公司盈利模式分析范文1

腾讯公司成立于1998年11月，是中国最大的互联网综合服务商。腾讯公司通过免费的即时通讯平台迅速建立起一系列有粘性的用户群，在这个强大的优势下拓展其他互联网增值服务来实现盈利。在这种盈利模式下，腾讯公司业务横跨互联网多个主流细分领域，是目前中国互联网企业中利润最大、市值最高、规模最大、用户最多、雄踞互联网企业首位的公司。

从腾讯公司财务报表可以发现，自2004年上市至2011年，腾讯公司以其卓越的轻资产盈利模式创造了巨大的价值，具体表现在资产负债率较低，平均为23%；总资产周转率每年呈增长趋势；销售净利率逐年增加，总体维持在42%；资产净利率最高达到38%；权益净利率逐年上升，最高达54%；总收入每年都以平均62.3%的增长率快速增长；毛利率也保持着平均65.75%的增长率。但是，自从2012年到2013年，腾讯公司便开始涉足电子商务业务，并且投资兼并具有技术优势或能够扩充开放平台的相关公司，使其盈利模式有所改变，进而影响了资产结构，导致腾讯公司整体财务指标各方面均有不同程度的下滑，具体表现为资产负债率最高增加到了49%；总资产周转率在这三年内逐年降低；销售净利率、资产净利率和权益净利率逐年均有不同程度的降低；总收入增长率和毛利率较之前也下降地较为明显。

二、腾讯公司轻资产盈利模式

1.轻资产盈利模式

轻资产盈利模式，是指企业投入资本较低，周转速度较快，资本收益较高的运营模式。轻资产作为一种有效的商业运营模式，整合资源所获取的价值已远远超过了产品本身（郑石明，2006）。轻资产运营模式本质上是一种企业强大的资源获取、配置、整合以及快速应对市场变化的能力体现（汤谷良、张茹，2012）。本文认为腾讯公司属于魏炜、朱武祥（2010）总结出的企业固定资产和存货占比较低，流动资产尤其是现金储备较多的轻资产企业。

2.腾讯公司轻资产盈利模式下的财务状况

结合腾讯公司2004年至2013年的资产负债表，发现腾讯公司的资产结构，即流动资产占总资产比表现出典型的变化，从2004年到2011年，此比率基本保持在70%上下浮动，但2012、2013年此比率出现较大幅度的下降，均低于50%。

基于对腾讯公司资产结构的前后变化比较，可以看出其在轻资产盈利模式下的财务状况：1.现金储备充裕，近十年来现金储备占总资产的比值在62%上下浮动，2013年现金储备有所下降，主要是腾讯公司以246.85亿元资本购买了长期股权投资和可供出售金融资产。2.腾讯公司在2011年以前，主要提供互联网增值服务，其存货为低价值的消费性礼品，始终控制在占总资产0.5%以下，自2011年以后，腾讯开始从事电子商务业务，存货构成主要为电子商务交易所需商品，其占总资产比较之前有所增加，2013年达到1.3%。3.应收账款占总资产的比例很低，近三年的占比均控制在5%以下；4.固定资产比例较低，2004年至2013年平均固定资产占总资产比例控制在10%左右。

三、腾讯公司盈利模式调整

对腾讯公司近十年的资产结构分析发现，腾讯公司盈利模式正在发生着调整与变化，这与互联网行业激烈的竞争和腾讯公司战略上的调整有着密切的联系。同时也体现出一个互联网企业巨头在日新月异的竞争环境中所面临的巨大挑战。众所周知腾讯公司是互联网行业的巨头，但腾讯的主营业务，互联网增值服务已经出现“天花板”效应，腾讯必须要寻求新的盈利模式来增加利润。

腾讯公司盈利模式在逐渐向多元化方向发展，通过资产结构分布可以看出，腾讯公司盈利模式在2011年到2013年进行的调整主要表现在两方面；第一是电子商务；第二是投资兼并。腾讯公司2012年开展电子商务业务，从公司的财务报告得知，其成本在2012年和2013年分别为41.93亿元和92.39亿元，但这两年毛利率仅为5.5%，这也是导致腾讯公司近两年总收入增长率和毛利率下降的主要原因。从2010年起腾讯公司加大了投资兼并的力度，先后收购部分与网络游戏、网上旅游、软件开发、电子商务、影视传媒、搜索引擎等有关的技术优势企业的股份发展多元化产业，以增强其竞争力。

公司盈利模式分析范文2

关键词：投资性房地产 成本计量 公允价值计量 盈余管理

一、研究背景和意义

我国《企业会计准则》规定上市公司可以对投资性房地产运用成本计量模式或公允价值计量模式进行后续计量。而不同的后续计量模式对盈余管理的影响大为不同，这一问题已引起我国会计理论界和实务界的普遍关注。

目前，我国相关学者对投资性房地产后续计量模式与盈余管理的研究主要采用了规范研究法，并且提出了以下主要观点：近年来房价的上涨导致采用公允价值计量模式的企业大幅提升了投资性房地产的账面价值，净利润不断上涨。公允价值计量模式对房地产企业的影响主要表现为加剧了利润的波动；在公允价值计量模式下，投资性房地产不计提折旧与摊销，冲抵了企业的费用，增加了企业的利润。由于我国对投资性房地产公允价值计量模式与盈余管理这一问题的实证研究较少，本文在对我国大部分上市公司仍对投资性房地产运用成本模式计量的原因，成本计量模式对盈余管理的影响进行分析的基础上，通过实证研究法，研究了上市公司投资性房地产运用公允价值计量模式对盈余管理的影响。

二、投资性房地产后续计量模式在我国上市公司的选择及运用

（一）上市公司投资性房地产后续计量模式选择的基本现状

虽然我国会计准则规定持有投资性房地产的上市公司进行后续计量时，可以选择成本计量模式或公允价值计量模式，但我国绝大多数持有投资性房地产的上市公司依旧采用成本计量模式进行后续计量。

