上市公司樣本選取實證

『壹』 資本結構方面論文

資本結構是企業 財務管理 和資本運營中的一個重要的內容,也是現代公司財務管理研究的最重要問題之一。下文是我為大家搜集整理的關於資本結構方面論文的內容，歡迎大家閱讀參考!
資本結構方面論文篇1
論資本結構與公司績效

【摘要】對於公司資本結構的研究往往會得出截然相反的結論--有的研究結果表明負債比率越高，公司績效越好;也有的研究結果卻恰恰相反——這被稱為資本結構之謎。為了破解這一謎題，本文提出了公司規模可能影響資本結構與公司績效之間關系的猜想，並分別對在A股主板和中小版上市的公司進行了比較分析，發現不同規模的公司其資本結構與經營績效之間的關系確實不同，這也就證實了我們提出的猜想。

【關鍵詞】資本結構;公司績效;企業規模

一、引言

傳統的公司財務理論認為企業的資本結構包括資本的屬性結構和資本的期限結構。資本的屬性結構是指企業不同屬性的資本(即債務資本與權益資本)的比例;而資本的期限結構是指不同期限的資本(如長期債務資本與短期債務資本)的比例。由於企業的資本結構可以影響到企業的融資成本、稅收規模、治理結構等，進而就會對企業的經營績效產生一定的影響。因此，企業如何通過融資方式的選擇來實現其經營績效的最優化，即如何確定最優資本結構，就成為公司財務理論和公司治理實務中十分重要的問題。

對於這個領域的探索和研究，已經初步形成了較完整的理論體系，即資本結構理論。該理論起源於莫迪利安尼和米勒教授提出的MM理論：在一系列的假定條件下，企業價值與資本結構無關。然而，這些假設條件過於苛刻，在現實中無法得到滿足，因而其結論也就難以成立，但它開啟了學界研究企業最優資本結構問題的閘門。此後，大量的學者對這個問題進行了研究。然而結果卻是大相徑庭甚至截然相反，這就是所謂的“資本結構之謎”。

二、理論回顧與文獻評述

1.理論回顧。(1)MM理論。MM理論認為，在不考慮公司所得稅，且企業經營風險相同而只有資本結構不同時，公司的資本結構與公司價值無關。也就是說，公司債務比率在從零增加到100%的過程中，企業價值及資本成本不會發生變動，即不存在最佳資本結構。(2)修正的MM理論。修正的MM理論是對最初的MM理論的修正和改進，考慮了企業所得稅的影響，認為由於債務資本的利息支出是免稅的，債務資本的使用可以降低企業的綜合資本成本，進而提高公司價值。即公司績效與負債比率正相關，100%的負債率是公司的最優資本結構。(3)米勒理論。MM理論的創始人之一莫頓·米勒教授在1976年提出了所謂的米勒理論，認為修正的MM理論高估了負債的稅盾效應，因為個人所得稅的存在部分地抵消了個人從投資中所得到的利息收入。但是個人從投資中所得到的利息不會被全部抵消，因此修正的MM理論依然是成立的，但最有負債率低於100%。(4)權衡理論。權衡理論認為，MM理論忽略了兩個重要因素——財務拮據成本和代理成本，而事實上只要使用債務資本，它們就可能會出現。在考慮進這兩個影響因素後，負債雖然可以給企業帶來節稅效應，使企業價值增大，但是隨著企業資產負債率的提高，財務拮據成本和代理成本也會增加。只有使得負債的節稅收益與財務拮據成本以及代理成本之差達到最大的資本結構才是公司的最優資本結構。(5)優序融資理論。優序融資理論認為，當公司面臨融資需求時，最優的融資順序是首先選擇內源融資，然後是債務融資，最後才是考慮進行權益融資。而且經營業績越好的公司面臨融資需求時，越傾向於內部融資，即企業的優先融資順序為內部融資—債務融資—股權融資。因此，業績優良的公司往往擁有較低的資產負債率。

2.文獻評述。顯然，上述理論都有一定的道理，但是結論卻並不相同。因此，許多研究者希望通過實證研究來考察資本結構對公司績效的影響。(1)國外方面，Titman和Wessels

(1988)對美國製造業中469家上市公司1972～1982年間的數據為樣本進行了實證研究，結果表明公司績效與負債比率之間具有顯著的負相關關系;Jordan、lowe和Taylor(1988)以275家英國中小型私營企業為樣本，對其1989年到1993的財務數據進行了研究，得出公司的盈利能力與負債比率正相關的結論;Frank和Goya(2003)使用了美國的非金融類企業從1950年到2000年的近20萬個觀測變數的龐大資料庫進行了研究，結果顯示：公司績效與資本結構正相關。(2)國內方面，余景選和鄭少鋒(2010)以滬深交易所2000年之前上市的農業公司為研究對象進行實證分析，結果表明資本結構與公司績效之間呈現出不顯著的負相關關系;王娟和楊鳳林(1998)從在上海證券交易所上市的公司中選取了涉及41個行業的461家公司作為研究對象，分析了它們在1997年12月31日的籌資結構狀況，發現盈利能力與負債率呈現出正相關關系;劉東輝和黃晨(2004)運用回歸分析的 方法 對295家A股上市公司的市場價

值與資本結構之間的定量關系進行了實證研究，結果表明，上市公司的公司價值與資本結構正相關。

可見，實證研究也出現了相反的結論。這是否表明資本結構與公司績效之間的關系並非是單一確定的?是不是存在其他的因素影響兩者之間的相關性?有鑒於此，我們提出一個猜想：資本結構對公司績效影響可能是不確定的，二者之間的關系可能還受其他因素的影響，比如，企業的規模。因此，本文試圖通過對大型上市公司和中小型上市公司分別進行研究，通過比較分析來探討公司規模對於其資本結構與公司經營之間的關系是否有影響。另外，本文還將負債比率區分為流動負債比率和長期債務比率，研究兩者各自對公司績效的影響。

三、樣本選取和模型設計

1.樣本選取。基於比較研究的需要，本文選取了兩個樣本。樣本的選取遵循以下原則：(1)行業相同或相近的企業只選取其中最有代表性的一到兩家;(2)剔除在研究期間發生過大

規模的追加投資或者股東撤資的企業;(3)剔除金融類上市公

司，因為金融類公司資產與負債的劃分方式與其他行業的公司有著明顯的區別;(4)剔除在研究期間被ST或PT的企業。按照上述原則，最後從在深證中小板塊上市的企業中選取了代表性較強的100家作為樣本一，從入選滬深300指數的三百家藍籌股中選取了代表性較強的97家企業作為樣本二。兩個樣本的時間跨度分別為2005～2010年和2000～2010年。

2.變數和模型。(1)解釋變數。本文不僅要考察資產負債率對公司績效的影響，還要考察流動負債和長期債務各自對公司績效的影響。所以，模型的解釋變數為流動負債比率(CLAR)和長期債務比率(LLAR)。(2)被解釋變數。顯然，被解釋變數是公司的經營績效，而用於反映公司績效的變數，使用較多的是凈資產收益率和每股收益以及市盈率等，本文採用的是凈資產收益率(ROE)。(3)控制變數。為了增強模型的可靠性，將企業營業收入的增長率作為成長性指標(ROG)加入模型，因為公司的成長性與公司的經營績效有很強的相關關系，一家公司的預期成長能力會直接影響公司當期生產銷售狀況以及未來的經營情況。另外，為了保證數據之間的可比性和使用的方便性，本文將CLAR、LLAR、ROE以及ROG這五個變數的數值同時乘以一百，以去除百分號。所以，模型的是形式為：ROE=β0+β1CLAR+β2LL

AR+β3ROG+u，其中u為誤差項。

3.數據來源。本文中使用的所有數據均來自Wind金融數據資訊終端、CSMAR資料庫下載系統。

四、實證分析

利用Eviews6.0軟體包對兩個樣本的數據分別進行回歸，得到如下統計表：

從回歸結果統計表中可以看，兩個樣本的解釋變數和控制變數都在90%以上的置信水平下是顯著的，Ad.R2和F檢驗的結果也顯示模型是可靠的。所以，兩個樣本的回歸方程分別為：

