自来水公司经理总结范文1
关键词：环境会计 自愿性信息披露 公司治理结构
随着人们环保意识的日益增强，环境问题越来越受到各个国家的重视，与之相应的环境会计信息披露也已成为公司利益相关者的必然要求。环境会计信息披露既是宏观经济管理的需要，也是公司内部管理的需要。目前我国上市公司环境会计信息披露大部分属于自愿性信息披露。本文就试图在自愿性信息披露的研究框架下，通过检验我国上市公司的治理结构与环境会计信息披露之间的关系，为认识决定上市公司环境会计信息披露的影响因素提供一些证据，并有针对性地提出一些政策性建议。
一、文献回顾
(一)国外文献 国外环境会计信息披露已深入到各行业和各个相关领域，对其的研究也很多。在实证研究方面，主要集中在关于公司规模、负债程度、公司绩效与环境会计信息披露的关系上。一般来说，相对于规模较小的公司而言，规模较大的公司需要筹集更多的外部资金。因此，为了获得投资者的青睐，大公司有动力更多地披露环境会计信息，以减少由于信息不对称而产生的成本。Lang和lundhokm(1993)的实证结论支持了这一结论：上市公司的规模与环境信息披露水平正相关。最近的Eng，L.L和mak，Y.T(2003)的实证研究也发现，规模越大的公司趋向于更高的自愿性环境信息披露水平。Matsuo(2001)调查了1999年度872家日本上市公司，回应的219家公司中142家了环境报告，其中98家公司披露了环境会计信息，他得到结论认为公司规模越大环境信息披露水平越高。在负债程度与环境信息披露的研究方面，Ferguson，Lam(2002)的研究结果发现，随着公司资本结构中负债程度的提高，公司财务失败的风险将大大提高，公司为了增强股东和债权人的信任，会自愿提供更多的环境信息以及时反映公司的财务状况。然而Eng.L.L和mak.Y.T(2003)的实证研究却发现二者存在显著的负相关关系。在公司绩效与环境信息披露的相关性研究方面：Belkaoui(1976)通过实证研究发现，公司绩效与环境信息披露水平呈正相关关系；然而，Freedman和Jaggi(1982)等通过研究却得出截然相反的结论，公司绩效与环境信息披露水平呈负相关关系。在公司治理结构与环境会计信息披露的相关性研究方面，国外主要以规范研究居多。
(二)国内文献 国内汤亚莉等(2006)通过实证研究发现规模较大、盈利能力较好的上市公司会更多地披露环境会计信息。张俊瑞等(2008)的研究发现公司规模、资产负债率及盈利能力与环境会计信息披露呈正相关关系。上述研究集中在公司财务状况对我国上市公司环境会计信息披露的影响。从公司治理结构来看，对自愿性信息披露产生影响的公司治理结构因素大致包括董事会中独立董事比例、董事长是否兼任总经理、是否设立审计委员会、流通股比例、董事持股人数比例等。李晚金等(2008)通过实证研究发现独立董事比例与董事长是否兼任总经理对公司环境会计信息披露没有显著影响，但缺乏对我国环境会计信息披露决定因素的研究。
二、研究设计
(一)理论分析与研究假设的提出 (1)独立董事人数比例。独立董事可被视为一个监控经理层行为的工具，从而董事会中独立董事的比例越大，监控经理层的机会主义行为就越有效，经理层进行自愿披露的意愿就越高。Forker(1992)[9]发现较高的独立董事比例能提高财务信息的监控作用并减少经理层隐瞒信息的必要。另外，考虑到独立董事身份独立，更能站在投资者的立场上对上市公司应披露的信息发表权威意见，从而更有可能影响上市公司信息披露决策，使其倾向于更多的自愿披露。在我国，中国证监会于2001年在《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》中作出了如下规定：在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中至少应当包括三分之一独立董事。考虑到上市公司为了让董事会中独立董事比例达到中国证监会要求而可能采取两种不同的方式：降低董事会总人数或增加独立董事人数，因此，我们采取独立董事所占比例指标来研究其是否对上市公司自愿披露有影响。
假设1：董事会中独立董事人数所占比重越大。环境会计自愿性信息披露水平越离
(2)审计委员会。审计委员会是董事会下属的一个专门委员会，一般由3―5名非执行董事组成，主要职责是提议聘请或更换外部审计机构、监督公司的内部审计制度及其实施、负责内部审计与外部审计的沟通、审核公司的财务信息及其披露、审查公司的内部控制制度。最初建立于1940年，美国证券交易委员会(SEC)建议由董事会设置一个专门委员会，负责代表股东聘用注册会计师，参与洽谈审计范围与合同，以强化注册会计师的独立性。由于上市公司设置的审计委员会，其成员以独立董事居多，独立于管理当局，在决策制订过程中具有较强的独立性、专业性和权威性，因此能够改进公司财务信息的披露状况。Forker(1992)研究发现审计委员会的设置与公司信息披露之间存在着一种弱正相关关系。Simon(2001)则发现审计委员会的设置改进了公司的信息披露行为。
假设2：设立审计委员会的上市公司。环境会计自愿性信息披露水平高
(3)董事持股人数比例。在上市公司中，董事会、监事会以及高管人员制定、决议公司会计信息的披露内容和方式，因此，管理层持股的多少自然会对自愿性信息披露产生影响。公司的董事会作为股东会的执行机构，对公司规章制度、经营方针等的制定有着非常大决策作用，而且根据我国《上市公司章程指引》的规定，董事会是管理公司信息披露事项的机构。因此，可以这样说，董事会如何做出决策直接影响着上市公司信息披露的内容和方式。当董事会中相关利益人数增多时，可能由于共同的利益而形成了某种默契，会对董事会的决策产生很大影响。又由于人们总有利己倾向，总会做出有利于自己利益的决策，可能会故意隐瞒一些信息，导致信息披露不充分，增加信息的不对称性，利用信息上的优势获取好处。Ruland等人(1990)的实证研究也表明管理层持股比例与自愿性信息披露水平成负相关关系。
假设3：董事持股人数比例越大。环境会计自愿性信息披露水平越低
(4)董事长是否兼任总经理。在上市公司中，经常会出现一个人同时担任董事长和总经理的情况。有观点认为，CEO两职状态的存在会干扰董事会的独立性，以及损害董事会包括审议公司信息披露政策在内的监督和管理能力。这是因为CEO两职状态的存在表明在公司中存在一个人具有强大的个人支配力量，这种力量能损害董事会执行有效控制的能力。另外，委托理论也提倡董事长与总经理两职分离，因为作为人的总经理不一定总是从股东的利益出发披露信息，因此需要单独设立董事长以监督。如果两职
合一，则总经理倾向于对外隐瞒不利的信息。Forker(1992)研究发现CEO两职状态与公司信息披露的质量之间存在明显的负相关关系。Cadbury委员会的报告(1992)认为CEO两职状态问题对公司治理来说非常重要，并建议大公司应该由不同的人分别担任董事长与CEO职务。正是由于CEO两职状态的存在会损害董事会的监管效果，降低公司信息的透明度，所以我们认为，CEO两职状态的存在会导致公司自愿性信息披露水平的下降。
假设4：如果蓬事长兼任总经理，环境会计自愿性信息披露水平低
(二)样本选取与变量定义 (1)样本的选取。根据国家环保局2003年制订并下发的《关于对申请上市的企业和申请再融资的上市企业进行环境保护核查的规定》中对重污染行业的规定，结合各行业的一些环境指标(如废物排放量、资源耗用等)，将造纸、印刷，石油、化学、橡胶、塑料，金属、非金属，医药、生物，采掘业，纺织、服装、皮毛，电力、蒸汽及水的生产及供应业等污染较强的企业认定为重污染企业。本文选择沪市制造业中的重污染行业(造纸、印刷，石油、化学、橡胶、塑料，金属、非金属，医药、生物，纺织、服装、皮毛)2007年与2006年年报作为研究对象(不包括被ST、PT的公司)，对公司治理结构与环境会计信息披露的关系进行研究。(2)变量的定义。因变量――环境会计信息披露指数的设定。本文采用环境会计信息披露指数(Environmental Disclosure Index)来定义环境会计信息披露水平。根据2007年国家环境保护总局《环境信息公开办法(试行)》的规定，结合我国上市公司环境会计信息披露的现状，认为我国上市公司环境会计自愿性信息披露应当包括15个条目：企业环境保护方针、年度环境保护目标及成效；企业年度资源消耗总量；企业环保投资和环境技术开况；与环保部门签订的改善环境行为的自愿协议；企业履行社会责任的情况；环保拨款与补贴；因违反环保法规被罚款；环境或有负债；三废收入与税收减免；环境机构及人员的常规性费用、环保管理人员工资；企业支付的排污费、绿化费；环保设施的折旧费、摊销费；环保措施对目前企业的资本支出和损益的影响以及对未来的影响；当年致力于社区环境改善的主要活动；相关环境认证与奖励。在条目分值的设定中，本文将每条信息的权重均看作1(假定定量和定性信息对投资者具有相同的作用)。当公司披露上述的某一条信息时，因变量取1，否则取0。环境会计信息披露指数的计算公式为：环境会计信息披露指数(EDI)=实际披露条目数÷最佳披露条目数。其他研究变量。本研究中，环境会计信息披露的自变量包括独立董事人数比例、审计委员会、董事持股人数比例、董事长是否兼任总经理，同时将公司规模、负债程度、盈利能力作为控制变量，如(表1)所示。
