上市公司市值管理研究范文

导语：如何才能写好一篇上市公司市值管理研究，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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关键词：上市公司 市值 管理

上市公司市值管理不仅要求能够创造出价值，实现价值的最大化，而且要求能够将这种价值实现，让股东得到回报，从而在资本市场实现各主体利益的平衡。从实践来看，我国上市公司市值管理的方法还存在一些不足之处，如部分公司股价长期保持稳定同时分红规模小，广大中小投资者难以得到应有的回报，这都不利于资本市场的长远发展。因此，必须加强和改进上市公司市值管理。

一、上市公司市值管理的重要意义

我国上市公司数量越来越多，社会公众通过资本市场投资于上市公司也越来越理性，当然，投资的公众数量规模也较为庞大，要保持资本市场的长远发展，实现资本市场的稳定，必须加强和改进上市公司市值管理。

（一）有利于维护上市公司各主体之间的平衡

当前，我国上市公司数量众多，截止到2013年5月初，在A股上市的上市公司数量达到2466个，而市场中的投资者数量则超过千万，统计数据显示，截至2013年3月22日，A股持仓账户数为5484.11万户，这表明上市公司大股东和中小股东数量规模都庞大，一方面，上市公司必须努力创造价值，实现资本的增值，另一方面，上市公司必须“分好蛋糕”，将创造出的价值在各股东之间有效的分割，使各主体都较为满意。

（二）有利于保持资本市场的吸引力

长期以来，我国资本市场发展不充分，上市公司“权力独大”，广大中小投资者利益无法得到保障，导致大量的中小投资者长期亏损，对资本市场失去信心。实际上，我国股票市场发展二十余年这一时间段内，通胀率、经济增长率分别平均约为4%、10%，但股市增长2%不到，2000年年末，上证综指为2073点，2013年5月7日收盘为2235.58点，上涨幅度非常小，导致这种现象的原因之一在于上市公司盈利能力差，这就要求上市公司加强市值管理，在价值分配中给予中小投资者更多的关注，使投资者能够得到正常的回报，从而增加资本市场对广大中小投资者的吸引力，促进资本市场长远发展。此外，市值管理还可以帮助广大投资者有效的识别上市公司的基本情况，为投资者选择投资目标提供参考，使部分经营管理水平差的企业逐步退出上市公司行列，促进资本市场的长远发展。

（三）有利于维护上市公司良好的形象

当前，我国部分公司上市前财务指标良好，盈利能力强，上市后“形势急转直下”，公司盈利水平大幅度的下降甚至出现严重亏损，这就导致这些公司的外部形象不佳。要维护公司的良好形象，必须强化市值管理，激励上市公司管理人员提高管理水平和管理能力，并创新公司的经营理念和经营目标，最终达到促进上市公司长远发展的目标。

二、上市公司市值管理的基本模式

从上市公司处理大股东与中小股东利益的方式来看，市值管理模式可以分为“独善其身”、“择机干预”、“即时干预”等类型，不同的公司会根据自身发展的需要、公司的经营理念等选择适合于自身的模式，当然，在特殊的历史背景下，如经济危机或者其他危机发生时，部分上市公司可能会改变原有的市值管理模式。

（一）“独善其身”型市值管理模式

“独善其身”型市值管理模式即上市公司在市值管理过程中，仅仅关注企业的可持续发展，关注企业发展战略的贯彻与落实，关注企业长期价值的实现。在这一过程中，即使公司股价出现较大幅度的波动，或者出现其他短期内影响公司市值的因素，上市公司也不会予以关注和干预，而是采取放任自由的方式，从而表现出上市公司“独立于”股票市场的一种姿态。实际上，我国A股市场中就存在大量的类似企业，特别是央企表现更为明显，如中国石油上市之初的股价最高达到48.62元，但之后表现出震荡走低的态势，2013年5月2日达到上市后的最低价8.38元，从这一公司的发展历程来看，基本表现出没有过于关注公司股票价格的行为。

（二）“择机干预”型市值管理模式

部分上市公司在发展过程中，既关注公司长远目标的实现，也在必要的时机对公司股价等进行干预，从而避免股票价格非正常的波动，维护好各方的利益平衡。从实践来看，部分上市公司采取要约收购一定比例市场流通股的方式来提振发展信心，如银座股份的大股东山东省商业集团有限公司向公司除收购人及其关联方以外的全体流通股股东发出部分要约收购，要约收购数量占公司总股本的5%，并且这种收购价格相对于公告后停牌时的价格溢价13.43%，表明公司干预的信心，能够很好的解决大股东与中小股东之间的利益关系。此外，部分上市公司采取并购重组、整体上市等方式来进行干预，实际上也是一种择机干预，只是这种干预更多的是为加快公司的长远发展，提升公司价值，从而最终达到提升股价的目标。

（三）“即时干预”型市值管理模式

“即时干预”型市值管理模式即上市公司在股票价格发生波动时就给予密切的关注，一旦股票价格涨幅或者跌幅超过预定的目标，上市公司就进行干预，以使公司股票价格维持在一个合理的、符合上市公司实际情况的范围内波动。从实践来看，我国上市公司在连续上涨或者下跌超过20%时都会对影响公司股价的事项进行分析，甚至部分上市公司会出现盘中停牌的事项，这在暂停上市后恢复上市股票中表现较为明显。

三、强化上市公司市值管理的对策建议

当前，我国上市公司市值管理还存在一些问题，表现在对市值管理的理念不够清晰，没有专门负责市值管理的机构或者部门，甚至出现大股东侵吞中小股东利益等问题，因此，必须强化市值管理，不断提高市值管理水平和能力，以达到公司预定的发展目标，

（一）明确市值管理的目标和模式

首先，要明确上市公司市值管理的价值取向，上市公司要通过分析自身的发展战略，发展的价值取向以确定自身的理念，通过这种价值理念指导市值管理，甚至将部分理念与公司理念不同的股东予以淘汰，这样就能够形成一个较为稳定的股东群体，为公司实习市值管理提供支持。其次，要明确上市公司市值管理的基本模式，在确定价值取向后，上市公司要明确自身市值管理的基本模式，并明确管理的途径与方法，管理的内容与流程，从而指导市值管理实践活动。如采取即时干预进行市值管理时，要明确股票价格波动达到什么样的幅度时予以干预，是采取股票回购还是其他方式进行干预等。

（二）完善制度确保市值管理的落实

首先，要明确市值管理的机构和人员，上市公司要高度重视市值管理工作，成立专门的市值管理机构，指派专门的人员负责相关事宜，甚至指派高层领导负责这一工作，以便在紧急情况下能够迅速的做出反应。其次，要明确市值管理的责任，在推进市值管理过程中，要制定细化、量化、实化的考核方案，以此衡量市值管理机构是否履行了预定的工作职责，并达到提高相关责任主体的责任意识，岗位职能的目标。再次，要加强对市值管理本身的考核与监督，上市公司要定期组织对市值管理情况进行评估，一旦评估发现市值管理与预定的方案不相符合，预定的目标没有实现，则要积极的查找原因，对其中存在的问题予以纠正，从而确保公司价值理念的实现。

（三）健全体系强化不同主体协调提高市值管理水平

首先，要构建不同主体利益诉求表达与沟通机制，上市公司市值管理的基础和前提是要建立一种完善的信息传递机制，使其价值理念能够在大股东、中小股东之间进行沟通，同时各主体能够进行利益表达，以便这种价值理念能够得到动态的更新，解决由于信息不对称而导致市值管理作用难以得到发挥的难题，并进而形成一种富于公司特色、符合时代需求的价值理念，通过市值管理使这种理念得到倡导。其次，要加强对上市公司的监督和管理，针对部分上市公司市值管理中存在不同利益主体过度博弈导致市值管理目标难以实现的问题，国家有关部门要加强对大股东的监督与管理，使其各项经济活动不至于损害中小股东的利益，并紧紧围绕公司所确定的市值管理目标运营。

参考文献：

[1]马保明.上市公司市值管理的可行性研究——以山西省为例[J].海南金融，2012

[2]殷明德.央企上市公司市值管理新模式[J].董事会，2012

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引言

在2014年1月财政部正式了第39号会计准则《企业会计准则第39号――公允价值计量》，该准则重新给出了公允价值的定义，对公允价值初始计量、估值技术、公允价值的层次等进行了说明，同时还提出了具体的公允价值计量的信息披露要求。公允价值计量准则的应用能否为广大投资者提供更为准确的会计信息，该准则是否有效抑制了上市公司的盈余管理需要我们进一步地研究。

随着我国证券市场的不断发展和信息披露制度的完善，上市公司披露的数据越来越全面，国内学者对盈余管理的实证研究逐渐展开。李文耀和许新霞对公允价值后续计量中的盈余管理动机进行了分类检验，研究发现我国上市公司可供出售金融资产资产负债表日计入“其他综合收益”的公允价值变动中存在“洗大澡”和“盈余平滑”的动机[1]。尹世芬等认为，公允价值计量准则使上市公司在进行估计时更加谨慎，新准则限制了盈余管理的深度。总体上讲，新准则实施后，盈余管理程度总体提高[2]。但是，阮美梅却认为，在我国目前的市场环境和监督机制下，公允价值的应用并没有明显提高上市公司的盈余管理水平，公允价值计量没有给企业进行盈余管理提供很大的空间[3]。

本文主要研究公允价值计量对上市公司盈余管理的影响，重点研究公允价值计量准则颁布后上市公司盈余管理的程度是否有显著变化，同时通过实证分析来研究这项新准则颁布前后上市公司利用公允价值进行盈余管理的途径是否有变化，使各利益相关者对上市公司利用公允价值进行盈余管理的手段有一个清晰的认识。

一、研究设计

（一）研究假设

CAS39准则要求上市公司披露公允价值的层次、估计技术等，在公允价值的层次方面，要按照一定的次序进行，第39号会计准则对这方面的要求更加严格，这使得上市公司在进行估计时更加谨慎。因此，本文提出假设1：公允价值计量准则实施后，上市公司盈余管理的程度变小。

上市公司往往利用金融资产的处置损益进行盈余管理。在出售交易性金融资产时，售价与账面价值的差额计入投资收益。在处置可供出售金融资产时，售价与账面价值的差额计入投资收益，同时根据会计准则的规定，要将持有期间产生的“其他综合收益”转入投资收益。上市公司还可以利用对金融资产的初始划分和以后的重分类来影响利润。因此，本文提出假设2：公允价值计量下，上市公司投资收益与盈余管理程度正相关。

固定资产、无形资产的处置和债务重组、非货币性资产交换都涉及到与公允价值计量有关的营业外收支。债务人以非现金资产清偿债务时，应付债务的账面价值与转让的非现金资产的公允价值差额，作为营业外收入。非货币性资产交换以公允价值计量时，换出资产的公允价值大于其账面价值，那么两者的差额计入营业外收入。企业对固定资产、无形资产进行处置时，公允价值减去相关处置费用后与其账面价值的差额计入营业外收入。上市公司可能通过营业外收入进行盈余管理。因此，本文提出假设3：公允价值计量下，上市公司的营业外收入与盈余管理程度正相关。

对于那些不想计提资产减值损失的企业，他们可以与相关交易方协议出较高的销售协议价格，对公允价值加以利用，当公允价值减去处置费用后的净额大于原先资产价值时，就表明此项资产没有发生减值，企业不计提减值损失，也就意味着利润相应地增加了。对于那些想对计提减值损失的企业来说，他们可以在交易时协商出较低的销售协议价格，可以在资产预计未来现金流量和折现率上面做手脚，以降低?Y产的可回收金额，从而可以多计提资产价值损失减少利润或者扩大亏损，实现其盈余管理的目的。因此，本文提出假设4：公允价值计量下，上市公司资产减值损失与盈余管理程度正相关。

（二）样本选取

本文以2012―2015年上海证券交易所及深圳证券交易所A股上市的公司作为研究样本。本文的样本数据为上市公司的年度财务报告，财务数据均取自国泰安数据库。从严格意义上来说，我国上市公司财务数据不适合时间序列分析，因此选择四年的截面数据。为了保证实证数据的有效性与真实性，对数据进行了如下筛选：第一，金融保险业公司盈利模式及资本运作结构都与其他行业的公司有很大差别，故研究中排除这部分特殊的样本。第二，删除观察值不全或者存在极端值的样本数据。最终得到符合上述条件的有效样本为在2012―2015年间的7 368个观测值。本文中，数据处理使用的统计软件是Eviews8.0和Excel2010。

（三）变量选取和模型设计

被解释变量方面，本文以上市公司盈余管理的程度作为被解释变量，并以操纵性应计利润作为盈余管理程度的代替变量。当操纵性应计利润大于零时，表示存在调高盈余管理的行为，当操纵性应计利润小于零时，表示存在调低盈余的行为，当操纵性应计利润等于零时，表示不存在盈余调控。

