公司的盈利性分析大全11篇

绪论：写作既是个人情感的抒发，也是对学术真理的探索，欢迎阅读由发表云整理的11篇公司的盈利性分析范文，希望它们能为您的写作提供参考和启发。

篇（1）

1. 和全球优秀的生产商之间形成紧密的采购同盟关系。

2. 技术含量高的主要产品直接从韩国生产商采购，保障质量和价格优势。

3. 和供应商之间签订高级的采购协议，形成战略合作关系。

4. 通过综合SCM系统提高工作效率。

5. 实行精益建造管理体系。

三星工程建筑公司的精益管理体系中，首先对价值流进行分析：哪些活动是增值的，哪些是浪费，并且针对浪费的活动实施改善项目，三星公司认为人工的浪费占总人工费的10%～12%，材料的浪费占项目总成本的10%，施工设计造成的浪费占项目总成本的6～10%，所以，找出增值和浪费环节，确定价值链中的基本活动和辅助活动，增值活动和非增值活动，以此优化价值链，同时提高采购管理效率。

三星公司最成功的管理措施之一是制定了“末位计划体系LPS”，相当于“计划拉动体系”，将建筑生产看作是一个负责动态的过程，强调权利下放，计划是基于现场条件制定并且计划周期以短为宜。计划自下而上汇总，运用计划任务完成率指标PPC（Per Plan Completed）对每周期的计划完成情况进行考核评价，这样使得工作流更可靠，而可靠的工作流又能促进其他流的有序流动。在这一套计划体系中，还包括了成本企划管理子体系、综合拉动计划管理子体系、阶段计划管理子体系、未来计划管理子体系、周工作计划子体系、当日工作PPC管理子体系。三星公司的计划体系，由最后一个工作者来制定计划，每道工序根据下一道工序的需求情况来制定计划，从而形成一个环形的控制体系。

篇（2）

证券公司在面对日益成熟的资本市场和日新月异的技术挑战时，传统的“跑马圈地”野蛮扩张方式已经无法满足时代的潮流，过去“交易大厅模式”人头攒动的场景，现如今在大部分地区已经沦为“大爷大妈”的休息场所。面对瓶颈，创新就显得尤为重要，新型营业部作为券商发展经纪业务的突破点，对公司的经营格局和发展方向有着举足轻重的意义。

如何在政策松动、券商经纪业务转型的双重动力驱动下，分享新型营业部这一份“大蛋糕”，证券公司就需要从新型营业部的设立背景，新型营业部的机遇挑战，以及策略模式上做好充足的准备。特别是在战略格局、人才储备、创新服务与产品领域内，只有做到了提前布局，才能运筹帷幄，成为行业当中的佼佼者。

一、新型营业部的设立背景

（一）新型营业部的概念

关于新型营业部，部分新闻报道上又称“轻型营业部”或者“创新营业部”，无论是何种称呼，根据中国证券业协会在2012年12月的《证券公司证券营业部信息技术指引》1，它将券商营业部划分为A、B、C三类。其中，A类营业部为一般传统营业部，提供现场交易服务；B类营业部提供部分现场交易服务；C类营业部既不提供现场交易服务也不需要配备相应的机房设备。指引中解释：“C型模式：在营业场所内未部署与现场交易服务相关的信息系统且不提供现场交易服务”，本文对C型模式理解为“新型营业部”，因为它有如下新的特点：第一，不需要机房，但可以外包信息系统运维工作；第二，没有电脑等硬件系统服务；第三，营业部不提供现场交易服务；第四，办公场地空间不受限制，一般门店空间面积狭小；第五，人员配置较少。总之，新型营业部是一种特殊的、灵活自由设立的营业部，无论是叫做“轻型营业部”还是“创新营业部”，都是“新型”以前从未出现设立的营业部。

（二）新型营业部政策制定和实施

2013年3月15日，中国证券监督管理委员会公布了《证券公司分支机构监管规定》2（以下简称《规定》）。该《规定》共22条，涉及证券公司申请设立、收购分支机构以及撤销机构的条文款项。根据《规定》，证券公司设立营业部在区域和数量上没有严格的限制约束，5月初，各地证监局又下发《关于落实的通知》，放开了分支机构设立的主体资格、地域、数量等诸多限制，指出各券商可以结合自身实际，以及公司发展战略、业务类型和实际管理能力，审慎决定设立和布局。从此，国内券商开始密集的 设立新型营业部，根据证监会公布的数据和券商媒体的新闻报道，2013年以来新设立的逾300家营业部网点中，有超过200家是C型营业部。其中，广发证券拟设立35家营业部，31家为C类；2013年6月份，仅深圳证监局就核准了63家C型营业部；西南证券今年以来获准筹建的27家营业部均为C型营业部。最为引人注目的是海通证券，根据中国证券监督管理委员会上海监管局《关于核准海通证券股份有限公司设立92家分支机构的批复》3获知，海通证券在上海、浙江、山东等地共设立90家证券营业部，其中1家营业部为A型，89家证券营业部模式为C型，其对新型营业部的重视程度可见一斑。

新型营业部之所以犹如雨后春笋般的发展，很大程度是受《规定》政策的影响。如果按旧的规定（《关于进一步规范证券营业网点的规定》已废止），券商在非饱和地区每次最多只能申请设立2家（区域范围）或5家（全国范围）营业部，而《规定》颁布之后，则可根据公司的规划和业务的需求，自主决定新设营业部的数量。

二、新型营业部设立的机遇与挑战

（一） 新型营业部设立的机遇

1.新型营业部的辐射优势

对于开设新型营业部的券商，最大的机遇就是扩大公司的影响范围，为开拓新的市场、吸引新的客户创造基础。大部分券商的营业部在《规定》之前都没有实力和能力将营业部开设到全国各个地区，但是在《规定》之后，营业部可以自由选择开设新型营业部的地点和数量，新一轮营业部“圈地运动”也愈演愈烈。新营业部便利的开设条件务必会给各个券商带来区域辐射的优势，获得了新的市场，就可能获得更多的客户和机会。相对于饱和的一线城市，在市场更为广阔的二线三线城市，券商对新型营业部有着更强烈的诉求，在强化市场地位的同时，有利于提升券商的知名度。

2.新型营业部的成本优势

相对于传统的营业部，新型营业部在成本上拥有更大的优势。没有机房，没有现场交易的场所，更没有大量的工作人员，新型营业部每年的成本约只占到传统营业部的三分之一，偏远地区的租金费用更为低廉。新型营业部在节省证券公司开支的同时，也为营业部可持续的发展提供了保障，成本优势可以进一步变成市场优势，为券商新的发展提供可能。

3. 新型营业部的业务机遇

新型营业部的大幅扩张，也将大幅提升券商的销售渠道，有利于公司产品业务的推广和企业的市场营销。在传统经纪业务得到通道支持后，券商的其他业务，如资产管理业务、融资融券业务、股权质押融资业务等都需要广阔的客户来开展支撑，新型营业部在打开市场同时也开发新的客户，最终促进营业部的综合实力的发展。

4. 新型营业部的创新机遇

由于有了独立灵活的新型营业部为依托，券商可以为多方面的创新提供新的机遇。在通道创新上，便于代销金融理财产品以及促进与银行、保险、信托等机构的合作；在融资业务上，新型营业部可以渗透到之前无法到达的地方，因此可以参与许多地方项目的合作，同当地政府、企业开展密切合作；在期货发展上，由于部分地方没有期货交易的渠道，新型营业部可以为期货公司提供中间介绍业务。

（二） 新型营业部设立的挑战

1. 利润竞争的风险

大量同质化的新型营业部，其设立初期吸引客户的手段就是低廉的“佣金费用”，在现阶段，新型营业部业务收入还是传统的经纪佣金收入。一线城市的佣金竞争已经达到饱和，而在很多地级县市和相对偏远的地区，大券商的营业部由于成本原因之前无法覆盖这些区域，地方性券商往往有一定的垄断优势，佣金价格较高。C类营业部的大幅布局，佣金价格必将成为竞争最为激烈的领域，通常的结果会导致当地佣金费用下调大约20%，新型营业部在初期没有客户，也就没有可靠的收入，利润竞争无疑是最大的风险。

2. 新型营业部大肆扩张的风险

随着政策的放开，部分证券公司开设新型营业部的数量甚至超过了目前现有网点的数量，大肆的扩张会出现“委托承包制”的营业部，暨营业部承包给当地集体或个人，其房屋、人员、经营权由承包人控制，券商只提供开户维护、形象宣传和收取业务提成的委托承包制，是容易导致出现系统风险。大肆扩张还导致大量营业部密集设置在同一区域，出现布局规划的风险尤为明显。

3. “鞭长”管理的风险

由于新型营业部设置区域较为零散，部分营业部设置在偏僻的地区，及时有效的管理，以及政策的精准传达需要制定科学合理的规则，否则，新型营业部则会滋生管理风险、决策风险以及合规风险。同时，由于新型营业部的行政管理人员较少，员工数量不多，如何做到总部与营业部、管理人员和基层员工的沟通，是“鞭长”管理需要注意的风险。

4. 技术后台运营风险

虽然C类营业部对信息技术指标要求不高，但是，营业部为客户信息收集、录入信息，客户文件资料的管理，已经其他营业部运作管理仍依赖公司提供的网络和IT系统服务的支持，在没有配备专员的条件下，如何保障信息技术系统的稳定，以及后台系统的开发维护，都是新型营业部需要面对的挑战。

三、 新型营业部设立的应对策略

（一）新型营业部的战略布局

当前，各个券商营业部逐渐由过去单纯的交易中心向资产管理中心、产品销售中心、客户服务中心的综合中心转变，拥有畅通营销渠道变得尤为重要。因此，新型营业部在券商经纪业务转型中扮演了重要角色，大券商如何保持优势，小券商如何弯道超车，需要在战略布局上提前准备。

1. 模式上的选择

A+C模式。就是一个地区A类营业部带上一个C类营业部，或者中心营业部+新型营业部模式，这样的模式可以发挥协同合作的优势，同时，在管理上、信息上以及资金实力上，传统营业部对新型营业部进行帮助指导，促使新型营业部在社区、街道和商业中心快速发展。这种模式适合经济成熟、竞争条件激烈的一线大城市或者省会城市。

