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工商管理研究對象范文第1篇

【關鍵詞】公司治理；治理結構；盈余管理；上市公司

一、公司治理結構和盈余管理的理論概述

（一）公司治理結構的理論概述

在公司治理結構理論的產生與發展過程中，許多理論都對其研究產生了比較大的影響，其中主要包括：古典管家理論、委托理論、現代管家理論。公司治理結構實質上是要解決因所有權和經營權相分離而產生的委托―問題。它是規范委托―各方之間關系的一種制度安排，也是由這種制度安排形成的具有分權制衡關系的企業組織體制和企業運行機制。

（二）盈余管理的理論概述

盈余管理是企業管理者在會計準則和會計制度的約束下，通過選擇最有利的會計政策和規劃交易事項等手段調節或控制企業的會計盈余，使報告盈余達到期望水平，從而達到主體自身利益最大化的行為。就目前來看，盈余管理研究的理論淵源，主要是來自新制度經濟學的交易成本理論和信息經濟學的委托理論。前者說明了盈余管理的動機，后者則為盈余管理的可能提供了解釋。

二、我國上市公司治理結構對盈余管理影響的分析

我國上市公司的治理結構是依據《公司法》設立的，通過股東會、董事會、經理層和監事會等機構的設置和運作，試圖形成調節所有者、法人代表、經營者和職工集體之間關系的制衡和約束機制。中國上市公司治理結構問題的復雜性源自于中國上市公司建立的特殊性。中國的市場經濟是從計劃體制下發展而來，上市公司大多數由國有企業改制而成，國有股一股獨大，而且股權結構非常復雜，進而影響著公司的治理結構和治理效率。雖然上市公司己經進行了公司制改革，但其中大部分沒有建立起規范的治理結構。

公司治理結構具體是指股東會、董事會、經理層和監事會之間權、責、利的制度安排和制衡關系。股東會作為所有者行使法人財產權和戰略決策權；董事會受全體股東委托行使執行權和治理權；經理層執行董事會的決策行使日常經營管理權；監事會對董事會和經理層行使監督權。股東會與董事會之間為信任托管關系，董事會與經理層之間為委托關系，監事會對經理層實行監督。可見，公司治理結構中對經理人產生主要影響的是董事會和監事會。我國上市公司的治理結構存在著很多缺陷，這些都可能會導致公司盈余管理的產生，主要表現在以下四個方面：

（一）“一股獨大”格局

在我國，一股獨大問題較為嚴重，第一大股東有能力控制上市公司的經營與財務決策。而我國的上市公司第一大股東又幾乎全是非流通股股東。其中，非流通股可分為國家股和非國家股。非國家股除了少數的職工股外，絕大多數為法人股。在不完善的證券市場環境下，由于國有股和法人股暫時不能在市場上流通，股權的流通價值無法體現，國有股東和法人股東不得不尋求其他的方式來實現其股權的價值。為了獲得配股資格、提高新股發行和配股的價格、免除摘牌或特別處理的威脅、達到盈利預測的目標、為其侵吞占用上市公司的資產做掩飾等多種多樣的目的，國有股東和法人股東有強烈的盈余管理的動機。高比例的國家股、法人股股份使上市公司更容易受到國有股東或法人股東的控制，盈余管理的可能性也就更大。在流通股比例較高的公司中，管理人員會更多地考慮到流通股東的利益，而不愿意失去流通股股東的信任，進而在進行會計行為時開展過度盈余管理的可能性會減小。我國機構投資者在高業績期望的驅動下，可以憑借其雄厚的資本實力和強有力的產權約束對上市公司實施有力監督，如加入公司的董事會參與企業的經營決策，通過團結散戶對上市公司管理階層施加壓力等。其在資本市場上已經達到的比例已使其成為我國股權結構中不可忽視的一支主流力量。

（二）董事會內部人控制問題

在我國上市公司外部監督機制尚未形成，國有股投資主體缺位的情況下，容易出現董事會的“內部人控制”現象。內部人控制一方面表現為董事會被公司經理層控制；另一方面表現為董事會被大股東控制。

董事會的主要功能本應是接受股東會的委托監督經理層的行為、提供企業運營的指導方針和決策，并對全體股東負責。但在我國很多上市公司中，董事會由經理層控制或大股東操縱，沒有健全獨立的董事會來保證公司的正常運作，失去了對經理人的監督約束功能，演變成內部人實現自身利益的合法機構，國有股作為第一大股東，其投資主體的缺位進一步加大了委托問題的解決難度。一方面，經理層作為公司經營運作的中心，直接管理著公司，控制著上市公司的信息系統尤其是會計信息系統的運行，因而有著得天獨厚的信息優勢，當現實情況與契約存在沖突時，經理層有選擇會計政策調節盈余以滿足自身利益需要的主觀動機：另一方面，由于股權過分集中，某些上市公司的控股大股東完全支配著公司董事會和經理層等，使經理層的經營行為直接貫徹其意志。并通過關聯交易或擔保等方式將上市公司的資產掏空從而侵蝕公司利益、損害其他股東利益。經理層為了掩飾大股東的行為就要不斷地進行盈余管理，使得會計信息泡沫成分很高甚至成為數字游戲。這種種現象在一定程度上削弱了會計信息的治理作用并進而使其可靠性和相關性難以得到有效的保障。因此，如何使內部人控制保持在合理的限度之內，避免由內部人控制的失控所導致的對股東利益的損害是現代公司治理機制所尋求的目標。

