盈利能力分析的背景例1

中图分类号：F253.7 文献标识码：A 文章编号：1672-3104（2014）01?0023?05

20世纪90年代以来，安然事件、帕玛拉特事件以及国内的蓝田股份、银广夏、万福生科等上市公司，通过滥用会计估计的应计盈余管理和构造真实的业务活动等方式，进行盈余管理，进而操纵利润，严重影响会计信息的有用性和资本市场的有效性。抑制企业的盈余管理行为，成为提高财务信息质量、保障证券市场正常运行的主要措施。为此，2002年美国出台《萨班斯-奥克斯利法案》，将抑制盈余管理行为的重点转向了公司治理结构，明确要求高层管理者应建立内部控制体系并定期评价内控的有效性，以确保财务报告的可靠性。企业高层管理者成员由于年龄、性别、教育背景、工作经历、任期等方面的异质性，使得管理者在内部控制决策中对盈余管理行为持有不同的态度，对是否进行盈余管理以及选择盈余管理方式上也有差异。管理者异质性特征对企业盈余管理的影响究竟如何，解决这一问题对从根源上抑制盈余管理行为具有很强的现实意义。但目前对此问题的分析特别是实证方面的研究尚不多见，这也是本文研究的缘起。

一、文献回顾

鲍尔和布朗（Ball&Brown， 1968）的研究提供了证券市场中股票价格会对公司财务报告中的盈余信息作

出反应的证据，自此，盈余管理成为会计学界研究的热点之一。关于盈余管理的本质，除少数学者认为“盈余管理是在公认会计准则允许的范围内的合法行为”（Scott，2009）外，大部分研究者（Kathehne Schipper，1989；Healy&Wahlen，1999；Roychowdhury[1]，2006；陆正飞等，2008）认为，盈余管理是企业管理者违背会计准则和相关法律法规的规定，甚至损害公司的价值进行盈余操纵的一种欺骗行为，结果表现为财务造假。关于盈余管理的方式，基本可以划分为两类：应计盈余管理和真实盈余管理。李增福等、蔡春等指出，应计盈余管理是通过操控非正常应计项目，利用会计政策和会计估计进行盈余调节，但不会改变企业当期的经营性现金流量，应计盈余管理受会计政策、会计弹性和外部监管的约束比较大[2]。Schipper提出了真实盈余管理的概念，蔡春、朱荣认为真实盈余管理主要通过构造真实交易活动或者控制交易具体发生时点达成，这将会同时影响以后各期财务报告中的盈余以及现金流量情况。关于盈余管理程度的测度，现有研究大多运用可操控应计项目作为盈余管理程度的测度指标。其具体的测度模型包括：Healy模型，DeAngle模型，Jones模型以及之后的修正的Jones模型，而其中，修正的Jones模型使用较为广泛。与应计盈余管理不同，真实盈余管理的测度大多采用Roychowdhury模型，其主要通过费用操控、销售操控以及生产操控三种真实盈余管理手段考察企业是否进行了真实活动的盈余管理活动。关于盈余管理的影响因素，已有相关研究表明投资者法律保护、公司治理、外部审计都可能影响企业盈余管理行为。然而，现实中实际控制企业的管理者更有可能因为与企业利益相关者之间的“契约不完备性”，利用信息优势制造“沟通阻滞”，通过盈余管理，粉饰财务报告以掩盖其攫取利益行为。不过，也有研究表明管理者在性别、年龄、教育背景和工作经历的异质性对企业盈余管理的选择存在差异，而且由于管理者并非总是理性的，其行为受到与管理者异质性特征紧密相连的“过度自信”“损失规 避”“实证偏见”等心理偏差的影响。总之，国外学者对盈余管理程度及其影响因素提出了一系列的计量模型，而国内学者大都在这些模型的基础上进行研究，但我国上市公司的盈余管理较西方的盈余管理而言，从制度背景到表现特征都具有一定的特殊性， 结合我国上市公司的实际情况，从管理者在性别、年龄、学历、教育背景和工作经历等方面的异质性特征研究其对企业盈余管理的影响，可能更有助于我国上市公司加强管理者团队建设，增强内部控制体系对盈余管理行为的抑制作用，提高财务报告的可靠性。

二、研究设计

（一） 研究假设

高层管理者团队的范围界定是进行相关理论或实证研究的前提。20世纪70年代，在战略管理的相关文献中将高层管理者团队定义为“一个企业的运行中枢”，认为高层管理者团队是通过做出正确的决策来实现企业价值增值的一群人，不过那时更侧重于对CEO的研究。Jackson& Bantel认为高层管理者团队是指参与企业重大决策的那些高级经理们。Hambrick等人则认为高层管理者团队由董事会主席、副主席、总裁、执行副总裁等组成。基于数据的易收集性、可靠性等方面考虑，本文采用孙海法等人的观点，根据上市公司披露的年报等资料来确定企业高级管理者，具体包括董事长、副董事长、CEO、高级副总裁、总经理、副总经理、董事、监事、总会计师、财务总监等各职能部门的总监、经理等高级管理人员。

高层管理者团队里的每个个体都有一定的背景特征，如性别、年龄、教育背景、工作经历、专业背景、任期等。具有不同背景特征的团队成员收集信息、思考问题、作出决策的方式也不同，这种差异可能影响团队整体的决策。异质性，是指某一指标的差异程度。本文讨论的管理者异质性主要指高层管理者团队在性别、年龄、教育背景、任期长短等方面的差异程度。

性别在一定程度上决定价值观、认知基础、风险偏好等。男性高管人员和女性高管人员在风险偏好、数据分析能力、对大环境的把握等方面存在差异。一般认为女性相较于男性来说更为谨慎，努力回避风险，因而不太可能会冒险进行盈余管理。Boden&Nucci[3]、Peng的相关研究表明，与女性相比，男性更容易过度自信，从而高估公司盈余。季健指出高管团队的性别多样性有利于提高高管们的决策能力[4]。高管团队中男性管理者和女性管理者可能偏向不同的盈余管理决策。因此，本文提出假设1：高管团队性别异质性与企业盈余管理相关。

信息决策理论认为，不同年龄代表不同的信息来源[5]。年龄异质性越高的高管团队，信息来源越广，团队内部可以形成信息互补，从而团队决策质量越高，盈余管理行为发生的可能性越小。因此，本文提出假设2：高管团队年龄异质性与企业盈余管理负相关。

教育背景一定程度上表现一个人的知识水平，往往学历越高的管理者越能理性的思考问题，解决问题的能力越强[6]。但并不是每个团队的管理者都具有高学历。团队成员的受教育水平异质性会因“规避损失”心理、“嫉妒”心理以及短视行为等的影响加大企业盈余管理程度。因此，本文提出假设3：高管团队教育背景异质性与企业盈余管理正相关。

一般情况下，高管人员的任免、晋升等都取决于其任职期间公司的业绩表现。为了保证继任或晋升，任期较长的高管可能会通过盈余管理措施美化财务数据[7]。因此，本文提出假设4：高管团队任期异质性与盈余管理正相关。

（二） 模型设计

本研究剔除赊销交易产生的应收账款，采用修正的Jones模型衡量盈余管理[8]。

（三） 研究样本

本文初选样本为2009―2011年沪深两市A股上市公司，相关数据来自于CSMAR数据库，选取样本中剔除了：①ST和*ST类的公司；②当年首次上市发行的公司；③受特殊监管的金融保险行业的公司；④数据不完整的公司。最终选取了857家公司连续3年共2 571个样本数据。数据处理及分析使用Excel和SPSS统计软件进行。

三、实证结果与分析

（一） 描述性统计

各主要变量的描述性统计结果如表2所示。由表2可知，DA的平均值为1.63×109，最大值为1.63×1011，最小值为89 764.94，这说明，样本公司都或多或少存在盈余管理行为。管理者异质性特征表现为：教育背景异质性均值为0.38，说明各公司管理者团队成员的受教育程度差异较大；年龄异质性均值为0.11，说明各公司高管的年龄差异不大。

（二） 回归分析

表3～5分别显示了模型（1）的回归分析、拟合优度和F检验结果。表3中：性别异质性（Hgend）的回归系数为1.882×108，且其t值为0.429，变量显著性检验未通过，可以认为管理者性别异质性与企业盈余管理不相关，因此拒绝假设1；管理者年龄异质性（Hage）的回归系数为?3.747×109，t值为?2.047，说明年龄异质性 与企业盈余管理呈负相关关系，因此，接受假设2；教育背景异质性（Hdegr）的回归系数为1.961×109，t值为3.253，任期异质性（Hten）的回归系数为1.545×109，t值为4.577，表明教育背景异质性和任期异质性都与企业盈余管理正相关，因此，接受假设3和假 设4。

就控制变量而言，模型（1）结果显示，公司规模与企业盈余管理行为正相关，这与Watts和Zimmerman、周晓苏[9]的研究结论相符。资产负债率与企业盈余管理行为相关性不显著，可能源于我国债务融资对上市公司“软约束力”影响。资产净利率与企业盈余管理行为负相关，可能是因为企业的盈利能力强，也就不必实施盈余管理来粉饰财务报告。独董比例与企业盈余管理行为呈现负相关性，表明独立董事制度在抑制盈余管理行为方面具有一定的作用，因此，在独立董事与监事会的“二元制”公司治理结构中，不应弱化独立董事制度[10]。高管持股比例与企业盈余管理行为正相关，表明高管成员基于自身利益考虑有可能提高公司盈余管理程度。原因可能包括：基于股票的报酬可能激励管理者采用不恰当的手段高报盈余，或管理者基于市场压力可能试图通过粉饰财务报告掩盖收入下降的事实[11]。

（三） 稳健性检验

为了检验上述研究的可靠性，本文采用Winsorize方法将模型（1）中连续变量盈余管理的上下极值剔除1%，对新样本重新进行回归分析，分析结果与前面结论一致。

四、结论及建议

选取管理者团队成员在性别、年龄、教育背景、任期等方面的异质性作为衡量管理者异质性的4个变量指标，采用Herfind-ahl指数、变异系数等方法对这些指标进行计量，并通过修正的Jones模型对盈余管理进行计量，在此基础上建立回归模型，以2009―2011年沪深两市A股上市公司作为研究样本，对管理

者异质性对企业盈余管理行为的影响进行了实证研究。研究结论及建议如下。

（1）管理者年龄异质性与企业盈余管理行为呈负相关关系，表明管理者年龄异质性越大，企业进行盈余管理的可能性就越小。故企业高层管理者团队建设时，应该适当提高管理者年龄异质性。

（2）管理者教育背景异质性与企业盈余管理行为呈正相关关系。不同教育背景的管理者很难认同对方群体的观点，异质性高的高管团队可能会发生沟通交流阻碍，加剧盈余管理行为的发生。因此，企业高层管理者团队建设时，应该适当降低管理者教育背景异质性。

（3）管理者任期异质性与企业盈余管理行为呈正相关关系。管理者任期异质性越大，企业进行盈余管理的可能性就越大。这与团队凝聚力理论关于任期的研究结论相同，因此，企业高层管理者团队建设时，应该适当降低管理者任期异质性。

参考文献：

[1] Sugata Roychowdhury. Earnings management through realactivities manipulation [J]. Journal of Accounting and Economics， 2006（12）： 335?370.

[2] 蔡春， 朱荣， 谢柳芳. 真实盈余管理研究述评[J]. 经济学动态， 2011（12）： 125?130.

[3] Boden R J， Nucci A R. On the survival prospects of men’s and women’s new business venture [J]. Journal of Business Venturing， 2000（4）： 347?362.

[4] 季健. 高管背景特征与企业绩效关系实证研究[J]. 财经理论与实践， 2011（5）： 54?59.

[5] Fraser S， Greene F. The effect of experience on entrepreneurial optimism and uncertainty [J]. Economica， 2006， 73： 169?192.

[6] 卢碧. 管理者异质性视角下的媒体关注与盈余管理研究[J]. 中南财经政法大学研究生学报， 2013（1）： 81?91.

[7] 赵婷婷. 董事会特征与盈余管理实证研究――基于我国A股企业的经验研究[D]. 西南财经大学， 2011.

