上市公司市值管理研究范文
时间：2023-12-22 11:29:57
上市公司市值管理研究篇1
关键词：管理层持股 CEO持股 公司价值 托宾Q 国家持股比例
一、引言
出于对管理层激励等各种目的的考虑，管理层持股的现象越来越普遍，管理层持股与公司价值的关系讨论也成为公司治理研究的热点问题之一。大多数学者认为两者是相关的，但在两者呈何关系的问题上，观点差异较大。从外国文献来看，大部分研究认为管理层持股与公司价值呈非线性关系，有的学者认为呈分段线性关系，也有学者认为两者呈曲线关系。国内学者的研究多认为管理层持股与公司价值相关性很低或基本不相关。大部分学者都赞成管理层持股与企业的业绩存在必然的联系， Baker， Jensen 和Murphy （1988）提出，一个企业要想运营良好，如何对管理者付酬是关键，而股权激励就是较好的选择。但Kole （1996）认为企业的经营成果与领导者持股的多少无关， 但是经营成果直接决定了领导层持股的水平。部分学者支持领导层持股与企业的运营业绩之间互相影响的观点。Chung 和Pruitt（1996）通过联立方程模型检验了二者的相关性，了Kole等所支持的的业绩决定管理层持股的结论。还有学者认为这两者之间为分段的线性相关关系，Morck ， Vishny 和Shleifer（1988）通过研究1980年至1987年的企业数据，得出当管理层持股的涨幅为0 %～6 %时，托宾Q上升；当涨幅为6%～26%时，托宾Q反而下降；当涨幅大于26 %时，托宾Q上升。我国学者对于管理层持股比例与企业业绩之间的关系也存在不同的看法， 但是大部分认为两者之间并无明显关联。韩亮亮、李凯、宋力（2006）通过实际数据也验证了企业的管理者持股的水平与企业的经营状况之间并无明显的正相关。韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）认为企业的管理层持股水平与企业经营业绩之间基本不存在相关关系，该结论与前述观点基本一致。李增泉（2010）经过研究表明， 当企业的管理层持股的数量较少时对其无激励效果，只有当数额增大到足够多时，持股水平才会决定企业的运营状况。魏刚（2012）通过实例验证了企业的领导层层持股的水平与公司运行业绩之间为正相关关系。在分析过程中，大多学者采用单一方程来建模，有些人甚至未对变量进行约束，所以这些结果还有待进一步的检验。本文旨在围绕管理层持股与公司价值的关系这一问题，总结国内外有代表性的观点和实证研究结论，利用我国相关上市公司的数据，研究我国上市公司中管理层持股与公司价值之间的关系。
二、研究设计
（一）研究假设 在管理层持股与公司价值的研究中，学者已归纳出并普遍接受的两个重要假设是利益趋同假设和掘壕自守假设。在管理层对公司只有管理权而无索取权的情况下，利用与所有者之间的信息不对称，管理层作决策时会从自身利益出发，可能会损害所有者的利益，成本随之产生。利益趋同假设认为管理层持股可以将管理层变成所有者，减少成本，提高公司价值。掘壕自守假说认为管理层持股会使管理者的权利过大，公司被兼并的可能性降低，从而引起外部监管的难度和成本上升，公司价值降低。学者普遍认为这两种假设同时存在，但根据管理层持股水平的不同，两种假设的影响程度有所不同。因此，提出假设：
假设1：管理层持股与公司价值呈非线性相关关系
在管理层中，CEO是主要的决策人，负责董事会决议的传达、公司战略的制定、及两者之间的信息沟通。与其他管理者相比，CEO在公司治理中所起的作用是举足轻重的，CEO持股对公司价值的变化更具影响力。因此，本研究提出假设：
假设2：CEO持股与公司价值显著相关，且相对于其他管理层占主导地位
假设3：其他管理层与公司价值显著相关
（二）变量定义 （1）被解释变量——公司价值。在过去的同类研究中，学者多选用托宾Q作为公司价值的衡量指标，本研究也选用托宾Q衡量公司价值。流通股存在活跃的市场交易，因此选取2010年12月31日当天公司股票在沪深股市的收盘价来计算流通股的市场价值。非流通股由于不存在活跃的市场交易，市场价值很难衡量，因此本研究选用2010年12月31日摊薄后的每股净资产代替非流通股的市场价值。同理，选取2010年12月31日的截面数据，用公司负债的账面价值替代负债的市场价值，用公司总资产的账面价值衡量总资产的重置成本。（2）解释变量——管理层持股比例、CEO持股比例、其他管理层持股比例。本研究中对于管理层的范围界定如下，包括公司董事、监事、董事会秘书、总经理、副总经理、总裁、副总裁、财务总监、总工程师。以2010年12月31日为截面，用该时点的管理层持股总数除以总股数来计算管理层持股比例。CEO的范围包括总裁和总经理，同样选取2010年12月31日的数据计算持股比例。其他管理层持股比例为管理层持股比例减去CEO持股比例。（3）控制变量。本研究选取公司总资产账面价值的自然对数来衡量公司规模，选取2010年12月31日的截面数据。在国家持股方面，由于国有法人的实际控制者是国家，所以本研究将2010年12月31日国家持股数和国有法人持股数求和，用其占公司2010年初总股本的比例来计算国家持股比例。对于公司无形资产价值的衡量，Chun（1993）和Griffith（1999）都选用公司研发支出和广告支出为衡量标准。由于数据来源的局限性，本研究选用公司2010年年报中无形资产的账面价值。韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）也是以这一数据为依据来计算无形资产比重的。财务杠杆的衡量指标是资产负债比，本研究选取样本公司2010年年报中的相关数据来计算资产负债比。
（三）模型建立 本研究建立如下回归方程：Firm value=α+？茁1X+？茁2X2+？茁3X3+rnControl variablesn。
其中，Firm value代表公司价值，a代表常数项，β1、β2、β3代表回归参数，X、X2、X3代表解释变量及其平方项和立方项。本研究选取的解释变量包括管理层持股比例、CEO持股比例、除CEO外的管理层持股比例。Control Variables代表控制变量，本研究选取的控制变量包括公司规模、国家持股比例、无形资产价值、财务杠杆。rn代表相应控制变量的回归系数。
（四）样本选取和数据来源 本研究以我国发行A股的上市公司为样本，选取数据主要为截面数据，时间分别为2010年1月1日和2010年12月31日。在样本公司中，有976家发行A股的公司披露了管理层持股的相关信息。为了减少其他因素对研究数据的干扰，本研究对样本进行了如下筛选：保证报告年度的完整性，本研究剔除了在2009年12月31日之后上市的公司样本，共17家，剔除尚未披露2010年年报的公司，共132家；为了避免A、B和H股之间的差异，本研究选取仅在A股上市的公司样本，剔除发行B、H股的上市公司98家；本研究剔除了ST、* ST的样本，共37家；通过分析发现，不存在净资产为负的样本。因此，本研究选取692家样本来研究管理层持股与公司价值之间的关系。样本数据全部来自Wind中国金融数据库。
三、实证检验分析
（一）描述性统计 表（1）是对2010年样本公司相关变量的描述分析。从统计数据可以看出，在2010年管理层的持股比例平均为6.03%，中位数为0.03%，最大值为75.00%，吴淑琨（2001）对类似样本的研究表明，在1997年至2000年之间仅发行A股的样本公司管理层持股比例的平均水平均在0.10%以下，最大值为2.20%。在韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）对2004年截面数据的研究中，管理层平均持股比例为3.90%，最大值为96.39%。说明在最近10年，管理层持股在我国的发展迅速，而且持股比例也有了明显的提高。Griffith（1999）以财富500强公司为样本研究了1996年管理层持股的情况，中位数为7.35%。我国管理层持股水平明显低于这一水平，意味着我国管理层持股机制较外国公司而言还相对落后。2010年CEO持股比例的平均值为4.01%，中位数为0.00%，最大值为63.95%，说明样本公司中CEO持股比例依然较少，样本点在低比例处较为集中，但也有个别公司持有比例较高。在692家样本公司中有70家为2007年首发上市，其CEO持股比例的平均值为20.41%，最大值为63.95%，中位数为20.90%，对整个样本CEO持股水平影响较大，说明CEO持股在新上市公司中较为普遍，更多的公司在治理中接受股权激励政策。托宾Q的平均值为1.38，最小值为0.80，中位数为1.21，最大值为8.57，在韩东平（2007）的分析结果中，相应的托宾Q值分别为1.51、0.26、1.37、3.44，比较发现，平均值和中位数变化不大。
（二）回归分析 管理层持股比例、CEO持股比例、除CEO以外的管理层持股比例与托宾Q之间的关系为，一次项和立方项的系数为正，说明利益趋同假设在一定持股水平下起主导作用，平方项的系数为负说明掘壕自守假设在某一持股比例下起指导作用表（2）。从回归1可以看出，这两种假设在我国也同时成立，但相关性同样很微弱。由图（1）可见，托宾Q先随管理层持股比例的增长而上升，利益趋同效应在这一阶段的作用较明显；当管理层持股在20.89%和61.58%之间时掘壕自守假说的效应超过利益趋同效应，托宾Q随之下降；当持股比例超过61.58%后，利益趋同效应再次占主导地位，Q又开始上升。在显著性方面，回归方程的整体显著性较强，与回归1相似，同样也能证明假设1的成立。（2）由图（1）可见，在回归2中当CEO持股比例小于14.50%或大于45.42%时，托宾Q上升；当持股比在14.5%和45.42%之间时，托宾Q随CEO持股比例的上升而减小。回归2通过显著性为1%的检验，印证了假设2。以3次方的回归模型为例，CEO持股对托宾Q的影响力大于除CEO外的管理层持股对托宾Q影响，在一定程度上起主导作用。该分析结果与Griffith（1999）的研究结果相同。（3）由图（1）可见，在回归3中，持股比例在10.42%-36.10%之间时与托宾Q负相关，在其他范围内两者正相关，验证了假设3。综上所述，假设1、假设2、假设3得到了验证。管理层持股与公司价值呈显著非线性相关关系，CEO持股更具有影响力。3个回归方程都通过了5%水平的显著性检验，利益趋同效应和掘壕自守效应得到较充分的证据支持，这与Morck、Shleifer和Vishny（1988）、Griffith （1999）的结论相似，与Chun（1993）通过研究500强企业1976年的相关数据得出的结论不同。
四、结论与建议
（一）结论 本研究分别以管理层持股比例、CEO持股比例、除CEO外的管理层持股比例为解释变量，以国家持股比例、公司总资产账面价值的自然对数、无形资产账面价值占总资产的比例、资产负债比为控制变量，对公司价值托宾Q进行了非线性回归和显著性检验，结论如下：（1）管理层持股与公司价值存在非线性相关关系，同时利益趋同效应和掘壕自守效应得到有效证明，假设一成立。但回归分析的显著性不稳定，说明管理层持股的经济模式在我国尚未发展成熟。这与杨梅（2004）、韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）的研究结论相似。（2）CEO持股与公司价值存在显著的相关关系。与其他管理者相比，CEO持股可能存在主导作用，但CEO对企业经营管理的驾驭能力没有发挥出来。
