项目经理变更委托书

项目经理变更委托书（精选3篇）

项目经理变更委托书 篇1

项目负责人任命、变更通知,授权委托书

我单位施工（建设、监理、施工、勘察、设计）的南京红十字医院门诊综合楼装修工程。

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1、特任命（姓名）自年月日（工程进度为）担任（岗位）资格证号。□

2、原（岗位)（姓名）资格证号，自年月日（工程进度为）变更为（姓名）资格证号。双方已进行了交接。

特此通知法定代表人： 单位（公章)年月日相关单位意见： 质监站签收：（公章)年月日年月日注：人员任命、变更的，分别在相应序号前的□中打“√”。授权委托书本人，担任工程的项目经理职务，资格证书号为。现委托担任本工程的项目经理职务，资格证书号为。其在本工程中的项目经理职权范围内的工作，我本人均予以承认。

项目经理变更委托书 篇2

上市公司经理人变更行为的研究主要包含两个方面, 即上市公司变更经理人的影响因素及经理人变更后的绩效。这些研究涉及企业经营的会计表现、市场表现以及股权结构等众多方面, 但对于多元化经营状况如何影响上市公司经理人的变更则较少涉及。本文在多元化框架内对我国上市公司变更经理人的行为开展研究, 关注多元化经营对于经理人变更的影响。实证结果表明多元化经营对上市公司变更经理人行为发生的可能性有显著的负影响, 上市公司多元化程度越高, 其变更经理人的可能性越低。

此外, 由于我国上市公司股权多元化的特征十分显著, 并且政府直接或者间接控股的现象十分普遍, 政府对于上市公司经营管理的参与程度也有别于其他国家, 为了考察政府控制对于上市公司内部监督机制的影响, 我们在研究中引入了政府控制变量。研究结果证实政府控制对于上市公司变更经理人的行为有显著的负影响, 政府控制力度越大, 变更经理人的可能性越低。我们的研究为政府控制影响上市公司管理行为提供了新的证据。

一、文献综述

对经理人变更的原因, 国内外的现有文献主要考察两个方面的影响:一是企业经营业绩。由于业绩是经理人能力的直观体现, 也是董事会选择经理人最重要的指标, 因此也成为经理人变更中最广泛的研究主题之一。各类文献大体运用两类业绩衡量指标: (1) 以会计指标例如营业利润、资产收益率等来度量。Weisbach (1988) 在对美国上市公司的研究中发现, 经理人变更前三年企业资产收益率 (ROA) 有显著的下滑。龚玉池 (2001) 对我国上市公司高层更换的研究也发现, 经行业调整的资产收益率和营业收入与变更的可能性显著负相关。 (2) 以企业股票的市场表现来度量。Coughlan和Schmidt (1985) 最早对经理人变更与企业业绩的关系展开研究, 他们发现企业股票价格与经理人变更的可能性显著负相关。但龚玉池 (2001) 的研究并未发现变更可能性与股票收益率存在显著关系。二是企业治理结构。现有文献从股权结构和董事会特征两个方面对治理机构与经理人变更之间的关系进行了研究。在对股权结构的研究中, Denis (1995) 发现股权结构对经理人变更有显著影响, 其中经理人持股比例与变更可能性负相关, 与独立董事的数量正相关。赵超等 (2005) 发现国家股比例、流通股比例、大股东持股比例对经理人变更的影响并不显著, 但经理人持股比例与经理人的强制性变更和正常性变更显著负相关。

多元化经营被视为提升企业经营绩效的有效途径, 但多元化经营的成本和收益也一直是理论界争论的问题, 对多元化经营企业的价值变化及管理成本变化的研究一直是企业金融领域研究的热点之一。由于多元化的上市公司具有更复杂的组织结构, 从而为研究经理人市场及组织结构与成本之间的关系提供了一个有利的平台 (Coase, 1937) 。管理多元化经营企业需要经理人有比单一化经营企业经理人更强的能力, 因而多元化经营企业的经理人选择范围相对较窄、成本也相对较高 (Rose和Shepard, 1997) 。Shleifer和Vishny (1989) 的研究还指出多元化经营往往成为经理人强化自身地位、避免被更换的重要手段。因此多元化经营的成本也是上市公司变更经理人时应考虑的重要因素之一。

