分公司年中总结范文第1篇

 

第一部分   2019年度工作总结

 

一、党建工作情况

学习贯彻党的精神，认真履行“一岗双责”，落实党风廉政建设主体责任和监督责任，坚持廉洁自律，开展了以下工作：

一是健全机构，落实责任。年初成立了以党委书记为组长的党风廉政建设工作领导小组，明确分工，责任到人。按照 "谁主管、谁负责"和"一岗双责"的要求，与七个党支部签订了反腐倡廉责任书。公司纪委每季度定期召开中层干部述责述廉会议，参会人员对各自的履职情况和廉政建设情况进行了现场述职，做到党风廉政建设和企业生产经营紧密结合，同安排、同落实、同考核，形成了党委统一领导，党政齐抓共管，部门各负其责，依靠员工支持参与的良好工作局面和整体合力。

二是把“三重一大”集体决策制度作为贯彻落实党风廉政建设责任制的一项根本性制度，严格贯彻执行。定期召开公司党委会，针对涉及“三重一大”的问题集体决策，有效地避免了在重大问题的研究决策上个人说了算的现象。

三是加强了理论学习，坚持每月召开党委中心组集中学习，认真撰写学习笔记。在党风廉政建设月，邀请请地方纪委为全体党员上反腐倡廉课，讲解新《宪法》、《监察法》，开展落实十进十建活动，增强全体党员防腐拒变意识。

四是创新工作形式，组建微信工作交流群，抓住重要节点宣贯中央禁令、倡导廉政过节；在“五一、十一、中秋、春节”等重要时间节点，通过OA 网，群发短信，通过OA 网，编发一些廉政短信进行温馨提示，确保节日风清气正，廉洁祥和；落实约谈制度，纪委书记定期对相关人员进行廉政谈话，达到了关口前移、防微杜渐的效果。

工作业绩情况

二、生产经营情况：

（一）业务规模迅速突破。存量客户经营较好

移动过网份额：2018年9月**分公司移动过网份额达到23.7%，提升率在县市排名第二。截止2018年9月，净增移动用户16177户，完成率在@@县市中排名第二，移动存量用户保有率为86.35%，在县市排名第1；宽带存量用户留存率88.82%，，在县市排名第1；天翼高清存量用户留存率89.39%，，在县市排名第2。

（二）农村支局划小持续推进、厅店联责经营初见成效

2018年农村分局划小在2017年基础上持续推进。承包经营单元的承包人严格按照竞标流程来选定，选择有能力的人进行承包。同时积极响应承包单位需求，全力做好倒三角支撑工作。组织业务培训，及时为承包单位做好分析指导，对靠后单位进行帮扶。每周组织召开分局工作例会，对分局进行业务培训，工作安排部署，并对工作开展情况进行通报，针对经营过程中的问题及时纠偏、改进。所有农村支局全业务收入持续增长，平均涨幅20%以上，其中有5个单位收入涨幅超30%。

为了强化农村宽带攻防体系，进一步激活农村经营活力，按照省市公司要求，2018年在农村分局全面实施五级网格划小，建立农村网格销售体系，从过去农村四级划小以农村支局为主导的经营模式向五级划小已网格承包人为主的模式转变，将分局二次划小为57个片区，由57个厅店参与以店包村联责经营，装维人员下沉到厅店，与厅店协同作战，截止到6月份，所有厅店及装维人员已到位，农村网格销售体系已基本建成。从运行的几个月来看，相关经营工作已在逐步落实到承责厅店，厅店及装维酬金也得到一定提升。

（三）做好营销活动统筹，整村推进等专项活动开展

针对阶段性的营销活动，根据活动内容编制营销方案，包括目标分解、营销路径、活动组织形式、激励、宣传等内容，并组织相关培训指导。在活动过程中，对执行情况进行通报督办，及时总结好的经验做法及存在问题，不定期组织召开督办会，对各部门的完成情况进行通报，完成好的单位作经验介绍，靠后的单位要汇报改进措施，并对存在的问题及时解决。活动结束后，对整个活动进行评估分析，及时总结问题及不足。

整村推进结合精准扶贫工作积极获得当地政府部门的支持，厅店积极参与包保区域的整村推进，开展入户营销及“一村一册”信息收集，市公司抽调渠道人员全力支撑分局开展整村团购会活动现场收割，将天翼高清电视及电视深入推进农村区域，起到了很好的宣传造势效果，抢占了农村市场用户，2018年截止9月份已累计完成了73个达标村。 

（四）政企市场精耕细作，各项指标完成良好

1、聚焦战狼和云业务拓展，持续攻坚

2018年，**政企聚焦战狼行动，在多个行业开展不限量和天卡团购。其中续约有金融、政务、司法等条线，对低渗透的单位如环保局、广电网络开展营销，1-3季度拓展部限量客户2100余户。拓展天翼云，签约医卫监管云平台80核，1-3季度发展中小企业云及政务单位云210核。

2、持续组织，开展农村和商业市场活动。2018年商业持续开展了企业集中促销，园区蓝领行动，酒店完美联盟促销等集约化活动，并在乡镇开展集中促销活动，穿透到乡镇企业和园区。在城东工业园开展挂图作战，锁定客户的跟踪营销；联合行业开展特征市场的集中营销，对医保药店和专业市场突破营销。由农村分部主导，各行业组协同，实现了七站八所集团客户的大幅提升，商机上报、欠费回收得到有效管控。

3、集中攻坚，突破教育行业瓶颈。2018教育行业持续做好教育城域网的对接，同步开拓班班通，在言程中学、职教中心等学校开展班班通营销，在四中，职校中心开展翼校通营销，共发展班班通100余户，翼校通1100余户。签约智慧幼儿园3个，在2018年秋季前置营销中，**校园团队全市发展居首位。

4、精耕细作，提升智慧行业渗透率。通过划小数据显示，**政务行业占用率居全市最高，在很多一体化项目方面都是率先承接和启动，在公安系统的警务通、政府行业的政务通、金融行业的行务通，村居在线、调查队移动调查终端、农技宝项目等一体化接应项目方面，积累有近2000户的高质集团网存量。存量维系难度大，增量提升空间相对其他县市小。我们梳理了行业业务渗透率清单，锁定重点客户，通过智慧行业引领发展，其中锁定有农商银行的“行务通”项目、医卫的“家庭医生签约”行业拓展、物联网行业的物联网项目拓展等。

（五）网络质量提升，装维服务获得用户认可。

 1、工程建设方面

（1）分析分局项目投资，克服投资效益的矛盾，基本全部满足了各分局的建设需求。截止10月25日完成35个村整村推进工程、完成134个FTTH补盲工程、完成15个小区接入工程，共计新增H端口约13000个。为业务发展提供保障（2）挤时间，合理安排，一个月内完成了全市学校家属区与教育网分离H网建设工程。共完成18个学校，新增H端口300多个（3）按照@@建设部要求，合理安排，合作配合，圆满完成城区56个B小区改H工程。为提值增效，保存量提供保障（4）**城区不断扩大，原城域网络已不能满足用户接入，我们合理规划，精细勘察，完成**2018年城域网建设工程。本工程新建17个光交，主干24芯、48芯、96芯、144芯光缆扩容共44.90皮长公里，共计2272.80纤芯公里。争取投资约96万元（5）完成**城南至南海等6段中继光缆工程。本工程总投资为39万元，共敷设24光缆68.90公里（6）**中心局至@@中继光缆工程，形成第二路由提高中继光缆的安全性。共敷设24光缆38.80公里, 敷设96光缆1.30公里，敷设288光缆1.30公里，共计41.40皮长光缆，合计1430.40纤芯公里（7）较好地完成政企业务应急支撑工作，截止10月完成政企业务应急工单214单。政企支撑团队成立一年多来，紧密协作、高效运转，大幅提升了**政企客户业务支撑效率，支撑能力显著增强，提高了客户感知（8）完成17年六期LTE工程35个基站建设开通；完成2018年七期LTE工程城区69个基站设计、建设开通；完成2018年12个C网基站建设开通；完成3个室分建设（9）完成街河市营业厅建设等其他工作

2、设备维护方面

（1）结合@@建设部2017-2019年的城域网网络建设方案，对**城域网进行了持续的优化。完成了NE40到MSE的改造，使**具有3台综合接入能力的核心设备（2）配合@@增加了2个10G的上行电路。使**的上行带宽增加为120G（3）完成了用户端200M以上速率到桌面的接入测试（4）完成了**城区妇保机房的业务割接和机房退网工作并将退网电源和空调设备利旧到洈水鸡鸣寺模块点（5）完成了**政法委专网设备的搬迁（6）完成了**教育局教育城域网网络接入方案及数据规划和部署（7）完成了17个乡镇分局的机房、设备巡检；对存在的安全隐患进行了及时的排查与整改（8）完成了中心分局两台500KW的发电机组的维修保养；金松100KW、刘家场100KW发电机组的维保工作，对其他乡镇发电机组的维保在进行中（9）2018年开通了南海中心机房OLT002-C300并割接下线了南海OLT-C220设备;开通了南海金鸡寺机房OLT001-C300并割接下线了南海金鸡寺原有的两台OLT-C320设备;配合固网部完成了开通EPON业务设备的数据规划。保障了epon业务的顺利开通;配合固网部完成了开通EPON业务设备的用户端挂测

