CEO个性的影响论文（精选9篇）
CEO个性的影响论文 第1篇
关键词：CEO,现有任期,预期任期,会计稳健性
一、引言
会计稳健性是企业会计制度和会计准则中规定的一项重要原则。在市场经济条件下,它能够抑制企业管理者高估利润的动机,有助于缓解资本市场的信息不对称,降低融资成本和投资风险,提高企业在市场上的竞争力(张兆国等,2011)。因此,会计稳健性越来越受到国内外会计实务界、理论界及监管部门的重视。
在对会计稳健性的研究中,现有的文献大都致力于对会计稳健性影响因素的研究,如融资约束、薪酬契约、公司治理、投资决策等方面的影响。此外,根据高层梯队理论,已有文献认为管理者背景特征会影响会计稳健性(张兆国等,2011),因此,最近对管理者的个人特征也进行了比较深入的研究,尤其是在管理者性别(周泽将,2012)、权力(刘永丽,2015)、过度自信(孙光国,2014)、垂直对(刘永丽,2014)等方面创造了不少的研究成果。只是,目前这些研究很少注意到管理者任期对稳健性的影响。少数文献虽然有提及任期这一变量,但却不是作为主要考察变量,而且还存在值得进一步探讨的问题:一是目前把管理者任期作为独立研究变量的文献并不多见。但管理者任期与其他管理者背景特征相比,具有更多的内部信息含量,是管理者在企业经营管理中显现自己能力及权力的前提,是影响企业财务行为的关键因素(Finkelstein&Hambrick,1996)。因此,与其他背景特征相比,任期可能更容易对管理者的行为产生影响,从而影响到经济后果,专门对其进行研究,意义十分重大。二是现有的文献都只考察了现有任期,而没有对预期任期进行任何探讨。研究表明,当管理者预计其未来任期较短或邻近卸任时,他们很可能会采取一些短视行为(Dechow&Sloan,1991)。所以,我们在讨论管理者任期对会计稳健性的影响时,有必要将管理者的预期任期纳入研究范围,以得出更全面更深入的研究结论。三是现有的研究多是基于高管团队的任期,单对CEO任期进行研究的文献不可多见。但有研究表明,在公司治理结构中,CEO往往是公司权力主体中的主导力量,能够限制公司内外各种监督机制效用的发挥(Hirsch,1986)。而且,我国《会计法》规定,单位负责人要对财务数据的合法性、真实性、正确性、完整性承担责任。会计法中规定的单位负责人,具体应该指总经理和董事长。鉴于我国的制度背景特征,董事长和总经理的权力和职责类似于国外的CEO,所以本文对总经理和董事长合并为CEO进行考察。
二、理论分析与研究假设
相关研究表明,不管是现有任期还是预期任期都会在某种程度上影响到管理者的风险偏好、投资决策、工作方式等个人行为特征(Hambrick&Fukutomi,1991),显然,这些个人行为特征会影响管理者对会计政策、方法及估计的选择和使用,从而影响会计稳健性。声誉机制认为,CEO在任职之初,能力还不被市场所认可,在很大程度上要依赖当期的业绩证明其胜任力(Hermalin&Weisbach,2010),Stein(2001)也认为缺乏职场记录的CEO更有动机操纵经理人市场对其能力的评价。因此,在任职初期,CEO为了避免被贴上“能力差”的标签,也为了建立良好的声誉,甘愿冒险进行会计操控,此时的会计稳健性较差。但当CEO上任一段时间后,表明其已通过了董事会的重重考验,CEO会将注意力转移到如何维护和提升他们的声誉上,机会主义的行为动机随之降低(Diamond,1989)。随着任期的延长,他们大多已经赢得了较高的声誉,此时一旦被发现有“干预”的行为,股东们就会对CEO之前的业绩报告产生怀疑,这将对其极力维护的声誉造成很大的伤害,“干预”所带来的收益小于其所要付出的机会成本。因此,CEO就有充分的理由提高会计稳健性水平。但是,当CEO处于“任期五阶段模型”(Hambrick&Fukutomi,1991)的“衰退离任期”时,由于不再需要考虑自己的声誉问题,为了提高自己的“离职补偿”,又会有更大的动机进行向上的盈余管理(Dechow&Sloan,1991;陈德球等,2011)。因此,在此阶段,会计稳健性较差。
基于上述分析,从CEO现有的任期来看,如果现有任期较短,会计稳健性会随着其就任时间的延长而越来越高。但若现有任期过长,由于CEO已经建立了较高的声誉,积累了丰富的管理经验、社会关系等,就会自信心膨胀。再加上对工作不再有浓厚的兴趣,市场洞察力和判断力也有所削弱,稍有不慎,就会引起业绩的下滑。特别是在市场环境波动较大、竞争对手“步步紧逼”的情况下,为了在财报上继续呈现优秀的业绩,就会冒险“干预”。相关研究也表明,当管理者现有任期过长时,其对企业越了解,就越比较容易安于现状(Hambrick&Fukutomi,1991;BARKER VL等,2002;朱晋伟等,2014)。因此,我们认为,在CEO过长的现有任期中,在对稳健性的影响上很可能会出现一个拐点。在该拐点之前,CEO有证明自己个人能力及维护个人声誉的强烈需求,因此,随着现有任期的延长,会计稳健性水平会越来越高。过了该点之后,随着现有任期的延长,CEO就会由于安于现状、故步自封而致使业绩下降,最终导致会计稳健性水平的削弱。综合上述理论分析,本文提出如下假设1:
假设1:CEO现有任期与会计稳健性呈倒U型关系
从CEO预期任期的影响看,当CEO的预期任期较短或者临近卸任时,任职期限理论(Dechow and Sloan,1991)指出,由于不再考虑声誉效应,他们会更关注自身利益及当期业绩,而忽视企业的长期发展及会计稳健性水平。DeA ngelo(1988)发现在CEO预期任期较短的情况下,存在向上的盈余管理。然而,当CEO的预期任期较长时,职业生涯考虑理论认为,CEO在进行当前决策时会更多的考虑自己的“未来收益”。因此,不管是为了维护个人职场声誉,还是为了获取未来收益,CEO在会计政策及处理方法的判断和选择上都会相当谨慎,就可能提高其会计稳健性。基于上述分析,本文提出如下假设2:
假设2:CEO预期任期与会计稳健性正相关
三、研究设计
(一)研究样本与数据来源
本文选取沪深两市2010-2014年A股上市公司为初始样本,并遵循研究惯例,剔除金融类、ST和*ST类公司,剔除相关数据缺失的公司。在此基础上,鉴于公共事业类及首次IPO上市公司的特殊性,本文剔除了当年IPO的公司(刘运国,2010),公共事业类公司也一并剔除(陈德球,2011)。最后,为消除极端值的影响,对于本文所使用到的主要连续变量,均按1%进行Winsorize处理,最终我们获得7600个观测值,其中国有上市公司5067个,非国有上市公司2533个。本文CEO任期等高管背景特征来源于CSMAR数据库、产权性质来源于CCER数据库、其他数据来源于WIND数据库。
(二)变量定义
(1)会计稳健性。根据已有的文献(张兆国等,2011、2012;等),度量会计稳健性的经典模型是巴苏(1997)提出的盈余报酬方向回归法,其模型如下:
其中,EPSi,t表示公司i第t年的每股收益;Pi,t-1表示公司i第t-1年末股票收盘价格;Ri,t表示i公司t年度的累计股票报酬率,且(其中Ri,j表示i公司j月的股票报酬率);Di,t为虚拟变量,当Ri,t<0时,取值为1,否则取0;表示随机误差。在该模型中,β3代表了会计稳健性程度;β2表示企业对“好消息”的盈余反应及时性,β2+β3表示企业对“坏消息”的盈余反应及时性,那么,若β3>0,就表明企业对“坏消息”的反应及时性大于对“好消息”的反应及时性,即为反应及时性的增量。此时,公司选用的会计政策及方法具有稳健性,β3越大,表明会计稳健性越好。
在传统的Basu(1997)模型的基础上,Khan和Watts(2009)提出了一个新的度量会计稳健性的模型———公司-年度信息确认及时性不对称模型(K-W模型)。该模型以C-Score的值来衡量会计稳健性水平,要计算C-Score的值,除了基本的Basu模型(1)外,还要进行如下的修正:
在模型(2)和(3)中,G-Score表示企业对“好消息”进行确认的及时性程度,C-Score表示企业对“坏消息”进行确认的及时性程度,即为衡量会计稳健性水平的指标。Size表示公司规模,以公司总资产的自然对数加以衡量,MTB表示公司的成长性,以权益的市场价值与账面价值的比值来衡量,Lev表示资本结构,用年末资产负债率来衡量。将(2)式和(3)式代入(1)式,整理可得:
对模型(4)分年回归,得到系数λ0-3,代入公式(3)中,得到的C-Score的值即为每个企业样本年度的会计稳健性水平。
(2)CEO任期。本文将CEO界定为董事长和总经理。笔者从现有任期和预期任期两个角度来对CEO的任期进行分析。对现有任期按CEO实际任职年限计算。对预期任期,由于有些高管未到法定退休年龄就卸任或是到了法定退休年龄仍在任的情况时有发生,而且为了克服虚拟变量不连续的弊端,本文借鉴Antia et al(.2010)、李培功等(2012)的做法,采用如下公式计量:
式中,G-tenurei,t表示i公司CEO截止t年时任职的年限;G-tenureind,t表示i公司所属行业的所有CEO截止t年时的平均任职年限;G-tenureind,t与G-tenurei,t之差表示从t年末开始算起,i公司的CEO在行业维度上的预期任期。Ageind,t表示i公司所属行业的所有CEO截止t年时的平均年龄。Agei,t表示i公司CEO截止t年时的年龄。Ageind,t与Agei,t之差表示在年龄维度上的预期任期。这两个维度的预期任期之和即为CEO预期任期。主要变量的定义见表1。
(三)模型构建
借鉴孙光国(2014)、Khan和watts(2009)、郑宝红(2014)采用的方法,根据本文的研究思路,为了考察CEO现有任期和预期任期对会计稳健性的影响,在K-W模型的基础上添加表(1)中的自变量及控制变量,建立模型(6)和(7):
上述两个模型中的主要变量定义及解释,参见模型(1)-(5)及表1。
四、实证分析
(一)描述性统计
表2是CEO任期的描述性统计结果。从数据结果来看,CEO的现有任期的平均值为3.394,中位数为3,这些数据表明,就平均水平而言,我国上市公司的CEO的现有任期都不算长,基本在一个聘用周期内结束,而且有高达50%的CEO的现有任期没有超过3年;但其最大值达到了14.225,最小值仅仅只到0.146,而且其标准差也较大,说明不同企业的CE0现有任期差异很大,从短短数月到数十年不等。CEO预期任期的平均值为-0.046,这意味着就整个经理人市场而言,大部分应卸任的CEO仍在坚持工作。然而,从其最大值、最小值及标准差的值来看,CEO的预期任期波动很大,从最小的-19.642到最大的21.313,也就是说,以某些行业的平均水平为标准,有的CEO应在19.642年前卸任而仍在任,有的CEO还可以继续担任该职务21.313年。这与张兆国(2014)描述的管理者任期现状相吻合。
(二)相关性分析
表3是主要变量之间的相关系数检验结果。由表中数据可见,CEO现有任期(G-Tenure)和预期任期(F-Tenure)与稳健性水平(C-Score)均在5%的水平上显著相关,这些结论初步表明,现有任期、预期任期与会计稳健性之间存在相关性。除此之外,我们还发现,这些主要变量之间的相关系数的绝对值都小于0.4,表明这些变量之间不存在严重的多重共线性问题。
(三)回归分析
为了验证本文的假设1,我们运用模型(6)检验CEO现有任期对会计稳健性的影响,汇总结果如表4中现有任期部分所示。在使用K-W模型来进行回归时,我们重点关注的对象是G-Tenure2的系数。在表4回归结果中,G-Tenure2的系数在5%的水平上显著为负,也就是说随着CEO现有任期的延长,会计稳健性水平先递增,到达一个最高点后又开始下降,即CEO现有任期与会计稳健性呈倒U型关系。前文中假设1通过检验。这不仅与Chen(2013)、张兆国(2014)等研究的结论相似,而且也与Hambrick.al(1991)提出的“任期五阶段模型”相吻合。为了验证本文的假设2,我们运用模型(7)检验CEO预期任期对会计稳健性的影响。汇总结果如表4中预期任期部分所示。从回归结果看,F-Tenure的系数在5%的水平上显著为正。即表明,CEO的预期任期与会计稳健性正相关,假设2得到验证,说明CEO预期任期越长,会计稳健性水平越高。这与吴伟荣(2014)的结论相似。
(四)稳健性检验
为了强化研究结果的可靠性,本文做了如下几个方面的稳健性测试。(1)变量替换。首先,为减少均值易受极端值影响所造成的干扰,在计算CEO预期任期时,用中位数进行替代,按照本文中的模型再次进行回归分析。其次,Pi,t-1选用公司i第t年期初的开盘价格进行替代,重新进行检验分析。最后,将原模型控制变量中的净资本回报率(ROE)替换为资本回报率(ROA),再次进行回归分析。(2)模型替换。借鉴Basu(1997)模型,即模型(1)及Ball等(2005)的应计———现金流模型,在其中加入相同的控制变量及相关交乘项,重新进行回归分析。(3)重新界定CEO。考虑到CEO界定标准不统一的影响,我们在定义CEO的时候,把CEO单独界定为总经理重新进行分析。(4)内生性问题。考虑到预期任期与现有任期具有相关性,采用工具变量法,对预期任期的影响因素进行回归分析,得到预期任期的残差。以该残差作为预期任期的工具变量可以缓解上述问题。经过以上的稳健性检验,其回归结果与前文基本一致。因此,本文的研究结论是比较稳健的。但限于篇幅,此处的检验结果未列出。
(五)进一步研究
本文在前文研究的基础上,进一步区分所有权性质,研究CEO任期对国有和非国有上市公司会计稳健性的影响。在模型(6)、(7)中加入表示所有权性质的虚拟变量Property,若是国有上市公司取值为1,否则为0,建立模型(8)、(9):
无论是CEO现有任期还是预期任期,所有权性质差异均会对稳健性产生一定的影响。在CEO现有任期上,所有权性质与现有任期的二次项交乘系数为正但不显著,一次项交乘系数在5%的水平上显著为负。根据Luo et al(.2014)对交乘项的解释说明,我们可以认为国有企业性质加强了CEO现有任期和会计稳健性水平之间的关系。所有权性质与预期任期的交乘项系数显著为负,说明国有企业中,CEO预期任期对稳健性的影响也更强。这与李焰等(2011)、孙光国等(2014)的研究结果相类似,这可能与我国国有企业CEO政治诉求强烈、人员配置僵化、所有者缺位和内部人控制等问题有关。
五、结论
CEO个性的影响论文 第2篇
助剂CeO2对Co/Al2O3催化剂上F-T合成反应性能的影响
在用于F-T合成的Co/Al2O3催化剂中加入少量助剂,能够提高CO转化率和C5+烃选择性.主要考察了助剂CeO2添加量和催化剂焙烧温度等因素对F-T合成反应的.影响,并通过程序升温还原、程序升温氧化及X射线衍射等手段对催化剂进行了表征.结果表明,在Co/Al2O3催化剂中加入少量CeO2(n(Ce)/n(Co)=0.1～0.14),能够有效提高催化剂的催化活性和C5+烃选择性;焙烧温度则以相反的趋势控制F-T反应活性和链增长几率;助剂的加入降低了催化剂的起始还原温度,改善了催化剂的还原性能.但是,催化剂的积碳量有所增加,经10h反应后,催化剂上存在两种类型的积碳.
