盈利模式与盈利能力的关系精选(九篇)

第1篇：盈利模式与盈利能力的关系范文

关键词：盈利模式；五大要素；中小型贸易企业

中图分类号：F71 文献标识码：A 文章编号：1006-4117（2012）01-0383-01

一、企业盈利模式概述

企业存在的根本目的在于盈利。盈利则主要来自于企业所选择的盈利模式。所谓的盈利模式就是指企业在市场竞争中逐步形成的自身特有的赖以生存及盈利的市场经营运作体系。这一体系的构成有五大要素，即利润源、利润点、利润杠杆、利润屏障和利润家。利润源是指企业能够提供的商品或服务的购买者和使用者群体，也就是客户或目标市场；利润点是指企业可以获取利润的产品或服务，也就是企业自身所拥有的产品或特色服务；利润杠杆是指企业生产产品以及为了吸引客户购买和使用其所提供的产品或服务，在营销手段、经营模式、商业模式等方面所开展的一系列业务活动，也就是能够给企业带来利润的业务或经营活动；利润屏障是指企业为防止竞争者掠夺其利润而采取的防范措施，也就是企业所采取的能够让自身保持领先或较大市场份额的竞争手段；利润家是指企业内对企业如何赢利，具有极强的敏感和预见性的人，也就是企业内具有远见卓识的经营者。上述五大要素基本上可以分为企业的内力和外力两类，几乎所有企业的盈利模式都是以某一两个要素为核心的各要素不同形式的组合。某些企业拥有良好的利润点如拳头产品，Know-How或专有技术；某些则拥有高瞻远瞩的利润家如海尔的张瑞敏；某些可能是掌握着重要的利润源如奢侈品消费群体；或者是几个要素的组合。如何使企业获取理想可观的利润，提升盈利能力，不断完善并调整盈利模式，则取决于企业对其客户、资源、市场、资金以及经营者的占有和掌控。盈利模式，实质上体现了三个核心竞争，即以产品为核心的竞争，以服务为核心的竞争和以创新为核心的竞争。在竞争日益激烈的今天，企业的盈利模式就显得尤为重要。

二、中小型贸易企业常用的传统型盈利模式

贸易企业大多数都是采用传统的盈利模式，也就是靠从购销差价即低买高卖上获取利润的办法来实现盈利。可用的几种类型分别是零买零售、零买整售、整买整售等以直接差价销售、存货差价销售或集中采购/集中销售从供货商获取优惠政策等方式，博取市场差价而盈利。

三、中小型贸易企业传统型盈利模式常见弊端和缺陷

（一）客户群体及市场开拓有限，除特殊行业有自己特定的较为稳定的目标市场和最终用户外，其他基本上很难形成，即利润源建立有限。（二）所掌握的产品或者资源有限，除挂靠实体经济，实现关联交易外，贸易企业基本上都不具备自己成熟的定型产品或特色服务，即利润点建设不够。（三）以开展资源推动型或资金推动型的业务活动为主，自身很难建立成熟的销售渠道或者大物流的运行条件，经营模式等单一，即利润杠杆的作用不甚明显。（四）欠缺有效的竞争手段，也就是欠缺针对不同竞争对手或者不同市场及经济环境变化所应采取的有效的应对方案和措施，即利润屏障构建不扎实。（五）经营团队的打造常常欠缺，缺乏长远的企业战略的支撑，经营者多注重短期经营效果，少注重长远发展，即利润家欠缺。

四、中小型贸易企业可采取的几种新的盈利模式

（一）电子交易。在各种日益成熟的电子交易系统上采购和销售，一是可以摆脱现货交易的传统模式束缚；二是实现了物流与商流的分离。交易行为规范，具有防范风险功能。同时，还可以巧用期货市场的远期套保等功能，应对价格“倒挂”。（二）专业做好物流加工配送。完善采购、运输（含仓储、装卸）、销售和服务等各环节。选择并联合行业内大型生产或加工企业，使贸易业务链延伸至物流与配送环节，为用户提供更多的综合性特色服务。（三）整合新生资源。利用地方或地域优势，既要整合传统观念上的资源，更要整合新观念上的新型资源及其衍生品和新生市场。通过资源的导入，占领先机。（四）大品牌专业。做行业大品牌的专业或特许经营。精心做好供应商的选择，不但要注重其本身及产品的稳定性、还要注重其品牌和质量的稳定性，更要注重其供货的稳定性。（五）规模经营或资本运作。采用重组、并购、联合经营等手段，通过关联交易实现低成本战略。使经营要素与低成本扩张相匹配，实现低价格、高赢利。

五、转变盈利模式需要重点注意的事项

企业盈利模式的转变意味着变革和调整。需要重点注意从以下几个方面同步组织实施：（一）建立完善的组织管理体系及符合企业实际运行的各种管控制度和机制。在体系、制度和机制有效运行的基础上，保证企业所确定的盈利模式中关键要素的组织实施和落实，主要是机构完善、管理职能到位、系统的协调与统一，并保证相应的制度和机制支持盈利模式的转变。（二）建立有效的考核评价体系。对于任何一种盈利模式的实践和运行，应从基础数据的积累抓起，通过一定周期的实践，采用现代化管理工具和手段，对其进行科学地考核和评价，为企业盈利模式的进一步建立和完善提供决策依据。（三）综合考虑，统筹安排。主要是要把企业盈利模式的建立和完善与企业战略的实施和管理相结合；把企业的整体经营与各业务产品的盈利模式相关联来考虑；把企业的短期与长期盈利模式相结合来考虑。（四）加强过程的管控。重点在于理顺采购、运输、存储、销售各环节，使其费用降到最低，资金占用最少，获取更多的利润。同时，还要做好库存商品的管理和及时销售，避免库存商品跌价损失的风险。（五）组织做好全员宣贯。以建立学习型组织为基点，逐步改善管理者及员工的思维定式，建立高效迅捷的信息共享平台，达到上下协调一致。

第2篇：盈利模式与盈利能力的关系范文

一、仅从销售情况看企业盈利能力

对企业销售活动的获利能力分析是企业盈利能力分析的重点。在企业利润的形成中，营业利润是主要的来源，而营业利润高低关键取决于产品销售的增长幅度。产品销售额的增减变化，直接反映了企业生产经营状况和经济效益的好坏。因此，许多财务分析人员往往比较关注销售额对企业盈利能力的影响，试图只根据销售额的增减变化情况对企业的盈利能力进行分析和评价。然而，影响企业销售利润的因素还有产品成本、产品结构、产品质量等因素，影响企业整体盈利能力的因素还有对外投资情况、资金的来源构成等，所以仅从销售额来评价企业的盈利能力是不够的，有时不能客观地评价企业的盈利能力。

二、忽视税收政策对盈利能力的影响

税收政策是指国家为了实现一定历史时期任务，选择确立的税收分配活动的方针和原则，它是国家进行宏观调控的主要手段。税收政策的制定与实施有利于调节社会资源的有效配置，为企业提供公平的纳税环境，能有效调整产业结构。税收政策对于企业的发展有很重要的影响，符合国家税收政策的企业能够享受税收优惠，增强企业的盈利能力；不符合国家税收政策的企业，则被要求缴纳高额的税收，从而不利于企业盈利能力的提高。因此，国家的税收政策与企业的盈利能力之间存在一定的关系，评价分析企业的盈利能力，离不开对其面临的税收政策环境的评价。然而，由于税收政策属于影响企业发展的外部影响因素，很多财务人员对企业进行财务分析时往往只注重对影响企业发展的内部因素进行分析，而容易忽视税收政策对企业盈利能力的影响。

三、忽视利润结构对企业盈利能力的影响

企业的利润主要由主营业务利润、投资收益和非经常项目收入共同构成，一般来说，主营业务利润和投资收益占公司利润很大比重，尤其主营业务利润是形成企业利润的基础。非经常项目对企业的盈利能力也有一定的贡献，但在企业总体利润中不应该占太大比例。在对企业的盈利能力进行分析时，很多财务分析人员往往只注重对企业利润总量的分析，而忽视对企业利润构成的分析，忽视了利润结构对企业盈利能力的影响。实际上，有时企业的利润总额很多，如果从总量上看企业的盈利能力很好，但是如果企业的利润主要来源于一些非经常性项目，或者不是由企业主营业务活动创造的，那么这样的利润结构往往存在较大的风险，也不能反映出企业的真实盈利能力。

四、忽视资本结构对企业盈利能力的作用

资本结构是影响企业盈利能力的重要因素之一，企业负债经营程度的高低对企业的盈利能力有直接的影响。当企业的资产报酬率高于企业借款利息率时，企业负债经营可以提高企业的获利能力，否则企业负债经营会降低企业的获利能力。有些企业只注重增加资本投入、扩大企业投资规模，而忽视了资本结构是否合理，有可能会妨碍企业利润的增长。在对企业的盈利能力进行分析的过程中，许多财务人员也忽视了资本结构变动对企业盈利能力的影响，只注重对企业借入资本或只对企业的自有资本进行独立分析，而没有综合考虑二者之间结构是否合理，因而不能正确分析企业的盈利能力。

五、忽视资产运转效率对企业盈利能力的影响

资产对于每个企业来说都是必不可少的，资产运转效率的高低不仅关系着企业营运能力的好坏，也影响到企业盈利能力的高低。通常情况下，资产的运转效率越高，企业的营运能力就越好，而企业的盈利能力也越强，所以说企业盈利能力与资产运转效率是相辅相成的。然而，很多财务人员在对企业的盈利能力进行分析时，往往只通过对企业资产与利润、销售与利润的关系进行比较，直接来评析企业的盈利能力，而忽视了企业资产运转效率对企业盈利能力的影响，忽视了从提高企业资产管理效率角度提升企业盈利能力的重要性。这将不利于企业通过加强内部管理，提高资产管理效率进而推动盈利能力。

六、忽视对企业盈利模式因素的考虑

企业的盈利模式就是企业赚取利润的途径和方式，是指企业将内外部资源要素通过巧妙而有机地整合，为企业创造价值的经营模式。独特的盈利模式往往是企业获得超额利润的法宝，也会成为企业的核心竞争力。一个企业即使是拥有先进的技术和人才，但若没有一个独特的盈利模式，企业也很难生存。显然，企业的盈利模式并不是指从表面上看到企业的行业选择或经营范围的选择。因此，要想发现企业盈利的源泉，找到企业盈利的根本动力，财务人员就必须关注该企业的盈利模式，要分析这家企业获得盈利的深层机制是什么，而不是简单地从其经营领域或企业行业特征上进行判断和分析。

七、忽视非物质性因素对企业的贡献

第3篇：盈利模式与盈利能力的关系范文

关键词：会计政策组合选择　极端组合　影响因素

一、引言

国外许多会计政策选择研究除了考察企业选择或变更单个会计政策如存货发出计价中的后进先出法(LIFO)或先进先出法(FIFO)等不同的会计政策的动因以外(Abdel，1985；Arcelus＆Trenholm，1991；Frankel＆Trezevant，1994；Hughes，Schwartz＆Thakor，1995；Fredinanad，2001；Tan，2002)，还对会计政策组合选择的表现和动因进行了探讨。Zmijiewski和Hagerman(1981)研究证明，管理者可以选择不同的会计程序组合来获得当期最佳盈利额，但进行院外游说的公司(Watts和Zimmerman的研究样本，1978)采用极端组合的比例显著高于一般公司(Hagerman和Zmijewski的研究样本，1979)。这一结论表明有效契约观和管理者机会主义行为观都在发生效力。我国上市公司会计选择研究与我国会计准则和会计制度改革密切相关。早期的会计规范相对统一，企业所用会计政策的同质特征使得会计政策组合选择研究难以进行。2000年的《企业会计制度》由于开始允许很多备选方法的使用，会计选择组合研究逐渐增多。梁杰等(2004)以东北上市公司为样本，对公司治理对于会计程序组合选择的影响进行了研究。颜敏等(2004、2006a,2006b)以2001年沪深股市发行A股的上市公司为样本，对我国上市公司会计政策组合选择现状和会计政策选择的多样性进行了描述和解释。田昆儒、姚会娟(2008)对2003年至2005年上市公司会计选择现状及成因进行了研究，发现我国上市公司会计政策选择的经济动机主要与证券市场监管因素相关。2006年的《企业会计准则》设定了历史成本、重置成本、可变现净值、现值和公允价值五个计量属性，使公允价值重新得以应用，并且有些内容超前设计，如将公允价值变动损益计入当期损益，对企业相关业务影响广泛而深刻。因此本文预期2007年上市公司会计政策组合选择将呈现出与以前年度不同的特征和动因，公允价值计量可能会成为上市公司操纵利润的新选择。

