公司收益

公司收益（共12篇）

公司收益 篇1

一、资本、资本保护及收益

1. 资本的概念

资本的概念最早出现于经济学研究领域,在西方经济思想史上,最初的资本(Capital源于Caput一词)被用来表示贷款的本金,与利息相对,而与“生息金额”同义,其本身就含有增值之意义。因此,最早认为资本就是“能够带来价值增值额的价值”。

2. 资本保护的概念

资本保护在经济学中又称为资本维护,其含义是保持投入资本的完整无损,只有超出投入资本以上的部分才能作为收益确认。经济学家认为资本保护理论是真实收益理论的核心。会计学视角的资本保护是指财务资本与实物资本的保护,资本分为债务资本和股本,因此,资本保护也包括债务资本的保护和所有者权益资本的保护。

3. 资本保护与收益的关系

在20世纪70年代以前,资本保护概念并未得到会计学界的重视,直到20世纪70年代通货膨胀席卷西方主要工业国家,严重影响了会计信息的质量时,这一概念才被会计学界提到基本概念的高度上来认识。会计学家逐渐将经济学的收益概念与会计学的收益概念联系起来,将经济学的财富概念与会计学的资产概念联系起来,以存在着真实收益的规范状态为前提,以所耗资产的足额补偿为条件,进行演绎推理,导出有关的会计原理,从而形成了会计学界的真实收益学派,完善了最初的资本保护理论,并使资本概念裂变为财务资本与实物资本两个新概念。

二、上市公司资本保护与收益现状

1. 我国资本市场的发展

改革开放以后,我国的资本市场才开始起步。到目前为止,其发展历程可大致划分为两个阶段:

第一阶段始于七十年代末。1979年国家对基本建设项目实行由财政拨款改为银行贷款,银行信贷由此开始替代财政拨款,正式涉足固定资产投资领域。1981年,国家开始发行国库券支持国家建设,标志着我国债券市场开始产生。1984年,全面推行“拔改贷”以后,中长期银行信贷成为我国资本市场上最主要的融资方式。这个期间的企业债券规模很小,债券融资在企业融资中的比重很低,而股票市场也几乎是有股无市,发行与交易都很清淡。

第二阶段开始于90年代证券交易所的出现。1990年和1991年沪深证券交易所分别成立,标志着我国资本市场开始向规范化的方向发展。近年来,资本市场得到了长足的进展,形成了由股票市场、债券市场和期货市场组成的市场体系。在1991年到2008年的十七年间,证券市场发展迅猛,股票总市值从109.18亿元上升到336509.44亿元。证券市场的产生与发展,使我国金融资产结构与规模发生了明显的变化。时至今日,资本市场己成为我国经济体制改革与发展过程中最引人注目的领域之一。

2. 上市公司资本保护现状

本文选取上市公司的资产负债率,资本保值增值率作为反映上市公司资本保护现状的指标。资产负债率是一项衡量公司利用债权人资金进行经营活动能力的指标,反映债务资本的保护程度,计算公式为资产负债率=(负债总额÷资产总额)×100%;资本保值增值率反映了所有者权益资本的运营效益与安全状况,其计算公式为资本保值增值率=(年末所有者权益÷年初所有者权益)×100%

深沪两市1542家A股上市公司2006年总资产7260039.0913亿元,期末净资产2034453.3053亿元,负债5225585.786亿元,资产负债率71.98%,资本保值增值率情况如下表:

注:根据万德数据库整理统计

由上表可以看出,上市公司的资本保值增值率主要集中在0～1.2之间,占上市公司的75%。资本保值增值率最低的ST巨力-15.43,资本保值增值率最高的天业股份41.15。资本保值增值率反映了上市公司权益资本保护情况,上表资料显示我国上市公司的资本保值增值率整体较低,权益资本增值速度较慢。

我国上市公司资产负债率情况如下表:

注:根据万德数据库整理统计

由上表可以看出,上市公司的资产负债率主要集中在30%～70%,占上市公司的67%。资产负债率最低的公司公用科技2.07%,资产负债率最高的公司S*ST东泰87725.59%。资产负债率反映上市公司对债务资本的保护程度,总体看,上市公司的资产负债率偏高,债务资本的保护程度较低。

3. 上市公司收益现状

本文选取总资产收益率、净资产收益率作为衡量上市公司收益的指标。总资产收益率反映股权资本和债权资本投资的回报率,计算公式为:总资产收益率=(净利润÷资产总额)×l00%;净资产收益率又称股东权益收益率,是净利润与平均股东权益的百分比,该指标反映股东权益的收益水平。

深沪两市1542家A股上市公司2006年总资产7260039.0913亿元,净资产2034453.3053亿元,主营业务收入4110409.4824亿元,净利润159152.6348亿元,总资产收益率2.19%,净资产收益率7.82%。2006年度盈利的上市公司1362家,占1542家A股上市公司的88.33%。2006年度净资产收益率情况如下表:

注:根据万德数据库1478家上市公司数据统计

由上表可以看出,上市公司的净资产收益率主要集中在5%～20%,占上市公司的74%,净资产收益率最低的长江证券-1725.711,净资产收益率最高的啤酒花161.17。净资产收益率指标反映上市公司净资产的收益状况,总体看上市公司的净资产收益率偏低。

2006年度上市公司总资产收益率情况如下表:

注:根据万德数据库整理统计

由上表可以看出,上市公司的总资产收益率主要集中在15%以下,占上市公司的89%。总资产收益率最低的*ST商务-157.14,总资产收益率最高的盛润138.10。总资产收益率指标反映上市公司总资产的收益状况,总体看上市公司的总资产收益率偏低。

三、上市公司资本保护和收益的影响

资本保护和收益是上市公司估价的基础,也是上市公司持续发展的动力,较低的资本保护程度和收益率将影响企业的发展。本文选取2006年的年报数据是为了消除新会计准则的影响,新会计准则有关公允价值的规定增加了一些上市公司的净利润,由2006年的年报看,我国上市公司的资本保护程度和收益率偏低,这影响了上市公司的持续发展能力,而目前资本市场对上市公司的估值偏高,分析师对上市公司的未来盈利能力持乐观态度,如果上市公司未能提升资本保护能力和收益能力,会增大资本市场的泡沫,而资本市场的失控会引发整个经济的危机,美国次级债对中国资本市场的影响即证明了中国资本市场泡沫的严重性。由此,提升上市公司的资本保护和收益能力至关重要,对中国上市公司资本保护和收益现状的充分认识有利于正确的市场估值。

公司收益 篇2

从固定收益产品创新的历史看，其动因主要有：

一、回避各种利率和汇率风险，增加驾驭经济不稳定性和控制风险的手段

美国20世纪七八十年代固定收益产品创新的一个主要动力是更好地回避利率和汇率的风险。战后，与布雷顿森林会议召开时各参加国普遍担心的通货紧缩相反，20世纪50年代和60年代出现了世界范围的通货膨胀，控制通货膨胀成了主要工业国政府一项十分重要的政策。由于多数政府发现很难减少公共开支，因此，主要是使用货币政策来控制通货膨胀。政府的目标是控制货币供应量，而不太关心利率水平，最终导致利率大幅波动。进入80年代以后，以美国为首的工业化国家先后进行了金融自由化的改革，取消对存款利率的最高限额，逐步实现利率自由化，并允许各金融机构业务交叉，放宽对资本流动的限制等。这样，在利率自由化和金融业竞争日趋激烈的影响下，利率波动幅度较80年代以前更大，利率和汇率不仅仅像过去那样随着整个经济周期的变化而波动，而是在短期内，一天或者几天都会出现令人意想不到的情况。短期资本为追求最高的收益随利率变动而流动，从而又导致外汇市场的汇率变动。这些波动使借款人和投资者都面临前所未有的风险，于是包括期货与期权交易、货币互换、利率互换等基于回避利率和汇率风险的固定收益创新产品应运而生。

二、满足融资者的需求，同时获取超额收益

应该说，投资银行业务创新的原动力就在于客户的需求。只有客户根据自己特有的现金流情况，对筹资和投资有了不同的需求，才会有投资银行根据不同情况设计出来的创新产品。

当然，在以上这些产品的创新中，投资银行不会毫无所图地介入进去。比如在互换中，作为中介银行收取的费用，或者在名义本金数额基础上计算，或者是互换支付双方价格之间的差异――互换率，或者二者都有。

再比如垃圾债券这一固定收益创新产品，由于垃圾债券较低的信用等级和较高的信用风险，其承销费用水平比高品质债券市场上要高得多，大多数情况下，其承销费用相当于承销同类投资级债券费用的两倍。1977～1987年的间，米尔肯所在的德雷克斯证券公司在垃圾债券市场上的份额增长到了亿美元。这时，德雷克斯公司债券买卖部成了完全意义上的美国低级债券市场。在整个80年代，美国各公司发行垃圾债券1700多亿美元，其中德雷克斯证券公司就发行了800亿美元，占47%（注：《垃圾债券之父――米尔肯》，《新财经》，205月10日。）。1983年德雷克斯证券公司收益仅为10多亿美元，是华尔街一个很不起眼的小证券公司，但到了1987年该公司已成为华尔街盈利最高的公司，收益超过40亿美元，并且在80年代的大部分年头里跻身于全美最大的前十位主承销商行列。

三、规避制度管制

金融管制既可能是金融创新的障碍，又可能是金融创新发生的驱动力。一般来说，较宽松的制度管制和较少的制度保护会促进技术提高，加剧金融机构之间的竞争，进而迫使那些改善服务、降低成本的创新产生，并且管制放松还可以使创新者更容易地进入这一市场；另一方面，较严格的制度管理又可能导致规避制度管制的创新产生。

四、技术进步的推动

技术进步应该说是金融发展的一个主要动力和基本前提，只有技术的进步才有可能产生新的金融产品和新的交易方式。19世纪40年代，电报机的发展很快就导致了资金流动的电信传输以及黄金和证券在不同交易所、不同地区之间报价的信息发布；其后，1876年电话发明之后的第二年就被应用到了银行的业务运用之中（注：Lawltence  J.White,Technological  Change,FinancialInnovation,and  Financial  RegulationIn

The  US.:The  Challenges  For  PublicPolicy,www.ssrn.com.）。从20世纪60年代以来，固定收益产品创新展出不穷，这和其潜在的技术支撑密不可分，数据处理和无线电通讯技术日新月异的发展在降低使用成本的基础上大大提高了其数据处理能力和传输能力。这些技术的进步使得金融工程师们可以更好地积累数据、对风险进行评估，对固定收益产品的功能进行重新分解或综合，并进而设计出可以更好地满足企业和个人需求的新产品，也使得投资银行可以为客户提供更多量体裁衣式的筹、投资服务。资产证券化和互换就是这一发展的最好证明。

五、降低税负

从一定程度上来说，如果一些机构或者交易所承担的税负

高于其他的机构或交易，那么就会有一个强烈的动机来试图重新安排这些承担高税负的交易，从而使它们适用于更有利的税收环境。例如，如果资本利得比其他形式的收益要享受较轻的税负，或者公司是根据收付实现制而不是根据权责发生制来缴税，那么就有一种动力来进行创新，即如何把股息或者利息支付转换成资本收益；同样，如果利息支付可以作为公司缴税的可抵扣部分，而股息支付则不能，创新就会集中在如何把后者转换为前者。如美林证券的本息拆离债券就是基于税法中对无息票债券利息收入征税延迟的规定；欧洲债券市场的产生一定程度上就是为了规避美国的利息平衡税和外国投资者持有税而产生的。

公司收益 篇3

截至2012年末，债券基金资产净值总额为4492.64亿元，仅新成立的债券基金占比就超过六成。虽然2013年市场大类资产配置重心向高风险产品倾斜，但固定收益产品资产配置的功能被市场所重视，加上固定收益众多产品创新，更是激起了市场的资金效应。

就具体的债券基金投资而言，多数券商基金研究人士都认为，选择老牌优质债基和长期优胜公司来获取预期收益的概率会更大。

一个值得注意的现象是，2011年固定收益投资能力前十家公司，到了2012年都没有保住前十。更惨的是，其中6家公司跌落至后十位。不难看出，单单从短期收益选择债券基金具有很大的不确定性。考虑规模效应、议价能力、人员配置等因素，固定收益投资的规模效应也很重要，“大而美”即长期业绩稳健、固定收益投资形成规模优势的基金公司更加值得关注。

《投资者报》推出“2012大型基金公司固定收益投资能力榜”，主要衡量管理规模在600亿元以上的基金公司债券基金排名，以更全面分析大型基金公司的债券投资能力。

截至2012年末，资产管理规模在600亿元以上的基金公司共有16家。按各公司旗下债券基金平均收益排名，从高到低依次为：工银瑞信、易方达、中银、南方、鹏华、富国、华安、博时、华夏、建信、汇添富、上投摩根、嘉实、银华、大成、广发。其中业绩靠前的工银瑞信、易方达，旗下债券基金平均收益都接近10%，而最后的公司平均收益不足3%。

固定收益基金领风骚

在2012年，各个类型的基金产品均取得了正收益，但是取得正收益的过程却相差很大。

数据显示，晨星中国股票型基金指数全年上涨6.76%，基金业绩首尾差距超过了40%。年末金融地产行业和大盘风格股票的大涨，对偏股型基金业绩起了重要支撑。

债券型基金的高收益，则主要来自上半年企业债和短融债券的机会，上半年的收益决定了全年格局。

分品种看，所有纯债基金在2012年均取得正收益，整体年度净值增长率为8.90%，在债券基金类型中处于中等水平；不参与股票二级市场投资的一级债基，表现要好于股票市场，全年整体净值增长率为8.68%。

