投资真实

投资真实（通用5篇）

投资真实 篇1

1 引言

盈余管理历来是我国证券市场关注的热门话题。很多上市公司出于管理报酬契约、债务契约、政治成本、IPO、SEO、避免亏损、配股、避税等动机进行盈余管理, 这在一定程度上损害了会计信息的真实性与可靠性, 既损害了投资者利益又严重干扰了资本市场的正常运作 (高雷等, 2008[1]) 。由于盈余管理根源于委托代理问题导致的信息不对称与契约不完全, 很难找到一种机制来完全规避盈余管理 (李善民等, 2011[2]) 。然而, 以证券投资基金为主的机构投资者具有专业性强、资金和信息的优势, 能够对上市公司进行持续跟踪和分析, 并发现企业可能存在的问题。已有学者对机构投资者与盈余管理之间的关系予以了研究。然而, 这些研究只是对应计操控盈余管理的研究。近些年来, 随着监管制度的不断加强, 企业利用应计项目进行利润操控的空间不断缩小 (Cohen等, 2008[3];刘启亮等, 2011[4]) , 企业更倾向于操控真实的经营活动进行盈余管理。国内外学者也对机构投资者与真实盈余管理的关系予以了研究 (Roychowdhury, 2006[5];李增福等, 2013[6]) 。但是, 他们在研究机构投资者与真实盈余管理的关系时将机构投资者都视为同质的机构投资者。然而, 由于不同的机构投资者具有不同的投资策略, 一些选择监督公司内部人行为, 另一些关注信息收集和短期交幼利润, 这些选择取决于机构投资者的持股规模、投资期限和独立性 (Woidtke, 2002[7];Chen等, 2007[8];Ramalingegowda等, 2012[9]) 。此外, 我国证券市场新兴加转轨的双重特征 (李常青等, 2010[10]) ;导致我国证券市场中的投资者法律保护水平低下 (夏立军等, 2005[11]) , 这使得我国上市公司的公司治理问题与西方国家存在较大差异 (伊志宏等, 2011[12]) 。从而导致我国机构投资者在公司治理作用发挥上与西方国家存在较大的差异, 而真实盈余管理受公司治理水平的影响。因此, 在研究机构投资者与上市公司真实盈余管理行为时, 不仅要考虑不同类型机构投资者对企业真实盈余管理行为的影响, 也需要考虑我国特有的制度环境对不同机构投资者与企业真实盈余管理关系的影响。然而, 从现有文献来看, 鲜有文献在研究机构投资者与真实盈余管理的关系时考虑制度环境这一重要因素。

针对现有文献的不足, 本文在考虑机构投资者异质性的基础上, 对机构投资者与企业真实盈余管理的关系进行研究, 识别出不同类型蹬机构投资者在公司治理中的不同行为。并且引入制度环境变量, 进一步研究了制度环境对机构投资者与企业真实盈余管理关系的调节影响。

本文的主要贡献在于: (1) 深入研究机构投资者的异质性, 从三个不同维度研究了不同类型机构投资者对真实盈余管理的不同影响, 丰富了现有文献; (2) 研究了制度环境对机构投资者与企业真实盈余管理关系的调节影响, 丰富了现有文献; (3) 考虑了机构投资者的稳定性, 从一种动态的视角研究机构投资者异质性与真实盈余管理的关系, 丰富了现有文献。

2 理论分析与假设推导

众多学者就机构投资者是否秉承价值投资理念、积极参与上市公司治理并监督管理层予以了实证研究, 结果发现, 不同的机构投资者持有不同的投资观点, 有的选择对管理者施加影响, 有的注重收集私人信息以获取短期交易收益。一般而言, 持股比例较大的机构投资者更容易接近董事会和企业的高级管理人员 (Carleton等, 1998[13]) , 并且其监督企业的成本更低, 收益更高。由于“搭便车”问题的存在, 通常只有大机构投资者有动机去监督企业行为 (Grossman等, 1980[14]) 。换而言之, 持股比例较大的机构投资者更能够参与上市公司治理, 提高上市公司的治理水平。低水平的公司治理是产生盈余管理的催化剂 (Dechow等, 1996[15]) 。从而可以推断, 公司治理水平高的企业, 盈余管理行为能够得到有效监督。从而可知, 相比较于小机构投资者, 大机构投资者能够更高幅度的提升公司治理的水平从而能够更大程度的抑制企业的盈余管理。例如:Bushee (1988) 发现持股规模越大的机构投资者越有能力阻止管理层以操控R&D支出的方式来达到收益的可能性[16]。根据以上分析, 本文提出如下假设:

假设1a:在其他条件不变的情况下 (1) , 大机构投资者比小机构投资者更能够抑制企业的真实盈余管理。

稳定的机构投资者会为管理层提供长期的激励, 注重公司长远业绩的改善, 更少的关注短期绩效和股价波动, 而以交易为目的的机构投资者会倾向于影响股票价格, 进行盈余管理, 迫使管理者追求短期收益 (Hatzell等, 2003[17]) 。很显然, 稳定程度不同的机构投资者在上市公司中所发挥的作用不同。例如:有一家机构投资者A刚开始在B和C两家上市公司中的持股比例相同, 后来, A机构投资者在B上市公司的买卖交易非常频繁, 而在C上市公司的持股比例保持不变, 显然, A机构投资者不会花费太多的精力去监督进行频繁交易的B上市公司, 相反, 在持股稳定的C公司里, A机构投资者会积极的参与上市公司治理。稳定型的机构投资者可以通过减少投资不足、缓解管理层短视、增加管理者奖金或者是薪水的方式提高上市公司的治理水平 (吴先聪等, 2012[18]) 。而有效的公司治理机制可以有效的约束管理层的盈余管理行为 (Klein, 2002[19]) 。良好的公司治理水平可以显著的抑制企业的真实盈余管理 (顾鸣润等, 2012[20]) 。从而可以推断, 稳定型的机构投资者能够有效抑制公司的真实盈余管理行为。与稳定型的机构投资者的投资风格不同, 交易型的机构投资者的投资目的是为了获取短期收益。提高公司治理水平对于交易型的机构投资者来说过于漫长, 不能最大化其短期收益 (牛建波等, 2013[21]) 。所以, 交易型的机构投资者不能够积极的参与上市公司治理, 从而不能够有效的抑制上市公司的真实盈余管理。根据以上分析, 本文得出如下假设:

