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中圖分類號：F830．9文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X(2006)09-0057-05

一、引 言

與傳統的股東至上的企業理論主要區別在于，利益相關者理論認為與企業相關的股東、債權人、員工和供應商等都為企業投入了“專用性資本”，承擔了企業的風險，企業缺少它們中任何一個都無法持續發展，企業不僅要為股東利益服務，同時也要保護其他利益相關者的利益。實際上，在公司治理中考慮利益相關者的權益，鼓勵利益相關者適當參與已經成為廣為接受的觀點。在20世紀80年代初，以Freeman為代表的一些經濟學家和管理學家從公司戰略管理、企業倫理等角度，對企業治理結構的主體作了較詳細的分析，并經驗地研究了利益相關者現象。Blair (1995)認為，公司應是一個社會責任的組織，公司的存在是為社會創造財富。公司治理改革的要點在于：不應把更多的權利和控制權交給股東，“公司管理層應從股東的壓力中分離出來，將更多的權利交給其他的利益相關者”。同時，英國的《Hampel報告》(Hampel Report)，［1］經濟合作與發展組織于1999年6月推出的《OECD公司治理原則》，美國商業圓桌會議公司治理聲明等重要的公司治理原則都把利益相關者方在相當重要的位置；在德國、荷蘭、瑞士等歐洲國家，典型的利益相關者如員工等，對公司治理的參與是相當普遍的。

國內也有研究認為（唐躍軍）［9］，企業的“第三種資本”(The Third Capital)――環境資本（Environmental Capital）日益重要，環境資本包括自然環境資本和社會環境資本兩個重要的組成部分，是由企業的利益相關者諸如供應商、客戶、債權人、員工、政府、社區等構成企業生存和發展的環境要素提供，以諸如使企業繳納稅收、履行社會責任等方式獲得資本回報。2002年初中國證監會和國家經貿委制定的《上市公司治理準則》也專門規定了利益相關者問題。《上市公司治理準則》提出所謂利益相關者主要包括銀行的主要債權人、職工、消費者、供應商和社區等，利益相關者擁有求償權、知情權和參與權，他們在公司治理中起作用的主要方式是公司與主要債權人的信息溝通，職工與董事會、監事會與經理人員的直接溝通與交流等。可以說，《上市公司治理準則》對利益相關者的范圍、利益相關者在公司治理中的地位、作用和權利等方面作了框架性的規范，在制度層面為中國上市公司治理中利益相關者的參與和權益保護奠定了基礎。

由上述研究及公司治理實踐可見，利益相關者的相關問題已成為現行公司治理框架中不可或缺的一部分，公司治理評價指標體系必須包括利益相關者部分，以便客觀、全面的評價公司治理狀況。如果缺失利益相關者部分，勢必將不利于整體公司治理績效的提升，不利于公司充分重視和解決利益相關者問題。

二、利益相關者治理評價指標

雖然利益相關者的相關問題在現行公司治理框架中居于重要地位，但目前國內外主要的公司治理評價體系均沒有關注利益相關者問題。最為有名的標準普爾公司治理評價指標體系（Standards and Poors Company）中涉及到了“金融相關者”，但僅僅指股東，并未涉及到其他利益相關者。里昂證券(Credit Lyonnais Securities(Asia))的評價體系主要關注公司透明度、對管理層的約束、董事會的獨立性和問責性、對中小股東的保護等方面，涉及債務規模的合理控制以及公司的社會責任，一定程度上注意到了利益相關者問題。而戴米諾（Deminor）和國內海通證券的公司治理評價體系則沒有具體涉及利益相關者問題。

根據利益相關者在公司治理中的地位與作用，并且考慮到評價指標的科學性、可行性，我們設置利益相關者評價指標體系主要考察利益相關者參與公司治理和利益相關者關系的協調與和諧。利益相關者參與方面主要評價利益相關者參與公司治理的程度，較高的利益相關者參與程度意味著公司對利益相關者權益保護程度和決策科學化程度的提高；利益相關者協調與和諧方面考察公司與由各利益相關者構成的企業生存和成長環境的關系狀況和協調程度。具體指標分為：（1）公司員工參與程度。（2）公司社會責任履行狀況。（3）公司投資者關系管理。（4）公司和監督管理部門的關系。（5）公司訴訟與仲裁事項。見表1。

三、利益相關者治理100佳分析

利用專家評分、層次分析法確定上市公司利益相關者治理評價的主因素與子因素的權重。綜合專家組的建議，我們確定的上市公司利益相關者治理評價的五個主因素（公司員工參與程度(CCGINKSTH1)、公司社會責任履行狀況(CCGINKSTH2)、公司投資者關系管理(CCGINKSTH3)、公司監督管理部門的關系(CCGINKSTH4)、公司訴訟與仲裁事項(CCGINKSTH5)以及相應的子因素，再根據專家對五個主因素指標與對應的子項評判打分，通過評判矩陣與一致性檢驗，可得到各指標的權重（以W表示權重）。計算公式如下所示：

CCGINKSTH=W1*CCGINKSTH1+W2*CCGINKSTH2+W3*CCGINKSTH3+W4*CCGINKSTH4+W5*CCGINKSTH5

我們依據利益相關者治理指數(CCGINKSTH)的平均值，選擇100家利益相關者治理機制和治理水平總體上相對較高的上市公司做進一步分析。首先和樣本總體進行比較分析，然后考察利益相關者治理100佳的行業分布、第一大股東性質分布以及省區分布特點。以期發現利益相關者治理100佳不同于樣本總體的特點，同時初步考察行業差異、第一大股東性質區別以及地域差異對上市公司利益相關者治理機制和治理水平的影響。

1．利益相關者治理100佳比較分析

如表2所示，利益相關者治理100佳上市公司員工參與程度(CCGINKSTH1)、公司社會責任履行狀況(CCGINKSTH2)、公司投資者關系管理(CCGINKSTH3)、和公司監督管理部門的關系(CCGINKSTH4)、公司訴訟與仲裁事項(CCGINKSTH5)與利益相關者治理指數(CCGINKSTH)的平均值分別為65．78、59．40、57．00、93．80、99．70、73．0185，均顯著高于樣本總體的平均值；同時，除公司社會責任履行狀況(CCGINKSTH2)外，公司員工參與程度(CCGINKSTH1)、公司投資者關系管理(CCGINKSTH3)、和公司監督管理部門的關系(CCGINKSTH4)、公司訴訟與仲裁事項(CCGINKSTH5)與利益相關者治理指數(CCGINKSTH)的標準差均小于樣本總體，數據的離散程度較小。

如表3所示，除主營收入增長率和托賓Q值之外，利益相關者治理100佳上市公司的每股收益、每股公積金、凈資產收益率、每股經營現金流量、每股凈資產、主營利潤率、稅后利潤增長率、財務預警值等常見的企業業績和企業價值指標的平均值均好于樣本總體的平均值。這意味著，良好有效的利益相關者治理機制，可能有助于提升上市公司的企業業績和企業價值。

2．利益相關者治理100佳行業分布

表4關于上市公司利益相關者治理100佳行業分布表明，利益相關者治理100佳上市公司分布比較集中的行業分別是電力、煤氣及水的生產和供應業（5．00%），批發和零售貿易（13．00%）和制造業（63．00%）；分布比較少的行業有建筑業，交通運輸、倉儲業和金融、保險業，分別只有一家公司入選100佳。另一方面，采掘業（18．18%），傳播與文化產業（25．00%），電力、煤氣及水的生產和供應業（11．90%），金融、保險業（14．29%），批發和零售貿易（18．57%），制造業（12．02%）等行業中上市公司入選利益相關者治理100佳的比例較高，利益相關者治理機制總體上較為健全有效。這同時也顯示，利益相關者治理機制和治理水平可能受到行業差異的影響，因行業不同而呈現出不同的特點。

3．利益相關者治理100佳第一大股東性質分布

表5顯示，較高比例的利益相關者治理100佳上市公司第一大股東性質為國企、國有資產管理公司、民營，其所占比例分別為68．00%、9．00%和9．00%；第一大股東性質為非金融和外資的上市公司沒有進入利益相關者治理100佳。另一方面，第一大股東性質為國企、國有資產管理公司、集體的上市公司更有可能進入利益相關者治理100佳，其比例分別是11．66%、15．25%、12．50%。也就是說，第一大股東性質為國企、國有資產管理公司、集體的上市公司利益相關者治理機制總體上更為健全有效。可見，上市公司第一大股東性質可能影響利益相關者治理機制和治理水平。

4．利益相關者治理100佳省區分布

在入選利益相關者治理100佳上市公司中，來自廣東省、湖北省、北京市、江蘇省和上海市的比例較高，依次為7．00%、7．00%、8．00%、10．00%、14．00%，而沒有來自寧夏、青海省、天津市、自治區的上市公司入選利益相關者治理100佳。如此看來，利益相關者治理機制的構建和利益相關者治理水平可能和經濟社會發展水平有一定關系，在經濟社會發展水平較高的東部沿海地區入選利益相關者治理100佳的上市公司較多，而經濟社會發展水平較低的西部地區入選利益相關者治理100佳的上市公司則較少。

另一方面，來自河南省、江蘇省、新疆、貴州省、湖北省、吉林省、北京市和甘肅省的上市公司入選利益相關者治理100佳的可能性較高，其比例依次為25．00%、19．61%、18．75%、18．18%、17．95%、16．67%、16．33%和15．38%，以上八省區的上市公司利益相關者治理機制總體上可能較好。而除寧夏、青海省、天津市、自治區沒有上市公司進入利益相關者治理100佳外，湖南省、河北省和陜西省的上市公司入選利益相關者治理100佳的比例也比較低，分別為3．13%、4．17%和4．76%，利益相關者治理機制和治理水平有待改善和提高。

四、研究結論與建議

利益相關者治理已成為現行公司治理框架中不可或缺的一部分。根據利益相關者在公司治理中的地位與作用，筆者設置利益相關者評價指標體系主要考察利益相關者參與公司治理和利益相關者關系的協調與和諧。

對上市公司利益相關者治理100佳的分析顯示：（1）利益相關者治理100佳上市公司利益相關者治理機制和治理水平均顯著好于樣本總體；同時，除公司社會責任履行狀況(CCGINKSTH2)外，標準差也均小于樣本總體，數據的離散程度較小。（2）除主營收入增長率和托賓Q值之外，利益相關者治理100佳上市公司的企業業績和企業價值均高于樣本總體。良好有效的利益相關者治理機制，有助于提升上市公司的企業業績和企業價值。（3）采掘業，傳播與文化產業，電力、煤氣及水的生產和供應業，金融、保險業，批發和零售貿易，制造業等行業中上市公司入選利益相關者治理100佳的比例較高，利益相關者治理機制總體上較為健全有效。利益相關者治理機制和治理水平可能受到行業差異的影響，因行業不同而呈現出不同的特點。（4）第一大股東性質為國企、國有資產管理公司、集體的上市公司更有可能進入利益相關者治理100佳，上市公司第一大股東性質也可能對利益相關者治理機制和治理水平存在重要的影響。（5）利益相關者治理機制的構建和利益相關者治理水平可能和經濟社會發展水平有一定關系，在經濟社會發展水平較高的東部沿海地區入選利益相關者治理100佳的上市公司較多，而經濟社會發展水平較低的西部地區入選利益相關者治理100佳的上市公司則較少。

基于上述分析和研究結論，我們建議在公司治理中考慮利益相關者的權益，鼓勵利益相關者適當而有效的參與公司治理和管理，建立并完善包括利益相關者治理機制在內公司治理機制，以有利于整體公司治理績效的提升，達到提高公司業績和價值的目的。

參考文獻：

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篇（2）

遵循“股東至上”的邏輯,將企業財權集中地分配給股東的基本思路顯然是與財務資本占主導地位的工業經濟時代相適應的。然而隨著企業對知識資本和外部資源的日益重視以及世界各國對企業的社會責任和各利益相關者在企業治理中的作用越來越關注,“股東至上”邏輯受到了日益強烈的挑戰,利益相關者理論已成為企業治理理論的重要組成部分。

利益相關者理論認為企業是所有利益相關者之間的一系列多變契約(Freeman& Evan,1999)。這組契約形成的物質基礎是各利益相關者為企業投入的專性資產,包括股東和債權人投入的財務資木、經營者和一般職工投入的人力資木、供應商和客戶投入的市場資木、政府投入的公共環境等。正因為利益相關者(締約方)不同形式的投入,使得他們與企業形成了一定的產權關系,相應的擁有了獲得收益的權利。因此企業的發展取決于各利益相關者之間的長期合作,目標是為各利益相關者服務,所以企業的每一個利益相關者都應有機會享有相應的企業財權。

一、財權配置對象

財權是派生于企業所有權而又不完全受制于企業所有權的,關于企業財務方面的一組權能,包括財務收益權、財務決策權、財務執行權和財務監督權。財權在不同利益相關者之間進行分配的過程就是財權配置,它是利益相關者財務治理結構的核心。上市公司根據各利益相關者向公司提供的資源性質來配置財權,各個利益相關者借此承擔相應的風險和分享相應的收益。要實現財權的有效配置,首先就要弄清楚哪些是上市公司的利益相關者。

利益相關者必須具備以下特征:

