知识产权性质（共11篇）
知识产权性质 篇1
引言
粗糙集与模糊集已有广泛的结合,如文[1,2,3,4,5]、文[6]研究了粗糙集与测度的结合,文[7]研究了粗糙集与幂集空间的关系,而粗糙集与拓扑的结合无疑是一项有意义的课题。1982年PAWLAK在文[8]中提出粗糙集的概念,这一概念已经应用于机器学习、模式识别、决策支持系统、专家系统、数据分析、数据挖掘等领域,并且表现出广泛的实用价值和应用性。无论是在理论方面还是应用方面,关于粗糙集的研究都有很多出色工作。 文[9]研究了粗糙集的代数结构,文[10]研究了粗糙集的拓扑结构,文[11]涉及了粗糙集的应用。
1 预备知识
性质1.1设U是一个有限集,R是U上的一个等价关系,X是U的任一个非空子集,下面各式成立:
(U,Г)为拓扑空间,R为U上的知识,x∈U,N U,如果
N称为点R上近似Г强邻域;否则若则N称为点x的R上近似Г弱邻域;否则,N称为点x的非R上近似Г邻域。
由性质中的(1)(2)(3)(7)知道,分别是内部算子和闭包算子,由(6)知道Г和ψ定义了同一个拓扑空间,称之为等价关系R导出的拓扑空间,记为(U,TR),于是容易证明如下性质:
性质1.2设(U,TR)是由等价关系R导出的拓扑空间,则B={[X]R:x∈r}是(U,TR)的一个基,并且B中的每一个集合既开又闭。
2 知识论域与知识拓扑
定义2.1 (U ,R)为知识库,定义UR={[X]R/x∈U}为知识R的论域, ГR记开集属于知识论域中的拓扑,即开集为空集或R等价类的并,称为知识R拓扑。Г*R记空集、所有R等价类或R等价类的并交构成的拓扑,即以R的等价分类为基的拓扑。
在有了知识 R以后,有U 、UR两个论域,Г、ГR 两个拓扑,故可以组合4种拓扑空间。(U,Г)为一般的拓扑空间。(UR,Г)从某种程度上概括了一般拓扑空间(U,Г),当知识 R细化为单点为类时,其即为一般拓扑空间。因为ГR实质是与R 相关的一种拓扑,从概念上从属于一般拓扑Г,所以(U,ГR)是一个与R 相关的一般拓扑空间。(UR,ГR)从 R分类的角度概括了(U,Г),知识R 细化为单点为类时,其即为一般拓扑空间;反之,从拓扑空间的广泛性UR,ГR也是一种论域和拓扑,故(UR,ГR)也是一个一般拓扑。
鉴于上述各种拓扑的关系,下面将分别研究(U,ГR),(UR,Г),(UR,Г R)的性质及与(U,Г)在内部概念上更深层次的联系。下面给出拓扑空间的几个定理。
定理2.2
(1)(UR,Г*R)是(U,ГR)中最精确的拓扑,其开集与闭集等价,且集合的闭包、内部分别是该集的上、下近似,即
(2)(UR,Г*R)是不连通的,若 R划分U 的等价类可数,则为第二可数(第一可数、可分、林德诺夫)空间,进一步若划分的等价类有限时,则为紧空间,其非T0间,但却是正则空间和正规空间。
定理2.3
(UR,ГR)有性质:
(4) 若R 划分U 的等价类可数,则为第二可数(第一可数、可分、林德诺夫)空间,进一步若划分的等价类有限时,则为紧空间
定理2.4
(UR,Г)有如下性质:
定理2.5(UR,Г)为离散拓扑空间,即拓扑Г由U的所有子集构成,则其开集与闭集等价,为最精确的拓扑空间,单点集族是其一个基;且为不连通,T2正则、正规空间,若U可数,则为第二可数(第一可数、可分、林德诺夫)空间,进一步U有限,则为紧空间。
定理2.6
(1) (UR,Г*R)是(UR,Г)中最精确的拓扑,相当于(UR,ГR)中的离散拓扑空间,当知识R细化为单点为类时,它是一般拓扑理论中离散拓扑空间。
(2) (UR,Г*R)具有类似上述引理中离散拓扑空间的性质。
定理2.7 (UR,ГR)有如下性质:
(4) R划分U 的等价类可数,则为第二可数(第一可数、可分、林德诺夫)空间,进一步若划分的等价类有限时,则为紧空间。
说明: 上述7个定理的证明见文献[12]。
3 粗糙集上的映射的拓扑性质
设U1,U2为有限集,f:U1→U2是从U1到U2的映射,R1是U1上的等价关系,可以定义U2上的由R1诱导的关系R2 ,先定义在U2上的关系R如下:
(1) 是自反的。
(2) 若x,y∈U1且xR1y,则f(x)Rf(y)
令R2为R的传递闭包 则易知R2是U2上的等价关系,易证若f为满射时, R2=R
命题:f为满射, x≠y∈U2,xR2y⌷f-1(x),f-1(y)是非空,且f-1(x)R1f-1(y)
定理3.1 f是(U1,TR1)到(U2,TR2)的连续映射。
证明: 由性质可知B={[y]R2:y∈U2}是(U2,TR2)的一个基。若y∈U2-f(U1),则[y]R2{y}为单点集且f-1(y)=ϕ,故f-1([y]R2)=ϕ为开集X。若y∈f(U1),则对∀x∈f-1[y]R2,则有f([x]R1)⊆[y]R2因此得证(U2,TR2)的一个基的任何成员的原象(U1,TR1)中的,开集。
定理3.2 若f是满射,则是开的。
证明:即证明对于(U1,TR1)中的基A={[x]R1:x∈U1}中的任意成员[x]R1的像还是开集。只需要证明f([x]R1)=[f[x]]R2,若不相等则存在y∈[f([x])]R2-f([x]R1),y′∈f([x]R1)且yR2y',由命题3.1有f-1(y′)R1f-1(y)。而f-1(y′)R1x,所以有y∈f([x]R1)矛盾。
下面c(A)表示A拓扑闭包
定理3.3 如果 f是满射,则有f(c(A))=cf(A)。
证明 由拓扑空间的性质易知f(c(A))⊆cf(A)。下面只需证明:cf(A)⊆f(c(A))由定理1.1知开集也是闭集,由于f(A)⊆f(c(A))由定理3.2知f(c(A))是闭集 因此有cf(A)⊆f(c(A))
定理3.4 如果 f是满射,则有f-1(c(B))=c(f-1(B))。
证明:由拓扑空间性质有:f-1(c(B))⊇c(f-1(B))。若x∈f-1(c(B))-c(f-1(B)),则有[f(x)]R2⊆c(B),[f(x)]R2∩B≠ϕ。y∈[f(x)]R2∩B,则f-1(y)∈f-1(B),由于是满射,有xR1f-1(y)。
定理3.5 如果 f是满射,X是粗集,则f(x)也是粗集
证明 :若f(x)是闭的,则f-1f(x)也是闭的,这是矛盾的。若f:U1⇒U2是从U1到U2的映射,R2是U2上的等价关系,可以定义U1上的由R2诱导的关系R1:
(1)R1是自反的。
(2)对x,y∈U1,f(x)R2f(y)。易证R1是在U1上的一个等价关系。说明:同理可以证明如下定理:
定理 3.6 如果f是双射 无论是哪一种诱导f都是连续,开的映射,粗集的象和原像还是粗集。
定理 3.7 如果f 是单射X 是粗集,则f-1(X)也是粗集。
定理3.8 如果f 是单射的,则有cf(A)=f(c(A)),f-1(c(B))=c(f-1(B))
定理3.9 f是连续的
4 结束语
本文定义了知识论域、知识拓扑、等价关系和映射,组建了4 种拓扑空间,分析了它们的联系和性质,从而从理论的的高度解释并深化了Z.PAWLAK所做的粗糙集内蕴拓扑。并在论域、拓扑、知识三者组成的系统中讨论了拓扑算子与近似算子的复合的结果。最后又分析了由一个集合上的等价关系及由这一集合到另一集合的映射来定义另一集合上的等价关系的方法,进一步这个映射的拓扑性质被研究。实质上给出了由一个已知的信息系统来描述另一未知对象的方法。
摘要：定义了知识论域和知识拓扑,组建了4种拓扑空间,并分析了它们之间的联系,为介绍拓扑与映射的联系做了铺垫;讨论了Z.PAWLAK粗糙集模型上映射的拓扑性质,指出了粗糙集模型与一个有限集之间的映射。可以诱导出在此有限集上的等价关系,从而得到了两个粗集拓扑空间的映射。这个映射是连续的,如果是双射则此映射是开的且把粗集映成粗集,粗集的原像还是粗集。本文研究了Z.PAWLAK粗糙集模型上的映射的性质和映射的关系,具有一定的理论价值,从而为使用拓扑学的方法来研究粗糙集的理论成为了可能。
关键词：拓扑,粗糙集,知识论域,知识拓扑,等价关系,映射
参考文献
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经营绩效产权性质与技术创新 篇2
关键词：经营绩效；产权性质；技术创新；实证研究
十一五规划中强调企业进行技术创新对我国经济和社会发展的重要性。产权性质的形式是企业自主创新提高的重要因素，公司的经营绩效是否会对企业的技术创新活动有所影响？已有文献很少涉及对此项的研究。本文拟以深市上市的机械制造业的数据，通过回归分析考察经营业绩、产权性质对技术创新的影响，并提出相应的政策建议。
一、理论背景及假设的提出
（一）经营绩效与技术创新的相关性
Griliches用美国制造企业的数据研究发现：专利数量与公司绩效成正相关关系。Ernst通过对德国工具制造业50家公司的经营业绩与专利申请量的相关性进行分析，研究发现：专利申请量与公司业绩增长呈正相关关系。李文鹣用我国电子信息产业电子的24家上市公司基于面板数据进行回归和数据统计分析，研究结果显示：专利申请量同公司业绩之间的相关性不明显。
根据以上文献分析，技术创新是有很高的风险的，由于企业的资金资源的稀缺性，及融资渠道的畅通与否决定着企业创新投入。企业用于研发的资金来多自企业的经营利润的分配，经营绩效的好坏会直接影响着企业经营利润所得分配到技术创新活动中的多少，所以我们提出假设1：
假设1：企业经营绩效越好，技术创新的成果越突出。
（二）产权性质与技术创新的相关性
产权性质是指一个企业的产权构成情况，是企业控制权分配的基础，在公司治理中起着决定性的作用。企业产权性质的不同，使公司管理层对企业未来的决策采取不同的决策机制，孙维峰运用交易成本理论分析所有权结构与企业决策，研究表明：不同的所有权结构下，企业采取不同的治理机制以抑制管理者的机会主义行为，使其按照股东的利益行事。由于我国企业产权性质的特殊性，国有企业和非国有企业在追求利润最大化的过程中，到底谁更有促进技术创新的动机，愿意通过提高产品的技术含量争取市场的主动权。且尹亚利认为：国有企业与非国有企业享有不同等待遇，融资渠道更宽松，更利于技术创新行为。所以我们提出了假设2：
假设2：国有企业的产权性质与技术创新成果呈正相关关系。
二、数据收集与变量设计
第一，数据来源。选用深市A股机械制造业上市公司为研究对象，共选取2007年1月1日前在上市的公司93家。去除数据缺失的公司5家；最终得到88家公司作为有效的研究样本，相关公司的基本情况来自深市证券交易所网站、巨潮资讯网，财务数据信息来源于国泰安数据公司的CSMAR数据库，专利申请数来自中国国家知识产权局网站手动收集。
第二，模型建立及变量选择。为检验本文假设，我们建立以下回归模型：
INt=β0+β1ROAt-2+β2DOCt-2+β3LOGSIZEt-2+μ模型（1）
INt=β0+β1ROAt-2+β2OWN+β3DOCt-2+β4LOGSIZEt-2+μ模型（2）
模型（1），被解释变量。陈晓红[6]等用企业技术人员投入数，研发技改投入，企业创新转化效率等指标衡量企业技术创新。GuanJ则认为专利授权数量是衡量技术创新的一个很好指标。HansenandHill则以研销比（研发支出与销售额的比值）度量。鉴于现在的上市公司财务披露项目中，技术人员投入数和R&D投入等不作为必须披露信息。为避免数据缺失的情况，本文用专利申请数（包括：发明专利、实用新型和外观设计三种）衡量技术创新（IN）。
模型（2），解释变量。经营绩效的选取，国外的不同学者选取的指标不同，主要有人均销售收入、人均利润率、资产收益率和利润等指标。由于不同规模的企业中研发人员数量的多少不具可衡量性，所以本文不采用人均销售收入或人均利润率来衡量经营绩效。考虑到同属机械制造业，资产收益率较为接近，本文用资产收益率（ROA）描述企业的经营绩效。当年的经营利润不可能当即转化为当年的研发投入，采用滞后两年（本文的滞后是指，用观察期前两年的数据对被解释变量进行研究，下同）的经营绩效作为考察影响技术创新的指标。
三、实证分析
（一）对假设1的回归分析
模型（1）的估计结果与模型检验结果，如表1所示。
在表1中，从ROA的系数看出，各年的资产收益率与专利申请数均呈正相关关系，但没有通过显著性检验，所以本文提出的“假设1：企业经营绩效越好，技术创新的成果越突出。”不成立。这与经验判断的结果不符合，可能是企业对技术创新的投入更依靠其他因素的投入，而不是视其经营状况的好坏做出决策。实证分析表明：我国机械制造业上市公司的经营绩效与技术创新之间不存在显著的相关关系。
（二）对假设2的回归分析
模型（2）的估计结果与模型检验结果，如表2所示。
从表2可以看出，国有控股公司的资产收益率与技术创新连续三年都呈负相关关系，非国有控股公司则相反，且它们都没有通过显著性检验。所以，本文提出的“假設2国有企业的产权性质与技术创新成果呈正相关关系”不成立。虽然其显著性关系不明显，但我们从国有控股公司和非国有控股公司的经营绩效与技术创新的相关系数来看，非国有控股公司更倾向于在经营绩效状况好的情况下提高其技术创新活动。从回归结果来看，我国机械制造业的上市公司，不同产权性质的公司，其经营绩效与技术创新之间也不存在显著的相关关系。
四、结论与不足
本文以中国深市机械制造业上市公司为对象，以2007-2009年为研究期，考察公司经营绩效及产权性质对技术创新的相关关系。首先，建立经营绩效对技术创新的回归模型，结果发现，我国机械制造业的经营绩效对技术创新不存在显著的相关性关系，这与李文鹣的分析结果相同。国有控股企业的经营绩效与技术创新呈负相关关系，而非国有控股企业的情况与整体样本的回归结果相同，其经营绩效的增加会提高技术创新，但它们没有通过显著性检验，我们认为企业的产权性质与技术创新之间同样也不存在显著的相关性关系。
本文研究考虑的影响因素有限，只是局限在机械制造业企业，并没有对整个上市公司的情况进行考量。另外，经营绩效等解释变量对技术创新影响的滞后期，在学术界还没有学者进行专门的研究，本文运用两年的滞后期的合理性有待进一步的研究。
参考文献：
1、Griliches.Z. MarketValue, R&D and Patents[J].EconomicsLetters,1981(7).
