关键词：盈余管理价值相关性公司估值会计盈余权益账面值
一、引言
已有研究（Easton和Harris，1991；Ohlson，1995；Penman，1998；Ou和Sepe，2002）表明，会计盈余具有价值相关性，对股票价格具有显著的预测性，因此常被投资者作为估值基础。但是，会计盈余有可能受到管理层操纵。国外相关研究证实了管理层会受契约动机、报酬激励、政治成本等因素驱使，进行盈余管理来人为地操纵利润（Watts和Zimmerman，1986；Healy和Palepu，1993；Teohetal，1998；DeGeorgeetal，1999）；而国内研究也表明了我国上市公司为了应对证券市场的相关规定（如获得配股资格、确保上市资格等）进行盈余管理（陈小悦等，2000；陈晓和李静，2001）。无论动机如何，管理层的盈余管理会造成报告利润真实性的扭曲，从而降低会计盈余的可靠性。因此，当盈余管理存在时，会计盈余可能不再是估值的可靠来源，其价值相关性会减弱。另一方面，当盈余管理存在时，市场可能会寻求其他指标估计股票价值，而权益账面值作为另外一个重要的估值基础可能会更多地为投资者使用，其价值相关性会提高。相关研究也证实了当盈余的可靠性下降时，其他指标（如账面价值、现金流量）会变得更具有价值相关性来补偿盈余作用的下降（Bergeretal，1996；Collinsetal，1997；Barthetal，1998）。由于我国资本市场的特殊性导致我国上市公司盈余管理行为的多样性和复杂性，粉饰的会计信息有可能会影响投资者的决策行为，所以有必要从实证角度研究我国资本市场上盈余管理对会计盈余和权益账面值价值相关性的影响，为投资者正确选择估值方法提供依据。
二、研究设计
（一）研究假设基于已有文献分析基础上，本文认为，会计盈余和权益账面值都具有价值相关性，与市场价值存在正向关系。但盈余管理可能会扮演一个调节的角色，对会计盈余和权益账面值的价值相关性产生影响。换言之，盈余管理可能对盈余和市场价值之间的关系产生负面影响，而对账面价值和市场价值之间的关系起到了积极的影响。为此提出以下研究假设：
假设：盈余管理的存在会降低盈余的价值相关性，进而提高权益账面值的价值相关性
（二）变量定义和模型建立为了检验研究假设，本文在修正的截面Jones模型中加入经营活动现金流量变动额，来估计盈余管理水平，并建立了加入了盈余管理变量的价值相关性模型。
（1）盈余管理水平衡量。国内外众多研究都采用Jones模型（Jones，1991）或者修正的Jones模型（Dechowetal，1995）来估计操纵性应计利润（DiscretionaryAccruals，DA），并用此衡量上市公司盈余管理的水平。夏立军（2002）的研究表明在我国股票市场上，分行业截面数据Jones模型可以很好揭示盈余管理程度。而Kasznik（1999）考虑到总应计利润和经营活动现金流量之间呈现出显著的负相关关系（Dechow，1994），在修正的琼斯模型中加入经营活动现金流量的变动额可以显著提高模型的解释能力，因此本文中笔者在修正的截面Jones模型中加入经营活动现金流量变动额，并通过年度截面数据估计操纵性应计利润。其中：DAit为i公司t年的操纵性应计利润。操纵性应计利润DA的计算可能为正也可能为负，但管理层进行盈余管理是为了从不同方向操纵目前的盈余达到一定的目的，所以许多研究认为应关注应计利润的维度而不是它的方向，并用操纵性应计利润的绝对值（|DA|）来衡量公司盈余管理水平（Sloan，1996；Pfeifferetal，1998）。本文按每年|DA|值的四分位数对上市公司样本进行分组，如果上市公司当年|DA|值高于当年的上四分位数，它进入盈余管理组；而当年|DA|值低于下四分位数的公司进入非盈余管理组。
（2）加入了盈余管理变量的价值相关性模型。价值相关性的研究文献（Collinsetal，1997；Barthetal，1998；Ou和Sepe，2002等）广泛采用Ohlson（1995）的理论模型，并根据自己的研究目的进行了相应的调整。在这些研究的实证模型中，股票价格是盈余和股东权益账面值的线性函数：Pit=α0+α1Eit+α2BVit+εit（1）
其中：Pit是i公司第t年末的股票价格，Eit是i公司在t年的每股净利润，BVit是i公司在第t年末的每股净资产，εit是残差。为了衡量盈余管理对盈余和权益账面值的价值相关性影响，本文在价值相关性模型（1）的基础上加上反映盈余管理程度的虚拟变量，来捕获盈余管理的增量信息。鉴于盈余的可靠性会影响盈余和权益账面值的价值相关性，每个会计变量的系数都可以看作是盈余管理虚拟变量的函数。即令：α0=？茁0；α1=？茁1+？茁2Dit；α3=？茁3+？茁4Dit；
其中：Dit是盈余管理虚拟变量，当i公司在第t年属于盈余管理组时值为1，否则为0。因此模型（1）可转换为：
系数β1代表盈余管理不存在时盈余的价值相关性。当盈余纵时，系数β1和β2代表了市场对盈余的反应。同样的，系数β3代表不存在盈余管理时权益账面值的价值相关性。系数β3和β4代表了当盈余纵时，市场对权益账面值的反应。系数β2和β4分别代表了盈余管理对盈余和权益账面值的影响。根据前面的假设，预计β2为负，表明盈余管理存在时，盈余的价值相关性会下降。相反地，预计β4为正，因为在盈余管理存在时，市场会改变其对盈余的信赖，转向权益账面值，从而提高账面价值的价值相关性。
（三）样本选择和数据来源本文选取2002年至2009年在沪深两市的一般上市公司作为研究样本，选取这一时间序列的原因是2001年起《企业会计制度》在大、中型企业执行，信息披露逐渐规范和证券监管不断完善，股票价格从一定程度上回归于其内在价值。进一步筛选标准如下：剔除金融保险行业的上市公司；剔除股价相关数据缺失的上市公司；剔除财务数据极端异常上市公司；剔除连续两年ST的上市公司；剔除当年上市和上市时间少于两年的公司。剔除2007年的样本，只用其作为计算2008年相关数据的基础。因为，2007年作为实施新企业会计准则（CAS）后的第一年，上市公司的相关财务数据的构成和2006年有较大区别（笔者对2002年至2009年的时间序列数据进行了邹氏检验，发现2007起财务数据发生了结构性变化），无法人为或者通过数据库进行调整，而2007年操纵性应计利润的计算需要以2006年的数据作为基础。按上述标准筛选后，共得到7326个样本。初选样本在计算完操纵性应计利润后，按照|DA|值的四分位数分组，位于上四分位数的样本进入盈余管理组，位于下四分位数的样本形成非盈余管理组，得到了盈余管理价值相关性模型的研究样本3666个，其中盈余管理组1833个观测值，非盈余管理组1833个。如表（1）所示。
三、实证检验
（一）描述性统计本文分别按总样本、非盈余管理组和盈余管理组进行描述性统计，结果见表（2）。可以看出：盈余管理组公司的每股净利润、每股净资产都显著低于非盈余管理组的公司，同时非盈余管理组中亏损的上市公司比例只有4.47%，而盈余管理组中亏损公司的比例超过五分之一，这些数据表明盈余管理的公司往往是那些经营业绩不佳，获利能力较差，财务状况严峻的公司；反过来说，这些公司正因为这些原因而有足够的动机来粉饰利润，操纵盈余。既然盈余管理组公司的境况相对较差，其市场价值也应该低于非盈余管理组的上市公司，但是出人意料的是，盈余管理组公司的股价明显高于非盈余管理组，这可能表明我国资本市场没有将代表盈余管理行为的操纵性应计利润视为投机性的粉饰利润，反而将其视为公司盈利的信号。在标准差方面，盈余管理组变量的标准差和变异系数都较非盈余管理组大，这表明了盈余管理组公司的财务状况波动较大，不太稳定，需要求助于盈余管理来平滑利润，稳定业绩。
（二）回归分析表（3）是盈余管理价值相关性模型的回归结果。其中系数β1和β3表明了公司不进行盈余管理时盈余和权益账面值的价值相关性，按年度和混合回归的结果都是显著为正的，说明盈余和权益账面值都是价值相关的。系数β2和β4是该模型关注的核心问题。从表（3）中可以看出，β2在所有年度和混合回归中都显著为负，而β4显著为正，这似乎验证了假设：盈余管理会降低盈余的价值相关性，同时提高权益账面值的价值相关性。但描述性统计已经指出盈余管理组中亏损公司所占比例较高，而在公司当期净利润为负时，投资者无法使用盈余信息评估公司以后的业绩，估计公司价值，只能利用权益账面值作为估值基础。在这种情况下并不是投资者察觉到盈余信息的不可靠而转向更为可靠的账面价值并将其作为估值依据。那么就有这样一种可能：是上市公司亏损而非盈余管理行为本身导致了盈余价值相关性的下降和权益账面值的价值相关性上升。因此为了验证研究假设，需要剔除亏损公司，消除亏损公司的存在对本研究的影响。
表（4）是剔除亏损公司样本后的盈余管理价值相关性模型回归结果。可以看出，在剔除了亏损公司影响后，系数β1和β3的值和显著性都没有出现明显的变化，基本上一致。而β2和β4的值和显著性则出现了明显的改变，β2在除2005年外其他所有年度中都不显著，并且其方向也不一致，表明盈余管理没有降低盈余的价值相关性。β4在大多数年度的回归中都为正（2003年、2005年为负），从方向上表明盈余管理行为会提高账面价值的价值相关性，但是仅在2002年、2006年以及混合样本的回归中显著为正，这表明盈余管理对权益账面值的价值相关性还是有一定的积极作用，当存在盈余管理时市场可能会更加重视权益账面值。换言之，盈余管理不会降低盈余的价值相关性，但会增强账面价值和公司股价之间的联系。这个结果部分拒绝了本文提出的假设。
回归结果表明，主要是亏损公司导致了盈余和权益账面值两者价值相关性的变化，而非盈余管理本身。当剔除亏损公司后，盈余管理并没有降低盈余的价值相关性，但权益账面值的价值相关性有所提高。这反映出在我国资本市场上，由于信息不对称，投资者无法判断上市公司是否存在盈余操纵，所以在估计公司价值时不会减少对盈余的依靠，但是出于谨慎和自我保护，投资者还是会有意识地侧重于更为真实的权益账面值。
（三）稳健性检验为了实证结果的稳健，需要验证亏损公司的盈余确实不具有价值相关性，因此对盈余管理价值相关性模型样本中亏损的公司进行分析。因为样本数有限，只进行混合回归。回归结果如表（5）。这一回归结果也证实了笔者对亏损公司的考虑，当公司亏损时，其盈余不再具有价值相关性，而权益账面值的价值相关性依然存在。
四、结论
本文的目的是研究在我国资本市场上盈余管理对会计盈余和权益账面值这两个估值基础的价值相关性的影响。研究结论如下：会计盈余和权益账面值与股价之间存在着显著的正相关关系。亏损公司的存在是导致盈余的价值相关性降低和权益账面值的价值相关性提高的重要原因。盈余管理并没有降低盈余的价值相关性，但会在一定程度上提高权益账面值的价值相关性。究其原因可能是我国资本市场上的投资者因为信息不对称，无法判定上市公司的盈余是否控，也就无法察觉盈余管理会降低盈余可靠性，那么投资者出于谨慎的要求在估计公司价值时会依靠相对稳定、可靠的权益账面值。本研究对投资者、分析师、会计信息使用者和其他市场参与者具有实际意义：既然市场不会识别上市公司盈余管理行为，那么投资者在估值时不需要减少对盈余的依靠，但也因为市场无法识别盈余管理，投资者需要谨慎地更多关注权益账面值在估值中的作用，以提高估值的准确性。
参考文献：
[1]陈晓、李静：《地方政府财政行为在提升上市公司业绩中的作用探析》，《会计研究》2001年第12期。
[2]陈小悦、肖星、过晓燕：《配股权与上市公司利润操纵》，《经济研究》2000年第1期。
[3]夏立军：《国外盈余管理计量方法述评》，《外国经济与管理》2002年第10期。
[4]BarthM.E.，W.H.BeaverandW.R.Landsman.RelativeValuationRolesofEquityBookValueandNetIncomeasaFunctionofFinancialHealth.JournalofAccountingandEconomics，1998.
[5]BergerP.，E.OfeckandI.Swary.InvestorValuationoftheAbandonmentOption.JournalofFinancialEconomics，1996.
[6]DechowP.M.，R.G.SloanandA.P.Sweeney.DetectingEarningsManagement.TheAccountingReview，1995.
[7]HealyP.M.andK.G.Palepu.TheEffectofFirms’FinancialDisclosurePoliciesonStockPrices.AccountingHorizons，1993.
关键词：新会计准则；上市公司；盈余管理；趋势
一、引言
盈余管理作为国内外会计界和经济界专家对资本市场研究的一项重要课题，对会计信息有重要的影响。我国的资本市场正在急速发展，许多上市公司利用会计准则进行盈余管理，2007年元旦开始实行新的企业会计准则，新会计准则的修订是为了进一步规范企业的会计处理行为，提高会计信息的相关性和可靠性。江苏的经济一直稳定高速发展，新会计准则的实施势必会对江苏上市公司的盈余管理活动产生或多或少的影响再加上江苏特殊的经济地位，非常有必要对这个地区的盈余管理进行深入研究。通过发展趋势的分析，可以更全面更客观反映新准则的作用。
二、新准则对上市公司盈余管理的影响
新准则对上市公司盈余管理的限制作用
（1）取消了存货计价的后进先出法，减少了计价方式的选择，削弱了存货成本计价中的人为影响，缩小了盈余管理的空间，提高了会计信息的有效性。
（2）对资产减值有了新的规定，减少了利用资产减值准备调节盈余的情况，减少了人为调节所带来的对企业盈余的影响。
（3）改变了合并报表的编制和会计处理的方法，缩小了企业盈余管理的死角，减少了关联企业之间利用准则进行盈余管理。
新准则为上市公司盈余管理提供的空间
（1）利用公允价值计量属性进行盈余管理。（2）利用债务重组进行盈余管理。（3）利用借款费用资本化进行盈余管理。（4）利用无形资产进行盈余管理。（5）利用固定资产进行盈余管理。
三、江苏省上市公司盈余管理发展趋势的实证分析
（一）研究假设
假设1：上市公司普遍存在盈余管理行为；
假设2：新旧会计准则下存在不同程度的盈余管理，新会计准则和旧会计准则相比降低了上市公司盈余管理程度，缩小了空间；
假设3：新会计准则实施以来，上市公司盈余管理程度呈下降的趋势；
（二）样本选择和数据来源
本文的研究样本选自沪深A股的所有江苏地区的上市公司，研究数据主要来源是53家样本公司的2005-2011的年度报告，所有要使用的数据均来自CSMAR金融数据库，应用Excel和SPSS17.0统计软件进行数据的处理和分析。
从表1中，可以看出2006年的可操纵性应计利润均值是0.007419，是这连续的六年中绝对值最低的，说明旧的会计准则并没有太多为上市公司盈余管理创造条件。新会计准则实行以后，2007年的均值是0.076924，2008年的均值是0.061392，2009年的均值是-0.042888，说明许多上市公司调低利润，整体上都是调高利润的。但是真正能证明上市公司进行盈余管理的，需要对这六年的数据进行T检验。
从表2中可以看出，对样本数据6年的独立性检验中，只有2006年的可操纵性应计利润没有通过显著性检验，其余年份均通过了显著性水平。验证了假设1中上市公司普遍存在盈余管理行为。
从表3中可以看出，配对样本检验的结果说明可操纵性应计利润在准则实施前后存在非常的显著差异。
验证了假设2中的新旧准则下上市公司存在显著不同程度盈余管理。根据这些差异，说明新准则并没有如期望的那样限制上市公司盈余管理，相反地，新准则为盈余管理提供了更为广阔的空间。
根据上述的研究结果，就可操纵性应计利润作出柱状图，作出盈余管理程度趋势图。
四、研究结论
第一，江苏上市公司普遍存在盈余管理行为。根据模型计算出的可操纵性应计利润进行独立样本T检验，检验表明2007年以后的数据和检验值0之间存在显著差异，说明了江苏上市公司盈余管理行为的存在性。
第二，新旧会计准则下上市公司存在显著不同的盈余管理，新会计准则相较于旧会计准则扩大了盈余管理程度，新会计准则没有起到如预想中的抑制作用。
第三，新会计准则实施以来的盈余管理发展趋势是先下降后上升的，总体是有变化的，有一定幅度的波动，没有出现如预想的呈现一直下降的趋势。（作者单位：常州工学院）
参考文献
[1]肖家翔，李小键.盈余管理定义解读[J].财会月刊，2011，（29）.
