收入證明樣本范文

導語：如何才能寫好一篇收入證明樣本，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

茲有我單位 (同志)(身份證號:_____________________)在___________________部門,從事____________________工作已有___________年,特此證明.

單位名稱:__________________________

日 期:________________________

(加蓋單位公章)

工資收入證明樣本

茲證明___是我單位員工，身份證號碼：_____，在我單位工作___年，崗位為____，年收入__萬元(人民幣)。

工資收入證明樣本

本證明僅限于該職工辦理____信用卡使用，我公司不對該職工使用信用卡可能造成的一切后果承擔任何責任。

特此證明

單位名稱(蓋章)：_____

篇2

關鍵詞：農業保險；政策性農業保險；農業經濟；經營風險

中圖分類號：F320

文獻標識碼：A

文章編號：1000—2731（2012）04—0032—05

一、影響政策性農業保險需求的因素

影響政策性農業保險需求的因素是多元和復雜的，各個因素的影響方式和影響程度也是有差別的。筆者從以下三個方面予以概括。

（一）主觀性因素

主觀性因素主要是指投保人（政策性農業保險需求主體）主觀方面的影響因素，包括投保人（主要是經營負責人或農戶戶主）年齡、文化程度、務農年限等。這些因素一方面影響投保人對農業保險的認知程度，另一方面影響投保人的投保決策能力。

王敏俊認為，從經驗認識的角度看，年齡在一定程度上影響著被調查者對農業風險的認知水平；受教育水平也在一定程度上影響著被調查者對風險特征、農業保險的作用和特點的理解水平，一般來說，被調查者的受教育水平越高，就越能更好地理解和把握保險的作用和特點。在理論上，農戶受教育程度越高，獲得保險知識的可能性也越大，也越愿意購買農業保險，一些微觀實證也證實了這種觀點，如張躍華等對河南農村的田野調查。侯玲玲等在北京市密云縣調查數據的基礎上，通過構建Logit模型，分析了農業保險的影響因素，從模型估計結果得知，農戶家庭戶主的文化程度對農戶是否購買農業保險有顯著影響。寧滿秀等以新疆瑪納斯河流域棉花保險為例，利用多界二分選擇問卷方式的條件評價法（CVM）獲取農戶微觀數據，探討農戶對農業保險支付意愿，證明戶主的社會經濟特征例如年齡、文化程度等對農業保險的支付意愿產生不同程度的作用；同時證明農戶戶主從事農業生產的時間反映了農戶從事農業生產的技能和經驗掌握程度，務農時間越長的農戶進行田間管理的技能和經驗越豐富，從而防范自然災害及災后補救的能力越高，進而對農業保險的支付意愿越小。陳妍等對武漢市的農戶調查和實證分析指出，受教育和接觸外界知識越多的農戶越傾向于購買農業保險。李祥云等利用山東農戶的調查數據說明，年齡越小，參加政策性農業保險的意愿越強，年齡越大，對政策性農業保險的排斥意愿越強；教育程度雖然與農戶參保意愿呈負相關，但不顯著。曹承承等對浙江農戶的實證研究結論是：在其他條件不變的情形下，隨著年齡的增長，農戶對農業保險的需求意愿趨弱。潘勇輝以海南省1167戶蕉農的經驗數據證明，蕉農受教育程度對香蕉保險的參保意愿具有正向影響。王爾大等以遼寧盤錦水稻保險為例進一步識別了影響我國北方農戶加入水稻保險決策的主要因素，結果顯示，隨著戶主年齡的增加，支付意愿增加不顯著；受教育程度對農戶支付意愿的影響為負；而務農年限越長，保費支付意愿越低，務農年限每增加1年，支付意愿相對減少4.15%。杜鵬以湖北五縣市342戶農戶為樣本，對影響農戶農業保險需求的各種因素進行了系統研究，發現年齡與教育因素對農業保險需求的影響不顯著。陳澤育等以湖北省興山縣煙葉保險為例的分析指出，農戶務農時間越長，越愿意支付較高的保費，但作用不明顯。王阿星等在鄂爾多斯市抽樣調查數據基礎上指出，在實證分析中年齡因素對農業保險需求影響不顯著。劉冬姣等基于國家開展財政補貼前后全國19個省、直轄市、自治區9個年度的農業保險數據實證分析證明，文化變量對農業保險的需求無統計意義上的顯著性。

綜合上述研究，主觀性因素對政策性農業保險需求的影響包括以下幾種情況：

第一，投保人年齡對其投保意愿產生影響；來自不同樣本和方法的實證分析結論包括：多數研究認為年齡越大參保意愿越弱、部分研究認為年齡對農業保險需求影響不顯著。第二，投保人文化程度對其投保意愿產生影響；來自不同樣本和方法的實證分析結論包括：多數研究認為受教育程度對農業保險需求具有正向影響、部分研究認為受教育程度對農戶支付愿意的影響為負或影響不顯著。第三，投保人務農年限對其投保意愿產生影響；來自不同樣本和方法的實證分析結論包括：多數研究認為務農時間越長對農業保險的支付意愿越小、部分研究認為務農年限對農業保險需求影響不明顯。

（二）經營性因素

篇3

貧困證明格式

________(學校)：

貴校學生____________ 其家長屬本地居民，家庭基本情況如下：

一、家庭人口_____ 人，家庭年收入約________ 元;

二、主要收入來源：___________ (填寫)

三、目前家庭主要困難: 收入來源單一 勞動力較少 醫療支出較大 其它 (填寫) 確屬貧困家庭。特此證明。

村委會(街道居委會) 鄉、鎮(含)或

或家庭聯系人所在 街道以上民政部門

單位蓋章： 單位蓋章：

篇4

可是，由于商業利益的存在，統計數據也會表現出傾向性，或者預先設定了傾向性。所以，讓我們感到踏實的數字未必反映真實狀況，我們依賴的“實證方法”未必就“實”，其過程可能是把一種傾向研究成“事實”或證明成“事實”，與其說是“實證”，還不如說是“證實”。

美國著名統計學家達萊爾•哈夫的名著《統計數字會撒謊》或許能讓我們對于統計中的陷阱有入木三分的認識。自1954年出版至今，這本書多次重印，歷久彌新。達萊爾舉出許多活生生的案例，向我們一一解讀了統計中的陷阱，讀起來很有味道。

達萊爾提出，當你面對統計數據時，先要問自己5個問題：誰說的？他是如何知道的？遺漏了什么？是否有人偷換了概念？這個資料有意義嗎？

筆者很注意電視、報紙上賣藥的廣告，“中國有百分之××”的人“缺鈣”、“前列腺”、“性機能”這個“百分之××”是多少呢？一般是70%、80%、90%。很奇怪，過去憑票過日子的時候，中國人啥成分不缺，現在怎么什么都缺？如果把廣告所警告的疾病、營養不良的百分比都攏一下，這個結果夠嚇人的。問題的根本在于，這個危言聳聽的統計是誰做的？當然是廠商做的，那么出現如此荒誕不經的統計也就不足為怪了。

統計的陷阱在哪里呢？首先是統計本身的不真實性，比如統計樣本的選擇偏差，或是樣本空間過小，導致代表性差。統計樣本的選擇偏差是比較常見的，由于受調查者的主觀意向或者客觀失誤的影響，統計樣本的選擇偏差直接影響到統計的結果。

如果抽取開發商作為樣本調查房價是不是高？抽取醫藥人員作為樣本調研醫療費高不高？說得再搞笑一些，抽取交通違章者作為樣本去調查交通警察的形象。那么，看似科學的統計會得出相當滑稽的結果。

統計的另一個陷阱在于統計之后的分析過程，在分析中，統計者是否遺漏了什么？或者忽視了統計所依賴的條件？哈夫在書中舉了個例子：“某年公布的數據顯示，該年4月的零售額高于去年同期，于是證明經濟開始進入復蘇階段，但遺漏的內容是前一年的復活節在3月，而該年的復活節在4月，所以復活節帶來的消費高峰在4月。”暫時的消費高峰顯然不能代表經濟的轉向。

我們經常看到這樣的分析報告，某產品價格為1000元，目前消費群體是10萬，年收入1億元，如果全國有百分之一的人消費該產品，就會有1300萬消費群體，年收入將高達130億元，帶來××億元的稅后利潤。

類似的分析過程我們并不陌生，但統計者忽略了一個事實，那就是從10萬消費群體增加到1300萬的前提是價格的大幅降低，而價格大幅降低之后，收入就不會那么多了，利潤更會有很大的變化。試想，如果現在的手機還是當年大哥大的價格，能做到如此普及嗎？

以突發事件代替常態，以小樣本推廣到大樣本，如果忽視了一些重要的因素，分析過程就會產生缺陷。即使是正確的統計數字也未必能得到正確的結論。

篇5

根據我國目前的情況，1996、1997和1998年之間，凈資產收益率在10％區域集中的上市公司均達到上市公司總數的20％，甚至更多。這些上市公司具有相當大的操縱凈收益的嫌疑，因此筆者選取這類上市公司的財務報表數據，包括資產負債表數據和利潤表數據分別進行財務指標特征的分析。

一、研究的方法和反映操縱手段的財務指標的選擇

筆者借鑒國外對失敗企業和收購及被收購企業的財務指標特征的研究方法，針對有操縱利潤嫌疑的企業，設計出財務指標特征分析的步驟如下：第一，根據理論常識分析凈資產收益率受到人為操縱的企業其可能的操縱手段，然后選擇與操縱手段相對應可能受到影響的財務指標。第二，按照特定的標準選取作為對比研究所需要的標準企業。第三，計算出可能存在利潤操縱的企業以及作為對比的標準公司各個財務指標的平均值。第四，將兩類企業同一個財務指標的平均值進行對照，觀察是否存在顯著的差異。第五，為了排除因個別極值無法刪除，或統計樣本內部的數據比較分散對統計結果的干擾，筆者同時采用“十分法”對各樣本的全部數據進行排序，直接觀察各樣本數據在最大值和最小值之間的分布狀況，比較兩組數據在分布上的差異。“十分法”的原理是，將樣本的數據按照由小到大的順序進行排列，然后找出樣本中每十個百分點的數量位置所對應的財務指標，10％位置的財務指標數值表示有10％的企業該財務指標值低于該數值，而90％的企業該財務指標高于該數值，以此類推。每相鄰的兩個十分點位置上的財務指標表示有10％的企業該財務指標數值分布在這兩個數值之間。最后，對得出的統計結果進行解釋。

根據近年來一些研究人員的研究發現和對企業可能采取的操縱凈收益指標的手段的分析，企業可能采取以下提高凈資產收益率的手段，并且這些手段可能導致相應的一些財務指標出現異常：

1、通過非營業活動提高凈利潤。包括諸如出售資產、出售投資、改變投資的核算方法等提高營業外收入或投資收益等活動。為避免所得稅率差異對分析的影響，筆者選用營業外收入占利潤總額的比重、投資收益占利潤總額的比重和營業利潤占利潤總額的比重三個財務指標。營業利潤占利潤總額的比重越高，說明企業靠經營正常業務取得利潤的比例越高，在一定程度上說明企業的凈收益的質量較好；由于投資收益和營業外收入較易受到人為的操縱，因此這兩部分的比例越大，企業凈收益指標被認為操縱的可能性越大。如果上市公司普遍存在利用非正常經營業務調整利潤的現象，則從總體上看，這些企業的營業外收入或投資收益占利潤總額的比例可能會較一般公司高一些，而營業利潤占利潤總額的比例相對低一些。

2、通過虛假銷售、提前確認銷售或有意擴大賒銷范圍調整利潤總額。這些銷售無法取得現金，因此當企業出現這些現象時，應收賬款的占用就會增加，表現在財務指標上，一方面體現為應收賬款占流動資產的比重增加，另一方面還可能體現為應收賬款周轉率的減小。如果這種方法成為企業普遍采用的調整利潤的方法，從總體上看，這類企業的應收賬款占流動資產的比重就會高于一般企業，而應收賬款周轉率則會低于一般企業。