2、Erent,H.Patent application and subsequent changes of performance:evidence frome time-series cross-section analyses on the firm level[J].
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4、孙维峰.所有权结构、企业绩效与公司治理机制[J].重庆科技学院学报(社会科学版),2008(6).
5、尹亚利.民营企业;融资渠道;信用制度[J].商场现代化,2007(8).
6、陈晓红,彭子晟,韩文强.中小企业技术创新与成长性的关系研究——基于我国沪深中小上市公司的实证分析[J].科学学研究,2008(5).
7、Guan J, LIU S. Comparing Regional Innovative Capacities of PR China-Based on Data Analysis of the National Patents[J].
8、Hansen,G.S.and Hill,C.W.L.Are Institutional Investors Myopic?A Time-series Study of Four Technology-Driven Industries[J].Strategic Management Journal,1991(12).
＊本文为国家自然科学基金项目阶段性研究成果，项目编号：70862005。
知识产权性质 篇3
1.1产业构成
所谓知识产权服务业就是以知识产权为对象的服务业细分的一个门类。具体而言,统计代码行业分类和代码7450的知识产权服务包括:对专利、商标、版权、著作权、软件、集成电路布图设计等的代理、转让、登记、鉴定、评估、认证、咨询、检索等活动。国民经济行业统计分类为避免重复,将知识产权的法律服务、一般技术交易服务等未纳入知识产权服务业统计。
为反映知识产权服务业的全貌,国家和地方知识产权局一般将知识产权服务业的范围分为五类:即知识产权信息服务、知识产权运用转化服务、知识产权代理与法律服务、知识产权咨询服务、知识产权培训服务。按照国家知识产权局等九部门联合制定的《关于加快培育和发展知识产权服务业的指导意见》,知识产权服务业主要是指提供专利、商标、版权、商业秘密、植物新品种、特定领域知识产权等各类知识产权“获权—用权—维权”相关服务及衍生服务,促进智力成果权利化、商用化、产业化的新型服务业,是现代服务业的重要内 容,是高技术 服务业发 展的重点 领域[1]。基于此,结合知识产权服务业的发展进程,需要进一步深化对知识产权服务业性质、发展阶段、作用等基本问题的认识。
1.2产业特性
只有充分认识一个行业的本质,政府引导行业更好发展的政策导向才更有针对性。知识产权服务业具有以下特性:
一是高技术性。2010年5月,国家发改委《关于当前推进高技术服务业发展有关工作的通知》将知识产权服务与信息技术服务、生物技术服务、数字内容服务、研发设计服务和科技成果转化服务等并列为重点培育的高技术服务行业的政府文件,以后在《国务院关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》、《国家“十二五”现代服务业发展规划》等文件也沿用下来。所以,知识产权的高技术服务特性是得到广泛认可的。
二是高智力性。知识产权服务行业对从业人员的智力水平、知识能力、知识结构要求甚高,应当是较为典型的知识密集型服务行业。一般而言,知识产权服务需要懂技术、法律等多方面知识的复合人才,需要掌握大型数据库查询方法、专业信息分析工具运用等专业技能,对人才的专业化水平和理解能力要求相当高。
三是高增值性。知识产权服务几乎覆盖了从成果产生到产业化整个创新链的全过程,不论对于企业提升知识产权管理水平而言,还是对于提高整个社会的知识产权发展能力而言,知识产权服务业可以带来多方面的效益。换言之,知识产权服务业的发展壮大,不仅随着产业自身的成长和规模扩大带来产业发展效益,而且随着全社会知识产权服务水平的提高,将对企业的创新发展、知识产权运用等方面带来增值效益,对国家经济转型升级、创新能力的提高带来巨大的外部收益,所以,知识产权服务业是一个具有多益性功能的新兴服务业。
1.3发展阶段
总体看,我国知识产权服务大致还处于产业发育阶段,在产业生命周期上处于产业导入后期或成长期前期。所以,产业发展需要扶持鼓励,不宜进行过多规范与监管。
一是知识产权功能性服务向知识产权服务产业转变仍在进行中。有知识产权就会有相应的服务功能的产生,但要称之为产业一般需要具备一定的产业规模和产业形态。在2008年颁布的国家知识产权战略纲要中,导向是发展知识产权公共服务和中介服务,并未明确提出知识产权服务业概念,那时作为一个行业,其产业规模还微不足道。只是到2010年,国家发改委尝试引入知识产权服务业概念,2011年实施的《国家知识产权事业发展“十二五”规划》才在主管部门的正式文件中提出了大力培育知识产权服务业的要求,在《全国专利事业发展战 略 (2011—2020年)》中提出了大力促进专利服务产业的发展的任务与目标。从地方看,目前可能只有北京、上海、广东、江苏、浙江等少数省市的知识产权服务业初步形成了一定的产业规模或产业聚集,大多数地区的知识产权服务业作为一个独立行业,还没有成型,规模尚不大,对知识产权发展与创新的影响较小。
二是知识产权各类服务发展还不平衡,高水平的服务机构还不多。五大类服务行业中,知识产权信息服务和培训服务是基础,一般性检索、查询、公共与商业培训等服务得到广泛认可,发展较快,分析、预警、评议、导航等高技术含量的信息服务,尚未得到大范围的扩展;知识产权运用转化服务是知识产权实现其资产价值的关键,目前除了一些公共运用转化平台和服务机构,类似高智发明的专业化知识产权运营企业、知识产权投融资运用企业等才刚刚起步;知识产权代理与法律服务可能是五个行业中发展最快速的领域;而知识产权战略、政策、管理咨询等高端咨询服务受人才、政府采购的力度影响,仍处于发育阶段。
三是新兴知识产权服务业态刚刚开始发育。特别是,由于智能技术、移动互联网技术发展与应用带来的民间知识产权网络检索平台、信息服务平台、移动知识产权应用服务等新业态近两年处于方兴未艾之势,大多还未形成持续赢利的商业模式,因此更要予以鼓励,帮助解决发展中的创业问题、人才问题、融资问题等。
1.4产业功能
当前,知识产权服务业发展处于一个关键阶段。鉴于知识产权服务业的高技术性、高智力性,尤其具有高增值性的特性,知识产权服务业发展水平的高低,绝不仅仅关系到知识产权服务业本身的产业价值,更重要的是关系到创新型国家目标的实现,特别是直接关系到知识产权大国向知识产权强国的转变能否顺利实现。显而易见,知识产权服务业规模大小、知识产权服务能力高低,在一定程度上,直接影响知识产权创造的效率、创造水平;直接影响知识产权运用范围和运用效果;直接影响知识产权转化、产业化规模和效果;直接关系到全社会知识产权保护的改善程度;直接关系到知识产权管理高度,尤其是对作为创新和知识产权主体的企业的知识产权创造、布局、保护、运用、管理水平的提升有着重要影响。
总之,进一步提升对知识产权服务业发展重要性的认识是必要的。大力发展知识产权服务业恰逢其时,相信知识产权服务业强壮之时,也必然是知识产权强国建成之日。
2当前知识产权服务业发展面临的机遇
近年来,随着国家知识产权战略纲要的逐步落实,我国知识产权事业快速发展,知识产权创造、运用、保护、管理、服务等各方面都取得了长足进步,特别是百万人发明专利拥有量已经提前完成了“十二五”规划目标。当前,在着力转变发展方式、实施国家创新驱动发展战略的大背景下,知识产权服务业面临良好内外部发展机遇。
2.1经济转型升级为知识产权服务业带来持久的外部推力
我国经济转型无疑面临着长期艰巨的产业结构调整升级任务,无论是传统产业的升级改造,还是新兴产业的培育壮大,都离不开知识产权的全面支撑。尤其在知识经济为基础的经济全球化发展的国际环境下,知识成为生产力的主要要素之一,成为竞争能力的决定因素。发展以知识为基础的新经济,预示着知识密集产业必将进入快速发展阶段,过去重硬件而轻软件的时代将成为历史,知识产权服务也必将迎来一个崭新的发展阶段。
2.2实现创新型国家战略目标为知识产权服务业带来更大的内在动力
创新不仅包括科技创新,也包括文化创新、管理创新、制度创新和商业模式创新等。要真正实施创新驱动发展战略,实现全民参与的创新型国家发展目标,就需要大力发展原创新兴产业,大力推进文化创新繁荣和文化创意产业,需要全社会参与各类知识产权的创造,需要更好地保护知识产权,激发各类创新主体的创新创业创意活力。可见,知识产权发展的整体量能的提升,必将带来知识产权服务业的同步提升。
2.3建设知识产权强国为知识产权服务业带来直接推力
国家知识产权战略实施部际联席会议对20142020年的知识产权战略实施工作作出了全面部署,明确提出要认真谋划好建设知识产权强国的路径。国家知识产权局局长申长雨在第三届北京市发明专利奖颁奖大会指出,我们正在积极谋划和推动知识产权强国建设,建设知识产权强国,离不开强省、强市的有力支撑。可见,国家知识产权局已经将建设知识产权强国提上日程,预示着更加重视创造质量、更加重视运用转化、更加重视保护的发展导向,将促进知识产权新一轮繁荣。同时,也可以预期每一项知识产权强国战略措施的推出,都将带来新的服务要求,并直接推动知识产权服务业的新发展。
2.4提升各类创新主体与创新载体的能力为知识产权服务业带来全方位的需求拉动
市场需求拉力的大小,直接影响知识产权服务业发展快慢,根本上决定知识产权服务产业规模的大小。在当前发展阶段,知识产权服务业仍属幼稚型产业,需要政府继续培育服务市场。同时,也应乐观地看到,一方面,随着改革的进一步深化,市场决定性作用的发挥,新一轮高科技创业大潮的喷涌,企业、高校、科研院所、个人发明者等各类创新主体对知识产权创造、运用、保护、管理等方面的社会化服务需求也必将显著扩大;另一方面,各类科技园区、文化创意园区、经济技术开发区、自由贸易区、保税区等创新与发展载体也需要知识产权的导航,需要提升知识产权整体运营与管理能力,对知识产权专业化规划等服务带来需求的较大增长也是可以预见的。
2.5越来越多企业到海外发展给知识产权服务业带来新市场的需求拉动
据2013年5月普华永道发布的《全球并购市场新动向:新兴市场投资者的崛起》报告[2],我国企业海外并购总投资金额从2008年的103亿美元发展到2012年的652亿美元,5年间增加5倍多,进入2013年,海外并购势头更为强劲,一季度企业海外并购共完成18起,其中披露金额的13起案例涉及交易金额就达166.5亿美元,创下单季度海外并购总额的最高纪录。同时,平均单宗并购交易规模不断增大,2008年平均单宗并购交易仅为0.82亿美元,而到2012年就达到3.41亿美元。随着企业走出去发展数量与规模的扩大,企业聘请服务机构对并购对象的知识产权尽职调查、海外维权、对海外目标市场的知识产权战略布局等服务,也将随之显著扩大。
2.6新技术的发展与应用为知识产权服务业提供新的手段,促进新业态产生
无线互联网技术、智能技术、知识工作自动化技术等新技术的成熟与应用,将为知识产权服务行业提供更高效的服务手段,衍生更多新的服务模式,产生新的服务业态,知识产权服务业本身的进步将更为迅速。在服务手段方面,为企业提供专业性知识产权数据库的开发与维护将更高效、更快捷;拥有更加智能化、更加强大分析工具的检索分析平台将在竞争中为用户提供更好的信息服务。在服务业态方面,预计一批依托于实力强的大型实体企业、知名高校、大院大所,通过分设独立知识产权服务企业的模式或许会涌现出一批高端知识产权服务黑马;在移动社交化不断深化的技术背景下,一批找到垂直服务机会与商业模式的知识产权自媒体、网站等服务组织或平台,可能会为知识产权服务行业带来更多惊喜。
3促进知识产权服务业发展的政策导向与建议
从2010年5月国家发改委尝试引入知识产权服务业概念开始,国务院和有关部门先后发布了一系列促进知识产权服务业发展的文件,主要有:2010年10月发布《国务院关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》,提出发挥知识密集型服务业支撑作用,大力发展研发服务、信息服务、创业服务、技术交易、知识产权和科技成果转化等高技术服务业;2011年4月,《国务院关于加快发展高技术服务业的指导意见》,将知识产权服务列为八大重点高技术服务业领域之一;2011年实施的《国家知识产权事业发展“十二五”规划》提出了大力培育知识产权服务业的任务;2012年6月,国家知识产权局出台了《国家知识产权服务业集聚发展试验区工作实施办法(试行)》,提出“引导知识产权服务集中、集约、集聚发展”的原则,规划了集聚发展试验区的方向、路径和目标。2012年11月国家知识产权局等9部门共同制定颁布了《加快培育和发展知识产权服务业的指导意见》,强调了发展知识产权服务的重要性和紧迫性,明确了重点发展知识产权代理服务、法律服务、信息服务、商用化服务、咨询服务、培训服务六个细分行业。
这些文件的发布说明,国务院和国家有关部门在短时间内颁布了一大批指导性文件,体现了发展知识产权服务业得到极大重视,具备了加快发展的良好宏观环境,各省市也积极落实,并结合当地实际制定了操作性更强的法规或政策措施。
结合新的形势下,提出未来几年政府促进知识产权服务业发展的相关政策导向与建议。
3.1充分发挥市场机制的决定性作用
知识产权服务业根本上是竞争性的产业发展领域,总体上要尊重市场主体即服务企业自身创造活力,政府重在营造公开、公平、公正的市场竞争环境,这是制订各种政策措施应当优先考虑的原则。事实上,当我们将知识产权服务业定位为需要政府扶持的领域时,或者当我们觉得市场发育初期鱼目混杂需要规范时,政府很难不去干预市场主体的行为。其实,一般情形下市场竞争机制本身是能够自我调节、自我选择的,劣币驱除良币毕竟不是市场竞争的常态。