(三)模型构建 为更深入地分析决定环境会计信息披露的公司治理结构因素，依据前面提出的研究假设，构建如下多元回归模型：
EDI=b0+b1RIDPR+b2AC+b3DH+b4CEO+b5ICSIZE+b6DEBT+b7PROFIT+8
本文采用了逐步回归(Stepwise regression)的方法，以寻找在一定的显著性水平下影响上市公司环境会计信息披露的因素，最终得出的回归模型如下：
EDI=b0+b1AC+b2DH+b3CEO+b4ICSIZE+b4PROFIT+ε
三、实证结果分析
(一)描述性统计分析 (表2)列示了所有自变量和因变量的统计特征数据，自变量也包括虚拟变量审计委员会、CEO两职合一两个变量。对于虚拟变量而言，均值没有任何数量大小的意义，仅仅说明具有某一性质或属性的样本公司占所有样本公司的比例。如董事长是否兼任总经理的均值为0.89，说明在所有样本公司中有89％的公司董事长和总经理分别由不同的人担任，而其余11％的公司董事长和总经理两职合一；审计委员会的均值为0.67，说明在所有样本公司中有67％的公司设立了审计委员会，而其余33％的公司没有设立审计委员会。同时，从(表2)中也可以看出，环境会计信息披露指数的均值为0.2374(相当于披露信息条目数3.5205)，这说明我国上市公司环境会计信息披露项目数量偏少，环境会计信息披露的总体水平偏低。环境会计信息披露指数的最低值为0(一条信息条目也没披露)，但最高值也仅为0.53(披露了8条信息条目)，这也说明了我国上市公司提供的环境会计信息参差不齐，很难满足信息使用者的需求。董事会中独立董事的比例为0.3506，达到证监会《共于上市公司简历独立董事制度的指导意见》(2001)的规定：在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中至少包括三分之一的独立董事。
(二)多变量回归检验参照(表3)可以对回归方程的显著性及其解释能力做出分析。首先，由于F=20.259(Sig=0.000)，因此回归方程在显著性水平为0.01的假设上通过了检验；其次，(表3)中的Adi.R2=0.303，即所得的回归模型对因变量环境会计信息披露指数的解释力为30.3％，说明模型2中变量具有很强的解释力，但还有其他影响公司环境会计信息披露的因素有待探寻。另外，我们在回归结果中还对各个变量的方差膨胀因子(VIF)进行了计算，从计算的结果看，公司规模所对应的膨胀因子最大，其值为1.169，而我们通常认为当VIF值超过10时，变量间才有可能存在严重的多重共线性。这就证明了回归模型的变量中并不存在严重的多重共线性问题。关于模型中的控制变量，上市公司规模越大，环境会计信息披露水平越高，并且通过了显著性检验(p=0.000)，这说明信号理论对我国上市公司环境会计信息披露行为具有一定的解释力，上市公司的规模是影响环境会计信息披露的重要因素，规模越大的上市公司越有动力更多地披露信息以减少由于信息不对称而产生的成本。上市公司的负债程度与环境会计信息披露水平没有通过显著性检验，这是因为我国上市公司债权人与股东对其利益的保护意识不强，现实中确实存在债权人对会计信息毫不关注的情况，而投资者则更看重公司的投机价值，不重视投资价值。汤亚莉等(2006)的研究也得出相同的结论。上市公司净资产收益率越大，环境会计信息披露水平越高，并且通过了显著性检验(p=0.001)。这说明绩效较好的上市公司愿意更多地披露环境会计信息，以使市场正确评价其盈利水平，从而吸引更多的资本或避免“次品车”市场条件下的“价值折价”。
假设1 上市公司独立董事人数比例越大，环境会计信息披露水平越高，但没有通过显著性检验。这表明在我国独立董事在董事会中的比例不值得过分强调。假设2设立审计委员会的上市公司，环境会计信息披露水平高。与原假设相同，并且通过了显著性检验(p=0.000)。这表明，目前我国上市公司审计委员会设立比例的逐年提高对环境会计信息披露起到了实质性的作用。这是因为上市公司设置的审计委员会，其成员以独立董事居多，独立于管理当局，不具有隐瞒信息的必要，因此，上市公司设置的审计委员会对公司
的环境会计信息披露起到了一定的促进作用。假设3董事持股人数比例越大，环境会计信息披露水平越低。与原假设相同，并且通过了显著性检验(p=0.006)。这表明公司董事会管理着公司的信息披露问题，持有公司股票的董事们会因为有共同的利益而形成某种默契，进而影响了公司的信息披露。假设4如果董事长兼任总经理，环境会计信息披露水平低。与原假设相同，并且通过了显著性检验(p=0.006)。这意味着我国证券监管部门应要求上市公司做到董事长和总经理不能由同一人担任，以增强公司的透明度。
四、结论
自来水公司经理总结范文2
本文的特色主要有两点：一是将公司的治理结构与公司业绩有机地结合起来，在进行配对比较时所定义的“好公司”与“差公司”不是简单地采用单一指标，而是采用指标体系以及逐一剔除法来进行；二是选择公司董事的兼职情况和学历水平，来考察我国经理人队伍的职业化和知识化状况。选择这一角度进行研究，国内尚不多见。我们的实证研究表明：上市公司的关键人物在兼任母公司董事长、总经理或党委书记的情况下，公司被显著地划分为“好公司”；上市公司董事整体的学历水平也对公司的业绩产生了显著影响。
一、研究设计
由于我国特殊的制度背景，很多上市公司的董事长兼任党委书记，由于党的作用在企业中的影响是决定性的，因此很多上市公司的董事长虽然可能不是公司的总经理，但由于其特殊的身份，很大程度上可以左右公司的决策，而其他高级管理人员的作用则可能微乎其微，因此对上市公司董事长、总经理结构的剖析将有助于理解上市公司治理结构中更深层次的制度影响。本文在选择变量时特别地设定了关于董事长或总经理兼职情况和学历情况的变量，以考察他们对于上市公司业绩的影响。另外，学术界和实务界关于建立我国经理人市场多有论述，如张维迎（2000）。一个成熟的经理人市场究竟应当具有哪些特征呢？本文从董事的学历入手以期折射出经理人市场的发展状况。
（一）样本选择及数据来源
由于本文是考察“好”公司与“差”公司在治理结构方面的不同，所以首要的问题是通过一定的方法筛选出好公司与差公司。本文选择1996年12月对日之前在上海证券交易所上市的公司为样本，样本容量为287家。
本文认为，单纯以一年的数据来判断一家公司的“好”域“差”是相当偏颇的，并且由于中国特殊的配股条件和市场炒作手段，上市公司在进行调控业绩时，有明显的前瞻性，因此我们以3年的数据为基础来展开研究。本文数据来自于巨灵证券信息（综合版）以及《上海证券报》、《中国证券报》上刊登的1997年、1998年、1999年的上市公司的相关公告。
（二）模型设计
基于单一指标的局限性，我们采用技术处理来鉴别公司的好与差。
1．选择合适指标，构建财务指标矩阵。我们选择了每股收益（EPS）、速动比率（SDR）、总资产周转率（TOA）、资产负债率（ZFR）、净资产收益率（ROE）5个指标。这5个指标无论是从理论研究上，还是从市场投资和监管者的理性分析上，均具有较好的“分割”作用。
2．运用主成分分析方法，寻找能够将数据有效分离的主成分。主成分分析方法是将原指标重新组合成一组相互独立的几个综合指标来替代原指标，并且反映原指标的主要信息的一种统计方法，它在技术处理上至少有两方面优点：一是能够有效地“降阶”而不丢失原指标中的主要信息；二是解决了主观赋值的问题，使得赋值更具客观性（潘琰、程小可，2000）。
3．根据第一主成分将样本中的287家上市公司进行排序。
