小超市的盈利模式范文第1篇

方向一：衍生盈利模式

除了根基良好的大型KA超市外，门店生意竞争相当惨烈。传统门店盈利模式生存空间日益缩小，经营者要适时导入衍生盈利模式来进行经营模式的创新。衍生盈利模式即以传统经营为主业，但不以传统业务为盈利来源，而通过其它方式来获取利润的方式。

[例]现在市场有专门的试用装经营店，店里的主营业务就是将各日化品牌的试用装摆在柜台上，免费给顾客领/试用，盈利来源即是帮助日化品牌建立顾客信息、顾客试用信息等方式获取厂家的费用赞助，现在国内好几个城市已经做的有模有样，而随着顾客信息量的增大，一个固定的圈子就悄然形成，本身就具备了很强的销售能力。

如果门店数量具备一定的规模，就会有更多的衍生模式操作，像永辉超市将卖场包装成一个集广播、视频、平面于一体的广告平台，每年的纯利也相当可观；上海华联的主营业务年亏损近2亿，而衍生业务创造的利润却达7亿，可见由主营业务带动的衍生业务盈利已经成为商业行业最重要的利润来源。

门店经营中我们比较偏重于规模的作用，规模的解释有两种，一种是店面数量的扩大，另一种是店面实际顾客数量的规模，这两种规模都可以带来无限的盈利想象空间，所以门店通过战略性亏损的方式来达成店面数量与顾客数量的增长都是合理的发展模式。

方向二：平台模式的构建

“圈子”是现代营销必须注意的分类，随着网络平台的诞生，各个群体都会追求自己喜欢的圈子。将门店打造成平台模式，是目前非常有效的一种经营趋势。经营者可以根据所在地的实际情况，将门店作为某种圈子的话题、聚会平台等形式，通过平台的搭建制造影响力，待平台具备一定的组织力时，转而寻求利润渠道，通过股权出售、平台组织人员的项目佣金抽成等形式获取收益。

[例]北京车库咖啡定位于创业合作俱乐部，经营者构建了投资方与创业者的见面平台，召集大量的有好项目的创业团队进驻店内办公，再以项目吸引风司、投资人的介入。车库咖啡定期组织有影响力的投资人进行融资方面的课程简介，吸引大量的优秀项目与投资人。车库咖啡的盈利则是正常的经营利润，并且收取项目投资资本佣金来做为门店利润。

方向三：打造公众型门店

想要打造一家长久不衰的门店，必须要有适合的土壤与资源。当门店的经营进入正常盈利轨道时，建议经营者放弃独享利润的方式，而将门店打造成公众型门店，即将单店股份进行证券化交易，吸引适合的人员进行股权加盟，如经营型人员、资本型人员，允许其享受永久分红，但要为门店的发展提供脑力与风险庇护的义务，控制好股权交易细节。一家公众型的门店完全可以将未来的发展道路铺好。

[例]山东省内的一家养生门店就尝试了公众型门店的方式，这家门店在营业一年后即收回投资，会员数量达到3000多人。在进入正常轨道后，门店经营者与店内的部分会员进行了投资入股说明会，声明只要门店存在，入股股东将永久享受门店利润分红。会员们基本知道这家门店的生意情况，在查看了店面的财务报表后，38%的股权溢价转让快速完成。门店经营者除了获得部分现金收益外，新的股东更是带来了大量的客源与发展思路，养生门店的前景一片大好，并且新入股的股东都在琢磨共同投资，再筹建一家规模更大的养生会所。

门店的经营者一定要明白，店面的成长获利是受环境与经济影响的，不要奢望做成老店，我们无法正确预知未来的变数，所以在门店经营中要及时收取获利，并且将未来获利派给公众，同时也化解了自身潜在的经营风险。

方向四：资本化来解决发展瓶颈的难题

受经营思路、操盘经验与市场环境影响，门店在经营到一定阶段时，会陷入一种发展瓶颈。这个时候的门店发展停顿，利润较低，没有经验的经营者往往采取拖的心态，使费用均摊增大，并且受后来的竞争对手挤压，前景非常暗淡。我们建议经营者导入资本化思维，当经营受限时，将门店估值溢价后打包出售也是种获利途径。

[例]聚光超市（化名）是一家区域性超市连锁店，有5家直营店，成立了有5年时间，年销售额近800万。发展前两年，利润较为可观，随着店面的增多，管理费等各种费用直线上升，并且由于创始人综合能力的原因，店面管理的组织架构一直未能达到理想状态，导致在第5家店后遇到经营瓶颈，销售额增长了，但各项费用居高不下，利润额并没有随规模增长而增大，并且管理上出现了混乱，创始人异常苦恼。机缘巧合，上海777超市正好进行当地区域市场的进入，经朋友牵线，合理估值后，聚光超市将5家店面打包出售给777超市，双方均十分满意，777超市获得了成熟的超市与业务流，只需引进其总部专业的管理体系就能使原有店面业务改善，而聚光超市的经营者也得到了满意的溢价回报。

用一句传统的话来形容，有人适合生孩子，有人适合养孩子，这就是为什么同样一个企业在甲的手里年赚几百万，乙收购后年营利就能达到几个亿的原因，甲只能将孩子养出来，但却不能培养好，而乙却可以利用自己的资源与能力将孩子培养成知名品牌。

同样的道理，这句话也可适用于盈利模式的延伸，即只提供品牌的建立与培养，如果你具备创造品牌并能让品牌稍加盈利的能力，但却不能使其更大化创造利润，那么将你创造的品牌出售就是你的盈利模式，在企业初步成长期是最容易出售的时机，将创造的企业卖给别人去打理，获取未来利润的折现值，然后再继续在自己熟悉的行业里创造另一家企业继续这种商业模式。

方向五：正确利用商业联盟

商业联盟是现在常见的一种联合形式，但大部分的联盟只是表面形式，最多就是营销互惠，会员折扣互享等形式，根本没有发挥出商业联盟的价值，并且随着现在各种联盟的产生，联盟卡也越来越流于形式了。

我们要说的商业联盟是具有共同业务的同行形成联盟，并且成立新的公司，联盟内门店业主共同控股新组织，扩大经营规模，制定经营竞争规则，并发展自有品牌数量，降低经营成本，共享资源，这才是商业联盟体的核心价值所在。

[例]SPAR是国际联盟组织，旗下拥有美特好等一大批国内著名KA超市，这个组织建立了强大的管理系统，并通过建设自有品牌供应旗下会员超市，降低了供应链成本，并且利用联盟的影响力为旗下品牌提供了各种便利，这是商业联盟的杰出代表类型。