3、對已經發生的費用或損失推遲確認。當企業采用推遲確認費用或損失時，企業掛賬的費用就會上升，導致資本化的費用比例升高，例如待攤費用、遞延資產、無形資產以及類似的其他長期資產。如果人為操縱凈收益的企業普遍存在利用推遲確認費用或損失的做法，與這些資本化費用有關的財務指標就有可能出現異常，如待攤費用占流動資產的比重、無形資產及其它資產占流動資產的比重等可能會給我們一些提示。

4、利用關聯交易調整利潤。如果這種現象在操縱凈資產收益率的企業中比較普遍，就會在這些企業的關聯交易額占銷售收入或銷售成本的比例上體現出差異，并且應收賬款中關聯方的應收賬款比重較大。但是由于上市公司對關聯交易披露的不規范性，投資者較難從財務報表和報表附注中采集出關聯交易的詳細數據，因此筆者根據為調整利潤進行的關聯交易通常不使用現金的特點，選擇分析其他應收款指標占流動資產比重的指標。其他應收款體現企業與正常經營業務無關的有關各方的資金往來，在某種程度上可以反映企業與關聯方的資金關系，比如出售投資給關聯方后應收回的款項等。其他應收款占流動資產的比例大，說明企業與關聯方可能存在比較密切的聯系，利用關聯方調整利潤的可能性也較大。

二、研究數據的選取

筆者采用中國人民大學出版社出版的《中國上市公司資料庫》光盤中數據作為研究對象，從中篩選出1996、1997和1998年凈資產收益率在10％區間，即［10％，11％］之間的公司作為樣本（簡稱10％區域的公司）。同時，根據這些公司所處的行業和規模，在凈資產收益率相對受到人為干擾小一些的公司中尋找對照研究所需的相同數量的標準公司樣本，舍去個別實在無法找到對照的標準公司，以保持兩個樣本最大程度的可比性。通過查找和比較，筆者選取的單個樣本數量如下表所示：

缺乏數據和刪除的公司數量合計不到總數量的15％，并且樣本數量遠遠大于統計中要求的大樣本標準（30個），因此可以認為研究的結果基本代表了所有凈資產收益率在10％區域的公司狀況。

三、統計結果

筆者統計出的1996、1997和1998年凈資產收益率在10％區域的公司和用于對比的各標準公司的資產總額以及八個財務指標的調整平均值、平均值差異的檢驗值見下面的表格。比較資產總額的目的在于證實兩個樣本是否存在規模差異。調整平均值是在刪除了5％的極值之后計算出的各樣本的資產規模和財務指標的平均值。同一年度內凈資產收益率在10％區間的上市公司與標準公司財務指標平均值差異的檢驗值代表了平均值差異的大小，當該檢驗值超過1.64時（筆者使用的是單尾檢驗），我們就有95％的把握認為平均值確實存在這種差異，因此，認為該差異是顯著的。當該檢驗值低于1.64時，我們就認為在統計意義上這種差異不明顯，我們不能以95％的把握性確定這種差異是否真的存在。在樣本的方差較大時，通過統計檢驗有時難以確定平均值差異的顯著性，利用十分法在一定程度上可以彌補這種不足。

財務指標差異及其顯著性統計結果

根據上表顯示的統計結果

以及筆者進行的“十分法”排序的結果，1996年到1998年各年度10％區域上市公司和一般公司各個財務指標之間的差異情況見下表：

注：“顯著”指通過平均值差異的檢驗發現存在明顯差異；

“有區別”指在平均值差異的檢驗中不能證明存在明顯差異，但利用“十分法”排序可以看出存在明顯差別；

“無區別”指不論在平均值差異的檢驗還是“十分法”排序中都看不出明顯存在差別。

資產總額的比較結果證明，有操縱凈資產收益率可能的公司與標準公司之間不存在規模差異，筆者的研究的確已經排除了規模對其它財務指標的影響。從上面的統計結果看，在選取的八個可能反映企業利潤操縱的財務指標中，只有無形資產占總資產比重以及營業外收入占利潤總額的比重兩個指標沒有表現出明顯的差異，其他六個財務指標均在不同程度上體現出10％區域上市公司與一般公司的差別。

四、研究結論

1、財務指標中體現的上市公司利潤操縱手段。

通過對可能存在利潤操縱的上市公司和一般公司財務指標的比較，我們認為以下操縱利潤的手段在上市公司中有普遍性：

（1）通過非營業活動提高企業利潤。筆者對凈資產收益率在10％區域的上市公司樣本中營業利潤占利潤總額比例最低的企業數據進行了調查，結果令人吃驚。1996年的94家樣本公司中有6家公司該指標出現負數，1997年166家樣本公司中有3家該指標出現負數，而1998年160家樣本公司竟然有7家公司該指標出現負數。這些負數意味著這些公司的營業活動是虧損的，也就是說，他們達到10％的配股線居然完全依靠營業外的經濟活動！

（2）通過增加投資收益提高利潤是非常普遍的做法。在1996年和1997年的統計結果中，我們發現10％區域的上市公司投資收益占利潤總額的比重遠遠高于標準公司，1996年差異達八個百分點，1997年差異達四個百分點。利用投資收益操縱利潤在個別公司達到極其嚴重的程度，在10％區域的上市公司樣本中，投資收益占利潤總額100％以上的企業1996年有6家，1997年有2家，1998年有3家，這意味著這些達到配股最低標準的上市公司創造10％的凈資產收益率竟然完全依靠投資收益！

（3）采用與關聯單位進行交易提高利潤。筆者不能直接證明這些關聯交易的內容，但是其他應收款的多少在一定程度上可以反映出上市公司與關聯方聯系的緊密程度，這使我們不能不猜測這些關聯方對企業利潤的影響。1997年和1998年10％區域的公司其他應收款比重的明顯異常說明這些公司從事非正常經營活動的行為十分普遍，而且交易經常采取非現金形式。筆者統計了樣本中10％區域的上市公司其他應收款占流動資產比重超過50％的公司數量，1996年，該數目為4家，占樣本的4.3％，1997年為11家，占樣本的6％，1998年為9家，占樣本的5.6％。這些公司竟然有一半以上的流動資金占用在非正常經營活動之上！

如果筆者對其他應收款的多少代表與關聯方聯系的緊密程度猜測沒有錯誤，其他應收款多的上市公司很可能在經營活動上也存在與關聯方的緊密聯系。雖然筆者沒有考察關聯交易引起的上市公司經營活動收入和利潤的增加，但1997年和1998年，10％區域上市公司同時都出現一定程度的應收賬款占流動資產比重比標準公司偏高、應收賬款周轉率比標準公司偏低的現象，這與我們看到的其他應收款比重的異常在時間上存在一致性，由此我們有理由懷疑上市公司通過關聯交易既操縱非營業利潤，又操縱營業利潤。

（4）通過人為擴大賒銷范圍或采用提前確認銷售、甚至搞虛假銷售增加營業利潤。在1997年和1998年，10％區域上市公司的應收賬款占流動資產比重比標準公司偏高，以及應收賬款周轉率的偏低，說明比起標準公司，10％區域的上市公司更多地記錄了非現金形式的銷售業務。鑒于筆者統計時采取了控制行業和控制公司規模的方法，由于行業和規模導致的應收賬款規模和回收速度的差異就被排除在外，剩下的原因只能用不正常來說明。這種不正常，一是可以用上面提到的關聯交易來解釋，另外就是用擴大賒銷范圍、提前確認銷售、搞虛假銷售等原因來解釋。

除上述具有普遍性的利潤操縱手段外，還具有兩種不具有普遍性的利潤操縱手段，即通過費用資本化影響利潤和通過提高營業外收入影響利潤。

2、上市公司操縱凈收益手段的改變。

連續考察1996年到1998年10％區域的上市公司出現異常的財務指標，我們發現各年中這些財務指標的變動不盡相同。也就是說，在不同年度，由于種種原因，上市公司采用的操縱利潤的手段偏好有所不同。

（1）1996年，平均值差異檢驗證明存在明顯差異的財務指標有投資收益占利潤總額的比重和營業利潤占利潤總額的比重；考慮十分法排序的結果，其他應收款占流動資產的比重也存在差異。其他指標差異則不明顯?？梢?，在這一年中，企業普遍采用增加投資收益的手段提高利潤，而虛增收入、利用關聯交易調整利潤的做法還不十分普遍和明顯。

（2）1997年，平均值差異檢驗證明存在明顯差異的財務指標有：待攤費用占流動資產的比重、其他應收款占流動資產的比重、投資收益占利潤總額的比重以及營業利潤占利潤總額的比重；考慮“十分法”排序的結果，應收賬款占流動資產的比重和應收賬款周轉率也存在一定程度的差異。這一年中，企業普遍采用多管齊下的方式提高利潤，包括增加投資收益、利用關聯交易、虛增銷售等。

（3）1998年，平均值差異檢驗證明存在明顯差異的財務指標只有其他應收款占流動資產比重和應收賬款占流動資產比重；考慮“十分法”排序的結果，應收賬款周轉率也存在差異。而以前出現過差異的待攤費用占流動資產比重、營業利潤占利潤總額的比重以及投資收益占利潤總額的比重幾個指標差異不明顯?？梢哉J為，這一年中企業普遍采用的調整利潤的手段集中在虛增銷售或關聯交易上，而對利用投資收益增加利潤的做法不再特別感興趣。

五、研究結果的啟示

雖然筆者的研究對象是凈資產收益率在配股最低限以上臨近區域的上市公司，但是研究所發現的財務指標與利潤操縱手段上存在的聯系具有普遍性，可以幫助我們在各種情況不辨別利潤操縱。研究證明，盡管我國上市公司人為操縱凈資產收益率的手段各有不同，但他們在操縱利潤的同時，其他財務指標卻能夠暴露其操縱手法，因此，只要我們能夠對這些反映利潤操縱的財務指標給予足夠的關注，就可以在很大程度上識別上市公司的操縱手段，去偽存真，得到企業真實的獲利水平。通過以上的研究，我們得到以下一些啟示：

首先，凈收益或利潤總額有關的指標表現企業真實盈利能力存在嚴重缺陷。這些指標中包含了與企業正常經營無關的、缺乏穩定性的一次性收益內容，如投資收益和營業外收入，以及在本文中沒有涉及的財政補貼等，這些項目隨時會由于企業達到目的而消失。用這些指標評價企業，將給投資者帶來巨大的

風險。從前面的統計中我們看到，標準公司營業利潤占利潤總額的比例明顯高于可能操縱利潤的上市公司，因此相比凈資產利潤率或總資產報酬率，營業利潤受到利潤操縱的干擾較小，利用營業利潤計算的有關指標相對穩定，對表達企業的實際盈利能力會更加有用。

其次，在操縱凈收益的手段中，最直接有效的方法是通過投資收益增加利潤。投資者應對利潤表中的投資收益給予非常的重視。對于投資收益占利潤總額比重較大的企業，應該仔細分析投資收益的來源，辨別這種投資收益的長久性。如果一次性的投資收益，比如出售投資所得的收益數量較大，這種投資收益的長期性就很難保證。

第三，其他應收款是我們應該給予足夠重視的資產負債表項目，一些企業可能沒有披露關聯交易或關聯方關系，但其他應收款項目的性質實際上會告訴我們這些企業與其他企業或單位之間的非常關系，所以其他應收款的多少可以幫助我們判斷該上市公司受到其他企業或單位的影響程度，這種影響越大，該上市公司的凈收益指標的可靠性越差。

篇6

[關鍵詞] 盈利公司 收益平滑 長期資產減值準備轉回

一、 引言

盈余管理是指企業選擇能使其自身效用最大化或企業價值最大化的會計政策，從而在證券市場、銀行信貸、稅務繳納等方面獲得既定利益的一種行為。威廉?司各特按對損益的影響將盈余管理分為四類：(1)洗個大澡。當虧損不可避免，管理者傾向于清理不良資產、預計期后支出、多提壞賬準備等，以提高未來盈利水平。(2)利潤最小化。管理者在公司盈利水平較高的期間增加費用，變更收入確認等減少報告收益。(3)利潤最大化。管理者提前確認收入，增加操控性應計項目，延遲費用的開支和確認，虛增當期收益。(4)收益平滑。管理者充分預測未來盈利水平，以豐補歉，均勻各期會計報告收益，從而給利益相關者造成企業穩定增長的印象，幫助公司取得有利的契約條件。