[8] 赵岩， 刘冬梅. 公允价值对金融类上市公司盈余管理影响的实证研究[J]. 统计与决策， 2010（9）： 130?132.

盈利能力分析的背景例2

在证券市场非常发达的情况下，企业本身可以作为商品进行买卖，这就涉及到企业价值的分析。作为普通投资者，定期公布的财务报表是最主要的信息来源，但如果仅依据财务报表来分析企业价值是不够的，有时甚至会出现严重的错误。本文就财务报表在企业价值分析中的局限性展开讨论。

1、企业价值的理解

企业价值从不同角度有不同的理解，一般认为有取得价值、经济价值及市场价值等。取得价值是指企业在购买资产时所付出的代价，表现为报表上的账面价值；经济价值是指企业的盈利能力以及所承担的风险；市场价值是指企业产权在市场上的交易价格。作为普通投资者，购买上市公司的股票并不是为了获得公司的资产，而是为了通过购买股票获得回报，包括企业股息及股票差价。因此，我们关心的是企业的经济价值，并通过与市场价值对比之后做出决策。

企业价值关键在于经济价值，在于企业能否给投资者带来盈利，盈利越多，企业价值越高，但是在盈利的同时，如果面临的风险过大，也会使人望而却步。因此，企业盈利能力与面临的风险水平是企业价值分析考虑的两个主要因素。

2、财务报表在企业盈利能力分析的局限性

2.1财务报表不能全面反映企业的盈利能力

企业的盈利能力，笔者认为可分为两个方面，即现实的盈利能力和潜在的盈利能力。财务报表通常反映现实的盈利能力，用如毛利率、销售利润率、总资产收益率、净资产收益率等指标进行反映，而潜在的盈利能力却反映的很少。潜在的盈利能力主要指行业的市场潜力，技术领先优势，企业管理层综合素质等，这些无法在财务报表上充分体现出来。

2.2财务报表不披露未实现的利得或损失

现行的会计收益概念以权责发生制和收入费用配比原则为基础定义的，只能确认当期已实现的收入和已经发生或应当负担的费用，其采用的是实现原则，对未实现的利得或损失不予反映。但从企业价值分析角度来看，这或许就是其未来的潜在盈利或者风险所在，是对未来进行判断的重要信息。

2.3会计政策与方法的选择使盈利结果呈多样性

会计准则允许企业对会计政策与会计处理方法进行选择，如存货发出计价方法，固定资产折旧方法，投资收益的确认方法、所得税会计确认方法等，还有在会计估计方面主观性较强，如坏账的估计、固定资产使用年限、无形资产摊销年限等。这些原因造成同一企业在选择不同的政策与方法或改变会计估计时造成盈利结果呈多样性。假如上市公司业绩达不到预期，企业会主动选择有利于企业的核算方法，假如上市公司业绩超过预期，也有可能为考虑以后业绩波动而有所保留。

2.4会计造假的存在严重影响盈利能力分析

一般会计造假都在利润上下功夫，比如通过虚增收入，将预收账款作为收入，在会计决算后冲回，或者虚列应收账款等手段致使账面利润增加，但它实际的盈利能力可能很差，这些虚构的数字严重干扰分析者的判断，根据这样的报表进行分析会造成严重的错误。

3、财务报表在企业风险水平分析的局限性

3.1、财务报表不能全面反映企业风险

企业在经营过程中面临的风险大致可分为外部风险和内部风险。外部风险主要有宏观经济风险、市场风险、法律风险。

宏观经济风险包括经济大环境、财政与货币政策及政府对企业所处行业的政策等；市场风险是指竞争对手的变化、消费者偏好的变化等；法律风险则是指企业所处的法律环境，内部风险则包括企业战略风险、运营管理风险及财务风险等。财务报表侧重于反映财务风险，至于所处的行业风险、企业战略风险、市场竞争风险、运营管理风险等却不能涵盖，但是这些风险有时会比财务风险要重要的多。 3.2财务风险披露存在缺陷

财务风险披露不全面

财务报表侧重披露财务风险，但也并非都能全部涵盖。一般财务风险包括流动性风险、筹资风险、信用风险、投资风险，而财务报表主要反映流动性风险、筹资风险，通过流动比率、速动比率、资产负债率等指标反映，而信用风险与投资风险在财务报表上却很难反映。

‚财务风险指标存在缺陷

财务风险中反映偿债能力的指标有如流动比率、速动比率、现金比率等，但这些指标本身存在缺陷，如流动比率中流动资产的一部分不具有变现能力，即使流动比率很高也不一定代表具有很高的偿债能力，还有速动资产，虽然不包括存货，但是包含了应收账款，应收账款变现能力的强弱直接影响偿债能力。

4、提高财务报表在企业价值分析中作用的对策

财务报表分析方法多以定量分析为主，通过一个或多个指标与标准指标进行对比来判断企业情况的好坏，然而企业价值是多种因素共同作用的结果，非一两个指标能正确评价，甚至非一两张报表能够充分表述。笔者认为有必要加强以下几方面的内容来提高财务报表在企业价值分析中的作用。

4.1提高分析者的素养

财务报表虽然存在局限性，却是我们分析企业价值的重要手段，分析者必须具备足够的会计学知识，能够将会计数据转化成会计信息，不但能读报表，更能够辩证的分析报表。除此之外，还要求分析者具备经济学、金融学、管理学等方面的知识，只有这样才能洞悉企业面临的机遇与风险，仅仅依赖报表分析很可能会一叶障目。

4.2 重视企业背景分析

价值分析不应该被财务报表数字束缚，应从企业经营活动分析入手。如果缺少对企业的背景的了解，分析者很难能够透彻理解财务数据。总体来说需要掌握的背景资料有企业所处的行业背景，如行业的市场状况、竞争对手、技术特征等；企业所处的发展阶段，如企业处于初创期、成长期、繁荣期还是衰退期等；企业的竞争策略，如企业是成本优势策略、技术优势策略、差别化竞争策略等，只有了解这些，才能深入理解财务报表。

4.3重视现金流量分析

一个稳定发展的企业，不但要有足够多的利润，而且还有足够多的现金流，甚至在某种程度上说，现金流量比账面利润更为重要。在企业价值分析过程当中，现金流量分析可以帮助我们了解以下几个方面的内容：评价获取现金的能力、评价企业偿债能力、评价收益质量、评价投资与筹资活动等，这些信息实实在在体现了企业的质量。

4.4重视非财务资源分析

企业除了财务报表反映的资源之外，很多优秀的资源不能在财务报表上体现出来。如优秀的人力资源、完善的销售渠道、产品的质量、市场占有率、顾客的满意度等。虽然这些资源无法在报表上反映出来，但却可能正是企业价值的核心所在。作为分析者，我们应该认识到这些非财务资源对于企业作用，将它们与报表结合分析，或许使我们分析的结果更接近企业真实的价值。

盈利能力分析的背景例3

二、公司背景分析

公司背景分析的目的：（1）了解公司的基本概况，对公司形成整体的认识。经过对公司的经营业务，公司文化，公司结构甚至管理层的代表人物的认识，对公司的内部环境有所了解。（2）为后面的战略分析，会计分析，财务分析做铺垫。只有在初步了解公司的情况下，才能收集相关资料，分析公司所处行业环境，公司的竞争优劣势，研究公司的财务报表，进行会计和财务分析。

分析的角度：公司的经营范围，发展历史，目前所取得的成果以及重大事项。背景分析具有灵活性，由于各个公司的性质以及所处环境等因素的不同，如上市公司和非上市公司，跨国公司和国内的公司，背景分析并不局限于以上提出的几个角度可根据实际情况进行具体的分析。

三、战略分析

战略分析的目的：（1）了解公司目前所处行业的现状，发现公司的竞争优劣势。通过与行业中其他竞争对手进行比较，分析公司的核心竞争力如何，提供的产品或服务是否具有不可复制性，是否存在改进的空间。（2）提出相应的调整战略，帮助公司取得竞争优势。了解公司的竞争优劣势之后，可以为公司提出更好的经营战略，如低成本竞争，产品差异化，面向专门市场，与供应商和客户保持密切联系等经营战略。

分析的角度：行业环境，行业特征，行业的竞争结构，公司的竞争战略。其中对行业环境的分析，可使用PEST分析法，从政治法律环境，经济环境，社会文化环境和技术环境四个方面，对公司所处行业的宏观环境进行全面的认识。对行业竞争结构分析，可采用波特五力分析模型，从顾客的讨价议价能力，供应商的议价能力，替代品，潜在的竞争者，原有的竞争者五个角度出发，充分分析公司、竞争对手、和公司所处环境的概况，进一步提出发挥竞争优势的策略。

四、会计分析

会计分析的目的：通过分析公司的资产质量和盈利质量两个关注对象以及相应的会计政策或会计估计，来评价公司的资产和盈利状况。

资产质量的分析，由于资产可分为流动资产和非流动资产，相应的也应从流动资产质量，非流动资产质量两个方面进行分析。以流动资产质量的分析为例，可把存货以及应收账款作为流动资产的代表。首先对于存货，应分析公司采用的会计政策是什么，如成本与可变现净值孰低的会计政策，通过横向以及纵向比较公司存货余额，跌价准备计提情况，存货比例，跌价比例，存货周转率，分析公司是否存在采用少提或多提存货跌价准备的方法操控账面资产状况，还可预测公司资产未来的发展趋势，即会不会出现商品积压，商品毁损严重等情况；其次对于应收账款，分析公司所采取的会计政策以及是否改变会计政策，常用的会计政策有按应收账款余额计提比例提取，账龄分析法等，然后通过对应收账款坏账计提比例，账龄的分析，以及应收账款所占总资产比重的分析，研究公司是否存在利用坏账准备计提政策操控利润，粉饰财务报表的动机。另外，通过对账龄和应收账款所占总资产比重的分析，可以看出公司应收账款的回收状况，如果随着总资产的减少，应收账款所占总资产比例却在上升，说明账款回收并不理想，可能会出现资金周转困难。对于非流动资产质量的分析，可采用与流动资产质量分析相似的方法，选取几个具有代表性的会计科目，从各个方面展开分析，从而得出公司非流动资产质量的相关结论。

盈利质量的分析，主要研究公司的利润表结构，观察公司利润的构成，研究公司净利润来自于哪里。如果净利润主要来源于营业收入，说明公司经营业务得当，核心竞争力较强，盈利状况较好；如果净利润主要来自于非经常损益，此时应重点分析公司的非经常损益项目的构成情况，调查公司的盈利主要来源于哪些非经常损益项目，如关联交易，补贴收入，投资收益等，因为这时公司很有可能会有利用这些非经常损益的相关项目操控利润，如一些公司经常利用关联交易进行盈余管理。另外，若公司净利润主要来源于非经常损益项目，则说明公司的主营业务未发挥作用，营业能力不强，发展前景令人堪忧。

五、财务分析

财务分析的目的：通过计算相关指标，了解公司整体的资产管理能力，盈利能力以及发展能力，经常使用的方法是比率分析法。其中常见的财务比率包括清偿能力比率、长期偿债能力比率、盈利能力比率、现金流量比率和活力比率。

对公司资产管理能力的分析，通过计算公司的资产周转率、存货周转率、应收账款周转率，可以衡量公司的短期偿债能力、销售能力、资产利用效率等各个方面，从而得出公司资产管理能力的强弱；对公司盈利能力的分析，通过计算公司的横向和纵向的资产净利率，销售净利润，毛利率以及每股股利等，可以评估公司的营业收入给公司带来利润的能力，公司整体的经营效率和经营管理水平；对公司发展能力的分析，通过计算销售增长率，资产增长率，股权资本增长率以及利润增长率，分析公司在经营过程中的发展能力的强弱。除以上三个方面，还可从财务杠杆的角度分析，计算公司的流动比率、速动比率、资产负债率、权益负债率、权益保障率等杠杆比率，这些杠杆比率可以衡量公司举债能力，财务风险的大小情况。