二、研究设计

(一)研究假定 反映公司特征变量的选择及其假设是基于影响上市公司会计政策选择因素的考虑。

(1)证券市场监管因素及假设。从现有的研究中可知，对证券市场监管规定的迎合和规避是上市公司会计政策选择的最终目标。意欲扭亏的公司通过会计政策选择来长久保持上市资格，预备再融资的公司和高盈利企业也将会计政策选择当作经常性的盈余管理手段(颜敏，2005)。2007年新会计准则的执行对上市公司虽有调增利润的客观作用，但由于退市管制和再融资管制并未撤销，因而证券市场监管效应依然存在。如果再融资管制有效，那么，计划在当年和以后年度再融资的上市公司会努力使本年的净资产收益率达到再融资管制决定的标准，因此该类公司有可能选择调增利润的会计政策；相反，在当年已实际进行了再融资的上市公司，预计其在本年度可能选择调减利润的会计政策，以释放以前年度积累的包袱一为了再融资而尽量少计提和摊销的费用或提前预计的收入。因此，提出以下假设：

H1-1：“计划再融资”变量与会计政策选择策略值呈负正相关

H1-2：“实际再融资”变量与会计政策选择策略值呈正相关

由于退市管制的有效性，上市公司会较多地采用会计政策选择的方式规避该管制。以前年度亏损的公司会选择调增利润的会计政策，以达到扭亏的目的；高盈利的公司会选择调减利润的会计政策，努力均衡公司各年的盈利。本文高盈利是指当年上市公司净资产收益率高于全年净资产收益率均值的公司。2007年净资产收益率均值为16.省略info.省略)和上市公司资讯网(省略)。上市公司再融资信息还来自新浪股票与财经网(stock.finance.省略)提供的2007年配股、增发和发行可转换债券的信息。行业分类和代码以国务院发展研究中心信息网提供的沪深两市上市公司行业代码为准。研究中使用的数据全部采用手工方式录入。

(四)会计政策的分类和研究方法(表2)披露了1461家上市公司会计政策选用情况。(1)会计政策的分类。上市公司2007年度报告披露的会计政策中，存货发出计价方法、低值易耗品摊销方法、折旧计提方法、投资性房地产后续计量模式、是否确认交易性金融资产、是否确认公允价值变动损益、是否确认负的公允价值变动损益、存货跌价准备是否转回、坏账准备是否转回等政策的选择，其公司特征具有差异性(因篇幅有限，差异显著性分析过程略)。其中，先进先出法、五五摊销法、投资性房地产后续计量模式采用公允价值计量、确认负的公允价值变动损益、存货跌价准备转回等政策的选择与公司盈利水平和政府监管政策有关，主要取决于是否是扭亏公司、高盈利公司、是否计划再融资、净资产收益率的高低、高管人员变更的多少等因素。鉴于此，在以下会计政策组合选择分析中，有必要对存货发出计价方法、低值易耗品摊销方法、投资性房地产后续计量模式选择、确认负的公允价值变动损益、存货跌价准备转回等五项政策进行分析。但需要说明的是，鉴于低值易耗品的价值一般不大，对我国上市公司整体不会造成太大的影响，所以，在以下分析中不再考虑。(2)研究方法。本文假定采用加权平均、确认负的公允价值变动损益、存货跌价准备不转回等政策均会减少当期报告盈利；而采用先进先出法、确认正的或不确认公允价值变动损益、存货跌价准备转回、坏账准备转回均会增加当期报告盈利。投资性房地产后续计量模式是与公允价值计量有关的政策。本文依据选择不同会计政策的上市公司公允价值变动损益的多少来判断其增减。其中投资性房地产后续计量模式中，选择公允价值计量的63家上市公司其公允价值变动损益总额是负数，而选择成本法的1295家上市公司其公允价值变动损益是正数，所以本文将公允价值计量归为减少当期报告盈利的会计政策，成本法归为增加当起报告盈利的会计政策。参见(表3)。

三、实证结果分析

(一)描述性统计　会计政策组合分布的描述性统计结果如下：

(1)会计政策组合分布情况。如果每种会计政策均有两种程序选择，则上述四种会计政策可以有16种组合供企业选择。从四种政策发生的频率和具有显著性的影响因素来看，确认负的公允价值变动损益对企业盈利影响程度最大，最重要；先进先出法、投资性房地产采用公允价值计量模式虽然具有显著性的影响因素较多，但发生频率较少；存货跌价准备转回发生的频率较多但具有显著性的影响因素较少。因此假设某一给定会计政策组合对盈利产生的影响对所有企业都一样。同时再提出以下假定，据以评价不同政策组合对盈利的影响。首先，假定四种会计政策对利润影响程度相同。这个假设使得对报告盈利的影响由16种组合减少到5种，(表5)中即为5个策略的栏目。策略值的高低表示选择减少当期报告盈利的会计政策可能性的大小，可能性越小，策略值越低。增加盈利和减少盈利的两个极端组合(1和16)分别被设为“1”和“5”。只有―个减少盈利政策的所有组合用“2”表示，拥有两个减少盈利政策的所有组合用“3”表示，依此类推。其次，假定先进先出法和投资性房地产采用公允价值计量模式对盈利的影响程度只是确认负的公允价值变动损益政策的一半，存货跌价准备转回则是投资性房地产采用公允价值计量模式的一半。在这―假定下，16种组合减少为10种组合，(表5)中即为10个策略的栏目，第10种策略即四种减少盈利的政策全部使用时，策略值计算如下：设确认负的公允价值变动损益对利润的影响程度为a，则先进先出法和投资性房地产采用公允价值计量模式对利润的影响程度分别为a／2，存货跌价准备转回对利润的影响程度为a／4，四种方法都使用的策略值为a+a／2+a／2+a／4=2.25a。依此类推，可以分别计算出(表5)中其他9种组合的策略值。(表4)列示了上市公司全部样本、扭亏样本和高盈利样本的会计政策组合分布的比较结果。经过比较三个样本的会计政策组合分布，可以发现，扭亏样本采用增加盈利极端组合的相对频率大于高盈利样本和全部样本，分别为1.49％、0.27％、0.81％；高盈利样本采用减少盈利极端组合的频率大于扭亏样本和全部样本，分别为0.54％、0、0.22％。这一结果表明，扭亏公司有借新准则执行之际增加盈利的迹象，而高盈利公司有借新准则执行之际调减利润的迹象。

(2)会计政策组合分布结果的国内外比较。将(表4)中三个样本的会计政策组合分布结果与2001年上市公司会计政策组合比较(颜敏，2006)，可以发现，2001年ST样本、配股样本、国有股样本采用增加盈利极端组合的相对频率较高，且大于总体样本，分别为28.26％、23.53％、20.94％、19.60％，远远高于2007年采用增加盈利极端组合的比例；另一方面，2001年上市公司会计政策没有减少盈利的极端组合。这一结果表明，2001年上市公司会计政策组合以增加盈利为出发点，其采用增加盈利的极端组合调增利润尤以ST公司、配股公司和国有股上市公司为甚；2007年上市公司会计政策组合既有增加盈利的极端组合，又有减少盈利的极端组合，但增加盈利极端组合比例相对于2001年很小，不超过1％；67.92％的公司选择的会计政策组合是混合程序，即不确认负的公允价值变动损益、存货发出计价采用加权平均法、投资性房地产后续计量模式采用成本法、不进行存货跌价准备转回，基本维持新会计准则实施之前的会计政策选择。将(表4)中三个样本的会计政策组合分布结果与Hagerman和Zmijewski(1979)样本及Watts和Zimmerman(1978)样本比较，可以发现我国会计政策组合与国外的明显差别。Hagerman和Zmijewski(1979)样本及Watts和Zimmerman(1978)样本中选择极端组合的比例分别为12％及35％。两个样本比例的显著差异主要是因为Watts和Zimmerman(1978)样本是进行院外游说的企业。两个样

本中的极端组合有两种，一种是全部增加盈利的组合，一种是全部减少盈利的组合。其中两个样本中采用增加盈利的极端组合分别占9％和23.53％，采用减少盈利的极端组合分别占3.33％和11.77％。相比而言，我国上市公司会计政策组合分布差别并不大，一半以上的上市公司会计政策选择混合程序的组合，如(表2)中的选择第10个组合的公司占全部样本的67.92％。

(二)相关性分析　为了了解会计政策选择策略会受哪些因素的影响，为此对会计政策选择策略策略和影响因素进行相关分析，结果见(表6)。从5个策略和10个策略的相关系数来看，大多数影响因素与5个策略的相关系数更大，因此下文的回归分析将只针对5个策略的情况进行。从各个影响因素与5个策略的相关系数来看，计划再融资、实际再融资、高管人员报酬、高管人员变更和规模等变量的相关系数非常低，因此去掉这5个变量，选取另外的4个变量扭亏、高盈利、净资产收益率、资产负债率进行进一步的分析。为了避免4个因素之间相关性过高，有必要对4个变量的相关性进行分析(表略)，2007年净资产收益率与扭亏、高盈利变量的相关系数非常高。为避免在模型中出现复共线性问题。所以舍去净资产收益率指标。这样就剩3个变量参与回归分析。

(三)回归分析 多元回归分析结果如(57)所示。(表6)显示。模型的F值在0.001水平上显著，表明用该模型来描述影响会计政策选择策略的因素是合适的，由此得出的结论可信。但Adj-R2只有0.0123，说明白变量与因变量的关联性较弱，表明该模型亟待改进。另外，模型中自变量的方差膨胀因子VIF值均小于于2，表明模型没有多重共线性问题。Durbin-Watson值为0.975，经查表可知模型没有序列相关问题。就自变量与因变量的关系而言，扭亏变量NL回归系数在0.01水平上显著，并与预期符号一致，说明证券市场监管决定的具体指标一一扭亏对会计政策选择策略具有显著的影响作用，扭亏变量与会计政策选择策略系数呈负相关，假设H1-3得到验证；高盈利变量LP的回归系数在0.01水平上显著，并与预期符号一致，说明上市公司利用会计政策选择平滑盈余的目的仍然存在，高盈利变量与会计政策选择策略系数成正相关，假设H1-4得到验证。从各自变量对因变量影响的重要程度来讲。NL的标准回归系数为0.05104，LP的标准回归系数为0.03433，说明扭亏和高盈利变量对会计政策选择策略系数的影响较大且相近，高于第3个变量LEV，即证券市场监管决定的具体指标――扭亏和高盈利是决定会计政策选择策略系数的重要因素。建立回归模型如下：策略i=α0+α1NL+α2LP+α3LEV+ζα10。其中各自变量解释如下：扭亏NL(一)：越是扭亏公司，越会选择增加盈利的会计政策以摆脱困境，此时策略值小；高盈利LP(+)：越是高盈利公司，越要选择减少盈利的政策以平滑盈余，此时策略值大；资产负债率LEV(一)：资产负债率越低的公司，偿债能力越强，越会选择减少盈利的会计政策，此时策略值大。(表7)反映了影响2007年我国上市公司会计政策选择的几个主要因素。从回归模型的构成来看，扭亏和高盈利变量相对于资产负债率影响程度更大。说明盈利能力相对于偿债能力仍然是制约上市公司会计政策选择的主要因素，并且证券市场监管规定仍然在发挥效用。

第4篇：盈利模式与盈利能力的关系范文

摘要：经济全球化加快背景下，我国商业银行最根本、最重要的任务就是如何提高我国商业银行的盈利能力。本文选取了我国四大国有商业银行之一的中国银行2005 年至2012 年数据为样本，利用多元回归法探寻影响我国中国银行盈利能力的因素，并从中找寻提升中国银行盈利能力的途径，以增强中国银行的竞争力，从而在国际竞争中立于不败之地。

关键词 ：中国银行；盈利能力；实证分析

一、引言

2001 年12 月11 日，我国正式成为WTO 的成员。

随着我国商业银行国际化进程不断加快，我国商业银行的经营和管理必须能够符合国际化标准。与国外其他顶尖银行相比，国内商业银行业还存在很多不足，在管理理念、管理体制、管理技术和激励机制等方面都存在很大的差距，这对银行业传统的盈利模式也提出了严峻的挑战。同时伴随着外国银行的入驻中国市场，银行间的同业竞争日趋激烈，导致越来越多的优质客户和金融人才流入外国企业，对中国商业银行造成了很大的打击。