我國很多學者證明了虧損公司出于“洗個大澡”和利潤最大化動機利用資產減值準備的計提和轉回操控利潤，而對盈利公司盈余管理研究教缺乏。新準則為收益平滑研究提供了一個契機。盈利公司過去多計提了長期資產減值準備，只能在新準則實施前轉回，否則不能為報表利潤做出貢獻?；诖酥贫缺尘?，本文對我國盈利公司的盈余管理行為進行研究。

二、研究設計

1.樣本的選取和數據的來源

本文選擇于2006年轉回了長期資產減值準備，且2004年到2006年連續盈利的上市公司為收益平滑懷疑樣本，采用2001年到2006的數據檢驗其是否存在收益平滑行為。本文數據來源于國泰君安CSMAR數據庫。數據處理采用SPSS12.0統計軟件。

2.收益平滑檢驗方法

理論界檢驗收益平滑的方法主要有兩種：一是結合具體的平滑變量進行驗證，計算時間序列上的披露收益與正常收益的偏差，看其是否與某些有平滑潛力的變量相關，如Beidleman的研究；二是系數檢驗法，通過某一期收益變化量系數與銷售收入變化量系數的比值來確定公司是否存在收益平滑，如Albrecht和Richardson等。本文采用前者，因它找出了平滑標的和平滑變量的相關性，結果更可靠。本文沿用Beidleman的觀點，先計算將平滑標的和有平滑潛力的變量去掉時間趨勢后的殘值，再檢驗其相關性。如果樣本實施了收益平滑化，那么利潤和費用變量正相關，利潤和收入變量負相關。如果情況相反，則說明樣本可能實施的是利潤最大化盈余管理。

本文選擇凈利潤作為利潤變量，選擇投資收入、營業外收入、營業外支出、利潤總額減去營業利潤、管理費用、營業費用作為平滑變量。去除時間趨勢的方法是對利潤和平滑變量按6年的數據進行線性回歸，得出其每年的殘值：

Eti=aei+beit+ueit i=l，2；

Dti=adi+bdit+uditi=1，2, 3, 4, 5, 6

其中：Eti――第i個利潤指標第t期的值；ueit―第i個利潤指標第t期的殘值：Dti―第i個平滑變量第t期的值；udit―第i個平滑變量第t期的殘值。

三、實證結果

本文分行業計算單個公司每年利潤指標和平滑變量的殘值，再計算出每對去除趨勢后的利潤指標和平滑變量的相關系數，回歸結果見下表：

**表示相關系數在0.01的水平下統計顯著（雙尾檢驗）

*表示相關系數在0.05 的水平下統計顯著（雙尾檢驗）

由回歸結果可知，12個行業中，7個行業的凈利潤與管理費用在0.01的水平下顯著正相關性，這說明盈利樣本公司存在收益平滑行為。但是，除建筑業以及傳播與文化產業外，有5個行業凈利潤與投資收入變量顯著正相關，有2個行業呈微弱的正相關關系，這說明絕大多數行業的盈利公司實施了收益最大化的盈余管理行為。因此，我們可以認為，盈利樣本公司存在收益平滑動機的盈余管理行為，同時也有收益最大化的盈余管理行為。

四、結論和啟示

綜上，我們可以得到如下結論：盈利公司存在收益平滑和利潤最大化的盈余管理表現形式；盈利公司主要通過管理費用和營業外支出變量來實現收益平滑，通過投資收入和營業外收入來實現利潤最大化；我國盈利公司盈余管理的行業特征不是很明顯，沒有哪一行業所有變量的變動都是促進或阻礙凈利潤的波動的。

新《資產減值》準則禁止長期資產在處置前將資產減值準備轉回，從而減少了通過管理費、投資收入用和營業外收支進行收益平滑和利潤最大化的可能性。然而，新準則對未對金融資產、存貨、應收賬款等做轉回的限制性規定，上市公司仍有可能利用這些減值項目進行盈余管理，因此對盈余管理的研究以及資產減值等會計政策還需進一步發展和完善。

參考文獻：

篇7

茲證明 （姓名）自 年以來一直在 （單位名稱）任 （職務），主要負責 工作。 （姓名）工作兢兢業業，其年薪為人民幣 萬元，其中包括基本工資、獎金及年終分紅。

其個人所得稅由我單位根據《中華人民共和國個人所得稅暫行條例》代扣代繳。

（單位名稱）

負責人：

電話：

日期：

要求：

1. 用有工作單位名稱抬頭的專用信箋紙打??；

篇8

關鍵詞：判別分析 Fisher判別分析 Bayes判別分析 人均純收入

中圖分類號：O212.4 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2013）07-061-03

我國是農業大國，農村人口總量巨大，國民經濟要實現大的發展，就必須讓農村居民收入有顯著性的增長。就目前情況看，我國地域廣博，但土地資源和人口分布密度各個區域并不相同，而且在農村不同地域二三產業發展程度不同，共同導致農村居民家庭人均純收入的顯著差異性。而農村地區家庭人均純收入作為影響區域經濟發展水平的重要指標，對其進行研究，對地區經濟政策的制定和調整有重要的指導意義。

一、費歇判別法

（一）費歇判別法的基本思想

Fisher判別法是利用投影技術，將各組P維數據投影到某個方向，使得數據的投影組與組之間盡可能分開。

（二）費歇判別法的基本原理

從兩個總體中抽取具有P個指標的樣品觀測數據，根據方差分析的思想造一個判別函數y=c1x1+c2x2+…+cpxp，其中系數c1，c2，…，cp確定的原則是使兩組間的區別最大，而使每個組內部的離差最小。有了判別式后，對于一個新的樣品，將它的p個指標值代入判別函數中求y值，然后與判別臨界值（或稱分界點）進行比較，就可以判別它應屬于哪一個總體。

假設有兩個總體G1、G2，從第一個總體中抽取n1個樣品，從第二個總體中抽取n2個樣品，假設新建立的判別函數為y=c1x1+c2x2+…+cpxp，現將屬于不同總體的樣品觀測值代入判別函數中，得：yi（1）=c1xi1（1）+c2xi2（1）+…+cpxip（1），i=1，…n1，yi（2）=c1xi1（2）+c2xi2（2）+…+cpxip（2），i=1，…n2。

對上邊兩式分別左右相加，再除以相應的樣品個數，則有：

二、貝葉斯判別法

（一）貝葉斯判別法的基本思想

假定對研究的對象以有一定的認識，常用先驗概率分布來描述這種認識，然后我們取得一個樣本用樣本來修正已有的認識，得到后驗概率分布，各種統計推斷都是通過后驗概率分布來進行。將Bayes思想運用到判別分析中的判別方法就是Bayes判別法。

（二）貝葉斯判別法的基本原理

設有兩個總體，它們的先驗概率分別為q1、q2，各總體的密度函數為f1（x）、f2（x），在觀測到一個樣本x的情況下，可用貝葉斯公式計算它來自第k個總體的后驗概率為：

三、數據選取

（一）數據來源

數據來自《中國國家統計局網站——分地區農村居民家庭基本情況——人均純收入——2011年》。數據的含義如下：

x1：工資性收入，x2：家庭經營純收入，x3：財產性收入，x4：轉移性收入。數據表見下頁。

（二）數據分類

對于表中的數據，按照家庭人均純收入總額=7000作為劃分標準，把遼寧、天津、北京、山東、上海、浙江、福建、廣東、吉林、黑龍江、河北歸為第一組；把內蒙古、山西、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、江西、海南、甘肅、寧夏、四川、云南、貴州、青海、新疆、歸為第二組；把江蘇、安徽、陜西歸為待判樣品。

（三）數據處理

選擇使用SPSS19.0，該軟件擁有大量成熟的統計分析方法、完善的數據定義操作管理、開放的數據接口以及靈活的統計表格和統計圖形。

打開SPSS19.0選擇Type in data選項，然后按要求將原始數據輸入得到。

現在SPSS軟件中執行下列操作：

1.選擇“analyze”“classify”“discriminate”.

2.將左邊“組別”選入“grouping variable”分組變量中，其他的解釋變量“x1”至“x4”放入因變量中。

3.選擇【define range】，范圍為1到2，最小值輸入1，最大值輸入2，然后單擊【continue】返回。

4.選擇【Independents】，單擊【Enter independents together】，然后單擊【continue】返回。

5.單擊【statistics】，選擇“function coefficients”內所有選項，然后單擊【continue】返回。

6.單擊【classify…】，選擇“all groups equal”、“casewise results”、“within-group”，單擊【continue】返回。

7.單擊【save…】，選擇項下三欄，單擊【continue】返回，單擊【OK】確定。

（四）結果分析

總共有31個樣本，其中有28個樣本參加判別分析，3個樣本為待判樣本。

dis1_2是樣本屬于第一組的后驗概率，dis2_2是樣本屬于第二組的后驗概率。

原始數據及處理結果：

判別分析方法的判別小結，v1是原分組，dis_1是實際分組，dis1_1是判別得分，dis1_2是樣本屬于第一組的后驗概率，dis2_2是樣本屬于第二組的后驗概率。對照v1和dis_1可以看出，誤判的有一個樣品：第3號（河北），它由第2類誤判為第1類。原分組的正確分組率為96.43%，錯誤率為3.57%，待判組的正確分組率為100%。

（五）結束語

判別分析是統計科學的一個重要分支，隨著社會的進步，判別分析已被廣泛應用到社會的各個領域。本文利用判別分析對影響地區經濟增長的農村居民家庭基本情況——人均純收入，進行了比較透徹的分析。得出了以下觀點：

第一，在有多個變量影響的分類過程中，簡單的以某個方法作為分類標準，很可能會出現誤判。而用聯合方法對該分類問題進行判別就能在很大程度上避免誤判。

第二，當一個問題中所要研究的變量太多、太雜，從而使解決問題所需的計算量極大時，用多種判別方法對問題進行處理會有助于問題的解決。

第三，人均純收入對經濟發展有著重要的影響，各地方政府應根據實際情況，制定有利于本地區經濟發展的合理政策，使人民收入得到提升。

【基金項目：黑龍江科技大學教研項目，項目編號：JY13-166】

參考文獻：

1.何曉群.多元統計分析（第二版）[M].北京：中國人民大學出版社，2008

2.于秀林，任雪松.多元統計分析[M].北京：中國統計出版社，1999

3.孫文爽，陳蘭祥.多元統計分析[M].北京：高等教育出版社，1994

4.孫堯庭，方開泰.多元統計分析引論[M].北京：科學出版社，1999

5.張文彤，董偉.SPSS軟件分析高級教程[M].北京：高等教育出版社，2004

篇9

[關鍵詞]貨幣政策；盈余管理；負債融資；傳導機制

[DOI]1013939/jcnkizgsc201720064

會計信息對債權人具有重要意義，Leftwich（1983）指出會計信息影響債權人的決策和產權保護。債務契約確定了企業與債權人之間的債權債務關系，債權人為了保護其資金的安全，通常在債務契約發生前對企業的會計指標做出硬性要求，同時會在契約中記入一些限制性條款，如要求債務人維持一定標準的利息保障倍數、負債資本比率及所有者權益等。債務人一旦達不到報表要求或違反了限制性條款，債權人就會依據債務契約對其進行懲罰。因此，管理層通常會通過各種手段來達到報表指標同時避免違反債務契約，由此產生了盈余管理。Watts和Zimmerman（1986）提出了著名的債務契約假設，認為如果其他條件不變，企業偏離債務條款的程度越大，管理者通過會計政策的選擇將未來盈余調節到當期的動機就越強。已有研究表明企業會通過盈余管理達到負債融資的目的，葉志鋒，胡玉明和納超洪（2008）以1998―2006年中國上市公司為樣本，研究發現上市公司基于銀行借款融資動機而進行了避免虧損的盈余管理。