小超市的盈利模式范文第2篇

关键词：超常应计　市场识别　盈余反应系数　会计盈余

一、文献回顾及研究假设

(一)应计项目特征与投资者识别能力研究由于操纵性应计和非操纵性应计都是不可观测的，应计利润分离法要解决的是如何将操纵性应计从总应计中分离出来。会计盈余按照是否收现可以分为经营现金流量和应计项目，应计项目又可以划分为正常应计项目即非可操纵性应计项目(Non-discretionary Accruals)和超常应计项目即可操纵性应计项目(Discretionary Accruals)。Dechow等证明：如果销售收入服从随机游走过程，并且正常应计项目与销售收入保持固定比例，其正常应计项目服从零均值的白噪声时间序列过程。DeAngelo(1986)假设非操控性应计项目符合随机游走现象，故非期望值为零，可以用前一期的总体应计项目作为该项目的估计值，同时总体应计项目变动的期望值即为操控性应计项目变动的期望值，其以总体应计项目变动值作为测试盈余管理的指标。齐伟山、欧阳令南(2005)也证明了超常应计项目具有转回的特征，管理者可以通过会计手段调控这部分盈余在不同会计期间的分布，如果利用会计手段调节超常应计项目增加本期会计盈余，必然会降低未来期间的盈余，反之亦然。但从长期来看，超常应计项目在不同会计期间的调节并没有影响盈余总量，若投资者意识到这一点应该对不同的盈余构成项目区分定价。在有效市场中，超常应计项目对股价的影响应当很小或者为零，所以包含有较多超常应计项目的盈余对股票定价的影响要低于包含较低超常应计项目的盈余。关于投资者对应计项目的暂时性与反转性的认识能力，Bowen等，Dechow和Subra-manyam研究发现，会计盈余中的应计项目能够帮助投资者评估证券的价值；Sloan、Xie的研究认为，市场参与者并没有充分理解应计项目所传达的信息；Defond和Park利用事件研究法研究了超常应计项目在证券评估中的作用，发现投资者预期到了超常应计项目的信息内涵，但在较短的时间窗口内没有充分反应；Sloan(1996)认为，投资人无法区分此项因素，故买入现金流量部分比率较高的股票，放空应计项目部分较高的股票，可产生正向的异常报酬，因此市场没有效率。

(二)超常应计项目计量盈余管理实证研究的关键是如何检测盈余管理，国外有关盈余管理实证研究的侧重点集中于管理者当局更倾向于运用的可操纵性应计项目(DA)和不可操纵性应计项目(NA)。盈余管理通过对超常应计进行操纵，而正常应计在宏观经济环境和公司信用政策无重大变化时，在消除了公司增长影响的前提下应保持稳定。研究通常包括两个期间：估计期间(Esti-marion Period)和研究期间(EventPeriod)。研究的中心是根据估计期间(假定不存在盈余管理)利用数学模型来预测不可操纵性应计项目，从而计算出可操纵性应计项目的值，通过统计分析，作为判断是否存在盈余管理的依据。研究设计方法大体上有总体应计模型、特定应计模型和频率分布方法。分离应计利润的计量模型常用的有Healy模型、Deangelo模型、Jones模型、修正的Jones模型、行业模型和横截面Jones模型。Dechow，Sloan分别运用上述模型对美国证券与管理委员会(SEC)重点注意的32家具有较大盈余管理嫌疑的公司实证检验后发现，模型均取得较显著的结果(均通过了显著性水平α=1％的z检验)，但在显著性水平上存在差异，其中修正的琼斯模型所取得的结果具有最强的说服力，说明运用该模型通过应计项目研究盈余管理问题具有更好的判别力。

笔者在总结前人研究的基础上，将总应计项目分为正常应计项目和超常应计项目，其中正常应计项目与主营业务收入保持相对稳定的关系。因此，本年的正常应计项目与本年的主营业务收入的变动具有一致性。采用应计项目分离法来进行盈余管理测度，其中应计项目分离的计算公式为：TAt=NIt-CFOt；TAt=NDAt+DAt

其中，DAt为第t年的超常应计项目，TAt，为第t年的总应计项目，CFOt为第t年的经营现金流量。

(三)研究假设Ross Aichibal(1973)在所考察的企业中，有52家企业的报告收益因为折旧方法从加速折旧法改为直线折旧法而增加，但是实际的盈利能力却没有改变。发现消息公布之后股票的变化一般是负，这意味着投资者理解引起报告收益变化的真正原因，其评价公司股票是根据公司真实的投资潜力而不是表面的收益增加。Defond和Park认为，市场对盈余变化重要性的认识依赖于超常应计项目对收益的影响和盈余变动的方向。对于报告好消息的公司，正的超常应计项目放大了好消息的程度，如果市场是有效的，理性投资者会意识到实际盈余的变化小于会计报表中报告的变化，因此期望报告好消息并且超常应计项目为正的公司的盈余反应系数应该较低；相反，负的应计项目隐藏了好消息的程度，因此预计市场能够给予此类盈余变化较高的定价，因为此类公司后续表现会更好。报告好消息并且应计项目为负的公司的盈余反应系数应该较高，由此提出假设1。

假设1超常应计项目为正的报告收益为正的好消息公司的盈余反应系数小于超常应计项目为负的好消息公司的盈余反应系数

对于报告收益为负的坏消息的公司，超常应计项目却有着相反的信息含义。正的超常应计项目增加了报告期盈余，降低了坏消息盈余变化(未预期盈余小于零)的程度；相反，负的超常应计项目放大了坏消息盈余变化，因此提出假设2。

假设2超常应计收益为正的坏消息公司的盈余反应系数大于超常应计项目为负的好消息公司的盈余反应系数

二、研究设计

(一)样本数据选取本文选取2003和2004年沪市A股上市公司的年报和个股交易数据作为研究样本，研究数据均来自于CSMAR数据库，选取样本遵循以下原则：一是样本公司的上市年限大于2年。根据此原则，2003年数据应该包括2002年12月31日前上市的公司，2004年数据应该包括2003年12月31日前上市的公司。二是剔除sT／Pr公司、金融保险业和CSMAR中国股票市场研究数据库中财务和股票价格数据有缺省和0数据的公司，最后得到2003年的样本为626家、2004年642家，共1268个样本。

(二)研究设计20世纪70年代对于会计盈余变化与股票价格之间的关系多数采用的是事项研究法(event study)。本文采用的是关联研究法研究会计盈余与收益的关系,其中，

Rett是指从t年5月份最后一个交易日到t+1年4月份最后一个交易日期间股票的购买持有收益，Ri为在上述期间内第i月份的收益率(此数据来自于CsMAR考虑现金分红的月个股收益率)；

