引論：我們為您整理了13篇收入管理論文范文，供您借鑒以豐富您的創作。它們是您寫作時的寶貴資源，期望它們能夠激發您的創作靈感，讓您的文章更具深度。
篇1
由于手續費業務單筆的收入金額相對較小而同時又是經常發生的常規業務，商業銀行的管理層往往會認為其營運風險和控制風險度較低；
手續費收入的來源往往是從客戶的存款賬戶中直接扣除或者通過現金的方式直接取得，會計處理較簡單，許多人會因而覺得其出差錯的可能性較小。
對此，筆者有不同的看法。筆者認為國內商業銀行在加強利息收入的會計管理程序的同時絕對不能忽視對手續費收入的管理。其理由主要有以下幾點：
從絕對值的角度來看，國內商業銀行每年的手續費收入仍然十分可觀。尤其是隨著我國對外貿易迅速發展和國內金融業務產品的不斷拓展，很多國內商業銀行近年來的手續費收入都有較大幅度的增長。不適當的會計處理及不嚴密的管理監控依舊會對商業銀行的業績產生不利的影響。
手續費收入中來源于個人客戶的比例日益增加。隨著個人信用卡業務的迅速發展，各個銀行之間的跨行ATM手續費有迅猛的上升。同時，與個人儲蓄業務相關的手續費業務也有大幅度的擴展。手續費收入計算的準確性直接影響到商業銀行在廣大社會公眾心目中的形象。
對于中間業務來講，手續費收入往往會和其他業務有著緊密的關系，如貿易融資，國債發行等。通過對手續費收入的財務分析可以對這些相關業務的財務分析以及銀行的戰略規劃起到十分重要的補充作用。而加強對手續費收入業務的監控也可以用來復核相關業務處理的適當性。
以筆者從事會計師審計業務的角度來看，目前一些國內商業銀行在手續費收入的管理上主要有以下一些問題：
一、會計科目設置不科學
國內商業銀行的手續費收入主要來源于以下幾個方面：國內外的結算業務，如信用證的開證、通知，票據托收等；個人銀行業務，如跨行ATM取款手續費，異地匯款，信用卡消費所帶來的商戶傭金等；其他業務，如代中央銀行承銷國債發行的手續費等。
目前國內商業銀行對手續費收入科目中子科目的設置較為隨意且不夠細分。對于一些近年來迅速發展的新業務沒有單獨設置子科目來反映，造成內部管理層在進行相應財務分析時的針對性有所下降。各個下屬機構對于同一種業務產生的手續費究竟記錄在哪一個子科目沒有統一的理解，從而使得匯總數字反映的情況與實際有所背離。
二、會計處理不當
一般而言，手續費收入的入賬較為簡單。多數情況下銀行會直接從所服務的客戶在本行的存款賬戶中扣除相關的手續費，如果該客戶在該行未有賬戶，則會以收取現金的方式來確認收入。但在某些業務的處理上這樣的會計處理卻存在一些問題。如國內商業銀行在開具備用信用證時，對于收取的手續費通常是一次確認為手續費收入。但由于備用信用證就本質而言是一種保函，其開立生效的時間往往較長，經常會跨越一個會計年度。在這種情況下，較好的會計處理方法是分期確立收入，即將收到的一部分非當期收入記入遞延收入。而目前這些商業銀行的做法會造成在本年度多確認收入，從而承擔額外的稅項負擔。
三、缺乏業務監控的必要程序
由于手續費收入較瑣碎，且發生次數頻繁，對于這些業務的控制其實是十分重要的。一般而言，國內商業銀行都會建立自己的會計處理手冊和內部營運監控手冊。銀行在處理這些業務時會參照這些手冊來進行。但在實際操作時往往會和這些手冊規定的程序有一定的差異。具體表現為一些商業銀行由于受到業務數量、人員配備等因素的影響，會大量簡化其操作流程中必要的監控程序，如缺少必要的復核、檢查，沒有做好一定的權責分工，使得有些業務從產生、制做憑證、到入賬往往會由一個人完成。這樣就大大增加了業務處理出錯的可能性和不規范性。另外，就這些銀行自身的會計處理手段而言，也存在一定的不完善之處，尤其在目前銀行的手續費收入的來源面日益擴大。由于國內商業銀行在對手續費收入入賬時所做的會計分錄一般均為單獨的一筆記錄，并不會和產生手續費收入所對應的該筆業務和匯出匯款、票據托收等在同一筆會計記錄中反映。從而加大漏記手續費收入而未被發覺的可能性。
四、事后監督的力度不夠
盡管國內商業銀行大部分都有專門的業務監督機構和內部稽核部門，但這些機構和部門在對手續費收入的事后監督時存在主觀和客觀上的限制。對于事后監督部門的設置，國內商業銀行的做法往往是在各個支行設立附屬于支行的事后監督中心，用于對支行前些日發生的業務的會計處理進行檢查，并采取相應的跟進措施。但由于事后監督中心的成員是隸屬于支行的職工，其獨立性受到一定的影響。在其執行監督工作的時候，會在某些情況下受到銀行其他部門的限制。事后監督人員往往會對一些看似不太有風險的業務處理放松要求。首先，因為手續收入作為一種常規業務，因而會被事后監督人員忽視。從而可能使一些原本可以通過對手續費收入的監督而發現的一些非正常業務被掩蓋。其次，因為沒有一個集中統一的事后監督中心，各個支行在對具體業務處理的判斷上缺乏統一的標準，往往各個事后監督中心對于相同的情況會有不同的處理方法。再次，從人員管理上來看也不利于優化人員配備，提高工作效率。而商業銀行的內部稽核部門對于銀行內部的審計工作多被人員數量和時間規定所限制，對于銀行業務的稽核只能停留在重點性的抽查。在這種情況下，對于手續費收入的監控常常會變成“盲點”。這一點在一些較大的國內商業銀行中反映的尤其明顯。
五、對手續費收入的財務分析不重視
對手續費收入的財務分析不夠深入的一個重要原因是缺乏必要的一些數據統計。這一點與許多外資銀行形成了極其明顯的反差。以某國內商業銀行為例，其國際業務部根據人民銀行有關規定，會統計全行每年國際結算業務中不同服務產品的業務量和相應的手續費收入，從而可以幫助本行調整以后制定的國際業務組合的戰略。但對這些不同服務產品的分類只停留在較粗的階段，如只分進口結算、出口結算、匯出匯款、匯入匯款，而不進一步再細分。從而會造成銀行管理當局在分析具體業務分析時會缺乏必要的財務資料。而該銀行對于國內結算業務的手續費收入以及近年來迅速增長的與個人儲蓄消費有關的手續費收入則沒有任何的業務量的統計。
筆者對該銀行近幾年的財務情況的分析中了解到，該銀行在近年大力推廣其發行的某種功能十分健全的個人信用卡，然而該銀行在對此個人信用卡的業務分析中只是簡單的統計信用卡的發卡數和該信用卡帶來的儲蓄存款，并不對客戶使用該信用卡而給銀行帶來的手續費收入進行系統的分析。眾所周知，任何銀行業務的推廣的最終目的是為了增加銀行的利潤，而某項業務的業務量的上升并不能簡單地等同于銀行利潤的增加。仍以此銀行為例，筆者發現由于該行對此信用卡的推廣上有著硬性的指標，造成銀行的個人銀行部門的市場推廣人員在推廣信用卡時并不是針對潛在客戶，而是一味地追求發卡數量的增長和所帶來的儲蓄存款的增加，從而造成信用卡數量每年的大幅度上升，而相關的手續費收入的增長幅度遠遠低于前者的增幅。而缺乏對信用卡業務帶來的手續費收入的詳盡分析，比如信用卡跨行取款的手續費收入，客戶用該信用卡在特約商戶消費而給銀行帶來的手續費收入，異地信用卡匯款帶來的手續費收入各自在整個手續費收入中所占的比例，各自增長的趨勢，各種收入與相應業務的配比關系等等。對手續費收入的財務分析不重視會直接影響到銀行對未來業務結構設立的適當性。
針對上述存在的問題，筆者提出幾點可以改進的建議：
一、及時更新、完善銀行內部的會計操作手冊和業務監督程序
任何一個健全的會計系統和內控系統都離不開制定一套標準的操作規范。這一步驟在一些外資的商業銀行中早已得到廣泛的應用。而對許多國內商業銀行來講這一點卻做的十分不夠。一方面有關的操作規范制度不夠具體細致，另一方面，對一些業務的變化和新業務的產生沒有及時修改或制定相應的操作流程。此外，對實際業務中發現的問題沒有設法從操作規范的角度來加以改進。例如，對某些手續費收入的會計入賬如設法采用手續費與其相關業務在同一筆會計分錄中反映就可以大大降低漏計手續費收入情況的發生。因為在這種情況下，如漏計手續費收入會導致一筆會計分錄不平，業務人員自身可以很容易地發現錯誤。
二、建立集中的事后監督中心
建立獨立機制的統一事后監督中心是加強對商業銀行業務復查的一個重要環節。這一點對手續費收入來講尤其重要。通常集中的事后監督中心會根據發生的各種業務來檢查相應的手續費收入是否入賬，根據標準的收費標準來計算手續費的合理性，審閱手續費收入入賬相應憑證制作的準確性，是否有正當的授權和復核等。通過統一的事后監督中心的工作可以大幅度減少手續費記錄的差錯并提高監督的客觀、公正性。
三、加強對手續費收入必要的財務分析
篇2
1.薪酬制度不合理，平均主義思想嚴重
隨著近年來我國經濟實力的迅速增強，我國民生的相關基礎行業也得到了迅速的發展，其中，電力行業相較于數十年前更是有了質的改變。但我國改革開放雖然已有多年，我國電力企業的國有壟斷地位仍然尚未動搖。現階段的電力企業基本是由國家負責，由國家掌控企業的生產和經營狀況，這種國有壟斷體制雖然使得電力企業有著得天獨厚的發展優勢，但也使得電力企業的平均主義思想嚴重，使得企業員工的薪酬水平與工作績效沒有明顯關聯，使得電力企業的員工缺乏了像其他行業員工一樣的工作積極性，無法給企業創造更大的經濟利益。除此以外，這種國有壟斷體制也不利于企業及時準確地獲取當今社會主義市場體系的總體行情，不利于收集同類型企業之間各種薪酬水平的相關數據，使得企業的薪酬制度與現階段的社會市場經濟體系嚴重脫節，導致當電力企業處于不同的發展階段時，企業的人力資源管理者往往未能做到及時對企業員工的薪酬進行適當的調整，進而使得電力企業員工的工作積極性普遍不高。
2.缺乏完善的薪酬分配機制與獎勵機制
在電力企業中，薪酬分配機制和獎勵機制的規范與否，往往決定著這些機制是否具有真正的價值與內涵。但現階段，一部分電力企業在企業內部還存在著薪酬分配機制和獎勵機制的不規范現象，例如部分企業對于優秀員工沒有給予足夠的重視，把這樣的員工和能力一般的員工同等對待，或是對于勞動強度大和勞動強度小的企業員工沒有加以區分，而是安排在相同的薪酬水平上。長此以往將會使得員工的積極性喪失，進而導致優秀人才的流失。另一方面，電力企業中的獎勵機制也還存在一定的單一性，所采用的獎勵形式多是以物質激勵，缺乏精神方面的激勵機制，不利于挖掘出優秀員工內在的精神動力，不能充分滿足員工自我價值肯定等深層次的精神需求，這同樣會導致優秀人才的流失。
3.企業組織機構設置不夠合理
電力企業的相關部門往往由于人工成本、人員編制等多方面的原因，在挖掘和培養系統內調配員工的同時，往往會通過新增上級批復用工、自聘用工、勞務派遣等方式補充勞動用工需求，這就使得一些部門人浮于事，工作量少。而有些崗位人員的工作人員職責不清，出現問題時相互推卸責任，有些崗位的工作人員則身兼數職，無法保證自身的工作質量，對于此，電力企業需要改善自身的組織機構編制，完善不同崗位的組織與管理，加強不同部門之間的合作與交流，使得不同崗位的人員之間既能夠充分交流合作，也能保證自身的工作質量。
三、改進電力企業薪酬管理制度的對策分析
1.為企業提供良好的外部環境，加強企業文化建設
雖然現階段電力企業的國有壟斷體系難以改變，但政府需要給企業提供良好的外部環境，包括生產權力自主、經營自主，從而使得企業能夠擁有更大的自，進而形成良好的工作氛圍。有了良好的工作氛圍，企業內部也就自然會充滿生機和活力，員工的精神面貌也會煥然一新。另一方面，由于電力企業薪酬制度中的平均主義思想已經根深蒂固，嚴重阻礙了電力企業的進一步發展與創新，因此，電力企業需要從此處著手，創造一種能夠使企業員工認同的核心價值觀念和使命感，培養員工的自豪感和成就感，加強企業自身的吸引力，形成優秀的企業文化，進而吸引更多的優秀人才，使得具有激勵作用的薪酬制度不斷得到完善。
2.切實加強薪酬管理基礎工作，樹立以人為本的薪酬管理理念
①要形成科學的薪酬評價體系。對于工作壓力較大，要求較高以及勞動強度大的崗位的員工可考慮給予一定的津貼或是提升薪酬，同時，盡量使得薪酬能夠形成分層概念，使高職稱的員工、高技術的員工以及科技人員和能解決企業運作過程中實際問題的專家能夠在薪酬的傾斜上體現自己的核心價值觀，滿足自身的內心情感需求。②在用人問題上，要嚴格按照德才兼備、注重實績的原則，通過了解各崗位的工作環境、勞動強度、職責大小，進一步重視高素質人才，樹立以人為本的薪酬管理理念，適當提升其薪酬，避免人才流失。
3.建立合理的獎勵制度與福利制度
企業如果想進一步完善現有的薪酬管理水平，獎勵制度和福利制度同樣需要加強。國有電力企業應結合自身發展的相關戰略方針，在對優秀員工進行物質獎勵，薪酬提高的同時，加強更深層面的精神獎勵，使得優秀員工在企業中擁有更強的歸屬感，愿意進一步為企業做出更大的貢獻。同時，電力企業也需要進一步完善養老保險、醫療保險、住房公積金等福利制度，發揮薪酬制度的激勵作用和杠桿作用，從而達到完善國家所提出的勞有所養、住有所居、病有所醫的科學發展理念的目的，以便更好地留住優秀人才。
4.建立開放有效的雙向溝通模式
企業設計出來的薪酬體系能否起到應有的作用，不僅取決于薪酬設計的科學性與完備性，還取決于薪酬管理人員在設計過程中是否與員工進行了有效的溝通。好的薪酬體系應當不僅僅是紙上談兵，而是要符合當今社會主義市場的基本行情，同時員工也能夠較好地接受。只有滿足這些條件，新的薪酬體系才能起到應有的作用。實際上，企業設計的薪酬體系不僅與現有員工的工作積極性密切相關，在招聘員工和宣傳企業時還反映了企業的文化氛圍和自身形象，因此，只有建立開放有效的雙向溝通模式，才能更好地使員工愿意為企業做出貢獻。
篇3
一、非營利組織收入的分類
為了加強對收入的管理，有必要對收入進行分類，從而根據不同類別收入的特點加強其管理。非營利組織收入可進行如下幾種分類：
（一）貨幣性收入與非貨幣性收入
對于企業而言，收入通常表現為貨幣性收入，最終以貨幣或廣義的現金收取。對于非營利組織來說，情況則不相同，在非營利組織的收入中，政府撥款和社會捐贈的資財，相當部分是非貨幣性資產，如設備。為了管理上規劃現金收支的需要，可將非營利組織收入區分為貨幣性收入和非貨幣性收入。
（二）自創收入與非自創收入
非營利組織收入按其來源可分為自創收入和非自創收入。自創收入是指非營利組織通過提品或勞務而向消費者直接收取的收入以及通過投資而從受資方取得的收益。自創收入主要包括業務收入、經營收入和投資收益。對于自創收入，非營利組織按照法定或約定的價格或收費標準取得，主要用于補償業務支出。非自創收入是指非營利組織接受的政府撥款和社會捐贈。對于這類收入，非營利組織需要依法定程序申請或者采取措施爭取。
（三）限定性收入與非限定性收入
非營利組織的收入根據資財提供者的規定要求不同可以分為限定性收入和非限定性收入。例如，接受一筆捐款，若捐款人未予規定其使用方向或者期限，可由非營利組織自主調配使用，則屬于非限定性收入；如果捐款人規定這筆捐款本身的用途或期限，則列為限定性收入；進而如果捐款人還規定由于運用這筆捐款所產生的收入的用途，則這種配生的收入也屬于限定性收入。對于限定性收入，非營利組織應當嚴格按照捐款人規定的用途使用。
二、獲取社會捐贈
社會捐贈是非營利組織收入的重要來源。非營利組織應當采取積極的措施，獲取盡可能多的社會捐贈，以更好地實現組織的社會使命。
（一）尋找企業合作伙伴
非營利組織與企業界緊密的合作關系，對雙方都有益。非營利組織可以得到資金與財物的援助，從事良好的活動。而企業則可樹立良好的社會形象，它將被視為“優良公民”，而非僅是賺錢機器。
企業優良公民是當代社會的一個新的理念，是企業內在的利益追求與外在的社會要求相結合的結果，目前正在成為企業文化特別是大公司文化必要的組成部分。以前，社會認為企業的責任僅是增加股東的利益。而在今天，這個觀念已經過時了。實踐經驗證明，企業的社會公益成績，完全可以幫助企業的營運取得更佳的成效，鼓勵公司的員工更投入他們的工作，使優質的人才不致流失，增加公司的收益，和吸引更多的投資者。道義責任已不再是企業捐助社會公益事業唯一的、最重要的理由。代替它是一個更現實的看法，即企業公民理念。為使非營利組織獲得更多的收入，使企業從捐贈中獲得更好的投資效益，為企業帶來更高的認同和更好的形象，非營利組織應當為企業特別是大公司的公益捐贈定出一個統一的而且往往與企業的營業需要有關的主題，并且尤為注重與企業結成合作伙伴，使企業能作出一個長期的支持承諾。企業對非營利組織的支持形式，可以是捐獻資金、產品、公司的專門技術和智識、也可以是公司員工的義務服務。由于非營利組織與公司成為伙伴，為社區及公司的將來進行投資，不僅可能更有效地利用公司的資源，改善營業的環境，而且往往使得非營利機構的運作更有效益，公司所在的社區的生活質量得到改善，從而達到雙贏的效果。
（二）面向社會公眾募捐
面向社會公眾募捐是非營利組織獲取社會捐贈的重要途徑。非營利組織在進行募捐時，應當為捐贈者提供足夠的、至少能使其用來進行抉擇的真實準確和沒有故意誤導的信息。對于信息的提供，可以根據公布信息的成本和預期收益決定公布信息的多少。比如，通過電視廣告信息時，其信息量可少一些；而通過電子郵件信息，信息量應該多一些。
要使募捐取得好的效果，公益項目的選擇以及社會公信度非重要。中國青少年發展基金會實施的希望工程就是一個成功的范例。募捐的方式應當靈活多樣。比如，上海市慈善基金會就采取了具有上海特色的系列化募捐方式：萬人上街募捐、慈善長跑、慈善義賽、慈善義拍、慈善義賣、慈善一日捐等等。
三、擴大自創收入