4．按照上述方法，对3年的数据进行同样的处理，依次选出“好”公司30家和“差”公司30家。选择的原则是，30家“好”公司或“差”公司必须是3年（1997、1998、1999）全部列在好公司集合或差公司集合，即在每年的前100家好公司中，一家公司如果想进入前30家“好”公司列中，3年必须全部在前100名之内；同理，如果一家公司要入选30家“差”公司列中也必须3年全部在后100名之内。这样做的目的是避免某一年公司盈余操控或资产重组使得某一年的业绩异常突出而影响样本的选择。
5．对30家“好”公司与30家“差”公司所构成的新样本，建立回归模型，并对回归方程进行相关统计量的检验。
（三）研究假设
根据我们所得到的“好”公司和“差”公司所组成的样本，结合专业背景和所要研究的问题，我们建立假设如下：
假设1：如果上市公司的关键人物与母公司关键人物之间互相兼职，则上市公司的业绩要显著优于不兼职的情况。
假设1中的“上市公司的关键人物”并非宽泛地与《企业会计准则??关联方关系及其交易》所规定的一致??假设1特指的是上市公司的董事长或总经理。这一特别限定是对现实的特别考量。据观察，如果一家上市公司是由一家国有企业脱胎而来，原先的国有企业的董事长或总经理（或董事长兼总经理）或党委书记，大多会出任上市公司的董事长或总经理（或董事长兼总经理），同原先的国有企业相比，上市公司的负担轻、历史问题少；并且作为公众公司，其名将为万人所“传诵”而形成的个人满足感以及其再讨价还价的能力、控制资源能力的提高等，必将使其“兼任”成为实现个人收益最大化的最优策略。虽然中国证券监督管理委员会（以下简称“证监会”）发文明确要求上市公司与母公司之间要“三分开”，要求上市公司明确提出“三分开”的时间表，并明确规定“三分开”是上市公司配股的先决条件，这一系列的规定使得上市公司的“老总”们不得不放弃在母公司的任职。但是我们注意到上述政策的变化是在2000年，而我们所研究的样本是截止到1999年12月五日，故不会对我们的研究产生明显的影响。
假设1重点考察上市公司的董事长或（和）总经理的兼职情况是基于这样的考虑：根据已有的研究成果，我们认为上市公司的内部人控制现象相当普遍，企业权威大多聚集在某个人的身上，因此上市公司的董事会和监事会可能会有10余人，但可以一言九鼎、掷地有声的可能只有一人。因此假设1作这样的假定有其合理性。
假设2：上市公司董事们的学历水平整体愈高，公司的业绩愈好。
假设2考虑的是上市公司董事们文化素养方面的质量特征。这里有一个争论，据观察，很多有影响力的公司的创始人并没有令人羡慕的教育背景，如微软（Microsoft）的比尔?盖茨以及广东的很多民营企业的老板。但是我们从一个普遍的观点来看，一个经理人的市场的形成一定要以一批“职业专家”为前提。一个企业在它的资本原始积累的阶段可能并不需要很高深的专业背景，相反，开拓意识、敢冒风险成为他们成功的首要因素，但是随着企业规模的扩大，专业技术的日趋复杂，企业组织系统的协调问题等，就不得不依赖于知识型的企业家，使得“经理职业化”也成为可能。事实上，对于职业经理的作用，科斯在《企业的性质》一文中写道“经济学家们并没有忽视这一事实。马歇尔把组织作为第四种生产要素引入经济理论；J．B．克拉克赋予企业家以统筹职能；奈特教授强调了经理的协调作用。正如 D H．罗伯逊所指出的，我们发现了‘在不自觉的统筹协调的大海中的自觉力量的小岛，它如同凝结在一桶黄油牛奶中的一块块黄油’”。
我们在研究中试图寻找企业家素质对于公司绩效有显著作用的变量，它们要同时满足合理性和可计量性，我们以董事学历为变量，虽然不能完全代表董事的个人能力，但也可以为我们考察题中之意提供某些线索。
假设3：如果上市公司的董事长兼任上市公司的总经理，则公司的业绩要显著地好于不兼职的情况。
这一假设是要考察上市公司的内部人控制的情况，得出的结论将富有挑战性??如果在兼职的情况下业绩明显偏好，则与我们通常的认识相违背??公司由于内部人问题而呈现出来的低效率使得公司的业绩不佳，为此，可能会引发许多争论。但是我们研究的依据是事实，是在现有的数据和环境下对现象的描述和可能的解释，其研究的结论在现阶段是有意义的，不管可能引起的争论是善意的批评，还是赞许。
（四）变量定义
1．主成分分析过程中的变量
在该过程中，我们选取了每股收益（全面摊薄）、总资产周转率、速动比率、资产负债率和净资产收益率作为分析变量。
2．回归分析过程中的变量定义
二、生成分分析的结果和意义
1．主成分分析的机理
我们通过标准化处理求其相关系数矩阵的方法，来求解特征方程与特征根。
通过运用一般求矩阵特征根的方法，首先得出相关系数矩阵R，则其特征方程是=0（I为单位矩阵）的M个非负特征根，假如有以下的关系式，则可以求得各主成分的贡献率aj：
（j=1，2，3……M）（2．1）
则累计的贡献率TAj：
（j=1，2，3……M）（2．2）
当累计的贡献率达到一定要求时就可以获得代表原矩阵所蕴涵的信息的主成分。
2．结果
我们对上市公司每年（共3年）的指标数据均进行了主成分分析，用所得到的第一主成分（PRINI）对287家沪市上市公司进行排序，最后得到的两组数据??即“好”公司和“差”公司。眼于篇幅，本文无法将“好公司”和“差公司”一一列出。同样由于篇幅的原因，本文也将主成分分析的一些主要步骤略去。
根据得到的样本，我们可以看出“好”公司和“差”公司基本佐证了市场上投资者的认同感。特别是“差”公司列中，“ST”和“PT”公司占据了相当大的部分，“好”公司列中大多是发展比较稳定，为市场所认同的“蓝筹股”。
三、统计结果及其分析
在第二部分的基础上，我们对“好”公司和“差”公司所建立起来的数据库进行回归分析。本文采用分析逻辑变量的Logit过程来建立回归方程。
1．模型3．1：关键人物的兼职情况
根据文前对各变量的定义，我们建立下面的模型（3．1），以考察公司业绩与关键管理人员兼职的相关性。
（i=1，2，…60）（3．1）
其中，INVA；为逻辑变量，（j＝1，2，3）为回归系数，为回归残差。
表1 模型拟合信息和检验全局为0的零假设
表 1显示：得分统计量（Score）在 P=0．0001的水平上的数值为 25．469，说明 JR1和JR2的联合影响是显著的。
表2 最大低热估计分析（MLE）
表2显示：截距不显著，和在0．005的水平下显著。
从估计结果看，模型（3．1）具有较强的解释力。变量JR1和JR2均有显著性的解释力，但它们的影响方向是相反的??JR1的影响是负面的，而JR2的影响是正面的。具体而言：
a．上市公司的董事长兼任上市公司的总经理（JR1），将使公司陷入“差”公司的境地。导致这一情况的原因可能是上市公司由于有较严重的内部人控制现象，公司治理结构中的决策权与执行权界限不清，使得企业在经营决策和管理效率方面出现了问题。
b．在上述的回归分析中，上市公司的关键人物兼任母公司的高级职位（JR2），具有显著的正面作用??使得公司列为好公司的概率大大增加。在分析其中的原因时，可以认为主要来自两个方面：一是大股东的鼎立相助，典型的如通过关联交易改善和操控上市公司的业绩；二是由于大股东推行的所谓“股东积极行动主义”，大股东切实行使了股东的“用手投票”的权力，改善了上市公司的业绩。至于孰种原因占主导地位，尚须做进一步的研究。
2．模型3．2：董事的学历状况
我们建立模型（3．2），以考察公司业绩与董事学历水平的相关性。
（i=1，2，…60）（3．2）
其中， INVAi为逻辑变量，（j= 1，4，5）为回归系数，为回归残差。
表3 模型拟合信息和检验全局为0的零假设
表3显示：得分统计量（Score）在P=0．0001的水平上的数值为20．742，说明XL1和XL2的联合影响是显著的。
表4 最大似然估计分析（MLE）
表 4显示：截距在 0． 05的水平下显著，在0．01，在 0．05的水平下显著。
从估计的结果来看，上市公司董事的学历的确对公司的业绩有显著的影响。应当引起注意的是在模型（3．2）中，上市公司董事长的学历水平与董事整体水平的解释力相差无几。这一结论在一定程度上证实了我们的猜想??上市公司董事的学历水平对于上市公司业绩的重要性。
3．模型3．3：进一步分析
为了系统研究对公司业绩产生影响的关键因子，我们将关键管理人员的兼职状况和董事的学历水平变量放在一个模型中分析。
（i＝1，2…60）（3．3）
