發布時間：2023-06-11 09:22:22
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的公司的盈利性分析樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
關鍵詞：公司治理；管理層；風險行為
一、引言
亞當?斯密在《國富論》一書中指出，“作為其他人所有的資金的經營者，不要期望他會像自己所有的資金一樣獲得精心照顧”。現代企業中所有權與控制權的分離，委托環境下利益分配和風險承擔的非對稱性，管理層在面對風險和收益時會有不同的決策行為，管理層的風險行為導致Bowman悖論――跨企業風險-回報負相關在我國表現得非常明顯。管理層的風險行為，國內外文獻沒有明確的定義，我們認為是指企業的管理層做出的投資決策超出或偏離了企業自身的能力和成長機會，投資于凈現值為負的非盈利項目，從而損害企業的價值，導致公司失敗的行為。風險行為主要表現為風險規避與風險尋求，風險規避是管理層放棄能夠給企業帶來正的凈現值（NPV）的投資項目，導致企業的回報降低，風險尋求是管理層有可能會出于對自身利益的考慮而拿企業去冒險，從而使企業的風險增大。二者都給企業帶來損害和機會成本。
公司治理是一系列對公司進行管理和控制的體系，是公司用來處理不同利益相關者之間責、權、利關系的一系列制度安排。有效的公司治理能提升管理層的決策水平，矯正管理層的風險傾向，使公司經營者與所有者的目標一致，從而避免管理層風險行為的發生。本文研究公司治理的各個方面對管理層風險行為的影響，進而改進公司治理中的制度安排，加強對管理層的制衡，從而減少管理層的風險行為來保證企業成功。
二、公司治理內、外部機制對管理層風險行為的影響
（一）股權集中度對管理層風險行為的影響
股權集中度是股權集中還是分散的主要指標Jensen和Meckling將股東分為內部股東和外部股東兩類，并認為提高對企業有控制權的內部股東的股權比例能降低成本、提高企業價值。Shleifer和Vishny通過實證表明，一定的股權集中是必要的，有助于增強接管市場運行的有效性，降低管理層的成本。他們的研究表明：股權集中度對管理層風險行為具有明顯的約束作用。但另一方面，管理層對公司的經營須體現大股東的意志，管理層的風險傾向受到單個具體的大股東的思想與行為的影響。若大股東主觀上存在著尋求風險項目以此獲得超額利潤的傾向，對管理層的獎勵標準是企業規模、快速發展的，則管理層在經營中將會有更多的風險行為；若大股東追求公司穩定、長期的發展，對管理層的獎勵標準將是穩妥、安全發展，則管理層將自我約束投資決策的風險行為。由以上的分析，股權集中度對管理層風險行為的影響的正負關系尚需具體案例研究。
（二）控股股東性質和國有股份比例對管理層風險行為的影響
我國大部分上市公司都是由國有企業改制而來，控股股東性質和國有股份比例對管理層風險行為的影響較大。許小年研究發現，國有股比例與公司效益負相關。陳曉等人研究發現，在競爭性較強的行業中國有股比例較高會對公司績效產生負面影響，而在競爭性較弱的行業中該結論則不成立。余怒濤等人的研究發現，國有股比例并不是對上市公司盈余質量造成顯著影響的因素。在控股股東國有和國有股份過高的公司，由于投資主體不明確，對管理層的監管機制的動力不足，管理層的許多風險決策和風險行為收益大，成本小。由此，管理層的風險行為發生較多。因此，國有股比例高對管理層風險行為有著不良的影響，國有股比例與管理層風險行為正相關。
（三）董事會規模和結構對管理層風險行為的影響
1.董事會規模的影響。一般來說，小規模的董事會容易協調統一，運行效率高，對管理層的行為有較強的控制作用。相反，董事會規模過大，運行效率差，董事會的監控作用弱。許多研究也表明：董事會規模太大會增加問題及問題，且不利于對財務報告的監督。董事會規模越大，公司就越可能發生財務報告舞弊。董事會規模過大，不利于董事會約束管理層。但從防范風險角度來看，董事會規模增大，相關的利益關系人增多，更能全面地考察管理層的風險行為，它比小規模董事會的公司更有可能防止管理層的風險行為。因此，從控制管理層的風險行為來說，董事會的規模應適當。
2.董事會與管理層分離與合一的影響。董事長與CEO兩職分離或合一無疑會對管理層決策行為產生重大影響。有研究認為兩職合一有利于提高信息溝通的效率，使管理層在瞬息萬變的市場環境中快速決策，增強管理層應對風險的獨立性。而兩職分離有利于降低成本，因此有利于改善公司績效。我們認為，從對管理層風險行為的影響來看：兩職合一往往會使高層管理人員權力過度膨脹，嚴重削弱董事會監督作用。而實行兩職分離，更能維持管理層與董事會之間必要的制約關系，從而控制管理層的風險行為。
【關鍵詞】薪酬契約 債務契約 盈余管理 相關性
一、文獻回顧
國外很早就研究契約動機：Watts和Zimmerman（1986）指出只要存在契約和監督成本，管理人員對會計程序的操縱就存在。Sweeney（1994）認為以違背借款合同的企業為樣本與控制樣本比，其更多地利用了能調增盈利的會計政策。國內對于契約動機的相關研究如下：黃文伴、李延喜（2011）指出高管年薪與上市公司盈余管理程度負相關。薄瀾，馮陽（2014）發現，債務契約會促使管理層進行盈余管理來降低債務違約的風險。
二、理論與研究假設
（1）報酬契約動機。管理報酬契約制定和執行的依據是會計盈余。管理人員預測企業的盈余達不到報酬契約所規定的約束條件時就有動機進行盈余管理。基于此提出假設H1：管理層的薪酬考核標準越高，盈余管理程度越高。H2：管理者持股比例與盈余管理的非線性相關。
（2）債務契約動機。債權人與債務人在簽訂債務契約時，會規定運用會計數據的約束條款防范經理人員做出損害債權人利益的投資與融資決策。當約束條款不能滿足時，經理人員將用盈余管理手段來避免違約行為。因此提出債務契約假設H3：債務融資比率越大，盈余管理幅度越大。
三、實證分析及結果
（一）樣本選取
本文選取了2009年之前在深圳證券交易所中小企業板上市的公司作為研究對象；為避免非契約動機對本文研究結果的影響需滿足以下條件：以民營上市公司為初選樣本；剔除兩職合一的公司；剔除ST，*ST企業；剔除當年增股及年報中披露下年度預計增股的企業；剔除數據不全的樣本。最終得到182個符合條件的年度民營上市公司。數據來源于CSMAR和RESSET數據庫，使用的統計軟件為SPSS，EXCEL。
（二）盈余管理的計量
本文選擇截面修正Jonse模型作為計量盈余管理的工具。模型如下：（1）利用最小二乘法估計回歸參數α1，α2，α3
TDAit=α1（1/Ai（t-1））+α2（ΔREVit-ΔRECit）/Ai（t-1）+α3（PPEit/ Ai（t-1））+ε
TDAit為估計期總體應計利潤=（第t年凈利潤-第t年經營活動凈現金流）/第t-1年總資產
Ai（t-1）為t-1年總資產
ΔREVit為主營收入變動
ΔRECit為應收賬款變動
PPEit為第t年固定資產總額
ε為方程的殘差
i為第i家公司
