上市公司样本选取实证

『壹』 资本结构方面论文

资本结构是企业 财务管理 和资本运营中的一个重要的内容,也是现代公司财务管理研究的最重要问题之一。下文是我为大家搜集整理的关于资本结构方面论文的内容，欢迎大家阅读参考!
资本结构方面论文篇1
论资本结构与公司绩效

【摘要】对于公司资本结构的研究往往会得出截然相反的结论--有的研究结果表明负债比率越高，公司绩效越好;也有的研究结果却恰恰相反——这被称为资本结构之谜。为了破解这一谜题，本文提出了公司规模可能影响资本结构与公司绩效之间关系的猜想，并分别对在A股主板和中小版上市的公司进行了比较分析，发现不同规模的公司其资本结构与经营绩效之间的关系确实不同，这也就证实了我们提出的猜想。

【关键词】资本结构;公司绩效;企业规模

一、引言

传统的公司财务理论认为企业的资本结构包括资本的属性结构和资本的期限结构。资本的属性结构是指企业不同属性的资本(即债务资本与权益资本)的比例;而资本的期限结构是指不同期限的资本(如长期债务资本与短期债务资本)的比例。由于企业的资本结构可以影响到企业的融资成本、税收规模、治理结构等，进而就会对企业的经营绩效产生一定的影响。因此，企业如何通过融资方式的选择来实现其经营绩效的最优化，即如何确定最优资本结构，就成为公司财务理论和公司治理实务中十分重要的问题。

对于这个领域的探索和研究，已经初步形成了较完整的理论体系，即资本结构理论。该理论起源于莫迪利安尼和米勒教授提出的MM理论：在一系列的假定条件下，企业价值与资本结构无关。然而，这些假设条件过于苛刻，在现实中无法得到满足，因而其结论也就难以成立，但它开启了学界研究企业最优资本结构问题的闸门。此后，大量的学者对这个问题进行了研究。然而结果却是大相径庭甚至截然相反，这就是所谓的“资本结构之谜”。

二、理论回顾与文献评述

1.理论回顾。(1)MM理论。MM理论认为，在不考虑公司所得税，且企业经营风险相同而只有资本结构不同时，公司的资本结构与公司价值无关。也就是说，公司债务比率在从零增加到100%的过程中，企业价值及资本成本不会发生变动，即不存在最佳资本结构。(2)修正的MM理论。修正的MM理论是对最初的MM理论的修正和改进，考虑了企业所得税的影响，认为由于债务资本的利息支出是免税的，债务资本的使用可以降低企业的综合资本成本，进而提高公司价值。即公司绩效与负债比率正相关，100%的负债率是公司的最优资本结构。(3)米勒理论。MM理论的创始人之一莫顿·米勒教授在1976年提出了所谓的米勒理论，认为修正的MM理论高估了负债的税盾效应，因为个人所得税的存在部分地抵消了个人从投资中所得到的利息收入。但是个人从投资中所得到的利息不会被全部抵消，因此修正的MM理论依然是成立的，但最有负债率低于100%。(4)权衡理论。权衡理论认为，MM理论忽略了两个重要因素——财务拮据成本和代理成本，而事实上只要使用债务资本，它们就可能会出现。在考虑进这两个影响因素后，负债虽然可以给企业带来节税效应，使企业价值增大，但是随着企业资产负债率的提高，财务拮据成本和代理成本也会增加。只有使得负债的节税收益与财务拮据成本以及代理成本之差达到最大的资本结构才是公司的最优资本结构。(5)优序融资理论。优序融资理论认为，当公司面临融资需求时，最优的融资顺序是首先选择内源融资，然后是债务融资，最后才是考虑进行权益融资。而且经营业绩越好的公司面临融资需求时，越倾向于内部融资，即企业的优先融资顺序为内部融资—债务融资—股权融资。因此，业绩优良的公司往往拥有较低的资产负债率。

2.文献评述。显然，上述理论都有一定的道理，但是结论却并不相同。因此，许多研究者希望通过实证研究来考察资本结构对公司绩效的影响。(1)国外方面，Titman和Wessels

(1988)对美国制造业中469家上市公司1972～1982年间的数据为样本进行了实证研究，结果表明公司绩效与负债比率之间具有显著的负相关关系;Jordan、lowe和Taylor(1988)以275家英国中小型私营企业为样本，对其1989年到1993的财务数据进行了研究，得出公司的盈利能力与负债比率正相关的结论;Frank和Goya(2003)使用了美国的非金融类企业从1950年到2000年的近20万个观测变量的庞大数据库进行了研究，结果显示：公司绩效与资本结构正相关。(2)国内方面，余景选和郑少锋(2010)以沪深交易所2000年之前上市的农业公司为研究对象进行实证分析，结果表明资本结构与公司绩效之间呈现出不显著的负相关关系;王娟和杨凤林(1998)从在上海证券交易所上市的公司中选取了涉及41个行业的461家公司作为研究对象，分析了它们在1997年12月31日的筹资结构状况，发现盈利能力与负债率呈现出正相关关系;刘东辉和黄晨(2004)运用回归分析的 方法 对295家A股上市公司的市场价

值与资本结构之间的定量关系进行了实证研究，结果表明，上市公司的公司价值与资本结构正相关。

可见，实证研究也出现了相反的结论。这是否表明资本结构与公司绩效之间的关系并非是单一确定的?是不是存在其他的因素影响两者之间的相关性?有鉴于此，我们提出一个猜想：资本结构对公司绩效影响可能是不确定的，二者之间的关系可能还受其他因素的影响，比如，企业的规模。因此，本文试图通过对大型上市公司和中小型上市公司分别进行研究，通过比较分析来探讨公司规模对于其资本结构与公司经营之间的关系是否有影响。另外，本文还将负债比率区分为流动负债比率和长期债务比率，研究两者各自对公司绩效的影响。

三、样本选取和模型设计

1.样本选取。基于比较研究的需要，本文选取了两个样本。样本的选取遵循以下原则：(1)行业相同或相近的企业只选取其中最有代表性的一到两家;(2)剔除在研究期间发生过大

规模的追加投资或者股东撤资的企业;(3)剔除金融类上市公

司，因为金融类公司资产与负债的划分方式与其他行业的公司有着明显的区别;(4)剔除在研究期间被ST或PT的企业。按照上述原则，最后从在深证中小板块上市的企业中选取了代表性较强的100家作为样本一，从入选沪深300指数的三百家蓝筹股中选取了代表性较强的97家企业作为样本二。两个样本的时间跨度分别为2005～2010年和2000～2010年。