相较而言，二级债基整体表现要差于一级债基，这主要是由于股票市场的疲弱导致全年整体净值增长率为8.38%。

另外值得注意的，是货币市场基金的表现要好于一年期定存和理财债基，主要由于理财债基成立时间较短。2012年所有低风险类型基金净值均呈现上涨走势，业绩表现较为突出。

从长期业绩来看，除了2011年，过去5年债券基金整体收益突出，高于五年期定存收益和股市同期回报。

大公司规模业绩效应明显

在统计范围内的57 家基金公司，2012 年度债券投资平均涨幅达到7.54%。不过，基金公司债券业绩的分化较为显著。有9家平均债券投资主动管理收益率达到10%以上。其中只有1 家为负。

按旗下债券基金平均业绩计算，债券投资能力排名前10位的基金公司分别为：民生加银、天治、长城、浦银安盛、交银施罗德、工银瑞信、易方达、泰信、万家、中银，债券基金平均收益分别为13.47%、11.95%、10.51%、10.14%、9.96%、9.95%、9.86%、9.63%、9.37%、9.36%。

截至2012年末，资产管理规模在600亿元以上的基金公司共有16家。按各公司旗下债券基金平均收益排名，从高到低依次为：工银瑞信、易方达、中银、南方、鹏华、富国、华安、博时、华夏、建信、汇添富、上投摩根、嘉实、银华、大成、广发。前三名工银瑞信、易方达和中银的收益分别为9.95%、9.86%和9.36%。

这些公司的固定收益资产管理规模平均在464亿元，规模最高的易方达则达到843亿元。

固定收益产品平均收益率后5名基金公司，分别为长盛、益民、华泰柏瑞、广发、东方，分别为-3.35%、1.76%、2.24%、2.67%、2.80%。其中3家总部在北京，长盛是唯一2012年收益率为负的基金公司。

相比股票型基金，债券基金的业绩更要靠长期的沉淀。固定收益类投资者更注重基金收益的稳定、低波动和可预期性，因此考察一只债券基金，仅仅看短期排名并不能挑出佳品，长期表现更为令人信服。从过去5年债券前十基金及前十家基金公司来看，投资可靠性明显高于同类，这类基金主要集中在部分银行系，以及固定收益投研稳定且实力雄厚的传统强势类中大公司。

以易方达为例，2012年易方达稳健收益A年度收益率为13.64%，排名同类基金第二名；易方达稳健收益B年度收益率为13.93%，排名同类基金第三名。且这些基金年度业绩较为稳定。

这源于早在2010年，易方达就意识到固定收益必须强调业绩持续稳定、波动率要小。在这一思路下，易方达基金对产品业绩的考核不是仅看一年，而是看三年甚至五年的累计业绩。在易方达，连续三年都排在业内前1/3或1/4，要比业绩大起大落获得更高的奖励。这种激励导向可以尽量避免基金经理为获取短期高收益采取激进的投资策略。

而根据华泰证券的研究，2012年大类资产配置和杠杆策略成为业绩拉开差距的主因。统计显示，2012年业绩排名居前十的债券基金，上半年回报超过10%的有4只，其他6只基金业绩也并不逊色，均在8%～9%之间；下半年4只业绩已超10%的债券基金中多数未能取得3%以上的净值增长，而前半场业绩在8%～9%之间的基金则全部获得3%以上的回报，部分基金甚至取得5%以上的增长。

而后来居上的债券基金，特点是权益类资产占比上升和杠杆率居高不下或仍在上升。同时，下半年债券市场走势对基金管理人配置能力的考验。多数上半年业绩居前的基金均未能在下半年获得3%以上的净值增长，部分基金甚至不到1%，债券基金的业绩波动性在此可见一斑，说明下半年债券投资的难度加大。

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业绩较差的债券基金，则主要受累于股票与可转债表现。如下跌6.59%的长盛同禧信用增利，2012年股票仓位一直比较高，一、二、三季度分别为7.25%、11.39%、7.79%。同时在前三季度，可转债配置比重分别高达44.12%、74.94%、47.4%。

债市难现去年盛况

债券基金经历了2012年的小牛市，在2013年1月股市的上涨行情中，又迎来可转债基金牛市，同时债券型基金整体也出现了净值波动。如何看待2013年债券市场的投资机会？

接受《投资者报》采访的多位基金经理认为，相比往次，本次股债“跷跷板”效应不会太明显，这一方面与经济的基本面有关，另一方面，股市环境普遍认为虽然优于2012年，但涨幅不会太大。然而，不可否认的是，多位固定收益类产品基金经理认为，2013年债市不会有去年那样的好行情，但债市依然存在结构性机会。

在已经历了2012年的降息降准之后，来自宏观面、资金面、政策面的支撑力度减弱，但经济结构改革、金融市场改革使得债券市场的配置价值有望得以延续。

华泰证券建议关注一级债基和纯债基金。如果中长期品种的利率“天花板”得以确定，专注于债券市场投资的基金能够获得较为稳定的票息收益；对于需要大量配置债券类资产的机构投资者而言，除二级债基外，一级债基同样值得继续推荐，理由是一级债基在减少新股申购收益后，对大类资产配置的投资重心会转移到可转债品种上，在业绩波动性和收益性的平衡上要优于原有的打新债基。

招商证券贾戎莉则认为，从中长期来看，经济回暖、业绩复苏的趋势未变，当前A股的估值水平较低，具有较好的投资价值，长期投资者仍可保持较高的偏股型基金配置。对主动投资的偏股型基金的选择应从长期角度出发，三年以上业绩可作为一个重要的参考指标。

华泰证券金融产品研究中心首席分析师王群航认为，2013年度的投基策略应该遵循三条主线：保持对场内高风险品种的密切关注；重点关注两类场外高风险品种；防风险、保收益双管齐下。

对于场内基金，王群航建议依次重点关注以下几个基金类别：无限杠指板块；交易型开放式指数基金（ETF）板块；无限杠股板块；老封基转型。

对于场外高风险品种，王群航建议重点关注传统指数型基金和股票型基金，前者为了能够获取相当于特定股票集合的平均收益；后者为了获取高于市场平均水平的收益。此外，他建议，2013年对于公司规模很小、股票投资管理能力不高、新基金经理不满一年的产品，进行观望，因为现在可选标的很多。

公司治理、高管变更与收益重述 篇4

安然事件以后, 重大会计差错和财务舞弊问题再次引起了国内外学术界和监管部门的广泛关注。各国也试图通过法律、内部控制制度建设和资本市场的诚信建设来进一步规范上市公司的行为, 以期提高资本市场的效率。加强对上市公司管理者行为的监管成了学术界和监管部门的共识, 认为应通过公司治理的完善来制衡高管层;通过内部控制机制有效地约束管理者行为;通过监管部门来监督上市公司;通过声誉机制来约束上市公司的管理者行为。如果监管部门的监管资源有限, 公司治理存在缺陷, 内部控制机制不能有效地约束管理者行为, 这时就可能只依靠一种非正式惩罚机制, 也即声誉惩罚来约束管理者的行为。直接终止与交易者的契约关系是声誉惩罚的一个重要方面。对于发生重大会计差错和财务舞弊的上市公司来说, 进行高管更换是对上市公司高管不诚信履约行为的一种声誉惩罚。本文通过调查2001年至2002年发生收益重述的上市公司是否更加可能更换高层管理者, 来检验收益重述上市公司高层受到声誉惩罚的结果。由于收益重述向投资者传递了会计信息不可靠的信号, 为了恢复投资者的信心, 发生收益重述的上市公司可能籍此改善公司治理等, 以期向外界传递公司励精图治的好消息。本文也检验了上市公司收益重述后公司治理是否有重大改变。

二、文献综述

(一) 收益重述的管理者动机

国外研究表明, 管理者进行财务重述和舞弊的动机是以权益为基础的补偿计划, 包括股票期权在内, 其目的是为了股票价格上涨 (Byrne, 2002) 。Beneish (1999) 和Kedia (2003) 的研究表明:在财务重述和违背美国通用会计原则 (GAAP) 行为披露之前, 会有大量的内部交易和股票期权交割行为发生;Erickson, Hanlon and Mayhew (2003) 和Richardson, Tuna and Wu (2003) 的研究也表明, 与非财务重述公司相比, 财务重述公司股票补偿中CEO补偿占了更大的份额;Murphy (1999) 对1990年公司研究后认为, 股票期权补偿的使用在剧烈增加, 表明错报收益的动机也会增加 (Swanson etal., 2004) 。除了管理者自身的动机以外, 比如为了维持正收益和外部筹资需要, 这种资本市场动机也是很大的 (Richardson, Tunaand Wu, 2003;Dechow, Sloanand Sweeney, 1996) 。我国将上市公司“财务重述”称为“重大会计差错更正”, 问题的实质是一致的, 而且对“重大会计差错更正”实证研究甚少, 张为国、王霞 (2004) 以1999年至2001年的年度财务报表中出现会计差错更正的A股上市公司为样本, 研究了高报盈余的会计差错的动因, 结果表明, 高报盈余的会计差错有着明显的盈余管理的动机, 当期利润低于上期, 有较高的资产负债率, 线下项目产生的收益高以及规模小和亏损的公司更容易产生高报盈余的错误;李宇 (2005) 以1998年至2003年的年度财务报表中出现会计差错更正的A股上市公司为样本, 得出与张为国、王霞 (2004) 同样的结论, 这说明我国上市公司“重大会计差错更正”有盈余管理的动机, 应当进行监管。

(二) 内部控制和市场惩罚

包括公司治理机制在内, 一套有效的内部控制机制是能够探测舞弊、减少激进性会计行为, 并且能够惩罚从事如此行为的管理者, 然而, 对于一个公司来说, 设计一套完全消除舞弊的内部控制机制和替换高管的成本是很高的 (Agrawaletal., 1993) , 但激进性会计行为如果造成了公司市场价值的大幅度下降, 那么市场价值下降会使公司选择更换高层。Jarrelland Peltzman (1985) 研究认为, 财务重述宣布时公司市场价值的大幅度下降表明市场对公司施加了严重的声誉惩罚;在这样的市场环境下, 为了恢复公司的声誉以及投资者对公司的信心, 对财务重述公司的高层进行更换是最佳选择。Feroz, Parkand Pastena (1991) 对58家受SEC处罚的样本公司进行了研究, 在SEC处罚发布两天内, 超常累计回报率平均值为-13%;Palmrose, Richardsonand Scholz (2004) 对1995年至1999年期间403家重述公司研究表明, 在重述报告发布两天内, 超常累计回报率平均值为-9.2%, 类似的研究诸如Andersonand Yohn (2002) , Richardsonetal. (2003) , Wu (2002) 和Hribarand Jenkins (2004) , 这些研究表明重述报告发布会造成股票价格的下降。而曾莉 (2003) 对2001年沪市A股所有进行会计差错更正的上市公司检验后发现, 公司年度报告披露前后时窗内的股票交易量和股票价格并未发生显著差异, 这说明投资者对“重大会计差错更正”信息没有反应。

(三) 收益重述和高管变更

既然重述报告发布会造成股票价格的下降, 那么进行激进性会计行为的公司应该有较高的高管变更率。早期的研究并没发现类似的证据, Beneish (1999) 和Agrawaletal. (1999) 的研究表明, 违背GAAP公司的高管变更证据很弱, 而Gerety and Lehn (1997) 的研究是例外, 他们对1981年至1987年期间受SEC处罚的62家公司进行研究后发现, 与控制公司相比, 违背会计准则的公司, 其董事受到了严重的声誉惩罚, 外部董事的数量明显下降。Holmstromand Kaplan (2001) 研究指出, 美国的内部控制机制在20世纪90年代有了较大改善, 因此, 后期研究发现了财务重述和高管变更之间的关系, Srinivasan (2004) 选取了1997年至2000年收益重述公司样本, 发现了对审计委员会成员和外部董事的声誉惩罚, 重述公司的董事变更增加;Desai, Hoganand Wilkins (2006) 对1997年至1998年116家收益重述公司进行研究后发现, 60%的重述公司在两年内至少经历了一个高管变更, 而只有35%的配对公司在两年内至少经历了一个高管变更。国外的研究表明, 鉴于SEC监管资源的限制, 替换高管作为对违背GAAP上市公司的私下惩罚是严厉的, 并且还可以成为对违背GAAP上市公司政府监管的有效补充。我国资本市场对财务重述公司没有声誉惩罚的情况下, 公司对其有没有私下惩罚呢?也就是说, 我国的财务重述公司是否会有较高的高管变更率呢?目前, 我国学者对这些问题尚未进行研究。国外研究表明:对财务重述问题不仅需要政府监管, 更需要私下惩罚 (即替换高管) , 并且私下惩罚是政府监管的有效补充, 随着“财务重述”在我国年度报告中的出现频率不断增加, 研究财务重述的声誉惩罚对其监管具有重大意义。