許多人認為非營利組織不應該有經營收入，其資金應全部來自于外部援助，民間捐贈應當是非營利組織的主要收入來源。這是社會觀念對非營利組織的誤解。美國薩拉蒙（Salamon）教授主持的約翰?霍普金斯非營利部門比較項目研究表明，沒有一個國家的非營利部門主要是由私人慈善支持的。國外實踐表明，非營利組織收入可來源于接受民間捐贈和公共部門支持，但其主要來源是自創收入。然而，在我國非營利組織的收入來源中，自創收入的比重還相當低。擴大自創收入，是我國非營利組織發展的必然要求。自創收入是指非營利組織通過提品或勞務而向消費者直接收取的收入以及通過投資而從受資方取得的收益。自創收入主要包括業務收入、經營收入和投資收益。
（一）業務收入
業務收入是指非營利組織為實現其社會使命而開展業務活動取得的收入。這是自創收入的基本形式，它主要是顧客支持型非營利組織對其顧客提供服務時的收取一定的費用所形成的收入，如學校向學生收取學費，醫院向病人收取醫療費和藥費。除了慈善型非營利組織，公眾支持型非營利組織同樣可以向其服務對象收取一定的費用形成業務收入，以擴大收入來源從而更好地提供服務。比如，我國的公共圖書館，一直是免費對讀者開放的，為了創造更好的條件為讀者服務，每年向讀者收取一定的費用完全是可行的。
需要注意的是，非營利組織是為實現其社會使命而運作，因此，對于為實現其社會使命所提供的服務，其收費應當是低水平甚至是免費的，而不能按照市場經濟價值規律來收費。
（二）經營收入
經營收入是指非營利組織在其實現社會使命的業務活動之外開展經營活動取得的收入。為了籌款支持其非營利活動，非營利組織可以從事活躍的經濟活動。對許多國家的非營利組織而言，從事經濟活動的獲利，是一極重要的資金來源。
篇4
（一）政府相應的法規和政策不健全
由于目前我國政府對企業收入分配制度方面的法規和相應標準還不完善，而且相關收入分配的準則和體制也不建全，這就使得企業的收入分配制度沒有相應的法規和政策加以規范和界定，這也導致企業的收入分配制度在監管力度上不足，這也使得企業的收入分配制度漸漸脫離了國家的法律和制度的約束，進而使得國家對于一些地區企業的收入分配的管理鞭長莫及，進而使得國家和政府在管理上的難度不斷增大，因此國家要想使得企業的收入分配體制在合理的范圍下運行，就必須要制定相關的法律和法規加以健全。
（二）企業和行業的收入分配制度不健全
首先是企業的收入分配制度不健全，由于企業自身的發展狀況千差萬別，而且經營的規模和財力的狀況也各有不同，另一方面他們對于收入分配的重視程度也各有不同，這就使得企業的收入分配不均衡，而且管理機制也相對松散，還由于企業制度的制定者只重視對于自己經濟利益的增長，卻忽視了企業員工收入的保障，因此企業員工對于漲工資的話題一直是個不敢公開的秘密；其次，行業主管部門也沒有建立企業和行業對于工資和收入的協商模式，這就使得行業對于企業的收入分配無法干預和糾正，這也在一定程度上使得企業的收入分配脫離了行業的監管，利于企業收入分配制度的提升，進而也不利于企業員工收入的保障。
（三）企業財務管理模式導致收入分配的問題
由于會計信息與會計人員存在利害關系，因此就使得企業的收入分配產生了不平衡的情況，從而造成了企業員工的收入無法得到保證，但是企業的管理者可以獲得高額的經濟利潤和社會價值。因此企業在財務管理者制定和編寫的過程中主要是站在自己利益的角度進行考慮的，這就使得企業財務報表的制定和編寫的時候盡量滿足自己的利益；從另一個方面看企業的會計人員主要是受到企業上層的經營者所決定，因此他們必須按照企業領導的指示來騙取債權人和投資方的信任，這樣就使得企業的員工的收入得不到有力的保證。
（四）財稅部門對于企業收入分配監管不足
由于國家的財稅部門對于企業收入分配的監管力度不到位，以及審計和管理的模式也不到位，這就導致企業收入分配得不到很好的監督和管理，這就使得企業的收入分配的一些問題得不到有效的解決，這在一定程度上阻礙了企業收入分配制度的進一步優化；另一方面，由于國家財稅部門的人員分配較少，這就使得不能長期和全面的對于企業的收入分配進行監管，所以使得整體對于企業的監管力度不足，進而使得企業整體的收入失衡的狀態得不到根本意義上的解決，所以財稅部門就必須意識到對于企業收入分配監管的重要性。
三、優化企業管理中收入分配制度的對策
（一）政府應健全相關的收入分配法規和政策
政府應該積極健全和完善與收入分配方面的相關法律和政策，出臺一些法律和政策對企業的收入分配進行監督和規范，使企業的收入分配得以真實的反映企業現在的真實的情況，從而可以在一定程度上防止企業收入分配中造假現象的出現，進而使得企業的收入分配走上健全發展的道路。所以政府要想使得企業的收入分配制度更加真實可靠，就必須出臺切實有效的法律法規加以規范，這樣企業的收入分配才能更加全面的保障員工的收入，才能真實的反映企業目前經營和管理狀況，這樣才能使得相關部門掌握企業的真實的收入分配情況，以便做出正確的決策，從而進一步促進國家相關領域更加健全發展，進而企業也可以得到可持續發展，才不會在發展中破壞社會和環境的發展。
（二）建立行業和企業的收入分配協調機制
行業要想在一定程度上規范企業的收入分配制度，使得企業的收入制度更好的滿足員工真實需要，這樣對于企業的發展也具有重要的作用，所以行業應該建立和健全對于企業收入分配的協調機制，這樣才能使得企業收入分配不平衡的現象得以盡快的解決，從而在一定程度上促進行業管理制度的發展；另外，企業要想進一步完善自己的收入分配機制就應該積極配合行業制定符合自身發展的收入分配制度，這樣才能使得企業員工的收入得以切實的保證。
（三）優化企業的財務和會計管理體制和人員
首先，應該提高管理層的收入分配相關法律和法規方面的意識，明確企業管理人員的法律責任和義務，加大對企業主要管理人員的懲處力度。提高會計人員的專業素質和會計人員職業道德素養，以基本的會計規范為根本，要嚴格把控會計人員的職業道德和專業知識與資質，讓專業的財務、會計工作和有關的人員從事財務的管理工作。其次，規范行業內部監督，強化會計師事務所和專業會計師隊伍的風險意識防控，形成行業內部管控機制與外部監管控制的體制，可以高效的發揮監管的職能，從而進一步提高監管上的力度。這種的監督和管理的體制進一步健全和完善，使得企業內部監督、國家監督和行業內部的監督三者密切的結合在一起，從而保證會計信息真實性在一定程度上得以實現。
篇5
為了讓患者在住院期間情緒放松，保持良好的心態，護士務必要勤打掃，保證病房的整潔舒適，還可以在病房放置一些植物或者鮮花，幫助患者分散注意力，愉悅心情。介入手術科室還應根據病人情況開展一些活動，如下棋，聽音樂，看新聞，健身操、繪畫等，這種較純粹的自我提升、養生修性式的學習活動可以讓患者忘卻病痛和對介入手術的恐懼，在這樣和諧的環境中讓患者有家的感覺。
3親友的支持
親戚朋友對于介入手術患者的治療有著密切的影響。進行介入手術的患者將會在醫院生活一段時間，相對于家庭的生活而言，醫院的生活比較單一、乏味，患者很容易感覺孤獨和寂寞，特別是對于老年患者。患者的主管護士應該多與患者的家屬進行溝通，把患者的治療情況及時反饋給其家屬，同時也告訴其家屬多抽時間來醫院陪患者，讓他們知道這樣有利益與患者病情康復[3]。盡量讓患者最喜歡的人、最尊敬的人、最疼愛的親戚朋友陪伴他，他們的一言一行對患者都很重要，患者容易接受。讓其親友多給患者做思想工作，多和患者談心，及時發現患者出現的心理問題并幫忙解決。
4術中、術后心理干預
介入手術是一種微創手術，只需要進行局部麻痹，患者在整個手術過程中都是清醒的，手術中患者處于一個完全陌生的環境，難免會感到緊張和不安，這個時候，護士的護理就顯得至關重要，護士應盡量保持微笑，時刻陪在患者身邊，通過眼神交流分散其注意力，讓患者感到溫暖。介入手術后患者由于手術和藥物治療會出現一系列的不適和心理應激反應，這時要加強心理疏導，并耐心給患者解釋，告知其這種不適應是很正常的，每天保證充足的睡眠和合理的營養，只要好好休養一段時間即可。主管護士需要密切關注患者術后狀況，估計其疼痛的程度，對疼痛明顯者給予相應的止疼藥物緩解；觀察穿刺處皮膚的顏色和體溫，并協助患者翻身，盡力滿足患者的各項要求，讓其心理感到舒適[4]。
5護理管理體會
5.1心理干預
貫穿手術護理管理全程心理干預是一個系統、長期的問題，患者在入院期間，會不斷的出現新問題，影響患者的情緒，因此介入手術科室要對患者入院全程進行心理干預，已促進患者疾病的治療。介入手術又存在接觸放射線的問題、造影劑過敏的可能性危險,病人在局麻狀態中,醫務人員的言談舉止、手術進程順利與否,隨時會影響病人的情緒。患者在術前、術中和術后各個環節的心理各有特點，護士應準確識別這些特征，然后采取合理的心理干預措施，以達到事半功倍的效果。
篇6
（一）規范賬戶管理，實行源頭控收
根據《條例》規定，任何部門和單位未經財政部門批準，擅自開設非稅收入過渡性賬戶的，一律視同“小金庫”處理。為了把這一規定落到實處，株州市財政部門一方面是在五家國有商業銀行統一設立了“非稅收入匯繳結算戶”，用于歸集、記錄、結算非稅收入款項，并簽訂了代收協議，其網點均可代收非稅收入，執收單位和繳款人可以就近將非稅收入繳入“非稅收入匯繳結算戶”，為執收單位和繳款人提供了方便；另一方面是在征收管理系統上線和新版票據發放之前，通過嚴格審核執收單位的非稅收入項目，以湖南省財政廳統一制定的非稅收入項目庫和單位經過年檢的收費許可證為依據，糾正了一些超標收費和亂收費問題。使用征收管理系統和新版票據后，單位執收的非稅收入只能直接繳入“株洲市非稅收入匯繳結算戶”，單位過渡戶得以撤銷，“收支兩條線”管理進一步規范。據統計，市本級共撤銷嚴格意義上的過渡戶14個，清繳以前年度滯留的收入211萬元，接管國土收入過渡戶收入4965萬元。
（二）堅持收繳分離、依法加強征管
2005年元月1日起，市本級全面推行了“單位開票、銀行代收、財政統管、政府統籌”的征管模式。1.改進征收方式，堅持收繳分離。法定征收單位、非稅收入征收管理機構、受委托征收單位在征收非稅收入時，向繳款義務人開具《湖南省非稅收入一般繳款書》，繳款人持繳款書到財政部門指定的銀行，將款項直接繳入非稅收入匯繳結算賬戶。除法律、法規、規章規定可以當場收取之外，禁止非稅收入執收或受委托單位當場收取現款。2.嚴格減免程序，做到應收盡收。非稅收入正常的緩征、減征、免征必須符合法律、法規、規章的有關規定，禁止隨意減免、越權減免和收“人情費”的行為。確因特殊情況需要緩征或減免非稅收入的，由執收單位提出意見，經同級非稅收入管理機構和財政部門審核后，報同級人民政府批準。3.明確征收主體，完善委托征收，進一步理順了防洪保安資金、污水處理費、電費附加、水資源費、國土收入等委托征收收入的管理，簽訂了目標管理責任書，同時加強了核算。對防洪保安資金、國土收入、基本建設聯合收費建立了征收臺賬。此外，對涉及上下級分成的非稅收入，也逐步通過“非稅收入匯繳結算戶”實行就地繳款、分級劃解。
（三）落實收支分離，推進綜合預算
從2005年1月1日起，株州市本級根據《條例》規定，對非稅收入實行了更規范的預算管理。株州市非稅收入管理機構于預算年度開始前，認真核定市直單位非稅收入年度計劃，測算并扣除政府統籌資金后，作為非稅收入年度預算。株州市財政局按照部門預算改革的要求，把非稅收入形成的財力與其他財政收入形成的財力，一同納入部門預算編制范圍，統籌安排，實行綜合財政預算。市級執收執罰部門取得的非稅收入及時全額繳入“非稅收入匯繳結算戶”。各類非稅收入都按照“收支兩條線”管理規定，通過“非稅收入匯繳結算戶”歸集后，定期劃解株州市國庫或財政專戶，納入財政管理。此外，在財政部門內部也實現了嚴格的“收支兩條線”管理，管征收的部門不管支出，管支出的部門不管收入。
總的來看，通過規范和加強非稅收入管理，進一步理順了財政收入分配關系，優化了經濟發展環境，推進了公共財政體制的建設，增強了非稅收入運行的透明度，發揮了非稅收入調節收入分配、支持事業發展、促進社會進步的積極作用，增強了政府宏觀調控能力，也從源頭上治理和預防了腐敗。
二、株洲市政府非稅收入管理存在的問題
《條例》頒布實施后，在現實的政府非稅收入中雖然取得了一定的成效，但是在實際的實施中也存在諸多問題。
（一）收支脫鉤和全口徑預算還沒有真正到位
《條例》規定，非稅收入是財政收入的組成部分，各級人民政府應當將非稅收入納入財政統籌安排，實行綜合預算管理。此外，從規范的部門預算角度來講，也要求做到財政性資金統一調度、統籌安排、“收支”脫鉤，即單位的支出與單位的收入沒有必然聯系，單位的支出依據其工作職能、工作項目的重要性來確定。但實際上，由于思想認識不到位，在利益面前，仍有不少單位、部門思想上對此難以接受，所以目前為止基本還是多收多支、少收少支，從而導致單位、部門之間分配不公，苦樂不均，財政僅僅成了資金的“中轉站”，政府的宏觀調控能力難以發揮。但是反過來講，如果收支真正脫鉤，又將影響單位執收的積極性，致使非稅收入不能應收盡收，導致收入任務難以完成。
（二）行政事業單位的服務性收費和社團收費游離于預算管理之外
當前，有些行政事業單位鉆了政策的空子，將一些取消的行政事業性收費轉為服務性收費管理，仍然憑借行政權力變相收取，使用稅務票據規避財政管理，增加了群眾負擔；還有一些行政事業單位下設的所謂的社會團體（協會），同樣是憑借行政權力收取會費或拉贊助，沒有納入財政管理，有些就變成了單位的“小金庫”，成為滋生腐敗的溫床。
（三）非稅收入增收與規范管理不協調
根據有關資料顯示，高收入的發達國家非稅收入占財政收入的比重為5一15%，中等收入國家為15一25%，低收入的發展中國家為20－30%。一般說來，非稅收入在各國財政收入中所占比重大多為20%左右。株州市非稅收入占財政總收入的比例在30％左右，比例較高。當前，株州市財政收入每年都以較高的速度增長，水漲船高，對非稅收入也有較高的增長要求。如果按照《條例》的要求進一步規范非稅收入管理，那么，從短期來看，傳統模式的非稅收入規模必將受到影響，至少行政事業性收費和罰沒收入等將控制在一個比較合理的范圍內，不會有較大的增長，對年度財政收入任務的完成將產生負效應。在縣區特別是鄉鎮（街道辦事處）一級，推進非稅收入規范管理進度不理想，在一定程度上是受財力的限制，不少基層單位經費不足，其本級財力無法保證正常運轉，于是一些不規范的收入應運而生。要規范管理，首先要痛下決心，對這些不合理的非稅收入進行規范，但同時又給財政增加了壓力，所以，不少地方進退兩難。
三、對株洲市政府非稅收入管理的改進措施與建議（一）強化資金預算管理
非稅收入是各級政府的地方財政收入，應納入財政預算管理。規范非稅收入資金管理的最終目標就是要實現財政收支的“全口徑預算管理”。在當前非稅收入尚未全部納入預算管理的過渡階段，政府應加大非稅收入的統籌力度。要按照部門預算改革的要求，把非稅收入形成的財力與其他財政收入形成的財力一同納入部門預算編制范圍，統籌安排，實行真正統一的財政預算，把收支兩條線落到實處，從而逐步改變過去那種“誰收誰用、多收多用、多罰多返”的分配格局，從機制上解決以前那種受部門利益驅動，亂收、亂罰、亂支等現象。總之，非稅收入管理涉及面廣，面臨的問題很多，必須綜合考慮，既要考慮到執收單位的利益，有適當的激勵機制，又要規范其執收行為，做到應收盡收。只有這樣，才能使非稅收入管理走上良性發展之路。
（二）加強監管，規范服務性收費和社團收費
篇7
我國非稅收入管理中的問題
（一）收支管理不到位
現行收費體制是收費主體支配收費資金，即“收支掛鉤”。目前，收費資金收支掛鉤大致有兩種形式：一是差額返還，收費單位將收費資金實行專戶儲存之后，財政部門統籌5%-20%的比例，分批返還給收費主體，收得越多，返還的越多。二是全額返還，財政部門根據收費單位編制用款計劃將專戶儲存的全部收費資金分批撥付給收費主體。這種收支掛鉤的收費體制與單位利益聯系緊密，為保住和擴大既得利益，各部門競相行使分配職能，收費規模日益膨脹。
（二）預算管理不規范
雖然政府財政部門按照相關規定建立了綜合財政預算制度，但預算內外“兩張皮”現象依然存在，大量非稅資金并未實際納入預算管理，甚至國家已明確規定應納入預算管理的一部分非稅收入，仍游離于財政預算管理之外，使得非稅收入在使用過程中“漏出”嚴重，使用效率低下，財政“集中力量辦大事”的宏觀調控能力減弱。此外，目前我國部門預算的編制仍沒有擺脫“基數加增長”的做法。人為因素較多，沒有一定的科學依據。
（三）資金管理不完善
現行我國非稅收入資金的管理是“誰收取，誰所有，誰使用”的政策，加上有些單位財務制度不健全，內部控制機制落后，各資金所有單位支配使用非稅收資金基本上不受限制和約束，造成極大的使用低效率甚至是違法違規濫用。同時，由于會計制度的一些漏洞，使得資金運行使用的信息反饋缺乏透明度，主要表現有少記非稅收入，少記歷年結余，記賬科目太粗，私設小金庫等。
（四）監督機制不健全
非稅收入支出雖有的納入預算管理，但與財政內撥款相比，這部分資金的預算編制比較粗化，大部分非稅收入回撥資金支出安排存在較大隨意性，缺乏有效的監督機制，對管理中出現的違規行為也缺乏強有力的約束。
完善非稅收入管理的相關對策
確立政府非稅收入新理念。完整的政府預算，由稅收收入和非稅收入共同構成。要逐步淡化預算外資金概念，確立非稅收入是財政收入重要組成部分的新觀念，給非稅收入以“所有權屬國家，使用權歸政府，管理權在財政”的定位；把規范政府非稅收入管理與加強稅收管理置于同等重要的地位；消除非稅收入的認識誤區，樹立全局意識，把非稅收入管理置于財政改革與經濟發展的全局之中，推動政府非稅收入管理改革。