解释变量方面，选取受到公允价值影响的投资收益、营业外收入和资产减值损失做解释变量。为了研究的一致性，本文将经过期初总资产调整后的投资收益、营业外收入和资产减值损失作为最后的解释变量。

在控制变量方面，本文选取5个控制变量，其中用上市公司总市值的对数来代表公司规模，用资产负债率表示公司的财务风险，用所有者权益增长率来表示公司成长性。Industyeffect作为行业控制变量。具体的变量及其含义（见表1）。

国内外学者在研究盈余管理时经常采用的模型有琼斯模型、修正的琼斯模型和扩展的琼斯模型，以上几种模型在检验盈余管理是效力上存在一定的差异。许多学者使用扩展的琼斯模型实证分析公允价值计量对我国上市公司盈余管理的影响，此模型有较强的实用性。因此，本文借鉴陆建桥[4]扩展的琼斯模型，具体的模型如下：

TAit/Ait-1= a1（1/ Ait-1）+ a2[（ΔREVit-ΔRECit）/ Ait-1]+ a3（ PPEit/ Ait-1）+ a4（ IAit/ Ait-1）+εit （1）

NDAit/Ait-1= α1（1/ Ait-1）+α2[（ΔREVit-ΔRECit）/ Ait-1]+ α3（ PPEit/ Ait-1）+α4（IAit/ Ait-1） （2）

DAit/Ait-1 =TAit/Ait-1 -NDAit /Ait-1 （3）

方程（2）中的α1，α2，α3，α4是方程（1）中a1，a2，a3，a4的估计值，TA为总体应计利润，将方程（1）回归得到的系数带入方程（2），就可计算出非操纵性应计利润。最后，由方程（3）计算出操纵性应计利润。本文选择现金流量表法计算总体应计利润。具体公式为：

TAit=Earningit-CFOit （4）

其中，Earningit代表利润表中的净利润，CFOit代表现金流量表中经营活动产生的现金流量净额。

为了检验公允价值计量下哪些具体因素影响上市公司的盈余操纵，也就是检验具体因素与上市公司盈余管理的相关性，结合本文提出的假设，本文提出如下检验模型：

ABS_（DAit/Ait-1）=β0+β1INVEST +β2IMPAIR+β3EXREV+β4SIZE+β5LEV+β6ROA+β7GROWTH+Industyeffect （5）

二、实证分析

（一）描述性统计分析

从表2中可以看出，2012年1 842家上市公司中，可操纵性应计利润均值为0.039147，最小值为-1.845098，最大值为2.682744；2013年1 842家上市公司中，可操纵性应计利润均值为-0.011221，最小值为-1.81315，最大值为1.886881。2013年1 842家上市公司中，可操纵性应计利润均值为0.020706，最小值为-1.387551，最大值为3.352954。2015年1 842家上市公司中，可操纵性应计利润均值为0.005120，最小值为-0.776214，最大值为0.790401。我们可以看出，2015年可操纵性应计利润的最大值和最小值的绝对值比前三年可操纵性应计利润最大值和最小值的绝对值要小。在一定程度上说明2015年实施公允价值计量准则后，上市公司的盈余管理有所收敛。从可操纵性应计利润绝对值的均值看，2012年为0.087783，2013为0.068769，2014年为0.071945，2015年为0.061587；2015年可操纵性应计利润绝对值的均值小于前三年，说明公允价值计量准则实施之后上市公司盈余管理的程度减小，公允价值计量准则限制了盈余管理的深度，总体上支持假设1。

（二）回归分析

由表3可知，投资收益系数在2012―2015年这四年均为正，且都通过了1%、5%、10%的显著性水平检验，表明投资收益与上市公司盈余管理程度显著正相关，证明假设2；据此推测上市公司根据企业的利润情况，通过对金融资产的首次划分或者规划交易行为选择出售时机来进行盈余管理。 营业外收入的系数在这四年里也均为正，且都通过了1%、5%、10%的显著性水平检验，表明营业外收入与上市公司盈余管理程度显著正相关，证明假设3；对上市公司有显著影响的因素里，营业外收入系数的绝对值在2013年、2014年和2015年均大于其他因素的绝对值，表明这三年里，上市公司较多的利用营业外收入进行盈余管理。资产减值损失的系数在2012―2015年四年中均通?^了1%、5%、10%的显著性水平检验，表明资产减值损失与上市公司盈余管理显著相关；在这四年里，资产减值损失的系数均为正，说明资产减值损失与上市公司盈余管理的程度正相关，证明假设4。虽然现行准则规定部分资产计提减值准备在以后不得转回，但并不适用所有资产，而且上市公司在计提减值准备时存在较多的主观判断和估计，上市公司仍可借助资产减值损失这一手段进行盈余管理。

结语

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关键词：理论；公司治理；股利政策一、 引言

1976 年，Jensenand Meckling（1976）在依托MM理论关于公司所有者和管理者利益诉求博弈的基础上，提出了理论。随着企业经营权和所有权的分离，逐步形成了现代企业制度。但是，在当下企业和委托关系当中，拥有企业所有权的委托人和实际管理企业的人都是理性经济人，他们所追求的都是自身效用的最大化，在企业的经营当中当企业的委托者和者发生利益上的冲突的时候，人就很有可能去违背甚至是去损害委托人而达到追求自身利益最大化的目的。随之产生了一系列问题，如成本问题。实现企业的良好治理，实现企业成本的最优化，协调企业所有者和经营者的利益均衡分配，是当代企业治理研究的核心。公司治理是其中的关键问题，良好的的公司治理有助于企业的正常运营，维护企业各相关者的利益。其中公司的股利政策是公司治理理念下重要一环，并受公司治理机制的影响。股利政策是公司关于是否发放股利、发放多少以及何时发放的方针和政策，其实质是公司治理机制和运作模式的体现，是各方利益相关者对企业利益的博弈。股利政策是公司的管理层、股东、债权人、员工对公司利益再分配的诉求，一种利益的博弈，但这是一种非零和博弈。在公司特定的治理机制下，各方利益相关者根据自身的利益诉求，可以实现一种博弈利益的均衡，即公司特定的股利政策。可见，公司的股利政策并不仅仅是财务政策，也是公司治理的政策。

二、文献综述

近年来关于股利政策和公司治理的研究不少，一方面是关于公司股利政策的研究，另一方面是关于公司治理的研究，再者就是把二者联系起来，研究他们之间的相关性和作用机制。梳理文献，我们可以得出关于股利政策和公司治理关系的研究现状是：

1.结果假说——认为随着公司增加股利支付额或提高股利支付率，公司治理机制能得到更好地实施和贯彻，即股利支付与公司治理的关系是正相关的。Jensen Mecklin（1976）认为股利政策有助于管理者与股东之间和股东与债权人之间的冲突的缓解，最终达到节约管理成本的目的；Easterbrook（1984）也认作为作为能有效降低公司成本的一种体质，股利是一种有效公司治理机制的替代方式；La Porta （2000）等发现，股利还能在一定程度上去缓解企业的内部人和外部人之间的问题， 而且当外部投资者要求内部人以现金股利的形式分配留存收益有法律保障时，股利发挥的作用更加显著；安玉琢（2009）以2004 ～ 2006 年沪深股市A 股上市公司为参考，进行实证分析，最终表明公司治理与股利政策有显著性关系。邹红等（2005）根据2002年的582个上市公司样本，采用多变量回归分析方法来验证提出的假设并提出优化模型，然后以2003年的417个样本为依据，对提出的优化模型进行了测试，从而进一步的地验证影响股利因素；这个结果表明了中国上市公司特殊的治理结构对股利政策的选择有着极其重要的影响。

2.替代假说——认为随着公司增加股利支付额或提高股利支付率，公司治理机制并不能得到更好地实施和贯彻，即股利支付与公司治理的关系是负相关的。Holde（2002）论证股利的替代假说，即良好的公司治理实践就足够保护投资者对抗征用，减少了股利支付的必要性；Farinha（2003）认为在面对高的成本情况下，公司治理扮演着很重要的角色，股利支付和公司治理的内外方面呈负相关。方芳等（2004）通过调查结果显示，管理层持股对于成本高的公司发放股利起改善作用。而成本低的公司中，股利支付并没有什么影响。陈洪涛、黄国良（2006）再成本理论基础上，采用回归分析，对2003年752家上市公司股利分配政策的影响因素进行了实证检验。研究结果表明：每股净资产、净资产收益率、股权多少等影响上市公司的利分配，负债多少对股利支付并没有影响。

三、综合评述

公司治理体系是在公司治理评价系统原则下的股东行为、董事会、监事会、经理层、信息披露以及利益相关者六个维度的统一体，并通过这六个方面的有效性来衡量公司治理体系。通过文献梳理，可以得知股权结构的集中与分散程度对股利政策有显著影响；董事会的规模与监事会与股利政策呈正相关关系；公司董事长和总经理的联系程度、信息披露程度，都与股利政策正相关。总体而言，公司治理层的特征对股利政策存在重要的影响力。

发达国家是市场的自由化程度高和相关理论成熟的环境下，对公司治理和股利分配的相关性进行研究的，也在是基于在理论的基础上进行的。而我国关于公司治理和股利分配的相关性研究并不系统，局限于单一的某一方面，也忽略了我国资本市场自身特点和我国特殊背景和经济体制、经济结构。因此，在以后先关领域研究中更加着重研究公司治理和股利政策的系统联系；一是要更加系统和全面，着重实证分析，二是借鉴国外学者关于公司治理机制和股利政策相关性的理论研究和实证研究。（作者单位：四川农业大学经管学院）

参考文献：

[1]Jensen，MichaelC，William H，etal. Theory of the Firm： Managerial Behavior， Agency Cost and Ownership Structure [J].Journal of Financial Economics，1976.

[2]Easterbrook， Frank H. Two Agency-cost Explanations of Dividends [J].The American Economic Review，1984.

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关键词：上市公司； 高管； 薪酬激励

1、引言

高管掌握着企业的经营权并且直接负责公司的经营效益，同时他们也是企业委托关系当中的高级人员。由于所有者和管理者所处地位不同，所以两者间所代表利益也不同。所有者追求自身企业利润最高，而管理者寻求通过自身努力从而得到相应合理的报酬。在我国，作为新发展起来的民营经济存在公司的治理结构不健全和高管的薪酬激励机制不合理的问题等。因而，准确描述国内企业薪酬的激励现状，进而找出合适关于高管薪酬的激励方面的建议和对策，这样既为了日后的高管的政策改变提供依据，同时，也为企业在制定高管薪酬的激励方案提供可实现方法。

2、国内外文献综述

Taussings 和 Baker在1925年最早开始研究高管薪酬激励的问题，随后对高管的薪酬管理方面的研究开始变为重要的学术研究的部分，研究的主要内容有：相对的绩效评价方法，企业绩效与员工薪酬的关系，高管的薪酬效应，高管薪酬决定的因素等。

由于理论基础的不断发展和完善，人们对高管的薪酬激励的机制研究从规范研究逐渐发展到实证研究。其国内外对高管的薪酬的影响因素的研究主要有：Walker 和 Bechuk（2005）通过实证研究发现，高管能够利用自身所拥有的权利影响自己薪酬的结构组成和数量，从而有利自己建立期权的激励条款。Bechuk 和 Grinstein（2008）通过对1993年到2003年高管薪酬实证研究得出，影响高管薪酬增加的重要的影响因素是高管的权力。张劲松、张璐（2014）对高管薪酬的激励机制，进行了研究，分析了上市的公司的高管的薪酬的激励机制中存在问题，提出通过提升高管的薪酬激励的机制、建立起科学的绩效的考评机制措施，使上市公司高管的薪酬激励的机制更有效，这些对于中国经济的发展有重要的意义。

3、我国的上市公司的高管的薪酬激励的现状

3.1 我国的上市公司的高管的薪酬呈现出逐渐增长趋势

德勤管理咨询公司《2013-2014中国A股上市公司高管薪酬调研报告》的分析结果：2013年的中国A股中上市的公司的高管人员的最高的平均薪酬为810000元，与2012年的770000元相比微增了54%。高管人员最高的薪酬的平均值已成为不同行业的薪酬的水平重要的标志，而在2013年间，A股中公司的高管人员的最高的平均薪酬为810500元，与此同时，2012年的最高的平均薪酬768700元，2011年最高的平均薪酬722000元。

