自来水公司经理总结篇（1）

二、为了全面开展好办事公开和政务公开工作，总公司能注重抓好厂务公开工作，定期向职工公开企业工作情况。年初，总公司召开了职工代表大会，会上，由总经理向与会代表报告了去年的重点工作完成情况和职工关心的有关问题及今年总公司的重点工作任务，副总经理分别向大会报告了企业生产、经营服务、计划指标完成情况及业务招待费使用情况和今年的各项重要经营指标分解情况的报告。到会的代表认真讨论审议了大会的报告，并就职工关心的问题提出建议。同时，各基层单位也相继召开了职工大会和职工代表大会。各基层单位的一把手在大会上，向本单位的职工报告了本单位去年的重点工作完成情况和今年的重点工作任务。同时，还分别向大会报告了企业生产、经营服务、计划指标完成情况及业务招待费使用情况和今年的各项重要经营指标分解情况。各基层单位到会的职工对大会的报告进行了认真的讨论。并就企业管理、经营、服务等方面提出了合理化建议。职工代表大会为全体职工参政议政和总公司全面完成全年各项经营服务任务，进一步提升经营管理和供水服务水平打下了坚实的基础，同时，也使厂务公开工作落到了实处和向纵深发展，从而有力地促进了企业行业作风建设，营造了公开、民主、和谐的企业氛围。

一年来，按市政务公开办公室的指示精神，结合实际，在巩固完善企业办事公开工作的基础上，总公司还通过新闻媒体等途径，先后公开了应公开的工作内容及各项便民举措。一是公开了本企业和总公司各部门及下属基层窗口单位的工作职能、管理权限、内部机构设置、各项服务规范、办公地址、监督举报电话及现行

四、在日常工作中，按市政务公开办有关要求，总公司能做到将有关办事公开等信息及时反馈上报，全年共上报信息12条。另外，总公司在开展公开便民服务工作中，注重培养树立先进典型，广泛宣传和总结经验，不断用先进典型事例，促进总公司办事公开工作和供水服务工作进一步得到提高。例如：由长春诚信制片厂负责拍制的，以市自来水总公司职工吕尚斌真实事迹改编而成的向党的xx大献礼片《倔人吕尚斌》，在采景拍摄时，得到了市总工会、市委组织部、宣传部的大力支持和总公司的全力配合。该影片以吕尚斌这样一个普通工人，普通党员为代表，反映了沈城供水行业职工，在目前社会经济转型时期，能够以为百姓办实事为己任，全心全意为百姓解决困难的典型事迹。充分体现了自来水总公司以供水胜于救火，责任重于泰山的服务理念和保障城市供水，创建诚信企业的服务精神，扎扎实实为百姓办实事、办好事的做法。现该片已顺利拍竣，并由国家广电总局审定为向xx大献礼的重点影片之一，在由市委组织部、市委宣传部、市文化局联合主办的《倔人吕尚斌》观摩座谈会上，与会各界代表对该影片给予了高度的赞扬。

五、在建立健全信息保密审查机制中，总公司制定了相关制度，并以文件形式下发了《关于认真做好供水服务宣传工作的通知》，《通知》中明确要求了信息必须有指定部门、指定专人负责，各基层单位在组织各项活动时，如需要宣传或公开，需拟定宣传或方案上报总公司批复后进行。方案要包括活动的目的、目标、时间、内容、拟请媒体单位和记者及宣传提纲。从而，进一步明确了总公司信息保密审查的程序和责任。

六、全年日常工作中，总公司坚持便民、利民的办事公开工作原则，大力弘扬供水胜于救火，责任重于泰山的服务理念和保障城市供水，创建诚信企业的工作方针。通过组织开展 党员进社区、吃水难，找党员、主动服务、超前服务、延伸服务、创建优质服务示范社区等公开便民服务活动，全面施行了总公司办事公开工作。并做到两个坚持，三个突出。 两个坚持，即：坚持把市民投诉做为第一信号，把市民满意做为第一目标，坚持把解决办理市民投诉问题做为第一要务，把市民满意做为服务工作的落脚点。三个突出，即：一是在营业查收窗口服务方面，重点突出查收管理的透明度，公开查收工作各项规章制度，适时召集社会义务监督员会议，听取他们对供水服务工作和履行公示承诺情况的意见和建议，进一步完善企业办事公开的监督机制和长效机制。二是在二次加压供水服务方面，重点突出供水服务质量，公开泵站负责人姓名、值班电话及供水加压泵站职责范围，保证全市用户24小时供水，随时帮助解决用户在用水方面遇到的问题。三是在管网维修服务方面，重点突出维修效率，公开维修服务承诺和职责范围。对新发展的用水户，及时办理，按时供水。从而，有力的推动了总公司供水服务工作的顺利进行，进一步促进了企业政风行风和软环境的建设，为振兴与发展提供了供水保障。

自来水公司经理总结篇（2）

随着人们环保意识的日益增强，环境问题越来越受到各个国家的重视，与之相应的环境会计信息披露也已成为公司利益相关者的必然要求。环境会计信息披露既是宏观经济管理的需要，也是公司内部管理的需要。目前我国上市公司环境会计信息披露大部分属于自愿性信息披露。本文就试图在自愿性信息披露的研究框架下，通过检验我国上市公司的治理结构与环境会计信息披露之间的关系，为认识决定上市公司环境会计信息披露的影响因素提供一些证据，并有针对性地提出一些政策性建议。

一、文献回顾

(一)国外文献　国外环境会计信息披露已深入到各行业和各个相关领域，对其的研究也很多。在实证研究方面，主要集中在关于公司规模、负债程度、公司绩效与环境会计信息披露的关系上。一般来说，相对于规模较小的公司而言，规模较大的公司需要筹集更多的外部资金。因此，为了获得投资者的青睐，大公司有动力更多地披露环境会计信息，以减少由于信息不对称而产生的成本。Lang和lundhokm(1993)的实证结论支持了这一结论：上市公司的规模与环境信息披露水平正相关。最近的Eng，L.L和mak，Y.T(2003)的实证研究也发现，规模越大的公司趋向于更高的自愿性环境信息披露水平。Matsuo(2001)调查了1999年度872家日本上市公司，回应的219家公司中142家了环境报告，其中98家公司披露了环境会计信息，他得到结论认为公司规模越大环境信息披露水平越高。在负债程度与环境信息披露的研究方面，Ferguson，Lam(2002)的研究结果发现，随着公司资本结构中负债程度的提高，公司财务失败的风险将大大提高，公司为了增强股东和债权人的信任，会自愿提供更多的环境信息以及时反映公司的财务状况。然而Eng.L.L和mak.Y.T(2003)的实证研究却发现二者存在显著的负相关关系。在公司绩效与环境信息披露的相关性研究方面：Belkaoui(1976)通过实证研究发现，公司绩效与环境信息披露水平呈正相关关系；然而，Freedman和Jaggi(1982)等通过研究却得出截然相反的结论，公司绩效与环境信息披露水平呈负相关关系。在公司治理结构与环境会计信息披露的相关性研究方面，国外主要以规范研究居多。

(二)国内文献　国内汤亚莉等(2006)通过实证研究发现规模较大、盈利能力较好的上市公司会更多地披露环境会计信息。张俊瑞等(2008)的研究发现公司规模、资产负债率及盈利能力与环境会计信息披露呈正相关关系。上述研究集中在公司财务状况对我国上市公司环境会计信息披露的影响。从公司治理结构来看，对自愿性信息披露产生影响的公司治理结构因素大致包括董事会中独立董事比例、董事长是否兼任总经理、是否设立审计委员会、流通股比例、董事持股人数比例等。李晚金等(2008)通过实证研究发现独立董事比例与董事长是否兼任总经理对公司环境会计信息披露没有显著影响，但缺乏对我国环境会计信息披露决定因素的研究。

二、研究设计

(一)理论分析与研究假设的提出　(1)独立董事人数比例。独立董事可被视为一个监控经理层行为的工具，从而董事会中独立董事的比例越大，监控经理层的机会主义行为就越有效，经理层进行自愿披露的意愿就越高。Forker(1992)[9]发现较高的独立董事比例能提高财务信息的监控作用并减少经理层隐瞒信息的必要。另外，考虑到独立董事身份独立，更能站在投资者的立场上对上市公司应披露的信息发表权威意见，从而更有可能影响上市公司信息披露决策，使其倾向于更多的自愿披露。在我国，中国证监会于2001年在《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》中作出了如下规定：在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中至少应当包括三分之一独立董事。考虑到上市公司为了让董事会中独立董事比例达到中国证监会要求而可能采取两种不同的方式：降低董事会总人数或增加独立董事人数，因此，我们采取独立董事所占比例指标来研究其是否对上市公司自愿披露有影响。

假设1：董事会中独立董事人数所占比重越大。环境会计自愿性信息披露水平越离

(2)审计委员会。审计委员会是董事会下属的一个专门委员会，一般由3―5名非执行董事组成，主要职责是提议聘请或更换外部审计机构、监督公司的内部审计制度及其实施、负责内部审计与外部审计的沟通、审核公司的财务信息及其披露、审查公司的内部控制制度。最初建立于1940年，美国证券交易委员会(SEC)建议由董事会设置一个专门委员会，负责代表股东聘用注册会计师，参与洽谈审计范围与合同，以强化注册会计师的独立性。由于上市公司设置的审计委员会，其成员以独立董事居多，独立于管理当局，在决策制订过程中具有较强的独立性、专业性和权威性，因此能够改进公司财务信息的披露状况。Forker(1992)研究发现审计委员会的设置与公司信息披露之间存在着一种弱正相关关系。Simon(2001)则发现审计委员会的设置改进了公司的信息披露行为。

假设2：设立审计委员会的上市公司。环境会计自愿性信息披露水平高

(3)董事持股人数比例。在上市公司中，董事会、监事会以及高管人员制定、决议公司会计信息的披露内容和方式，因此，管理层持股的多少自然会对自愿性信息披露产生影响。公司的董事会作为股东会的执行机构，对公司规章制度、经营方针等的制定有着非常大决策作用，而且根据我国《上市公司章程指引》的规定，董事会是管理公司信息披露事项的机构。因此，可以这样说，董事会如何做出决策直接影响着上市公司信息披露的内容和方式。当董事会中相关利益人数增多时，可能由于共同的利益而形成了某种默契，会对董事会的决策产生很大影响。又由于人们总有利己倾向，总会做出有利于自己利益的决策，可能会故意隐瞒一些信息，导致信息披露不充分，增加信息的不对称性，利用信息上的优势获取好处。Ruland等人(1990)的实证研究也表明管理层持股比例与自愿性信息披露水平成负相关关系。

假设3：董事持股人数比例越大。环境会计自愿性信息披露水平越低

(4)董事长是否兼任总经理。在上市公司中，经常会出现一个人同时担任董事长和总经理的情况。有观点认为，CEO两职状态的存在会干扰董事会的独立性，以及损害董事会包括审议公司信息披露政策在内的监督和管理能力。这是因为CEO两职状态的存在表明在公司中存在一个人具有强大的个人支配力量，这种力量能损害董事会执行有效控制的能力。另外，委托理论也提倡董事长与总经理两职分离，因为作为人的总经理不一定总是从股东的利益出发披露信息，因此需要单独设立董事长以监督。如果两职

合一，则总经理倾向于对外隐瞒不利的信息。Forker(1992)研究发现CEO两职状态与公司信息披露的质量之间存在明显的负相关关系。Cadbury委员会的报告(1992)认为CEO两职状态问题对公司治理来说非常重要，并建议大公司应该由不同的人分别担任董事长与CEO职务。正是由于CEO两职状态的存在会损害董事会的监管效果，降低公司信息的透明度，所以我们认为，CEO两职状态的存在会导致公司自愿性信息披露水平的下降。

假设4：如果蓬事长兼任总经理，环境会计自愿性信息披露水平低

(二)样本选取与变量定义　(1)样本的选取。根据国家环保局2003年制订并下发的《关于对申请上市的企业和申请再融资的上市企业进行环境保护核查的规定》中对重污染行业的规定，结合各行业的一些环境指标(如废物排放量、资源耗用等)，将造纸、印刷，石油、化学、橡胶、塑料，金属、非金属，医药、生物，采掘业，纺织、服装、皮毛，电力、蒸汽及水的生产及供应业等污染较强的企业认定为重污染企业。本文选择沪市制造业中的重污染行业(造纸、印刷，石油、化学、橡胶、塑料，金属、非金属，医药、生物，纺织、服装、皮毛)2007年与2006年年报作为研究对象(不包括被ST、PT的公司)，对公司治理结构与环境会计信息披露的关系进行研究。(2)变量的定义。因变量――环境会计信息披露指数的设定。本文采用环境会计信息披露指数(Environmental Disclosure Index)来定义环境会计信息披露水平。根据2007年国家环境保护总局《环境信息公开办法(试行)》的规定，结合我国上市公司环境会计信息披露的现状，认为我国上市公司环境会计自愿性信息披露应当包括15个条目：企业环境保护方针、年度环境保护目标及成效；企业年度资源消耗总量；企业环保投资和环境技术开况；与环保部门签订的改善环境行为的自愿协议；企业履行社会责任的情况；环保拨款与补贴；因违反环保法规被罚款；环境或有负债；三废收入与税收减免；环境机构及人员的常规性费用、环保管理人员工资；企业支付的排污费、绿化费；环保设施的折旧费、摊销费；环保措施对目前企业的资本支出和损益的影响以及对未来的影响；当年致力于社区环境改善的主要活动；相关环境认证与奖励。在条目分值的设定中，本文将每条信息的权重均看作1(假定定量和定性信息对投资者具有相同的作用)。当公司披露上述的某一条信息时，因变量取1，否则取0。环境会计信息披露指数的计算公式为：环境会计信息披露指数(EDI)=实际披露条目数÷最佳披露条目数。其他研究变量。本研究中，环境会计信息披露的自变量包括独立董事人数比例、审计委员会、董事持股人数比例、董事长是否兼任总经理，同时将公司规模、负债程度、盈利能力作为控制变量，如(表1)所示。

