公司治理强度论文

公司治理强度论文（共9篇）

公司治理强度论文 篇1

一、引言

随着科学技术的不断进步,越来越多的国家和企业意识到,加大研发投入的力度将有效提高一个国家技术水平和企业的经营绩效。而市场竞争的加剧和消费者市场需求的快速变化,使更多的企业认识到创新能力对自身发展的重要作用。如何通过不断的创新来主动适应日益开放和激烈的竞争环境,以满足市场的需要,是很多企业需要面对和解决的问题。大多数学者认为,研发是培育和提升企业创新能力、获取长期竞争优势的一项基础和关键的活动,也是衡量一个企业创新能力和技术实力的重要指标。新会计准则在无形资产方面做出有关规定,将企业的收益额与企业的费用分开进行处理。新会计准则中加强了对无形资产的规范化管理,使得在企业表中对无形资产得到规范。根据新会计准则的要求,建立一种以技术创新作为导向型,将企业的发展战略做出正确的引导,与在此行业的发展相互适应,认真的研究在此行业发展中的最新技术,加大资金投入,并将其应用于企业的产品研究过程,使企业能够得到快速发展。

二、文献综述

(一)国外研究

Woolridge(1988)提出将企业的盈利性资金中的一部分作为企业的项目的研发的资金,这样能够不断的促进企业的快速发展。将企业长期发展效果与企业的经验理念结合在一起,这样能够使企业得到一种支出型的增长方式。2008年,在企业的投资性方面,应对企业的未来方向做出正面的评价,将市场的价值与企业的发展模式结合在一起,能够对企业的未来发展做出全面的规划,同样也是对企业的未来的发展趋势做出了正确的评价,较好的研究在利益支出方面,所能涉及的方面,一定要广泛。Bae&Kim(2003)在应有价值方面,实现全方位均衡发展,并由此作为重要的研究阶段。使其在某种方面更具有时效性与可行性。针对在某种行业所提出的问题,某种正向问题的分析时,将有关的阶段,对未来的业绩做出预测。保证企业在研发的过程中能够得到到最大的回报,这种利益之间的差异度与显著性对企业的未来发展具有重要的作用,可以以此作为重要的出发点。Karjalainen(2008)对企业的支出方式进行了调查,将未来企业的重要发展模式做出一个较为全面的评价,在综合的绩效评价性体制研究方面,选择适当的公司样本对企业在此方面的有关投入回报进行研究。

(二)国内研究

国内在企业业绩等方面的研究起步较晚。欧进士(1998)调查研究了企业的发展与企业业绩之间的关系,并提出了不同的行业,业绩也是不同的。李映照等(2005)对医药上市公司作为一种新型上市公司做出了实际的分析,对药物的研发与实际的药物药效方面之间的关系进行了评价,并以此作为一个对公司业绩进行评价的样本,说明公司在研发过程中存在的问题。指出企业不仅要注重对经验策略的制定,同时也要注意加强对有关项目的研发。2006年,又有许多学者以上市公司作为研究对象,将企业在发展过程中的信息披露体制渗透到企业自身所具有的管理过程中,将企业应有的费用与有关在市场中存在的问题深入的进行探讨,并提出企业的支出与企业的发展也存在着重要的联系。刘德胜(2010)在项目研发水平与绩效发展方面提出了新的研究方向,将企业的相关支出与业绩之间的关系进一步的明确,这为中小型企业的发展提出更为广阔的研究思路。大多数学者得出的结论主要有R&D产出具有滞后性且对盈利能力作用显著(梁莱歆,2005)、R&D投入与业绩正相关且影响逐年减弱(2006,程宏伟)、R&D具有滞后性和累积效果且与盈利能力作用显著(王玉春,2008)、R&D投入与业绩正相关但没有滞后影响(张济健,2009)。

三、研究设计

(一)研究假设

企业R&D投入可以提高企业的创新能力。根据公司治理相关理论,管理层与股东进行利益协调,使得管理层在作出R&D投资决策时,更加注重研发项目对公司未来的可持续发展及公司价值提升的作用。因此,总体上R&D投入能够提高公司的获利能力,进而提高企业自身价值。在企业对新技术进行开发时,需要不断的推动企业的业绩发展,这也同样为企业在此方面长效化发展提出了较好的发展空间,将企业在未来的支出型研发业绩与企业的绩效结合在一起,同时注重企业的资产,这对企业的资产配置方面的影响是巨大的,但如何才能真正应用到实际的生产实践中,探究支出对其企业绩效之间的关系。将有关公司的绩效支出与公司的绩效做出评价,这是当前急需解决的问题,这就需要形成一个均衡的绩效评价体制。可以从以下方面做出假设:

H1:公司在开发科研等开发方面的支出与绩效的关系为正比例关系

新企业会计准则实施后,企业在财务报告中所披露的R&D信息越来越多,使投资者了解企业的研发能力,从而改善了对企业在研发过程中产品的预估性,特别是为投资者进一步的对产业价值及可持续发展的做出了一个全新的估计。投资者一般假定企业研发投入会使得企业业绩得到提升,这一信息会反映到对公司证券价值的预测上,进而反映到公司的预测价值上。随着新企业会计准则的实施,公司在财务报表上确认了开发支出,将企业在研发费用方面的支出作为企业的总资产中的一部分,这种研发技术是总资产中的一种隐性资产,使得公司的发展具有更为广阔的前景从而带动企业未来的绩效的提高。据此,提出假设:

H2:战略新兴产业公司的开发支出与未来公司股票价值具有正相关关系

战略新兴产业企业研发投入的目的是为了企业能够更好的成长,从而转变经济结构和经济增长方式。因此,公司的成长性也是管理者、投资者等利益相关者者共同关心的问题,也是公司未来价值之所在。公司研发项目的投入,是为了使得公司的产品或者技术在市场上有差异化的优势,公司经营业务的不断发展和提高,进而能够使公司不断成长壮大。据此,提出假设:

H3:战略新兴产业公司的开发支出与公司的成长能力正相关

(二)数据来源与样本选择

本文根据Wind金融数据库中战略新兴产业分类,其中有七大战略新兴行业中所包含的公司信息,总共有504家企业(截至2013年3月2日)。根据研究需要剔除没有公布“开发支出”以及因财务数据缺失而无法计算相关变量指标的企业,最终获得109家企业的样本,样本公司行业分布见表(1)。本文使用的是2011年公司的单期截面数据,数据的主要来源是Wind金融数据库,分析工具使用的是SPSS18.0。

(三)变量定义

(1)开发支出变量的选择与设计。借鉴国内外有关学者的研究方法,使用公司的研发强度来衡量企业的研发投入,即研发强度=开发支出/企业营业收入。(2)企业绩效指标的选择与设计。本研究从三方面选择绩效指标:一是对产品的收益总额的衡量指标,可以分为总的产品收益率,净资产收益率(ROE)、主营业务收益率(IR)来测量。二是未来股票价值选用的是未来12个月公司股票价值的预测值,用预测市盈率(PPE)来表示。三是主营业务利润增长率(G1)和净资产增长率(G2)。(3)控制变量的选择。本文引入企业规模(SIZE)和资产负债率(Leverage)作为控制变量。公司规模越大越有利于企业在行业中获得一定的地位,能掌握话语权,能更好的应对风险。资产负债率表示的是公司的财务杠杆,反映了企业的资本结构,合理的资本结构有利于公司绩效的提升。具体变量定义见表(2)。

(四)模型构建

本文构建以下模型:

(1)开发支出与当期绩效关系的回归模型。

DE=a1+b1*ROA+b2*LNSIZE+b3*Leverage(模型1.1)

DE=a1+b1*ROE+b2*LNSIZE+b3*Leverage(模型1.2)

DE=a1+b1*IR+b2*LNSIZE+b3*Leverage(模型1.3)

(2)开发支出与企业未来价值关系的回归模型。

DE=a1+b1*PPE+b2*LNSIZE+b3*Leverage(模型2)

(3)开发支出与企业成长能力关系的回归模型。

DE=a1+b1*G1+b2*LNSIZE+b3*Leverage(模型3.1)

DE=a1+b1*G2+b2*LNSIZE+b3*Leverage(模型3.2)

四、实证检验分析

(一)描述性统计

表(3)是描述性统计结果。国际公认研发水平在1%以下的企业基本难以生存,而样本代表的新兴战略企业开发支出强度在1%以下的企业占到40.37%,接近一半。国际公认的维持生存的研发强度水平为2%,而小于这一水平的企业占比为60.55%。而研发强度水平达到5%则一般认为该公司具有较强的竞争力水平,而新兴战略行业样本企业能够达到该水平的企业有17家,占比15.6%。虽然以开发支出来衡量企业的研发水平可能并不完善,但在一定程度上说明新兴战略产业企业将研究阶段的科研成果转化为开发阶段的技术创新的投入力度不足,这也是我国企业尤其是新兴战略产业中的高新技术企业存在的问题之一。从表(4)可以看出样本企业开发支出强度均值为2.975%,说明整体上战略新兴产业企业能够维持生存,但整体上缺乏竞争力。

(二)相关性分析

本文相关性分析结果见表(5)。可以发现战略新兴产业的开发支出无论是与当期的总资产收益率ROA、净资产收益率ROE还是主营业务利润率IR之间都没有显著的相关关系,甚至与ROE和IR之间具有负的相关性,说明企业可能存在不合理开发支出现象,或者说企业通过开发支出而进行的创新活动并没有成功,最终不利于企业的当期的盈利。因此,根据表(5)的分析,初步否定了假设H1。表(6)表明,战略新兴产业企业的开发支出与企业未来的股票价值(预测市盈率,未来12个月)具有显著的相关性,通过了0.01的显著性水平检验,且相关系数为0.348,具有正向的相关关系。说明企业开发投入越多,对外界传递了更有利的信息,从而推动公司股票价值的上涨。因此,假设H2得到了初步验证。表(7)表明企业开发支出与公司的成长能力之间没有表现出确定的相关性,主营业务利润增长率G1的系数为-0.10,没有通过显著性检验,一定程度上说明开发支出的过多投入不利于公司主营业务利润的增加。而开发支出与净资产增长率之间在0.01的水平上具有显著的相关性,且两者的系数为0.043,比较小,说明开发支出在一定程度上对公司资产的增长具有正向的促进作用,但这种作用的程度比较低。之所以与公司的净资产增长率具有显著相关性,部分原因可能是由于开发支出是作为资本化无形资产计入公司的财务报表,这种资本化了的支出有利于公司资产的增加。因此,假设3得到了部分支持。

注：**. 在 .01 水平（双侧）上显著相关。

注:**. 在.01 水平(双侧)上显著相关。

注:**. 在.01 水平(双侧)上显著相关。

a.预测变量:(常量),Leverage,开发强度DE,Ln Size。

a.因变量:PPE

a.因变量:G2

(三)回归分析

回归分析结果见表(8)。可以看出,模型2的R方为0.246,调整R方为0.225,当前的文献研究并未对R方有太高的要求,说明模型能够很好的拟合,所选择的解释变量一定程度(22.5%)上解释了与公司未来股票价值之间的关系。表(9)结果显示,开发强度DE与公司未来股票价值PPE具有显著的相关性,通过了0.01的显著性检验,且DE的系数为98.092,说明新兴战略产业公司的开发支出与公司未来股票价值具有显著的正相关关系,开发投入每增加1个百分点,则公司未来的股票价值将会上升98.092个百分点。通过表(9)可以发现,公司规模在0.01的显著性水平上通过了检验,其系数为-5.908,说明以总资产表示的公司规模不利于公司未来的股票价值的提高,可能是因为投资者对规模较大的战略新兴产业企业未来的发展并不看好,反倒是更倾向于看好小规模的战略新兴产业企业。通过对上表的分析,假设H2得到了很好的支持。通过表(10)可以看到,战略新兴产业公司开发强度与净资产增长率G2在0.05的显著性水平上通过了检验,且系数为0.21,说明开发强度每增加一个百分点企业净资产的增长率会增加0.21个百分点。控制变量Ln Size和Leverage都没有通过检验。假设H3得到了部分验证。

五、研究结论

本文得出以下结论:(1) 战略新兴产业的总体投入低于国际标准,说明我国战略新兴产业仅能够维持生存,整体上缺乏竞争力。另外, 在一定程度上说明新兴战略产业企业将研究阶段的科研成果转化为开发阶段的技术创新的投入力度不足,这也是我国企业尤其是新兴战略产业中的高新技术企业存在的问题之一。(2) 通过模型的推理验证,战略新兴产业的开发强度与公司当期的绩效没有显著相关性甚至存在负相关关系。说明企业在开发过程中可能存在开发支出乱用、开发失败、开发结果没有造成当期收益等情况;开发强度与公司未来股票价值存在正相关关系,说明投资者从长远的角度十分看好战略新兴产业的价值增值;开发强度与公司成长能力存在部分正相关关系,这可能是由于开发支出在一定程度上对公司资产的增长具有正向的促进作用,但这种作用的程度比较低。之所以与公司的净资产增长率具有显著相关性,部分原因可能是由于开发支出是作为资本化无形资产计入公司的财务报表,这种资本化了的支出有利于公司资产的增加。(3)验证了战略新兴产业开发强度与公司未来股票价值与未来增长能力的正相关性。说明公司开发强度的增长传递给投资者的是积极的信息,这有利于战略新兴产业的发展。

摘要：本文以2011年战略新兴产业上市公司数据为样本,实证分析了战略新兴产业企业研发支出与企业绩效之间的关系。结果显示:战略新兴产业开发强度与公司当期绩效没有显著相关性甚至负相关;开发强度与公司未来股票价值存在正相关;开发强度与公司成长能力存在部分正相关;企业开发强度与公司未来股票价值及未来增长能力正相关。

关键词：战略新兴长远,开发强度,公司绩效

科学掌握运动强度 篇2

糖尿病患者可选择的运动项目繁多，各有特点，可根据个人喜好、病情、体力及并发症等情况选择，如与情趣相投的朋友一起打网球、羽毛球、篮球、乒乓球；与家人一起打保龄球、门球；在清晨的朝阳中缓缓跑步；在悠扬的音乐声中翩翩起舞或做健美操等。快走和散步是最常见的运动方式，尤其适合年长者。运动是一把“双刃剑”，可以治疗疾病，但运动过度或运动方式不正确会对机体造成伤害。因此，如何选择一个适合自己的运动强度就显得尤为重要了。

如何选择运动强度?

糖尿病的运动疗法必须有一定的强度限制，运动强度过大易发生低血糖，强度太小又达不到锻炼身体和控制血糖的目的。对运动强度的建议如下：

1.每周规定运动次数起码应在3次以上，但每个人每周的运动次数应固定。

2.每次运动时间在30～60分钟，应相对固定。

怎样才是合理的运动强度呢?可以使用下面的估计方法：

方法一：交谈试验。这是衡量运动强度的一种简单方法。运动达到刚好还能自然交谈的程度，表示运动强度比较合适。如果运动中有交谈困难，表示运动强度太大，应该降低运动强度。

方法二：最大心率。运动后心率达到最大心率的60％左右是合适的运动强度。最大心率的计算方法是(220—年龄)，患者可以通过自数脉搏得知自己的心率。

运动中的细节不容忽视

运动的最佳时间是在餐后1小时，因为此时血糖水平开始升高，不容易发生低血糖。一般不主张空腹时运动，空腹运动容易出现低血糖，但许多人有清晨锻炼的习惯，所以有条件的病友最好在早晨运动前测一次血糖。如血糖低于7.0mmol／L，应适当进食后再运动，如喝一杯牛奶或吃几块饼干(编者注：不主张空腹喝牛奶，应吃点主食再喝牛奶)。

运动中也应养成正确的热身和恢复运动的习惯，可使糖尿病的运动治疗达到更加良好的效果，同时又能防止运动带来的不良影响。

热身：约5～10分钟，如伸腰、踢腿、慢走等，提高心率，调整呼吸。

运动：保持20～30分钟，呼吸、心跳加快，保持心率为最大心率的60％。

恢复：运动即将结束时，不要突然终止，需10分钟左右的恢复运动，逐渐停止运动。如慢跑20分钟后再逐渐改成快走、慢走，并逐渐放慢步伐，做伸腰、踢腿等放松动作，然后再步行回家休息。

哪些患者需谨慎运动?