银行竞争力的本质是银行能够持续良好发展的能力，而银行经营的首要目标就是盈利能力。这些现实的因素迫使中国商业银行对目前盈利模式进行创新。如何优化我国商业银行收入结构、怎样提高我国商业银行的盈利水平，是一个既有现实紧迫性也有理论价值的重要问题。通过对我国国有商业银行之一的中国银行的盈利能力的研究，寻求影响其盈利能力的主要因素，从而帮助中国银行从一个更贴近市场实际的角度来度量自己的实力，找出制约其盈利水平提高的影响因素，提高盈利能力，促进我国商业银行竞争力的提高，意义重大，也是商业银行积极探索和实践的重要工作。

二、文献综述

很过学者关注于国有商业银行盈利因素的研究，国外的研究分析主要集中在重于研究其市场结构方面,尤其是关于市场集中度的影响,并逐步增加对其他盈利能力影响因素方面的研究。在这一领域内的代表人物主要是Berger, Angbazo 以及Demirguc-Kunt&Huizinga 等对商业银行盈利能力的影响因素作了较深入的研究。

Berger(1995)重点关注了上世纪80年代美国国有商业银行盈利能力与资本市场结构之间的关系,通过分析发现这两者之间存在非常显著的正相关关系。Angbazo(1997)采用美国上世纪80 年代末至90 年代初银行业数据，采用流动比率、速动比率、资产收益率等分析，发现银行收益与这些收益比率存在明显的负相关关系。而Demirguc-Kunt&Huizinga(1999)的研究表明通货膨胀率、银行规模、资本收益率对银行利润率有正相关关系。

针对国有商业银行盈利能力的研究我国的学者也进行了很多探索，他们的研究主要集中在我国商业银行的内部特征变量以及商业银行的技术效率还有商业银行的资本充足率这一指标对其盈利能力的影响以及我国国有商业银行的资产规模和其盈利的影响因素等相关方面。在我国商业银行的内部特征变量方面，赵瑞和杨有振（2009）从资本结构的角度出发,在理论分析的基础上,采用计量经济学的模型对我国商业银行资本结构与盈利能力之间的关系进行了实证分析，他们发现我国国有商业银行的融资结构与其盈利能力之间呈正相关关系,但是商业银行的股权性质与其盈利能力呈负相关关系，并且商业银行资本充足率与其资产利润率呈现出显著的正相关关系。周强龙和徐加（2010）重点关于银行技术效率对国有银行盈利能力方面的影响，他们发现中国商业银行整体的技术效率状况不佳，并且对银行业整体而言，商业银行的资产规模、费用控制能力以及治理决策水平的高低对于商业银行的技术效率方面有着显著的正向影响。汪冬梅、王翠春和刘廷伟（2009）研究了资本充足率这一指标对盈利的影响，发现资本充足率监管对银行盈利产生负面影响，但该影响并不具有持续性。陆军和魏煜（1999）则是把研究的重点放在国有商业银行的资产规模与盈利之间的关系上，他们研究发现国有商业银行的资产规模与银行盈利之间存在负相关关系。张雪丽(2004)研究发现资本结构的一般理论不能够准确的描述我国国有商业银行的资本结构选择问题,因此她认为应当将特殊因素引入到商业银行资本结构的决定模型中。政府的担保行为是影响我国国有商业银行最优资本结构的重要因素，尤其是在政府的存款保险发生时。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

本文是对国有商业银行盈利能力影响因素的分析，为了方便研究，本文以中国银行为例，研究中国银行从2005 年到2012 年的数据，找出随着时间的发展各因素指标变化对总体盈利能力带来的影响。本文中所有的数据均来自中国银行2005 年到2012 年年报，数据的搜集有很大的困难，由于2001 年中国加入WTO 之后，中国银行从制度和业务范围等方面进行了很大的调整改变，各个财务指标发生了很大的改变，而本文研究的是加入WTO 之后的中国银行盈利能力，故在年份的选取上选取了2005年到2012 年间8年的数据进行分析。

（二）模型构建与变量选择

根据国际上考察商业银行盈利能力的通用综合性指标为参考，一般的通用指标是银行的总资产净回报率（ROA），而且是对全部资产净收益的分析，是银行盈利能力的一个重要指标，因此本文将总资产净回报率（ROA）作为银行能力能力的指标，即因变量进行研究。

影响国有商业银行的盈利能力的因素包括内部因素和外部因素。外部因素主要是经济活动的景气情况、宏观经济政策和市场竞争格局等因素。内部因素包括银行的制度安排、资产规模、资本充足率、组织架构、风险控制、内部经营、业务多样化水平、营运效率等。由于外部因素单个银行无法控制并且对所有银行的影响情况相差不大，所以这里只考虑内部因素。

对于商业银行的组织架构和内部经营管理，需要商业银行不断的改进和完善。本文主要从商业银行的产权结构、银行规模、资产质量、业务多样化水平五个方面研究内部影响因素对国有商业银行盈利能力有何影响。

经过对前面盈利能力指标和影响因素指标的分析，设定总资产净回报率ROA 为因变量ROA，资本充足率为自变量CAR，非利息收入占比为自变量FLS，资产总额为ZA，不良贷款率为BLD，资产负债率为LAR。

构建模型如下：

ROA=α+β1CAR+β2FLS+β3ZA+β4BLD+β5LAR+i（1）相关变量说明见表2

四、实证结果及其分析

通过对本文构建的模型进行回归如表3所示

通过对模型各参数进行统计检验、多重共线性的检验与修复、异方差检验以及自相关的检验与修正，我们得到最终的中国银行盈利能力影响因素的模型为：

^ROA=9.579469+0.006445ZAt-0.097095 LARt

模型的实际意义说明在其他因素不变的情况下，当资产总额ZA 每0.00001 亿元时，银行总资产净回报率增长0.006445 个百分点；当资产负债率每降低一个百分点时，银行总资产净回报率增长0.097095 百分点，符合实际的经济意义。

模型最终的结果说明在我们选定的五个因素中，资本充足率、非利息收入占比和不良贷款率与中国银行盈利能力的总资产净回报率存在不确定的关系，因此这三个因素对银行盈利能力的分析不存在很强的规律性；银行总资产和银行的资产负债率的变动对银行的盈利能力带来了很大的影响，即银行的总资产提高可以提高银行的盈利能力，银行的资产负债率过高会降低银行的盈利能力。

五、政策建议

本文以中国银行为例对我国国有商业银行中的盈利能力和影响因素进行了系统化的分析，分析发现银行的总资产提高可以提高银行的盈利能力，银行的资产负债率过高会降低银行的盈利能力我国。因此我国国有商业银行在经营过程中可以采取以下的措施来提高自己的盈利能力，增强竞争力、

（一）扩大银行规模，提升竞争力

我国国有商业银行应该适当的扩大经营规模，由于我国国有商业银行的特殊性，其在经营规模上处于垄断竞争地位，因此商业银行的经营范围以及地域范围所受的限制很小，因此提高银行的规模，扩大总资产在一定程度上可以提高国有商业银行的竞争力。

（二）不断深化我国金融机构体制改革，加强经营管理

针对我国国有商业银行所面临的问题，要有针对性的要不断调整金融机构的产权结构以及资产负债的结构，在产权多样化的基础上确定决策、经营与监督三权分立的有效制衡机制。同时完善内部治理结构，逐步建立完善的信息披露制度。同时不断加速资金的流动，进行机构以及人员的精简，采用绩效激励机制来提高人员效率。

（三）优化资产配置，建立良好运营基础

在资产配置方面，国有商业银行应当通过规范贷款操作程序，完善档案管理等相关措施来加强商业银行的信贷管理，从而降低坏账、呆账等不良贷款，提高银行资金的利用效率，提高银行资产的安全性、流动性和盈利性，形成良好的运营基础。

（四）逐步促进银行间的有效竞争，不断提高商业银行的效率

我国银行业市场在一定程度上属于寡头垄断型的市场结构，虽然在规模和地域上的限制较少，但是过高的银行业市场集中度高并不利于商业银行的良性发展，因此，必须不断完善资本市场机制,健全法律制度体系,构造一个良好的外部治理环境,同时逐步降低我国银行业的准入门槛，促进同业之间有效竞争，逐步提高我国国有商业银行的效率，不断提高其盈利能力。

参考文献：

[1]陆军,魏煜. 我国商业银行的盈利能力与资产负债结构分析[J].金融研究,1999,11:43-48.

[2]汪冬梅,王翠春,刘廷伟. 中国资本充足监管对银行盈利影响的实证研究[J]. 财政研究,2009,07:56-60.

[3]张雪丽.商业银行资本结构研究[J].财经问题研究,2004,01:33-36.

[4]赵瑞,杨有振.资本结构对商业银行盈利能力的影响分析[J].山西财经大学学报,2009,06:85-92.

第5篇：盈利模式与盈利能力的关系范文

关键词：文化企业；报业集团；创新能力；盈利模式

文化对于提高国家竞争力、提升国民素质起着至关重要的作用。近几年，我国推行了一系列文化改革政策对文化产业进行改革。随着互联网技术的发展，新媒体对传统报业集团产生了巨大的冲击。报业作为文化产业的一大支柱，改革也迫在眉睫。报业集团不得不摆脱单一的纸质发行模式，走向媒体融合、产业化发展的道路。在新的传媒格局下，如何创新盈利模式，对于报业生存与发展是至关重要的。

一、报业集团商业模式概述

受互联网免费经济和思维逻辑的双重影响，企业商业模式日益成为理论界和实务界关注的热点。学者们分别从企业运营、盈利来源、多维整合等不同角度，对商业模式的内涵及构成要素、商业模式的结构模型等方面进行了探讨。尽管由于学者们关注重点和研究领域的不同尚未达成共识，但基本上都认同价值是商业模式的逻辑主线，商业模式的核心范畴包括价值主张、价值创造、价值传递、价值分享与获取四个要素。

（一）价值主张。价值主张是企业的商品或服务能够为顾客带来的价值体验，是客户从中可获得的利益总和。经济价值主张不清楚或者不适合，就会导致报业集团与其他企业的合作出现混乱，甚至失败。只有不断捕捉顾客的需要，进行深层的分析和研究，才能提出适合顾客的、有价值的企业价值主张。

（二）价值创造。价值创造是指企业生产、供应满足目标客户需要的产品或服务的一系列业务活动及其成本结构。价值创造最主要的是企业投入，顾客获得所需利益，这需要构造实现顾客价值的活动流程：价值链。报业集团定位好价值链，便可以掌握价值创造中最有力的资源和业务流程，从而创造更多的价值。

（三）价值传递。价值传递就是将自己的产品和服务传递给客户的过程，便于客户购买自己的产品和服务。价值传递是评价企业价值输出的能力。

（四）价值分享与获取。在开放的经济环境下，市场竞争由企业间的直接对抗转向价值网络的整体抗衡。任何一个网络成员的竞争力会最终影响到这一整体竞争力。

通过价值主张、价值创造以及价值传递，报业集团已经形成了一个有效的价值网络，价值链中各个利益相关者的相互合作，通过价值网络的连接，各自取得相应的利润。报业企业只有明确自己所处价值链中的位置，并在相应位置上发挥优势，才能创造价值。

二、报业集团盈利模式现状

盈利模式是由产品、服务和信息这三个要素有机结合起来的系统框架。这体现了盈利模式分析框架中的基本要素―产品、服务、信息、商业参与者、价值以及收入来源等。

传统报业的盈利模式是“二次售卖”模式，即发行收入和广告收入两条腿走路。我国报业市场长期采取低价发行来获取大范围受众注意力，继而获取广告收入。这使得报业发展过度依赖广告收入，基本属于“一条腿”盈利的经营模式。

基于网络技术的新媒体加入改变了传媒格局，同时也冲击着传统报业的盈利模式。主要依赖广告收入的报业商业模式抗风险能力差，并且在新媒体冲击下难以再凭借低价来获取高额广告收入，这亟需寻找新的盈利模式。

三、报业集团盈利模式创新设计

（一）价值主张创新报业集团的盈利模式。报业集团一旦提出价值主张，就会集中精力在商品或服务上使其能够满足顾客的价值需求，能够为企业的发展提供一个明确的方向或战略部署。报业集团结合自身竞争优势制定运营策略，并将企业文化和企业价值传递给顾客，在满足顾客价值的基础上创造更长远的企业价值。