(三)模型构建　为更深入地分析决定环境会计信息披露的公司治理结构因素，依据前面提出的研究假设，构建如下多元回归模型：

EDI=b0+b1RIDPR+b2AC+b3DH+b4CEO+b5ICSIZE+b6DEBT+b7PROFIT+8

本文采用了逐步回归(Stepwise regression)的方法，以寻找在一定的显著性水平下影响上市公司环境会计信息披露的因素，最终得出的回归模型如下：

EDI=b0+b1AC+b2DH+b3CEO+b4ICSIZE+b4PROFIT+ε

三、实证结果分析

(一)描述性统计分析　(表2)列示了所有自变量和因变量的统计特征数据，自变量也包括虚拟变量审计委员会、CEO两职合一两个变量。对于虚拟变量而言，均值没有任何数量大小的意义，仅仅说明具有某一性质或属性的样本公司占所有样本公司的比例。如董事长是否兼任总经理的均值为0.89，说明在所有样本公司中有89％的公司董事长和总经理分别由不同的人担任，而其余11％的公司董事长和总经理两职合一；审计委员会的均值为0.67，说明在所有样本公司中有67％的公司设立了审计委员会，而其余33％的公司没有设立审计委员会。同时，从(表2)中也可以看出，环境会计信息披露指数的均值为0.2374(相当于披露信息条目数3.5205)，这说明我国上市公司环境会计信息披露项目数量偏少，环境会计信息披露的总体水平偏低。环境会计信息披露指数的最低值为0(一条信息条目也没披露)，但最高值也仅为0.53(披露了8条信息条目)，这也说明了我国上市公司提供的环境会计信息参差不齐，很难满足信息使用者的需求。董事会中独立董事的比例为0.3506，达到证监会《共于上市公司简历独立董事制度的指导意见》(2001)的规定：在2003年6月30日前，上市公司董事会成员中至少包括三分之一的独立董事。

(二)多变量回归检验参照(表3)可以对回归方程的显著性及其解释能力做出分析。首先，由于F=20.259(Sig=0.000)，因此回归方程在显著性水平为0.01的假设上通过了检验；其次，(表3)中的Adi.R2=0.303，即所得的回归模型对因变量环境会计信息披露指数的解释力为30.3％，说明模型2中变量具有很强的解释力，但还有其他影响公司环境会计信息披露的因素有待探寻。另外，我们在回归结果中还对各个变量的方差膨胀因子(VIF)进行了计算，从计算的结果看，公司规模所对应的膨胀因子最大，其值为1.169，而我们通常认为当VIF值超过10时，变量间才有可能存在严重的多重共线性。这就证明了回归模型的变量中并不存在严重的多重共线性问题。关于模型中的控制变量，上市公司规模越大，环境会计信息披露水平越高，并且通过了显著性检验(p=0.000)，这说明信号理论对我国上市公司环境会计信息披露行为具有一定的解释力，上市公司的规模是影响环境会计信息披露的重要因素，规模越大的上市公司越有动力更多地披露信息以减少由于信息不对称而产生的成本。上市公司的负债程度与环境会计信息披露水平没有通过显著性检验，这是因为我国上市公司债权人与股东对其利益的保护意识不强，现实中确实存在债权人对会计信息毫不关注的情况，而投资者则更看重公司的投机价值，不重视投资价值。汤亚莉等(2006)的研究也得出相同的结论。上市公司净资产收益率越大，环境会计信息披露水平越高，并且通过了显著性检验(p=0.001)。这说明绩效较好的上市公司愿意更多地披露环境会计信息，以使市场正确评价其盈利水平，从而吸引更多的资本或避免“次品车”市场条件下的“价值折价”。

假设1　上市公司独立董事人数比例越大，环境会计信息披露水平越高，但没有通过显著性检验。这表明在我国独立董事在董事会中的比例不值得过分强调。假设2设立审计委员会的上市公司，环境会计信息披露水平高。与原假设相同，并且通过了显著性检验(p=0.000)。这表明，目前我国上市公司审计委员会设立比例的逐年提高对环境会计信息披露起到了实质性的作用。这是因为上市公司设置的审计委员会，其成员以独立董事居多，独立于管理当局，不具有隐瞒信息的必要，因此，上市公司设置的审计委员会对公司

的环境会计信息披露起到了一定的促进作用。假设3董事持股人数比例越大，环境会计信息披露水平越低。与原假设相同，并且通过了显著性检验(p=0.006)。这表明公司董事会管理着公司的信息披露问题，持有公司股票的董事们会因为有共同的利益而形成某种默契，进而影响了公司的信息披露。假设4如果董事长兼任总经理，环境会计信息披露水平低。与原假设相同，并且通过了显著性检验(p=0.006)。这意味着我国证券监管部门应要求上市公司做到董事长和总经理不能由同一人担任，以增强公司的透明度。

自来水公司经理总结篇（3）

国内外很多文献对经理人薪酬激励机制进行了研究，Rosen（1992）关于上市公司CEO薪酬激励的实证研究表明，CEO的薪酬与企业绩效之间的联系非常脆弱，CEO薪酬对企业业绩激励强度很弱；Hall和Lieberman（1998）在对美国上百家公众持股的最大商业公司最近15年的数据分析后，得出了CEO的薪酬与绩效强相关的结论。国内学者近几年也开始关注上市公司经理人员的激励机制，并且利用公开的数据对此进行了实证研究（李增泉，2000；张俊瑞等，2003），但由于中小企业经理人薪酬数据的隐秘性，因此对中小企业经理人薪酬激励关注较少。

我国中小企业中高级管理人员的薪酬激励情况怎样？中小企业高级管理人员的激励状况是否如理论所预测的，与公司经营绩效存在显著的正相关关系？在中小企业中高级管理人员的持股比例是否达到了相应的激励效果？与大型企业相比，中小企业高级管理人员的薪酬激励效果是否存在差异？本文拟采用2005年在中小企业板上市的中小企业的公开数据，通过SPSS13.0来实证分析中小企业CEO的薪酬激励机制。

一、研究设计

我国中小企业大部分为家族企业，在家族企业中总经理对公司的战略决策和经营决策影响相对于其他经理人员而言更大，而且总经理的行为对公司业绩可能产生举足轻重的作用，因此，本文主要分析中小企业总经理的薪酬激励机制。

（一）样本的选取和数据来源

以2005年在深圳中小企业板上市的公司作为研究样本，共得到50组样本数据。由于当年新上市公司的业绩不具有稳定性，因此予以剔除。由此，我们共选择了39家上市公司作为分析样本。本文数据主要来源于巨潮咨询网（www.cninfo.com.cn）。

（二）变量定义

我们用加权平均的净资产收益率（ROE）和主营业务资产收益率（CROA=主营业务利润/企业资产平均余额×100%）作为公司的经营绩效变量，用总经理的总体年度报酬（MINCOME）所为其报酬变量，用总经理持股数量占公司总股本的比例（MHOLD）作为持股变量，用公司的总资产（SIZE）来表示企业规模变量，同时引入了两个哑变量FCEO（总经理为家族成员为1，不是为0）和POWER（总经理和董事长两职合一为1，否为0）。

（三）研究假设

1、中小企业业绩与CEO的薪酬存在显著的正相关。根据理论，当股东和CEO之间存在信息不对称时，股东就要与经理签订绩效薪酬契约，以更好地激励和约束CEO。因此，我们提出中小企业CEO的努力程度与报酬的高低相关，报酬越高，努力程度越高，相应地公司当年的业绩就越好。

2、中小企业绩效与CEO持股比例存在显著的正相关。CEO持股和公司绩效的关系可以用詹森和梅克林（Jensenand Mackling，1976）的经典理论来解释。通过股票期权、内部股票所有权等方式把CEO的福利和股东财富捆绑在一起，促使CEO采取适当的行动以实现股东财富的最大化。因此，我们假设CEO持股比例越高，公司业绩越好。

3、CEO薪酬与CEO持股比例显著负相关。当总经理持有公司的股份越多时，得到更多的其他补偿的可能性就增大，因此我们假设总经理的薪酬水平与其持股比例存在显著负相关关系。

4、在中小企业板上市公司中，家族经理人薪酬水平显著低于非家族经理人的薪酬水平。由于家族经理人可能获得来自所有权方面的激励和只有家族成员才能获得的准租金的激励，因此家族经理人对基于绩效的激励性薪酬的需求较低（DanielL.McConaughy，2000）。由此得出家族经理人的薪酬水平显著低于非家族经理人。

5、在中小企业中，董事长和总经理两职合一的企业总经理的薪酬水平高于两职分离的企业的总经理的薪酬水平。

根据以上假设构建基本模型：

模型1：

ROE（CROA）=α1+β1MINCOME +γ1MHOLD+ε1

模型2：

MINCOME=α4+β4SIZE+γ4MHOLD

+η4FCEO+η5POWER+ε4

二、样本的分析与检验

（一）描述统计分析

从2005年深市中小企业板选择的上市中小企业样本共39家，其中民营企业30家，占全部样本的76.9%。从地区分布上看，广东和浙江两省共20家，占全部样本的51.3%，这得益于广东省和浙江省蓬勃发展的民营企业规模以及当地鼓励民营经济发展的政策。从行业分布上来看，中小企业主要集中于制造业，共有34家，占到全部样本的87.2%。

1、总体薪酬水平。总体样本中总经理年薪均值为24.5万，中值为22.1万，超过半数的上市中小企业总经理的年薪低于平均水平。此外，在不同中小企业中，总经理薪酬差异十分明显，最高收入为628000元，最低收入为54963元，前者是后者的11.4倍。

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2、“零持股”现象严重，但人均持股比例较高，个体差异较大。在39家上市中小企业中，有16家企业的总经理持股为零，占41%。在23家总经理持股的公司中，总经理持股比例人均4.5%，其中20％的总经理持股比例大于10%。在8家总经理持股比例大于10%的企业中，7家为家族企业，且有5家总经理来自家族。

3、民营企业中，家族CEO和非家族CEO的差异比较。通过对资料的整理分析发现，总经理来自家族的中小上市公司ROE、CROA的均值都低于职业经理人出任总经理的公司，家族经理人的薪酬均值低于非家族经理人而持股比例均值则高于非家族经理人。

（二）回归分析

采用SPSS13.0对前面的假设进行检验，结果如表1所示：

1、总经理薪酬水平的激励程度。从模型1和模型2的回归结果来看，变量MINCOME的系数为正，并且在5%的水平上显著，这表明我国中小型上市公司的总经理薪酬与公司的业绩存在显著的正相关关系，这和假设1一致。可见，年度薪酬对中小企业总经理产生了显著激励。这说明在中小企业板上市的公司，随着公司治理结构和激励制度的完善，货币收益能够为经理人提供足够的激励。

2、总经理持股比例的激励效应。从模型1和模型2的回归结果来看，持股变量（MHOLD）的相关系数均为正，但不显著，这说明中小企业总经理的持股比例与中小型上市公司的经营绩效并不存在显著的正相关关系，因此否定假设2。这可能是因为总经理的持股比例偏低，不能产生有效的激励。在我国中小企业板上市公司中超过50％的公司总经理持股比例小于1％，较低的持股比例显然无法将经理人的利益与公司的利益紧紧捆绑在一起。

3、总经理年度薪酬影响因素的检验。模型3、4的回归结果见表1。由表1我们可以看出公司规模（SIZE）在5％的水平上十分显著，这和我们的假设一致，即公司规模与总经理的年度薪酬存在显著的正相关关系，公司规模越大，总经理获得高薪酬的可能性就越大。从变量MHOLD的估计结果来看，持股比例的相关系数均为负值，即总经理的持股比例与其所获得的年度薪酬存在负相关关系，总经理持股越多则薪酬越低，但并不显著。

从经理人来源（FCEO）与总经理的薪酬水平的相关性检验来看，其相关系数为-61086.652，但并没有通过显著性检验。一方面，由于家族经理人可以额外获得所有权方面的激励和只有家族成员才能获得的“准租金”激励（包括家族的认可、社会地位、对公司未来的期望等），因而家族经理人对基于绩效激励性薪酬的需求较低。另一方面，由于我国中小企业板上市公司特别是家族上市公司设计家族内外人员的报酬体系时，同时考虑了能力原则和亲情-人情原则，但随着市场因素影响的增强，亲情-人情原则得到了淡化，因此家族经理人和非家族经理人在年度货币薪酬上并不存在显著差异。

董事长和总经理两职合一（POWER）的相关系数为7811.84，说明两职合一的上市公司的总经理的薪酬水平高于两职分离的上市公司总经理的薪酬水平，这说明，当董事长和总经理两职合一时，总经理可以通过控制董事会来影响自己的薪酬，运用权力寻租。但随着公司治理结构的完善，中小企业开始更倾向于采取两职分离的模式，并且设计和完善相关的制度来对总经理进行监督，因此尽管存在差异但检验结果并不显著。

三、结论和建议

通过以上分析，我们可以得出以下结论：在中小企业板上市公司中总经理的薪酬与公司业绩存在显著的正相关关系，说明中小企业的薪酬激励效应明显。总经理持股比例与公司业绩弱相关，持股比例的大小对公司业绩的影响不大。公司规模对总经理薪酬具有显著的影响，持股比例、总经理是否来源于家族，董事长和总经理是否两职合一等因素对总经理的薪酬水平的影响并不明显。由此可见，中小企业总经理的薪酬激励机制并不完善，如何设计一套有效的薪酬激励机制，成为中小企业获得进一步发展动力所需要解决的重要课题。从目前来看，我国中小企业需在完善现有薪酬结构的基础上，增加对经理人员的股权激励，进一步完善中小企业的内部治理结构。

参考文献

自来水公司经理总结篇（4）

人文社科重点项目“企业并购中的管理者过度自信行为及其治理”（项目编号：SK2012A308）；

重庆文理学院引进人才专项“董事会性别多元化影响企业绩效机理研究”（项目编号：R2013SC15）

摘要：本文基于性别心理差异的视角，以2009-2011年我国中小企业板上市公司的有关面板数据为基础，以总经理性别为自变量，以资产负债率为因变量，用多元变量回归分析方法，对总经理性别特征与企业财务杠杆的关系进行了考察。实证研究发现，管理者性别特征对资本结构有重大影响；相对于男性CEO来讲，女性CEO不愿意承担较高的债务水平。该研究不仅进一步丰富了性别心理差异文献，而且深化了人们对资本结构决定因素的认识。

关键词：资本结构 总经理 性别特征

一、引言

自从20世纪50年代米勒与毛迪里亚尼开创了现代企业融资理论研究后，许多学者开始关注资本结构问题研究，并提出了各种理论，如财务困境理论、税差学派、权衡理论、信号模型、顺序融资理论、产业组织理论等，并对资本结构的影响因素开展了深入探讨。但是传统的主流资本结构理论，主要关注的是企业特征、市场环境等而非管理者特征的影响，忽视了具体管理者的作用。

