流量的盈利模式精选(九篇)

第1篇：流量的盈利模式范文

关键词：真实活动盈余管理；应计盈余管理；微利上市公司

中图分类号：F832.5；F275 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2013）12-0023-06

一、引言

由于我国资本市场的独特设计，我国上市公司存在着显著的“微利现象”。1998—2009年ROE处于[0，1%]区间（微利区间）的上市公司数量共有970家，占全部上市公司的比例为5.78%，而ROE处于[-1%，0）区间的（微亏区间）上市公司却不到30家，所占比例仅为0.13%。在2001—2003年，平均有65%的亏损公司在阈值0点处进行了盈余管理并达到了避免报告亏损的目的（吴联生，2005）[1]。那么，这些公司采用了哪些盈余管理方式，各种盈余管理方式的采用程度如何，对于这一问题目前还鲜有研究。许多研究验证了我国微利上市公司存在显著的应计盈余管理行为（胡玮瑛等，2003[2]；周晓苏，2004[3]；干胜道等，2006[4]），也有研究发现微利公司存在真实活动盈余管理行为（张俊瑞等，2008[5]；朱朝晖，丛丽莉，2011[6]）。但是，以上研究都是对应计盈余管理和真实活动盈余管理方式进行的单独检验，并没有将这两类盈余管理方式结合起来，微利公司是否同时存在两类盈余管理方式以及两类盈余管理方式采用的程度及其二者之间的联系，目前研究还没有涉及，而对此研究将有助于深入了解微利上市公司的盈余管理行为，对监管者识别和防范微利上市公司的盈余管理行为具有重要的现实意义。因此，本文研究微利公司是否同时采用应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式，以及两种盈余管理方式的采用程度。

二、文献回顾

盈余管理是造成会计信息质量低下的重要原因之一，它是经营者运用会计手段或者安排交易来改变财务报告以误导利益相关者对公司业绩的理解或者影响以报告会计数字为基础的合约的结果（Healy & Wahlen，1999）[7]。从盈余管理的实现方式来看，主要可以分为应计盈余管理和真实活动盈余管理（Schipper，1989）[8]。前者是通过会计手段（主要是会计政策）实现的，而后者则是通过有意安排真实的交易活动实现的。自Healy（1985）和DeAngelo（1988）从应计项目视角研究盈余管理以来，应计盈余管理研究得到了蓬勃发展，并成为盈余管理研究的主流[9-10]。然而，随着Healy & Wahlen（1999）和Dechow & Skinner（2000）指出管理者除采用应计盈余管理方式外，还可能会采用加速销售和延迟已有研发计划、减少当期的研发费用和维修费用等真实活动来操纵盈余，真实活动盈余管理方式才受到关注[7，11]。国外其他学者从不同角度对两种盈余管理方式进行了研究[12-17]。

对于应计盈余管理，我国学者进行了大量研究，并取得了丰富的研究成果，但对于真实盈余管理活动的研究起步较晚，而且也主要集中在真实盈余管理活动的存在性和具体方式研究上。张俊瑞等（2008）以及朱朝晖和丛丽莉（2011）借鉴Roychowduryd（2006）的研究方法，证实了我国微利公司存在基于保盈动机的真实盈余管理行为[5-6，13]。李增福等（2011）发现在股权再融资及定向增发过程中，上市公司同时使用了应计盈余管理和真实活动盈余管理[18]。李彬和张俊瑞（2010）发现上市公司利用真实活动盈余管理实现现金流量扭负目标[19]，赵景文和许育瑜（2012）也发现，上市公司会出于税收筹划目的对盈余管理方式进行选择，但没有发现真实活动盈余管理方式被采用[20]。

微利上市公司具有强烈的盈余管理动机，存在显著的盈余管理迹象。但是，微利上市公司是否同时存在应计盈余管理和真实盈余管理两种方式，还是只偏好其中一种，以及这两类盈余管理方式之间的相互影响关系，在现有文献中还鲜有涉及。本文以微利公司为研究样本，同时研究两种盈余管理方式的采用程度，并比较我国微利上市公司的盈余管理偏好。

三、研究假设

已有研究发现真实活动盈余管理和应计盈余管理两种方式可以相互替代使用，管理者可以通过一种方式或两种方式的同时使用实现盈余管理目标（Barton，2001[14]；Pincus & Rajgopal，2002[15]）。相较于应计盈余管理，真实活动盈余管理是对企业日常经营活动的偏离，与企业正常经营活动决策很难区分，不易引起审计师和市场监管者的注意，随着会计准则和证券监管制度的完善，管理者更偏好真实活动盈余管理方式（Graham et al.，2005）[12]。但是，真实活动盈余管理方式是通过不同的交易处理来调节利润的，只能在会计年度内使用，而且不能对盈余管理的后果进行准确控制。而应计盈余管理由于是通过更改会计估计或会计政策调节应计利润，可以在会计年度终了后财务报告日前进行，相较于真实活动盈余管理方式，应计盈余管理对利润的影响更快速而且能准确控制（Zang，2011）[21]。因此，在强烈的盈余管理动机下，微利上市公司很可能同时采用应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式调节利润以避免亏损。据此，提出如下假设：

微利公司同时存在显著的应计盈余管理和真实活动盈余管理行为。

四、样本选取与模型设计

（一）样本选取和数据来源

由于金融类上市公司的特殊性，本文选取1998—2009年所有非金融类A股上市公司，共15 196个有效年度样本，按下面步骤对数据进行筛选：（1）由于盈余管理程度计量模型对数据的连续性要求（最少三年），删除数据不连续年度样本2 139个；（2）删除收入为负或为0的年度样本57个；（3）删除股东权益为负或为0的年度样本477个；（4）删除其他数据不全的样本19个，剩余有效年度样本12 504个，共1 572家上市公司。

本文对应计和真实活动盈余管理计量模型采用分年度分行业估计，因此对上述12 504个有效年度样本按中国证监会《上市公司行业分类指引》划分的行业分类进行分年度分行业统计，共拆分成144个有效年度行业样本。为保证模型估计的可靠性，剔除掉公司数目不足12个的年度行业样本12个，还剩122个年度行业样本，有效年度样本为12 305个，平均每个年度行业约有不低于100个的样本量。

本文将净资产收益率ROE处于[0，1%]这一区间的上市公司界定为微利上市公司，全行业12 305个样本中共有674个样本为微利上市公司。

样本数据主要来源于国泰安数据库。

（二）变量设计

1. 被解释变量。（1）应计盈余管理的计量。应计盈余管理有多种计量方式，但相关研究表明截面修正的Jones模型的计量结果最为准确（Dechow et al.，1995）[22]，因此本文选择截面修正Jones模型计量的可操控性应计利润来衡量应计盈余管理程度。

在截面修正的Jones模型中，非操控性应计利润估计模型如下：

NDAi，t = ？鄣1■+？鄣2■+？鄣3■+εi，t（1）

其中，NDAi，t是公司i经过第t-1期期末总资产调整的第t期的非操控性应计利润，？驻Si，t是公司i第t期与第t-1期营业收入差额，？驻RECi，t是公司i第t期与第t-1期应收账款差额，PPEi，t是公司i第t期期末的固定资产原值，Ai，t-1是公司i在第t-1期期末的总资产。？鄣1、？鄣2、？鄣3是不同年度-行业的特征参数，其估计值是由模型（2）回归估计取得。

■ =？鄣1■+？鄣2■+？鄣3■+εi，t（2）

其中，TAi，t是公司i第t期的总应计利润，其余数据解释与模型（1）相同，可操控性应计利润DA=TAi，t/Ai，t-1-NDAit。

（2）真实活动盈余管理的计量。常见的真实活动盈余管理方式主要包括三种：销售操控、费用操控、生产操控。本文借鉴Roychowdhury（2006）和李彬等（2009）的研究，采用异常经营活动净现金流、异常酌情费用和异常生产成本分别计量上述三种真实活动盈余管理方式[13，23]。具体估计模型如下：

■ =？鄣1■+？鄣2■+？鄣3■+？鄣4■+？鄣5■+？鄣6■+εi，t（3）

■ =？鄣1■+？鄣2■+？鄣3■+？鄣4■+εi，t（4）

■ =？鄣1■+？鄣2■+εi，t（5）

模型（3）中，CFOi，t表示经营活动产生的净现金流；TCi，t表示现金流中相关的税费开支，ECi，t指支付给职工以及为职工支付的现金；OCi，t表示其他与经营活动有关的现金；模型（4）中，PRODi，t表示制造成本，即t期的销售成本与t期和t-1期的存货差额之和；模型（5）中，DISXi，t表示管理费用和销售费用之和，其他变量解释同模型（1）。

与Jones模型类似，异常经营活动净现金流（R_CFO）、异常酌情费用（R_DISX）和异常生产成本（R_PROD）分别为各自的实际值减去上述模型估算出的正常值。

一家公司可能会同时使用多种真实活动盈余管理手段，总的真实活动盈余管理程度应为上述三种真实活动盈余管理程度之和（下文用RM表示）。由于一种真实活动盈余管理手段的结果可能会影响其他真实盈余管理手段的结果，如扩大生产不仅导致当期异常高的生产成本，也会导致异常低的经营活动现金流，因此三种真实活动盈余管理手段的结果之间具有抵消作用，为了尽量避免这种影响，本文分别用以下两种形式表示真实活动盈余管理总程度：RM1=（-1）*R_DISX①+R_PROD，这里只考虑异常酌情费用和异常生产成本，是因为扩大再生产也会导致当期异常低的经营活动净现金流，如加入R_CFO，可能会导致总体真实活动盈余管理程度虚增；RM2=（-1）*（RDISX+RCFO），由于异常经营活动净现金流不仅由费用操控和生产操控引起，也可能由销售操控等引起的，因此在RM2中考虑到了其他真实活动盈余管理引起的异常经营活动净现金流。

2. 解释变量。以企业是否处于微利区间作为被解释变量。SUSPECT是哑变量，当样本公司处于微利区间时取值为1，否则为0。

3. 控制变量。已有研究表明，公司规模（SIZE）、市场价值与账面价值比率（MTB）和总资产报酬率（ROA）是影响盈余管理程度的重要因素。其中，SIZE是总资产的自然对数。由于被解释变量Yt是对正常值的偏离，为提高模型估计的准确性，也为了控制行业影响，各控制变量取值为样本公司实际值与各年各行业样本平均值的偏离值。

（三）模型设计

根据研究假设，相较于非微利公司，微利上市公司应存在显著的真实活动盈余管理和应计盈余管理特征，为此构建如下线性回归模型：

Yt=？鄣+β1（SUSPECT）t+β2（MTB）t-1+β3（ROA）t+β1（SIZE）t-1+εt（6）

在模型（6）中，因变量Yt是样本公司根据前文盈余管理计量模型计算的可操纵性应计利润（DA）、异常现金流（R_CFO）、异常生产成本（R_PROD）和异常酌情费用（R_DISX）及总体真实活动盈余管理程度（RM1和RM2）。

五、实证结果分析

（一）盈余管理模型计量结果

应用应计盈余管理和真实活动盈余管理计量模型分别对122个年度行业样本进行估计，得到各模型的平均系数、模型拟合度R2和相关系数均值T检验结果如表1所示。

R_PROD估计模型的拟合度最高，达到了90%，与Roychowdhury（2006）②的计量结果89%相当，R_CFO和R_DISX的模型拟合度分别为34%和19%，说明模型拟合较好，应计盈余管理模型为10%，与Roychowdhury（2006）的计量结果相比，没有Roychowdhury（2006）的计量效果好，但总体趋势相同，在一定程度上说明了盈余管理模型估计的可信性[13]。

（二）相关性分析

表2列示了1998—2009年12 305个有效年度样本对应的盈余管理相关变量的Pearson和Spearman相关性检验结果。单位资产总应计利润（TA/A）和单位资产经营活动净现金流（CFO/A）在1%水平上显著负相关，这与基本会计理论相一致。

DA与R_CFO显著负相关（-71.9%和-63.1%），与R_PROD显著正相关（22.4%和13.9%），与R_DISX显著负相关（-8.1%和-8.6%），说明（1）我国上市公司为了实现盈余目标同时采用了应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式；（2）某一盈余管理活动会同时影响其他盈余管理活动，如扩大生产不仅造成当期异常多的生产成本，同时也增大了可操控性应计利润。R_CFO与R_PROD显著负相关（-32%和-32.9%），与R_DISX显著正相关（7.2%和3.8%），R_PROD与R_DISX显著负相关（-36.8%和-43.5%），这与前文的分析一致，扩大生产增加生产成本的同时减少了异常经营活动现金流，减少酌情费用的同时也会增加现金流，某一真实活动盈余管理手段会对其他手段的计量产生影响。

（三）微利公司与非微利公司的均值和中值比较

表3为1998—2009年的微利公司样本与剩余总体样本的相关会计数据的均值和中值比较结果。由于资产总额与销售收入高度相关（Pearson相关系数为89.5%，Spearman系数为81.9%），所以CFO/A、PROD/A和DISX/A相当于是经营活动净现金流、生产成本和酌情费用与销售收入的比值。从表3中可以看出微利公司的CFO/A和DISX/A均显著低于非微利公司，均值差异分别为3.2%和2.8%，中值差异分别为2.8%和1.6%，与前文分析一致，存在真实活动盈余管理的公司具有较低的经营活动净现金流和酌情费用。