（二）建议 从以上实证分析可以看出，我国管理层持股政策尚未发展成熟。为了使该项政策在公司治理中发挥其应有的作用，提出以下政策建议：（1）发展并完善对管理层的股票激励制度。管理层的股票激励制度很早就被欧美企业引入了公司治理体系中，经过几十年的适应与调整，这一制度已经逐渐趋于完善。国外的大量研究证明管理层持股在低于一定上限时，与公司价值存在正相关关系。本研究没有发现二者存在明显的相关关系，主要原因是管理层持股在我国刚处于起步阶段。由于管理层持股制度尚未与公司整体的治理体系接轨，致使其没有发挥应有的效用。鉴于该所有权分配制度在外国企业有很明显的激励效果，我国企业应该根据自身的经营状况，建立适用的管理层持股制度，以进一步提高管理层提升公司价值的积极性，从而使股东利益最大化。（2）重视管理层持股在国有企业中的发展。由于国有企业长期拥有垄断优势，在公司治理方面思想保守，缺乏制度创新。制度的缺陷导致管理层因为私利而损害国家利益，造成国有资产流失的事件频频发生。而非国有企业能够及时学习并引入先进的制度，敢于创新，勇于实践。在我国，剔除垄断优势的影响，民营企业的发展较为迅速，经营业绩明显好于国有企业。随着我国经济市场化水平的提高，国有企业要想经得起市场的考验，就应该将管理层利益与公司利益相挂钩，使其为企业的业绩真正承担起责任。（3）制定相关的管理层监督制度。在外国的相关研究中，当管理层持股水平较高时，掘壕自守效应带来的负面影响就会起主导作用，致使公司价值下降。由于我国企业管理层持股水平大都集中在一个很低的水平，所以受到掘壕自守效应的影响有限。但由于我国公司治理制度不健全，监督机制漏洞较多，不能排除在低持股比例时，管理层持股与公司价值之间存在负相关关系的可能性。因此，在发展管理层持股机制的同时，企业也要注重加强对管理层的监管。（4）完善资本市场的有效性。由于资本市场的不完善，市场不能公正合理的评估公司价值。高估或者低估公司市值会导致对管理层经营绩效评价的扭曲，从而在一定程度上削弱管理层持股的激励效应。加强资本市场的有效性势在必行，要倡导理性的投资理念，提高投资者素质。政府要减少对企业的保护措施，使企业能纳入完全市场化的运行机制当中，独立经营，自负盈亏。同时要提高企业经营绩效信息的透明度，制定相应的措施强制披露，并提高信息的可理性，这样可以有助于市场对企业的正确估价。要完善兼并与收购机制，使企业被兼并的风险尽量保持在一个稳定水平，使管理层总是处于一定的外部压力下，对其行为产生一定的约束作用。
参考文献：
[1]韩东平、颜宝铜、郭峻：《管理层股权设置与上市公司绩效的实证研究》，《财会通讯（学术版）》2007年第8期。
[2]韩亮亮、李凯、宋力：《高管持股与企业价值——基于利益趋同效应与壕沟防守效应的经验研究》，《南开管理评论》2006年第4期。
[3]李增泉：《激励机制与企业绩效——一项基于上市公司的实证研究》，《会计研究》2010年第1期。
[4]魏刚：《高级管理层激励与上市公司绩效》，《经济研究》2012年第9期。
[5]George P.Baker，Michael C. Jensen， and Kevin J. Murphy， Compensation and Incentives： Practice vs. Theory， Journal of Finance， 1988.
[6]Kole， S. R.， Managerial Ownership and Firm Performance： Incentive or Reward， Advance in Financial Economics， 1996.
[7]Chung K H. Pruitt S W.， Executive Ownership， Corporate Value， and Executives Compensation： a unifying framework， Journal of Banking and Finance，1996.
上市公司市值管理研究篇2
关键词：资产减值；盈余管理；上市公司
一、盈余管理的涵义及动机
（一）盈余管理的涵义
盈余管理是企业管理当局在遵循会计准则的基础上，通过对企业对外报告的会计收益信息进行控制或调整，以达到主体自身利益最大化的行为①。
（二）盈余管理的动机
1、发行股票和上市的动机
我国《公司法》中规定，公司要想发行股票就要达到一定的条件，这样很多公司为了获得发行股票的资格就会想尽一切办法来满足这些条件。但是我国对上市公司的盈余等各方面都作出了规定，如果公司的财务出现异常状况，会给公司加上“ST”的帽子，假如三年来公司都不盈利，则会给公司加上“*ST”的帽子。如果受到这两种处罚，就会限制公司的一些交易。为了避免证券部门的监督和管理，就要想尽一切方法拿掉该帽子。这就使得公司想通过盈余管理来操作利润。
2、配股和避税的动机
在配股方面，上市公司有着比较严格的要求，要求连续三年上市的公司的平均资产收益率不能少于10%，并且每年的净资产收益率都要大于6%②。所以，越来越多的公司会想要通过盈余管理来满足这一个要求。
公司的所得税额占公司盈余的很大一部分，因此很多公司为了可以不交或少交税款，寻找一些方法来降低所得税，这样公司就想运用一系列的方法来调整公司的盈余，这样就可以减少公司的税收。
3、政治动机
一方面，我国有很多国有控股的上市公司，且公司的管理者本身还有其他的政治职务，因此他们为了他们的政治生涯的继续发展，会对其公司的利润进行操纵，这是别的国家不具有的；另一方面，我国常常会给经营状况很好的公司颁发一些荣誉称号，投资者在投资时就会考虑这些方面。因此，公司就会为了可以得到这些荣誉，通过盈余管理来提升公司的社会地位。
二、现行资产减值准则实施效果的描述性统计分析
（一）样本选择
本文选取了在我国上海和深圳证券交易所上市的40家上市公司作为研究样本进行统计分析。具体进行分析的对象是这40家上市公司2011年至2013年的年度财务报告中披露的各项资产减值计提与转回的相关信息，从巨潮资讯网选取了这些上市公司的年报。这40家公司基本上包括了所有具有代表性的行业，而且在每个行业中样本公司无论在资产规模、营业利润还是在市场地位、社会影响方面都是很重要。
（二）资产减值项目计提和转回情况分析
本文主要分析和处理了120份财务年报数据，这些数据主要来源于40家上市公司，主要通过统计2011-2013年间的数据，汇总了表1到表2，分别给出了样本公司单项资产减值计提和转回的金额，单项的计提和转回占总的计提和总的转回的比例的情况。
金额比例金额比例金额比例
坏账准备348，960.3173.70%491，752.1172.72%716，343.3373.89%
存货跌价准备64，953.7513.72%172，466.1925.50%177，862.3718.35%
短期投资跌价准备00.00%00.00%00.00%
长期股权投资减值准备860.070.18%708.450.10%4，614.990.48%
贷款损失准备00.00%0.540.00%0.640.00%
固定资产减值准备58，233.3912.30%6，634.800.98%68，376.537.05%
无形资产减值准备22.350.00%2542.050.38%972.300.10%
工程物资减值准备00.00%00.00%1，256.640.13%
投资性房地产减值准备471.230.10%1，545.920.23%00.00%
在建工程减值准备00.00%0.550.00%5.580.00%
商誉减值准备00.00%615.500.09%0.000.00%
合计473，501.09100.00%676，266.11100.00%969，432.38100.00%
金额比例金额比例金额比例
坏账准备23，897.4581.74%40，872.6293.35%32，838.7171.87%
存货跌价准备5，339.4918.26%2，911.806.65%12，854.0628.13%
短期投资跌价准备00.00%00.00%00.00%
长期股权投资减值准备00.00%00.00%00.00%
贷款损失准备00.00%00.00%00.00%
固定资产减值准备00.00%00.00%00.00%
无形资产减值准备00.00%00.00%00.00%
工程物资减值准备00.00%00.00%00.00%
投资性房地产减值准备00.00%00.00%00.00%
在建工程减值准备00.00%00.00%00.00%
商誉减值准备00.00%00.00%00.00%
合计29，236.94100.00%43，784.42100.00%45，692.77100.00%
数据来源：巨潮资讯网
通过对上述整理资料的统计分析，可以看出上市公司在现在实行的资产减值准则的执行上具有以下几个特点：
1、资产减值准备计提和转回相对集中
从表1和2可以发现，上市公司资产减值准备的计提和转回的项目主要在坏账准备和存货跌价准备这两方面相对集中。通过观察各项资产在减值准备方面的提取情况，可以发现使用最多的是坏账准备，三年来分别计提了348，960.31万元、491，752.11万元和716，343.33万元而且三年来所占总计提的平均比例为73.44%；其次是存货跌价准备，三年来分别计提了64，953.75万元、172，466.19万元和177，862.37万元，三年来所占总计提的平均比例为19.19%；再其次就是固定资产减值准备，三年来分别计提了58，233.39万元6，634.80万元和68，376.53万元，变化幅度较大，三年来所占总计提的比例平均比例为6.78%；相对其他的减值准备使用的都相对较少，它们计提的比例和金额也都非常的小。
从表2我们可以知道，2011-2013年资产减值准备的转回和单项转回占总计提比例的上市公司的情况，通过观察各项资产减值准备的转回情况，发现使用最多的还是坏账准备，三年来分别转回了23，897.45万元、40，872.62万元和32，838.71万元，而且三年来所占总计提的平均比例为82.32%；其次是存货跌价准备，三年来分别转回了5，339.49万元、2，911.80万元和12，854.06万元，三年来所占总转回的平均比例为17.68%。
可以从表2中看出，由于坏账准备和存货跌价准备在今后的会计期间中是可以转回的，因此上市公司通过对坏账准备和存货跌价准备进行了大量的计提，就是为了可以在以后进行转回，所以样本公司在这两个项目上大量的计提与转回，存在着利润操纵行为。
2、计提资产减值准备与资产的流动性有关
由表2我们可以知道，各项资产减值准备的提取情况，随着资产流动性的降低，资产减值准备的计提也在降低。非流动性资产在2011年―2013年的计提比例分别为12.58%、1.78%和7.76%，尤其是2012年只占了1.78%，这主要是因为不可以转回非流动性资产所致，导致上市公司普遍对短期资产减值准备等项目进行了大量的计提，就减少了非流动性资产的计提。说明上市公司喜欢计提流动性较强的资产减值准备，可能是因为这类资产存在着比较差的信息质量，就可能会在操纵利润的方面有着一定的机会。
三、完善上市公司盈余管理的对策
（一）对资产的减值准备进行限制
1、应确定坏账准备的计提方法
坏账准备的计提方法主要有余额百分比法、账龄分析法、销货百分比法和个别认定法。上市公司应根据自身情况在财务报表中明确披露本公司应该采用哪种方法计提坏账准备的信息。企业不可以随意变更计提方法和计提比例，如需变更，一定要在财务报表的相关附注中做出详细的解释。如果是因为破产的原因，在破产当期计提坏账准备并确定坏账损失。
2、应确定存货跌价准备的计提方法
当存货成本高于可变现净值时，按两者的差额计提存货跌价准备。存货跌价准备的计提方法有单项计提和合并计提，在计提存货跌价准备时一定要谨慎，不允许滥用存货准备的计提方法，公司应该根据自己的实际情况确定计提方法，不允许随意变更，如需变更，一定要在财务报表的相关附注中做出详细的解释。
（二）完善相关内部控制制度
1、应当安排专职人员负责资产减值的相关工作
上市公司应当安排多名会计人员共同负责资产减值的测试、估计和计算，使得不相容职务互相分离。在资产减值的测试、估计和计算方面，每个会计人员都要做好自己的工作，明确自己的职责，避免出现一人多职的现象。还应鼓励其他的员工检举那些有舞弊行为的员工，对他们做出相应的处罚，这样就可以减少使用资产减值进行调节利润的行为。
2、严格审核资产减值的计提金额
上市公司需要召开股东大会，在股东大会上明确规定公司对资产减值准备计提的审批，不同范围内的减值金额，要由不同的部门进行审核。
3、加强对资产减值事项的监督管理
上市公司要加强对资产减值事项的监督和管理。这就要求内部审计人员相互配合，要定期的进行检查，看会计人员在资产减值准备的确认、计量是不是正确，还要进行不定期的检查，这样才能更真实的反映出问题，发现问题及时向上级部门汇报，从而进可能的减少企业的盈余管理。（作者单位：江苏龙山汽车配件有限公司）
参考文献：
[1]程杨，侯晓铮.浅析上市公司资产减值与盈余管理[J].财经界（学术版），2013，（11）：43-44.
