【关键词】 财务报表； 指标； 主成分分析； 盈余持续性
一、引言
盈余持续性的研究是会计领域资本市场研究的一个热门话题，它是衡量盈余质量的重要特征，更是投资者进行投资决策的重要参考依据。关于盈余持续性的概念目前还没有统一的定论，一些学者从盈余的时间序列角度定义盈余持续性，认为盈余持续性是当期盈余成为盈余时间序列永久性部分的程度。还有学者从盈余自相关或当期盈余对未来盈余预测能力的角度来界定盈余持续性，认为它反应了本期盈余与未来盈余间的关系。盈余持续性的研究方法随着时间和对概念的理解的不同也不尽相同，可主要概括为三种方式。第一种是使用时间序列模型，从时间序列中估算盈余持续性。这种方法主要在20世纪70—80年代盛行，以过去的盈余（包括季度盈余和年度）为研究基础，利用统计学的理论确定合适的模型并估计相应序列的参数。比较受关注的模型有随机游走模型、自我回归模型、移动平均模型等。这一方法的影响较大，学术成果颇丰，但会计学者们逐渐意识到利用过去的盈余序列来预测未来盈余，利用的信息量太少，直接影响了研究的准确性。第二种是利用线性一阶自回归模型，该法主要考察盈余及其组成部分的持续性，通过回归系数判断盈余持续性的强弱。该方法由Sloan（1996）的研究推动，并成为目前国际主流的方法。他将盈余划分为现金流量和应计盈余，利用此方法发现盈余中的现金流量成分比应计成分具有更高的持续性，这一方法的拓展研究有很多，如Xie（2001），Dechow（2008）均是在此基础上继续分解盈余继而研究分解部分的持续性。这种方法使用的未来盈余是下一年限的盈余，包含的信息含量有限，短期内有限，长期效果有待鉴定。且对于企业间的盈余持续性的比较作用较弱，投资者很难直观的比较多个企业的未来发展能力。第三种是基本面分析方法。与前两种方法相比，它将大量的财务信息综合起来，利用这些综合信息推断企业的盈余持续性。该方法可以弥补前两种方法的不足，能够直观的比较企业间盈利能力。但近年来通过基本面分析盈余持续性的文献并不多见。
本文从企业公布的财务报表基本面（企业公布的财务报告的会计信息）入手，选取影响盈余持续性的财务指标，利用这些财务指标综合反映企业盈余的持续性能力。共分为五个部分，第一部分介绍了盈余持续性内涵及研究方法的比较分析；第二部分阐述了已有研究的贡献；第三部分选取并论证影响盈余持续性的财务变量；第四部分利用主成分分析进行企业盈余持续性的综合评价并验证其有效性；第五部分为文章结语。
二、文献回顾
会计盈余持续性的研究起步于Ball and Brown（1968），他们首次实证了会计信息的有用性，建立了一个线性回归模型和市场反应模型，发现盈余公告后一个月内超额股票回报与当年盈余相对上年盈余变化之间存在显著的正相关性。而运用基本面分析盈余持续性的研究开始与19世纪80年代末期，Ou and Penman（1989）通过统计分析从财务报表科目中选择了68个财务指标作为预测变量，通过综合这些科目预测未来盈余。而后Lev and Thiagarajan（1993）在阅读大量的证券分析师报告和媒体报道后，确定出12个基本面变量，即存货、应收账款、资本支出或研发支出、毛利润、销售和行政管理费用、坏账准备、实际税金、订单、劳动力、后进先出法计算盈余以及审计意见。将这些基本面信息与盈余持续性、反应系数的关系作了梳理研究。并比较了基本面表征持续性能力与时间序列表征持续性能力，发现由基本面质量评分反应的基本面信号比时间序列持续性指标更能反映投资者对盈余持续性的评价。Abarbanell and Bushee（1997）基于Lev and Thiagarajan（1993）的研究，选取九种基本面信号变量，发现存货、毛利率、有效税率、盈余质量及劳动力和一年后的盈余显著相关。还有部分学者使用少量的基本面信息考察其与盈余持续性的关系，如Schmidt（2006）利用单个基本面信息，研究了盈余的组成部分税收变动对未来盈余的持续性和预测能力的关系。
我国对于盈余持续性的研究起步较晚，赵宇龙和王志台（1999）是第一次系统地研究盈余持续性的。他们利用主营业务利润率做永久性盈余表征变量，发现中国证券市场存在明显的“功能锁定”现象，投资者对具有相同会计盈余但盈余持续性不同的公司股票不能区别定价。而后的研究多效仿sloan（1996），集中于盈余分解的持续性研究，方法采用的是一元线性回归法。而利用财务指标基本面分析盈余持续性研究文献并不多见。张兰萍（2006）、胡文献（2010）理论分析了影响或度量盈余持续性的财务指标。钱爱民（2009）选取以利润表为基础选取财务指标，通过因子分析构建了盈余结构质量评价体系，验证其对盈余持续性有较好的预测作用。陈金龙等（2011）从企业的历史盈余表现、现实盈余能力以及未来盈余潜力方面选取财务指标构建出综合指标体系度量企业的盈余持续性水平，采用的是制造业的上市公司验证有效性。通过我国已有研究可以发现，利用基本面文献多见于理论分析，或使用盈利企业的数据或利用单一行业的样本，因此利用基本面分析盈余持续性的研究空间很大，本文从利润表，资产负债表和现金流量表入手，选取影响盈余持续性的财务指标，利用2008—2010年A股上市公司的盈余数据进行验证，综合分析企业的盈余持续性水平。
三、财务指标变量的选取
【关键词】ZW地产；杜邦模型；盈利能力；策略建议
一、理论综述
（一）企业盈利能力分析
1.企业盈利能力的内涵
盈利能力，也称获利能力，它是指企业获取利润的能力。盈利水平及盈利的稳定、持久性是盈利能力分析所应包括的两方面内容。企业盈利的稳定性、持久性的分析在人们对企业盈利能力分析中往往被忽视，而只重视企业获得利润的多少。
2.盈利能力分析的方法
（1）盈利稳定性的分析
盈利的稳定性分析，主要是站在各种业务利润结构的角度，通过分析各种业务利润在利润总额中所占比重来进行判别盈利的稳定性。
（2）盈利持久性的分析
盈利的持久性，就是指企业盈利长期变动的趋势。通常采用两期或数期的损益进行比较的方式以分析盈利的持久性。
（3）盈利水平分析A主要分析指标
评价企业盈利水平的指标一般为相对财务指标。总体上可按照资源投入和经营特点把这些指标分为为四大类，分别是：生产经营盈利能力分析、资产盈利能力分析、权益资金盈利能力分析以及股份公司盈利能力分析。
3.盈利能力的计量指标
计量企业盈利能力的指标有很多，在所有的财务比率中最广为认知和广泛使用的主要有三个指标：利润率、资产报酬率和权益报酬率。
（二）杜邦模型
杜邦分析是将权益报酬率分解为利润率、总资产周转率和财务杠杆三部分进行分析的方式，此种方式也被称为“杜邦模型”。杜邦模型表明有三类因素影响权益报酬率：运营效率，用利润率衡量；资产使用效率，用资产周转率来衡量；财务杠杆，用权益乘数衡量。
杜邦恒等式：权益报酬率（ROE）=净利润/权益总额
二、ZW地产公司盈利能力的杜邦分析
（一）ZW地产公司简介
ZW地产是具有国家一级开发资质的大型国有房地产企业集团，中国房地产“综合开发”“责任地产”“蓝筹地产”百强企业。作为根植西安本土的领导品牌，ZW地产始终以对城市负责、对社会负责、对业主负责的国企品牌责任，致力于提升城市价值、传承地域文化和改善人居环境。2014年以来，“五优好宅”住宅生活体系得以建立，成为ZW地产新时期下的发展目标。
（二）ZW地产盈利能力的杜邦分析
运用杜邦模型可以解释盈利能力指标变动原因和变动趋势，为采取措施提高盈利能力指明方向。表3-1、表3-2分别为根据ZW地产2009、2010、2011年三年的资产负债表和损益表数据编制的该公司比较资产负债表和比较损益表。下面就以杜邦模型为基础，结合因素分析法、趋势分析法，对ZW地产公司的盈利能力进行杜邦分析。
分析表3-1、表3-2，可计算该公司相关财务比率如下：
权益报酬率=销售净利率*总资产周转率*权益乘数（本文以营业净利率替代销售净利率）
2009年 0.27=0.09*2.26*1.33
2010年 0.29=0.11*2.28*1.16
2011年 0.24=0.09*2.27*1.18
该公司权益报酬率2009年为0.27，2010年上升至0.29， 2011年有所下降为0.24，这是销售净利率、总资产周转率和权益乘数共同作用的结果。也就是生产经营业务盈利能力、资产盈利能力和财务杠杆盈利能力三种盈利能力相互影响的体现。
（三）销售净利率
很显然，2011年的销售指标均比2010年和2009年差许多，虽然2011年的营业利润514983万元高于2009年的469044万元，但其成本费用控制较差，在获取同样销售收入的情况下，付出的代价较为高昂。
（四）总资产周转率
该公司的总资产周转率、应收账款周转率以及存货周转率也会对权益报酬率产生影响。2009―2011三年的资产周转率情况如下表3-4所示：
从表3-4可以得出：应收账款周转率2009年最高，2011年比2010年略有提高。2009年的应收账款仅有33083万元，相比2010年的114033万元、2011年的104700万元少得多。而总资产周转率和存货周转率三年基本持平，说明三年来资产的盈利能力基本相同，对权益报酬率的影响不大。
三、基于盈利能力的ZW地产公司实施策略建议