糖尿病患者确诊后，坚持运动疗法可以减少并预防心脑血管并发症的发生，控制体重，减少胰岛素的需要量，预防骨质疏松……运动疗法对糖尿病患者来说确实重要。然而，糖尿病患者并不是在任何时候都适宜进行运动疗法。有的患者在不恰当的时候进行运动疗法，结果引发了低血糖或酮症酸中毒，给自己的身体带来了不必要的伤害。糖尿病患者在下列情况下不宜进行运动疗法：

1.糖尿病并发急性感染、活动性肺结核时。

2.糖尿病合并严重心、肾并发症及糖尿病酮症酸中毒时。

3.病情严重的糖尿病患者，在清晨没有注射胰岛素时不要进行运动，以防发生酮症酸中毒。

4.应用胰岛素治疗的患者，在胰岛素发挥作用最强的时刻，如上午11:00不要进行运动疗法，以防发生低血糖。

5.注射胰岛素后，在吃饭以前也要避免体力活动，以防发生低血糖。

公司治理强度论文 篇3

目前关注内部控制的文献主要从内部控制对盈余质量、融资成本、融资约束、审计费用以及投资效率等经济后果的直接分析和考察,而较少考虑到内部控制在其中发挥的中介作用机理。在信息不对称程度较高的新兴市场国家,企业内部的代理冲突主要表现为大股东和中小股东之间的利益冲突,即第二类代理冲突(LLS,1999;Johnson.2000;Claessens et al.,2002),第二类代理冲突愈发严重,Johnson,Boone,Breach,and Friedman(2000)发现正是大股东的掏空行为导致货币贬值,从而引发了1997年的亚洲金融危机。Borja Larrain等(2012,2013)发现,上市公司的大股东通过股权再融资进行掏空。因此建立一定的机制对大股东权力的使用和分配形成有效的监督和制约,就成为缓解两者代理冲突的重要途径。财政部于2008年和2010年发布了《企业内部控制基本规范》和《企业内部控制配套指引》,初步构建了中国企业内部控制规范体系,2014年财政部发布《年度内部控制评价报告的一般规定》,标志着资本市场全面贯彻实施企业内部控制规范体系又向前迈进了一步。随着内部控制体系的不断完善,能否发挥抑制大股东权力的中介效应?能否提高企业内部的自由现金流管理和投资效率等经济后果?本文通过考察内部控制对权力强度和自由现金流引发的投资效率,对上述问题进行探讨。本文研究表明,内部控制能够显著抑制大股东权力强度和自由现金流水平,能够显著提高企业的投资效率;进一步研究显示,其作用机制在于,高质量的内部控制有助于抑制大股东的权力强度和自由现金流导致的非效率投资水平,从而有助于预防未来经营的不确定性,降低第二类代理成本,提高公司投资效率。

二、理论分析与研究假设

(一)权力强度与投资效率

依据代理理论,大股东及其代理人高管层总是通过各种方式追求扩展自己的“商业帝国”,特别当大股东权力强度越大时,大股东就越有动机进行非效率过度投资。因为根据代理理论,一旦投资成功,大股东可以利用剩余控制权将大部分收益据为己有,而一旦投资失败,将和中小股东及外部债权人一起承担损失。Goergen et al.(2001)实证发现,在英国,当工业公司的大股东控制股份越多的时候,越倾向于投资过度,当用夏普利值(Shapley value)表示投票权的时候,这种关系更加明显。安灵等(2008)研究发现,大股东的实际控制度与上市公司的非效率投资行为表现为一种非线性关系;股权制衡能够抑制大股东过度投资行为。常莹莹等(2013)发现,民营上市公司大股东控制权分散程度越大,过度投资水平越高,外部审计、法律环境等外部监督机制能有效降低过度投资。因此,本文提出如下假设。

H1a:大股东权力强度越大,公司过度投资程度越高

H1b:大股东权力强度越大,公司投资不足程度越低

(二)内部控制与投资效率

关注内部控制的投资效率已经成为学术界的研究焦点。Kim et al.(2011)发现,内部控制存在缺陷或者内控质量低的公司面临的外部融资成本更高。Biddle and Hilary(2006)发现,财务报告质量降低了投资—现金流敏感度。Biddle and Hilary(2009)发现,高质量的财务报告能够降低投资过度和投资不足现象、减少偏离预期投资水平程度。Chen et al.(2011)研究发现,高质量的财务报告有助于投资不足的公司提高投资水平,有助于投资过度的公司控制投资水平。Mei Cheng et al.(2013)发现,在披露前,受到财务约束的公司出现投资不足(或投资过度),在披露后,都显著得到缓解,表明随着内部控制水平改善,投资效率显著提高。干胜道等(2014)研究发现,内部控制有效性越高,过度投资水平越低;对于国有上市公司而言,内部控制对过度投资的抑制作用受制于管理层权力,在管理层权力集中的情况下,内部控制对过度投资的抑制作用并不显著。本文认为提高内部控制质量可以有效抑制大股东权力强度和自由现金流水平,提高投资效率。基于以上理论分析,提出如下假设。

H2:内部控制水平越高,大股东权力强度和自由现金流水平越容易受到抑制,公司过度投资以及投资不足两种非效率投资均显著越低

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

研究样本取自我国沪深股市2009-2013年间的A股上市公司,遵循以下步骤筛选样本:剔除了金融类公司;剔除了资产负债大于100%的公司;剔除了销售增长率大于150%的公司;剔除ST类和PT类公司,因为将其纳入研究样本会影响研究结论的可靠性和一致性;能得到研究所需要的全部变量的公司,这样共获得10070个公司年样本,其中中央政府控股的840个,地方政府控股的4190个,非国有的5040个。

(二)变量定义

(1)权力强度。采用Milnor and Shapley(1978)海洋博弈模型构建权力强度指数,海洋博弈模型将博弈参与人分为两部分,一部分是由对投票决策拥有相当大有限投票权的大股东(atomic players)组成的有限集合,另一部分是由大量分布分散且单个投票权接近无穷小的小股东(non-atomic players)组成的近似无穷的连续集合,即“海洋”,在采用该模型投票分析时,将无数小股东组成的“海洋”作为整体可测集进行测度。其数学描述如下:

用N={1,2,…,n}表示有N个大股东组成的有限集合,其中每个人对应的投票权重分别为ω1,ω2,…,ωn,按照投票权重由大到小进行排序,则对于有限个大股东i有ωi>ωi+1。R表示由N集合的所有子集组成的布尔环(Boolean ring)。用勒贝格可测集(Lebesgue measureable subsets)I=[0,1]表示小股东组成的“海洋”集合,则每个小股东可由单位区间I的连续点表示,a表示“海洋”这一整体可测集共同拥有的投票权,则所有参与者的总投票权重之和等于1,即满足:Σωi+a=1(i∈N)。联盟T是投票人集合的子集,配额q(quota)表示投票决策通过所必需的最低门槛权重,即T若成为获胜联盟,必须满足条件w(r)≥q。通常来说,配额q超过联盟票数和的二分之一,即q=50%。

因此,可记海洋博弈模型为[q,ω1,ω2,…,ωn:a],任意股东组成的集合r所拥有的投票权重w(r)表示为w(r)=w(r∩N)+aλ(r∩I),其中λ表示勒贝格测度,r∈R。海洋博弈模型假设大股东组成的有限集合N={1,2,…,n}中的每个元素(即大股东)独立均匀分布在由小股东组成的“海洋”勒贝格可测集I=[0,1]中,因此,股东i的Shapley指数是指在这一随机排列中,股东i成为“关键加入者”(pivotal)的概率:

其中axi=αλ([0,xi])表示排列在xi之前的“海洋”集合所拥有的投票权;。

具体关于Shapley指数的计算,Mann and Shapley(1960)建议采用蒙特卡洛方法模拟,通过生产函数获得;Owen(1972)提出投票规模多重线性扩充方法(multilinear extension,MLE)来计算。本文权力强度指数是按照英国华威大学网络开发的在线程序,手工计算获得(参考Leech,2002)。

(2)内部控制。本文采用深圳迪博风险管理咨询公司的“迪博·中国上市公司内部控制指数”来衡量公司内部控制质量,它以企业内部控制基本框架体系为编制基础,基于战略、经营、报告、合规和资产安全五个维度进行内部控制指数设计,综合反应企业财务和非财务特征,故具有较好的外生性。

(3)投资效率。本文采用Richardson(2006)期望投资模型,先计算出企业预期的正常投资支出,然后用模型的回归残差衡量企业的投资效率。当模型的回归残差εi,t>0时,表示公司投资过度;εi,t<0时,表示公司投资不足。Richardson(2006)期望投资模型的思路是,将总投资(I_TOTAL)分解为两部分,包括维持性投资(I_MAIN)和新增投资(I_NEW),即:

I_TOTAL=购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额。数据取自现金流量表直接法中的投资活动现金流部分。

I_MAIN=固定资产折旧+无形资产摊销+长期待摊费用摊销。即公司维持机器、设备以及其他经营性资产日常营运所需的必要投资支出,保证公司营运能力正常运行。数据取自现金流量表间接法。

I_NEW可以分解为投资在一个新的正NPV项目上的期望投资支出(IE_NEW)和非期望投资支出(Iε_NEW),用投资期望模型可以计算得到:

上式中,VP是公司成长机会度量指标,本文用MV/BV(市值账面值比)表示,Z是投资支出的其他决定因素,包括Lev(财务杠杆)、Size(公司规模)、Age(上市年龄)、Cash(期初货币资金,用期初总资产平减)、Ret(年度股票收益率)、INV(上年投资支出)、时间固定效应和行业固定效应。投资期望模型得到的期望投资支出是合理的预期投资支出IE_NEW,残差项即是非效率投资支出Iε_NEW。本文用Over Inv和Under Inv分别表示投资过度和投资不足,即残差项Iε_NEW>0时,表示公司投资过度(Over Inv);残差项Iε_NEW<0时,表示公司投资不足(Under Inv)。本文借鉴吕长江等(2009)、姜付秀等(2009)相关变量,构建新增投资期望模型如下:

通过对模型(1)进行时间和行业固定效应回归(结果见表1),得到各公司t年度期望的投资支出,然后用公司的实际投资支出减去期望的投资支出,就可以得到公司未期望投资支出,即残差Iε_NEW。由表1结果可见,各变量都在5%水平显著,且回归符号与预期一致,这说明投资预测模型较好地拟合了本文的样本。

(三)模型构建

本文设定如下模型研究大股东权力强度、内部控制对投资效率的影响:

其中,被解释变量分别为Over Inv(投资过度)和Under Inv(投资不足);解释变量ICI是内部控制质量,Shapley是大股东权力指数,Fcf是自由现金流;控制变量中的HDL2是第二到第五股东Shapley权力指数之和/第一大股东Shapley权力指数,用来表示股权制衡;Size是公司规模,Lev是资产负债率,ROA是资产报酬率,Tobin Q是托宾Q值,Central是中央政府控股,Local是地方政府控股,Big4是国际四大事务所审计,ABH是在海外发行上市,Opinion是标准审计意见,Duality是董事长兼任总经理;最后Year D和Industry D为控制年份和行业的虚拟变量。

四、实证分析

(一)描述性统计

本文所使用的关键变量描述性统计如表2所示。其中夏普利值Shapley的平均值是0.544,内部控制指数ICI的平均值是677.19,自由现金流Fcf的平均值是0.040,第二至五股份HDL2的平均值是0.395,公司规模Size的平均值是21.805,资产负债率的平均值是0.464,资产报酬率的平均值是0.038,托宾Q值的平均值是2.461;在10070个公司年样本中,有4227个样本(41.9%样本)投资过度(Over Inv),平均值为总资产的4.25%,有5843个样本投资不足(Under Inv),平均值为总资产的3%。关键变量的描述性统计与以前研究基本一致。

(二)相关性分析

为了检验变量之间可能存在的多重共线性问题,本文计算了变量间的相关系数,结果如表3所示。发现所有变量间的相关系数均小于0.5,VIF值均小于10,模型不存在多重共线性问题。

(三)回归分析

表4列示模型OLS回归的结果,列(1)、列(2)和列(3)是对被解释变量为过度投资的结果,列(4)、列(5)和列(6)是对被解释变量为投资不足的回归结果。列(1)和列(4)是仅考虑解释变量是内部控制的情况,ICI系数分别是-0.034和-0.019,均在1%水平下显著,表明公司内部控制质量越高,过度投资和投资不足越得到抑制。列(2)和列(5)是仅考虑解释变量是权力强度的情况,Shapley系数分别是0.072和-0.037,且在1%水平下显著,表明大股东权力越集中,越倾向于过度投资,而投资不足越低。第二到第五股东持股之和HDL2的系数分别是0.002和-0.026,且均不显著,表明第二大股东等权力既没有发挥制衡过度投资作用,也没有发挥制衡投资不足作用,结果支持假设1a、1b。列(3)和列(6)是考虑全部变量的情况,解释变量内部控制和权力强度对非效率投资的影响保持不变,ICI*Shapley系数分别是-0.012和-0.001,均在1%水平下显著,表明内部控制显著抑制大股东权力强度对过度投资和投资不足的影响,假设H2b得到支持。此外Fcf的系数是0.299,这表明自由现金流的过度投资现象显著存在。进一步看,ICI*Fcf系数分别是-0.121和-0.078,均在1%水平下显著,表明内部控制对自由现金流的过度投资和投资不足均具有显著抑制作用。其余控制变量含义和以前研究基本保持一致。总体来说,表4的实证结果支持研究假设1a、假设1b和假设2,即大股东权力强度越大,公司非效率投资程度越严重,而内部控制则可以有效地抑制权力强度和自由现金流引发的公司非效率投资。

(四)稳健性测试

(1)内生性测试。参考Doyle et al.(2007b)选取营业收入增长率(GROWTH)、第一大股东持股比例(SHAR1)、董事会规模(BOARDSIZE)、前三名高管薪酬(SALARY)、董事长和总经理两职合一(Duality)、市值(MV)六个外生变量作为内控质量ICI的工具变量。第一阶段用ICI对以上六个外生变量回归,得到内控质量ICI拟合值。第二阶段,将作为新的内控质量回归变量代入模型,再次检验内部控制与大股东资金占用关系。同样分别对过度投资样本和投资不足样本进行2SLS回归,结果发现无论是投资过度还是投资不足,ICI系数均在1%水平下显著为负(t值分别为-4.79和-2.95),说明本文的主要结论并没有受到内生性问题的影响。

注:(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平上,下方括号内是t值。(2)为了方便理解,在回归分析中将εi,t<0样本取绝对值,来衡量公司投资不足的程度,下同。

(2)重新选择投资效率指标。基于资产负债表项目重新选择公司年度新增投资(I_NEW),用公司当年度与上一年度固定资产、在建工程、工程物资、无形资产、开发支出、商誉等净额之和的差值作为新增投资(I_NEW),重新计算残差得到公司过度投资和投资不足的数据,代入模型,发现内部控制ICI的系数在投资过度和投资不足两组样本中均在1%水平下显著为负,大股东权力强度Shapley的系数在两组样本中均显著,各变量回归结果与表3基本相同。

(3)新选择权力强度指标。选择第一大股东持股比作为大股东权力强度指标,代入模型,内部控制水平仍然对投资过度和投资不足具有显著的抑制作用,权力强度对过度投资仍然具有显著作用,对投资不足并无显着作用,本文主要结论基本不变。

五、结论与建议

本文主要研究内部控制对权力强度、自由现金流的中介抑制效应,探讨了内部控制影响投资效率的作用机制。实证结果表明,内部控制能够显着提高企业的投资效率,其作用机制在于,高质量的内部控制有助于抑制大股东的权力强度和自由现金流导致的非效率投资水平,从而有助于预防未来经营的不确定性,降低第二类代理成本。

本文的政策性启示在于,企业建立健全内部控制规范体系,不仅是为了满足政府监管要求,更为重要的是借助内部控制体系建设的契机,提升企业投资效率,使内部控制成为降低代理冲突的“缓冲器”和企业价值创造的“助推器”。对进一步深化我国产权制度改革,完善公司股权结构,优化外部治理环境,提高内部控制水平,保护投资者利益都具有一定的理论指导意义。

参考文献

[1]安灵、刘星、白艺昕:《基于海洋博弈的大股东制衡与合谋研究》,《管理工程学报》2008年第3期。

[2]常莹莹、杜兴强:《股东控制权、Shapley-Shubik权力指数与过度投资》,《当代会计评论》2013年第12期。

[3]干胜道、胡明霞:《管理层权力、内部控制与过度投资》,《审计与经济研究》2014年第5期。

[4]李万福、林斌、宋璐:《内部控制在公司投资中的角色:效率促进还是抑制?》,《管理世界》2011年第2期。

[5]Ashbaugh-Skaife,H.,Collins,D.W.,Kinney,W.R.,Lafond,R.The Effect of SOX Internal Control Deficiencies and Their Remediation on Accrual Quality.The Accounting Review,2008.