三、研究设计

(一) 样本选择和数据来源

本文选择深沪A股上市公司2001年至2002年年度报告以及国泰安信息数据库作为数据来源, 样本为367家收益重述公司和非收益重述的367家配对公司。 (1) 收益重述公司样本选取。由于我国从2000年开始加强公司治理建设, 2001年引进了独立董事制度, 并考虑到财务重述公司三年内公司治理是否改变的时效问题, 所以本文选择了2001年至2002年A股年度财务报告中出现“重大会计差错更正”公司, 2001年239家, 2002年253家, 并对公司进行如下筛选:一是剔除没有披露重大会计差错更正金额和不涉及收益更正的公司。在重大会计差错更正中, 收益更正占有重要部分, 而且高报盈余的会计差错有着明显的盈余管理的动机。二是剔除金融保险行业公司。经过上述筛选后, 得到收益重述公司:2001年221家, 2002年229家, 同时涉及2001年和2002年的83家, 最后得到2001年至2002年间收益重述的有效样本公司367家。从 (表1) 可以看出, 在367家样本公司中, 按行业分类, 其中制造业209家, 占重述公司总数的56.95%。综合类29家, 占重述公司总数的7.9%;批发零售业28家, 占7.63%;房地产业、信息技术业和水电煤气业各17家, 各占重述公司总数的6.63%。另外, 运输仓储业13家, 农林牧渔业12家, 社会服务业10家, 建筑业7家, 传播文化业和采掘业各4家, 分别占收益重述公司总数的3.54%、3.27%、2.72%、1.91%和1.09%。 (2) 配对公司样本选取。本文按照公司上市年限和行业两个标准选择了367家配对公司, 具体配对程序如下:一是收益重述公司和配对公司上市年限相近;二是参照中国证券监督管理委员会在2001年颁布的《上市公司行业分类指引》, 这一分类主要是借鉴了国家标准GB/T4754-2002, 为3位代码制, 由于本文需要配对的收益重述公司较多, 故在配对时只考虑用1位代码作为行业类别进行配对, 如果没有, 则用综合类代替。

(二) 模型构建与变量定义

本文构建如下模型来检验高管变更与收益重述之间的关系:

模型中各变量定义如下: (1) 被解释变量。本文用MANT表示收益重述公司和配对公司在收益重述发布后一年内高管的变更, 如果样本公司的总经理、董事长、或总经理和董事长同时在收益重述发布后一年内发生变更, 并且总经理或董事长变更时的年龄小于65岁, 则认为公司的高管发生了变更。另外, Agrawaland Walkling (1994) 、Martinand Mc Connell (1991) 和朱红军 (2002) 认为并购行为 (大股东变更) 也可能增加高管变更的可能性, 因此, 如果样本公司在高管变更前的一年内发生过大股东变更, 则认为该公司没发生高管变更, 同时满足上述三个条件时, 令MANT值为1, 否则为0。 (2) 解释变量。RESTATE:表示样本公司是否发生收益重述, 如果样本公司发生收益重述, 则取值为1, 否则取值0。 (3) 控制变量。除了并购因素外, Warneretal. (1988) 认为差的业绩可能增加高管变更的可能性, 龚玉池 (2001) 和朱红军 (2002) 认为以前年度的经营业绩也是影响高管更换的重要原因, 而股票超额收益率与此并不相关;另外, 为了控制管理者沟壕效应, Beasley (1996) 和Dechowetal. (1996) 用总裁和董事长是否二职合一来衡量总裁对董事会的影响, Desai, Hogan and Wilkins (2006) 认为总裁和董事长二职合一减少了高管变更的可能性;Shleiferand Vishny (1986) 认为大股东的持股比例越高, 对公司的监管越好, 所以Desai, Hogan and Wilkins (2006) 用大股东的持股比例作为高管变更的一个控制变量, 但是他们并没有得出大股东持股比例和高管变更之间显著性的关系。结合我国股权结构的特殊性, 本文选择如下控制变量:ROA为总资产报酬率, 用来衡量样本公司的经营业绩;DUAL为总经理和董事长是否二职合一, 如果总经理和董事长二职合一, 则取值1, 否则取值0;HD1为股权集中度, 用第一大股东的持股比例表示;LGZ为大股东的相对控制力, 用第一大股东与第二大股东持股比例取对数表示;STAOWN为公司是否是国有控股, 如果是国有控股, 则取值1, 否则取值0;IDP为公司是否有独立董事, 如果样本公司有独立董事, 则INDP的值取1, 否则取0。

四、实证结果分析

(一) 描述性统计

本文进行了样本特征和各变量描述性统计分析。 (1) 样本特征描述性统计。 (表2) 描述的是样本公司在2001年至2002期间由于违背会计准则、会计制度而被证券监管委员会 (以下简称证监会) 处罚的公司。可以看出, 截止2005年12月31日, 总样本中有33家公司在在2001年至2002期间由于违背会计准则、会计制度而被证监会处罚, 占总样本的4.5%, 而367家中收益重述公司有22家受到证监会的处罚, 比例为6%, 367家控制公司中有11家受到证监会的处罚, 占控制样本的3%。虽然收益重述公司受证监会处罚的比例在10%的水平上显著地高于控制公司, 但是单就收益重述公司而言, 其被证监会处罚的比例还是很低, 而收益重述公司具有明显的盈余管理动机 (张为国、王霞, 2004) , 需要进行监管。所以, 证监会在监管收益重述公司的资源上有限, 导致监管不足, 从而需要公司高管变更 (声誉惩罚) 对收益重述公司高管进行监督。 (2) 各变量描述性统计分析。 (表3) 是模型中各变量的描述性统计, 分组变量为收益重述宣布后高管是否变更 (MANT) 变量, 在发生高管变更的样本中, 收益重述 (RESTATE) 的均值和中值为0.575和1, 分别高于没有高管变更样本中收益重述的均值, 这说明发生高管变更的样本中收益重述公司的比例要高一些;资产报酬率 (ROA) 在发生高管变更的样本中均值为负, 中值为0.046, 而在没有高管变更样本中均值和中值为0.032和0.046, 这说明发生高管变更公司的经营业绩较差;是否设立独立董事 (IDP) 变量在两组中的均值和中值也有所不同, 从总样本来看, 到2002年12月31日, 已有53.3%的上司公司配备了独立董事;双职合一 (DUAL) 变量的均值为0.105, 说明上市公司中总经理和董事长双职合一的公司只有10.5%, 双职合一的情况已有所下降 (吴水澎, 2005) ;第一大股东持股比例 (HD1) 的均值为42.949%, 还是相当高的;第一大股东是否是国有股 (STAOWN) 的均值为0.706, 这说明我国的上市公司大部分是国有企业改制而成;大股东的相对控制力 (LGZ) 的均值为0.967。也就是说, 第一大股东持股比例将近是第二大股东持股比例的10倍, 第一大股东对公司的控制能力很强。

注:“***”表示在1%的水平上显著, “**”表示在5%的水平上显著

(二) 单变量的检验和分析

本文进行了被解释变量、解释变量和控制变量检验和分析。 (1) 解释变量和控制变量的检验和分析。 (表4) 是解释变量和控制变量的F和Wilcoxon秩和检验结果, 分组变量为收益重述宣布后高管是否变更 (MANT) 变量。从检验结果可以看出, 收益重述宣布后高管变更公司 (MANT=1) 与未发生高管变更公司 (MANT=0) 是否收益重述 (RESTATE) 变量在1%的水平上存在显著差异、资产报酬率 (ROA) 变量在1% (Wilcoxon W) 和5% (F-statistic) 的水平上存在显著差异, 是否有独立董事 (IDP) 变量也在1%的水平上存在显著差异;而是否双职合一 (DUAL) 、股权集中度 (HD1) 、是否是国有控股 (STAOWN) 和大股东的相对控制力 (LGZ) 均不存在显著差异。 (2) 被解释变量分析。 (表5) 是收益重述宣布前后收益重述公司和控制公司高管变更比较。可以看出, 收益重述宣布前一年内, 收益重述公司中发生高管变更的公司有126家, 占收益重述公司的34.33%, 367家控制公司中有118家公司发生高管变更, 比例为32.15%, 通过X2检验可知, 收益重述公司和控制公司在收益重述前一年内的高管变更没有显著差异。在收益重述宣布后的一年内, 收益重述公司中发生高管变更的公司有173家, 占收益重述公司的46.88%, 367家控制公司中有128家公司发生高管变更, 比例为34.88%, 通过X2检验可知, 收益重述公司和控制公司在收益重述后一年内的高管变更在1%的水平上有显著差异;在排除被处罚公司后, 收益重述公司有345家, 收益重述宣布后一年内发生高管变更的公司有157家, 占收益重述公司的45.51%, 控制公司有356家, 发生高管变更的公司有128家, 比例为34.55%, 通过X2检验可知, 即使排除被处罚公司后, 收益重述公司和控制公司在收益重述宣布后一年内的高管变更在1%的水平上有显著差异, 这说明收益重述公司在收益重述宣布后一年内的高管变更率显著地高于控制公司。另外, 从表5还可以看出, 虽然收益重述公司在收益重述宣布后一年内的高管变更率显著地高于控制公司, 但是和国外相比 (Desai等, 2006) , 收益重述公司的高管变更率还是很低, 不到50%。

(三) 回归分析

(表6) 是模型Logistic检验结果, 从对没有剔除被处罚公司样本回归结果看, 公司高管是否变更与公司是否发生收益重述在1%的水平上显著正相关, 在对剔除被处罚公司样本回归的结果中, 公司高管是否变更与公司是否发生收益重述也在1%的水平上显著正相关, 两者结果一致, 这也印证了 (表5) 中收益重述宣布后高管变更的分析结果。这说明, 在控制了其它变量的影响后, 在收益重述宣布后的一年内, 发生收益重述公司比未发生收益重述公司更加可能更换高管, 可见我国收益重述公司的高管也受到了来自董事会的声誉惩罚。也就是说, 随着我国公司治理制度的改革, 对于我国的收益重述问题, 除了证监会监管以外, 私下惩罚也逐渐成为证监会监管的一个必要补充。从 (表6) 还可以看出, 在没有剔除被处罚公司样本和剔除被处罚公司样本回归的结果中, 公司高管是否变更与公司的资产报酬率在10%的水平上显著负相关, 这说明, 随着公司资产报酬率的下降, 公司替换高管的可能性增加, 这与龚玉池 (2001) 、朱红军 (2002) 研究结论一致, 即公司的经营业绩也是影响高管变更的重要原因;在两组样本回归结果中, 公司高管是否变更与公司是否有独立董事在5% (没有剔除被处罚公司样本) 和1% (剔除被处罚公司样本) 的水平上显著负相关, 也就是说, 独立董事减少了上市公司高管变更的可能性, 而龚玉池 (2001) 研究表明, 独立董事并不增加高管更换的可能性。

(四) 可靠性测试

从 (表6) 可以看出, 在剔除被证监会处罚公司样本后, 本文得到了与没有剔除被处罚公司样本一致的回归结果。在 (表6) 的回归中, 如果总经理和董事长的年龄超过65岁, 就不认为是高管变更, 用60岁作为总经理和董事长变更的截止年龄, 收益重述公司高管变更率为45.78%, 控制公司高管变更率为32.43%, 再对模型进行回归, RESTATE系数由0.46变为0.51, 重要性水平仍然小于0.01, ROA的系数由-1.35变为-1.5, 重要性水平也没发生变化。另外, 用独立董事比例代替是否配备独立董事变量, (表6) 的主要研究结论不变, 这说明本文的研究结论是比较可靠的。

五、结论和启示

本文以中国证券市场中发生收益重述公司和按照上市年限、行业配对的控制公司为样本, 通过检验高管变更和收益重述的关系后发现, 证监会对上市公司收益重述问题监管资源有限, 需要对收益重述公司进行声誉惩罚 (高管变更) ;在我国, 收益重述公司更加可能更换高管, 对收益重述公司的声誉惩罚不但减少了证监会的监管成本, 而且还是证监会监管的一个补充;公司差的经营业绩仍然是高管变更的一个重要原因。本文还发现对财务重述问题监管的不足:第一, 与国外相比, 我国收益重述公司高管更换率还是相当低的, 仍然存在声誉惩罚不足的问题, 一方面说明我国上市公司高管更换还受到行政干预, 另一方面说明我国资本市场对收益重述公司并没施加压力;第二, 从公司治理角度看, 独立董事制度的引进并没有增加收益重述公司高管变更率, 这说明独立董事制度还没发挥相应作用, 建立适合我国上市公司的独立董事制度是一个循序渐进的过程;第三, 从政府监管看, 证监会对对收益重述问题监管不足, 不过这已引起证监会的重视, 证监会于2004年1月8日发布了《关于进一步提高上市公司财务信息披露质量的通知》, 规定重大会计差错履行临时披露制度, 该通知的发布应该有助于证监会对上市公司财务重述问题的监管。

参考文献

[1]龚玉池:《公司绩效与高层更换》, 《经济研究》2001年第10期。

[2]Beneish, B.D.Incentivesandpenaltiesrelatedtoearningsoverstatementsthatviolate GPPA, The Accounting Review, 1999.

[3]Farber, D.Restoringtrustafterfraud:Doescorporategovernancematter?Workingpaper, Michigan State University, 2004.

[4]Hemang Desai, Chris E.Hogan and Michael S.Wilkins, The reputational penalty for aggressive accounting:earnings restatements and managementturnover, The Accounting Review, 2006.

[5]Holmstrom, B.and S.N.Kaplan.Corporate governance and merger activity in the United States:Making sense of 1980s and 1990s, Journal of Economic Perspectives, 2001.