（2）將系數帶入NDAit=α1 （1/Ai（t-1））+α2 （ΔREVit-ΔRECit）/Ai（t-1）+α3（PPEit/ Ai（t-1））+ε
NDAit為第i家公司事件期的非可控應計利潤
經理人操縱的可操縱性應計利潤：DACit= TDAit-NDAit
（三）模型的建立
檢驗各解釋變量和控制變量影響被解釋變量的經驗模型如：
|DAC|=α+β1RMO+β2RMO2+β3RMO3+β4CCD+β5DAO+β6SIZE+β7INO+β8FBM+ε
|DAC|：盈余管理的衡量變量可控性應計利潤的絕對值
RMO2：管理層持股比例的平方
RMO3：管理層持股比例的立方
CCD：管理層報酬
DAO：負債權益比
SIZE：公司規模
INO：機構投資者的持股比例
FBM：董事會開會次數
ε：殘差
（四）實證檢驗
回歸方程的檢驗：
（1）回歸模型的擬合度檢驗。在橫截面數據的情況下，本文研究數據決定系數為0.724，修正決定系數為0.715可以接受本文所使用的回歸模型。
（2）回歸方程的顯著性檢驗。本文建立的回歸方程的F值為56.473，對應的Sig.值為0.000，在顯著性水平為0.05 的假設條件下，方程的總體通過顯著性檢驗，可以用線性關系描述和反映解釋變量和各自變量之間的關系。
（3）多重共線性的檢驗。由多重共線性檢驗可知，Pearson系數的絕對值最大為0.354，不超過0.8，所以對于本文所選樣本，各因變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。
回歸結果：以可控性應計利潤的絕對值|DAC|作為盈余管理程度的變量，采用SPSS分析軟件對所收集并篩選后的數據進行多元線性回歸分析，結果如下：
由回歸結果看，在顯著性水平0.01下，變量RMO，DAO通過了檢驗，在顯著性水平為0.05下，變量CCD，FBM，RMO2通過了檢驗，說明這些變量與被解釋變量密切相關。而變量SIZE，INO，RMO3沒有通過顯著性檢驗。
四、結論
基于回歸結果分析得出：管理層報酬與盈余管理程度呈現顯著正相關關系。說明管理層報酬越高，管理層越有動機進行盈余管理以獲得較高報酬，與假設H1一致。管理層持股比例與盈余管理程度的相關關系是非線性的。在不同的區間，其管理層的持股比例和盈余管理程度相關性不同。負債權益比與盈余管理程度呈顯著正相關關系。與研究假設 H3 相一致。負債權益比較高時，民營上市公司的實際控制人會采取盈余管理措施進行規避風險。
五、建議
（1）完善公司治理結構，形成抑制盈余管理的內部約束機制。首先， 要設立審計委員會和引入獨立董事制度。其次應以會計盈余信息為基礎的短期激勵的基礎上，再加上以公司有形資產價值與無形資產價值信息為基礎的長期激勵，作為管理報酬契約的執行依據設計激勵契約。
（2）增強信息透明度，加強信息的流動，在企業中建立一種通過主管部門強制執行使得信息在企業各利益相關人之間流動的企業文化氛圍。
參考文獻：
[1]Watts， R. Zimmerman， J.L Positive Accounting Theory. First Edition. New Jersey：
Prentice-Hall， Inc，1986.
據統計2004年度減值損失轉回金額最大的前20家上市公司中通過轉回前期資產減值損失不同程度地調整了損益，2家ST公司分別增加當年利潤32495萬元和4500萬元，占各自當年凈利潤的309%和581%，成功地摘除了ST；4家上市公司分別增加當年利潤28080萬元、6885萬元、6373萬元和5003萬元，避免當年出現虧損；6家上市公司維持或提升了公司的業績。據WIND資訊統計，2006年上市公司可轉回的固定資產減值準備和無形資產減值準備分別約為23億元和62億元。
上市公司利用資產減值準備進行盈余管理手段眾多。上市公司的盈余管理大致有以下三種行為表現。
1.避虧公司的行為表現
我國的相關證券法規對上市公司的凈資產收益率有著嚴格的規定，當上市公司最近兩個會計年度顯示的凈利潤為負值時，其公司的股票將被特別處理；當上市公司最近三個年度連續虧損時，其公司的股票將被暫停交易。因而，零值是判斷公司經營狀況的一個關鍵臨界值，上市公司的凈資產收益率小于零就面臨著被ST或PT的可能，大于零就會降低ST或PT發生的概率。這種情況下，以零閾值為管理目標的上市公司管理者一般傾向于采用增加或至少不減少收益的減值政策，即提取較低比例或轉回較高比例的資產減值準備，以減小對會計盈余的負面影響。
2.巨虧公司的行為表現
由于我國規定只有連續三年虧損才被暫停上市，對虧損的程度也沒有限制，即使發生巨虧也不受制度約束。因此，如果上市公司在未來兩年內也無法規避虧損，那么在其首次出現虧損年份或首次虧損的下一年份，存在強烈的扭虧為盈動機。上市公司為避免其股票被停止交易，往往利用會計政策、會計估計的模糊性，“一次虧個夠”，為以后“扭虧為盈”留下操縱空間。一般而言，管理層夸大虧損的常用伎倆是巨額沖銷，即在虧損的當年盡量將虧損人為地擴大，將以前年度的虧損全部處理掉，以求增加未來收益，避免連續虧損。
3.扭虧公司的行為表現
虧損上市公司要想“保牌”或“摘帽”，就一定要避免出現“連續兩年”或“連續三年”虧損。由于該類公司通常主營業務不景氣，很難在短時間內依賴主營業務扭虧為盈，如果在扭虧年度將以前巨額計提的減值準備通過巨額沖回而制造“報表利潤”，便可造成“扭虧為盈”的虛假表象以逃避市場的監管。所以對此類上市公司來說，管理層一般會在允許的范圍內極力避免繼續虧損，反映在資產減值準備政策的執行上就是提取較低比例的資產減值準備。
二、上市公司利用資產減值準備進行盈余管理的原因分析
上市公司利用資產減值準備進行盈余管理引起了市場監管部門和信息使用者的高度重視。雖然外部監督部門也通過各種方式加大了監管的力度，但效果卻不令人滿意。現從以下幾個方面加以分析。
1.減值準備計提相關的準則和制度本身的局限性是造成當前不恰當計提的重大原因
計提資產減值準備的會計政策不夠健全和完善，計提政策選擇彈性大。我國會計制度對企業計提減值準備的有關規定不夠明確，企業具體會計政策的可選擇性彈性較大，使企業進行不恰當的減值準備計提有機可乘。如在確認減值準備時，判斷資產減值所依據的條件和衡量標準的隨意性和主觀性問題；有關計量:壞賬準備的計提比例和方法由企業自行決定問題，短期投資，存貨跌價的計提方法選擇問題。我國資產減值準備的會計處理，在確認和計量的相關條件上還存在局限。較大的專業判斷范圍影響了信息的可靠性。減值準備的確認和計量很大程度上依賴于財務人員的專業判斷，然而主觀判斷不可避免影響了信息的可靠性。
2.外部審計監督難度大
資產減值審計一直都是難題。資產減值準備項目性質的特殊性。它本身就屬于容易產生錯報的會計項目，一是資產及其明細種類繁多、金額巨大；二是確定資產項目可收回金額時需要大量運用會計估計和判斷，主觀因素和不確定性因素較大；三是資產減值準備的計提、轉回、核銷等計算較為復雜，在會計處理中錯記、漏記的概率較大。四是被審計單位管理當局的行為和動機。如管理當局動機不純，蓄意利用資產減值準備操縱會計利潤，提供虛假會計信息，那么往往是經過縝密策劃和多方掩飾，注冊會計師很難通過一般測算得知或常規檢查所能發現。