樣本一：ROE=130.68+4.73CLAR+11.04LLAR10.08ROG。

研究結果表明，對於中小企業來說，公司經營績效與其流動負債比率和長期債務比率均呈現正相關關系;而對於大型企業呈現的卻是負的相關關系。這就證實了我們先前提出的猜測，即資本結構與公司經營績效之間的關系可能並沒有確定的，它還收其他因素的影響。

五、原因分析

結合相應的公司財務理論，本文認為，上述結果的產生可能是基於以下原因：雖然債務資本的節稅效應是客觀存在的，但是債務資本對公司績效的影響並不僅僅局限於這一個方面。比如：(1)資產負債率的提高必然伴隨著權益資本比重的下降，因而經營風險也就同步上升，進而融資成本由於理性債權人對風險貼水的要求上升而上升，使得債務資本對公司績效產生負面的影響。(2)持有公司大量權益資本的股東，往往也是公司的管理層成員，他們最有激勵做出有利於公司經營績效的決策。而資產負債率的提高意味著權益資本比重的下降，從而公司管理層成員做出最有利於公司經營績效的決策的激勵也就會隨之下降，而管理層做出的最優決策所需要付出的成本(時間、精力等)往往也會越高。所以，管理人員做出的對自己最優的決策會隨著資產負債率的提高而越來越偏離對公司最優的決策。而債務比率對公司績效的影響究竟是正的還是負的，取決於其節稅效應與其他各種效應的綜合結果。而其他效應的大小及規模對於不同規模的公司來說是不同的，這就使得資本結構與公司績效之間的關系變得不確定。

六、小結

本文的意義在於提出了一個對於資本結構之謎的新思考，並通過這一思路對資本結構之謎做出了相應的解釋。但是本文也存在著明顯的不足，比如，未能找到一個用於反映資本結構與經營績效之間關系的被解釋變數來進行建模分析，而只是通過比較了不同規模的公司二者之間的關系的不同，來得出公司規模影響公司資本結構與經營績效之間關系的結論。但是公司規模是怎樣影響二者之間關系的以及公司規模是不是最主要的影響因素?還有哪些因素對其有影響?這些問題本文都未能作出回答，這也是後續研究的重點。

參考文獻

[1]黃憲.公司資本結構與經營績效的實證分析[J].經濟研究導刊.2009(3)

[2]劉東輝，黃晨.資本結構與企業價值關系的實證研究[J].南方經濟.2004(2)

[3]路正飛.企業適度負債的理論分析與實證研究[J].經濟研究.1996(2)

[4]馬林梅，王志宏.中國上市公司資本結構對經營績效影響的實證分析——來自商貿行業的 經驗 驗證[J].技術經濟.2007(10)

[5]沈藝峰.資本結構理論史[M].北京：經濟科學出版，1999

[6]唐國正，劉力.公司資本結構理論——回顧與展望[J].管理世界.2006(5)

[7]王娟，楊鳳林.上市公司籌資結構的實證研究[J].經濟理論與經濟管理.1998(6)

[8]王漢文.資本結構與經營績效——基於浙江民營企業的考察[J].浙江社會科學.2008(12)

[9]易憲容，黃少軍.現代金融理論前沿[M].北京：中國金融出版社，2005

[10]鄒妮.上市公司盈利能力、成長性、公司規模與資本結構的關系[J].企業導報.2010(10)

[11]余景選，鄭少鋒.農業上市公司資本結構與績效的關系[J].財政金融.2010(5)

[12]Titman，Wessels.The determinants of capital structure choice[J].Journal of Finance.1988(4)

[13]Jodan J.，Lowe J.，Taylor P.Strategy and Financial Policy in UK Small Firms[J].Journal of Business Finance and Accounting.1998(25)

[14]Frank M.Z.，V.K.Goyal.“Testing the Pecking Order Theory of Capi

-tal Structure”[J].Journal of Financial Economics.2003
資本結構方面論文篇2
試論資本結構對審計質量的影響

【摘要】本文選用財務報表中的可操控性應計利潤替代審計質量,用修正的Jones模型計算可操控性應計利潤,並用我國上市公司2006年的數據為樣本,檢驗了資本結構與審計質量的關系。結果表明資本結構與可操控性應計利潤有顯著的統計關系。

【關鍵詞】資本結構;可操控性應計利潤;審計質量

引言

近年來由於出現了大量上市公司審計失敗的案例,因此審計質量已經成為人們關注的 熱點 問題。資本結構作為企業權益資本和債務資本的比例關系,是企業相關利益者權利和義務的集中體現。影響並決定著公司治理結構,進而影響並決定企業的治理效率。當上市公司出現財務危機的時候,其進行盈餘管理和操控的動機明顯增強。而經過注冊會計師審計的報表能否甄別出相應的利潤操縱?

目前從資本結構的角度對審計質量的影響進行研究的資料較少,本文試圖結合具體數據給以量化的驗證和分析。從而進一步研究上市公司資本結構對審計質量的影響,為提高審計質量提出建議,最終的目的是希望優化企業的資本結構,提高上市公司財務信息的披露質量,降低上市公司的財務風險,從而提高審計質量。

一、文獻回顧

朱小平、余謙(2003)從公司管理層因經營成果和財務狀況不佳,需粉飾報表以操縱利潤的角度,提出了公司的財務狀況和經營業績會影響公司的審計意見類型,其檢驗結果顯示:速動比率、資產負債率、應收賬款占總資產比例、上市公司年限等因素與公司收到非標准意見的概率負相關,資產規模、存貨占總資產的比率、凈資產收益率、現金流量比率等因素與公司收到非標准意見概率正相關。

張為國、王霞(2004)通過研究我國上市公司資產負債表指出負債狀況會對公司信息披露產生直接影響,美國安然公司的財務丑聞在很大程度上是由於公司資產負債率過高引起的。理論上認為,公司杠桿越高,其面臨的財務風險越大,從而被資本市場低估的可能性也越大;公司管理層為消除負債率過高給股市帶來的負面影響,往往在信息披露上進行操縱,如通過設立大量的不納入合並報表范圍的空殼子公司來規避“報表”財務風險,或者利用盈餘管理手段來加大公司盈餘,從而顯示高資產負債率的正效應。已有研究表明,公司資產負債率越高,經理層出於職位安全考慮會更多地進行盈餘管理,從而降低信息披露質量。

王玉蓉、黃巧歡(2008)通過對我國上市公司審計質量影響因素的實證分析研究得出:資產負債率、上年審計意見類型與“非標准”意見的出具概率呈現正相關關系。由此說明客戶出現財務危機時注冊會計師更加謹慎,尤其是上市公司出現虧損時會引起廣泛的關注,此時,被出具“非標准”意見的可能性較大。

二、研究設計

(一)假設的提出

從我國的實際情況看,並不是所有的具體指標都適合評價上市公司的審計質量。方軍雄等人通過研究公司出現首次凈虧損時審計師的表現,得出結論之一是:在我國當前的審計市場當中不同規模的審計師在審計意見出具上並沒有存在顯著差異,國外成熟市場以審計師規模作為審計質量的替代標准可能並不適合我國當前的狀況。1996年Subramanyam比較研究了國際原“六大”會計師事務所和“非六大”會計師事務所的操控性應計利潤定價。其研究表明,審計質量和操控性應計利潤的信息價值之間有著直接的關系。目前,上市公司往往對可控應計利潤進行操縱,存在比較普遍的盈餘管理和管理舞弊行為,這會降低會計數據的可靠性和真實性,造成財務 報告 的信息失真。審計師要發表恰當的審計意見來揭示存在的盈餘管理和管理舞弊行為,以降低審計的風險,提供會計信息的可靠性,增加使用者對會計信息的有用性。因此,本文擬採用可操控性應計利潤作為衡量審計質量的標准。