這一問題之所以重要，還在于企業的負債融資容易受到宏觀經濟政策尤其是貨幣政策的影響（Campelloetal，2011；陸正飛等，2011；饒品貴，2013），“從緊的貨幣政策”會顯著限制企業的外部融資能力，甚至使企業陷入流動性困境（祝繼高等，2009）。政府制定貨幣政策的價值目標會隨著實際經濟情況不斷調整、有所側重，導致貨幣政策修改頻繁且存在較大的不確定性（陳棟等，2012）。對于微觀主體而言，貨幣政策的變更是企業無法改變的外生性事件，研究貨幣政策變更對盈余管理與負債融資的影響，可能會克服以往研究中的內生性問題。另外，由于頻繁的貨幣政策波動使得公司面R著巨大的融資風險和不確定性，如果公司出現短期的持續經營能力危機，將會嚴重影響包括供應商、客戶在內的利益相關主體對公司的相關預期，進而使得公司陷入預防未來的流動性風險還是繼續執行預定的投資戰略的兩難困境中。因此，在貨幣政策不斷變更的現實背景下研究盈余管理與負債融資的問題無疑具有更加突出的現實意義。

本文研究銀行借款作為負債融資的替代，利用修正的瓊斯模型反映企業應計盈余管理情況，利用Roychowdhury模型反映真實盈余管理的情況，研究在不同貨幣政策下，企業的債務契約動機與資本市場動機，以及企業選擇盈余管理的傾向性。

本文可能貢獻：一是已有研究發現貨幣政策會影響企業的負債融資，但是大多限定企業僅僅作為政策的被動接受者，忽略了企業而對外部宏觀經濟形勢變更所能采取的主動行為、途徑及其對貨幣政策微觀傳導效應的影響（陳棟等，2012）本文從貨幣政策變更的視角研究盈余管理在企業負債融資中的作用，豐富了宏觀經濟政策對微觀企業行為影響方面的文獻；二是本文試圖解答在不同貨幣政策下，企業盈余管理方式選擇的傾向性以及貨幣政策對負債融資影響的傳導機制。另外，本文的研究結論，也為實務界和監管機構制定有關債務契約條款和盈余管理方式選擇提供一個有益的視角。

1文獻綜述與研究假設

11負債融資與盈余管理

負債融資對企業的盈余管理有一定的影響是國內外研究普遍認可的結論。目前關于債務融資對盈余管理影響的實證研究，大多是檢驗債務杠桿增加對盈余管理產生的影響，而得到的研究結論并不一致。一方面研究發現，債務融資可以減少盈余管理行為。例如雷強（2010）也在研究銀行對借款人盈余管理的監督中發現，貸款規模與借款人盈余管理存在顯著的負相關關系，即貸款規模越大，借款人盈余管理的程度就越小。而另一方面，也有研究發現，當企業為了避免違反債務契約條款或想提高其在債務談判中的議價能力時，債務融資與盈余管理存在正相關的關系。李增福，曾慶意和魏下海（2011）在考察債務契約與控制人性質對公司盈余管理影響的研究中發現，公司的債務水平越高，其盈余管理程度越高。針對研究結論的不一致，也有學者考慮了債務融資與盈余管理的非單調關系，Ghosh & Moon（2010）研究了債務融資和盈余質量的關系。以應計質量作為盈余質量的變量，在兩者間發現了非單調關系：質量隨債務增加先上升后下降，拐點在41%附近。國內學者萬紅波，阮銘華和王蓓蓓（2010）選擇1998―2008年間中國上市公司為樣本，使用應計質量作為盈余質量的替代變量，研究負債融資與盈余信息質量之間的關系，研究發現二者的關系是非單調的。

為了進一步研究負債融資與盈余信息質量之間的關系，有些學者從盈余動機方面入手進行研究。與債務融資相關性較高的盈余管理動機是資本市場動機和債務契約動機。（李晗，2015）

盈余管理的資本市場動機是指企業的盈余管理主要出于借款融資的目的。目前，已經有一定數量的實證研究表明上市公司存在基于資本市場動機的盈余管理。Urcan和Kieschnick（2006）發現在發行可轉換債券前，特別是發行公開債務的公司，有增加盈利的操縱性應計項目產生。Roychowdhury（2006）和Mamedova（2008）研究發現企業存在借款動機的時候更傾向于進行真實活動的盈余管理。葉志鋒、胡玉明和納超洪（2008）以1998―2006年中國上市公司為樣本，研究發現上市公司基于銀行借款融資動機而進行了避免虧損的盈余管理。Liu， Ning和Davidson III（2010）以發行非可轉換債券的美國公司為樣本，研究發現在發行年度前樣本公司有向上調整盈利的行為。Sercu， Bauwhede和Willekens（2006）研究發現管理者利用他們的操縱權改變盈利來獲得更合適的債務融資項目。

盈余管理的債務契約動機指的是企業的盈余管理出于避免違反契約條款的目的。研究發現那些潛在的或者已經違反債務契約的公司會通過調增報告盈余來逃避或減輕債務契約的限制。Dechow， Sloan和 Sweeney（1996）以美國證監會披露的92家盈余操縱公司為樣本，研究發現該類公司存在降低外部融資成本和逃避債務契約限制的盈余管理動機。Sweeney C（1994）同樣以出現債務違約的130家企業為樣本，討論了債務違約與盈余管理的關系。研究發現樣本公司在違約年份會顯著的調增盈余，同時會計變更的頻率明顯高于對照樣本和其他年份。Eldenburg， Gunny 和 Hee 等（2011）發現為減少債務資本和減輕債權人疑慮，非盈利醫院會適時地處置資產和調整費用開支。

企業在實際的經營活動中會面對融資的需求以及避免違反契約的需求，這兩種需求并沒有不可并存的特點。因此，本文提出如下假設。

H1：上市公司同時存在基于債務動機和資本市場動機的盈余管理。

各種因素通過影響盈余管理的資本市場動機以及債務動機從而對企業的盈余管理水平產生影響。因為銀行批準貸款的依據是企業的財務狀況和抵押資產（Fraser等，2001 ； Mishkin 和 Eakins， 2003），因此企業的自身負債水平是否達到銀行的要求，會在較大程度上影響企業是否觸發了本身的資本市場動機，從而使企業產生盈余管理行為。Roychowdhury （2006）研究結果表明與無負債的企業相比，在盈余管理方式選擇上，有負債的企業更傾向于使用真實盈余管理。陳駿（2010）研究了銀行債務契約對盈余管理的影響。結果發現，在上期存在正向盈余管理的企業中，債務融資規模越大，企業向下進行盈余管理的概率越大，且盈余管理的程度越低。說明，銀行債務契約的監督作用會抑制企業盈余管理行為。李增福、曾慶意和魏下海（2011）通過實證研究，得出公司負債規模越大，應計盈余管理和真實盈余管理程度都會提高的結論。

當企業處于不同的短期負債水平與長期負債水平，會面對不同的實際問題，通過觸發資本市場動機以及債務動機，從而使企業產生盈余管理的行為，并且影響盈余管理行為的程度。因此，筆者提出如下假設。

H2：盈余管理水平受到企業自身負債期限的影響。

12貨幣政策對企業負債融資的影響

貨幣政策利用貨幣供應量和利率等中介目標對微觀主體行為進行調整，最終實現對國民經濟發展和社會民生質量的有效調控。微觀主體在貨幣政策波動下如何調整戰略決策已成為研究者的熱點議題。相關研究從企業投資、融資、現金管理以及勞動力成本等視角展開分析（饒品貴和姜國華，2011；陳棟和陳運森，2012；靳慶魯等，2013）。

信貸渠道是貨幣政策對經濟實體發生作用的重要傳導渠道之一。由于資本市場的不完善，實際經濟運行中普遍存在信息不對稱、合約成本等問題，銀行在減輕信貸市場信息不對稱、分散風險、降低交易成本方面發揮不可替代的特殊作用，貨幣政策通過影響銀行信貸可得性，進而引起信貸市場的系統性變化，從而影響實體經濟的投資變動最終影響產出。基于我國的資本市場，饒品貴和姜國華（2013）通過宏觀經濟政策與微觀企業行為的互動作用研究，證明我國存在貨幣政策信貸傳導機制。在貨幣政策的信貸傳導機制下，企業的負債在貨幣政策由松轉緊的過程中將出現顯著變化。

貨幣政策緊縮會通過信貸傳導機制，最終影響企業的融資。與國外的融資環境不同，我國金融體系不發達，企業融資渠道較少，銀行貸款是企業外部融資的主要來源（Allen等，2005），這就造成我國企業在貨幣政策緊縮環境下的流動性問題尤為突出。緊縮的貨幣政策減少了銀行可供貸款的資金，增加企業獲得貸款的難度，進而影響企業投資（Kashyap 等，1993；葉康濤等，2009），而且貸款利率上升，提高企業資本成本（Mojon 等，2002）。這是因為當貨幣政策趨于緊縮時，可貸資金減少，銀行會提高債務契約的標準（祝繼高等，2009）。因此，我們可以預期，當企業無法達到銀行的債務契約標準，企業就有了進行盈余管理的動機。為了更好地通過銀行在貨幣緊縮時期更加嚴苛的債務契約標準的審計，企業會通過提高盈余管理水平來達到負債融資的目的，企業更傾向于真實盈余管理。反之，在貨幣政策寬松時期，企業為了節約財務費用，會更加傾向于應計盈余管理。

H3：在貨幣政策緊縮時期，企業傾向于真實盈余管理。

H4：在貨幣政策寬松時期，企業傾向于應計盈余管理。

2研究設計

21盈余管理的模型選擇

211應計盈余管理的模型――修正的Jones模型

其中：NDAi，t――i公司第t年的不可操縱性應計利潤；Ai，t-1――i公司第t-1年末的總資產；ΔREVi，t――i公司t年的主營業務收入與t-1年的主營業務的差；ΔRECi，t――i公司t年應收賬款與t-1年應收賬款的差；PPEi，t――i公司t年的固定資產價值。

212真實活動盈余管理模型――Roychowdhury模型

該模型主要通過計算企業的異常經營現金流量、異常生產成本和異?？刹倏刭M用來計量企業利用銷售操控、費用操控和生產操控等手段操控盈余的水平。具體模型的構建過程如下。

首先，假設預期的經營現金流CFOi，t是N售收入和當期銷售收入變動的線性函數，根據式（2）對樣本分年度和行業進行截面回歸。

其中，ΔREVi，t=REVi，t-REVi，t-1，即t期與t-1期的銷售收入變動。公司i在t期的異常經營現金流R_CFOi，t為實際經營現金流減去預期經營現金流。預期經營現金流為式（2）中行業年度模型的系數與自身銷售收入和銷售收入變動估計而得。

其次，定義公司i在t期的生產成本PRODi，t為銷售產品成本COGSi，t和存貨變動ΔINVi，t之和。其中，假設銷售產品成本COGSi，t是銷售收入的線性函數；存貨變動ΔINVi，t是當期及上期的銷售收入變動的線性函數。即：

因此，根據式（3）和式（4），可以假設預期的生產成本就是銷售收入和當期及上期的銷售收入變動的線性函數，根據式（5）對樣本年度和行I進行截面回歸。

公司i在t期的異常生產成本R_PRODi，t為實際的生產成本與與其生產成本之差。預期生產成本為式（5）中行業―年度模型的系數與自身銷售收入、當期和之后的銷售收入變動估計而得。

最后，假設預期的可操控費用是上期銷售收入的線性函數，根據式（6）對樣本分年度和行業進行截面回歸。

其中DEXPi，t為公司i在t期的可操控費用，包括研發費用、廣告費用以及銷售與管理費用之和。公司i在t期的異常可操控費用R_PRODi，t，為實際的可操控費用與預期可操控費用之差。預期可操控費用為式（6）中行業―年度模型的系數與自身銷售收入和滯后的銷售收入變動估計而得。

因此，Roychowdhury模型最終可以獲得R_CFOi，t、R_PRODi，t和R_DEXPi，t三個個體指標來衡量真實盈余管理水平。R_PRODi，t數值越大代表企業通過真實活動向上調整盈利的可能性越大；數值越小，則向下調整盈利的可能性越小。R_CFOi，t和R_DEXPi，t本身的符號和盈余管理的方向恰好相反。