（一）选准目标市场。彼得斯和沃特曼曾经合著了《追求卓越》一书，书中有一段话表达的意思是：盈利水平最高的企业的必定集中经营核心产品，盈利水平较高的企业是相关多元化经营，盈利水平最差的企业就是无关多元化经营了。因此，ZW地产公司实施多经营战略时，最好选择与其行业有关联的行业或产品。如果能把这些行业和产品与白酒主业结合起来，参与行业组织结构和生产力布局的调整，既可以把原本流向行业外的利润留在行业内，又可扩大企业在行业内的影响力，而且能通过主辅业配合形成的产业链发挥综合优势，提高企业的整体盈利水平。
（二）明悉目标行业，掌握核心技术，避免盲目决策。在选准目标行业以后，企业首先要对新行业诸如市场规模、发展潜力、竞争对手等重要情况了解得清清楚楚、了如指掌，或者说要有绝对把握。其次是要掌握在该领域生存、发展所需要的核心技术，这是关键所在。若想在新行业经营获得成功，必须同时具备技术、资金和市场营销等全方位优势。最后是要对目标行业的经营预期做出具有前瞻性的长远规划，明确实施步骤，避免决策的盲目性。对ZW地产公司来讲，可发挥其在资金方面的优势，买断目标行业有关产品的核心技术，掌握决胜的利器，从而为在新行业发展奠定坚实的基础。如果不掌握核心技术，就没有领先优势，单单靠在资金上的所谓的优势，即便能够进入一些竞争激烈的行业，也只能以低水平维持，其经营业绩不会取得预想的结果。
（三）打造整体优势，实现优势整合，获取“1+1 >2”的效应。企业可采用两种方式进入新行业：一是依靠内部成长，二是依赖外部成长。内部成长是指原有企业投资新建项目，随着新项目的投入运营而进入新行业：外部成长是指原企业购并一个新企业，继而进入新行业，并在新行业内精心运作，使所购企业不断发展壮大。无论哪种操作方式，其目的无非是通过整体优势的打造，获取整合优势，实现综合经济效益，达到“1+1>2"的效果。ZW地产公司若进行多元化经营，应在有限的资源内兼顾不同集团利益，通过人事安排、资源调配、文化融合等手段进行组织结构再造，树立职工整体价值观，以实现战略协同，打造整体优势。
（四）要注意控制规模，及时调整行动方案。经济规模不是规模经济，应尽量避免规模过大造成严重后果。过大的规模，就会因组织结构错综复杂导致管理沟通困难，以至于信息失灵、对市场反应迟钝，企业运转失常。遇此情况，企业应及时取措施“精兵简政”。对所属子公司进行清查，分门别类制定精简、调整方案，通过采取分拆、剥离、缩小企业规模等手段，促使企业“瘦身强骨”，提高运营效率，提升企业盈利能力。再次，用合理的资本结构，充分发挥财务杠杆的盈利能力。
参考文献：
摘 要 盈余预测可采用统计模型预测、证券分析师预测和公司管理层预测三种途径。本文回顾了国内外关于这三种盈余预测方式的相关研究，并结合我国的实际情况，对未来盈余预测研究提出几点建议，以期对我国相关领域的进一步研究提供参考。
关键词 盈余预测 统计模型 证券分析师 管理层
在一个有效的资本市场，公司的股票价格应该能反映其内在价值。而公司的内在价值取决于其未来的盈利能力和风险，盈余预测揭示的正是这个问题。盈余预测可采用统计模型、证券分析师预测及公司管理层预测三种途径。目前我国学者主要是对证券分析师的盈余预测进行研究。本文结合国内外相关的研究成果，探讨相关理论问题，并对未来研究予以展望。
一、统计模型盈余预测研究进展
在Ball和Brown（1968）对盈余报告的事项研究中，会计盈余时间序列特征问题就已经开始出现。受这一文章的启发，Ball和Watts（1972）专门研究年度盈余的时间序列特征。
（一）年度盈余统计模型预测理论
Little（1962）、Little和Rayner（1966）对英国公司的会计盈利增长率进行的调查研究认为，年度盈余是一种随机现象，即呈现随机游走的状态。随后，Ball和Watts（1972）专门对年度盈余的时间序列特征进行了研究。他们认为随机游走在预测每股盈余和资产净收益率时更为有效，而对销售的预测则采用半随机游走较为有效。而Brook和Buckmaster（1976）提出，对于一些非经常项目比重较大的公司来讲可能发生非正常盈余变动，因此他们的收益可能并不符合半随机游走模式。
Finn和Whittred（1982）研究发现，在澳大利亚，无论随即游走模型还是半随机游走模型在预测公司每股盈余时都十分准确。Taylor和Tress（1988）也研究了澳大利亚的公司，他们认为，幼稚预测模型可以提供一个有效的实证基准。
（二）季度盈余统计模型预测理论
Watts（1975）、Griffin（1977）和Foster（1977）曾对季度盈余的时间序列特性进行调查。他们三个人都发现，季度盈余是由毗邻季节部分和季节性部分所构成的。Foster（1977）发现虽然绝大多数公司年度盈余符合半随机游走过程，但是季度盈余确并非如此，季度盈余、季度销售额和季度费用总额并不服从简化的半鞅过程。
Bernald（1990）和Batov（1992）等运用了幼稚的季度盈余时间序列模型来研究和评判市场对季度盈余的预期反应。Ball和Batov（1996）进一步研究认为，市场对于更复杂的季度盈余模型能够做出反应，大体上能正确认识季度盈余差分的系列相关系数的特征。
国内较早出现的盈利时间序列研究是黄志忠和陈龙（2000）对中国上市公司盈利成长规律所作的实证研究，他们否定了被中国学者普遍假设存在的盈利随机游走的时间性态，提出了带增量因子的成长模型。这一研究结果事实上冲击了我国许多实证研究结论。
综上所述，有效的统计模型可以实现对未来盈利的无偏预测。但是，统计模型预测与其他预测方法相比有一定劣势，具体操作中要根据实际情况对统计模型进行修改。我国现阶段的客观条件对我国上市公司盈利时间序列研究有较大制约，以近期的季度盈利时间序列为研究数据，以已有的简便研究方法和普遍认可的模型为研究手段对我国上市公司的盈余时间序列进行研究是克服目前诸多障碍的现实选择。
二、证券分析师盈余预测研究进展
（一）证券分析师盈余预测的准确性
从理论上来说，分析师在盈余预测方面相对于统计模型是可能具有一定优势的。然而，也有学者认为，可能存在一些因素会导致分析师的盈余预测相比统计模型不占优势。Brown和Rozeff（1978），Fried和Givoly（1982）都认为“价值讯息”公司分析人员的预测效率高于时间序列模型。Brown、Hagerman、Griffin和Zmijewski（1987）提出证券分析师的优势在于：（1）同时性优势，分析师能更好地选择适合某个公司的时间序列模型，同时加入自己的判断进行一定调整；（2）时机优势，分析师能利用上一次报表公布日和自己的预测公布日之间的其他信息。但是，分析师的盈余预测的准确性也会受到一些因素的影响。比如，Lin和McNichols（1998）发现证券分析师面临的利益冲突，也可能妨碍证券分析师真实的公布其盈余预测结果。这些因素可能导致证券分析师的盈余预测相比统计模型不占优势。
对于我国而言，分析师的盈余预测是否能够优于统计模型，还是一个实证问题。李丹蒙（2007）研究认为，对于透明度及披露程度较高的公司，分析师的盈利预测误差明显较低，两者呈显著的负相关关系。岳衡和林小驰（2008）的研究表明，现阶段分析师的预测和统计模型还不具备明显的优势，因此可能不应该用分析师的预测作为整个市场盈余预期的替代变量。
（二）影响证券分析师盈余预测准确度的因素研究
许多因素可能影响到证券分析师盈余预测的相对准确性。Albrecht等（1977）指出，公司上市的时间长短会影响盈余预测的准确性。相对上市较早的公司，证券分析师可能会获得更多上市较晚公司的信息，从而有助于其对上市公司的盈余做出预测。Bhushan（1989）指出，规模较大的公司，由于其股票的流动性较强，因此，相对规模较小的公司而言，根据私有信息进行交易时，前者会更受投资者的青睐。证券分析师可能为了满足客户（投资者）对大公司的偏好，更多的将精力投入对大公司信息的搜集、整理、分析中。Kross、Ro和Schroeder（1990）认为，上市公司历史盈余的波动性越大，就越难以从历史数据中预测未来的盈余，因此，证券分析师就越有动力搜集这类公司的各种信息，力求做出准确的预测。
也有学者从证券分析师的角度考察这一问题。Brown等（1987）和Kross等（1990）发现，分析师盈余预测的越晚，分析师预测前可能接触到的信息就越多，其预测就会越准确。国内外很多学者，如Parkash等（1995），Brown（1997），岳衡等（2007）都发现，对一家公司做出预测的分析师的数量同对该公司预测的准确性呈正相关。这是因为，对某公司进行预测的分析师数目会影响到关于该公司的信息多少。Schipper（1991）认为，将注意力仅仅集中在分析师的预测上的做法太狭隘，现在研究文献的重点应该研究和分析分析师的决策背景和他们所面临的决策动因结构。如Hodgkinson（2001）研究认为，分析师执业环境中的多重利益关系可能会导致他们的预测行为往往是乐观的。
国内关于分析师的文献主要围绕着分析师盈利预测的决策过程、影响因素、市场反应等。对于分析师利益冲突的文献大部分是一些简单理论探讨和对国外文献的回顾。原红旗、黄倩茹（2007）研究发现，在我国分析师盈利预测和投资建议受投资银行业务影响，承销商分析师比非承销商分析师更乐观，而且有较大的盈利预测误差。王瑞和洪剑峭（2009）也发现承销前后，承销业务对分析师的影响不同导致其做出不同的预测行为，承销业务导致分析师的乐观预测主要表现在承销前，而承销后，承销商分析师利用承销的信息优势做出准确的盈余预测。