1、经济价值主张。报业集团并不是一个单独的个体，其生存发展依赖于与利益相关者的相互作用，因此，经济价值主张对于报业集团的发展至关重要。报业集团在商业运营中为其利益相关者提供直接或间接利益总结为以下几点：

2、服务价值主张。无论是传统经营模式还是数字化时代，报业集团依赖于为广大读者服务过程中获取利润。因此，报业集团的服务价值主张必须让读者获得相关的价值，以培养读者对报业集团的忠诚度，才能使报业集团在竞争中获得优势，得以长足发展。通过分析客户的需求，分类如下：

（二）价值创造创新报业集团的盈利模式。报业集团要结合价值主张在生产、营销、物流方面为顾客设计一个与众不同的价值链，进而从价值链整合中获取利润，主要包含全媒体链的整合和全业务链的整合。链上所有的业务都相互配合、相互促进，价值链的差异化、核心化、匹配化才能够实现。

1、全媒体链整合。全媒体是把报业集团作为一个价值链条，依靠传播介质和传播途径将多种媒体复合起来，打造一个统一的全媒体信息平台。报业集团需借助互联网背景下的渠道、介质、技术来改革经营、生产和盈利模式，以进入全媒体时代。

2、全业务链整合。报业集团按照业务链条上的组成部分来设立部门结构：采编部、印刷部、发行部、广告部等。每一部门整合自己部门自身业务链条，获取新的盈利点，同时部门之间相互合作打造集团全业务链。

（三）价值传递创新报业集团的盈利模式

1、细分市场，建造数据库。利用报业平台优势，将服务和产品传递给读者。报业集团走数字化道路，必须走一条以满足读者需求为主，数字化技术和媒介介质为辅的发展之路。

2、各地设报纸专卖店。专卖店所在地区有相应报纸印刷点，确保用户在第一时间阅读所订报纸，实行线上、线下同步订阅。

3、组织公益活动。报业集团可在线上组织公益活动，线下发行免费报纸，抢占优质渠道，在此过程中与广告商合作，获取盈利。

（四）价值网络创新报业集团的盈利模式。报业集团在整个价值网络与其他利益相关者合作，发挥1+1>2的经济效应，从而创造更多的商业价值。

1、整合平台资源，吸引外部投资。报业集团作为国有控股的事业单位不能上市，但其所属的从事产业经营和相关业务的企业公司可以上市。报业集团可将各个业务部门分离，成立单独的子公司。利用子公司允许上市的机会，与其他行业合作，广泛吸收社会资本，从而获得大量民间资本。

2、整合平台资源，实现内容盈利。内容资源一直是报业集团的核心竞争力，这是报业集团摆脱门户网站冲击的最有力武器。报业集团出售的并不是报纸，而是以无线电波、直播卫星、互联网络为媒介多渠道地销售高水平的信息增值服务。

参考文献：

[1] 原磊.商业模式体系重构[J].中国工业经济，2007，6.

[2] 孙永波.商业模式创新与竞争优势[J].管理世界.2011，7.

第6篇：盈利模式与盈利能力的关系范文

【关键词】 盈亏平衡分析;商业智能;自行开发

盈亏平衡分析是在成本性态分析和变动成本法的基础上进一步分析研究销量、价格、成本和利润直接的内在规律性联系,为企业进行预测、决策、控制和计划提供必要的财务信息的一种定量分析方法。盈亏平衡分析基本公式:利润=销售收入-变动成本-固定成本。在这其中,不同售价下保本点销售量的确定至关重要,它可以为管理者科学地规划企业的未来,制定正确的经营决策提供依据,是企业决策的有力工具。在手工会计下,实现盈亏平衡分析比较麻烦,而在计算机辅助下,实现起来就比较容易而且能够实现更多的功能。本文介绍借助于计算机实现盈亏平衡分析的方法,分别是:在Excel中实现盈亏平衡分析,在用友ERP中实现以及运用Crystal Xcelsius来制作个性化的盈亏平衡分析模型。

一、用Excel实现盈亏平衡分析

在上海财经大学出版社出版的由刘兰娟主编的《财经管理中的计算机应用》一书中,介绍了用Excel建立盈亏平衡分析模型的方法。在该书中作者运用公式计算边际贡献、销售收益、总成本和利润,运用模拟运算表作出制图所需的数据,用散点图来展示边际贡献、固定成本与利润的关系,并用模拟运算表的方法在图形中加入盈亏平衡销量垂直参考线和当前销量垂直参考线,用微调项控件来对销量和售价进行调节,将调节对利润和盈亏平衡点的影响结果显示在文本框中。

图一就是利用Excel做的将业务、公式和图表紧密结合后的一个盈亏平衡分析的图形 ,交互式的功能让管理人员体会到数据在“说话”,他只需调整销量和售价两个参数,马上在图表上展示出边际贡献、固定成本与利润的关系图,同时还能给出盈亏平衡的分析结果,是盈利还是亏损,以及该售价所对应的盈亏平衡销量。

二、ERP中的盈亏平衡分析

随着ERP的推广与普及,越来越多的企业都已上了ERP系统,企业的数据大多产生于ERP系统之中。那么可不可以直接在ERP系统中实现盈亏平衡分析呢?2007年9月份用友联合BI厂商Business Objects公司推出的U8-BI商业智能系统中,提供了许多决策分析模型,其中就包括盈亏平衡分析模型。

图二就是用友U8-BI中提供的盈亏分析模型,在该模型中采用逆向思维的方法,根据目标利润去倒推影响它的相关因素,比如:业务量、产品单价、单位变动成本和固定成本。这里可以首先设定一目标利润和一变动因素,模型能够给出在其他因素不变的情况下,该因素需要达到多少才能实现目标利润,并通过仪表盘形象地显示出该因素的变动量和变动比率。还能显示出各项因素对目标利润的影响程度。

在用友ERP-U8 BI的服务模式中,Business Object公司提供BI应用模型和决策分析模式,天创咨询负责为企业提供增值的咨询服务和远程交付服务。当客户有个性化的基于U8-BI的决策分析模型需求时,一方面可以借助U8-BI的设计平台自行设计,另一方面也可以将需求发送给用友天创咨询公司,用友天创咨询公司在后台建立了强大的适合各种管理角色不同管理的管理页面知识库,可以根据客户个性化需求快速配置,并发送到客户端,由客户或用友公司现场实施服务人员部署到企业中高层管理者的浏览桌面。

三、用Xcelsius制作个性化的盈亏平衡分析模型

虽然ERP已经进入普及时代,但是还有不少企业还没有上ERP或者上了ERP但短期内还不能上商业智能系统,那么对于这样的企业怎么实现像用友U8-BI系统中那样动态形象的盈亏平衡分析呢?Business Object 公司的 Crystal Xcelsius就是一个很适合于管理人员使用的商务智能工具。借助常用的Excel,运用Xcelsius就能制作出像用友U8-BI系统中那样动态形象的,甚至是满足个性化需求的盈亏平衡分析模型。

Crystal Xcelsius 是一款直观的独立的 Windows 应用软件,它可以连接 Excel 表格、通过 web service 和XML连接其他外部数据源,从而将传统的 Excel 表格及静态数据转换为引人入胜的交互式可视化分析。可以从中看到用友U8-BI中BI应用模型和决策分析模式就是用Business Object公司提供的Crystal Xcelsius 来实现的。

图三就是通过Crystal Xcelsius工具借助于Excel制作的盈亏平衡分析模型,在此模型中可以调节销量和售价两个变量,求得相应销量下的利润情况和相应单价对应的平衡销量并形象地将结果展示出来。模型采用结构图的方式能够形象地展现出影响利润的各个因素之间的关系,比如可以通过调整可变成本的滑块,变化各种相关的因素,图中的直接人工等因素就会发生变化进而会影响总的可变成本,并带动总成本,最终影响利润。而影响固定成本的主要因素,包括管理层薪酬、保险费用、折旧、广告等,这里采用了直接在进度条上拖动的方式,根据业务状况灵活调整,来影响固定成本,并带动总成本,最终影响利润。

模型中利润进度条采用了具有预警功能的进度条,当利润为正时,进度条显示绿色,当利润为负值时,即亏损时,进度条显示红色,提出警报,引起决策者的注意。而对于盈亏平衡销量这里采用仪表盘的形式来形象地展示,当通过对进度条或滑块的调节来变动与盈亏平衡销量相关的因素如:单价、固定成本或变动成本等因素时,仪表盘会自动显示出当前情况下的盈亏平衡销量,指针指到相应位置,形象地展现出这些因素对盈亏平衡点的影响。

用Xcelsius制作的交互式可视化模型(Flash)可以直接嵌入到 PowerPoint、PDF、Word、Outlook 和 Web上动态形象地展示、讲解数据,让演示更富有说服力和吸引力,让商业信息得到更加充分的表现。由于Xcelsius平立且对配置环境要求不高,任何企业都可以运用,另外Xcelsius操作简便,即使非技术人员也可以进行全面的交互式可视化分析,会计人员也能轻松便捷地制作出满足个性化需求的分析模型来。

综上可以看到,无论是运用Excel还是在用友ERP-U8 BI中,还是用Xcelsius来制作盈亏平衡分析模型都需要会计人员具有自行开发的能力。会计人员应借助于像Excel和Xcelsius这样优秀的第四代软件工具或用友ERP-U8 BI提供的平台,自行开发满足个性化需求的模型,更好地为管理决策服务,实现财务智能化。

【参考文献】

[1] 刘兰娟.财经管理中的计算机应用[M].上海财经大学出版社,2004(9).

第7篇：盈利模式与盈利能力的关系范文

企业所有权与经营权相分离导致投资者与经营者信息不对称，高管有机会为最大化自己利益而进行盈余管理。为降低高管的道德风险和逆向选择，高管薪酬激励机制应运而生。现存的研究大多集中于CEO薪酬或高管薪酬与盈余管理的关系研究，忽视了CFO在其中的作用。CFO为舶来品，其称谓在我国上市公司中的使用并不统一。根据“财务会计报告由单位负责人、主管会计工作的负责人及会计机构负责人（会计主管人员）签名并盖章”这一法定要求，本文将年度财务报告中披露的“主管会计工作负责人”界定为我国上市公司的CFO。相比CEO，CFO直接掌握公司的财务状况，负责财务报告披露，具有独特的地位。Geiger和North（2006）研究认为，在新的CFO被任命情况下，操纵性应计利润显著降低。Mergenthaler、Rajgopal和Srinivasan（2008）发现在公司基准收益未被满足的情况下，CFO更换几率上升，因此研究CFO薪酬与盈余管理的关系很有价值。目前我国研究CFO薪酬与盈余管理关系的文献较少，本文将集中于房地产行业探索CFO薪酬与盈余管理的关系。

二、盈余管理的度量

众学者对盈余管理的定义不尽一致，但其本质并无相异，即出于各种动机对财务报告净利润进行调整。盈余管理不能被直接观测，只能通过替代的方法来推定它的存在及其程度。现有研究多采用操纵性应计利润作为信号，估计盈余管理行为，常用的方法为应计利润分离法。

权责发生制的会计模式使会计利润分为经营现金流量（Cash from operations，CFO）和应计利润（Total Accruals，TA）两部分，即：

Earnings=TA+CFO

TA=Earnings-CFO

一般认为，经营现金流量易被监控，往往需要真实的经济业务来构造，操控成本高，而应计利润操纵空间大，管理者倾向用应计利润来管理盈余。应计利润将企业正常经营成果与管理者操作结果混为一体，体现管理者操作结果的为操纵性应计利润（Discretionary Accruals，DA），企业的正常业绩则表现为非操纵性应计利润（Non-Discretionary，NDA），即：

TA=DA+NDA

DA=TA-NDA

操纵性应计利润真正体现了盈余被管理的部分。然而，操纵性应计利润不能直接获得，因此，设法求出非操纵性应计利润，用应计利润扣除，盈余管理便可度量。

本文采用横截面修正的琼斯模型，其估计非操控性应计利润的公式如下：

NDAit=α1i/Ait-1+α2i（REVit-RECit）/Ait-1+α3iPPEit/Ait-1

式中，NDAit表示经上期期末总资产调整的非操控性应计利润；Ait-1是上期期末总资产；REVit是t期销售收入和t-1期销售收入的差额；RECit是t期应收账款和t-1期应收账款的差额；PPEit是t期期末固定资产原值；α1i、α2i、α3i是公司i的特征参数，估计值根据以下公式，运用估计期各项数据通过回归取得：