盈利能力分析的背景例4

从技术上说，股票价格的高低是由市盈率决定的。市盈率越高意味着股票价格越高，反之亦然。剔除投机因素，市盈率的高低受公司盈利前景的影响。盈利前景越好的公司其市盈率也越高。盈利前景既受特定公司核心竞争力的影响还受该公司所处行业发展前景的影响。不同企业处于不同的行业生命周期，其发展前景截然不同。伊利和维维同处食品饮料行业，不存在行业周期差异。根据行业研究报告：2009年沪深300指数实现涨幅96.71%，食品饮料行业指数实现涨幅105.54%，轻微跑赢。而展望今后的发展，分析师认为2010年行业会增速提升，理由主要有：（1）国家政策导向消费。从2009年的保增长向2010年的调结构转变，政策导向扩大内需，为2010年的消费增长铺垫一个良好的政策背景；（2）GDP 增速提升。2010年GDP增速明显提升，呈现V型反转走势，在预计固定资产增速从33%下降到25%的背景下，消费增速提升，预计2010年社会消费品零售总额增速从2009年的15%提升到2010年的19%；（3）行业收入和利润总额增速将显著提升。目前行业增速跟随GDP 增速在2009年1季度见底之后明显回升，收入增速从最低的16%回升到目前20%，利润总额增速从最低的9%回升到目前的26%，而在2004年至2008年经济正常年份复合增长率为25%和36%，在2010年经济政策所向的背景下，行业增速将会显著提升。食品饮料行业下细分的乳业销售情况排列图，如图1所示。

从图1中可以看出，乳业月度累计销售收入从2003年到2009年间的变化趋势。在2003年到2008年8月之间，基本维持稳定发展，但是到了2008年8月之后，由于受到了2008年9月11日为标志性日期的三聚氰胺奶粉事件的影响，乳业销售急剧下降到同比最低点，2009年后有所回升，且增势很好。有分析师指出：乳业行业已经完全消化三聚氰胺带来的负面影响，收入已经超过历史最高水平，看好乳业的未来发展空间。

在此背景下分析伊利和维维集团。在2007年至2009年期间，伊利集团的市盈率在30到50倍之间，维维集团的市盈率有50至140倍之高，而行业在2009年的平均值为53.6倍，可见伊利已经低于行业平均水平了（不过行业内包含了白酒制造企业等，可能对平均值产生了一定的影响），而维维则在一段时间内远远超过了行业平均水平。但是伊利集团的股票价格却高于维维集团，股票价格包含了投资者对上市公司发展前景的预期。可以理解为投资人对于伊利的未来是看好的，因为股票价格的高低是由市盈率决定的，所以可以预期维维的高市盈率也为其股票未来快速发展奠定了基础。

二、企业盈利能力分析

上市公司股票的发展还受到盈利能力影响，而分析盈利能力就要连带分析保持盈利能力的能力，即风险抵御能力的影响。

（一）盈利能力分析 2007年至2009年，伊利集团实现净利润总计-1076005880.89元，而维维集团净利润总计370018564.28元，两者形成了鲜明对比。伊利2007年和2008年净利润均为负数，即使加上2006年的正净利润，其2006年至2009年的合计值仍为负数 -700052765.92元，维维集团为429143568.07元，反差依然强烈。2009年是伊利最近连续几年净利润最高的一年665268328.23元，是维维237682604.77元的2.8倍，这是否说明伊利的盈利水平就高于维维了呢？数据显示，伊利在2009年投入的人力资源（企业雇用的员工数量）为维维的7倍，投入的财务资源（总资产的数额）是维维的2.7倍，相当于伊利在相同资产水平下花了维维7倍的人工成本才达到了和维维一样的利润。从另一个角度看，伊利的人均净利润为35673.14元，维维的是89186.72元，维维是伊利的2.5倍；伊利的总资产报酬率是6.69%，维维9.58%，维维是伊利的1.4倍。这说明伊利的盈利水平没有表面看起来那么高。

（二）财务风险比较 传统意义上，净资产规模经常用于衡量企业的财务风险。2009年底，伊利集团净资产为3442961222.45元，维维净资产为2400370910.08元，这样看来伊利的财务风险似乎要小于维维，不过还要看净资产与资产总额的相对比例即净资产率。以2009年为例，伊利净资产率为26%，维维净资产率为50%。可见，虽然伊利净资产比维维多出了1042590312.37元，但是它要支撑的总资产却高达13152143646.51元，使得伊利资产负债率为74%。据巨灵数据库记录，伊利在2008和2007年资产负债率分别为72.60%和53.73%，维维的资产负债率为35.02%和42.62%，可见，维维的资产负债率保持在较平稳的水平上，而伊利则较高并有上升的趋势，这并不是一个好兆头，可能会影响到伊利将来的股价。

三、企业整体质量分析

企业整体质量主要包括盈利质量、资产质量、现金质量。

（一）盈利质量 盈利质量分析可从收入质量、利润质量和毛利率三个角度进行分析。

（1）收入质量。盈利质量分析主要利用利润表提供的资料。如果认为企业只要有盈利、只要不亏损就是运营正常的想法已经被证明是错误的。因为企业的破产有两种可能，由于企业亏损或盈利能力不足而导致的破产倒闭，称之为“红字倒闭现象”；另外一种企业盈利能力很强。但仍然破产倒闭的称之为“黑字倒闭现象”。这说明企业不能仅靠利润生存。分析利润表时，首先关注的是收入质量。收入质量分析侧重于观察企业收入的成长性和波动性。成长性越高，收入质量越好说明企业通过主营业务创造现金流量的能力越强。波动性越大，收入质量越差说明企业现金流量创造能力和核心竞争力越不稳定。分析收入成长性和波动性的有效办法是编制趋势报表，如表1所示：

从图2中可以看出：在过去的8年里，伊利的销售收入每年均有大幅的增长。相比之下，维维的销售收入增长就逊色了很多，从微弱的上升到2007年后增长趋势就开始下降。到2009年止，维维的销售收入只是2002年的2倍，而伊利已经达到2002年的6倍了。而且伊利的收入曲线呈现稳步上升趋势，维维则有小的波动，表明伊利创造现金流量和市场竞争力方面都强于维维。

（2）利润质量分析。利润是企业为其股东创造价值的主要来源，是衡量企业经营绩效的重要指标之一。利润质量分析与收入质量的分析方法一样。成长性越高波动性越小利润质量也越好，反之亦然。如表2所示：

从图3中可以看到，就净利润的成长而言，两家公司都有不足之处。维维集团一直处于缓缓下降状态，到2009年才有所增长。而伊利集团虽有略微增长之势，但是在2008年前后波动太大，说明经营风险较高。对比图2，出现了一个值得关注的问题：伊利集团销售收入连年增长，但是为什么净利润在2008年却出现巨大负数？对伊利2007年和2008年的年报分析可以发现，销售费用和管理费用有20亿元左右的巨额增加，但是年报中只在报告开头的“会计数据和业务数据摘要”中，简要说明这些是因为受三聚氰胺事件影响“为恢复市场销售的促销和宣传费用增加”，而报表附注中没有丝毫涉及，并没有恰当解释巨额数据增加的详细情况，这种态度不得不让人怀疑其经营风险的真实情况。

（3）毛利率分析。表3列示了伊利和维维集团2002年至2009年的毛利率。

从图4中可以看出，两家企业毛利率变化趋势比较一致，说明这种变化趋势主要由市场决定。而伊利集团的毛利率普遍高于维维集团，这也在一定程度上说明伊利集团的经营质量更好，又一个原因可能是市场对伊利品牌的信赖给其带来效益。

（二）资产质量 资产质量分析主要是指企业中各项资产占总资产的比例，由于伊利集团和维维集团同属于乳制品制造行业，其生产用固定资产等所占比例相差不大，因此资产质量分析着重从资产的现金含量方面分析。因为企业资产的现金含量越高，企业的财务弹性就越大。在市场出现投资或其他机会时，可以迅速加以利用；在市场出现逆境时，也可以从容面对。因此考察两企业现金性资产（现金及现金等价物和交易性金融资产）占总资产的比例，如表4所示：

图5显示，伊利集团在2006年资产现金比例下降，是由于2006年投资新设子公司增加，基建投资增加，导致期末存款余额减少。其后的几年时间，资产现金比例也逐渐回复到原来的水平，所以这种现金性资产比例的减少对财务弹性的改变不大。维维集团在2006年资产现金比例也有所下降，其现金的减少是由于期初的3亿多元应付票据保证金被支出了， 然而在2009年其资产现金比例又一次下降，是由于其他货币资金减少2个亿，且没有给出解释，从这里可以看出，维维集团的资产现金比例很不稳定，这会使得其财务弹性较差，发生潜在损失的风险也更大。

（三）现金质量 现金流分析从经营性现金流和自由现金流两个角度进行。

（1）经营性现金流分析。经营性现金流量是企业通过其具有核心竞争力的主营业务，独立自主地创造企业生存和发展的现金流量，如果企业的经营性现金流入远大于现金流出，说明企业的运作很好，对银行和股东的依赖较低。如表5所示：

图6显示过去6年里伊利集团和维维集团的经营性现金流量，伊利集团始终高于维维集团，说明伊利集团为企业自主创造资产的能力很强，对股东和银行的依赖性没有维维那么强。但是考虑到伊利集团的规模大于维维，所以有必要将经营性现金流量和销售规模联系起来考察。如表6所示：

由图7可以看出，维维集团除在2004年和2009年现金流量较低造成经营性现金流量占销售收入比例降低，其余年份甚至还大于伊利集团，说明与销售收入挂钩后，伊利的经营性现金流量的表现就没有只看数据时那么耀眼了，反而维维的销售收入质量更好，但是维维的这一比例波动太大。

（2）自由现金流量分析。经营性现金流量虽然能够揭示企业“造血功能”的强弱，但即使是正值的经营性现金流量也未必代表企业可将其全部用于还本付息或支付股利。衡量企业还本付息和支付股利能力的重要指标是自由现金流量。自由现金流量是指企业在维持现有经营规模的前提下，能够自由处置的经营性现金净流量。从定量的角度，自由现金流最等于经营活动产生的现金流量减去维持现有经营规模所必需的资本性支出（更新改造固定资产等的现金流出）。如表7所示：

由表7可以看出，两家企业的自由现金流量相对于其利息支出的资金需求，可谓杯水车薪。每年创造的自由现金流量连支付利息费用都不够，更不用说偿还负债。

四、结论

盈利能力分析的背景例5

一、引言

即有研究认为,会计信息是一个重要的风险定价因子(Francis et al., 2004; Easley & O'Hara, 2004; Leuz & Verrecchia, 2007),这种风险一方面表现在会计的盈余属性上(如应计质量、持续性、价值相关性和稳健性),另一方面表现在外部信息使用者对公司个体信息的解读能力及预测能力上。分析师对公司盈余的预测解读能力基本上体现了后一种风险。因此,公司会计盈余的可预测性越强,分析师对盈余的判断越准确,说明公司外部投资者与公司经理层之间的信息不对称程度越低,公司的信息风险越小,在有效资本市场条件下,会表现为较低的股权资本成本。在我国后股权分置背景及新准则实施背景下,研究分析师预测是否具有信息含量及股权资本能否定价,对于正确认识评价分析师预测信息,促进投资者保护具有重要意义。

证券分析师作为证券市场中的专业分析人员,能够通过其优于一般投资者的信息收集途径和专业分析能力,向市场参与者提供合理反映证券内在价值的价格信息,从而减弱证券市场的价格偏离,促进市场的有效性。自20世纪60年代美国证券分析师行业形成以来,对分析师报告市场反应的研究一直都是金融学界最活跃、最前沿的热点课题之一。Jensen and Meckling(1976)认为,精明的市场参与者对管理的监督是一种降低成本和持续的资金成本有效的手段。Lang and M.Ncnichols(1999)提供了证据,表明机构投资者出售经历震惊公司的股票。Ajinkya and Gift(1984)发现相对于市场对公司盈利过高或过低的预期,管理人员都自愿年度盈利预测,这意味着这正反两方面的盈余震惊都不是管理者所期望的。Skinner (1994)认为,与预测季度好消息相比,管理人员更可能更快地季度盈余坏消息,这表明,尽管正向和负向盈余震惊都不是管理人员所希望的,但经理人更厌恶坏消息。Ajinkya and Gift(1984)调查结果显示连续盈余震惊的公司不管是正向震惊或负向震惊,他们的股权资本成本都高于那些没有连续盈余震惊的公司,Michael等(2004)的实证研究结论显示,盈余震惊度越高,其股权资本成本越高。而Skinner(1994)等发现全部为负向震惊的公司有更高的股权资本成本。