实际生活中，管理者掌管着企业，企业的行为无不打上管理者的烙印。Bertrand and Schoar（2003）研究发现总经理和其他高管是公司决策的关键决定因素，管理者个人特征对其所在公司的投融资和战略决策有重要影响。Malmendier and Tate（2005）研究证实CEO过度自信对企业投资决策有重要作用。Graham et al.（2013）发现CEO行为特征与公司财务决策密切相关。姜付秀等（2009）、何威风和刘启亮（2010）、李焰等（2011）、Cronqvist（2012）发现管理者特征能较好地解释公司经济行为和后果上的差异。

在管理者的众多特征中，性别特征是一个重要的方面。心理学以及其他领域的研究表明，性别之间存在着很大差异，如信息处理、社会角色和行为等。这些差异不仅表现在个人生活方面，而且也表现在商业生活方面。然而，目前关于性别差异对企业财务管理影响的研究比较缺乏。针对这种背景，本文以我国中小板上市公司为考察对象，对总经理性别特征与企业资本结构之间的关系进行研究。本文之所以以总经理为研究对象，是因为在企业经营过程中，总经理（CEO）处于权力的核心，其个人态度、信念等特征对企业决策有着重要影响。

本文研究的贡献主要体现在两个方面。一是丰富了关于性别差异的文献。与先前的研究不同，本文研究所采用的数据是我国中小企业板上市公司的有关数据。本文的研究表明，性别心理差异具有相对稳定性。二是深化了人们对于公司资本结构决定因素的认识，拓宽了资本结构研究的视野。本文的研究表明，管理者的性别特征也会深刻地影响到企业的有关财务决策。

二、文献回顾与研究假设

众多的心理学、社会学和经济学文献表明，男性与女性在许多方面都存在着显著差异，如认知能力、风险厌恶和保守、过度自信、伦理行为和耐心等。其中，就心理方面来说，男性与女性的差异主要表现在过度自信与风险厌恶两方面。

（一）性别差异与过度自信。在心理学中，过度自信被认为是一种认知偏差，是人们对自身能力与知识局限性错误的理解，人们常常对自身能力和知识水平过分高估，对行为风险低估，并夸大对事件结果的控制能力。过度自信有多种表现形式，如校准错误、优于平均效应、控制幻觉以及不现实的乐观等。过度自信是一种广泛存在的现象。Svenson（1981）对司机进行调查，发现80%的被调查人员都认为自己的驾驶水平位于前30%之列。相对于一般人来说，企业管理者更容易表现出过度自信行为。这是因为企业管理者所进行的决策都是比较复杂的，而且管理者常常存在控制幻觉。管理者过度自信主要表现为在决策时高估自身的经营才能和信息的精确性，高估项目的未来收益或增长率，高估企业的价值，低估风险或项目未来现金流的波动性。

过度自信与行为主体的许多因素，如性别、年龄、教育背景等有关系。通常来说，与女性相比，男性更加过度自信。Lundeburg、fox和Puncochar（1994）对学习心理学课程的学生进行测试，要求学生在提供问题答案的同时给出置信度。结果发现绝大多数学生显示出过度自信，学生们常常将那些不对的答案看作是正确的；相对于女生来说，男生更加过度自信。Prince（1993）发现在钱财事务方面，女性的过度自信程度比男性低。Barber and Odean（2001）发现男性投资者比女性投资者更加过度自信，因为男性投资者的金融账户交易频繁，但并没有导致较高的收益，反而使收益下降。Bonner（2008）认为相对于女性来讲，男性更加过度自信，尤其是传统地被认为是男性占主导的领域，如商业领域。

（二）性别差异与风险厌恶。女性与男性对风险的态度存在显著差异也得到了许多学者的证实。Levin et al.（1988）研究发现男性与女性对的态度有显著差异。Johnson 和Powell（1994）研究打赌决策时，发现女性比男性更加厌恶风险。Sunden和Surette（1998）研究发现，相对于男性来讲，女性的投资组合中风险资产（股票）比较少。Jianakoplos、Ammon 和 Bernasek（1998）研究发现女性在将资产分配到养老金账户时显示出较大的风险厌恶。Felton、Gibson和Sanbonmatu（2003）发现男性选择更具有风险性的投资，而且他们的投资组合资产价值具有更大的可变性。Grable、Lytton和Oneill（2004）发现男性比女性具有更高的风险承受能力。Atkinson et al.（2003）和Niessen与Ruenzi（2007）研究发现，投资决策时，女性基金经理比男性基金经理更加厌恶风险。

（三）女性高管与企业财务决策。男性与女性在心理等方面存在的显著差异会深刻影响他们的决策。近年来，随着女性高管数量增加和比例提高，国内外一些学者就女性高管与企业财务决策之间的关系进行了探索。Peng和Wei（2007）以1998-2003年美国标准普尔1 500指数成分股公司为样本，考察了高管性别对企业投资决策的影响。研究发现，女性高管的公司投资对现金流的敏感性低于男性高管公司投资对现金流的敏感性，尤其在权益融资型公司。他们认为原因主要在于男性高管在投资中往往表现得更加过度自信。Huang和Kisgen（2013）考察了CFO性别对公司决策的影响。他们发现，女管理者的公司发展速度慢；女CFO从事的并购活动比较少，而且女CFO从事并购的公告收益比男CFO高2%；女CFO不愿意发行债券，女经理调整资本结构速度比较慢，女经理更愿意降低杠杆水平。Levi et al.（2013）考察了CEO性别或董事性别在并购定价及其收益中的作用。他们发现，并购时，女CEO比男CEO支付的溢价低，主并公司董事会拥有女董事与并购溢价呈负相关。祝继高等（2012）研究发现，在金融危机期间，女性董事比例高的公司投资水平下降更快。李小荣、刘行（2014）研究发现女性CEO能显著降低股价崩盘风险，而且其权力越大，降低崩盘风险的作用越显著。

（四）检验假设的提出。企业资本结构是管理者在权衡各种因素后选择的结果，在此过程中，许多因素包括管理者特征等都会对资本结构决策产生影响。因此，作为管理者的一项重要特征――性别，也必定在资本结构决策中得到体现。相对于男性CEO来说，女性CEO所掌管公司的资产负债率比较低。原因主要有以下两个方面：第一，与男性相比，女性过度自信程度较低。一些研究表明，过度自信的管理者常常导致较高的负债率。因为过度自信的管理者在评估投资项目时，高估项目的价值。他们常常把那些净现值为负、不具有投资价值的项目，也看作是具有投资价值的，从而使得企业投资规模较大。为了满足企业投资需要，企业不得不对外融资。在对外融资时，他们常常选择债务融资，而不是股票融资，因为过度自信的管理者认为企业价值被低估了，如果发行股票融资，企业的筹资成本太高。由于与男性CEO相比，女性CEO过度自信程度比较低，因此其所管理公司的资产负债率比较低。第二，相对于男性来讲，女性比较厌恶风险，不愿意承担大的风险。与权益资本相比，债务资本的风险比较大。因为债务资本是必须偿还的，无论企业所占用的债务资本使用期限多长，它们均有到期期限。企业使用债务资本时，不仅需要定期支付利息，而且到期必须还本，否则，企业面临诉讼破产的危险。随着全球经济一体化和市场经济的发展，企业面临的市场竞争日趋激烈，经营风险比较大，如果再承担较高的债务，则会使企业的风险更大。为了避免企业风险高企，导致企业陷入困境，女性CEO常常不愿意承担较高债务。

基于上述分析，本文提出以下假设：与男性CEO相比，女性CEO所掌管公司的资产负债率比较低。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源。本文的样本来自于2009-2011年期间的中小板上市公司，为了消除IPO的影响，本文选择在2008年12月前上市的公司。在进行样本选择时，进行了以下筛选：（1）去除ST的公司。因为这些公司的财务状况出现了异常。（2）剔除了金融类公司。因为这类公司具有不同于其他公司的特征。（3）剔除了资产负债率大于100%的公司。因为从理论上说，该公司已经破产。（4）剔除所需研究数据缺失的公司。经过上述处理，最后得到包含266家公司的798个公司年样本观察值，这就是本文考察的样本。本文所采用的数据主要来源于国泰安金融数据库以及锐思数据库。总经理的资料来源于国泰安金融数据库，其他数据则来源于锐思数据库。

（二）变量定义。

1.被解释变量。资本结构：用资产负债率来表示。资产负债率就是负债总额与资产总额账面价值之比。

2.解释变量。总经理性别。该变量为哑变量。如果总经理为女性，则用1表示；如果总经理为男性，用0表示。

3.控制变量。根据国内外的有关文献，我们将公司规模、资产的有形性、获利能力以及成长机会作为控制变量。公司规模用总资产的自然对数来表示；资产的有形性，用存货与固定资产之和与总资产之比来表示；获利能力用每股收益来表示；公司的成长机会用营业收入增长率表示。

（三）实证回归模型。为了检验总经理性别对公司资本结构的影响，我们根据国内外现有研究文献建立了以下实证回归模型：

DEBT=α+β1EPS+β2S1ZE+β3TANGI+β4GROWTH+β5FCEO+β6YEAR+β7INDUSTRY+ε

其中，DEBT为公司资本结构变量；α代表常量；EPS代表企业的盈利能力；SIZE表示公司的规模变量；TANGI为公司的有形资产变量；GROWTH代表公司成长机会；FCEO为总经理性别变量；ε代表随机误差。在回归过程中，为了控制年度特征和行业特征对公司资本结构的影响，我们加入了行业控制变量（INDUSTRY）和年度控制变量（YEAR）。

鉴于本文的数据为面板数据，因此采用两种不同的方法来估计上述方程，首先采用混合最小平方回归法分析，然后采用面板数据分析法。

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析。

1.总经理性别年度分布特征。表1描述了我国中小板上市公司女性总经理在2009-2011年期间的分布情况。从表1中可以发现，在2009-2011年期间我国中小板上市公司女性总经理所占的比例比较低，分别为2.1%、2.9%、2.5%。

2.各变量的描述性统计。表2为各个变量的描述性统计结果。资产负债率平均数为41.5%，最高的为97.3%，最低的为1.78%，反映不同企业之间的资产负债率存在很大差异；有形资产比率为43.42%，其变化范围为4%-92%，说明企业之间的有形资产比率也有很大不同；营业收入增长率平均来说为22%，表明中小板上市公司的成长机会比较多；每股收益的平均数为0.4元。

3.相关性分析。表3为各变量之间的相关性分析结果。从表3可以看出，资产负债率与有形资产比率和营业收入增长率呈显著正相关关系，与总经理性别变量呈显著负相关关系，这初步表明女性总经理不愿意承担高负债。

（二）多元回归分析。为了更深入分析总经理性别与企业资本结构的关系，我们采用多元回归分析的方法进行研究。在进行回归分析时，我们分别采用混合多元回归分析方法和面板数据分析方法。

1.混合多元变量回归分析结果。表4给出了总经理性别特征与公司资本结构的混合多元变量回归分析结果。在表4中，被解释变量为资产负债率。首先对控制变量进行回归分析。可以看出，有形资产和成长机会对中小板上市公司的财务杠杆水平有着重要影响，而盈利能力和企业规模对中小板上市公司的影响不显著。有形资产变量的系数为38.788，而且显著性水平为1%，说明企业的有形资产越多，企业的偿债能力越强，企业越能够承担较多的债务。成长机会变量的系数为0.083，显著性水平为1%，表明中小企业板的上市公司处于成长期，成长机会较多，为了抓住时机，促进企业快速发展，许多中小板上市公司通过获得债务资本来满足企业发展需要。表4中的第二列是在控制变量分析的基础上加入了解释变量――总经理性别。我们可以看到，各控制变量与企业财务杠杆水平的关系没有变化。企业的盈利能力和规模对中小企业板上市公司的资产负债率没有影响，有形资产变量和成长机会变量对企业债务比率的影响仍然显著，显著性水平为1%，而且系数变化不大。总经理性别变量的回归系数为-5.047，并且其显著性水平为5%，这说明相对于男性CEO来讲，女性CEO不愿意承担较高的债务。从经济意义上讲，女性CEO比男性CEO承担的债务水平要低5.047个单位。这证实了我们前面提出的假设。表4的第三列是在第二列的基础上，又加入了时间和行业控制变量。从回归分析结果可知，无论是控制变量还是解释变量，它们与企业财务杠杆水平的关系仍然没有变化，解释变量――总经理性别变量的系数为-5.117，显著性水平为5%。上述结果表明，女性CEO承担较低的债务水平不仅具有统计意义上的显著性，而且经济意义上也非常显著。

2.面板数据分析结果。鉴于我们的数据属于面板数据，为了克服OLS的缺陷，我们又进行了随机效应分析和固定效应分析，具体分析结果见表5。从表5的结果可以看出，无论是随机效应分析还是固定效应分析，其分析的结果与前面混合数据分析的结果基本一致，总经理性别与资本结构的关系始终保持不变。固定效应分析中，总经理性别的回归系数为-6.1001，显著性水平为5%；随机效应分析中，总经理性别的回归系数为-5.4467，显著性水平为5%；尽管回归系数值发生一些变化，但总体上看，系数的符号与显著性水平与表4中的结果基本一致。因此，表5中的结果进一步表明，总经理性别特征与公司资本结构之间存在显著的联系，相对于男性CEO，女性CEO不愿意承担较高的债务水平。

五、稳健性检验

在数据分析时，我们剔除了资产负债率大于100%以及被ST的公司。为了不因为我们的选择而影响数据分析结果，我们分别将资产负债率大于100%以及被ST的公司加入进行回归分析，所得到的回归结果与以前的结果没有差异。我们还用净资产收益率来替代每股收益进行分析，分析结果仍然保持不变。由于篇幅限制，本文没有列出具体分析结果。

六、结论及其局限性

本文利用我国资本市场2009-2011年间中小企业板的上市公司为研究样本，实证考察了总经理性别特征与公司资本结构之间的关系。研究发现：总经理性别特征与公司资本结构之间存在着相关关系；总经理为女性的公司财务杠杆水平显著低于总经理为男性的公司。这表明总经理性别在一定程度上影响了公司的资本结构决策。

本文的研究不仅丰富了关于性别差异的文献，而且深化了人们对于公司资本结构决定因素的认识，拓宽了资本结构研究的视野。本文的研究表明，管理者的性别特征也会深刻地影响到企业的有关财务决策。