B+C模式。就是一个B类营业部带上一个C类营业部，或者区域营业部+新型营业部模式，这样的模式在地区内可以实现大小帮扶，因为区域内经济发展不一致，政策调整变化大，有可能B类发展到最后成为了C类，C类有了基础后提升为B类，这种模式适合在经济快速发展的二线城市或者经济相对发达的沿海开放城镇。

C+模式。就是多个C类营业部模式，或者称为店铺模式，营业部负责人又俗称“店长”。这是因为地区没有本公司的A类或B类营业部，靠一个或者多个C类营业部快速开拓市场，挖掘新的客户，如同“房产中介”一般开发业务，这适合客户集中的地区或者由于成本原因之前未开发的地区。

2. 区域上的选择

不同的模式有不同地点的选择，但在选址地点上，新型营业部都有这相同的因素：

第一，经济发展相对发达、人均可支配收入相对较高地区；

第二，区域内投资热情较高、市场开放程度高；

第三，地区、地方政策支持、鼓励、开放、透明；

第四，营业部场所设置在人口密度较大、车流稳定的商业或者居住区域；

第五， 出租店铺合法稳定，区域同业内竞争者较少。

（二）新型营业部的经营管理策略

模式选址只是第一步，而新型营业部最终成败的因素是经营管理，它需要从以下几个方面考虑：

第一，建立差异化优势。这里指的是产品和服务的差异化优势，不仅仅表现在提品的价格以及佣金费用上，更表现在服务上和客户体现性上的差异化。

第二，降低经营成本。降低成本券商总部可以建立一套完整的预算体制，新型营业部需要严格执行成本预算。

第三，引入退出机制。当部分地区营业部持续亏损或者业绩连续下滑时，要建立新型营业部退出机制，鼓励竞争合并，引导退出。

第四，政策上的可持续性。总部要为新型营业部建立一系列相关的指引和政策，做到奖罚分明，政策连贯。

第五，合规风控。所有经营管理都要合法合规，做到法规监督和管理平行的机制，建设及各项业务流程操作标准，并且采取强制留痕操作。

（三）新型营业部的人才策略

新型营业部无论是管理人员，还是业务人员，都必须是复合型人才，证券公司要建立新型营业部的人才策略，为其快速持续发展提供人才智力的支持。

第一，完善奖励体系和人员流动机制。要在待遇，特别是绩效奖励上，做到创新和发展，特别是营销人员的薪酬待遇，需要和传统营业部区分。同时，如果业绩达不到预期，则需要引入管理人员和销售人员退出机制。

第二，学习型复合人才。新型营业部人员配置少，因此需要大量的学习复合人才，以胜任投资顾问、营销销售、服务指导等全方面的需求。

第三，加强人才交流和培训。组织和开展新型营业部管理人员的培训讲座或者视频会议，加强彼此之间的交流学习。

总之，新型营业部作为一种打破传统的创新性营业部，将会成为各家证券公司争夺的至高点，尽管新型营业部还有诸多的问题，但机遇和挑战总是并存，各个券商处于齐头并进的局面，传统的营业部的设立和经营模式无法满足市场的要求，如何进行创新，把握券商发展新一轮的机会，本文就从新型营业部的背景、新型营业部的机遇与挑战和应对策略三方面进行阐述，为这一新的创新提供不同的视野，为中国证券行业的和券商的健康、科学和持续的发展提供自己的贡献。

参考文献

[1]杨昕，吴凌志.对新建证券营业部发展策略的探讨[J].技术经济与管理研究，2005（3）.

[2]曾雯璐.券商营业部谋转型 盈利模式渐变[N].传奇.上海证券报，2013（7）.

[3]潘侠.轻型营业部的设立有利于龙头公司扩张上市券商逾170家轻型营业部开张佣金战或卷土再来[N]证券日报，2013（8）.

篇（3）

一、引言

亚当・斯密在《国富论》一书中指出，“作为其他人所有的资金的经营者，不要期望他会像自己所有的资金一样获得精心照顾”。现代企业中所有权与控制权的分离，委托环境下利益分配和风险承担的非对称性，管理层在面对风险和收益时会有不同的决策行为，管理层的风险行为导致Bowman悖论――跨企业风险-回报负相关在我国表现得非常明显。管理层的风险行为，国内外文献没有明确的定义，我们认为是指企业的管理层做出的投资决策超出或偏离了企业自身的能力和成长机会，投资于净现值为负的非盈利项目，从而损害企业的价值，导致公司失败的行为。风险行为主要表现为风险规避与风险寻求，风险规避是管理层放弃能够给企业带来正的净现值（NPV）的投资项目，导致企业的回报降低，风险寻求是管理层有可能会出于对自身利益的考虑而拿企业去冒险，从而使企业的风险增大。二者都给企业带来损害和机会成本。

公司治理是一系列对公司进行管理和控制的体系，是公司用来处理不同利益相关者之间责、权、利关系的一系列制度安排。有效的公司治理能提升管理层的决策水平，矫正管理层的风险倾向，使公司经营者与所有者的目标一致，从而避免管理层风险行为的发生。本文研究公司治理的各个方面对管理层风险行为的影响，进而改进公司治理中的制度安排，加强对管理层的制衡，从而减少管理层的风险行为来保证企业成功。

二、公司治理内、外部机制对管理层风险行为的影响

（一）股权集中度对管理层风险行为的影响

股权集中度是股权集中还是分散的主要指标Jensen和Meckling将股东分为内部股东和外部股东两类，并认为提高对企业有控制权的内部股东的股权比例能降低成本、提高企业价值。Shleifer和Vishny通过实证表明，一定的股权集中是必要的，有助于增强接管市场运行的有效性，降低管理层的成本。他们的研究表明：股权集中度对管理层风险行为具有明显的约束作用。但另一方面，管理层对公司的经营须体现大股东的意志，管理层的风险倾向受到单个具体的大股东的思想与行为的影响。若大股东主观上存在着寻求风险项目以此获得超额利润的倾向，对管理层的奖励标准是企业规模、快速发展的，则管理层在经营中将会有更多的风险行为；若大股东追求公司稳定、长期的发展，对管理层的奖励标准将是稳妥、安全发展，则管理层将自我约束投资决策的风险行为。由以上的分析，股权集中度对管理层风险行为的影响的正负关系尚需具体案例研究。

（二）控股股东性质和国有股份比例对管理层风险行为的影响

我国大部分上市公司都是由国有企业改制而来，控股股东性质和国有股份比例对管理层风险行为的影响较大。许小年研究发现，国有股比例与公司效益负相关。陈晓等人研究发现，在竞争性较强的行业中国有股比例较高会对公司绩效产生负面影响，而在竞争性较弱的行业中该结论则不成立。余怒涛等人的研究发现，国有股比例并不是对上市公司盈余质量造成显著影响的因素。在控股股东国有和国有股份过高的公司，由于投资主体不明确，对管理层的监管机制的动力不足，管理层的许多风险决策和风险行为收益大，成本小。由此，管理层的风险行为发生较多。因此，国有股比例高对管理层风险行为有着不良的影响，国有股比例与管理层风险行为正相关。

（三）董事会规模和结构对管理层风险行为的影响

1.董事会规模的影响。一般来说，小规模的董事会容易协调统一，运行效率高，对管理层的行为有较强的控制作用。相反，董事会规模过大，运行效率差，董事会的监控作用弱。许多研究也表明：董事会规模太大会增加问题及问题，且不利于对财务报告的监督。董事会规模越大，公司就越可能发生财务报告舞弊。董事会规模过大，不利于董事会约束管理层。但从防范风险角度来看，董事会规模增大，相关的利益关系人增多，更能全面地考察管理层的风险行为，它比小规模董事会的公司更有可能防止管理层的风险行为。因此，从控制管理层的风险行为来说，董事会的规模应适当。

篇（4）

中图分类号：F276.6 文献标识码：A 文章编号：1003-9031(2008)08-0041-06

一、引言

关系的存在，导致企业不同利益主体之间利益冲突和信息不对称，这为盈余管理行为的发生提供了必然性和可能性。[1]最早关于盈余管理实证研究的代表作是Healy(1985)完成的。Healy发现，在有奖酬金等激励计划的公司，管理者们致力于投机性地操纵会计盈余以使自己的奖金最大化。管理者可以通过减少摊销费用、增加应收账款、增加库存和降低应付科目和负债等方法来增加会计盈余从而实现这一目的。[2]Jones(1991)，Friedlan(1994)等发现具有政治动机、债务契约动机、税务动机、管理层变动、股票上市发行等原因的盈余管理现象。[3][4]Scott(2000)认为，盈余管理是管理当局利用会计选择权(包括会计政策选择权和会计估计权)扩大自己的效用或公司价值的行为。[5]

由于现有融资渠道比较窄，股权再融资是我国上市公司筹集资金的主要选择。一些上市公司为取得融资权，获得较高的融资价格，就实施盈余管理以达到中国证监会的审核标准。已有研究发现，为达到证监会规定的配股标准，上市公司管理当局有明显的盈余管理行为，形成证券市场独特的“10%现象”或“6%现象”。蒋义宏、魏刚 (1998)发现，ROE的分布与配股政策具有高度相关性，上市公司存在通过盈余操纵获取配股资格的现象。陈小悦等(2000)证明，上市公司为了迎合证监会的配股权规定，存在盈余管理行为。[6]黄新建、张宗益(2004)发现，上市公司为取得股权再融资的资格，配股前存在强烈的盈余管理动机。[7]

本文以配股为例，分析我国上市公司股权再融资的盈余管理行为与经营业绩的关系，以及反映审计质量的会计师审计报告对盈余管理的揭示程度。

二、研究方法和假设

(一)研究方法

本文样本选择1997-2002年A股实施配股的上市公司，时间上涵盖了最近3次配股政策的重要变化。如表1所示，所选样本为配股后3年内没有再次实施股权再融资的公司，并剔除了金融类上市公司。本文数据来源WIND资讯，研究和处理数据所运用的软件是SPSS和EXCEL。

