非固定信息（精选7篇）
非固定信息 篇1
公告2016年第55号公告
为进一步优化设有固定装置非运输车辆信息采集,编列免税图册,国家税务总局、工业和信息化部决定启用新的《设有固定装置非运输车辆信息采集表》(见附件1)和《设有固定装置非运输车辆图片及资料扫描图片要求》(见附件2)。
本公告自2016年10月1日起施行。《国家税务总局工业和信息化部关于设有固定装置非运输车辆信息采集的公告》(国家税务总局工业和信息化部公告2015年第96号)中的附件1和附件2同时废止。
特此公告。
2016年8月18日
非固定信息 篇2
一、以公允价值计量且涉及补价的处理
非货币性资产具有商业实质且公允价值能够可靠计量的, 应当以换出资产的公允价值和应支付的相关税费作为可投入资产的成本。发生补价的, 支付和收到补价方应当分别情况处理:
1.支付补价方:以换出资产的公允价值加上支付的补价 (即换入资产的公允价值) 和应支付的相关税费作为换入资产的成本;换入资产成本和换出资产账面价值加支付的补价、应支付的税费之和的差额应计入当期损益。
2.收到补价方:以换入资产的公允价值 (或换出资产的公允价值减去补价) 和应支付的税费作为换入资产的成本;换入资产成本加收到的补价之和与换出资产账面价值加税费之和的差额应计入当期损益。
二、涉及多项非货币性资产交换的处理
涉及多项非货币性资产交换的情况包括:
1.资产交换具有商业实质、且各项换出及换入资产公允价值均能可靠计量。
2.资产交换具有商业实质、换入资产公允价值能够可靠计量、换出资产公允价值不能可靠计量。
3.资产交换具有商业实质、换出资产公允价值能够可靠计量、换入资产公允价值不能可靠计量。
4.资产交换不具有商业实质、或换出及换入资产公允价值均不能可靠计量。
以上第1、2种情况, 换入资产的成本应按各项换入资产的公允价值占换入资产公允价值总额的比例来分配确定。
第3种情况, 各项换入资产的成本, 应当按照各项换入资产的原账面价值占换入资产原账面价值总额的比例, 对按照换出资产公允价值总额确定的换入资产总成本进行分配, 确定各项换入资产的成本。
第4种情况, 各项换入资产的成本, 应当按照各项换入资产的原账面价值占换入资产原账面价值总额的比例, 对按照换出资产账面价值总额确定的换入资产总成本进行分配, 确定各项换入资产的成本。
(1) 以公允价值计量的情况
(例2) 20×9年, 甲乙公司均为增值税一般纳税人, 适用的税率为17%。甲公司以生产经营过程中使用的发电设备、车床以及库存商品换入乙公司使用的货运车、轿车、客运汽车。
乙公司另外以银行存款向甲公司支付补价40万元。
假定上述资产均未计提减值准备, 交易过程未发生除增值税以外的其他税费, 甲公司换入的资产均作为固定资产使用管理;乙公司换入的发电设备、车床作为固定资产使用, 库存商品作为原材料使用。甲公司开具了增值税发票。
分析:收到的补价占甲公司换出资产公允价值总额的比例为40÷ (100+80+350) =7.55%﹤25%, 属非货币性资产交换。
甲公司账务处理如下:
(1) 换出库存商品增值税销项税额=350×17%=59.5万元
(2) 换出资产公允价值总额=100+80+350=530万元,
换入资产公允价值总额=150+100+240=490万元
(3) 换入资产总成本=换出资产公允价值-补价+应支付的税费=530-40+59.5=549.5万元
(4) 各项换入资产公允价值占换入资产公允价值总额的比例计算
货运车:150÷490=30.61%;轿车:100÷490=20.41%;客运汽车:240÷490=48.98%
(5) 各项换入资产成本计算
货运车:549.5×30.61%=168.2万元;轿车:549.5×20.41%=112.15万元;
(例3) 20×9年, 甲公司与乙公司进行资产交换, 甲乙公司各项交换资产明细如下 (单位:万元) :
由于甲公司持有的专有设备和专利技术在市场上不多见, 公允价值不能可靠计量。乙公司在建工程完工程度难以确定, 丙公司不是上市公司, 因此在建工程和长期股权投资的公允价值也不能可靠计量。上述资产均未计提减值准备。
甲公司账务处理如下:
(1) 换入资产账面价值总额=350+100=450万元,
换出资产账面价值总额=300+120=420万元
(2) 换入资产总成本=换出资产账面价值=420万元
(3) 各项换入资产账面价值占换入资产账面价值总额的比例计算
在建工程:350÷450=77.8%;长期股权投资:100÷450=22.2%
(4) 各项换入资产成本计算
在建工程:420×77.8%=326.76万元;长期股权投资:420×22.2%=93.24万元
(5) 会计分录
乙公司账务处理如下:
(1) 换入资产账面价值总额=300+120=420万元,
换出资产账面价值总额=350+100=450万元
(2) 换入资产总成本=换出资产账面价值=450万元
(3) 各项换入资产账面价值占换入资产账面价值总额的比例计算
专有设备:300÷420=71.4%;专有技术:120÷420=28.6%
(4) 各项换入资产成本计算
专有设备:450×71.4%=321.3万元;专有技术:450×28.6%=128.7万元
(5) 会计分录
参考文献
非固定信息 篇3
1 临床资料
1.1 一般资料
本组慢性下腰痛患者29例, 其中男16例, 女13例;年龄25~7l岁, 平均51.7岁;病程4个月~20年, 平均67.3个月。所有患者均存在不同程度的腰椎不稳或 (和) 腰椎间盘突出, 其中伴腰椎管狭窄者6例, 所有病例均经严格保守治疗3个月以上无效。
1.2 手术过程
患者麻醉成功后, 取俯卧位, C臂X线机定位, 以病椎为中心作后正中切口, 显露病变椎体及相邻节段椎体的棘突、椎板及关节突关节。显露过程中应注意保留棘上韧带的完整性, 视病情对病变椎体行单侧或双侧椎板开窗减压, 术中探及椎间盘突出者摘除突出椎间盘, 彻底减压神经根。咬除棘间韧带及骨性附着物, 试模, 选择合适规格的Coflex植入棘突间, 植入深度离硬脊膜约2~5mm。C臂透视确定置入位置无误后夹紧固定翼, 原位复回棘上韧带并缝合, 放置引流管, 逐层缝合切口, 术毕。