综上所述，相比用统计模型进行盈余预测，证券分析师盈余预测会更准确。但是，证券分析师盈余预测并不总是精准的，会有很多因素影响他们的分析。而我国学者的研究表明，我国的证券分析师行业还在起步阶段，证券分析师的盈余预测能力还不够强，证券分析师对市场的信息作用还有待加强。
三、管理层盈余预测研究进展
信息使用者尤其是证券分析师在解读管理层预测信息时，预测信息的准确程度及其可能存在的偏差范围十分关键。根据计量准确性时选取的不同参照值，研究准确性的已有文献通常可分为两类。第一类，将管理层预测信息和已有的证券分析师预测做比较。第二类，将管理层预测信息与实际的盈余信息做比较。
（一）国外研究文献回顾
Patell（1976）的研究选取20世纪60年代和70年代初的盈余预测信息为样本，结果发现不论是好消息偏好还是乐观主义倾向都是存在的。Baginski、Hassell和Waymire（1994）的研究没有发现管理层有好消息盈余预告的倾向。同样，对管理层乐观偏好的检验也没有发现管理层倾向高于实际盈余的预测信息，如Frankel、McNichols和Wilson（1995）的研究。
Lev和Penman（1990）研究发现，虽然盈余预告的公司可能不会存在利好于已有（如分析师预测）消息的偏好，但会相对于自己的历史盈余和未预告公司利好的信息。Gift和Yohn（1997）用修正后的分析师预测作为参照，发现在管理层预告两周后，分析师预测显著准确于管理层预测。
（二）国内研究文献回顾
由于我国上市公司盈余预告制度起步较晚，国内对盈余预告的规范和实证研究还仅局限于信息含量、规范性制度建设以及制度执行情况的描述性分析的研究。如薛爽（2001）对1998和1999年两年度预亏的133个样本采用市场模型、CAPM和幼稚模型检验了预亏的信息含量。洪剑峭和皮建屏（2002）对1998~2001年业绩预亏和业绩预警制度的实施效果进行了实证研究。张维迎（2002）、赵一霏（2005）对上市公司业绩预告（预警）状况进行了描述性分析并提出了一些规范性意见。
由于国外上市公司的盈余预告与我国存在差异，这种差异决定了我们不能照搬国外的研究方法来研究我国证券市场的问题。但预告规则改变之后，我们研究的具体问题与国外又有所差异，需要我们针对这些研究中出现的新问题找出适合我国制度背景的新的研究方法。
四、我国盈余预测未来研究展望
国外研究者有关盈余预测方式的研究已是硕果累累，而我国资本市场形成较晚，对资本市场问题研究的历史也很短暂，因此，我国学者大多是参照国外的经验来对我国的公司进行研究。同时，由于我国资本市场还不成熟，不同于国外的资本市场，因此，国外的研究结论不应该完全复制到我国，而是应借鉴国际上的研究方法并结合我国实际情况进行实证研究。
（一）选择适合我国资本市场环境的方法进行统计模型盈余预测
我国资本市场始建于20世纪90年代初期，年度盈余只有十几年的数据，其中会计制度又是几经变迁，市场监管处于一个不断完善的过程，不同年度的盈余数据在内容和质量上还具有不可比的特性，且调整的难度很大，这些都使得最后可用来进行盈余时间序列研究的数据少得可怜。然而，进行时间序列研究必须有足够的时间序列数据，否则对样本的自相关性进行检验就会受到数据的限制。因此，以行业为主要研究对象，以近期的季度盈利时间序列为研究数据，以已有的简便研究方法和普遍认可的模型为研究手段对我国上市公司的盈利时间序列进行研究是克服目前诸多障碍的现实选择。
（二）不应完全依赖证券分析师对盈余的预测
虽然目前国际上普遍接受证券分析师的预测要优于统计模型的预测，但是分析师会受到主观因素的影响。同时对于我国而言，我国的证券分析师行业正起步，证券分析师的预测能力还较弱，因此，我国证券分析师的盈余预测并不一定优于统计模型的预测。证券分析师还应结合统计模型以弥补自身主观因素所造成的影响。在我国，现阶段分析师的预测和统计模型还不具备明显的优势，因此，我们不应该用分析师的预测作为整个市场盈余预期的替代变量。
（三）寻找适合我国制度背景的研究方法
我国管理层盈余预测的制度背景主要是强制性披露特征，我国学者在管理层盈余预测的研究领域中，研究视角较狭窄，研究成果较匮乏，这与我国的制度背景有一定的关联性。而由于自愿性盈余预测制度在成熟资本市场得到认可与普及，我国的盈余预测制度及相关法规将会逐渐与成熟资本市场相趋同，因此，学术界原有的研究结论有必要进行更深入、细致的分析。
参考文献：
[1]菲利普•布朗著,杨松令等译.资本市场会计研究导论(第1版).北京:中国人民大学出版社.2004:83-98.
[2]郭杰,洪洁瑛.中国证券分析师的盈余预测行为有效性研究.经济研究.2009(11):55-67.
[3]胡奕明,孙聪颖.国外证券分析师盈利预测实证研究综述.证券市场导报.2006(8):27-32.
[4]岳衡,林小驰.证券分析师VS统计模型:证券分析师盈余预测的相对准确性及其决定因素.会计研究.2008(8):40-49.
关键词:商业银行;盈利能力;竞争力;实证分析;因子分析
1引言
国外与商业银行盈利能力相关的较为成熟的理论研究主要集中在市场结构、银行效率对银行利润率、资本收益率等绩效的影响。Smirlock1985年曾对美国2700家银行为研究对象,探讨利润率与市场结构的关系。他的研究结果显示,市场占有率对于银行利润率具有正相关关系且有明显影响。MaudosJ.运用随机前沿成本法测度的效率值分析了西班牙银行业市场结构与绩效的关系,结果表明效率是决定银行利润率的主要因素,市场力量也用时影响利润率,证实了有效率的企业具有高级管理技术或生产技术,从而降低了成本,获得较高的利润,相应也占有较大的市场份额。
目前,国内有关银行业盈利能力研究的文献虽然为数不少,但广泛地集中于两类。一类是运用包络分析测算和评估银行效率,或者在此基础上以效率指标为被解释变量作进一步的因素分析,从侧面考察银行的盈利能力状况。第二类则将重点放在对商业银行盈利能力的直接考察。第一类的研究文献比较常见,比如,魏煌、王丽(2000)利用DEA方法测算了1997年12家商业银行的效率。赵旭、凌亢(2000)基于超越对数成本函数,运用我国某地区19家国有商业银行分支机构1993年～1998年面板数据进行简单的OLS分析。第二类的文献大多采用规范分析法和财务指标的比较分析法。比如,刘渝东(1999)通过对四大国有银行1991年～1997年资产收益率的趋势分析和因素分析,发现由于非利息支出增加过多、利差缩小、营业税率调高等原因,国有商业银行的盈利能力正在不断下降。他认为要扭转四大银行盈利能力下降的趋势,一方面银行要采取有效的成本控制措施,另一方面政府也要注意对税率、利率的结构调整,鼓励国有银行的创新。
2商业银行盈利能力及影响因素理论研究
考察影响商业银行盈利能力的因素,就必须先对商业银行盈利能力有个清晰的了解。商业银行作为特殊的金融企业,与一般生产经营企业相比具有特殊性。表现在:首先,商业银行经营的是货币这一特殊商品,而且其运用资金中的相当大的部分来源于负债。它不仅关系到自身的生存和发展,还关系到整个国民经济的全面发展。其次,商业银行的经营风险所具有的扩大性和传染性特征使商业银行必须满足安全性要求,即要求商业银行经营必须具备一些基本抵御风险的能力,而盈利能力则是满足安全性最基本的底线。所以商业银行的盈利能力显得尤为重要,具有特殊性。
对于影响商业银行盈利能力的因素分析,国内的各种关于研究银行盈利能力的文献从各种不同的角度使用了不同的因素架构。顾正阳(2008)在其硕士论文中给出了分析影响银行盈利能力因素的选取原则,即全面性和重点性原则;逻辑性原则;接轨性与特色性统一;可操作性原则;有效性原则。方芳则给出了理论框架,从制度安排、组织架构、内部经营管理三个方面展开对商业银行盈利能力的分析。本文主要从内部经营管理对商业银行盈利能力进行量化分析,从而找出影响我国商业银行在日后的发展中能够保持优势,弥补不足,以崭新的姿态接受外资银行的冲击。
3盈利能力主成分分析
3.1分析的样本和指标
3.1.1样本选取
本文运用主成分分析法时选择了工农中建四大国有商业银行作为研究对象。
3.1.2指标选取
本文把目前国内外普遍使用的用来反映银行盈利能力的7个指标作为变量,这7个指标分别是:
资本收益率X1:资本收益率ROE又称资本利润率,是指净利润(即税后利润)与所有者权益(即资产总额减负债总额后的净资产)的比率。用以反映银行运用资本获得收益的能力。也是财政部对企业经济效益的一项评价指标。
资产费用率X2:即营业费用与总资产的比值,营业费用包括了员工费用、管理费用和折旧,该指标反映了银行的管理能力。
财务杠杆系数X3:DFL=息税前利润/(息税前利润-利息支出)。
经营效率X4:营业收入总额/营业支出总额。
呆账准备金系数X5:贷款呆账准备与总贷款数额的比值。呆坏帐准备金的充足程度,一方面可以反映国有银行抵御风险的能力,另一方面也可以补充附属资本。
非利息收入系数X6:非利息收入/(利息收入+非利息收入)。
利息支出系数X7:利息支出/利息收入。
通过2006年度各大国有商业银行的资产负责表和利润表计算得样本原始指标的数据如下:
将样本的各个指标值输入SPSS软件,得到指标的相关矩阵。
3.2主成分的取舍