[2]胡萍.资产减值准则盈余管理影响分析[J].财会通讯，2012，（9）：101-103.
[3]侯翠平，董瑞丽.试析资产减值对盈余管理的影响[J].财会研究，2011，（8）：35-37.
注解：
①李扬.资产减值与盈余管理研究[J].科技致富向导，2013，（8）
上市公司市值管理研究篇3
【关键词】 公允价值计量； 盈余管理； 修正的Jones模型
盈余管理不仅是会计研究领域的一个重要课题，随着经济的发展，它已经发展成为一个复杂的社会问题。近年来，众多的研究证明我国上市公司存在不同程度的盈余管理，2007年新会计准则在上市公司中实施，新会计准则以提高会计信息的质量为前提，以满足投资者、债权人、政府和企业管理层等有关方面对会计信息的需求作为基础，它的实施给我国上市公司的盈余管理以有力的反击，如：取消了存货的后进先出法、规定部分资产的减值准备一经计提不能转回、扩大合并报表的合并范围等，但同时，新准则引入了公允价值计量属性，给予了公司更大的自来选择其会计政策，这也就给一些上市公司进行盈余管理提供了可能。本文以2008年度和2009年度我国上市公司的财务数据为基础，实证分析公允价值计量属性下我国上市公司的盈余管理情况。
一、研究假设、样本选择及数据来源
（一）研究假设
我国财政部在2006年2月15日的新《企业会计准则――基本准则》中，把公允价值定义为：在公允价值计量下，资产和负债按照在公平交易中，熟悉情况的交易双方自愿进行资产交换或者债务清偿的金额计量。新准则也明确指出一些会计信息在一定的条件下可以运用公允价值计量属性，如：金融资产、投资性房地产、债务重组、非资产换等等。据此提出以下假设：
假设1：上市公司通过公允价值在金融工具计量中的运用进行盈余管理。新会计准则中有条件地引入了公允价值计量属性，使得企业盈余的弹性增强，公允价值的变动计入当期损益，改变了通常的收益观。如交易性金融资产公允价值的变动将会产生利得或损失，将衍生金融工具纳入表内核算不仅将增加企业的资产或负债，同时也将影响当期的损益，可能使证券易投资较多的公司，其股票账面损益反映在当期业绩中。因此，企业可能会利用这一会计计量属性，以新的盈余管理手段来操控账面利润。
假设2：上市公司通过公允价值在投资性房地产业务中的运用达到盈余管理的目的。新准则规定企业的投资性房地产可以采用成本计量和公允价值计量之一进行核算，如果采用公允价值计量，必须符合一定的条件，但一旦采用了公允价值进行计量，则企业就不用计提折旧或进行摊销，这对企业的经营成果有很大的影响，同时，采用公允价值计量，企业要根据市场公允价值在每个资产负债表日对投资性房地产进行重新计量，其差额调整计入当期损益，并且企业公允价值的取得有一定的主观性。因此，采用公允价值计量在一定程度上给盈余管理提供了便利。
假设3：上市公司通过公允价值在债务重组中的运用达到盈余管理的目标。公允价值在债务重组中的应用以及重组收益可重新计入当期损益的规定，可能会使部分公司利用重组的机会创造利润来源。用于清偿债务的非货币资产公允价值的不确定性较大，无论是用现金流量折现法还是用市价法都存在大量的人为估计，债务重组双方完全有能力通过调整各个估计参数来改变非现金资产的公允价值，这就为利用债务重组进行盈余管理提供了技术上的可能性。
假设4：上市公司通过公允价值在非货币性资产交换业务中的运用达到盈余管理的目标。从非货币性资产交换双方的账务处理中可以看出，当换出资产的公允价值大于其账面价值时，原来不予确认的公允价值变动损益就被纳入到损益表中，对交易双方来讲就形成了一笔额外的收益，这就给企业利用非货币性资产交换进行盈余管理提供了动机。
（二）数据来源和样本的设计选取
本文的数据来源于CCER数据库、《中国证券监督管理委员会》、《上海证券交易所网站》、《深圳证券交易所网站》、《网易股票》。
本文选取了截至2008年12月31日在沪深两市上市的A股公司的部分财务数据，1.剔除了ST公司。近年来，大部分对盈余管理的研究致力于亏损公司，并证明了亏损公司有强烈的盈余管理动机，且其盈余管理行为明显，由于本文的研究核心是我国上市公司有没有用公允价值计量进行盈余管理，亏损公司不具有代表性，因此本文在样本数据中剔除了亏损公司。2.剔除了数据缺失的公司。由于个别公司进行合并重组等原因，原公司发生变化，公司前后数据可比性差，所以本文剔除了这类公司。3.剔除了不足40个样本的公司。本文按行业对我国上市公司进行分类，剔除了样本数不足40家的公司。4.剔除了金融保险类公司。由于金融保险类公司业务特殊，因此本文剔除了此类公司。
经以上筛选，最后取得沪深两市426家上市公司两年的数据，共计4 260个面板数据。列示如表1：
二、盈余管理的计量模型
盈余管理的计量模型就是找一个能盈余管理的数量化指标。实证分析中运用最多的是修正的Jones模型。该模型中的可操控性利润通过总体应计利润减去不可操控性利润得到，不可操控性应计利润运用一个回归模型进行估计，回归模型中的参数是通过总体应计利润回归模型得到，且把总体应计利润回归模型中的变量作为不可操控性应计利润的自变量。具体模型如下：
其中，NDAEij是经过上期期末总资产调整后的j组的i公司在t期的非操纵性应计利润，REVij，t是j组的i公司在t期当期营业收入和上期营业收入的差额，RECij，t是j组的i公司在t期期末应收账款余额与上期期末应收账款余额的差额，PPEij，t是j组的i公司在t期的固定资产价值，Aij，t-1是j组的i公司在t-1期期末总资产，以上指标均可以直接取自样本公司的年度报表或通过简单的数学运算得到。a1，a2，a3仅是不同行业、不同年份的特征参数，这些特征参数的估计值根据方程（1），并运用经过行业分组的不同年份数据进行回归取得：
其中，a1，a2，a3是j组的i公司在t期的估计值，TAij，t是经过上期期末总资产调整后的j组的i公司在t期的总应计利润，ê为剩余项，DAij，t代表j组的i公司在t期总应计利润中的可操纵应计利润部分，其他变量含义和方程（1）相同。
（3）式中的DAij，t表示j组的i公司在t期的操纵性应计利润，它可以用来衡量盈余管理程度。
由于本文主要研究公允价值计量对我国上市公司盈余管理的影响，故对截面修正Jones模型进行改造，加入了公允价值变动损益（GJ）和虚拟变量（X）两个变量，其中公允价值变动损益采用增量数据，以求与其余变量具有可比性，则经过改造的模型为：
（4）式中的GJ是指公允价值变动损益的增量，X是指虚拟变量，表示该上市公司投资性房地产是否采用了公允价值计量、是否发生债务重组行为、是否发生了非货币性资产交换行为，如果有此类行为，则X为1，否则为0。其余表示同式子（2）。
三、实证结果及分析
（一）描述性统计分析
从表2可以看出，信息技术行业的资产利润率最大，各个行业的资产利润率差距并不大，但其公允价值变动增加额与资产的比值差距较大，特殊交易的次数非常少，同时在查阅公司报表附注时发现，使用公允价值对投资性房地产进行计量的非常少，在所有的行业中仅有7家，其余都使用成本模式计量，进行非货币性资产交换仅有5家。由此可见，我国上市公司利用公允价值进行盈余管理的行为很少发生。
（二）研究结果及分析
利用SPSS13.0 for Windows软件进行多元回归分析后的结果见表3。
从回归分析结果可以知道，本文提出的回归模型通过了F检验，这证明了该模型具有统计学意义。通过对回归系数的观察，笔者发现，所有行业的公允价值变动增加额/资产和特殊交易都没有通过显著性水平为0.01的T检验。也就是说，文中所提的四个假设均不成立。这说明在2009年度本文所研究的七个行业的上市公司都存在不同程度的盈余管理，并且都是正向盈余管理，即上述七个行业的上市公司在2009年度都存在夸大经营成果的行为，但运用公允价值计量进行盈余管理的行为并不明显。
四、研究结论及局限性
（一）研究结论
从本文的实证研究结果来看，可以得出以下两点结论：1.我国的上市公司普遍存在不同程度的盈余管理。运用截面修正Jones模型得出，本文所研究的七个行业普遍存在不同程度的盈余管理现象，且全部是正向盈余管理。可以得出，在我国上市公司中，盈余管理现象极为普遍，公司年度报表不能客观反映其经营成果，这给我国证券市场的发展带来了不利影响。2.我国的上市公司利用公允价值计量进行盈余管理并不明显。虽然新准则给了我国上市公司使用公允价值计量的自主性，但由于税收等因素的影响，上市公司并没有大量地运用公允价值计量属性，比如投资性房地产，目前我国大多数上市公司使用成本计量方法对投资性房地产进行计量。另外，我国上市公司短期投资意识不强，金融资产的拥有数量只占公司资产的很小一部分。经过实证分析得出，我国上市公司运用公允价值计量进行盈余管理的行为并不明显。
（二）研究局限性
在研究上市公司的盈余管理时，只研究了公允价值计量的特殊交易影响因素，而没有考虑上市公司可能同时使用其他的手段进行操纵利润。例如：应计收益、减值准备的计提与冲回、关联方交易及政府补贴等手段。虽然在模型中加入一些控制变量，但是仍然难以达到完全消除这些盈余管理现象的影响。
【参考文献】
［1］ 中国注册会计师协会.会计［M］.北京：中国财政经济出版社，2010:21.