术后36~48h拔除引流管, 常规脱水和激素治疗3~5d, 使用广谱抗生素3~5d。术后3d行直腿抬高练习, 5~7d开始腰背肌功能训练。
1.3 临床疗效评定标准
患者症状的改善情况评价:采用日本矫形外科协会 (评分法 (29分法) 、视觉模拟评分法, JOA评分改善率= (术后评分-术前评分) / (29-术前评分) ×100%。影像学评价:手术前及术后2周中立侧位X线上手术节段椎间隙高度, 手术节段椎体间活动度 (ROM) 。
1.4 统计学处理
本研究数据应用SPSS 11.5统计软件进行相关分析。计量结果采用t检验进行比较, P<0.05为有统计学意义。
2 结果
本组患者住院14~32d, 平均19.6d;随访时间7~24个月, 平均18.4个月。所有病例无神经血管损伤、感染等并发症。
患者下腰痛VAS评分分别由术前 (4.6±1.2) 分降至术后2周 (1.4±1.1) 分, 两者变化有统计学意义 (P<0.01) ;JOA评分由术前 (11.1±1.4) 分上升至术后2周 (2 4.2±2.1) 分, 两者变化有统计学意义 (P<0.01) , 改善率为 (71.1±8.6) %。患者术前椎间隙高度为 (9.8±1.3) mm, 术后2周为 (12.2±1.6) mm, 两者变化有统计学意义 (P<0.01) 。手术节段椎体间活动度术前为 (10.9±1.8) °, 术后2周为 (6.0±1.2) °, 两者变化有统计学意义 (P<0.01) 。
3 讨论
脊柱融合术是治疗下腰痛的主要手术方法之一, 并且成为一定历史时期内的治疗金标准, 被临床广泛接受并被采用。但研究表明:传统的脊柱融合术虽然在放射学上取得了术后较高的融合率, 而且中长期随访结果体现了相对满意的临床疗效, 但随着随访时间的延长和病例数目的不断增加, 手术并发症逐渐增多, 同时由于融合失败引发的脊柱假关节形成占所有病例数的7%~10%。另外, 坚强的内固定还可以导致脊柱椎间关节炎以及相邻节段关节退变的加速, 其对脊柱运动单位的功能损害成为下腰痛的手术治疗上的一个具有挑战性的问题。在此背景下, “动态稳定”和“非融合”固定得到了人们的广泛接受, “动态稳定”和“非融合”固定由于可以保留脊柱的有益运动和节段间负荷的稳定传递, 不作椎体节段融合, 从而能改变脊柱运动单位负荷的传递方式, 阻止产生疼痛的脊柱运动方向和运动平面上的脊柱运动, 同时全部保留其他正常运动单位的活动度。
作为一种“动态稳定”和“非融合”技术, Coflex系统可产生脊柱的纵向撑开力, 降低手术节段相对的后凸, 尽可能恢复手术节段的正常解剖关系, 从而减少邻近节段的退变, 另外, Coflex系统产生的撑开力使内折于椎管内的黄韧带反向张开以减少黄韧带对椎管的侵占, 从而扩大了椎管容积而达到等同于减压的效果;同时Coflex系统通过纵向撑开作用卸载了部分椎间盘后方纤维环的负荷, 减轻了突出的椎间盘对窦椎神经中感觉神经末梢的机械压迫。Coflex系统在棘突间产生的纵向撑开力还可以增加椎间孔的大小, 减轻神经根的压迫, 并且可使大部分椎板得以保留, 使相对完整的椎管提供了对硬脊膜的保护。本研究中, 29例下腰痛患者术前、后VAS评分、JOA评分均有显著性差异 (P<0.01) , 患者的症状得到了显著的改善, 术前及术后2周手术节段椎间隙高度、椎体间活动度有显著性差异 (P<0.01) , 说明Coflex可以在撑开棘突间的高度的同时不稳的病变节段具有稳定效应。
非固定信息 篇4
1 非固定测站法的原理
全站仪非固定测站监测法是指从任意测站点观测若干基准点和监测点的方位角、平距和高差,在基准点位置保持不变的前提下,对各点观测结果进行坐标变换,计算出各监测点在初始坐标系中的坐标,进而来判断各监测点位移变化情况。
1.1 水平位移
1.1.1 基准点和监测点布置
如图1所示,设置两个基准点G1,G2在变形区域影响范围外的地面或稳定建筑物上,Ci为处于变形区域需要监测的监测点。测站点Z可在合适的区域内自由选取,在实际操作过程中,每次监测使用的测站点一般不会重合,也不要求重合。
在首次观测时,采用直接测量坐标的方法高精度地测量基准点G1,G2和监测点Ci的原始坐标,并将该坐标作为初始坐标,以后第i次观测的结果与该坐标进行比较,以此来判断监测点的位移变化情况。在进行第i次观测时,在合适区域自由选取测站点Zi,安置全站仪。测出测站点Zi与基准点G1,G2和监测点Ci之间的平距分别为D1,D2和di,以及如图1所示的各点与测站点连线之间的夹角α,β。
1.1.2 坐标计算
如图2所示,假定G1G2//y轴,则有:
D1·sin(180°-α-γ)=D2·sinγ (1)
解式(1)得:
由此可求出在该坐标系统中各点的坐标。
如G1,G2点坐标为:
1.1.3 坐标系统转换
经过以上的坐标计算,将各基准点和监测点在某一坐标系统xy下的坐标计算出来(如图3中虚线所示),但该坐标系统与首次观测时的坐标系统x0y0并不一定一致(如图3中实线所示),因此,需要将这个坐标系统转换到初始坐标系统x0y0中。
假设如图3所示坐标系统xy与初始坐标系统x0y0之间的夹角为ρ,由此可得到两个坐标系统之间的转换公式:
1.1.4 坐标平移
通过以上过程得到的坐标值是在将测站点坐标设为(0,0,0)的前提下计算出来的,但实际监测作业中初始坐标系统测站点坐标并不为(0,0,0),因此需要对坐标系统进行平移,平移后的各基准点和监测点的坐标为:
其中,x
通过坐标计算、转换、平移的过程,即可得到第i次观测的各监测点的坐标,将其与首次观测的初始坐标进行比较,即可确定各监测点的水平位移量。
1.2 竖向位移
在高程观测中,通过首次观测准确确定各基准点和监测点的高程,如图4所示,基准点G1的原始高程为H1。
在第i次观测中,测出各基准点和监测点与测站点之间的高差,测站点与基准点G1之间的高差为hg、与监测点C1之间的高差为hc(如图4所示)。则可计算出观测点Ci的高程为:
HC=H1-hg+hc (5)
