财务会计信息在高层管理人员激励方面发挥着非常重要的作用，这一点已经为大多数研究者所观察到。Coase（1990）注意到会计是公司行为数据的一个有价值的来源，会计在公司契约中发挥了重要的作用。Bushm下面是小编为大家整理的2023年度业余自我总结【五篇】（完整文档）,供大家参考。
业余自我总结范文第1篇
关键词：高层管理人员；
薪酬；
盈余成分
一、引言
财务会计信息在高层管理人员激励方面发挥着非常重要的作用，这一点已经为大多数研究者所观察到。Coase（1990）注意到会计是公司行为数据的一个有价值的来源，会计在公司契约中发挥了重要的作用。Bushman等(2001)认为财务会计信息的应用是经理人员激励的一项重要内容，财务会计信息在公司治理尤其是经理人激励中发挥了重要作用。Watts等(1986)认为有三个潜在因素促使企业实施以会计盈余为基础的报酬计划：（1）缺乏观察企业市场价值的能力。在现实中，大多数公司并没有在股票市场上交易，此时难以获得企业的总市场价值，会计盈余在此时便成为一种衡量企业价值变动的最具成本效益的指标。（2）业绩的分解。即使整个企业的总价值可以被观察，但是由于只有企业高级管理人员必须对整个企业负责，其他管理人员负责的企业下层管理单位的市场价值很难予以观察。（3）税收。追求利益最大化的经理人员会考虑税收的因素而选择以会计盈余作为报酬计划的基础。在由会计盈余决定的高层管理人员薪酬中，利益相关方有通过盈余管理进而影响薪酬收入的动机，在国外，众多的实证研究已经观察到这一现象。Healy(1985)检验了实证会计中的分红假说，实证结果显示经理人员会通过对会计中应计项目的选择从而达到最有利于其薪酬最大化的意图。其后有众多的文献围绕与薪酬相关的盈余管理展开，其所得到的结论并不一致，如Balsam等(1995)以及 Holthausen等（1995）。
随后，在国外的相关文献中，研究盈余的组成部分是如何影响高层管理人员薪酬的逐渐形成一个新的研究方向，如Natarajan(1996)，Engel(1996)，Balsam(1998)以及Balsam等(2006)。在这些研究中，他们都注意到会计盈余的不同组成部分对于高层管理人员薪酬的决定起到的作用并不相同。而在我国，关于会计盈余的不同组成部分是如何影响高层管理人员薪酬的相关研究较为少见，因此在我国现行经济环境下，研究以会计盈余为基础的薪酬契约是如何受到会计政策选择后的盈余的影响，以及会计盈余的不同组成部分是如何影响高层管理人员薪酬的，对于我们了解财务会计信息在高层管理人员激励中的作用，无疑具有非常重要的意义，本文应用中国资本市场的数据试图对这一问题进行研究，并提供初步的经验证据。在剩下的章节中，我们首先进行文献回顾，其次提出假设和进行相关的数据描述，最后建立相关的实证模型并进行实证分析，最后是文章结论。
二、文献综述
有大量的文献研究了会计盈余与高层管理人员薪酬之间的关系（Antle， et al， 1985），他们大多关注了财务会计信息与高层管理人员薪酬激励之间的相关性。通常认为高层管理人员可以通过影响会计政策的选择从而实现自身利益的最大化，而关于会计盈余的不同组成部分对于高层管理人员薪酬契约的影响，Subramanyam（1996）认为，总体上，可操纵应计项目是价值相关的，他发现正的应计项目与经理人的现金报酬正相关，在此处，他将产生这样结果的原因解释为应计项目是经营业绩的一种体现。Natarajan(1996)研究了盈余的不同组成部分之间在CEO薪酬契约中的作用，实证结果证实了综合采用现金流与盈余指标比单独使用盈余指标与CEO薪酬之间更有相关性。Balsam (1998)研究了会计政策选择与CEO报酬之间的关系，他发现可操纵应计项目与CEO的现金薪酬相关，在控制了非可操纵盈余和股东财富的增长以后，这一结论仍然成立。此后，作者将可操纵应计项目分为正负两组，研究了二者之间的差别，发现正的可操纵盈余与CEO现金薪酬之间的相关性显著大于负的可操纵盈余与CEO现金薪酬的相关性；
作者还发现，当CEO存在利用可操纵盈余进行减少或者避免亏损动机时，此时CEO现金报酬与可操纵盈余之间的相关性更为显著，作者还验证了CEO可以通过对会计政策的选择从而影响自身的薪酬。Balsam等(2006)在之前的研究基础上进一步检验了不同盈余组成部分与CEO薪酬的相关性，发现近些年来，应计项目与CEO薪酬的相关性正在下降（不论是可操纵应计项目还是不可操纵应计项目），现金流的作用正日益增加，他们对此作出的解释是，薪酬委员会（compensation committee）可能通过之前的文献了解到CEO通过盈余管理从而影响到了薪酬契约的有效性，而盈余管理一般是通过操纵应计项目完成的，因此现金流在薪酬契约中日益重要。
