對于IPO公司利潤影響要素分析論文
利潤是一個(gè)企業(yè)生存與發(fā)展的基礎，同時(shí)它也是投資者進(jìn)行投資決策的最重要影響因素之一。然而，由于會(huì )計分期假設和權責發(fā)生制的使用決定了某一期間的利潤并不一定意味具有可持續性、利潤帶來(lái)的資源并不一定具有確定的可支配性，利潤的高低也并非一定反映企業(yè)盈利能力的強弱[1]。因此，如果管理者或者投資者僅僅將企業(yè)利潤作為決策的標準，勢必會(huì )加大他們承擔的風(fēng)險，所以不管是管理者還是投資者都越來(lái)越關(guān)注企業(yè)的利潤質(zhì)量。所謂利潤質(zhì)量是指利潤的形成過(guò)程以及利潤結果的情況，體現公司利潤的變現能力，持續性和穩定性[2，3]。高質(zhì)量的利潤能為企業(yè)的發(fā)展提供良好的盈利基礎，同時(shí)也為投資者進(jìn)行投資時(shí)降低風(fēng)險、增加收益提供保障；低質(zhì)量的企業(yè)利潤則可能阻礙企業(yè)的持續發(fā)展，增加投資者的投資風(fēng)險。因此，研究公司利潤的質(zhì)量不僅對公司自身發(fā)展具有重要的指導意義，還對投資者投資具有重要的參考意義。
1文獻綜述
至今為止，國內外學(xué)者從多個(gè)角度對企業(yè)的利潤質(zhì)量進(jìn)行了分析研究。DhaouiAbderrazak，OuidadYousfi（2010）研究了目前的研發(fā)戰略的決定因素和分析對財務(wù)績(jì)效與盈余管理的權力下放的R&D的影響，研究結果表明跨國公司的研發(fā)權力下放，以改善公司的盈利能力，而管理人員的優(yōu)勢，可以得到一些私人和非轉讓的盈余管理而增加的好處[4]。因為產(chǎn)生這樣的結果就會(huì )鼓勵人們分散自己的研發(fā)，以增加盈余管理。MihirA。Desai（2005）認為企業(yè)為了贏(yíng)得資本市場(chǎng)，夸大其盈利水平，往往采取避稅這種方式，表面上提高了企業(yè)的利潤質(zhì)量，卻導致企業(yè)的財務(wù)報告越來(lái)越不值得信賴(lài)[5]。PatriciaM。Dechow等（1995）對美國企業(yè)的實(shí)證分析發(fā)現企業(yè)的經(jīng)營(yíng)現金流量占的比重較高企業(yè)的利潤質(zhì)量較高，組成企業(yè)利潤的應計利潤和經(jīng)營(yíng)現金流量相比，應計利潤的持續性弱于經(jīng)營(yíng)現金流量[6]。陳小林，林昕（2011）認為管理者會(huì )出于不同目的對盈余進(jìn)行管理，近而將盈余管理按屬性分為決策有用性盈余管理和機會(huì )主義盈余管理，審計師將根據不同的盈余管理屬性出具不同的審計意見(jiàn)[1]。郭世輝，崔文姣（2009）則以應收賬款規模、應收賬款周轉率和主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(cháng)率與應收賬款增長(cháng)率的差額為變量構建了應收賬款視角的利潤質(zhì)量評價(jià)模型，并得出應收賬款規模與利潤質(zhì)量呈負相關(guān)，而應收賬款周轉率、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(cháng)率與應收賬款增長(cháng)率的差額對利潤質(zhì)量有正的影響[7]。田甜（2008）在分析了影響企業(yè)利潤質(zhì)量的因素后，提出應從加強企業(yè)應收賬款管理，提高企業(yè)資產(chǎn)獲利性等途徑提升企業(yè)利潤質(zhì)量[8]。王秀麗（2005）從利潤結構角度研究了利潤質(zhì)量問(wèn)題認為高質(zhì)量的利潤結構應體現出與企業(yè)發(fā)展戰略相符合性、與資產(chǎn)結構的匹配性、與對應的現金流量結構的趨同性、主營(yíng)業(yè)務(wù)的核心性以及利潤自身結構的協(xié)調性等特征[2]。