通过上式计算出第i次观测高程,与首次观测的高程相比较就能得出监测点Ci的沉降量。
2 实施步骤
1)合理设置基准点和监测点。2)高精度测定基准点与监测点在初始坐标系中的初始坐标和初始高程。3)在第i次观测过程中对基准点和监测点进行测量,通过坐标计算、转换、平移的过程,将各观测值转换为初始坐标系中的值。
3 误差分析
1)不需设立固定的监测基点,可以避免边坡及其周围地物的变形对监测基点的影响;
2)测站点Z可根据现场通视条件自由选取,避免仪器安置对中误差对观测精度的影响;
3)在高程观测中,依据三角高程测量的原理:
Zt=Zs+i-t-D·cosZst (6)
其中,Zt为目标高程;Zs为测站高程;D为水平距离;Zst为竖直角读数;i为仪器高;t为目标高(以反射贴片为目标时,目标高可统一设为0)。则:
ΔZG1G2=DG1cosZ1-DG2·cosZ2 (7)
显然,两点之间的高差只与两点和测站点之间的距离和竖直角大小有关,与测站点的高程、仪器高无关。
4 工程实例
位于四川省达州市的某场平工程由于施工开挖形成一处长约250 m、高度30 m～50 m的人工岩质边坡,坡顶有需要保护的通行道路和拟建居民搬迁安置房,边坡破坏后果严重,按照相关规范的规定,在施工期间,需要对该边坡的变形情况进行监测。受场地地形和通视条件的限制,测站点只能设置在正在施工中的场平工地上,该区域属于不稳定区域。因此,采取全站仪非固定测站法对该边坡坡体变形进行监测,共布置了3个观测基准点,13个监测点,监测点根据现场情况呈网状分布。
根据设计要求,该工程监测测点水平位移的测量精度应控制在3 mm以内,沉降观测精度应控制在2 mm以内。观测使用的仪器为PENTAX R322NX全站仪(测角精度为±2″,测距精度为±(2 mm+2 ppm)),在首轮观测确定各点初始坐标时,每个监测点均观测6次取平均值作为初始的观测值,其余各次观测水平角采用全圆方向法观测3测回、平距和垂距观测3测回取平均值。
该边坡在变形监测期间,单次最大水平位移量为10.2 mm,累计最大水平位移量为44.7 mm。单次最大沉降位移量为4.5 mm,累计最大水平位移量为21.2 mm。从监测数据分析的结果来看,采用该方法完全能达到本工程所需要的监测精度要求。
5 结语
1)采用全站仪非固定测站法可以对边坡工程进行高精度的监测。2)该方法可以避免观测受到边坡变形和施工扰动等各种因素的影响,使测站点可以尽可能的靠近监测点,同时设站更加灵活、方便,减小了对中误差影响,提高了监测精度,减少观测操作的步骤,节约监测成本。3)本方法同样适用于小型水坝,基坑等工程的变形监测。
摘要：在边坡变形监测中,为避免边坡的变形和施工等因素对观测基点的影响,提出了全站仪非固定测站法的观测方法,论述了该方法的原理、实施步骤、误差分析及其在实际工程中的应用,经验证,该方法具有很好的实用价值。
关键词：边坡,监测,非固定测站法
参考文献
[1]JGJ 8-2007,建筑变形测量规范[S].
[2]张伟,李会青.全站仪非固定站差分法监测深基坑坑壁位移[J].测绘通报,2002(10):45-47.
[3]陈子进,吴斌.全站仪坐标差分法在高边坡变形监测中的应用[J].重庆建筑大学学报,2005(3):90-93.
[4]陈礼伟,牟瑞芳.用全站仪对建筑物倾斜度进行监测的误差分析[J].四川测绘,2000(1):38-40.
非固定信息 篇5
上市公司预计全年度、半年度、前三季度经营业绩出现净利润为负值、净利润与上年同期相比上升或者下降50% 以上、实现扭亏为盈的情况,应当及时进行业绩预告。业绩预告作为企业财务信息中的前瞻性信息,日益受到投资者的关注。该类前瞻性财务信息包含了上市公司大量的预测内容,披露依据存在不确定性,对该类信息的披露与否、披露形式等,上市公司具有一定的选择性和自主性。 市场是复杂多变的,即使公司有详细的战略规划,公司未来的经营业绩也存在大量的不确定性,那么当公司预测未来的经营业绩时,就会受到很多不确定因素的影响。
行为金融理论认为,人是有限理性的,人在不确定条件下的决策过程会受到过度自信、可得性、框定依赖、锚定和调整、损失规避等因素影响,出现系统性认知偏差。 高层梯队理论认为,公司的各项决策与高管个人的认知价值和认知风格紧密相关,不同高管的个人风格往往导致不同的经济决策。CEO主要负责公司宏观层面的决策事项,而CFO主要负责财务层面的决策事项,因此上市公司的财务决策、财务行为更多地受到财务负责人的影响。 CFO一旦受雇于某上市公司,其管理方式一定会逐渐渗透到日常的财务决策和财务行为中,特别是面对未来不确定的经营业绩时,业绩预告是否披露、披露方式、披露的次数和精确度等展现的就是CFO的风格,也称为CFO的个体固定效应。
本文拟从CFO的视角,分析CFO的个体固定效应如何影响业绩预告披露的精确度。考虑到需要经历较长的时间,CFO个体固定效应才能稳定地呈现和渗透至工作中,本文选取连续任职三年及以上的CFO作为研究对象。 考虑到新任CFO到任后,需要一定时间才会展现和释放其个人风格,所以从任职第二年开始展开研究。
二、文献回顾
Zajac(2004)认为,高管的个人风格影响公司的信息披露,具有法律专业背景的高管其诉讼风险更低,具有财会类专业背景的高管对未来业绩的预测更加保守。Bam- ber和Jiang(2010)发现,高管的个人异质性风格影响公司的盈利预测,具有财会专业背景和军事背景的高管其盈利预测的精确度更高。国外对于高管个人的风格与业绩预告披露行为的研究都建立在验证信息披露存在高管个人异质性风格的基础上。
目前国内对CFO个体特征与业绩预告披露行为之间的关联研究较少。任汝娟等(2014)实证分析了CFO的背景特征与业绩预告披露的精确度之间的关系,但是直接运用CFO不随时间发生明显改变的个体异质性如性别、 年龄、教育背景、职称等特征解释变动的业绩预告披露的精确度,其结果缺乏稳健性。
基于此,本文选取在同一家上市公司连续任职三年及以上的CFO,且从任职的第二年开始分析CFO的业绩预告披露的精确度。建立非平衡面板数据计量模型,经过F检验、Hausman检验,首先验证业绩预告披露的精确度是否受到CFO不随时间明显改变的个体固定效应的影响,假如存在显著不为0的个体固定效应CFOi,又逐一验证了影响CFO个体固定效应的背景特征、职位特征、制度特征与业绩预告披露精确度的关系,达到了研究目的。
