自来水公司经理总结范文

自来水公司经理总结篇1

关键词：总经理；薪酬；持股比例

国内外很多文献对经理人薪酬激励机制进行了研究，Rosen（1992）关于上市公司CEO薪酬激励的实证研究表明，CEO的薪酬与企业绩效之间的联系非常脆弱，CEO薪酬对企业业绩激励强度很弱；Hall和Lieberman（1998）在对美国上百家公众持股的最大商业公司最近15年的数据分析后，得出了CEO的薪酬与绩效强相关的结论。国内学者近几年也开始关注上市公司经理人员的激励机制，并且利用公开的数据对此进行了实证研究（李增泉，2000；张俊瑞等，2003），但由于中小企业经理人薪酬数据的隐秘性，因此对中小企业经理人薪酬激励关注较少。

我国中小企业中高级管理人员的薪酬激励情况怎样？中小企业高级管理人员的激励状况是否如理论所预测的，与公司经营绩效存在显著的正相关关系？在中小企业中高级管理人员的持股比例是否达到了相应的激励效果？与大型企业相比，中小企业高级管理人员的薪酬激励效果是否存在差异？本文拟采用2005年在中小企业板上市的中小企业的公开数据，通过SPSS13.0来实证分析中小企业CEO的薪酬激励机制。

一、研究设计

我国中小企业大部分为家族企业，在家族企业中总经理对公司的战略决策和经营决策影响相对于其他经理人员而言更大，而且总经理的行为对公司业绩可能产生举足轻重的作用，因此，本文主要分析中小企业总经理的薪酬激励机制。

（一）样本的选取和数据来源

以2005年在深圳中小企业板上市的公司作为研究样本，共得到50组样本数据。由于当年新上市公司的业绩不具有稳定性，因此予以剔除。由此，我们共选择了39家上市公司作为分析样本。本文数据主要来源于巨潮咨询网（www.cninfo.com.cn）。

（二）变量定义

我们用加权平均的净资产收益率（ROE）和主营业务资产收益率（CROA=主营业务利润/企业资产平均余额×100%）作为公司的经营绩效变量，用总经理的总体年度报酬（MINCOME）所为其报酬变量，用总经理持股数量占公司总股本的比例（MHOLD）作为持股变量，用公司的总资产（SIZE）来表示企业规模变量，同时引入了两个哑变量FCEO（总经理为家族成员为1，不是为0）和POWER（总经理和董事长两职合一为1，否为0）。

（三）研究假设

1、中小企业业绩与CEO的薪酬存在显著的正相关。根据理论，当股东和CEO之间存在信息不对称时，股东就要与经理签订绩效薪酬契约，以更好地激励和约束CEO。因此，我们提出中小企业CEO的努力程度与报酬的高低相关，报酬越高，努力程度越高，相应地公司当年的业绩就越好。

2、中小企业绩效与CEO持股比例存在显著的正相关。CEO持股和公司绩效的关系可以用詹森和梅克林（Jensenand Mackling，1976）的经典理论来解释。通过股票期权、内部股票所有权等方式把CEO的福利和股东财富捆绑在一起，促使CEO采取适当的行动以实现股东财富的最大化。因此，我们假设CEO持股比例越高，公司业绩越好。

3、CEO薪酬与CEO持股比例显著负相关。当总经理持有公司的股份越多时，得到更多的其他补偿的可能性就增大，因此我们假设总经理的薪酬水平与其持股比例存在显著负相关关系。

4、在中小企业板上市公司中，家族经理人薪酬水平显著低于非家族经理人的薪酬水平。由于家族经理人可能获得来自所有权方面的激励和只有家族成员才能获得的准租金的激励，因此家族经理人对基于绩效的激励性薪酬的需求较低（DanielL.McConaughy，2000）。由此得出家族经理人的薪酬水平显著低于非家族经理人。

5、在中小企业中，董事长和总经理两职合一的企业总经理的薪酬水平高于两职分离的企业的总经理的薪酬水平。

根据以上假设构建基本模型：

模型1：

ROE（CROA）=α1+β1MINCOME +γ1MHOLD+ε1

模型2：

MINCOME=α4+β4SIZE+γ4MHOLD

+η4FCEO+η5POWER+ε4

二、样本的分析与检验

（一）描述统计分析

从2005年深市中小企业板选择的上市中小企业样本共39家，其中民营企业30家，占全部样本的76.9%。从地区分布上看，广东和浙江两省共20家，占全部样本的51.3%，这得益于广东省和浙江省蓬勃发展的民营企业规模以及当地鼓励民营经济发展的政策。从行业分布上来看，中小企业主要集中于制造业，共有34家，占到全部样本的87.2%。

1、总体薪酬水平。总体样本中总经理年薪均值为24.5万，中值为22.1万，超过半数的上市中小企业总经理的年薪低于平均水平。此外，在不同中小企业中，总经理薪酬差异十分明显，最高收入为628000元，最低收入为54963元，前者是后者的11.4倍。

转贴于

2、“零持股”现象严重，但人均持股比例较高，个体差异较大。在39家上市中小企业中，有16家企业的总经理持股为零，占41%。在23家总经理持股的公司中，总经理持股比例人均4.5%，其中20％的总经理持股比例大于10%。在8家总经理持股比例大于10%的企业中，7家为家族企业，且有5家总经理来自家族。

3、民营企业中，家族CEO和非家族CEO的差异比较。通过对资料的整理分析发现，总经理来自家族的中小上市公司ROE、CROA的均值都低于职业经理人出任总经理的公司，家族经理人的薪酬均值低于非家族经理人而持股比例均值则高于非家族经理人。

（二）回归分析

采用SPSS13.0对前面的假设进行检验，结果如表1所示：

1、总经理薪酬水平的激励程度。从模型1和模型2的回归结果来看，变量MINCOME的系数为正，并且在5%的水平上显著，这表明我国中小型上市公司的总经理薪酬与公司的业绩存在显著的正相关关系，这和假设1一致。可见，年度薪酬对中小企业总经理产生了显著激励。这说明在中小企业板上市的公司，随着公司治理结构和激励制度的完善，货币收益能够为经理人提供足够的激励。

2、总经理持股比例的激励效应。从模型1和模型2的回归结果来看，持股变量（MHOLD）的相关系数均为正，但不显著，这说明中小企业总经理的持股比例与中小型上市公司的经营绩效并不存在显著的正相关关系，因此否定假设2。这可能是因为总经理的持股比例偏低，不能产生有效的激励。在我国中小企业板上市公司中超过50％的公司总经理持股比例小于1％，较低的持股比例显然无法将经理人的利益与公司的利益紧紧捆绑在一起。

3、总经理年度薪酬影响因素的检验。模型3、4的回归结果见表1。由表1我们可以看出公司规模（SIZE）在5％的水平上十分显著，这和我们的假设一致，即公司规模与总经理的年度薪酬存在显著的正相关关系，公司规模越大，总经理获得高薪酬的可能性就越大。从变量MHOLD的估计结果来看，持股比例的相关系数均为负值，即总经理的持股比例与其所获得的年度薪酬存在负相关关系，总经理持股越多则薪酬越低，但并不显著。

从经理人来源（FCEO）与总经理的薪酬水平的相关性检验来看，其相关系数为-61086.652，但并没有通过显著性检验。一方面，由于家族经理人可以额外获得所有权方面的激励和只有家族成员才能获得的“准租金”激励（包括家族的认可、社会地位、对公司未来的期望等），因而家族经理人对基于绩效激励性薪酬的需求较低。另一方面，由于我国中小企业板上市公司特别是家族上市公司设计家族内外人员的报酬体系时，同时考虑了能力原则和亲情-人情原则，但随着市场因素影响的增强，亲情-人情原则得到了淡化，因此家族经理人和非家族经理人在年度货币薪酬上并不存在显著差异。

董事长和总经理两职合一（POWER）的相关系数为7811.84，说明两职合一的上市公司的总经理的薪酬水平高于两职分离的上市公司总经理的薪酬水平，这说明，当董事长和总经理两职合一时，总经理可以通过控制董事会来影响自己的薪酬，运用权力寻租。但随着公司治理结构的完善，中小企业开始更倾向于采取两职分离的模式，并且设计和完善相关的制度来对总经理进行监督，因此尽管存在差异但检验结果并不显著。

三、结论和建议

通过以上分析，我们可以得出以下结论：在中小企业板上市公司中总经理的薪酬与公司业绩存在显著的正相关关系，说明中小企业的薪酬激励效应明显。总经理持股比例与公司业绩弱相关，持股比例的大小对公司业绩的影响不大。公司规模对总经理薪酬具有显著的影响，持股比例、总经理是否来源于家族，董事长和总经理是否两职合一等因素对总经理的薪酬水平的影响并不明显。由此可见，中小企业总经理的薪酬激励机制并不完善，如何设计一套有效的薪酬激励机制，成为中小企业获得进一步发展动力所需要解决的重要课题。从目前来看，我国中小企业需在完善现有薪酬结构的基础上，增加对经理人员的股权激励，进一步完善中小企业的内部治理结构。

参考文献

1、WU.Z.Altruism and the family firm:Some theory[J].Department of Economics，2001.

2、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[J].会计研究，2000(1).