22變量定義與模型設計

DA為本文的主要被解釋變量，采用修正的瓊斯模型求出，取應計盈余管理的絕對值。RM為真實盈余管理，采用Royshowhury（2006）的模型求出，同時考慮到不同真實盈余管理活動之間可能存在一定的抵銷（Cohen 等，2008），因此將三種真實盈余管理手段進行合并，以綜合考察真實盈余管理程度。見表1。

關于貨幣政策的衡量指標。而對于貨幣政策中介目標的最優度量指標，國內學界并沒有達成一致的看法。史永東（1999）、蔣瑛琨、劉艷武和趙振全（2005）以及耿中元、惠曉峰（2009）等認為中國應該以M1作為貨幣政策的中介指標；而一些其他的學者卻以M2作為中介目標的主要指標（董承章，1999；劉明志，2006）。盛松成、吳培新（2008）則認為我國存在信貸規模和M2這兩個貨幣政策指標。近年來，部分學者也以利率和通貨膨脹率作為研究的中介指標?？紤]到從我國當前的經濟金融發展情況來看，選擇利率或通貨膨脹目標還缺乏可行性，并且隨著我國從計劃經濟向市場經濟轉軌，貨幣政策中介目標也從信貸規模轉向貨幣供應量。因此，本文借鑒李志軍、王善平（2011）的方法，以名義GDP增長率與M2發行量增長率之差作為貨幣政策的衡量指標。名義GDP增長率在一般意義上衡量經濟發展所需要的貨幣，M2增長率則反映了貨幣的供應水平，如果差額為正，則表明當期貨幣政策為缺口，定義為緊縮性貨幣政策，此時MP=1；如果差值為負，則說明當期貨幣供應較為充足，處于寬松性貨幣政策，此時MP=0。經過計算，本文確定2008年、2011年和2012年為銀根緊縮時期，其余為銀根寬松或適度時期。

DEBT為本文企業負債融資的衡量指標，并將其劃分為長期償債能力和短期償債能力。本文選取公司規模，資產收益率，成長性、流動性等作為控制變量，同時對不同年份與行業進行控制。

3樣本、數據與實證結果

31樣本的選擇及數據處理

本文的上市公司數據來自CSMAR數據庫，樣本篩選采用Visual FoxPro 90進行，數據的處理采用Excel和Eviews 80軟件。由于盈余管理度量模型需要選用連續3年的現金流數據，所以樣本選取的時間范圍定為2007―2016年連續公布年報的上市公司。依照慣例剔除了金融類公司、數據不全和極端值的公司。最后，共得到1578家上市公司連續10年的財務數據，構成8年的時序量，共計12624個觀測值。

32描述性統計

根據本文對變量的描述進行數據的收集，得到樣本公司進行實證研究的具體數據，描述性統計見表2，由于存在數據殘缺，整合面板過程中進行了數據剔除，盈余管理計量模型描述性統計見表2，提供了2008―2015年1372家樣本公司共計10972個觀察值。上市公司負債率均值為0203997，極大值為844E+00，極小值為00000，說明負債融資是中國上市公司的主要融資渠道之一。采用模型得出的應計盈余管理均值為0076115，極大值為1199291，極小值為731E-6；真實活動盈余管理均值為-000732，極大值為563，極小值為-402，說明公司盈余管理差異很大，這有助于更好地觀測在不同貨幣政策下，不同盈余管理與負債融資的關系。其他統計數據見表2。

33相關性檢驗

表3是Correlation相關系數的實驗結果。從表中可以看出，上述兩個模型所涉及到的變量之間相關系數絕對值最大不超過04。（萬紅波等，2010）因此，上述模型各變量之間呈現一種弱相關關系，可以認為，上述模型不會產生嚴重的多重共線性問題，可以放入同一模型進行回歸分析。

34固定效應多元回歸分析與穩健性檢驗

341盈余管理的債務契約動機檢驗

模型（7a）的Prob（F-Statistic）為0719595、R-squared為0150756，證明模型整體不是特別顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，上一期的償債能力與真實盈余管理程度之間是負相關，具體表現為DEBT（-1）回歸系數為-0236281，其t-Statistic為-1711253，表現為比較顯著（Prob為01）。說明由于債務契約動機的存在，當企業負債融資水平較低時，管理層希望通過使用真實盈余管理的方式以降低融資成本。

模型（7b）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0214624，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，上一期償債能力與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為DEBT（-1）回歸系數為-0072659，其t-Statistic為-2720471，表現為十分顯著（Prob為00065）。說明由于債務契約動機的存在，當企業負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

由表4可以看出，企業存在基于債務契約動機的應計盈余管理和真實盈余管理。

342盈余管理的資本市場動機檢驗

模型（8a）的Prob（F-Statistic）為0014071、R-squared為0167481，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，下一年度的償債能力與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為DEBT（1）回歸系數為0185794，其t-Statistic為1312280，表現為比較顯著（Prob為01895）。說明由于資本市場動機的存在，當企業負債融資水平較高時，管理層希望通過使用真實盈余管理的方式以降低融資成本。

模型（8b）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0214401，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，下一年度的償債能力與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為DEBT（1）回歸系數為-0078517，其t-Statistic-2739551，表現為顯著（Prob為00062）。說明由于資本市場動機的存在，當企業負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

根據對表5數據結果的分析，可以看出實驗面板數據可以驗證出上市公司存在基于資本市場動機的應計盈余管理和真實盈余管理。

343債務期限對盈余管理的影響

模型（9a）的Prob（F-Statistic）為0712397、R-squared為0150957，證明模型整體不是特別顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，長期負債融資與真實盈余管理程度之間是負相關，具體表現為L_DEBT（-1）回歸系數為-0040120，其t-Statistic為-0200494，表現為不顯著（Prob為08411）；短期負債融資與真實盈余管理程度之間是負相關，具體表現為S_DEBT（-1）回歸系數為-0565838，其t-Statistic為-2082409，在5%的水平下表現為顯著（Prob為00373）。說明企業為短期債務融資進行真實盈余管理的債務契約動機更顯著。

模型（9b）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0214823，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為L_DEBT（-1）回歸系數為-0027540，其t-Statistic為-0677429，表現為不是特別顯著（Prob為04982）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為S_DEBT（-1）回歸系數為-0117513，其t-Statistic為-2900240，表現為顯著（Prob為00037）。說明由于債務契約動機的存在，當企業短期負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

模型（9c）的Prob（F-Statistic）為0014772、R-squared為0167481，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，長期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為L_DEBT（1）回歸系數為0181891，其t-Statistic為0917757，表現為不是特別顯著（Prob為03588）；短期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為S_DEBT（1）回歸系數為0191606，其t-Statistic為0765368，表現為不是特別顯著（Prob為04441）。說明企業為長期債務融資而進行真實盈余管理活動的資本市場動機不顯著。

模型（9d）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0216916，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是正相關，具體表現為L_DEBT（1）回歸系數為0072203，其t-Statistic為1780722，表現為不是特別顯著（Prob為00750）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為S_DEBT（1）回歸系數為-0287990，其t-Statistic為-5862915，表現為顯著（Prob為00000）。說明由于資本市場動機的存在，當企業短期負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

綜合對表6數據的分析，發現短期債務融資的盈余管理動機更顯著，企業為了在資本市場獲得短期債務融資同時規避由于違反短期債務契約而支付的高額賠償金，企業更傾向于進行盈余管理；相反，長期債務融資的盈余管理動機不顯著。原因可能是長期債務融資的償還更多地取決于公司的經營狀況和長期盈利能力而非短期流動性，銀行在對企業進行長期貸款時，對財務指標的審查和要求會更加嚴格，一旦發現企業的盈余管理行為，則會從利率等方面對企業進行懲罰，因此上市公司在長期債務融資方面的盈余管理行為得到抑制；而短期債務融資往往是由于企業暫時資金周轉帶來的流動性不足，銀行在對企業進行短期資金融通時，更傾向于以該企業以往的信譽為依據，對財務數據的審核和要求會相對寬松，同時由于對資金的需求比較緊急，企業則往往會采取盈余管理手段來達到基本的借貸財務指標，因此，短期債務融資的盈余管理動機更顯著。

344貨幣政策對盈余管理的影響

若考慮貨幣政策的影響，將數據分為兩組，為了保證面板數據時間上的連續性，貨幣政策緊縮時選用2010年和2011年兩年的數據組成一個短面板，貨幣政策寬松時選用2012-2015四年的數據組成的一個面板，表7和表8是回歸結果。

當考慮貨幣政策時，在貨幣政策緊縮的條件下，對于資本市場動機下應計盈余管理與負債融資和真實盈余管理與負債融資兩個模型進行優化，通過固定效應模型的回歸結果可以看出，在資本市場動機下，負債融資與應計盈余管理程度之間的關系均不顯著。在債務契約動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為：L_DEBT（-1）回歸系數為-0213245，其t-Statistic為-2138275，絕對值大于2，且統計上顯著（Prob為00002）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為：S_DEBT（-1）回歸系數為-0054924，其t-Statistic為-1656941，表現為顯著（Prob為00978）。說明在貨幣政策緊縮條件下，由于債務契約動機的存在，當企業無論是短期負債融資水平還是長期負債融資水平，在其較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

真實盈余管理程度也會受到貨幣政策的影響，在資本市場動機下，短期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：S_DEBT（1）回歸系數為0792962，其t-Statistic為4141564，表現為非常顯著（Prob為00000）。說明在貨幣政策緊縮條件下，由于資本市場動機的存在，企業為了獲得短期債務融資，會進行真實活動盈余管理。在債務契約動機下，統計上變現為不顯著。詳見表9和表10。

同樣，在貨幣政策寬松的條件下，對于資本市場動機下應計盈余管理與負債融資和真實盈余管理與負債融資兩個模型進行優化，通過固定效應模型的回歸結果可以看出，在資本市場動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：L_DEBT（1）回歸系數為-0324511，其t-Statistic為-1312593，表現為特別顯著（Prob為00000）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：S_DEBT（1）回歸系數為0135912，其t-Statistic為2974858，表現為特別顯著（Prob為00030）。說明在貨幣政策寬松條件下，由于資本市場動機的存在，企業傾向于進行應計盈余管理。在債務契約動機下，短期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：S_DEBT（-1）回歸系數為-0633462，其t-Statistic為-3731490，表現為特別顯著（Prob為0 0002）。說明在貨幣政策緊縮條件下，由于債務契約動機的存在，當企業短期負債融資水平較低時，管理層希望通過使用真實盈余管理的方式以降低融資成本；企業長期負債融資水平與真實盈余管理的相關性不大。

進一步分析，當貨幣政策緊縮時，無論是真實盈余管理還是應計盈余管理的資本市場動機都不顯著，債務契約動機顯著，同時通過回歸系數可以看出，企業更傾向于真實盈余管理。當貨幣政策寬松時，真實盈余管理的資本市場動機顯著，操縱性應計盈余管理的資本市場動機和債務契約動機均顯著，同時通過回歸系數可以看出，當貨幣政策寬松時企業更傾向于操縱性應計。

綜合表7、表8、表9和表10的數據，可以看出來研究發現企業存在基于債務契約動機和資本市場動機的應計盈余管理，真實盈余管理程度受貨幣政策影響較大。當貨幣政策緊縮時，債務契約動機顯著，企業傾向于真實盈余管理；當貨幣政策寬松時，由于真實盈余管理帶給企業的不良影響較大，對于企業來講成本過高，所以企業不傾向于通過真實盈余管理來達到避免違反債務契約和資本市場融資的目的。

結合上述分析可以得出，當貨幣政策緊縮時，企業傾向于真實盈余管理；當貨幣政策寬松時，企業傾向于應計盈余管理。

345模型穩健性分析

為了檢驗本研究結論的可靠性，避免因會計信息為基礎的債務契約限制條款的替代變量選取的不同對結論造成的影響，我們改變了負債融資的度量方法，以利息保障倍數作為其替代變量，用多元回歸模型做了進一步檢驗?；貧w結果表明，不論如何度量企業負債融資，本文得出的盈余信息質量與負債融資之間的關系都保持不變，控制變量的符號和顯著程度也保持不變，表明實證研究結果具有較高的穩健性。

