收入证明样本范文

导语：如何才能写好一篇收入证明样本，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

兹有我单位 (同志)(身份证号:_____________________)在___________________部门,从事____________________工作已有___________年,特此证明.

单位名称:__________________________

日 期:________________________

(加盖单位公章)

工资收入证明样本

兹证明___是我单位员工，身份证号码：_____，在我单位工作___年，岗位为____，年收入__万元(人民币)。

工资收入证明样本

本证明仅限于该职工办理____信用卡使用，我公司不对该职工使用信用卡可能造成的一切后果承担任何责任。

特此证明

单位名称(盖章)：_____

篇2

关键词：农业保险；政策性农业保险；农业经济；经营风险

中图分类号：F320

文献标识码：A

文章编号：1000—2731（2012）04—0032—05

一、影响政策性农业保险需求的因素

影响政策性农业保险需求的因素是多元和复杂的，各个因素的影响方式和影响程度也是有差别的。笔者从以下三个方面予以概括。

（一）主观性因素

主观性因素主要是指投保人（政策性农业保险需求主体）主观方面的影响因素，包括投保人（主要是经营负责人或农户户主）年龄、文化程度、务农年限等。这些因素一方面影响投保人对农业保险的认知程度，另一方面影响投保人的投保决策能力。

王敏俊认为，从经验认识的角度看，年龄在一定程度上影响着被调查者对农业风险的认知水平；受教育水平也在一定程度上影响着被调查者对风险特征、农业保险的作用和特点的理解水平，一般来说，被调查者的受教育水平越高，就越能更好地理解和把握保险的作用和特点。在理论上，农户受教育程度越高，获得保险知识的可能性也越大，也越愿意购买农业保险，一些微观实证也证实了这种观点，如张跃华等对河南农村的田野调查。侯玲玲等在北京市密云县调查数据的基础上，通过构建Logit模型，分析了农业保险的影响因素，从模型估计结果得知，农户家庭户主的文化程度对农户是否购买农业保险有显著影响。宁满秀等以新疆玛纳斯河流域棉花保险为例，利用多界二分选择问卷方式的条件评价法（CVM）获取农户微观数据，探讨农户对农业保险支付意愿，证明户主的社会经济特征例如年龄、文化程度等对农业保险的支付意愿产生不同程度的作用；同时证明农户户主从事农业生产的时间反映了农户从事农业生产的技能和经验掌握程度，务农时间越长的农户进行田间管理的技能和经验越丰富，从而防范自然灾害及灾后补救的能力越高，进而对农业保险的支付意愿越小。陈妍等对武汉市的农户调查和实证分析指出，受教育和接触外界知识越多的农户越倾向于购买农业保险。李祥云等利用山东农户的调查数据说明，年龄越小，参加政策性农业保险的意愿越强，年龄越大，对政策性农业保险的排斥意愿越强；教育程度虽然与农户参保意愿呈负相关，但不显著。曹承承等对浙江农户的实证研究结论是：在其他条件不变的情形下，随着年龄的增长，农户对农业保险的需求意愿趋弱。潘勇辉以海南省1167户蕉农的经验数据证明，蕉农受教育程度对香蕉保险的参保意愿具有正向影响。王尔大等以辽宁盘锦水稻保险为例进一步识别了影响我国北方农户加入水稻保险决策的主要因素，结果显示，随着户主年龄的增加，支付意愿增加不显著；受教育程度对农户支付意愿的影响为负；而务农年限越长，保费支付意愿越低，务农年限每增加1年，支付意愿相对减少4.15%。杜鹏以湖北五县市342户农户为样本，对影响农户农业保险需求的各种因素进行了系统研究，发现年龄与教育因素对农业保险需求的影响不显著。陈泽育等以湖北省兴山县烟叶保险为例的分析指出，农户务农时间越长，越愿意支付较高的保费，但作用不明显。王阿星等在鄂尔多斯市抽样调查数据基础上指出，在实证分析中年龄因素对农业保险需求影响不显著。刘冬姣等基于国家开展财政补贴前后全国19个省、直辖市、自治区9个年度的农业保险数据实证分析证明，文化变量对农业保险的需求无统计意义上的显著性。

综合上述研究，主观性因素对政策性农业保险需求的影响包括以下几种情况：

第一，投保人年龄对其投保意愿产生影响；来自不同样本和方法的实证分析结论包括：多数研究认为年龄越大参保意愿越弱、部分研究认为年龄对农业保险需求影响不显著。第二，投保人文化程度对其投保意愿产生影响；来自不同样本和方法的实证分析结论包括：多数研究认为受教育程度对农业保险需求具有正向影响、部分研究认为受教育程度对农户支付愿意的影响为负或影响不显著。第三，投保人务农年限对其投保意愿产生影响；来自不同样本和方法的实证分析结论包括：多数研究认为务农时间越长对农业保险的支付意愿越小、部分研究认为务农年限对农业保险需求影响不明显。

（二）经营性因素

篇3

贫困证明格式

________(学校)：

贵校学生____________ 其家长属本地居民，家庭基本情况如下：

一、家庭人口_____ 人，家庭年收入约________ 元;

二、主要收入来源：___________ (填写)

三、目前家庭主要困难: 收入来源单一 劳动力较少 医疗支出较大 其它 (填写) 确属贫困家庭。特此证明。

村委会(街道居委会) 乡、镇(含)或

或家庭联系人所在 街道以上民政部门

单位盖章： 单位盖章：

篇4

可是，由于商业利益的存在，统计数据也会表现出倾向性，或者预先设定了倾向性。所以，让我们感到踏实的数字未必反映真实状况，我们依赖的“实证方法”未必就“实”，其过程可能是把一种倾向研究成“事实”或证明成“事实”，与其说是“实证”，还不如说是“证实”。

美国著名统计学家达莱尔•哈夫的名著《统计数字会撒谎》或许能让我们对于统计中的陷阱有入木三分的认识。自1954年出版至今，这本书多次重印，历久弥新。达莱尔举出许多活生生的案例，向我们一一解读了统计中的陷阱，读起来很有味道。

达莱尔提出，当你面对统计数据时，先要问自己5个问题：谁说的？他是如何知道的？遗漏了什么？是否有人偷换了概念？这个资料有意义吗？

笔者很注意电视、报纸上卖药的广告，“中国有百分之××”的人“缺钙”、“前列腺”、“性机能”这个“百分之××”是多少呢？一般是70%、80%、90%。很奇怪，过去凭票过日子的时候，中国人啥成分不缺，现在怎么什么都缺？如果把广告所警告的疾病、营养不良的百分比都拢一下，这个结果够吓人的。问题的根本在于，这个危言耸听的统计是谁做的？当然是厂商做的，那么出现如此荒诞不经的统计也就不足为怪了。

统计的陷阱在哪里呢？首先是统计本身的不真实性，比如统计样本的选择偏差，或是样本空间过小，导致代表性差。统计样本的选择偏差是比较常见的，由于受调查者的主观意向或者客观失误的影响，统计样本的选择偏差直接影响到统计的结果。

如果抽取开发商作为样本调查房价是不是高？抽取医药人员作为样本调研医疗费高不高？说得再搞笑一些，抽取交通违章者作为样本去调查交通警察的形象。那么，看似科学的统计会得出相当滑稽的结果。

统计的另一个陷阱在于统计之后的分析过程，在分析中，统计者是否遗漏了什么？或者忽视了统计所依赖的条件？哈夫在书中举了个例子：“某年公布的数据显示，该年4月的零售额高于去年同期，于是证明经济开始进入复苏阶段，但遗漏的内容是前一年的复活节在3月，而该年的复活节在4月，所以复活节带来的消费高峰在4月。”暂时的消费高峰显然不能代表经济的转向。

我们经常看到这样的分析报告，某产品价格为1000元，目前消费群体是10万，年收入1亿元，如果全国有百分之一的人消费该产品，就会有1300万消费群体，年收入将高达130亿元，带来××亿元的税后利润。

类似的分析过程我们并不陌生，但统计者忽略了一个事实，那就是从10万消费群体增加到1300万的前提是价格的大幅降低，而价格大幅降低之后，收入就不会那么多了，利润更会有很大的变化。试想，如果现在的手机还是当年大哥大的价格，能做到如此普及吗？

以突发事件代替常态，以小样本推广到大样本，如果忽视了一些重要的因素，分析过程就会产生缺陷。即使是正确的统计数字也未必能得到正确的结论。

篇5

根据我国目前的情况，1996、1997和1998年之间，净资产收益率在10％区域集中的上市公司均达到上市公司总数的20％，甚至更多。这些上市公司具有相当大的操纵净收益的嫌疑，因此笔者选取这类上市公司的财务报表数据，包括资产负债表数据和利润表数据分别进行财务指标特征的分析。

一、研究的方法和反映操纵手段的财务指标的选择

笔者借鉴国外对失败企业和收购及被收购企业的财务指标特征的研究方法，针对有操纵利润嫌疑的企业，设计出财务指标特征分析的步骤如下：第一，根据理论常识分析净资产收益率受到人为操纵的企业其可能的操纵手段，然后选择与操纵手段相对应可能受到影响的财务指标。第二，按照特定的标准选取作为对比研究所需要的标准企业。第三，计算出可能存在利润操纵的企业以及作为对比的标准公司各个财务指标的平均值。第四，将两类企业同一个财务指标的平均值进行对照，观察是否存在显著的差异。第五，为了排除因个别极值无法删除，或统计样本内部的数据比较分散对统计结果的干扰，笔者同时采用“十分法”对各样本的全部数据进行排序，直接观察各样本数据在最大值和最小值之间的分布状况，比较两组数据在分布上的差异。“十分法”的原理是，将样本的数据按照由小到大的顺序进行排列，然后找出样本中每十个百分点的数量位置所对应的财务指标，10％位置的财务指标数值表示有10％的企业该财务指标值低于该数值，而90％的企业该财务指标高于该数值，以此类推。每相邻的两个十分点位置上的财务指标表示有10％的企业该财务指标数值分布在这两个数值之间。最后，对得出的统计结果进行解释。

根据近年来一些研究人员的研究发现和对企业可能采取的操纵净收益指标的手段的分析，企业可能采取以下提高净资产收益率的手段，并且这些手段可能导致相应的一些财务指标出现异常：

1、通过非营业活动提高净利润。包括诸如出售资产、出售投资、改变投资的核算方法等提高营业外收入或投资收益等活动。为避免所得税率差异对分析的影响，笔者选用营业外收入占利润总额的比重、投资收益占利润总额的比重和营业利润占利润总额的比重三个财务指标。营业利润占利润总额的比重越高，说明企业靠经营正常业务取得利润的比例越高，在一定程度上说明企业的净收益的质量较好；由于投资收益和营业外收入较易受到人为的操纵，因此这两部分的比例越大，企业净收益指标被认为操纵的可能性越大。如果上市公司普遍存在利用非正常经营业务调整利润的现象，则从总体上看，这些企业的营业外收入或投资收益占利润总额的比例可能会较一般公司高一些，而营业利润占利润总额的比例相对低一些。