自来水公司经理总结篇2

关键词：总经理；薪酬；持股比例

国内外很多文献对经理人薪酬激励机制进行了研究，Rosen（1992）关于上市公司CEO薪酬激励的实证研究表明，CEO的薪酬与企业绩效之间的联系非常脆弱，CEO薪酬对企业业绩激励强度很弱；Hall和Lieberman（1998）在对美国上百家公众持股的最大商业公司最近15年的数据分析后，得出了CEO的薪酬与绩效强相关的结论。国内学者近几年也开始关注上市公司经理人员的激励机制，并且利用公开的数据对此进行了实证研究（李增泉，2000；张俊瑞等，2003），但由于中小企业经理人薪酬数据的隐秘性，因此对中小企业经理人薪酬激励关注较少。

我国中小企业中高级管理人员的薪酬激励情况怎样？中小企业高级管理人员的激励状况是否如理论所预测的，与公司经营绩效存在显著的正相关关系？在中小企业中高级管理人员的持股比例是否达到了相应的激励效果？与大型企业相比，中小企业高级管理人员的薪酬激励效果是否存在差异？本文拟采用2005年在中小企业板上市的中小企业的公开数据，通过SPSS13.省略info.省略）。

（二）变量定义

我们用加权平均的净资产收益率（ROE）和主营业务资产收益率（CROA=主营业务利润/企业资产平均余额×100%）作为公司的经营绩效变量，用总经理的总体年度报酬（MINCOME）所为其报酬变量，用总经理持股数量占公司总股本的比例（MHOLD）作为持股变量，用公司的总资产（SIZE）来表示企业规模变量，同时引入了两个哑变量FCEO（总经理为家族成员为1，不是为0）和POWER（总经理和董事长两职合一为1，否为0）。

（三）研究假设

1、中小企业业绩与CEO的薪酬存在显著的正相关。根据理论，当股东和CEO之间存在信息不对称时，股东就要与经理签订绩效薪酬契约，以更好地激励和约束CEO。因此，我们提出中小企业CEO的努力程度与报酬的高低相关，报酬越高，努力程度越高，相应地公司当年的业绩就越好。

2、中小企业绩效与CEO持股比例存在显著的正相关。CEO持股和公司绩效的关系可以用詹森和梅克林（Jensenand Mackling，1976）的经典理论来解释。通过股票期权、内部股票所有权等方式把CEO的福利和股东财富捆绑在一起，促使CEO采取适当的行动以实现股东财富的最大化。因此，我们假设CEO持股比例越高，公司业绩越好。

3、CEO薪酬与CEO持股比例显著负相关。当总经理持有公司的股份越多时，得到更多的其他补偿的可能性就增大，因此我们假设总经理的薪酬水平与其持股比例存在显著负相关关系。

4、在中小企业板上市公司中，家族经理人薪酬水平显著低于非家族经理人的薪酬水平。由于家族经理人可能获得来自所有权方面的激励和只有家族成员才能获得的准租金的激励，因此家族经理人对基于绩效的激励性薪酬的需求较低（DanielL.McConaughy，2000）。由此得出家族经理人的薪酬水平显著低于非家族经理人。

5、在中小企业中，董事长和总经理两职合一的企业总经理的薪酬水平高于两职分离的企业的总经理的薪酬水平。

根据以上假设构建基本模型：

模型1：

ROE（CROA）=α1+β1MINCOME +γ1MHOLD+ε1

模型2：

MINCOME=α4+β4SIZE+γ4MHOLD

+η4FCEO+η5POWER+ε4

二、样本的分析与检验

（一）描述统计分析

从2005年深市中小企业板选择的上市中小企业样本共39家，其中民营企业30家，占全部样本的76.9%。从地区分布上看，广东和浙江两省共20家，占全部样本的51.3%，这得益于广东省和浙江省蓬勃发展的民营企业规模以及当地鼓励民营经济发展的政策。从行业分布上来看，中小企业主要集中于制造业，共有34家，占到全部样本的87.2%。

1、总体薪酬水平。总体样本中总经理年薪均值为24.5万，中值为22.1万，超过半数的上市中小企业总经理的年薪低于平均水平。此外，在不同中小企业中，总经理薪酬差异十分明显，最高收入为628000元，最低收入为54963元，前者是后者的11.4倍。

2、“零持股”现象严重，但人均持股比例较高，个体差异较大。在39家上市中小企业中，有16家企业的总经理持股为零，占41%。在23家总经理持股的公司中，总经理持股比例人均4.5%，其中20％的总经理持股比例大于10%。在8家总经理持股比例大于10%的企业中，7家为家族企业，且有5家总经理来自家族。

3、民营企业中，家族CEO和非家族CEO的差异比较。通过对资料的整理分析发现，总经理来自家族的中小上市公司ROE、CROA的均值都低于职业经理人出任总经理的公司，家族经理人的薪酬均值低于非家族经理人而持股比例均值则高于非家族经理人。

（二）回归分析

采用SPSS13.0对前面的假设进行检验，结果如表1所示：

1、总经理薪酬水平的激励程度。从模型1和模型2的回归结果来看，变量MINCOME的系数为正，并且在5%的水平上显著，这表明我国中小型上市公司的总经理薪酬与公司的业绩存在显著的正相关关系，这和假设1一致。可见，年度薪酬对中小企业总经理产生了显著激励。这说明在中小企业板上市的公司，随着公司治理结构和激励制度的完善，货币收益能够为经理人提供足够的激励。

2、总经理持股比例的激励效应。从模型1和模型2的回归结果来看，持股变量（MHOLD）的相关系数均为正，但不显著，这说明中小企业总经理的持股比例与中小型上市公司的经营绩效并不存在显著的正相关关系，因此否定假设2。这可能是因为总经理的持股比例偏低，不能产生有效的激励。在我国中小企业板上市公司中超过50％的公司总经理持股比例小于1％，较低的持股比例显然无法将经理人的利益与公司的利益紧紧捆绑在一起。

3、总经理年度薪酬影响因素的检验。模型3、4的回归结果见表1。由表1我们可以看出公司规模（SIZE）在5％的水平上十分显著，这和我们的假设一致，即公司规模与总经理的年度薪酬存在显著的正相关关系，公司规模越大，总经理获得高薪酬的可能性就越大。从变量MHOLD的估计结果来看，持股比例的相关系数均为负值，即总经理的持股比例与其所获得的年度薪酬存在负相关关系，总经理持股越多则薪酬越低，但并不显著。

从经理人来源（FCEO）与总经理的薪酬水平的相关性检验来看，其相关系数为-61086.652，但并没有通过显著性检验。一方面，由于家族经理人可以额外获得所有权方面的激励和只有家族成员才能获得的“准租金”激励（包括家族的认可、社会地位、对公司未来的期望等），因而家族经理人对基于绩效激励性薪酬的需求较低。另一方面，由于我国中小企业板上市公司特别是家族上市公司设计家族内外人员的报酬体系时，同时考虑了能力原则和亲情-人情原则，但随着市场因素影响的增强，亲情-人情原则得到了淡化，因此家族经理人和非家族经理人在年度货币薪酬上并不存在显著差异。

董事长和总经理两职合一（POWER）的相关系数为7811.84，说明两职合一的上市公司的总经理的薪酬水平高于两职分离的上市公司总经理的薪酬水平，这说明，当董事长和总经理两职合一时，总经理可以通过控制董事会来影响自己的薪酬，运用权力寻租。但随着公司治理结构的完善，中小企业开始更倾向于采取两职分离的模式，并且设计和完善相关的制度来对总经理进行监督，因此尽管存在差异但检验结果并不显著。

三、结论和建议

通过以上分析，我们可以得出以下结论：在中小企业板上市公司中总经理的薪酬与公司业绩存在显著的正相关关系，说明中小企业的薪酬激励效应明显。总经理持股比例与公司业绩弱相关，持股比例的大小对公司业绩的影响不大。公司规模对总经理薪酬具有显著的影响，持股比例、总经理是否来源于家族，董事长和总经理是否两职合一等因素对总经理的薪酬水平的影响并不明显。由此可见，中小企业总经理的薪酬激励机制并不完善，如何设计一套有效的薪酬激励机制，成为中小企业获得进一步发展动力所需要解决的重要课题。从目前来看，我国中小企业需在完善现有薪酬结构的基础上，增加对经理人员的股权激励，进一步完善中小企业的内部治理结构。

参考文献：

1、WU.Z.Altruism and the family firm:Some theory[J].Department of Economics,2001.

2、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[J].会计研究,2000(1).

3、张俊瑞,赵进文,张建.高级管理层激励与上市公司经营业绩相关性的实证分析[J].会计研究,2003(9).