[2]郑和平.上市公司盈余管理的新方式及防范措施探讨[J].商业会计，2011，（20）.
（北京信息科技大学经济管理学院，北京100192）
摘要：高管薪酬是委托需要解决的重要问题，本文以创业板上市公司中信息技术行业2013年数据为依据，并就影响创业板上市公司高管薪酬的因素：企业绩效、股权集中程度，公司规模和治理结构等因素进行实证研究，研究结果表明上述因素对创业板上市公司高管薪酬有一定的相关性，并据此提出完善我国创业板上市公司高管薪酬的相关政策性建议。
关键词：创业板上市公司；信息技术行业；高管薪酬；影响因素；相关性分析
中图分类号：F832.21文献标识码：A文章编号：1006-4311（2015）24-0028-04
作者简介：任艳（1990-），女，山西汾阳人，北京信息科技大学经济管理学院硕士研究生，研究方向为财务会计理论与方法；谢瑞峰（1964-），男，山东鄄城人，北京信息科技大学经济管理学院教授，硕士生导师，研究方向为财务会计理论与方法。
1研究背景与意义
创业板市场与主板市场在准入门槛、投资风险、监管制度等方面均有较大的不同，相比于主板市场，创业板市场上市公司多数从事高新技术企业，投资风险大，成长性相对较高。创业板上市公司中按行业进行区分，根据国内外相关研究，行业因素也是影响上市公司高管薪酬的重要因素，因此，本文以信息技术行业为例，一方面是因为信息技术行业大多属于技术型产业，国家近年来的政策都大力扶持，另外针对创业板该行业高管薪酬的研究并不多，本文通过实证研究影响创业板上市公司高管薪酬的关键因素，为创业板上市公司高管薪酬的激励机制提供借鉴。
2国内外研究现状
Murphy（1985）等通过实证研究发现高管薪酬与企业业绩之间存在显著的正相关关系，企业业绩越好，高管薪酬越高，薪酬对业绩敏感程度很高。而Aggarwal（1999）认为二者不存在相关性.Steven（2007）实证结果发现,更多的权益性薪酬（股票和期权）能够挽留CEO继续留在公司工作。这说明公司要适当地激励管理人员，使他们最大限度地实现自我价值，以避免高级管理人才的流失。
我国学者魏刚（2000），张晖明、陈志广（2002），赵西萍（2002），刘斌（2003），张俊瑞（2003）等的实证研究结果显示：高级管理人员的报酬水平与绩效存在显著的正相关关系乔丽以创业板上市公司样本为依据，对高管薪酬的影响因素进行实证分析表明，总资产、营业收入、研发经费、高管的学历与高管薪酬存在显著正相关性。柯可、邱凯（2009）基于沪深股市分析上市公司高管薪酬的影响因素，得出高管人员薪酬与公司业绩、公司规模是否发行B股存在正相关关系，与第一大股东持股比例、资产负债率、监事会规模存在负相关关系。李增泉、王健（2009）认为公司绩效与高管薪酬不显著正相关，资产规模与高管薪酬显著正相关，而国有股、行业因素都是影响高管人员报酬的重要因素。认为公司规模与高管人员报酬显著正相关。周运兰、李彤采用我国创业板上市公司的最新数据，对高管薪酬的影响因素进行了实证研究发现：创业板上市公司高管薪酬与企业绩效“企业规模”董事会规模显著正相关；与高管持股比例正相关，但不显著。张金麟等（2010）将2005-2007年在中国上海证券交易所上市的A股全部上市公司共841家作为样本，实证了地区变量对高管薪酬的显著影响。黄乘政（2010）以2008年沪深两市的上市公司为样本进行实证研究，结果证明高管薪酬水平存在行业和地区差异，并且发达地区上市公司的高管薪酬贡献力水平更高。胡嘉慧（2013）以2010年创业板上市公司数据为依据进行实证分析，表明企业绩效、企业规模、股权集中度、地区、行业因素对创业板上市公司高管薪酬有显著影响。
目前研究高管薪酬影响因素的文章较多，但我国创业板市场设立时间较短，因此研究我国创业板上市公司高管薪酬的文献并不多。鉴于创业板市场在我国资本市场上所起的作用越来越大，具有我国上市企业的普遍性和特殊性，本文将以创业板上市公司高管薪酬的影响因素进行研究。
3研究设计
高管薪酬构成一般由工资、奖金、长期激励性报酬构成。工资是固定薪酬，体现职位价值以及市场薪酬水平。长期激励性报酬是公司吸引、激励、保留人才的媒介和手段，一般要在若干年之上才能兑现。公司高级管理人员是指公司的经理、副经理、财务负责人，上市公司董事会秘书和公司章程规定的其他人员。本文通过提出假设，运用spss软件，进行相关性检验和线性回归分析，研究公司绩效、公司规模、公司治理结构等影响因素与我国创业板上市公司高管薪酬相关性。
3.1样本选取
行业的差异对高管薪酬有一定的影响，根据深交所资料，创业板上市公司中，信息技术企业和制造业占多数，其中，信息技术企业70家，制造业企业275家，现有研究中对制造业研究较多，而信息技术企业与我国现有国民经济发展相适应，在推动产业升级、促进科技创新方面发挥巨大的作用。因此本文以深圳证券交易所中创业板上市公司中信息技术行业的2013年数据为依据，研究高管薪酬的影响因素，数据来源于国泰安数据库，巨潮咨询网以及上市公司年报等，有些数据是直接获得，有些数据是加工取得，将这些数据运用excel、SPSS软件等进行处理，采用回归分析进行研究。
3.2研究假设
假设1：企业绩效（ROE&EPS）与创业板上市公司信息技术行业高管薪酬呈现正相关。
创业板上市公司高管薪酬与企业绩效呈现正相关。公司绩效与高管薪酬息息相关，按照相关文献，公司绩效的提高将使得高管从中获益，因此做出此假设。公司计较主要通过净资产收益率与每股收益来反映，净资产收益率越高，企业绩效越好；每股收益越高，企业绩效越好，因此，净资产收益率和每股收益与高管薪酬呈现正相关关系。
假设2：企业规模与创业板上市公司信息技术行业高管薪酬呈现正相关。
公司规模越大，对高管人员精力要求越多，知识技术水平要求越高，高管人员的薪酬会相应提高。在股权集中度方面，Firth（1999）的研究表明，如果股权分散的话，管理层的权力会更大，他们就会倾向于给自己更高的报酬。股权集中有助于克服人的缺陷，实现有效的监督和激励。
假设3：股权集中度与创业板上市公司信息技术行业呈现负相关。
第一股东持股比例越高，过高的高管薪酬就越容易得到遏制，反之亦然。股权结构越集中，高管薪酬越低，二者呈现负相关。
假设4：信息技术行业的创业板上市公司高管薪酬与董事会规模呈现正相关。
在公司治理方面，董事会规模越大，层级越多，董事会成员越容易为自己设计较高的薪酬。因此，董事会规模越大，高管薪酬越高。
假设5：信息技术行业创业板上市公司高管薪酬与独立董事呈现负相关。
独立董事在公司中发挥监督和制约作用，独立董事数量的提高增强公司独立性，有助于遏制过高的高管薪酬。
3.3变量选取
本文的因变量为高管薪酬，以上市公司前三名高管薪酬总额平均数的对数作为高管从薪酬变量的数值，其中，研究所指薪酬只包括上市公司年报中公开披露的高管的货币收入，由于隐形薪酬难以计量，所以不予考虑。
本文选取的自变量为公司业绩、高管持股比例、治理结构。公司业绩：衡量公司业绩的指标有很多，本文采取的净资产收益率ROE和每股收益作为变量。其中净资产收益率是公司税后利润除以净资产得出的百分比，用来反映公司股东的收益水平，衡量投资带来的收益。每股收益是指税后利润除以股本总数的百分比，用来测量股票投资价值，衡量公司综合盈利能力。股权结构的集中程度以第一大股东持股比例为自变量，研究股权集中程度对高管薪酬的影响。治理结构的研究方面，本文主要从董事会规模（董事人数）和独立董事比例，两个方面分析治理结构对创业板上市公司高管薪酬的影响。（表1）
本文选取2013年创业板上市公司信息技术行业68家上市公司披露的数据为统计样本，通过因变量、自变量构建模型，提出假设，探讨创业板上市公司高管薪酬与公司业绩、公司规模、股权结构、公司治理结构等因素的关系，运用SPSS软件进行实证分析，得出结论。
4创业板信息技术类上市公司高管薪酬影响因素的实证分析
4.1描述性分析
如表2所示，在选取的68个样本中，2013年高管薪酬前三名总额的平均值为16250.4207万元，最大值为572666.67万元，最小值仅为9.73万元，差距明显，同行业中高管薪酬差距较大。净资产收益率中，最大值为27%，均值达到9.54%，总体上净资产收益率反应偏低，但总体形势良好。样本公司中每股收益最大值为2.41，最小值为-0.36，差距较大，大部分公司的获利水平较好。创业板信息技术行业的上市公司资产总额各不相同，差距较大。第一大持股比例来看，最大值为66.48%，最小值为10.88%，均值为32.49%，方差和标准差均较小，与平均数的偏差较小，大部分公司的最大股东持股比例在30%左右。从公司的治理结构来看，董事会规模的最大值为16，最小值为5，总体规模较小。独立董事的比例基本在30%以上，最大值达到60%，基本符合上市公司董事会成员中应当至少包括三分之一独立董事的规定，选取样本公司的独立董事比例设置得比较合理。
4.2相关性分析
相关性分析如表3所示。
4.3回归分析
根据表4，首先，建立回归模型如下式：
lnComp=α+β1ROE+β2EPS+β3lnSize+β4CR_1+β5Bsize+β6RID+ε
其中，α代表常数，β代表各个影响因素的回归系数，ε代表随机误差。
将收集到的68个样本公司的数据进行搜集整理后，通过SPSS软件进行多元线性回归分析得到结果。（表4）
从表中可以看出，模型中的相关系数R为0.309，调整后的R2为0.006，拟合度较好，因变量的变化中有0.6%是由于自变量引起的，说明自变量对因变量的影响较小。自变量ROE、EPS、lnSize、CR_1、Bsize、RID的标准化回归系数为0.006、0.232、0.057、0.145、0.231、0.055，其系数的T检验值为-0.208、0.025、0.94、0.464、1.133、1.676、0.41。
高管薪酬与企业绩效之间呈现正相关关系，支持假设1，说明信息技术行业的创业板上市公司业绩越好，企业高管薪酬越高。公司的良好业绩为高管的较高薪酬奠定了基础。
高管薪酬与企业规模呈现正相关关系，支持假设2，说明企业规模越大，高管薪酬越高。公司规模越大，对高管个人能力及日常工作中的精力要求越高，相应的报酬也会随之提高，公司规模越大，所需要的人力成本越高，这与国内外的研究基本相同。
信息技术行业的创业板上市公司的第一大股东的持股比例与高管薪酬呈现负相关关系，即第一大股东持股比例越高，公司高管薪酬越低，假设3成立。董事会规模与我国创业板上市公司高管薪酬比例呈现正相关关系，即董事会规模越大，高管薪酬越高，与假设相符。董事会规模增大时，企业内部之间层级增多，沟通困难，进行健全的薪酬控制变得更加困难，容易产生高管薪酬过高的现象。
独立董事的比例与我国创业板上市公司高管薪酬呈现正相关关系，即独立董事占董事会成员的比例越高，高管薪酬越高，与假设5不相符，这与我国创业板上市公司中独立董事制度不健全密切相关，创业板上市公司起步较晚，独立董事在公司治理和高管薪酬的发放中没有发挥应有的监督作用，使得二者呈现正相关关系，同时本文样本选取也有一定的局限性。因此，应该完善上市公司独立董事制度，真正发挥独立董事的监督作用。同时，本文选取的样本数量有限，只是选择了68家创业板上市公司中的信息技术行业的企业，具有较大的局限性，对研究结果也会产生一定的影响。
5结论及建议
通过上述实证分析，结果表明，创业板上市公司中信息技术行业的高管薪酬与企业绩效、企业规模、公司规模、董事会规模、独立董事比例呈现正相关关系，与股权集中度呈现负相关关系。根据本文得出的结论，提出政策性建议。
第一，将高管薪酬与创业板上市公司的绩效挂钩，并且与公司规模紧密结合来作为考虑高管薪酬的因素。创业板上市公司的公司绩效与企业高管的薪酬密切相关，且呈现正相关关系，因此应该着力提高公司绩效水平，增大公司的规模，将公司做强做大，通过一系列措施，提升产品和服务服务的质量，利用高新技术推广产品。由于本文研究的主要是信息技术产业，其本身依托于强有力的核心技术，要想让公司的净资产收益率等相关产业健康发展就必须着力研发新技术，提高产品的核心竞争力，真正在市场是立足，使得企业绩效不断发展，由此提高高管人员的薪酬。
第二，充分发挥股权集中对信息技术行业创业板上市公司的积极作用，完善股权激励制度，加强大股东对高管薪酬的监督和制约机制。降低成本，有效遏制过高的高管薪酬对企业的恶性影响。
第三，科学合理的治理结构是实现高管有效约束的制度保障。完善公司治理结构关键是要不断强化独立董事制度，加强法制建设，逐步完善，使得独立董事真正步入制度化和法律化。由于我国独立董事起步较晚，独立董事制度存在一定的缺陷，在创业板上市公司中，独立董事没有很好地发挥其监督管理作用，没有使过高薪酬得到有效的遏制。因而应该加强独立董事相关的培训和管理，建设高素质的独立董事人才队伍，建立独立董事人才储备库，为上市公司提供选择的余地，加强独立董事的竞争和激励制度，不能让独立董事只是董事会中的摆设。不断完善独立董事权责一体的激励约束机制，加强独立董事的独立性，真正发挥独立的董事在高管薪酬方面的监督作用，遏制过高的高管薪酬对公司资源的不合理分配。
第四，合理设计信息技术行业创业板上市公司高管薪酬绩效评价体系，设计多元化的绩效评价指标，从财务和非财务角度对企业绩效进行评价，针对高管薪酬出台制度性文件，发挥高管绩效评价体系的知道作用，加强绩效指标对创业板上市公司信息技术行业的指导作用，使得高管薪酬更加合理化、透明化，发挥高管在企业中的价值。继续推进绩效挂钩的激励机制，完善公司的治理结构，建立高效的董事会治理机制，避免不合理的高管薪酬。
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关键词：盈余管理无形资产减值准备