三、业绩预告披露精确度中CFO个体固定效应的存在性检验
(一)研究假设
首先验证业绩预告披露的精确度是否受到CFO不随时间明显改变的个体固定效应的影响。本文选取在同一家上市公司任职三年及以上的CFO,对其任职第二年开始至卸任前一年期间业绩预告披露的精确度进行研究。 由于任期长短不一,本文采用非平衡面板数据建模分析。
面板数据不同于截面数据和时间序列数据,其数据集中的变量同时含有横截面和时间序列的信息,利于处理那些不可观测的遗漏变量,便于控制个体的异质性,降低变量间共线性的可能性。根据已有的文献,研究中尽可能多地引入那些影响信息披露的公司特征作为控制变量,并放任了CEO的变更,那么遗漏的不随时间变化而稳定地对业绩预告披露行为有影响的个体效应因素,就可以解释为CFO的个体固定效应CFOi。如果检验中个体固定效应CFOi显著不为0,则认为业绩预告披露精确度存在稳定的CFO个体固定效应。因此首先提出以下假设:
假设1:业绩预告披露的精确度存在CFO个体固定效应。
(二)变量的选取与模型设计
1.变量的选取。
(1)因变量的选取。精确度(Precision),即业绩预告披露是采取定性披露还是定量描述,凡只披露公司盈利情况或亏损信息而无其他更详细信息的,本文将其定义为 “定性披露”并取其变量值为0;将有更详尽数值估计的定量描述分为“开区间估计”、“闭区间估计”和“点估计”。若业绩预告披露的内容为相关数值以上、以下等不确定的数值时,定义为开区间估计,取值为1;若内容为两个具体数值之间的数值,定义为闭区间估计,取值为2;若内容为具体的某一个数值,定义为点估计,取值为3。
(2)自变量的选取。我们尽可能多地将影响信息披露的公司特征因素作为变量进行控制后,运用面板数据模型检验是否存在未被观测的遗漏变量。本文将从公司规模、负债风险水平、股东获利水平、公司盈利能力、股权集中度等方面控制公司特征因素:
SIZEit——公司规模,取i公司t时间总资产的自然对数。公司规模越大,拥有越精良的财务团队,面对不确定的任务时越能够多方面考虑公司发展情况,披露的业绩预告相对也较为准确。
BTMir——i公司t时间期末总资产账面价值与市场价值之比,控制公司市场价值的变动。市场表现可能影响CFO发布业绩预告的动机,CFO受迫于管理层压力,为达到预期市场价值,CFO的自利动机驱使其操纵业绩预告披露的次数和准确性。随着公司市场价值的提升,CFO更愿意披露业绩预告,以此吸引更多投资者的关注。由于业绩预告传递了公司的经营信息,容易引起市场反应,最终又会反映到股价上,所以,研究业绩预告的披露行为,必须控制上市公司总资产账面价值与市场价值之比。
DEBTit——i公司t时间的资产负债率,控制公司的风险。Brochet(2012)、洪卫青(2008)认为,公司的资产负债率、净资产收益率对盈利预测(或预告)有显著的影响。 姚美云(2012)认为,财务风险较高的公司倾向于采取较低精确度的业绩预告,以分散投资者对公司财务风险的关注。由此可知,资产负债率影响业绩预告的披露行为。
GROWTHit——i公司t时间的总资产增长率,为替代变量,衡量上市公司的发展能力。上市公司的总资产增长率=(期末总资产-期初总资产)/期初总资产。根据信号传递理论,公司的市场价值提升带来良好的社会形象,促进公司的日常运营、投资、筹资活动的开展,进而促进总资产的增加。公司的发展能力越强,越偏好于发布公司的业绩消息,以此传递公司目前经营状况良好的信息。
ROEit——i公司t时间的净资产收益率,控制公司的盈利能力。姚美云(2012)认为,业绩较好的公司倾向于采取精确度较高的业绩预告披露方式,业绩预告披露中的预测类型为预增、预盈的,随着净资产收益率增大,其披露的概率越大,预测的准确性越高。故净资产收益率影响业绩预告披露行为。
EPSit——i公司t时间的每股收益,控制公司的盈利水平。国外对业绩预告的披露一般以EPS为计算基础进行自愿披露,但是在国内,当净利润的变动幅度符合一定条件时应当及时披露业绩预告。故控制公司的每股收益对业绩预告披露行为的影响。
SHARE1it——i公司t时间的第一大股东持股比例, 控制公司的股权集中度。高敬忠(2013)认为,第一大股东持股比例较低,业绩预告的精确度较高,却反而促进业绩预告信息披露及时性的提高。第一大股东持股比例越高, 对上市公司影响越大,甚至可以直接提名董事和CFO,进而影响公司治理结构。其有可能从自身利益出发,干预上市公司经营和管理。故控制第一大股东的持股情况,考察CFO风格对业绩预告的影响。
2. 模型的设计。本文首先检验业绩预告披露的精确度是否存在稳定的不随时间变化的CFO个体固定效应。 根据已有的文献,在尽可能多地控制影响信息披露的公司特征因素后,面板数据计量模型中未观测到的异质性是遗漏变量的一种特殊形式,所遗漏的变量可能是公司文化、CEO风格、CFO风格等这些在整个样本期间内都一成不变的因素。业绩预告等财务信息的披露行为是CFO的专业行为,受企业文化的影响不大。CFO虽然受雇于CEO,但是CEO和CFO的工作范畴有所不同,提供精确的业绩预告属于CFO的传统职能,财务决策和财务行为更多地深受CFO个人风格的影响。同时,在样本中CFO任职期间,我们放任了CEO的变动,那么如果样本中存在不随时间而变化的个体固定效应的话,就应该解释为CFO个体固定效应。故面板数据模型的遗漏变量可以定义为CFO的个体固定效应,即CFOi。本文建立的模型如下:
其中:Yit表示i上市公司t时间的业绩预告披露的精确度;α表示模型一的常数项;β表示解释变量的系数;ε表示随机误差项;i表示第i家上市公司;t表示时间;CFOi表示CFO不随时间发生明显变化的个体固定效应。
3. 样本的选择与数据来源。本文选取上市公司在2001 ~ 2012年期间任职的CFO及其披露的业绩预告为研究对象。样本同时满足以下条件:1上市公司仅选择深沪证券交易所在主板上市的制造业公司;2仅仅选择A股; 3在同一家公司连续任职三年及以上的CFO;4选取CFO任期第二年起到卸任前一年披露的业绩预告;5剔除数据不全的样本。