此外，周曉蘇（2004）則通過(guò)關(guān)聯(lián)規則分析了微利公司的利潤質(zhì)量，發(fā)現微利公司通過(guò)非經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)增加流動(dòng)資產(chǎn)、或減少流動(dòng)負債等方式來(lái)提高企業(yè)的流動(dòng)比率，可以達到提高公司利潤質(zhì)量的目的[9]。綜上來(lái)看，目前國外的學(xué)者對利潤質(zhì)量的研究則主要集中在盈余管理，應計利潤和經(jīng)營(yíng)現金流量對企業(yè)利潤質(zhì)量的影響，國內學(xué)術(shù)界則是從審計意見(jiàn)，企業(yè)利潤結構、應收賬款、資產(chǎn)流動(dòng)性角度來(lái)研究上市公司利潤質(zhì)量的影響因素，而鮮有從受利潤質(zhì)量影響的股票價(jià)格方面，對利潤質(zhì)量進(jìn)行分析。同時(shí)，IPO公司作為最受股民追捧的企業(yè)而學(xué)者們卻忽略了對其利潤質(zhì)量影響因素的研究。本文選擇IPO公司利潤質(zhì)量作為研究對象，運用因子分析法分析影響IPO公司利潤質(zhì)量的因素，并運用Logistic模型來(lái)探討其影響的方向和顯著(zhù)性。
2研究假設和理論依據
股票價(jià)格能夠反映公司的歷史信息，是投資者分析決策的重要依據。然而已有研究成果表明股票價(jià)格不能直接反映公司利潤質(zhì)量。一方面，股票價(jià)格受股票市場(chǎng)有效性影響，不同有效性的股票市場(chǎng)的股票價(jià)格對反映公司利潤往往具有不同的信度，無(wú)效的股票市場(chǎng)的股票價(jià)格不僅不能真實(shí)的反映公司歷史信息，也無(wú)法真實(shí)反映公司利潤的質(zhì)量，因此，本文假設中國的股票市場(chǎng)是具有弱勢有效性的，IPO公司提供的財務(wù)信息真實(shí)可靠。另一方面，股票價(jià)格瞬息萬(wàn)變，股價(jià)不能反映企業(yè)利潤的穩定性，也無(wú)法為投資者提供直接的利潤質(zhì)量信息。因此，本文選擇股票價(jià)格變異系數而非股票價(jià)格來(lái)衡量企業(yè)利潤質(zhì)量，是因為股票價(jià)格變異系數越小風(fēng)險越小，投資者投資是對企業(yè)利潤的長(cháng)期增長(cháng)和穩定性分析結果的理性人選擇。此外，根據公司法、證券法的規定，從未上市的公司若要成為上市公司，必須由審計師對其前一年的財務(wù)報告，出具標準無(wú)保留意見(jiàn)，這也意味著(zhù)從新上市公司前一年財務(wù)報告中獲取的財務(wù)指標值得信賴(lài)。
3影響IPO公司利潤質(zhì)量變量選擇和樣本數據選取
3.1影響IPO公司利潤質(zhì)量變量選擇
基于以上假設和現有的研究成果，從體現公司利潤的形成過(guò)程以及利潤的結果兩個(gè)方面對影響IPO公司利潤質(zhì)量的變量進(jìn)行選擇。（1）體現公司利潤的形成過(guò)程：應收賬款周轉率（X1）、存貨周轉率（X2）、流動(dòng)比率（X3）、速動(dòng)比率（X4）、每股現金凈流量（X7）、每股經(jīng)營(yíng)現金凈流量（X8）、扣除非經(jīng)常性損益后的每股收益（X9）。（2）體現公司利潤的結果：扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤（X5）、營(yíng)業(yè)利潤率（X6）、凈資產(chǎn)收益率（X10）、稅后利潤增長(cháng)率（X11）11個(gè)指標作為影響IPO公司利潤質(zhì)量的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。此外，選擇各個(gè)上市公司收盤(pán)價(jià)格的變異系數作為衡量利潤質(zhì)量?jì)?yōu)劣的標準。
3.2樣本數據選取
本文原始數據主要來(lái)源于大智慧軟件和宏源證券軟件，新股信息則來(lái)自于東方財富網(wǎng)（http：//data。eastmoney。com）�；谘芯啃枰�，本文對預選樣本按以下標準進(jìn)行剔除：
�。�1）本文只選擇2010年第一季度上市的IPO公司作為分析樣本。因為公司將在第一個(gè)季度的15天以?xún)葓蟪鲈撈髽I(yè)第一季度的財務(wù)報表。但若公司3月31日上市，則該公司第一季度股票收盤(pán)價(jià)格變異系數為0，對其進(jìn)行分析意義不明顯，這樣的IPO公司將被剔除。