3.2 我国的上市公司的高管的薪酬不同地区的差距较大

从分析中可以看出：华南整个地区最高的薪酬一直较高，且超过百万，与上海北京比较，广东的领先的形势有继续增大的趋势。广东、北京、上海的高管人员最高的平均薪酬一直保持着领先的状态。广东已经持续三年都保持最高，在2013年更是达到了1076000元，同时超出全国的均值的03439；北京高管人员平均薪酬相比2012年相比下降了0014，达到了976000万元，跟广东相比差距很大；2013年，上海高管人员的平均薪酬呈现小幅度的增长，达到了893000元。

3.3我国的上市公司的高管的薪酬在不同的行业差距较大

德勤管理公司研究发现：保险金融业、房地产行业、批发和零售贸易行业已经持续4年保持高层管理人员的最高的平均薪酬领先。2013年三个行业的高层管理人员最高平均薪酬分为别为3193000元、1385300元和1068200元；从高层管理人员个人的薪酬的排行榜的发现，一直位于前十位的高层管理人员有一半来源于保险金融业和房地产行业。其他行业数据表明：农、林、牧、渔业的高层管理人员最高的薪平均薪酬最低，高层管理人员薪酬的行业格局比较平稳；保险金融业是农、林、牧、渔行业的675倍，相比2012年间的657倍呈现小幅度上长趋势。

3.4我国的上市公司的高层管理者的薪酬的上长率未表现与净利润较强的关联性

根据怡安翰威特公司公布《2013年度中国A股上市公司高管薪酬与公司治理研究报告》表明：2012年，中国A股的公司的净利润有下降态势。市场整体的净利润的上长率的中位值是负的009，而差不多50%的行业净利润的降到01以上。但是高层管理者薪酬上长率却没有出现跟净利润较高关联性，却与收入的增长率变动保持一致，呈现出有一些行业的净利润下降，而高层管理人员的薪酬反而增长状况。

4.我国上市公司高管薪酬激励对策建议

4.1完善高管

目前我国的薪酬结构较单一，只有固定工资、各种福利、补贴，而没有衡量人员表现的薪资结构支撑绩效的管理体系。薪酬结构应当充分地发挥其各个方面作用，包括，调节的功能、增值的功能、激励的功能、补偿的功能等。

4.2完善业绩评价指标

一个完善的业绩的评价体系既包括：短期的指标与长期的指标结合、非量化的指标与量化的指标结合、非财务的指标与财务的指标结合。我们应该从经济的单一指标改善为综合的“社会绩效的指标”来作为衡量经营的优劣标准。

4.3完善市场的竞争机制

在的有效市场经济下，市场本身对高层管理者的约束与监督有重要用途。市场竞争不仅能显现出我国上市的公司经营状况的多种信息，为高管薪酬体制充分发挥打下充足的信息的基础，而且优胜而劣汰的竞争机制也威胁着高管控制权的形成。（作者单位：河南财经政法大学）

参考文献：

[1]Bechuk，Walker，George pensation.Strategic[J].Management.Journal.2005，（13）：202-213

[2]Bechuk.，Grinstein.M.Corporate Governance and Firm Performance in Russia ：An Empirical Study〔J〕.JoumalofworldBusiness.2007，（18）：182-197

[3]张劲松、张璐.上市公司高管薪酬激励机制存在的问题及对策[J].Commercial Accounting，2014，06（11）：19-21

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关键词：非上市公众公司；监管理念；制度机制

中图分类号：F83

文献标识码：A

文章编号：16723198（2013）17010701

0引言

我国早在2005年修订的《证券法》中就将公开发行不上市的公众公司纳入了证券市场统一监管的范围。根据这一立法精神，国务院办公厅《关于打击非法发行股票和非法经营证券业务有关问题的通知》（〔2006〕99号）明确提出了非上市公众公司的概念，并要求证监会将非上市公众公司监管纳入法制轨道。但是，由于我国长期没有出台非上市公众公司的监管办法，因此造成严重的中小微企业直接融资与监管过度的冲突。一方面任何公司如果在公开发行后股东人数超过200人，但没有在沪深交易所上市，那么就触碰了“非上市公众公司”这一监管红线，就有可能涉嫌“非法集资”或“非法证券经营”；另一方面由于现行创业板的上市门槛过高，众多中小微企业难以利用资本市场进行直接融资。这一制度性缺陷不仅妨碍了场外市场体系的建设，而且还容易诱致企业和场外市场组织规避监管进而冲击证券市场稳定的风险。

正是在这种背景下，2012年6月15日，酝酿六年之久的《非上市公众公司监督管理办法》（下称“监管办法”）开始向社会公开征求意见。同年9月28日，该办法正式，并于2013年1月1日起施行。

考虑到非上市公众公司监管是一个崭新的领域，而且此类公司具有数量多、规模小、经营不确定等特点，因此，为了增强对非上市公众公司的有效监管，有必要对非上市公众公司监管的理念和制度机制等进行探讨。

1非上市公众公司的监管理念

《监管办法》制定的根本出发点和落脚点是建立高效有序的场外市场，支持知识和技术创新型企业、现代农业企业、小型微型企业的股本融资、股份转让、公司重组等活动，促进中小企业稳步成长。此外，虽然非上市公众公司也涉及公众利益，但是，相对于上市公众公司，它所面向的公众不是一般社会公众，而是风险承受能力比较高、专业性比较强的机构和个人投资者。因此，除追求促进资本市场配置效率、保护投资者利益以及维护市场稳定等共性价值外，对非上市公众公司应坚持与上市公众公司有所区别的监管理念，即一方面要放松行政管制，降低非上市公众公司的监管成本，提高非上市公众公司的交易效率；另一方面要强化监管，提高非上市公众公司的治理水平，增强市场的透明度和有效性，切实防范市场风险和保护投资者利益。具体说，主要包括以下几个方面：

1.1放松行政管制、简化许可程序与强化信息披露机制

在我国，不管股票最终上不上市，公开发行股票都必须经过证监会的批准。随着我国经济发展的飞跃性攀升，上市公司必将越来越来，而为了更好地为企业发展融资，公开发行股票也正成“星火燎原之势”。这就要求证监会一方面必须抓好股票发行的监管工作；另一方面则要将工作简化、放松管制，尤其是对于公开发行的非上市股票，更应该放松市场准入条件，让更多的公开发行不上市股票募集资本，进而推动企业的良性发展，为此，对于证监会而言，做好公开发行不上市股票的监管乃至市场准入工作，则必须遵照以下两个方面来推行：

第一，在准入条件上，对企业的市场准入财务门槛不应设置过高甚至可以不设财务门槛，对于企业盈利指标的要求也不应该做过多要求，只需要在具体的企业信息审核工作中，重点关注其业务经营、企业管理、信息披露等方面进行严格把关即可。如果都符合《证券法》的基本要求，便可放行。

第二，在准入程序上，公开发行并上市的股票一般设有发审委组织，笔者看来，这种组织对于公开发行不上市的股票是多此一举，没有太大必要，可以考虑不设。类似于公开发行并上市股票所必须经过的保荐制在这里也是多余的。去除这些制度的限制，只是为了大大简化核准程序，方便企业“集众人之力”来实现发展。

当然，放松监管、简便程序并不意味着对其管理的“放任自流”，尤其是在企业的信息披露上，必须做到“严格把关、突出重点”的原则，并要求发行股票不上市的企业必须披露投资者所关注的司核心竞争力和风险因素，而且是定期披露（半年一次），确实保证投资者的利益，也为市场的透明、公开、公平奠定基础。

1.2强化公司自治与强化中介机构职能并重

与上市公众公司相比较，非上市公众公司具有“船小好调头”的特点，因为其本身就是一些规模较小的企业，所涉及的利益面不广、社会危害性也不大，而且大多是家庭式企业，为此，在其发行股票时，除了必要的监管之外，要更多地引导其根据《公司法》、《证券法》的要求来实行“自治”，无论其基本的企业经营管理活动，还是企业风险规避、管控，企业纠纷的处理等等，都需要严格遵照相关法律法规来进行，以凸显“自主发展、自主管理”的优越性。此外，还需要发挥中介职能机构在企业发行股票过程中的积极作用，尤其是会计事务所、证券公司等等，以保证企业各项信息的准确性与权威性。

1.3降低发行成本

毋庸置疑，在发行股票的非上市公众公司中，存在着诸多的小微企业以及创新型企业，这些企业与上市公众公司在企业管理、业务经营等方面存在着较大地区别，基于此，可以考虑在其发行股票时采取“储架式”发行模式，为企业股票发行提供更大的空间和弹性，以助推小微企业的发展环境的改善。此外，还可以为小微企业“量身定做”快速融资豁免机制，即定向发行后股东累计不足200人的，或者在12个月内发行股票累计融资额低于1000万元的非上市公众公司，不要求其向监管部门申请核准，可以自办发行、事后备案，为企业快速融资建立绿色通道。这样做的结果，将最大限度地降低企业的股票发行成本，为企业的科学发展与运转“保驾护航”。

2非上市公众公司的监管制度机制

2.1非上市公众公司的治理制度机制的优化

非上市公众公司的治理，重在优化。前文提到必须依法实行“自治”，才能保证企业的发展经营状况的优化，而企业出资人的基本利益保障也与“自治”息息相关。对此，在“自治”框架之下，非上市公众公司必须做好以下工作：

第一，企业发展、制度先行。对非上市公众公司来说，能否根据本身的特点制定出一套合理有效地治理制度，是保证其高效运转的基本前提，为此，在对非上市公众公司进行监管时，必须建立《非上市公众公司章程指引》，并明确规定非上市公司治理制度确立的基本条款，为非上市公众公司在构建治理制度提供依据。

第二，非上市公众公司治理制度的确立必须始终凸显保护出资人权益的核心，这就要求非上市公众公司的董事会在审查企业治理机制时要着重关注出资人在讨论、评估方面的公平表达权利，而在企业治理章程表决的过程中，可以考虑根据实际情况进行回避表决。以保证企业治理章程的公平、公正、合理。

2.2非上市公众公司的信息披露制度机制

无论是上市公众公司还是非上市公众公司，实行严格、准确的信息披露是其进入市场并参与市场竞争的基本责任和义务，而在监管部门对企业进行监管的过程中，信息监管无疑是重中之重。这不仅是保证出资人基本知情权的前提，更是保证出资人合法权益并让其能及时了解企业相关信息的基本保障。为此，必须做好对企业信息披露的监督制度。

第一，要想方设法降低企业的信息披露成本。对于企业而言，降低成本是其发展的关键，而在降低成本中，必然包含信息披露成本的降低，这就要求企业在信息披露内容上“就重避轻”，重点在企业核心竞争力以及风险因素的披露上；在披露频率上要坚持“半年度报告与年度报告相结合”，即不需要每月公布或者每季公布，节约成本；在信息披露方式上，必须要求在证监会指定的信息披露平台公布，为出资人提高简便、快捷的信息获知渠道，同时进一步减少信息成本支出。

第二，实行分层次的信息披露监管，对公开转让和定向发行的公司要求披露公开转让说明书或者定向发行股票预案、年度和半年度报告，对因其股票向特定对象转让导致股东累计超过200人的公司，仅要求简要披露定向转让说明书和年度报告。

2.3非上市公众公司的股票转让制度机制

为兼顾监管的包容性和有效性，《监管办法》对通过股票转让成为非上市公众公司实行分层次的、富有弹性的许可管理。对申请股份公开转让的公司，不设财务指标，不做盈利要求。重点要求治理机制健全、信息披露规范。对因其股票向特定对象转让导致股东累计超过200人的公司，不设准入门槛，可在上述情形发生后3个月内向证监会申请核准或者降低股东人数。同时为防止监管套利，不允许其股票公开转让，只能向特定对象以非公开方式协议转让。对未经核准的，将启动打击非法发行股票机制。如果此类公司拟公开转让或定向发行，则按照相关规定申请核准。

参考文献

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篇6

论文摘要:根据信号理论，在信息不对称条件下，信息透明度高的公司意味着有好的公司治理结构，以前的研究也证实了套司治理和会司业绩之间存在相关关系。本丈采用了S&P公司所套布的会司透明度测贵方法来测童公司信息透明度，选取了沪、深两地上市的77家高新技术公司来研究公司透明度对套司业绩的影响。

1理论渊源与文献回顾

本文的研究基础是基于信号理论，由于在投资者和管理者之间存在信息不对称的情况，公司愿意提供信息给投资者是为了减少信息不对称，从而降低公司的筹资成本。业绩好的公司更愿意经常披露信息给公众来提高公司的社会形象。上市公司主要通过年报来向投资者传递公司的信息，包括公司的治理结构信息、公司本年的经营业绩、公司未来的投资计划、公司的一些发展战略等信息。在以前的研究中，主要是强调公司所有权和董事会结构对公司业绩的影响，没有把公司透明度考虑在治理结构中，本文结合上市公司年报所披露的公司治理结构以及透明度信息来研究对公司业绩的影响。