其中，INVAi为逻辑变量，（j=1，2，3，4，5）为回归系数，为回归线差。
表5 模型拟合信息和检验全局为0的零假设
表 5显示：得分统计量（Score）在 P=0．0001的水平上的数值为30．169，说明交量JR1、JR2、XL1和 XL2的联合影响是显著的。
表6 最大似然估计分析（MLE）
表 6显示：在逐步回归的过程中，变量 XL1被剔除出回归方程。截距不显著，在 0． 05的水平下显著，在0．005的水平下显著，在0．01水平下显著。
从估计的结果来看：上市公司董事长的学历水平（XL1）没有进入回归模型，而董事的整体学历水平变量（XL2）却进入到模型，这一现象说明管理层的整体学历水平是重要的。经进一步思考，可以认为上市公司董事长所以能够登上今天的位置，或者与他（们）的政府背景，或者与长期所形成的权威有关系，而与学历水平是没有直接联系的；然而董事们的整体学历水平却关系到公司决策的贯彻效率、管理效率、控制效率等诸多方面，所以学历的优势也就体现出来，并且影响程度颇强（参数估计值为2．0083）。
同前面的结论相同的是，公司关键人物的兼职行为对业绩的影响是相当显著的，影响的方向也与表2相同：董事长兼任总经理是负面作用，而上市公司董事长或总经理兼任母公司的职位则有正面的影响。尤其应当注意的是在所有的变量中，上市公司的关键人物兼任其母公司的关键职位（JR2）是最显著的（p=0．032），其解释同样面临模型3．1中的问题。
四、政策含义
1．兼职??一个中国特色的问题？
值得一提的是，就在本文撰写的过程中，中国证监会在上海召开了一个中国上市公司治理结构方面的研讨会，上海证券交易所也了《上海证券交易所上市公司治理指引》（征求意见稿）（下称《指引》），而《指引忡的许多结构（或称描述）与本文的研究结论有相通之处，但也有值得进一步商榷的地方。
《指引》写道：“现行的公司治理结构主要有两种模式，即内部人控制模式和控股股东模式。当控股股东为私人或私人企业时，往往出现家族企业的现象；当控股股东为国家时，往往出现政企不分（或党企不分）的现象，国家对企业进行的大量直接干预或政治控制往往与公司价值最大化的要求相悻，与《公司法》预先设定的公司治理机制和措施不一致。以上两种模式的实际实施，通常趋向于采取同一种形式，即关键人模式：关键人大权独揽，一个具有几乎无所不管的控制权，且常常集控制权、执行权和监督权于一身，并有较大的任意权力。关键人通常为公司的最高级管理人员或（和）控股股东代表。公司内部的一般员工（包括其他内部董事）和数量很少的外部独立董事在公司治理过程中发挥的作用很小。”
我们的研究表明：上市公司的董事长兼任上市公司总经理的情况下，公司的业绩要明显比不兼任的情况差一这一点与《指引》中的结论是一致的。但对于上市公司的关键人物兼任母公司关键职务的情况（也就是《指引》所称的“控股股东模式”），则要加以审慎分析：
（1）一个有力的证据来自“Prota、Lopez－de－silanes and Shleifer”（1999）。在《世界范围的公司产权概论》（“Corporate Ownership Around the World”）一文中，他们研究了 27个发达国家中的大公司的最终控股权。其研究有两点惊人的发现：一是这些大公司的股权并没有想象中的那样分散，除了在个别有着良好股东权益保护制度的国家；二是这些大公司的最终控制权大多掌握在家族或政府的手中。因此，我们不能一概而论地说“家族控制或政府控制”不好。我们的结论也证实了这一点??母公司的关键人物兼任上市公司的关键人物并不必然地意味着公司的业绩差。
这里有一个观念要澄清。本文反复提到的“公司的业绩”与“公司治理结构”，两者并非同义，但我们认为公司的业绩是公司治理结构的外在表现，离开了业绩而盲论公司治理结构则是一种空谈。当然，对于业绩的衡量是一个难度较大的问题。传统的权责发生制会计受到越来越多的指责，现金制会计也没有形成坚实的理论基础，公允价值会计尚处在萌芽时期，权益证券的价格也不能有效地反映业绩等问题，这些疑难均影响到业绩的计量，而这些影响也反射到对公司治理结构的研究上。
（2）由母公司派员出任上市公司的关键职位并非屈理，应是理当之义。关键问题是我们的上市公司的大股东并非是真正意义上的“股东”，即使在法律（可能称法规或条例等更为贴切）上谓之为“股东”。我们的大“股东”是真正的“经济人”，大股东的掌门人同样摆脱不了“个人价值”、“个人利益’实现之世俗。
一个经济人在既有的法律框架下，面对自己的预算约束所做出的理共天厚非之处。所以根本的问题并不是兼职不兼职的问题，而是能否培养出有“长期性”的股东来，使公司的利益与股东利益唇齿相依。
“长期性”股东的培育一定要以产权改革为基础，在这一意义上，我们非常赞同国有股上市，不能将“国有资产流失”泛化和庸俗化，国有股上市的关键问题是国有股配售的价格。我们非常赞同这样的观点“天下没有卖不出去的东西，关键是价格”（同前），并且从一个更长远的观点来看，以低的价格或者免费把股票提供给他的终极主人，在逻辑上不会站不住脚。当然最大的阻力可能来自我们的主管部门，毕竟谁拥有股权，谁就有发言权，谁就拥有被寻租的机会。因此，我们认为在股东与公司管理层这一层面上的治理结构问题，首要的是要进行产权改革，使股权回归到它原先的主人手中，其他的做法有舍本逐末的嫌疑，即使有些效果，也只是推迟或掩盖了问题的爆发。
2．学历??一个被忽视的问题？
我们的研究表明董事们的学历水平对于上市公司的业绩来说极为重要。这不是“喉学历论”。国外的研究也表明：有着良好表现的公众公司，其管理层的学历水平有趋高的态势。
我们的上市公司，政府任命机制代替了经理人市场的自由选择。许多人为这一机制进行辩护，认为在目前经理人市场不完善的情况下，政府任命式是最佳选择，有人甚至搬出科斯在《企业的性质》的论点（企业是市场替代物）来佐证。这里有一个问题要澄清：政府并不是这些股权的真正主人，在这意义上我们甚至可以说“政府是最大的内部人”，而内部人的收益和成本曲线自然是与真实的股东不一致的。所以我们认为科斯所阐述的“企业”是与政府有着显著不同；另外由于政府任命往往是在综合候选人各种素质的基础上做出的，不排除因为信息不对称或故意欺诈而错误地使用扭曲的信息所做出错误的决策。这里想提醒的是政府并没有因为它的错误决策而负担成本，而是将成本转嫁给了中小投资者。
至于另一种观点??目前我们的经理人市场不发达??是一个似是而非的论点。市场的成熟是要有一个过程的，但是不能将不成熟上升为垄断经理人市场的理由。
五、研究局限性
本文在样本选择和数据处理上存在以下局限性：
1．选择好公司和差公司的依据来自对5个指标的数据处理上，因此这5个数据本身的可靠性和代表性直接影响到我们的结论。进一步的研究可以尽量地选取比较多的变量进行主成分分析。
自来水公司经理总结范文3
关键词:上市公司;公司治理;经营绩效
中图分类号:C93
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)21-0194-02
股权分置改革将使得流通股股东和非流通股股东的利益结构趋于一致,内在动力趋于一致。在股权分置改革的背景下,影响我国上市公司治理机制的各种力量又重新进行博弈,由之前的内部博弈到股改之后的市场博弈(吴晓求,2006)。因此股权分置改革将带来上市公司治理机制的变革,上市公司治理机制的变化将作用于公司的经营层面,由此影响到我国上市公司的业绩。
1 国外关于公司治理与公司业绩的文献
最早开始研究公司治理的现论的是Berle和Means(1932)。他们的研究推动了理论的发展。委托理论即在现代企业制度下,企业的所有权与经营权分离,这就使股东之间、股东和管理者之间的利益不一致,为了实现各自利益最大化而进行博弈,从而产生了复杂的问题。为了降低成本,建立了治理机构,如董事会、监事会、独立董事等来监管管理者的行为。而股东自身的性质,如股权结构、股权的集中度、股权制衡度等都影响了这些治理机构的设置和功能,引发管理者行为的变化,从而对上市公司的绩效产生了影响。真正开始研究股权结构在公司治理中的作用的应该是Jensen和Meckling(1976)。此后,许多学者研究了股权结构与企业绩效之间的关系,大部分学者认为合理的股权结构是使企业价值最大化的一个重要的方法。过度集中的股权结构会使掌握控制权的大股东为了自身的利益随意挪用上市公司的资源而牺牲了小股东的利益,即“隧道效应”(tunneling)。过度分散的股权结构则会使上市公司缺少积极股东的监督,引发“内部人控制”等问题,损害股东价值,同样不利于公司治理水平的提高。