微利样本公司R_CFO和R_DISX要显著低于非微利样本公司（均值差异分别为-1.5%和-2.3%，中值差异分别为-1.2%和-1.5%），R_PROD要显著高于非微利样本（均值差异何中值差异分别为3.9%和3.0%），说明微利公司的真实活动盈余管理程度要显著于非微利公司。总体真实活动盈余管理的结果也显示出微利公司的总的真实活动盈余管理平均程度要比非微利公司高到6.2%和3.9%（中值差异分别为4.7%和2.8%）。

但是经过前期总资产调整的总应计利润（TA/A）和可操控性应计利润（DA）的均值和中值并没有显著差别，这可能是因为剩余总体样本并不是一个很纯净的对比样本，其中不乏存在一些其他盈余管理动机很强烈的公司。而且我们还可以看到无论是微利公司还是非微利公司的平均可操控性应计利润都很低，均不超过1%，这可能有两方面原因：一是样本公司的应计盈余管理并不明显，另一种可能是样本公司中存在向下盈余管理的公司，而使得均值和中值的比较存在误差。为进一步验证，将可操控性应计利润绝对值化（ABSDA），则微利公司的平均应计盈余管理程度达到6.9%（中值为4.7%），显著高于非微利公司的5.2%（中值为3.7%）。

（四）线性回归结果分析

回归模型的结果如表4所示。

表4中第1列是因变量Y为可操控性应计利润（DA）的回归系数，自变量SUSPECT系数为0.015，在1%水平上显著，表明微利区间上市公司单位资产的可操纵性应计利润平均要比非微利区间样本公司高1.5%。

第2列和第3列是因变量Y为R_CFO和R_DISX的回归系数。R_CFO对应的SUSPECT的系数为-0.008，在5%水平上显著，表明微利样本公司单位资产异常现金流要比其他公司平均少0.8%。这个差异是非常大的，因为剩余总体样本的单位资产现金流均值仅为5.9%。R_DISX的SUSPECT的系数为-0.023，在1%水平上显著，表明微利区间样本公司单位资产的异常酌情费用要比其他公司平均少2.3%，而剩余总体样本的单位资产现金流均值仅为9.2%。这说明相较于非微利公司，微利样本公司存在显著的销售操控和费用操控行为。

第4列为R_PROD的相关回归系数结果，其对应的SUSPECT的系数为0.023，在1%水平上显著，表明微利区间样本公司单位资产异常生产成本平均要比其他公司多2.3%，剩余总体样本的单位资产现金流均值为64.6%。说明微利公司存在于与生产成本相关的真实活动盈余管理，导致其异常生产成本要高于其他利润区间样本公司。

第5和第6列为总体真实活动盈余管理程度的回归系数结果。RM1和RM2对应的SUSPECT的系数分别为0.046和0.03，均在1%水平上显著，表明微利区间样本公司单位资产的总体真实活动盈余管理程度要比其他公司平均高到3%或4.6%；且与DA的1.5%相比较说明真实活动盈余管理是微利公司调增利润的主要手段。

六、结论

本文以我国1998—2009年深市和沪市A股非金融类上市公司为样本，采用独立样本T检验和回归分析模型研究微利上市公司的盈余管理方式。研究发现，微利上市公司同时存在应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式；真实活动盈余管理是微利公司调增利润的主要手段，微利公司的总体真实活动盈余管理程度比非微利公司的总体真实活动盈余管理程度平均高3%或4.6%，而应计盈余管理程度平均只高1.5%。所以，对于投资者和监管部门而言，识别和防范微利上市公司的真实盈余管理活动更为必要，并且已有研究表明，真实盈余管理活动对企业经营业绩的负向影响更为深远。

注释：

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

②Roychowdhury在其“Earnings management through real activities manipulation”一文中对1987—2001年416个年度—行业样本进行模型估计，得出的异常生产成本、异常CFO、异常酌情费用及应计盈余管理模型的平均模型拟合度R2分别为89%、45%、38%和28%。

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Study on the methods of earnings management of profit of listing Corporation in China

Hou Xiaohong， Tang Zuwei， Zhao Lingmin

（School of Management， China University of Mining Technology， Beijing 221116， China）

第2篇：流量的盈利模式范文

然而，进入2000年以后，中国经销商的渠道格局及盈利模式发生了根本性变革，传统的批发市场日渐衰落，而以大卖场、大连锁商超为代表的新兴渠道迅速崛起。随着整个市场竞争环境的日趋激烈，加上零售业态的日益强大，厂家销售区域的细化，人员及营运成本一涨再涨，经销商的利润空间被挤压得越来越小，因而市场运营的整体成本压力越来越大。面对这一严峻现实，经销商如何提高盈利能力，已经成为摆在经销商群体面前一个不可回避的难题！

第一种模式：产品线组合盈利

组合方式是根据客户的需求进行相关产品的组合，从而提高自己的成套配送能力，使客户得到“一站式服务”，增强对客户的掌控力。通过合理的产品组合，增加新的利润点，摆脱单纯依靠上量盈利的弊端，以差异化的、灵活性的产品组合实现盈利、制胜。

由于公司产品在渠道上进行了“互补”，不但降低了物流成本，而且给下游商家提供了较齐全的货源，满足了下游商家多方面需求。从公司整体营销资源考虑，在注重公司的产品组合基础上，也能使产品资源得到整合和共享。

第二种模式：扩大经营规模盈利

规模盈利模式主要依靠的是大进大出的产品分销，经销商通过规模降低经营成本，赚取大量的现金流。在规模盈利模式下，经销商将成本作为扩张的基础，把价格作为主要的扩张武器，通过经销产品的低价获取市场份额、争取下游客户，实现“快速放量”。

现实市场中，那些大型商超卖场相对于中小型商超的竞争，就是依靠规模赢利。他们把所有经营要素都与低成本相匹配，实现低价格、高走量、高赢利，而并不是指望价格越高，赢利越高。

第三种模式：多品类多元化盈利

经营多元化，就是经销商根据自身实力和能力进行跨行业、跨品类经营产品。

目前，多元化盈利模式主要表现为两种方式：

（一）经销商扩大自己经销的产品品类：糖果经销商也相应经销糕点、饼干、方便食品以及其他休闲食品。

（二）跨行业：糖果经销商涉足酒水饮料，甚至自建零售卖场等。

第四模式：服务盈利

经销商的四个角色：物流(仓储和配送)、融资、服务提供和信息沟通与反馈。

经销商的传统角色，是分销链上四个节点的包揽，但今天经销商地位的衰落，很大程度上消褪了他们在分销链上的底气，为了适应渠道形态的变化，部分经销商开始在节点上收敛，通过将自己的资源优势凝练在某一节点上实现盈利的创新。

简言之，服务盈利模式可分为以下四种：服务客户盈利，服务厂家盈利，服务同行盈利，服务消费者盈利。

第五种模式：厂家盈利

第3篇：流量的盈利模式范文

企业处于不同生命周期阶段，盈利和经营活动现金流量状况存在较大差异，此差异导致企业在盈余管理的动机及方式选择上做出不同的决策。

(一)起步期盈余管理的动机及方式选择处于起步期阶段的企业由于消费者和市场对于企业的认知度较低，企业尚未形成良好的品牌核心与信誉，导致企业在此阶段处于相对不利的竞争地位，一方面为维持企业的经营需大量的资金，另为在未来确立较为有利的竞争地位，需在构建厂房、购置设备、开拓市场等方面进行较大规模的投资，这都需要企业大量的资金投入。另一方面由于市场和消费者对企业认知度较低，导致企业所面对的需求增长较为缓慢，同时企业在和上下游厂商竞争时处于较为不利的竞争地位，导致此阶段企业经营资产的规模较大，而经营负债的规模较小，为维持较大规模的经营资产，需企业大量资金投入，而经营负债的较小规模说明企业在此阶段较少占用上下游厂商无成本资金，进而进一步加剧了企业的资金紧张。基于以上两方面原因，企业在此阶段盈余管理的动机主要是通过盈余管理向外部投资者传递企业经营效益较好，企业未来发展前景较为有利的信息，进而吸收投资者增加对企业的投入。因此此阶段企业盈余管理主要是传递利好信息，向资本市场传递企业经营效益较好的信号，从而获得投资者的青睐，获得企业发展所需要的资金。此阶段企业进行盈余管理的手段主要是提前确认收入、延迟确认费用及扩大费用资本化的范围等。提前确认收入即把尚未实现的收入通过提前开具销售发票、收款尚存在较大不确定时以及提供的劳务不符合收入确认条件时即予以确认；延迟确认费用即将本属于本期的费用不在本期确认或不在本期全部确认、本属于本期的一次性费用作为待摊费用分批确认；扩大费用资本化即把本不符合资本化条件的费用予以资本化，从而扩大了费用资本化的范围，人为增加了企业的资产，减少了当期的费用，进而增加了当期的利润。

(二)成长期盈余管理的动机及方式选择进入成长期的企业由于消费者的需求迅速扩大，行业内部厂商数量的增加及总供给的增长落后于需求增长的速度，行业内部大多数厂商都可实现较快增长，原有厂商在市场上有了一定的知名度，逐渐确立了较为有利的市场竞争地位。但为满足进一步扩大的市场需求，厂商需进一步增加经营资金的投放，为扩大经营规模，投资活动亦需要持续的资金投入。此阶段企业经营亏损逐渐收窄，并逐渐转为盈利；由于企业逐渐确立了较为有利的竞争地位，因此经营资产虽增加速度较快，但已落后于经营负债的增长速度，表明企业在此阶段已大大增加对上下游厂商无成本资金的使用，导致经营活动所产生的现金流入大大增加，并快于现金流出增长的速度，经营活动的现金流量在此阶段逐渐由负值转为正值。基于成长阶段的特点，企业在此阶段盈余管理的动机主要是维持利润的平稳增长，增加外源融资。具体方式选择上往往通过增加债务资金的筹集或寻求上市来解决投入资金不足问题。由于企业在此阶段已逐渐确立了较为有利的市场竞争地位，因此通过负债方式筹集资金变得相对容易了，因此此阶段企业盈余管理的目的之一就是通过盈余管理向债权人传递企业经营效益较好、竞争实力较强的信息，从而进一步发挥财务杠杆的作用，利用负债资金为所有者创造更多收益；另外在此阶段企业在权益资金筹集上大多采用争取上市及配股增发的方式，由于我国《证券法》对企业上市及配股增发都有严格的限制，企业达不到连续盈利等要求是不能上市及配股增发的，因此企业为实现上市及配股增发的目的，便产生了盈余管理的动机。另由于此阶段企业利润增长较快，企业就有了在利润较高年份储备利润，即所谓的“甜饼盒储备”，而在利润较低年份将储备的利润释放，以平滑利润。此阶段企业盈余管理的手段主要通过关联交易、提前或延后确认费用、以前年度的损益调整等进行盈余管理。

(三)成熟期盈余管理的动机及方式选择企业进入成熟期后，对内投资已基本完成，并形成较为明显的规模效应，企业竞争地位进一步强化，经营活动带来较为丰厚的利润，经营活动现金流量也维持在较高的正值。由于此阶段企业能更充分的利用上下游厂商的无成本的资金，导致此阶段企业经营资产的规模进一步缩小，经营负债的规模进一步加大，加之长期资产等非经营性项目摊销的影响，导致在此阶段企业经营活动的现金净流量在规模上超过企业的利润，企业经营成果和现金流量状况均处于最佳状态。企业长期资产的规模相对稳定，对内投资逐渐下降，经营活动的现金流量开始超过投资活动的现金流量，企业开始更多的寻求对外投资的机会。此阶段企业盈余管理的主要考虑是尽可能调低当期利润，以减轻税负压力，逃避政府监管。另企业往往在此阶段把当期部分超高利润隐藏起来，待利润降低时将隐藏的甜饼盒储备释放出来，以实现平滑利润的目的，坚定投资者的投资信心。此阶段盈余管理在方式选择上更多的采用提前确认费用、通过关联交易、改变折旧摊销政策等对利润进行调解。(四)衰退期盈余管理的动机及方式选择衰退期企业的市场迅速缩小，消费者的需求偏好发生改变，竞争对手推出了更好的产品来迎合消费者变化了的需求。企业的利润开始下降，经营活动的现金流量也掉头下行。一些企业开始转让、变卖厂房设备或转变发展战略，开发新产品、新市场等多元化经营。此阶段经营不善的企业往往面临退市的威胁。此阶段企业为走出困境，盈余管理的动机和手段更加明显。企业为避免退市的威胁，往往采取措施调高利润。此时企业盈余管理的手段选择一般有两个方向：调增盈余与调减盈余。调减盈余即是企业通过提前计提各项费用，进行费用的“大洗澡”，为未来扭亏为盈奠定基础。同时通过非经常性损益项目的处理，来实现盈余管理的目的。