[6]Palmrose, Z., V.Richardson, and S.Scholz.Determinants of market reactions to earnings restatements, Journal of Accounting and Economics, 2004.

[7]Srinivisan, S.Consequences of financial reporting failure for outside directors:Evidence from accounting restatements.Harvard University Working Paper, 2004.

公司收益 篇5

实践中，有限责任公司内部保证固定收益的协议主要有两种形式：一是股东之间协议约定不论公司盈亏，某一股东都要获得其他股东给予的报酬，通常是大股东给予小股东报酬；二是股东和公司间协议约定不论公司盈亏，公司都要给予某一股东固定报酬。

一、股东之间固定收益协议的法律效力

从公司法的角度看，股东应当承担公司经营的正常风险，股东间协议关于保证分红的约定排除了这一风险。法国法将之视为“霸王条款”，可能认定无效。按照我们的观念，如果部分股东自愿为其他股东承担公司经营风险，自愿支付固定的报酬给其他股东，并没有损害公司利益、债权人利益以及公共利益，应属于意思自治的范畴，不应当然否认其效力。这类保证分红协议还可能以其他形式体现出来，比较典型的是股东间经营协议，如承包经营协议、股权托管协议、公司托管协议、股权出租协议等。这些协议尽管名称多种多样，合同客体可能是股权、公司等，但其本质都是股东之间通过约定将公司经营权交给部分股东，不参与经营的股东获取固定收益。最高人民法院对于“对赌协议第一案”的再审判决，也反映出审判机关在司法实践中对该类协议效力的认可。

二、股东与公司之间固定收益协议的法律效力

（一）在“对赌协议第一案”出现之前，理论与司法实践对于该协议存在“有效”与“无效”两种观点：

1.认为“有效”的理由在于：《公司法》第三十五条规定：“股东按照实缴的出资比例分取红利；公司新增资本时，股东有权优先按照实缴的出资比例认缴出资。但是，全体股东约定不按照出资比例分取红利或者不按照出资比例优先认缴出资的除外。”因此，《公司法》第三十五条是股东收取固定回报的直接法律依据。

2.认为“无效”的理由在于：这类协议不仅排除了股东应当承担的正常经营风险，而且实际上侵犯了公司利益，给公司债权人获得清偿不公平地增加了风险，因而应当是无效的。同时，持这种观点的人士所依据的法律规定是《最高人民法

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院关于审理联营合同纠纷案件若干问题的规定》（1990年11月12日）第四个问题第二条的规定：“不参加共同经营，也不承担联营的风险责任，不论盈亏均按期收回本息，或者按期收取固定利润的，名为联营实为借贷，违反了有关金融法规，应当确定合同无效。除本金可以返还外，对出资方已经取得或约定取得的利息应予收缴，对另一方处以相当于银行同期贷款利息的罚款。”实际上，这种观点把企业股东与公司之间关于收取固定回报视同为企业间借贷，因而无效。

（二）“对赌协议第一案”对于股东与公司之间固定收益协议的法律效力认定

股东和公司间约定不论公司盈亏，公司都要给予某一股东固定收益的约定是无效的。最高人民法院已在“对赌协议第一案”中对此问题进行了说理和阐述：第一、从理论上讲，这种约定使得部分股东可以获取相对固定的收益，该收益脱离了公司的经营业绩，损害了公司的利益和公司债权人利益；第二、从现行的法律看，《公司法》第二十条明确规定了股东不得滥用股东权利损害公司和公司债权人的利益。

三、笔者认为

笔者对最高法关于股东与公司之间固定收益协议的法律效力认定及说理没有异议。但需要提出说明的是：

第一、不能依据《公司法》第三十五条认可股东与公司之间固定收益协议的法律效力。原因在于，第三十五条解决的是股东之间根据意思自治对公司红利如何分配进行安排的问题，而非股东与公司之间无论公司盈亏的固定报酬约定。

第二、即使认定股东与公司之间固定收益协议无效，也不能依据《最高人民法院关于审理联营合同纠纷案件若干问题的规定》（1990年11月12日）第四个问题第二条的规定。原因在于，该规定针对的仅为非自然人股东，同时即使将该固定收益协议认定为企业之间的名为投资实为借贷的行为，司法实践中一般也不采取一刀切、认定该协议无效的方式处理，奚晓明副院长在全国商事审判工作座谈会上也讲到“对不具备从事金融业务资质的企业之间，为生产经营需要所进行的临时性资金拆借行为，如提供资金的一方并非以资金融通为常业，不属于违反国家金融管制的强制性规定的情形，不应当认定借款合同无效”。

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第三、最高法如果依据《公司法》第二十条认定股东与公司之间固定收益协议无效仍然存在较大的瑕疵，因为《公司法》第二十条是否是效力性强制性规定仍存争议。因此，对于股东与公司之间固定收益协议的效力问题亟待立法完善。

公司收益 篇6

《投资者报》数据研究部统计显示，581只偏股型基金平均跌幅为3.45%，远低于同期上证指数。各类基金中，受伤最严重的当属指数型基金，这是由于股票型基金已经通过仓位调整降低了不少风险，而混合型基金跌幅更小。

有42只基金在11月取得了正收益，业绩表现最好的是投资防御性板块的偏股型基金。数据显示，易方达医疗保健11月份取得了2.16%的收益率，成为上月的冠军基金，此外投资消费类的基金在该月跌幅也比较小。

另一个特点是，中小型基金公司在11月份发挥了“船小好调头”的优势，如银河、金元比联、泰信、泰达宏利等公司的跌幅均比较小。而大型公司则相反，富国、广发、南方和博时均落入倒数后10。11月收益率较好的华夏和大成，平均收益率排名也在20名后。

防守类基金优势明显

每逢市场下跌，高仓位的指数型基金（Wind基金分类，下同）受影响最大，11月份指数型基金平均下跌了5.95%，远超过同期上证指数。跌幅最大的主要是那些接近满仓的ETF基金。

跌幅最大的前三名均为银行系ETF，分别是建信基本面60ETF及其联接基金、工银瑞信深证红利ETF及联接基金和交银深证30价值ETF，11月跌幅均超过了8%。

管理普通股票型的基金经理最近一个月风险控制得比较好，在市场冲高时进行明显减仓。统计的279只普通股票型基金平均收益率为-3.02%，超越同期上证指数两个百分点。

总体来看，11月防御性基金明显占据优势。位居普通股票型基金的前10只基金依次是：易方达医疗保健、金元比联消费主题、银河行业优选、汇添富医药保健、泰信优质生活、银河消费驱动、泰达宏利稳定、东吴价值成长、诺德中小盘、长城久富，它们11月平均收益率为1.08%，战胜同期上证指数6%。

易方达医药保健基金主要投资医疗保健类股票方向。2011年1月28日成立以来跌幅仅为5%，而同期上证指数的跌幅高达15%。

不过，依然有不少激进的基金经理受伤。统计显示，11月共有46只普通股票型基金跌幅超过5%。其中跌幅较大的基金包括：东吴行业轮动、广发小盘成长、银华领先策略、景顺长城能源基建、景顺长城公司治理、景顺长城新兴成长、博时主题行业、长城品牌优选等产品。

这些跌幅较大的产品比较集中在景顺长城基金公司，位居跌幅榜的前10只基金中该公司占据三只，在11月份跌幅均超过7%，并且它们今年以来跌幅也均超过了20%。这些基金大幅下跌的主要原因是维持高仓位运作。

混合型基金的灵活性在下跌市场中优势明显，在11月份再次体现。统计的171只混合型基金，平均跌幅仅有2.24%，超越同期上证指数3个百分点。

共有20只混合型基金取得了正收益率。位居前列的10只混合型基金依次是：万家和谐增长、天弘精选、银河银泰理财分红、万家双引擎、嘉实主题精选、中欧新蓝筹、银华成长先锋、农银汇理平衡双利、长盛创新先锋和中银行业优选。

沉寂许久的嘉实主题精选在11月份再次表现抢眼，该基金经理邹唯保持谨慎的操作方式贯穿全年，前三季末公布的季度末仓位均未超过60%，二季度降至35%；11月，该基金收益率为1.10%，今年以来的收益率为-12%。

11月份收益率较低的混合型基金包括：上投摩根中国优势、广发内需增长、交银主题优选、富国天瑞强势精选、广发大盘成长、金鹰成份股优选、诺安平衡、中海优质成长和富国天益价值等基金。

银河基金公司位居榜首

位居前列的基金公司包括銀河、金元比联、泰信、泰达宏利、长城、农银汇理、汇添富、摩根士丹利华鑫和兴业全球，他们的平均收益率为-1.70%。

银河基金共管理了9只偏股型基金，有三只基金取得了正收益。这三只基金是:银河银泰理财分红、银河行业优选、银河消费驱动，分别取得了1.58%、1.27%和0.82%的收益率。

银河银泰理财分红是一只成立较早的混合型基金，能取得这样的收益率归功于两方面:一是严格控制了仓位，今年前三季报公布的仓位均超过了60%；二是重仓股为消费类防御性股票，如三季报公布的重仓股主要有：古井贡酒、泸州老窖、东阿阿胶、汤臣倍健、上海家化、新华医疗、爱尔眼科等股票。

银河行业优选及银河消费驱动的投资思路与该基金极为相识，重仓股也均为消费类、医药类防御性股票。除这三只基金外，另外还有五只基金11月的跌幅也不超过1%。

银河基金今年以来的平均收益率也位居前列，前11个月平均跌幅为9.54%，远超超越同期上证指数跌幅。

11月基金公司平均收益率跌幅超过5%的基金公司共有四家，银行系基金公司占去两家，分别是建信基金和交银施罗德，分别下跌了5.23%和5.13%。

建信基金11月的跌幅加大主要受两只ETF基金拖累，除前文的建信深证基本面60ETF及联接基金外，该公司的建信上证社会责任ETF及联接、建信沪深300的跌幅也均超过了6%，其他偏股型基金的跌幅与同类基金基本保持相当。

交银施罗德与建信不同，该公司除了ETF及指数基金收益率拖后腿外，一些股票型基金11月的业绩也较差。如交银主题优选、交银先锋股票11月份分别下跌了8.16%和6.69%，这两只基金今年以来的收益率分别为-24%和-23%。

公司收益 篇7

一、稀释每股收益的内涵

稀释每股收益是每股收益的一种主要形式。每股收益是指当年净收益与年末普通股份总数之比,即普通股股东每持有一股普通股所能享有的企业净利润或需承担的企业净亏损。我国每股收益主要有基本每股收益和稀释每股收益两种形式。基本每股收益以归属于普通股股东当期净利润作为分子,以发行在外普通股的加权平均数为分母计算得来;稀释每股收益是指当上市公司具有复杂的股权结构时,如可转换公司债券,债券持有者可通过转换使自己成为普通股股东,使得普通股总数增加,从而使每股收益变小,“稀释”了每股收益。计算稀释每股收益时,在基本每股收益的基础上,假定上市公司所有发行在外的稀释性潜在普通股均已转换为普通股,分别调整基本每股收益计算中的分子和分母。基本每股收益注重的是当期实际发行在外的普通股股份,而稀释每股收益则可避免每股收益虚增而带来的误导信息,如果没有潜在普通股,两者在数额上应该是相等的。

我国每股收益准则规定,存在稀释性潜在普通股的复杂股权结构的公司,在披露基本每股收益的同时,应分别调整归属于普通股股东的当期净利润和发行在外的普通股的加权平均数来计算和列报稀释每股收益。潜在普通股是赋予其持有者在报告期或以后期间享有取得普通股权利的一种金融工具或其他合同,包括可转换公司债券、认股权证、股份期权等,潜在普通股对每股收益具有稀释的可能性。稀释性潜在普通股是指假定当期转换为普通股会减少每股收益的潜在普通股,但对于亏损企业,则体现为会增加每股亏损的金额。潜在普通股是否具有稀释性是计算稀释每股收益的前提条件。

二、上市公司稀释每股收益的计算

上市公司存在稀释性潜在普通股的,应计算并揭示稀释每股收益。

(一)对基本每股收益分子的调整计算

计算稀释每股收益时,对于当期已确认为费用的稀释性潜在普通股的利息、稀释性潜在普通股转换时将产生的收益或费用,应调整归属于普通股股东的当期净利润,同时考虑所得税的影响。如对可转换公司债券而言,分子的调整数为可转换公司债券相关的当期确认的税后利息,调增分子源于一旦假定转换为普通股,与之相关的利息等将不再发生,已从利润中扣除的利息费用应扣除增加归属于普通股的当期净利润,同时调整分母。

(二)稀释性潜在普通股对分母计算的影响

计算稀释每股收益时,对分母的影响体现在调整当期发行在外普通股的加权平均数,分母应为计算基本每股收益时普通股的加权平均数与假定稀释性潜在普通股转换为已发行普通股而增加的普通股股数的加权平均数之和。计算时应注意以前期间发行的稀释性潜在普通股,应当假设在当期期初转换;当期发行的稀释性潜在普通股,应当假设在发行日转换。