4研究結論

本文以2008―2015年的1578家上市公司12624個觀測值為研究對象，以銀行借款為企業負債融資的替代量，通過修正的瓊斯模型和Roychowdhury模型對公司的盈余管理進行刻畫，并將企業微觀的盈余管理決策與宏觀經濟政策相結合，對上市公司在不同貨幣政策下，盈余管理與負債融資的關系進行了實證分析。研究表明：存在基于負債契約動機和資本市場動機的應計盈余管理。盈余管理的負債契約動機和資本市場動機受到多種因素的影響，其中以債務期限影響最為顯著。當企業的短期債務……同時，上市公司的盈余管理受到貨幣政策較大的影響，當貨幣政策緊縮時，銀行對于企業的融資約束大，企業不惜采用成本更高的真實盈余管理，改變企業的盈余信息，從而獲得貸款。貨幣政策比較寬松，y行會放松監管要求，考慮到成本效益原則企業更傾向于操控性應計盈余管理。貨幣政策作為政府調控經濟的手段，影響著企業負債融資的難易，當貨幣政策寬松時，銀行有充足的資金用以放貸，對企業報表信息的要求相對降低，企業更容易進行負債融資；相反，當貨幣政策緊縮時，可用資金池緊張，企業若想達到負債融資的目的則需要付出更高的代價。

但是貨幣政策對負債融資的影響并非簡單的直接影響，在宏觀經濟政策與微觀的企業結果之間還存在著某種傳導機制，本研究表明貨幣政策與負債融資之間的傳導機制之一即為企業的盈余管理。上一期的負債比率與本期宏觀的貨幣政策兩者共同影響了企業的盈余管理動機與程度，而盈余管理程度體現在報表數字上，又直接影響銀行本期對企業放貸的金額，即影響本期的負債融資。

參考文獻：

[1]雷強 銀行監督與上市公司盈余管理關系的實證研究――來自中國證券市場的經驗證據[J]. 審計與經濟研究，2010（6）：91-98

[2]李增福，曾慶意，魏下海 債務契約，控制人性質與盈余管理[J]. 經濟評論，2011（6）：88-96

[3]Ghosh A A，Moon D Corporate Debt Financing and Earnings Quality[J]. Journal of Business Finance & Accounting，2010，37（5-6）：538-559

[4]萬紅波，阮銘華，王蓓蓓 負債融資，債務契約與盈余信息質量關系研究――基于中國上市公司面板數據的實證分析[J]. 首都經濟貿易大學學報，2010（5）：53-60

[5]李晗 財務困境上市公司盈余管理分析[D].濟南：山東財經大學，2015

[6]Urcan O，Kieschnick R L Earnings Management and Convertible Bond Arbitrage[J].Ssrn Electronic Journal，2006

[7]Roychowdhury SEarnings Management through Real Activities Manipulation[J].Journal of Accounting and Economics，2006，42（3）：335-370

[8]Zagers-Mamedova I The Effect of Leverage Increases on Real Earnings Management[M].Erasmus MC∶University Medical Center Rotterdam，2009

[9]葉志鋒，胡玉明，納超洪 基于銀行借款融資動機的盈余管理研究――來自中國證券市場的經驗證據[J]. 山西財經大學學報，2008（1）：118-124

[10]Liu Y，Ning Y，Davidson III W N Earnings Management Surrounding New Debt Issues[J]. Financial Review，2010，45（3）：659-681

[11]Sercu P，Vander Bauwhede H，Willekens M Earnings Management and Debt[J]. Access & Download Statistics，2006，36（6）：1-25

[12]Dechow P M，Sloan R G，Sweeney A P Causes and Consequences of Earnings Manipulation：An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC[J]. Contemporary Accounting Research，1996，13（1）：1-36

[13]Sweeney A P Debt-covenant Violations and Managers Accounting Responses[J]. Journal of Accounting and Economics，1994，17（3）：281-308

[14]Eldenburg L G，Gunny K A，Hee K W，et al Earnings Management Using Real Activities：Evidence from Nonprofit Hospitals[J]. The Accounting Review，2011，86（5）：1605-1630

[15]Ahn S，Choi W The Role of Bank Monitoring in Corporate Governance：Evidence from Borrowers Earnings Management Behavior[J]. Journal of banking & finance，2009，33（2）：425-434

[16]Roychowdhury S Earnings Managementthrough Real Activities Manipulation[J]. Journal of Accounting and Economics，2006，42（3）：335-370

[17]駿 基于債務契約的銀行監督有效嗎？――來自盈余管理視角的經驗證據[J]. 中央財經大學學報，2010（12）：84-90

[18]李增福，曾慶意，魏下海 債務契約，控制人性質與盈余管理[J]. 經濟評論，2011（6）：88-96

[19]饒品貴，姜國華 貨幣政策波動，銀行信貸與會計穩健性[J]. 金融研究，2011（3）：51-71

[20]陳棟，陳運森 銀行股權關聯，貨幣政策變更與上市公司現金管理[J]. 金融研究，2012（12）：122-136

[21]靳慶魯，孔祥，侯青川貨幣政策，民營企業投資效率與公司期權價值[J].經濟研究，2012（5）：96-106

[22]Hubbard R G，Kashyap A K，Whited T M Internal finance and firm investment[R]. National Bureau of Economic Research，1993

[23]葉康濤，祝繼高 銀根緊縮與信貸資源配置[J]. 管理世界，2009（1）：22-28

[24]Mojon B，Smets F，Vermeulen P Investment and monetary policy in the euro area[J]. Journal of Banking and Finance，2002，26（11）：2111-2129

篇10

關鍵詞：非正規就業；收入差距；勞動力市場分割；異質性；傾向得分匹配

中圖分類號：F2414文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2017）02-0116-11

DOI：103969/jissn1000-4149201702012

收稿日期：2016-06-16；修訂日期：2016-10-20

基金項目：國家社會科學基金一般項目“中國經濟劉易斯轉折的判斷與農村剩余勞動力轉移問題研究”（16BJL113）；

中國特色社會主義經濟建設協同創新中心資助。

作者簡介：王慶芳，經濟學博士，南開大學經濟學院博士后；郭金興，經濟學博士，南開大學經濟學院副教授。

一、引言

20世紀90年代中后期以來，我國城鎮勞動力市場發生了巨大變化，其中最顯著的變化是非正規就業的快速發展。按照胡鞍鋼和趙黎的估算，1995―2012年間非正規就業占城鎮總就業的比重從197%上升到60%，占全部城鎮新增就業崗位的102%（其中2個百分點是正規部門摧毀就業崗位的比率）[1]。非正規就業已經代替正規就業，成為我國城鎮就業的主要渠道和新增就業的主要來源。

非正規就業作為城鎮勞動力市場的重要組成部分，其生存和生活狀態的改善一直是各方關注的焦點。但是由于對非正規就業產生原因認知上的差異，研究者對非正規就業的生存狀態及政策取向認知產生較大的爭論，并由此形成截然相反的理論觀點。一方面，二元主義者認為非正規就業是勞動者在分割性勞動力市場下為了維持生計的生存選擇，與正規就業相比，存在“無法解釋”的收入差距，且具有勞動時間長、工作條件和穩定性差、缺乏必要的勞工保護和社會保障等“弱勢”特征，因此政府應當采取措施減少非正規就業[2-3]。另一方面，新自由主義者認為非正規就業是勞動者在競爭性勞動力市場下的自主選擇，與正規就業相比，不存在顯著的收入差距，且更具競爭性、靈活性和自主性，因此政府應鼓勵非正規就業的發展 [4-5]。

就業機會平等、同工同酬，讓每個勞動者實現“體面就業”，是勞動力市場化改革的基本方向。隨著我國勞動力市場供求關系發生轉變，勞動力要素回報開始提升，政府對于勞動者生存狀態的關注度也不斷提高。尤其是2008年以來，新《勞動法》等一系列勞動法規的出臺，以及近年來對于各項勞動者權益保障政策執行力度的加大，似乎都預示著勞動力市場正向著有利于勞動者的方向發展。但是這些轉變是否使非正規就業者的生活境遇或收入水平得到改善，尚未得到實證上的驗證，同時理論認知上的爭論也造成對于正規就業和非正規就業境遇關注界限的模糊。為此，本文將利用1997―2011年CHNS數據庫，采用傾向得分匹配（PSM）方法，從正規就業和非正規就業收入差距變動的角度，對勞動力市場化改革以來非正規就業的境遇狀況變化進行研究，并提出政策建議。

二、文獻綜述

從20世紀70年代開始，國外學者就圍繞二元主義和新自由主義理論的爭論，對正規就業與非正規就業的收入差距進行了大量的研究，但并未取得一致的結論。進入21世紀以后，隨著研究數據的豐富和計量技術的發展，國外學者沿著以下兩條主線，對這一命題進行了更為細致和深入的研究。

第一條主線是從性別、受教育程度、個體選擇性、企業規模、政府稅收等多個角度，對正規就業和非正規就業的收入差距進行考察。比如，佩岡（Pagan）通過對墨西哥的研究發現，男性勞動者的正規就業收入溢價存在，而女性勞動者的正規就業收入溢價不存在 [6]。貢（Gong）和索斯特（Soest）對墨西哥的研究也發現，正規就業收入溢價隨著受教育程度的提高而提高 [7]。巴爾甘（Bargain）和昆達（Kwenda）對巴西、南非和墨西哥的研究發現，工資分布中低端的正規就業工資溢價較高，而工資分布高端的正規就業工資溢價基本消失[8]。此外，還有一些研究發現，在控制了個人選擇性偏差、公司規模效應以及稅收因素影響之后，正規就業相對于非正規就業的工資溢價消失 [9-11]。

第二條主線是從非正規就業異質性出發，對不同類型非正規就業與正規就業的收入差距進行研究。非正規就業異質性是對非正規就業內部多樣性的研究，是近十余年來國外非正規就業問題研究的主流觀點之一。該觀點認為非正規就業既不完全是二元主義認為的由于勞動力市場分割而被迫進入的生存選擇者，也不完全是新自由主義認為的具有企業家精神的自主選擇者，而是具有這兩種特征的勞動者的集合 [12]。這類研究可以分為兩類：第一類是先驗的將非正規就業分為兩類或兩類以上，分別對其收入特征進行考察。例如，在迪莫瓦（Dimova）等人對西非的研究中，將非正規就業分為自我雇傭者和受雇者兩類，結果發現二者在人力資本回報率和工資決定等方面都有較大的差異，從而證明了非正規就業存在異質性[13]。弗洛雷斯（Flórez）對哥倫比亞的研究也發現，非正規小企業雇主、自我雇傭者和非正規受雇者也表現出不同的收入特征[14]。第二類是從不可觀測的非正規就業異質性假設出發，基于反事實分析方法，對不同類型非正規就業進行分解。甘瑟（Günther）和勞諾（Launov）利用該方法對科特迪瓦的研究發現，448%的非正規就業是低收入的生存選擇者，而552%的非正規就業是高收入的自主選擇者[15]。拉德琴科（Radchenko）對埃及的研究也發現，非正規就業與正規就業在人力資本回報、收入水平和就業選擇機制等方面存在三重異質性[16]。

與國外長期以來深入而細致的研究不同，國內對于正規就業和非正規就業收入差距的研究起步較晚，且主要集中在基于分割性勞動力市場假設的“正規就業收入溢價的存在性”的檢驗。從研究結論來看，大多數研究表明存在“無法解釋的”正規就業收入溢價，但是對勞動力市場分割強度的研究結果卻存在較大的差異。比如，常進雄和楓的研究發現，正規就業和非正規就業的工資差異中8101%是由受教育程度、經驗等可觀測的人力資本要素導致的，只有1899%是由不可觀測的非市場因素導致的[17]。魏下海和余玲錚的研究則發現，753%的正就業者和非正規就業者工資差異是由非市場因素導致的[18]。此外，吳要武的研究發現，非正規就業者的人力資本回報率并不顯著低于正規就業者，勞動力市場非正規化并沒有導致勞動力資源配置上的損失，從而支持了新自由主義的觀點[19]。