盈余管理的计量方法有3种：应计利润分离法、具体项目法和盈余分布检测法。应计利润分离模型很多，Dechow等(1995)在比较了众多模型后，发现修正的 Jones (1991)模型分离出来的操纵性应计利润最能反应公司的盈余操纵行为。[8]最近的研究也有不少运用修正的 Jones 模型，支晓强和童盼(2005)考察了独立董更与公司盈余管理程度、公司控制权转移之间的关系；[9]张详建和徐晋(2005)研究了配股公司的盈余管理行为。[10]本文采用修正的 Jones 模型。

本文用操控性应计利润(discretionary accruals，DA)作为描述盈余管理程度的变量。理论上，盈余管理可以通过操纵经营现金流量和应计利润两条途径来实现，但经营现金流量的可操控性不强，而应计利润项目相对弹性较大，因此盈余管理主要通过调整应计利润来实现，由于操纵各种应计项目进行盈余管理最为灵活和常见，数据也较容易取得，因而在实证中多以应计项目作为研究盈余管理的对象。根据修正的Jones模型，总应计利润即：

TAi，t=NIi，t-CFOi，t (1)

其中，TAi，t是i公司第t年的总应计利润。NIi，t是i公司第t年的净利润，CFOi，t是i公司第t年经营现金流量。所有变量经过t-1年末总资产标准化处理，以消除规模差异的影响。

1998年以前，上市公司提供的是财务状况变动表，不能从中直接获得经营现金流数据，经营现金流用间接法调整，计算公式为：

经营现金流量=净利润+固定资产折旧额+无形资产、递延资产及其他资产摊销额+固定资产净盘亏额+清理固定资产净损失+递延税款贷项+财务费用-投资收益-(流动资产增加额-货币资金增加额-短期投资增加额一年内到期助长期债券投资增加额)+(流动负债增加额-短期借款增加额-未付股利增加额一年内到期的长期负债增加额)

上市公司非可操纵应计利润为：

本文使用1997-2002年与配股样本公司对应年度的上市公司的截面数据对(3)式进行OLS估计，估计过程对每个实施配股年度对应的公司融资前后各年相关数据进行一次。

(二)理论分析和假设

1.经营业绩与盈余管理。根据会计的持续经营假设，上市公司可能通过调整可操纵应计利润从将来转移一部分利润到股票发行前，融资前提高的可操纵应计利润，须通过融资后可操纵应计利润的转回来平衡。因此，提出假设：

Hl：上市公司配股融资前的盈余管理程度，与配股后的业绩负相关。

2.审计意见与盈余管理。有效的外部审计，能够通过出示不同的审计意见，对盈余管理起到一定监督作用。根据我国《独立审计准则第7号――审计报告》，审计意见一般分为无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见四种类型。本文所指非标准审计意见，即带强调事项段的无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见审计报告。Hirst(1994)证明了审计师对于盈余管理是敏感的，不论是通过调高收益的应计利润还是调低收益的应计利润，而且他们能够发现盈余操纵的管理动机。[11]Francis等(1999)发现，在其它条件相同的情况下，审计师更可能向应计利润绝对值高的公司出具非标准的无保留意见报告。[12]

H2：盈余管理程度越高的上市公司，与融资后被出具非标准无保留审计意见正相关。

3.股权结构与盈余管理。我国上市公司一股独大的现象非常严重，问题主要表现为控股股东与中小股东的利益冲突。La Porta等(1998)认为，控股股东可能以牺牲小股东利益为代价来追求自身利益。[13]李志文、宋衍蘅(2003)发现，在缺乏相应约束机制时，具有绝对控制权的大股东更有可能通过盈余操纵达到配股要求。[14]雷光勇、刘慧龙(2006)研究发现，控股股东的持股比例越高，对上市公司的控制能力越强，上市公司正向操纵盈余的程度越大。[15]我国上市公司管理者多由大股东委派，行政力量往往高于市场力量，容易使管理者的决策以大股东利益为导向。控股股东持股比例越高，对公司控制的能力就越强，受到的制约就越少，从配股中获取利益的能力就越强，获取的收益也会越多，就更有动力促使上市公司获取SEO资格、提高股价，以筹集更多资金。故提出假设：

H3：股权集中度比例越高，上市公司配股融资前3年盈余管理的程度越高。

三、股权再融资盈余管理实证研究

(一)上市公司配股前后经营业绩

通过1997-2002年1次配股公司融资前3年、融资当年及融资后3年共7年的盈利能力对比(见表1)，ROE、ROA、EPS均存在程度不同的下滑趋势。融资当年T年可看作一个分界线，此前各项指标均表现良好，而之后3年则大幅下降。融资后指标值根本无法和配股前相比，说明配股并未使上市公司业绩有实质改观，股权再融资的效率并不高。

(二)配股公司可操纵应计利润分布特征

表4描述了上市公司配股前后7个年度TA、NDA与DA时间序列分布特征，对各变量均值和中位数的显著性分别进行了检验和符号秩检验。不难发现，从T-3到T年配股公司TA一直保持在较高的水平，均为正值，T-3、T-2年相应的t检验和Wilcoxon符号秩检验在统计上显著。而融资后的3个年度，配股公司的TA为负值，且T+2、T+3年相应的t检验和Wilcoxon符号秩检验在统计上显著。代表盈余管理程度的DA与总TA分布特征基本相同，从T-3到T年可操纵应计利润的均值(中位数)一直保持在较高的水平，均为正值，融资前3年在统计上显著地异于0，而融资后的DA则迅速下降，到第3年均值(中位数)下降到-0.0305(0.0262)。TA与DA的时间序列分布具有一致性，而NDA并没有表现出类似分布特征。

本文还按照某一年度配股的某上市公司，在行业、资产规模和盈利水平方面的特征，选择与其在该年度具有相似特征的匹配公司。同时，匹配公司是在选择当年及随后3年内未实施配股、增发或发行可转换债券的公司。表5列示了匹配公司应计利润时间序列分布，可见，只有T-3和T-1年的DA为正值，其他年度则为负值，盈余管理时间分布与配股公司不同。

(三)上市公司配股前后的非标准审计意见

由表6可见，上市公司配股前后的非标准审计意见的比例有很大反差。融资前1年的比例仅为5.53%，而融资后第3年则高达13%。可见，盈余管理导致融资后经营业绩出现下降，会计师会对此进行了必要的关注。

(四)配股盈余管理相关性分析

盈余管理对提高经营业绩的作用通常是暂时性的，配股前的可操纵应计利润在配股后将发生逆转，通过考察配股前后应计利润与配股后业绩表现之间的关系，可以检验应计利润对上市公司配股后业绩下降的解释能力。通过研究配股当年和配股前3个年度的DA与配股后业绩的相关性，可以揭示配股公司盈余管理行为对配股后业绩变化造成的影响。同时，还可据非标审计意见类型，以判断会计师对盈余管理的关注程度。表7中DA31、DA0和DA13，分别表示T-3至T-1年合计、T年、T+1至T+3年合计的DA。从动态视角看，配股后第1年ROA、ROE、EBIT与DA31显著负相关；配股后第2年EPS、销售净利率、ROA、ROE、EBIT与DA31显著负相关；配股后第3年EPS、ROA、ROE、EBIT与DA31显著负相关。与DA31的情况截然相反的是，配股后3年EPS、ROA、ROE、EBIT、主营业务利润率、销售净利率和销售毛利率均与DA13显著正相关。同时，P值与DA31和DA13的关系分别表现为负相关、正相关。因此，配股融资前盈余管理相对突出。配股后经营业绩下降，可通过可操纵应计利润解释。

配股后第1-3年上市公司被出具的非标准审计意见，与DA31显著正相关，而与DA13显著负相关。说明审计意见能够揭示盈余管理。

配股后违规被查处，与DA31显著正相关，而与DA13显著负相关。这说明融资前实施盈余管理是有一定违规成本的。

其中，β0为截距，β1-β40 为系数，ε为残差。因变量DA有5个，包括融资当年和前3年各年的DA，以及前3年DA合计。为控制行业因素对公司经营业绩的影响，将样本根据证监会行业分类标准，设置了21个行业控制变量。为了控制年度因素，将样本公司设置1997-2002年年度控制变量。

解释变量资产负债率、股权集中度、国有股比例、募集资金规模、经营业绩指标P和托宾Q值，控制变量公司资产规模，均采用虚拟变量，对于高于中位数的指标取值为1，否则取0。模型都通过了自相关、序列相关等检验。各模型的F值都在0.01 以下水平显著，检验模型的拟合效果较好，各模型自变量VIF值都小于2。各模型的多重共线性的诊断表显示，条件数均在15以下，并且它们的特征值也不都接近0。同时，结合残差统计结果分析可知，模型均满足多元线性回归的假设条件。

从表8可见，各模型的回归情况并不理想，Adj-R2均比较小。融资前3年合计DA，与托宾Q值、T+3年非标准审计意见、资产规模正相关，与经营业绩、HY6(交通运输、仓储业)、HY17(石油、化学、塑胶、塑料)负相关。由此验证了假设H1，即上市公司融资后业绩下降，原因在于融资前的盈余管理。而HY6、HY17均为垄断行业，且自身盈利能力有保障，说明此类公司没有明显盈余管理冲动。

融资前T-3年DA，与T+2年非标准审计意见正相关，与HY6、HY9(社会服务业)负相关；融资前T-2年DA，与2000年和2001年实施融资、HY17负相关。说明2000年和2001年配股公司在T-2年盈余管理的程度不高；融资前T-1年DA，与T+3年非标准审计意见、募集资金规模、HY7正相关；与2000年和2001年实施融资负相关。一方面说明当年盈余管理程度越高，T+3年被出具非标准审计意见的可能越大，并且获取的募集资金规模也越大，这也是盈余管理目标实现的一种表现。另一方面2000年和2001年配股公司在T-1年盈余管理的程度并不高，结合T-2年的情况，说明这两年实施配股的公司相对其他年度盈余管理的动机明显要弱，