第一,上市公司利益相關者必須對該公司進行了投資;第二,應該承擔公司一定的經營風險;第三,按照弗里曼(1984)的定義,“利益相關者必須能夠影響一個組織目標的實現,或者受到一個組織實現其目標過程影響的人”。上市公司利益相關者必須與公司活動有關,這種關系可能是主動的,也可能是被動的。第四,Clarkson認為,主要的利益相關者不僅關注當前的財務收益,而且應該關注公司的長遠發展。

根據以上特征,本文把利益相關者界定為:內部利益相關者,包括股東、經營者、員工;外部利益相關者,包括債權人、供應商、政府等。

從利益相關者理論來看,不管是股東還是債權人、政府等,作為公司專業化的投資主體和直接的利益相關者,他們都對公司擁有相應的財務利益和財務權力要求,公司的理財必須對這些外部利益相關者的財務要求做出積極地響應。但是,利益相關者平等地享有財權并不一定是均衡地分配給各個利益相關者,可能是相對傾斜某一類利益相關者。

二、財權配置的原則

本文認為利益相關者財權配置應遵循以下原則:

(一)三權分立與權力主體之間互相制衡原則

不同性質的權力應由不同權利主體行使,公司的財務決策權、執行權、監督權分別由股東大會、董事會和經理層、監事會享有。這樣在權利主體不重疊的情況下,有助于制約某一主體權利過度擴張行為,防止財權配置失衡,達到權利主體之間的有效制衡。

(二)權責利統一原則

財權配置的權責利統一思想就是,在利益主體擁有一定財權的基礎上,應承擔相應的責任,并給予其一定的利益回報,將利益主體擁有的財權與相關責任、利益充分聯結起來。

(三)財務收益權和財務控制權相對應原則

股東作為主要投資者和風險承擔者,其應享有主要的財務收益權和控制權,體現在財權配置方面則是正常經營狀態下對財務收益分配權和重大財務決策權的絕對占有。當公司償債能力不足時,財權轉移給債權人,同時債權人也享有公司財務的“剩余權力”。

(四)集權和分權相結合原則

公司財權必須依據集權與分權的原則進行分配,使各利益相關者都能擁有公司的財權,既要避免財權過度集中所帶來的高風險,又要防止財權分散所帶來的低效率。

三、財權在不同利益相關者之間的配置

目前我國很多企業仍然存在著“一股獨大”和“內部人控制”問題,企業財權過度集中于經營者,造成財務決策短期化、財務信息失真、侵蝕企業利潤等現象,企業內部并沒有真正的相互制衡的權力機制,更沒有考慮到外部的財務治理主體的財權配置制度。企業財權配置應該具有依存性,在企業處于不同的財務狀況時,應該有不同的治理結構,也即財權安排隨著企業經營狀況改變而調整。但從我國目前的實際情況來看,擁有明確的財權分配制度以及相機治理機制的企業為數不多。

在利益相關者視角下,上市公司的財權配置,要明確各利益相關者應分享的企業財權,同時依托利益相關者共同治理機制和相機治理機制來實現。

(一)股東的財權

股東向企業投入了權益資本就必須分享制度安排所賦予的財權。股東的財權應該包括重大財務決策權、財務監督權和收益分配權。財務決策權包括重大投資權、重大融資權、財務預算決算審批權、利潤分配與虧損彌補批準權、注冊資本變更權、重大資產處置權等,這些權利只能由股東會行使,不能委托給他人。

在現實中,不同股東對公司財權的大小要受到股東的權力偏好、風險態度、持股比例、法人治理結構的設置,內部人控制等因素的影響,因此財權在不同股東之間的分配是非均衡的。普通股東、大股東、用手投票的股東、能力強的股東所掌握的財權要優先于小股東,用腳投票的股東的財權。

(二)經營者的財權

經營者包括董事會和經理層,其財權由董事會財權、經理人員財權組成。董事會是公司法人的經營決策和執行業務的常設機構,經股東會的授權,能夠對公司的投資方向及其它問題作出戰略決策,董事會對股東大會負責,在經營者財權中占主要地位,其擁有的財權主要有:財務決策權,包括投資決策權、中型融資權、財務信息披露權;財務監督權,包括對經理人的監督與評價;財務執行權,包括對股東會有關決議、制定有關投資方案、制定財務預算決算方案、制定利潤分配或虧損彌補方案、制定融資方案等。

經理人是公司業務的執行機關,負責處理公司日常經營事務。經理擁有的財權主要體現在:財務決策權,包括小額日常性投資權、小額流動資金融資權、日常資產交易處理權等;財務執行權,包括組織實施董事會有關決議、組織實施投資方案、融資方案、利潤分配方案等;財務監督權,包括對下級部門經理的監督。

但是由于經理層處于企業財權的中心,過度的賦予經理層財權也會形成內部人控制的問題。因此,經理層在享有一定權力的同時,必須承擔一定的責任,包括對股東、社會、員工的責任。

(三)員工的財權

按照利益相關者理論,企業賦予員工必要的財權,既有助于充分利用員工的人力資源,又有助于提高企業的財務績效。員工作為人力資本的供給者,其財權主要是財務收益權、參與財務決策權和財務監督權。

具體表現就是良好的工作和福利、身份歸屬感、良好的工作條件、能夠參與管理、希望企業長期生存發展。如富士康頻發的跳樓事件,使企業的管理模式、工作強度、職工社會保障及對職工權利的忽視等都在考驗著現代公司的管理模式。

(四)債權人的財權

債權人為企業投入債務資本,就要求從企業獲取剩余利息。由于債權人與企業雙方的利益非均衡性、目標不一致、信息不對稱和風險偏好不平等性等,就會導致企業的“后機會主義行為”,使債權人也存在著收不回本息的風險。為了降低風險,債權人就必須通過信貸合約、破產機制等制度參與企業財權的分配,對企業行為施加影響和約束。債權人應該享有重大財務決策權、財務監督權和收益分配權。如果企業處于破產清算狀態,重大財務決策權就由股東會轉移給債權人,因為這時債權人成了其事實上的主要風險承擔者,重大財務決策權應該由債權人享有。另外,也應該享有監督權和收益權。

在現實中,重視債權人在企業財權配置中的地位也有重要的意義。首先,如果債權人掌握了部分重要的財權就可以有效地監督股東(尤其是大股東)的行為,從而在保護自己利益的同時,也保護了中小股東的利益。其次,在股權分散的企業中,由于存在委托關系和信息不對稱,導致企業的重大決策權實際掌握在經營者手中,形成了內部人控制局面。債權人作為企業的出資者,如果恰當運用手中掌握的財權,就可以有效地監督經營者行為,抑制內部人控制。第三,有利于形成銀企之間的互動關系。我國企業的債權人主要是國有商業銀行。銀行將資金投入企業后,如果不能行使有效的財務監督權,易使企業在使用債務資金時不考慮或少考慮銀行的利益,從而產生銀行不良債權問題,打擊銀行向企業注入資金的積極性。反之,在企業財務治理權配置中若有銀行等債權人的一席之地,則可以有效地發揮它們的財務監督職能。這樣,不但能激發它們的投資熱情,還可以促使企業債務資金得到有效利用,最終形成良性、互動的銀企關系。

(五)供應商的財權

供應商是公司生產經營所需生產資料的供應者,他們的投資是由公司的產量或規模決定的,因而與企業密切相關。因此,供應商享有對公司財務的監督權,根據所了解的情況決定其供貨方式和收款方式,進而考慮是否給予銷售折扣、現金折扣。

(六)政府的財權

政府為企業提供公共環境資本(包括制度公共規則、優化信息指導、改善生態環境等公共產品)就要從企業征收稅收。由于信息不對稱和企業剩余收益的不穩定,也要承擔稅收風險,所以政府也應當取得相應的財權。

政府的財權表現:一是制定公共財務制度;二是執行公共財務制度。公共財務制度一般包含在公司法、稅法、證券法、企業破產法等法律中。公共財務制度的執行主要體現在稅收上,政府通過征稅,增加財政收入,維持運行,同時對公司財務活動進行監督。

公司稅收是政府稅收收入的主要源泉之一,公司經營不善與偷稅漏稅都會減少政府的收入,妨礙政府運行。另一方面,政府的稅收收入用于對公共環境的投資,優化投資環境,也會有利于企業的長遠生產發展,因此政府擁有適當的財權應該和企業形成良好的互動。

在利益相關者理論的邏輯下,將股東、經營者、員工、債權人、供應商、政府等利益相關者納入上市公司財權配置范圍,讓他們分享公司的財權,既實現了共同所有權的制度安排,還能促進企業的價值增長,企業專有性資源投入者的利益通過制度規范得到維護,這將有利于他們之間的長久合作。同時將他們置于公司財務治理的框架內,可以使他們之間的利益在同一個制度安排框架內得以協調和均衡。

【參考文獻】

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二、 文獻回顧

國內外關于高管離職原因的研究，主要集中在兩個方面，即公司業績和公司治理因素對高管離職的影響。公司業績方面：Warner和Watts（1988）、 Kaplan（1994）分別以美國、日本的上市公司為研究樣本，分析公司股票市場收益與公司高管離職的關系，均發現較差的股票市場收益表現增加了高管離職的概率。龔玉池（2001）、朱（2002）以中國上市公司為對象分析了會計業績對高管離職的影響，發現二者呈負相關關系。公司治理因素方面：Yermack（1996）對董事會規模與高管辭職的關系進行實證研究發現，公司的董事會人數較少時，首席執行官（CEO） 在公司業績不好時被解雇的概率較大。付榮和李芬（2009）研究發現獨立董事比例越高，高管離職的概率越大，而董事會規模越大，高管離職的概率越小。丁希煒和周中勝（2008）以滬深兩市1 084家上市公司為樣本，研究表明股權集中度、高管持股比例對高管變更的影響均不顯著，但當第一大股東持股比例低于50%時，前五大股東的股權集中度對高管變更具有顯著的正向影響。而張俊生和曾亞敏（2005）分析中國上交所上市的公司發現董事會會議次數、公司的領導結構對相對業績下降的公司的總經理變更具有顯著的解釋力，而董事會規模、獨立董事比例、股權集中度等其他治理變量與總經理變更沒有顯著的相關關系。其他方面：Morck（1988）等提出戰壕假設，即高管持股會增加其追求非公司價值最大化的動機，以滿足個人利益，并防止被解聘，即高管持股比例越高， 其離職的概率越小。Murphy（1999）研究了美國大型上市公司的高管離職現象，結果表明高管年齡對高管離職的解釋力要強于公司的經營業績，即年齡越高的高管越容易出現辭職的情形。張明（2011）研究了2010年4月前上市的公司高管離職問題，發現高管持股比例與高管離職的可能性存在倒U型的非線性關系。

從以上文獻綜述可以看出，雖然我國學者對高管離職原因的研究起步較晚，但發展迅速，對高管離職的影響因素研究從經營業績擴展到公司治理因素等多個角度。但國內學者的研究并沒有得出一致的結論，這可能與其所選樣本、變量等存在差異有關。關于創業板高管離職原因的研究，現有的文獻多停留在描述層面上，缺少數據的支持和深入的實證分析。

三、研究設計

（一）研究假設

借鑒現有的研究成果，結合創業板高管離職的特點，本文提出如下研究假設：

H1：高管年齡越高，離職的可能性越高。不同年齡段的高管對其職業生涯規劃不同，高管年齡是影響高管離職的重要因素。

H2：高管學歷越高，離職的可能性越低。高管的學歷能反映其認知能力、技能知識的高低，學歷較高的高管在職業選擇時更能與自身的意向相匹配，并且學歷往往與高管的組織能力、決策能力、解決復雜問題的能力以及承擔風險的能力相關，學歷較高的高管在工作中也更加得心應手，因此學歷越高的高管離職的可能性越低。

H3：高管任期越長，離職的可能性越低。隨著工作年限的增加，高管人員會積累更多的經驗和相關知識，有利于高管人員做出更為精準的決策，取得更好的經營業績。因此，高管在公司的任期越長，其離職的概率就越低。

H4：高管持股市值越高，離職的可能性越高。創業板上市公司對高管普遍實施股權激勵政策，加之創業板上市公司在股票發行時存在的“三高”現象（高發行價，高市盈率，高超募資金），使得獲取公司股權的高管在公司上市后個人財富迅速增加。依據現有規定，若高管持股后繼續任職，其在公司股票上市一年后才能轉讓所持股份，且每年轉讓股份數量不得超過其持有量的25%；若持股高管選擇在新股發行上市一年后離任，離任半年后可一次性減持所持股份的50%，相比繼續任職減持股份所獲收益增加一倍，離任一年后，所持股份全部解鎖。在上述情況下，若持股高管選擇繼續任職，則其需要較長時間才能將手中的股份財富變現，而公司經營及股票價格的不穩定性，使得滯后變現這筆財富的高管面臨較大風險，因此創業板高管就會有通過離職來減持更多股份來提前獲得更多股票收益的動機，持股市值越高的高管人員的離職動機越強。

H5：高管薪酬水平越高，離職的可能性越低。根據委托理論，委托人（股東）為了降低成本，往往與人（企業管理者）簽訂報酬―績效條約。管理者會努力提高經營業績以獲取較高的薪酬，實現自身利益最大化。而高管獲取的薪酬不僅是公司對其能力和價值的認可，也代表了公司對高管的重視和滿意程度，體現著高管在公司中的地位，這些因素影響著高管對公司的忠誠度，也是高管是否離職所考慮的重要方面。因此，高管薪酬構成了高管離職的機會成本，高管從公司獲得的薪酬越低，高管離職的機會成本就越低，高管離職的概率就會增加。