公司治理结构的主要贡献包括提升公司的经营业绩和防止会计舞弊。根据Black等人(2002)的研究，公司治理结构好的公司比那些公司治理结构差的公司有好的经营业绩，根据以前的研究总结，公司的治理结构主要包括董事会结构、所有权结构和公司的信息透明度。

公司的董事会是公司的最高执行机构，是公司发展战略的制定和执行监督者，必须对公司的经营业绩负责。反映公司董事会结构的指标有独立董事的比例、董事会的规模、董事长和总经理是否为同一人担任。独立董事有比较强的管理经营方面的专业知识，具有监督企业经营的能力，减少公司战略失误的可能性。同时能够减少经营者共谋和防止公司资源被浪费，从而提高公司的经营业绩。董事会规模本文指的是董事会成员的数量，董事会成员的最佳数量是比较难以确定的，如果董事会的成员过多必然降低董事会的效率，因为过多的数量可能很难取得一致的意见，从而浪费人力资源;如果董事会的成员过少，就很难充分讨论来保证公司决策的精确性。在所有权和经营权相分离的现代公司中，童事会具有代表股东监督管理层的自利行为的作用，如果公司的董事长兼任公司的总经理，这就降低了董事会的监督功能，因为董事会变得不再独立。于是理论认为，董事长和总经理两职合一会削弱董事会的监控功能(Mola， 1998)，使上市公司可以操纵公司的经营业绩。

根据enaen， Wamer (1998)的研究，所有权结构和公司业绩之间有联系。所有权结构包括管理者持股比例、机构持股比例、董事会持股比例。根据委托理论，公司管理者和公司的目标存在差异，如果要减少问题，就必须增加管理者的持股比例.让管理者和公司股东的目标具有一致性。机构投资者由于有投资的赢利压力，所以会用不同的方式对公司的管理层施加压力来达到自己的目标。机构投资者不再是一个纯梓意义上的资本炒作者，而是一个理性投资者，会对公司的业绩有理性的要求。

信息披露质量高低决定了公司透明度高低，过去的研究都主要集中在公司的信息披露和公司股票价格变化之间的关系，结论也证实了公司的信息透明度和公司业绩之间的相关性。信息披露质量高的公司有好的业绩。从以前的研究来看，一些研究者采用的仅仅是公司的财务数据作为透明度的衡量，然而这只是关于公司财务状况和公司经营成果方面的信息，其他主要的信息比如公司的战略方针、公司会计政策的选择都没有能够体现。本文在测量公司的信息透明度时采用了5&P公司所公布的信息透明度测量标准。不但反映了公司的财务信息，而且还反映了公司的一些非财务信息。

2研究方法

2. 1样本选择和数据收集

本文研究的样本公司是在上海和深圳上市的高科技信息技术公司，同时采用了S&P(标准普尔)公司所公布的公司信息透明度测量标准，来测量所选公司的透明度。5&P公司把公司信息透明度分成三个部分:所有者结构和投资者权利透明度、财务透明度、董事会结构和议事程序透明度，一共98个评分标准。如果上市公司满足一个指标，即得I分。本文所有的信息均来自于上市公司的年度报告。在本研究中，一共收集了2004年的T7家高新技术上市公司作为研究样本。

2. 2研究假设

上司公司年报所披露的信息包括了一些基本的公司治理结构信息，其中有一些是政策法规强制要求披露的，也有一些是公司为了提升自己的公司形象白愿披露给投资者的。为了研究上市公司治理结构和公司业绩之间存在的相关关系，本文就此提出了研究假设。

(I)董事会结构和所有权结构:

假设1:在董事会规模( &S)和公司经营业绩之间不存在相关关系。

假设2:董事长和总经理(CEO)是否为同一人和公司的业绩之间没有关系。

假设3:独立董事在董事会中的比例(PID)和公司业绩之间没有相关关系。

假设4;董事会持股比例(PHD)和公司业绩之间没有相关关系。

假设5:机构持股比例(PGD)和公司业绩之间没有相关关系。

(2)信息透明度:

假设6:所有权结构和投资者权利透明度(HT)和公司业绩之间没有关系。

假设7:财务透明度和信息披露质量高低(Ff)和公司业绩之间没有关系

假设8;董事会结构和议事程序透明度高低(MT)和公司业绩之间没有相关关系。

2. 3变量定义

(1)公司绩效的测量。本文采用了由大多数文献所使用的公司业绩评价指标，即用净资产收益率(ROA)来衡量公司业绩，另外还采用了每股收益(EPS)来评价公司的业绩。

(2)公司透明度的衡量。采用5&P公司的透明度测量方法，引人了三个解释变量。HT:所有权结构和投资者权利的透明度;财务透明度;MT:董事会结构和议事程序。

(3)哑变量的设定。CEO;童事长和总经理是否为同一人。在本文的研究中，如果公司的董事长兼任总经理，就取值1，否则就取值。。

2. 4模型建立

为了检验每个变量对公司业绩的影响，本文采用了8个独立变量，分别是董事会人数(BN)来反映奄事会的规模、董事长和总经理是否为同一人《CEO)、独立资事持股比例(PID ) ，事会持股比例(PHD)、机构股比f1( PD)、所有权结构和投资者关系得分(HT>、财务透明度和信息披露得分(FT)，董事会结构和议事程序得分(MT)，来分析对净资产收益率(ROA)，每股收益(EPS)的影响。模型如下:

本文采用了多元线性回归模型来研究变量之间的相关关系。第一步要检验独立变量之间是否具有多重共线性，如果独立变量之间有很强的相关性则说明存在多重共线性，需要将其中的一个变量排除在模型之外，我们通过相关系数矩阵来检验独立变量之间的多重功线性。第二步是检验独立变量和非独立变量之间的相关关系，我们通过相关系数的符号来判断。

3实证分析

3.1统计分析

为了了解高新技术上市公司的基本特点，我们对本文所用到的变量进行了基本的描述性统计。

(1)公司治理结构的描述。由表1可以看出，董事会人数的平均值是19人，上市公司董事会人数最少的只有12人，人数最多的可以达到35人。而公司董事长兼任总经理只占样本公司的16. 4%，表明了在中国的高新技术上市公司中，这种身兼两职的公司是少数。董事会持股比例在0到70. 3%之间变化，可以看出董事会持股数量在上市公司结构中是不一样的。独立懂事比例在。，1到0. 286之间变化。

(2)公司透明度的描述。关于公司的透明度，所有权结构和投资者的权利和关系透明度得分比低，说明了我国的上市公司大部分只是按照政府的强制要求来披露一些所有权结构的信息。财务透明度和信息披露在公司透明度测评中得分比较高，说明了在上市公司中对于财务信息的披露比较多，这也有可能是政府对于财务披露方面的要求比较严格的原因。而董事会结构和董事会的议事程序得分在三项得分中是最低的，说明披露董事会结构和议事程序在我们国家的上市公司中是最不透明的。

3. 2变量之间的相关性分析

为了尽足避免回归模型的多重共线性问题，我们在采用回归分析前用了变量之间的相关系数矩阵来对董事会治理结构的各个替代变量进行了相关性分析，如表2所示，本文所选取的替代变量之间相关性很小，同时存在于回归模型中可以尽量避免多重共线性问题。

33回归结果分析

篇7

关键词：上市公司；盈余管理；动机；治理对策

1引言

上市公司的盈余管理现象是当今许多国家所面临的问题。以往的普遍将盈余管理视为机会主义行为，近期的发现了盈余管理的其他一些动机，比较典型的有降低交易成本的动机、获得比较业绩优势的动机以及对市场预期做出理性反应的动机等，这些研究发现为我们治理盈余管理提供了基础。

2机会主义动机

机会主义动机是指管理当局在追求自身利益的过程中会采取各种手段，有目的、有策略地对信息加以筛选和歪曲，不惜损害公司其他利益相关者的利益。根据盈余管理机会主义动机具体目的的不同又可以进一步细分。

2.1以误导资本市场为目的的机会主义动机

60年代以前的文献普遍认为，公司管理当局能够随心所欲地进行盈余管理，从而欺骗投资者。但是，60年代提出的有效市场则认为，由于存在信息竞争，投资者不总是受会计盈余的瞒骗。自70年代以来，研究者一直试图对这两个相互矛盾的观念进行实证检验，但结论之间存在较大的分歧。

尽管实证研究的结论相互矛盾，但是上市公司运用盈余管理欺骗投资者的事件却不断发生。例如，我国资本市场中发生的琼民源事件、红光实业事件以及银广夏事件等，表明上市公司以误导资本市场为动机的机会主义行为确实存在，并且资本市场的参与者确实在相当长的时间内未能识破他们的盈余管理行为。

2.2建立在以会计数据为基础的契约上的机会主义动机

在契约论的框架下，可以被视为其利益相关者（如股东、经理、债权人、雇员以及政府机构等）之间的一组复杂契约关系的连接点。企业的每一个利益相关者都明白，他们的自身利益有赖于企业的生存与，但是他们之间又存在利害冲突，他们为了牟取私利又有采取减少企业价值和生存机会的动机与行为，试图将其他利益相关者的利益占为己有。

会计盈余在订约中的作用、契约的不完善以及监督成本较高会诱使经理人员运用盈余管理牟取私利，从而使得盈余管理行为不可避免。因此，克里斯蒂与齐默尔曼将这类的机会主义定义为：经理以超过股东等外部人在订立契约时所形成的预期的方式，在公认会计准则尚未明确规定的会计处理上做出选择，通过这样的选择可以增加经理的财富，但却相应减少了外部人的财富。

国外已有大量的文献检验了基于债务契约和经理报酬契约动机的盈余管理，这些研究表明，报酬契约与债务契约至少是一些上市公司盈余管理的诱因。由于我国还没有类似于西方国家的经理报酬计划与债务契约，所以我国上市公司基于这类契约的盈余管理动机并不明显。

2.3以逃避监管为目的的机会主义动机

美国银行业的规范要求银行必须满足借助会计数字表达的一定资本充足率，保险业的规范要求保险公司要符合最低财务质量标准，公用事业有史以来一直被规定收费率并且只允许赚取其投入资产的正常的回报。因此，这些公司经理有动机进行盈余管理以逃避行业监督和反托拉斯监督。

我国上市公司为避免特别处理与摘牌而进行的盈余管理的实证证据实际上也属于逃避《公司法》管制的情况。我国有些公用事业单位，人们抱怨其收费水平高，但其财务报表上的盈利并不突出，可能也采取了类似的盈余管理行为。

3降低交易成本的动机

Burgstahle与Dichev发现上市公司存在通过盈余管理将盈余微降操纵为微升或者将微亏操纵为微利的现象，他们认为上市公司这类进行盈余管理的动机是为了降低与利益相关者的交易成本。

上市公司是盈利还是亏损以及盈利是上升还是下降，确实对利益相关者的心理会产生质的，从而影响与上市公司的交易成本。例如，顾客愿意为盈余高的公司的商品支付更高的价格，因为公司更可能履行其所承诺的质量担保与服务义务；公司的供应商将为盈余高的公司提供更优惠的条件，不仅因为盈余高的公司更有可能为当期的采购支付货款，还因为该公司将来可能进行更大数额的采购；银行愿意为盈余高的公司提供更优惠的条件，因为盈余高的公司违约与延期偿还贷款的可能性更小；高盈余公司的优秀雇员既不太可能辞职，也不太可能为了留下来而要求更高的薪水。因此，这些公司有避免盈余下降或亏损从而降低与其利益相关者的交易成本而进行盈余管理的强烈的动机。

我国上市公司存在严重的“微利现象”与“10％现象”。盈利公司的交易成本可能比亏损公司低，这至少可以对“微利现象”做出部分解释。当然，“微利现象”还与《公司法》中关于特别处理与摘牌的政策有关。“10％现象”至少与交易成本有部分关联，即利益相关者将净资产收益率为10％作为“绩优”公司的评价标准。因此是否达到“10％”的净资产收益率不仅是对证监会配股政策的反应，而且可能是基于交易成本的反应。4对市场预期做出理性反应的动机

近期一些研究表明，公司管理当局的盈余管理行为可以由管理当局对投资者反应的理性反应得到解释。Erickson与Wang调查了换股式兼并时的盈余管理，表明收购公司在兼并之前会高报盈余，其原因是目标公司会预料到这一情况，并在就收购价格进行谈判时根据预期的盈余管理作调整。Shivakumar研究了稀释权益发行（Second Equity Offering）的情形，认为权益发行前的盈余管理不是为了误导投资者，相反却是发行公司对发行公告时预期的市场行为的理性反应。