3.盈余管理的收益大于成本
盈余管理的收益主要表現在：一是對于上市公司而言，由于賬面盈余，引起股價上漲，吸引更多的投資者的資金，還可以獲得配股、增發資格、避免暫停上市乃至退市，獲得低成本籌資優勢；二是對于公司管理層而言，盈余管理中的收益有高額薪金、晉升機會和在職消費等。與盈余管理的收益相比，盈余管理的成本較低，其主要取決于兩個因素：一是盈余管理被發現和公布的可能性；二是被處罰的力度。我國目前由于注冊會計師在經濟上的不獨立，加上業務水平參差不齊，審計質量良莠不齊，對于盈余管理的諸多現象難以發現，即使被發現也難以被出具非標準無保留意見而予以公布，因此盈余管理被發現的可能性相當小。另外，即使被發現對其的處罰力度也偏小，我國法律對盈余管理的處罰就是證監會的警告、沒收違法所得和罰款等方式，其罰款金額之小也無法對公司及其直接負責人起到威懾作用，這就使得上市公司的盈余管理行為越演越烈。
三、我國上市公司資產減值準備問題的解決辦法
針對上市公司在資產減值準備會計處理方面反映出來的諸多問題，筆者提出為防范上市公司利用各種手法操縱八項計提，主要措施可從以下幾方面入手：
1.準則制定部門應謹慎確定企業的職業判斷范圍，謹慎賦予企業會計政策的選擇權
由于公司治理結構、會計準則的不完善,以及會計信息市場的不完備，會計政策選擇權的存在具有一定的必然性，許多面臨“報表”壓力的企業并沒有正確運用會計制度賦予的會計選擇權，而是將其視作了利潤操縱的機會。因此，本文作者盡管并不主張簡單通過消除會計選擇權，以求得會計信息的真實可靠，但目前適當限制企業對會計政策的選擇權是完全必要的。比如在壞賬準備計提方法的選擇上,會計制度應明確規定哪些行業、哪些類型、哪些規模的上市公司應使用何種計提方法，或者優先使用哪種計提方法，禁止使用哪種計提方法，并對所選擇方法的依據進行詳細的披露和說明。此外，會計制度也應對會計估計或會計政策的變更等相關選擇權做出限制;至于資產減值準備的沖回,制度應對超過一定金額或幅度的沖回，規定由注冊會計師或資產評估師出具報告,企業根據報告來確認和計量沖回數額。
2.加強對減值準備披露的監管力度
如前所述，我們不僅要謹慎賦予企業會計政策選擇權，證券監管部門還應加大對企業會計選擇權的監管力度，和對執行情況的檢查，強制上市公司披露會計選擇對利潤的影響程度，提高上市公司信息披露的透明度。根據目前會計制度，財政部已要求所有上市公司強制披露減值準備明細表，但并不是所有公司都嚴格披露了明細表，更不用說在改變會計方法和原則時，詳細地披露其改變對利潤的影響。因此我們除了對披露要求強制化、細化，進一步完善信息披露的格式與內容外，作為上市公司監管部門的證監會，還應加強信息披露的檢查力度，對未按規定進行披露的上市公司予以嚴懲。
【關鍵詞】上市商業銀行 公司治理 綜合績效
一、樣本選擇
商業銀行的信息不透明和由此引致的相關研究數據的難以獲得是開展實證研究的主要障礙，而我國商業銀行數據披露相對較少使這一問題更為突出。不過近年來商業銀行信息披露現狀有了很大的改觀并為相關研究提供了可能。基于此，本文將收集到的國內股份制商業銀行中上市銀行年報作為數據來源對我國股份制商業銀行公司治理情況及其績效進行實證分析。本文采用的樣本銀行共為14家，其中包括11家全國性股份制商業銀行和3家城市商業銀行。從年報的時間跨度上看，由于有部分商業銀行公司治理情況披露時間比較晚，鑒于數據的可比性，所以本文將樣本的時間跨度確定為2006～2011年。由此，最終篩選出2006～2011年14家股份制商業銀行78份年報作為研究的數據來源。
二、變量選擇與定義
本文將從股權結構、董事會、監事會、高級管理層薪酬4個方面對我國股份制商業銀行公司治理績效的影響進行實證分析。本文選取了綜合反映股份制商業銀行安全性、盈利性和流動性的綜合業績得分AN作為被解釋變量；對于解釋變量的選取，股權結構選用了第一大股東持股比例S1、第一大股東控股能力HC和前5大股東持股比例SR53個指標來考察股權集中度和控股股東對商業銀行績效的影響；對于董事會，則選取了董事會規模SBD、董事會會議次數DB和獨立董事比例TB3個指標分別考察董事會的規模、結構、行為對商業銀行績效的影響；對于監事會，本文主要選取監事會會議次數TS考察其對商業銀行績效的影響。對于高管薪酬PS采用了高管人員平均薪酬來考察薪酬激勵對商業銀行績效的影響。
本文研究的目的是考察公司治理結構對銀行績效的影響，所以選擇AN為被解釋變量，S1、HC、SR5、SBD、DB、TD、TS、PS為解釋變量，經過F檢驗和Hausman檢驗，在隨機效應模型中選取了以下具有代表性的5個方程：
利用整理過的樣本數據，根據上述模型分別通過Stata軟件進行回歸，結果如表所示：
多元回歸結果
注：本表括號中數字為穩健標準差，*代表通過了回歸系數在10%的顯著性水平下顯著，**代表回歸系數在5%的顯著性水平下顯著，***代表回歸系數在1%的顯著性水平下顯著，最后1行為檢驗回歸方程擬合優度的可決系數R2。
三、回歸結果分析
（一）股權結構與銀行經營績效的影響
S1通過了一個方程的檢驗，且S1回歸系數小于0，說明第一大股東持股比列與銀行績效呈現負相關，這說明股權集中對銀行績效產生了一定的負面影響，HC3個方程式中有一個通過了10%的顯著性水平檢驗，且回歸系數大于0，這說明大股東控股能力對銀行績效產生了一定的積極影響，原因可能是當大股東的控股能力越強的時候，越有足夠強的能力嚴密監督管理者，以防止他們做出對股東不利的行為。另外大股東為了得到更高的回報，更愿意直接監督公司的運營狀況，會更加注重投入資本的創值能力。
回歸結果中3個含有SR5的回歸式中，其中2個回歸系數通過了10%的顯著性水平檢驗，說明股權集中度對我國商業銀行經營績效有重要影響，SR5和S1解釋變量的回歸都系數均小于0，說明它們與銀行績效呈現負相關，即股權越集中，銀行的經營績效越差。
（二）董事會與銀行經營績效的關系
回歸結果中3個含有SBD的回歸式中有2個通過了5%的顯著性水平檢驗，另一個通過了10%的顯著性水平檢驗，并且回歸系數均為正。說明董事會規模這一變量對銀行績效產生了顯著的積極影響。這說明隨著商業銀行公司治理的不斷完善，在政府行政干預減少，產權關系逐漸明晰的基礎上，董事會在銀行經營過程中的重要性不斷加強，并對銀行績效產生正向影響。
回歸結果中3個含有DB的回歸式沒有一個通過顯著性水平檢驗，說明獨立董事的設立尚未對銀行的績效產生明顯影響，這可能與銀行引進獨立董事制度的時間較短有關，進一步表明獨立董事制度有待于進一步完善。
回歸結果中含有TD的回歸式都沒有通過顯著性水平檢驗，以此說明了董事會會議次數沒有對我國股份制商業銀行的績效產生太大影響。這也從另一個方面反映了我國銀行董事會會議效率低下，董事會成員可能并不了解銀行具體的經營狀況，董事會會議多數情況下也是例行舉手表決，顯然，董事會會議次數的多少并不能提高董事會運作的效率，也就不能銀行經營績效產生顯著影響。
（三）監事會與銀行經營績效的關系