現有國內研究主要存在以下不足：第一，從研究方法上看，大多數研究采用赫克曼（Heckman）兩階段模型控制樣本的自選擇性偏差，但是倫諾克斯（Lennox）等人的研究表明該模型存在嚴重的共線性和對選擇方程模型設定的敏感問題[20]，這也是目前研究結論差異較大的原因之一。第二，大多數文獻將非正規就業作為一個整體與正規就業收入進行比較，而對非正規就業異質性關注相對較少。第三，現有文獻基本上是基于某一年數據的研究，沒有考慮勞動力市場改革的動態變化對二者收入差距的影響。

針對以上研究不足，本文將從以下角度展開研究：第一，采用傾向得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）控制樣本的自選擇性偏差。較之其他方法，傾向得分匹配法不僅能夠有效控制樣本的自選擇性偏差，并能清晰地刻畫出選擇非正規就業對勞動者收入的凈影響。第二，參考弗洛雷斯

的研究[14]，將非正規就業劃分為有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規雇傭者和非正規受雇者三類，從非正規就業的異質性角度對不同類型非正規就業與正規就業收入差距進行更為細致的考察。第三，利用1997―2011年CHNS數據庫，考察國有企業改革以來非正規就業與正規就業收入差距的動態變化。

三、數據、變量與方法

1. 對非正規就業的統計界定

本文使用美國北卡羅萊納大學和中國疾病控制中心聯合的CHNS數據庫1997―2011年數據進行研究

CHNS數據庫分別于1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年完成了9次調查，調查范圍包括遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、河北、湖南、廣西、貴州9個省區，2011年增加了北京、上海、重慶三個直轄市。。該數據庫提供了詳盡的勞動力個體特征以及就業和收入信息，是我國目前連續調查持續時間最長的數據庫之一。為了保證足夠的樣本數量，分別對1997和2000年、2004和2006年、2009和2011年樣本進行合并，構成T1（1997 & 2000）、T2（2004 & 2006）和T3（2009 & 2011）三個時期，從而對國有企業改革以來城鎮正規就業和非正規就業收入差距的動態變化進行研究。研究對象為16―65歲之間的城鎮勞動力。

根據以往研究經驗，本文使用CHNS調查中的“你在此工作中的職位是何種類型？”和“你工作單位是何種類型？”來對正規就業和非正規就業進行區分，并與第17屆勞工統計大會（ICLS）提出的非正規就業統計框架相對應。具體方法如下：①刪除無報酬的家庭幫工以及單位職位類型不確定的樣本；②將CHNS數據庫中“無雇工的個體經營者”、“有雇工的個體經營者”、“領取工資的家庭工人”分別對應第17次ICLS大會決議框架中的“自負盈虧的個體勞動者”、“雇主”、“有貢獻的家庭工人”，劃分為非正規就業；③按照第15屆勞工統計大會（ICLS）的大會決議對非正規部門企業的劃分標準，將獨立的個體勞動者和規模在20人以下的私營企業分別作為個體經營者和小微型企業，劃分為非正規部門，將政府機關、國有企事業單位、集體企業和“三資”企業劃分為正規部門；④將在非正規部門就業的“為他人或單位工作的長期工、合同工、臨時工”對應第17次ICLS大會決議框架中的“非正規部門企業受雇者”，將在正規部門就業的臨時工對應第17次ICLS大會決議框架中的“正規部門企業非正規受雇者”，劃分為非正規就業。最終得到正規就業樣本7781個，非正規就業樣本2258個。

2. 模型設定和變量選取

建立明瑟收入方程，對非正規就業選擇對勞動者收入的影響進行研究：

其中，lnW表示勞動者收入的對數，IE表示勞動者的就業決策，Exp和Exp2分別表示工作經驗及其平方項，X表示其他控制變量。變量具體設定如下。

（1）被解釋變量（LnW）：CHNS數據庫中提供的收入數據包括工資、實物性收入、獎金和補貼等指標?？紤]到除了工資以外，各類獎金和補貼也是勞動者從事工作的直接收入，且大多是以現金形式發放的，因而采用包括工資、獎金和各種補貼在內的工資性月收入作為收入指標，并以2011年為基期進行平減。

（2）解釋變量（IE）：以非正規就業虛擬變量為解釋變量，IE=1表示非正規就業，IE=0表示正規就業，并設置有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規雇傭者和非正規受雇者三個虛擬變量，對非正規就業的異質性進行考察。

（3）控制變量（X）：選取年齡（Age）、年齡平方（Age2）分別作為工作經驗及其平方的變量。其他控制變量包括受教育年限（Edu，按最高教育程度折算，小學畢業為6年，初中畢業為9年，高中畢業和中等技術學校、職業學校為12年，大?；虼髮W畢業為16年，碩士及以上為19年）、性別（Gender，男性=1）、婚姻狀況（Marital，已婚=1）、戶籍（Hukou，城鎮=1）、單位性質（Firm，政府機關、國有事業單位和研究所、國有企業=1）和單位規模（Size，職工數大于100=1），以及職業（Occu）

按照CHNS調查中的“你的主要職業是什么？”設置12個虛擬變量。職業類型設置為：1高級專業技術工作者（醫生、教授、律師、建筑師、工程師等）；2一般專業技術工作者（助產士、護士、教師、編輯、攝影師等）；3管理者/行政官員/經理（廠長、政府官員、處長、司局長、行政干部及村干部等）；4辦公室一般工作人員（秘書、辦事員）；5農民、漁民、獵人；6技術工人或熟練工人（工段長、班組長、工藝工人等）；7非技術工人或熟練工人（普通工人、伐木工等）；8軍官與警官；9士兵與警察；10司機；11服務行業人員（管家、廚師、服務員、看門人、理發員、售貨員、洗衣工、保育員等）；12運動員、演員、演奏員；13其他；-9不知道。其中，13和-9為未明確標注類型。、地區（Area）和年份（Year）虛擬變量。

表1給出了主要變量的描述性統計。1997年以來，正規就業和非正規就業主要變量特征變化如下：①T1―T3時期，正規就業和非正規就業收入都有所提高，但是正規就業收入顯著高于非正規就業收入水平；②分時期看，T1時期非正規就業平均收入高于正規就業，但T2時期以后，正規就業的平均收入開始超過非正規就業的平均收入；③年齡、性別、婚姻狀況差距及變動都較小；④正規就業的平均受教育年限明顯高于非正規就業，且二者差距呈擴大趨勢；⑤非正規就業擁有城鎮戶籍的比例明顯低于正規就業，表明從農村轉移到城市就業的勞動者主要從事非正規就業。

3. 傾向得分匹配方法

勞動者受個體特征、家庭背景、社會關系等因素的影響，其選擇正規就業或非正規就業的概率并不是完全隨機的，從而使得勞動者收入決定方程中個體就業決策變量存在內生性。此時直接的OLS估計得到的非正規就業決策對收入的影響是有偏的。本文采用羅森鮑姆（Rosenbaum）和魯賓（Rubin）提出的傾向得分匹配方法（PSM）來糾正樣本的選擇性偏差[21]。PSM方法是一種基于觀測數據分析變量間因果關系并且能夠有效控制樣本選擇偏差的數據處理方法。其核心思想是：通過一定的方法（即傾向得分匹配）找到與每一個處理組（即非正規就業，IE=1）除了就業決策不同，其他方面特征相同或類似的控制組（即正規就業，IE=0）個體樣本，將其收入作為處理組個體樣本的“反事實”收入，從而最大限度地消除樣本的選擇性偏差。具體步驟如下。

首先使用Logistic回歸模型來預測每個勞動者選擇非正規就業的條件概率，即樣本的傾向得分值，具體公式如下：

其估計式為：

其中Pi表示第i個勞動者選擇非正規就業的概率，σ為估計系數，Zi為影響勞動者非正規就業選擇的變量，包括受教育年限、年齡、年齡的平方、性別、婚姻狀況、戶籍、地區虛擬變量以及年份虛擬變量，μ為誤差項。然后采用一定的匹配方法對傾向得分值進行處理，從而得到與處理組相匹配的對照組。本文選擇基于不同匹配原理的半徑匹配和核匹配兩種方法，進行對比分析。其中半徑匹配的原理是將對照組中的傾向得分與處理組樣本i的傾向得分差異小于預定常數r的樣本選定為匹配對象。核匹配的原理是通過構造核函數對對照組樣本收入進行加權，以對照組所有個體收入的加權平均值作為每個處理組樣本個體的“反事實”收入，權重與對照組個體和處理組個體傾向得分差距呈反比，該方法具有不損失樣本信息的優點。最后對匹配后的樣本進行回歸，由此確定非正規就業決策對勞動者收入的凈影響。

四、實證結果及分析

1. 正規就業和非正規就業收入差距的實證結果

首先對全部非正規就業與正規就業的收入差距進行估計。在對樣本進行傾向得分分析之前，有必要對處理組和對照組可觀測變量的差異進行檢驗，即樣本平衡性檢驗。如果檢驗結果表明存在顯著性差異，則需要對樣本進行傾向得分匹配處理，否則，沒有必要進行處理。檢驗結果顯示，匹配前樣本存在顯著的選擇性偏差，匹配后樣本的選擇性偏差不顯著，表明半徑匹配和核匹配方法有效地解決了樣本的選擇性偏差問題限于篇幅，本文沒有給出平衡性檢驗的檢驗結果，如有需要，可向作者索要。。為了對傾向得分匹配效果進行對比，同時給出了匹配前和匹配后樣本的回歸結果（見表2）。由表2前三列可知，T1時期，匹配前非正規就業回歸系數為負但不顯著，匹配后非正規就業系數顯著為負，且分別比匹配前高出64和41個百分點，表明基于未處理的原始樣本得到的估計結果在一定程度上低估了非正規就業對勞動者收入的負向影響。從匹配后的樣本回歸結果來看，T1―T3時期，非正規就業回歸系數全部為負且顯著，表明在控制樣本選擇性偏差和可觀測控制變量影響之后，非正規就業收入仍然顯著低于正規就業，證明我國城鎮勞動力市場存在“無法解釋的”正規就業收入溢價，從而支持了二元主義的關于非正規就業是“勞動者在分割性勞動力市場下的生存選擇”這一觀點。20世紀90年代中期以來，隨著城鄉勞動力流動政策的放松，大量農村剩余勞動力轉移到城鎮就業，一方面，由于正規部門的發展壯大需要時間，創造的就業崗位相對有限，大部分農民工不得不進入非正規部門就業。同時地方政府利用艏制度等措施對城市居民的就業機會加以保護，加劇了勞動力市場的分割性。另一方面，國有企業改革造成的大批下崗職工，不得不以“再就業”的形式進入非正規部門就業，也增加了非正規就業的貧困就業特征。

從非正規就業回歸系數的變化趨勢來看，半徑匹配下T2和T3時期非正規就業收入折價分別比T1時期高113和141個百分點，核匹配下T2和T3時期非正規就業收入折價分別比T1時期高147和149個百分點，表明城鎮非正規就業與正規就業收入差距經歷了從大幅拉大到小幅增加的變化過程，城鎮勞動力市場的分割性在加劇，與正規就業者相比，非正規就業者的生存境遇并未得到改善，甚至有所惡化。1997―2001年間，以國有企業就業為主體的正規就業正處于深度改革期，國有企業效率低下和冗員現象嚴重，導致正規就業收入水平較低，而以個體、私營企業就業為主的非正規就業剛剛進入勞動力市場獲得了較高的收入回報，因此非正規就業和正規就業收入差距較小，這與邢春冰、夏慶杰等對國有單位和非國有單位收入分配效應研究的結論相一致 [22-23]。2004年之后，隨著以“減員增效、下崗分流”為主的國有企業改革階段基本完成，市場機制對勞動力的基礎性配置作用越來越強，正規就業的人力資本回報率開始上升，但是由于我國處于典型的城鄉二元勞動力市場，以農村轉移勞動力為主的城鎮非正規就業處于“無限供給”階段，非正規就業收入增長緩慢，此時正規就業與非正規就業的收入差距開始加大，勞動力市場分割加劇。2009年之后，隨著勞動力市場的擴張和人口結構的轉變，人口紅利逐漸消失，勞動力市場“供求關系”發生逆轉，非正規就業收入也開始快速上漲，但是這一時期正規就業收入增長也較快，因此正規就業和非正規就業的收入差距非但沒有縮小，反而小幅上升。

