财务工作对公司的贡献篇（1）

一、引言

企业社会责任问题自 20 世纪 20 年代提出以来受到了理论界和企业的广泛关注。进入 20 世纪 90 年代以后，企业承担社会责任正在成为一种势不可挡的潮流。在国外，随着 SA8000 等社会责任标准的推出，企业社会责任问题逐渐走向标准化、规范化。在中国，很多企业也开始越来越重视社会责任问题，人们普遍希望企业能够主动地承担更多的社会责任。因此，本文希望通过此次研究，针对我国的企业在承担社会责任这一问题上的困惑而给出比较明确的结论。

二、文献综述

（一）国外文献 对企业社会责任（CSR）和财务绩效关系的实证研究最早源于 1972 年，当时，Bargdon和 Marlin 提出了一个问题，污染有利可图吗？于是，Bargdon 和 Marlin 开始研究纸浆行业的股本回报率与环境污染的关系。同年，Moskowitz 研究了 14 家具有社会责任的公司半年内股票价格的增长。这两个研究都得出了积极的结论，即履行社会责任对企业的财务绩效有积极的影响。Vance 于（1975） 重复了 Moskowitz 的研究，却得出了相反的结论，发现 Moskowitz 所提到的 14 家公司 3 年间的股票价格出现下跌，并明显低于大盘走势。Alexender 和 Buchholz （ 1978 ）在 Moskowitz 和 Vance 研究的基础上调整了市场风险，发现企业社会责任和财务绩效之间没有显著的相关性。后来的实证研究不断重复正相关、负相关和无相关三种结论。直到目前，关于企业社会责任与财务绩效的关系问题，国外学者也并未得出一致的研究结论。Griffin 和 Mahon （1997 ） 统计了 1972～1997 年的 51 篇论文的研究结论，其中正相关的 33 篇，负相关的 19 篇，无相关的 9 篇。之后，2000 年，McWilliams 和 Siegel等研究者得出的结论是，企业社会责任与财务绩效之间没有显著的相关性。

（二）国内文献 我国学术界关于企业社会责任与财务绩效关系问题的研究起步较晚。李正在 2006 年以 521 家上市公司为样本，研究了企业社会责任的价值相关性问题，结果表明，从当期看，承担社会责任越多的企业，其价值越低；但从长期看，承担社会责任并不会降低企业价值。宋献中、龚明晓（ 2006）年研究了公司年报中的社会责任信息价值，得出了信息的公共关系价值的增值效应大于决策价值的增值效应的结论。沈洪涛、杨熠（ 2008） 也研究了公司社会责任信息的价值相关性，结果发现，2002 年以后，我国上市公司披露的社会责任信息开始具有正的价值相关性。王怀明、宋涛（ 2007 ）以 140 家上证 180 指数上市公司 2002年至2004年的数据进行实证研究，结果表明我国上市公司对国家、投资者和公益事业的社会责任贡献与企业绩效呈正相关，而对员工的社会责任贡献与企业绩效则是负相关的关系。温素彬、方苑（ 2008 ）以 46 家我国上市公司 2003～2007 年的面板数据进行了分析，结果表明大多数社会责任变量对财务绩效具有正向影响作用，并且显著性大大提高，从而反映出企业社会责任对财务绩效的正向影响具有一定的滞后性和长期性。总体而言，我国关于企业社会责任与财务绩效关系的实证研究仍然处于起步阶段，研究中所使用的样本量较少，而且基本上都是基于横截面数据的分析，因而分析结果难免具有一定的片面性。并且，我国学者更多地关注了社会责任信息披露与财务绩效的关系，而对于社会责任的实际承担水平与财务绩效关系的研究甚少，对企业的社会责任也只是采用了外延式的罗列方式，缺乏理论上的系统性和统一性。一些学者认为，关于企业社会责任和财务绩效之间的相关性研究，之所以会出现三种研究结论，主要有几个原因：（1）各种研究所使用的企业社会责任和财务绩效的评价方法不完全一致。（2）变量的控制问题。如何能说明不同企业财务绩效的差异是由企业社会责任水平的差异引起的，国外研究通常的做法有两种：一是使用大规模、多行业的样本，观察一段时间内样本的表现；二是选择同一行业多个样本进行研究。但这样仍然很难排除其他因素对企业财务绩效的影响。 （3）很少考虑行业、企业规模、企业历史对研究的影响，没有将所选取的样本企业分行业单独进行研究，也很少有研究对大企业和中小企业分别得出结论。（4）没有考虑企业承担社会责任对财务绩效影响的滞后效应。企业承担社会责任的水平对财务绩效的影响可能会因企业的宣传力度、公众知觉的滞后等因素的存在而具有时间上的滞后效应。

三、研究设计

（一）研究假设 本文根据国内外大多数学者的研究结果，并结合我国上市公司的实际情况，提出以下研究假设：

假设1：企业对国家的社会责任贡献与企业的财务绩效呈正相关

企业主动承担对国家的社会责任贡献，响应国家的号召，投资于政策支持的产业，依法纳税，必将会得到各级政府的支持，使企业获得有利于自身发展的政策环境，更容易享受到政府的政策优惠，从而对企业的财务绩效产生积极作用。

假设2：企业对员工的社会责任贡献与企业的财务绩效呈负相关

按照我国许多学者的说法，我国的上市公司大多数是由国有企业改制而来，而国有企业过重的社会负担是由于承担了过多的冗员和工人福利等社会型职能造成的。

假设3：企业对投资者的社会责任贡献与企业的财务绩效呈正相关

在投资者层面，企业主动承担对投资者的社会责任贡献有利于赢得投资者的信赖，稳定并提高企业的筹资能力和筹资水平，为企业经营提供持续而稳定的资金基础，从而大大利于企业财务绩效的提高。

假设4：企业对公益事业的社会责任贡献与企业的财务绩效呈正相关

一般来说，企业对公益事业的贡献有助于提升企业的社会形象和声誉，更容易赢得社会公众的信赖和顾客忠诚度，对企业的持续盈利能力和竞争力产生积极影响，对企业来说相当于获得了一笔宝贵的无形资产，有助于企业财务绩效的提高。

假设5：企业的财务绩效会在时间序列模型中与企业上一两年承担的社会责任水平表现出正相关关系。

即企业承担社会责任对财务绩效的影响存在滞后效应。由于存在宣传力度、公众知觉的滞后等因素，企业承担社会责任对财务绩效的影响可能会表现出时延，具有滞后效应。

假设6：企业的社会责任贡献对财务绩效的影响会依据行业差异而有所不同

即利用不同的行业数据进行回归，各个解释变量与被解释变量的关系会表现出不同的结果。

（二）样本选取和数据来源 考虑到企业的捐赠赞助支出、净利润增长率等指标的可获得性，以及为了使得样本容量尽可能大从而使回归分析更加真实可靠，本文选用了我国上海证券交易所和深圳证券交易所除制造业和金融、保险业之外所有行业的全部上市公司 2010～2012 三年的数据，共计上市公司 549 家，分布于除制造业和金融、保险业之外的 11 个行业。与国内学者先前研究的不同之处在于，国内学者先前的研究大都采用了抽样的方法，样本容量较小，代表性不强；而本文选取的则是我国上海证券交易所和深圳证券交易所除制造业和金融、保险业之外所有行业的全部上市公司三年的面板数据，因而样本容量较大，代表性更强。本文研究所用的数据全部来源于 RESSET 金融研究数据库中上市公司的各类报表以及巨潮资讯网站所公布的上市公司年报。使用的是样本公司合并年报中的原始报表数据。

（三）变量选取和模型建立 本文所设计模型中的变量分为被解释变量（因变量）、解释变量（自变量）和控制变量，具体设计如下。（1）被解释变量（因变量）。本文选用加权平均净资产收益率（ WROE）作为企业财务绩效的评价指标，计算公式如下：加权平均净资产收益率（ WROE）=报告期净利润÷平均净资产。（2）解释变量（自变量）。本文在国内众多学者研究的基础上，选用国家贡献率（ GOVCR）、员工贡献率（EMPCR）、投资者贡献率（NVCR）和公益贡献率（CHACR）作为企业的社会责任指标，具体计算如下：国家贡献率（GOVCR）=（支付的各项税费-收到的税费返还）÷主营业务收入；员工贡献率（EMPCR）=支付给职工以及为职工支付的现金÷主营业务收入；投资者贡献率（NVCR）=分配股利、利润或偿付利息所支付的现金÷主营业务收入；公益贡献率（CHACR）=捐赠支出÷主营业务收入。（3）控制变量。由于不同企业的规模、成长能力不同，而这些因素会对企业的财务绩效产生重要影响，因此本文将企业的规模、成长能力作为控制变量纳入到回归模型中。由于本文将会对样本公司分行业进行回归分析，所以没有将行业哑变量单独作为控制变量放入回归模型中。控制变量的具体计算如下：企业规模=（总资产）；成长能力（净利润增长率）=（本年净利润-上年净利润）÷上年净利润。

本文首先采用变量的描述性统计和横截面回归分析的实证研究方法，这与国内大多数学者先前的研究是一样的；与之不同的是，在横截面回归分析之后，还将使用时间序列回归分析和分行业的时间序列回归分析，以检验本文第五、六个假设，即企业社会责任贡献对企业财务绩效的影响具有滞后效应并依据行业差异而会有不同的结果。这也是本文与国内学者先前研究的主要不同之处。本文进行变量的描述性统计和回归分析，均使用统计分析软件 SPSS16.0。具体回归分析模型设计如下：

横截面回归分析模型为： wore2010=β0+β1GOVCR2010+β2EMPCR2010+β3NVCR2010+β4CHACR2010+β5Netprfgrrt2010+β6LN（totass）2010+μ

时间序列回归分析模型为：WROE2010=β0+β1*GOVCR2010+β2*EMPCR2010 +β3*NVCR2010+β4*CHACR2010 +β5GOVCR2011 +β6*EMPCR2011+β7*NVCR2011+β8*CHACR2011+β9*GOVCR2012+β10*EMPCR2012+β11*NVCR2012+β12*CHACR2012+β13Netprfgrrt2012+β14LN（totass）2012+μ

四、实证检验分析

（一）描述性统计 从表（2）、表（3） 和表（4）可以看出，各个变量在三年中表现都相对稳定。其中，反映企业绩效的加权平均净资产收益率三年的平均值分别为 9.0500%、6.5427%和 8.7364%。在四个解释变量中，国家贡献率、员工贡献率和投资者贡献率的平均值比较接近但标准差却相差很大，说明样本公司的这三个变量稳定性相差很大。员工贡献率的标准差最小，表现得最为稳定；国家贡献率的标准差最大，表明最不稳定。在本文所选取的四个解释变量中，公益贡献率的平均值很小，标准差也最小，说明样本公司的捐赠赞助支出水平普遍较低。