从表1可以看出，在所有持有投资性房地产的上市公司中，96.28%以上的上市公司仍旧采取成本计量模式对投资性房地产进行后续计量。

（二）大部分上市公司运用成本计量模式的原因分析

分析近年来我国大部分上市公司选择成本计量模式的原因，主要有以下几点：

1.投资性房地产成本计量模式运用过程相对简单。应用成本计量模式，只需在取得投资性房地产的初始成本之后，定期对其计提折旧或摊销，发生减值损失对其计提减值准备，定期确认租金收入等。而公允价值计量模式，要求取得每一项投资性房地产的公允价值，一旦有一项投资性房地产的公允价值无法取得，就无法运用公允价值计量模式；并且成本计量模式无需依据市场交易价格的变化情况对投资性房地产确认其变动损益，运用过程相对简单。

2.成本计量模式符合会计信息的可靠性、真实性要求。虽然随着资本市场的不断发展，股权分散度的不断提高，会计信息的相关性越来越受到重视，股东们会更加关注会计信息是否与其决策相关，但是，在我国目前资本市场发展不健全的情况下，依据我国的具体国情，会计信息的可靠性与真实性仍然受到重视。而成本计量模式具有真实性、可靠性等特点，因此大部分上市公司仍选择成本计量模式作为投资性房地产的后续计量模式。

3.我国投资性房地产会计准则的约束。一方面，我国投资性房地产会计准则对公允价值计量模式的运用条件及前提做出了明确、合理、严格的规定；另一方面，由于我国会计准则规定：对投资性房地产后续计量一旦采取公允价值计量模式，就不能再变更为成本计量模式。一定程度上，这一规定也制约了企业采用公允价值计量模式。由于企业在发展过程中经历不同的阶段，会计政策变更是为企业本身发展的不同阶段服务的，而这一规定使得企业不敢冒风险使用公允价值计量模式，一旦采用，就无法再变更为成本模式，不利于企业根据自身发展状况做出较有弹性的选择。因此，我国大部分上市公司仍旧采取成本计量模式对投资性房地产进行后续计量。

（三）投资性房地产成本计量模式对盈余管理的影响分析

运用成本计量模式对投资性房地产进行后续计量时，由于按期（月）计提折旧和摊销，如有减值现象计提减值准备等，在盈余管理方面，一定程度上起到了抵扣所得税的作用；但是，由于成本计量模式是以投资性房地产的初始成本为基础的，其价值并不随着市场价格的变化而变化，不具有动态性和及时性，这使得当市场价格高于初始成本价格时，投资性房地产价格变动带来的损益并不能反映出来，短期内使得盈余降低；当市场价格低于初始成本价格时，成本计量模式使得短期内盈余升高。

成本计量模式与公允价值计量模式相比，对企业盈余管理的影响并不明显。由于公允价值计量模式所确认的价值是随着市场价格的变化而变化的，因此，当企业面临亏损时，如果其所拥有的投资性房地产的公允价值处于上升阶段，那么，其转入本年利润的公允价值变动损益将会提高利润，有可能使企业转亏为盈。相反，如果投资性房地产的市场价格低于其初始成本价格时，企业利润也不可避免受其影响，此时成本计量模式的优势逐渐凸显，不仅对盈余管理的影响不明显，并且也使得企业利润不受投资性房地产市场价格下降的影响，其稳健、可靠、真实的特性也起到了重要的作用。

（四）投资性房地产公允价值计量与盈余管理的实证研究

1.研究假设与模型构建。

（1）研究假设。资产负债表日，投资性房地产公允价值与其账面价值的差额计入公允价值变动损益，以此影响企业利润，因此，分析上市公司是否利用投资性房地产公允价值计量进行盈余管理很有必要；同时，由于公允价值计量对营业外收支的影响广泛，如债务重组、非货币性资产交换、长期股权投资等涉及公允价值变动产生的损益都通过营业外收支影响利润，为了比较上市公司趋于使用投资性房地产公允价值变动损益与营业外收支两者中的哪一种进行盈余管理，有必要分析营业外收支对盈余管理的影响，主要是比较两者分别与因变量回归系数的大小；最后，由于上市公司利润一般主要来源于营业毛利，因此，有必要分析企业主营业务收支差额是否对利润影响显著。

依据上述分析，本文提出的假设如下：

假设1：投资性房地产公允价值变动产生的损益对上市公司的盈余管理影响显著；

假设2：营业外收支对上市公司的盈余管理影响显著；

假设3：营业毛利对上市公司的盈余管理影响显著。

（2）样本选取与数据来源。由于对投资性房地产运用公允价值计量模式进行后续计量的上市公司数量少，2006年只有9家，2007年有18家，2008年为20家，2009年有27家，2010年增加到28家，2011年为27家，数量趋于增加。因此，基于上述现状，本文所选取的样本范围包括：第一，选取A股上市公司2009、2010、2011年对投资性房地产采用公允价值计量模式的上市公司并进行2009-2010年、2010-2011年两个样本区间的对比，共27家上市公司。其中，2010年与2009年相比，增加了金隅股份；2011年与2010年相比，减少了深发展A。第二，剔除ST的上市公司3家。经过筛选，确定24家上市公司作为研究样本。本文所有样本公司的数据均来源于2009年、2010年、2011年年度财务报告。年度财务报告下载来源：新浪财经网（http：//.cn/）。

（3）模型构建。对于盈余管理的实证研究，一般采用多元线性回归法，研究自变量与因变量之间是否具有相关性，一般选择净利润作为因变量，选取可能影响利润的因素作为自变量，建立线性模型并进行分析检验。蒋义宏（1998）提出的多元线性回归模型如下：

ΔNIt=γ0+γ1ΔSt+γ2ΔEXTIt+g

其中ΔNIt是指第t年、第t-1年净利润之差，ΔSt是指第t年、第t-1年主营业务收入之差，ΔEXTIt是指第t年、第t-1年非经常性损益之差。该模型通过线性回归检验ΔS、ΔEXTI的系数是否显著差别于0来验证上市公司是否存在通过非经常性损益进行盈余管理的现象。一般净利润的变动应主要来源于主营业务收入的变动，非经常性损益对净利润的影响较小，因此，ΔS的系数应当显著差别于0，表明主营业务收入对净利润的影响显著；ΔEXTI的系数反映了上市公司是否存在利用非经常性损益进行盈余管理，如果ΔEXTI显著区别于0，则表明上市公司利用了非经常性损益进行盈余管理，反之则不存在这种现象。