Demsetz和Lehn(1985)以美国511家上市公司为样本,分析了股权结构和资产规模、企业价值的关系。研究结果发现,股权集中度与资产规模之间的关系成反比。系统管制越强的行业的公司股权集中度越低。Ram,Moyer和 Rao(1996)研究了董事长兼任总经理对公司业绩的影响,结果表明两职兼任对上市公司业绩的反应并不显著,在控制了其他影响业绩的因素之后,也仅仅微弱的影响企业的长期业绩。Yermack(1996)研究了董事会规模与上市公司经营绩效之间的关系,研究结果表明董事会规模与企业业绩呈负相关关系。Xu and Wang(1997)对中国上市公司的股权结构和经营绩效之间的关系进行了研究,研究结果表明上市公司股权结构和经营绩效之间显著相关,股权集中度越高的上市公司的盈利能力越高,股权集中的效果在法人股控股的公司中最为明显,在国家股控股的公司中次之。法人股比重与公司的盈利能力呈正相关,而国家股比例和流通股比例则与公司盈利能力呈负相关或者不相关。Claessens ,Djankov and Lang (2000)的研究中发现在亚洲市场中,存在着大量的公司有交叉持股和金字塔式的股权结构,这样就导致控股股东可以用很少的资本获得公司的控制权,更容易产生隧道效应。但是也有的研究认为,在成熟的资本市场中,上市公司的治理水平与公司经营绩效之间并没有显著的相关关系(Millstein,Macavoy1998;Bhagat,Black 1999;Compers,Ishii,Metrick 2001)。对此,Black(2001)作出了解释,他认为,完善的外部治理环境使成熟资本市场中上市公司的治理水平接近,因此上市公司治理水平与经营绩效之间的关系并不显著;然而由于新兴市场的外部治理结构并不完善,致使上市公司的治理水平有很大差异,因而其治理水平对绩效有着显著的正相关关系。Shijun Cheng(2008)通过对月股票收益率、年资产回报率、托宾Q等指标的研究表明,董事会规模与公司业绩负相关。
自来水公司经理总结范文4
关键词：管理层持股 CEO持股 公司价值 托宾Q 国家持股比例
一、引言
出于对管理层激励等各种目的的考虑，管理层持股的现象越来越普遍，管理层持股与公司价值的关系讨论也成为公司治理研究的热点问题之一。大多数学者认为两者是相关的，但在两者呈何关系的问题上，观点差异较大。从外国文献来看，大部分研究认为管理层持股与公司价值呈非线性关系，有的学者认为呈分段线性关系，也有学者认为两者呈曲线关系。国内学者的研究多认为管理层持股与公司价值相关性很低或基本不相关。大部分学者都赞成管理层持股与企业的业绩存在必然的联系， Baker， Jensen 和Murphy （1988）提出，一个企业要想运营良好，如何对管理者付酬是关键，而股权激励就是较好的选择。但Kole （1996）认为企业的经营成果与领导者持股的多少无关， 但是经营成果直接决定了领导层持股的水平。部分学者支持领导层持股与企业的运营业绩之间互相影响的观点。Chung 和Pruitt（1996）通过联立方程模型检验了二者的相关性，了Kole等所支持的的业绩决定管理层持股的结论。还有学者认为这两者之间为分段的线性相关关系，Morck ， Vishny 和Shleifer（1988）通过研究1980年至1987年的企业数据，得出当管理层持股的涨幅为0 %～6 %时，托宾Q上升；当涨幅为6%～26%时，托宾Q反而下降；当涨幅大于26 %时，托宾Q上升。我国学者对于管理层持股比例与企业业绩之间的关系也存在不同的看法， 但是大部分认为两者之间并无明显关联。韩亮亮、李凯、宋力（2006）通过实际数据也验证了企业的管理者持股的水平与企业的经营状况之间并无明显的正相关。韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）认为企业的管理层持股水平与企业经营业绩之间基本不存在相关关系，该结论与前述观点基本一致。李增泉（2010）经过研究表明， 当企业的管理层持股的数量较少时对其无激励效果，只有当数额增大到足够多时，持股水平才会决定企业的运营状况。魏刚（2012）通过实例验证了企业的领导层层持股的水平与公司运行业绩之间为正相关关系。在分析过程中，大多学者采用单一方程来建模，有些人甚至未对变量进行约束，所以这些结果还有待进一步的检验。本文旨在围绕管理层持股与公司价值的关系这一问题，总结国内外有代表性的观点和实证研究结论，利用我国相关上市公司的数据，研究我国上市公司中管理层持股与公司价值之间的关系。
二、研究设计
（一）研究假设 在管理层持股与公司价值的研究中，学者已归纳出并普遍接受的两个重要假设是利益趋同假设和掘壕自守假设。在管理层对公司只有管理权而无索取权的情况下，利用与所有者之间的信息不对称，管理层作决策时会从自身利益出发，可能会损害所有者的利益，成本随之产生。利益趋同假设认为管理层持股可以将管理层变成所有者，减少成本，提高公司价值。掘壕自守假说认为管理层持股会使管理者的权利过大，公司被兼并的可能性降低，从而引起外部监管的难度和成本上升，公司价值降低。学者普遍认为这两种假设同时存在，但根据管理层持股水平的不同，两种假设的影响程度有所不同。因此，提出假设：
假设1：管理层持股与公司价值呈非线性相关关系
在管理层中，CEO是主要的决策人，负责董事会决议的传达、公司战略的制定、及两者之间的信息沟通。与其他管理者相比，CEO在公司治理中所起的作用是举足轻重的，CEO持股对公司价值的变化更具影响力。因此，本研究提出假设：
假设2：CEO持股与公司价值显著相关，且相对于其他管理层占主导地位
假设3：其他管理层与公司价值显著相关
（二）变量定义 （1）被解释变量——公司价值。在过去的同类研究中，学者多选用托宾Q作为公司价值的衡量指标，本研究也选用托宾Q衡量公司价值。流通股存在活跃的市场交易，因此选取2010年12月31日当天公司股票在沪深股市的收盘价来计算流通股的市场价值。非流通股由于不存在活跃的市场交易，市场价值很难衡量，因此本研究选用2010年12月31日摊薄后的每股净资产代替非流通股的市场价值。同理，选取2010年12月31日的截面数据，用公司负债的账面价值替代负债的市场价值，用公司总资产的账面价值衡量总资产的重置成本。（2）解释变量——管理层持股比例、CEO持股比例、其他管理层持股比例。本研究中对于管理层的范围界定如下，包括公司董事、监事、董事会秘书、总经理、副总经理、总裁、副总裁、财务总监、总工程师。以2010年12月31日为截面，用该时点的管理层持股总数除以总股数来计算管理层持股比例。CEO的范围包括总裁和总经理，同样选取2010年12月31日的数据计算持股比例。其他管理层持股比例为管理层持股比例减去CEO持股比例。（3）控制变量。本研究选取公司总资产账面价值的自然对数来衡量公司规模，选取2010年12月31日的截面数据。在国家持股方面，由于国有法人的实际控制者是国家，所以本研究将2010年12月31日国家持股数和国有法人持股数求和，用其占公司2010年初总股本的比例来计算国家持股比例。对于公司无形资产价值的衡量，Chun（1993）和Griffith（1999）都选用公司研发支出和广告支出为衡量标准。由于数据来源的局限性，本研究选用公司2010年年报中无形资产的账面价值。韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）也是以这一数据为依据来计算无形资产比重的。财务杠杆的衡量指标是资产负债比，本研究选取样本公司2010年年报中的相关数据来计算资产负债比。
（三）模型建立 本研究建立如下回归方程：Firm value=α+？茁1X+？茁2X2+？茁3X3+rnControl variablesn。
其中，Firm value代表公司价值，a代表常数项，β1、β2、β3代表回归参数，X、X2、X3代表解释变量及其平方项和立方项。本研究选取的解释变量包括管理层持股比例、CEO持股比例、除CEO外的管理层持股比例。Control Variables代表控制变量，本研究选取的控制变量包括公司规模、国家持股比例、无形资产价值、财务杠杆。rn代表相应控制变量的回归系数。