�。�2）本文選者的財務(wù)指標都在一定的范圍之內，對異常指標將予以剔除。例如，人人樂(lè )其資產(chǎn)周轉率達到了8800多，遠遠的超過(guò)其他公司的資產(chǎn)周轉率。
�。�3）金融企業(yè)與其他企業(yè)相比，具有特殊的風(fēng)險，資本的財務(wù)杠桿率高等特點(diǎn)，因此金融企業(yè)也不在本文的研究范圍之內。通過(guò)以上篩選最終有85家IPO公司符合本文的研究要求，所有數據均來(lái)自于2009年各個(gè)公司的年報數據。
4實(shí)證分析
4.1因子分析
因子分析法是通過(guò)研究眾多研究變量?jì)炔恐g的相互依存關(guān)系，旨在運用假設的少數幾個(gè)變量來(lái)表示原來(lái)變量的主要信息的研究方法。根據因子分析法的操作原理和基本步驟，并對原始變量進(jìn)行標準化的基礎上，建立的因子分析數學(xué)模型如下：x1=a11F1+a12F2+∧+a1mFm+ε1x2=a21F1+a22F2+∧+a2mFm+ε2∧xn=an1F1+an1F1+an2F2+∧+anmFm+ε{m（1）其中，xi為原始變量，aij為因子負荷，Fi公共因子，εi為隨機擾動(dòng)項。對樣本數據進(jìn)行KMO和球形Bartlett檢驗，檢驗結果見(jiàn)表1。從表1可知，Bartletts檢驗結果拒絕了各變量獨立的假設，KMO統計量為0。623，大于臨界值0。5，所以比較適合進(jìn)行因子分析。進(jìn)行因子分析后，得出主成分信息（見(jiàn)表2）。從表2可知由相關(guān)矩陣求得特征值，方差貢獻率和相關(guān)貢獻率中，前5個(gè)主成分的特征值均大于1，他們的累積貢獻率達到75。95%，說(shuō)明這5個(gè)因子能夠比較全面的解釋利潤質(zhì)量的總體水平。提取5個(gè)因子后，計算出各變量的共同度（見(jiàn)表3），結果顯示每一個(gè)變量的共性方差均大于0。5，且大部份接近或者超過(guò)0。7，說(shuō)明這5個(gè)因子能夠較好的客觀(guān)地反映了原變量的大部分信息。由這5個(gè)主因子與上述11個(gè)變量得到的因子載荷矩陣，因為初始的因子載荷矩陣系數不是太明顯，為了使因子載荷矩陣系數向0—1分化，本文對其采取方差最大旋轉，旋轉后的結果見(jiàn)表4。根據表4，我們得到的主因子的表達式為：F1=0。944x2+0。944x3—0。613x4+0。821x7F2=0。798x1+0。736x6F3=0。798x9+0。770x10F4=0。792x8+0。794x11F5=0。889x5其中，F1包括流動(dòng)比率，速動(dòng)比率，資產(chǎn)負債率，每股現金流量，F2包括應收賬款周轉率，營(yíng)業(yè)利潤率，F1和F2體現企業(yè)利潤的變現能力等。F3包括扣除非經(jīng)常性損益后的每股收益，凈資產(chǎn)收益率，F4包括每股經(jīng)營(yíng)現金凈流量，稅后利潤增長(cháng)率，F5包括扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤。F3，F4，F5表現企業(yè)利潤的持續性和穩定性。
4.2Logistic回歸分析
在對以上變量進(jìn)行了因子分析后，我們還需要對其影響方向和顯著(zhù)性進(jìn)行進(jìn)一步的分析。因此本文在因子分析后，運用Logistic模型進(jìn)行分析。根據Logistic分析要求，因變量必須是二分類(lèi)變量。因此，我們首先將IPO公司的股票收盤(pán)價(jià)的變異系數從小到大排序，并規定排在前面的43家公司為利潤質(zhì)量較高的公司，Y值為1，剩下的42家公司Y值為0。在前面的分析中，提取了5個(gè)主因子，將5個(gè)主因子作為新變量進(jìn)行logistic回歸分析。Logistic的回歸模型為：pi=ea+∑k=nk=1βkki1+ea+∑k=nk=1βxki（2）對其進(jìn)行變形得到：logit（p）=ln（pi1—pi）=a+∑k=nk=1βkxki（3）即：Logit（p）=α+β1F1+β2F2+β3F+β4F4+β5F5其中P表示Y=1（即利潤質(zhì)量高）的概率，F1表示提取的5個(gè)主因子。運用spss16。0進(jìn)行logistic回歸，得出綜合回歸結果，綜合回歸結果中卡方值為15。922，其達到了0。05的顯著(zhù)性水平，對其進(jìn)行的Hosmer—Lemeshow檢驗，Hosmer—Lemeshow統計值的概率P為0。825大于顯著(zhù)性水平0。05，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度較好。Logistic回歸具體結果見(jiàn)表5。得到logistic回歸模型為L(cháng)ogit（p）=0。450—0。725F1+0。264F2+0。242F3+0。606F4+0。313F5