3.2着力培育和引导市场需求
现阶段,我国大多数地区知识产权服务业仍处在导入期或成长前期,各类主体的需求可能处于潜在状态需要挖掘,或者由于服务供给能力不足导致现实的需求也会受到抑制。当前,在公平和透明的条件下,可以考虑以下培育服务市场的政策措施:
一是通过政府的服务采购,培育市场需求。可以借鉴一些欧洲国家创新券的做法,也可以完善部分省市采取的对企业聘请服务机构开展知识产权战略给予部分补贴的做法。这样做可以起到既帮助中小企业运用知识产权战略价值、信息价值和资产价值,在实践中体会知识产权的作用,也可以给更多服务机构带来市场机会。
二是通过制订知识产权管理标准和指引,在引导企业、高校、院所知识产权升级发展中扩大市场需求。例如,深圳作为市场机制发育较好的地区,政府通过编制发布规范、指引、标准等来引导帮助企业,同时扩大企业对知识产权服务的需求[3]。2013年深圳市市场监督管理局(知识产权局)制订颁布了《深圳市企业知识产权贯标与服务工作指引》,指导企业建立科学、系统、规范的知识产权管理体系;制订颁布了《企业专利运营指南》,对企业如何制定实施专利运营战略与规划等提出指导性要求,这些措施显然有利于扩大企业对知识产权服务的需求。
三是通过建立知识产权运用有关的科学决策制度,培育服务市场。例如,国家知识产权局在全国推动建立并完善重大经济科技项目知识产权审议制度、产业知识产权预警制度、产业与区域知识产权导航制度等。这些制度如能有效实施,在一定程度上为知识产权服务企业提供了服务机会,同时也促进知识产权在科技创新、产业发展、区域发展、重大项目的科学决策与高效管理发挥作用。
3.3制定实施普惠性的知识产权服务业的税收扶持政策
国家应当深刻认识到知识产权服务业的高技术性、高智力性、高增值性等特性,给予适当的税收扶持。在现有的政策框架下,笔者提出两点建议:
一是由于知识产权服务业作为高技术服务业的性质已经得到广泛认可,建议将知识产权服务企业纳入国家高新技术企业,或者知识密集型服务行业认定范围,享受所得税15%税率优惠。当然,这需要结合知识产权服务的行业性质制定认定标准。
高中数学棱锥的性质知识点总结 篇4
如果棱锥被平行于底面的平面所截，那么所得的截面与底面相似，截面面积与底面面积的比等于顶点至截面距离与棱锥高的平方比。
棱锥的概念：
棱锥的底面: 棱锥中的多边形叫做棱锥的底面。如下图中的面ABCD就是棱锥的底面。
棱锥的侧面: 棱锥中除底面以外的各个面都叫做棱锥的侧面。如图中的面PAB、面PCD等都是棱锥的侧面。
棱锥的侧棱: 相邻侧面的公共边叫做棱锥的侧棱。如图中PA、PB等都是棱锥的侧棱。
棱锥的顶点; 棱锥中各个侧面的公共顶点叫做棱锥的顶点。如图中P是各个侧面的公共顶点，P是棱锥的顶点。
棱锥的高: 棱锥的顶点到底面的距离叫做棱锥的高。如图中，若PO⊥底面ABCD，垂足是O，那么PO就是棱锥的高。
知识产权性质 篇5
摘要：文章选取2009年～2014年上市公司数据，探索管理层权力与薪酬结构之间关系，研究表明，在不同的产权性质下，管理层权力的作用效果存在差异。管理层权力与管理层薪酬正相关，管理层权力增强有助于管理者获取更多的薪酬；在国有产权性质公司管理者受到薪酬管制下，期望通过增加隐性薪酬补偿在显性薪酬中的不足，国有公司的薪酬差距小于非国有公司。公司大股东对公司管理者薪酬有限制作用，管理层权力受到大股东的制约，从而影响管理者薪酬的增长。文章对我国公司高管薪酬设计和有效激励管理者行为有重要意义。
关键词：产权性质；国有公司；高管薪酬；管理层权力；隐性薪酬
一、 引言
管理权力理论认为，公司股东的所有权和公司管理权分离后，管理者是公司代理人，依据合约由公司委托人管理和控制公司资源，实现股东和其他利益相关者的契约目标。在承担责任的同时拥有公司委托人赋予的权力，实际获得的管理控制权是股东之后的剩余控制权，控制权在经营决策中变成了管理者的自由裁量权。权力是在组织中成员的行动领域中建构，“不仅必须保证所有的参与者都从中有所收获，与此同时，还必须允许一个或几个参与者的收获比其他人更多”（Friedberg，2005）。因此，高层管理者作为组织中拥有较多权力的人，还拥有公司剩余控制权，以及扩展的自由裁量权，能在控制和交换其他成员的行为中获得更多私人利益。本文主要重点分析不同产权性质公司的高管权力对其薪酬设计和实施的影响和效应。
二、 理论分析与假设提出
管理层权力对高层管理者的薪酬制度设计产生重大影响，或者能扭曲薪酬设计安排，使得薪酬契约不再是最优，以公司股东和其他利益相关者损失的代价增加管理层的利益。西方学者研究表明，公司高层管理者薪酬不仅是解决委托代理问题的工具，而且是委托代理的组成部分，不合理的薪酬制度反而便于管理层的寻租，不能提供有效的激励作用和效果（Lopez-de-Silanes & Shleifer，1994）。可能使得有信息优势的管理层能获得隐藏信息的可能，在相同的努力程度和增长水平下可以获得更多个人利益。
公司董事会董事选择通常由股东代表构成，公司董事一般只有名义上股东权益，（Jensen & Murphy，1988）。公司总经理或者CEO在公司董事会权力和影响力越大，高层管理者在薪酬制定和設计的影响力越强。当公司高层管理者在制定公司董事的薪酬和福利方面有建议和决定权力，也会弱化董事成员对公司高层管理者的监督和约束性效力。外部市场力量不足或者不完善下，管理者受到威胁很小，可能使得公司薪酬契约偏离最优契约，薪酬激励效果不佳，达不到预期的目标（Bebchuk & Fried，2002/2006）。公司高层管理者会利用权力和资源为自身利益最大化而行动。则提出如下假设：
H1：其他条件不变情况下，公司管理层权力与高管薪酬（隐性薪酬）成正向关系。
管理者权力构成包括管理者的经营能力、管理者专业水平、管理者拥有股权的大小和管理者的社会声誉和关系网络等形成综合能力。20世纪30年代美国经济学家（Berle & Mean，1932）研究了管理层和公司董事在企业管理中拥有的经营控制权力，管理者拥有一般不易受到监控的自由裁量权。管理层权力是管理者在企业经营活动中对董事或者股东大会制定决策和施行决策中的影响力（Finkelstein，1992），管理层权力是影响企业战略决策的重要因素。
在非国有控股的公司中，民营企业的股权结构差异，管理者拥有的管理者权力大小不同，公司单一大股东拥有实际控制权，大股东可能会亲自兼任公司高层管理者，管理者兼有股东双重性质，管理者的权力超越了公司董事会，能够按照管理者的行为和大股东利益行事，可能会存在利益输送和掏空行为，以其他股东和外部债权人的利益损失为代价，最终成为管理层权力的受益者。在股权分散和中小股东众多的公司中，单一股东不能控制和管理企业，管理者在决策中可能存在寻租和获取私人利益的动机，如在薪酬设计提议和董事会薪酬制定中施加有利于管理者的条件。
在国有控制公司中，终极控制人是国家，实际代理人为各级国有资产和控股公司，最优薪酬契约的主要创导者Murphy（2013）对过去10年来对管理层薪酬研究的最优薪酬契约和管理层权力理论的总结中表明，管理层薪酬变化受到外部政策因素，政治气候和政府干预的结果。国有公司的国家股东和民众认为国企高层管理者薪酬高企，高层薪酬差距越大，公众愤怒成本越大，可能影，高层管理者薪酬增长，国有公司薪酬不能对经理有效激励（辛清泉，2007）。则提出下面假设：
H2：其他条件不变情景下，国有产权性质对管理层权力获取薪酬有限制性影响，减缓了国有公司高管薪酬水平提升；
H3：其他条件不变的情景下，国有控股公司管理层权力对隐性薪酬的获取动机强于非国有公司。
三、 研究设计
1. 样本来源与数据选择。本研究样本主要选取我国沪深上市A股公司，公司样本数据年度从2009年～2014年，包括样本的财务数据和相关资料。这些样本根据实证研究的要求做专门筛选：（1）选择非金融类公司；（2）剔除了样本中±1%极端值；（3）除去上市不足一年的公司样本。从国泰安数据库（CSMAR）、锐思数据库（RESSET）获取所需的研究数据，用统计分析软件STATA14版本做全面分析。
2. 变量含义与选择。
（1）被解释变量。
①高管显性薪酬（LnManpay）。用上市公司高层管理者薪酬的值取对数作为衡量指标，管理层薪酬取值为该公司高管人员中前3位的薪酬总额均值计算。
②高管隐性薪酬（LnManperk）。高层管理者的隐性薪酬是指为特定管理者发生的非货币性薪酬，并未在薪酬契约中明示给予管理者，但管理者在管理活动相关消费和开支。
③高管薪酬与员工薪酬差距（Mangap），采用公司高层管理者前三位薪酬的均值与公司员工当期均值的比率计量，反映公司管理者与公司员工收入水平差距程度和量级。
（2）解释变量。
①管理層权力（Mpower）。本研究结合国内外对管理层权力计量变迁和修正，从四个分量计量权力构成（POWERi），并同时用综合积分变量代表管理层权力综合效用变量（Mpower）。（A）管理层结构权力（POWER1）：同时兼任董事长和总经理的高层管理者拥有更大的决定权力。董事长兼任总经理取值为1，其他为0；（B）专家权力（POWER2），当高管具有较高的学历和较强的技术专业能力时，在公司管理决策中的影响控制能力越强。当高管具有高级专业职称或者较高学历则变量取1，否则为0；（C）所有权权力：高管持股（POWER3）：即高层管理者持有本公司上市股份，总经理持股时，设计指标为1，否则为0；（D）声誉权力，高管社会兼职（POWER4），总经理在其他公司管理层职务时则指标取1，否则取0。
综合管理层权力指标（MPOWER）根据上述四个方面的高层管理者权力指标分量综合计量出对管理行为和决策有影响的指标。
②产权性质（State）：公司产权性质和实际控制人不同，对管理层的薪酬制定的公平谈判程度存在差异，控股股东为国家或者国有控股公司取值为1，否则为0。
（3）控制变量。控制变量的选取，根据本章研究需要来选择，主要包括：公司规模（SIZE），选用公司资产取对数来计量；公司股权结构中第一大股东持股比例（N1S），公司营业收入增长水平（SGR），反映公司成才性水平，内部现金持有量（CASH）；资产负债率水平（LEV），公司上市年份（AGE），公司管理绩效（ROA），本文选择资产收益率来衡量公司管理业绩和管理能力的经济后果；市场绩效指标（托宾Q值）。
3. 模型设计。根据管理层权力理论和计量原则，借鉴其他学者关于管理层权力测度、薪酬影响机理相关模型，设计管理层权力与公司高层管理者薪酬之间关系模型。
公式中Mpay指高管薪酬，包括显性薪酬、隐性薪酬及薪酬差距。
四、 实证结果分析
1. 管理层权力与公司高管薪酬。依据模型（1），表1分别列示了全样本中管理层权力对高管显性薪酬、隐性薪酬、管理层中前三位高层管理者与员工的薪酬差距之间的回归结果。总体来看，管理层权力与高管显性薪酬及隐性薪酬表现均为正相关表现十分显著，在1%水平上表现显著，较好地验证了假设1。管理层薪酬与公司第一大股东之间呈现负向关系，但显著性水平较高，一定程度上受制与大股东的监督和控制。管理层权力增大，对薪酬的制定机制影响力的增大确实提高了高管的显性薪酬水平。产权结构下分析，管理层显性薪酬与公司国有产权性质显著的负向关系，说明国有公司的高层管理者对显性货币薪酬的获取存在管制和“天花板”现象，管理层不能无限增加货币显性薪酬。
2. 产权性质、管理层权力与高管薪酬。根据模型（2）进一步分析产权性质与薪酬结构的关系，在加入管理层权力与产权性质交乘项的变量后继续对管理层薪酬作回归分析，结果显示，在产权性质的影响下，管理层权力与高层显性薪酬、隐性薪酬及高管层整体薪酬、高管层与员工薪酬差距间均表现为正向关系，在1%水平上具有统计显著性。加入交乘项（Mpower*State）后，发现薪酬指标与交乘项为负向关系，并且在1%水平上具有统计显著性，表明在国有控股公司中，公司的终极控制人（政府）对公司高管薪酬水平增长有限制作用，较好验证了假设H2。该结果证明了在国有公司与非国有公司薪酬存在差异，由于政府对上市公司高层管理者实施了薪酬管制，国有公司高管薪酬在不同时期均未实行市场化机制，实际薪酬管制导致高管层的显性薪酬水平低于相同条件下非国有公司管理层薪酬。依据第（2）列中高管隐性薪酬与国有产权性质正相关，验证了假设H3。
五、 研究的结论和建议
1. 研究的结论。研究表明：（1）公司高管薪酬与管理层权力正相关，无论是在国有和非国有公司中，管理层权力增强有助于管理者获得更高薪酬，包括显性薪酬，隐性薪酬，以及增加了管理层和公司员工之间的薪酬差距；（2）由于国企"限薪"制度和相关硬性及软性的薪酬控制条款存在，驱使下管理者有获取隐性薪酬的动机，通过管理层权力的扩大和使用，如管理者通过在职消费，公司公务性支出和额外的隐性补贴增加私人利益（3）在国有产权结构下，管理层与员工工资差距表现负相关，薪酬管制下减少了管理层和普通员工之间的薪酬差距水平，符合相对公平和和谐社会发展原则。
2. 研究建议。根据研究的结论与我国现行薪酬现状提出相关建议：
（1）健全内部监督控制制度，政府薪酬管制下，管理层可能通过隐性薪酬增加，即通过增加在职消费获得补偿，损害公司股东利益。因此，公司应强化内部监督和内部审计功能，减少管理层过度的在职消费和其他侵占公司利益行为。
（2）合理设计薪酬方案，才能有效激励管理层努力和创新动力，结合市场机制和绩效评价体系，通过显性薪酬的激励增加管理薪酬，抑制通过隐性方式获得动机和行为。
（3）强化外部市场监督机制，引入市场机制选聘管理者，国有公司应增加外部市场对管理层的约束和监督，国有产权公司适当引入外部战略和机构投资者给予强化监督和接管机制。
参考文献：
[1] Bebchuk， L.A.，J.Fried and D.Walker， Executive Managerial Power and Rent Extraction in the Design of Executive Compensation[J].University of Chicago Law Review 69，2003.