[6]Biddle,G.,Hilary,G.Accounting Quality and Firm-level Capital Investment.The Accounting Review,2006.

[7]Biddle,G.,Hilary,G.,Verdi,R.S.How Does Financial Reporting Quality Relate to Investments Efficiency?.Journal of Accounting and Economics,2009.

[8]Chen,F.,Hope,O.,Li,Q.,Wang,X.Financial Reporting Quality and Investment Efficiency of Private Firms in Emerging Markets.The Accounting Review,2011.

[9]Claessens,Stijn,Djankov,Simeon,Fan,Joseph P.H.,Lang,Larry H.P.Disentangling the Incentive and Entrenchment Effects of Large Shareholdings.Journal of Finance,2002.

[10]Richardson,S.“Over-Investment of Free Cash Flow”.Review of Accounting Studies,2006.

“强度”来袭 篇4

1Francois Bernard，未塞满——放开

当务之急是我们要放开，为了躲避速度文化和标准化的压力，人们开始松开，减缓下来，培养过去时代的那种快乐的节俭。新的豪华向简化的物质舒适看齐，我们正在重新发现一种临近的、已知的、本地风情的味道。时代印记的精品正在复兴民间艺术和原始模型的形式。没有怀旧，但带有谦虚的态度，我们正在唤醒当下的强烈快感。

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公司治理强度论文 篇5

我国证监会于2006年颁布了《上市公司股权激励计划管理办法》,至2012年底,已有超过400家上市公司宣告股权激励计划。股权激励计划的实施旨在协同所有者与经营者利益,从而发挥其积极的治理效应。然而,在股权激励计划如火如荼实施的同时,高管出于自利操纵盈余的现象时有发生。例如深振业2006年的股权激励方案,被业界认定有巨大的盈余管理空间,其管理层借助股权激励实行“自我奖励”,方案最终被迫取消。再如凯迪电力和伊利股份的股权激励方案,均用较低的行权条件向高管传输巨额福利。即便是在股权激励普遍实施的西方国家,其运行过程中也问题频发。继2003年微软、花旗银行宣布放弃股权激励后,2006年又发生了股票期权倒签丑闻。2008年金融危机后,股权激励机制在金融机构中失效,更加引起社会的关注。

众多国外学者研究表明,股权激励和应计盈余管理正相关 (Gao et al,2002;Cheng et al,2005;Weber,2006;Bergstresser et al,2006;Cornett et al,2008)[1,2,3,4,5],而公司治理强度会影响股权激励和盈余管理的关系(Duellman et al,2013)[6]。我国企业高管为实现股权期权收益同样存在盈余操纵行为(傅颀等,2013)[7],肖淑芳等对我国2006年至2012年6月公告的290个股权激励计划研究后发现,我国股权激励计划缺乏应有的激励性,经理人通过真实盈余管理活动操控盈余以利于个人行权,股权激励是引发盈余管理行为的直接动因,激励强度越大,盈余管理程度越高[8]。因此,充分抑制股权激励计划实施过程中所诱发的盈余管理活动可以保证股权激励发挥其应有的激励效应,这不仅依赖于企业自身的公司治理水平,外部制度环境作为公司治理机制运行的背景和依托也会直接抑或间接影响股权激励机制的实施效果。

由于我国股权激励机制建立较晚,实施股权激励的上市公司总体数量较少,对实施股权激励所诱发的盈余管理问题研究相对不足。在已有的股权激励与盈余管理关系研究文献中,对内部公司治理因素的考虑多是涉及董事会、监事会、企业性质、审计、机构投资者、股权集中度中的一个或几个方面。然而,公司治理水平其实是由多方面因素构成的,企业的盈余管理程度也是在复杂的内外部公司治理环境下的操纵行为结果。因而,研究来自多方面监管形成的综合公司治理强度对股权激励诱发盈余管理行为的影响有更为重要的意义。此外,众多研究表明,法治水平、政府干预、社会文化、宗教等外部环境因素的地区差异也会影响公司的盈余管理行为,但极少有研究结合我国改革开放和经济转轨所形成的特殊制度环境,研究市场化进程对股权激励和盈余管理关系的影响以及这种影响在不同公司治理强度下的差异。

本文的贡献在于:(1)充分考虑了来自董事会、机构投资者、股权结构、外部审计等多因素所形成的综合公司治理强度可能给企业盈余管理活动带来的影响,用主成分分析法提取综合公司治理强度指标,将样本细分为高、中、低不同公司治理强度,研究公司治理强度差异对股权激励和真实盈余管理关系的影响,这弥补了已有股权激励与真实盈余管理关系研究中对公司治理因素考虑的不足。(2)将不同公司治理强度变量共同纳入模型以确保不同分组样本处于相同的回归环境,且充分考虑了各变量间可能存在的交互影响,以更优的模型设计研究股权激励和盈余管理的关系如何随公司治理强度发生变化,研究结论更为严谨。(3)结合我国改革开放和经济转轨所形成的特殊制度背景,从宏观层面研究市场化进程对股权激励与真实盈余管理关系的影响及其在不同公司治理强度下的影响差异,揭示了有中国特色的外部市场环境和内部公司治理强度如何共同作用于股权激励这一微观公司治理机制。这不仅丰富了已有文献,也对如何抑制股权激励实施过程中的真实盈余管理行为,发挥股权激励机制的积极治理效应提供思路。

二、文献回顾与假设提出

(一)公司治理强度对股权激励与真实盈余管理关系的影响

Schipper于1989年研究表明,公司管理层进行的盈余管理可依据是否影响经营现金流分为应计盈余管理和真实盈余管理。已有研究多集中于应计盈余管理领域,然而随着会计准则、企业内控体系和外部审计机制的不断完善,应计项目的调整空间已越来越小(李彬等,2009)[9],操纵难度和风险较高,高管更倾向于进行真实盈余管理活动 (Cohen eta1,2008;李增福等,2011)[10,11]。

股权激励机制在协同所有者与经营者利益的同时,也诱发了管理层进行盈余管理(Bar-Gill et al,2003;Goldman et al,2006;苏冬蔚等,2010)[12,13,14]。国内外已有研究表明,股权激励强度与盈余管理程度正相关 (Cheng et al,2005;Bergstresser et al,2006;Cornett et al,2008;傅颀等,2013;肖淑芳等,2013)[2,4,5,7,8]。股权激励强度越大,高管的盈余管理动机越强,程度也就越高。

虽然股权激励会诱发高管的盈余管理行为,但已有文献研究表明,良好的董事会治理、较低的股权集中度可以降低企业盈余管理程度(傅颀等,2013;肖淑芳等,2013;林芳等,2012;彭青等,2013)[7,8,15,16],机构投资者可以对企业真实盈余管理活动产生抑制作用(李增福等,2013)[17],高的外部审计质量可以有效减少盈余管理行为(宋文阁等,2012)[18]。由此可见,股权激励诱发真实盈余管理的程度与来自各方监督形成的公司治理水平密不可分,良好的公司治理水平来源于多方面治理因素形成的综合公司治理强度。然而,已有研究仅考虑了部分公司治理因素对盈余管理产生的影响,缺乏对综合公司治理强度的衡量,本文用主成分分析法从董事会、股权结构、机构投资者、外部审计等四个方面提取主成分,较为全面地衡量公司治理强度,并将样本划分高、中、低不同梯级,研究其对股权激励和真实盈余管理关系的影响。因此,本文提出如下假设:

假设1:公司治理强度对股权激励诱发的真实盈余管理行为具有显著影响。高公司治理强度能够抑制股权激励诱发的真实盈余管理行为,随着公司治理强度的下降,真实盈余管理程度会增大,抑制作用减弱或消失。

(二)市场化进程对股权激励与真实盈余管理关系的影响

历史政策和地理交通等原因使我国形成了不同于国外的独特制度背景和市场环境,地区间市场化进程差异很大(夏立军等,2007)[19]。市场化程度越高,市场规则在企业运作中发挥的作用越大,管理者薪酬与公司业绩的相关性越高,股权激励的实施意愿越强(吕长江等,2011)[20]。目前,我国的市场化进程与盈余管理关系的研究文献还比较少。刘永泽等研究发现,市场化程度可以抑制盈余管理活动,但这种作用主要是通过政治关联间接发挥[21]。市场化程度的提高伴随着政府干预度的降低和法治水平的提高,会降低企业盈余管理程度(李延喜等,2012)[22]。在市场化程度较高的环境中,良好的法治水平和较低的政府干预以及健全的产品市场等均能促使市场充分发挥其资源配置效率,企业更多地按市场规则进行公平竞争从而盈余管理空间缩小(王敏慧等,2007)[23],且市场化进程较高的地区对投资者的保护力度较强,使得企业进行盈余管理的成本和被识别的风险相应提高,因而可能会降低盈余管理程度。

由于国外几乎不存在计划经济向市场经济的转轨历程,因此对市场化进程方面的研究甚少,LaPorta et al研究表明,对投资者的法律保护程度会影响公司治理结构[24]。Karuna认为,放松市场管制会使外部环境更加市场化,进而会使内生于外部市场环境的公司治理机制更为有效[25]。可见,法律和市场管制等外部环境因素会对公司治理产生影响。国内研究表明,市场化进程的提高可以降低政府控制企业的动机,对公司治理结构有重要影响(夏立军等,2007)[19],市场进程越高、法律保护越强、政府干预越少,上市公司的会计信息质量越好(姜英兵等,2012)[26]。由此可见,外部环境因素与内部公司治理相互关联,市场化进程高的地区可能会从多方面为企业发展提供良好的外部环境,利于各方对高管进行监督,从而提高公司治理强度。反过来,良好的公司治理也很可能是外部市场化进程发挥作用的“温床”,较高的公司治理强度能充分说明企业的经营受多方监管且运行更加规范,从而强化市场化进程的保护作用。因此,本文提出另一假设:

假设2:市场化程度的提高会抑制股权激励诱发的真实盈余管理活动,对股权激励的实施有保护作用。公司治理强度越高,其抑制作用会越强,即市场化进程的保护作用随公司治理强度的提高而增强。

三、研究设计

(一)主要变量的计量

1. 真实盈余管理。对于真实盈余管理程度的计量,本文主要借鉴Roychowdhury(2006)[27]的研究方法,从销售操控(如放宽销售限制条件、放宽信用政策、增加销售折让等)、生产操控(如扩大生产规模,降低单位产品成本)和费用操控(如削减研发支出、广告费和维修费用支出等)三方面度量真实盈余管理程度,且这三种操控方式是分别用来衡量企业的异常经营现金净流量、异常产品成本和异常酌情费用[27]。其中,对经营现金净流量的估计模型本文采用我国学者李彬等(2009)[9]考虑固定成本对经营活动现金流影响后的改进模型。企业若采用扩张的销售操控,会降低每单位销售带来的经营现金净流量;若扩大生产规模,可使单位产品成本降低,但会增加总体生产成本和存货持有成本;若削减研发费用、广告费投入和日常维护费等,将使酌情费用降低。当公司采取真实活动进行盈余管理做大报告盈余时,会出现较低的异常现金流、较高的异常产品成本和较低的异常酌情费用。具体估算过程如下:

首先,通过分年度和行业的回归估算出正常的经营现金净流量、生产成本和费用支出,模型如下:

(1)~(3)式中,CFOi,t表示第t期的经营活动现金净流量;Ai,t-1为第t-1期期末总资产;Si,t表示第t期销售收入;△Si,t表示第t期的销售收入相比第t-1期的销售收入变动额;△Si,t-1表示第t-1期的销售收入相比第t-2期的销售收入变动额;TCi,t表示第t期的各项税费开支;ECi,t为第t期支付给职工以及为职工支付的现金;OCi,t为第t期其他与经营活动有关的现金;DISXi,t表示第t期的可操控性费用,为销售费用与管理费用的总和;PRODi,t为第t期的生产成本,是当期营业成本及存货变动额的总和。

然后,用公司的实际值减预期值,差额即为异常值。本文借鉴李增福等(2011)[11]的做法,设计一个总体指标REM来表示真实盈余管理的总和,REM=RPROD-RCFO-RDISX。该指标的绝对值(Abs REM)越大,代表真实盈余管理程度越高,反之越低。

2. 股权激励。为更全面地反映股权激励对高管薪酬的影响,本文参考Bergstresser et a(l2006)[4]的研究并结合我国实际情况,以高管随公司股价变动薪酬占总薪酬的比重(Ratio)衡量股权激励大小,公式如下:

其中,Pricei,t为i公司t年末的股票收盘价,Sharesi,t为i公司高管期末持股数,Salaryi,t、Bonusi,t为高管期末年薪和分红,代表高管的现金薪酬部分。

3. 公司治理强度。上市公司的公司治理强度是由多方面因素构成的,且各因素之间可能存在互补或替代。因此,本文从董事会、股权结构、机构投资者、审计等四个方面设置八个变量做主成分分析,能够较为全面地衡量公司治理强度并有效减少变量冗余。具体设计如下:

(1)董事会方面。设置董事会规模、独立董事比例、董事长与总经理的兼任性、董事会开会频率4个变量。董事会的规模越大,独立董事的比例越高,董事长与总经理的两职分离度越高,董事会开会越频繁,则认为其董事会的治理强度越高。

(2)股权结构方面。将第一大股东持股比例与第二到十大股东持股比例的比值作为股权结构方面的衡量变量。该比值越大,意味着企业的股权集中度越高,越不利于其他股东发挥应有的监督作用,企业的公司治理强度越低。为保证各变量系数符号与公司治理强度高低的一致性,进行主成分分析时对该逆指标做取倒数处理。

(3)机构投资者方面。设置机构投资者数量和机构投资者持股比例两个变量。机构投资者数量越多,持股比例越高,作为一种外部力量越会提高公司治理水平。

(4)审计方面。将审计费用与公司总资产比值作为变量,该比值越大,则外部审计机构发挥的监管力度越大,公司治理强度越高。

主成分分析提取出4个主成分,累计方差贡献率为71.319%。将其中任意3个主成分高于样本均值的划分为高公司治理强度,任意3个主成分低于样本均值的划分为低公司治理强度,其余为中公司治理强度。主成分分析的变量相关矩阵、提取成分矩阵及总方差解释图不在此列示。