对于认股权证、股份期权等选择权,行权时发行的普通股若按当期平均市场价格发行,则不具有稀释性,计算稀释每股收益时不必考虑。仅当盈利企业其行权价格低于当期普通股平均市场价格时,才考虑其稀释性、计算稀释每股收益,即具有稀释性的那部分仅指认股权证、股份期权行权时无对价发行的普通股,这部分普通股由于是无对价发行,不产生任何收入且对归属于发行在外普通股的净利润没有影响,但发行在外的普通股股数增加,导致降低每股收益的金额,因此这种股票具有稀释性;对于亏损企业由于假使行权一般不影响净亏损但会增加普通股股数,不具有稀释性故不需考虑。对于稀释性认股权证、股份期权,计算稀释每股收益时,分母的调整项目为增加的普通股股数,分子的净利润金额一般不变。公式如下:

增加的普通股股数=拟行权时转换的普通股股数-行权价格×拟行权时转换的普通股股数÷当期普通股平均市场价格

(三)计算稀释每股收益的关注点

1. 稀释与反稀释的界定。

判断潜在普通股是否对每股收益具有稀释性,应考察其对公司持续经营每股收益的影响:假定潜在普通股当期转换普通股,如果会减少持续经营每股收益或增加持续经营每股亏损,则表明具有稀释性;相反,如果潜在普通股转换成普通股时会增加持续经营每股收益或减少持续经营每股亏损的,则表明该潜在普通股不具有稀释性,而具有反稀释性。在计算稀释每股收益时,不考虑反稀释性作用。例如,判断可转换公司债券的稀释性,采用假设转换法判断。假定这部分可转换公司债券在期初(或发行日)即已转换成普通股,增加了发行在外的普通股股数,同时节约公司债券的利息费用,增加归属于普通股股东的当期净利润;用增加的净利润除以增加的普通股股数,得出增量股的每股收益,与原来的每股收益比较,若增量股的每股收益小于原每股收益,则说明该可转换公司债券具有稀释性,应当计入稀释每股收益的计算中;反之,具有反稀释性,则不考虑。

2. 存在多项潜在普通股的稀释每股收益。

如果上市公司存在多项潜在普通股,为反映潜在普通股最大的稀释作用,潜在普通股的转换应按稀释程度从高到低的顺序排列来计算稀释每股收益,直至稀释每股收益达到最小值。稀释程度根据不同潜在普通股转换的增量股的每股收益大小进行衡量。增量股每股收益越小,其稀释作用越大。在确定计入稀释每股收益的顺序时,通常应首先考虑股份期权和认股权证的影响,因为其假设行权一般不影响净利润。每次发行的潜在普通股应当视为不同的潜在普通股,分别判断其稀释性,而不能将其作为一个总体考虑。潜在普通股排列顺序不同会影响到对其是否具稀释性的判断,进而影响到稀释每股收益的计算。

三、上市公司稀释每股收益的列报

上市公司应将计算的每股收益指标,在招股说明书、年度财务报告、中期财务报告等公开披露信息中予以列报。存在稀释性潜在普通股的上市公司还应当在利润表中单独列示基本每股收益和稀释每股收益。编制比较财务报表时,各列报期间中,只要有一个期间列示了稀释每股收益,则所有列报期间均应列示当期稀释每股收益,即使其金额与基本每股收益相等。企业在报表附注中还应披露稀释每股收益的相关信息:如稀释每股收益的分子、分母的计算过程;列报期间不具有稀释性但以后期间很可能具有稀释性的潜在普通股;资产负债表日至财务报告批准报出日之间企业发行在外普通股或潜在普通股发生重大变化的情况等。

四、稀释每股收益指标的局限性

稀释每股收益,向股东及股权交易市场预言未来的风险,对投资者及潜在投资者的投资方向具有参考价值。但关注该财务指标时应注意以下几点:

(一)可能存在人为调整与操纵(分子与分母)现象

稀释每股收益是在基本每股收益的基础上经过调整计算得来。由于某些上市公司喜欢将每股收益指标与经营者的业绩进行联系,为取得更高的回报,公司经营者可能采用一些手段对每股收益指标进行操纵。如通过改变固定资产的折旧方法,减少当期费用,增加当期利润而使每股收益的指标得到提高;同时,由于稀释每股收益反映的是潜在普通股的稀释性,稀释性愈大,对股价的影响就愈大,可能对上市公司的股票价格不利。因此,上市公司为了在资本市场上更多的“圈钱”而粉饰报表的可能性不是不存在,如通过设法享受更多的政府补助、将利息人为资本化等手法增加企业的会计盈余,从而在财务报告中每股收益指标以较好的面目出现。所有这些原因,使得基本每股收益的可靠性大打折扣,导致稀释每股收益失实。

(二)稀释每股收益涉及的潜在普通股种类简约

公司收益 篇8

对于《企业会计准则第34号——每股收益》 (CAS 34) 中关于可转换公司债券稀释每股收益的计算, 部分学者提出了质疑。张涛在《财会月刊》2007年第10期上发表的《可转换公司债券稀释每股收益的计算》 (简称“张文”) 中认为, 由于可转换公司债券的利率低于公司同期普通债券的利率并且差距较大, 对于购买者来说, 相当于牺牲了资金的部分时间价值来换取在未来以较低价格买入股票的权利, 其实质和购买认股权证、股份期权相同, 因此, 潜在的稀释性可转换公司债券分母的调整应采用和认股权证、股份期权相同的处理方式, 即比较行使可转换公司债券将发行的普通股与按照市场平均价格发行的普通股股数, 差额部分相当于无对价发行的普通股作为发行在外普通股股数的净增加额。其还指出, 新会计准则的计算方法没有考虑股票的市价, 将期初 (或发行日) 转换为普通股的股数加权平均数作为分母的调整项目会放大可转换公司债券的稀释性, 并举例印证依据新会计准则的计算方法得出的可转换公司债券具有更大的稀释性。

笔者也认为, 对于可转换公司债券, 在衡量其稀释性时, 新会计准则未考虑普通股平均市场价格的影响, 即无论平均市场价格高低均不影响债券的稀释性程度, 这似乎的确不符合实际情况。此外, “张文”在借鉴认股权证、股份期权的计算思路过程中也未有明显的不当之处, 难道真的是新会计准则的规定存在纰漏?

二、遵循基本计算原则下可转换公司债券稀释每股收益的计算

关于稀释每股收益的基本计算原则, 现行会计准则作了如下规定:稀释每股收益是以基本每股收益为基础, 假设企业所有发行在外的稀释性潜在普通股均已转换为普通股, 从而分别调整归属于普通股股东的当期净利润以及发行在外普通股的加权平均数计算而得的每股收益。归属于普通股股东当期净利润的具体调整项目包括: (1) 当期已确认为费用的稀释性潜在普通股的利息; (2) 稀释性潜在普通股转换时将产生的收益或费用, 上述调整应当考虑相关的所得税影响。而当期发行在外普通股的加权平均数应当为计算基本每股收益时普通股的加权平均数与假定稀释性潜在普通股转换为已发行普通股而增加的普通股股数的加权平均数之和, 主要受转换时间和转换价格两个因素的影响。此外, 假设潜在普通股在报告期期初或发行日转换成普通股。

基于以上计算原则, 笔者批判性地借鉴了金婧、张伟在《财会月刊》2010年第5期上发表的《单项潜在普通股下稀释每股收益的计算》 (简称“金文”) 中的思路和观点:对于可转换公司债券, 假设在当期期初 (或发行日) 即已转换成普通股, 从而一方面增加了发行在外的普通股股数, 即按转股合同转换而成的股数, 另一方面增加了归属于普通股股东的当期净利润, 包括两个部分: (1) 当期已确认为费用的可转换公司债券的利息; (2) 当初出售可转换公司债券而得到的部分资金因转股合同的履行由负债转为权益, 类似于认股权证的履约, 只是提前把钱款吸纳到企业, 而这笔资金通过公司的经营运作, 实现了经济资源的流入, 其值相当于按照平均市场价格折合发行的普通股为企业实现了稀释每股收益的获利水平。基于此, “金文”得出了以下等式:

稀释每股收益= (净利润+可转换公司债券的利息) ÷ (期初发行在外普通股加权平均数+增加的发行在外的普通股股数-按照平均市场价格发行的普通股股数)

金文的分析结果和现行会计准则的计算公式存在较大差异。笔者认为, 金文的研究结论有可取之处, 但也存在明显错误。随着转股合同的履行, 当初的负债转为权益, 类似于认股权证的履约, 而相应的股款为企业实现了相当于按照平均市场价格折合发行的普通股为企业实现了稀释每股收益的获利水平, 但是问题的关键在于可转换公司债券又不完全等同于认股权证:对于认股权证, 投资者在履行合约时, 发行方将收到一定数量的融资认股款, 新一轮资金的投入将会为企业创造出新的价值和利润, 因此假设期初 (发行日) 行权时, 会在当年已实现净利润的基础上再加上认购股款经过经营运作给企业带来的净利润;而对于可转换公司债券, 事实上由负债转为权益的资金也为企业创造了一定的利润, 但是这部分资金在当初债券发行时就已经存在于企业中了, 因此债转股并未给企业注入新的资金, 只是在资金形式和账户上发生了改变, 而这部分资金对企业的贡献已经体现在了当年已经实现的净利润中。因此, 在考虑普通股平均市场价格的影响时, 企业当年已实现的净利润中事实上已经包括了按照平均市场价格折合发行的普通股为企业实现稀释每股收益的获利水平而增加的净利润, 金文的计算公式中重复累加了这部分增加的净利润。

为了还原真实的基本每股收益指标以及可转换公司债券的真实稀释能力, 我们进行了以下公式推导:

稀释每股收益= (净利润+可转换公司债券的利息) ÷ (期初发行在外普通股加权平均数+增加的发行在外的普通股股数)

负债转为权益的资金为企业实现的净利润=按照平均市场价格发行的普通股股数×稀释每股收益

真实基本每股收益= (净利润-按照平均市场价格发行的普通股股数×稀释每股收益) ÷期初发行在外普通股加权平均数

体现可转换公司债券真实稀释能力的增量股每股收益= (按照平均市场价格发行的普通股股数×稀释每股收益+可转换公司债券的利息) ÷增加的发行在外的普通股股数

三、解析关于可转换公司债券稀释每股收益计算的质疑

首先, 对于可转换公司债券的稀释性, 事实上会计准则已经考虑到了普通股平均市场价格的作用, 只是计算公式中的净利润已经包括了相关的影响值, 即会计准则关于可转换公司债券稀释每股收益的计算是准确无误的。由此引出了另外一个问题, 假定会计准则的计算结果是正确的, 但是张文借鉴认股权证的思想计算出来的可转换公司债券的稀释每股收益值与会计准则的计算结果相差较大, 原因何在?我们援引张文中的例题及相关解答进行说明。

例:某上市公司2006年归属于普通股股东的净利润为25 500万元。期初发行在外的普通股股数为10 000万股, 年内普通股股数未发生变化, 该普通股平均每股价格为12元。2006年1月1日, 公司按面值发行42 000万元三年期可转换公司债券, 债券每张面值为100元/股, 票面固定年利率为3%, 利息自发行之日起每年支付一次 (每年年末付息) , 该批可转换公司债券自发行结束12个月以后即可转换为公司股票, 转股价格为每股10元。债券利息不符合资本化条件, 直接计入当期损益, 企业所得税税率为33%。

依据会计准则:基本每股收益=25 500÷10 000=2.55 (元/股) ;假设转换所增加的净利润=42 000×3%× (1-33%) =844.2 (万元) ;假设转换所增加的普通股股数=42 000÷10=4 200 (万股) ;增量股的每股收益=844.2÷4 200=0.20 (元/股) ;稀释每股收益= (25 500+844.2) ÷ (10 000+4 200) =1.855 2 (元/股) 。

按照认股权证的计算方法:基本每股收益=25 500÷10 000=2.55 (元/股) ;假设转换所增加的净利润=42 000×3%× (1-33%) =844.2 (万元) ;假设转换所增加的普通股股数=42 000÷10-42 000÷12=700 (万股) ;增量股的每股收益=844.2÷700=1.21 (元/股) ;稀释每股收益= (25 500+844.2) ÷ (10 000+700) =2.46 (元/股) 。

要解答这个问题, 首先梳理一下认股权证的稀释性问题。对于认股权证, 在探讨其稀释性时一般采用无补偿发行法, 即从公司的角度出发, 当持有者行使认股权利时, 公司需无补偿发行一定数量的普通股, 假设股票的平均市场价格为20元/股, 而认股权证持有者以16元/股的价格认购了10 000股该股票, 对于发行方而言, 共筹得认购股款160 000元, 但为了避免股权被稀释, 发行企业决定回购股票, 而股票回购只能按市场价格进行交易, 那么160 000元股款只能回购其中的8 000份 (16×10 000÷20) 股票。也就是说, 对于企业而言, 此次认购行为没有给企业带来任何的资金流入, 因此也就未产生相应的利润, 不仅如此还导致在市场上多增发了2 000份 (10 000-16×10 000÷20) 股票, 这就是无补偿发行法的实质。因此, 在运用认股权证的思想来计算可转换公司债券的稀释每股收益时, 也必须假定由负债转为权益的这部分资金没有为企业带来任何利润, 即在当年已实现的净利润中扣除按照平均市场价格折合发行的普通股为企业实现了稀释每股收益的获利水平而增加的净利润部分。在此基础上, 笔者运用认股权证的稀释思想再次计算了上例中可转换公司债券的稀释每股收益。

公司收益 篇9

在经济迅速发展的今天,市场竞争日趋激烈,企业的利润不再是管理者唯一关注的焦点,越来越多的管理人员开始把公司的收益的可持续发展作为他们重点关注的目标之一。企业的可持续增长率成为管理者关注焦点,同时也成为衡量公司财务指标的重要组成部分(陈建,2004;韩俊华,2012)。如果没有行之有效的科学管理方法作为指导,一味追求企业规模销售量,其结果可能会适得其反,不但企业的盈利能力、营运能力和发展能力会受到影响,还可能会导致企业的资金链断截,最后走向公司解体的道路。因此,企业家越来越关注如何使公司保持可持续增长的状态。迄今为止,几乎没有研究盈余管理、市场竞争和公司可持续增长三者之间关系的文献、无论是国内研究还是国外研究,大多数学者都在探讨可持续增长的理论模型、盈余管理与公司可持续增长两者之间的关系,而探讨这两个要素如何影响公司收益可持续增长,两者共同作用是否会公司收益的可持续性产生影响的文献则少之又少。既然盈余管理与公司收益的可持续增长有关,市场竞争与盈余管理有关,那么市场竞争与公司收益可持续增长是否有关?市场竞争会否加大盈余管理对公司收益的可持续增长的影响?