上市公司市值管理研究篇4
关键词：市值管理；中小型上市公司
中图分类号：F270 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）04-00-02
一、文献综述
中国资本市场实现全流通后，资本市场的波动加剧，参与证券投资的投资者队伍成长壮大，给上市公司的市值管理带来越来越大的挑战。所谓市值管理，是指上市公司建立一种长效组织机制，致力于追求公司市场价值最大化，为股东创造价值，并通过与资本市场保持准确、及时的信息交互指导，维持各关联方之间关系的相对平衡，在公司力所能及的范围内设法使公司股票价格服务于公司整体战略目标的实现。市值管理的目标是股东价值最大化，不仅强调提高企业经营效益，实现最大化利润，而且重视公司在资本市场的股价管理，使得股价真实反应公司的内在价值。
龙舒婷（2011）认为，在后金融危机时代，上市公司市值管理面临新的挑战，国家财政政策进一步考验上市公司的市值管理能力，企业控制权市场空前活跃，企业被并购威胁大大增加，针对后金融危机时代上市公司面临的市值管理挑战，提出要做到“开源节流，相机而动”。毛勇春（2012）认为，对上市公司而言，其市值管理的需求集中在如何实施投资者关系维护，以保持其在资本市场的正面形象，如何进行再融资以改善资产负债的结构，如何设计股权激励方案以凝聚公司的管理层与核心员工，如何行进并购重组以达到迅速扩张公司规模和积极的效益，从而科学地实现公司市值的最大化。
二、我国中小型上市公司市值管理的现状及挑战
1.资本市场波动剧烈，中小型上市公司估值大幅下降
中国资本市场在全流通时代经历了波澜壮阔、惊涛骇浪式的市值变动，截止到2012年底，上证指数跌落至2269点，总市值15.79万亿元，A股估值水平大幅回落，平均市盈率为15.48倍。
中小型上市公司为处于快速成长期的企业，业绩成长性好，股本结构小，市盈率较高，股价波动较大，中小板和创业板是中国中小企业上市的主要市场。高市盈率高股价的中小型上市公司为公司股东以及投资者带来了爆发式的投资回报。管理层针对新股发行“三高”的问题连续出台政策进行调控，创业板的资产泡沫破灭，上市公司估值大幅回落。短短三年时间，创业板指数下跌了38.02%，中小板综合指数的跌幅为35.71%。中小板的平均市盈率为28.79倍，相比较2009年下跌了48.73%，创业板平均市盈率为33.07倍，相比较2009年下跌了58.53%。
2.中小型上市公司业绩增长持续性不强，面临再融资困境
大多数中小型上市公司上市后业绩出现“变脸”，主营业务收入以及利润明显下滑，成长性堪忧。根据上市公司公开的财务数据，308家中小板企业在上市后三年内业绩出现明显下滑，占中小板股票总数的43.94%，207家创业板上市公司上市后业绩出现明显下滑，占股票总数58.3%。上市公司再融资既要满足一定的业绩条件，又需要股价走势的稳定来进行合理的定价，因此业绩不稳定以及股价剧烈波动导致越来越多的中小型上市公司面临再融资的难题。
在2012年拟进行增发的公司中，将近有40家公司的融资计划宣告停止实施，包括武昌鱼、华昌达、大湖股份、科大智能、兄弟科技、蓝帆股份、九鼎新材在内的7家中小型上市公司宣布停止实施融资预案，累计涉及到636亿的融资金额。中小型上市公司再融资计划受到股价和市值的制约，定向增发方案获得通过时，公司股价与定向增发价格倒挂的现象十分普遍。
3.股东套现意愿强烈，股权集中度较为分散
中小型上市公司的股东大多数为个人股东或者财务投资者，在限售股解禁时减持套现的意愿强烈。根据WIND资讯，2012年，创业板上市公司大小非股东减持股票累计4.92亿股，减持市值68.75亿元，中小板共有136家上市公司大小非股东减持股票累计12.18亿股，减持市值为163.48亿元。大小非股东在二级市场减持股票的同时，中小板和创业板的股权集中度越来越分散。中小板上市公司第一大股东的平均持股比例为37.37%，创业板上市公司第一大股东平均持股比例为33.92%，处于相对控股位置。
股权集中度较为分散直接影响控股股东决策的效率，尤其是在公司实施购并重组、战略性投资重大决策时，需要通过全体股东集中投票决策，中小股东的决策很容易受到公司股价近况以及投资情绪的影响，不能做出理性的投票决策，从而对公司的经营决策产生负面影响，错失重要商机。
4.投资者及中介机构关注上市公司市值，市场监督力量增强
目前A股两市的总账户数约为2亿户，大量的中小股民参与资本市场的交易，中国资本市场的投资者队伍成长壮大，而机构投资者正在成为影响中国资本市场的主要力量。截止到2012年底，我国共有77家证券投资基金管理公司，资产管理规模达到3.59万亿元，社保基金资产3778万亿元，企业年金基金资产1863万亿元，专户理财资产1730万亿元。证券公司、公募资金、阳光私募、理财机构、企业年金等机构直接投资证券市场，是上市公司市值的直接关系人，市值的波动决定这些机构投资者的收益与亏损，他们更加要求上市公司做好自身的市值管理，规范公司的运营。
三、针对中小型上市公司市值管理的对策建议
针对中小型上市公司市值管理的现状及面临的挑战，笔者从四个方面探讨提高中小型上市公司市值管理能力的对策。
1.增强主营业务的价值创造能力以及核心竞争力
主营业务收入是公司业绩的主要来源，主营业务产品和市场单一，公司盈利能力弱，业绩很容易受到宏观环境影响而出现大幅波动。因此丰富产品结构，提高公司的抗风险能力，提高主营业务收入对公司价值创造至关重要。中小型上市公司利用资本市场的再融资优势，为公司主营业务发展提供资金保证，进行产业内有效并购整合，做大做强产业规模，实施与自身管理实力相匹配的规模扩张，夯实上市公司的主业经营基础，提高市场控制力，有利于上市公司主营业务溢价和核心竞争力的形成。
我国中小型上市公司的核心技术研发以及市场控制力相对较弱，在维持长期稳定竞争优势、获得稳定超额利润方面存在不足。因此，通过夯实主业，加强核心技术研发，提高产品和服务质量，扩大市场营销团队，加强对优势市场的控制，拓展新市场，是提高中小型上市公司主业核心竞争力的重要途径。
2.加强上市公司内部治理，建立有效的激励机制
中小型上市公司在公司治理方面突出问题是公司高管团队的不稳定以及公司治理的不规范，而对于处于快速成长期的中小企业来说，稳定的高级管理团队是公司治理的基本要求。股东为满足个人利益而减持股票不可避免，在维持公司经营及市值稳定的前提下，股东应提前做好减持计划，选择合理的时机减持股票，并配合上市公司做好投资者沟通及关系管理工作，避免股价的大涨大跌。
有效的激励机制建立对于维持团队稳定，鼓励股东长期持股方面起到积极作用。目前有将近300家上市公司推出了股权激励计划，伴随着创业板中小板公司的批量上市，上市公司在吸引和留住人才方面的需求更为迫切。新上市的民营企业是股权激励的主角，通过现金、期权、限制性股票的长期激励计划，将股东利益、公司利益、经营团队利益有效结合，有利于上市公司长远发展。
3.设立有效的市值管理方式，提高上市公司的资本运作能力
一个有效的市值管理方式帮助上市公司及股东平抑市场波动，使得公司市值更好地反映上市公司的真实价值以及股东财富。上市公司可以运用的资本运作方式包括非公开增发收购资产、并购重组、分红派息、转增资本、大股东增持与减持、资产注入、资产分拆、股票回购等。举例来说，上市公司选择在股价较高时，进行资产的并购整合，通过非公开发行股票的方式收购优质资产，增发少量股票引入战略长期投资，做大做强主业，增加公司的净资产，提高盈利能力和公司市值。在股价相对较低时，公司股东主动在资本市场增持股票，提振资本市场对于公司的投资信心。上市公司不应盲目扩张股本稀释股权，不能在股价过高时实施股票回购和增持，增加公司财务负担。
4.重视投资者关系管理，提升公司在资本市场的公众形象
中小型上市公司股价波动大，更应重视投资者管理管理，通过投资者关系的维护，形成投资者与上市公司的沟通与信息传递机制，提升上市公司的公众形象，使得投资者认可上市公司的价值，缓解因为信息不对称造成的预期偏差。上市公司应将投资者关系管理作为一项重要的战略职能，推崇“真诚沟通，共享成功”的管理理念，重视投资者的意见和建议，及时反馈给公司上层，并制定适当的稳定投资者信心的举措，通过有效的媒体策划宣传，有针对性的路演安排将高效传达上市公司的积极信息，为公司资本运作的顺利开展搭建更好的平台，过路演和投资者见面会，展示上市公司的正面形象。
参考文献：
[1]谢风华.市值管理[M].北京：清华大学出版社，2008.