2.变量和模型。(1)解释变量。本文不仅要考察资产负债率对公司绩效的影响，还要考察流动负债和长期债务各自对公司绩效的影响。所以，模型的解释变量为流动负债比率(CLAR)和长期债务比率(LLAR)。(2)被解释变量。显然，被解释变量是公司的经营绩效，而用于反映公司绩效的变量，使用较多的是净资产收益率和每股收益以及市盈率等，本文采用的是净资产收益率(ROE)。(3)控制变量。为了增强模型的可靠性，将企业营业收入的增长率作为成长性指标(ROG)加入模型，因为公司的成长性与公司的经营绩效有很强的相关关系，一家公司的预期成长能力会直接影响公司当期生产销售状况以及未来的经营情况。另外，为了保证数据之间的可比性和使用的方便性，本文将CLAR、LLAR、ROE以及ROG这五个变量的数值同时乘以一百，以去除百分号。所以，模型的是形式为：ROE=β0+β1CLAR+β2LL

AR+β3ROG+u，其中u为误差项。

3.数据来源。本文中使用的所有数据均来自Wind金融数据资讯终端、CSMAR数据库下载系统。

四、实证分析

利用Eviews6.0软件包对两个样本的数据分别进行回归，得到如下统计表：

从回归结果统计表中可以看，两个样本的解释变量和控制变量都在90%以上的置信水平下是显著的，Ad.R2和F检验的结果也显示模型是可靠的。所以，两个样本的回归方程分别为：

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

研究结果表明，对于中小企业来说，公司经营绩效与其流动负债比率和长期债务比率均呈现正相关关系;而对于大型企业呈现的却是负的相关关系。这就证实了我们先前提出的猜测，即资本结构与公司经营绩效之间的关系可能并没有确定的，它还收其他因素的影响。

五、原因分析

结合相应的公司财务理论，本文认为，上述结果的产生可能是基于以下原因：虽然债务资本的节税效应是客观存在的，但是债务资本对公司绩效的影响并不仅仅局限于这一个方面。比如：(1)资产负债率的提高必然伴随着权益资本比重的下降，因而经营风险也就同步上升，进而融资成本由于理性债权人对风险贴水的要求上升而上升，使得债务资本对公司绩效产生负面的影响。(2)持有公司大量权益资本的股东，往往也是公司的管理层成员，他们最有激励做出有利于公司经营绩效的决策。而资产负债率的提高意味着权益资本比重的下降，从而公司管理层成员做出最有利于公司经营绩效的决策的激励也就会随之下降，而管理层做出的最优决策所需要付出的成本(时间、精力等)往往也会越高。所以，管理人员做出的对自己最优的决策会随着资产负债率的提高而越来越偏离对公司最优的决策。而债务比率对公司绩效的影响究竟是正的还是负的，取决于其节税效应与其他各种效应的综合结果。而其他效应的大小及规模对于不同规模的公司来说是不同的，这就使得资本结构与公司绩效之间的关系变得不确定。

六、小结

本文的意义在于提出了一个对于资本结构之谜的新思考，并通过这一思路对资本结构之谜做出了相应的解释。但是本文也存在着明显的不足，比如，未能找到一个用于反映资本结构与经营绩效之间关系的被解释变量来进行建模分析，而只是通过比较了不同规模的公司二者之间的关系的不同，来得出公司规模影响公司资本结构与经营绩效之间关系的结论。但是公司规模是怎样影响二者之间关系的以及公司规模是不是最主要的影响因素?还有哪些因素对其有影响?这些问题本文都未能作出回答，这也是后续研究的重点。

参考文献

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[7]王娟，杨凤林.上市公司筹资结构的实证研究[J].经济理论与经济管理.1998(6)

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[11]余景选，郑少锋.农业上市公司资本结构与绩效的关系[J].财政金融.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
资本结构方面论文篇2
试论资本结构对审计质量的影响

【摘要】本文选用财务报表中的可操控性应计利润替代审计质量,用修正的Jones模型计算可操控性应计利润,并用我国上市公司2006年的数据为样本,检验了资本结构与审计质量的关系。结果表明资本结构与可操控性应计利润有显著的统计关系。

【关键词】资本结构;可操控性应计利润;审计质量

引言

近年来由于出现了大量上市公司审计失败的案例,因此审计质量已经成为人们关注的 热点 问题。资本结构作为企业权益资本和债务资本的比例关系,是企业相关利益者权利和义务的集中体现。影响并决定着公司治理结构,进而影响并决定企业的治理效率。当上市公司出现财务危机的时候,其进行盈余管理和操控的动机明显增强。而经过注册会计师审计的报表能否甄别出相应的利润操纵?

目前从资本结构的角度对审计质量的影响进行研究的资料较少,本文试图结合具体数据给以量化的验证和分析。从而进一步研究上市公司资本结构对审计质量的影响,为提高审计质量提出建议,最终的目的是希望优化企业的资本结构,提高上市公司财务信息的披露质量,降低上市公司的财务风险,从而提高审计质量。

一、文献回顾

朱小平、余谦(2003)从公司管理层因经营成果和财务状况不佳,需粉饰报表以操纵利润的角度,提出了公司的财务状况和经营业绩会影响公司的审计意见类型,其检验结果显示:速动比率、资产负债率、应收账款占总资产比例、上市公司年限等因素与公司收到非标准意见的概率负相关,资产规模、存货占总资产的比率、净资产收益率、现金流量比率等因素与公司收到非标准意见概率正相关。

张为国、王霞(2004)通过研究我国上市公司资产负债表指出负债状况会对公司信息披露产生直接影响,美国安然公司的财务丑闻在很大程度上是由于公司资产负债率过高引起的。理论上认为,公司杠杆越高,其面临的财务风险越大,从而被资本市场低估的可能性也越大;公司管理层为消除负债率过高给股市带来的负面影响,往往在信息披露上进行操纵,如通过设立大量的不纳入合并报表范围的空壳子公司来规避“报表”财务风险,或者利用盈余管理手段来加大公司盈余,从而显示高资产负债率的正效应。已有研究表明,公司资产负债率越高,经理层出于职位安全考虑会更多地进行盈余管理,从而降低信息披露质量。

王玉蓉、黄巧欢(2008)通过对我国上市公司审计质量影响因素的实证分析研究得出:资产负债率、上年审计意见类型与“非标准”意见的出具概率呈现正相关关系。由此说明客户出现财务危机时注册会计师更加谨慎,尤其是上市公司出现亏损时会引起广泛的关注,此时,被出具“非标准”意见的可能性较大。

二、研究设计

(一)假设的提出

从我国的实际情况看,并不是所有的具体指标都适合评价上市公司的审计质量。方军雄等人通过研究公司出现首次净亏损时审计师的表现,得出结论之一是:在我国当前的审计市场当中不同规模的审计师在审计意见出具上并没有存在显著差异,国外成熟市场以审计师规模作为审计质量的替代标准可能并不适合我国当前的状况。1996年Subramanyam比较研究了国际原“六大”会计师事务所和“非六大”会计师事务所的操控性应计利润定价。其研究表明,审计质量和操控性应计利润的信息价值之间有着直接的关系。目前,上市公司往往对可控应计利润进行操纵,存在比较普遍的盈余管理和管理舞弊行为,这会降低会计数据的可靠性和真实性,造成财务 报告 的信息失真。审计师要发表恰当的审计意见来揭示存在的盈余管理和管理舞弊行为,以降低审计的风险,提供会计信息的可靠性,增加使用者对会计信息的有用性。因此,本文拟采用可操控性应计利润作为衡量审计质量的标准。