从回归结果看，有3个模型都表明融资后非标准审计意见与盈余管理程度正相关，这也验证了注册会计师审计质量假设，即非标准审计意见是揭示盈余管理的一种事后监督手段。

尽管从单一年度的回归结果看，经营业绩没有进入模型，但总体上，融资前3年的DA，与经营业绩是负相关。配股公司的DA能够在很大程度上解释配股后的业绩下降，这与配股公司故意提升报告盈余的机会主义行为是一致的。上市公司配股前通过调整应计利润提升了报告盈余，配股后的净利润将受到新的应计利润影响，因此DA的逆转是导致配股后净利润下降的重要原因。上市公司配股后的业绩滑坡也表明公司本身缺乏核心能力和运营效率，上市公司不惜采用盈余管理手段努力获得配股资格，而没有致力于提高公司资本配置效率和企业价值。但反映公司市场价值的托宾Q值，与融资前3年DA正相关，

反映股权结构的变量股权集中度和国有股比例，均未进入各回归模型，说明它们与DA关系并不显著。

四、结论与政策建议

本文研究结果表明：(1)配股前3个年度和配股当年存在系统的盈余管理行为，影响了上市公司资本配置效率，并导致配股后上市公司业绩出现下降。我国上市公司的盈余管理行为表现在时间坐标轴上带有显著离散性，具有明显的时间特征，多集中于SEO前时点上。我国上市公司SEO具有明显的不规范性，在本文研究中体现为盈余管理行为的普遍性，市场法规的负面作用和不稳定性。盈余管理行为与市场法规紧密相连且呈互动关系，股权再融资政策的“门槛”客观上增强了盈余管理的动机。(2)盈余管理导致融资后经营业绩出现下降，会计师对此进行了必要的关注，说明融资后的审计意见报告是有一定质量的。但相对而言，对于融资前发生的盈余管理行为，会计师的事前关注程度并不够。

本文据此提出以下对策建议：

第一，改革现有再融资政策。首先，目前再融资政策及相关法律简单死板，给上市公司的融资提供的创新空间很小，市场呼唤再融资制度的根本性改变。而强调再融资创新，也非一味地为融资而融资，关键要形成一种良性机制，使真正需要资金并能有效使用的公司拿到钱。其次，根据证券市场发育程度和市场信息不对称情况，将发行审核制度、定价制度、信息披露制度有机结合起来，促进证券发行市场资源配置效率的提高。监管部门应加强对上市公司可行性论证报告的客观性和准确性进行审查和评估。建立综合业绩评价指标来确认再融资资格，除ROE外，考虑引入每股经营现金流、净利润或EVA等指标。

第二，加大对上市公司利用盈余管理实施股权再融资行为的监管力度，加强对会计师等中介机构的执业质量的检查，进一步鼓励和发挥会计师等市场中介机构的作用，同时建立和完善相关的惩罚措施，以遏制和杜绝盈余管理行为对证券市场正常秩序的破坏。

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Event Study of Listed Company Seasoned Equity Offerings Earnings Management

LIU Yu

(Post-doctoral Station of application economy Fudan university，Shanghai 200433)

篇（5）

一、 引言

2008年，全球性的金融危机导致大盘持续低迷，中国股票市场投资者投资信心不足，行情波动呈单边疯狂下跌的逐级下降过程。2009年，我国股市开始回升，各大综指涨幅迅速提升。而上市公司为挽回股民的投资积极性也实时的制定了适合自身的分红政策。我国上市公司的股利政策与西方发达国家存在着很大差异，无论是现金股利还是股票股利，经历了金融风暴洗礼后的上市公司实体的经营状况让投资者望而观止。对于理性投资者，投资回报的获得要靠二级市场股票价格上涨与期末公司对股东的利润分配。因此，了解我国上市公司的股利分配现状，分析上市公司的经营绩效可以作为公司管理者制定经营策略和资本运作的现实参考，同时也可作为投资者评价股票内在价值的重要依据。

二、我国上市公司的股利分配特征

1、派发现金股利的公司数量较少。总体上，我国派发现金股利的上市公司数量较少，其中以2004年的派现比例最高，达到66.67%，但与西方成熟完善的证券市场相比仍存在较大差距,低派现率直接影响着我国证券市场的投资价值。

2、不分配利润现象普遍。股利的获取本应是投资者高投入、高风险投资的必然回报，但通过相关资料分析，上市公司“暂不分配利润”的情况经常出现。上海证券交易所资料显示，自2000年以来，上市后从未进行过现金分配的上市公司达到220家，而其中有67家公司从未进行过利润分配。据世华财讯统计，沪深两市共1626家上市公司中仅有35家公司拟实施2009年度中期分红。

3、股利政策缺乏稳定性。我国上市公司不注重投资者的利益，大多数上市公司的股利分配政策缺乏连续性和稳定性，股利政策的制定和实施缺乏远见，目的不明确且具有随意性。据统计，1996-2000年间，连续四年分配红利的公司仅为上市公司总数的4.5%，派现数额在各年度间的分配也很不均衡，有的年度偏高，有的年度甚至不分配。

三、本文的研究视角

通过整理相关文献发现，对上市公司股利政策的影响因素研究是主流（马军伟，2009）和（Asvanunt, 2007）。公司是否分配股利、选择什么样的股利政策跟公司的规模、经营业绩、每股净资产等有关。相关文献在研究公司的股利政策的同时涉入了过多的假设，早期MM理论的完善资本市场假设下的“股利无相关假说”；“手中之鸟”理论的股东偏好高的股利支付率假说； 税差理论是建立在股东偏好较低的股利支付率的假设基础之上；当事人效应理论则假设不同的股票持有人或当事人对股利政策有不同的偏好。以至于当今国内的硕博士论文，其在对股利政策的研究中都加入了一定的假设，如股利政策与企业的价值无关的理想市场、股利信息内涵假说、每股收益与股利存在相关关系等等，在进行实证研究前已经构造了相关的理想状态，导致研究结论独立于市场的现实因素之外。

国外学者对股利政策及其影响因素的研究虽然从20世纪50年代就开始了（，2008）。但与国外的股利理论和实证研究文献相比，我国的股利政策研究还处于起步阶段，这就要求能够有更多的学者投入到股利政策研究这片领域中。现金股利与股票股利是股利政策的重要形式。自2000年以来，越来越多的上市公司选择现金股利分配形式，这是我国证券市场呈现的一大新特征,相关的文献已经对其进行了深入的研究，而对股票股利进行研究的文献却偏少。本文以发放了股票股利的上市公司为研究对象，考察发放了股票股利的上市公司的经营绩效，净资产收益率高的公司其效益不一定就好，本文利用因子分析法分析发放了股票股利的上市公司的潜在价值，评估其经营绩效，从而利于公司经营管理者制定适合的股利政策，也为投资者谨慎投资作参考。

上市公司的经营绩效分析是含有多变量的解释模型。而现有文献通常建立线性回归模型，采用最小二乘法来进行拟合，或用主成分分析通过线性组合将原变量综合成几个主成分来解释变量。在多变量分析中，某些变量存在高度的相关性，使变量之间有关联的原因，对那些不能直接观测到、但又影响可观测变量变化的公共因子，我们都很难做出正确的判断。而因子分析法(Factor Analysis)就是寻找这些公共因子,用较少的综合指标来代替原公共因子的模型分析方法，它是在主成分的基础上构筑若干意义较为明确的公因子，以它们为框架分解原变量，以此考察原变量间的联系与区别。

四、上市公司样本及指标选取

（一）样本选取

本文选取2009年下半年最新公告（2009年7月-11月）发放了股票股利的上市A股公司为样本，其中沪市11家，深市6家，样本的选取原则如下：

(1)上市公司发行的流通股由于交易市场的分割，分为A股、B股、H股等，B股和H股上市公司的财务报告是按照国际会计准则编制，而A股的财务报告是按照国内的《企业会计准则》编制，由于在选用会计准则上的差异以及不同市场环境的差异，会对上市公司的股利政策的选择带来一定的影响，因此选择沪深两市A股上市公司作为研究对象。

(2)由于金融类上市公司的资本结构和会计处理与一般行业有区别，其可比性较小，因此剔除金融类上市公司。

(3) 剔除ST上市公司、净资产为负的公司以及净利润为负的公司。按照我国《公司法》的规定，企业盈利需要首先弥补亏损，然后才能用于分配。而西方发达国家，亏损企业也可以举债实施分配。因此，在研究我国上市公司现金股利政策时需要剔除那些不具备分配能力的公司。

（4）我国的上市公司不分红的现象较为普遍，很多公司以转增股本来吸引投资者，而沪深交易所也将其列入分红项目一栏。由于转增股本并没有改变股东的权益，但却增加了股本的规模，客观结果与送股相似。因此本文在选取样本中，将发生了转增股本与送股行为的公司同属于股票股利。

（二）指标选取

在对上市公司经营绩效分析指标的最初选择上遵循了两个原则：一是该指标在以前的研究中出现的频率；二是指标要与所研究的问题的潜在相关性。在遵循此原则的基础上，另外还考虑了以下几个原则：

1、全面性，要求所选指标能反映上市公司的投资价值、偿债能力、获利能力、营运能力等各方面的数据。

2、有效性，，要求选择那些能够对上市公司有指示作用的重要经营指标。

3、可操作性，采用上市公司财务报告披露的数据。

通过综合分析样本公司，选取了具有代表性的成长能力、偿债能力、营运能力、盈利能力、股本扩张能力、现金流量共18个指标来综合反映2009年度发放了股票股利的上市公司经营绩效。选取的指标体系如下表：

五、股票股利下上市公司经营绩效的因子分析模型

（一）数据预处理

（1）行业之间不可比因素影响的剔除

通过上节的分析，我们选取了发放了股票股利的17个公司的18项观察指标。在对上市公司进行绩效分析之前，不同行业之间，有些因素有可比性，有些因素存在不可比性，因此需要剔除行业之间的不可比因素对指标值的影响。

假定n个被评价对象检查p项指标，所得原始数据矩阵为（xij）n×p，xij表示第j项指标在第i个被评价对象上的观察值。

假定第j项指标是受到行业不同可比因素影响的指标，其行业适度值为k（这里我们取各行业的第j项指标的平均值），那么可以用以下公式剔除行业因素对指标值的影响：x′ij=xij-k，i=1，2…，n；j=1，2，…，p，通过上面公式可以剔除行业不可比因素的影响。

（2）极端值的控制

不同的公司由于所处的环境不同，这就有可能造成某些指标出现极端值，影响对公司进行综合评价。由于社会经济现象一般都近似服从正态分布，因此这里我们认为公司经营绩效分析指标X服从正态分布，即X~（μ，σ2）。我们采用3σ界限进行控制，上限定为μ+3σ，下限定为μ-3σ，这里μ为均值，σ为标准差。

（3）指标的同趋化处理

该分析指标体系所采用的18项指标有正向指标和适度指标两种，适度指标有资产负债率，流动比率、速动比率，其余15项皆为正向指标。在分析之前，适度指标应先转换成正向指标，适度指标按式 进行变换，通过上述变换得到的x′ij是原始数据 xij的无量纲化，为了书写方便，本文将处理后的数据仍然记为（xij）n×p。

(二)基于因子分析法的上市公司经营绩效分析

（1）将原始数据标准化，以消除变量间在数量级和量纲上的不同。进行如下转换:

, i=1,2,…,n;k=1,2,…，p.