（三）監事會缺乏獨立性，不能發揮應有的作用

監事會是對公司董事和經理人員進行監督的機構，法律不僅應賦予其必要的職權，還應賦予其行使職權的手段和措施。然而，遺憾的是監事開展監督活動的方法措施有時難以找到法律依據。在監事會發揮監督職能時，我國《公司法》（第126條）規定其可以提議召開臨時股東會，對董事會和經理人員出現的重大問題進行討論。然而，《公司法》（第126條）規定股東會的召集是由董事會進行的，這樣就出現了董事會很可能為了保住自己的利益不同意召開股東會，監事會就無法實現其監督職能。另外，我國監事會的獨立性存在著較大的問題。監事由股東代表和適當比例的職工代表組成。非職工股東出任監事，由于其對公司情況了解較少難以發揮作用，而職工代表大部分是由各部門負責人或工會的負責人兼任，這種狀況下監事會是在董事會的控制之下，缺乏獨立性，就不可能對董事會和經理層行使監督權。可見，由于相關法律的不健全和監事會獨立性的缺乏，使得我國上市公司監事會形同虛設，無法發揮應有的監督職能，也就無法為治理盈余管理提供制度保障。

（四）缺乏對經理人科學的激勵與約束機制

在我國上市公司中，激勵與約束機制不對稱的情況比較嚴重。許多公司與經理人的勞動合同是采用完全合同的形式簽訂的，合同的談判是一次完成的，經理人的業績與報酬在事前就被一次性規定了。這種合同的最大弊端就在于不能及時的按照經理人所作貢獻來對其進行對等的激勵。激勵機制的不足使得經理人在決策時難以真正考慮公司的利益，要么較多注重短期利益忽視長遠利益，要么感到自己的付出與所得不對稱，工作積極性不斷降低，不能全身心投入工作，或者另謀高就。同時，由于國有上市公司的國有股投資主體缺位，加上目前政企并未完全分開，政府對企業的控制一方面是行政上的超強控制，另一方面是產權上的超弱控制，使得來自股東的約束有限；監事會和董事會由于內部人控制沒有發揮應有的作用；外部資本市場、經理人市場不健全也難以約束經理人。因此，一方面缺乏有效的激勵機制改變經理人的目標函數、調動工作熱情；另一方面又沒有恰當的監督機制約束經理人。這樣，經理人實施盈余管理行為的風險很小，預期收益很大而預期成本很低，這就使得經理人有了實施盈余管理行為的理性依據，從而造成了盈余管理行為的產生。

綜合上述，在公司治理結構中，股東會、董事會、監事會和經理層之間各司其職、協調運轉、有效制衡的機制魚待完善，對以國有股權為主體的上市公司來說，國有股一股獨大以及投資主體的缺位導致了內部人控制問題非常嚴重。同時，公司中對經理人缺乏科學有效的激勵與約束機制。這些都使得公司內既無制衡的動因也無制衡的機制安排，會計信息的編制和披露難以體現所有者的利益要求，容易導致盈余管理的發生。

三、完善我國上市公司治理結構的對策

盈余管理治理是一個難題。會計準則本身就具有不完全性、可選擇性和可變更性，因此要根據我國的市場環境特點，及時不斷地修訂和完善會計準則，盡量減少準則中不明確或含糊不清的規定，縮小會計政策選擇的空間和范圍。另外盈余管理的治理不僅需要通過完善會計準則，加強注冊會計師獨立審計，更重要的是建立一個制衡的上市公司治理結構。前文對上市公司治理結構的各因素進行了分析，更好的掌握了公司治理結構對盈余管理的影響關系，在此基礎上，本部分為進一步完善公司治理結構提出對策。

（一）強化董事會的獨立性和有效性

最近幾年，雖然我國上市公司在董事會制度建設方面取得了一定的成績，新《公司法》也進一步建立健全了董事會制度，明確了董事會召集和議事程序等規定，但是董事會運作的有效性和獨立性還遠遠達不到公司治理的實踐要求。為了使董事會能夠真正起到抑制盈余管理行為發生的功能，本文認為應該強化其有效性和獨立性并從以下幾個方面入手：

1.董事會規模不能太大

我國上市公司中較小規模的董事會對于盈余管理的控制要比較大規模的董事會好。董事會規模相對較小，監督效率相對就越高，因為隨著董事會規模的擴大，過程損耗也會增加，規模相對較小的董事會可能更容易應對飛速變化的競爭環境，治理公司財務信息質量的效率也越高。

2.完善獨立董事制度，促進董事會的有效運行

上市公司應該加強獨立董事制度建設，提高董事會的獨立性，使其充分代表廣大股東利益。在我國擴大獨立董事比例，可以減少盈余管理維護中小股東的利益。我們應該嚴格獨立董事的入選條件，規范獨立董事產生的途徑和選聘機制，通過信息披露及程序性規定等使董事會更獨立。通過特定的治理結構和治理程序，在利益相關者之間形成相互合作、相互制衡的機制。

3.完善股東選舉董事制度，使董事會具有更廣泛的代表性

新《公司法》雖然明文規定了董事會可以有職工代表。但是對于流通股股東來說，由于當前我國流通股股東長期出于弱勢地位，信息嚴重不對稱，根本就不能履行股東應有的監督職能，因此應該強制實行董事會中必須有經流通股股東提名代表的措施；降低少數股東的行權條件，完善投票權制度等，從而使得董事會更具有代表性，抑制企業管理當局為了局部利益而進行盈余管理。

（二）強化監事會的監督作用

針對我國目前監事會規模較小的現狀，必須先對監事會進行改革，適當增大監事會規模，如增加監事數量、設立監事會辦公室、監事會秘書等，從組織上保證監事會正常履行其職能。要保證監事會有足夠的獨立性，不受制于任何人，可以對公司財務以及公司董事、經理和其他高級管理人員履行職責的合法性進行監督，并對發現的盈余管理行為有制止權利。進一步的說，在增大規模上，首先應該增加外部獨立監事。因為當前監事會成員主要來自股東代表和職工代表，雖然職工代表有助于監事會掌握公司生產經營的實際情況，股東代表可以代表股東的利益，這樣的設置有其一定的合理性。但是，這兩種身份卻都受制于控股股東。所以要解決這個問題，監事會中的內部職工代表，也應當把與其相關的待遇及職位變動的管理獨立出來，與其相關的處理應該在管理層與監事會協商后才能做出決定，以保證職工監事的獨立性。這樣才能提高監事會的地位，從而對經理人產生監督作用，限制他們的盈余管理，提高會計報表的可信性。