[2] Finkelstein， S.， Power in top management teams： dimensions， measurement， and validation[J].Academy of Management Journal，1992，35（3）：505-38.
[3] Murphy， K.J.Stock based pay in new economy firms[J].Journal of Accounting and Economics，2003，（34）：129-147.
[4] 辛清泉，林斌，彦超.政府控制、经理薪酬与资本投资[J].经济研究，2007，（8）：110-122.
[5]陈冬华，陈信元，万华林.国有企业中的薪酬管制与在职消费[J].经济研究，2005，（2）：92-101.
[6]陈震，丁忠明.基于管理层权力理论的垄断企业高管薪酬研究[J].中国工业经济，2011，（9）：119-129.
作者简介：叶陈刚（1964-），男，汉族，湖北省蕲春县人，对外经济贸易大学国际商学院会计学教授、博士生导师，研究方向为审计理论、公司治理；徐伟（1974-），男，汉族，湖北省鄂州市人，对外经济贸易大学国际商学院博士生，研究方向为资本市场与公司治理。
知识产权性质 篇6
关键词：高管隐性腐败,制度环境,产权性质
一、引言
随着我国政治经济的飞速发展,腐败已成为影响我国社会经济稳定发展的重大隐患, 中纪委进行的一系列反腐行动所暴露出的问题引起了社会的广泛关注。近几年华润集团、中石油集团等企业高管腐败事件曝光, 使得高管腐败越来越受到企业和学术界的关注。
高管腐败作为国内外学者研究的热点话题,早期主要集中于腐败的经济后果的探究(Huang和Snell,2003;Oler和Olson,2009)。 近年来许多基于寻租理论、管理者权力理论、委托代理理论、信息不对称理论等的研究则注重挖掘腐败产生的原因(陈信元等,2009;徐细雄和刘星,2013;杨德明等,2014;胡明霞,2015)。为了更清晰地反映高管腐败问题,徐细雄(2012)将其分为显性腐败和隐性腐败。其中显性腐败是指企业高管以贪污受贿、内部交易、职务之便等形式做出的违背相关法律法规以获取私利的行为;而隐性腐败则指企业高管通过隐蔽途径实现的非常规利益攫取,常见手段包括在职消费、 超额薪酬、商业帝国构建等。目前学术界主要集中探讨高管显性腐败发生的原因及经济后果,鲜有文献针对高管隐性腐败的产生进行深入探究。本文试探究高管隐性腐败与制度环境以及产权性质之间的关系,为公司解决内部控制问题提供理论参考。
二、研究设计
(一)数据来源。本文以我国沪深股票市场2010—2014 年的主板上市公司为初始样本, 在此基础上,(1) 剔除被ST和*ST的公司;(2)剔除财务、公司治理不齐全的公司;(3) 剔除金融类上市公司。经过样本的筛选和面板数据的平衡处理后,最终获得871 家上市公司连续三年的平衡面板数据, 数据源自CCER数据库以及Wind数据库。
(二)如何量化隐性腐败。 对腐败的研究, 学者大多采用手工收集公开披露的我国上市公司高管腐败数据设置二元哑变量(陈信元,2009;徐细雄和谭瑾,2013 等)。 而隐性腐败的衡量主要使用在职消费作为代理变量(杨德明、赵璨,2014)。高管收入主要由薪酬、 股权激励、 在职消费等几部分组成, 薪酬和股权激励属于正常所得报酬,而除去高管宴请、交通、通讯等正常在职消费以外的异常(超额)部分可以理解为隐性腐败。 本文测算了2012—2014 年主板上市公司异常在职消费作为高管隐性腐败的估计值。
1.在职消费。 对奢靡在职消费的衡量,借鉴权小锋等(2010)的衡量方法,本文采用模型(1)估计异常在职消费:
其中,Perks表示管理费用中扣除董事、高管及监事会成员薪酬、计提的坏账准备以及当年的无形资产摊销等明显不属于在职消费项目后的金额;Asseti,t -1表示上一年度资产总额;ΔSalei,t代表本期营业收入变动额;PPEi,t-1为上期固定资产净额;Inventoryi,t-1为上期存货总额;Ln Employeei,t为企业雇佣员工总数的自然对数。 回归后的残差 ε1是指无法为正常的经济变量所解释的那部分在职消费在上期资产总额中所占的比重, 即在职消费替代变量,用Over Perks表示。
2.超额薪酬。 管理者薪酬主要包括货币薪酬和股权激励薪酬两部分,由于目前我国上市公司存在着高管持股比例偏低甚至零持股的现象, 且现有数据区分管理者持股类型相对困难, 因此本文主要考察管理者的货币薪酬,选用公司年报中披露的“金额最高的前三名高管薪酬总额” 作为高管薪酬的替代变量。 借鉴Jensen和Murphy(1990)、辛清泉等(2007)、陆智强等(2012)、张亮亮和黄国良(2013)的研究, 本文使用高管实际薪酬剔除正常薪酬之后的异常值(残差项)作为高管超额薪酬衡量指标。具体模型为:
其中Ln(Payi,t)为 “金额最高的前三名高管薪酬总额”的自然对数,Sales代表营业收入的自然对数;ROA、Ret和IA分别表示公司盈利能力、股票收益率和无形资产比率;Control为上市公司最终控制人类型, 国有上市公司为1,非国有为0;设置地域差异变量Region,同时设置年度虚拟变量,并参照CSRC行业分类设置行业虚拟变量。 模型回归结果的残差值即为超额薪酬,用Ex Com表示作为超额薪酬的代理变量。
3 . 过度投资。 参考Richardson(2006)、 辛清泉(2007)、詹雷(2013)等人的研究方法衡量过度投资。 企业存在最优投资规模,且受到公司规模、投资机会、现金持有量、财务状况等因素影响, 企业投资超过最优投资额的部分即为过度投资。本文使用模型(3)中企业新增投资除去正常投资额之后无法解释的异常值(残差)作为该企业的过度投资量。
其中Invest代表i公司第t年新增固定资产、在建工程、工程物资、长期投资和无形资产投资额。 Q代表公司成长性(托宾Q值);LEV为资产负债率;Cash代表货币资金, 即年度货币资金与总资产的比值;Size为公司年度总资产的自然对数;EPS即市盈率;Age为IPO年度到上年末为止的年数;行业和年度虚拟变量与模型(2)变量设置相同。 模型(3)回归残差值ε3i,t为样本公司i在t年的超常投资额,本文用OVERInv表示。
4.隐性腐败量化。 对于隐性腐败模型权重的确定, 为了消除主观因素的影响,本文通过在职消费、超额薪酬和过度投资三个指标的原始数据标准化处理,对指标打分,利用各指标的客观权重, 建立基于熵值法的隐性腐败估计模型, 通过各年隐性腐败得分的多少判断该公司的腐败程度。
由于异常在职消费(Over Perks)、超额薪酬(Ex Com) 和过度投资(OVERInv) 三个指标均为负向指标,且根据朱喜安等(2015)的研究,极值熵值法优于原熵值处理方法。 故本文采用极值法, 对原始数据进行无量纲化处理。 为了避免在熵值求权数时取对数无意义,借鉴马文明(2007)的数据进行了平移处理。 熵值法计算具体步骤由于篇幅限制不再赘述, 最终得到我国上市公司2012—2014 年隐性腐败衡量指标值Im Corr'。 由于在熵值计算过程中对指标进行正向化处理,故所得隐性腐败衡量指标为正向指标, 即指标值越大高管隐性腐败程度越低。为了使指标值符合正常逻辑,对指标值进行负向化处理。 即:
Im Corr即为高管隐性腐败衡量指标。Im Corr值越大,该企业高管隐性腐败程度越严重。
(三)检验模型。 为了检验企业高管隐性腐败与制度环境之间的关系,本文构建了线性回归模型(4):
为了检验不同产权性质的企业其高管隐性腐败与市场化进程的关系差异,本文在模型(4)的基础上加入交叉项Control×Index, 考察该交叉项系数是否显著。 另外根据产权性质将样本划分为国企组和非国企组, 以进一步检验结果的稳定性。
本文选取樊纲等《中国各地区市场化相对进程报告》中各地区的市场化相对进程得分作为衡量该地区制度环境的代理指标。但由于《报告》更新速度较慢,考虑到外部治理环境在不同年度间的变化相对稳定,本文用现有最新一年的数据代替尚未披露信息年度的数据( 夏立军和方秩强,2005; 王彦超等,2008)。 对于控制变量的选取,借鉴学术界常用做法, 选取董事会独立程度、公司规模、总资产收益率、资产负债率、产权性质作为检验模型的控制变量。
三、实证结果与分析
(一)描述性统计。 下页表2 给出了主要变量的描述性统计、 各变量Pearson相关分析结果。 结果显示高管隐性腐败Im Corr与市场化进程Index之间存在显著正相关关系, 显著性水平和相关系数分别为0.01 和0.081,说明市场化进程Index值越高, 企业高管隐性腐败指标Im Corr值越大,即在市场化进程越快的地区, 企业高管隐性腐败活动越严重。对于其他变量,相关性分析结果显示高管隐性腐败与董事会独立程度、公司规模、资产负债率显著负相关, 与总资产收益率显著正相关。
(二)多元回归分析。 从下页表3给出的面板数据回归检验结果可以看出, 全样本市场化程度Index与高管隐性腐败Im Corr在0.01 水平上显著正相关,相关系数为0.007641。 且从分组检验结果中可以看出,组(2)和组(3) 的市场化进程Index分别在0.01和0.05 的显著水平上与高管隐性腐败正相关,但高管腐败组的系数较大,说明相对于隐性腐败程度较低的企业, 高管隐性腐败企业所处地区的市场化进程与高管隐性腐败程度相关性更强。 在控制变量中, 独立董事比例Independ与高管隐性腐败情况Im Corr正相关, 说明上市公司的董事会独立程度越高,高管隐性腐败程度越低。
(三)稳健性检验。 为提高结果的稳定性, 本文采用以下方法进行稳定性检验:(1)为了增强研究结论的稳健型,参考李宝宝和黄寿昌(2012)提出的经验估计模型计算获得隐性腐败指标Im Corr2,回归结果没有发生实质性改变。(2)采用衡量高管隐性腐败是否发生的哑变量Im Corr3 衡量隐性腐败, 当Im Corr值大于0 时赋值ImCorr3 为1,当Im Corr值小于0 时赋值Im Corr3 为0。 采用Logit回归,结果没有发生改变。 (3)以1997—2009 年市场化进程数据的平均增长幅度来预测2010—2014 年的数据,对模型进行了重新检验,发现结论并没有发生改变。(4)为了控制内生性问题,本文采用滞后一期的市场化进程作为制度环境的工具变量,回归结果与本文结果一致。
四、结论
本文利用871 家上市公司2010—2014 年面板数据,重点考查企业高管隐性腐败与制度环境的关系。 实证研究发现:(1) 随着市场化进程的推进,企业高管的隐性腐败程度越高。 相反的,由于市场化发达地区的媒体关注、信息透明度等水平较高, 显性腐败容易被揭露, 高管会转向相对隐蔽的隐性腐败方式获取利益。(2)在企业自身内部控制较弱的情况下, 企业高管更倾向于在职消费等形式谋取私利。 而上市公司独立董事制度的存在能够在一定程度上影响高管行为, 从而抑制高管谋取私利的行为。
知识产权性质 篇7
内部控制是由企业董事会、监事会、经理层和全体员工实施的、旨在实现控制目标的过程。近年来我国会计制度改革的重点转向了内部控制体系的建设 (王军, 2010) , 出台了一系列的内部控制制度规范。2006年, 上海证券交易所和深圳证券交易所分别发布了上市公司内部控制指引, 要求上市公司披露内部控制建设的有关信息;2008年, 财政部等五部委联合发布了被喻为“中国版SOX”的《企业内部控制基本规范》 (以下简称“《基本规范》”) 要求上市公司在2009年7月1日开始执行, 随后财政部又发布了《企业内部控制配套指引》并针对内部控制的有关法规开展了大量的培训活动。《基本规范》指出, 内部控制的目标是合理保证企业经营管理合法合规、资产安全、财务报告及相关信息真实完整, 提高经营效率和效果, 促进企业实现发展战略。盈余管理是经营者运用会计手段或者安排交易来改变财务报告, 以误导利益相关者对企业业绩的理解或者影响以报告会计数字为基础的合约的结果 (Healy and Wahlen, 1999) 。盈余管理可以分为两类:应计盈余管理以及真实盈余管理, 前者针对应计项目进行了操纵, 降低了企业财务报告的可靠性, 而后者则扭曲了企业正常的经营活动, 不利于企业经营效率的提高, 也有碍于企业战略目标的顺利实施。因此, 应计和真实盈余管理行为直接与内部控制的目标相悖。我国上市企业内部控制建设状况是否可以对其盈余管理进行有效抑制, 以达到保障财务报告真实可靠并促进经营效率和战略实施的目标呢?另外, 作为全球最大的转型经济体, 我国资本市场上近三分之二的企业由各级政府和国资委控股, 一方面, 这类企业受到政府干预严重, 其经营目标, 日常活动都产生了一定程度的异化 (青木昌彦等, 1994;雎国余等, 2004) 。但是另一方面, 作为政府控股的企业, 国企在执行国家各项政策方面有先天的义务和优势。我国内部控制建设政策由政府各个部门推动, 对于国企而言, 其内部控制建设状况如何?是流于形式还是对其盈余管理行为起到了应有的抑制作用呢?这些, 都是本文感兴趣的问题。目前, 国内外关于内部控制与企业盈余管理行为的文献已经不再罕见, 但大部分文献均只关注了企业的应计盈余管理, 只有方红星和金玉娜 (2011) 等寥寥几位学者关注了真实盈余管理。而且, 前期研究结论也不尽一致, 有学者发现企业的内部控制能够显著抑制其应计盈余管理 (Doyle等, 2007;张龙平等, 2010) , 而有的研究却发现内部控制与企业的应计盈余管理之间不存在显著相关关系 (Gao等, 2009) , 更有一些研究发现了企业的内部控制将会促进其应计盈余管理 (张国清, 2008;王美英和张伟华, 2010) 。研究结论不一致, 主要是由于难以全面衡量企业内控质量。以往研究或者是以上市企业是否披露内部控制重大缺陷, 或者是通过自行或者一些机构开发的相关指数来衡量企业内控质量 (董望和陈汉文, 2011;李万福等, 2010) 。然而, 这些指标均具有一定的片面性, 有效性也无法得到验证。