这样总共得到742位CFO样本及从任期第二年起到卸任前一年披露的5 329份业绩预告(包括季度、半年度、 年度发布的业绩预告),选取的业绩预告样本符合非平衡面板数据要求。
4. 模型设定检验原理。本文先检验模型一中Yit的参数CFOi和βi是否对所有截面都是一样的,即检验样本数据究竟符合面板数据模型的哪种形式,从而避免模型设定的偏差,改进参数估计的有效性。本文先用F检验对这三种模型类型进行筛选。假如模型选取变截距或变系数模型,这就进一步做Hausman检验。
故本文首先对模型一进行面板模型的检验和回归分析,经过F检验和Hausman检验,chi2(7)=36.98,Prob> chi2=0.000,小于显著性水平,拒绝随机效应模型的假设。因此,模型一应当采用个体固定效应模型中的变截距模型。
(三)面板回归与分析
对于模型一,在置信度为95%水平上进行回归,结果如表1所示。
由表1可知,F(7,4 608)=24.78,Prob>F=0.000 0,说明模型一中7个解释变量整体上高度显著。F(713,4 608)= 3.37,Prob>F=0.000 0,由此可知,模型一的个体固定效应存在且非常显著,即支持假设1,业绩预告披露的精确度受到CFO个体固定效应的影响。
同时求解个体固定效应CFOi,并把CFOi作为模型二的因变量做进一步研究。
此外,回归结果显示,公司规模、每股收益分别与业绩预告披露的精确度显著正相关;而资产负债率、期末总资产账面价值与市场价值比、第一大股东持股比例分别与业绩预告披露的精确度显著负相关。
四、CFO个体固定效应影响业绩预告披露精确度的实证研究
本部分将探讨CFO的诸多特征如人口统计学特征、 制度特征、职位特征等如何影响CFO个体固定效应,进而对CFO的个体固定效应与业绩预告披露的精确度进行实证研究。
(一)研究假设
1. CFO的人口统计学特征。性别角色是一个重要的个体异质性,男性与女性对风险的度量不同,呈现不同的风险偏好:男性往往具有大胆、支配性和可执行的特点, 特别是在财务决策方面;而女性往往展现敏感、保守的风格,是风险的规避者,在进行相关财务决策时强调降低风险,那么女性CFO在面对未来不确定的经营业绩时会更加谨慎。
假设2:相比男性,女性CFO展现的个体固定效应在业绩预告披露上表现为较低的精确度。
年龄是高管地位和更迭的重要影响因素,高管的年龄影响他们的价值认知,进而影响他们的决策行为。论资排辈是我国企业的一个重要特点,资历是重要的评价标准。管理者的年龄代表着管理者阅历和对待风险的态度, 随着年龄的增长,高管接受风险的程度往往下降,年长的管理者倾向于制定和采取保守的决策,对新事物的接受和理解能力明显弱于年轻的管理者,尤其是面对未来业绩,年长的CFO倾向于采用保守估计的态度。
假设3:相比年轻的CFO,年长的CFO展现的个体固定效应在业绩预告披露上表现为较低的精确度。
高管团队平均教育水平越高,团队获得的有效信息也会越多,因而越有可能制定有利于企业发展的战略。教育水平较高表明其拥有更宽阔的眼界、更丰富的信息、较高的威望、较高层次的社会关系,对知识的理解和运用能力可能会更强,倾向于对新技术、新方法的模仿与创新, 能更有效地领导整个公司,并提高公司的治理绩效。刘伟霞(2010)发现,CFO的学历越高,披露的信息质量也就越高。当CFO面临公司未来业绩时,受教育程度不同,展现的个体固定效应不同,采取的披露方式也不同。
假设4:拥有高教育水平的CFO展现的个体固定效应在业绩预告披露上表现为较高的精确度。
财会类职称是CFO驾驭经营管理、做出正确投资决策的一个有利条件,因此,拥有高等级财会职称的CFO被认为具有熟练的会计业务操作技能,能够充分利用公司目前的经营信息可靠地预测公司未来的业绩。但是,由于CFO也具有自利归因倾向,有时出于达到预期目标、树立自身威望和信誉的需要,往往利用自身熟练的实务技能操纵信息披露的次数、精确度等。
假设5:拥有财会类高等级职称的CFO展现的个体固定效应在业绩预告披露上表现为较高的精确度。
2. CFO的职位特征。CFO受雇于母公司,肩负着代表母公司监督上市公司资金活动的任务,约束管理层的内部人控制行为,提升信息披露的质量。但是,由于CFO由母公司派驻,可能在决策行为上更多地表达的是母公司的意见,而不是根据上市公司的实际情况做出决策,缺乏职位的独立性。母公司可能以此干预上市公司的经济活动,甚至利用内部消息操纵业绩预告披露的次数或方式,从而达到预期的市场变动。
假设6:CFO在母公司兼职,其展现的个体固定效应在业绩预告披露上表现为较低的精确度。
合理、有效的激励会促使CFO更加努力地工作,尤其是授予CFO一定的股权激励更是可以将CFO的个人利益与企业业绩表现“捆绑”在一起。一方面,CFO的年度总报酬越高,被认为在公司越受到重视,CFO的自我成就感就越强烈。为了展现自己面对不确定事项的适应和处理能力,特别是面对公司未来业绩预告时,CFO由于自身的需要会尽可能多地搜集信息以合理地做出决策。另一方面,因为CFO持有公司的股份,为了让手中的股份更有价值,在做出公司相关财务决策时往往更加合理客观。CFO的年度总报酬、是否持有公司股份会影响CFO工作的积极性和效率,进而影响相应的财务决策。
假设7:CFO的年度总报酬越高,其展现的个体固定效应在业绩预告披露上表现为较高的精确度。
假设8:CFO持有公司股份,其展现的个体固定效应在业绩预告披露上表现为较高的精确度。
3. CFO的制度特征。董事是公司内部治理的主要力量,对内管理公司事务,对外代表公司开展经济活动。 CFO是否进入董事会,是CFO制度中非常重要的属性。 CFO进入董事会,参与公司的重大决策,并从财务方面提出自己的专业意见,能更好地将公司的战略和自身财务工作岗位特点相结合。但是CFO主要的职责是负责公司的财务工作,即使进入董事会,依旧还是负责企业的财会工作,没有进行职能的“监管分离”,也就无法合理客观地把公司的财务与战略紧密联系在一起。由于CFO的工作局限于会计系统和报告上,因而无法在董事会中发挥应有的管理作用。