完善票據管理。在征收管理方面，為了強化非稅收入管理，以票據為“龍頭”，實現以“票”管“收”是票據管理改進的目標。推行非稅收入新型財政票據體系具體改進措施：首先，由財政部門設立票據管理機構專司票據，規范和統一政府非稅收入票據。其次，強化票據管理機構的管理功能，不但要加強票據發放的管理，而且要延伸管理范圍，加強其使用管理，建立票據領購、稽查、核銷制度。從源頭上規范非稅收入執收行為。再次，建立以計算機網絡為基礎的票據信息系統，實現對票據的印制、發放、填開、繳交、核銷的全程監管，實現非稅收入“單位開票、銀行代收、財政統管”的管理模式，從而達到“以票管收”的目標。
建立綜合財政預算管理模式。在預算資金管理方面，實行財政綜合預算，按照政事分開的原則，實行非稅收入使用上的分類管理，改進行政、事業的預算管理方法。積極探索非稅收入按項目安排資金的新型預算管理方式，實現非稅收入分配權集中于政府財政的管理目標，保持預算的完整性，并按照資金性質實行分類管理。
實行國庫集中支付。在使用管理方面，非稅收入使用須實行國庫集中支付制度，所有政府非稅收入納入國庫單一賬戶體系管理后，對政府非稅收入用于人員工資、基本建設、購買性支出及其他專項支出，實行由財政直接支付。資金使用通過國庫單一賬戶體系支付到商品和勞務供應商或用款單位。用款單位按照批復的部門預算和資金使用計劃，向財政國庫支付執行機構提出支付申請，財政國庫支付機構根據批復的部門預算和資金使用計劃及相關的要求對支付申請審核無誤后，向銀行發出支付令，并通知央行國庫部門通過銀行進入全國銀行清算系統實時清算，財政資金從國庫單一賬戶劃撥到收款人的銀行賬戶。減少資金撥付的中間環節，防止挪用資金，提高政府非稅收入使用的透明度和效率。
加大對非稅收入的審計監督力度。審計監督的作用不僅僅局限于對問題的披露和查處，還在于對效率導向的指引，推進依法、高效理財，促進公共財政的建立和完善。實行非稅收入征、管、審相分離。審計、財政和監察部門應對非稅收入的項目、收費內容、收費票據及收支等情況進行監督檢查，對有違反政府非稅收入征收管理的，應依據《財政違法行為處罰處分條例》給予行政處分。形成一個以政府財政為主體，物價、審計、監察等部門和執收單位相互配合的監督模式，建立部門協調配合、多環節相互銜接、全過程跟蹤監督的監督機制，確保非稅收入依法征收，應收盡收，嚴格征管，規范運作。
一攬子配套措施跟進。非稅收入無序膨脹、管理失控與混亂，一個深層次原因就是轉軌時期各方面的改革制度規范不協調。因此需從根本上治理好非稅收入，并使其進入規范的公共財政運行軌道。為此，本文提出如下一攬子配套改革政策建議：進一步完善分稅制，授予地方政府充分的收入自，譬如發債權，建立起完善的地方稅體系，建立科學、規范、公平、公開的轉移支付制度；轉變政府職能，消除機構冗余和人員膨脹；確立非稅收入的法律地位與框架：規范和完善非稅收入征收與使用及其財務會計的法規制度，加大法律法規的立法進程，特別要加快《非稅收入管理法》的制定。
參考文獻：
篇8
長期以來,我國一直使用“預算外資金”的概念和口徑。在國家正式文件里,最早出現“非稅收入”一詞是在《財政部、中國人民銀行關于印發財政國庫管理制度改革試點方案的通知》即財庫[2001]24號文件中。其后,《關于2009年中央和地方預算執行情況及2009年中央和地方預算草案的報告》提出要“確實加強各種非稅收入的征收管理”,2009年5月的《財政部、國家發展和改革委員會、監察部、審計署關于加強中央部門和單位行政事業性收費等收入“收支兩條線”管理的通知》的(財綜[2003]29號)文件中,第一次對 “非稅收入”概念提出了一個較明確的界定:“中央部門和單位按照國家有關規定收取或取得的行政事業性收費、政府性基金、罰款和罰沒收入、彩票公益金和發行費、國有資產經營收益、以政府名義接受的捐贈收入、主管部門集中收入等屬于政府非稅收入。” 這種從“預算外資金”到“非稅收入”的轉變,標志著我國在建立公共財政體系、規范政府收入機制上認識的深化。
非稅收入與預算外資金相比,既有區別又有聯系。非稅收入是按照收入形式對政府收入進行的分類;預算外資金則是對政府收入按照資金管理方式進行的分類。現在提非稅收入概念,表明隨著預算管理制度改革(部門預算和綜合預算的實施)和政府收入機制的規范,可以逐漸淡化預算外資金概念。目前非稅收入的主體還是預算外資金,但有相當一部分非稅收入已經被納入預算內管理,今后的改革目標是要隨著部門預算和綜合預算的深入推進,將預算外資金全部納入預算管理。
二、我國非稅收入的現狀、管理存在的問題及原因分析
(一) 基本情況和存在的問題——非稅收入數額大、征收主體多元化、管理欠規范
建國初期,我國預算外資金主要是為數較少的稅收附加和零星的收費收入。1953年,預算外資金只有 8.91億元 ,相當于預算內收入的 4.2 %.改革開放前的1978年全國預算外資金為347億元,相當于預算內收入的 30.[，！]6 %;在體制轉軌和財政分權改革的過程中,我國預算外資金迅速膨脹,非稅收入在整個政府收入體系中的地位由“拾遺補缺”,演變為占據“半壁河山”,成為與預算內收入、稅收收入并駕齊驅的財力資源。1992年預算外資金為 3855億元 ,相當于當年預算內收入的 97.7% .1993年調整口徑后,預算外資金收縮到相當于預算內1/3左右,但增長仍迅速, 1996年預算外資金決算數為 3893億元 ,仍相當于財政收入的一半。
根據下表反映的情況,我國非稅收入由1978年的960.09億元增長到2000年的4640.15億元,增長了4.83倍。 由于轉軌過程中,還存在大量的既非預算內也非預算外的灰色財力(制度外收入),但是考慮到其法律地位的不合理性,此估算結果中并未將其納入“非稅收入”規模。
即使這樣,根據上表數據,我國非稅收入占財 政性資金的比重在1985年為42%,1990年達到了50%,世紀之交也在接近40%的水平。
我國非稅收入超常規膨脹的問題,突出表現在地方層次。例如湖南省2009年非稅收入總額達到278億元,相當于同期地方財政收入的1.36倍;而且從增長速度也超過地方財政收入,1998-2001年,該省非稅收入分別較上年增長15.25%、9.22%、13.22%,比同期地方財政收入的增幅分別高出5.33、3.01和6.89個百分點,比同期各項稅收的增幅分別高出10.55、4.76和6.46個百分點。廣東省2009年預算外資金收入達499.42億元 ,比上年增長36.6%,占一般預算收入的41.56%,但考慮到非稅收入的口徑比預算外資金的概念要大,其非稅收入所占的比重要也要超過50%.非稅收入大于稅收的情況,在經濟發達的地區一般要平緩一些,這可能是因為經濟發達地區政府地方稅源相對充裕,不必像欠發達地區的政府那樣,要更大程度上依賴非稅的途徑籌資。
地方非稅收入的過度膨脹和無序混亂有其直接的體制背景。收費主體多元化、管理政出多門。現行地方收費主體主要有地方財政部門、交通部門、國土管理部門、工商部門、衛生監督部門、
公安、司法、檢查、城建、環保、教育等管理部門,每個部門都有收費名目,而且一個部門收取多種費,同時管理上職權分散,亂收費的現象較為嚴重。盡管經過多年對收費項目的清理、減并、撤銷,根據財政部綜合司的有關數據,2000年全國性的收費項目仍有200多項,2009年為335項,地方每個省的收費項目平均在100多項目以上,其中仍不乏有不合理和欠規范的收費項目。此外,更嚴重的是,盡管中央三令五申,向企業和居民的亂收費、亂罰款和亂攤派仍然屢禁不止,秩序混亂,有的地方和部門的收費罰款甚至沒有基本的標準,由具體執行人員掌握,收多收少、收與不收彈性大,隨意性強。再有,盡管有關收費規定對收入的用途有明確規定,但由于監管上的疏松薄弱,許多費用存在收用不符。 (二) 原因分析
體制轉軌是我國非稅收入膨脹的大背景。非稅收入(尤其是預算外非稅收入)的產生以是以統收統支財政管理體制的打破為背景,其發展則以體制轉型時期各類經濟主體釋放其長期受到抑制的自主性與創造性的強烈需求為依托,其無序膨脹則是以轉軌時期監督和約束機制薄弱為基本條件。
在轉軌過程中我國政府收入來源渠道多元化、非稅收入迅速增長的原因相當復雜,其中既有體制性因素,也有非體制性壓力。歸納起來,成因主要有以下幾點:
第一,分權式改革連帶出了事權財權化意識,激活了原先受壓抑的局部利益,中央各部門和地方各級政府機構總是試圖通過多渠道籌資來落實自己擴展了的事權。改革過程中自上而下逐步把經濟管理權分散給各級政府和主管部門,其目的在于充分調動地方政府及有關部門促進發展的積極性并加快實現區域經濟結構的升級優化。與此同時,政府各部門也強化了自己的事權。中央政府在向地方、部門分散事權的同時,相應大大降低了自己的資金分配能力。一方面,由于預算內稱之為收入上解或支出補助的轉移支付存在較嚴重的非客觀性而苦樂不均、“鞭打快牛”,因而地方政府就不再把更多的希望寄托在預算內資金的轉移支付上,而是走“自力更生”的道路,擴張預算外資金和非預算外資金,走非規范之路來落實資金以履行職能(職能合理與否姑且不論)。另一方面,由于各部門并不愿僅通過政策的制定、調整權來樹立自己的威望,而是希望利用實實在在的資金分配權來強化自己的地位,因此,各部門的預算外資金和非預算外資金也快速膨脹。事權趨向于演變為財權,財權反過來又支撐事權擴大。
第二,各級政府間彼此戒備,盡可能擴大不納入體制約束的資金。轉軌時期,我國先后進行過四次較大的財政體制改革(1980、1985、1988、1994年),每次改革的目的都包括規范政府間財政資金分配原則并強化各級政府的協調。應當看到,改革效應是遞增的,初始目的的實現程度逐步加深,但也必須承認,各級政府間的彼此戒備和算計從未消除。其根源在于,“一級政府、一級事權”規則的存在勢必促使各級政府維護本級利益并盡可能擴張收入,而已有的制度規范遠不足以保證上下雙方利益邊界的清晰和穩定。在確定政府間財力分配時,決策中往往是上級說了算,下級只能提建議,并沒有實際決策權。這樣,下級政府 干脆就把資金劃到預算外乃至制度外。正是因為政府之間的資金分配尚未走入法治化和客觀、公正、合理的道路,各級政府盡可能通過擴張預算外收入和非預算收入來不斷加大自己的可支配財力。當然,這種情況在經歷了1994年比較徹底、具有突破性的財稅改革之后,已有所改變。
第三,“正稅”的稅源流失較嚴重,導致預算內資金增長乏力,迫使各級政府通過非規范之策籌措預算外、體制外資金。我國的名義稅率始終遠遠高于實際稅率,各種納稅主體都在通過多種辦法規避稅收,稅收征管機構依法治稅水平和努力程度也低于合理標準,因而偷漏稅和越權、濫行減免稅普遍存在,預算內收入難以隨經濟發展同步增長。這也使各部門、地方政府傾向于通過收費和自主政策來籌措所需資金來緩解收支矛盾。
第四,政府系統各部門、各權利環節在本位利益驅動下,通過擴張可供他們掌握支配的預算外收入和非預算收入,來尋求其福利最大化。在市場經濟大潮沖擊下,政府系統及財政供養的事業單位幾度出現“創收”,其方式手段五花八門,除創辦出來的經濟實體要以種種方式對政府部門的權力環節上交部分收入之外(這種情況即使在名義上雙方“脫鉤”之后,仍普遍存在),也包括巧立名目直接收取各種“費”,以“辦公(辦案、辦事等)需要”為名索要錢物,等等。所有這些政府系統創收而來的收入,一部分歸入預算外,另外相當可觀的一部分,曾歸入“制度外”。在非稅收入在部門、單位收支掛鉤的情況下,利益驅動尤甚。收費資金收支掛鉤大致有兩種形式:一是差額返還。收費單位將收費資金實行專戶儲存之后,財政部門扣除10%一30%的比例,分批返還給收費主體,收得越多,返還的越多;二是全額返還。財政部門根據收費單位編制用款計劃將專戶儲存的收費資金分批撥付給收費主體。近年在推行“收支兩條線”改革之后,還有不少暗中的“掛鉤”關系。這種收支掛鉤的收費體制,使收費的多少與單位的福利水平、個人收入息息相關,這是收費過多過濫、膨脹不止、企業和居民不堪重負的重要動因。
第五,在我國經濟轉軌變型時期市場、技術和體制諸條件發生較大變化的情況下,必然發生某些公共產品向“半公共產品”乃至私人產品的轉變,使公共產品邊界模糊漂移,進而公共服務與商業邊界相應模糊漂移,不同性質的收費魚龍混雜,于是原本就具有擴張非規范收入動機的政府部門及權力環節,更借勢巧立名目增加收費,擴張這類收入。
第六,根據現行政策規定,行政事業性收費實行中央和省級兩級管理,按隸屬關系分別由國務院和省級物價、財政部門組織實施。其中項目管理以財政部門為主會同物價部門;征收標準以物價部門為主會同財政部門;涉及到農民利益的重點收費項目需報經國務院或省、自治區、直轄市人民政府同意;政府基金則由財政部門會同有關部門管理。在一些相關文件中還賦予了地方政府審批附加費、建設費的職權。這種相互交叉、多頭控制的運行機制,在現實經濟生活中執行起來漏洞很多:一是把收費項目和標準管理分開,收費管理和政府性基金分開,人為地割裂了收費管理的內在聯系;二是行政性收
篇9
消費是經濟發展的動力，是拉動經濟增長的三駕馬車之一。2008年按支出法計算，河南省國民生產總值18473.14億元，居全國第五位，最終消費支出為7759.33億元項目管理論文，占國民生產總值的42.0%（最終消費率），低于全國最終消費率平均水平6.6個百分點，居全國第25位。2007年河南省政府消費支出2011.27億元，占國民生產總值的13.4%（政府消費率），居民消費支出4820.00億元，占國民生產總值的32.1%（居民消費
圖1 河南省消費不足的邏輯推理
率），按照著名發展經濟學家H.錢納里等實證研究，政府消費率一般維持在11.9%—15.0%之間，河南省政府消費率符合H.錢納里的標準結構（箭頭 1），但是居民消費率卻遠低于標準結構中的居民消費率大于60%的水平論文服務。在居民消費支出中，河南省城鎮居民消費支出為8837.46元項目管理論文，占城鎮居民收入的66.793%，低于全國平均水平4.5個百分點，居全國倒數第5位。據初步統計2009年河南省城鎮居民家庭恩格爾系數為34.2%，依據聯合國糧農組織提出的恩格爾系數標準，河南省城鎮居民生活水平自1996年已進入小康層次，消費方式已經開始由生存型向享受發展型轉變，基生活消費已經基本穩定且彈性較低（箭頭2），所以非基本生活消費低是才是問題的根源（如圖1）。
一、基于非基本生活消費模型分析
1、非基本生活消費的概念及界定
生活消費按滿足人們需要的順序，可分為基本生活消費和非基本生活消費，基本生活消費是維持勞動力再生產所必須的、最低限度的消費。非基本生活消費則是基本生活消費的對稱，是超出維持勞動力再生產所必需的消費。一般而言項目管理論文，人們只有在滿足了基本生活消費的條件下，才有可能發展非基本生活消費。本文參考了《消費經濟學大辭典》的合理詞義解釋部分，并對非基本生活消費做了一定的延伸和補充論文服務。非基本生活消費是指在滿足人們維持和延續其生命的基本生活消費的前提下，用于滿足自身發展和發揮其體力、智力以及為使生活舒適的物質消費、精神消費和勞務消費的總稱。生活消費支出、基本消費支出、非基本生活消費支出分別用CE(consumption expenditures)、BLC(basic living consumption)、NBLC(non-basic living consumption)表示。
2、擴展線性支出系統（ELES）下非基本生活消費的模型構建
假定某一時期人們對各種商品(服務)的需求量取決于人們的收入，而且人們對各種商品的需求分為基本需求和超過基本需求之外的需求兩部分，居民在基本需求得到滿足之后才將剩余收入按照某種邊際消費傾向安排各種非基本消費支出。非基本生活消費的ELES模型需求函數[②]：
參數是邊際消費傾向，滿足：0
對模型的進行變形：
令V=；a=；b=
對方程式進行回歸可得a*和b*，進一步可求出：
3、非基本生活消費的計量分析
模型采用1993—2008按收入水平分組的河南省城鎮居民消費支出的截面數據，為了修正和避免數據出現異方差，本文采用了加權最小二乘估計（WLS）法對方程參數進行回歸估計項目管理論文，權重W=resid^(-2)。顯著水平選取為0.05。t(d)是β*i的t觀測值，R2為方程的可決系數論文服務。
通過EVIEWS軟件進行WLS回歸結果如下[③]：
2008年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=598.6320 R2=1.000000 D-W=2.276046 F=358360.2
2007年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=31.44564 R2=0.999890 D-W=2.310967 F=988.8286
2006年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=59.77045 R2=1.000000D-W=1.776125 F=3572.506
2005年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數
tβ=2019.675R2=1.000000 D-W=1.427389 F=4079087.