2、通过虚假销售、提前确认销售或有意扩大赊销范围调整利润总额。这些销售无法取得现金，因此当企业出现这些现象时，应收账款的占用就会增加，表现在财务指标上，一方面体现为应收账款占流动资产的比重增加，另一方面还可能体现为应收账款周转率的减小。如果这种方法成为企业普遍采用的调整利润的方法，从总体上看，这类企业的应收账款占流动资产的比重就会高于一般企业，而应收账款周转率则会低于一般企业。

3、对已经发生的费用或损失推迟确认。当企业采用推迟确认费用或损失时，企业挂账的费用就会上升，导致资本化的费用比例升高，例如待摊费用、递延资产、无形资产以及类似的其他长期资产。如果人为操纵净收益的企业普遍存在利用推迟确认费用或损失的做法，与这些资本化费用有关的财务指标就有可能出现异常，如待摊费用占流动资产的比重、无形资产及其它资产占流动资产的比重等可能会给我们一些提示。

4、利用关联交易调整利润。如果这种现象在操纵净资产收益率的企业中比较普遍，就会在这些企业的关联交易额占销售收入或销售成本的比例上体现出差异，并且应收账款中关联方的应收账款比重较大。但是由于上市公司对关联交易披露的不规范性，投资者较难从财务报表和报表附注中采集出关联交易的详细数据，因此笔者根据为调整利润进行的关联交易通常不使用现金的特点，选择分析其他应收款指标占流动资产比重的指标。其他应收款体现企业与正常经营业务无关的有关各方的资金往来，在某种程度上可以反映企业与关联方的资金关系，比如出售投资给关联方后应收回的款项等。其他应收款占流动资产的比例大，说明企业与关联方可能存在比较密切的联系，利用关联方调整利润的可能性也较大。

二、研究数据的选取

笔者采用中国人民大学出版社出版的《中国上市公司资料库》光盘中数据作为研究对象，从中筛选出1996、1997和1998年净资产收益率在10％区间，即［10％，11％］之间的公司作为样本（简称10％区域的公司）。同时，根据这些公司所处的行业和规模，在净资产收益率相对受到人为干扰小一些的公司中寻找对照研究所需的相同数量的标准公司样本，舍去个别实在无法找到对照的标准公司，以保持两个样本最大程度的可比性。通过查找和比较，笔者选取的单个样本数量如下表所示：

缺乏数据和删除的公司数量合计不到总数量的15％，并且样本数量远远大于统计中要求的大样本标准（30个），因此可以认为研究的结果基本代表了所有净资产收益率在10％区域的公司状况。

三、统计结果

笔者统计出的1996、1997和1998年净资产收益率在10％区域的公司和用于对比的各标准公司的资产总额以及八个财务指标的调整平均值、平均值差异的检验值见下面的表格。比较资产总额的目的在于证实两个样本是否存在规模差异。调整平均值是在删除了5％的极值之后计算出的各样本的资产规模和财务指标的平均值。同一年度内净资产收益率在10％区间的上市公司与标准公司财务指标平均值差异的检验值代表了平均值差异的大小，当该检验值超过1.64时（笔者使用的是单尾检验），我们就有95％的把握认为平均值确实存在这种差异，因此，认为该差异是显著的。当该检验值低于1.64时，我们就认为在统计意义上这种差异不明显，我们不能以95％的把握性确定这种差异是否真的存在。在样本的方差较大时，通过统计检验有时难以确定平均值差异的显著性，利用十分法在一定程度上可以弥补这种不足。

财务指标差异及其显著性统计结果

根据上表显示的统计结果

以及笔者进行的“十分法”排序的结果，1996年到1998年各年度10％区域上市公司和一般公司各个财务指标之间的差异情况见下表：

注：“显著”指通过平均值差异的检验发现存在明显差异；

“有区别”指在平均值差异的检验中不能证明存在明显差异，但利用“十分法”排序可以看出存在明显差别；

“无区别”指不论在平均值差异的检验还是“十分法”排序中都看不出明显存在差别。

资产总额的比较结果证明，有操纵净资产收益率可能的公司与标准公司之间不存在规模差异，笔者的研究的确已经排除了规模对其它财务指标的影响。从上面的统计结果看，在选取的八个可能反映企业利润操纵的财务指标中，只有无形资产占总资产比重以及营业外收入占利润总额的比重两个指标没有表现出明显的差异，其他六个财务指标均在不同程度上体现出10％区域上市公司与一般公司的差别。

四、研究结论

1、财务指标中体现的上市公司利润操纵手段。

通过对可能存在利润操纵的上市公司和一般公司财务指标的比较，我们认为以下操纵利润的手段在上市公司中有普遍性：

（1）通过非营业活动提高企业利润。笔者对净资产收益率在10％区域的上市公司样本中营业利润占利润总额比例最低的企业数据进行了调查，结果令人吃惊。1996年的94家样本公司中有6家公司该指标出现负数，1997年166家样本公司中有3家该指标出现负数，而1998年160家样本公司竟然有7家公司该指标出现负数。这些负数意味着这些公司的营业活动是亏损的，也就是说，他们达到10％的配股线居然完全依靠营业外的经济活动！

（2）通过增加投资收益提高利润是非常普遍的做法。在1996年和1997年的统计结果中，我们发现10％区域的上市公司投资收益占利润总额的比重远远高于标准公司，1996年差异达八个百分点，1997年差异达四个百分点。利用投资收益操纵利润在个别公司达到极其严重的程度，在10％区域的上市公司样本中，投资收益占利润总额100％以上的企业1996年有6家，1997年有2家，1998年有3家，这意味着这些达到配股最低标准的上市公司创造10％的净资产收益率竟然完全依靠投资收益！

（3）采用与关联单位进行交易提高利润。笔者不能直接证明这些关联交易的内容，但是其他应收款的多少在一定程度上可以反映出上市公司与关联方联系的紧密程度，这使我们不能不猜测这些关联方对企业利润的影响。1997年和1998年10％区域的公司其他应收款比重的明显异常说明这些公司从事非正常经营活动的行为十分普遍，而且交易经常采取非现金形式。笔者统计了样本中10％区域的上市公司其他应收款占流动资产比重超过50％的公司数量，1996年，该数目为4家，占样本的4.3％，1997年为11家，占样本的6％，1998年为9家，占样本的5.6％。这些公司竟然有一半以上的流动资金占用在非正常经营活动之上！

如果笔者对其他应收款的多少代表与关联方联系的紧密程度猜测没有错误，其他应收款多的上市公司很可能在经营活动上也存在与关联方的紧密联系。虽然笔者没有考察关联交易引起的上市公司经营活动收入和利润的增加，但1997年和1998年，10％区域上市公司同时都出现一定程度的应收账款占流动资产比重比标准公司偏高、应收账款周转率比标准公司偏低的现象，这与我们看到的其他应收款比重的异常在时间上存在一致性，由此我们有理由怀疑上市公司通过关联交易既操纵非营业利润，又操纵营业利润。

（4）通过人为扩大赊销范围或采用提前确认销售、甚至搞虚假销售增加营业利润。在1997年和1998年，10％区域上市公司的应收账款占流动资产比重比标准公司偏高，以及应收账款周转率的偏低，说明比起标准公司，10％区域的上市公司更多地记录了非现金形式的销售业务。鉴于笔者统计时采取了控制行业和控制公司规模的方法，由于行业和规模导致的应收账款规模和回收速度的差异就被排除在外，剩下的原因只能用不正常来说明。这种不正常，一是可以用上面提到的关联交易来解释，另外就是用扩大赊销范围、提前确认销售、搞虚假销售等原因来解释。

除上述具有普遍性的利润操纵手段外，还具有两种不具有普遍性的利润操纵手段，即通过费用资本化影响利润和通过提高营业外收入影响利润。

2、上市公司操纵净收益手段的改变。

连续考察1996年到1998年10％区域的上市公司出现异常的财务指标，我们发现各年中这些财务指标的变动不尽相同。也就是说，在不同年度，由于种种原因，上市公司采用的操纵利润的手段偏好有所不同。

（1）1996年，平均值差异检验证明存在明显差异的财务指标有投资收益占利润总额的比重和营业利润占利润总额的比重；考虑十分法排序的结果，其他应收款占流动资产的比重也存在差异。其他指标差异则不明显。可见，在这一年中，企业普遍采用增加投资收益的手段提高利润，而虚增收入、利用关联交易调整利润的做法还不十分普遍和明显。

（2）1997年，平均值差异检验证明存在明显差异的财务指标有：待摊费用占流动资产的比重、其他应收款占流动资产的比重、投资收益占利润总额的比重以及营业利润占利润总额的比重；考虑“十分法”排序的结果，应收账款占流动资产的比重和应收账款周转率也存在一定程度的差异。这一年中，企业普遍采用多管齐下的方式提高利润，包括增加投资收益、利用关联交易、虚增销售等。

（3）1998年，平均值差异检验证明存在明显差异的财务指标只有其他应收款占流动资产比重和应收账款占流动资产比重；考虑“十分法”排序的结果，应收账款周转率也存在差异。而以前出现过差异的待摊费用占流动资产比重、营业利润占利润总额的比重以及投资收益占利润总额的比重几个指标差异不明显。可以认为，这一年中企业普遍采用的调整利润的手段集中在虚增销售或关联交易上，而对利用投资收益增加利润的做法不再特别感兴趣。

五、研究结果的启示

虽然笔者的研究对象是净资产收益率在配股最低限以上临近区域的上市公司，但是研究所发现的财务指标与利润操纵手段上存在的联系具有普遍性，可以帮助我们在各种情况不辨别利润操纵。研究证明，尽管我国上市公司人为操纵净资产收益率的手段各有不同，但他们在操纵利润的同时，其他财务指标却能够暴露其操纵手法，因此，只要我们能够对这些反映利润操纵的财务指标给予足够的关注，就可以在很大程度上识别上市公司的操纵手段，去伪存真，得到企业真实的获利水平。通过以上的研究，我们得到以下一些启示：

首先，净收益或利润总额有关的指标表现企业真实盈利能力存在严重缺陷。这些指标中包含了与企业正常经营无关的、缺乏稳定性的一次性收益内容，如投资收益和营业外收入，以及在本文中没有涉及的财政补贴等，这些项目随时会由于企业达到目的而消失。用这些指标评价企业，将给投资者带来巨大的

风险。从前面的统计中我们看到，标准公司营业利润占利润总额的比例明显高于可能操纵利润的上市公司，因此相比净资产利润率或总资产报酬率，营业利润受到利润操纵的干扰较小，利用营业利润计算的有关指标相对稳定，对表达企业的实际盈利能力会更加有用。