（四）样本选取和数据来源 本研究以我国发行A股的上市公司为样本，选取数据主要为截面数据，时间分别为2010年1月1日和2010年12月31日。在样本公司中，有976家发行A股的公司披露了管理层持股的相关信息。为了减少其他因素对研究数据的干扰，本研究对样本进行了如下筛选：保证报告年度的完整性，本研究剔除了在2009年12月31日之后上市的公司样本，共17家，剔除尚未披露2010年年报的公司，共132家；为了避免A、B和H股之间的差异，本研究选取仅在A股上市的公司样本，剔除发行B、H股的上市公司98家；本研究剔除了ST、* ST的样本，共37家；通过分析发现，不存在净资产为负的样本。因此，本研究选取692家样本来研究管理层持股与公司价值之间的关系。样本数据全部来自Wind中国金融数据库。
三、实证检验分析
（一）描述性统计 表（1）是对2010年样本公司相关变量的描述分析。从统计数据可以看出，在2010年管理层的持股比例平均为6.03%，中位数为0.03%，最大值为75.00%，吴淑琨（2001）对类似样本的研究表明，在1997年至2000年之间仅发行A股的样本公司管理层持股比例的平均水平均在0.10%以下，最大值为2.20%。在韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）对2004年截面数据的研究中，管理层平均持股比例为3.90%，最大值为96.39%。说明在最近10年，管理层持股在我国的发展迅速，而且持股比例也有了明显的提高。Griffith（1999）以财富500强公司为样本研究了1996年管理层持股的情况，中位数为7.35%。我国管理层持股水平明显低于这一水平，意味着我国管理层持股机制较外国公司而言还相对落后。2010年CEO持股比例的平均值为4.01%，中位数为0.00%，最大值为63.95%，说明样本公司中CEO持股比例依然较少，样本点在低比例处较为集中，但也有个别公司持有比例较高。在692家样本公司中有70家为2007年首发上市，其CEO持股比例的平均值为20.41%，最大值为63.95%，中位数为20.90%，对整个样本CEO持股水平影响较大，说明CEO持股在新上市公司中较为普遍，更多的公司在治理中接受股权激励政策。托宾Q的平均值为1.38，最小值为0.80，中位数为1.21，最大值为8.57，在韩东平（2007）的分析结果中，相应的托宾Q值分别为1.51、0.26、1.37、3.44，比较发现，平均值和中位数变化不大。
（二）回归分析 管理层持股比例、CEO持股比例、除CEO以外的管理层持股比例与托宾Q之间的关系为，一次项和立方项的系数为正，说明利益趋同假设在一定持股水平下起主导作用，平方项的系数为负说明掘壕自守假设在某一持股比例下起指导作用表（2）。从回归1可以看出，这两种假设在我国也同时成立，但相关性同样很微弱。由图（1）可见，托宾Q先随管理层持股比例的增长而上升，利益趋同效应在这一阶段的作用较明显；当管理层持股在20.89%和61.58%之间时掘壕自守假说的效应超过利益趋同效应，托宾Q随之下降；当持股比例超过61.58%后，利益趋同效应再次占主导地位，Q又开始上升。在显著性方面，回归方程的整体显著性较强，与回归1相似，同样也能证明假设1的成立。（2）由图（1）可见，在回归2中当CEO持股比例小于14.50%或大于45.42%时，托宾Q上升；当持股比在14.5%和45.42%之间时，托宾Q随CEO持股比例的上升而减小。回归2通过显著性为1%的检验，印证了假设2。以3次方的回归模型为例，CEO持股对托宾Q的影响力大于除CEO外的管理层持股对托宾Q影响，在一定程度上起主导作用。该分析结果与Griffith（1999）的研究结果相同。（3）由图（1）可见，在回归3中，持股比例在10.42%-36.10%之间时与托宾Q负相关，在其他范围内两者正相关，验证了假设3。综上所述，假设1、假设2、假设3得到了验证。管理层持股与公司价值呈显著非线性相关关系，CEO持股更具有影响力。3个回归方程都通过了5%水平的显著性检验，利益趋同效应和掘壕自守效应得到较充分的证据支持，这与Morck、Shleifer和Vishny（1988）、Griffith （1999）的结论相似，与Chun（1993）通过研究500强企业1976年的相关数据得出的结论不同。
四、结论与建议
（一）结论 本研究分别以管理层持股比例、CEO持股比例、除CEO外的管理层持股比例为解释变量，以国家持股比例、公司总资产账面价值的自然对数、无形资产账面价值占总资产的比例、资产负债比为控制变量，对公司价值托宾Q进行了非线性回归和显著性检验，结论如下：（1）管理层持股与公司价值存在非线性相关关系，同时利益趋同效应和掘壕自守效应得到有效证明，假设一成立。但回归分析的显著性不稳定，说明管理层持股的经济模式在我国尚未发展成熟。这与杨梅（2004）、韩东平、颜宝铜、郭峻（2007）的研究结论相似。（2）CEO持股与公司价值存在显著的相关关系。与其他管理者相比，CEO持股可能存在主导作用，但CEO对企业经营管理的驾驭能力没有发挥出来。
（二）建议 从以上实证分析可以看出，我国管理层持股政策尚未发展成熟。为了使该项政策在公司治理中发挥其应有的作用，提出以下政策建议：（1）发展并完善对管理层的股票激励制度。管理层的股票激励制度很早就被欧美企业引入了公司治理体系中，经过几十年的适应与调整，这一制度已经逐渐趋于完善。国外的大量研究证明管理层持股在低于一定上限时，与公司价值存在正相关关系。本研究没有发现二者存在明显的相关关系，主要原因是管理层持股在我国刚处于起步阶段。由于管理层持股制度尚未与公司整体的治理体系接轨，致使其没有发挥应有的效用。鉴于该所有权分配制度在外国企业有很明显的激励效果，我国企业应该根据自身的经营状况，建立适用的管理层持股制度，以进一步提高管理层提升公司价值的积极性，从而使股东利益最大化。（2）重视管理层持股在国有企业中的发展。由于国有企业长期拥有垄断优势，在公司治理方面思想保守，缺乏制度创新。制度的缺陷导致管理层因为私利而损害国家利益，造成国有资产流失的事件频频发生。而非国有企业能够及时学习并引入先进的制度，敢于创新，勇于实践。在我国，剔除垄断优势的影响，民营企业的发展较为迅速，经营业绩明显好于国有企业。随着我国经济市场化水平的提高，国有企业要想经得起市场的考验，就应该将管理层利益与公司利益相挂钩，使其为企业的业绩真正承担起责任。（3）制定相关的管理层监督制度。在外国的相关研究中，当管理层持股水平较高时，掘壕自守效应带来的负面影响就会起主导作用，致使公司价值下降。由于我国企业管理层持股水平大都集中在一个很低的水平，所以受到掘壕自守效应的影响有限。但由于我国公司治理制度不健全，监督机制漏洞较多，不能排除在低持股比例时，管理层持股与公司价值之间存在负相关关系的可能性。因此，在发展管理层持股机制的同时，企业也要注重加强对管理层的监管。（4）完善资本市场的有效性。由于资本市场的不完善，市场不能公正合理的评估公司价值。高估或者低估公司市值会导致对管理层经营绩效评价的扭曲，从而在一定程度上削弱管理层持股的激励效应。加强资本市场的有效性势在必行，要倡导理性的投资理念，提高投资者素质。政府要减少对企业的保护措施，使企业能纳入完全市场化的运行机制当中，独立经营，自负盈亏。同时要提高企业经营绩效信息的透明度，制定相应的措施强制披露，并提高信息的可理性，这样可以有助于市场对企业的正确估价。要完善兼并与收购机制，使企业被兼并的风险尽量保持在一个稳定水平，使管理层总是处于一定的外部压力下，对其行为产生一定的约束作用。
参考文献：
[1]韩东平、颜宝铜、郭峻：《管理层股权设置与上市公司绩效的实证研究》，《财会通讯（学术版）》2007年第8期。
[2]韩亮亮、李凯、宋力：《高管持股与企业价值——基于利益趋同效应与壕沟防守效应的经验研究》，《南开管理评论》2006年第4期。
[3]李增泉：《激励机制与企业绩效——一项基于上市公司的实证研究》，《会计研究》2010年第1期。
[4]魏刚：《高级管理层激励与上市公司绩效》，《经济研究》2012年第9期。
[5]George P.Baker，Michael C. Jensen， and Kevin J. Murphy， Compensation and Incentives： Practice vs. Theory， Journal of Finance， 1988.