（二）樣本選取與數據來源

本文以2009年10月30日到2012年12月31日在創業板上市的355家公司的高管個人為樣本，研究其離職情況，剔除數據缺失值后共得到5 832個樣本。所有數據均來自國泰安數據庫以及深圳證券交易所網站上公布的各上市公司年度財務報告，國泰安數據庫中不全的高管離職數據通過手工整理財務報告得出。上市當年存在的高管的變量數據取自上市當年的年度報表，上市年度以后增加的高管的變量數據取自新增當年的年度報表。數據處理采用stata12.0軟件。本文研究的高管是指創業板上市公司的董事長、副董事長、董事、監事、總經理、副總經理、董事會秘書、財務總監、技術總監、營銷總監等高級管理人員。

（三）變量選取和模型構建

本文選取創業板高管離職變量為因變量，即創業板高管自公司上市之日起至2012年12月31日是否離職，即是否不再擔任公司高管，該變量為0-1分類變量，在設定期間不再擔任公司高管時值為1，仍繼續擔任公司高管時值為0。自變量的選取上，由于高管持股市值和高管薪酬數值較大，因此對這些變量設置了不同的數量單位，以便于對其進行分析，教育背景賦值：1=中專及中專以下，2=大專，3=本科，4=碩士研究生，5=博士研究生。文中各個變量的具體定義見表1。

由于本文的因變量是0-1分類變量，因此選用Logit模型對影響高管辭職的因素進行計量分析，模型設置如下：

LOGIT（Y）=β0+β1Age+β2EDU+β3Tenure+β4Share-value+β5Salary+β6First-share+β7 Size+β8IPOPE +β9ROA+ε 模型（1）

LOGIT（Y）=β0+β1Age+β2EDU+β3Tenure+β4Share-value+β5Share-value2+β6Salary +β7First-share+β8 Size+β9IPOPE +β10ROA+ε 模型（2）

四、 實證檢驗分析

（一）描述性統計

首先，本文按照高管的職位特征對離職情況進行了統計分析，如下頁表2所示。本文所選取的5 832個高管樣本中，離職的有786人，離職比例達13.48%。創業板出現離職現象較多的職位是董事、監事、副總經理和財務總監，董事長、副董事長發生的離職現象較少，考慮兼任的總經理情況后，總經理出現離職的比例也是較小的，僅為3.39%。

其次，對各變量進行描述性統計分析。創業板高管年齡均值為46歲，表明創業板高管總體偏年輕化；高管的受教育程度平均在本科以上；在任時間最短僅為2個月，平均任期為4年以上；創業板高管的持股市值最高達198.47億元，平均持股市值為1.17億元，可見創業板持股高管的股票財富之高；薪酬最大值為353.2萬元，均值為17.3萬元，存在薪酬為零的高管。控制變量中值得關注的是市盈率指標，最大值達到207.32倍，均值達到72.31倍，印證了創業板“三高”現象中的高發行市盈率情形的存在。

（二）回歸分析

通過下頁表2中的回歸結果可以看出，對模型（1）進行回歸后結果顯示高管持股市值與高管離職并沒有顯著的相關關系，因此猜想高管持股市值與高管離職并非線性關系，加入持股市值平方項即對模型（2）進行回歸，結果顯示高管持股市值系數為0.1516，在10%的水平上顯著，高管持股市值平方項系數為-0.0167，也在10%的水平上顯著，其他變量如高管年齡、學歷、任期、薪酬的回歸結果與模型（1）結果基本無差異，均在1%的水平上與高管離職概率顯著相關，支持H1，H2，H3，H5。根據模型（2）的回歸結果，高管離職與高管持股市值并非線性相關，而是呈倒U型關系。通過對持股市值進行簡單計算，可以得到倒U型的峰值為4.54億元，即持股市值低于4.54億元的高管，持股市值越高，離職的概率越高，而持股市值高于4.54億元的高管，持股市值越高，離職的概率越低。通過對樣本觀測值進行統計發現，持股市值超過峰值4.54億元的高管人數為356個，其中擔任公司董事長或副董事長有231個，發生離職的共有8人，僅占創業板離職總數1%。可見峰值后的負相關關系對創業板高管而言并非普遍現象，可以進行如下解釋，創業板上市公司大都是家族企業，這些企業的特點是家族內部成員參與企業經營管理，持有公司大量股份并擔任董事長等要職，并且很少發生除換屆、退休等客觀原因外的主動辭職，因此在考察高管套現動機時可以將這些高管排除在外。所以在考察高管套現動機時不考慮超過持股市值峰值的高管，那么高管離職概率與高管持股市值表現為顯著的正相關關系，支持H4，創業板高管離職現象表現出較強的套現動機。

（三）進一步分析

篇（4）

1976 年，Jensenand Meckling（1976）在依托MM理論關于公司所有者和管理者利益訴求博弈的基礎上，提出了理論。隨著企業經營權和所有權的分離，逐步形成了現代企業制度。但是，在當下企業和委托關系當中，擁有企業所有權的委托人和實際管理企業的人都是理性經濟人，他們所追求的都是自身效用的最大化，在企業的經營當中當企業的委托者和者發生利益上的沖突的時候，人就很有可能去違背甚至是去損害委托人而達到追求自身利益最大化的目的。隨之產生了一系列問題，如成本問題。實現企業的良好治理，實現企業成本的最優化，協調企業所有者和經營者的利益均衡分配，是當代企業治理研究的核心。公司治理是其中的關鍵問題，良好的的公司治理有助于企業的正常運營，維護企業各相關者的利益。其中公司的股利政策是公司治理理念下重要一環，并受公司治理機制的影響。股利政策是公司關于是否發放股利、發放多少以及何時發放的方針和政策，其實質是公司治理機制和運作模式的體現，是各方利益相關者對企業利益的博弈。股利政策是公司的管理層、股東、債權人、員工對公司利益再分配的訴求，一種利益的博弈，但這是一種非零和博弈。在公司特定的治理機制下，各方利益相關者根據自身的利益訴求，可以實現一種博弈利益的均衡，即公司特定的股利政策。可見，公司的股利政策并不僅僅是財務政策，也是公司治理的政策。

二、文獻綜述

近年來關于股利政策和公司治理的研究不少，一方面是關于公司股利政策的研究，另一方面是關于公司治理的研究，再者就是把二者聯系起來，研究他們之間的相關性和作用機制。梳理文獻，我們可以得出關于股利政策和公司治理關系的研究現狀是：

1.結果假說——認為隨著公司增加股利支付額或提高股利支付率，公司治理機制能得到更好地實施和貫徹，即股利支付與公司治理的關系是正相關的。Jensen Mecklin（1976）認為股利政策有助于管理者與股東之間和股東與債權人之間的沖突的緩解，最終達到節約管理成本的目的；Easterbrook（1984）也認作為作為能有效降低公司成本的一種體質，股利是一種有效公司治理機制的替代方式；La Porta （2000）等發現，股利還能在一定程度上去緩解企業的內部人和外部人之間的問題， 而且當外部投資者要求內部人以現金股利的形式分配留存收益有法律保障時，股利發揮的作用更加顯著；安玉琢（2009）以2004 ～ 2006 年滬深股市A 股上市公司為參考，進行實證分析，最終表明公司治理與股利政策有顯著性關系。鄒紅等（2005）根據2002年的582個上市公司樣本，采用多變量回歸分析方法來驗證提出的假設并提出優化模型，然后以2003年的417個樣本為依據，對提出的優化模型進行了測試，從而進一步的地驗證影響股利因素；這個結果表明了中國上市公司特殊的治理結構對股利政策的選擇有著極其重要的影響。

2.替代假說——認為隨著公司增加股利支付額或提高股利支付率，公司治理機制并不能得到更好地實施和貫徹，即股利支付與公司治理的關系是負相關的。Holde（2002）論證股利的替代假說，即良好的公司治理實踐就足夠保護投資者對抗征用，減少了股利支付的必要性；Farinha（2003）認為在面對高的成本情況下，公司治理扮演著很重要的角色，股利支付和公司治理的內外方面呈負相關。方芳等（2004）通過調查結果顯示，管理層持股對于成本高的公司發放股利起改善作用。而成本低的公司中，股利支付并沒有什么影響。陳洪濤、黃國良（2006）再成本理論基礎上，采用回歸分析，對2003年752家上市公司股利分配政策的影響因素進行了實證檢驗。研究結果表明：每股凈資產、凈資產收益率、股權多少等影響上市公司的利分配，負債多少對股利支付并沒有影響。

三、綜合評述

公司治理體系是在公司治理評價系統原則下的股東行為、董事會、監事會、經理層、信息披露以及利益相關者六個維度的統一體，并通過這六個方面的有效性來衡量公司治理體系。通過文獻梳理，可以得知股權結構的集中與分散程度對股利政策有顯著影響；董事會的規模與監事會與股利政策呈正相關關系；公司董事長和總經理的聯系程度、信息披露程度，都與股利政策正相關。總體而言，公司治理層的特征對股利政策存在重要的影響力。

發達國家是市場的自由化程度高和相關理論成熟的環境下，對公司治理和股利分配的相關性進行研究的，也在是基于在理論的基礎上進行的。而我國關于公司治理和股利分配的相關性研究并不系統，局限于單一的某一方面，也忽略了我國資本市場自身特點和我國特殊背景和經濟體制、經濟結構。因此，在以后先關領域研究中更加著重研究公司治理和股利政策的系統聯系；一是要更加系統和全面，著重實證分析，二是借鑒國外學者關于公司治理機制和股利政策相關性的理論研究和實證研究。（作者單位：四川農業大學經管學院）

參考文獻：

[1]Jensen，MichaelC，William H，etal. Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Cost and Ownership Structure [J].Journal of Financial Economics，1976.

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中圖分類號：F045文獻標識碼： A

引言

近年來，國內高速公路工程市場總體飽和，競爭日漸加劇，市場對施工企業的成本控制能力提出了更高要求。路面工程項目工期緊湊，石料、水泥、瀝青、機械、勞務等資源需求量大，施工企業不可能靠一己之力完成整個項目的實施，必須依靠供應商提供各類資源和服務，在雙贏理念的引導下，將供應商的管理納入到項目成本控制體系中來，確保項目成本控制目標的完成，以實現企業的預期利潤。

1 供應商管理在路面施工項目成本控制體系中的作用

1.1路面施工項目供應商分類

路面施工項目供應商主要分為材料供應商、設備供應商、附屬工程供應商、勞務供應商等四類。其他還有保險服務供應商、技術咨詢服務供應商等。

材料供應商分為主要材料及其他材料，主要材料包括完成路面主體結構施工的各種砂石料、水泥、瀝青、礦粉等，其他材料為主體結構之外的附屬設施需用的鋼筋、排水構件、通信硅芯管、鍍鋅鋼管等。設備供應商分為拌合加工設備和其他生產設備，拌合加工設備主要指瀝青拌合樓、水穩拌和機，其他生產設備包含攤鋪機、壓路機、裝載機、運輸車等。附屬工程供應商指具有相應資質、為項目進行除主體工程外的附屬工程施工的合法分包企業，一般包括路緣石、邊溝、封層、中分帶等。勞務供應商分為兩類，一類指為施工項目前場攤鋪作業提供技術工人的企業，另一類指在附屬工程施工中只提供人員不提供材料及設備的企業，即包清工。

1.2 供應商管理的作用

通過路面施工項目供應商分類可以看出，路面項目供應商管理涵蓋成本控制因素中的“工、料、機”三個方面（注：這里的‘工’單指前場作業工人，不包含項目自有的管理人員）。一般路面工程項目材料成本占總成本的比重為65%～70%，機械成本占15%～20%，勞務成本占1%～3%左右。因此，項目供應商管理的范疇占整個項目成本的比重達80%以上，可以說項目供應商管理貫穿了項目管理工作的始終，是項目成本控制體系中起決定意義的環節，供應商管理工作的成效，對項目成本目標的完成意義重大。

2 供應商的選擇

供應商選擇的總體原則，應從項目特性及自身需求出發，除報價因素外，選擇資質符合、信譽良好、管理規范、履約能力強的供應商。供應商選擇的目標是：在確保提品或服務質量的前提下，使項目成本為最低。

2.1 材料供應商的選擇

2.1.1 路面工程材料供應現狀

材料成本占項目總成本的比重最大，因此材料供應商的選擇是重中之重。在以往的項目管理理論中，要求選擇材料供應商必須采用招標方式，以此降低材料采購單價，保障供應能力。而在目前的路面工程項目管理實踐中，招標方式往往是業主方選擇路面上面層碎石、瀝青材料供應商時采用，施工企業由于受項目所在地的條件限制，對基層碎石、水泥、中下面層碎石等主要材料無法進行有效地招標采購。由于現在高速公路項目的飽和，新建項目有向山區發展的趨勢，而路面工程對材料質量標準要求高、供應期短、需求量大，再加上國家對石料開采審批的嚴格控制，因此進駐施工現場后，往往找不到成規模的石料廠，面臨幾乎沒有材料可進的困難局面，在這種情況下，要保證項目成本目標的同時選擇材料供應商成了重大考驗。

2.1.2 競爭性談判選擇材料供應商

現階段上述三種主要材料的供應商選擇，主要以競爭性談判為主。競爭性談判采購方式的特點是：一是可以縮短準備期，使產品能盡快進行生產和供給。二是減少工作量，省去了大量的招標、評標、開標工作，有利于提高工作效率，減少采購成本。三是供求雙方能夠進行更為靈活的談判。