回歸結果中3個含有TS的回歸式都沒有通過顯著性水平檢驗，基本上也說明了監事會會議次數對銀行績效同樣也沒有大的影響。原因可能也是因為監事會會議次數的增加并不能夠提高監事會的功能。監事會的會議次數并不能反映監事會功能的強弱，因此要發揮監事會應有的治理作用，關鍵在于完善監事會的運行機制。
（四）高管薪酬激勵與銀行經營績效的關系
回歸結果中3個含有PS的回歸式中有1個通過了顯著水平5%的顯著性檢驗，2個通過了顯著水平1%的顯著性檢驗。這反映高管薪酬對銀行綜合績效產生了比較顯著的影響，且回歸系數均小于0，說明這種影響是負面的。高管薪酬對銀行績效產生了明顯的負面影響—這一實證結果與之前許多學者的研究結論有很大的不同，之前對于薪酬與銀行績效關系的研究結論大多為要么是明顯的正相關，要么是影響不大。出現負相關的結論，原因有可能是與高管年薪主要是與反映盈利水平的業績指標掛鉤，而本文被解釋變量是由安全性、盈利性和流動性指標所決定綜合績效有關，當然也有可能是我國以年薪為主的薪酬激勵制度本身存在制度缺陷導致，從而出現績效好的銀行高管拿著低的年薪，而績效低的銀行高管反而拿著高年薪情況。不管原因是怎樣的，這一結論都值得我們在以后的研究中去做進一步去分析和討論。
【關鍵詞】 急性腦梗死； 綜合性護理； 護理模式； 神經功能缺損評分
腦梗死（cerebral infarction）是腦血管閉塞引起腦缺血所致的腦血管疾病，腦梗死作為老年神經系統的常見病和多發病，具有發病急、進展迅速的特點，其致殘率和病死率都較高[1]。該病病程較長， 恢復期會有肢體癱瘓、言語障礙、智力減退等不同程度后遺癥， 嚴重影響患者的生活質量[2]。因此，及時有效的治療和護理顯得尤為重要。綜合性護理（Comprehensive care）是指在遵循系統化、規范化、個體化的原則上，全面系統地從病房環境、病患交流、心理、生理恢復、健康教育等各方面的綜合護理模式[3]。本院收治300例急性腦梗死患者對其進行隨機分組，分別予以綜合性護理和常規護理，分別觀察護理效果，探索在腦梗死中綜合性護理的臨床應用價值，并進行相應效果評價。
1 資料與方法
1.1 一般資料 選取2012年2月-2013年8月本院收治的急性腦梗死患者300例為研究對象。納入標準：（1）符合全國第四屆腦血管病會議制定的診斷標準；（2）經顱腦CT或者MRI檢查證實的患者；（3）入院時間在發病48 h內[4-5]。本研究排除標準：（1）有嚴重肝腎功能障礙患者；（2）具有精神類疾病患者；（3）有嚴重藥物過敏或禁忌證患者；（4）腦出血患者或者出血性梗死患者[6]。按照隨機數字表法將300例患者分為試驗組和對照組，隨機數字為奇數者為試驗組，偶數者為對照組，每組患者150例。試驗組：男79例，女71例；年齡52～68歲，平均（55.3±3.5）歲；病程1～8年，平均（4.4±2.5）年。對照組：男74例，女76例；年齡51～69歲，平均（55.8±2.9）歲；病程1～10年，平均（4.7±2.1）年。300例患者中合并高血壓者56例，伴糖尿病者12例，合并冠心病者2例，致偏癱者67例，有長期飲酒史者47例。患者的精神意識均比較清楚。患者受教育程度：高等教育
120例，中等教育144例，初等教育30例，未受教育6例。兩組患者在年齡、性別、病程、受教育情況等一般資料方面比較差異均無統計學意義（P>0.05），具有可比性，見表1。
1.2 方法
1.2.1 常規護理 對照組患者采取一般護理，給予常規藥物治療護理，一般環境護理干預及基礎護理（如皮膚護理、口腔護理、清潔護理等）。
1.2.2 綜合性護理 試驗組患者在予以常規護理的基礎上，有針對性的實施綜合性護理干預。
1.2.2.1 環境及舒適護理 急性腦梗死患者多為中老年患者，安靜舒適的環境能改善患者心情。應當避免嘈雜，以免患者滋生煩躁情緒。保持患者所在病房整潔衛生，溫度和濕度適宜，保持充足的光線，床面整潔，空氣清新，同時應囑咐患者注意保暖，在衛生間地面要鋪設防滑墊子，避免患者如廁時摔傷。
1.2.2.2 飲食護理 住院期間內，應指導患者根據自身情況合理飲食，積極鼓勵患者及時充分地補充營養，注意少吃多餐。叮囑患者改變不良生活習慣，戒煙戒酒。同時應做好飲食的衛生管理工作，確保飲食安全、衛生、健康。
1.2.2.3 心理護理 熟悉掌握急性腦梗死患者不同時期不同病情時的心理狀況，在充分了解患者產生不良情緒原因基礎上，幫助患者疏泄不良情緒，給予患者安慰和心理疏導，緩解患者心理壓力。護理人員在急性腦梗死治療期間，向患者介紹臨床治療效果好康復佳的病例，增強患者信心，消除患者的不良情緒，盡量取得較大醫從性。
1.2.2.4 健康教育 通過住院期間集中教育和隨機教育相結合的教育方法，也可采用床旁教育、一對一教育形式、編制健康教育手冊及放映幻燈片供患者及家屬觀看，介紹健康教育的重要性及注意事宜[7]。
1.2.2.5 護患交流 現如今醫患關系緊張，醫患之間的溝通貧乏以及醫護人員的態度問題對此均產生影響。護理人員態度和藹親切，微笑接待患者，及時與患者及其患者家屬進行溝通，避免誤解，建立互信、和諧、平等的護患關系，縮短醫患之間的距離，提高患者對醫護人員的信任，增加醫從性。
1.2.2.6 康復護理 根據制定的康復訓練計劃，護理人員對患者進行肢體摩擦和刺激，指導患者進行肢體運動、語言康復、吞咽及生活能力訓練，通過示范、講解等方法，讓患者掌握正確的訓練和訓練步驟等。臥床患者要定期翻身，防治褥瘡發生。訓練時要循序漸進，堅持不斷，要注意負荷量，避免勞累[8]。
1.2.2.7 預防并發癥 腦梗死患者大多年老體弱，呼吸功能可能減退，醫護人員鼓勵他們盡量把痰咳出，同時可協助患者翻身和叩背。據報道腦血管病所致偏癱患者如果不采取預防措施在20 h內即可發生壓瘡[9]。因此，要及早加強皮膚護理， 防止壓瘡等并發癥的發生。
1.3 觀察指標 記錄300例患者在年齡、性別、病程、受教育情況等一般資料；觀察患者對疾病了解及掌握情況，并將掌握情況分為完全掌握、基本掌握、完全不懂3類，掌握=完全掌握+基本掌握；觀察兩組患者的平均住院時間、腦梗死康復情況（記錄治療后和治療前神經功能缺損評分，填寫神經功能缺損評分表，觀察治療前后評分變化，以確定疾病的治愈康復情況。）、護理滿意度及出院后疾病復發率等指標，并進行對比評價，其中護理滿意度分為非常滿意、滿意、不滿意、太差等4個指標，滿意度=非常滿意+滿意。
1.4 療效判定標準 根據患者治療后和治療前神經功能缺損評分標準進行療效評定[10]。治療后神經功能缺損評分與治療前比較，評分減少超過90%，療效評定為基本痊愈；治療后神經功能缺損評分與治療前比較，評分減少46%～89%，療效評定為顯著進步；治療后神經功能缺損評分與治療前比較，評分減少18%～45%，療效評定為進步；治療后神經功能缺損評分與治療前比較，評分減少
1.5 統計學處理 采用SPSS 20.0統計學軟件進行數據分析，計量資料以（x±s）表示，組間比較采用t檢驗，計數資料以百分比表示，比較采用 字2檢驗，以P
2 結果
2.1 疾病相關知識掌握情況 試驗組對檢查時間、治療情況、疾病知識及自身護理等掌握情況均優于對照組，差異均有統計學意義（ 字2=72.000，P