3、政企支撑方面

（1）配合政企客户中心很好的完成了**政府视频会议系统的保障，和后期的维护工作赢得了**市政府信息中心的信任和好评（2）保障了医保、财政、公安、国土、银行等专线专网的日常稳定运行（3）完成了每月约50单的政企客户的业务现场勘测、交工及验收工作（4）完成了电子政务网络的17个乡镇的巡检和城区100多个科局级单位的巡检工作（5）完成了每月2000多次的装维支撑工作（6）完成了每月约200多个的政企客户的障碍（7）配合抢单班完成公众客户层面的装机工作(8)完成了政务 “一张网”8个镇级网络、8个便民中心和115个村级网络的建设任务(9)完善了政企客户维护资料，建立一手齐全的客户档案(10)完成了日均5例共计约750例的政企障碍支撑工作

（六）加强内部管控、综合工作质量提升。

完善财务制度建设，进一步规范各项会计工作。在费用报销审批上，严格遵循事前审批，审批同意后方可组织实施、转入报销流程。加强预算管理，充分发挥财务的核算与监督职能，确保重点工作有成本支撑，为财务预算的执行、全面考核经营执行情况提供了依据。

遵循严谨性的原则，积极配合外部审计。迎接省公司资金专项审计，针对公司资金管理，积极的与审计人员进行对接、沟通，根据审计的要求进行了调整，规范并强化了公司的资金管理工作。

   二、存在的主要问题

执行力需提升。专项营销活动效果不佳，活动接应流程长，传达到一线速度较慢。活动组织有待细化，流于形式。活动落地执行细节有待加强，需加强一线营销人员业务培训和营销技能培训。强化执行力，对相关规章制度、营销政策必须严格执行，对违规行为将在绩效考核中严格考核。

营销活动不系统。虽然我们举办了多场小区营销，对小区渗透率，仍然掌握不够，没有形成一手完整的有效的客户资料。虽然我们的发展在@@靠前，但仍没有在竞争区域树立一个真正的标杆小区。在做深做透，规模发展上仍然有很多需要探索。 

 

第二部分       中国电信**分公司2019年工作思路

一、总体目标

坚持以党建为统领，聚焦三化战略（网络智能化、业务生态化、运营智慧化），努力实现2019年收入增长和市场份额双提升。

二、基本思路

以“收入和份额”为核心，以“渠道深耕”和“服务领先”为两个抓手，做好“发展、改革、管理”三项工作，确保完成各项指标。

三、主要路径

1、全面做好2019年预算分解及收入组织工作，确保完成@@市公司下达的量收目标。

2、做好营销活动统筹工作，统筹资源，组织前端各部门与渠道的协同营销。

3、持续做好整村推进工作、推动天翼高清电视规模发展。将进一步规范营销动作，强化执行和过程管控。

4、深入推进农村分局网格二次划小工作。

5、加强业务管理，避免因业务违规受理致使收入流失。

6、加强欠费回收工作，分政企和公众两条线进行通报，加强督办和考核。

分公司年中总结范文第2篇

内容摘要:本文以2002-2006年我国上市公司为样本,对领导权结构与公司绩效关系进行了实证分析。结果表明:多数公司采用继任交接方式下的混合领导权结构,且有利于提高公司的绩效;董事长与总经理两职分设及两职合一对公司绩效没有显著影响,也没有证据显示两职分设和两职合一的领导权结构孰优孰劣。

关键词:领导权结构 公司绩效 继任理论

在既有的研究中,公司的领导权结构一般分为两种状态:两职合一或者两职分离。前者指公司总经理和董事长由同一个人兼任,后者则指两个职务由不同的人担任。国内外学者关于领导权结构与企业绩效关系的研究中,因为理论基础和研究方法、研究角度的差异持有不同的观点。反对两职合一者认为:两职合一会削弱董事会监管的力度,对公司绩效有负作用。支持两职合一者认为:两职合一能使总经理具有更大的权力,可以更及时地应对飞速变化的环境; Rechener和Dalton(1991)研究了141家企业,利用资产收益率、股权收益率和利润边际作为财务指标来衡量公司业绩,通过回归分析发现两职分离的公司业绩优于两职合一的公司业绩。与以上研究结论相反, Brickley,Coles和Jarrel(1997)发现,两职合一的公司无论财务业绩还是市场业绩都并不差。于东智(2002)研究表明:领导权结构与公司绩效之间并不存在显著的线性关系。蒲自立(2004)研究得出两职合一与公司绩效负相关的结论。吴淑琨(1998)研究得出,两职是否合一与其绩效之间并没有显著的联系。

上市公司究竟应该采用何种领导权结构最有利于公司业绩提高以及公司发展暂无定论,而且随着经济环境的变化,领导权结构也随着发生很大的变化,已有的研究不能说明现有上市公司领导权结构与公司绩效的关系问题,本文基于继任理论对领导权结构与公司绩效的关系进行实证研究。

假设提出

(一)假设一:两职分设领导权结构与公司绩效正相关

在所有权和经营权分离的公司中,问题主要表现为以总经理为代表的高层管理人员与股东之间的利益冲突,为了防止人的“败德行为”和“逆向选择”,就需要一个有效的监督机制。Fama和Jenson(1983)认为,领导结构有助于解决公司中存在的剩余风险承担和控制分离带来的问题,他们认为公司决策管理和决策控制两项职能的分离降低了的成本并导致公司绩效的提高。因此,假设两职分设领导权结构与公司绩效正相关。

(二)假设二:两职合一的领导权结构与公司绩效正相关

Donaklson(1990)提出了一种与理论截然不同的理论―现代管家理论。他认为,理论对总经理内在机会主义和偷懒的假定是不合适的,而且总经理对自身尊严、信仰以及内在工作满足的追求,会促使他们努力经营公司,成为公司资产的“好管家”。现代管家理论认为,两职合一有利于提高企业的创新自由,有利于企业适应瞬息万变的市场环境,从而也有助于提高企业的经营绩效。因此,假设两职合一的领导权结构与公司绩效正相关。

(三)假设三:多数公司采用混合领导权结构有利于公司绩效的提高

Vancil(1987)对众多公司作了详细的研究。结果表明大多数公司采用了“指挥棒交接”的继任程序,这一领导结构运行机制如下:起初,公司的董事长兼任总经理(即两职合一的领导结构阶段),由于年龄或其它原因,董事长先辞去总经理的职务并传递给新任总经理,但仍担任董事长职务,直至新任总经理的试用期结束(此阶段为两职分设的领导结构阶段)。若试用期结束此经理表现合格,则兼任董事长职务,原董事长从董事会中退出,(恢复两职合一的领导结构)。在试用期内总经理若表现不合格,则董事会决定是解聘还是延长总经理的试用期。交接期内两职分设只是继任程序存在的一种交互状态,是特意设置的一种领导权结构,两职分离并没有降低公司的成本,也没有带来公司绩效的提升。此种领导权结构称为混合领导权权结构。有如下优点:一是若新任总经理表现出色,试用期结束后将会兼任董事长,所以董事长头衔是对新任总经理的一种激励,促使其尽心尽力工作,从而有效地解决了成本。二是试用期是一种极为有效的制度安排,可使董事会更好地监督总经理的工作,有利于降低内部信息传递成本。上述优点使混合领导结构有效地克服了两职合一与两职分设领导权结构的缺陷,为越来越多的大公司所采用。因此,假设多数公司采用混合领导权结果,且有利于公司绩效的提高。

实证研究

(一)变量的定义

样本选择。本文选取2002-2006年在中国上海证券交易所和深圳证券交易所交易的560家上市公司为样本。数据主要来源于色诺芬数据库,并以样本历年年报作为补充。计算过程全部利用SPSS11.0完成。

变量的定义。两职状态:设置了领导权结构亚变量D_LS,当总经理兼任董事长时D_LS=1,当采用混合领导权结构时D_LS=0. 5,当总经理与董事长完全分离时D_LS=0。

公司绩效:本文选择EPS(每股收益,即普通股的获利水平,反应市场收益)和ROA(总资产利润率,反应会计利润)作为考查变量。总资产收益率反映公司对于全部资源投资的贡献,表明公司资产利用的综合效果。对于本文的研究而言选用ROA作为绩效指标更合适。鉴于不同行业公司绩效差异较大,本文公司绩效均采用经行业中位数调整后的绩效为准。