基本財務數據和指標作為公司財務狀況和經營業績的指示燈,不僅反映了公司基本的資本結構,同時也是注冊會計師進行審計的直接材料。本文將提出2個假設以檢驗這些因素對審計質量的影響。

資本結構中負債比重的高低影響到公司財務風險的高低,為了驗證資產負債率是否能影響審計質量,我們提出如下假設。

假設1:資產負債率越高,公司“粉飾”合並報表、進行盈餘管理的動機越強烈,則可操控性應計利潤就會越高,審計質量隨之降低。

由於債權人具有監督和確保管理者不操縱盈餘和報告誤導性會計數值的作用。隨著債務融資水平的提高,利益相關者(貸款人)的歸屬利益也隨之增加,導致更高審計質量需求的增加。為此,提出如下假設。

假設2:債務融資水平越高,公司的可操控性應計利潤越低,審計質量則會提高。

(二)樣本選擇與數據來源

本文從2006年度所有滬深上市公司中選取樣本,剔除金融 保險 行業和數據不全的上市公司,從而最終得到1331個研究樣本。本文所使用的數據來源主要包括:國泰安研究服務中心的CSMAR中國上市公司財務年報資料庫,中國股票市場操控性與非操控性應計利潤研究資料庫,中國上市公司資本結構研究資料庫等。

(三)變數定義與計算方式

1.因變數

本文採用修正的Jones模型,來計算非可操控性應計利潤:

NDAt/At-1=a1/At-1+a2(△REVt-△RECt)/At-1+a3PPEt/At-1

其中,NDAt為第t年的非可操控性應計利潤,At-1為第t-1年的總資產,△REVt為第t年的營業收入與第t-1年的營業收入之差,△RECt為t期與t-1期的應收款項差額,PPEt為第t年期末固定資產價值,a1、a2、a3為系數,由以下模型在估計期回歸得出:

TAt/At-1=a1/At-1+a2△REVt/At-1+a3PPEt/At-1+e

其中,TAt為總體應計利潤,t為事件期年份,e為殘值。

再用利潤總額減去非可操控性應計利潤,即可得到可操控性應計利潤,進而計算出ABS(DAt/At-1)來衡量審計質量。

2.解釋變數

根據前文提出的兩個假設,我們設置如下兩個解釋變數(見表1)。

3.控制變數

影響審計質量的因素是多方面的,而本文主要研究與資本結構相關的因素,根據相關研究經驗及我國特有的資本結構背景,我們主要選擇可能影響審計質量的三個指標作為控制變數(見表2)。

(四)研究模型

為了驗證資本結構與審計質量之間的相關性,我們設計了如下多元回歸模型:

ABS(DAt/At-1)=a0+a1LEV+a2LL+a3SIZE+a4CASH+a5QR+a6LQR

此模型所要揭示的目標是,在影響資本結構的因素中,究竟哪些因素與審計質量之間有更顯著的相關性。

本文使用的數據處理統計分析軟體是SPSS 12.0。

三、結果與分析

(一)描述性統計分析

利用表3對變數的描述性統計結果,可以得到如下初步結論:(1)ABS(DAt/At-1)的最大值達4.959,即是上年度總資產的4.959倍,體現了上市公司可以進行的盈餘管理空間之大;同時,約24%的可操控性應計利潤絕對值的均值還說明了上市公司可能存在的較普遍的盈餘管理行為。(2)上市公司之間的資產負債率相差懸殊,如最高的資產負債率高達為970%,而最低的僅為2.1%,樣本中上市公司的資產負債率的均值在60%左右,存在較大的財務風險。(3)長期負債比率之均值在9.62%左右,這說明我國上市公司的流動負債水平偏高,上市公司出現資金周轉困難的可能性隨之提高,進而也增加了上市公司的信用風險和流動性風險,構成了公司經營的潛在威脅。(4)樣本中現金流動負債比率的平均值在18.5%左右,說明我國上市公司的凈現金流量不充足,公司需要通過短期債務來保證正常的運營。(5)流動比率的平均值在1.41左右,速凍比率則在1.30左右。根據國際慣例:企業的流動比率為2比較適當,而速動比率一般不能低於l,否則短期償債能力會不足。從上述數據可以看出我國上市公司的流動比率明顯偏低,企業短期償債能力偏低。

(二)回歸分析結果

對該方程進行回歸後,得到F統計量為10.857,並在0.01水平上顯著,即在顯著性水平0.01下,ABS(DAt/At-1)對LEV、LL、SIZE、CASH、QR、LQR有顯著的線性關系,即回歸方程是顯著的。

從表4的多元回歸統計結果可知,資產負債率與ABS(DAt/At-1)之間相關性顯著,這說明資產負債率的高低會影響到可操控性應計利潤,資產負債率較高的上市公司,其可操控性應計利潤較高,從而審計質量降低。長期負債比率與ABS(DAt/At-1)之間相關性不顯著,說明長期負債比率高的上市公司,其審計質量未必低於長期負債比率低的上市公司。

資產規模與ABS(DAt/At-1)之間呈顯著的正相關性,說明資產規模越大、效益越好的公司,其盈餘管理的動機越大,可操控應計利潤越高,從而審計質量會降低。

四、結論

本文通過對審計質量衡量方法的分析,選擇使用調整後的截面Jones模型所估計的可操控性應計利潤作為財務報告審計質量的替代變數,通過研究與資本結構相關的六個變數,分析資本結構與審計質量的關系,通過理論分析和調查統計數據得出資本結構與審計質量存在一定的相關性關系的結論。本文的局限性在於因篇幅與時間所限沒有充分考慮可操控性應計利潤以外的審計質量衡量方法對財務報告審計質量研究的影響。

參考文獻

[1]方軍雄,洪劍峭,李若山.我國上市公司審計質量影響因素研究:發現和啟示[J].審計研究,2004,(6):35.

[2]王玉蓉,黃巧歡.我國上市公司審計質量影響因素的實證分析[J].華南農業大學學報(社會科學版),2008,(2):62-64.

[3]來明敏,吳春燕.審計質量的衡量標准及其影響因素分析[J].財會月刊,2005,(5):35-36.

[4]易琮.審計意見類型能反映審計質量嗎?[J].中國審計,2002,(4):75.

[5]張為國,王霞.中國上市公司會計差錯的動因分析[J].會計研究,2004,4.

[6]Heidi Vander Bauwhede,Marleen Willekens,Ann Gaeremynck.Audit firm size,public ownership,and firms’discretionary accruals management[J].The International Journal of Accounting,2003,(38):1-22.

[7]Kam-Wah Lai.Does audit quality matter more for firms with high investment opportunities?[J].Account Public Policy,2009,(28):33-50.