为样本均值，sk为样本标准差, ,将数据无量纲化，将数据控制在（μ-3σ，μ+3σ）内。

（2）求出无量纲化的17个上市公司18个指标的相关系数矩阵R，再求相关矩阵R的特征值和特征向量，用雅可比（Jacobi）求出R的18个特征根λ1≥λ2…≥λ18≥0；

从上表可以看出，前7个因子的特征值共占去方差的 92.37%，基于过程内取特征值大于1规则，被放弃的其他11个因子解释的方差仅占不到8%，因此说明前7个因子提供了原始数据的足够信息。因此可以得到上市公司的经营绩效的预测函数为：

=0.25F1+0.22F2+0.15F3+0.12F4+0.08F5+0.07F6+0.04F7

（3）因子载荷矩阵变换，解释公共因子含义

从统计分析可以看出，初始的因子负荷矩阵在原变量上的载荷值都相差不大，故不容易解释它们的含义，因此须进一步因子旋转以便更好的了解它们的含义，经过方差极大化正交旋转，得到因子载荷矩阵方差为0.53117。

旋转后的因子系数已经明显向两极分化，有了更鲜明的实际意义。选取因子负荷量大于0.7的因子，F1系数绝对值大的由x11、x12、x13确定,这3个指标反映股本扩张能力； F2主要由x16、x17、x18确定，这3个指标反映公司的成长能力； F3主要由x8、x9、x10确定，这3个指标反映公司的资本营运能力；F4主要由x6、x7确定，该两个指标是偿债能力中的流动比率与速动比率；F5主要由x5确定，该指标是公司偿债能力中的资产负债率；F6主要由x14确定，该指标反映现金流量；F7主要由x1确定，该指标反映公司盈利能力。

（4）样本公共因子得分

计算相关系数矩阵R的逆矩阵；将公共因子表示成18个原始指标的线性组合，即用 来表示各样本的公共因子得分。

由最小二乘估计得Thomson因子得分的估计公式为， 式中AT为因子载荷矩阵的转置，R-1为原始指标的相关系数矩阵R的逆矩阵。运用上式来估计出上市公司的因子得分。

(5) 由因子计算综合评分值，得总因子得分估计值

= (0.253F1+0.223F2+0.146F3 +0.117F4+0.079F5+ 0.065F6+0.0396F7)/ 92.369%

最后根据估分值来对被评价对象进行排序和比较,以值的大小来评价上市公司的经营绩效。

F1-F7为样本指标公共因子， 为样本公司经营绩效因子总得分，保留2位小数

六、结论

根据上表的分析，2009年第三季度发放股票股利的上市公司A股中，经营绩效排在第一、二位的是沃华医药与拓邦电子，通过对比公共因子发现，这两家公司的股本扩张能力、偿债能力与盈利能力指标比其他公司高，而2009年是全国防治甲型H1N1病毒的攻坚年，医药股大幅提升，市场前景看好。排名第16位的同样是医药股份，但由于其股本扩张能力、偿债能力与盈利能力指标皆低于2009年第三季度发放股票股利的公司，在偿债能力指标中，F4与F5却对上市公司的经营绩效评分起着不同的影响，F4（流动比率与速动比率）的积分权重比F5（资产负债率）的积分高，因为F5在很大程度上反映的是上市公司的资本结构。2009年2月18日，电子信息产业成为第六项获批的振兴规划，国家实行保增长、扩内需、调结构的方针确保电子信息产业稳定发展，推动产业升级，电子信息产业股份虽有滑落的阶段，但仍保持着上升趋势，因而拓邦电子股份相对于其他股份来看具有较好的经营业绩。

从因子分析法的结果可知，2009年第三季度发放了股票股利的上市公司A股的股本扩张能力、成长能力、营运能力、偿债能力、盈利能力和公司的现金含量等指标对绩效分析的结果产生了重要的影响，投资者在进行投资决策时，可综合考虑这些指标作为参考依据。

从上面分析可以看出，用因子分析法来实现上市公司的经营绩效分析，没有直接对指标采用权重，所得的权数是伴随数学变换自动生成的，具有客观性、科学性、合理性，消除了评价指标间相关关系的影响，因而减少了指标选择的工作量。

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篇（6）

一、文献回顾

国外很早就研究契约动机：Watts和Zimmerman（1986）指出只要存在契约和监督成本，管理人员对会计程序的操纵就存在。Sweeney（1994）认为以违背借款合同的企业为样本与控制样本比，其更多地利用了能调增盈利的会计政策。国内对于契约动机的相关研究如下：黄文伴、李延喜（2011）指出高管年薪与上市公司盈余管理程度负相关。薄澜，冯阳（2014）发现，债务契约会促使管理层进行盈余管理来降低债务违约的风险。

二、理论与研究假设

（1）报酬契约动机。管理报酬契约制定和执行的依据是会计盈余。管理人员预测企业的盈余达不到报酬契约所规定的约束条件时就有动机进行盈余管理。基于此提出假设H1：管理层的薪酬考核标准越高，盈余管理程度越高。H2：管理者持股比例与盈余管理的非线性相关。

（2）债务契约动机。债权人与债务人在签订债务契约时，会规定运用会计数据的约束条款防范经理人员做出损害债权人利益的投资与融资决策。当约束条款不能满足时，经理人员将用盈余管理手段来避免违约行为。因此提出债务契约假设H3：债务融资比率越大，盈余管理幅度越大。

三、实证分析及结果

（一）样本选取

本文选取了2009年之前在深圳证券交易所中小企业板上市的公司作为研究对象；为避免非契约动机对本文研究结果的影响需满足以下条件：以民营上市公司为初选样本；剔除两职合一的公司；剔除ST，*ST企业；剔除当年增股及年报中披露下年度预计增股的企业；剔除数据不全的样本。最终得到182个符合条件的年度民营上市公司。数据来源于CSMAR和RESSET数据库，使用的统计软件为SPSS，EXCEL。

（二）盈余管理的计量

本文选择截面修正Jonse模型作为计量盈余管理的工具。模型如下：（1）利用最小二乘法估计回归参数α1，α2，α3

TDAit=α1（1/Ai（t-1））+α2（ΔREVit-ΔRECit）/Ai（t-1）+α3（PPEit/ Ai（t-1））+ε

TDAit为估计期总体应计利润=（第t年净利润-第t年经营活动净现金流）/第t-1年总资产

Ai（t-1）为t-1年总资产

ΔREVit为主营收入变动

ΔRECit为应收账款变动

PPEit为第t年固定资产总额

ε为方程的残差

i为第i家公司

（2）将系数带入NDAit=α1 （1/Ai（t-1））+α2 （ΔREVit-ΔRECit）/Ai（t-1）+α3（PPEit/ Ai（t-1））+ε

NDAit为第i家公司事件期的非可控应计利润

经理人操纵的可操纵性应计利润：DACit= TDAit-NDAit

（三）模型的建立

检验各解释变量和控制变量影响被解释变量的经验模型如：

|DAC|=α+β1RMO+β2RMO2+β3RMO3+β4CCD+β5DAO+β6SIZE+β7INO+β8FBM+ε

|DAC|：盈余管理的衡量变量可控性应计利润的绝对值

RMO2：管理层持股比例的平方

RMO3：管理层持股比例的立方

CCD：管理层报酬

DAO：负债权益比

SIZE：公司规模

INO：机构投资者的持股比例

FBM：董事会开会次数

ε：残差

（四）实证检验

回归方程的检验：

（1）回归模型的拟合度检验。在横截面数据的情况下，本文研究数据决定系数为0.724，修正决定系数为0.715可以接受本文所使用的回归模型。

（2）回归方程的显著性检验。本文建立的回归方程的F值为56.473，对应的Sig.值为0.000，在显著性水平为0.05 的假设条件下，方程的总体通过显著性检验，可以用线性关系描述和反映解释变量和各自变量之间的关系。

（3）多重共线性的检验。由多重共线性检验可知，Pearson系数的绝对值最大为0.354，不超过0.8，所以对于本文所选样本，各因变量之间不存在严重的多重共线性问题。

回归结果：以可控性应计利润的绝对值|DAC|作为盈余管理程度的变量，采用SPSS分析软件对所收集并筛选后的数据进行多元线性回归分析，结果如下：

由回归结果看，在显著性水平0.01下，变量RMO，DAO通过了检验，在显著性水平为0.05下，变量CCD，FBM，RMO2通过了检验，说明这些变量与被解释变量密切相关。而变量SIZE，INO，RMO3没有通过显著性检验。

四、结论

基于回归结果分析得出：管理层报酬与盈余管理程度呈现显著正相关关系。说明管理层报酬越高，管理层越有动机进行盈余管理以获得较高报酬，与假设H1一致。管理层持股比例与盈余管理程度的相关关系是非线性的。在不同的区间，其管理层的持股比例和盈余管理程度相关性不同。负债权益比与盈余管理程度呈显著正相关关系。与研究假设 H3 相一致。负债权益比较高时，民营上市公司的实际控制人会采取盈余管理措施进行规避风险。