2.2 設備供應商的選擇

路面施工項目中，瀝青拌合設備及水穩拌合設備一般為自有設備，只有在特定情況下，如工期緊張而自有設備調配不足，或工期延長導致采用自有設備使混合料加工攤銷平均單價過高等情況下，才使用設備供應商提供的拌合設備。通常情況下路面施工項目的設備供應商管理只涉及一般生產設備，如攤鋪機、壓路機、裝載機、瀝青轉運車、運輸車等。目前國內市場設備供應商數量較多，應選擇有過良好合作經歷、管理規范的的企業。

2.3 附屬工程供應商的選擇

路面工程項目附屬工程一般占整個合同金額的20%左右，項目自身精力主要圍繞主體工程施工，而附屬工程一般靠供應商完成。選擇好的供應商，不僅在工程進度上能夠保障主體施工的工期目標，也能對附屬工程成本控制起到積極作用。在供應商選擇上，首先要重視其資質及合法性，否則就是違法分包，給項目造成經營風險，現在國家的工程審計力度日益加大，因此這一點應該引起足夠重視。其次要了解其資金實力，項目實施過程中，由于種種原因業主計量款總是不能及時辦理或支付，要求供應商自身必須有一定的墊資能力，以確保工程施工不受影響。另外要考慮到地方關系的協調，可以將部分附屬工程交給當地的供應商完成，這些供應商在完成工程施工的同時，可以輔助項目進行地方關系的協調工作，能夠在在一定程度上保證整個項目的大環境不受外界干擾。

2.4 勞務供應商的選擇

根據建設部《關于建立和完善勞務分包制度發展建筑勞務企業的意見》（建[2005]131號）規定，至2008年6月底，所有企業進行勞務分包，必須使用有相應資質的勞務企業，禁止將勞務作業分包給“包工頭”。因此項目在選擇勞務供應商時，必須選擇有資質的企業，以避免項目合同風險。施工企業一般都有自己合作已久的勞務隊伍，企業可以協助這些隊伍辦理相關資質或組建自有的勞務公司。路面工程項目勞務供應主要是前場攤鋪和部分附屬工程施工，攤鋪施工對路面主體施工質量影響較大，擁有一批技術熟練、配合默契的技術工人能夠在一定程度上保障路面攤鋪質量，因此該項勞務供應商應盡量保持穩定。

3 供應商的控制管理

3.1 供應商控制管理的目的

供應商控制管理的目的，就是通過一系列的管理方法，確保供應產品或服務的質量，供應時間滿足生產進度需求，完成項目成本控制目標。

3.2 供應商控制管理的方法

3.2.1 競爭性控制

供應商競爭性控制管理在項目主要材料采購中得到很好的體現。項目根據自身情況，直接邀請三家以上供應商就采購事宜進行談判。跟一般競爭性談判不同的是，項目材料供應商競爭性談判最終不一定只確定一家供應商，項目實踐表明：2～3家材料供應商是較好的供應模式，不僅在材料供應單價上有競爭性，也能在總的供貨能力上符合路面材料需求期短、需求量大的特性。材料供應商競爭性談判的目的是，通過調劑各家供應商的不同供給配額，掌握材料單價談判的主動性，從總體上降低項目采購材料的平均單價，同時又確保了材料供應量，避免各個供應商產能不足的風險，以滿足生產進度需要。

在附屬工程供應商管理中也可以采用競爭性控制。將一項工程量較大、工期要求較緊的附屬工程交由兩家供應商共同完成，使兩家供應商在工程質量、施工進度上彼此形成競爭關系，不但能確保項目總體施工進度的完成，在一定程度上也降低了項目管理成本。

3.2.2 合同控制

合同控制主要通過雙方已簽訂生效的合同條款來約束供應商的履約行為。項目實踐表明，合同宜盡早簽訂。現階段工程建筑市場各項資源價格總體呈上漲趨勢，有些項目管理者盲目判斷，簽訂合同時一拖再拖，認為能通過對供應商的支付控制來達到降低合同價格的目的，而實際到最后由于供應商的成本隨市場各類資源價格的上漲也不斷增加，供應商為保證自身利益，在合同談判時保持強硬立場，最終確定的合同價格往往比預先談判的要高，從而增加了項目成本。

因此，對供應商進行合同控制的前提是合同的盡早簽訂生效。制定支付條款時，即保證供應商有足夠資金進行生產供貨，同時和產品供應質量、供應數量及供應時間相結合，確保項目的生產需要。對違約行為必須予以明確，加大供應商的違約成本，促使供應商在合同協議內完成己方義務。

3.2.3 管理外延

管理外延是與供應商的合同關系中施工項目自身的責任和義務。在材料供應商進行材料生產、供貨期間，項目應派遣質檢人員在供應商生產地駐守，全程監控供應商的生產過程，將材料的質量隱患消除在生產環節，在一定程度上也降低了供應商的廢品損失成本。項目應保持和設備供應商的信息交流和共享，為滿足項目生產新工藝的要求，協助設備供應商進行設備改造和革新。附屬工程施工現場應有項目技術人員進行管理和指導，不僅監控供應商的施工質量及施工進度，同時幫助供應商進行成本控制。

3.2.4 供應商的評價和激勵

對供應商的評價是實施供應商激勵機制的前提。供應商評價指標主要有產品質量、供貨時間、生產進度、協作配合等，評價方法有定性評價和定量評價，評價周期根據路面工程項目的特性宜以季度為單位，對供應商的評價工作主要由項目合約主管部門完成。

現階段施工項目管理中，項目與供應商之間已經超越了買賣關系，而形成了雙方共同努力、謀求共贏的合作伙伴關系。激勵機制能夠提高供應商服務水平，降低項目采購風險。對供應商的激勵分為獎勵性激勵和懲罰性激勵，獎勵性激勵可以體現為書面表揚、頒發證書或錦旗、現金或實物獎勵、增加供貨數量、延長合作等，懲罰性激勵體現為罰金、減少采購數量、終止合作等，項目根據供應商評價結果選擇相應的激勵措施。

4 現階段供應商管理存在的局限和問題

現階段供應商選擇存在著一定局限性，如項目所在地具備規模的地材供應商較少，無法形成競爭規模，材料單價談判往往處于被動局面，供貨數量和質量也都難以保證。另外施工項目進駐現場后，各種社會關系隨即蜂擁而至，干擾了項目正常的供應商選擇工作，對項目成本管理也造成了巨大壓力。另外從施工項目的角度來說，不能僅僅關注于項目自身的利益最大化，要幫助供應商共同發展，及時分享信息，及時溝通，形成一個利益整體，謀求共贏。

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中圖分類號：DF411.91 文獻標識碼：B文章編號：1008-925X（2012）11-0074-02

1 公允價值概述

1.1 公允價值概念： 1970年，美國注冊會計師協會在其會計原則委員會報告收第四集，將公允價值理解為：當在包含貨幣價格的交易中收到資產時所包含的貨幣金額，以及在不包含貨幣或貨幣要求權的轉讓中的交換價格的近似值。這可能是對公允價值的最早定義。

現行國際會計準則對公允價值的定義為“公平交易中，熟悉情況的當事人自愿據以進行資產交換或負債清償的金額2。

1.2 公允價值的發展： 全面歷史成本計量模式，歷史成本和公允價值并用的混合計量模式以及全面公允價值計量模式這三種計量模式清楚的劃分了衍生金融工具計量理論發展的三個階段：全面歷史成本計量模式階段；歷史成本和公允價值并用的混合計量模式階段；衍生金融工具的全面公允價值計量模式的階段。

在歷史成本和公允價值并用的混合計量模式階段，該階段的計量模式突出了會計信息質量特征的相關性，但是對金融資產和負債按企業持有的目的和意圖進行分類，使得企業管理當局有了通過選擇不同的分類來操縱利潤的可能性，同時這種分類在實務中也很難操作。盡管混合計量模式仍有種種弊端，但是現實中金融市場還欠發達，并且衍生金融工具在創新中組合和融全以及計價技術的發展還沒有使估計的可靠性達到不會影響財務報表公允表述的程度，這就是說全面公允價值計量還沒有出實基礎，因此歷史成本和公允價值并用的混合計量模式是必然的選擇。

2盈余管理概述

2.1盈余管理概念：

會計學界對盈余管理有不同的定義。有褒義的，有貶義的，也有中立的。

盈余管理是指企業管理當局出于某種動機，利用法規政策的空白或靈活性，通過各種手段對企業的盈余進行調節的行為。從本質上講，盈余管理顯然是一種利潤操縱行為，但利潤操縱是通過違法的手段弄虛作假，人為地造成利潤的增加或減少；而盈余管理則是在在準則和會計制度允許的范圍內，選擇適當的會計政策以尋求有利于自己的財務結果。該定義既有貶義又有中立性。

2.2盈余管理采用的主要手段

（1）虛假確認收入。（2）虛假確認費用。（3）利用資產減值準備。（4）虛擬資產。

總之，盈余管理采用的主要手段主要表現在資產取得，資產減值，收入確認上。

2.3公允價值計量與盈余管理關系

公允價值存在一些缺陷，從信息的觀點來看，會計數據向投資者傳遞信息，信息作用的結果改變了投資者的預期，進而影響投資者對公司價值的評估和市場定價。

而企業為了獲得更多的利益，就利用了公允價值上缺陷，來進行利潤操縱，進行盈余管理。

3公允價值計量對盈余管理影響

3.1資產計量

3.1.1資產取得： 企業在取得固定資產過程中及交付使用前發生的相關費用，都要作為原價入賬。這種確定方法只適用于新固定資產，而將取得舊固定資產過程中發生的運雜費、包裝費、安裝調試費及成本再加入原價入賬則不合理。因為取得舊固定資產只是所有權單位之間的變更，其價值及使用價值不會因轉讓而增加，其價值也不應因此而增加。如果將接受轉讓固定資產的賬面價值增加、實際價值和賬面價值相背離的情況，而且這種情況會隨著固定資產轉讓次數的增加而越來越嚴重，從而造成企業資產負債表中固定資產的價值虛增，為盈余管理提供了空間。

3.1.2資產減值： 在現行準則的基礎上，新的資產減值準則有很多變化，這些新的變化將從以下幾個方面對企業通過計提資產減值準備進行盈余管理的行為產生抑制。

從總體上來看，新準則擴大了資產減值的計提范圍。

從細節上看來， 新準則在計提基礎、確認標準、計量標準和操作步驟方面較現行準則做出了更加詳細的規定。

（3）新準則規定資產減值不能轉回。這是對現行準則的一個較大調整。

3.2收益計量： 舊會計準則，企業可以利用存貨發出計價方法變更盈余管理。存貨發出計價方法包括個別計價法、先進先去法、后進先出法、加權平均法、移動平均法，企業可以根據需要選擇其中的一種。不同的計價方法計算出來的銷售成本會有所不同，從而影響企業的當期利潤。其具體表現在：期未存貨計價過低，當期利潤因此而相應減少；期未存貨計價過高，當期利潤因此而相應增加；期初存貨計價過低，當期利潤因此而相應增加；期初存貨計價過高，當期利潤因此而相應減少。因此，舊會計準則有關存貨發出計價方法在規定為上市公司提供了盈余管理的空間。

4 公允價值計量啟示與展望

4.1公允價值是會計計量的必然趨勢： 引入公允價值是與國際會計準則接軌的必然趨勢，也是資本市場發展的必然要求。上世紀90年代以來，隨著衍生金融工具的大量產生，人們日益關注對企業商譽、衍生金融工具等資產和負債的確認和計量。由于歷史成本計量的會計信息缺乏相關性和及時性，使得現行財務報告過度關注歷史、成本和利潤，忽視未來、現金流量和價值。公允價值會計因其潛在的高度相關性，受到人們的高度重視，其運用已經從金融工具擴展到傳統領域。2007年1月1日，我國已實施了新的會計準則，公允價值在上市公司再次推行，按照新的準則，債務重組、非貨幣易、投資性房地產、非控制下的企業合并等具體準則都用到了公允價值。公允價值在新準則中被大量采用。

篇（7）

近幾年來，隨著市場經濟體制的逐步完善以及資本市場的蓬勃發展，我國的證券市場經歷了不斷規范和成熟的發展歷程，上市公司在資本市場中所占有的重要地位使得上市公司的管理問題在我國資源配置中起到至關重要的作用。而在上市公司的管理問題上，盈余管理的重要性日益凸現出來。由于盈余管理的動機來源于追求私人利益最大化，所以盈余管理在一定程度上扭曲了會計信息，嚴重時可造成會計信息失真，影響證券行業的有序發展。據此盈余管理所反映的不僅是會計行為，也是一種管理行為，上市公司會計信息系統作用的充分發揮需要企業內部科學的組織管理以及正確的引導和控制。因此，研究公司治理結構對盈余管理的影響具有重要的理論和現實意義。同時，雖然近年來盈余管理一直是財經領域研究的熱點，但是我國的研究都主要從公司治理結構的某個因素，如董事會，監事會，第一大股東，最終控制人等入手研究了盈余管理的個別決定因素，而沒有對公司治理結構中各重要要素對盈余管理的影響作全面的分析，本文在前人研究基礎上擬作進一步研究。

一、研究設計與樣本選取

1、研究設計

本文的主要目的是對公司治理結構對盈余管理的影響進行實證分析，因此首先對盈余管理進行測度，本文選取上市公司2009年年報數據對操作性利潤模型的盈余管理程度進行定量的分析。