＊本文研究得到了广东金融学院的资助（资助号：06XJ03-03）。

自来水公司经理总结篇3

【关键词】资本结构 行业 影响因素

现代财务理论研究表明,资本结构不仅影响公司市场价值,而且与公司治理、宏观经济运行密切相关。Modigliani和Miller(1958)认为,在完善的资本市场中,如果不存在税收、破产成本以及成本的影响,企业市场价值将与其资本结构无关。但在现实经济中,由于资本市场不可能是完善的,并且也存在着税收、成本以及破产成本等因素的影响,因此资本结构与其市场价值息息相关。正是沿着这一思路所取得的突破与拓展,使现代资本结构理论更加接近于现实经济。那么究竟是什么因素影响资本结构的选择呢?由于制度环境的特殊性,我国上市公司资本结构的影响因素更为复杂,影响国外资本结构的因素是否以同样的方式影响着我国上市公司资本结构,这些问题有待理论解释与实证检验。本文试图通过对我国农业类上市公司资本结构的影响因素进行实证研究，以期为该类企业选择合适的资本结构提供经验证据。

一、变量的选择及假设

1、对因变量的选取与度量

对于企业资本结构的度量,学术界普遍采用三种方式:一是总负债/总资产(Fischer,Heinkel,Zechner,1989)；二是总负债/股东权益(Kane,A.Marcus,McDonald,1984);三是采用长期负债/总资产(如Barges,1963),其中以总负债/总资产,即资产负债率的使用频率最高。由于本文旨在对资本结构实证研究方法的优劣进行比较和探讨,因此,选取最具代表性的资产负债率作为资本结构的表征变量（以Y表示）。尽管使用市场价值来计算负债比率更能真实体现上市公司的价值(Sibley,1991),但是由于中国股票市场大部分股份为非流通股,难以计算其市场价值。鉴于此,本文对于资产与负债的计量均采用账面价值。

2、对自变量的选取与度量

大量研究表明:不同行业的资本结构有着显著的差异。国内国外到目前为止在行业对资本结构的影响方面进行的考察文章，绝大多数得出了行业因素对负债水平具有显著影响的结论。但是国内有不少学者认为在理论上,行业是指从事国民经济中同性质的生产经营单位和个体等构成的组织结构体系,它是一群有相似特征的企业集合。因此,行业不是与规模等其他影响资本结构的因素并列的一个因素,而是一个更高层次的因素,它包括了规模、成长性等因素，正因如此，不同行业的资本结构应该分别研究，而不是将所有的上市公司作为一个整体进行分析。鉴于“三农”问题目前是我国的热点，并且农业类企业的发展对我国经济的发展具有不容忽视的推动作用，故本文选取农业类上市公司作为研究对象。

笔者将除行业外的7个影响因素作为自变量。

（1）企业规模。企业规模对资本结构的影响具有不确定性。一方面，规模大的企业都有较大的市场占有率和市场覆盖率，收益也较为稳定，更有条件实施多元化经营，分散企业经营风险，降低公司的预期破产成本，因而授信额度往往较高，因此也自然拥有较高的负债。另一方面，根据融资优序理论，大企业应倾向于权益融资，因此具有较低的负债水平。而就小企业而言，由于其长期融资成本相对较高，致使其更倾向于寻求短期负债，因而其资本结构具有较高的负债水平。在此，笔者以公司总资产的自然对数来度量公司的规模，并假设企业规模与资本结构成正相关。

本文用企业总资产的自然对数X1来表示企业规模。

X1=IN（总资产）

（2）盈利能力。Stulz(1990)的成本理论认为负债水平与自由现金流量(盈利的结果)正相关，他们认为，公司的自由现金流量越多，对管理层的约束也就越弱，管理层通过奢侈的在职消费来侵害股东利益的可能性也越高。因此股东倾向于使用更多的债务融资，希望通过债权人的监督来约束管理者的行为。因此，负债水平与盈利能力、自由现金流量正相关。Chang(1999)也从成本的角度出发，但是结论却是负债水平与盈利能力负相关。啄食理论认为，由于信息不对称，公司在进行融资时将遵循以下顺序:内源融资、外源债务融资、外源股权融资。这蕴涵着负债水平与盈利能力负相关。因为公司盈利能力越强，内部留存收益也就越多，公司将更少地依赖外源融资，包括外源债务融资，从而负债水平相对较低。

赢利能力可以用总资产报酬率或者净资产收益率来衡量，本文用净资产收益率X2来衡量。

X2=净利润/净资产

（3）成长性。成长性强的企业需要的资本量较多，当长期融资能力受限时，它往往通过举借短期债务进行融资。因此，西方理论认为企业的成长性应与债务水平呈正相关关系。本文用总资产增长率X3来表示企业成长性。

X3=（当年资产总额-上年资产总额）/上年资产总额

（4）内生资源的能力。如第2点所提及的，啄食理论认为，公司在进行融资时将遵循以下顺序:内源融资、外源债务融资、外源股权融资，即公司融资时会先使用内部资源，所以西方理论认为企业债务水平应该与其产生内部资源的能力呈负相关关系。代表产生内部资源能力的最合适指标是现金流量。表示企业产生内部资源的能力有两种方法：一种是现金流量总额与总资产之比，另外一种是经营活动产生的现金流量的净额与总资产之比，本文采用第二种，用X4表示，即：

X4=经营活动产生的现金流量的净额/总资产

（5）资产抵押价值。固定资产和存货通常被视为可抵押资产，借有形财产担保的债务可以降低债权人由于信息劣势而可能导致的信用风险，因而可以降低其筹资成本。所以理论上抵押价值与企业负债比率正相关。抵押价值有两种衡量方法，其一为固定资产与总资产之比，其二为固定资产和存货之和与总资产之比，本文选用第二种方法，用X5来表示，即：

X5=（固定资产+存货）/总资产

（6）非负债税盾比例。我国税法规定，企业按规定提取的折旧可以纳入成本费用，在税前列支。由于折旧也像债务利息那样具有抵税作用，所以它可以代替负债的免税作用，这样负债抵税的益处也就不那么突出，企业就有可能减少负债以降低财务风险。通常将折旧这类虽非负债但同样具有抵税作用的因素称为“非负债类税盾”。理论上，企业的非负债类税盾与资产负债率呈反比。本文用X6来反映企业面临的非负债税盾。

X6=固定资产折旧/总资产

（7）股权集中度。目前我国存在着特殊的股权结构：一方面国家股和法人股不能自由流通，且居于控股地位，因而我国市公司具有一种超稳定的股权结构；另一方面，非流通股的存在使得股权割裂和市场割据，造成了事实上的同股不同权，同股不同利。且国家控股的公司，其行为受到政府行政干预，其很可能会像国有企业那样具有较高的负债率。因此，特殊的股权结构可能会对资本结构造成一定的影响，有学者预测国有股本占总股本的比重与债务水平呈正相关关系。本文用X7来表示股权结构。

X7=国家股股本/总股本

二、样本选择与数据收集

如上文所述，本文选取农业类上市公司作为研究对象。我国目前的农业类上市公司有10个，这里的农业指的是狭义农业，由于考虑到林、牧、副、渔几种属于广义农业的行业和狭义所指的农业有不同的市场结构，而这种市场结构的差异在很大程度上又来源于不同行业所生产的产品所具有的不同特征，并且我国这几种行业的上市公司为数很少，故未将其纳入研究范围内。笔者收集整理了农业类上市公司2004年和2005年的数据，利用平均值进行分析。所有数据均来自“金融界”网站。虽然样本较少，但笔者认为数据具有一定的代表性,也具有分析的意义。

三、模型的构建与实证结果分析

本文采用多元线性回归法，利用SPSS软件来考察企业资本结构与解释变量之间的关系，进行最小二乘法估计（OLS），对上述资本结构的影响变量建立多元回归模型，基本回归方程如下：

Y=a+b1x1+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5+b6x6+b7x7+ζ

其中:Y为资产负债率;α为常数项;bj为各个影响因素的系数;Xj为资本。

结构的影响因素，各个字母的代表含义如前文所述；ζ为随机变量。

利用 SPSS软件计算所有指标的均值、中值、最值和标准差等，具体如下表所示：

财务上一般认为负债比率在50%-60%之间较为理想，我们可以看到我国农业类上市公司资产负债率的均值约为0.51,说明还较为合理,但是可以发现最大值和最小值之间存在着巨大的差异,企业的成长性指数(总资产增长率)分布很不均匀,企业之间差距比较大。

为了验证变量之间是否存在明显的相关性，笔者使用解释变量的相关系数矩阵检验变量之间的相关性，结果发现盈利能力指标X2和成长性指标X3，盈利能力指标X2和内生资源能力指标X4之间的相关系数较大，其他变量的相关性较小。从指标上分析，X2=净利润/净资产，X3=（当年资产总额-上年资产总额）/上年资产总额，X4=经营活动产生的现金流量的净额/总资产。净利润和经营活动产生的现金流量的净额关系紧密，盈利的结果就是自由现金流量。且三个指标的计量均涉及到资产额方面。笔者采用盈利能力指标进入回归方程进行逐步回归。在逐步剔除不显著变量之后，得到的回归方程如下：

Y=-3.665+0.33X1+0.463X5+0.486X7

a.Predictors: (constant), 资产总额的自然对数, 国家股股本/总股本, (固定资产+存货)/总资产

b.Dependent Variable: 资产负债率

从该回归方程来看，t检验、 F检验都具有显著性，方程的拟合优度也较好，调整后的拟合优度达到了0.851。DW=2.013，在2的附近,可以认为模型变量无序列相关。

四、结论分析

企业规模即总资产总额的自然对数对资产负债率指标有非常显著的影响，回归系数为正，与假设相符合。这说明规模越大，上市公司的资产负债率越高。理论上的解释是大公司能够实现多元化经营，从而抵御风险的能力较强，破产概率较低，也就较为容易获得贷款。国内有关研究对此的解释有以下几种:大公司往往是国家政策支持的重点，国家在其贷款政策上通常都给予优惠和便利;公司规模往往代表着公司的实力、发展的前景，同时又意味着在同行业中的地位，因此大公司的信誉较高，破产风险较小，其采用负债融资的可能性也较大。