其次，在操纵净收益的手段中，最直接有效的方法是通过投资收益增加利润。投资者应对利润表中的投资收益给予非常的重视。对于投资收益占利润总额比重较大的企业，应该仔细分析投资收益的来源，辨别这种投资收益的长久性。如果一次性的投资收益，比如出售投资所得的收益数量较大，这种投资收益的长期性就很难保证。

第三，其他应收款是我们应该给予足够重视的资产负债表项目，一些企业可能没有披露关联交易或关联方关系，但其他应收款项目的性质实际上会告诉我们这些企业与其他企业或单位之间的非常关系，所以其他应收款的多少可以帮助我们判断该上市公司受到其他企业或单位的影响程度，这种影响越大，该上市公司的净收益指标的可靠性越差。

篇6

[关键词] 盈利公司 收益平滑 长期资产减值准备转回

一、 引言

盈余管理是指企业选择能使其自身效用最大化或企业价值最大化的会计政策，从而在证券市场、银行信贷、税务缴纳等方面获得既定利益的一种行为。威廉・司各特按对损益的影响将盈余管理分为四类：(1)洗个大澡。当亏损不可避免，管理者倾向于清理不良资产、预计期后支出、多提坏账准备等，以提高未来盈利水平。(2)利润最小化。管理者在公司盈利水平较高的期间增加费用，变更收入确认等减少报告收益。(3)利润最大化。管理者提前确认收入，增加操控性应计项目，延迟费用的开支和确认，虚增当期收益。(4)收益平滑。管理者充分预测未来盈利水平，以丰补歉，均匀各期会计报告收益，从而给利益相关者造成企业稳定增长的印象，帮助公司取得有利的契约条件。

我国很多学者证明了亏损公司出于“洗个大澡”和利润最大化动机利用资产减值准备的计提和转回操控利润，而对盈利公司盈余管理研究教缺乏。新准则为收益平滑研究提供了一个契机。盈利公司过去多计提了长期资产减值准备，只能在新准则实施前转回，否则不能为报表利润做出贡献。基于此制度背景，本文对我国盈利公司的盈余管理行为进行研究。

二、研究设计

1.样本的选取和数据的来源

本文选择于2006年转回了长期资产减值准备，且2004年到2006年连续盈利的上市公司为收益平滑怀疑样本，采用2001年到2006的数据检验其是否存在收益平滑行为。本文数据来源于国泰君安CSMAR数据库。数据处理采用SPSS12.0统计软件。

2.收益平滑检验方法

理论界检验收益平滑的方法主要有两种：一是结合具体的平滑变量进行验证，计算时间序列上的披露收益与正常收益的偏差，看其是否与某些有平滑潜力的变量相关，如Beidleman的研究；二是系数检验法，通过某一期收益变化量系数与销售收入变化量系数的比值来确定公司是否存在收益平滑，如Albrecht和Richardson等。本文采用前者，因它找出了平滑标的和平滑变量的相关性，结果更可靠。本文沿用Beidleman的观点，先计算将平滑标的和有平滑潜力的变量去掉时间趋势后的残值，再检验其相关性。如果样本实施了收益平滑化，那么利润和费用变量正相关，利润和收入变量负相关。如果情况相反，则说明样本可能实施的是利润最大化盈余管理。

本文选择净利润作为利润变量，选择投资收入、营业外收入、营业外支出、利润总额减去营业利润、管理费用、营业费用作为平滑变量。去除时间趋势的方法是对利润和平滑变量按6年的数据进行线性回归，得出其每年的残值：

Eti=aei+beit+ueit i=l，2；

Dti=adi+bdit+uditi=1，2, 3, 4, 5, 6

其中：Eti――第i个利润指标第t期的值；ueit―第i个利润指标第t期的残值：Dti―第i个平滑变量第t期的值；udit―第i个平滑变量第t期的残值。

三、实证结果

本文分行业计算单个公司每年利润指标和平滑变量的残值，再计算出每对去除趋势后的利润指标和平滑变量的相关系数，回归结果见下表：

**表示相关系数在0.01的水平下统计显著（双尾检验）

*表示相关系数在0.05 的水平下统计显著（双尾检验）

由回归结果可知，12个行业中，7个行业的净利润与管理费用在0.01的水平下显著正相关性，这说明盈利样本公司存在收益平滑行为。但是，除建筑业以及传播与文化产业外，有5个行业净利润与投资收入变量显著正相关，有2个行业呈微弱的正相关关系，这说明绝大多数行业的盈利公司实施了收益最大化的盈余管理行为。因此，我们可以认为，盈利样本公司存在收益平滑动机的盈余管理行为，同时也有收益最大化的盈余管理行为。

四、结论和启示

综上，我们可以得到如下结论：盈利公司存在收益平滑和利润最大化的盈余管理表现形式；盈利公司主要通过管理费用和营业外支出变量来实现收益平滑，通过投资收入和营业外收入来实现利润最大化；我国盈利公司盈余管理的行业特征不是很明显，没有哪一行业所有变量的变动都是促进或阻碍净利润的波动的。

新《资产减值》准则禁止长期资产在处置前将资产减值准备转回，从而减少了通过管理费、投资收入用和营业外收支进行收益平滑和利润最大化的可能性。然而，新准则对未对金融资产、存货、应收账款等做转回的限制性规定，上市公司仍有可能利用这些减值项目进行盈余管理，因此对盈余管理的研究以及资产减值等会计政策还需进一步发展和完善。

参考文献：

篇7

兹证明 （姓名）自 年以来一直在 （单位名称）任 （职务），主要负责 工作。 （姓名）工作兢兢业业，其年薪为人民币 万元，其中包括基本工资、奖金及年终分红。

其个人所得税由我单位根据《中华人民共和国个人所得税暂行条例》代扣代缴。

（单位名称）

负责人：

电话：

日期：

要求：

1. 用有工作单位名称抬头的专用信笺纸打印；

篇8

关键词：判别分析 Fisher判别分析 Bayes判别分析 人均纯收入

中图分类号：O212.4 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2013）07-061-03

我国是农业大国，农村人口总量巨大，国民经济要实现大的发展，就必须让农村居民收入有显著性的增长。就目前情况看，我国地域广博，但土地资源和人口分布密度各个区域并不相同，而且在农村不同地域二三产业发展程度不同，共同导致农村居民家庭人均纯收入的显著差异性。而农村地区家庭人均纯收入作为影响区域经济发展水平的重要指标，对其进行研究，对地区经济政策的制定和调整有重要的指导意义。

一、费歇判别法

（一）费歇判别法的基本思想

Fisher判别法是利用投影技术，将各组P维数据投影到某个方向，使得数据的投影组与组之间尽可能分开。

（二）费歇判别法的基本原理

从两个总体中抽取具有P个指标的样品观测数据，根据方差分析的思想造一个判别函数y=c1x1+c2x2+…+cpxp，其中系数c1，c2，…，cp确定的原则是使两组间的区别最大，而使每个组内部的离差最小。有了判别式后，对于一个新的样品，将它的p个指标值代入判别函数中求y值，然后与判别临界值（或称分界点）进行比较，就可以判别它应属于哪一个总体。

假设有两个总体G1、G2，从第一个总体中抽取n1个样品，从第二个总体中抽取n2个样品，假设新建立的判别函数为y=c1x1+c2x2+…+cpxp，现将属于不同总体的样品观测值代入判别函数中，得：yi（1）=c1xi1（1）+c2xi2（1）+…+cpxip（1），i=1，…n1，yi（2）=c1xi1（2）+c2xi2（2）+…+cpxip（2），i=1，…n2。

对上边两式分别左右相加，再除以相应的样品个数，则有：

二、贝叶斯判别法

（一）贝叶斯判别法的基本思想

假定对研究的对象以有一定的认识，常用先验概率分布来描述这种认识，然后我们取得一个样本用样本来修正已有的认识，得到后验概率分布，各种统计推断都是通过后验概率分布来进行。将Bayes思想运用到判别分析中的判别方法就是Bayes判别法。

（二）贝叶斯判别法的基本原理

设有两个总体，它们的先验概率分别为q1、q2，各总体的密度函数为f1（x）、f2（x），在观测到一个样本x的情况下，可用贝叶斯公式计算它来自第k个总体的后验概率为：

三、数据选取

（一）数据来源

数据来自《中国国家统计局网站——分地区农村居民家庭基本情况——人均纯收入——2011年》。数据的含义如下：

x1：工资性收入，x2：家庭经营纯收入，x3：财产性收入，x4：转移性收入。数据表见下页。

（二）数据分类

对于表中的数据，按照家庭人均纯收入总额=7000作为划分标准，把辽宁、天津、北京、山东、上海、浙江、福建、广东、吉林、黑龙江、河北归为第一组；把内蒙古、山西、河南、湖北、湖南、广西、重庆、江西、海南、甘肃、宁夏、四川、云南、贵州、青海、新疆、归为第二组；把江苏、安徽、陕西归为待判样品。

（三）数据处理

选择使用SPSS19.0，该软件拥有大量成熟的统计分析方法、完善的数据定义操作管理、开放的数据接口以及灵活的统计表格和统计图形。

打开SPSS19.0选择Type in data选项，然后按要求将原始数据输入得到。

现在SPSS软件中执行下列操作：

1.选择“analyze”“classify”“discriminate”.