2、我國上市公司盈余管理的測度

（1）總體應計模型

會計學界一般認為，會計盈余（NI）可以拆分成為經營現金流凈值（CFO）與總體應計利潤（TA），NI=TA+CFO。而其中總體應計利潤又可以拆分成為可操作性應計利潤（DA）和非操作性應計利潤（NDA），TA=DA+NDA。盈余管理就是針對可操作性應計利潤進行操縱，而非操作性應計利潤的分析與模型的選取就成為分析可操作性應計利潤的關鍵。

（2）非操作性應計利潤模型――模型選取

根據文獻對非操作性應計利潤的計量有五種模型，本文選取了其中的瓊斯模型作為對非操作性應計利潤進行計量。

但是由于我國證券市場成立于1990年，到目前為止都比較年輕，并且我國會計制度以及證券市場本身現階段還存在諸多缺陷，所以本文選取的模型為橫截面瓊斯模型，該模型放棄了原有瓊斯模型的時間序列作為參數估計而使用橫截面數據對參數進行估計，以下為橫截面瓊斯模型的表達式：

NDA/At-1=a（1/At-1）+b1（PPE/At-1）+b2（REV/At-1）；

其中各變量意義解釋如下：

①NDA―第t年（本文選取為09年）年度非操作性應計利潤；

②At-1―第t-1年（本文選取為09年）年度總資產；

③PPE―第t年年度固定資產原值；

④REV―第t年與第t-1年年度主營業務收入之差；

其中的a，b1，b2由以下模型最小二乘法線性回歸估計得出：

TAt-1/At-1=a（1/At-1）+b1（PPE/At-1）+b2（REV/At-1）+e

其中各變量意義解釋如下：

①TAt-1―第t年年度應計利潤；

②e―誤差項；

（3）非操作性應計利潤模型――參數估計的樣本選取

本文對以上瓊斯模型的參數估計的樣本選取了2009年A股的1461家上市公司，剔除了數據不全的91家和瓊斯模型不適用的金融行業28家，本文得到以下歸類，見表1。

根據SPSS 13.0的回歸分析，可以得到各行業以下數據，見表2。

從表2可見，在擬合優度上，各個行業之中工業，公共事業和商業具有較好的擬合優度，說明以上三個行業模型能較為準確反映盈余管理的程度。而其他兩個行業具有較差的擬合優度，故剔除其他兩個行業。

方差分析結果上，各個行業在5%顯著性水平上均可以認為回歸模型是具有線形關系。

在回歸系數檢驗上，在5%顯著性水平上房地產行業的1/Ait-1項目，e項目；工業行業的1/Ait-1與PPE/Ait-1項目；商業的PPE/Ait-1和e項目；公共事業的e項目；綜合行業的REV/Ait-1沒有通過檢驗，其余項目均通過檢驗。在10%顯著性水平上房地產行業的1/Ait-1項目；工業行業的1/Ait-1與PPE/Ait-1項目；商業的e項目；綜合行業的REV/Ait-1沒有通過檢驗，其余項目均通過檢驗。

故本文得出工業，公共事業以及商業的瓊斯模型，見表3

下面我將運用這里得出的測度NDA的瓊斯模型來測度上市公司的DA，從而進一步分析上市公司盈余管理的決定機制。

3、樣本選擇

根據國內外學者的有關文獻，發現公司盈余操作程度越高，就越有可能被注冊會計師事務所出具保留意見（李爽，吳溪，2003①；徐浩萍，2004②）。基于前人的研究成果上，本文得到第1個假設：被注冊會計師事務所出具了非標準審計意見的上市公司比被出具了標準無保留審計意見的上市公司盈余管理的程度大。因此本文選取的樣本為2009年年報被注冊會計師出具保留意見，保留意見加解釋段與無法表示意見的上市公司29家。

樣本選取的會計師事務所對2009年年報出具保留意見或者無法表示意見的29家公司中，按照上文分析，選取擬合優度高的三個行業：工業，商業和公共事業的上市公司作為樣本，因此提取實際樣本22家（均為A股上市公司）。

4、研究假設

本文借鑒國內外學者的研究思路，選擇董事會，監事會以及股權結構兩個方面進行研究。由于以上兩個方面是公司治理結構中最重要的兩個方面，而且相對來說在年報當中披露較為完整，數據也相對準確。

（1）董事會，監事會與盈余管理

董事會規模上，大部分國內上市公司并沒有設立專門委員會，董事的分工不明確，過大的董事會規模使得成員之間溝通的成本增加，降低盈余管理的監督效率。內部董事比例上，由于內部董事人員在公司內部擔任行政職務工作，可能會造成董事會與經理層職能混淆不清。使得董事會對經理層盈余管理等行為的監督以及控制失效。在董事長兼職總經理二職合一上反映了公司董事會的獨立性，由于二職可能發生沖突，在國內外文獻中反映出來的現狀是有盈余管理的公司，最高管理者同時擔任董事長和總經理的幾率較高（王化成，佟巖，2006③；Fan et al.，2008④）。在監事會規模上，我國學者發現監事會制度在公司財務報告舞弊上沒有發揮作用，而且發生財務舞弊的公司具有更大規模的監事會的幾率反而較大。因此，本文提出以下假設：

假設2：董事會規模與盈余管理程度正相關

假設3：內部董事比例與盈余管理程度正相關

假設4：二職合一與盈余管理程度正相關

假設5：監事會規模與盈余管理程度正相關

（2）股權結構與盈余管理

在國家股持股比例上，國家作為企業的所有者，但是委托行政機關沒有真正的積極性去對企業進行監督，因為對公司利潤沒有索取權利，缺乏足夠的動力去有效評價和監督管理者，從而產生內部人控制。法人股比例上，由于法人股無法流通，他們只有通過其他方式來獲取股權價值，所以也具有強烈的盈余管理動機。流通股比例上，由于流通股為法人股和國家股比例總和的殘存，因此流通股比例的上升代表了盈余管理的下降。第一股東持股比例方面，我國上市公司的一股獨大的情況很明顯，使得公司實際上由內部人控制，增加盈余管理的可能性。主要股東持股對第一股東有抑制作用，所以減少了盈余管理的可能性（劉立國，杜瑩，2003⑤；Katherine Schipper，1989⑥；）

假設6：國家股比例與盈余管理程度正相關

假設7：法人股比例與盈余管理程度正相關

假設8：流通股比例與盈余管理程度負相關

假設9：第一股東持股比例與盈余管理程度正相關

假設10：主要股東持股比例與盈余管理程度負相關

（3）控制變量

資產負債率與代表公司規模的總資產的對數作為控制變量存在。

二、變量設置與描述性分析

本文將對公司治理結構構成與盈余管理具有某種相關性進行實證分析，選取軟件為SPSS 13.0，涉及的相關變量見表4。

從上表中可以得出有關樣本公司的可操作應計利潤絕對值的平均值為836181627.3712，處于1億到10億之間，標準差為1461690607.73440，極差為6365569232.47，相對于公司的總資產等相關指標，本文得出結論：樣本公司的確存在明顯的盈余管理行為，假設1成立。

三、回歸分析

以代表盈余管理大小的可操作應計利潤EM為因變量，以總資產對數、資產負債率為控制變量，其他變量作為解釋變量用SPSS進行多元回歸分析，可以得到復相關系數R=0.667，判定系數R Square=0.445，D.W值為2.787，說明模型具有一般的擬合優度，可以反應公司結構對盈余管理的影響，但不全面。通過對模型進行方差分析，可以看出，模型可以通過10%顯著性水平檢驗，但是不能通過5%顯著性檢驗，在一定程度上可以說明模型具有線性關系。

根據表6，可以得到在回歸系數以及常數檢驗上，通過5%顯著性水平檢驗的有以下指標：董事會人數，監事會人數，流通股比例，第一股東持股比例，主要股東持股比例。其他指標剔除。

與盈余管理相關的指標有以下：

1、由于解釋變量――董事會人數的系數檢驗中Standardized Coefficients BETA=-.486，所以董事會人數與盈余管理程度呈現負相關。與假設1相反，說明董事會人數越多，盈余管理的程度越低，引起的原因可能由于董事會人數的增加但是由于某種原因使得董事會之間的信息相對對稱化，加上分工的相對明確導致。

2、由于解釋變量――監事會人數的系數檢驗中Standardized Coefficients BETA=.621監事會人數與盈余管理程度呈現正相關。與假設5一致。

3、由于解釋變量――流通股比例的系數檢驗中Standardized Coefficients BETA=-1.441流通股比例與盈余管理程度呈現負相關。與假設8一致。

4、由于解釋變量――第一股東持股比例的系數檢驗中Standardized Coefficients BETA=-1.118第一股東持股比例與盈余管理呈現負相關。與假設9相反，由于與假設10是互斥的，而且在回歸系數檢驗上主要股東持股比率的t值相對較高，本文有理由相信是由于數據不精確造成的。

5、由于解釋變量――主要股東持股比例的系數檢驗中Standardized Coefficients BETA=-1.105主要股東持股比例與盈余管理呈現負相關。與假設10一致。

6、由于系數檢驗中，其他解釋變量未通過5%顯著性檢驗，所以本文認為其他變量與盈余管理程度相關性不明顯。

四、政策建議

根據本文實證分析部分，表明了我國上市公司中盈余管理行為是比較普遍的，要減少盈余管理的程度從公司結構治理上著手是可以收到效果的，具體來說：

1、在董事會和監事會結構上面要減少監事會人員數量，真正落實監事會在對董事會以及經理層的監督機制；盡可能的減少董事會，經理層以及監事會之間的信息不對稱；加強自身職業素質減少所面臨的道德風險。

2、在股權結構上要增加流通股的比例，減少國有股和法人股的比例，對進行股權結構進行優化。根據相關文獻，應該建立以法人股為主體的多元股權結構，強化股東的控制權，維護股東的合法利益。

3、在股東大會表決權制度上完善分類表決制度，保護中小投資者的利益

注釋：

①李爽,吳溪.盈余管理、審計意見與監事會態度:評監事會在我國公司治理中的作用[J].審計研究,2003,1:8-12.

②徐浩萍.會計盈余管理與獨立審計質量[J].會計研究,2004,1:44-48.

③王化成,佟巖.控股股東與盈余質量――基于盈余反應系數的考察[j].會計研究,2006,2:66-74.

④Fan,J.P.H.,T.J.Wong.Corporate Ownership Structure & The Informativeness of Accounting Earnings in East Asia [J].Journal of Accounting & Economics,2008,Vol.33:401-425.

⑤劉立國,杜瑩.公司治理與會計信息質量關系的實證研究[J].會計研究,2003,2:28-36.

篇（8）

一、上市公司資產減值實務概述

在2006年新頒布的會計準則體系中《企業會計準則第8號——資產減值》相對于原準則的相關規定有了進一步的完善和充實，其變動主要具體體現在以下方面。

（一）減值測試頻率的改變

新準則規定，企業在有確鑿的證據表明資產存在減值的跡象時，應當進行資產減值測試，估計資產的未來可收回金額。但是，對于使用壽命不確定無法進行攤銷的無形資產和由于企業合并而產生的商譽，無論是否存在減值跡象，都至少應于每年年度終了時進行減值測試。

（二）適應范圍的擴充

新準則引入了資產組和總部資產的概念，這一做法充分借鑒了國際會計準則有關現金單元的定義，只是加入了中國特色：企業對單項資產的可收回金額難以進行估計，應當以該資產所屬的資產組或者為基礎確定資產組的可收回金額。而總部資產計提方法的明確則更完善了這一規定，總部資產是指企業集團或事業部辦公樓、數據處理系統等難以脫離其他資產或者資產組而單獨產生現金流入的資產，對于這部分特殊資產減值準備的計提分擔，新準則作了較為具體的規定。

另外，新準則還特別明確了商譽的減值準備計提方法。商譽應當與其相關的資產組或者資產組組合相結合進行減值測試。這些相關的資產組或者資產組組合應當是能夠從企業合并的協同效應中受益的資產組或者資產組組合。

（三）資產可收回金額估計方法的明確

新準則規定，資產可收回金額的估計，應當按照資產的公允價值減去處置費用后的凈額與資產預計未來現金流量的現值兩者之間較高者確定。在新準則的制定中，考慮到不少固定資產、無形資產等的銷售價格較難獲得，因此，將銷售價格更改為了公允價值，使資產的可收回金額相對容易得出。

（四）資產減值損失轉回的禁止

按照原準則，前期已確認的資產減值損失如果在以后會計期間恢復的，企業可以按照恢復的金額，在不超過已確認減值損失金額的范圍內，予以轉回，計入當前損益。這個規定從一定程度上給企業利潤操縱提供了發揮的空間。新準則對資產減值的轉回作了禁止性規定：前期已確認的資產減值損失一經確認，在以后會計期間不得轉回。此法借鑒的是美國會計準則（GAAP.US）。

二、上市公司利用資產減值準備操縱利潤的表現形式

由于與資產減值準備相關的會計準則界定模糊，并具較大靈活性，所以資產減值準備的計提、轉回等在某些上市公司的年報中挑起了制造利潤的大梁，成為上市公司調節利潤的法寶。具體表現如下：