本文的研究也存在一定的局限性，主要表现在：（1）考察的样本仅仅是中小企业板上市公司。（2）考察的期间比较短，使用了三年的数据。（3）没有考察总经理性别是否通过资本结构决策影响企业绩效。以后的研究可在上面的不足之处进行拓展。

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自来水公司经理总结篇（5）

一、研究设计

由于我国特殊的制度背景，很多上市公司的董事长兼任党委书记，由于党的作用在企业中的影响是决定性的，因此很多上市公司的董事长虽然可能不是公司的总经理，但由于其特殊的身份，很大程度上可以左右公司的决策，而其他高级管理人员的作用则可能微乎其微，因此对上市公司董事长、总经理结构的剖析将有助于理解上市公司治理结构中更深层次的制度影响。本文在选择变量时特别地设定了关于董事长或总经理兼职情况和学历情况的变量，以考察他们对于上市公司业绩的影响。另外，学术界和实务界关于建立我国经理人市场多有论述，如张维迎（2000）。一个成熟的经理人市场究竟应当具有哪些特征呢？本文从董事的学历入手以期折射出经理人市场的发展状况。

（一）样本选择及数据来源

由于本文是考察“好”公司与“差”公司在治理结构方面的不同，所以首要的问题是通过一定的方法筛选出好公司与差公司。本文选择1996年12月对日之前在上海证券交易所上市的公司为样本，样本容量为287家。

本文认为，单纯以一年的数据来判断一家公司的“好”域“差”是相当偏颇的，并且由于中国特殊的配股条件和市场炒作手段，上市公司在进行调控业绩时，有明显的前瞻性，因此我们以3年的数据为基础来展开研究。本文数据来自于巨灵证券信息（综合版）以及《上海证券报》、《中国证券报》上刊登的1997年、1998年、1999年的上市公司的相关公告。

（二）模型设计

基于单一指标的局限性，我们采用技术处理来鉴别公司的好与差。

1．选择合适指标，构建财务指标矩阵。我们选择了每股收益（EPS）、速动比率（SDR）、总资产周转率（TOA）、资产负债率（ZFR）、净资产收益率（ROE）5个指标。这5个指标无论是从理论研究上，还是从市场投资和监管者的理性分析上，均具有较好的“分割”作用。

2．运用主成分分析方法，寻找能够将数据有效分离的主成分。主成分分析方法是将原指标重新组合成一组相互独立的几个综合指标来替代原指标，并且反映原指标的主要信息的一种统计方法，它在技术处理上至少有两方面优点：一是能够有效地“降阶”而不丢失原指标中的主要信息；二是解决了主观赋值的问题，使得赋值更具客观性（潘琰、程小可，2000）。

3．根据第一主成分将样本中的287家上市公司进行排序。

4．按照上述方法，对3年的数据进行同样的处理，依次选出“好”公司30家和“差”公司30家。选择的原则是，30家“好”公司或“差”公司必须是3年（1997、1998、1999）全部列在好公司集合或差公司集合，即在每年的前100家好公司中，一家公司如果想进入前30家“好”公司列中，3年必须全部在前100名之内；同理，如果一家公司要入选30家“差”公司列中也必须3年全部在后100名之内。这样做的目的是避免某一年公司盈余操控或资产重组使得某一年的业绩异常突出而影响样本的选择。

5．对30家“好”公司与30家“差”公司所构成的新样本，建立回归模型，并对回归方程进行相关统计量的检验。

（三）研究假设

根据我们所得到的“好”公司和“差”公司所组成的样本，结合专业背景和所要研究的问题，我们建立假设如下：

假设1：如果上市公司的关键人物与母公司关键人物之间互相兼职，则上市公司的业绩要显著优于不兼职的情况。

假设1中的“上市公司的关键人物”并非宽泛地与《企业会计准则??关联方关系及其交易》所规定的一致??假设1特指的是上市公司的董事长或总经理。这一特别限定是对现实的特别考量。据观察，如果一家上市公司是由一家国有企业脱胎而来，原先的国有企业的董事长或总经理（或董事长兼总经理）或党委书记，大多会出任上市公司的董事长或总经理（或董事长兼总经理），同原先的国有企业相比，上市公司的负担轻、历史问题少；并且作为公众公司，其名将为万人所“传诵”而形成的个人满足感以及其再讨价还价的能力、控制资源能力的提高等，必将使其“兼任”成为实现个人收益最大化的最优策略。虽然中国证券监督管理委员会（以下简称“证监会”）发文明确要求上市公司与母公司之间要“三分开”，要求上市公司明确提出“三分开”的时间表，并明确规定“三分开”是上市公司配股的先决条件，这一系列的规定使得上市公司的“老总”们不得不放弃在母公司的任职。但是我们注意到上述政策的变化是在2000年，而我们所研究的样本是截止到1999年12月五日，故不会对我们的研究产生明显的影响。

假设1重点考察上市公司的董事长或（和）总经理的兼职情况是基于这样的考虑：根据已有的研究成果，我们认为上市公司的内部人控制现象相当普遍，企业权威大多聚集在某个人的身上，因此上市公司的董事会和监事会可能会有10余人，但可以一言九鼎、掷地有声的可能只有一人。因此假设1作这样的假定有其合理性。

假设2：上市公司董事们的学历水平整体愈高，公司的业绩愈好。

假设2考虑的是上市公司董事们文化素养方面的质量特征。这里有一个争论，据观察，很多有影响力的公司的创始人并没有令人羡慕的教育背景，如微软（Microsoft）的比尔?盖茨以及广东的很多民营企业的老板。但是我们从一个普遍的观点来看，一个经理人的市场的形成一定要以一批“职业专家”为前提。一个企业在它的资本原始积累的阶段可能并不需要很高深的专业背景，相反，开拓意识、敢冒风险成为他们成功的首要因素，但是随着企业规模的扩大，专业技术的日趋复杂，企业组织系统的协调问题等，就不得不依赖于知识型的企业家，使得“经理职业化”也成为可能。事实上，对于职业经理的作用，科斯在《企业的性质》一文中写道“经济学家们并没有忽视这一事实。马歇尔把组织作为第四种生产要素引入经济理论；J．B．克拉克赋予企业家以统筹职能；奈特教授强调了经理的协调作用。正如 D H．罗伯逊所指出的，我们发现了‘在不自觉的统筹协调的大海中的自觉力量的小岛，它如同凝结在一桶黄油牛奶中的一块块黄油’”。

我们在研究中试图寻找企业家素质对于公司绩效有显著作用的变量，它们要同时满足合理性和可计量性，我们以董事学历为变量，虽然不能完全代表董事的个人能力，但也可以为我们考察题中之意提供某些线索。

假设3：如果上市公司的董事长兼任上市公司的总经理，则公司的业绩要显著地好于不兼职的情况。

这一假设是要考察上市公司的内部人控制的情况，得出的结论将富有挑战性??如果在兼职的情况下业绩明显偏好，则与我们通常的认识相违背??公司由于内部人问题而呈现出来的低效率使得公司的业绩不佳，为此，可能会引发许多争论。但是我们研究的依据是事实，是在现有的数据和环境下对现象的描述和可能的解释，其研究的结论在现阶段是有意义的，不管可能引起的争论是善意的批评，还是赞许。

（四）变量定义

1．主成分分析过程中的变量

在该过程中，我们选取了每股收益（全面摊薄）、总资产周转率、速动比率、资产负债率和净资产收益率作为分析变量。

2．回归分析过程中的变量定义

二、生成分分析的结果和意义

1．主成分分析的机理

我们通过标准化处理求其相关系数矩阵的方法，来求解特征方程与特征根。

通过运用一般求矩阵特征根的方法，首先得出相关系数矩阵R，则其特征方程是=0（I为单位矩阵）的M个非负特征根，假如有以下的关系式，则可以求得各主成分的贡献率aj：

（j=1，2，3……M）（2．1）

则累计的贡献率TAj：

（j=1，2，3……M）（2．2）

当累计的贡献率达到一定要求时就可以获得代表原矩阵所蕴涵的信息的主成分。

2．结果

我们对上市公司每年（共3年）的指标数据均进行了主成分分析，用所得到的第一主成分（PRINI）对287家沪市上市公司进行排序，最后得到的两组数据??即“好”公司和“差”公司。眼于篇幅，本文无法将“好公司”和“差公司”一一列出。同样由于篇幅的原因，本文也将主成分分析的一些主要步骤略去。

根据得到的样本，我们可以看出“好”公司和“差”公司基本佐证了市场上投资者的认同感。特别是“差”公司列中，“ST”和“PT”公司占据了相当大的部分，“好”公司列中大多是发展比较稳定，为市场所认同的“蓝筹股”。

三、统计结果及其分析

在第二部分的基础上，我们对“好”公司和“差”公司所建立起来的数据库进行回归分析。本文采用分析逻辑变量的Logit过程来建立回归方程。

1．模型3．1：关键人物的兼职情况

根据文前对各变量的定义，我们建立下面的模型（3．1），以考察公司业绩与关键管理人员兼职的相关性。

（i=1，2，…60）（3．1）

其中，INVA；为逻辑变量，（j＝1，2，3）为回归系数，为回归残差。

表1 模型拟合信息和检验全局为0的零假设

表 1显示：得分统计量（Score）在 P=0．0001的水平上的数值为 25．469，说明 JR1和JR2的联合影响是显著的。

表2 最大低热估计分析（MLE）

表2显示：截距不显著，和在0．005的水平下显著。

从估计结果看，模型（3．1）具有较强的解释力。变量JR1和JR2均有显著性的解释力，但它们的影响方向是相反的??JR1的影响是负面的，而JR2的影响是正面的。具体而言：

a．上市公司的董事长兼任上市公司的总经理（JR1），将使公司陷入“差”公司的境地。导致这一情况的原因可能是上市公司由于有较严重的内部人控制现象，公司治理结构中的决策权与执行权界限不清，使得企业在经营决策和管理效率方面出现了问题。

b．在上述的回归分析中，上市公司的关键人物兼任母公司的高级职位（JR2），具有显著的正面作用??使得公司列为好公司的概率大大增加。在分析其中的原因时，可以认为主要来自两个方面：一是大股东的鼎立相助，典型的如通过关联交易改善和操控上市公司的业绩；二是由于大股东推行的所谓“股东积极行动主义”，大股东切实行使了股东的“用手投票”的权力，改善了上市公司的业绩。至于孰种原因占主导地位，尚须做进一步的研究。

2．模型3．2：董事的学历状况

我们建立模型（3．2），以考察公司业绩与董事学历水平的相关性。

（i=1，2，…60）（3．2）

其中， INVAi为逻辑变量，（j= 1，4，5）为回归系数，为回归残差。

表3 模型拟合信息和检验全局为0的零假设

表3显示：得分统计量（Score）在P=0．0001的水平上的数值为20．742，说明XL1和XL2的联合影响是显著的。

表4 最大似然估计分析（MLE）

表 4显示：截距在 0． 05的水平下显著，在0．01，在 0．05的水平下显著。

从估计的结果来看，上市公司董事的学历的确对公司的业绩有显著的影响。应当引起注意的是在模型（3．2）中，上市公司董事长的学历水平与董事整体水平的解释力相差无几。这一结论在一定程度上证实了我们的猜想??上市公司董事的学历水平对于上市公司业绩的重要性。

3．模型3．3：进一步分析

为了系统研究对公司业绩产生影响的关键因子，我们将关键管理人员的兼职状况和董事的学历水平变量放在一个模型中分析。

（i＝1，2…60）（3．3）

其中，INVAi为逻辑变量，（j=1，2，3，4，5）为回归系数，为回归线差。

表5 模型拟合信息和检验全局为0的零假设

表 5显示：得分统计量（Score）在 P=0．0001的水平上的数值为30．169，说明交量JR1、JR2、XL1和 XL2的联合影响是显著的。

表6 最大似然估计分析（MLE）

表 6显示：在逐步回归的过程中，变量 XL1被剔除出回归方程。截距不显著，在 0． 05的水平下显著，在0．005的水平下显著，在0．01水平下显著。

从估计的结果来看：上市公司董事长的学历水平（XL1）没有进入回归模型，而董事的整体学历水平变量（XL2）却进入到模型，这一现象说明管理层的整体学历水平是重要的。经进一步思考，可以认为上市公司董事长所以能够登上今天的位置，或者与他（们）的政府背景，或者与长期所形成的权威有关系，而与学历水平是没有直接联系的；然而董事们的整体学历水平却关系到公司决策的贯彻效率、管理效率、控制效率等诸多方面，所以学历的优势也就体现出来，并且影响程度颇强（参数估计值为2．0083）。

同前面的结论相同的是，公司关键人物的兼职行为对业绩的影响是相当显著的，影响的方向也与表2相同：董事长兼任总经理是负面作用，而上市公司董事长或总经理兼任母公司的职位则有正面的影响。尤其应当注意的是在所有的变量中，上市公司的关键人物兼任其母公司的关键职位（JR2）是最显著的（p=0．032），其解释同样面临模型3．1中的问题。

四、政策含义

1．兼职??一个中国特色的问题？

值得一提的是，就在本文撰写的过程中，中国证监会在上海召开了一个中国上市公司治理结构方面的研讨会，上海证券交易所也了《上海证券交易所上市公司治理指引》（征求意见稿）（下称《指引》），而《指引忡的许多结构（或称描述）与本文的研究结论有相通之处，但也有值得进一步商榷的地方。

《指引》写道：“现行的公司治理结构主要有两种模式，即内部人控制模式和控股股东模式。当控股股东为私人或私人企业时，往往出现家族企业的现象；当控股股东为国家时，往往出现政企不分（或党企不分）的现象，国家对企业进行的大量直接干预或政治控制往往与公司价值最大化的要求相悻，与《公司法》预先设定的公司治理机制和措施不一致。以上两种模式的实际实施，通常趋向于采取同一种形式，即关键人模式：关键人大权独揽，一个具有几乎无所不管的控制权，且常常集控制权、执行权和监督权于一身，并有较大的任意权力。关键人通常为公司的最高级管理人员或（和）控股股东代表。公司内部的一般员工（包括其他内部董事）和数量很少的外部独立董事在公司治理过程中发挥的作用很小。”

我们的研究表明：上市公司的董事长兼任上市公司总经理的情况下，公司的业绩要明显比不兼任的情况差一这一点与《指引》中的结论是一致的。但对于上市公司的关键人物兼任母公司关键职务的情况（也就是《指引》所称的“控股股东模式”），则要加以审慎分析：