（三）建立制衡的公司治理結構，成為盈余管理的相機治理機制

失衡的公司治理結構代表單方面主體的利益，必然會對其他利益方進行機會主義行為。只有在制衡的公司治理結構條件下，才能調和各利益主體之間的利益矛盾，形成有效的監督機制。健全企業內部控制體系，規范公司治理結構，要不斷完善資本市場，加強證券市場監管和兼并市場管理，大力發展經理市場；同時要動態地看待企業的運營發展。企業所面臨的環境是不斷變化的，管理當局的決策是不斷發生的，進行盈余管理的時機和具體方法也是不同的。這就要求對盈余管理的治理必須是靈活多變的，根據不同情況采取不同的應對之策。

盈余管理是在一定的治理結構下運行的，必然要受到公司治理結構的影響。目前，我國上市公司的治理結構存在著許多的問題，成為盈余管理的動機之一。通過公司治理結構對盈余管理的影響的分析，我們可以找到形成盈余管理的具體因素。這樣就可以更有針對性地提出相關的對策，提高會計信息質量，制約盈余管理的行為。

參考文獻

[1]胡際蓮.上市公司董事會結構、行為與公司績效的實證研究[J].企業經濟,2004(11).

[2]趙增耀.董事會的構成與其職能發抨[J].管理世界,2002(3).

工商管理研究對象范文第2篇

【關鍵詞】CFO，盈余管理，高管變更

一、盈余管理動機分析及提出假設

關于盈余管理的涵義，學術界眾說紛紜。本文理解的盈余管理是企業高管在會計準則和會計政策的允許范圍內，按照某種職業判斷對財務報告中相關盈余信息進行規劃和編制，其目的是影響以閱讀財務報告為基礎的利益相關者對企業經營業績的理解，以實現自身利益最大化或企業市場價值最大化的一種企業行為。

Watts（1997）及Watts and Zimmerman（1978）假設經理報酬計劃會使企業經理人員有動機為擴大自身報酬的現值而選擇會計程序及應計利潤來達到目的。Healy（l985）的論文對此提出了-個更有說服力而且全面的理論——為了提高自身報酬而引發經理人員管理盈余。他的這篇論文自發表后一直到現在都被視為是盈余管理領域內的經典。

Murphy and Zimmerman（1993）、DeAngelo（1988）、 Deloitte and Touche LLP（1993）研究表明新任 CEO任職的第一年，他們傾向于減少報告收益，以使未來的績效成績表現得更強。Geiger and North（2006）的研究顯示在繼任CFO 帶來公司的操作性應計利潤降低顯著。

王倩（2009）對薪酬動機是否導致高管采取盈余管理行為以A股上市公司作為樣本，進行了經驗研究，結果發現為了薪酬而導致上市公司高管進行盈余管理的行為是確實存在。

由此可見，為了實現自身職業生涯的發展及財富最大化，無論是即將離任還是退休的CFO都有動機使公司績效最大化；而在公司業績不佳或股票市場表現不好時，CFO為了保住工作，也會通過盈余管理來形成一個有利于公司股價變動的財務報告。

所以出于保護自身利益的目的，在變更前一年，CFO會調高盈余管理。而對于繼任的CFO，在就任前期傾向于使盈余管理下降，不僅由于繼任者對公司運作尚在熟悉，還可以通過前低后高的對比，以示公司日后的財務報告質量有所改善，將治理不善的后果推給前任；但隨著任期的延長，新任CFO會因為越來越關注自身的發展，而導致盈余管理動機會越來越強烈。

為此，本文提出以下假設：

假設1：在CFO發生變更前一年，CFO發生變更公司的盈余管理程度比CFO未發生變更公司的盈余管理程度高；

假設2：在CFO發生變更當年，CFO發生變更公司的盈余管理程度比CFO未發生變更公司的盈余管理程度低；

假設3：在CFO變更后一年，CFO發生變更公司的盈余管理程度比CFO未發生變更公司的盈余管理程度高。

二、計量模型及變量定義

（1）盈余管理計量模型

在模型選用上，本文采用Bartov等（2001）和夏立軍等（2002）學者較推崇的橫截面修正Jones模型來度量盈余管理程度，具體模型如下：

模型中的變量解釋如下：TAit：第i個樣本在第t年的應計利潤總額，用第i個樣本在t年的凈利潤減去該樣本同年經營現金流量凈額計算而來；Ait-1：第i個樣本在第t-1年的總資產；REVit：第i個樣本在第t年與第i個樣本在第t-1年的營業收入之差；RECit：第i個樣本在第t年與第i個樣本在第t-1年的應收賬款凈額之差；PPEit：為企業i在t年的固定資產；？孜it：隨機項。

本文采用以下3個步驟來計算各樣本的盈余管理程度：

其中：TAit為第i個公司第t年總應計利潤；Eit為第i個公司第t年凈利潤；CFit為第i個公司第t年的經營活動產生的現金凈流量。

②計算非操控性總應計利潤：分行業將所收集到的未發生CFO變更的所有公司的數據分年度地用方程1-1進行回歸，并將方程1-1的回歸系數和發生CFO公司的相關數據代入方程1-3得到各發生CFO變更公司的非操控性總應計利潤NDA。