假设9:CFO兼任董事,其展现的个体固定效应在业绩预告上表现为较低的精确度。
对于公司内部治理而言,董事会秘书具有广泛的涉及公司内部运作程序的职权。公司程序性和辅助性事务的集中行使改变了公司权力分散于单个机关或个人行使的不利局面,使得公司董事等经营人员能够将更多的精力投入到公司经营中去,提高公司信息沟通能力和决策执行能力。对于外部治理而言,董事会秘书代表公司与管理部门和监督部门进行沟通,使得公司利益相关者的知情权得以保障。CFO兼任董事会秘书,可以让CFO以董事会秘书身份面对投资者时,提供更加详尽的财务数据及其背后的逻辑,增强投资者对信息的信赖度。
假设10:CFO兼任董事会秘书,其展现的个体固定效应在业绩预告上表现为较高的精确度。
(二)变量的选取与模型的设计
1.变量的选取。
(1)因变量的界定。将模型一中求解的个体固定效应CFOi作为模型二的因变量做进一步研究。
(2)自变量的界定:
Sex —— CFO性别。若CFO为男性,则变量值为1;否则为0。
Age —— CFO年龄。取满足条件的CFO在选取任期内的平均年龄。
Edu —— CFO受教育程度。如果CFO在任期内的受教育程度发生变化,取最高的受教育程度。若受教育程度为中专及中专以下,则变量值为1;若为大专,则变量值为2;若为本科,则变量值为3;若为硕士研究生,则变量值为4;若为博士研究生,则变量值为5;若无任何受教育程度方面的详细介绍,则变量值为0。
PTQ —— 专业技术职称。CFO在任期内的财会、审计大类的职称资格,若任期内职称发生变化,取最高的职称资格。若CFO拥有会计、审计类初级职称资格,则变量值为1;若CFO拥有会计、审计类中级职称资格,则变量值为2;若CFO拥有会计、审计类高级职称资格,则变量值为3;若无任何职称资格,则变量值为0。
Working —— CFO是否在其他单位兼职。若在其他单位兼职,则变量值为1;否则为0。
Salary —— CFO的年度报酬。取CFO任期内年度报酬自然对数的均值。
Share —— CFO持有上市公司的股份。若持有股份, 则变量值为1;否则为0。
Director —— CFO兼任董事。其取值为CFO在任期内兼任董事的年限/CFO任期。比如,A于2005 ~ 2009年担任W公司的CFO,其中2008 ~ 2009年兼任公司的董事,则Director的取值为2/5。
Board_S(Board Secretary)—— CFO兼任董事会秘书。 其取值为CFO在任期内兼任董事会秘书的年限/CFO的任期,与Director相似。
2. 模型的设计。
(三)实证回归分析
1. 对模型二变量进行描述性统计。结果如表2所示:
2. 相关性检验和回归分析。对模型二的变量进行Pearson相关系数检验,结果如表3所示,初步表明自变量之间不存在显著相关性。
模型二将在模型一下求解的CFOi作为因变量,将CFO的背景特征、职位特征、制度特征等作为自变量进行线性回归分析和VIF检验,在95%的置信水平上进行回归,结果如表4所示。
VIF检验结果显示,所有自变量的VIF都小于10,平均的VIF大于1,说明变量之间不存在多重共线性。
注:**、*分别表示在1%、5%水平上显著。
同时利用OVTEST检验模型二的自变量是否存在内生变量,结果显示:F(3,727)=1.55,Prob>F=0.199 1,大于显著性水平0.05,说明模型二不存在内生性问题。
线性回归模型显示:F(9,730)=2.34,Prob>F=0.013 4,小于显著性水平0.05,故该模型二在精确度方面的线性回归是显著的,具有研究意义。
根据分析结果可知,CFO的性别、教育背景、兼任董事、兼任董事会秘书、在其他单位兼职都与业绩预告披露的精确度不存在显著关系,即假设2、4、6未通过检验。
年龄的相关系数为0.026,P值为0.014。CFO的年龄展现的个体固定效应与业绩预告披露的精确度之间显著正相关,这与假设3相违背。这可能是因为随着CFO年龄的增长,任期越长,社会阅历会更加丰富,对财会工作由于职务经验的积累也显得更加自信,反而会采取精确度较高的披露方式。
拥有财会类职称的相关系数为0.150,P值为0.004。 CFO拥有财会类职称展现的个体固定效应与业绩预告披露的精确度之间显著正相关,支持假设5。CFO的财会类职称越高,一定程度上说明财会类知识掌握得越多,同时会计实务能力也越强,面对公司未来的不确定业绩,能够合理可靠地进行预测。
年度总薪酬的相关系数为0.025,P值为0.003。CFO的年度总薪酬展现的个体固定效应与业绩预告披露的精确度显著正相关。CFO年度总报酬的增加,一方面说明公司激励CFO努力工作,另一方面也意味着市场关注CFO的工作成绩。CFO出于公司和市场的需求,对公司未来业绩进行预测时会更加合理谨慎,往往采取精确度较高的披露方式,即支持假设7。
持有公司股份的相关系数为-0.203,P值为0.002。 CFO持有公司股份展现的个体固定效应与业绩预告披露的精确度显著负相关。这与假设8相违背。一般来说,公司为了激励CFO,会采取让CFO持股的激励方式。然而CFO有时为了不断引起外部投资者的青睐,也为了避免未来业绩的实际值落后于预测值的尴尬,往往采取精确度不高的业绩预告披露方式,以此不断给市场传递利好消息。
五、结论
个体固定效应是个体在认知过程中所表现出来的习惯性的行为模式,不随时间发生改变,具有跨时间的稳定性和跨情境的一致性。高层梯队理论发现高管的异质性风格影响日常决策过程,进而影响结果的产出。实践表明,上市公司的财务决策、财务披露行为深受CFO的影响。当CFO面临不确定任务时,不仅受到复杂经济环境、 公司特征因素的影响,而且更多地考虑上级压力、自身威望和信誉的需求,这时个体固定效应展现的风格特点尤为明显。本文以沪深两市主板制造业上市公司为例,对CFO的个体固定效应与业绩预告披露的精确度进行研究,揭示信息披露行为中CFO的行为和心理因素。