TAit/Ait-1＝α1i/Ait-1+α2iREVit/Ait-1+α3i PPEit/Ait-1+εit

式中，α1i、α2i、α3i的OLS估计值，εit为残差项，代表各公司应计利润中操控性应计利润部分。

三、研究设计

（一）研究假设 根据委托理论和激励理论，企业两权分离使得投资者与高管之间存在利益冲突，报酬契约被用来激励高管努力工作，降低成本。但信息不对称及监督成本的存在使投资者无法确切了解人工作努力程度及其能力大小，可用货币计量的会计盈余成为确定薪酬大小的参照物。高管作为理性的经纪人，有动机和条件通过会计政策选择等方式使会计盈余朝着自己希望的数字发展。CFO直接掌控财务报告的编制，更有机会进行盈余管理。因此，本文提出假设H0：CFO薪酬与盈余管理正相关。由于实行股权激励的公司很少（本文样本中只有六家），且比例很低，在此忽略其影响。

（二）变量定义与模型选择 本文研究变量包括被解释变量、解释变量和控制变量。具体变量定义见表1。（1）被解释变量。如前文所述，本文选择可操控性应计利润作为被解释变量，用以衡量盈余管理的程度。 （2）解释变量。CFO薪酬作为解释变量仅指上市公司年报中披露的货币性薪酬。（3）控制变量。除CFO薪酬激励外，其他因素也会影响到盈余管理行为，若不对此加以控制，会导致实证结果的偏差。选取的控制变量包括公司规模、资产负债率、净资产收益率。理由如下：一是公司规模越大，其组织结构越复杂，越具有进行盈余管理的能力。在我国，大规模的公司更易取信于外界，受到政府、银行等机构的信赖与保护，具有进行盈余管理的天然屏障。二是净资产收益率是评价企业自有资本及其累计获取报酬水平的最具综合性与代表性的指标，在企业的综合评价中使用率很高，投资者和监管部门很看重这个指标。公司可能出于配股动机、保牌动机等操纵这个指标。三是负债比率代表了企业的债务风险，衡量企业违约的概率及程度。契约假设认为，越接近违反债务契约条款的公司，为避免违约成本，越有可能将未来盈余转移到现在。

采用多元线性回归模型分析CFO薪酬与盈余管理的关系，构建模型如下：

DA＝β0＋β1LnPAY＋β2LnSIZE＋β3ROE＋β4DEBT＋ε

（三）样本选取与数据来源 本文以2009年沪深两市房地产上市公司为样本，剔除ST、*ST、PT公司、信息披露不完整的公司和CFO当年更换的公司，共取得44家样本公司。数据由上海证券交易所、深圳证券交易所网站披露的年度报告手工整理所得。数据处理和回归分析使用的是EXCEL2003及统计软件spss17。

四、实证过程

（一）描述性统计分析 如表2所示：

从描述性统计结果不难看出，44家上市公司中，平均的主观应计利润为0.08，最高为1.97，说明房地产行业上市公司中存在比较强烈的盈余管理行为并且程度差异较大。CFO薪酬中最低为50000元，而最高为2400000元，相差48倍之巨。44家上市公司中仅有六家授予CFO以各种形式的股权，仅占样本总数的13.64%。

（二）回归分析 主要包括：

（1）模型拟合优度检验。如表3所示：

一般回归分析认为，R Square越接近1，回归方程对样本数据点的拟合优度越高。从表二的拟合优度检验中发现，调整的判定系数R Square为0.083.但其并不影响实证研究的准确性，理由有三：其一，影响盈余管理程度的动机或因素很多，CFO薪酬并不是直接影响主观应计利润的重要部分。其二，样本越大（样本大于30时被认为是大样本），RSquare会相应降低。其三，从国际上截面琼斯模型研究来看，判定系数一般为0.10左右，所以整体来看，效果还不错。

（2）回归系数显著性检验。如表4所示：

在5%的显著性水平下，CFO薪酬水平的sig.值为0.101，没有通过显著性检验，说明CFO薪酬与盈余管理没有显著相关性。显著性水平为10%的情况下，控制变量lnSIZE通过了检验，说明公司规模与盈余管理成正相关。另外两项变量均未通过显著性检验。

五、结论

研究发现，房地产行业上市公司存在盈余管理行为，其程度方向各异，说明其基于不同动机进行盈余管理。然而，CFO薪酬并未表现出与盈余管理呈显著相关性，说明盈余管理行为并不能使其个人收入显著增加。CFO薪酬是高管薪酬的一部分，CFO作为高管中的一员，虽然其直接掌控财务，但其行事或多或少受到CEO及其他高管的限制，增加其为扩大个人利益而进行盈余管理的成本，因而CFO薪酬会表现出与盈余管理不呈显著相关性。

参考文献：

［1］Dechow Patricia M.，Sloan Richard G.，Sweeney Amy P.1995.Detecting Earnings Management. The accounting Review，70

［2］毛洪涛、沈鹏：《我国上市公司CFO薪酬与盈余质量的相关性研究》，《南开管理评论》2009年第12期。

第8篇：盈利模式与盈利能力的关系范文

(一)我国上市公司内部控制与盈余质量的发展相比西方国家对企业内部控制体系的关注，我国的有关实务操作和学术研究起步较晚，从20世纪90年代中后期才逐渐开始。这一方面受到我国赴海外上市公司需要按照上市地规范进行操作的影响，另一方面更重要的是，我国上市公司的盈余质量偏低，各种造假和盈余管理层出不穷。2001年银广夏事件成为当时的一个典型代表。这虽然与我国证券市场的历史发展有关，但企业缺少合理有效的内控不能不说是重要影响因素之一。2007年，证监会、上交所、深交所要求上市公司必须在年度报告中全面披露内部控制的建立健全情况。2008年，财政部、证监会、审计署、银监会、保监会五部委联合《企业内部控制基本规范》，并于2010年《企业内部控制配套指引》，为企业实施内部控制，对内部控制进行自评估及注册会计师对内部控制进行审计提供技术标准和依据，为我国企业内部控制体系有效运作提供了指引。以此为代表的内部控制体系已经于2011年在境内外同时上市的公司开始实施，并于2012年开始在主板上市公司实施。另一方面，随着2007年上市公司正式开始实施2006年财政部的新会计准则，上市公司的盈余管理方式及其形成的盈余质量也逐渐发生着变化［9］①。通常，实务界主要通过会计造假、应计项操纵(Accrual－BasedEarningsManagement)和真实活动操控(RealActivitiesManipulation)这三种途径实施盈余管理②。我国的会计准则变化虽然一直贯彻了稳健性原则［10］，但实证研究发现，2006年新会计准则的应用仅改变了上市公司盈余管理的具体方法，却无法从总体上约束盈余管理行为［11］。而且随着会计制度趋于严谨、监管力度不断加强，应计项的操纵空间不断减少，真实盈余管理已经切实存在［12］，并有逐渐增多的趋势［13］。西方有关研究已经发现企业通过减少研发费用或调整其处理方法来满足盈余标准［14］［15］、出售固定资产以避免报告亏损［16］［17］、控制支出进行盈余管理［18］［19］等，真实盈余管理逐渐增多［20］。进一步来看，真实盈余管理以牺牲公司未来经营能力为代价，最终会损害企业价值［21］，且管理层甚至可以利用公司的供应商和客户构建真实交易进行盈余管理［22］，隐蔽性很强。也就是说，真实盈余管理具有严重的经济后果并不易被相关利益者察觉。这亟需引起我国企业的重视。因为即使对于企业内部人，由于契约的不完备性，也存在不同层级和不同部门间的信息不对称，这种盈余管理的可能性和危害性同样存在。在这样的背景下，研究内部控制效率和盈余质量的关系对于这两个领域的实务与研究都具有重要的意义。(二)内部控制效率对盈余质量的影响以美国为代表的西方国家对于内部控制有效性的最基本度量是观察企业所披露内部控制报告中包含的重大缺陷［4］［23］。在此基础上，大量研究关注了内部控制缺陷与应计项的质量［24］。Ash-baugh－Skaife等［25］发现披露内部控制缺陷的企业的应计项噪音更多，应计项最终转换为真实现金流的比例显著小于内控无缺陷企业，证明内控薄弱会导致有意的盈余管理和无意的会计错报。Chan等［26］发现报告内控缺陷的企业与未报告内控缺陷的企业相比，盈余管理程度更高。Epps和Guthrie［27］按应计项目的高低分层，将样本分为高的正向、高的负向、低的应计项目三组，对比内部控制有缺陷的公司与没有缺陷的公司的应计利润，发现存在重大缺陷的公司更容易利用可操纵应计利润进行盈余管理。总之，即企业内部控制效率与应计项质量高低显著相关［28］［29］。近年来，也有学者发现，萨班斯法案的颁布带来了管理层披露决策的变化和投资者对信息反应的变化［30］。在法案颁布后，操纵性应计利润显著减少［31］，但管理层盈余操纵的行为并未减少，主要就是采取了真实盈余管理的方式［32］。我国有学者研究发现，内部控制有效性与财务报告可靠性有显著的正相关关系［33］，认为内部控制形成了严谨的内部制衡关系，任何破坏规则的一方都会被及时发现并受到相应惩罚，所以管理层盈余管理行为很难成功［34］，盈余管理与内部控制信息披露程度显著负相关［35］。并且有研究发现无论是应计项操纵还是真实活动操控，都随着内部控制制度的完善而减少［36］［37］。然而，张国清［38］以2007年公司自愿提供的、并获得外部审计师或保荐人的无保留核实意见的内部控制报告代表高质量的内部控制，发现高质量的内部控制并未伴随高质量的盈余，内部控制质量得到改善并没有伴随着盈余质量的提升。(三)盈余质量的经济后果高质量的盈余信息可以为使用者了解公司业绩提供更多参考［39］，所以企业内外的利益相关者在进行决策时更容易依赖会计盈余［40］［41］。根据契约理论，盈余作为企业契约中人努力程度的一个很好替代［7］，其质量的变动会影响契约的完备性［42］。一个典型表现是盈余质量不同的上市公司三类冲突的严重程度不同，盈余质量得到改善的上市公司问题也得到了相应的缓解［43］，盈余质量与权益成本、债务成本负相关［41］。而且盈余质量作为很多企业管理层薪酬的标准，其改进还能够影响薪酬业绩敏感度［44］［45］，进而影响管理者薪酬［46］。与之相反，低质量的盈余则会使契约的有效执行受到冲击，特别是采取真实盈余管理的公司，其经营业绩会出现明显下滑［21］。我国学者李彬、张俊瑞也发现［47］［48］，操控生产的企业在其随后两期的经营活动中，现金流水平都低于配对样本，操控费用的企业随后三期的经营业绩水平普遍低于配对样本的对应水平，操控销售的企业随后三期的股东获利能力和公司投资水平普遍低于配对样本的对应水平，证实了生产操控、费用操控以及销售操控对企业未来的业绩会造成负面冲击。(四)对已有研究的评价已有研究围绕内部控制效率和盈余质量取得了很多有益成果，但仍有以下问题需要我们思考:第一，我国企业中成体系的内部控制制度建设和实施时间较短，其效率的显现尚存在不同声音，需要在内部控制发展越来越完善的情况下进一步研究其对盈余质量的具体影响。第二，随着新会计准则实施时间的增长，已有的应计项盈余管理方式在发生一些变化，内部控制对于真实盈余管理所产生的效果需要重新加以验证。第三，盈余质量有利于契约的完备，内部控制建设也是多个契约的组合，那么盈余质量能否帮助包含“信息与沟通”等核心模块在内的内部控制实现效率提升，尚无足够的经验证据。所以，本文准备从理论上厘清两者间的关系，并给予大样本的数据检验，以期为相关研究提供参考。