[2]龙舒婷.后金融危机时代上市公司市值管理新动向[J].经济师，2011（5）.
上市公司市值管理研究篇5
【关键词】盈余管理；盈余操纵
盈余管理作为会计学理论研究的重要组成部分，始终吸引着理论界和实务界的关注。20世纪80年代，西方国家形成了较为发达的资本市场，盈余管理研究由实证会计研究中的报酬计划假设发展而来。他们对这一重要课题的研究已接近30年，对盈余管理进行了多方位的研究，并取得了一系列值得关注的研究成果，形成了比较完善的基本理论，成为现代会计理论中的一个重要领域。20世纪90年代末，我国的学者开始了对盈余管理的相关研究。到现在为止，我国学者已经形成了一些相关的研究成果。笔者对2006-2011年《会计研究》所发表的有关盈余管理文章按照实证研究和规范研究两种研究方法对其进行分类，进而来阐述有关学者的研究成果，并且进行简单的评述，以期能把握从新会计准则实施前一年到2011年盈余管理问题研究的主要方法、现状及研究趋势。
一、文献回顾
按照一般研究方法即实证研究还是规范研究将有关2006-2011年《会计研究》所发表的有关盈余管理文章进行梳理如下：
（一）运用实证研究的方法
赵春光（2006）采用比率比较方法和分布检验方法研究上市公司是否利用计提和转回资产减值进行了盈余管理，是否以转回资产减值进行盈余管理来达到避免亏损的目的，资产减值对公司盈利与否和盈利增长与否的影响。统计结果证明了以下四个结论：减值前亏损的公司会以转回资产减值进行盈余管理来避免亏损；减值前亏损并且无法以转回资产减值避免亏损的公司会以计提资产减值进行big bath，为下一年盈利做准备；减值前盈利的公司会以资产减值进行利润平滑化的盈余管理；减值前盈利的公司会以转回资产减值进行盈余管理来避免盈余下降。这些结论与《资产减值》准则的规定一致，也是不允许转回已确认资产减值的缘由。
杨旭东、莫小鹏（2006）选择了于1999-2001、2001-2002、2002-2003三个年度区间分别在市的所有上市公司作为样本，采用直方图法和概率密度函数法相结合的方法，在对每个上市公司连续三年的ROE分布情况进行跟踪观察的基础上，研究了新配股政策出台后上市公司的盈余管理现象，并揭示了盈余管理的特征，得出了每一次配股政策的变化会引起盈余管理现象发生变化，当配股政策对上市公司连续三年中的每一年的ROE都有限制时（如前两次配股政策），上市公司单独一年的盈余管理现象便十分明显，当配股政策放宽对上市公司连续三年中每一年ROE的限制，而改为对连续三年ROE之和的定量规定时（如200l年的新配股政策），上市公司单独一年的盈余管理现象减弱了，如6%、10%现象的弱化与消失，但上市公司以连续三年作为盈余管理期间的现象出现了，如雏形已现的18%现象，配股区“挤位”现象等；不管配股政策如何变化，上市公司始终存在通过盈余管理来避免亏损的动机；盈余管理更多的表现为将利润调高而不是调低这三个结论。
陆正飞、魏涛（2006）研究了我国1998一2001年间上市公司首次配股后会计业绩下降的现象。在发达成熟的资本市场上，股权再融资（SEO）后公司业绩一般趋于下降。那么在中国的资本市场上，是否也存在“SEO后的业绩下降之谜”呢？由于在研究期间中国市场上SEO的方式主要是配股，增发性质的再融资较为少见，因此本文就以配股公司为研究对象，从会计业绩角度，对我国资本市场上“SEO后业绩下降之谜”进行了研究。文章中运用基于行业分类的横截面修正Jones模型对操控性应计利润进行估计，运用Spearmen相关系数衰相关系数证明公司配股前盈余管理的程度越大，配股后业绩下降越多。建立模型运用多元回归分析，研究配股前操控性应计利润与配股后业绩的关系。结果表明，配股公司在配股前存在盈余管理行为，无后续融资行为公司配股后业绩下降且操控性应计利润在配股后发生反转，这充分为配股前盈余管理存在机会主义提供了有力的证据；有后续融资行为公司在配股后仍进行盈余管理以继续尽可能维持较高的业绩。但是，这两类公司配股后现金流的减少表明，配股前盈余管理仅能为配股后业绩下降提供部分解释。
构建真实交易主要途径是关联交易，关联交易本身是一个正常的经济现象，但是当它失去了公平的市场谈判基础时，常会成为非正常的交易安排，经常被管理层用来操纵盈余，包括关联销售和资产重组等。孟焰、张秀梅（2006）选取了2001-2004年147家因关联交易获得非标准审计意见的上市公司作为样本，本文选择作为替代方法的横截面琼斯模型来计算上市公司的关联交易盈余管理程度即可操纵性应计利润总额（DACC），利用前五大股东持股比例的平方和作为股权集中度的衡量指标，利用托宾Q值衡量公司价值，建立了关联交易盈余管理程度与关联方利益转移关系的多元回归模型，通过描述性统计和回归结果实证上市公司关联交易盈余管理与关联方利益转移的关系。发现关联交易盈余管理的主要目的和结果是关联方从上市公司转移利益；股权集中度与关联方利益转移的关系较为复杂；资产规模越大关联方利益转移的程度越高。
吴联生等（2007）运用参数估计的方法研究显示1998年至2004年我国上市公司与非上市公司每年都存在避免亏损的盈余管理；上市公司盈余管理幅度大约为非上市公司的13倍；两类公司盈余管理程度差异随着时间的推移而不断增大，因为非上市公司盈余管理程度在年度上的分布比较稳定，而上市公司盈余管理程度则随着时间的推移而不断增大；严格的会计信息披露制度和较为完善的公司治理未能抑制股票市场所促生的盈余管理动机。
王建新（2007）运用回归分析的模型研究发现，长期资产减值转回比例与公司设置独立审计委员会、公司管理层的薪酬外部竞争优势、公司盈利水平、公司是否亏损显著负相关与公司董事会和管理层两职合一、公司是否当年扭亏显著正相关，表明公司治理结构、盈余管理动机显著地影响了长期资产减值转回这一盈余管理行为。
于李胜（2007）通过描述性统计和多变量回归分析研究发现新准则中禁止长期资产减值准备转回的做法有利于提高会计信息的相关性和稳健性，并且由于财政部、证监会在准则衔接期政策实施得当，抑制了上市公司在新准则实施前突击转回已计提的长期资产减值准备的动机，从而未出现上市公司“赶集”转回长期资产减值准备的现象。同时还发现，按新准则调整后的股东权益比旧准则有较高的价值相关性，公允价值计量能够提供增量的价值相关信息。
代冰彬、陆正飞、张然（2007）基于盈余-回报关系度量法，建立减值计提模型（回归分析）研究发现资产减值的计提确实并非仅仅包括经济因素和盈余管理（通过扭亏、大清洗、平滑和管理层变更四个动机来衡量）的影响，稳健性也会影响资产减值的计提，即对于同样的毁损，“坏消息”公司将比“好消息”公司计提更多的减值。
高雷、张杰（2008）采用最小二乘法和二阶段回归方法研究发现：机构投资者在一定程度上参与了上市公司的治理，其持股比例与公司治理水平呈正相关关系，说明机构投资者的持股比例越高越有助于提高公司治理水平；公司治理水平与盈余管理程度呈负相关关系；机构投资者的持股比例与盈余管理程度呈负相关关系，说明机构投资者能有效地抑制管理层的盈余管理行为。
张昕（2008）通过分布检验法（F检验法和Z检验法）发现上市公司的确会在第四季度进行盈余管理来实现当年扭亏为盈或者调低利润为下一年扭亏做好准备。审计师与投资者对上市公司第四季度的财务数据应该高度关注，并提高对会计信息质量的鉴别能力。
白云霞、吴联生（2008）用操控性应计项目来衡量盈余管理，通过普通最小二乘法、描述性统计、T检验和中位数符号秩和检验法研究发现，国有企业在国有股权私有化前1年和当年的操控性应计项目显著小于0，而私有化后的第1年显著大于0；及时披露国有股权私有化信息的公司在私有化前的操控性应计项目显著大于滞后披露信息的公司。以上结果表明，国有企业在国有股权私有化前存在降低收益的盈余管理行为，信息及时披露对私有化前的盈余管理有显著的抑制作用。
吴战篪、罗绍德、王伟（2009）将“再融资”、“扭亏”和“利润平滑”三个动机设计三个变量来衡量盈余管理，运用回归模型研究表明：上市公司通过出售时机的选择对已实现证券投资收益进行了盈余管理；证券投资采用公允价值变动确认损益的方式既提高了会计信息的相关性，又避免了盈余管理，是一种更好的证券投资收益确认模式。
申慧慧、黄张凯、吴联生（2009）通过描述性统计和OLS回归模型研究了股权分置改革对国有控股公司和非国有控股公司盈余质量的不同影响。研究结果表明：股权分置改革后非国有上市公司向上盈余管理程度显著提高，盈余持续性显著降低；而国有上市公司的盈余管理程度和盈余持续性都没有显著变化。
毛新述、戴德明（2009）同样用操控性应计利润来衡量盈余管理，运用对回归出的系数进行描述性检验的方法研究得出，扣除操控性应计利润后，上市公司的盈余稳健性同会计制度中稳健性原则的运用程度仍紧密相关；强化稳健性原则和限制公允价值的运用显著降低了公司高估盈余的水平，而弱化稳健性原则和扩大公允价值的运用则导致了公司盈余管理水平的显著提高。
潘越、吴超鹏、史晓康（2010）将“社会资本”的概念引入研究公司IPO盈余管理行为，运用回归模型证明在IPO盈余管理过程中，社会资本与法律保护这两种影响机制是可替代的；在地区法律保护相对薄弱的情况下，社会资本对IPO盈余管理行为的制约作用会大大加强。
谢德仁（2011）运用债务重组作为盈余管理衡量指标，构建了一个关于上市公司是否发生债务重组的LOGIT回归模型，研究显示：是资本市场监管规则而非会计准则在影响和制约着上市公司是否利用债务重组来进行盈余管理。
陈小林、林昕（2011）把盈余管理按属性划分为决策有用性盈余管理和机会主义盈余管理，运用Logistic回归模型对盈余管理属性和审计意见之间的关系进行检验，研究显示：在同样进行了盈余管理的公司中，审计师仍能区分不同属性盈余管理所带来的潜在错报风险的差异，增加了对机会主义盈余管理应计额出具非标意见的概率。
（二）运用规范研究方法