（二）回归分析 本文选择样本公司 2012 年的数据进行横截面回归分析。结果如下：从表（5）和表（6）可以看出，整个横截面回归模型的拟合优度 R2 值是 0.188，F 统计值为19.197，显著性概率是 0.000，因而即使在 1%的水平上也是显著的。根据表（7）的回归分析结果，可以得出以下结论：（1）国家贡献率（GOVCR）的回归系数为 0.074，显著性概率是 0.001，表明国家贡献率（GOVCR）与加权平均净资产收益率（WROE）之间呈显著的正相关关系，这与国内大多数学者先前的研究结论是一致的，验证了本文的第一个假设。（2）员工贡献率（EMPCR）的回归系数为-0.186，显著性概率是 0.021，表明员工贡献率（EMPCR）与加权平均净资产收益率（WROE）之间呈显著的负相关关系，这也与国内多数学者先前的研究结论是一致的，验证了本文的第二个假设。但这一点与国外大多数学者的研究结果是相悖的。国内一些学者认为这是由于在我国传统的国有企业制度中，企业承担了对员工过重的社会负担，从而降低了财务绩效，使两者出现负相关关系。（3）投资者贡献率（NVCR）的回归系数为 0.020，显著性概率是 0.673，表明投资者贡献率（NVCR）与加权平均净资产收益率（WROE）之间呈不显著的正相关关系，这与国内部分学者的研究结论是一致的，但国外的大多数相关研究则显示这二者之间存在显著的正相关关系。（4）公益贡献率（CHACR）的回归系数为-1.398，显著性概率是 0.724，表明公益贡献率（CHACR）与加权平均净资产收益率（WROE）之间呈不显著的负相关关系，这与国内外大多数学者的理论和实证研究结论都不一致。这一点可能是由于企业承担的公益贡献对企业财务绩效的影响存在滞后效应造成的。在时间序列回归中，以样本公司 2012年的加权平均净资产收益率为被解释变量，通过回归分析考察样本公司在 2010、2011年的社会责任贡献是否会影响 2012 年的加权平均净资产收益率。从表（8）和表 （9）可以看出，整个时间序列回归模型的拟合优度 R2 值是 0.248，F 统计值为 11.501，显著性概率是 0.000，因而即使在 1%的水平上也是显著的。根据表（10）的回归分析结果，可以得出以下结论：（1）在时间序列回归模型中，大部分解释变量都不再显著，只有三年的员工贡献率在 5%的显著性水平下仍旧保持显著。（2）2010员工贡献率的回归系数为 0.840，与被解释变量呈显著的正相关关系。（3）2011员工贡献率的回归系数为-0.537，与被解释变量呈显著的负相关关系。（4）2012员工贡献率的回归系数为-0.294，也与被解释变量呈显著的负相关关系。（5）在上述结论（2）（3）（4）的基础上，可以得出一个粗略的结论，即员工贡献率对加权平均净资产收益率的影响存在滞后效应，这就验证了本文的第五个假设。具体说来，企业当期所承担的社会责任贡献，不仅会影响到企业当期的财务绩效，而且还会影响到企业以后的财务绩效。反过来说，企业当期的财务绩效，不仅受自身当期所承担的社会责任贡献水平的影响，而且还受前一两期所承担的社会责任贡献水平的影响；在一定时间范围内（三五年），这种影响随时间倒推会显得越来越强烈（回归系数绝对值越来越大），并且由负向影响逐渐转为正向影响。这也进一步表明，企业承担对员工的社会责任贡献，是一种长期的“投资”过程，最终会反映在企业财务绩效的提升上。可能这也部分解释了为什么我国大多数学者先前的研究得出的结论是员工贡献率与净资产收益率呈显著的负相关关系，而国外多数学者却得出相反的结论。

五、结论与建议

（一）结论 以我国上海证券交易所和深圳证券交易所除制造业和金融、保险业之外所有行业的全部上市公司为样本，使用2010年至2012三年的数据进行时间序列回归分析和分行业的时间序列回归分析。结果发现：（1）企业对国家的社会责任贡献会对企业当年的财务绩效产生积极影响，但这一影响并不存在明显的的滞后效应。（2）企业对员工的社会责任贡献对企业财务绩效的影响存在明显的滞后效应，是一个长期的过程。企业当年对员工的社会责任贡献会降低该企业当年的财务绩效，但从长期来看会对企业的财务绩效产生积极影响。（3）企业对投资者的社会责任贡献对企业财务绩效的影响也存在滞后效应，但这种滞后效应并不显著，需要视行业而定。总体而言，企业当年对投资者的社会责任贡献可能会降低该企业当年的财务绩效，但从长期来看会对财务绩效产生积极影响。（4）企业对公益事业的捐赠赞助支出对企业的财务绩效并没有显著的影响。这可能是由于我国企业的捐赠赞助支出水平与国外的企业相比普遍偏低。事实上，从 2012 年数据来看，本文所选取的 549 家样本公司中只有 268 家在 2012 年有捐赠赞助支出。（5）企业的社会责任贡献与企业财务绩效之间的关系会根据行业差异而有不同的表现，而且正如本文所假设的那样，由于受企业的宣传力度、公众知觉的滞后等因素影响，多数变量会存在滞后效应。因此，在研究两者之间的关系时，使用时间序列回归分析要比横截面回归分析更优越，分行业的时间序列回归分析又要比全部行业统一进行时间序列回归分析更优越。

（二）建议 据此提出如下建议：（1）企业应该重视对国家的社会责任贡献。国家对企业的生产经营提供政策环境，成为越来越重要的企业利益相关者，对企业的财务绩效提升会产生直接的影响。（2）正如国内的一些学者指出的，长期以来，我国企业对员工承担了过重的负担，这对企业当期的财务绩效造成了负面影响。从理论和国外学者的研究来看，企业对员工的社会责任贡献无论是在当期还是从长期来讲对企业的财务绩效都应该产生积极的影响。这说明国家需要进一步完善养老、医疗、失业、工伤、生育、住房等社会保障制度，以利于企业摆脱“包袱”，完善对员工的激励制度，从而提升财务绩效。（3）针对我国企业对投资者的社会责任贡献降低企业财务绩效的现象，国内的一些学者指出应进一步推进股权分置改革和金融体制改革，以解决我国企业中的“所有者缺位”问题和国有商业银行的产权问题，形成企业合理的股权结构和债务结构，从而给股东和债权人以切实动力和能力去督促企业提升绩效。（4）国家应该完善公益捐赠的各种制度，并通过减免税收、加大宣传力度等措施进行政策鼓励，以激励企业履行对公益事业的责任与贡献，重视捐赠赞助支出，提升企业的社会形象和声誉，赢得社会公众的信赖和顾客忠诚度，对企业的持续盈利能力和竞争力产生积极影响，从而提升财务绩效。

参考文献：

[1]陈守明、施佳、蒲雪青：《我国企业社会责任与企业绩效相关性实证研究》，《上海企业》2008年第2期。

[2]郭红玲：《国外企业社会责任与企业财务绩效关联性研究综述》，《生态经济》2006年第4期。

[3]赫连志巍：《国内外公共组织关于企业社会责任观点比较及启示》，《燕山大学学报（哲学社会科学版）》2007年第8期。

[4]胡铭：《基于顾客满意的企业社会责任与其绩效关系的实证研究》，《嘉兴学院学报》2008年第2期。

[5]姜启军：《企业社会责任和企业经济绩效的关系分析》，《生产力研究》2010年第11期。

[6]李宏旺：《企业社会责任与经营绩效的相关性研究》，《商业时代》2011年第11期。

[7]金铭：《中小企业社会责任与企业绩效关系实证研究》，《经营与管理》2008年第11期。

[8]李立清：《企业社会责任评价理论与实证研究：以湖南省为例》，《南方经济》2006年第1期。

财务工作对公司的贡献篇（2）

中图分类号：F239 文献标识码：A

一、引言

2002年颁布的《萨班斯・奥克斯利法案》中，第404条款要求完成对财务报告审计的时间显著增加了。作为公司内部控制的内部专家，内部审计职能可以在很大程度上影响财务报告的过程，因此会造成审计延迟。另外，内部审计人员可以帮助公司管理层保持有效的内部控制并协助外部审计人员进行财务报表审计，在这个过程中，外部审计人员对内部审计职能的依赖，即内部审计职能的贡献，是否会缩短审计延迟呢？

二、内部审计职能的质量、内部控制和审计延迟之间的关系

财务报告内部控制是由公司管理层而非内部审计人员负责。然而，只要内部审计人员保持其客观性，就可以帮助公司管理层进行财务报告内部控制（IIA 2004，3）。1992年9月，COSO委员会的《内部控制整合框架》提出内部控制包含五要素：控制环境、风险评估、控制活动、监控和信息和交流。IIA（2004，2011）一直主张，企业管理咨询与内部审计职能一起解决框架中的所有要素。在担任管理咨询顾问的角色中，内部审计职能帮助公司管理层评估风险、管理控制和治理监督。在其传统的监督职能下，内部审计人员评审和测试内部控制的有效性。如果内部控制被认定有问题，内部审计人员应当评估管理计划并纠正存在的问题，纠正之后还要执行后续评审。最后，内部审计职能还负责确保进行的内部审计活动的结果传达到相关的信息使用者。

高质量的内部审计职能必然会伴随着有效的财务报表内部控制，减少财务报告中的错误，从而缩短完成外部审计的时间，即缩短审计延迟。当财务报告内部控制更有效，外部审计师也有可能会更加依赖于这些内部控制。外部审计师对公司内部控制的依赖，会减少其进行实质性测试，这种情况往往发生在年底。即使外部审计师不打算更多地依赖于企业的内部控制，有效的财务报告内部控制也必然会使年终测试期间较少的异常情况发生。检查和解决审计异常往往会增加审计完成过程中审计资源的消耗。在某种程度上，更高质量的内部审计职能会提高财务报告内部控制的质量，相应地，会降低控制风险。因此，内部审计职能的质量越高，完成财务报告审计过程中所耗费的资源越少。

尽管有学者早就认识到内部审计职能可能对内部控制质量产生影响，但也是近几年才开始提供这一关系的直接实验证据。Prawitt et al.（2009）用一个全面的替代变量来度量内部审计职能――应计项目，并发现内部审计职能的这个全面的替代变量和盈余质量之间存在正向关系。Lin et al.’s（2011）研究结果表明，某些内部审计活动（使用质量保证技术、财务报告的审计活动和后续监测）可以有助于防止重大缺陷的发生。而其他的活动则提高合规流程。

内部审计职能的关键作用是帮助公司管理层维持有效的财务报告内部控制，相应地降低控制风险并减少财务报表错误。有效的财务报告内部控制表明内部审计职能的质量应当与年底完成审计工作所需要的资源数量负相关，因此会造成审计延迟。如果外部审计师由于公司具有有效的财务报告内部控制而每天分配很少的资源去完成审计工作，这种关系就不成立。Abbott et al.（2012）在134个上市公司样本中并没有发现内部审计职能的质量（用内部审计花费的时间度量）和审计延迟之间存在关系。然而，他们的内部审计职能的质量只是从内部审计人员的经验这一方面度量，并没有考虑其他与内部审计职能质量相关的重要因素，比如客观性、实际工作质量和审计范围等。因此，我们认为，内部审计职能的质量越高，审计延迟越短。

三、内部审计职能对财务报表审计的贡献和审计延迟之间的关系

外部审计标准一直承认，在财务报表审计过程中内部审计人员是一项有潜在价值的资源（AICPA，1991；PCAOB 2004，2007a）。这些标准允许外部审计师依赖于内部审计人员独立完成的相关工作或者说在外部审计师的指导下完成的相关工作，只要内部审计职能质量被认为在可以接受的范围内。依赖内部审计职能相关工作可以提高外部审计的效率和效果（Schneider，2009）。根据PCAOB （2005，11），“审计人员适当地使用其他相关人员的工作成果可以提高审计工作的整体效率。”PCAOB还提出，外部审计师未能使用他人的工作成果是审计效率低下的一个原因（PCAOB 2005，2007b）。为了使SOX404条款更加有效率，PCAOB通过允许外部审计师使用他人的工作作为主要证据来增加外部审计师依赖内部审计职能的机会（Fogelman、Peterson、Heninger & Romney，2007；PCAOB 2007a；Woodlock，2007）。

内部审计工作贯穿全年，到年底，可能影响审计完成的时间。相关临时的内部审计职能工作可以减少外部审计师在年底必须完成的实质性测试。

Abbott et al.（2012）认为，内部审计职能在年底提供的帮助对审计延迟有特别显著的影响。到了年底，事务所通常面临人力资源的约束，因为年底是检查、确认和重新计算资产负债账户最有效的时间（Arens、Edler & Beasley，2010；Lambert et al，2014）。内部审计人员可以通过执行相关程序和任务来帮助事务所缓解年底的人力资源约束。例如，内部审计可以协助事务所审计人员进行库存数量和应收账款的函证等相关工作。Knechel and Sharma（2012）提供的证据表明，了解与客户相关的信息可以有效地减少审计工作完成的时间。