通过对以上文献的梳理，我们可以看出盈余的不同组成部分在CEO薪酬中的作用是不一样的，之前我国研究盈余管理的文献大多是围绕上市公司为了满足融资或者再融资的需要而展开的（Chen，et al， 2004），鲜有文献涉及高层管理人员薪酬契约中的盈余管理，研究盈余的不同组成部分在高层管理人员薪酬契约中的作用更是几近空白。本文试图在前人研究的基础上，应用中国上市公司的数据进行研究。在国外的相关研究中，分红假说是高层管理人员进行盈余操纵的重要动机之一，那么在我国，盈余的不同部分是如何影响高层管理人员薪酬，薪酬契约能否识别可操纵盈余与不可操纵盈余，这都值得我们去加以检验。我们首先将盈余分为经营现金净流量和应计项目两部分，研究二者在薪酬契约中的不同作用，在此基础上利用横截面的Jones模型进一步将应计项目分为可操纵应计项目与不可操纵应计项目（注：不可操纵应计项目和非可操纵应计项目为同一含义，在本文交替使用。）两部分，试图对可操纵应计项目与不可操纵应计项目的契约有用性进行进一步分析。本文可能的创新之处在于，首先，应用中国资本市场的数据验证了会计盈余的不同组成部分对于高层管理人员薪酬的影响；
其次，国外的研究一般使用的是绝对数量，在本文中我们将其纲化，这样在一定程度上可以减小异方差（注：详见 古扎拉蒂. 2005. 计量经济学基础（第四版）.费剑平 等 译，中国人民大学出版社:390-395.）。
三、提出假设
财务会计信息是对企业财务状况、经营成果和现金流量的一种表述方式，其结果受到会计政策选择的影响，例如由平均年限折旧法转换为加速折旧法、由先进先出法转换为移动平均法等都会影响到企业的会计盈余。此时如果高层管理人员薪酬契约是依据会计盈余而制定的，那么高层管理当局可以通过对会计政策的选择进而影响会计盈余，以达到最大化自身利益的目的。如果上述逻辑成立的话，会计盈余中的应计项目应该与高层管理当局薪酬正相关。在此基础上，利用Jones模型将应计项目分为可操纵应计项目与不可操纵应计项目，在控制不可操纵应计项目的情况下，由于高层管理人员拥有通过提高可操纵应计项目从而提高自身收入的动机，因此，可操纵应计项目应与高层管理当局薪酬更为相关。因此，我们提出假设一：应计项目与高层管理当局薪酬正相关，在控制不可操纵应计项目后，可操纵应计项目与高层管理当局薪酬正相关。
同时，我们知道，会计盈余是激励高层管理当局的基本要素之一，管理当局有最大化会计盈余从而最大化自身薪酬的动机，但是，过高的操纵会计盈余在提高自己薪酬收入的同时，具有一定的成本。例如，当期过高的盈余会导致以后更高会计盈余的期望，从而增加了以后目标实现的难度；
过高的盈余更会导致税赋的增加以及平滑各期盈余的压力。此外，由于外部审计师的存在，过高的会计盈余（异常盈余）更会引起他们的注意，从而增加了出具非标准审计意见的可能性。由于会计盈余与高层管理当局的薪酬是紧密相关的，上市公司高层管理人员有提高会计盈余从而增加收入的意愿，此时，正的可操纵应计项目肯定可以增加会计盈余与高层管理当局薪酬的相关性。但是由于操纵会计盈余具有一定的成本，高层管理当局考虑到外部的监督力量可以依据可操纵应计项目的不同而不断地调整会计盈余与高层管理当局薪酬之间的相关系数，从而，如果高层管理当局采取了增加会计盈余的会计政策，此时导致可操纵应计项目增加，外部的监督力量（例如董事会或者薪酬委员会）会降低会计盈余与薪酬之间的相关性。因此，由于正反两方面的作用，我们提出假设二: 正的可操纵应计项目对会计盈余与高层管理当局薪酬之间的相关性无显著影响。
四、数据整理和模型构建
由相关文献的梳理可知，对于会计盈余的分解，一般认为存在三种方法：（1）直接将会计盈余分解成为经营现金流量和应计项目；
（2）应用Jones模型分解应计项目；
（3）应用DD模型分解应计项目。在此处，首先将会计盈余（在此处应用净利润指标代替）分为经营现金流量和应计项目，然后在此基础上利用横截面的Jones模型将应计项目分为可操纵应计项目与不可操纵应计项目。Defond(1998)研究发现，行业截面修正的Jones模型比时间序列修正的Jones模型效果要好，因此本文采用行业截面修正的Jones模型，具体计算过程如下：
第一步：利用Jones模型计算β0、β1、β2。
TACCt=(NIt-OCFt)/TAt-1（1）
TACCt=β0+β1TEVt/TAt-1+β2PPEt/TAt-1+ε（2）
其中，TACC表示公司第t年的应计项目总额，NI代表净利润，OCF代表经营活动现金流量，TA代表第t-1年末的总资产，TEV代表营业收入变动额，PPE代表固定资产总额。
在上述过程中，方程（1）代表了总应计项目，在此基础上，第二步，利用第一步计算出来的回归系数，采用修正的Jones模型计算非操纵性应计项目NDACC。
NDACC=β0+β1(REVt-RECt)/TAt-1+β2(PPEt/TAt-1)（3）
其中，NDACC代表非操纵性应计项目总额，REC代表第t年的应收帐款变动数。
最后，操纵性应计项目为
DACC=TACC-NDACC（4）
在本文中，我们按照中国证监会的行业分类标准进行横截面Jones模型的计算，制造业按照二级分类进行划分，某一类公司样本数不足10个的予以全部剔除，主要是传播与文化产业（L）、木材家具业（C2）两个行业，同时由于金融、保险业上市公司的特殊性，我们同样予以剔除，最终，我们得到19个行业，行业具体情况见表1。
在进行上述筛选后，我们依据研究惯例将ST、PT（注：交易所《股票上市规则》规定，当上市公司出现财务状况异常或其他状况异常，投资者难以判断公司前景，自身权益可能受到损害时，交易所将对其股票交易实行特别处理，简称“ST”股票，其股票报价日涨跌幅限制在5％以内。特别处理不属于对上市公司的处罚，上市公司在特别处理期间的权利和义务不变。