③最后按公式1-4計算操控性應計利潤

DAit/Ait-1是經過總資產調整的操控性應計利潤，用來衡量企業的盈余管理程度。

（2）CFO變更與盈余管理的檢驗模型

為了檢驗CFO變更對盈余管理程度的影響，本文使用以下多元線性模型進行檢驗，并將相關變量作為控制變量。TR=a0+a1CFO+a2SIZE+a3MB+a4TAR+a5CFFO+a6GROW+a7ROA+？孜 1-5TR=a0+a1CFO+a2SIZE+a3MB+a4TAR+a5CFFO+a6GROW+a7 ROA+？孜 1-6

模型中的變量解釋如下：CFO：發生CFO變更取1，反之則取0；SIZE：公司規模，用期末總資產的自然對數來表示；MB：市凈率（每股市價/每股凈資產），表示企業未來的成長機會和發展前景；TAR：資產負債率（總負債/總資產），用來衡量企業的債務約束狀況；CFFO：經營現金流量凈額與總資產的比值，反映企業現金流量狀況；GROW：公司的銷售增長率，以銷售商品、提供勞務收到的現金的增長率表示；ROA：總資產報酬率（（利潤總額+利息支出）/平均資產總額，平均資產總額=（期初資產總額+期末資產總額）/2），可以集中反映經營業績的總體變化情況；：為各指標與上一年相比的變化額。

三、數據來源和樣本選擇

在樣本的選取中，考慮到在2001年和2006年，我國上市公司的會計制度發生了重大變化，本研究又需要CFO變更前后一年和當年連續3年的數據，因此選擇2007-2009年為研究期間，上海和深圳證券交易所的非金融保險行業上市公司作為樣本。對樣本公司的相關數據分析運用EXCEL和SPSS13.0進行處理。

為研究方便，本文執行了以下篩選標準：

1）從巨潮資訊、證券之星網站和“金融街”證券網站收集樣本公司各年報或各種類型的臨時性公告， 通過閱讀每份年度報告中“公司負責人、主管會計工作負責人及會計機構負責人，聲明保證年度報告中財務報告的真實、完整”的文字和“高級管理人員變動情況”一欄可以確認在2007-2009年發生CFO1變動的情況；

2）為滿足計算企業連續3年操控性應計利潤和回歸分析的需要，所選樣本的相關數據在CSMAR和CCER數據庫中可以全部獲得；

3）剔除了無法確認CFO人選或變更年度的樣本；

4）剔除了CFO變更兩次以上的樣本，如07、08年均發生CFO變更的樣本；

5）剔除了數據缺失的樣本，以保證所有的樣本都有自變量和因變量能夠被合適運算；

6）考慮到異常值對統計結果可能產生的不利影響，剔除了一些極端數據的樣本。

按照以上標準，在閱讀了滬深兩市1057間上市公司07-09年的3171份年度報告，最終得到5個行業共749個樣本。

四、實證分析

在進行控制變量和盈余管理程度（TR值）的差異性檢驗時，均值用的是參數T檢驗，中位數用的是非參數Wilcoxon檢驗。

1、盈余管理程度的描述性及差異性分析

從表1-2來看，CFO變更組的TR平均值波動幅度要比非變更組的波動幅度要大。具體而言，在變更前一年，CFO變更組和非變更組的TR平均值均為負，表明CFO變更公司和非變更公司在變更前一年，都在進行調減收益的盈余管理行為，并且變更組的調減幅度要比非變更組的大；在變更當年，CFO變更組的TR平均值顯著上升，表明CFO變更公司都在進行調高收益的盈余管理行為。從t-1和t年的平均值來看，說明CFO變更前一年，盈余管理并沒有上升，變更當年，盈余管理也沒有下降，反而是升高，但這兩年的平均值都沒有通過顯著性檢驗。在變更后一年，CFO變更組的TR平均值（0.0223）不僅顯著高于比非變更組的TR平均值（0.0000），同時也比變更當年的TR平均值（0.0021）高，并且通過了1%顯著性檢驗。

2、回歸分析

為排除其他因素對研究結果所造成的影響，本文使用多元線性回歸的方法，并對企業規模、成長性、債務約束等因素進行了控制，見表1-4。其中Panel.A以CFO是否變更和相關控制變量為自變量，以盈余管理程度TR為因變量，；Panel. B以CFO是否變更以及控制變量的變化值為自變量，以盈余管理程度的變化值TR為因變量。

從表1-3可見，模型1的CFO回歸系數大于零（0.016）且通過了1%的顯著性檢驗，表明在變更的前一年，即將發生CFO變更公司比未發生CFO變更公司的盈余管理程度高，從而假設1得到了實證支持。

模型2的CFO回歸系數小于零（-0.015）且通過了1%的顯著性檢驗，表明在變更的當年，發生CFO變更公司比未發生CFO變更公司的盈余管理程度低，這一點同時也從模型4的CFO系數小于零（-0.037）且通過了1%顯著性檢驗得到確認，表明CFO變更當年，這些公司的盈余管理程度與上一年相比有明顯的下降，從而驗證了假設2。

模型3的CFO回歸系數小于零（-0.003），說明CFO變更的后一年，發生CFO變更公司的盈余管理程度低于未發生CFO變更公司的盈余管理程度。模型5的CFO回歸系數大于零（0.006），說明CFO變更后一年，這些公司的盈余管理程度與上一年相比是有稍微上升的，但模型3和模型5的CFO回歸系數都沒有通過顯著性檢驗，所以假設3沒有得到驗證支持。這可能與新上任CFO尚在熟悉企業的決策和運作，繼任CFO與CEO還在磨合的階段，董事會對其激勵還沒使其產生很強烈的盈余管理動機、模型尚待完善等因素有關，導致實證結果無法對假設給予支持。

