征信公司盈利模式范文第1篇

创业板市场经过十年的风雨酝酿，终于在2009年正式交易运转。创业板市场为我国中小企业和高科技企业提供了融资渠道，也为风险投资提供了退出渠道，使投资的风险分散化，从而为我国风险投资业的发展提供了保障，使高科技投资良性循环发展。但另一方面创业板市场中的中小企业有着浓厚的家族色彩，使其公司治理结构存在独特之处。

同时，其也存在一定的不足之处，家族式经营管理容易使得创业板上市公司出现一股独大现象，对会计信息质量产生一定的影响。目前一些研究认为，创业板上市公司在发行过程中，盈余管理行为普遍存在，这不仅使公司的经营风险加大、公司业绩下降，而且损害了公司的价值（张艳，2012）。究其原因，主要是公司治理结构未得到相应的完善化，而在上市公司中董事会又是公司治理结构中重要的影响因素。因此本文从理论角度对创业板上市公司董事会特征、盈余管理现状进行了分析，将董事会量化即选择一些显著的董事会特征来进行分析，具体剖析各个特征对盈余管理的影响，并最终得出本文的研究结论。

2 董事会特征与盈余管理理论分析

2.1 董事会特征相关概念

创业板上市公司由股东大会、董事会、管理层的三级治理结构组成，而董事会在其中起到中心作用，是创业板上市公司治理的核心。董事会特征是对董事会进行定量描述的指标，是指董事会领导权结构、董事会规模、独立董事比例、董事会会议、董事会次级委员会设置、董事会构成以及董事会成员持股等等能够对董事会做数量描述的变量。在一些文献研究中又将董事会特征归纳为：董事会行为特征、结构特征、人文特征和激励特征。为体现一定的逻辑性，在此，本文只阐述具有代表性的董事会特征变量，具体内容如下：

2.1.1 独立董事比例

独立董事比例即在公司内部董事会中，企业中独立董事的人数占董事会总人数的比例。独立董事是指在董事会中保持中立态度，与公司股东不存在密切联系，在公司只担任董事职务，其他任何职务均不担任，同公司管理层没有重大的业务往来，公司内部管理层不会制约其工作，对公司事务进行独立决策的董事。因此独立董事相对于其他董事来说，具备很强的独立性，可以有效监督董事会以及公司管理层。

2.1.2 董事会规模

董事会规模是指公司董事会里董事成员数量总和，包括董事长、名誉董事长、副董事长、董事以及独立董事等。我国《公司法》规定，股份有限公司的董事会人数为5―19人。董事会成员人数少，董事会规模越小；反之，成员人数多董事会规模大。由聚源数据库公开的董事会构成数据可知，356家上市公司董事会人数平均为8.46人，而其中董事会规模普遍集中于7-10人，占比达80%以上，董事会规模偏大。不同的公司，董事会规模大小影响情况不一样。例如董事会规模大，董事会人数较多，对于一项决策，董事人数越多所提出的意见也越多，意见不一的情况更容易出现，使公司的某项决策产生分歧，使得董事会难以形成一致的意见，反而降低了公司的决策效率。相反，董事会人数过少，虽然有利于董事会灵活运转，相应的协调性与组织性也有所提高，但是董事会内部董事的经验和专业知识缺乏，不利于董事会决策的科学性。综上所述，董事会规模不宜过大或过小，保持适当的人数比例最佳。

2.1.3 董事会激励

董事会激励主要表现为董事会薪酬激励与股权激励。董事会股权激励是指通过给予董事会成员一定的股份，使其努力加强自身监督检查的责任，推动公司股价的上涨，从而有利于实现自身利益，当董事会成员的经济利益与公司发展有密切联系时，持股董事则会精心经营，同时对管理层的行为也会加强监管，防止管理层损害股东们的利益。2007年1250家上市公司公布了“自查报告和整改计划”，根据归纳整理的上市公司的董事会特征，发现我国上市公司董事会持股比例较低。而与其他上市公司不同的是，创业板上市公司的董事会持股比例却比较高。董事会薪酬激励是一种直接的激励手段，是指通过给予董事会成员一定的薪酬奖金，使其努力实现目标，在实现过程中，加强监督检查职责，合理的薪酬结构能有效激励董事为公司事务尽职尽责。

2.2 盈余管理相关概念

自上世纪80年代开始，盈余管理在西方经济与管理学术界掀起了研究热潮，成为了西方当代实证会计研究的重点之一。Wiiliam.R.Scott在《财务会计理论》一书中指出，所谓盈余管理就是在公认会计原则（GAAP）允许的范围内，运用会计政策来实现管理者利益或者公司市场价值最大化，以此达到对公司会计盈余的调整并最终保护自己的利益，这也是会计政策选择具有经济后果的一种具体体现。

2.3 创业板上市公司相关概念

创业板市场（GrowthEnterpriseMarket，GEM）又称二板市场，在主板市场发展到一定规模和达到相当成熟度后，创业板才出现，是多层次资本市场的一种特定组成部分和创新形式。能够为新兴企业以及高速成长科技含量的中小高科技企业提供融资渠道，并且在上市门槛、信息披露等制度方面，与主板市场显著不同。创业板市场的特点是风险高、门槛低、监管严。

3 创业板上市公司董事会特征与盈余管理现状分析

分析我国创业板上市公司董事会特征与盈余管理的关系，我们需要将董事会量化，即选择一些显著的董事会特征来进行分析，具体剖析各个特征对盈余管理的影响。本文拟从以下三点进行具体分析：独立董事会比例、规模、激励特征。