基于以上研究结论和证据,我们以我国上市公司2006、2007年的相关数据,研究分析师预测信息与权益资本成本之间的相关关系。

二、理论研究基础及假设

(一)理论基础

在资本市场上,有一大批专业的分析师和机构对公司的盈余进行预测,这些预测信息对于大多数上市公司的盈利前景提供指示性指标。在信息市场上有预测盈余的最高值、最低值和平均值,即存在“市场预期”。在这些盈余预测中,如果业绩与预期不相同,且差异性较大,称之为盈余震惊(earnings surprise)。由于比较基准是预期,所以无论实际盈余是盈利还是亏损,只要比预期值低就是“负向震惊”,比预期值高就是“正向震惊”。

有关盈余预测的相关理论有有效市场理论、信号传递理论与风险定价理论。

1.有效市场理论

有效市场的概念,最初是由Fama在1970年提出的。在有效市场上,所有信息都会很快被市场参与者领悟并立刻反映到市场价格之中。有效市场理论认为市场价格已经包含了所有的可以得到的信息。Fama根据投资者可以获得的信息种类,将有效市场分成了三个层次:弱式有效市场,半强式有效市场和强式有效市场。

市场有效性假设是以一个完美的市场为前提的,但在现实生活中,完美市场的假设条件是很难成立的,因此对市场效率的检验大多基于市场有效的程度,即市场归于何种强度的效率。根据我国学者的研究,我国证券市场目前处于弱式有效市场阶段,市场能够在一定程度上反应其获得公开预期信息。

2.信号传递理论

信号传递学派放松了MM理论中认为投资者和管理当局拥有相同信息的假定,认为管理当局与企业外部投资者之间存在着信息不对称,管理当局占有更多的有关企业前景方面的内部信息,不对称信息导致逆向选择问题,使得交易双方难以达到帕累托最优,在这种情况下,人如能选用信号来将其私人信息揭示给委托人,委托人在观测到信号后才与人签约,根据产品的质量进行相应的定价,从而改进帕累托效率, 这就是信号传递。持续而可预测的盈余信息能够传递公司未来盈利能力的信息,从而对股票价格产生一定的影响。

3.风险定价理论

风险定价理论认为,影响公司权益资本成本或风险资产期望回报的因素取决于公司个别风险,这些风险可以被市场所定价。风险定价理论由最初的资本资产定价模型(Sharpe,1970;Fama & Macbeth, 1973),发展到Fama&French(1995)的三因素模型,直接到Francis (2005)的多因素模型。研究者发现参与股权资本定价的风险因子除了市场因素之外,公司规模、公司的市净率及会计信息质量都是重要的因素。

(二)研究假设

Lambert et al.(2007) 认为信息质量可以在两个方面影响潜在资本成本。第一,高质量的信息可能影响公司与其他公司的现金流的协方差;第二,高质量的信息可能影响公司真实的运营决策,从而改变公司未来现金流量的方差。我们认为,公司的盈余震惊度越大,公司的信息质量越低,其信息风险越高,投资者由于要承担更高的信息风险而期望更高的投资回报。因此,我们预计,在我国弱式有效资本市场条件下,这种风险应当能够在权益资本层面反映出来,因此,我们提出第一个假设:

假设1:盈余震惊度与股权资本成本呈正相关关系。

另外,相对于盈余的正向偏离(实际盈余大于预测盈余),公司的负向震惊向外部传递的是一种更为激进的信号,说明其会计信息质量更低,信息风险更大,因此我们提出第二个假设:

假设2:股权资本成本相对于负向震惊的变动更为敏感。

三、实证研究过程及结果

(一)模型的建立

根据以上假设,在控制公司规模(Asset)、公司市净率(BTM)、公司的财务杠杆(Lev)、公司的成长能力(TobinQ)情况下,可以建立如下分析模型。

Costi,t=α0+α1ESit+β1Asset+β2BTM+β3Levit+β4TobinQit

+εit(1)

其中,Cost为股权资本成本,我们遵循Francis et al.(2005),采用公司的市盈率的倒数代替,ES为盈余震惊度,为实际盈余与预测盈余之差。进一步,我们把预测误差在±20%以上的公司界定为盈余震惊的公司。

(二)数据取得

文中所有数据来源于国泰安数据库(CSMAR)。在分析师预测值的选取上,O'Brien(1988)及Brown (2000) 指出,分析师的最新预测是对更新后的有效信息更为及时的反映,比历史预测值更为有效。鉴于此,本文选取距离年报日60日以内的分析师预测样本,并针对每家样本公司挑选出国泰君安的分析师对其的最新预测。样本的选择期间是2006、2007两年,剔除预测误差在±20%以内的公司,两年共有367家公司属于盈余震惊公司,有效样本量为367个。数据处理软件为SPSS12.0

(三) 回归结果及分析

根据式(1)我们首先对全样本结果进行了回归,结果见表1。

从表1看,股权资本成本相对盈余震惊的反应系数为0.026,且在1%的水平上显著,方程的整体显著性水平低于1%。这证明了假设1,即公司的盈余震惊度越高,公司的权益资本成本越大。这说明,在我国后股权分置背景下,市场的有效性进一步得到提升。分析师作为相对信息获取和理解比较充分的投资者代表,在其预测出现较大偏差的情况下,说明公司业绩的可预测性较差,或者说公司的会计信息质量较低,甚至不排除存在盈余管理的可能性,因此,其信息风险相对较高。公司的盈余震惊度越大,公司的权益资本越高,市场能够对这种风险进行定价。

在此基础上,我们又把所有的样本分为正向盈余震惊组与负向盈余震惊组,并进行了分组回归及交互回归。回归结果列示在表2中。

β1Asset+β2BTM+β3Levit+β4TobinQit+εit,其中Neg为哑变量,当盈余为负向震惊时,Neg取1,否则取0。

从表2来看,证实了我们所提出的假设2。正向盈余震惊组的股权成本相对于盈余震惊度的反应系数为0.025,在10%的水平上显著,拟合优度(R2)为8.51%。而负向盈余震惊组,无论是反应系数、拟合优度还是方程的整体显著性水平,都高于正向盈余震惊组。进一步,从混合交互回归结果来看,在1%的水平上,负向盈余震惊组的反应系数要显著地高于正向盈余震惊组(ES*Neg的系数显著为正)。这说明,我国投资者具有“盈余增长”偏好,虽然盈余正向震惊也会提高投资者的风险估值水平,但投资者的反应并不敏感,而对负向盈余震惊反应更为敏感,其反应系数更高。说明投资者对负向盈余震惊保持了高度的警惕。

四、结论及启示

2005的开始并于2006年基本完成的股权分置改革,使我国资本市场环境发生了重大变化,而2006年新会计准则的实施,也使上市公司的会计制度发生了较大变迁。在这种背景下,我们以我国2006、2007年分析师的预测信息,研究了分析师的预测的偏差(盈余震惊)所带来的公司风险的定价,即股权资本成本变化问题。研究表明:(1)公司的盈余震惊度越大,公司的权益资本成本越高。在我国后股权分置背景下,市场的有效性进一步得到提升,市场已经能够对这种信息风险进行定价:(2)我国投资者具有“盈余增长”偏好,虽然盈余正向震惊也会提高投资者的风险水平,但投资者的反应并不敏感,而对负向盈余震惊反应更为敏感,其反应系数更高。

本项研究结论具有重要的启示意义。首先,我们的研究结果说明,虽然我国分析师预测尚处于起步期,但其预测值已具有初步的市场反应和信息含量,盈余震惊度的大小,可以在一定程度上代表公司信息风险的高低。其次,盈余震惊度是一个重要的投资者保护指标,对于评价公司的投资者保护程度、公司的会计信息质量高低及公司风险水平,具有重要指示意义。第三,本研究说明,我国的股权分置改革在一定程度上提升了市场有效性及市场效率,支持了股权分置改革正向效果的结论。

【参考文献】

[1]Michael B. Mikhail and Beverly R. Walther, Earnings Surprises and the Cost of Equity Capital, Journal of Accounting, Auditing & Finance, 2004, 19(4): 491-513.

盈利能力分析的背景例6

一、企业背景介绍

武汉三特索道集团股份有限公司成立于1989年，是武汉市第一家股份制改革试点的民营高科技企业。2007年8月17日，公司股票在深圳证券交易所挂牌上市。公司以风景区客运索道运输服务为主，辅以旅游景区经营、景观房地产开发及景区酒店业务，地域主要涉及陕西、贵州、湖北和海南等地。

二、战略分析

三特索道采用的主要是差异化战略，坚持休闲旅游品牌战略，打造适应市场、差异化的、具有竞争力的多业态旅游目的地。公司正在由单一的索道服务模式向涵盖景区服务、酒店餐饮服务以及旅游地产等“一条龙”式的综合旅游类公司发展，并且效果逐渐显现，这在旅游业中属于多元化经营。

三、会计分析

笔者认为公司2014年的年报等公告中，存在一些不寻常的数据，可能含有一些潜在危险信号，举例如下：

第一，2014年总营业收入同比增长，业绩上升，但净利润却大幅下降以至于亏损。

第二，公司2014年销售费用、管理费用、财务费用较2103年分别增加5.94%、20.98%、14.3%。费用的大幅增加值得关注。

第三，公司2014年报现金流量表也存在疑问。公司近两年的经营活动产生的现金流不能够完全支撑其进行大量的长期资产投资；公司有大量的筹资活动流入，故有一定的财务风险。

四、财务分析

1.衡量整体盈利能力。由表1可以看出，虽然近三年旅游行业净资产收益率的均值有所下滑，但三特索道净资产收益率总体的下滑程度明显高于行业平均水平，并且2014年，其净资产收益率在16家相同的三级行业分类中排列第15位。可见，公司近三年的整体盈利能力明显不足。

表1 三特索道及其行业近三年净资产收益率

2.经营管理评价：分解净利润率。通过分解公司净利润率，来进一步衡量其经营管理的效率。可知公司销售费用、一般及行政管理费用占销售收入的百分比，在2012至2014年期间逐渐增大，可见，公司对其间接费用和行政管理费用的管理效率不理想。近三年税后经营净利润率逐年下降，经营业绩的大幅下滑，我们有理由怀疑其盈利能力。

3.投资管理评价：分解资产周转率。由报告知公司固定资产、流动资产的管理水平处于行业均值偏下，有待提高。总资产周转率呈逐年下降趋势，并且低于行业均值，这说明其整体资产管理能力有所下降，整体营运能力欠佳。

4.融资管理评价：分解财务杠杆。由表2从流动性的各方面看，中国国旅比三特索道有更好的保障。无论是2013年还是2014年，三特索道的流动性比率没有一个高于1，较低水平的流动性在一定程度上反映了其营运资本管理欠缺，故其短期偿债能力值得怀疑。

表2 流动性比率横向比较

另外三特已获利息保障倍数较小，这说明其通过经营活动产生的收益刚刚够支付利息费用，这种情况非常危险，公司偿债能力较差应引起我们的注意。

5.综合考虑：评价可持续增长率。从2014年的可持续增长率来看，公司管理层应该考虑改变当前的经营政策，对亏损项目重点分析，及时采取相应措施，对核心盈利项目继续加大投入，积极扩大经营收益。

五、前景分析

1.主营业务收入将持续上升。三特2014年收入较2013年增长12.69%；2015年第一季度收入同比增长14.57%。认为随着知名度和品牌影响力的提升，梵净山景区猴岛、千岛湖业绩贡献继续提升，会继续成为公司重要的利润来源；公司旅游地产稳步恢复，培育期项目有希望减亏，基本面逐步改善。这样的增长趋势有望继续保持，进而实现2015年整年主营业务收入的持续上升。

2.公司费用改善将带来盈利能力增强。公司2015年第一季度销售费用率从去年同期的5.76%下降到本期的4.64%%；管理费用率从39.54%%下降到35.41%；财务费用率从19.32%下降到16.51%，可见公司总体期间费用率同比下降，进而影响整年的期间费用率相对增速减缓。