本文主要在以下几个方面作出了贡献: (1) 首次考察了多元化因素对经理人变更行为的影响; (2) 引入了政府控制因素, 并探讨了政府控制企业与非政府控制企业在经理人变更行为上的差异; (3) 运用新的计量方法研究了经理人变更后企业的业绩变化。

二、数据来源和变量设置

1.数据来源。我们选择的样本为我国股票市场上2002年前上市的所有企业, 在剔除了已退市的公司、近三年内被ST的公司以及数据缺失的公司后, 最后的研究样本为702家涉及72个行业的上市公司, 总共4 212个样本观测值, 样本期间为2002～2007年。多元化状况和实际控制数据由网络数据整理而来。企业财务数据来源于北京大学和色诺芬信息服务有限公司联合开发的上市公司财务数据库 (CCER) 。经理人变更数据来源于国泰安数据库 (CSMAR) 。

2.多元化。为考察上市公司的多元化经营状况, 我们设置了虚拟变量DIV, 如果企业实施多元化经营, 取值为1, 否则为0。此外, 为具体考察其多元化程度, 我们引入多元化赫芬达尔指数 (HER) , 计算方法为:

为计算多元化指数, 我们考察了企业年度主营行业收入结构。我们参照证监会2001年颁布的《上市企业行业分类指引》 (以下简称《指引》) 对企业经营行为进行行业划分, 凡是经营范围涉及两个以上行业的企业视为多元化企业, 但对于其中单个行业收入占其收入的比重大于90%的企业仍视为单一化企业。由于各上市公司在划分其行业收入时采用的标准并不统一, 我们对上市公司财务报告中的行业收入数据进行了必要的行业调整和归并处理。由于2005年前, 很多企业报表中的行业分类数据并不规范, 部分企业未严格依照《指引》做出行业划分, 对于此类企业, 我们依据其产品的性质划归相应的行业并计算其行业收入。最后形成的多元化状况统计数据库包含2002年前上市的702家企业, 样本期间为2002～2007年, 并以此作为我们研究的基础。在样本期间, 上市公司的经营范围并不是一成不变的, 在我们的样本中, 多元化企业的家数由2002年的258家变为2007年的295家, 比例也由2002年的36%变为2007年的42%, 但似乎没有确定的规律。由此提出假设1:多元化状态与经理人变更的可能性负相关。

3.经理人变更。我们限定经理人变更事件范围为强制性变更 (Parrino, 1997) , 即由经理人的管理决策行为所引发的变更, 因此我们剔除了由于因退休、个人健康、任届期满及股权变动等非企业经营因素引起的经理人变更情况。经理人变更中还有一种由于新经理人人选确定过程尚未完成或者现任经理人由于个人事务暂时离开经理岗位的情况。对于此类情况, 赵震宇等 (2007) 将高管层在因公出国学习或到中央党校培训等原因而暂时将职务交由企业其他人担任的情况定义为临时代理。本文则参照Berry等人 (2006) 的做法, 以任职年限为标准, 剔除变更发生前经理人任职期限小于1年的变更事件, 不作为本文研究的对象。我们设置虚拟变量TURN代表变更事件, 如果上市公司在样本期内更换经理人则取值为1, 否则取值为0。