作 者：代小平余长春 沈师孔 作者单位：石油大学(北京)中国石油天然气集团公司催化重点实验室, 北京 102249刊 名：催化学报 ISTIC SCI PKU英文刊名：CHINESE JOURNAL OF CATALYSIS年，卷(期)：22(2)分类号：O643关键词：费-托合成 二氧化铈 钴催化剂 氧化铝 程序升温还原 程序升温氧化 积碳
做个性福的CEO 第3篇
树立特色品牌
周六同学聚会回来,蓝湄闷闷不乐。看着昔日的同窗好友或嫁大款,或嫁硕士,惟独自己嫁给了又穷又忙的警察,心里极不痛快,连周末激情释放的性趣都没有了,吃完晚饭就坐在床上对着电视发呆。
丈夫卢峰感觉苗头不对,便开始了“政治思想工作”。可蓝湄的唠叨立即没完没了,抱怨丈夫不会挣钱,不求上进,然后搬出同窗们的婚姻,大有后悔当初嫁错人的味道。
卢峰倒也不反驳,可怎样调节伴侣的心情呢?他提议一起下会儿五子棋。正郁闷的蓝湄想,这样能缓解一下心里的烦恼,就答应了。
卢峰摁灭壁灯,点上蜡烛,房间的气氛变得暧昧温馨了许多。“我有个好主意,咱们赌点什么!”卢峰坏笑道。蓝湄无所谓地说随便。“谁输了谁脱一件衣服,直到……”卢峰不说了,蓝湄看他那幽默亲和的脸,化怒为笑,给了他一记粉拳。
第一盘蓝湄输。丈夫嘻嘻哈哈抓住她,为她脱去外衣。他的目光糖一样黏上来,蓝湄居然心跳若狂,仿佛初夜般羞涩。丈夫步步紧逼,最终大获全胜,蓝湄“被迫”单衫薄衣地展现在他面前。两人都开始心潮起伏,情不自禁拥抱在一起。烛光里,丈夫低语:“我要做那枚贴住你的黑棋子,看你往哪里逃!”“带我去天堂!”蓝湄的声音飘浮在空气里……
原来幸福是不问出身的,只要掌握一张特色王牌,生活就可以这样美丽。
特色,无论在企业或者性爱中都很重要,比如相同的产品,改进包装,销量就会增长。做自己性爱的CEO,一定要打造自己的性特色,让你们不受外界因素影响,拥有不败的信心。可以记性爱日记,或者进行一场脱衣舞比赛,总之,利用它们给性爱一个完美的开端。特色是治疗“性冷淡”的一贴良药,一种简便易行的免费方法,因为特别,所以更添情趣。
扩大外围发展
新婚时,陈楠和雪珂见到床都莫名兴奋,那时“性”致勃勃,容易冲动,只要有一张床,整个城市就是他们的,夜夜演绎激情。
慢慢的,结婚已经七年了,虽然没有出现“痒”的症状,不过他们的性事比过去逊色了许多。好在双鱼座男人陈楠满脑子都是“花色鬼点子”。
一个周末,他们待在家里煮咖啡,香气弥漫整个房间,有种温馨浪漫的情调。陈楠趁机叫雪珂去换那套豹纹内衣。当雪珂从衣柜里掏出内衣时,发现上面用别针别着一个小包,打开一看,里面竟是1000美金!当雪珂又惊又喜地拿着美金找丈夫问时,陈楠满面狐疑地说:“你问我,我倒要问你,哪个老外送的?老实交代!”雪柯有口难辩,真是跳进黄河也洗不清!正当她要报警时,陈楠突然大笑地抱住她:“跟你开个玩笑啦!是我给你的小费。”雪珂一边撒娇地捶打着丈夫,一边命令他招供这么多美金从何而来……
吵吵闹闹,跌宕起伏,意外的惊喜与收获,是女人最好的催情剂。这一夜,他们如火如荼地把燃烧的身体引向顶峰。
作为性爱CEO,要不断制定新的目标,发掘亲密之事的潜力,让婚姻在性福的基础上持续前进。最好的创新方法是给伴侣来点小小的恶作剧,可以把她(他)的情绪充分调动起来。这种调情,非常独特,又带点儿戏,很容易让人忘我地“玩儿”。有心插花的经营,对夫妻性爱的升温至关重要。
调整员工状态
大庆和妻子玉珍都经历过一段失败的婚姻,所以他们对第二次婚姻都格外小心,正儿八经地谈了两年恋爱才结婚。新婚那会儿,两人在性方面也曾有不和谐的音符,既有以前性生活留下的阴影,也有对性爱不同认识和理解导致的矛盾。但在一个春天的夜晚,他们共同攀上了爱的顶峰。
记得那晚月色如水,玉珍穿着性感的睡衣斜躺在床上。当时,因出差已很长时间没有享受到性爱欢乐的大庆饿虎扑食般猛扑上去。他的动作激烈而粗暴,妻子因为疼痛而呻吟了几声,他误以为她很享受,动作更加猛烈。玉珍因为疼痛而不满了,不再主动配合他,一动不动地任凭大庆独自狂热。大庆感觉到了妻子的应付,激情过后,将玉珍拥在怀里,在她耳边细语:“你是不是对我不满意?”玉珍说:“你太粗鲁、太猛,把我弄疼了。我喜欢温柔一些的动作。”大庆赶紧道歉。夫妻俩经过一番推心置腹的交谈,明白了对方一些平常不易察觉的心理状态,不仅增加了爱的深度,而且,在卿卿我我式的沟通中欲火也再次上升。当晚的“梅开二度”,他们都很照顾对方,很快就同时抵达高潮。
CEO个性的影响论文 第4篇
1 文献综述
国外之间研究CEO和CFO任期交错对盈余管理的研究不多,但是基于组织行为学的研究表明管理人员的任期异质性会影响公司的绩效。发现团队成员任期差别较大则凝聚力和密切关系会下降［３］。高度依赖型组织架构中团队成员任期异质性对企业绩效有积极作用,而在低依赖型组织架构中团队成员任期异质性存在不利影响［４］。
国内由于高层管理人员的信息披露较多,因此高管任期差异对公司的盈余管理的研究已有开展。基于沪深证券交易所2002-2010数据,姜付秀等人发现CEO和CFO任期交错能够显著降低公司正向盈余管理水平［２］。何威风类似的研究中,表明董事长和总经理任期交错会抑制盈余管理［５］。彭春华的实证结果亦发现独立董事和CEO任期交错能够降低盈余管理水平,但对向上(正向)的盈余管理的影响更显著［６］。
综上,尽管国内的3篇研究均表明管理团队成员的任期交错会降低盈余管理,但姜付秀等人的研究对创业板上市公司考虑较少,而另外两篇未能单独研究CEO和CFO任期交错的影响,所以我们认为非常有必要单独研究创业板上市公司CEO和CFO任期交错,深入探讨这一问题。
2 理论分析与假设提出
企业的绩效高阶梯队理论认为公司绩效除了受宏观经济因素的影响也会受到管理层特征的影响［７］。Hambrick指出管理层团队的整体特征以及团队成员之间的相互作用对组织绩效的解释力更强［８］。通常来讲无论为实现既定的业绩目标还是向市场证明个人的能力,CEO都有强烈的动机进行盈余管理。但是盈余管理,特别是通过调节应计账项的应计盈余离不开CFO的配合。事实上,CFO并非仅仅是CEO的代理人,CFO对会计信息质量有独立影响［９］。CFO是否配合CEO盈余管理的决策会受到其与CEO的熟悉程度的影响。当CEO和CFO两者任期交错越短,尤其是CEO和CFO在较长时间内均未发生变动,两者可能会因为长期共事建立密切的关系。为了维持已建立的关系,CEO和CFO可能更容易相互配合。当CEO决定采取应计盈余管理的方式进行盈余管理时,CFO配合的可能性更大。相反,CEO和CFO的任期差异越大,彼此之间相对独立,合谋实施严重背会计职业职业道德的盈余管理可能更加困难。基于以上分析,提出如下假设:
H1:CEO和CFO任期交错,企业盈余管理程度更低。
H2:CEO和CFO任期交错程度越大,企业盈余管理程度越低。
3 实证分析
3.1 实证设计
3.1.1 变量设计、模型构建
1)CEO和CFO的界定。在本文研究中,如公司年报附注中披露首席执行官的则将其作为CEO,如年报中未专门披露CEO则将公司的董事长作为公司的CEO。CFO为公司年报附注中披露出的财务管理权限最高者,如未披露则以年报披露的会计机构负责人为公司的CFO。
2)盈余管理。本文同时采用截面琼斯模型衡量企业的应计盈余管理程度和两种业绩匹配琼斯模型衡量企业的应计盈余管理程度。
其中公式(1)用于衡量公司的总体应计利润,公式(2)利用分年度分行业数据,估算α０、α１、α２的系数。将其带入公式(3)中可以计算出公司的非操纵性应计盈余管理程度,将其带入公式(4)即可得到样本公司盈余管理值。NIｉ，ｔ是净利润,#REVｉ，ｔ是第t年较t-1年的销售收入变动额。为消除异方差效应,该模型中所有变量都被用上一期总资产Aｉ，ｔ－１的调整。
业绩匹配琼斯模型在衡量非操纵性应计盈余管理时在琼斯模型的基础上考虑了业绩因素(ROA),两种业绩匹配琼斯模型的差别仅在第2种业绩匹配琼斯模型还考虑了应收账款变动#RECｉ，ｔ的影响。其模型分别如公式(5)和公式(6)。
3)任期交错。因此本文计算CEO和CFO任期的开始时间是开始担任公司的CEO或者CFO起算,以年为单位衡量CEO和CFO任期是否交错的,CEO和CFO任期计算利用EXCEL中DATEDIF函数。衡量任期交错指标包括任期是否交错和任期交错程度指标。
4)控制变量。借鉴何威风［５］和姜付秀、朱冰、唐凝［２］,本文还加入盈余管理中常用的控制变量。变量说明主要见表1。
本文的实证模型如公式(7)和(8)所示:
3.1.2 样本选择
本文以创业板2012-2014年间的上市公司为研究样本。应计盈余管理的指标计算要求需要两年的数据,因此样本包括2011-2014年全部A股上市公司,其中剔除金融保险类等经营性质特殊的企业,剔除数据缺失的企业,剔除年度行业样本企业少于15家的行业样本。 其中,行业分类指标采用证监会2012年的行业分类指标。数据取自国泰安数据库和聚潮资讯网。用于实证创业板公司的年度观测变量990个,消除剔除异常值的影响,回归分析时对所有连续变量进行了1%水平上的缩尾处理。
3.2 实证结果分析
首先对研究变量进行描述性统计分析,描述性统计分析结果如表2所示。由表2可知盈余管理指标,3种盈余管理模型的度量值较为接近。任期是否交错均值为60.30%,表明创业板大部分公司的CEO和CFO任期是存在一定程度的交错的。CEO和CFO任期差异年限最小为0年,最大为7,平均任期差异程度约为2年,任期差异程度较大。创业板上市公司的性质指标的均值3.03%,可知创业板中大部分企业为非国有企业。
相关性分析仅以其中一种作为盈余管理的代理变量,另外两种的结果类似,相关性分析结果如表3所示。由表3可知,任期交错是否交错,以及任期交错程度与应计盈余管理存在显著地负相关关系,与论文假设中的较为一致。企业规模、资产负债率、净资产收益率、生产经营活动现金流等指标均与应计盈余管理存在显著相关。企业性质、审计意见以及会计师事务所与应计盈余管理相关关系不显著。自变量间的相关系数均小于0.7,适合建立回归方程。
*p<.1,**p<0.05,***p<0.01。
回归分析检验CEO和CFO任期是否会对应计盈余管理产生影响,包括任期交错是否对盈余管理产生影响和任期交错程度对盈余管理的影响。
任期是否交错与应计盈余管理的回归分析结果如表4所示。由表4可知任期是否交错与应计盈余管理存在显著的负相关关系,显著性水平为1%。控制变量中资产负债率、经营能力与企业的盈余管理程度存在显著的正相关关系,规模、生产经营活动的现金流与应计盈余管理存在显著的负相关关系,与应计盈余管理存在显著的正相关关系［１０］。会计师事务所是否是国内十大会计师事务所以及审计意见与应计盈余管理不存在显著相关性,可能是因为这些治理机制未能很好地发挥其作用。三个多元线性回归方程整体非常显著,模型解释力度都在15%以上,解释力度基本较好。
Standard errors in parentheses*p<.1,**p<0.05,***p<0.01。
任期是否交错与应计盈余管理的回归分析结果如表5所示。回归结果表明,CEO和CFO任期交错程度与应计盈余管理存在显著的负相关关系。