3.公司净利润将扭亏为盈。根据2015年第一季度季度报告，公司一季度营业利润达到-0.2亿，同期增长20%；净利润-0.21亿元，同期增长19.23%。净利润增速远远高于主营业务收入，主要是来自一些原来亏损的项目开始盈利。故认为公司净利润也将继续保持这一增速持续发展，扭亏为盈有很大可能性。

六、结论

通过上文分析可知，三特索道2014年的整体财务状况欠佳，在同行业中处于中下游水平，但长期来看，在当今旅游业发展前景良好的背景下，随着原来亏损项目开始盈利，三特索道能够改善目前的困境，将能够扭亏为盈，持续发展。

参考文献：

盈利能力分析的背景例7

刘睿智(中国海洋大学管理学院，山东青岛266075)

一、引言

根据Hambrick和Mason[1]的高阶管理理论，组织的行为策略不仅仅是一项经济决策过程，更受到了企业高层管理团队特征的影响。而已有的关于盈余管理的研究中较少考虑到管理者特征对其的影响，仅有少量文献主要集中在探讨管理者性别以及年龄对盈余管理的影响[2-3-4]，而并没有系统考察管理者团队的人口统计学特征对于盈余管理的影响。且现有研究多假设管理者为理性经济人，而实际企业管理者由于自身知识背景、年龄以及性别差异等一系列因素的限制，并非是完全意义上的理性经济人。因此，研究管理者特征对于盈余管理的影响，其研究结论会更符合企业的实际状况，对理解企业的盈余管理行为有更好的指导意义。

Watts和Zimmerman[5]就提出管理者的薪酬计划是企业进行盈余管理的三大动机之一。随后的诸多研究也证实了这一假设。但是该类研究并没有考虑到薪酬动机下的盈余管理程度受管理者特征影响。由于管理者个人特质的不同，在面临盈余管理决策时，其对于风险的判断以及收益的权衡将会截然不同，进而影响到其盈余管理程度。因此，基于薪酬动机研究管理者特征对于企业盈余管理程度的影响将能够更真实地反映企业的盈余管理状况，同时也为理解企业管理者个人特征对于盈余管理的影响提供较好的切入点。

二、理论分析与假设提出

Hambrick和Mason[1]的高阶管理理论认为，组织的行为策略与绩效都显著地受到企业高层管理者背景特征的影响，包括管理者的年龄、性别、教育程度、工作经验以及社会关系。正是由于管理者背景特征的差异，造成了其在认知能力上的不同，进而影响到企业的行为策略，进一步影响到企业的未来经济绩效。

企业的盈余管理行为作为信息不对称下的企业会计选择问题，也会涉及到道德问题。同社会学中的年龄与行为分析相类似，随着企业管理者年龄的增大，其体力与精力也会逐步下降，理解和学习新知识的能力随之下降，其行为会更趋于保守，且会更为珍惜目前阶段所获得的财富与声誉，安于公司目前阶段的现状，而不愿承担较大的风险获取更高的收益。Huang等[4]就详细分析了CEO的年龄与企业的盈余质量之间的关系，研究发现，随着CEO年龄的增大，企业会显著减少其迎合分析师预测的盈余管理行为，其财务重述的水平也显著较低，企业的盈余质量有较大程度的提高。因此，可以合理预期随着管理者团队平均年龄的增大，企业会进行更少的盈余管理行为，因为该行为会让其承担更多的风险，降低个人的效用水平。因此，基于以上分析，笔者提出如下假设：

H1：在其他条件相同的情况下，管理团队平均年龄的增加会有效抑制企业的盈余管理水平。

管理者性别对于盈余管理水平的影响研究相对较多，且主要是基于风险分析的视角。Groson和Gneezy[6]的研究认为与男性相比，女性是风险回避者，而公司的决策行为都是受到企业的管理者风险偏好的影响。这种特质反映在企业的会计选择行为上应该就是其采用更少的盈余管理行为，以减少自身所面临的法律风险。Francis等[2]研究了公司CFO由男性变更为女性时，企业的盈余管理水平的变化，即与男性CFO相比女性CFO出具的财务报告会更为保守，且市场对于女性CFO在位期间公司出现的负面盈余信息反应不足，这更激发了女性CFO采用更为保守的会计政策，减少了公司的盈余管理行为。Peni和Vähämaa[3]的研究同样也发现CFO为女性的公司会有较高的盈余质量，盈余管理行为较少。因此，若在公司高层管理团队中，女性管理者的增加将能够在一定程度上使得公司的财务报告更为保守，减少盈余管理行为。因此，基于以上分析，笔者提出如下假设：

H2：在其他条件相同的情况下，管理团队女性管理者的增加会有效抑制企业的盈余管理水平。

而管理者的学历背景、教育程度与企业盈余管理的研究目前鲜见于文献。管理者的受教育程度是企业人力资源的重要因素。Castle和Jane[7]认为高层管理者的教育程度越高，其处理公司业务的能力越强，并具有较强的创新性，从而对公司的绩效有较为正面的影响。根据叶上葆等[8]的推论，由于高层管理者的教育程度越高，其经营能力越强，公司并不需要进行过多的盈余管理行为来维持业绩，但是其实证分析只证实了继位管理者的年龄越大，教育程度越低，越容易出现盈余管理行为，并没有直接得出教育程度越高，盈余管理程度越低的结论。而根据Hambrick和Mason[1]的分析，企业高层团队的受教育程度会影响其价值观与认知偏好，进而影响到企业的绩效，但并没有显著证据表明，高层团队的受教育程度一定与企业绩效正相关。但是，他们进一步分析指出，没有受到好的教育的管理团队，其绩效一定低于行业平均水平。由此可见，良好的高等教育虽然不一定必然导致高绩效，但是通过教育所传导的正确的价值理念必然会抑制管理者的不道德行为。因此，基于以上分析，笔者提出如下假设：

H3：在其他条件相同的情况下，管理团队的受教育水平越高，企业的盈余管理水平越低。

由于管理者薪酬水平与业绩相联系，从而导致了管理者的盈余管理动机，管理者在业绩压力之下，为了获得更多的报酬，通常会采用更多的盈余管理行为来满足业绩要求。但是考虑到管理者团队的背景特征，其薪酬契约下的盈余管理行为可能产生相应的变化。正如H1的分析，由于高龄管理者安于企业现状，为了保持声誉，不愿承担风险，特别是在现有中国制度背景下，国有企业较多，且企业的股权激励制度尚未普遍施行，管理者的薪酬与业绩的关联较弱，因此，薪酬对于高龄管理者团队的激励作用并不显著。但另一方面，可能正是由于制度建设的不健全，企业高层管理者可能会进行较多的机会主义盈余管理，通过业绩操控抬高股价，伺机出售其所持公司股票，获取不正当利益；或者是通过离职前的盈余管理行为提高企业业绩，为离职后谋取更好的退休福利。因此，笔者认为薪酬对于年龄与盈余管理程度之间的调节作用并不明确。

而管理者的性别差异对薪酬激励与盈余管理行为之间的关系起到一定的抑制作用，由于女性管理者作为天生的风险回避者，其通常不会通过盈余管理来满足业绩要求；而男性管理者则恰恰相反，其可能会实施更多的盈余管理行为，因此，笔者认为薪酬激励会使得女性管理者更加谨慎，使得男性管理者更加激进，从而对性别与盈余管理行为之间起正向的调节作用。从管理者的受教育程度看，良好的高等教育必定会产生正确的价值观，减少管理者的不道德行为，报酬激励的负面作用在一定程度上会被抵消，而报酬的正向激励以及资本市场的积极反应都会进一步强化管理者减少盈余操控行为。因此，基于以上分析，笔者提出如下假设：

H4a：在其他条件相同的情况下，薪酬水平对年龄与盈余管理行为并不存在显著的调节作用。

H4b：在其他条件相同的情况下，薪酬水平对性别与盈余管理行为起正向的调节作用。

H4c：在其他条件相同的情况下，薪酬水平对教育程度与盈余管理行为起正向的调节作用。

三、研究设计

(一)高管界定

笔者借鉴Hambrick和Mason[1]等的研究，将高管团队定义为公司现任监事会及董事会成员(包括董事和独立董事)、总裁、副总裁、CEO、总经理、副总经理、财务负责人以及董事会秘书等。

(二)样本选取与数据来源

笔者以2001—2014年间所有A股上市公司为研究样本，由于计算应计盈余管理模型的需要，实际的样本区间为2000—2014年。并按照以下标准选择样本：(1)剔除金融类上市公司样本以及在研究区间内被证监会特别处理的上市公司样本。(2)剔除行业年度少于15家的行业年度。(3)剔除上市时间不足1年的上市公司样本以控制IPO效应。(4)剔除管理者特征披露不详以及企业财务数据缺失的上市公司样本。最终获取样本数为1975个。文中管理者特征所需数据来自上市公司披露的公司高管简历、通过手工搜集计算获得。其他数据均来自CSMAR数据库。

(三)变量设定

1.被解释变量

本文的被解释变量为盈余管理水平。根据夏立军[9]的研究，Dechow的修正Jones模型最能反映企业的盈余管理水平。因此，笔者也采用该分行业分年度模型计量企业的应计盈余管理水平(采用证监会2001年行业代码，除制造业细分到二级行业，其他行业都采用一级行业代码)。

2.解释变量

笔者以高阶管理理论为基础，实证考察管理者团队人口统计学特征对企业盈余管理水平的影响。选取管理者团队的平均年龄(Age)、平均学历(Edu)以及团队中男性所占比重(Gender)为解释变量。同时考察了管理层激励(Inc)以及二者交互作用对企业盈余管理水平的影响。

对于管理层薪酬激励，笔者借鉴Bergstresser和Philippon[10]的股权激励公式，但是考虑到我国股票市场的实际情况，实施股权激励公司较少，因此，本文在计算薪酬激励占比时并不考虑管理者已被授予但尚未执行的股权数量，具体计算公式如下：

Inc=0.010×Price×Shares/(0.010×Price×Shares+

Salary)

(3)

其中，Price为股票年末最后一个交易日的收盘价，Shares为管理层持股数量，Salary为管理层工资数额。

3.控制变量

借鉴已有研究，笔者选取企业资产负债率(Lev)、企业净资产收益率(Roe)、企业规模(Size)以及企业成长能力(Growth)等变量为控制变量，以控制不同企业特征对企业盈余管理水平的影响。同时，笔者还设定年度虚拟变量来控制不同年度中经济情况以及突发事件的影响。

(四)检验模型

为了考察管理者特征对企业盈余管理水平的影响，并进一步考察管理者激励措施与其特征对企业盈余管理水平的交互影响，笔者构建如下回归模型来验证H1—H3：

以上数据显示全国房地产市场综合实力百强企业的市场份额即CR100从2011年的26.2%增加至2017年的47.7%，增长率为82.1%。从10强和百强企业的数据对比分析来看，二者均表明全国房地产市场集中度在不断增强，但10强企业的市场份额的提升速度稍快于百强企业，这说明随着中国房地产市场发展，大企业规模增长有所加快，市场集中度仍有较大提升空间。不过，按照贝恩的市场结构分类标准，当前全国房地产市场仍处于竞争型市场结构，市场集中度虽有所增长但仍处于偏低水平，这是对中国房地产业市场结构的一个基本判断。

DA=β0+β1Tmc+β2Lev+β3Roe+β4Size+β5Growth+

∑Year+∑Ind+ε

(1)

构建如下回归模型验证H4：

DA=β0+β1Tmc+β2Tmc×Inc+β3Inc+β4Lev+β5Roe+

β6Size+β7Growth+∑Year+ε

(2)

其中，Tmc为管理者背景特征，在回归分析中分别代入管理者性别、年龄以及学历程度。

四、实证研究

(一)描述性统计和相关性分析

表1汇报了变量的描述性统计情况，在进行描述性统计之前，笔者对文中的被解释变量及控制变量进行了上下1%分位数的Winsorize处理。

表1变量的描述性统计(N=1975)