4. 市场化进程。经济转型过程中,我国采取由沿海向内陆、由东部到西部的发展战略,使得地区间在政治、经济、法律和社会等方面形成巨大差异,很难用个别经济指标去衡量。因此,本文借鉴樊纲等人的研究,用市场化程度总得分来衡量这种外部制度环境差异 [28]。由于其最新市场化程度得分至2009年,且各地市场化进程在几年内很难发生较大变化,因此2010年至2012年的市场化进程得分延续使用2009年得分。

(二)实证模型

为检验假设1,构建模型1如下:

| REM | = α0+ α1Ratio + α2LowMontioring +α3Ratio*Low Monitoring +α4Moderate Montoring +α5Rato*Moderate Monitoring +α6STDCfo +α7STDRev +α8STDGrowth+α9Lev+α10Roa+α11State+ε

其中,|REM|代表真实盈余管理程度,Ratio代表股权激励,Low Monitoring代表低公司治理强度,经主成分分析结果被划分为低公司治理强度的样本,此处取1,否则为0。同样,Moderate Monitoring代表中公司治理强度,被划分为中公司治理强度的样本取1,否则为0。另外,本文控制经营活动现金净流量标准差(STDCfo)、销售收入标准差(STDRev)和销售收入增长率标准差(STDGrowth),因为这三者的不稳定性往往是由于存货和应收应付账款引起,会对盈余管理程度产生一定的影响 (Hribar et al,2007;Jiang et a1,2010;蔡宁等,2009)[29,30,31]。控制资产负债率(Lev)是因为公司负债水平会通过影响管理层的投资决策进而影响盈余管理活动。控制资产收益率(Roa)是因为与公司业绩相挂钩的盈余管理,其实证结果不够可靠(Dechow et al,1995)[32]。控制企业性质(State)是因为国有企业相比于非国有企业可以对盈余管理产生一定的抑制作用 (薄仙慧等,2009;杨慧辉等,2012;倪敏等,2012)[33,34,35]。

为检验假设2,本文构建模型2:

|REM |=β0+β1R atio +β2Market +β3Ratio*Market +β4Low Mongori ng +β5Ratio*Low Montoring*Market +β6Moderate Monitoring+β7Ratio*Moderate Monitoring*Market+β8STDCfo+β9STDRev+β10STDGrowth+β11Lev+β12Roa+β13State+ε

其中,Market代表样本公司的市场化进程,其余变量定义不变。变量释义汇总见表1。

(三)样本与数据

我国于2007年正式实施新企业会计准则,故本文以2007—2012年实施股权激励计划的公司年度数据为初选样本,数据筛选如下:(1)剔除金融类上市公司样本,因为该行业相比于其他行业具有特殊性。(2)剔除ST类公司,因为其信息披露受经营业绩影响,不够可靠。(3)剔除近三年财务数据缺失的样本,因为对盈余管理和控制变量的计算需要用到t-2年的数据。(4)剔除极端值和相关指标缺失的样本,最终得到272家上市公司共600个年度样本。数据主要来源于Wind资讯和CCER数据库,其中高管期末持股数和现金薪酬的缺失项及其抽样复核均来自巨潮资讯提供的上市公司年报。实证检验由SPSS21.0和EVIEWS7.2共同完成。

四、实证分析

(一)描述性统计

全部样本的变量描述性统计见表2所示。真实盈余管理程度的均值为0.271(中位数为0.155),市场化进程的均值为9.721(中位数10.25),企业性质均值为0.17(中位数0),可见上市公司在股权激励实施过程中存在一定的真实盈余管理活动,实施股权激励的上市公司平均市场化程度较高且非国有企业居多。

另外,600个样本中,低公司治理强度样本为197个,中公司治理强度样本243个,剩下160个为高公司治理强度样本。

(二)多元回归分析

对模型1的多元回归和伍德测试结果见表3所示。表3中,第二列为不加入公司治理强度变量的回归结果,第三列为加入公司治理强度变量的回归结果。从二、三两列系数显著性发生的变化可以发现,公司治理强度对股权激励和真实盈余管理关系有明显的调节作用。

未加入公司治理强度变量时,股权激励和盈余管理程度没有显著的相关性,而加入公司治理强度变量后,Ratio的系数在1%的水平上显著为负,说明高公司治理强度能明显抑制股权激励诱发的真实盈余管理行为。而Ratio*Low Monitoring的系数在5%的水平上显著为正,Ratio*Moderate Monitoring的系数在1%的水平上也显著为正,这表明不同公司治理强度(高与低、高与中)对真实盈余管理产生的影响有显著差异。伍德测试Ratio+Ratio*Low Monitoring=0和Ratio +Ratio*Moderate Monitoring =0的结果表明,低、中公司治理强度下,股权激励和真实盈余管理程度正相关,但均未通过显著性检验,说明随着公司治理强度的下降,股权激励诱发的真实盈余管理程度上升,公司治理强度的抑制保护作用消失。而Ratio +Ratio*Low Monitoring =Ratio +Ratio*ModerateMonitoring也未通过显著性检验,表明中、低公司治理强度对股权激励与盈余管理关系的影响不具有显著差异。一方面,这可能是由于中低公司治理强度企业缺乏有效的内外部公司治理,为达到某种业绩指标时可以使用的手段更多、操纵空间更大,因而其真实盈余管理活动更灵活且不稳定,使得股权激励和真实盈余管理的关系不显著。另一方面,本文在用主成分分析法划分公司治理强度时所选取的指标可能仍需进一步完善。虽然Wald检验没有在细节上支持本文假设,但已有结论与假设1一致,假设1成立。

对模型2的多元回归和伍德测试结果见表4所示。表4中,第二列是未加入公司治理强度变量的全样本回归结果。Ratio系数在1%水平上显著为正,而Ratio*Market系数由正变负且在1%水平上显著,说明市场化进程对股权激励和盈余管理的正相关关系有明显削弱作用,即市场化进程会明显抑制股权激励诱发的真实盈余管理行为。

第三列为加入公司治理强度变量后,进一步分析市场化进程对股权激励和盈余管理关系的影响结果。其中,Ratio*Market的系数在1%水平上显著为负,说明市场化进程在高公司治理强度下对股权激励诱发的盈余管理活动具有显著抑制作用。伍德测试结果表明,市场化进程在低、中公司治理强度下同样对股权激励诱发的盈余管理有显著抑制作用,但市场化进程的保护作用在低、中公司治理强度样本间无显著差异,这再次证明了无论公司治理强度如何,市场化进程均会明显抑制股权激励诱发的真实盈余管理活动,对股权激励的实施发挥保护作用。另外,Ratio*Market的系数为-0.083,伍德测试Ratio*Market +Ratio*Low Monitori ng*Market =0和Ratio*Market+Ratio*Moderate Monitoring*Market =0的系数分别为-0.062和-0.059,且Ratio*Low Monitoring*Market,Ratio*Moderate Monito ring*Market的系数均在5%水平上显著正相关,表明市场化进程对股权激励实施的保护作用在不同公司治理强度(高与低、高与中)下有显著差异,高公司治理强度下市场化进程发挥的抑制作用更强,即市场化进程的保护作用随公司治理强度的提高而增强,实证结果支持假设2。

说明:(1)***、**、* 分别代表在 1%、5%、10%置信水平下显著。(2)小括号内为 t 值。

说明:(1)***、**、* 分别代表在 1%、5%、10%置信水平下显著。(2)小括号内为 t。

五、稳健性检验

为增强实证结果的可靠性,本文进行以下稳健性检验:(1)替换真实盈余管理的计量。前文中总体真实盈余管理的计量考虑了利润调节方向,现参照Roychowdhury(2006)和Cohen et a1.(2008),以R_CFO、R_PROD、R_DISX三者之和度量真实盈余管理程度,重新对模型进行回归,结果仍支持本文假设。(2)重新划分公司治理强度。以提取出的四个主成分计算因子得分,按得分高低进行排序,取前后各20%的样本分别作为高、低公司治理强度样本,其余为中公司治理强度样本,新的高、中、低公司治理强度样本量分别为120、360、120,按原模型进行回归,得到的结论基本一致。考虑到篇幅原因,结果不在此列示。

六、研究结论

基于股权激励实施过程中可能诱发的真实盈余管理行为,本文从公司治理强度和市场化进程角度研究了2007—2012年实施股权激励计划的上市公司股权激励强度和真实盈余管理程度的关系。研究发现,公司治理强度对股权激励和真实盈余管理的关系有显著影响,高公司治理强度对股权激励所诱发的真实盈余管理行为有明显的抑制作用,随着公司治理强度的下降,真实盈余管理程度增大,保护作用消失;市场化进程也会抑制股权激励诱发的盈余管理,对股权激励机制具有保护作用,随着公司治理强度的提高,市场化进程对股权激励诱发的真实盈余管理活动抑制作用增强,即公司治理强度的提高能促使市场化进程更好地发挥外部环境对股权激励的保护作用。

本文的研究结论说明,要想抑制股权激励实施过程中的真实盈余管理行为,保证股权激励发挥其应有的治理效应,一方面,国家要加快推进经济改革,完善法律监管和制度建设,优化宏观市场环境,从而提高我国市场化进程。另一方面,上市公司更需要加强来自董事会、机构投资者、外部审计机构的监督,优化股权结构,不断提高企业自身的综合公司治理强度,这样才能使经济制度改革和市场发展的成果得到更充分的体现。

摘要：以2007—2012年实施股权激励计划的非金融类上市公司为研究对象,运用主成分分析法提炼出涉及董事会、股权结构、机构投资者、外部审计四方面的公司治理强度指标,实证检验高、中、低不同公司治理强度对股权激励与真实盈余管理关系的影响。研究显示:高公司治理强度能明显抑制股权激励诱发的真实盈余管理行为,随着公司治理强度的下降,其抑制作用消失;市场化进程也会抑制股权激励诱发的真实盈余管理,对股权激励的实施具有保护作用,且公司治理强度越高,市场化进程发挥的保护作用越强。

公司治理强度论文 篇6

1 对象与方法

1.1 对象

选择嘉兴发电有限公司燃煤一期2×330 MW、二期4×600 MW和三期2×1 000 MW共8台机组(分别表述为A、B、C机组)进行职业卫生调查,对工作场所中噪声和运行巡检人员8 h等效连续A声级(LAeq.8 h)进行监测。

1.2 方法

查阅各期竣工验收相关资料,2015年10月连续3天进行职业卫生调查和噪声检测。现场调查的内容主要为该厂的基本情况、生产工艺、接触噪声岗位及人数、各岗位巡检路线和主要噪声设备布局等。根据调查结果,确定噪声检测点及LAeq.8 h监测岗位和代表人数,方法按照GBZ/T 189.8-2007《工作场所物理因素测量第8部分:噪声》进行,工作场所噪声采用AWA5661声级计检测,LAeq.8h检测采用QUEST Noise Pro个体噪声剂量计检测。检测结果依据GBZ/T 189.8-2007、GBZ 2.2-2007进行判定,噪声≤85 d B(A)为合格,>85 d B(A)为不合格。

1.3 统计学分析

采用Excel进行数据录入。用Stata 12.0统计软件进行统计分析,采用χ2检验或fisher确切概率法对各组合格率进行比较,两两比较的检验水准为0.017。用成组设计t检验比较两组均数差异,用完全随机设计方差分析比较多组均数差异,并用Bonferroni法进行两两比较。以P<0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 现场调查结果

该燃煤火力发电厂3种机组基本情况见表1。主要生产工艺相似,简述如下:燃煤海运至煤码头,通过卸船机卸煤,并由输煤皮带送至储煤场,通过斗轮机及输煤皮带输送至碎煤机破碎和制粉系统制成粉后送入锅炉燃烧。燃烧释放的热能加热锅炉中的水,使之成为亚临界(超临界、超超临界)过热蒸汽至汽轮机膨胀作功,推动汽轮机旋转并带动同轴发电机发电。锅炉燃烧产生的烟气经脱硝、降温段管式GGH、低温干式静电除尘器、脱硫吸收塔、湿式静电除尘器、加热段管式GGH后经烟囱排入大气。除尘下来的干灰以及炉渣经输灰、输渣系统进行综合利用。

经调查各机组均为国产设备,主要产生噪声设备有炉电巡检岗位的磨煤机、一次风机、送风机、密封风机及锅炉侧的蒸汽管道、变压器电机等,机电巡检岗位的汽轮机、汽动给水泵、闭式水泵、真空泵、润滑油泵、发电机、主变及汽机侧的蒸汽管道及各类变压器电机等,除灰脱硫巡检岗位的空气压缩机、氧化风机、脱硫吸收塔浆液循环泵、增压风机等和输煤巡检岗位的驱动皮带的电机、转动设备、碎煤机等。经查阅A、B机组当年竣工验收资料发现,A和B机组工作场所中噪声强度合格率分别为58.4%和55.9%,其中机电系统合格率分别为48.0%和38.1%。企业近10年对A、B机组通过对高噪声设备加强隔吸声包扎、设置防止上下层影响的吸声隔声结构、安装消声器等措施,进行了噪声综合治理[6,7]。

2.2 工作场所中噪声检测结果

各机组工作场所中噪声检测结果见表2。结果显示,A、B、C各机组噪声合格率分别为97.0%、96.8%、78.2%,经比较,差异有统计学意义。按系统分析显示,C机组机电系统噪声合格率仅为53.0%。

2.3 LAeq.8 h检测结果

各期巡检人员个体噪声LAeq.8 h检测结果见表3。除C机组机电巡检工个体噪声LAeq.8h强度>85.0 dB(A)外,其余3个不同机组巡检工各巡检岗位个体噪声强度均≤85.0 dB(A)。

分别对各系统巡检工不同机组的噪声进行总体比较,差异均有统计学意义(P=0.05)。进一步两两比较发现,机电巡检工的B和C机组噪声差异有统计学意义(P<0.05),炉电巡检工的A和C机组噪声差异有统计学意义(P<0.05),除灰脱硫巡检工的C和A、B机组噪声差异均有统计学意义(P<0.01),输煤巡检工的A和B机组噪声差异有统计学意义(P<0.01),其余差异均无统计学意义(P>0.05)。

注:经χ2检验,与相应的A比较,aP<0.05;与相应的B比较,bP<0.01。“-”表示fisher确切概率法未标χ2值。

注:与A比较,aP<0.05;与B比较,bP<0.05;与C比较,cP<0.05。

3 讨论

该企业的3种不同容量机组分别建于3个不同的年代,代表了我国燃煤发电20多年来发展历程,A(300 MW)机组是上世纪90年代初最早引进国外技术的国产机组,当时的设计、制造、安装还在技术消化阶段。B(600 MW)机组工程建设正值全国电荒,为了解决用电的严重缺口,工期压得特别紧,在设计、选型、制造、安装等噪声控制环节和细节上存在疏忽,机组整体噪声合格率只有55.9%,尤其是机电系统噪声的合格率只有38.1%,虽然比300 MW晚建近10年,工作场所中噪声合格率反而低于300 MW。C(1 000 MW)机组为2012年新投产的,它反映了我国近年来电力工业噪声控制水平,工作场所中噪声合格率高于治理前300和600 MW机组,这与胡伟江等[8]的报道结果不同,原因是他们所调查的4个电厂均在同时期建成投产,设备选型、工艺水平和工程防护等均基本相近,所以机组容量直接影响了噪声强度,得出机组容量越大,设备的功率越大产生的噪声就越强的结论。本调查分析认为,工作场所噪声除了与机组容量有关外,还与该年代机组工程建设的设计、选型、制造、安装质量、工程防护等综合技术水平密切相关。尽管1 000 MW机组在设计、设备造型、制造、安装的噪声控制水平与300和600 MW机组(治理前)有大辐提升,但在工程防护中还有较大的提升空间,目前仍存在机组投产后即开始噪声治理现象。