依据《公司法》第157条和《证券法》规定，上市公司发生以下四种情形之一时，其股票将暂停上市：股本总额、股权分布等变化不再具备上市条件的；
不按规定公开其财务状况或对财务会计报告作虚假记载的；
有重大违规行为的；
连续三年亏损等。暂停上市期间，上市公司仍应依法履行有关义务。对暂停上市的股票，交易所提供特别转让服务，此类股票简称PT股票。）类公司予以剔除，主要是由于此两类公司的相关规定与正常上市公司的要求并不一致，同时删除了数据缺失（注：CSMAR数据库中存在大量高层管理人员薪酬总额的缺失数据，而这一数据在本文的研究中作为因变量。）的样本公司。最后我们得到2002年的样本940家、2003年样本982家、2004年样本1036家，最终得到三年总样本观测值为2958个。本文所需要的全部样本数据来自于深圳市国泰安信息技术有限公司开发的CSMAR系列研究数据库系统，在处理数据过程中，主要应用SPSS和EXCEL。
为了检验上文提出的假设，本文采用Balsam（1998）、Balsam等（2006）所采用的模型，但是与他们有所不同的是，相关变量均是纲化后的变量，这样可以在一定程度上减少异方差。具体模型如下（注：依据文献资料，鲜有文献在此处选取了其他控制变量，本文的研究遵循此惯例。当选择年度和行业作为控制变量时，结果没有发生改变。）：
COMPENSATI ON=α+β1ROCF+β2TACC+ξ（5）
COMPENSATI ON=α+β1ROCF+β2DACC+β3NDACC+ξ（6）
COMPENSATI ON=α+β1INC+β2DA×INC+ξ（7）
在上述方程（5）、（6）、（7）中，ξ代表随机变量，其余各变量（注：其中DACC、NDACC的定义见上文具体的计算过程。）的具体含义见表2。
在本文中，方程（5）的β1代表现金流在高层管理人员薪酬中的影响，β2代表总体应计项目在决定高层管理人员薪酬中的作用。在方程（6）中，各系数依次代表现金流、可操纵应计项目和不可操纵应计项目在决定高层管理人员薪酬中的作用。在方程（7）中，若β2大于0，则说明了高层管理人员可以通过对可操纵应计项目的调整而最大化自身的薪酬，这就直接验证了假设二；
反之，若其为负，则说明了外部的监督力量可以识别高层管理当局通过操纵盈余从而达到提高自身薪酬的意图。
五、实证结果与敏感性测试
在这一部分，首先进行描述性统计分析，在此基础上，报告方程（5）、（6）、（7）的回归结果，最后应用其他的相关替代变量进行敏感性测试。
1.三年总样本的描述性统计结果
描述性统计结果具体见表3。可以看出，大约有49％的公司进行了正向的盈余管理，经营现金净流量的平均数大于0，说明了大多数上市公司的经营业务状况良好，这其中的可能性在于，我国的上市公司中相当大一部分是由国有企业的优质资产剥离上市而来。不论是总应计项目还是区分为可操纵性应计项目和不可操纵性应计项目，其均小于0，说明了我国上市公司的盈余质量总体上偏高，这其中尽管有一些上市公司为了达到融资或者再融资的目的进行了盈余操纵。
2.回归结果
由方程（5）的回归结果，可以看出其F值为8.5813，方程整体上在0.0001水平上显著，整体回归结果有意义。由回归系数的显著性可以得知，经营现金净流量的系数并不显著，一定程度上说明了经营现金净流量在决定我国上市公司高层管理人员薪酬方面的契约中应用并不一定有效。应计项目的系数P值为0.0364，且回归系数为正，说明了总体应计项目在高层管理人员的薪酬契约中起到了非常重要的作用，总体应计项目与高层管理人员薪酬之间呈现显著正相关，验证了假设一的前半部分。由上面的分析可以看出，在我国的高层管理人员薪酬契约中，应计项目被视为高层管理人员的经营成果的重要体现，而经营现金流量并没有得到重视，可能的原因在于，我国现金流量表起步较晚，资本市场并没有充分认识到现金流量表的作用，从而难以充分利用现金流量信息对高层管理人员进行激励。
由对方程（5）的回归结果，可以知道应计项目在决定高层管理人员薪酬方面起到非常重要的作用，在此基础上，应用修正的横截面Jones模型将总应计项目划分为可操纵应计项目与不可操纵应计项目两部分，分析可操纵部分与不可操纵部分在决定高管薪酬中的作用有何不同。
由方程（6）的回归结果可以看出，F值为11.6325，总体上在0.0000水平上显著，回归结果有意义。从回归结果来看，在将总应计项目区分为可操纵应计项目与不可操纵应计项目后，结果显示可操纵项目与高层管理人员薪酬之间关系并不显著，说明了管理当局难以通过对应计项目的操纵达到最大化自身薪酬的意图，这与假设一的后半部分并不一致。在我国，决定高层管理人员薪酬的董事会（或者其下设的薪酬委员会）一般对于上市公司的经营状况较为了解，甚至董事会直接参与上市公司的经营管理和融资、再融资进程，他们可能对于可操纵性应计项目较为了解，从而对高层管理人员实施了有效的监督，使得高层管理人员通过操纵应计项目最大化自身利益的难度增加。此外，外部监督力量诸如注册会计师等有可能也限制了高层管理当局的盈余管理程度。不可操纵性应计项目系数显著为正也证实了这一点。从回归结果可以看出，不可操纵性应计项目NDACC系数为0.0021，在0.0000水平上显著，说明了在总应计项目中，相对于可操纵应计项目来说，影响并一定程度上决定高层管理人员薪酬的是不可操纵应计项目，这个指标反映了高层管理人员的努力程度，是决定高层管理人员薪酬的较好指标。