假设1b:在其他条件不变的情况下, 稳定型机构投资者比交易型机构投资者更能够抑制上市公司的真实盈余管理。

不同的机构投资者在利益关联 (机构投资者与所持股的上市公司之间的利益关系) 等方面存在着显著的差异, 这些差异会使得一些机构投资者在公司治理中发挥带头作用而其他的机构投资者成为跟随者 (Del Guercio, 1996[22]) 。Cornett (2007) 研究发现与公司没有商业关联的压力抵制型的机构投资者与经营现金收益正相关;而与公司有商业关联的压力敏感型的机构投资者与经营现金收益没有显著的相关性, 这说明与企业有商业联系的压力敏感型的机构投资者不会对管理者做出积极的监督行为[23]。独立机构投资者持股比例高的企业具有更高的公司价值, 表明独立机构投资者会积极参与公司监督活动 (Ferreira等, 2008[24]) 。Aggarwal等 (2011) 研究发现独立的机构投资者能够改善公司治理质量, 但是, 非独立的机构投资者没有发挥相应的作用[25]。伊志宏等 (2011) 发现压力抵抗型的机构投资者会对管理层的薪酬激励予以监督, 而压力敏感型的机构投资者与管理层的薪酬激励没有显著的关联性。蒲文燕等 (2013) 研究发现压力抵抗型的机构投资者与公司现金持有水平正相关, 说明其具有公司治理的职能[26]。综上所述, 与公司没有商业联系的独立机构投资者能够积极参与上市公司治理;而与公司有商业联系的非独立机构投资者不能够积极的参与上市公司治理。良好的公司治理可以有效的抑制公司的盈余管理行为 (Xie等, 2003[27]) 。Liu等 (2007) [28]的研究发现良好的公司治理水平可以带来更低程度的盈余管理。根据以上分析, 本文提出如下假设:

假设1c:在其他条件不变的情况下, 独立的机构投资者比非独立的机构投资者更能够抑制企业的真实盈余管理。

制度环境会对公司治理产生非常重要的影响。Laporta等一系列研究发现一国的投资者法律保护程度会影响到公司的股权结构、分红决策、股权价值和资本市场的发达程度。这说明, 良好的公司治理必须以有效的制度环境为基础。而政府和法律的因素交织在一起, 构成了中国上市公司制度环境的主要特征 (夏立军等, 2005[11]) 。对于不同地区的上市公司而言, 其所处的大环境是一样的, 但是对于处于转型经济的中国, 各地区的市场化进程、政府干预程度、法治水平存在很大差异 (樊纲等, 2003[29]) 。在市场化进程快、政府干预程度低、法治水平高的上市公司的投资者保护程度比较好, 同时也可以约束管理者对外部股东的侵占行为。当机构投资者的利益得到很好的保护时, 他们才更有可能对上市公司实施监督, 发挥公司治理的作用。换而言之, 良好的制度环境为机构投资者公司治理作用的发挥提供了“硬件”的支持。如前所述, 机构投资者对于真实盈余管理的抑制主要存在于大机构投资者、稳定型机构投资者和独立型机构投资者。根据以上分析, 本文提出如下假设:

假设2:制度环境能够调节大机构投资者、稳定型机构投资者、独立型机构投资者与企业真实盈余管理之间的关系。良好的制度环境可以增强大机构投资者、稳定型机构投资者与独立型机构投资者对企业真实盈余管理的抑制作用。

3 研究设计

3.1 样本选取与数据来源

本文选取2007~2012年A股主板上市公司作为研究对象, 理由如下:首先, 刘启亮等 (2011) [4]研究发现我国在2006年1月1日实施的新《公司法》和《证券法》之后, 上市公司的真实盈余管理行为在费用方面显著增加了;其次, 我国2007年实施了新会计准则, 为避免新旧会计准则对本研究产生的影响, 将样本期间定为2007年之后, 由于本文研究中涉及制度环境这一重要变量, 但由于樊纲等 (2011) 最新编制的各省区的市场化进程指数只到2009年, 参照夏立军等 (2005) [11]的做法, 将2009年的市场化进程指数数据应用于后三年, 所以确定研究的样本期间为2007~2012年;最后, A股市场由A股主板、中小企业板和创业板组成, 相比较于中小企业板和创业板上市公司, A股主板上市公司资产规模更大, 李增福等 (2013) [6]研究发现资产规模越大的企业更有可能进行真实盈余管理。此外, 按照以下程序进行数据的筛选: (1) 由于金融行业的特殊性, 剔除行业代码为I (基于证监会行业分类标准) 的金融类公司样本; (2) 剔除ST类上市公司、数据不完整的公司; (3) 剔除同时发行A股和B股的上市公司, 由于这些公司面临境内外双重监管环境, 与其他上市公司不同, 为了集中于本文研究的问题, 剔除这些公司; (4) 剔除资产负债率大于1的上市公司; (5) 剔除年样本量不足十个的行业, (6) 由于特殊值的存在会对回归结果造成重大影响, 故删除主要变量两端各1%的特殊值样本。最终得到的总样本的观察值为5925个, 其中, 2007年为983个, 2008年为949个, 2009年为998个, 2010年为1014个, 2011年为928个, 2012年为1053个。年报来源于巨潮资讯网, 其他相关数据主要来源于CSMAR国泰君安数据库和锐思数据库。

3.2 主要变量的计量

(1) 真实盈余管理的度量

对于真实盈余管理, 参照Roychowdhury (2006) , 用异常经营活动现金流量 (R CFO) 、异常酌量型费用 (R DISX) 和异常生产成本 (R PROD) 三个分指标的组合来衡量。

(1) 正常经营活动现金流量估计模型

Roychowdhury (2006) 认为正常经营活动产生的现金流量是本期销售额与本期销售变动额的线性函数, 因此可以通过构建如下的线性回归模型并得出回归模型的残差即为异常经营活动现金流量, 残差值越小, 说明企业通过销售操控做大利润的可能性越高。

其中, CFOi, t表示i公司第t年经营活动产生的现金流量;Assetsi, t-1表示i公司第t年年初总产总额;Salesi, t表示i公司第t年的销售收入;ΔSalesi, t表示i公司第t年的销售收入变动额。

(2) 正常酌量型费用估算模型

Roychowdhury (2006) 认为酌量型费用由销售费用、广告费用和研发费用三个部分组成, 基于我国上市公司的实际情况, 我国上市公司并未单独对这三项费用予以单独的披露, 而是将其包含于销售费用与管理费用当中。所以, 可以用管理费用和销售费用的和近似的表示企业的酌量型费用。由于酌量型费用是销售收入的函数, 因此可以通过构建如下的回归模型并得出回归模型的残差即为异常酌量型费用, 残差值越小, 说明企业通过酌量型费用操控做大利润的可能性越高。