该企业工作场所中噪声基本为连续噪声,巡检人员每3 h巡检1次,每班接触噪声的时间约2 h,使用个体噪声剂量计检测LAeq.8 h水平能比较真实地反映巡检工实际噪声暴露水平[9]。本研究结果显示,燃煤火力发电厂运行岗位中,输煤巡检工因受噪声影响较小,不论机组容量大小,均能符合我国职业接触限值,这与胡伟江等[8]的报道结果相同。目前经噪声综合治理后300和600 MW机组各巡检岗位个体噪声强度均符合我国职业接触限值。1 000 MW机组的运行人员接触噪声的时间与300和600 MW机组相近,但该机组机除输煤巡检工外,电巡检工、炉电巡检工、除灰脱硫巡检工已接近或超过职业接触限值,且高于300和600 MW机组,表明该企业对1 000 MW机组噪声治理已势在必行,治理前要进一步做好运行人员的听力保护。

火力发电机组工艺经20多年快速发展,已经到超超临界直流机组水平,但本次调查发现1 000 MW超超临界直流机组机电系统噪声合格率还只有53.0%,与治理前300和600 MW机组机电系统合格率处于同一水平,提示机电系统是燃煤发电厂噪声关键控制点,也是噪声工程控制的难点。高噪声主要存在汽轮给水泵组、汽轮机发电机组、高压主汽门、闭冷水泵、凝结水泵、励磁机的排风口0 m(1 m)等工作场所中,应总结和推广300和600 MW机组噪声治理的经验,在健康推进我国火力发电机组的“上大压小”工作的同时,应加强火力发电机组机电系统卫生工程设计、施工、设备安装等环节隔声降噪措施,从源头上控制噪声,以降低对运行人员健康影响。

作者声明

本文无实际或潜在的利益冲突

摘要：目的 了解燃煤发电厂不同容量机组的噪声强度,探索燃煤发电厂噪声关键控制点,为控制噪声危害提供科学依据。方法 通过查阅各机组当年竣工验收相关资料,对工作场所中噪声强度和个人8 h等效声级(LAeq.8 h)进行现场检测,将检测结果进行相关汇总和比较分析。结果 300、600和1 000 MW机组工作场所中噪声合格率分别达到97.0%、96.8%、78.2%,1 000 MW机组噪声合格率明显低于治理后的300和600 MW机组(P<0.05)。1 000 MW机组除输煤巡检工外,其余各巡检岗位个体噪声强度均高于300和600MW机组(P<0.05),且机电系统巡检岗位个体噪声强度≥85.0 d B(A)。结论 1 000 MW机组机电系统仍是该企业噪声治理的重点。

关键词：燃煤发电机组,噪声检测,容量

参考文献

[1]杨乐华.建设项目职业病危害因素识别[M].北京:化学工业出版社,2006:59.

[2]马良庆,程广超,余善法.燃煤火力发电厂职业病危害因素的识别[J].环境与职业医学,2005,22(6):562-563.

[3]杜成,杜芳莉.噪声对听力早期损害的调查[J].广西预防医学,2003,9(1):57.

[4]徐晓荣,王凯东.2个火力发电厂职业病危害控制效果评价[J].中国卫生工程,2006,5(6):342-343.

[5]董宏宇,胡亚民.国产300 MW与600 MW常规火电机组的比较分析[J].汽轮机技术,2002,44(6):327-328.

[6]邹正伟.嘉兴电厂600 MW锅炉风机的噪声治理[J].噪声与振动控制.2009(3):148-151.

[7]徐雪松.浙能嘉兴发电厂噪声治理方法研究[J].电力与能源,2015,36(3):451-454.

[8]胡伟江,陈永青.不同容量机组的燃煤火力发电厂噪声强度测定分析[J].工业卫生与职业病,2010,36(3):168-169.

公司治理强度论文 篇7

纵览公司创新的研究文献,发现管理者背景因素对于创新强度的影响是一个重要领域[8,9,10,11,12,13]。但是,该领域文献普通存在三个方面的问题:一是,研究结论各异,甚至相互排斥,典型的是管理者性别对创新强度的作用[11,12],迫切需要提供新的检验证据;其二,我国学者在借鉴国外学者的研究者,并没有考虑我国的具体情况,大多关注CEO的背景特征对创新强度的影响,国外的职业经理人制度比较完善,对公司具有绝对的控制权,而我国实践中,公司管理者的权力配置状况是董事长权力更胜于CEO,董事长对创新强度的决策也更具影响力;其三,学者们忽视了公司内部治理环境的影响,这其中最重要的是控制权和现金流权的分离导致的对管理者行为的影响,在我国公司股权结构高度集中的情况下,这种影响是至关重要的。

鉴于此,本文利用深圳证券交易市场2009-2014年的创业板上市公司为研究样本,从管理者背景特征的角度,首次将控制权和现金流权的两权分离纳入分析框架,研究公司管理层和董事长的学历、性别、年龄和任期对公司创新强度的影响。研究发现管理者的背景特征显著影响了公司的创新强度,在进一步的区分两权分享的分析中,结果显示两权分离对管理者的背景特征和研发投资之间的关系产生了显著的影响,体现了明显的抑制作用。本文的贡献主要体现在三个方面:其一,首次将两权分离纳入管理者背景特征与公司创新的分析框架;其二,为管理者背景特征与公司创新强度之间关系的研究提供了新的证据;其三,本文研究从我国的实际情况出发,研究结论对于我国公司的创新决策无疑具有非常重要的借鉴价值。

1 理论分析和研究假设

根据高层梯队理论[14],管理者因性别、学习背景、年龄和任期等人口背景特征的差异造成其价值取向、认知能力以及行为选择的不同[15,16,17,18]。一般认为,性别、年龄、学历和任职期限是管理者背景特征的基本构成要素,且容易测量,在相关研究当中普通运用。对于公司创新强度而言,这四个背景特征要素的影响力也不容小觑。

1.1 管理者性别与创新强度

近年来,全球女性高管的强势崛起引起了各界的关注。因此,管理者的性别因素对公司决策的影响也成为理论界研究的重点[19,20]。根据心理学等学科的观点,男性和女性具有不同的性格特质。相比较男性的性格特点,女性表现出更细心、敏锐和情感表达等性格特征。因此,女性加入到公司的管理团队之中,有利于提升公司形成良好的创新氛围,推动公司的创新[11]。但更一般的观点是,相对于女性的管理者,男性管理者性格表现更自信,更具竞争和冒险精神。男性的性格特征无疑正是创新这类风险性行为所需要的。因此认为,高管团队中男性比例与企业的研发投资正相关[12]。综合以上,性格特征对创新的影响无疑是很复杂的。因此,提出如下假设:

假设1、管理者的性别对创新强度存在显著或不显著的影响。

1.2 管理者年龄与创新强度

管理者的年龄一般体现了管理者的职业经历和人生阅历,导致管理者对创新态度、创新的认知及管理创新的经验等方面产生差异,最终体现在创新的决策中。年长的管理者由于体力、精力、学习能力的限制,导致知识体系陈旧,影响了其适应快速变化环境的能力以及信息加工整合的能力。因而,在进行一些类似创新的风险性决策时表现出信心不足。更有甚者,一些年长的管理者思维敏感性降低,感知外界的技术创新能力不足,导致识别创新机会能力下降,最终丧失创新意识。另外,基于自身利益和职业安全的考虑,年长的管理者更乐于维持现状,倾向于避免公司风险性的行为,对公司创新等战略决策也很少发生重大改变[14]。而年轻的管理者则倾向于冒险,表现出积极进取一面,更乐于创新。综合来看,提出如下假设:

假设2:管理层的年龄与公司创新强度显著负相关。

1.3 管理者学历与创新强度

首先,对于公司的创新而言,最重要的是发现创新机会,这需要管理者具有相当水准的认知能力和机会判断能力。一定程度上,管理者的学历层次可以代表管理者的专业技术水平和认知能力。学历层次高,对于信息的获取能力和处理能力更强,更易发现不易察觉的创新机会。其次,对于创新决策而言,充满了模糊性和不确定性。学历越高,长期的教育训练使管理者能够保持科学的决策思维,更具备复杂情境下的决策能力。最后,学历层次高,职业安全等方面的顾虑相对较少,对于创新的结果更容易接受。综合来看,学历高的管理者更易察觉创新机会,在公司战略过程中更倾向于创新和变革。因此,提出如下假设:

假设3:管理层学历与公司创新强度显著正相关。

1.4 管理者任期与创新强度

一般而言,任期短的管理者存在迅速建立声誉、在短时间内取得成功的欲望。但是公司创新尽管可能有很高的收益,但风险性同样很高,而且回收期一般很长。这显然与任期短的初衷不符。而且,创新并不是一个普通的战略决策,需要广泛的知识经验和资源支持才能获得成功,而一般任期短的管理者存在缺乏工作经验和社会资本等情况,很难对公司创新提供有效的支持,这也增大了创新失败的可能性。除此之外,一般认为,管理者任期影响着团队内部的整合程度。任期越长,团队成员之间越能实现知识共享和认知传递,而且对公司更具责任感和使命感。任期短的管理者存在环境匹配、成员之间磨合、价值观认同等问题,可能导致对于公司创新这一重要战略认知不高或存在差异,影响公司创新强度。相比较而言,任职长的管理者之间在长时间的工作交往过程中,更易形成情感纽带,对个人和公司价值认同程度高,能够形成凝聚力。再加上多年行经营阅历,会形成一定程度的“行业智慧”。任期长的管理者也能够积累足够的资源和社会资本。这些都有利于公司创新项目的成功。因此,提出如下假设:

假设4:管理者的任职时间与公司创新强度显著正相关。

1.5 两权分离与创新强度

现代公司普遍存在所有权和控制权分离的现象,导致股东和管理者之间产生代理冲突。为缓解这种冲突,提高股权集中度是一个有效的方法。原因是,随着股权集中度的上升,大股东控制公司,能够有效的监督和控制管理者的行为。但提高股权集中度并不一定对公司有利,大股东有侵占中小股东利益的动机。Bebchuk等[21]构建的模型表明,当公司控制权和现金流权分离时,控股股东通过关联交易等手段转移公司利润,攫取私人收益的动机更强烈。Claessens等[22]的研究也表明,公司价值与控制权和现金流权偏离负相关。对于公司创新而言,管理者想通过发挥背景优势来进行公司创新,必须基于一定的治理条件。在股权结构分散的条件下,管理者控制公司,管理者基于自身利益出发,决定公司创新强度。但在股权集中的条件下,尤其存在两权分离的情况下,管理者的行为会受到控股股东的监督和制约,这当然也包括公司创新行为。从某种意义上讲,管理者背景的特征能否发挥取决于控股股东的意愿。因此,提出如下假设:

假设5:两权分离对管理者背景特征和创新强度之间的关系产生显著影响。

2 研究设计

2.1 研究样本与数据来源

本文选取深圳证券交易市场2009—2014年创业板上市公司为初始样本。数据来源于CSMAR数据库和WIND资讯金融终端。在获得初始样本后,对样本进行了筛选,剔除了退市公司及相关数据缺失的样本。数据的分析处理是通过STATA 13.0和SAS9.3软件完成的。

2.2 变量设计

(1)创新强度。借鉴刘运国和刘雯等[10]的方法。本文采用公司年度研发支出与总资产的比值来衡量创新强度(Inten)。

(2)管理者背景特征。本文将管理者界定为公司高层管理人员,具体包括董事长、CEO、副董事长、副总经理、董事会秘书、财务总监等。管理者背景包括管理层的背景特征和董事长的背景特征两大类,具体指标为性别、年龄、学历和任职时间。其中管理者的四个指标是平均值。具体的变量定义参考姜付秀等[16]的做法。

(3)控制变量。根据相关文献和本文的研究目的,控制变量包括股权集中度(Share)、公司规模(Comsize)、负债水平(Debt)、公司年龄(Comage)和公司类型(Comtype)。另外,本文还控制了年度(Year)效应的影响。详细的变量定义见表1。

2.3 研究方法与模型设计

为了探讨管理者背景特征和创新强度的内在关系,本文的实证分析包括两个步骤:第一,检验管理层的背景特征和董事长的背景特征与创新强度的关系;第二,检验控制权和现金流权分离对管理者和创新强度之间关系具有怎样的影响。

为了实现第一步的研究目的,本文构建了如下的模型:

其中,Inten指的是创新强度指标,Mchar指的是管理者背景特征,Controls表示需要控制的变量。β表示管理者背景特征的回归系数,如果某些管理者背景特征的变量β在统计上显著,则表示这些管理者背景特征因素对公司的创新强度有显著的影响。α为常数项,γ为控制变量的系数,ε为残差项。

为了实现第二步的研究目标,本文基于模型(1)对不同两权分离状态下管理者背景特征与创新强度的关系进行检验。具体来讲,本文将样本公司根据两权分离状态分为两组,分别表示存在两权分离和不存在两权分离的样本公司。然后,对各组样本运用模型(1)来估计管理者背景特征与创新强度的关系,并在比较回归系数的基础上得出相应的研究结论。

3 实证结果及分析

3.1 描述性统计

本文对主要变量进行了描述了统计,详细结果见表2。

由表2可知,最终得到的样本公司个数为1393个。创新强度的均值(中位数)为2.673 5%(2.067 3%),创新强度尚可,但同时也可看出,创新强度分布比较分散。管理层的背景特征方面,管理层性别均值(中位数)为0.810 8(0.812 5),表明管理层当中绝大多数都是男性,反映了现实状况;管理层年龄分组均值(中位数)为3.050 4(3.0556),表明我国创业板上市公司的管理层年龄普遍偏大;管理层学历均值(中位数)为3.334 6(3.3571),表明管理层的学历层次主要以本科和硕士为主,学历层次尚可;管理层平均任职时间约为3年,也反映了创业板上市公司年轻的特点。董事长的背景特征方面,男性比例高达96.91%;年龄分组显示主要以50~60岁为主;学历也以本科和硕士为主;平均任职时间也约为4年,比管理层略长。

在控制变量方面,股权结构方面,第一大股东持股比例均值(中位数)为33.31%(30.98%),股权集中较高,反映了我国上市公司普遍存在的股权集中度高的特点;公司的年末总资产的对数均值为20.8006,说明公司规模较小;资产负债比率均值为22.06%,公司的负债比例不高;托宾Q的均值为1.9742,表明公司的成长性良好;公司的平均年龄约为10年,体现了创业板上市公司大多处在发展初期。最后,公司类型上,样本中66.62%的公司属于制造业。

3.2 相关性分析

本文对主要变量进行了相关性分析,具体结果见表3。

由表3所示,研发强度与管理层的平均年龄和董事长年龄显著负相关,与管理层学历、管理层任职时间、董事长性别、董事长学历和董事长任职时间显著正相关。与前文的理论预期一致。初步表明,管理者的背景特征对公司的研发投资产生了影响。在控制变量方面,创新强度与公司规模和负债比率显著负相关,与公司成长能力显著正相关,与相关研究一致。当然,相关性分析只是初步的分析,欲得到更加准确可靠的结论需要进一步的探讨。

3.3 管理者背景特征对创新强度的影响

本文利用上文界定的研究样本对模型(1)进行回归,探讨管理者背景特征对创新强度(Inten)的影响。先分别对管理者性别、年龄、学历和任职时间各个变量单独放入模型,最后将所有这些解释变量放在同一模型中进行回归。回归的方法采用的是以样本为单位的群回归,并且控制了年度的固定效应。为消除极端值的影响,对于本文所使用到的主要连续变量,按照1%和99%水平进行了Winsorize处理。需要说明的是,以下所有回归均采用了此方法。详细的回归结果如表4和表5。

如表4所示,在管理层背景特征的变量中,年龄、学历和任职期限与创新强度有显著的相关关系,性别与创新强度无显著的相关关系,这与前文的研究假设完全一致。具体来说,管理层的平均年龄越小、学历越高、任职时间越长越有利于促进公司创新。而男女性别特征表现均不明显,因而与创新强度的关系不明显。这些结果意味着,为谋求公司创新,年轻的管理层勇于接受挑战,甘于冒险,有积极的进取心;高学历的管理层发挥了知识渊博的优势,善于抓住创新机会;任职时间长的管理层完成了团队整合,更具责任心,形成了凝聚力,利用长期行业积累的优势。