研究表明,CFO的年龄、拥有财会类职称、年度总薪酬展现的个体固定效应都分别与业绩预告披露的精确度之间存在显著正相关关系;CFO持有公司的股份展现的个体固体效应与业绩预告披露的精确度存在显著负相关关系。此外,在公司的特征因素方面,公司规模、每股收益分别与业绩预告披露的精确度显著正相关;而资产负债率、期末总资产账面价值与市场价值比、第一大股东持股比例分别与业绩预告披露的精确度显著负相关。
本文在尽可能多地控制影响信息披露的公司特征因素后,验证业绩预告披露的精确度是否存在CFOi的影响:假如存在CFOi的影响,进而实证分析CFO的诸多特征如何影响CFO的个体固定效应。但是对于一些影响CFO风格的特征因素如人际关系、宗教信仰、风俗文化等在本文中并没有得到相关的衡量,从而忽视了一些影响因素,这需要做进一步的研究和探讨。参考已有的研究成果,本文对影响信息披露的公司特征因素尽可能多地进行了控制,但是不排除还有其他公司特征因素影响着业绩预告披露行为,这需要进一步分析与思考。
参考文献
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Bamber L.,Jiang J.,Wang I..What's My Style?The Influence of Top Managers and Their Personal Back grounds on Voluntary Corporate Financial Disclosure[J]The Accounting Review,2010(85).
非固定信息 篇6
1 资料与方法
1.1 研究对象
本组9例患者中，5例为胫腓骨、4例为股骨骨折不愈合；患者均为非感染性不愈合，从最初治疗到本次治疗的时间为6～47个月，平均治疗时间为（25±6）个月，患者均未有明显的肢体长度异常，在进行手术之前患者常规临床检查血白细胞、C反应蛋白、血沉均未见异常。
1.2 治疗方法
在患者胫骨前内侧和股骨外侧应用单边肢体延长重建外固定支架固定，支架由Orthofix公司提供。在手术过程中急性牵开患者不愈合端约5mm，在透视下确保顺利牵张后再进行短缩加压。手术后维持加压不愈合端2周后再以1mm/d的速度使用牵开杆牵开，每天4次，让断端形成一10～14mm的间隙。2周后，再应用相同的标准进行短缩直至加压。第二次加压后X线片检查如发现有成骨的表现，则进行维持加压直至愈合；若成骨不明显，则维持加压治疗2周后再进行加压牵开联合加压或者2个周期后进行维持加压直至愈合。
1.3 手术处理
骨折愈合的标准为X线侧、正位片上至少有3层皮质恢复连续[2]。患者骨折愈合之后将所有的夹钳松开，患者逐渐的开始负重。除了2例合并有同侧胫骨感染性不愈合患者，当股骨愈合之后未等到负重则拆除支架，其余患者均在完全负重之后拆除支架。
2 结果
2 例胫腓骨不愈合患者发生针道深部松动、感染导致对位异常，应用抗生素以及外固定架加压牵开联合加压治疗后愈合。3例股骨干不愈合的患者在进行第二次加压治疗时向后成角、内翻。其余4例患者仅仅出现了轻微的针道并发症，经过临床医师及时合理的对症治疗后愈合。9例患者经过治疗后骨折均愈合，愈合时间6～12个月，平均（8.1±1.8）个月，患者带架时间6～18个月，平均（12.3±2.5）个月，患者拆除外周支架后随访1～12个月未见有骨折发生。
3 讨论
非感染不愈合分为萎缩和肥大型两种，萎缩性长管状骨不愈合的断端阻止缺乏相应的生物学愈合机能，在治疗过程中恢复稳定固定时还需要给予相应的生物学刺激才能有效地促进断端组织的再生；肥大型骨折不愈合断端纤维软骨组织具有成骨的潜能，由于固定不稳定导致一场应力进而导致骨折愈合抑制，保留断端周围血供的前提下，单纯更换稳定的固定能进一步促使多能干细胞分化为成骨的前期细胞，即使不植骨治疗同样能让大多数的骨折患者愈合[3]。
不愈合断端加压在增强固定稳定性的同时还能挤压纤维组织引起坏死，坏死的断端组织进而诱发局部的炎性反应，进一步刺激和促进骨愈合。不愈合端在牵开过程中增加局部血液的血流能，增加11.8倍。逐渐、缓慢的牵开能让断端的软组织持续受到微小的张应力，其能醋精组织的修复和再生以及细胞的合成代谢，牵开的间隙内还会发生成骨的过程。当短缩且再次加压时，新生骨嵌压在不愈合端，起到“自身植骨”的作用。这种反复性加压-牵-加压的方法被广大的医师成为“手风琴技术”[4]。该治疗方法最基础最重要的技术为加压和牵开，在术前建议采用CT将可能会影响加压和牵开的少量的桥接骨痂排除，在手术过程中根据患者的实际情况通过局部小切口使用钻将不愈合端桥接骨痂打断，在手术中可以进行实验性的牵开，等到证实牵开后再进行加压。不愈合端的几何形态是确保有效地加压以及治疗成功的关键。
综上所述，临床上对于良好接触面积、未合并肢体长度异常、骨折端形态适宜于加压的长管状骨非感染性骨折不愈合患者采用外固定支架加压牵开联合加压疗法进行治疗能有效地减少术中出血量和剥离不愈合端，避免进行植骨治疗。
摘要：目的 探析临床采用外固定支架加压牵开联合加压治疗长管状骨非感染性不愈合的治疗效果。方法 选择我院2009年3月至2011年9月收治的9例长管状骨非感染性不愈合患者作为研究对象,通过外固定支架加压牵开联合加压对患者进行治疗,观察病例的愈合情况。结果 其中2例胫腓骨不愈合患者发生针道深部松动、感染导致对位异常,应用抗生素以及外固定架加压牵开联合加压治疗后愈合。3例股骨干不愈合的患者在进行第二次加压治疗时向后成角、内翻。其余4例患者仅仅出现了轻微的针道并发症,经过临床医师及时合理的对症治疗后愈合。9例患者经过治疗后骨折均愈合,愈合时间612个月,平均(8.1±1.8)个月,患者带架时间618个月,平均(12.3±2.5)个月,患者拆除外周支架后随访112月未见有骨折发生。结论 临床上对于良好接触面积、未合并肢体长度异常、骨折端形态适宜于加压的长管状骨肺感染性骨折不愈合患者采用外固定支架加压牵开联合加压疗法进行治疗能有效地减少术中出血量和剥离不愈合端,避免进行植骨治疗。
关键词：长管状骨,外固定支架,加压,肺感染性不愈合
参考文献
[1]滕星,黄雷,杨胜松,等.外固定支架加压牵开再加压治疗长管状骨非感染性不愈合[J].中华创伤骨科杂志,2010,12(1):21-25.