（1）一个有力的证据来自“Prota、Lopez－de－silanes and Shleifer”（1999）。在《世界范围的公司产权概论》（“Corporate Ownership Around the World”）一文中，他们研究了 27个发达国家中的大公司的最终控股权。其研究有两点惊人的发现：一是这些大公司的股权并没有想象中的那样分散，除了在个别有着良好股东权益保护制度的国家；二是这些大公司的最终控制权大多掌握在家族或政府的手中。因此，我们不能一概而论地说“家族控制或政府控制”不好。我们的结论也证实了这一点??母公司的关键人物兼任上市公司的关键人物并不必然地意味着公司的业绩差。

这里有一个观念要澄清。本文反复提到的“公司的业绩”与“公司治理结构”，两者并非同义，但我们认为公司的业绩是公司治理结构的外在表现，离开了业绩而盲论公司治理结构则是一种空谈。当然，对于业绩的衡量是一个难度较大的问题。传统的权责发生制会计受到越来越多的指责，现金制会计也没有形成坚实的理论基础，公允价值会计尚处在萌芽时期，权益证券的价格也不能有效地反映业绩等问题，这些疑难均影响到业绩的计量，而这些影响也反射到对公司治理结构的研究上。

（2）由母公司派员出任上市公司的关键职位并非屈理，应是理当之义。关键问题是我们的上市公司的大股东并非是真正意义上的“股东”，即使在法律（可能称法规或条例等更为贴切）上谓之为“股东”。我们的大“股东”是真正的“经济人”，大股东的掌门人同样摆脱不了“个人价值”、“个人利益’实现之世俗。

一个经济人在既有的法律框架下，面对自己的预算约束所做出的理共天厚非之处。所以根本的问题并不是兼职不兼职的问题，而是能否培养出有“长期性”的股东来，使公司的利益与股东利益唇齿相依。

“长期性”股东的培育一定要以产权改革为基础，在这一意义上，我们非常赞同国有股上市，不能将“国有资产流失”泛化和庸俗化，国有股上市的关键问题是国有股配售的价格。我们非常赞同这样的观点“天下没有卖不出去的东西，关键是价格”（同前），并且从一个更长远的观点来看，以低的价格或者免费把股票提供给他的终极主人，在逻辑上不会站不住脚。当然最大的阻力可能来自我们的主管部门，毕竟谁拥有股权，谁就有发言权，谁就拥有被寻租的机会。因此，我们认为在股东与公司管理层这一层面上的治理结构问题，首要的是要进行产权改革，使股权回归到它原先的主人手中，其他的做法有舍本逐末的嫌疑，即使有些效果，也只是推迟或掩盖了问题的爆发。

2．学历??一个被忽视的问题？

我们的研究表明董事们的学历水平对于上市公司的业绩来说极为重要。这不是“喉学历论”。国外的研究也表明：有着良好表现的公众公司，其管理层的学历水平有趋高的态势。

我们的上市公司，政府任命机制代替了经理人市场的自由选择。许多人为这一机制进行辩护，认为在目前经理人市场不完善的情况下，政府任命式是最佳选择，有人甚至搬出科斯在《企业的性质》的论点（企业是市场替代物）来佐证。这里有一个问题要澄清：政府并不是这些股权的真正主人，在这意义上我们甚至可以说“政府是最大的内部人”，而内部人的收益和成本曲线自然是与真实的股东不一致的。所以我们认为科斯所阐述的“企业”是与政府有着显著不同；另外由于政府任命往往是在综合候选人各种素质的基础上做出的，不排除因为信息不对称或故意欺诈而错误地使用扭曲的信息所做出错误的决策。这里想提醒的是政府并没有因为它的错误决策而负担成本，而是将成本转嫁给了中小投资者。

至于另一种观点??目前我们的经理人市场不发达??是一个似是而非的论点。市场的成熟是要有一个过程的，但是不能将不成熟上升为垄断经理人市场的理由。

五、研究局限性

本文在样本选择和数据处理上存在以下局限性：

自来水公司经理总结篇（6）

国内外很多文献对经理人薪酬激励机制进行了研究，Rosen（1992）关于上市公司CEO薪酬激励的实证研究表明，CEO的薪酬与企业绩效之间的联系非常脆弱，CEO薪酬对企业业绩激励强度很弱；Hall和Lieberman（1998）在对美国上百家公众持股的最大商业公司最近15年的数据分析后，得出了CEO的薪酬与绩效强相关的结论。国内学者近几年也开始关注上市公司经理人员的激励机制，并且利用公开的数据对此进行了实证研究（李增泉，2000；张俊瑞等，2003），但由于中小企业经理人薪酬数据的隐秘性，因此对中小企业经理人薪酬激励关注较少。

我国中小企业中高级管理人员的薪酬激励情况怎样？中小企业高级管理人员的激励状况是否如理论所预测的，与公司经营绩效存在显著的正相关关系？在中小企业中高级管理人员的持股比例是否达到了相应的激励效果？与大型企业相比，中小企业高级管理人员的薪酬激励效果是否存在差异？本文拟采用2005年在中小企业板上市的中小企业的公开数据，通过SPSS13.省略info.省略）。

（二）变量定义

我们用加权平均的净资产收益率（ROE）和主营业务资产收益率（CROA=主营业务利润/企业资产平均余额×100%）作为公司的经营绩效变量，用总经理的总体年度报酬（MINCOME）所为其报酬变量，用总经理持股数量占公司总股本的比例（MHOLD）作为持股变量，用公司的总资产（SIZE）来表示企业规模变量，同时引入了两个哑变量FCEO（总经理为家族成员为1，不是为0）和POWER（总经理和董事长两职合一为1，否为0）。

（三）研究假设

1、中小企业业绩与CEO的薪酬存在显著的正相关。根据理论，当股东和CEO之间存在信息不对称时，股东就要与经理签订绩效薪酬契约，以更好地激励和约束CEO。因此，我们提出中小企业CEO的努力程度与报酬的高低相关，报酬越高，努力程度越高，相应地公司当年的业绩就越好。

2、中小企业绩效与CEO持股比例存在显著的正相关。CEO持股和公司绩效的关系可以用詹森和梅克林（Jensenand Mackling，1976）的经典理论来解释。通过股票期权、内部股票所有权等方式把CEO的福利和股东财富捆绑在一起，促使CEO采取适当的行动以实现股东财富的最大化。因此，我们假设CEO持股比例越高，公司业绩越好。

3、CEO薪酬与CEO持股比例显著负相关。当总经理持有公司的股份越多时，得到更多的其他补偿的可能性就增大，因此我们假设总经理的薪酬水平与其持股比例存在显著负相关关系。

4、在中小企业板上市公司中，家族经理人薪酬水平显著低于非家族经理人的薪酬水平。由于家族经理人可能获得来自所有权方面的激励和只有家族成员才能获得的准租金的激励，因此家族经理人对基于绩效的激励性薪酬的需求较低（DanielL.McConaughy，2000）。由此得出家族经理人的薪酬水平显著低于非家族经理人。

5、在中小企业中，董事长和总经理两职合一的企业总经理的薪酬水平高于两职分离的企业的总经理的薪酬水平。

根据以上假设构建基本模型：

模型1：

ROE（CROA）=α1+β1MINCOME +γ1MHOLD+ε1

模型2：

MINCOME=α4+β4SIZE+γ4MHOLD

+η4FCEO+η5POWER+ε4

二、样本的分析与检验

（一）描述统计分析

从2005年深市中小企业板选择的上市中小企业样本共39家，其中民营企业30家，占全部样本的76.9%。从地区分布上看，广东和浙江两省共20家，占全部样本的51.3%，这得益于广东省和浙江省蓬勃发展的民营企业规模以及当地鼓励民营经济发展的政策。从行业分布上来看，中小企业主要集中于制造业，共有34家，占到全部样本的87.2%。

1、总体薪酬水平。总体样本中总经理年薪均值为24.5万，中值为22.1万，超过半数的上市中小企业总经理的年薪低于平均水平。此外，在不同中小企业中，总经理薪酬差异十分明显，最高收入为628000元，最低收入为54963元，前者是后者的11.4倍。

2、“零持股”现象严重，但人均持股比例较高，个体差异较大。在39家上市中小企业中，有16家企业的总经理持股为零，占41%。在23家总经理持股的公司中，总经理持股比例人均4.5%，其中20％的总经理持股比例大于10%。在8家总经理持股比例大于10%的企业中，7家为家族企业，且有5家总经理来自家族。

3、民营企业中，家族CEO和非家族CEO的差异比较。通过对资料的整理分析发现，总经理来自家族的中小上市公司ROE、CROA的均值都低于职业经理人出任总经理的公司，家族经理人的薪酬均值低于非家族经理人而持股比例均值则高于非家族经理人。

（二）回归分析

采用SPSS13.0对前面的假设进行检验，结果如表1所示：

1、总经理薪酬水平的激励程度。从模型1和模型2的回归结果来看，变量MINCOME的系数为正，并且在5%的水平上显著，这表明我国中小型上市公司的总经理薪酬与公司的业绩存在显著的正相关关系，这和假设1一致。可见，年度薪酬对中小企业总经理产生了显著激励。这说明在中小企业板上市的公司，随着公司治理结构和激励制度的完善，货币收益能够为经理人提供足够的激励。

2、总经理持股比例的激励效应。从模型1和模型2的回归结果来看，持股变量（MHOLD）的相关系数均为正，但不显著，这说明中小企业总经理的持股比例与中小型上市公司的经营绩效并不存在显著的正相关关系，因此否定假设2。这可能是因为总经理的持股比例偏低，不能产生有效的激励。在我国中小企业板上市公司中超过50％的公司总经理持股比例小于1％，较低的持股比例显然无法将经理人的利益与公司的利益紧紧捆绑在一起。

3、总经理年度薪酬影响因素的检验。模型3、4的回归结果见表1。由表1我们可以看出公司规模（SIZE）在5％的水平上十分显著，这和我们的假设一致，即公司规模与总经理的年度薪酬存在显著的正相关关系，公司规模越大，总经理获得高薪酬的可能性就越大。从变量MHOLD的估计结果来看，持股比例的相关系数均为负值，即总经理的持股比例与其所获得的年度薪酬存在负相关关系，总经理持股越多则薪酬越低，但并不显著。

从经理人来源（FCEO）与总经理的薪酬水平的相关性检验来看，其相关系数为-61086.652，但并没有通过显著性检验。一方面，由于家族经理人可以额外获得所有权方面的激励和只有家族成员才能获得的“准租金”激励（包括家族的认可、社会地位、对公司未来的期望等），因而家族经理人对基于绩效激励性薪酬的需求较低。另一方面，由于我国中小企业板上市公司特别是家族上市公司设计家族内外人员的报酬体系时，同时考虑了能力原则和亲情-人情原则，但随着市场因素影响的增强，亲情-人情原则得到了淡化，因此家族经理人和非家族经理人在年度货币薪酬上并不存在显著差异。

董事长和总经理两职合一（POWER）的相关系数为7811.84，说明两职合一的上市公司的总经理的薪酬水平高于两职分离的上市公司总经理的薪酬水平，这说明，当董事长和总经理两职合一时，总经理可以通过控制董事会来影响自己的薪酬，运用权力寻租。但随着公司治理结构的完善，中小企业开始更倾向于采取两职分离的模式，并且设计和完善相关的制度来对总经理进行监督，因此尽管存在差异但检验结果并不显著。

三、结论和建议

通过以上分析，我们可以得出以下结论：在中小企业板上市公司中总经理的薪酬与公司业绩存在显著的正相关关系，说明中小企业的薪酬激励效应明显。总经理持股比例与公司业绩弱相关，持股比例的大小对公司业绩的影响不大。公司规模对总经理薪酬具有显著的影响，持股比例、总经理是否来源于家族，董事长和总经理是否两职合一等因素对总经理的薪酬水平的影响并不明显。由此可见，中小企业总经理的薪酬激励机制并不完善，如何设计一套有效的薪酬激励机制，成为中小企业获得进一步发展动力所需要解决的重要课题。从目前来看，我国中小企业需在完善现有薪酬结构的基础上，增加对经理人员的股权激励，进一步完善中小企业的内部治理结构。

参考文献：

1、WU.Z.Altruism and the family firm:Some theory[J].Department of Economics,2001.

2、李增泉.激励机制与企业绩效――一项基于上市公司的实证研究[J].会计研究,2000(1).

自来水公司经理总结篇（7）

一、引言

20世纪80年代以来，如何确定企业高层管理人员的薪酬契约一直是公司治理实践和学术界研究的热点问题之一。国内学者们研究的焦点主要集中在以下方面：高管薪酬水平；高管薪酬业绩敏感性；高管薪酬结构；高管薪酬差距。上述四个方面的研究中，前三种主要是针对CEO的薪酬进行研究，较少涉及管理层内其他成员的薪酬情况。此外，在高管薪酬差距的研究中，不少学者采用CEO薪酬、前三名高管薪酬均值或高管层薪酬均值等与员工的平均薪酬比较作为衡量高管薪酬差距的指标，而研究高管团队内成员间薪酬差距的文献相对较少。笔者认为单纯研究管理层中CEO或前几名高管的薪酬情况，不能全面反映高管团队的薪酬激励状况，为了更加有效地激励管理层团队，需要对高管团队内薪酬差距进行研究。国内学者们研究发现高管薪酬有明显的地区性差异（李增泉，2000；谌新民、刘善敏等，2003），但针对某一地区上市公司的高管薪酬进行研究的文献相对较少。另外，学者们较多关注高管薪酬差距与公司当期绩效的关系，而对未来绩效的研究较少。从理论上看，公司高管人员的工作主要是决策、计划和组织，与一般劳动和技术工作相比时效更长，其效益具有滞后性（张正堂，2008）；同时，由于当期薪酬方案会影响高管人员对未来管理行为与报酬关系的预期，因此，当期的高管薪酬差距会影响公司的未来绩效。广东省是我国最早设立经济特区的省份，市场化程度较高，企业治理机制相对完善。本文通过对广东省上市公司的高管薪酬差距与公司未来绩效关系进行研究，希望得出一些有益的经验结论，为其他地区的企业借鉴、对比提供素材。

二、理论基础与研究假说

（ 一 ）理论基础 关于高管团队内薪酬差距与企业绩效关系的研究，国内外学者的研究形成了两种截然相反的理论流派：一种是经济学角度的锦标赛理论；另一种是社会学角度的行为理论。