2.将左边“组别”选入“grouping variable”分组变量中，其他的解释变量“x1”至“x4”放入因变量中。

3.选择【define range】，范围为1到2，最小值输入1，最大值输入2，然后单击【continue】返回。

4.选择【Independents】，单击【Enter independents together】，然后单击【continue】返回。

5.单击【statistics】，选择“function coefficients”内所有选项，然后单击【continue】返回。

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

7.单击【save…】，选择项下三栏，单击【continue】返回，单击【OK】确定。

（四）结果分析

总共有31个样本，其中有28个样本参加判别分析，3个样本为待判样本。

dis1_2是样本属于第一组的后验概率，dis2_2是样本属于第二组的后验概率。

原始数据及处理结果：

判别分析方法的判别小结，v1是原分组，dis_1是实际分组，dis1_1是判别得分，dis1_2是样本属于第一组的后验概率，dis2_2是样本属于第二组的后验概率。对照v1和dis_1可以看出，误判的有一个样品：第3号（河北），它由第2类误判为第1类。原分组的正确分组率为96.43%，错误率为3.57%，待判组的正确分组率为100%。

（五）结束语

判别分析是统计科学的一个重要分支，随着社会的进步，判别分析已被广泛应用到社会的各个领域。本文利用判别分析对影响地区经济增长的农村居民家庭基本情况——人均纯收入，进行了比较透彻的分析。得出了以下观点：

第一，在有多个变量影响的分类过程中，简单的以某个方法作为分类标准，很可能会出现误判。而用联合方法对该分类问题进行判别就能在很大程度上避免误判。

第二，当一个问题中所要研究的变量太多、太杂，从而使解决问题所需的计算量极大时，用多种判别方法对问题进行处理会有助于问题的解决。

第三，人均纯收入对经济发展有着重要的影响，各地方政府应根据实际情况，制定有利于本地区经济发展的合理政策，使人民收入得到提升。

【基金项目：黑龙江科技大学教研项目，项目编号：JY13-166】

参考文献：

1.何晓群.多元统计分析（第二版）[M].北京：中国人民大学出版社，2008

2.于秀林，任雪松.多元统计分析[M].北京：中国统计出版社，1999

3.孙文爽，陈兰祥.多元统计分析[M].北京：高等教育出版社，1994

4.孙尧庭，方开泰.多元统计分析引论[M].北京：科学出版社，1999

5.张文彤，董伟.SPSS软件分析高级教程[M].北京：高等教育出版社，2004

篇9

[关键词]货币政策；盈余管理；负债融资；传导机制

[DOI]1013939/jcnkizgsc201720064

会计信息对债权人具有重要意义，Leftwich（1983）指出会计信息影响债权人的决策和产权保护。债务契约确定了企业与债权人之间的债权债务关系，债权人为了保护其资金的安全，通常在债务契约发生前对企业的会计指标做出硬性要求，同时会在契约中记入一些限制性条款，如要求债务人维持一定标准的利息保障倍数、负债资本比率及所有者权益等。债务人一旦达不到报表要求或违反了限制性条款，债权人就会依据债务契约对其进行惩罚。因此，管理层通常会通过各种手段来达到报表指标同时避免违反债务契约，由此产生了盈余管理。Watts和Zimmerman（1986）提出了著名的债务契约假设，认为如果其他条件不变，企业偏离债务条款的程度越大，管理者通过会计政策的选择将未来盈余调节到当期的动机就越强。已有研究表明企业会通过盈余管理达到负债融资的目的，叶志锋，胡玉明和纳超洪（2008）以1998―2006年中国上市公司为样本，研究发现上市公司基于银行借款融资动机而进行了避免亏损的盈余管理。

这一问题之所以重要，还在于企业的负债融资容易受到宏观经济政策尤其是货币政策的影响（Campelloetal，2011；陆正飞等，2011；饶品贵，2013），“从紧的货币政策”会显著限制企业的外部融资能力，甚至使企业陷入流动性困境（祝继高等，2009）。政府制定货币政策的价值目标会随着实际经济情况不断调整、有所侧重，导致货币政策修改频繁且存在较大的不确定性（陈栋等，2012）。对于微观主体而言，货币政策的变更是企业无法改变的外生性事件，研究货币政策变更对盈余管理与负债融资的影响，可能会克服以往研究中的内生性问题。另外，由于频繁的货币政策波动使得公司面R着巨大的融资风险和不确定性，如果公司出现短期的持续经营能力危机，将会严重影响包括供应商、客户在内的利益相关主体对公司的相关预期，进而使得公司陷入预防未来的流动性风险还是继续执行预定的投资战略的两难困境中。因此，在货币政策不断变更的现实背景下研究盈余管理与负债融资的问题无疑具有更加突出的现实意义。

本文研究银行借款作为负债融资的替代，利用修正的琼斯模型反映企业应计盈余管理情况，利用Roychowdhury模型反映真实盈余管理的情况，研究在不同货币政策下，企业的债务契约动机与资本市场动机，以及企业选择盈余管理的倾向性。

本文可能贡献：一是已有研究发现货币政策会影响企业的负债融资，但是大多限定企业仅仅作为政策的被动接受者，忽略了企业而对外部宏观经济形势变更所能采取的主动行为、途径及其对货币政策微观传导效应的影响（陈栋等，2012）本文从货币政策变更的视角研究盈余管理在企业负债融资中的作用，丰富了宏观经济政策对微观企业行为影响方面的文献；二是本文试图解答在不同货币政策下，企业盈余管理方式选择的倾向性以及货币政策对负债融资影响的传导机制。另外，本文的研究结论，也为实务界和监管机构制定有关债务契约条款和盈余管理方式选择提供一个有益的视角。

1文献综述与研究假设

11负债融资与盈余管理

负债融资对企业的盈余管理有一定的影响是国内外研究普遍认可的结论。目前关于债务融资对盈余管理影响的实证研究，大多是检验债务杠杆增加对盈余管理产生的影响，而得到的研究结论并不一致。一方面研究发现，债务融资可以减少盈余管理行为。例如雷强（2010）也在研究银行对借款人盈余管理的监督中发现，贷款规模与借款人盈余管理存在显著的负相关关系，即贷款规模越大，借款人盈余管理的程度就越小。而另一方面，也有研究发现，当企业为了避免违反债务契约条款或想提高其在债务谈判中的议价能力时，债务融资与盈余管理存在正相关的关系。李增福，曾庆意和魏下海（2011）在考察债务契约与控制人性质对公司盈余管理影响的研究中发现，公司的债务水平越高，其盈余管理程度越高。针对研究结论的不一致，也有学者考虑了债务融资与盈余管理的非单调关系，Ghosh & Moon（2010）研究了债务融资和盈余质量的关系。以应计质量作为盈余质量的变量，在两者间发现了非单调关系：质量随债务增加先上升后下降，拐点在41%附近。国内学者万红波，阮铭华和王蓓蓓（2010）选择1998―2008年间中国上市公司为样本，使用应计质量作为盈余质量的替代变量，研究负债融资与盈余信息质量之间的关系，研究发现二者的关系是非单调的。

为了进一步研究负债融资与盈余信息质量之间的关系，有些学者从盈余动机方面入手进行研究。与债务融资相关性较高的盈余管理动机是资本市场动机和债务契约动机。（李晗，2015）

盈余管理的资本市场动机是指企业的盈余管理主要出于借款融资的目的。目前，已经有一定数量的实证研究表明上市公司存在基于资本市场动机的盈余管理。Urcan和Kieschnick（2006）发现在发行可转换债券前，特别是发行公开债务的公司，有增加盈利的操纵性应计项目产生。Roychowdhury（2006）和Mamedova（2008）研究发现企业存在借款动机的时候更倾向于进行真实活动的盈余管理。叶志锋、胡玉明和纳超洪（2008）以1998―2006年中国上市公司为样本，研究发现上市公司基于银行借款融资动机而进行了避免亏损的盈余管理。Liu， Ning和Davidson III（2010）以发行非可转换债券的美国公司为样本，研究发现在发行年度前样本公司有向上调整盈利的行为。Sercu， Bauwhede和Willekens（2006）研究发现管理者利用他们的操纵权改变盈利来获得更合适的债务融资项目。

盈余管理的债务契约动机指的是企业的盈余管理出于避免违反契约条款的目的。研究发现那些潜在的或者已经违反债务契约的公司会通过调增报告盈余来逃避或减轻债务契约的限制。Dechow， Sloan和 Sweeney（1996）以美国证监会披露的92家盈余操纵公司为样本，研究发现该类公司存在降低外部融资成本和逃避债务契约限制的盈余管理动机。Sweeney C（1994）同样以出现债务违约的130家企业为样本，讨论了债务违约与盈余管理的关系。研究发现样本公司在违约年份会显著的调增盈余，同时会计变更的频率明显高于对照样本和其他年份。Eldenburg， Gunny 和 Hee 等（2011）发现为减少债务资本和减轻债权人疑虑，非盈利医院会适时地处置资产和调整费用开支。

企业在实际的经营活动中会面对融资的需求以及避免违反契约的需求，这两种需求并没有不可并存的特点。因此，本文提出如下假设。

H1：上市公司同时存在基于债务动机和资本市场动机的盈余管理。

各种因素通过影响盈余管理的资本市场动机以及债务动机从而对企业的盈余管理水平产生影响。因为银行批准贷款的依据是企业的财务状况和抵押资产（Fraser等，2001 ； Mishkin 和 Eakins， 2003），因此企业的自身负债水平是否达到银行的要求，会在较大程度上影响企业是否触发了本身的资本市场动机，从而使企业产生盈余管理行为。Roychowdhury （2006）研究结果表明与无负债的企业相比，在盈余管理方式选择上，有负债的企业更倾向于使用真实盈余管理。陈骏（2010）研究了银行债务契约对盈余管理的影响。结果发现，在上期存在正向盈余管理的企业中，债务融资规模越大，企业向下进行盈余管理的概率越大，且盈余管理的程度越低。说明，银行债务契约的监督作用会抑制企业盈余管理行为。李增福、曾庆意和魏下海（2011）通过实证研究，得出公司负债规模越大，应计盈余管理和真实盈余管理程度都会提高的结论。

当企业处于不同的短期负债水平与长期负债水平，会面对不同的实际问题，通过触发资本市场动机以及债务动机，从而使企业产生盈余管理的行为，并且影响盈余管理行为的程度。因此，笔者提出如下假设。

H2：盈余管理水平受到企业自身负债期限的影响。

12货币政策对企业负债融资的影响

货币政策利用货币供应量和利率等中介目标对微观主体行为进行调整，最终实现对国民经济发展和社会民生质量的有效调控。微观主体在货币政策波动下如何调整战略决策已成为研究者的热点议题。相关研究从企业投资、融资、现金管理以及劳动力成本等视角展开分析（饶品贵和姜国华，2011；陈栋和陈运森，2012；靳庆鲁等，2013）。

信贷渠道是货币政策对经济实体发生作用的重要传导渠道之一。由于资本市场的不完善，实际经济运行中普遍存在信息不对称、合约成本等问题，银行在减轻信贷市场信息不对称、分散风险、降低交易成本方面发挥不可替代的特殊作用，货币政策通过影响银行信贷可得性，进而引起信贷市场的系统性变化，从而影响实体经济的投资变动最终影响产出。基于我国的资本市场，饶品贵和姜国华（2013）通过宏观经济政策与微观企业行为的互动作用研究，证明我国存在货币政策信贷传导机制。在货币政策的信贷传导机制下，企业的负债在货币政策由松转紧的过程中将出现显著变化。

货币政策紧缩会通过信贷传导机制，最终影响企业的融资。与国外的融资环境不同，我国金融体系不发达，企业融资渠道较少，银行贷款是企业外部融资的主要来源（Allen等，2005），这就造成我国企业在货币政策紧缩环境下的流动性问题尤为突出。紧缩的货币政策减少了银行可供贷款的资金，增加企业获得贷款的难度，进而影响企业投资（Kashyap 等，1993；叶康涛等，2009），而且贷款利率上升，提高企业资本成本（Mojon 等，2002）。这是因为当货币政策趋于紧缩时，可贷资金减少，银行会提高债务契约的标准（祝继高等，2009）。因此，我们可以预期，当企业无法达到银行的债务契约标准，企业就有了进行盈余管理的动机。为了更好地通过银行在货币紧缩时期更加严苛的债务契约标准的审计，企业会通过提高盈余管理水平来达到负债融资的目的，企业更倾向于真实盈余管理。反之，在货币政策宽松时期，企业为了节约财务费用，会更加倾向于应计盈余管理。