再如表5所示,在董事长背景特征的变量中,性别和学历与创新强度正相关,年龄与创新强度负相关,年龄的系数为负数,但不显著,任期的系数为正数,同样不显著。综合来看,基本符合前文的理论预期。结果表明,男性的董事长更具冒险性和事业心,展现了男性的性别特征;董事长的受教育程度提升董事长对于创新的认知和利用创新机会的能力。年龄和任期系数的符号与前文分析一致,但不显著,表明二者与研发投资之间的关系尚需要进一步明确。

控制变量方面,表5和表6都显示,股权结构、负债水平与研发投资负相关,成长能力与研发投资正相关。

3.4 管理者背景特征对创新强度的影响:区分两权分离

本文根据控制权和现金流权是否存在分离将样本公司分为存在两权分离和不存在两权分离两个子样本,然后利用模型(1)分别进行回归。详细的回归结果见表6和表7。同样基于便于比较的原因,表6和表7同时列出全样本回归的结果。

表6是管理层背景特征与创新强度在两权分离分组的情况下回归的结果。由表6所示,在管理层背景特征与创新强度的回归结果中,性别和学历在两权分离的回归结果和全样本回归结果显著性一致外,学历和任期则与全回归结果不一致。学历和任期在不存在两权分离的分组结果与创新强度显著相关,而在存在两权分离的分组回归结果中与创新强度则无显著的相关关系。这与前文的理论分析一致,表明两权分离能够对管理层背景特征与创新强度的关系产生明显的影响。这一结果意味着,当公司中存在控制权和现金流权分离时,管理层发挥背景特征的作用受到影响,综合来看,两权分离一定程度上限制了管理层背景特征对创新强度的影响。

表7是董事长背景特征与创新强度在两权分离分组的情况下回归的结果。由表7所示,在董事长背景特征与创新强度的回归中,全样本显著的两个背景因素性别和学历仅在不存在两权分离的回归中显著,而且任期也是在不存在两权分离的情况下回归显著,与全样本回归不一致。这一结果更加检验了前文的分析,表明两权分离对董事长的背景特征与创新强度的关系产生显著的影响。表7的结果与表6的结果一致,都检验了假设5。

4 结语

对管理者背景对公司创新强度研究,结论不一,且未对管理者情境因素加以考虑。针对这一情况,本文以深圳证券市场2009—2014年创业板上市公司为研究样本,首次对两权分离、管理者背景特征和创新强度之间的关系进行了探讨。实证分析表明:管理者背景能够显著影响公司的创新强度。进一步,区分了两权分离后,研究发现,控制权和现金流权对管理者背景特征对创新强度的关系产生了明显的影响,体现了抑制了管理者背景的作用。本文的研究不仅为管理者背景和研发投资的关系提供了新的证据,丰富了公司创新研究和人力资源管理的内容;同时,本文的研究具有较强的实践价值,表现在,对于公司在一定的治理条件下提高创新强度具有一定的启示意义。

注:数值为pearson相关系数;*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平显著。

注:括号中数值为t值;*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平显著;标准误经过公司层面cluster调整。

注:括号中数值为t值;*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平显著;标准误经过公司层面cluster调整。

注:括号中数值为t值;*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平显著;标准误经过公司层面cluster调整。

注:括号中数值为t值;*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平显著;标准误经过公司层面cluster调整。

摘要：以深圳证券市场2009~2014年创业板上市公司为研究样本,考察控制权和现金流权分离、管理者背景特征和公司创新强度之间的关系。实证检验的结果显示,管理层和董事长的背景特征对公司创新强度产生了显著影响,表明管理者背景特征是影响公司创新的重要因素。进一步,在区分控制权和现金流权是否存在分离的分析中,研究表明,两权分离对管理者背景特征和创新强度之间的关系产生明显的影响,表现出抑制的作用。

公司治理强度论文 篇8

21世纪是信息化、技术化、知识化迅猛发展的时代。随着经济全球化的发展,知识经济的战争已经悄然打响。知识经济是以知识为基础,与工业经济和农业经济相对应的概念,是一种具有活力的最新的经济形态,因为其具有知识利用产业化,高科技产业支柱化的特征,创新自然而然成为了知识经济发展的主要动力。人们对创新概念的理解最早主要是从技术与经济相结合的角度,探讨技术创新在经济发展过程中的作用,主要代表人物是现代创新理论的提出者约瑟夫?熊彼特。熊彼特认为,所谓创新就是要“建立一种新的生产函数”,就是要把一种从来没有的关于生产要素和生产条件的“新组合”引进生产体系中去,以实现对生产要素或生产条件的“新组合”。技术创新已成为经济增长和社会发展的源动力:就微观层面而言,它是企业实现产品创新、工艺创新的主要推动力量,是企业创立竞争优势、形成核心竞争力的根本途径。就宏观层面而言,它是带动区域经济发展的“强引擎”,是促进产业结构优化升级的“推进器”,是加快转变经济发展方式的不竭动力。

二、我国R&D投入现状

我国的历代领导核心继承、发展、深化对科技生产力功能地位的认识,大力促进科技进步与创新,使我国的科技发展在六七十年中完成了西方国家数百年的科技发展历史进程,取得了举世瞩目的成就,现已位居发展中国家前列。然而在研发投入中,两个“偏低”现象值得重视:一是作为研发投入强度偏低。与发达国家相比较,仍存在较大差距:在欧盟成员国中,德国的科研投入强度就高达2.92%,不仅远高于我国现在的比重,也高于《国家中长期科技发展规划纲要》设定的到2020年达到2.5%的目标。2014年全国共投入研究与试验发展(R&D)经费13015.63亿元;R&D经费投入强度(R&D/GDP)为2.05%。通常认为,企业的研发支出占销售收入的2%,企业才能基本生存,达到5%以上,才具有竞争力。而随着我国国内生产总值的稳步增长,R&D投入平均水平仅仅跨越生存线,对可持续发展的制约显现出来。二是基础研究投入偏低。近年基础研究投入占全社会研发投入的比例一直徘徊在5%左右,而发达国家一般都在15%至20%。根据国家统计局科学技术部2015年10月统计数据,2014年,我国基础研究经费支出613.54亿元,占研究与试验总经费的4.71%,应用研究经费支出1398.53亿元,占研究与试验总经费的10.75%,试验发展经费支出11003.56,占研究与试验总经费的84.54%。我国2014年研究与试验发展总经费支出13015.63亿元,政府资金经费支出2636.08亿元,企业资金经费支出9816.51亿元,其他563.04亿元,可见我国研发经费还是以企业为投入主体,企业向来是对基础研究重视程度最低,必然拉低了总体的基础研究经费的比例。因此,无论是从理论依据还是与实际投入水平来看,提高我国R&D投入势在必行。

三、文献综述

(一)股权结构

(1)股权集中度。张宗益(2007)以上交所和深交所高新技术行业的51家样本公司2006年横截面样本为研究对象,构建检验模型并使用OLS法进行多元回归分析,得出在高新技术行业,股权集中度与R&D投资没有太大相关性。张泽,许敏(2014[2]以75家中小上市公司为样本,在滞后0-2期分别针对股权集中度,股权制衡对R&D投入的影响进行实证分析,结果表明,股权集中度对当期及滞后1期R&D呈U型相关关系。任海云(2010)以我国A股制造业上市公司为研究样本,对股权结构和R&D投入之间的关系进行了研究,通过实证检验结果表明,股权集中度与R&D投入在1%的水平上显著正相关。(2)股权制衡度。任海云(2010)以我国A股制造业上市公司为研究样本,对股权结构和R&D投入之间的关系进行了研究,通过实证检验结果表明,股权制衡度与R&D投入在5%的水平上显著正相关。汪青玲(2012)以2006年之前在深交所中小板上市的63家公司为样本,选取这63家样本公司在2007—2010年的252组观测数据,在微观层面和财务的视角,研究了研发投资强度影响因素,包括股权制衡制度,股权集中度,人员素质等,其中股权制衡度未通过显著性检验,与研发投入强度不相关。

(二)高管特征(1)高管持股激励。

徐宁(2013)运用2007-2009年中国高科技上市公司的面板数据,对于高管股权激励对R&D投入的促进效应及非线性关系进行实证检验。结果表明,高管激励力度与R&D投入之间呈现倒U型关系。姜涛、王怀明(2012)以我国医药生物制品业,信息技术和电子三个行业的上市公司企业为样本,用实证的方法研究了2007-2009年不同实际控制人的股权激励和薪酬激励R&D投入的影响,结果表明,股权激励在国有性质和非国有性质的公司均能显著提高R&D投资,但是非国有的激励效果要比国有的效果更好。(2)高管任期。高管任期的长短直接决定着其短视投资或者长期规划,与研发投入强度有着密切的关联。刘运国、刘雯(2007)从我国沪深A股2001-2004年披露R&D支出的上市公司为样本,建立多元线性回归模型,研究高管任期与R&D投入明显呈正相关关系。文芳(2008)以来自中国1999-2006年上市公司的数据为样本,实证检验了内部治理机制为核心的微观因素对于企业R&D投资强度的影响,在高管特征对公司R&D投资强度的实证分析里,构建模型得出了管理者教育水平、任期等因素对R&D的影响,其中任期与其相关性并不显著。

四、理论分析与研究假设

(一)股权集中度对R&D投入强度的影响

股权集中度是指全部股东因持股比例的不同所表现出来的股权集中还是股权分散的数量化指标。非国有一般分为股权较为集中的企业和分散的企业。股权较集中的企业,股权控制在一个或多个大股东手里,他们在获取信息以及控制管理层方面有天然优势,因此对于公司整体的管控具有很强的动力和腕力,尤其在研发这种收效慢,时间长的风险投资来说,一旦对于行业整体走向认知不清,极有可能R&D投资付诸东流,因此也是最容易产生分歧的地方,如果股权集中则股份大的人拥有话语权,则执行起来也高效有力。R&D投资显而易见是公司兴旺发达的源泉和动力,大股东肯定愿意加大投资为企业技术产品注入新鲜血液。但是对于国有企业则另当别论,国有控股企业是指在企业的全部资本中,国家资本股本占较高比例,并且由国家实际控制的企业。国有企业本身就是国家一股独大,不会存在多个大股东共存的分散状况,只是有股权有多集中的问题,股权越是集中,越是具有较浓的行政色彩,从股东的角度来看,所有者目标并不是他们的主要目标,他们并没有非国有企业股东的剩余追索权,缺乏动力,相反为了政绩迎合上级或者为了个人仕途稳定而牺牲一些长期利益,换取短期任职期间的昌盛还是时有发生。因此对于R&D的重视程度甚至不及其他有远见的小股东。因此本文提出如下假设。

H1:非国有企业股权集中度与R&D强度正相关H2:国有企业股权集中度与R&D强度负相关

(二)股权制衡对R&D投入强度的影响

股权制衡是指控制权由几个大股东分享,通过内部牵制,使得任何一个大股东都无法单独控制的决策。从公司董事会的角度来说,若没有这种制衡制度,一股独大,则大股东分身乏术,管控不利,小股东因为偏好短期利益,而且监督成本较高,因此不会关注长远利益,虽然没有绝对的话语权,但是稀释了股权,使得董事会整体都没有起到很好的监督作用,名存实亡。而股权制衡的模式既能保留股权相对集中的优势,又能有效抑制第一大股东对上市公司利益的侵害和专治操纵,减少个人武断和决策失误,避免了不必要的决策风险。国有企业也是一样,更需要股权制衡约束和规范公司治理,由于国有企业的所有权是全体人民,由国有资产监督管理委员会对所监管企业国有资产的保值增值进行监督,并加强国有资产的管理工作,显然第一大董事不是企业拥有者,也无权获得企业的剩余收益。公司的好坏和自己的身家性命关联度不大,因而造成国有企业的所有权缺位,对于高管的制约度不够高,此时股权制衡使得其他大股东发挥补充监督,弥补所有权的缺位,加强对管理层的监督和公司治理,民主决策,减少第一大股东以为政治因素或者短视而做出有损公司利益的决定。

H3:非国有企业股权制衡度与R&D强度正相关H4:国有企业股权制衡度与R&D强度正相关

(三)高管任期对R&D投入强度的影响

对于非国有企业,一方面来说,随着高管任期越长,对于公司的基本业务,治理结构,人员安排等各方面也驾轻就熟,与其他高管配合日渐默契,决策的效率与有效性有所提高。任职时间长,谙熟何种投资适合企业,一定会制定出合理的研发投资方案,增加投入,为企业创收。另一方面来说,企业的高管随着任期的加长,薪资的增长,股权的增多,对于物质需求的边际效用递减,转而更加希望获得社会地位,如何使得公司能够长久立足于不败之地?那就要加大研发投入,不断的促进公司的推陈出新,快速成长或者至少不被业界淘汰。国有企业具有人事危机,领导人地位不稳定,时常更换,而且政治色彩浓厚,任期的不稳定,使得做的决策都是能够立竿见影显现政绩的短期规划,高管不愿意做前人栽树,后人乘凉的苦差事,因而不会加大研发投入。而且国企任职的高管相当一部分是零薪酬或者少量薪酬,他们的薪酬不与企业收益挂钩,并无动力加大研发,任职高管本身就是一种隐形薪酬,因为任期越长,对于企业资源的支配能力越强,越会对有利于仕途和政绩的业务感兴趣,对于研发投资这种占用资金又没有明显效益的投入,更是不愿花心思和投资。故本文提出如下假设。

H5:非国有企业高管任期与R&D强度正相关H6:国有企业高管任期与R&D强度负相关

(四)高管激励对R&D投入强度的影响

R&D投入主要有研发能力和企业投入意愿决定的,研发能力主要由公司历史背景,人才结构,技术水平等因素影响,而企业投入意愿则很大程度由高管的治理决策来决定。从现代代理理论角度,股东关心的是企业价值的最大化和企业长期的可持续发展,获得更多的剩余收益,而经营者考虑的是自身的利益,偏向于风险较小,收益稳定的投资,拿到约定的年薪。风险较大的比如R&D投资不仅收效慢,自己无法得到高风险对应的高收益,一旦失败还会导致薪酬损失,名誉扫地,百害而无一利。因此高管传统的观念是不偏向加大R&D投资的。但国有企业更加特殊一点,国企的高管都是上级主管部门行政任命,他们原本都是高官,初衷源于仕途的进一步发展,才来到国有企业进行管理,管理国企本身就是他的政绩之一,他们的薪酬并不完全取决于国企的盈利状况。R&D投资风险较大,收益周期长,不能立竿见影的体现自己的功劳,而且官员大多数是法律政治经济专业出身,在高科技研究领域并没有专业优势。即便是技术本身,为官多年,也对技术领域日渐生疏,对于市场的灵敏度不高。R&D投入都是资金较大,影响长期收益的重大决策,稍有决策失误投资不善,就会牵制现金流,不仅不创收,反而对利润有所影响,对日后仕途的发展不利。故本文提出以下假设:

H7:非国有企业股权激励与R&D强度正相关H8:国有企业股权激励与R&D强度无关

五、研究设计

(一)样本选择与数据来源

与非上市公司相比,上市公司在会计核算,公司治理和信息披露等方面都较为规范且有据可循,因此本文选取了沪深两市2010-2014年年度报告为依据,研究样本选取方法如下:(1)本文选取了交通运输业,化工业,医药生物,等行业为研究样本,主要基于本文是研究国有与非国有的R&D强度对比,某些垄断如石油,航天行业等等非国有没有市场优势或者毫无市场占有率的领域无法参与对比,所以样本不能选取沪深两市所有的上市企业,应该选取非国有能进入,而国有具有传统优势的以上行业进行研究。(2)自从我国2007年实施新会计准则后,对于R&D费用的处理有了更加明确规定,用于研究阶段的金额费用化,计入“管理费用”,用于开发阶段的金额资本化,计入“无形资产”。经过翻阅年报发现,在董事会报告,“无形资产”,“开发支出”,“管理费用”里的技术开发费用,等多个来源都有可能披露R&D投入,因此本文通过选取顺序如下,依次而取,董事会报告,“开发支出”和“无形资产”的加总获得,其他与经营活动有关现金若此几处来源均未披露,则视为本期没发生研发投入。

经过以上程序筛选后,最终得到2011-2014年沪深两市以上行业上市公司的样本数,剔除了数据披露不全的或者存在异常波动的公司,最终得到共593家企业四年的共2366个样本,其中国有企业205家804个样本,非国有3881562个样本。本文所用数据来源于国泰安CSMAR数据库,wind数据库,新浪财经网(http://finance.sina.com.cn/),数据处理采用的软件Excel2007,Word2007和Stata12.0。

(二)变量定义

(1)因变量。研发投入的衡量指标有多种,国内外的文献综合来看,主要分为R&D投入,R&D投入总额/总资产和R&D投入总额/主营业务收入三种,由于研发投入是和企业收入,盈利情况和企业规模密切相关的,单纯用一个绝对的研发投入数字衡量没有意义,应该用一个投入相对比例来衡量,而R&D投入不是一次性投入的,是一个流量的概念,随着研发进程的发展逐渐投入的,所以应该以研发支出/主营业务收入来衡量。

(2)自变量。股权集中度参照了赵月红(2012)相关文献,用的第一大股东股数/公司总股数来衡量,因为和国有企业类似的,我国非国有企业也有很多存在着一股独大的现象,故用第一大股东股数与总股数的比例衡量股权集中度。股权制衡度参照文芳(2008)的相关研究,用第二到五大股东股数之和/第一大股东股数衡量。高管任期采用了在任高管任期的平均值,单取一位高管没有足够的代表性,高管并不是执行总裁一个人,公司相关决策是由一个高管团队所作出的,任期的平均值才能说明问题。高管激励方面采用了高管持股比例,毕竟公司规模有大小,股票有多寡,纯粹持股数无法体现公司对高管股权激励的重视度,只有和企业总股数相比才能看出不同公司的差别。

(3)控制变量。高新技术企业虽然不直接影响R&D投入,但是间接的影响着企业研发投入,高科技企业研发投入普遍大于其他企业,故作为控制变量,是高新企业则取1,不是高新企业则取0.规模是不可忽略的重要控制变量,谢尚伟(2012)表明,众多文献都研究出R&D强度受到规模的影响,规模还影响资产负债率,股权结构等因素,因而要将规模作为控制变量剔除。有少数文献用Ln(主营业务收入)来衡量,但是由于收入的变动性,不如资产更能反映真实的规模,故本文采用了Ln(总资产)衡量企业的规模。资产负债率决定了企业的资本结构情况,负债很大一部分程度局限了企业的现金流,忌惮于负债率的过高,被束缚了投资的手脚,因而会影响R&D的投资,故将其作为控制变量。总资产净利率衡量了企业的盈利情况,是一定时期净利润与平均总资产的比例,表示每单位资产能获得净利润的数量,该比例越高,企业盈利能力越强,越有资本和自信研发投资,故此变量具有很大的影响性,作为控制变量处理。成长性体现了企业成长的速度,有些文献使用的是资产增长率,也有些使用主营业务收入增长率来衡量,本文认为,主营业务收入是一个流量,而资产是个存量,长时间变化不大,而且还包括了负债在里面,无法真实的反映企业所付出的努力和投入,所以只有主营业务收入最客观且直观的反映出企业成长速度的快慢,故本文使用主营业务增长率来衡量成长性。

本文变量定义见表1。

(三)模型构建

根据以上变量的选择和假设,本文使用多元线性回归对假设进行检验,模型一检验了股权集中度和股权制衡度对研发强度的关系,模型二检验了高管任

期和高管股权激励和研发投入的关系。基本模型如下:

模型一:RDi=α+β1JZ+β2ZJ+β3HT+β4SIZE+β5LEV+β6ROA+β7GROWTH+ε

模型二:RDi=α+β1RQ+β2CG+β3HT+β4SIZE+β5LEV+β6ROA+β7GROWTH+ε

其中,α为截距,RDi(i=0和1,0代表非国有企业,1代表国有企业)为研发投入强度,分别ε为残值。

六、实证分析

(一)描述性统计

本文国有企业相关变量描述性检验见表2,非国有企业相关变量描述性检验见表3。R&D投入强度和高新技术企业角度,R&D投入强度非国有企业明显高于国有企业,在整体规模和资源都占明显优势的情况下,研发强度的均值却只有非国有企业的一半,分析得知,原因在于高新技术企业方面,国有与非国有在高新技术企业的均值分别为0.5796和0.7561,由于在变量设计时,高新企业则为1,非高新则为0,因此国有企业的高新技术企业不如非国有的数量多,众所周知,由于行业的不同性质,高新技术企业在研发投入明显高于其他行业,其主要的成本集中于新科技与产品技术的研发。因而可得知其投入强度平均值较低的原因,国企总体还是在传统行业占据一定优势,而在高科技领域涉足较少,不善于做高科技行业的引领者。企业规模方面,国企占据了绝对优势,均值为22.1014,而非国有的均值为21.4098,规模取了资产的自然对数,因此两者资产平均差异为自然对数e,也就是2.7倍左右,这个数字还是反映出了两者之间天然的贫富差距。标准差分别为1.1684和0.8985,说明国有企业并非资产平均,有资产规模较小,也有垄断的巨无霸级别的企业,相比于民营企业,发展的并不均衡。资产负债率,总资产净利率和营业收入增长率方面,两者相去甚远,国有的企业的资产负债率较高,平均高了16%,这也是因为资金雄厚,以国家信用度为保障,因此有能力偿还负债。而非国有企业大多为民营或者合资企业,不敢过多借债,担心资金链断裂导致破产。而最值得关注的地方在于,国有企业有着天然充足的资金,以及银行这样坚强的资金后盾支撑,优越的技术和人才资源,在总资产净利率上却表现的令人失望,平均总资产净利率仅为3.59%。而深受融资约束困扰,资金紧张,技术和人才没有绝对优势的非国有企业却平均5.89%的总资产净利率。营业收入增长率国有为9.83%,非国有为18.76%,可能是由于国有企业多数处于成熟期或者衰退期的行业,市场扩张的空间不大,或者已经处于垄断地位,管理者也无意扩张,总体国企处于竞争意识薄弱的状态。股权制衡和集中度方面并没有超出预想,集中度两者差不多,国企是一股独大,我国民营企业或者合资企业也类似的拥有主要的一两个大股东,区别在于国企的第一大股东的绝对优势,是其他股东联合起来也难以抗衡,所以股权制衡度会比较低,只有0.4793,也就是第二到五大股东的股权份额只有第一大股东的一小半,民营企业的制衡度达到0.7810。任期和高管持股方面也并未超出预想,任期两者并无本质区别,而在高管持股方面,国有上市企业平均只有0.43%,验证了之前的假设中所说的国企高管的薪资和企业盈利无关,甚至零收入,更别提股权激励了,因此公司的盈利状况和股价对于国企高管来说是没有太大的利益关系的,而非国有上市企业的高管持股率则高达了21.82%,如若任职年限够长,可以算是重要的股东之一,企业和自身利益休戚相关,对于公司的治理和长足发展会尽心尽力。

(二)回归分析

由于本文的样本为面板数据,因此运用STATA12.0软件处理两个模型的样本,对于国有上市公司和非国有上市公司两组样本进行了分别回归,回归结果如表4、表5。

模型一主要从股权特征角度进行了回归分析,分为了股权集中和股权制衡两方面,国有与非国有上市公司的回归结果验证了原假设,国有上市股权集中度与R&D投入负相关,非国有上市则正相关,都是在1%水平显著,说明对于非国有企业来说,股权越集中,越会关注企业长足发展,在R&D投入上下足功夫,不断增强科技实力,使得其立于不败之地。而国有上市企业已经是股权高度集中,再高程度的集中也无法改变其所有权缺位的监管乏力,反而削弱了其他大股东的股权,使得其他股东缺乏足够的资源和威慑力督促高管,提高对R&D投入的重视度。而两者的股权制衡度和研发强度正相关,都在1%水平上显著,这种高度的一致性显示了集中度在一定程度上是可以加强公司管理,但是要有一定的限度,使得第2-4大股东能够对第一大股东有所制约,在某些重要投资决策和公司治理上能从多角度出发,提出多元化的方案,提高决策精度和准确度,避免一方失误对企业造成不可挽回的损失,尤其是R&D投资这种专业化极强,收益期较长,对于现金流要求极高的业务,股东们谨慎行事也是必要的。

模型二从高管特征的角度出发进行了回归分析,分为了高管任期和高管持股两方面,国有上市企业高管任期和R&D投入负相关,而非国有正相关,两者都在1%水平下显著。传统观念中,高管任期越长,则经验丰富,对于公司的业务及治理框架越熟悉,管理的知识体系完善,才能合理的配置资源,科学的利用资金,有的放矢的进行有效率的研发活动。而国有上市企业则恰恰相反,任期有着显著的反作用力,任期越长,CEO反而越发的减少了研发的投入强度。高管持股方面,国有上市企业和非国有都和R&D投入强度显著正相关,这和原先的假设不符合。假设国有上市企业高管持股对R&D投入并没有激励作用,回归方程检验出两者是1%水平显著的正相关,可见国有企业已经一定程度意识到了股权激励的重要性,加大了股权激励的比重,通过以上描述性统计可得知,虽然总体和非国有上市的持股比例相比有很大差距,但是持股比例最大值也达到了0.1539,而且国有企业规模普遍较大,比例小并不代表股数少或者数值低。

七、结论与建议

(一)结论

股权集中度和制衡度对于企业的重要性不言而喻,使得企业能够有决策的核心团队,高效且有权威,能够百家争鸣,避免决策失误。高管特征方面,持股激励起到了一定作用,如果把高管的自身利益和企业挂钩,增强了他们的主人翁意识,则一定程度会使他们关注企业长远未来。虽然是高管是委任制度,责权利并不对等,但是利益的驱动下,还是会有所作为,避免不作为所导致企业明显的业绩衰落,如果其任期够长,所带来研发不力的恶果还是得由自己解决,因此,股权激励会使高管理清利害关系和利益关系,为企业的繁荣昌盛也会为研发注入新鲜新鲜血液。控制变量角度,从高新技术企业方面来说,国有与非国有均在1%水平下显著正相关,可见,无论体制如何,高新技术企业的总体特征都是相同的。为了持续进行研究开发和技术成果转化,就必须不断地投入资金技术人才等资源。国有上市企业的规模与R&D投入强度呈正相关,在模型一和模型二分别10%和1%水平下显著,显然规模较大的国有上市企业,部门设定相对较为规范,需要更大规模的研发团队来支持庞大业务的增长。非国有上市企业的规模则和R&D投入强度呈负相关,在模型一和模型二中均1%水平下显著,这说明规模越大越有利于研发投入仅限于国有上市企业,非国有上市很可能因为规模提升后,企业偏向于扩大再生产,对于研发的重视度降低。资产负债率方面国有企业是与R&D投入强度显著负相关,而非国有企业则1%水平显著正相关,国有的高层管理是官员出身,以大局为重,以国有资产的保值增值为目标,不希望冒过多风险,资产负债率达到一定的比率,为了规避风险,会适度减少R&D投入的强度。而非国有企业的管理者或者股东都是颇具企业家精神的商人,为了长远利益,抢占市场的先机,宁愿借钱也要继续投入研发,高风险获取高收益,创造新的盈利增长点。ROA和成长性国有与非国有都是在5%水平下显著负相关,也就是说很多企业并不是以营利和营业收入作为研发投入的重要因素考虑,即便是收入盈利较少的刚起步的企业,也丝毫不减少R&D投入,研发并且能够占领技术制高点才是他们赶超其他企业的唯一出路,一味模仿只能眼睁睁看着市场被瓜分完毕后,捡些残羹冷炙,获得仅够生存的低利润。

(二)建议

本文从国有企业和非国有企业两个方面提出建议。

(1)国有企业。第一,明确国企的产权,减少代理层次。国企产权不明确,股东并没有对国有资产视为己出对的关注和付出,对于公司长远的利益关注度不够,R&D这种周期长,收益慢,消耗时间精力风险又大的投资,自然不会被国资委现任的官员所重视,他们任期间需要更多立竿见影的政绩,由于监管不力而造成的成本较小,因而他们不会像非国有企业股东那样身体力行,竭尽全力的为公司前景出谋划策。上行下效,国企的代理人,也就是国企的高管自然也没有非国有企业高管那样以增加企业价值为己任,他们都是拥有行政职位的官员,以行政目标为重,当然对于国企资源合理配置和高效运作方面没有做过于严格的规划和要求。减少代理层次,明确产权关系,将高管与企业利益实质性的绑定起来才能优化资源配置,有利于长远发展。第二,多元化远期薪资制度。国企高管的薪金和企业的业绩关联度不大,行政任命的官员实行的是公务员系统的薪酬,大多数国企缺乏薪资激励政策,做的好与不好拿着同样的薪水,而减少高风险的投资反而会减少失误的概率,那么高管必然会倾向于低风险,收益快,见效显著的投资。而且任期也不长,很难鞭策管理者重视到关乎企业长远利益的R&D投资。其实在本文的实证结果中能够看出,国企高管持股激励对于企业R&D投资强度是正相关关系,说明国企也意识到了自身制度的不足,正在逐步的进行改革,并且取得了一定的激励效果。国企应该实行远期期权奖励或者远期薪酬制度,适当的加长任期,使得其在任期间,能够亲身体验到长期投资给公司带来的源源不断的收益。在不远的将来,高管如果有能够买卖股票的期权,把努力的成果兑成现实的奖励,也不失为一种很好的激励政策。

(2)非国有企业。第一,加强自身实力建设,重视R&D投资。非国有企业本身在资金和规模上,先天劣势,比不上国企的优渥条件,但是非国有在总资产净利率上表现良好,可见总体资源利用效率较好,但是也存在一些问题,在回归分析中可看出,企业的规模和ROA均与R&D投入强度显著负相关,显然,非国有企业一旦规模扩大,收益率有长足发展后,似乎对于R&D投资有些松懈,不再专注于投入研发,这是舍本逐末的表现。非国有在资金上,规模上都远远落后于国有企业,那么在技术上和自身产品独特性上必须建立自己的优势,将对于市场的敏感度迅速转化为研发活动,抢占市场的先机。因而研发是企业区别于其他同质企业,获得利润增长点的源泉和动力,企业规模扩大,盈利能力增强,更加要重视R&D,研发活动是长期的持续性的投资活动,任何时候都不可轻视。第二,完善政府科技税收优惠政策。非国有企业的自身条件限制,规模小,资源少,融资难,银行贷款门槛较高,倾向于贷给信用度和还款能力强的国有企业,非国有企业在这种困境下还要支持高投资高风险的R&D活动,着实相当吃力。政府虽然已经对于高新技术企业给予了15%的优惠税率征收企业所得税,而且还有研发费用加计50%扣除,减少了一定的税收,但是对于一些中小型企业或者非高新技术企业,还应该加大科研经费的支持和税收优惠,使他们不被资金束缚住科技创新的脚步,积极投入到创新领域,形成自己的核心竞争力。