由方程（7）的回归结果可以看出，方程总体在0.001水平上显著，说明了回归结果有意义。从结果来看，主营业务收入率INC与可操纵应计项目符号哑变量DA的交乘项的系数为正，但是并不显著，一定程度上说明了高层管理当局难以通过可操纵应计项目增加自身薪酬，这与我们在方程（6）中的发现结果是一致的，也印证了假设二， 正的可操纵应计项目对会计盈余与高层管理当局薪酬之间的相关性无显著影响。主营业务收入率在0.000水平上显著为正，说明了主营业务收入是决定高层管理人员薪酬的较好指标。交乘项系数较小，且显著性水平不高，这可能是高层管理当局权衡成本和收益后的结果，虽然高层管理人员可以通过对可操纵应计项目的操纵最大化自身利益，但是外部监督力量的存在以及平滑各期盈余的压力也使得其面临巨大的成本。
3.敏感性测试
在这部分，本文分别以CSMAR数据库中的前三名董事薪酬总额和前三名高管薪酬总额作为高层管理人员薪酬的替代变量进行回归（具体结果省略）（注：限于篇幅，我们没有列出敏感性测试结果，如有需要，可向作者索取。）。敏感性测试结果显示，上文所得出的结论基本没有改变。决定高层管理人员薪酬的主要是应计项目中的不可操纵应计项目，经营现金流量没有得到很好的应用，高层管理人员通过对会计政策选择从而影响薪酬的空间较小，敏感性测试更加验证了上述研究所得到的结论。
六、 结论与启示
本文主要验证了会计盈余的不同组成部分对于高层管理人员薪酬的影响，结果发现在我国上市公司中经营现金流信息对于高层管理人员薪酬没有显著影响，说明在我国上市公司高层管理人员薪酬契约中，现金流信息没有得到充分利用。总应计项目与高层管理人员薪酬显著正相关，当应用Jones模型将总应计项目划分为可操纵应计项目和不可操纵应计项目后，发现影响高层管理人员薪酬的主要是不可操纵应计项目，可操纵应计项目与高层管理人员薪酬之间的关系不显著。随后本文进一步的检验亦印证了这一点。据此，本文提出以下政策建议：（1）由于现金流是企业日常经营活动中最重要的资源之一，在一定程度上决定着企业经营的成败，且其难以为高层管理人员所操纵，在以后的高层管理人员薪酬契约中要充分加以应用；
（2）实证结果表明可操纵应计项目一定程度上增加了高层管理人员的薪酬收入（系数为正但不显著），这就要求我国上市公司在以后制定薪酬契约时，要对高层管理人员应用可操纵应计项目调高薪酬的意图加以控制，使得薪酬契约可以真正激励高层管理人员，从而达到提高企业绩效的目的。
参考文献
WATTS R L， ZIMMERMAN J L. 1999. 实证会计理论［M］． 陈少华，黄世忠 译．大连：东北财经大学出版社.
ANTLE R， SMITH A. 1985. Measuring executive compensation：methods and application ［J］． Journal of Accounting Research，23：296-325．
BALSAM S. 1998. Discretionary accounting choice and CEO compensation ［J］． Contemporary Accounting Research，3：229-252．
BALSAM S，SIMON R，JENNIFER J G. 2006. A reexamination of the association between CEO compensation and the components of accounting earnings ［C］． Conference Proceedings of International Conference On Accounting Standards：7-28．
BUSHMAN R M， SMITH A J． 2001. Financial accounting information and corporate governance ［J］． Journal of Accounting and Economics，32：237-333．
业余自我总结范文第2篇
[关键词]股权激励；
盈余管理；
上市公司；
修正Jones模型
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.16.062
1 引 言
股权激励机制最早在20世纪50年代产生于美国，20世纪90年代初期才被引入中国。2005年，我国国有企业实行股权分置改革，随后颁布了一系列股权激励政策，使得股权激励机制在我国上市公司中被逐渐推广。股权激励制度兴起的初始目的是为了使所有者与经营者利益趋同。但是由于委托―问题而导致的信息不对称问题迟迟不能解决，管理层利用职权与信息便利进行盈余管理的问题频频出现。