取舍:通过spss软件,我们得到特征根骤降图,从特征根骤降图可以看出从第四个公共因子的方差(特征根)几乎等于0,所以由特征根骤降法可知有三个主成分,即Y1,Y2,Y3,运用spss软件计算得出主成分的协方差,从主成分协方差阵我们得知主成分之间是线性无关的,这说明主成分之间没有重叠。
主成分得分与贡献率。
运用spss软件得到因子得分阵和主成分的方差贡献率,得出三个主成分对原始指标的解释有几乎100%的可靠性,其中Y1解释能力最强为53.797%,Y2为23.954%,Y3为22.249%。
主成分得分方程及综合评价方程。
为了消除数量级和量纲的影响,我们对样本指标原始数据标准化,得综合排名表如下所示:
4样本综合分析
4.1主成分的经济含义
关键词：盈利预测 披露制度 可靠性 财务分析师
一、盈利预测的基本内涵及其特征
(一)盈利预测的基本内涵 王鹏程(1997)在《对盈利预测若干问题的分析和研究》中指出，盈利预测是管理当局对未来某个和几个会计期间的经营成果所做的预测和计算。盈利预测信息反映了企业在预测期间内可能达到的营业收入、利润总额、净利润、每股收益水平。刘进，傅晓霞(2004)在《对盈利预测信息披露制度的实证研究》一文中将盈利预测定义为盈利预测是指上市公司基于生产计划和经营环境，对外公开披露的反映公司未来财务状况、经营成果等状况的前瞻性财务信息，是上市公司财务报告的重要组成部分。盈利预测信息是基于过去的数据并对未来进行预测的基础上形成的，具有未来性的特征，是投资者选择企业股票时最为看重的因素。李桂荣(2006)在《上市公司赢利预测信息的自愿性披露动因、效果及制约因素》中将盈利预测定义为：“盈利预测是指预测主体以合理的预测假设和预测基准为前提，对未来期间盈利情况(包括利润总额，净利润，每股收益等)做出的预计和预算。”
(二)盈利预测的基本特征 上述有关盈利预测概念的分析表明，与传统意义上的会计信息相比，盈利预测信具有以下特征：一是前瞻性。传统会计报表所披露的会计信息主要属于历史信息，而盈利预测信息是基于管理当局对企业未来预测期间经营成果的估计和测算，因此，盈利预测信息具有前瞻性。二是不确定性。上市公司编制盈利预测以对影响企业未来经营成果的有关因素做出合理假定为前提，同时还需要合理的预测基准。然而众多主观或客观的不确定因素影响了企业的经营成果从而影响了盈利预测假设和盈利预测基准的合理性，盈利预测信息也就不可避免地存在不确定性。三是主观性。盈利预测信息除受经济环境的变化及预测者预测能力高低的影响外，更有可能受预测主体尤其是管理层的主观性影响。因为预测主体可能为了一己私利，选择性地公开盈利预测信息，对盈利预测信息做主观性修改。
二、上市公司进行盈利预测信息披露的理论解释
(一)信息不对称理论 Bamea、Haugen和Senbet(1985)与True-man(1986)将信息不对称理论应用到了会计学上，开创了会计信息不对称理论的先河。在资本市场上，投资者与管理者之间是委托关系，公司管理当局在与投资者的信息博弈关系中明显处于优势地位，但公司管理者可能无法或不愿明确地反映公司的真实情况。为解决信息不对称问题，信息披露就成了主要手段。盈利预测信息的披露可以让相关信息使用者了解到被投资上市公司的未来盈利状况，在一定程度上消除公司管理当局与外部之间的信息不对称。另一方面，盈利预测信息在资本市场中无法达到帕累托最优。为维护资本市场效率和投资者利益，国家制定相关的法律法规等要求上市公司运用不同的信号工具将信息传达到市场，来减轻资本市场上的信息不对称程度。20世纪90年代初，我国在证券市场刚刚起步时，就要求上市公司对盈利预测信息进行公开披露，相继了一些有关盈利预测及其信息披露的规范性文件，对上市公司盈利预测信息的披露方式、渠道、内容及审计等分别做出了相应的要求。见(表1)但由于作为我国证券市场起步较晚，信息使用者对盈利预测信息质量要求的不断提高，信息供求双方地位和力量依旧悬殊，有关盈利预测信息披露的规范程度及其质量现状显得不尽人意，有许多问题函待解决。
(二)信息观理论 信息经济学和有效市场假说，首先界定了会计的目标，不再单纯地是计量企业的经济收益，而是提供有助于决策者形成合理预期的相关信息，这就是会计决策的有用观。随着本世纪五、六十年代证券市场的发展，财务会计的目标进一步从报告经管责任逐渐转向为投资者、债权人等决策者服务，以会计决策有用观为基础的信息观理论逐渐形成并发展开来。在实证与研究中，与偏重于解释和预测企业会计选择行为的契约观理论相比，信息观理论则是研究会计信息披露的市场效应，解释信息披露的各种行为动机和分析影响会计信息质量的各种决定因素的基础理论。盈利预测信息的披露正是基于决策有用观基础上的信息观理论的要求而产生的。但盈利预测信息就像一柄双刃剑：高质量的盈利预测信息有助于消除公司管理当局与信息使用者之间的信息不对称，有助于投资者、债权人做出合理的决策。但由于主观或客观因素造成的低质量盈利预测信息，会对投资者形成误导，甚至造成资本市场的急剧动荡。因此，盈利预测信息的可靠性问题一直是各国理论界关注的焦点。
三、盈利预测信息可靠性及其影响因素的研究回顾
(一)国外盈利预测研究 国外对盈利预测信息的研究主要有理论(Gaber，1985)信息均衡理论(Penman，1980)、新资本需求假设(Ruland，1990))等角度对盈利预测披露动机与行为的研究；盈利预测信息含量的研究(Jaggi&Gfie，1980)；盈利预测信息可靠性及其影响因素研究；财务分析师盈利预测研究。关于盈利预测信息可靠性及其影响因素研究，各国不尽相同。在一些自愿披露盈利预测的国家(英国、澳大利亚、新加坡等)，早在1972年，Dev和webb就首次检验了212家英国上市公司盈利预测的准确度，界定了六种潜在影响因素：公司规模、预测期、编制预测的年份、行业类别、发行公司及预测类别，其中，预测期与预测误差正相关(盈利预测期越短，盈利预测可靠性越高)。而Ferris and Hayes(1977)对英国1970―1973年自愿披露盈利预测的279家公司预测期、公司规模、经济状况是否影响预测信息可靠性的研究结果显示预测期与预测误差负相关，即盈利预测期间越短，预测可靠性越低。这与他们的预期相反，作者认为是长的盈利预测期间可以使管理人员操控维修支出和资本性支出等酌定性项目来降低预测误差，至于公司规模，他们发现，公司规模越大，盈利预测可靠性越低。Lee，et al(1993)对澳大利亚1977―1986年98家上市公司盈利预测可靠性的检验发现IPO公司盈利预测被严重高估，但未指出公司特征与预测可靠性的相关性，只是预期盈利预测期越短，预测可靠性越高，其他公司特征如公司存续期长短、公司规模与预测误差无显著关系。Lainand Chang(1994)针对新加坡上市公司，依据IPO盈利预测误差均值检验了公司审计人员的服务质量，研究显示，预测误差不受公司审计人员影响。Firthet al(1995)对新加坡1980―1993年114家IPO公司盈利预测可靠性进行了再次研究，他们指出盈利预测误差与预测期正相关，与公司规模、公司审计人员无显著相关性。BikkiJag(1997)以161家1990年至1994年的香港上市公司为样本，按金融、化工、服务、公用及制造业等分行业进行研究，证实了公司存续期与盈利预测可靠性正相关，而公司审计人员与盈利预测误差无显著相关性。在其他国家，Firth and Smith(1992)检
验了1983年至1986年间新西兰89家公司盈利预测报告的可靠性，这些IPO公司盈利预测误差均值达到了141％，作者从公司存续期长短、资本结构、公司规模等角度论证了盈利预测信息可靠性，得出预测误差与公司规模正相关，而与其他因素无显著相关性。
美国对于财务分析师预测的研究主要集中于财务分析师预测的动机与行为研究(Bhushan，1989)、盈利预测、未预期盈利与股价关系的研究(Fostor，1997)、关于财务分析师预测可靠性的研究较多的采用了时间序列预测与分析师预测相对比的方法。早期的一些研究未发现财务分析师盈利预测优于一元时间序列模型的盈利预测，但后来越来越多的实证研究证实了财务分析师盈利预测的优越性。Brown and Rozeff(1978)基于对以往文献中研究方法的批评，将来自The Value Line和The Standard&Poor的财务分析师盈利预测与三类一元时间序列模型的盈利预测相比发现，分析师的平均预测误差绝对值比时间序列预测低24％，首次证实了财务分析师盈利预测的优越性。Collins and Hopwood(1980)，Kothari(2001)均再度证实了财务分析师盈利预测的重要性。Fried mad Givoly(1982)采用来自The Standard&Poor的财务分析师盈利预测与两个统计模型预测相比，O’Brien(1988)取多个分析师预测的均值、中位数和最新值(来自于I／B／E／S)与一元时间序列模型的盈利预测相比都证实了财务分析师盈利预测更准确，但他们发现财务分析师盈利预测存在一定程度的系统偏差――倾向于高估盈利。Dreman和Berry(1995)以实际EPS的绝对值、预测EPS的绝对值、七个季度的实际EPS标准差、八个季度的实际EPS标准差为衡量指标对分析师的预测误差与分析师的意图进行了较为系统的研究，结果表明，分析师盈余预测的实际误差比原本期望的要大，而且，预测误差有随着年度而增加的趋势。对于财务分析师盈余预测可靠性的影响因素，Brown，Richardson&Schwager(1987)的的研究表明分析师预测精确度与公司规模正相关，与盈余预测期间长短负相关，Kross等(1990)的研究表明分析师预测精确度与盈余的变异性、华尔街日报的报道量、分析师的及时胜优势正相关。Johnathan Clarke.AjaySubramanian(2005)的研究发现，分析师的预测乐观程度与以前的业绩之间存在u型关系，业绩差的分析师更有可能作出更乐观的预测，这对传统的研究成果是一个突破。随着公司治理理论的不断进步，一些学者从这一角度对公司盈利预测信息进行研究，MolZ(1988)考察了公司监事会的设置对盈利预测可靠性的影响，其研究结果表明公司存在监事会有利于公司提高盈利预测的可靠性。MaloneFriesand Jones(1993)对公司董事长、总经理是否两职兼任与自愿性披露的可靠性的研究得出两职兼任往往会影响公司自愿披露的可靠性。Chen，JY，Charles，&Jaggi，B.L(1998)以87家香港大型上市公司为样本，将公司治理分别具体化为独立非执行董事、家族成员占董事会的比例两个因素对自愿性披露与公司治理的关系做了研究，结果显示独立非执行董事占董事会比例越大越有利于公司进行自愿性披露，且独立董事比例与公司盈利预测质量存在正相关关系。