五、建议

（1）完善公司治理结构，形成抑制盈余管理的内部约束机制。首先， 要设立审计委员会和引入独立董事制度。其次应以会计盈余信息为基础的短期激励的基础上，再加上以公司有形资产价值与无形资产价值信息为基础的长期激励，作为管理报酬契约的执行依据设计激励契约。

（2）增强信息透明度，加强信息的流动，在企业中建立一种通过主管部门强制执行使得信息在企业各利益相关人之间流动的企业文化氛围。

参考文献：

[1]Watts， R. Zimmerman， J.L Positive Accounting Theory. First Edition. New Jersey：

篇（7）

中图分类号:F239 文献标识码:A 文章编号:1672-3198(2010)02-0129-01

1 自愿性信息披露与公司治理结构的界定

1.1 自愿性披露

信息披露分为强制性信息披露与自愿性信息披露。强制性信息披露是指由公司法、证券法、会计准则和监管部门条例等法律法规明确规定的上市公司必须披露的信息。自愿性信息披露是指除强制性信息披露的信息外,上市公司基于公司形象、投资者关系、回避诉讼风险等动机主动对外披露的信息。总体来说,自愿性信息一般包括两大方面的内容:一是对强制性信息披露的细化和深化,以提高强制性信息披露的可信度和完整性,二是对强制性信息披露的补充和扩展,以突出公司 “核心能力和竞争优势”为目标,全方位、系统化披露信息,展示公司未来的盈利能力和成长能力。

1.2 公司治理结构

“公司治理”是从英文“Corporate Governance”翻译过来的,在我国又被译为公司治理机制、公司治理结构等。公司治理所要解决的是现代公司所有权和经营权相分离所产生的委托问题。关于公司治理的定义并无定论,总体来说公司治理有广义和狭义之分,狭义的公司治理是指一组联结并规范公司股东、董事会、经理人之间责权利关系的制度安排,主要包括董事会的结构与功能、董事与经理层的权利和义务,以及相应的选聘、激励与监督方面的安排;广义的公司治理还包括公司与其它利益相关者之间的关系、经理市场、产品市场、控制权市场以及有关的法律、法规和上市规则等。本文采用的是狭义的公司治理定义,并且着重从股权结构及董事会特征两个方面进行研究。

2 公司治理结构对自愿性信息披露的影响

2.1 股权结构与自愿性信息披露

(1)股东构成及其持股比例。

在我国,主要是指流通股、法人股和国有股的比例。流通股大多处于公司的外部,不能直接参与公司的管理,为了保证自己的权益不受到损害,股东对有关公司未来战略、公司业绩等信息有着强烈的需求。如果公司管理层不能满足这种需求,流通股股东将会采取“用脚投票”的方法,拒绝购买该公司的股票,致使公司股价下跌,从而迫使公司管理层进行更多的自愿性信息披露。法人股一般不能上市流通,分红派息是其股东获取投资收益的主要途径。由于法人股所持股份的比例较大,可以通过股东大会上的“用手投票”,直接参与公司的决策。他们在利益的驱动下,关心公司的具体经营,公司内部监管机制相对比较有效,自愿披露的程度也相应较高。国有股是由代表国家的政府或者其授权的机构所持有的股份,国有股的存在会导致所有权缺位的问题,持有国有股份的代表不是真正的所有者,以及国有股本身存在的多重问题,使得国有股失去了监督上市公司的动机,再加上国有股的特殊身份,国有股能够凭借自己的政府背景,获取到上市公司的内部信息,因而其对上市公司的自愿性信息披露行为会产生消极影响。

(2)股权集中度。

股权的适度集中有利于投资者保护自己的利益,加强对管理层的监督,避免股权过于分散和过于集中所产生的问题。当股权过于分散时,单个股东维护权益成本过高,中小股东普遍存在“搭便车”的行为,从而削弱了对于管理层的监督,最后可能会导致信息披露程度的下降,但是股权的过于集中时,大股东有能力操纵公司的董事会,形成内部人控制问题,通过不正当途径获取内部消息,此时大股东能参与到公司的的管理之中,降低了信息不对称程度和委托成本,公司管理层自愿披露信息的动机也随之降低。

2.2 董事会特征与自愿性披露

(1)董事会规模。

董事会规模过大时,一方面董事之间的交流和沟通会存在问题,从而影响了董事会的工作效率;另一方面单个董事的权力变小,部分董事可能会存在搭便车的心理,董事会容易被CEO所操纵,作用会受到限制。但是董事会规模过小,则会导致董事工作量过大,缺少足够的专业人员来监督经理的行为。所以董事会规模过大或者过小都会导致公司信息披露质量下降,影响到公司的自愿性信息披露水平。

(2)独立董事比例。

独立董事做为外部股东利益的代表,独立于公司的股东、管理者等公司利益相关者,具有较强的专业性和独立性,能够做出公正、客观的决策。独立董事的比例的提高有利于提高董事会的独立性和客观性,更好的对执行董事进行监控,对经理层的机会主义行为进行限制,从而提高自愿性信息披露的水平。

(3)CEO两职状态与自愿性披露。

所谓CEO两职状态即一个人同时担任董事长和总经理(或总裁),CEO两职状态的存在表明在公司中存在一个人具有强大的个人支配力量,这种力量能够阻碍董事会执行其有效控制,也就是说公司中的决策控制和决策执行的制擎机制存在不足,这样就将不可避免的导致管理者个人权利的过度集中,削弱董事会的监督功能,此时公司很可能倾向对外隐瞒不利于自己的消息,降低自愿性信息披露水平。

3 政策建议

(1)进行股权分置改革,实现股票全流通。股权分置结构问题是我国的特有现象,占股票市场三分之二股份的非流通股均不能上市流通,只有占约三分之一股份的社会公众股可以在股票市场上自由转让。股权分置改革使得原有国有股得以流通,改变了我国一股独大的现象,从而增强资本市场的监督力度,促使公司管理层提高自愿性信息披露的程度及其质量。

(2)完善独立董事制度,加大独立董事比例。一方面鼓励公司增加独立董事在董事会的比例,另一方面通过法律、职业道德规范、成立独立董事自律组织等方法进一步规范独立董事任职资格,加强对执业独立董事的监督管理,提高董事会的独立性。

(3)加速董事长与总经理两职分离。董事长和总经理两职分离对提高公司透明度具有正面效应。两职分离会避免董事会与经理层利益趋于一致而出现的内部人控制问题,加强了董事会对经理层的制衡以及对信息披露的监督作用,从而提高内部监控质量和信息披露水准,达到各尽其职的目的。

篇（8）

一、研究背景

资本结构是指公司负债与股东权益之间的比例关系。已经有大量的文献从理论角度分析了资本结构与公司盈利能力之间的关系。如国外Basil（2001），Berger（2005），国内周琰（2011），冉光圭（2009），刘静芳、毛定祥（2005）等,都曾用国内外数据对二者的关系进行过实证分析，但不同的作者有着不同的结论。各种研究表明，改善公司资本结构能够影响公司利润，但现实中它与公司利润是否具有规律性的关系？它对利润是正向影响还是负向影响？影响程度有多高？回答这些问题，对于公司改进资本结构，提高公司利润水平有很重要的意义。但国内用国外数据进行二者关系实证分析的文献还比较少见。本文将在英国上市公司财务数据的基础上，建立资本结构与公司利润的计量经济模型进行实证分析，这将为国内企业提供参考。

二、模型的设定与估计

1、样本和数据

为了获得研究数据，本文搜集了伦敦证券交易所上市公司公布的财务报告资料，从中选取了四个行业20家公司作为研究样本。四个类别分别是：传统制造类企业，零售类企业，油气生产类企业和软件和计算机服务类企业。每个类抽取5家公司作为代表。选取了每家公司的Gearing Ratio (%)，Return on Shareholders Funds (%)指标分别代表资本结构和公司盈利能力。为保证研究的需要，每家公司都搜集了2003-2010年一共8年的时间序列数据。这样，在本文的分析数据中，每个指标的样本容量都达到了160个。样本中的公司类别和名称见表1。

2、采用全部样本设定模型并估计

我们首先按全部20家公司作为样本，选择Gearing Ratio (%)（GRit）作为资本结构的代表性变量，选择Return on Shareholders Funds (%)（RSFit）作为公司盈利能力的代表性变量，构建一个回归模型进行估计。考虑到本文的数据特征是截面数据与时间序列数据的三维组合数据，所以采用面板数据模型（data Panel model）。

面板数据模型是专门用来处理截面数据与时间序列数据相组合的三维数据模型。本文中，每一个年度为一个截面，有20家公司，两个变量，共40个数据，时间跨度为8年，所以每个变量的样本容量是160，总样本数据量是320。为了消除序列自相关影响，模型中加入了滞后一期变量RSFi(t-1)，然后利用Eviews6.0软件中Pool模块进行回归估计，模型设定和估计结果如下：

模型中，14.097表示RSF在这8年中的平均水平为14.097%。 表示不同的公司对平均水平的离差，例如，COO公司的平均Return on Shareholders Funds (%)＝14.097-11.311=2.786。 表示不同年度的GR每变化一个百分点，RSF相应变化的系数。例如，2004年的系数表明：当年Gearing Ratio (%)每上升1％，Return on Shareholders Funds (%)会上升0.104%。系数0.209则表示上年度的RSF对本期的影响程度。

从回归结果来看，模型的拟合优度达到0.84，拟合较好，DW值1.964说明模型不存在自相关问题。F值显著，说明整个方程显著。另外从各个回归系数的t值来看，多数在显著水平以上，受到经济波动的影响，只有个别时期效应不显著。模型回归结果是可用的。

估计结果表明，各公司的Return on Shareholders Funds (%)对平均数的偏离程度在-14.506-53.393之间。全部公司在不同年度Gearing Ratio (%)对Return on Shareholders Funds (%)的平均影响系数在-0.028至0.161之间。

3、分产业分析

由于20家公司分布在不同的产业部门，每个部门生产经营的类型不同，所以有必要对四类产业所属公司进行分类分析，按四个产业分别建立模型来进行参数估计。这样。每个产业包括5家公司，8年数据。依然建立面板数据模型进行回归分析。

（1）General Industry

RSFit=3.660+0.062×GRit+0.614×RSFi（t-1）-0.305×RSFi（t-2）

t= （7.044） （12.805） (-9.529)