其中, DISXi, t表示i公司第t年销售费用与管理费用之和;Assetsi, t-1表示i公司第t年年初总产总额;Salesi, t表示i公司第t年的销售收入。

(3) 正常生产成本估算模型

Roychowdhury (2006) 认为产品生产成本是销售成本和存货变动额之和, 产品销售成本是有关销售收入的线性函数, 存货变动额是有关本期销售收入变动额与上期销售收入变动额的线性函数。所以, 可以通过构建如下的回归模型并得出回归模型的残差即为异常产品生产成本, 残差值越大, 说明企业通过产品成本操控做大利润的可能性越高。

其中, PRODi, t表示产品销售成本与存货变动额之和;Assetsi, t-1表示i公司第t年年初资产总额;Salesi, t表示i公司第t年的销售收入;ΔSalesi, t表示i公司第t年的销售收入变动额;ΔSalesi, t-1表示i公司t-1年销售收入的变动额。

首先, 分别对式 (1) 、式 (2) 、式 (3) 分年度分行业进行普通最小二乘回归 (OLS) 计算出每个公式的回归系数, 从而求得每个年度的估价值。用各年度的实际值减去各年度的估计值, 即可求出异常经营活动现金流量 (R CFO) 、异常酌量型费用 (R DISX) 和异常生产成本 (RPROD) , 借鉴刘启亮等 (2011) 的做法, 用RM=R PROD-R DISX-R CFO表示真实盈余管理总量, 该值越大, 表示公司进行的真实盈余管理的总量就越多。

(2) 机构投资者持股异质性的衡量

(1) 大机构投资者与小机构投资者的衡量

首先, 本文将机构投资者持股比例定义为机构投资者持股数占A股总数的比例, 这是由于后股权分置改革时期, 流通盘随着限售股的解禁而扩大, 这会对机构投资者持股占流通股比例具有稀释作用 (吴先聪等, 2012[18]) 。我国公司法规定, 合计或者是单独持有3%以上股份的股东可以提出临时议案, 董事会需要将临时议案提交股东大会审议。因此, 本文将持股比例为3%及以上的称为大机构投资者, 持股比例小于3%称为小机构投资者, 本文中所涉及的机构投资者只是限定在证券投资基金、社保基金、保险公司、企业年金、信托公司、券商和QFII (合格的境外投资者) , 并将大机构投资者持股比例合计为LINS, 将小机构投资者持股比例合计为SINS.

(2) 稳定型机构投资者与交易型机构投资者的划分

为了能够将机构投资者划分为稳定型机构投资者与交易型机构投资者, 设计了衡量机构投资者持股稳定性的指标。稳定性首先必须和持股的时间相关, 只有长期在企业中持股并且不降低股份的机构投资者才可以称为是稳定型的机构投资者。参照牛建波等 (2013) [21]的做法, 定义三年为比较的范围, 用当年机构投资者持股比例除以机构投资者前三年持股比例的标准差的商值来代表机构投资者的稳定性, 这个指标成为IS, 该指标越大, 说明机构投资者的稳定性越高;其次, 考虑到不同行业的企业的特征不同, 企业的稳定性指标很难做直接的对比, 因此, 用年度行业中位数来构建机构投资者的行业内相对稳定性指标, 这个指标为ISI, 如果IS在该行业的年度中位数以上, 则ISI为1, 否则为0, ISI值越大表示机构投资者持股波动性越选, 其持股的稳定性越高, 反之亦然。

(3) 独立机构投资者与非独立机构投资者的划分

根据机构投资者与上市公司的商业关联以及上市公司受到政府干预的程度, 将机构投资者划分为独立机构投资者与非独立机构投资者。根据Chen等 (2007) [8]的研究, 将证券投资基金和合格的境外投资者 (QFII) 划分为独立机构投资者;将社保基金、券商、保险公司、企业年金、信托公司划分为非独立机构投资者, 将独立机构投资者持股比例合计为UDINS, 将非独立机构投资者持股比例合计为DINS.

(3) 制度环境的衡量

参照罗炜等 (2010) [30]的做法, 使用樊纲等 (2011) 编制的各省区市场化进程指数的总得分来衡量制度环境, 并根据每个公司所在省份确定该公司的市场化进程指数总得分, 从而对每个上市公司的制度环境予以衡量并将其定义为ZDHJ.由于樊纲等 (2011) 编制的各省区的市场化进程指数只到2009年, 但各地区市场化进程在不同年度间相对稳定 (夏立军等, 2005[11]) , 所以, 将2009年各地区市场化指数应用到2010年、2011年和2012年。

3.3 实证检验模型

为了检验不同性质的机构投资者对企业真实盈余管理的影响, 本文构建如下回归模型:

其中, RMi, t表示i公司第t年真实盈余管理总量, INST表示机构投资者异质性的衡量, 包括LINS、SINS、ISI、UDINS、DINS。根据相关文献, 在模型中加入了事务所规模、公司规模、公司业绩、负债水平、发展能力、资产周转率、负债总额变化、亏损状态以及行业和年度变量, 变量的具体定义见表1。

4 实证检验结果

4.1 主要变量的描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计, RM的均值为-0.0407, 最大值和最小值分别为1.6279和-1.9323。大机构投资者的持股比例的均值为0.0571, 最大值和最小值分别为0.6645和0, 小机构投资者的均值为0.0108, 最大值和最小值分别为0.0806和0。独立机构投资者持股比例均值为0.0560, 最大值和最小值分别为0.6646和0, 非独立机构投资者持股比例的均值为0.0119, 最大值和最小值分别为0.5257和0。其他变量的描述性统计如表2所示。