抵押价值与资本负债率呈正相关关系，与理论相符合。由于企业债券市场的不发达，公司的债务融资主要是银行贷款，抵押价值越高，从银行获得贷款的可能性越高、成本越低。在这一点上，农业类上市公司与国内的其他上市公司一样具有共性。

股权集中度与资本负债率呈正相关关系。冯吴刘(2000)分别考察了国家股、法人股以及流通A股比例对公司资本结构的影响，得出结论认为国家股比例与负债水平正相关，而法人股比例和流通A股比例都与负债水平负相关；肖吴(2002)也支持了国家股比例与负债比率正相关的结论。由于国有资产的初始委托人-全体人民没有行为能力,而代表国有出资人利益的董事会成员由于责权利关系不对称,难以有很强的能力对企业进行决策控制和监督约束,使经营者并未真正感受到出资人的压力。如果国有股比重过大,出资人并未真正到位,就会形成实际上的“内部人控制”,与此同时,我国上市公司的负债大部分来自国有银行贷款,可能形成负债越多,可支配的资源越多的局面。按照这样的逻辑,国有股比重越高,内部人控制也会越强,在管理者追求资源支配权和过度投资冲动的激励下,公司负债比例会随之不断提高。所以总的来说,股权结构与资产负债率呈正相关关系,这也与本文的实证结果也正好吻合。

非负债税盾比例因素未列入回归方程,从相关系数矩阵中可以看出,其和资本负债率相关系数很小，说明此变量对农业类上市公司的影响不显著。盈利能力指标与公司负债比率之间的相关性也不明显，陆辛(1998)的实证结果也是如此。关于盈利能力对公司负债水平的影响，己有的研究成果似乎很少有争论，绝大部分都支持了啄食理论的假说，即盈利能力越强，公司的负债水平越低。农业类上市公司在这方面不支持这种假说。另外，从系数相关矩阵上看，成长性及内生资源的能力和企业资产负债率之间的相关程度很低。

从总体而言，企业规模是影响该类上市公司资本结构的最主要的因素，抵押价值和股权集中度对资本结构有正向影响。本文对农业上市公司资本结构影响因素的实证结果与国内外学者的研究结果存在一定的差异。原因可能是在进行研究时选取的样本行业和数量不同。本文结论的局限性还在于，由于受数据资料的限制，对其他因素，比如公司内部治理与外部制度环境其实对企业的资本结构有较大影响，可是却无法加入模型，这使模型的解释能力受到一定影响。除此之外，由于我国农业类上市公司数目较少，所以分析采用的样本量较少，这可能引入了一定的分析偏差。本文假定我国上市公司公布的财务报表数据是“真实”的，也就是说，假定上市公司不存在财务操纵问题。但是众所周知，我国上市公司的这种财务操纵现象非常普遍，会计信息失真也是我国资本市场的一大顽疾。

【参考文献】

[1] 郭树华：企业融资结构理论研究[M]，中国社会科学出版社，1999。

[2] 洪锡熙、沈艺峰：我国上市公司资本结构影响因素的实证分析[J]，厦门大学学报(哲学社会科学版)2000,(3)。

[3] 李善民、刘智：上市公司资本结构影响因素述评[J]，会计研究,2003,(8)。

自来水公司经理总结篇4

【关键词】薪酬制度；绩效工资；改革

【中图分类号】F244.2　【文献标识码】A　【文章编号】1002-736X(201 2)05-01 88-04

组建集团公司为独立经营的单一企业在短期内做大做强提供了良好的发展平台，是一种企业资源整合的范式。如果经过整合后的集团公司不能适应企业发展新阶段管理环境的变化，不能及时建立适应集团公司发展的管控模式，那么集团公司中的众多企业之间的协同效应就不能充分发挥，甚至会因为各种管理矛盾最终浪费掉有限的资源。因此，集团公司建立的过程也是集团内部管控模式同步调整和改革的过程。集团公司选择什么样的管控模式往往受到高层的经营理念、企业的发展特点和业务特点影响。通常意义上，混合型集团公司一般采用战略管控模式，这种模式下集团总部是战略决策和投资决策中心，管理通过战略规划和业务计划体系进行，集团总部对子公司干涉较强，但子公司有管理自，子公司的自是“有控制的分权”。集团公司战略管控模式的建立是一个复杂的系统工程，尤其对于新组建的集团公司而言，几乎无先例可循，只能从局部试点，以点带面，最终推动整个管理体制的改革。本文以西北地区某农业集团公司为例，以薪酬制度改革为切入点，探索建立适合该集团公司的管控模式。

一、企业薪酬改革背景简介

20世纪90年代中期，西北地区某大型国有农业企业经股份制改造后进入快速成长阶段，形成了以种业为核心、产业涉及农、工、商、贸的大型集团公司，旗下子公司有十几家，属于较为典型的混合型集团公司。自从集团初步组建成后，公司高层一直在进行有效管控模式的探索，而薪酬制度的激励作用最终让公司高层下决心将改革试点放到薪酬上。2005年，该集团公司开始推行绩效工资为核心的薪酬制度，将原来的固定工资的一部分切出来与绩效考核相结合，按季度发放绩效工资。在试行的几年中，员工与管理层对现行的薪酬制度都不满意。员工认为，绩效工资既不能体现自己的能力与价值，又不公平，是一种变相的扣工资；高层管理者认为，企业工资水平制定是参考了当地的平均收入水平，标准在平均线之上，并且跟据物价水平有定期的上调，是有竞争力的，但高工资没有换来高绩效，带来是的人工成本的上升和核心员工的流失，薪酬吸引、激励、发展与留住人才的作用没有发挥出来。要化解这种矛盾，集团的薪酬改革需要继续前行。

1.薪酬制度现状。该集团薪酬构成包括基本工资、绩效工资、年终奖和法定福利，绩效工资是员工月收入的主要部分。基本工资按月发放，绩效工资按季度考试核后发放。绩效工资的比例由员工所在职级决定，集团所有员工分为七个层级：总经理、副总经理、经理、副经理、主管、业务员、办事员。总经理和副总经理，绩效工资比例为40％，经理和副经理绩效工资比例为30％，主管绩效工资比例为20％，业务员和办事员绩效工资比例为10％。绩效工资兑现与个人季度考核结果相挂钩，个人考核结果分为五个等级，考核优秀绩效工资按100％兑现，良好按80％兑现，合格按60％兑现，较差与差不予兑现。在每个等级内部，工资再分为若干等，员工的月工资总额可以随工龄增长，每两年上调一次。

2.人力资源结构状况。公司现有员工1700多人，其中总部员工200余人，约占12％，分子公司员工1500人左右，约占78％。从学历结构看，硕士16人，本科及大专以上学历员工占65％；从职称看，高级农艺师、高级工程师、高级会计师、高级经济师等高级职称者有25人，各种中级职称者300余人；从职位结构看，研发人员(以种业和农化为主)约占10％，生产人员约占30％，职能管理人员约占18％，销售人员约占25％，服务类人员约占17％。

二、薪酬制度中存在问题的剖析

现行的薪酬制度最大的优点就在于操作简单，其弊病也很明显，即行政管理色彩浓厚，不利于释放出企业活力，不适应企业的发展。

1.统一的薪酬制度不适应集团的多元化发展。该集团起步于农业，在涉足工、商、贸业，开展多元化经营后，为了便于管理，整个集团采用一套统一的薪酬制度，包括下属子公司的薪酬制度及标准也由总部统一制定。在这种薪酬制度下，企业的每一个员工都可以在职级表上找到自己的职级，再从职级对应到自己的薪酬标准。这种统一薪酬制度带有显而易见的弊病，主要表现在方案的适应性差，可以从两个方面得以印证，即高层管理者方面和独立运作的子公司方面。从高层管理者层面看，建立在职级基础上的有固定比例的绩效工资制，对激励经营者发挥才能力度不够，才能可以不断的提升，而绩效工资却是可以看得见顶的，尤其在企业普遍推行管理层年薪制的今天，这个较为固定又可以预见的绩效工资收入就更难激发管理层的工作热情。从子公司层面看，子公司是独立的法人，有制定薪酬制度的权力，而统一的薪酬制度是一种集权的管理模式，是对子公司独立管理权的限制，子公司如果对自己员工都没有充分经济激励的权力，那么子公司的独立经营管理就成为空谈。再从效率的角度看，对于多元化经营的企业而言，集团高层并不对每一个行业的情况和特点都了如指掌，下放管理权限，才能让子公司焕发勃勃生机，如果继续生硬地推行统一的绩效工资方案，把不同企业、不同职位用一个职级统一到一条薪酬标准线上，只能僵化管理体制，降低员工的积极性。

自来水公司经理总结篇5

长期以来，我国上市公司高管人员薪酬制度不合理，人力资本不能按照生产要素分配原则参与分配，导致高管人员缺乏工作积极性和创造性，经营短期化行为较为普遍，造成部分上市公司的财务状况及经营状况日益恶化，极大地损害了广大股东的权益和投资者的积极性，动摇了证券市场的基石。上市公司高管人员薪酬制度的研究为理顺上市公司的利益分配关系，调动高管人员的积极性，保护广大股东的投资热情，实现上市公司乃至证券市场的可持续发展具有重要的现实意义。本文仅对电力行业上市公司高管人员薪酬问题进行实证研究。

