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篇1

EarningsManagementinListedCompanies

QIAN-Heying

(WanbangAccountantOffice,Lishui,Zhejiang324000,China)

Abstract:Earningsmanagementmeanstocontroloradjusttheinformationofthefinancialincomeinthereportinordertomaximizetheinterest.Theaimsaretoobtaintheprivatebenefit,collectcapitals,escapetaxes,obtainpoliticalcapitalsandevadetheobligationsofcontracts.Earningsmanagementhasvarioustype,anditcanbekeptawaythroughperfectingtheaccountingregulations,enhancingtheauditingandcontrolandsoon.

KeyWords:EarningsManagementMeaningAimMeasures

一、盈余管理的涵義

盈余管理是目前國外經(jīng)濟學和會計學廣泛研究的課題。對盈余管理的概念會計學界存在著諸多不同意見。從以下兩個權威性的定義可以看出盈余管理的基本涵義。一是美國會計學家斯考特(William·K·Scott)認為，盈余管理是指"在GAAP允許的范圍內(nèi)，通過對會計政策的選擇使經(jīng)營者自身利益或企業(yè)市場價值達到最大化的行為"。另一是美國會計學家凱瑟琳·雪珀(KathehneSchipPer)認為，盈余管理實際上是企業(yè)管理人員通過有目的地控制對外財務報告過程，以獲取某些私人利益的"披露管理"。根據(jù)以上兩個權威性的定義，可以看出，盈余管理主要具備這樣一些涵義：第一，盈余管理的主體是企業(yè)管理當局，它包括經(jīng)理人員和董事會。盡管經(jīng)理人員和董事會進行盈余管理的動機并不完全一致，但他們對企業(yè)會計政策和對外報告盈余都有重大影響，企業(yè)盈余信息的披露由他們各自作用的合力所決定。第二，盈余管理的客體是企業(yè)對外報告的盈余信息(即會計收益)。在雪珀的定義中，盈余管理不僅僅指對會計收益的調整和控制，而且包括對其他會計信息的披露的管理，但是對會計收益以外的財務數(shù)據(jù)的操縱并不具有普遍的意義，它所具有的經(jīng)濟后果相對而言要小得多。如果將其納入盈余管理的范疇反而會影響對盈余管理本質的把握。第三，盈余管理的方法是在GAAP允許的范圍內(nèi)綜合運用會計和非會計手段來實現(xiàn)對會計收益的控制和調整，它主要包括會計政策的選用，應計項目的管理，交易時間的改變，交易的創(chuàng)造等。第四，盈余管理的目的是盈余管理主體自身利益的最大化。其中又包括管理人員自身利益的最大化和董事會成員所代表的股東利益的最大化。綜上所述，盈余管理就是企業(yè)管理當局在遵循GAAP(或會計準則)的基礎上，通過對企業(yè)對外報告的會計收益信息進行控制或調整，以達到主體自身利益最大化的行為。

二、盈余管理的目的

對盈余管理目的的剖析可以從盈余管理的終極目的與其具體目的兩個層次來了解。

1.盈余管理的終極目的

毫無疑問，企業(yè)盈余管理的終極目的是十分明確的，即獲取私人利益。一般認為，通過盈余管理獲取私人利益的主體是掌握企業(yè)管理權的高級雇員，包括總經(jīng)理、部門經(jīng)理和其他高級主管?，F(xiàn)代意義上的公司制企業(yè)是以所有權與經(jīng)營權的分離為基礎的，公司的大股東可能并不參與日常經(jīng)營管理，真正掌握管理權的往往是公司的高級雇員。由于管理者與股東的目標并不完全一致，他們都有各自的小算盤。因此，委托--關系一經(jīng)建立，"道德風險"、"信任危機"等問題也將隨之產(chǎn)生。為使二者的目標趨于一致，委托方(股東)通常采用業(yè)績--報酬激勵的方式來促使管理者盡最大努力工作。

管理激勵機制產(chǎn)生了雙重效應。一方面，它使管理者的管理活動迅速向股東的目標靠攏；另一方面，它又使管理者更積極地謀求任期內(nèi)自身利益的最大化，包括報酬最大化、更多晉升機會等。為此，管理者就有動因采用盈余管理來達到自己的目的。如果凈利潤低于獎金方案的下限，管理者就有可能進一步降低凈利潤。這樣，下一年度得到獎金的概率就會增加。相反，如果凈利潤高于獎金方案的上限，管理者在計算報告利潤時就會盡量去除超過上限的部分，因為這部分利潤得不到獎金。只有當凈利潤在獎金方案的上限和下限之間時，管理這才會有增加報告利潤的動機。此外，管理者在卸任之前通常會選擇有利的會計政策調增報告利潤，以獲取最后一次高額獎金。同樣，業(yè)績較差的企業(yè)管理者在任期將到時，為防止或推遲被解雇，也會利用盈余管理來粉飾真實業(yè)績。但是，一旦管理者的變動得到確定，管理者便可能降低當期利潤，以增加未來盈利的可能性。在實行承包制的企業(yè)中，管理者進行盈余管理以達到獲取個人利益的目的的可能性更大。

管理者報酬與會計利潤掛鉤的制度原本是用來消除股東與企業(yè)管理者之間的"信任危機"，但實施的結果卻是事與愿違，非但沒有消除危機，反而加深了危機。最終的結果是管理者通過盈余管理獲取了巨大的私人利益，而股東、底層雇員卻成了名副其實的受害者。

2.盈余管理的具體目的

管理當局為了實現(xiàn)個人利益最大化的最終目的，在實施盈余管理過程中又會有一些具體目的。與其終極目的不同的是，盈余管理的具體目的一般是以促進企業(yè)發(fā)展為中介，以達到公司規(guī)模擴張之后管理者報酬的增加、在職消費層次的提高以及政治前途的發(fā)展等終極目的的實現(xiàn)。盈余管理的具體目的一般表現(xiàn)為四個方面：

一是籌資目的。我國上市公司盈余管理的直接目的就是籌資，當公司首次發(fā)行股票時?！豆痉ā穼ζ髽I(yè)有嚴格的規(guī)定，如必須在近三年內(nèi)連續(xù)盈利，才能申請上市。為達到目的，企業(yè)便采用盈余管理，進行財務包裝，合規(guī)合法地"騙"得上市資格。同時，經(jīng)過盈余粉飾的報表還有助于企業(yè)獲得較高的股票定價。再如上市公司準備配股的時候。中國證監(jiān)會的有關文件規(guī)定，公司"最近三年內(nèi)凈資產(chǎn)收益率每年都必須在10％以上，屬于能源、原材料、基礎設施類的公司可略低于9％"。為了達到配股及格線，上司公司便會積極利用盈余管理調整凈資產(chǎn)收益率以達到配股的目的。

二是避稅目的。公司盈余管理的避稅目的是十分明顯的。"合理避稅"之所以成為可能，一方面是由于我國的稅法體系還不十分完善，稅收優(yōu)惠政策頗多；另一方面是由于公司管理者在會計政策和會計方法的選用上有較大的靈活性。比如我國企業(yè)所得稅實行33％的比例稅率，同時又規(guī)定了兩檔照顧性稅率，對企業(yè)管理者而言，稅法的規(guī)定便為其開展盈余管理提供了彈性空間。管理者會通過選用適當?shù)臅嬚吆头椒ㄕ{減應納稅所得額，從而有資格按照顧性稅率繳納所得稅。

三是獲取政治成本的目的。政治成本是指某些企業(yè)面臨著與會計數(shù)據(jù)明顯正相關的嚴格管制和監(jiān)控，一旦財務成果高于或低于一定的界限，企業(yè)就會招致嚴厲的政策限制，從而影響正常的生產(chǎn)經(jīng)營。為了避免發(fā)生政治成本，管理者通常會設法降低報告盈余，以非壟斷等形象出現(xiàn)在社會公眾面前。如微軟公司就曾通過遞延確認實際所得收入來下調盈利，以逃避美國反壟斷機構的指控。