发行公司和市场之间关于盈余管理博弈的支付矩阵。发行公司有两个战略：他们在发行公告前可能高报或不高报盈余；市场也有两个战略：他们或者相信或者不相信发行公告前的盈余被高报。每一个方格中的第一个记录是市场的支付，第二个记录代表发行公司的支付。H代表正的支付，而C代表盈余管理的成本。

如果投资者能直接观察到每一个上市公司盈余管理的水平，那么盈余管理引起的均衡支付将是（0，0），即上市公司不进行盈余管理，股份将以它们的基础价值发行。然而，在现实中由于存在信息成本，投资者不能完整地观察到盈余管理的金额，因而，发行公司有偏离上述均衡的激励，可能会通过高报盈余以抬高股票的发行价格；投资者如果考虑到发行公司的这一激励，会假设所有发行公告的公司在公告前会高报盈余，并因此会对发行公司的股票打折扣；由于发行公司不能令人信服地传递其不存在盈余管理的信息，因而发行公司会理性地高报公告前盈余（至少达到市场所期望的程度）。这使得均衡的结果是图1中的（-C，-C），它实际上是单纯战略的惟一的纳什均衡。因为盈余管理的成本不为0，这一均衡就是帕雷托无效的。

在1998年以前，尽管我国上市公司通过盈余管理达到配股及格线的现象也很严重，但当上市公司公布配股公告时，股价一般会有较大幅度的上升，与发达国家资本市场上的表现不一致，因此上市公司为了获得配股权而进行的盈余管理的动机不能以管理者反应假说来解释。但是自1998年以来，我国股市出现了“配股危机”，当上市公司公布配股公告时，股价一般会下跌，原有股东纷纷“逃权”，表现出与发达国家股票市场相似的特征。

5获得比较业绩优势的动机

上市公司进行盈余管理可能是为了获得相对于其竞争对手的比较业绩优势，其原因主要有：①当投资者和债权人在进行投资或信贷决策时，常常将相互竞争的公司的财务业绩进行比较；②在确定管理人员的报酬时，财务业绩可能是一个因素。

Kallunki与Martikainen调查了芬兰上市公司在进行盈余管理时考虑同行业其他公司盈余管理的程度，结论是上市公司在确定盈余管理的目标水平时，似乎主要考虑行业平均盈余变化的永久性部分，支持了比较业绩优势假说。其他一些学者的实证也发现，行业效应在解释盈余管理方面具有经验上的重要性。既然同一行业的公司是相互比较的公司，关于某一公司自身的非正常应计项目的水平与同一行业的非正常应计项目的水平是相关的，这一发现也支持了比较业绩优势假说（某一公司盈余管理的选择取决于它的竞争对手的盈余管理的选择）。

Bagnoli与Watts将盈余管理作为几个公司间的非合作动态博弈来考虑，认为在许多公司之间的业绩进行比较的压力下，为了获得比较优势，公司会仅仅因为它预期其竞争对手会进行盈余管理而管理自身的盈余。

此前的普遍认为由于机会主义而产生了盈余管理。上述研究为考察盈余管理的动机提供了新的视角，他们认为盈余管理产生于获得比较业绩优势的动机，而不是机会主义；或者说，如果存在机会主义的盈余管理动机，将会加剧盈余管理。然而，在不存在机会主义问题的情况下，如果公司进行盈余管理，那么在不考虑盈余管理成本的条件下，股东的状况实际上被改善了。这至少对我国上市公司与其控股股东之间的不公正关联交易行为作了部分解释，尤其是在上市公司面临亏损或面临无法达到配股及格线的情况下，控股股东往往通过关联交易“借”一部分利润给上市公司，而控股股东实际上是为了将来从上市公司的比较业绩中获得回报，例如未来将上市公司作为“提款机”。

6治理盈余管理的对策

上文分别讨论了上市公司盈余管理的机会主义动机、降低交易成本的动机、获得比较业绩优势的动机以及对市场预期做出理性反应的动机等，但上市公司的盈余管理行为往往是几种动机共同作用的结果。基于上述动机的盈余管理行为一般都与道德危机、公司管理人员行为不规范、信息不对称、监督和处罚不力、监管方式不完善等密切相关。因此，需要采取措施综合治理上市公司的盈余管理行为。

6.1建立道德评价标准，塑造良好的职业道德

盈余管理行为与公司管理当局的道德水平及道德评价标准存在着密切的关系。机会主义盈余管理行为与道德问题直接相关是容易理解的，其实降低交易成本的动机、获得比较业绩优势的动机以及对市场预期做出理性反应的动机等也属于道德问题。因为盈余管理使财务报告中掺杂了许多人为操纵的因素，财务报告的使用者很难从财务报告本身来准确地评价信息的质量，因而其利益会受到侵害。

在一个道德意识淡泊、公共意识低下、自我中心突出的环境下，不可能营造出高品位的职业道德。因此，需要建立适当的道德评价标准，对公司管理人员的职业道德进行评价，弘扬正气。对道德评价结果应使用奖罚手段、示范道德榜样、大众传播媒介等方式，使公司管理人员的职业道德状况始终置于各公司内部和公众的督导之下。

同时，加强对会计人员、管理人员和地方官员的，提高其素质，使其充分认识到盈余管理对企业长远的危害，从思想上减少盈余操纵的驱动意识。监管来代替市场监督从来是得不偿失，不断完善的市场机制才是遏制上市公司盈余管理之本。

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篇8

我国作为一个典型的新兴资本市场， 发展时间短， 保护投资者的司法体系和外部监管市场等还不健全， 存在股权高度集中， 人为的市场分割和大多数上市公司的终极控制人为政府等不利因素。 终极控制人侵害中小股东利益的现象不断涌现，这已成为制约我国资本市场稳定运行和规范发展的一个难点和焦点问题。 其中， 终极控制人可以通过多种途径实施盈余管理实现对中小股东财富的剥削， 误导外部投资者进行决策。 因此， 本文试图从复杂的控制结构分析终极控制人特征对上市公司盈余管理行为的影响。 本文的研究目的是通过分析我国上市公司终极控制人与中小股东的冲突， 从理论和实证两方面揭示中国上市公司终极控制人特征对盈余管理行为的影响， 从而证明终极控制人有能力和动机侵害中小股东利益， 增进对终极控制人与小股东之间问题的理解和认识， 为进一步规范和完善我国上市公司的治理结构作一些基础性工作。

二、文献综述

（一）国外文献 Anastasia，Angela （1998） 分别对控股股东分离控制权和现金流权的交叉持股、金字塔结构以及多重股份结构这几种方式进行了分析。Julia，Whitney（2002）也表明，大股东为了使控制权和现金流权产生分离，普遍通过以上几种方式。当前的研究主要侧重于金字塔式持股结构对中小股东利益上的侵害方面 。Claesens ， Djankow 和 Lang（2000） 改进了 LLS （ 1999 ） 提供的分析方法 ， 以所有权衡量现金流权、 以投票权衡量控制权， 分析了东亚 9 个国家 （ 地区 ） 的 2980家上市公司的所有权与控制权的分离情况。 研究结果表明， 控制性股东通过运用金字塔持股结构和交叉持股方式分离所有权与控制权。 尤其是， 家族控制公司或规模较小的公司。 与此同时，我国约59%企业的高管都是由控股股东担任，企业经营者与控股股东很少有相分离的情况，这也表明了控股股东为了达到强化控制上市公司的目的，不仅通过金字塔持股结构和交叉持股方式对所有权和控制权进行分离，还通过指派自己的家族成员担任上市公司的高管。

（二）国内文献 林菲、刘全新和陈桂圆（2002）依照LLS（1998）提出的终极产权原则为前提，并采用了国家及私人终极产权控制这两个概念，对我国上市公司的股本结构作了重新划分，结果表明，我国上市公司被政府控制的约为80%，而非政府控制的约为20%。张华、 张俊喜和宋敏 （2004） 发现我国民营上市公司的终极控制人大多采用金字塔持股结构实现以较少的投资控制较多公司股份的目的。 平均而言，终极控制人对公司的投入为 18.93% ，而其控制权为 32.15% 。 与其他东亚国家相比，我国民营上市公司的两权分离度更大。目前我国家族上市公司普遍采用金字塔型持股结构。李晴晴、江华、刘思明（2002）对我国由家族企业控制多家上市企业这种现象作了研究分析，结果表明：在我国家族企业广泛使用金字塔持股结构来对多家上市企业进行控制，加重了现金流权和控制权的分离，致使企业价值降低；另外，这也造成控股股东侵害少数股东权益的概率加大。陈建平和余志中（2004）表明，在我国大部分的控制性家族企业通过多层控制以及金字塔持股等方式，对上市公司进行控制，造成控制权和现金流权相分离，且分离程度比东亚国家和地区的家族控制上市公司都要高。

三、研究设计

（一）研究假设 终极控制人股权对公司治理的影响存在两方面假说， 一是“利益协同效应” 假说，二是“利益侵害效应” 假说。当终极控制人控制权比例较低时，较高的股权集中度提高了终极控制人在公司治理中的参与度。 随着终极控制人控制权的增加， 其所有权也增大， 为了保护自己的投资， 终极控制人有动机控制管理层的机会主义行为，此时随着终极控制人控制权的增加， 盈余管理会降低。 但 随着终极控制人控制权比例的增加到一定程度，终极控制人可能沉溺于非公司价值最大化行为中。因此假设：

假设1: 其他条件相同，盈余管理与终极控制人的控制权比例呈现 U 形关系。 即盈余管理先随终极控制人控制权比例的增加而降低，而后随着终极控制人持股比例的增加而增大

如果控制性股东拥有现金流量权越低， 控制性股东对上市公司享有的共享收益就越少， 控制性股东通过盈余管理等手段攫取控制权私有收益的动机就会越强。 许永斌、 郑金芳（2007）的研究表明终极控制人的现金流权越大， 就越有动力去经营好公司，而会减少降低企业价值的盈余管理行为。基于以上分析，本文提出假设：

假设2: 其他条件相同，盈余管理程度与终极控制人的现金流权比例负相关

西方学者研究认为，终极控制人与小股东之间问题产生的根源是终极控制人的控制权与现金流权的分离。这使得终极控制人能够逃避其不利决策给公司带来的影响， 最小化自己的损失，而且复杂的所有权结构下，现金流权与控制权的分离使终极控制人有手段和能力采取利己的行为。终极控制人为了掩饰其侵占行为， 会实施盈余管理，增加信息不对称程度，从而使小股东、 外部投资者更难对企业的财务状况进行评价。基于以上分析， 本文提出假设：

假设3: 其他条件相同，盈余管理程度与终极控制人现金流权与控制权背离程度正相关

（二）样本选择与数据来源 本文以 2008 年在深圳和上海证券交易所挂牌的制造业所有 A 股上市公司为实证研究样本， 研究选取数据主要包括终极控制人现金流权数据、 控制权数据、 股权分离度数据以及上市公司会计指标数据。在具体选择研究样本的过程中，实施了以下的步骤：为了规避新上市公司盈余管理的动机，以及考虑到 Jones 模型需要采用上一年的财务数据，样本中不包括 2008 年当年首发上市的公司。剔除被 ST 的公司， 将这类公司从样本中剔除， 因为这些公司的绩效数据可能存在异常会纵。剔除无法从深圳国泰安信息技术有限公司开发的 CSMAR 数据库（以下简称 CSMAR 数据库） 获得研究数据的样本。经过以上选择，共得到研究样本 723 个。本文有关上市公司的主要财务数据资料来源于 CSMAR 金融数据库。此外，上市公司2008年的年报下载于中 国证券监督管理委员会网站（ csrc.gov.cn ）和巨潮资讯网站（ cninfo.com.cn ）