[8]Kam-Wah Lai,Ferdinand A.Gul.Was audit quality of Laventhol and Horwath poor?[J].Journal of Accounting and Public Policy,2008,(27):217-237.
猜你喜歡：
1. 資本結構畢業論文

2. 資本結構論文

3. 有關資本結構優化論文

4. 論企業資本結構的優化論文

5. 有關資本結構優化論文

『貳』 要分析上市公司業績與其股價的關系，怎樣選擇樣本，選擇幾年的數據進行分析

股價的波動有2方面原因：貨幣和供求。
不能單獨依靠業績來分析股價。
幾年的數據沒有定性。具體要看他是個什麼樣的行業。
行業分為。周期性。增長性。防守性。
舉例
如果該行業屬於增長性。理論上認為。那麼他的業績波動大部分時候是不隨經濟走向波動的。基本總是向上的。那麼此時的樣本選擇應當關注的年數的決定性因素在於他處於一種什麼狀態中。如幼稚期。成長期。成熟期。等。首先要確定該行業屬於增長性行業。再看該公司處於的階段。

周期性行業。理論上認為。該行業的業績是個經濟走向正相關的。即經濟增長。周期行業增長。經濟減速。周期行業發展減速。在選擇樣本時。最好選擇國家經濟數據建模後對比分析。選擇樣本年份。。同時應當確立或者基本描述目前國家的經濟環境後。做為參考依據較准。

防守性行業。是很穩定的。因為其需求彈性相對較小。只要經濟不出現過熱或者大衰退。對他的影響都不大。如食品行業。公共設施等。因此對於年份的樣本選擇可以取其年份平均數業績數據作為參考依據。

最後。給分吧。

『叄』 新准則中關於自願信息披露的內容

上市公司所披露的信息按其內容分為強制性信息披露和自願性信息披露。強制性信息披露的格式和內容由於受法規的局限，已經遠不能滿足投資者對信息的需求, 投資者需要企業主動提供信息。這樣，自願性信息披露便應運而生。本文以探究上市公司的盈利能力與自願性信息披露質量的關系為視角，以滬、深A股上市公司為研究對象，對自願性信息披露的質量採用平衡記分卡式的模塊思路進行實證分析。
一、理論基礎與文獻綜述
契約理論認為，高盈利公司的經理層更有積極性對外披露信息，從而為維持他們的地位、聲譽和薪酬安排提供理由（Wallaceetal,1994；Inchausi,1997）。信號理論也有相同的暗示，認為績效較好的公司將自願披露更多信息，以使市場正確評價其盈利水平，從而吸引更多的資本或避免股票的價值被市場低估(Grossman anHart,1980；Milgrom,1981)。與上述理論預期相一致，Lang 和 Lundlholm(1993)根據1985至1989 年間公司信息披露的評分，研究影響企業自願性信息披露的因素，實證結果發現:績效越好的公司其披露的評分等級越高。Forker（1992）選擇了多倫多證券交易所上市的 80 家最大的上市公司實證研究得出結論:業績因素會促進上市公司自願披露更多的信息。Miller(xxxx)也發現隨著公司盈利水平的提高，公司的信息披露水平也會相應提高。國內學者喬旭東（xxxx）；諸葛棟，封思賢（xxxx）實證研究得出結論：中國上市公司自願性披露程度與公司盈餘業績成正相關關系。而崔學剛、朱文明（xxxx）；喬旭東（xxxx）採用回歸分析方法研究發現,公司的自願性信息披露水平與公司的盈利水平呈負相關。由此可見,國內外學者的研究結果有差異,但國內有影響力的研究成果尚不多。
二、研究框架與實證構建
(一) 研究假設： 盈利能力強的上市公司傾向於進行更多信息的自願性披露。因此, 本研究假設上市公司的盈利能力與自願性信息披露質量正相關。
(二)樣本選取
本研究隨機抽取了xxxx年前上市的滬、深A股200家能取得完整財務數據的上市公司作為樣本。樣本中首先剔除了沒有可比性的st上市公司和金融類上市公司及xxxx年更名或新上市的公司。研究期間為xxxx年。樣本公司的財務數據來源於巨靈信息網和中國證監會網站。選用的分析軟體為SPSS11.5。本項研究選取樣本的行業分布情況如表1。
表1 樣本的行業分布情況
行業 樣本數 比例
農、林、牧、副、漁業 6 3%
採掘業 5 2.5%
製造業 119 59.5%
電氣、煤氣及水的生產和供應業 15 7.5%
建築業 5 2.5%
交通運輸、倉儲業 9 4.5%
信息技術業 13 6.5%
批發和零售貿易 12 6%
綜合類 9 4.5%
社會服務業 7 3.5%
合計 200 100%
（三）變數的選擇與確定
1.因變數披露項目與評價體系的選擇與確定
上市公司自願性信息披露的內容可從公司公開發布的中報、年報、中報、定期報告及臨時報告等資料中選取，其辦法是首先優先採納過去相關研究中建議的披露項目，再將初步篩選項目與中國證監會的《公開發行證券的公司信息披內容與格式准則第2號<年度報告的內容與格式>》（xxxx）中規定的披露項目進行對照,並刪除強制性信息披露項目,便得到自願性信息披露項目。本文採用平衡記分卡式的模塊思路進行實證分析時，採納Meek等人用構建信息披露明細表的做法來計算信息披露指數。這樣,可將上市公司自願性信息披露程度評價的指標體系分為：戰略信息披露（28）、非財務信息披露（37）和財務信息披露（48）三個模塊。
由於自願性信息披露是屬於定性項目，很難直接顯示為數字進行計量。因此,在衡量上市公司自願性信息披露質量時，按每家上市公司實際披露的項目總數，為每個樣本公司評分。在評分時採用 「0-1指標評分法」，即若有一項屬於自願性披露項目,就計1分；否則計0分。應當注意的問題是,當某一項目並未包含在披露信息中，是計未披露還是計不適用(N/A )。通常將信息條目所賦予的分值匯總成信息披露指數。其方法有兩種：一種是信息條目直接匯總，假定其重要性是一樣的；第二種方法是對每一信息條目賦以權重，以反映信息條目的重要程度，然後加權匯總。兩種方法原理相同，可互相替代。本文基於每一項信息對於信息使用者來說均有同樣的重要性的假設,採用了第一種方法。即將每條信息的權重均看作1。 披露信息可分為定性的或定量兩種，如果同一項指標的定量與定性信息同時披露，就會獲得比僅僅披露定性或定量信息的指標更高的加分。故自願性信息披露指數為:VDEi(i=1，2，3）分別表示用「0-1指標評分法」得到的戰略信息披露指數VDE1（28）、非財務信息披露指數VDE2（37）和財務信息披露指數VED3（48）的數值。這樣，上市公司的自願性披露指數定義為: VDE=VD/MVD。其中VD是年報中已披露的自願性項目分值之和；MVD是年報中應最大可能披露的自願性項目的分值之和。
2．自變數定義
由於文獻中（L.L.Eng，Mak，xxxx；Chen，Jaggi，xxxx）用凈資產收益率ROE作為衡量公司當年盈利水平的變數時,均顯較佳的解釋力。因此,選取綜合性最強、最具有代表性的衡量企業盈利能力的指標凈資產收益率ROE來衡量公司的盈利水平。其計算公式為:ROE=凈利潤/權益總額。
（四）實證分析方法
首先，用「0-1指標評分法」計算出各公司的披露指數VDE,再建立線性回歸方程,方程包括自願性披露程度的信息披露指數(VDE)，凈資產收益率(ROE)，回歸截距和隨機項。實證分析時先進行描述性統計，再用最小二乘法進行回歸分析,並使用T檢驗和F檢驗來加以驗證。
三、實證分析與結果探討
（一）描述描述性統計
本研究將搜集的自願性信息披露項目歸納到戰略信息、非財務信息、財務信息三個模塊中,其披露項目分別有28,37,48。用分析軟體SPSS分析得到自願性信息披露各模塊的描述性統計結果如表2所示。描述性統計分析表明：整體上從表中可以看到，我國上市公司對於戰略性信息的自願披露水平在三個項目中最高，達到55％，其次是非財務信息，披露比率為49％，自願性披露比率最低的是財務信息，為33％。而從總體的自願性披露狀況來看，我國上市公司的披露比率為13.19％,最大值為39%。這說明我們上市公司的自願性披露的水平還是很低的。凈資產收益率ROE的均值為7.0220,最小值為-43.43,最大值為30.90。