控制变量:本为选取总经理的任期(CEO_TENURE),在企业供职年限(CEO_YEAR),公司规模(以营业收入的对数表示,LNSISE)、负债比例(DEBT),4个变量为控制变量。

(二)上市公司领导权结构比例统计

对所选的560家上市公司,2004年,2005年,2006年为样本,以领导权结构状态为标准进行分类统计,结果如表1所示。

从表1看出,多数企业采用混合领导权结构,比例在2/3以上,且有逐渐稳定上升的趋势,两职合一的公司比例逐渐下降,两职分设的领导权结构比例逐步上升,三年内采用两职分设领导权结构的公司比例均高于采用两职合一领导权结构的公司比例,与国际上及我国公司法对上市公司领导权设置要求趋于一致。

(三)假设检验及结果分析

为了检验不同领导权结构与公司绩效之间的关系,建立如下模型:

Performace=α0+α1D_LS+α2CEO_ TENURE+α3CEO_YEAR+α4LNSIZE+α5 DEBT+ε

公司绩效(Performance)用经行业调整后的ROA、EPS五年内的均值衡量,每个模型中使用一个业绩度量指标,ε为随机变量。模型1、模型2、模型3分别是两职合一领导权结构,混合领导权结构,两职分设领导权结构与公司绩效之间关系假设的检验。检验结果如表2所示。

回归结果显示两职合一的领导权结构与ROA之间系数为负、与EPS之间系数为正,但均不显著;两职分设与ROA之间系数为正、与EPS之间系数为负,同样都不显著,混合领导权结构与公司绩效系数为正,且通过了5%的显著性检验,统计分析表明,假设1和假设2不成立,混合领导权结构与公司绩效正相关。

另外,以上统计表明,在两职合一领导权结构下,总经理任期与公司绩效负相关,而在混合领导权结构下,总经理长的任期与公司绩效显著正相关,两职分设领导权结构下,总经理长的任期与公司绩效不相关。负债比例与公司绩效负相关,且通过了10%的显著性检验。

为进一步说明领导权结构与公司绩效之间关系,本文采用方差分析、Wilcoxon rank-sum秩和检验方法进行假设检验。公司绩效为2002-2006年5年期间经行业调整后的均值,样本数为:两职合一领导权结构的公司为55家,混合领导权结构的公司为360家,两职分设领导权结构的公司为95家,计算结果如表3所示。

表3显示,采用两职分设领导权结构的公司ROA显著小于两职合一领导权结构的公司ROA;两职分设领导权结构公司的EPS,显著大于两职合一领导权结构公司的EPS。因此,无法比较两职合一与两职分设两种领导权结构公司绩效孰优孰劣,混合结构的ROA,EPS均显著大于(P值均小于0.05)两职合一与两职分设领导权结构的ROA,EPS,以上结果说明,采用混合领导权结构的公司绩效要明显高于其他两种领导权结构的公司绩效,结合表2的统计分析结果,假设3成立。

结论

本文通过统计分析发现,大多数上市公司采用继任交接程序下的混合领导权结构,且这类公司绩效显著高于采用其他领导权结构的公司绩效。无数据支撑两职合一与两职分设两种领导权结构孰优孰劣,但较为普遍的混合领导权结构确实有利于提高企业的绩效。导致这种结果的原因在于我国的职业经理市场尚不完善,两职分设状态下,成本和信息成本超过了两职分设的收益,不利用公司绩效的提高。监管制度不完善和行政任命现象的存在,催化了两职合一领导权结构出现权力过度膨胀的现象,损害股东和投资者的利益。而在混合领导权结构下,总经理把晋升为董事长作为一种重要的激励,会尽心尽力工作,使其自身目标与公司目标趋于一致。公司继任制度的存在,即使领导权交接期过后,公司处于两职合一阶段,董事长仍会努力工作,因为如不努力工作取得较好的绩效,则下一个交接期会马上开始。

参考文献:

1.于东智,谷立日.公司的领导权结构与经营绩效[J].中国商业经济,2002(2)

2.浦自立,刘勺佳.公司控制中的董事会领导结构和公司绩效[J].管理世界,2004(9)

分公司年中总结范文第3篇

各党支部、子公司、分厂、部、室：

20__年以来，各党支部、分公司、分厂、部、室在公司党委、董事会、总经理部的正确领导下，坚持以邓小平理论和同志“三个代表”重要思想为指导，认真贯彻落实党的十六大精神，全面实施“三点一线”发展战略，大力推进技术进步和信息化管理，狠抓市场开拓、重点项目建设、安全文明生产和企业内部管理，深入加强和改进党建、思想政治工作和精神文明建设，调动一切积极因素，使企业各项工作都跃上一个新台阶。为认真总结公司一年来的工作成绩和经验，进一步振奋精神，谋划安排好明年的各项工作，公司党委、董事会、总经理部决定集中一段时间，在全公司范围内开展20__年度双文明建设总结评比活动。现将有关事项通知如下：一、基本要求

20__年度双文明建设总结评比活动的基本要求是：以党的十六大精神为指针，以公司《20__年工作要点》为依据，以党支部、分公司、分厂、部、室为单位，认真总结本单位一年来两个文明建设方面所取得的成绩和经验，找准工作中存在的问题和不足。在总结工作的基础上，按照“重事实、重实绩、重贡献”的原则，评选出有突出贡献的先进集体和个人。通过对各类先进的评比，进一步调动广大干部职工的工作积极性和创造性，推动公司两个文明建设健康深入地发展。

二、方法步骤

20__年度双文明建设总结评比活动分四个步骤进行：

第一步：工作总结（12月1日至12月5日）

工作总结采取以分公司、分厂、部、室为单位，先个人总结后集体总结的形式进行。

（一）个人总结。个人总结包括中层干部述职和职工个人总结两个层次。

1、中层干部述职。中层干部述职与中层班子考察同步进行，要围绕本单位和本人的工作任务、岗位职责和工作分工，实事求是地对全年的工作目标完成情况，以及个人学习、工作、精神状态、班子团结、廉洁自律等方面进行总结和自我评价，找出自身存在的问题和不足。

2、职工个人总结。要以班组、工段或部（室）为单位，组织召开全体职工大会，汇报自己一年来在工作、学习、劳动态度和争做文明职工等方面的成绩和不足。

（二）集体总结。集体总结包括班组或工段、分公司（分厂、部、室）总结两个层次。

1、班组、工段总结。要在职工个人汇报总结的基础上，围绕一年来本班组或工段完成任务情况、班组建设情况、文明生产情况等方面所取得的成绩和经验，存在的问题和不足，由班组长或工段长整理出班组、工段总结汇报材料，并在单位组织召开的总结大会上进行汇报。

2、分公司、分厂、部、室总结。要在班组、工段（或个人）总结汇报的基础上，围绕公司20__年工作要点，认真总结一年来取得的成绩和经验，存在的问题和不足，并整理出单位总结汇报材料。

第二步：评比先进（12月6日至12月9日）

（一）评比项目

今年评比项目共分七项：

1、双文明先进单位

2、双文明先进班组

3、双文明先进个人

4、文明生产先进单位

5、文明生产先进班组

6、公司标兵

7、劳动模范

（二）评比比例

各类先进的评比比例是：双文明先进单位约占公司单位总数的20；双文明先进班组约占本单位班组总数的10；双文明先进个人约占本单位职工总数的5；文明生产先进班组约占本单位班组总数的5；文明生产先进单位约占公司单位总数的10；各类标兵、劳模的名额不限，只要符合评选条件的都可以申报。中层干部各类先进的评比，由政工部结合中层班子考察进行推荐，不占各单位的评比名额。

（三）评比程序

1、推荐和自荐。

⑴双文明先进单位和文明生产先进单位的评比采取在全公司范围内，各单位相互推荐和自荐的方式推荐候选单位，上报公司评比领导小组审核。

⑵双文明先进班组和文明生产先进班组的评比采取在本单位范围内，各班组、工段相互推荐和自荐，经所在单位党支部审定后上报公司评比领导小组审核。

⑶双文明先进个人的评比采取先在本班组或工段范围内相互推荐和自荐，经所在单位党支部审定后上报公司评比领导小组审核。

⑷中层干部（含助理）双文明先进个人的评比采取在全公司范围内集中推荐的形式：一是以党支部或部（室）为单位推荐3-5名双文明先进个人（不含本单位中层）；二是征求 主管公司领导意见；三是由政工部结合班子考察进行推荐；四是公司评比领导小组审定。

⑸公司标兵和劳动模范的评比采取由所在单位直接向公司推荐的方式上报公司评比领导小组审核。

2、填表和上报。参评各类先进要按要求认真填写审批表，申报公司标兵和劳动模范者还要附20__字左右的先进事迹材料。各单位要在12月10日前将本单位各类先进审批表，申报公司标兵、劳动模范事迹材料，推荐、自荐双文明先进单位、文明生产先进单位、中层干部双文明先进个人名单，一并报公司双文明建设评比工作领导小组办公室。