五、結論

通過實證，本文得出如下結論：在變更前一年，與未發生CFO變更的公司相比，即將發生CFO變更公司的盈余管理程度要比未發生CFO變更公司的盈余管理程度高；在變更當年，與未發生CFO變更的公司相比，發生CFO變更公司的盈余管理程度要比未發生CFO變更公司的盈余管理程度低；在變更后一年，發生CFO變更公司的盈余管理程度比未發生CFO變更公司的盈余管理程度高的結果并不明顯。這說明CFO的變更對我國上市公司的盈余管理程度存在一定程度的影響。

參考文獻：

[1]Murphy and Zimmerman， board of director characteristics and earnings management [J]. Journal of Accounting and Economics ，1998，33（3）：375-400

[2] Healy P M.1985.The effect of bonus Schemes on Accounting Decisions. Journal of Accounting and Economics （7）：85-107

[3]Geiger and North. On the choice and replacement of chief financial officers [J].Journal of Financial Economics，2009，60（1）：143-175

[4]蘇文兵，施建軍，楊惠.CFO變更與盈余管理——來自中國滬市A股公司的經驗證據.經濟與管理研究，2010，（2）

工商管理研究對象范文第3篇

關鍵詞：上市公司；高管人員；薪酬激勵；績效

上市公司需要制定完備的薪酬激勵契約，以約束和激勵高管人員以最大化全體股東利益為目標而努力工作，避免其為了個人私利而損害股東的利益。本文根據目前上市公司高管人員薪酬激勵的特點，實證研究高管人員薪酬激勵的設計對上市公司績效的影響，試圖為上市公司設計合理的管理層激勵模式提供理論借鑒和實踐參考。這對于優化我國上市公司治理結構，提高上市公司股東財富和投資者回報，從而促進資本市場良性發展具有深遠的現實意義。

1 高管人員薪酬激勵與上市公司績效的實證研究

1.1　實證研究設計

1.1.1　實證研究假設

上市公司高管人員薪酬激勵可以分為基于公司盈余的現金薪酬激勵和基于股權激勵的薪酬激勵。以盈余為基礎的管理者給予薪酬，從形式上可能更方便股東對管理者的行為作出評價，因為管理者是否能對公司盈余作出改善更容易被觀察，但實質上公司盈余的改善也可能是利潤操縱的結果。同時公司的盈余反映的是管理者過去行為所產生的結果，基于盈余的現金薪酬會激勵管理者追求短期利益，當盈余結果沒有達到公司既定的要求時，管理者有動機通過操縱利潤以保證自己的既得利益不會受到損害。股票價格反映了對公司未來現金流量的預期，因此，股權激勵在管理者薪酬和股東價值之間建立了更為緊密和直接的聯系，使管理者的個人利益與公司未來價值成長連接在一起，從而會激勵管理者考慮其當前的行為對公司未來價值的影響，促使其采取富有遠見的行為。

有鑒于此，本文提出以下一個實證研究假設，即：

H：高管人員現金薪酬激勵與股權激勵對上市公司的績效存在不同的影響，相比與現金薪酬激勵，股權激勵可以提升企業的績效。

1.1.2　實證研究方法

為對研究假設進行有效的實證檢驗，本文嘗試以EVA作為上市公司績效的評價變量，通過對高管人員現金薪酬激勵和股權激勵設定變量，采用構建Logistic回歸模型，對現金薪酬變量與股權激勵變量對上市公司績效的影響進行回歸分析。

1.1.3　研究變量設定

基于本文的實證研究思路，本文設定了以下研究變量用于構建Logistic回歸模型，并進行實證檢驗：

(1)上市公司繼續的評價變量。本文選擇經濟增加值(Eco-nomic Value Added，EVA)作為上市公司績效的變量。EVA根源于一個基本的經濟學概念，即剩余收益(residual，income)，在西方國家企業中被廣泛采用，成為績效管理和薪酬激勵評價體系所考察的核心指標之一。在本文的研究中，通過計算研究樣本的EVA，將EVA大于0的樣本界定為實現了價值增值的公司，將EVA小于0的樣本界定為未實現價值增值的公司。研究中因此設定一個虛擬變量Y，如果研究樣本的EVA大于0，則Y值為1，否則Y值為0。如此設定變量的理由是，本文使用統計軟件SPSSl 1.5中Binary Logistic Regression模塊對樣本數據進行分析，而SPSS軟件默認對觀測數量較多樣本賦值為1，而在本文的研究中，EVA大于0的樣本居多，因此設定EVA大于0時，Y值為1。EVA的計算公式為：

EVA=息前稅后凈營業利潤一資本成本

=息前稅后凈營業利潤一資本總額×加權平均資本成本

息前稅后凈營業利潤由損益表調整得到，資本總額包括股權資本和債務資本；加權平均資本成本由股權資本成本和債權資本成本加權平均計算得到。

(2)高管人員現金薪酬激勵(CASH)。根據上市公司年報中披露的信息，以報告期間上市公司中薪酬最高的前3名管理人員的薪酬總額為基數，取自然對數計算確定。取自然對數的目的在于消除樣本觀測數據量綱的差異。

(3)高管人員股權激勵(STOCK)。在中國上市公司中，對高管人員的激勵普遍是以現金薪酬激勵為主。中國證監會于2006年1月4日了《上市公司股權激勵管理辦法》(試行)，同年1月和9月國務院國資委先后了《國有控股上市公司(境外)實施股權激勵試行辦法》和《國有控股上市公司(境內)實施股權激勵試行辦法》，使得中國上市公司實施股權激勵有了法律依據，但是上市公司實施股權激勵尚在試行之中，股權激勵數據尚無法取得，因此。本文以持有上市公司股份高管在管理層中所占的比例作為股權激勵的變量，即以管理層中持有上市公司股份的高管人數除以高管總人數作得到的比例作為該變量的賦值。本文中高管人員指上市公司總經理、副總經理、財務總監、運營總監，即上市公司年度報告中披露的高管人員構成。