3.1 独立董事比例对盈余管理的影响

黄蜀秋（2013）从聚源数据库整理得到，我国大部分创业板上市公司的独立董事比例在30%左右。但根据统计，在1997年美国标准普尔500家公司的董事会中独立董事比例已达到66.4%。独立董事的存在能够有效地降低上市公司经理层与董事合谋串通的可能性，能够有效地监督与降低上市公司经理层的机会主义行为，从而有效地降低上市公司盈余管理程度。而我国创业板上市公司董事会中独立董事比例相对较低，会计信息质量将得不到保障，管理层进行盈余管理的可能性将增大。

3.2 董事会规模对盈余管理的影响

现有研究对于董事会规模与盈余管理的影响有两种观点，一种认为董事会规模越小，对能够提高企业会计信息质量，有效的降低管理层的盈余管理程度：另一种观点与之相反。但也有研究表明这两者之间关系不明显，祁菲涵（2014）研究表明样本公司董事会规模对会计信息质量的提高不存在显著影响。廖小菲等（2012）认为，要根据公司具体情况保持适当的董事会规模，从而有利于公司会计信息质量的提高。黄蜀秋（2013）从聚源数据库整理得到，我国大部分创业板上市公司董事会规模普遍偏大，规模主要集中在7-10人，这有可能就会出现较大规模的董事会灵活应变的能力较差，且董事们不情愿当面指责经理层的错误做法，长期下去，容易形成董事会与经理层相勾结甚至经理层直接控制董事会的现象，盈余管理难度将增大。

3.3 董事会激励对盈余管理的影响

上市公司采取合理的股东薪酬激励措施，给予董事合理比例的津贴或者薪酬，能够有效地把上市公司股东的利益与董事的利益结合起来，促使董事有效地监督管理经理层，防止与抑制经理层自利行为，从而减少管理层盈余管理的程度。黄蜀秋（2013）从聚源数据库整理得到创业板上市公司董事会持股比例普遍较高，董事会成员持股即是我国上市公司董事会股权激励体制，上市公司实行董事会股权激励体制后，公司的董事会成员会持有一定股份且成为公司股东，这时，上市公司的发展状况便与董事会成员的利益相联系，董事会成员会为了自己的利益与上市公司良好发展状况而努力履行自己的职责。所以，董事会股权激励体制有利于提?{上市公司会计信息质量，控制管理层盈余管理行为。

征信公司盈利模式范文第2篇

关键词：上市公司　会计盈余及时性　公司治理机制

一、引言

上市公司在我国国民经济中的作用日益广泛和重要。上市公司的基本治理原则是股东价值最大化，由于股权分散等多种原因而造成的对股东价值最大化的威胁通过一系列复杂的治理机制来缓和。会计信息不能很好反映股东价值相关信息，财务会计系统就不能有效满足董事和股东的治理需要，这样的公司有可能采用替代成本更高的机制以补救财务会计信息的不足。

在现时会计信息有用性相对较低的环境中，公司治理结构会表现出相应的特点，其中“以手投票”的董事会将在其规模大小、内外董事比重和对董事的股权激励等方面表现出便利董事会高成本监督活动的特征；而“以脚投票”的外部股东将会在股东结构和持股比重等方面表现出尽可能使自身利益得以维护的特点。本文的假设是：董事对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息有用性是倒数关系，外部股东对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息有用性是正比关系；会计系统信息有用性的重要决定因素是它们解释股权价值现时变化的程度；以高成本监督活动为特点的特殊治理结构是股东和董事对高成本信息收集和处理需求的反映。

二、文献简述

本文的研究与关于公司在财务会计系统提供信息受到限制的环境中，管理激励合约将倾向替代使用非财务会计计量方法的证据是一致的(Bushman et a1．，1996；and htter et a1．，1997)。在思想上也与关于当会计披露质量恶化时，资本市场的参与者将替代使用高成本私人信息收集方式相一致(e．g．Verrecchia，1982)。低劣的会计信息可能增加对替代信息机制的需求，如财务中介的私人信息收集和管理者的自愿披露。在另外一些相关文献中，研究发现跨国间的所有权集中与一国会计披露的程度负相关(LaPorta，Lopez-de-Silanes，Shleiferand Vishny，1998)。也有研究断定会计实务的国际差别内生于对解决管理者与其他利益相关者之间信息不对称的需要。证明盈余报告的及时性在普通法国家比较高，如在美国，公司治理结构倾向于管理者与其他利益相关者之间更加分离(Ball，Kothari and Robin，2000)。

在国内的相关实证分析文献中，研究我国证券市场效率的相对较多，关于会计信息有用性与公司治理的研究较少。刘立国(2003)等在研究公司治理与会计信息质量关系时发现，第一，上市公司法人股比例越高、流通股比例越低，公司越有可能发生财务报告舞弊行为，当上市公司第一大股东为国有资产监督管理局时，公司更可能发生财务报告舞弊行为；第二，执行董事、内部董事在董事会中的比例越高，公司越有可能发生财务报告舞弊行为；第三，发生财务报告舞弊的公司通常有一个更大规模的监事会。