表2 自願性信息披露各模塊描述性統計
N Minimum Maximum Mean Std. Deviation
VDE 200 0.03 0.39 0.1319 0.05909
VDE1 200 0.00 0.55 0.2094 0.12026
VDE2 200 0.01 0.49 0.1114 0.06444
VDE3 200 0.00 0.33 0.1008 0.05474
ROE 200 -43.43 30.90 7.0220 0. 4012
（二）回歸統計分析
根據回歸統計分析模型,選用普通最小二乘法檢驗了上市公司自願性披露質量與公司盈利能力的關系，其回歸結果如表3所示。由表3可知, 上市公司自願性披露質量,總體在0.001水平上具有顯著性，相關系數r=0.932,表明上市公司自願性披露質量與公司盈利能力之間呈現較強的正相關性，確定系數r2 = 0.8686 說明自願性披露質量約有86.86%可以用盈利能力來解釋。F=27.360，檢驗值在0.001水平上顯著，支持了上市公司自願性披露質量與公司盈利能力成正相關關系。t=16.541檢驗顯著,表明回歸方程有效,變數之間相關關系顯著,即公司的盈利能力越強，其自願性披露的信息越多。其回歸結果與假設相符。
自願性信息披露體系的三大組成模塊與公司的盈利能力的回歸結果表明:戰略信息披露回歸方程在0.001水平上, F=36.810 檢驗值不具有顯著性，但是在0.01水平上顯著,支持了上市公司自願性戰略信息披露質量與公司盈利能力成正相關關系。非財務信息相關系數在0.001水平上,F=37.976具有顯著性，表明上市公司自願性披露非財務信息質量與公司盈利能力之間呈現較強的正相關性。財務信息在0.001水平上，F=35.581檢驗值不具有顯著性，即使在0.01水平上也不具有顯著性,表明上市公司自願性財務信息披露質量與公司盈利能力沒有呈現較強的正相關性。

表3 回歸結果
ITEMS VDE VDE1 VDE2 VDE3
Intercept ROE Intercept ROE Intercept ROE Intercept ROE
Exp.Sign + + + + + + + +
Value 3.45 0.848 3.055 0.506 3.052 0.234 3.212 0.242
t 7.314 16.541 5.046 6.967 5.682 6.162 6.308 15.34
Sig 0.000 0.000 0.000 0.051 0.000 0.000 0.000 0.821
F 27.360 36.810 37.976 35.581
p 0.000 0.063 0.000 0.352
r 0.932 0.910 0.891 0.778

四、博弈分析與深層研究
從博弈角度分析,可將投資者與上市公司自願性信息披露的博弈採用不完全信息動態博弈模型。即假定有一個上市公司和具有相似的偏好和行為的投資者整體構成兩個博弈方。a』和b』是上市公司和投資者的最優反應，使得他們的期望效用或收益最優化。上市公司與投資者的純策略分別為a和b。上市公司和投資者的博奕分析為:

a值比較大 a 上市公司的誠信和道德風險比較大。 上市公司比較誠實守信，股價未被低估後表現出高披露水平的可能性很小。既然現在是高披露水平，那麼上市公司極有可能知道股價被低估，故投資者在觀測到高披露水平時採取高需求策略才是明智的，投資者採取合作的態度，使得雙方收益。 投資者比較不成熟，投機性強。 投資者的比較成熟，上市公司知道不能指望以高披露水平來欺騙投資者，促使上市公司表現出理性。
因此，我國上市公司業績越好,越傾向於自願披露信息，實際上述假設是有前提的：上市公司的自信由投資者的收益、自信決定，而投資者的自信又取決於上市公司的收益，它們之間的福利是相互依存的。而「我國投資者並不關心企業的經營狀況，投機行為十分明顯」，（吳世農，黃志功，1997）這種投資者不成熟的現象，打擊了上市公司進行更好信息披露與溝通的主動性和質量。可以看出，對於自願性披露的信息，投資者只有具備一定的收集、理解和反應能力時才會發揮信號作用；當然若市場中充斥著虛假的信息，則效率最低。自願性信息披露的信號得到有效傳遞的基礎是投資者的理性和上市公司的誠信，即業績佳的企業在自願披露更多信息後，市場上有信息反應。因此，體現出盈利能力對於上市公司自願性披露總體及模塊質量的影響並不是很穩定，財務信息模塊沒有通過檢驗、戰略信息部分體現出較弱的相關關系。
[參考文獻]：
1.喬旭東《上市公司年度報告自願披露行為的實證研究》，《當代經濟科學》，xxxx年第2期。
2.諸葛棟，封思賢，《公司業績與自願性信息披露的實證研究》，《技術經濟》xxxx年第7期。
3. 崔雪剛，朱文明，《上市公司信息披露水平、公司特徵與信息監管》，《第二屆實證會計國際研討會論文集》[A]，xxxx年。
4. Improving Business Reporting:Insights into Enhancing Volutary Disclosures[R]Steering Committee Report Business Reporting ResearchProject,xxxx.
5. Meek, G. K，Roberts, C. B., and Gray, S. J. Factors influencing voluntary annual report disclosures by US, UK and continental European multinational corporations. Journal of International Business Studies, 1995, 555-572.
6.Singhvi, S, and Desai, H. B. An empirical analysis of the quality of corporate financial disclosure. The Accounting Review, 1971, 129-138.
7. Forker, J. J. (1992). Corporate governance and disclosure quality. Accounting and Business
Research, 22 (86),111–124.

『肆』 做實證研究樣本至少選多少具有代表性

統計上說至少30才可以，才算大樣本;但是還要看變數數，樣本數至少比變數數多1個。這些都是樣本的最低要求，如缺彎果實在想要詳細的了解的話，建議看看和統計學相關的書或扮橘，這樣可以對衫團你的幫助大一些。

『伍』 試析融資方式與企業績效的實證

試析融資方式與企業績效的實證

融資指為支付超過現金的購貨款而採取的貨幣交易手段，或為取得資產而集資所採取的貨幣手段。 融資通常是指貨幣資金的持有者和需求者之間，直接或間接地進行資金融通的活動。如下三一篇關於融資方式與企業績效的實證的論文，小夥伴們在寫論文的時候不妨多加參考。

論文摘要： 中小企業資本結構不合理，已經成為資本市場不規范的一個重要表現。本文對我國中小企業板上市公司上市前財務數據統計分析，總結出中小企業融資偏好，用CORREL函數分析中小企業融資方式與企業績效的關系，考察樣本中小企業的融資方式優選順序。

論文關鍵詞： 中小板企業 內源融資 股權融資 債權融資 績效

文獻綜述

在中小企業融資方式選擇方面，各國都做了深入研究，研究成果主要集中在制約企業融資的外部因素和內在因素、企業融資的策略、債券融資和股權融資等方面。Modigliani和Miller(1958)在資本市場完善、資本可以自由流動、利率一致、不存在稅賦等假設條件下，運用馬歇爾的市場均衡分析方法，論證了融資方式選擇與企業價值無關的觀點。權衡理論學派的Robichek和Myers(1966)等綜合了稅收差別學派和破產成本學派通過放寬無稅負和無破產成本假設論證存在市場套利成本，且最小的套利成本對應著最優資本結構的觀點，認為應在不同資本的收益與套利成本之間進行權衡，以確定融資方式。Myers(1984)採用信息不對稱理論的分析框架，發現企業在利用不同融資方式時存在一個優先順序，即內部融資優先於外部融資，債權融資優先於股權融資。Jensen和Meckling(1986)認為在市場越來越完善的前提下，由於信息不對稱和存在利益不一致，資本所有者和經營者之間存在代理成本，企業最優融資方式選擇應能使綜合代理成本最小。Opler和Titma(1994)認為融資方式同企業在其產品、要素市場上的競爭程度和競爭策略有關，企業選擇融資方式時應該考慮破產清償可能給消費者和供應商造成的損失。

目前，國內對中小企業融資方式研究的成果較多，童盼和陸正飛(2005)從靜態的角度考察企業融資方式與其決定因素之間的關系，對融資方式與企業規模、成長性、盈利能力、非債務稅盾、資產抵押價值及經濟附加值等因素之間的'關系進行了細致研究。張軍等(2005)認為企業的股權和債務都存在融資過度的傾向。朱德新和朱洪亮(2007)則發現中小企業的融資決策遵循“內部融資—負債融資”的次序，既不符合權衡理論，也不符合最優融資順序理論。羅正英和段佳國(2006)認為中小企業的融資方式受外部環境的影響，更主要的是取決於企業內生性多種變數及其相互關系的作用，尤其是企業治理結構和資本市場成為融資方式選擇關注的對象。肖作平(2009)認為在不同法律制度環境下，控股股東對融資方式的影響是有差異的，債務水平受法律制度環境的影響。由此可見，國內學者對融資方式選擇的研究已經比較深入。