四是規(guī)避債務契約約束的目的。債權人與企業(yè)簽訂債務契約是為了限制管理者用債權人的資產(chǎn)為企業(yè)獲利但卻有損于債權人利益的行為。通常包含一些保證條款以保護債權人利益，如不能過度發(fā)放股利、不進行超額貸款、計提一定比例的償債準備金等等。有些商業(yè)銀行甚至規(guī)定不得向虧損企業(yè)貸款。這些都使得企業(yè)不敢輕易違反有關條款，否則會招致很高的違約成本。如果企業(yè)的財務狀況接近于違反債務契約，管理者就有可能調增報告利潤，以減少違約風險。盈余管理就成為企業(yè)減少違約風險的一個工具。

三、盈余管理的表現(xiàn)形式與防范

1.盈余管理的表現(xiàn)形式

一是多種形式的"利潤儲存器"。有些企業(yè)用不切實際的假設去估計諸如退貨、貸款損失、保修費用等或有事項的準備，這樣，企業(yè)就可在業(yè)績良好時多計提準備，在業(yè)績不佳時少計提準備，以調節(jié)利潤。

二是操縱收入的確認時間。如為了虛增利潤，在銷售完成之前、貨物起運之前，或在客戶還有權取消定貨或推遲購貨之前，就確認收入。當為了少計利潤時就做相反的操作。

三是濫用重要性原則。重要性原則認為，對微不足道的項目則不值得對其進行精確計量和報告。有些企業(yè)以會計上的重要性原則為借口，編造會計數(shù)據(jù)，從而達到粉飾財務業(yè)績的目的。

四是巨額沖銷。有些企業(yè)為了保證未來盈利水平，采取巨額沖銷的手法。例如，在企業(yè)重組過程中夸大重組費用，以隱瞞利潤。而當重組企業(yè)未來盈利不足時，這些虛列的費用，即隱瞞的利潤，就會變成重組企業(yè)的收入。有些兼并公司，尤其是那些通過發(fā)行股票實施兼并的公司，在兼并時確認一大筆研究開發(fā)費用，或預提大量經(jīng)營費用，形成巨額準備。在適當?shù)臅r候就可以調節(jié)利潤。2．盈余管理的防范措施

一是完善會計規(guī)范。首先要求公司在改變會計方法和原則時，應盡可能詳細地披露其改變對利潤的影響，包括增加財務報表附表，詳細列示所有調整項目。其次堅決反對以重要性為借口，為故意虛報業(yè)績開脫責任。再次對收入確認提出嚴格要求，特別要避免收入的提前確認。

二是加強審計監(jiān)控。注冊會計師行業(yè)應明確對被兼并公司研究開發(fā)費的審計原則，對公司兼并中有關巨額沖銷、資產(chǎn)重組以及收入確認等事項的規(guī)則應加以補充、完善。外部審計師必須把信息的完整性放在首位，不允許以追求效率而忽視效果的審計方法取代完整的審計程序。

三是加大監(jiān)管力度。監(jiān)管機構應將那些重組過程中預提費用、進行巨額沖銷的公司，列入重點核查范圍。發(fā)現(xiàn)問題應進行嚴厲的處理，加大懲罰力度。同時，監(jiān)管機構還應加強正確引導，使企業(yè)的經(jīng)營管理者建立起公允、合法、一貫地進行會計盈余報告的理念。

參考文獻：

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篇2

如果將企業(yè)家或者企業(yè)看作道德主體，則企業(yè)履行社會責任更可能是源于企業(yè)家或者企業(yè)的純粹道德良知。②企業(yè)社會責任道德理論指出，企業(yè)必須將社會責任作為一種道德約束（Phillips等，2003）[18]，這要求履行社會責任的企業(yè)必須關注所有利益相關者的合法權益和指導性的道德準則。同時，Linthicum等（2010）將企業(yè)社會責任活動視為一種建立和維持聲譽的途徑。如果一個企業(yè)看重它的聲譽，那么保護這一聲譽的意愿可以抑制企業(yè)及其管理層參與不被社會接受的活動。因此，管理層可能基于加強企業(yè)聲譽的戰(zhàn)略動機去履行企業(yè)社會責任，并通過限制盈余管理來降低對企業(yè)聲譽的潛在損害（Kim等，2012）。Laksmana和Yang（2009）研究發(fā)現(xiàn)，同社會責任履行情況不佳的企業(yè)相比，社會責任履行情況較好的企業(yè)有著可預測性更高、更加持續(xù)和平穩(wěn)的收入。Hong和Andersen（2011）基于美國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對社會越負責的企業(yè)的應計質量越高，且從事真實盈余管理的可能性越低。此外，根據(jù)Jensen和Meckling（1976）提出的理論，委托人（股東）與人（管理層）之間存在利益沖突?；诶嫦嚓P者理論對委托理論進行擴展，則委托人可能是社會或政府等利益相關者，在這種情形下，對企業(yè)社會責任的履行可以降低兩權分離所帶來的利益沖突和成本，緩解可能產(chǎn)生的信息不對稱。上述理論均支持盈余質量與企業(yè)社會責任之間存在正向影響關系的假設，這一關系也與Kim等學者的研究結論一致。國內(nèi)亦有學者對此問題展開研究。朱松（2011）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責任表現(xiàn)越好，市場評價越高，會計盈余的信息含量也越高。鐘向東和樊行?。?011）通過對企業(yè)社會責任、財務業(yè)績與盈余管理關系的研究也發(fā)現(xiàn)，企業(yè)履行社會責任能夠抑制盈余管理。鄧學衷等（2011）亦通過實證分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)盈余管理對社會責任會產(chǎn)生顯著的負向影響。綜上所述，如果管理者秉承“公心”———基于利益相關者價值最大化目標，出于建立和維護聲譽、提高財務業(yè)績的戰(zhàn)略動機，或者出于道德約束的利他動機來履行社會責任，我們將觀察到盈余質量與企業(yè)社會責任之間的正向影響關系。因此，本文提出假設1：H1：盈余質量較好的企業(yè)，會更多的履行企業(yè)社會責任。然而，有限理性理論（Simon，1955）認為，現(xiàn)實生活中的決策者是介于完全理性與非理性之間的“有限理性”的“管理人”，個體的理性被信息、時間或認知能力等約束條件所限制。盈余質量低的企業(yè)管理者可能通過“信息超載”（informationoverload）的方式（Agnew和Szykman，2005），借助履行企業(yè)社會責任行為所帶來的聲譽效應掩蓋其所做的盈余操縱及其他不當行為，轉移公眾的視線（Hemingway和Maclagan，2004）。因此，社會責任的履行很可能與管理者追逐自身利益有關聯(lián)（McWilliams等，2006）。如果管理者出于投機動機履行社會責任，那么他們可能誤導利益相關者對企業(yè)價值和財務業(yè)績的判斷。