4.2 多元回归统计结果

(1) 机构投资者异质性与企业真实盈余管理

表3列出了大机构投资者持股和小机构投资者持股对企业真实盈余管理的影响。从中可以发现大机构投资者持股 (LINS) 对企业真实盈余管理 (RM) 起到抑制作用。而小机构投资者持股 (SINS) 没有对企业真实盈余管理起到抑制作用。从而可以看出, 大机构投资者持股要比小机构投资者持股更能够抑制上市公司通过操控经营活动所进行的真实盈余管理, 从而验证了本文的假设1a, 这可能是由于大机构投资者更容易接近企业的高级管理人员, 其监督管理者的收益更高 (Almazan等, 2005[31]) 。机构投资者稳定性 (INS) 与RM显著负相关, 这说明相比较于非稳定的机构投资者, 稳定的机构投资者更能够显著抑制上市公司的真实盈余管理, 验证了本文提出的假设1b。这可能是由于稳定型的机构投资者追求公司的长远发展, 而企业的真实盈余管理对于公司长远价值具有显著的不利影响 (Graham等, 2005[32]) , 石美娟等 (2009) [33]发现在后股权分置改革时期, 机构投资者通过各种方式努力提升企业价值, 从而可以推断, 对于追求长期价值的稳定型的机构投资者来说, 真实盈余管理损害了企业的长期价值, 所以稳定型的机构投资者能够抑制企业操控真实经营活动所实施的真实盈余管理。独立的机构投资者持股 (UDINS) 与RM显著负相关, 而非独立的机构投资者持股 (DINS) 与RM没有显著的相关性。从而可以看出, 独立的机构投资者要比非独立的机构投资者更能够抑制上市公司的真实盈余管理, 验证了本文的假设1c。这可能是由于独立的机构投资者更能够积极的参与上市公司的治理, 有助于缓解我国上市公司中的代理问题, 从而提高公司价值。Woidtke (2002) 发现受政府干预的公共养老基金 (非独立机构投资者) 与企业价值负相关, 而私人养老基金 (独立机构投资者) 与企业价值正相关。可以看出, 独立机构投资者会积极参与公司治理从而提升企业价值, 而非独立的机构投资者在某种程度上会损害企业价值, 企业真实盈余管理会损害到企业的长期价值, 所以相比较于非独立型的机构投资者, 独立型的机构投资者能够显著抑制企业真实盈余管理从而提升企业价值。

(2) 制度环境的调节效应检验

为了检验制度环境对机构投资者异质性与企业真实盈余管理的调节影响, 本文在模型4的基础上分别引入大机构投资者持股比例 (LINS) 、稳定型机构投资者 (INS) 和独立型机构投资者持股比例 (UDINS) 和制度环境 (ZDHJ) 变量以及他们之间的交叉乘项, 回归结果如表4所示。根据Sharma等 (1981) 所提出的调节效应的检验程序, 设自变量为X, 因变量为Y, 调节变量为Z, 如果Z与X的交互项显著, 则Z是X与Y的调节变量。由表5可知, 大机构投资者持股 (LINS) 与制度环境 (ZDHJ) 的交互项的回归系数是-0.0081, 并且在5%的水平下显著;稳定型机构投资者 (INS) 与制度环境 (ZDHJ) 的交互项的回归系数是-0.0007, 并且在10%的水平下显著;独立型机构投资者持股 (UDINS) 与制度环境 (ZDHJ) 的交互项的回归系数是-0.0074, 并且在5%的水平下显著。这表明良好的制度环境能够强化大机构投资者、稳定型机构投资者和独立型机构投资者对企业真实盈余管理的抑制作用, 从而验证了本文提出的假设2。这可能是由于制度环境较好的上市公司的投资保护更加完善、受到的政府干预程度更低、法制水平更高, 从而能够促使大机构投资者、稳定型机构投资者与独立型机构投资者更加积极参与公司治理, 抑制企业的真实盈余管理。

注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平。

注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平。

5 结论

本文以2007~2012年主板A股上市公司为研究对象, 从机构投资者的持股规模、持股稳定性以及持股独立性三个方面研究了机构投资者异质性与企业真实盈余管理的关系。结果发现, 大机构投资者、稳定型机构投资者和独立型机构投资者对真实盈余管理的抑制作用要显著高于小机构投资者、非稳定型机构投资者和非独立型机构投资者对真实盈余管理的抑制作用。进一步研究发现, 良好的制度环境能够正向调节大机构投资者、稳定型机构投资者与独立型机构投资者与企业真实盈余管理之间的关系。

本文的研究结果意味着将机构投资者视为同一性质的机构投资者来研究其持股与真实盈余管理之间的关系可能不是非常的恰当, 只有对机构投资者的类型予以细分才能够观察出不同类型的机构投资者对于真实盈余管理的不同作用。此外, 在研究机构投资者的公司治理角色时需要考虑制度环境对于机构投资者公司治理作用的影响。

真实　让投资者放心赚钱 篇2

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投资真实 篇3

股票市场是信息的市场,即信息引导股票价格的运行,进而引导股票市场资源的配置。股价同步性是指单个公司股票价格的变动与市场平均变动之间的关联性,即所谓的股价“同涨同跌”现象。国内外相关研究发现,股价同步性往往与证券市场信息效率相关,并且对公司财务活动、资本市场资源配置及经济政策都将造成影响。在已有的相关文献中,对于这种相关性有两种截然相反的学说,即信息效率说(股价同步性与信息效率负相关)和噪声说(股价同步性与信息效率正相关)。中国作为新兴市场,股价同步性更加严重。Jin和Myers(2006)研究发现,中国证券市场的股价同步性位居世界第一[1]。我国的数据研究多认为我国股市价格在很大程度上受噪声影响,股价同步性与信息效率正相关关系得到国内外大量文献支持(Chan等,2014[2];史永,2013[3];王亚平、刘慧龙、吴联生,2009[4])。但是,随着中国股市的发展,各项制度逐渐完善,近年来也有相关研究发现,我国股市价格受进入市场的个股信息的影响,股价同步性与信息效率存在负相关关系。

以往的研究基本都是选择应计盈余管理来度量信息效率(谭跃、夏芳,2012;李志生、朱雯君,2015;王亚平、刘慧龙、吴联生,2009[4]),但是,现在公司越来越倾向于采用真实盈余管理进行盈余操纵。Zang(2007)研究发现,应计盈余管理和真实盈余管理在公司盈余管理方式选择中存在替代性[7]。Roychowdhury(2006)研究发现公司管理层更倾向于采用真实盈余管理[8]。Cohen和Zarowin(2008)进一步研究发现,管理层在选择相应的盈余管理方式前会权衡不同盈余管理方式的成本和收益[9]。在现有的制度框架下,公司采用真实盈余管理手段操纵盈余隐蔽性较高(Zang,2007)[7],面临的风险低,成本小。由于采用应计盈余管理的空间受会计弹性的制约,随着中国新会计准则的实施和相关制度的完善,上市公司应计盈余管理的空间变小,而成本变大,公司越来越倾向于采用真实盈余管理,因此有必要基于真实盈余管理的视角,分析中国股票市场研究信息效率和股价同步性的关系。