很少有实证研究直接测试审计投入和外部审计师使用内部审计工作成果的程度两者之间的关系。Stein et al.（1994）采用金融服务行业中108家审计公司作为样本，衡量了内部审计职能的贡献与外部审计师花费的时间和费用之间的关系。研究结果与他们的预期相反，内部审计职能的贡献与外部审计师花费的时间呈正相关，但与审计费用无关。在一项有70家公司的研究中，Felix et al.（2001）用外部审计师的观点和看法由内部审计职能完成的百分比来衡量内部审计职能的贡献。研究结果与他们的预期一致，他们发现外部审计费用会随着内部审计职能的贡献而减少。Prawitt、Sharp & Wood（2011）采用GAIN的数据，选取了235个样本，用内部审计职能致力于提供外部审计援助、审计年度决算、财务报告所耗费的时间来度量内部审计职能的贡献。审计援助措施（用于度量直接援助）与审计费用显著负相关。第二个措施（外部审计师依赖于内部审计职能的工作的变量）与审计费用无关。这两项研究表明，当外部审计师使用内部审计职能所执行的工作时，外部审计师在完成财务报告审计过程中需要耗费的外部审计资源相应的减少，因此审计费用也降低。审计延迟给审计费用提供了一个有用的互补的变量，因为它既反映了内部资源的消耗也反映了外部资源的消耗，并且它不受来自“低价揽客”、交叉补贴以及其他定价政策等因素所引起的测量误差（O’Keefe et al.1994）。

Abbott et al.（2012）在134家样本公司中为内部审计职能在审计延迟中所起的作用提供了有用的证据，然而在度量内部审计职能的贡献时有一些限制。他们用内部审计职能对外部审计师提供的直接帮助和对分支机构的财务报表审计所耗费的时间来衡量IAF的贡献（Abbott et al.2012）。直接援助是SAS No.65中指定的衡量内部审计职能贡献的两种方法之一。外部审计师也可以使用由内部审计职能独立执行的相关工作，但目前尚不清楚内部审计职能致力于子公司财务报表审计的时间（Abbott et al.2012）。花费在审计子公司的时间可能反映子公司的数量，但不包括在假设检验的控制变量中。Abbott et al.’s（2012）第二个限制因素是样本数据，来自于2005年以后，这是行业的巨大动荡时期。Bronson et al.（2011）发现，审计延迟平均从2003年的49天增加到2005年的68天；Ettredge et al.（2006）报告说，SOX404实施后，一般纳税人审计延迟增加了34天。因此，我们可以得出：如果外部审计师采用内部审计职能的工作成果帮助其自身完成审计工作（不管内部审计职能提供的帮助是独立完成的还是在外部审计师的指导下完成的），那么审计延迟将会缩短。

四、内部审计职能的质量和内部审计职能的贡献之间的关系

如果内部审计职能的质量被认定为很高，那么外部审计师可以只依赖于内部审计职能的相关工作。内部审计职能的质量由内部审计人员的专业胜任能力、客观性以及完成工作的有效性决定。之前的实验和调查研究通常采用外部审计师对内部审计职能的质量各方面的相对重要性的看法的排名，但这并不与外部审计师对内部审计相关工作的依赖性相关。一个显著的例子是Felix et al.（2001），他发现外部审计师对内部审计职能的整体质量的看法和对内部审计职能的贡献的看法之间存在着显著的正向关系。我们认为，应当采用多维度的客观衡量内部审计职能质量的指标，这个指标基于内部审计人员的经验、培训、首席审计师的报告和其他的客观指标。与Felix et al.（2001）和审计标准一致的是，我们认为外部审计师对内部审计职能工作的依赖的可能性随着内部审计职能质量的提高而增加，于是我们认为内部审计职能的质量越高，外部审计师使用内部审计职能的相关工作完成财务报表审计的可能性越大（不管内部审计职能的工作是独立完成的还是在外部审计师的指导下完成的）。

五、小结

一般而言，投资者、债权人等会计信息使用者不仅仅关注财务报告的质量，也关注其公布的时间。财务报告中所包含的会计信息的及时性对于投资者、债权人等人来说是非常重要的。因此，在符合国家相关规定下，尽可能地缩短完成对财务报告审计的时间显得尤为重要，即缩短审计延迟的时间。本文就此提出，可以通过提高内部审计职能的质量以及加大内部审计职能在外部审计师对财务报告审计过程中的贡献两大方面，缩短审计延迟，从而使财务报告所包含的会计信息披露及时，有利于财务报告使用者做出正确的决策。

主要参考文献：

[1]江锋，唐均，于荣霞.公司治理与内部审计质量控制的实践探索[J].全国内部审计理论研讨优秀论文集，2013.

[2]冉龙飞.关于加强集团公司内部审计质量管理的思考[J].国内部审计理论研讨优秀论文集，2013.

[3]尹顺达，曲世友.对提高我国上市公司内部审计质量的思考[J].商业会计，2012.2.

财务工作对公司的贡献篇（3）

一、研究目的和意义

广州、珠海上市公司为广东经济优质资产的集中体现(深圳除外),因此,从战略高度把握广州、珠海上市公司的综合竞争力状况,分析各公司财务优势与不足,评价其在该区域所处位置,以此调整公司财务管理目标,改善公司综合财务状况,从而提升公司行业竞争力,对于企业管理者的决策有着重要的意义。

二、上市公司综合竞争力评价指标的设计

(一)变量设计

上市公司竞争力评价指标体系,是一套能够充分反映企业的盈利能力、发展能力、经营能力和偿债能力等多方面的资源和能力,具有一定的内在联系、互为补充的指标群体。科学选择设计评价指标是正确评价企业综合竞争力的前提和基础。本文结合上市公司的特殊情况,坚持综合性、重要性、整体性等原则,分别从盈利能力、偿债能力、经营能力和发展能力四个方面,综合选取净资产收益率、资产利润率、每股收益、流动比率、资产负债率、总资产周转率、经营净利率、净利润增长率、总资产增长率、主营业务收入增长率十个指标并分别赋予指标代码X1,X2,…,X10。

(二)样本选择及数据来源

截至2007年12月31日,广州、珠海拥有36家上市公司,占广东省上市公司总和(深圳除外)的44.4%,剔除了ST公司后,本文共选取34家上市公司作为研究样本。34家上市公司的原始数据,来源于中国证券监督管理委员会网、广东省证监局网、巨潮咨询网(证监会指定信息披露网站)、新浪财经等网站所公布的2005-2007年连续3年的财务指标数据,并对这3年的财务数据分别予以0.1、0.3、0.6的权重输入excel表格作为原始数据。

(三)方法的选取及步骤

第一,方法的选取。因子分析法是从研究相关矩阵的内部的依赖关系出发,把一些具有错综复杂关系的变量归结为少数几个综合因子的一种多变量统计分析方法。其最大的优势在于各综合因子的权重不是主观赋值而是根据各自的方差贡献率大小来确定,避免了人为确定权重的随意性,使得排行结果客观合理.此外,因子分析的整个过程都可以通过SPSS软件来实现,可操作性强且信息损失最少。因此,因子分析法是一种科学、实用、简便的方法,适合应用于上市公司综合竞争力的研究和排名。

第二,因子分析步骤。依据因子分析的思想,结合SPSS软件的使用,在读入数据后,点击AnalyzeData ReductionFactor做如下5个步骤:做KMO测度和巴特利特球体检验,检验数据是否适宜做因子分析;指定参与因子分析的变量;指定提取公共因子的方法和确定因子个数的方法;决定是否旋转,并选定因子旋转方法;计算因子值,并把它作为新变量保存起来。

三、广州、珠海上市公司综合竞争力评价过程

(一)通过KMO测度和巴特利特球体检验,得出相关显著性检验结果(见表1)

根据检验结果,10个原始变量的KMO测度值为0.586,Bartlett’s球形检验的值为242.758(自由度为45),均证明10个原始指标变量适合于进行因子分析。

(二)根据各自的方差贡献率大小来提取公共因子

表2给出了因子分析各个阶段的特征根与方差贡献率。其中,Initial Eigenvalues栏给出了初始的样本相关系数矩阵或协方差矩阵的特征根,用于确定哪些因子应该被提取,共3项:Total列为各因子对应的特征根,本文拟提取4个公共因子;“% of Variance”列为各因子的方差贡献率;“Comulative %”列为各因子的累积方差贡献率。Extraction Sum of SquaredLoadings栏给出了提取出的因子方差贡献表,并按方差贡献大小自上而下排列。可以看出,前四个因子的方差贡献率已达到了83.797%的方差,包含了大部分的信息。Rotation Sums of Squared Loadings栏给出提取的因子经旋转后的方差贡献情况。可见,经过旋转,4个因子的方差贡献已发生了变化,但其总的累积贡献率并没有改变,依然是83.797%。

(三)确定因子个数

依据因子碎石准则,把特征根从大到小绘在坐标图上,选取特征根所对应的长度大于1的特征向量(共4个)来计算公共因子的负载。此过程可由SPSS完成。

(四)通过SPSS输出因子负载矩阵,选择适当的旋转方法

表3中数据显示,因子1对净资产收益率、资产利润率、每股收益有较大影响,反映的是公司的盈利能力,可以命名为“盈利因子”;因子2对净利润增长率,总资产增长率,主营业务收入增长率有较大影响,反映的是企业的发展能力,可以命名为“发展因子”;因子3对经营净利率、总资产周转率影响较大,反映企业的经营能力,可以命名为“经营因子”;因子4对流动比率、资产负债率影响较大,反映企业的偿债能力,可以命名为“偿债因子”。

(五)求因子值的系数矩阵构造评价模型

由因子值的系数矩阵Bj(j=1,2,3,4)由公式Fj=Xbj,可算出公共因子Fj的因子值;根据这四个公共因子的贡献率构造评价公司综合竞争力的模型。具体数据如表4所示。

根据该系数矩阵(见表4)及变量的观测值可计算公共因子得分,如:

F1=0.314X1+0.36X2+0.352X3+0.103X4-0.155X5+0.151X6-0.039X7-0.119X8+0.154X9-0.109X10

F2=0.013X1-0.226X2+0.044X3+0.025X4+0.357X5-0.244X6-0.041X7-0.059X8+0.399X9+0.464X10

F3=-0.034X1+0.062X2-0.138X3-0.09X4-0.018X5-0.109X6+0.512X7+0.518X8-0.227X9+0.104X10

F4=0.034X1-0.048X2+0.005X3-0.48X4+0.303X5+0.517X6-0.122X7+0.14X8-0.118X9-0.179X10

其中,X1-X10按顺序代表各个变量;F1表示盈利因子,F2表示发展因子,F3表示经营因子,F4表示偿债因子。

该4个因子解释了原来数据的83.797%的信息量,根据其相应的贡献率得出综合竞争力公式:

四、广州、珠海上市公司综合竞争力排序

根据前面得出的综合竞争力公式,对广州、珠海上市公司综合竞争力进行排名,如表5所示。

由表5可知,4项因子综合得分排名前5名为南方航空、白云山、广船国际、保利地产和粤富华。

五、结论和研究的局限性

通过上述实证分析,证实了上市公司的财务运行质量对上市公司综合竞争力起着至关重要的作用,而盈利能力和发展能力是公司综合竞争力的核心体现。通过因子分析,分析各公司财务优势与不足,评价其在该区域所处位置,以此调整公司财务管理目标,改善公司综合财务状况,从而提升公司行业竞争力,对于企业管理者有着重要的意义。但该研究存在以下局限性:一是在分析过程中,将34个上市公司作为一个整体进行了分析,但不同行业的上市公司的财务质量有可能具有行业特征;二是由于诸多条件等限制,收集的财务计量指标不够全面和准确。

参考文献:

1、李钢.财务指标对企业竞争力影响的实证分析[J].管理科学,2004(17).