(4)控制變量。同時為了控制年度系統性差異，本文以2004年度樣本公司為參照系，設置兩個虛擬變量YEAR05，YEAR06，當觀測樣本屬于2005年度時，YEAR05為1，否則為0；當觀測樣本屬于2006年度時，YEAR06為1，否則為0。

1.1.4　研究樣本的選取

本文選擇2004年-2006年期間滬深兩市全部上市公司為初選樣本。然后對初選樣本進行了以下篩選：①剔除掉了金融保險行業的上市公司，因為同其他行業相比，金融保險行業公司的經營特征和會計制度具有特殊性；②剔除掉當年新上市的公司，由于上市融資，公司規模和股本結構都會發生較大變化，這使得對上市前后財務數據的比較的實際意義減弱；③剔除掉全部ST及*ST上市公司。經過以上程序，本文最終確定了836個上市公司作為本文的研究樣本。本文樣本數據來源于中國證券市場數據庫(CCER)和CSMAR中國上市公司財務數據庫。

1.1.5　回歸模型的構建

根據上文設定的研究變量，本文構建以下Logistic回歸分析模型，用于對研究假設進行實證檢驗：

Logit(Y)β0+β1×CASH＋β2×STOCK+β3×YEAR_05+β4×YEAR_06+ε

式中：Y：根據研究樣本EVA是否大于0對研究樣本的分組賦值；

β0，β1，β2，β2，β4：待估計的回歸系數；

ε：殘差項。

1.2　實證研究的結果

表1列示了本文研究變量的描述性統計特征。從中可以發現，在全部3年觀測樣本中有60.1％的觀測樣本的EVA>0；而管理層中高管持股比例最高達到了100％，最少的為0，平均接近20％。

表2列示了回歸分析的結果。從表2中可以看出，股權激勵變量STOCK的回歸系數為正，且用于顯著性檢驗的Wald2統計量的值為5.194，P值為0.045，即在0.05的顯著性水平下，股權激勵變量STOCK通過了顯著性檢驗，上市公司管理層中持有公司股份的高管人數所占的比例越高，上市公司實現價值增值的可能性越高；現金激勵變量CASH的回歸系數為主，但是用于顯著性檢驗的Wald 2統計量的值為0.982，P值為0.530，即在0.1的顯著性水平下，研究變量未能通過顯著性檢驗，即上市公司高管人員所獲的現金激勵的大小與上市公司價值增值情況之間沒有直接的聯系。 此外，控制變量YEAR_05和YEAR_06均未能通過顯著性檢驗，表明回歸分析中不存在限制的年度系統性差異。

2　結論

工商管理研究對象范文第4篇

關鍵詞：應計盈余管理；真實盈余管理；財務困境

盈余管理現象在中國上市公司非常普遍，其方法大致可以歸為兩類：一是應計盈余管理，二是真實盈余管理。應計盈余管理是在現行會計準則允許范圍內，粉飾或掩蓋公司真實經營業績的行為，通常采用對會計政策和會計估計的選擇來實現。而改變公司實際經濟活動的盈余管理稱為真實盈余管理，這種盈余管理方式會對公司的現金流、未來經營業績以及長期價值產生影響。

區分兩種盈余管理方式，對深入理解盈余管理行為和盈余管理經濟后果意義重大。財務困境作為經濟后果的一種表現形式與利益相關者關系重大，而目前有關這兩種盈余管理方式是否會導致公司陷入財務困境方面的研究幾乎沒有。本文就是在適當控制應計盈余管理和真實盈余管理相互影響的基礎上，利用Logistic回歸分析了這兩種盈余管理方式是否會導致公司陷入財務困境。

一、文獻回顧與評述

關于這兩種盈余管理方式對公司未來業績影響方面的研究在國內外并不罕見，但是直接研究盈余管理是否會導致公司陷入財務困境方面的研究卻很是匱乏，而且研究方向多集中于已經陷入財務困境公司是否會進行盈余管理以幫助公司脫困，如張炳才、董寶根[1]研究證實相比于常態下的公司，處于財務困境的公司，其公司管理層更可能進行負向盈余管理行為。

在盈余管理對公司業績影響的研究方面，成果非常豐富：如王福勝、古姍姍、程富[3]證實了應計和真實盈余管理都會對公司未來業績產生不好的影響，且公司短期經營業績受應計盈余管理影響更大一些，公司長期經營業績受真實盈余管理影響更大。李增福、鄭友環、連玉君[4]同樣也證實了應計盈余管理會導致融資之后公司業績的短期下滑，而真實盈余管理則會導致公司業績長期下滑。李彬和張俊瑞[5，6，7]得出盈余管理采用銷售操控方式不利于未來股東獲利能力以及公司投資水平；盈余管理采用費用操控和生產操控方式會削弱公司未來的經營能力，這些都會產生非常嚴重的經濟后果。

二、理論分析與研究假設

考慮到委托契約理論和信號傳遞理論，公司管理層會對業績進行調控，粉飾報表以應對相關利益集團對其施加的盈余壓力。盈余管理一旦發生將對上市公司、投資者、債權人產生很大負面影響，這些結果將反作用于進行盈余管理的公司，例如造成上市公司融資困難，影響經營業績，陷入財務困境。所以本文提出假設：

H1：上市公司盈余管理程度越高，越有可能陷入財務困境。

由于應計盈余管理改變了不同期間的盈余分配，因此會存在操控性應計利潤的反轉現象，公司隨后經營業績下滑，導致公司財務困境。Roychowdury[9]將真實盈余管理分為三部分：銷售操控（實行寬松的信用政策和提供異常的價格折扣）、生產操控（生產過度）和酌量性費用操控（削減合理的當期費用支出）。銷售操控會使公司實際經營現金流量低于期望值，生產操控的結果是公司實際生產成本高于期望值，費用操控的結果是公司實際酌量性費用低于期望水平。所以真實盈余管理會導致異常低的經營現金流量（CFO）、異常低的酌量性費用（DISEXP）和異常高的生產成本（PROD）。真實盈余管理通過構造交易活動會直接導致現金流量的改變，對公司的經營業績造成實質性損害，所以本文提出假設：