二、结论

第4篇：流量的盈利模式范文

两家银行总体分析

经营模式：玉山银行采取混业经营模式，而招商银行还属于分业经营模式。经营模式是决定商业银行综合竞争实力的重要因素。由于两地经济和金融环境背景存在差异，两家银行的经营模式乃至盈利模式都有所不同。玉山银行可以经营基金、保险、租赁等其他金融业务，是采取金融控股集团下的混业经营模式，属于业务多元化的盈利模式；而招商银行目前基本以存贷汇等传统银行业务为主，属于分业经营下的单一盈利模式。经营模式的差异无疑将对各自的资产盈利能力产生不小的影响。

经营思路：两家银行在发展战略、经营理念。企业文化方面有所差异。作为台湾的民营商业银行，玉山银行成立时间晚于招商银行，且营业：机构大都分布在台湾地区，招商银行在国内主要城市都有分支机构，两家银行在所辖范围内都已具有了一定的规模优势。玉山银行成立之初就坚持“安全性、流动性第一，获利性次之，成长性再次之，而均应兼顾公益性”的经营指导原则，显示出其“稳健”的发展战略；而招商银行则倡导“走效益、质量、规模协调发展之路”，突出“和谐”的发展战略。从经营理念、企业文化等方面来看，招商银行比较“外向”，注重市场需求与客户服务，而玉山银行则有所“内敛”，注重专业服务与人性化管理。当然，两家银行都注重通过科技手段来提高服务水平，通过业务创新来提升盈利水平，通过品牌优势来创造资产价值，强调“制度为基、以人为本”的管理理念，并在近年来都受到了外界的高度评价。

经营现状：两家银行所处的发展阶段略有错位，招商银行目前的资产盈利水平低于玉山银行。由于成立时间相差5年，两家银行虽都处于企业的快速成长时期，但目前所处的发展阶段略有错位。2002年前招商银行的资产增长速度明显快于玉山银行，2004年则有所放缓，显示招商银行正处于资产规模由快速增长向平稳增长的过渡时期；而玉山银行由于发展时间相对较短，目前仍处于资产的快速扩张时期。从2003年末数据来看，招商银行机构数量是玉山银行的5．63倍，人员数量是其8．79倍；2004年前者的总资产、净资产：分别是后者的5．17、2．38倍。因此，招商银行的机构、人员、资产在数量上远远超过玉山银行；但是玉山银行的主营业务收入、净利润却是招商银行的1．07和1．86倍。可见，目前招商银行虽然在人员、网点、资产方面存在优势，但玉山银行的盈利能力却高于招商银行。(见表1～3表)

竞争力评价模型分析

我们选取国际公认的CAMEL评价模型对两家银行进行竞争力分析。CAMEL模型是由美国的美联储、货币总局和联邦存款保险公司对美国银行进行评级打分的分析评价模型，其评价指标包括资本充足程度(Capitaladequacy)、资产质量(Asset quality)、管理(Management)、盈利(Eamings)和资产流动性(Liquidity)等要素，涵盖了银行经营财务分析框架的五个组成部分，比较全面科学地体现了银行的基本情况，因此得到了西方银行界几乎所有分析师的认可。为了便于比较，我们将玉山银行的经营数据均按照“1元人民币＝3．72新台币”换算成人民币。

资本充足比较

两家银行的资本充足率大体相近，且满足巴塞尔协议要求。按照巴塞尔协议的要求，满足资本充足率是商业银行业务经营的基本要求，资本充足率水平决定着商业银行资产规模扩张的速度，并直接影响商业银行的盈利水平。两家银行资本充足率都在8％以上，玉山银行2004年由于股本扩张20亿股使资本充足率达到11．51％，比招商银行高出1．96个百分点。(见表4、图1)

资产质量比较

两家银行都注重贷款的风险管理，资产质量较好。玉山银行不良资产占有率始终是台湾地区最低的，这与其始终把资产的安全性放在首位是分不开的。由于两地对银行不良资产统计口径有所不同：招商银行不良资产按五级分类法口径统计，而玉山银行不良资产包括逾期与应予观察两类，因此我们不能完全根据不良资产占比值进行资产质量方面的比较，但从两家银行公开资料中我们依然可知两家银行在内地或台湾都属于资产质量较高的商业银行。这从2004年两家银行的贷款行业分布上可见一斑：由于台湾地区经济增长主要依靠外贸出口，玉山银行的贷款投向侧重于光电、半导体、DVD等出口主导型制造业，然后依次为投资风险较小的金融保险不动产、批发零售饮食等行业。招商银行在内地宏观经济调控背景下贷款主要投向能源及原材料、公用事业、运输通讯业等行业风险较低的行业，而制造业、商业贸易业次之。可以发现，两家银行在贷款分布上都围绕当地经济环境特点选取风险较低的行业，显示出较强的风险控制能力和资产定价能力。(见表5、表6)

经营指标比较

玉山银行的偿债能力指标好于招商银行。从两家银行长期偿债能力来看，玉山银行比招商银行的资产负债比值平均要低5．3％，显示玉山银行的长期偿债能力略强。招商银行比玉山银行存贷款比例平均要低22．25％，从指标上分析，招商银行能够保持资产与负债的安全性与合理性，经营更加稳健，而玉山银行存贷款比例相对明显偏高(内地要求此项指标控制在75％以内)，显现出其在拓展贷款规模上表现的较为激进。从短期偿债能力来看，玉山银行的短期偿债能力明显高于招商银行，其流动比率平均是后者的6．37倍，且招商银行存在一定的流动缺口。玉山银行较高的流动比例一方面是由于流动负债在负债总额中占比相对较小，另一方面则主要是由于其始终保持了较高比例的流动资产，以保证其较高的资产流动性与偿债能力。通过流动资产构成分析我们发现：玉山银行的押汇、贴现及短期贷款占绝大比重，其次是证券及票据投资，再次是现金，且这三项占比均高于招商银行，而招商银行的存放央行及同业款项的占比则高于玉山银行。可见，玉山银行将资产较多地运用于风险较低且收益较高的贴现、押汇、证券及票据投资上，从而在保证“安全性、流动性第一”的前提下实现了资产盈利的最大化，反映出玉山银行在资产定价能力与资金运作能力方面的优势，这对利率市场化进程日益加快下的国内商业银行保证资产质量与提升资产盈利能力具有较好的借鉴意义。(见表7～表9、图2)

玉山银行的营运能力指标强子招商银行。商业银行混业经营具有业务多样化、盈利模式多元化、经营管理集约化的特点，这可以在玉山银行的营运能力指标上集中体现出来，而招商银行在人员、机构、资产等方面的“规模”优势在此却“拖累”了相关营运能力指标。从总资产周转率指标的平均值比较，玉山银行是招商银行的1．36倍，而近年来的人均盈利水平、网点平均盈利水平均都高于后者(除了2002年)，表示出玉山银行较强的经营优势和资产盈利能力。

招商银行的成本控制能力好于玉山银行。由于招商银行的资产规模远大于玉山银行，成本支出相对较高也在情理之中。但深入分析我们发现，招商银行的资产是玉山银行的5倍，而营业费用与资产比值平均仅是玉山银行的1．12倍。可见招商银行的成本控制能力要高于玉山银行。而且从近年来相关指标的变化分析显示，招商银行的营业费用占比呈现下降趋势，而玉山银行由于近3年来正处于规模的快速扩张期，营业费用占比逐年上升。(见表11)

盈利能力比较

玉山银行仍处于业绩快速上升期，而招商银行已进入业绩平稳增长期。从盈利指标上分析，近年来两家银行每股盈利水平、每股净资产逐年提高，显示盈利水平整体呈现上升态势。2002年生意前招商银行的盈利指标好于玉山银行，但在2002年以后盈利水平出现较大差异，玉山银行盈利水平大幅提升，而招商银行盈利水平保持相对平稳。这主要是由于2002年初玉山银行组建了金融控股集团，并大举进军保险、信托、基金、租赁等其他金融领域(该行在2002年一次性核销呆账约合人民币20．43亿元，导致当年净利润亏损约合人民币9．44亿元)。之后，玉山银行的主营业务收入利润率、ROA、ROE指标大幅上升，且盈利水平明显高于招商银行，显示了混业经营所带来的盈利能力提升，同时也验证了该行正处于业绩快速上升期的结论。2002年后，招商银行的主营业务收入利润率虽有所上升，但ROA、ROE指标整体水平均有所下降但保持相对平稳，表明该行已渡过依靠资产快速扩张提升经营业绩的阶段，进入业绩平稳增长期。因此，玉山银行2002年后业绩的“恢复性”上升也给我们提供了有益的思路：改变国内商业银行现有的单一盈利模式，放弃同质化、低水平业务竞争，关键是推进商业银行的混业经营，实现业务多元化。(见表12～表15图5、图6)

玉山银行的中间业务盈利能力高于招商银行，显示出混业经营的优势。自从2002年组建金融控股集团后，玉山银行可以经营基金、保险、信托等非银行金融业务，其非利息收入占比逐年上升，且2002年后明显高于分业经营模式下的招商银行。2004年，玉山银行的主营业务收入中利息收入占比仅为66．26％，而中间业务收入(手续费收入与其他收入合计)占比16．8％，而招商银行利息收入占比为84．26％，中间业务收入占比仅为7．07％。与欧美国家混业经营的银行相比，玉山银行中间业务盈利水平并不算高，而分业经营下的招商银行在内地则属于中间业务盈利能力较高的银行。可以预计，如果两家银行现有的经营模式维持不变的话，未来几年玉山银行的中间业务盈利水平会明显高于招商银行。可见，提高中间业务收入是实现国内商业银行业务多元化、提升盈利水平的主要手段。(见图7、图8)

资产流动性比较

玉山银行的资产流动性明显好于招商银行。从表16、17中可以明显看出，玉山银行的现金流动负债比是招商银行的7．13倍，但现金债务总额比却小于招商银行，表明玉山银行的流动负债在负债总额中占比相对较小。结合表9中的流动比率可知，玉山银行偿还流动债务的能力较强，资产流动性明显好于招商银行。而且，玉山银行是正流动性缺口，而招商银行存在负流动性缺口。因此，玉山银行的资产流动性要好于招商银行。(见表16、表17)

综合分析

由于两家银行经营模式上存在的根本差异以及某些数据统计口径不同，我们无意去做综合竞争力方面的定量评价。但是，从以上对比分析可知，招商银行既在协调发展、把握贷款投向、成本控制、企业文化等方面存在一定的自身的特点与优势，又在保证资产安全性与流动性、经营指标、盈利能力等方面与玉山银行相比存在较大的差距。而且，如果继续维持现有的经营模式和发展速度，未来招商银行在综合竞争力指标上可能会被玉山银行落的更远。虽然与境外先进银行相比，招商银行存在一定的差距，但在当前国内商业银行中，招商银行在协调发展、风险管理、产品定位、资金成本、中间业务五个方面依然具有竞争优势。今后，随着商业银行改革进程的加快以及限制商业银行混业经营的政策不断松动，“因势而变”的招商银行将会完善经营模式、规范管理机制、加快业务多元化创新步伐，其综合竞争实力也将会进一步提高。

当然，我们对比两家银行重要的不是找出差距，而是如何缩小差距，以便迎头赶上。他山之石可以攻玉，向玉山银行学习，招商银行乃至国内商业银行都可以得出一些有益的启示：

启示之一：玉山银行混业经营所具有的集约化经营及多元化盈利的优势已推动其业绩进入快速上升期，如果继续维持此经营模式，其盈利水平将可能在未来远超过招商银行，这无疑使我们充分认识到：“加快推进我国商业银行混业经营步伐，逐渐实现业务多元化，以适应金融业完全开放后的市场竞争”的现实意义。当前，国内商业银行正处于从分业经营向混业经营的过渡时期，随着国家对商业银行设立基金公司、资产证券化、银团贷款、财务顾问、保险等业务限制的松动，商业银行业务创新的范围会越来越广，但目前除了要解决政策束缚和管理体制约束外，关键是要商业银行主动通过自身的业务创新，在政策允许的范围内开发业务产品，拓宽业务渠道，最终通过市场化手段来推进商业银行混业经营进程。

第5篇：流量的盈利模式范文

关键词：盈余管理；应计利润；操控性应计利润

盈余管理是目前国内外会计学界实证研究的重要课题。本文引用Schipper K（1989）的定义，即盈余管理是“企业管理当局通过有目的地控制对外财务报告过程，以获取某些私人利益（而非仅仅为了中立地处理经营活动）的‘披露管理’”。对定义稍加拓展将包括“真实的”盈余管理，如通过改变企业投资的时间安排或其它财务决策来改变报告盈余。现有的盈余管理计量方法主要有三种类型，包括应计利润分离法、具体项目法和分布检测法。

一、应计利润分离法

国外最常用的盈余管理计量方法是应计利润分离法,即用回归模型将利润分离为不可操控性应计利润和可操控性应计利润,并用可操控性应计利润来衡量盈余管理的大小和程度。应计利润分离法要解决的是如何将应计利润分离为不可操控性应计利润和可操控性应计利润问题。分离应计利润的模型很多，目前主要有随机游走模型，Jones模型，修正的Jones模型，行业模型，KS模型等。