4.政府控制。我国股票市场的突出特点是大量上市公司实际上由政府直接或间接控制, 在我们的样本中, 总共364家 (51%) 上市公司的实际控制人为政府, 平均间接控股比例为41%。C.Lin和D.Su (2008) 的研究发现, 政府控制因素对我国上市公司多元化价值效应有显著的影响, 政府仍然直接或者间接地影响着上市公司的经营行为。根据这一逻辑, 实际控制人为政府的上市公司在经理人变更方面与非政府控制的企业也应有所区别。赵震宇等 (2007) 的研究也指出, 国有企业在经理人的任命和变更决策中往往要考虑业绩之外的因素。因而沿用C.Lin和D.Su (2008) 的方法, 我们引入虚拟变量GOV代表这一因素, 上市公司实际控制人为政府或其代表机构时, 变量取值为1, 否则取值0。由此提出假设2:上市公司是否由政府控制与其经理人变更的可能性负相关。

5.其他控制变量。如前所述, 现有文献已证实上市公司业绩、企业规模、股权结构、董事会特征等企业特征以及经理人年龄对于经理人变更有显著的影响, 为控制这些变量的影响, 保证回归结果的稳健性, 我们在研究中分别设置企业资产规模 (ASSET) 、董事会规模 (BOARD) 、控股股东控股比例 (CONTROL) 、经理人控股比例 (MANAGER) 和独立董事人数 (IND) 作为回归的控制变量。

三、实证检验及分析

1.多元化与经理人变更的可能性。我们首先对上市公司更换经理人的可能性与公司多元化状态、政府控制因素、经理人特征变量进行Logistic回归。因变量是虚拟变量 (TURN) , 当上市公司在相应的年度变更了经理人则取值为1, 否则取值为0。出于稳健性考虑, 对于多元化状态, 我们分别应用两个代理变量加以衡量, 一是反映多元化决策的虚拟变量 (DIV) , 如果企业经营涉及两个以上的行业则取值为1, 否则取值为0。另一个是以年度行业收入为基础计算的赫芬达尔指数 (HER) , 计算方法见上文的公式。

为了保证回归结果的稳健性, 在回归1和回归3中, 我们对经理人变更的可能性和公司多元化、政府控制变量进行回归, 控制变量为企业规模和经理人年龄。在回归2和回归4中, 我们加入所有的控制变量, 尽可能地控制其他影响经理人变更的因素。另外, 为了考察政府控制对多元化状态的影响, 我们在回归中加入了政府控制变量及政府控制与多元化变量的交叉乘积项。

如次页表1所示, 多元化和政府控制对经理人变更可能性有显著的负影响, 多元化企业经理人变更的可能性小于单一化经营的企业。政府控制的企业经理人变更的概率小于非政府控制的企业, 这也支持了我们此前的假设。我们的研究结果支持了Rose和Shepard (1997) 的观点, 即由于多元化经营企业变更经理人的成本大于单一化经营企业, 因而更加倾向于保持管理的持续性, 避免出现大的波动。与赵震宇 (2007) 的观点相似, 政府控制企业经理人变更的业绩敏感性要小于非政府控制企业。政府控制企业与非政府控制企业在经理人变更决策过程的复杂程度上有所区别, 其变更成本大于非政府控制企业, 这类企业在更多的时候选择保持管理层的相对稳定。

企业规模与经理人变更的可能性显著负相关, 规模越大的上市公司, 选择经理人的成本越高, 越倾向于保持一定程度的稳定, 因此更换经理人的频率较低。上市公司股权集中度越高, 经理人变更的可能性越小, 我们认为股权集中度越高, 经理人越容易掌握董事会控制权, 并且利用有效措施巩固自己在企业中的地位, 降低被替换的可能性。企业业绩与经理人变更可能性负相关, 业绩越差, 经理人被更换的可能性越大, 这一点与此前众多的研究一致。但这里需要注意的是, 由于实证结果显示业绩变化对经理人变更的可能性有显著影响, 因此在考察经理人变更对企业业绩的影响时, 必须考虑变量之间的内生性问题。