在国外学者的研究中，Bergstresser 和 Philippon[1]（2006）的研究结果表明，高管通过股权激励获得的收益占总薪酬的比例与公司盈余管理程度正相关。Goldman 和 Slezak[2]（2006）的研究结果表明，股权激励有双重效应，股权激励能够促使CEO努力工作，但同时也有可能诱发CEO为谋取私利进行盈余管理。当CEO通过进行盈余管理谋取的私人利益显著大于其付出的成本时，股权激励程度与盈余管理水平显著正相关。在我国学者的研究中，赵息、石延利等[3]（2008）的研究结果表明，股权激励提高了管理层进行盈余管理的动机。李春景、李萍[4]（2009）的研究结果表明，在股权激励计划实施前，高数量激励股权的意愿可能诱发更加严重的盈余管理。肖淑芳等[5]（2009）的研究结果表明，管理层倾向于在股权激励计划公告日前的三个季度实施负向盈余管理，而在股权激励计划公告日后进行正向盈余管理。何凡[6]（2010）的研究结果表明，激励股本占总股本比例越大，股权激励实施前盈余管理程度越大。谢振莲、吕聪慧[7]（2011）的研究结果表明，受到激励的董事的比例与盈余管理水平显著正相关。于卫国[8]（2011）的研究结果表明，高管持股的市值与操纵性应计利润显著正相关，而与线下项目不存在显著相关关系。丁飞[9]（2011）的研究结果表明，股权激励方案中涉及的要素，包括激励股权数量、激励标的物的来源、行权价格、行权时长等，都有可能诱发管理层的盈余管理行为。管理层为了谋取私利，会根据要素特征的不同对财务数据采取不同方式进行操控。苏冬蔚，林大庞[10]（2012）的研究结果表明，实施股权激励的上市公司减弱了该公司CFO的股权及期权占总薪酬比例与盈余管理间的负相关性。毕晓方，韩传模[11]（2012）的研究结果表明，上市公司的盈余质量在实施股权激励计划后明显降低。管建强，王红领[12]（2012）的研究结果表明，资产负债率、净资产收益率、第一大股东股权占比与盈余管理程度显著正相关，而董事会的规模与盈余管理程度呈倒U形关系。刘琳[13]（2014）的研究结果表明，预留股份的比例与管理层盈余管理水平呈正相关关系。股权激励一方面可促进企业进行适当程度的盈余管理，进而提高会计盈余管理信息的关联性；
另一方面也可能会引发盈余管理不完备性契约，诱发管理层过度盈余管理从而有损企业长远利益。
由以上前人研究成果可知，国内外大多数学者均认为不合理的股权激励方案会提升管理层进行盈余管理的动机。与此同时，前人的研究中也存在一定局限性：一是一些学者选择样本过少，结论缺乏代表性；
二是大多学者仅研究了股权激励方案实施过程中的盈余管理的程度，未考虑股权激励计划草案公布前管理层盈余管理情况。
从2010年起，我国实行股权激励的上市公司数量大幅增加。然而由于股权激励方案设计不合理，往往诱发高管的利己行为。因此，如何完善股权激励机制，使其在发挥股权激励的最初目的的同时减少对盈余的负面影响，是一个值得探讨、研究的问题。本文深入分析了股权激励计划公布前一年管理层对盈余的操纵行为，以及股权激励计划草案公布以后股权激励程度与盈余管理程度的相关性，为我国企业改善治理结构、建立更加全面有效的股权激励制度提供了一定借鉴。
2 理论分析与研究假设
由于股权激励方案往往有较为严格的业绩要求，包括营业收入增长率、ROE、净利润增长率等指标。而管理层为了得到高薪资报酬，往往会在股权激励草案前一年进行负向的盈余管理，从而使基准年度绩效水平较低，大大降低股权激励实施后的行权难度。同时，管理层希望通过负向操纵盈余，降低公司二级市场股票价格，进而获得较低的行权价。基于此，本文提出假设1。
假设1：管理层为实现自身利益的最大化，会在股权激励计划草案前一年进行负向盈余管理。
股权激励计划使得管理层也有机会共享公司的剩余财产。股权激励契约中规定的条款表明，激励性报酬往往与管理层的经营业绩挂钩，如果公司业绩良好，管理层便得到丰厚的报酬；
如果公司业绩欠佳，管理层的报酬则会付诸东流。在我国弱式有效的资本市场的条件下，管理层与所有者信息不对称的现象仍较为严重。管理层追求个人利益进行盈余管理是作为“经纪人”在机会主义观主导下自利行为的必然结果。因此，在股权激励实施过程中，在其他条件不变的情况下，激励股权占总股本的比例越大，即激励程度越大，则管理层通过股权激励获得的收益占总薪酬的比例就越大，进而管理层进行盈余管理谋求个人利益的动机就越大，管理层进行盈余管理的程度也就越大。基于此，本文提出假设2。
假设2：股权激励程度与盈余管理程度呈正相关关系，股权激励程度越高，上市公司盈余管理程度越大。
3 研究设计
3.1 样本选择与数据来源
本文实证研究选取的初始样本是2014年股权激励草案公告的193家沪深两市A股上市公司。在采集资料后加以整理，为了确保数据的有效性，对样本做以下处理：剔除金融及保险行业上市公司；
剔除2014年IPO的上市公司；
剔除数据残缺或披露信息不全的上市公司；
剔除净资产收益率和资产负债率异常的上市公司；
剔除ST、*ST的公司，以及近10年中由会计师事务所出具过保留意见、无法表示意见或否定意见的上市公司。经过筛选后，我们最终获得了2014年股权激励计划草案且基准年度为2013年、样本规模为176家的沪深两市A股上市公司的样本。
4.3 股权激励与盈余管理相关性实证检验
4.3.1 描述性统计
根据变量定义表1，用Excel计算出2014年样本各变量的值，并对各变量进行基本描述分析，见表6。