（一）随机游走模型

随机游走模型把上一年的实际利润作为本年度的不可操控性应计利润，最早由Healy(1985)和DeAngelo(1986)提出。为了消除企业规模影响，在模型中的每一项，都除以上一年末的总资产。以后的盈余管理计量模型均基于这种原因进行这样的处理。其模型可以表述如下:

NDAt=TAt-1/At-2(1)

式中，NDAt是经过第t-1期期末总资产调整后的第t期的不可操控性应计利润,，TAt-1为第t-1年总应计利润，At-1,At-2分别为第t-1和t-2年期末总资产。与其他模型相比，随机游走模型比较简单，对数据的期限不作要求。

（二）Jones模型

Jones(1991)在估量不可操控性应计利润时,成功地控制了公司经济环境的变化对非操纵性应计利润的影响。Jones模型估量非操纵性应计利润的公式如下:

NDAt=α1(1/At-1)+α2(ΔREVt/At-1)+α3(PPEt/At-1)(2)

式中,ΔREVt是第t期收入和第t-1期收入的差额;PPEt是第t期期末总的厂场、设备等固定资产价值;At-1是第t-1期期末总资产;α1,α2,α3是公司特征参数。α1,α2,α3的估计值根据以下模型,并运用估计期各项数值进行回归取得:

TAt/At-1=a1(1/At-1)+a2(ΔREVt/At-1)+a3(PPEt/At-1)+εt(3)

式中,a1,a2,a3是α1,α2,α3的OLS估计值,TAt是第t期的总应计利润。εt为剩余项,代表各公司总应计利润中的操控性应计利润部分。其他变量含义和方程(2)相同。

（三）修正的Jones模型

Dechow等人(1995)认为Jones模型中的主营业务收人变化仍然忽视了企业管理当局对收人进行操纵的因素。他们认为，企业管理当局可以利用应收账款来对主营业务收人进行操纵，从而达到操纵报告盈余的目的。因此，Jones模型低估了盈余管理，应该在主营业务收人中剔除应收账款的变化。具体模型如下:

NDAt=α1(1/At-1)+α2[(ΔREVt-ΔRECt)/At-1]+α3(PPEt/At-1)(4)

式中,ΔRECt是第t期的净应收款项和第t-1期的净应收款项的差额,其他变量的含义和方程(2)相同。需要注意的是,α1,α2,α3的估计值是从原始的Jones模型中得到的,而不是从修正的Jones模型中得到的。修正的Jones模型对原始的Jones模型的调整仅仅是模型中收入变量经过了事件期(即假设的盈余管理发生期)应收款项变量的调整。

（四）行业模型

行业模型同样放松了不可操控性应计利润在时间序列上是常数的假设。行业模型假设不可操控型应计利润的决定因素的变化,在同行业公司之间是相同的,而不是设计模型来直接估量操控性应计利润的决定因素。行业模型中的不可操控性应计利润模型如下:

NDAt=β1+β2medianj(TAt/At-1)(5)

式中,NDAt的估计方法和方程(3)一样,但是使用的是总应计利润,因为NDAt不是可以直接观察的变量。medianj(TAj/At-1)是同行业所有非样本公司经过第t-1期总资产调整的第t期应计利润的中值。公司特征参数β1,β2用估计期观测值通过OLS估计获得。

（五）截面Jones模型

除了模型中参数用截面数据估计而不是用时间序列数据估计外,截面Jones模型与Jones模型是相似的。因此,截面Jones模型估计不可操控性应计利润的模型如下:

NDAt=α1(1/At-1)+α2(ΔREVt/At-1)+α3(PPEt/At-1)(6)

式中,α1,α2,α3是不同行业、不同年份的特征参数,这些特征参数α1,α2,α3的估计值根据以下模型,并运用经过行业分组的不同年份数据进行回归取得:

TAt/At-1=a1(1/At-1)+a2(ΔREVt/At-1)+a3(PPEt/At-1)+εt)(7)

（六）截面修正的Jones模型

与截面Jones模型一样,截面修正的Jones模型中参数也是用截面数据估计,而不是用时间序列数据估计。在截面修正的Jones模型中,不可操控性应计利润用事件期(即假设的盈余管理发生期)数据估计,模型如下:

NDAt=α1(1/At-1)+α2[(ΔREVt-ΔRECt)/At-1]+α3(PPEt/At-1)(8)

式中,α1,α2,α3是不同行业、不同年份的特征参数,这些特征参数α1,α2,α3的估计值根据以下模型,并运用经过行业分组的不同年份数据进行回归取得:

TAt/At-1=a1(1/At-1)+a2(ΔREVt/At-1)+a3(PPEt/At-1)+εt(9)

（七）KS模型

Kang和Sivaramakrishnan(1995)在对各应计利润项目与主营业务收入、成本费用以及固定资产的关系进行分析的基础上，发展出KS模型。

ACCABALt/At-1=α+β1（REVt/At-1）*(ARTt-1/REVt-1)+β2(EXPt/At-1)*(OCALt-1/EXPt-1)+β3(PPEt/At-1)*(DEPt-1/PPEt-1)(10)

式中，ACCABALt为扣除应收应付税款后的非现金流动资产和流动负债减去折旧，ART为扣除应收税款后的应收款项，EXP为费用，等于主营业务收入减去扣除折旧前的营业收入，DEP为折旧，OCAL为其它流动资产和流动负债。该模型有两个重要特点是(Kang，1999)：（1）该模型通过增加费用变量和解释性变量解决了Jones模型存在的最小二乘估计的三个统计问题：同时性、变量误差和变量遗漏。（2）用流动资产和流动负债的水平值而不是变化量（增量）来计算操控性应计项目的估计值。（3）参数β1、β2、β3可以解释为周转率。

（八）各种模型的评述和效果分析

在这些盈余管理计量模型中，有些属于时间序列模型，有些是截面模型。时间序列模型往往根据每个公司估计期时间序列上的数据，给每个公司估计出一个总应计利润和主导变量之间的回归系数。因此，使用时间序列模型需要样本公司具有较长时间序列的数据，同时要求样本公司在估计期没有系统性的盈余管理。截面模型往往根据事件期每个行业的公司数据，给每个行业估计出一个总应计利润和主导变量之间的回归系数。因此，截面模型不要求样本公司具有较长时间序列的数据，但是截面模型内在地假设样本公司在同行业中没有显著的差异。

针对美国市场的实证研究结果表明，Thomas等人(2000)发现上述模型在估计盈余管理的有效性方面是令人失望的，他们认为目前衡量盈余管理的方法所使用的手段，其精确性均

较低。但相对看来，Jones模型在用于截面Jones模型以及截面修正的Jones模型比其时间序列模型更能有效地揭示出公司的盈余管理，同时截面Jones模型和截面修正的Jones模型也优于随机游走模型和行业模型（Bartov，Gul和Tsui，2001)。

由于我国的证券市场还是个新生事物，到目前为止仅有短短的10余年时间，采用时间序列模型存在着样本的局限性，无法开展有效的研究。此外，时间序列模型内在地假设样本公司在估计期没有系统性的盈余管理，而根据国内已有的实证研究文献，中国股票市场上上市公司存在着普遍性的盈余管理。此外，夏立军（2003）针对中国的股票市场，分别对各盈余管理计量模型揭示盈余管理的能力进行了检验，发现分行业计行业特征参数的方法优于使用总体样本估计样本总体特征参数的方法。因此横截面Jones模型成为我国会计界研究盈余管理问题的首选。

二、具体项目法

具体项目法的特点是通过一个特定的应计项目或者一组特定的应计项目来建立计算模型，以此来检测是否存在盈余管理。这种方法通常用于研究某个或某些特定的行业，如银行业中的贷款损失准备、产险和意外险保险公司的索赔准备。最早运用特定应计模型来研究盈余管理的是MS Nicholas & Wilson，他们集中对坏账准备这一特定的具体项目进行了研究。这种方法的缺点是运用这种方法需要研究者对制度背景有深刻的认识,而且由于具体的应计利润项目研究往往局限于小样本或具体的行业和部门,因此研究结果难以推广。

三、分布检测法

分布检测法的特点是通过检查报告盈余在特定水平周围的不连续分布来计量盈余管理。这些特定的盈余水平一般是:盈余为零;上年盈余本年度分析师预测的盈余。这种方法首先假定:未管理的盈余大致呈正态分布，如果管理后的盈余明显不符合这一分布形式，就说明公司存在盈余管理。这种方法主要是通过检验分布函数在0点的非连续性来判断是否基本符合正态分布。常用两种检验方法:直方图和统计检验。这种方法的突出优点是仅仅通过检查盈余的分布就可以鉴别出哪些公司有盈余管理行为，但是其缺点是运用这种方法来计量的盈余管理

不能获得关于公司进行盈余管理的手段或者程度的信息。

四、结论

由于具体项目法和分布检测法的应用范围较窄，目前国内外主要是采用应计利润分离法来计量盈余管理。尽管应计利润分离法的应用十分广泛，但是由于模型本身需要满足一些条件，包括是否有明确的估计和考察期间，时间序列数据的长度等等，使得模型的效果受到了一些影响。因此发展更有效的盈余管理计量模型仍然是盈余管理研究的重要工作，尤其是我国证券市场并不发达，这项工作显得更有必要。

参考文献：

[1]Schipper K..1989. Commentary on Earnings Management [J]. Accounting Horizons 3(4):91-102.

[2]Healy P M. 1985.The effect of bonus schemes on accounting decision[J] Journal of Accounting and Economics,7(1-3)85-107.

[3]DeAngelo L.1986.Accounting numbers as market valuation substitutes:A study of management buyouts ofpublic stockholders[J].The Accounting Review, 61(3):400-420.

[4]Jones, J,. 1991,Earnings management during import relief investigations [J]. Journal of Accounting Research,vol.29:193-228.

[5]Dechow P M, Sloan R G , 1995，Sweeney A P, Detecting earnings managementf [J]The Accounting Review，70(2):193-225.

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[7]Kang, S., Sivaramakrishnan, K. 1995. Issues in testing earnings management and an instrumental variable approach[J]. Journal of Accounting Research 33 (2):353-367.

[8]ThomasJ，ZhangXJ . 2000，Identifying unexpected accruals:acomparisonof current approaches[J].Journal ofAccounting and Public policy， 19:347~376.

[9]Bartov, E., Gul, F. A., and Tsui S.L.2001. Discretionary-Accruals Models and Audit Qualifications, Journal of Accounting and Economics: 421-452.

第6篇：流量的盈利模式范文

［关键词］盈余重述；真实活动操控；经营活动现金流；盈余管理；高报盈余；重述公司

一、 引言

作为典型的财务报告失败，盈余重述降低了投资者信心，也影响了资本市场效率，并且已引起世界各国投资者、财务分析师、证券市场监管机构、科研机构等的广泛关注。他们关注的焦点在于盈余重述为什么会发生以及如何有效减少盈余重述。已有的研究发现，会计准则与会计交易的复杂性、会计制度理解上的偏差以及管理层的盈余操纵或造假行为都是引发盈余重述的潜在原因。大多数学者将盈余重述归因为公司有意的盈余管理，即错误的财务报告是管理层有意操纵的结果，其目的是为了让投资者相信公司已达到相关的盈余基准。我国目前鲜有系统研究盈余重述原因的相关文献，对重述公司是否存在盈余管理行为尚无定论。本文将就此展开深入分析，探讨我国上市公司盈余重述的深层次原因。

现有学者主要通过衡量应计项目验证盈余管理，操纵盈余的公司往往具有较高的应计水平和操控性应计。近年来的研究表明，应计项目并不是盈余管理的首要方式，管理层更加偏好利用交易操纵盈余，即便这种真实盈余活动会损害公司价值［1］。一方面，真实活动盈余管理通过改变公司正常生产经营过程以实现财务报告目标，具有较强的隐蔽性；另一方面，会计准则弹性空间的日益收紧使得应计操控程度有限，因而越来越多的管理者转而通过真实操控达到目的。鉴于上述原因，本文拓宽了现有的研究思路，通过衡量真实活动检验重述公司是否存在盈余操纵行为，以期能丰富该领域的研究成果。

二、 理论分析与研究假设

会计信息的首要特征是可靠性，有效的信息披露可以强化资本市场对公司管理层的约束，同时发挥市场优化资源配置的作用。然而，日益泛滥的财务重述却对会计信息的可靠性和有效性提出了挑战。财务重述源于之前年报的误述，而财务报告之所以会误报，与管理层的盈余管理动机存在很大的关系。学者们倾向于从会计盈余数据的契约安排（管理报酬契约、债务契约）动机、政治成本动机和资本市场动机角度研究盈余管理［2］。已有的研究表明，上市公司误述财务报告的动机主要是为了避免亏损，进而保持盈余的增长，迎合财务分析师的预期以及证券监管机构的监管政策。通过分析财务重述公司的应计盈余，学者们发现，资本市场压力是激发公司采纳激进会计政策的主要因素。重述公司在财务报告发生错误的年度绩效普遍较差，这表明管理层试图掩盖盈余下降，存在机会主义行为［3］。财务重述的首要动机是以较低的成本吸引外部融资，保持正的盈余连续增长和正的盈余意外，以达到财务分析师的盈余预测［4］。此外，债务契约及高管层的激励补偿计划也提高了财务报表误述的可能性［56］。