（一）少提資產減值準備，增加企業利潤

按規定，上市公司應當定期或者至少于每年年度終了，全面檢查各項資產，對可能發生的各項資產損失計提資產減值準備。其本意是促使上市公司遵循謹慎性原則，糾正過去或有損失計提不足導致的“利潤泡沫”，夯實期末資產的真實價值和盈利能力，降低財務風險。但該項規定對“微利”特別是“避虧”類上市公司，則生死攸關。該類公司瀕臨虧損的邊緣，財務狀況持續惡化，期間費用大幅增加，若再據實計提八項資產減值準備，其結果肯定會造成當期的全面虧損。只有該提的減值準備不提或少提，才能避免當期的凈虧損而逃過“生死大劫”。

（二）多提資產減值準備，減少企業利潤

多提資產減值準備，“大洗澡”，即集中在某一年度巨額計提利潤，造成當年巨虧，來年可輕裝上陣，不提或少提減值準備，為來年扭虧做準備，這種現象普遍存在。

（三）當期計提減值準備后，以后期間少確認成本費用以增加利潤

當期利潤穩健了，以后期間利潤卻并不穩健。比如存貨，計提存貨跌價準備使得當期利潤計算偏低，期末存貨成本減少，會導致以后期間銷售成本偏低，從而使利潤反彈。比如固定資產，計提減值準備后賬面價值減少，在折舊率、折舊方法、殘值率不變的條件下，以后各期因折舊額減少而使得利潤額增加。這種盈余管理無需通過大量沖回減值準備即可實現，具有更強的隱蔽性。

三、防止利用計提資產減值準備操縱利潤的措施和建議

(一)完善公司治理，加強內部監管

在上市公司內部從上到下分別建立監事會、審計部，它們分別向股東大會和董事會負責，企業資產減值準備提取業務內部審計監督應該是這樣的：由各部門互相牽制而確定的資產減值準備先由審計部進行審計，報董事會批準；根據重要性原則的要求，計提的減值準備對財務報告有重要影響的減值準備由監事會審計、監督。同時報股東大會批準，保證在整個資產減值準備的提取過程中得到監事會充分的監督；同時計提的減值準備在財務報告中予以充分的披露。從而確保計提減值準備金額的客觀性和正確性。

(二)大力提高會計人員素質

資產減值會計的運用需要會計人員有較強的職業判斷能力。職業判斷能力是會計人員綜合素質的反映，它不僅需要會計人員對會計理論和會計方法的準確理解和掌握，也需要對企業客觀經濟環境和經營目標進行全面深入了解。

(三)加強中介機構的審計作用

注冊會計師的審計可以說是防止企業會計造假的最后一道防線。但由于審計在很大程度上是依賴于職業經驗和專業判斷。而計提資產減值準備會涉及很多主觀判斷，以一種主觀上的判斷去判斷另一種主觀上的判斷是否合法公允，因其標準難以客觀固定。必然增加審計風險。因此注冊會計師應當以應有的職業謹慎態度計劃和實施審計工作，獲取充分、適當的審計證據，以評價被審計單位管理當局對資產減值準備的計提是否合理、披露是否充分。

(四)進一步完善資產減值準則，加強明晰性和可操作性

在我國目前強調會計信息可靠性的情況下，不允許轉回資產減值是現實的選擇，有利于防止公司濫用資產減值的會計政策調節利潤，但是允許轉回資產減值可能有利于反映資產的真實狀況，同時也為公司進行盈余管理提供了渠道。另一方面，新準則中大量使用公允價值，會計工作者更多的要依靠職業判斷，但是在目前我國公司治理結構、會計準則不完善以及會計信息市場不完備的情況下，應謹慎地確定企業會計人員的專業判斷范圍、謹慎地賦予企業會計政策的選擇權。我國會計制度對資產減值跡象的提示過于籠統。沒有對市場利率或市場其他投資回報率的提高對資產產生的影響作出相應的規定。再者，對資產減值損失的確認和計量，國際會計準則按照單項資產和現金產出單位分別規范，并解決了資產減值測試的操作性問題；而我國會計制度不要求按現金產出單位進行減值測試，只規定按單項資產計提減值準備，同時也沒有給出具有可操作性的規范。由于計提資產減值準備特別是計提存貨和長期資產減值準備的影響因素比較復雜，其確認和計量有一定難度，因此，應該借鑒國際會計準則并結合我國實際情況，完善資產減值會計規范，制定操作性較強的具體標準或者獨立制定資產減值會計準則，以指導企業的會計實踐。

參看文獻：

[1]財政部.企業會計準則[M].中國財政經濟出版社,2006.

篇（9）

中圖分類號：K826.16 文獻標識碼：A 文章編號：

隨著社會的發展，商業項目（綜合商場、高檔寫字樓和星級酒店等）功能要求更高，由此帶來室外管網系統更復雜，包括生活生產消防給水、生活生產熱水、生產生活污廢水、雨水、蒸汽（高溫熱水）等各類室外管道系統；同時，該類項項目容積率和建筑密度高，預留給室外綜合管道的敷設空間極為狹窄，室外管線設計布置將非常密集、管道交叉重疊，綜合管道的施工組織和施工管理的難度很大，容易發生施工質量進度的失控。

如何做好商業項目室外綜合管道工程的施工和管道，本文將以濟南某大象商業項目的室外綜合管道工程的施工組織和管理經驗為例，探討商業項目室外綜合管道工程的施工組織管理思路和過程管控要點。

1、工程概況

本項目為一大型綜合購物娛樂項目，占地約6.5萬㎡，建筑面積約25萬㎡，室外地下管道主要包括生活給水、消防水管道、污廢水管、道雨水管道、高溫熱水循環水管道、蒸汽管道。工程的特點是工作量大，工期短，立體交叉作業，工序組織技術復雜，施工組織管理難度大。

本工程室外主要管網工程量如下：污廢水、雨水HDPE雙壁波紋管（DN200～DN700） 1850米，橡膠圈承插連接；生活、消防給水球墨鑄鐵管（DN200～DN250）2300米， 橡膠圈承插連接；高溫熱水、蒸汽無縫鋼管（DN250～DN300）460米，焊接。

2 、施工準備

做好開工前的圖紙人力、機械、物資準備，是項目順利實施的必要條件，主要把控以下施工準備要點：

2.1 深化后的管線綜合圖及分專業圖紙、安裝規范、標準、施工方案等資料齊全。圖紙會審完畢，并進行設計交底，圖紙需經相關部門審批通過；

2.2 到貨的配管材料滿足施工要求，施工所需機具、工具、儀器及消耗材料等配備齊全；

2.3 對管道平面布置圖及管線表進行核對仔細，到現場結合圖紙了解工程的基本全貌，如與工作面開挖有關的地形、地貌、地物等。

2.4 施工作業帶范圍內場地清理平整，現場供水、供電條件充足；

3、材料檢驗

重點對管材及附件等進行驗收核查，確保進場材料滿足設計和規范要求，防止因施工中因材料問題引起工程返工：

3.1 管道組成件（管件、法蘭、閥門等）必須具有制造廠的質量證明書，其材質、規格、型號應符合設計文件的規定；法蘭和盲板的密封面應平整光潔，不得有毛刺及徑向溝槽；橡膠圈尺寸及斷面壓縮率符合要求，且不得有割裂、破損、氣泡、大飛邊等缺陷；螺栓、螺母的螺紋應完整，無傷痕、毛刺等缺陷，螺紋應配合良好；焊接材料必須有質量證明書。

3.2 鋼管檢測：無裂紋、縮孔、夾渣、折迭、重皮等缺陷，銹蝕、機械損傷等缺陷不超過壁厚負偏差，滿足國標GB/T 2102-2006及GB/T 17395-1998的要求。

3.3 HDPE管檢驗：管子和管件的顏色應一致，無色澤不均及分解變色線；內外壁應光滑、平整、無氣泡、無裂口、無明顯痕紋和凹陷；接口配合面應光滑平整。

3.4 球墨鑄鐵管檢驗：球墨鑄鐵管的化學成分滿足國標GB/T13295-2003、ISO2531/2003要求，產品標準執行GB/T13295-2003及GB/T17219-1998的標準要求。

4、管溝測量開挖

管溝的開挖進度及測量精度，影響整體室外管道工程的施工進度和工程質量，主要管控點如下：

4.1 平面、高程控制：依據業主和監理確認提供的坐標點進行放線；根據區內計算數據，用平面控制點，測量管道中線的起點、終點、平面折點及直線段控制點，釘中心樁，樁頂釘中心釘。并在溝槽適當位置設置栓樁；溝槽形成后，用經緯儀把中線及時投測到槽下，釘上中心樁。

4.2 管線基礎測量：根據檢底后管線中心樁及設計基礎寬度測放管線基礎結構寬度，同時測放管線基礎高程控制樁，基礎施工后復測基礎中線偏差、寬度及高程。

4.3 槽溝開挖：開挖的管槽須滿足設計坡度要求，槽底管道一側工作面寬度按照管道外徑尺寸，按照施工組織設計要求預留空間。開挖采用機械挖土，人工配合清坡、清底，土方運至堆場, 挖掘機挖土應嚴格控制標高，防止溝槽超挖或擾動基底土，當開挖接近槽底設計標高150~300mm時，用人工修整槽底、邊挖邊修至設計標高，溝槽驗收合格后方可進行下道工序施工。

5、 管道敷設

管道敷設是本工程的主導工序，是工程質量進度控制的關鍵點，管道敷設前，溝槽驗收合格并清理完畢；管材、管件核對無誤，內部已經清理干凈，無雜物；安裝時按先自流后壓力流，先大管徑后小管徑，先深后淺的原則進行。

5.1 鋼管敷設：安裝前應做好防腐（焊縫部位未經試壓不得防腐）；管子對口時，應墊置牢固，避免焊接過程中產生變形；法蘭面應與管道中心線垂直，接口的兩個法蘭面應互相平行；連接法蘭的螺栓，應為同材質、同規格，螺栓安裝方向應一致；碳素鋼管鋼管焊接選用手工電弧焊，焊條選用J422，焊縫外觀要求成形良好，表面不允許有裂紋、未熔合、氣孔、夾渣、飛濺存在。

5.2 HDPE 管敷設：采用承插式柔性連接；切口斷面應平整光滑并垂直于軸線，不得有任何變形，插口處端應銼出倒角；管子或管件在承插前應將承口內側和插口外側擦拭干凈；承插時應找正方向沿軸向均勻施力。

5.3 球墨鑄鐵管敷設：應將預制好的管段按照來水方向順序排列。按施工圖紙的坐標、標高找好位置和坡度以及各預留管口的方向和中心線，沿管線依次放好，清理管材、管件，清理膠圈、上膠圈。安裝過程中，定管、動管軸心線要在一條直線上，否則容易將膠圈頂出，影響安裝的質量和速度。管道安裝要平，管子之間應成直線。

5.4 附屬構施工：砼井室澆筑時要嚴格控制井底和預留口標高、方位和坡度；道路上的井蓋，應同路面齊平，其允許偏差為+5 毫米；非道路上的井蓋，應高出設計地面的50～100 毫米，并在井口周圍作好護坡；排水檢查井內做流槽時，流槽表面應用水泥砂漿抹光。

6、系統試驗

管道敷設完畢，做好系統試壓，檢驗施工質量，以便后續的施工回填工作。管道系統施工完畢，除接口外管道兩側及管頂以上不小于500mm，及時進行回填土。埋地管道試驗、防腐檢查驗收后，進行竣工復測，并填寫相關施工記錄。

6.1 壓力管道水壓試驗:埋地壓力管道試驗管段的長度每次不宜大于1km；強度試驗合格后方可進行嚴密性試驗，試驗壓力值及持續時間滿足規范和設計要求。

6.2 無壓力管道閉水試驗：無壓力管道回填前應以閉水法實測滲漏量進行嚴密性試驗；試驗段劃分宜以井為界，每段長度不超過1km。兩端封堵牢固且不得滲水。管道嚴密性試驗時，實測滲水量應小于或等于允許滲水量時，嚴密性試驗為合格。

7、管溝回填

管溝回填前，管線坐標、標高、防腐層共檢完畢，系統試驗合格，溝槽內無積水、雜物等。回填時，嚴格控制回填土含水率不得過高。管頂以上500mm 范圍內，回填土不允許含有有機質和直徑大于50 毫米的石塊；鋼管、鑄鐵管應采用細粒土；塑料管管底腋角90~120°范圍內應使用中砂或粗砂回填。分段回填時相鄰段的接茬應呈階梯形;管溝回填夯實中，應夯夯相連，不得漏夯。

8、竣工驗收

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二、文獻綜述

（一）國外文獻 Anastasia，Angela （1998） 分別對控股股東分離控制權和現金流權的交叉持股、金字塔結構以及多重股份結構這幾種方式進行了分析。Julia，Whitney（2002）也表明，大股東為了使控制權和現金流權產生分離，普遍通過以上幾種方式。當前的研究主要側重于金字塔式持股結構對中小股東利益上的侵害方面 。Claesens ， Djankow 和 Lang（2000） 改進了 LLS （ 1999 ） 提供的分析方法 ， 以所有權衡量現金流權、 以投票權衡量控制權， 分析了東亞 9 個國家 （ 地區 ） 的 2980家上市公司的所有權與控制權的分離情況。 研究結果表明， 控制性股東通過運用金字塔持股結構和交叉持股方式分離所有權與控制權。 尤其是， 家族控制公司或規模較小的公司。 與此同時，我國約59%企業的高管都是由控股股東擔任，企業經營者與控股股東很少有相分離的情況，這也表明了控股股東為了達到強化控制上市公司的目的，不僅通過金字塔持股結構和交叉持股方式對所有權和控制權進行分離，還通過指派自己的家族成員擔任上市公司的高管。