(二)国内盈利预测研究 中国对盈利预测信息的研究主要涉及以下方面：上市公司盈利预测信息披露动机的影响因素研究(乔旭东，2003)；盈利预测信息有用性研究(赵宇龙，1998)；盈利预测信息可靠性及其影响因素分析；中介机构盈利预测研究。其中，许多学者从不同角度对上市公司盈利预测可靠性做出研究和探讨。王鹏程(1997)以每股收益为指标，对截止到1994年7月1日251家上市公司1993年盈利预测结果及实际结果进行了统计，发现盈利预测严重高估，虽然受到当时国家宏观调控力度加大，重大改革措施出台等因素影响，但这也与企业管理当局出于利益动机，操纵盈利预测有关。徐宗宇(1998)运用推断统计的方法对1993年至1996年上交所公开信息披露公司盈利预测可靠性及影响因素的实证研究显示，该时间内上市公司盈利预测平均偏差幅度都超过15％，可靠性较低；从行业预测角度看，商业类上市公司预测比较准确，房地产类最差，工业类预测效果一般。而且，上市公司在招股说明书中披露的盈得利预测误差较大，预测误差与公司规模、股票一级市场发行价正相关，与公司主营业务利润占利润总额比例反相关。许定晴、李瑶(2002)对1996年至2000年IPO上市公司的抽样统计显示，我国盈利预测可靠性较低，而目盈利预测实现程度整体计算偏高，多家公司存在操纵盈利预测的情况。王培欣，乔芸(2003)以1999年至2001年262家在上海证券交易所和深圳证券交易所首次公开发行A股的公司为样本，实证研究表明，我国IPO盈利预测可靠性令人堪忧。发行价、发行量、成交量、预测期间、公司总资产和每股收益、主承销商和受托事务所的实力及声誉、发行上市交易所等多项因素影响IPO盈利预测信息可靠性。刘进、傅晓霞(2004)，秦玉熙、刘进(2005)分别以2001至2003年、1999年至2002年IPO公司为样本，对自愿披露盈利预测的规定颁布后我国上市公司盈利预测披露意愿及可靠性进行研究，发现上市公司可自行选择是否披露盈利预测信息后，各年进行披露的公司数量不断减少、比率急剧下降，但盈利预测可靠性并未显著改善。然而，姜硕、李祥艳(2005)对我国上市公司2000年至2001年盈利预测可靠性的比较研究表明，我国上市公司盈利预测比较可靠。作者用绝对预测误差模型解释可靠性变异的过程中，回归结果的解释力较强，说明对于模型而言，我国上市公司的盈利预测是无偏的，并且制定过程比较理性，盈利预测与上市公司规模、债权融资正相关，而且不同行业、不同公司之间区别很大。邓海燕、高东峰(2005)以制度变迁特点划分区间，从实证角度，按区间对深市、沪市1996年至2002年429家IPO公司盈利预测偏差作了系统性研究，并从各区间中抽30家进行配对T检验。结果表明，2002匀：盈利预测可靠性总体上较1996年有很大提高，沪市相对深市来说盈利预测更稳健。两位作者也发现了IPO公司在盈利预测过程中，存在的盈余管理问题。叶少琴、胡玮(2006)以2001年3月15日到2003年12月31日，在上交所公告首发的176家公司为样本，实证研究表明，盈利预测可靠性与盈利变动情况呈正U型二次关系，并且盈利变动居于两端的公司预测可靠性较低。两位作者未发现公司治理结构、预测期对IPO公司是否进行自愿披露以及盈利预测可靠性有显著影响。国内的研究表明外部制度环境、公司内在特征，预测假设、预测基准的合理性都将影响盈利预测可靠性，只不过不同因素实施影响的显著性不同，有的影响难以量化。
[关键词]盈余预测； 实证会计；资本市场；横截面数据
一、资本市场盈余预测实证会计概述
从财务会计发展历史来看，现代财务会计理论研究起始于20世纪以美国为主的西方国家，之后在全世界范围内蓬勃发展。其中可以将20世纪60年代看作是规范会计与实证会计的分界点，在此之前会计学者认为企业管理者受托责任的履行情况被认为是财务报告的主要目标。因此这一时期的会计研究大都探求最佳会计原则和会计实务有关，即会计原则和会计实务应该是什么样的，其使用的方法论基础主要是演绎主义。然而随着阿罗可能性定理的提出，会计界认为现实世界中最佳会计原则和会计实务不可能存在。在此情况下，决策有用观使得会计研究从对“真实收益”的探求转向了会计政策对利益相关者影响的检验上来，从而促进了会计的经验研究，逐渐形成了“实证会计”。
资本市场盈余预测研究最早可以追溯到BaIl和Brown(1968)对会计盈余与股票价格之间关系的开创性研究。资本市场中的实证会计涵盖了许多主题，诸如盈余反应系数、分析师预测的性质、基本面分析和估值、市场有效性检验等。会计盈余影响企业利益相关者之间的信息流动，契约签订、执行与监督，以及他们之间的财富分配。从“信息观”视角看，会计盈余有助于传递“经济收益”的信号，从而改变利益相关者的“信念”；从“计价观”视角看，会计盈余有助于准确地计量企业每一项资产、负债和权益并得到企业的“真实收益”，或有助于对资产(股价)定价；而从“契约观”视角看，会计盈余为企业这一契约结合体的各种契约的签订与执行提供基础性数据，并成为企业契约的重要组成部分，以降低契约成本。
二、盈余预测实证研究动机
实证会计关注盈余预测至少包括四个方面的动机：第一，几乎所有的估值模型都直接或间接地应用到盈余预测。现金流折现估值模型经常使用调整的盈余预测来代替未来现金流。分析方法类似的剩余收益估价模型对扣除“正常的”盈余的预测盈余进行折现(Ohlson，1997)。第二，将财务报表信息和证券收益联系起来的资本市场研究经常使用一个期望盈利模型来分析预期收益中的未预期盈余因素。在有效市场中，预期盈余和盈余宣告期间或研究期间的未来回报无关。任何减小对未预期盈余变量估计的预期盈余都作为噪音或者计量误差，并且减弱估计的回报与盈余之间的相关性，从而回报与盈余之间的相关性很大程度上依赖于研究者所使用的非预期盈余变量的准确性，进而产生了对盈余的时间序列特征或分析师预测的需求(Watts，1986)。第三，有效市场假说在实证和理论上越来越多地受到质疑。基于实证会计的资本市场研究产生了与资本市场有效性明显不一致的证据。这类研究的一个普遍特性是证明股票回报率是可以预测的。并且其可预测性与盈余的时间序列特征或者分析师预测特征有关，从而产生了对于盈余的时间序列特征或分析师预测的需求。第四。实证会计理论研究假设有效的或者机会性的盈余管理试图解释管理者的会计程序选择。这类研究经常需要使用盈余的时间序列模型来计算“正常的”盈余。例如，检验盈余平滑假设需要检验平滑前和平滑后的盈余时间序列特征。此外，一般也认为上市公司管理层和分析师的预测是资本市场的一个信息来源，盈利预测信息会影响信息环境，并且会作用于股票价格均衡和波动性。
三、盈利预测的时间序列特征
(一)年度盈余的随机游走
很多证据表明。随机游走或带漂移的随机游走是年度盈余特征的合理描述。BalI and Watts(1972)第一次对该问题进行了系统性研究，他们的结果表明年度盈余随机游走的时间序列特征是成立的。接下来的研究通过检验随机游走模型相对于Box-Jenkins模型的预测能力进一步证实了他们的结论(Alb recht，1977)。年度盈余的随机游走特征让人疑惑。与股票价格的随机游走特征是对有效资本市场假说预测不同的是，经济理论并不能预测盈余的随机游走特征。会计盈余并不像股票价格那样是期望现金流的资本化。因此假设年度盈余服从随机游走是没有经济理论基础的(Watts，1986)。
(二)年度盈余的均值反转
从B rooks(1976)开始，一些研究为年度盈余的均值反转提供了证据。但是将样本内估计的时间序列参数作为均值反转证据并不是那么简单。虽然有均值反转的证据，但其预测能力并不一定比参照样本估计的随机游走模型好很多(Fama，1972)。预期盈余的均值反转有几个经济和统计上的原因。第一，产品市场的竞争性意味着超过正常水平的盈利不能持续很久(Fama，2000)。第二，会计稳健性和诉讼风险促使管理层更容易确认坏消息。因此，上市公司经常确认预计亏损。对亏损的确认使得亏损持续性比盈利更差，从而在盈余中引入了负的一阶自相关(Basu，1997)。第三，如果预期不能恢复盈利，那么发生亏损的公司有选择清算的权利(Collins，1999)。这意味着生存下来的公司差的绩效预期会反转。因此，清算权利和生存偏差都意味着盈余的时间序列会出现反转。最后，暂时性特殊项目和亏损的影响范围越来越大，这意味着盈余变化是可以预测的。暂时性项目的增加，部分原因可能是由于会计准则规定对某些资产和负债以市值计价。