基于此，學者們展開了大量研究。Fritzche（1991）研究發(fā)現(xiàn)，管理層追逐自身利益或組織的經(jīng)濟利己主義時，道德準則可能僅僅只是弄虛作假的煙霧彈，管理層會通過履行社會責任來掩蓋企業(yè)經(jīng)營管理中存在的不當行為。Petrovits（2006）研究發(fā)現(xiàn)，財務報告中利潤略大于0的企業(yè)會更傾向于履行慈善活動（如資助慈善基金會），這表明企業(yè)為了達到特定閾值（如利潤0點）、避免虧損，會有動機進行盈余操縱，同時戰(zhàn)略性的運用企業(yè)慈善項目來加以掩飾。Prior等（2008）以26個國家的593家企業(yè)作為樣本，研究企業(yè)是否會使用企業(yè)社會責任從戰(zhàn)略上來隱瞞盈余管理。他們從SiRiproTM數(shù)據(jù)庫中選擇指標作為企業(yè)社會責任的變量，使用業(yè)績調整的修正Jones模型來衡量盈余管理，最終發(fā)現(xiàn)盈余管理與企業(yè)社會責任之間存在正向影響關系。Chih等（2008）從FTSE全球指數(shù)數(shù)據(jù)庫中選取46個國家的1653家企業(yè)作為研究樣本，并將樣本劃分為社會責任表現(xiàn)較好和較差的兩個子樣本，研究了在社會責任表現(xiàn)較好的子樣本中的企業(yè)是否存在盈余管理。他們發(fā)現(xiàn)，更好履行社會責任的企業(yè)在應計盈余管理中更為激進。在Kim等（2012）看來，企業(yè)可能將參與社會責任作為維持聲譽的一種手段，通過履行和披露社會責任為企業(yè)營造出一種透明的形象，以獲取企業(yè)進行盈余管理的“通行證”，從而“躲”在貌似透明的社會形象背后進行盈余管理。這一動機在某種程度上與Prior等（2008）的研究結論一致，即企業(yè)基于機會主義，在從事盈余管理行為之后，會試圖通過履行和披露企業(yè)社會責任來掩蓋它們的盈余操控行為。高勇強等（2012）基于中國民營企業(yè)的調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)可能會利用慈善捐贈來掩蓋或轉移外界對員工薪酬福利水平低、環(huán)境污染嚴重等問題的關注[6]。此外，通過在理論的框架下關注管理者的投機行為，Petrovits（2006）和Prior等（2008）發(fā)現(xiàn)，基于對自身職業(yè)生涯或個人名聲的考慮，管理層可能也會更多的履行企業(yè)社會責任，這些投機取巧的動機和我們對“誠實守信的商人”的理解相反。綜上所述，如果管理者更多的是出于“私利”考慮，基于掩蓋或轉移公眾對企業(yè)不當行為關注的動機來履行社會責任，我們將觀察到盈余質量與企業(yè)社會責任之間的負向影響關系?；诖耍覀兲岢雠c假設1存在競爭性的假設2：H2：盈余質量較差的企業(yè)，會更多的履行企業(yè)社會責任。

二、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源本文以滬深兩市2005~2011年A股上市公司作為初選樣本，相關數(shù)據(jù)均來自于深圳國泰安信息技術有限公司設計開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫。對于初始數(shù)據(jù)，本文進行了如下的處理：（1）剔除歸屬于金融行業(yè)的上市公司樣本；（2）剔除樣本期間被冠以ST、PT的財務狀況異常的上市公司樣本；（3）剔除在發(fā)行A股的同時發(fā)行有B股或H股的上市公司樣本；（4）剔除資產(chǎn)負債率大于1的上市公司樣本；（5）剔除總資產(chǎn)或所有者權益小于零的樣本；（6）剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司樣本。根據(jù)上述標準進行篩選，最終得到9371個有效的公司/年度樣本觀測值，其中，觀測樣本的年度分布情況為：2005年1158個、2006年1147個、2007年1167個、2008年1289個、2009年1365個、2010年1448個、2011年1797個。此外，為了控制異常值對研究結論的影響，本文對模型中涉及的所有連續(xù)型變量進行了上下1%的winsorize處理。

（二）變量的選擇和度量1.被解釋變量———企業(yè)社會責任的度量。借鑒沈洪濤等（2011）的做法，本文選用上海證券交易所2008年5月的《關于加強上市公司社會責任承擔工作的通知》中涉及的每股社會貢獻值來衡量企業(yè)的社會責任表現(xiàn)。具體計算公式為：每股社會貢獻值=（凈利潤+所得稅費用+營業(yè)稅金及附加+支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金+本期應付職工薪酬-上期應付職工薪酬+財務費用+捐贈）/期初和期末總股數(shù)的平均值2.解釋變量———盈余質量的度量。（1）修正Jones模型（Dechow等，1995）?，F(xiàn)存最常用到的研究盈余管理的方法就是通過Dechow等（1995）的橫截面修正的Jones模型估計可操控應計利潤指標。具體來說，首先使用模型（1）分行業(yè)－年度回歸。在模型（1）中，TACCj,t是j公司在第t年的總應計利潤，它是凈利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金流量計算得到的；TAj,t-1是j公司在第t-1年的期末總資產(chǎn)；ΔREVj,t是j公司在第t年主營業(yè)務收入的變動；PPEj,t是j公司在第t年末的固定資產(chǎn)總額。此外，該模型在傳統(tǒng)估計方程中加入常數(shù)項，有利于消除異方差和緩和模型缺乏規(guī)模變量而引起的計量偏誤。由于盈余管理可能存在向上或向下的不同策略，為了綜合考慮企業(yè)對盈余的操縱情況，本文對DAj,t取絕對值后作為盈余質量的第一個變量DA1。由于DA1反映的是企業(yè)對盈余進行操縱的程度，所以取其絕對值作為盈余質量變量時，數(shù)值越小說明盈余質量越好。（2）修正Jones模型的改進（Kothari等，2005）。Dechow等（1995）的研究還發(fā)現(xiàn)，在Jones模型下，企業(yè)的極端績效會對計算結果產(chǎn)生顯著的影響。為克服這種現(xiàn)象，同時增加盈余管理研究的可信度，Kothari等（2005）將公司的績效代入Jones模型的估計過程中，提出兩個改進的模型，其中之一為業(yè)績調整的修正Jones模型：在模型（1）的基礎上，加入ROAj,t-1作為業(yè)績的替代變量，同時在銷售額變動的基礎上扣除應收賬款的變動，得到模型（3）。其中，ROAj,t-1是j公司在第t-1年的總資產(chǎn)收益率。與文中計算DA1的方法一致，對模型（3）分行業(yè)-年度回歸的殘差取絕對值，得到盈余質量的第二個變量DA2。此外，Kothari等學者還提出另一個與業(yè)績相關的修正Jones模型，以控制業(yè)績與企業(yè)應計之間相關性。具體做法是，對于每個行業(yè)內(nèi)的企業(yè)，按照總資產(chǎn)收益率排序并分組，然后為每一家企業(yè)選取總資產(chǎn)收益率最為接近的企業(yè)作為配對樣本，采用模型（1）、（2）計算每家企業(yè)的DA1，將企業(yè)與配對樣本的DA1相減（配對公司值為減數(shù)）作為該企業(yè)盈余質量的第三個變量DA3。綜上所述，本文采用Dechow等（1995）的分行業(yè)年度的橫截面修正Jones模型以及Kothari等（2005）的業(yè)績調整和業(yè)績配對的修正Jones模型分別計算可操控應計利潤，考慮到盈余管理可能存在向上或向下的不同策略，對計算得出的可操控應計利潤均取其絕對值。作為上市公司盈余質量衡量指標的DA1、DA2、DA3，均為指標數(shù)值越小表明企業(yè)的盈余質量越好。（3）盈余質量的另一種衡量指標是應計質量。根據(jù)調整的Dechow和Dichev（2002）模型計算盈余質量指標（DD），這一指標廣泛應用于財務報告質量的研究文獻之中（Francis等，2005；Rajgopal和Venkat－achalam，2011）。為計算該變量，首先分行業(yè)－年度回歸如下模型：在模型（4）中，ΔWCj,t為j公司第t年營運資金的變動，具體地說，為應收賬款、存貨和其他資產(chǎn)的變動之和，減去應付賬款和應交所得稅的變動；CFOj,t為j公司第t年經(jīng)營性現(xiàn)金流量；ΔREVj,t為營業(yè)收入的變動；PPEj,t為j公司第t年末的固定資產(chǎn)價值；TAj,t-1為j公司第t-1年末總資產(chǎn)。在對模型（4）分行業(yè)－年度回歸后，得到各企業(yè)各年度的回歸殘差，根據(jù)第t年和之前4年的回歸殘差計算標準差，即得到企業(yè)第t年的應計質量指標，該指標數(shù)值越小則表示企業(yè)的應計盈余質量越好。3.控制變量。本文在回歸模型中使用了一些控制變量，以避免可能影響盈余質量和企業(yè)社會責任關系的遺漏變量問題。之前的文獻研究表明，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)社會責任之間存在相關關系，大規(guī)模的上市公司更有動機去強調它們對企業(yè)社會責任的承諾，因此本文控制了企業(yè)規(guī)模（Size）。另外，研究表明，企業(yè)社會責任和企業(yè)價值正相關，具有高度道德承諾的企業(yè)的市場價值更高，企業(yè)價值高的企業(yè)會承諾高水平的企業(yè)社會責任以保持它們在市場中的地位，因此本文控制了企業(yè)價值（TobinQ），并預測企業(yè)價值會對企業(yè)社會責任的履行產(chǎn)生正向影響。為了控制與杠桿作用相關的盈余管理動機以及杠桿作用對企業(yè)社會責任的潛在影響，本文控制了上市公司的資產(chǎn)負債率（Leverage）。我們加入營業(yè)收入增長率（Salesgrowth），以控制企業(yè)增長機會的影響。此外，由于Petron（i1992）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)在自身財務業(yè)績不佳時更有可能進行盈余管理，傾向于通過盈余管理規(guī)避損失，因此參照Choi和Pae（2011）的做法，在本文的主回歸模型中分別引入反映企業(yè)虧損情況的虛擬變量（LossD）和反映企業(yè)現(xiàn)金流情況的虛擬變量（NegcfoD）。最后，我們還加入了年度虛擬變量（Year）及行業(yè)虛擬變量（Industry），以分別控制年度和行業(yè)固定效應。變量的定義和度量見表1。