一、研究假设

假设一：电力行业上市公司高管人员年度报酬与经营绩效存在显著的正相关关系。根据委托理论，公司股东与高管人员之间存在信息不对称和企业面对经营环境的不确定性，股东为了防范问题，会设计一个最优报酬计划，并通过可观测到的业绩指标来决定高级经理人的薪酬，尽可能将经理的报酬和企业的业绩联系起来，激励高管人员采取符合股东利益的行为，以减少高层经理由于道德风险和逆向选择所导致的成本和风险，从而使经理有足够的动力提高企业的盈利水平，最终增加股东的收益。同时，由于公司高管人员的年度货币收入取决于公司的绩效，高管人员为了自身的收入最大化，必然努力工作以提高公司经营业绩，使自身的薪酬水平随着会计盈利的增加而增加。

假设二：电力行业上市公司高管人员年度薪酬水平与公司规模存在显著正相关关系。Rosen（1982）构造了一个理论模型，认为企业是一个层级组织，企业的产出由管理、监督和生产决定，能力越强的经理要求在生产中控制更多下层员工的人力资源。根据管理理论，公司规模越大，组织中的管理层级也越多，高管人员控制的资源也就越多，而每一层级在薪酬上的差别使大公司的高管人员更有机会使其高薪合法化。从人力资本的角度看，公司规模扩大带来的企业复杂性将要求管理者具有更高的管理技巧，从而企业会聘用更高价的经理人。因此，大型企业中高级经理能力所产生的租金要远远高于小型企业，其报酬也就相应地更多。国内外大量研究（Kaplan，1997、Baker，Jensen和Murphy，1988、魏刚，2000）发现，随着公司规模的增加，公司高管人员的报酬也会随之增加，即当公司规模增加时，高管层级差报酬也会随之有一定幅度的增加。

假设三：电力行业上市公司高管人员年度报酬与公司股本中国家股所占比例之间存在显著的负相关关系，与前两大股东持股比例之间存在显著的负相关关系。我国上市公司治理机构中普遍存在股权结构畸形，即国家股大都具有绝对控股地位，而国有资本主体一直处于缺位状态，这对于激励机制的效用发挥无疑具有抑制作用。由于受我国收入分配制度上传统“大锅饭”现象的影响，使得国家股比重较大的公司在薪酬制度设计上不能完全走向市场。因此，国家股比重越大，高级经理人的薪酬水平越低。而国家股在大部分电力上市公司中占有相当的比重，这就导致了电力上市公司高管薪酬水平相对较低。

假设四：电力行业上市公司高管人员年度报酬与其持有的股份比例存在正相关关系。根据委托理论，当高管人员没有拥有公司股份时，他们就会回避风险较高且收益较高的项目，而选择风险较低、收益较小的项目；当高管人员拥有公司股份时，他们就会投资收益较高的项目，从而使自己的福利水平得到提高，这样，公司利益与个人利益就紧紧地捆在一起。由于高管人员不断追求自身价值最大化，当他们持有企业的股票越多时，他们将会视企业为利益共同体而为之奋斗，促使利润增加，提高经营绩效，从而获得更高的薪金报酬补偿。

二、研究设计

（一）样本选择及数据采集来源

本文的实证研究以2005年12月31日前在深沪两地发行A 股的全部电力行业上市公司共56家单位作为研究对象，对2005年的电力行业上市公司高管人员薪酬与企业经营绩效进行实证检验。研究所采用的样本数据来自于中国证券监督委员会网站刊登的有关电力行业上市公司的年度财务报告摘要和巨潮资讯所披露的电力上市公司数据信息（其中有些数据系直接取得，有些数据系经过加工计算后所得）。

（二）变量选择及说明

国内外许多研究一般使用Tobin’s Q值（即公司的市场价值与公司资产的重置价值的比率）来衡量公司的价值。本文认为，由于中国上市公司的股票价格远远偏离其价值，而且公司资产的重置价值也难以估算，Tobin’s Q值并不能真正反映公司的绩效。所以，本文采用公司净资产收益率来衡量公司的绩效。同时本文研究所用的薪酬数字并没有将股票期权纳入，而只限定于上市公司年报所披露的货币性年度报酬，包括工资和奖金等。另外，由于高管人员隐性收入的资料难以取得，所以本文研究的高管人员薪酬中不包括此项。对于企业规模，本文采用公司的资产总额表示。在本文的研究中，为了进一步研究高管人员持股对公司经营绩效的关系以及国家股对高管人员薪酬的影响，分别设置了高管持股变量和国家股变量。详见表1。

（三）模型构建

根据上文提出的假设，笔者构造以下模型来进行实证检验。

Y=β0＋β1X1+β2X2+β3X3+β4X4

①每股收益可准确描述上市公司每股股本的盈利能力，但却不能说明净资产的盈利能力，而净资产收益率的特点恰恰相反。因此，本文选择净资产收益率作为经营绩效指标。

②本文的高管人员不包括独立董事。

式中βi（i=0-4）为系数

三、研究结果与分析

（一）样本描述性分析

笔者利用SPSS统计分析软件，就样本数据的各有关变量数据指标进行基本的统计分析和计算（见表2）。从表中可以发现，目前我国电力行业上市公司高级管理人员的报酬结构不合理，形式单一。绝大多数公司高级管理人员的报酬是工资加奖金，实行年薪制的很少，对于西方极其普遍的股权激励的报酬形式，即使是在最便于推行股权激励的上市公司中，这种激励手段仍然处于“真空”状态。我国电力行业上市公司高管人员总体持股数量较少，持股比例偏低，统计结果显示，高管人员总体持股数量的均值约为百万分之六，总体持股数量占总股本的比例最高也不过为0.02%。值得关注的是，高管人员“零持股”现象严重，在56家上市公司中竟有53 家高管人员持股比例为零。另外，我国电力行业上市公司之间高管人员报酬差距明显，前三位上市公司高管人员年度报酬的平均数最高的达到86.67万元（股票代码000037），而最低的仅为1.14万元（股票代码000426）。我国电力行业56家上市公司净资产收益率均值为7.013%，盈利状况一般。我国电力行业上市公司国家股比例均值为41%，约占总股本的五分之二，与其他地区类似。

（二）回归分析

我们对上述变量利用SPSS软件进行偏相关分析和线性回归分析，所得结果如表3―表7所示：

R2=0.913 F=114.953 DW=1.616

Y=0.951+0.421×X1+0.617×X2

分析以上结果，由表5、表6可以看出X3、X4与Y的偏相关系数分别为：-0.044、-0.235，也就是说电力企业上市公司高管人员的年度报酬与国家股比例之间不存在显著的负相关关系，即没有支持假设三；同时高管人员是否持股，对公司经营绩效并不能产生显著影响，即不支持假设四。而由表3、表4可以看出X1、X2与Y的偏相关系数分别为：0.408、0.441，即电力企业上市公司高管报酬总额与公司绩效（净资产收益率）存在显著的正相关关系，即假设一成立；电力企业上市公司高管人员年度报酬总额与公司规模（资产总额）正相关，即假设二成立。采用普通最小二乘法对Y、X1和X2进行回归分析，得出其具体的函数关系式为：Y=0.951+0.421×X1+0.617×X2，且在95%的置信水平下通过了F检验和T检验。

四、研究结论

（一）电力企业上市公司高管人员的年度报酬、高管人员持股并没有对高管人员产生显著的激励作用，国家股比例与高管人员的薪酬水平也没有显著的负相关性

这说明高管持股比例和国家股比例对高管的薪酬影响不显著。对于这种结果，笔者认为主要是由于电力企业上市公司近几年来进行改革，国家对其政策以市场化为导向，企业之间形成竞争趋势，国家对其影响越来越小。另外，我们的研究没有考虑上市公司高管人员获得的非货币收益――灰色收入（如公费吃住、旅游、出国、购买豪华轿车等），而这些可能会为高管人员提供足够的激励。同样，电力企业上市公司高管人员持股比例偏低（见上文描述性统计），“零持股”公司的比例达到94.64%，如此低的持股比例根本无法把高管人员的利益与公司的利益紧紧地捆在一起，根本不能产生有效的激励作用。而且我国的有关法律规定，上市公司高管人员在任职期间不能通过二级市场买卖本公司的股票。这样，除了在公司初次发行、增发新股或送配股时可以取得公司股票外，没有其他增加持股的渠道。国家对内部职工股的发行和交易也有严格限制，这使得高管人员的持股处于一个十分僵硬而自我封闭的体系中，导致拥有股权的激励效应荡然无存。因此，在电力企业上市公司中高管人员的年度报酬与国家股比例没有呈现出显著负相关关系，高管人员持股对高管人员没有产生显著的激励作用。