2004年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數
tβ=239.4272R2=1.000000D-W=1.674908 F=57325.39
2003年河南省城鎮居民消費ELES模型的回歸估計參數
tβ=128.6925R2=0.999795D-W=1.609279 F=16561.75
2002年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=180.7875R2=0.999991D-W=1.718861 F=32684.13
2001年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=175.2843R2=0.999999D-W=1.181300 F=30724.59
2000年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=30.37496R2=0.999990D-W=1.323353 F=922.6385
1999年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=445.2760 R2=1.000000 D-W=2.680368 F=198270.7
1998年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=133.6603R2=0.999997D-W=1.623019 F=17865.07
1997年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=341.95878R2=0.999954D-W=1.505179 F=1760.539
1996年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=99.82376R2=0.999999 D-W=1.794003 F=9964.783
1995年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=1196.196R2=1.000000D-W=1.504203 F=1430885.
1994年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=3144.5403R2=0.999990D-W=2.396234 F=20891.89
1993年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=42.16312R2=0.999993D-W=2.142866 F=1777.729
1992年河南省城鎮居民消費ELES模型的估計參數
tβ=202.8902R2=0.999990 D-W=1.223436 F=41164.42
匯總回歸方程估計結果，通過Excel軟件處理結果如下：
表1 1993-2008年河南省城鎮居民基本消費和非基本消費支出情況單位：元
類別
年份
CE
a*
b*（β*i）
BLCi(BLC)
NBLC
2008
8837.46
1475.782
0.562177
3370.727
5466.733
2007
7826.72
1268.192
0.593939
3123.156
4703.564
2006
6685.18
1603.482
0.511453
3282.145
3403.035
2005
6038.02
1209.152
0.541007
2634.358
3403.662
2004
5294.19
1197.215
0.522404
2506.753
2787.437
2003
4941.60
955.1838
0.562634
2183.946
2757.654
2002
4504.68
1417.536
0.480717
2729.795
1774.885
2001
4110.17
676.3441
0.651922
1943.082
2167.088
2000
3830.71
814.1469
0.633153
2219.309
1611.401
1999
3497.53
745.6160
0.607170
1898.063
1599.467
1998
3415.65
882.5848
0.605248
2235.796
1179.854
1997
3378.02
590.5870
0.681768
1855.838
1522.182
1996
3009.35
596.1219
0.635379
1634.908
1374.442
1995
2673.95
622.2854
0.615177
1617.069
1056.881
1994
2155.15
359.2111
0.684511
1138.585
1016.565
1993
1609.26
393.4778
0.608181
1004.234
605.0264
1992
1342.58
260.5322
0.674353
800.0448
542.5352
數據來源：1994-2009年河南省統計年鑒
二、基本生活消費與非基本生活消費圖示分析
1、量的圖示分析
河南省城鎮居民人均消費支出在1992年僅為1342.58元，在2008年達到8837.46元，基本生活消費自1992年的人均800.0448元變化到2008年的人均3370.727元，非基本生活消費也從1992年人均542.5352
圖2城鎮居民消費支出、基本生活消費與非基本生活消費比較
元增加至2008年的人均5466.733元。如圖2所示，我們不難發現，基本生活消費的變化趨勢比較緩慢，而非基本生活消費的上升趨勢較明顯。其中，2001年非基本生活消費在首次超過基本生活消費，雖然在2002年有所下降項目管理論文，但是在2003年非基本生活消費又超過基本生活消費，并逐漸擴大差距，截至2008年非基本生活消費已超出基本生活消費2096.006元。
2、增量投向與拉動分析
河南省城鎮居民人均消費支出增量（CE）明顯呈倒“U”型，從1993年的人均266.68元降低至1998年的37.63元，隨后逐步上升，其中，近兩年的人居民消費支出增量明顯，2007年為人均1141.54元，2008年為人均1010.74元。基本生活消費增量（BLC）的波動不明顯，在九十年代前期逐步降低，隨后又逐步上升到1993年的水平項目管理論文，維持在人均200元左右，增量投向比和貢獻率總體呈下降趨勢，說明基本生活費已趨于穩定。與基本生活消費增量不同，非基本生活消費（NBLC）波動比較明顯，總體呈逐步增加趨勢，說明非基本生活消費受外界影響較大，也是拉動增量增長的主力論文服務。增量投向比與貢獻率也能很好的說明這一點，非基本生活消費增量投向比從1993年的0.23433上升至2008年0.75506，期間雖然起伏較大，但是趨勢比較明顯，貢獻率也從1993年的4.7的百分點擴大至2008年9.8個百分點。分析的結果（表2）表明非基本生活消費的拉動潛力比基本生活消費大。
表2 河南省城鎮居民消費增量投向與貢獻率比單位：元、%
年份項目
CE
BLC
NBLC
增量投向比
貢獻率
BLC/CE
NBLC/CE
CR1
CR2
1993
266.68
204.1892
62.4912
0.765671
0.23433
0.152087
0.046545606
1994
545.89
134.351
411.5386
0.246114
0.753886
0.083486
0.255731578
1995
518.8
478.484
40.316
0.92229
0.07771
0.222019
0.018706819
1996
335.4
17.839
317.561
0.053187
0.946813
0.006671
0.118761009
1997
368.67
220.93
147.74
0.599262
0.400738
0.073415
0.049093658
1998
37.63
379.958
-342.328
10.09721
-9.09721
0.112479
-0.10133984
1999
81.88
-337.733
419.613
-4.12473
5.124731
-0.09888
0.122850116
2000
333.18
321.246
11.934
0.964182
0.035818
0.091849
0.003412122
2001
279.46
-276.227
555.687
-0.98843
1.988431
-0.07211
0.145061098
2002
394.51
786.713
-392.203
1.994152
-0.99415
0.191406
-0.09542257
2003
436.92
-545.849
982.769
-1.24931
2.249311
-0.12117
0.218166218
2004
352.59
322.807
29.783
0.915531
0.084469
0.065324
0.006026995
2005
743.83
127.605
616.225
0.171551
0.828449
0.024103
0.116396465
2006
647.16
647.787
-0.627
1.000969
-0.00097
0.107285
-0.00010384
2007
1141.54
-158.989
1300.529
-0.13928
1.139276
-0.02378
0.194539115
2008
1010.74
247.571
763.169
0.24494
0.75506
0.031632
0.097508152
注：CR1、CR2代表基本生活消費、非基本生活消費對城鎮居民生活消費的貢獻率。CR1=g*BLC/CE項目管理論文，CR2= g*NBLC/CE，其中g=(CEt-CEt-1)/ CEt-1
三、預期收入與非基本生活消費的模型分析
1、預期收入與非基本生活消費的模型構建
建立預期收入與非基本生活消費模型需要對預期收入的形成機制做出某種假定，本文主要采用自適應預期模型，假定消費主體對收入的預期是通過一種簡單的學習過程而形成的，其機理是，消費主體會根據自己過去在作預期收入時所犯的錯誤的程度，來修正他們以后每一時期的預期收入，用數學式表示就是：
Yt*=Yt-1*+λ(Yt—Yt-1*)，其中Y*為預期收入，λ為適應系數，0≤ λ≤1項目管理論文，模型的推導過程為：
NBLCt=??+??Yt*+??t………………………………（1）
將變形后的收入自適應過程代入（1）式：NBLCt=??+??[λYt*+(1—λ) Yt-1*]………………………(2)
將(1)—(2)×(1-λ)，整理得：NBLCt=λ??+λ??Yt+(1—λ) NBLCt-1+[??t—(1—λ) ??t-1] ………………（3）
令a=λ??，b0=λ??，b1=(1—λ)，ut=[??t—(1—λ) ??t-1] ………………………………（4）
模型可以變形為：NBLCt=a+ b0Yt+ b1 NBLCt-1+ut t………………………………（5）
對（4）式一階自回歸模型進行回歸，可以得到a、 b0、 b1的估計值，代入（4）式可求出模型估計值。
2、預期收入與非基本生活消費的實證分析
1）通過eviews軟件分析得出以下回歸結果[④]：
表3 自適應預期模型回歸結果
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
-405.7075
128.1870
-3.164967
0.0075
Y
0.607486
0.090002
6.749687
0.0000
NBLC(-1)
-0.538431
0.253073
-2.127573
0.0531
R-squared
0.978529
Mean dependent var
2276.867
Adjusted R-squared
0.975226
S.D. dependent var
1383.685
S.E. of regression
217.7894
Akaike info criterion
13.77229
Sum squared resid
616618.6
Schwarz criterion
13.91715
Log likelihood
-107.1784
F-statistic
296.2347
Durbin-Watson stat
1.973887
Prob(F-statistic)
0.000000
2）模型檢驗
德賓h檢驗：
通過excel軟件計算，Var（b1*）= 0.221790948，回歸結果中D-W=1.973887
= 0.059412
因此接受原假設??=0，說明該回歸模型不存在一階自相關。
統計推斷檢驗：
由表3數據可得可決系數R2=0.978529修正的可決系數為0.975226，說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好論文服務。由回歸的結果可以看出t(b0*)=6.749687項目管理論文，t(b1*)=-2.127573，prob(b0*)=0.00000
3）預期收入與非基本生活消費的方程
NBLC=-263.7151+0.39487Y*
從式中我們知道，預期收入對非基本消費有顯著影響，當預期可支配收入每增加1元，就有0.39487元用于非基本生活消費。
四、政策建議
河南省城鎮居民消費水平已達到富裕層次，通過基本消費與非基本消費支出的趨勢描述以及各自的增量投向與拉動分析，可知基本生活消費支出已經趨于穩定，非基本生活消費是擴大消費居民消費的關鍵，從回歸的結果看，預期收入對非基本生活消費有顯著影響，所以增加和穩定城鎮居民預期收入是提高城鎮居民消費的著力點。
參考文獻
[1]黃心田，易法海.湖北省城鎮居民食物消費結構趨勢分析[J] 統計與決策，1999（02）
篇10
本文結合調查數據對安徽省企業核心競爭力做了簡單的分析，本文的數據來源于媒體，獲得的都是可公開的信息。經過整理后得到。企業樣本數為40份，企業年收入在500萬以上現代企業管理論文，主要從企業制度，品牌產品，技術，企業文化，戰略五個方面來分析。
（一）企業制度領域
表一 企業經營領域和經營方式
經營方式
獨資經營
有限責任
其他
經營領域
同行業多種經營
單一經營
多元經營
企業數量
6
32
2
企業數量
8
3
29
占比
15%
80％
5％
占比
0.2%
0.75％
72.5％
目前從企業的制度來看絕大多數（80%）企業都建立了現代企業制度形式，仍然有少數企業（15%）是獨資經營。72.5%的企業選擇多元經營中國學術期刊網。所有的調查企業目前都有著比較好的盈利水平。
（二）企業產品和企業技術狀況
表二企業近三年產品技術狀況
有無新產品開發
有
無
—
有無新技術開發
有
無
——
企業數量
6
32
2
企業數量
8
3
29
占比
15%
80％
5％
占比
20%
7.5％
72.5％
單純的從產品技術的角度來看，企業的創新能力確實不足，僅僅有15%的企業開發了新產品。數據顯示20%的企業進行了技術創新，另有72..5%的企業無法獲得技術創新的數據現代企業管理論文，無法獲得技術方面的數據無非是：企業沒有技術創新，企業未公布相關內容，企業技術屬于商業機密。一般而言商業機密并不多，所以可以判定多數企業的技術創新并不強。
（三）品牌知名度
表三企業主要產品(業務)品牌知名度及市場占有率
知名度
地方性名牌
省內品牌
國內名牌
國際
其他
企業數量
24
5
7
1
3
占比(％)
60%
12.5%
17．5%
2.5%
7.5%
品牌知名度是指潛在購買者認識到或記起某一品牌是某類產品的能力。它涉及產品類別與品牌的聯系。品牌知名度影響企業的銷售量和企業的收入。所以它是衡量企業知名度的主要指標之一。安徽省大部分企業其主要產品(服務)品牌建設的市場范圍局限于地方，占60%，大品牌而言（指國內和國際的）占10%從這一點來看，很可能存在著地方保護的問題，雖然地方保護的問題基本上被人們遺忘，但是品牌的地域性可以很明顯的表明地方品牌受地方扶持。
（四）企業文化培育能力狀況
表四 企業的經營理念和企業的文化精抻
企業經營理念和文化精神
有
無
企業數
17
23
占比
42.5％
57.5％
大部分企業已經具有企業文化建設的意識。從表四可知現代企業管理論文，42.5％的企業有自己的經營理念，57.5％的企業有自己的企業文化精神中國學術期刊網。但是，盡管規模以上大部分民營企業都已經具有企業文化建設意識，但是通過調查企業的企業文化建設往往流于表面，沒有深入挖掘其內涵，也未根據企業自身的特點培育其獨特的企業文化。如這些企業的經營理念集中在以人為本、靠質量、誠信、服務、成本求發展；企業文化精神則體現在團結、開拓、發展、創新等方面。這些都是些大眾化的口號，沒有任何特色。也正因為如此，企業員工的往往表現出缺少歸屬感、人心渙散的風貌。
（五）企業經營戰略
表五企業經營戰略
有、無戰略
無戰略
有戰略1-5年
其他
企業數
15
19
6
占比
37．5%
47.5%
.15%
很多企業沒有自己的戰略，說明企業沒有長遠的發展眼光現代企業管理論文，僅僅局限于走一步看一步的發展狀態。
（六）結論
根據本文的數據顯示來看安徽省企業核心競爭的現狀：當前大部分企業沒有形成核心競爭力，有些企業雖然是世界 500 強，但名次比較靠后而且有些是在政府的保護之下，還有的是我國歷史形成的壟斷行業，這些企業恐怕就難以與世界真正的強手較量。小企業所表現出的弱點就更加突出，小而弱大而散，產品質量相對較差，技術創新能力差，企業管理水平低現代企業管理論文，人員素質偏低，企業戰略定位不夠準確，市場反應能力不強。
綜上所述，安徽省企業的核心競爭力總體水平偏弱。這主要表現在：1管理體制上很多企業仍然沒能建立現代企業制度。2.技術開發能力非常弱。這主要表現在研發投入很少，自主研發能力弱，缺少專利技術，新產品開發少，易被模仿中國學術期刊網。企業知識技能資源方面未能有效地構建起自己的核心競爭力。3.企業文化培育能力較弱。主要表現在沒有創建獨特的企業文化，員工缺少歸屬感現代企業管理論文，人力資源開發能力不如人意。4、企業影響力較低。企業總體影響力較低，主要體現在其知名度較小。，60％企業的影響力局限于當地或地方，影響面較小。
二、培養安徽省企業核心競爭力的途徑
（一）培養良好的外部環境