（1）锦标赛理论。该理论认为：在监控可信且成本低廉时，以管理者的边际产出确定其薪酬即可获得最优努力水平；但在监控成本较高难以实行时，基于边际产出的薪酬方案会导致管理者有实施道德风险行为的强烈动机，促使其出现偷懒或搭便车等行为。锦标赛理论将管理者视为锦标赛中的竞争者，公司内不同管理层级间的薪酬差距可视为公司对于在某一层级的竞赛中胜出而晋升至更高层级管理者所给予的奖金，管理者的薪酬取决于其在锦标赛中的层级排名而不是他的实际产出水平。因此，在企业中，高管人员通过努力工作以击败对手获得晋升，他们为追求职位晋升而努力的成果最终会提升企业的业绩。同时，以相对较高的奖金（薪酬差距）进行激励可以诱使高管人员产生较大的努力，从而得到更好的产出及业绩。因此，加大薪酬差距可以提高公司业绩。国外学者Main et al.（1993）通过对200家美国公司1980年至1984年的调查数据研究发现高管团队薪酬差距与公司绩效显著正相关。Fredrik Heyman（2005）根据瑞典公司10000名管理者的数据发现薪酬差距与公司利润之间存在显著正相关。Lee et al.（2008）发现以Tobin’s Q或股票收益率衡量的公司绩效与管理层薪酬差距正相关，较大薪酬差距的公司会产生更高的未来ROA。国内学者林浚清等（2003）以1999年、2000年上市公司数据为样本研究发现我国上市公司薪酬差距与未来公司绩效之间存在线性正相关关系。

（2）行为理论。从行为理论视角研究薪酬差距与业绩关系的主要有以下两种理论：一种是相对剥削理论。该理论认为组织成员会把他们的薪酬与更高层级的人们相比较，如果较低层次的成员认为他们没有得到应得的薪酬，就会有受剥削的感觉，从而导致成员们不再关注于组织目标，团队凝聚力下降，最终导致组织合作状况变糟（Cowherd & Levine，1992）。人们通常热衷于对回报的比较而较少关注投入的差异（如精力、能力和技能），与他人比较时往往会高估自己的能力和贡献。同时，由于薪酬差距容易衡量而投入的差异较难衡量，员工们倾向于判断他们的回报而不是投入，即使由于真实生产能力差异导致大的薪酬差距也常会成为不满的主要原因（Pfeffer & Langton，1993）。因此，相对剥削理论认为即使总经理们通常比其他高管团队成员做出了更多贡献，大的总经理薪酬差距也会被视为不公正，特别是在总经理权力大的公司，高管团队内即使正常的薪酬差距也很容易被误认为是总经理凭借权力剥削其他高管人员，从而引发高管团队的合作水平下降；也就是说，总经理权力大的公司会降低高管薪酬差距对公司业绩的激励作用。另一种是组织政治学理论。该理论认为大的薪酬差距会增加团队成员的总体努力水平，但他们是通过减少合作、增加利己的努力来实现的，大的薪酬差距也会增加从事政治阴谋的可能性 （Henderson & Fredrickson， 2001）。组织政治学者认为当团队协作很重要时，大的薪酬差距导致政治阴谋和破坏合作的危险会超过成员个体更高努力水平所带来的收益。因此，需要大量协作的公司应该缩小不同层级间的薪酬差距。小的薪酬差距通过创造和谐有效的劳动关系可能会对员工努力和生产率有积极的影响，进而导致更高的产出水平和生产率 （Levine 1991）。规模大的公司比小公司组织结构复杂，有更多专业化、差异化的下属经营单位。这些经营单位有各自的利润中心，可能会在争夺公司的人才、资源方面发生冲突。此外，大公司中与业务协调相关的各种人际关系交往也要很多，不同团队间合作完成经营任务的困难程度也高得多。因此，公司规模越大越需要高管团队成员的协作，高层管理团队在各部门间的协调活动发挥着关键的作用（Henderson & Fredrickson， 2001）。国外学者Hambrick & Siegel（1997）研究高新技术企业中高管团队薪酬差距与组织未来绩效关系后发现，企业的技术复杂性要求高管团队成员间高度的合作需要，大的高管团队薪酬差距对高技术企业绩效有更多的负面影响。Ensley et al（2007）发现由于家族企业内的血亲关系比非家族企业的契约关系更重视成员间的和谐，大的薪酬差距对家族企业高管团队的协作程度损害更大。国内学者鲁海帆（2007）发现公司多元化中各业务间相关程度的加大和业务种类数量的增加在提升高管团队内薪酬差距的同时会降低薪酬差距对业绩的激励作用，她分析这是由于薪酬差距会降低非CEO高管人员的合作意愿。卢锐（2007）研究发现管理层权力大的企业中高管团队内部的薪酬差距更大，但业绩并没有更好，他认为管理层权力会降低薪酬差距激励绩效。

（ 二 ）研究假设基于上述理论分析及文献回顾，本文提出以下研究假设：

假设1：高管团队内薪酬差距与公司未来绩效存在正相关关系

假设2：规模大的公司高管团队内薪酬差距与公司未来业绩的相关性程度会降低

假设3：总经理权力大的公司高管团队内薪酬差距与公司未来业绩的相关性程度会降低

三、研究设计

（ 一 ）样本选择与资料来源 本文以2008年至2009年的广东省地区沪深两市A 股上市公司为样本进行分析。在样本的选取过程剔除了以下公司：金融类、保险类上市公司；没有披露总经理、管理层薪酬水平具体数值的公司；高管团队薪酬差距为零和负值（即总经理薪酬等于或低于其他高管人员薪酬水平）的公司； ST、PT的公司；财务数据或者公司治理数据缺失的公司；同时发行A、B、H股的公司。剔除后得到观测值共89家。样本数据均来自CSMAR数据库和RESSET数据库。其中股权集中度的数据来自各上市公司年报，由研究者人工摘取整理而获得。研究中使用了Excel、Eviews5.0软件。

（ 二 ）模型设计与变量定义 本文参照Lee et al.（2008）的研究构造如下经济计量模型：

EPSit+1=?滓0+lnceogapit+?茁1ceodualit+?茁2lnceogapit×lnceodualit+?茁3ceodualit+?茁4lnassetit×lnceodualit+?茁5lnassetit+?茁6lnconit+1+?着t+1

上式中字母i代表第i家上市公司，第t期即为2008年度。本文使用交叉乘积项来衡量总经理权力和公司规模对薪酬差距与公司业绩之间相关性的影响。通过交叉乘积项 与 的系数 和 的符号来判别总经理权力和公司规模对高管薪酬与业绩之间相关性的影响。（1）因变量为公司未来绩效，采用t+1年度的会计绩效指标―每股收益（EPS）来衡量。每股收益是指当期净利润除以当期发行在外普通股的加权平均数， 即每股普通股所获得的净利润。一般来讲， EPS指标值越高， 表明股东的投资效益越好， 股东获取高额股利的可能性也就越大。一家公司的股东获利能力越高， 表示其业绩越好。（2）自变量为t年度高管团队内薪酬差距。考虑到收集更多的有效样本，本文采用总经理与管理层团队其他成员的薪酬差距来衡量高管团队内薪酬差距。对于薪酬差距的衡量一般采取绝对差距（即两者薪酬差额的自然对数）和相对差距（即两者薪酬的比值）两种方法，本文采用绝对差距方法，即数值越大表示薪酬差距越大。高管团队内薪酬差距（Lnceogap）=ln［总经理薪酬-（管理层薪酬-总经理薪酬）/（管理层人数-1）］。（3）控制变量。总经理权力（Ceodual）。董事长、总经理两职兼任是高管在上市公司领导权结构中权力地位的直接体现，也是管理层权力的较好替代指标（卢锐，2008）。本文采用董事长与总经理是否两职合一衡量总经理权力（Ceodual）。其中，Ceodual为虚拟变量，反映总经理和董事长的两职兼任情况：1=董事长和总经理由一人兼任，其它情况取值为零。公司规模（Lnasset）。本文用公司年末总资产账面价值的对数值来衡量公司规模。公司规模的扩大一定程度上会替代市场交易成本，获得规模经济的可能性增加。但公司规模当规模增大到一定程度，由于经营管理难度增加而管理者能力有限，管理协调费用上升，可能会导致公司规模经济递减、经营业绩下降。因此该指标对公司业绩的影响方向有待检验。股权集中度（Lncon）采用Herfindahl指数（HHI）来衡量，即每个股东持股比例平方和，这里取前10大股东持股比例平方和作为近似衡量指标。当股权集中度较高时，一方面，股权集中使得大股东在公司中的利益增加，从而大股东有足够动力去监督管理层的行为，可以避免股权分散情况下中小股东纷纷“搭便车”而引起的监督不力现象；另一方面，大股东拥有的足够的投票权可以使其本身或者其代表直接介入公司经营决策，降低了外部股东和管理层之间的信息不对称，从而有助于改善公司绩效（朱雅琴，2010）。

四、实证结果分析

（ 一 ）描述性统计（表1）反映了各相关变量的基本统计量。其中，每股收益（EPS）的均值和中间值分别是0.419558和0.33，表明大部分企业的经营状况良好；89家上市公司中平均约有26家公司总经理与董事长两职合一；股权集中度（Lncon）平均值为18.81%，前十大股东对公司有较好的控制能力；总经理薪酬（Ceopay）的均值为537276.3（元），薪酬最高的达到4580000（元），最低的年薪仅有60000 （元）；总经理与其他高管的薪酬差距（Ceogap）平均300054.9（元），薪酬差距最大的达到了3017778（元），最小的仅为10375（元），反映不同公司间高管团队内的薪酬差距起伏较大。

（二）相关性分析 由（表2）可知，每股收益与薪酬差距在1%的显著性水平上显著正相关，相关系数为0.289，符合基于锦标赛理论的研究假设；每股收益与股权集中度在5%的显著性水平上显著正相关，相关系数为0.256，符合股权集中度与企业业绩正相关的预期；薪酬差距与公司规模在1%的显著性水平上显著正相关，相关系数为0.458，本文认为这是由于绝对薪酬差距受企业规模影响大；总经理与董事长两职兼任情况与公司规模在5%的显著性水平上显著负相关，相关系数-0.218，这是因为企业规模越大，董事长、总经理分别承担的工作越多，要求两职位有明确的分工，受个人时间和精力的限制，两职兼任的情况减少。

（ 三 ）回归分析 通过对（表3）中回归结果的分析得出如下结论：第一，高管薪酬差距（lnceogap）与公司未来年度绩效（EPS）之间存在显著正向关系，本文的实证结果支持锦标赛理论。第二，薪酬差距和总经理权力的交互作用对于企业未来绩效的EPS指标有显著的负向影响，总经理权力会降低薪酬差距与企业未来绩效关系。同时我们还发现总经理权力大（两职兼任）的公司未来业绩相对更好，本文认为这是因为两职兼任的公司董事会决策权与高管层执行权有效地结合起来，减少了组织内部权力博弈消耗，有利于组织绩效的提升。第三，薪酬差距和公司规模的交互作用对于企业未来年度绩效的EPS指标有显著的负向影响，与研究假设相符，即规模较大的公司更重视高管团队的合作需要。另外，公司规模对企业未来绩效也有显著的正向影响；公司的股权集中度与当年经营绩效在10%的显著性水平上存在正向关系。

五、结论

本文主要对广东省89家上市公司高管团队内薪酬差距与公司未来绩效的关系进行了研究，发现高管团队内薪酬差距与公司未来绩效的EPS指标间存在显著正向变动关系。总经理权力大的公司未来绩效会更好，但是高管团队内薪酬差距与公司未来绩效的相关性显著降低了，说明大的总经理权力可以增强组织决策与执行的一致性，从而提高企业绩效，但容易使高管其他成员产生受剥削感觉而降低工作投入。同时还发现，公司规模的扩大会使高管团队内薪酬差距与公司未来绩效的相关性程度降低，这是因为规模大的公司更需要高管团队内成员间的协作，符合行为理论关于协作需要大的公司应该降低高管薪酬差距的预期。样本数据还表明公司规模与未来绩效存在显著正相关，股权集中度与当期的公司绩效有微弱的正相关。鉴于数据的可得性，本文衡量高管薪酬差距采用高管人员的年度货币薪酬，没有考虑在职消费、福利、股权激励等替代报酬方式；单一研究广东省地区，样本容量较小，对研究结论可能会有影响。未来的研究应更全面地衡量高管人员的薪酬水平，考察薪酬差距与公司业绩间可能的非线性关系。

参考文献：

［1］李增泉：《激励机制与企业绩效:一项基于上市公司的实证研究》，《会计研究》2000年第1期。

［2］张正堂：《企业内部薪酬差距对组织未来绩效影响的实证研究》，《会计研究》2008年第9期。

［3］鲁海帆：《高管团队内薪酬差距、合作需求与多元化战略》，《管理科学》2007年第4期。

［4］卢锐：《管理层权力、薪酬差距与绩效》，《南方经济》2007年第7期。

［5］朱雅琴：《股权集中度、股权制衡与公司绩效――来自沪深两市的经验证据》，《财会通讯 （综合）》2010年第5期。

［6］Main B， O’Reilly C， Wade J. Top executive pay: tournament or teamwork，Journal of Labor Economics， 1993.

［7］Heyman F. Pay inequality and Firm Performance: Evidence from Matched EmployerEmployee Data ， Applied Economics， 2005.

［8］Lee K， Lev B and Yeo G. Executive Pay Dispersion， Corporate Governance， and Firm Performance ，Review of Quantitative Finance & Accounting，2008.

［9］Henderson， A D and Fredrickson， J W. Top Management Team Coordination Needs and the CEO Pay Gap: A Competitive Test of Economic and Behavioral Views ，Academy of Management Journal， 2001.

［10］Cowherd D， Levine D. Product Quality and Pay Equity between Lower-Level Employees and Top Management: An Investigation of the Distributive Justice Theory，Administrative Science Quarterly， 1992.