Et为利用模型计算的未预期盈余(或者说盈余的变化) 。

三、实证分析结果

我们采用OLS对模型进行回归估计，Eviews3.1运算结果分别对每年构建了两个模型：模型1表示没有引入哑变量时总体盈余系数的估计结果，模型2为引入哑变量后的盈余反应系数估计。模型1和2的ERC分别为1.209和0.668并且都显著不为0。该盈余反应系数比较低，与西方长期的实证研究文献所得的盈余反应系数也处于低水平是一致的，这可以从几方面作以解释：第一，价格引导盈余与暂时性盈余的存在会降低盈余与股票收益的相关性。Bail&Brown(1968)运用MBAR及Event Study检定盈余宣告对股票报酬(股价变动)的影响，得出至盈余宣告日止，已有85％-90％的信息被市场预期到，并反映在股价上的结论。有效市场假说认为，会计信息非投资人的“唯一”信息；信息竞争(competition for information)使投资人及财务分析师寻找会计信息以外的信息，因此影响股票价格的因素很多，盈余能解释一部分，盈余的有用性并不表现为股价变动直接的因果关系。Beaver(1998)将会计盈余的作用机理细分为三个相互衔接的过程(以股票为例)：股票价格与未来红利的关系：股票价格是未来红利的贴现值；未来红利与未来盈余的关系：未来盈余被认为能够显示股票未来支付红利的能力，实证研究证实会计盈余的变化与红利的变化相关联；未来盈余与当前盈余的关系：通常认为时间序列的会计盈余服从随机过程，会计盈余可分为永久和临时两部分，永久部分是未来盈余的期望值，暂时性成分的存在降低了盈余与股票收益的相关性。Beaver等认为，反映在价格中的信息要远比会计盈余丰富。在有效市场中，价格的变化能够及时将市场对未来净现金流量预期修正的净现值包括进来，盈余对信息的反应要系统地滞后于价格，这是所谓的价格引导盈余。价格引导盈余的计量经济后果是当收益与当前的盈余变化相关时，只有一部分盈余变化是市场的未预期成分。在有效市场中，盈余变化中的预期成分在解释当前股票收益上是价值无关的。盈余变化中价值不相关的部分导致了变量的计量误差，进一步导致了盈余反应系数的下偏估计，并降低了盈余对股票收益的解释能力。第二，是不完全资本市场会降低盈余与股票收益的相关性。Bemas(1989、1990)研究PEAD的原因时得出如下结论，PEAD并非由“风险溢酬”所造成，而是“反应迟缓”所致；在t期有好消息的公司，在t+l期仍有正的异常报酬，反之，在t期有坏消息的公司，在t+l期仍有负的异常报酬，且皆具统计的显著性。表示股价在t+l期的反应可以根据t期的SUE来预测，即投资人不能完全了解本期盈余对未来盈余的涵意，以致于股价未能完全反应，而造成PEAD现象。如果资本市场没有正确的意识到如何利用当前的盈余变化来修正对未来盈余的预期，那么与盈余变化相关的价格变化将会较小。第三，我国股权分置二元股权结构解释依据。我国绝对多数与绝对控制优势地位的股票为非流通股，股价所反应仅是少数流通股的价值，因此很大程度上可以判断少数投资者的预期是低程度依赖于盈余的。在模型2中，2003年与2004年的β：分别为-7.912(t=7.182)和-0.831(t=2.226)，这印证了假设1，其中2003的9，显著不为0，2004年并不十分显著。该结论表明对于进行了正向盈余管理且报告盈利的公司而言，市场识别到了应计项目的信息含量并给与悲观负面的预期。2003年、2004年的p分别为-0.25(t=-0.284)和1.44(t=2.339)，这与应显著为正的期望有偏离。从以上结果看，对于正的应计项目并且报告盈利的公司而言将以后的收益前移了，其必然会等额地减少未来的盈余，市场能够认识到这种盈余的暂时性及具有反转特征，从而给予较低的定价；对于负的应计项目，由于应用谨慎的会计方法产生了本期隐藏储备，等以后各期将该隐藏储备清算，那么隐藏的部分盈余额的潜力将会在以后各期释放。因此尽管报告亏损，市场有一定的能力识别亏损，会调整预期从而仍然给予此类企业较高的定价。

小超市的盈利模式范文第3篇

摩拜、ofo、小蓝、小鸣……眼看着街头自行车的颜色日渐丰富，不开车、不约车，骑辆共享单车欣赏城市风景，已经成为都市人新的生活方式。

就这样，共享单车火了。作为了一个曾经的自行车大国，在连续多年自行车保有量下降之后，最终让自行车火起来的不是硬件厂商，而是单车共享的创业模式。毫无疑问，共享单车在过去的2016年下半年已然成为“风口的猪”，最后一公里也成为了巨头们在资本寒冬里征战的又一个高地。

Skin in the game，这是金融领域的一个古老短语，意思是利益捆绑，荣辱与共。如果你看好一个项目，只有真金白银地下注才能让人信服。在共享单车这个领域，各家投资机构纷纷投入大笔金额捧场，上演一幕幕资本大戏。在不到半年时间里，大量资金涌入共享单车市场。而在火爆的背后，则是日益凸显的盈利和运营问题。有业内人士指出，在经历了去年的火热后，今年的共享单车市场将迎来淘汰和整合期。

“不敢错过”的共享单车

一纸网约车规定，给了滴滴等出行领域新兴崛起的独角兽当头一棒。上帝关上了一扇门，又打开了一扇窗，共享单车的出现，成为了出行领域全新的流量入口。

过去一年，线上流量红利殆尽，O2O溃不成军，小米式微，VR叫好不叫座，无所不能的互联网正在遭受困境，而资本市场也经受着创投寒冬。整个2016年，中国创业投资领域的投资项目相比2015年减少了三分之一。为数不多的入场券也被机构投向了相对稳妥的大案子中。作为最火的互联网经济新产物，共享单车的风头在2016年无人能及。

一部手机就能解决整个操作流程，随时随地都能租借和归还，凭借着方便快捷的优势，共享单车在过去一年里快速成长。截止去年年底，我国共享单车企业已超过20家，车辆达数百万辆，用户总数接近1900万人。以行业内表现最为突出的两家公司的数据来看，ofo于今年1月宣称，当年已连接的单车总量达80万辆，总用户人数达1000万人，日订单量超180万。而摩拜单车则表示，其月活跃用户量已超313万人，日充值笔数超过10万笔。在北京地区运营的共享单车总量超过了10万辆的规模，上海、广州、深圳的规模也已经突破10万辆。

随着各方势力的崛起，共享单车受到了资本的极力推崇。2月20日，摩拜宣布D轮融资后再次获得新融资，从年初至今，摩拜单车以累计获得融资金额超过3亿美元。而它的对手ofo也已经获得约2亿美元的5轮融资。概念的火爆和外界对共享单车良好的商业预期，使得各路资本扎堆进入。

除了市场前景巨大，互联网和实体企业巨头争相抢占单车市场，实际上抢占的是单车背后的想象空间。

谈到共享出行的经济效应，Uber无疑是最好的案例。截止2016年10月，Uber在全球72个国家超过425个城市开展业务，每月用户量3000万左右，估值680亿美元。2016年的净收入预计将达40亿美元左右，是2015年的两倍多。

从Uber的估值来看，它的价值超过了通用汽车、福特、本田和大多数汽车制造商，也超过了大多数大型互联网公司。因此，摩拜单车、ofo等共享单车的出现，让资本嗅到了金钱的味道。远Z资本合伙人刘毅然对此有过分析：投资人喜欢追风口，所以当共享单车出来以后，大家觉得这个模式和滴滴很像，都有一种不敢错过的感觉。

投资人这种“不敢错过”的心态，直接导致了资本市场热钱的走向和市场态势。腾讯、阿里、美团、小米、滴滴等互联网巨头分别以投资方的身份加入战场。在移动互联网时代曾被抛弃的传统企业，也加足马力试图在共享单车市场分得一杯羹。曾经耳熟能详的自行车品牌：永久、飞鸽等，以及曾经参与过公共自行车的企业纷纷强势加入。

盈利才是最终归宿

中国互联网圈从来不缺跌宕起伏的故事。

2016年10月31日，天气预报说，这一天是2016年下半年平原地区气温首次跌破冰点的日子。北京最低气温零下四度，最高气温也只有六度。直白一些的解释是，“冬天来了”。这一天，ofo北京市区的订单增长率明显放缓，相比前一天，增长率仅有6%，往日里，这一数字最低都超过20%。