（二）國內文獻 林菲、劉全新和陳桂圓（2002）依照LLS（1998）提出的終極產權原則為前提，并采用了國家及私人終極產權控制這兩個概念，對我國上市公司的股本結構作了重新劃分，結果表明，我國上市公司被政府控制的約為80%，而非政府控制的約為20%。張華、 張俊喜和宋敏 （2004） 發現我國民營上市公司的終極控制人大多采用金字塔持股結構實現以較少的投資控制較多公司股份的目的。 平均而言，終極控制人對公司的投入為 18.93% ，而其控制權為 32.15% 。 與其他東亞國家相比，我國民營上市公司的兩權分離度更大。目前我國家族上市公司普遍采用金字塔型持股結構。李晴晴、江華、劉思明（2002）對我國由家族企業控制多家上市企業這種現象作了研究分析，結果表明：在我國家族企業廣泛使用金字塔持股結構來對多家上市企業進行控制，加重了現金流權和控制權的分離，致使企業價值降低；另外，這也造成控股股東侵害少數股東權益的概率加大。陳建平和余志中（2004）表明，在我國大部分的控制性家族企業通過多層控制以及金字塔持股等方式，對上市公司進行控制，造成控制權和現金流權相分離，且分離程度比東亞國家和地區的家族控制上市公司都要高。

三、研究設計

（一）研究假設 終極控制人股權對公司治理的影響存在兩方面假說， 一是“利益協同效應” 假說，二是“利益侵害效應” 假說。當終極控制人控制權比例較低時，較高的股權集中度提高了終極控制人在公司治理中的參與度。 隨著終極控制人控制權的增加， 其所有權也增大， 為了保護自己的投資， 終極控制人有動機控制管理層的機會主義行為，此時隨著終極控制人控制權的增加， 盈余管理會降低。 但 隨著終極控制人控制權比例的增加到一定程度，終極控制人可能沉溺于非公司價值最大化行為中。因此假設：

假設1: 其他條件相同，盈余管理與終極控制人的控制權比例呈現 U 形關系。 即盈余管理先隨終極控制人控制權比例的增加而降低，而后隨著終極控制人持股比例的增加而增大

如果控制性股東擁有現金流量權越低， 控制性股東對上市公司享有的共享收益就越少， 控制性股東通過盈余管理等手段攫取控制權私有收益的動機就會越強。 許永斌、 鄭金芳（2007）的研究表明終極控制人的現金流權越大， 就越有動力去經營好公司，而會減少降低企業價值的盈余管理行為。基于以上分析，本文提出假設：

假設2: 其他條件相同，盈余管理程度與終極控制人的現金流權比例負相關

西方學者研究認為，終極控制人與小股東之間問題產生的根源是終極控制人的控制權與現金流權的分離。這使得終極控制人能夠逃避其不利決策給公司帶來的影響， 最小化自己的損失，而且復雜的所有權結構下，現金流權與控制權的分離使終極控制人有手段和能力采取利己的行為。終極控制人為了掩飾其侵占行為， 會實施盈余管理，增加信息不對稱程度，從而使小股東、 外部投資者更難對企業的財務狀況進行評價。基于以上分析， 本文提出假設：

假設3: 其他條件相同，盈余管理程度與終極控制人現金流權與控制權背離程度正相關

（二）樣本選擇與數據來源 本文以 2008 年在深圳和上海證券交易所掛牌的制造業所有 A 股上市公司為實證研究樣本， 研究選取數據主要包括終極控制人現金流權數據、 控制權數據、 股權分離度數據以及上市公司會計指標數據。在具體選擇研究樣本的過程中，實施了以下的步驟：為了規避新上市公司盈余管理的動機，以及考慮到 Jones 模型需要采用上一年的財務數據，樣本中不包括 2008 年當年首發上市的公司。剔除被 ST 的公司， 將這類公司從樣本中剔除， 因為這些公司的績效數據可能存在異常會縱。剔除無法從深圳國泰安信息技術有限公司開發的 CSMAR 數據庫（以下簡稱 CSMAR 數據庫） 獲得研究數據的樣本。經過以上選擇，共得到研究樣本 723 個。本文有關上市公司的主要財務數據資料來源于 CSMAR 金融數據庫。此外，上市公司2008年的年報下載于中 國證券監督管理委員會網站（ csrc.gov.cn ）和巨潮資訊網站（ cninfo.com.cn ）

（三）變量定義和模型建立 本文選取如下變量：（1）被解釋變量。夏立軍 （2003） 對國外主要的盈余管理計量方法及其調整模型在中國股票市場進行了檢驗， 結果表明， 在中國使用截面 Jones 模型能較好地計量盈余管理的程度。因此， 本文認為， 在目前情況下，針對中國上市公司的盈余管理研究最好使用截面模型。 同時， 在公司利潤表中， 對于會計信息的使用者來講， 線下項目的利潤操縱要比線上項目的更容易識別（ Chen 和 Yuan ， 2004 ； Haw etal. ， 2005 ），在我國， 通過操縱線下項目的盈余管理行為并不少見（如： 上市公司與終極控制人進行直接的關系資產交易形成營業外收入）， 因此， 本文使用基于線上應計的截面 Jones 模型和線下項目損益兩種方法來計算可操縱性應計利潤衡量盈余管理的程度。（2）解釋變量。現金流權是指上市公司股東通過付出現金流而取得的權利， 有的文獻稱之為所有權。 控制權是與投票權相對應的， 有多大的投票權就有多大的控制權（包括直接控制權和間接控制權）。現金流權和控制權偏離是指控制權超過現金流權， 導致兩者不相等。 當一位股東實際持有 A 公司股票，則可稱之為“直接持股”；但如果這個股東轉而投資另一家 B 公司，而這家公司又再投資 A 公司，這就形成了“間接持股”。 因此本文定義的終極控制人為沿著控制鏈條追溯至最頂端的終極控股股東，該股東不再為其他股東所控制。終極控制人的現金流權終極控制人的現金流權（ Cashfolw Rights，CR ） 通過所有控制鏈累積持有上市公司的所有權比例之和表示 ， 其中每條控制鏈頂端終極控制人對上市公司的所有權比例等于該條控制鏈上各層股東持股比例之積。 即 CR = ∑ ∏ a it ， 其中 a it為第 i 條控制鏈的各層級之間所有權比例。終極控制人控制權控制權包括直接控制權與間接控制權 （Control） ，等于各條控制鏈上的控制權比例之和， 每一條控制鏈中， 有效的控制權為終極控制人對上市公司的各環節持股比例的最小值。 即 Control= ∑ min（a i1 a i2 …… a it ），其中 a it 為第 i 條控制鏈的各層級之間所有權比例。現金流權與控制權分離度現金流權與控制權的分離度（Separation Rate，SR） ，定義為控制權與現金流權之差，即 SR=Control-CR，SR 越大，表明現金流權與控制權的分離程度越大。（3）控制變量。獨立董事比例。 本文采用公司獨立董事占董事會全部董事人數的比例表示對終極控制人的監督力度。第二至十大股東的股權制衡度。本文采用變量 SI 來表示上市公司第二至十大股東的股權制衡度， SI 的取值用公司第二大股東至第十大股東持股比例之和來衡量。資產負債率。本文選用上市公司當期的資產負債率作為控制變量， 用以檢驗上市公司對待盈余管理的態度。公司的總資產報酬率，公司的總資產報酬率影響了公司的盈余管理動機和空間。成長性，企業通常經過初創期、成長期、成熟期和衰退期四個階段，當公司面臨著好的成長機會時，推遲轉移資產會使終極控制人獲得很大的控制權私利， 此時終極控制人是不愿意從上市公司轉移資產的，所以，不同成長階段會對盈余管理產生不同的影響。 因此， 本文采用主營業務收入增長率來表示上市公司的成長性。規模。通常，大公司的管理層擁有等廣闊的空間進行盈余管理， 本文選用上市公司當年的員工人數的自然對數來控制公司規模的影響。 具體變量定義見表（1）。

本文將盈余管理程度用兩個研究變量表示|DA|和|Below|，所以將同一個模型分成兩個類別。針對研究假設1，建立模型1：

|DA|=?琢0+?琢1Control+?琢2Control+?琢3SD+?琢4LEV+?琢5ROA+?琢6Growth+

?琢7LnNumber+ξ1

|Below|=?琢0+?琢1Control+?琢2Control+?琢3SD+?琢4LEV+?琢5ROA+?琢6Growth

+?琢7LnNumber+ξ1

針對本文研究假設2，建立模型 2 ：

|DA|=?茁0+?茁1SR+?茁2CR+?茁3SD+?茁4SI+?茁5LEV+?茁6ROA+?茁7Growth+?茁8LnNumber+ξ2

|Below|=?茁0+?茁1SR+?茁2CR+?茁3SD+?茁4SI+?茁5LEV+?茁6ROA+?茁7Growth+?茁8LnNumber+ξ2

針對本文研究假設3，建立模型 3 ：

|DA|=?姿0+?姿1SR+?姿2CR+?姿3SD+?姿4SI+?姿5LEV+?姿6ROA+?姿7Growth+?姿8LnNumber+?姿9State+ξ3

|Below|=?姿0+?姿1SR+?姿2CR+?姿3SD+?姿4SI+?姿5LEV+?姿6ROA+?姿7Growth+?姿8

LnNumber+?姿9State+ξ3

四、實證檢驗分析

（一）描述性統計 描述性統計結果見表（2）。總樣本組為 723 家上市公司， 其中國有組 386 家， 非國有組 337 家。 首先對線上項目盈余管理值| DA|進行描述性統計分析。 叢下表可以看出 DA 的數據分布特征，| DA| 的均值為 0.518916 ， 中位數為 0.332729 ， 標準差為 0.64649 ，最大值為 5.6394 ，最小值為 0.0014 ；均值略高于中位數，最大值與最小值相差較大， 數據分布較不集中。 此外 1/4 位數是 0.142305 3/4 位數是 0.639994 。 線下項目盈余管理|BELOW | 的均值為 0.034791 ， 中位數為 0.027323 ， 標準差為4.84638 ，最大值為 1.0827 ，最小值為 0 ；均值高于中位數，最大值與最小值相差較大，數據分布較不集中。 此外 1/4 位數是 0.015322 ， 3/4 位數是 0.043002 。終極控制人控制權的均值為 37.564% ，中位數為 36.69% ，標準差為 0.14617 ，最大值為 1 ， 最小值為 3.94% ， 最大值為 100% 。 可見， 我國上市公司的控制權比例普遍偏高 . 終極控制人擁有的所有權比例的平均值為 30.548% ， 中位數為28.31% ， 標準差0.16282 ， 最大值為 92% ， 最小值為 23.9% ， 此外 1/4 位數是18.614% ，3/4位數是 41.349% 。 終極控制人兩權分離度的平均值為 0.0701 ，中位數為 0.00744 ，表明一半以上的企業兩權分離情況較小，最大值 0.4234 表明部分企業的兩權分離度較高。獨立董事所占比例平均值為 0.3609 ，表明絕大部分公司的獨立董事比例己經達到證監會所要求的標準（獨立董事占董事總數的1/3 以上 ） 。 用來衡量股權制衡程度的SI的平均值僅為0.1892， 說明第二至十大股東所持股份較少， 其余的大股東很難對終極控制人形成制衡作用，一股獨大現象非常嚴重。

（二）相關性分析 變量的相關性檢驗結果見表（3）。 結果顯示， 線上項目盈余管理程度| DA | 與現金流權比例、 控制權比例、 控制權比例的平方、兩權分離度、 獨立董事比例、 股權制衡度、 資產負債率、 ROA 、 成長性和企業規模等變量正相關。 線下項目盈余管理程度|BELOW|與現金流權比例、 資產負債率、 ROA 正相關， 與控制權比例、 控制權比例的平方、 兩權分離度、 股權制衡度、 獨立董事比例、 成長性和企業規模等變量負相關。有些變量之間存在著嚴重的共線性問題。 現金流權和控制權比例 （ 控制權比例的平方 ） 之間， 相關系數為 0.835（0.830） ；控制權比例與控制權比例的平方之間，相關系數為 0.972; 其余變量之間的相關系數都在 0.8 以下，對于模型的建立沒有不利影響。本文將考察終極控制人現金流權、 控制權、 兩權分離度與上市公司盈余管理影響， 為避免現金流權與控制權的共線性問題， 本文將現金流權比例與控制權比例、 控制權比例的平方項納入不同的模型。 為避免終極控制人擁有上市公司控制權比例與其平方項之間的共線性問題，模型中將終極控制人擁有的控制權比例進行標準化，標準化過程為控制權比例減去均值后除以標準差。