Standard errors in parentheses*p<.1,**p<0.05,***p<0.01。
3.3 稳健性检验
为保证结果的稳健性,以正向盈余管理为样本进行稳健性检验,结果见表6和表7。稳健性检验结果中自变量与因变量之间的关系与主要实证分析部分基本一致,模型的整体解释力度,均大于0.7,表明该模型对正向盈余管理的解释更好。
4 研究结论
本文通过创业板的实证证据表明创业板上市公司的CEO和CFO任期交错会抑制企业的盈余管理行为。根据本文研究结论可知,股东在考虑CEO和CFO任免时可以提前进行适当的安排,避免CEO和CFO长期不发生变更,而导致彼此之间因为密切关系进行盈余管理的可能性。研究结论尤其适用于国有企业的人事任免。国有企业资产管理公司,在选拔任命CEO和CFO时可以通过确立CEO和CFO变更制度,避免CEO和CFO过于熟悉的弊端。
Standard errors in parentheses*p<.1,**p<0.05,***p<0.01。
Standard errors in parentheses*p<.1,**p<0.05,***p<0.01。
摘要：以高阶梯队理论为基础,分析任期交错的影响,运用创业板上市公司2012-2014经验数据进行检验,结果表明CEO和CFO任期交错与盈余管理程度存在显著的负相关关系,因此CEO和CFO任期交错能够抑制公司的盈余行为,据此提出为提高上市公司会计信息披露质量,应避免CEO和CFO长期共事。
关键词：任期交错,盈余管理,创业板
参考文献
[1]HEALY P M,WAHLEN J M.A review of the earnings management literature and its implications for standard setting[J].Accounting Horizons.1999,13(4):365-383.
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CEO个性的影响论文 第5篇
一、理论分析与研究假设
管理防御是指管理者在公司内、外控制机制下, 面临被解雇、破产和被接管等所带来的压力和威胁时, 管理者选择有利于维护自身职位并追求自身效用最大化的行为[1]。管理防御将导致管理者作出与股东价值最大化不一致的决策, 从而产生代理成本。Jensen和Ruback (1983) [2]认为, 不称职管理者对解聘行为的抵制与防御可能是最严重的代理问题。管理者为固守职位和最大化自身效用, 在现金持有决策上表现为高额现金持有, 即现金持有水平往往体现管理者目标而非股东价值最大化目标。因为管理层持有过多的现金, 一方面可以降低公司的经营风险;另一方面, 持有较多的现金也可以保证他们在面临敌意收购时, 有足够的资源可以确保自己管理者地位不丧失。一般来说, 管理防御程度越高, 现金持有越充足。
委托代理理论认为, 同质管理者的管理防御行为与管理防御程度主要受外部威胁和内部控制机制的影响, 在没有外部威胁的情况下, 管理防御行为与程度主要受内部激励和约束机制的影响。但委托代理理论中同质管理者和理性经济人假设受到了挑战, 现实的管理者是异质的和有限理性的。
高阶管理理论 (Hambrick, 1994) [3]认为, 公司高管的个人特质决定着他们对公司经营环境的分析倾向和公司战略的选择, 进而通过战略选择影响公司的运营绩效。与纯粹的经济技术分析过程观不同, 高阶管理理论认为, 具体的战略决策过程要受到公司高管有限理性和多种行为因素的制约, 是按照一定顺序发生的认知过程。由于个人特质存在差异, 作为公司战略决策者, 不同的公司高管即使面对相同的经营环境, 也会做出不同的战略选择, 进而取得不同的绩效。经验研究也表明管理者人口统计学特征能有效地解释公司管理结果 (战略选择和绩效) , 高层管理团队的集体人口统计学特征相对于CEO个体来说, 具有更强的解释力和预测力, 这说明高层管理者人口统计学特征是公司管理结果重要解释变量[4]。
社会心理学领域的行为一致性理论 (Allport, 1966[5]) 认为个体行为及行为风格具有跨情景一致性, 管理者在生活中的特殊经历和个体行为能够塑造或反映管理者对待风险的态度, 进而会影响对公司财务行为的选择。纵观财务学界对这一领域的研究, 主要沿着两条路径展开:一是从管理者特殊经历的角度研究管理者风险态度对公司财务行为的影响, 特殊经历将会影响管理者的风险规避或风险偏好, 进而导致特殊经历的管理者会选择不同的财务行为;二是从管理者的个体行为视角研究管理者风险态度对公司财务行为的影响, 如管理者生活中的负债消费、政治捐款和冒险等个体行为风格在一定程度上能够反映管理者的风险规避或风险偏好, 管理者不同的个体行为会影响公司财务行为的选择。已有的经验研究表明管理者的特殊经历与个体行为的差异是解释公司不同财务行为选择的重要变量。
根据委托代理理论、高阶管理理论和行为一致性理论, 在信息不对称、契约不完备和没有外部威胁的情况下, 管理者人口统计学特征、经历和公司内部治理机制等因素要影响管理防御程度, 管理防御程度要影响公司财务政策;CEO防御程度越高, 现金持有水平越高。考虑我国特殊的制度背景和CEO在公司管理层扮演核心地位, 对CEO背景特征 (主要包括年龄、性别、任期、学历、专业背景和职业经历等) 对管理防御程度与现金持有水平的影响分析如下:
(一) CEO年龄、管理防御和现金持有水平
年龄在一定程度上决定了CEO的阅历、声誉及其所拥有的社会资源。从资源支持理论来看, 拥有良好内外部关系网络的高层管理者能够帮助公司化解各种危机, 减少交易信息成本, 增加获取关键信息与资源的渠道。在我国, 国有公司CEO任命是管制的, 一般是行政任免[6]。通常来说, 年轻CEO的阅历、个人声誉以及人脉关系等社会资源相对缺乏, 基于声誉、职业发展和转换工作成本低等因素, 防御程度会低, 现金持有水平也会相对较低。随着年龄增长、职位稳固和管理经验的提升, 实现自身利益最大化的管理防御动机就越强烈, 防御程度会提高, 现金持有水平也会提高。随着年龄再进一步加大, 年长的CEO一般都处于其个人管理生命周期的最后时段, 正慢慢地走向退休, 此时职业安全和收入安全问题相对来说更加重要与突出。因为, 在CEO退出管理职业生涯的最后时期, 只有保证职业和职位的相对安全与平稳, 才可以在退休后继续维持已经形成的生活消费习惯和良好的社会交往圈子, 而任何有损职业安全的决策和行为都是应该竭力避免的 (Carlsson and Karlsson, 1970) [7]。由此, 考虑固守职位、转换工作成本高和声誉等因素, CEO防御程度会下降, 现金持有水平也会下降。因此, 本文提出第一个假设:
假设H1:CEO年龄与管理防御程度成倒“U”型关系, 与现金持有量也呈倒“U”型关系。
(二) CEO性别、管理防御和现金持有水平
在现实生活中, 女性的就业问题显现出不容乐观的特点和趋势, 相对男性而言, 女性CEO被解雇或撤换的人力资本更高, 这不仅会导致她们的福利损失, 也会致使她们辛苦得来的社会地位丧失。福利损失和社会地位丧失必然决定了女性CEO有动机采取对自身有利的行为来降低雇佣风险, 以巩固现有职位而采取防御行为。因此, 本文提出第二个假设:
假设H2:女性CEO的管理防御程度更高, 现金持有量也越高。
(三) CEO任期、管理防御和现金持有水平
管理者控制公司和董事会的权力会随着任期的延长而日渐强化, 任期成为管理者对公司影响力大小的指示器。Alderfer (1986) [8]研究发现管理者任期越长, 管理者对于组织资源、运作的方式、技术和文化等会更加熟悉, 对组织的影响力与控制权越大。管理者对公司控制权越大, 管理者实施利益侵占的可能性越大, 管理防御程度越高。Allen和Panian (1982) [9]的研究表明任期长短与管理层权利显著正相关。一方面, 随着CEO任职时间的增加, 其对公司形成的控制程度越强, CEO接受公司内外部监督的可能性就越来越小。另一方面, CEO任期越长, 预计转换工作成本越大。因此, 任期越长的CEO越有能力和动机固守职位而进行管理防御。Hermalin和Weisbach (1998) [10]的模型导出了随着CEO职业生涯的延长, 董事会独立性会下降的预测。Hambrick (1992) [11]认为随着CEO任期的增长, 其控制内部监督机制的可能性增大, 越有可能进行管理防御, 利用所控制公司的声誉资源, 增加自己的可控资本规模, 从而倾向于高额现金持有。因此, 本文提出第三个假设:
假设H3:CEO任期越长, 管理防御程度越高, 现金持有量越高。
(四) CEO学历、管理防御和现金持有水平
根据信息不对称理论, 公司在招聘中对求职CEO的能力判定只能依靠CEO外在条件所传递的信号。Michael Spence (1973) [12]的信号传递模型揭示了当代劳动力市场上的学历信号作用, 他认为, 教育投资程度 (即学历) 可以显示劳动力市场上求职者的能力。因为在一定的环境下, 教育投资程度与能力成正比, 而公司组织则根据这一示意信号将不同能力的人区别开来, 再加上许多公司出于“人才储备”战略需要而招募大量高学历人才, 所以, 高学历管理者比较容易获得新的职位[4]。因此, 对于学历高的管理者来说, 其管理防御程度相对来说较低。反之, 由于高学历CEO越来越受到股东器重, 学历低的CEO为了固守职位, 享受优厚的在职消费, 必然会增强其管理防御程度。因此, 本文提出第四个假设:
假设H4:CEO学历越高, 管理防御程度越低, 现金持有量越低。
(五) CEO专业背景、管理防御和现金持有水平
从对我国CEO专业背景的统计来看, 理工科专业背景的CEO所占比例明显大于管理学科专业背景的CEO。一般认为管理学科专业的知识专用型要低于理工科专业。比如工商管理、金融、会计和营销等管理学科专业属于知识通用性比较高的专业, 而生产和制造等技能性专业具有独特的功能性质, 知识的专用型很强。李秉祥、曹红 (2007) [13]研究表明, 知识专用性越高, 该经理人所从事行业可选择性越低。因此, 管理学科专业背景的CEO的知识通用性强, 转换工作成本相对较低, 管理防御程度越低。理工科专业背景的CEO知识专用性强, 转换成本高, 管理防御程度就越高。因此, 本文提出第五个假设:
假设H5:管理学科专业背景的CEO, 管理防御程度越低, 现金持有量越低。
(六) CEO职业经历、管理防御和现金持有水平
心理学认为长期处于不稳定环境中的人内心渴望稳定的欲望更加强烈。根据Atkinson的研究, 转换工作的次数反映了其工作环境的稳定情况。一般认为, CEO转换工作越频繁, 工作环境越不稳定, 其渴望稳定的欲望就越强烈。这容易导致CEO为了得到稳定的工作环境而采取保守的决策以保证其职位安全。另外, 从管理学角度来讲, 职业经历的丰富程度与CEO的年龄成正相关关系。CEO职业经历越丰富, 年龄越大, 人力资本的流动性下降会使得他们失去积极性去寻找新的工作, 因此职业经历丰富的CEO出于固守职位的思想, 其管理防御程度会上升。因此, 本文提出第六个假设:
假设H6:CEO的职业经历越复杂, 管理防御程度越高, 现金持有量越高。
二、实证分析
(一) 样本及数据来源
本文选取2007-2012年沪、深两市所有A股上市公司为研究样本。剔除了金融类上市公司、2007年以后新上市的公司、特别处理和未完成股改的公司、同一年度内CEO发生变更的上市公司以及资产负债率大于等于100%的公司, 最终得到的有效样本数据为987个。其中, 国有控股673家公司, 非国有控股314家公司。所有财务数据均来自国泰安数据库、锐斯数据库、上海和深圳证券交易所网站。统计分析使用了SPSS17.0软件和MAT-LAB软件。
(二) 变量名称、符号及定义 (如表1所示)
(三) 变量描述性统计 (如表2所示)
从表2可以看出, 样本公司现金持有水平在2011年以前是不断上升的, 2012年样本现金持有水平尽管有所下降, 但仍然处于较高的水平。我国2007-2012年CEO年龄的均值为45岁左右, 且呈现上升趋势。CEO性别的哑变量均值始终在0.95以上, 说明我国上市公司中男性CEO占主导地位。在学历方面, CEO的平均学历在本科水平以上, 且近六年学历的均值呈现上升的趋势, 说明我国上市公司越来越重视高层管理者的学历提升。在专业背景方面, 大部分的CEO都是只有管理学科背景或者工科背景, 只有小部分的CEO同时具备这两种学科背景。采用CEO曾经从事行业数目、曾经从事行业关联度、曾经转换工作次数这3项指标, 使用因子分析法建立的职业经历指数均值在2007-2012年呈现上升态势, 这表明我国上市公司CEO的职业经历越来越复杂。
(四) 回归分析
根据国内外已有的研究成果, 结合我国上市公司的实际情况, 本文建立如下多元线性模型:
在研究过程中, 首先将各自变量单独进行回归, 最后再将全部变量放入模型中进行回归, 结果如表3所示, 可以看出模型回归的拟合效果较好。总体样本校正的决定系数R2为0.680, F值为64.007。
研究发现: (1) CEO年龄与现金持有量呈倒“U”显著相关, 与假设相符。 (2) CEO性别与现金持有量呈负相关关系, 但相关性不显著。这在一定程度上证实CEO为男性时, 管理防御程度较低, 现金持有量低。 (3) CEO任期与现金持有量呈正相关。证实随CEO任期加长, CEO在公司的控制权加大, 受董事会监管的力度越弱, 管理防御程度越强, 越倾向于高现金持有。 (4) CEO学历与现金持有量呈显著负相关, 与假设相符。证明高学历CEO管理防御程度比低学历CEO防御程度要低, 高学历CEO倾向于少量持有现金。 (5) CEO专业背景与现金持有量呈显著负相关, 与假设一致。管理学科专业背景CEO, 固守职位的动机弱, 管理防御程度弱, 现金持有量越少。 (6) CEO职业经历与现金持有量呈显著正相关。与假设一致。这表明CEO的职业经历越复杂, 其内心想要稳定工作环境的欲望越强, 固守职位的防御动机就越强烈, 管理防御程度越高, 现金持有量越高。
研究还发现控制变量中上市公司实际控制人类别与现金持有量呈正相关关系, 公司规模、资产构成、总资产增长率、银行债务、现金比率、现金流量与现金持有量显著正相关。现金替代物、速动比率、资产负债率、营业收入增长率与现金持有量呈显著负相关关系。
(五) 稳健性检验
本文将变换模型的被解释变量, 用Cash2 (货币资金/ (总资产-货币资金) ) 作因变量, 使用2007-2012年数据进行实证研究结果的稳健性检验。实证结果与原来的回归结果一致, 说明回归模型具有一定稳定性。
注:***在0.01水平 (双侧) 上显著相关, **在0.05水平 (双侧) 上显著相关, *在0.1水平 (双侧) 上显著相关。
三、研究结论
论文从管理防御视角, 探索CEO背景特征与经历对现金持有量影响问题, 研究发现CEO任期越长, 控制权越大, 防御程度越高, 越倾向于高现金持有;CEO学历越高, 能力越强, 预计转换工作成本越低, 防御程度越低, 越倾向于低现金持有;管理学科专业背景的CEO知识通用性强, 预计转换工作成本越低, 管理防御程度越低, 越偏向于低现金持有;CEO职业经历越复杂, 其内心渴求稳定工作环境的欲望越强烈, 管理防御程度越高, 越倾向于高现金持有;随CEO年龄不断增长, CEO防御呈现弱-强-弱的变化趋势, 现金持有量也呈现出由低-高-低的变化趋势。论文对现金持有影响因素、管理防御理论、高阶管理理论和行为一致性理论作了有益补充。
摘要：本文选择CEO年龄、性别、任期、学历、专业背景和职业经历等为变量, 以2007-2012年的987家上市公司为样本, 探索管理防御视角下CEO背景特征与经历对公司现金持有量的影响。研究发现, 在没有外部威胁的情况下, CEO任期越长和职业经历越复杂, 防御程度越高, 越倾向于高现金持有;高学历和具有管理学科专业背景CEO防御程度越低, 越倾向于低现金持有;CEO年龄与现金持有量存在倒“U”型关系。
CEO个性的影响论文 第6篇
按照规模大小, 中国上市能源公司可划分为大中小三类。其中, 大型上市能源公司主要由原国有企业脱钩改制而成, 并集中于石油、煤炭、电力等传统能源领域。由于背景的特殊性以及行业本身的经济特征, 这些大型上市能源公司在行业中均处于垄断地位, 并凭借这种垄断性而获取高额利润。这就意味着, 大型能源公司的CEO薪酬只是部分影响因素的反映, 而诸如公司的经营业绩、发展空间、风险控制等因素都没有在薪酬体系中体现出来。就中国中小规模上市能源公司而言, 其所处的境况与大型能源公司具有较大差异。一方面, 中小型上市能源公司主要集中于光伏、风电等新能源领域。由于行业发展不成熟, 业内不存在垄断资本且竞争激烈, 中小型公司成长空间较大, 面临的不确定性也较多。另一方面, 中小型上市能源公司中的国有股占比较少, 政府扶持力度相对不大, 公司对CEO的依赖性也相对强。正是这些差异性的存在, 使得中小型能源公司CEO薪酬影响因素不同于大型公司。那么, 中小规模上市能源公司CEO薪酬受到那些因素的影响?本文将就此展开讨论研究并就构建完善的CEO薪酬体系提出政策建议。
二、文献综述
(一) 国外文献
对CEO薪酬影响因素的研究, 源于委托代理问题的解决, 即期望通过给予CEO一个恰当的激励, 以使CEO在追求个人利益的同时, 实现所有者利益或者公司业绩的最大化。但Taussings和Baker (1925) 的研究却发现, 经营者薪酬与公司业绩之间并不存在明显的相关性, 不仅如此, 大量的薪酬—业绩敏感性分析, 也都证明了CEO薪酬与公司业绩之间的弱相关性。后来, 许多学者从公司治理的角度来分析CEO薪酬的影响因素。Boyd (1994) 就通过对美国193家上市公司的研究, 发现CEO薪酬与董事会股权 (股权集中度) 、董事会监管水平呈负相关关系, 而与CEO双重性 (CEO同时兼任董事会主席的情形) 呈正相关关系。Cyert、Kang和Kumar (2002) 的研究也表明, 在中小企业中, CEO薪酬与其持有股份数额之间存在正相关性, 但这种相关性在大型企业中却不明显。此外, 也有很多学者就CEO薪酬与CEO个人特征 (如年龄、任期、学历背景等) 的相关性进行了研究。Hill和Plan (1991) 的研究发现, 随着CEO任期的延续, CEO对董事会的影响力会越来越大, 从而能够控制更多的内部信息, 甚至避开董事会的监管与约束, 并凭借其掌握的资源来追求个人利益。
(二) 国内文献
我国上市公司CEO薪酬的决定, 一直是一个较敏感、较复杂的问题, 国内很多学者在这方面做了相关研究。李增泉 (2000) 以沪深两市的748家公司为样本, 从资产规模、行业、国家股比例、公司所在区域等角度进行了实证分析, 发现上市公司经理人报酬与公司绩效并不相关, 而与企业规模显著相关, 并表现出明显的地区差异性。郭玲玲和王平心 (2009) 以2003年至2005年间沪深两市的1172家公司为研究样本, 分析了我国CEO薪酬的影响因素, 发现CEO报酬与CEO个人特征、公司规模、公司盈利及发展能力、董事会、现金流情况呈显著正相关性, 与行业盈利及发展能力、监事会的关系不显著, 而与股权集中度和环境风险呈显著股相关性。但就中小规模上市公司而言, 其处境与大型上市公司具有明显差别, 导致了同种因素可能会起到不同的作用。何炜、雷井生和杜娟 (2008) 以2007年4月30日前披露2006年年报的1253家上市中小企业为研究对象, 发现我国上市中小企业核心高管的年薪与公司业绩之间存在显著正相关关系, 但在不同地区、不同行业之间, 货币报酬差距和业绩差异仍然明显, 即东部沿海特别是京沪粤地区的高管薪酬显著高于中西部地区, 而煤炭、电力、采掘等能源行业的高管薪酬显著高于企业行业。陈晓红、王小丁和曾江洪 (2007) 通过对沪深两市118家中小企业的研究, 发现高管年薪激励与企业成长性存在显著正相关。武志鸿 (2008) 以2005年中小企业板的共计39家企业为研究样本, 发现CEO薪酬与公司业绩、公司规模之间存在显著的正相关性, 而与CEO持股比例、CEO是否来源于家族, 董事长和CEO是否两职合一之间的相关性并不显著。李春菊 (2009) 以沪深两市的180家中小企业为研究样本, 研究发现中小企业高管的货币薪酬与净资产收益率、主营业务利润呈正相关关系;高管的持股比例与净资产收益率呈正相关关系, 与公司规模呈负相关关系。柳劲松、陈梅、柳萍 (2007) 以深市90家中小企业2006年财务数据为研究对象, 发现高管薪酬与中小上市公司净资产收益率之间存在正相关关系、高管薪酬与中小上市公司净利润之间存在正相关关系。
三、研究设计
(一) 研究假设
国内外对上市公司CEO薪酬影响因素的研究已经比较成熟, 得出的结论也相对一致。但是, 这些研究大多较笼统, 既没有区分企业规模, 也没有区别行业领域, 从而导致研究结果的普适性大打折扣。不仅如此, 针对中小规模上市能源公司CEO薪酬决定的研究更是少之又少。本文试图从公司业绩、公司成长性、风险控制、股权结构等六个方面入手, 以期通过实证分析, 了解中国中小上市能源公司中的CEO薪酬影响因素。