通过对表1的分析，我们可以看出，表征样本企业盈余管理水平的变量DA均值为0.034，表明企业的操控性盈余管理水平仅占到企业资产总额的3.4%，平均水平较低，而最大值与最小值之间的极差达到3.784，这表明不同企业之间的盈余管理程度存在较大的差异。同时，就本文的自变量而言，企业高层管理者的平均年龄达到46.970岁，这一年龄段的管理者正处于“年富力强”的人生阶段。既拥有较为丰富的人生阅历和管理经验，又拥有持续学习和不断接受新思想的能力，可以最大限度地为企业健康发展贡献自己的力量。从最小值39.370岁和最大值54.660岁来看，不同企业的高管平均年龄具有较大差别，表明不同企业之间在高管人事安排上有所差异。

2.变量的相关性分析

表2报告了本文主要变量的相关性分析。

表2变量间相关系数表(N=1975)

注：本表报告了变量之间的Pearson相关系数与Spearman相关系数，分别置于表的左下方和右上方；*、**和***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平。下同。

通过Pearson相关系数与Spearman相关系数，我们可以看到，企业的盈余管理水平与管理者特征变量之间均有较为显著的相关关系，由此我们可以推断，管理者特征确实对企业盈余管理产生了一定程度的影响。其中，管理者团队平均年龄和团队中男性管理者所占比重与盈余管理水平呈现正相关关系，而管理者的平均学历水平以及接受的薪酬激励水平与其呈现一个负相关关系。初步验证了H2与H3。同时还可以看到所有变量之间的相关系数均未超过0.500，可以断定变量之间没有显著的多重共线性，可以进行回归分析。表2报告的相关性分析仅为单变量分析结果，考虑到有影响企业盈余管理水平的其他因素，因此可能具有测度误差。更为严谨的结论有待回归检验的结果呈现。

(二)回归结果分析

1.管理者特征与企业盈余管理

由于盈余管理行为包括正向与负向两个层面的盈余管理行为，不同方向的盈余管理程度越大均表示盈余管理程度越大，因此，本文将盈余管理分为大于零组与小于零组，分别进行回归，以控制不同方向上的盈余管理不具有可比性的问题。表3和表4分别报告了大于零组和小于零组的回归结果。

表3盈余管理水平大于零组回归结果(N=798)

注：括号内数据为经过稳健调整的t值。下同。

表4盈余管理水平小于零组回归结果(N=935)

通过表3可以看出，企业管理者的年龄对企业正向盈余管理水平有一个显著的负向影响，相关系数为-0.013，显著性水平为5%，这表明，随着企业管理者年龄的增大，其所在企业的正向盈余管理水平逐渐下降。也就是说，在其他条件相同的情况下，管理团队平均年龄的增加会有效抑制企业的盈余管理水平，企业盈余质量大幅提高。H1得到验证。同时可以看到，管理团队的平均学历水平与企业盈余管理水平呈现显著的负相关关系，相关系数为-0.103，且显著性水平同样为5%。这表明，随着企业管理团队平均学历水平的提高，企业同样有减少正向盈余管理水平的倾向，盈余质量大幅提高，H2得到验证。

对于企业管理团队中男性成员所占比重对企业盈余管理水平的影响，我们可以看到，虽然影响方向为正向，但是其统计学意义并未达到显著性水平。因此，H3只能得到较为微弱的经验证据支持。究其原因，笔者推断，由于我国上市公司中，团队高管大部分成员为男性，女性占比较少，因此，团队中性别异质性对企业盈余管理水平的作用无法得到充分发挥。另外，就管理者的薪酬激励对企业盈余管理水平的影响而言，我们观测到了一个显著性水平为1%的负相关关系，相关系数为-0.146，与已有研究[11]相一致。表3中列(5)的回归中，我们将所有管理者特征变量放入同一模型，以进一步考察管理者特征与企业盈余管理水平的关系。上述结论均成立，并且，模型的拟合优度得到了一定程度的提升，这进一步表明上述结论的稳健性。而控制变量中，仅有企业规模与盈余管理水平呈现出显著的正相关关系，均在1%水平上显著。虽然这与政治成本假设不一致，但是在中国背景下，企业可能为了获得政府支持，更有动机进行利润操控，提高利润，以从政府干预中获得更多的好处。

通过表4可以看出，企业管理者的年龄与负向的盈余管理行为呈现出正相关关系，相关系数为0.008，在10%水平上显著。即企业管理者团队的平均年龄越大，其负向盈余管理水平越弱，管理者的年龄对盈余管理程度有一定的抑制作用，与H1相一致。但是教育水平与负向盈余管理的回归结果并不支持H2。由表4列(2)的回归结果可知，平均教育水平与盈余管理呈负相关关系，相关系数为-0.077，且在1%水平上显著。这说明高管团队的平均教育水平越高，其越可能进行负向的盈余操控。表4中列(3)和列(4)的回归结果均不显著，H3没有得到验证，可能的解释原因与正向组的解释原因相一致。表4中列(5)的回归结果与前4列的回归结果基本一致，再次验证了H1，H2与H3没有获得支持。在负向盈余管理组中，其控制变量资产负债率与企业负向盈余管理的负相关关系与债务契约假设相一致，即越高的负债比率，企业越可能为避免债务违约而进行盈余管理行为。而其他控制变量与负向盈余管理的关系具有一定的波动性，在不同的回归模型中结果存在一定的差异。

2.管理者特征与企业盈余管理：薪酬激励的调节作用

由于本文选用了包含时间变量的企业面板数据，因此，可以采用面板固定效应模型对企业不随时间改变的个体效应进行控制，同时，考虑到企业在不同年度可能会受到不同政治环境以及经济环境的影响，因此，笔者在模型中加入时间虚拟变量，构造双向固定效应模型进行研究。另外，由于样本数据之间可能会存在异方差以及截面相关、序列相关等问题，普通模型的回归会造成衡量的偏误，因此，笔者采用Driscoll和Kraay[12]稳健性回归对上述问题进行了控制。为了验证H4，我们在模型(1)的基础上进一步加入了管理者年龄、教育水平和性别比重与薪酬激励的交乘项。由于交乘项的存在，模型(2)具有一定的多重共线性，因此，我们首先对相关变量进行中心化处理然后构造交乘项以降低模型的多重共线性。同上文的分组，表5报告了薪酬的激励对于正向盈余管理调节作用的回归结果。

表5回归结果：考虑薪酬激励作用(N=496)

通过表5我们可以看到，企业管理者的平均年龄与平均学历水平仍旧与其盈余管理水平呈现显著的负相关关系(显著性水平均为1%)，性别与盈余管理水平的回归结果仍不显著，进一步证实前文结论的稳健性。同时，我们可以看到，企业管理者学历水平与其薪酬激励的交乘项在5%显著性水平上与其正向的盈余管理水平负相关，相关系数为-0.047，在10%水平上显著，H4c得到验证。这表明当企业的管理者团队的薪酬水平显著提高时，原先管理者团队对于盈余管理的抑制作用更强了。但是，企业薪酬激励水平对管理者年龄与企业盈余管理水平的关系影响虽然存在，但并不显著。这在一定程度上说明了H4a，由于薪酬的此种调节作用虽然可能是存在的，但是正如假设分析中所阐述，正反两个方面的作用存在一定的抵消，因此，造成其最终的结果并不显著。而企业薪酬激励水平对管理者性别与企业盈余管理水平的关系影响也并不显著，H4b没有得到验证。笔者进一步考察了薪酬激励对于管理者特征与负向盈余管理组的调节作用，研究结果并不存在显著的相关性，回归结果略去没有汇报。

(三)稳健性检验

盈利能力分析的背景例8

中图分类号：F231.6文献标识码：A文章编号：1003-7217（2015）03-0066-06

一、引言

上市公司盈余管理行为是企业会计信息失真的一根重要导火索，历来是理论界与实务界关注的重点问题，作为盈余管理重要诱因之一的高管变更①与之有着千丝万缕的联系。我国企业的内部监督主要指股东通过董事会、监事会以及股东大会对高管层的行为进行监督，构建“三会”对“一层”的有效监督机制可以缓解高管变更时的不良行为。我们所关注的是，在我国当前制度背景下，高管变更是否带来了严重的盈余管理行为、“三会”的监督能否有效抑制这种不良行为。本文主要从董事会、监事会以及股东大会三个角度来阐述内部监督的作用。内部监督机制各主体作用不同，有必要进行区分，独立探究不同监督主体对于高管盈余管理行为的影响，这样更利于发现内部监督机制存在的问题，从而有针对性地进行改善，为完善内部治理结构、提高信息质量提供经验证据。

二、理论分析与研究假设

（一）高管变更与盈余管理

关于高管变更与盈余管理的关系，研究成果颇丰，早在1973年，Moore的研究即发现，任命新CEO的企业比其它企业更倾向于减少收益[1]；Murphy和Zimmerman（1992）研究发现，在业绩较差的企业，新任高管会操纵研发费用、广告费、资本性支出以及其他应计项目，借此进行利润大清洗[2]。对新任高管而言，为了有机会从企业获得足够利益，在任期之初尤其是变更当期，其对货币薪酬的狂热追求可能成效并不大，相反最重要的任务无疑是获取董事会信任以提升自己的声誉并确保自己的“职业安全”，只有职位得到保障，才有可能获得后续丰厚的利益。为了达到这个目的，新任高管通常会在变更当期通过调减收益进行负向盈余管理。基于此，提出假设：

H1：在控制其他条件不变的情况下，高管变更会为企业带来较为严重的负向盈余管理行为。

（二）董事会监督与盈余管理

董事会监督作为企业内部监督机制的核心，对于管理层负有直接的监督责任，有义务对新任高管的盈余管理行为进行制约，以保证上市公司会计信息质量、保障投资者尤其是中小投资者的利益。本文主要从规模、激励性以及审计委员会专业性三个角度来考察董事会的监督作用。

董事会中人数的多少确实会影响董事会的运行，我国相关法律也对此作了规定。然而，到底保持多大规模董事会才能使其发挥有效监督作用，相关研究结论不一。本文认为在高管变更当期，基于抑制新任高管盈余管理的目的，大规模的董事会可能作用更大，至少可以从以下两个方面得到解释：（1）大规模的董事会拥有的知识和经验多样化且更有价值，拥有更多专业性的人才，在抑制盈余管理、监督企业财务活动等方面可能更加有效；（2）董事会规模越大，涉及利益更广泛，使得对董事会的控制变得艰难，新任管理者对董事会的影响也将因董事会规模的增大而弱化，从而使得董事会成员能够不受干扰地行使监督权。基于此，提出假设：

H2a：在控制其他条件不变的情况下，董事会规模越大，越能够抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。

董事会激励性是影响董事会监管作用的另一个重要原因，通常来说，董事会持股可以在很大程度上反映董事会的激励性。根据Vroom期望理论可知，一种行为倾向的强度取决于个体对于这种行为可能带来的结果的期望以及该结果的吸引力，运用到董事会的具体环境下就是，当董事会成员认为努力行使监督职能能够为企业带来良好的绩效，并能据此从企业获利时，他们就会受到激励进而付出更大的努力去行使监督职权。作为理性有限的“经济人”，董事会成员持有一定的股份，使得董事会成员的利益同企业的经营状况挂钩，董事出于自身利益考虑，将会有更大的动力去行使监督权，以期制约管理层的不当行为而提高企业绩效，从而使自己获利。基于此，提出假设：

H2b：在控制其他条件不变的情况下，董事会持股比例越高，越能抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。

审计委员会作为董事会中为提高治理水平而安排的一项重要制度，对于改善董事会治理效率、发挥董事会治理作用以及提高信息质量作用重大[3]。通常来说，审计委员会的主要职责是监督企业财务报告过程，防止管理层粉饰舞弊。鉴于此，保持审计委员会专业性（用审计委员会中财务背景董事比例来反映）就非常有必要，我国相关法令②也对此作出了规定，即审计委员会中至少有一人要具备财务或类似专业背景，审计委员会中财务背景董事的作用不容忽视。周兰（2010）研究发现审计委员会中财务专家的比例越多，审计委员会越有能力监督财务报告过程，并促使审计委员会提高监督效率[4]；通常来说，拥有财务背景的董事比普通董事具备更多先进的财务和会计知识，能够更好的理解和监督财务报告过程，密切监督管理层行为，发现企业财务漏洞，针对企业财务状况发表专业性意见；且财务背景董事通常具有较高的社会声誉，为了减少不必要的声誉损失成本，财务背景董事通常都能够勤勉的行使监督职责。对新任高管而言，财务背景董事的存在将对其产生强烈的威慑作用，在财务专家面前，新任高管基于“自利”动机的机会主义行为必然无所遁形，并极可能因盈余管理等行为的实施而面临职业风险，迫于此压力，新任高管的不良行为理应有所收敛。基于此，提出假设：

