联交易的稳健性，本文采用了其他应收款对2007年以前的数据进行回归（考虑到2007年证监会清理大股东占款），结果表明以2007年为样本，大股东成本的中介作用依然显著。由此推知，以关联交易作为大股东成本变量具有说服力。为了避免变量之间的内生性，将t期管理层成本、大股东成本变量对t-1、t-2期盈余质量进行了回归，结果仍然表明高质量的盈余信息对成本有显著的影响。为了克服模型（1）在计算过度投资和投资不足时产生的系统性偏差，我们将模型（1）的残差按大小分为三组，将残差最大的一组作为过度投资组，将残差最小的一组作为投资不足组，再进行相应的回归。对于上述各模型的检验结果与前文研究结论基本一致。基于稳健性分析，我们认为前文中的结论具有说服力。

六、研究结论：