(1) 公司经营业绩对CEO薪酬的影响。按照规模大小, 我国能源上市公司可分为大中小三类。其中, 规模较大的企业, 主要为集中于石油、煤炭、电力等行业的国有企业, 由于受到国家政策支持的倾斜, 以及行业本身所具有的规模经济特性的使然, 这类国企在行业中具有很强的垄断性。因此, 即使大型能源上市公司对CEO的激励不足, 也可以凭借其垄断地位所带来的产品定价权, 在行业中形成较高的壁垒, 限制资本的自由转移, 进而稳定的获得高额垄断利润。所以, 大型能源上市公司CEO报酬与企业业绩之间的相关性不大。就中小型上市能源公司而言, 主要集中于光伏、风电等新能源领域, 由于这些领域起步较晚, 目前行业内垄断资本较少, 各企业之间的竞争也较激烈, 因此, 中小型上市能源公司的利润主要来源于产品技术创新和经营管理水平的提高。特别是在当前国家加大新能源开发力度的背景下, 中小型能源上市公司会更加重视CEO在推动企业发展中所起到的关键作用。此外, 在中小能源企业中, CEO往往具有经营权但没有剩余索取权, 这种不对等的权责利致使许多CEO进行逆向选择, 即CEO更多地投资低风险低收益的项目而减少投资高风险高收益的项目, 这势必会影响企业盈利能力。为弱化这种情形, 企业往往赋予CEO较高的工资, 以激励其努力工作。基于上述论述, 提出如下假设:
假设1:中小规模上市能源公司CEO薪酬与公司经营业绩呈正相关关系
(2) 公司成长性对CEO薪酬的影响。由于我国大型上市能源公司主要集中于石油、煤炭、电力等关系国民经济命脉的行业中, 受到更多的国家政策支持, 所以大多数企业已经实现了规模经济, 并在行业中也占据了垄断地位, 未来的成长空间不大。就中国的中小型上市能源公司而言, 由于这类公司多集中于发展空间较大的新能源领域, 而且各家企业规模较小, 所以都不具备控制市场的能力。在此背景下, 中小型上市能源公司若要扩大市场份额而成为行业内的龙头企业, 一方面要通过支付较高的报酬吸引有能力的CEO, 以加强公司的经营管理、产品研发和技术创新;另一方面, 必须要建立完善的激励约束机制, 通过给予CEO恰当的激励, 使CEO以公司价值最大化作为目标, 提高企业的市场竞争力。此外, 伴随着企业规模的不断扩大, 所需要管理的资产和人员数量越来越多, 公司所面临的环境也就日益复杂, 从而导致可能存在的潜在风险攀升。相应的, 公司对CEO处理复杂问题能力的需求增加, 这就要求对CEO更多地进行补偿即提高薪酬。不仅如此, 公司规模扩大的速度越快, 对CEO提出的要求也就越高, 为弥补CEO劳动, 需要给予更高的薪酬水平。因此, 提出如下假设:
假设2:中小规模上市能源公司CEO薪酬与公司成长性呈正相关关系
(3) 公司风险控制状况对CEO薪酬的影响。未来是具有不确定性的, 所以公司在未来发展中是要面对风险的。上市公司CEO对风险控制的越好, 企业的业绩也就越好, 相应股东对CEO的奖励也就越高。就大型上市能源公司而言, 由于其实现了规模经济, 降低了平均成本, 从而具有较强的抗风险能力。除此之外, 由于石油、煤炭等能源关系到国家经济安全和国计民生, 因此大型上市能源公司能够享有更多的政策支持, 从而弱化了未来的不确定性。所以, 大型上市能源公司面临的风险较小, CEO的报酬与其风险控制之间的关系不大。我国中小型上市能源公司主要集中于新能源行业。由于这类行业发展不成熟, 企业在未来的发展中将会面临很大的不确定性和风险, 从而增加企业的运营成本, 影响了企业的盈利状况和CEO的报酬。对于激励机制完善的中小型上市能源公司, 由于公司给予了CEO恰当的激励, 使得CEO在风险控制方面的能力得以充分发挥, 并能够对未来形成稳定的预期, 从而有利于公司业绩和CEO报酬的提升。从另一个角度看, CEO的风险管控能力越强, 企业可能承担的损失就越小, 这就会间接放大企业盈利能力并提高利润水平, 从而有利于CEO业绩提升和薪酬提升。因此, 提出如下假设:
假设3:中小规模上市能源公司CEO薪酬与企业的风险控制呈正相关关系
(4) 公司股权集中度对CEO薪酬的影响。股权集中度是指全部股东因为持股比例不同而表现出来的股权相对集中或是相对分散的量化指标, 股权集中度可以影响公司的治理结构, 进而影响到公司的薪酬体制。在中小规模上市能源公司中, 股权集中度影响CEO的薪酬, 可以从两个方面来分析, 一个是前十大股东的持股比例, 另一个是第一大股东是否为CEO。就前者而言, 前十大股东持股比例越高, 意味着公司股权集中度越高即公司权力越集中, 这就会弱化公司CEO的决策权力, 进而影响公司业绩与CEO的薪酬;就后者而言, 如果公司第一大股东为CEO, 意味着所有权与经营权相重合, 那么很多持股比例不高的股东会采取“搭便车”的方式参与企业管理, 从而降低企业管理水平并弱化企业盈利能力, 这势必会对CEO的薪酬产生负面影响。从相反的角度看, 公司股权越分散, 所有者的监督力度越弱而且可能存在“内部人控制”问题, 这就使得股东大会或董事会倾向于以优厚的薪酬吸引并激励CEO努力工作;此外, 股东监管职责的弱化或不到位也会给予CEO更多的实际控制权, 使得CEO操纵公司财务和信息的可能性变大, 从而达到其提高薪酬的目的。因此, 提出如下假设:
假设4:中小规模上市能源公司CEO薪酬与公司的股权集中度呈负相关关系
(5) 股权激励对CEO薪酬的影响。根据现代公司治理理论, 上市公司的CEO是由公司董事会聘任并向公司董事会负责的、管理公司日常生产经营事务的最高行政官员。作为公司经理层最核心的人员, CEO的努力程度对经营班子及其他管理人员具有示范作用, 因此, 在一定程度上决定了公司经营管理效率的高低并影响着公司的业绩。就中小型上市能源公司而言, 多采用股权激励和股份期权激励的方式来约束CEO的行为, 使其个人目标函数与股东目标函数趋于一致, 以实现公司价值最大化。由于CEO的言行具有标杆效应, CEO的努力工作不仅能使自己获得更多的激励, 也会因自己的行为而带动其他经理人员努力工作, 从而提高公司业绩并为自己带来更多收益。此外, CEO在带动其他管理人员努力工作的同时, 也会使得更多的经营管理人员获得股权或股份期权, 从而导致公司股权分散化, 进而强化CEO权力及薪酬。因此, 提出如下假设:
假设5:中小规模上市能源公司CEO薪酬与公司实行股权激励呈正相关关系
(6) 独立董事占比对CEO薪酬的影响。独立董事是独立于公司股东且不在公司中内部任职, 与公司或公司经营管理者没有重要的业务联系或专业联系, 并对公司事务做出独立判断的董事。按照我国公司法的要求, 上市公司董事会中独立董事的比例不得低于三分之一。就我国中小型上市能源公司而言, 一方面随着规模的扩大和CEO报酬的提高, CEO所承担的责任也越来越大。但受制于工作经历和专业知识, CEO难以独自处理企业面临的所有困难和风险。这就使得公司更加重视独立懂事的作用, 需要更多的独立董事为CEO提供指导和建议, 来解决经营中存在的问题。另一方面, 随着独立董事受到更多的重视, 其在董事会中的比例也会逐渐提高, 高水平的独立董事也会更越来越多。这就使得公司CEO能够利用更多独立懂事的专业才能、知识经验和外部关系, 提高公司经营管理水平。经营管理水平的提高, 必然意味着公司盈利能力的提高, 从而有利于公司CEO报酬的提高。因此提出假设:
假设6:上市能源公司CEO报酬与董事会中独立董事的比例呈正相关关系
(7) 公司所在区域的经济发展状况对CEO薪酬的影响。改革开放以来, 特别是进入20世纪90年代后, 我国不同地区之间的经济发展状况和居民收入水平出现较大的差距, 并且这种差距还有继续扩大化的趋势。由地区经济发展不平衡而引起的居民收入差距的扩大化, 造成了不同地区间生活水平的巨大差异, 即货币世纪购买力的地区性差异。从全国范围看, 东部沿海地区的经济发展和居民收入水平均高于中西部地区, 从而使得等量货币在中西部地区的购买力强于东部沿海地区。为了弥补货币购买力的差异, 位于东部沿海地区的上市公司CEO报酬必然高于中西部地区上市公司CEO的报酬。除此之外, 经济发展水平的差异不仅存在于东中西部之间, 也存在于同一区域的不同城市之间。例如, 省会及港口城市的经济发展水平和生活成本都高于中小城市。为了避免生活成本差异而引起的资本、人才等资源的流失, 经济发达城市的上市公司必然向其CEO支付更高的报酬。从另一个角度讲, 位于经济发达地区的中小能源公司更容易拓展市场而具有较充裕的现金流, 相应的CEO薪酬支付形式也多种多样并强调中长期激励, 这必然导致CEO薪酬相对较高。因此提出假设:
假设7:中小规模上市能源公司CEO薪酬与公司所在区域的经济发展水平呈正相关关系
(二) 样本选取与数据来源
研究发现, 无论从资产规模看, 还是从销售收入看, 现行的中小企业界定标准已不再适用于目前中小企业版的上市公司。为了使样本能够恰当反映当前我国中小型能源上市公司的规模, 本文以2012年4月30日前披露财务报告的中小板上市公司股本总数和资产总额的算术平均值为基础 (股本总数的算术平均值约为2.6亿股, 资产总额的算术平均值约为26亿元) , 同时考虑到能源行业的经济特征, 将样本公司的股本总数上线定为3亿股, 资产总额上线定为30亿元。本文以2012年4月30日前披露财务报告的A股能源板块 (石油、石化、煤炭、电力、新能源等行业) 上市公司为样本。样本选择标准有三点:一是考虑到上市公司经营的稳定性, 要求样本公司的上市时间不低于3年 (2009年之前上市) ;二是考虑到研究的有效性, 要求样本公司财务报告规范且经营状况不存在严重亏损现象;三是要求样本公司总股本不超过3亿股、资产总额不超过30亿元。综合考虑上述要求, 本文选择具有2009年至2012年财务数据、股权结构数据和CEO薪酬数据的公司, 共计44家。数据来源于中国证监会网站、中国上市公司资讯网公布的上市公司年报与公告。本文数据处理采用Eviews6.0软件。
(三) 变量定义和模型建立
本文以我国中小规模上市能源公司的CEO薪酬为被解释变量, 以公司业绩、公司成长性、公司风险控制状况、股权集中度、股权激励实施情况、董事会中独立董事占比及公司所在区域经济发展水平为解释变量。解释变量的名称及定义详见表 (1) 。本文设计如下薪酬回归模型:
其中:w为CEO的总薪酬, α为常数项, βi影响因素的系数, Xi为影响因素, ε为残差。
四、实证检验分析
(一) 描述性统计
各解释变量的统计性描述见表 (2) 。
(二) 回归分析
回归分析得到如下模型:
