研究院的盈利模式(6篇)

时间：2024-05-26 来源：

研究院的盈利模式篇1

【关键词】房地产盈余管理

一、房地产行业盈余管理的研究现状

目前，以房地产行业为研究对象的盈余管理研究不太多，晋峰龙（2009）对房地产公司的盈余管理行为进行实证研究就得出了我国房地产上市公司出于避税动机进行盈余管理的结论。刘跃生、王小妮（2002）在《房地产企业常见的偷税方式及检查对策》一文中阐述了房地产行业进行偷税、逃税的具体手段。汤惠（2007）主要是对房地产行业利润调节的具体手段进行了研究，研究结果显示：房地产类公司主要是通过调减营业收入和调增营业成本进行盈余管理的。张雁翎、刘昊（2007）对我国房地产行业的盈余管理行为进行了实证研究，在研究过程中以修正的Jones模型为基本，加入了一个新的变量—预收账款，从而创立了以预收账款作为被解释变量新模型。通过实证分析得出结论：房地产上市公司通过预收账款进行微弱的正向的盈余管理行为。吴敏（2007）以房地产行业为研究对象通过对比新旧会计准则，得出了以下结论：原会计准则的相关规定给房地产行业留下了较大的盈余管理空间，因为在收入的确认、辅助设施等开发成本的计量以及借款费用核算方面存在较大的不确定性，从而使得房地产上市公司披露的会计信息缺乏价值，而新的会计准则的推行提高了会计信息的使用价值，在一定程度上缩小了上市公司盈余管理的空间。

二、调控政策的颁布

由于09年地王频出、通胀明显、各地成交量持续攀升，造成房地产的市场价格上涨过快，购房恐慌，市场不稳定等情况，2010年，我国政府采取遏制房价上涨过快，减少投资投机性购房，进一步稳定房地产市场，减少房地产市场泡沫等措施。2010年是我国房地产市场调控最为密集的一年。4月27日国务院了《国务院关于坚决遏制部分城市房价过快上涨的通知》（简称“国十条”），这次调控被称为“史上最严厉的调控政策”。9月29日，国务院又出台了“新国五条”。据2010年6月份数据显示，全国70个大中城市房屋销售价格同比上涨11.4%，涨幅比5月份缩小1.0%；环比下降0.1%，较5月回落0.3%，调控初见成效。在当前政策下，由于国家对房地产行业进行了多角度的限制，无论从对政策的利用角度还是从盈余管理角度，这一时期都应该考虑缩减和推迟投资，但是，新国八条第五条指出：囤地捂盘的房地产开发企业将停止发行股票债券，并停止发放贷款。但是，与首付比和房产税的条款不同，这一条规定具有量化上的困难性，除了土地使用政策的相关规定外，无法判定囤地捂盘的标准。且企业根据宏观政策调整发展战略和方向也具有合理性。因此，这一时期地产企业在可能会考虑通过修改企业投资计划的方式，在土地使用政策允许的范围内，推迟企业的支出项目，从而实现预算和利润的双重平滑。

三、房地产行业盈余管理的分析研究

我国房地产企业具有十分明显的区别于其他行业的特殊之处：一是，房屋建筑工期较长，一般来说楼盘建筑工期为2年左右，大量房地产开发企业为了保证企业的年度利润均采取多个楼盘滚动开发的模式，这一特点一方面加重了企业在开发过程中的资金负担，但是，这一多项目叠加的复杂开发模式也给企业盈余管理提供了时间机会；二是，房地产企业开发完成后，一部分房屋将作为存货和代销商品进入房地产市场，而另一部分则根据企业使用方式自用或出租，分别可以确认为固定资产和投资性房地产。这就为房地产企业的盈余管理提供了空间机会；三是，由于房地产企业具有工期长和资金密集型两大特点，因此，从1994年开始，国家允许我国房地产企业实行审批环境下的预售制，这一销售特点反应在会计上即表现为房地产开发企业具有大量的预收账款，为房地产开发企业创造了利润操纵的可能性。

正是基于上述对房地产开发企业行业特征的分析可以看出，上述的行业和业务特征在房地产开发企业的财务系统中表现出了账务处理及财务核算的复杂性，而正是这些复杂性为管理层进行盈余管理创造了机会。首先，采用会计方式进行盈余管理，在当前政策背景下，由于房地产开发企业的收入受到影响，因此，其有可能通过将当期完工楼盘费用确认入下期的方式，在一定程度上降低本年度成本费用支出，创造平滑的当期利润。除了通过费用调节当期利润，房地产开发企业也会通过对开发房屋用途的选择，这一点主要表现为加大对投资性房地产的确认比重。由于投资性房地产以公允价值进行计量，而当前的宏观调控政策更多地表现在对销售量的影响上，因此，确认投资性房地产将使房地产开发企业仍然享受房价上升带来的短期收益，从而创造并平滑报表利润。其次，采用经济方式进行盈余管理，在当前政策下，由于国家对房地产行业进行了多角度的限制，无论从对政策的利用角度还是从盈余管理角度，这一时期都应该考虑缩减和推迟投资，从而实现预算和利润的双重平滑。

参考文献

[1]刘文涛.国八条下房地产行业盈余管理空间探析[J].财会通讯.2012.

研究院的盈利模式篇2

【关键词】市盈率指数关系脉冲响应

一、问题的提出

作为投资分析的重要组成部分，对指数所处阶段的衡量及未来变化趋势的研判一直是各类投资机构所关注的重点，而其中最主要的方法就是市盈率法。

诚然，作为市场目前研判指数的主要依据，市盈率法起到了非常重要的作用，但局限性也非常明显，主要有以下三点：（1）A股市场权重结构独特，在石油石化和银行两大行业盈利占据市场盈利大半壁江山的背景下，以加权平均方式计算的市场整体（指数）估值水平失真；（2）随着关系国计民生的大型企业不断上市和股改的完成，市场供求格局发生了根本性变化，其估值由高估值状态逐渐向国际水平接轨，其间很难有一个稳定的评判标准贯彻始终，这给投资者用目前主流的市盈率法去预测指数带来了很大的困难；（3）心理因素的作用，投资者（包括相对理性的机构投资者）在市场表现较好时因为乐观预期过高估计企业未来盈利而“未见顶”、在市场表现较差时因为悲观预期过低估计企业未来盈利而“未见底”，贪婪与恐惧使得市盈率法在很大程度上于指数预测方面失去了应有的意义，绝大多数市场投资者因缺乏对指数有效的衡量方法而周而复始地经历着“乐极就生悲、否极才泰来”的循环。

尽管市盈率法在判断指数的过程中漏洞百出，但是市场上仍然鲜有质疑之声，诸多人士甚至将价值投资与是否使用市盈率划等号。市盈率能否担当起衡量与预测指数的重任？本文将通过实证研究予以回答。

二、文献综述

作为衡量单支股票投资价值的工具之一，市盈率在投资分析过程中确实起着重要的作用，但是能否因此就推而广之来衡量指数的价值和风险呢？市场表现已经反复证明：市盈率在研判指数的投资价值和风险过程中表现出越来越多的局限性，尤其是在关键时刻，比如市场即将见顶或见底时，市盈率数据给出的结论总是让市场无所适从。

王剑、林斌（2008）认为，A股市场的市盈率难以确定，目前我国市场还没有确定一个广为认可、适合我国国情、评判合理的市盈率标准，如何准确地估算市盈率的区间范围还需要不断地探索和研究。文中还指出，谨慎地对待市盈率的可比性，避免被单纯的市盈率倍数所误导，在投资的过程中应结合其他指标综合作出投资价值判断。

就市场将市盈率与投资机会、风险画等号这一现象，通过线性和非线性等计量经济学相关方法研究后杨书郎（2006）认为，投资收益率与市盈率之间有显著的线性或非线性关系，不应该把市盈率和投资回报挂钩。

经历2006～2007年牛市和2008年熊市之后，投资者对市盈率究竟能否在关键时刻（见顶、底之时）起到应有的作用提出了严重质疑，徐爱农（2007）认为，长期以来A股市场内在价值保持相对稳定，而股票价格却频繁大幅波动，股价指数及市盈率对股价泡沫大小的揭示能力非常有限。罗茜、陶亚民（2009）认为市盈率的绝对值无法对股票市场的泡沫破灭提出警示。