二、理论分析与研究假设

(一)市场竞争与公司收益可持续增长

在经济迅速发展的今天,市场竞争日趋激烈,企业的利润不再是管理者唯一关注的焦点,越来越多的管理者开始把公司的收益的可持续发展作为他们重点关注的目标之一。林娜(2008)指出,随着经济的发展和人民生活水平的不断提高,企业的可持续增长成为管理人员关注的焦点,如何把企业的实际增长率与企业的可持续增长率的关系处理好已变成公司增长的关键所在。因此,企业的可持续增长率成了管理者关注的焦点,同时也成为了公司财务指标的重要组成部分。那么,公司的可持续增长有什么联系呢?研究表明,激烈的市场竞争会产生价格战、营销战等现象的出现,而这些会导致资金的大量减少和公司利润的直线下降,对公司未来的发展将产生不利的影响。因此,本文提出以下假设:

H1:市场竞争与公司收益可持续增长呈负相关关系

(二)盈余管理与公司收益可持续增长

盈余管理在现阶段被广泛探讨,但是对于如何定义盈余管理的问题,会计学界直到现在也没有存在明确的定义。Francis和Krishnan(1999)和Bradshaw,Richardson Sloan(2001)等得出的结论都不尽相同。William·K·Scott(1997)认为,盈余管理是指在会计准则GAAP(Generally Accepted Accounting Principles)允许的范围内,企业的管理人员通过运用会计政策来使企业的利润和经营者的利益均达到最大化。他的观点存在着一定的片面性,但是其独特之处在于,他认为管理人员使用盈余管理不是为了私人利益,而是为了让企业的经济利益达到最大化。陆建桥(2010)、顾兆峰(2011)对盈余管理的定义与William·K·Scott的大致相似,都认为是在会计政策允许的范围内,企业的管理人员通过运用会计政策来使企业的利润和经营者的利益均达到最大化。而在对盈余管理的定义中,Paul·M·Healy和James·M·Wahlen(1999)的观点较受学者的赞同,他们认为,市场是不断变化的,企业获得的收益有时盈利有时亏损,所以盈余管理是管理者为了隐瞒企业实现生成的业绩,运用自身的评判能力来编制和改变财务报告,从而使得公司的利益相关者或者基于财务报告作出判断的人们作出与实际不符的误导性决策的方法。本文认为,市场是不断变化的,企业获得的收益有时盈利有时亏损,所以盈余管理是管理者为了隐瞒企业实现生成的业绩,运用自身的评判能力来编制和改变财务报告,但是,这一举动并不适合企业的长久发展。因此,本文提出假设:

H2:盈余管理的使用程度与企业收益的可持续增长呈负相关关系

(三)市场竞争、盈余管理与公司收益可持续增长

现代竞争理论认为,在当今的社会下,中国任何企业的经营活动都是在它的大环境、大背景下完成的,竞争市场已经越来越成为企业重要的外部治理机制之一。对于竞争市场是如何影响公司的盈余管理,大致可以分为两种观点,一种是竞争市场可以有效的改善信息不对称的程度,即在充分的市场竞争下,新企业进入的某一行业的进入壁垒十分的低,产品的定价也是自由的,是市场选择的结果,在这种情况下,行业中的成本和利润也是相对固定的(史秀玲,2012)。从而使信息的不对称程度降低,盈余管理的程度也会相应的降低(谢德仁,2011)。另一种观点是竞争市场会激励经理人通过所处的经济环境,提高经营效率(孔东民等,2012)。在完全竞争的市场上,公司的经理人面临着比其他市场更大的压力,并且认为,企业经理人的压力会随着市场压力的变大而逐渐变大。通过研究发展在行业处于激烈竞争的环境下,处于劣势的企业更倾向于使用盈余管理。市场竞争与盈余管理存在一定的关系,那个两个要素的共同作用是否会对公司收益可持续增长产生影响。因此,本文提出以下假设:

H3:市场竞争程度会增加企业盈余管理的使用,市场竞争对公司收益可持续增长产生消极影响

三、数据整理与分析

(一)市场竞争数据收集与分析

本文借鉴已有研究,把赫芬达尔-赫希曼指数(HHI)作为衡量市场竞争强度的指标。通过中国采矿行业在全国的竞争力排名,利用计算的得分,来测算市场的竞争力(姜付秀等,2010)。HHI的计算公式如下:HHI=∑(Xi/X)2其中Xi为产业内企业i的销售额。HHI指数越小,行业内的竞争也就越激烈;反之亦然。本文选用了国务院发展研究中心企业研究所、中国企业评价协会和物华经济信息研究院共同主编的《2013年中国能源发展报告》中的相关数据为计算依据,如表1、表2所示。

(二)盈余管理的数据整理与分析

本文采用修正的截面Jones模型(苏冬蔚,2010)来计量可操性应计利润,以此作为盈余管理程度的代理变量。计算过程如下:

(1)计算全部应计利润。

式中,TAi,t为样本i在t期这一时间段的全部应计利润;Incomei,t为样本i在t期时间段的主要营业利润;CFOi,t为样本i在t期这一时间段的所有通过经营活动产生的现金流量净额。

(2)估计行业特征参数。

式(2)中TAi,t为样本i在t期时间段的全部利润,TAi,t=营业利润-经营活动产生的现金流量净额;Asseti,t为样本i在t时间段的前一年时的资产总额;FAi,t是样本i在t时间段的固定资产原值;△Salei,t为样本i在t期的主营业务收入与上一期的主营业务收入之间的差额;△ARi,t为样本i在t时间段应收账款与上一期之间的差额;α、β和准为待估计的行业特征参数。

(3)计算非操控性应计利润。

式3中,NDAi,t为样本i在t时间段的非操控性应计利润;α1、β11、准1为由公式(2)计算得到的行业特征参数估计值。

(4)计算可操控性应计利润。

即为通过计算所得的样本i在t时间段的可操控性应计利润。本文对同一行业的不同上市公司进行多元线性回归,得到的a1、a2、a3的值如表3所示。

(三)收益可持续增长的数据整理与分析

谷茂春(2011)认为以会计学的原理为依据,若企业的内部管理效率与企业所处的外部市场环境的变化,发放新股筹集资金和公司财务结构均不在考虑范围之内的情况下,那么公司销售增长率与公司权益增长率相等。所以,本文采用公司销售增长率计算中最易理解的公式:以g代表可持续增长率,则:g=f/s。公式中的f为股东权益变动值,s为期初股东权益(苏利平,2014)。假设公司不发售新股,以上方程式的分子项等于R乘以盈利,其中R是公司的留存收益比率,因此:

又因为ROE=P*A*T*R

即:可持续增长率=销售利润率*留存收益-总资产周转率*财务杠杆(颉茂华,2013),在这里P和A这两个比率反应了企业的经营业绩,而R和T这两个比率体现了财政方面的一些政策(朱开悉,2013)。表4、表5为十家上市公司的相关数据的结果。

四、实证分析

(一)回归分析

为验证假设1、2、3,探讨三者之间的关系,本文对三个数据进行回归分析,以系数的正负来判断他们的是负相关还是正相关。(1)市场竞争与公司收益可持续增长的回归分析。本文把公司的可持续增长能力定为Y,把公司的市场竞争能力定为X1,为验证假设1,建造以下模型:

(2)盈余管理与公司收益可持续增长的回归分析。我们把公司的可持续增长能力定为Y,把公司的盈余管理定为X1,为验证假设2,我们建造以下模型:

(3)市场竞争、盈余管理与可持续增长能力的回归分析。我们把公司的可持续增长能力定为Y,把公司的市场竞争能力定为X1,把公司盈余管理的使用程度设为X2,把市场竞争*盈余管理程度为X3,为验证假设3,我们建造以下模型:

(二)假设检验

由以上的回归分析可知,通过表6可以看出X1的回归分析是没有通过检验的,P=0.3669,P>0.05,由此可见两个变量之间关系并不明显。因此,H1假设不成立。通过表7可以看出X1的回归分析是通过检验的,P=0.0035<0.01,两者差异是明显的。同时X1的系数小于0,说明Y与X1是呈负相关系的,即公司盈余管理的使用程度与公司收益可持续增长的能力是呈负相关关系的。因此,H2假设成立。通过表8,可以看出X1的回归分析是没有通过检验的,P=0.3669,P>0.05,说明两者差异是不明显的。与4.1假设检验一致。X2的P值为0.0035<0.01,说明两个变量的关系明显,且X2的系数为-3.268650<0,说明Y与X2的关系是负向的,即盈余管理与企业的可持续增长是呈负相关关系的。X3的P值为0.0188<0.05,说明两个变量的关系明显,且X3的系数为-5.159970<0,说明Y与X2的关系是负向的,市场竞争程度会增加企业盈余管理的使用,市场竞争对公司收益可持续增长产生消极影响,证明假设3成立。

(三)稳健性检验

为了使得本文的结论更加真实、可靠,本文作了如下稳健性检验:(1)对将业绩控制变量(ROA)以剔除非经常性损益后的计算结果代入模型中重新回归(2)考虑到盈余管理可能受公司治理的影响,借鉴已有研究研究在控制变量中增加了关于公司治理的替代变量。上述情况下对原假设盈余管理进行多元回归检验,其结论保持不变。说明本文的结论是稳健的。

五、结论与建议

(一)结论

从研究结果中发现,盈余管理的使用程度是与企业的可持续增长是呈负相关系的,这说明企业的可持续增长会随着盈余管理程度的增强而对其越来越不利。这是因为由于外界与企业内部的信息不对称,外部对公司的了解和信息的获取主要是通过财务报表的信息中获得。因此,如果外界通过公司传递的信息了解到公司是盈利的,那么他们会选择并对该企业产生信任。如果外界获得的信息显示公司是亏损的,那么外界自然而然会对企业的以后的发展失去信心。所以说通过财务报表向外界传达对公司有利的信息是十分必要的(张欢,2014)。但是,由于受到审计的监督,企业不能随意的改变自己公司的财务报表。因此,企业可以利用盈余管理来使得自己的行为合法化。盈余管理的使用就是相当于将未来的利润提前传递给信息的接受者。由于未来的利润被现在预借了,那么外界对公司的判断就会存在着偏差。这种方式会是的未来的利润就会减少,因此,将会影响企业的后期盈利能力,最终会将导致企业的发展缓慢,不利于企业的可持续发展。同时发现市场竞争与公司收益可持续增长没有直接的关系,市场竞争会加大盈余管理的使用程度,从而对公司收益可持续增长产生消极的作用。企业所处行业的竞争越激烈,则使用的盈余管理的水平则越高。在行业竞争激烈的环境下,处于劣势的公司会通过使用盈余管理的方式,一方面达到组织既定的目标粉饰财务报表,另一方面是隐藏利润来用于下一阶段的投资,从而增强自己的核心竞争力(陈骏,2011)。同时,通过使用盈余管理的方式来降低信息的外泄(尹志宏和姜付秀,2011)。

(二)建议

公司收益 篇10

自20 世纪90年代起,集中的股权结构成为广大发展中甚至是发达国家采用的主导型态,研究发现德国(Franks和Mayer,1994;Gorton和Schmid,1996)、日本(Prowse,1992; Berglof和Perotti,1994),意大利(Barca,1995),西欧11个国家(除英国和爱尔兰)的股权都相当集中(Faccio和Lang 2002)。掌握集中股权的控股大股东通过使用金字塔型股权结构,获得“同股不同权,大股有强权”的效应。现有研究主要集中在控股股东股权结构(持股比例、身份性质)对公司绩效的影响(过新伟,2012;吕长江,2006)。而公司绩效并不等同于控股股东的控制权收益,公司主要绩效体现的是广大中小股民利益要求,而控制权收益则体现的是控股股东的个体利益。依据现代公司治理理论,控股股东与广大中小股东之间存在利差的最重要影响因子———控制权与现金流权偏离度则是控股股东股权结构的核心。民营上市公司股权集中度较高,大部分的民营上市公司的终极股东选择金字塔结构分离所有权与控制权,实现了以较少的所有权掌握较多的控制权,(谷祺,2006)。相对于国有控股公司,民营上市公司多为家族(控股)企业,公司现代化治理水平较低,两权分类的潜在副作用更为显著。