本文研究的重点在于一个公司财务信息系统的特征是治理机制选择的决定因素，现有大部分关于治理机制内生选择的研究，更多的是探讨与公司道德风险问题的敏感性或规模相关因素的作用，或探讨与监督管理者难度有关因素的作用(Demsetz and Lehn．1985；Smith and Watts，1999；Himmelberg，et a1．，1999)。这些研究将公司信息系统的特征作为不可观察的给定因素，笔者试图明确地把握信息系统反映价值增进行为和活动的能力在公司间的差别，并且指出这些不同与治理机制选择的不同是联系在一起的。除了考查股权结构等问题外，还考查与董事会组成有关以及与外部股东以股权激励有关的治理机制因素。本文以会计盈余作为分析中心，是基于会计盈余在资本市场环境中作为公司和管理绩效总体测量的基础性作用。在治理环境中，盈余有用性在于它包含关于公司现时活动和结果对股权价值影响的信息。本文考虑的盈余信息特征是其及时性，即Ball，Kothari，and Robin(2000)定义的：现时盈余包含现时经济成果或价值相关信息的程度。

三、变量定义、样本与数据

(一)盈余及时性指标　本文选用盈余及时性指标来测量公司现时盈余捕捉到股东价值变化全部现时信息的程度。考虑到单独一个指标不能捕捉到所有及时性特征，提出专门指标，以反映公司年度盈余捕捉到当年置留在股票价格中的全部信息。由于每个指标各有优劣，其基本及时性指标是专门指标的综合。前两个指标是以2004年以前至少八年的年度盈余与同时期股票总回报率之间的回归为基础的：

其中EARN，是给定公司在第t年的基础盈余，定义为例外项目、非连续经营和特殊项目之前的盈余，除以年初该公司净资产市场价值。RETt是t年末的股票总回报率。NEG是哑变量，如果RETt是负数则NEG为1，否则NEG为0。第一个盈余及时性指标是表示消息反映到公司盈余上的速度的b1。预期在盈余及时性存在严重问题而使价值增长活动和结果在盈余中推迟确认的公司中b1的数值低。第二个指标是公式(1)中R2。公式(1)中的R2是盈余捕捉反映在股票收益中的信息滞后性的减函数。预期盈余及时性存在严重问题而使价值增长活动和结果在盈余中推迟确认的公司中R2的数值低。第三个指标是(式2)中R2：

EARNt和RETt的定义与前面相同，EARNt-1是在t-1年的基础盈余。与(式1)不同的是(式2)中允许股票价格随盈余双向变动。(式2)中R2解释为当年年度盈余水平及其变化反映股东价值相关信息的程度。预期(式2)中的R2是盈余捕捉反映在股票收益中的信息滞后性的减函数。用EQUI_R2表示(式1)中的R2，用EQU2_R2表示(式2)中的R2。用EQUI_SLOPE表示(式1)中的b1，本文在以上三个变量的基础上构成了盈余及时性综合变量EARN TIMELY，它是三个分变量的对数百分化后的合计值，该变量值越大说明盈余及时性越好。

(二)指标变量描述 (1)董事会的组成变量。Fama(1980)和Famaand Jensen(1983)认为，董事会监督管理者的效果是内外董事结合产生的功能，最佳的董事会应该由内外两类董事组成：内部董事的优点是其对公司专门活动竞争环境的深入知识；外部董

事的优点在于其独立性和监督技巧；还认为董事会作为监督机制的效果可以由外部董事的作用得到增强。笔者认为，那些会计信息对估计现时管理和公司绩效几乎没有作用的公司董事会组成，要便利于收集、分享和处理更多替代性信息资源。董事会组成提出如下假设：第一，公司盈余及时性低的情况下，董事会规模会比较小，以方便快速和密集的信息分享和处理；第二，由于内部董事有对公司专门活动和竞争环境的深入知识，公司盈余及时性低的情况下董事会中内部董事的比例将较高，外部独立董事比例较低；第三，公司盈余及时性低的情况下，董事会中专家董事的作用会比较突出，此时专家董事的比重会较高；第四，在盈余及时性低的公司中持有股份的董事人数会相对更多，因为当董事持有股份时，股权激励有利于使他们以股东的利益为出发点履行其管理和监督的职责。公司董事会组成变量：第一是董事会组成规模变量DIR#，是每一个公司董事会总人数；第二是独立董事的比重变量％OUTDIR，是公司独立董事的数量除以该公司董事会总人数的值；第三个是内部董事比重变量％INDIR，是公司内部董事人数除以该公司董事会总人数的值；第四个是专家董事比重变量％EXPERTDIR，是公司董事会中专家董事人数除以该公司董事会总人数的值；第五个是董事会中持股董事人数比重％SHAREHOLD-DIR，是公司董事会中持有股份的董事人数除以该公司董事会总人数的值。(2)外部人持股变量。我们认为，盈余及时性越低，外部股东持股集中度越低作为对高成本监督的反映，也就是所谓外部股东“搭便车”而“用脚投票”假说。这种预测基于Demsetz and Lehn(1985)的观点，假设股权集中至少部分上是由高成本的股东监督利益内生决定的。其基本理论是持有少量股份的股东没有激励去从事高成本的监督活动。因为小股东这样做要承受全部成本，但只能分享一小部分监督收益；相反，如果潜在的监督利益大，持有大量股份的股东有相对强的激励从事高成本的监督活动。这是因为大股东可以从高成本监督活动的收益中获得较大比例利益。我国上市公司国家股“一股独大”是普遍现象，在这样的前提下，持有少量股份的股东没有激励去从事高成本的监督活动，只会采取减少股份持有量以便利“用脚投票”的方式保护自身利益。外部股东持股集中度变量第一个是法人股比例％CORPORATE，是公司中法人股占该公司总股本的比重；第二个是流通股比例％CIRCULATE，是公司中已流通股份占总股本比例；第三个是户均持有流通A股数#SHARE-A，是公司中流通A股数除以A股总户数；第四个是股东持股比例％SHARE，是公司中平均每一股东持股百分比。