基于本文的研究目的，对上述模型进行了修改，修改后的模型为：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+g

其中：Y：Δ净利润/净资产；X1：Δ投资性房地产公允价值变动损益/净资产；X2：Δ营业外收支净额/净资产；X3：Δ营业毛利/净资产

本文选取2009-2010年、2010-2011年两个样本区间进行实证检验。在2009-2010年的实证研究中，Δ净利润为2010年净利润减去2009年净利润，同理自变量中的Δ值均为2009年与2010年的差值；为了消除规模因素的影响，变量均被除以2010年末的净资产额。同理，样本区间2010-2011年的实证检验中，变量也都被除以02011年末的净资产额。变量X1、X2、X3分别对应检验假设1、假设2、假设3。

2.2009-2011年的多元线性回归分析。

（1）2009-2010年的多元线性回归分析。一般情况下，在上市公司不存在利用投资性房地产公允价值变动产生的损益进行盈余管理的情况下，自变量X1、X2应当对因变量Y的影响不显著，X3应当对因变量Y的影响显著；如果上市公司存在利用投资性房地产公允价值变动损益进行盈余管理的情况，则自变量X3对因变量影响显著的情况下，X1、X2对因变量的影响也可能是显著的。

通过运用Excel与SPSS软件，对数据进行整理之后，得出实证分析结果，见表2、表3、表4。

由表2可以得出，模型的R2为0.826，说明模型的拟合程度较好，有较强的解释能力。

观察上述回归结果，F值为31.624，说明模型通过了F检验，模型整体自变量对因变量影响显著。这表明本文所建立的模型是可取的，有较强的解释能力。

在表4中，分别对每个自变量进行了t检验，观察检验结果，可以得出，自变量X3通过了t检验，X1、X2没有通过t检验。在自变量的显著性水平检验中，自变量X1、X2显著性水平高于系统默认值0.05， X3小于系统默认显著性水平，说明X1、X2没有通过显著性水平的检验，X1、X2对因变量影响不显著，X3对因变量的影响是显著的，说明上市公司不存在利用投资性房地产公允价值进行盈余管理的现象，营业外收支对净利润影响不明显；同时，由表4的标准系数可以得出自变量对因变量的影响大小， X3回归系数分别为0.829，表明营业毛利对上市公司净利润的影响大于X1、X2对净利润的影响，说明了上市公司净利润主要来源于营业毛利。

（2）2010-2011年的多元线性回归分析。本文对2010-2011年的实证分析结果，见表5、表6、表7。

由表5可以得出，模型R2为0.569，虽然低于2009-2010年的R2，但其拟合程度较好，说明模型仍具有较强的解释能力。

观察表6的回归结果，可以得出，模型通过了F检验，自变量X1、X2、X3整体联合起来对因变量Y的影响是显著的。

在表7中，分别对自变量进行了t检验，可以看出，自变量X2没有通过t检验；在自变量的显著性检验结果中，自变量X2的显著性水平仍旧高于系统默认值0.05，说明自变量X2没有通过显著性水平检验，X2对因变量的影响不显著，表明营业外收支对净利润影响不明显，上市公司不存在利用营业外收支进行盈余管理的现象；自变量X1、X3均通过了显著性检验，说明其对因变量的影响显著。再看表7中的标准系数，自变量X1的回归系数高于X3的系数，说明在样本区间2010-2011年中，相比营业毛利对净利润的贡献，上市公司更趋于利用投资性房地产公允价值变动产生的损益进行盈余管理；对比2009-2010年的实证研究结果，表明投资性房地产公允价值变动产生的损益对利润的影响趋于加强，其力度超越了营业毛利对利润的影响程度。

三、研究结论

基于上述实证研究，可以接受假设1与假设3，拒绝假设2。即：投资性房地产公允价值变动产生的损益对上市公司的盈余管理影响显著；营业毛利对上市公司的盈余管理影响显著；营业外收支对上市公司的盈余管理影响不显著。研究结果表明：与营业毛利对利润的贡献相比，对投资性房地产采用公允价值计量的上市公司更加趋向于利用投资性房地产公允价值变动产生的损益进行盈余管理。

通过本文的研究分析，由于成本计量模式以自身稳健的特性对盈余管理的影响不明显，而公允价值计量模式对盈余管理影响较大，大部分企业仍旧采取成本计量模式进行后续计量，这表明企业已根据自身发展情况作出了选择，也是企业会计政策变更选择的结果，企业的发展呈现稳健型发展态势。

参考文献：

1.财政部.企业会计准则[M].北京：中国财政经济出版社，2006.

2.张奇峰，张鸣，戴佳君.投资性房地产公允价值计量的财务影响与决定因素：以北辰实业为例[J].会计研究，2011，（8）：22-29.

3.唐东升.公允价值计量对我国投资性房地产的影响分析[J].商业时代，2010，（19）：117.

公司盈利模式分析范文3

关键词:盈利预测;EXCEL;时间序列

中图分类号:F234.2文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)12-0078-03

一、 盈利预测的意义

对企业未来盈利的预测在企业价值估计的理论研究中占据着重要地位。戈登股利价值模型假定企业的价值是未来股利的折现,而预计股利是未来盈利的函数。费希尔模型、资本资产计价模型以企业未来现金流量的现值估计企业价值,但公司未来现金流量的金额、时间分布具有较大的不确定性,所以通常用未来会计收益的预测额来替代。奥尔森模型则通过净剩余的概念直接将企业价值与未来会计收益联系起来。

同时,预测盈利还具有重要的现实意义。对普通股票投资者而言,预见到企业未来盈利变化的方向和幅度,可进行理性投资从而获得丰厚的回报。对证券市场而言,投资者基于盈利预测的理性投资,可实现社会资源更有效地配置,提高资本市场的效率。对企业管理者而言,可更为科学地预期企业所面临的风险和机会,对企业财务做出更好地筹划。

二、盈利预测的方法

投资者取得盈利预测数据的渠道有三个:证券分析师盈利预测、管理层盈利预测与自行预测。

一般地说,证券分析师具有专业优势和信息优势,然而,由于存在众多影响分析师独立性和客观性的因素,分析师受到诱惑或胁迫可能会有偏误的盈利预测。再加上中国证券分析师的盈利预测受到上市公司信息披露的充分性与准确性、证券市场的理性程度、分析师自身素质与分析水平的限制,其盈利预测的准确性一直以来就备受争议。