财务工作对公司的贡献篇（4）

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.35.165

1 引 言

在改革开放不断深入的背景下，我国的市场经济环境发生了很大的变化，各种现代管理制度与理念的引进，为我国企业的发展提供了极大的便利。而在经济全球化不断发展的背景下，企业想要获得更好的发展必然会朝着集团化的方向发展，通过融合多方面的生产要素，更好地适应激烈的市场竞争，为国民经济的发展做出更大的贡献。但是由于我国集团公司的发展时间较短，其在发展过程中还存在着许多的问题，特别是财务管理方面的不足，极大的阻碍了集团化公司的进一步发展。所以，必须要强化对于集团公司财务管理问题的探究，从而加深对其中存在问题的认识，更好地采取恰当的措施来加以解决，为集团公司的发展提供可靠的保障，进而为社会主义现代化建设做出更大的贡献。

2 集团公司财务管理的现状

在现代经济体制下，集团公司已经有了很大程度上的发展，与之相适应的财务管理水平也有了极大的提升。首先来看，目前集团公司在开展财务管理工作的过程中，存在过度分权的情况，一些集团公司将财务权利过度下放给子公司，这就使得其财务权利过于自由，对整体的财务管理水平提升产生了十分不利的影响。其次，在集团公司快速发展的背景下，子公司的数量与规模在不断的提升，这使得母公司所提供的资金管理比较分散，造成了一些资金方面的浪费与限制，严重影响了资金的使用效率。最后，由于子公司的规模相对较小，自身的财务管理水平有限，很难保证财务管理的信息质量，财务信息失真的情况时有发生，这对集团公司的发展产生了十分不利的影响。

3 集团公司财务管理问题

3.1 财务管理缺乏动态性

在我国目前集团公司的财务管理当中，由于整体的发展时间较短，其中存在的问题也比较突出，对集团公司的健康长远发展产生了十分不利的影响。特别是在目前的集团公司财务管理当中，缺乏有效的动态监管，大部分的财务管理并没有开展相应的事前预算与事中控制的工作，使其整体的财务管理工作动态性缺乏，对整体财务管理水平的提升产生了不利的影响。在一些集团公司中，企业的管理者对于事前预算以及事中控制工作并没有一个清楚的认识，许多这方面的工作停留于表面，对财务管理工作的开展产生了极大的阻碍。特别是在这种缺乏动态管理的财务工作当中，母公司对于子公司的经营发展状况无法进行有效的控制，这会对整体的财务管理工作产生极大的危害，严重的甚至会出现财务管理失控的情况。

3.2 激励机制缺乏

在目前一些集团公司发展当中，对于财务管理工作的开展并没有形成有效的约束机制，特别是所形成的绩效考核制度存在严重的不足，这使其缺乏有效的激励机制，对企业的财务管理水平提升产生了十分不利的影响。集团公司总部在对子公司的经营状况进行考核的过程中，所制定考核指标往往停留在短期利润方面，并没有制定出长期的考核指标，在这种不完善的考核体系中，子公司在发展过程中就会出现一些偏差。一些子公司在开展业务的过程中，对于利润的重视程度过高，并没有将工作的重点放在提升经营质量方面，这使集团公司的长远发展产生了极大的阻碍。除此之外，在这种缺乏激励机制的财务管理工作中，集团公司员工的积极性很难得到有效的调动，这使其自身的潜能无法得到有效的发挥，对集团公司的整体发展产生了十分不利的影响。

4 加强集团公司财务管理的措施

4.1 实行全面预算管理

集团公司在发展的过程中，必然会涉及诸多的资金流动，因此在促进其财务管理水平提升的过程中，必须要实行全面预算管理制度，强化对于各项资金的管理，从而避免出现资金过于分散，使用效率低下的情况。特别是对于一些发展程度较高的集团公司而言，应该设立专门的全面预算管理机构，对于公司的发展战略进行合理的预算，从而更好地对企业的经营发展状况进行控制，提升资金的使用效率，保证集团公司能够实现健康长远的发展。对于集团公司旗下的子公司，总部的财务管理部门应该定期对子公司的财务预算工作进行审查，从而强化对子公司的财务控制，保证其发展与母公司相适应。只有更好地推行全面预算制度，才能实现资源的优化配置，促进整体管理工作效率的提升，为实现集团公司最终的发展目标做出贡献。

4.2 强化资金控制

企业在发展的过程中，必然需要相应的资金来支撑整体生产经营业务的开展，资金的使用效率直接影响一个企业的发展质量与速度。对于集团公司的发展而言，资金的重要程度更为突出，因此集团公司在开展财务管理工作的过程中，必须要强化对资金的控制，从而在促进资金使用效率提升的基础上，为集团公司的发展做出更大的贡献。所以，财务人员在开展工作的过程中，必须要严格记录每一笔资金流向，协助及时做好资金回拢，从而保证集团公司能够有充足的资金来开展下一步的生产经营工作。特别是要强化对于子公司的资金控制，对集团公司总部拨付的资金进行详细的记录，监督资金的使用，从而保证每一笔资金能够真正落实到相应的工作当中，最大限度地提升资金的使用效率，为集团公司的发展提供可靠的保障。

4.3 建立完善考核体系

在以往的集团公司财务管理工作中，由于缺乏必要的考核机制，许多财务管理工作的开展没有良好的制约，这使得整体的财务管理工作存在一定的问题，管理效率低下对整个集团的发展产生了不利的影响。因此，必须要建立完善的考核体系，对财务人员的日常工作进行定期的考核，从而更好地对其业务开展进行约束。特别是通过建立完善的考核激励制度，能够更为有效地调动员工的积极性，充分地发挥其工作潜能，进而更好地为集团公司的发展做出贡献。通过完善考核体系，能够在约束财务人员日常工作的同时，促进其职业道德水平的提升，从而更好地提升其专业技能，为集团公司的发展做出更大的贡献，促进我国企业国际竞争力的提升，从而更好地推动我国社会主义现代化建设。

5 结 论

在市场竞争不断加剧的背景之下，企业生存与发展的形式产生了很大的变化，集团化趋势更加的明显。而在我国公司的集团化发展当中，由于其自身的管理理念以及管理方法的缺失，在集团公司的发展当中经常会出现许多的问题，特别是在财务管理方面，由于缺乏集团化公司的发展经验，财务管理工作存在很大的不足与缺陷。所以，必须要强化对集团公司财务管理问题的探究，从而加深对其中存在问题的认识，更好地采取恰当的措施来加以解决，为集团公司的发展提供可靠的保障，进而为社会主义现代化建设做出更大的贡献。

参考文献：

财务工作对公司的贡献篇（5）

中图分类号：F23 文献标识码：A文章编号：1006－3544（2011）05－0046－04

一、引言

近年来，我国在经济领域取得的成绩有目共睹，但与此同时，环境污染、生态失衡、社会财富分配不公、造假贩假、歧视或虐待员工、工伤事故、食品安全等问题也时有发生， 在寻求解决这些问题的过程中，对社会责任会计的研究是十分必要的。据了解，自2005年国家电网公布第一份社会责任报告以来， 到2010年我国已有700余家企业公布了社会责任报告，即使是没有单独公布社会责任报告的上市公司，其年报也或多或少地包含了社会责任的内容。同时，企业经营管理理念的转变也为企业实施社会责任会计提供了内在动力，企业已不再被看作只是为拥有者创造利润和财富的工具，还必须对整个社会的政治经济发展负责， 只有履行好企业的社会责任才是企业生存和发展的前提。

二、社会责任会计及理论依据

（一）社会责任会计概述

从微观角度来看，社会责任会计计量的是企业的各种经营活动所带来的社会成本和效益，将企业的一系列经济活动置于社会监督之下，使企业在追求经济效益最大化的同时兼顾社会效益，是企业承担社会责任的会计；从宏观角度分析，社会责任会计对企业经济活动的社会影响进行计量和报告，其中包括有关社会责任履行情况和数据的收集、确定计量程序和计量方法，以及将评价企业社会责任履行情况的信息提供给企业管理人员、政府机构和社会公众的会计程序和会计方法。

社会责任会计最初源于20世纪60年代末70年代初的西方国家。由于当时正在进行第二次工业革命，随着科技进步、社会生产力的提高和物质财富的日益丰富，加上人们对资源节约和环境保护的意识还比较淡漠， 于是一些诸如环境污染、城市建设、能源危机、文化教育等社会问题接踵而至。其中，环境问题是引发社会责任会计的直接原因。

而作为企业，日益激烈的竞争虽然在一定程度上推动了经济的繁荣，但由于忽视了社会及公众利益，造成了社会诚信、劳动者的安全和健康等多方面的隐患。这些隐患已成为日益严重的社会问题，威胁着人类的生存和健康，阻碍了社会生产力的发展。 人们逐步意识到应该有效地配置社会资源，而企业应该合理地承担其相应的社会责任，履行与企业这个社会组织相对应的社会义务，进而创造一个健康、有序、诚信、文明的经济发展环境。

会计受托责任是社会责任会计产生的前提。随着现代会计受托责任范围和内容的不断拓展，企业的受托责任包括以体现企业经济效益为主的经济责任和以体现社会效益为主的社会责任两个方面，这充分展示了我国会计未来的发展方向和趋势。社会责任会计试图反映和揭示企业社会效益和社会价值的形成、实现和分配过程。它是从整个社会利益的角度考虑，而不是从某个企业经营者或股东的角度来衡量企业经营活动的成果，从而使会计服务的对象从传统的为企业本身服务扩大到为整个社会和国民经济服务；会计核算的范围也不再仅限于企业内部的财务状况、 经营成果和现金流量，而是进一步要求核算企业外部的社会成本和社会效益。

（二）社会责任会计的理论依据

“利益相关者”理论是社会责任会计最基本的理论基础。该理论认为公司是由一系列的利益相关者组成的有机系统，公司的目标应该是为其所有的利益相关者创造最大的财富和价值。企业的利益相关者包括政府、企业职员、供应商、投资人、消费者以及社会公众等。企业通过反映对社会责任的履行情况，为企业的利益相关者提供相关的决策信息。

“利益相关者”理论为企业社会责任的履行提供了一种理论框架。该理论主张所有的受企业影响的利益相关者都有参与企业经营决策的权利，同时企业的管理者有服务于所有利益相关者利益的责任和义务。因此，从这个角度来说，“利益相关者”理论在向“股东至上”这个传统原则挑战的同时，在某种程度上也为企业社会责任会计理论的发展奠定了基础。

“利益相关者”理论还为研究企业社会责任与经济效益的关系提供了一种有效途径。当企业的管理者满足了不同的利益相关者的需要时， 股东的经济效益也会相应得到提高。具体表现为，企业社会绩效的变化与企业当期的销售额和未来一段时间的经济利润增长一般呈正相关的关系，这表明企业社会效益的提高能反过来进一步促进企业短期和长期经济效益的提高， 这样企业就愿意主动去承担相应的社会责任，从而对在全社会最终形成企业争相承担社会责任的良好局面起到极大的推动作用。

此外，企业的“社会责任论”观点也直接促进了社会责任会计的产生和进一步发展。从企业社会责任论的观点出发，企业所应当承担的社会责任指的是企业在制定和规划其目标任务时对社会多样化目标的追求。这就是说，企业不应仅考虑经营业绩和经济效益， 还应涵盖减少环境污染、改善健康、提高职工福利、维护社会公众的安全和卫生等其他目标。从另一方面说，企业是一种社会存在，它必须自觉地使自身存在和经营方式同整个社会的整体利益相适应，在实现经济效益的同时满足社会效益的实现，履行企业本身的社会责任和义务。因此，可以认为企业不是单纯的“理性的经济人”， 企业的本质也不单单是科斯所认为的追求利润最大化的“黑匣子”，而是担负着社会责任的社会一员。企业的责任范围从股东扩展到了公司的其他利益相关者，从而最终实现经济效益、社会效益和生态效益的协调统一。

西方以及我国的学者在对社会责任会计的研究中还提出了许多其他理论和依据，但利益相关者理论和企业的社会责任论是其主要的理论依据。在接下来的实证研究中，主要是以利益相关者理论作为研究的理论基础。