正直A股市场投资理念逐渐由技术分析转向价值投资之际，不管效果如何，众多投资者市盈率作为价值投资的首选。其实，在美国这样成熟的市场，市盈率的也并非一个万能公式，更没有人迷信市盈率越低越有投资价值的说法，著名的、深得美国投资者青睐的欧内尔C-A-N-S-L-I-M选股法所列出的10个重要标准中，市盈率所占比重不大，更非首要因素。本文的主要贡献在于：理顺市盈率与指数之间的因果关系、量化市盈率变动对指数变动的解释程度，为投资决策提供更直观的参考。

三、模型介绍

（一）变量选择与数据说明

自上海证券交易所（后简称上交所）1991年成立以来，尤其是2007年以后，诸多对国计民生构成重大影响的企业陆续上市，在上交所上市的企业几乎涵盖了反映我国经济总体水平的绝大多数产业门类，与在深圳证券交易所上市企业的市值及社会影响力相比占据绝对优势，上交所编制的上海证券综合指数（后简称上证指数）已经成为A股市场诸多指数中的绝对核心，其一举一动都成为影响投资者收益的风向标。

2001年以后，诸多针对A股市场的法律法规、规范性文件先后颁布，A股市场迈入规范性时代；2001年9月A股市场迎来第一支开放式基金，从此以后，A股市场基金创新如雨后春笋般涌现，且逐渐成为A股市场的主流投资群体。开放式基金、社保基金等市场主体相继加入A股市场，将A股市场投资思维由纯粹投机型逐渐转向价值投资型（业绩驱动型）；中国于2001年加入世界贸易组织，市场化程度大幅提高……

综上所述，本文以2001年作为研究市盈率与上证指数关系的起点时刻，选取2001年以来（2001年1月至2011年12月）的全部上证指数月收盘数据及对应的市盈率数据作为研究对象，样本数量为132个，市盈率数据来自上交所网站，上证指数月收盘数据来自大智慧证券交易系统V6.0版。

（二）主要模型构建

VAR模型：

在VAR模型中，没有区分内生变量和外生变量，而是把所有变量都看作是内生变量，初始对模型系统不加任何约束，即每个方程都有相同的解释变量――所有被解释变量若干期的滞后值。

这样，在一个含有n个方程（被解释变量）的VAR模型中，每个被解释变量都对自身以及其他被解释变量的若干期滞后值进行回归，令滞后阶数为k，则VAR模型的一般形式可用下式表示：

Zt=■A■Z■+U■

其中，Zt表示由第t期观测值构成的n维列向量，Ai为n*n系数矩阵，Ut是由随机误差项构成的n*1矩阵，其中随机误差项Ui(i=1,2,3……)是为白噪声过程，并满足E（UitUij）=0(i,j=1,2,……n,且i≠j)

VAR模型中，变量的当期值由它们的前k期的值和随机误差项所决定：

y1t=β■+β■y■+……+β■y■+α■y■+……+α■y■+u■

y2t=β■+β■y■+……+β■y■+α■y■+……+α■y■+u■

以上定义了一个VAR（2）模型，将其推广至VAR（p），从中不难看出，VAR模型包含两个重要参数：一个是系统中所含变量的个数n，另一个则是滞后的阶数p。

四、实证分析

（一）市盈率、上证指数时序数据平稳性性、协整检验

上图（图1）由2001年1月至2011年12月全部上证指数月收盘数据（ZS）及对应的月度市盈率数（PE）据绘制而成。由图有，市盈率与上证指数变化趋于同步，二者之间似乎高度正相关。但是，结果究竟是否如此还需要进行检验，以防止数据之间可能存在的伪相关现象。

首先检验PE、ZS时序数据的平稳性。经ADF检验，结果如下表（表1）所示：

ADF检验结果显示，5%的显著性水平上，PE、ZS均为非平稳变量，经一阶差分之后变为平稳变量，PE、ZS均为一阶单整，即PE、ZS~I（1）。

再检验PE、ZS的协整关系。由于市盈率无基准点，上证指数设立之初100点基准点在文中样本期内可以忽略不计，且市盈率上和证指数均无明显趋势，所以在Johansen协整检验的过程中对CP、SH选择无截距、无趋势选项进行检验。经Johansen协整检验，检验结果如下表（表2）所示：

表2PE、ZS的Johansen协整检验结果

检验结果显示，在不存在协整关系的假设前提下，PE、ZS迹统计量、最大特征值统计量均小于5%临界值，接受原假设，二者之间不存在协整关系；在最多只存在一阶协整关系的假设前提下，PE、ZS迹统计量、最大特征值统计量均小于5%临界值，接受原假设，二者之间最多只存在一阶协整关系。

最终结果显示，PE和ZS之间不存在协整关系，即5%的显著性水平下，市盈率与指数之间不存在长期相关关系。

（二）格兰杰非因果检验

市盈率和上证指数在5%的显著性水平下不存在长期相关关系，现将研究对象转移至二者的一阶差分数据，分析二者变化时的相互关系。

由ADF检验结果（检验结果见表1）有，市盈率与指数时序数据均为一阶单整，即二者的一阶差分符合格兰杰非因果检验要求。检验结果如表3所示。

不同滞后期格兰杰非因果检验显示：1、指数的变动（DZS）不是市盈率变动（DPE）的原因的原假设全部被拒绝，即指数的变动（DZS）是市盈率变动（DPE）的原因，与A股市场的一贯表现相符；2、市盈率的变动（DPE）不是指数变动（DZS）的原因的原假设在滞后期K=4、5、14时被接受，即某种程度上市盈率的变动（DPE）不是指数变动（DPE）的原因，与目前广泛使用市盈率来衡量指数是否具有投资价值的事实不相符。

总体上，市盈率的变动时而是指数变动的原因，时而又不是，市盈率的变动解释指数变化的有效程度难以确定。

（三）VAR模型分析

为了更进一步量化二者之间的解释程度，建立VAR模型。建立该模型之前进行协整检验，以确定二者一阶差分数据之间是否具备长期相关关系。

检验结果（表4）显示，在不存在协整关系的假设前提下，DPE、DZS迹统计量、最大特征值统计量均大于5%临界值，拒绝原假设，二者之间存在协整关系；在最多只存在一阶协整关系的假设前提下，DPE、DZS迹统计量、最大特征值统计量均大于5%临界值，拒绝原假设，二者之间至少存在一阶协整关系。最终结果显示，DPE和DZS之间存在协整关系，且为2阶，即DPE、PZS~CI（2）。

在存在协整关系的条件下建立VAR模型。为了确定VAR模型的最优阶数，分别选择滞后期8、9、10、11、12作为验证区间，以综合判断VAR的最优阶数。统计指标显示，当滞后期为9、10、11时，5个指标（LR、FPE、AIC、SC、HQ）中有4个指标认为应该建立VAR（6）模型，当滞后期为8、12时，5个指标中有3个指标认为应该建立VAR（6）模型，限于篇幅，这里只列出滞后期为5的各项指标统计结果，结果如下表（表5）所示。（LR：似然比法则；FPE：最终预测误差；AIC：赤池信息准则；SC：施瓦茨信息准则；HQ：汉南奎因信息准则）

回归结果显示，尽管市盈率的变化（DPE）与指数的变化（DZS）存在一定的相关关系，但即使是在最优滞后期状态下，方程的拟合程度也非常低，解释程度只有30%左右，70%的信息无法用市盈率的变动去解释。

显然，用市盈率的变化去衡量和研判指数的变化存在巨大的缺陷。

（四）脉冲响应（ImpulseResponse）分析

VAR模型可以说明DPE、DZS对系统内任意变量的未来值都有显著的影响，但从结构上来看，VAR模型并不能揭示某个变量的变化对系统内其他变量所产生的影响是正向还是负向，以及该变量的变化在系统内产生多长时间的影响，这些需要用脉冲响应函数去获取。

用脉冲响应图（图2）直观地反映市盈率的变动（DPE）对上证指数的变动（DZS）所构成的影响，其理论意义在于市盈率的增、减会否对指数跌、涨构成明显的影响。

由脉冲响应图可以看到，市盈率的变动对指数变动的冲击虽然逐渐收敛（滞后20期后收敛），但在滞后10期内仍然表现发散，其影响表现出较大不确定性。并且，其冲击方向或正――市盈率上升推动股指上涨、或负――市盈率上升导致股指下跌，难以确定。如果用该方法去研判指数，其结果会因为不确定性而难以具备有效的指导意义。

五、结论

对市盈率与指数、市盈率的变动与指数变动之间的关系进行实证研究后发现：市盈率与指数之间不存在长期相关关系；市盈率的变动与指数变动二者之间的相互因果关系中，更倾向于市盈率变动是指数变动的结果，而非原因；市盈率的变动对指数变动的解释程度非常低，不能作为指数变动的主要解释变量，且影响存在重大不确定性。

导致这一结果的原因：一是市场存在着高市盈率预示着高风险、高市盈率预示高成长两大截然相反的投资思想；二是指数上涨，市盈率存在上升或不变两种可能。当指数上涨由上市公司盈利增长推动时，市场整体的市盈率水平并不会因为指数上涨而上涨，如美国等发达国家的主要指数；当指数上涨主要是供求关系的变动（如流动性泛滥催生资产价格泡沫），而非盈利增长推动时，市场整体的市盈率水平会因为指数的上涨而快速上升。

因此，价值投资的过程之中，尤其是在衡量指数价值之时，必须放弃惟市盈率马首是瞻的投资思维，走出市盈率误区，探寻真正能够衡量指数价值或风险的因素。

参考文献

[1]高铁梅.《计量经济分析方法与建模》[M].北京：清华大学出版社，2006：157~161.