3、公司审批。各单位上报各类先进审批表和事迹材料后，经公司双文明建设评比领导小组审核，报公司党政联席会批准。

（四）评比要求

1、各单位要在认真总结20__年工作的基础上，采取自下而上的形式逐级推荐先进个人、班组和单位。

2、各单位要深入搞好本次评比的宣传动员和思想发动工作，要使广大干部职工了解本次评比的主要内容和条件，充分调动广大职工参与评比的积极性。

3、各单位在评比过程中，要坚持“重事实、重实绩、重贡献”的原则，切实按照评比条件，严格把关，好中选优，宁缺勿滥，不搞平衡照顾，真正评出典型，评出团结，评出干劲。

4、各单位在评比过程中，一定要严格评比程序，认真填写各类先进审批表，并按规定时间上报，逾期未报，按自动放弃推荐评选资格对待。

第三步：公示

根据各单位上报的各类先进事迹材料，由公司双文明建设评比领导小组审核，上报公司党政联席会研究批准后，在体育馆前公开栏公示3-5天，接受广大职工对评比工作的监督。

第四步：表彰

公司召开总结表彰大会，总结一年来的工作，对评选出的先进单位和个人予以表彰。

三、评比条件

（一）双文明先进单位条件

1、双文明先进分公司、分厂条件

⑴领导班子团结协作，勇于开拓创新，工作敢抓敢管，决策正确果断，重大问题集体研究决定，班子成员勤政廉洁，群众威信高。

⑵能够圆满完成公司下达的本年度各项生产经营目标，积极开展增收节支、节能降耗活动，且成效显著，文明生产工作成绩突出，本年度无严重治安事件和重大设备及人身伤亡事故。

⑶重视职工队伍建设，坚持开展职工技术培训，认真落实民主管理制度，关心职工生活，积极主动为员工改善劳动生产环境。广大职工敬业爱岗，团结协作，具有积极向上的精神风貌。

⑷坚持“两手抓”的方针，按时完成公司党委布置的各项任务，年度精神文明建设成绩显著。

2、双文明先进部（室）条件

⑴充分发挥本部门职能作用，出色地完成公司下达的各项工作任务，积极为公司提供科学正确的决策依据，在保证公司正常生产经营和其它各项工作中成绩突出。

⑵部门人员本职业务技术熟练，基础工作扎实，各项服务工作普遍受到生产经营单位称赞。

⑶部门人员组织纪律性强，团结协作，工作积极主动，有良好的职业道德素养，在完成公司各项工作任务中有突出成绩。

（二）双文明先进班组条件

1、能够圆满完成各项生产经营任务，全年主要工作考核指标达到先进水平，文明生产成绩显著，无严重治安事件和重大设备及人身伤亡事故。

2、班组岗位责任制健全，班长以身作则，班内风气正，凝聚力强。

3、班组成员政治素质好，业务技术熟练，工作效率高，能够出色地完成各项工作任务。

4、班组成员勇于创新，积极开展技术革新、节能降耗和修旧利废活动，在技术革新上有突出成果。

（三）双文明先进个人条件

1、敬业爱岗，勤于动脑，好学上进，勇于奉献，在各项工作中表现突出并做出表率者。

2、业务技术熟练，工作效率高，能够出色完成本职工作任务者。

3、讲文明，守纪律，有集体荣誉感，敢于同不良倾向作斗争，能够自觉遵守《职工道德规范》者。

（四）文明生产先进单位条件

1、领导班子重视文明生产工作，班子内部有分工，主要领导亲自抓，对本单位文明生产工作有计划、有安排、有重点地定期进行集中整治，在公司组织的文明生产检查考核中成绩突出。

2、文明生产基础工作扎实，文明生产各项制度健全，检查、考核工作坚持经常，文明生产责任卡落实、检查、考核到位，在环境卫生、备品备件存放、岗位卫生、机台卫生及安全设施等方面整治效果明显，较好地达到公司考核标准，并保持良好。