内部控制效率与盈余质量的动态依存关系分析

(一)内部控制效率对盈余质量的影响在由一系列契约联结而成的企业中，委托人与人在契约的签订执行和监督过程中存在着信息不对称，后者可能会借助信息优势采取机会主义行为而不能够或者不能完满地履行受托责任进而导致问题的产生。此处的问题既可以发生在股东与管理者之间、大股东与小股东之间，同样也可以发生在企业内部的不同层级管理者乃至员工之间。不论人是谁，他都可以借助信息优势，通过损害委托人利益来谋求个人私利。从约束机制出发，内部控制是对这些自利行为的监督和防范，提高内部控制效率可以减少盈余错报和管理者的机会主义行为［2］［3］，限制盈余管理的操纵空间。特别是对企业自身来说，有效的内控可以防止发生以损害长期企业利益为代价的真实盈余管理行为，避免业务部门管理者为了实现薪酬契约的目标而在职权范围内破坏正常的经营秩序。所以，本文提出假设1。H1:内部控制效率高的企业其盈余质量也较高，反之亦然。(二)盈余质量对内部控制效率的影响现代企业理论认为，市场中的企业实质上是一系列契约关系的组合和法律虚构［49］，这种契约关系不仅存在于企业与供应商、顾客、债权人等之间，而且也存在于企业内部不同部门以及不同层级的管理者和员工之间。缔约各方通过契约明确约定各自的权利及义务，形成一个有序运转的整体。可是在现实的经济生活中，由于个人的有限理性、外在环境的复杂性、信息的不对称和不完全性，契约当事人或仲裁者无法证实或观察一切［6］，往往造成契约条款的不完全。即使契约的签订是完全的，也并不代表它可以得到完全执行。在现实经济生活中，为了解决这一问题，需要确立一个缔约双方都能接受的标准来衡量契约的执行情况。在有效资本市场前提下，会计是信息优势方向信息劣势方传递信号的一种手段，而且是符合成本效益原则的手段之一［50］。所以以盈余为代表的会计信息作为人努力程度的度量［7］，已经广泛地应用于股票定价、债务契约和管理层报酬契约中［51］，以促使不完全的契约尽可能执行有效，盈余质量的高低反映了契约的可靠性和可行性。进而，盈余质量会直接影响约束契约参与方的内部控制制度的建立与运行。据此，本文提出假设2。H2:盈余质量越高的企业内部控制效率越高，反之亦然。

研究模型与样本

鉴于目前对于内部控制效率的评价没有普遍接受的方法，同时受到本文的篇幅限制，本文没有将内部控制效率评价方法纳入研究，而是选择采用“迪博•中国上市公司内部控制指数”作为内部控制效率的变量①。该指数②是在中国会计学会全国重点会计课题《中国上市公司内部控制指数研究》的基础上，由作为课题主持人之一的深圳市迪博企业风险管理技术有限公司的，具有一定的社会认可度。为了在当前的经济背景下对盈余质量进行更好的度量，本文选择了应计项盈余管理模型和真实盈余管理模型进行对照和验证。(一)应计项盈余管理的计量模型国内外学者对应计项盈余管理进行了大量的实证研究，针对其目的、方式、影响因素及其产生的影响等方面都有了比较全面的探索。在这些研究中，常见的有Healy模型、DeAngelo模型、Jones模型、修正Jones模型等。本文选用横截面修正的Jones模型来计量应计项盈余管理的程度③:TAitAi，t－1=α0Ai，t－1+α1ΔSitAi，t－1+α2PPEitAi，t－1+εit(1)NAit=α0Ai，t－1+α1(ΔSit－ΔARit)Ai，t－1+α2PPEitAi，t－1(2)DAit=TAitAi，t－1－NAit(3)按照证监会CSRC行业分类标准对两市上市公司分行业运用OLS法估计等式(1)各变量的回归系数α，将其带入等式(2)，估计出企业的非操控应计利润，进而以等式(3)计算得出可操控应计利润，用以衡量应计项盈余管理。(二)真实盈余管理的计量模型Dechow等［52］最早提出真实盈余管理计量模型，以异常经营现金流量、异常酌量性支出和异常1生产成本三种变量衡量真实盈余管理的程度。随后Roychowdhury［19］将各变量的数值由绝对量转换为相对量，以比较不同规模企业的真实盈余管理程度。李彬、张俊瑞［53］借鉴Roychowdhury修正后的真实盈余管理计量模型，以异常值之和作为盈余管理的变量衡量真实活动操控行为，这一模型在我国目前关于真实盈余管理的研究中应用较多。本文参照该模型，计算异常经营现金流量(ACFO)、异常酌量性支出(AEXP)和异常生产成本(APROD)。CFOitAi，t－1=β0Ai，t－1+β1SitAi，t－1+β2ΔSitAi，t－1+β3ΔSi，t－1Ai，t－1+β4TCitAi，t－1+β5ECitAi，t－1+β6OCitAi，t－1+εit(4)DISEXPitAi，t－1=β0Ai，t－1+β1Si，t－1Ai，t－1+εit(5)PRODitAi，t－1=β0Ai，t－1+β1SitAi，t－1+β2ΔSitAi，t－1+β3ΔSi，t－1Ai，t－1+εit(6)同上述计算应计项盈余管理的模型相同，对两市上市公司分行业运用OLS法估计上述模型(4)(5)(6)各变量的回归系数β，然后代入(7)、(8)、(9)求出当年异常值:ACFOit=CFOitAi，t－1－β0Ai，t－1+β1SitAi，t－1+β2ΔSitAi，t(－1+β3ΔSi，t－1Ai，t－1+β4TCitAi，t－1+β5ECitAi，t－1+β6OCitAi，t)－1(7)AEXPit=DISEXPitAi，t－1－β0Ai，t－1+β1Si，t－1Ai，t()－1(8)APRODit=PRODitAi，t－1－β0Ai，t－1+β1SitAi，t(－1+β2ΔSitAi，t－1+β3ΔSi，t－1Ai，t)－1(9)上述三种异常值产生的方式不同，对盈余产生的影响也不同。异常经营现金流ACFO是由企业通过销售折扣或放宽信用政策等促销手段引起的，其提高了企业的当期利润，但降低了单位产品的现金流量，导致当期经营现金流量的下降，则异常现金流量亦下降;异常酌量性支出AEXP是企业为了提高当期利润而削减研发支出、销售及管理费用引起的，直接提高了企业当期的现金流量;异常生产成本APROD是由过量生产引起的，通过扩大生产，企业能够降低单位产品的成本，提高产品的边际利润，从而提高企业当期利润，但过量生产同时增加了其他生产和库存成本，导致企业当期生产成本提高，则异常生产成本亦上升。若企业向上操控盈余，可实施的手段有:产品促销(结果会降低ACFO);削减酌量性支出(结果会降低AEXP);过量生产(结果会提高APROD)。为系统衡量不同的真实盈余管理手段引起的盈余操控程度，本文参考Zang［54］的做法，构建综合真实盈余管理计量模型(10)，值越高表示企业真实盈余管理程度越高，盈余质量越低。RAMit=－ACFOit－AEXPit+APRODit(10)以上各公式的变量定义如表1所示。(三)结构方程模型———非递归模型结构方程模型中的路径分析模型里有两种基本的类型:递归模型与非递归模型，其中非递归模型表示变量间的关系不是单向的，而是互为因果关系的。基于此可以构建内部控制效率与盈余质量间动态影响关系的模型(见图1)，用以验证两者的相互作用。图1非递归模型的基本框架(四)研究样本本文选取深沪两市所有上市公司作为研究对象，剔除金融、保险类及2010年之后上市的企业，共确定样本1659家企业，进一步剔除有数据缺失的企业，最终共得到研究样本1580家，其中深市768家，沪市812家。按照证监会颁布的《中国上市公司分类指引》对样本企业进行分类，相关财务数据取自CCER、RESSET数据库，内部控制效率信息取自“迪博•中国上市公司内部控制指数”。

实证分析结果

(一)描述性统计分析通过表2全样本描述性统计可以对比两种不同的盈余管理方式。应计项盈余管理均值为0，取绝对值后为总资产的7.84%，其中向上操控盈余的企业总数少于向下操控盈余的企业总数，但盈余管理的程度则是向上操控的高。真实盈余管理均值也为0，取绝对值后为总资产的16.66%，其中向上操控盈余的企业总数多于向下操控盈余的企业总数(808＞772)，但盈余管理的程度则是向下操控的高(0.1629＜|－0.1705|)。即盈余管理在我国上市公司中普遍存在，真实盈余管理的程度高于应计项盈余管理;多数企业采用应计项盈余管理以降低其盈余，采用真实盈余管理以提高其盈余;当使用应计项盈余管理时，向上操控盈余的程度高于向下操控盈余，当使用真实盈余管理时，向下操控盈余的程度高于向上操控盈余。对比真实盈余管理的三种不同手段，向上操控盈余时，管理层多采用削减酌量性支出，其次是过量生产，最后使用销售促销(959＞795＞769)，而向下操控盈余时，多采用销售促销，其次是缩减生产，最后使用调增酌量性支出(811＞785＞621);另外管理层操控生产的程度高于其余两种方式(0.0983＞0.0648＞0.0526)。就深沪两市来看，深市上市公司的盈余管理程度比沪市略高。根据中国上市公司内部控制指数研究课题组的研究结果可知，沪市上市公司的内控指数均值高于深市上市公司(690.97＞679.18)，可以初步断定，高质量的内部控制能够抑制盈余管理，包括应计项盈余管理和真实盈余管理，进而提高盈余质量。区分企业性质来看，两市共有国有企业859家，非国有企业721家。无论是应计项盈余管理还是真实盈余管理，亦或是真实盈余管理的三种不同手段，非国有企业的盈余管理程度均比国有企业的盈余管理程度高。同样根据中国上市公司内部控制指数研究课题组的研究结果可知，国有企业内控指数均值高于非国有企业(694.96＞673.65)，再一次说明，高质量的内部控制能够提高盈余质量。(二)内部控制效率与盈余质量的相关性分析从表3中的相关性指标来看，“迪博”公布的内部控制指数与应计项盈余管理和真实盈余管理均在0.01的水平上呈显著负相关，即内控指数越高，盈余管理越低，也就是盈余质量越高，初步验证了假设1。另外内控指数与描述真实盈余管理的三个指标也均显著相关。内控指数与异常现金流量、异常酌量性支出显著正相关，与异常生产成本显著负相关。因为异常现金流量和异常酌量性支出越高，说明企业向上操控盈余的程度越低，盈余质量越好。所以正相关关系说明企业盈余质量(向上操控盈余的程度)与内控指数正相关;而异常生产成本越高，说明企业向上操控盈余的程度越高，此处的负相关关系表明内部控制效率越低则异常生产成本越高，盈余质量越低。(三)非递归模型分析图2至图6分别为修正后的应计项盈余管理和真实盈余管理以及三种异常值与内部控制效率的非递归模型，表4为上述五个模型的适配度检验结果。可以看到，经过修正后盈余管理与内部控制效率的以上五个模型均满足上述所有适配度指标，表示这五个模型与数据都达到可以适配的标准①。表5为各模型路径系数表，五个SEM模型的所有路径p值均小于0.05，即载荷系数均达到显著水平，满足模型内在质量的效度检验。在盈余管理与内部控制效率模型中，内部控制效率对DA的载荷系数为－0.111，对RAM的载荷系数为－0.089，即内部控制可以抑制盈余管理，提高盈余质量，假设1得到验证，并且内部控制对应计项盈余管理的抑制作用高于对真实盈余管理的抑制作用。同时，DA对内部控制效率的载荷系数为－0.002，RAM对内部控制效率的载荷系数为－0.006，说明盈余管理程度越高(盈余质量越低)则内部控制效率越低，验证了假设2。对比两者的相互作用，内部控制效率对盈余质量的影响要高于盈余质量对内部控制效率的反作用。

第9篇：盈利模式与盈利能力的关系范文

【关键词】 股权集中度； 股权制衡度； 盈余管理

一、引言

我国上市公司中普遍存在股权过度集中的现象，而股东之间相互制衡能力又相对较小，从而使得公司治理中缺乏对控股股东行为的有效约束。因此，围绕公司股权结构改革，促进控股股东行为优化，非控股股东能够理性地行使监督上市公司行为的权力将是监管部门的重要职责之一。2010年5月14日国务院了《关于鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见》明确提出鼓励民间资本以控股、参股等方式参与国有股权改革，推进投资主体多元化。2012年5月23日印发《关于国有企业改制重组中积极引入民间投资的指导意见》更加明确地提出积极引入民间投资参与国有企业改制重组，建立现代产权制度，民间投资主体可以通过出资入股、收购股权、认购可转债、融资租赁等多种形式参与国有企业改制重组，从而推进企业股权结构优化。这些法律体系的构建为我国上市公司股权结构优化创造了良好的外部环境。