[2]杨涛,高琳,张燕玲,等.Orthofix支架治疗长管状骨非感染性不愈合5例的护理[J].中国误诊学杂志,2011,11(2):439-439.
[3]许洪涛.髓内钉治疗胫骨骨折非感染性不愈合[J].青岛医药卫生,2009,41(6):401-403.
非固定信息 篇7
1 资料与方法
1.1 研究对象
随机选取在我院进行股骨干骨折治疗的患者进行实验, 其中出现非感染性骨不连的患者共计64例, 都是由于受到外部力的强烈撞击导致骨折, 在骨折后都及时进行了髓内钉固定手术, 但是都在不同程度上出现了非感染性骨不连的现象, 需要采取其他措施进行治疗。所选患者中共有男性患者42例, 女性患者22例, 年龄在23~47岁, 平均年龄约为29岁。
1.2 研究方法
将所有患者随机进行分组, 每组32人, 其中每组患者的年龄、性别以及因股骨干骨折引起的并发症等因素差异都没有统计学意义。对所研究患者中的一组人员取出安装的髓内钉, 保留骨痂当作植骨[1]填充到骨折处再进行髓内钉固定手术;另一组患者麻醉后在骨折区域切入, 清除骨折处损坏组织, 并观察出现骨不连的区域, 进行外部附加钢板固定手术。
1.3 治疗标准
骨不连现象的标准是在进行髓内钉固定手术后4个月内, 骨折处无任何生长迹象, 稍微运动在骨折处即会引起剧痛, X射线检测表明骨折处没有生长联合现象。在进行手术后应该让患者积极进行运动锻炼, 以利于骨折处的伤口愈合, 如果患者在进行手术后2个月左右可以下地进行走动甚至可以负重走, 则表明骨折处伤口愈合较好, 此时应该进行X片检测, 若显示骨折处愈合较好则表明非感染性骨不连症状已经治愈。
1.4 统计学方法
将所得到的数据输入电脑建立数据库, 组与组之间的比较应用SPSS 11.0软件进行统计学整理和分析, 进行t检验, P<0.05表示差异有显著性意义, P<0.01表示差异有非常显著性意义。
2 结果
对于实验中的各位患者在手术后7个月进行走访, 观察治疗效果, 并进行数据统计, 检测结果数据表明, 通过更换髓内钉进行非感染性骨不连治疗的患者, 在手术后7~12个月骨折处开始并完全愈合, 其中有5位患者的骨折处愈合不好, 又进行了治疗手术, 治愈率为84.38%, 进行骨折处钢板固定辅助治疗的患者治愈率为93.75, 走访中发现手术后患者在6~11个月骨折处完全愈合。在骨愈合期间并没有发生感染以及其他并发症。
3 讨论
骨折通常是人体受到外部的强烈撞击造成的, 老年人以及儿童因为体质的原因, 相比较而言更容易发生骨折, 故在日常生活中应该注意安全, 防止摔倒等现象导致骨折发生, 骨折后若不及时进行治疗或者治疗方法不恰当可能会对患者造成终身的不良影响, 因此人们应该对此有产生足够的重视。当有患者发生骨折时, 应该及时送到专业医院进行正规治疗, 若是治疗过程中操作不当, 极易引起骨骼的非正常生长, 会对患者的肢体运动带来终身的影响, 对患者的身体和心理造成重大伤害。髓内钉中含有骨生长因子, 可以刺激骨愈合[2], 故而在进行骨折治疗时通常选择髓内钉固定方法, 但是用这种方法进行治疗时, 有些患者会产生骨不连的现象, 这对患者骨折部位的愈合有很大的影响, 但是目前并没有对产生骨不连现象做出合理的解释, 故而对治疗骨不连现象进行治疗的两种方法实验调查会有截然不同的结果[5], 目前亦无合理的解释, 对于产生骨不连的因素以及会对两种治疗方法产生影响的因素还需要进一步的实验研究, 现在常用的治疗方法一种是取出髓内钉, 再进行一次髓内钉固定手术, 另一种是保留原来的髓内钉, 在骨折处进行钢板固定辅助治疗[3,4], 本次实验表明, 通过在骨折处进行钢板固定来治疗骨不连的效果要高于更换髓内钉的效果。并不是每一位患者出现骨不连的症状时都需要用这种治疗方法, 而是应该针对各位患者的自身情况进行合理的选择手术方式, 这样才能使得患者得到最好的治疗效果。
本次实验研究表明, 对于进行髓内钉固定后出现肺感染性骨不连的股骨干骨折患者, 采用在骨折处进行钢板固定辅助治疗, 效果好而且操作简单, 值得在以后的治疗中推广这种治疗方式。
参考文献
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[4]刘智, 李连华, 孙天胜, 等.附加钢板与交锁髓内钉治疗下肢长骨干骨折后肥大性骨不连22例[J].中华创伤杂志, 2011, 27 (8) :702-704.
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