本文以财政部中国上市企业内部控制指数研究课题组发布的内部控制指数 (以下简称“财政部内控指数”) 来衡量上市企业的内控质量, 该指数具有系统性、科学性、客观性、可比性等特点 (课题组, 2011) , 因而能够较好地衡量上市公司内部控制的质量。本研究从应计和真实两个方面实证检验了企业内控质量与其盈余管理行为之间的关系。本文选用全新的方式衡量企业内控质量, 并全面关注了应计和真实两类盈余管理行为与企业内部控制之间的关系, 对以往相关的研究进行了补充, 对未来的研究也起到了一定的启示作用。
二、研究设计
(一) 研究假设
企业是一系列契约的联结, 契约规定了各个订约人的行为集合以及对其的激励机制。在所有权和经营权两权分离的现代企业中, 作为理性经济人的管理者, 其效用最大化目标不可避免与企业价值最大化目标产生分离, 行为不再与所有者利益一致, 而且现代企业的管理者通常拥有对企业剩余的控制权, 却没有与之匹配的索取权, 在这种产权缺失的情况下, 管理者利用其拥有的剩余控制权为自身谋利的动机将异常强烈, 代理问题不可避免 (Jensen and Meckling, 1976;青木昌彦等, 1994;费方域, 2009) 。受到信息不完全和自身计算能力的限制, 企业所有者不可能预见未来期间发生的所有事件, 也不可能将每种情况写入契约, 故而所有者与管理者之间所订立的契约是不完全的, 不完全契约无法对管理者的机会主义行为进行完全约束, 盈余管理的存在将是必然。
内部控制的目标是合理保证财务报告的真实可靠、提高企业经营效率以及促进战略的顺利实施, 因此, 抑制有损于财务信息质量的应计盈余管理, 以及降低经营效率、不利于战略实施的真实盈余管理是企业内部控制应该尽到的义务。高质量的内部控制可以起到抑制企业管理者的盈余管理行为的作用。首先, 高质量的内部控制一般具有良好的内控环境, 其中良好的治理结构、恰当的机构设置和权责分配以及积极向上的企业文化, 有助于缓解各类代理问题, 能够最大限度地减轻委托人与代理人之间的代理冲突。其次, 高质量的内部控制一般都具有完善的信息与沟通机制, 准确而及时的信息沟通可减小企业各订约方之间的信息不对称, 使得契约的不完全性减少 (李万福等, 2011) 。再次, 内部控制中的风险评估贯穿于企业日常经营活动的各个方面, 能够有效保障企业日常经营的顺利进行, 从而对扭曲经营活动的真实盈余管理行为起到抑制作用 (Kam等, 2008) 。最后, 内部控制中的监督活动能够有效监督经理人积极履职, 减少经理人的自由裁量权, 促使经理人减少盈余管理行为, 并按照符合企业价值最大化的目标对企业进行经营。由此, 提出本文假设:
H1:在其他条件不变的情况下, 内部控制质量与企业内部盈余管理程度负相关
产权性质会对企业的治理结构和理财行为产生重大影响 (La Porta等, 1997, 1998;Claessens, 2000) 。长期以来, 国有企业由于“所有者缺位”, 导致了严重的“内部人控制”问题, 面临着远较非国有企业更为严重的委托代理问题 (青木昌彦等, 1994;陈信元等, 2009) 。许多研究显示, 国有企业在公司治理结构和经营效率等方面均远落后于非国有企业 (李增泉等, 2009;陈信元等, 2009;卢锐等, 2011) , 内部控制机制, 可能只是国有企业的一项“形象工程”, 流于形式。但同时国有企业作为政府政策执行的窗口和资本市场上的主体, 其在执行政府政策时更会不遗余力, 突显其表率作用 (雎国余等, 2004) 。不同于其他国家, 我国企业内部控制制度由政府部门制定, 并且在推行上具有行政上的强制性 (缪艳娟, 2010) , 可以预计, 较非国有企业而言, 国有企业在内部控制机制的建设上可能会更有积极性, 更愿意尽心尽力, 其内部控制机制更能得到实质上的加强。综合以上分析, 本文提出如下假设:
H2:对国有企业而言, 在其他条件不变的情况下, 内部控制质量与企业内部盈余管理程度的负相关关系更加显著
(二) 样本选取与数据来源
本文选取2009年我国所有在沪深两市挂牌交易的上市公司为研究样本。按照以下步骤对样本进行筛选处理:1.剔除ST、*ST的样本企业;2.剔除金融保险类的样本企业;3.剔除计算相关指标所需数据缺失的样本企业;4.剔除分行业后数量不足10个的样本。经以上顺序处理后, 最终得到717个研究样本。本文所需数据, 除财政部内部控制指数外, 均来自于CSMAR数据库, 并与巨潮咨询网 (www.cninfo.com.cn) 公布的企业年报数据进行交叉印证, 以确保数据的准确性。此外, 为了控制极端值带来的影响, 本文对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。最后, 本文所使用计量软件为STATA 10.0版本。
(三) 变量定义
本文变量的含义和计算方式如下表 (1) 所示。
(四) 模型建立
本文以截面修正的Jones模型估计企业的应计盈余管理强度。Kothari (2005) 的研究发现, 企业的非正常应计利润在当期会计业绩的上下极端值出现异化, 故建议使用经业绩匹配的截面Jones模型估计非正常应计利润。因此, 本文在Dechow等 (1995) 修正的截面Jones模型中加入企业当期总资产净利率 (ROA) 以控制会计业绩的影响。具体的估计模型如下:
上式中, 下标t和i分别代表第t期的第i个观测值, 其余变量定义如下:GAi, t代表企业当期的总体应计利润, 以去除非经常损益后的净利润减去经营性现金流量计算得出, SALESi, t是企业本期与上期的销售收入之差, PPEi, t和ROAi, t分别为企业当期固定资产账面价值和总资产净利率, 分母Ai, t-1代表企业上期的总资产, ε是模型的随机误差项。将样本数据带入上式进行分行业回归后求得残差, 再取残差的绝对值就得到了企业当期非正常应计利润的估计值ABS_DAi, t。
注:所有连续变量均经过winsorize 1%处理, 均值为T检验, 中位数为Wilcoxon秩和检验。括号内为P值, *, **, ***分别代表在10%, 5%和1%的水平上显著, 双尾检验
为估计企业内部真实盈余管理的强度, 本文采用Roychowdhury (2006) 所开发的计量模型。Roychowdhury (2006) 将企业的真实盈余管理行为分为三种:第一种为扩大销售;第二种为过度生产;第三种为削减正常支出。对应于三种方式的真实盈余管理, Roychowdhury (2006) 构建了三个计量模型:
以上三式中。变量CFO代表企业经营创造的现金流量, 选用企业现金流量表中的经营性现金流量项目数值替代。PROD为企业当期企业生产产品的总成本, 用利润表中主营业务成本与资产负债表中存货前后两期的变化量之和替代。EXP代表企业可以操纵的费用, 因为我国财务报表中没有具体披露研发费用, 所以用利润表中销售费用和管理费用项目数值之和替代。其余变量如 (1) 式所介绍。
注:表所有连续变量均经过winsorize 1%处理, 第一列为全样本回归结果, 第二和第三列为国企组和非国企组分样本回归结果, 最后一列为分样本回归系数之差的Chi2检验结果。在最后一列中, 括号内为Chi2值, 其余各列括号内为T值, *, **, ***分别代表在10%, 5%和1%的水平上显著, 双尾检验
使用上面三个计量模型, 对样本企业分年度, 分行业进行OLS回归分析, 估计出样本企业正常经营活动所创造的经营性现金流量、所生产产品的总成本以及所发生的期间费用。各个模型经回归后的残差分别代表了企业进行真实盈余管理所导致的非正常经营现金流量R_CFO, 非正常总成本R_PROD以及非正常期间费用R_EXP。
如果企业管理者实施真实盈余管理, 企业在当前年底会呈现出以下的一个或者多个特征: (1) 较低的经营性现金流量, 即R_CFO<0; (2) 较高的生产成本, 即R_PROD>0; (3) 较低的销售费用和管理费用, 即R_EXP<0。为了方便模型比较, 本文将R_CFO和R_EXP各乘, 转化为正值, 然后和R_PROD相加, 得出衡量企业真实盈余管理总体强度的变量RM, 具体计算如下式:
为研究企业内控质量与其盈余管理强度的相关关系, 检验本文的假设, 构建如下模型:
其中, α0为截距项, α1~αj为回归系数, ε为随机误差项。
三、实证检验分析
(一) 描述性统计
样本描述性统计结果如表 (2) 所示。从表 (2) 可以看到, 内控质量高组企业和内控质量低组企业只有在真实盈余管理的中位数检验上显著 (P值为0.021) , 而在应计盈余管理程度的两项检验指标和真实盈余管理程度的均值检验上并不存在显著差异, 单纯从结果而言, 并不支持本文假设1, 但此结果并未控制其他因素的影响, 故结论并不可靠。另外, 企业规模、盈利状况、成长率和国际“四大”都与内控质量显著正相关, 说明规模越大、盈利状况越好以及成长率越高的企业, 越有可能对内控建设投入更多资源, 而且, 内控质量越高的样本企业, 更倾向于聘请高质量的外部审计, 这也和以往的研究一致 (Doyle等, 2007;Ashbaugh-Skaife等, 2008) 。最后, 在内控质量高组的样本企业中, 其独董比例显著小于内控质量低组, 而控股股东持股率显著大于内控质量低组。
(二) 回归分析
模型 (6) 和模型 (7) 的回归结果如表 (3) 所示。表 (3) 的Panel A和Panel B分别为内控质量与应计和真实盈余管理的回归结果, 从左至右第一列为全样本回归结果, 第二和第三列分别为国企和非国企样本组的回归结果, 第四列则为两组分样本间回归系数之差的Chi2检验。从表 (3) 中可以看到, 在Panel A的回归结果中, 内控质量 (IC) 的回归系数为-0.015, 并且在1%的水平上显著, 表明了高质量的内部控制能够显著抑制企业的盈余管理行为, 在Panel B的回归结果中, 内控质量 (IC) 的系数为-0.032, 同样在1%水平显著, 从而本文假设得到验证。在Panel A的分样本回归结果中, 国企组的内部控制质量 (IC) 的回归系数为-0.026, 并且在1%的水平上显著;而非国企组的内部控制质量 (IC) 与企业应计盈余管理程度之间呈正相关 (回归系数为0.002) , 但是不显著 (T值为0.27) , 从最后一列也可以看到, 国企组与非国企组内控质量 (IC) 的回归系数之差显著为负 (值为-0.028, Chi2值为3.74) 。同样, 在Panel B的分样本回归结果中, 虽然内控质量 (IC) 的系数在国企和非国企组中都显著为负 (国企组系数为-0.062, 1%水平显著;非国企组系数为-0.012, 10%水平显著) , 但在系数之差的检验结果中, 国企组系数显著大于非国企 (系数之差为-0.050, 5%水平显著) 。以上的结果表明了在国有企业中, 内部控制更能够显著抑制其盈余管理行为, 验证了本文的假设2。此外, 国企组和非国企组在变量企业规模SIZE和成长率GROWTH的回归系数上存在显著区别, 结合以上变量在分样本中回归系数的符号, 仍然表明了我国国企依然存在理财目标异化、公司治理薄弱等问题。总而言之, 本文的假设1和假设2通过了检验。
四、结论
探讨图书馆的大众知识传播的性质 篇8
图书馆作为专门收集、整理、分类、保存人类文化的场所, 有着十分重要的作用。首先图书馆对书籍进行收集体现出图书馆具有保护人类文化遗产的作用, 将重要书籍进行保护, 保证文化的传承;其次, 图书馆提供场地和资源供人们阅读书籍, 说明图书馆具有传承文化发展的教育功能;再次, 图书馆给人们提供了多种形式的文化活动, 丰富了人们的精神生活, 表明图书馆具有服务娱乐更能;最后, 图书馆集中了重要了社会资源、文化资源, 这些资源在这几被研究和创新, 形成新的资源, 促进社会发展, 因此图书馆还有刺进社会、文化发展的重要作用。
2. 大众知识传播的概念以及意义
要想理解图书馆的大众知识传播的性质, 我们需要从每一个词汇入手, 了解每一个词汇的概念。大众知识传播可以说是一种社会现象, 也可以说是一种文化现象, 要想对它充分的了解, 我们应该从它的概念和意义上来进行研究。
2.1 概念
大众传播是人类文化发展、信息交流等重要传播方式, 是指一定的传播组织在媒介之下经过国家的管理和规范对人民群众进行大规模的传播活动形势。大众传播的主要媒介有报纸、电视、广播、书籍等等。其中以书籍这种媒介存在时间最久远, 发展最完善。
2.2 大众知识传播的重要意义
首先, 大众知识传播具有重要的经济意义, 如报刊、杂志需要人们的订阅, 而官博和影视中的大众知识则需要人们购买收音机、电视来获取。加上随着科技的发展, 广告产业成为了新型的朝阳产业, 在大众文化传播的同时更好的带动了积极发展;其次, 大众文化传播具有社会意义。现如今电视广播、报刊等传播媒介也常为了一个国家发展必不可少的条件。人们通过政府在把报纸杂志和电视等上的新闻, 获取最新国家动态;最后大众文化传播具有文化意义。文化意义也是大众文化传播最根本的意义, 人们在大众文化传播中获取知识, 进行学习, 推动人类文化、文明的发展。