H3：在货币政策紧缩时期，企业倾向于真实盈余管理。

H4：在货币政策宽松时期，企业倾向于应计盈余管理。

2研究设计

21盈余管理的模型选择

211应计盈余管理的模型――修正的Jones模型

其中：NDAi，t――i公司第t年的不可操纵性应计利润；Ai，t-1――i公司第t-1年末的总资产；ΔREVi，t――i公司t年的主营业务收入与t-1年的主营业务的差；ΔRECi，t――i公司t年应收账款与t-1年应收账款的差；PPEi，t――i公司t年的固定资产价值。

212真实活动盈余管理模型――Roychowdhury模型

该模型主要通过计算企业的异常经营现金流量、异常生产成本和异常可操控费用来计量企业利用销售操控、费用操控和生产操控等手段操控盈余的水平。具体模型的构建过程如下。

首先，假设预期的经营现金流CFOi，t是N售收入和当期销售收入变动的线性函数，根据式（2）对样本分年度和行业进行截面回归。

其中，ΔREVi，t=REVi，t-REVi，t-1，即t期与t-1期的销售收入变动。公司i在t期的异常经营现金流R_CFOi，t为实际经营现金流减去预期经营现金流。预期经营现金流为式（2）中行业年度模型的系数与自身销售收入和销售收入变动估计而得。

其次，定义公司i在t期的生产成本PRODi，t为销售产品成本COGSi，t和存货变动ΔINVi，t之和。其中，假设销售产品成本COGSi，t是销售收入的线性函数；存货变动ΔINVi，t是当期及上期的销售收入变动的线性函数。即：

因此，根据式（3）和式（4），可以假设预期的生产成本就是销售收入和当期及上期的销售收入变动的线性函数，根据式（5）对样本年度和行I进行截面回归。

公司i在t期的异常生产成本R_PRODi，t为实际的生产成本与与其生产成本之差。预期生产成本为式（5）中行业―年度模型的系数与自身销售收入、当期和之后的销售收入变动估计而得。

最后，假设预期的可操控费用是上期销售收入的线性函数，根据式（6）对样本分年度和行业进行截面回归。

其中DEXPi，t为公司i在t期的可操控费用，包括研发费用、广告费用以及销售与管理费用之和。公司i在t期的异常可操控费用R_PRODi，t，为实际的可操控费用与预期可操控费用之差。预期可操控费用为式（6）中行业―年度模型的系数与自身销售收入和滞后的销售收入变动估计而得。

因此，Roychowdhury模型最终可以获得R_CFOi，t、R_PRODi，t和R_DEXPi，t三个个体指标来衡量真实盈余管理水平。R_PRODi，t数值越大代表企业通过真实活动向上调整盈利的可能性越大；数值越小，则向下调整盈利的可能性越小。R_CFOi，t和R_DEXPi，t本身的符号和盈余管理的方向恰好相反。

22变量定义与模型设计

DA为本文的主要被解释变量，采用修正的琼斯模型求出，取应计盈余管理的绝对值。RM为真实盈余管理，采用Royshowhury（2006）的模型求出，同时考虑到不同真实盈余管理活动之间可能存在一定的抵销（Cohen 等，2008），因此将三种真实盈余管理手段进行合并，以综合考察真实盈余管理程度。见表1。

关于货币政策的衡量指标。而对于货币政策中介目标的最优度量指标，国内学界并没有达成一致的看法。史永东（1999）、蒋瑛琨、刘艳武和赵振全（2005）以及耿中元、惠晓峰（2009）等认为中国应该以M1作为货币政策的中介指标；而一些其他的学者却以M2作为中介目标的主要指标（董承章，1999；刘明志，2006）。盛松成、吴培新（2008）则认为我国存在信贷规模和M2这两个货币政策指标。近年来，部分学者也以利率和通货膨胀率作为研究的中介指标。考虑到从我国当前的经济金融发展情况来看，选择利率或通货膨胀目标还缺乏可行性，并且随着我国从计划经济向市场经济转轨，货币政策中介目标也从信贷规模转向货币供应量。因此，本文借鉴李志军、王善平（2011）的方法，以名义GDP增长率与M2发行量增长率之差作为货币政策的衡量指标。名义GDP增长率在一般意义上衡量经济发展所需要的货币，M2增长率则反映了货币的供应水平，如果差额为正，则表明当期货币政策为缺口，定义为紧缩性货币政策，此时MP=1；如果差值为负，则说明当期货币供应较为充足，处于宽松性货币政策，此时MP=0。经过计算，本文确定2008年、2011年和2012年为银根紧缩时期，其余为银根宽松或适度时期。

DEBT为本文企业负债融资的衡量指标，并将其划分为长期偿债能力和短期偿债能力。本文选取公司规模，资产收益率，成长性、流动性等作为控制变量，同时对不同年份与行业进行控制。

3样本、数据与实证结果

31样本的选择及数据处理

本文的上市公司数据来自CSMAR数据库，样本筛选采用Visual FoxPro 90进行，数据的处理采用Excel和Eviews 80软件。由于盈余管理度量模型需要选用连续3年的现金流数据，所以样本选取的时间范围定为2007―2016年连续公布年报的上市公司。依照惯例剔除了金融类公司、数据不全和极端值的公司。最后，共得到1578家上市公司连续10年的财务数据，构成8年的时序量，共计12624个观测值。

32描述性统计

根据本文对变量的描述进行数据的收集，得到样本公司进行实证研究的具体数据，描述性统计见表2，由于存在数据残缺，整合面板过程中进行了数据剔除，盈余管理计量模型描述性统计见表2，提供了2008―2015年1372家样本公司共计10972个观察值。上市公司负债率均值为0203997，极大值为844E+00，极小值为00000，说明负债融资是中国上市公司的主要融资渠道之一。采用模型得出的应计盈余管理均值为0076115，极大值为1199291，极小值为731E-6；真实活动盈余管理均值为-000732，极大值为563，极小值为-402，说明公司盈余管理差异很大，这有助于更好地观测在不同货币政策下，不同盈余管理与负债融资的关系。其他统计数据见表2。

33相关性检验

表3是Correlation相关系数的实验结果。从表中可以看出，上述两个模型所涉及到的变量之间相关系数绝对值最大不超过04。（万红波等，2010）因此，上述模型各变量之间呈现一种弱相关关系，可以认为，上述模型不会产生严重的多重共线性问题，可以放入同一模型进行回归分析。

34固定效应多元回归分析与稳健性检验

341盈余管理的债务契约动机检验

模型（7a）的Prob（F-Statistic）为0719595、R-squared为0150756，证明模型整体不是特别显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在债务契约动机下，上一期的偿债能力与真实盈余管理程度之间是负相关，具体表现为DEBT（-1）回归系数为-0236281，其t-Statistic为-1711253，表现为比较显著（Prob为01）。说明由于债务契约动机的存在，当企业负债融资水平较低时，管理层希望通过使用真实盈余管理的方式以降低融资成本。

模型（7b）的Prob（F-Statistic）为0000000、R-squared为0214624，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在债务契约动机下，上一期偿债能力与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为DEBT（-1）回归系数为-0072659，其t-Statistic为-2720471，表现为十分显著（Prob为00065）。说明由于债务契约动机的存在，当企业负债融资水平较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

由表4可以看出，企业存在基于债务契约动机的应计盈余管理和真实盈余管理。

342盈余管理的资本市场动机检验

模型（8a）的Prob（F-Statistic）为0014071、R-squared为0167481，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在资本市场动机下，下一年度的偿债能力与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为DEBT（1）回归系数为0185794，其t-Statistic为1312280，表现为比较显著（Prob为01895）。说明由于资本市场动机的存在，当企业负债融资水平较高时，管理层希望通过使用真实盈余管理的方式以降低融资成本。

模型（8b）的Prob（F-Statistic）为0000000、R-squared为0214401，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在资本市场动机下，下一年度的偿债能力与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为DEBT（1）回归系数为-0078517，其t-Statistic-2739551，表现为显著（Prob为00062）。说明由于资本市场动机的存在，当企业负债融资水平较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

根据对表5数据结果的分析，可以看出实验面板数据可以验证出上市公司存在基于资本市场动机的应计盈余管理和真实盈余管理。

343债务期限对盈余管理的影响

模型（9a）的Prob（F-Statistic）为0712397、R-squared为0150957，证明模型整体不是特别显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在债务契约动机下，长期负债融资与真实盈余管理程度之间是负相关，具体表现为L_DEBT（-1）回归系数为-0040120，其t-Statistic为-0200494，表现为不显著（Prob为08411）；短期负债融资与真实盈余管理程度之间是负相关，具体表现为S_DEBT（-1）回归系数为-0565838，其t-Statistic为-2082409，在5%的水平下表现为显著（Prob为00373）。说明企业为短期债务融资进行真实盈余管理的债务契约动机更显著。

模型（9b）的Prob（F-Statistic）为0000000、R-squared为0214823，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在债务契约动机下，长期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为L_DEBT（-1）回归系数为-0027540，其t-Statistic为-0677429，表现为不是特别显著（Prob为04982）；短期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为S_DEBT（-1）回归系数为-0117513，其t-Statistic为-2900240，表现为显著（Prob为00037）。说明由于债务契约动机的存在，当企业短期负债融资水平较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

模型（9c）的Prob（F-Statistic）为0014772、R-squared为0167481，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在资本市场动机下，长期负债融资与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为L_DEBT（1）回归系数为0181891，其t-Statistic为0917757，表现为不是特别显著（Prob为03588）；短期负债融资与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为S_DEBT（1）回归系数为0191606，其t-Statistic为0765368，表现为不是特别显著（Prob为04441）。说明企业为长期债务融资而进行真实盈余管理活动的资本市场动机不显著。

模型（9d）的Prob（F-Statistic）为0000000、R-squared为0216916，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在资本市场动机下，长期负债融资与应计盈余管理程度之间是正相关，具体表现为L_DEBT（1）回归系数为0072203，其t-Statistic为1780722，表现为不是特别显著（Prob为00750）；短期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为S_DEBT（1）回归系数为-0287990，其t-Statistic为-5862915，表现为显著（Prob为00000）。说明由于资本市场动机的存在，当企业短期负债融资水平较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