大量实证研究结果证实管理层盈利预测信息的目的主要是为了调整投资者对公司盈余的预期,并通过信息的披露缓解信息不对称,减少交易成本,降低诉讼成本。当管理当局决定自愿披露预测信息时,会根据自身特征考虑怎样预告、采取何种预告形式等具体信息披露策略来实现公司管理当局盈余预测的意图,这些因素在一定程度上削弱了管理层盈利预测的可信度。

一元时间序列模型作为一种简便有效的盈利预测工具,其预测准确性也较高,是投资者自行预测盈利的较好选择。目前一元时间序列模型存在基于季度盈利数据与年度盈利数据进行预测两种选择,有研究表明利用前者得到的盈利预测结果比利用后者预测的结果更加准确。运用一元时间序列模型进行预测,需要对数据进行统计分析,专业统计软件对一般投资者来说过于复杂,而Excel是目前应用最广泛的电子表格软件,它具有强大的数据组织、计算、分析和统计功能,且操作简便易行,因此,基于季度盈利数据的一元时间序列模型与Excel的结合是一般投资者进行盈利预测的理想选择。

时间序列分解分析是一元时间序列分析和预测过程中常用的统计方法。该方法假设时间序列是长期趋势、季节变动、循环变动及随机变动综合影响的结果,其构成模式有加法模式和乘法模式两种,本文以乘法模式为例进行分析。将时间序列进行因素分解,首先可采用移动平均法计算季节指数,然后进行季节变动消除季节因素影响,再以消除季节影响以后的数据计算长期趋势,最后进行盈利预测。

三、盈利预测的Excel实现

本文预测以上市公司(000022)深赤湾A季度净利润数据为例。上市公司的季度报告始于2002年,考虑到2007年开始实行新会计准则,盈利数据出现了结构性变化,故仅选取了2002―2006年的数据,同时,为检测预测效果,数据被分为了两个部分:2002―2005年的实际数据用于预测2006年各季度的盈利,2006年实际数据用于与预测值比较以评价预测效果。

1.计算季节指数。1)四季移动平均。在D3单元格填入公式AVERAGE(C2∶C5),然后拖动“填充柄”将公式复制到D4∶D15单元格。2)中心移动平均。在E4单元格填入公式AVERAGE(D3∶D4)并将公式复制到E5∶E15单元格。3)季节指数。在F4单元格填入公式100*C4/E4并将公式复制到F5∶F15单元格。4)同季平均。在G4单元格填入公式AVERAGE(F4,F8,F12)并将公式复制到G5∶G7单元格。5)各季平均。在G11单元格填入公式AVERAGE(F4∶F15)。6)调整后季节指数。在H4单元格填入公式100*G4/$G$11并复制到H5∶H7单元格。

2.消除季节变动。1)填充调整后季节数据。将H4∶H7单元格内的“调整后季节指数”复制到H2∶H17的其他对应季节。2)消除季节变动。在I2单元格内填入公式100*C2/H2并将公式复制到I3∶I17单元格。

3.计算长期趋势。1)截距与斜率。在J19单元格内填入公式INTERCEPT(I2∶I17,B2∶B17)计算截距,在J20单元格填入公式SLOPE(I2∶I17,B2∶B17)计算斜率。2)趋势值。在J2单元格内填入公式$J$19+$J$20*B2并复制公式到J3∶J17单元格。

4.计算循环波动。1)退势。在K2单元格内填入公式100*I2/J2并复制公式到K3∶K17单元格。2)循环波动。在L3单元格内填入公式AVERAGE(K2∶K4)并复制到L4∶L16单元格。3)观察循环波动。选中L3∶L15单元格,选择“插入”菜单的“图表”子菜单,进入图表向导,选择图表类型为“折线图”,根据提示完成循环波动图(见下图)。

5.预测。在H19:H22单元格分别填入第一步计算出来的四个季节的调整后季节指数,然后在C19单元格填入公式($J$19+$J$20*B19)*H19/100并复制公式至C20:C22,即可得到2006年度四个季度的预测值。

四、盈利预测的效果评价

为评价盈利预测效果,每季度开始时,均采用相同的预测方法,用最近20个季度的实际数据对2006年剩余季度进行滚动预测。如第二季度初,采用2002年第二季度至2006年第一季度的20个季度数据预测2006年第二、三、四季度的企业盈利,年度盈利预测值为各季度预测值之和,由第一季度已知,第一季度的预测值用实际值替代。预测精度按 (预测值-实际值)/ 实际值计算。

根据表3中的预测效果可以看出,1)季度预测的近期预测较为精确,远期预测则因时间跨度变大而包含更多的不确定性,误差在逐渐变大。如第一季度初对2006年第一季度的预测误差仅为5.00%,而对第二、三、四季度预测的误差则达到11.57%、20.94%、45.24%。2)对同一季度的预测随时间推移而渐进精确,这是由于更新的时间序列包含了未来发展变化趋势更多的信息,利用这些信息可不断修正预测。如对2006年第四季度的预测,在第一、二、三、四季度初预测时,误差分别为45.24%、44.71%、20.95%、13.81%。3)年度预测渐进精确,这是由于随时间推移,确定性在逐渐增加。2006年度盈利的预测精度从第一季度初的19.09%逐渐达到第四季度初的2.65%,逼近实际。4)从循环波动周期看(如上页图),从2002年第二季度开始进入上升周期,至2005年第二季度达到高点,随后进入下降周期。若本预测模型能进一步考虑循环波动因素,则预测值会适当调低,预测就会更符合实际。

总体来看,采用以上季度盈利预测模型并用Excel来实现,简便易行,预测精度可满足实际工作需要。

参考文献:

[1]钟晓鸣,万小笠.Excel在统计分析中的应用[M].北京:北京科海电子出版社,2009.