暴露在城市外部环境下的共享单车，其骑行、GPS和智能锁的稳定性都面临很大挑战，遇到刮风下雨的天气就可能出现问题。入冬后，随着恶劣天气增多，共享单车遇到了一道很难跨越的坎。

共享单车带来更大难题，来自于人性。2016年12月19日，北京晨报报道，某二手车交易平台上，有人公开叫价2000元回收摩拜单车；此外，在二手车平台上，ofo只卖99元，但前提条件是，必须拆除GPS。更有甚者将单车扔进珠江，摩拜单车GPS显示，在珠江里就有好几辆。共享单车的无桩制度和各种便利，成为了对人性的纵容。

无论多少家入局，无论哪家市场份额高，对于创业企业和资本方来说，盈利才是最终归宿。而对于共享单车来说，盈利似乎有些可望不可即。

共享单车的盈利模式不外乎以下几种：第一种是租赁过程中用户支付的骑车费用，这是目前最直接的收入方式；第二种是用户注册时缴纳的租金，为平台带来一部分沉淀费用，从而通过各种金融手段获得收益；第三是在规模足够大的情况下获得厂商投放的平台广告。

对于此，摩拜王晓峰曾说：“我们现在不知道怎么钱，当高额的成本和低廉的价格让共享单车项目看起来像在做公益，钱就成了存活的必要条件。也就是说，共享单车的盈利困局是成本居高不下和利润单一失衡的共同结果，且共享单车的运行因为掺杂着较高的道德风险，致使成本愈加难以有效控制。”ofo则表示不担心钱。他们官方的回复是：“ofo现金流很健康，是业内惟一一个具备良好自我造血能力的共享单车服务平台，后续运营成本也是业内最低的。”但具体到有哪些造血方式时，ofo不予外漏。

连领跑的两家公司都无法解释清楚盈利问题，其余的共享单车平台则更是讳莫如深。当花钱和挣钱不对称时，对公司的融资能力自然会带来严峻的考验。即便激烈竞争的结果是一家独大的垄断市场，一个不盈利的公司不仅很难对得起数亿美元堆积起来的估值，而且在没有找到盈利模式的情况下，很多单车公司不一定能熬到可以盈利的时间点。

小超市的盈利模式范文第4篇

关键词：会计信息 股票价格 有效市场假说

国际会计准则中记载着会计信息所具有的四个著名的质量特征:通懂性(Understandability),相关性(Relevance),可靠性(Reliability)和可比性(Comparability)。这从一定程度来说,会计信息保证了在趋于有效市场的假设条件下,企业或公司的会计信息是股票市场信息的主要来源,是影响股票价格的最直接因素,更是广大投资者进行投资决策的主要依据和来源。而且,财务管理认为,股票的市场价格是股票内在价值的外部表现形式,价值决定价格,价格只能围绕价值进行波动。虽然股票投资的盈亏是由投资人依据其意志并通过交易体现出来的,表面上看交易行为是投资盈亏的原因,但投资人投资意志的形成不仅取决于股价的市场水平,更有赖于通过对上市公司公开披露的以体现出来的股票价值的判定。

一、有效市场假说

作为研究理想化模型下的会计信息与股票价格和股票内在价值的大前提,有效市场假说的核心是指有效市场中证券价格总能及时、准确、充分地反映所有有关。如果根据一组从事交易而无法赚取经济利润,那么资本市场便是有效的。

有效市场假说根据证券市场与企业的关系将市场分为三种类型:强式有效市场、半强式有效市场和弱式有效市场。强式有效市场的证券价格充分且迅速地反映市场上的所有,它真正代表公司的投资价值,从而体现证券市场合理配置资源的功能,因此,投资者无法以任何获得超额利润。强式有效市场描述的是一个理想状态:即证券价格根据所有自动作出充分反应与调整。企业不会影响证券价格,因为它披露的企业已经作为有用反映在股票价格之中,所以,会计披露对强式有效市场毫无意义,利用内幕从事交易的人无利可图。

半强式有效市场的证券价格反映了一切公开可以得到的,包括与现在和过去证券价格有关的。企业的披露会引起证券价格的波动,从而引起证券交易市场资源配置的变化。一般来说,只有相当成熟的证券市场,投资者普遍具有理性,呈报途径畅通、覆盖面广,有大量的机构投资者,披露制度充分完善,并具有一批高素质的投资咨询机构,才能成为半强式有效市场。在半强式有效市场,由于可以公开获得的已经充分反映在证券价格中,投资者利用可以公开获得的进行交易,只能获得经调整后的平均投资回报率。若在企业报告公布之前就得到它,就能在证券价格作出调整前就选定投资方向,从而获得超额利润。因此,内幕交易是半强式有效市场必须面对的重要问题。

在弱式有效的证券市场,所有历史价格或收益的均已体现在股票价格之中。价格充分反映了历史上一系列交易中所包含的。有理论认为,证券价格没有任何规律可循,所以,股票价格的波动只能是对“新”的反映。而新是不可预测的、随机的,因此股票市场上的随机波动不仅不是市场无效率的表现,相反它是对不可预测的新迅速、有效的反映。弱式有效市场揭示了新的会在瞬间充分地反映在证券价格中,故可以利用未公开的内幕和目前已公开的赚取超额利润。弱式有效市场说明证券价格充分反映了所有过去的历史,因而部分投资者可以凭借其优势地位获得超额利润,同时由于可以凭借的包括内幕和目前已经公开的,因而弱式有效市场存在着最大也是最多的可乘之机。

国内学者对我国证券市场进行了大量的实证研究,结果表明我国证券市场具有弱式有效市场特征,还不具有半强式有效市场特征,正处于向半强式有效市场转变的过程中。

二、会计披露对股票价格的影响分析

国内有关学者就披露对股票价格的影响也已经进行过大量的实证研究。总结相关学者的研究,我们可得出如下结论。

第一,我国股市经过十几年的发展已逐渐趋于成熟。人们已经认识到什么类型的对投资者是利好,什么类型的对投资者是利空。“利好组合”可以获得正的超常收益率,“利空组合”则获得负的超常收益,这说明中国内地股市能区别对待不同性质的会计盈余,或者说会计盈余的传递效应确实存在,年报公布的盈利具有明显的含量。

第二,无论是“利好组合”还是“利空组合”,在公布日之后均不再有明显的超常收益率。从这个意义上讲,内地股市对的反应明显提高。但同时,的超前反应现象十分严重,在近几年更为突出。因此,可以说内地股市对盈利的反应经历了一个由不重视到重视,由对盈余滞后反应到对盈余超前反应的过程。在上市公司公布前,欲公布的或已逐步在股票市场上传播,或已被人估计或预测到,使证券价格在相关正式公布前就作出了反应,而在公布时调整则不会太大。