H2a：應計盈余管理程度越高，公司越容易陷入財務困境；

H2b：真實盈余管理程度越高，公司越容易陷入財務困境。

三、研究設計

（一）盈余管理的度量

1.應計盈余管理的度量

本文選用修正瓊斯模型對樣本數據進行回歸。

凈利潤與經營活動現金流量凈額的差額得出總應計利潤（TA），總應計利潤可進一步分為非操縱性應計利潤（NDA）和操縱性應計利潤（DA）。模型計算得出操控性應計利潤（DA）來度量應計盈余管理。

2.真實盈余管理的度量

①經營現金流量模型見模型（1）：

②生產成本模型見模型（2）：當期營業成本與當期存貨變動之和為生產成本。

③酌量性費用模型見模型（3）：

異常經營現金凈流量（AbCFO）、異常生產成本（AbPROD）和異常的酌量性費用（AbDISEXP）分別用公司當年的實際經營活動現金凈流量、實際生產成本和實際酌量性費用減去估計出的期望經營活動現金流量、期望生產成本和期望酌量性費用計算所得，作為識別和度量上述三種真實盈余管理手段的變量。考慮到公司可能同時使用這三種真實盈余管理手段，而且真實盈余管理會導致異常低的CFO，異常低的DISEXP和異常高的PROD，所以本文設定的用于度量真實盈余管理的總量指標如下：

REMt=AbPRODt-AbCFOt-AbDISEXPt

REM是度量真實盈余管理的總量指標，盈余操控的方向用REM正負反映。

（二）盈余管理與財務困境的模型設計

由于被解釋變量，即公司是否被ST是二分類型變量，所以本文采用二項Logistic回歸對上市公司盈余管理水平和財務困境的關系展開研究。具體模型如下：

其中Z=a+bixi（i=1，2，3…），a是截距，xi是變量DA、REM、SIZE、LEV、ROE，bi是回歸系數，p（Yi=1）是公司發生財務困境的概率，對于公司因財務困境異常而被ST的，取Y=1，否則Y=0。

（三）樣本選擇與數據來源

本文以2009-2014年我國滬深A股制造業公司中因連續兩年凈利潤為負而被ST的公司作為研究對象，如果將上市公司被ST的年份定義為t年，那么該公司就是t-1年陷入財務困境的，而且上市公司t-1、t-2連續兩年的凈利潤都是負值，因此分析公司盈余管理與財務困境的相關性時選用的是t-3年的數據。剔除因其他非正常情況而被ST、上市兩年內就被ST、數據缺失嚴重以及金融類的公司，在滬深A股制造業上市公司中選擇了2009-2014年因為財務異常而被ST的公司中的91家。并且按照1：1配對原則，以“同行業和相近的資產規模”為標準，選取配對的健康公司91家，共得到樣本公司182家。數據來自CSMAR和RESSET數據庫以及巨潮資訊網。

四、實證結果與分析

采用SPSS 22.0對182樣本進行Logistic回歸得到回歸結果。DA與財務困境在1%的水平上顯著，二者存在顯著的正相關關系，假設H2a得到驗證。回歸結果還可以看出，ROE與財務困境在5%的水平上顯著，二者存在顯著的負相關關系，此外，財務杠桿與企業是否陷入財務困境在5%水平上顯著，二者之間存在顯著正相關關系。

回歸結果并沒有得出真實盈余管理與財務困境的顯著相關關系，假設H2b沒有得到驗證，但是本文并不認為真實盈余管理與財務困境之間不存在相關關系，如同前文所述，真實盈余管理通常會造成對公司長期的實質性損害，公司經營業績、財務狀況不會很快對其做出反映，但是長期來看，真實盈余管理對公司持續發展造成的實質性損害，很有可能導致公司被ST。

五、研究結論與啟示

本文的研究表明：當管理層采用應計盈余管理手段平滑不同會計期間的報告盈余時，在短期內，操控性應計利潤會有反轉現象，致使公司業績下滑，甚至導致公司財務困境。真實盈余管理是在正常的生產經營條件下，管理層通過將公司實際經濟活動進行有目的的改變或者虛構，嚴重損害公司長期價值和可持續發展。真實盈余管理造成的短期經濟后果可能不明顯，但從長遠來看，對公司損害必然是不容小覷的。

本文的研究有助于深化理解應計盈余管理和真實盈余管理，對利益相關者深入理解財務報告做出合理決策以及相關監管機制的完善具有一定的借鑒意義，豐富了對盈余管理經濟后果的研究。

參考文獻：

[1]張炳才，董寶根.董事長總經理兩職合一、財務困境與盈余管理---來自中國上市公司的經驗證據[J].財會通訊，2014（31）：30-32.

[3]王福勝，古姍姍，程富.盈余管理對上市公司未來經營業績的影響研究[J].南開管理評論，2014（2）：95-106.

[4]李增福，鄭友環，連玉君.股權再融資、盈余管理與上市公司業績滑坡[J].中國管理科學，2011（2）：49-56.

[5]李彬，張俊瑞.實際活動盈余管理的經濟后果研究：來自銷售操控的證據[J].管理評論，2010（9）：84-92.

[6]李彬，張俊瑞.真實盈余管理的經濟后果研究---以費用操控為例[J].華東經濟管理，2009（2）：71-76.

[7]李彬，張俊瑞.生產操控與未來經營業績關系研究：來自中國證券市場的證據[J].現代管理科學，2008（9）：94-96.