（二）电力企业上市公司高管人员年度报酬与公司经营绩效正相关

这说明电力企业上市公司目前高管人员薪酬水平的制定基本上结合了企业的业绩指标，开始摆脱过去高管薪酬与公司业绩脱钩的现象。实证研究结果也显示，电力企业上市公司的经营业绩（净资产收益率）越好，高管的薪酬越高。这是因为在电力企业上市公司中加强业绩与薪酬间的联系对发挥薪酬机制的有效作用是非常必要的，所以企业在制定高管人员的薪酬水平时开始认识到了业绩的重要性，并在实际中结合具体的薪酬结构来挑选业绩的衡量指标，全面配合解决现代公司制度下由于信息不对称形成的委托关系所面临的激励不相容问题。

（三）电力企业上市公司高管人员年度报酬与公司规模正相关

这说明电力企业上市公司在制定高管人员年度薪酬时，主要是根据公司的规模。实证研究结果也显示，电力企业上市公司资产的规模越大，公司资产总额越多，高管人员的薪酬越高。电力企业上市公司目前高管人员薪酬水平制定的这种方式往往会造成电力企业高管人员为其自身利益只注重追求公司规模（总资产）的增长，而忽略了公司盈利的增长，只做“大”不做“强”。

五、研究局限

（一）由于时间仓促，样本取样只取了2005年的数据，没有历年数据对比，这可能对研究结果产生一定的影响。

自来水公司经理总结篇6

关键词：上市公司 负债经营 财务风险

一、问题的提出

河南省煤炭资源丰富，含煤地层分布广，煤种齐全，是我国重要的产煤基地，煤炭产量连续多年居于前列，为我国经济的发展和国家能源安全做出了巨大贡献。同时，河南也是煤炭的消费大省，煤炭在全省一次能源消费结构中多年来一直占90% 以上。煤炭作为能源支柱支撑着河南经济社会的快速发展。

资金是煤炭企业生存和发展的重要保证，负债经营被公认为是一种行之有效的资金运营方式，它是解决企业资金需求的一个途径，同时也是企业获得财务杠杆收益的一种现代化的经营理念。根据企业负债动因的不同可分为自主负债和被动负债。自主负债是企业充分利用负债带来的好处进行筹资策划；被动负债是企业迫于一定压力所采取的非自愿筹资。但是，目前企业大量借入负债资金是为了解决资金需求的一种被动行为。

根据财务管理理论，利用负债经营获得财务杠杆收益的前提条件是经营收益水平大于负债的资金成本。因此，经营收益水平越高，负债带来的财务杠杆收益就越大。本文通过实际数据分析上市公司的负债水平和经营收益水平是否具有相关性，进而考察河南煤炭上市公司管理者负债经营的意识。

二、研究假设及样本选取

根据负债经营理论，如果河南煤炭上市公司管理者具有较强的负债经营意识，负债水平在一定的范围内就会随着经营收益水平提高而升高，由此得出假设：在一定限度内负债比例与经营收益水平正相关。

为了全面分析河南煤炭上市公司管理者的负债经营意识，本文选取了我国a股市场上市的河南省煤炭企业作为样本，收集了2008年至2012年的相关财务数据。

三、指标选取

（一）被解释变量的选取

以资产负债率代表上市公司的负债水平。资产负债率=（负债总额/资产总额）×100%。

（二）解释变量的选取

息税前利润率是上市公司在一定时期内获得的息税前利润与平均资产总额的比率，它是反映上市公司资产综合利用效果的指标，同时是衡量上市公司利用债权人与所有者的资金获取盈利的重要指标。由此，我们用息税前利润率代表上市公司的经营收益水平。息税前利润率=（息税前利润总额/资产总额）×100%。息税前利润总额=净利润+所得税+利息支出。

四、河南省煤炭上市公司资产负债水平与经营收益水平相关性统计分析

（一）河南大有能源股份有限公司（以下简称大有能源）

通过分析大有能源2008年至2012年年度报告并计算汇总，得到结果如表1及图1所示。

从图1可以看出，从2008年至2012年大有能源的资产负债率与息税前利润率的变动保持一致。

（二）平顶山天安煤业股份有限公司（以下简称平煤股份）

通过分析平煤股份2008年至2012年年度报告并计算汇总，得到结果如表2及图2所示。

从图2可以看出，平煤股份在2008年至2010年资产负债率与息税前利润率的变动相反，而在2010年至2012年资产负债率与息税前利润率的变动相同。

（三）河南神火煤电股份有限公司（以下简称神火股份）

通过分析神火股份2008年至2012年年度报告并计算汇总，得到结果如表3及图3所示。

从图3可以看出，神火股份的资产负债率在2008年至2009年，2010年至2011年与息税前利润率的变动相反，而在2009年至2010年，2011年至2012年资产负债率与息税前利润率的变动相同。

（四）郑州煤电股份有限公司（以下简称郑州煤电）

通过分析郑州煤电2008年至2012年年度报告并计算汇总，分析结果如表4及图4所示。

从图4可以看出，郑州煤电的资产负债率在2008年至2009年，2011至2012年资产负债率与息税前利润率的变动相反，而在2009至2011年资产负债率与息税前利润率的变动相同。

五、结论与启示

通过以上数据分析发现，大有股份资产负债率与息税前利润率的变化具有较强的正相关关系，说明大有能源的经营者具有一定的主动利用负债经营获取财务杠杆收益的

识。平煤股份、神火股份和郑州煤电的资产负债率与息税前利润率的变化没有明显的相关关系，据此说明三家公司的经营者缺乏主动利用负债经营获取财务杠杆收益的意识。

由于上市公司的负债水平受到宏观经济政策、公司所处行业以及公司内部多种因素的影响，本文的数据分析还具有一定的局限性，分析的结论只能从单一视角反映负债经营的动因问题。

综上所述，负债经营是一种现代化的经营理念。作为现代企业的经营者要有主动利用负债经营获得财务杠杆收益的意识，同时也要注意负债水平的提高所带来的财务风险，保持一个合理的负债水平。

参考文献：

自来水公司经理总结篇7

关键词：民营上市公司 董事会 公司治理 真实活动盈余管理

作者简介：

季 敏（1987- ），女，山东济宁人，青岛农业大学经济管理学院硕士研究生

金贞姬（1963- ），女，吉林延边人，青岛农业大学经济管理学院教授

一、引言

民营上市公司的控股股东是自然人或民营企业，受政府的管制约束很少，表现为高管任免具有独立性、股权变动比较自由，由此也导致公司内部存在着一系列的问题，如董事长一言堂现象。董事会一旦被一个人所控制，就会导致内部失控，公司内部的治理结构的存在就会成为空壳。由于政府对国有上市公司通常有一些优惠的政策，再加上有国家作为其最终担保人，使得民营上市公司与国有上市公司相比受到更强烈的融资约束，公司为获得更多的银行贷款、配股资格和维持上市地位，由此可以看出在实践中民营上市公司更有动机进行盈余管理。盈余管理行为的存在使会计信息违背了会计信息质量真实性和可靠性原则，导致对外披露的会计信息质量下降，扰乱了我国资本市场的有序进行。而董事会作为内部治理结构的核心，对编制的财务报表负有完全责任。董事会治理效率的高低关键在于董事会的结构，因此，研究董事会结构特征与真实活动盈余管理的关系对完善公司治理结构具有重要的理论意义和现实意义。基于以上背景，本文采用Roychowdury设计出的真实活动盈余管理计量模型，运用我国民营上市公司的数据， 对董事会特征在控制公司进行盈余管理行为的效用方面进行研究。

二、研究设计

（一）研究假设 根据已有的国内外研究成果本文主要从董事会特征的以下方面研究与真实活动盈余管理的相关性：

（1）董事会规模与真实活动盈余管理水平。Jensen（1993）通过研究得出，董事会规模与盈余管理之间存在显著的正相关关系。Dechow等（1995） 也发现，董事会规模越大就越有就机会进行盈余管理。然而Dalton等（1999）发现董事会规模越大就越能更好地对经营者实施监督；董事会规模越小，效率可能更高，却也存在着被少数人控制的危险。为此，本文提出：

假设1： 董事会规模与真实活动盈余管理水平存在正相关关系

（2）独立董事比例与真实活动盈余管理水平。独立董事可以更好地监督经营者的行为和保护中小股东的权益。Byrd和Hickman（1992）研究发现，随着独立董事比例的提高，管理者进行盈余管理的可能性会降低。国内研究学者也得出了同样的结论（吴清华和王平心，2007）等。张志花、金莲花（2010）认为独立董事制度的设置能有效抑制管理当局的盈余管理行为。为此，本文提出：

假设2： 独立董事比例与真实活动盈余管理水平负相关

（3）两职兼任与真实活动盈余管理水平。民营上市公司大多是由家族企业发展而来的，两职兼任现象在我国民营上市公司中更为普遍，两权集一身能更有效的控制整个公司。Jensen（1983）发现，两职兼任的领导结构使了董事会作为公司治理机制名存实亡。王建新（2007）等研究发现，董事长和总经理两职兼任使得董事会被一人控制，为其进行盈余管理提供了便利的条件。为此，本文提出：

假设3： 董事长和总经理（CEO）两职合一与真实活动盈余管理水平正相关

假设4：实际控制人和董事长或总经理为同一人时与真实活动盈余管理水平正相关

（4）董事会中专业委员会的个数与真实活动盈余管理水平。董事会下的专业委员会通常掌握着某一方面的技能，其存在提高了董事会的工作效率与质量，实践也证明董事会专业委员会的设置和有效运作，是明确董事会职责、提升董事会运作效率和质量的有效治理方式，完善的公司治理结构下管理当局进行盈余管理的可能性会降低。为此，本文提出：