综合对表6数据的分析，发现短期债务融资的盈余管理动机更显著，企业为了在资本市场获得短期债务融资同时规避由于违反短期债务契约而支付的高额赔偿金，企业更倾向于进行盈余管理；相反，长期债务融资的盈余管理动机不显著。原因可能是长期债务融资的偿还更多地取决于公司的经营状况和长期盈利能力而非短期流动性，银行在对企业进行长期贷款时，对财务指标的审查和要求会更加严格，一旦发现企业的盈余管理行为，则会从利率等方面对企业进行惩罚，因此上市公司在长期债务融资方面的盈余管理行为得到抑制；而短期债务融资往往是由于企业暂时资金周转带来的流动性不足，银行在对企业进行短期资金融通时，更倾向于以该企业以往的信誉为依据，对财务数据的审核和要求会相对宽松，同时由于对资金的需求比较紧急，企业则往往会采取盈余管理手段来达到基本的借贷财务指标，因此，短期债务融资的盈余管理动机更显著。

344货币政策对盈余管理的影响

若考虑货币政策的影响，将数据分为两组，为了保证面板数据时间上的连续性，货币政策紧缩时选用2010年和2011年两年的数据组成一个短面板，货币政策宽松时选用2012-2015四年的数据组成的一个面板，表7和表8是回归结果。

当考虑货币政策时，在货币政策紧缩的条件下，对于资本市场动机下应计盈余管理与负债融资和真实盈余管理与负债融资两个模型进行优化，通过固定效应模型的回归结果可以看出，在资本市场动机下，负债融资与应计盈余管理程度之间的关系均不显著。在债务契约动机下，长期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为：L_DEBT（-1）回归系数为-0213245，其t-Statistic为-2138275，绝对值大于2，且统计上显著（Prob为00002）；短期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为：S_DEBT（-1）回归系数为-0054924，其t-Statistic为-1656941，表现为显著（Prob为00978）。说明在货币政策紧缩条件下，由于债务契约动机的存在，当企业无论是短期负债融资水平还是长期负债融资水平，在其较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

真实盈余管理程度也会受到货币政策的影响，在资本市场动机下，短期负债融资与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为：S_DEBT（1）回归系数为0792962，其t-Statistic为4141564，表现为非常显著（Prob为00000）。说明在货币政策紧缩条件下，由于资本市场动机的存在，企业为了获得短期债务融资，会进行真实活动盈余管理。在债务契约动机下，统计上变现为不显著。详见表9和表10。

同样，在货币政策宽松的条件下，对于资本市场动机下应计盈余管理与负债融资和真实盈余管理与负债融资两个模型进行优化，通过固定效应模型的回归结果可以看出，在资本市场动机下，长期负债融资与应计盈余管理程度之间是正相关，具体表现为：L_DEBT（1）回归系数为-0324511，其t-Statistic为-1312593，表现为特别显著（Prob为00000）；短期负债融资与应计盈余管理程度之间是正相关，具体表现为：S_DEBT（1）回归系数为0135912，其t-Statistic为2974858，表现为特别显著（Prob为00030）。说明在货币政策宽松条件下，由于资本市场动机的存在，企业倾向于进行应计盈余管理。在债务契约动机下，短期负债融资与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为：S_DEBT（-1）回归系数为-0633462，其t-Statistic为-3731490，表现为特别显著（Prob为0 0002）。说明在货币政策紧缩条件下，由于债务契约动机的存在，当企业短期负债融资水平较低时，管理层希望通过使用真实盈余管理的方式以降低融资成本；企业长期负债融资水平与真实盈余管理的相关性不大。

进一步分析，当货币政策紧缩时，无论是真实盈余管理还是应计盈余管理的资本市场动机都不显著，债务契约动机显著，同时通过回归系数可以看出，企业更倾向于真实盈余管理。当货币政策宽松时，真实盈余管理的资本市场动机显著，操纵性应计盈余管理的资本市场动机和债务契约动机均显著，同时通过回归系数可以看出，当货币政策宽松时企业更倾向于操纵性应计。

综合表7、表8、表9和表10的数据，可以看出来研究发现企业存在基于债务契约动机和资本市场动机的应计盈余管理，真实盈余管理程度受货币政策影响较大。当货币政策紧缩时，债务契约动机显著，企业倾向于真实盈余管理；当货币政策宽松时，由于真实盈余管理带给企业的不良影响较大，对于企业来讲成本过高，所以企业不倾向于通过真实盈余管理来达到避免违反债务契约和资本市场融资的目的。

结合上述分析可以得出，当货币政策紧缩时，企业倾向于真实盈余管理；当货币政策宽松时，企业倾向于应计盈余管理。

345模型稳健性分析

为了检验本研究结论的可靠性，避免因会计信息为基础的债务契约限制条款的替代变量选取的不同对结论造成的影响，我们改变了负债融资的度量方法，以利息保障倍数作为其替代变量，用多元回归模型做了进一步检验。回归结果表明，不论如何度量企业负债融资，本文得出的盈余信息质量与负债融资之间的关系都保持不变，控制变量的符号和显著程度也保持不变，表明实证研究结果具有较高的稳健性。

4研究结论

本文以2008―2015年的1578家上市公司12624个观测值为研究对象，以银行借款为企业负债融资的替代量，通过修正的琼斯模型和Roychowdhury模型对公司的盈余管理进行刻画，并将企业微观的盈余管理决策与宏观经济政策相结合，对上市公司在不同货币政策下，盈余管理与负债融资的关系进行了实证分析。研究表明：存在基于负债契约动机和资本市场动机的应计盈余管理。盈余管理的负债契约动机和资本市场动机受到多种因素的影响，其中以债务期限影响最为显著。当企业的短期债务……同时，上市公司的盈余管理受到货币政策较大的影响，当货币政策紧缩时，银行对于企业的融资约束大，企业不惜采用成本更高的真实盈余管理，改变企业的盈余信息，从而获得贷款。货币政策比较宽松，y行会放松监管要求，考虑到成本效益原则企业更倾向于操控性应计盈余管理。货币政策作为政府调控经济的手段，影响着企业负债融资的难易，当货币政策宽松时，银行有充足的资金用以放贷，对企业报表信息的要求相对降低，企业更容易进行负债融资；相反，当货币政策紧缩时，可用资金池紧张，企业若想达到负债融资的目的则需要付出更高的代价。

但是货币政策对负债融资的影响并非简单的直接影响，在宏观经济政策与微观的企业结果之间还存在着某种传导机制，本研究表明货币政策与负债融资之间的传导机制之一即为企业的盈余管理。上一期的负债比率与本期宏观的货币政策两者共同影响了企业的盈余管理动机与程度，而盈余管理程度体现在报表数字上，又直接影响银行本期对企业放贷的金额，即影响本期的负债融资。

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篇10

关键词：非正规就业；收入差距；劳动力市场分割；异质性；倾向得分匹配

中图分类号：F2414文献标识码：A文章编号：1000-4149（2017）02-0116-11

DOI：103969/jissn1000-4149201702012

收稿日期：2016-06-16；修订日期：2016-10-20

基金项目：国家社会科学基金一般项目“中国经济刘易斯转折的判断与农村剩余劳动力转移问题研究”（16BJL113）；

中国特色社会主义经济建设协同创新中心资助。

作者简介：王庆芳，经济学博士，南开大学经济学院博士后；郭金兴，经济学博士，南开大学经济学院副教授。

一、引言

20世纪90年代中后期以来，我国城镇劳动力市场发生了巨大变化，其中最显著的变化是非正规就业的快速发展。按照胡鞍钢和赵黎的估算，1995―2012年间非正规就业占城镇总就业的比重从197%上升到60%，占全部城镇新增就业岗位的102%（其中2个百分点是正规部门摧毁就业岗位的比率）[1]。非正规就业已经代替正规就业，成为我国城镇就业的主要渠道和新增就业的主要来源。

非正规就业作为城镇劳动力市场的重要组成部分，其生存和生活状态的改善一直是各方关注的焦点。但是由于对非正规就业产生原因认知上的差异，研究者对非正规就业的生存状态及政策取向认知产生较大的争论，并由此形成截然相反的理论观点。一方面，二元主义者认为非正规就业是劳动者在分割性劳动力市场下为了维持生计的生存选择，与正规就业相比，存在“无法解释”的收入差距，且具有劳动时间长、工作条件和稳定性差、缺乏必要的劳工保护和社会保障等“弱势”特征，因此政府应当采取措施减少非正规就业[2-3]。另一方面，新自由主义者认为非正规就业是劳动者在竞争性劳动力市场下的自主选择，与正规就业相比，不存在显著的收入差距，且更具竞争性、灵活性和自主性，因此政府应鼓励非正规就业的发展 [4-5]。

就业机会平等、同工同酬，让每个劳动者实现“体面就业”，是劳动力市场化改革的基本方向。随着我国劳动力市场供求关系发生转变，劳动力要素回报开始提升，政府对于劳动者生存状态的关注度也不断提高。尤其是2008年以来，新《劳动法》等一系列劳动法规的出台，以及近年来对于各项劳动者权益保障政策执行力度的加大，似乎都预示着劳动力市场正向着有利于劳动者的方向发展。但是这些转变是否使非正规就业者的生活境遇或收入水平得到改善，尚未得到实证上的验证，同时理论认知上的争论也造成对于正规就业和非正规就业境遇关注界限的模糊。为此，本文将利用1997―2011年CHNS数据库，采用倾向得分匹配（PSM）方法，从正规就业和非正规就业收入差距变动的角度，对劳动力市场化改革以来非正规就业的境遇状况变化进行研究，并提出政策建议。

二、文献综述

从20世纪70年代开始，国外学者就围绕二元主义和新自由主义理论的争论，对正规就业与非正规就业的收入差距进行了大量的研究，但并未取得一致的结论。进入21世纪以后，随着研究数据的丰富和计量技术的发展，国外学者沿着以下两条主线，对这一命题进行了更为细致和深入的研究。

第一条主线是从性别、受教育程度、个体选择性、企业规模、政府税收等多个角度，对正规就业和非正规就业的收入差距进行考察。比如，佩冈（Pagan）通过对墨西哥的研究发现，男性劳动者的正规就业收入溢价存在，而女性劳动者的正规就业收入溢价不存在 [6]。贡（Gong）和索斯特（Soest）对墨西哥的研究也发现，正规就业收入溢价随着受教育程度的提高而提高 [7]。巴尔甘（Bargain）和昆达（Kwenda）对巴西、南非和墨西哥的研究发现，工资分布中低端的正规就业工资溢价较高，而工资分布高端的正规就业工资溢价基本消失[8]。此外，还有一些研究发现，在控制了个人选择性偏差、公司规模效应以及税收因素影响之后，正规就业相对于非正规就业的工资溢价消失 [9-11]。