二、文献综述

(一)控股股东现金流权与控制权收益关系控制权收益是指控股股东通过行使控制权而获取的公司价值,控制权收益的最大化是控股股东的最终目标。现金流权,也称现金流量权是指上市公司股东通过付出的现金流而取得的权利(Lang,2004)。控股股东的激励效应源于其现金流权(Porta,1999)。控股股东的高现金流权比例会使得个人与公司实现“利益协同效应”(韩忠雪,2008)。依据资产专用性理论,权益资本具有非偿还性特点。通过高投入获取的高现金流权的控股股东,其股权转让风险和转让成本较高。控股股东的持股策略是公司经营状况的“晴雨表”和广大中小股东的“方向标”。因此,当公司运营出现问题,控股股东会选择股权增持或关联交易等理性行为去支持公司,力图向市场传递公司稳健发展的信号(Bolton and Thadden ,1998),而不是简单抛售。否则,控股股东的非理性行为会引发广大中小投资者盲目抛售和股市的动荡,带来公司股价的迅速暴跌和控股大股东的更大亏损(Leland and Pyle ,1977)。控股股东对公司的支持行为在我国的特别处理(ST)公司中较为普遍。适度提高控股股东现金流的投入比例,不仅有利于减少广大中小股东之间的“搭便车效应”,解决广大中小股东与管理层之间的代理问题,而且会改善大股东之间的“讨价还价效应”、“意见分歧效应”和“控制权争夺效应”(徐晓东,2006)。

(二)两权分离度与控制权收益分析 “两权分离”指的是控制权与现金流权的分离。控制权是指控股股东直接或间接地对公司的管理或经营政策施加控制性影响的权力。金字塔股权结构使得控股股东以较低的现金流权,却可以拥有远远超出现金流权的控制权。在计量模式上,控制权是金字塔型股权结构股权控制链条上的最小持股份额。现金流权是指金字塔层级链条上持股份额的乘积(Porta,1999)。金字塔多层控股模式导致的两权(现金流权与控制权)分离,对控股股东的行为选择产生影响。控制权体现了控股股东所拥有的权力,而现金流权体现了控股股东所承受的责任。在公司处于正常经营状态下,两权(控制权与现金流权)的匹配度会直接影响控股股东的行为选择。低匹配度,即控制权与现金流权偏离度较大时,控股股东可能会利用其信息优势,选择“索取型”不正当手段获取控制权私有收益。高匹配度,有利于促进控股股东的控制权收益与公司利益相协同。现金流权越高且与控制权偏离程度越低,控制权的“共享收益”对控股股东的激励效应越明显,相应地,大股东“掏空”上市公司的边际成本也就越高,有利于降低控股大股东追求“私有收益”动力(Durnev and Kim,2005)。公司的广告费用、研发费用和管理费用均有大幅度下降趋势(Yafeh和Yosha,2003)。当公司陷入困境,两权匹配度较高的控股股东会更加关注控制权共享收益。为帮助公司摆脱困境,控股股东会选择“付出型”行为。选择有利的时机和方式去支持公司。付出型行为主要是指控股股东通过其所控关联公司向财务困境上市公司提供如下的支持行为:提供低价的原材料、低价或无偿的赠与相关资产、主动为其承担相关费用或损失、为其提供贷款担保和高价购买其产品。“索取型”的掏空行为与“付出型”的支持行为是方向相反的利益输送行为。

三、研究设计

(一)研究假设本文提出以下研究假设:

(1)控股股东现金流权与控制权收益分析。控制权收益的最大化是控股股东的最终目标。依据资产专用性理论,相对于债务融资,权益资本具有非偿还性特点。当公司陷入困境,银行等债权人会要求公司重组,若财务困境继续恶化,债权人会申请法院冻结公司资产提出破产清算诉讼。因此,作为直接利益相关者—控股股东会选择股权增持或关联交易等理性行为去支持公司,力图向市场传递公司稳健发展的信号(Bolton and Thadden ,1998)。适度提高控股股东现金流的投入比例,不仅有利于减少广大中小股东之间的“搭便车效应”,解决广大中小股东与管理层之间的代理问题,而且,会改善大股东之间的“讨价还价效应”、“意见分歧效应”和“控制权争夺效应”(徐晓东,2006)。基于以上分析,本研究提出假设1:

假设1:控股股东的现金流权与控制权收益正相关

(2)两权分离度与控制权收益分析。金字塔多层控股模式导致的两权(现金流权与控制权)分离,对控股股东的行为选择产生影响。控制权体现了控股股东所拥有的权力,而现金流权体现了控股股东所承受的责任。在公司处于正常经营状态下,两权(控制权与现金流权)的匹配度会直接影响控股股东的行为选择。当公司陷入困境,两权匹配度较高的控股股东会更加关注控制权共享收益。为帮助公司摆脱困境,控股股东会选择“付出型”行为。选择有利的时机和方式去支持公司。付出型行为主要是指控股股东通过其所控关联公司向财务困境上市公司提供如下的支持行为:提供低价的原材料、低价或无偿的赠与相关资产、主动为其承担相关费用或损失、为其提供贷款担保和高价购买其产品“。索取型”的掏空行为与“付出型”的支持行为是方向相反的利益输送行为。基于以上分析,提出假设2:

假设2:控股股东的控制权与现金流权的匹配度与控制权收益正相关

(3)控股模式和控制权收益分析。相对于间接控股,直接控股股东的高持股比例决定了高控制权收益,由于风险收益匹配定理,直接控股股东也存在高控制风险,其直接持有的股权转让成本和转让风险较高。相对于间接控股,直接控股公司的控股股东在信息获取、程序制定、权利行使等方面占有信息优势。当公司陷入困境,控制权收益受到威胁时,直接控股股东会利用其信息优势,对困境公司提供支持。以确保控制权权收益长期最大化。依据以上“信息不对称”等相关理论分析,提出假设3:

假设3:直接控股公司控制权收益要高于间接控股公司的控制权收益

(4)内部监管与控制权收益关系。基于委托代理理论,和控股股东经济人假设,控股股东存在私人控制权收益的博弈。控股股东凭借其控制权和信息,采用索取型关联交易为自己谋福利。索取型关联交易是指上市公司控股大股东或其他关联方凭借其控股地位,通过关联交易直接转移上市公司的资源和利益。从公司治理角度看,控股股东通常会直接进入委派代理人进入公司董事会,因此控股大股东对经理的监督属于董事会的日常事务,控制股东自身的被监管存在问题。基于公司发展的长远战略,通过加强对控股股东的索取型行为的制约,有利于促进公司价值的提升。公司股东会随之公司整体绩效的提高而获得更多的共享受益。因此,提出假设4:

假设4:加强对控股股东的监督有利于提高公司股东的控制权收益

(二) 样本选择与数据来源本文采用的终极股东控制权和现金流权等相关数据来自CESMAR和CCER民营上市公司数据库,遗漏数据基于公司年报整理所得。为确保研究数据的准确性,随机抽取了1/5研究样本公开公布的年度财务报告,将其和数据库中的相关资料进行了核对。在研究期间界定上,选用样本公司2005-2010年面板数据进行实证分析。在数据筛选过程中本文剔除了如下特殊样本:相关数据不全的民营上市公司;陷入财务困境的ST公司;金融类上市公司。最终得到276家民营上市公司连续6年的1656个观测值。

(三)变量定义与模型构建变量定义见表(1)。为检验以上假设,本文构建如下面板数据计量模型:

其中,D代表控制权收益指标MGJZC(每股净资产)。X代表一组解释变量,具体包括:控制权比率(CONR)、现金流权比率(CASR)、控制权与现金流权的偏离度(SEPR)、控股股东采取的控制方式(KZFS)、股东大会出席率(GDCX)。CON代表一组控制变量,具体包括:独立董事比率(DDBL)、董事长和总经理兼职情况(JZQK)、公司规模(GSGM)和行业虚拟变量(SSHY)。主要变量说明见表(1)。αi代表截面数据的个体效应,若研究个体间差异是随机的,不确定的,则αi为随机变量,应采用随机效应模型进行估计;若研究个体之间的差异是系统性,是确定的,则αi为常数,采用固定效应模型进行估计。本研究依据Hausman检验结果确定采用随机效应模型。uit代表模型的随机误差项。

四、实证检验分析

(一)描述性统计由表(2)可见,中国在区域划分上主要有六大区域,其中:华东地区民营上市公司数量居多。在华东地区六省中,浙江省又名列榜首,上海紧随其后。由表(3)可以看出,从2005至2010年,我国民营上市公司控制权比例和现金权比例总体呈现下降趋势,但现金流权下降幅度要高于控制权,从而导致控制权对所有权的偏离程度整体呈上升趋势,偏离度由2005年的6.072上升到2010年的12.569,连续6年的偏离均值达到10.83%。公司控制权收益整体呈现下降趋势,由2005年的3.214上升到2010年的2.755。

每股净资产数据来源:通过对CESMAR数据库和年度财务报告整理所得

注:因变量是每股净资产,constant为常数项,括号内为t值***,**,*分别表示在1%,5%,和10%水平上显著

(二)回归分析由表(4)可见:模型1和模型6反映了控股股东现金流权比对控制权收益正相关。假设1得以验证。模型2反映了控制权比对控制权收益负相关。模型3和模型7反映了控制权与现金流权的偏离度与控制权收益负相关,假设2得以验证。模型4反映了控制方式对控制权收益呈现显著的负向影响关系。即控股股东采用直接控股方式的控制权收益显著高于采用金字塔控股方式的控制权收益。假设3得以验证。模型1至模型6共同反映了独立董事比例与控制权收益无显著的影响关系以及公司规模与控制权收益正相关。我国民营公司独立董事制度并未发挥预期效果,因为当存在大股东控制的时候,独立董事的产生机制使独立董事不可能真正独立(萧维嘉等,2009)。绝大多数公司都是由大股东向董事会提出独立董事人选,再以董事会的名义提名,其他股东推荐的很少。模型5和模型7反映了股东大会对控制权收益会产生积极影响,通过提高股东大会出席率,有利于提高控制权收益,假设4得以验证。

(三)稳健性检验由于我国民营上市公司多为股权较为集中的家族企业,本研究借鉴以往研究,选择20%为终极控制股东有效控制的临界值,对以上研究结论进行稳健性检验。结果表明,该临界值回归效果较好且模型不存在序列相关性。

五、结论

公司收益 篇11

《投资者报》数据研究部将偏股型基金细分成指数型、普通股票型、混合型（分类以Wind为标准，下同），将固定收益类基金分成债券型和货币型展开比较和预测。

预测结果显示，偏股型基金10强者依次是鹏华价值优势、南方隆元产业主题、长城品牌优选、博时主题行业、富国天鼎中证红利、华夏策略精选、嘉实基本面50、富国天瑞强势精选、富国沪深300和上投摩根中国优势。

债券型基金10强为中银稳健增利、富国汇利分级、光大保德信收益A、鹏华丰收、国富强化收益A、华安稳固收益、国富强化收益C、光大保德信收益C、招商安泰债券A和长信中短债。

货币市场型基金10强为华夏现金增利、广发货币B、易方达货币B、中信现金优势货币、长信利息收益B、南方现金增利B、海富通货币B、银河银富货币B、农银汇理货币B和中银货币。

偏股型基金平均业绩10强的公司可能是东方、新华、博时、富国、建信、诺安、宝盈、长盛、南方和国联安。

鹏华价值优势领先偏股型基金

截至6月14日，上证指数从年初的2750点下跌至2730点，跌幅约为1%，而2011年以前成立的494只偏股型基金卻在复杂的震荡市行情里平均下跌8.48%，仅15只取得正收益，超越上证指数涨跌幅的基金共有27只，占基金总数的5.45%。

《投资者报》数据研究部统计结果显示，偏股型基金中上半年的前10强极可能是鹏华价值优势、南方隆元产业主题、长城品牌优选、博时主题行业、富国天鼎中证红利、华夏策略精选、嘉实基本面50、富国天瑞强势精选、富国沪深300和上投摩根中国优势，它们全部取得正收益，且战胜了上证指数，平均收益率为1.70%。

位居倒数的偏股型基金主要为光大保德信中小盘、民生加银精选、金元比联价值增长、海富通中小盘、华富成长趋势、华宝兴业大盘精选、华富策略精选、汇丰晋信中小盘等，后10名的平均收益率为-18.50%。

指数基金在上半年出现了分化，这是以前很少出现的现象。收益率较高的指基有富国天鼎中证红利、嘉实基本面50、富国沪深300、博时超大盘ETF及联接基金。

富国沪深300是跟踪沪深300指数收益率最高的基金，此外，申万菱信沪深300价值表现也较好，但大部分跟踪沪深300指数的基金平均跌幅为3.5%~4%，如华夏沪深300、嘉实沪深300、易方达沪深300、博时裕富沪深300、广发沪深300等12只，平均收益率为-3.80%。

指数基金中业绩较差的分别是华夏中小板ETF、大成深证成长40ETF及联接基金、招商深证100、广发中证500等。跌幅均超过偏股型基金平均水平。

普通股票型基金跌幅高于偏股型基金，统计的238只基金中，平均跌幅为9.91%，跌幅最大的高达22%。

普通股票型基金中，收益率位居前10名的平均收益率为0.34%，他们依次是鹏华价值优势、南方隆元产业主题、长城品牌优选、博时主题行业、东方策略成长、博时特许价值、华夏收入、长信金利趋势、南方成份精选和工银瑞信红利，其中前4只为正收益。