三、 国外社会责任会计的发展及启示

在西方发达的工业化国家中，法国是最重视社会责任会计信息披露的国家。早在1975年，法国就建议各家企业每年公布“社会资产负债表”，即“社会责任报告”。该国政府于1977年以正式法令的形式， 要求企业实施社会责任会计，同时规定从1984年起，所有社会平衡表必须列示最近三年的数据，按公司和所属符合标准的下属企业分别编制。社会平衡表中列示的内容包括职工人数、工资成本、健康和安全保护等7项内容。法国政府这项法令倾向于雇员方面的信息，也从一个侧面反映了法国社会中的福利主义倾向。同时，法国政府还要求企业注意改善生态环境， 例如治理工业“三废”，降低资源消耗以及对社会环境治理提供服务和社会捐赠等。其他西方国家，例如英国，也对社会责任会计信息披露十分关注。从法律上要求各公司在社会责任报告中披露有关环境保护、人力资源、职工福利、慈善捐赠等相关的社会责任信息。

随着经济社会的不断发展完善，从总体上看，西方国家的社会责任会计信息披露制度也日益成熟，披露的内容越来越充实丰富，涉及的内容十分广泛，主要包括环境、雇员、能源、人力资源、社区活动、社会贡献、产品安全、职工福利、商业道德等方面。此外社会责任会计信息披露的模式也逐渐变得多样化。有的国家在财务报表的附注中提供有关环境问题及其解决方法的资料，有的国家在传统的财务报告的基础上进行了扩充，增设了与环境问题相关的账户，还有一些国家编制了相应的社会责任会计年报。

我国的社会责任会计较之西方发达国家的产生和发展更晚一些，因此，借鉴西方国家的经验， 对完善我国责任会计的信息披露有很大的启发意义。我国在今后应当进一步充实社会责任会计信息披露的内容，在披露社会责任会计信息时，至少应当包括改善生态环境方面的贡献， 对人力资源的贡献以及对社会的贡献情况等。与此同时，还应当采取定量和定性相结合的方式。

四、社会责任会计信息披露的实证研究

（一）研究样本与指标体系

由于考虑到钢铁行业具有高污染的特点，在履行和承担企业社会责任方面具有一定的代表性。因此本文选取了上海证券交易所和深圳证券交易所一共16家上市交易的A股钢铁行业上市公司的财务数据作为研究样本。

在利益相关者理论下，进一步建立了基于上市公司在对利益相关者做出贡献和承担社会责任的评价指标体系。为了有效衡量企业对社会责任所做出的贡献，该体系中引入“社会贡献率”指标，计算公式为：社会贡献率=社会贡献总额÷平均资产总额×100%。该指标用来衡量公司所拥有或者控制的资产总额中有多少用于为国家或者企业做出贡献。此外，还选取了政府贡献率、职工贡献率、投资者贡献率几个指标，分别表述公司对国家、职工、投资者等利益相关者做出的贡献。具体指标计算公式如下：

政府贡献率X1=（支付的各项税费－收到的税费返还）÷平均资产总额×100%

职工贡献率X2=支付给职工以及为职工支付的现金÷平均资产总额×100%；

投资者贡献率X3=支付分配股利以及偿付利息支付的现金÷平均资产总额×100%

社会贡献率X4=（公益性捐赠支出＋支付的各项环境绿化费）÷平均资产总额×100%

综合上述变量指标，可以综合分析出企业所拥有或者控制的资产中用于回馈给国家、企业员工、企业投资者以及社会公众的相关状况。

（二）前提条件与研究模型的建立

假设钢铁行业上市公司对社会的各项贡献率指标同公司平均股票价值成正相关的关系。公司承担相应的社会责任并披露相关的会计信息必然会给企业带来经济效益。首先，公司履行社会责任可以同政府部门建立良好的公共关系，这样政府会制定节税政策， 相应地降低了公司的经营成本；其次，公司同职工之间建立良性关系，有利于培养更优秀的人才为公司服务，同时加强了员工对企业的忠实度；再次，公司给投资者更多的股利和分红会吸引更多的投资者投资该公司；最后，公司对社会公众所做出的贡献更是从侧面提升了公司的整体形象，是公司宝贵的无形资产。因此公司的利益相关者会对公司的价值产生影响。公司应该致力于积极履行社会责任并对社会责任会计信息进行披露，这样才能形成公司在社会的品牌效应， 使公司自身得到长远的发展，在获得经济效益的同时增强社会效益。

该模型以各项贡献率的指标值为自变量，以上市公司的平均股价为因变量，对研究的样本数据进行线性回归分析并得出预测结果和研究结论。其中贡献率指标的计算以2010年12月31日各上市公司的年报数据为基础得出，因变量以年报公告日之后一个月的平均股价为依据。

回归分析是指在统计分析中测度一个变量和其余几个变量的相互关系，并依据所搜集的相关数据资料建立模型来反映变量之间的关系。根据以上假设建立的多元回归分析模型如下：

y=b0＋b1 x1＋b2 x2＋b3x3＋b4 x4＋ó

其中，y代表股票价格，b0、b1、b2、b3、b4是线性系数，ó是随机项。

根据数据统计得出各个自变量的数值如表1所示。

（三）实证分析

1． 描述性分析

首先对样本公司各个自变量指标进行描述性分析，结果如表2所示。

从表2中可以看出样本公司使用其拥有或者控制的资产为社会提供的贡献不大， 最高的是政府贡献率最大值为0.179，而且不同上市公司的贡献率差别显著。

2． 简单回归分析

设R2为样本决定系数，又称为拟合回归系数，它是在简单回归分析中衡量研究变量之间拟合程度的标准。它表明回归模型在多大程度上解释了因变量的变化。R2越趋近于1，表示变量的拟合程度越好，当R2为1时，回归模型对因变量的全部变化做出解释；反之，R2越趋近于0，表示变量的拟合程度越差。当R2的范围介于0.7~1之间时，表明拟合程度较好。

同时用统计量中的P-value值来对变量的拟合程度进行显著性水平检验，标准设为0.5，若P>0.5，表示水平不显著，P

通过表3的数据显示，R2趋近于0， 变量的拟合程度比较差。P值只有自变量X4为0.385，小于标准水平0.5，其余自变量的P值均大于0.5，特别是变量X2的P值为0.748，显著性水平最弱。经过定量分析可以得出，只有社会贡献率能够显著地反映对变量的拟合程度，投资者贡献率较接近于显著性水平，拟合程度相差不大，而政府贡献率和员工贡献率对变量的拟合程度不高，显著性水平差异较大。总体来说，通过简单回归分析得到的模型并不能很好地解释因变量的变化，代表性不强。

3. 多元回归分析

通过运用多元回归分析的spss软件分别对样本数据中各个贡献率指标进行相关的多元回归分析，结果如表4所示。

经过测度得到的拟合回归系数R2为0.012， 相关性并不强。 根据回归系数建立的多元回归分析模型为：y=12.612＋0.103X1－0.533X2＋0.817X3－13.198X4＋ó. 其中职工责任贡献率的p-value值为0.427， 对股票价格的影响程度比其他三个自变量指标对股票价格的影响要强一些。从回归模型对相关数据的综合解释能力可以看出，拟合程度远远没有达到0.7的判断标准，这说明了我国的钢铁行业社会责任同上市公司股票价值之间的相关性不强，回归分析的代表性很弱。

（四）研究结论

作为企业尤其是上市公司，履行其应尽的社会责任是大势所趋，是公司义不容辞的责任，这不仅能够提高公司自身的经济效益，还将为推动经济和社会的进步做出贡献。通过对钢铁行业上市公司的样本数据进行实证研究，得到的研究结论如下：

1． 上市公司的社会责任信息披露与公司的价值并不呈明显的线性关系，这个结论有悖于研究的前提和假设，说明公司的社会责任履行情况并不能完全通过资本市场的股票交易价值反映出来。

2． 通过利益相关者理论，可以从研究中发现会计信息的使用者对于公司的社会责任方面的信息关注度不高，社会责任意识和观念并不是很强。

3． 通过对样本公司社会贡献率的统计分析， 可以看出，与其他三个自变量指标的平均水平相比，公司对社会的贡献程度普遍较低。这表明上市公司资产的利用倾向还是经济利益的最大化，如何最优地利用现有资产获得最大收益仍是公司考虑的主要目标，而对社会责任的因素考虑较少。

4． 研究的样本数据在搜集的过程中难免有局限性。例如计算上市公司的社会贡献率指标时，由于企业通常将环境治理方面的会计信息和数据以文字形式反映在财务报表附注中，甚至并不明确反映出来，因此计算的结果会有一定的误差和统计不足之处。

五、改进企业履行社会责任的建议

1． 制定相应的法律法规，完善企业履行社会责任的监督机制。政府应该从制定规范化的市场法规入手，特别是针对上市公司，规范上市公司对社会责任会计信息的披露，强制上市公司履行社会责任，并增强上市公司履行相应社会责任的意识。要健全监督管理机制，实施一系列的责任追究措施，使我国企业履行社会责任的情况逐步公开化、透明化，更充分地置于政府监管之下，使企业对社会责任的履行和社会责任信息披露更加规范化。另外还要充分发挥社会各界的监督作用，形成政府、新闻舆论、群众团体以及行业自律构成的全方位监督体系。

2． 提高企业社会责任意识， 建立社会责任指标体系。公司应当进一步强化社会责任意识，制定合理有效地利用资源和保护环境的规划， 使其符合国家环境保护相关的法律法规，减少对资源的耗费。对工业废料进行回收和循环利用，尽量避免对环境的污染。创造可持续发展的环境，尽量采用资源利用效率高，污染排放量小的设备工艺，应用和开发先进的排污处理技术。 另外还要鼓励员工积极履行社会责任，让全体员工从思想上认识到承担社会责任的必要性，营造良好的企业氛围。

企业应当承担经济责任、职工的就业薪酬责任、产品责任、环境责任、纳税责任等。针对不同层次的社会责任，每个企业可以按照自身的具体情况设置符合本公司的财务指标和非财务指标。例如对于经济责任常用的指标有净资产收益率、主营业务收入增长率、资产负债率等；职工的就业薪酬责任常用的指标有劳动时间、员工培训支出等；环境责任有生态效率指标等；纳税责任则有税收缴纳情况等指标。在此基础上每个企业都应该根据本企业制定的财务指标体系，量力而行，并严格履行自身应尽的社会责任。

3． 规范社会责任会计信息披露， 编制社会责任会计报告。 现在我国已经有部分企业开始尝试披露社会责任报告。对社会责任会计信息的披露可以采用以下两种形式：一是在现有的财务报告中添加反映社会责任的新的会计科目，二是形成独立的社会责任报告，并与财务年度报告区分，以定性描述为主，定量分析为辅。当然这个过程也不是一蹴而就的，而是一个逐步探索和实践的过程，对此，政府部门应当建立相关的制度及奖励政策， 来鼓励那些积极主动披露其社会责任履行情况的企业。

4． 投资者要转变投资观念，科学评价公司价值。随着经济的发展和社会的进步，投资者应该逐步使投资观念趋于理性化，改变过去盲目看重企业的盈利能力或者企业股利分配状况的观念，应当更加关注企业的社会责任履行情况，关注点应该更多地立足于被投资公司的长期利益和发展潜力，这样才能进一步激发企业提高社会责任意识，进一步履行社会责任，从社会责任角度关注公司的市场状况和行为也是投资者进行理性投资的最佳选择。

参考文献：

［1］李正. 英法美三国企业社会责任信息披露的经验及借鉴［J］. 财务与会计，2008（2）.

［2］徐光华，张瑞. 企业社会责任与财务绩效相关性研究［J］. 财会通讯，2007（12）：70-73.

［3］刘长翠，孔晓婷. 社会责任会计信息披露的实证研究――来自沪市2002-2004年度的经验数据［J］. 会计研究，2006（10）.

［4］李莎，游嘉悦. 上市公司社会责任会计信息披露的实证研究［J］. 湖南工业大学学报，2009（12）.

［5］于光平，杨艺. 企业社会责任：国外理论演进以及最新文献评述［J］. 广东经济管理学院学报. 2006，21（5）：20-25.