基本财务数据和指标作为公司财务状况和经营业绩的指示灯,不仅反映了公司基本的资本结构,同时也是注册会计师进行审计的直接材料。本文将提出2个假设以检验这些因素对审计质量的影响。

资本结构中负债比重的高低影响到公司财务风险的高低,为了验证资产负债率是否能影响审计质量,我们提出如下假设。

假设1:资产负债率越高,公司“粉饰”合并报表、进行盈余管理的动机越强烈,则可操控性应计利润就会越高,审计质量随之降低。

由于债权人具有监督和确保管理者不操纵盈余和报告误导性会计数值的作用。随着债务融资水平的提高,利益相关者(贷款人)的归属利益也随之增加,导致更高审计质量需求的增加。为此,提出如下假设。

假设2:债务融资水平越高,公司的可操控性应计利润越低,审计质量则会提高。

(二)样本选择与数据来源

本文从2006年度所有沪深上市公司中选取样本,剔除金融 保险 行业和数据不全的上市公司,从而最终得到1331个研究样本。本文所使用的数据来源主要包括:国泰安研究服务中心的CSMAR中国上市公司财务年报数据库,中国股票市场操控性与非操控性应计利润研究数据库,中国上市公司资本结构研究数据库等。

(三)变量定义与计算方式

1.因变量

本文采用修正的Jones模型,来计算非可操控性应计利润:

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

其中,NDAt为第t年的非可操控性应计利润,At-1为第t-1年的总资产,△REVt为第t年的营业收入与第t-1年的营业收入之差,△RECt为t期与t-1期的应收款项差额,PPEt为第t年期末固定资产价值,a1、a2、a3为系数,由以下模型在估计期回归得出:

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

其中,TAt为总体应计利润,t为事件期年份,e为残值。

再用利润总额减去非可操控性应计利润,即可得到可操控性应计利润,进而计算出ABS(DAt/At-1)来衡量审计质量。

2.解释变量

根据前文提出的两个假设,我们设置如下两个解释变量(见表1)。

3.控制变量

影响审计质量的因素是多方面的,而本文主要研究与资本结构相关的因素,根据相关研究经验及我国特有的资本结构背景,我们主要选择可能影响审计质量的三个指标作为控制变量(见表2)。

(四)研究模型

为了验证资本结构与审计质量之间的相关性,我们设计了如下多元回归模型:

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

此模型所要揭示的目标是,在影响资本结构的因素中,究竟哪些因素与审计质量之间有更显著的相关性。

本文使用的数据处理统计分析软件是SPSS 12.0。

三、结果与分析

(一)描述性统计分析

利用表3对变量的描述性统计结果,可以得到如下初步结论:(1)ABS(DAt/At-1)的最大值达4.959,即是上年度总资产的4.959倍,体现了上市公司可以进行的盈余管理空间之大;同时,约24%的可操控性应计利润绝对值的均值还说明了上市公司可能存在的较普遍的盈余管理行为。(2)上市公司之间的资产负债率相差悬殊,如最高的资产负债率高达为970%,而最低的仅为2.1%,样本中上市公司的资产负债率的均值在60%左右,存在较大的财务风险。(3)长期负债比率之均值在9.62%左右,这说明我国上市公司的流动负债水平偏高,上市公司出现资金周转困难的可能性随之提高,进而也增加了上市公司的信用风险和流动性风险,构成了公司经营的潜在威胁。(4)样本中现金流动负债比率的平均值在18.5%左右,说明我国上市公司的净现金流量不充足,公司需要通过短期债务来保证正常的运营。(5)流动比率的平均值在1.41左右,速冻比率则在1.30左右。根据国际惯例:企业的流动比率为2比较适当,而速动比率一般不能低于l,否则短期偿债能力会不足。从上述数据可以看出我国上市公司的流动比率明显偏低,企业短期偿债能力偏低。

(二)回归分析结果

对该方程进行回归后,得到F统计量为10.857,并在0.01水平上显著,即在显著性水平0.01下,ABS(DAt/At-1)对LEV、LL、SIZE、CASH、QR、LQR有显著的线性关系,即回归方程是显著的。

从表4的多元回归统计结果可知,资产负债率与ABS(DAt/At-1)之间相关性显著,这说明资产负债率的高低会影响到可操控性应计利润,资产负债率较高的上市公司,其可操控性应计利润较高,从而审计质量降低。长期负债比率与ABS(DAt/At-1)之间相关性不显著,说明长期负债比率高的上市公司,其审计质量未必低于长期负债比率低的上市公司。

资产规模与ABS(DAt/At-1)之间呈显著的正相关性,说明资产规模越大、效益越好的公司,其盈余管理的动机越大,可操控应计利润越高,从而审计质量会降低。

四、结论

本文通过对审计质量衡量方法的分析,选择使用调整后的截面Jones模型所估计的可操控性应计利润作为财务报告审计质量的替代变量,通过研究与资本结构相关的六个变量,分析资本结构与审计质量的关系,通过理论分析和调查统计数据得出资本结构与审计质量存在一定的相关性关系的结论。本文的局限性在于因篇幅与时间所限没有充分考虑可操控性应计利润以外的审计质量衡量方法对财务报告审计质量研究的影响。

参考文献

[1]方军雄,洪剑峭,李若山.我国上市公司审计质量影响因素研究:发现和启示[J].审计研究,2004,(6):35.

[2]王玉蓉,黄巧欢.我国上市公司审计质量影响因素的实证分析[J].华南农业大学学报(社会科学版),2008,(2):62-64.

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『贰』 要分析上市公司业绩与其股价的关系，怎样选择样本，选择几年的数据进行分析

股价的波动有2方面原因：货币和供求。
不能单独依靠业绩来分析股价。
几年的数据没有定性。具体要看他是个什么样的行业。
行业分为。周期性。增长性。防守性。
举例
如果该行业属于增长性。理论上认为。那么他的业绩波动大部分时候是不随经济走向波动的。基本总是向上的。那么此时的样本选择应当关注的年数的决定性因素在于他处于一种什么状态中。如幼稚期。成长期。成熟期。等。首先要确定该行业属于增长性行业。再看该公司处于的阶段。

周期性行业。理论上认为。该行业的业绩是个经济走向正相关的。即经济增长。周期行业增长。经济减速。周期行业发展减速。在选择样本时。最好选择国家经济数据建模后对比分析。选择样本年份。。同时应当确立或者基本描述目前国家的经济环境后。做为参考依据较准。

防守性行业。是很稳定的。因为其需求弹性相对较小。只要经济不出现过热或者大衰退。对他的影响都不大。如食品行业。公共设施等。因此对于年份的样本选择可以取其年份平均数业绩数据作为参考依据。