[6]Kole， S. R.， Managerial Ownership and Firm Performance： Incentive or Reward， Advance in Financial Economics， 1996.
自来水公司经理总结范文5
关键词：公司治理 资本结构 Panel Data模型
在公司治理视野下，债权和股权不仅仅被看做是不同的融资工具，同时还被看做是不同的治理结构。股权和债权均对企业形成控制权，两者有着不同的控制权形式，共同构成公司治理结构的基本内容。股权和债权的有机组合完善了公司治理结构。青木昌彦(1995)指出：“资本结构之与现代公司的重要性，不仅仅体现在融资成本与公司的市场价值方面，更加重要的是其影响着公司的治理结构。”
本文将结合我国上市公司资本结构的现状，从公司治理的角度研究其选择问题，在借鉴公司治理相关文献的基础上(张维迎，1996；李维安，2001；赵蒲、孙爱英，2003)，分两条路径研究公司治理因素对资本结构的影响：一条路径强调公司内部产权安排对资本结构的影响，选用管理层持股比例、股权集中度、股东性质、董事会特征等变量作理论与实证分析；另外一条路径是强调外部治理机制对高级管理人员的约束，选用法律环境、产品竞争市场和公司控制权市场的相关变量作实证分析。
一、样本及指标选取
本文以2000年12月31日之前在深、沪上市的A股公司为研究对象，样本区间为2001-2004年，数据主要来自于中国股票市场研究数据库(CSMAR)和巨潮资讯网(http：//www．cninf0．com．cn)，部分数据从年报中手工收集得到，样本量为931个。样本的选取遵循以下原则：(1)根据惯例，不考虑金融类上市公司；(2)剔除sT和PT类上市公司；(3)剔除数据异常或数据不全的部分公司。因此，本文的研究样本为包含2001—2004年间可获得相关信息的931家A股非金融类上市公司的非平衡面板。
本文选取总负债率(Id)的账面值来衡量资本结构水平。选取管理层持股比例、股权集中度、股东性质、董事会特征、产品要素竞争和公司控制权这些变量来衡量公司治理水平。
二、描述性统计
混合样本的总资产负债率、流动资产负债率和长期资产负债率的均值(中值)分别为44．99％(45．33％)、38．31％(37．61％)和6．68％(3．13％)，表明在我国上市公司的资本结构中负债水平偏低，流动负债水平偏高。
第一大股东持股比例(cr1)的均值(中值)分别为44．15％(43．33％)，表明我国上市公司的股权高度集中。z指数最大值为1，214，均值(中值)为50．577(7．0751)，表明第一大股东与第二大股东的力量差异较大，第一大股东在股权结构上具有绝对优势。h5指数均值(中值)为0．2442(O．2164)，说明股东的持股比例不均衡。平均来讲，高层管理者持有公司的股份为0．03％，最大值为0．47％，表明中国上市公司高层管理者的持股数量十分有限。非流通股占总股本比例的均值为58．66％(国家股为40．53％，法人股为18．13％)，大部分股份不能上市流通。独立董事占全体董事成员比重的均值为24．15％，独立董事占全体董事成员比重的最小值为0，说明有些上市公司没有按照中国证监会的要求设立独立董事。股权制衡指数均值(中值)为0．4994(0．2754)，表明其他股东难以与第一大股东抗衡。私人收益均值(中值)为0．0039(0．0018)，表明管理层通过非主营业务获得私人收益的可能较小。反映产品要素市场特征的指标se、ae、is和cd的均值(中值)分别为0．0637(0．0377)、0．1069(0．0784)、0．0343(O．0179)和0．0343(0．0179)。
三、实证结果分析
对于时间序列和横断面数据的衡量，一般均采用普通最小二乘法(OLS)来分析，但此法易产生偏误的现象，造成全体资料的分析结果与个别结果相异。为克服此种情况，本文采用兼具时间序列和横断面分析的Panel Data模型。
本文设定影响资本结构选择的计量模型为：
本研究采用Stata／SE9．0进行分析。首先假设样本没有组间异方差和自相关问题，估计式2。使用3种不同的方法：最小二乘法估计(OLS)、固定效应模型估计(FEM)和随机效应模型估计(REM)。计量结果如表2所示：
OLS和固定效应模型中，估计系数下的括号中显示了T检查值；随机效应模型中，估计系数下的括号中显示了Z检查值。
为选择最有解释能力、最适合样本数据的模型,我们首先使用沃尔德F检验(Wald Test)(比较OLS与FEM)。原假设是适用最小二乘法，拒绝原假设说明使用固定效应模型更好。接着使用拉格朗日乘子检验(Breusch-Pagan LM Test)随机效应模型(比较OLS和REM)。原假设是适用最小二乘法，拒绝原假设说明使用随机效应模型更好。最后为选择使用固定效应还是选择随机效应，我们使用豪斯曼检验(HausmanTest)。原假设是随机效应与固定效应模型没有差别。不能拒绝原假设说明使用固定效应模型更好。根据拉格朗日乘子检验及沃尔德F检验结果，都拒绝原假设，所以面板模型比最小二乘法更适用。由于豪斯曼检验结果拒绝原假设，所以使用随机效应模型更好。因此计量结果应该基于随机模型来分析。
其次检验并运用广义最小二乘法估计(FGLS)纠正组间异方差和自相关问题。因为在异方差及自相关的情况下，都会使回归结果发生偏误，所以应消除相关问题。截面异方差使用修整沃尔德F检验。原假设是同方差。序列自相关使用伍德里奇检验(WooldridgeTest)。原假设是没有一阶自相关。检验结果如表3所示。
运用STATA软件的相关程序包，检验结果表明在5％显著水平下存在异方差和组间异方差，运用广义最小二乘法估计模型(FGLS)，结果发现，纠正异方差和自相关后，面板模型更有解释力，公司治理结构变量系数符号大都与预期一致，且模型在5％的置信水平下通过了检验调整后的值达到了0．769，从回归结果看：
1、管理层持股与资本结构选择
管理者持股比例与总负债率不存在显著关系。这可能是因为我国上市公司管理成持股比例普遍偏 低，样本公司管理层持股比例均值为0．03％。管理层在只拥有极少量股权的情况下，可能会增加负债减少负债的成本，也有可能减少负债谋求自身利益最大化，所以管理者持股比例与资本结构选择的关系不明显。
2、股权集中度与资本结构选择
股权集中度与总负债比率显著负相关，这说明我国上市公司确实存在严重的内部人控制现象。
3、股东性质与资本结构选择
在5％的显著性水平下，国家股比例与总负债率负相关，与蒋殿春(2003)的研究结果一致，可能是因为上市公司国家股“一股独大”，却不能上市流通，公司的控制权转移的交易成本高，管理层很少面临控股股东变更而被撤换的危机。因此为管理层采取低负债政策谋取私利提供了方便。
法人股比例与总负债率均不显著，与顾乃康等(2004)的研究结果一致，一个可能的解释是作为相关利益者的法人股东利用其对上市公司的控制地位更多地谋取自身的利益将导致法人股对外部其他股东的权益成本增加了。为了抑制由此增加的成本，企业最好使用更多的负债来融资(假定预算是硬约束的)。这正反两方面的结果可能使得法人股比例与负债比率之间的关系变得不明显了。
流通股比例与资本结构水平负相关，说明我国流通股股东对管理层的监督能力较差，助长了管理者的股权融资倾向。
4、董事会特征与资本结构选择
独立董事比例与资本结构水平显著正相关，这说明独立董事比例高的董事会对公司管理层能起到较好的监督作用。
董事会规模与资本结构水平显著负相关，这说明较小的董事会规模能在一定程度上控制控股股东的机会主义行为。
在10％的显著性水平下，董事会会议次数与总负债率和长期负债率正相关，这说明经常会面的董事能够更好地履行职责，有效地监督管理者。
对于董事长兼任总经理是否影响资本结构的选择，作者采用2004年非金融类上市公司的相关数据，通过独立样本的均值检验和非参数检验进行验证，零假设为总经理兼任董事长与否对资本结构影响不显著。检验结果如表4所示：
如表4所示，均值检验和非参数检验结果均不显著，这可能由于我国上市公司董事长与总经理大都由控股股东直接派任，兼任与否对公司决策可能影响并不显著。
5、控制权特征与资本结构选择
在1％的显著性水平下，股权制衡度指数与总负债率正相关，这说明除第一大股东外的其他大股东持股集中能改善公司治理水平，提高对管理者的监督，有利于公司控制权的有效竞争。