（三）實證模型參考Choi和Pae（2011）的模型，本文估計了如下回歸模型來檢驗盈余質量與企業(yè)社會責任之間關系：在模型（5）中，CSRj,t為j公司第t年的社會責任表現(xiàn)；QAj,t為j公司第t年的盈余質量，分別由DA1、DA2、DA3和DD來度量。H1意味著β1<0，即盈余操縱程度較小、盈余質量較好的企業(yè)，會更多的履行社會責任，表明企業(yè)傾向于更多的從事社會責任活動以回報社會。H2意味著β1>0，即盈余操縱程度較大、盈余質量較差的企業(yè)，會更多的履行社會責任，表明企業(yè)履行社會責任的動機更可能是為了轉移公眾的視線，掩飾其對盈余所做的操控。同時，考慮到本文所使用的樣本數(shù)據(jù)是典型的短面板，借鑒Petersen（2009）的方法，所有回歸結果在報告t值時，均采用公司層面聚類調整的穩(wěn)健性標準誤。

三、實證結果及分析

（一）單變量分析1.描述性統(tǒng)計。表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。（1）企業(yè)社會責任表現(xiàn)（CSR）的均值為1.0799，中位數(shù)為0.8536，但都與最大值5.4257相去甚遠。這符合預期，一方面，數(shù)據(jù)表明當前半數(shù)以上的企業(yè)的社會責任履行情況低于平均水平；另一方面，即使進行了99%百分位的winsorize處理異常值，在樣本中仍包含個別社會責任履行情況很好的企業(yè)，不過對于大多數(shù)企業(yè)來說，如此超高的企業(yè)社會責任值并不是普遍情況。（2）關于盈余質量的指標，在分別采用修正Jones模型、業(yè)績調整以及業(yè)績配對的修正Jones模型時，DA1、DA2、DA3的均值分別為0.0950、0.0913和0.1324。此外，采用Dechow和Dichev模型計算的盈余質量指標（DD）的均值為0.0334，中位數(shù)為0.0282，最小值為0.0047，最大值為0.1172，企業(yè)間總體變化不大。（3）控制變量方面，企業(yè)規(guī)模變量（Size）的均值為21.7099，中位數(shù)為21.5624，說明樣本企業(yè)的規(guī)?；痉险龖B(tài)分布；企業(yè)價值（TobinQ）變量在25百分位上的數(shù)值都超過1，表明大多數(shù)企業(yè)的估值都高于資產(chǎn)的賬面價值；企業(yè)資產(chǎn)負債率（Leverage）的均值為0.4847，中位數(shù)為為0.4996，表明樣本中半數(shù)以上企業(yè)的負債小于所有者權益，企業(yè)償債能力尚可；營業(yè)收入增長率（Salesgrowth）均值為21.22%，在包含受到全球金融危機影響的2008年觀察值的樣本中，仍能有這樣的結果，說明中國企業(yè)的成長性是非常不錯的。2.單變量差異性檢驗。如表3所示，按照企業(yè)社會責任表現(xiàn)（CSR）的中位數(shù)將樣本分為兩組，一個樣本組的CSR值小于中位數(shù)（以下簡稱：組1），另一個樣本組的CSR值大于中位數(shù)（以下簡稱：組2）。在組1和組2中，分別計算盈余質量變量（DA1、DA2、DA3、DD）的均值，并對組間均值進行差異性檢驗。結果（見表3）表明，采用修正Jones模型計算的可操控應計利潤指標（DA1、DA2、DA3），在組1中的均值小于在組2中的均值，且DA2、DA3指標的組間均值都在1%的統(tǒng)計水平上存在顯著差異。這個結論初步印證了本文的假設H2，考慮到不同變量在差異性檢驗中存在的不一致結果，我們在后續(xù)的多元回歸分析中予以進一步檢驗。3.相關性分析。表4列示了主要變量間的相關系數(shù)分析結果。從表4的分析結果來看，盈余管理程度指標，無論是修正Jones模型計算的可操控應計利潤指標（DA2、DA3），還是Dechow和Dichev模型計算的應計盈余值（DD），都與企業(yè)社會責任表現(xiàn)（CSR）存在顯著的正相關關系，初步支持了本文的假設H2，在之后的多元回歸分析中本文將進一步展開檢驗。此外，企業(yè)社會責任表現(xiàn)（CSR）與企業(yè)規(guī)模（Size）正相關，表明大規(guī)模的企業(yè)有更強的動機履行企業(yè)社會責任。本文使用不同模型計算的三個可操控應計利潤指標（DA1、DA2、DA3）與采用Dechow和Dichev模型計算的應計盈余值（DD）高度相關。表中各變量之間（除解釋變量的多個變量之間）的相關系數(shù)絕對值大部分都小于0.4，表明變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）盈余質量與企業(yè)社會責任表5檢驗了企業(yè)盈余管理與企業(yè)社會責任之間的關系。在列（1）到列（3）中，我們分別采用修Jones模型及其相關衍生模型計算的指標作為關鍵解釋變量，對模型進行回歸分析。結果顯示，回歸后關鍵解釋變量的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，表明進行更多盈余管理的企業(yè)，其社會責任表現(xiàn)值（CSR）越高，由此，假設H2得到驗證。第（4）列中采用Dechow和Dichev模型計算的應計盈余值（DD）的系數(shù)亦在1%的水平上顯著。此外，企業(yè)規(guī)模（Size）的系數(shù)顯著為正，這個結果與“政治成本假說”一致，即大規(guī)模企業(yè)有著更強的履行社會責任的動機。這些企業(yè)受到媒體和投資者更高的關注，它們因此更注重自身的公眾形象。企業(yè)價值（TobinQ）的系數(shù)顯著為正，Choi和Pae（2011）基于韓國的企業(yè)樣本研究表明，價值高的企業(yè)會致力于履行高水平的社會責任，以維系它們在市場中的領先地位。本文的研究結論與這兩位韓國學者的觀點一致?？偟膩碚f，結果支持假設H2，即積極操縱盈余的企業(yè)會更多的履行社會責任以轉移公眾視線，掩蓋其對公眾不利的行為。