2.2 護理滿意度情況 試驗組護理滿意率為96.0%，高于對照組的76.7%，差異有統計學意義（ 字2=23.759，P
2.3 疾病康復情況 試驗組無效僅10例，總有效率為93.3%，對照組無效30例，總有效率為80.0%；試驗組治療后腦梗死疾病康復情況高于對照組，差異有統計學意義（ 字2=11.538，P
2.4 住院及出院后情況 試驗組患者平均住院時間、出院后疾病并發癥發生率、疾病復發率均低于對照組，兩組患者以上指標比較差異均有統計學意義（P
3 討論
在腦梗死患者中，患者由于疾病的影響以及身體的負擔，極易產生焦慮、抑郁、恐懼等不良情緒，心理不良情緒會導致患者睡眠質量下降，出現失眠等睡眠障礙，失眠后患者氧耗增加，病情會加重，對機體的康復不利[11]。這為腦梗死的治療帶來了更大的困難。現如今一些新興的腦梗死治療方法逐漸投入臨床實踐，在臨床治療的同時，及時有效的護理能起到事半功倍的效果[12]。但腦梗死患者多為老年人，身體機能大不如從前，并且以目前的醫療技術還無法徹底達到痊愈的程度，目前許多醫院進行擴招相關疾病的醫護人員，但由于護理隊伍的擴增，從事人員越來越年輕，經驗有限，專業技術也有高有低，護理質量難以保障，稍有不慎就有可能導致差錯[13-16]。因此，現如今腦梗死的治療對護理的需求愈來愈高。針對腦梗死患者早期進行全面系統的綜合性護理和有效改善其肢體運動功能，是患者盡快康復的關鍵[17-22]。
本研究實驗結果顯示，試驗組對疾病掌握情況（掌握率84.0%）顯著優于對照組（掌握率36.0%）。經綜合性護理后的試驗組與僅行常規護理的對照組患者進行對比，護理滿意程度明顯增高于試驗組（ 字2=23.759，P
綜上所述，急性腦梗死疾病的影響因素很多，及時、安全、科學、有效的護理能一定程度上能改善疾病康復和預后情況。根據臨床實際需要情況對患者進行全面科學的綜合康復護理，能有效提高疾病治療有效率，同時增加護理滿意度，降低術后風險，改善預后。綜合性護理具有良好的應用前景和臨床價值，值得進一步臨床推廣。
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關鍵詞：物流行業, 系統風險, 系統風險決定因素, 公司特有變量
中圖分類號：C939 文獻標識碼：A
一、引言
自從Sharpe (1964) , Lintner (1965)和 Black (1972)提出資本資產定價模型 (CAPM)以來， 不少學者對其有效性及相關的問題進行了研究。CAPM不僅是抽象的理論，它還被分析者、投資者和公司廣泛使用。 它是一種將風險和要求的報酬率聯系在一起的一種有效的方法。根據 CAPM，公司的全部風險包括兩種類型：非系統風險和系統風險。非系統風險，也稱公司特有風險，能夠通過多樣化組合消除。相反，系統風險不能通過多樣化組合消除。系統風險代表了相對于市場的變動，或者說一支股票的風險相對于市場組合的風險。因此，系統風險能夠隨著公司管理而變動。換句話說，管理者關于經營、投資和籌資的決策影響公司的績效，因此也影響公司的報酬率與市場報酬率之間的關系。這表明公司特有變量能夠解釋系統風險。
在公司特有變量對系統風險的影響方面，不少學者進行了實證研究。湯谷良（2004）指出，系統性風險對公司整體風險水平有重大影響。吳世農等（1999）挑選了7個會計變量指標，運用1997－1998年200家上市公司的資料，發現總資產增長率、財務杠桿、股利支付率對系統風險有顯著影響，經營杠桿與系統風險沒有顯著關系。Jin-Soo Lee等 (2006)運用1997－2002年16家美國航空公司的數據，發現盈利性、成長性和安全性與系統風險負相關，而財務杠桿、公司規模與系統風險正相關。湯光華等(2006)利用1994－2004年上市公司的數據，發現六個會計變量與系統風險有顯著的影響關系。陳曉悅等(2000)利用1994年9月至1998年10月中國股票市場的數據，得出CAPM在中國不適用的結論。
二、假設
為識別公司系統風險（beta值）的財務特征, 以前的研究通常使用以下一些財務變量：流動性、財務杠桿、經營杠桿、經營效率、盈利性、公司規模和成長性。本研究在物流企業中也同樣使用了這幾個變量來提出假設。本文嘗試研究七個可控制的公司特有變量與系統風險之間的關系，提出如下理論假設：
假設 1：流動比率與beta值負相關
假設 2：財務杠桿與beta值正相關
假設 3：經營杠桿與 beta值正相關
假設 4：經營效率與 beta值負相關
假設 5：盈利性與 beta值負相關
假設 6：公司規模與beta值負相關
假設 7：公司成長性與 beta值負相關
三、研究方法
1.數據選擇
公開交易的中國物流上市公司1997年－2005年財務數據通過銳思數據（ 省略/.）獲得。樣本總數為206 ( 1997年9家， 1998年15家，1999年16家，2000年19家， 2001年24 家， 2002年27家， 2003年31家， 2004年 32家， 2005年 33家)。
估計的 beta值通過對公司的日股票報酬率對市場報酬率進行回歸分析得到。公司的日股票報酬率以每日股票價格變動百分比來衡量, 市場報酬率以加權值計算。
2.研究方法
為識別公司系統風險和七個變量之間的關系，我們通過9年來每家公司每年的beta 值和財務變量之間的關系，利用下面的多元回歸模型進行分析：
Beta=a0+ a1 X1+ a2 X2+ a3 X3+ a4 X4+ a5X5+a6X6+ a7X7
在這里， Beta 代表估計的系統風險； a0代表常數項； X1代表流動性； X2代表財務杠桿； X3代表經營杠桿； X4代表經營效率； X5代表盈利性； X6代表公司規模； X7代表公司成長性。
四、實證結果與分析
1.描述性統計結果與分析
33家物流上市公司1997年至2005年9年間系統風險beta值和7個財務變量的描述性統計結果如下表。
樣本物流企業系統風險的均值為1.0338 ，范圍為0.44－1.55。這表明物流行業的系統風險接近于市場平均風險1.0，可以被投資者看作是風險一般的行業。樣本公司的流動比率范圍為0.13－15.08，均值為1.9086。財務杠桿比率范圍為0.03－0.96，均值為0.3914。經營杠桿比率范圍為0.02－0.68，均值為0.1660。經營效率的均值為0.3839，范圍為 0.05 － 1.60。作為盈利性水平的 ROE均值為 7.073%。公司規模的均值為43.7億元，范圍為2.7億元－723.04億元，標準差為 98.39億元，這表明樣本包括了不同規模的公司。利潤增長率的均值為負數(-26.03%), 表明中國物流行業的成長性不佳，盈利水平呈逐年下降的趨勢。
2.假設檢驗
研究結果表明，回歸模型在alpha ＝0.01的水平上是顯著的 (F 值：3.172), 并且有三個顯著相關的變量 (經營杠桿、經營效率和盈利性)， R2 值為 10.1%。雖然在相關性分析中發現一些變量之間的顯著相關性，方差膨脹因子值 (VIF)的范圍為 1.021-1.308, 顯著低于經驗值10，表明在本研究中可以不考慮多重共線性。