一、引言
2006年企业会计准则规定，“资产减值损失一经确认，在以后会计期间不得转回”，是不可逆性的规定。按照财务会计的谨慎性原则，预期不会带来经济利益的资源就不应列入资产，预期不会带来原预计额的经济利益的资源要折扣后列入资产，即减除预计减值后的部分才是能带来经济利益的资产。因此，计提资产减值准备排除了虚拟资产，留下了实体资产，可以向信息使用者提供比较可靠的会计信息。既然谨慎地计提了资产减值准备，就不应当草率地转回。这是减值准备不可逆性的理论依据。然后，另一方面，根据财务会计的客观性原则，应以实际发生的交易为根据，在如实反映的基础上提供真实可靠的会计信息。减值准备排除的是预计的虚拟资产，人为估计的基础随着瞬息万变的市场经济在不断变化。一旦估计被证实不合理，资产的服务潜力已经提高，继续排除虚拟减值，过分谨慎也会导致会计信息的不真实。因此，转回虚拟减值，保留实体资产，才能提供比较客观的会计信息。既然预计的减值已不存在。就要转回，这是减值准备可逆性的理论依据。我国的会计准则对资产减值准备的转回发生了巨大转折，到底是允许转回更能体现会计报表的信息质量还是不能转回更能体现；禁止转回的原因又是否是因为2001年大量的计提数开始转回了。本文选取无形资产减值准备作为资产减值准备的代表，来分析这个问题，希望以此来诠释新准则中不允许转回资产减值的原因。采用无形资产减值准备作为代表是无形资产在上市公司中日益重要。2007年安永会计师事务所公布了一项研究报告。报告着重衡量无形资产在欧洲上市公司总价值中的重要意义。结果表明：无形资产平均占98家企业总资产的60％。从7个行业的18家企业来看，这一比例超过了70％。研究认为：无形资产价值上升是一种根本趋势，大多数企业今后都会感受到无形资产的重要性，无形资产在全球化和激烈的经济竞争中是一个重要的决定成败的因素。我国无形资产的作用也日益重要。我国无形资产从2001年至2006年有着成倍增长，无形资产的比重从2001年的2.22％略升为2006年的2.49％。可见，无形资产在我国上市公司中的作用日益凸现。有资料显示，无形资产的特殊性质使公司利用无形资产减值准备进行盈余管理的可能性更大。如2001年，美国的财务会计准则委员会(FASB)颁布了141号准则《企业合并》和142号准则《商誉及其他无形资产》，取消权益集合法，对商誉及其他没有明确使用期限的无形资产计提减值准备，不再进行摊销，目的是为了通过夯实资产使利润确定基础更加可靠。2001年下半年，美国三家上市公司在无形资产减值准备的计提方面可谓登峰造极。仅美国在线时代华纳公司(AOLTW)、JDSUniphaseCorp，(JDS)、和世界通信公司(WorldCom)三家通过计提天文数字般的商誉减值准备，报告了令人难以置信的巨额亏损。可见，由于无形资产本身的特殊性质，无形资产价值的确定其他资产主观性更强，因此，利用无形资产进行盈余管理则更隐蔽、更不容易被察觉。笔者认为，无形资产减值准备有一定的代表性。本文以2001年-2006年我国上市公司公布年报中的无形资产减值准备的数据进行分析。
二、文献回顾
(一)关于是否允许资产减值准备转回的相关规定无形资产减值准备可逆性与不可逆性是截然相反的两种观点，在国外也同样存在。2004年修订的《国际会计准则第36号――资产减值》第114段规定“当且仅当用于确定资产可收回金额的估计在上次确认减值时发生了变化，才应转回以前年度确认的商誉外的资产的减值损失。”强调只有估计的潜在服务能力比确认资产减值损失时有所提高，才能把资产减值转回。可见，国际会计准则采用可逆性的观点允许除商誉以外的无形资产减值准备的转回。美国财务会计准则第121号《长期资产的减值、处置的会计处理》明确提出“不允许修正以前已确认的减值损失”，“减值损失使减值资产形成新的成本基础”，“新的成本基础不应调整，除非是在有关未来折旧预计、方法的变化和未来减值损失的现行核算模式下进行。许多回复者同意委员会禁止恢复的决定”。可见，美国财务会计准则委员会采用的是不可逆性的观点，即不允许转回无形资产的减准备。
(二)关于减值准备与盈余管理的研究国外学者从不同的角度研究了资产减值与盈余管理的关系。Ahmed,Takeda和Thomas(1999)以及Betty，ChamberlainandMagliolo(1995)的研究都认为，商业银行采用贷款损失准备进行了盈余管理，而BeaverandEngel(1996)和Collins，Shackelfordandwahhn(1995)的研究却没有发现采用贷款损失准备进行了盈余管理的证据。可见，在采用应计利润法对资产减值的盈余管理研究中，把贷款损失准备作为可操纵的利润，并没有得到一致结论。在对影响上市公司计提资产减值准备的因素研究时，不同的研究者也得出了不同结论。Strong等(1987)的研究发现：价值毁损因素对资产减值准备的计提比例有显著的影响，盈余管理因素中的经理人变更因素也对资产减值准备的计提有较大影响，在主要管理人员变更时企业会提取大量资产减值准备(秘密准备)，以便在来年转回减值时提高业绩。Ellioa(1988)和Francis等(1996)的研究也证明了上述结论。但Francis等的研究却发现。利润平滑因素和大清洗因素对资产减值准备计提比例的影响并不显著。McNichols等(1988)。Linden(1990)，Grover(1992)，Zueea和Campbell(1992)，Riedl(2004)和Chert等(2004)的研究都表明，盈余管理因素对资产减值准备计提的会计政策的影响更大。
我国上市公司资产减值与盈余管理的研究取得了较多成果。陆建桥(1999)研究了亏损上市公司的盈余管理行为，发现亏损公司在亏损当年及前后年度存在普遍的盈余管理行为，在亏损当年调减盈余，在亏损前一年和扭亏为盈年度调增盈余，这种盈余管理主要是通过应计项目完成的。戴德明，毛新述和邓瑶(2005)对影响上市公司资产减值准备计提行为的两大因素――经济因素与盈余管理因素进行了研究，结果发现：亏损上市公司资产减值准备的计提在一定程度上反映了公司所在行业和公司自身经营环境的不利变化，在控制经济因素的影响后找到了亏损上市公司存在大清洗行为的证据。张相辉和张相丽(2005)用实证研究方法，对我国上市公司尤其是亏损上市公司的资产减值准备项目进行了统计描述和检验，指出我国上市公司普遍存在利用资产减值准备项目进行盈余
管理的行为。李勤(2005)对上市公司进行盈余管理的手段进行了实证研究，研究发现：连续亏损两年和连续亏损三年的上市公司在亏损年和扭亏年均存在盈余管理，主要是操纵流动性应计利润项目、非流动性应计利润项目(特别是资产减值计提项目)、投资损益、处置资产损益和补贴收入等项目来实现扭亏目标。赵春光(2006)研究了上市公司资产减值与盈余管理之间的关系，发现减值前亏损的公司存在以转回和计提资产减值进行盈余管理的行为，一方面是为了避亏，另一方面是为了进行大清洗；同时有较弱证据说明减值前盈利的公司也存在以转回和计提资产减值进行盈余管理的行为，一方面是为了利润平滑化，另一方面是为了达到盈余增长。王建新(2007)研究表明，如果不允许长期资产减值损失的转回，上市公司亏损家数的比例将上升19.08％，扭亏家数的比例将下降16.89％。如果不允许长期资产减值损失转回，减值损失转回公司的净利润将下降40.53％，资产将减少0.42％。另外国内还有专门针对无形资产减值准备的研究，如李燕等对2001年至2003年上市公司计提无形资产减值准备进行了实证研究，发现“分别有4.19％和3.63％的公司在2002年和2003年调减了无形资产减值准备”，“发现在会计政策变更的当年以及随后的两年中都存在着盈余管理甚至做假的动机”。朱炜也发现，“有些公司的盈利有可能是通过冲回当期资产减值准备来实现的；亏损公司更倾向于在当期多提资产减值准备，以便下期冲回，扭亏为盈，避免被S1或PT”。
(三)关于盈余管理的实证研究方法的研究盈余管理的实证研究主要有两种方法，一种是应计利润或者JonesModel的方法，另一种方法是分布检验法。采用分布检验法的盈余管理研究主要有BurgstahlerandDichev(1997)和Degeerge，PatelandZeckhauser(1999)。Burgstahleretal(1997)的研究发现，报告小额亏损的公司远少于报告小额盈利的公司，报告盈余下降的公司也远少于报告盈余增长的公司，30％-44％的盈余管理前亏损的公司通过盈余管理报告了盈利，8％-12％的盈余管理前盈余下降的公司通过盈余管理报告了盈余增长，即存在通过盈余管理避免亏损和盈余下降的行为。Degeorgeeta1(1999)的研究发现。上市公司存在以盈余管理达到某种盈余目标的行为，首先是报告正的盈余而不是亏损，其次是报告盈余的增长而不是盈余下降，最后是报告盈余达到分析师的预测而不是低于分析师的预测。
三、研究设计
(一)研究假设我国证监会监管上市公司的一个直接依据就是企业的盈利状况。因此，本文认为上市公司盈余管理的目的就是达到证监会的盈利标准，因此，提出以下假设：
假设1：减值前亏损的公司会以转回无形资产减值进行盈余管理来避免亏损
假设2：减值前亏损并且无法达到盈利的公司会以计提无形资产减值进行“大洗澡”(bigbath)。为下一年盈利做准备
(二)研究方法由于无形资产减值准备本身会影响应计利润即Janes模型中的盈余管理变量的数据，因此，本文采用分布检验方法考察无形资产减值对公司盈利与否的影响。首先，衡量资产减值对会计盈余的影响，年度报告中披露的资产减值金额是累计的资产减值，以累计资产减值金额的变化额作为当年资产减值对公司盈余的影响金额，即当期资产减值等于当年累计资产减值减上年累计资产减值，如果为正，说明计提了资产减值，如果为负，说明转回了资产减值。其次，衡量减值后盈余和减值前盈余的指标，本文采用净利润这个指标来衡量减值后的公司盈余，采用减值后盈余加当期资产减值作为减值前盈余，即减值前净利润等于净利润加当期资产减值。最后，如果没有盈余管理，资产减值对公司盈余的影响应该是平滑的，基本符合均匀分布，如果这一分布不是均匀分布，就说明公司可能存在以资产减值进行的盈余管理行为。
(三)样本选择本文以我国全部A股上市公司(扣除金融类的公司)为样本。研究期间为2001年到2006年。数据来源于国泰安CSMAR数据库，数据处理采用Stata软件完成。6年总样本有7661个数据，2001年有1130个公司数据，2002年有1192个公司数据，2003年有1254个公司数据，2004年有1343个公司数据，2005年有1343个公司数据，2006年有1399个公司数据。具体的无形资产减值准备计提情况如(表1)所示。
从(表1)可以分析得出，无形资产减值准备由六个项目组成，其中商誉、专利权、非专利技术、商标以及土地使用权的减值准备所占比例较大。从六年的发展来看，商誉、商标以及非专利技术的减值准备有着明显的增长，而土地使用权的减值准备则有一定冲回。
四、实证结果分析
(一)上市公司是否以转回无形资产减值准备进行盈余管理研究上市公司是否以转回无形资产进行盈余管理来达到避免亏损的目的，如果上市公司在减值前是亏损的，而减值后是盈利的，就认为该公司以转回无形资产减值进行盈余管理由亏损转变为盈利了。以减值前盈利而减值后亏损的公司比例为基准，如果由亏损变为盈利的公司比例高于由盈利变为亏损的公司比例，就说明上市公司有以转回资产减值进行盈余管理来避免亏损的趋势。统计结果如(表2)所示，因为上市公司在2001年开始计提八项减值准备，首次采用的时候只可能计提无形资产减值准备，不可能转回，因此2001年的数据和以后各年度有很大区别。2001年有32家公司因为计提无形资产减值准备从盈利变为亏损。除了2001年以外，只有2005年有一家上市公司因为计提无形资产减值准备从盈利变为亏损，其他都保持盈利。而减值前亏损的公司却有2.844％，6年共有30家上市公司由亏损变为盈利。由亏损变为盈利的公司比例显著的高于由盈利变为亏损的公司比例，说明上市公司确实以转回无形资产减值进行盈余管理来避免亏损了，即支持假设1。对于分年度的统计结果，也有同样的结论。
(二)亏损公司是否以计提无形资产减值准备进行“bigbath”。以减值前后都盈利的公司为基准来研究减值前后都亏损的公司是否通过计提资产减值进行了bjgbath，如果减值前后都亏损的公司计提无形资产减值的公司比例高于减值前后都盈利的公司，就说明减值前后都亏损的公司以计提无形资产减值准备进行了higbath。统计结果如(表3)所示，结果表明减值前后都亏损的公司中计提无形资产减值准备的公司比例为12.5％，显著高于减值前后都盈利的公司中计提资产减值的公司比例4.413％，说明无法以转回资产减值进行盈余管理来达到盈利的减值前亏损公司确实以计提无形资产减值准备进行bigbath了，为下一年达到盈利做了准备，即支持假设2。从分年度的统计结果来看，也有同样的结论。
(三)上市公司无形资产减值的总体情况分析通过对2001－2006年我国上市公司无形资产减值准备的计提和转回数据进行进一步分析，除了313家公司外，其他公司这6年来都没有计提过无形资产减值准
备。进一步分析，这313个上市公司中，有202家(占64家)上市公司存在转回的情况，其中有141家(占45％)公司100％转回，有64家(占20％)公司发生了部分转回。而有108家(占35％)公司没有发生转回。