[2]罗茜，陶亚民.《市盈率对股市泡沫破裂的预警作用》[J].《东华大学学报》（自然科学版），2009（4），229~232

[3]王剑，林斌.《论市盈率使用中的误区》[J].《财会通讯》（综合版），2008（7），92~93.

[4]徐爱农.《中国股票市场泡沫测度及其合理性研究》[J].《财经理论与实践》（双月刊），2007（1），34~39.

[5]杨书郎.《A股市场中市盈率应用的若干问题》[J].《学术问题研究》（综合版），2006（2），29~33.

[6]张宗新.《金融计量学》[M].北京：中国金融出版社，2008：171~175.

研究院的盈利模式篇3

[关键词]SWOT；网络电影产业；策略

基金项目：本文系2012年教育部人文社会科学研究青年基金课题“网络电影研究”研究成果（项目编号：12YJC760103）。

网络电影是伴随着网络的发展出现的一种新兴电影艺术形式，既具有网络传播特征，也具有电影艺术特征，是网民们自娱自乐的产物。网络电影形式多样，有微电影、系列剧、摄像头、静电影等形式。当前微电影的发展较好，生产数量较多，很多人甚至将微电影作为网络电影的统一称法。

由于网络电影满足了网民们自由创作和传播的需求，深受网民喜爱，在短时间内掀起了一场创作和观看网络电影的热潮。这一现象引起了以视频网站、广告主为代表的商业利益集团的注意，并且开始尝试参与创作网络电影，在他们的参与推动之下，网络电影的艺术品质得到了极大提升，出现了《4夜奇谭》《11度青春系列电影》等一批高品质的网络电影，网络电影的产业价值逐渐显现，据艾瑞报告数据显示，网络电影市场容量已远超100亿元。

在电影的发展历程中，我们逐渐认识到电影是一种艺术的同时也是一种生意，必须既重视艺术属性也要重视商业属性。本文将以SWOT分析法作为研究基础，在深入系统分析网络电影产业的优势（strengths）、劣势（weakness）、机会（opportunities）和威胁（threat）基础之上，提出有利于网络电影产业发展的相关策略。

网络电影产业发展的SWOT分析

（一）优势（strengths）

网络电影的产业优势是非常明显的，主要表现在生产成本低、发行放映不受限制、电影受众多等方面。

1.生产成本低

电影拍摄由于受到演员片酬、摄制、后期制作、广告宣传等费用的限制，拍摄成本居高不下，拍电影一直是电影爱好者可望不可及的梦想。网络电影的拍摄可以由一般普通拍摄设备完成，DV、手机、照相机、摄像头都可以，后期的制作主要依靠电脑编辑软件完成，没有演员片酬压力，也不需要广告宣传费用，所以拍摄成本非常低，几百元、几千元的拍摄费用是每个电影爱好者都可以承受的，电影拍摄不再成为一件奢侈的事情。例如，一部由高中学生李礼贤主创拍摄的网络电影《友爱》的制作成本一共才3000多元（包括配套道具和剧组人员的盒饭、报酬等费用在内），虽然拍摄成本只有3000多元，但是影响却不小，上传到优酷等网站之后点击总量已经超过60万次。

2.发行放映不受限制

在中国电影产业发展过程中，制片、发行、放映三方之间一直存在结构性矛盾。2012年中影、华谊、博纳、星美、光线等国内五大发行公司与万达院线、广州金逸珠江、北京新影联、广东大地、上海联合院线、上海大光明、世纪环球等13家院线的冲突就是这一结构性矛盾的反映。除了制片发行与院线放映之间分账比例的问题以外，电影上映还受到院线屏幕数量的限制。网络电影则完全不存在这样的问题，制作者可以随时随地将网络电影上传到各个网站，网民们可以随时随地进行观看，这给电影的传播提供了极其大的发展空间。

3.电影受众多

我国网络视频用户规模一直维持稳定扩大的态势，从2007年底的161亿逐步增长至2011年底的325亿，视频用户占网民比例由2010年底的621%提升至634%。这些数据可以从侧面反映出我国居民的视频收视习惯在不断转变，互联网已经成为影院、电视之外，居民收看视频的重要选择。①庞大的受众数量为网络电影产业发展奠定了坚实的基础。

（二）劣势（weakness）

任何事物都是一把双刃剑，网络电影的优势也是它的劣势，主要表现为网络电影质量良莠不齐、缺乏盈利模式、版权风险等。

1.质量良莠不齐

人人都可以参与创作，这样极低的创作门槛是网络电影质量良莠不齐的主要原因，网络上存在着大量拍摄手法粗糙，内容低俗的网络电影。质量低下的网络电影不仅会对受众产生不良的影响，而且与我国鼓励生产体现时代精神、弘扬真善美的优秀网络文化产品精神不相符。

2.缺乏盈利模式

我国影院电影的盈利模式主要有两种：一种是票房盈利；另一种是广告盈利。对于网络电影来说，付费下载是一种盈利手段。但是，中国网民们付费下载的意愿非常低，据中国互联网信息中心的《2011年中国网民网络视频应用研究报告》数据显示，2011年中国网络视频用户中有过付费行为的占比仅为76%。所以，网络电影目前还不能靠付费下载的方式盈利。当前广告收入是网络电影惟一的盈利模式，广告主投资直接参与拍摄或者在电影中植入广告。广告投入虽然在短时期内解决了网络电影的盈利问题，但是，长期发展下去，网络电影创作必定会受到广告主的制约而走上艺术萎缩的道路。

3.版权风险

版权是文化产业的灵魂，版权的问题解决不好直接关系到文化产业发展的成败。网络电影的版权风险表现在两方面：一方面是网络电影创作者在创作过程中有侵权他人版权的可能；另一方面是网络电影在传播过程中可能会存在侵权行为。版权可能存在的风险是网络电影产业发展中的一大障碍。

（三）机会（opportunities）

随着移动互联网时代的到来，视频网站因为版权压力开始自制剧和广告主的积极参与，网络电影迎来了发展机遇。

研究院的盈利模式篇4

关键词：上市公司；盈利时间序列；研究方法

中图分类号：F234.4

文献标识码：A

文章编号：1003-7217(2007)02-0083-06

盈利时间序列是一个充满挑战性的研究课题，西方学者长达20多年孜孜不倦的研究取得了丰硕的成果；由于受到一些客观条件的制约，国内有价值的研究成果却不是很多,适合我国国情的盈利时间序列研究方法亟需得到探索和总结。

一、盈利时间序列研究的价值分析

瓦茨和齐默尔曼曾在其经典的《实证会计理论》一书中，精辟地概括了盈利时间序列研究的三个重大应用领域：证券的模型估价、证券价格变动研究和盈余管理的检验[1]（P114－117)。这三个方面的概括独到而深刻，蕴含着丰富的内涵，中外学者数十年来在这方面的研究基本上是沿着这些轨迹在前进。