第三,如果会计的披露是及时、充分的,那么对股票价格的影响就应该在披露前后能够比较清晰和准确地体现在股票价格的变动上,也就是说如果按照业绩增长———股价上涨的思路考虑股价的变化,相关财务指标的变化幅度与股票价格的变化幅度应基本相当。但是研究结果表明,在会计披露前后的较短时间内,各项财务指标的变化幅度要远远大于股票价格的变化幅度。事实上,股票价格已经提前反映了这些会计的变化,因此在披露前后较短时间内的变化幅度则相对较小,这也进一步证明了我国证券市场存在明显的会计提前泄露现象。

小超市的盈利模式范文第5篇

【关键词】 高管增减持； 市场反应； 盈余管理

2005年，我国资本市场实施了股权分置改革，使得非流通股的股东和持股高管能够通过“减持”股票的方式实现其产权收益。2007年前后，股市暴涨使得高管们减持股票的现象非常普遍。2008年，股票价格的持续下跌，许多股票的投资价值凸显，作为上市公司内部控制人的高管们又纷纷买入自己公司的股票。高管可以在二级市场上买卖本公司股票，在二级市场利益的驱使下，高管具有很强的通过盈余管理来操纵股价的冲动，从而使自己在二级市场增减持股票过程中获得最大化利益。随着我国资本市场体制的改革，上市公司高管持股的现象越来越普遍，高管买卖股票的行为也越来越频繁。那么，高管在买卖本公司股票过程中是否真的存在通过盈余管理行为来影响股票价格从而达到谋取自身利益最大化的目的？本文拟以高管持股变动的上市公司为样本，检验高管增减持过程中是否存在着盈余管理行为，从而为规范上市公司高管持股机制、完善中国资本市场的监管制度提供一些思路。

一、文献综述

高管持股与盈余管理问题一直是公司治理中的关键，国外学者对于高管持股与盈余管理的研究成果比较丰富。Fama（1980）认为，如果高管人员在公司持股比例较大，高管人员与控股股东结盟的可能性就增加。高管人员的持股比例越高，他们就越有动机去“粉饰”上市公司的财务报表，并期望分享更多的私人收益，因此管理层持股比例和可操纵性应计利润之间存在正相关关系。Loebeecke等（1989）指出管理层持股对于公司的财务报告欺诈是个很重要的诱因。Warfield et al（1995）基于所有权与控制权分离理论，研究了美国1989—1991年间3 871个上市公司年度数据，结果发现，随着管理股权增加，可控应计项目调整幅度减小，即可操纵性应计利润与管理层持股比例之间具有负相关关系，说明管理层持股比例或机构投资者持股比例的提高会降低成本、减小盈余管理的可能性。但是Warfield et al（2005）的研究又得出了相反的研究结论，发现管理者持股可以影响盈余管理，且持股比例与盈余管理正相关。Gabrielsen等（2002）采用Warfield et al（1995）的方法对丹麦上市公司的数据进行了实证检验，得出管理股权与盈余管理正相关的结论。Yeo et al（2002）研究了新加坡上市公司管理股权和外部投资者对盈余信息质量的影响，发现管理股权与盈余信息质量存在非线性关系，当管理股权比例较低时盈余信息质量随管理股权比例增加而增加，当管理股权比例较高时，由于存在防御效应使得盈余信息质量与管理股权呈负相关关系。Wang（2003）通过对台湾上市公司数据的检验，认为异常盈余随着管理股权的增加而增加，盈余管理程度与管理股权正相关，盈余质量与管理股权负相关。Sam Han（2005）为了检验股权结构对财务信息质量的影响，使用了可控应计项目和Dechow & Dichev（2002）的检验结果，发现管理股权与盈余质量负相关，与机构投资者正相关。Teshima & Shuto（2008）的研究结果验证了高管持股比例与操控性应计利润呈三次非线性关系的研究结论。Sawicki & Shuto & Takada（2009）首次运用日本的企业数据，研究发现了高管持股对盈余稳健性的协同效应和堑壕效应。

我国学者对高管持股与盈余管理关系的研究起始于股权分置改革之后，如李远勤和刘艳萍（2006）以深市国有上市公司为研究样本，对上市公司高管持股比例与自愿性信息披露水平之间的关系进行了实证研究，研究表明上市公司高管持股比例越高，自愿性披露水平也就越高，这表明持股比例越高，上市公司的盈余质量也就越高。黄谦（2006）以2002—2003年间的746家上市公司为样本，运用截面的Jones模型研究上市公司经理人持股与盈余管理的关系，研究发现总经理持股比例与公司的盈余管理没有显著的相关关系。王克敏等（2007）对2001到2004年间的1 914个公司样本进行研究，发现总经理持股额与盈余管理不存在显著相关关系。毛洪安（2008）研究了高管持股与盈余质量之间的关系，实证研究发现，高管持股比例与盈余管理之间呈U型分布，相对集中的股权有利于提高盈余质量。当高管持股比例较低时，随着高管持股比例的增加，高管与股东之间存在着利益趋同效应，此时高管持股与盈余质量之间呈现正相关关系，当高管持股比例达到36%时，此时高管对公司的控制能力大大增加，高管能够运用控制力进行盈余操纵，高管层为了获得私人收益，会通过调整会计盈余的方式来扭曲公司的业绩，达到最大化自身利益的目的，这样会损害其他股东的利益。王兵等（2009）对2001—2004年间的4 498个公司样本进行研究，发现管理层持股比例与公司的盈余管理存在显著的正相关关系。张兆国等（2009）的研究认为，管理者持股比例与盈余管理程度无显著相关关系。戴新民等（2010）以2008年沪市1 486家上市公司为样本，研究了流通股股东和高管持股对盈余管理的影响，实证研究结果表明，管理层持股比例和流通股股东持股比例与盈余管理都呈显著的负相关关系。黄文伴和李延喜（2010）的研究发现，高管持股比例与公司的盈余管理程度不相关。于卫国（2010）以2005—2008年中国上市公司数据为研究对象，使用面板数据固定效应模型，实证检验了高管持股与盈余管理程度的关系，研究发现：高管持股市值与操纵性应计利润正相关，并在1%的水平上显著；高管持股市值与线下项目不存在显著的相关关系。李伟、周林洁和吴联生（2011）研究了高管持股与盈余稳健性的协同效应与堑壕效应，研究发现，上市公司对盈余稳健性的需求与高管持股呈非线性的关系。在高管持股水平较低和较高的区间，高管持股具有协同效应，高管持股与盈余稳健性呈负相关关系；在高管持股的中间水平，高管持股具有堑壕效应，高管持股与盈余稳健性呈正相关关系。

通过文献回顾发现，现有文献对高管持股问题的研究主要集中在高管持股与盈余管理之间的关系问题上，因此，本文欲从高管持股比例变动过程中的盈余管理角度进行研究，检验这一过程中高管是否存在盈余管理行为。公司高管在增减持股票过程中，高层管理人员作为上市公司真实信息的控制人，其增持或减持公司股票行为是否侵害了股东和其他利益相关者的利益，将成为理论界和实务界关注的重点。本文围绕高管增减持公司股票过程中是否存在盈余管理行为这个关键问题展开研究，通过考察高管增减持股票过程中的短期市场反应、高管增减持与上市公司重大信息披露时机选择、高管增减持与操控性应计利润之间的关系，探讨高管在增减持公司股票过程中是否存在通过盈余管理来侵害其他利益相关者的行为。