一是政府可以進一步落實國家在技術創新等方面的稅收優惠政策。結合企業所得稅和企業財務制度改革，鼓勵企業建立技術研究開發專項資金，為形成自身的核心競爭力打下堅實的基礎。二是政府在幫助企業解決融資，促進企業發展方面大有可為：一方面，建立以資信檔案為基礎的信用制度，切實解決企業融資難的問題。通過完善信用制度可以科學地規劃有關企業的融資貸款事宜。另一方面現代企業管理論文，政府可以進一步規劃民間的資本市場，有計劃、有組織地按照借貸程序科學管理企業的融資中國學術期刊網。由此，既解決了企業的融資問題，又給民間資本提供一定的科學增值，使企業培養核心競爭力有了物質保障。三是加強扶持，規范市場。一方面政府要規范市場秩序，成為市場的監督者；另一方面，應該加大扶持力度，在明確一部分重點企業的發展主攻方向后現代企業管理論文，通過積極的財政政策進行支持。
（二）培養企業的核心技術
由于企業核心競爭力的核心是技術核心，所以企業的技術創新是關鍵。通常在以下幾個方面實現企業的技術創新。一是加強企業的創新意識，營造創新的氛圍。二是努力創建創新體系。建立一系列的科研管理制度以及獎勵制度來調動研發部門的積極性，加強與高校以及和科研院所的合作。三是靈活選擇創新的戰略。
（三）制定企業發展戰略
世界已經進人企業戰略制勝的時代。企業離不開發展戰略中國學術期刊網。企業的發展戰略是關于如何協同不同生產技能及整合多種技術的集合知識。它是指企業的研究開發能力、生產制造能力和市場營銷能力．是在產品族創新的基礎上，把產品推向市場的能力；是使企業獨具特色并為企業帶來競爭優勢的知識體系：是一個企業能夠長期獲得競爭優勢的能力。因此，企業發展戰略的制定需要遵循長效性原則、全局性原則、競爭性原則、動態性原則。
（四）建立合理的人才培養與管理機制
一是要加大高等教育的力量，積極調整高等教育的人才培養結構；二是要規范人才市場運作機制，促進人才的合理流動與合作，以滿足企業發展所需的多方面人才；三是要建立科學的激勵機制現代企業管理論文，努力營造吸引人才的環境，在人才的管理中要充分體現“以人為本”的理念，落實“事業留人、待遇留人”的人才政策。
（五）完善知識產權制度
知識產權是企業技術創新、經營運作、開拓國際市場的一種競爭力。政府應鼓勵企業提高知識產權創造能力，把知識產權戰略納入總體戰略；進一步完善知識產權法律和政策；加大對知識產權保護司法和行政執法的力度；保護知識產權權利人合法權益；建立知識產權侵權預警機制；建立完善對重大跨國并購知識產權管理制度和嚴格評估審查管理體系，切實維護企業合法權利；建立健全知識產權社會服務體系。
篇11
對我國眾多中小企業來說，融資困難往往是因為自身資本實力較弱，受資金不足的困擾，中小企業的資產結構通常主要由流動資產組成，因難于在資本市場籌集長期資金，流動負債成為主要外源性融資渠道。因此，實施有效的營運資本[①]管理對中小企業尤其重要。20世紀80年代以來，隨著理論界對財務管理企業價值最大化目標認識的趨同，營運資本管理的理論和實踐都取得了迅速發展，已經成為財務管理體系中與融資管理、投資管理和股利政策同樣重要的決策領域。營運資本管理的有效性，涉及流動性及其盈利性的權衡。流動性是蘊含于企業經營過程中的動態意義上的償付能力企業管理論文，保持充分的流動性對規避經營風險和適應環境變化具有重要作用，由于流動性越強的資本其盈利性越弱，過度強調流動性必然會犧牲盈利性，而盈利性的提高又有賴于營運資本的加速周轉。營運資本管理的目標應該是通過實施有效管理，在保證營運資本的安全性和流動性的前提下，實現流動資產與流動負債結構上的合理搭配，并盡可能加速營運資本周轉，提高企業營運資本的盈利能力。
傳統營運資本管理理念認為，由于應收賬款與應付賬款的期限結構和屬性結構很難做到完全匹配，而且存貨變現需要很長時間，很難做到精確的資本預測，因而企業必須持有一定量的營運資本，才能保證充分的流動性和安全性。然而，西方企業中“零營運資本”和“負營運資本”的理論與實踐對傳統的營運資本管理理念提出了挑戰。“零營運資本”理論對營運資本的界定為“存貨+應收賬款-應付賬款”，認為保持流動性并不意味著必然要維持很高的營運資本，只要企業能夠合理安排流動資產和流動負債的數量和期限，保證它們之間的銜接與匹配，并且加速應收賬款和存貨周轉，就可以通過對供應商應付賬款的延期支付提供存貨資金，動態地保證償債能力，將營運資本降至為零甚至為負的水平，從而實現企業價值的提升[1]。
中小企業受管理者知識、理念和經驗的制約企業管理論文，在營運資金管理方面無論是觀念、方法、還是手段上都與發達國家有明顯差距中國學術期刊網。長期以來，財務管理研究的核心內容傾向于投資管理、融資管理和股利政策的研究，營運資本管理在我國財務管理理論研究和實踐應用中并未受到應有的關注，這是由于營運資本作為一個財務概念是1993年我國實行與國際慣例接軌的會計制度以后才引入我國的。全面實證考察中小企業營運資本管理效率與經營績效之間的關系，有助于豐富我國營運資本管理的實證研究成果，為中小企業制定營運資本管理政策、提高營運資本管理效率提供理論依據。
二、文獻回顧與理論假設
營運資本是企業資本中最具有活力的組成部分，其投入和收回是一個循環往復的過程。只有實現營運資本的有效管理和運轉，才能保證銷各環節的銜接，中小企業才能得以生存與發展。反映企業營運資本管理效率的綜合指標是現金周期，Richard V．D．and E．J．Laughlin提出采用現金周期指標反映營運資金管理狀況的全貌，將現金周期定義為從供應商處購買原材料支付現金到向客戶銷售產品收回貨款之間的時間，等于應收賬款周轉期與存貨周轉期之和減去應付賬款周轉期[2]，現金周轉期模型如圖1所示。現金周期越長，營運資本投資越大，較長的現金周期通常源于應收賬款周轉期或存貨周轉期較長，或者應付賬款周轉期較短。應收賬款周轉期和存貨周轉期較長，可能帶來銷售收入的提高，但如果持有較高應收賬款和存貨投資的邊際成本超過邊際收益，則會帶來企業盈利能力的下降。應付賬款周轉期較短，通常表明企業的應收賬款和存貨中有些部分需要靠成本較高的長期資金維持，從而降低企業的盈利能力。
國外學者對企業營運資本管理效率的研究已經形成了一個比較科學、系統的體系，其主要摘要素的最佳余額企業管理論文，有效管理應收賬款、存貨和應付賬款[5]。然而，大量投資于應收賬款和存貨會同時帶來機會成本、壞賬損失和管理費用的增加，降低資產使用效率，從而導致盈利能力下降。應付賬款是經營過程中自然形成的資本來源，一般成本較低而且比較靈活，延遲應付賬款的支付可以提高企業盈利能力。然而，如果供應商提供早期付款折扣優惠，放棄現金折扣將具有很高的隱含融資成本。在使用現金周期作為綜合指標考察企業營運資本管理效率對企業績效的影響方面，Shin and Soenen對美國企業進行實證分析，發現現金周期與盈利能力之間存在顯著的負相關關系，即將現金周期降低至合理的較低水平可以提高企業盈利能力，為股東創造價值[6]。Deloof研究證明，存貨周轉期、應收賬款周轉期與盈利能力之間存在顯著的負相關關系，企業可以通過縮短應收賬款周轉期和存貨周轉期提高盈利能力。研究還發現，盈利能力差的企業一般都會延期支付供應商貨款[7]。Lazaridis and Tryofonidis認為延期支付供應商貨款有助于提高企業盈利能力[8]。Garcia-teruel and Martinez-solano認為應付賬款周轉期對盈利能力沒有顯著影響[9]。
由于營運資本管理在我國起步較晚，探討營運資本管理效率的實證研究較少。毛付根最早采用規范方法對營運資本的結構管理進行分析，從流動資產和流動負債之間的相互關系上著手，將流動資金的存量配置與其相應資金來源聯系起來，從總體上觀察和研究流動資產、流動負債以及兩者變動引起的盈利與風險之間的消長關系，據此制定合理的營運資金管理政策[10]。楊雄勝等結合中國現實分析了應收賬款周轉期、存貨周轉期指標在理論與方法上存在的不足，指出周轉額應是某一形態的墊支資金不斷回到其原有狀態的數額，建議將應收賬款周轉期改為應收賬款平均賬齡指標企業管理論文，并采用應收賬款逾期率作輔助指標，將存貨周轉期改為存貨平均占用期，并按其內容進行材料平均儲存期、在產品平均生產期以及產成品平均庫存期等指標細化，以揭示存貨在不同環節的營運效率[11]中國學術期刊網。王竹泉等提出將跨地區經營企業營運資金管理的重心轉移到渠道控制上的理念，倡導將營運資金管理研究與供應鏈管理、渠道管理和客戶關系管理等研究有機結合起來，建立營運資本管理理論新框架[12]。汪平和閆甜采用多元回歸分析方法研究營運資本政策與企業價值的關系，為“零營運資本”概念與技術的運用提供經驗支持，并對營運資本政策決定因素進行了回歸分析和檢驗[13]。孔寧寧等考察了制造企業上市公司營運資本管理效率對公司盈利能力的影響，認為公司盈利能力與應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期顯著負相關[14]。本文借鑒國外營運資本管理效率與企業盈利能力的研究成果，結合我國當前資本市場環境，實證研究我國中小企業營運資本管理效率與績效之間的關系，考察應收賬款周轉期、存貨周轉期、應付賬款周轉期和現金周期與盈利能力的相關性，提出以下基本假設：
H1：應收賬款周轉期與中小企業業績負相關
H2：存貨周轉期與中小企業業績負相關
H3：應付賬款周轉期與中小企業業績正相關
H4：現金周期與中小企業業績負相關
三、研究設計
1．樣本選取和數據來源
基于2007年我國開始實施新的會計準則，報表中各項指標的計算口徑和范圍按照一貫性原則的要求進行編制，數據具有可比性，可以消除異常樣本對研究結論的影響。因此，本文選取截止2006年上市的222家中小企業作為研究對象。樣本企業的具體篩選過程如下：①剔除每年被ST的上市中小企業5家；②剔除金融類上市的中小企業1家；③剔除研究所需樣本財務數據不完備的中小企業6家；④剔除各變量的1%異常值的上市中小企業11家。經過篩選，共獲得199家樣本中小企業597個有效觀測值。
文中數據來源于深市中小企業版網上信息披露平臺cninfo.com.cn/sme/gsgg/nb.html和巨潮資訊網提供的相關上市中小企業年報數據，具體財務指標由作者根據199家上市中小企業2007-2009年年報基礎財務數據整理和計算得出。
2．模型設計和變量安排
(1)模型設計
本文借鑒國外相關研究成果，結合我國中小企業實際情況，構建以下模型考察營運資本管理效率對績效的影響：
ROEit =α0+α1Sizeit+α2Levit+α3Sgrowit+α4ARDit+μit(1)
ROEit =α0+α1Sizeit+α2Levit+α3Sgrowit+α4INVDit+μ(2)
ROEit=α0+α1Sizeit+α2Levit+α3Sgrowit+α4APDit+μit(3)
ROEit=α0+α1Sizeit+α2Levit+α3Sgrowit+α4CCDit+μit(4)
其中，下標i代表各家公司(橫截面維度)企業管理論文，變動范圍為從1到199；t代表年數(時間序列維度)，變動范圍為從l到3。
(2)變量安排
①因變量：中小企業績效指標
本文采用凈資產收益率(ROE)作為因變量來衡量中小企業的績效能力。從財務管理角度看，凈資產收益率是反映企業盈利能力的最主要指標，作為企業銷售規模、成本控制、資產營運、籌資結構的綜合體現，是企業營運能力、償債能力和盈利能力綜合作用的結果，直接表明所有者擁有凈資產的獲利能力和收益水平，即企業盈利的真正績效。采用凈資產收益率績效指標，試圖更加準確地描述營運資本管理效率與中小企業業績的相關性。
②自變量：營運資本管理效率評價指標
本文使用現金周期作為營運資本管理效率的衡量指標。現金周期(CCD)是衡量營運資本管理效率的綜合指標，可以分解為應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期三個組成部分。本文使用主營業務收入作為計算應收賬款周轉期的周轉額，使用主營業務成本作為計算存貨周轉期和應付賬款周轉期的周轉額。為深入分析現金周期對中小企業績效的影響程度，本文進一步研究應收賬款周轉期(ARD)、存貨周轉期(INVD)和應付賬款周轉期(APD)對績效的影響，也將它們作為營運資本管理效率的衡量指標。應收賬款周轉期=[(期初應收賬款+期末應收賬款)×365]／[2×主營業務收入]，存貨周轉期=[(期初存貨+期末存貨)×365]／[2×主營業務成本]，應付賬款周轉期=[(期初應付賬款+期末應付賬款)×365]／[2×主營業務成本]。
③控制變量
第一，中小企業規模(Size)。國內外相關研究表明，企業規模可以影響組織結構和決策能力，進而影響企業績效[15]，因此本文把中小企業規模作為控制變量納入模型。由于本文研究營運資本管理效率與中小企業績效的相關性，因此使用主營業務收入來控制企業規模和市場需求對績效影響，但考慮到年度主營業務收入規模較大，對其取自然對數以減小不同年度之間主營業務收入差距，使數據更接近正態分布中國學術期刊網。
第二企業管理論文，財務杠桿(Lev)。財務杠桿水平的高低反映中小企業財務風險程度。由于中小企業外源性融資主要采用借款等債務融資方式，財務杠桿反映了債權人和所有者對企業的影響程度，對企業績效具有較大影響。因此，本文在控制變量中引入財務杠桿，以控制不同財務狀況對中小企業績效的影響，本文使用平均負債總額/平均資產總額作為財務杠桿。
第三，銷售增長率(Sgrow)。銷售增長率反映企業的成長能力和發展速度，從動態角度體現企業的盈利能力。一般而言，較高的銷售增長率表明企業具有較強的發展勢頭和盈利能力。
表1 變量描述與研究假設[②]
變量
描述
相關性假設
凈資產收益率(ROE)
凈利潤/平均凈資產
應收賬款周轉期(ARD)
平均應收賬款×365/主營業務收入
（-）
存貨周轉期(INVD)
平均存貨×365/主營業務成本
（-）
應付賬款周轉期(APD)
平均應付賬款×365/主營業務成本
（+）
現金周期(CCD)
ARD+ INVD- APD
（-）
企業規模(Size)
Ln(主營業務收入)
（+）
財務杠桿(Lev)
平均負債總額/平均資產總額
（+）
銷售增長率(Sgrow)
（本年主營業務收入-上年主營業務收入）/上年主營業務收入
（+）
四、實證結果分析
1．描述性統計分析
本文對2007-2009年中小企業樣本觀測值利用SPSS13.0進行描述性統計分析，結果如表2所示。
表2 樣本觀測值描述性統計
變量
變量名
觀測值
均值
中位數
極小值
極大值
標準差
ROE
凈資產收益率
597
13.47%
11.44%
-26.28%
300.36%
18.25%
ARD
應收賬款周轉期
597
69.18
62.76
1.62
356.03
47.93
INVD
存貨周轉期
597
119.80
96.93
5.37
722.83
97.27
APD
應付賬款周轉期
597
66.28
61.94
2.14
680.45
54.09
CCD
現金周期
597
122.70
105.39
-156.74
787.98
106.55
Size
企業規模
597
20.42
20.40
17.42
24.79
0.98
Lev
財務杠桿
597
41.34%
41.69%
4.26%
80.82%
15.72%
Sgrow
銷售增長率
597
22.85%
16.23%
-49.50%
977.99%
57.03%
統計結果表明，凈資產收益率均值為13.47%，反映出樣本總體的平均績效水平較低。現金周期均值為122.7天，中位數為105.39天；應收賬款周轉期均值為69.18天，中位數為62.76天；存貨周轉期均值為119.80天，中位數為96.93天；應付賬款周轉期均值為66.28天，中位數為61.94天。通過比較可以看出，中小企業從供應商處獲得的平均信用期66.28天小于給予客戶的平均信用期69.18天，存貨的平均周轉期119.8天，周轉速度較慢。財務杠桿均值為41.34％，中位數為41.69％，說明中小企業總體債務水平適中，經營安全企業管理論文，風險水平不高；銷售增長率均值為22.85％，中位數為16.23％，說明中小企業的銷售額整體上保持著較快的增長速度。
2．變量相關性分析
表3列示了模型所有變量利用SPSS13.0運行的Pearson相關系數，結果如表3所示。
表3 各變量的Pearson相關系數
ROE
ARD
INVD
APD
CCD
Size
Lev
Sgrow
ROE
1
ARD
-0.117**
（0.000）
1
INVD
0.021*
（0.603）
0.229**
（0.000）
1
APD
0.173**
（0.000）
0.346**
（0.000）
0.349**
（0.000）
1
CCD
-0.76
（0.063）
0.483**
（0.000）
0.839**
（0.000）
-0.033
（0.419）
1
Size
0.194**
（0.000）
-0.380**
（0.000）
-0.339**
（0.000）
-0.158**
（0.000）
-0.400**
（0.000）
1
Lev
0.013*
（0.757）
-0.167**
（0.000）
-0.158**
（0.000）
0.177**（0.000）
-0.198**
（0.000）
0.484**
（0.000）
1
Sgrow
0.148**
（0.000）
-0.069
（0.092）
-0.045
（0.277）
-0.034
（0.408）
-0.055
（0.184）
0.090*
（0.027）
0.075
（0.066）
1
注：**表示0.01的顯著性水平，*表示0.05的顯著性水平。
結果表明，績效指標凈資產收益率與營運資本管理效率指標應收賬款周轉期在1％的水平上顯著負相關，與本文的預期相符，表明加速收款會提高中小企業績效。凈資產收益率與存貨周轉期在5％的水平上顯著正相關，與本文預期不相符，表明加速存貨周轉意味著存貨占用水平過低和頻繁發生存貨缺貨。凈資產收益率與應付賬款周轉期在1%的水平上顯著正相關，與本文預期相符，表明延期支付貨款有助于績效水平的提高。凈資產收益率與現金周期高度負相關，也與預期相符，表明縮短現金周期可以提高盈利能力，從而證實了有效的營運資本管理對績效的影響。凈資產收益率與控制變量中小企業規模在1％的水平上顯著正相關，說明規模較大的中小企業盈利能力較強。凈資產收益率與財務杠桿在5％的水平上顯著正相關，說明負債率越高，可以發揮財務杠桿的作用，中小企業績效水平越好；凈資產收益率與銷售增長率在1％的水平上顯著正相關，說明銷售增長越快中小企業的績效越好中國學術期刊網。各自變量之間的相關性總體較弱，只有現金周期與應收賬款周轉期、存貨周轉期和凈資產收益率的相關系數較高，分別為0.483、0.839和-0.76企業管理論文，為避免潛在共線性問題，需要在隨后的多元回歸分析中對此加以關注。
3．回歸分析
本文利用回歸分析考察營運資本管理效率對中小企業績效的影響，使用時間權重的固定效應模型進行估計，表4列示了采用Eviews6.0運行后模型1-4的回歸結果。
表4 回歸分析結果
Model
Variable
Coefficient
Std.Error
Prob.