3. 图书馆的性质
图书馆作为人类文化、社会发展的产物, 承载着人类智慧的结晶——书籍。在其产生和发展中, 逐渐的形成了其特有的性质, 主要归为以下几点:
3.1 图书馆的教育性
教育性是图书馆产生最初、最基本的性质。由于图书馆的功能是负责图书资料的整理和收集, 再在图书馆中进行分类和存放, 这些过程的根本目的是使人类的文化和智慧得以系统的分类保存, 便于以后的人们进行学习和研究。因此图书馆具有教育性。随着我国教育事业的发展, 不仅图书馆成为每一所高校必备的建筑物, 一些初中和高中也在逐步建立自己的图书馆, 并且每座城市在发展经济的同事, 对于本市的图书馆建设也一直在进行。由此可见, 图书馆与教育有着紧密的联系, 图书馆具有非常重要的教育性。
3.2 图书馆的社会性
图书馆既是文化发展的产物, 也是社会发展的产物。可以说从一个国家对于图书馆的重视程度上就可以看出这个国家的社会发展状况。图书馆是知识的源地, 人们来带图书馆获取不同领取的知识时, 可以与别人进行交流研讨, 可以说图书馆既是知识的源地, 也是知识发展的圣地。因此图书馆具有社会性。
3.3 图书馆的社会服务性。
随着几次工业革命的发展, 知识和技术就是生产力的观念深入人心。而书本作为知识的载体, 图书馆作为书籍的集中地在促进社会生产力发展中起到了一定的服务性。图书挂提供资源和场地, 我国的大多数省市、以及各高校的图书馆都实行免费开放, 在提供便利条件的同时提供服务, 保证文化的交流与发展。
4. 图书馆大众知识传播的性质
根据上文的铺垫与介绍, 在了解图书馆的重要性、图书馆的性质以及大众文化传播的概念及意义以后我们很容易的就可以总结出图书馆的大众文化传播的性质。
4.1 学术研究讨论性
图书馆在进行大众知识的传播过程中, 注重信息的准确性及时性, 将知识准确无误的普及给广大群众。在增长人们的知识, 提高人民群众文化水平的过程中, 培养人们热爱学习的意识。对于各个领域的知识都有所了解之后, 人们可以根据自己的兴趣爱好或者职业需求对相关知识进行深入研究, 对于不懂得问题可以与别人及时的讨论, 营造出一种良好的社会氛围, 促进文化的发展繁荣, 发展生产力, 推动国家经济发展。
4.2 教育娱乐性
随着当今经济的发展人们生活节奏的加快, 人们的闲暇时间格外的宝贵。图书馆对大众文化传播的同时可以教育人们如何科学的生活, 如何适应社会的发展。人们在图书馆学习的过程中不断提高生存技能, 对自己进行学充电, 体现了图书馆的大众文化传播的教育性。与此同时, 在人们受到图书馆的大众文化传播的教育时, 图书馆通过大众文化传播的种种媒介, 一样娱乐的方式放松人们的身心, 减少快节奏生活下产生的压力。
4.3 促进社会进步性
图书馆产生的最重要也是最终目的, 是为了人类文化的传承、发展和社会的进步。而图书馆的大众文化传播在发展中正是以这个为立足点和出发点, 将人类历史中的文化遗产进行搜集、挑选、整理, 分类。取其精华去其糟粕, 促进人类各民族优秀文化的发展, 将知识转化为生产力, 应用到社会发展的各个领域之中, 最终促进社会的发展进步。
5. 图书馆的发展对大众知识传播的影响
随着科学技术的飞速发展, 电子技术应运而生, 并成功的应用到人们生产生活的各个领域, 并且变得越来越重要。许多原有技术得到更新, 穿凿除了更加完美的电子产品。如今, 图书也逐渐迈向电子化时代。电子书以其方便快捷, 便于携带和节省资源等特点越来越受到人们的喜爱。传统的书籍利用树木制造纸张, 在进行排盘印刷, 这其中的每一个环节兜里要利用大量的社会资源和自然资源, 电子书问世之后带来了书籍存在形式上的革命。现代人在电脑屏幕之前的时间越来越多, 电子书以电脑手机等为载体, 提供了方便的阅读环境, 便于书籍的保存和管理, 节省了原来用于保存书籍的空间。
电子书的问世, 自然而然的也带来了图书馆在形式上的变化。由于书籍都以电子书的形式保存在了电脑、手机、移动硬盘中, 人们在来到电子图书馆时不需要对书籍进行复杂的寻找, 只需要在计算机上进行简单的检索就能找到自己想看的书籍及其相关资料人既可以在图书馆阅读电子书籍, 也可以把书籍拷贝到自己的U盘中, 对于重要内容还可以进行打印保存。电子书的发展、图书馆在形势和内容上的变化加速了大众文化的传播和普及, 改变了传统图书馆的大众文化传播性质, 迎来了崭新的时代。
[结束语]
在科技飞速发展的今天, 图书馆在建设和发展中也在不断的寻求创新, 对大众知识文化传播的性质也在不断的更新。如今的图书馆更加大众化, 只使的传播更加趋于简易化、方便化。学习是人类进步的重要途径, 而作为知识的载体的书本的地位尤为重要, 而作为书本存放载体的图书馆也需要我们在进步中不断地完善, 强化图书馆的大众知识传播的性质和作用。
参考文献
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[3] .袁彩霞.试论高校图书馆的个性化信息服务[J].科技信息.2010 (01)
知识产权性质 篇9
1984年弗里曼提出利益相关者理论认为,企业虽归属所有者,但应兼顾员工、消费者、供应商、社会、环境等利益,需承担一定的社会责任。人民网和公益研究院联合发布的报告指出,我国发布社会责任报告的企业正以高于20%的速率逐年增长,可见员工权益、环境污染、产品质量等社会问题已成为热点。同时2006年1月开始施行的《中华人民共和国公司法》从法律层面对企业承担社会责任也做出强制性要求。随着监管机构和主管部门政策法规的陆续完善,企业承担社会责任已是必然之选。按照代理理论,管理层享有的剩余索取权与控制权不匹配导致了代理问题,因此股权激励成为有效的抑制代理成本的措施。随着股权分置改革的结束,高管股权激励效应得以充分发挥出来。然而Morck,Shleifer,Vishny(1988)指出,高管持股会产生两种效应,即利益趋同效应和壕沟防守效应。利益趋同效应是指高管权力较小时,激励作用显著,高管与股东利益趋于一致,从而改善企业长期绩效;壕沟防守效应是指当高管取得足够大权力后,基于理性经济人假设,会有机会通过隧道行为挖掘公司利益,提高当期在职消费,损害企业业绩。不同的高管持股效应会使高管产生不同的利益目标。企业承担社会责任作为一种公司治理途径,具有良好的信号传递功能,能够提升企业形象、长期和谐发展;但同时承担社会责任,必须支付相应的成本,且其收益具有时滞性,当期的社会责任会降低本期的绩效,对企业的短期发展不利(张兆国,2013)。因此基于不同利益目标的管理人员,对企业承担社会责任会产生不同的态度。
二、理论分析与研究假设
(一)产权性质对企业社会责任的影响
最终控制人为国有的上市公司,企业的利益目标最终会趋从于政府的宏观意志,更多的体现国有资产的公益性价值,承担更多的社会义务。在国有企业中,政府的社会利益最大化目标会强烈干扰公司的利润最大化目标,驱使企业承担社会责任,而对成本则不甚关注(Faneta1,2007),这是因为政府可以通过财政补贴帮助国有企业维持经营与创造利润(陈晓、李静,2001)。相比之下,非国有企业没有政府的干预和救助,会更多关注承担社会责任的收益与成本。承担社会责任不仅当期成本增加,其带来的收益也有滞后性,理性经济人原则告诉我们,以利润为目标的非国有企业对社会责任的承担行为会少之又少。由此,本文提出以下假设:
H1:相比非国有上市公司,国有上市公司社会责任承担水平更高
(二)产权性质、高管持股与企业社会责任承担
按照委托代理理论,高管持股能够从根源上缓解高管的剩余索取权与控制权不匹配的代理问题。持有股权的管理层作为股东会以股东利益最大化为目标,但同时经济人是理性的,管理层会追求自身效益最大化。Morck,Shleifer,Vishny(1988)、李维安、李汉军(2006)等学者都证实了高管持股会产生利益趋同效应和壕沟防守效应,持股比例不同,占主导地位的效应不同。当股权较小时,激励作用显著降低了偏离股东利益最大化的代理成本,此时利益趋同效应占主导地位,高管偏好于长期享受股利,公司治理决策中会致力于能够增加企业长期财务绩效的活动。信号传递理论认为,承担社会责任能够向外界传递一种良好的企业形象,从而吸引更多外来投资、提高风险管理能力;同时企业承担社会责任的理念也会得到政府、员工等利益相关者的支持。因此基于信号传递理论和利益相关者理论,企业承担社会责任会增加企业的长期绩效,这一结论得到了朱乃平(2014)的印证,他利用两阶段投资决策模型证明了,企业承担社会责任与以市值为基础的长期财务绩效正相关。因此,股权较小时,激励效果对社会责任承担的有积极影响。
随着股权的增加,理性经济人的财富欲望将不再满足,激励作用削弱。随着高管的投票权与控制权的增加,原先来自其他股东与企业的监督控制减少,因而可以在更大范围内追求自身利益最大化,更有动机做出短视行为;同时由于公司在对股权激励方案的绩效考核指标设计方面都相对不完整,这使得高管有机会获得和行使股票期权,表现出明显的自利行为(吴育辉、吴世农,2010);冯根福(2004)的双重委托代理理论指出,除了控股股东与经营者之间的代理问题,企业还存在大股东与小股东的利益冲突,由于信息不对称,大股东会通过隧道行为侵蚀小股东利益,所以出于自保,高管也会做出利己的短视行为,故壕沟防守效应在股权较大时占主导地位。短视行为致使高管注重当期财务绩效,对于企业的收益他们认为“一鸟在手,强于二鸟在林”,多数的收益用于现金股利的发放,长期投资的资金减少;同时企业承担社会责任有滞后性,其收益也有不确定性,承担社会责任会降低当期的财务绩效(李正,2006)。因此注重短期绩效的管理者会放弃承担社会责任的机会。基于以上分析,提出以下假设:
H2:在其他条件相同情况下,高管持股与企业社会责任承担之间具有先上升后下降的倒U型关系
此外,产权性质的不同对这种非线性关系的影响也存在差异。在国有企业中,无论高管是否持股,企业最终都要体现政府的公益性,都会努力承担社会责任。然而非国有企业中,因为高管持股的利益趋同效益与壕沟防守效应会影响企业的长短期财务绩效,所以以利润为目标的企业中高管对社会责任承担的态度会明显改变。由此提出以下假设:
H3:不同产权性质企业内高管持股对社会责任承担的影响存在差异
H3a:相比国有上市公司,非国有上市公司内高管持股对社会责任承担的影响更为显著
H3b:相比非国有上市公司,国有上市公司内高管持股对社会责任承担的影响不显著
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文以我国2008-2014年全部A股非金融类上市公司为研究样本,并按下列标准加以筛选:剔除高管信息不完整以及当年有高管离职情况的公司;剔除在2008-2014年间被ST和*ST的公司;剔除一些变量值异常的公司;剔除相关财务数据无法获取的公司。经过上述筛选,共得到2975个样本。本文所使用的数据来自万德、国泰安和瑞思数据库。数据的处理是通过excel和stata完成。表1列示了不同产权性质的上市公司承担社会责任的现状。从社会责任的承担分值来看,国有企业表现更佳,57.69%的国有企业承担社会责任分值大于等于8分,而非国有仅占35%,显然,以政府为支撑的国有企业成为推动社会责任承担水平提高的主要力量。
(二)变量定义
(1)因变量。企业社会责任承担(CSR):本文借鉴了朱乃平(2014)对企业社会责任的计量方法,将企业的社会责任分为企业对政府、公益事业、消费者、股东、债权人、供应商、员工和环境这八个方面的责任。单项方面最高2分,满分为15分。在8个类别中,如果在报告中披露这8个方面的情况,就打分为1;如果还具体披露数值,那这个方面就为2分,其种有一项内容仅能披露内容,所以该项最高分为1分。(2)自变量。高管持股(DIR):是指当年管理层直接持股比例和间接持股比例之和。(3)控制变量。第一大股东持股比例(FIRS),产权性质(STATE)、董事会和高管兼任(JR),企业规模(SIZE),独立董事占董事会的比例(IND),企业的成长能力(GROWTH)和高管持股激励强度(TMTID)。本文变量定义见表2。
(三)模型构建
梅世强(2014)研究高管持股的双效应与公司价值的相关关系,模型中用到了二次方项来研究非线性关系;王海妹(2014)使用了较全的控制变量来研究股权结构与社会责任承担的线性关系。本文借鉴了以上两位学者的模型和控制变量,来研究高管持股与社会责任承担的非线性关系。为了剔除异常值的干扰,本文对相应的连续变量进行了1%的缩尾处理。
(1)高管持股与企业社会责任承担的线性关系检验模型:
(2)高管持股与企业社会责任承担的非线性关系检验模型:
四、实证分析
(一)描述性统计
表3列出了各变量的描述性统计。目前我国的社会责任承担水平国有企业表现更佳,均值(7.7750)高于非国有企业(6.273),但是国有企业的标准差也达到了2.801,这说明即使是政府导向的企业,不同行业也存在承担社会责任意识的差异,中国纺织工业协会为推动纺织企业更好地参与国际竞争,2005年成立社会责任建设推广委员会,出台了《中国纺织企业社会责任管理体系(2005,2008)》,在各行业协会的推动下,电力、通讯、能源和纺织等行业承担社会责任及发布报告的状况最好;管理层股权在不同产权企业中差距很大,国有企业最高比例达到9.20%,非国有则高达70.10%,巨大的差异说明股权激励措施在国有企业适用性差,这与国家出台的《实施意见》息息相关,《实施意见》规定国有及国有控股大型企业应严格控制管理层通过增资扩股等各种方式直接或间接持有本企业的股权;第一大股东持股比例在全样本中达到38.77%,说明我国上市公司中股权集中度较高,同时其标准差较大为16.48,零持股与高持股现象同时存在。