根据经典的企业产权理论，企业所有权结构对其经营绩效率及其管理决策层的经营理念、行为方式会产生显著的影响。那么，企业产权结构肯定也会对其盈余管理行为及其经济效应存在显著的积极或负面影响。因为在股权高度分散的公司，其公司治理的关键问题在于经理人与股东之间的冲突，而在股权高度集中的公司，大股东对公司有足够大的控制能力，其公司治理问题的本质就发生了异化，从而演变为大股东与小股东之间的利益冲突，即大股东往往凭借其对公司的主导与控制地位对非控股股东的利益进行侵害。这种矛盾冲突在我国上市公司的盈余管理行为表现得更为突出（陈小林、林昕，2011）。

由于制度性的原因，盈余管理现象在我国上市公司较为普遍，往往被上市公司用来包装上市、规避摘牌和实现配股、增发等目的。根据我国《公司法》的相关规定，企业必须在近三年内连续盈利，才能申请上市，上市公司最近三年内净资产收益率每年都必须在10%以上才能申报配股。为达到上市或配股等目的，企业便采用盈余管理及其财务包装，盈余粉饰的报表还有助于企业获取非正常的资本性收益。通常，当公司的经营业绩不佳时，控股股东为了从上市公司中获取更多的利益，会通过管理盈余达到配股资格。在股权集中的上市公司，控股股东为了获得控制权私人利益，往往会控制若干上市公司和非上市公司，导致公司控制权与现金流量权的分离，使得他们在控制的不同子公司之间进行利益侵占，如通过资金占用、债务担保、资产转移、股利支付等手段侵占中小股东利益，也即所称的“掏空”。而大股东为了掩饰其对中小股东的利益侵占行为，往往会采取盈余管理手段。控股股东享有的控制权私人利益越多，他们为了掩饰公司业绩而进行的盈余管理的动机也越强。由于控股股东采取“掏空”、盲目“圈钱”等手段转移企业资源增加自身财富，其对企业的盈余管理产生负面影响（刘洪渭、荣蓬，2010）。因此，大力培育非控股股东的股权集中度，不断提高非控股股东对控股股东的制衡能力，构建完善的上市公司的内部治理机制，可以在很大程度上约束控股股东对上市公司的盈余管理行为，在一定程度上防止控股东对非控股股东与中小投资者的利益的侵占行为。

基于上述分析可知，股权集中度、股权制衡度对公司盈余管理行为产生了显著的影响，因此，对我国上市公司的股权集中度、股权制衡度与盈余管理行为的研究具有十分重要的理论与实际意义，这将更加有利于深入剖析我国上市公司股权结构的内在特征、盈余管理行为的异质性差异及其内在影响。本研究的主要贡献在于如下几个方面：一是剖析我国上市公司的股权集中度、股权制衡度的基本特征；二是构建盈余管理评价模型，并以我国A股上市公司2009—2011年的实证资料对其进行准确计量；三是构建股权集中度、股权制衡度对盈余管理行为影响的理论模型，并对其内在影响关系进行实证检验，为构建高效的企业股权结构体系提供一定理论与实证参考。

二、理论分析与研究假设

股权集中度是指企业的全部股东因持股比例及其相互影响关系不同所表现出来的股权集中化与股权分散化的数量化指标。它既是衡量企业股权分布状态的关键指标，也是衡量企业治理结构体系稳定性强弱的重要指标。公司股权集中度的高低对盈余管理行为的影响具有较大的不确定性。Berle和Means（1932）最早研究了股权结构对公司盈余管理行为的影响，其通过实证研究发现过于分散的股权结构体系会削弱企业股东对管理层的有效监督以及限制企业管理层的在职消费行为，其主要原因在于分散股权拥有者——股东在监督过程当中会存在较高的边际成本。因此，在股权过度分散的公司当中，巨大的分散股东群体便存在较强的“搭便车”的动机，而不愿意去付出巨大的监督成本。也就是说，股权集中度太低会导致企业的管理人员掌握企业的控制权，使得他们有能力通过经济决策和会计职业判断来影响报送的会计信息，进而影响他们在企业契约中的利益，从而影响公司的盈余管理行为。Peasnel（2000）通过实证研究发现上市公司股权集中度与盈余管理质量存在显著的正相关的关系；Fernando（2008）以智利上市公司为例进行研究发现：过度分散的股权集中度会在一定程度上降低盈余管理质量。

与之相对应的是，随着公司股权结构的不断聚集，公司的股权集中度将不断提升，尤其是当公司股票被几个主要大股东同时持有时，这些股东因为持有公司较大份额的股份，出于自我利益保护动机而具有强烈的监督动力，其监督效率会相对较高，对公司的会计信息质量及其盈余管理的影响更为正面、积极。也就是说，股权集中度的提高会对公司盈余管理质量产生显著的积极影响。Tsai（2009）基于神经网络模型与决策树分析进行理论与实证研究发现当公司股权集中度超过一定的阈值后，它与公司绩效、盈余管理质量存在正相关系。Antonio（2011）基于董事会结构特征与审计委员会属性视角，构建股权集中度与公司盈余管理的内在影响关系的理论模型研究发现，股权集中程度会对董事会与审计委员内部结构体系产生积极影响，从而间接地影响到公司盈余管理质量。

假设1：在排除控股股东有效控制的前提下，公司股权集中度的提升对其盈余管理质量产生了积极的影响。

但是，随着公司股权集中度的进一步提高，公司的股权会聚集在少数或者是一个大的控股股东的手中，当上市公司的股权集中度达到了一定程度时，控股股东就能够对上市公司实施有效的内部优化与控制，此时，公司治理的最基本问题就会从企业投资者和职业经理人之间的冲突转移到上市公司控股股东和中、小股东之间的利益冲突，从而导致上市公司控股股东具有以牺牲中、小股东经济利益为代价来掠夺公司财富的强烈动机。黄少安和张岗（2001）认为我国上市公司处于股权分置的特殊背景造成了上市公司的大股东与中、小股东之间存在较为严重的利益冲突，上市公司的控股股东有足够的能力与权力来操纵和管理盈余数字。Tsai（2009）研究认为高股权集中度的上市公司容易导致控股股东的“特权行为”，其内部管理层和董事会、控股股东之间存在更为密切的利益关系，促使它们更加有可能形成“内部合谋”现象，这种现象会对上市公司的盈余管理产生显著的消极影响，从而出现前几大股东持股比例过高的公司内部权力制衡效果反而较差的现象，盈余质量下降。Nurwati（2011）通过理论研究得出，控股股东在上市公司配股过程中实施盈余管理的最直接原因突出表现在为获得配股资格和提高上市公司的股票发行价格。控股股东为了将稀缺的资本配置到优秀上市公司中和避免恶意融资，这也将直接诱发上市公司的盈余管理行为。Kiridaran（2010）通过研究上市公司股权结构与会计盈余信息之间内在影响关系发现：上市公司控制权与现金流权的分离使得其控股股东与中、小投资者之间的冲突，控制性股东将在不同时期根据自己的偏好和利益来披露上市公司的会计盈余信息，从而削弱了报告盈余对中、小投资者的可信性，为盈余管理创造了良好的外部环境。基于上述分析，本文提出如下有关控股股东与盈余管理的内在影响关系。

假设2：控股股东对上市公司的控制程度越高，其盈余管理质量则越低。

但与之相反的是，随着股权集中度的提高，上市公司内部就会形成实力相当且相互制衡的大股东，大股东之间既存在利益共同点，也存在利益冲突，从而使得它们之间形成一种相互合作又互相监督的“内部制衡”关系。这种关系不仅对上市公司的经营管理产生了显著的积极影响，也对上市公司的盈余管理行为产生显著的积极影响。从股权制衡的角度研究企业管理行为及其经营绩效的文献较多，如朱红军、汪辉（2004）考察我国民营上市公司股权制衡的效果，认为股权制衡模式并不比“一股独大”更有效率；Kin（2008）基于企业经营绩效的角度分析大股东之间股权制衡的程度的影响，它不仅对公司绩效的存在显著的正向影响，而且对公司内部控制有效性与盈余管理行为产生显著正向影响，多数上市公司的除控股股东后的前九大股东股权集中度的提高有利于提高公司价值，在抑制第一大股东私利行为方面发挥了积极的制衡作用。Antonio（2011）基于经营范围假设、监督假设、谈判假设检验了上市公司盈余管理质量与主要大股东规模和结构的内在影响关系，研究发现上市公司重大信息披露与经营决策执行均受到股权结构、大股东规模的影响，在公司监督成本与收益的共同影响，公司盈余管理质量与股东“内部制衡度”存在显著的正相关性。George（2009）分析股权集中度、股权制衡度对公司盈余管理行为的共同影响的研究显示：在控制股权制衡度的前提下，股权集中类上市公司的盈余管理质量明显好于股权分散类的上市公司，在控制股权集中度的前提下，股权制衡类的上市公司的盈余管理行为好于股权集中类公司，而显著地大于由单一控股股东控制的上市公司。基于上述研究，笔者提出如下关于股权制衡度与上市公司盈余管理行为的内在影响关系。

假设3：上市公司股权制衡度与盈余管理质量存在显著的正相关关系。

三、研究设计

基于以上理论分析，本文的实证研究设计主要是构建公司盈余管理质量测度方法，并以此为基础构建公司盈余管理质量与股权集中度、股权制衡度的计量分析模型。

（一）盈余管理质量的测定方法设定

基于应计制的会计管理模式可以知道，公司的盈余由经营现金流与应计利润构成，由于经营现金流的可操作性的空间比较小，应计利润的操作弹性大，盈余管理行为也就主要通过公司利润调整来实现。正基于此，本文参照修正的Jones模型①来测算上市公司的盈余管理质量。

从理论上讲，公司的非可操性应计利润是其主营业务收入变动额、应收账款变动额和公司特征变量的函数，即：

NDAit=α0+α1（1/Assetit-1）+α2[（REVit-RECit）/Assetit-1]+α3（PPEit/Assetit-1）+α4Rassetit-1 （1）

其中NDAit为i公司第t年度的非可操纵应计利润总额；REVit为i公司第t年度主营业务收入的变动额；RECit为i公司第t年度的应收账款的变动额；PPEit为i公司第t年度固定资产总额；Assetit-1为i公司第t-1年末的总资产的数额；Rassetit-1为i公司第t-1年末的国有股权在总资产中所占份额。方程（1）式中的系数α0、α1、α2、α3、α4可以使用横截面样本数据通过如下的方程（2）式进行估计而得到：

TAit/Assetit-1=α0+α1（1/Assetit-1）+α2（REVit/Assetit-1）

+α3（PPEit/Assetit-1）+α4Rassetit-1+εit （2）

TAit=NIit-CFOit （3）

其中，TAit是i公司第t年度的应计利润总额，等于净利润减去经营现金流量的差额。NIit表示i公司第t年度的净利润；CFOit表示i公司第t年度的经营现金流的总额。α0、α1、α2、α3、α4分别是待估参数α0、α1、α2、α3、α4的估计值。εit是随机误差扰动项。然后，用总应计利润减去非可操性应计利润，就可以测算出i公司第t年度的盈余管理的异常应计利润。则盈余管理质量系数（IDAit）为：

IDAit=（TAit-NDAit）/NDAit （4）

该系数值的大小表示上市公司盈余管理质量的高低，数值越大，表示盈余管理质量越差，反之，则越好。

（二）股权集中度、股权制衡度对盈余管理质量的影响回归模型设定

上市公司股权集中度有可能是由于第一大股东或控股股东所持股份增加所导致，也有可能是由于机构投资者或普通投资者所持股份的增加所至，因此，研究股权集中度与盈余管理的内在关系必须考虑这两种不同的情况。参照陈德萍（2011）、Nurwati（2011）等相关学者的研究方法，本研究构建其内在影响关系的非线性计量分析模型。

IDAit=β0+β1FIRit+β2FIR2it+β3（1/Assetit-1）+β4

[（REVit-RECit）/Assetit-1]+β5（PPEit/Assetit-1）+β6Rassetit-1+εit （5）

IDAit=γ0+γ1FIVRit+γ2FIVR2it+γ3（1/Assetit-1）+γ4[（REVit-RECit）/Assetit-1]+γ5（PPEit/Assetit-1）+γ6Rassetit-1+εit （6）

IDAit=δ0+δ1TENRit+δ2TENR2it+δ3（1/Assetit-1）+δ4[（REVit-RECit）/Assetit-1]+δ5（PPEit/Assetit-1）+δ6Rassetit-1+εit （7）