总体看, 整个模型的拟合度R-Square=0.287529, 说明模型的解释力度比较好。此外, 模型中RISK与GOV1的t值很小, 说明其解释力不强;而模型中其余各个解释变量的t值均大于或接近于1, 说明解释变量与被解释变量之间有比较明显的相关性。实证结果发现: (1) 净资产收益率 (ROE) 的系数为83.4045, 在所有解释变量的系数中最大, 这表明净资产收益率 (ROE) 对CEO薪酬的影响大于其他解释变量产生的影响。也就是说, 中小规模上市能源公司CEO薪酬受公司业绩的影响最明显, 且两者之间成正相关关系, 即公司业绩提升会显著推高CEO的薪酬水平, 从而验证了假设1。 (2) 公司成长性 (TAGE) 的系数为5.4554, 说明中国中小规模上市能源公司CEO薪酬受公司成长性的影响, 但影响不够明显。尽管如此, 这也表明公司的总资产增长率越高, CEO薪酬水平也越高, 从而验证了假设2。 (3) 公司风险控制状况 (RISK) 系数的t值很小, 表明公司的不良资产率与CEO薪酬之间的相关性不明显。究其根源, 一方面, 风险控制越好, 企业遭受的损失的越小, CEO的薪酬也会因此而越高;另一方面, 公司的风险控制水平越好, 更多是由于CEO保守的经营管理思维所致;然而, CEO没有探险精神, 意味着公司的市场份额和利润就会被蚕食, 从而导致公司业绩下滑, CEO薪酬水平地位徘徊。因此, 公司风险控制状况与CEO薪酬之间的关系不明显, 或者说公司的风险状况不会对CEO产生显著影响。 (4) 股权集中度对中小规模上市能源公司CEO薪酬的影响。其中, GOV1的t值很小, 说明其解释力不强, 即CEO薪酬与公司前十大股东的持股比例没有明显关;而第一大股东是否为CEO (GOV2) 的系数为正, 说明如果第一大股东为CEO, 则CEO的薪酬水平就相对较高。但前者系数明显大于后者, 说明从总体上看, CEO薪酬与股权集中度成负相关关系, 这在一定程度上验证了假设4。 (5) 股权激励政策的实施对中国中小规模上市能源公司CEO薪酬也有一定影响。根据实证结果, 发现在实施股权激励政策的公司中, CEO的薪酬水平高于未实施股权激励政策公司中的CEO薪酬。这就验证了假设5。 (6) 独立董事占比 (IDR) 的系数为47.5423, 表明独立董事占比越高, CEO的薪酬也就越高。不仅如此, 该系数较大, 说明独立董事制度对CEO薪酬的影响较大。因此, 假设6得到验证。 (7) 根据检验结果, 当地人均GDP水平对公司CEO薪酬的影响比较明显, 且当地人均GDP水平越高, CEO薪酬也就越高, 从而验证了假设7。
五、结论
本文以2009年至2012年A股市场中的44家中小型能源企业为研究对象, 利用多元回归分析法, 对影响我国中小规模上市能源公司CEO薪酬的因素进行了分析。研究发现, 上述因素对中小规模上市能源公司CEO薪酬都具有较显著的影响, 其中公司业绩、公司成长性、股权激励政策、独立董事占比以及地区经济发展水平与CEO薪酬呈正相关关系, 而风险控制水平、前十大股东持股比例与CEO薪酬无显著关系。
摘要：本文以2009年至2012年A股市场中的中小规模能源上市公司为样本, 考察了公司业绩、公司成长性、风险控制水平、股权集中度、股权激励政策以及地区经济发展水平等因素对中小规模上市能源公司CEO薪酬影响。研究发现, 上述因素对中小规模上市能源公司CEO薪酬都具有较显著的影响, 其中公司业绩、公司成长性、股权激励政策、独立董事占比以及地区经济发展水平与CEO薪酬呈正相关关系, 而风险控制水平、前十大股东持股比例与CEO薪酬没有显著关系。
关键词：中小上市能源公司,CEO薪酬,公司业绩
参考文献
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CEO个性的影响论文 第7篇
另外,在我国银行领导层的选拔上,具有行政经历很多时候都占据较大的比重,据相关报告得知,我国上市银行的高管任命中约有三分之二的CEO曾具有行政经历。而这些具有行政经历或者行政级别的CEO与一般意义上的企业高管则不同,他们有着更加多样的选择,包括政治地位,经营效率以及私人利益的最大化。那么,CEO激励制度对这些具有行政经历的CEO是否有效,是否会进一步加大银行的风险承担?这值得我们进一步思考研究。
以此,本文以我国上市银行为样本,在区分是否具有行政经历的基础上,考察CEO激励对银行风险承担的影响,区别于以往的研究,本文的主要贡献在于全面揭示了CEO激励对银行风险承担的影响,证明了CEO薪酬激励以及股权激励对风险的不同影响,并进一步实证分析发现,薪酬激励与银行风险承担之间呈现非线性的“倒U型”关系。
1 理论分析与研究假设
国外有大量学者研究了金融机构高管薪酬激励对银行的风险承担的影响,一些学者认为高管薪酬与银行风险呈现一种负相关的关系。Fahlenbrach和Stulz[1]通过研究发现,高管持股水平越高,银行承担的风险水平并未加大。James Cash Acrey等[2]的研究表明,对CEO实行现金补偿和股权补偿并不会引起银行风险承担水平的增加,相反,这些补偿还会在一定程度上抑制社会上一些不良的高风险的银行活动。也有一部分学者认为高管薪酬与银行风险之间呈正相关。Saunders et al.[3]利用38家上市银行样本验证了银行所有权结构和风险承担的关系,他们发现管理层和董事的持股比例越高,银行风险承担越大。Houston和James[4]通过研究报告指出,银行CEO的薪酬激励政策会鼓励他们在做出相关的决策时会更加偏好风险行为,导致银行的风险承担加大。Schreiber[5]将薪酬激励分为期权激励和固定报酬激励,研究发现,固定报酬会限制银行的风险承担,而期权激励更容易增加风险。还有研究表明,高管薪酬与银行风险承担两者之间呈现的并非简单的线性关系。Haq,Pathan和Williams[6]采取1997-2004年212家美国银行控股公司的数据,运用面板数据模型分析了高管激励对银行风险的影响,结果显示,银行高管薪酬激励与银行风险呈“U型”变化,并且“U型”关系是稳健的。
国内目前关于高管薪酬与银行风险承担之间的研究还比较少。曹艳华和牛筱颖[7]提取14家上市银行的经营数据,通过实证分析得出高管薪酬与银行风险承担显著负相关的结论。宋清华[8]通过分析高管薪酬、银行绩效与银行风险三者的关系得出,高管薪酬与银行风险承担之间呈现“倒U型”关系。张鹏[9]认为商业银行高管薪酬激励的风险承担效应取决于外部监管和银行内部治理机制之间的博弈。
总之,由于假设条件不尽相同,CEO激励与银行风险之间的关系也不同,两者或呈正相关,或呈负相关,抑或呈非线性关系,鉴于以上前人的研究基础,本文将CEO激励从薪酬激励和股权激励两个层面来研究,提出第一个假设:
假设1:商业银行CEO激励与银行风险承担之间呈现相关关系。具体包括如下两个子假设:
假设1a:CEO薪酬激励与银行风险承担之间呈现正相关关系。
假设1b:CEO股权激励与银行风险承担之间呈现负相关关系。
商业银行并非一个纯粹的经济组织,它承担了政府给予的大量行政和社会责任。为维持和强化对企业的干预,政府一直掌控着企业高层管理人员的任命和委派,导致一定比例的CEO选拔来自于中央及地方政府机关。这部分具有行政经历的高管,由于过去的职业经历和潜在的政治晋升通道,很可能更看重政治地位的提高,导致市场化的激励手段在一定程度上可能失效。因此我们提出第二个假设:
假设2:具有行政经历的CEO会削弱激励机制对银行风险承担的影响。
2 研究设计
2.1 样本数据及来源
本文数据包括我国14家上市银行的经营面板数据,数据跨度为2007—2015年,鉴于中国光大银行和中国农业银行上市时间较晚,故本文将这两家银行数据剔除研究,所选取的样本数据主要来源于Wind和Resset数据库,对于个别银行变量的缺失数据则通过查找银行对应的年报进行了补充。
2.2 变量的选取
2.2.1 银行风险承担变量
根据以往学者的研究,本文选择借鉴DemirgucKunt和Huizinga[10]对银行风险的界定,采取Z值指标来衡量银行的偿付能力以及破产风险,具体计算公式如下所示:
公式(1)中,ROAit表示第i家银行在t年的总资产收益率,分别用各银行的年末净利润除以银行总资产获得;CARit表示第i家银行在t年的资本充足率;σ(ROAit)表示上述总资产收益率ROAit的标准差。根据定义可知,当Z越大的时候,银行所承担的风险水平越低。为保证结论的准确性,本文采取4年数据的移动平均值来计算Z值。具体来说,就是对于某一银行来讲,计算Z值的跨度为本年及之前的三年数据,即2007—2015年的数据分别是通过2004—2007、2005—2008、2006—2009、2007—2010……2012—2015的数据获得,在每个时间跨度内,分别通过计算相对应的ROA、CAR以及ROA的标准差的平均值来计算Z值。根据以往学者的研究经验,对Z值取自然对数lnZ来进行数据的回归分析。
2.2.2 CEO激励
CEO激励主要包括货币薪酬激励(lnPay)以及股权激励(Share)两部分。另外,因为一些高管曾经具有行政经历,使得这些高管在做决策时有能力保持自身利益的最大化,这在一定程度上会削弱薪酬激励对银行风险承担的影响,所以我们将行政经历也引入到模型中来。我们对CEO是否具有行政经历的判断标准是:如果CEO曾在政府、军队等国家和地方机关担任一定级别的领导职务,则确定其曾具有行政经历。
2.2.3 控制变量
本文选取的控制变量有资产负债率(Lev)、银行规模(Size)、总资产报酬率(ROA)、CEO的任职年数(Term)、独立董事占比(Id)、董事会规模(Board)以及银行的资本充足率(CAR)。
2.3 模型检验及变量的说明
为检验以上研究假设1,我们建立如下模型:
为检验以上研究假设2,我们建立如下模型:
模型1当中,被解释变量是lnZ,表示银行风险承担水平,lnZ越大,表示银行承担的风险水平越小。考察变量为CEO激励Incentive,具体包括,CEO薪酬激励(lnPay)、CEO股权激励(Share)。控制变量同以上所述。
模型2中,被解释变量与1相同,为检验假设2,本文引入了CEO是否具有行政经历(PC_gov)作为考察变量,其中,Incentive(i,t)×PC_gov表示CEO激励(Incentive)与CEO是否具有行政经历(PC_gov)的交互项,分别表示为,lnPay与PC_gov的交互项为Pay_PC,Share与PC_gov的交互项为Share_PC,其他控制变量同前。变量的具体定义见表1。表2给出了相关变量的描述性统计。
3 检验结果与分析
3.1 各变量的描述性统计
表2是一些主要变量的描述性统计。此外,为了检验数据之间是否具有多重共线性问题,我们通过Stata软件计算了各主要变量的方差膨胀因子,即VIF值,通过观察可知,这些变量的方差膨胀因子绝大部分都在2以内,说明我们所建立的模型不存在严重的多重共线性问题。另外,依据上述建立的模型,我们通过豪斯曼检验发现P值大于卡方分布临界值chi2,说明随机效应模型的估计不一致,因此应选用固定效应模型进行估计统计。
3.2 回归分析
见表3,首先我们来分析CEO薪酬激励对银行风险承担的影响。从回归结果1我们可以看出,薪酬激励的回归系数在10%的显著性水平下显著为负,表明CEO薪酬激励越高,银行所承担的风险水平也越大。支持了研究假设1a。从回归结果2可以看出,股权激励的回归系数在5%的显著性水平下显著为正,说明CEO的股权激励越高,银行承担的风险反而越小,即股权激励与银行风险承担水平之间呈现负相关关系。支持了研究假设1b。