H2c：在控制其他条件不变的情况下，审计委员会专业性越强，越能抑制高管变更所带来的盈余管理行为。

财经理论与实践（双月刊）2015年第3期2015年第3期（总第195期）陈共荣，王慧等：内部监督对盈余管理行为的抑制作用研究基于高管变更的视角

（三）监事会监督与盈余管理

监事会作为企业内部专门的监督机构，对管理层负有重要的监督责任，有效的监事会监督对于提高公司治理水平、抑制盈余管理行为至关重要。本文主要从规模、激励性以及勤勉度三个角度来考察监事会的监督作用。

同董事会一样，大规模的监事会通常能够吸纳更多经验丰富且专业知识渊博的监事，能够投入更多精力对管理层进行监督，且监事会规模越大，涉及的利益更广泛，监事同管理层合谋的概率将极大降低，使监事能够不受干扰的行使监督权，因而能够在抑制盈余管理以及监督企业财务活动等方面发挥更大作用，能够有力抑制管理层的不合理行为。基于此，提出假设：

H3a：在控制其他条件不变的情况下，监事会规模越大，越能抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。

同董事会一样，监事会激励性也是影响监事会职能发挥的一个重要因素，给予监事会成员一定股份在很大程度上能够反映监事会的激励性，监事持股有利于激发其监督的积极性，增强监事的受托责任。卿石松（2008）研究表明，监事持股比例越大，监事就越发有动力监督董事及管理层的行为，从而能够减少成本，提升企业绩效[5]；监事会成员持有一定股份，为监事会成员提供了更好的激励，而提高对监督者的激励是一种降低监督者与管理层合谋的有效方法。可以预见，通过增加持股等激励手段，使监事的个人利益同企业整体利益挂钩，为了收获最大化的个人利益，监事首先需以充足的积极性监督企业运行以实现最大化的企业整体利益，受到激励越大，个人利益同企业整体利益联系越紧密，从而越能发挥其监督作用。基于此，提出假设：

H3b：在控制其他条件不变的情况下，监事会持股比例越高，越能抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。

监事会会议通常被认为是监事会勤勉度的替代变量，是监事会成员进行沟通以及监督管理者的有效途径，通常来说，经常召集会议的监事会责任心更强、更为活跃，且企业的重大决策通常需要通过会议来议定。会议频繁说明监事愿意给予企业更多关注，商讨企业发展大计，解决企业发展过程中遇到的包括盈余管理在内的诸多问题，从而可能带来企业整体状况的改善。监事会会议频繁，表明监事会成员积极沟通并参与企业决策，是企业治理水平提高的表现，将有利于监督管理层的不利行为。基于此，提出假设：

H3c：在控制其他条件不变的情况下，监事会活动频率越高，越能抑制高管变更所带来的盈余管理行为。

（四）股东大会监督与盈余管理

股东大会作为股东对企业进行内部监督的基本形式，同时也是公司治理中最重要的制度安排之一。然而随着企业的发展，两权分离程度的加深，股东大会的权力不断削弱，使得股东大会的存在通常虚于形式，沦落为货真价实的“橡皮图章”，真正能够起作用的反倒是其背后的股权结构[6]，从股权结构的角度进行探究显得更有意义。本文主要从第二至五大股东对第一大股东的制衡角度来探究股权结构对高管变更所带来的盈余管理的影响。

股权结构是企业所有者关系最直观的反映，是内部监督机制形成的基础，它决定着企业重大决策的制定，影响着对管理层的监督。有研究表明多个大股东制衡的存在对于提高企业价值以及保护中小投资者作用重大。通常来说，当大股东持股比例过多，股权过于集中时，大股东可能凭借其控制地位来掠夺中小股东的利益，尤其在高管变更当期，考虑到新任高管通常由第一大股东所指派[7]，为了在未来显示更好的业绩，第一大股东可能还会同新任高管勾结，共同实施盈余管理行为，使得第一大股东丧失应有的监督作用。然而，相对于第一大股东来说，其他大股东（本文特指第二～五大股东）持股比例相对要小很多，通常没有特别强烈的动机同管理层勾结以期获取控制权私利，因此，在极大程度上起着监督制衡的作用。若是股权相对分散而非集中于一方，多个大股东之间能够相互制衡，彼此之间利益牵制，其他大股东对第一大股东能够有更好的监督，此举使得第一大股东主导的不良行为将难以施展。基于此，提出假设：

H4：在控制其他条件不变的情况下，第二至五大股东对第一大股东的制衡度越大，越能抑制因高管变更所带来的盈余管理行为。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2010～2013年我国A股上市公司为初始研究样本，并做如下筛选：（1）剔除金融保险类企业；（2）剔除ST、*ST等财务异常企业；（3）剔除数据缺失、信息不全的企业；（4）剔除发生董事长变更的企业。最终获得6705个样本，其中发生了高管变更的样本为1080个。所使用的审计委员会数据来源于WIND数据库，其他数据来源于CSMAR数据库，数据的统计和分析使用SPSS17.0软件。

（二）盈余管理的测量方法

本文采用修正的截面Jones模型来估计公司的可操纵性应计利润，具体计算过程如下：

（1）用式（1）分行业分年度进行回归，获取行业特征参数α1，α2，α3的估计值1，2，3。

TAit/Ait-1=α1（1/Ait-1）+α2（ΔREVit/Ait-1）+

α3（PPEit/Ait-1）+εit（1）

其中：TAit是i公司在第t年包含线下项目的总应计利润，即TAit=净利润-经营活动现金流量净额；Ait-1是i公司在第t-1年的总资产；ΔREVit是i公司在第t年的营业收入变化额；PPEit是i公司在第t年的固定资产净额；εit是回归方程的残差。

（2）将式（1）估计出的行业特征参数1，2，3代入式（2）以求得非操纵性应计利润。

NDAit=1（1/Ait-1）+2[（ΔREVit-

ΔRECit）/Ait-1]+3（PPEit/Ait-1）（2）

其中：NDAit是i公司在第t年的非操纵性应计利润；ΔRECit是i公司在第t年的应收账款变化额；其他变量的定义同式（1）。

（3）用式（3）计算操纵性应计利润DAit。

DAit=TAit/Ait-1-NDAit； （3）

其中各变量的定义同（1）、（2）式。

（三）回归模型及变量定义

首先，为了检验高管变更时的盈余管理行为，构建了模型（I）：

DAit=β0+β1TO+β2Lna+β3Lev+

β4Roa+β5Grow+εit；（I）

其次，为了检验董事会、监事会以及股权结构对高管变更所带来的盈余管理行为的监督作用，构建了模型（Ⅱ）、（Ⅲ）和（Ⅳ）：

DAit=β0+β1TO+β2Bs+β3Bsh+β4Acp+

β5TO×Bs+β6TO×Bsh+β7TO×Acp+

β8CONTROL+εit（Ⅱ）

DAit=β0+β1TO+β2Ss+β3Ssh+β4Sm+

β5TO×Ss+β6TO×Ssh+β7TO×Sm+

β8CONTROL+εit（Ⅲ）

DAit=β0+β1TO+β2Bhb+

β3TO×Bhb+β4CONTROL+εit（Ⅳ）

模型（Ⅰ）、（Ⅱ）、（Ⅲ）和（Ⅳ）中，DAit为被解释变量，代表企业盈余管理水平，采用修正的截面Jones模型计算出的操纵性应计利润来表示，CONTROL表示各控制变量，模型中各变量的具体定义如表1所示。

四、实证分析

（一）描述性统计及相关性分析

表2为本文主要变量描述性统计结果，DA最大值为1.3931，最小值为-0.8643，正负向的盈余管理皆存在。董事会规模最小值为4，最大值为18，监事会规模最小为3，最大为13，符合企业对于董监事会人数的要求；董事会持股比例均值为0.1148，监事会持股比例均值为0.0031，说明当前我国上市公司监管者的持股比例普遍偏低，针对监管者的股权激励有待完善。审计委员会专业性指标最大为1.0000，最小为0.0000，公司间差别较大，但总体均值为0.9360，说明总体来看财务背景董事在监事会中占主导地位。

水平上显著负相关，变量Bs、Bsh以及Sm与DA在5%水平上显著负相关，说明董事会规模越大，董事会持股比例越高，监事会会议次数越多，盈余管理行为越能被弱化。其他各变量之间均有一定的关联性，但相关系数较小，说明模型存在多重共线性的可能性较小，进一步VIF检测结果证实模型不存在共线性问题。

（二）回归结果分析

本文运用多元回归分析方法，结合前文所列模型来检验已提出的假设，探究各个解释变量及控制变量对被解释变量DA的影响，相关回归结果如表4所示。

第（1）列为全样本回归结果，从中可见TO与DA在5%水平上显著负相关，说明高管变更当年，新任高管基于自利目的，会进行调减收益的负向盈余管理行为，支持了假设H1。控制变量的回归结果显示，企业规模、企业绩效以及企业偿债能力同盈余管理显著正相关，这可能是因为规模大的企业以及具有良好业绩的企业可能会受到更多关注，进行负向盈余管理的可能性较小，而资产负债率较高的企业可能会受到债权人的监督，往往会选择正向的盈余管理；企业成长性同盈余管理显著负相关，可能是因为成长较快的企业盈利不平稳，波动较大，为了减轻这种波动带来的影响，管理层会选择通过负向的盈余管理平滑利润。

第（2）列为董事会对高管变更时的盈余管理行为的影响，TO×Bs项系数为正，且在5%水平上显著，说明董事会人数越多，可能吸纳的专业人士越多，越能针对管理层的不良行为出谋划策，极大的削弱了高管变更所带来的负向盈余管理行为，支持假设H2a。TO×Bsh项系数为正，且在5%水平上显著，说明董事会持股比例越高，高管变更时的负向盈余管理行为越能得到抑制，也证实了增强对监督者的激励将是促使其积极行使监督职权的有效有段，支持假设H2b。TO×Acp项系数为正，且在5%水平上显著，说明财务背景董事可能凭借其专业性以及声誉威望在董事会中发挥重要作用，能够准确识别企业财务活动，对管理者的威慑作用不容小觑，也因而能够有效弱化新任高管主导的盈余管理行为，支持假设H2c。

第（3）列为监事会对高管变更时的盈余管理行为的影响，Ss、Ssh与TO的交叉项对DA呈不显著的正相关关系，未能证实假设H3a和H3b，说明监事会人数以及对于监事会人员的激励并没有体现出应有的积极效应，这可能与我国监事会制度不太健全紧密相关，对于此二者的作用，有待进一步发掘和探讨。TO×Sm项系数为正，且在1%水平上高度显著，说明监事依然能通过召集会议来行使其监督职权，通过会议解决诸多问题，会议频繁说明监事愿意给企业投入较多关注并花较多的时间监督企业活动，高管的盈余管理行为也因此能够得到抑制，支持假设H3c。

第（4）列为股权结构对高管变更时的盈余管理行为的影响，TO×Bhb项系数为正，且在10%水平上显著，说明企业股权制衡度的提高可能弱化第一大股东同管理者的合谋动机，且其他大股东通常扮演着监督制衡的角色，从某种程度上有利于抑制高管变更时的盈余管理行为，支持假设H4。

（三）稳健性检验

为了增强上述结论的可靠性，本了相关稳健性检验：（1）为了检验模型（1）的稳健性，将样本按照DA值的正负进行分组分析；（2）为了检验模型（2）的稳健性，用董事会人数的自然对数作为董事会规模的替代变量进行分析；（3）为了检验模型（3）的稳健性，用监事会人数的自然对数表示监事会规模进行分析；（4）为了检验模型（4）的稳健性，用第二至五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值作为股权制衡度的替代变量进行分析。以上分析结果均未见实质性差异，相关稳健性检验结果如表5所示。五、 结论与政策建议