本研究的結果表明中國物流行業的經營效率和盈利性與系統風險顯著負相關，與假設4和假設5一致。經營杠桿與系統風險顯著負相關，與假設3相反，這個結果與某些國內學者的研究結論一致（吳世農等，1999）；湯光華等，2006）。流動性與系統風險不存在顯著的相關性，這也與國內某些學者的研究結論一致（吳世農等，1999；湯光華等，2006）。其余幾個變量，如財務杠桿、公司規模和成長性與系統風險不存在顯著的相關性，與國外學者的研究結論不一致（Jin-Soo Lee 等，2006）。
五、結論
本文研究了中國物流行業系統風險和財務變量之間的相互關系。本文的兩項假設得到支持：經營效率和盈利性與系統風險beta值顯著負相關。這與其他學者的研究結論一致，表明確實存在一些財務變量與公司的系統風險相關。
我們同時發現：經營杠桿對系統風險有顯著影響，但是與beta 值負相關，這與主流財務理論相左，與我們的假設不符，其中原因有待進一步研究。 研究結果還表明：在本文中四項假設未得到支持。中國物流行業的流動比率、財務杠桿、公司規模和成長性與系統風險沒有顯著的相關性。這表明中國物流行業的系統風險在某種程度上與財務信息相脫節。
本文研究再次證實，CAPM不能直接應用于中國的實踐，因為 CAPM建立的基本假設－完善的資本市場。中國的資本市場自1991年建立以來，經歷了迅速的發展，但是距離完善的資本市場還有很長的距離。我們相信隨著中國資本市場的完善， CAPM將會被廣泛應用于中國資本市場的分析。這將有助于我們的進一步研究。
作者單位：賈煒瑩，中國農業大學經濟管理學院，北京物資學院會計系；陳寶峰，中國農業大學經濟管理學院
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關鍵詞：商業模式轉換 盈利性 現金流
隨著人們的消費理念、消費行為、通訊技術、物流、金融市場、營銷等方面的變化，企業之間不再只是先進技術、產品差異化、低成本等傳統方面的角逐，好的商業模式已成為企業保持競爭優勢或消除成長瓶頸的利器。商業模式簡單講代表的是利益相關者的交易結構，企業在分析自身所處的商業環境、擁有的商業資源、面臨的商業競爭后通過戰略定位以及市場定位選擇出自身的商業結構以及運行方式，從而實現企業價值。當然，企業的商業模式不是一成不變的，為保持競爭優勢，企業需要適時地重構自身的商業模式。
一、商業模式的基本內涵
對于商業模式的基本內涵，有一種觀點得到了普遍認可，即商業模式表達的是企業從價值定義到價值創造與傳遞再到價值獲取的經營邏輯。首先，價值定義是指企業的定位是什么，即企業承諾它可以給顧客帶來什么價值。其次，價值創造與傳遞反映的是企業如何實現承諾，即企業怎樣將自身的資源轉化為顧客的價值，并將創造的價值可以傳遞給目標顧客。最后，企業作為以盈利為目的的組織，只有能夠從創造的總經濟價值中獲得收益才可以支持企業持續經營。
二、商業模式轉換的財務評價
一個成功的商業模式一定是一個把能使企業運行的內外各要素整合起來，形成一個完整的、高效率的、具有獨特核心競爭力的運行系統，并通過提品和服務使系統持續達成贏利目標的整體解決方案，因此判斷一個企業的商業模式是否成功的一個重要標準，即：持續的贏利。另一方面，不同的商業模式在現金流入與流出的時間序列和規模上也會表現不同，使得現金流具有度量企業價值、診斷交易結構優劣的功能。只有未來預期的自由現金流折現值為正才表明企業采用的商業模式是有創建與投資的必要的。在企業的現金流量信息中經營活動現金流反映的是企業自身創造現金的能力，如果經營活動的現金流在現金流量總額中占的比重越大，就表明企業自身創造現金的能力越強，償債能力以及對外籌資的能力也越強，經營活動現金盈余是企業具有活力的主要標志。因此，在利用財務數據對商業模式進行分析評價時應該對企業采用新的商業模式后利潤的質量、盈利的持續性及現金流給予格外關注。
三、案例研究
（一）公司簡介：傳統主業唱衰，商業模式轉換
深圳市國際企業股份有限公司（以下簡稱深國商）在上市之初主要經營商品零售業，尤其以中高檔名優商品的零售業務為主，在國內逐步發展大型連鎖商場。之后為了拓展連鎖網點，下屬子公司融發投資公司積極開展房地產業務，采取以商養地、以地保商的發展策略，降低經營網點的使用成本，促使本公司連鎖商業經營發展。近年來，由于國內商業發展形勢發生變化，公司原有的商場已不能適應市場競爭，于是深國商改變自身的價值定義，重新進行定位，公司的商業模式開始由傳統零售百貨業向經營大型購物中心轉型，同樣是滿足消費者的購物需求，但深國商商業模式的轉換使得滿足方式發生變化。對于商業模式轉換后的深國商來說其應關注的價值主張包含了來自商業地產租戶的直接顧客價值以及來自最終消費者的間接顧客價值，價值定義改變后公司建立起新的經營系統及盈利模式，收取租金將成為深國商主要的收入來源，相對應的物業管理等活動會成為重要的成本支出。在 2010 年公司完成重組后，確定了以商業地產經營為公司的主營業務。自此，公司的經營業務涉及自有物業出租、林業種植與銷售、物業管理、商業零售。
（二）因計量模式轉換導致的財務業績“大翻身”
在深國商商業模式轉換的前兩年，公司的凈利潤一直呈現虧損的狀態，該公司2010年的凈利潤-171 211 827.94 元，2011年的凈利潤為-129 900 924.74元，公司難逃被警示退市的風險，于是根據《深圳證券交易所股票上市規則》（2008修訂）的相關規定，公司于2012年4月20日披露2011年度報告后公司股票被實行“退市風險警示”特別處理，公司A、B股票簡稱由“深國商、深國商B”變為“*ST國商、*ST國商B”。但是就因為公司轉變了商業模式后公司的財務業績實現“大翻身”，2012年公司的凈利潤為18 186 252.87元，2013年更是達到了2 320 696，950.25元，同比增長128倍左右，每股收益也高達10.64元，原因就在于企業從2012年1月1日起開始對投資性房地產采用公允價值模式進行后續計量，在2013年9月30日皇庭廣場全部竣工達到可開業狀態，截至2013年12月31日，皇庭廣場的評估價值為76.48億元，因對其采用公允價值計量使得公允價值變動損益對本期的凈利潤影響金額為40.94億元，對歸屬于上市公司股東的凈利潤影響為24.57億元。因此在報告期公司所有者權益及凈利潤大幅變動的主要原因系公司下屬控股子公司深圳融發投資有限公司投資開發的投資性房地產皇庭國商購物廣場后續計量模式由成本計量模式轉為采用公允價值計量模式產生公允價值變動損益所致。
（三）商業模式轉換的動因及操作可能性分析
市場中經濟主體的經濟活動必是在某種動力的驅動下進行的，因此，一個企業商業模式的轉換必有其動力原因。對于深國商來說，扭轉近幾年以來一直虧損的局面無疑是其轉變商業模式的重要原因之一，因此許多投資者不免因其商業模式轉換的動因而懷疑公司利用會計手段操縱利潤。對此2013年11月11日，深圳證券交易所下發《關于對深圳市國際企業股份有限公司的關注函》，文件中指出：根據深國商2013年三季報顯示皇庭國商購物廣場采用公允價值計量產生的公允價值變動損益達55.1億元，但皇庭廣場項目以前是按照成本模式計量，直到2013年三季報才轉換成公允價值模式計量。根據企業會計準則規定，“投資性房地產按照轉換當日的公允價值計價，轉換當日的公允價值大于原賬面價值的，其差額計入所有者權益”，而深國商卻直接計入了利潤。深國商的公司股票被繼續實施“退市風險警示”。