(三)季度盈余的自回归综合移动平均
对季度盈余的时间序列日益重视的原因至少有三个方面。第一，很多行业的季度盈余具有季节性，因为上市公司本身的主营业务具有季节性特征。第二，季度盈余在时间上更加及时，所以用季度盈余预测作为市场的期望比陈旧的年度盈余预测似乎更加准确。第三，季度盈余的观测数是年度盈余观测数的四倍。从集合过程中信息损失的角度来看，季度盈余时间序列有可能产生比基于年度盈余预测更精确的年度盈余预测(Hopwood，1982)。也就是说，为达到同等程度精确的预测，对季度盈余数据可得性的要求比年度盈余数据低。这使得研究者可以减少生存误差，使用更大的样本公司。对季度盈余具有很好描述性的Box-Jenkins自回归综合移动平均模型已经得到了充分的发展。对模型进行比较研究发现。Brown and Rozeff(1979)模型至少在进行短期预测时优于其他模型。目前，对季度盈余时间序列模型的使用主要集中在盈余宣告后漂移的市场有效性上。
四、管理层与分析师预测
实证会计中，管理层预测有很多形式，包括盈利预警、业
绩预报以及管理层盈利预测。盈利预警和业绩预报在盈余公布之前，主要传达坏消息。管理层盈余预测一般紧跟盈余公告，但是并不一定向市场传达坏消息。因为管理层预测是自愿的，所以预测是有经济动机的。这些动机主要包括：一是诉讼威胁影响管理层自愿性预测和预测坏消息的决定(Kaszink，1995)。二是管理层关注信息披露私有成本的效果。这些私有成本取决于管理层预测的本质(Bamber。1998)。三是管理层预测的时机与公司股票内部交易。早期对管理层预测进行的研究发现管理层预测具有信息含量。具体来说，管理层预测与回报变动性增加显著相关(Waymire，1984)。对管理层自愿预测的一个假设是，通过管理层预测，使投资者的期望与管理层拥有的优势信息一致。这个期望调整假设意味着管理层预测优于预测时市场对盈余的期望。虽然早期和近期的研究得出的结论有些差异，总体仍然表明管理层预测具有信息含量，并且信息含量与管理层预测质量决定因素的数量呈正相关关系。
与管理层盈余预测相比，分析师预测的理论和实证文献较多。分析师预测的研究大致可以分为两类。第一类检验一致的分析师预测特征。一致的预测指分析师对单个公司预测的平均值或中位数。这类研究中的一个例子是“分析师预测是否过度乐观?”。第二类研究集中于单个分析师预测的横截面或跨时期的特征。进行这类问题研究的文章有“什么是单个分析师预测的决定因素?”和“分析师技巧是否影响其预测的准确性”等。按照Watts(2007)的总结，分析师预测主要涉及到分析师预测与时间序列预测的比较，分析师预测的乐观性，分析师预测的估计误差，分析师预测偏差的相应证据，长窗口预测偏差，预测偏差的经济决定因素，个人分析师预测的特征，不同的预测准确性及其决定因素，分析师预测的有效性，不同类型分析师预测准确性的差别等项目。
五、盈利预测主要方法
(一)横截面估计
Fama(2000)在盈余预测中引入横截面估计，以揭示盈余的时间序列特征。他们认为时间序列估计没有解释力，因为大部分公司年度盈余的时间序列观测数只有几个。另外，使用长时间序列容易产生生存误差，从而意味着在正的变化后有正的盈余变化的观测比期望的多。这抵销了原本盈余变化负的时间序列相关性。生存误差与低的解释力对时间序列估计的影响支持年度盈余的随机游走结论。在横截面估计中，年度盈余对其上一期的观测值进行回归，对每一年的观测都进行一次估计，再以横截面回归年度参数估计的时间序列为基础得出推论。
(二)条件横截面预测
条件预测是使用盈余自相关系数的一个或多个决定因素得到的。例如，Brooks(1976)着重关注盈余变化的极端值，Basu(1997)检验了负的盈余变化，并确认了行业进入壁垒、公司规模、产品类型和公司的资本密集度等经济决定因素。有的学者在价格比过去的盈余时间序列具有更丰富的信息含量的假定下。以价格为基础的预测被用来改善时间序列预测(Beaver，1980)。尽管价格反映了比过去盈余的时间序列更丰富的信息，但是研究发现很难使用公司层面的价格信息作出经济学意义上的显著改善。因此这类研究对盈利预测的影响很小。价格在改善盈余预测或市场期望上的优势主要体现在长周期情况下，这恰恰因为价格可以预测未来几个时期的盈余信息。
关键词：管理者过度自信；自愿性盈利预测；披露质量；预测性会计信息
中图分类号：F235.99 文献标识码：A 文章编号：1000-176X（2017）01-0055-07
一、引言
预测性会计信息的披露问题一直是资本市场理论研究和实务分析中所关注的热点问题。与传统历史会计信息相比，预测性会计信息更具有决策相关性。上市公司披露的预测性会计信息可以降低信息使用者c公司管理层之间的信息不对称程度，从而有利于降低社会交易费用，因而是上市公司与投资者之间重要的沟通桥梁。作为预测性会计信息中最具信息含量、最受投资者和证券分析师重视的预测性信息，管理层盈利预测指管理者对公司未来盈利信息的自愿披露行为，公司管理者可以通过自愿披露盈利预测信息来建立公司在业内预测信息透明度和准确度的声誉，或者用于改变市场对公司的盈利预期。
然而，作为一种预测性会计信息，由于未来的不确定性，管理层盈利预测天生具有较强的主观性，其准确性和可靠性相对于历史会计信息而言存在着很大的差距，尤其是在我国这样一个发育仍不成熟、具有大量转型经济特征的资本市场上。而公司管理者自身的综合素质和能力对盈利预测信息的自愿披露质量有着至关重要的影响。
目前，已有的国内外关于管理者盈利预测披露质量的影响因素研究大都基于新古典经济学“理性人”的假设，即把管理者当作一个理性人，认为管理者个体之间不存在差异，当公司内外部环境相似的情况下，管理者往往会做出相似的决策行为。但大量心理学研究表明，管理者在做决策时会受到信念和偏好的影响而变得非理性。其中，最重要的非理是认为自己能力优于平均水平，即过度自信。过度自信也被发现广泛地存在于企业管理层中，并且影响其各种经济决策，而管理层盈利预测行为是管理层的内生决策结果，因而势必对其产生一定的影响。因此。本文从行为金融学“非理性人”假设、信息不对称、信号传递等理论基础出发，研究作为盈利预测行为主体的管理者，其过度自信是否对自愿性盈利预测披露质量产生影响。
二、文献回顾
（一）管理者盈利预测信息的自愿披露动机研究
已有的研究表明，管理者会基于不同的动机盈利预测。具体而言，主要体现在基于公司和管理者个人利益两个角度。
对整个公司而言，Ajinkya和Gift（1985）认为管理者预测信息可以减轻与市场分析师以及现有或潜在投资者之间的信息不对称状况，而理论上较低的信息不对称程度是对公司有利的，因为这意味着较高的流动性和较低的融资成本。Verrecchia（1994）进一步研究发现，公司是否盈利预测也会影响公司所有权成本的高低。
Hutton和Stoeken（2006）的研究发现管理者也会基于个人利益而有策略地盈利预测，Healy等认为管理者自愿性披露信息（包括盈利预测）目的是为了在业内逐步建立和保持公司报告信息准确且透明的个人声誉，而且一旦被公众认为是优秀的盈利预测者后，管理者还可能获得更多物质激励，如绩效奖励、股权薪酬激励。此外，Skinner（1999）的研究表明管理者经常在盈利信息披露之前预测报告，希望能减轻即将到来的诉讼成本，或使公司占据潜在法律诉讼的先机。Cao和Narayanamoorthy的研究发现，当得到坏消息之后的管理者发现面临的事前诉讼风险极大时，更倾向于公司的盈利预测，而得到好消息的管理者，即使有一定的事前诉讼风险也不打算盈利预测。
（二）管理者过度自信对管理层盈利预测的影响
近几年来，国内外学者逐渐开始研究管理者过度自信与管理者盈利预测之间的关系。David等（1984）研究首先发现管理者过度自信会更倾向于盈利预告。Hribar和Yang（2015）基于行为金融学理论。先通过理论分析得出过度自信的CEO会高估企业未来业绩，或者低估未来业绩向下波动的可能性，随后通过实证检验发现过度自信的CEO更加精确的盈利预测，并往往会导致产生的乐观偏向。Hilary和Hsu通过研究CEO过度自信与盈利预测准确性之间的关系，发现随着CEO连续预测准确的次数增加，其盈利预测准确度反而下降，认为这是CEO在历史多次准确盈利预测中，内生出一种过度自信，导致过高估计自己的个人技能，进而忽视环境等其他因素，并进一步研究发现证券分析师与投资者能识别出CEO过度自信对其盈利预测准确性造成的影响。
国内学者樊行健等主要从理论上分析了管理者过度自信对国有企业业绩预告披露策略的影响，认为管理者过度自信会采用精确度相对高的方式进行业绩预告。并且可能产生乐观偏误。瞿旭等则借鉴Hilary和Hsu的研究思路再次进行实证研究，结果发现CEO过度自信会影响管理者盈利预测准确性，导致盈余误差增大。