[8]Kevin，C.W.Chen，Hong-qi Yuan.Earnings management and capital resource allocation ：Evidence from China’s accounting Cbased regulation of right issue[J].Accounting Review，2004（3）：645-665.

[9]Roychowdhury.Earnings Management through Real Activities Manipulation[J].Journal of Accounting and Economics，2006（2）：335-370.

[10]Cohen， D. A.， Zarowin， P..Accrual-based and Real Earnings Management Activities around Seasoned Equity Offerings[J].Journal of Accounting and Economics，2010（1）：2-19.

工商管理研究對象范文第5篇

關鍵詞：工商管理學生 創新能力 新形勢

創新是這個時代的主題，是社會發展的需要，我國對于創新提出了很高的要求。現代社會是一個競爭十分激烈的社會，企業之間的競爭歸根到底是人才的競爭，歸根到底是企業人才創新能力的競爭。創新是一個國家的核心競爭力，國家只有掌握了核心技術，才能更好地發展。高校學生是祖國的未來，是國家的棟梁，國家對于創新人才的培養，其中高校具有十分重大的責任。我國大學培養的大學生常常創新能力不強，這個大學生自身以及大學自身的教育之間十分密切的關系。本文針對工商管理學生創新能力的培養進行探究，是我國全面實施人才興國戰略的關鍵，是提升工商管理大學生綜合素質的基礎。

一、改變傳統的教學模式

我國許多高校的研究生教育都是導師制，研究生從事的科學研究和導師之間具有十分密切的關系。研究生的學了正常的教學內容外就是導致承擔的一些課題。盡管導師對于本領域的研究具有比較深刻的研究，但是當今社會是一個科學技術快速發展的社會，導師對于某一問題的研究常常存在思維定勢的問題，在對于許多新的問題解決上很難有新的突破。而對于研究生而言，具有初生牛犢不怕虎的特征，對于許多問題的研究常常會產生一些新的思想。如果導師對于學生新的思想不能給予支持，那么學生的創新能力就得到了很大的遏制。

工商管理專業更是一個快速發展的學科，涉及的知識學科更為廣泛，呈現出一種復合性發展的特點。特別是隨著科學技術的不斷發展以及社會各類經濟活動的逐漸復雜，社會對于工商管理學生的要求也越來越高，對于工商管理大學生的綜合素質提出了更高層次的要求。我國對于工商管理大學生創新能力的培養應該走多學科較差的培養模式，為工商管理大學生提供更好的學習平臺，尊重工商管理學生自主學習的主體地位，激發工商管理大學生自身的潛能，打破原有的專業限制，拓寬學生的研究視野。積極培養大學生積極探索的熱情和潛力，促進他們創新思維的形成。

二、加強學生走入社會的銜接

工商管理學科是一門實用性很強的學科，以社會上的各類管理和經濟活動為研究對象，因此工商管理大學生創新能力的培養離不開學生走入社會的銜接。高校應該加強和企業之間的合作，為大學生提供更多的實習機會，為工商管理大學生創新能力的培養提供媒介。高校應該積極和企業建立良好的合作機制，高校為大學生的研究提供豐富的社會實踐經驗以及研究需要的各項資金、技術，同時企業在日常的管理中遇到的各類問題也為高校的研究提出了許多新的研究課題。因此高校和企業之間的合作是一種互利共贏的狀態，是一種資源共享和優化社會資源的合作道路。

高校不僅僅要加強和企業之間的合作，還應該加強和科研院所以及國外大學之間的合作。工商管理學科在我國的發展歷程并不長，而在國外卻經歷了長足的發展過程。為了培養工商管理大學生的創新能力，高校應該讓更多的學生參加各類國際會議，開拓大學生的研究，拓展大學生的研究視野和研究范圍。創新能力是現代社會急需的思維能力，是一種對于新的問題采用新的思路去快速解決的辦法。加強學生走入社會的銜接是培養工商管理大學生創新能力的關鍵，是理論聯系實際教學模式的重大改進。

三、創造良好的創新氛圍

高校的任課教師還是碩士生導師都應該鼓勵學生積極的探索，對于學生的新的思想給予大力的支持，對于存在爭議的問題進行辯論，敢于且勇于對于一些權威的觀點進行挑戰。對于大學生的教育應該培養學生去自主學習，培養學生的自學能力，對于學生的學習不要僅僅只是局限于工商管理的知識，更應該學習更多的知識。對于學生和老師之間的觀點發生分歧的時候，教師應該開辦學術辯論會，通過辯論去解決學術分歧問題。學校應該為學生的研究提供良好的硬件條件，特別是現代社會是一個網絡快速發展的社會，學校應該建立安全可靠的校園網絡設施，使得全校學生之間的交流不受時間的限制，同時還應該和相關的兄弟院校之間建立良好的合作管理，以一種開放的態度去思考問題和研究問題。

四、結束語

工商管理專業是一個理論性和實用性都很強的專業，對于工商管理學生創新能力的培養對于我國管理事業的發展具有十分重要的意義。本文針對新的形勢下工商管理學生創新能力的培養進行了探究，指出了高校應該改變傳統的教學模式，在教育中應該加強學生走入社會的銜接，同時在大學校園內創造良好的創新氛圍。本文對于我國工商管理大學生創新能力的培養具有一定的參考價值。

參考文獻：

[1]錢麗，肖仁橋.工商管理類專業實踐教學體系的構建與實施[J]，湖北經濟學院（人文社會科學版），2012，9（10）pp：180-213

[2]歐紹華，徐亞純.我國工商管理研究生創新能力培養研究[J]，研究生教育研究，2012，（5）pp：45-49

[3]胡蝶.淺析新形勢下工商管理人才的素質與培養[J]，中國商界（下半月），2012，（12）pp：261-263

[4]梁萊歆.新形勢下培養工商管理類研究生創新能力的途徑探索[J]，高教與經濟，2010，23（2）pp：8-11