第二条主线是从非正规就业异质性出发，对不同类型非正规就业与正规就业的收入差距进行研究。非正规就业异质性是对非正规就业内部多样性的研究，是近十余年来国外非正规就业问题研究的主流观点之一。该观点认为非正规就业既不完全是二元主义认为的由于劳动力市场分割而被迫进入的生存选择者，也不完全是新自由主义认为的具有企业家精神的自主选择者，而是具有这两种特征的劳动者的集合 [12]。这类研究可以分为两类：第一类是先验的将非正规就业分为两类或两类以上，分别对其收入特征进行考察。例如，在迪莫瓦（Dimova）等人对西非的研究中，将非正规就业分为自我雇佣者和受雇者两类，结果发现二者在人力资本回报率和工资决定等方面都有较大的差异，从而证明了非正规就业存在异质性[13]。弗洛雷斯（Flórez）对哥伦比亚的研究也发现，非正规小企业雇主、自我雇佣者和非正规受雇者也表现出不同的收入特征[14]。第二类是从不可观测的非正规就业异质性假设出发，基于反事实分析方法，对不同类型非正规就业进行分解。甘瑟（Günther）和劳诺（Launov）利用该方法对科特迪瓦的研究发现，448%的非正规就业是低收入的生存选择者，而552%的非正规就业是高收入的自主选择者[15]。拉德琴科（Radchenko）对埃及的研究也发现，非正规就业与正规就业在人力资本回报、收入水平和就业选择机制等方面存在三重异质性[16]。

与国外长期以来深入而细致的研究不同，国内对于正规就业和非正规就业收入差距的研究起步较晚，且主要集中在基于分割性劳动力市场假设的“正规就业收入溢价的存在性”的检验。从研究结论来看，大多数研究表明存在“无法解释的”正规就业收入溢价，但是对劳动力市场分割强度的研究结果却存在较大的差异。比如，常进雄和枫的研究发现，正规就业和非正规就业的工资差异中8101%是由受教育程度、经验等可观测的人力资本要素导致的，只有1899%是由不可观测的非市场因素导致的[17]。魏下海和余玲铮的研究则发现，753%的正就业者和非正规就业者工资差异是由非市场因素导致的[18]。此外，吴要武的研究发现，非正规就业者的人力资本回报率并不显著低于正规就业者，劳动力市场非正规化并没有导致劳动力资源配置上的损失，从而支持了新自由主义的观点[19]。

现有国内研究主要存在以下不足：第一，从研究方法上看，大多数研究采用赫克曼（Heckman）两阶段模型控制样本的自选择性偏差，但是伦诺克斯（Lennox）等人的研究表明该模型存在严重的共线性和对选择方程模型设定的敏感问题[20]，这也是目前研究结论差异较大的原因之一。第二，大多数文献将非正规就业作为一个整体与正规就业收入进行比较，而对非正规就业异质性关注相对较少。第三，现有文献基本上是基于某一年数据的研究，没有考虑劳动力市场改革的动态变化对二者收入差距的影响。

针对以上研究不足，本文将从以下角度展开研究：第一，采用倾向得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）控制样本的自选择性偏差。较之其他方法，倾向得分匹配法不仅能够有效控制样本的自选择性偏差，并能清晰地刻画出选择非正规就业对劳动者收入的净影响。第二，参考弗洛雷斯

的研究[14]，将非正规就业划分为有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规雇佣者和非正规受雇者三类，从非正规就业的异质性角度对不同类型非正规就业与正规就业收入差距进行更为细致的考察。第三，利用1997―2011年CHNS数据库，考察国有企业改革以来非正规就业与正规就业收入差距的动态变化。

三、数据、变量与方法

1. 对非正规就业的统计界定

本文使用美国北卡罗莱纳大学和中国疾病控制中心联合的CHNS数据库1997―2011年数据进行研究

CHNS数据库分别于1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年完成了9次调查，调查范围包括辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、河北、湖南、广西、贵州9个省区，2011年增加了北京、上海、重庆三个直辖市。。该数据库提供了详尽的劳动力个体特征以及就业和收入信息，是我国目前连续调查持续时间最长的数据库之一。为了保证足够的样本数量，分别对1997和2000年、2004和2006年、2009和2011年样本进行合并，构成T1（1997 & 2000）、T2（2004 & 2006）和T3（2009 & 2011）三个时期，从而对国有企业改革以来城镇正规就业和非正规就业收入差距的动态变化进行研究。研究对象为16―65岁之间的城镇劳动力。

根据以往研究经验，本文使用CHNS调查中的“你在此工作中的职位是何种类型？”和“你工作单位是何种类型？”来对正规就业和非正规就业进行区分，并与第17届劳工统计大会（ICLS）提出的非正规就业统计框架相对应。具体方法如下：①删除无报酬的家庭帮工以及单位职位类型不确定的样本；②将CHNS数据库中“无雇工的个体经营者”、“有雇工的个体经营者”、“领取工资的家庭工人”分别对应第17次ICLS大会决议框架中的“自负盈亏的个体劳动者”、“雇主”、“有贡献的家庭工人”，划分为非正规就业；③按照第15届劳工统计大会（ICLS）的大会决议对非正规部门企业的划分标准，将独立的个体劳动者和规模在20人以下的私营企业分别作为个体经营者和小微型企业，划分为非正规部门，将政府机关、国有企事业单位、集体企业和“三资”企业划分为正规部门；④将在非正规部门就业的“为他人或单位工作的长期工、合同工、临时工”对应第17次ICLS大会决议框架中的“非正规部门企业受雇者”，将在正规部门就业的临时工对应第17次ICLS大会决议框架中的“正规部门企业非正规受雇者”，划分为非正规就业。最终得到正规就业样本7781个，非正规就业样本2258个。

2. 模型设定和变量选取

建立明瑟收入方程，对非正规就业选择对劳动者收入的影响进行研究：

其中，lnW表示劳动者收入的对数，IE表示劳动者的就业决策，Exp和Exp2分别表示工作经验及其平方项，X表示其他控制变量。变量具体设定如下。

（1）被解释变量（LnW）：CHNS数据库中提供的收入数据包括工资、实物性收入、奖金和补贴等指标。考虑到除了工资以外，各类奖金和补贴也是劳动者从事工作的直接收入，且大多是以现金形式发放的，因而采用包括工资、奖金和各种补贴在内的工资性月收入作为收入指标，并以2011年为基期进行平减。

（2）解释变量（IE）：以非正规就业虚拟变量为解释变量，IE=1表示非正规就业，IE=0表示正规就业，并设置有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规雇佣者和非正规受雇者三个虚拟变量，对非正规就业的异质性进行考察。

（3）控制变量（X）：选取年龄（Age）、年龄平方（Age2）分别作为工作经验及其平方的变量。其他控制变量包括受教育年限（Edu，按最高教育程度折算，小学毕业为6年，初中毕业为9年，高中毕业和中等技术学校、职业学校为12年，大专或大学毕业为16年，硕士及以上为19年）、性别（Gender，男性=1）、婚姻状况（Marital，已婚=1）、户籍（Hukou，城镇=1）、单位性质（Firm，政府机关、国有事业单位和研究所、国有企业=1）和单位规模（Size，职工数大于100=1），以及职业（Occu）

按照CHNS调查中的“你的主要职业是什么？”设置12个虚拟变量。职业类型设置为：1高级专业技术工作者（医生、教授、律师、建筑师、工程师等）；2一般专业技术工作者（助产士、护士、教师、编辑、摄影师等）；3管理者/行政官员/经理（厂长、政府官员、处长、司局长、行政干部及村干部等）；4办公室一般工作人员（秘书、办事员）；5农民、渔民、猎人；6技术工人或熟练工人（工段长、班组长、工艺工人等）；7非技术工人或熟练工人（普通工人、伐木工等）；8军官与警官；9士兵与警察；10司机；11服务行业人员（管家、厨师、服务员、看门人、理发员、售货员、洗衣工、保育员等）；12运动员、演员、演奏员；13其他；-9不知道。其中，13和-9为未明确标注类型。、地区（Area）和年份（Year）虚拟变量。

表1给出了主要变量的描述性统计。1997年以来，正规就业和非正规就业主要变量特征变化如下：①T1―T3时期，正规就业和非正规就业收入都有所提高，但是正规就业收入显著高于非正规就业收入水平；②分时期看，T1时期非正规就业平均收入高于正规就业，但T2时期以后，正规就业的平均收入开始超过非正规就业的平均收入；③年龄、性别、婚姻状况差距及变动都较小；④正规就业的平均受教育年限明显高于非正规就业，且二者差距呈扩大趋势；⑤非正规就业拥有城镇户籍的比例明显低于正规就业，表明从农村转移到城市就业的劳动者主要从事非正规就业。

3. 倾向得分匹配方法

劳动者受个体特征、家庭背景、社会关系等因素的影响，其选择正规就业或非正规就业的概率并不是完全随机的，从而使得劳动者收入决定方程中个体就业决策变量存在内生性。此时直接的OLS估计得到的非正规就业决策对收入的影响是有偏的。本文采用罗森鲍姆（Rosenbaum）和鲁宾（Rubin）提出的倾向得分匹配方法（PSM）来纠正样本的选择性偏差[21]。PSM方法是一种基于观测数据分析变量间因果关系并且能够有效控制样本选择偏差的数据处理方法。其核心思想是：通过一定的方法（即倾向得分匹配）找到与每一个处理组（即非正规就业，IE=1）除了就业决策不同，其他方面特征相同或类似的控制组（即正规就业，IE=0）个体样本，将其收入作为处理组个体样本的“反事实”收入，从而最大限度地消除样本的选择性偏差。具体步骤如下。

首先使用Logistic回归模型来预测每个劳动者选择非正规就业的条件概率，即样本的倾向得分值，具体公式如下：

其估计式为：

其中Pi表示第i个劳动者选择非正规就业的概率，σ为估计系数，Zi为影响劳动者非正规就业选择的变量，包括受教育年限、年龄、年龄的平方、性别、婚姻状况、户籍、地区虚拟变量以及年份虚拟变量，μ为误差项。然后采用一定的匹配方法对倾向得分值进行处理，从而得到与处理组相匹配的对照组。本文选择基于不同匹配原理的半径匹配和核匹配两种方法，进行对比分析。其中半径匹配的原理是将对照组中的倾向得分与处理组样本i的倾向得分差异小于预定常数r的样本选定为匹配对象。核匹配的原理是通过构造核函数对对照组样本收入进行加权，以对照组所有个体收入的加权平均值作为每个处理组样本个体的“反事实”收入，权重与对照组个体和处理组个体倾向得分差距呈反比，该方法具有不损失样本信息的优点。最后对匹配后的样本进行回归，由此确定非正规就业决策对劳动者收入的净影响。