3、干部、职工文明生产意识强，能够积极主动履行岗位文明生产职责，自觉维护文明生产环境，以自身的模范行动积极营造公司良好的对外形象。

（五）文明生产先进班组条件

1、能够按照文明生产责任卡的要求，严格对责任人和复审人进行定期检查、考核、奖惩。

2、能够圆满完成单位布置的各项文明生产任务，文明生产考核内容均达到公司考核标准，在历次公司检查和单位自查中成绩显著。

3、班组、工段成员文明生产意识强，人人都能自觉维护文明生产环境，立足岗位积极工作，有较强的集体荣誉感。

（六）公司标兵条件

1、敬业爱岗标兵。专业技术熟练，好学上进，工作效率高，勇于奉献，在本职工作岗位上做出突出成绩并受到广大干部职工公认者。

2、技术革新标兵。在公司年度重大技术改造中有突出贡献，为公司年增加经济效益10万元以上，并有技术革新成果者。

3、见义勇为标兵。敢于向社会不良倾向作斗争，勇于伸张正义，为维护社会稳定和公司利益挺身而出者。

4、文明生产标兵。所在工作岗位文明生产工作成绩显著，为本单位文明生产工作做出突出贡献者。

以上各类公司标兵必须具备双文明先进个人条件。如在其它某方面事迹突出，为促进公司两个文明建设做出重要贡献的先进个人，也可以推荐和参评并授予荣誉称号。

（七）劳动模范条件

1、有开拓创新精神，在企业改革和提高企业经济效益方面取得显著成绩者。

2、在生产、经营和管理方面，经济技术指标先进或在推行现代化管理中取得显著成绩者。

3、在开展合理化建议、技术革新，开发和推广新技术、新工艺，开展增收节支，技改技措等项活动中做出显著成绩者。

4、忠于职守， 不畏艰难，踏实工作，在平凡的岗位上做出不平凡的业绩者。

5、有高尚的思想道德情操，在公司精神文明建设中做出显著成绩者。

分公司年中总结范文第4篇

另外，对于亏损公司在信息披露方面也有一些特别要求。证监会在1998年12月8日颁布的《关于做好上市公司1998年年度报告工作的通知》中要求“如果上市公司发生可能导致连续3年亏损或当年重大亏损的情况, 应当根据《股票发行与交易管理暂行条例》第六十条的规定，及时履行信息披露义务[2]。”在1999年12月9日《关于做好上市公司1999年年度报告工作的通知》中仍然有类似的要求，不过由于《证券法》已于1999年7月实施，所以通知中的要求有了强大的法律基础。在2000年颁布的《亏损上市公司暂停上市和终止上市实施办法》第二章第四条中规定“上市公司最近二年连续亏损后，董事会预计第三年度将连续亏损的，应当及时做出风险提示公告，并在披露年度报告前至少三次风险提示公告，提醒投资者注意投资风险。”从以上法律和法规不难看出，对于亏损公司特别是连续亏损或重大亏损公司信息披露的要求从无到有，越来越严格。在上述制度背景下，亏损对上市公司的负面影响非常大。因此，处于亏损边缘或可能微亏的上市公司会通过盈余管理手段来达到在帐面盈利目的，以避免成为被关注或被处理的对象。公司一旦亏损，将面临的约束和特殊待遇，特别是被摘牌的危险，使得他们扭亏的愿望和动机异常强烈。上市公司扭亏的手段多种多样：加强管理，采取更为激进的营销策略（如加大赊销范围等）提高主营业务的盈利能力固然是扭亏的途径之一，但很多亏损公司的主营业务已经失去竞争能力，在短期内不可能通过主业的改善来达到扭亏的目的。在这种情况下，它们往往另辟蹊径：有些公司通过与大股东置换资产，将已经没有盈利能力的烂资产以帐面价值甚至超出帐面价值的高价置换出去，将优质资产置换进来，一方面改善了主营业务，另一方面也可在短期内获得可观的投资收益。有些公司则是利用债务重组获得巨额收益，如在当地政府的庇护下，获得银行的债务减免。有些地方政府为了帮助公司保住上市资格，甚至直接对上市公司提供 财政补贴。通过第一种手段扭亏可以从资产负债表的应计项目中得以反映，通过后三种方法扭亏的则反映在利润表的线下项目中。 2． 文献回顾专门对中国亏损上市公司盈余管理行为而进行的研究只见于陆建桥（1999）。该文选取了到1997年为止在上海证券交易所上市的22家亏损公司做为样本，对这些公司在出现亏损前、亏损年和扭亏年盈余构成进行研究，发现在首次亏损前1年，存在利用非预期性应计项目调增利润以推迟出现亏损的现象；在亏损年度，则利用非预期性应计项目调减利润，进行大洗澡；在扭亏年度，又利用非预期性应计项目调增利润，以避免出现连续亏损。Haw,Qi,Wu and Zhang(1998)用1994-1997年的A股上市公司做为样本，发现上市公司为避免被摘牌，在亏损前1年利用线下项目增加利润，在亏损当年，利用应计项目和线下项目调减利润进行大洗澡。孙铮，王跃堂（1999）用上市公司净资产收益率分布总体检验的方法发现上市公司的盈余操纵突出表现在配股现象，微利现象和重亏现象中。吴东辉（2001）利用Jones模型对中国上市公司的应计项目选择进行的研究表明，投资机会，相对于行业的业绩水平，财务杠杆和企业规模对应计项目的选择有影响。在IPO年度和争取配股资格的公司中，反常应计项目明显增加，但未发现企业使用应计项目避免摘牌的现象。此外，还发现机构投资者持股比例和大会计师事务所审计的企业报告的反常应计项目低。企业报告非预期应计项目的能力随着上市年限的增加和应计资产和应计负债的增加而降低。Haw,Qi,Wu and Zhang(1998)，孙铮，王跃堂（1999）和吴东辉（2001）都是将所有公司做为研究对象，检验在什么情况下，上市公司会进行盈余管理。3．研究设计3．1 模型关于非预期应计项目的估计，有多种模型。早期的有Healy模型 (Healy 1985)，DeAngelo 模型(DeAngelo 1986)等。Jones模型（Jones 1991）是计算非预期盈余最重要的方法之一，其后很多模型都是在其基础上进行修正或扩展而来的。其后的研究者(Subramanyam 1996, Chaney, Jeter and Lewis 1998)发现在经典的Jones 模型 中没有考虑一个重要变量—经营现金流。这很容易解释，经营现金流受到上期和本期应计项目的影响，上期应计项目越多，在本期收回的就可能越多，所以上期应计与本期现金流之间可能存在正相关关系。本期应计项目越多，则本期的经营现金流就越少。实证研究表明，在模型中加入现金流变量后，模型的估计更为准确了。这一模型表示如下： （1）其中：TAt=第t年的总应计项目 /第t-1 年的总资产； At-1=第t-1 年的总资产ΔREVt=（第t年的销售收入-第t-1 年的销售收入）/ t-1年的总资产;=(第t年的应收帐款－第t-1 年的应收帐款) / t-1年的总资产;PPEt =第t年固定资产总值/ t-1年的总资产;CFOt=第t年的经营现金流/ t-1年的总资产。 中国上市公司从1998年开始编制现金流量表，所以1998年以前的总应计项目需要利用已有的会计科目进行估计，估计方法如下： TA=流动性应计项目+非流动性应计项目 =[（Δ流动资产-Δ现金-Δ短期投资-Δ长期投资中1年内到期的部分）-（Δ流动负债-Δ短期借款-Δ应付股利-长期借款中1年内到期的部分）]-（折旧+摊销） 1998年以后，CFO可以直接从现金流量表中得到，用净利润减去CFO，即得到总应计项目的估计值。 Accounting Process 模型(Xavier Garza-Gomez, Masashi Okumura and Michio Kunimura,1999)为在模型中将现金流作为应计项目的解释变量之一找到了理论上的根据。虽然推导过程稍显复杂，但模型的解释能力非常好，其推导过程如下： (a)(b)(c)(d)(e)

由（a）-（e）可以得到AP模型： （2） 其中：STA=短期应计项目/上年末总资产； LTA=长期应计项目/上年末总资产； CFO=经营产生的现金流/上年末总资产； Ait-1=t-1时期的总资产。 本文采用Jones CF模型和AP模型来计算非预期应计, 在Jones CF模型中，我们还考虑了无形资产对应计项目的影响。 （3） 其中，IAt=第t年的无形资产/t-1年的总资产 考虑到不同行业应计项目的规模和特点不同，我们分别采用分行业估计和不分行业进行估计，以进行比较。由于亏损公司的样本数量只有351家，所以我们只能按照粗略的行业分类方法将样本分为公用事业、房地产、工业、商业、和综合共5大行业[3]。值得说明的是Jones使用的是时间序列数据，但其后的一些研究者（如Subramanyam 1996， Bartov2001）发现用横截面模型优于时间序列模型，它没有对时间长度的要求，同时还避免了生存偏差问题。中国股票市场只有十几年历史，客观上也限制了时间序列模型的使用。所以本文选择横截面模型。上市公司进行盈余管理的手段多种多样：通过操控应计项目只是其中一种。另外，公司可以通过安排一些非经常易来达到提高盈余水平的目的。这些交易的结果往往体现在投资收益，营业外收入等线下项目中。此外，地方政府出于就业、声誉等政治方面的考虑，在企业发生亏损时，也可能以补贴的形式使企业免于亏损或扭亏。因此，在本文中，我们还分析了亏损公司线下项目对盈利水平的影响。3.2 样本与数据本文的研究样本包括1994－2000年所有亏损的A股上市公司。样本分布见表1：表1： 1994-2000亏损公司年份亏损公司数深圳上海A股公司总数亏损公司比例19942202870.70%1995171163115.47%19963017135135.85%19974025157205.56%199885434282610.2 9%19998346379248.98%200096494710619.05%从表1我们可以看到1997年以前亏损公司的比例在5－6％之间，从1998年可是，亏损公司的数目和比例都有明显的增加。总样本数为353，其中，数据却是的有24家，最后的样本为329家。做为对照，我们按如下标准选取了配比样本：（1）行业相同；（2）总资产规模相近。所有数据均来自深圳巨灵证券信息系统。. . 3．3 假设亏损公司在亏损当年，管理层为了给以后年度扭亏留下空间，可能采用应计项目或线下项目来调减利润。H1：亏损公司在亏损年度的非预期应计或线下项目为负。亏损是公司管理层和股东都不愿意看到的结果。 所以管理层会尽量推迟亏损出现的时间，在可能的条件下，使用应计项目或线下项目来进行盈余管理。我们的第二个假设是：H2：亏损公司在亏损前1年非预期应计或线下项目为正。公司在亏损后，如果不及时扭亏，就会被特别处理（ST），暂停上市（PT），甚至被摘牌。所以公司在亏损或连续亏损后，会通过各种手段来达到扭亏的目的。H3：亏损公司在扭亏年度的非预期应计或线下项目为正。线下项目主要包括投资收益，营业外利润，补贴收入等。相当多数扭亏的公司是通过安排与大股东之间的非经营易（如资产置换，资产出售，资产赠予，债务重组等）来达到增加利润的目的。这些利润一般在投资收益或营业外利润中得以体现。另外，也有个别公司的扭亏是借助于政府的补贴来实现的。为了考察关联交易对公司扭亏的影响，本文将关联交易分为经营性的关联交易（下称关联交易）和非经营性的关联交易（下称重组）。如果公司与大股东（包括大股东的下属公司等）或未进入合并报表的子公司之间进行的关联交易与公司的主营业务（如产品的买卖等）有关[4]，则关联交易哑元变量（GL）为1，否则为0。如果公司与大股东之间的关联交易涉及公司的资产和债务[5]，则重组哑元变量（CHZ）为1，否则为0。 4．实证结果4．1 通过经营性应计项目来进行的盈余管理用Jones CF模型和AP模型计算公司的非预期应计（DA）。估计结果如表2。表2的结果显示，无论是利用Jones CF 模型还是用AP模型，分行业还是不分行业，在亏损当年，估计的非预期应计都显著为负，而配对样本的非预期应计都显著为正。这与假设1一致。用AP模型估计的非预期性应计的绝对数值都小于用Jones CF 模型估计的结果。如利用Jones CF 模型和AP模型进行分行业估计的结果，亏损公司的非预期应计项目金额占总资产的比例的均值（中值）分别为-0.132(-0.130) 和-0.017(-0.008); 配对样本的非预期应计项目金额占总资产的比例的均值（中值）分别为0.035(0.029)和0.012(0.0007)。不分行业估计的结果与分行业估计的结果相近。从表2的最后一栏看到，用AP模型计算的DA的标准差要比用Jones CF 模型估计的DA标准差小的多，说明AP模型的估计更为准确。表2 可预期应计项目和非预期应计项目分行业　 均值 中值　 标准差