从(表4)的数据可以分析得出，2001年开始要求计提八项减值准备，因此，2001年是计提的第一年，所以当期没有转回数。而2001年-2006年间，计提数有一定的下降，同时转回数呈明显上升。进一步对次年转回的公司进行统计时，发现有176家(占51％)上市公司存在转回的情况，其中有167家(占49％)公司100％转回，有个别公司转回额占当年利润额的比例大于100％。转回额占当年净利润大于100％的公司，2002年有9家，2003年有6家，2004年有6家，2005年有5家，2006年有5家。其中复旦复华是重复二次利用无形资产减值准备的转回来扭亏。
从(表5)中可以看出，转回数明显大于其净利润金额，即净利润完全来自于无形资产减值准备的转回，否则公司不但没有盈利，而且会大幅亏损。在样本公司中，有复旦复华在2002年和2006年两年都通过转回无形资产减值准备来使负的净利润变为正的净利润。另外，也有6家目前已经是sT的公司，ssT幸福、*ST宝投、*sT南控、*sx太光、ST寰岛、SST深泰，并没有因为一次的通过无形资产减值准备的转回扭亏为盈而改变公司亏损的命运。也可以看出，公司通过无形资产减值准备的转回来扭亏为盈，并非权宜之计。
五、结论与启示
根据上述实证结果，可以得到如下结论：无形资产减值前亏损的公司会以转回无形资产减值进行盈余管理来避免亏损；无形资产减值前亏损并且无法以转回无形资产减值准备避免亏损的公司会以计提资产减值进行bigbath，为下一年盈利做准备。
摘要：超额持有现金的上市公司具有什么特质呢？以我国制造业329家上市公司2004—2006年的数据为整体样本，通过界定超额现金持有上市公司，将整体样本分成超额现金持有和非超额现金持有两个子样本，从公司治理、财务方面设计变量对两个子样本进行比较分析。实证结果表明，与非超额现金持有公司相比，超额持有现金公司负债比率要低，长期业绩会变差，现金股利支付比率低，而股东保护度和管理费用率不存在显著差异。
关键词：超额现金持有；公司特质；成本；自由现金流量
中图分类号：f276.6文献类型：a文章编号：1001-6260（2008）06-0108-05
现金及其等价物是企业生产经营不可或缺的重要资产之一。企业的现金持有行为在财务管理研究领域早已得到众多学者的关注。不过，现有关于现金持有的理论和实证研究文献要么是研究现金持有的动机，要么是研究现金持有（或超额现金持有）的影响因素（或决定因素），而对超额现金持有的上市公司具有什么特质很少涉及。本文旨在弥补这一空缺，以我国制造业329家上市公司2004—2006年三年的数据为整体样本，通过超额现金持有的样本和非超额现金持有的对照样本的比较分析，对超额现金持有的公司特质从公司治理、财务两个方面进行了实证分析。
一、理论分析和研究假设
因为所有权和经营权的分离，管理层在进行决策时可能会过多地考虑自身的利益，从而损害股东（尤其是中小股东）的利益。但是，如果股东保护程度较高，股东则可以通过股东大会、董事会等渠道行使自己的权利，从而对公司的管理层形成相应的压力，使其在现金管理、投资决策的时候不得不考虑到股东的利益要求（张人骥等，2005）。在这种情况下，公司一般不会持有超额现金。一旦公司持有较多的现金，股东就会要求公司进行合理的投资或者是发放现金股利，而不会出现管理层滥用现金等不良现象。guney等（2003）研究发现，股东保护程度越高，公司现金持有水平越低。farinha（2003）以在伦敦股票交易所上市的公司为样本研究表明，股利支付有助于减轻自由现金流量的问题，因为股利支付可以减少自由现金流量或增加外部筹资次数而加强外部投资者的监督。据此，我们假设：
h1：超额持有现金的上市公司股东保护程度要弱。
h2：超额持有现金的上市公司现金股利支付率要低。
理论认为，企业高额持有现金的动机是管理层为了建立个人帝国或追求私人利益。企业的现金经常被低收益地占用或被用来进行低效率的投资而不是支付给股东（jensen，1986）。richardson（2006）研究发现，自由现金流量越充足，越可能引起过度投资。陈红明（2005）则从随意性支出的角度证明，自由现金流量越多，随意性支出越大。高额持有现金引致过高的成本，必然会导致公司长期业绩的下滑。符蓉（2007）研究证明，自由现金流量与随意性支出正相关，公司长期业绩会变差。据此，我们假设：
h3：超额持有现金的上市公司成本要高。
h4：超额持有现金的上市公司长期经营业绩要差。
jensen（1986）提出，负债可以减轻自由现金流量的问题。负债是“硬约束”，到期必须支付本金和利息，促使经理有效地担负未来支付现金流的承诺。这样，债务就是红利的一个有效替代物。那么，为逃避债务的这种“硬约束”而可以任意“挥霍”现金流，超额持有现金的公司经理不会利用高债务杠杆来为股东获取杠杆利益。有研究（周立，2002）表明，在我国效益一直很好的白酒行业存在自由现金流量的成本问题，白酒类上市公司的负债率是最低的。据此，我们假设：
h2：超额持有现金的上市公司负债率要低。
二、研究设计
（一）变量设计（见表1）
（二）样本选取和数据来源
考虑到经营环境、经营模式、风险情况和利润水平等方面存在很大的行业差别，而制造业上市公司数量占我国上市公司总数的二分之一以上，因而我们选择2003年12月31日前在上海证券交易所上市的a股制造业公司（包括同时发行b股或h股的公司）为原始样本（以2004—2006年作为观测区间）。为了尽量保证数据的有效性，对原始样本进行如下筛选：（1）剔除在研究区间内财务资料不完整的公司；（2）剔除在研究区间内的st、pt公司；（3）剔除在研究区间内现金流量波动极端异常的公司。进一步考虑到制造业子行业较多，本文以中国证监会颁布的《上市公司行业分类指引》为标准，对制造业子行业进行考察。由于木材家具、造纸印刷、电子等子行业上市公司数量较少，不具代表性，故本文从制造业中选取公司数量大于25的6个子行业作为样本进行研究。经过筛选，最后得到公司数为329家。
数据主要来源于wind资讯数据库、国泰安数据库以及上海证券交易所、中国证监会等网站公开披露的数据。所有数据均采用上市公司年报中披露的的年末数据。数据的整理和分析采用软件excel和spss13.0。
（三）超额现金持有上市公司的界定
判定一家上市公司是否超额持有现金就要先确定一个标准作为现金持有量的正常值，将超过这一标准值的上市公司认定为超额持有现金的上市公司。对这个标准的选择，不同学者采用了不同的方法。
彭桃英等（2006）把连续3年货币资金占总资产比例大于10%的公司定义为高额现金持有公司。辛宇等（2006）和姜宝强等（2006）则以行业调整后的现金持有水平为因变量，以相关的财务特征指标为自变量，建立模型估算出正常的现金持有水平，如果某一上市公司实际的现金持有量大于这一估算值，就将其定义为超额持有现金的上市公司。周伟等（2007）对超额持有现金上市公司定义为：“当上市公司在某一年中各个季度的现金持有量（货币资金/总资产）都处在本行业中位数以上时，则把该上市公司作为高额现金持有公司。”鲁晨曦（2007）在进行实证研究时，则把上市公司是否连续三年现金持有量在本行业排名前30%作为划分超额持有现金上市公司和非超额持有现金上市公司的标准。
考虑到极端值会对研究结果的有效性产生影响，本文没有采用行业现金持有量均值或者是某一个具体的比例作为衡量上市公司是否超额持有现金的标准，而是将从2004—2006年连续三年现金持有量在同一子行业上市公司中排在前30%的公司定义为超额持有现金的上市公司（即样本公司），其他公司则定义为非超额持有现金的上市公司（即对照样本公司）。329家公司中，属于样本的公司数为45家，属于对照样本的公司数为284家，具体分布见表2。
三、实证结果分析
（一）现金持有量的统计分析
样本和对照样本的公司现金持有量三年的均值情况分子行业的描述如图1所示。
可以看出，样本公司在三年现金持有量的均值上明显高于对照样本公司。在纺织服装皮毛行业（c1）、机械设备仪表行业（c7）以及医药生物制品行业（c8）里，两组样本都倾向于持有较多的现金。
为了进一步详细了解超额持有现金上市公司和非超额持有现金上市公司在现金持有量上的差异性，本文对两组样本进行现金持有量的描述性统计，同时对两组样本现金持有量均值是否存在显著差异进行了独立样本的t检验，统计结果如表3和表4所示。
从表3来看，样本公司现金持有量2004—2006年三年的均值都为对照样本公司的2倍以上。表4的t检验结果说明，两组样本公司三年的现金持有水平均存在显著差异。这说明以连续三年现金持有量在同一子行业排在前30%为标准定义超额持有现金上市公司的做法是恰当的。
（二）两组样本公司特质的分年度描述性统计
两组样本描述公司特质变量各年的均值统计结果见表5。
表5来看，两组样本公司在股东保护程度、管理费用率上三年的差异都较小，其中样本公司的管理费用率三年来在逐渐降低，且每年的成本都比对照样本公司低，与预期不符。在现金股利支付率上，样本公司每年都要比对照样本公司低大约30％，符合预期。长期业绩方面，样本公司净资产收益率的几何增长率从0.18％下降到-7.15％，而对照样本公司净资产收益率的几何增长率从4.44％上升到15.67％，说明了超额现金持有上市公司的长期业绩会变差。在负债比率上，两组样本公司三年来都有上升的趋势，而无论是有息负债率还是资产负债率，样本公司三年来都要比对照样本公司低10％左右，符合预期。
（三）两组样本公司特质指标的均值差异显著性检验
为进一步检验研究假设，我们将超额现金持有样本和对照样本各特质指标的均值进行显著性统计检验。为了减少极端值对研究结果的影响，我们选择各变量三年的平均值来进行独立样本的t检验，得到的统计结果如表6所示。
从股东保护度和管理费用率来看，两组样本不存在显著差异，假设1和假设3没有得到验证。我国上市公司普遍存在股权集中现象，而本文以前十大股东的持股比例之和来度量股东保护程度，因而两类样本在股东保护度方面没有体现出明显差异。衡量成本的管理费用率也没有显著差异，可能是超额持有现金的上市公司并没有将现金乱花在收益性支出上，而是进行了低效率的投资。
在现金股利支付率上，超额现金持有公司的均值低了32.53％，统计上非常显著，假设2得到验证。超额持有现金上市公司的净资产收益增长率比非超额持有现金公司低了22.82％，在1％水平下显著，假设4得到验证。超额持有现金的上市公司比非超额持有现金的上市公司有息负债率低12.03％，资产负债率低7.23％，并且在统计上显著，支持假设5。
四、结论
现有关于公司现金持有的理论和实证研究文献极少涉及超额持有现金上市公司的特质。本文以我国制造业329家上市公司2004—2006年的数据为整体样本，通过界定超额现金持有上市公司，将整体样本分成超额现金持有和非超额现金持有两个子样本，从公司治理、财务两个方面设计变量对超额现金持有的上市公司特质进行了实证分析。研究表明，相对非超额现金持有的上市公司来说，超额持有现金上市公司的负债比率低，长期业绩会变差，现金股利支付比率低，而股东保护度、管理费用率不存在显著差异。
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[关键词]公司绩效管理层持股财务杠杆创新能力可持续发展
[中图分类号]G231[文献标识码]A[文章编号]1009-5853（2013）06-0041-07
[Abstract]Basedonallofthelistedcompanyofthepublishingindustryinthecommunicationandculturalindustryassamples，withtheanalysisonthecrosssectionandtimeseriesoftheannualreportdata，thispaperrevealsmanagerialownershipandcorporateperformancecharacteristicsofthepublishingindustryinChinafromtheyear2008to2012.Andthepaperempiricallyteststhemanagerialownershipeffectoncorporateperformanceofthepublishingindustry.ThispaperalsoputsforwardcountermeasuresandsuggestionstoimprovecorporateperformanceandcorporategovernanceandprovidethedatareferenceandenlightenmentforcorporategovernanceandthemanagementdecisionofChina’spublishingindustry.Theempiricalresultsshowthat：（1）managerialownershipofthelistedcompanyofthepublishingindustrycansignificantlypositivelyimprovecorporateperformance；（2）theoverallperformanceofthepublishingindustryisnotidealandlacksthesustainablegrowthability.Themanagerialownershippercentageisgenerallylowandthemanagerialownershipdoesn’tgivefullplaytotheincentiveeffectofmanagerialownership；（3）ChinesepublishingindustryischaracterizedbylowR&Dinnovationinvestmentandlowfinancialleverageandsoon.