(三)控制变量在公司治理截面数据回归模型中，我们引入了相关控制变量，一是股票BETA系数，用以控制公司的不确定性或离散性；二是净资产市场(MV)，用以控制公司规模。提出这两个控制变量是受Demsetz and Lehn(1985)的启示，他们提出证据表明这两个变量与所有权集中度显著相关。此外，我们提出保值增值率(RATE-BZ)，用以控制公司的成长性；公司国家股比重(％STATE)，用以控制我国上市公司股权结构中“一股独大”现象的影响。

(四)样本和数据本文中全部数据取自聚源数据库和巨灵数据库中在深圳和上海证券交易所上市交易的所有行业上市公司的相关数据。这些数据包括：样本公司从1997年一2004年间年度会计盈余和股票总回报率数据；样本公司2004年末董事会人数、独立董事人数、内部董事人数、董事会中专家董事人数、董事会中持股董事人数；样本公司2004年末法人股比重、公司流通股比重、户均持流通A股股数、股东持股百分比等数据；2004年末样本公司股票BETA系数、净资产市场价值(MV)、公司保值增值率(RATE-BZ)、国家股比重(％STATE)等数据。由于部分公司数据不完整，最终选取的样本公司数为657家。(表1)简要列示了样本公司相关变量的统计属性，包括了会计盈余及时性的变量、公司治理相关变量，以及控制变量的情况。

四、研究设计及结果分析

(一)会计盈余及时性个别变量、综合变量和公司治理相关变量相关性(表2)列示了会计盈余及时性个别变量及综合变量的PEARSON和SPEARMAN相关情况。会计信息及时性综合变量(EARN_TIMELY)是由三个独立的会计信息及时性变量结构而成，会计信息及时性综合变量与三个独立的会计盈余及时性变量之间的PEARSON相关性为正，且都具有在1％水平的统计显著性。这表明会计盈余及时性综合变量(EARN_TIMELY)抓住了三个独立及时性变量的本质。

(二)模型设计及回归结果保值增值率、净资产市场价值、股票BETA系数、国家股比重等四个控制变量，采用截面数据最小二乘法回归分析公司治理变量与会计盈余及时性变量之间的相关性。基本假设是会计，信息反映公司现时经营活动和股东价值能力较差的公司，其公司治理机制将会更多地依靠高成本的方式。基本模型是：

(表3)列示了会计盈余及时性综合变量(EARN_TIMELY)与公司董事会结构相关变量的回归检验结果。会计盈余及时性与公司董事会规模变量、独立董事人数比重是正相关。这与本文的假设是一致的，会计盈余信息治理功能较差时，为加强对公司的控制，董事会的规模会较小，独立董事人数较少而对公司内部董事人数相对较多。公司会计信息及时性综合变量与其他董事结构变量内部董事人数比重、董事会中专家董事人数比重、持股董事人数比重是显著负相关的。这也与本文的假设相一致，公司会计盈余及时性较低时，内部董事、专家董事、持有股份的董事人数会相对较多。

(表4)列示了会计信息及时性综合变量(EARN_TIMELY)与公司外部股东持股集中度相关变量的回归检验结果。结果显示会计盈余及时性与公司流通股比重、法人股比重、户均持有流通A股数量、股东持股百分比正相关。其中，后两个变量通过的显著性检验，而前两个变量的显著性没有通过检验。这与本文的假设基本相一致，在目前我国上市公司国家股“一股独大”现象比较普遍，存在问题也相当严重的条件下，当公司会计信息不能满足需要时，外部法人股东会选择“用脚投票”方式，选择减少股份持有量的决策。股市投机性强，股票投资换手率高的事实也从另一侧面说明了这一点。法人股比重变量之所以没有通过显著性检验可能是由于样本中没有区分出国有法人和其他法人。同样会计信息及时性与公司流通股比重是正相关，但也没有通过显著性检验的原因还需要进一步研究。

五、结论与启示

征信公司盈利模式范文第3篇

随着《国家应对气候变化规划（2014―2020年）》和《国家适应气候变化总体战略》等政策的出台，碳披露、碳排放、碳交易等内容已经发展到国家战略的高度，特别是碳排放作为约束性指标已纳入“十二五”规划，碳指标作为一种衡量标准，影响着国家政策的制定及绩效的考核。企业作为应对气候变化的主体，在低碳产品、绿色供应链管理和碳盘查等方面均有涉足。许多企业已经意识到由气候变化而引发的相关政策法规的调整会给企业带来风险，这种风险是现阶段许多企业应对气候变化的主要动力，也是许多企业进行碳信息披露的主要原因。那什么因素会促使企业披露碳信息，具有什么特征的企业会披露碳信息来规避环境风险呢？