见表3的回归3和回归4,我们进一步引入了CEO激励(lnPay和Share)与CEO是否具有行政经历(PC_gov)的交互项,即分别为Pay_PC和Share_PC。从回归结果3可以看出,在引入CEO是否具有行政经历之后,薪酬激励回归系数在10%的显著性水平下显著为正,并且交互项Pay_PC的系数在5%的显著性下显著为负,表明行政经历确实会削弱薪酬激励对银行风险承担的影响。在回归结果4当中,在引入CEO是否具有行政经历之后,股权激励的回归系数在10%的显著性水平下仍显著为正,并且交互项Share_PC的回归系数在5%的显著性水平下显著为正,说明了行政经历增强了股权激励对银行风险承担的影响,与上述假说2不符,原因可能是股权对于CEO来讲可能更具有长远收益,更容易促使CEO为公司的长远利益而做出审慎的决策,降低银行风险。
注:表格内的数字,上面的为估计的系数,下面表示经过Robust standard error修正后的t统计量。***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。
4 进一步的讨论分析
前面主要讨论了CEO有无激励对银行风险承担的影响,那么CEO激励如何影响银行风险承担,是否只是呈现简单的线性关系呢?我们建立如下模型(3)进行进一步分析:
在模型(3)中,被解释变量为银行风险lnZ,鉴于CEO股权激励是通过虚拟变量实现,平方后并无变化,所以在此只考虑薪酬激励的二次项是否存在非线性关系,控制变量及其释义同前所述。
见表4,由于前面已经证明CEO具有行政经历会削弱CEO激励对银行风险承担的提升作用,为更清晰地考察CEO激励强度对银行风险承担的影响,我们引入薪酬激励的二次项作为解释变量。从表4回归2中我们可以看出,薪酬激励的二次项的回归系数在10%的显著性水平下显著为负,该结果表明,薪酬激励强度与银行风险承担之间存在非线性的“倒U型”关系。即随着薪酬激励的增加,银行所承担的风险水平是先增加的,随着薪酬激励的进一步增加,银行高管或许会为了保证自己利益的最大化,从而会采取更加谨慎的决策,进而降低银行风险。
注:表格内的数字,上面的为估计的系数,下面表示经过Ro-bust standard error修正后的t统计量。***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。
5 研究结论与启示
本文以我国上市银行为样本,研究了CEO激励对银行风险承担的影响。研究发现:(1)CEO薪酬激励会加大银行的风险承担水平,并且具有行政经历的CEO会削弱薪酬激励对银行风险承担的提升作用。(2)CEO股权激励会降低银行风险承担,具有行政经历的CEO会增强对银行风险的负向影响。(3)进一步研究讨论发现,CEO薪酬激励与银行风险承担之间呈现非线性的“倒U型”关系。
因此,针对于如何通过薪酬管理控制银行风险,本文给出如下的政策建议:
1)薪酬委员会在制定薪酬结构的时候应该充分考虑到会给企业带来的风险承担,在绩效指标中明确设定诸如市场风险、信用风险、操作风险、法律风险、合规风险和声誉风险等风险指标,建立合理的薪酬考核指标体系,突出考核的安全性,不再仅仅考察银行的盈利性,应该更加注重银行的风险管理,根据风险暴露时间和风险类型递延支付高管薪酬,使薪酬制度不仅能够反映银行当前的利润和风险,而且能反映未来的潜在损失和风险。
2)在薪酬的制定与管理过程中,董事会应积极主动负责规则制度的设计与实施效果,采取动态监督的模式,确保薪酬按照既定目标运行;薪酬委员会应及时审议高管的薪酬变化,披露高管的薪酬激励性安排,确保薪酬制度有效执行。
3)全面透明化高管激励,加强监督管理,并每年向银监会递交年度薪酬和绩效报告,做到各个环节公开透明。银监会在执行自己的权利时,有权对一些导致银行损失的过度激励行为予以制止,确保银行按照相关政策制定高管激励方案。
摘要：以中国上市银行为样本,从中选取了2007-2015年的经营数据,讨论CEO激励对银行风险承担的影响机制。研究发现:1CEO薪酬激励增加了银行的风险承担水平,具有行政经历的CEO会削弱薪酬激励在银行风险承担中的提升作用。2CEO的股权激励有助于降低银行风险承担水平,同时,具有行政经历的CEO会提升股权激励对银行风险承担的负向影响。3进一步研究讨论发现,CEO薪酬激励与银行风险承担之间呈现非线性的“倒U型”关系。
CEO个性的影响论文 第8篇
关键词：审计意见类型,CEO薪酬,相关性
一、引言
随着所有权和经营权的分离,随之产生的便是委托代理问题。在委托代理问题下,股东与管理者的目标往往出现不一致的情形,为解决抑或是改善这种情况,公司常常采用激励手段。 而另一方面,大股东与中小股东两者之间的委托代理问题也不可避免,中小股东利益被大股东侵占的现象屡见不鲜,而独立的第三方审计则较好地解决了这个问题。依靠会计师事务所出具的审计报告,能够对公司财务报表层面是否遵守了会计准则和制度的相关规定做出判断,同时能够对公司财务报表在所有重大方面是否客观、公允地反映出被审计单位的财务状况、经营成果和现金流量等情况进行反映,进而可以有效降低信息提供者与其他利益相关者的信息不对称问题。高管薪酬与外部审计分别为内部和外部控制机制,均属于公司治理的内容,二者均能够对公司业绩产生影响,而审计意见作为外部控制机制,还能够对资本市场上的广大投资者产生一定的影响。 而CEO作为公司高管中的重要一员,其薪酬水平与审计意见是否存在相关性呢?其作用方向又是怎样?本文旨在探究审计意见对CEO薪酬影响的显著性关系,为审计这一治理机制提供一定的依据。
二、文献回顾
对CEO薪酬这一问题最先展开研究的是Ciscel(1974),认为经理人薪酬与企业的业绩相关性不大,与企业规模有较强相关性;Coughlan(1985) 研究了CEO薪酬与企业绩效存在一定相关关系。 在国内,李增泉(2000) 在研究激励机制与公司绩效中发现上市公司经理人报酬与企业绩效并不相关, 而与企业的规模相关;而刘斌、刘星等(2003)在CEO薪酬与企业业绩互动效应的研究中发现CEO薪酬的提升有助于提高企业规模和股东财富,CEO薪酬的提升和降低也受到营业利润率和总资产净利率的影响;杨青、高铭(2009)发现CEO薪酬与公司业绩呈正相关,而董事薪酬与公司业绩无显著相关性;彭壁玉、肖华(2007)关注公司治理结构与CEO薪酬的相关关系,发现董事会结构及外部董事比例等对CEO薪酬有显著影响;陈德修等(2014)从CEO薪酬粘性的角度出发,发现中国上市公司在亏损严重下, 薪酬粘性明显,随着业绩的提升,这种粘性逐步减弱并消失。针对CEO薪酬这一问题的探讨,学术界更多的将目光聚焦于其与公司业绩的相关探讨,近几年与公司治理及薪酬粘性上也不断触及。 国外对审计意见的研究大体围绕审计意见与事务所特征及审计意见与公司治理展开,De Angelo(1981)提出规模较大的会计师事务所所提供的审计服务质量相对较好;Carcell和Neal(1997) 的研究结果发现, 当公司内部存在类似审计委员会等的审计组织,以及企业内部董事比例越高,与注册会计师出具无保留审计意见呈正相关关系。 国内学者对审计意见的研究集中于审计意见的相关影响因素与审计意见的后果及公司治理之间的关系。 吕先锫和王伟(2007)等分析了在我国的审计师市场上能够影响审计师出具非标准无保留审计意见的相关决定因素; 蒋荣、 刘星、 刘斌(2007)运用Logist回归方法探讨外部审计的治理效应,研究发现CEO变更与非标准审计意见正相关; 曹琼等(2013) 针对盈余管理与非标准审计意见之间相关性的研究发现二者存在正相关关系。 总体而言,学术界对于非标准审计意见的关注更大,多与高管变更、高管薪酬敏感度等角度相结合,但并未针对CEO薪酬本身与审计意见的相关性进行针对性探讨,因而本文希望对二者相关性进行研究以了解内外部公司治理机制之间的关联。
三、理论分析与研究假设
公司治理的出现能够在一定程度上解决委托代理问题,CEO作为公司高层管理人员, 与股东存在着委托代理关系, 公司治理中的高管薪酬激励能够促使其目标与股东的目标更加趋于一致。同时,外部审计制度能够针对管理层所发布的财务报表信息进行合规性及可靠性等方面进行评价, 进而达到监督的目的。 因而,本文推断,在其他情况一定的条件下, 标准的审计意见能够对市场释放积极肯定的信号,有利于公司的进一步发展,作为高层的CEO薪酬也能够得到一定的促进;另一方面,标准审计意见是对公司治理结构和经营能力的肯定, 具备良好治理结构的企业能够有更大的潜力为CEO提供高报酬。 与此同时,区分企业性质来看, 本文推测民营企业CEO薪酬受审计意见影响的程度将大于国有企业,相对而言,国企高管薪酬较为稳定, 而民营企业以绩效衡量的可能性更大。 根据收集数据的情况将审计意见类型按如下分类进行取值:标准无保留意见取值为0,无保留意见加事项段、 无保留意见加说明段取值为1;保留意见、保留意见加事项段、保留意见加说明段取值为2;否定意见、否定意见加说明段取值为3;拒绝发表意见、无法发表意见取值为4。基于此本文提出如下假设:
H1: 在其他条件一定的情形下,审计意见类型取值越低,CEO获得的薪酬越高;
H2: 在其他条件一定的情形下,民营企业CEO薪酬受审计意见类型取值影响程度更大。
由于审计意见的出具具有滞后性,因而本文审计意见类型对CEO薪酬的影响应滞后一期。
四、研究设计
(一)样本选取与数据来源
本文选取2012—2013 年沪深两市上市公司经验数据, 由于行业特殊性剔除了金融保险业(以2012 年证监会分类为标准),处理了异常值,如薪酬为0 或空值的样本,另外,还剔除了数据缺失、遗漏及年份不连续的样本,最终得到4 160 个样本。 本文数据均来源于国泰安数据库, 采用Excel2010 及stata 12.0 进行数据的处理及统计。
(二)变量定义与模型选取
本文研究审计意见类型对上市公司CEO薪酬的影响,以上市公司CEO薪酬的对数Pay为被解释变量, 解释变量为审计意见类型取值op。 同时,考虑到上市公司CEO薪酬也受到其他因素影响, 本文加入了一些控制变量。 具体包括:size为企业规模,由总资产取对数得到,企业的规模不同,上市公司CEO的薪酬基准往往不同;lev为资产负债率, 企业资产负债率的高低反映企业长期偿债能力及资本结构的合理程度, 能够在一定程度上反映企业的经营状况,继而对CEO薪酬产生影响;tobinq值反映企业的市场价值是否大于为企业带来现金流量的资本成本,roa为总资产收益率, 即企业净利润与总资产的比值, 二者均能反映企业的经营绩效,并进一步对CEO薪酬产生影响。 本文同时设置了行业和年度虚拟变量, 处于该行业或年度取1,否则为0。
本文所采用的数据模型如下:
本文以审计意见类型为解释变量,以上市公司CEO薪酬为被解释变量,通过建立线性回归模型,研究审计意见类型取值对上市公司CEO薪酬的影响。
五、回归结果与分析
(一)描述性统计分析(见表1)
从上表的描述性统计可知, 不同公司CEO薪酬的差异较大,这与公司的规模及盈利能力等有一定关系;审计意见类型从0—4 均有覆盖,但从均值可知, 整体而言沪深两市的审计报告仍是以标准无保留审计意见数量最多。从最大值和最小值上看各指标,可见各公司不论规模还是资产负债率等均存在较大的差异。
(二)Pearson相关性分析(见表2)