[Keywords]CorporateperformanceManagementshareholdingFinancialleverageInnovationabilitySustainabledevelopment
1引言
在股权分置改革全面完成后，上市公司真正全部进入资本市场，大小股东利益趋于一致，做大做强公司成为股东的共同目标。随着有关政策的陆续出台，采用股权激励政策的上市公司有望呈现加速增长的局面。十七届六中全会提出，要实现文化大发展大繁荣，在新的历史机遇下，出版作为文化产业的领头羊，担负着重要的文化使命和责任。国内学者就管理层持股与公司绩效之间的关系的研究主要以整个主板、中小板上市公司为研究对象，关于某个行业的研究成果也主要涉及房地产行业，而缺少针对出版行业的相关研究。出版行业上市公司数量不多，故可进行全样本研究，全样本实证研究结果更具有代表性和说服力。本文对我国出版业上市公司管理层持股与公司绩效的关系进行实证分析，考察我国出版业管理层持股和公司绩效表现特征，实证检验管理层持股对出版业上市公司绩效的影响，以期为我国出版业的公司治理和经营决策提供数据参考和启示。
2理论分析和研究假设
由委托理论可知，在公司管理者不持股不享有股票收益权的情况下，其决策目标与股东会产生偏差，管理层可能会利用其控制权来谋取私利，或通过其他各种方式来使自身获益。为了解决这个问题，就必须在契约合同不完全的前提下，设计出与委托合同性质相匹配的产权关系合同，通过剩余索取权的分配和行使来约束管理层。与其他员工激励方式相比较，目前国内外普遍认为管理层持股是一种有效的激励工具，其促使管理层积极改善企业财务和经营状况，减少企业的过度投资和投资不足问题的发生，对公司的业绩能起到较好的促进作用[1]。国内外很多实证研究也表明管理层持股能明显改善公司治理绩效[2]。
随着我国股权分置改革的完成，资本市场日益规范，投资者的结构优化，上市公司治理结构得到进一步改善，相关法律法规进一步健全，管理层持股机制的实施得到进一步落实，持股比例也有所提高[3]。因此，管理层持股的实施对公司绩效的促进作用应该是越来越明显。当管理层持有较大公司股份时，管理层就成为重要股东，管理层出于增加和保护自身利益的目的，很可能会把公司的长远发展当成自身的奋斗目标。管理层持股机制可以解决管理层与股东之间的利益失衡，减少成本的发生，从而促进公司绩效的提高，即管理层持股比例上升，管理层就会更加勤勉努力，会考虑公司的长远发展，管理层持股会产生激励相容效应，两者呈现正相关关系。
基于委托理论和公司治理理论，结合国内外管理层持股和公司绩效的相关研究，本文提出研究假设：我国出版行业上市公司管理层持股与公司绩效之间具有显著性正相关关系。
3研究设计
3.1变量定义
（1）被解释变量：公司绩效指标
公司绩效指标中净资产收益率（ROE）被国内外学者进行绩效研究时运用最广泛。净资产收益率是公司净利润与平均股东权益余额的比例。净资产收益率越高，反映盈利能力越强。净资产收益率相对于EVA和市场价值而言是最可行的财务业绩计量指标，是最有代表性的经营业绩指标[4]。虽然上市公司可能存在部分管理层操纵收益从而提高净资产收益率的情况，但由于证监会已加强了监督管理上市公司的盈利情况，近年来这种情况的发生已大大减少，故本文也将使用净资产收益率来衡量上市公司的表现。
（2）解释变量：管理层持股指标
管理层持股比例，该比例用MSR表示，用来衡量管理层持股水平的高低，其数值为公司年报公布的管理层持股数量与股本总数的比例，管理层持股数量不仅包括高管持股数量，也包括董事会、监事会成员的持股数量。
（3）控制变量
除了股权结构外，还有其他一些因素会影响到公司绩效，如行业因素、资本结构、公司规模、公司成长能力等等。为控制其他公司特征对公司绩效的影响，本文根据美国学者ShortandKeasey（1999）的研究在模型中引入资产负债率、公司规模、研发广告费和净利润增长率四项指标作为控制变量[5]。需要说明的是，国外在此类研究中通常将研发和广告作为一项变量引入模型中，由于我国在会计处理上是将研发和广告的费用直接计入管理费用中[6]，故无法获得此项的具体数值，所以本文采取用无形资产来替代研发和广告费用的做法。
关于出版业管理层持股和公司绩效实证研究涉及的变量具体如下表。
表1研究变量定义表
3.2研究模型
根据以上变量定义和理论分析，本文构建如下的多元线性回归模型：
ROE=+MSR+1DAR+2SIZE+3RDTA+4GROWTH+
其中，ROE为公司绩效指标净资产收益率，MSR为管理层持股比例，DAR、SIZE、RDTA、GROWTH为控制变量，为常数项截距，为MSR的回归系数，1、2、3、4为控制变量的回归系数，为随机误差项。本模型是通过考查系数来检验管理层持股比例与公司绩效之间是否存在显著性正相关关系。
3.3样本选择和数据来源
本文根据CSRC行业分类，选择了传播与文化产业中的出版业的所有上市公司2008—2012年的横截面数据与时间序列数据为研究样本。为了保证数据的有效性，在样本的选择上遵循以下原则：考虑到极端值对实证分析的不利影响，剔除了业绩过差的ST、*ST、S*ST公司的年报数据[7]。
全部数据来自于深圳证券交易所、上海证券交易所和全国中小企业股份转让系统公布的上市公司年报数据，相关数据的处理主要应用了Excel2003和SPSS19.0两个软件，其中描述性统计分析应用了Excel2003软件，相关性分析、线性回归分析应用了SPSS19.0软件。Excel在数据分析中最为基础，图形工具强大和完善，但不适宜多变量统计分析；SPSS（StatisticalPackagefortheSocialScience，社会科学统计软件包）是世界著名的统计分析软件之一，能够进行大多数统计分析，比如回归分析，多变量分析，而对于图形工具上不太全面，但二者常常兼用互补。
最后选取的出版行业上市公司样本和数据如表2至表7。
表2研究样本量
注：2008年剔除S*ST鑫安、ST源发，共两家；2009年剔除S*ST鑫安、*ST白猫、ST源发，共三家；2010年剔除*ST传媒、S*ST鑫安、*ST白猫、*ST源发，共四家；2011年剔除ST传媒；2012年剔除ST传媒。
表32008年出版行业上市公司各变量统计数据单位：元
注：剔除S*ST鑫安、ST源发
表42009年出版行业上市公司各变量统计数据单位：元
注：剔除S*ST鑫安、*ST白猫、ST源发
表52010年出版行业上市公司各变量统计数据单位：元
注：剔除*ST传媒、S*ST鑫安、*ST白猫、*ST源发
表62011年出版行业上市公司各变量统计数据单位：元
注：剔除ST传媒
表72012年出版行业上市公司各变量统计数据单位：元
注：剔除*ST传媒。
4管理层持股与公司绩效关系的实证分析
4.1描述性统计分析
通过对样本数据的筛选与整理，应用Excel2003进行相关处理后，我们可以得到2008—2012年的出版行业上市公司数据的描述性统计如下表和图。
表8样本变量的描述性统计
为便于考察出版业上市公司近五年的绩效、管理层持股以及其他财务特征变化趋势，本文还对各变量均值按年度进行统计描述。详见表9，图1，图2，图3，图4。
表9变量各年度均值
图1净资产收益率均值趋势变化
从图1可以看出，我国出版行业上市公司整体绩效不太理想，收益率相对上市公司整体水平偏低。2008—2009年净资产收益率均值小于0，最大值和最小值也有较大差异，即个体差异较大，这反映出出版行业上市公司绩效水平不一。究其主要原因，可能是金融危机所带来的不利影响。2010—2012年净资产收益率比较稳定，均在10%左右，但这三年净资产收益率没有明显提高，说明出版业萎靡，缺乏活力。
图2管理层持股比例均值趋势变化
从表9管理层持股均值和图2均值趋势图，可以看出我国出版行业管理层持股比例偏低。管理层持股比例的个体差异非常明显，2008—2011年最大的管理层持股比例均达到60%以上，2012年最大值为40.45%，而最小的持股比例为0，且持股比例为0的公司占多数，相对于国外文献披露的数据，我国管理层持股比例均值相对较低，其中2009年均值最大，2010年开始下降，这都反映出我国出版行业管理层持股比例偏低。
图3资产负债率、研发费用比率均值趋势变化
图4净利润增长率、公司规模均值趋势变化
（注：因为各变量所需纵轴刻度不同，同时也为了使各变量的均值趋势变化在图中能清楚显示，所以将2008—2012年各变量均值趋势变化分为两张图描绘。）
从图3和图4可以看出，资产负债率和净利润增长率个体差异较大，研发费用比率偏低，五年中公司规模稳定基本保持不变。分析表4中数据和图3、图4可以看出，四个控制变量中，资产负债率和净利润增长率个体差异相对比较大，可以看出我国出版行业上市公司的净利润稳定性较差，波动性大。而研发费用比率都偏低，有的公司甚至为0，没有研发投入。说明目前出版行业上市公司的研发投入普遍较低，对研发和无形资产的获得不太重视。公司规模比较适中，个体差异不太大，呈微弱上升趋势。
4.2相关性分析
为了检验假设，本文首先对各变量之间进行皮尔森相关系数检验，使用2008—2012年数据，应用SPSS19.0进行相关性分析之后得到如下结果。
表10变量之间的相关系数
注：*表示在0.05水平（双侧）上显著相关；**表示在0.01水平（双侧）上显著相关
从上表可知，出版行业上市公司管理层持股比例与公司净资产收益率之间相关系为0.161，但没有通过显著性检验，说明两者之间不存在显著性正相关关系。管理层持股比例与净利润增长率也没有显著关系。公司净资产收益率与资产负债率、研发费用比率负相关，与净利润增长率正相关，但与公司规模无显著关系。接下来通过回归分析进一步明确变量之间确切的相关程度。
4.3回归分析
从上面的相关性分析得知，我国出版行业上市公司管理层持股与公司绩效之间呈正相关关系，但在统计学上不显著。回归分析目前被认为是检验变量之间关系的更科学方法，本小节通过多元线性回归分析来进一步检验出版业管理层持股和公司绩效的关系。线性回归分析结果如下：
表11回归总体效果表模型汇总b
a.预测变量：常数项、管理层持股比例、资产负债率、公司规模、研发费用比率、净利润增长率
b.被解释变量：净资产收益率
表12回归方程的方差分析表Anovab
a.预测变量：常数项、管理层持股比例、资产负债率、公司规模、研发费用比率、净利润增长率
b.被解释变量：净资产收益率
表13回归系数与显著性检验表系数a
a.被解释变量：净资产收益率
对多元线性回归结果进行分析，从表11中可以看出复相关系数R=0.916，拟合优度R2=0.838，调整后的拟合优度为0.812，都较高，方程的拟合优度较好，说明变量之间是简单的线性关系；杜宾-瓦尔森统计量d=2.087，在显著性水平0.05上，原模型不存在一阶自相关。表12进行了F值检验，在显著性水平0.05上，净资产收益率通过了F值检验，说明净资产收益率与管理层持股比例、资产负债率、公司规模、研发费用比率、净利润增长率之间存在着一个整体性显著关系，总体回归方程是显著的。
从回归系数与显著性检验表13可以看出，各个自变量的共线性统计量，即方差膨胀因子VIF的值都小于10，说明所有自变量之间不存在多重共线性。解释变量管理层持股比例，资产负债率和公司规模在0.05的水平上显著，通过了t检验。管理层持股比例的非标准化回归系数是0.596，与公司绩效存在显著性正相关关系，这个结论与上面相关性分析结论有所不同，原因是加入了控制变量，使结论更有准确性。在检验一个变量对另一个变量的影响时，控制某些潜在变量，会使实证结果更加准确[8]。资产负债率的非标准化系数是-0.857，与公司绩效存在显著性负相关关系，公司规模的回归系数是0.095，与公司绩效存在显著性正相关关系，其他解释变量都没有通过0.05水平上的显著性t检验。研发费用比率的回归系数为负数，净利润增长率的回归系数为正数，但都不显著。
5结论与建议
通过上面的实证分析可知，我国出版行业上市公司管理层持股比例与公司绩效之间线性相关系数为正数，从线性回归分析结果来看管理层持股比例与公司绩效之间是显著的正相关关系，即出版业管理层持股同样能积极促进企业绩效的提高，但是令人失望的是出版业的管理层持股水平明显偏低，这也许是出版业之所以整体绩效不理想的原因之一。我国出版行业上市公司整体绩效处于中等偏下的水平。2012年出版行业上市公司平均净资产收益率为9.81%，低于沪市954家上市公司2012年实现的净资产收益率13.53%。而且我国出版业上市公司之间的管理层持股比例相差较大，持股比例不太均匀。所有出版行业上市公司的研发费用比率较低，研发投入较小，没有重视研发的作用，净利润增长也很不稳定，变化幅度较大。
根据前面的实证分析，针对出版行业上市公司的绩效现状，本文提出以下建议与对策，来完善上市公司管理层持股，提高公司绩效。
5.1完善管理层持股的法律法规
完善关于管理层持股方面的一系列法律规范，包括证券法、公司法等相关法规，创造良好的法律和政策环境，会积极影响公司激励机制的选择，也会提高激励机制的有效性[9]。2006年公布了一系列相关的法律法规，正是中国不断探寻最佳管理层股权激励法律政策的有力证明，可是之后并没有新的完善管理层持股规定的出台，所以我国应尽快完善相关的法律法规，健全股权激励机制，以便充分调动上市公司管理层的积极性。
5.2建立规范的公司治理结构与职业经理人市场
目前大部分上市公司尚未真正建立符合市场经济体制条件的规范健全的公司治理结构，要建立多元的股权结构，充分发挥上市公司外部独立董事和监事会的监督作用，加强内部控制。职业经理人市场的实质是充分发挥企业家竞争优势，实现人才资源有效配置的机制。持股激励制度要发挥有效作用，不仅需要有高素质的企业家，还需要引入公平竞争选拔机制，建立公司与职业经理人双向选择的资源优化机制[10]。国内尚没有成熟的经理人市场，对职业经理人的重要作用还没有充分认识，也谈不上给予他们股权激励，即使有也是很少量的，所以要充分发挥政府对职业经理人市场的宏观管理职能，政府应该有计划地制定市场的各种配套的法律、法规，保障公平竞争，保护公司与职业经理人的合法权益。
5.3要实现激励机制与约束机制同步发展
股权分置改革后，尽管管理层持股得到较大范围内的应用，股权激励得到更多公司的认可，但是没有合理的股权激励机制做后盾，股权激励效果依旧不太理想[11]。在某种意义上来说，上市对于部分公司而言，更多地是作为一个获得更多资金的渠道，公司的管理层持股机制也多为上市时根据工作岗位认购的股份，并未与公司绩效很好地挂钩，所以建立合理的股权激励约束机制已是当务之急。
5.4除了管理层持股，鼓励实行其他股权激励措施
如引进股票期权机制、管理层收购等，这些措施都能更好地发挥证券市场的激励和约束作用。我国应从制度上改革管理层的激励机制，鼓励多种激励制度并存，改善公司治理，建立合理的股权结构[12]。同时，出版业要灵活调整计划和策略，使企业的经营管理更加灵活，提高经营效率，争取创造比较稳定上升的利润水平，使企业能够稳步持续成长。
5.5培育良好的外部环境
管理层持股发挥作用离不开良好的外部环境，外部环境促进管理层持股发挥应有的作用。股权分置改革后，股票流通性增强，但是股票的一级市场与二级市场差价还很明显，而且我国的股票市场很不成熟，波动剧烈。如果没有良好的市场环境作后盾，股票价格就失去其参考价值，上市公司管理层对公司的价值就难以估计，公司的未来发展也难以掌控，管理层持股制度对管理层的激励效果就很难得到发挥。因此要想使管理层利益与公司利益真正实现统一，就要求股票的市场价格能够真实地反映公司的价值。因此，一个规范成熟的证券市场尤为关键。
5.6适度举债，加大研发力度
从回归分析结果我们得知，公司的资产负债率与公司绩效显著负相关，这说明目前我国出版行业上市公司的负债比率不太合理，没有发挥负债的杠杆作用。公司资本结构理论表明，适度负债能提高公司绩效，因为负债能起到税收挡板和杠杆效应。公司应结合自身的发展规划和财务战略，通过财务分析预测，寻求一个合适的负债水平，进行有效地融资和投资。描述性统计反映出我国出版行业上市公司的研发投入力度不够，很多公司不愿太多投入于无形资产。我们应该把研发作为重中之重，加大技术创新，提升公司专业水平，建立核心竞争力，才能使公司具备可持续发展能力[12]。同时，还应该进行投融资创新，改善资金状况，如成立企业基金会，吸引风险投资。
注释
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关键词：上市公司；市值管理；可行性
一、引言
伴随着股权分置改革的顺利完成，我国资本市场进入全流通时代。顺应时展的潮流，施光耀首次提出市值管理这一全新概念，并做了进一步阐述：市值是衡量上市公司实力大小的一个新标杆；市值是考核经理层绩效好坏的一个新标杆；市值是决定上市公司收购与反收购能力强弱的一个新标杆；市值是决定上市公司融资成本高低的一个新标杆；市值是决定投资者财富大小的一个新标杆[1]。