亏损最多的包括信诚中小盘、汇丰晋信中小盘、华宝兴业大盘精选、海富通中小盘、金元比联价值增长、民生加银精选等。

167只混合型基金平均收益率为-8.80%，单只基金业绩首尾相差19个百分点。

收益率位居前10的依次是华夏策略精选、富国天瑞强势精选、上投摩根中国优势、华夏大盘精选、华安宝利配置、东方龙混合、银河收益、国投瑞银稳健增长、泰达宏利风险预算和南方宝元债券，其中有8只正收益。

收益最差的后10只平均收益率为-16%，包括华宝兴业收益增长、嘉实回报灵活配置、东吴进取策略、天弘精选、金元比联成长动力等。

混合型基金后10名中，有不少为去年的“牛”基金。如东吴进取策略，2010年以21%的收益率位居第5名，而今年上半年却以-15.60%的收益率位居倒数第6名。类似的还有嘉实回报、天弘精选、嘉实策略增长、兴全有机增长、中海优质成长、泰达宏利效率优选、信诚四季红等。

债基正收益者仅占32%

在大部分投资者心目中很少赔钱的债券型基金，上半年将投资者“涮”了一把。《投资者报》数据研究部统计的155只债券型基金，平均亏损0.74%，取得正收益的为50只，占总样本的32%。

收益率位居前10名的债基平均收益率为2.27%，它们极可能成为上半年固定收益类基金的前10强，依次是中银稳健增利、富国汇利分级、光大保德信收益A、鹏华丰收、国富强化收益A、华安稳固收益、国富强化收益C、光大保德信收益C、招商安泰债券A和长信中短债。

中银稳健增利上半年重点配置了企业债。该基金一季报数据显示，配置企业债占基金净值的58%，此外还配置了16%的金融债、10%的国债。

排名居前的债基多为一级债基，一级债基上半年平均收益率为-0.66%，比平均收益率略高，二级债基为-1%。

收益率位居倒数的债基中，大部分为二级债基，如倒数后3名均为二级债基，依次是东吴优信稳健C、东吴优信稳健A和金元比联丰利，分别亏损5.63%、5.55%和4.90%。

东吴优信稳健A/C上半年大幅亏损的重要原因并非大比例配置股票，一季报数据显示，该基金股票资产处在空仓状态，但该基金持有了占净资产32%的可转债。这些可转债包括燕京转债、中行转债、工行转债、唐钢转债、双良转债、新钢转债、塔牌转债等，上半年股市大幅震荡，可转债收益率大受影响，如燕京转债下跌7%，中行转债下跌3%，塔牌转债下跌了11%。

华富收益增强A/B从去年的“牛”债基变成了今年的“熊”债基，上半年收益率为-4.41%，在债基中排名倒数第4名，该基金折戟的重要原因也是大量持有如中行转债等可转债。

《投资者报》数据研究部统计的69只货币基金平均收益率为1.43%。可能成为上半年前10强的依次是华夏现金增利、广发货币B、易方达货币B、中信现金优势货币、长信利息收益B、南方现金增利B、海富通货币B 、银河银富货币B、农银汇理货币B和中银货币。

基金公司无一正收益

大多数投资者上半年都未能战胜指数，60家基金公司上半年偏股型基金的平均收益率也均为亏损，且较大幅度地落后于上证指数。

《投资者报》数据研究部根据目前的数据预测，上半年60家公司难有一家取得正收益。这种情况在过去较少见。平均收益率最高的亏损3.61%，比上证指数跌幅高出2.6个百分点，亏损最多的公司则比上证指数跌幅高出16个百分点。

剔除指数基金后统计的偏股型基金平均收益率显示，60家公司中居前10的包括东方、富国、诺安、南方和国联安等。

东方管理了4只偏股型基金，除东方核心动力跌幅较大外，其他跌幅均较小，东方龙混合上半年取得了正收益。

公司收益 篇12

目前, 控股股东私有收益问题是国内外学者关于现代企业治理机构研究的核心问题, 学者们从各个角度对控股股东私有收益加以实证研究, 并在控股股东私有收益影响因素上取得了一定的研究成果。通过总结前人的主要结论, 影响控股股东私有收益的因素包括法律制度、市场竞争、行业特性、公共媒体、政府监管、征税水平等宏观因素, 以及公司规模、股权结构、财务杠杆、经营状况、资产结构、股利政策等微观因素。国内外学者在这方面已经有了一些研究, 这些研究成果为进一步研究控股股东私有收益的影响因素指明了方向, 并提供了有力的经验支持。伴随着新的股权分置改革, 为了在新的背景下研究控股股东私有收益受哪些因素影响, 笔者采用了最近三年的数据来计算控制权私有收益, 从影响控制权私有收益的微观因素中选取四种比较重要的因素进行分析, 剖析了我国上市公司在控制权转移过程中的现象, 并构建相关的实证检验模型, 对我国控股股东私有收益的影响因素进行研究。

二、控制权私有收益的影响因素分析

影响控制权私有收益的因素较多, 笔者从股权结构、公司规模、财务杠杆、经营状况四个方面对影响控制权私有收益的微观因素进行分析, 选取被转让股权比例 (share) 、公司规模 (size) 、公司盈利水平 (roe) 及公司的资产负债率 (debt) 与私有收益的相关关系进行分析。具体分析如下:

(一) 被转让股权比例

转让股权占上市公司总股本的比例越高, 它所代表的对公司决策的投票权或控制权就越多。Burkart、Gromb和Panunzi认为, 购买者以协议转让而不是在公开市场购买的方式获得企业控制权, 这意味着购买者的目的可能是为了攫取私有收益, 协议转让规模越大, 买方获得的控制权越大;Balay和Holderness发现控制权私有收益随着大宗股权交易规模的增加而增加。因此, 控制权私有收益的规模应与转让股权比例呈正向变动关系。

(二) 目标公司规模

公司规模会对控制性股东侵害行为的成本和收益产生重要影响:一方面, 公司的规模越大, 控股股东从侵占公司资源和其他股东利益中获得的收益就越多;另一方面, 规模大的公司受外界的监督和关注更大, 公司运作相对比较规范, 信息也比较透明, 因此控股股东获得私有收益的成本就更高, 并且公司越大, 其受到来自政府部门、机构投资者、证券分析师等各方面的监管和关注就越多, 公司运作相对比较规范, 信息也比较透明, 这将加大控股股东攫取私有收益的难度。

(三) 公司财务状况

唐宗明和蒋位 (2002) 、韩德宗和叶春华 (2004) 、刘伟山和欧阳令南 (2004) 认为, 如果公司经营状况不好, 控股股东可以利用该上市公司原本不佳的财务状况作为掩饰, 更方便地获取控制权收益。因此公司净资产收益率越低, 控制权私有收益越高。邓建平和曾勇 (2004) 认为, 公司未来盈利能力越强, 价值越高, 则股权转让溢价越高, 控制权私有收益越高。

(四) 资产负债率

邓建平和曾勇 (2004) 认为, 虽然公司负债的还本付息压力减少了公司可自由支配的现金存量, 迫使控股股东不能将更多的现金投入到他们可以谋取私有收益的地方。但由于我国公司负债的硬约束程度不高, 资产负债率与公司控制权收益之间没有显著的关联关系。在我国, 随着国企、金融改革的不断深入, 以及破产机制和退市机制的不断完善, 负债融资对上市公司的治理作用有了一定的加强。所以, 适当地提高负债融资比例将有助于抑制控股股东谋取私有收益的行为。

三、样本选取及模型设计

(一) 样本选取

笔者选取沪、深两市2005～2007年间发生大宗股权转让交易的上市公司, 并按如下标准筛选:一是样本中所涉及到的股权转让都已完成或已得到财政部门或有关政府管理部门的批准;二是股权出让方股权的每股净资产数据缺失或为负值的样本予以剔除;三是股权交易必须有公开的可以获得的股权交易价格和股权转让比例, 数据缺失的样本予以剔除;四是股权交易必须涉及到控制权的转移, 仅属于股份转让的样本予以剔除;五是大股东在股权变更前后发生改变。利用色诺芬数据库最终确定了涉及到控制权转移的大宗股权交易的有效样本共有80个。

(二) 模型设计

1. 目前国内外学者尝试从不同的角度对控制权收益

进行了间接度量, 主要是从股票价格变动的角度进行分析。控制权收益度量模型如下:CP= (PC-PB) /PB。其中, CP表示控制权的价格;PA表示每股上市价格;PB表示新上市公司前一年末的每股净资产。从此模型中可以看出, 控制权收益是每股上市价格与每股净资产差价再和每股净资产的比值, 但该模型存在一个缺点, 即仅仅采用每股净资产作为衡量非流通股股权价值的指标, 没有考虑到上市公司长期的盈利能力对股权价值的影响。因为净资产只反映了企业的账面价值, 而没有反映企业的内在价值, 所以本文在建立控制权收益度量模型时, 在每股净资产的基础上再乘以净资产收益率乘数, 即 (1+新上市公司净资产收益率) , 期望更能准确地对公司的盈利能力和发展潜力进行预测, 从而正确衡量控制收益的价值。

改进的控制权私有收益度量模型如下:

其中, CP表示控制权收益;PC表示股票上市价格, NAPSC表示新上市公司前一年末的每股净资产;ROEC表示新上市公司前一年末的净资产收益率。

2. 前面已经对影响控制权私有收益的因素做了具体分析, 在此基础上建立回归模型如下:

被解释变量为控制权私有收益, 解释变量为被转让股权比例、公司规模、公司盈利水平、公司资产负债率。其中公司规模是指发生股权转让公司前一年的总资产, 用自然对数表示。公司盈利水平用净资产收益率表示, 即发生股权转让公司前一年的净资产收益率。

四、结果分析

(一) 描述性统计

笔者对样本数据进行了统计描述, 利用模型对样本数据进行测算, 得到了我国上市公司大宗股权协议转让的控制权私有收益的计量结果。见表1

从表1可以看出, 我国上市公司发生控制权转移的股权转让比例是比较高的, 平均私有收益率为26.89%, 最高达到873.38%。从时间序列上考察, 2007年的控制权私有收益水平与2006年相比明显有所下降, 这一结果可能与我国开始实行股权分置改革有关, 也说明我国的投资环境及对投资者的权益保护有了进一步的改善, 但与西方发达市场国家相比, 仍需在市场化程度和市场公开程度等方面加大改革力度。

(二) 回归分析

笔者利用SPSS11.5统计软件, 以控制权私有收益为被解释变量, 以股权转让比例、公司规模、公司盈利水平及公司的资产负债率为解释变量, 以沪、深两市2005～2007年间发生的大宗股权转让交易的80家上市公司为样本进行回归分析。其中D.W值为2.138, 接近于2, 说明该模型残差之间独立性较强。R2的值达到了0.353, 说明方程的拟合程度比较好。方程的F统计和变量的t统计除了资产负债率都非常显著, 回归结果见表2所示:

回归结果表明: (1) 随着股份转让比例的增加, 控股股东从控制权中所能获得的私有收益规模就越大, 转让股份比例与控制权私有收益之间呈现出显著的正相关关系。 (2) 上市公司的规模与私有收益水平之间有显著的负相关性。公司规模越大, 则控制权私有收益越小。这可能是规模大的公司更容易受到外界的关注, 接受来自各方面的监督会更严格, 运作也相对规范。 (3) 上市公司的财务状况与控制权私有收益呈显著负相关。这可能是因为发生股权转让的上市公司的经营业绩较差, 随着证监会对上市公司监管的加强以及投资者自我保护意识的增强, 它们的筹资能力就越来越弱, 转让股权成为他们的较好选择。越是财务状况不佳的上市公司, 被攫取的私有收益规模越大, 原因是财务状况不佳的上市公司在公司治理和经营管理等方面往往存在不足, 控股股东可以利用该上市公司不佳的财务状况作为掩饰, 更方便地获取私有收益。 (4) 资产负债率对控制权私有收益的作用是正向的, 但是未通过显著性检验。这表明, 企业财务杠杆对于大股东行为是没有约束力的。这在很大程度上是由国有企业的“预算软约束”造成的, 由于国有企业的很大一部分贷款是从国有银行借出的, 国有银行对于企业缺乏真正的约束力, 甚至会出现“倒逼机制”。在这种情况下, 尽管具有较大的财务杠杆, 但是国有企业并不会受到约束, 大股东攫取私有收益的行为也不会停止。

五、结论

通过上述实证分析, 得出的研究结论是:我国上市公司控股股东的平均私有收益水平为26.89%, 可见控制权私有收益的规模较大, 明显地高于市场经济发达的国家;进一步对控制权私有收益的影响因素进行回归分析后, 结果发现, 股权转让规模越大控制权私有收益越高, 公司规模越小和业绩较差的企业的控制权私有收益反而较高, 而资产负债率与控制权私有收益没有显著关系。

摘要：通过对我国上市公司控股股东私有收益规模的测度, 并对影响控股股东私有收益的因素进行多变量线性回归分析发现, 我国上市公司控股股东的平均私有收益水平为26.89%, 其控制权私有收益的规模较大, 明显地高于市场经济发达的国家。实证研究表明, 股权转让比例对控股股东私有收益有正向影响, 而公司规模和公司财务状况对控股股东私有收益有不同程度的负向影响, 资产负债率的影响不显著。

关键词：控股股东,私有收益,回归分析

参考文献

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