（三）变量定义和模型建立 本文选取如下变量：（1）被解释变量。夏立军 （2003） 对国外主要的盈余管理计量方法及其调整模型在中国股票市场进行了检验， 结果表明， 在中国使用截面 Jones 模型能较好地计量盈余管理的程度。因此， 本文认为， 在目前情况下，针对中国上市公司的盈余管理研究最好使用截面模型。 同时， 在公司利润表中， 对于会计信息的使用者来讲， 线下项目的利润操纵要比线上项目的更容易识别（ Chen 和 Yuan ， 2004 ； Haw etal. ， 2005 ），在我国， 通过操纵线下项目的盈余管理行为并不少见（如： 上市公司与终极控制人进行直接的关系资产交易形成营业外收入）， 因此， 本文使用基于线上应计的截面 Jones 模型和线下项目损益两种方法来计算可操纵性应计利润衡量盈余管理的程度。（2）解释变量。现金流权是指上市公司股东通过付出现金流而取得的权利， 有的文献称之为所有权。 控制权是与投票权相对应的， 有多大的投票权就有多大的控制权（包括直接控制权和间接控制权）。现金流权和控制权偏离是指控制权超过现金流权， 导致两者不相等。 当一位股东实际持有 A 公司股票，则可称之为“直接持股”；但如果这个股东转而投资另一家 B 公司，而这家公司又再投资 A 公司，这就形成了“间接持股”。 因此本文定义的终极控制人为沿着控制链条追溯至最顶端的终极控股股东，该股东不再为其他股东所控制。终极控制人的现金流权终极控制人的现金流权（ Cashfolw Rights，CR ） 通过所有控制链累积持有上市公司的所有权比例之和表示 ， 其中每条控制链顶端终极控制人对上市公司的所有权比例等于该条控制链上各层股东持股比例之积。 即 CR = ∑ ∏ a it ， 其中 a it为第 i 条控制链的各层级之间所有权比例。终极控制人控制权控制权包括直接控制权与间接控制权 （Control） ，等于各条控制链上的控制权比例之和， 每一条控制链中， 有效的控制权为终极控制人对上市公司的各环节持股比例的最小值。 即 Control= ∑ min（a i1 a i2 …… a it ），其中 a it 为第 i 条控制链的各层级之间所有权比例。现金流权与控制权分离度现金流权与控制权的分离度（Separation Rate，SR） ，定义为控制权与现金流权之差，即 SR=Control-CR，SR 越大，表明现金流权与控制权的分离程度越大。（3）控制变量。独立董事比例。 本文采用公司独立董事占董事会全部董事人数的比例表示对终极控制人的监督力度。第二至十大股东的股权制衡度。本文采用变量 SI 来表示上市公司第二至十大股东的股权制衡度， SI 的取值用公司第二大股东至第十大股东持股比例之和来衡量。资产负债率。本文选用上市公司当期的资产负债率作为控制变量， 用以检验上市公司对待盈余管理的态度。公司的总资产报酬率，公司的总资产报酬率影响了公司的盈余管理动机和空间。成长性，企业通常经过初创期、成长期、成熟期和衰退期四个阶段，当公司面临着好的成长机会时，推迟转移资产会使终极控制人获得很大的控制权私利， 此时终极控制人是不愿意从上市公司转移资产的，所以，不同成长阶段会对盈余管理产生不同的影响。 因此， 本文采用主营业务收入增长率来表示上市公司的成长性。规模。通常，大公司的管理层拥有等广阔的空间进行盈余管理， 本文选用上市公司当年的员工人数的自然对数来控制公司规模的影响。 具体变量定义见表（1）。

本文将盈余管理程度用两个研究变量表示|DA|和|Below|，所以将同一个模型分成两个类别。针对研究假设1，建立模型1：

|DA|=?琢0+?琢1Control+?琢2Control+?琢3SD+?琢4LEV+?琢5ROA+?琢6Growth+

?琢7LnNumber+ξ1

|Below|=?琢0+?琢1Control+?琢2Control+?琢3SD+?琢4LEV+?琢5ROA+?琢6Growth

+?琢7LnNumber+ξ1

针对本文研究假设2，建立模型 2 ：

|DA|=?茁0+?茁1SR+?茁2CR+?茁3SD+?茁4SI+?茁5LEV+?茁6ROA+?茁7Growth+?茁8LnNumber+ξ2

|Below|=?茁0+?茁1SR+?茁2CR+?茁3SD+?茁4SI+?茁5LEV+?茁6ROA+?茁7Growth+?茁8LnNumber+ξ2

针对本文研究假设3，建立模型 3 ：

|DA|=?姿0+?姿1SR+?姿2CR+?姿3SD+?姿4SI+?姿5LEV+?姿6ROA+?姿7Growth+?姿8LnNumber+?姿9State+ξ3

|Below|=?姿0+?姿1SR+?姿2CR+?姿3SD+?姿4SI+?姿5LEV+?姿6ROA+?姿7Growth+?姿8

LnNumber+?姿9State+ξ3

四、实证检验分析

（一）描述性统计 描述性统计结果见表（2）。总样本组为 723 家上市公司， 其中国有组 386 家， 非国有组 337 家。 首先对线上项目盈余管理值| DA|进行描述性统计分析。 丛下表可以看出 DA 的数据分布特征，| DA| 的均值为 0.518916 ， 中位数为 0.332729 ， 标准差为 0.64649 ，最大值为 5.6394 ，最小值为 0.0014 ；均值略高于中位数，最大值与最小值相差较大， 数据分布较不集中。 此外 1/4 位数是 0.142305 3/4 位数是 0.639994 。 线下项目盈余管理|BELOW | 的均值为 0.034791 ， 中位数为 0.027323 ， 标准差为4.84638 ，最大值为 1.0827 ，最小值为 0 ；均值高于中位数，最大值与最小值相差较大，数据分布较不集中。 此外 1/4 位数是 0.015322 ， 3/4 位数是 0.043002 。终极控制人控制权的均值为 37.564% ，中位数为 36.69% ，标准差为 0.14617 ，最大值为 1 ， 最小值为 3.94% ， 最大值为 100% 。 可见， 我国上市公司的控制权比例普遍偏高 . 终极控制人拥有的所有权比例的平均值为 30.548% ， 中位数为28.31% ， 标准差0.16282 ， 最大值为 92% ， 最小值为 23.9% ， 此外 1/4 位数是18.614% ，3/4位数是 41.349% 。 终极控制人两权分离度的平均值为 0.0701 ，中位数为 0.00744 ，表明一半以上的企业两权分离情况较小，最大值 0.4234 表明部分企业的两权分离度较高。独立董事所占比例平均值为 0.3609 ，表明绝大部分公司的独立董事比例己经达到证监会所要求的标准（独立董事占董事总数的1/3 以上 ） 。 用来衡量股权制衡程度的SI的平均值仅为0.1892， 说明第二至十大股东所持股份较少， 其余的大股东很难对终极控制人形成制衡作用，一股独大现象非常严重。

（二）相关性分析 变量的相关性检验结果见表（3）。 结果显示， 线上项目盈余管理程度| DA | 与现金流权比例、 控制权比例、 控制权比例的平方、两权分离度、 独立董事比例、 股权制衡度、 资产负债率、 ROA 、 成长性和企业规模等变量正相关。 线下项目盈余管理程度|BELOW|与现金流权比例、 资产负债率、 ROA 正相关， 与控制权比例、 控制权比例的平方、 两权分离度、 股权制衡度、 独立董事比例、 成长性和企业规模等变量负相关。有些变量之间存在着严重的共线性问题。 现金流权和控制权比例 （ 控制权比例的平方 ） 之间， 相关系数为 0.835（0.830） ；控制权比例与控制权比例的平方之间，相关系数为 0.972; 其余变量之间的相关系数都在 0.8 以下，对于模型的建立没有不利影响。本文将考察终极控制人现金流权、 控制权、 两权分离度与上市公司盈余管理影响， 为避免现金流权与控制权的共线性问题， 本文将现金流权比例与控制权比例、 控制权比例的平方项纳入不同的模型。 为避免终极控制人拥有上市公司控制权比例与其平方项之间的共线性问题，模型中将终极控制人拥有的控制权比例进行标准化，标准化过程为控制权比例减去均值后除以标准差。

（三）回归分析本文进行以下回归分析：

（1）终极控制人控制权与公司盈余管理回归结果见表（4）。第一，终极控制人控制权与公司线上项目盈余管理。列 1 表示终极控制人控制权与公司线上项目盈余管理程度多元 OLS 回归的结果，回归方程的 F 值为 10.663 ，显著性概率为 0.000， ，说明该方程整体有意义。从回归结果来看， 控制权比例的平方（ SqrControl ） 与上市公司线上项目盈余管理 |DA| 在 10% 水平上显著正相关。 这与假设 1 相符， 即盈余管理与终极控制人的控制权呈现 U 形关系， 盈余管理首先随着终极控制人所有权的增大而降低， 而后随着终极控制人所有权的增大而增大。 这表明在公司治理中， 终极控制人在拥有较低控制权时， 终极控股人没有较大动力和能力通过线上项目操纵盈余。 当终极控制人拥有超过其现金流权较高的控制权时， 有动机有能力通过线上项目谋求控制权私利。独立董事比例与公司盈余管理程度在 5% 的水平上呈显著正相关， 这与预期正好相反。 说明在我国上市公司，或者至少在本文的研究样本中， 独立董事并没有发挥人们预期的代表广大中小股东利益对上市公司终极控制人进行监督的职能。公司的股权制衡与盈余管理正相关， 这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能， 但这一结论得不到统计意义上的证据支持。公司的 ROA 与盈余管理程度正相关，且在 1% 的水平上显著，这与预期的符号相反。 但这也说明， 上市公司的应计利润受到其财务业绩的影响， 作为衡量企业财务业绩的 ROA， 当其不断提高时， 公司高管可操控的非正常应计利润项目数与绝对值更多，也即公司非正常的应计利润与其财务业绩之间存在正相关关系。公司的成长性与盈余管理在 5% 水平上显著正相关，这与预期的符号一致。首先， 处于成长期的公司， 有较多的不确定因素， 公司的成长机会越多， 约有压力迎合盈余预期增长， 而且公司成长机会越多， 意味着公司需要进一步的支持，可能存在较大的融资需求等，公司也越有动机进行盈余管理进行“包装”。公司规模与盈余管理程度在 10% 的水平上显著正相关。 说明当公司规模越大， 组织复杂程度越高， 实施盈余管理行为的隐蔽性越大， 内外部相关利益者均不易直接察觉，从而导致发生盈余管理的可能性增大。 资产负债率与盈余管理程度在 10% 的水平上呈显著正相关。 这说明在资本结构方面，负债越高的企业违反债务契约的可能性越大，管理层有通一方面有为了获得配股降低资产负债率的盈余管理动机， 另一方面也有通过盈余管理避免违约的强烈动机。第二，终极控制人控制权与公司线下项目盈余管理。列 2 是终极控制人控制权与线下项目进行多元 OLS 回归的结果，回归方程的 F 值为 32.616，显著性概率为 0.000，，说明该方程整体有意义。从回归结果来看，控制权比例的平方（SqrControl） 与上市公司线下项目盈余管理|BELOW| 在 1%水平上显著正相关。 这与假设 1 相符， 即盈余管理与终极控制人的控制权呈现 U 形关系，盈余管理首先随着终极控制人所有权的增大而降低， 而后随着终极控制人所有权的增大而增大。 这表明在公司治理中， 终极控制人在拥有较低控制权时， 终极控股人没有较大动力和能力通过线下项目操纵盈余。 当终极控制人拥有超过其现金流权较高的控制权时， 有动机有能力通过线下项目谋求控制权私利。在线下项目法下， 独立董事比例与公司盈余管理程度正相关， 这与预期正好相反， 但是与上述线上项目盈余管理程度回归的结果相同。 说明在我国上市公司， 或者至少在本文的研究样本中， 独立董事确实没有发挥人们预期的代表广大中小股东利益对上市公司终极控制人进行监督的职能， 由于多种原因， 独立董事可能无法有效控制通过操纵线下项目发生的盈余管理行为在线下项目法下， 公司的股权制衡对与盈余管理正相关，且在 10%的水平上显著， 这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能， 甚至迫于终极控制人的压力， 或者与终极控制人相互勾结操纵盈余。在线下项目法下，公司的 ROA 与盈余管理程度负相关，不显著，这与上述线上项目盈余管理回归的结果正好相反， 但是预期的符号一致。 可能是由于线下项目盈余管理比向上项目盈余管理更好识别， 公司财务业绩越高，通过线下项目进行盈余管理的程度就越低。在线下项目法下， 公司的成长性与盈余管理负相关， 不显著， 这与上述线上项目盈余管理回归的结果正好相反， 但与预期的符号一致。 可能由于线下项目盈余管理比向上项目盈余管理更容易识别，处于成长期的公司为了吸引市场的参与者对其关注、 避免声誉受损， 会尽量避免采用隐秘性较差的线下项目手段操纵盈余，而更多地采用线上项目的盈余管理。在线下项目法下， 公司规模与盈余管理程度在 1%的水平上显著正相关。 资产负债率与盈余管理程度在 10%的水平上呈显著正相关。 这与上述线上项目盈余管理程度的回归结果均一致， 说明公司规模越大， 发生盈余管理的可能性增大。 在资本结构方面，负债越高的公司有实施盈余管理的强烈动机。