最后。给分吧。

『叁』 新准则中关于自愿信息披露的内容

上市公司所披露的信息按其内容分为强制性信息披露和自愿性信息披露。强制性信息披露的格式和内容由于受法规的局限，已经远不能满足投资者对信息的需求, 投资者需要企业主动提供信息。这样，自愿性信息披露便应运而生。本文以探究上市公司的盈利能力与自愿性信息披露质量的关系为视角，以沪、深A股上市公司为研究对象，对自愿性信息披露的质量采用平衡记分卡式的模块思路进行实证分析。
一、理论基础与文献综述
契约理论认为，高盈利公司的经理层更有积极性对外披露信息，从而为维持他们的地位、声誉和薪酬安排提供理由（Wallaceetal,1994；Inchausi,1997）。信号理论也有相同的暗示，认为绩效较好的公司将自愿披露更多信息，以使市场正确评价其盈利水平，从而吸引更多的资本或避免股票的价值被市场低估(Grossman anHart,1980；Milgrom,1981)。与上述理论预期相一致，Lang 和 Lundlholm(1993)根据1985至1989 年间公司信息披露的评分，研究影响企业自愿性信息披露的因素，实证结果发现:绩效越好的公司其披露的评分等级越高。Forker（1992）选择了多伦多证券交易所上市的 80 家最大的上市公司实证研究得出结论:业绩因素会促进上市公司自愿披露更多的信息。Miller(xxxx)也发现随着公司盈利水平的提高，公司的信息披露水平也会相应提高。国内学者乔旭东（xxxx）；诸葛栋，封思贤（xxxx）实证研究得出结论：中国上市公司自愿性披露程度与公司盈余业绩成正相关关系。而崔学刚、朱文明（xxxx）；乔旭东（xxxx）采用回归分析方法研究发现,公司的自愿性信息披露水平与公司的盈利水平呈负相关。由此可见,国内外学者的研究结果有差异,但国内有影响力的研究成果尚不多。
二、研究框架与实证构建
(一) 研究假设： 盈利能力强的上市公司倾向于进行更多信息的自愿性披露。因此, 本研究假设上市公司的盈利能力与自愿性信息披露质量正相关。
(二)样本选取
本研究随机抽取了xxxx年前上市的沪、深A股200家能取得完整财务数据的上市公司作为样本。样本中首先剔除了没有可比性的st上市公司和金融类上市公司及xxxx年更名或新上市的公司。研究期间为xxxx年。样本公司的财务数据来源于巨灵信息网和中国证监会网站。选用的分析软件为SPSS11.5。本项研究选取样本的行业分布情况如表1。
表1 样本的行业分布情况
行业 样本数 比例
农、林、牧、副、渔业 6 3%
采掘业 5 2.5%
制造业 119 59.5%
电气、煤气及水的生产和供应业 15 7.5%
建筑业 5 2.5%
交通运输、仓储业 9 4.5%
信息技术业 13 6.5%
批发和零售贸易 12 6%
综合类 9 4.5%
社会服务业 7 3.5%
合计 200 100%
（三）变量的选择与确定
1.因变量披露项目与评价体系的选择与确定
上市公司自愿性信息披露的内容可从公司公开发布的中报、年报、中报、定期报告及临时报告等资料中选取，其办法是首先优先采纳过去相关研究中建议的披露项目，再将初步筛选项目与中国证监会的《公开发行证券的公司信息披内容与格式准则第2号<年度报告的内容与格式>》（xxxx）中规定的披露项目进行对照,并删除强制性信息披露项目,便得到自愿性信息披露项目。本文采用平衡记分卡式的模块思路进行实证分析时，采纳Meek等人用构建信息披露明细表的做法来计算信息披露指数。这样,可将上市公司自愿性信息披露程度评价的指标体系分为：战略信息披露（28）、非财务信息披露（37）和财务信息披露（48）三个模块。
由于自愿性信息披露是属于定性项目，很难直接显示为数字进行计量。因此,在衡量上市公司自愿性信息披露质量时，按每家上市公司实际披露的项目总数，为每个样本公司评分。在评分时采用 “0-1指标评分法”，即若有一项属于自愿性披露项目,就计1分；否则计0分。应当注意的问题是,当某一项目并未包含在披露信息中，是计未披露还是计不适用(N/A )。通常将信息条目所赋予的分值汇总成信息披露指数。其方法有两种：一种是信息条目直接汇总，假定其重要性是一样的；第二种方法是对每一信息条目赋以权重，以反映信息条目的重要程度，然后加权汇总。两种方法原理相同，可互相替代。本文基于每一项信息对于信息使用者来说均有同样的重要性的假设,采用了第一种方法。即将每条信息的权重均看作1。 披露信息可分为定性的或定量两种，如果同一项指标的定量与定性信息同时披露，就会获得比仅仅披露定性或定量信息的指标更高的加分。故自愿性信息披露指数为:VDEi(i=1，2，3）分别表示用“0-1指标评分法”得到的战略信息披露指数VDE1（28）、非财务信息披露指数VDE2（37）和财务信息披露指数VED3（48）的数值。这样，上市公司的自愿性披露指数定义为: VDE=VD/MVD。其中VD是年报中已披露的自愿性项目分值之和；MVD是年报中应最大可能披露的自愿性项目的分值之和。
2．自变量定义
由于文献中（L.L.Eng，Mak，xxxx；Chen，Jaggi，xxxx）用净资产收益率ROE作为衡量公司当年盈利水平的变量时,均显较佳的解释力。因此,选取综合性最强、最具有代表性的衡量企业盈利能力的指标净资产收益率ROE来衡量公司的盈利水平。其计算公式为:ROE=净利润/权益总额。
（四）实证分析方法
首先，用“0-1指标评分法”计算出各公司的披露指数VDE,再建立线性回归方程,方程包括自愿性披露程度的信息披露指数(VDE)，净资产收益率(ROE)，回归截距和随机项。实证分析时先进行描述性统计，再用最小二乘法进行回归分析,并使用T检验和F检验来加以验证。
三、实证分析与结果探讨
（一）描述描述性统计
本研究将搜集的自愿性信息披露项目归纳到战略信息、非财务信息、财务信息三个模块中,其披露项目分别有28,37,48。用分析软件SPSS分析得到自愿性信息披露各模块的描述性统计结果如表2所示。描述性统计分析表明：整体上从表中可以看到，我国上市公司对于战略性信息的自愿披露水平在三个项目中最高，达到55％，其次是非财务信息，披露比率为49％，自愿性披露比率最低的是财务信息，为33％。而从总体的自愿性披露状况来看，我国上市公司的披露比率为13.19％,最大值为39%。这说明我们上市公司的自愿性披露的水平还是很低的。净资产收益率ROE的均值为7.0220,最小值为-43.43,最大值为30.90。