目前，碳信息披露属于企业自愿披露的行为，国家并没有对碳信息披露形式、内容及途径等方面做相关的规定，碳信息披露的价值、作用及意义还有待进一步的研究。本文的研究可以使企业利益相关者更好地了解我国碳信息披露的现状、碳信息披露的价值及影响因素，便于企业管理者进行低碳管理及节能减排工作的有效开展;便于投资者了解企业环境风险和机遇，以便做出“绿色投资”;有利于政府监管部门更好地建立碳排放权交易平台，充分发挥碳交易在资本市场上的资源配置作用，促进我国低碳经济的发展及节能减排目标的实现。

二、文献回顾与研究假设

通过对已有研究成果及研究理论的分析，本文将从股权特征、公司财务结构特征、业绩特征及市场特征四个方面研究公司特征与碳信息披露水平的关系。股权特征用股权性质衡量;公司财务结构特征主要包括：公司规模、财务杠杆、资产结构;业绩特征主要包括：盈利能力、成长能力、流动性;市场特征的衡量指标是会计师事务所规模。

（一）公司股权特征与碳信息披露水平。霍少博（2014）通过实证研究发现国有企业比非国有企业碳信息披露水平更高。相对于非国有企业，国有企业控制着国家的主要经济命脉，掌握着重要的资源，是国家政策的主要执行者，其行为受控于国家，其经营行为要符合国家政策。因此，国有企业会积极响应国家发展低碳经济的号召，严格执行国家节能减排任务，积极披露碳排放等相关信息。据此，提出以下假设：

假设1：相对于非国有企业，国有企业的碳信息披露水平更高。

（二）公司财务结构特征与碳信息披露水平。

1.沈洪涛的研究指出企业规模与社会责任信息披露正相关。一般来说，企业规模越大，股东人数越多，信息需求的差异化越大，在低碳经济和可持续发展的背景下，政府监管机构、媒体、环保组织、社会公众对大公司节能减排及碳信息披露等环境信息的关注比小公司要多，为降低碳信息披露不足给公司带来的不利影响，大公司会积极披露碳排放等相关信息。据此，提出以下假设：

假设2：公司规模与企业碳信息披露水平正相关。

2.就财务杠杆与碳信息披露水平的关系而言，Matsumura et al.以2011年CDP数据为研究样本，发现财务风险与碳信息披露水平正相关。公司财务杠杆越高，银行等债权人需要企业披露与环境相关的“绿色信息”，以便了解企业经营的环境风险，预测未来收回贷款的可能性，减少信息的不对称。因此，财务杠杆越高，企业会更积极主动地披露碳相关的信息。据此，提出以下假设：

假设3：财务杠杆与企业碳信息披露水平正相关。

3.从委托理论角度分析，固定资产比率越高，企业需要购买新资产的机会越少，人通过职权侵占公司资产或谋取额外利益的机会变少，委托人监督成本越小，需要披露的公司信息也越少。因此，提出以下假设：

假设4：资产结构与企业碳信息披露水平负相关。

（三）公司业绩特征与碳信息披露水平。

1.从信号理论的角度分析，盈利能力较好的企业为了与盈利能力较差的企业相区别，会更加积极地披露企业信息。事实上只有盈利能力较好的企业才有更多的财力去承担更多的信息披露。本文认为公司盈利能力越好，说明人积极地履行自己的职责，为企业创造了更高的企业价值。为获得更高的报酬，人会通过信息披露来传递其履行的职能及付出的努力。因此，提出以下假设：

假设5：盈利能力与企业碳信息披露水平正相关。

2.企业周期理论认为，每个企业都会经历起步、成长、成熟和衰退的发展过程，处于成长期的企业需要继续扩大企业规模和市场占有率才能向成熟期迈进。而规模的扩大、市场的开拓都需要大量的资金，为吸引投资者投资，企业会树立良好的企业形象，规避环境风险，积极披露环境相关的信息。据此，提出以下假设：

假设6：成长能力与碳信息披露水平正相关。

3.流动能力强，意味着企业流动资金充足，需要外部筹集的资金比较少，来自外部的压力比较小，企业花费额外的资金来披露详细的碳信息的主动性及积极性不高。因此，提出以下假设：

假设7：流动能力越强，企业碳信息披露水平越低。

（四）公司市场特征与碳信息披露水平。相对于非“四大”会计师事务所，“四大”会计师事务所的信誉度、独立性及职业能力更好，信息披露得更加规范、严格、详细，因此，聘请“四大”会计师事务所的企业，碳信息披露水平更高。据此，提出以下假设：

假设8：会计师事务所规模与碳信息披露水平正相关。

三、研究设计

本文选取2012―2014年沪市A股制造企业的数据为样本，剔除数据缺失的样本和ST公司，最后得到133个样本。实证研究的数据主要来源于巨潮资讯网、国泰安数据库。本文利用SPSS 21.0和Excel 2013对数据进行分析和统计。

被解释变量为碳信息披露水平的衡量（CDI）。本文采用内容分析法，通过对样本企业年报、社会责任报告、环境报告披露的内容进行分析，参照碳信息披露项目、气候披露准则理事会、气候风险披露倡议等国际组织对碳信息内容的鉴定，参考我国学者关于碳信息内容及框架的研究，从五个方面对碳信息披露水平进行衡量，主要包括：碳信息排放机遇、风险，企业碳排放量，企业碳减排目标，企业碳减排措施与绩效，其他。定性披露得1分，定量披露得2分，不披露得0分。单个企业碳信息披露水平的得分是五个方面加总，最终的得分范围为0―10分。解释变量的指标主要包括股权性质、公司规模、财务杠杆、资产结构、盈利能力、成长能力、流动性以及会计师事务所规模。调节变量为行业，根据王建明（2008）的研究发现，相对于非重污染行业，我国重污染行业的环境信息披露水平更高。因此，本文把重污染行业设为1，非重污染行业设为0。变量定义如表1所示。