其中模型（5）表示控股股东对上市公司的控制度对盈余管理质量的影响的计量回归模型，其模型为二次型的表示方式，FIRit是i公司第t年度的第一大控股股东所持公司股份份额占公司所有股份比重。从理论分析来看，β1大于0，β2小于0或者不显著。其他变量为控制变量，即为影响盈余管理质量的上市公司特征变量，其设置方式的理论基础与模型（1）相同。模型（6）表示非控股股东所持有上市公司股份的股权集中度对盈余管理质量的影响的计量回归模型，其模型也为二次型的表示方式，FIVRit是i公司第t年度除控股股东以外的前五大股东所持公司股份份额公司占所有股份比重。从理论分析来看，γ1小于0，γ2大于0或者不显著。其他变量为控制变量，即为影响盈余管理质量的上市公司特征变量，其设置方式的理论基础与模型（5）相同。为了验证上述模型分析结论的稳健性，设置模型（7）来进行相应的验证。其设置方式是将变量FIRit改为TENRit，其模型为二次型的表示方式，TENRit是i公司第t年度除控股股东以外的前十大股东所持公司股份份额占公司所有股份的比重。其他变量为控制变量的设置方式的理论基础与模型（6）相同。从理论分析来看，δ1小于0，δ2大于0或者在不显著。

股权制衡度主要体现在大股东之间的相互影响关系上，在“以手投票”的公司运行模式下，这种影响关系就直接体现在各个大股东所持公司股份的大小，因此本文在研究股权制衡度对盈余管理质量的关系时，直接以大股东与控股股东所持公司股份的比例关系进入计量回归模型：

IDAit=φ0+φ1（FIVR/FIRit）+φ2（FIVR/FIRit）2+φ3（1/Assetit-1）+φ4[REVit-RECit]/Assetit-1]+φ5（PPEit/Assetit-1）+φ6Rassetit-1+εit （8）

IDAit=？渍0+？渍1（TENR/FIRit）+？渍2（TENR/FIRit）2+？渍3（1/Assetit-1）+？渍4[（REVit-RECit）/Assetit-1]+？渍5（PPEit/Assetit-1）+？渍6Rassetit-1+εit （9）

模型（8）表示非控股股东与控股股东之间的股权制衡度对盈余管理质量的影响的计量回归模型，其模型也为二次型的表示方式，FIVR/FIRit是i公司第t年度除控股股东以外的前五大股东所持公司股份份额与第一大控股股东所持公司股份的比重。从理论分析来看，φ1小于0，φ2大于0或者不显著。其他变量为控制变量，即为影响盈余管理质量的上市公司特征变量，其设置方式的理论基础与模型（5）相同。为了检验回归计量模型的稳健性，以TENR/FIRit作为替代变量构建回归模型（9），即以i公司第t年度除控股股东以外的前十大股东所持公司股份份额与第一大控股股东所持公司股份的比重作为替代变量，以检验回归结果的稳健性。

四、实证分析

（一）实证研究样本数据选择

本文的实证分析是以中国上海证券交易所和深圳证券交易所的所有上市公司为对象，实证检验我国上市公司股权集中度、股权制衡度对盈余管理质量的影响，上市公司的样本数据主要来自于深圳国泰安公司开发的CSMAR数据库，样本数据为2009—2011年度上市交易的上市公司的面板数据。为保持样本数据的一致性及其理论模型的内在要求，对样本数据进了如下筛选：首先是剔除执行特殊会计制度的金融类公司等行业特性及法律规章异于一般行业的样本观测值，其次是剔除披露不完整以及2009—2011年度数据缺失的公司样本，剔除当年退市、暂停交易等的公司年度样本，最终本研究样本数为1 127家上市公司。

（二）样本数据的描述性统计分析

表1是样本数据的描述性统计分析表，从控股股东所持上市公司股份数量来看，FIRit的均值达到47.45%，中位数达到45.37%，远远超过欧美成熟市场经济国家的20%的平均水平，而且最大值达到93.27%，最小值也达到了9.27%，标准差较大，达到22.49%，不同上市公司间分布极不平衡。从除控股股东以外的前五大控股股东所持股份数量来看，FIVRit的均值仅为16.53%，中位数仅为15.85%，最小值仅为了6.45%，最大值也仅为21.59%，标准差相对较小，为14.45%。从除控股股东以外的前十大控股股东所持股份数量TENRit来看也表现出相类似的数量特征，从而使得FIVR/FIRit、TENR/FIRit的数值相对较小，其均值分别仅为0.3484、0.4421，从此可以较好地看出上市公司的股权集中度十分高，控股股东对上市公司的控制能力十分强，但主要股东与控股股东之间相互制衡能力较差。而上市公司净利润NIit和经营现金流CFOit的均值分别2.1201亿元与0.0148亿元，这也在一定程度上显示出上市公司存在虚增利润之嫌疑，盈余管理质量也存在较大问题，初步印证了本文的理论分析与研究假设。

（三）盈余管理质量实证分析结果

首先利用上市公司2009—2011年不同年度的截面数据，根据模型（2），采用极大似然估计（MLE）回归方法，求得各上市公司盈余管理质量的非可操性应计利润计算模型的系数，其具体的回归结果如下表2所示。其中模型（1）是以2009年度上市公司的截面数据进行计量回归分析的结果，模型（2）是以2010年度上市司的截面数据进行计量回归分析的结果，模型（3）是以2011年度上市司的截面数据进行计量回归分析的结果。从回归结果来看，大部分回归变量的T-统计值在5%的显著水平上显著，调整Adjusted-R2值分别达到0.823、0.908、0.826，F-Value都在1%的显著水平上显著，因此，这种回归方法是可行的。其回归系数可用于预测上市公司盈余管理质量的非可操性应计利润模型各变量的系数。

然后，根据各个上市公司模型（1）中各个变量的具体数值及其表2中计算的各变量的系数值，计算出不同上市公司的盈余管理质量系数IDAit值。由于涉及样本数量的个体较多，在此不便全部列出，本文利用SPASS软件对其进行统计分析，其统计分析图表如图1所示。图1是将上市公司的盈余管理质量系数分为（-∞，0]、（0，0.25]、（0.25，0.5]、（0.5，0.75]、（1，+∞]五个不同区间，分析不同年度所有上市公司的盈余管理质量系数值在这五个不同区间分布状况。从图1的统计数据来看，2009—2011年度盈余管理质量系数IDAit值小于0的公司所占比重十分少且逐年呈现出递减趋势，仅为9.19%、6.98%、4.75%，而在区间（0，0.25]的公司所占比重最多且逐年呈现出递增的变化趋势，分别达到30.44%、33.58%、37.85%，在区间（0.25，0.5]的公司所占比重次之，也逐年呈现出递增的变化趋势，分别达到28.23%、31.58%、32.81%，而在区间（0.5，0.75]的公司所占比重位居第三位且逐年呈现出递减的变化趋势，分别为22.88%、20.27%、19.26%、在区间（1，+∞]的公司所占比重最少，且逐年呈现出递减趋势，分别为9.26%、7.59%、5.33%。

（四）股权集中度、股权制衡度对盈余管理质量的影响的实证计量分析结果

根据理论分析部分的计量经济学模型（5）—模型（9），基于2009—2011年度上市交易的上市公司的面板数据，经协方差分析和hausman检验，拒绝了随机效应的原假设，故选用等斜率的固定效应面板计量模型来实证分析股权集中度、股权制衡度对盈余管理质量的影响，其实证分析结果如表3所示。

模型（5）是以控股股东所持股份比重为股权变量，以检验理论分析部分所提出的研究假设1，从其固定效应回归结果来看，调整-R2为0.898，大部分回归变量的T-统计量在5%以上的显著水平的显著。Wald x2为72.345，也在5%的显著水平上显著。控股股东所持股份比重这一变量的系数值为0.339，与研究假设2相一致，Best-S的值为23.67%，这与实际均值47.45%有较大差别。资产、主营业务收入的变动额、应收账款的变动额、固定资产总额、产权比重等变量的数值与理论分析基本一致。模型（6）是排除控股股东以外的股权集中度为股权变量，股权集中度变量是以除控股股东以外的前五大股东所持股份所占比重来表示，以检验理论分析部分所提出的研究假设1，从其固定效应回归结果来看，调整-R2为0.902，大部分回归变量的T-统计量在5%以上的显著水平的显著。Wald x2为97.326，在1%的显著水平上显著。股权集中度这一变量的系数值分别为-0.423，即排除控股股东以外的股权集中度与盈余管理质量系数成负相关关系，排除控股股东以外的公司股权集中度的提升对其盈余管理质量产生了积极的影响，这印证了研究假设2的存在性，Best-S的值为30.13%，这远远大于16.53%的实际均值。资产、主营业务收入的变动额、应收账款的变动额、固定资产总额、产权比重等变量的数值与理论分析也基本一致。模型（8）是以股权均衡度为股权变量，股权均衡度变量是以除控股股东以外的前五大股东所持股份与控股股东所持股份的比重来表示，以检验理论分析部分所提出的研究假设3，从其固定效应回归结果来看，调整-R2为0.937，大部分回归变量的T-统计量在5%以上的显著水平的显著。Wald x2为102.302，在1%的显著水平上显著。股权均衡度这一变量的系数值分别为-0.468，即股权均衡度与盈余管理质量系数成负相关关系，公司股权均衡度的提升对其盈余管理质量产生了积极的影响，这印证了研究假设3的存在性，Best-S的值为0.4021，这远远大于0.3484的实际均值。

为了检验上述回归结果的稳健性，本文对模型（6）和模型（8）的股权变量的内在构成进行了相应的修正，模型（7）是在模型（6）的基础上将股权变量修改为除控股股东以外的前十大股东所持股份所占比重来表示，而模型（9）是在模型（8）的基础上将股权变量修改为除控股股东以外的前十大股东所持股份与控股股东所持股份的比重来表示。其他变量设计及其回归方法与统计检验都相同。从其固定效应回归结果来看，调整-R2分别为0.864、0.895，大部分回归变量的T-统计量在5%以上的显著水平的显著。Wald x2分别为96.322、54.378，分别在1%或5%的显著水平上显著。股权集中度这一变量的系数值分别为-0.497、-0.438，略微有所下降，但与前模型（6）与模型（8）所得到的结论基本一致，资产、主营业务收入的变动额、应收账款的变动额、固定资产总额、产权比重等变量的数值与理论分析也基本一致，也进一步验证回归分析结果与研究假设的正确性。

五、结论

本文基于盈余管理的内在影响因素，构建盈余管理质量评价模型，并以我国A股上市公司2009—2011年实证资料对其进行准确计量。从理论上分析控股股东、股权集中度、股权制衡度对盈余管理的影响，构建其内在影响的计量经济分析模型并进行相应的实证分析，得到如下主要结论：1.上市公司的股权集中度十分高，这种十分高的股权集中度主要源自于控股股东的股份聚集，从而导致控股股东对上市公司的绝对控制优势，但非控股股东与控股股东之间相互制衡能力十分差；2.上市公司盈余管理行为十分严重，从盈余管理质量系数来看，有将近30%的上市公司的这一指标超过0.5，也就是说，这些公司的异常应计利润占到非可操性应计利润的50%以上；3.控股股东所持股份比重与盈余管理质量系数的内在影响系数值为0.339，二者存在显著的正向影响关系，即控股股东对上市公司的控制程度越高，其盈余管理行为则越严重；4.在排除控股股东以外的股权集中度与盈余管理质量系数的内在影响系数值为-0.423，二者存在显著的负相关关系，即非控股股东股权集中度的提升对其盈余管理行为产生了显著的积极影响，股权均衡度与盈余管理质量系数之间成负相关关系，公司股权制衡度的提升对其盈余管理行为产生了显著的积极影响。

以上研究结果显示：股权结构体系不合理是影响我国上市公司治理的关键因子，由于我国上市公司过高的股权集中度主要源自于控股股东所持股份的过度集中，而非控股股东所持股份过于分散，这同时也对其盈余管理行为产生显著负面影响；过于分散的非控股股权集中度，又导致上市公司内部过低的股权制衡度，使得上市公司本身缺乏有效的内部约束机制，即上市公司内部缺乏一种非控股股东与控股股东之间的内在制衡能力，其他大股东不能够对控股股东起到真正的监督作用。正基于此，本文认为在中国目前的制度背景下，应大力培育机构投资者和构建大股东多元化、股权相互制衡的治理机制，大力提升非控股股东的股权集中度，这将在很大程度上有助于解决我国上市公司目前所存在的盈余管理行为问题。

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