(二)相关性分析
表4为各个变量相关性检验结果,其中高管持股(DIR)和(DIR2)都与企业社会责任承担(CSR)在1%的水平上显著相关,成非线性关系,初步验证了假设2内容。第一大股东持股比例、公司规模、企业成长能力与产权都和企业社会责任承担在1%的水平上显著相关,这与学者Browne、梁斌、翟晓龙、李长熙的观点一致。独立董事占董事会比例(IND)与CSR之间没有显著相关关系,这与学者李长熙、张伟伟的实证结果一致。除IND外,其他控制变量与CSR都在1%和5%的水平上显著相关,说明控制变量的选择非常有必要。其他自变量和控制变量之间相关系数较小,VIF值均小于5(见表6),可排除变量存在严重的多重共线性的可能。
注:观测值为n=2975;*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著相关
(三)回归分析
RESET检验主要用于检验模型是否遗漏了非线性项,本文初始探究DIR与CSR线性与非线性关系时,引入RESET检验得出非线性模型存在的合理性。如表5,模型1的RESET检验结果显示,强烈拒绝“无遗漏高阶变量”的原始假设,故高管持股与社会责任承担之间不存在显著的线性相关关系;模型2中加入DIR2后又进行了RESET检验,结果表明不再遗漏高阶非线性项,所以模型中平方项存在具有合理性,并不存在其他高阶非线性项。为了进一步检验在我国全部A股上市公司样本中,高管持股与企业社会责任承担之间的非线性相关关系,本文对模型2继续进行了robust检验见表6,产权性质与CSR在1%的水平上显著正相关,假设1通过检验;高管持股(DIR)与社会责任承担(CSR)在1%的水平上显著正相关,DIR2与CSR在1%的水平上显著负相关,这表明高管持股(DIR)与企业社会责任承担(CSR)确实存在倒U型关系,假设2得到验证。在国有企业样本中,DIR与CSR关系不显著,非国有企业中DIR与CSR在1%的水平上显著相关,呈非线性关系,这表明相比国有企业,非国有企业中高管持股对企业承担社会责任的影响作用更大,从而假设3通过检验。通过进一步计算得知高管持股的拐点是30.11%,这说明在高管股权激励未达到30.11%之前,利益趋同效应占主导地位,高管与股东利益目标一致,注重企业的长期发展,会增加企业对社会责任承担的投入;然而当高管股权激励超过30.11%时,在机会主义与自利行为原则引导下,高管会做出利己的短视行为,放弃长远发展,因此会减少对社会责任的投入,此时壕沟防守效应占主导地位。事实上,多数上市公司的高管持股比例远低于30.11%,通过对2975个样本的数据进行统计,只得到280个样本的高管持股比例超过了30.11%,因此我国大部分A股上市公司中股权效应仍处于利益趋同效应占主导的阶段,激励作用显著。
注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著
五、结论
本文运用全部A股非金融类上市公司2008-2014年的数据,实证研究了高管持股与企业社会责任承担之间的非线性相关关系,并检验了产权性质会对这种非线性关系产生差异作用,研究结果表明,高管持股的利益趋同效应和壕沟防守效应同时存在于上市公司中,随着持股比例程度的变化,两者的对比力量也在发生变化,在持股比例低于30.11%时,利益趋同效应占主导地位,管理层与股东利益目标一致,愿意承担更多的社会责任;而持股比例高于30.11%时,壕沟防守效应大于利益趋同效益,会产生自利行为挖掘公司的财富,不利于企业长期发展,对社会责任承担起到消极作用,并且在非国有企业中,这种效应关系更显著。本文的经验证据对于企业的公司治理具有现实意义:以股权激励为目的的公司治理,更适用于非国有企业,并应该赋予高管适度较低的股权,使其利益目标与股东趋于一致,避免壕沟防守效应的消极作用,从而增加对社会责任承担的投入,维持企业长期发展。但本文也存在一定的局限性:(1)本文采取内容分析法来衡量企业的社会责任承担情况,可能存在一定的局限性,企业社会责任承担披露的内容不一定能够完全地反映该企业履行社会责任的实际情况,而且披露的详细程度也会不同,这会使研究中获取的企业社会责任承担资料并不充分,在一定程度上可能会对研究结论产生影响;(2)一些数据的缺失,使研究样本数量有限,这些不足也会在一定程度上对研究结论产生影响。未来,我们可以研究公司治理的其他机制(如独立董事制度)对高管持股与企业社会责任承担的调节作用。
参考文献
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[7]Surroca,J,Tribó,J.A.,Waddock,S.Corporate Responsibility and Financial Performance:the Role of Intangible Resources,Strategic Management Journal,2010.
知识产权性质 篇10
关键词：夫妻共同财产；婚前个人财产；赠与；借款
近几年来，随着国内房地产市场的不断升温，房价不断飙升，继而引发了离婚财产纠纷中对房屋的关注度日渐提高。基于婚姻关系，以及家庭观念，婚前财产公证和婚内财产约定的情况较少，因此实践中大多以法律法规以及司法解释的规定根据客观情况依法认定产权归属的居多，为此，本文试图根据实践中常见的几种情形依据现行法律法规和司法解释的规定作一总结归纳，共大家参考。
首先给大家列举几则案例。
案例一
张某（男）与小红经过两年多的恋爱，决定缔结连理；二人经过商量决定明年5月举办结婚典礼，于是二人于当年6月9日领取了结婚证。张某经过朋友推荐看上了中环外某新建小区的一套住房，与小红商量以张某的名义购买该房屋，首付款90万由张某的父母出资，贷款部分由张某和小红共同偿还。当年10月3日张某与开发公司签订了《商品房买卖合同》，张某的父母交付90万首付款时未作任何声明，当日办理完毕购房手续后，张某和小红将双方父母邀请一起在酒店摆宴庆祝，席间张某父母表示首付款就是对小两口的支持，只要小两口以后日子过得好他们作为老人就满足了；小红的父母见状则连忙表态：承担新房的装修和家具家电等。后张某与小红因感情不和提起离婚诉讼，诉讼期间双方对该房屋的所有权归属及90万首付款的定性产生了分歧。
案例二
黄某齐与妻子于2006年3月28日登记结婚，于同年10月6日举办了结婚典礼。2014年12月为了改善居住环境需要购买了一套住房，黄某齐的父母出资120万元，该部分房款从黄某齐母亲的个人账户转账进入黄某齐的个人支付购房款账户。黄某齐与妻子说父母的这部分房款是向其父母借的，回头有条件时得还给父母，妻子表示同意。黄某齐当着妻子的面书写了欠条，但是妻子在欠条上未予签字，黄某齐为了减少没必要的纠纷同父亲一起对该借款行为以及借条进行了公证。随后自2015年5月份开始通过妻子的账户向黄某齐父亲的账户每月转款1万元。截至黄某齐的妻子提起离婚诉讼之日（2016年4月份）共向黄某齐的父亲转款12万元（共转款12次，每月一次，每次1万元）。庭审中，黄某齐的妻子主张欠条其未予签字表示其当时就不认可借款为由主张系黄某齐父母的赠与行为，应属夫妻共有。黄某其及其父母则持相反意见。
根据上述列举的案例，笔者总结归纳实践中常见的以下两种情形：
第一，婚姻关系缔结前，夫妻一方购房，购买房屋一方的父母出资行为的认定问题；
第二，婚姻关系存续期间，夫妻双方购房，父母出资行为的认定问题。
根据《中华人民共和国婚姻法》、《中华人民共和国物权法》及相关司法解释的规定，我们认为前述第一种情形根据不同情况分别认定如下：
（1）婚姻关系缔结前，夫妻一方购房，购买房屋一方的父母出资的，若有证据可以证明系借贷法律关系的，则购买房屋一方与其父母之间建立民间借贷（债权债务）法律关系。由于房屋系婚前一方购买，若登记在购买房屋一方名下且无其他约定，则属于购买房屋一方的婚前个人财产。因此该房屋的所有权以及前述债权债务与婚姻另一方无关联。若婚后有共同还贷行为，通常婚后还贷部分属于夫妻共同财产的转化，该部分还款系夫妻双方共有，分割时夫妻共有一般按各占50%的比例进行分配。
（2）婚姻关系缔结前，夫妻一方购房，购买房屋一方的父母出资的，若没有证据可以证明系借贷法律关系的，通常认定为对购买房屋一方的单方赠与，不是对夫妻双方的赠与，在无其他约定前提下，属于购买房屋一方的个人财产，离婚时另一方无权主张分配。若婚后有共同还贷行为，则认定同上。实践中建议若系对自己子女的单方赠与，应在出资时以书面形式明确系对自己子女的单方赠与，以免日后发生纠纷时因与自己子女具有利害关系影响当时作证的法律效果。
若无贷款，则以上两种情形下，离婚时该房屋与另一方均无关联。
至于前述第二种情形根据不同情况我们分别认定如下：
（1）婚姻关系存续期间，夫妻双方购房，若无特别约定，该房屋系夫妻双方共有，任何一方父母出资的，若有证据可以证明系借贷法律关系的，在无其他特别约定下则出资的父母与夫妻双方之间建立民间借贷（债权债务）法律关系。夫妻双方负有偿还出资父母的欠款的义务。但是该房屋的所有权与出资的父母无关。
（2）婚姻关系存续期间，夫妻双方购房，若无特别约定，该房屋系夫妻双方共有，任何一方父母出资的，若没有证据可以证明系借贷法律关系的，通常认定为对夫妻双方的赠与，该房屋的所有权与出资的父母无关且父母的出资夫妻双方均不负有偿还的义务。
当然我们不能排除的是，无论夫妻双方婚前购房还是婚后购房，若父母出资且通过协议约定系父母与夫妻双方共同出资购买房屋，各出资方共有该房屋的，从约定。但是根据《物权法》的规定，我们在此建议产权登记时应将各个出资人登记为共有人，以维护各位出资人的合法权益。
最后值得大家关注的问题是，夫妻一方婚前签订了房屋买卖合同，以个人财产支付首付款并在银行贷款，婚后用夫妻共同财产还贷，房屋登记于首付款支付方名下的，离婚时该房屋双方无法协商处理的，人民法院可以裁判该房屋归产权登记的一方所有，尚未偿还的贷款为产权登记一方的个人债务，双方婚后共同还贷支付的款项及其相对应财产增值部分，离婚时由产权登记一方对另一方进行补偿，补偿的标准通常为对应财产价值的50%。
通过以上分析，文章开篇案例一中的房屋系双方登记结婚后所购买（这里需要注意登记结婚以办理结婚登记为准，而不是以办理结婚典礼为准），男方父母出资时未明确系借款且根据酒席间的表述可以认定为系赠与行为，且系对夫妻双方的赠与，因此该房屋系夫妻双方的共同财产，首付款双方均无需归还。
知识产权性质 篇11
董事高管责任保险(Directors' and Officers' Liability In- surance,D&O保险)即“公司董事、监事及高级管理人员责任保险”,是指投保公司董事及高管因不当履职行为被追究赔偿责任时,由保险公司负责相关赔偿的一种职业责任保险。 在英美法系国家,上市公司购买D&O保险是极其普遍的。尽管如此,理论界关于D&O保险治理效应的探讨却始终未得出一致结论。一些学者基于“外部监督者假说”、“股东利益保护假说”和“风险厌恶假说”,认为D&O保险对股东有利;而另一些则根据“信号传递理论”和“道德风险理论”得出D&O保险对股东不利的结论。
并购作为一种直接、高效的企业成长方式,不仅是迅速扩大企业规模、提高企业竞争力的重要手段,更是优化资源配置、促进产业结构升级和拉动经济增长的有效途径。并购决策对公司发展的重要性及并购绩效的不确定性,使之成为学术界研究的重点。Core(2000),Thompson & Thomas (2004),Weiss & White(2004)的研究指出,与并购相关的诉讼风险是公司高管在履行受托义务中所面临的主要诉讼风险;国内学者林莎(2010)关于并购法律风险的研究结果也表明,在企业并购实施和并购整合的过程中均涉及较高的法律风险。D&O保险作为一种针对不当履职行为的职业责任保险,可以转移企业并购活动引起的诉讼风险,进而影响并购绩效。因此,基于D&O保险视角研究并购绩效乃至公司价值,对于企业并购事件的价值评估有着重要意义。
产权性质是研究我国企业公司治理问题不容忽视的重要因素。我国A股上市公司中超过半数是国有企业,作为国企代理股东的政府会对企业各项决策进行干预。虽然随着国企改革的不断深入,其代理成本和市场垄断力都在不断下降,但国企“所有者缺位”和“预算软约束”等问题使得国企与非国企所面临的诉讼风险存在差异,进而导致其购买D&O保险的动机和效果可能会显著不同(Zou & Adams,2008)。赵杨、John Hu(2014)以2002 ~ 2013年沪深A股上市公司为样本进行实证研究,结果表明D&O保险可以带来公司价值的显著提升,但提升效果会随着制度环境的不同而变化,在投资者保护程度较高、公司面临被诉讼风险较大时,D&O保险的价值提升效果更显著。可见,在我国特殊的制度和法律环境下,D&O保险对企业并购绩效的影响在国有企业和非国有企业之间可能存在差异。基于此,本文将产权性质变量纳入D&O保险与并购绩效的研究框架中,考查产权性质对二者关系的调节作用。
二、文献综述与研究假设
(一)D&O保险与并购绩效
对保险价值的探讨可追溯到M-M理论,学者们在放宽假设的M-M理论基础上证明了企业可通过购买保险降低税负、破产成本和外部资本成本提高公司价值。由于D&O保险标的的特殊性,使其不仅具有一般保险产品的财务效应,同时具有特殊的公司治理效应。首先,D&O保险为公司引入了新的外部监督者,保险公司作为理性的经营主体,其具有正确衡量和控制投保公司治理风险的直接利益动机,也具备准确进行风险评估和定价的专业能力,理论上会在承保全过程对投保公司进行全面调查和相应监督(Holderness,1990; Core,2000)。