（三）回歸分析本文進行以下回歸分析：

（1）終極控制人控制權與公司盈余管理回歸結果見表（4）。第一，終極控制人控制權與公司線上項目盈余管理。列 1 表示終極控制人控制權與公司線上項目盈余管理程度多元 OLS 回歸的結果，回歸方程的 F 值為 10.663 ，顯著性概率為 0.000， ，說明該方程整體有意義。從回歸結果來看， 控制權比例的平方（ SqrControl ） 與上市公司線上項目盈余管理 |DA| 在 10% 水平上顯著正相關。 這與假設 1 相符， 即盈余管理與終極控制人的控制權呈現 U 形關系， 盈余管理首先隨著終極控制人所有權的增大而降低， 而后隨著終極控制人所有權的增大而增大。 這表明在公司治理中， 終極控制人在擁有較低控制權時， 終極控股人沒有較大動力和能力通過線上項目操縱盈余。 當終極控制人擁有超過其現金流權較高的控制權時， 有動機有能力通過線上項目謀求控制權私利。獨立董事比例與公司盈余管理程度在 5% 的水平上呈顯著正相關， 這與預期正好相反。 說明在我國上市公司，或者至少在本文的研究樣本中， 獨立董事并沒有發揮人們預期的代表廣大中小股東利益對上市公司終極控制人進行監督的職能。公司的股權制衡與盈余管理正相關， 這說明上市公司的第二至第十大股東可能沒有很好地發揮參與公司治理的職能， 但這一結論得不到統計意義上的證據支持。公司的 ROA 與盈余管理程度正相關，且在 1% 的水平上顯著，這與預期的符號相反。 但這也說明， 上市公司的應計利潤受到其財務業績的影響， 作為衡量企業財務業績的 ROA， 當其不斷提高時， 公司高管可操控的非正常應計利潤項目數與絕對值更多，也即公司非正常的應計利潤與其財務業績之間存在正相關關系。公司的成長性與盈余管理在 5% 水平上顯著正相關，這與預期的符號一致。首先， 處于成長期的公司， 有較多的不確定因素， 公司的成長機會越多， 約有壓力迎合盈余預期增長， 而且公司成長機會越多， 意味著公司需要進一步的支持，可能存在較大的融資需求等，公司也越有動機進行盈余管理進行“包裝”。公司規模與盈余管理程度在 10% 的水平上顯著正相關。 說明當公司規模越大， 組織復雜程度越高， 實施盈余管理行為的隱蔽性越大， 內外部相關利益者均不易直接察覺，從而導致發生盈余管理的可能性增大。 資產負債率與盈余管理程度在 10% 的水平上呈顯著正相關。 這說明在資本結構方面，負債越高的企業違反債務契約的可能性越大，管理層有通一方面有為了獲得配股降低資產負債率的盈余管理動機， 另一方面也有通過盈余管理避免違約的強烈動機。第二，終極控制人控制權與公司線下項目盈余管理。列 2 是終極控制人控制權與線下項目進行多元 OLS 回歸的結果，回歸方程的 F 值為 32.616，顯著性概率為 0.000，，說明該方程整體有意義。從回歸結果來看，控制權比例的平方（SqrControl） 與上市公司線下項目盈余管理|BELOW| 在 1%水平上顯著正相關。 這與假設 1 相符， 即盈余管理與終極控制人的控制權呈現 U 形關系，盈余管理首先隨著終極控制人所有權的增大而降低， 而后隨著終極控制人所有權的增大而增大。 這表明在公司治理中， 終極控制人在擁有較低控制權時， 終極控股人沒有較大動力和能力通過線下項目操縱盈余。 當終極控制人擁有超過其現金流權較高的控制權時， 有動機有能力通過線下項目謀求控制權私利。在線下項目法下， 獨立董事比例與公司盈余管理程度正相關， 這與預期正好相反， 但是與上述線上項目盈余管理程度回歸的結果相同。 說明在我國上市公司， 或者至少在本文的研究樣本中， 獨立董事確實沒有發揮人們預期的代表廣大中小股東利益對上市公司終極控制人進行監督的職能， 由于多種原因， 獨立董事可能無法有效控制通過操縱線下項目發生的盈余管理行為在線下項目法下， 公司的股權制衡對與盈余管理正相關，且在 10%的水平上顯著， 這說明上市公司的第二至第十大股東可能沒有很好地發揮參與公司治理的職能， 甚至迫于終極控制人的壓力， 或者與終極控制人相互勾結操縱盈余。在線下項目法下，公司的 ROA 與盈余管理程度負相關，不顯著，這與上述線上項目盈余管理回歸的結果正好相反， 但是預期的符號一致。 可能是由于線下項目盈余管理比向上項目盈余管理更好識別， 公司財務業績越高，通過線下項目進行盈余管理的程度就越低。在線下項目法下， 公司的成長性與盈余管理負相關， 不顯著， 這與上述線上項目盈余管理回歸的結果正好相反， 但與預期的符號一致。 可能由于線下項目盈余管理比向上項目盈余管理更容易識別，處于成長期的公司為了吸引市場的參與者對其關注、 避免聲譽受損， 會盡量避免采用隱秘性較差的線下項目手段操縱盈余，而更多地采用線上項目的盈余管理。在線下項目法下， 公司規模與盈余管理程度在 1%的水平上顯著正相關。 資產負債率與盈余管理程度在 10%的水平上呈顯著正相關。 這與上述線上項目盈余管理程度的回歸結果均一致， 說明公司規模越大， 發生盈余管理的可能性增大。 在資本結構方面，負債越高的公司有實施盈余管理的強烈動機。

篇（11）

一、引言

目前有關公司治理與績效相關性的研究主要見于以下三方面：第一，股權結構與公司績效的相關性。國外學者主要有正反兩方面的觀點，利益趨同論認為股權集中型的公司相對股權分散型的公司具有較高的經營成果和市場表現；利益侵占論認為股權分散型公司績效要優于股權集中型的公司。國內學者許小年、王燕（2000）的研究表明，國有股所占比重與公司績效呈負相關的關系；陳曉、江東（2000）發現，國有股與公司績效負相關關系只存在于競爭性強的行業；周業安（1999）、于東智（2001）的研究結果表明國有股比例和上市公司凈資產收益率之間存在顯著的正相關關系；巢秀梅（2009）發現，股權集中度對中國民營企業的治理績效具有一定的積極影響。第二，董事會與公司績效的相關性。國外學者對這方面的研究主要集中在董事會的規模、領導結構、獨立性等方面。國內學者以李維安（2006）的研究為代表：控股股東性質、行業因素會對董事會治理水平產生一定的影響，公司治理績效與董事會治理水平之間呈現一種倒U曲線關系。第三，高管人員薪酬與公司績效的相關性。國外有學者發現，上市公司CEO的薪酬不僅高，薪酬結構所體現的激勵效果也很明顯；Kaplan（1989）和Smith（1990）的研究表明，經理人員持股對公司的經營績效具有激勵效應。我國學者的研究表明，上市公司的經營績效與公司管理層持股比例之間基本不相關。但部分學者的研究卻發現，成長性較高的公司，經營績效的提高與經營者因股權激勵而增加的持股數量顯著正相關。

二、研究設計

（一）模型構建典型相關分析是研究兩組變量之間相互關系的統計分析方法。采用主成分分析提取成分的原則，將兩組變量各自通過線性組合成典型變量，原來兩組變量之間的相關，轉化為研究從各組中提出的少數幾個典型變量之間的典型相關，從而減少研究變量的個數。實際應用中根據典型相關系數的顯著性檢驗和典型變量所包含的信息量，確定保留前若干對典型變量。典型相關分析方法的數學原理可以用公式表示如下：設隨機向量X=（x1，x2，…， xp），Y=（y1，y2，… yq），X，Y的方差矩陣為：Cov=XY∑=∑11∑12∑21∑22。其中，∑11是第一組變量的協方差陣， ∑12、∑21是第一組與第二組變量的協方差矩陣， ∑22是第二組變量的協方差矩陣。為了研究兩組變量X與Y之間的典型相關關系，做出二者之間的線性組合：U=a'X=a1x1+a2x2+…+apxpV=b'Y=b1y1+b2y2+…+bqyq。在x，y及∑給定條件下，即是求a，b使U與V之間的相關系數：r=cov（U，V）/達到最大。對所求得的典型變量，還需檢驗其顯著性，只有通過檢驗的典型變量才能用來進行經濟分析。典型相關系數顯著性檢驗，主要采用的是巴特來特（Bartlett）關于大樣本的χ2檢驗。

（二）變量選取 本文主要從治理結構和治理行為兩方面建立指標體系（表1）所示。前3個指標側重從治理結構方面考察治理，后3個指標側重從治理行為方面考察治理。公司績效主要指標體系如（表2）所示。其中，凈資產收益率、資產報酬率和每股收益反映公司的盈利能力；總資產周轉率反映公司的營運能力；凈利潤增長率反映公司的發展能力；資產負債率反映公司的償債能力。

（三）樣本選取和數據來源本文隨機選取了滬深兩市280家上市公司為樣本，考慮到治理的時滯性，選取2008年的治理數據和2009年的績效數據用于實證分析，數據來源于國泰安數據庫，部分數據由公司年報整理而成。另外，鑒于典型相關分析是基于協方差矩陣或相關矩陣來進行的，這里的相關矩陣實際上是Pearson 的積差相關，反映的是變量之間的線性相關關系，本文在實證分析前已經對適度指標進行了正向化處理。

三、實證結果分析

（一）相關性和顯著性分析 運行SPSS13.0統計軟件，調用CANCORR程序進行典型相關分析，得出典型相關系數及其檢驗結果，如（表3）和（表4）。可以發現，第一組典型相關系數較高，且典型變量的典型相關性比較顯著（Sig小于0.05），表明相應典型變量之間密切相關；因此，本文將選取第一組典型變量作為分析依據，用“公司治理”變量組解釋“公司績效”變量組。

（二）典型變式分析典型系數是觀測變量轉換為典型變式的權數，由于典型變量是多個觀測變量的線性組合，所以典型系數相當于偏回歸系數。本文根據SPSS輸出結果，采用標準化的典型系數給出第一組典型變式U1、V1，如下所示：

U1=-0.609X1-0.310X2+0.07X3-0.049X4-0.734X5+0.693X6

V1= -1.797Y1+0.526Y2+0.637Y3-0.04Y4+0.54Y5+0.346Y6

由典型變式可知，公司治理的主要因素有X5、X6、X1，典型系數分別為0.734、0.693、0.609，說明公司治理中影響公司績效的主要因素是擔保率（X5）、關聯交易比重（X6）和股權集中度（X1）；典型變量V1與Y1呈顯著相關，說明在影響公司績效的因素中，凈資產收益率（Y1）占有主要地位，其次V1與Y3、Y5、Y2中度相關，說明每股收益、凈利潤增長率和資產報酬率也是反映公司績效的重要指標。

（三）典型結構分析 結構分析是依據原始變量與典型變量之間的兩兩簡單相關系數給出的，該相關系數也稱為典型負載系數，它是典型系數的一個補充信息。由（表5）知，X5、X6、X1與治理的第一典型變量U1均呈高度相關，說明擔保率、關聯交易比重和股權集中度在反映公司治理方面占有主導地位；同時，X5、X6、X1與公司績效的第一典型變量V1中度相關，說明擔保率（X5）、關聯交易比重（X6）和股權集中度（X1）是治理中影響公司績效的主要因素。公司績效的第一典型變量V1與Y1、Y3、Y5、Y2的相關系數均較高，體現了凈資產收益率（Y1）、每股收益（Y3）、凈利潤增長率（Y5）和資產報酬率（Y2）在反映公司績效中占有重要地位。由于第一對典型變量之間中度相關，導致治理中X5、X6、X1 變量與公司績效的第一典型變量V1呈中度相關，而公司績效中的Y1、Y3、Y5、Y2與治理的第一典型變量U1也呈中度相關，這種一致性反映了公司治理對績效的影響。綜合實證分析結果，可以得到公司內部治理與績效的典型相關示意圖，如（圖1）所示。

（四）模型解釋力分析 冗余分析包括組內代表比例和冗余指數，前者也稱第一典型冗余，表示一組變量的方差被其自身典型變量解釋的百分比；后者稱為第二典型冗余，表示一組變量的方差被對方典型變量解釋的百分比，也是交叉的總方差共享比例，其大小表示一對典型變量分別能夠對另一組變差相互解釋的程度大小。其計算公式為: （某側的） 冗余指數= 典型相關系數的平方×（本側） 代表比例。冗余指數越大，表示一對典型變量分別解釋對方組原始變量的能力就強，典型變量的代表性就越好。從（表6）可以看出，典型變量U1和V1較好地預測了對應的那組變量，而且交互解釋能力也比較強。來自公司績效變量組的方差被內部治理的典型變量U1解釋的比例為33.0%；來自內部治理變量組的方差被公司績效的典型變量V1解釋的方差比例為33.4%。

四、結論

本文運用典型相關分析，研究了公司治理與績效的相關性，得到以下結論：在反映公司治理的因素中，擔保率（X5）、關聯交易比重（X6）和股權集中度（X1）最為重要；另外，凈資產收益率（Y1）、每股收益（Y3）、凈利潤增長率（Y5）和資產報酬率（Y2）則是反映公司績效的主要指標。并認為，公司治理與績效之間呈中度相關。其中，擔保率（X5）、關聯交易比重（X6）和股權集中度（X1）是影響公司績效的主要因素，因此，企業必須合理規劃股權結構，避免過度擔保和非公允關聯交易，以減少公司治理對績效的負面影響。

*本文系2009年教育部人文社科規劃項目“上市公司控股股東行為監控體系研究”（項目編號：09YJA630101）及2010年遼寧省教育廳項目“我國上市公司治理風險與公司績效相關性研究”（項目編號：W2010308）階段性成果

參考文獻：

［1］李維安：《中國上市公司治理指數與治理績效的實證分析》，《管理世界》2004年第2期。

［2］李維安、唐躍軍：《公司治理評價治理指數與公司業績》，《中國工業經濟》2006年第4期。

［3］施東暉：《股權結構、公司治理與績效表現》，《世界經濟》2000年第12期。