注:*、**和***分别表示在1%、5%和10%水平上显著 (下同) 。

2.多元化经营对经理人变更后上市公司绩效的影响。由于经理人的变更具有一定的成本, 且变更引发的资源重组行为及必要的业务调整会对企业业绩产生不确定的影响, 如果经理人变更是内部监督机制有效发挥作用的结果, 那么企业在变更经理人后业绩应有所提高。Denis (1995) 的研究发现企业在更换经理人后业绩有显著的提高。陈健等 (2006) 也发现高管变更后的企业绩效有显著提高。但朱红军 (2002) 的研究则认为高管人员的更换仅带来盈余管理行为的改变, 并不能显著改善企业经营业绩。为考察经理人变更对企业绩效的影响, 我们对经理人变更前后资产收益率的变化等因素进行回归分析。沿用Denis (1995) 的研究方法, 我们分别考察变更前一年至变更后一年 (t-1至t+1) 、变更前一年至变更后两年 (t-1至t+2) 和变更前一年至变更后三年 (t-1至t+3) 的业绩变化。其中, 资产收益率的变化 (ROACHAN) 为相应样本期间内各企业资产收益率的变化的绝对值。总资产的变化 (ASSETCHAN) 为相应样本期间内各企业总资产的自然对数的变化。与Berry等 (2006) 的方法类似, 我们用企业总资产的变化来控制经理人变更后的资产重组行为对业绩的影响。

为消除经理人变更因素内生性及变量多重共线性的影响, 我们在回归中采用二阶段最小二乘法进行参数估计。为得到适宜的工具变量 (IV) , 我们将对经理人变更情况与股权结构、董事会特征及经理人个人特征变量进行如方程 (1) 的Logistic回归, 并根据回归结果估算出经理人变更的可能性。

然后我们将上一步估算的变更可能性拟合值作为工具变量代入方程 (2) 进行面板数据回归, 得到最后的回归结果。

如表2所示, 变更虚拟变量 (TURN) 的系数在所有的回归中都显著为正, 说明我国企业变更经理人后, 企业的绩效有显著提高。这一结果与Denis (1995) 及陈健等 (2006) 的研究一致。多元化变量的系数在所有回归中都显著为负, 说明经理人变更对多元化企业的绩效改善作用小于单一化企业, 反映了多元化经营要求经理人有更强的能力, 在我国职业经理人市场尚不发达的条件下, 多元化企业在选择经理人的范围上受到更多的限制, 其更换经理人的成本显著大于单一化企业。政府控制与多元化状况的交叉项在所有回归中都显著为正, 说明企业在经理人变更后, 政府控制的多元化企业的绩效改善大于非政府控制的多元化企业, 我们认为这是由于政府控制的企业在变更经理人后, 政府往往对企业提供更多的资源并加大政策支持力度, 因而新任经理人在经营上会有更好的表现。

四、结论及启示

本文对多元化和政府控制与经理人变更的关系进行了研究, 实证结果表明, 多元化企业与单一化企业在经理人变更模式上有显著的差异, 其经理人变更的可能性小于单一化企业, 且变更后的业绩提高幅度也小于单一化公司。由于多元化企业对经理人能力有更高的要求, 只有进一步完善和发展我国的职业经理人市场、提升经理人的职业素质才能为多元化经营上市公司提供更大的选择范围, 降低其变更成本, 提高内部监督的效力。我们的研究还为政府控制因素对我国上市公司经营管理有显著影响的观点提供了新的经验证据, 尽管我国已完成股权分置改革, 但由于众多的上市公司是由原有体制下的大型国有企业改制而来, 国有股在这些企业中仍占据控股地位。另外, 众多的涉及国家宏观调控行业的上市公司由于不可能完全放开, 因此政府在企业经营管理上仍需要发挥较大的作用, 但这一点与我国企业改革的总体进程并不矛盾, 也是现代化企业改革的必经之路。但总体来看, 政府的参与对企业真正建立有效的公司治理体系有一定影响, 在稳定的前提下进一步淡化行政因素的影响, 是有效发挥我国上市公司内部监督机制作用的重要前提。