（一）证券的模型估价

公司证券的大多数估价模型是根据企业未来的现金流量来对索偿权进行计价，如费希尔模型、资本资产计价模型都具有这个特征。由于现金流量数据难以得到，现在通常采用会计盈利的预测额来对企业的未来现金流量进行替代，在建立起盈利时间序列模型的前提下，即可在当前对证券的价格作出无偏的估计。到20世纪80年代后期，通过Ohlsont和Penman等人的努力[2][3]，计价观成为一个初具雏形的研究框架，根据盈余资本化计价模型，股票价格P=E*/r，E*代表公司的每股经济盈余，r为盈余资本化率，采用盈利的时间序列作为E*的近似替代，即可得到证券价格的直接估计。O'HanLon认为，计价模型和盈利时间序列模型的组合对权益证券的估价有着划时代的意义，这将为盈利时间序列的研究提供强劲的推动力[4]。但由于现阶段各种数据的获取有难度，盈利时间序列模型本身尚待改进，其预测效果需得到更充分的检验，因此，盈利时间序列模型在证券估价方面的应用暂时只停留在理论上的研究，还缺少实践中的应用。

（二）证券价格变动的研究

对证券价格变动的研究实质是对资本市场有效性的检验，这始于Ball和Brown1968年实证会计的开山之作。这类研究的目的在于找到非正常报酬与未预期盈利之间的关系，因此，盈利必须要被分解成预期盈利和未预期的盈利，市场对未预期的盈利所作出的反应成为检验市场有效假说（EMH）的依据，进一步还可作为市场反应程度、会计信息含量、盈余反应系数等重要市场指标的研究方式。要想分离出未预期盈利，必须首先确认预期盈利，由于预期盈利本身具有事先不可获得且事后难于检验的特征，采用恰当的盈利时间序列模型来生成替代变量成为一种可行的选择。从Ball和Brown1968的研究开始，随机游走（randomwalk）模型在研究中被大量运用，从这一意义上来说，盈利的时间序列模型具有作为实证会计基础性研究课题的重要价值。

（三）盈余管理的研究

盈余管理研究是实证会计研究中的一个重要组成部分，国内外这一方面的研究文献可谓卷帙浩繁。这类研究的前提是要对盈余管理进行识别，瓦茨和齐默尔曼在《实证会计理论》中对收益均衡化的检验作了理论上的假定，即管理人员使报告收益的均衡化会导致报告盈利的残差小于人为操纵前盈利的残差。但由于该种检验尚不具备可操作性（主要是无法确认操纵前的真实残差），在实际研究中很少运用，瓦茨和鲍尔（Ball）的研究（1972）[5]也并未用到该种方法。目前，普遍使用可操控性应计利润来对盈余管理的方向和程度进行测度，使用该方法必须对应计利润进行分离，通常使用模型来估计不可操控性利润，分离出可操控性利润，从而对盈余管理的方式和程度进行识别。使用较广的主要有Healy模型、Deangelo模型、Jones模型、修正的Jones模型和扩展的Jones模型[6]以及这几种模型的一些变形。这一些模型当中，严格的计量经济学意义上的单变量时间序列模型主要是Healy模型和Deangelo模型（实质上相当于随机游走模型），其它三种Jones模型均是比较典型的建立在因果关系假设基础上的结构式模型，所以也被称作截面模型。有学者认为三种Jones模型的横截面应用效果优于时间序列应用的效果[7]，这是由其模型特征所决定的。目前在盈余管理的识别研究方面用得比较多的是三种Jones模型，这与瓦茨和齐默尔曼当初的设想有差异。截面模型与时间序列模型各适用于不同性态的数据，截面模型适用于面板数据，也可以用于时间序列数据；时间序列模型更适用于时间序列数据。如果在任何情况下都一概只运用三种Jones模型，而缺少对更有效的时间序列模型进行研究和运用，那将是研究方法上的一种缺陷。

（四）实践中的意义

除了瓦茨和齐默尔曼所总结的上述三大研究领域的应用价值外，盈利时间序列研究在现实中也有着非常重要的意义。有效的盈利时间序列模型可以实现对未来盈利的无偏预测，找到经济领域中的重要规律，引导投资者进行理性的投资，从而实现社会资源更有效地配置，提高资本市场的效率，这对于我国欠成熟的资本市场有着更加特殊的意义。从微观的角度来看，有效的盈利时间序列模型还可以帮助企业的投资者和经营者对企业所面临的风险和回报作出更为科学的预期，对企业财务资金作出更好的筹化和管理。

二、盈利时间序列研究文献回顾

（一）国外的研究成果

利特尔和雷纳（1962、1966）对英国公司的会计盈利增长率进行的调查研究认为，年度盈利是一种随机现象，即呈现随机游走的状态；鲍尔和瓦茨(1972)对1946～1970年美国700家公司的盈利时间序列进行了研究[8]，他们分别进行了游程检验、序列相关检验、连续时段差分均方检验和部分调整模型的拟合检验，也得出了盈利服从随机游走过程的结论。但和其后的许多研究一样，他们的研究是建立在横截面数据基础之上的时间序列，无法反映个别公司的时间序列特征，而且无法排除不同公司之间的结构性差异导致整体盈利随机游走的可能性。为了解决这一问题，在这之前，瓦茨（1970）就曾对三个行业32家个别企业的盈利变化进行了研究，通过Box-Jenkins模型与随机模型的对比研究，发现有部分企业的盈利时间序列不同于随机游走过程，而同行业的盈利变化过程具有相似性，但Box-Jenkins模型在预测能力上并无优势，其后瓦茨和列夫威奇（1977）进一步的改进研究也得到了类似结论。Callen,kwan,cheungandYip(1993)[9]对美国263家公司1955～1985年的年度EPS分别运用极大熵法（MEM）和混合自回归平均移动模型（ARIMR）技术进行了模型构造和检验，但发现ARIMA财经理论与实践(双月刊)2007年第1期2007年第1期(总第145期)丁方飞：我国上市公司盈利时间序列研究：国际借鉴与方法探析预测效果比随机游走模型差，这使简单的随机游走模型占据了主导的地位，在研究中得到大量的应用。

考虑到年度的时间跨度较长，年度盈利有可能会掩盖这一跨度内存在的一些局部结构特征，瓦茨（1975、1978）、格里芬（1977）[10]和福斯特（1977）[11]分别对季度盈利的时间序列进行了研究，发现Foster模型不但是一个高效的预测模型，而且以此为基准所测算的未预期盈利与市场累计的非正常报酬率存在较好的相关，能大致反映市场对季度盈利的预期值。比弗、拉姆伯特和莫斯（1980）研究了1958～1976年部分上市公司的盈利数据，认为Box-Jenkins模型比随机游走模型能作出更好的描述。这一系列的研究成果说明，对季度盈利的时间序列进行研究有可能更准确地刻画盈利时间序列。此后的Bernald(1990)[12]和Batov(1992)[13]等运用了幼稚的季度盈利时间序列模型（随机游走）来研究和评判市场对季度盈利的预期反应；RayBall和Batov（1996）进一步研究认为，市场对于更复杂的季度盈利模型能够作出反应，大体上能正确认识季度盈利差分的系列相关系数的特征[14]，这不但说明了季度盈利时间序列模型在研究领域的重大意义，而且还证明更复杂的盈利时间序列模型有可能会被市场所识别。Lev.B.（1983）[15]就企业的经济因素对时间序列模型的影响作了研究，发现生产非耐用品和所处行业具有较高的进入壁垒的企业具有更高的盈利自相关系数。此后的Collinskothari(1989)，Baginski(1999)进行了类似的研究，得出了相似的结果，均认为公司规模、产品类型、资本密集度和进入壁垒等经济因素会对盈利时间序列模型产生影响，经济因素对高阶的ARIMA模型会产生更大的影响。

有学者对不同的时间序列模型的测度效果作了对比分析，如巴斯克和洛克（1984）[16]对美国240个公司1962～1977年的季度盈利数据进行研究，将带漂移的随机游走模型和ARIMA模型（实际上是Box-Jenkins模型）进行了对比研究，发现三种ARIMA模型的预测能力明显优于随机游走的模型。福斯特（1977）运用Box-Jenkins模型对69家美国公司1946～1974年的盈利数据分别建立了统一结构模型（UniformModel）和个别特征模型(Firm-SpecificModel),前一种模型是假定所有的公司具有同一时间序列性态，对它们建立统一的盈利时间序列模型，后一种模型则假定不同的公司具有不同的时间性态，分别为每一家公司建立单独的模型，结果发现统一的结构模型具有更好的预测效果。此外，JeffreyL.Callen等（1996）对纽约股市296家公司从1962～1985年的季度盈利分别运用人工神经元网络技术和Box-Jenkins模型进行的研究结果发现，人工神经元网络模型的预测误差显著地大于Box-Jenkins模型[17]。