在强式有效的资本市场当中，市值等同于上市公司全体股东的财富价值。然而在我国这种弱式有效资本市场当中，股本与股价的乘积只是市值的外在表现。朱陵川(2007)认为，市值管理是上市公司从稳定和提升公司市值出发，提升自身估值水平，致力于追求公司价值最大化，为股东创造价值，上市公司的一切经营行为，无论是投资、融资及股利政策等等，都要紧紧围绕追求长期、持续的市值最大化这个核心目标来进行[2]。张济建(2010)认为，市值管理是上市公司通过公司的战略规划、经营管理和投资者关系管理，将公司创造价值、实现价值和经营价值的活动有机地联系起来，促使股价充分反映公司内在价值，并努力实现以内在价值为支撑的市值最大化的管理活动[3]。虽然上述表述不同，但都认为市值管理要服从公司整体战略；要运用科学、规范的方法和手段；市值管理离不开投资者关系管理。市值管理的主要内容包括公司市值管理的基础工作、市值管理中的价值创造活动、市值管理中的价值实现活动和市值管理中的价值经营活动。
市值管理与价值管理都以价值创造为核心内容，依据价值增长规律，探索价值创造的运行模式和管理技术。不同之处主要有:市值管理以市值最大化为目标，价值管理以内在价值最大化为目标；市值管理强调价值实现，价值管理强调价值创造；市值管理仅适用于弱式有效资本市场，价值管理对市场环境要求较为宽泛；市值管理只适用于上市公司，价值管理适用于任何企业[4]。
二、山西省上市公司市值管理的重要意义及存在的问题和障碍
开展市值管理是上市公司一个重要发展趋向，政府管理部门已经提出要把上市公司市值纳入绩效考核。从利润管理转变为市值管理将是上市公司经营哲学和经营理念的深刻转型，转型的核心是企业经营目标从利润最大化向市场价值最大化的过渡。近年来，很多上市公司不断进行市值管理的尝试，并取得了一定的成效。但由于市值管理是我国资本市场的新事物，许多上市公司对市值管理这一新的管理命题还存在着不少认识和行动上的误区。
（一）山西省上市公司进行市值管理的重要意义
1.开展市值管理有助于上市公司系统性管理思维形成。市值管理不是应急性操纵股价的行为，是一项科学管理的系统性工程[5]。市值管理不仅需要面对牛市，也需要面对熊市，市值管理的定位直接影响市值管理的成效。采取“低买”和“高卖”的策略很大程度上是主观意愿。市值管理意味着要辩证的动态的观察市场形势，需要对反周期理论娴熟运用。反之就有可能实际造成“低卖”和“高买”的后果，削弱价值实现能力。所以，市值管理必须放在公司的战略高度进行系统化考虑。有的公司尽管不断“增持”，但由于没有认识到自身的实际情况，增持方案缺乏科学性，时机选择不当，使得增持行动不但未能提振市场信心，反而导致股价下跌。
2.开展市值管理可以有效改善公司治理结构。公司治理结构是以《公司法》和公司章程为依据的关系合约，它规范公司各利益相关者之间的关系，形成权力制衡、控制与激励并存的机制。资本市场最重要的特征就是“变化”，收益和损失的边界模糊不稳定，使得现代企业制度所带来的委托风险在资本市场中得到了高度叠加。由于经理人本身对企业财产不具有所有权，目标函数和股东目标函数不同，如果公司治理结构不够完善，缺乏有效的权力制衡机制，经理人的风险偏好就会被高度释放出来，其市值管理行为（比如选择不当融资方式）就会偏离股东利益，注重短期效益，当企业出现问题时推卸责任。因而，市值管理不仅是单纯意义上的行为实践，也在深层次上推动着公司治理结构的改善。只有股东的偏好等同于经理人的偏好，股东与经理人的利益协调一致，实现良性互动，才能最大程度上做好市值管理。
3.开展市值管理有利于推动上市公司转型跨越。长期以来，我国把净资产作为衡量企业经营绩效的重要指标，导致上市公司并购重组不够积极，转型跨越意识不强。以市值来衡量上市公司实力和经营绩效，上市公司自然更关心自身价值的提升和长期增值，会自觉把公司的长期发展和短期目标紧密结合起来，会不断地通过并购重组等方式维持和提高其核心竞争力。
关键词：资产减值准备盈余管理上市公司
中图分类号：F230文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2016）01-128-03
一、引言
2006年我国颁布了新的会计准则，其中第8号准则《资产减值》在旧准则对八项资产减值计提规定的基础上，不仅在一定的范围内对资产减值的确认、计量、记录、披露等方面都做了进一步的规定，也在一定程度上遏制了企业盈余管理行为，逐渐与国际会计准则趋同。但新会计准则中，资产减值准则再次成为变动幅度最大的准则之一，因其为上市公司利润操纵提供了空间。在计提减值的过程中较多地依赖会计人员的职业判断，使得判断结果主观性较强，继而很容易引发上市公司打着会计稳健性的旗号进行盈余管理的行为。
然而企业计提资产减值是为了更加客观公允地反映企业资产的价值，实现会计稳健性管理，将决策相关的信息更好地传递给财务信息的使用者。但是一些上市公司在各种利益的驱动下，利用资产减值准备对会计盈余的特殊影响，资产减值准备计提已成为上市公司盈余管理的主要手段。
二、文献综述
国内的研究主要集中在利用资产减值准备计提来进行盈余管理的动机上，以及对流动资产和长期投资的资产减值的会计选择和会计稳健性的研究上。
代冰彬基于盈余-回报关系度量法（Basu，1997），通过建立减值计提模型资产减值的动机假设进行了检验，揭示了上市公司在进行盈余管理时，大清洗动机和平滑动机与计提的减值准备相关性较强。
罗进辉（2008）以2001―2008年制造业数家上市公司的数据为样本，研究表明在新会计准则实施以后，上市公司的长期资产减值准备净计提比例表现平稳，而与之对应的流动资产减值准备净计提比例却表现大幅波动。利用流动资产项目的减值准备计提与转回成为上市公司进行盈余管理的偏好选择。
孙萍、张敏（2009）通过研究也发现上市公司更倾向于利用短期资产减值准备来进行盈余管理。新会计准则体系颁布实施后，由于长期资产的减值损失不能转回，使得上市公司盈余管理的天平偏向了流动资产减值准备的计提。
韩晨（2014）通过实证研究探讨了不同盈余管理动机的上市公司利用资产减值进行盈余管理的具体表现。利用t检验对上市公司的各类盈余管理的动机进行了验证。
三、案例分析
（一）盈余管理的检验模型
国外对盈余管理的研究达到了比较成熟的阶段，学者们并提出了多种盈余管理模型。随着研究方法的完善，总体应计利润法是一种成熟的方法，该模型在盈余管理检测中使用较多。在盈余管理的研究中，通常采用对应计利润项目的分析来检验企业是否存在盈余管理行为。净利润是反映企业一定时期经营成果，而经营活动净现金流量的大小反映是企业正常业务活动中获取现金的能力。在权责发生制的计量方式下使得这两者产生了一定差额，这样的弹性空间里便产生了管理信息的不对称，从而也就产生了盈余管理行为。
1.运用应计利润总额模型。净收入与经营活动现金流量之间的差额是全部应计利润法所认定的盈余管理的结果。这种检验方式是将应计利润总额模型作为基础而提出的。TA用来表示净收入（NI）与经营活动现金流量（CFO）之间的差额，即：TA=NI-CFO，由于净收入与经营活动现金流量属于期间数值，需要一个数字对该数值在一定的规模上进行修正，这里采用t-1期末总资产对其进行修正，则得到模型：
CFOEMt=■-■（1）
其中，CFOEMt：公司第t年全部应计利润；NIt：公司第t年的净利润；CFOt：公司第t年经营活动现金流量；At-1：公司第t-1年的期末总资产。
2.运用均值回复应计利润模型。这种模型是以均值回复应计利润模型为基础，把应计利润（TA）分为操控性应计利润（DA）和非操控性应计利润（NDA），则模型为：
NDAt/At-1=TAt/At-2（2）
式中，NDAt表示第t年的非操控性应计利润；TAt表示过去t年应计利润均值；At-1，At-2分别代表第t年，第t-1年末的总资产。
TAt=NIt-CFOt=NDAt+DAt，式中，TAt表示t年的总体应计利润；NIt表示第t期净利润；CFOt表示第t期经营现金流量净额；DAt表示第t期操控性应计利润。
（二）数据检验
1.运用应计利润总额模型。通过某公司所披露的年报得到该公司2007年至2013年的净利润、经营活动现金流量以及期末总资产，如表1（见下页）所示。
通过该模型对上表数据进行检验，可得出2007-2013年间某公司总应计利润（CFOEMt）分别是4.25%、8.25%、-3.36%、-1.94%、0.82%、-0.54%、-0.83%。从所计算出来的结果可以看出从2008年起到2013年，该公司的CFOEMt比较平稳，从该数据可能看不出什么，但是我们继续计算CFOEMt的均值=（4.25%+8.25%+-3.36%+-1.94%+-1.94%）/5=0.016040505。
假设该公司在2012年也不存盈余管理现象，那么其在2012年的总应计利润比重应该与其他几年保持一致，也应该在0.016040505左右，因此将0.016040505作为2012年总应计利润比重，由此可计算出2012年无盈余管理行为下的净利润：NI2012=CFOEM+CFO2012/A2012=-35408703.50元。
然而，从该公司2012年的财务报告中可取得净利润为-51530836.55元与无盈余管理行为下净利润-35408703.50相差11809542.8432758元。又从该公司2012年的年度报告中可以看出其计提的坏账准备为4050933.12，而存货跌价准备为11278736.08元。基于此我们可以得出该公司在2012年确实实施了盈余管理行为的结论。
2.运用均值回复应计利润模型。由该公司2008年到2013年的净利润和经营活动现金流量计算出每一年总体应计利润（TA）如表2所示。
由此可计算出2007年至2013年的应计利润均值5630198.198元，由此可推算出NDA2012=（AT5/A2010）*A2011=5530524.911元，那么DA2012=TA2012-NDA2012=-9843115.12元，如此大的金额同样证明了该公司存在着盈余管理的行为。
（三）利用资产减值进行盈余管理动因分析
从该公司所披露的年报信息中可得知，该公司总体业务发展状况在2007年到2010年经营比较稳定，但是2011年出现了亏损，2012年继续亏损，连续两年的亏损不得不让人联想到其强烈的大清洗动机。被处理的上市公司要想“保牌”或“摘帽（ST*）”，就一定要避免出现连续两年或连续三年发生亏损。
该公司由于经营不景气导致2011年到2012年发生连续的亏损，如果2013年继续亏损该公司必然戴上ST的帽子，那么如何挽回这一局面呢？由于我国的准则没有具体规定企业计提流动资产的比例等，又加上新准则的颁布规定长期资产计提的减值准备不能转回的规定，使得许多上市公司在面临类似于该公司这样的财务危机的时候，更加倾向于在发生亏损年度通过大量计提流动资产减值准备，来达到大清洗的目的，以便下年“轻装上阵”。根据该公司2013年的年报数据，很明显2013年该公司盈利了，根据年报数据我们做出了该公司2008-2014年的计提的流动资产减值准备的变化图。很明显2012年很不一般，其减值准备高出了其他年度许多，而且2013年陡然递减，如此吸引注意的变化，更加增大了该公司2012年利用资产减值进行盈余管理的嫌疑，而通过上文数据研究结果也确实证明了这一点。
四、研究结论与建议
本文通过对某公司的资产减值数据的研究，表明该上市公司确有通过资产准备进行盈余管理的行为。其动机主要为了避免退市而进行夸大亏损，并于下一年度（2013年）扭亏为盈。进而也验证了由于新会计准则的实施，上市公司更倾向利用短期资产减值准备的计提和转回来进行盈余管理。
尽管我国新的资产减值准则缩小了盈余管理的空间，在一定范围内遏制了盈余操控，但在实务工作中依然存在一些漏洞。对此，本文提出以下建议，希望能为抑制非稳健性的盈余管理提供参考。
（一）进一步完善资产减值的资产评估机制
我国目前的资产减值政策对于减值现象的确认，资产减值可回收金额的确认等还没有制定针对性、准确性的政策。企业在基于稳健性的基础上计提各项减值准备时，很大程度上依赖于会计人员的专业技术水平和职业判断。因此，很有必要建立先进的资产评估机构，提高会计人员的资产评估水平，使得所计提的减值准备能较好地拟合企业的经营情况，较公允客观地对资产减值的可收回金额，未来现金流量的现值等得到较准确的确认。
（二）加强公司内外部监管力度
我们仅仅建立对资产减值确认和计提的评估体系是不够的，还应当建立完善的监督体系，对资产减值的各项计提不仅要加强公司内部监督，完善公司的内部控制制度，更要强化外部监督机制，如注册会计师的审计监督至关重要，同时建立上市公司通过盈余管理进行利润操纵的处罚机制，当发现上市公司具有非稳健性的盈余管理行为时，相关机构予以一定的处罚。
（三）及时发现灰色地带
从实务中我们发现有的上市公司已经利用资产减值进行盈余管理实施了很长时间才引起相关部门的重视，继而制定了相关资产减值准则来约束其行为。造成这种现象的原因很简单，那就是由于我国资产减值政策制定带有一定的滞后性。因此，我们可以建立有关利用资产减值进行盈余操控的预警系统，同时加强动态监测系统的灵敏度，及时检测上市公司的经营情况和跟踪其经营行为，增强风险防范，树立及时发现问题迅速解决问题的理念，以改善政策的制定长时间落后于问题的出现的局面。
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[11]孙萍，张敏.新资产减值准则的变化对上市公司盈余管理的影响研究[J].经济研究导刊，2009（6）
现金持有价值指企业增加现金持有能够给股东带来的收益的增加。国外的研究发现，不同上市公司的现金持有价值与现金及其等价物的持有总量、财务杠杆、财务约束、现金分配、公司治理、投资机会等密切相关。国内的文献中主要是在国外研究的基础上分析了上市公司治理水平、股权结构、高管变更等因素的影响。但这些研究主要是针对一般意义上的上市公司，而较少关注中小上市公司，其研究结论是否适用于中小上市公司有待检验，同时，对公司治理影响的分析并不全面，如未论及董事会治理的影响。从这些现存的不足出发，本文按照2011年的《中小企业划型标准规定》进行了样本筛选，在此基础上分析了财务政策及公司治理对中小上市公司现金持有价值的影响。
二、研究设计
（一）主要变量定义
1.现金持有价值。这里以上市公司股票的年超额收益率作为现金持有价值的变量。当超额收益率较高时，意味着投资者对上市公司持有现金的预期收益率也较高。首先，按照上市公司的市场价值和账面市值比，将所有股票分成5*5共25组，再按下式计算：
（1）
其中，RETA为超额收益率，RET为年度收益率；LMAR为上市公司市值，等于流通股市值与净资产及净债务市值之和；i表示个股，t表示年度，K为组合所包含股票数量。
2.财务政策。参照已有的国内外研究，财务政策包含的变量为：
（1）上期现金持有量（CAt—1）；（2）现金持有量变动（DCt）；（3）净融资额（DNFt）变动；（4）非现金资产变动（DNC）；（5）利息支出变动（DI）；（6）现金股利变动（DD）；（7）息税前利润变动（DE）；（8）研发支出变动（DR）；（9）财务杠杆。各指标计算方法参照韩立岩和刘博研（2011），同时采用上一期上市公司的市场价值与所有者权益对变量（1）至（8）进行了标准化。
3.公司治理。
（1）股权结构。采用四个指标来反映，一是股权集中度，指标为按前10大股东计算的赫菲德尔指数（H10）；第二个是机构持股比例（INST），为机构持股数除以总股数；第三个为控制人性质（SA），在实际控制人为国有单位时取1，否则取0；第四个为控股人拥有的控制权比例（CR）。
（2）董事会治理。采用四个指标，一是董事会人数（BOA）；二是独立董事比例（IND），为独立董事数量除以董事会总人数；三是董事会会议次数（BM）；四是两职合一（DU），在董事长、总经理为同一人时取1，否则取0。
（3）高管激励变动。采用两个指标，一是高管薪酬（SL），为本期前三位高管薪酬总额与上期值之比的对数；二是高管持股（SH），为高管持股比例与上期值之比。
（二）研究方法与模型设计
本文的研究分为两个步骤，第一步，分析财务政策对中小上市公司现金持有价值的影响，为此建立以下模型：
其中，FA表示上市公司的财务政策，为上述财务政策中的9个变量，除了现金持有量为上期值外，其他均未本期值。另外，式（2）中还参照已有的文献加入了上期现金持有量与本期现金持有量变动的交叉项，以及本期资产负债率与现金持有量变动的交叉项。
第二步，在前面研究的基础上加入公司治理变量，分析公司治理对现金持有价值的影响，因此建立以下回归模型：
其中，GOV表示公司治理，为上述股权结构、董事会治理和高管激励等10个变量。