（三）穩(wěn)健性檢驗為了使研究結果更具有說服力，本文進行相應的穩(wěn)健性檢驗。1.交換被解釋變量和解釋變量。本文構造了以企業(yè)社會責任指標為被解釋變量，盈余質量指標為解釋變量的回歸模型。由于將解釋變量和被解釋變量轉換有利于解決可能存在的測量誤差（Choi和Pae，2011），因此，本文參考Kim等（2012）、Hong和Andersen（2011）[22]的做法構造模型（6）進行檢驗。表6的列（1）至列（3）分別呈現(xiàn)了以可操控應計利潤值（DA1、DA2、DA3）作為被解釋變量進行回歸的結果，企業(yè)社會責任表現(xiàn)值（CSR）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正；列（4）給出了以應計盈余指標（DD）作為被解釋變量進行回歸的結果，企業(yè)社會責任表現(xiàn)值（CSR）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。顯然，逆向的回歸結果證實了企業(yè)社會責任表現(xiàn)與盈余管理存在正向影響關系的結論，即社會責任與盈余質量存在負向影響關系，這進一步支持了本文的假設H2。企業(yè)價值（TobinQ）的回歸系數(shù)也在1%的水平上顯著為正，即有著高市價的企業(yè)更傾向于進行盈余管理。企業(yè)規(guī)模（Size）的回歸系數(shù)為負，表明企業(yè)規(guī)模越大，盈余質量越好。2.解釋變量的選擇。為了減少盈余質量變量上的測量誤差，我們分別使用了由修正Jones模型及它的兩個衍生模型、Dechow和Dichev模型計算的四個反映應計盈余質量的指標，回歸后得到一致的結果。在此，本文進一步采用基本Jones模型及它的三個衍生模型③計算可操控應計利潤指標，作為盈余質量的變量（分別用DA4、DA5、DA6及DA7表示）重新進行回歸。結果如表7所示，變量的回歸系數(shù)及顯著性水平并未發(fā)生實質性改變。3.變量標準化處理。參考Laksmana和Yang（2009）的做法，本文將所有連續(xù)型變量減去其均值后除以標準差進行標準化處理（這樣做是因為指標的單位不一致）。④我們將標準化處理后的變量（即表8中帶有“_s”后綴的變量）代入模型，替換原變量重新進行了回歸，回歸結果（見表8）仍然與假設H2保持一致，只是系數(shù)的大小不同而已。4.差分模型的設置與檢驗。為了盡可能地減小模型中因疏漏變量而導致的內(nèi)生性問題，本文將所有變量的當期值與上期值進行差分得到變動值（即模型7和表9中帶有“Δ”前綴的變量），并用變動值構造如下change模型，對模型（7）進行回歸，結果（見表9）仍然與假設H2保持一致。5.樣本期間的選擇。為了排除在盈余質量與企業(yè)社會責任關系中金融危機影響的可能性，本文從研究樣本中排除2008和2009年觀察值，并重新進行上述回歸。結果（見表10）與前文假設H2保持一致。

（四）內(nèi)生性檢驗由于企業(yè)自身特征可能會影響盈余管理程度，進而影響企業(yè)社會責任。因此，為了克服樣本自選擇偏誤導致的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman（1979）的兩階段回歸法進行檢驗。具體做法是：第一階段，參考Cohen和Zarowin（2010）以及于忠泊等（2011）的做法，主要考慮公司規(guī)模、財務業(yè)績及成長性等特征對企業(yè)盈余管理行為的影響，使用Probit模型回歸并估計InverseMill’sRatio（IMR）。⑤具體模型如下：在模型（8）中，被解釋變量QA_dum為虛擬變量，當企業(yè)盈余管理程度⑥大于行業(yè)年度中值時，該變量取1，否則取0。解釋變量包括公司規(guī)模（Size）、市賬率（MTB）、總資產(chǎn)報酬率（ROA）、營業(yè)收入增長率（Salesgrowth）以及資產(chǎn)負債率（Leverage），我們同時在模型中加入行業(yè)虛擬變量（Industry）和年度虛擬變量（Year）以控制行業(yè)和年度固定效應。第二階段，將IMR代入模型（5）得到模型（9），該模型可以修正由于自選擇偏誤所導致的內(nèi)生性問題：表11的PanelA部分報告了Heckman（1979）的第一階段回歸結果。從中可以看出，公司規(guī)模較小、市賬率較高、營業(yè)收入增長率較高、資產(chǎn)負債率較高的上市公司更有可能進行盈余管理。表11的PanelB部分為Heckman（1979）的第二階段回歸結果。結果表明，控制了盈余管理的自選擇偏差后，盈余管理仍然對企業(yè)社會責任存在顯著的正向影響，進一步驗證了本文的假設H2。此外，控制變量的符號和顯著性水平也與文中主回歸結果保持一致。

四、進一步研究

（一）企業(yè)股權性質的影響我國證券市場建立二十多年以來，民營企業(yè)得到了迅猛發(fā)展，但國有企業(yè)占優(yōu)勢的局面并未得到較大改變。目前，60%以上的中國上市公司最終控制人為國家。國有企業(yè)目標函數(shù)的多元化導致企業(yè)行為承載著太多的政治任務（如保障就業(yè)率、社會穩(wěn)定等）（黃速建和余菁，2006），其經(jīng)濟目標的實現(xiàn)是為非經(jīng)濟目標的實現(xiàn)服務的，而且國有企業(yè)的管理層更注重自身的政治前途（吳聯(lián)生等，2010）。因此，國有企業(yè)履行企業(yè)社會責任更有可能是基于政治動機而非投機動機。然而，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)產(chǎn)權更清晰，經(jīng)營目標更單一。當非國有企業(yè)面臨較大市場壓力時，基于IPO動機、增發(fā)或配股動機、扭虧保殼動機，往往會更多地考慮進行盈余管理（劉鳳委，2005），通過供銷價格差異、資產(chǎn)置換、資產(chǎn)剝離等方式粉飾財務報表（陳信元，2003），以調高業(yè)績。企業(yè)性質決定了其所擔負的社會責任并非是與生俱來的，而是完全來自于外部壓力。非國有企業(yè)的社會責任履行更傾向于“戰(zhàn)略慈善”，其對經(jīng)濟動機的考慮更加明顯（辛宇和左乃健，2012）。因此，在其他條件不變的情況下，本文預期相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的盈余質量對企業(yè)社會責任的負向影響應該更顯著。根據(jù)股權性質對樣本進行分組，得到國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本，分別用分組樣本對模型（5）進行回歸，以驗證在不同股權性質下，盈余質量與企業(yè)社會責任之間的關系是否存在差異。結果如表12的列（1）、（2）、（5）、（6）所示。在非國有企業(yè)的樣本中，盈余管理程度指標（DA3、DD）的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；在國有企業(yè)的樣本中，我們沒有發(fā)現(xiàn)該類變量系數(shù)的統(tǒng)計顯著性。進一步，我們對國有和非國有樣本組中關鍵解釋變量的系數(shù)進行差異性檢驗。結果表明，列（1）、（2）中DA3的系數(shù)差異性檢驗的卡方值為4.31，p值為0.0380；列（5）、（6）中DD的系數(shù)差異性檢驗的卡方值為3.99，p值為0.0459。總的來說，非國有樣本組的盈余管理程度回歸系數(shù)在5%的水平上顯著大于國有樣本組，組間差異在統(tǒng)計上顯著。這表明，通過履行社會責任來掩飾盈余操縱行為的做法，更多的存在于非國有企業(yè)中。由此可見，由于非國有企業(yè)政策支持度以及政治關聯(lián)度相對較低，因此，在履行企業(yè)社會責任時，更易受到自身盈余質量水平的影響。