财务工作对公司的贡献篇（6）

一、研究背景

民营企业在我国经济社会发展中发挥着不可替代的作用，但其在推动经济增长和社会进步的同时，也带来了健康受损、诚信缺失、环境污染、违反法制等一系列问题。强生“甲醛门”事件、三鹿奶粉问题引发消费恐慌；松花江特别重大水污染事件、河南伊川特大煤矿事故激起强烈的社会反响；农民工工资拖欠、小股东利益受到侵占等问题频频发生。这些现象都表明了民营企业社会责任的缺失，引起了国内各界人士对企业社会责任问题的重视。民营企业的根本目标是实现利润最大化，而履行社会责任必定会增加企业的经营成本，民营企业应该如何衡量企业社会责任与企业财务绩效之间的关系，怎样根据自身的实际情况来履行社会责任，已经成为改变民营企业社会责任现状、使其获得更好发展的关键问题。目前，还没有权威的理论对这一问题进行回答。因此，民营企业社会责任与企业财务绩效之间的关系成为当前国内外研究的热点。

二、文献综述

（一）国外研究现状

20世纪70年代以来，国外企业管理领域的学者开始研究企业社会责任与企业财务绩效之间的关系问题，大多数学者通过实证研究认为两者是正相关关系。美国学者Preston和Bannon（1997）对美国67家大公司1982～1992年的有关数据进行仔细分析，发现企业社会责任与企业财务绩效之间存在正相关关系。Frooman （1997）研究了27篇分析股市对企业不负社会责任和非法行为的反应的文章，发现股市对那些不负社会责任的和违法的企业持否定态度，证明了企业的社会责任行为与企业财务绩效存在正相关关系。Simpson和Kohers（2002）对美国1993年和1994年所有的国有银行的企业社会责任和企业财务绩效之间的关系进行实证分析，发现两者之间存在正相关关系。Johnson（2003）提出，企业在一定范围内承担社会责任的行为能够增加企业的利润，不承担社会责任和不合法的行为会对企业绩效产生负效应。Subroto和Hadi（2003）对印度尼西亚的企业的实证研究表明，企业社会责任与企业财务绩效之间不存在相关关系。

（二）国内研究现状

在国外学者的影响下，我国学者对企业社会责任与企业绩效关系的研究也取得了一定的进展，但已有的文献大多是以理论的形式来阐述两者之间关系的，因此研究还不够全面和深入。颜剩勇、刘庆华（2005）从理论上分析了企业社会责任与企业财务绩效之间的关系，认为两者之间存在确定的正相关关系。礼丹萌（2009）指出，民营企业社会责任对企业财务绩效将产生正面的影响。陈洁（2011）以浙江37家民营企业上市公司2004～2009年的数据为研究样本，对企业社会责任与企业财务绩效之间的关系进行实证分析，采用描述性统计和回归分析的方法对研究假设进行检验，实证结果表明，浙江民营企业上市公司履行对利益相关者的社会责任对公司财务绩效将产生积极的影响；同时，履行对不同利益相关者的社会责任对公司财务绩效的影响程度不同。李正（2006）选取2003年沪市的521家上市公司为样本，对企业社会责任与企业价值之间的关系的研究表明，从当期看，企业承担的社会责任越多，企业的价值就越低，但从长期看，企业承担社会责任并不会降低企业的价值。张建（2010）通过对我国民营企业社会责任驱动财务绩效的有效性的实证研究发现，民营企业承担对政府和环保的社会责任与财务绩效呈正相关关系，但承担对投资者的社会责任、对员工的社会责任与财务绩效之间呈显著负相关关系，而承担对公益的社会责任则与公司财务绩效之间不存在相关性。

三、研究设计

（一）研究假设

从理论上分析，民营企业社会责任与企业财务绩效之间成正相关关系。企业承担社会责任的过程是将利益相关者和全社会利益的提高与企业个体利益的实现有效结合的过程，这会受到全社会的普遍支持和尊重，从而提升企业的形象和品牌价值，有效降低企业可能存在的经营风险。基于此，本文根据国内外大多数学者的实证研究结果，同时结合我国民营企业的实际情况，在理论分析的基础上提出以下研究假设。

假设1：民营企业承担对政府的社会责任与企业财务绩效呈正相关。

假设2：民营企业承担对员工的社会责任与企业财务绩效正相关。

假设3：民营企业承担对股东的社会责任与企业财务绩效正相关。

假设4：民营企业承担对公益事业的社会责任与企业财务绩效正相关。

（二）样本选取和数据来源

本文的样本公司全部来源于江苏地区沪市上市民营企业，经过筛选，最终获得75家公司作为研究样本。本实证研究所用的数据有两个来源：上海证券交易所网站关于75家样本公司2010～2012年连续三年的财务报表及CCER一般上市公司财务数据库。

（三）选取的变量及定义

本研究选取的变量及其定义见表1。

（四）模型构建

本文采用多元线性回归的实证分析方法来研究民营企业社会责任和企业财务绩效之间的关系，建立如下多元回归线性模型来检验本文前面提出的假设。

模型1：ASTURN=x0+x1GOVCR+x2EMPCR+x3NVCR+x4CHACR+x5AS+t1。

模型2：ROE=y0+y1GOVCR+y2EMPCR+y3NVCR+y4CHACR+y5AS+t2。

模型3：NPG=z0+z1GOVCR+z2EMPCR+z3NVCR+z4CHACR+z5AS+t3。

其中，x0、y0、z0分别为各式中的常数项，x1-x5、y1-y5、z1-z5分别为回归系数，t1-t3为各式的随机误差。

四、实证分析

为了准确地研究民营企业社会责任和企业财务绩效之间的关系，本文采用统计软件SPSS13.0对样本数据进行了多元回归分析和检验，结果如表2所示。

由模型1的多元回归分析可以看出，当被解释变量为总资产周转率（企业运营能力指标）时，对政府的社会贡献率的系数为正，但并不显著，部分验证了本文的假设。这说明民营企业通过向政府缴纳税款树立了良好的形象，对企业的绩效产生了正面的影响。对员工的社会贡献率的系数为负，统计结果并不显著，说明民营企业为职工支付的越多，民营企业的资产周转率就越低，运营能力也就越差，这与本文的假设不符。主要原因可能是因为我国民营企业的起步比较晚，发展时间比较短，企业如果在起步阶段就支付给职工较高的薪酬，就没有足够的资金投入到生产运营中，从而影响民营企业的绩效运营能力。在回归分析中，对投资者的社会贡献率的系数为负，与本文提出的假设并不符合，同时也与多数国外学者研究所得出的结论是相反的，这是由我国民营企业现阶段的特殊国情决定的。目前我国民营企业的股票市场还不发达，许多中小股民抱着投机的心理进入股市，再加上机构投资者力量不足，他们对企业财务绩效的监控缺少激情和动力。最后，民营企业对公益事业的社会贡献率的系数为负，但是同样不显著，这与本文提出的假设也不符合，可能是因为民营企业没有用发展的眼光去看待慈善事业，还没有意识到慈善事业给企业发展带来的巨大潜力。

由模型2的回归分析中可以看出，当被解释变量为净资产收益率（企业盈利能力指标）时，对政府的社会贡献率的系数为正，部分验证了本文的假设。对员工的社会贡献率的系数为负，与本文的假设不符。这可能还是因为我国民营企业还处于发展的初期，发展程度不高，企业承担对员工的社会责任更多地是采用物质奖励的形式，而没有建立良好的精神奖励措施。对投资者的社会贡献率的系数为负，这可能是由于如果民营企业在发展的初期就将经营的盈余过多地分配给股东，企业投入到生产运营中的资金就会减少，以至于影响了企业的绩效水平，也对企业今后的发展不利。对公益事业的社会贡献率的系数显著为负，说明民营企业对公益事业的支出较少，政府缺乏在这方面的激励措施，导致激励作用有限。

由模型3的回归分析可以看出，当被解释变量为净利润增长率（企业发展能力指标）时，回归分析的结果与前两个模型基本一致。民营企业对政府的社会贡献率的系数为正，并且统计结果显著，部分验证了本文的假设。对员工的社会贡献率的系数为负，结果并不显著，与本文的假设不符。主要原因除了在模型1和模型2分析中提到的以外，可能是因为企业承担了较高的用工成本，对经济实力不算雄厚的民营企业的影响更为明显，从而影响了企业的发展能力。对投资者和公益事业的社会贡献率与企业绩效水平负相关，这与本文的假设不符。原因除了前面两个模型中提到的以外，还有可能是因为最近几年民营企业受国际经营环境（如原材料价格上升）的影响较大。

五、结论与建议

（一）结论

综上所述，民营企业对政府的社会贡献率与企业财务绩效中的运营能力、盈利能力、发展能力成正相关关系；民营企业对员工的社会贡献率、对投资者的社会贡献率与企业财务绩效水平是负相关关系；民营企业对公益事业的社会贡献率与企业财务绩效水平成显著负相关关系。

（二）建议

1.民营企业应注重对政府的贡献。民营企业应当按照政府有关法律和法规的规定，合法经营、按章纳税，主动承担政府规定的义务。企业依照法律规定及时缴纳税款，对政府的贡献越多，就越能得到政府的支持甚至是扶持，从而得到政府对企业的各项优惠政策，形成有利于企业经营的外部环境。

2.民营企业应进一步完善公司治理机制。由于我国的民营企业起步较晚，公司治理机制发展不成熟，因此应完善公司治理机制、重视员工的作用。首先，企业应当保护员工的人身安全，避免工伤事故的发生，改善员工的劳动环境和劳动条件。其次，企业应当保障员工的生活条件，保证员工应当享有的工资待遇和健全的福利待遇。最后，企业应当建立良好的企业文化，重视对员工的培训和职业发展。

3.推进金融体制改革，规范资本市场。目前，我国的资本市场还不发达，大多数投资者和投资公司都是以投机的心理进入股市，以赚取差价为目的，力量分散的中小股东没有足够的能力和动力去监督企业的经营。只有随着我国金融体制改革的不断推进和资本市场的不断规范，股东才会有动力行使自己的职能，督促企业提升绩效。

4.政府应创造良好的政策环境，完善激励机制。企业对社会的公益支出过多会增加企业的成本，降低企业的财务绩效。然而，企业对公益事业的贡献不但有利于企业形象的提升，而且有利于强化企业的竞争优势和企业的可持续发展，对企业的绩效也会产生积极的影响。但从我国目前的实际情况看，对公益事业进行捐赠的企业还不是太多。为此，政府应当不断完善企业履行公益事业贡献的激励机制，如在税收政策上给予企业一定的优惠、优先审批一些项目，同时政府应加大对企业社会贡献的宣传力度，加强企业公益慈善事业对绩效的推动作用。

参考文献：

[1]陈洁.企业社会责任与财务绩效相关性研究——以浙江民营上市公司为例[D].宁波大学，2011.

[2]韩璐.民营企业社会责任行为表现与企业财务绩效的相关性研究[D].西南财经大学，2011.

[3]李静.企业社会责任与绩效关系实证研究——以山东省民营企业为例[D].山东财经大学，2012.

[4]易冰娜，韩庆兰.民营企业社会责任与企业财务绩效关系的实证研究[J].中南大学学报（社会科学版），2012（02）.