（2）终极控制人两权分离度对公司盈余管理影响的回归分析结果见表（5）。第一，终极控制人两权分离度与公司线上项目。盈余管理模型 2 的回归结果如上表所示。 列 1 表示终极控制人两权分离度与公司线上项目盈余管理程度多元 OLS 回归的结果， 回归方程的 F 值为 10.248 ， 显著性概率为 0.000，说明该方程整体有意义。从回归结果看， 终极控制人的现金流权与上市公司线上项目 盈余管理 |DA| 在 1% 的水平上显著正相关， 假设 2 未得到验证。 本文认为可能的原因是： 当终极控制人现金流权比例在较低范围时， 其对上市公司盈余管理影响的能力受到限制， 相应上市公司出现较低的盈余管理幅度。 随着控制人现金流权比例的上升， 其在上市公司的现金流权受到较大的影响， 因而其对上市公司的盈余更敏感， 受到的限制越小，盈余管理更多。 而且，随着现金流权比例的上升， 控制权比例也在上升， 终极控制人对现金流权的关注程度小于控制权， 此时两权分离度加大， 终极控制人有较大的动机和能力实施盈余管理。从回归结果来看， 终极控制人的两权分离度（ SR ） 与上市公司线上项目盈余管理 |DA| 在 10% 水平上显著正相关。 这与假设 3 相符， 即盈余管理程度与终极控制人现金流权与控制权背离程度正相关。 当终极控制人控制权和现金流权分离度较高时， 终极控制人利益和公司整体利益偏离度较高， 终极控制人有动机有能力通过线上项目谋求控制权私利。 终极控制人实施盈余管理最深层次的原因是终极控制人现金流权与控制权相分离。独立董事比例与公司盈余管理程度在 5% 的水平上显著正相关， 这与预期正好相反，与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致，说明在我国上市公司，或者至少在本文的研究样本中， 独立董事可能无法有效控制通过操纵线上项目发生的盈余管理行为。公司的股权制衡对与线上项目盈余管理正相关， 这与预期正好相反，这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能， 但这一结论得不到统计意义上的证据支持。公司的 ROA 与盈余管理程度正相关，且在 1% 的水平上显著，这与预期的符号相反，与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致。 公司的成长性与盈余管理在 5% 水平上显著正相关， 这与预期的符号一致， 与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致。 公司规模与盈余管理程度在 10% 的水平上显著正相关，与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致。 资产负债率与盈余管理程度在 10% 的水平上呈显著正相关，与模型 1 线上项目盈余管理回归结果一致，表现出较高的稳定性。第二，终极控制人两权分离度与公司线下项目盈余管理。回归方程的 F 值为 30.378 ，显著性概率为 0.000， ，说明该方程整体有意义。从回归结果来看， 终极控制人的两权分离度（ SR ） 与上市公司线下项目盈余管理 |BELOW| 在 10% 水平上显著正相关。 这与假设 3 相符， 即盈余管理程度与终极控制人现金流权与控制权背离程度正相关。 在公司治理中， 当终极控制人控制权和现金流权分离度较高时， 终极控制人利益和公司整体利益偏离度较高，终极控制人有动机有能力通过线下项目谋求控制权私利。终极控制人现金流权与上市公司线下项目盈余管理 |BELOW| 在 1% 水平上显著正相关， 与线上项目盈余管理回归结果一致。 本文认为可能的原因是： 当终极控制人现金流权比例在较低范围时， 其对上市公司盈余管理影响的能力受到限制， 相应上市公司出现较低的盈余管理幅度。 随着控制人现金流权比例的上升， 其在上市公司的现金流权受到较大的影响， 因而其对上市公司的盈余更敏感， 受到的限制越小， 盈余管理更多。 而且， 随着现金流权比例的上升， 控制权比例也在上升， 终极控制人对现金流权的关注程度小于控制权，此时两权分离度加大， 终极控制人有较大的动机和能力实施盈余管理。在线下项目法下， 独立董事比例与公司盈余管理程度正相关， 这与预期正好相反。 说明在我国上市公司， 或者至少在本文的研究样本中， 独立董事可能无法有效控制通过操纵线下项目发生的盈余管理行为， 但这一结论得不到统计意义上的证据支持。在线下项目法下，公司的股权制衡对与盈余管理正相关，且在 10% 的水平上显著， 这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能， 甚至迫于终极控制人的压力， 或者与终极控制人相互勾结操纵盈余。在线下项目法下， 公司的 ROA 与盈余管理程度负相关， 不显著， 与模型 1线下项目盈余管理回归结果一致，公司的成长性与盈余管理负相关，不显著，与模型 1 线下项目盈余管理回归结果一致， 公司规模与盈余管理程度在 1% 的水平上显著正相关。 资产负债率与盈余管理程度在 1% 的水平上呈显著正相关， 这与模型 1 线下项目盈余管理程度的回归结果一致，表现出较高的稳定性。

篇9

关键词：上市公司 内部治理机制 股利政策

一、引言

股利政策是关于公司税后利润在股利与公司内部留存收益之间的分配选择，是公司经营中一项重要的财务决策，是公司各利益相关者之间相互博弈的结果。因此，其必然受到公司内部治理机制的影响，不同的内部治理机制产生不同的股利政策。另一方面，股利政策虽然取决于内部治理状况，但通过分析股利政策可以透视上市公司的治理状况，合理的股利政策有助于降低甚至消除成本，使管理者尽量将股东利益最大化作为自己的行动准则。即恰当的股利政策可以作为一种约束机制，有效协调公司股东与管理者之间的关系，有利于缓解甚至可能解决公司治理问题。

作为公司治理基础，股权结构对公司内部治理的运作方式和效率都能产生极其重要的影响，不同股权结构下的治理结构产生不同的股利政策。我国关于内部治理与股利政策的相关性分析，几乎都是在2005年股改前非流通股和流通股并存，“同股不同权，同股不同价，同股不同利”的条件下进行的，如今股改已基本完成，对于股改后的研究几乎还是一片空白。股改后我国股权状况发生了质的变化，所有股票实现了全流通，所有股东有了共同的利益基础，这将导致我国上市公司的内部治理结构发生重要变化，那么是否会使我国上市公司股利政策发

生变化呢？ 本文就此进行分析。

二、国外发达资本市场的公司内部治理机制与股利政策相关性分析

（一）所有权结构

大量研究表明，股权集中度是影响股利政策的重要因素。股权分散时，外部投资者对公司的经营状况不够了解，根据股利信号理论，高股利支付率可以向投资者传递公司具有良好发展状况的信息，因此公司一般都倾向于采取高股利支付率；再者，根据成本说，由于单个股东持股比例较低，对公司的监督成本大于其收益，因此一般情况下，股东没有动力对公司进行监督，而宁愿通过高现金股利减少管理者手中的自由现金流量，以降低成本。而股权集中时，比较成本与收益，控股股东有动力也有能力对公司运作进行监督，公司一般由大股东控制，其对公司的经营状况比较了解，于是无须通过股利向外界传递信息；所以股权相对集中的公司，股利支付水平一般较低。

在德国，首先，银行持有10%左右的公司股票，从而以大股东身份参与公司治理；再者，银行是中小股东股票的“保管银行”，可以代中小股东行使权。根据德国《股份公司法》，企业法人投票权力不能超过25%，而代表公众股东的银行的投票权却不受限制，因此银行在上市公司的治理中有突出作用。拥有股东和债权人双重身份的银行，有动力也有能力对上市公司的运营进行监督，股利政策的监督作用相对较小，因此其股利支付水平不高。

（二）董事会

作为最重要的公司治理机制，董事会能对经理层产生重要影响，进而影响上市公司的股利政策。在德国，上市公司实行“双重董事会”制度，即包括理事会和监事会，且监事会的地位高于理事会。监事会有任免理事会成员的权力，监事会成员由股东代表和职工代表各一半组成，监事会成员不能兼任相当于经理人角色的理事会成员，因此监事会的监督作用较强，能够有效降低成本。另外，这种机制安排便于信息传递，能够有效提高公司治理效率，相较之下，股利政策所发挥的治理效率并不高，因此德国上市公司的现金股利支付率较低。

（三）债务政策

债权融资的杠杆效应有利于限制管理者的随意行为，促使管理者与股东的利益一致，从而有利于减少成本。但过多的债务融资可能使企业的现金流发生短缺，更甚者可能陷入危机，银行为了保证资金回收，通常会限制企业的投资、股利发放等决策，因此企业的资产负债率越高，其股利支付率越低。在德国，银行在公司治理中的作用举足轻重，银行向公司提供各种贷款，公司的资产负债率较高，银行作为债权人和股东参与公司治理，虽然较好地贯彻了股东利益最大化目标，但也限制了其股利发放水平。

通过对德国上市公司的内部治理与股利政策的相关性分析，可以发现，股权结构对股利政策制定的影响作用贯穿始终，股权结构是股利政策制定的根本影响因素。且综观德国上市公司的股利政策发现，虽然其股利支付水平较低，但股利政策稳定，且以现金股利为主。

三、现时期我国上市公司的内部治理结构与股利政策状况

（一）股权高度集中

股权分置改革使所有股票实现了全流通，所有股东具有了共同的利益基础。由于股改方案大都采用对价支付，从而在一定程度上改变了各股东的持股比例，大股东（原为非流通股东）的持股比例有所减少，公众股东的持股比例增加。然而，针对我国2005年已完成股改的299家A股上市公司的研究发现，这些公司2006年第一大股东的持股比例仍高达38.56%，股权结构仍然高度集中，即公司仍然处于大股东控制之下，可能按照大股东的意志决策。

（二）无效的董事会

我国的董事会类似于德国的“双重董事会”制度，但又具有中国特色。我国上市公司的董事会成员大部分都是内部董事，且由原行业主管部门的领导和行业内高级经理组成，董事长兼任总经理现象普遍，董事职业化程度不够，且也没有确立职业经理人观念；其次，我国的独立董事由于建立时间短，且基本上都是由大股东推荐产生，所以独立董事基本上都是听命于大股东，缺乏独立性。另外，我国的监事会形同虚设，监事会采用集体工作制度，监事会成员无法独立开展工作，起不到有效的监督作用。

（三）资产负债率偏高，但银行监督无效

我国的上市公司资产负债率偏高，且近年来有逐年升高的趋势，2003―2004年都超过了45%，2006年甚至高达68.16%。但作为最大债权人，银行对公司治理的参与却受到限制，且由于银行本身也处于改革初期，内部治理尚不完善，因此对上市公司的监管缺乏力度。

四、我国上市公司的股利政策

通过以上分析，可以发现，我国上市公司现阶段的内部治理仍然存在许多问题，与此相对应，我国上市公司的股利政策在制定上较股改前并没有太大变化，每股现金股利2004年为0.112元，2006年为0.095元，并没有显著变化，股利政策在很大程度上仍然体现了控股股东的意愿，而不是建立在公司发展的基础上。

（一）股利政策不稳定，且缺乏连续性

我国上市公司的股利决策受控股股东和政府相关政策的影响较大，公司发放股利不是以公司的长远发展为目标，而更多体现了控股股东的意愿，或者仅仅为了迎合政府的相关规定，而置公众股东的利益于不顾，因此导致我国上市公司的股利政策频繁多变，缺乏稳定性和连续性，在所有的A股上市公司中仅有519家公司在2005、2006年连续两年支付现金股利，且几乎没有公司保持相同的股利支付率，所以在我国股利政策不具有信号传递的作用，反映不出公司治理状况。

（二）股利支付方式多，现金股利不是主要的支付方式

我国上市公司采取的股利形式有现金股利、股票股利、现金加股票股利、现金股利加转赠股本、股票股利加转股本、现金股利加股票股利加转股本等多种。在发达的资本市场上，现金股利是主要的股利形式，然而我国1393家A股上市公司中，2005年仅有639家分配现金股利，2006年仅有747家，近乎多半的公司不发放现金股利。依靠发放现金股利来降低成本，改善公司治理在我国基本上还行不通。

五、借鉴国际经验，完善我国上市公司的内部治理机制与股利政策

（一）完善董事会结构，加强监事会的监督职能

我国董事会结构可以参考德国的模式，重组董事构成，让股东、雇员和债权人共同组成董事会，为保证股东利益，股东董事应占绝对多数。为保证各位董事成员享有共同的权利，股东董事由股东推荐，雇员董事由全体雇员民主选举产生，债权人董事由债权人推荐，如此有利于企业信息交流，并对高层经营者有一定的监督制约作用。同时，加强监事会的监督职能，监事会成员同样由股东、雇员和债权人组成，但为了防止企业遭“内部人控制”，提高经营效率，保护债权人利益，可适当考虑债权人在监事会中的占有比例。

（二）加强银行信贷管理，提高资金使用效率

现阶段我国的股权高度集中，但基本上都是国家或法人控股，银行不占有股份，公司资产负债率虽然很高，但银行不参与公司治理，对公司缺乏有效的监督，从而造成资金使用低效，银行资金回收率太低。我国上市公司治理可以借鉴德国模式，加强银行在公司治理中的参与角色，并为公司提供融资、咨询等方面的支持。

（三）健全高管薪酬激励机制，充分调动管理者的积极性

有效的薪酬激励，可以促使管理者与股东的利益一致，有利于提高公司经营业绩，这是增加股利发放的收益源泉。在日德等发达国家，高管薪酬普遍与公司经营业绩挂钩，从而充分调动了管理者的积极性。目前我国上市公司高管薪酬管理机制混乱，薪酬与公司经营状况脱节，从而出现了大量经营者消极怠工现象。我国应借鉴德国模式，健全薪酬激励机制，激励管理者的经营管理热情，从而有利于提高上市公司的经营业绩。

（四）股利政策应当稳定、连续，并以现金股利为主

我国上市公司应借鉴国外发达市场的经验，建立稳定、连续的股利政策，增强股利的可预见性，切实维护股东利益，有利于促进资本市场的健康发展。现金股利是发达资本市场上所采用的主要形式，我国上市公司也应朝着这一方向发展，并适当采用高现金股利支付率。高现金股利支付减少企业的留存收益，公司到市场再融资时必受到市场的监督，并且高现金股利减少了经营者所控制的自由现金流，有利于减少成本，对改善我国上市公司的治理状况有重要意义。

参考文献：

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[2]李思敏．论我国上市公司董事会治理结构存在的问题与对策[J]．经济研究导刊，2006（5）．

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[5]汪昌云．公司财务政策与公司治理：中国的实践[M]．中国人民大学出版社，2006.