(1)
C
Lev
Sgrow
Size
ARD
-0.7041
0.1681
0.0476
0.0432
-0.1632
0.1207
0.0335
0.0100
0.0010
0.0001
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
(2)
C
Lev
Sgrow
Size
INVD
-0.6788
0.1671
0.0462
0.0421
0.0001
0.1185
0.0337
0.0100
0.0060
0.0001
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0628*
(3)
C
Lev
Sgrow
Size
APD
-0.6521
0.1662
0.0446
0.0405
0.1023
0.1153
0.0351
0.0100
0.0059
0.0009
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
(4)
C
Lev
Sgrow
Size
CCD
-0.6549
0.1658
0.0472
0.0412
-0.1605
0.1218
0.0336
0.0101
0.0061
0.0015
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
注：**表示0.01的顯著性水平，*表示0.05的顯著性水平。
從運行結果上看，績效指標凈資產收益率與應收賬款周轉期在1％的水平上顯著負相關，與本文的預期相符，表明應收賬款回收的速度越快，資金被其他單位占用的時間越短，管理應收賬款的效率越高。但是奉行過于嚴格的信用政策，采取過于苛刻的信用標準和付款條件會限制銷售收入的擴大，造成存貨的積壓和流動資金周轉的緩慢。延長客戶付款期限可能帶來銷售收入的增加，進而增加利潤水平，但同時會帶來資金成本和壞賬損失等費用的增加，對績效水平產生負面影響。因此，要制定合理的信用政策，通過對客戶的資信狀況進行調查和評估，嚴格控制應收賬款的規模有助于提高績效水平。凈資產收益率與存貨周轉期在5％的水平上顯著正相關，與本文預期不符，表明延長存貨周轉期有助于提高中小企業盈利能力，也反映出存貨周轉率過快，存貨儲備水平不足企業管理論文，造成存貨缺乏、生產中斷或銷售緊張，影響供貨和銷售水平。凈資產收益率與應付賬款周轉期在1%的水平上顯著正相關，與本文預期相符，表明延期支付貨款可以提升績效水平。然而，應付賬款規模和期限的大小不僅與自身的信用有關，而且與銷貨方提供的信用條件有關。如果中小企業意欲展延付款期拖欠貨款不還，就會導致因信譽惡化而喪失供應商乃至其他客戶的信用，或招致日后更加苛刻的信用條件。凈資產收益率與現金周期在1％的水平上顯著負相關，也與預期相符，表明治理機構可以通過縮短現金周期提高盈利能力。現金周期是對應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期的綜合分析。應收賬款周轉期與績效能力負相關對現金周期與績效能力的負相關關系具有正面影響，存貨周轉期與績效能力正相關、應付賬款周轉期與績效能力負相關對現金周期與績效能力的負相關關系具有負面影響。現金周期與績效能力關系回歸結果的顯著負相關，表明應收賬款周轉期對現金周期的變動趨勢具有更大的影響作用。
在時間權重的固定效應模型中，各控制變量與因變量的相關性均為顯著。中小企業績效與規模在1％的水平上顯著正相關，表明規模較大的中小企業有可能創造較高利潤。績效水平與財務杠桿在1％的水平上顯著正相關，表明具有較高財務杠桿中小企業的盈利能力較好。績效水平與銷售增長率在1％水平上顯著正相關，表明市場機會是企業得以提高盈利能力的重要因素，具有較高銷售增長率的中小企業績效能力更強。
五、研究結論與啟示
本文選取截止2006年在我國深市上市的199家中小企業2007—2009報表數據作為研究樣本，實證考察營運資本管理效率與績效能力之間的關系中國學術期刊網。研究結果表明，我國上市中小企業的盈利能力與應收賬款周轉期、現金周期顯著負相關；延長存貨周轉期、應付賬款周轉期有助于提升中小企業的績效；采取高負債利用財務杠桿融資策略會提升績效；擴大中小企業規模、提高銷售增長率有助于增強中小企業實力，進而增加盈利水平。
盡管本文研究結論的得出是基于上市中小企業的數據，但對其它非上市中小企業同樣具有借鑒意義。(1)中小企業管理者應將營運資本管理作為財務管理的重要部分，據以了解經營情況和管理水平。中小企業資本周轉狀況與供、產、銷各環節密切相關企業管理論文，采取恰當的信用政策、加強存貨的科學管理、選擇最優債務支付時機和支付方式等措施，將現金周期、應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期控制在合理的最優水平，在保證充分流動性和安全性的前提下，實現營運資本的高效運轉。(2) 凈資產收益率與應收賬款周轉期負相關表明，對管理水平和經濟實力相對較弱的中小企業來說，縮短收款時間可以有效降低應收賬款機會成本、管理成本和壞賬成本，其變現能力直接影響到中小企業的盈利能力。(3)凈資產收益率與應付賬款周轉期的正相關關系表明，中小企業因難于在資本市場籌集長期資金，正規金融和商業信用成為其主要外源融資渠道，會導致中小企業過于依賴甚至長期拖欠上游客戶賬款，進而影響自身的信譽狀況。因此，中小企業不宜片面追求延期付款帶來的成本收益，而應權衡在供應鏈中所處位置，制定適合自身的付款政策。(4) 凈資產收益率與現金周期的顯著負相關表明，應收賬款周轉期對現金周期的變動趨勢具有更大的影響作用，應該通過加速應收賬款周轉和合理控制存貨水平實現對現金周期的最佳控制。
本文研究的主要缺陷：一是在營運資本管理效率評價指標中，選擇現金周期及其組成部分作為衡量指標，可能會使研究結果存在一定測量偏差。二是研究資料僅涉及2007-2009三年數據，在一定程度上會影響研究結論的可靠性。
參考文獻
[1]Eugene F.Brigham,Joel F.Houston.Fundamentals ofFinancial Management[M]. Cincinnati：South-Western CollegePub,2003：655-657.
[2]RichardV．D．and E．J．Laughlin．A Cash Conversion Cycle Approach to Liquidity Analysis[J].FinancialManagement,1980,Spring:66-69.
[3]Blinder A.S., Maccini. The Resurgence of Inventory Research:What have We Learned[J]. Journal of Economic Survey,1991,5:291-328.
[4]Ng C.K., J.K.Smith and R.L.Smith.Evidence on theDeterminants of Credit Terms Used in Interfirm Trade[J].Journal of Finance,1999,54:1109-1129.
[5]Gerg Filbeck,Thomas M.Krueger.An Analysis of WorkingCapital Management Results across Industries[J].Mid-American Journal ofBusiness,2005,20(2):11-18.
[6]Shin,H.H.,L.Soenen.Efficiency of Working Capital andCorporate Profitability[J].Financial Practice and Education,1998,8(2):37-45.
[7]Deloof M..Does Working Capital Management AffectProfitability of Belgian Firms?[J] Journal of Business Finance &Accounting,2003,April/May:573-587.
[8]Ioannis Lazaridis,Dimitrios Tryofonidis.Relationshipbetween Working Capital Management and Profitability of Listed Companies in theAthens Stock Exchange[J].Journal of Financial Management andAnalysis,2006,19(1):26-35.
[9]Pedro Juan Garcia-teruel,Pedro Martinez-solano.Effectsof Working Capital Management on SME Profitability[J].International Journal ofManagement Finance,2007,3:164-177.
[10]毛付根.論營運資金管理的基本原理[J].會計研究，1995,(1):38-40.
[11]楊雄勝.改進周轉率指標的現實思考[J].會計研究，2000,(4):47-51.
[12]王竹泉，逄詠梅，孫建強.國內外營運資金管理研究的回顧與展望[J].會計研究，2007,(2):85-90.
[13]汪平，閆甜.營運資本、營運資本政策與企業價值研究[J].經濟與管理研究，2007,(3):27-36.
篇12
對我國眾多中小企業來說，融資困難往往是因為自身資本實力較弱，受資金不足的困擾，中小企業的資產結構通常主要由流動資產組成，因難于在資本市場籌集長期資金，流動負債成為主要外源性融資渠道。因此，實施有效的營運資本[①]管理對中小企業尤其重要。20世紀80年代以來，隨著理論界對財務管理企業價值最大化目標認識的趨同，營運資本管理的理論和實踐都取得了迅速發展，已經成為財務管理體系中與融資管理、投資管理和股利政策同樣重要的決策領域。營運資本管理的有效性，涉及流動性及其盈利性的權衡。流動性是蘊含于企業經營過程中的動態意義上的償付能力企業管理論文，保持充分的流動性對規避經營風險和適應環境變化具有重要作用，由于流動性越強的資本其盈利性越弱，過度強調流動性必然會犧牲盈利性，而盈利性的提高又有賴于營運資本的加速周轉。營運資本管理的目標應該是通過實施有效管理，在保證營運資本的安全性和流動性的前提下，實現流動資產與流動負債結構上的合理搭配，并盡可能加速營運資本周轉，提高企業營運資本的盈利能力。
傳統營運資本管理理念認為，由于應收賬款與應付賬款的期限結構和屬性結構很難做到完全匹配，而且存貨變現需要很長時間，很難做到精確的資本預測，因而企業必須持有一定量的營運資本，才能保證充分的流動性和安全性。然而，西方企業中“零營運資本”和“負營運資本”的理論與實踐對傳統的營運資本管理理念提出了挑戰。“零營運資本”理論對營運資本的界定為“存貨+應收賬款-應付賬款”，認為保持流動性并不意味著必然要維持很高的營運資本，只要企業能夠合理安排流動資產和流動負債的數量和期限，保證它們之間的銜接與匹配，并且加速應收賬款和存貨周轉，就可以通過對供應商應付賬款的延期支付提供存貨資金，動態地保證償債能力，將營運資本降至為零甚至為負的水平，從而實現企業價值的提升[1]。
中小企業受管理者知識、理念和經驗的制約企業管理論文，在營運資金管理方面無論是觀念、方法、還是手段上都與發達國家有明顯差距中國學術期刊網。長期以來，財務管理研究的核心內容傾向于投資管理、融資管理和股利政策的研究，營運資本管理在我國財務管理理論研究和實踐應用中并未受到應有的關注，這是由于營運資本作為一個財務概念是1993年我國實行與國際慣例接軌的會計制度以后才引入我國的。全面實證考察中小企業營運資本管理效率與經營績效之間的關系，有助于豐富我國營運資本管理的實證研究成果，為中小企業制定營運資本管理政策、提高營運資本管理效率提供理論依據。
二、文獻回顧與理論假設
營運資本是企業資本中最具有活力的組成部分，其投入和收回是一個循環往復的過程。只有實現營運資本的有效管理和運轉，才能保證銷各環節的銜接，中小企業才能得以生存與發展。反映企業營運資本管理效率的綜合指標是現金周期，Richard V．D．and E．J．Laughlin提出采用現金周期指標反映營運資金管理狀況的全貌，將現金周期定義為從供應商處購買原材料支付現金到向客戶銷售產品收回貨款之間的時間，等于應收賬款周轉期與存貨周轉期之和減去應付賬款周轉期[2]，現金周轉期模型如圖1所示。現金周期越長，營運資本投資越大，較長的現金周期通常源于應收賬款周轉期或存貨周轉期較長，或者應付賬款周轉期較短。應收賬款周轉期和存貨周轉期較長，可能帶來銷售收入的提高，但如果持有較高應收賬款和存貨投資的邊際成本超過邊際收益，則會帶來企業盈利能力的下降。應付賬款周轉期較短，通常表明企業的應收賬款和存貨中有些部分需要靠成本較高的長期資金維持，從而降低企業的盈利能力。
國外學者對企業營運資本管理效率的研究已經形成了一個比較科學、系統的體系，其主要摘要素的最佳余額企業管理論文，有效管理應收賬款、存貨和應付賬款[5]。然而，大量投資于應收賬款和存貨會同時帶來機會成本、壞賬損失和管理費用的增加，降低資產使用效率，從而導致盈利能力下降。應付賬款是經營過程中自然形成的資本來源，一般成本較低而且比較靈活，延遲應付賬款的支付可以提高企業盈利能力。然而，如果供應商提供早期付款折扣優惠，放棄現金折扣將具有很高的隱含融資成本。在使用現金周期作為綜合指標考察企業營運資本管理效率對企業績效的影響方面，Shin and Soenen對美國企業進行實證分析，發現現金周期與盈利能力之間存在顯著的負相關關系，即將現金周期降低至合理的較低水平可以提高企業盈利能力，為股東創造價值[6]。Deloof研究證明，存貨周轉期、應收賬款周轉期與盈利能力之間存在顯著的負相關關系，企業可以通過縮短應收賬款周轉期和存貨周轉期提高盈利能力。研究還發現，盈利能力差的企業一般都會延期支付供應商貨款[7]。Lazaridis and Tryofonidis認為延期支付供應商貨款有助于提高企業盈利能力[8]。Garcia-teruel and Martinez-solano認為應付賬款周轉期對盈利能力沒有顯著影響[9]。
由于營運資本管理在我國起步較晚，探討營運資本管理效率的實證研究較少。毛付根最早采用規范方法對營運資本的結構管理進行分析，從流動資產和流動負債之間的相互關系上著手，將流動資金的存量配置與其相應資金來源聯系起來，從總體上觀察和研究流動資產、流動負債以及兩者變動引起的盈利與風險之間的消長關系，據此制定合理的營運資金管理政策[10]。楊雄勝等結合中國現實分析了應收賬款周轉期、存貨周轉期指標在理論與方法上存在的不足，指出周轉額應是某一形態的墊支資金不斷回到其原有狀態的數額，建議將應收賬款周轉期改為應收賬款平均賬齡指標企業管理論文，并采用應收賬款逾期率作輔助指標，將存貨周轉期改為存貨平均占用期，并按其內容進行材料平均儲存期、在產品平均生產期以及產成品平均庫存期等指標細化，以揭示存貨在不同環節的營運效率[11]中國學術期刊網。王竹泉等提出將跨地區經營企業營運資金管理的重心轉移到渠道控制上的理念，倡導將營運資金管理研究與供應鏈管理、渠道管理和客戶關系管理等研究有機結合起來，建立營運資本管理理論新框架[12]。汪平和閆甜采用多元回歸分析方法研究營運資本政策與企業價值的關系，為“零營運資本”概念與技術的運用提供經驗支持，并對營運資本政策決定因素進行了回歸分析和檢驗[13]。孔寧寧等考察了制造企業上市公司營運資本管理效率對公司盈利能力的影響，認為公司盈利能力與應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期顯著負相關[14]。本文借鑒國外營運資本管理效率與企業盈利能力的研究成果，結合我國當前資本市場環境，實證研究我國中小企業營運資本管理效率與績效之間的關系，考察應收賬款周轉期、存貨周轉期、應付賬款周轉期和現金周期與盈利能力的相關性，提出以下基本假設：
H1：應收賬款周轉期與中小企業業績負相關
H2：存貨周轉期與中小企業業績負相關
H3：應付賬款周轉期與中小企業業績正相關
H4：現金周期與中小企業業績負相關
三、研究設計
1．樣本選取和數據來源
基于2007年我國開始實施新的會計準則，報表中各項指標的計算口徑和范圍按照一貫性原則的要求進行編制，數據具有可比性，可以消除異常樣本對研究結論的影響。因此，本文選取截止2006年上市的222家中小企業作為研究對象。樣本企業的具體篩選過程如下：①剔除每年被ST的上市中小企業5家；②剔除金融類上市的中小企業1家；③剔除研究所需樣本財務數據不完備的中小企業6家；④剔除各變量的1%異常值的上市中小企業11家。經過篩選，共獲得199家樣本中小企業597個有效觀測值。
文中數據來源于深市中小企業版網上信息披露平臺cninfo.com.cn/sme/gsgg/nb.html和巨潮資訊網提供的相關上市中小企業年報數據，具體財務指標由作者根據199家上市中小企業2007-2009年年報基礎財務數據整理和計算得出。
2．模型設計和變量安排
(1)模型設計
本文借鑒國外相關研究成果，結合我國中小企業實際情況，構建以下模型考察營運資本管理效率對績效的影響：
ROEit =α--0+α--1Sizeit+α--2Levit+α--3Sgrowit+α--4ARDit+μ-it(1)
ROEit =α--0+α--1Sizeit+α--2Levit+α--3Sgrowit+α--4INVDit+μ-(2)
ROEit=α--0+α--1Sizeit+α--2Levit+α--3Sgrowit+α--4APDit+μ-it(3)