参考文献

[1].龚玉池.企业绩效与高层更换.经济研究, 2001;10

[2].赵山.中国上市公司高层更换实证研究.改革, 2001;6

[3].朱红军.我国上市公司高管更换的现状分析.管理世界, 2002;5

[4].陈健, 席酉民, 贾隽.并购后高管变更的绩效影响:基于中国上市公司的实证分析.南开管理评论, 2006;9

[5].赵震宇, 杨之曙, 白重恩.影响中国上市公司高管层变更的因素分析与实证检验.金融研究, 2007;8

基金经理变更再现高潮 篇3

近期，基金经理变更又现高潮，多家基金公司旗下的基金经理大换班。

6月22日，中海基金发布公告称，调整了旗下3只基金的基金经理。而在1个月之前，即5月21日，中海基金也就基金经理调整发布公告，调整了两只基金的基金经理职务。

泰达荷银基金公司在5月23日至6月13日短短20天里，对旗下7只基金的基金经理做出了调整。

最短任期的基金经理

这种短期内大量调换基金经理的做法，实在不多见。但还有更稀奇的事——今年3月份成立的新基金也更换了基金经理。

宝盈核心优势成立于今年的3月18日，募集规模为7.7亿元，基金经理由欧阳东华担任。但仅仅过去了3个月，基金经理就要更换了。6月19日，宝盈基金管理公司发布公告称，同意基金经理欧阳东华的辞职申请，涉及到欧阳东华管理的宝盈资源优选和宝盈核心优势两只基金，分别由杨宏亮单独管理和代为管理。

在新基金建仓期就更换基金经理，可谓创下了基金经理就任时间最短的纪录。

宝盈基金公司还公告称，同意赵龙辞去宝盈策略增长基金基金经理职务。从2009年6月10日至2009年7月24日，授权陆万山代为管理宝盈策略增长股票型证券投资基金。

“代理”两字显示了宝盈公司对基金经理的辞职有些措手不及，只能用临时授权的办法，解决基金经理缺位问题。

宝盈基金公司在一个星期内出走了两位基金经理，涉及3只基金需要更换基金经理。对于这样的基金公司所管理的基金业绩是否具有稳定性就值得怀疑了。

银河证券统计数据显示，截至6月19日，今年以来宝盈资源优选净值回报率为48.24％，排在125只股票型基金的第56名；宝盈策略增长净值回报率则为43.42％，排在股票基金的83位，过去一年则为10.89％，排在股票基金的第50位；宝盈泛沿海增长基金今年以来的业绩排名97位，过去一年的业绩排名第86位。

可见，宝盈基金公司旗下的股票基金业绩总体处于中下游水平，公司的管理规模也居60家基金公司的第41位，管理资产总额113亿元。

大股东不稳或是原因

泰达荷银在人员变动之际，其基金业绩也乏善可陈。今年以来该公司管理业绩最好的两只基金是泰达荷银精选和泰达荷银市值，这与其基金经理稳定有一定关系。前者的基金经理是公司副总经理兼投资总监刘青山，管理该基金已有5年时间，一直未变；后者的基金经理史博是研究部总监、投资副总监，在另一基金经理李泽刚休假期间由他单独管理。除了这两只基金，泰达荷银管理的其他基金业绩都很一般。

基金经理的变更频繁与公司的大股东持股不稳定，或许有一定关系。

5月13日，中国证监会做出了不予核准英国耆卫集团公司受让泰达荷银基金管理公司股权的决定。由于英国耆卫集团公司于3月5日表示，没有能力也不愿继续收购泰达荷银基金股权，即使完成收购也将尽快出售；于3月20日又表示，愿意收购、能够收购泰达荷银股权，但是公司发展战略已改变，将在收购完成后尽快出售。证监会据此认为，英国耆卫集团公司的上述情况不符合我国法律法规有关基金管理公司股东应当树立长期投资理念的要求，也不符合其自身2008年9月份在参股报告书中所承诺的长期发展战略。

此次转让的49％股权系去年4月份富通集团收购荷兰银行旗下资产管理业务时获得的泰达荷银的股份。泰达荷银的外方股东在萌生去意的情况下，还能给公司带来多少有力的支持呢?