（二）企業(yè)股權集中度的影響自Berle和Means的經(jīng)典論著《現(xiàn)代公司與私有產(chǎn)權》于1932年問世以來，企業(yè)的股權結構在公司治理中的效率問題就成為公司財務研究領域長盛不衰的焦點問題之一（陳德萍和陳永圣，2011）。由于我國資本市場尚未達到半強勢有效，大股東控制權對企業(yè)發(fā)展的干預仍然在較大范圍內(nèi)存在。因此，本文擬針對非國有企業(yè)樣本組，進一步考慮企業(yè)的股權結構對盈余質量與社會責任間關系的影響。股權集中度作為衡量股權結構的指標，可以看作公司治理效率的度量。在股權分散的企業(yè)中，廣大中小股東“搭便車”的心理嚴重，難以對管理層進行有效地制衡和監(jiān)管。在這種情況下，基于理論框架的管理層機會主義假說，管理層更可能出于私利的考慮進行盈余管理，并通過履行企業(yè)社會責任來掩飾對盈余所做的操縱。此外，在股權分散的情況下，管理層的盈余管理行為對公司股價造成的潛在壓力，一般不太可能直接對中小股東構成致命威脅。從博弈論的角度來看，其更有可能無視管理層的盈余操縱行為及其后通過企業(yè)社會責任所做的掩飾。因此，在其他條件不變的情況下，本文預期在非國有企業(yè)中，相對于股權集中的企業(yè)，股權相對分散的企業(yè)的盈余質量與社會責任之間的負向影響關系更顯著。在非國有企業(yè)的樣本組中，使用赫芬達爾指數(shù)（前10大股東持股比率的平方和）的均值對樣本進行分組，得到股權相對集中和股權相對分散的兩個子樣本組，對子樣本的回歸結果見表12的列（3）、（4）、（7）、（8）。在股權相對分散的企業(yè)中，盈余管理程度的衡量指標DA3、DD的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；在股權集中的企業(yè)中，我們沒有發(fā)現(xiàn)該類變量系數(shù)的顯著性。進一步在股權集中和股權分散的組間進行關鍵解釋變量的系數(shù)差異性檢驗，結果表明，列（3）、（4）中DA3的系數(shù)差異性檢驗的卡方值為2.99，p值為0.0839，但列（7）、（8）中DD的系數(shù)未通過差異性檢驗。因此，我們有所保留的認可，在非國有企業(yè)樣本組中，股權分散的企業(yè)的盈余管理程度的回歸系數(shù)大于股權集中的企業(yè)。由此可見，通過履行社會責任來掩飾盈余管理行為的做法，更可能存在于監(jiān)管力度相對薄弱的股權分散型的非國有企業(yè)中。

篇3

(二)數(shù)據(jù)選擇創(chuàng)業(yè)板上市公司于2009年正式上市，同時考慮到變量指標需要利用上年度數(shù)據(jù)，因此本文樣本年度選擇為2010－2012年，并剔除樣本期間缺失數(shù)據(jù)的樣本，最終得到2010－2012年間創(chuàng)業(yè)板上市公司462個樣本。

二、實證檢驗結果

(一)統(tǒng)計分析表1列出樣本年度內(nèi)創(chuàng)業(yè)板上市公司履行社會責任狀況的統(tǒng)計結果?？梢钥闯觯?010－2012年間創(chuàng)業(yè)板上市公司平均社會責任程度為0．184，而且各年度履行社會責任狀況較為平均，3年的CSR均值分別為0．179、0．189以及0．183，并未出現(xiàn)較大幅度波動，但2012年較2011年卻出現(xiàn)了降低。同時也發(fā)現(xiàn)，不同公司社會責任履行程度的差距是存在的，而且這種差距逐年擴大，這說明創(chuàng)業(yè)板不同的上市公司的社會責任投入不同，這與不同創(chuàng)業(yè)板上市公司經(jīng)營業(yè)務、企業(yè)發(fā)展理念及企業(yè)實際經(jīng)營能力存在差異是相關的。表2列出樣本年度內(nèi)創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余管理行為的統(tǒng)計結果?？梢钥闯?，2010－2012年間創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余管理行為基本狀況與履行社會責任狀況存在不同，盈余管理行為表現(xiàn)出較大的波動狀況?？傮w來看，創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余管理行為表現(xiàn)出正向的盈余操弄狀況，平均盈余管理程度為0．008，這與主板上市公司相比并不算高，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司并不存在相對較高的盈余管理行為，但2010年與2012年盈余管理程度均為負值，僅2011年盈余管理行為為正值，這說明不同年度創(chuàng)業(yè)板上市公司的盈余管理行為存在較大的波動程度。另外，不同年度創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余管理的最大最小值間差異較大，盈余管理程度最大值達到0．368，而最小值為0．210，這說明不同的創(chuàng)業(yè)板上市公司盈余管理程度差異較大，不僅盈余管理方向存在差異，而且操弄盈余管理的程度也存在較大差異。表3列出主要變量的描述性統(tǒng)計結果?？梢钥闯?，被解釋變量DA均值為0．008，樣本年度內(nèi)創(chuàng)業(yè)板公司呈現(xiàn)正的盈余管理趨勢，但不同的創(chuàng)業(yè)板公司盈余管理程度與方向均有較大差異。解釋變量CSR均值為0．184，樣本年度內(nèi)創(chuàng)業(yè)板公司社會責任履行狀況較好，但同樣不同公司的社會責任履行狀況存在較大差異。而在控制變量中，變量ln(Size)均值為20．817，表明創(chuàng)業(yè)板公司資產(chǎn)規(guī)模均值約為10．983億元，創(chuàng)業(yè)板公司規(guī)模相對主板公司要小;變量ROE均值為0．104，表明樣本內(nèi)約有一成左右的創(chuàng)業(yè)板公司的ROE為負值或在6%－7%之間，更多的創(chuàng)業(yè)板公司并沒有主動操弄盈余管理的動向;變量Debt均值為0．194，表明創(chuàng)業(yè)板公司的負債總額約占資產(chǎn)總額的不到兩成，創(chuàng)業(yè)板公司資產(chǎn)負債率并不高。

(二)相關性檢驗結果表4列出了主要變量的相關性檢驗結果。檢驗結果表明，解釋變量與控制變量尤其是控制變量間的相關系數(shù)值均較小，基本都在0．30以下，這就說明在本文實證模型中的變量間共線性問題較小，并不存在多重共線性問題，可以認為后文實證結果是可信的。

(三)回歸結果利用(1)式及樣本數(shù)據(jù)，得到實證檢驗結果為(6)式，本文實證檢驗軟件為EViews7．0。從(6)式的實證結果來看，首先整個回歸結果的調整R2值為0．071，雖然該值并不高，但是在公司金融的研究中，通常調整R2值需要結合F統(tǒng)計量共同檢驗，并不能單純地看調整R2值大小，而F統(tǒng)計量是可以通過常規(guī)置信水平的顯著性檢驗，這就說明整個實證模型擬合程度較好，實證結果可信。具體到解釋變量的回歸結果，解釋變量CSR與被解釋變量DA間存在負相關關系，而且這種負相關關系是可以通過顯著性檢驗的，這就意味著創(chuàng)業(yè)板上市公司履行社會責任的程度越高，盈余管理程度就越低，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司會在短期的盈余管理行為與長期的履行社會責任行為之間，選擇更加適合長期發(fā)展的履行社會責任行為，會更加重視具有可持續(xù)發(fā)展的履行社會責任行為，而較低程度的進行盈余管理操弄。也可以認為，創(chuàng)業(yè)板上市公司的社會責任行為可以抑制盈余管理行為，履行社會責任好的創(chuàng)業(yè)板上市公司具有更好的責任心，會為股東、為證券市場、為市場普通投資者負責，并不會高程度地操弄盈余管理。而在控制變量的檢驗結果中，控制變量ln(Size)與被解釋變量DA間存在顯著的正相關關系，表明創(chuàng)業(yè)板上市公司資產(chǎn)規(guī)模越大，盈余管理程度就越大。這說明資產(chǎn)規(guī)模越大，創(chuàng)業(yè)板上市公司更有可能操縱盈余管理;控制變量ROE與被解釋變量DA間也存在顯著的正相關關系，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的凈資產(chǎn)收益率為負值，或處于6%－7%之間時，也就是說具有盈余管理跡象的創(chuàng)業(yè)板上市公司操弄盈余管理的可能性會增加;控制變量Debt與被解釋變量DA間同樣存在顯著的正相關關系，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的資產(chǎn)負債率越高，負債壓力越大，操弄盈余的可能性就相應越大。