ROEit=α--0+α--1Sizeit+α--2Levit+α--3Sgrowit+α--4CCDit+μ-it(4)
其中，下標i代表各家公司(橫截面維度)企業管理論文，變動范圍為從1到199；t代表年數(時間序列維度)，變動范圍為從l到3。
(2)變量安排
①因變量：中小企業績效指標
本文采用凈資產收益率(ROE)作為因變量來衡量中小企業的績效能力。從財務管理角度看，凈資產收益率是反映企業盈利能力的最主要指標，作為企業銷售規模、成本控制、資產營運、籌資結構的綜合體現，是企業營運能力、償債能力和盈利能力綜合作用的結果，直接表明所有者擁有凈資產的獲利能力和收益水平，即企業盈利的真正績效。采用凈資產收益率績效指標，試圖更加準確地描述營運資本管理效率與中小企業業績的相關性。
②自變量：營運資本管理效率評價指標
本文使用現金周期作為營運資本管理效率的衡量指標。現金周期(CCD)是衡量營運資本管理效率的綜合指標，可以分解為應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期三個組成部分。本文使用主營業務收入作為計算應收賬款周轉期的周轉額，使用主營業務成本作為計算存貨周轉期和應付賬款周轉期的周轉額。為深入分析現金周期對中小企業績效的影響程度，本文進一步研究應收賬款周轉期(ARD)、存貨周轉期(INVD)和應付賬款周轉期(APD)對績效的影響，也將它們作為營運資本管理效率的衡量指標。應收賬款周轉期=[(期初應收賬款+期末應收賬款)×365]／[2×主營業務收入]，存貨周轉期=[(期初存貨+期末存貨)×365]／[2×主營業務成本]，應付賬款周轉期=[(期初應付賬款+期末應付賬款)×365]／[2×主營業務成本]。
③控制變量
第一，中小企業規模(Size)。國內外相關研究表明，企業規模可以影響組織結構和決策能力，進而影響企業績效[15]，因此本文把中小企業規模作為控制變量納入模型。由于本文研究營運資本管理效率與中小企業績效的相關性，因此使用主營業務收入來控制企業規模和市場需求對績效影響，但考慮到年度主營業務收入規模較大，對其取自然對數以減小不同年度之間主營業務收入差距，使數據更接近正態分布中國學術期刊網。
第二企業管理論文，財務杠桿(Lev)。財務杠桿水平的高低反映中小企業財務風險程度。由于中小企業外源性融資主要采用借款等債務融資方式，財務杠桿反映了債權人和所有者對企業的影響程度，對企業績效具有較大影響。因此，本文在控制變量中引入財務杠桿，以控制不同財務狀況對中小企業績效的影響，本文使用平均負債總額/平均資產總額作為財務杠桿。
第三，銷售增長率(Sgrow)。銷售增長率反映企業的成長能力和發展速度，從動態角度體現企業的盈利能力。一般而言，較高的銷售增長率表明企業具有較強的發展勢頭和盈利能力。
表1 變量描述與研究假設[②]
變量
描述
相關性假設
凈資產收益率(ROE)
凈利潤/平均凈資產
應收賬款周轉期(ARD)
平均應收賬款×365/主營業務收入
（-）
存貨周轉期(INVD)
平均存貨×365/主營業務成本
（-）
應付賬款周轉期(APD)
平均應付賬款×365/主營業務成本
（+）
現金周期(CCD)
ARD+ INVD- APD
（-）
企業規模(Size)
Ln(主營業務收入)
（+）
財務杠桿(Lev)
平均負債總額/平均資產總額
（+）
銷售增長率(Sgrow)
（本年主營業務收入-上年主營業務收入）/上年主營業務收入
（+）
四、實證結果分析
1．描述性統計分析
本文對2007-2009年中小企業樣本觀測值利用SPSS13.0進行描述性統計分析，結果如表2所示。
表2 樣本觀測值描述性統計
變量
變量名
觀測值
均值
中位數
極小值
極大值
標準差
ROE
凈資產收益率
597
13.47%
11.44%
-26.28%
300.36%
18.25%
ARD
應收賬款周轉期
597
69.18
62.76
1.62
356.03
47.93
INVD
存貨周轉期
597
119.80
96.93
5.37
722.83
97.27
APD
應付賬款周轉期
597
66.28
61.94
2.14
680.45
54.09
CCD
現金周期
597
122.70
105.39
-156.74
787.98
106.55
Size
企業規模
597
20.42
20.40
17.42
24.79
0.98
Lev
財務杠桿
597
41.34%
41.69%
4.26%
80.82%
15.72%
Sgrow
銷售增長率
597
22.85%
16.23%
-49.50%
977.99%
57.03%
統計結果表明，凈資產收益率均值為13.47%，反映出樣本總體的平均績效水平較低。現金周期均值為122.7天，中位數為105.39天；應收賬款周轉期均值為69.18天，中位數為62.76天；存貨周轉期均值為119.80天，中位數為96.93天；應付賬款周轉期均值為66.28天，中位數為61.94天。通過比較可以看出，中小企業從供應商處獲得的平均信用期66.28天小于給予客戶的平均信用期69.18天，存貨的平均周轉期119.8天，周轉速度較慢。財務杠桿均值為41.34％，中位數為41.69％，說明中小企業總體債務水平適中，經營安全企業管理論文，風險水平不高；銷售增長率均值為22.85％，中位數為16.23％，說明中小企業的銷售額整體上保持著較快的增長速度。
2．變量相關性分析
表3列示了模型所有變量利用SPSS13.0運行的Pearson相關系數，結果如表3所示。
表3 各變量的Pearson相關系數
ROE
ARD
INVD
APD
CCD
Size
Lev
Sgrow
ROE
1
ARD
-0.117**
（0.000）
1
INVD
0.021*
（0.603）
0.229**
（0.000）
1
APD
0.173**
（0.000）
0.346**
（0.000）
0.349**
（0.000）
1
CCD
-0.76
（0.063）
0.483**
（0.000）
0.839**
（0.000）
-0.033
（0.419）
1
Size
0.194**
（0.000）
-0.380**
（0.000）
-0.339**
（0.000）
-0.158**
（0.000）
-0.400**
（0.000）
1
Lev
0.013*
（0.757）
-0.167**
（0.000）
-0.158**
（0.000）
0.177**（0.000）
-0.198**
（0.000）
0.484**
（0.000）
1
Sgrow
0.148**
（0.000）
-0.069
（0.092）
-0.045
（0.277）
-0.034
（0.408）
-0.055
（0.184）
0.090*
（0.027）
0.075
（0.066）
1
注：**表示0.01的顯著性水平，*表示0.05的顯著性水平。
結果表明，績效指標凈資產收益率與營運資本管理效率指標應收賬款周轉期在1％的水平上顯著負相關，與本文的預期相符，表明加速收款會提高中小企業績效。凈資產收益率與存貨周轉期在5％的水平上顯著正相關，與本文預期不相符，表明加速存貨周轉意味著存貨占用水平過低和頻繁發生存貨缺貨。凈資產收益率與應付賬款周轉期在1%的水平上顯著正相關，與本文預期相符，表明延期支付貨款有助于績效水平的提高。凈資產收益率與現金周期高度負相關，也與預期相符，表明縮短現金周期可以提高盈利能力，從而證實了有效的營運資本管理對績效的影響。凈資產收益率與控制變量中小企業規模在1％的水平上顯著正相關，說明規模較大的中小企業盈利能力較強。凈資產收益率與財務杠桿在5％的水平上顯著正相關，說明負債率越高，可以發揮財務杠桿的作用，中小企業績效水平越好；凈資產收益率與銷售增長率在1％的水平上顯著正相關，說明銷售增長越快中小企業的績效越好中國學術期刊網。各自變量之間的相關性總體較弱，只有現金周期與應收賬款周轉期、存貨周轉期和凈資產收益率的相關系數較高，分別為0.483、0.839和-0.76企業管理論文，為避免潛在共線性問題，需要在隨后的多元回歸分析中對此加以關注。
3．回歸分析
本文利用回歸分析考察營運資本管理效率對中小企業績效的影響，使用時間權重的固定效應模型進行估計，表4列示了采用Eviews6.0運行后模型1-4的回歸結果。
表4 回歸分析結果
Model
Variable
Coefficient
Std.Error
Prob.
(1)
C
Lev
Sgrow
Size
ARD
-0.7041
0.1681
0.0476
0.0432
-0.1632
0.1207
0.0335
0.0100
0.0010
0.0001
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
(2)
C
Lev
Sgrow
Size
INVD
-0.6788
0.1671
0.0462
0.0421
0.0001
0.1185
0.0337
0.0100
0.0060
0.0001
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0628*
(3)
C
Lev
Sgrow
Size
APD
-0.6521
0.1662
0.0446
0.0405
0.1023
0.1153
0.0351
0.0100
0.0059
0.0009
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
(4)
C
Lev
Sgrow
Size
CCD
-0.6549
0.1658
0.0472
0.0412
-0.1605
0.1218
0.0336
0.0101
0.0061
0.0015
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
0.0000**
注：**表示0.01的顯著性水平，*表示0.05的顯著性水平。
從運行結果上看，績效指標凈資產收益率與應收賬款周轉期在1％的水平上顯著負相關，與本文的預期相符，表明應收賬款回收的速度越快，資金被其他單位占用的時間越短，管理應收賬款的效率越高。但是奉行過于嚴格的信用政策，采取過于苛刻的信用標準和付款條件會限制銷售收入的擴大，造成存貨的積壓和流動資金周轉的緩慢。延長客戶付款期限可能帶來銷售收入的增加，進而增加利潤水平，但同時會帶來資金成本和壞賬損失等費用的增加，對績效水平產生負面影響。因此，要制定合理的信用政策，通過對客戶的資信狀況進行調查和評估，嚴格控制應收賬款的規模有助于提高績效水平。凈資產收益率與存貨周轉期在5％的水平上顯著正相關，與本文預期不符，表明延長存貨周轉期有助于提高中小企業盈利能力，也反映出存貨周轉率過快，存貨儲備水平不足企業管理論文，造成存貨缺乏、生產中斷或銷售緊張，影響供貨和銷售水平。凈資產收益率與應付賬款周轉期在1%的水平上顯著正相關，與本文預期相符，表明延期支付貨款可以提升績效水平。然而，應付賬款規模和期限的大小不僅與自身的信用有關，而且與銷貨方提供的信用條件有關。如果中小企業意欲展延付款期拖欠貨款不還，就會導致因信譽惡化而喪失供應商乃至其他客戶的信用，或招致日后更加苛刻的信用條件。凈資產收益率與現金周期在1％的水平上顯著負相關，也與預期相符，表明治理機構可以通過縮短現金周期提高盈利能力。現金周期是對應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期的綜合分析。應收賬款周轉期與績效能力負相關對現金周期與績效能力的負相關關系具有正面影響，存貨周轉期與績效能力正相關、應付賬款周轉期與績效能力負相關對現金周期與績效能力的負相關關系具有負面影響。現金周期與績效能力關系回歸結果的顯著負相關，表明應收賬款周轉期對現金周期的變動趨勢具有更大的影響作用。
在時間權重的固定效應模型中，各控制變量與因變量的相關性均為顯著。中小企業績效與規模在1％的水平上顯著正相關，表明規模較大的中小企業有可能創造較高利潤。績效水平與財務杠桿在1％的水平上顯著正相關，表明具有較高財務杠桿中小企業的盈利能力較好。績效水平與銷售增長率在1％水平上顯著正相關，表明市場機會是企業得以提高盈利能力的重要因素，具有較高銷售增長率的中小企業績效能力更強。
五、研究結論與啟示
本文選取截止2006年在我國深市上市的199家中小企業2007—2009報表數據作為研究樣本，實證考察營運資本管理效率與績效能力之間的關系中國學術期刊網。研究結果表明，我國上市中小企業的盈利能力與應收賬款周轉期、現金周期顯著負相關；延長存貨周轉期、應付賬款周轉期有助于提升中小企業的績效；采取高負債利用財務杠桿融資策略會提升績效；擴大中小企業規模、提高銷售增長率有助于增強中小企業實力，進而增加盈利水平。
盡管本文研究結論的得出是基于上市中小企業的數據，但對其它非上市中小企業同樣具有借鑒意義。(1)中小企業管理者應將營運資本管理作為財務管理的重要部分，據以了解經營情況和管理水平。中小企業資本周轉狀況與供、產、銷各環節密切相關企業管理論文，采取恰當的信用政策、加強存貨的科學管理、選擇最優債務支付時機和支付方式等措施，將現金周期、應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期控制在合理的最優水平，在保證充分流動性和安全性的前提下，實現營運資本的高效運轉。(2) 凈資產收益率與應收賬款周轉期負相關表明，對管理水平和經濟實力相對較弱的中小企業來說，縮短收款時間可以有效降低應收賬款機會成本、管理成本和壞賬成本，其變現能力直接影響到中小企業的盈利能力。(3)凈資產收益率與應付賬款周轉期的正相關關系表明，中小企業因難于在資本市場籌集長期資金，正規金融和商業信用成為其主要外源融資渠道，會導致中小企業過于依賴甚至長期拖欠上游客戶賬款，進而影響自身的信譽狀況。因此，中小企業不宜片面追求延期付款帶來的成本收益，而應權衡在供應鏈中所處位置，制定適合自身的付款政策。(4) 凈資產收益率與現金周期的顯著負相關表明，應收賬款周轉期對現金周期的變動趨勢具有更大的影響作用，應該通過加速應收賬款周轉和合理控制存貨水平實現對現金周期的最佳控制。
本文研究的主要缺陷：一是在營運資本管理效率評價指標中，選擇現金周期及其組成部分作為衡量指標，可能會使研究結果存在一定測量偏差。二是研究資料僅涉及2007-2009三年數據，在一定程度上會影響研究結論的可靠性。
參考文獻
[1]Eugene F.Brigham，Joel F.Houston.Fundamentals ofFinancial Management[M]. Cincinnati：South-Western CollegePub，2003：655-657.
[2]RichardV．D．and E．J．Laughlin．A Cash Conversion Cycle Approach to Liquidity Analysis[J].FinancialManagement，1980，Spring:66-69.
[3]Blinder A.S.， Maccini. The Resurgence of Inventory Research:What have We Learned[J]. Journal of Economic Survey，1991，5:291-328.
[4]Ng C.K.， J.K.Smith and R.L.Smith.Evidence on theDeterminants of Credit Terms Used in Interfirm Trade[J].Journal of Finance，1999，54:1109-1129.
[5]Gerg Filbeck，Thomas M.Krueger.An Analysis of WorkingCapital Management Results across Industries[J].Mid-American Journal ofBusiness，2005，20(2):11-18.
[6]Shin，H.H.，L.Soenen.Efficiency of Working Capital andCorporate Profitability[J].Financial Practice and Education，1998，8(2):37-45.
[7]Deloof M..Does Working Capital Management AffectProfitability of Belgian Firms?[J] Journal of Business Finance &Accounting，2003，April/May:573-587.
[8]Ioannis Lazaridis，Dimitrios Tryofonidis.Relationshipbetween Working Capital Management and Profitability of Listed Companies in theAthens Stock Exchange[J].Journal of Financial Management andAnalysis，2006，19(1):26-35.
[9]Pedro Juan Garcia-teruel，Pedro Martinez-solano.Effectsof Working Capital Management on SME Profitability[J].International Journal ofManagement Finance，2007，3:164-177.
[10]毛付根.論營運資金管理的基本原理[J].會計研究，1995，(1):38-40.
[11]楊雄勝.改進周轉率指標的現實思考[J].會計研究，2000，(4):47-51.
[12]王竹泉，逄詠梅，孫建強.國內外營運資金管理研究的回顧與展望[J].會計研究，2007，(2):85-90.