（三）样本选取与数据来源
本文的研究对象为2003年以前上市的非金融行业的中小上市公司，研究区间为2003—2010年，数据主要来自国泰安和锐思金融数据库。另外，去除了样本中的异常值以及资产负债率大于等于1的上市公司，最终得到包含377家上市公司、2846个观测值的非平衡面板。
三、实证结果分析
（一）中小上市公司财务政策与现金持有价值
表1报告了中小上市公司财务政策对现金持有价值影响的检验结果，采用混合估计模型。其中，MV表示财务政策按照上期市场价值进行标准化，而OV表示财务政策按照上期的所有者权益进行标准化。表1表明，财务政策对于中小上市公司现金持有价值的解释力很低，这与已有研究差别较大。
表1中小上市公司财务政策与现金持有价值的检验结果
注：（1）*、**和***分别表示10%、5%和1%水平上显著；（2）为节省篇幅未报告t统计量。
大部分国内外研究中，财务政策对于上市公司之间现金持有价值的差异解释能够达到20%以上，而本文发现，对于A股市场中的中小上市公司而言，仅仅能解释1%左右的差异。这可能与中小上市公司股票的交易中信息不对称较为严重、投机盛行有关。
现今,中国的证券资本市场呈现出1派繁荣景象。在上交所、深交所的上市公司数量逐年大增。企业的发展走出了原先的闭门造车,而是纷纷倾向于1个圈钱为王的时代。“今天你分到蛋糕了吗”成了企业家们见面的招呼语。将企业做大做强,上市成了1条必经之路。而上市的名额在中国又是1项稀缺资源,衡量是否能获得这个资格的1系列指标中最关键的是利润,也可以称之为“盈余”。可以说,企业家的本质都是利润追逐者,谁能掌控利润高低,谁就拥有了笑傲市场的资本。于是,从上世纪810年代以来,“盈余管理”1词逐渐走红,至今仍余温不减。
这方面的探讨相当有必要。有部分人士认为盈余管理是中性的,它们合情合理,完全在规则内跳舞,因此通过盈余管理获得的利益也是正当的。对于这种“盈余中性论”,我的看法截然相反。这种行为所受益的是企业盈余管理当局,比如经理、大股东,而受害者往往为底层雇员、中小股东和政府。因为企业所有权与经营权的分离,使财务报告的提供者和使用者是两个团体,而使用者处于了企业的外部。如果企业将粉饰过的财务报表传达给使用者,从而造成了信息的极度不对称,甚至逆向选择的话,不仅损害了投资者的利益,对整个资本市场的良性发展和公平竞争也存在损害。
正如不久前,科龙由于爆出顾雏军涉嫌多年来虚构报表利润,占用公司资金而成为媒体的焦点[1]。其实,最早让人对科龙年报真实性产生怀疑的要追溯到02年,格林科尔刚入住科龙后,科龙实现了2年巨亏后的扭亏为盈,外界对此1片赞扬。顾雏军管理有方,低成本策略大获成功,科龙甚至被称为又1个神话的诞生。但今日看来,科龙当时的成功不仅涉及了违反会计规则,拟建虚假交易等,很明显地,还运用了原资产减值相关规定的漏洞,任意地计提减值,达到盈利目的。
科龙01年中报显示收入27.9亿元,净利润1975万元。年报收入47.2亿元,净利润为-15.56亿元。为何在收入稳步增加的情况下,半年之内净利润会出现将近16亿元的亏损呢?其中包括了激进地提取减值准备6.35亿元,还有1些预计负债等具有减值性质的科目的大量计提。
大量计提减值准备可以被看成为来年盈余管理时减值转回做准备的征兆。果然在第2年的年报中,资产减值转回将近3.5亿元,公司盈利2亿元,后被会计师事务所出具保留意见而调整掉1亿元利润,但剩余1亿元盈利的事实让科龙向相关部门提交了摆脱ST帽子的申请。
通过详细数据,我们看到它01年计提了坏账准备2.04亿元、存货跌价准备1.26亿元、长期投资减值准备0.71亿元,02年转回坏账准备0.55亿元、存货跌价准备2.21亿元、长期投资减值准备0.74亿元[2]。如果扣除这3.5亿元非经常性损益后,企业利润依旧亏损2.5亿元。科龙对此的解释牵强而难以使人信服。这种随意地通过资产减值转回进行盈余管理的行为被外界所斥责。因为盈利的背后是业绩并没有实质性的好转,不得不说为此购买了科龙股票的投资者的权益受到了损害。
我们对于盈余管理的控制有多种方式,比如外部审计、公司治理、资本市场发达程度等都有1定遏制作用,但公司治理和资本市场发达程度只能间接影响盈余管理行为,外部审计也只是在事后才进行,具有1定的心理警示作用而已。最直接、最普遍、且能在事前予以防范的无疑是企业会计准则的制定。公司之间的相互竞争好比运动员的竞赛,企业会计准则担任了裁判员的角色,保证了这场比赛的公平公正,抵制了企业的弄虚作假行为,维护了优良企业在资本市场上的竞争地位,也保全了广大利益相关者对企业真实情况的知情权。
所以,本文希望探讨企业惯用的盈余管理手段之1——资产减值准备转回对企业业绩的影响,以及新的减值准则出台以后对这种行为的抑制作用。在令人惊讶的科龙盈余管理事件背后,是否可以通过准则强而有力的游戏规则来抑制它企图逃避亏损,欺骗股民的行为呢?
2、文献回顾
首先,先来看看资产减值方面的文献。
从前,在会计准则中没有单独涉及资产减值的问题,较为详细的规定是出现在《企业会计制度》中。它描述了减值的1些基本概念。《企业会计制度》还规定,“当企业资产发生价值减损时,应对发生减值的资产计提减值准备;如果资产价值回升,则再按资产价值回升金额转回相应已提取的减值准备[3]。”但是其中关于如何确认减值的条件,和可收回金额等的确定是非常模糊和主观的。
另外,《企业会计制度》也规定了,“如果企业滥用会计估计,应当作为重大会计差错,按照重大会计差错更正的方法进行会计处理。”但是基于判断减值的标准10分粗糙来看,实际应用中被判定为滥用会计估计的企业少之又少。
从国外来看,国际会计准则委员会(IASC)在1999年7月了第36号国际会计准则《资产减值》(IAS36)。其中关于资产减值转回的说法是“在确认资产减值损失以后,只有在确定资产的可收回金额中所使用的估计发生改变时,才能转回以前期间已确认的除商誉外的资产减值损失。在这种情况下,资产的账面金额应增至其可收回金额。这种增加即为资产减值的转回[4]。”
美国财务会计准则委员会(FASB)也于2001年6月颁布了第144号财务会计准则《长期资产减值或处置的会计处理》,“确认减值损失后,调整后的长期资产账面价值就是新的成本计量基础……不允许恢复以前确认的减值损失[5]。”目前只有美国和我国规定了资产的减值1旦确认不可转回,其他地区和国际准则都对此没有限定。
接着,再来看1下对于盈余管理的内涵有哪些经典的理论研究。对于盈余管理的定义,国内外学者纷纷给出了很多解释。这些解释相互之间只有几字之差,但是却可能代表了两种相对的观点和看法。以下是国外比较具有代表性的几个定义。
Schipper:通过有目的地控制对外财务报告过程,以获取某些私人利益。(1989)
Healy等人:企业管理当局在编制财务报告和规划交易时,利用职业判断来变更财务报告。旨在误导那些以公司经营业绩为基础的利益相关者的决策,或者影响那些以会计报告数字为基础的契约结果。(19
99)Scott:当经营者在1系列的会计政策中自行选择时,他们会选择那些使自身利益或公司股票价值最大化的会计政策,这就是盈余管理。(2000)
Daviden和Weil:在公认会计原则的允许范围内,为达到预期的报告收益水平而采取的经过周密安排的过程。[6]
将上述4种不同的定义罗列在1起,基本就可以窥探出目前对盈余管理的定义存在的主要分歧。
首先的争论在于盈余管理是否是在会计准则允许的范围内进行的。认同“是”的1方依据是如果超出了会计准则所允许的范围进行利润操纵是1种财务舞弊,与盈余管理要严格区分;回答“否”的则认为盈余管理和财务舞弊的界限很难划分,因为会计准则是否被遵守本身就很难判断。这两种观点无所谓对错,只是研究问题的角度和侧重点不同。本文设定盈余管理不超出会计准则规定的范围。
其次,Schipper和Healy的定义中是通过控制财务报表的手段,而Scott和Daviden未明确说明盈余管理的方式,他们认为除了调整财务报表,还有类似于选择交易时间,选择使用新准则的时间等手段也是盈余管理。显然,后1种说法填补了前者的缺陷和定义的狭隘。
再来看看国内的学者给出的定义:
陆建桥认为盈余管理是“企业管理人员在会计准则允许的范围之内,为了实现自身效用的最大化和企业价值的最大化做出的会计选择。”
刘峰说盈余管理是:“上市公司为特定目的而对盈余进行操纵的行为。”[7]
同样存在那两种主要的分歧。纵观上述定义,我认为盈余管理定义应该是,在不违反会计准则的情况下,利用会计估计,会计政策,交易构建等手法达到希望获得的财务目标的行为。
基于上述前人对于资产减值和盈余管理的研究基础上,展开我对于资产减值转回与盈余管理两者之间的研究。
3、利用资产减值转回进行盈余管理的原理和动机
(1)、利用资产减值转回进行盈余管理的原理
资产减值转回是指“如果有迹象表明以前期间据以计提资产减值的各种因素发生变化,使得资产的可收回金额大于其账面价值,则以前期间已计提的减值损失可以转回”。
目前,世界上大多数国家以及国际会计准则中都允许资产减值转回的做法。这是出于对资产价值更合理地估计的目的。因为外界的市场价格和法律、政策等环境因素都是在不停地变化,当这些因素变化很大时,就需要合理地计提减值或者转回减值来保证资产账面价值与现实情况的相关性。但是,由于其所指的“可收回金额”很难被准确估计,相当程度上依赖于会计人员的主观判断,所以减值是否恢复的判断就很主观,为人为地利用资产减值转回进行盈余管理创造了前提条件。
企业是如何利用资产减值转回来调整利润、盈余管理的?从下面跨越了几个会计年度,减值被计提,然后又转回的分录中可见12。
仅以固定资产为例,其他资产的情况也大致如此。会计科目上的处理如下:[8]
第1年减值计提时:借:营业外支出——计提的固定资产减值准备
贷:固定资产减值准备
后几年减值转回时:借:固定资产减值准备
贷:累计折旧
关键词：市值；内在价值；市值管理
一、引言
2005年股权分置改革的正式实施，标志着市值管理元年的诞生。直至2014年5月，新“国九条”正式将市值管理写入政府纲领性文件，得以官方正名和倡导。市值管理是我国股权分置改革顺利推行至全流通的时代背景下产生的，是在我国资本市场发展进程中提出的全新特有概念。股权分置时期，控股股东所持的非流通股约占总股本三分之二，均无法上市流通，大股东从净利润中分得股利，并不关心股票市场价值。自实现全流通后，大股东与中小股东目标利益趋向一致，市值是全体股东财富大小的新标杆、也是衡量上市公司实力大小和经营绩效的新标准，上市公司顺应市场发展，进行科学地市值管理是必然选择。
二、市值管理内涵及框架
（一）市值管理概念
2005年9月，“市值管理第一人”施光耀先生首次将市值管理概括为管理三股，即股东、股本、股价。2006年12月中国市值管理研究中心的成立，经过以刘国芳博士为首的众多学者的研究、探讨和完善，在2007年第一届市值管理高峰论坛达成共识，研究中心将市值管理概括为：市值管理就是上市公司基于公司市值信号，综合运用多种科学与合规的价值经营方法和手段，以达到公司价值创造最大化、价值实现最优化的一种战略管理行为。其中，价值创造是根本、价值经营是手段、价值实现是关键。[1]
（二）市值管理与价值管理
市值管理的基础是来源于西方的价值管理，价值管理是上世纪80年代在美国被提出的一种新管理理念。在成熟市场，市值能充分地反映公司的内在价值，市值就等于价值，并不存在市值管理概念。在我国当前这样的弱有效市场里，市值并不能完全一致的反映内在价值，上市公司需要对其进行有效地市值管理。二者既紧密联系又有区别，首先市值管理是价值管理在我国新兴市场的延伸和发展，且二者的核心内容都是价值创造；其次市值管理不仅注重价值的创造和提升，还要致力于企业价值在市场的实现过程，另外，市值管理仅仅是针对上市公司而言，价值管理则没有界限。
（三）市值管理框架
市值管理是不仅仅是对市值的管理，内在价值是市场价值的坚实基础，必须兼顾内在价值的管理；再高的市值如果过度偏离内在价值，也只是一种价值泡沫，一旦市场环境发生不利变化，市值势必会崩盘。此外，上市公司要与资本市场进行良性互动，以便获得更多潜在投资者的青睐。根据市值管理的核心和内涵总结出以下三个相互关联的环节：一是确定影响企业价值的驱动因素，确保价值创造最大化；二是评估内在价值与市场价值的偏离幅度，运用合理的价值经营手段调整过度偏差；三是进行投资者关系管理，使内在价值充分表现为市场价值。综上，从价值创造、价值经营、价值实现三个方面构建中国上市公司市值管理的研究框架。[2]
三、市值管理实施工具
（一）股权激励
股权激励是上市公司以本公司股票或股票期权，对其高级管理人员的一种长期性激励措施。由于股东和经理人之间是一种委托关系，股东委托人经营管理公司的资产，作为股东的目标是使投入资本的收益最大，持有股权的价值最大，更注重企业长期的发展；而经理人则追求自身效用的最大化，如更高的薪酬等，为了自己的利益，往往会牺牲企业长期利益而获取短期较大的回报。股权激励能很好的解决股东和经理人之间目标不一致的问题，经理人持股，其利益与市值挂钩，共同关注企业的长期发展，最终提高公司的整体价值和市场价值。
（二）投资者关系管理
上市公司进行投资者关系管理是因为投资者决定了公司股价的走势，如果公司价值被认同，则会有更多的投资者愿意持有和购买公司公司股票，上市公司也能快速的融到资金。反之，如果因为企业价值没有很好地被市值反映，投资者不看好公司，就会抛售和减持公司股票，股价就会下跌，股本不变的情况下，公司整体市值下降。简单来说，进行投资者关系管理是为了价值实现最优化，即市值能够充分反映内在价值。投资者关系管理还区分被动管理和主动管理：按照监管部门的强制要求，应该及时、准确披露的信息，认为是被动的投资者关系管理；优秀的上市公司都积极向主动的投资者关系管理转变，主动投资者关系具体包括：自愿主动披露其它相关信息、有效管理投资者预期、危机处理、路演等。
（三）并购重组
并购重组是指在并购之后的资产、资源的重组，是外延式的增长方式，与企业内涵式发展不同，一般能够快速得到市场溢价，增加资产总量提升市值。在资本市场中，并购活动一直是上市公司热衷的所有权交易，由于其较低的交易成本和较高的流动性，更是成为提高市值的有效途径。并购重组能否创造价值，取决于并购双方之间是否产生协同效应，协同效应具体表现为，并购之后是否能产生规模效应、是否能增强整体竞争力、是否能跨入新的行业及是否能实现公司的发展战略等。
（四）再融资
再融资是指上市公司通过配股、公开增发、定向增发和发行可转换债券等方式再度从资本市场直接融资的行为。再融资的有效实现，能够快速从资本市场获得资金，将直接导致上市公司股本、及股权结构发生变动，并通过与资本市场保持准确及时的信息交互传导，维持公司市值与财务结构的相对动态平衡，实现公司市值管理优化。[3]再融资作为直接融资的一种重要方式在资本市场上占据一席之地，是市值管理的重要工具之一。
（五）资产证券化
作为市值管理的新工具――资产证券化（简称ABS）成为了2015年资本市场的热门词。市值管理是一种长效机制，而资产证券化产生的稳定收益正可以满足市值管理的长效机制要求。ABS作为债券性融资，比增发等权益性融资操作更简单，也更节省时间，相比于传统的市值管理工具更有优势。ABS与市值管理的协同本质是促进产业资本与金融资本良性互动、提高公司再融资能力、盘活资产等。
四、市值管理问题及对策
2014年5月9日国务院印发《关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》（简称新“国九条”），其中提出鼓励上市公司建立市值管理制度，市值管理因此即将进入规范化时代，A股市场上又一次掀起了市值管理的浪潮。但是一些违反法规的行为借由市值管理名义操纵股价、恶意坐庄等严重扰乱了资本市场的秩序，影响了市值管理的发展，给监管工作带来了新的阻碍。
上市公司进行市值管理是为了鼓励公司制定正确发展战略、完善公司治理结构、改进经营管理模式、培育核心竞争力、稳定且可持续地创造公司价值，以及通过价值经营手段实现公司市值与内在价值的高度协同。所以上市公司应该正确认识市值管理的核心理念，市值管理并不等于股价管理，应远离内幕交易、市场操纵、虚假披露等“高压线”。监管部门也会坚决打击违法违规行为，支持上市公司的市值管理工作，维护公平公开公正的市场秩序。
五、结语
市值管理从理念首次被提出至今十年有余，期间经过了市场自发研讨、运用，至获得监管部门认可，其对上市公司的意义不言而喻，成为资本市场共识。目前，除了继续完善微观市值管理理论制度的研究以及强化定量性的实证研究；此外，随着经济发展与金融体制改革，中国经济进入加速证券化时代，加强宏观市值管理理论研究，构建宏观市值管理战略和模式也成为这一领域未来研究方向之一。（作者单位：广东工业大学管理学院）
参考文献：
[1]施光耀，刘国芳.市值管理论[M].北京大学出版社，2008（11）.