(四)穩(wěn)健性檢驗為證明研究結論并非是因特殊樣本而得到的，本文進行穩(wěn)健性檢驗。首先，考慮到樣本中極端值對回歸結果的影響，本文對極端值進行剔除后進行回歸檢驗;其次，考慮到被解釋變量，即盈余管理變量的測度方法有很多，本文采用Jones原始模型計算被解釋變量DA后進行回歸檢驗;最后，考慮到影響被解釋變量盈余管理的因素很多，即可加入的控制變量很多，本文繼續(xù)加入如每股凈資產(chǎn)、每股收益、大股東持股數(shù)量等控制變量后進行回歸檢驗。穩(wěn)健性檢驗的回歸結果與前文實證結果并沒有顯著差異，因此可以認為本文研究結論并非是由特殊樣本而得到的，即研究結論是穩(wěn)健可信的。

篇4

中藥產(chǎn)業(yè)是我國傳統(tǒng)的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，是我國對世界文明作出的突出貢獻之一，然而這一優(yōu)勢正逐漸被打破，據(jù)統(tǒng)計，在如今的國際中藥市場上，日本、韓國產(chǎn)品占據(jù)的份額高達90％；國內(nèi)市場上，“洋中藥”進口已超過6億美元。國際市場上每年中藥的銷售額高達160億美元左右，而中國中藥所占比率不足5％。中藥生產(chǎn)的標準化和產(chǎn)業(yè)化是解決上述問題的根本途徑，而由于中藥生產(chǎn)原料供應的鏈條比較長，因此原料供應的問題就顯得特別突出。目前由于人們對于中藥越來越重視，一方面，中藥治療對病人的副作用比較小，另一方面，中藥是天然藥物，對當今追求“天然產(chǎn)品”的人們講，中藥治療肯定是最佳的途徑。隨著中藥產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴大，中藥的原料供應越來越成問題，一方面，天然原料越來越少，另一方面由于人工種植的中藥在環(huán)保標準上總是不盡如人意，所以中藥材的供應成為影響中藥產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關鍵問題。

中藥生產(chǎn)的特點及對物料供應的要求

中藥生產(chǎn)的特點及原料的利用情況

產(chǎn)業(yè)鏈條長，環(huán)節(jié)眾多，每個環(huán)節(jié)的生產(chǎn)要求都非常高，因此，質量問題顯得尤為突出。中藥的生產(chǎn)如果從原料供應至產(chǎn)成品到消費者手中，縱跨第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，如果按照國際GMP規(guī)范生產(chǎn)，可以想象其難度是相當大的。

中藥產(chǎn)業(yè)其產(chǎn)品對患者的作用機理目前并不是非常清楚，其理論依據(jù)多是根據(jù)中醫(yī)的傳統(tǒng)理論，而國際市場上對藥品的要求必須有產(chǎn)品的成分、作用機理的說明，否則是不能夠作為治病的藥物出現(xiàn)的，而只能作為普通的保健品，因此中國的中藥生產(chǎn)面臨相當大的藥理知識的障礙，使得中藥產(chǎn)品多以保健品的形式出現(xiàn)在國外的超市中。

中藥產(chǎn)業(yè)其產(chǎn)品多是復合制劑，其原料為許多種中藥材，因此其生產(chǎn)過程中多種原料之間的數(shù)量的協(xié)調和質量的控制都顯得非常困難，再加上醫(yī)藥生產(chǎn)本身就特別嚴格，因此，可以說是難上加難。

中藥材生產(chǎn)的特點

中藥材的栽培，既有和農(nóng)作物、果樹、蔬菜栽培一致的方面，也存在有別于這些植物栽培的一面。由于種類繁多，生長地區(qū)的不同，各種中藥材對周圍環(huán)境的適應力也不同，這就決定了中藥材栽培方式的多樣性。總的來說，中藥材生產(chǎn)應注意以下特點：

中藥材生產(chǎn)講究產(chǎn)量、質量并重的原則。栽培的中藥材，最終是用來防病治病。如果產(chǎn)量高，有效成分含量低或者完全沒有，就降低或失去了藥用價值。而產(chǎn)量過低，又影響了藥農(nóng)的收入。藥材的質量主要由有效成分的含量和療效決定的。此外，藥材的形態(tài)、大小、色澤，即商品性狀(俗稱“賣相”)也是質量的一個方面。

中藥材栽培有忌連作的特點。很多中藥材，特別是一些根莖類藥材如白術、、地黃、丹參等都不宜連作。一方面是由于土壤肥力、土壤結構改變的問題，另一方面是病蟲害嚴重。此外，中藥材在生長過程中分泌一些有毒物質在土壤中，也使得連作的效果不好。這就使得原料的總供應量受到限制。

中藥材栽培技術的多樣性。由于不同中藥材的藥用部位不同，對環(huán)境的要求以及栽培年限的不同，形成了中藥材栽培技術的多樣性。

中藥生產(chǎn)企業(yè)物料供應商的選擇

根據(jù)中藥生產(chǎn)的現(xiàn)狀和中藥材的生產(chǎn)特點，結合供應商的選擇理論，提出如下的選擇方法：

根據(jù)ABC法粗選供應商。根據(jù)表1所列數(shù)據(jù)對中藥材供應商進行分類，在保證供應方面，對這三類供應商的要求是一致的。但A類供應商，為生產(chǎn)企業(yè)提供了重要的物資供應且數(shù)量少，對其加強管理是降低采購成本的潛力所在，所以要投入主要精力，進行重點管理。而對于BC類供應商，因其所提供的物資比重小、數(shù)量多，他們不是降低采購成本的重點，可以作一般管理。我們通過這種分類方法，將A類供應商作為主要的供應商。

利用層次分析法選擇供應商。層次分析法的基本步驟為：對問題所涉及的因素進行分類，建立指標體系。根據(jù)指標體系，構造各因素之間相互聯(lián)系的層次結構模型。構造比較判斷矩陣。對同一層次內(nèi)諸因素，通過兩兩比較，確定出相對于上一層次各目標的權重。計算組合權重，即得到各方案的相對權重。根據(jù)相對權重，選出最優(yōu)供應商。

集團對物料供應商的管理

建立供應商的競爭機制。根據(jù)中藥材供應商選擇的影響因素，制定響應指標的閾值，供應商們在這個閾值的基礎上進行競爭，只有進入ABC法粗選出的供應商才有資格進行有關質量、價格、售后服務、交貨期等方面的競爭。這樣，一方面使管理工作得到簡化，另一方面，又可以使主要的供應商感到有壓力，督促他們做好物料供應方面的工作。

做好物料供應的質量審驗工作。中藥的質量與中藥材收購的質量有著極為密切的關系，GMP明確規(guī)定：“藥品生產(chǎn)所用物料應從符合規(guī)定的單位購得，企業(yè)應確立定點采購并依規(guī)程對供應商進行質量審驗的基本原則。

審驗的內(nèi)容。企業(yè)對供應商進行質量審驗，包括對新選擇供應商的質量審驗和對已確定供應商的定期、不定期質量審驗。對新選擇供應商的質量審驗內(nèi)容有：供應商基本材料審核，樣品檢測、驗證，實地考察，結論與信息反饋等；對已確定供應商的定期、不定期質量審驗內(nèi)容有：物料質量狀況回顧，對存在問題的整改調查，供應商業(yè)績綜合考評等。