应计aJones CFAPJones CFAPJones CFAP亏损样本TTA-0.088-0.088-0.089-0.0890.410.41 NDA0.045-0.0750.025-0.0850.210.42　DA-0.132(-9.87***b)-0.017(-9.47***)-0.130(-26652***)-0.008(-20735**)0.250.04配比样本TTA0.1220.1220.0620.0620.830.83 NDA0.0870.1140.0290.0570.810.85　DA0.035(3.42***)0.012(4.41***)0.029(5407**)0.0007(3706**)0.180.04不分行业 　 均值 中值　 标准差　 　Jones CFAPJones CFAPJones CFAP亏损样本TTA-0.088-0.088-0.089-0.0890.410.41 NDA0.047-0.0740.032-0.0870.150.42　DA-0.134(-8.07***)-0.020((-9.61***)-0.144(-27600***)-0.009(-21343***)0.330.04配比样本TTA0.1220.1220.0620.0620.830.83 NDA0.0910.1130.0380.0550.820.85　DA0.020(2.03**)0.011(4.56***)0.011(1.75*)0.0006(2738)0.180.04a. TTA 为总应计项目，NDA为可预期的（非操控性）应计； DA为不可预期的（操控性）应计。为消除规模影响，所有应计项目都除以总资产。b. 均值一栏为t检验，中值一栏括号中的为Wilcoxon秩和检验。***，**，*分别在1%，5%和10%的水平下显著。 进一步将亏损公司分为首次亏损、连续2年亏损和连续3年或3年以上亏损的样本，对3组样本间的非预期应计进行比较，结果分别见表3Panel A和B的前3行：从用Jones CF模型估计的非预期应计的均值（中值）来看，在亏损当年，首次亏损公司的非预期应计的绝对数最小，分行业估计的结果为-0.108(-0.113)，连续两年亏损的次之, 分行业估计结果为-0.178(-0.193)，连续3年或以上的结果为-0.227(-0.222)。用AP模型计算的非预期应计的绝对数也是首次亏损样本组最小，连续2年亏损和连续3年或3年以上样本组的非预期应计相差很小。连续亏损公司面临着被暂停上市或被摘牌的巨大压力。这些公司可能利用应计项目，在亏损年大亏一把，即所谓大洗澡，给下一年扭亏留出更大空间。 表3：非预期性应计（DA）的分组检验结果Panel A:Jones CF: 公司类型预期符号是否分行业均值中值标准差首次亏损-分行业-0.108(-11.53***)-0.113(-10192***)0.14　-不分行业-0.098(-10.58***)-0.098(-9684***)0.14连续2年亏损-分行业-0.178(-5.22***)-0.193(-3694***)0.38 -不分行业-0.157(-3.78***)-0.183(-3631***)0.47至少连续3年亏损-分行业-0.227(-7.53***)-0.222(-354***)0.19　-不分行业-0.221(-7.54***)-0.206(-355***)0.18亏损前1年+分行业0.008(0.86)-9.7E-4(457)0.17　+不分行业0.004(0.41***)-0.013(-1400)0.16扭亏+分行业-0.040(-3.04***)-0.046(-1685***)0.16　+不分行业-0.003(-0.19)-0.006(-297)0.16Panel B: AP: 首次亏损-分行业-0.012(-5.26***)-0.003(-4448***)0.03　-不分行业-0.013(-5.81***)-0.003(-5281***)0.03连续2年亏损-分行业-0.018(-4.13***)-0.005(-1618***)0.05 -不分行业-0.020(-4.42***)-0.004(-1909***)0.05至少连续3年亏损-分行业-0.014(-1.71*)-0.002(-83.5)0.05　-不分行业-0.019(-2.22**)-0.003(-135**)0.05亏损前1年+分行业0.010(5.70***)0.004(6894***)0.03　+不分行业0.012(6.78***)0.005(8674***)0.03扭亏+分行业0.028(8.11***)0.021(6670***)0.05　+不分行业0.031(8.87***0.022(7208***)0.05a. 括号中为t检验值（双尾）。***，**，*分别在1%，5%和10%的水平下显著。b. 括号中的为Wilcoxon秩和检验。***，**，*分别在1%，5%和10%的水平下显著。c. 为消除规模影响，所有项目都除以总资产。 再来看亏损 前1年公司的非预期应计项目，见表3 Panel A和B的第4行。亏损前1年，用Jones CF模型分行业估计的非预期应计的均值为总资产的0.008,中值为-0.00097. 就是说, 约一半的公司在亏损前1年用调高应计项目的方法来增加利润.用AP模型分行业统计的非预期应计的均值为总资产的0.012,中值为0.005。以上结果与前面的假设2一致。从表2中我们知道，一般用AP模型估计的DA与用Jones CF模型估计的要来得低，往往也更准确。但这里我们看到的是用AP模型估计的DA 更高，说明Jones CF模型的偏差可能更大。除1999年亏损公司外，各年亏损公司中，在下一年扭亏的公司数基本都在50%以上。1999年83家亏损公司在2000年扭亏的为35家，占42%。扭亏公司分布情况见表4。表4：各年扭亏公司数年份当年扭亏公司数1995319969199721199823199952200035200151合计194 表3 Panel A和B最后1行为扭亏年度扭亏样本的非预期应计：用Jones CF模型估计的DA为负数，与我们预期相反。用AP模型分行业估计的DA的均值和中值分别为0.028和0.021, 分别在1%的水平上显著异于0。这一结果与我们的假设3一致。综合考虑亏损公司在亏损前1年度，亏损年度和扭亏年度的非预期应计情况，构造以下模型： （4）其中：BF为哑元变量，如果为亏损前1年则为1，否则为0；FST为哑元变量，如果为第一次亏损则为1，否则为0；LX为哑元变量，如果为连续亏损则为1，否则为0；NK为哑元变量，如果为扭亏年度则为1，否则为0。DA为用AP模型计算的非预期应计项目。 根据前面的3个假设，b2的系数应为正号，b3和b4的系数应为负号, 且 b3应小于b4，b5的系数应为正号。模型（4）的估计结果见表5。 表5：DA=b1+b2*BF+b3*FST+b4*LX+b5*NK+e的估计结果　分行业不分行业分行业不分行业intercept0.010(4.43***)0.011(4.37***)0.010(8.43***)0.011(9.04***)BF-0.001(0.42)-0.534E-4(-0.02) FST-0.025(-7.51***)-0.026(-7.51***)-0.024(-9.21***)-0.026(-9.52***)LX-0.032(-7.32***)-0.034(-7.46***)-0.031(-8.06***)-0.034(-8.44***)NK0.010(2.94***)0.012(3.32***)0.010(3.27***)0.012(3.54***)Adj. R20.110.120.110.12 a. 因变量DA为用AP模型计算的非预期性应计项目b. BF为哑元变量，如果为亏损前1年则为1，否则为0；FST为哑元变量，如果为第一次亏损则为1，否则为0；LX为哑元变量，如果为连续亏损则为1，否则为0；NK为哑元变量，如果为扭亏年度则为1，否则为0。c. t检验值，***，**，*分别在1%，5%和10%的水平下显著。 表5结果显示，b2的符号为负，与预期相反，但在统计上不显著。b3和b4的符号都在1%的水平上显著为负，与预期的符号相同,且b3小于b4。b5的符号在1%的水平上显著为正，也与预期符号相同。如果在模型中去掉BF变量，则基本上不影响其他各变量系数的大小和显著程度。这一结果与表3中我们进行单项检验的结果相符，在表3中，亏损前1年的DA的绝对数最小，在模5中BF系数不显著与此有关。4．2 通过线下项目进行的盈余管理以上是通过非预期性应计项目来验证关于亏损公司盈余管理行为的假设。我们计算应计项目的方法考虑的主要是与企业的正常经营有关的项目。而事实上，这只是公司进行盈余管理的途径之一。管理层还可以通过安排非经营性关联交易来增加或减少盈余，这些交易的结果最终会体现在利润表的线下项目中。下面我们就从这一角度来看亏损公司如何来管理盈余。线下项目主要包括投资收益，营业外利润和补贴收入。我们仍然把亏损公司按是否连续亏损分为首次亏损样本，连续2年亏损样本和至少连续3年亏损的样本。其线下项目的总额和结构见表6：首次亏损公司的线下项目平均为-0.01, 其中主要是投资收益,为-0.007, 其次是营业外利润,为-0.004, 首次亏损公司获得的补贴收入非常少, 为0.001。再看连续2年亏损的公司, 其线下项目为总资产的-0.02, 主要是营业外利润,为-0.017, 即为总资产的-1.7%左右, 是相当大的一个比例。其次是投资收益，为-0.004。连续3年或以上亏损样本的线下项目规模和结构与连续2年亏损的样本相差无几。再看亏损前1年和扭亏年度的情况。亏损前1年的线下项目平均为总资产的0.018, 其中主要来自投资收益, 为0.012,其次是营业外利润和补贴收入, 分别为0.003。扭亏年度线下项的规模最大，为总资产的0.029, 其中投资收益为0.018, 营业外利润和补贴分别为0.007和0.003。另外，我们注意到配对样本的线下项目也相当大，平均为总资产0.025, 说明这些公司之所以没有亏损, 很可能是通过线下项目进行了盈余管理的结果。综合表6的结果，与前面的假设1-3一致。 表6：线下项目的构成Panel A:线下项目总计

均值中值Q1Q3STD 全部亏损公司-0.014-0.002-0.0170.0020.042亏损公司首次亏损公司-0.010-0.0008-0.0130.0030.030 连续2年亏损-0.020-0.006-0.0320.00060.057 至少连续3年亏损-0.021-0.007-0.0380.00030.053配对样本 0.0250.0130.0030.0300.043亏损前1年 0.0180.0090.0020.0250.027扭亏年 0.0290.0180.0030.0430.044Panel B: 投资收益