二、研究背景与假设提出

2005年5月中国证监会了《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》，标志着我国资本市场股权分置改革的开始，8月中国证监会等五部委联合发出《关于上市公司股权分置改革的指导意见》，高管股权激励等股权分置相关政策的出台，股改开始大规模推进，上市公司的持股高管更加关心二级市场股价的变化。在股权分置改革之前，我国的高管股权激励受到当时法律法规的限制，并没有得到实质性推行，绝大部分上市公司管理层的持股计划实质上是一种福利形式而不是激励制度安排。2006年中国证监会了《上市公司股权激励管理办法》，表明我国正式建立起股权激励和约束机制。2007年3月证监会了《关于开展加强上市公司治理专项活动有关事项的通知（证监会公司字[2007]28号），对上市公司进行股权激励进行了条件限制，即必须完成公司治理整改才能实施股权激励。从股权激励的实施情况来看，我国上市公司高管股权激励主要有以下特征：一是高管股权激励以股票期权为主。截至2009年，我国上市公司中有114家实行了股票期权，比例达到78.6%；二是高管股权激励方案所涉及行业分布较广。从统计情况来看，股权激励方案涉及制造业、信息技术行业、房地产行业以及批发和零售贸易等行业；三是大部分上市公司制定高管薪酬激励考核指标过于倚重会计业绩，这容易导致经理人行为的短期化；四是高管薪酬制定程序及奖惩措施等信息披露不透明，严重影响了对高管薪酬的监督。

我国资本市场股权分置改革政策的陆续出台和上市公司高管股权激励具有的这些特征为本文对高管增减持行为的研究提供了契机。Jog（1999）的研究发现，信息不对称会导致企业价值被低估或高估。Prior（2008年）认为，高管为了影响短期价格完全有动机进行盈余管理。Philippon（2006）发现，当管理层的未来薪酬与股价及期权激励密切相关时，管理层更有可能通过主观应计来操控利润。Shrestha（2008）以美国上市公司为样本，对公司内部人购买本公司股票是否存在盈余管理行为进行了实证检验，研究结果发现，内部控制人在购买本公司股票时倾向于调低盈余的盈余管理，而当他们卖出本公司股票时则倾向于调高盈余的盈余管理。现有文献说明高管可能会利用信息优势操纵股价，为增持或减持股票做好准备，实现从中赚取利润的目的：在高管增持股票前，高管会进行盈余管理使得股票价格被低估，从而达到降低购买成本的目的；在高管减持股票前，高管会进行盈余管理，使股价上升，为出售股票创造条件。由此提出第一个假设：

假设1：高管增持上市公司股票在增持公告日前的累计超常收益率为负，而高管减持上市公司股票在减持公告日前有显著的正累计超常收益率。

信息在资本市场价格形成过程中发挥着举足轻重的作用，资本市场上股价的形成过程就是投资者不断收集信息进行决策分析和决策修正的过程。上市公司重大信息的公布会引起股价的波动，这种波动可能会持续一段时间。国内外大量文献研究了信息公布对股价产生的效应，如Brown and Han（1992）实证检验了盈余信息的有用性，验证了会计盈余信息对股价的作用。Kyriacou et al.（2009）的研究发现，公司高管在获得股票期权时有操控公司信息的行为，即提前披露坏消息或延迟披露好消息，从而压低行权价格，提高股票期权收益。Berkman等（2009）也认为如果会计盈余信息是有用的，那么它必然会影响股票的收益。由于上市公司的管理层处于信息优势地位，比外部信息使用者了解更多关于企业经营活动的信息，因此，高管层有条件也有动力通过选择信息披露的时机来影响股价。具体地，如果高管层准备增持股票，那么在增持前会提前披露一些坏消息或延迟披露好消息，从而使股价处于较低的水平上，降低增持成本；如果高管层准备减持股票，那么会提前披露好消息或推迟披露坏消息，使得股价维持在较高的水平上，有利于创造机会出售股票，以获得最大的减持收益。因此，本文提出第二个假设：

假设2：高管增持上市公司股票会提前披露坏消息，或延迟披露好消息，而高管减持上市公司股票则相反。

三、数据搜集与样本说明

2003年7月11日，“天通股份”董事长（同时也是第一大股东）通过现金交易方式减持公司股票600万股，成为第一家高管减持股票的上市公司。由于股权分置改革之前，高管往往也是具有控制权的股东，高管并不是两权分离意义上的高管，并且高管（同时也是股东）减持的股票往往由其他高管（股东）增持，所以无法分清样本应该算作是增持还是减持，因此本文选择2005年股权分置改革之后的样本作为研究对象。从2006年2月28日，宏达股份高管减持公司股票后，陆续有很多公司高管通过竞价交易或二级市场买卖等方式增持或减持公司股票。本文搜集了2006年1月1日至2011年12月31日期间高管增持或减持公司股票的上市公司作为研究样本，并对样本按照下列条件进行了初步筛选：一是由于金融业上市公司与其他行业上市公司的财务数据不具有可比性，所以剔除金融业上市公司；二是剔除ST、PT类上市公司和退市公司；三是剔除数据缺失和因分母为零导致数据异常以及无法找到相关资料的上市公司；四是剔除高管身份兼为董事、监事或证券事务代表的样本；五是由于样本中有部分持股变动比例大于100%的上市公司，笔者认为持股变动比例大于100%的样本是不合理的，因此予以剔除；六是剔除高管离职以后持股变动的样本。经过初步筛选后，笔者进一步对样本数据进行了如下处理：一是在同一交易日内同一高管发生的多次增持或减持行为合并视为同一事件；二是在同一交易日内多个高管发生增持或减持行为，则将数据进行合并，视为一个样本数；三是对于前后相隔30天以内的增持或减持事件，以第一次增持或减持行为为研究样本，而短时间内的第二次或更多次增持或减持行为，由于股价容易受到第一次增持或减持事件的影响，因此没有将短期后续增持或减持事件作为研究样本。经过上述处理，共得到1 424个高管增减持股票的公司样本，另外选取了同行业同时期高管持股未变动的1 424家规模相似的上市公司作为对比样本组。本文的数据来源如下：高管增减持数据取自CCER数据库提供的“上市公司内部人交易数据库”，财务数据取自CCER数据库提供的“上市公司财务数据库”，上市公司的重大信息披露资料主要通过上海证券交易所、深圳证券交易所、新浪财经网站和巨潮资讯网站手工搜集和整理而得，使用Eviews6.0对数据进行处理。

四、实证研究结果及分析

（一）高管增减持上市公司的短期市场反应

笔者运用事项研究法，以高管增持或减持公告日为基准日，研究高管增持或减持公司在基准日前后各30个交易日市场反应。参考了Dodd & Warner（1983）、Yermack（1997）和吴育辉、吴世农（2010）的研究方法，以各家公司在公告日前第31天到第181天的历史股价数据估计市场模型，即：Rit=αi+βiRmt+εit，

其中，Rit为股票i在第t日的实际收益率，Rmt为市场指数在t日收益率；β为回归系数；εit则代表随机误差项。根据公告日之前的第31至第181个交易日作为估计窗口，得到每一家样本公司的估计参数和市场模型，并计算高管增持或减持公告日前后30天内每个交易日的超常收益率。笔者将超常收益率和累计超常收益率定义为：