自来水公司经理总结篇（8）

中图分类号:C93

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)21-0194-02

股权分置改革将使得流通股股东和非流通股股东的利益结构趋于一致,内在动力趋于一致。在股权分置改革的背景下,影响我国上市公司治理机制的各种力量又重新进行博弈,由之前的内部博弈到股改之后的市场博弈(吴晓求,2006)。因此股权分置改革将带来上市公司治理机制的变革,上市公司治理机制的变化将作用于公司的经营层面,由此影响到我国上市公司的业绩。

1 国外关于公司治理与公司业绩的文献

最早开始研究公司治理的现论的是Berle和Means(1932)。他们的研究推动了理论的发展。委托理论即在现代企业制度下,企业的所有权与经营权分离,这就使股东之间、股东和管理者之间的利益不一致,为了实现各自利益最大化而进行博弈,从而产生了复杂的问题。为了降低成本,建立了治理机构,如董事会、监事会、独立董事等来监管管理者的行为。而股东自身的性质,如股权结构、股权的集中度、股权制衡度等都影响了这些治理机构的设置和功能,引发管理者行为的变化,从而对上市公司的绩效产生了影响。真正开始研究股权结构在公司治理中的作用的应该是Jensen和Meckling(1976)。此后,许多学者研究了股权结构与企业绩效之间的关系,大部分学者认为合理的股权结构是使企业价值最大化的一个重要的方法。过度集中的股权结构会使掌握控制权的大股东为了自身的利益随意挪用上市公司的资源而牺牲了小股东的利益,即“隧道效应”(tunneling)。过度分散的股权结构则会使上市公司缺少积极股东的监督,引发“内部人控制”等问题,损害股东价值,同样不利于公司治理水平的提高。

自来水公司经理总结篇（9）

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.16.062

1 引 言

股权激励机制最早在20世纪50年代产生于美国，20世纪90年代初期才被引入中国。2005年，我国国有企业实行股权分置改革，随后颁布了一系列股权激励政策，使得股权激励机制在我国上市公司中被逐渐推广。股权激励制度兴起的初始目的是为了使所有者与经营者利益趋同。但是由于委托―问题而导致的信息不对称问题迟迟不能解决，管理层利用职权与信息便利进行盈余管理的问题频频出现。

在国外学者的研究中，Bergstresser 和 Philippon[1]（2006）的研究结果表明，高管通过股权激励获得的收益占总薪酬的比例与公司盈余管理程度正相关。Goldman 和 Slezak[2]（2006）的研究结果表明，股权激励有双重效应，股权激励能够促使CEO努力工作，但同时也有可能诱发CEO为谋取私利进行盈余管理。当CEO通过进行盈余管理谋取的私人利益显著大于其付出的成本时，股权激励程度与盈余管理水平显著正相关。在我国学者的研究中，赵息、石延利等[3]（2008）的研究结果表明，股权激励提高了管理层进行盈余管理的动机。李春景、李萍[4]（2009）的研究结果表明，在股权激励计划实施前，高数量激励股权的意愿可能诱发更加严重的盈余管理。肖淑芳等[5]（2009）的研究结果表明，管理层倾向于在股权激励计划公告日前的三个季度实施负向盈余管理，而在股权激励计划公告日后进行正向盈余管理。何凡[6]（2010）的研究结果表明，激励股本占总股本比例越大，股权激励实施前盈余管理程度越大。谢振莲、吕聪慧[7]（2011）的研究结果表明，受到激励的董事的比例与盈余管理水平显著正相关。于卫国[8]（2011）的研究结果表明，高管持股的市值与操纵性应计利润显著正相关，而与线下项目不存在显著相关关系。丁飞[9]（2011）的研究结果表明，股权激励方案中涉及的要素，包括激励股权数量、激励标的物的来源、行权价格、行权时长等，都有可能诱发管理层的盈余管理行为。管理层为了谋取私利，会根据要素特征的不同对财务数据采取不同方式进行操控。苏冬蔚，林大庞[10]（2012）的研究结果表明，实施股权激励的上市公司减弱了该公司CFO的股权及期权占总薪酬比例与盈余管理间的负相关性。毕晓方，韩传模[11]（2012）的研究结果表明，上市公司的盈余质量在实施股权激励计划后明显降低。管建强，王红领[12]（2012）的研究结果表明，资产负债率、净资产收益率、第一大股东股权占比与盈余管理程度显著正相关，而董事会的规模与盈余管理程度呈倒U形关系。刘琳[13]（2014）的研究结果表明，预留股份的比例与管理层盈余管理水平呈正相关关系。股权激励一方面可促进企业进行适当程度的盈余管理，进而提高会计盈余管理信息的关联性；另一方面也可能会引发盈余管理不完备性契约，诱发管理层过度盈余管理从而有损企业长远利益。

由以上前人研究成果可知，国内外大多数学者均认为不合理的股权激励方案会提升管理层进行盈余管理的动机。与此同时，前人的研究中也存在一定局限性：一是一些学者选择样本过少，结论缺乏代表性；二是大多学者仅研究了股权激励方案实施过程中的盈余管理的程度，未考虑股权激励计划草案公布前管理层盈余管理情况。

从2010年起，我国实行股权激励的上市公司数量大幅增加。然而由于股权激励方案设计不合理，往往诱发高管的利己行为。因此，如何完善股权激励机制，使其在发挥股权激励的最初目的的同时减少对盈余的负面影响，是一个值得探讨、研究的问题。本文深入分析了股权激励计划公布前一年管理层对盈余的操纵行为，以及股权激励计划草案公布以后股权激励程度与盈余管理程度的相关性，为我国企业改善治理结构、建立更加全面有效的股权激励制度提供了一定借鉴。

2 理论分析与研究假设

由于股权激励方案往往有较为严格的业绩要求，包括营业收入增长率、ROE、净利润增长率等指标。而管理层为了得到高薪资报酬，往往会在股权激励草案前一年进行负向的盈余管理，从而使基准年度绩效水平较低，大大降低股权激励实施后的行权难度。同时，管理层希望通过负向操纵盈余，降低公司二级市场股票价格，进而获得较低的行权价。基于此，本文提出假设1。

假设1：管理层为实现自身利益的最大化，会在股权激励计划草案前一年进行负向盈余管理。

股权激励计划使得管理层也有机会共享公司的剩余财产。股权激励契约中规定的条款表明，激励性报酬往往与管理层的经营业绩挂钩，如果公司业绩良好，管理层便得到丰厚的报酬；如果公司业绩欠佳，管理层的报酬则会付诸东流。在我国弱式有效的资本市场的条件下，管理层与所有者信息不对称的现象仍较为严重。管理层追求个人利益进行盈余管理是作为“经纪人”在机会主义观主导下自利行为的必然结果。因此，在股权激励实施过程中，在其他条件不变的情况下，激励股权占总股本的比例越大，即激励程度越大，则管理层通过股权激励获得的收益占总薪酬的比例就越大，进而管理层进行盈余管理谋求个人利益的动机就越大，管理层进行盈余管理的程度也就越大。基于此，本文提出假设2。

假设2：股权激励程度与盈余管理程度呈正相关关系，股权激励程度越高，上市公司盈余管理程度越大。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本文实证研究选取的初始样本是2014年股权激励草案公告的193家沪深两市A股上市公司。在采集资料后加以整理，为了确保数据的有效性，对样本做以下处理：剔除金融及保险行业上市公司；剔除2014年IPO的上市公司；剔除数据残缺或披露信息不全的上市公司；剔除净资产收益率和资产负债率异常的上市公司；剔除ST、*ST的公司，以及近10年中由会计师事务所出具过保留意见、无法表示意见或否定意见的上市公司。经过筛选后，我们最终获得了2014年股权激励计划草案且基准年度为2013年、样本规模为176家的沪深两市A股上市公司的样本。

4.3 股权激励与盈余管理相关性实证检验

4.3.1 描述性统计

根据变量定义表1，用Excel计算出2014年样本各变量的值，并对各变量进行基本描述分析，见表6。

首先分析解释变量：衡量股权激励水平的激励标的物/公司总股本（RATIO）极小值为0.89%，极大值为4.88%，均值为3.14%，说明我国上市公司股权激励程度还比较低。衡量股权激励水平的样本公司金额最高的前三名高管的报酬总和的自然对数（LnTOP）在12.227～16.198，转换成金额最高的前三名高管报酬总和就是在204229.57～10831834.55，最大值为最小值的53倍左右，说明样本公司的高管报酬比较悬殊。

其次分析被解释变量：由表6可以看出，样本公司总资产规模的自然对数（LnSIZE）最小值为19.977，最大值为26.155，如果转换为资产规模总值，最大值将会高于最小值10倍左右，样本公司之间资产规模还是相差比较悬殊的；并且其均值为21.9309，在整个上市公司资产规模中处于中低水平，说明上市公司规模较小，在公司治理方面比较灵活，管理层进行盈余管理的动机更大。从公司财务杠杆来看，资产负债率（DEBT）最小值为4%，最大值为81.4%，资本结构相差很大，其均值为38.36%，说明大多数公司的资本结构倾向于稳健结构，总体来说公司财务风险不高，债务契约对公司压力不大。从第一大股东持股比（BLOCK）来看，最小值为5%，最大值为82%，相差悬殊，均值为33.26%，说明大部分实施股权激励的上市公司股权结构较为集中。从净资产收益率（ROA）来看，资产收益率最小的公司处于亏损态，盈利水平为-4%，而资产收益率最大的公司盈利水平高达24%，均值5.87%，业绩方面表现出的差异可能会导致业绩较差的公司通过盈余管理来掩盖自己的真实亏损情况。从管理费用（EXP）来看，最小值为16.82，最大值为22.77，均值为18.9445，可见实施股权激励的公司对管理费用方面的开销相对较少。

4.3.2 Pearson检验

为了避免解释模型的建立过程受多重共线性的影响，本文在进行线性回归分析前，首先对全部拟使用的解释变量和控制变量进行相关性分析。用简单相关系数检验方法对变量之间的多重共线性问题进行度量。用SPSS18.0进行Pearson相关分析，见表7。

根据Pearson相关分析原理：Pearson相关系数的绝对值小于等于0.3时，两变量微弱相关；其绝对值大于0.3同时小于等于0.5时，两变量低度相关。基于此对Pearson相关性分析结果进行分析：

从表7中可以看出，盈余管理程度DA和股权激励强度RATIO之间的相关系数为0.216，在0.01水平上显著正相关，因此盈余管理程度与股权激励程度呈正相关，与预期一致，从定性角度初步验证了假设2。

通过表7变量相关性分析结果可以看出，这8个变量两两之间存在相关性，且一些变量之间相关性较为显著。比如，前三名管理层薪酬总额的自然对数和公司规模、管理费用的相关系数较大。但总体来看，自变量之间相关性并不太大，相关系数的绝对值最大值为0.447，可见相关系数的绝对值均远小于1，可认为自变量间不存在严重的多重共线性问题，因此不会对构建的模型的回归结果造成不利影响。

4.3.3 回归分析

利用整理后的数据用SPSS18.0进行回归分析，假设各变量之间存在线性关系，按式（6）建立回归方程，见表8。

对多元线性回归结果进行分析。首先对模型进行拟合优度分析：虽然R-squared为29.2%，Adjusted R-squared并不是很高，不过与前人的统计结果相当。考虑其原因，可能是因为股权激励并不是对可操纵性应计利润DA产生影响的唯一因素，所以拟合度不高也是正常的。并且根据计量经济学的分析，样本容量的多少以及变量的多少也会影响模型的拟合优度检验。

下面再看F检验结果：F检验用来检验被解释变量与解释变量之间是否存在线性关系，F值越大说明解释变量造成的被解释变量的变动要大于随机因素对被解释变量的影响。我们得出该模型F值为2.473，对应的p值为0.035，在显著性水平为0.05的假设条件下，方程具有统计学意义，从而说明该回归模型的线性关系是显著的，即通过该模型可以反映被解释变量与解释变量之间的关系。

再对解释变量与控制变量的显著性进行分析：衡量股权激励水平的激励标的物/公司总股本（RATIO）、衡量股权激励水平的样本公司金额最高的前三名高管的报酬总和的自然对数（LnTOP）、资产负债率（DEBT）、第一大股东持股比（BLOCK）、净资产收益率（ROA）均通过了置信水平为0.1的显著性检验，不过显著性水平普遍不是很高。样本公司总资产规模的自然对数（LnSIZE）和管理费用（EXP）没有通过置信水平为0.1的显著性检验。

因此，剔除LnSIZE和EXP两个变量，保留RATIO、LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA五个变量，重新构造模型对盈余管理程度进行检验分析。

由新模型的回归结果，我们发现，剔除了LnSIZE和EXP两个变量后，模型的R-squared，Adjusted R-squared均有明显提升，说明剔除后拟合优度好于剔除前的拟合优度。且F值明显变大，p值明显变小，且通过了显著性水平为0.01的显著性检验，说明了剔除后得到的新回归方程更加显著。通过观察自变量的回归结果，可知解释变量RATIO和控制变量LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA均通过了显著性水平为0.01的显著性检验，远远好于没有剔除变量时通过0.1的置信水平，这表明这五个变量对实行股权激励的上市公司的盈余管理程度有显著的影响。

5 研究结论与政策建议

本文针对股权激励计划草案披露前一年管理层的盈余管理行为进行研究，结果表明，管理层为实现自身利益最大化，会在股权激励计划草案前一年进行负向的盈余管理；股权激励程度与盈余管理程度呈正相关关系，股权激励程度越高，上市公司盈余管理程度越大。我国的股权激励制度还不够完善，仍处于探索阶段，需要相关政策的建立以抑制高管盈余管理的行为。对此提出以下政策建议。

5.1 完善股权激励机制设计

在设置考核指标上，可以考虑引入经营者难以操纵的经营性损益项目作为衡量指标；在股权激励的期限设置上，适当将现阶段采用的等待期、限售期、行权期和有效期加以延长，以使经营者更加关注企业的长期发展；同时，在设计针对经营者的激励机制时，也要考虑约束机制对经营者执行效率的影响，要使二者相辅相成，尽可能发挥股权激励在公司治理上的积极作用。

5.2 建立健全经理人市场

对于完善的经理人市场，可以通过对职业经理人信用、能力、履历进行跟踪记录，减少职业经理人与外部股东之间的信息不对称现象，对职业经理人形成一种无形约束，从而促使其自觉遵守市场规则，从自身信用建立和公司长期利益出发努力工作，降低“道德风险”。

5.3 协调发挥企业内部和外部的监督作用

从企业内部的角度分析，可以通过公司股权结构多元化，增强薪酬委员会及审计委员会的独立性，建立健全有效的监事及独立董事问责、监督机制，真正发挥企业内部的监督与约束作用。从企业外部的角度分析，一方面，可以进一步完善现行会计准则以及相关法律法规，缩小因制度不健全而为管理者进行盈余管理创造的空间；另一方面，可以强化信息披露机制，不仅可以减弱股东与管理者之间信息不对称的现象，还将有助于资本市场效率进一步提高。

参考文献：

[1]Bergstresser D.，Thomas Philippon.CEO Incentive and Earnings Management[J].Journal of Financial Economics，2006，180（3）：511-529.