中国特有的制度环境下，会计盈余总是与权益融资和上市资格等相关联，公司无论是上市、摘帽、配股还是增发均需满足一定的盈余基准，而以会计指标衡量的经营绩效对公司高管层的个人报酬和职业生涯有显著的影响［7］。在公司发生亏损或盈利不佳时，出于职位安全的考虑，经理人员便会更多地利用高报错误来进行盈余管理，高报盈余的会计差错是管理层进行盈余管理的一种手段［8］。从这个层面来说，盈余重述公司被重述年度指财务报告发生错报的年度。不是所有的错报都会引起重述，当误述被发现并修正时会造成重述。存在显著的盈余管理动机。wu min（吴民）的一项研究发现，在中国，重述公司管理盈余并非出于融资的考虑，而是为了避免亏损以便在资本市场生存［9］。另外，中国有着不同于西方的股权结构，问题主要是控股股东与中小股东的利益冲突，控股股东可能为了自利动机而侵犯小股东利益，并通过操控财务报告内容掩盖事实或隐藏不利消息［10］。因此，控股股东会通过盈余管理活动改变公司的财务报告，以误导投资人或影响公司契约。

上市公司主要利用两种方式操控盈余：应计项目和真实活动盈余管理。应计项目操控通过会计政策选择、会计估计变更等会计方法（例如少提坏账费用、推迟摊销费用等等）来管理盈余，成本较小，易被公司管理层采用。近年来，为了应对接连出现的财务舞弊事件，监管部门逐渐收紧了会计准则的弹性空间，再加上应计项目的回转特性会限制其以后期间的调整空间，这使得交易操控或利用真实经济活动操控成为管理层的首选。事实上，真实活动盈余管理的存在一定程度上抵消了会计准则收紧对盈余质量的正向影响［11］。真实活动操控虽然基于真实交易，但其实现的盈余不具有持续性，长远来看降低了盈余质量。另外，出于操纵目的，仅仅为实现特定财务报告目标而构造的交易往往缺乏合理的商业目的和必要的经济实质，其隐蔽性较强，危害更大。公司主要通过融资活动操控、经营活动操控和投资活动操控进行盈余管理。经营活动操控对公司价值影响最大，因此本文主要研究公司利用经营活动操控的盈余管理行为。

经营活动包括采购、生产、销售、研发等营业活动。研究表明，公司确实通过降低研发开支、扩大生产和利用价格折扣等真实活动的操控方式来管理盈余，以达到相关的盈余基准，即通过对销售活动、存货管理、研发开支、销售与管理费用的操纵进行盈余管理［1213］。借鉴roychowdhury（罗伊乔达）的方法，本文用销售操控、费用操控和生产操控度量真实活动操控行为，检验公司现金流、操控性费用与生产成本是否存在异常行为［12］。为了研究方便，本文选择高报盈余指以前年度财务报告会计收益高报，重述公告中调低之前年度的会计收益。的重述公司作为研究样本，这主要是因为高报公司更具代表性。本文统计的682个盈余重述样本中，高报盈余的公司占到了73%。此外，高报收益意味着公司会计政策较为激进、管理层存在机会主义行为和运营问题，投资者对收益下调的重述反应更为强烈，研究该类样本更有意义［3］。

对高报盈余的重述公司来说，在财务报告误述年度，为了提高短期收益，达到财务分析师的盈余预测或相关的监管基准，经理人员会通过加速销售来提高短期盈余，即通过降价、提供价格折扣、宽松的信用条件等促销方式提高销售收入，以过于优惠的折扣刺激消费者提前购买产品，上述活动被称为销售操控。销售操控有可能透支公司未来的销售增长，降低公司盈利能力，而过于宽松的信用条件则会产生过多的坏账，影响公司的正常运营。因此，虽然销售操控提高了当前的销售收入，但收入多为应收款项，并未带来公司现金流的实质增加，公司每元销售所带来的经营现金流反而会减少，经营活动现金流往往较低。基于此，本文提出以下假设。

假设1：与非重述公司相比指的是未发生盈余重述的公司，可能存在其他重述行为。，高报盈余的重述公司在被重述年度具有较低的经营现金流。

除了对销售进行操纵外，公司还可能通过发货控制或刻意削减研发开支的方法达到盈利目标，即使这种做法会损害公司股东的长期利益。在能力范围内，管理层会同时减少销售和管理费用等可操控费用，如不必要的广告、日常开支，以维持正的盈余意外或盈余增长趋势。上述活动为费用操控，因此如果公司对费用进行了操控，那么其操控性费用往往较低。除了对销售和费用进行操控外，管理层还可能通过大量生产的方法降低产品单位成本，进而降低销售成本，以提高销售利润。过量生产往往造成供过于求，增加公司的存货积压，损害公司未来的盈利能力，但它通过规模效应降低了单位产品成本，短期内提高了公司盈余，因而易被激进的管理层所采用。对于利用费用操控和生产操控管理盈余的公司来说，其操控性费用往往较低，而生产成本较高。鉴于此，本文提出以下假设。

假设2：与非重述公司相比，高报盈余的重述公司在被重述年度具有较低的操控性费用。

假设3：与非重述公司相比，高报盈余的重述公司在被重述年度具有较高的生产成本。

三、 研究设计

1. 样本与数据

本文选择沪深两市1999年—2009年这11年间调低之前年度盈余并重述公告的公司作为研究样本，由于重述是对之前会计年报进行修正，最后得到的被重述区间为1998年—2008年。选择1999年为起点是因为该年会计差错概念及相关的规范首次被提出。重述公告来自上海证券交易所和深圳证券交易所网站以及中国资讯网的上市公司文献库，通过检索涉及年度的所有上市公司临时公告中标题包含“补充”或“更正”字样的公告获得。为了更真实地反映公司的实际情况，本研究排除了因校对、排版、串行、数据遗漏、填列错误等引起的重述。考虑到金融行业的特殊性，研究中剔除了金融行业样本。我们共获得有效样本495个，同时获得非重述公司样本12269个。研究所用其他财务数据来自resset金融研究数据库。

2. 变量度量与研究模型

（1） 真实活动盈余管理的度量

借鉴roychowdhury(罗伊乔达)和cohen(科恩)的方法，我们用三个变量度量真实活动操控水平：经营现金流的异常水平、异常操控性费用、异常生产成本［1213］。本文首先用以下模型分行业分年度估计正常水平的经营现金流、操控性费用和生产成本：

式中i表示公司，t表示财务报告发生错误的年份（即被重述年份）。cfo为经营活动现金流，assetst-1为年初总资产；rev为当期营业收入；δrev为营业收入变动；disx表示操控性费用，为广告费与研发支出之和，本文以营业费用与管理费用之和来衡量；revt-1为上年收入；prod代表生产成本，为销售成本与存货变化之和；δrevt-1为上年营业收入变动。以上变量均可以用年初总资产进行调整。

异常经营现金流rcfo为经营现金流实际值与用模型（1）估计出的系数计算出的正常现金流水平的差异，即：

rcfoit=(cfoit/assetsit-1)-k＾1(1/assetsit-1)+k＾2(revit/assetsit-1)+

k＾3(δrevit/assetsit-1)(4)

同理，异常操控性费用rdisx为操控性费用实际值与用模型（2）估计出的系数计算出的正常操控性费用的差异，即：

rdisxit=(disxit/assetsit-1)-k＾1(1/assetsit-1)+k＾2(revit-1/assetsit-1)(5)

异常生产成本rprod为生产成本实际值与用模型（3）估计出的系数计算出的正常水平生产成本的差异，即：

rprodit=(prodit/assetsit-1)-k＾1(1/assetsit-1)+k＾2(revit/assetsit-1)

+k＾3(δrevit/assetsit-1)+k＾4(δrevit-1/assetsit-1)(6)

（2） 研究模型

为了验证文中假设，我们建立了以下模型验证重述公司的真实活动盈余管理行为。

rmit=β0+β1misit+β2levit-1+β3ln(assetsit-1)+β4roait+β5growit+εit(7)

式中，rm代表公司真实活动盈余管理程度，分别用异常经营活动现金流rcfo、异常操控费用rdisx和异常生产成本rprod衡量。异常现金流与异常操控费用方向相同，数额越小表示公司真实活动盈余管理程度越高；异常生产成本与异常现金流方向相反，数额越大表示公司真实活动操控程度越高。mis为虚拟变量，如果公司t年度财务报告盈余被高报且在之后年度被重述本文研究的是发生重述的样本，对于财务报告存在错误但未被发现或未被重述的样本不予考虑。，则取1，反之取0。

已有的研究表明，公司规模过小或过大、财务状况较差、负债水平高、成长性高的公司易进行盈余管理，以达到盈利目标或筹集发展所需资金［1416］。因此，模型中引入了以下控制变量：公司负债水平，以滞后一期的资产负债率（levit-1）表示；公司规模（lnassetsit-1），以期初总资产的对数表示；盈利水平，以资产回报率（roa）来衡量；成长状况（grow），以营业收入三年的平均增长率度量。

四、 实证结果

1. 描述性统计及均值t检验

表1为样本的描述性统计与均值t检验结果（见下页）。我们可以看到，重述公司的经营活动现金流、操控性费用与生产成本均值均低于非重述公司，且存在显著差异（t值分别为-5.332、-6.995、-5.26）。但经资产调节后三个变量均没有通过显著性检验。因变量中，只有异常生产成本通过了t检验，这说明重述公司的生产成本显著高于非重述公司，重述公司可能在被重述年度通过过量生产提高了当期盈余。异常现金流和异常操控费用不存在显著差异，更进一步的结果需要通过回归分析来验证。从控制变量来看，表示盈利状况的资产净利率通过了t检验，这表明与非重述公司相比，高报盈余的重述公司财务状况不佳，盈利性较差。

为5%水平上显著；***为1%水平上显著(均为双尾检验)。下表同。

2. 变量相关性检验

表2为变量间的pearson相关系数。从表中我们可以看到，异常现金流与误述变量mis显著负相关（相关系数为-0.021），异常生产成本rprod与误述变量mis显著正相关（相关系数为0.048），与我们预期假设一致，这说明高报盈余的重述公司在被重述年度经营活动现金流水平较低，生产成本较高。异常操控性费用与误述变量不存在显著相关性，这与假设不一致。异常现金流与异常生产成本间相关系数为0.310，相关性较强，这与roychowdhury(罗伊乔达)的结论是一致的，即能够导致高生产成本的经济活动同时会造成异常低的现金流。异常生产成本与异常操控费用系数显著为负，说明公司大量生产的同时会减少管理费用和销售费用以提高盈余。从自变量与控制变量的相关系数来看，资产净利率roa与误述变量mis显著负相关，资产负债率与误述变量显著正相关，资产变量与成长状况grow和负债水平变量均存在显著相关关系，但相关系数不高，不存在严重的多重共线性问题。

以异常经营现金流、异常操控性费用和异常生产成本为因变量，我们对模型（7）进行了回归分析，结果如表3所示。从表中我们可以看到，误述变量mis的回归系数为-0.031，且在5%的水平上通过了显著性检验（t值为-2.336），假设1得到验证。这说明髙报盈余的重述公司异常现金流水平较低，公司确实利用销售操控调高了报告期盈余。误述变量同时通过了因变量为异常生产成本的回归检验，回归系数为0.231，t值为4.402，且在1%的水平上显著，假设3也得到验证。这说明高报盈余的重述公司异常生产成本较高，公司通过大量生产，降低单位产品成本，从而提高了当前盈余。以异常操控费用为因变量的模型回归系数与预期方向相反，没有通过显著性检验，这说明高报盈余的重述公司较少通过削减操控费用来提高当期盈余，假设2没有得到验证。

从控制变量的回归结果来看，资产规模变量通过了异常现金流为因变量的模型的检验，这说明规模小的公司经营现金流水平较低，可能通过销售操控调整盈余；表示财务状况的变量roa和表示负债水平的变量lev在异常操控性费用为因变量的模型中得到验证，这说明盈利状况较好、财务杠杆率较高的公司操控性费用较少；以异常生产成本为因变量的模型中，表示盈利状况、负债水平和资产规模的变量回归系数均显著，这说明财务状况不佳、负债水平较高、规模较大的公司异常生产成本较高，存在利用生产操控进行盈余管理的情况。

4. 稳健性检验

为了消除极端样本对结论的影响，本文将已承认或被监管部门发现存在严重盈余操纵行为的82家公司去掉后重新进行回归分析。结果显示，误述变量在因变量为异常经营现金流的模型中回归系数为-0.035，且通过了5%的显著性检验（t值为-2.417）；在因变量为异常生产成本的回归模型中系数为0.226，且在1%的水平上显著（t值为3.939）。没有通过因变量为异常操控费用的回归检验，说明高报盈余的重述公司利用销售操控和生产操控调高了盈余，真实盈余管理程度较高。假设1与假设3得到验证，实证结果稳健性较强。