R2=0.992 D.W=2.221 F=1112.073（0.000）

2、General Retailer

RSFit=4.419+0.216×GRit-0.176×GRi（t-1）+0.735×RSFi（t-1）

t= （7.738） （-5.533） （9.174）

R2=0.943 D.W=2.112 F=172.058（0.000）

3、Oil and Gas producers

RSFit=28.687+0.183×GRit-0.269×GRi（t-2）-0.185×RSFi（t-1）

t= （2.860） （-3.481） （-1.084）

R2=0.458 D.W=1.727 F=7.330（0.001）

4、software & computer services

RSFit=5.424-0.136×GRit+0.228×GRi（t-1）-0.123×GRi（t-2）+0.750×RSFi（t-1）

t= （-2.297） （2.628） （-1.777） （9.062）

R2=0.780 D.W=2.253 F=22.144（0.000）

从模型估计结果可以看出，四类行业的平均盈利水平有明显差异，Oil and Gas producers 高达26.687%,General Industry、General Retailer、software & computer services 则分别达到3.66%，4.419%，5.424％。General Retailer 资本结构1%的变动对盈利能力的影响最大，达到0.216％,其次是Oil and Gas producers，达到0.183%, General Industry影响较小，达到0.062%,对于software & computer services来说，则是一种反向影响，Gearing Ratio 越高，盈利能力越低，系数为-0.136%。这是该产业的特点所决定的。

三、结论和建议

通过对资本结构和公司盈利能力的计量模型分析可以知道，公司资本结构与盈利能力之间，多数年份都是正向因果关系，即资产负债率越高，公司盈利能力越强，但整体上二者之间的影响程度较小，平均弹性系数不足0。2％。有个别年份甚至是负影响。如果分行业来看，行业之间差异性较大，零售类企业和油气生产类企业，公司利润受资本结构影响较大，传统制造类企业受资本结构影响较小，软件类和计算机服务类企业则呈现负向影响。所以我们应该分行业调整和优化资本结构，以获得公司最大利润。

参考文献：

[1]Basil, A.-N. and H. Khaled (2011). ‘Revisiting the capital-structure puzzle: UK evidence.’ The Journal of Risk Finance 12(4): 329-338.

[2]Berger, A. N. and E. Bonaccorsi di Patti (2005).‘Capital structure and firm performance: A new approach to testing agency theory and an application to the banking industry.’ JOURNAL OF BANKING & FINANCE 30(4): 1065-1102.

[3]周琰. 上市公司资本结构与公司业绩相关关系实证分析, 黑龙江对外经贸, 2011 年第6 期

篇（9）

上市公司利用资产减值准备进行盈余管理手段众多。上市公司的盈余管理大致有以下三种行为表现。

1.避亏公司的行为表现

我国的相关证券法规对上市公司的净资产收益率有着严格的规定，当上市公司最近两个会计年度显示的净利润为负值时，其公司的股票将被特别处理；当上市公司最近三个年度连续亏损时，其公司的股票将被暂停交易。因而，零值是判断公司经营状况的一个关键临界值，上市公司的净资产收益率小于零就面临着被ST或PT的可能，大于零就会降低ST或PT发生的概率。这种情况下，以零阈值为管理目标的上市公司管理者一般倾向于采用增加或至少不减少收益的减值政策，即提取较低比例或转回较高比例的资产减值准备，以减小对会计盈余的负面影响。

2.巨亏公司的行为表现

由于我国规定只有连续三年亏损才被暂停上市，对亏损的程度也没有限制，即使发生巨亏也不受制度约束。因此，如果上市公司在未来两年内也无法规避亏损，那么在其首次出现亏损年份或首次亏损的下一年份，存在强烈的扭亏为盈动机。上市公司为避免其股票被停止交易，往往利用会计政策、会计估计的模糊性，“一次亏个够”，为以后“扭亏为盈”留下操纵空间。一般而言，管理层夸大亏损的常用伎俩是巨额冲销，即在亏损的当年尽量将亏损人为地扩大，将以前年度的亏损全部处理掉，以求增加未来收益，避免连续亏损。

3.扭亏公司的行为表现

亏损上市公司要想“保牌”或“摘帽”，就一定要避免出现“连续两年”或“连续三年”亏损。由于该类公司通常主营业务不景气，很难在短时间内依赖主营业务扭亏为盈，如果在扭亏年度将以前巨额计提的减值准备通过巨额冲回而制造“报表利润”，便可造成“扭亏为盈”的虚假表象以逃避市场的监管。所以对此类上市公司来说，管理层一般会在允许的范围内极力避免继续亏损，反映在资产减值准备政策的执行上就是提取较低比例的资产减值准备。

二、上市公司利用资产减值准备进行盈余管理的原因分析

上市公司利用资产减值准备进行盈余管理引起了市场监管部门和信息使用者的高度重视。虽然外部监督部门也通过各种方式加大了监管的力度，但效果却不令人满意。现从以下几个方面加以分析。

1.减值准备计提相关的准则和制度本身的局限性是造成当前不恰当计提的重大原因

计提资产减值准备的会计政策不够健全和完善，计提政策选择弹性大。我国会计制度对企业计提减值准备的有关规定不够明确，企业具体会计政策的可选择性弹性较大，使企业进行不恰当的减值准备计提有机可乘。如在确认减值准备时，判断资产减值所依据的条件和衡量标准的随意性和主观性问题；有关计量:坏账准备的计提比例和方法由企业自行决定问题，短期投资，存货跌价的计提方法选择问题。我国资产减值准备的会计处理，在确认和计量的相关条件上还存在局限。较大的专业判断范围影响了信息的可靠性。减值准备的确认和计量很大程度上依赖于财务人员的专业判断，然而主观判断不可避免影响了信息的可靠性。

2.外部审计监督难度大

资产减值审计一直都是难题。资产减值准备项目性质的特殊性。它本身就属于容易产生错报的会计项目，一是资产及其明细种类繁多、金额巨大；二是确定资产项目可收回金额时需要大量运用会计估计和判断，主观因素和不确定性因素较大；三是资产减值准备的计提、转回、核销等计算较为复杂，在会计处理中错记、漏记的概率较大。四是被审计单位管理当局的行为和动机。如管理当局动机不纯，蓄意利用资产减值准备操纵会计利润，提供虚假会计信息，那么往往是经过缜密策划和多方掩饰，注册会计师很难通过一般测算得知或常规检查所能发现。

3.盈余管理的收益大于成本

盈余管理的收益主要表现在：一是对于上市公司而言，由于账面盈余，引起股价上涨，吸引更多的投资者的资金，还可以获得配股、增发资格、避免暂停上市乃至退市，获得低成本筹资优势；二是对于公司管理层而言，盈余管理中的收益有高额薪金、晋升机会和在职消费等。与盈余管理的收益相比，盈余管理的成本较低，其主要取决于两个因素：一是盈余管理被发现和公布的可能性；二是被处罚的力度。我国目前由于注册会计师在经济上的不独立，加上业务水平参差不齐，审计质量良莠不齐，对于盈余管理的诸多现象难以发现，即使被发现也难以被出具非标准无保留意见而予以公布，因此盈余管理被发现的可能性相当小。另外，即使被发现对其的处罚力度也偏小，我国法律对盈余管理的处罚就是证监会的警告、没收违法所得和罚款等方式，其罚款金额之小也无法对公司及其直接负责人起到威慑作用，这就使得上市公司的盈余管理行为越演越烈。

三、我国上市公司资产减值准备问题的解决办法

针对上市公司在资产减值准备会计处理方面反映出来的诸多问题，笔者提出为防范上市公司利用各种手法操纵八项计提，主要措施可从以下几方面入手：

1.准则制定部门应谨慎确定企业的职业判断范围，谨慎赋予企业会计政策的选择权

由于公司治理结构、会计准则的不完善,以及会计信息市场的不完备，会计政策选择权的存在具有一定的必然性，许多面临“报表”压力的企业并没有正确运用会计制度赋予的会计选择权，而是将其视作了利润操纵的机会。因此，本文作者尽管并不主张简单通过消除会计选择权，以求得会计信息的真实可靠，但目前适当限制企业对会计政策的选择权是完全必要的。比如在坏账准备计提方法的选择上,会计制度应明确规定哪些行业、哪些类型、哪些规模的上市公司应使用何种计提方法，或者优先使用哪种计提方法，禁止使用哪种计提方法，并对所选择方法的依据进行详细的披露和说明。此外，会计制度也应对会计估计或会计政策的变更等相关选择权做出限制;至于资产减值准备的冲回,制度应对超过一定金额或幅度的冲回，规定由注册会计师或资产评估师出具报告,企业根据报告来确认和计量冲回数额。

2.加强对减值准备披露的监管力度

篇（10）

假定控股股东在上市公司中拥有控制权，并通过表决权优势控制了上市公司董事会与经理阶层。假设：控股股东在上市公司中的股权比例为（）；产品价格为本行业所有企业产量总和的函数，即：，其中：，上市公司以价格将自己所有产品低价销售给控股股东，其中：（）为低价销售价格系数，为产品正常市价，也是控股股东转售产品时的价格；上市公司产量为；上市公司产品的单位生产成本为，总生产成本为；控股股东通过低价关联销售从上市公司直接转移走的利润为：

（1）

低价关联销售完成后，上市公司的帐面盈利为：

（2）

控股股东从上市公司获得的分红(如果由于低价关联销售导致上市公司亏损，则相应为母公司应承担的亏损)为：

（3）

从式（1）和式（3）可推导出控股股东实行低价关联销售以后的利润总和为：

（4）

控股股东的目的是试图通过低价关联销售获取最大化的利润，即控股股东的目标函数为公式（5）：

（5）

1.与控股股东利润的关系

根据（5）式可以求得：，在此可分为以下三种情况：

（1）当时，，即当上市公司实行低价关联销售以后仍有盈利时，控股股东在上市公司的股权比例越大，则总盈利越大；

（2）当时，，即当控股股东实行低价关联销售以后由于关联交易价格系数过低而使上市公司出现亏损时，控股股东在上市公司的股权比例越小，则总盈利越大，这是由于股权比例越大，则控股股东按比例承担上市公司的亏损额越大；