[2]Goldman Eitan，Steve Slezak.An Equilibrium Model of Incentive Contracts in the Presence of Information Manipulation[J].Journal of Financial Economics，2006，80（3）：603-626.

[3]赵息，石延利.管理层股权激励引发盈余管理的实证研究[J].西安电子科技大学：社会科学版，2008（3）.

[4]李春景，李萍.基于上市公司管理层股权激励的盈余管理问题研究[J].经济师，2009（11）.

[5]肖淑芳，张晨宇，张超，等.股权激励计划公告前的盈余管理――来自中国上市公司的经验证据[J].南开管理评论，2009（4）.

[6]何凡.股权激励制度与盈余管理制度――基于中国上市公司的经验证据[D].武汉：中南财经政法大学，2010.

[7]谢振莲，吕聪慧.管理层股权激励对盈余管理的影响研究[J].财经研究，2011（6）.

[8]于卫国.股权激励的盈余管理效应研究[J].生产力研究，2011（1）.

[9]丁飞.我国上市公司股权激励负面效应研究[D].兰州：兰州理工大学，2011.

[10]苏冬蔚，林大庞.股权激励、盈余管理与公司治理[J].经济研究，2010（11）.

自来水公司经理总结篇（10）

我公司党总支，坚持以邓小平理论和“十六”大精神，“五中全会”精神为指导，认真开展以“三个代表”重要思想为主要内容的保持共产党员先进性教育活动，认真实践“云岭先锋”工程，开展创先争优活动。按照总支年度工作计划目标，党总支做了以下工作：

1、按照市委、市建设局党委的安排部署，在认真实施“云岭先锋”工程，开展创先争优的活动的同时，认真组织和开展以实践“三个代表”重要思想为主要内容的保持共产党员先进性教育活动，紧紧围绕国企改革稳定发展的大局，着眼于保持党员队伍的先进性、纯洁性、增强党组织的凝聚力和战斗力。

2、深入挂钩帮扶村，结合当地环境条件，水利资源、产业结构、村情民情等，在遭遇几十年不遇的旱灾中，总公司在经济上给予了3万元支持，全体职工捐款5千余元，为当地群众解决了一些实际问题，受到村干部及群众的好评。

3、做好入党积极分子的培养工作，培训积极分子4名，近期发展党员8名，严格按照“十六字”方针，严格履行入党手续，以保证发展党员工作的顺利进行，为党组织增添新鲜血液。

4、狠抓廉政建设，促进公司各项工作的顺利进行。根据中央、省、市、建设局有关党风廉政建设的指示精神，我司广大干部、职工自觉践行“三个代表”的重要思想，公司领导与时俱进地抓好我司的党风廉政建设，在实践中不断增强我司广大干部，特别是中层副职以上干部的廉政自律意识、“立党为公，执政为民”的自觉性、深入开展“云岭先锋”工程，按建设珠江源大城市的工作目标和有关要求，并结合我市供排水的实际，严格执行《党风廉政建设责任制》，做到清政廉洁，克已奉公，全公司在职职工233人没有一人出现违规、违纪行为。

二、认真执行和圆满完成生产、经营任务

1、根据目标责任制总供水量为2500万吨。截止*年10月31日，一水厂1132.89万吨，二水厂1188.64万吨，三水厂160万吨(隧洞接纳的优质地下水)，总取水量为2481.53万吨。截止**年10月31日止，共生产优质水2390.76万吨，其中：一水厂供水1104.55万吨，二水厂供水1129.21万吨，三水厂供水157万吨。预计年底共生产优质水2600.00万吨，其中：一水厂供水1195万吨，二水厂供水1230万吨，三水厂供水175万吨，超目标责任制100万吨。水质四项综合合格率达99.85％，其中：一水厂为99.86％，二水厂为99.71％。设备完好率99％，安全生产、供水率达100％，调度指令执行率100％。

以上生产、经营任务的完成均达到预定目标。

2、强化生产调度和安装维修的管理。根据出水厂水质标准、管网水压、水质和水源情况，按照服务用户，经济运行的原则，保持管网水压均衡，保证高片区连续停水不超过24小时，确保城市安全供水。截止目前已供水2600万吨，和去年同期相比增长520万吨。随着城市供水范围的扩大，用户增多，供水管网老化，为保障安全供水，根据服务承诺，接到报漏电话及时(15分钟／公里)赶到现场进行抢修，把漏水损失降到最低。已抢修DNl00MM以上供水管道118处，578人次，DNl00MM以下供水管道253处，1080人次，清洗水表113只，183人次，换装水表326只，736人次，修理闸伐131只，352人次。

3、做好抄表、水表校验工作。水表是计量的唯一标准，是提高经济效益的重要保证，按月抄表，不估抄、错抄，抄表率和准确率达99％。水表检验中心根据《中华人民共和国计量法》等法律法规，按照《云南省住宅用三表首次强制检定实施办法》，对需要安装的水表首次实行强行检定和使用水表周期检定，校表准确及时。已校表2334支，校各种口径的水表分别为：(1)校DNl5MM水表159支。(2)校DN20MM水表1047支。(3)校DN25MM水表664支。(4)校DN40MM水表39支。(5)校DN50MM水表80支。(6)校DNl5MM／M智能水表177只。（7)校DN20MM智能水表360支。

4、搞好行业用水管理，加强供水执法稽查。认真贯彻《**市计划用水指标管理办法》，严格执行计划用水节约用水指标，正确区分五种

行业用水，加大城市供水法规宣传和执法力度，提高供水稽查效率，严格查处违章用水和行业违规用水行为。已查处违章用水12829.40元，超计划用水120万元。

5、抓好水费、排水费收缴工作，及时回收资金。水费售水总量2050万吨，销售收入3350万元，实收回水费3300万元，水费回收率达99％。排水费应收总量2050万吨，销售收入950万元，实收排水费928万元，排水费回收率达98％。

6、狠抓社会综合治理和安全保卫工作的落实，实现了全年无任何安全责任事故。

(1)、根据市建设局《社会治安综合治理目标责任书》、《安全生产责任书》要求，公司成立社会综合治理及安全生产领导小组，在领导小组的指导下，制定了社会治安综合治理及安全生产的各项措施及实施方案。把综治、安全生产工作纳入具体工作议事日程，做到平时有检查、年终有总结、发现安全隐患及时处理。

(2)、总公司领导与各相关部门负责人签订了综治责任书。单位内部制定了安全保卫制度，综合治理工作制度，消防管理制度及各类具体工作措施及重大事故处理预案。

(3)、根据市建设局社会治安综合治理及安全生产目标责任书的要求，我单位在总结近年“创安”工作的基础上，结合实际，在巩固提高的前提下，进一步加强领导，强化防范措施，优化管理，因地制宜支持发动群众，依靠群众，采取专项治理，依法治理的原则，整治薄弱环节，提高职工素质，扎扎实实的全面推进创安活动。

(4)、按市委普法办的要求对干部职工进行普法学习，公司干部职工参加法律及综治业务学习226人次。

(5)、各部门(公司)始终围绕“安全为了生产，生产必须安全”这个原则开展工作，认真落实综治及安全生产目标责任制，责任具体划分到岗位。对各岗位人员严格要求执行安全操作规程，杜绝了事故的发生。通过以上工作的落实，实现了全年无任何安全责任事故。

三、工程计划投资建设情况

*年由市计委下达本年完成投资三千万的计划，以西片区为重点，投资二千万元。截止*年10月30日，实际完成投资952万元，西片区未投入。

(一)、管网建设完成情况。

1、已完成项目情况：

〈1〉、曲沾大道工程完成投资(经审计)224万元，安装球墨铸铁管DN300mm口径长3606m，DNl50mm口径长936m；安装钢管DN200mm口径，长120米；安装PE管PEl60mm口径，长1500m。

〈2〉、交通路工程完成投资35.7万元(已评审)，安装PE管PE325mm口径，长1109m。

〈3〉、内环东路工程完成投资28.9万元(已评审)，安装PE管PE200mm口径长1056m。

〈4〉、完成管网初步设计项目投资102万元，经省发改委组织评审通过。

〈5〉、瑞和南路工程完成投资77万元(未审计)，安装球墨铸铁管DN400mm口径，长1056米。

〈6〉、南片区横五路工程投资117万元(未审计)，安装球墨铸铁管DN300mm口径，长2496米。

〈7〉、环南路工程投资163万元(未审计)，安装球墨铸铁管DN600mm口径，长1473米，安装钢管DN200mm口径，长132m。

以上合计完成投资747.6万元。

2、本年开展的项目工作

〈1〉、南片区纵四路工程中标价327万元，安装球墨铸铁管DN600mm口径，长2373米，DN300mm口径，长306m。现受道路拆迁影响，停工已半年，已完成投资80万元。

〈2〉、麒麟北路(教场东路至建宁东路段)工程，中标价264万元，因要与绿化处对面小公园同步施工，现停工。

〈3〉、教场东路工程投资约45万元，安装PE管PE325mm口径，长700m左右，近日开始施工。

〈4〉、进行环南路后段与320国道管道工程的准备工作。

(二)、已完成设计项目情况：

1、已完成设计的项目有：南关十三村、阳光小区、瑞和新城、文昌路干休所、南苑村、水泥二厂生活区、水寨三、四、五组、水电十四局、交通集团、市中级人民法院、东关十村、人大(解家塘子)住宿区、东关三村及部份零散户。

2、正在进行的设计项目有：滇黔桂石油勘探处(南宁北路)、麒麟区供销社、**市电机厂。

(三)、一水厂扩建情况：

一水厂扩建本年完成投资为121万元，具体是：

〈1〉、土建工程收尾、厂区工艺管道安装、挡土墙施工投入资金36万元。

〈2〉、设备物资(无烟煤、石英砂、承托层、斜管等)采购金额28万元。

〈3〉、滤板制作安装、滤头安装、滤料投入投资21万元。

〈4〉、自用水泵房电气控制系统，投资约28万元，建设中。

四、公司体制改革

为了适应和建立符合市场经济运行规律和现代企业制度，积极推进供排水的市场化进程，按市人民政府的要求，我司结合城市供排水企业的特点进行体制改革。市政府召开第35次常务会，决定将供排水事业推向市场，向社会资本开放，使供排水公司的产权有限期地转让，吸引社会资本进入，形成投资主体多元化。*年2月23日，**市人民政府决定将**市城市供排水总公司的国有资产向社会开放，通过股权合资或特许经营，吸引社会资本进入，盘活公司资产存量，实现资产效益最大化，成立了**市城市供排水总公司公用事业市场化改革工作组，工作小组下设办公室在**市城市供排水总公司，并授权市建设局、市政公用事业管理局代表政府履行国有出资人职责，授权供排水总公司代表政府办理国有资产处置手续。通过广泛宣传，在网上招商信息后，先后有30余家国内外企业法人与我公司联系，其中13家到供排水公司考察洽谈，通过比较后选择天津创业环保股份有限公司作为合作伙伴，双方应合作有关事宜达成一致意见，其主要合作内容和模式概括起来为“股权合资、产权转让、特许经营”，即首先将**中心城区三个自来水厂、一个污水处理厂及其配套的管网进行厂网分离，政府或城市供排水总公司控制经营管理城区配水管网，四个水厂(含自来水厂前管网)分离出来作为标的物与天津创业环保进行合作。由**供排水总公司、天津创业环保依照《公司法》共同设立合作公司经营管理分离出来的四个水厂(含自来水厂前管网)，天津创业环保为控股方，股权设置为天津创业环保90％，供排水公司10％，合作公司在**注册，注册资本金为1.2亿元，双方以所持股权比认缴注册资金，并以出资额承担有限责任。合作公司设立后，由我公司将四个水厂(含自来水厂前管网)一定期限内的产权转让给合作公司，并规定合作公司对所取得的四个水厂的产权设施只有占有、使用、收益权，没有产权设施的处置权。合作公司获得四个水厂(含自来水厂前管网)产权后，由市政府授予合作公司特许经营四个水厂(含自来水厂前管网)现有设施和将来扩建的权利，特许经营期限为30年。到期时，由天津创业环保控股的合作公司再将四个水厂(含自来水厂前管网)无偿、无条件、不设置任何抵押、留置，且正常运行情况下移交给**市人民政府。

*年6月22日市中心城区供排水项目合作签字仪式在**举行，市建设局、市城市供排水总公司、天津创业环可股份有限公司三方本着“平等、互利、双赢”的原则，经过友好协商，达成“股权合资、产权转让、特许经营”的合作模式，共同经营管理**中心城区一、二、三自来水厂和污水处理厂，这标志着我市市政公用事业市场化改革改革迈出了新步伐，为全市乃至全省公共事业改革探索一条新出路。

五、城区城市供排水价格调整

充分利用经济杠杆作用，减少水资源浪费现象的发生。根据《中华人民共和国价格法》和国家发展和改革委员会的《政府制定价格行为规则》、《政府价格决策听证办法》的规定及**城区城市供排水价格调整听证会。*年3月17日经省物价部门批准，**城市自来水收费价格为：居民生活用水由每平方米1.10元调为1.50元，污水处理价格0.4元；行政事业用水2.10，污水处理价格0.5元；工业生产用水由每立方米1.30元调为2.40元，污水处理价格0.6元；经营服务用水为每立方米3.00元，污水处理价格0.7元；特行用水为每立方米3.90元，污水处理价格0.8元。

总结成绩，寻找不足，新的一年里，在公司领导的带领下，全司干部职工将齐心协力，克服困难，我们的工作目标及责任制具体是：

1、总公司全体人员要提高认识，统一思想，树立信心，充分发扬吃苦在前、享受在后的优良传统，齐心协力，把企业改制和特许经营权转让工作全面深入的惯彻、执行好。

2、完成20*年生产、经营计划指标任务。

3、改造城市供水管网，合理配置水资源，根据新建片区的规模、性质、用水量及分布等，做出供水规划及管网布置，做好施工设计等准备工作，具体为：A、东片区投入900万元。B、南片区投入388万元。C、西片区投入500万元。D、中心城区投入400万元。以上合计投入2948万元。

4、一水厂扩建工程：A、完成厂区道路、照明系统、绿化工程，投资160万元。B、完成潇湘水库取水头部工程，投资500万元。

5、以上3、4项合计投入2948万元。但是，管网建设工程属城市道路的配套工程，若道路修建计划改变，管网投入相应改变。

6、继续改造城区老、旧、漏管线。

7、完成水质监测站进入省级监测网的申报工作。