假设5：董事会中专业委员会的个数与真实活动盈余管理水平负相关

（5）董事会会议次数与真实活动盈余管理水平。Vafeas（1999）认为随着董事会开会次数与盈余管理水平负相关。董事会会议是董事会成员之间进行有效沟通的主要途径，会议的召开可以给董事提供参与制定企业决策的机会。为此，本文提出：

假设6：董事会会议次数与真实活动盈余管理水平负相关

（二）变量选取和模型建立 本文选取变量如下：（1）因变量（真实活动盈余管理）。本文选取了公司进行真实活动盈余管理的三种主要形式销售操纵、过度生产和降低可操控性费用，分别以异常经营活动现金净流量、异常生产成本和异常可操控性费用的大小来作为衡量真实活动盈余管理大小的指标。经营现金流量（CFO），采用现金流量表中的经营活动现金流量净额来表示。生产成本（PROD），可操控性费用（DISEXP），主要包括研发支出、广告费用、销售费用和管理费用等，由于我国会计准则没有把研发费用和广告费用单独列出，而是把其列入到销售费用和管理费用。根据Dechow和Skinner研究，建立以下线性回归模型对每个公司年度CFO的正常水平进行估计：CFOt/At-l= α0+α1×（1/At-1）+α2×（St/At-1）+α3×（St/At-1）+ε1…（1）。其中，At-1为t-1期期末的资产总额，St是t期的销售额（营业收入），St =St-St-1，残差ε1为对应的异常经营现金流量（ACFO）。先利用该回归模型估计出α系数值，然后将对应的α系数值代入回归模型中，估计对应的正常水平下的CFO，则ACFO=实际CFO-正常CFO。按照同样的方法分别根据下列模型：PRODt/At-1=α0+α1×（1/At-1）+α2×（St/At-1）+α3×（St/At-1）+ α4×（St-1/A t-1）+ε1…（2）。DISEXPt/At-l=α0+α1×（1/At-1）+ α2×（St-1/At-1）+ εt （3）。对每个公司年度PROD和DISEXP的正常水平进行估计，再用实际值减去其正常水平值，分别得出异常值APROD和ADISEXP，即各自回归方程中的残差项。Cohen指出，由于会计科目之间的相互影响，通常是采取多种交易进行盈余管理，因此需要把这三个因素综合起来考虑，因此引入一个综合变量SRM。由于可疑公司运营年度进行盈余管理时会导致当期经营现金流量和可操控性费用比正常情况下低，生产成本比正常运营年度高，因此将综合真实盈余管理指标表示为：SRM =|ACFO|+|APROD|+|ADISEXP…（4）。该综合指标值越高，则表示上市公司盈余管理程度越大。（2）控制变量。本文主要考虑了公司本身的特征：公司规模（LIZE）、净资产收益率（ROA）和资产负债率（DEBT）。一般而言，公司规模越大受各方面监管和关注比较多的同时也有更多机会进行真实活动盈余管理，因此，将公司规模作为一个控制变量。净资产收益率是衡量公司本年度业绩的基本指标，并且上市公司在增发股票和配股时对公司的净资产收益率都有一定的要求。微盈利企业为了更好地利用国家的优惠政策，进行盈余管理的可能性也是存在的。与股东相比，债权人为了得到应有的资金使用费，会更关心公司财务状况和盈利能力，由于管理当局相比债权人来说掌握更多的内部信息，管理者为了减轻来自债权人的压力，当公司负债比例较高时，就会采用更为隐蔽的方式进行盈余管理。（3）解释变量。模型的解释变量是公司董事会的特征变量，主要包括：董事会规模（ LNBO） ， 用董事会成员数的自然对数表示；独立董事的比例（DULI），用独立董事的人数除以董事会总人数表示，独立董事比例的平方值（DLSQU）；LZDZ是虚拟变量，反映实际控制人是否担任董事长或总经理，担任时取1，否则取0；LZHY 为虚拟变量，反映总经理与董事长两职是否合一，当两职合一时取1， 否则取0；董事会会议次数（BOME）；董事会中专业委员会的个数（PC）。

在此基础上建立董事会结构与真实活动盈余管理的回归模型如下：RAMt =β0+β1LNBOt +β2DULIt +β3DLSQUt +β4LZDZt+β5 LZHY t+β6BOMEt+ β7PCt+β8LIZEt +β9ROAt +β10DEBTt +εt在回归分析时将分别用ACFO、APROD、ADISEXP、SRM来代替RAM。

（三）样本选取和数据来源 本文选取所有2011年的民营上市公司作为样本，以2009年至2011年相关数据作为估计2011年度民营上市公司异常CFO、异常PROD、异常DISEXP和SRM的基础，选取2011年有关董事会特征数据。样本中剔除了盈余管理数据和董事会特征数据不全的公司，最后得出有效的总样本数701个。所有数据来自国泰安数据库。

三、实证检验分析

（一）描述性统计 表（1）列示了样本公司不同变量的描述性统计状况，主要是可疑公司与正常运营公司对应变量均值的比较。可以看出可疑公司运营年度与正常公司运营年度相比具有较高的异常生产成本、较低的异常可操纵性费用，而异常经营现金流量没有明显的差异，这可能是由于较低的可操纵性费用和较高的生产成本共同作用的造成的。可疑公司还表现出较低的净资产收益率和较高的资产负债率，净资产收益率平均数为0.006457，可以看出可疑公司的净利润非常小，为了摆脱增发股票和配股的限制条件进行盈余管理的可能性比较大。在我国民营上市公司中董事会被一人控制的现象比较常见，董事长和总经理两职合一的现象倒不常见。可疑公司董事会会议次数的平均值低于正常运营公司，独立董事的比例平均值达到37%，公司法的最低要求是三分之一，可以看出我国民营上市公司在这方面做得比较好。企业规模方面，可疑公司要大于正常运营公司。公司中专业委员会的个数相差不大，基本上都设有四大专业委员会。

（二）回归分析 首先利用701家民营上市公司的相关数据采用普通最小二乘法（OLS）分别对模型（1）、（2）、（3）进行线性回归分析，得出回归系数再代入模型计算正常水平下的经营现金流量、生产成本和可操控性费用，再将实际值与正常值相减即得到异常经营现金流量、异常生产成本和异常可操纵性费用，然后再计算出综合真实盈余管理SRM。从表（2）可以看出，回归方程整体的解释能力较强，Adjusted R2值分别为0.43，0.767，0.045，可以看出拟合优度较高。对民营上市公司董事会特征与真实活动盈余管理实证分析结果如表（3）所示。可以看出回归方程整体的解释能力比较强，同一个解释变量与盈余管理指标的四个表现形式的相关性有时并不一致，可能是由于在实践中公司采用多种盈余管理方式共同作用造成的。从回归结果可以看出：（1）样本公司的董事会规模、董事长和总经理（ CEO） 两职合一、实际控制人和董事长或总经理为同一人、董事会会议次数、董事会中专业委员会的个数、资产负债率都与异常可操纵性费用的相关性系数为正数，在一定程度上验证了假设1、假设3和假设4。独立董事比例与异常可操作性费用的相关性系数为负，在一定程度上验证了假设2。公司规模和净资产收益率与异常可操纵性费用的相关性系数为正，并在1%的水平下呈现出显著性，可以看出公司规模越大，为公司进行盈余管理提供了广阔的空间。（2）样本公司的董事长和总经理两职合一与异常生产成本呈正相关，在一定程度上验证了假设1；独立董事的比例与异常生产成本呈负相关，表明独立董事比例越高，异常生产成本越低，真实活动盈余管理越少，在一定程度上验证了假设2；董事会规模、董事会会议次数、净资产收益率与异常生产成本的相关性系数为负数，有效地支持了假设6；董事会中专业委员会的个数、公司规模、资产负债率与异常生产成本的相关性系数为正数，并呈现出显著性，有效的支持了假设5。（3）样本公司的董事会规模、独立董事的比例、净资产收益率与异常经营现金流量相关性系数为正，董事长和总经理两职合一、实际控制人和董事长或总经理为同一人、董事会会议次数、董事会中专业委员会的个数、公司规模都与异常经营现金流量呈负相关，在一定程度上验证了假设3、假设4、假设5和假设6；资产负债率与异常经营现金流量呈显著性负相关。（4）样本公司的董事会规模、董事会中专业委员会的个数与公司的盈余管理呈正相关；独立董事的比例、董事长和总经理两职合一、实际控制人和董事长或总经理为同一人与盈余管理呈负相关，在这一点上假设2、假设3和假设4没有得到有效的支持；董事会会议次数与盈余管理呈显著性负相关，有效的支持了假设6，董事会会议的召开使所有董事有机会参与到企业决策的制定过程中；公司的规模、净资产收益率、资产负债率与盈余管理呈显著性正相关，说明规模越大，资产负债率越高的微利民营上市公司进行盈余管理的程度越大。