表2 自愿性信息披露各模块描述性统计
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）回归统计分析
根据回归统计分析模型,选用普通最小二乘法检验了上市公司自愿性披露质量与公司盈利能力的关系，其回归结果如表3所示。由表3可知, 上市公司自愿性披露质量,总体在0.001水平上具有显著性，相关系数r=0.932,表明上市公司自愿性披露质量与公司盈利能力之间呈现较强的正相关性，确定系数r2 = 0.8686 说明自愿性披露质量约有86.86%可以用盈利能力来解释。F=27.360，检验值在0.001水平上显著，支持了上市公司自愿性披露质量与公司盈利能力成正相关关系。t=16.541检验显著,表明回归方程有效,变量之间相关关系显著,即公司的盈利能力越强，其自愿性披露的信息越多。其回归结果与假设相符。
自愿性信息披露体系的三大组成模块与公司的盈利能力的回归结果表明:战略信息披露回归方程在0.001水平上, F=36.810 检验值不具有显著性，但是在0.01水平上显著,支持了上市公司自愿性战略信息披露质量与公司盈利能力成正相关关系。非财务信息相关系数在0.001水平上,F=37.976具有显著性，表明上市公司自愿性披露非财务信息质量与公司盈利能力之间呈现较强的正相关性。财务信息在0.001水平上，F=35.581检验值不具有显著性，即使在0.01水平上也不具有显著性,表明上市公司自愿性财务信息披露质量与公司盈利能力没有呈现较强的正相关性。

表3 回归结果
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、博弈分析与深层研究
从博弈角度分析,可将投资者与上市公司自愿性信息披露的博弈采用不完全信息动态博弈模型。即假定有一个上市公司和具有相似的偏好和行为的投资者整体构成两个博弈方。a’和b’是上市公司和投资者的最优反应，使得他们的期望效用或收益最优化。上市公司与投资者的纯策略分别为a和b。上市公司和投资者的博奕分析为:

a值比较大 a 上市公司的诚信和道德风险比较大。 上市公司比较诚实守信，股价未被低估后表现出高披露水平的可能性很小。既然现在是高披露水平，那么上市公司极有可能知道股价被低估，故投资者在观测到高披露水平时采取高需求策略才是明智的，投资者采取合作的态度，使得双方收益。 投资者比较不成熟，投机性强。 投资者的比较成熟，上市公司知道不能指望以高披露水平来欺骗投资者，促使上市公司表现出理性。
因此，我国上市公司业绩越好,越倾向于自愿披露信息，实际上述假设是有前提的：上市公司的自信由投资者的收益、自信决定，而投资者的自信又取决于上市公司的收益，它们之间的福利是相互依存的。而“我国投资者并不关心企业的经营状况，投机行为十分明显”，（吴世农，黄志功，1997）这种投资者不成熟的现象，打击了上市公司进行更好信息披露与沟通的主动性和质量。可以看出，对于自愿性披露的信息，投资者只有具备一定的收集、理解和反应能力时才会发挥信号作用；当然若市场中充斥着虚假的信息，则效率最低。自愿性信息披露的信号得到有效传递的基础是投资者的理性和上市公司的诚信，即业绩佳的企业在自愿披露更多信息后，市场上有信息反应。因此，体现出盈利能力对于上市公司自愿性披露总体及模块质量的影响并不是很稳定，财务信息模块没有通过检验、战略信息部分体现出较弱的相关关系。
[参考文献]：
1.乔旭东《上市公司年度报告自愿披露行为的实证研究》，《当代经济科学》，xxxx年第2期。
2.诸葛栋，封思贤，《公司业绩与自愿性信息披露的实证研究》，《技术经济》xxxx年第7期。
3. 崔雪刚，朱文明，《上市公司信息披露水平、公司特征与信息监管》，《第二届实证会计国际研讨会论文集》[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』 做实证研究样本至少选多少具有代表性

统计上说至少30才可以，才算大样本;但是还要看变量数，样本数至少比变量数多1个。这些都是样本的最低要求，如缺弯果实在想要详细的了解的话，建议看看和统计学相关的书或扮橘，这样可以对衫团你的帮助大一些。

『伍』 试析融资方式与企业绩效的实证

试析融资方式与企业绩效的实证

融资指为支付超过现金的购货款而采取的货币交易手段，或为取得资产而集资所采取的货币手段。 融资通常是指货币资金的持有者和需求者之间，直接或间接地进行资金融通的活动。如下三一篇关于融资方式与企业绩效的实证的论文，小伙伴们在写论文的时候不妨多加参考。

论文摘要： 中小企业资本结构不合理，已经成为资本市场不规范的一个重要表现。本文对我国中小企业板上市公司上市前财务数据统计分析，总结出中小企业融资偏好，用CORREL函数分析中小企业融资方式与企业绩效的关系，考察样本中小企业的融资方式优选顺序。

论文关键词： 中小板企业 内源融资 股权融资 债权融资 绩效

文献综述

在中小企业融资方式选择方面，各国都做了深入研究，研究成果主要集中在制约企业融资的外部因素和内在因素、企业融资的策略、债券融资和股权融资等方面。Modigliani和Miller(1958)在资本市场完善、资本可以自由流动、利率一致、不存在税赋等假设条件下，运用马歇尔的市场均衡分析方法，论证了融资方式选择与企业价值无关的观点。权衡理论学派的Robichek和Myers(1966)等综合了税收差别学派和破产成本学派通过放宽无税负和无破产成本假设论证存在市场套利成本，且最小的套利成本对应着最优资本结构的观点，认为应在不同资本的收益与套利成本之间进行权衡，以确定融资方式。Myers(1984)采用信息不对称理论的分析框架，发现企业在利用不同融资方式时存在一个优先顺序，即内部融资优先于外部融资，债权融资优先于股权融资。Jensen和Meckling(1986)认为在市场越来越完善的前提下，由于信息不对称和存在利益不一致，资本所有者和经营者之间存在代理成本，企业最优融资方式选择应能使综合代理成本最小。Opler和Titma(1994)认为融资方式同企业在其产品、要素市场上的竞争程度和竞争策略有关，企业选择融资方式时应该考虑破产清偿可能给消费者和供应商造成的损失。

目前，国内对中小企业融资方式研究的成果较多，童盼和陆正飞(2005)从静态的角度考察企业融资方式与其决定因素之间的关系，对融资方式与企业规模、成长性、盈利能力、非债务税盾、资产抵押价值及经济附加值等因素之间的'关系进行了细致研究。张军等(2005)认为企业的股权和债务都存在融资过度的倾向。朱德新和朱洪亮(2007)则发现中小企业的融资决策遵循“内部融资—负债融资”的次序，既不符合权衡理论，也不符合最优融资顺序理论。罗正英和段佳国(2006)认为中小企业的融资方式受外部环境的影响，更主要的是取决于企业内生性多种变量及其相互关系的作用，尤其是企业治理结构和资本市场成为融资方式选择关注的对象。肖作平(2009)认为在不同法律制度环境下，控股股东对融资方式的影响是有差异的，债务水平受法律制度环境的影响。由此可见，国内学者对融资方式选择的研究已经比较深入。

综上所述，经济学家们对中小企业融资的问题进行了多方面研究，但是由于企业面临的经济环境不同，影响着我国中小企业直接借鉴其它国家成功融资方法的效率。目前我国不少中小企业发展迅速并成功上市，且在所属行业中处于优势地位。相对于沪深主板市场中的上市公司，中小板企业表现出更好的盈利性与更高的成长性。然而，对大多数非上市中小企业来讲，融资问题依然是制约企业发展的瓶颈。