从文献回顾可以看出，目前的文献还存在以下不足：管理者盈利预测作为公司一项重大财务预测活动，管理者过度自信不可避免会影响管理者盈利预测信息披露质量，但现有文献少有研究管理者过度自信与管理层盈利预测披露质量的影响，并且研究内容比较单一，主要集中在精确度或准确度，缺乏系统性；我国管理层盈利预测制度实行强制性披露与自愿性披露并行的监管原则，大部分关于盈利预测披露质量影响因素的研究，并未严格区分二者情况，笼统地研究盈利披露质量的影响因素，缺乏合理性。
三、理论假设
韩传模和杨世鉴研究表明，由于两权分离产生的问题，会导致公司存在内部和外部双重监督成本，为了减少与投资者之间的信息不对称，降低交易成本，管理者会主动自愿进行信息披露。Trueman通过研究分析认为富有才华的管理者更有动机进行自愿信息披露，以显示其拥有较高的管理才能。管理者过度自信最明显的一个特点就是认为自己能力“优于平均水平”，倾向于高估自身能力，在这种情况下，会更愿意多预测性会计信息，向股东披露公司的盈利信息，以影响投资者行为。此外，自愿性盈利预测是管理层自愿对公司未来盈利进行预测，由于未来的不确定性，管理层会为此行为承担相应的风险。而余明桂等认为过度自信的管理者往往充分相信自身能力而拥有更高的风险承担水平，因而会更主动进行盈利预测。基于以上分析，本文提出以下待检验假设：
H1：管理者过度自信将导致盈利预测的频率更高。
业绩预告的主要功能之一是在定期报表前，提前向市场释放公司相关盈利信息，而这些预测性信息一般通过影响资本市场上投资者经济决策而最终作用于公司的股票定价和资产定价上。当管理层自愿业绩预告时，资本市场投资者首先对得到盈利预y进行初步的分析、理解与评判，并结合企业的实际情况和历史信息，及时做出投资决策。因而管理层盈利预测的越及时，越有利于投资者进行投资决策。而目前，我国现有的盈利预测制度中，监管机构并没有对自愿性预测披露时间做出明确的规定，对于何时进行自愿性盈利预测。管理者具有很大的选择空间。基于“控制幻觉”理论，管理过度自信充分相信自己对未来及客观环境的控制能力，相信公司业绩会达到盈余预测水平，会更加及时地向市场释放公司盈利信息，以此来影响投资者经济决策。基于以上分析，本文提出以下待检验假设：
H2：过度自信的管理层的盈利预测更加及时。
目前，盈利预测的形式共有四种方式，即点预测、区间预测、上下限预测和定性预测等。一般精确度越高，越有利于投资者对上市公司未来盈利形成比较客观的评价，有利于提高投资的有效性。因而定性预测由于仅仅是对未来情况进行趋势性的预测，其信息含量最低。而上下限预测相对于定性预测传递信息过于笼统，不利于信息使用者进行经济决策。相对而言，区间预测和点预测传递的信息更加精准。King等（2000）研究发现信息披露具体形式显示出管理者对未来的把握程度，当管理者对未来拥有更大的确定性时，会更倾向于采用精确度高的预测形式如点预测。王玉涛和王彦超研究还发现管理盈利预测精确度越高，越有更多的分析师对其进行追踪，而且分析师预测的分歧越小，表明资本市场上分析师的预测行为会受到管理层盈利预测精确度的影响。因而过度自信的管理者出于在业内逐步建立和保持公司报告信息准确且透明的个人声誉以证明自身拥有较高能力的目的，会倾向于精确度更高的盈利预测，来有效地向资本市场传递信息。基于此，本文提出以下待检验假设：
H3：管理者过度自信更倾向于精确度较高的盈利预测信息。
Hilary和Hsu研究表明过度自信的CEO过分看重自己的个人技能而忽视环境等其他因素，Yaniv的研究也发现过度自信的管理者会过度地依赖他们自己的想法，而忽视专家的意见，尽管有时候专家的意见准确度明显要高。另外。Meyers和Sternthal研究表明理性管理者信息处理过程更加复杂与详细，当他们进行判断时会整合更多可获得性证据，从而更加体现出认知过程的集中层次，相对而言，过度自信的管理者信息处理过程比较粗糙，他们选择性地忽略那些他们自己认为是无关的信息，而聚焦在有限的信息上。此外，Hribar和Yang发现在预测企业发展趋势和收益时，过度自信的管理者则往往倾向于保持乐观态度，乐观估计投资收益或制定较高的盈利目标，而一旦对未来产生悲观时，则又会对未来收益产生过度悲观的预测。因此，当盈利预测时，管理者过度自信由于过于主观地依靠个人技能、偏好来对未来企业盈利进行判断，而对企业内外部经营变化及宏观政策的敏感度不高，从而导致其预测准确性降低，导致盈余预测值与实际盈余的差异增大。基于此，本文提出以下待检验假设：
H4：管理者过度自信与盈利预测准确度负相关。
四、变量定义与模型构建
（一）变量定义
本文将管理者定义为上市公司年报中披露的董事会、监事会以及高级管理人员等成员。Holmstrom研究表明管理者薪酬契约是委托理论的核心与关键，管理者薪酬给管理者带来的激励作用是现代公司治理的重要基础，管理者能力越高，越需要给予其更高的薪酬。因此，本文借鉴何威风等的模型来计量管理者过度自信。首先通过薪酬模型回归出公司管理者合理薪酬水平，然后用管理者实际的薪酬水平与通过模型计算出来的合理薪酬水平之差u，即回归残差，来衡量管理者是否过度自信，当回归的残差u大于零时，管理者为过度自信。
具体变量定义如表1所示。
（二）模型构建
借鉴已有研究成果，本文采用多元线性回归模型来研究管理者过度自信对自愿性盈利预测披露质量四个方面的影响，具体回归模型如下：
管理者过度自信与预测频率回归模型：
（1）
管理者过度自信与预测时长回归模型：
（2）
管理者过度自信与预测精确度回归模型：
（3）
管理者过度自信与预测准确度回归模型：
（4）
五、实证结果与分析
（一）样本选择与数据来源
本文上市公司盈利预测数据、高管薪酬等主要数据来源于WIND数据库，其他控制变量数据来源于国泰安数据库。首先，选取沪深两市A股上市公司最近6年（2008-2013年）年度业绩预告作为本文的研究样本。其次，剔除金融类上市公司；剔除ST、*ST等公司；剔除符合强制披露业绩预告的上市公司，即满足当年深市、沪市《证券交易所股票上市规则》中关于强制披露业绩预告的条件；由于创业板的上市时间相对较短，剔除创业板上市公司；剔除相关财务数据无法获得的公司，如高管薪酬不能获取的公司。最终得到2 219个观察值，其中深市1965家，沪市254家。本文所有处理均采用软件STATA12.0进行。数据显示，随着我国业绩预告制度的逐步完善，自愿盈利预测的公司成逐年上升的趋势。
（二）变量描述性统计
1.被解释变量描述
首先对被解释变量中的盈利预测频率、预测时长、预测精确度和准确度进行描述性统计分析，结果如表2表示。
从表2可以看出，自愿性盈利预测的上市公司披露质量呈现一定的规律性。具体分析如表3所示。
从表3可以看出。从预测频率来看。2008-2013这6年中，我国自愿进行盈利预测的上市公司的频率越来越高，2008年预测频率平均为2.281次，到2013年已经上升为2.831次：从预测时长来看，大体上看，我国上市公司进行自愿性盈利预测的及时性不断增强，平均会提前一个多月进行自愿性盈利预测：从预测精确度来看，总体上，精确度有所下降，更趋向于区间预测；从预测准确度来看，我国进行自愿性业绩预测的整体准确度还不高。
2.解释变量和控制变量描述
为了更加全面分析上市公司自愿性盈利预测披露质量的因素，本文对主要控制变量进行了描述性统计分析，具体如下：（1）管理者过度自信变量在2008-2013年6年里，平均值为0.568，即过度自信比例达到56.8%，超过了非过度自信比例，初步判断过度自信更倾向于自愿性盈利预测，即管理者过度自信可能会更倾向于自愿性盈利预测。（2）我国进行自愿披露盈利预测的上市公司的总资产收益率（ROA）平均为5.5%，相对于刘浩等（2014）采用2001-2008年的数据为样本进行研究所得出的2%而言，增长程度很大，说明我国自愿盈利预测的上市公司整体盈利水平呈逐步上升的趋势，同时，也表明盈利水平的上升有利于促进上市公司自愿盈利预测，其中，最大值为31.1%，最小值为-6.7%，说明当总资产收益率为负的情况下，仍有公司会自愿盈利预测。（3）资产负债率（LEV）平均值为38.1%，与张然等得出的49%相比，整体负债率有所下降，这也侧面反映了风险低的公司进行自愿性盈利预测的倾向越大。（4）第一大股东持股比例（First）平均达38.5%，表明我国自愿进行盈利预测的上市公司股权相对比较集中，说明当上市公司股权较为集中的情况下，股东对自愿性信息披露提出更高的要求，使上市公司自愿性盈利预测的可能性增加。（5）我国自愿盈利预测的上市公司董事会成员的平均人数接近于9人，进一步证实了程欣生“董事会规模处于中等规模时，上市公司会更加主动进行信息披露”的研究结论。（6）上市公司两职合一的比例占29.3%，与瞿旭等（2013）以2008-2010年全部盈利预测数据为样本所得出的14.2%相比，比例有所上升，说明两职合一有可能倾向于多自愿性盈利预测。（7）对公司进行盈利预测的分析师数量平均为16个左右，最大的有60个，最小的只有1个。（8）在自愿性盈利预测样本中，国有控股公司盈利预测的为13.2%，占整个自愿性盈利预测的33.8%。
（三）多元回归分析
将样本数据代入模型（1）-模型（4）对本文提出假设进行检验，采用STATA12.0软件进行面板数据回归，结果如表4所示。