（二）国内的研究成果

由于客观条件限制，国内的盈利时间序列研究成果比较少。较早出现的盈利时间序列研究是黄志忠和陈龙（2000）对中国上市公司盈利成长规律所作的实证研究[18]，他们指出了中国学者大量运用随机游走模型或Jones模型而未加检验的缺陷，并对上交所的上市公司6年以来的盈余数据进行了研究，否定了被中国学者普遍假设存在的盈利随机游走的时间性态，提出了带增量因子的成长模型。这一研究结果事实上对我国许多实证研究结论产生了冲击。周家利用最新的时间序列计量经济学方法对会计盈利和股票价格的动态关系进行了研究，认为格朗日因果关系存在于两变量之间，会计盈利更趋向于均衡值，加入股价信息更有助于解释会计盈利[19]。朱峰对盈利时间序列研究重要性、方法和模型作了系统的总结[20]。其他的一些学者在盈余管理、市场盈余反应、盈余公告效应等方面的研究都运用了盈利时间序列模型，主要是随机游走模型和简单的ARIMA模型，但大多仅是直接加以运用而缺少基本的检验，其可靠性值得怀疑。

三、我国上市公司盈利时间序列研究的重要性与方法分析

（一）我国上市公司盈利时间序列研究的意义与客观条件的制约

从我国资本市场的成熟健康发展来看，从引导社会资源的有效流动、科学认识产业发展的内在规律从而指导合理有效的投资来看，盈利的时间序列研究都具有深远意义。但由于我国上市公司盈利时间序列研究成果少，盈利的时间性态检验不够，这使得相关的实证研究缺少坚实的基础，严重影响了这些研究在理论上的说服力，损害了这些实证研究的科学性。

我国上市公司的盈利时间序列研究存在诸多的客观条件制约。从时间序列模型的构建和检验来看，长时间序列无疑对研究有着重要的意义，国外发达资本主义国家的资本市场经历了100多年的发展历程，样本公司有效的年度盈利数据一般可达到几十个。而我国资本市场始建于上世纪90年代初期，年度盈利只有十几年的数据，其中会计制度又是几经变迁，市场监管处于一个不断完善的过程，不同年度的盈利数据在内容和质量上还具有不可比的特性，且调整的难度很大，这些都使得最后可用来进行盈利时间序列研究的数据少得可怜。然而，进行时间序列研究必须有足够的时间序列数据，否则对样本的自相关性进行检验就会受到数据的限制。如Durbin-Watson检验至少需要15个数据；许多随机游走的检验利用了Dickey和Fuller设计的单位根检验，这类检验一般需要25个以上的序列数据才能有较好的效果；对于更复杂的齐次的非平稳过程由于要进行差分，每一次差分都要造成有效数据的减少；对于复杂的ARIMA（混合自回归移动平均）模型，由于有多个自回归和移动平均参数需要估计，会极大地减少自由度，从而影响模型构建，等等。我国资本市场现有的年度盈利数据显然无法满足这样的研究条件，这也是我国的盈利时间序列研究成果较少的原因。在现有的条件下，只能采用一些特定的简便方法尽可能对其进行研究，即使只是作出较粗略的刻划，也是有意义的。

（二）我国上市公司盈利时间序列研究的方法分析

1.研究时段的选取。2000年，财政部了《股份有限公司会计制度》和10个具体会计准则；2006年又了与国际会计趋同的一系列新准则，并在2007年开始实施，这意味着我国上市公司的盈利时间序列数据质量会更高，并将为研究提供更好的条件。2007年之后的盈利数据虽然会与2007年之前的盈利数据有差异，但调整难度并不大，因此，一般以2000年为起点确定研究时段是较为合理的。但7个年度的数据显然不能满足研究需要，为解决这一问题，黄志忠和陈龙应用了面板数据来进行分析，且将盈利进行标准化以解决不同公司间的异方差性，此方法依然假定不同公司间盈利具有相同的时间性态。瓦茨认为，对年度盈利的最佳时间序列预测模型可能成型于对季度盈利数据的运用；而非对年度盈利数据的运用，有学者认为运用模型可能对季度盈利序列作更准确的刻划。我国的上市公司自2002年起在证监会的要求下提供季度报告，如果算到2006年就已经有了20个盈利数据，具备了进行研究的意义，因此，选取2002年开始的季度盈利数据不失为一个可行的方式。

2.研究对象的选取。对上市公司的盈利序列进行整体的研究，还是进行个别的研究，是研究之前要解决的关键问题，其实质是是否假定不同公司具有相同的盈利时间序列特征。瓦茨（1970）的研究已经说明，个别公司之间可能存在结构性差异，所以，建立统一结构模型可能是比较武断的；Foster（1977）的研究说明，统一结构模型能比个别结构模型产生更好的预测结果，Foster认为这可能是由于统一结构模型因为估计参数少具有更高的自由度，因而拟合的程度可能更好；且在单个公司时间序列发生结构性变化的情况下，统一结构模型可能会因不同公司间的变化部分抵消而显得更为稳健。不管是什么原因，这样的结果都不能说明统一结构模型的假设是合理的。个别研究从逻辑上来说是最为科学的，但由于其构建模型的工作量大（有多少个公司就要构建多少个模型），且受到我国盈利数据少的制约，并不可取。瓦茨（1970）认为，同行业企业的盈利变化过程具有相似性，因此，以行业为对象来进行研究是比较可取的方式，同一行业的上市公司往往具有许多相同或近似的特征：资本结构、治理结构、行业风险、经营周期、竞争程度、产品类型等，这些因素决定了同业内的上市公司最有可能具有近似的盈利时间序列性态。以行业为一个整体进行研究，建立统一结构模型是合乎逻辑的。

3.模型构建的方法

（1）利用自相关函数和偏自相关函数识别时间序列特征。前面已经提到，对简单的随机游走模型和更复杂的ARIMA模型进行构造和检验都需要大量的序列数据，在我国现在难以满足这些条件，因此，在现有的条件下应着重于自相关函数和偏自相关函数的研究，根据相关系数的外在特征对序列特征进行辨识。对一个随机过程进行完全的描述通常是不可能的，尤其是在数据量有限的情况下，而自相关函数可以为建造模型部分地刻划随机过程，告诉我们时间序列邻近数据点之间存在多大程度的相关[21]。对自相关函数进行Bartlett检验或Box和Pierce的Q统计量检验，可以识别“白噪音”的存在，观察序列的自相关函数可以判别是否是平稳序列，以及由非平稳序列构造平稳序列的差分阶数；可以通过观察自相关函数有规律的峰值来识别那些有规律的季节性，甚至可以识别那些时间序列本身无法辨别的季节性峰值，这对于季度盈利数据的研究往往是非常重要的。自相关函数对于较为简单的低阶ARIMA模型的构造也有着非同寻常的含义，低阶ARIMA模型的基本特征可以通过自相关函数来进行识别，例如，利用平稳序列的自相关函数随着时期差k的增加而趋近于0，可以识别随机过程移动平均和自回归的阶数；而偏自相关函数可提供更多的关于自回归过程的信息。总之，低阶的ARIMA模型基本可以利用自相关函数和偏自相关函数来进行初步的识别。

（2）运用已有模型进行拟合。在充分利用自相关函数的基础上，可以有针对性地选用一些已得到部分证实且应用较广的模型或其变形来进行研究。现有的应用较广的模型主要是随机游走模型和低阶的ARIMA模型，在时间序列研究方面，混合自回归移动平均模型（ARIMA）构造被认为是标准的时间序列模型构造技术，许多种类的模型都是简单的ARIMA模型或其变形，在盈利时间序列研究方面也可作为模型分类的基准，应用于盈利时间序列时，基础形式如下：

式（8）变形为式（9）后，即可清楚地看出这是随机游走模型，当E的系数为0时，就是最简单的随机游走模型，在我国的金融和会计的实证研究中运用得较多；当其系数为1时，就是一个带固定漂移的随机游走模型，在盈利序列研究中具有较广泛的用途。它的相关函数不会随着k的增加而快速地减小。