公司盈利模式分析范文4

关键词：控股股东　持股比例　盈余管理

一、引言

上市公司控股股东侵害小股东利益的现象时有发生，控股股东的违规行为一直都备受社会各界的广泛关注。从现实情况看，控股股东除了通过直接的违规手段侵害小股东的利益外，还可能通过间接的、更为隐蔽的方式――盈余管理来获取不正当利益。陆建桥(1998)、陈小悦(2000)研究发现，我国上市公司均不同程度存在盈余管理行为。唐宗明、蒋位(2002)研究发现，控股股东盈余管理行为隐藏了上市公司的真实盈余信息和运营效率，加剧了控股股东和投资者之间的信息不对称，误导了外部投资者对公司价值的判断和投资决策，从而造成控股股东对小股东的掠夺和侵害。余明桂、夏新平(2003)认为，控股股东会通过盈余管理攫取控制权收益来侵害小股东的利益。上述学者的研究焦点集中在控股股东与上市公司盈余管理问题上，并将控股股东作为一个整体来研究，而控股股东的持股比例有大小之分，有持股低的，也有持股高的。尽管控股股东持股比例与上市公司显性违规行为方式之间的关联不显著(陈见丽，2007)，但其与隐性盈余管理是否存在关系，本文拟控股股东持股比例不同的上市公司在盈余管理方面的差异性进行检验。

二、样本选择与数据来源

本文选取1999～2005年度深、沪证券交易所公开谴责的212起上市公司案例为研究样本，其中个别上市公司受公开谴责的次数在两次以上(含两次)的，每受谴责一次，就计作一起案例。2004年之前(含2004年)上市公司的财务数据来源于香港理工大学和深圳国泰安公司联合开发的CSMAR2004数据库，2005年的数据则来源于新浪网。统计第一大股东的持股比例时，如果上市公司的前十大股东之间存在关联关系，则将这些有关联股东的持股比例合并计算。如深交所的浙大海纳(000925)、*ST嘉瑞(000156)、合金投资(000633)、赛格三星(000068)和海王生物(000078)的第一大股东持股比例都低于50％，而有关联关系的前十大股东的持股比例合并计算后超过则50％，因而把它们归为“第一大股东持股比例超过50％”这类公司中。数据基本分析使用的是EXCEL软件，描述性统计分析及回归分析使用的统计软件包是SPSS12.0。本文将控股股东持股比例超过50％的上市公司定义为“股权高度集中组”公司，将控股股东持股比例介于30％和50％之间的上市公司定义为“股权集中组”公司，将控股股东持股比例低于30％的上市公司定义为“股权分散组”公司。

三、实证检验

根据Healy和Wahlen(1999)的观点，可以将盈余管理(Earning management)界定为：公司内部人在准则允许的范围内，通过影响财务报告或构建实际交易来对盈余数字进行操纵，以误导公司外部人对于公司潜在业绩的认知，或者对以报告盈余为基础的契约结果施加影响的行为。已有的研究成果表明，我国上市公司的盈余管理现象非常普遍，而且盈余管理的手段也是多种多样的，按其调控项目的不同可分为操纵“线上项目”和操纵“线下项目”两种。其中线下项目指公司从附属的和非持续性的业务活动取得的收入，而线上项目则是从正常经营活动取得的收入。为了使结论更有说服力，本文不仅考察线上项目的盈余管理水平，还把线下项目的盈余管理也纳入研究范围，并采用两种计量方法分别进行检验。

(一)应计利润分析在现行权责发生制的会计模式下，企业净利润实际由经营现金流量和应计利润总额两部分构成，所以，应计利润总额=净利润-经营现金流量。

进行盈余管理实证研究时，关键是在会计盈余(主要是应计利润总额)中分离出哪些是未经人为管理的、哪些是已经人为管理的。应计利润总额可分为操控性应计利润和非操控性应计利润两部分，由于管理者常常通过可操控性应计利润来管理盈余，因此一般以操控性应计利润作为验证盈余管理假设的依据。如果上市公司存在盈余管理行为，则净利润与调节了不可操控性应计利润后的经营活动净现金流量有较大差异，这种差异并非是由应计制和现金制本身的差异所引起的，而是由管理者调节可操控性应计利润所致的。由于不可操控性应计利润和经营活动现金流量一般较为固定，因此，净利润与经营活动现金流量差异的大小可以粗略地反映上市公司的盈余管理程度。当经营净现金流量大于净利润时，则表明公司可能考虑到各年盈余的平滑而虚减了盈余；而若经营净现金流量小于净利润，则可能是公司为利好消息虚增了盈余。在我国现今的上市公司中，后者可能更多一些。因此，本文首先以“应计利润总额”来度量盈余管理程度，然后再以“操控性应计利润”来检验。

应计利润总额分析。为了使不同规模的公司具有可比性，本文以滞后的总资产对应计利润总额进行平减调整，即：剔除不满足公式计算要求的2005年受公开谴责上市公司样本48个，以及其它年份的样本14个，余下有效样本150个(表1)。由(表1)可以看出，均值和中位数的差异值分别为0.077、0.047，均大于零，表明股权分散组公司的“应计利润总额”小于股权高度集中组公司。均值的P值(T检验)为0.104，中位数的P值(T检验)为0.051，表明股权分散组公司的盈余管理程度与股权高度集中组公司的差异在5％的水平下不显著。

操纵性应计利润分析。本文选择扩展的Jones模型(廖理等，2005)度量操控性应计利润，扩展的Jones模型是假设相同年份相同行业的非操纵性应计项比例相似，采用分行业分年度的横截面的修正Jones模型来估计操纵性应计利润，并且通过加入滞后流动应计利润来控制前期应计利润的反转。具体模型为：

其中，CA为流动资产的变化，CASH为现金及现金等价物净增加额，CL为流动负债合计的变化，STD为负债合计的变化，ITP为应交税金的变化，DEPR为累计折旧。

通过分年度分行业进行回归，每年每个行业的非操纵性应计利润是回归式(1)的估计项。每个公司的盈余管理的度量――操纵性应计利润是回归(1)的残差项，即总的应计利润与估计的非操纵性应计利润之差。

本文选取样本数据时进行了如下剔除：第一，由于1999年公开谴责的样本只有1家，2000年公开谴责的样本只有5家，样本量太少，不具有代表性，故予以剔除；第二，由于金融类公司具有特殊的资产负债结构与经营现金流特征，应计利润与其他类型公司存在明显差异，因此剔除了1家金融类受公开谴责公司(安信信托600816)；第三，为了保证研究结果的可靠性，还剔除了缺乏足够数据对模型中参数进行有效估计的28家公司。因而最后得到有效样本178个，使用的数据是上市公司受公开谴责前一年的财务数据。-