首先分析解释变量：衡量股权激励水平的激励标的物/公司总股本（RATIO）极小值为0.89%，极大值为4.88%，均值为3.14%，说明我国上市公司股权激励程度还比较低。衡量股权激励水平的样本公司金额最高的前三名高管的报酬总和的自然对数（LnTOP）在12.227～16.198，转换成金额最高的前三名高管报酬总和就是在204229.57～10831834.55，最大值为最小值的53倍左右，说明样本公司的高管报酬比较悬殊。
其次分析被解释变量：由表6可以看出，样本公司总资产规模的自然对数（LnSIZE）最小值为19.977，最大值为26.155，如果转换为资产规模总值，最大值将会高于最小值10倍左右，样本公司之间资产规模还是相差比较悬殊的；
并且其均值为21.9309，在整个上市公司资产规模中处于中低水平，说明上市公司规模较小，在公司治理方面比较灵活，管理层进行盈余管理的动机更大。从公司财务杠杆来看，资产负债率（DEBT）最小值为4%，最大值为81.4%，资本结构相差很大，其均值为38.36%，说明大多数公司的资本结构倾向于稳健结构，总体来说公司财务风险不高，债务契约对公司压力不大。从第一大股东持股比（BLOCK）来看，最小值为5%，最大值为82%，相差悬殊，均值为33.26%，说明大部分实施股权激励的上市公司股权结构较为集中。从净资产收益率（ROA）来看，资产收益率最小的公司处于亏损态，盈利水平为-4%，而资产收益率最大的公司盈利水平高达24%，均值5.87%，业绩方面表现出的差异可能会导致业绩较差的公司通过盈余管理来掩盖自己的真实亏损情况。从管理费用（EXP）来看，最小值为16.82，最大值为22.77，均值为18.9445，可见实施股权激励的公司对管理费用方面的开销相对较少。
4.3.2 Pearson检验
为了避免解释模型的建立过程受多重共线性的影响，本文在进行线性回归分析前，首先对全部拟使用的解释变量和控制变量进行相关性分析。用简单相关系数检验方法对变量之间的多重共线性问题进行度量。用SPSS18.0进行Pearson相关分析，见表7。
根据Pearson相关分析原理：Pearson相关系数的绝对值小于等于0.3时，两变量微弱相关；
其绝对值大于0.3同时小于等于0.5时，两变量低度相关。基于此对Pearson相关性分析结果进行分析：
从表7中可以看出，盈余管理程度DA和股权激励强度RATIO之间的相关系数为0.216，在0.01水平上显著正相关，因此盈余管理程度与股权激励程度呈正相关，与预期一致，从定性角度初步验证了假设2。
通过表7变量相关性分析结果可以看出，这8个变量两两之间存在相关性，且一些变量之间相关性较为显著。比如，前三名管理层薪酬总额的自然对数和公司规模、管理费用的相关系数较大。但总体来看，自变量之间相关性并不太大，相关系数的绝对值最大值为0.447，可见相关系数的绝对值均远小于1，可认为自变量间不存在严重的多重共线性问题，因此不会对构建的模型的回归结果造成不利影响。
4.3.3 回归分析
利用整理后的数据用SPSS18.0进行回归分析，假设各变量之间存在线性关系，按式（6）建立回归方程，见表8。
对多元线性回归结果进行分析。首先对模型进行拟合优度分析：虽然R-squared为29.2%，Adjusted R-squared并不是很高，不过与前人的统计结果相当。考虑其原因，可能是因为股权激励并不是对可操纵性应计利润DA产生影响的唯一因素，所以拟合度不高也是正常的。并且根据计量经济学的分析，样本容量的多少以及变量的多少也会影响模型的拟合优度检验。
下面再看F检验结果：F检验用来检验被解释变量与解释变量之间是否存在线性关系，F值越大说明解释变量造成的被解释变量的变动要大于随机因素对被解释变量的影响。我们得出该模型F值为2.473，对应的p值为0.035，在显著性水平为0.05的假设条件下，方程具有统计学意义，从而说明该回归模型的线性关系是显著的，即通过该模型可以反映被解释变量与解释变量之间的关系。
再对解释变量与控制变量的显著性进行分析：衡量股权激励水平的激励标的物/公司总股本（RATIO）、衡量股权激励水平的样本公司金额最高的前三名高管的报酬总和的自然对数（LnTOP）、资产负债率（DEBT）、第一大股东持股比（BLOCK）、净资产收益率（ROA）均通过了置信水平为0.1的显著性检验，不过显著性水平普遍不是很高。样本公司总资产规模的自然对数（LnSIZE）和管理费用（EXP）没有通过置信水平为0.1的显著性检验。
因此，剔除LnSIZE和EXP两个变量，保留RATIO、LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA五个变量，重新构造模型对盈余管理程度进行检验分析。
由新模型的回归结果，我们发现，剔除了LnSIZE和EXP两个变量后，模型的R-squared，Adjusted R-squared均有明显提升，说明剔除后拟合优度好于剔除前的拟合优度。且F值明显变大，p值明显变小，且通过了显著性水平为0.01的显著性检验，说明了剔除后得到的新回归方程更加显著。通过观察自变量的回归结果，可知解释变量RATIO和控制变量LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA均通过了显著性水平为0.01的显著性检验，远远好于没有剔除变量时通过0.1的置信水平，这表明这五个变量对实行股权激励的上市公司的盈余管理程度有显著的影响。