融资方式选择与中小企业绩效的实证研究

(一)样本选取与数据来源

本文的研究样本为2004-2007年所有中小板企业上市前一年的财务报告数据资料，上市公司数量分别为38、50、102、202家，数据来源于各中小企业的《招股说明书》。通过Excel中的C0RREL函数对样本企业不同融资方式筹资金额与当年净收益以及主营业务增长率计算相关系数，然后进行线性回归分析，借以判断选用何种融资方式能够低成本并且及时地获取所需资金，实现企业价值的最大化。

(二)变量安排

本文采用净利润、主营业务增长率作为反映中小企业绩效能力的指标。严格来说，企业的业绩很难加以界定与衡量，至今没有一种方法能够明确告知企业是否具有较高的盈利性，作为会计计量结果的净利润，反映了一定时期的收入与成本水平，作为销售规模、成本控制、资产营运、筹资结构的综合体现，是衡量企业经营成果的主要指标;主营业务增长率是评价企业成长状况和业绩发展的重要指标，是预测企业业务拓展趋势的重要标志。融资方式选择内源性融资、长期债权融资和股权融资，试图更加准确地描述融资方式与中小企业业绩的相关性。

(三)实证检验

实证检验可以用相关系数的变化范围判断变量的相关程度，通过C0RREL函数计算相关系数r，判断标准如下：│r│=0完全不相关;0<│r│≤0.3基本不相关;0.3<│r│≤0.5低度相关;0.5<│r│≤0.8显著相关; 0.8<│r│<1高度相关;│r│=1完全相关。

r的绝对值越接近1表示相关的程度越强，是正相关还是负相关，则由r的符号定：r>0正相关;r<0负相关。

本文采用CORREL函数分析2004-2007年净利润、主营业务收入增长率与不同融资方式之间的相关性，具体相关系数运行结果如表1所示。

根据运行结果参照判断标准可以看出：

1.2004年内源性融资与净利润的相关系数为0.85，两者表现出了高度相关性;内源性融资与主营业务收入增长率的相关系数为0.42，两者之间低度相关，而其他几组数据之间基本不相关。

根据内源性融资分别与净利润、主营业务收入增长率的相关关系，把内源性融资、净利润和主营业务收入增长率作为回归的形式参数建立线性回归方程：y=a+bx，利用INTERCEPT计算a，用SLOPE函数求出b，进一步分析它们之间的联系。

a1=INTERCEPT(净利润，内源性融资)=12300593

b1=SLOPE(净利润，内源性融资)=0.35

建立直线回归方程：

y=12300593+0.35x

a2=INTERCEPT(主营业务收入增长率，内源性融资)=0.19 b2=SLOPE(主营业务收入增长率，内源性融资)=2.1

建立直线回归方程：

y=0.19+2.1x

结果表明，随着内源性融资的增加，净利润、主营业务收入增长率均在增加，但主营业务收入增长率的斜率2.1更大，表现为更高的增长性。

2.2005年内源性融资与净利润的相关系数为0.85，两者表现出了高度相关性;长期债权融资与净利润的相关系数为-0.41，两者之间低度负相关，而其他几组数据之间基本不相关。

根据内源性融资、长期债权融资分别与净利润的相关关系，把内源性融资、长期债权融资和净利润作为回归的形式参数建立线性回归方程，进一步分析他们之间的联系。

a3=INTERCEPT(净利润，内源性融资)=7182656

b3=SLOPE(净利润，内源性融资)=0.37

建立直线回归方程：

y=7182656+0.37x

a4=INTERCEPT(净利润，长期债权融资)=48921568

b4=SLOPE(净利润，长期债权融资)=-0.16

建立直线回归方程：

y=48921568-0.16x

结果表明，随着内源性融资的增加，净利润稳定增加，而长期债权融资的增加导致净利润的下降，可能是因为承担过多的债务成本所致。

3.2006年内源性融资与净利润的相关系数为0.87，两者表现出了高度的正相关性，其他几组数据之间基本不相关。

根据内源性融资与净利润的相关关系，建立线性回归方程为：y=a+bx，利用INTERCEPT计算a，用SLOPE函数求出b。

a5=INTERCEPT(净利润，内源性融资)=4479851

b5=SLOPE(净利润，内源性融资)=0.32

建立直线回归方程：

y=4479851+0.32x

结果表明，随着内源性融资的增加，净利润稳定增加，研究结果与前两年相同。

4.2007年内源性融资与净利润的相关系数为0.83，两者表现出高度的正相关，其他几组数据之间基本不相关。

根据内源性融资与净利润的相关关系，建立线性回归方程为：y=a+bx，利用INTERCEPT计算a，用SLOPE函数求出b。

a6=INTERCEPT(净利润，内源性融资)=3789509

b6=SLOPE(净利润，内源性融资)=0.31

建立直线回归方程：

y=3789509+0.31x

结果表明，随着内源性融资的增加，净利润稳定增加，研究结果与前几年相同。

结论

本文基于我国上市中小企业融资方式与绩效的实证研究，结果表明：不同时期上市的中小企业上市前内源性融资与净利润存在着高度相关性，从回归方程中可以发现，净利润随着内源性融资的增加而增加，这主要是内源性融资是由企业的留存收益转换而成，净利润的增加必然加大内源性融资规模。部分样本企业显示出内源性融资与主营业务收入增长率的正相关性，一般情况下内源性融资较多的企业，企业的利润质量不断提高，盈利能力增强，企业的发展前景比较乐观。样本企业表现出长期债权融资与净利润存在负的相关性。从线性回归方程可以看出，长期债权融资与净利润之间有相反的走势，这可能是由于长期债权融资给企业带来较高的债务成本，如筹资费、利息费用等减少了企业的利润。

由于目前我国资本市场不完善，中小企业进入公开市场融资的门槛过高以及自身治理结构和信息披露的缺陷，很少能通过发行股票进行筹资，加上一些中小企业在成长阶段依靠内源性融资或股东扩股增资的限制，通过向金融机构筹资或者发行债券融资是一条可行的途径，虽然融资成本摊薄了利润，但是企业通过资本运营带来的收益足以支付融资成本，同时债权融资可以发挥财务杠杆的作用提高每股收益，债权融资的节税收益也有利于增加股东财富。

参考文献：

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.张雄华，赵戴怡，庄慧慧.中国中小板市场发展现状和趋势分析[J].中国风险投资，2012(6)

7.童盼，陆正飞.负债融资对企业投资行为影响研究：评述与展望[J].会计研究，2005(12)

8.金永红，钱雯婷.我国中小板企业融资方式选择对企业盈利能力影响研究[J].软科学，2010(3)

9.张军，郑祖玄，赵涛.中国上市公司资本结构：股权融资偏好、最优资本结构、还是过度融资?[J].世界经济文汇，2005(6)

10.朱德新，朱洪亮.中国上市公司资本结构的选择—基于两种主要理论的检验[J].南方经济，2007(9)