沈烈、张西萍（2007）运用规范研究方法以狭义的盈余管理为出发点，结合2007年开始实施的新会计准则体系，全面分析了会计准则与盈余管理的关系，澄清了理论与实务界对二者关系的模糊认识，认为会计准则天生不是盈余管理的动因，但会计准则天生会成为管理当局用来进行盈余管理的工具。会计准则主观上制约着盈余管理，但盈余管理客观上成为了反会计准则牵制的对手，两者在博弈中不断演进和发展。
陈冬华（2009）运用规范研究方法研究认为：在罗尔的正义观下，盈余管理的机会主义观和有效订约观都无法进行实证研究；盈余管理效率观无法进行实证检验，并非可证伪的实证命题；机会主义盈余管理观是实证研究中多余的概念；盈余管理与公司价值无关；在符合契约的框架内，盈余管理本质是一种平等自由的交易，违约的盈余管理不必然损害他人的利益，不合契约的盈余管理只是受害者存在的必要条件。
二、简要评述
上市公司市值管理研究篇6
【关键词】盈余管理；Jones模型；会计准则；实证研究
一、文章的主要内容
（一）问题提出和文献回顾
文章首先指出自2007年新会计准则在我国正式实施以来，由于新会计准则在计量标准、公允价值、存货计价、减值准备等许多方面提出了新的规定，新会计准则的实施在一定程度上使公司进行盈余管理的操纵空间有一定的缩小，但与此同时有些规定存在较多的会计选择和职业判断，又使公司得以利用新规定来平滑利润。接着，文章指出虽然新会计准则的规定给盈余管理创造了机会，但整体上根据以前实际情况进行了制度上的调整以约束公司盈余管理。由于制造业公司是上市公司的一个大类，公司数量多，并且会计业务较普遍，所以具有代表性。于是，文章就以120家制造业上市公司作为研究的样本，利用2005-2009年样本数据进行了实证利用多元回归模型对比新会计准则实施前后的数据，分析具体会计准则变化对公司盈余管理的影响。
（二）实证研究设计
说明在新会计准则实施背景下，对盈余管理可能产生的影响，并提出在公允价值、无形资产确定与摊销、资产减值损失的计提三个方面的假设。
为重点对比上市公司在新旧会计准则的影响下，盈余管理活动的差异，文章选取了新会计准则实施前两年及新准则实施后三年共5个会计期间的数据为研究样本，并限定于A股市场。在盈余管理的计量模型方面，选择以Jones模型作为研究模型的基础。通过探讨应计利润总额与指标的关系，来了解公司在会计准则范围内，利用各个因素对公司盈利调整的情况。企业盈利分为两个部分：已实现的盈利，即经营活动产生的现金净流量（CFO）；未实现现金流的盈利，称之总体应计利润（TA）。
（三）实证分析
首先，文章运用Jones模型要结合总体显著性检验{F检验）判断，对五年的模型总体检验。初步判断出在新会计准则背景下，上市公司确实利用公允价值的规定对公司盈余管理产生了影响。根据前述的三个假设，对模型系数进行回归分析，建立了相关性检验模型，并且以此进行相关的实证分析，并列表说明。
（四）研究结论
在最初对模型进行检验时，已初步推断上市公司利用了新准则中公允价值的规定来进行盈余管理。再结合回归系数，分析得出从新会计准则实施后，所有的指标中公允价值变量的回归系数最大。实证研究得出，公允价值变量对应计利润总额的影响最大，这是公允价值已成为上市公司盈余管理重要手段的有力证据。并且假设2：“上市公司仍利用减值准备进行盈余管理”，不过减值准备对应计利润的影响较新准则实施之前要减小。假设3成立，即新准则达到了限制公司减值准备盈余管理的目的。此外，通过研究，文章增加了减值准备和公允价值变动损益两个因素，扩展了盈余管理计量模型并且通过检验。
二、评述
综合了国内现有关于新会计准则对盈余管理活动的影响的研究，大多是局限于总体的研究，从具体会计准则对盈余管理影响因素方面进行实证研究的并不多。而本文选取的是我国部分上市制造公司2005年至2009 年的财务数据，利用修正的Jones模型，对上市公司实施新准则前后的盈余管理程度首先从总体上进行实证研究，然后构建一个新的模型，并从具体会计准则的有关因素对盈余管理的影响方面进行实证分析。研究新会计准则具体项目对盈余管理的影响，这是国内相关研究的一大进步。
在计量模型方面，文章选择Jones模型作为研究模型的基础。研究客观严谨，既有理论模型的支持，又有先辈理论研究的做法参考，比较清晰明了。此外，模型还新加入了无形资产、资产减值和公允价值变动损益这三个因素。美中不足的是，该模型考虑因素仍不全面，比如还可增加经营现金流量作为控制变量来构建修正的Jones模型，以检验新旧准则对盈余管理操纵的影响程度。
此外，文章虽然不可能对所有计量模型都进行比较分析，但是文章并未对其选取模型的原则进行必要的说明。致使文章的结构不十分严谨。
文章指出，新会计准则的颁布对遏制我国上市公司的过度盈余管理有一定的积极作用，但仍存在漏洞和可利用方面。因为影响企业盈余管理的因素应是多方面的，会计准则虽是其中一个很关键的因素，但在文章中，仅仅考虑了新会计准则相关规定的变更对公司盈余管理的形象总体的影响，对于影响盈余管理的其他因素却忽视了。准则的实施虽在一定程度上遏制了上市公司的盈余管理，但也存在一定的局限，这些局限又带来新的问题。会计准则与盈余管理之间是永不停息的博弈，不可能通过一次会计准则的制定就能彻底阻止上市公司的过度盈余管理。因此文章中缺乏应对已发现的盈余管理问题的解决方法。
文章是以120家制造业上市公司作为研究的样本，这是因为制造业公司是上市公司的一个大类，不仅公司数量多，而且会计业务较普遍，所以具有代表性。但是，上市公司中仍存在大量的非制造业企业。关于这些非制造企业，文章却没有对其进行分析和比较，致使文章的说明性有一定缺陷。
三、结论
新会计准则的颁布对抑制我国上市公司的过度盈余管理是有一定的积极作用的，但效果不是很显著。从总体来看，新会计准则的实施虽在一定的程度上遏制了上市公司的盈余管理，但仍存在一定的局限，而这些局限又带来新的盈余管理问题。通过实证分析，文章指出，新会计准则下公允价值变动损益、资产减值准备的计提等在一定的程度上扩大了上市公司的盈余管理空间。会计准则与盈余管理之间的此消彼长永不停息，不可能通过一次会计准则的制定就彻底地解决上市公司的过度盈余管理。
【参考文献】
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上市公司市值管理研究篇7
关键词：关联交易 盈余管理 关联方利益 转移关系
自1997年我国第一份具体会计准则《企业会计准则――关联方关系及其交易的披露》颁布以来，对关联交易盈余管理的研究从未间断。本文对2007年沪深两市因重大关联交易而被出具非标准无保留审计意见的19家上市公司作为样本，对我国上市公司关联交易盈余管理程度、公司股权集中程度、上市公司规模与关联方利益转移的关系进行了研究，并对上市公司关联交易盈余管理和关联方利益转移监管提出了政策建议。
一、文献综述
（一）关联交易盈余管理的影响因素研究陈晓、王琨（2005）全面分析了1998年至2002年我国上市公司关联交易的总体状况，发现关联交易的发生规模与股权集中度显著正相关，控股股东间的制衡能力越强，发生关联交易的可能性越低、金额越小。孙光国、牛永芹（2008）选取了64个样本，通过逻辑斯蒂模型对我国上市公司关联交易的原因和特征进行了实证检验。研究表明，控股股东委派董事长、控股股东的性质是影响上市公司关联交易盈余管理行为的重要因素。佟岩、王化成（2006）对1999年至2002年间的经验数据加以分析，结果表明：控股股东的持股比例与企业的盈余质量显著负相关；控股股东为国有股时盈余质量更低；其他股东的制衡能力越强盈余质量越高。佟岩、王化成（2007）继续对2001年、2002年中国上市公司的数据检验发现，当控股股东持股在50%及以下时，更多通过关联交易追求控制权私有收益，结果降低了盈余质量；而当控股股东持股超过50%时，偏好通过关联交易获取控制权共享收益，最终提高了盈余质量。刘建民、刘星（2005）通过对存在控股股东型公司关联交易量与公司净资产收益率的关系进行实证研究，发现国有控股型上市公司的关联交易量明显多于法人控股型公司、利用关联交易进行配股盈余管理比法人控股型公司更为显著，同时发现国有控股型上市公司在确保“壳”资源免遭“ST”或终止上市的同时可能直接转移了上市公司的利益。陈少华（2003）引入关联交易因素考虑亏损公司盈余管理，通过经验研究方法得出以下主要结论：关联交易程度等级与扭亏当年实现的资产收益率存在正相关关系；亏损时间不同的公司组，其关联交易程度存在显著差异；影响关联交易因素包括：扭亏年度前一年的亏损额、大股东比例；CPA能鉴别关联交易盈余管理行为。
（二）关联交易盈余管理原因及其特征研究 肖虹（2001）以“控股股东运用关联方交易方式使上市公司本期盈余增加，并因此被注册会计师出具非标准无保留意见的关联方交易盈余事项”做为上市公司关联方交易盈余管理研究对象的表征变量，采用逻辑斯蒂回归研究方法，对控股股东关联方交易盈余管理的原因和特征进行检验。实证结果发现：实行控股股东关联方交易盈余管理的上市公司，更有可能因为连续三年未能配股而具有强烈的盈余管理动机；盈余管理是在控股股东控制下，主要通过非主营业务项目的管理而实现的；上市公司股权结构越集中，资金被控股股东占用越多，则越有可能与控股股东进行关联方交易盈余管理。王怀栋、赵智全（2007）以科技类上市公司为研究样本，运用Logistic回归模型对关联交易盈余管理的原因和特征进行了分析。研究结果显示：连续三年没有增发新股和配股的上市公司再筹资动机强烈；上市公司的大股东及其关联方占用上市公司大量资金；上市公司关联担保现象严重；大股东及其关联方不仅通过非主营业务，还通过主营业务管理盈余。高雷、宋顺林（2008）以上市公司2002年至2004年的面板数据为样本，大样本检验关联关系、线下项目与盈余管理的关系。得出以下结论：计入线上项目的关联交易是上市公司为了获取配股资格而进行盈余管理的重要手段，计入线下项目的关联交易是上市公司为避免亏损而进行盈余管理的重要手段；上市公司控股股东处于绝对控股地位时，或控股股东隶属某一企业集团时，关联交易盈余管理行为更严重；进行盈余管理时，线下项目与计入线上项目的关联交易具有替代性。宋秀超（2008）选取了A股股票市场2006年因披露重大关联交易并被出具标准无保留意见审计报告的1050家上市公司作为样本，通过描述统计披露重大关联交易的上市公司的特征变量的分布，然后使用非参数检验、线性回归等方法研究后发现：被出具无保留审计意见的上市公司也明显存在利用关联交易进行盈余管理的行为；上市公司利用关联交易进行盈余管理的动机与资产负债率有一定关系，但关系的方向性不确定；上市公司利用关联交易进行盈余管理与高级管理人员变动无相关；扭亏的上市公司，关联交易程度较高；对于当年有配股的上市公司来说，关联交易程度较高；ST公司关联交易程度较高；有第一大股东控制上市公司，关联交易程度较高；上市公司有明显的避税动机。