5 研究结论与政策建议
本文针对股权激励计划草案披露前一年管理层的盈余管理行为进行研究，结果表明，管理层为实现自身利益最大化，会在股权激励计划草案前一年进行负向的盈余管理；
股权激励程度与盈余管理程度呈正相关关系，股权激励程度越高，上市公司盈余管理程度越大。我国的股权激励制度还不够完善，仍处于探索阶段，需要相关政策的建立以抑制高管盈余管理的行为。对此提出以下政策建议。
5.1 完善股权激励机制设计
在设置考核指标上，可以考虑引入经营者难以操纵的经营性损益项目作为衡量指标；
在股权激励的期限设置上，适当将现阶段采用的等待期、限售期、行权期和有效期加以延长，以使经营者更加关注企业的长期发展；
同时，在设计针对经营者的激励机制时，也要考虑约束机制对经营者执行效率的影响，要使二者相辅相成，尽可能发挥股权激励在公司治理上的积极作用。
5.2 建立健全经理人市场
对于完善的经理人市场，可以通过对职业经理人信用、能力、履历进行跟踪记录，减少职业经理人与外部股东之间的信息不对称现象，对职业经理人形成一种无形约束，从而促使其自觉遵守市场规则，从自身信用建立和公司长期利益出发努力工作，降低“道德风险”。
5.3 协调发挥企业内部和外部的监督作用
从企业内部的角度分析，可以通过公司股权结构多元化，增强薪酬委员会及审计委员会的独立性，建立健全有效的监事及独立董事问责、监督机制，真正发挥企业内部的监督与约束作用。从企业外部的角度分析，一方面，可以进一步完善现行会计准则以及相关法律法规，缩小因制度不健全而为管理者进行盈余管理创造的空间；
另一方面，可以强化信息披露机制，不仅可以减弱股东与管理者之间信息不对称的现象，还将有助于资本市场效率进一步提高。
参考文献：
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业余自我总结范文第3篇
以前，我总以为自己的会计理论知识扎实较强，正如所有工作一样，掌握了规律，照葫芦画瓢准没错，经过这次，才发现，会计其实更讲究的是它的实际操作性和性。书本上似乎只是纸上谈兵。倘若将这些理论性极强的东西搬上实际上应用，那我们也会是无从下手。这次，我们是既做会计，又做出纳，刚开始还真不习惯，才做了两天，就感觉人都快散架了，加上天气又热，心情更加烦躁，而会计最大的忌讳就是心烦气燥，所以刚开始做的几天，那真是错误百出啊！！
本次的地点是本班教师，按老师要求，我们分成了小组，每个小组5.6个人，围在一起做帐，这样有利于同学交流！！按照企业会计制度要求，首先设置：总账、现金日记账、银行存款日记账、资产类、负债和所有者权益类以及损益类等明细账。仔细阅读模拟材料，判断资料中的经济业务涉及的账户，根据各账户的属性分类，填入账页纸中。最后填写各账户的期初余额。具体步骤如下：
一、设置账簿
首先按照企业会计制度要求，首先设置：总账、现金日记账、银行存款日记账、资产类、负债和所有者权益类以及损益类等明细账。其次根据下发的会计模拟资料，仔细阅读、判断本资料中的经济业务涉及哪些账户，其中：总账账户有哪些，明细账账户是哪个；
而后再根据各账户的性质分出其所属的账户类别。再次按照上述分类，将所涉及的全部账户名称，贴口取纸填列到各类账簿中去，并把资料中所列期初余额，登记在相关账户借、贷方余额栏内。最后试算平衡，要求全部账户借方余额合计等于全部账户贷方余额合计；
总账借贷方金额要与下设的相关明细账户借贷方余额合计数相等，试算平衡后方可进行本期业务登记，否则不能进行。
二、登记账簿
首先登记账簿必须使用兰黑墨水书写，冲账时可使用红色墨水，但字迹要清楚，不得跳行、空页，对发生的记账错误，采用错账更正法予以更正，不得随意涂改，挖补等。其次明细账要根据审核后的记账凭证逐笔序时予以登记；
第三总账根据“记账凭证汇总表”，我们做了10天的登记，登记完毕要与其所属的明细帐户核对相符。
三、结账
首先详细检查模拟资料中所列的经济事项，是否全部填制记账凭证，并据此记入账簿。有无错记账户、错记金额，如有应及时补正。其次在保证各项经济业务全部准确登记入账的基础上，结出现金日记账、银行存款日记账、总账和各类明细账的本期发生额与期末金额，为编制会计作好充分准备。
四、编制会计报表
首先在左上角填明编制单位、编制时间；
其次根据总帐或有关明细帐资料按项目填列；
还必须要使资产负债表要保证左方金额合计等于右方金额合计，否则重填；
最后还要编制人要签名。
这次的时间是三周，由任春秋老师指导我们做，可是我们只做了1-10号的凭证，原因有以下几点：（1）我们之前的理论基础学的不好，以至于在做的tine还要不停的翻书；
（2）以前没有接触过会计，很多凭证都是第一次看到，刚开始根本无从下手，怕做错啊！！！（3）年轻人，心浮气燥，对做会计没有兴趣！！所以我们要在接下来的时间里，把会计理论知识好好的复习一下，培养对会计的兴趣！！争取下次再做的时候能够快点！！
这次会计，学到了很多书本上没有的知识，现如下：