ARit=Rit-E（Rit）=Rit-（■i+■iRmt）

CARi=■ARit

根据计算得到的市场模型估计参数，笔者计算了高管增持或减持公告日前后30个交易日共61天的平均超额收益率（AR）值，如表1所示。

通过表1可以看出，对于增持样本来说，高管增持上市公司的AR值在公告日前1至5个交易日为负数，但是在公告日和公告日后20个交易日的AR值为正数。具体来看，AR值从高管增持前5天开始显著为负，并且绝对值逐渐变大，在增持前一天AR值为-2.05%。从公告日开始，AR值开始转为正数，公告日后第二天AR值为3%，达到最大，此后逐渐回落，公告日20天后，AR值逐渐变为负值，且不再显著。而对于减持样本来说，上市公司的AR值在公告日及公告日前1至5个交易日为正数，但是在公告日后30个交易日的AR值为负数。AR值在高管减持公告日前20天逐渐增加，到减持公告日前一天达到最大，为5.47%；之后，AR值开始逐渐减小，到减持公告日后的第20个交易日，变为显著的-3.42%，一直到减持公告日20天后AR值虽然仍然为负数，但统计上变得不再显著。

研究发现，不管是增持样本组还是减持样本组，两组样本公告日的市场反应都是积极的，而且公告日市场反应也可以归结为事项的事后反应，因此，笔者将窗口划分为（-30，-1）、（-20，-1）、（-10，-1）、（-5，-1）、（0，5）、（0，10）、（0，20）和（0，30），以进一步对比研究两组样本的ACAR值表现（如表2所示）。笔者发现，从高管增持样本来看，高管增持公告日前20天开始ACAR值就显著为负数，直到公告日开始ACAR值才开始转为正数，公告日前ACAR（-5，-1）值达到-5.22%，而ACAR（0，5）达到7.15%，此后逐渐回落。从高管减持样本来看，高管减持前30天开始ACAR值就开始转为正数，到减持公告消息ACAR仍然为正数，公告日前ACAR（-5，-1）值达到5.79%，公告日第二天开始才逐渐转为负数，ACAR（0，5）达到-3.78%，之后逐渐回升。

通过对比不同时间窗口的ACAR值表现，发现，无论选择哪个时间窗口，高管增持上市公司的ACAR值在增持公告前均显著小于0，而在增持公告日和公告日后均显著大于0，说明高管在增持过程中获得了超常收益。而高管减持上市公司的ACAR值在减持公告日前均显著大于0，而在减持公告日和公告日后均显著小于0，说明高管在减持过程中也获得了超常收益。

通过上述研究，笔者发现：一是高管增持上市公司在增持前20个交易日内的平均累计超额收益（ACAR值）显著为负，在高管增持后30个交易日内的平均累计超额收益（ACAR值）显著为正；二是高管减持上市公司在减持前30个交易日内的平均累计超额收益（ACAR值）显著为正，在减持后30个交易日内的平均累计超额收益（ACAR值）显著为负。假设1得到验证。

（二）高管增减持上市公司的操控性应计利润

Healy和Wahlen（1999）认为“盈余管理发生在管理人员运用职业判断编制财务报告和通过规划交易以变更财务报告时，旨在误导那些以公司的经营业绩为基础的利益关系人的决策或者影响那些以会计报告数字为基础的契约的后果。”对于盈余管理的衡量方法有很多，主要有：应计利润总额法、应计利润分离法、盈余分布法和具体项目应计法，比较常用的方法是应计利润分离法。应计利润分离法的模型主要有：Jones模型；修正的Jones模型；行业模型；截面Jones模型；截面修正的Jones模型。Guay、Kothari和Watts（1996）分别运用上述模型检验盈余管理与审计意见之间的关系，检验结果表明只有Jones模型和截面修正的Jones模型能更好地揭示非操控性应计利润，从而有效地识别盈余管理行为。借鉴Guay、Kothari和Watts（1996）等学者的研究，采用截面修正的Jones模型作为检验高管在增、减持过程中是否存在盈余管理行为。截面修正的Jones模型如下：

TAijp/Aij，p-1=α（1/Aij，p-1）+β1jp（ΔREVijp/Aij，p-1）+β2jp

（PPEijp/Aij，p-1）+εijp

其中，Aij，p-1为公司i第t年初的总资产的账面价值；TAijp为公司i第t年末的总应计，即净利润与经营现金流量的差；ΔREVijp为公司i第t年相对于上年的营业收入的增量；PPEijp为公司i第t年末固定资产的原值；εijp为随机扰动项。

将样本数据代入到模型中进行回归，得到模型参数的估计值α、β1jp、β2jp，将估计参数带入模型后，得到实际总应计利润与预期总应计利润之间的差额作为操控性应计利润的衡量指标。

本文共建立了三个计量模型来检验高管在增减持股票过程中是否存在盈余管理行为。模型（1）和（2）用来检验高管持股变动的短期市场反应，被解释变量分别为CAR（-30，-1）值和CAR（0，30）值，模型（3）的被解释变量为操控性应计利润（DA），用来检验高管增持或减持股票过程中是否存在盈余管理。建立模型①如下：

CAR（-30，-1）=α+β1X1+β2X2+β3Lev+β4LnSize+β5ROE+β6IND+β7YEAR+ε （1）

CAR（0，30）=α+β1X1+β2X2+β3Lev+β4LnSize

+β5ROE+β6IND+β7YEAR+ε （2）

DA=α+β1X1+β2X2+β3Lev+β4LnSize+β5ROE

+β6IND+β7YEAR+ε （3）

模型中变量定义如下：ACAR（-30，-1）为高管增、减持上市公司从公告日前第30个交易日到前一日的累计超额报酬率；X1为虚拟变量，当高管增持时为1，否则为0；X2为虚拟变量，当高管减持时为1，否则为0；Lev为控制变量，资产负债率=上市公司的负债总额/资产总额；LnSize为控制变量，表示公司规模，以资产总额的自然对数计量；ROE为控制变量，净资产收益率=净利润/股东权益；IND为虚拟变量，表示样本公司所属的WIND二级行业；YEAR表示高管持股变动年份；CAR（0，30）为高管增、减持上市公司从公告日起到第30个交易日止的累计超额报酬率。笔者将借鉴截面修正的Jones模型计算的操控性应计利润作为因变量，用DA表示操控性应计利润。

对全部样本的主要变量进行描述性统计，其结果如表3所示。

从表3可以看出：我国高管持股变动上市公司在持股变动前30个交易日的累计报酬率平均值为0.0997，标准偏差为0.1754，最小值为-0.4987，最大值为0.6875；持股变动公告日及后30个交易日的累计报酬率平均值为-0.1601，标准偏差为0.2349，最小值为-0.6142，最大值为0.5489，累计报酬率水平总体上差异较大，反映上市公司盈余操纵程度的指标DA的均值为0.018，并且在1%水平下具有显著性，说明我国上市公司高管在持股变动过程中普遍存在盈余管理的现象。X1的均值为0.3054，X2的均值为0.6946，两者都在1%水平下具有显著性。

在对模型进行多元回归分析之前，对变量之间是否存在多重共线性进行了检验，发现各变量之间不存在严重多重共线性问题，各变量可以同时放进模型进行回归。运用OLS回归方法对模型（1）、（2）和（3）进行估计的结果如表4所示。