CDI=α0+α1OP+α2SIZE +α3LEV+α4FR+α5ROA+α6GROW+α7LR+α8AUD+Indus+μ

其中α0代表常数，αi代表解释变量的回归系数，i取1―8，Indus为控制变量，μ为随机干扰项。

四、实证结果与分析

（一）变量的描述性分析。从表2的分析结果可以看出：因变量碳信息披露指数（CDI）的均值为3.95，标准差为1.906，说明我国碳信息披露水平不高;股权性质的均值为0.65，说明样本中有65%的企业属于国有企业;固定资产的均值为0.3769，说明样本企业固定资产在总资产中的比重不高;净资产回报率的均值为-0.0901，说明样本企业总体的盈利能力不足;会计师事务所规模的均值为0.09，说明样本企业中聘请“四大”会计师事务所的比较少，大部分企业聘请国内的会计师事务所。

（二）相关性分析。通过下页表3可以看出，上市公司碳信息披露指数与股权性质、公司规模、财务杠杆、资产结构、行业性质显著正相关;与流动性显著负相关;盈利能力、成长能力及会计师事务所规模与碳信息披露水平的关系不显著。

（三）线性回归分析。如表4所示，模型中有5个解释变量通过了显著性检验，3个没有通过显著性检验。（1）有三个变量与假设相一致且显著，其中，股权性质、公司规模与碳信息披露水平在5%的水平上显著正相关，通过假设1和假设2，说明国有企业和大公司更愿意披露碳相关的信息;流动性与碳信息披露在5%的水平上显著负相关，通过假设7，说明流动性越好的企业披露水平越低。（2）有两个变量与假设不一致但显著，检验结果显示资产结构与碳信息披露水平显著正相关，说明固定资产比率越高，是制造业企业的可能性越大，而制造业是碳排放的大户，受国家环保部门的监管越严，碳信息披露水平越高;会计师事务所规模与碳信息披露水平显著负相关，由于“四大”会计师事务所独立性较好、专业能力强、信誉度高，审计结果的可信度较高，只有经营较好的企业才会聘请“四大”会计师事务所，企业并不需要花费额外的资金披露相关的碳信息以增加企业报告的可信度。因此，会计师事务所规模越大，碳信息披露水平越低。其他变量如财务杠杆、盈利能力、成长能力没有通过显著性检验。拟合优度R2为0.312、说明回归模型的相关性一般，对于社会类的回归分析，只要R2大于0.1，其模型的解释变量能力就可以被接受。方差膨胀因子VIF最大值为1.737，当0

五、结论与启示

征信公司盈利模式范文第4篇

作为公司，在投资者选择公司融资条件下，只有采取比例a的收益必然要大于不融资时的收益，才是有利的决策。即满足条件：（式略），通过数学分析知：当投资者比较相信企业的盈利能力时，愿意接受较低的股权比例a，反之，则会索要较高的股权比例a。作为企业要为无法使投资者相信其高盈利能力付出一定的代价。而作投资者的投资决策应该进一步修正后验概率q=p（π=H|a）的大小，以降低投资决策的风险。

q=p（π=H|a）进一步分析由博弈分析得知，投资者的最优决策依赖于对公司先验概率的修正，即对q=p（π=H|a）值大小的修正。投资者必须对公司传递的信息质量特征进行分析，才能得出正确决策。如果q的值大，说明公司的高盈利特征可信度高，信息投资者就接受公司较低的股权比例a；如果q的较小，说明公司的高盈利特征可信度低，这时投资者的投资的风险增大。作为投资应该如何修正q的值呢？主要是对公司进行财务分析。作为潜在的投资者对公司的了解只有通过公开的财务信息，这种信息只是一种通用的财务信息，根据2006年《企业会计准则———基本准则》第44条，“财务会计报告是指企业对外提供的反映企业某一特定日期的财务状况和某一会计期间的经营成果、现金流量等会计信息的文件。”另外“，财务会计报告包括会计报表及其附注和其他应当在财务会计报告中披露的相关信息和资料。会计报表至少应当包括资产负债表、利润表、现金流量表等报表。”[2]对这些公开信息进一步分析，才能有助于投资者的投资决策。1.财务定性分析。融资公司的财务报表只是反映公司经营活动的结果，无法完全体现公司成长的原因，这样需要投资都进一步分析。企业的生产经营活动面临复杂多变的环境，而有些因素无法用数值直接表现出来。投资者要能够正确分析公司面临宏观经济环境、国家产业政策，及行业的成长空间以及公司战略、竞争优势和核心竞争力、发展创新能力等因素。另外，还要分析公司管理层的素质、诚信度、管理状况，甚至于企业文化等非财务因素。这些因素与公司日常生产经营关系密切，有可能使公司陷入财务危机。因此，我们要充分重视定性分析，这样才能准确地评价企业和揭示其存在的问题，减少决策失误。2.盈利能力指标分析。融资公司向投资者传递的信息是高质量的盈利能力，作为投资者应该理性思考，主要通过分析公司盈利能力财务指标来判断其信息可信度高低。公司获取利润的能力，是投资者最关心和重视的一个分析指标。