在目前国内外的研究中,有一种观点认为“非理性因素”影响了股价同步性,此类观点的支持者从投资者非理性和市场摩擦等角度对股价同步性代表信息效率的观点发起了挑战。投资者情绪是否影响股价定价一直是传统金融与行为金融关注的重点,传统金融学认为市场中的交易者都是理性的,但是近年来,以DSSW模型为理论基础,国外学者开始研究投资者情绪的度量方法以及股票价格是否受到投资者情绪的影响。Brown和Cliff(2005)认为如果过分乐观导致股价偏离内在价值,那么在一段时期高涨的投资者情绪过后必然会有基于市场基础价值的较低的收益。他通过研究发现这一现象在整个股票市场是广泛存在的。同时也发现投资者情绪的程度和股价偏离内在价值之间是正相关的[10]。Schmeling M(2009)用消费者信心指数代表投资者情绪,通过对比研究18个国家的情况发现,在羊群效应更加明显的国家中,投资者情绪对股价影响更加明显[11]。

在国内的研究中,李燕妮和杨贵宾(2005)发现我国证券市场封闭式基金同世界众多证券市场一样,存在明显折价现象,各基金间的折价率呈明显正相关,明显受到共同的因素影响——投资者情绪[12]。王一茸和刘善存(2011)选择央视看盘、BSI指数、封闭式基金折溢价律及消费者信心指数作为投资者情绪的度量指标,通过实证研究发现:中国股市中牛市状态下投资者情绪对于股票收益的影响小于熊市,中国股市中投资者情绪对股票市场收益的影响程度大于美国股市[13]。作为一个新兴市场,中国证券市场投资者情绪波动幅度大,导致上市公司的股价严重偏离其基础价值,因此,在我国“非有效市场”的背景下,立足于行为金融这一前沿领域,研究投资者情绪对股价同步性尤为必要。

本文认为,信息效率源于信息不对称,而投资者情绪源于投资者非理性因素,两个学派研究的侧重点不同。然而在研究中国股票股价同步性时,难以辨别股价同步性究竟是管理层操控盈余引起的还是由投资者非理性造成的。两个学派均采用间接的方法衡量信息效率和投资者情绪,衡量结果有一定的缺陷甚至重叠的部分,如管理层可以通过操控盈余来间接影响投资者情绪。因此,本文将代表信息效率的盈余管理和投资者情绪放在一个框架内研究,采用交叉的方式研究,符合股市现实情况,尤其符合中国股市的现状。本文采用中国新会计政策颁布后至今的最新数据,交叉研究盈余管理、投资者情绪对股价同步性的影响。

相比之前的研究,本文的贡献之处可能在于:(1)笔者采用盈余管理与投资者情绪交叉研究,相比之前只从一个方面研究股价同步性,能够更加真实地揭示影响股价同步性的因素与方式;(2)本文考虑到公司越来越多地采用真实盈余管理,将真实盈余管理和应计盈余管理一起研究,更加符合股市现状,为盈余管理与股价同步性研究提供增量数据;(3)笔者发现,公司可以通过操纵盈余来影响投资者情绪进而影响股价同步性,为股票市场投资者情绪研究提供新的研究思路,甚至为证券市场投资者投资行为等提供经验数据;(4)笔者发现,应计盈余管理和真实盈余管理对股价同步性的影响方向不一致,可以为我国证券市场不同盈余管理方式的识别难度对比提供经验数据。

2 理论分析与研究假设

中国作为新兴市场,股价同步性更加严重。我国的研究数据大多表明我国股市价格在很大程度上受噪声影响,股价同步性与信息效率正相关关系得到国内外大量文献支持。但是,随着中国股市的发展,各项制度逐渐完善,近年来也有相关研究发现,我国股市价格受进入市场的个股信息的影响,股价同步性与信息效率存在负相关关系。盈余管理分为应计盈余管理和真实盈余管理,目前国内外研究中普遍认为真实盈余管理相对于应计盈余管理隐蔽性更高,更加不易识别。倪晓燕(2011)通过检验资本市场对扭亏公司盈余管理行为的反应程度,发现市场投资者有进行应计盈余管理识别的意识,而投资者既没有办法识别真实盈余管理,也没有意识进行真实盈余管理识别[14]。李蓓蓓(2013)依据败德/违法,可控性的程度和大小两个维度将盈余管理分为四个层次,第一层次主要表现为应计盈余管理,具有可控性,第二层次主要表现为真实盈余管理,很难识别和控制,第三层次和第四层次的盈余管理轻微违背道德,后果严重[15],因此,笔者认为并非所有的盈余管理都能够识别,真实盈余管理往往很难被识别和控制。Chen和Rees(2010)实证检验了真实和应计盈余管理与未来公司表现的关系,以及市场对当期真实和应计盈余管理反映情况,结果发现,为了迎合分析盈利预期而进行真实盈余管理行为的公司,比起使用应计盈余管理达到其目标的公司,其未来业绩表现更好,且与不进行盈余管理的公司未来业绩相比没有显著差别,真实盈余管理较应计盈余管理更不易被分析和识别[16]。

通过以上分析,投资者能够识别应计盈余管理,不能够识别或不能够完全识别真实盈余管理。当管理层进行应计盈余管理向市场传递盈余信息时,投资者能够识别全部或部分应计盈余管理信息。此时,将有较少的个股盈余信息进入市场,股价同步性将升高。当管理层进行真实盈余管理后向市场传递盈余信息时,投资者完全不能够识别盈余管理,此时盈余信息相比正常的盈余信息,将有更多的体现个股盈余特征的盈余信息进入市场,股价主要受噪声影响,股价同步性将降低。据此,提出假设1。

H1:在其他条件不变的情况下,股价同步性与应计盈余管理正相关,与真实盈余管理负相关。

行为金融学是金融学、心理学、行为学、社会学等学科相交叉的边缘学科,力图揭示金融市场的非理性行为和决策规律,对传统金融理论的创新发展具有重要意义。传统金融理论认为,人们的决策是建立在理性预期、风险回避、效用最大化,以及相机抉择等假设基础之上的。然而,大量的心理学研究表明,人们的实际投资决策并非如此,这种对理性决策的偏离是系统性的,并不能因为统计平均而被消除,因此,股价的“同涨同跌”同样也受非理性因素的影响。投资者不能够完全根据公司个股信息进行理性投资,因此,投资者情绪造成的错误定价必然会影响股价在一定程度上的错误定价。当投资者情绪造成的错误定价较高时,投资者往往不会根据公司个股信息进行投资;当投资者造成的错误定价较低时,公司个股股价则较多地反映了公司个股的特质信息。因此,投资者情绪引起的错误定价越高,公司个股信息往往越容易被忽略,投资者受市场大环境的影响越强,股价同步性越高。反之,投资者情绪引起的错误定价越低,投资者受个股影响越强,公司个股信息往往越容易被重视,股价同步性越低。据此,提出假设2。