篇10

关键词：智力资本；价值增值系数；定价能力；分量回归

作者简介：傅传锐(1982-)，男，福建福州人，厦门大学经济学院博士研究生，主要从事智力资本评估与管理和公司财务理论研究。

中图分类号：F830.9；F270　文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2008)01-0149-04　收稿日期：2007-10-21

一、引言

到目前为止，国内外学者对智力资本与股价间的关系研究还未形成统一的分析框架。与此相关的文献主要来自智力资本与企业绩效的相关性研究领域和无形资产价值相关性研究领域。已有的一些智力资本文献从实证的角度检验了智力资本与企业市场估价的相关性，如Firer和Williams(2003)、Chen等(2005)分别研究了南非智力资本依赖型上市公司和台湾地区上市公司的市场估价(股权市场价值／净资产账面价值)与物质资本、人力资本和结构资本增值效率之间的相关性，但是并未直接探讨智力资本对股价的影响。

近年来许多学者开始探讨无形资产的价值相关性。其中一些文献(如Lev和Sougiannis，1996；Aboody和Lev，1998；Kallapur和Kwan，2004；等等)研究了研发费用、软件开发成本的资本化数额以及品牌等具体无形资产项目的价值相关性，基本认同投资者能对无形资产信息作出显著的价格反应。但是这些研究结论都受到现行的财务会计报告框架的信息披露范围的局限，只能反映在传统财务报表上予以确认的无形资产账面价值与股价间的关系。这些已确认的无形资产只是结构资本中的一小部分，并且这些研究忽视了人力资本、关系资本等其他智力资本组成部分对股价的影响。另外一些研究(如薛云奎、王志台，2001；王化成等，2005)则分析了财务报告中整体无形资产的账面价值的价值相关性。然而，智力资本并不简单等同于无形资产，而应当是无形资产的一个子集(Junaid，2004)。事实上，在现行财务报表中披露的土地使用权等非“知识”性的资产占据了无形资产账面总值的绝大部分(薛云奎、王志台，2001)。因此，已有的总量无形资产的价值相关性研究也不能替代对智力资本与股价相关性的研究。

真正开始对智力资本与股价相关性进行研究的是中国台湾学者Tsai和Hua(2006)，其在Banh、Beaver和Landsman(1998)提出的估价模型的基础上，将通过超额报酬折现法度量出的整体智力资本代替净利润，构造出基于智力资本的估价模型(IC-Measured Valuation Model)，并利用中国台湾IT上市公司的数据进行检验，结果发现智力资本不仅与股票价格显著正相关，而且智力资本和净资产关于股价的联合解释能力优于净利润和净资产的联合解释能力，从而为智力资本与股价间的相关性提供了初步的证据。然而，其不足也是较为明显的：其只探讨了总量智力资本与股价的相关性，而没有进一步分析人力资本、结构资本与股价的关系，同时也没有引入物质资本来控制其对股价的影响。其次，利用超额报酬折现法评估智力资本面临较为严格的假定，如假设未来各年的税后股权报酬率都相等，用最近5年的加权平均税后股权报酬率作为未来税后股权报酬率的近似度量等。此外，其只利用均值回归方法(OLS)估计了智力资本对股价的平均影响，而未能分析在不同的股价水平上可能存在的智力资本对股价的不等量甚至方向相反的作用。Shiu(2006)利用分量回归方法研究了台湾地区信息技术公司的智力增值系数与市场估价等绩效指标间的关联性，发现在不同绩效水平的企业中，智力增值系数与绩效间相关性的大小、显著性甚至方向都是不一致的。傅传锐(2007)以我国A股科技类上市公司为研究对象，也发现了类似的证据，即智力资本、物质资本等企业内部资源对企业绩效的影响随着企业绩效的不同而发生变化。因此，仅仅通过均值回归方法(如OLS)对智力资本与股价间的关系进行估计，不仅无法全面描述二者间的相关性，还可能得出错误的结论。

目前，我国学者还主要关注于智力资本与企业绩效的关系研究(李嘉明，2004；万希，2006)，鲜有文献就我国企业的智力资本与股价间的相关性予以探讨。本文尝试在借鉴Tsai和Hua(2006)的研究基础上，以我国2001年～2005年间上市公司为研究对象，利用分量回归方法对智力资本与股价的相关性进行实证分析。

二、研究设计

(一)变量选取

为了能更加细致地分析不同形态的智力资本与股价的相关性，我们采用智力增值系数方法作为企业内部资源的度量工具。由奥地利智力资本研究中心的Pulic等人开发出的智力增值系数(VAIC)方法(2004)根据经过审计的数据来计算标准化的企业内部资源的价值增值效率，具有计算简便、结果客观的优点，被较广泛地应用于智力资本与企业绩效相关性的经验研究中(Firer和Williams，2003；Marvidis，2004；Chen等，2005；李嘉明等，2004；万希，2006)。因此，本文也将VAIC方法中的物质资本增值系数(Capital Employed EfficiencyCEE)、人力资本增值系数(Human Capital Efficiency HCE)、结构资本增值系数(structure Capital Efficiency SCE)分别作为物质资本、人力资本和结构资本的变量。具体地，CEE=VA/CE，HCE=VA/HC，SCE=SC/VA。VA是价值增值，等于税前利润、工资费用与利息费用的总和；CE为净资产账面价值；HC为人力资本，由企业总工资和薪水的投资表示；sc是结构资本，SC=VA-HC。此外，为剔除市场异常因素对股价的影响，并尽可能反映投资者对股票价值的实际看法，我们将股价(P)取为当年年末到次年4月末期间的成交均价。

(二)样本数据

本文选取2001年～2005年间所有在上海和深圳证交所进行交易的A股上市公司作为初始样本，并对样本公司按如下顺序进行筛选：(1)剔除金融行业上市公司；(2)剔除期间曾被ST、PT以及退市的上市公司；(3)剔除期间任一年度所需变量数据缺失的上市公司。经筛选最后得到沪深两市共814家上市公司2001年～2005年间连续5年的平衡面板数据(共4070个样本观察值)。所有财务与股票价格数据取自Wind(万得)金融证券数据库。行业分类标准参照全球行业

分类标准(GICS)。

(三)计量方法

我们采用分量回归方法对不同股价水平上的企业物质资本、人力资本和结构资本的增值效率的定价乘数和股价解释能力予以估计。线性分量回归方法由Koenker和Basset(1978)最早提出，其基本思想是通过使加权误差绝对值之和最小来获取参数估计。与最小二乘法(OLS)等条件均值回归只能估计在给定自变量的条件下因变量的条件均值所不同的是，分量回归能估计出在给定自变量的条件下，因变量在不同分量上的条件分量值，其各个分量处的回归系数是自变量在相应分量上对因变量的边际影响。而当不同分量上的系数显著不相等时，就意味着自变量对因变量的边际影响随着分量的变化而改变。此外，Mata和Machado(1996)还证明分量回归对异常值突出、残差非正态分布具有稳健性。

其中，yi、xi、βθ和uθi分别为被解释变量、解释变量、θ分量上的系数及残差。quantO(yi| xi)为给定解释变量xi条件下，yi的θ分量值(Buchinsky，1998)。

为了估计不同股票价格水平上的各类资源的定价乘数，并在同一模型中进行比较，我们估计了模型A

同时，为了比较物质资本与智力资本增值效率各自对股价的增量解释能力，我们借鉴Barth等人(1998)关于净利润、净资产对股价的增量解释能力的分解计算方法，分别估计了模型B和C。

由于分量回归方法对我们需要考察的各个分量上的自变量对因变量的解释能力，即伪R2(pseudo R2)予以估计，因此我们可以根据各分量上物质资本、智力资本对股价的解释能力与总体资源对股价的综合解释能力，计算在相应分量上的物质资本、智力资本对股价的增量解释能力。计算公式如下

其中，R2Tθ为在θ分量上的物质资本与智力资本对股价的综合解释能力(模型A的伪R2)；R2Cθ、R2Iθ分别为在θ分量上的物质资本、智力资本对股价的解释能力(模型B、C的伪R2)。CR2θ、IR2θ分别表示在θ分量上的物质资本、智力资本对股价的增量解释能力。

三、实证结果及分析

(一)描述性统计与相关性分析

2001年～2005年的混合样本的描述性统计与相关性分析如表1。表1中，变量P、CEE、HCE的均值都大于中位数，偏度为正，SCE的偏度为负，且它们的偏度绝对值都大于偏度标准差两倍以上。因此，P、CEE、HCE分布呈右偏态，而SCE呈左偏态。变量的有偏分布为我们运用分量回归方法探析各类资源增值效率与股价间的相关性提供了初步支持。由于在有偏分布时，中位数是较均值更好的集中趋势度量。所以，每1元人力资本、结构资本和物质资本分别为企业创造2.268元、0.588元和0.178元的增值。由此可见，人力资本的增值效率比结构资本、物质资本高，是价值增值的主要来源。并且股价P与CEE、HCE显著正相关，与SCE是不显著的正相关。HCE与P的相关度要大于CEE与P的相关度。

(二)回归结果

根据模型A、B和c，我们分别对5％、10％、25％、50％、75％、90％和95％分量上的总体资源、物质资本以及智力资本与股价的相关性进行估计，并对模型A中的估计系数进行两两分量间系数相等的Wald形式的F检验(Bassett和Koen.ker，1982)。分量回归结果分别如表2、表3。

表2和表3的回归结果显示：就各类资源的定价乘数而言，模型A中HCE的定价乘数在所有分量上都是统计显著为正的，而且系数值随着分量的提高而表现出逐步增大的总体趋势；F检验拒绝了HCE的定价乘数在所有分量间全部相等的假设，并且50％以上分量的回归系数要显著大于较低分量(如5％、10％)上的系数。该结果表明随着股票价格的提高，人力资本对股票的定价能力不断得到增强。而SCE的回归系数虽然呈现出不断增大的趋势，但是其只在较高分量上(50％、90％和95％)统计显著为正；相应的F检验也表明：在较高分量(50％、90％和95％)上的SCE系数要显著大于其它较低分量上的系数值。这意味着目前在我国，尚只有股价较高的上市公司内部的结构资本才具备显著的定价能力；而对于那些股价较低的公司而言，结构资本还无法发挥定价效应。

与此同时，CEE的回归系数在50％及以上的分量上都是显著为正的，而且系数值表现出随分量的增大而不断增大的基本趋势。相应的F检验也表明CEE在50％及以上分量处的回归系数要显著高于50％以下分量处的系数值。值得注意的是，CEE在50％及以上分量处的系数值要远大于HCE和SEE在相应分量上的系数之和。

就此我们可以认为：我国投资者是能够对不同资源增值效率区别定价的。而且，在公司股票的价格较低(50％分量以下)时，投资者主要对人力资本的增值效率做出显著正向的价格反应；随着股价的上升，尽管人力资本增值效率的定价乘数随之增大，市场也开始对结构资本增值效率给予显著为正的定价乘数，但是投资者对物质资本增值效率给予了更多的关注，对其做出了比智力资本更大程度的价格反应。也就是说，随着股价的不断提高，市场对各种资源的定价能力的态度发生了从倚重智力资本逐渐向依赖物质资本的变迁。模型B和C中各类资源的回归系数再次反映了与模型A中相应系数基本相同的变化情况。

四、结论