以上指标都充分体现公司有很强的盈利能力，则说明公司传递的高盈利信息特征可信度高，值得投资者投资。综合财务指标分析。从孤立盈利能力指标分析还不能完全确信公司的信息的可信度就高。为了深入分析融资公司的整体状况，需要综合考察公司的财务指标。其中，最有效的方法就是杜邦财务分析体系，该方是美国杜邦（dupont）公司在20世纪20年代首创。它是用来考察企业整体财务状况和经营成果的一种分析方法。因篇幅的限制，从股东权益报酬率出发，只列出其中三级指标。股东权益报酬率=净利润÷平均股东权益=（净利润÷平均资产总额）×（平均资产总额÷平均股东权益）=总资产报酬率×平均权益乘数（1）总资产报酬率=净利润÷平均资产总额=（净利润÷主营业务收入）×（主营业务收入÷平均资产总额）=主营业务净利率×总资产报酬率（2）由（1）、（2）得：股东权益报酬率=主营业务净利率×总资产报酬率×平均权益乘数（3）从上述关系式中，揭示了几组重要关系后，还可以进一步往下层层分解，将企业的诸多方面包含进去，形成一综合的指标分析体系。将企业的盈利能力、营运能力、风险与偿债能力等都联系在一起，涉及企业营业规模与成本费用水平及资产、负债和股东权益规模与结构等，全面系统地反映出企业整体的财务状况和经营成果，并揭示系统中各个因素的相互关联；还可进行纵向和横向比较，通过与同行业平均水平或竞争对手的比较，可以洞悉企业的综合财务状况在整个行业中的水平以及竞争对手相比的强弱，通过与企业以往各期比较，可以看出综合财务状况的变动态势。这样就可以准确分析公司传递的信号质量的高低，从而判断q值的大小。结论在此不完信息动态博弈模型下，投资者的是后行动的。只要在（式略）条件下，就能使不同的融资公司采用同样的的行动a，投资者要投资，依赖于后验概率是q=p（π=H|a）的判断，而对q的大小分析还要通过不同的融资公司公开的信息进行深入分析才能得到正确的q值，而不是盲目地相信融资传递的信号。只有在对其信息深入分析后，能够提高q=p（π=H|a）的值，这时投资者才值去投资，否则就要放弃。

作者：卢建华 单位：阿坝师范高等专科学校

征信公司盈利模式范文第5篇

关键词： 董事会治理；管理者过度自信；盈余管理

中图分类号：F272 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2014）24-0152-03

0 引言

以前的财务理论如MM理论、权衡理论、信息不对称理论等都认为管理者是理性的、同质的，不会影响公司的各种决策。然而“理性人”的假设越来越不能解释现实中的经济问题。鉴于此，行为财务理论便应运而生，认为人们在判断和决策时会受到自身知识、情感、偏好的约束，产生系统性的认知偏差，从而非理性特征得以表现。

大量研究表明董事会治理会影响公司的盈余质量。董事会是公司治理的一个重要组成部分，它承担着对经营管理者提供建议和对其进行监督的基本职责。董事会对财务报表的质量负主要责任，也对盈余管理产生直接影响。同时这种影响又会受到董事会自身的一些特征如董事会的独立性而有所约束。理论认为，董事会相对于管理层的独立性越高，其监管性越强，这种独立性又通常取决于独立董事的比例。（Beasley，1996）[1]、Klein（2002）[2]的研究表明独立董事的比例与盈余管理显著负相关。然而这些研究较少考虑到管理者的行为特征方面，在现实中，管理者存在着非理性的过度自信行为，而且对公司的盈余管理也有影响。

1 理论分析与研究假设

1.1 管理者过度自信与盈余管理

目前盈余管理还没有一个确切的定义，Schipper（1989）、Healy和Walen（1999）[3]、等都对盈余管理进行过界定，虽然定义不相同，但是都强调盈余管理的主体是企业管理者，他们是在会计准则、会计政策和会计估计允许的前提下为了获得自己的私人利益而进行的盈余管理。本文定义盈余管理为：公司管理层为了实现期望的盈余水平并满足自己的利益，通过各种手段和方式对财务报告进行粉饰的机会主义行为。

过度自信在心理学中是一种非常稳健的非理，是过于相信自己能力能够带来成功的一种认知偏差[4]。同时情感心理学的研究认为，自我归因偏差是过度自信表现的动因。管理者由于系统偏差会产生过度自信的非理，从而会对公司的财务决策如投资、融资、并购等政策产生错误的判断，造成自己的利益无法实现或者公司盈利出现状况。管理者出于激励、避免亏损等动因就会通过选择会计手段来对财务报告进行盈余管理，以扭转不利局面，它不可避免地造成企业会计信息的失真。关于管理者过度自信与盈余管理的关系，刘文秀将过度自信分为短期和长期，分析了不同类型的过度自信与盈余管理之间的关系，王阳研究了过度自信和过度乐观下的盈余管理，虽然研究的背景不同，但得出的结论都认为过度自信的管理者更易进行盈余管理，因此本文提出：