H2:在其他条件不变的情况下,股价同步性与投资者情绪正相关。

应计盈余管理能够部分或全部被识别,管理层利用应计盈余管理引导投资者情绪,欲使投资者通过公司向市场传递的应计盈余信息进行错误定价,但是,投资者能够部分或全部识别到其目的,此时,投资者将会更加不信任公司的个股信息,从而加剧投资者情绪造成的错误定价,因此,应计盈余管理加强了投资者情绪与股价同步性的正相关关系。真实盈余管理完全不能够被投资者识别,当管理层利用真实盈余管理引导投资者错误定价,投资者会相信个股公司向市场传递的个股盈余信息,投资者将受个股影响加强,从而投资者情绪引起的错误定价会减弱,因此,真实盈余管理没有显著加强投资者情绪与股价同步性的正相关关系,甚至减弱其关系。据此,提出假设3。

H3:限定其他条件,应计盈余管理增强了股价同步性与投资者情绪的正相关关系,真实盈余管理没有显著地增强股价同步性与投资者情绪的正相关关系,甚至减弱其关系。

3 样本选择和研究设计

3.1 样本选择与数据来源

考虑到新旧会计准则之间的差异会影响到盈余管理程度计算的可比性,本文采用2008年~2014年全部A股上市公司为初始样本。在此基础上按照如下规则进行样本筛选:(1)剔除金融保险两个行业的样本;(2)剔除当年IPO上市的公司样本;(3)剔除处于ST、*ST等异常交易的样本;(4)剔除交叉上市的公司样本;(5)剔除资产负债率大于1的公司样本;(6)剔除数据缺失的公司样本。最终剩余7455个观测值,2008年~2014年观测值数目依次为963、1098、1115、1079、1093、1088和1019。为了减弱极端值可能带来的影响,本文对所有连续变量在上下1%分位数进行了WINSORIZE缩尾处理。第一大股东持股比例数据来自RESSET数据库,其余数据来自CSMAR数据库或根据CSMAR数据库自行计算。本文在统计及多元回归分析中,采用SAS9.2软件。

3.2 模型设计与变量度量

3.2.1 变量度量

(1)应计盈余管理的度量

本文采用Kothari等(2005)[17]提出的修正Jones模型来衡量个股盈余管理的程度,采用总应计模型的残差来衡量盈余管理的程度,见模型(1)。

(2)真实盈余管理的度量

本文借鉴Roychowdhury(2006)[8]、Cohen等(2010)[18]、方红星和金玉娜(2012)[19]的研究,分别计算操控性经营现金流量、操控性生产成本和操控性酌量费用,进而得出真实活动盈余管理总额。

第一,经营现金流量模型。

Roychowdhury(2006)[8]认为正常的经营活动现金流量是当期销售收入和当期销售收入变化的线性函数,据此得出期望经营现金流量估计模型,见模型(2)。

第二,生产成本模型。

生产成本等于销售产品成本与存货变动之和,Roychowdhury(2006)[8]通过期望销售成本模型与期望存货模型得出期望生产成本估计模型,见模型(3)。

第三,酌量性费用模型。

酌量性费用包括销售费用和管理费用,与上期销售收入存在线性关系,据此得到期望酌量性费用估计模型,见模型(4)。

第四,真实活动盈余管理总额模型。

根据前述分析,真实盈余管理总额等于操控性生产成本与操控性经营现金流和操控性酌量费用之差,见模型(5)。

(3)投资者情绪的度量

(4)股价同步性的度量

注:*、**、***分别代表10%、5%和1%水平显著(双尾),上下半角分别为Pearson和Spearman相关系数

3.2.2 模型设计

本文计算盈余管理时的行业分类采用证监会2001年分类标准,制造业取二级行业代码进行分类,处于C9行业和C2行业的公司数目较少,将两者合并为一个类别,其他行业采取一级行业代码进行分类。参照谭跃、夏芳(2012)[5]、王亚平、刘慧龙、吴联生(2009)[4]的研究设计,本文构建模型(8)、(9)来检验假设1和假设2:

为了验证假设H3,本文在模型(7)、(8)中分别加入盈余管理与投资者情绪的交叉项DA*Q和DREM*Q构建模型(10)、(11)。

在模型中,SYN为股价同步性,DA为应计盈余管理,DREM为真实盈余管理,Q为投资者情绪。此外,我们参考国内外研究,还分别控制了以下变量:INST(机构投资者持股比例)、FIRST(第一大股东持股比例)、NSOE(最终控制人性质)、SIZE(公司规模)、LEV(公司财务杠杆)、ROE(公司盈利能力)、GROW(公司成长性)、YEAR(年份控制变量)、IND(行业控制变量)。各变量的定义如表1所示。

4 实证结果分析

4.1 描述性分析

表2是主要变量的描述性统计结果。SYN的最小值为-2.5218,最大值为1.9528,说明我国上市公司股票同步性有正、负两个方向的变动。DA的最小值为-0.2298,最大值为0.2837,REM的最小值为-0.7482,最大值为0.6558,说明我国上市公司倾向于采用真实盈余管理,真实盈余管理的程度大于应计盈余管理。Q的最小值为-1.7074,最大值为3.4393,标准差为0.8856,说明我国上市公司投资者不够理智,股价同步性受投资者情绪引起的错误定价较严重。INST的均值为0.1704,说明本样本中机构投资者的平均持股比例为17.04%,最小值为0,最大值为0.7842,说明上市公司中有全部投资者为中小投资者的公司,也有机构投资者控股的公司。FIRST的均值为0.3536,说明我国上市公司中“一股独大”的现象较为突出。NSOE的均值为0.1960,75%分位数为0,说明上市公司中有超过75%的公司的最终控制人为非国有。LEV的均值为0.4251,最大值为0.8546,且中位数和25%分位分别为0.4297和0.2724,说明上市公司的资产负债率较高。ROE的均值为0.0653,中位数为0.0605,说明盈利能力较弱。GROW的均值为0.1495,25%分位和中位数分别为-0.1002和0.0621,说明公司的成长性较弱。

注:*、**、***分别代表10%、5%和1%水平显著(双尾)

4.2 相关性分析

表3是主要变量的相关性分析结果,(1)SYN与DA的Pearson和Spearman相关系数在1%水平上均与DA显著正相关,与REM的Pearson和Spearman相关系数在1%水平上显著负相关,初步验证了假设1;(2)SYN与Q的Pearson和Spearman相关系数在1%水平上显著负相关,初步验证了假设2;(3)Q与DA的Pearson相关系数在1%水平上显著正相关,Spearman相关系数在5%水平上显著正相关,Q与REM的Pearson相关系数相关性不显著,初步验证了假设H3。以上仅是单变量分析的结果,更为深入严谨的结果将在多元回归分析中进行验证。