参考文献

[1]张宗益、张湄:《关于高新技术企业公司治理与R&D投资行为的实证研究》,《科学学与科学技术管理》2007年第5期。

[2]张泽、许敏:《股权集中度、股权制衡对R&D投入影响分析》,《财会通讯》2014年第5期。

[3]任海云:《股权结构与企业R&D投入关系的实证研究》,《中国软科学》2010年第5期。

[4]徐宁:《高科技公司高管股权激励对R&D投入的促进作用》,《科学学与科学技术管理》2013年第34期。

[5]姜涛、王怀明:《高管激励对高新技术企业R&D投入的影响》,《研究与发展管理》2012年第24期。

[6]刘运国、刘雯:《我国上市公司的高管任期与R&D支出》,《管理世界》2007年第1期。

[7]朱恒鹏:《企业规模、市场力量与民营企业创新行为》,《世界经济》2006年第12期。

[8]陈海声:《公司治理对R&D投入的影响研究综述》,《财会通讯》2011年第8期。

[9]周黎安、罗凯:《企业规模与创新:来自中国省级水平的经验证据》,《经济学》2005年第4期。

[10]李丹蒙、夏立军:《股权性质、制度环境与上市公司R&D强度》,《财经研究》2008年第4期。

[11]张维迎:《公有制经济中的委托人—代理人关系:理论分析与政策含义》,《经济研究》2004年第20期。

公司治理强度论文 篇9

近年来，众多国内外学者对环境问题的研究方向慢慢转向对环境信息披露水平的探索。

较多的研究集中于环境信息披露与内部因素相关性的研究，对环境信息披露与环境规制相关性的研究并不多。朱金凤、赵红雨（2008）对造纸行业的招股说明书与年报进行研究后认为：环境规制的发布时点影响着企业环境信息披露的水平。王宁涛（2010）对我国环境会计近年来发展状况的研究指出：有效监管方法的缺乏、建设的滞后、环境成本的分配不均与社会对环境会计监督体系的不完整等问题，在我国环境信息披露制度中普遍存在。毕茜（2012）的研究结果表明：环境规制的出台，提高了我国重污染行业环境信息披露水平。环境规制包含制定与执行两个层面的含义。国内外学者对环境规制的研究很少，且主要研究环境规制执行层面的效果。赵红（2008）对环境规制对企业技术创新的影响研究后，得出结论：环境规制每提高1%的强度，滞后1期或2期的R&D投入强度提高0.12%，同时专利授权数量增加0.30%，说明了我国企业技术创新在中长期受到了环境规制正向的影响。

综观已有的研究，国内外学者在环境信息披露的绩效及影响因素方面已经做出了大量、有益的探索。但其中对环境规制与环境信息披露水平关系的研究较少，而对环境规制强度也仅局限于执行层面；在对外部制度作用研究时，主要是以全国性环境规制为着力点，缺少分行业、分地域的系统研究。基于此，本文首次通过比较两个省份重污染行业企业环境信息披露规制出台时点与制定层面的强度，探索它们与环境信息披露水平的关系。

二、区域环境信息披露规制的比较

2008年北京市环境保护局发布了《北京市环境保护局环境信息公开暂行办法》（以下简称《办法》）。2012年浙江省环保局出台了《关于进一步加强上市企业环境信息披露工作的通知》（以下简称《通知》）。本文对北京市与浙江省的环境信息披露规制中针对重污染行业的规定进行归纳，运用8个强度指标来衡量制度的强度。具体见表1:

根据表1，浙江省的《通知》在衡量强度的5个指标的表现优于北京市的《办法》，8个指标方面均在规制中做出详细规定，因此我们认为浙江省环境信息披露规制的强度高于北京市的环境信息披露规制的强度。

三、环境信息披露水平的区域分析

为了探讨地域性环境信息披露规制的颁布与强度的效用，本文对样本公司的年报、社会责任报告等公开报告展开实证研究。

1. 样本选取。

本文选定我国仅有的两个颁布了独立环境信息披露规制的省份——北京市与浙江省作为样本省份。并将两地颁布规制的年份及之前1年和之后1年纳入研究年份，将研究跨度确定为2007～2012年，并剔除掉北京市2007～2009年与浙江省2010～2012年没有上市的公司后，最终选择了北京市24家与浙江省30家重污染行业上市公司2007～2012年的年报、社会责任报告及可持续发展报告为研究对象。（资料来源于巨潮网）

2. 重污染行业界定与研究方法。

根据2010年国家环境保护部门出台的《上市公司环境信息披露指南》的规定，并结合《上市公司行业分类指引》，本文对重污染行业进行了如下划分：(1)水电煤气业：火电业；(2)金属非金属行业：电解铝、钢铁、冶金、水泥、建材；(3)采掘业：采矿业、煤炭业；(4)石化塑胶业：化工、石化；(5)造纸印刷业：造纸业；(6)食品饮料业：酿造、发酵；(7)生物医药业：制药业；(8)纺织服装皮毛业：纺织、制革。

本文将使用指数法对北京市与浙江省重污染行业上市公司环境信息的披露状况分别从数量和质量两个层面进行分析和比较。环境信息披露数量的最终得分为公开报告中与环境信息相关的行数总和。环境信息质量的评分过程借鉴了Patten、Darrell(1992）与沈洪涛（2010）的方法，将显著性、量化性和时间性3个维度作为衡量披露质量的指标，量化样本公司年度报告等公开报告中披露的环境信息的质量。如表2所示：

3. 区域环境信息披露内容的数量分析。

(1）北京市环境信息披露内容的数量分析。表3列示了北京市样本公司2007～2012年环境信息的披露数量评分，即环境信息的行数。通过横向分析，2007年北京市重污染上市公司环境信息的披露数量值域为[0,55]，均值7.57;2008年值域则迅速增长到[0,100]，均值也上升到19.91，增长幅度在6年中最大；2009～2012年间披露数量都有不同程度的提升。由此可见，北京市样本公司环境信息披露数量呈递增趋势，t检验证明北京市样本公司200～2012年环境信息披露内容的数量提升较为明显。

通过纵向分析，北京市的采掘业与水电煤气业是在内容披露数量方面表现最好的行业，6年均值为40.56和28.13；而披露数量最少的是生物医药业，6年均值仅为11.5，行业之间方差分析ANOVA检验结果表明，北京市各行业环境信息披露内容的数量有着较为明显的差距。

(2）浙江省环境信息披露内容的数量分析。表4列出了浙江省样本公司2007～2012年环境信息的披露数量分数。通过横向分析，2007年浙江省重污染上市公司环境信息的披露数量值域为[0,11]，均值为4.63；接下来几年一路攀升，直到2010年，披露数量的值域增长到[1,170]，均值达到24.52;2011年样本公司环境信息披露数量的值域持续增长至[2,249]，均值上升到33.15;2012年出台《通知》，浙江省样本公司披露数量的值域尽管没有较2011年有大幅度提升，但是均值却以6年最大的增幅达到52.73。从均值检验的结果来看，2007～2012年间浙江省样本公司环境信息披露数量的增加幅度较大。

从纵向角度来看，食品饮料业在浙江省所有重污染行业披露环境信息数量中表现最佳，6年的均值达到36.33；纺织服装皮毛和石化塑胶的披露数量也较多，分别为27.75和25.72;6年中披露最少的行业则是生物医药业，仅为12.78。行业之间方差分析（ANOVA）证明：浙江省各个行业环境信息披露内容的数量没有明显差距。

4. 区域环境信息披露内容的质量分析。

(1）北京市环境信息披露内容的质量分析。表5列示了北京市重污染行业样本公司2007～2012年环境信息披露内容的质量得分，即显著性（E）、量化性（Q）与时间性（T）的分别得分。从纵向的时间角度来看，显著性（E）、量化性（Q）与时间性（T）的得分分别从2007年的2.67、3.24、2.99，以6年中最大幅度上升至2008年的5.54、6.70、5.85,2008～2012年间三项指标都以不同程度逐年增长。均值检验表明6年的环境信息披露的3项质量指标分数均变化显著。从综合数量的变化趋势来看，北京市样本公司环境信息的披露数量与质量呈同向增长。

从横向角度看，采掘业上市公司披露的环境信息质量总体表现最好，金属非金属行业与水电煤气业披露的环境信息的质量也较好，而生物医药业在三个指标上表现最差。

(2）浙江省环境信息披露内容的质量分析。表6列示了浙江省样本公司2007～2012年环境信息披露内容的质量得分。从纵向的时间角度来看，显著性（E)2007～2008年的得分从2.84上升到了5.16，但是2009年却又下降到4.80，继而2010～2012年分数又继续呈现上升趋势；量化性和时间性的得分情况同显著性变化一致。其中2011～2012年之间提升的幅度最大，E、Q、T分别从7.64、8.44、6.95增长到10.27、11.37、8.25。均值检验表明，显著性和量化性分数变化显著，时间性变化不显著，但是综合来看，2007～2012年浙江省样本公司环境信息披露内容的数量与质量均有显著提高。

从横向的行业间角度来看，石化塑胶业上市公司披露的环境信息质量最高，其次，食品饮料业与纺织服装皮毛业质量较好，而生物医药业的质量最低。

四、基于环境规制层面的环境信息披露区域比较

环境信息披露的水平受到内部与外部因素的影响。内部因素包括公司规模、公司盈利能力等，外部因素即为政府颁布环境规制、颁发许可证、给予补贴等。接下来本文将基于环境规制对北京市与浙江省环境信息披露进行比较，以验证地域性环境信息披露规制的颁布与强度是否对当地环境信息披露水平有所影响。

1. 环境信息披露数量的区域比较。

从行业间的数量均值来看，两地的生物医药业环境信息披露数量均为最少；北京市环境信息披露数量位列第四的食品饮料业，在浙江省位列第一，披露数量最多；而在北京市披露数量位列第三的金属与非金属行业，在浙江省位列倒数第二。

从总体均值来看，北京市样本公司2008年环境信息披露内容的数量大幅增长，增幅达到12.3，与当年尚未颁布环境信息披露规制的浙江省拉出较大差距；2011年浙江省样本公司的环境信息披露数量后来居上，以19.6——最大幅度的提升迅猛地超过北京市（如图1所示）。

2. 环境信息披露质量的区域比较。

从行业间的3个质量维度均值来看，北京市与浙江省两个不同地区、同一行业的上市公司环境信息披露质量差异显著，质量高低排名几乎相反，但两地的生物医药业环境信息披露内容的质量均为最低。

从时间角度并结合图2来看，2008年，北京市环境信息披露质量在三个维度均实现最大幅度的提升，分别上升了2.87、3.46、2.86，并与当年尚未颁布环境信息披露规制的浙江省逐渐拉出差距，一直且持续到2011年；但到2012年，浙江省大幅度上升的时间性与量化性分数远远超过北京市，这同浙江省环境信息披露数量趋势一致。

从E、Q、T三个维度来看，首先，北京市与浙江省环境信息的显著性、量化性和时间性几乎都遵循相同的发展趋势；其次，北京市与浙江省都更注重环境信息的量化性（Q），即较多披露货币化的环境信息，如排污费、绿化费等环保投入与政府补助；但是对时间性（T）的关注较弱，大部分公司仅仅披露当年的环境信息，而忽略了对比与展望（如图2所示）。

3. 小结。

综上所述，从环境信息披露规制的层面来看，环境信息披露规制颁布时点与强度的差异是导致地域环境信息披露数量与质量差异的主要原因。

2008年不仅有《上海证券交易所上市公司环境信息披露指引》的约束，北京市环保局也于2008年发布了《办法》，2008之后国家也出台了若干全国性环保规制，但是却只有在2008年，北京市样本公司披露内容的数量与质量上升幅度最大，且与当年尚未颁布环境信息披露规制的浙江省拉出较大差距；同样，在2012年浙江省环保局出台《通知》后，浙江省样本公司的环境信息披露数量与质量实现了6年间最大幅度的增长。在北京市与浙江省共同履行全国性规制的前提下，可以得出结论：北京市与浙江省地域性环境信息披露规制的颁布提高了当地企业环境信息披露的水平。

表7与表8列示了2007～2012年间北京市与浙江省样本公司逐年环境信息披露数量、质量的变化幅度及幅度差额。表中的“变化幅度差额”将两省共同受到的全国性环境信息披露规制的影响排除在外，从环境规制层面来说，即表示地域性规制的作用大小。因此我们可以看出：《办法》对数量影响的效用分数为5.36，对质量影响的效用分别为0.55、1.62、0.91；《通知》对数量影响的效用分数为15.03，对质量影响的效用分别为2.16、2.51、0.62。《通知》的效用分数明显高于《办法》的效用分数，即浙江省的环境信息披露规制比北京市发挥更大的作用，只有地域性环境信息披露规制的不同强度能够解释这一差异。

五、研究结论与建议

地域性环境信息披露规制的出台，促进了当地企业在环境信息披露内容的数量与质量方面的提升；而环境信息披露规制强度的大小，在某种程度上决定了当地环境信息披露的数量与质量提升幅度的大小。基于此，我国环境规制体系的完善可以从以下几个方面入手：

1. 出台地域性环境信息披露规制。

地方政府应当意识到建立健全地域性环境信息披露规制体系的必要性。鼓励全国各省出台专门的环境信息披露规制，首先，颁布地域性环境信息披露规制加强了地方企业对环境保护、对环境信息披露行为的重视，意识到自身肩负的环保责任，保障政府、公民对其环境信息的知情权，接受来自外界的监督，对环境、社会公民负责；其次，各省可以根据当地的产业结构有针对性地设置环境规制的条款，对主要污染企业做严格的规制约束，对一般企业则鼓励自愿披露，提高全省环境信息披露率，督促提高省内环境质量。

2. 提高地域性环境信息披露规制强度。

根据表1测度环境信息披露规制强度的指标，与样本省份因规制强度差异产生的环境信息披露数量与质量上升幅度的差异，笔者认为环境信息披露规制的强度对环境信息披露的提升意义重大。

第一，在环境信息披露规制中对进行环境信息披露的对象范围做明确指定，为不同性质的行业设置条款约束，使得各行业更明确自身的披露标准，各行业披露环境信息时有制度可依。第二，在环境信息披露规制中对环境信息披露的内容做详细阐述，具体指导各企业该披露哪些内容，避免各企业披露内容参差不齐、避重就轻，对重污染行业约束的条款使用强制性用语，如“必须”，减少“应当”、“鼓励”等动词，以此保证重污染行业完整、真实并及时地披露当期环境信息。第三，在环境信息披露规制中明确规定环境信息披露的形式，如以文字形式披露或以量化形式披露，对污染物排放量、环保支出、“三废”收入等能够量化的指标则做出必须量化的要求，以期与上期数据作对比，考察企业每年在节能减排方面所做的努力，鼓励企业以图表形式展示其环保成效，督促各企业每年在环保技术方面不断改进。第四，地方环保部门或独立第三方定期对环境信息的披露行为进行监督，在实证资料收集中，笔者发现一部分企业连续几年的可持续发展报告内容完全一致，仅变更了年份，因此环境信息披露规制应规定相应部门对企业环境信息披露内容进行审核，消灭企业侥幸心理。第五，在规制中设置激励与惩处条款，奖励当期环境信息披露行为较出色的企业，为其他企业提供范例，而对懈怠的企业也给予严重的警告与处分，奖罚分明，按规制条款严格执行，对上市公司起到激励与警示作用。

参考文献

汤亚莉,陈自力.我国上市公司环境信息披露状况及影响因素的实证研究[J].管理世界,2006(1).

田云玲,洪沛伟.上市公司环境信息披露影响因素实证研究[J].会计之友,2010(1).

朱金凤,赵红雨.上市公司环境信息披露统计分析[J].财会通讯,2008(4).

刘长翠,孔晓婷.社会责任会计信息披露的实证研究[J].会计研究,2006(10).

Darrell.W.,B.N.Schwartz.Environmental disclosures and public policy pressure[J].Journal of Accounting and Public Policy,1997(2).

李正,向锐.中国企业社会责任信息披露的内容界定、计量方法和现状研究[J].会计研究,2007(7).