假设1：管理者过度自信与盈余管理呈正相关关系，即管理者越过度自信，其进行盈余管理的程度越大。

1.2 董事会治理视角下的管理者过度自信与盈余管理关系研究

独立董事的存在是为了解决委托问题，监督是其主要职能。如果公司的独立董事比例过低，就会降低其监督管理层的效率，其设置就形同虚设，无法对管理者作出的经营决策提出评判，使权利出现失衡局面。随着独立董事比例增加，他们不受公司管理者的影响，处于监督管理层的有利位置，调节着内部管理者和剩余索取权人之间的矛盾，最终约束了管理层的机会主义行为，保护股东的利益。刘立国、杜莹（2003）研究表明，董事会独立性的提高能够减少财务舞弊行为，使会计信息更加透明。张国华、陈方正（2006）[5]的研究表明我国的独立董事制度正发挥着积极的作用，其独立性越高，盈余管理概率越低。同样，Cornett（2009）[6]的研究认为董事会的独立性与公司的利润正相关，与盈余管理负相关。可见董事会的高独立性可以减少财务舞弊的发生，约束着管理者的非理，提高公司的利润。所以本文提出：

假设：与独立性低的上市公司董事会相比，较高独立性的上市公司董事会能降低因管理者过度自信而诱发的盈余管理水平。

2 研究设计

2.1 管理者过度自信

我国上市公司主要由大股东控制，股权相对集中，由此使作为控股股东代表的董事长具有更高的权利，作为公司的最高决策者，其代表股东利益，参与公司的经营决策的权威不可动摇。因此，本文认为董事长的过度自信或许能更好地解释管理者过度自信的非理。

过度自信是一种心理特征，无法直接观察和度量，一般是通过人们的行为特征来间接推断的。本文借鉴姜付秀[7]等的高管薪酬的相对比例来度量管理者过度自信。由于本文的管理者特指董事长，因此我们用“董事长的薪酬/所有高管的薪酬之和”的比例来表示，然后用该比例的中位数作为标准，如果样本公司董事长相对薪酬比例大于该中位数，则说明董事长过度自信，用1表示，反之取0。

2.2 盈余管理的计量方法

目前修正的截面Jones模型得到了国内外的广泛应用。夏立军（2003）、黄梅和夏新平（2009）以及Stubben（2010）等的研究都支持使用修正的截面Jones模型。因此，本文采用修正的截面Jones模型来度量盈余管理。具体计算过程如下：

将（1）式中的各变量算出来后进行回归，得出系数值，带入（2）式求得非操纵性应计利润，最后带入（3）式，即求得DAt，本文以DA的绝对值来度量上市公司盈余管理的程度。其中TAt是第t期总的应计利润，等于净利润减去经营活动产生的现金净流量；At-1是第t-1期的期末总资产；REVt是第t期和第t-1期的主营业务收入差额；RECt是第t期和第t-1期的应收账款差额；PPEt是第t期的固定资产原值；NDAt为第t期的非可操纵性应计利润；DAt为第t期的可操纵性应计利润。

2.3 模型设计

为检验假设，建立如下模型：

3 实证结果与分析

3.1 管理者过度自信与盈余管理的实证分析

结果显示：F值都在1%的水平下显著，说明本文的模型设定总体上是有效的，通过了显著性检验。从表中可以看出，在不考虑控制变量的情况下，管理者过度自信与盈余管理之间在1%的水平下显著为正，模型的调整R2为0.220；加入控制变量后，管理者过度自信与盈余管理仍然在1%的水平下显著为正，模型的调整R2也有所提高，为0.249，表明管理者越过度自信，其越有可能进行盈余管理。证明了假设1。

3.2 董事会治理下的管理者过度自信与盈余管理实证分析

董事会独立性比例平均值为35.725%，中位数为33.330%，最小值为8.7%，最大值为71.4%，标准差为8.2503%。为了检验假设2，我们将样本上市公司独立董事比例从低到高排序，将前33.3%的样本作为低独立性组即董事会治理不完善组，将后33.3%样本作为高独立性组即董事会治理完善组。分组回归结果检验如表2显示，在董事会治理不完善组，管理者过度自信与盈余管理在5%的水平下显著为正；而在董事会治理完善组，管理者过度自信与盈余管理为正关系但是不显著。这说明与独立性低的上市公司董事会相比，较高独立性的上市公司董事会能降低因管理者过度自信而诱发的盈余管理水平。假设2得到了验证。

4 研究结论

本文以2009-2011年沪深两市A股上市公司作为研究样本，考察了管理者过度自信与盈余管理之间的关系，研究了董事会治理下的管理者过度自信与盈余管理间关系的变化。主要的研究结论有：①管理者过度自信与盈余管理呈正相关关系，管理者越过度自信，其进行盈余管理的程度越高。②完善的董事会治理结构会影响管理者过度自信与盈余管理之间的关系即董事会的独立性越高越能降低因管理者过度自信而诱发的盈余管理水平。

参考文献：

[1]Beasley，M.S.Outside Directors and CEO Selection[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis，1996，31（3）：337-355.

[2]Klein，A.Audit Committee， Board of Director Characteristics， and Earnings Management[J]. Journal of Accounting and Economics，2002，33（5）：375-400.

[3]Healy，P.M.，Wahlen，J.M..A Review of the Earnings Management Literature and Its Implication for Standard Setting[J].Accounting Horizons，1999，13（14）：365-383.

[4]饶育蕾，张轮.行为金融学[M].上海：复旦大学出版社，2005：106-107.

[5]张国华，陈方正.我国上市公司盈余管理与董事会特征相关性实证研究[J].技术经济与管理研究，2006（2）：42-44.