4.3 多元回归分析

表4是被解释变量与解释变量之间的OLS多元回归分析结果,第1列~第4列分别对应模型(7)到模型(10),第5列考虑了各个变量的共同影响,将所有变量一起进行回归的结果。各模型的F值均值1%水平显著,且调整的值在0.23附近,模型的整体效果较好。

第(1)列中,DA的回归系数在5%的水平上显著为正,第(2)列中,DREM的回归系数在1%的水平上显著为负,说明应计盈余管理水平越高,股价同步性越高,真实盈余管理水平越高,股价同步性越低,本文假设1得到支持;第(1)列和第(2)列中的Q的回归系数在1%的水平上显著正相关,说明投资者情绪引起的错误定价越高,股价同步性越高,本文的假设2得到支持;第(3)列中,DA的回归系数在5%的水平上显著正相关,Q的回归系数在1%的水平上显著正相关,与前面结论一致,而且DA*Q的回归系数在5%的水平上显著正相关,说明应计盈余管理水平显著地调增了投资者情绪引起的错误定价。第(4)列中,DREM的回归系数在1%的水平上显著负相关,Q的回归系数在1%的水平上显著正相关,与前面结论一致,但是REM*Q的回归系数与SYN在10%、5%和1%的水平上不显著相关。因此,本文假设3得到支持;考虑到公司同时存在应计盈余管理和真实盈余管理,第(5)列将所有变量同时进行回归,结果与前四列结果一致,更加稳健地支持了本文的三个假设。

在控制变量方面,INST的回归系数在5个模型中都在1%的水平上显著负相关,说明机构投资者持股比例越高,股价同步性越低;FIRST的回归系数在5个模型中都在5%的水平上显著正相关,说明第一大股东持股比例越高,股价同步性越高;SIZE的回归系数在5个模型中都在1%的水平上显著正相关,说明公司的净资产规模越大,股价同步性越高;LEV的回归系数在5个模型中都在1%的水平上显著正相关,说明公司的财务杠杆越大,股价同步性越高;ROE的回归系数在5个模型中都在1%的水平上显著正相关,说明公司的净资产收益率越高,即公司的盈利能力越强,公司的股价同步性越高。

4.4 稳健性检验

为了验证本文研究结论的稳健性和可靠性,本文进行了如下敏感性测试(限于篇幅,具体表格数据略去)。

(1)考虑到最近的一些行为,公司财务研究开始使用动量指标作为投资者情绪的替代变量来检验投资者情绪对公司投资行为的影响。本文借鉴吴世农和汪强(2009)[25]以及花贵如等(2011)[26]的研究设计,以半年期的动量指标计量投资者情绪,即上一期6个月的累积月度股票收益作为投资者情绪的替代性指标,重复正文研究,实证结果没有显著差异。

(2)投资者情绪对股价同步性有影响,但同时股价同步性也会影响到投资者情绪。这说明股价同步性和投资者情绪之间可能互为因果关系,模型存在内生性问题。因此,本文进一步将解释变量和控制变量滞后一期,重复正文的研究。研究结果没有实质性差异。

5 研究结论与启示

本文以2008年~2014年我国A股上市公司的7455个观测值为样本,通过实证检验发现,应计盈余管理由于较容易被识别,当公司向市场传递基于应计盈余管理的盈余信息时,进入市场的个股信息减少,股价同步性上升。真实盈余管理由于不易被识别,当公司向市场传递基于真实盈余管理的盈余信息时,将有更多的基于公司意志的个股信息进入市场,股价同步性下降。

投资者情绪引起的错误定价越高,股价同步性越高,同时公司可以通过应计盈余管理调节投资者情绪与股价同步性的正相关关系,不能通过真实盈余管理调节投资者情绪与股价同步性的相关关系。

在我国资本市场,股价同步性远远高于世界平均水平,说明股市的资源配置效率有待提高。作为向市场传递信息过程中的重要部分,盈余信息在投资者进行决策的过程中非常重要,但是,目前我国上市公司中盈余管理现象普遍存在,而且,近年来显示出由应计盈余管理向真实盈余管理转变的趋势,这不仅损害投资者利益,而且对于公司的长远发展也极其不利。同时,这也严重影响了股价同步性,阻碍资本市场的资源有效配置。监管者应当加强资本市场制度建设,切实保证上市公司向市场传递无偏差信息,保证资本市场资源配置和投资者的相关利益。投资者情绪造成我国的股价同步性升高,相关管理机构应该加大力度普及股市知识,同时,投资者自身也要加强学习,理性投资。

摘要：鉴于中国证券市场信息严重不对称、真实盈余管理与应计盈余管理识别难度不同,以及投资者非理性共存等问题,本文分别将真实盈余管理和应计盈余管理与投资者情绪结合起来,进而研究其对股价同步性的影响,以我国2008年2014年A股上市公司为样本,检验不同方式盈余管理和投资者情绪对股价同步性的影响。研究发现,应计盈余管理与股价同步性正相关,真实盈余管理与股价同步性负相关,投资者情绪与股价同步性正相关。投资者情绪能够增强应计盈余管理与股价同步性的正相关关系,但不能显著增强真实盈余管理与股价同步性的关系。

“媒介真实”与客观真实 篇4

媒介的真实

媒介的存在是信息的表达,媒介的真实是对真实事物的报道和认识。真实性是媒介在新闻报道中必须坚持的原则,受众从大众传媒中了解事物发展的动态,对媒介产生一种依赖心理,但是,媒介反映的真实,只是一种对客观事物的表达形式,并不是经历的,是虚幻的。

李普曼曾在《舆论学》中提出了“身外世界与脑中图景”这个命题。指出,人生活在现实世界中,脑海中存在一个虚拟的世界,这两个世界反映了一个客观的现实。就是把新闻事件通过媒介还原,使受众认知和了解。

媒介真实与客观真实的关系

在媒体报道中,通过媒介进行信息的传播,媒介传播的真实一定程度上反映了信息的价值,是新闻传播中最重要的特征。在新闻传播中,把最真实的事物发展通过媒介手段传播给受众,使受众了解最真实的情况,这是传播者最基本的职业道德要求。但是,媒介真实报道都是新闻工作者对客观事物的提炼, 一定程度上存在着主体意识。新闻事物的报道,是对客观事物的反映,但是, 在报道中,并不能全部的体现,往往是抓住重点和关键点,以点带面,以主观“创造”客观,这就从根本上决定了新闻报道的片面性和虚幻性。