（三）关联交易盈余管理利益输出的实证分析 孟焰、张秀梅（2006）通过对2001年至2004年147家因关联交易获得非标准审计意见的上市公司样本的研究发现关联交易盈余管理的主要目的和结果是关联方从上市公司转移利益；股权集中度与关联方利益转移的关系较为复杂;资产规模越大关联方利益转移的程度越高。夏珂研（2007）使用Jones模型对上市公司关联交易、股权结构与利益转移相关性进行了研究表明：关联交易盈余管理程度与关联方利益转移正相关；国有股持股比例、第一大股东的股权性质、上市公司前十大股东持股比例平方和与利益转移同关联方利益转移程度存在明显的年度差异，关系较为复杂；上市公司资产规模与关联方利益转移正相关。
二、研究设计
（一）研究假设上市公司面临IPO、需要获得配股、增发新股资格、退市（ST、*ST）危机时，为了迎合证监会的审核要求，关联方会利用关联交易的方法进行盈余管理从而向其输送利益，人为调整上市公司的经营业绩，帮助其达到上市、配股、增发、保牌的目的。当上市公司业绩良好或通过股市融资成功后，关联方往往会上市公司的资金，利用其控制权，采用盈余管理方式从上市公司转移利润。因此上市公司的关联交易盈余管理程度越严重，利益转移程度就应当越大，故提出假设：
H1：上市公司关联交易盈余管理程度（DACC）与关联方利益转移正相关
股权越是集中在少数大股东的手中时，就越容易形成少数股东相互勾结，共同侵害广大中小股东以及债权人利益的行为。我用前五大股东持股比例平方和来反映股权集中程度，前五大股东持股比例平方和越高，其对上市公司的控制权越强，通过关联交易盈余管理从上市公司转移利益的能力越强。因此提出假设：
H2：上市公司前五大股东持股比例平方和（H5）与关联方利益转移正相关
从理论上讲，上市公司的规模越大，关联关系越复杂，能够供关联方转移的资源越多，上市公司或其各关联方就越能够利用多重复杂的关联交易来进行盈余管理，操纵关联方利益转移的程度应该越高。因此提出假设：
H3：上市公司规模（SIZE）与关联方利益转移正相关
（二）样本选择及数据来源本文对2007年沪深两市14个行业的所有公司的年度报告进行了审查，选择出其中因重大关联交易而被出具非标准无保留审计意见的22家上市公司，由于三家公司停牌或暂停上市，无法取得2007年末的市值，故剔除3家，最终19家上市公司作为样本。根据上市公司年报中的审计报告的审计意见选择出样本及获取与样本同行业的数家非样本公司的代码，根据CSMAR数据库提供的数据整理得到研究数据，并将所选数据与上海证券交易所、深圳证券交易所官方网站的公告及交易行情相印证，以尽可能减少误差。分析使用软件为EXCEL和EVIEWS3.0。
（三）模型建立本文建立以下模型检验分析：
（1）用Jones和M-Jones模型反映关联交易盈余管理程度。目前，主要的研究盈余管理程度的方法有三类：应计利润分离法、具体项目法和指标分布频率研究法。由于具体项目法只适用于使用单一盈余管理方式的企业且其研究结果难以推广。而指标分布频率研究法应用局限性很大，最重要的是不能获得精度较高的盈余管理程度量化数据。本文采用了应计利润分离法，而应计利润分离法又包括了Jones模型、M-Jones、K-S模型。Dechow等（1995）使用美国证券市场时间序列数据，对不同的模型衡量盈余管理的精确度做了一个比较，结果表明，M-Jones模型能够最精确地分离出可操纵性应计利润。当使用关联方交易且未能在期末收回现金的盈余管理方式下，Jones模型将完全失效而M-Jones模型则仍然适用（吕伟、田子莘，2008）。在我国，在关联交易过程中广泛存在期末未收回现金的情形，所以本文采用了M-Jones模型来计算样本上市公司的关联交易盈余管理程度（DACC）。同时在我国由于证券市场时间较短，只能使用截面数据来估计Jones模型，而本文研究更是2007年的截面数据，所以选择了M-（2）用TOBIN'SQ反映关联利益转移程度。从现有文献看，多数文章采用TOBIN'SQ或EVA来衡量大股东对中小股东的利益剥夺程度。由于EVA计算比较麻烦，需要上百次的调整，需要收集大量的财务数据，而我国又缺少权威性的数据库，所以本文采用TOBIN'SQ值间接反映关联方利益转移的程度。TOBIN'SQ值越大说明公司价值越大，关联方利益转移程度越小；TOBIN'SQ值越小说明公司价值越小，关联方利益转移程度越大。TOBIN'SQ有两种计算模式：第一种：TOBIN'SQ=（公司市场价值）/公司净资产=（A股和B股年末流通市值）/年末净资产；第二种：TOBIN'SQ=（公司市场价值+负债）/公司总资产=（A股和B股年末流通市值+非流通股份占净资产的金额+负债总额）/年末总资产。其中：非流通股份占净资产的金额=每股净资产*非流通股股份数。由于我国股改尚未全面完成，因此还存在非流通股份，所以本文采用了第二种计算模式。
三、实证结果分析
（一）描述性统计 2007年样本公司的描述性统计结果如（表1）所示，可以发现：第一，样本公司在2007年的TOBIN'SQ均值为0.799807，小于1，说明上市公司在2007年度价值相对较小，利益转移程度大。标准差较小，说明样本公司TOBIN'SQ数据高度集中在平均值附近，样本公司普遍存在较大程度的利益转移现象。第二，样本公司可操纵性应计利润总额除以年初资产总额的均值（DACC）在2007年为-8.7975%。2007年可操纵性应计利润总额的均值为负值，说明2007年样本公司的应计利润总额小于了样本公司的非操纵性应计利润总额，上市公司通过关联交易进行盈余管理时，采用了调减利润的方式，存在关联方从上市公司转移利益的现象。即使最大值为正值，然而，正值仅为0.286726，说明即使存在集团公司向上市公司输送利润的现象，也是极个别的现象，且其规模是相对较小。标准差仅为0.179783，说明样本公司普遍存在关联方从上市公司转移利益的现象。第三，样本公司H5指数均值在2007年度为0.113455，数值较小，且其最大值也仅为0.34544，标准差仅为0.08678，说明各样本值高度集中于均值附近，说明样本公司前五大股东持股比例差距较小，股权集中度不高。第四，从资产规模看，样本公司2007年末资产总额自然对数的均值为20.9124，说明年末资产总额的均值为e20.9124元，公司规模较大。
（二）回归分析年度样本公司关联交易盈余管理度与关联方利益转移关系的回归结果如（表2）所示。可以发现：第一，关联交易盈余管理度（DACC）的估计参数为-1.459084，t值为-2.756046，2007年在0.02的水平上具有显著性.P值为0.0147。说明2007年上市公司关联交易盈余管理程度与TOBIN'SQ负相关，公司价值越小，说明关联方利益转移程度越大，即说明关联交易盈余管理程度与关联方利益正相关。假设1得到证实。第二，前五大股东持股比例的平方和（H5）的估计参数2007年为-0.893887，从回归参数的角度来看，上市公司前五大股东持股比例的平方和TOBIN'SQ在2007年度负相关，即说明上市公司前五大股东持股比例的平方和与关联方利益转移在2007年正相关。而t统计量为-0.819086，在0.5的水平上才具有显著性，说明不具有统计意义上的显著性。假设2没有得到证实。第三，资产规模（SIZE）的估计参数为-0.020547，说明2007年度上市公司资产规模与TOBIN'SQ负相关，与关联方利益转移正相关。t统计量为-0.196301，P值为0.847，说明不具有统计意义上的显著性。假设3没有得到证实。
（三）F检验、多重共线性检验、异方差检验 F（k-1，n-k）=F（4-1，19-4）=F（3，15）值如（表3）所示。回归结果得到的F统计量值为2.727173 ，可知在0.1的水平上显著。说明关联交易盈余管理度（DACC）、前五大股东持股比例的平方和（H5）、资产规模（SIZE）联合起来对被解释变量TOBIN'SQ有较为显著的影响。本文采用了辅助回归法对模型进行了多重共线性检验。分别以关联交易盈余管理度（DACC）、前五大股东持股比例的平方和（H5）、资产规模（SIZE）各个作为被解释变量，而其他二个变量作为自变量进行三次回归，VIF值分别为1.0026、1.0017、1.0013，均显著小于10，因此说明不存在多重共线性。本文采用了WHITE检验对模型进行异方差检验如下：由（表4）可知，nR2=12.56051
0.223292DACCt-1；H5*=H5t+0.223292H5(t-1)；SIZE*=SIZEt-SIZEt-1；et=ut+0.223292ut-1。
四、结论与建议
（一）结论本文以对2007年沪深两市因重大关联交易而被出具非标准无保留审计意见的19家上市公司为样本，实证研究了上市公司关联交易盈余管理程度与关联方利益转移关系。结果发现：关联交易盈余管理程度与关联方利益转移正相关，2007年在0.02的水平上具有显著性，关联交易盈余管理程度越高，上市公司的价值（TOBIN'SQ）越小，关联方从上市公司转移的利益越多；上市公司前五大股东持股比例平方和与TOBIN'SQ值负相关，与利益转移在2007年正相关，但不具有统计意义上的显著性；2007年上市公司资产规模与TOBIN'SQ负相关，与关联方利益转移正相关，但不具有统计意义上的显著性。