從控制變量的回歸結果中，也可以得到城鎮勞動力市場的一些變化特征。為了便于論述，本文只對核匹配下的控制變量回歸結果進行分析。T1―T3時期，受教育年限的回歸系數分別為12%、39%和2%，表明隨著市場配置勞動力資源作用不斷增強，勞動者教育回報率得到提高

T3時期受教育年限回歸系數的降低，并不意味著受教育年限的收入效應下降，而可能是因為受教育年限與收入差距的關系并不是簡單的線性關系[24]。本文也試圖在回歸中加入受教育年限的平方項，結果顯示，T3時期的受教育年限及其平方項都顯著，而在其他時期不顯著，因此并沒有匯報這一回歸結果。。年齡回歸系數為正，年齡平方回歸系數為負，表明年齡對勞動力收入影響呈倒“U”型，且年齡的拐點分別在395、408和35歲，表明2009年之后勞動力市場收入分配機制變化對年輕人越來越有利。性別回歸系數顯著為正且T2時期大幅增加，表明2004年以來勞動力市場的性別歧視加劇。已婚勞動者的收入溢價經歷了由負到正的變化過程，表明2009年以后勞動力市場狀態更有利于已婚勞動者。城鎮戶籍收入溢價也經歷了由負到正的變化過程，表明城鄉戶籍分割效應增強

這一結果與余向華和陳雪娟的研究相一致[25]。這可能是由于勞動力市場化改革初期，農村轉移勞動力在年齡、性別等人力資本要素上具有優勢，獲得較高收入，2009年之后，隨著人口紅利的消失，農村轉移勞動力的人力資本優勢消失，城鄉戶籍分割效應開始顯現。。國有單位回歸系數從T2時期開始不顯著，表明2004年之后由單位類型導致的收入差異消失。單位規?；貧w系數T3時期顯著為正，表明2009年之后企業規模效應開始顯現。總體來看，1997年以來的勞動力市場化改革，使得受教育年限、年齡等人力資本要素回報率得到提高，但是與此同時性別、婚姻狀況、戶籍和企業規模等非市場因素的分割性卻不斷增強。

2. 基于非正規就業異質性的實證結果

為了從非正規就業的異質性角度對不同類型非正規就業的生存境遇變化進行考察，本文將非正規就業分為有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者三類，分別對應小微企業主、自我雇傭者和非正規受雇者，與正規就業的收入差距進行回歸。限于篇幅，只給出了核匹配方法下的回歸結果（見表3）。從解釋變量的回歸結果來看，不同類型非正規就業與正規就業收入差距表現出較大的差異，表明我國城鎮非正規就業存在異質性。除前兩列以外，模型（3）―（9）中解釋變量的回歸系數為負且基本顯著，表明有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者收入基本都低于正規就業收入，表明即使考慮非正規就業的異質性，我國城鎮勞動力市場依然表現出較強的分割性，非正規就業是分割性勞動力市場下的生存選擇。從T3時期來看，有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者與正規就業者的收入差距依次遞增，表明城鎮勞動者收入由高到低依次為正規就業者、有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者，正規就業者和非正規受雇者的收入差距是城鎮勞動者收入分配差距的主要來源。

從變化趨勢來看，T1和T2時期，有雇工的非正規雇傭者的回歸系數顯著為正，T3時期，回歸系數則顯著為負，表明2006年之前從事小規模私營或個體自營活動的非正規雇主收入高于正規就業，但2009年之后，其收入卻開始明顯低于正規就業，勞動力市場向著不利于小微企業經營者發展的方

向轉變。這可能是由于2008年我國先后出臺了《勞動合同法》、《勞動爭議仲裁法》和《社會保險法》，加強對勞動者權益的保護，這無疑增加了小微企業的運營成本。與此同時在國際金融危機影響

下，進出口貿易受到重創，使得以外包、轉包為主的小微企業的生存環境越來越惡劣，因此非正規雇傭者收入水平顯著低于正規就業。從無雇工的非正規自雇者來看，T1時期回歸系數為負但不顯著，T2和T3時期則顯著為負，表明自我雇傭者與正規就業者的收入差距在拉大；從非正規受雇者來看，T1―T3時期，回歸系數全部顯著為負，且不斷增加，表明非正規受雇者與正規就業者的收入差距也在拉大。綜合來看，有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者與正規就業者的收入差距都基本呈擴大趨勢，表明勞動力市場的分割性在不斷增強，非正規就業者的生存境遇不斷惡化。

五、結論與啟示

本文通過對正規就業和非正規就業收入差距的研究，對1997―2011年非正規就業者的生存境遇狀況變化進行考察。結果發現，雖然隨著勞動力市場供求關系的轉變，以及政府對勞動者保護政策的強化，勞動力要素回報得到提升，但是與正規就業者相比，非正規就業者的生存境遇并未得到明顯改善，甚至處于越來越不利的地位，這一方面是由于非正規就業是分割性勞動力市場下，低收入勞動者為了維持生計的“生存選擇”，具有天然的“弱勢”特征。另一方面則反映了政府在糾正詼力市場扭曲方面的失靈，由性別、婚姻、戶籍等非市場因素導致的勞動力市場分割性的增強，使得非正規就業在勞動力市場競爭中處于更加不利的地位。此外，有雇工的非正規雇傭者、無雇工的非正規自雇者和非正規受雇者三種類型非正規就業與正規就業的收入差距都在拉大，反映出政府在勞動力市場政策導向上，并未充分考慮非正規就業的重要作用及發展空間，比如對小商小販等“未統計就業”、個體就業的行政管制過度，以及對小微企業扶持力度不足等，極大地壓縮了非正規就業的生存空間。

非正規就業作為城鎮勞動力市場的重要組成部分，其境遇狀況和收入水平的改善對于提升城鎮居民生活水平有重要意義。因此政府應當在促進非正規就業發展和改善非正規就業者生活境遇方面發揮積極的作用：首先，應當承認正規―非正規勞動力市場的二元分割性，以及非正規就業所具有的天然“弱勢”特征，在勞動力市場政策導向上，充分考慮非正規就業者的生存環境，加強對非正規就業的扶持力度，保障非正規就業的生存空間；其次，深化勞動力市場化改革，比如加快戶籍制度改革、減少勞動力市場性別、婚姻歧視等，減少非市場因素導致的勞動力市場扭曲對非正規就業者收入的不利影響；最后，在具體政策實施上，考慮非正規就業的異質性，注重非正規就業扶持政策的差異性，一方面通過提高“最低工資標準”等政策，提升最具“生存特征”的非正規受雇者的待遇水平，增加非正規受雇者接受教育、職業培訓等渠道，提高非正規受雇者人力資本水平，同時為其提供必要的權益保護和社會保障；另一方面加強對以非正規自雇者為主體的小微型企業的扶持力度，比如增加對小微型企業的金融和財稅支持等，同時“簡政放權”，減少對小微型企業的行政規制，為其提供良好的發展環境。

某て誒純矗無論二元主義還是新自由主義理論都認為，非正規就業是經濟發展水平較低時，勞動者面對較高“正規化成本”的階段性選擇。隨著經濟發展水平的提高和制度環境的完善，為所有的勞動者提供正規化的工作環境和制度保障是勞動力市場發展的必然選擇。但從我國現階段經濟發展水平來看，在今后很長一段時間內，非正規就業依然是保障我國城鎮就業穩定和勞動者收入來源的重要渠道。隨著人口結構轉變和產業轉型升級，就業結構轉型升級和勞動力市場正規化發展也是經濟發展的必然趨勢。這要求政府在勞動力市場改革進程中，既要保障非正規就業的生存空間，提高非正規就業者的境遇狀況和收入水平，又要著力于促進勞動力結構轉型升級和非正規就業“正規化”發展。

參考文獻：

[1]胡鞍鋼， 趙黎. 我國轉型期城鎮非正規就業與非正規經濟（1990―2004） [J]. 清華大學學報： 哲學社會科學版， 2006 （3）： 111-119.

[2]FIELDS G S. Ruralurban migration， urban unemployment and underemployment， and jobsearch activity in LDCs [J]. Journal of Development Economics， 1975（2）： 165-187.

[3]劉易斯. 二元經濟論[M]. 北京： 北京經濟學院出版社，1989：90-95.

[4]DE SOTO H. The other path： the invisible revolution in the Third World [M].

New York：Harper and Row， 1989：25-35.

[5]POST J R， EVANS D O. Sizedependent overwinter mortality of youngoftheyear yellow perch （perca flavescens）： laboratory， in situ enclosure， and field experiments [J]. Canadian Journal of Fisheries and Aquatic Sciences， 1989（11）： 1958-1968.

[6]PAGAN J A， JOSE A， TIJERINAGUAJARDO. Increasing wage dispersion and the changes in relative employment and wages in Mexico’s urban informal sector： 1987-1993[J]. Applied Economics， 2000， 32 （3）： 335-347.

[7]GONG X， VAN SOEST A. Wage differentials and mobility in the urban labour market： a panel data analysis for Mexico [J]. Labour Economics， 2002 （4）： 513-529.

[8]BARGAIN O， KWENDA P. Earnings structures， informal employment， and selfemployment： new evidence from Brazil， Mexico， and South Africa [J]. Review of Income and Wealth， 2011， 57（s1）： S100-S122.

[9]PRATAP S， QUINTIN E. The informal sector in developing countries： output， assets and employment [R]. Working Paper， 2006：373-393.

[10]LEHMANN H， ZAICEVA A. Informal employment in Russia： definitions， incidence， determinants and labor market segmentation [J]. Center for Economic Research， 2014， 27 （3）： 697-711.

[11]BADAOUI E， STROBL E A， WALSH F. Is there an informal employment wage penalty？ evidence from South Africa [J]. Economic Development & Cultural Change， 2007， 56 （3）：683-710.

[12]PORTES A， SCHAUFFLER R. Competing perspectives on the Latin American informal sector [J]. Population and Development Review， 1994，20（2）： 491-518.

[13]DIMOVA R， NORDMAN C J， ROUBAUD F. Allocation of labor in urban West Africa： insights from the pattern of labor supply and skill premiums [J]. Review of Development Economics， 2010， 14 （1）： 74-92.

[14]FLOREZ C E. The function of the urban informal sector in employment： evidence from Colombia 1984―2000 [J]. SSRN Electronic Journal， 2002，1657（4）：1-60.

[15]GNTHER I， LAUNOV A. Informal employment in developing countries： opportunity or last resort？ [J]. Journal of Development Economics， 2012， 97 （1）： 88-98.

[16]RADCHENKO N. Heterogeneity in informal salaried employment： evidence from the Egyptian labor market survey[J]. World Development， 2014， 62（5）： 169-188.

[17]常進雄， 楓. 我國城鎮正規就業與非正規就業的工資差異[J]. 數量經濟技術經濟研究， 2010（9）： 94-106.

[18]魏下海， 余玲錚. 我國城鎮正規就業與非正規就業工資差異的實證研究――基于分位數回w與分解的發現[J]. 數量經濟技術經濟研究， 2012 （1）： 78-90.

[19]吳要武. 非正規就業者的未來[J]. 經濟研究， 2009 （7）： 91-106.

[20]LENNOX C S， FRANCIS J R， WANG Z T. Selection models in accounting research [J]. Accounting Review， 2011， 87 （2）： 589-616.

[21]ROSENBAUM P R， RUBIN D B. The central role of the propensity score in observational studies for causal effects [J]. Biometrika， 1983， 70 （1）： 41-55.

[22]邢春冰. 經濟轉型與不同所有制部門的工資決定――從“下?！钡健跋聧彙盵J]. 管理世界， 2007 （6）： 23-37.

[23]夏慶杰， 李實， 宋麗娜，等. 國有單位工資結構及其就業規模變化的收入分配效應： 1988―2007 [J]. 經濟研究， 2012 （6）： 127-142.