四、结论

本文通过分析得到如下结论：（1）可疑公司运营年度可能会通过不正常的价格折扣扩大销售或者降低费用来增加当期营业收入和利润以达到公司的经营目标，结果导致当期生产成本较高和可操纵性费用较低，但是异常经营现金流量与正常运营公司并没有多大差异可能是由于两者的共同作用导致的。（2）公司自身的特征与真实活动盈余管理呈现出显著的相关性，尤其是公司规模、负债比例和净资产收益率。公司规模越大进行真实活动盈余管理的空间就越大。（3）公司的董事会特征与真实活动盈余管理表现出一定的相关性。董事会规模、董事会会议次数与异常生产成本呈显著性负相关。董事会中专业委员会的个数与异常生产成本呈显著性正相关，表明上市民营企业中董事会的专业委员会没有发挥应有的作用，反而为公司进行盈余管理提供了便利条件。董事会会议次数与公司的综合盈余管理呈显著性负相关，表明董事会的活动能有效抑制公司的真实活动盈余管理。独立董事比例与真实活动盈余管理并不存在显著的线性关系，表明民营企业中独立董事没有发挥到应有的作用。基于以上得出的结论，在公司的董事会治理结构中要充分发挥独立董事和各专业委员会的作用实现良好的内部监督，通过召开董事会会议让董事真正参与到企业的经营管理决策当中。

参考文献：

[1]吴清华、王平心：《公司盈余质量：董事会规模微观治理绩效之考察》，《数理统计与管理》2007年第1期。

[2]张志花、金莲花：《公司治理与真实活动盈余管理的实证研究》，《财会通讯》2010年第4期。

[3]王建新：《公司治理结构、盈余管理动机与长期资产减值转回》，《会计研究》2007年第5期。

[4]姜英兵、王清莹：《上市公司股权结构与真实活动盈余管理》，《财经问题研究》2011年第5期。

[5]Roychowdhury.S.Earnings Management through Real Activities Manipulation.Journal of Accounting and Economics，2006.

[6]Dalton D R，C M Daily，J L Johnson，A E Ellstrand.Number of Directors and Financial Performance： A Meta-analysis.Academy of Management Journal，1999.

[7]Fama E，M Jensen.Separation of Ownership and Control.Journal of Law and Economics，1983.

自来水公司经理总结篇8

企业资本结构的影响因素有很多，概括起来可以分为四大类：国别因素、宏观经济因素、行业因素和公司特征因素。由于很难把这四类性质不同的影响因素综合在一个实证分析模型中以同时反映它们对企业资本结构的影响，因此本文对公司特征因素对我国上市公司资本结构影响的实证研究，只是单纯地研究公司特征因素的影响，而不考虑国别因素、宏观经济因素和行业因素的影响。

影响企业资本结构的公司特征因素有许多。在参考国内外相关文献的基础上，本文认为理论上影响我国上市公司资本结构的主要公司特征因素有10个，即公司规模、公司资产结构、公司产品独特性、公司所得税率、公司非负债税盾、公司成长性、公司盈利能力、公司经营风险、公司管理层持股和公司股权集中度。

一、实证分析模型。

本文实证分析模型采用多元线性回归分析模型，因变量为公司资本结构即总负债率，自变量为上述10个公司特征因素，即公司规模、公司资产结构、公司产品独特性、公司所得税率、公司非负债税盾、公司成长性、公司盈利能力、公司经营风险、公司管理层持股和公司股权集中度，分别用主营业务收入的自然对数、存货加固定资产占总资产比例、营业费用与主营业务收入比率、公司实际所得税率、年度折旧额与总资产比率、总资产增长率、息税前利润与总资产比率、息税前利润标准差系数、管理层持股比例和前三大股东持股比例指标来度量，模型中的自变量的筛选采用向后筛选法。

二、样本范围与样本容量。

由于金融保险业公司资本结构明显不同于非金融保险业公司资本结构，因此本文的样本范围限于非金融保险业的上市公司，即限于采掘业、传播与文化产业、电力与煤气及水的生产和供应业、房地产业、建筑业、交通运输和仓储业、农林牧渔业、批发和零售贸易业、社会服务业、信息技术业、制造业和综合类的上市公司。同时，为了使变量保有一个稳定的值，以便能在一个静态的环境里研究公司特征因素对资本结构的实际影响，本文实证分析模型中的所有变量均取近四年（2001-2004）的平均值①，从而进入样本的公司必须是在2001年底之前上市的公司。同时为了避免财务状况异常的上市公司对实证分析模型的扭曲性影响，本文将那些总负债率大于等于100%的上市公司剔除掉，这样我们得到的样本容量为1184家上市公司。

三、实证分析模型输出结果。

在90%的可靠性水平上，回归系数显著的公司特征因素是公司规模、公司产品独特性、公司所得税率、公司非负债税盾、公司成长性、公司盈利能力和公司股权集中度，说明我国上市公司资本结构即总负债率与这七个公司特征因素存在着显著的线性相关关系；回归系数不显著的公司特征因素是公司资产结构、公司经营风险和公司管理层持股，表明我国上市公司资本结构与这三个公司特征因素不存在显著的线性相关关系。此外，模型的拟合优度R 为0.210（调整后的R 为0.206），说明前述七个公司特征因素对上市公司总负债率的变动具有一定的解释能力；F值为44.765，相伴概率值为0.000，说明前述七个公司特征因素全体与上市公司总负债率存在显著的线性关系；D-W值为1.996，非常接近于2，表明模型的残差序列不存在自相关。总的来看，本文的实证分析模型具有统计合理性。

四、实证分析模型输出结果的经济分析。

公司规模。

模型输出结果表明，我国上市公司规模与总负债率显著正相关，这与Rajan和Zingales（1995）、陆正飞和辛宇（1998）、Wald（1999）、Moh’d（2000）和洪锡熙和沈艺峰（2000）等学者的实证研究结果一致。本文认为，企业规模大表明企业实力强，偿债能力高，商业信用好，容易获得商业银行的信贷支持，因此上市公司规模越大，其负债水平也就越高。

公司资产结构。

模型输出结果表明，我国上市公司资产结构与总负债率不存在显著的相关关系，这与大多数学者比如Friend和Lang（1988）、Chaplinsky和Niehaus（1990）、沈根祥和朱平芳（1999）和Booth等人（2001）的研究结论即公司资产结构与负债水平正相关不一致，这说明我国上市公司在进行负债融资决策时，公司资产结构并不是决策者考虑的重要因素。

公司产品独特性。

模型输出结果显示，我国上市公司产品独特性与总负债率负相关，这与Titman（1984）和Titman与Wessels（1988）等学者的研究结果相同，这说明公司产品独特性越强，其变现能力就越低，从而抵押担保价值就越低，使得公司越难获得商业银行的贷款支持。

公司所得税率。

模型输出结果显示，我国上市公司所得税率与总负债率负相关，这与Haugen和Senbet（1986）、Mackie-Mason（1990）和冯根福等人（2000）等学者的实证分析结果即公司所得税率与负债水平正相关相反，这说明在我国上市公司中，存在着负债利息的负税盾效应，即公司所得税率越高，其负债水平就越低。

公司非债务税盾。

根据模型输出结果，我国上市公司非债务税盾与总负债率显著负相关，这与DeAngelo和Masulis（1980）、Prowse（1990）、Wald（1999）、沈根祥和朱平芳（1999）以及冯根福等人（2000）等学者的研究结论相同，这表明非债务税盾是我国上市公司资本结构决策的一个重要考虑因素。

公司成长性。

依据模型输出结果，我国上市公司成长性与总负债率正相关，这与Majluf（1984）和Kester（1986）等人的实证分析结果相同，其合理的解释是：公司成长性越高，其对资金的需求也越大，未来偿债能力也越强，因此越容易获得商业银行贷款，从而负债水平也就越高。

公司盈利能力。

模型输出结果表明，我国上市公司盈利能力与总负债率负相关，这与Titman 和Wessels（1988）、陆正飞和辛宇（1998）、Booth等人（2001）、Bevan和Dambolt（2001）以及肖作平（2004）等人的实证分析结果一致，其原因是：公司盈利能力越强，其自由现金流就越充裕，从而降低了对商业银行贷款的需求。

公司经营风险。

模型输出结果显示，我国上市公司经营风险与总负债率不存在显著的相关关系，这与Kester（1986）和Titman与Wessels（1988）等学者的实证研究结果相同，这表明我国上市公司在进行资本结构决策时，公司经营风险并不是决策者考虑的重要因素。

公司管理层持股。

依据模型输出结果，我国上市公司管理层持股与总负债率不存在显著的相关关系，这与Jensen和Meckling（1976）、Friend与Lang（1988）和 Firth（1995）等学者的研究结果即公司管理层持股与公司财务杠杆比率负相关不一致，其原因是：我国上市公司管理层持股数量很少，来自持股的经济激励或经济约束作用很小，因此管理层在进行债务融资决策时，管理层持股不是他们考虑的一个重要因素。

公司股权集中度。

根据模型输出结果，我国上市公司股权集中度与总负债率负相关，这与Zeckhauser和Pound（1990）、Grier和Zychowicz（1994）以及Short等人（2002）等学者的研究结论相同，其合理的解释是：在我国上市公司中，当公司需要外部融资时，大股东的利益人即管理层偏好于没有多少约束力同时又不会动摇大股东控股地位的股权融资，而不是经济约束力很强的负债融资。公司股权越集中，管理层的这种偏好就越明显。