为了提高结论的可靠性，本文同时研究了公司利用应计项目操控盈余的情况。操控性应计的衡量借鉴jones的模型［17］，即

tait/assetsit-1=β0+β1(1/assetsit-1)+β2(δrevit-δarit)/assetsit-1+β3(ppeit/assetsit-1)+β4(roait-1/assetsit-1)+εit(8)

式中δar为应收账款变动，ppe为固定资产原值，ε代表操控性应计，即da。

表4盈余管理变量间相关系数

变量acfoaprodadisxdaacfo1aprod0.310**1adisx0.141**-0.067**1da-0.533**0.290**-0.218**1通过检验操控性应计与真实盈余管理变量的相关系数（见表4），我们发现变量da与acfo显著负相关，与aprod正相关，与adisx呈显著负相关关系。这说明操控性应计水平高的公司异常现金流较低，生产成本高且操控性费用水平较低，公司同时利用了应计项目与真实活动两种方法操控盈余。

以da为因变量的回归结果显示，误述变量回归系数为0.027，且在1%的水平上显著（见表5），这说明高报盈余的重述公司操控性应计水平较高。公司同时利用了应计项目和真实活动盈余管理两种方法操纵盈余。可见，重述公司为达到盈余目标，不仅利用会计政策的弹性空间调整盈余，同时还利用真实经济活动进行盈余操控。

表5应计基础上的回归分析

变量(constant)misroagrowlevt-1ln(assetst-1)系数-0.5360.0270.561-0.0150.0020.025t-15.045***2.995***36.819***-1.748*0.85814.899***adj.r20.111f值318.604***五、 结论

以高报盈余的重述公司为研究样本，以经营活动现金流量、生产成本和操控性费用作为衡量真实盈余管理的变量，本文研究了盈余重述与真实活动操控的关系。结果表明，与非重述公司相比，重述公司在被重述年度经营现金流较低，生产成本较高，说明高报盈余的重述公司通过销售操控、生产操控调高了报告期收益，重述公司确实存在利用真实经济活动操纵盈余的行为。因此，监管部门应高度关注上市公司的重述行为，加强信息披露监管。

本文检验了重述公司的真实活动操控行为，弥补了已有文献主要研究应计项目盈余管理的不足。本文的不足之处在于仅分析了高报盈余重述公司的操控行为，未考虑低报盈余重述公司是否存在利用盈余管理平滑收益的现象。为了研究方便，本文所选的对照样本（即非重述公司）可能存在其他重述行为（如对资产负债表项目、现金流量表项目、关联关系等重述），这影响了结论的精确性。此外，本文仅考虑了被重述年度的盈余管理行为，研究区间较短，事实上公司操控盈余往往不是短期行为，被重述年度及之前几年均可能存在盈余调整行为。因此，如何克服上述局限性将成为本文进一步研究的方向。

参考文献：

［1］graham j r，harvey c r，rajgopal s. the economic implications of corporate financial reporting［j］. journal of accounting and economics，2005，40（1）：373.

［2］张菊香. 基于动机视角的盈余管理文献综述［j］. 审计与经济研究，2007（6）：6065.

［3］jeffrey l c，joshua l，dan s. accounting restatements：are they always bad news for investors？［r］.working paper，university of toronto，2007.

［4］richardson s. predicting earnings management：the case of earnings restatements［r］.working paper，university of pennsylvania，2002.

［5］natasha b，simi k. the impact of performancebased compensation on misreporting［j］. journal of financial economics，2006，79（1）：3567.

［6］jap e，anup s，edward p s. why do corporate managers misstate financial statements? the role of option compensation and other factors［j］. journal of financial economics，2007，85（3）：667708.

［7］赵震宇，杨之曙，白重恩. 影响中国上市公司高管层变更的因素分析与实证检验［j］. 金融研究，2007（8）：7689.

［8］张为国,王霞. 中国上市公司会计差错的动因分析［j］. 会计研究，2004（4）：2430.

［9］wu min. accounting restatements: an oriental version［r］.working paper，hong kong university of science and technology，2008.

［10］纪信义，曹寿民. 公司治理结构对财务报告品质可靠性的影响——从盈余门坎的角度分析［j］. 审计与经济研究，2010（1）：317.

［11］ewert r，wagenhofer a. economic effects of tightening accounting standards to restrict earnings management［j］. the accounting review，2005，80（4）：11011124.

［12］roychowdhury s. earnings management through real activities manipulation［j］. journal of accounting and economics，2006，42（3）：335370.

第7篇：流量的盈利模式范文

［关键词］盈余重述；真实活动操控；经营活动现金流；盈余管理；高报盈余；重述公司

一、 引言

作为典型的财务报告失败，盈余重述降低了投资者信心，也影响了资本市场效率，并且已引起世界各国投资者、财务分析师、证券市场监管机构、科研机构等的广泛关注。他们关注的焦点在于盈余重述为什么会发生以及如何有效减少盈余重述。已有的研究发现，会计准则与会计交易的复杂性、会计制度理解上的偏差以及管理层的盈余操纵或造假行为都是引发盈余重述的潜在原因。大多数学者将盈余重述归因为公司有意的盈余管理，即错误的财务报告是管理层有意操纵的结果，其目的是为了让投资者相信公司已达到相关的盈余基准。我国目前鲜有系统研究盈余重述原因的相关文献，对重述公司是否存在盈余管理行为尚无定论。本文将就此展开深入分析，探讨我国上市公司盈余重述的深层次原因。

现有学者主要通过衡量应计项目验证盈余管理，操纵盈余的公司往往具有较高的应计水平和操控性应计。近年来的研究表明，应计项目并不是盈余管理的首要方式，管理层更加偏好利用交易操纵盈余，即便这种真实盈余活动会损害公司价值［1］。一方面，真实活动盈余管理通过改变公司正常生产经营过程以实现财务报告目标，具有较强的隐蔽性；另一方面，会计准则弹性空间的日益收紧使得应计操控程度有限，因而越来越多的管理者转而通过真实操控达到目的。鉴于上述原因，本文拓宽了现有的研究思路，通过衡量真实活动检验重述公司是否存在盈余操纵行为，以期能丰富该领域的研究成果。

二、 理论分析与研究假设

会计信息的首要特征是可靠性，有效的信息披露可以强化资本市场对公司管理层的约束，同时发挥市场优化资源配置的作用。然而，日益泛滥的财务重述却对会计信息的可靠性和有效性提出了挑战。财务重述源于之前年报的误述，而财务报告之所以会误报，与管理层的盈余管理动机存在很大的关系。学者们倾向于从会计盈余数据的契约安排（管理报酬契约、债务契约）动机、政治成本动机和资本市场动机角度研究盈余管理［2］。已有的研究表明，上市公司误述财务报告的动机主要是为了避免亏损，进而保持盈余的增长，迎合财务分析师的预期以及证券监管机构的监管政策。通过分析财务重述公司的应计盈余，学者们发现，资本市场压力是激发公司采纳激进会计政策的主要因素。重述公司在财务报告发生错误的年度绩效普遍较差，这表明管理层试图掩盖盈余下降，存在机会主义行为［3］。财务重述的首要动机是以较低的成本吸引外部融资，保持正的盈余连续增长和正的盈余意外，以达到财务分析师的盈余预测［4］。此外，债务契约及高管层的激励补偿计划也提高了财务报表误述的可能性［56］。

中国特有的制度环境下，会计盈余总是与权益融资和上市资格等相关联，公司无论是上市、摘帽、配股还是增发均需满足一定的盈余基准，而以会计指标衡量的经营绩效对公司高管层的个人报酬和职业生涯有显著的影响［7］。在公司发生亏损或盈利不佳时，出于职位安全的考虑，经理人员便会更多地利用高报错误来进行盈余管理，高报盈余的会计差错是管理层进行盈余管理的一种手段［8］。从这个层面来说，盈余重述公司被重述年度指财务报告发生错报的年度。不是所有的错报都会引起重述，当误述被发现并修正时会造成重述。存在显著的盈余管理动机。wu min（吴民）的一项研究发现，在中国，重述公司管理盈余并非出于融资的考虑，而是为了避免亏损以便在资本市场生存［9］。另外，中国有着不同于西方的股权结构，问题主要是控股股东与中小股东的利益冲突，控股股东可能为了自利动机而侵犯小股东利益，并通过操控财务报告内容掩盖事实或隐藏不利消息［10］。因此，控股股东会通过盈余管理活动改变公司的财务报告，以误导投资人或影响公司契约。

上市公司主要利用两种方式操控盈余：应计项目和真实活动盈余管理。应计项目操控通过会计政策选择、会计估计变更等会计方法（例如少提坏账费用、推迟摊销费用等等）来管理盈余，成本较小，易被公司管理层采用。近年来，为了应对接连出现的财务舞弊事件，监管部门逐渐收紧了会计准则的弹性空间，再加上应计项目的回转特性会限制其以后期间的调整空间，这使得交易操控或利用真实经济活动操控成为管理层的首选。事实上，真实活动盈余管理的存在一定程度上抵消了会计准则收紧对盈余质量的正向影响［11］。真实活动操控虽然基于真实交易，但其实现的盈余不具有持续性，长远来看降低了盈余质量。另外，出于操纵目的，仅仅为实现特定财务报告目标而构造的交易往往缺乏合理的商业目的和必要的经济实质，其隐蔽性较强，危害更大。公司主要通过融资活动操控、经营活动操控和投资活动操控进行盈余管理。经营活动操控对公司价值影响最大，因此本文主要研究公司利用经营活动操控的盈余管理行为。

经营活动包括采购、生产、销售、研发等营业活动。研究表明，公司确实通过降低研发开支、扩大生产和利用价格折扣等真实活动的操控方式来管理盈余，以达到相关的盈余基准，即通过对销售活动、存货管理、研发开支、销售与管理费用的操纵进行盈余管理［1213］。借鉴roychowdhury（罗伊乔达）的方法，本文用销售操控、费用操控和生产操控度量真实活动操控行为，检验公司现金流、操控性费用与生产成本是否存在异常行为［12］。为了研究方便，本文选择高报盈余指以前年度财务报告会计收益高报，重述公告中调低之前年度的会计收益。的重述公司作为研究样本，这主要是因为高报公司更具代表性。本文统计的682个盈余重述样本中，高报盈余的公司占到了73%。此外，高报收益意味着公司会计政策较为激进、管理层存在机会主义行为和运营问题，投资者对收益下调的重述反应更为强烈，研究该类样本更有意义［3］。

对高报盈余的重述公司来说，在财务报告误述年度，为了提高短期收益，达到财务分析师的盈余预测或相关的监管基准，经理人员会通过加速销售来提高短期盈余，即通过降价、提供价格折扣、宽松的信用条件等促销方式提高销售收入，以过于优惠的折扣刺激消费者提前购买产品，上述活动被称为销售操控。销售操控有可能透支公司未来的销售增长，降低公司盈利能力，而过于宽松的信用条件则会产生过多的坏账，影响公司的正常运营。因此，虽然销售操控提高了当前的销售收入，但收入多为应收款项，并未带来公司现金流的实质增加，公司每元销售所带来的经营现金流反而会减少，经营活动现金流往往较低。基于此，本文提出以下假设。

假设1：与非重述公司相比指的是未发生盈余重述的公司，可能存在其他重述行为。，高报盈余的重述公司在被重述年度具有较低的经营现金流。

除了对销售进行操纵外，公司还可能通过发货控制或刻意削减研发开支的方法达到盈利目标，即使这种做法会损害公司股东的长期利益。在能力范围内，管理层会同时减少销售和管理费用等可操控费用，如不必要的广告、日常开支，以维持正的盈余意外或盈余增长趋势。上述活动为费用操控，因此如果公司对费用进行了操控，那么其操控性费用往往较低。除了对销售和费用进行操控外，管理层还可能通过大量生产的方法降低产品单位成本，进而降低销售成本，以提高销售利润。过量生产往往造成供过于求，增加公司的存货积压，损害公司未来的盈利能力，但它通过规模效应降低了单位产品成本，短期内提高了公司盈余，因而易被激进的管理层所采用。对于利用费用操控和生产操控管理盈余的公司来说，其操控性费用往往较低，而生产成本较高。鉴于此，本文提出以下假设。

假设2：与非重述公司相比，高报盈余的重述公司在被重述年度具有较低的操控性费用。

假设3：与非重述公司相比，高报盈余的重述公司在被重述年度具有较高的生产成本。

三、 研究设计

1. 样本与数据

本文选择沪深两市1999年—2009年这11年间调低之前年度盈余并重述公告的公司作为研究样本，由于重述是对之前会计年报进行修正，最后得到的被重述区间为1998年—2008年。选择1999年为起点是因为该年会计差错概念及相关的规范首次被提出。重述公告来自上海证券交易所和深圳证券交易所网站以及中国资讯网的上市公司文献库，通过检索涉及年度的所有上市公司临时公告中标题包含“补充”或“更正”字样的公告获得。为了更真实地反映公司的实际情况，本研究排除了因校对、排版、串行、数据遗漏、填列错误等引起的重述。考虑到金融行业的特殊性，研究中剔除了金融行业样本。我们共获得有效样本495个，同时获得非重述公司样本12269个。研究所用其他财务数据来自resset金融研究数据库。