綜上所述，經濟學家們對中小企業融資的問題進行了多方面研究，但是由於企業面臨的經濟環境不同，影響著我國中小企業直接借鑒其它國家成功融資方法的效率。目前我國不少中小企業發展迅速並成功上市，且在所屬行業中處於優勢地位。相對於滬深主板市場中的上市公司，中小板企業表現出更好的盈利性與更高的成長性。然而，對大多數非上市中小企業來講，融資問題依然是制約企業發展的瓶頸。

融資方式選擇與中小企業績效的實證研究

(一)樣本選取與數據來源

本文的研究樣本為2004-2007年所有中小板企業上市前一年的財務報告數據資料，上市公司數量分別為38、50、102、202家，數據來源於各中小企業的《招股說明書》。通過Excel中的C0RREL函數對樣本企業不同融資方式籌資金額與當年凈收益以及主營業務增長率計算相關系數，然後進行線性回歸分析，藉以判斷選用何種融資方式能夠低成本並且及時地獲取所需資金，實現企業價值的最大化。

(二)變數安排

本文採用凈利潤、主營業務增長率作為反映中小企業績效能力的指標。嚴格來說，企業的業績很難加以界定與衡量，至今沒有一種方法能夠明確告知企業是否具有較高的盈利性，作為會計計量結果的凈利潤，反映了一定時期的收入與成本水平，作為銷售規模、成本控制、資產營運、籌資結構的綜合體現，是衡量企業經營成果的主要指標;主營業務增長率是評價企業成長狀況和業績發展的重要指標，是預測企業業務拓展趨勢的重要標志。融資方式選擇內源性融資、長期債權融資和股權融資，試圖更加准確地描述融資方式與中小企業業績的相關性。

(三)實證檢驗

實證檢驗可以用相關系數的變化范圍判斷變數的相關程度，通過C0RREL函數計算相關系數r，判斷標准如下：│r│=0完全不相關;0<│r│≤0.3基本不相關;0.3<│r│≤0.5低度相關;0.5<│r│≤0.8顯著相關; 0.8<│r│<1高度相關;│r│=1完全相關。

r的絕對值越接近1表示相關的程度越強，是正相關還是負相關，則由r的符號定：r>0正相關;r<0負相關。

本文採用CORREL函數分析2004-2007年凈利潤、主營業務收入增長率與不同融資方式之間的相關性，具體相關系數運行結果如表1所示。

根據運行結果參照判斷標准可以看出：

1.2004年內源性融資與凈利潤的相關系數為0.85，兩者表現出了高度相關性;內源性融資與主營業務收入增長率的相關系數為0.42，兩者之間低度相關，而其他幾組數據之間基本不相關。

根據內源性融資分別與凈利潤、主營業務收入增長率的相關關系，把內源性融資、凈利潤和主營業務收入增長率作為回歸的形式參數建立線性回歸方程：y=a+bx，利用INTERCEPT計算a，用SLOPE函數求出b，進一步分析它們之間的聯系。

a1=INTERCEPT(凈利潤，內源性融資)=12300593

b1=SLOPE(凈利潤，內源性融資)=0.35

建立直線回歸方程：

y=12300593+0.35x

a2=INTERCEPT(主營業務收入增長率，內源性融資)=0.19 b2=SLOPE(主營業務收入增長率，內源性融資)=2.1

建立直線回歸方程：

y=0.19+2.1x

結果表明，隨著內源性融資的增加，凈利潤、主營業務收入增長率均在增加，但主營業務收入增長率的斜率2.1更大，表現為更高的增長性。

2.2005年內源性融資與凈利潤的相關系數為0.85，兩者表現出了高度相關性;長期債權融資與凈利潤的相關系數為-0.41，兩者之間低度負相關，而其他幾組數據之間基本不相關。

根據內源性融資、長期債權融資分別與凈利潤的相關關系，把內源性融資、長期債權融資和凈利潤作為回歸的形式參數建立線性回歸方程，進一步分析他們之間的聯系。

a3=INTERCEPT(凈利潤，內源性融資)=7182656

b3=SLOPE(凈利潤，內源性融資)=0.37

建立直線回歸方程：

y=7182656+0.37x

a4=INTERCEPT(凈利潤，長期債權融資)=48921568

b4=SLOPE(凈利潤，長期債權融資)=-0.16

建立直線回歸方程：

y=48921568-0.16x

結果表明，隨著內源性融資的增加，凈利潤穩定增加，而長期債權融資的增加導致凈利潤的下降，可能是因為承擔過多的債務成本所致。

3.2006年內源性融資與凈利潤的相關系數為0.87，兩者表現出了高度的正相關性，其他幾組數據之間基本不相關。

根據內源性融資與凈利潤的相關關系，建立線性回歸方程為：y=a+bx，利用INTERCEPT計算a，用SLOPE函數求出b。

a5=INTERCEPT(凈利潤，內源性融資)=4479851

b5=SLOPE(凈利潤，內源性融資)=0.32

建立直線回歸方程：

y=4479851+0.32x

結果表明，隨著內源性融資的增加，凈利潤穩定增加，研究結果與前兩年相同。

4.2007年內源性融資與凈利潤的相關系數為0.83，兩者表現出高度的正相關，其他幾組數據之間基本不相關。

根據內源性融資與凈利潤的相關關系，建立線性回歸方程為：y=a+bx，利用INTERCEPT計算a，用SLOPE函數求出b。

a6=INTERCEPT(凈利潤，內源性融資)=3789509

b6=SLOPE(凈利潤，內源性融資)=0.31

建立直線回歸方程：

y=3789509+0.31x

結果表明，隨著內源性融資的增加，凈利潤穩定增加，研究結果與前幾年相同。

結論

本文基於我國上市中小企業融資方式與績效的實證研究，結果表明：不同時期上市的中小企業上市前內源性融資與凈利潤存在著高度相關性，從回歸方程中可以發現，凈利潤隨著內源性融資的增加而增加，這主要是內源性融資是由企業的留存收益轉換而成，凈利潤的增加必然加大內源性融資規模。部分樣本企業顯示出內源性融資與主營業務收入增長率的正相關性，一般情況下內源性融資較多的企業，企業的利潤質量不斷提高，盈利能力增強，企業的發展前景比較樂觀。樣本企業表現出長期債權融資與凈利潤存在負的相關性。從線性回歸方程可以看出，長期債權融資與凈利潤之間有相反的走勢，這可能是由於長期債權融資給企業帶來較高的債務成本，如籌資費、利息費用等減少了企業的利潤。

由於目前我國資本市場不完善，中小企業進入公開市場融資的門檻過高以及自身治理結構和信息披露的缺陷，很少能通過發行股票進行籌資，加上一些中小企業在成長階段依靠內源性融資或股東擴股增資的限制，通過向金融機構籌資或者發行債券融資是一條可行的途徑，雖然融資成本攤薄了利潤，但是企業通過資本運營帶來的收益足以支付融資成本，同時債權融資可以發揮財務杠桿的作用提高每股收益，債權融資的節稅收益也有利於增加股東財富。

參考文獻：

1.Modigliani F，Miller M H. The Cost of Capital，Corporation Finance and the Theory of Investment[J].American Economic Review，1958(48)

2.Robichek A A，Myers S C.Problems in the theory of optimal capital structure[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，1966(1)

3.Myers S C.The capital structure puzzle[J].Journal of Finance，1984(13)

4.Jensen M C，Meckling W H.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs，and Capital Structure[J].Journal of Financial Economics，1986(76)