私人收益指标与总负债率呈显著负相关关系，说明我国上市公司取得控制权的大股东偏好股权融资，获得大量的私人收益。
6、产品要素市场特征与资本结构选择
管理费用比例与资本结构水平呈显著负相关，产品市场竞争程度和营业费用比例并不十分显著，说明产品市场竞争强度越大越能减少经理的偷懒行为，从而缓解用负债约束管理层行为的需要，也说明竞争激烈的市场促使企业少负债，降低财务风险。
创新战略指标与资本结构水平显著负相关，说明采用创新战略的公司，为了减少破产可能性，这些公司应该具有相对低的负债水平。
自来水公司经理总结范文6
关键词：股权激励 盈余管理 股票期权 限制性股票
一、引言
国内有关股权激励与盈余管理关系的研究结论并不一致，而国外的研究结论基本上一致认为管理者股权激励会诱使上市公司管理者的盈余管理行为。因上市公司对高管人员所持股权信息的披露并不充分，实证研究中大多将股权激励局限于管理层持股的价值。因此本文进行如下改进和创新：第一，在描述股权激励实施程度时，不仅包含高管所持本公司股份的价值，还使用高管所持股票和期权的价值占高管所持股票和期权价值及高管当年现金薪酬总和的比例度量股权激励的实施程度；第二，在模型中引入“激励性质”变量，确定其激励本质为“激励”还是“自利”，描述其在股权激励影响盈余管理过程中起到的作用。
二、样本选择及筛选
本文使用2006-2011年沪深两市非金融类上市公司中授予高管股票期权和限制性股票的上市公司作为研究对象，共有57家上市公司实施了以权益结算的股份支付激励形式。其中，将在考察期间进行两次股权激励的上市公司算作两个样本，最后得到59个样本。
在样本筛选时，剔除金融类上市公司；剔除实施以现金结算的股份支付的公司，集中考察实施以权益结算的股份支付的上市公司，包括股票期权和限制性股票两种方式；剔除上市公司以外的主体向激励对象实施激励的公司。
三、模型构建
|DA|=B0+B1Incentivei，t+B2Naturei，t+B3Incentivei，tNaturei，t+B4Statei，t+B5Largesti，t+B6Indirectori，t+B7Top4auditi，t+B8Leveragei，t+B9BHi，t+B10ROAi，t+B11Growthi，t+B12Lnagei，t+B13Lnsizei，t+εi，t （1）
由于样本中，所有公司均设置审计委员会、1家公司被出具非标准无保留意见、1家公司被特别处理，2家公司首次发行股票、没有公司进行配股，3家公司增发股票，因此为了避免多重共线性，本文在回归分析中剔除了审计委员会的设置（Auditcom）、审计意见（Auditopion）、被特别处理（ST）、首次发行股票（IPO）、配股（Rights）、增发股票（SEO）这些变量。
四、变量说明
（一）被解释变量
回归模型中，|DA|是对DA取绝对值。DA：可操纵应计利润，根据截面Jones模型确定，计算公式为DA=TA/A-NDA。其中TA为公司当年总应计利润，即TA=NI-CFO，其中NI为公司当年净利润，CFO为公司当年经营活动现金流量净额；A为公司上年年末总资产；NDA为经过上年年末总资产调整后的公司当年非操纵性应计利润。
NDA=A1+A2[（REV-REC）/A]+A3（PPE/A） （2）
其中：REV是公司当年主营业务收入和上年主营业务收入的差额，REC是公司当年应收账款和上年应收账款的差额，PPE是公司当年末固定资产原值，A为公司上年末总资产，A1、A2、A3为行业特征参数，根据方程（3）进行回归取得。
GA/A=a1+a2[（REV-REC）/A]+a3（PPE/A）+εi （3）
其中：a1、a2、a3是A1、A2、A3的OLS估计值；GA是公司总应计利润，即GA=OI-CFO，其中OI为公司当年营业利润；其他变量含义和方程（2）相同。
（二）解释变量
1.Incentivei，t为公司股权激励的程度，其度量如下：
Incentivei，t=0.01×Pricei，t×（Sharesi，t+Optionsi，t）/[0.01×Pricei，t×（Sharesi，t+Optionsi，t）+Cashpayi，t] （4）
本文使用高管所持股票和期权的价值占高管所持股票和期权价值以及高管当年现金薪酬总和的比例作为对股权激励实施程度的度量。Pricei，t为t年末公司i股票的收盘价，Sharesi，t和Optionsi，t分别为i公司高管于t年持有股票和期权的数量，Cashpayi，t为CEO当年现金薪酬，包括年薪和各类津贴。由于高管所持股票和期权价值过大，与现金薪酬直接相加会使数据不匹配，因此本文在高管所持股票和期权价值变量前使用加权系数0.01。
2.Naturei，t为激励因素本质的哑变量，若本质是“激励”，取值为1；若本质是“自利”，取值为0。包含下列情况之一时，视为“自利”：有效期设定为5年以内；可行权条件仅规定服务年限，无业绩指标；设定业绩指标仅为单一业绩指标；设定的业绩条件低于授予日前最近三个会计年度的平均水平；行权价格为无偿授予。
3.Incentivei，t、Naturei，t为乘积变量，考察的是Incentivei，t对盈余管理的影响是增强还是减弱。如果经理人自利程度高些，则可预期Incentivei，t对盈余管理的影响会加强，管理者通过操控盈余管理来达到自利目的。反之，如果经理人激励程度更高，Incentive对盈余管理的影响会减弱，管理层不会因股权激励进行盈余管理。
（三）控制变量
1.产权与控制权结构。使用上市公司控股股东类别（State：国有控股取值1，否则取值0）和控股股东持股比例（Largest：控股股东持股比例）对产权与控制权结构进行衡量。
2.董事会结构。使用独立董事比例（Indirector）对上市公司董事会结构进行衡量。
3.审计质量。使用以下三个变量衡量上市公司审计质量：一是Auditcom，即公司是否成立内部审计委员会，若设置取值1，否则取值0；二是Top4audit，即财务报表是否由四大会计师事务所审计，若为四大审计取值1，否则取值0；三是Auditopion，即审计结果是否为标准无保留意见，若为标准无保留意见取值1，否则取值0。
4.债权结构。使用年末总负债与股东权益的比率（Leverage，即财务杠杆）对上市公司的债权结构进行衡量。
5.境外投资者持股情况。若公司发行B或H股，BH取值为1，否则取值为0。
6.盈利能力。使用资产收益率（ROA）衡量上市公司盈利能力。
7.成长能力。使用营业收入增长率（Growth）衡量上市公司的成长能力。
8.公司层面。使用年末总资产的自然对数（Lnsize）衡量上市公司规模，还包括引发盈余管理的其他动因作为控制变量，如公司股票是否被特别处理（ST：若被特别处理取值1，否则取值0）、公司是否首次发行股票（IPO，若首次发行取值1，否则取值0）、是否配股（Rights：若配股取值1，否则取值0）以及是否增发股票（SEO：若增发取值1，否则取值0）、公司上市年数自然对数（Lnage）。
五、实证分析结果
本文使用Eviews6.0对样本进行回归，R2值为0.3753，自变量可以解释因变量37.53%的变化，但由于受小样本局限性的影响，调整R2只有0.1948；F统计量在5%的显著性水平显著，说明本模型总体上是显著的；DW值为1.8870，可以认为模型不存在自相关。
由回归结果可以看出：Incentivei，t、Naturei，t、Incentivei，t×Naturei，t三个主要解释变量都在10%的显著性水平显著。Incentivei，t变量系数显著为正，表明激励程度越高，盈余管理程度越高，股权激励的实施程度与盈余管理程度是正相关的。
Incentivei，t×Naturei，t系数显著为负，说明激励的性质起到减弱Incentivei，t对盈余管理影响的作用。虽然股权激励的程度增加会诱使经理人增加盈余管理的程度，但随着经理人激励程度越来越高，Incentivei，t对盈余管理的影响会减弱，管理层因股权激励进行盈余管理的程度逐渐下降。
State变量在10%的显著性水平下显著，说明非国有企业比国有企业的盈余管理水平低，这很可能是国有企业受到更多的政策约束导致的。ROA和Indirector在5%的显著性水平显著，说明公司的盈利能力越高、独立董事比例越低，盈余管理的可能性越高。Lnage在1%的显著性水平显著，说明上市公司的上市年数越高，公司进行盈余管理的程度就越高。
参考文献：