2. 变量度量与研究模型

（1） 真实活动盈余管理的度量

借鉴roychowdhury(罗伊乔达)和cohen(科恩)的方法，我们用三个变量度量真实活动操控水平：经营现金流的异常水平、异常操控性费用、异常生产成本［1213］。本文首先用以下模型分行业分年度估计正常水平的经营现金流、操控性费用和生产成本：

式中i表示公司，t表示财务报告发生错误的年份（即被重述年份）。cfo为经营活动现金流，assetst-1为年初总资产；rev为当期营业收入；δrev为营业收入变动；disx表示操控性费用，为广告费与研发支出之和，本文以营业费用与管理费用之和来衡量；revt-1为上年收入；prod代表生产成本，为销售成本与存货变化之和；δrevt-1为上年营业收入变动。以上变量均可以用年初总资产进行调整。

异常经营现金流rcfo为经营现金流实际值与用模型（1）估计出的系数计算出的正常现金流水平的差异，即：

rcfoit=(cfoit/assetsit-1)-k＾1(1/assetsit-1)+k＾2(revit/assetsit-1)+

k＾3(δrevit/assetsit-1)(4)

同理，异常操控性费用rdisx为操控性费用实际值与用模型（2）估计出的系数计算出的正常操控性费用的差异，即：

rdisxit=(disxit/assetsit-1)-k＾1(1/assetsit-1)+k＾2(revit-1/assetsit-1)(5)

异常生产成本rprod为生产成本实际值与用模型（3）估计出的系数计算出的正常水平生产成本的差异，即：

rprodit=(prodit/assetsit-1)-k＾1(1/assetsit-1)+k＾2(revit/assetsit-1)

+k＾3(δrevit/assetsit-1)+k＾4(δrevit-1/assetsit-1)(6)

（2） 研究模型

为了验证文中假设，我们建立了以下模型验证重述公司的真实活动盈余管理行为。

rmit=β0+β1misit+β2levit-1+β3ln(assetsit-1)+β4roait+β5growit+εit(7)

式中，rm代表公司真实活动盈余管理程度，分别用异常经营活动现金流rcfo、异常操控费用rdisx和异常生产成本rprod衡量。异常现金流与异常操控费用方向相同，数额越小表示公司真实活动盈余管理程度越高；异常生产成本与异常现金流方向相反，数额越大表示公司真实活动操控程度越高。mis为虚拟变量，如果公司t年度财务报告盈余被高报且在之后年度被重述本文研究的是发生重述的样本，对于财务报告存在错误但未被发现或未被重述的样本不予考虑。，则取1，反之取0。

已有的研究表明，公司规模过小或过大、财务状况较差、负债水平高、成长性高的公司易进行盈余管理，以达到盈利目标或筹集发展所需资金［1416］。因此，模型中引入了以下控制变量：公司负债水平，以滞后一期的资产负债率（levit-1）表示；公司规模（lnassetsit-1），以期初总资产的对数表示；盈利水平，以资产回报率（roa）来衡量；成长状况（grow），以营业收入三年的平均增长率度量。

四、 实证结果

1. 描述性统计及均值t检验

表1为样本的描述性统计与均值t检验结果（见下页）。我们可以看到，重述公司的经营活动现金流、操控性费用与生产成本均值均低于非重述公司，且存在显著差异（t值分别为-5.332、-6.995、-5.26）。但经资产调节后三个变量均没有通过显著性检验。因变量中，只有异常生产成本通过了t检验，这说明重述公司的生产成本显著高于非重述公司，重述公司可能在被重述年度通过过量生产提高了当期盈余。异常现金流和异常操控费用不存在显著差异，更进一步的结果需要通过回归分析来验证。从控制变量来看，表示盈利状况的资产净利率通过了t检验，这表明与非重述公司相比，高报盈余的重述公司财务状况不佳，盈利性较差。

为5%水平上显著；***为1%水平上显著(均为双尾检验)。下表同。

2. 变量相关性检验

表2为变量间的pearson相关系数。从表中我们可以看到，异常现金流与误述变量mis显著负相关（相关系数为-0.021），异常生产成本rprod与误述变量mis显著正相关（相关系数为0.048），与我们预期假设一致，这说明高报盈余的重述公司在被重述年度经营活动现金流水平较低，生产成本较高。异常操控性费用与误述变量不存在显著相关性，这与假设不一致。异常现金流与异常生产成本间相关系数为0.310，相关性较强，这与roychowdhury(罗伊乔达)的结论是一致的，即能够导致高生产成本的经济活动同时会造成异常低的现金流。异常生产成本与异常操控费用系数显著为负，说明公司大量生产的同时会减少管理费用和销售费用以提高盈余。从自变量与控制变量的相关系数来看，资产净利率roa与误述变量mis显著负相关，资产负债率与误述变量显著正相关，资产变量与成长状况grow和负债水平变量均存在显著相关关系，但相关系数不高，不存在严重的多重共线性问题。

以异常经营现金流、异常操控性费用和异常生产成本为因变量，我们对模型（7）进行了回归分析，结果如表3所示。从表中我们可以看到，误述变量mis的回归系数为-0.031，且在5%的水平上通过了显著性检验（t值为-2.336），假设1得到验证。这说明?报盈余的重述公司异常现金流水平较低，公司确实利用销售操控调高了报告期盈余。误述变量同时通过了因变量为异常生产成本的回归检验，回归系数为0.231，t值为4.402，且在1%的水平上显著，假设3也得到验证。这说明高报盈余的重述公司异常生产成本较高，公司通过大量生产，降低单位产品成本，从而提高了当前盈余。以异常操控费用为因变量的模型回归系数与预期方向相反，没有通过显著性检验，这说明高报盈余的重述公司较少通过削减操控费用来提高当期盈余，假设2没有得到验证。

从控制变量的回归结果来看，资产规模变量通过了异常现金流为因变量的模型的检验，这说明规模小的公司经营现金流水平较低，可能通过销售操控调整盈余；表示财务状况的变量roa和表示负债水平的变量lev在异常操控性费用为因变量的模型中得到验证，这说明盈利状况较好、财务杠杆率较高的公司操控性费用较少；以异常生产成本为因变量的模型中，表示盈利状况、负债水平和资产规模的变量回归系数均显著，这说明财务状况不佳、负债水平较高、规模较大的公司异常生产成本较高，存在利用生产操控进行盈余管理的情况。

4. 稳健性检验

为了消除极端样本对结论的影响，本文将已承认或被监管部门发现存在严重盈余操纵行为的82家公司去掉后重新进行回归分析。结果显示，误述变量在因变量为异常经营现金流的模型中回归系数为-0.035，且通过了5%的显著性检验（t值为-2.417）；在因变量为异常生产成本的回归模型中系数为0.226，且在1%的水平上显著（t值为3.939）。没有通过因变量为异常操控费用的回归检验，说明高报盈余的重述公司利用销售操控和生产操控调高了盈余，真实盈余管理程度较高。假设1与假设3得到验证，实证结果稳健性较强。

为了提高结论的可靠性，本文同时研究了公司利用应计项目操控盈余的情况。操控性应计的衡量借鉴jones的模型［17］，即

tait/assetsit-1=β0+β1(1/assetsit-1)+β2(δrevit-δarit)/assetsit-1+β3(ppeit/assetsit-1)+β4(roait-1/assetsit-1)+εit(8)

式中δar为应收账款变动，ppe为固定资产原值，ε代表操控性应计，即da。

表4盈余管理变量间相关系数

变量acfoaprodadisxdaacfo1aprod0.310**1adisx0.141**-0.067**1da-0.533**0.290**-0.218**1通过检验操控性应计与真实盈余管理变量的相关系数（见表4），我们发现变量da与acfo显著负相关，与aprod正相关，与adisx呈显著负相关关系。这说明操控性应计水平高的公司异常现金流较低，生产成本高且操控性费用水平较低，公司同时利用了应计项目与真实活动两种方法操控盈余。

以da为因变量的回归结果显示，误述变量回归系数为0.027，且在1%的水平上显著（见表5），这说明高报盈余的重述公司操控性应计水平较高。公司同时利用了应计项目和真实活动盈余管理两种方法操纵盈余。可见，重述公司为达到盈余目标，不仅利用会计政策的弹性空间调整盈余，同时还利用真实经济活动进行盈余操控。

表5应计基础上的回归分析

变量(constant)misroagrowlevt-1ln(assetst-1)系数-0.5360.0270.561-0.0150.0020.025t-15.045***2.995***36.819***-1.748*0.85814.899***adj.r20.111f值318.604***五、 结论

以高报盈余的重述公司为研究样本，以经营活动现金流量、生产成本和操控性费用作为衡量真实盈余管理的变量，本文研究了盈余重述与真实活动操控的关系。结果表明，与非重述公司相比，重述公司在被重述年度经营现金流较低，生产成本较高，说明高报盈余的重述公司通过销售操控、生产操控调高了报告期收益，重述公司确实存在利用真实经济活动操纵盈余的行为。因此，监管部门应高度关注上市公司的重述行为，加强信息披露监管。

本文检验了重述公司的真实活动操控行为，弥补了已有文献主要研究应计项目盈余管理的不足。本文的不足之处在于仅分析了高报盈余重述公司的操控行为，未考虑低报盈余重述公司是否存在利用盈余管理平滑收益的现象。为了研究方便，本文所选的对照样本（即非重述公司）可能存在其他重述行为（如对资产负债表项目、现金流量表项目、关联关系等重述），这影响了结论的精确性。此外，本文仅考虑了被重述年度的盈余管理行为，研究区间较短，事实上公司操控盈余往往不是短期行为，被重述年度及之前几年均可能存在盈余调整行为。因此，如何克服上述局限性将成为本文进一步研究的方向。

参考文献：

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［8］张为国,王霞. 中国上市公司会计差错的动因分析［j］. 会计研究，2004（4）：2430.

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［11］ewert r，wagenhofer a. economic effects of tightening accounting standards to restrict earnings management［j］. the accounting review，2005，80（4）：11011124.

第8篇：流量的盈利模式范文

【关键词】物联网 快递行业 盈利模式

【中图分类号】G71 【文献标识码】A 【文章编号】2095-3089（2016）06-0208-02

近年来，随着电子商务的快速发展，物流快递行业也步入高速发展期，行业竞争日渐加剧，特别是价格战和人力成本上升让行业进入了微利时代。随着快递业进入微利时代，行业未来的调整与动荡将不可避免，行业利润还将进一步下跌，因此行业亟待升级。2014年国务院印发《物流业调整和振兴规划》，并制定出台了促进物流业健康发展的政策措施，把大力发展物流业，特别是快递行业纳入了应对国际金融危机的计划，并且上升到了国家战略层面。然而，我国物流快递业的基础设施、管理水平和技术水平落后，盈利能力不足，物流快递行业专业化程度较低，致使物流服务整体效益低下、盈利模式不合理等现状。本文分析了基于物联网的我国物流快递行业盈利模式的变化，希望能为物联网下的我国物流快递行业的发展提出参考。

一、我国物流快递行业盈利模式现状

1.我国物流快递业状况

我国物流快递行业起步较晚，但是由于近阶段国务院先后出台了大力发展物流快递业的文件，物流快递业得到了前所未有的发展。到2012年12月底，我国目前有快递企业3934家，物流快递业从业人员34.2万人。其中，国家控股的快递企业占了近72.4%，外商投资快递企业占了32.6% 。但由于我国快递行业历史较短，绝大多数快递企业成立不足十年，盈利模式单一，服务功能不健全，不能即时满足客户多样化需求。从盈利模式来看，大型、集团型物流快递企业数量较少，中小型快递企业占76.8%以上，很多快递企业缺乏精通有关业务的专业人才。

2.我国快递物流市场的机遇与挑战

我国物流快递业的发展得到了各级政府的高度重视。目前，全国已有36个大中城市做出了有关物流快递业发展的中长期规划。国家也把物流项目列入国债项目之中，中国财政部开始研究支持物流业发展的税收政策。此外，国际采购与供应集团、跨国物流快递企业正在迅速涌入我国的物流市场大门。中国物流与采购联合会统计，目前国际上已有52家大型零售商业跨国采购集团当中，有2/3的企业进入我国物流市场，在我国的采购金额已达到240多亿美元。预计到2018年，中国物流市场将达到13475亿元，每年保持22.4%的增长速度；快递市场目前的规模是204亿元，增长率35%以上；中国物流快递业将在2020年底向外资全面开放。

3.我国物流快递行业盈利模式的困境

目前我国物流快递行业面临着成本压力过大，盈利空间缩小，盈利能力不足等问题。据中国物流采购与联合会有关数据显示，在我国从1996年开始的近20年的服务贸易逆差中，运输业的逆差是最大的。由于燃油、动力价格等持续上涨，物流快递企业运营成本加大。原有的物流基础设施资源还处于分散的节能状态，没有形成整合的网络体系，运营成本居高不下，因此物流服务的价格难以适度提高，盈利能力不足。大多数的物流快递企业的技术装备和管理手段比较落后，物流服务网络和信息网络不够健全，导致快递费用较高。目前很多快递企业已经应用了信息管理系统，如WMS、TMS、GPS/GIS、EDI等信息技术，但是并没有充分发挥这些信息系统的作用。致使快递企业不能对客户的反应做出及时处理，造成客户的满意度查，盈利能力低下，从而严重影响了我国物流快递业的整体发展。