由Pearson相关性分析结果可知,本文各变量的相关性均不超过0.5,因而可以排除各变量间存在严重多重共线性的问题。 CEO薪酬对数pay与op、size、roa均在1%水平下显著,且与op呈负相关关系,初步支持了前文的推测。 更为具体的结果通过回归结果来呈现。
(三)回归结果分析
由下页表3 结果分析,CEO薪酬与tobinq值、 企业规模和总资产收益率呈正相关关系,说明CEO薪酬受到企业规模的约束, 薪酬的上升与效应也是正相关的,这符合前文的推测。与审计意见类型的取值在显著性水平为1% 下呈负相关关系, 其相关系数为-0.1428, 对CEO薪酬的影响有较为明显的约束作用, 即在审计意见类型取值越大时,CEO所获取的薪酬将减少。 该结果验证了本文的假设1:在其他条件一定的情形下, 审计意见类型取值越低,CEO获得的薪酬越高,反之亦然。
本文同时根据行业进行了分样本回归,回归结果表明,在所有行业中只有制造业回归结果最为显著, 拟合度及显著性水平均良好, 且回归结果与上述总样本回归结论一致。 原因可能是相较其他行业,制造业属于大行业,样本量较大,具有代表性。由于篇幅所限,结果不在此列示。
由表4 结果可分析发现, 不论是国有企业还是民营企业,审计意见取值类型与CEO薪酬间始终存在负相关关系, 各变量与CEO薪酬的相关性均能够验证假设1 的结论,在民营类样本中, 除lev显著性不高以外,其他变量显著性均良好。国有类样本中op的相关系数为-0.1941,而民营类则为-0.1491, 表明国有类样本中CEO薪酬受审计意见类型取值的影响程度略高于民营类样本,与上文中假设不符。本文认为出现该情况的原因可能是近些年来, 国企不断改制,公司化管理越来越规范,与过去相比受到的行政性指令不断减小的结果。
六、结论
CEO个性的影响论文 第9篇
由于稀土离子具有独特的光学性质和特殊功能引起人们极大关注,在激光器、通讯、发光二极管和颜料等高新技术领域中得到广泛应用[1,2,3]。开发绿色环保无机颜料,取代正在危害人们健康和环境的有毒金属工业颜料成为研究热点。稀土离子电价高,半径大,易受极化,极化强度愈高折射率愈大,在陶瓷颜料中利用稀土离子的高折射率,使画面色泽鲜艳。稀土作为一种新型的绿色环保陶瓷颜料,它具有呈色鲜艳、高温下稳定、无毒无公害等特点,具有广阔的发展前景。
颜料的颜色主要是由于电子在不同能级间跃迁及离子对光的吸收和散射所引起的。稀土离子的4f亚层被外层(5s2)(5p6)电子壳层所屏蔽,致使4f亚层几乎不受外部场强的影响,其线状谱线基本保持自由离子的线状光谱特征。由于稀土元素独特的原子结构,电子层中未充满的4f电子层存在,当受到不同波长的光照射时,f轨道未成对单电子从低能量的f轨道向高能量的f轨道跃迁,称为f-f跃迁,4f电子层表现出对光的选择性吸收和反射,从而显示出各种颜色。由于这个特性,可利用稀土元素及化合物作为陶瓷颜料[4,5]。
稀土陶瓷颜料的研究已有二十余年的历史,而较大量地应用于工业生产是本世纪七十年代初开始的。其中稀土黄色颜料镨黄研究较多[6,7],对镨黄颜料的成分、成色的机理、杂质元素对成色的影响,以及消除这些不良影响的措施等方面都作了大量的研究,使得镨黄颜料近年来迅速取代了钒锡黄颜料,近年来研制的镨黄有镨锆黄、铈镨黄、镧铈镨黄;2004年日本Masui报道了用溶胶凝胶法合成了(SiO2)(1-x)-(CeO2)x黄色颜料[8],最理想的亮黄色为(SiO2)0.45(CeO2)0.55;Bi2O3和RE2O3混合,改变化学计量比可制备从淡黄色到橘红色颜料[9];氧化铈和氧化钼(或氧化钨)为着色剂的稀土黄色颜料[10,11];钙钛矿结构的Ca1-xLaxTaO2-xN1+x固溶体颜色可以通过调整O/N比例而改变,从浅黄色通过橙色到深红色,虽然这种颜料是无毒和表现出优异的色调,但这些材料合成过程长时间利用有毒的气体氨[12];作为黄色颜料的硫化镧和相关的化合物在表面涂层方面应用也具有一定的前途,但制备工艺采用有毒气体硫化氢[13]。2010年印度Vishnu报道了向Sm2Ce2O7中掺杂钼制备黄色颜料,采用氧化铈、氧化钐和钼酸铵按化学计量比混合,经过1500℃高温灼烧18小时制备出黄色颜料,此合成工艺能耗高[14]。本研究以铈基颜料为基底,通过掺杂不同量的Sm3+,以掌握颜料结构、形貌特征和颜色的变化。该颜料具有高温稳定性和化学稳定性,是环境友好的无机颜料。
1 实验
1.1 实验原料
实验原料:以纯度为99.99%氯化铈溶液、99.9%氯化钐溶液和工业级钼酸铵为原料,工业草酸为沉淀剂,工业级硼酸为矿化剂。
1.2 颜料制备
SmCl3与CeCl3按化学计量比配制溶液,用草酸沉淀,得到草酸铈钐共沉淀物,按铈钼摩尔比为4∶1的比例加入钼酸铵,再加入反应物总质量的5%矿化剂硼酸,混合、研磨,灼烧温度1100℃,保温4小时,得到SmxCe4/5(1-x)Mo1/5(1-x)O(2-0.5x+δ)颜料粉体,其中x=0～0.5。制备出钐掺杂氧化铈基颜料,观察颜料的外观颜色变化,测定其结构和光学性能。
1.3 颜料表征
颜料的XRD分析在德国Bruker-AXS公司D8advance x-射线衍射仪上进行,采用CuKα辐射,管压40 kV,管流40 mA,扫描速度为6°/min,2θ范围从10°到90°。
掺杂Sm3+黄色颜料变化通过测量光谱的反射率,用紫外可见分光光度计,测量条件为:光源D65,标准观察角10°和测量光学系统d/8°;颜色性质用CIE颜色系统—L*a*b*(1976)色空间体系评价,在这一色空间中,L*值为明度,a*和b*是色度坐标,L*值越大,明度越高,L*=0全黑,L*=100全白;+a*值为红色,-a*值为绿色;+b*值为黄色,-b*值为蓝色。色度C*值代表颜色饱和度,根据公式C*=(a*2+b*2)1/2计算得到。颜料颜色也可以用色角H°表示H°=arctg(b*/a*),黄色颜料色角H°=70～105°。
用HITACHI公司的S-3400N型扫描电子显微镜对颜料形貌、颗粒度大小及团聚状况进行观察。
2 结果与讨论
2.1 颜料x-射线衍射分析
不同Sm3+掺杂CeO2基颜料得到的XRD图谱见图1。
在氧化钐掺杂单一CeO2(SDC)的反应中,当y=Ce/(Ce+Sm)≥0.6时,SDC显示立方萤石相(F型),当y=Ce/(Ce+Sm)<0.6时,SDC显示F型和C型两相并存[15],而在SmxCe4/5(1-x)Mo1/5(1-x)O(2-0.5x+δ)颜料中,当x=0.1,0.2,0.27,0.3,0.36,0.4,0.5时,y分别为0.88,0.76,0.68,0.65,0.59,0.54,0.44。从x=0到x=0.3时,y>0.6,XRD图谱显示立方萤石结构(F型);从x=0.36到x=0.5时,y<0.6,其结构可能为F型和C型两种结构并存,但在XRD图谱中未发现C型特征峰,其原因是C型峰较弱,C型弱峰与F型峰值极为接近,不易被发现,XRD不容易检测到较弱的峰值;颜料外观颜色观察,x≤0.3时,颜料显示黄色;从x=0.36到x=0.5时,随x值增大颜料颜色由黄色向灰色转变,颜料的颜色发生改变可能与文献报导钐掺杂CeO2结构变化相符。
a-CeO2标准卡,b-CeMoBO6标准卡,c-SmBO3标准卡
由图1知,不同掺杂量的XRD图谱都含有4个强吸收峰符合CeO2特征峰;从x=0到x=0.2时,图谱含有许多弱峰与标准卡对比,符合CeMoBO6(JCPDS:37-1101)特征峰,并随钐掺杂量升高,CeMoBO6特征峰逐渐减弱;从x=0.27到x=0.5时,图谱显示出许多弱峰与标准卡对比,符合SmBO3(JCPDS:88-2007)特征峰,原因是随Sm3+掺杂量加大,Sm3+与矿化剂硼酸反应生成SmBO3,而CeMoBO6特征峰消失。
2.2 颜料光学性质
研究改变Sm3+掺杂量对铈基黄色颜料的影响,制备符合新型绿色环保颜料,Sm3+含量对铈基黄色颜料的影响见表1。
由表1知,从x=0到x=0.3范围内,颜料b*=39.43～45.89,C*值为39.45～45.93,H°值接近90°(H°=86.96°～89.66°),颜料显示黄色[11];当x=0.36到x=0.5时,随x增加b*值、C*值和H°降低,a*值为负值,颜料由黄色向灰色转化;当x=0.3时,发现Sm0.3Ce0.56Mo0.14O(1.85+δ)的b*和C*值最大,H°值接近90°,是最佳的黄色颜料。
颜料样品SmxCe4/5(1-x)Mo1/5(1-x)O(2-0.5x+δ)(x变化范围0～0.5)的紫外可见反射光谱见图2,颜料在可见光和紫外光区域显示强烈的吸收峰,主要是由于O2p-Ce4f和O2p-Mo3d电荷转移,结果颜料显示黄色。另外,在可见光区观察到在402nm,466nm,478nm,490nm,530nm,557nm处弱的吸收峰为Sm3+的f-f电子转移[14]。掺杂钐颜料中由于Sm3+的4f轨道处于内层,f-f跃迁几乎不受外部场强的影响,在基体中Sm3+显示同样的发射波长,Sm3+的4f电子层表现出对光的选择性吸收和反射,其本质是在可见光范围内,f轨道的单电子产生f-f跃迁的能量差,因此产生选择性吸收而呈色。在反射图谱图2a中,吸收范围在420～500nm(蓝光),符合显示黄色;当掺杂Sm3+的量由0.1增加到0.3时,谱线强度得到加强,可以理解为发光中心的增多引起了谱线强度的增加,当x=0.3时,谱线强度最高。在反射图谱图2b中,掺杂Sm3+的量从x=0.36到x=0.5时,随掺杂Sm3+量的增加,强度明显开始降低,产生了浓度猝灭现象。浓度猝灭是由于激活离子间能量传递及交叉弛豫引起的,能量传递的几率与激活离子间距离的n次方成反比。增加Sm3+浓度,激活离子间距变小,能量传递的几率增加,产生浓度猝灭现象[16]。
2.3 颜料形貌分析
由于在混合、研磨过程中加入了矿化剂HBO3,灼烧后得到分散性良好的颜料粉体,用扫描电子显微镜观察Sm0.3Ce0.56 Mo0.14O(1.85+δ)形貌。见图3。
由图3知,颜料颗粒由许多小球形颗粒组成的团聚体,小球表面光滑,烧结良好,说明颜料在1100℃灼烧4小时反应已完全。
3 结论
不同Sm3+掺杂量对SmxCe4/5(1-x)Mo1/5(1-x)O(2-0.5x+δ)颜料的颜色有较大的影响,Sm3+掺杂量从x=0到x=0.3时颜料为黄色,从x=0.36到x=0.5时颜料颜色由黄色向灰色转变。当Sm3+掺杂量为x=0.3时,b*=45.89,C*=45.93,H°=87.43,样品Sm0.3Ce0.56 Mo0.14O(1.85+δ)为理想的黄色颜料。
摘要：采用固相合成法制备出具有不同x值的SmxCe4/5(1-x)Mo1/5(1-x)O(2-0.5x+δ)颜料,研究了Sm3+掺杂量对颜料晶体结构的影响,并对颜料呈色机理进行了分析。结果表明:Sm3+掺杂对颜料的颜色有较大的改变,Sm3+掺杂量从x=0到x=0.3时颜料为黄色,从x=0.36到x=0.5时颜料颜色由黄色向灰色转变。