均值中值Q1Q3STD 全部亏损公司-0.006-7.00E-05-7.09E-031.65E-033.30E-02亏损公司首次亏损公司-0.0070.000-0.0050.0020.027 连续2年亏损-0.004-0.001-0.0100.00070.043 至少连续3年亏损-0.006-0.001-0.0120.00050.030配对样本　0.0180.0060.00040.0230.037亏损前1年　0.0120.0040.00020.0250.027扭亏年　0.0180.0040.0000.0220.040Panel C:营业外利润

分公司年中总结范文第5篇

关键词：管理者过度自信；融资偏好；公司投资

中图分类号：F830.91；F275.1　文献标识码：A　文章编号：1001-6260(2010)01-0130-09

一、问题的提出

MyerS(1984)在“资本结构之谜”一文中将不对称信息引入到资本结构理论研究中，由此提出了新优序融资理论，即企业在进行融资时，会先偏好内部融资，如果需要外部融资，则先选择债务融资，最后选择权益融资。新优序融资理论由于否定最佳资本结构的存在，因此引起了大量学者对权衡理论与新优序融资理论的实证研究。Shyam-Sunder等(1999)、Fama等(2002)及Frank(2003)等对美国公众公司的实证检验在一定程度上支持了MyerS(1984)的新优序融资理论。新优序融资理论依赖两个重要的研究假设，即理性人假设与信息不对称，然而Heaton(2002)以人的非理为前提，基于管理者过度自信对新优序融资理论提出了一种新解释，这种新解释不涉及信息不对称，由此对新优序融资理论提出了挑战。Malmendier等(2005a)及Peng等(2007)等的实证检验都支持了Heaton(2002)的新解释。事实上，随着行为公司财务学研究的逐渐兴起(Baker，et al，2004)，基于管理者过度自信的资本结构决策研究正成为现代资本结构理论研究的一个新的发展方向。Lee等(1995)、Yate等(1998)对过度自信的跨文化研究表明，与美国人相比，中国人更过度自信。而就国内相关的研究而言，学者们主要还是围绕MyerS(1984)提出的新优序融资理论来考察我国上市公司的股权融资偏好行为(陆正飞等，2004；刘星等，2004)，鲜有学者考察管理者的过度自信行为对公司融资偏好行为的影响。心理学的相关研究表明，人的过度自信行为会受到人的年龄、工作经验、教育背景及专业技能等个人特征的影响(Heath，etal，1991 FraSer，et al，2006)。基于以上研究背景，本文从管理者个人特征的角度，分别以我国上市公司总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景作为管理者过度自信的替代变量，从公司投资的角度具体考察管理者的过度自信行为对我国上市公司内部或者外部融资偏好行为的影响。

二、理论分析与研究假设

传统的理性人假设认为，人在做决策时存在一致的信念(conSiStent beliefS)和一致的偏好(coherentpreferenceS)，也就是说，当接收到新信息时，人们根据贝叶斯法则来正确地调整他们的信念，在信念给定的情况下，人们根据例如主观期望效用最大化这样的标准来做出决策(BarberiS，et al，2003)。然而心理学的研究却发现，人并非完全理性的，人在做决策时的信念和偏好会出现系统性的偏差，并表现出过度自信、典型性(repreSentativeneSS)、锚定(anchorin’g)、损失规避及心理会计等行为特征(Kahneman，etal，1982)，其中最为稳定的就是人们在判断过程中的过度自信行为(DeBondt，et al，1995)。过度自信行为是指人们在做决策时对自身能力和知识面的高估而产生的偏差，由此产生的后果就是人们在做决策时会高估决策获得成功的可能性，而低估与决策相关的风险。人的过度自信行为主要产生于“好于平均”(better-than-average)效应，即当人们评估自己的能力时，倾向于高估自己，认为自己的能力要高于平均水平(Larwood，et al，1977；Alicke，1985)，例如，当被问及驾驶技能时，绝大多数的受访者都认为自己要好于平均水平(SvenSon，1981)。这样的“好于平均”效应会影响人们的因果归因，因为人们会把成功的结果归因于自身的能力，而把失败的结果归咎为坏的运气，由此进一步增强了人们的过度自信(Miller，et al，1975)。另外，人们对未来前景的过度乐观也能强化人们的过度自信，尤其当人们乐观地认为他们可以控制行为的结果时(Langer，1975；WeinStein，1980)。过度自信在许多职业领域里都有所表现，例如工程师、医生和护士、律师、管理者以及创业家等(LichtenStein，et al，1977；Bazerman，1990)，但是相对于一般人，公司的管理者更可能表现出过度自信(Malmendier，et al，2005a)。

既然管理者存在着过度自信行为，那么管理者的这种行为会如何影响公司的融资决策呢?Heaton(2002)最早从理论上分析了管理者的过度自信行为对公司融资偏好行为的影响，他认为，过度自信的管理者会高估他们为公司创造价值的能力，并由此高估公司投资项目未来所能产生的现金流量，因此，过度自信的管理者会认为市场低估了他们公司发行的风险证券的价值，这导致他们不愿意进行外部融资。当公司必须寻求外部融资时，由于股票价格相对债券价格对市场的预期更加敏感，这使得过度自信的管理者认为发行股票比发行债券的成本要更高，因此他们会更加偏好债务融资。这样，管理者的过度自信行为就使得管理者的融资偏好为先选择内部融资，再选择债务融资，最后选择外部权益融资。Mal-mendier等(2005a)在对Heaton(2002)的新解释进行实证检验时进一步指出，由于过度自信的管理者通常会高估自身的知识和能力，从而高估公司投资项目未来所能产生的现金流量，因此，当公司存在充足的内部资金时，过度自信的管理者会进行过度投资，而当公司缺乏内部资金时，考虑到外部融资的成本太高(Heaton，2002)，他们会减少公司的投资，此时公司额外的现金流量能为公司的投资提供融资，由此导致了公司投资与现金流之间的敏感度。Malmendier等(2005a)的实证结果也表明，存在过度自信管理者的公司由于更少地利用外部融资，因此其投资与现金流之间的敏感度会更强，由此支持了Heaton(2002)的新解释。Peng等(2007)以管理者的性别作为管理者过度自信程度的替代变量，研究得到类似的结果。以上的理论分析同样适用于我国的上市公司，因此，本文提出以下假说：

假说：总经理过度自信比较强的上市公司，投资与现金流之间的敏感度较高。

三、研究设计

1　样本的选取

本文的研究样本为2003-2006年在沪深证券交易所上市的公司。本文首先手工收集了上市公司

总经理的学历和教育背景这些个人信息，能够同时获得这些个人信息的样本观测值共有4040个，然后通过剔除符合以下条件的公司，最后得到共计2430个样本观测值。这些条件分别是：(1)金融类公司；(2)*ST、ST公司；(3)同时有发行B股或者H股的公司；(4)不能获得连续三年主营业务收入数据的公司(用于计算成长性)；(5)财务数据异常的样本观测值，比如投资机会(Tobin’q)大于10、负债比率大于1等；(6)财务数据不完整的公司，以及总经理的年龄和任职时间这些个人信息不完整的公司。样本公司的所有财务数据和公司治理数据均来自CSMAR数据库，上市公司总经理的学历和教育背景以及部分缺省的年龄和任职时间信息通过手工收集得到。

2　研究变量的定义

本文主要通过公司投资与现金流之间的敏感度来研究我国上市公司管理者的过度自信行为对公司内部或者外部融资偏好行为的影响。被解释变量主要为公司投资，解释变量主要为公司现金流量，控制变量主要包括公司的投资机会、成长性、公司性质、负债比率、销售收入、流动资产、公司规模及行业等，各变量的定义如表1所示。其中，对行业这一控制变量的定义，本文是把全部样本观测值按照中国证监会公布的行业分类标准分成12类(金融类除外)，然后再把制造业按二级代码分成10类，并取20个行业哑变量。

需要说明的是，国外学者对管理者过度自信的度量，目前主要还是借鉴Malmendier等(2005a)及Malmendier等(2005b)的方法，即管理者执行股票期权是否迟于执行期、管理者在职时是否把股票期权持有至到期日、管理者是否习惯性地增持公司股票及商业新闻对管理者个性特征的描述。考虑到我国上市公司管理者的持股比例并不高，股票期权也是近年来才开始实施，并且持股和股票期权只占管理者薪酬的一小部分，再加上我国媒体的不发达及较强的主观性，因此本文没有采用以上度量方法。在国内，余明桂等(2006)及姜付秀等(2009)分别采用国家统计局公布的企业景气指数和上市公司年度业绩的乐观预告(或者盈利预测)是否变化作为管理者过度自信程度的替代变量。本文认为由于国家统计局公布的企业景气指数是对外部经济环境的估计，因此，这一指标更加适合于度量管理者乐观而不是管理者过度自信；而上市公司年度业绩的乐观预告(或者盈利预测)同时受到外部经济环境和公司信号传递(Ajinky.et al，1984；BaginSki，et al，1993)等内在因素的影响，因此这一指标也存在较大的缺陷。心理学的相关研究结果表明，人的过度自信行为会受到人的年龄、工作经验、教育背景及专业技能等个人特征方面的影响(Heath，et al，1991；FraSer，et al，2006)。基于以上原因，本文尝试采用总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景作为总经理过度自信的替代变量，具体理由如下：