二、物联网对我国快递物流企业盈利模式的影响

现阶段，产品网络追踪、过程可视化管理网络应用于物联网中。我国的物联网刚刚起步，处于不断探索和发展的阶段。从我国的物流基础设施网络、信息网络都将会发展巨大的改变。

1.物联网对物流基础设施网络的影响

随着IT技术的广泛应用，物联网能够对物流工作人员、设施设备实施即时的管理和控制，从而提高设备资源的利用率和生产使用率。现阶段物流快递企业广泛应用RFID技术手段，对设备的生产运作实行跟踪管理。例如，将RFID标签附着在一辆正在生产中的汽车，厂方便可以追踪此车在生产线上的进度。射频识别的身份识别卡可以使员工得以快速开展业务。

2.物联网对物流组织网络的影响

物联网技术在物流功能的各个环节的应用从整体上促进了组织网络的内部以及物流组织网络之间的相互作用机制，从而推动整个物流产业的发展。在物联网的影响下，物流组织网络也将向着更加高效、更加协同的有机物流组织网络的方向演化。物联网也会有助于优化物流产业布局，建立高效的组织网络，促使网络之间的合作和协调。

3.物联网对信息网络的影响

由于信息传递带来的滞后性带来了物流企业利润降低。供应链管理中的蝴蝶效应导致的信息不对称为企业造成了严重的损失。通过物联网整个平台，产品的信息能够实现共享。如何能够实现信息的高度共享，物联网发挥了重要的作用。实现物流的信息化、智能化、网络化整合是物联网发展的目标。所以通过物联网技术可以实现物流链的快速反应和高速运转。

三、基于物联网的物流快递企业盈利模式

1.加强网点建设，扩大品牌知名度

快递行业之间的竞争主要表现在网点、服务和品牌三个方面。中国邮政（EMS）、宅急送、天地快运等大品牌的快递企业目前还仅仅局限于单一速递模式（点对点、户对户），特别是一些私营个体快递公司，服务范围更窄。出现这种现象主要是由于认识上的差距。国际快递公司在中国设置的网点大多位于业务量较大或能够盈利的地区。DHL、TNT、UPS、FedEx等分公司已开始从沿海深向内地，从一级城市向二级城市扩展。

2.应用先进的信息技术提升业务操作能力

将先进的物联网应用到快递业务操作和服务中，是国际快递公司夺取成功的又一要素。 UPS在广州建成的联合快递中心里，采用了当今世界最先进的操作系统，货物可以全部自动分拣、直接装载、就地上机，大大降低了货机的等待时间，使货运周期缩短了近一倍。

3.针对跨国公司业务特点提供供应链解决方案

随着经济全球化趋势的发展，企业经营环境发生着巨大的变化。如果快递企业要想盈利，就必须为对顾客及市场的变化做出及时反应，将优势资源集中于供应链的核心环节，将其他非核心的业务外包，降低产品成本，减少库存。

4.采用分公司的运营管理模式

公司直接管理的运作实体，设有市场，销售，客户服务，作业，财务等所有业务部门，充分运用国际管理方法，实行严格的全球统一服务标准，并定期接受全球总部严格的审计和考核，以提高中国快递服务的质量。保证了统一的服务标准，也使得公司更加接近客户和市场。

总之，在物联网的平台上，物流快递企业可以更加全方面建设基础设施网络、信息网络和组织网络，形成高效的物流运转模式，提高资源利用率和盈利水平。

参考文献：

[1]中国物联网产业发展研究（2010）.中国电子商务研究中心，2010.

第9篇：流量的盈利模式范文

关键词：盈利能力；面板数据；固定效应模型

中图分类号：F2

文献标识码：A

文章编号：16723198（2015）19000902

1 引言

国外大多数早期的研究是基于SCP范式，也就是“结构――行为――绩效”范式，并着重研究银行的盈利能力。后来，由于银行竞争与效率之间的争论，催生出了大量的实证研究以寻求解决实际问题的方法。Smirlock（1985）发现了银行市场份额与盈利能力的正相关性，银行业务集中度与利润的非相关性，银行业务集中度、市场份额与利润的负相关系。John Goddard（2004）运用欧洲6个国家（丹麦、法国、德国、意大利、西班牙和英国）1992-1998年的银行业数据进行实证分析，检验欧洲地区银行业的盈利能力。结果表明如果一个银行当年出现了不正常的利润，那么次年的预期利润也应该包含一定比例的这种非正常利润。文中还比较了不同国家的银行效率与竞争关系。Abuzar（2013）探讨了苏丹伊斯兰银行盈利能力的决定因素。研究表明只有内部因素会对银行的盈利能力产生重大影响，如ROA，ROE，MARG。成本、流动性、银行规模等对盈利能力有积极且重大的影响。然而，外部的宏观经济因素对伊斯兰银行的影响非常小。

国内对于商业银行盈利能力相关文献的研究内容主要包括两类：第一类是利用DEA方法评估商业银行的绩效问题。这方面的文章主要是注重DEA方法的运用。魏煜、王丽（2000）运用DEA方法，比较了我国商业银行1997年的效率情况，并将效率分解成技术效率和规模效率。作者还将国有商业银行和其他股份制商业银行的效率进行对比，并根据实证结果提出改进效率的意见与措施。第二类是运用面板数据模型分析影响商业银行盈利能力的因素。屈新（2007）运用面板数据模型，使用1999年至2005年期间14家主要商业银行的财务数据，将银行分成两大类，采用混合效应回归模型，检验国有商业银行和股份制商业银行在盈利性因素上的差异，并分析造成这些差异的原因。

表1描述的是中国商业银行近八年来的盈利情况。银行业的税后利润呈现快速增长的态势，并在2011年首次突破万亿元大关，达到1.25万亿元，创下历史新高。之后的两年里，税后利润的平均增长率接近18%。在2012年“两会”期间，众多媒体提出银行业是“暴利”行业，而金融行业某人大代表却认为：“用暴利形容银行业的盈利状况其实是一种不尊重的做法，实际上银行业的利润超低，计算高利一般是指单位投入所得回报。目前银行业的资产收益率只有1%，前几年还只有百分之零点几，而一般制造业的这个指标能达到5%，所以银行业并非暴利也非高利。”那么究竟我国商业银行的盈利能力处于何种水平，税后利润与资产利润率为何有如此大的差别？为了探讨这些问题，本文将运用面板数据对中国三大类型的银行进行分析，以得出一个较为满意的答案。

数据来源：中国银监会2006-2013年年报整理后所得。

2 模型建立

2.1 数据来源

数据样本期为2002年第四季度至2012年第四季度。本文选取了18家商业银行作为样本银行，分别为5家国有银行（工行、中行、建行、农行、交行），9家股份制商业银行（招行、中信银行、华夏银行、光大银行、上海浦东发展银行、民生银行、兴业银行、广发银行、深圳发展银行）和4家城市商业银行（南京银行、宁波银行、上海银行和北京银行）。数据主要来源于Bankscope数据库、各银行年报、半年报和季报。

2.2 F检验与模型选择

假设：

H0：ai=a。模型中不同个体的截距相同（真实模型为混合回归模型）。

H1：模型中不同个体的截距项ai不同（真实模型为个体固定效应回归模型）。

F统计量定义为：

F=（SSER-SSEU）/（N-1）SSEU/（NT-N-K）～F[（N-1），（NT-N-K）]

SSER表示约束模型，即混合估计模型的残差平方和；SSEU表示非约束模型，即个体固定效应回归模型的残差平方和。N代表商业银行的个数。k表示解释变量个数。运用Eviews软件，首先进行混合效应模型回归，得出混合效应模型的残差平方和SSER；然后进行固定效应回归，得出固定效应的残差平方和SSEU，最后代入F统计量公式，判定F统计量的大小。Eviews软件计算得出残差平方和SSER的值为6967739，SSEU的值为57.28059。

F=（69.67739-57.28059）/（18-1）57.28059/（18×41-18-5）=9.102

F临界值=F0.05（17，715）=1.637

F>F临界值，所以选择固定效应模型。

2.3 建立模型

建立我国商业银行盈利能力的函数，被解释变量为资产收益率（ROA），即税后净利润/总资产，它可以衡量商业银行的盈利能力，Eviews软件中用D来表示。解释变量分别为不良贷款率（A），用来反映银行的贷款质量；资本充足率（B），即权益资本占总资产的比率；流动性比率（C），反映了银行稳健经营的能力；银行信贷（E），反映存贷款规模；国内生产总值（GDP）和消费者物价指数（CPI）作为外部经济环境因素。公式中，D代表银行的盈利能力，也就是ROA。α是截距项，β是指解释变量中内部影响因素和外部影响因素的回归系数，角标i代表第i个内部影响因素变量，角标t代表年份，ε是残差项。具体的方程如下：

D=α+β1Ait+β2Bit+β3Cit+β4Eit+β5GDPit+β6CPIit+ε

3 实证结果分析

将三种类型的银行数据分别录入到pool中去，做个体固定效应回归模型。然后分别将实证结果整理在一张表上，如表2所示。表2展现出三大类型银行盈利能力的影响因素。各因素的系数大小表明了该因素对盈利能力的影响程度，T值表明结果是否显著。

由表2可知不良贷款率与商业银行的ROA呈负相关关系。即不良贷款率越大，商业银行的盈利能力就越低。不良贷款的增加势必要侵蚀商业银行的利润，同时它也会对商业银行的稳健经营构成潜在的威胁，进而降低商业银行的盈利能力。

资本充足率与商业银行的盈利能力是呈正相关关系。在10%的置信水平下，股份制商业银行和城市性商业银行的资本充足率的估计值是显著的，而国有银行的资本充足率估计值是不显著的。随着资本充足率的提高，商业银行信用风险的防范能力得到提高，其融资成本得到降低，资本充足率提高带来的有利影响超过了其不利影响，进而导致商业银行的盈利能力得到提高。

对城市性商业银行而言，流动性比率与银行的盈利能力呈现微弱的正相关关系。而国有银行和股份制商业银行的流动性比率对盈利能力并不显著，原因可能有两点：一是国有银行的公信力高，即便流动性不足，也能迅速在市场上筹集到资金，与此同时，中国人民银行也是它们坚强的后盾。股份制商业银行也能较为快速的在市场上筹集到资金，所以不需要保存太多的流动性。二是因为流动性和盈利性是相互矛盾的，保持了流动性势必将减少盈利空间，因此前两大类银行会相应减少流动性资产。

银行信贷的系数都是负数且非常小，可以说对银行的盈利能力的影响是微乎其微的。在10%的置信水平下，只有股份制商业银行的t值是显著的。回归结果表明，贷款数量的增加会降低商业银行的盈利能力，但是这种影响非常小。其次这个影响只对股份制商业银行显著。产生这种回归结果的原因可能是：贷款数量的增加会加大商业银行的经营风险，因此系数为负。但是另一方面贷款增加会带来更多的盈利，所以系数虽为负值但很小，可以忽略不计。

作为宏观经济环境而引入的变量GDP，对银行盈利能力的影响是非常明显的。无论是何种类型的银行，GDP与银行盈利能力都是呈正相关关系，而且他们都通过了T检验。这说明，在宏观经济形势繁荣的背景下，商业银行的盈利能力都会得到相应的提升。金融与经济活动密切相关，而银行又处于金融体系的核心部位，银行业的发展得益于整体国民经济的快速发展，同时，稳定高效的银行又能促进国民经济的发展，二者相互促进。因此，GDP与商业银行的盈利能力呈正相关关系是毋庸置疑的。

CPI的系数相对来说较大，而且与银行的盈利能力呈现负相关关系。在10%的置信水平下，只有国有和城市性商业银行的t值是显著的，而股份制银行的系数估计值是不显著的。产生这种回归结果的原因可能是：消费者物价指数越高，市场上的通货膨胀越高，居民的储蓄缩水，银行利息的增长跟不上通货膨胀的增长，因此银行吸纳的资金将减少，那么相应能够发放贷款的资金也变少，盈利能力下降。

4 总结

总体来说，商业银行的盈利能力主要由四个大方面决定：银行的风险管理能力，即不良贷款率与资本充足率这两个指标来决定；银行的运营能力，即银行的流

动性状况；银行的业务结构，即银行贷款数量以及资产负债比；外部的宏观经济状况，即GDP和CPI。

国有商业银行若想提高盈利能力，可以适当降低不良贷款率和流动性比率，与此同时提高资本充足率，这样就可以保证在安全的基础之上提高盈利；股份制商业银行若想提高盈利能力，可以适当降低不良贷款率，与此同时提高流动性比率和资本充足率，这样可以在保证流动性的基础之上适当提高盈利；城市性商业银行的所有指标几乎都是显著的，这说明模型很好的拟合了这种类型的银行。根据估计结果显示，城市性商业银行若想提高盈利能力，可以适当降低不良贷款率，同时提高资本充足率和流动性比率。

参考文献

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