5.Opler T，Titman S.Financial distress and corporate performance[J].Journal of Finance，1994(49)

6.張雄華，趙戴怡，庄慧慧.中國中小板市場發展現狀和趨勢分析[J].中國風險投資，2012(6)

7.童盼，陸正飛.負債融資對企業投資行為影響研究：評述與展望[J].會計研究，2005(12)

8.金永紅，錢雯婷.我國中小板企業融資方式選擇對企業盈利能力影響研究[J].軟科學，2010(3)

9.張軍，鄭祖玄，趙濤.中國上市公司資本結構：股權融資偏好、最優資本結構、還是過度融資?[J].世界經濟文匯，2005(6)

10.朱德新，朱洪亮.中國上市公司資本結構的選擇—基於兩種主要理論的檢驗[J].南方經濟，2007(9)

;

『陸』 對於IPO公司利潤影響要素分析論文

對於IPO公司利潤影響要素分析論文

利潤是一個企業生存與發展的基礎，同時它也是投資者進行投資決策的最重要影響因素之一。然而，由於會計分期假設和權責發生制的使用決定了某一期間的利潤並不一定意味具有可持續性、利潤帶來的資源並不一定具有確定的可支配性，利潤的高低也並非一定反映企業盈利能力的強弱[1]。因此，如果管理者或者投資者僅僅將企業利潤作為決策的標准，勢必會加大他們承擔的風險，所以不管是管理者還是投資者都越來越關注企業的利潤質量。所謂利潤質量是指利潤的形成過程以及利潤結果的情況，體現公司利潤的變現能力，持續性和穩定性[2，3]。高質量的利潤能為企業的發展提供良好的盈利基礎，同時也為投資者進行投資時降低風險、增加收益提供保障；低質量的企業利潤則可能阻礙企業的持續發展，增加投資者的投資風險。因此，研究公司利潤的質量不僅對公司自身發展具有重要的指導意義，還對投資者投資具有重要的參考意義。

1文獻綜述

至今為止，國內外學者從多個角度對企業的利潤質量進行了分析研究。DhaouiAbderrazak，OuidadYousfi（2010）研究了目前的研發戰略的決定因素和分析對財務績效與盈餘管理的權力下放的R&D的影響，研究結果表明跨國公司的研發權力下放，以改善公司的盈利能力，而管理人員的優勢，可以得到一些私人和非轉讓的盈餘管理而增加的好處[4]。因為產生這樣的結果就會鼓勵人們分散自己的研發，以增加盈餘管理。MihirA。Desai（2005）認為企業為了贏得資本市場，誇大其盈利水平，往往採取避稅這種方式，表面上提高了企業的利潤質量，卻導致企業的財務報告越來越不值得信賴[5]。PatriciaM。Dechow等（1995）對美國企業的實證分析發現企業的經營現金流量占的比重較高企業的利潤質量較高，組成企業利潤的應計利潤和經營現金流量相比，應計利潤的持續性弱於經營現金流量[6]。陳小林，林昕（2011）認為管理者會出於不同目的對盈餘進行管理，近而將盈餘管理按屬性分為決策有用性盈餘管理和機會主義盈餘管理，審計師將根據不同的盈餘管理屬性出具不同的審計意見[1]。郭世輝，崔文姣（2009）則以應收賬款規模、應收賬款周轉率和主營業務收入增長率與應收賬款增長率的差額為變數構建了應收賬款視角的利潤質量評價模型，並得出應收賬款規模與利潤質量呈負相關，而應收賬款周轉率、主營業務收入增長率與應收賬款增長率的差額對利潤質量有正的影響[7]。田甜（2008）在分析了影響企業利潤質量的因素後，提出應從加強企業應收賬款管理，提高企業資產獲利性等途徑提升企業利潤質量[8]。王秀麗（2005）從利潤結構角度研究了利潤質量問題認為高質量的利潤結構應體現出與企業發展戰略相符合性、與資產結構的匹配性、與對應的現金流量結構的趨同性、主營業務的核心性以及利潤自身結構的協調性等特徵[2]。

此外，周曉蘇（2004）則通過關聯規則分析了微利公司的利潤質量，發現微利公司通過非經營業務增加流動資產、或減少流動負債等方式來提高企業的流動比率，可以達到提高公司利潤質量的目的[9]。綜上來看，目前國外的學者對利潤質量的研究則主要集中在盈餘管理，應計利潤和經營現金流量對企業利潤質量的影響，國內學術界則是從審計意見，企業利潤結構、應收賬款、資產流動性角度來研究上市公司利潤質量的影響因素，而鮮有從受利潤質量影響的股票價格方面，對利潤質量進行分析。同時，IPO公司作為最受股民追捧的企業而學者們卻忽略了對其利潤質量影響因素的研究。本文選擇IPO公司利潤質量作為研究對象，運用因子分析法分析影響IPO公司利潤質量的因素，並運用Logistic模型來探討其影響的方向和顯著性。

2研究假設和理論依據

股票價格能夠反映公司的歷史信息，是投資者分析決策的重要依據。然而已有研究成果表明股票價格不能直接反映公司利潤質量。一方面，股票價格受股票市場有效性影響，不同有效性的股票市場的股票價格對反映公司利潤往往具有不同的信度，無效的股票市場的股票價格不僅不能真實的反映公司歷史信息，也無法真實反映公司利潤的質量，因此，本文假設中國的股票市場是具有弱勢有效性的，IPO公司提供的財務信息真實可靠。另一方面，股票價格瞬息萬變，股價不能反映企業利潤的穩定性，也無法為投資者提供直接的利潤質量信息。因此，本文選擇股票價格變異系數而非股票價格來衡量企業利潤質量，是因為股票價格變異系數越小風險越小，投資者投資是對企業利潤的長期增長和穩定性分析結果的理性人選擇。此外，根據公司法、證券法的規定，從未上市的公司若要成為上市公司，必須由審計師對其前一年的財務報告，出具標准無保留意見，這也意味著從新上市公司前一年財務報告中獲取的財務指標值得信賴。

3影響IPO公司利潤質量變數選擇和樣本數據選取

3.1影響IPO公司利潤質量變數選擇

基於以上假設和現有的研究成果，從體現公司利潤的形成過程以及利潤的結果兩個方面對影響IPO公司利潤質量的變數進行選擇。（1）體現公司利潤的形成過程：應收賬款周轉率（X1）、存貨周轉率（X2）、流動比率（X3）、速動比率（X4）、每股現金凈流量（X7）、每股經營現金凈流量（X8）、扣除非經常性損益後的每股收益（X9）。（2）體現公司利潤的結果：扣除非經常性損益後的凈利潤（X5）、營業利潤率（X6）、凈資產收益率（X10）、稅後利潤增長率（X11）11個指標作為影響IPO公司利潤質量的影響因素進行實證分析。此外，選擇各個上市公司收盤價格的變異系數作為衡量利潤質量優劣的標准。

3.2樣本數據選取

本文原始數據主要來源於大智慧軟體和宏源證券軟體，新股信息則來自於東方財富網（http：//data。eastmoney。com）。基於研究需要，本文對預選樣本按以下標准進行剔除：

（1）本文只選擇2010年第一季度上市的IPO公司作為分析樣本。因為公司將在第一個季度的15天以內報出該企業第一季度的財務報表。但若公司3月31日上市，則該公司第一季度股票收盤價格變異系數為0，對其進行分析意義不明顯，這樣的IPO公司將被剔除。

（2）本文選者的財務指標都在一定的范圍之內，對異常指標將予以剔除。例如，人人樂其資產周轉率達到了8800多，遠遠的超過其他公司的資產周轉率。

（3）金融企業與其他企業相比，具有特殊的風險，資本的財務杠桿率高等特點，因此金融企業也不在本文的研究范圍之內。通過以上篩選最終有85家IPO公司符合本文的研究要求，所有數據均來自於2009年各個公司的年報數據。