四、实证结果及分析

1. 正规就业和非正规就业收入差距的实证结果

首先对全部非正规就业与正规就业的收入差距进行估计。在对样本进行倾向得分分析之前，有必要对处理组和对照组可观测变量的差异进行检验，即样本平衡性检验。如果检验结果表明存在显著性差异，则需要对样本进行倾向得分匹配处理，否则，没有必要进行处理。检验结果显示，匹配前样本存在显著的选择性偏差，匹配后样本的选择性偏差不显著，表明半径匹配和核匹配方法有效地解决了样本的选择性偏差问题限于篇幅，本文没有给出平衡性检验的检验结果，如有需要，可向作者索要。。为了对倾向得分匹配效果进行对比，同时给出了匹配前和匹配后样本的回归结果（见表2）。由表2前三列可知，T1时期，匹配前非正规就业回归系数为负但不显著，匹配后非正规就业系数显著为负，且分别比匹配前高出64和41个百分点，表明基于未处理的原始样本得到的估计结果在一定程度上低估了非正规就业对劳动者收入的负向影响。从匹配后的样本回归结果来看，T1―T3时期，非正规就业回归系数全部为负且显著，表明在控制样本选择性偏差和可观测控制变量影响之后，非正规就业收入仍然显著低于正规就业，证明我国城镇劳动力市场存在“无法解释的”正规就业收入溢价，从而支持了二元主义的关于非正规就业是“劳动者在分割性劳动力市场下的生存选择”这一观点。20世纪90年代中期以来，随着城乡劳动力流动政策的放松，大量农村剩余劳动力转移到城镇就业，一方面，由于正规部门的发展壮大需要时间，创造的就业岗位相对有限，大部分农民工不得不进入非正规部门就业。同时地方政府利用艏制度等措施对城市居民的就业机会加以保护，加剧了劳动力市场的分割性。另一方面，国有企业改革造成的大批下岗职工，不得不以“再就业”的形式进入非正规部门就业，也增加了非正规就业的贫困就业特征。

从非正规就业回归系数的变化趋势来看，半径匹配下T2和T3时期非正规就业收入折价分别比T1时期高113和141个百分点，核匹配下T2和T3时期非正规就业收入折价分别比T1时期高147和149个百分点，表明城镇非正规就业与正规就业收入差距经历了从大幅拉大到小幅增加的变化过程，城镇劳动力市场的分割性在加剧，与正规就业者相比，非正规就业者的生存境遇并未得到改善，甚至有所恶化。1997―2001年间，以国有企业就业为主体的正规就业正处于深度改革期，国有企业效率低下和冗员现象严重，导致正规就业收入水平较低，而以个体、私营企业就业为主的非正规就业刚刚进入劳动力市场获得了较高的收入回报，因此非正规就业和正规就业收入差距较小，这与邢春冰、夏庆杰等对国有单位和非国有单位收入分配效应研究的结论相一致 [22-23]。2004年之后，随着以“减员增效、下岗分流”为主的国有企业改革阶段基本完成，市场机制对劳动力的基础性配置作用越来越强，正规就业的人力资本回报率开始上升，但是由于我国处于典型的城乡二元劳动力市场，以农村转移劳动力为主的城镇非正规就业处于“无限供给”阶段，非正规就业收入增长缓慢，此时正规就业与非正规就业的收入差距开始加大，劳动力市场分割加剧。2009年之后，随着劳动力市场的扩张和人口结构的转变，人口红利逐渐消失，劳动力市场“供求关系”发生逆转，非正规就业收入也开始快速上涨，但是这一时期正规就业收入增长也较快，因此正规就业和非正规就业的收入差距非但没有缩小，反而小幅上升。

从控制变量的回归结果中，也可以得到城镇劳动力市场的一些变化特征。为了便于论述，本文只对核匹配下的控制变量回归结果进行分析。T1―T3时期，受教育年限的回归系数分别为12%、39%和2%，表明随着市场配置劳动力资源作用不断增强，劳动者教育回报率得到提高

T3时期受教育年限回归系数的降低，并不意味着受教育年限的收入效应下降，而可能是因为受教育年限与收入差距的关系并不是简单的线性关系[24]。本文也试图在回归中加入受教育年限的平方项，结果显示，T3时期的受教育年限及其平方项都显著，而在其他时期不显著，因此并没有汇报这一回归结果。。年龄回归系数为正，年龄平方回归系数为负，表明年龄对劳动力收入影响呈倒“U”型，且年龄的拐点分别在395、408和35岁，表明2009年之后劳动力市场收入分配机制变化对年轻人越来越有利。性别回归系数显著为正且T2时期大幅增加，表明2004年以来劳动力市场的性别歧视加剧。已婚劳动者的收入溢价经历了由负到正的变化过程，表明2009年以后劳动力市场状态更有利于已婚劳动者。城镇户籍收入溢价也经历了由负到正的变化过程，表明城乡户籍分割效应增强

这一结果与余向华和陈雪娟的研究相一致[25]。这可能是由于劳动力市场化改革初期，农村转移劳动力在年龄、性别等人力资本要素上具有优势，获得较高收入，2009年之后，随着人口红利的消失，农村转移劳动力的人力资本优势消失，城乡户籍分割效应开始显现。。国有单位回归系数从T2时期开始不显著，表明2004年之后由单位类型导致的收入差异消失。单位规模回归系数T3时期显著为正，表明2009年之后企业规模效应开始显现。总体来看，1997年以来的劳动力市场化改革，使得受教育年限、年龄等人力资本要素回报率得到提高，但是与此同时性别、婚姻状况、户籍和企业规模等非市场因素的分割性却不断增强。

2. 基于非正规就业异质性的实证结果

为了从非正规就业的异质性角度对不同类型非正规就业的生存境遇变化进行考察，本文将非正规就业分为有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者三类，分别对应小微企业主、自我雇佣者和非正规受雇者，与正规就业的收入差距进行回归。限于篇幅，只给出了核匹配方法下的回归结果（见表3）。从解释变量的回归结果来看，不同类型非正规就业与正规就业收入差距表现出较大的差异，表明我国城镇非正规就业存在异质性。除前两列以外，模型（3）―（9）中解释变量的回归系数为负且基本显著，表明有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者收入基本都低于正规就业收入，表明即使考虑非正规就业的异质性，我国城镇劳动力市场依然表现出较强的分割性，非正规就业是分割性劳动力市场下的生存选择。从T3时期来看，有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者与正规就业者的收入差距依次递增，表明城镇劳动者收入由高到低依次为正规就业者、有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者，正规就业者和非正规受雇者的收入差距是城镇劳动者收入分配差距的主要来源。

从变化趋势来看，T1和T2时期，有雇工的非正规雇佣者的回归系数显著为正，T3时期，回归系数则显著为负，表明2006年之前从事小规模私营或个体自营活动的非正规雇主收入高于正规就业，但2009年之后，其收入却开始明显低于正规就业，劳动力市场向着不利于小微企业经营者发展的方

向转变。这可能是由于2008年我国先后出台了《劳动合同法》、《劳动争议仲裁法》和《社会保险法》，加强对劳动者权益的保护，这无疑增加了小微企业的运营成本。与此同时在国际金融危机影响

下，进出口贸易受到重创，使得以外包、转包为主的小微企业的生存环境越来越恶劣，因此非正规雇佣者收入水平显著低于正规就业。从无雇工的非正规自雇者来看，T1时期回归系数为负但不显著，T2和T3时期则显著为负，表明自我雇佣者与正规就业者的收入差距在拉大；从非正规受雇者来看，T1―T3时期，回归系数全部显著为负，且不断增加，表明非正规受雇者与正规就业者的收入差距也在拉大。综合来看，有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者与正规就业者的收入差距都基本呈扩大趋势，表明劳动力市场的分割性在不断增强，非正规就业者的生存境遇不断恶化。

五、结论与启示

本文通过对正规就业和非正规就业收入差距的研究，对1997―2011年非正规就业者的生存境遇状况变化进行考察。结果发现，虽然随着劳动力市场供求关系的转变，以及政府对劳动者保护政策的强化，劳动力要素回报得到提升，但是与正规就业者相比，非正规就业者的生存境遇并未得到明显改善，甚至处于越来越不利的地位，这一方面是由于非正规就业是分割性劳动力市场下，低收入劳动者为了维持生计的“生存选择”，具有天然的“弱势”特征。另一方面则反映了政府在纠正诙力市场扭曲方面的失灵，由性别、婚姻、户籍等非市场因素导致的劳动力市场分割性的增强，使得非正规就业在劳动力市场竞争中处于更加不利的地位。此外，有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者三种类型非正规就业与正规就业的收入差距都在拉大，反映出政府在劳动力市场政策导向上，并未充分考虑非正规就业的重要作用及发展空间，比如对小商小贩等“未统计就业”、个体就业的行政管制过度，以及对小微企业扶持力度不足等，极大地压缩了非正规就业的生存空间。

非正规就业作为城镇劳动力市场的重要组成部分，其境遇状况和收入水平的改善对于提升城镇居民生活水平有重要意义。因此政府应当在促进非正规就业发展和改善非正规就业者生活境遇方面发挥积极的作用：首先，应当承认正规―非正规劳动力市场的二元分割性，以及非正规就业所具有的天然“弱势”特征，在劳动力市场政策导向上，充分考虑非正规就业者的生存环境，加强对非正规就业的扶持力度，保障非正规就业的生存空间；其次，深化劳动力市场化改革，比如加快户籍制度改革、减少劳动力市场性别、婚姻歧视等，减少非市场因素导致的劳动力市场扭曲对非正规就业者收入的不利影响；最后，在具体政策实施上，考虑非正规就业的异质性，注重非正规就业扶持政策的差异性，一方面通过提高“最低工资标准”等政策，提升最具“生存特征”的非正规受雇者的待遇水平，增加非正规受雇者接受教育、职业培训等渠道，提高非正规受雇者人力资本水平，同时为其提供必要的权益保护和社会保障；另一方面加强对以非正规自雇者为主体的小微型企业的扶持力度，比如增加对小微型企业的金融和财税支持等，同时“简政放权”，减少对小微型企业的行政规制，为其提供良好的发展环境。

某て诶纯矗无论二元主义还是新自由主义理论都认为，非正规就业是经济发展水平较低时，劳动者面对较高“正规化成本”的阶段性选择。随着经济发展水平的提高和制度环境的完善，为所有的劳动者提供正规化的工作环境和制度保障是劳动力市场发展的必然选择。但从我国现阶段经济发展水平来看，在今后很长一段时间内，非正规就业依然是保障我国城镇就业稳定和劳动者收入来源的重要渠道。随着人口结构转变和产业转型升级，就业结构转型升级和劳动力市场正规化发展也是经济发展的必然趋势。这要求政府在劳动力市场改革进程中，既要保障非正规就业的生存空间，提高非正规就业者的境遇状况和收入水平，又要着力于促进劳动力结构转型升级和非正规就业“正规化”发展。

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