（3）当时，，即当控股股东实行低价关联销售使上市公司的利润为零时，控股股东的总盈利与控股股东在上市公司的股权比例无关。

2.关联交易价格系数与控股股东利润的关系

根据式（5）容易求得：，由于，可以推得，即低价关联销售价格系数与控股股东利润额成反比，当控股股东从上市公司购买的产品的交易结算价格越低时，控股股东总获利越大。相反，由于上市公司的帐面利润为，可得，即低价关联销售价格越高，上市公司的帐面盈利越高。

3.低价销售关联交易与行业竞争的关系

仍设控股股东在上市公司的股权比例为、低价关联销售的价格系数为，控股股东决定上市公司的产量，以实现控股股东的利润最大化，这又可分为以下三种情况来讨论：

（1）由于法律监管严格，控股股东不通过低价关联销售转移利润，而通过正常的分红从上市公司合法地分享利润，则（5）式中的关联交易价格系数，控股股东的利润目标函数变为：，，控股股东利润最大化要求上市公司的产量符合以下一阶条件：

（6）

则： （7）

（2）控股股东既通过低价关联销售从上市公司转移利润，同时又从上市公司中分红(或承担亏损)，这种情况下产品市场价格可从以下一阶条件中解出：

（8）

（9）

（3）由于法律监督极弱，控股股东或其他内部人可以通过低价关联销售转移利润，同时不承担上市公司的亏损。同时假设小股东无法通过内部机制监督这种关联交易而被迫进入二级市场进行投机。这时, 式(5)中的，关联交易的收益方的利润函数变为：

（10）

以上情况中的极端情况为，，这时低价销售关联交易的受益方的利润额最高为，在（10）式中的利润目标函数下，实现利润最大化的产品价格可从下式中推出：

（11）

则： （12）

由于，，可证明；由于，则有，由此可以推出：

（13）

由于是不存在任何低价销售关联交易时的正常市场价格，由式（13）可以看出，存在转移利润型关联交易时，产品的市场价格要低于正常的产品市场价格。

4.结论

在控股股东对上市公司具有绝对控制权的前提下，通过上述模型分析，可以得出转移利润型关联交易对公司利益有如下影响：

篇（11）

从目前国内的研究看，王立彦和伍利娜（2003）以2002年补充公告的121家上市公司为研究对象，对产生这种更正行为的原因归纳整理。郭均英（2004）选取我国沪、深证券交易所2002年度的196家样本公司研究经营业绩与财务重述的关系，发现经营业绩越好，公司各项活动进行的越顺利，制度越合理，财务重述几率会小。周春生、马光（2005）以我国1999年~2004 年补充说明公告的上市公司为研究对象进行考察，发现企业最终控制人的类型跟财务信息质量行为相关。于鹏（2007）从财务重述的角度出发，调查持有控股股东的治理效率的所有制结构基础上的相互作用的性质。国内对财务重述与公司治理结构关系的研究取得了一定的成果，但是现有研究过程中考虑的因素不够全面，如没有考虑到监事会会议频率等因素。研究的结果由于样本选取或者其他主观的因素等也出现了不一致的情况。本文通过研究公司董事会、监事会的部分特征对财务重述的影响，以期为丰富对财务重述的认识、完善上市公司内部治理结构、提高公司运行效率、保护利益相关者的权益提供参考。

二、研究设计

（一）假设提出具体内容如下：

（1）独立董事比例对财务重述的影响关系的假设。独立董事比例是指独立董事在全部董事中所占比重。一般来说，独立董事制度（The Independent Director System）能够保证上市公司的制度顺利推行。Chen和Jaggi （2000）研究发现，独立董事比例与披露的财务信息程度呈正相关关系。Si-mon和Kar Shun Wong （2001）研究表明独立董事比例与上市公司自愿披露信息的程度之间是正比例关系，Forker （1992）提出独立董事的存在能够降低会计信息舞弊的风险。总结以上前人研究发现，独立董事的比例与上市公司自愿披露程度之间呈正相关关系，而上市公司自愿披露程度与财务重述是呈负相关的，所以本文提出以下假设：

H1：独立董事比例对财务重述的影响关系为负相关

（2）监事会开会频率对财务重述影响关系假设。监事会是独立于董事会与高级管理层的，为防止董事会，损害股东及其他利益相关者的权利而设立的平行于董事会的机构，独立地行使对董事会、总经理、高级职员及整个公司管理的监督权。梁杰、王璇、李进中（2004）的实证研究表明，董事会、监事会开会次数与会计舞弊负相关。董事会在报告期内开会次数越多，表明其对公司的监督力度越大，管理层舞弊的机会就会比较少，提供的会计信息质量较高；监事会开会次数越多，同样代表其对公司的管理力度大，发生财务舞弊概率小。由此，本文提出：

H2：监事会开会频率对财务重述的影响关系为负相关

（二）变量选取本文选择沪深两市上市公司针对2005年~2010年年报所的“补充公告”或“更正公告”作为研究样本，若一家上市公司在该年发表了不止一次的公告，则只计算一次。金融保险、证券类上市公司未包含在样本之内。最终，共得到812份样本，其中了补充更正公告的上市公司和与它相符的、但未有补充说明的控制样本公司各406家。本文中涉及年度补充更正公告的内容和日期收集自巨潮资讯网（省略info.省略/）。

考虑到选择对因变量有解释贡献的其它变量作为控制变量，本文选取了以下4个控制变量:（1）公司规模，ASSET，取当年年末总资产的自然对数；（2）盈利能力，ROA=净利润*2／（期初总资产+期末总资产）*100%； （3）资产负债率，LEV=当年总负债/总资产*100%；（4）产品竞争程度，用PROCOM销售费用率表示。

（三）模型指定通过以上分析，建立Logistic 回归模型如下：

Prob（restatement）=α0+α1PID+α2FBS+α3ASSET +α4ROA+α5

LEV+6PROCOM+ ξ

三、实证结果分析

（一）描述性统计控制变量和解释变量的描述性统计，报告了重述与非重述样本的控制变量和解释变量的差异情况。重述公司的ROA小于非重述公司的ROA,重述公司的LEV高于非重述公司的LEV，表明ROA（代表公司经营业绩情况）越差,LEV（代表公司财务杠杆）越高，越可能发生财务重述。表3显示，重述样本的独立董事比例与监事会会议频率比非重述样本的要低。与本文假设一致。

（二）统计结果分析具体内容如下：

第一，单变量分析。本文首先对主要变量进行了单变量相关关系分析。表4是对样本公司几个解释变量的分组检验，表4中的结果表示，发生财务重述和未发生财务重述的两组样本在独立董事的比例、监事会会议频率等变量上都存在显著差异。

从表4可知，第一，没有财务重述行为的上市公司的独立董事比例明显高于重述样本组。作为监督大股东和管理层、保护中小股东利益的重要机制，独立董事具有在财会及经济方面的专业知识，而且对最新的财务准则及制度有较好的了解，所以在完善上市公司披露制度方面起到了一定的推动作用，也对上市公司更高质量的报告有积极意义。第二，上市公司是否发生财务重述，与监事会会议频率显著正相关。

第二，多变量分析。表5列示了依照模型进行多变量Logistic回归的结果。

从表5中可以看出，独立董事比例在董事会中所占比例在0.01%的概率水平下显著；监事会会议频率在0.01的概率水平显著。而在控制变量中，资产负债率和盈利能力在0.05的概率水平显著，而资产规模和产品竞争力则未能通过显著性检验。

独立董事比例与财务重述的关系负相关，验证了假设1，检验结果也较显著。一般认为，独立董事比例越高，董事会独立性越强。独立董事比例的提高有利于加强董事会的客观性和独立性，使得独立董事在董事会具有一定的威慑力，进而能够影响董事会的决策，在一定程度上减轻由于国有企业改制造成的“内部人控制”问题，从而提高财务信息的可信度，进一步降低财务重述发生的几率。

监事会会议频率与财务重述的概率负相关，与假设2一致，检验结果也显著。监事会是独立于董事会和管理层的机构，一般来说，监事会成员开会的次数越多，代表对公司越关心，监督力度越大，一定程度上能对管理层为了自己的个人利益舞弊起到防御作用。

另外，结果还表明，资产负债率即财务杠杆较高的公司发生重述的概率较高；而公司经营业绩越好，发生重述的几率会比较小。产品竞争度与资产规模与重述的概率相关性不显著。

总的来说，本文构建模型的回归系数与提出的假设的系数符号相同，回归结果也与描述统计结果相符合。

三、结论与建议

（一）研究结论 本文从研究财务重述与公司治理机制关系等理论开始，进而采取实证研究的方法，选取独立董事比例（PID）、监事会会议频率（FBS）等变量研究对财务重述的影响。研究结果表明，董事会中独立董事的比例越高，发生财务重述的概率越小；监事会开会的频率越高，则发生财务重述的概率越小。较好的公司内部治理结构能够降低公司财务重述的风险，从而促使公司健康的发展。

（二）相关建议 本文从财务重述的角度研究公司内部治理结构，根据研究结论，笔者对今后进一步完善我国公司的内部治理结构提出了以下建议。

第一，提高独立董事的素质及在董事中的比例。在目前的实际情况下，上市公司在治理过程中对独立董事制度认识不够，再加上我国的独立董事制度也不很完善，各独立董事不能够深刻认识到该职位的职责。因此，为更加促进我国上市公司的独立董事制度，提高独立董事在公司治理结构中的作用，减少财务重述的几率，要严格控制独立董事的任职条件，并且要逐步提高独立董事的素质，独立董事要具有立法与有关规定要求的独立性，具备上市公司运作的基本知识和独立董事职责所需要的工作经验。

第二，施行在上市公司内部的公示制度。在上市公司中实行这一制度，可以得到来自全体员工的广泛监督，在一定程度上有效防止上市公司暗箱操作的行为。而这其中的一个重点，就是绝不能给任意制度开绿灯。这样上市公司内部对各项财务制度或者其他如投资项目运行的流程的监督，就能够保证是在诚信正直、严谨细致、公平完善的基础上的，由此就可以更进一步完善内控的治理制度，降低财务重述的几率。

参考文献：