[关键词]长江三角洲；中小企业板上市公司；债务融资；公司价值
[中图分类号]F276.6[文献标识码]A[文章编号]1006-5024(2008)06-0150-04
[作者简介]谢惠贞，南京财经大学会计学院讲师，研究方向为财务管理；
陆姣，南京财经大学会计学院本科生，研究方向为财务管理。(江苏南京210046)
一、研究背景
长期以来，我国广大中小企业深受资金不足的困扰，融资渠道少、筹资困难严重制约了中小企业的发展。2004年5月27日，经中国证监会批准设立的中小企业板块在深交所正式启动，为一些中小企业的上市融资提供了一个广阔的平台，拓宽了他们的融资渠道。据统计，2004年在该板块上市的企业有38家，经过3年的发展，截至2007年6月29日，中小企业板上市公司数达到139家，其中长江三角洲地区即江苏、浙江、上海在中小企业板上市的公司数则有56家，占比40.29%。
对于一家公司而言，无论它是否已上市，其制定的战略目标都是股东价值或财富最大化。对处于正常经营状态的公司制企业来说，股东财富最大化等同于公司价值最大化。尤其当公司上市后，它所依赖的融资渠道、融资的难易程度以及形成的资本结构在很大程度上决定着公司的未来现金流，进而最终影响公司的价值。在日常经营活动中，公司的债务不仅会影响现金流的支付，还会改变企业整体的融资结构，这必然会影响公司的市场价值。本文将以长江三角洲地区的中小企业板上市公司为样本，就债务融资对公司价值的影响作一项实证分析。
二、文献回顾
负债是一种主要的融资方式，与股权融资一样，公司通过负债融资时也会引起一系列的利益冲突和委托关系。负债以其严格的合同条款、特殊的支付方式和治理方式从税收、破产成本、不对称信息、成本和合同成本等方面影响公司价值。综合来看，负债影响公司价值的途径主要有5种：
1.负债的避税效应。它是研究负债与公司价值关系的起点。
2.负债的破产成本。破产可能导致债权人和股东之间的利益冲突明显化，降低公司价值。
3.负债的信息效应。它的存在或信号机制发挥作用的前提条件是内部人和外部人之间的信息不对称，公司可以通过改变融资结构或融资行为向市场发送关于公司价值的信号。
4.负债的监督激励效应。(1)负债在一定程度上阻止了管理者的在职消费和过度投资行为；(2)作为一种担保机制，负债可以促使管理者做出更好的投资决策，缓和管理者和股东之间的利益冲突，降低所有权和控制权分离产生的成本；(3)负债放大了管理者持有公司的股权比例，对管理者具有激励效应。
5.负债的控制权效应。债权人不拥有公司的投票权，股东拥有公司的投票权。管理者可以通过增加负债水平，相应地扩大自己能够控制的股权份额，有效地抵御外部接管。所以，负债可以与权争夺和并购结合起来，作为公司的反接管工具，进而影响公司价值。以上关于负债影响公司价值的研究都隐含着负债同质的假设。
由于债务融资是资本结构的一部分，本文在此对资本结构理论作个简要的文献资料的历史回顾。早期的资本结构理论对其与公司价值之间的关系已进行了探索。1952年，美国的大卫・杜兰特把当时对资本结构的见解分为三种：净收益理论、净经营收益理论以及介于两者之中的传统折中理论。现代资本结构理论的起点是MM无关定理(IrrelevanceTheory)。1958年，Modigliani和Miller系统地阐述了MM无关定理，即MM定理1，该定理采用新古典研究方法，做出了没有税收、没有破产成本、完全竞争市场、交易成本不存在、信息是完全的等一系列与现实严重不符的假设。1963年，Modiligani和Miller首先修正MM定理1，将公司所得税引入该定理，发现在考虑公司所得税的情况下，由于利息具有避税(TaxShield)效应，企业价值会随着负债率的提高而增加。后来的学者也都沿着放松MM定理假设的方向研究资本结构理论。20世纪70年代中期，在综合了税收理论和财务危机理论的基础上，产生了权衡理论(Trade-offTheory)，即最优资本结构理论。继20世纪70年代不对称信息理论的出现和产权理论的发展，成本和信号理论也先后被引入资本结构理论的研究当中，至此几乎放松了MM定理的几个主要的制度性假设。不对称信息理论源于Akerlof对旧车市场上“柠檬问题”的观察。Ross，Leland和Pyle将不对称信息理论引入企业融资研究中。1976年Jensen和Meckling最先提出了“成本”，现在它已经成为分析公司内部利益冲突的重要概念。1988年，威廉姆森首次将“交易成本”引入资本结构理论研究中，此后成为分析股份公司中股东与管理者之间利益冲突的重要概念。1995年EricBenglof形象地将债权和股权这两种基本的融资方式分别称为保持距离型(Arm’s-Length)融资和控制取向型(Control-0riented)融资。总之，通过逐一放松MM定理的假设条件，可以说明资本结构直接或间接地对公司价值产生影响。
我国真正从制度层面研究资本结构理论始于20世纪90年代中期。钱颖一(1995)探讨了融资结构与公司治理结构之间的关系。吴晓灵、谢平(1997)主张通过将企业对银行的负债转化成财政对企业的股权来解决企业负债过高的问题。周小川(1993)则提出通过将银行债权转换成银行股权来解决企业的过度负债问题。陆正飞(1998)探讨了上市公司资本结构的主要影响因素。由于国内对公司价值和资本结构之间的关系研究多集中在融资结构与公司内在价值(经营业绩)上，而呈现出“两张皮”的特点：仅有少数学者研究了债权对经营者的约束控制作用或债权治理效应，更多学者重点研究上市公司的股权结构，分析股权分置状态下的国有股、法人股和社会公众股对公司内在价值的影响。不管在理论方面还是在实证方面，将债权与股权结合起来研究他们对公司价值影响的文献都很少。
三、研究设计
(一)样本选取及数据处理
本文以长江三角洲地区中小企业板上市公司为样本，2004年17家，2005年22家，2006年42家，共取得样本81个。由于长江三角洲地区位于中国经济发达的东部，从发达地区的中小企业板上市公司入手，对其债务融资率与公司价值之间的关系进行研究具有一定的代表性。
分析时所有的财务数据均来自巨潮咨讯网――深圳证券交易所的中小企业板信息披露平台，华泰证券分析交易系统专业版Ⅱ，数据用Excel和SPSS软件进行处理。
(二)研究假设
本文考察被解释变量公司价值与解释变量债务融资率(DFA)、控制变量净资产收益率(ROE)、资产收益率、主营业务收益率、公司规模(LNSIZE)、公司成长性(DO)之间具体的相关系数。采用如下回归模型并作出相关假设(该模型及相关变量的定义参考汪辉，2003)。
多元线性回归模型：
公司价值(托宾Qi值)=a1+b1DFAi+b2ROEi+b3LNSIZEi+b4DOi
一元线性回归模型：债务融资率DFAi=a2+c1LNSIZEi
假设一：在多元线性回归模型中假设中小企业板上市公司的公司价值与债务融资率之间呈现正相关关系。做出该假设的理论基础是MM权衡理论，即最佳资本结构理论。每个公司的债务率都有一个临界点，在该点之前公司的价值随着债务率的提高而增加，一旦超过该点，公司价值反而会随着债务率的提高而减少。对于中小企业板上市公司来说，公司的债务融资率较低，一定远低于临界点。所以，依据该理论，中小企业板上市公司的公司价值应处于临界点之前的上升阶段。
假设二：在一元线性回归模型中假设中小企业板上市公司的债务融资率与公司规模之间呈现负相关关系。到目前为止，学者们无论怎么改变条件，在研究这两者之间的关系时得到的结论总是符合正相关性的。所以，有必要观察一下中小企业板上市公司的这两个指标之间是否仍符合这种关系。
1.被解释变量。多元回归的被解释变量是公司的市场价值，用托宾的Q值(公司总市值/资产重置成本)作为衡量公司价值的指标。公司总市值为流通股市值、非流通股市值与公司负债市值之和。由于直接用股票价格计算非流通股的价值会存在问题，所以这里采用每股净资产代替非流通股的价格。负债的市值用负债的账面值代替，资产重置成本用总资产的账面值代替。
2.解释变量。债务融资率(DFA)，即公司当年的债务净额与年末公司总资产的比率。由于中小企业板上市公司基本没有发行公司债券，所以直接用公司年末短期借款、长期借款之和减去年初这二项之和来表示公司当年的债务融资净额。
3.控制变量。净资产收益率(ROE)，即公司当年的税前收益与总净资产的比率。加入这个变量是因为盈利能力对公司价值有显著影响。一般盈利能力越高，公司价值就越大。
公司规模(LNSIZE)，即公司年末账面总资产的自然对数值。
成长性(DO)，国外用于衡量公司成长性的变量很多，典型的有资本性支出与销售额的比例、研发费用与销售额的比例、折旧费用与销售额的比例、赢利价格比等。由于资本性支出费用、研发费用等难以收集，这里将采用折旧费用与主营业务收入比例。成长性越佳的公司，其价值也就越大。
四、实证分析结果
根据前面所交代的方法，得到对样本公司进行实证研究的具体数据，变量的描述性统计如表1所示。
表1给出的债务融资率的均值是0.9506%，连1%的比例都没有达到。与股权融资相比，这个比例要小得多。根据前人的统计，上市公司一次配股融资所募集到的资金通常至少占其总资产的10%以上，甚至达到20%或者更高。而在成熟的市场上，仅债券融资的比重往往都会数倍于股票融资的比重，有时甚至达到10倍。由此可见，在本文的样本中没有一家公司发行了企业债券，这反映了我国中小企业板上市公司债务融资的程度小，而且我国的资本市场也还不成熟。
本文对公司价值(托宾Q值)、债务融资率(DFA)、净资产收益率(ROE)、资产收益率(ROA)、主营业务收益率(CoreROA)、公司规模(LNSIZE)、公司成长性(DO)之间进行了相关性分析，结果见表2。
从表2来看，托宾Q值与资产收益率成正比、债务融资率与主营业务收益率成反比、净资产收益率与资产收益率成正比、主营业务收益率与净资产收益率成正比、净资产收益率与公司规模成正比、净资产收益率与公司成长性成反比、主营业务收益率与资产收益率成正比，它们都在较高的水平上相关。其中托宾Q值与资产收益率、债务融资率与主营业务收益率、净资产收益率与公司规模、净资产收益率与公司成长性在5%的置信水平上相关显著，净资产收益率与资产收益率、净资产收益率与主营业务收益率、资产收益率与主营业务收益率在1%的置信水平上相关显著。
最后对公司价值、债务融资率、净资产收益率、公司规模、公司成长性进行回归分析，确定他们对公司价值的影响程度。回归分析结果见表3、表4。
根据上面的回归结果表写出两个回归方程：
托宾Q值=10.296-0.023DFA+0.102ROE-0.444LNSIZE+0.388DO
债务融资率DFA=-74.809+3.721LNSIZE
从表3的回归结果来看，位于长江三角洲地区的中小企业板上市公司的价值与公司债务融资程度之间存在负相关关系，在其他变量保持一定的条件下，公司的债务每上升1个单位，将引起公司价值平均减少0.023，可以说基本上没有大的不利影响。所以，公司可以增加债务融资的比率，发挥财务杠杆的积极作用，并且改善企业的内部管理，在抵消了对公司价值的负影响后转而提高其价值。
从一元线性回归的结果来看，在95%的置信度下，t=0.022＜0.05，所以，要拒绝假设二，即两者间应是正相关关系，即债务融资率与公司规模之间仍呈现出正相关关系，公司规模越大，其债务融资率也越高。
五、研究结论
研究表明：
(一)中小企业上市有利于其公司价值的迅速提高，同时较低的债务融资率也暗示了公司价值仍有较大的提升空间。
(二)我国长江三角洲地区中小企业板上市公司的债务融资程度不大，债务融资率仅占总资产的0.95%，还不到1%。以往研究表明，债务融资具有加强公司治理、增强公司价值的作用。但是，对于近几年刚发展的中小企业板上市公司来说，呈现的结果是债务融资率对公司价值竟有负的影响，这与最佳目标资本结构理论相矛盾――当公司的资产负债率较低时，公司价值与负债率之间应呈正相关关系，当负债率达到一定高度后，公司价值便会随着负债率的继续提高而逐渐减少。出现这种结果的原因可能有以下几方面：
1.中小企业板上市公司上市前本身融资比较困难；
2.中小企业板上市公司上市后通过发行股票大大提高了权益融资比率，从而减少了债务融资数量，降低了债务融资率；
3.负债产生的冲突、成本、信息不对称等不利因素抵消了低负债率对公司价值应有的正影响，转而对其产生负的影响。但是，从回归分析来看，这种不利的影响程度也并非很大，只有0.023。根据以上结论，本文认为中小企业板上市公司可以大大增加债务融资的比率，充分发挥财务杠杆对公司价值应有的积极作用，同时改善企业的内部管理，争取在内部抵消了对公司价值的负影响后转而对其产生正的影响，最终提高公司价值。
(三)公司价值分别与债务融资率、公司规模呈负相关关系，与净资产收益率、公司成长性呈正相关关系，债务融资率与公司规模呈现正常的正相关关系。
(四)从实证结果来看，公司成长性对公司价值的正影响最大。公司成长性每增加一个单位，公司价值就上升1.707。这应当引起公司管理层的一定重视，力图加快公司的成长来实现提高公司价值的最终目的。
参考文献：
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