（二）建议本文提出如下建议：第一，完善证券相关制度，规范关联交易盈余管理行为。本文研究发现我国普遍存在上市公司利用关联交易进行盈余管理的行为，上市公司转移利益现象严重。这主要是上市公司为了达到IPO、保牌、增发、配股的目的，而迎合证监会的各项会计指标造成的。证券监管部门以净利润及现金流量净额为首次公开发行合格指标；以净资产收益率为配股及发行可转换债券的合格线，对于冠以ST及暂停上市及退市的底线更是看重净利润。监管部门过于重视单一的利润指标的现状，使得上市公司为避免监管指标对其实现目标形成障碍，有强大的利润调节动机。而由于关联交易的价格确定具有很大的主观性，利用与大股东之间的关联交易便成为最方便最迅速的工具。因此，一方面应考虑其现金流量等多个指标（如净资产现金流量比率、每股经营活动现金流量等指标），从动态与静态两个方面综合考核上市公司的经营业绩与收益质量。第二，法律法规对侵害上市公司利益行为的查处力度不够。我国现阶段相关法律法规违规对关联方交易的监管和惩罚力度不够，处罚存在着随意性，且违规成本很低，既没有更高一层民事处罚，更没有相关刑事责任的规定。这为上市公司利用关联交易进行盈余管理转移利益创造了良好的外部环境。因此建议我国完善证券法、会计法、民法、刑法中相关领域的法律法规，建立严密的法律体系，一方面使我国的处罚真正有据可循，另一方面加强对侵害中小股东权益的关联交易盈余管理行为的处罚力度，应追究包括治理层、管理层、监事等相关责任人的民事、刑事责任，以加大公司、负责人的违规成本。而要做到这一点，还必须要求监管部门加大对相关行为的监控力度，及时发现、及时查处，真正保护投资者的利益。第三，完善信息披露制度。要使监管部门能进行阳光监管，这依赖于信息披露制度的完善程度。我国对关联方交易的具体规范主要是通过《股票上市规则（2006年5月修订）》来实现的。存在以下问题：对重大关联交易有认定还不够清晰；关联交易定价混乱，没有统一指导定价原则，过多的选择空间给上市公司利用关联交易进行盈余管理提供了契机；准则对影响重大的关联交易应披露缘由、合理性和对交易各方生产经营及当期业绩的影响程度，以引起投资者对不正常关联交易的充分重视；应完善对关联交易谈判期间及履行期间的及时披露制度。第三，完善独立董事制度。独立董事制度的存在是为了防止大股东利用其控制权而侵害中小股东的利益。良好的独立董事制度能够很好地阻止关联方利用关联交易进行违规盈余管理及利益转移。面对我国独立董事制度的问题，应加强该制度的法律保障基础、明晰独立董事权责、同时明晰独立董事与监事会职能区别、加强独立董事责任，进一步完善独立董事选举制度、改变其经费来源及工作流程，使独立董事真正独立，以真正起到维护中小股东权益的作用。
（三）研究局限 本文在研究中还存在一定程度上的局限性；对上市公司利用关联交易盈余管理进行利益转移的分析中仅对股权集中度以加以考虑，而没有涉及股权构成，董事会、监事会和独立董事等因素，对影响上市公司利益转移的因素考虑不够全面；仅对2007年数据进行了检验，没有对时间序列数据进行检验，这也使得假设2和3没有得到证实，若考虑多年的情况，也许能够证明假设2和假设3；在模型使用方面也还存在改进之处，可以在对同行业非样本公司回归来确定参数时也使用M-Jones模型，也许能提高参数精准度。希望能在以后的学习与研究中对问题的把握能够更加全面与规范。
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上市公司市值管理研究篇8
摘 要 在现代财务管理学理论下，上市公司科学合理的股利政策可以向市场投资者释放积极的信号，激发投资者对公司的投资热情，从而促进公司整体价值上升，良好形象得以塑造。因此，从这一理论观点来看，股利政策与上市公司价值之间存在着一定的关联。股利政策包括是否支付股利、股利支付方式等，本文以是否支付股利与企业经营业绩的关系进行实证分析。
关键词 股利政策 经营业绩 回归分析
一、引言
股利政策是财务管理过程中的组成部分，其决定了公司盈利的再分配比例。简单来说，股利政策与公司留存收益之间存在着此消彼长的联系。股利政策的制定与实施就是为了实现公司价值最大化的目标，因此，可以说股利政策是实现公司财务目标的重要手段与途径。尽管股利政策是公司实现收益再分配的内部决策行为，然而其也会受到一系列外部因素的影响困扰，继而影响到公司价值的变化。首先，市场投资者存在着股利政策偏好，这往往会对上市公司股利政策的制定产生一定的作用。其次，监管部门对上市公司股利政策进行了规定，如：在《公司法》中规定了利润的分配程序，限制公司在弥补亏损和提取法定公积金之前不得向股东分配利润；规定公司不能用资本发放股利等条例。因此，股利政策由于受到内外部因素的困扰，使得其与上市公司价值之间存在着相关性。
二、理论分析及假设
从一般意义角度而言，支付股利的上市公司价值要优于未支付股利的上市公司价值。这是因为在证券市场中，只有收益好、利润优以及价值高的上市公司才具有发放股利的条件。尽管收益差、利润水平低的上市公司可以模仿进行股利政策，但巨大的现金流支出往往给其带来沉重的压力。而且以信号传递理论的观点而言，股利的支付往往预示着上市公司的利好消息，对上市公司股价有着积极的带动的作用，这往往会提升上市公司的整体价值。
因此，本文提出研究假设：上市公司是否支付股利与其价值存在着正相关关系，即支付股利有助于提高上市公司的整体价值。
三、研究设计
（一）变量设计
在实证研究过程中，往往存在着被解释变量、解释变量以及控制变量等三种类型。被解释变量是指由某一变量所引起的，也叫做因变量；解释变量是指引起某一变量变化的因素，也叫做自变量。控制变量是指除了解释变量以外，那些能够引起被解释变量变化的变量，控制变量的存在是为了准确衡量解释变量对被解释变量的影响。
本部分实证研究的被解释变量非常明确，被解释变量是指上市公司价值。以目前的研究情况而言，衡量上市公司价值的指标相对较多，主要有两大类。第一类是市场指标，包括上市公司股票价格、市场增加值（MVA）、经济增加值（EVA）以及托宾Q值等等；第二类是指会计指标，包括总资产净利润率（ROA）、净资产收益率（ROE）、资产报酬率以及每股收益（EPS）等等。结合当前国内的资本市场现状来看，仅仅用市场指标来衡量上市公司价值的变化因市场不成熟而显得不够准确，而仅仅用会计指标来衡量的话，又会因为目前国内会计造假现象猖獗而显得不真实。鉴于此，本文采用了李志文、宋衍衡（2003）[1]的衡量指标来代替上市公司价值变化。
另一方面，解释变量是否支付股利则显得相对简单，其为一个虚拟变量。当上市公司采取分配股利的政策时，那么取数值1；若上市公司不分配股利，那么取数值0。
此外，由于影响上市公司价值的因素较多，本文选择控制变量来准确衡量股利政策对上市公司价值的影响。从现有的研究文献来看，盈利能力、负债水平、公司规模、行业成分与年份成分这五方面因素对上市公司价值有着重要的影响，因此，本文将其作为控制变量，来共同解释股利政策对上市公司价值的影响。
（二）研究样本选择
本文的研究对象是以上市公司的股利政策为主，因此，在选择研究样本时必然要从上市公司加以入手。本文为了提升研究的便利性，结合数据的可得性与方便性，选择上证180指数中180只成份股上市公司作为研究样本。上证180指数是以选择上海证券交易所180只权重股作为标准的指数，这180只成份股来自各行各业，能够从整体上反映上海证券交易所大盘的走势。因此，本文选择这180只成份股作为研究样本。
（三）研究数据来源
根据选择好的研究样本，考虑到数据披露的时间限制，本文选择这180家上市公司2008年和2011年的数据作为研究数据。为了保证研究结论的客观与公正，本文剔除了一些存在数据缺失和指标异常的上市公司，得到167家上市公司的研究数据。本文研究所用到的数据均来自于上海证券交易所、和讯财经网、锐思数据库等等。
四、实证分析
在对解释变量、控制变量与被解释变量之间的关系了解清楚后，将用线性回归分析方法对解释变量、控制变量与被解释变量的关系进行统计学分析。线性回归分析是检验经济变量之间影响关系的重要方法，按照变量的个数可分为一元线性回归分析和多元线性回归分析。运用EViews5.0软件进行检验。
从表2的数据显示，多元线性回归方程为
该线性回归方程的拟合优度为0.4465，这表明是否支付股利、盈利能力、资产负债率、公司规模、年份以及行业可以共同解释上市公司价值变量的44.65%。其次，线性回归方程的F检验值为9.63，对应的概率值小于显著性水平5%，说明该线性回归方程整体显著，变量之间存在着显著的线性关系。第三，从各变量的回归系数T检验来看：是否支付股利的回归系数为0.41，回归系数的T检验值为3.40，对应的概率值小于显著性水平5%，说明是否支付股利对上市公司价值存在着显著的影响。同时，净资产收益率和资产负债率的回归系数分别为0.1和0.34，对应的T检验值分别为3.02和2.67，概率值小于显著性水平5%，表明净资产收益率和资产负债率对上市公司价值有着显著的正向的影响。净资产收益率越高，上市公司价值越大；资产负债率越高，上市公司价值也越大。同时，行业与年度对上市公司价值有着显著的影响，说明在上市公司内部，各行各业的上市公司价值表现出一定程度的差异，而且上市公司的价值受到宏观经济环境的显著影响。
五、结论
基于以上的实证研究来看，股利政策与上市公司价值之间的确存在着一定的关系。从是否支付股利与上市公司价值之间的研究看，上市公司在股利政策制定前后，其托宾Q值发生了显著的提高，表明股利政策的制定有助于提升上市公司的整体价值。同时，以线性回归分析的观点看，是否支付股利对上市公司价值存在着显著的正向影响，即当上市公司支付股利时，那么上市公司的托宾Q值为1.05，明显高于国内上市公司托宾Q值的平均数，这意味着股利政策的实施对上市公司价值的提升具有明显的促进作用。
参考文献：
[1]崔学刚.公司业绩与股利政策变更―基于制造业上市公司的实证研究.会计之友.2010.1.
[2]齐辉.人民币理财产品的市场变动分析.青岛大学硕士论文.2010.4.