5結果分析與結論
5.1結果分析
從表5結果來(lái)看：第一主因子F1的Wald值為4。938，大于其它主因子的Wald值，且顯著(zhù)性水平達到了0。05。第一主因子F1包括流動(dòng)比率，速動(dòng)比率，資產(chǎn)負債率，每股現金流量。由回歸系數符號，我們得知作為樣本的IPO公司的上述幾個(gè)指標對利潤質(zhì)量有影響，且為負向影響，則意味著(zhù)這些指標值越大，企業(yè)的利潤值越不高，股價(jià)的波動(dòng)性越大。流動(dòng)比率，速動(dòng)比率，資產(chǎn)負債率，每股現金比率的最佳值都存在一定的范圍，若超過(guò)這個(gè)范圍，企業(yè)的發(fā)展就會(huì )受到影響。如流動(dòng)比率（流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負債的比值）的最佳值為2：1，但在研究的85個(gè)樣本中只有4個(gè)樣本的流動(dòng)比率接近于這個(gè)最佳值。這也在另一方面說(shuō)明了中國的投資值對一個(gè)企業(yè)的評價(jià)，很大程度上來(lái)自于該企業(yè)的償債能力。第四個(gè)主因子F4的wald值為4。89，其顯著(zhù)性水平達到了0。05，這個(gè)主因子包括了每股經(jīng)營(yíng)現金凈流量，稅后利潤增長(cháng)率。從上表中，我們得知？4為0。606，回歸系數符號為正，則表明每股經(jīng)營(yíng)現金凈流量，稅后利潤質(zhì)量增長(cháng)率對利潤質(zhì)量是正向影響。即每股經(jīng)營(yíng)現金凈流量越大，稅后利潤質(zhì)量增長(cháng)率越高，表明企業(yè)的利潤質(zhì)量越好，投資者向這些公司投資的風(fēng)險越小。主因子F2，F3，F5主因子的Wald值都沒(méi)有通過(guò)檢驗，說(shuō)明這些因子包括存貨周轉率，扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤，營(yíng)業(yè)利潤率，每股收益，每股經(jīng)營(yíng)現金凈流量，凈資產(chǎn)收益率對利潤質(zhì)量的影響不顯著(zhù)，但并不能說(shuō)明這些因素可以忽略。
5.2結論
本文用股票價(jià)格的變異系數代表利潤質(zhì)量進(jìn)行影響因素分析，并不能全部解釋利潤質(zhì)量的影響因素，因為影響股價(jià)的因素不僅包括利潤質(zhì)量方面的信息，還要受很多其他方面的影響。如方曙紅，李正逸（2007）以資本資產(chǎn)定價(jià)模型為基礎，分析利率變動(dòng)對我國股票股價(jià)的影響，最后得出在一般情況下，利率的上升，將會(huì )導致股票價(jià)格的下降[10]。所以回歸結果雖然不夠理想，但是總的來(lái)說(shuō)仍然可以接受。本文通過(guò)因子分析法，logistic回歸分析，發(fā)現每股經(jīng)營(yíng)現金凈流量，稅后利潤質(zhì)量增長(cháng)率對IPO公司的利潤質(zhì)量有顯著(zhù)的正向影響，其中流動(dòng)比率，速動(dòng)比率，資產(chǎn)負債率，每股現金比率對IPO公司的利潤質(zhì)量有顯著(zhù)的負向影響。因此，管理層在對公司進(jìn)行管理的時(shí)候，應該關(guān)注公司的流動(dòng)資產(chǎn)，速動(dòng)資產(chǎn)，以及負債等，不斷提高公司的利潤質(zhì)量。
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