分析计算结果见(表2)。从(表2)可以看出，均值和中位数的差异值分别为0.127、-0.075，均小于零，表明股权分散组公司的“操控性应计利润”大于股权高度集中组公司。均值的P值(T检验)为0.543，中位数的P值(T检验)为0.301，表明股权分散组公司的盈余管理程度与股权高度集中组公司的差异在5％的水平下不显著。

(二)线下项目分析本文采用非经常性损益指标来度量以线下项目操控的盈余管理。所谓非经常性损益，是指公司正常经营以外的、一次性或偶发性损益，主要包括补贴收入、各项减值准备的转回、资产处置损益等。相对于经常性损益，非经常性损益具有一次性、偶发性和不确定性的特点，投资者无法或很难通过分析非经常性损益来预测企业未来的发展前景。特别在我国，法律法规对上市公司的监管主要是以上市公司在会计年度内的净利润为指标的，因此，非经常性损益的高低必将影响上市公司最终是盈利还是亏损。尤其对于亏损的上市公司或即将面临退市的上市公司来说，扭亏为盈是公司的目标，但这类公司经常性项目利润操纵的空间比较小，非经常性损益就成为其进行盈余管理的主要手段，而往往地方政府及关联方也会给以支持。

从上市公司利润构成来看，利润总额和净利润除受主营业务影响外，还受三项费用、其他业务利润、投资收益、补贴收入、营业外收支净额等多项因素的影响，而后几项正是上市公司盈余管理的主要渠道，也是非经常性损益的主阵营。借鉴Haw等(1998)的研究成果，线下项目包括：来自短期投资和长期投资的利得或损失以及其他的线下项目，如来自销售资产的利润或从政府取得的补贴等。因此，本文以投资收益、补贴收入及营业外收支净额三项非经常性损益来度量盈余管理，并以股东权益对变量进行调整，即：

剔除不满足计算公式要求的2005年公开谴责样本48个及其它年度的样本14个，余下有效样本150个(表3)。由(表3)可以看出，均值和中位数的差异值分别为0.084、0.001，均大于零，表明股权分散组公司的“非经常性损益率”小于股权高度集中组公司。均值的P值(T检验)为0.558，中位数的P值(T检验)为0.464，表明股权分散组公司的盈余管理程度与股权高度集中组公司的差异在5％的水平下不显著。

公司盈利模式分析范文5

【关键词】寿险公司 利润路径 承保利润 投资收益

利润路径的选择问题一直是困扰我国寿险公司经营和发展的重大问题。保险经济学认为，在初级市场中，利润来源于保费收入，保费中扣除保险事故发生的经济补偿给付额和各项费用之外即为公司所得的相关利润；然而，在成熟市场中，保险经营中的资金流量包括了保费收入、赔款支出和投资收入三部分，其中保费收入和投资收入均为资金流入项，成为寿险公司利润的两大来源，也就是本文中提及的承保利润和投资收益。

一、承保利润和投资收益的关系

现代保险业的发展实践表明，寿险公司的主营业务已发展成为由承保业务和投资业务两部分组成的综合性业务。因而理论上来讲，承保业务和投资业务都是寿险公司的主营业务。但现实经营活动中，寿险公司承保业务的利润值却常常为负，部分公司的利润主要来源为投资收益，用投资收益弥补承保上的亏损。总之，承保利润和投资收益始终是寿险公司的主要利润路径。

在保险公司利润路径的选择上，一直存在着两种理论。一种是基于山的沉稳内涵而定义的“山派”理论，该理论主张保险公司更应将稳健经营视为其经营过程中的关键所在，提倡互助精神和共同分担，因而强调保险是一种责任分担机制，公司利润应主要来源于承保利润。此外，另一种则被称作“海派”理论，主张保险公司的利润主要来源于对公司资金的有效运用上，而将承保业务看作其资本投资筹集资金的融资过程，该理论较前“山派”理论明显多了几分随意性，而并不再强调常规上稳健的承保业务。

基于以上理论，我认为，我国寿险公司的盈利来源应是以上两种学派的结合体，既不能忽视承保业务这一基本业务所带来的盈利，也不可懈怠了投资业务的实施。两者应共同作用于保险公司的经营利润上。

二、我国寿险公司营业亏损严重

随着各家寿险公司新一年年报的陆续公开，本文以我国66家寿险公司的2012年年报为数据参考文献，通过对各家公司在2012年的经营状况和盈利水平的统计分析，并结合各家公司的注册资本以及总资产和保证金的数量，旨在对比分析其公司规模对寿险公司利润路径的选择有无直接影响。由于少数几家寿险公司的年报尚未公布，以及刚成立公司暂无年报，该样本可能并非包含了全部所有家寿险公司的情况，但排除这少数几种情况后，该样本仍可代表我国所有寿险公司整体的利润经营情况，并不会受到以上少数几家寿险公司的限制。

（一）中资寿险公司的盈利状况

本文共选取了41家中资寿险公司，统计结果表明：其中有12家寿险公司在刚刚过去的2012年中盈利，该比例仅为29.27%，也就是说，其余多于70%的中资寿险公司在该年中分别实现了不同程度的亏损。下表为在2012年中获得盈利的12家寿险公司的盈利情况及公司规模以及该年中的承保状况。

表1 2012年实现盈利的中资寿险公司的基本信息统计

从上表可以看出，在12家实现了营业利润的公司中，仅有安邦人寿一家中资寿险公司同时实现了承保利润为正，其余11家寿险公司虽然获取了营业上的些许盈利，却依旧没能在承保上获利，正是因为它们的投资业务给公司带来的收益，才弥补了承保业务上的亏损，因而总体营业利润为正，承保利润却都为负。

41家中资寿险公司中，仅有安邦人寿一家实现了2012年度的承保盈利，有包括泰康、国寿、平安、生命人寿等在内的11家公司虽实现了营业上的总体盈利，却没能实现承保盈利；而其余的29家中资寿险公司则在投资收益上没能弥补承保上的亏损，因而总的营业利润亦为负。