然而根據企業會計準則規定，“采用公允價值模式計量的，不對投資性房地產計提折舊或進行攤銷，應當以資產負債表日投資性房地產的公允價值為基礎調整其賬面價值，公允價值與原賬面價值之間的差額計入當期損益，故深國商認為按照上述規定將差額計入利潤，符合企業會計準則相關規定。而對于投資者投訴所涉及的《企業會計準則第3號――投資性房地產》第四章第十六條規定，“投資性房地產按照轉換當日的公允價值計價，轉換當日的公允價值大于原賬面價值的，其差額計入所有者權益”，適用于自用房地產或存貨轉換為采用公允價值模式計量的投資性房地產，即房地產用途發生改變時，深國商并不屬于此種情形。基于此，2014年3月13日深國商召開第七屆董事會2014年第一次會議，審議通過了《關于向深圳證券交易所申請撤銷股票退市風險警示的議案》，向深交所提出退市風險警示申請，經深圳證券交易所審核批準，自2014年3月31日起，撤銷本公司股票交易退市風險警示。公司股票于2014年3月28日停牌一天，于2014年3月31日起恢復正常交易。深國商“摘帽成功”。
深國商是利用轉換商業模式將投資性房地產的后續計量模式由成本模式轉為公允價值計量模式以實現當前凈利潤扭虧為盈，亦或是通過商業模式轉換為公司注入新的血液，從實質上拯救企業，對于深國商商業模式轉換成功是否存在問題的回答，則需觀察其今后的財務業績。
（四）商業模式轉換后盈利性及現金流透視
深國商租金收入在主營業務收入中的比重在2013年僅為7.55%，而林木以及物業管理產生的收入卻占到了約93%。2014年租金收入在主營業務收入中占的比例提高到了49.50%，商業地產的經營對公司收入的貢獻大幅提高，這似乎與公司的商業模式是一致的，但是，公司新的盈利模式是否讓企業在實現顧客價值的同時提高盈利能力是當前面臨的主要問題。雖然皇庭廣場在2013年底開業后成為了公司的主要收入來源，2014年公司也僅僅圍繞皇庭廣場的運營管理開展工作，加快簽約進度，提升皇庭廣場的開業率，但截至2014年公司新的商業模式并沒有明顯改善公司的盈利能力，歸屬于上市公司股東的凈利潤在扣除非經常性損益后仍顯示為虧損。
另一方面，在“現金為王”的時代，現金流已越來越成為企業生存的決定性因素。深國商商業地產租賃成為其主要的經營活動，企業轉型的初期，現金流就顯得尤為重要，但從深國商現金流量表中可以看出，企業商業模式轉換后經營活動凈現金流量都是負數，2015年第一季度報告也顯示經營活動凈現金流為-255.93萬元，仍呈現凈流出狀態。可以看出深國商商業模式轉換后經營性的活動目前并沒有帶來持續的正的凈現金流，現有商業模式創造現金流的能力目前較弱。
四、結論
深國商在原有的商業模式不能適應市場競爭時找準契機進行商業模式的重構，從自身定位著手，改變盈利模式，轉換后企業持續的盈利性以及經營活動是否可持續獲得凈現金流入是我們應關注的焦點。深國商試圖由傳統的零售行業轉為主營經營商業地產，商業模式的轉換使得投資性房地產由成本模式轉由公允價值進行后續計量，這一會計計量手段的轉變如魔術般使得深國商的凈利潤扭虧為盈，但扣除非經常損益后歸屬于上市公司股東的凈利潤截至2014年始終呈現出虧損狀態，說明商業模式的轉換后企業的盈利性并沒有明顯改善。同時，現金流作為一個企業經營狀況好壞的一個重要標志，深國商截至2015年半年報顯示經營活動尚未給企業帶來正的凈現金流，因此深國商商業模式轉換的方向是否成功仍需拭目以待。X
參考文獻：
【關鍵詞】管理層風險承擔；資本結構；成本
【中國分類號】F275
一、引言
關于資本結構問題在學界已成為熱點問題。從目前的一些理論和實證研究結果可知，企業規模、非債務稅盾、資產有形性、盈利性、股權集中度、經營風險等因素對企業的資本結構具有較為顯著的影響，但對管理層風險承擔這一變量對資本結構影響的研究還是很少的。
管理層的素質與能力是企業的競爭優勢，決定著一個企業能否成功和長久發展。風險承擔則反映了企業對風險投資項目的選擇，風險大收益也相對較大。但由于成本的存在，使得管理層不愿承擔太大的風險。因此，管理層的風險偏好及風險承擔對企業的發展非常重要。縱觀國內關于管理層風險承擔的研究，其主要集中在管理層薪酬、風險承擔與企業研發和管理層風險承擔與公司治理收益等方面。對于管理層風險承擔對資本結構的影響比較少。本文探究管理層風險承擔對中國企業資本結構的影響。對該問題的考察和研究，一方面可以加強和拓寬我們對中國上市公司資本結構及其影響因素的認識；另一方面對公司的治理也有一定的現實意義。
二、理論分析
資本結構是企業通過各類融資方式獲取資本而形成的，他反映了企業資金的來源及構成比例。過去進行融資的方式形成了目前的資本結構。而管理層的風險偏好以及風險承擔能力會影響其籌資決策和對風險項目的投資決策。
由于資金有限，一個企業要想發展和壯大，必須通過各種融資方式取得資金，目前我國上市公司的融資方式主要有內部融資（利用未分配的收益，將其資本化獲取資金）、債務融資（主要通過銀行借款或發行債券獲取資本）、股權融資（通過公開或定向發行股份）。然而，如果要滿足一個企業長期的發展需求，單靠內部融資是遠遠不夠的。而外部籌資就需要企業在債券和股權融資中做出選擇。
股權融資是股東通過將公司的部分所有權出讓，吸引新股東加入用以得到企業發展所需資金；而債券籌資是企業通過借錢的方式獲得企業發展所需資金。作為企業資金提供者的債權人和股東，債權人要求得到利息收入，股東要求得到分配的股利。從籌資成本的角度考慮，首先，股利是從稅后利潤中支付，不具有抵稅的作用；其次，股票的發行費用也高于其他一些證券，且債權性融資所支付的利息在稅法上允許作為費用在稅前予以抵扣。因此，由債務融資產生的利息費用的抵稅價值就降低了債務融資的成本。
與股權融資相比較，債務融資的成本要低一些。若不考慮管理層的風險承擔能力和公司的財務風險，企業將會選擇成本相對較低的債權融資進行籌資。
從破產成本及財務風險的角度考慮，債權融資的財務風險要高于股噯謐省6雜詮扇ㄍ蹲收擼他們的股息收入取決于企業的發展需要和盈利水平，公司沒有固定向其支付利息的壓力且不存在還本付息的融資風險。而對于債權投資者，公司需向其支付固定的利息且到期要還本金。這是公司必須向債權投資者承擔的義務，這種義務與企業的盈利水平和經營狀況沒有關系。如果一個企業由于債權籌資成本低而過度選擇此種方式進行融資，企業一旦發生資金鏈斷裂，無法償還債務時，就出現了財務風險。根據破產法的相關規定：此時的企業不再具有持續經營特性，可能會進入三種狀態：和解、重整、申請破產。不管何種狀態，對股東、債權人、管理層都是有害的。因此，管理層作為公司的決策者，他們對于這種財務風險出現的概率大小的預測會影響其籌資決策，最終影響企業的資本結構。