篇13
在信息披露的研究中，國內外學者對歷史性會計信息含量的研究比較多，尤其集中在強制性披露的會計信息質量的研究方面，對預測性會計信息的研究也主要集中在IPO公司和證券分析師的盈利預測研究，對管理層的預測性信息研究相對較少。
預算信息作為一種預測性信息，筆者查閱文獻發現，現有有關預算信息披露的研究也只有少量的規范性研究，目前國內還沒有專門的文獻對預算信息自愿披露行為及其可靠性進行實證研究。在盈利預測信息由強制性披露改為自愿性披露的情況下，筆者對當前我國上市公司預算信息披露的可靠性進行研究，找出影響預算可靠性的因素，可以發現公司預算的質量和水平，反映公司治理的效率。
二、理論分析與研究假設
預算信息披露作為一種預測性信息，我們可以借鑒現有盈利預測的研究成果對其進行一定的研究。下面經過理論分析，提出研究假設，作為本文的研究重點。
1、外部環境變動與預算信息披露可靠性
預測是一種基于目前客觀性情況推測未來趨勢的主觀性行為。對于預測的準確性，一方面取決于預測所涉及的預測期間的長短，預測期越長財務管理論文，面臨的不確定性越大，從而預測的準確性也就越差。另一方面，公司預測期間的盈利變動幅度（程度)也是影響預測準確性的重要因素，盈利變動程度越大，代表盈利越不穩定，即盈利增長幅度或降低幅度越大，預測的誤差就大，則難以對下期盈利進行比較準確的預測。由于預算活動屬于預測行為，二者具有相似性，故本文提出以下假設。
假設1：外部環境變動幅度與預算的可靠性負相關論文格式范文。
2、股權集中度與預算信息披露可靠性
傳統理論認為，股權結構越分散，單個股東就無力去監督經營者，容易形成“內部人控制”現象。隨著股權集中度的提高，大股東就更有動力和能力去監督經營者，提高經營者管理效能，從而減少成本。但是，在股權過度集中的情況下，比如我國上市公司就存在嚴重的“一股獨大”現象，大股東較容易操控上市公司，這樣，大股東實際上成為上市公司的“內部人”。Laporta等(1999)發現股權集中度與財務報告質量負相關。Fan(2002)分析東亞國家股權結構與盈余信息含量時指出，控股股東運用控制權對中小股東進行“掏空”時，控股股東會操縱盈余信息，這降低了信息披露的可靠性。同時，控股股東為避免外部股東的密切監督，也會降低信息披露的充分性。
假設2：公司股權集中度與預算可靠性負相關。
3、會計事務所審計與預算信息披露可靠性
會計事務所站在獨立、客觀、公正的立場上對公司盈利預測報告進行審核，可以在一定程度上保證盈利預測的實現。相對來說，聲譽越高、規模越大的會計事務所的審計質量也較高，致使公司預算的誤差較低。由于國際“四大”會計事務所的聲譽較高，他們對上市公司具有更嚴厲、更廣泛的信息披露要求（Graswell和Taylor，1992），通常認為經“四大”會計事務所審核的預算報告比經“非四大”會計事務所審計的預算報告的可靠性要高。蔣義宏、魏剛（2001）研究認為會計事務所審計對預測的可靠性有一定的影響。
假設3：經過“四大”會計事務所審核的預算報告的可靠性較高。
4、財務杠桿與預算信息可靠性
公司資產負債率越高，說明公司面臨較多的市場風險。根據融資優序理論，公司的資本來源在考慮資本成本的情況下財務管理論文，通常會優先選擇內部融資，再是股權融資，最后才是債務融資。但內部籌資有限，配股和期權融資受公司盈利能力和業績影響，外部債務融資面臨的風險較大。從而公司有操縱盈利預測和進行盈余管理的可能性，預算的可靠性也就越低。
假設4：資產負債率與預算可靠性呈負相關關系。
5、公司治理機制與預算信息披露可靠性
公司治理機制反映了公司的基本特征。董事會規模、監事會規模、獨立董事比例和董事長與總經理是否兩職合一等公司治理變量對公司的盈利預測和預算信息披露可能產生影響，通常認為，董事會規模和監事會規模越大、獨立董事比例越高，越能監控和約束公司管理層的機會主義行為，可以降低CEO或董事長控制董事會的可能性，促進信息的透明化和保護中小股東的利益；而且聘任有能力的外部董事參與公司決策，會促使公司管理層披露更多的信息，從而對預算信息披露產生一定的影響。這顯然也會影響到預算信息披露的準確性和可靠性。
假設5：公司治理特征對預算可靠性有系統影響論文格式范文。
6、成本與預算信息披露可靠性
筆者在研究預算信息自愿披露行為中，預期成本與預算信息自愿披露行為負相關，并得到了實證檢驗，即成本越大，公司越不愿意披露預算信息。通常情況下，成本能影響公司管理層的信息披露行為，從而也對信息披露的可靠性產生一定的影響。
假設6：成本對預算信息披露的可靠性有系統影響。
7、信息性質與預算信息披露可靠性
信號傳遞理論認為，信息披露能向外界釋放有關公司基本信息和私人信息的信號，以緩解信息不對稱問題，促使投資者理性投資和決策，減少成本。管理層在有利好消息時，通常會向投資者披露更多信息(Clarkson，1992)。筆者在研究預算信息自愿披露行為中，已理論分析和實證檢驗得出信息性質與預算披露行為正相關的結論，即公司有利好信息時，管理層對公司前景持樂觀態度，也更愿意披露來年的預算。因此，信息性質對盈利預測披露行為產生影響，從而也造成盈利預測誤差存在差異（張翼、林小馳，2005）。
假設7：信息性質對預算信息披露的可靠性有系統影響。
三、研究設計
1、樣本選擇及數據來源
本文選取我國深市和滬市的A股上市公司2005-2008年共4年的年度公開數據。在原來研究預算自愿披露行為的3595家樣本中，我們篩選出對預算進行披露了的公司，有1215家。經過數據整理財務管理論文，剔除異常值和數據缺失的樣本，最終得到1189家樣本公司。所有樣本都剔除了金融類公司和PT公司。預算數據來自于各年度財務報告中的披露，筆者從其“董事會報告”一欄中一一查出，并經手工整理。財務報告主要從巨潮網中下載，其他如公司理治、董事會特征、會計事務所審計等變量的數據來自于CSMAR數據庫。
2、變量設計
筆者將會用到的變量指標進行了整理和歸類，所有解釋變量和控制變量指標的選取都參考了國內外著名學者的研究成果，并進行了取舍和適當修正，使得各指標具有很強的代表性。各具體變量及定義如表1所示。
表1 變量描述表
變量名稱
變量指標描述
度量
因變量
Error
預算誤差，代表預算的可靠性（也可稱之為預算編制松弛）
（營業收入預算數-當年營業收入實際數）/當年營業收入實際數的絕對值[2]
自變量
Cost
成本
管理費用與營業收入之比
News
是否擁有“好”消息
啞變量：有取1，沒有取0。收入預算數大于當年收入實際數，為好消息，否則為壞消息[3]
Ceodual
董事長與總經理兩職是否由同一人擔任
啞變量：是取1，否則取0
Board
董事會規模
為董事會成員數
Ourdir
獨立董事規模
為獨立董事人數
Supervise
監事會規模
為監事會成員數
Environ
外部環境變動幅度
為小行業營業收入年度增長率
Audit
財務報告是否由國際“四大”會計事務所審計
啞變量：是取1，否取0
Square
股權集中度
赫爾芬德指數，等于公司前10位股東持股比例的平方和
Liability
財務杠桿
資產負債率
控制變量
Size
資產規模
為公司總資產的對數。
Year
年份虛擬變量
啞變量：若年度為2006，Year=1，否則取Year=0，依次類推
Industry
行業
啞變量：若為制造業，取1，否則取0
3、模型設計
本文采用多元線性回歸模型檢驗預算的可靠性。
Error=a0+a1Environ+a2Cost+a3Ceodual+a4Board+a5Ourdir+a6Supervise+a7Audit+a8News+a9Square+a10Liability+a11LgSize+a12Industry+a13Year+ε
四、統計分析
1、描述性統計分析
我國證監會于2004年12月31日條款規定，若公司公開披露過本年度的盈利預測，其利潤的實際數較預測數低10%以上或較預測數高20%以上，要求公司詳細闡明造成差異的原因。于鵬（2007）將盈利預測的準確性（可靠性）范圍定義為預測誤差在10%以內論文格式范文。本文將預算相對誤差進行分類，不管是預算數是“高估”了還是“低估”了，只要誤差絕對值位于0-10%、10%-20%和20%以上的，就分別認為預算是準確的、比較準確的和不準確的。
表2報告了預算相對誤差的分布情況。從各年份和整體上看，預算誤差在0-10%范圍內的公司比例在06年、07年和08年分別為50.99%、44.31%和42.83%，三年的平均值為45.33%，可以看出，我國有近一半上市公司的預算是準確的，但公司所占比例有逐年下降的趨勢；與之相反的是，預算誤差在10%-20%范圍內的上市公司數有逐年增加的趨勢；預算誤差在20%以上的公司比例沒有太大波動，各年份和整體平均值的公司比例保持在25%-30%之間；預算誤差在10%-20%范圍內和20%以上的公司比例在各年份和整體平均值上都是相當的；各年度的預算誤差平均值分別為14.55%、16.16%和17.23%，有逐年增加的趨勢，且三年整體的平均值為16.24%財務管理論文，說明我國上市公司的預算總體上是比較準確的，可靠性一般，但可靠性越來越差。
表2 預算相對誤差統計表
年份
預算誤差范圍
各年度預算誤差均值
0-10%
10%-20%
20%以上
2006年
155（50.99%）
72（23.68%）
77（25.33%）
304（14.55%）
2007年
148（44.31%）
91（27.25%）
95（28.44%）
334（16.16%）
2008年
236（42.83%）
165（29.95%）
150（27.22%）
551（17.23%）
合計
539（45.33%）
328（27.59%）
322（27.08%）
1189（16.24%）
表3反映了各變量的基本信息。在1189家樣本公司中，預算誤差均值為16.24%，從整體上看，預算準確性比較好，可靠性一般；外部環境變動均值為25.47%，公司面臨的環境具有較強的不穩定性；成本均值為7.85%；董事長和總經理兩職合一的樣本有124家，占10.43%，董事會規模平均有9.5人，獨立董事人數平均為3.3人，監事會規模平均為4.2人；公司財務報告由國際“四大”會計事務所審計的公司有67家，占5.65%，說明絕大部分公司還是選擇“非四大”國際會計事務所審計；有利好消息的公司共996家，占83.77%，說明絕大部分公司有利好消息；股權集中度均值為19.08%，最大值達70.29%，說明我國“一股獨大”現象非常嚴重；資產負債率均值為52.14%。
表3 描述性統計
變 量
均值（1/0或總數）
中位數
標準差
最小值
最大值
Error
0.1624
0.1127
0.1673
0.0000
0.9892
Environ
0.2547
0.1943
0.4694
-0.3395
12.5749
Cost
0.0785
0.0610
0.0767
-0.1498
0.9809
Ceodual
124/1065
Board
9.5374
9.0000
1.9660
2.0000
17.0000
Ourdir
3.3263
3.0000
0.7405
1.0000
6.0000
Supervise
4.2330
4.0000
1.4744
1.0000
13.0000
Audit
67/1122
News
996/193
Square
0.1908
0.1652
0.1226
0.0099
0.7029
LgSize
9.3429
9.3102
0.4210
7.9667
11.2749
Liability
0.5214
0.5252
0.2339
0.0348
5.0638
Industry
806/383
2、變量相關性分析
相關性分析只是揭示了變量兩兩之間的相關關系[4]。本文的相關性分析結論如下：公司具有的信息性質與預算誤差顯著負相關；資產負債率與預算誤差顯著正相關；外部環境變動指標與預算誤差正相關，但在Pearson系數下統計不顯著；董事長與總經理兩職合一、監事會規模、國際“四大”會計事務所審計與預算誤差負相關，但統計不顯著；成本、董事會規模、獨立董事規模和股權集中度分別與預算誤差正相關，但統計都不顯著；單變量相關分析只是簡單地介紹了變量兩兩之間的關系，在多元回歸分析中，我們可以進一步有效地揭示解釋變量與被解釋變量之間的關系。此外，相關分析表中各個變量之間的相關系數都比較小（都小于0.5），不存在高度相關性，表4中的每個變量的VIF值都小于5，故模型中變量之間不存在多重共線性。
3、回歸分析
在利用Eviews、SPSS軟件回歸檢驗中，利用懷特檢驗，我們發現模型有異方差現象，通過加權最小二乘法（WLS）對模型進行修正，最終消除了異方差。又模型的D-W值為2.047，說明模型沒有自相關現象。模型的F值為39.833，在0.01顯著性水平下通過了檢驗，同時，修正的R2值為0.314財務管理論文，說明模型成立，具有一定的研究意義和解釋力。
我們發現，成本與預算誤差顯著正相關，即成本越大，預算越不準確，預算的可靠性就越低；通常成本越大，公司越不愿意披露預算信息，同時，對預算信息披露了的公司，成本越大的公司，預算的可靠性也比較差。具有“好消息”的公司與預算誤差顯著負相關，即具有利好消息的公司，預算的誤差越小，其可靠性就越高；通常具有“好消息”的公司更愿意披露預算信息，同時，對預算進行了披露和具有“好消息”的公司，預算的可靠性比較高。國際“四大”會計事務所審計與預算誤差顯著負相關，即經過國際“四大”會計事務所審計的公司，其預算的誤差較低，可靠性相對就高，這些與本文的預期相一致，假設得到了檢驗。資產負債率與預算誤差顯著正相關，即資產負債率越高的公司，雖然自愿披露了預算信息，但預算的誤差也越大，其可靠性也就低，這也與本文預期相一致。
在董事會特征變量中， 董事長和總經理兩職合一、董事會規模、獨立董事規模都與預算誤差正相關，但統計不顯著。由于我國特殊的公司治理結構，我國上市公司“一股獨大”現象嚴重，大股東有較強的控制權和表決權，董事會成員內部存在普遍的“搭便車”行為，同時，我國的獨立董事制度還不完善財務管理論文，獨立董事的專業勝任能力與工作精力和態度嚴重影響到獨立董事制度的有效運行，致使獨立董事制度未起到應有的作用，董事會治理效率和作用并沒有顯著提高。監事會規模也與預算誤差不顯著正相關，通常情況下，監事會只起到對董事會和管理層的監督作用，對他們的行為進行監控，但無權加以干涉，所以，監事會對預算可靠性沒有實質性影響。
此外，公司規模、行業虛擬變量和年份虛擬變量作為模型的控制變量也與預算誤差正相關。公司規模不同，行業不同，公司所面臨的內外部環境也就不同，資產的配置也不一樣，故預算的可靠性也就不同。樣本在各年度由于公司不同、數量不同、環境不同，故各年度的預算可靠性也不一樣論文格式范文。
表4 回歸檢驗表
Variables
Unstandardized Coefficients
Standardized Coefficients
t
Sig.
Collinearity Statistics
B
Std. Error
Beta
Tolerance
VIF
Constant
0.290***
0.044
6.607
0.000
Environ
0.006
0.004
0.044
1.462
0.144
0.635
1.575
Cost
0.063***
0.023
0.078***
2.682
0.007
0.682
1.466
Ceodual
0.006
0.004
0.042
1.325
0.185
0.562
1.778
Board
0.001
0.002
0.043
0.825
0.410
0.211
4.748
Ourdir
0.005
0.004
0.058
1.149
0.251
0.229
4.362
Supervise
-0.001
0.001
-0.032
-1.060
0.289
0.641
1.560
Audit
-0.031***
0.007
-0.106***
-4.194
0.000
0.902
1.109
News
-0.069***
0.005
-0.340***
-13.048
0.000
0.848
1.179
Square
0.072***
0.016
0.125***
4.578
0.000
0.769
1.301
Size
-0.021***
0.005
-0.137***
-4.466
0.000
0.611
1.637
Liability
0.093***
0.008
0.301***
11.156
0.000
0.796
1.257
Industry
0.014***
0.004
0.113***
3.858
0.000
0.675
1.482
06Year
0.020***
0.004
0.161***
4.705
0.000
0.492
2.030
07Yeay
0.032***
0.004
0.274***
7.212
0.000
0.399
2.505
R Square
0.322
Adjusted R Square
0.314
F Change
39.833
Sig. F Change
0.000
Durbin-Watson
2.047
注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。
4、穩定性測試
在穩定性測試中，我們可以從總樣本中隨機抽取三分之一的樣本數，再進行回歸檢驗，看回歸結果是否與總樣本回歸結果一致[5]。在1189家披露了預算信息的公司中，我們隨機抽了350家公司對模型進行了回歸檢驗，檢驗結果與本文上述的結論基本一致（限于篇幅，本文省略了回歸結果表），所以本文通過了穩定性檢驗。
五、研究結論與未來研究展望
在描述統計方面，我們發現，有近一半的上市公司的預算誤差維持在10%以內，預算誤差均值為16.24%，說明我國上市公司預算的可靠性較一般；且預算誤差逐年上升，預算的可靠性越來越差。
在多元線性回歸檢驗中，我們發現，成本與預算誤差顯著正相關，即成本越大，預算越不準確，預算的可靠性就越低。具有“好消息”的公司與預算誤差顯著負相關，具有利好消息的公司，預算的誤差越小財務管理論文，其可靠性就越高。國際“四大”會計事務所審計與預算誤差顯著負相關，經過國際“四大”會計事務所審計的公司，其預算的誤差較低，可靠性相對較高。財務杠桿與預算誤差顯著正相關，資產負債率越高的公司，雖然披露了預算信息，但預算的誤差也越大，其可靠性也越低。在董事會特征變量中，董事長和總經理兩職合一、董事會規模、獨立董事規模都與預算誤差正相關，但統計不顯著。監事會規模也與預算誤差不顯著正相關。此外，公司規模、行業虛擬變量和年份虛擬變量作為模型的控制變量也與預算誤差正相關。
對后續預算信息披露的研究，筆者認為同時發行A股和B股的公司由于面臨更嚴格的市場監管和信息需求，預算信息披露的可靠性應該較高，故樣本選擇可以擴展到B股上市公司，進而比較A股與B股上市公司的信息披露差異。再者，地區市場化水平不同，面臨的環境和市場競爭程度也不同，從而信息披露透明度和披露水平也不同，因此，我們也可以考慮把這些因素引入預算信息披露的研究中。
參考文獻
[1]蔣義宏，魏剛.中國上市公司會計與財務問題研究[M].東北財經大學出版社.2001，1.
[2]唐躍軍，程新生.信息披露機制評價、信息披露指數與企業業績-基于931家上市公司的調查[J].管理評論.2005(10):8-16.
[3]葉少琴，胡瑋.IPO公司自愿披露盈利預測:影響因素與準確性[J].金融研究2006.9.
[4]張翼，林小馳.公司治理結構與管理層盈利預測[J].中國會計評論，2006，12.
[5]Clarkson，P.A. Dontoh，G. The voluntary inclusion of earningsforecasts in IPO prospectuses[J].Contemporary Accounting Research.1992，(Spring):601-626.
[6]Chen，C.J.P. Jaggi，B. Association between independentnon-executive director， family control and financial disclosure in Hong Kong. Journal of Accounting and Public Policy，2000，19:285-310.
[7]Fan，J.P.H. T.J.Wong. Corporate ownership structure and theinformativeness of accounting earnings in East Asia.[J].Journal of Accountingand Economics，2002，(33):401-425.
[8]Ferris，K.R.D. C.Kayes. Some evidence on determinants of Profitforecast accuracy in the United Kingdom. The International Journal ofAccounting. 1987，(16):27-36
[9]Craswell，A.Taylor S. Discretionary disclosure of reserves byoiland gas companies: an economic analysis[J].Journal of Business Finance and Accounting，1992(19):295-308.