由表4可以看出，模型（1）的回归结果显示：过度自信的管理者与预测频率在1%显著性水平下显著相关，并且系数符号为正，即管理者过度自信与自愿性盈利预测频率显著正相关，即管理者过度自信进行自愿性性盈利预测频率越高，从而验证了假设1。控制变量中公司资产收益率、对公司进行跟踪的分析师、股权集中度与自愿性性盈利预测频率在1%显著性水平下显著正相关，说明盈利能力越好，可供参考的公共信息越多，股权越集中的上市公司，进行自愿性性盈利预测的频率越高；两职合一与预测频率在5%显著性水平显著正相关，说明上市公司董事长和总经理由同一人担任时，越倾向多次进行自愿性盈利预测；资产负债率、公司规模、机构持股、独立董事、市账比与预测频率在1%显著性水平下显著负相关；国有控股与预测频率在10%显著性水平下负相关，说明越是国有企业，越不愿意进行自愿性盈利预测；董事会规模、行业与预测频率无显著关系。
模型（2）的回归结果显示：管理者过度自信与预测时长在5%显著性水平下显著相关，并且系数为负。由于本文盈利预测时长是用年度自愿性盈利预测日期减去当期资产负债日期所得的间隔天数，所以当间隔天数越小，代表的盈利预测及时，因而该回归结果表明管理者过度自信会披露更加及时自愿性盈利预测，支持了假设2。控制变量中公司规模、市账比与预测时长在1%显著性水平下显著正相关，表明上市公司的规模越大，每股净资产越大，越倾向于自愿及时的盈利预测：机构持股比例与预测时长在5%显著性水平下显著正相关，独立董事10%显著性水平下正相关，表明机构持股与独立董事能促进上市公司自愿更加及时的盈利预测；对公司进行跟踪的分析师、股权集中度与预测时长在1%显著性水平下显著负相关，表明可供参考的公众消息、股权过分集中不利于上市公司及时的盈利预测；此外，两职合一与预测时长在5%显著性水平下负相关。即当董事长与总经理由同一个人担任时，上市公司越不及时披露盈利预测；而董事会规模、行业与预测时长没有显著关系。
模型（3）的回归结果显示：管理者过度自信与自愿性盈利预测的预测精确度呈正相关关系，但在统计上却不显著。控制变量中，公司规模与预测精确度在1%显著性水平下显著负相关，表明规模越大，上市公司的盈利预测精确度反而不高；资产收益率越高与自愿性盈利预测的预测精确度在1%显著性水平下显著正相关，表明上市公司盈利能力越强，的自愿性盈利预测精确度越好，支持了钟田丽（2005）的研究结果：机构持股、市账比与预测精确度在5%显著性水平下显著负相关；资产负债率、股权集中度、独立董事比例、董事会规模、两职合一、行业等与预测精确度无显著关系。
模型（4）的回归结果显示：管理者过度自信与自愿性盈利预测准确度在10%显著性水平下显著相关，并且系数为负，说明管理者过度自信的自愿性盈利预测的准确度越低，支持了假设4。公司的规模和预测准确度在10%显著性水平下显著负相关，其原因可能是公司的规模越大，对预告的准确度越不好把握，由此造成预测的准确度方向变动。
六、结论与启示
【关键词】R&D会计准则;研发(R&D)投入;研究与开发;R&D投入绩效
一、简介
1.文献回顾
Nix和Peters(1988)做过问卷调查显示,在200名被调查询问的研发投入(R&D)主管中,约有一半的主管认为,当期企业用于研发投入(R&D)的活动经费,在很大程度上,受当期企业营业利润的影响;50%以上的主管表明,如果当期经营收益达不到预期目标,短期内较为直接的反映,便是削减研发活动经费。将近70%的主管认为,会计准则中关于研发费用支出的会计处理,对公司的研发投入(R&D)有很大影响。如企业研发投入(R&D)费用化的会计处理,对企业研发活动的开展具有消极影响。Lev(2003)认为,在公司年度报告中,关于研究与开发活动过程中发生的资金、技术以及人员投入等相关的数据披露不充分、不及时等问题,容易导致会计信息传递无效。
国内学者研究的结论是:
(龙淑华,2008.梁莱歆,2009)深入剖析了新准则与研发投入之间的关系,得出:有条件的资本化可以通过,改善企业经营绩效、利于企业享受更多的税收优惠、增强企业的外部融资能力以及促使研发管理的进一步规范化等途径,有效地引导与激励企业的研发投入积极性。
(付丽娜,2008.袁艳红,2009.)等人认为,新R&D会计处理方法的变更在实务操作过程中存在的不足,主要体现在以下几个方面:会计实务操作难度大、无形资产的账面价值与实际成本可能存在差异以及容易促使新的利润操纵手段的滋生。国内研究都是规范性研究,缺少实证数据检验的支持。
2.研究假设与检验设计
本文选取了在中小板上市的上市公司为研究样本,在对全样本进行研究的基础上,采用子样本做进一步检验分析。分别对两样本进行描述性统计分析、Pearson相关系数分析和OLS回归分析。
通过分析我们可知,R&D会计准则变更最终会影响到企业R&D活动的经营投资决策,那么企业的R&D投入绩效将有所改变。由此,提出本文的总体研究假设:
H1:R&D会计准则变更后,企业R&D投入绩效有所改变。
同时,会计实务中R&D会计处理方法的选择,直接对企业的盈利指标的账面价值产生较大影响。一般而言,企业好的盈利能力可以保持与扩大产品的市场占有率以及吸引更多的外部投资等,显然这将给企业带来更好的成长空间。但是企业成长能力的提升,需要一个市场反应过程,所以R&D会计准则变更,企业成长能力的提高可能较盈利能力的提高要晚。
H2:新R&D会计准则对R&D盈利性绩效指标具有改善功能。
H3:新R&D会计准则对R&D成长性绩效指标具有改善功能。
二、数据与检验
1.样本选取及数据来源
鉴于中小企业的研发活动较为活跃,本文从2004年-2007年在中小板上市的公司中选择同时满足以下两个条件的公司为研究样本。①在2004年-2007年已经在中小板上市并且对外公布了相应的2006-2008年3个会计年度的财务报告;②在2006-2008年3个会计年度财务报告中可以查到公司在这三年连续的研发投入支出总额。
自中小板2004年创立截止到2007年,共有202家企业成功在中小板招股发行上市,但是同时满足上述两个条件的只有94家,以此作为本文研究的全样本。同时笔者考虑到2007年在中小板上市的公司,其2006年的财务报告可能受到“上市”因素的干扰而存在“盈余管理”的行为。所以本文将全样本中2007年上市的公司剔除,保留从2004年到2006年上市的公司,共计44家作为本文研究的子样本做进一步的检验。本文所涉及的数据来源于,样本公司的招股说明书、上市公告书、公司年度报告和CSMAR数据库等。
2.模型构建
具体而言,本文的OLS回归模型包括:盈利能力回归模型和成长能力回归模型。在数据回归处理过程中,本文分别用2006年和2007年的混合截面数据、2006年和2008年的混合截面数据以及2007年2008年两年各项指标的平均值与2006年的混合截面数据,进行了OLS回归处理。本论文中所涉及的回归模型如下:
(1)盈利能力指标回归分析模型:
从上表中交互变量DUM*RD与各盈利指标的回归系数看:①总样本中R&D会计准则与R&D盈利性绩效指标不相关(2006年、2008年混合截面数据的回归结果也与此类似)。②交互变量DUM*RD与ROEA、ROIG指标都不相关,这与本文Pearson相关系数分析结果是相吻合的。
4.进一步检验:子样本回归分析
从上表结果,我们发现:①盈利能力方面,新R&D会计准则对企业R&D盈利能力的影响随着时间的推移有减弱趋势(2007年、2008年两年的均值与2006年的混合截面数据回归结果也支持这一结论)。②成长能力方面,新R&D会计准则对企业R&D成长能力的影响表现为正向相关,但不显著,这与本文描述性统计结果和Pearson相关系数分析的结果是一致的。
三、结论
根据上文分析,笔者认为子样本的研究结果更具有说服力,本文以子样本研究结果为主总结本文的研究结论如下:
(1)假设(一)结果:新R&D会计准则实施,企业R&D投入绩效有所改变。根据总样本和子样本所做的主要变量的描述性统计分析、Pearson相关系数分析以及OLS回归分析,三者的结论是趋于一致的,即新R&D会计准则实施后,交互变量(DUM*RD)与多数绩效考核指标显著相关。
(2)假设(二)结果:新R&D会计准则实施,对R&D盈利能力有短期改善功能。新R&D会计准则实施后,交互变量DUM*R&D与盈利绩效指标,如ROE、ROI、EPS等在2007年显示正向相关,且通过了显著性水平检验,但是到2008年,这种关系有所变化,盈利绩效指标改善不显著并且有下滑趋势。
(3)假设(三)结果:无法判断新R&D会计准则,对R&D成长能力的影响。从总样本和子样本公司的实证检验结果来看,交互变量DUM*RD与成长能力绩效指标的回归系数均不能通过显著性水平检验。
所以,最后本文研究结论支持的观点是:我国2007年实施的新R&D会计准则取得了较大改善,对R&D盈利能力的提高短期内表现显著,同时新R&D会计准则存在很多的不足,有待进一步完善。
参考文献
[1]薛云奎,王志台.R&D的重要性及其信息披露方式的改进[J].北京:会计研究,2001(3):20-27.
[2]袁艳红.现行会计准则下研发费用的信息披露[J].会计之友,2009(8).
[3]付丽娜.论研发费用会计处理方法的选择[D].首都经济贸易大学,2008年硕士论文.
[4]龙淑华.企业研发支出有条件资本化会计问题研究[D].华东交通大学2008年硕士论文.
[5]梁莱歆.企业研发预算管理:现状.问题.出路[J].会计研究,2007(10).