财务工作对公司的贡献篇（7）

中图分类号：F23 文献标识码：A

原标题：基于层次分析法和因子分析的石油化工行业上市公司财务绩效评价研究

收录日期：2013年5月9日

一、引言

近年来，我国公司管理理念不断改进和革新，公司治理水平不断完善和提高。为了进一步提升自身实力，需要明确自身的经营状况，以便于制定更加有利于公司发展的计划。而公司的绩效评价水平作为一项重要指标，是公司一段经营时期的经营成果的重要体现之一；同时，近年来大众投资者对股市的认识理性化和科学化程度不断增强，上市公司的绩效水平成为投资者判断投资与否的重要决定依据。因此，公司绩效评价成为公司管理人员、公司股东、投资者以及分析机构的重要研究对象。本文针对目前企业财务绩效评价存在的问题，结合自身工作实际，构建了一种基于层次分析法和因子分析法相结合的综合评价方法，并采用沪市上市的石油行业6家公司数据进行实证测算，期望为广大管理人员和投资者提供参考。

二、企业财务绩效评价

（一）企业财务绩效。企业财务绩效评价是一种定量的评价方法，将企业一定时期的财务数据和财务指标综合考虑，给出一个综合的得分。从而反映出企业真实的财务管理状况和财务管理水平，进而从另一侧面反映整个企业的经营成果和经营绩效水平。

不同行业的企业，面临的经营宏观环境和整体发展阶段各异，因此企业财务绩效评价应该是同一行业不同公司间财务指标的一种横向比较方法。

关于财务绩效评价的定义，比较常用的是认为财务绩效评估是利用财务指标对公司绩效进行比较分析的方法，由于财务指标涵盖了企业经营过程，所以财务绩效评价可以帮助投资者全面判断企业经营管理状况，发现企业经营管理问题，揭示企业所面临的风险。

财务绩效评价最早作为国家对中央企业经营绩效评价的重要考核内容之一，《中央企业总会计师工作职责管理暂行办法》规定，财务绩效定量评价是指对企业一定期间的盈利能力、资产质量、债务风险和经营增长四个方面进行定量对比分析和评判。财务绩效定量评价标准将按照不同行业、不同规模及指标类别，分别测算出优秀值、良好值、平均值、较低值和较差值五个档次。

（二）财务绩效评价指标体系。为公允反映评价对象的财务绩效水平，财务绩效评价指标体系的建立至关重要，其体系的完善与否将直接对评价结果的客观性和准确性产生影响。

本文为保证评价指标的完整性和全面性，选取的指标来源于新浪财经板块中上市公司财务指标的所有指标，共计64项指标作为因子分析的指标库。64项指标被分类为每股指标、盈利能力、成长能力、营运能力、偿债及资本结构和现金流量6大板块，具体为：摊薄每股收益（元）、加权每股收益（元）、每股收益-调整后（元）、扣除非经常性损益后的每股收益（元）、每股净资产-调整前（元）、每股净资产-调整后（元）、每股经营性现金流（元）、每股资本公积金（元）、每股未分配利润（元）、总资产利润率（%）、主营业务利润率（%）、总资产净利润率（%）、成本费用利润率（%）、营业利润率（%）、主营业务成本率（%）、销售净利率（%）、股本报酬率（%）、净资产报酬率（%）、资产报酬率（%）、销售毛利率（%）、三项费用比重、非主营比重、主营利润比重、主营业务利润（元）、净资产收益率（%）、加权净资产收益率（%）、扣除非经常性损益后的净利润（元）、主营业务收入增长率（%）、净利润增长率（%）、净资产增长率（%）、总资产增长率（%）、应收账款周转率（次）、应收账款周转天数（天）、存货周转天数（天）、存货周转率（次）、固定资产周转率（次）、总资产周转率（次）、总资产周转天数（天）、流动资产周转率（次）、流动资产周转天数（天）、股东权益周转率（次）、流动比率、速动比率、现金比率（%）、利息支付倍数、长期债务与营运资金比率（%）、股东权益比率（%）、长期负债比率（%）、股东权益与固定资产比率（%）、负债与所有者权益比率（%）、长期资产与长期资金比率（%）、资本化比率（%）、固定资产净值率（%）、资本固定化比率（%）、产权比率（%）、清算价值比率（%）、固定资产比重（%）、资产负债率（%）、总资产（元）、经营现金净流量对销售收入比率（%）、资产的经营现金流量回报率（%）、经营现金净流量与净利润的比率（%）、经营现金净流量对负债比率（%）、现金流量比率（%）。

三、因子分析方法

（一）因子分析模型。因子分析法是从研究指标相关矩阵内部的依赖关系出发，把一些信息重叠、具有错综复杂关系的变量，表示成X={x1，x2，…，xp}（可以观测的随机变量），这些指标归结为少数几个不相关的综合因子，表示成F={f1，f2，…，fn}（不可观测的潜在变量，p

1、因子分析模型描述如下：

f1=a11x1+a12x2+…+a1pxp+e1

f2=a21x1+a22x2+…+a2pxp+e2

……

fn=an1x1+an2x2+…+anpxp+en

由于该模型是针对变量进行的，各因子又是正交的，所以也称为R型正交因子模型。式中aij是因子载荷系数，是第i个指标在第j个因子上的负荷，若某指标在某因子中作用大，则该因子载荷系数就大；ei为修正因子，在实际计算中一般可以不考虑。

2、确定因子贡献率和累计贡献率。由于相关矩阵R的特征值就是对应因子的方差，第j个主因子fj的贡献率为dj=■，贡献率给出了每个因子的变异程度占全部变异程度的百分比，表示该公共因子反映原始指标的信息量。贡献率越大，该因子相对越重要。累计贡献率■dj表示相应的前p个公共因子累计反映原始指标的信息量，因子的累计贡献率可以作为主因子个数p的选择依据。一般选择累计贡献率大约等于85%的因子个数作为主因子个数。

如果求出主因子解后，各个主因子的典型代表变量不很突出，还需要进行因子旋转，通过适当的旋转得到比较满意的主因子。旋转的方法有很多，正交旋转和斜交旋转是因子旋转的两类方法。最常用的方法是最大方差正交旋转法。

（二）层次分析法求解权重。所谓层次分析法是指将一个复杂的多目标决策问题作为一个系统，将目标分解为多个目标或准则，进而分解为多指标（或准则、约束）的若干层次，通过定性指标模糊量化方法算出层次单排序（权数）和总排序，以作为目标（多指标）、多方案优化决策的系统方法。

1、建立递进层次模型。在对实际问题进行深入的分析后，确立评价结果为目标层即最上层，将有关的各个因素按照不同属性自上而下地分解成若干层次，同一层的诸因素从属于上一层的因素或对上层因素有影响，同时又支配下一层的因素或受到下层因素的影响。

根据本文的实际，我们要评价企业财务绩效，因此企业财务绩效总得分就是目标层，将上一步骤得出的财务绩效评价的主因子作为目标层的下一层即指标层，就完成了层次模型的构建。

2、构建对比分析矩阵。运用成对比较法和1-9比较尺度结构，从层次结构模型的第2层开始，对于从属于（或影响）上一层每个因素的同一层诸因素，用直到最下层，造成对比较阵。（表1）

3、计算权向量并做一致性检验。对于每一个成对比较阵计算最大特征根及对应特征向量，利用一致性指标、随机一致性指标和一致性比率做一致性检验。若检验通过，特征向量（归一化后）即为权向量：若不通过，需重新构造成对比较阵。（表2）

（三）财务绩效评价综合得分。以各主因子的层次分析结果W={w1，w2，…，wp}为权，由各因子的线性组合得到财务绩效评价的指标函数。

G=FWT={f1w1+f2w2+…+fpwp}

四、实证分析

本文选择了6家在上海证券交易所上市的石油行业上市公司作为样本进行了财务绩效综合评价。样本数据来源新浪财经财务分析的2011年度报表的财务指标部分，数据略。

原始数据利用spss19.0进行处理，并进行最大方差的正交旋，得到标准化数据和累计贡献解释率结果。（表3）由表3可知，前4个因子的累计方差贡献率为88.901%≥85%，故可以用主因子f1，f2，…，f4代表原来的64个指标来进行上市公司财务绩效评价。规范化后对应指标的因子得分系数见表4。（表4）因此，可以分64项财务指标为财务绩效评价的4大主成分因子，即根据主要载荷的特点分成：因子1，股东权益类因子；因子2，偿债类因子；因子3，营运周转类因子；因子4，成长类因子。得到各上市公司财务绩效水平的综合排名情况评价如下：

首先，按照上文层次分析法的建模步骤，构建判断矩阵，采用专家评分法对上市公司财务绩效评价指标的一级主因子进行打分，即可得到结果。最终可得到各指标的权重值。（表5）

其次，各上市公司财务绩效水平得分计算公式为：

V=0.4811f1+0.2197f2+0.1685f3+0.1307f4

计算结果如表6所示。（表6）从结果来看，三大国有石油公司排在前三名，体现出国有大型公司在财务管理制度、管理方法以及内部控制等方面的水平要高于其他上市公司。

企业财务绩效评价已经成为现代企业管理的一项重要内容，它可以很全面直观地反映一个企业财务管理水平，同时，企业财务管理水平又是企业经营情况的主要体现点之一，因此企业财务绩效评价的准确对于企业自身或是相关利益方都至关重要。本文综合相关的研究，采用比较成熟的因子分析方法和层次分析法结合的评价模型。改变了以往仅仅采集少数指标的局限，而是将所有的财务指标纳入评价体系，利用因子分析的相关性解析方法降维。同时改变了使用因子分析的累计贡献率来决定因子权重的方法，使用层次分析法，这样可以较好地避免整个模型都依靠评价对象的数据而造成的误差放大效应。实际应用中，可以根据不同类型的企业选择不同的权重确定方法，尽量避免信息单一渠道化造成的偏差。

主要参考文献：

财务工作对公司的贡献篇（8）

二、内部审计职能的质量、内部控制和审计延迟之间的关系财务报告内部控制是由公司管理层而非内部审计人员负责。然而，只要内部审计人员保持其客观性，就可以帮助公司管理层进行财务报告内部控制。1992 年9 月，COSO委员会发布的《内部控制整合框架》提出内部控制包含五要素：控制环境、风险评估、控制活动、监控和信息和交流。IIA一直主张，企业管理咨询与内部审计职能一起解决框架中的所有要素。在担任管理咨询顾问的角色中，内部审计职能帮助公司管理层评估风险、管理控制和治理监督。在其传统的监督职能下，内部审计人员评审和测试内部控制的有效性。如果内部控制被认定有问题，内部审计人员应当评估管理计划并纠正存在的问题，纠正之后还要执行后续评审。最后，内部审计职能还负责确保进行的内部审计活动的结果传达到相关的信息使用者。

高质量的内部审计职能必然会伴随着有效的财务报表内部控制，减少财务报告中的错误，从而缩短完成外部审计的时间，即缩短审计延迟。当财务报告内部控制更有效，外部审计师也有可能会更加依赖于这些内部控制。外部审计师对公司内部控制的依赖，会减少其进行实质性测试，这种情况往往发生在年底。即使外部审计师不打算更多地依赖于企业的内部控制，有效的财务报告内部控制也必然会使年终测试期间较少的异常情况发生。检查和解决审计异常往往会增加审计完成过程中审计资源的消耗。在某种程度上，更高质量的内部审计职能会提高财务报告内部控制的质量，相应地，会降低控制风险。因此，内部审计职能的质量越高，完成财务报告审计过程中所耗费的资源越少。

尽管有学者早就认识到内部审计职能可能对内部控制质量产生影响，但也是近几年才开始提供这一关系的直接实验证据。Prawitt et al.用一个全面的替代变量来度量内部审计职能应计项目，并发现内部审计职能的这个全面的替代变量和盈余质量之间存在正向关系。Lin et al.s研究结果表明，某些内部审计活动(使用质量保证技术、财务报告的审计活动和后续监测)可以有助于防止重大缺陷的发生。而其他的活动则提高合规流程。

内部审计职能的关键作用是帮助公司管理层维持有效的财务报告内部控制，相应地降低控制风险并减少财务报表错误。有效的财务报告内部控制表明内部审计职能的质量应当与年底完成审计工作所需要的资源数量负相关，因此会造成审计延迟。如果外部审计师由于公司具有有效的财务报告内部控制而每天分配很少的资源去完成审计工作，这种关系就不成立。Abbott et al.在134 个上市公司样本中并没有发现内部审计职能的质量(用内部审计花费的时间度量)和审计延迟之间存在关系。然而，他们的内部审计职能的质量只是从内部审计人员的经验这一方面度量，并没有考虑其他与内部审计职能质量相关的重要因素，比如客观性、实际工作质量和审计范围等。因此，我们认为，内部审计职能的质量越高，审计延迟越短。