如果ω＜1，则Et的一阶差分后跟随一系列的衰减同号的差分，使得E渐近于一个新的水平，一阶差分的自相关函数也呈几何级数递减。在盈利时间序列中，ΔEt－1可以作为衡量一个公司的成长因子，黄志忠和陈龙（2000）的研究就认为上述模型更能解释中国上市公司盈利时间序列的随机过程。

在这一模型中，一阶的自相关函数值为1，而更高阶的自相关函数值为0。

JohnO'HanLon（1995）认为，对于不同行业而言，可能遵循哪一盈利时间序列模型，很大程度上取决于行业准入（或退出）壁垒所容许的盈利变动持续程度，对于盈利变动持续短的，很可能是ARIMA（0，0，0）和ARIMA（0，0，1）；对于盈利变动缓慢衰减的，可能是ARIMA（1，0，0）；盈利变动持久存在的则是d=1的ARIMA过程。

此外，格里芬（1977）、福斯特（1977）、布朗和罗泽夫（1979）[22]等分别运用Box-Jkensin模型（包括AR、MA、ARMA、ARIMA等模型）对季度盈利进行研究，这些模型对会计季度盈利均产生了较好的描述，具有广泛的影响力，在会计盈利研究中被普遍采纳，值得关注，其具体形式如下：

Foster模型：

以上几种Box-Jkensin模型都来源于简单ARIMA模型的变形，是在研究季度盈利时应重点考虑的模型，可以看到，模型中为了体现季度盈利的季节性，滞后项的间隔期一般为4，因此，对于季度盈利应主要观察间隔期为4的自相关函数特征来识别时间序列的性态。四、总结

我国现阶段的客观条件对我国上市公司盈利时间序列研究有较大制约，应该以行业为主要研究对象，以2002年以后的季度盈利序列为主要研究数据进行研究，研究中要考虑到数据的限制，重点观察分析自相关函数和偏自相关函数，利用现有的得到普遍认可的简单ARIMA模型和季度盈利的Box-Jkensin模型进行研究。

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[20]朱峰．公司盈利的时间序列分析[J]．兰州商学院学报，2002，（5）：11-14．

[21]胡荣才，王芳．沪市A股上市公司盈利性时间变迁研究[J]．财经理论与实践，2004，（3）：59-62．

[22]BrownandRozeff,UnivariateTimeSeriesModelsofQuarterlyAccountingEarningPerShare:APropasalModel[J]．JournalofAccountingResarch(Spring,1979),pp.179-189

AStudyonEearnings'sTimeSeriesofChineseListedCompanies:

InternationalReferenceandAnanysisonMethodsDINGFang-fei

(SchoolofAccounting,Hunanuniversity,Changsha,Hunan410079，China)Abstract：Referringtotheforeignmethodsandoutcomesofresearchontimeseriesofincome,thispapermakesananalysisontherestrictiontoextendthistypeofresearchintheChineselistedcompanies.Itispointedoutthattherealisticmethodtoovercomethepresentdifficultiesistotargetthelistedindustries,adopttherecentquarterlyincomedataandapplythesimpleandgenerallyacceptedmodelsandmethods.

研究院的盈利模式篇5

关键词：政治关联；应计盈余管理；真实盈余管理；民营上市公司

一、引言

在中国目前的制度背景下，民营上市公司在市场经济下的竞争中仍然处于弱势地位，而政治关联俨然成为民营企业面对市场失效、制度缺失的一种非正式的替代性机制。在民营企业获取了政治寻租相关的利益后，为了躲避政府等的严厉监管，民营上市公司倾向于利用盈余管理方式调整企业的报表盈余。以往关于政治关联与盈余管理的研究大都验证了政治关联能够导致应计盈余管理活动，随之我国会计准则和制度各方面的日益完善，我国企业在进行盈余管理时逐渐倾向于真实盈余管理。那么，在我国的民营上市公司中，具有政治关联的管理层在盈余管理方式的运用上是否存在了盈余管理方式的合谋，具有政治关联背景的管理层基于其自身因素的考量在盈余管理方式的选择上又更倾向于哪种方式呢？本文的研究，诣在解决上述问题。

二、文献回顾与相关概念界定

从上世纪七十年代起人们开始关注政治关联，政治关联能够为企业带来大量的利益，如政府投资的增加及贷款歧视的降低（吴文峰等，2008；张敦力、李四海，2012）、税收优惠（吴文峰，2008）、政府补助及补贴的增加（余明桂等2010）等，但是政治关联并等同于腐败（Faccio，2006）。政治关联对于企业来说又是一把双刃剑，有些学者则认为政治关联会导致企业的经营绩效变差（Fan，2007），会计信息质量也较差（杜兴强等，2010；曾昭明等，2012；刘永泽等，2013）。

企业出于增发新股、避免报告亏损等目的（Perry等，1994；夏立军，2003；高雷等，2006），或者高管为了掩饰其获得私有收益不被发现（Fan等，2002；Francis，2005；黎文靖等，2011），管理层会操纵公司的报告利润，进行盈余管理。管理层操纵企业利润进行盈余管理的方式无外乎两种：应计盈余管理（Healy和Wahlen，1999；杜兴强等，2010）和真实盈余管理（Zang等，2007；张昕，2008；李增福等，2010、2011）。

目前，国内对于政治关联与盈余管理之间关系的研究尚不成熟，相关文献相对较少，基于政治关联与盈余管理的关系研究都是建立在应计制盈余管理研究之上，但大多数的文献都是支持政治关联与盈余管理负相关（Ahmed，2004）。由于具有政治关联的上市公司提供较高质量的盈余信息的压力较小，所以具有政治关联的企业可能提供较低质量的会计信息（Bushman等，2006；Faccio等，2011）。企业拥有政治关联，其进行盈余管理的动机就会增强，并不会提供较高质量的盈余信息（易玄等，2011）。

三、研究假设的提出

以往的大量研究表明，民营上市公司为了在资源配置过程中获取优势地位，有强烈的动机去建立与政治之间的政治联系，而为了隐藏其通过政治关系手段获得这些便利所引起的社会关注或市场监管，民营企业会倾向于通过盈余管理手段调整其业绩以避免遭致政府的严厉管制。常见的盈余管理的方式无外乎两种：应计盈余管理方式和真实盈余管理方式。以往学者得出结论，政治关联与应计盈余管理之间存在显著的正相关关系。随着我国企业会计准则和证监会对于上市公司监管制度的日益完善，应计盈余管理的空间在逐步缩减。另外，管理层采用应计盈余方式操控，越来越容易被投资者所识别而受到惩罚，这在一定程度上将会增加管理者实施应计盈余管理的成本，仅仅实施应计盈余管理已经不能满足企业的需求。学者们也得出结论认为，上市公司对于盈余管理方式上，会兼顾应计盈余管理和真实盈余管理。于是，真实的盈余管理以其手段的隐蔽性和实施成本的相对降低的特性，使得企业管理层逐渐倾向于实施真实的盈余管理。

因此，在我国政商联合被政府所严厉禁止的大背景下。具有政治关联的民营上市公司为了掩饰其通过政治寻租而获取的更多利益资源和建立与政府之间更深的政治关联，往往不仅实施了应计盈余管理还实施了真实的盈余管理（H1）。

Ewertetal.（2006）的研究就发现，在会计准则日益严格及执行力度加大的环境下，管理者从应计盈余管理向真实盈余管理转变的动机加强。随着会计准则的日益完善，管理者进行应计盈余的空间不断被压缩，并且应计盈余管理的成本不断增加，而真实盈余管理的成本就相对降低（Zang，2011），管理层就更倾向于与选择真实的盈余管理。我国作为一个历史悠久的文明古国，长期受到儒家文化的影响，人们对于声誉维护的意识较浓，从社会资本理论的角度看，声誉的奖惩作用比较明显，舞弊的机会成本相对较高。具有政治联系的民营企业家来说，其本身已有一定的社会地位及名望，使其更爱惜自己的名誉，他们并不希望在任职期间公司出现任何舞弊的问题，从而损害自己的名誉。

因此，综合各个方面的考量，他们在盈余管理方式的选择上更倾向于采用相对隐蔽的真实盈余管理方式（H2）。

四、研究设计

1.数据来源

本研究利用2011年-2013年沪深两市A股上市公司的数据为初始样本，对本文的假设进行了验证。在此基础上，我们做了如下的筛选：①剔除ST和PT公司样本②剔除金融、保险类上市公司③剔除财务数据缺失的公司④剔除极端异常值，最终获得1164个样本。本文的财务指标等数据等来源于CSMAR数据库，并且，管理层的政治关联数据通过自己的手工搜集获取。