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『陆』 对于IPO公司利润影响要素分析论文

对于IPO公司利润影响要素分析论文

利润是一个企业生存与发展的基础，同时它也是投资者进行投资决策的最重要影响因素之一。然而，由于会计分期假设和权责发生制的使用决定了某一期间的利润并不一定意味具有可持续性、利润带来的资源并不一定具有确定的可支配性，利润的高低也并非一定反映企业盈利能力的强弱[1]。因此，如果管理者或者投资者仅仅将企业利润作为决策的标准，势必会加大他们承担的风险，所以不管是管理者还是投资者都越来越关注企业的利润质量。所谓利润质量是指利润的形成过程以及利润结果的情况，体现公司利润的变现能力，持续性和稳定性[2，3]。高质量的利润能为企业的发展提供良好的盈利基础，同时也为投资者进行投资时降低风险、增加收益提供保障；低质量的企业利润则可能阻碍企业的持续发展，增加投资者的投资风险。因此，研究公司利润的质量不仅对公司自身发展具有重要的指导意义，还对投资者投资具有重要的参考意义。

1文献综述

至今为止，国内外学者从多个角度对企业的利润质量进行了分析研究。DhaouiAbderrazak，OuidadYousfi（2010）研究了目前的研发战略的决定因素和分析对财务绩效与盈余管理的权力下放的R&D的影响，研究结果表明跨国公司的研发权力下放，以改善公司的盈利能力，而管理人员的优势，可以得到一些私人和非转让的盈余管理而增加的好处[4]。因为产生这样的结果就会鼓励人们分散自己的研发，以增加盈余管理。MihirA。Desai（2005）认为企业为了赢得资本市场，夸大其盈利水平，往往采取避税这种方式，表面上提高了企业的利润质量，却导致企业的财务报告越来越不值得信赖[5]。PatriciaM。Dechow等（1995）对美国企业的实证分析发现企业的经营现金流量占的比重较高企业的利润质量较高，组成企业利润的应计利润和经营现金流量相比，应计利润的持续性弱于经营现金流量[6]。陈小林，林昕（2011）认为管理者会出于不同目的对盈余进行管理，近而将盈余管理按属性分为决策有用性盈余管理和机会主义盈余管理，审计师将根据不同的盈余管理属性出具不同的审计意见[1]。郭世辉，崔文姣（2009）则以应收账款规模、应收账款周转率和主营业务收入增长率与应收账款增长率的差额为变量构建了应收账款视角的利润质量评价模型，并得出应收账款规模与利润质量呈负相关，而应收账款周转率、主营业务收入增长率与应收账款增长率的差额对利润质量有正的影响[7]。田甜（2008）在分析了影响企业利润质量的因素后，提出应从加强企业应收账款管理，提高企业资产获利性等途径提升企业利润质量[8]。王秀丽（2005）从利润结构角度研究了利润质量问题认为高质量的利润结构应体现出与企业发展战略相符合性、与资产结构的匹配性、与对应的现金流量结构的趋同性、主营业务的核心性以及利润自身结构的协调性等特征[2]。

此外，周晓苏（2004）则通过关联规则分析了微利公司的利润质量，发现微利公司通过非经营业务增加流动资产、或减少流动负债等方式来提高企业的流动比率，可以达到提高公司利润质量的目的[9]。综上来看，目前国外的学者对利润质量的研究则主要集中在盈余管理，应计利润和经营现金流量对企业利润质量的影响，国内学术界则是从审计意见，企业利润结构、应收账款、资产流动性角度来研究上市公司利润质量的影响因素，而鲜有从受利润质量影响的股票价格方面，对利润质量进行分析。同时，IPO公司作为最受股民追捧的企业而学者们却忽略了对其利润质量影响因素的研究。本文选择IPO公司利润质量作为研究对象，运用因子分析法分析影响IPO公司利润质量的因素，并运用Logistic模型来探讨其影响的方向和显着性。

2研究假设和理论依据

股票价格能够反映公司的历史信息，是投资者分析决策的重要依据。然而已有研究成果表明股票价格不能直接反映公司利润质量。一方面，股票价格受股票市场有效性影响，不同有效性的股票市场的股票价格对反映公司利润往往具有不同的信度，无效的股票市场的股票价格不仅不能真实的反映公司历史信息，也无法真实反映公司利润的质量，因此，本文假设中国的股票市场是具有弱势有效性的，IPO公司提供的财务信息真实可靠。另一方面，股票价格瞬息万变，股价不能反映企业利润的稳定性，也无法为投资者提供直接的利润质量信息。因此，本文选择股票价格变异系数而非股票价格来衡量企业利润质量，是因为股票价格变异系数越小风险越小，投资者投资是对企业利润的长期增长和稳定性分析结果的理性人选择。此外，根据公司法、证券法的规定，从未上市的公司若要成为上市公司，必须由审计师对其前一年的财务报告，出具标准无保留意见，这也意味着从新上市公司前一年财务报告中获取的财务指标值得信赖。

3影响IPO公司利润质量变量选择和样本数据选取

3.1影响IPO公司利润质量变量选择

基于以上假设和现有的研究成果，从体现公司利润的形成过程以及利润的结果两个方面对影响IPO公司利润质量的变量进行选择。（1）体现公司利润的形成过程：应收账款周转率（X1）、存货周转率（X2）、流动比率（X3）、速动比率（X4）、每股现金净流量（X7）、每股经营现金净流量（X8）、扣除非经常性损益后的每股收益（X9）。（2）体现公司利润的结果：扣除非经常性损益后的净利润（X5）、营业利润率（X6）、净资产收益率（X10）、税后利润增长率（X11）11个指标作为影响IPO公司利润质量的影响因素进行实证分析。此外，选择各个上市公司收盘价格的变异系数作为衡量利润质量优劣的标准。

3.2样本数据选取

本文原始数据主要来源于大智慧软件和宏源证券软件，新股信息则来自于东方财富网（http：//data。eastmoney。com）。基于研究需要，本文对预选样本按以下标准进行剔除：

（1）本文只选择2010年第一季度上市的IPO公司作为分析样本。因为公司将在第一个季度的15天以内报出该企业第一季度的财务报表。但若公司3月31日上市，则该公司第一季度股票收盘价格变异系数为0，对其进行分析意义不明显，这样的IPO公司将被剔除。

（2）本文选者的财务指标都在一定的范围之内，对异常指标将予以剔除。例如，人人乐其资产周转率达到了8800多，远远的超过其他公司的资产周转率。

（3）金融企业与其他企业相比，具有特殊的风险，资本的财务杠杆率高等特点，因此金融企业也不在本文的研究范围之内。通过以上筛选最终有85家IPO公司符合本文的研究要求，所有数据均来自于2009年各个公司的年报数据。