三、内部审计职能对财务报表审计的贡献和审计延迟之间的关系

外部审计标准一直承认，在财务报表审计过程中内部审计人员是一项有潜在价值的资源。这些标准允许外部审计师依赖于内部审计人员独立完成的相关工作或者说在外部审计师的指导下完成的相关工作，只要内部审计职能质量被认为在可以接受的范围内。依赖内部审计职能相关工作可以提高外部审计的效率和效果。根据PCAOB，审计人员适当地使用其他相关人员的工作成果可以提高审计工作的整体效率。PCAOB 还提出，外部审计师未能使用他人的工作成果是审计效率低下的一个原因。为了使SOX404 条款更加有效率，PCAOB 通过允许外部审计师使用他人的工作作为主要证据来增加外部审计师依赖内部审计职能的机会。

内部审计工作贯穿全年，到年底，可能影响审计完成的时间。相关临时的内部审计职能工作可以减少外部审计师在年底必须完成的实质性测试。

Abbott et al.认为，内部审计职能在年底提供的帮助对审计延迟有特别显著的影响。到了年底，事务所通常面临人力资源的约束，因为年底是检查、确认和重新计算资产负债账户最有效的时间。内部审计人员可以通过执行相关程序和任务来帮助事务所缓解年底的人力资源约束。例如，内部审计可以协助事务所审计人员进行库存数量和应收账款的函证等相关工作。Knechel and Sharma提供的证据表明，了解与客户相关的信息可以有效地减少审计工作完成的时间。

很少有实证研究直接测试审计投入和外部审计师使用内部审计工作成果的程度两者之间的关系。Stein et al.采用金融服务行业中108 家审计公司作为样本，衡量了内部审计职能的贡献与外部审计师花费的时间和费用之间的关系。研究结果与他们的预期相反，内部审计职能的贡献与外部审计师花费的时间呈正相关，但与审计费用无关。在一项有70 家公司的研究中，Felix et al 用外部审计师的观点和看法由内部审计职能完成的百分比来衡量内部审计职能的贡献。研究结果与他们的预期一致，他们发现外部审计费用会随着内部审计职能的贡献而减少。Prawitt、Sharp Wood采用GAIN 的数据，选取了235 个样本，用内部审计职能致力于提供外部审计援助、审计年度决算、财务报告所耗费的时间来度量内部审计职能的贡献。审计援助措施(用于度量直接援助)与审计费用显著负相关。第二个措施(外部审计师依赖于内部审计职能的工作的代理变量)与审计费用无关。这两项研究表明，当外部审计师使用内部审计职能所执行的工作时，外部审计师在完成财务报告审计过程中需要耗费的外部审计资源相应的减少，因此审计费用也降低。审计延迟给审计费用提供了一个有用的互补的代理变量，因为它既反映了内部资源的消耗也反映了外部资源的消耗，并且它不受来自低价揽客、交叉补贴以及其他定价政策等因素所引起的测量误差。

Abbott et al. 在134 家样本公司中为内部审计职能在审计延迟中所起的作用提供了有用的证据，然而在度量内部审计职能的贡献时有一些限制。他们用内部审计职能对外部审计师提供的直接帮助和对分支机构的财务报表审计所耗费的时间来衡量IAF 的贡献。直接援助是SASNo.65 中指定的衡量内部审计职能贡献的两种方法之一。外部审计师也可以使用由内部审计职能独立执行的相关工作，但目前尚不清楚内部审计职能致力于子公司财务报表审计的时间。花费在审计子公司的时间可能反映子公司的数量，但不包括在假设检验的控制变量中。Abbott et al.s第二个限制因素是样本数据，来自于2005 年以后，这是行业的巨大动荡时期。Bronson et al.发现，审计延迟平均从2003 年的49 天增加到2005 年的68 天;Ettredge et al. 报告说，SOX404 实施后，一般纳税人审计延迟增加了34 天。因此，我们可以得出：如果外部审计师采用内部审计职能的工作成果帮助其自身完成审计工作(不管内部审计职能提供的帮助是独立完成的还是在外部审计师的指导下完成的)，那么审计延迟将会缩短。

四、内部审计职能的质量和内部审计职能的贡献之间的关系

财务工作对公司的贡献篇（9）

2.数据说明。世界经合组织（OECD）认为知识型企业指隶属于航空、计算机和办公设备、电子通信和制药等行业的企业。本文基于此选取我国沪深股市A股信息企业与制药企业11期（2000年至2010年）数据为样本公司。 运用Spss、Eviews进行分析，数据主要来于Resset数据库。

员工人数）、staff2（高管人数为总工程师、总会计师、市场总监、技术总监、董事、监事、总裁、总经理及秘书、助理等）、invest（人均支出为支付给职工以及为职工支付的现金/员工人数）、hr（人力资本占资本的比例为（税后净营业利润*人力资本分配盈余的比例+支付给职工以及为职工支付的现金）/期末资产余额）、product（全员劳动生产率为（支付给职工以及为职工支付的现金+各项税+净利润+折旧）/员工人数）和gdpg（工业增加值率为（支付给职工以及为职工支付的现金+各项税+净利润+折旧）/总营业收入）。其中人力资本按李世聪的人力资本当期价值理论整理 。人力资本分配盈余的比例用柯布―道格拉斯生产函数求得。人力资本分配盈余的比例计算：用柯布―道格拉斯生产函数式（1）-（2）。

Y：产出（营业收入）;L ：人的投入（支付给职工的现金 ）;K：物的投入（存货加固定资产）;α、β分别表示人力资本与财务资本的产出弹性;γt ：各样本人力资本分配盈余比例。财务资本具有同质性，假设公司的超额利润来自于人力资本，则每个公司的C与β都是一样的。

法下的单位根检验，均在5%水平下显著，表明各变量均为I（0）单整序列，且通过Kao检验和Pedroni检验结果 （滞后阶数由SIC准则确定），即样本公司Y（收入）、L（人力资本）与K（财务资本）间存在协整关系。式（1）的估计参数为：

（3）

在平均水平上，αt均值为0.6660，β为0.33977，αt与β之和大于1，表明样本公司规模报酬递增，且αt的均值是β的1.96倍，人力资本对产出的贡献要大于财务资本对产出的贡献，这个结论与基于VAR模型分析的结论一致。归一化处理后，αt均值为0.66，β为0.34。美国经济学家对不同时期进行分析研究得出αt为75%，β为25%，可见人力资本对产出的贡献较美国的低9%。

二、实证过程

1.相关性检验。通过原始变量相关分析可知，相关系数均在0.58以上且显著，原始各变量间相关性较强，在一定程度上都可以代表人力资本。由 Bartlett检验可知，各因子组成项目的效度好， Bartlett的相伴概率为0.0000，拒绝Bartlett检验零假设，KMO值为0.83，符合Kasier标准，适合做因子分析。

2.提取公共因子。我们进行了归一化处理以避免数据的量纲影响。运用主成分分析方法，选取前2个因子的累计方差贡献率已达到91.74%，说明前2个因子已能够解释大部分信息。

3.因子命名。对因子载荷矩阵进行方差最大化正交旋转，旋转后因子负载的绝对值越大越重要。详见表1。第一个因子中staff1（员工人数）、invest（人均支出）、hr（人力资本占资本的比例）、staff2（高管人数）的负载都在0.74以上，可以归为与人力资本的规模相关;第二个因子中product（全员劳动生产率）和gdpg（工业增加值率），可归为与人力资本的贡献相关。

4.因子得分。根据表1，将公因子用各原变量的线性组合来表示，并用这两个因子的和计算出h（人力资本的综合得分）。从图1可以看出，factor1（人力资本规模）从2001年起逐步提升，在2005年至2008年震荡波动，2008年后高速上升，说明员工人数、待遇等人力资本规模呈逐步上升趋势;factor2（人力资本贡献）在2002年、2005年、2008年形成三个拐点，股市2005年低迷，2005后年股市逐步回升，直到2008年股市又低迷相一致，与整体经济趋势相符。通过绘制h（人力资本综合得分）与hr（人力资本占资产比例）各自时间序列图可知：两者总体趋势一致， 从2006年开始，样本公司人力资本水平提高了，但2008年后，升速有所放缓，见图2。

财务工作对公司的贡献篇（10）

一、整体业务指标经营状况

截至2012年底，广东省中心已进入上线运营客户总数为240户，其中，单一计划客户27户（含单一投管资格客户），集合计划客户213户；累计受托管理资产规模大约为36.54亿元；累计上线运营账户数约为6.78万户；累计投资管理资产规模为28.34亿元；三项管理资格累计折算管理资产规模总额约为71.66亿元。

各项管理资格业务指标基本呈现出以下特点：

1、各项管理资格在累计管理资产总额的占比情况

至2012年底，在中心累计管理资产71.66亿的规模总额中，受托管理资产规模总额约占51%，较上年增加3个百分点；账户管理折算基金规模约占9%，较上年减少3个百分点；投资管理资产规模约占40%；三项资格管理资产占比基本为5：1：4的分布格局。

2、各项管理资产总额在单一计划与集合计划的分布情况

在目前中心36.54亿的累计受托管理资产规模中，单一计划占30.65亿，占比达84%左右，集合计划受托管理资产规模约5.89亿元，占比约16%集合；账户管理总户数中，单一计划的账户数占5.97万户，占比约88%左右，集合计划账户管理户数约0.8万户，占比约12%；累计投资管理资产规模28.35亿元中，单一计划约为22.46亿，占比约为79%左右，集合计划投资管理资产规模与受托管理资产相同，为5.89亿元，占比约21%；从以上数据可以看出，在中心各项管理资产规模的计划类型分布中，单一计划客户所形成的各项管理资产规模均分别占到其总资产规模的80%以上，因此，单一计划的客户的维系及深入拓展对中心管理资产规模的稳定提升具有至关重要意义。

3、企业年金客户数量及管理资产规模在各分公司的分布情况

在截至2012年底已进入运营管理的240家客户中，其客户数量以及各项管理资格基金规模在各地市分公司的分布情况如下（详见列表）；从表中数据可以看出，由于单一计划较为集中在广州分公司，重点客户群体对年金管理资产规模的贡献效应明显，虽然广州的客户数量仅占全省的19%左右，但对省中心的基金管理资产总规模贡献达到了70%；位于第二梯队的佛山、中山、珠海、东莞、梅州等分公司，对中心管理资产总规模的贡献度也较为明显，以上排名前6位的分公司，基本集中在珠三角地区，其累计的管理资产总额已占到中心整体管理资产总额的90%左右，重点地区业务总额贡献效应特点较为突出。

二、业务整体内涵价值分析

基于企业年金业务的经营特点，其财务效益内涵价值主要体现在由各项年金基金管理资格所形成的管理费收入上，根据中心对目前已进入运营投资管理的各计划合同所签署的管理费率测算，预计目前各项资格累计管理资产年化管理费收入总额大约将达到1422万元左右。

以下对中心各项管理资产指标在财务内涵价值方面的特点进行分析比较：

1、各项管理资格对管理费收入的贡献占比

从中心目前测算的年化管理费收入总额来看，其中受托管理费收入大约210万元，占比为15%左右；账户管理费收入大约28万元，占比约2%左右；投资管理费收入约为1184万元，占比为83%左右；由以上数据可以看出，由于各项资格在财务内涵价值方面的差异化体现，使各项基金管理资格对管理资产规模总额的贡献占比及对管理费收入总额的贡献占比分布格局发生了明显的变化，由原来的5：1：4 变为 15%： 2% ：83% 的占比分布格局；因此，投管业务作为企业年金的核心价值指标，其重要地位不言而喻。

2、管理费收入总额在单一计划和集合计划中的分布情况

在基于中心目前累计管理资产总额测算的年化管理费收入1422万元中，单一计划业务所形成的管理费收入大约为881万元，占比为62%；集合计划业务所形成的管理费收入大约为541万元，占比约为38%。由于集合计划较为统一、较高的管理费收费标准，使其在财务内涵价值方面的表现较为突出，其对管理费收入总额的贡献度（38%）比对管理资产总额的贡献度（21%）高出17%；从这一数据比较，也可以看出大力推进和发展中小集合计划，对于中心实现稳定持续的管理费收入的重要指导意义。