2.模型设计及变量定义

（1）模型设计

为了验证假设1，我们构建了模型I：

为了验证假设2，我们构建了模型II：

（2）变量定义

①被解释变量

a.应计盈余管理程度|DA|，借鉴Dechowetal.（1995），扩展的琼斯模型来计算应计盈余管理程度。

其中，TAt为总应计利润，TAt=NIt-CFOt，NIt为第t期的净利润，CFOt为第t期的经营性现金净流量，At-1为第t-1期的总资产；ΔREVt为营业务收入的变动额，ΔRECt应收账款的变动额，PPEt为第t期期末固定资产原值，NDAt为非操控性应计利润。

b.真实盈余管理程度|REM|，借鉴李增福（2011）的做法来估计。

其中，S表示营业收入；ΔS表示营业收入变动额；PROD表示生产成本，是存货变动额与销售成本之和；DISEXP表示可操控费用，是管理费用与销售费用之和；异常经营活动现金流（Ab_CFOt）、异常产品成本（Ab_PRODt）和异常操控性费用（Ab_DISEXPt）均是实际数与估计值之间的差额。

c.盈余管理方式的选择EMS，借鉴仓勇涛等（2011）的方法来估计

EMS越大，表明企业越倾向于实施真实盈余管理方式。

②解释变量

政治关联（PC），借鉴杜兴强（2011）的方法，上市公司高管具有政治关联赋值为1，否则为0。

③控制变量

盈利能力（ROA）、偿债能力（LEV）、公司规模（SIZE）、成长性（GROWTH）、高管持股（MANAGE）、两职合一（DUAL）、股权集中度（SHARE）、行业变量（INDU）、年份（YEAR）。

五、实证结果分析

1.描述性统计分析结果

从表1中我们不难看出，|DA|的均值为0.0750，这说明样本中沪深两市上市公司的操纵性应计利润与资产总额的比值平均约为7.5%，|REM|也存在相同的现象。对于EMS其均值为0.5591这也就从侧面表明样本中上市公司大多数选择采用了真实的盈余管理方式。PC的均值为0.34，民营上市公司中政治关联的比重相对较大。

2.实证结果分析

为了检验政治关联对不同盈余管理方式的影响，本文采用了两个模型进行检验，检验结果如表2所示。回归结果表明，PC与|DA|在5%的水平上显著正相关，PC与|REM|和EMS在10%的水平上显著正相关。这个回归结果表明，政治关联会影响民营上市公司的盈余管理方式的选择，它会导致民营上市公司在盈余管理方式的选择上存在合谋。但是，在民营上市公司中，公司高管基于其对于自我声誉和社会资本的保护，在盈余管理方式上更倾向于选择采用隐性化的盈余管理方式，即采用真实的盈余管理方式。因此，本文提出的两个假设得到验证。

在控制变量方面，公司规模（SIZE）与|DA|显著负相关，而与|REM|和EMS呈显著正相关关系，这说明规模越大的公司其经营状况越好，相关公司制度越透明，其进行采用应计式盈余管理的动机越小，而真实盈余管理隐性话程度相对较高，所以更倾向于选择采用真实盈余管理方式。公司的偿债能力（LEV）与|DA|和|REM|显著正相关，而与EMS呈显著负相关，也即是公司的偿债能力越差，其越有可能选择盈余管理粉饰其报表。另外，公司的成长性、盈利能力和第一大股东的持股比例也与盈余管理程度存在着相关关系。

3.稳健性检验

为了使研究结果更加稳健，我们做了如下的检验：（1）用营业利润替代净利润计算应计盈利管理程度；（2）采用如下方式替代REM：REM1=Ab_PROD-Ab_DISEXP；REM2=（-Ab_CFO）-Ab_DISEXP（Cohen和Zarowin，2010）。替代之后，所作出的结果与本文基本一致。

六、研究结论

本文采用2011年-2013年沪深两市A股民营上市公司的经验证据对于政治关联对盈余管理方式的选择进行了验证。研究结果表明：1.在我国民营上市公司中，政治关联导致公司不仅实施了应计盈余管理还实施了真实盈余管理；2.在盈余管理方式的选择方面，高管的政治关联导致民营上市公司更倾向于选择采用相对隐蔽的真实的盈余管理。

基于以上的研究结论，本文提出以下政策建议：1.逐步推进相关法律法规的构建，完善社会资源的有效配置。法是国之根本，重典之下必有大治。政治关联损害资源配置的有序运行，同时，又会增加相关官员的腐败的风险。因此，相关法律法规体系的构建不仅能够进一步约束企业的不当寻租行为，从而保障市场经济的顺利运行，还能够保护民营上市的公司的利益，从而能够保证资源配置的公平原则。2.完善上市公司信息披露机制，提高公司信息质量。上市公司依靠盈余管理这种“灰色”手段获取更多的社会资源，使得财务信息能够随需求而定。因此，完善上市公司的信息披露机制，提高财务信息的透明度。这样，才能够从根本上降低民营上市公司盈余管理的可能性。3.进一步提高民营上市公司的治理水平，形成有效的制约监督机制。良好的治理机制能够为高质量财务信息提供有效保证，降低企业盈余管理的程度。此外，良好的治理结构还能够有效的遏制各种利用政治关联掏空公司的行为，进而保证利益相关者的利益，促进我国市场经济的健康有序发展。

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研究院的盈利模式篇6

关键词：商业银行社会责任贡献度盈余管理

一、引言

商业银行作为上市公司中的特殊经营群体，在资本市场上扮演着重要角色。近年来，随着国际金融市场爆发一连串的会计丑闻及相关财务违规行为，金融行业的社会责任日益受到关注。商业银行的社会责任作为一项无形资产，主要涉及经济、法律、道德等方面，与国外商业银行相比，我国商业银行社会责任的履行还有很多不足之处，比如社会责任履行意识淡薄、慈善事业参与力度不够、员工劳动权益保护制度不健全等，这些将影响我国银行业的有效可持续发展。社会责任履行并不仅仅局限于单方面追求社会贡献度，其带来的一系列相关因素影响也是值得我们探究的。现代经济环境下，盈余管理也成为公司治理中的一大顽疾。对于两者之间关系的研究对于改善公司治理意义重大。目前国内对于社会责任的相关研究多采用定性方法，实证研究也主要围绕社会责任与企业绩效、高管薪酬等之间的关系，对于社会责任与盈余管理的研究甚少。而且考虑到金融行业货币经营的特性，实证研究中又往往将其剔除。鉴于此，本文以金融行业为研究主体，研究社会责任履行程度和盈余管理的相互关系。

二、文献回顾与分析

国外研究发现，社会责任与盈余管理的关系主要取决于企业的盈余管理模式。但是对于社会贡献度与盈余管理的研究多以一般商业企业为样本，GelbandStrawser（2001）研究表明，能积极履行社会责任的企业，对外提供的财务公告更为真实、更具有信息内涵，这些公告中的信息能为企业带来正面影响，这样不用再通过盈余管理来攫取短期利益。由于金融行业的特殊性，鲜有文献介绍商业银行社会责任与盈余管理的关系机理。池祥麟、陈庭萱（2007）分析1992-2002年35个国家的商业银行的样本数据，研究商业银行履行社会责任越好，其盈余管理程度也较低。Chihetal（2008）指出，商业银行履行社会责任越多，信息透明度越高，隐蔽的不利于企业的信息就越少，银行管理层会主动规避盈余管理行为。

国内对于企业社会责任与盈余管理的研究起步较晚，相关研究方法主要以定性研究为主。朱松（2011）研究发现社会责任履行好的企业，市场评价越高，盈余信息含量也相对较高。邓学衷等（2011）通过分析深圳A股上市工业公司，研究得出企业社会责任履行效果与盈余管理程度显著负相关。艾琳（2012）以2007-2010年上市商业银行为样本数据，通过实证研究发现商业银行社会责任的履行在一定程度上能够约束管理层的行为，从而抑制商业银行的管理程度，银行规模、资产负债率及上市年限等与盈余管理程度的关系不稳定。陈鹰（2012）通过对上交所上市公司进行检验，发现企业社会责任与盈余管理的关系不稳定，并不是所有类型的盈余管理都对上市公司社会责任履行产生影响。这为我们对盈余管理的行为辨识提供探讨思路，从而进一步规范上市公司盈余管理行为，为投资者提供完善的信息参评机制。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以2009-2012年沪深两市上市商业银行数据为研究对象，为了增加样本容量，提高分析的精度，研究选取混合横截面数据，其中农业银行和光大银行在2010年上市，这样2009年样本容量为14，2010-2012年样本容量为16，共得到62个样本观测值。样本数据来自于样本上市商业银行年度财务报告，数据取自巨潮网、上交所和深交所。回归分析采用SPSS19.0软件。