(1)总经理年龄。Taylor(1975)和ForbeS(2005)的研究发现，管理者的年龄会对管理者过度自信的程度产生影响：相对于年龄较小的管理者，年龄较大的管理者在做决策时会收集更多的信息，花费更长的时间，由此减少在决策时所产生的判断偏差；与此同时，年龄较大的管理者在过去可能经历过更多的失败或者决策错误，这有助于他们正确认识自身的能力和掌握的知识，从而减少因对自身能力和知识面的高估而产生的判断偏差。因此，相对于年龄较小的总经理，年龄较大的总经理其过度自信的程度可能比较弱。

(2)总经理任职时间。Frank(1988)、FraSer等(2006)的研究发现，过度自信的管理者在做决策时虽然会高估自身的知识和能力，但是随着管理者经营管理经验的增加，他们可以从过去的经营管理决策中收集更多的新信息，从而不断修正因对自身能力和知识面的高估而产生的偏差，因此，随着管理者经营管理经验的增加，管理者的过度自信行为会有所减少。相对于任期较短的总经理，任期较长的总经理拥有更丰富的经营管理经验(ForbeS，2005)，因此，他们过度自信的程度可能比较弱。

(3)总经理学历。LichtenStcin等(1977)的研究发现，教育水平的高低会对人们的决策过程产生影响，人们的教育水平越高，其在做决策时的过度自信行为就越少，原因在于教育水平越高的人越可能从正反两方面来收集有关决策的信息，从而越容易意识到自己在做决策时所产生的判断偏差(Koriat，etal，1980)，由此弱化自己的过度自信行为。因此，相对于拥有低学历的总经理，拥有高学历的总经理其过度自信的程度可能比较弱。

(4)总经理教育背景。Heath等(1991)的研究成果表明，在做决策时，当人们认为其对该决策拥有更多的知识时，人们会更倾向于过度自信，原因在于当该决策出现好的结果时，人们会把好该结果归因于自己对该决策所拥有的知识，而当决策出现坏的结果时，人们会把坏的结果归咎为坏的运气。Ben.David等(2006)的研究发现，公司CFOS拥有的专业技能越多，CFOS的过度自信行为越多。因此，当上市公司总经理拥有的教育背景不同时，总经理过度自信的程度可能存在着差别：相对来说，拥有经管类教育背景的总经理可能具有与公司财务决策相关的更多专业知识，因此他们过度自信的程度可能比较强；与之相反，拥有理工类教育背景的总经理可能具有与公司财务决策相关的更少专业知识，因此他们过度自信的程度可能比较弱。

另外，本文又借鉴Malmendier等(2005a)对总经理教育背景的分类方法，把总经理的教育背景分为三类：第一类是经管类教育背景，是指总经理过去经历过经济、管理、金融、会计、财务等经管类教育；第二类是理工类教育背景，是指总经理过去经历过工程、技术、物理、化学等理工类教育；第三类是其他类教育背景，是指总经理过去经历过法律、文学、哲学等其他类教育。

3　描述性统计

表2列出了样本观测值的描述性统计。从中可以看出，我国上市公司总经理的年龄平均约为46岁，任职时间平均约为3年；在全部样本中，约52％的总经理拥有本科及本科以下学历，48％的总经理拥有本科以上学历，约45％的总经理拥有经管类教育背景，约52％的总经理拥有理工类教育背景，约3％的总经理拥有其他类教育背景，只有约25％的上市公司为民营上市公司。

四、实证结果及分析

1　对假说的实证检验

为了对假说进行实证检验，本文借鉴Fazzari等(1988)研究企业融资约束的方法，构造了以下模型：

其中，β0代表常数项，β30代表系数，t代表时间下标。之所以引入销售收入、流动资产及公司规模这几个控制变量，是因为Ramirez(1995)、HouSton等(2001)及Malmendier等(2005a)等发现销售收入、流动资产及公司规模会显著地影响公司的投资。另外，为了控制公司性质和融资结

构对公司投资的可能影响，还引入了公司性质和负债比率作为控制变量。

表3列出了以总经理年龄和任期分组的实证检验结果。表3的第(1)列列出了对总样本的实证检验结果，从中可以看出，CF1的参数估计值为0.058，且在1％的水平上显著，这一结果与Fazzari等(1988)、Kaplan等(1997)及Malmendier等(2005a)的研究结果相一致，表明我国上市公司的投资与现金流之间的确存在着一定的敏感度。表3的第(2)列和第(3)列分别列出了对低年龄组和高年龄组的检验结果①，从中可以看到，CF。的参数估计值分别为0.066和0.048，且分别在1％和5％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，由此支持了本文提出的假说，表明随着总经理年龄的增长，总经理可能会逐渐认识自身的能力和掌握的知识，在做决策时也会收集更多的信息，他们过度自信的程度可能减弱，因此他们高估公司投资项目未来所能产生的现金流量的程度也比较弱，当公司需要为其投资项目进行融资时，年龄较大的总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。表3的第(4)列和第(5)列分别列出了对短任期组和长任期组的检验结果，从中可以看到，CF，的参数估计值分别为0.058和0.056，且都在1％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在10％的水平上显著，由此支持了本文提出的假说，表明随着总经理任职时间的增加，总经理的经营管理经验可能越丰富，他们过度自信的程度可能越弱，当公司需要为其投资项目进行融资时，任职时间较长的总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。

表4的第(1)列和第(2)列分别列出了对低学历组和高学历组的检验结果，从中可以看到，CF。的参数估计值分别为0.069和0.054，且都在1％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，从而支持了本文提出的假说，表明总经理拥有的学历越高，总经理可能越容易意识到自己在做决策时的判断偏差，当公司需要为其投资项目进行融资时，拥有高学历的总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。表4的第(3)列和第(4)列分别列出了对经管类教育组和理工类教育组的检验结果，从中可以看出，CF。的参数估计值分别为0.055和0.053，且都在1％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，从而同样支持了本文提出的假说，表明相对于拥有经管类教育背景的总经理，拥有理工类教育背景的总经理其过度自信的程度可能比较弱，当公司需要为其投资项目进行融资时，他们会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。

另外，考虑到总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景这四个变量本身可能存在的缺陷及它们之间的相互影响，本文又采用主成分分析法，结合这四个变量，通过客观赋权法构建管理者过度自信指数，然后根据管理者过度自信指数的综合得分按其中值分为强过度自信组和弱过度自信组再进行检验。表4的第(5)列、第(6)列分别列出了对强过度自信组和弱过度自信组的检验结果，从中同样可以看出，CF,的参数估计值分别为0.065和0.038，且分别在1％和10％的水平上显著，但是前者的参数估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，从而再次支持了本文提出的假说，表明当总经理的过度自信行为较少时，总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。

从表3和表4的检验结果可以看到，上市公司的投资总体上与公司的投资机会、流动资产及公司规模之间呈显著的正相关关系，与销售收入之间的正相关关系不显著，这一结果与Ramirez(1995)、HouS-ton等(2001)及Malmendier等(2005a)的研究结果不完全一致。与此同时，上市公司的投资与公司的负债比率之间基本呈显著的负相关关系，与公司性质之间的相关性不显著。

2　对假说的稳定性检验

由于我国上市公司的股份被人为地分为流通股和非流通股，流通股和非流通股价格的差异使得计算出来的托宾Q不一定能准确地反映公司的投资机会，为了减少由此可能导致的对上述检验结果的影响，本文又以公司当年与前一年主营业务收入增长率的平均值计算的成长性来代替公司的投资机会，对上述研究结果进行了稳定性检验，结果表明各变量参数估计值的大小、符号及显著性基本没有变化，说明以上结果具有较好的稳定性。

五、结论及启示

随着行为公司财务学研究的逐渐兴起，基于管理者过度自信的资本结构决策研究正成为现代资本结构理论研究的一个新的发展方向，正是基于这一研究背景，本文从总经理个人特征的角度，分别以我国上市公司总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景作为管理者过度自信的替代变量，从公司投资的角度具体考察了管理者的过度自信行为对我国上市公司内部或者外部融资偏好行为的影响，结果表明：总经理的年龄越大，任职时间越长，学历越高，以及当总经理拥有理工类教育背景时，总经理的过度自信行为越弱，因此，总经理更多地利用外部融资而不是内部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度越弱；而当总经理拥有经管类教育背景时，总经理的过度自信行为越强，因此，总经理更少地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度越强。