4实证分析

4.1因子分析

因子分析法是通过研究众多研究变量内部之间的相互依存关系，旨在运用假设的少数几个变量来表示原来变量的主要信息的研究方法。根据因子分析法的操作原理和基本步骤，并对原始变量进行标准化的`基础上，建立的因子分析数学模型如下：x1=a11F1+a12F2+∧+a1mFm+ε1x2=a21F1+a22F2+∧+a2mFm+ε2∧xn=an1F1+an1F1+an2F2+∧+anmFm+ε{m（1）其中，xi为原始变量，aij为因子负荷，Fi公共因子，εi为随机扰动项。对样本数据进行KMO和球形Bartlett检验，检验结果见表1。从表1可知，Bartletts检验结果拒绝了各变量独立的假设，KMO统计量为0。623，大于临界值0。5，所以比较适合进行因子分析。进行因子分析后，得出主成分信息（见表2）。从表2可知由相关矩阵求得特征值，方差贡献率和相关贡献率中，前5个主成分的特征值均大于1，他们的累积贡献率达到75。95%，说明这5个因子能够比较全面的解释利润质量的总体水平。提取5个因子后，计算出各变量的共同度（见表3），结果显示每一个变量的共性方差均大于0。5，且大部份接近或者超过0。7，说明这5个因子能够较好的客观地反映了原变量的大部分信息。由这5个主因子与上述11个变量得到的因子载荷矩阵，因为初始的因子载荷矩阵系数不是太明显，为了使因子载荷矩阵系数向0—1分化，本文对其采取方差最大旋转，旋转后的结果见表4。根据表4，我们得到的主因子的表达式为：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包括流动比率，速动比率，资产负债率，每股现金流量，F2包括应收账款周转率，营业利润率，F1和F2体现企业利润的变现能力等。F3包括扣除非经常性损益后的每股收益，净资产收益率，F4包括每股经营现金净流量，税后利润增长率，F5包括扣除非经常性损益后的净利润。F3，F4，F5表现企业利润的持续性和稳定性。

4.2Logistic回归分析

在对以上变量进行了因子分析后，我们还需要对其影响方向和显着性进行进一步的分析。因此本文在因子分析后，运用Logistic模型进行分析。根据Logistic分析要求，因变量必须是二分类变量。因此，我们首先将IPO公司的股票收盘价的变异系数从小到大排序，并规定排在前面的43家公司为利润质量较高的公司，Y值为1，剩下的42家公司Y值为0。在前面的分析中，提取了5个主因子，将5个主因子作为新变量进行logistic回归分析。Logistic的回归模型为：pi=ea+∑k=nk=1βkki1+ea+∑k=nk=1βxki（2）对其进行变形得到：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（即利润质量高）的概率，F1表示提取的5个主因子。运用spss16。0进行logistic回归，得出综合回归结果，综合回归结果中卡方值为15。922，其达到了0。05的显着性水平，对其进行的Hosmer—Lemeshow检验，Hosmer—Lemeshow统计值的概率P为0。825大于显着性水平0。05，说明模型的拟合优度较好。Logistic回归具体结果见表5。得到logistic回归模型为Logit（p）=0。450—0。725F1+0。264F2+0。242F3+0。606F4+0。313F5

5结果分析与结论

5.1结果分析

从表5结果来看：第一主因子F1的Wald值为4。938，大于其它主因子的Wald值，且显着性水平达到了0。05。第一主因子F1包括流动比率，速动比率，资产负债率，每股现金流量。由回归系数符号，我们得知作为样本的IPO公司的上述几个指标对利润质量有影响，且为负向影响，则意味着这些指标值越大，企业的利润值越不高，股价的波动性越大。流动比率，速动比率，资产负债率，每股现金比率的最佳值都存在一定的范围，若超过这个范围，企业的发展就会受到影响。如流动比率（流动资产与流动负债的比值）的最佳值为2：1，但在研究的85个样本中只有4个样本的流动比率接近于这个最佳值。这也在另一方面说明了中国的投资值对一个企业的评价，很大程度上来自于该企业的偿债能力。第四个主因子F4的wald值为4。89，其显着性水平达到了0。05，这个主因子包括了每股经营现金净流量，税后利润增长率。从上表中，我们得知？4为0。606，回归系数符号为正，则表明每股经营现金净流量，税后利润质量增长率对利润质量是正向影响。即每股经营现金净流量越大，税后利润质量增长率越高，表明企业的利润质量越好，投资者向这些公司投资的风险越小。主因子F2，F3，F5主因子的Wald值都没有通过检验，说明这些因子包括存货周转率，扣除非经常性损益后的净利润，营业利润率，每股收益，每股经营现金净流量，净资产收益率对利润质量的影响不显着，但并不能说明这些因素可以忽略。

5.2结论

本文用股票价格的变异系数代表利润质量进行影响因素分析，并不能全部解释利润质量的影响因素，因为影响股价的因素不仅包括利润质量方面的信息，还要受很多其他方面的影响。如方曙红，李正逸（2007）以资本资产定价模型为基础，分析利率变动对我国股票股价的影响，最后得出在一般情况下，利率的上升，将会导致股票价格的下降[10]。所以回归结果虽然不够理想，但是总的来说仍然可以接受。本文通过因子分析法，logistic回归分析，发现每股经营现金净流量，税后利润质量增长率对IPO公司的利润质量有显着的正向影响，其中流动比率，速动比率，资产负债率，每股现金比率对IPO公司的利润质量有显着的负向影响。因此，管理层在对公司进行管理的时候，应该关注公司的流动资产，速动资产，以及负债等，不断提高公司的利润质量。

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『柒』 如何选择研究样本

因为需要比较总经理变更前后各两年的业绩，所选取的样本公司在总经理变更前后至少有5年的财务数据和总经理的年龄、学历数据。财务数据来自Wind数据库和CCER数据库。年龄、学历和MBA毕业院校数据通过Wind数据库和网络搜索而得。经过筛选后，得到了127家符合条件的公司，共635个年报数据可用于分析。 如何避免外部因素(行业变化、宏观政策和经济危机等)对研究结果的影响? 在研究中，每个公司的业绩为本公司业绩减去“配对公司”的业绩。“配对公司”和样本公司位于同一行业，也同样是上市公司，在研究所选取的时间段内，总经理未发生变更，而且资产规模和销售规模和样本公司相比(总经理变更前一年)，非常接近。也就是说，样本公司的业绩是“相对业绩”。 如何避免内部因素对研究结果的影响? 在某些公司，公司的经营实际上由董事长负责。另外，董事会的作用也不容小觑。也就是说，公司业绩的改善，不一定归功于总经理。为了印证研究的准确性，研究者从总样本(127家公司)中选取了85个公司作为子样本，采取相同方法进行了研究。子样本的选择标准是：总经理兼任董事长或总经理薪酬高于董事长—— 通过这两个指标，可以认定这些公司的实际经营者是总经理。 用什么指标来衡量公司的业绩? 很多公司在总经理变更前后，会进行盈余管理。为了避免盈余管理的影响，研究者用总资产营业利润率来衡量公司的业绩。同时，为了印证研究的准确性，还采用总资产利润率和主要受总经理影响的存货周转率作为指标，用同一方法进行了测试。