4實證分析

4.1因子分析

因子分析法是通過研究眾多研究變數內部之間的相互依存關系，旨在運用假設的少數幾個變數來表示原來變數的主要信息的研究方法。根據因子分析法的操作原理和基本步驟，並對原始變數進行標准化的`基礎上，建立的因子分析數學模型如下：x1=a11F1+a12F2+∧+a1mFm+ε1x2=a21F1+a22F2+∧+a2mFm+ε2∧xn=an1F1+an1F1+an2F2+∧+anmFm+ε{m（1）其中，xi為原始變數，aij為因子負荷，Fi公共因子，εi為隨機擾動項。對樣本數據進行KMO和球形Bartlett檢驗，檢驗結果見表1。從表1可知，Bartletts檢驗結果拒絕了各變數獨立的假設，KMO統計量為0。623，大於臨界值0。5，所以比較適合進行因子分析。進行因子分析後，得出主成分信息（見表2）。從表2可知由相關矩陣求得特徵值，方差貢獻率和相關貢獻率中，前5個主成分的特徵值均大於1，他們的累積貢獻率達到75。95%，說明這5個因子能夠比較全面的解釋利潤質量的總體水平。提取5個因子後，計算出各變數的共同度（見表3），結果顯示每一個變數的共性方差均大於0。5，且大部份接近或者超過0。7，說明這5個因子能夠較好的客觀地反映了原變數的大部分信息。由這5個主因子與上述11個變數得到的因子載荷矩陣，因為初始的因子載荷矩陣系數不是太明顯，為了使因子載荷矩陣系數向0—1分化，本文對其採取方差最大旋轉，旋轉後的結果見表4。根據表4，我們得到的主因子的表達式為：F1=0。944x2+0。944x3—0。613x4+0。821x7F2=0。798x1+0。736x6F3=0。798x9+0。770x10F4=0。792x8+0。794x11F5=0。889x5其中，F1包括流動比率，速動比率，資產負債率，每股現金流量，F2包括應收賬款周轉率，營業利潤率，F1和F2體現企業利潤的變現能力等。F3包括扣除非經常性損益後的每股收益，凈資產收益率，F4包括每股經營現金凈流量，稅後利潤增長率，F5包括扣除非經常性損益後的凈利潤。F3，F4，F5表現企業利潤的持續性和穩定性。

4.2Logistic回歸分析

在對以上變數進行了因子分析後，我們還需要對其影響方向和顯著性進行進一步的分析。因此本文在因子分析後，運用Logistic模型進行分析。根據Logistic分析要求，因變數必須是二分類變數。因此，我們首先將IPO公司的股票收盤價的變異系數從小到大排序，並規定排在前面的43家公司為利潤質量較高的公司，Y值為1，剩下的42家公司Y值為0。在前面的分析中，提取了5個主因子，將5個主因子作為新變數進行logistic回歸分析。Logistic的回歸模型為：pi=ea+∑k=nk=1βkki1+ea+∑k=nk=1βxki（2）對其進行變形得到：logit（p）=ln（pi1—pi）=a+∑k=nk=1βkxki（3）即：Logit（p）=α+β1F1+β2F2+β3F+β4F4+β5F5其中P表示Y=1（即利潤質量高）的概率，F1表示提取的5個主因子。運用spss16。0進行logistic回歸，得出綜合回歸結果，綜合回歸結果中卡方值為15。922，其達到了0。05的顯著性水平，對其進行的Hosmer—Lemeshow檢驗，Hosmer—Lemeshow統計值的概率P為0。825大於顯著性水平0。05，說明模型的擬合優度較好。Logistic回歸具體結果見表5。得到logistic回歸模型為Logit（p）=0。450—0。725F1+0。264F2+0。242F3+0。606F4+0。313F5

5結果分析與結論

5.1結果分析

從表5結果來看：第一主因子F1的Wald值為4。938，大於其它主因子的Wald值，且顯著性水平達到了0。05。第一主因子F1包括流動比率，速動比率，資產負債率，每股現金流量。由回歸系數符號，我們得知作為樣本的IPO公司的上述幾個指標對利潤質量有影響，且為負向影響，則意味著這些指標值越大，企業的利潤值越不高，股價的波動性越大。流動比率，速動比率，資產負債率，每股現金比率的最佳值都存在一定的范圍，若超過這個范圍，企業的發展就會受到影響。如流動比率（流動資產與流動負債的比值）的最佳值為2：1，但在研究的85個樣本中只有4個樣本的流動比率接近於這個最佳值。這也在另一方面說明了中國的投資值對一個企業的評價，很大程度上來自於該企業的償債能力。第四個主因子F4的wald值為4。89，其顯著性水平達到了0。05，這個主因子包括了每股經營現金凈流量，稅後利潤增長率。從上表中，我們得知？4為0。606，回歸系數符號為正，則表明每股經營現金凈流量，稅後利潤質量增長率對利潤質量是正向影響。即每股經營現金凈流量越大，稅後利潤質量增長率越高，表明企業的利潤質量越好，投資者向這些公司投資的風險越小。主因子F2，F3，F5主因子的Wald值都沒有通過檢驗，說明這些因子包括存貨周轉率，扣除非經常性損益後的凈利潤，營業利潤率，每股收益，每股經營現金凈流量，凈資產收益率對利潤質量的影響不顯著，但並不能說明這些因素可以忽略。

5.2結論

本文用股票價格的變異系數代表利潤質量進行影響因素分析，並不能全部解釋利潤質量的影響因素，因為影響股價的因素不僅包括利潤質量方面的信息，還要受很多其他方面的影響。如方曙紅，李正逸（2007）以資本資產定價模型為基礎，分析利率變動對我國股票股價的影響，最後得出在一般情況下，利率的上升，將會導致股票價格的下降[10]。所以回歸結果雖然不夠理想，但是總的來說仍然可以接受。本文通過因子分析法，logistic回歸分析，發現每股經營現金凈流量，稅後利潤質量增長率對IPO公司的利潤質量有顯著的正向影響，其中流動比率，速動比率，資產負債率，每股現金比率對IPO公司的利潤質量有顯著的負向影響。因此，管理層在對公司進行管理的時候，應該關注公司的流動資產，速動資產，以及負債等，不斷提高公司的利潤質量。

;

『柒』 如何選擇研究樣本

因為需要比較總經理變更前後各兩年的業績，所選取的樣本公司在總經理變更前後至少有5年的財務數據和總經理的年齡、學歷數據。財務數據來自Wind資料庫和CCER資料庫。年齡、學歷和MBA畢業院校數據通過Wind資料庫和網路搜索而得。經過篩選後，得到了127家符合條件的公司，共635個年報數據可用於分析。 如何避免外部因素(行業變化、宏觀政策和經濟危機等)對研究結果的影響? 在研究中，每個公司的業績為本公司業績減去「配對公司」的業績。「配對公司」和樣本公司位於同一行業，也同樣是上市公司，在研究所選取的時間段內，總經理未發生變更，而且資產規模和銷售規模和樣本公司相比(總經理變更前一年)，非常接近。也就是說，樣本公司的業績是「相對業績」。 如何避免內部因素對研究結果的影響? 在某些公司，公司的經營實際上由董事長負責。另外，董事會的作用也不容小覷。也就是說，公司業績的改善，不一定歸功於總經理。為了印證研究的准確性，研究者從總樣本(127家公司)中選取了85個公司作為子樣本，採取相同方法進行了研究。子樣本的選擇標準是：總經理兼任董事長或總經理薪酬高於董事長—— 通過這兩個指標，可以認定這些公司的實際經營者是總經理。 用什麼指標來衡量公司的業績? 很多公司在總經理變更前後，會進行盈餘管理。為了避免盈餘管理的影響，研究者用總資產營業利潤率來衡量公司的業績。同時，為了印證研究的准確性，還採用總資產利潤率和主要受總經理影響的存貨周轉率作為指標，用同一方法進行了測試。