通常，大股东的变更将引发连锁反应，公司管理团队可能进行大换血，原先制订的公司发展战略、管理理念及公司文化等都会发生一定的变化。因此，泰达荷银基金的发展前景存在着不确定性，这直接关系到基金经理的稳定性。

变更多为“个人原因”

统计数据显示，截至6月9日，5月份以来共有31则基金经理变动公告，涉及18家公司，相比过去的4个月，5月份是今年以来基金经理变动的高峰。

基金经理变更的主要原因是工作需要、个人原因、违规，其中个人原因主要是基金经理“跳槽”，转投其他公司或转向私募。也有的是因为基金业绩不理想而被更换。

交银施罗德投资总监李旭利和华宝兴业投资副总监魏东都在5月份辞去了基金经理职务。这两位都是具有10年以上证券从业经验的人士。李旭利很可能转投私募，魏东或将加盟国联安基金，并出任该公司投资总监。

李旭利2005年进入交银施罗德之前就职于南方基金公司，被业界公认为明星经理，但他管理的交银施罗德蓝筹近一年来的业绩并不算出色。

同样，魏东管理的华宝兴业先进成长和华宝兴业宝康灵活配置在近一年中的业绩也低于同类基金的平均水平。

也许，基金经理在离职前已无心全力管好基金，或者是他们较早就淡出基金经理职位，只不过基金公司进行公告的时间滞后了。

挑选基金公司为上策

基金经理换人，其管理的基金业绩是否会一落千丈?中国证券业协会发布的《关于基金管理公司专业人员流动情况的调查报告》显示，绝大多数基金公司认为，基金经理的离职对基金公司影响较大，影响主要缘于投资人赎回压力和投资风格变化。其中，对股票型基金的影响最大，其次是混合型基金，对债券型基金、货币市场基金和指数基金的影响则相对较小。

如果变更基金经理的基金在业绩排名中并不靠前，基金经理的更换或许为新的基金经理提供了超越前者的机会，基金业绩也就有了提升的空间。但这多少有些不确定性，毕竟培养一个明星基金经理，需要多方面因素的配合，更需要时间的检验。

因此，投资人与其把宝押在明星经理身上，还不如挑选优秀基金公司的产品。优秀基金公司具有实力强大的投研团队，基金经理只是团队中的一员，基金经理即使变更，也不会对基金业绩造成很大影响。

泰信增强收益基金发行

泰信增强收益债券型基金开始发行，投资者可通过中行、工行、海通证券等代销网点认购。该基金可通过参与一级市场新股申购、增发新股、可转换债券转股和因所持股票所派发的权证及因投资可分离债券而产生的权证等来获取收益。

兴业全球系首度发债基

兴业全球基金旗下首只债券产品——兴业磐稳增利债券基金即将上市发行。该基金是一级债基，80％投资于债券，余下最多20％用于申购新股和投资权证。

银华保本增值基金分红

银华保本增值混合基金进行成立以来的第6次分红，每10份基金份额派发红利0.5元。权益登记日、除息日为6月25日，红利分配日为6月26目。该基金累计份额净值已回到上证综指6124点时的水平，今年以来净值增长率达到9.5％。

瑞福优先即将二次开放

临近7月，国投瑞银瑞福进取的“兄弟”份额——瑞福优先将迎来第二次开放申购赎回。瑞福优先的份额上限为30亿元，因此每次开放时可接受的新申购额只能以同期赎回额为限，如果申购额超出赎回额，则须按比例配售。

工银瑞信QDII现净申购

截至6月12日，工银瑞信全球基金今年以来净值增长36.33％，在ODII产品中排名第二。该基金自5月中旬以来，每周均实现数百万份的净申购。华安上证180ETF拆分显效