模型（1）的回归结果显示，在控制了其他变量的条件下，X1的系数为-0.060，X2的系数为0.312，两者均在1%的水平下显著，说明高管在增持前有负向的盈余管理行为，在减持前有正向的盈余管理行为，其他控制变量与被解释变量之间的关系不具有统计上的显著性。模型（2）的回归结果显示，在控制了其他变量的条件下，X1的系数为0.469，X2的系数为-0.043，两者均在1%的水平下显著，说明高管在增持后有正向的盈余管理行为，在减持后有负向的盈余管理行为，其他控制变量与被解释变量之间的相关关系不显著。模型（3）检验了高管增持或减持过程中是否真的进行盈余管理，X1的系数为-0.041，X2的系数为0.061，两者均在1%的水平下显著。这一方面说明高管在增持股票过程中，会通过对会计政策的选择进行负向的盈余管理，从而降低其增持成本，提高增持收益；另一方面说明高管为了减持公司股票会进行正向的盈余管理，从而获得更高的减持收益，假设1进一步得到验证。控制变量中企业规模与操控性应计利润显著负相关，净资产收益率与操控性应计利润显著正相关，这与现有文献的研究结果相同。为了进一步验证上述研究结论的可靠性，我们控制了行业变量，将因变量替换为不同窗口的CAR值进行了多次回归，发现上述研究结论仍然成立，又增加了高管持股变动的年度变量，上述结论依然成立。

（三）高管增减持上市公司的重大信息披露

由于高管在增、减持过程中均获得了较高的超常收益，有理由怀疑，高管在持股变动过程中存在某些影响上市公司股价波动的盈余管理行为。众所周知，高管是上市公司信息的内部控制人和知情人，他们有动机也有能力对公司的重要信息披露施加影响甚至直接操纵公司的信息披露。比如，高管欲增持上市公司股票时可提前披露坏消息，以此压低股价，或延迟披露好消息，从而最大限度地获得增持后股价上升给其带来的超额收益；减持则相反。通过手工搜集数据的方式搜集了高管增减持前后30个交易日的重大信息披露内容，并对信息进行了整理和分类。笔者将信息主要划分为以下几类：一是并购重组类：主要涉及高管持股变动公司的资产重组和资产转让等；二是财务报告类：主要涉及高管持股变动公司相关财务报告的信息；三是盈余预告类：主要涉及高管持股变动公司业绩快报和业绩预告的信息；四是其他类：主要涉及高管持股变动公司的高管变更、生产经营方面的重大事项、关联交易、再融资、担保事项、违规事项和诉讼事项等信息。从表5可以看出，在高管持股变动前后的30个交易日内，被高管增、减持股份的上市公司总共披露了897条重大信息，其中：并购重组类信息193条，财务报告类信息238条，盈余预告类信息212条，其他信息254条。

进一步将重大信息披露分为好消息与坏消息，目前学术界对于上市公司信息披露的好坏消息的判断标准尚未统一。我们对于不同类型信息好坏的分类标准如下：一是并购重组类：如果是重大重组意向、重组最新进展或重组成功的消息为好消息，反之为坏消息；二是财务报告类：如果财务业绩同比或环比增长的消息为好消息，反之为坏消息；三是盈余预告类：盈余预告同比或环比增长的消息为好消息，反之为坏消息；四是其他类：由于其他类信息种类较多，难以一一区分消息的好坏，笔者参考了Givoly & Palmon（1985）和吴育辉、吴世农（2010）的研究，用信息披露当日公司股票价格的市场反应作为消息好坏的判断标准。将高管持股变动公告日前后30日内（除并购重组、财务报告和盈余预告类信息之外）信息披露当日上市公司的股票价格涨跌幅度与市场指数涨跌幅度进行比较，如果上市公司的股票价格涨幅大于市场指数涨幅2%以上或上市公司的股票价格跌幅小于市场指数跌幅2%，就称之为好消息；反之，如果上市公司的股票价格涨幅小于市场指数涨幅2%以上或上市公司的股票价格跌幅大于市场指数跌幅2%以上，称之为坏消息。

从表5还可以看出，总体而言，坏消息数量比好消息数量多，好消息为310个，坏消息为587个，占比分别为35%和65%。主要是由于高管减持样本数多于增持样本数，而对于减持的样本而言，涉及到公司业绩的财务报告信息、盈余预告信息以及公司融资和担保等方面的坏消息数量明显多于好消息的数量，而高管减持的动因又恰恰与这些坏消息有关。

笔者进一步将高管持股变动上市公司增、减持公告日前后30个交易日内的信息披露情况（主要指好消息和坏消息）与增、减持公告时间进行对比分析，发现：第一，对于高管增持样本而言，好消息为243个，坏消息为67个，好消息占增持样本的78%，说明310家高管增持的公司样本中，绝大部分是伴随着好消息的，只是在披露的好消息中又有57%（138个样本）是在增持公告日后公布的，43%（105个样本）是在增持公告日前披露的；而在披露的坏消息中有63%（42个样本）是在增持公告日前披露的，37%（25个样本）是增持公告日后披露的。第二，对于高管减持样本而言，好消息为207个，坏消息为380个，坏消息占减持样本的65%，说明1 088家高管减持的公司样本中，绝大部分是伴随着坏消息的。不过在披露的坏消息中又有53%（200个样本）是在减持公告日后公布的，47%（180个样本）是在减持公告日前披露的；而在披露的好消息中有54%（112个样本）是在减持公告日前披露的，46%（95个样本）是在减持公告日后披露的。这一结果初步表明，高管在增、减持股票过程中存在盈余管理行为，即高管在增持上市公司股票过程中，倾向于在增持前坏消息，以阻止股价上升，而在增持后好消息，以刺激股价上涨，从而最大限度地获得增持收益。反之，高管在减持股票过程中，倾向于在减持前好消息，刺激股价上扬，以便以较高的价格减持手中股票，而将坏消息延迟到减持后，从而最大限度地获得减持收益。故假设2得到验证。

五、研究结论

本文利用2006—2011年高管持股变动的上市公司为样本，研究高管增减持股票过程中是否存在盈余管理行为。研究发现：第一，高管增持上市公司股票在增持公告日存在显著的负累计超常收益率，而高管减持上市公司股票在减持公告日前存在显著的正累计超常收益率；第二，高管增持上市公司倾向于提前披露坏消息，或延迟披露好消息，而高管减持上市公司则倾向于提前披露好消息，或延迟披露坏消息；第三，高管在增持股票过程中存在显著的正操控性应计利润，而在减持股票过程中存在显著的负操控性应计利润。本文的研究结果证实了在高管增减持股票过程中，确实存在高管通过操纵上市公司信息披露和会计政策而进行盈余管理的行为，从而侵害了其他利益相关者的利益。这一研究结论能够为证券监管部门制定高管政策提供有益的思路和经验证据。

【主要参考文献】

[1] 蔡宁，魏明海.“大小非”减持中的盈余管理[J].审计研究，2009（2）.

[2] 李远勤，刘艳萍.股权结构与自愿性信息披露——来自深市国有上市公司的经验证据[J].统计与决策，2006（20）.