安邦作为一家承保利润及营业利润均为正值的中资寿险公司，若仔细观察其各项具体盈利值的话，我们很容易发现：安邦的营业利润在这12家实现了寿险公司中最小的总盈利，而从其投资收益上来看，该投资收益更是远远小于其余11家公司，然而，与众不同的在于安邦是唯一一家在承保业务上实现盈利的公司，这点需引起注意。

（二）外资寿险公司的盈利状况

本文共选取了25家外资寿险公司进行了统计分析，结果表明：其中仅有9家公司实现了总体盈利，而这9家公司中只有招商信诺人寿保险公司一家同时实现其承保利润为正，其余8家外资寿险公司的投资收益却未能弥补了承保业务上的亏损。

表2 2012年实现盈利的外资寿险公司的基本信息统计

从上表可看出：招商信诺人寿保险公司在2012一年中分别实现了11669万元的投资收益和6471万元的承保利润，从而获取了18140万元的利润。从营业利润值的大小来看，招商信诺在外资寿险公司中的盈利总额并未排到前三位，但其却是唯一一家实现了承保业务盈利的公司。更需引起我们注意的是，招商信诺的注册资本量在这9家寿险公司中为最小，如此小规模的公司竟可实现这么理想的盈利水平是值得其余各寿险公司学习和借鉴的。

三、不同规模公司的盈利路径选择

寿险公司的规模可通过两类指标来实现，首先是其注册资本量，一个公司的注册资本是公司的登记机关登记注册的资本额，也叫法定资本，它代表着公司法人财产权，因而也反映着该公司的经营规模；其次是寿险公司的保费收入量，寿险的承保业务作为其主营业务，公司的保费业务收入是衡量其规模的又一个指标。本文中选择注册资本量作为衡量各公司规模大小的标准，并分别对我国的中资和外资寿险公司进行分析。

（一）不同规模的中资寿险公司的盈利路径

按照寿险公司的不同注册资本量，对以上41家寿险公司进行分类。该41家公司的注册资本量分布于3亿元至338亿元之间不等，在此，若将其分为几个区间，各个区间的公司家数如下：

表3 按规模划分的中资寿险公司盈利状况

由此可见，从各区间盈利公司的占比值来看，很显然，越大规模的公司中，盈利占比越高。也就是说，公司的规模越大，其总体上盈利的可能性相对越高一些。但结合上部分的具体数据来说，总体盈利却并不是代表着其承保业务也盈利，而绝大多数公司只是其投资收益弥补了承包上的亏损。

（二）不同规模的外资寿险公司的盈利路径

按照注册资本值，对我国25家外资寿险公司进行分类。相比于中资寿险公司来说，外资公司的规模一般较小。据统计，该25家公司的注册资本量分布于2亿元至37亿元之间不等，在此，若将其分为几个区间，各个区间的公司家数分布如下：

表4 按规模划分的外资寿险公司盈利状况

该占比数值分布规律与上表保持一致：规模较大的公司中实现盈利的公司家数较多。将各公司的具体盈利情况（即绝大多数公司的承保利润为负的情形）考虑在内，这意味着大规模的寿险公司虽然和其他小公司一样在承包业务上是亏损的，但其投资收益可将该承保亏损弥补，从而实现总利润为正。而小公司显然没有这种优势，由于受到规模上的限制，其投资收益远不及承保亏损的量，因而总的营业利润依然为负。

四、国外寿险公司的利润路径选择

由于不同地区的承保状况和投资收益状况各不相同，各个国家的寿险公司盈利状况也参差不齐，但鉴于营业利润总是来自于承保利润和投资收益两个方面，我们对国外寿险公司的利润途径进行了解，通过分析从而对我国寿险公司的路径选择有所借鉴。

据统计资料显示，北美的寿险公司中，其承保利润几乎全部是负数，而欧洲保险业则与北美有所不同，欧洲寿险承保业务的利润较好，与此同时我们还发现亚洲保险公司由于受日本保险业低迷的影响其承保利润也普遍较差，至于日、韩以及台湾地区寿险公司的一片欣欣向荣的景象，关键在于这些公司在资金运用上取得了较好的业绩，弥补了承保业务的亏损，而承保利润较差的北美地区也是这种情况。

中国寿险公司在资金运用上并没有显著的优势，其承保业绩也并非骄人，致使其总体盈利状况不佳。鉴于资金运用情况并不理想，也许各中外资寿险公司都应向着本职的承保业务方向努力。

五、结论及建议

作为营业利润中的一部分，承保业务对中外各个保险公司的经营业绩均起着不可忽视的作用。在现阶段，承保利润应成为我国寿险公司的主要利润路径。即使在投资业务相对发达的地区，也有相当一批保险公司靠着其自身较高的承保利润获取更高水平的盈利。从当前我国寿险公司普遍亏损的角度来看，实现起码的不盈不亏甚至些许的盈利是各寿险公司努力的方向，何况是在金融市场依旧不够成熟、保险公司资金运用能力相对较低、市场风险较大的现阶段尤其如此，各寿险公司的重点应放在我们相对熟悉和擅长的承保业务上，而不是把投资业务作为重点，尽管它是一部分发达国家获取利润来源的主要途径。

通过对各规模寿险公司的盈利状况分析，我们发现，规模较大的寿险公司通常可以实现较高的投资收益，且能够更进一步的弥补其承保业务上的亏损，因而我国寿险公司中，可以实现整体上盈利的公司多集中于大规模的寿险公司。因而，对于规模小的公司来讲，应更加注重其承保业务，提高承保质量，认真核保，做好其本职的承保工作是其盈利的重要方式。而大规模寿险公司的承保业务亏损尽管可以从较高的投资收益中得以弥补，但注重其承保业务，实现承保盈利又何尝不是增加公司总利润的好方法，而相对于较小规模寿险公司来讲，较高的规模使其在投资上具有较大的优势，理应好好把握。总之，寿险公司的业绩应由保费与投资的双轮驱动模式得以体现，不可只重视一方而忽视另一方，尤其是作为保险公司基础工作的承保业务。

注释

{1}这里的占比指的是盈利公司家数占该区间公司总家数的比例。

参考文献

[1]祝向军.我国保险公司盈利模式的发展演化与未来选择[J].保险研究，2010，2.