D&O保险的承保审议程序使得保险公司能以较低的成本在一定程度上发挥对企业投资决策包括并购决策的外部监督作用,且保单条款会视投保公司的实际经营情况一年一定,使得这种外部监督作用具有可持续性,进而在并购后持续促进并购整合绩效的提升。国内的大量研究也支持这一观点,如郑志刚等(2011)的研究发现,D&O保险条款的设定可显著降低代理成本。许荣和王杰(2012)进一步基于我国A股上市公司进行实证研究,结果表明良好的公司治理机制将增加公司对D&O保险的需求,同时D&O保险的购买又将进一步改善公司治理机制、降低公司代理成本。
从股东利益角度来说,虽然我国诉讼成本和诉讼收益错配、资本市场投资者普遍“惜诉”的现状削弱了股东诉讼的惩戒效应,但购买D&O保险后,当股东由于董事高管的错误决策而蒙受巨额损失时,保险公司能保证股东获得足额赔偿, 使其诉讼收益大于诉讼成本,增强投资者的诉讼动力。Ro- mano早在1991年就提出了D&O保险的最大受益者并非管理者,而是股东,因为D&O保险能显著提高股东诉讼的有效性。Gutierrez(2003)和Boyer(2005)也认为,D&O保险的更大意义在于向股东提供保障,在股东因利益受到侵犯提起诉讼而责任人私有财产又不足以补偿其损失时,保险公司可以充当“最后一根救命稻草”。胡国柳和胡珺(2014)基于2007 ~ 2012年A股上市公司的实证研究表明,引入D&O保险有助于提升上市公司的市值与盈利水平,但这种提升作用会随着认购年份增长而逐渐降低。因此,D&O保险可以保护股东利益,提高企业并购绩效。
对投保公司而言,D&O保险可以降低高管的薪酬补偿差,激励或吸引更多的优秀且厌恶风险的管理者,进一步提高并购决策和并购整合的质量和稳健性。Mayers & Smith (1982),Core(2000),Chen & Li(2008)的研究表明,购买了D&O保险的公司更易招到优秀且具有风险厌恶特征的董事和高级管理人员。管理者通过购买D&O保险,将可能发生的损失转化为年度保险成本,可以在平滑盈利波动性的同时保障自身利益(Griffith,2006)。在许多发达国家,经理人会把公司是否购买D&O保险作为入职条件之一(Kim,2006;Bou- bakri et al.,2008)。
此外,D&O保险还能降低潜在破产成本和税务成本,提高企业的会计绩效。财务效应假说认为,D&O保险带来的潜在破产成本的降低、保费支出带来的节税效应及保险公司所提供的风险评估和控制服务可以降低财务成本,为公司带来财务效应(Core,1997;Zou & Adams,2008)。
综上,本文提出研究假设1:D&O保险与并购绩效呈正相关。
(二)产权性质、D&O保险与并购绩效
作为国家宏观调控的重要工具和控制国民经济命脉的关键环节,国有企业有着特殊的组织架构和治理结构。从所有权结构看,国企的所有权归属于国家,雄厚的实力和特殊的使命使其对国家政策的响应度明显高于非国有企业。国有产权性质上市公司出于政治需要、响应中央号召以及扶持保险公司的目的比其他上市公司更易购买D&O保险,且其发挥的分散风险和外部治理作用都极为有限(李伟和王玲, 2013)。
从公司治理角度来看,国有企业党政不分家的治理模式和实际所有者的缺位可能使管理者的决策行为仅考虑个人升迁而不顾经营管理效率,更易做出对公司发展不利的并购决策。国企预算软约束同样为这种决策模式提供了温床,即使采取不利于企业发展的并购决策,致使公司价值降低甚至亏损,国企一样可以获得贷款继续经营。陈海声和冯素晶(2015)对产权性质、企业税负和并购绩效的研究表明,国有企业的并购绩效显著低于非国有企业,但国企的税收优势在一定程度上提高了自身的并购效益。
在我国特殊的经济体制下,国企与非国企所面临的诉讼风险存在显著差异(Zou & Adams,2008)。赵杨、John Hu (2014)以2002 ~ 2013年沪深A股上市公司为样本的实证研究表明,D&O保险可以带来公司价值的显著提升,但提升效果会随着制度环境的不同而变化,在投资者保护程度较高、 公司面临被诉讼风险较大时,D&O保险的价值提升效果更显著。国有企业即全民所有制企业,其实质是企业生产资料归人民共同所有,实际所有者的缺位导致投资者对国企的监督较弱,所面临的诉讼风险自然就低。同时,国有保险公司与国企的控制同源性和国企的低诉讼风险,使保险公司更加怠于监督国企的经营管理行为。因此,D&O保险在国企可能无法发挥应有的外部监督作用。
综上,本文提出研究假设2:国有产权性质会削弱D&O保险对并购绩效的积极影响。
三、研究设计
(一)变量定义
1.并购绩效变量(Performance)
本文模型中的被解释变量为收购方的并购绩效,使用并购首次公告日后1年总资产收益率与并购前1年总资产收益率的差值(△ROAt-1,t+1)度量(吴超鹏等,2008;Cai&Sevilir,2012;陈仕华等,2013)。同时考虑了并购首次公告日前后2年(△ROAt-2,t+2)及前后3年(△ROAt-3,t+3)总资产收益率的平均变化量,以保证企业并购绩效度量的稳健性。
2.D&O保险变量
由于D&O保险信息不属于上市公司强制信息披露的范围,在为数不多的D&O保险投保公司中, 大部分仅在上市公司年报或董事会公告中披露购买决策信息,而提及保险条款具体情况,如保险费用、保险额度等信息的公司寥寥无几。
因此,借鉴Zou & Adams(2008)、许荣和王杰(2012)的研究,本文使用是否购买D&O保险(Doins)这一虚拟变量衡量D&O保险。具体地,如果样本公司在并购当年购买了D&O保险,解释变量Doins取值为1,否则取0。
3.产权性质变量(Nature)
借鉴以往有关产权性质的文献(Zou & Adams,2008;赵杨、John Hu,2014),根据CSMAR中国上市公司股东研究数据库中实际控制人性质划分企业产权性质,并查阅上市公司年报中的股东股本变动情况逐年予以确认。企业实际控制人为国家时,产权性质变量取1,否则取0。
4.控制变量
参考已有文献的研究成果,本文对影响并购绩效的并购交易特征变量、主并方特征变量和公司治理变量进行了控制。
具体包括:1相对交易规模(Relasize),相对交易规模越大,并购的协同效应可能越低,整合绩效越差(Lin et al., 2011);2主并企业规模(Ln_assets),Moeller et al.(2004)对美国1980 ~ 2001年12023起并购事件进行研究,发现收购方规模越大,并购绩效越差;3市值与账面价值比(Mto B),有更多投资机会的企业可能会实现更高的业绩增长(Rau & Ver- maelen,1998);4资产负债率(Lev),Jensen(1986)提出,债务融资可发挥正向治理作用,降低代理成本,提升公司价值;5企业成长性(Grow),公司价值依赖于企业的成长机会(Smith & Watts,1992);6经营性现金流量(CF);7上市年限(Ln_age),自由现金流通常与并购绩效正相关,而上市时间与并购绩效负相关(Jensen,1986);8前十大股东控股比例(Top10),股权相对集中有利于减少小股东“搭便车”行为,降低代理成本(Shleifer & Vishny,1986);9交叉上市虚拟变量(Cross_h),来自不同资本市场的监管可能优化上市公司的治理机制,赵杨、John Hu(2014)做了相同的控制;10管理层持股比例(Manahold),持股比例的增加可使管理层的财富受公司业绩的影响加大,从而促进并购绩效的提升(Core,1997); 机构投资者持股比例(Instihold),李维安和李滨(2008)的实证研究表明,引入机构投资者可强化公司治理结构,提升公司价值。此外,对行业和年度变量也进行了控制(Fama & French,1992),其中,行业按照证监会2012年修订的上市公司行业分类指引进行控制。详情见表1。
(二)模型设定
根据前文假设和变量定义,借鉴Lin et al.(2011)、王艳和阚铄(2014)的研究,建立如下回归模型:
(三)样本选择与数据来源
本文选择并购事件首次公告日在2006 ~ 2013年间且交易成功的沪深A股上市公司为初始样本,并按如下标准进行筛选:1考虑到金融类公司的特殊性,按照证监会2012年发布的《上市公司行业分类指引》,剔除主并企业属于金融业的样本;2剔除样本公司上市一年内发生的并购事件,以消除新上市公司财务数据波动性对研究结果的影响;3同一公司在同一天公告两起以上并购事件的,若目标公司与交易性质均相同,则予以合并,否则将所有相关事件剔除;4剔除关键变量取值缺失的样本。最终得到617家上市公司的1212起并购交易样本观测值。董事责任保险相关数据来自中国资讯行上市公司公告手工整理,其他数据均来自国泰安经济金融研究数据库(CSMAR)。为消除极端值的影响,对主要连续变量进行双向1%水平的Winsorize处理。并采用Excel2007对数据进行预处理,使用Stata11.0进行实证检验。
其中,本文的数据样本具有如下特征:1并购具体包括资产收购、吸收合并和要约收购;2所有并购事件均以主并方为样本公司;3所有并购交易均为非关联交易。
四、实证分析
(一)描述性统计
表2列示了主要变量的描述性统计结果。如表所示,并购绩效指标均值均小于0,表明因企业文化、公司地点和所属行业等方面的差异,并购协同效应往往较低,长期整合绩效较差。Doins均值为0.071,表示约7.1%的样本公司购买了D&O保险,与英美法系国家接近100%的投保率相比仍有较大差距,说明我国D&O保险事业的发展潜力巨大。Nature均值为0.5396,说明样本公司中超过半数是国有企业。控制变量各项指标的标准差均在1左右,表明样本公司特征和并购交易特征各异,样本分布较为合理。
(二)相关性分析
主要变量间的相关系数如表3所示。Doins在10% 的水平上与ROA11正相关,表明D&O保险可以提高并购绩效。Relasize与ROA11的相关系数显著为负,说明相对交易规模越大,并购绩效可能越差。Mto B、Lev、Grow、CF、Manahold与ROA11显著正相关,说明市值与账面价值比、资产负债率、企业成长性、经营性现金流量和管理层持股比例对并购绩效有积极影响。
(三)单变量分析
在进行回归分析前,为初步检验样本数据是否支持本文的假设,首先进行单变量分析。具体地,先将样本按有无购买D&O保险进行分组,再将购买D&O保险的样本按产权性质分组,比较相应的总资产收益率变化量的均值和中位数是否有显著差异。
。著显上平水%的10%和、51%在示表别*分**：**、*和注
注:检验样本为1212个并购事件样本与86个购买董责险样本,T值是样本均值检验结果,Z值是中位数的非参数秩和检验结果。
从表4的结果可以看出,并购前后一年总资产收益率变化量(ROA11)的均值检验与假设1一致,中位数差异检验与假设2一致。具体来讲,购买D&O保险组ROA11的均值和中值均高于未购买组,且差异在10%的水平上显著,初步验证了本文的研究假设1。在购买D&O保险组中,国企ROA11的中值显著低于非国企,即产权性质可能会削弱D&O保险对并购绩效的积极作用,初步验证了本文的假设2。由于单变量分析没有考虑其他因素对并购绩效的影响,为增强结论的说服力,下文将加入控制变量进行回归分析。
(四)回归分析
本部分利用OLS回归方法考察D&O保险对并购绩效的影响。具体地,使用并购事件首次公告日前后一年的总资产收益率变化量及前后两年、前后三年的总资产收益率平均变化量度量并购绩效,研究D&O保险与并购绩效的关系。
注:括号内为t值,***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,下同。
由表5可知,D&O保险购买决策显著提高了企业并购绩效,且结果对于并购前后1 ~ 3年总资产收益率变化量均保持稳健,表明承保公司可以有效地发挥外部监督作用,优化企业外部治理机制,持续促进企业并购绩效的提升,与假设1相符。D&O保险与产权性质的交叉项Do_na的系数显著为负, 说明在购买D&O保险的样本公司中,国企的并购绩效相对低于非国企,即国有产权性质会削弱D&O保险对并购绩效的积极影响,验证了假设2。控制变量方面,Relasize和Ln_as- sets的系数均显著为负,说明相对交易规模和公司规模越大, 企业并购绩效越差。市值账面价值比、资产负债率、企业成长性、经营活动净现金流和前十大股东持股比例对公司治理有积极影响,与前文相关分析的结果基本一致。
(五)稳健性检验
为保证研究结果的稳健性,采用D&O保险认购年限作为解释变量的替代变量,重新对主要的实证结果进行回归检验,如表6所示。
具体地,D&O保险认购年限(Doiage)定义为截止到并购事件发生年份,样本公司累计购买D&O保险的年数。回归分析方法及其他变量的定义均与前文一致,仅D&O保险与产权性质的交叉项Do_Na发生相应变化。从表6的检验结果可以看出,主要变量的符号和显著性水平与回归分析中的结果基本一致,说明本文的主要实证结果对于核心变量的不同度量方式保持稳健。
五、研究结论
本文通过手工收集沪深A股上市公司D&O保险的相关数据,实证检验了D&O保险对并购绩效的影响。研究发现, D&O保险与并购绩效显著正相关,符合D&O保险的外部监督者假说;与国有企业相比,D&O保险对非国有企业并购绩效的提升作用更为明显,即国有产权性质削弱了D&O保险对并购绩效的积极影响。本文的研究结果说明,在我国特殊的制度背景和市场环境下,D&O保险承保公司作为外部监督者能够发挥一定的外部治理作用,尤其能显著提高企业并购绩效;国有产权性质对并购绩效的削弱现象表明我国国企改革仍任重而道远。