在委托這種關系中，對于股東，他們是委托者，要求管理者能夠盡全力的工作，盡可能地為企業創造利潤，用以實現股權利益最大化；而對于管理者，更多的是希望通過工作提高生活的品質。由于管理者所供職企業對其專用性人力資本和個人財富有著決定性的作用。因此，出于職業關注和個人私利（如在職消費等）的考慮，在進行風險項目投資決策時，管理者最關心的是在為公司謀取利益時，要盡可能地降低企業的財務風險。內心私利的存在使得管理者在進行投資決策時可能高估財務風險，盡可能地規避風險，這就會使得企業錯失一些凈現值大于零的投資項目而違背股東的意愿。因此，由于管理者與股東之間的這種觀念沖突而產生的利益沖突就造成了管理層的成本。
管理層作為企業的核心，其風險承擔的能力會影響企業的籌資和投資決策進而影響到企業的資本結構。當管理層是風險偏好者即更具冒險精神時，他們與股東的利益沖突得以弱化，在進行風險投資決策中，管理者不會把項目風險的大小作為投資決策的首要依據，而這樣就加強了企業對投資機會的把握。對于籌資方式的選擇，較高的管理層風險承擔可能使其盡最大程度的選擇融資成本較低的債務融資，從而產生較高的資產負債率。
根據以上理論分析，本研究提出下面的假設：
管理層的風險承擔能夠促使財務杠桿率的提高。
三、研究設計與描述性統計
（一）樣本選取
本文選取2010～2014年中國滬深兩市制造業上市公司為初始樣本，剔除數據不全的公司后，共得到5 320個觀測值。本研究所用的財務指標和股票收益率數據源自國泰安信息技術有限公司開發的中國上市公司年報和中國股票市場數據庫。
（二）變量定義
1.管理層風險承擔
由Fama（1970）提出的有效市場假說理論，我們可知公司的經營風險最終將會在股票價格上反映。且與財務性指標相比，財務報表不會限制和約束股票收益率的波動，能夠較好地反映風險承擔行為，也是衡量公司風險承擔的常用指標。因此，關于管理層的風險承擔行為，我們參照Cheng等（2010）采用基于股票周收益率計算的標準差來衡量。
2.資本結構
在國內，關于資本結構影響因素的相關研究中，資本結構的變量被運用較為廣泛的有：總資產負債率即總負債與總資產之比、長期資產負債率即長期負債與總資產之比；而對于資產負債率的計量也有兩種即賬面價值和市場價值。由于資產負債率賬面價值的波動性小于市場價值，因此可能造成將債務融資的數量高估，從而對管理層風險承擔與資本結構的相關性分析產生影響。所以，本文將選用總資產負債率的市場價值作為資本結構的變量。
3.控制變量
由國內外學者對資本結構的研究中可知影響資本結構的因素有很多。為了單獨研究管理層風險承擔對資本結構的影響，就需要將其他影響資本結構的因素控制，以便得出更為準確的實證分析結果。現有的研究中主要影響因素分為三類：行業因素、公司特征因素（公司規模、盈利能力、成長性、非債務稅盾、自由現金流量等）、公司治理因素（股權集中程度、高管持股比例等）。本文將把這些因素作為控制變量進行實證分析。將各變量匯總見表1。
四、實證研究
（一）描述性統計分析
對除行業變量外的其他變量進行描述性統計分析，結果如表2所示。
從表2給出的相關變量的描述統計結果可以看出，我國滬深兩市A股上市公司在2010～2014年的總資產負債率的均值接近30%，說明我國上市公司中，大部分資金來源是股權融資；產權性質的均值為0.512，這說明在滬深兩市上市的A股股市中，國有控制公司所占的比例比較大；從盈利性看，企業總體盈利性都不是很強；而從成長性看，中國上市的各企業間的成長性雖存在比較大的差異，但整體的成長性較好。此外，各企業間的管理層的風險承擔也有所不同。
（二）回歸結果
由表3可知模型的可決系數R-Square 為0.213，相對而言，擬合性較高，說明模型設置比較合理。因此，根據上述回歸結果我們可知：
管理層風險承擔的變量股票周收益率的系數為0.056，且在1%的水平上顯著，說明管理層的風險承擔有利于提高企業的財務杠桿率。這與之前理論分析所作出的假設一致。當股票周收益率的標準差較大時即股票波動較大，這說明管理層有著較高的風險承擔，他們不會在股價較低時一味地為了降低財務風險而選擇股權融資，盡可能的讓股價維持在一定水平上，保持平穩；而是會認為公司價值被低估從而選擇債權融資的方式籌集公司所需資金，這種方式也給投資者傳遞了“公司價值被低估”這一信息，從而使得股價上升。因此，較高的管理層風險承擔，有助于管理者在對破產成本做出預估時，不受主觀規避風險態度的影響而高估財務風險。這將有利于緩解管理層與股東的利益沖突，降低成本；促使管理層克服其風險規避傾向，增強風險的容忍度，從而更注重公司的長期利益，盡可能對投資機會充分把握和利用。在預測不發生財務風險的情況下，采用較低籌資成本的債務籌資方式滿足企業發展所需的資金要求，這就使得公司的總資產負債率提高。
由表3控制變量的回w結果可以看出，模型中的控制變量大部分都比較顯著，對照于國內外關于資本結構影響因素已有的研究，會發現其結果基本上趨于一致。這說明對于控制變量的選擇，本文的選擇還是比較準確的，這就增強了實證結果的說服力。非債務稅盾、總資產收益率、前十大股東持股比例與資產負債率呈顯著負向關系，說明當一個公司成長性良好、可選非債務稅盾較為充足、股權較為集中時，對于公司而言，股權融資將會是一個使公司獲得更多利益的選擇。而固定資產占總資產比例、規模等與資產負債率呈顯著正向關系，說明當企業規模越大、可抵押資產較多時，企業更傾向于使用較低成本的債務融資為公司謀取更大的利益。從回歸結果我們也可以看到盈利性對于資本結構的影響不太顯著，這是因為盈利性比較高的企業，相比于外部籌資，內部籌資更勝一籌。而盈利性較弱的公司，資產有形性等因素又限制了債務融資的數量。
五、結束語
本文基于中國上市公司所有權與經營權相分離，成本存在的現狀，從籌資、投資決策的角度研究了管理層風險承擔對其作用，并進一步得出管理層的風險承擔有助于提高資產負債率的假設。并選取2010～2014年滬、深兩市A股非金融保險業的上市公司，得到5320個樣本觀測值，經過實證分析探究和檢驗了管理層風險承擔對資本結構的影響。研究結果表明，管理層的風險承擔能夠提升企業的總資產負債率。管理層的風險承擔有利于企業更好地把握投資機會，減少了其與股東的利益沖突，從而降低了管理層的成本，提高了企業的資本配置；也會使得管理層在進行籌資決策時，在避免發生財務風險的前提下，盡可能地采用成本較低的債務融資方式。這樣就提高了企業的資產負債率。反之，若管理層無風險承擔，由于其自利行為就會采用較低的財務杠桿率，避免公司破產損害其名譽和利益。本研究得出了公司資本結構與管理層風險承擔兩者的關系，這對公司治理和公司資本結構的優化有著一定的意義。
基于本文的研究結論，對企業的治理提出些思考和建議：管理層在企業治理中有著不可或缺的作用，他們的風險承擔能力影響著企業的成本和資本結構。因此，企業可以通過制定一些激勵方式，如股權激勵方式，使得管理層與企業共擔風險，共享利益。從而促進管理層的風險承擔能力，弱化其與股東的利益沖突，優化資本結構，為企業創造更大的利潤。
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