審驗的程序和方法。對新選擇供應商的審驗。

成立審驗小組。企業(yè)以規(guī)程形式，明確規(guī)定對新選擇供應商進行質量審驗時，審驗小組由供應部門、質量管理部門、物料使用部門、科研技術部門的管理和技術人員組成，其中，質量管理部門的人員必須協(xié)同質量審驗工作。審驗小組成立后，依規(guī)程確定一名組長并由其對小組成員的工作內(nèi)容進行具體部署。

材料審核。對供應商基本倩況的掌握和了解是進行供應商質量審驗的第一步，一般通過對其提供的文字材料的審核來進行分析和判斷，對供應商材料審核包括兩部分，即：對供應商基本情況調查材料的審核和法定材料的審核。

樣品檢測、驗證。質量標準及檢測方法的確定：審驗小組應明確所采購物料的質量標準，此標準可為法定標準或高于法定標準的藥廠內(nèi)控標準，需注意，有內(nèi)控標準的必須執(zhí)行內(nèi)控標準。

實地考察。審驗小組在對供應商所提供物料表示滿意后，應安排對供應商的實地考察。有時實地考察可不進行或推后進行，在何種前提下可不進行或推后進行，需提供哪些補替材料等，企業(yè)在規(guī)程中予以明確規(guī)定。

信息反饋及跟蹤審驗。對供應商所提供樣品的檢測、驗證情況及實地考察情況，審驗小組應做好向供應商的反饋工作，對于某些檢測指標和結果可能還需同供應商進行進一步的商討和確定，供應商也可通過所反饋的信息進行改進，使其產(chǎn)品達到要求或提高質量水平。對質量審驗存在問題需做整改的，審驗小組應進行跟蹤審驗并隨時記錄。

起草審驗報告，批準審驗結論。審驗小組在進行以上工作后，應由組長根據(jù)審驗情況起草審驗報告。藥廠應規(guī)定審驗報告的書寫內(nèi)容和格式。審驗報告應對所進行的審驗活動進行總結性說明并做出質量審驗結論，由審驗小組成員討論通過并簽名，提交總工批準。

對已確定供應商的定期、不定期審驗。

供應商確定后，在其少量供貨及長期供貨過程中，應對該供應商進行定期或不定期審驗。審驗的周期和內(nèi)容應依據(jù)供應商的不同和所供物料的不同而有所不同。定期或不定期審驗可圍繞如下方面進行：物料質量回顧，包括合格率、退貨率、存在問題；存在問題的整改情況；供貨的及時性；質量保證體系或生產(chǎn)設備、設施。發(fā)生重要變化時，定期、不定期審驗可成立審驗小組，或由質量管理部門組織有關部門進行。審驗應有報告。

質量審驗檔案。從事質量審驗活動的所有材料歸入質量審驗檔案，作為供應商檔案材料的重要組成部分。質量審驗檔案的內(nèi)容應包括：供應商基本情況調查報告（或調查表）；供應商法定材料復印件；供方質量標準及出具的樣品檢驗報告單；本藥廠物料采購標準檢驗操作規(guī)程及本廠出具的樣品檢驗報告單；物料正式采購后三批進廠檢驗報告單復印件；物料均一性驗證“評價及結論”復印件；現(xiàn)場考察報告；質量審驗報告；定期、不定期審驗材料及報告。供應商質量審驗檔案應由企業(yè)規(guī)定部門并指定專人負責建立和管理。

建立與供應商的戰(zhàn)略聯(lián)盟關系。正如在前面看到的那樣，中藥行業(yè)的物料供應商與其他行業(yè)有明顯的不同，其所提供的中藥原料質量及價格差別也非常大，究其原因在于：其產(chǎn)業(yè)鏈條太長，供應商就自身的管理和技術水平來看，是非常難以做好的，為此作為生產(chǎn)廠家，中藥生產(chǎn)企業(yè)采用中藥產(chǎn)業(yè)化生產(chǎn)的模式，與供應商建立戰(zhàn)略伙伴關系，以確保物料供應的暢通和安全。

中藥產(chǎn)業(yè)化發(fā)展就是根據(jù)中藥生產(chǎn)GMP規(guī)定，從中藥的種植一直到加工、銷售，采取規(guī)范化操作，在中藥種植領域實行GAP規(guī)范種植，并在每個生產(chǎn)環(huán)節(jié)盡量增加產(chǎn)品的附加值，使中藥價值增值，在這個過程中，可以采取“集團公司＋供應商＋農(nóng)戶”這樣的發(fā)展模式。

生產(chǎn)企業(yè)主要在市場信息的搜集、資金支持、技術咨詢等方面加強與供應商的合作，使供應商有實力能夠帶動中藥基地的建設，通過規(guī)范化的基地建設，才能夠保證企業(yè)有源源不斷的原料供應。

對于加強供應商管理的政策建議

由于行業(yè)特點，目前中藥生產(chǎn)企業(yè)的物料供應商大都規(guī)模較小、技術水平比較低，大都停留在中藥材的收購、批發(fā)等業(yè)務領域，真正具有規(guī)模化供應能力的供應商還比較少，而且，供應的原料質量和數(shù)量極不穩(wěn)定，對生產(chǎn)企業(yè)的穩(wěn)產(chǎn)優(yōu)產(chǎn)有著重大影響，因此在進行供應商的選擇時，應當立足于實際，不能要求太高，應當著眼于未來。

正因為目前供應商存在諸多的問題，因此生產(chǎn)企業(yè)應當立足于加強供應商的能力建設，供應商的能力建設主要體現(xiàn)在如下幾方面：

供應商的原料基地建設。目前雖然大多數(shù)地區(qū)都在進行中藥產(chǎn)業(yè)化基地建設。但是由于資金、技術和管理等方面的原因，這些項目往往都中途流產(chǎn)。按照現(xiàn)代醫(yī)藥GMP管理的相關規(guī)定，建設一個GAP中藥材基地，無論在技術、資金還是管理等方面都要求非常高，實力弱小的供應商想完成這樣的項目幾乎不可能，因此中藥生產(chǎn)企業(yè)必須與其結成戰(zhàn)略合作伙伴關系，精心培育一兩個大型的供應商，按照國家GAP中藥材規(guī)范化建設的標準，生產(chǎn)合乎產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原料。

供應商的市場反應體系建設。由于傳統(tǒng)中醫(yī)藥大都是以野生動植物為原料的，但是現(xiàn)在隨著野生動植物的減少，中藥產(chǎn)業(yè)的原料供應越來越成問題，通過原料供應的影響，市場的波動加大了，因此供應商對市場的反應體系建設成為非常重要的問題。

加強供應商同產(chǎn)學研的結合。正如前面論述的那樣，中藥產(chǎn)業(yè)在新世紀會迎來新的發(fā)展機遇，要想使這些好的機遇變成經(jīng)濟優(yōu)勢，必須用現(xiàn)代科學技術，尤其是生物技術，來武裝傳統(tǒng)的中藥產(chǎn)業(yè)。在中藥的種植行業(yè)里，著力用現(xiàn)代的育種技術開發(fā)新的醫(yī)藥品種，用現(xiàn)代的栽培技術，人工培育產(chǎn)業(yè)化生產(chǎn)所需的大量藥材。可以預見，隨著人們生態(tài)環(huán)境意識的加強，人工中藥材代替野生藥材是必然的，這就需要，栽培技術和育種技術的廣泛參與，最終實現(xiàn)原料的安全供應。

參考資料：

1．劉大可，產(chǎn)業(yè)鏈中企業(yè)與其供應商的權利關系研究，經(jīng)濟學研究，1994.10－12