[2]王钢.寿险公司投资业务对公司价值影响研究[M].硕士学位论文.

[3]杨超.承保利润、投资收益需双轮驱动，21世纪经济报道[J].2009（11）.

[4]张辉，苗丽霞.正确认识承保利润和投资收益的关系，中国保险报[J].2004（11）.

[5]陈之楚，马庆强.保险公司利润路径实证研究[J].保险研究，2007（9）.

公司盈利模式分析范文6

    (一)研究方法综观现有的盈余管理计量方面的相关文献,盈余管理的实证计量方法主要包括三种类型:应计利润分离法、具体应计利润法以及盈余分布法。盈余分布法通过分析确定企业可能实施盈余管理的阈值点,然后检验阈值处密度函数光滑或连续性来判断企业是否在阈值点实施盈余管理。在上市公司的管理层实施收购时,管理层会利用资本市场中的信息不对称和会计监管制度的不完备性实施盈余管理,由于各家实施MBO的上市公司盈余水平存在显着差异,因此,很难合理确定一个阈值点以检验上市公司管理层是否实施盈余管理。特定项目应计法适合特定行业的某一项或一组应计项目。而实施MBO的上市公司涉及多个行业,并且需对可能实施盈余管理的多个应计项目进行分析检验。因此本文的实证研究不适合采用盈余分步法和特定项目应计法。本文采用应计利润分离法进行实证研究。应计利润分离法采用模型将应计利润分离为可操纵应计利润(DiscretionaryAccruals,DA)和不可操纵应计利润(Non—DiscretionaryAccruals,NDA),并用可操纵应计利润来衡量盈余管理的大小和程度。Kaplan(1985)指出会计中权责发生制的本质是应计利润(非操控性应计利润)会随着经济环境的变化而改变,因此在对非操纵性应计利润的计量中应考虑经济环境的改变对企业应计利润产生的影响。在利用应计利润分离方研究盈余管理的模型中,只有琼斯模型及其衍生的模型明确地将经济环境改变引入到对非操纵性应计利润的估计中。

    Dechow,Sloan&Sweeny(1995)、Guay,Kothari&Watts(1996)、Thomas(2000)等对应计利润分离法相关模型进行实证分析表明,琼斯模型和修正的琼斯模型的实证研究结果相对较为可靠。而陆建桥(1999)、陈小悦、肖星和过晓燕(2000)、夏立军(2003)的研究则证明,在中国证券市场上,琼斯模型和修正的琼斯模型同样较为适用。考虑到中国上市公司普遍存在盈余管理的行为李清(2008)、吴连生(2007)、王婷等2009、张雷2009,而琼斯模型假设销售收入不会**纵的可能性较低,因此,本文采用修正的琼斯模型对上市公司管理层收购的盈余管理进行分析。修正的琼斯模型如下:TA=NI一CFO(1)式中,TA。表示应计利润总额,NI表示净利润,CFO.表示经营活动现金净流量。这三个指标均为经过第t—l期期末总资产调整后的第t期数值。TA产l(1/A_1)+仅2l(AREV.一AREC)/A『-1j+3(PPECAl_1)(2);NDA=仅1(I/A1)+2l(AREV一AREC.)/A_1j+3(PPE/A}-1)(3);DA.=TA一NDA(4)式中,NDA表示经过第t一1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计利润,DA表示经过第t一1期期末总资产调整后的第t期的操控性应计利润,AREV。表示第溯和第t一1期的收入差额;AREC。表示第t期和第t一1期的应收账款的差额;PPE表示第t期期末的固定资产价值;A表示第t一1期期末总资产;、:、0【表示公司特征参数,可以运用估计期各项数值进行回归取得。根据修正的琼斯模型,本文先采用配对公司的相关数据通过式2估计参数d、Q、仅,,然后将估计出的参数带人式3,采用样本公司相关数据计算出样本公司的非操纵性应计利润(NDA),最后通过式4计算实施MBO的上市公司在管理层收购当年及前后各2年的操控性应计利润(DA)。

    (二)样本选取和数据来源本文的研究对象为上海和深圳证券交易所自2000年至2007年期间实施管理层收购的上市公司。本文主要研究上市公司管理层在实施MBO前后是否对上市公司进行盈余管理行为,因此,样本选取遵循如下原则:

    (1)本文所研究的管理层收购是指实施收购后,管理层对上市公司具有实际的控制权,或能够对上市公司的生产运营产生重大影响,而带有股权激励性质的管理层持股的上市公司。

    (2)本文以股权收购协议签署的时间作为实证研究中管理层收购的时间。上市公司转让价格已经确定,并且转让价款一般也已支付,管理层实际上已经获得了对上市公司的控制权,并且获得政府批准,因此,本文以股权转让协议的签署日作为管理层实施收购的时间。

    (3)本文所研究的管理层收购剔除由于上市公司原大股东减持使管理层自动成为上市公司的第一大股东或实际控制人。管理层没有足够的压力或动力在管理层收购前实施“向下”的盈余管理,或在管理层收购后实施“向上”的盈余管理,有可能会影响研究的整体效果。(4)上市公司必须在MBO实施前2年上市交易,并且在MBO实施后2年内控制权没有发生变化;管理层收购完成当年及前、后2年的财务数据必须完整,必须是2008年以前进行MBO的上市公司。不考虑2ooo~之前实施管理层收购的上市公司。因此选取了实施管理层收购的34家样本公司,见表(1)。表(2)显示了实施MBO的上市公司年度及行业分布。可以看出,样本公司的行业分布涉及13个行业,以传统行业为主,并且主要集中在制造业。样本公司实施管理层收购的年度主要集中在2002年和2004年,这是由于在2003年财政部一度暂停对国有上市公司实施管理层进行审批,因此,导致2003年实施管理层收购的数量较少。本文选取配对样本应同时满足以下条件:与样本公司的所属行业相同或相近;与样本公司的资产规模在实施MBO的前一年较为接近;配对样本公司在同一时期没有发生其它重大事项。本文数据来源为上海证券交易所网站、深圳证券交易所网站、中国上市公司资讯网(cnlist.eom)和国泰安数据库(CSMAR数据库)。

    实证检验