以上基于2010～2013年我国A股上市公司样本，检验了高管变更当期内部监督对高管盈余管理行为的抑制作用，得出以下结论：（1）高管变更与盈余管理呈显著负相关关系，说明在高管变更当年，新任高管基于自利动机，选择在继任当年通过调减利润的方式降低当年盈余；（2）董事会规模越大，董事会成员持股比例越高，审计委员会专业性越强，越能抑制高管变更时的负向盈余管理行为；（3）监事会规模、监事会持股的作用并没有得到验证，而监事会勤勉度越高，越能抑制高管变更时的盈余管理行为；（4）企业股权制衡度越大，越能抑制高管变更所带来的盈余管理行为。

从以上结论来看，内部监督体系在抑制高管变更时的盈余管理方面有一定的作用，但仍需进行较大程度的改进，为此，提出以下建议：（1）进一步完善董事会制度。适当扩大董事会规模，建立人才引进机制，吸纳更多专业人士；鼓励董事会成员持股，使董事会成员利益同企业利益紧密相连，实现激励机制与监督机制的协同；改进审计委员会制度，明确限定审计委员会成员任职资格，提高审计委员会中财务背景董事比例，促使审计委员会在监督过程中提出专业性意见。（2）继续加强监事会制度建设。健全相关法律法规，明文规定监事会的监督责任，实行严格问责机制；保持适当的监事会规模，引进更多专业人才；完善监事的薪酬和股权激励机制，增大监事的持股比例，实现监事利益同企业利益的紧密相连；加强会议管理，切实提高监事会会议效率，防止监事会会议流于形式。（3）优化企业内部股权结构。股权适度分散而非一股独大可能更有利于抑制高管变更时的机会主义行为，应加大股权分置的力度，严格限定股东持股比例，充分发挥大股东间的监督制衡作用。（4）健全内部监督信息披露机制。完善内部监督信息披露相关法律法规，明确规定内部监督信息披露的内容、形式、频率等问题，及时披露监督主体的履责情况，并采取动态改进措施，随时弥补内部监督存在的缺陷，提高内部监督工作的透明度。

注释：

①本文高管变更包括总经理变更，以下同。

②证监会与国家经贸委2002年颁布的《上市公司治理准则》。

参考文献：

[1]Moore M. Management changes and discretionary accounting decisions[J]. Journal of Accounting Research， 1973，（11）：100-109.

[2]Murphy K J， Zimmerman J L. Financial performance surrounding CEO turnover[J]. Journal of Accounting and Economics， 1993， 16（1）： 273-315.

[3]Black B， Kim W. The effect of board structure on firm value： A multiple identification strategies approach using Korean data [J]. Journal of Financial Economics，2012，104（1） ：203-226.

盈利能力分析的背景例9

一、引言

在资本市场上证券分析师也称为财务分析师，是专业的分析人员，一般受雇于金融投资机构，比普通投资者更善于搜集信息和进行专业分析。他们搜集某家公司的各类信息，不管是通过公共渠道还是个人渠道，然后运用专业的知识对这些信息进行分析，然后给出相应的分析报告和投资建议。

分析师收集上市公司信息，基于对其所处行业的了解，加以自主研究分析，作出盈余预测并给出投资评级，集中反映了市场对上市公司未来业绩和股价走势的看法。不论是在西方发达国家还是向我国这样的新兴市场，分析师已经是资本市场上重要的存在。学术界针对分析师预测展开的研究涵盖了分析师数量、预测准确预测分歧预测的系统乐观或悲观偏误、预测误差的分布以及预测误差的决定因素等多个角度，这充分说明了这一领域的研究的重要性。

二、文献回顾

Goss（1993）对高管薪酬进行了研究。研究先假设实行长期绩效计划以及管理层持股比例高的公司不大可能在财务报表上弄虚作假，则他们的财务报表更易预测，因此预测的分歧更小。结果证明此种类型的公司盈利预测的分歧较小，但对盈利长期增长率的分歧较大。

宋乐、张然（2010）从影响分析师独立性的一个重要因素——上市公司高管背景研究了这一因素对证券分析师做出盈余预测的影响。研究结果表明，上市公司的高管与分析师有关系时，相比没有关系的分析师相比，有关系的分析师的盈余预测的准确度明显较低，盈余预测偏乐观程度就越高。这说明了这些分析师违背了独立性，做出有利于上市公司的分析报告。研究结果还发现，分析师盈余预测的精确度还与上市公司的规模呈显著负相关关系。非国有上市公司盈余预测的差异大于国有上市公司；上市公司的规模越大，分歧对就越小，与上市公司高管有关系的分析师更倾向于高估小公司的发展前景，也容易高估盈利能力不稳定的公司。

三、样本选择与变量描述

四、多元回归分析

对控制变量的分析结果如下述所：跟踪分析师人数（FOLLOWING）的系数显著为正，这个结果和预想的不太一样，造成这个结果的原因可能是一家上市公司跟踪分析师的多寡并不能反映该上市公司信息透明度高低，反而有可能部分分析师得不到更有效的信息，就模仿其他分析师做预测，导致盈余预测偏乐观程度增大；（下转第71页）（上接第67页）企业规模（SIZE）的系数显著为负，说明上市公司规模越大，信息披露的质量就越高，信息透明化程度就越高，分析师做出的盈余预测就越实际，这与Eames和Glover（2003）的研究结果一致；盈余水平的波动性（STDROE）的系数显著为正，说明对于盈余水平不稳定的公司，其预测难度较大，分析师更易乐观预测；盈余水平（ROE）的系数显著为负，盈余水平越高，分析师预测的偏乐观程度就越低，这一结果印证了Eames和Glover（2003）的发现。

五、结论及启示

本文对中国的证券分析师所面临的各种利益关系对他们的信息质量所产生的影响进行了系统的研究。作者结合中国证券市场的现实，以及分析师所面临的多种利益关系为背景——维护与上市公司管理层、机构投资者以及公司内部投行部门的关系。通过收集相关数据并展开实证检验，得到如下结论：首先，分析师在“卖出”或“减持”等不利股票评级的同时并没有偏乐观的盈余预测来修补与公司管理层的关系；其次，业绩较好声誉较高的证券分析师（比如《新财富》最佳分析师）也绝非保持其独立性，尽管他们为了稳定其市场声誉在盈余预测时比一般分析师中立，但是他们为了维护与机构投资者、基金公司等的关系，比普通分析师更正面的股票评级。

参考文献

[1]Brown，L，2001.How　Important　is　Past　Analyst　Forecast　Accuracy？Financial　Analysts　Journal　57：44-49.

[2]Eames，M，S.Glover.，2003.Earnings　Predictability　and　the　Direction　of　Analysts’Earnings　Forecast　Errors.The　Accounting　Review　78（3）：707-724.

盈利能力分析的背景例10

国内外的研究主要集中在风险投资与IPO公司盈余管理之间的关系上，S.Zanne G（2006）发现，有风险投资背景的上市公司在IPO当年的盈余管理程度明显低于没有风险投资背景的上市公司。陈祥有（2010）以中小企业板上市公司为样本数据，研究表明有风险投资背景的公司在上市前一年的盈余管理程度要低于没有风险投资背景公司的盈余管理程度。梁建敏、吴江（2012）以创业板市场为研究对象，发现风险投资在控制盈余管理方面有积极的影响，有风险投资参与的上市公司发行后公司业绩好于没有风险投资参与的上市公司。

从国内外研究成果可以看出，研究主要关注风险投资是否对IPO公司盈余管理有影响，而对其盈余质量研究较少，本文则侧重研究风险投资参与的上市公司IPO前后盈余质量的变化。研究风投参与公司的盈余质量可以更好地了解上市公司的质量，以保护投资者权益，进而促进上市公司及整个创业板的良性发展。

二、盈余质量的内涵及计量

本文基于盈余信息质量特征的角度进行测度，认为盈余质量是企业盈余的决策有用性，它是对当期盈余的真实性、盈利性、持续性和成长性的一种评价结果。盈余质量可以从盈余安全性、成长性、持续性和现金保障性四个方面设计盈余质量的评价指标，如表1所示。

针对上述所设计的盈余质量财务指标，采用因子分析法，得出公共因子及得分，其对应的得分为系数，以各因子对原有变量总方差的贡献率为权重，各因子的权重及系数乘积的和即盈余质量综合评价指数EQI，EQI越高，表明公司盈余质量越好。

三、 研究设计

（一）研究假设

风险投资机构在资金、专业化、信息等方面都有无可比拟的优势。风险投资不仅可以为企业带来资金，而且为企业提供增值服务。为取得最佳效益，会对公司进行管理和监督被投资企业，持股比例越高，在董事会的表决权也越高，监督作用越强，改善经营管理水平，从而会提升企业的盈余质量。由此得到假设1。

假设1：风险投资持股比例与企业盈余质量正相关。

风险投资机构为了弥补单个投资在资金规模和增值服务上的不足，更好地控制投资风险，会联合多家风投企业进行投资，这样会从不同的角度甄别“筛选”出优质的企业，通过提供手中不同的资源去帮助企业成长，充分发挥“监督”、“核证”、“资源共享”和“增值服务”，同时有效地相互牵制被投资公司的盈余管理行为，使得企业盈余质量提高。由此得到假设2。

假设 2：风险投资参与个数与公司盈余质量呈正相关关系。

（二）样本选取与数据取得

本文以我国创业板企业为研究对象。剔除金融企业、数据不完整、审核周期较长的公司。选取了符合要求的2011年上市的30个样本 2009～2011年连续三年的财务数据。30家分别包括15家有风险投资参与的，15家没有风险投资参与的公司。数据取自证券之星网、巨潮资讯网、国泰安数据库。数据处理运用统计软件SPSSS18.0和excel表格。

（三）变量选取

本文所涉及的被解释变量、解释变量和控制变量的说明如表 2所示。

（四）模型构建

对盈余质量与风险投资关系建立多元回归方程，可以检验风险投资参与对盈余质量的影响。回归模型为

EQI=β0+β1 *VCS（VCN）+β2*SIZE

+β3*GRTH+β4*LEV +ε0

其中，β0为常数项，β1、β2、β3、β4为相关变量的回归系数，ε0 为回归方程的残差项。

四、实证分析

（一） 盈余质量的描述

将30家样本各原始指标值进行数据预处理，利用统计软件 SPSSl8.0 对以上 13个预处理后的评价指标进行因子分析。连续三年的KMO检验值均大于 0.5，得到三年的盈余质量评价模型分别为

EQI2010=0.3522F2010，1+0.2154F2010，2+0.16

17F2010，3+0.1176F2010，4+0.0879F2010，5+0.0662F2010，6

EQI2011=0.4657F2011，1+0.1858F2011，2+0.12

72F2011，3+0.0957F2011，4+0.0781F2011，5+0.0476F2011，6

EQI2012=0.3663F2012，1+0.1758F2012，2+0.15

63F2012，3+0.1186F2012，4+0.0966F2012，5+0.0864F2012，6

（二）回归分析

1. 风险投资持股比例对盈余质量回归分析

将含有风投持股比例的公司样本数据纳入多元回归模型中，结果如表3所示。

2. 风险投资个数对盈余质量的回归分析

将含有风投背景的样本数据纳入多元回归模型中，结果如表4所示。

解释变量风险投资持股比例的系数0.147，这表明风险投资持股比例与盈余质量呈正相关关系，风险投资的持股比例越高，创投机构就越有意愿去监督企业，为企业提供增值服务，因而能提高公司的盈余质量，并且持股比例越大的企业盈余质量越高，假设1得以验证。风险个数与盈余质量呈正相关，回归系数为0.246，表明风险投资参与个数越多，越能够减弱创业板公司的盈余管理程度，盈余质量越好，假设2得以验证。

五、 政策建议

（一）提高风险投资在IPO公司中的持股比例

风险投资持股比例越高涉及自身的利益就越大，风投机构为全身而退，会监督被投资单位的盈余管理行为，对公司的经营管理产生约束力，提高风险资金的使用效率及监管效果，保证企业的盈余质量。目前风险投资在IPO公司中的持股比例仍然较小，为了充分发挥其作用，可提高风投的持股比例，充分发挥风险投资的第三方认证作用。