（二）变量指标和统计方法

本文研究变量主要包括社会贡献度考核变量以及盈余管理测度变量等，具体如下（见下页表1）。

对于商业银行来说，其关键利益相关者主要包括股东、员工、客户、政府、社区等。企业作为一契约集合体，真正的契约缔结者正是利益相关者，企业只有为这些利益相关者创造价值，才能高效有序运转。本文基于利益相关者理论，采取内容分析法考核商业银行社会责任贡献度忽略不可计量的因素，取货币形式部分作为对各方利益相关者的考核，得到社会贡献度总额（CSR）。考虑到各银行规模及盈利能力的影响，选取每股社会贡献（CSR1）和社会贡献度与年度营业收入之比（CSR2）作为商业银行社会贡献度最终衡量指标。

CSR1=社会贡献总额/年末发行在外普通股股数

CSR2=社会贡献总额/年度营业收入

对于盈余管理的衡量，目前广为采用的是JONES和JONES拓展模型，但是该方法主要用来测度一般上市企业的盈余管理程度，商业银行作为主要融资金融机构，其利润考核及财务评估机制与一般上市公司还是存在显著差别的；另外，贷款损失准备金制度的存在也为盈余管理提供了空间，许友传和杨继光（2010）通过分析税前、损失准备提取前的营业利润与贷款准备金的关系，有效的验证了盈余管理倾向性，但却未能量化盈余管理的程度。本文借鉴采用可计量呆账费用法（Kanagaretnametal，2004；艾林，2012），以残差项ε即可计量呆账费用来衡量盈余管理程度，模型如下：

LLPi，t/Ai，t-1=α1×ΔLOANSi，t/Ai，t-1+α2×ΔNPLi，t/Ai，t-1+α3×LOANSi，t/Ai，t-1+α4×NPLi，t/Ai，t-1+α5×LLPi，t-1/Ai，t-1+C+εi，t

其中，ΔLOANSi，t代表本年期末相对期初贷款总额变动量，ΔNPLi，t为本年不良贷款总额变动量，LLPi，t和LLPi，t-1分别代表期初和期末贷款损失准备，LOANSi，t和NPLi，t相当于本年放贷总额以及不良贷款额，Ai，t-1表示年初资产总额。

控制变量主要选取银行规模、资产负债率、资本充足率、审计事务所规模。其中BIG4为虚拟变量，如果商业银行聘请审计的事务所为国际四大事务所，取值为1，否则取值为0。

（三）研究假设

社会责任的履行能为商业银行带来更高的社会关注度，提升银行声誉，另一方面会使其面临更多的社会监督，促进财务机制的有效运转，这样社会责任可以抑制企业过度的盈余管理行为，从某种角度看，可以作为公司治理的有效替代机制。另外，社会责任的履行也是企业家道德良知驱动下的行为，社会贡献度的大小很好地体现了作为道德人的道德维度（李伟阳、肖红军，2011）。这样看来，利益相关者也能够对管理层进行有效监督，缓解了两者之间因问题带来的利益冲突，使管理层更加关注对方的利益，从而减少了自身盈余管理的机会。据此，提出以下假设：

假设一：商业银行社会贡献度与盈余管理程度呈显著负相关关系。

企业积极参与社会活动，维护利益相关者的利益，一定程度上能够赢得利益相关者的支持，提高满意度和社会声誉，但是此举可能是企业为了掩饰自身盈余管理行为特意作出的光鲜行为，此时社会贡献度不再成为企业积极履行社会责任的广告牌，这就是所谓的堑壕机制（钟向东、樊行健，2011）。也有相关研究表明，积极履行社会责任的企业相对更有实施盈余管理的条件，管理层往往采取平滑收益的方法以降低收益波动（Fukui，2000）。基于此提出以下假设：

假设二：商业银行社会贡献度与盈余管理程度呈显著正相关关系。

盈余管理等财务违规现象的发生不能归咎于道德沦丧，企业社会责任感的缺失与否并非决定了盈余管理的动向，企业缺乏社会责任往往是由制度性因素导致的，比如审计人员的默许、基金管理人员的集中行为等（Coffee，2003）。因此提出以下假设：

假设三：商业银行社会贡献度与盈余管理不相关。

（四）模型构建

根据选取的社会贡献度和盈余管理程度的衡量变量，建立以下回归模型：

EM=α1CSR1+α2LNA+α3LEV+α4CAR+α5AGE+α6BIG4+C+ε（1）

EM=α1CSR2+α2LNA+α3LEV+α4CAR+α5AGE+α6BIG4+C+ε（2）

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析

总体来看，上市商业银行每股社会贡献4.066065元，但是各银行间社会贡献度相差较大；社会贡献与营业收入之比最小值为0.95275，最大值为1.75826，相比每股社会贡献样本差异较小。盈余管理平均为-3445.9355元，说明商业银行有负向盈余管理的倾向。规模取对数后均值为28.4319，资产规模的均值为3.987千亿元。银行作为重要融资渠道的金融机构，资产负债率普遍偏高，但是各上市银行间变化不大。资本充足率平均为0.1218355，最低0.0888，均超过商业银行资本充足率最低标准0.08。BIG4均值为0.8710，有87.1%的商业银行审计事务所为国际四大事务所，商业银行更加依赖大事务所以保证审计质量（见上页表2）。

（二）回归结果分析

F检验值均通过了模型总体线性关系显著性检验，模型拟合度较好；且回归结果显示的D.W.值满足dL

由表3可以看出，在10%显著性水平上上市商业银行社会贡献度与盈余管理程度均存在显著相关关系，但不同衡量指标下社会贡献度影响的方向不同。当以每股社会贡献（CRS1）表示时，模型（1）回归结果表明商业银行社会责任履行与盈余管理呈显著的正相关关系，从而验证了假设二；而当社会责任用社会贡献度与营业收入之比（CRS2）表示时，模型（2）显示两者呈显著负相关关系，假设一成立，即履行社会责任越好的商业银行盈余管理程度越低，社会责任履行的积极性能在一定程度上抑制商业银行管理层的操纵行为。两模型回归结果之所以不同，原因可能是两个社会贡献度衡量指标缺乏统一的口径。

两个模型下，资产规模均与盈余管理程度在1%的水平上呈显著正相关关系，模型2下资本充足率与盈余管理在10%水平上呈显著正相关关系。银行规模越大、资本越充足，内部机制相对更加健全，从而不乏各层次高端管理人才，为盈余管理提供了隐形空间。资产负债率与审计事务所的选择对盈余管理的影响不大。

五、研究结论与建议

本文以沪深两市上市商业银行数据为样本，对商业银行社会责任与盈余管理之间的关系进行了实证研究。研究结果表明：上市商业银行社会贡献度显著影响其盈余管理的倾向，且规模较大的商业银行进行盈余管理的可能性越大。因此提出以下建议：

严格规范商业银行社会责任信息披露机制，敦促其积极承担社会责任。在调查取数过程中注意到，各商业银行社会责任报告披露范围与方式基本没有统一标准，同一银行不同年度的社会责任披露内容也参差不齐。社会责任披露定性部分可以根据各银行经营惯性和运营模式体现个性化特点，定量部分要尽量确保报告信息的真实性，对此立法机构要及时出台规范社会责任报告披露的相关法规。除此之外，应制定合理的薪酬激励机制，减少管理层与其他利益相关者之间的利益冲突，从而抑制管理层进行盈余管理的动机。最后，对规模较大的商业银行，不可过多依赖其完善的内部治理机制，从而忽视对其进行审计规整、监督，这样往往会为其进行盈余管理提供便利。

社会责任贡献度与盈余管理存在一定的相关关系，但是社会责任履行是如何影响盈余管理的，是因商业银行性质不同引起，还是取决于各主体盈余管理的模式，哪些因素决定了两者的作用方向，这些将是下一步研究的重点。

参考文献：

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