客观真实是已知的,并且存在发生过的,但是,媒介真实只是客观真实片面的反映,只有具体的真实,没有抽象的真实,所以,从笼统上来讲,媒介真实只是对客观真实的一种追求,并不是完全存在的。如:同一个信息,不同观念的记者报道,立场不同,导致新闻的侧重点不同,最后报道的可能不是同一则新闻,而这样也会对受众造成不同影响。

影响媒介真实的客观因素

新闻传播是人们认识世界和了解世界的一个依据,媒介在对事物的反映方面存在着两种不同的表达方式,一是媒介片面的进行新闻报道或者是对信息错误的报道,给受众带来负面的影响, 如:美国对中国的报道总是片面放大的,美国主流媒体对中国新闻的报道, 带有了强烈的种族色彩,为中国国际形象的树立带来负面的影响。;二是新闻媒介全面的、真实的反映事物的发展, 为受众提供一个健全的消息报道,使受众更好地掌握社会的发展。美国总统尼克松对大众传媒的评价是:大众媒介传播就像一个洗脑剂,随着它的影响力的扩大,媒介技术的提高,在发展过程中现实与虚幻的消息混淆到不易察觉的地步。在新闻传播中,影响媒介真实的客观因素有:政府政策的调控、政党派别的操纵、资本集团的控制等,一些主观方面的因素,同时,还有一些客观方面的因素,如:民族种族倾向性、文化背景、认知等。使媒介新闻报道不能真实的反映客观真实。例如:中国传媒的报道方针,对于一些重要的报道内容都需要由党政机关审批决定后才能实施。从这一点就可以反映出,媒介报道是有选择性和有一定标准的,并不是全面的报道。

如何更好地看待媒介世界与现实世界

媒介对事物的反映是客观存在的, 为了使媒介报道与客观真实的关系更加的和谐化。

首先,对媒介报道要有正确的认识,新闻报道虽然具有真实性,但是它不能全面表达一个客观事物的发展,具有侧重点,所以在了解客观现实的时候,要用辩证角度出发,透过新闻现象,接近客观现实的媒介真实。

其次,随着科技的发展,媒介技术水平的提高,我们要充分相信,在未来传媒发展中,对新闻的报道会更加贴近真实,真正意义上保障新闻传播的真实性、公平性、合理性。

总结

还原真实情景触发真实感悟 篇5

可见, 真实、人性化的德育可以震撼人的心灵, 给人留下难以忘怀的印象, 使学生终身受益。道德教育存在于生活中, 存在于孩子们之间的交往中, 存在于孩子与教师的交往中, 存在于孩子们的社会交往中。

同样, 我们的品德教学靠单向的灌输和空洞的说教难以深入人心, 其效果也显得苍白无力。我们的课程内容应该是贴近现实社会、真实生活, 帮助学生从中发现和思考问题。这首先要求我们教师做生活的有心人, 能巧妙地从生活中汲取素材, 在课堂上还原真实情景, 以触发学生的真实感悟。

一、还原真实自我, 主动反思行为

小学生年龄小, 自我反思能力差, 有时批评起他人来头头是道, 却浑然不觉自己身上存在的问题, 在老师面前还刻意掩饰、美化自己的行为。如果我们真正关注了儿童的现实表现, 引导他们面对真实的自我, 教育才能做到有实效性、有针对性。

比如上饶市五小的陈老师在教学《我爱红领巾》这一主题时, 通过前二十多分钟的活动, 使孩子们感受到加入少先队的光荣和自豪, 孩子们对红领巾的爱已经到达一个高潮。既然爱红领巾首先得好好佩戴红领巾, 可是, 同学们平时的表现又是如何呢?陈老师先播放了一组在孩子们课间活动时抓拍的照片, 请同学们评一评谁平时把红领巾佩戴得最好, 评选出“最美红领巾”。孩子们看着自己平日的形象被记录在屏幕上, 既激动又紧张。

除了根据同学们的佩戴情况评选“最美红领巾”外, 没有太多语言, 更无批评的话语。但就在这气氛热烈无比的评选中, 孩子们主动反思自己平日里的行为:获得最美红领巾的同学异常骄傲, 决心一如既往, 继续保持良好的行为习惯, 其他同学也暗下决心, 今后要好好佩戴红领巾!

接着, 老师再播放一系列抓拍的真实情景:有的同学写作业时不自觉地抓咬红领巾, 有的把红领巾乱揉一通塞进书包里, 还有的拿红领巾蒙着眼睛玩游戏……

老师请孩子们以“红领巾的自述”为题, 说说画面中红领巾的感受。同学们或许会感觉彼此的表述很有趣很可笑, 可就在这让人忍俊不禁的话语中, 正确的行为指南已悄悄烙在了孩子们心中。

这里的教学素材, 都是老师平日里有心收集来的, 老师相信, 这些孩子们日常状态中最真实的画面, 通过间接、迂回、暗示的形式就能释放出最大的教育能量。

二、触摸身边事例, 提升自我认识

榜样的力量是无穷的, 但我们在教学中展示给学生的正面事例应当是现实的、真实的, 甚至是可以实实在在触摸的。在社会急剧发展变化、多种文化交汇的今天, 如果我们的教育素材缺乏现实性和具体的可比性, 就会陷于被动、缺乏实效, 这已是不争的事实。

同样在《我爱红领巾》这一主题活动中, 老师提出:除了爱护红领巾、正确佩戴红领巾外, 还有哪些行为能让红领巾更鲜艳呢?助人为乐、拾金不昧等好人好事都是孩子们会想到的, 为了打开孩子们的思路, 使他们树立起初步的服务意识, 学习利用课外时间开展自己能力所及的活动, 老师列举了两个学校的少先队员们在校内外开展队活动的实例。

1.上饶市五小有一个特殊的班群——培智班, 班里的几位同学是智力发育存有障碍的孩子。四 (4) 班的哥哥姐姐们, 几年如一日地关心着他们:课间和他们快乐游戏, 课余教他们学知识学本领, 课外带领他们一同春游、扫墓、去敬老院、同唱生日歌……

2.六 (3) 班的全体同学, 在日常观察中发现, 许多环卫工人在劳动时没有劳保用品——口罩的保护, 于是, 他们萌发了筹款为环卫叔叔阿姨买口罩的想法。他们通过收集废品、街头募捐, 制作手工作品义卖、上企业拉赞助款等途径, 筹集了2165元钱, 为叔叔阿姨们送上了3500个口罩, 使他们在劳动时多了一重保护。

这些身边可以随时触摸的人和事, 让孩子们陷入了深深的赞叹中, 在这真实事例的启发下, 孩子们不禁摩拳擦掌, 希望马上在活动中大显身手, 他们以小队为单位商讨起活动方案, 最后呈现的方案可谓是百花齐放, 各具特色!