我们先做的是出纳工作，出纳登帐的方法：出纳在每一笔经济业务发生的时候，先要取得相关原始凭证，然后根据相应的原始凭证，将其登记记帐凭证。再根据记帐凭证，登记其明细帐。期末，填写科目汇总表以及试算平衡表，最后才把它登记入总帐。结转其成本后，根据总帐合计，填制资产负债表、利润表、损益表等等年度报表。这也就是会计操作的一般顺序和基本流程。
现金日记帐必须采用订本式帐簿，一般为三栏式帐页格式，由出纳人员，现在也就是由我根据现金收付款凭证，按照业务发生顺序逐笔登记。每日终了，应当计算当日的现金收人合计数、现金支出合计数和结余数，并将结余数与实际库存数核对，做到随时发生随时登记，日清月结，帐款相符。若有外币现金的企业，应当分别人民币和各种外币设置“现金日记帐”进行明细核算。
银行存款日记帐也必须采用订本式帐簿，一般为三栏式帐页格式，也由我根据银行存款收付款凭证，按照业务的发生顺序逐笔登记，每日终了应结出余额。“银行存款日记帐”应定期与“银行对帐单”核对，至少每月核对一次。月度终了，企业帐面余额与银行对帐单余额之间如有差额，则必须逐笔查明原因进行处理，并按应当月编制“银行存款余额调节表”。若有外币现金的企业，应当分别人民币和各种外币设置“银行存款日记帐”进行明细核算。
现金日记帐和银行存款日记帐必须每日结出余额。结帐前，必须将本期内所发生的各项经济业务全部登记人帐。结帐时，应当结出每个帐户的期末余额。需要结出当月发额的，应当在摘要栏内注明“本月余额”字样，并在下面通栏划单红线。需要结出本年累计发生额的，应当在摘要栏内注明“本年累计”字样，并在下面通栏划单红线；
12月末的“本年累计”就是全年累计发生额。全年累计发生额下面应当通栏划双红线。年度终了结帐时，结出全年发生额和年末余额。年度终了，要把余额结转到下一个会计年度，并在摘要栏注明“结转下年”字样；
在下一个会计年度新建有关会计帐簿的第一行余额栏内填写上年结转的余额，并在摘要栏注明“上年结转”字样。现在我们做的只是4月份的帐，所以只要在摘要拦里写“本月余额”即可，但还是要在下面通栏划单红线。
每月按理是要对帐，如发现有未达帐项，应据以编制未达帐项调节表，以便检查双方的帐面余额。调节以后的帐面余额如果相等，表示双方所记帐目正确，否则，说明记帐有错误，应及时查明原因予以更正。此外，还应注意的是，调节帐面余额并不是要更改帐簿记录。
业余自我总结范文第4篇
论文关键词：股权分置改革,股权结构,盈余管理
股权分置改革是我国证券市场制度的一大创举，它刷新了我国的股市历史，为市场格局注入新鲜血液，带来了又一里程碑式的变革。股权分置改革为我国证券市场的发展提供了一个很好的制度平台，有利于证券市场长期健康的发展。它使得非流通股股东和流通股股东的利益目标一致，有利于提高公司的经营和决策水平，从而进一步地提升上市公司的质量。股权分置改革注重保护中小投资者的股东权益，为我国股市以后的健康发展打下了坚实的利益趋向基础，缓和了流通股股东和非流通股股东的矛盾，实现了双赢的结果。
股权结构是公司治理的一项重要内容，它对公司治理结构有一定的影响。而公司治理结构是否合理又影响了公司对外披露会计信息质量的高低。在诸多会计信息中，盈余信息又是较为重要的会计信息，它是评价管理人员经营业绩的重要标准，也是相关利益人评价公司价值的主要依据，更是证券监管部门对公司进行监管的重要参考。股权结构的不合理，会使公司治理出现漏洞，各种约束机制不能有效发挥作用，从而使得盈余管理行为更加容易发生。
一、理论背景与研究假设
股权结构也称公司的所有者结构，简单地说是指公司股东的构成或者公司归哪些人所有，它是股份制企业中各种权利主体的责权利关系的基础。一般来说，股权结构有两层含义：一是股权构成，主要是指国家股、法人股、高管持股、社会公众股和外资股等。二是股权集中度，即第一大股东或前五大股东或前十大股东持股比例。股权集中度有高度集中型，相对集中型和过度分散型三种。笔者从这两方面来研究股权结构与盈余管理关系。
（一）股权构成与盈余管理关系
我国大部分的股份制企业是通过原有的大中型国有企业改制而来，所以国家股在企业中占有很大的比例。由于利益目标不同，国家的干预会影响企业利润最大化的目标，最终造成政企不分的局面，此外由于这些企业受到国家各种保护和享受各种优惠政策，不利于提升自我竞争力，最终影响公司治理效率。同时，我国国有股“一股独大”的结果带来了许多公司治理上的问题，国有股主体缺位现象严重，经理人缺乏有效的监督评价，从而会产生内部人控制。本文提出假设一：国有股比例与盈余管理大小正相关。
法人股指企业法人或具有法人资格的事业单位和社会团体以其依法可经营的资产向公司非上市流通股权部分投资所形成的股份。法人股出资法人投资主体明确，并且产权归属清晰，法人股代表的不但有国家资本还有民营资本以及一些专家理财机构等，因此法人股能够更有效地对企业经营进行监督和控制。同时，由于法人股投资的目的主要是为了获得投资收益，最终实现规模经济。随着我国全流通时代的到来，市场相关制度尚未完善，圈钱现象严重，法人持股的上市公司也较少关心公司自身的发展，对公司的监督控制的力度有所放松。因此，本文提出假设二：法人股比例与盈余管理大小正相关。
对于管理层持股方面，由于上市公司高管大部分属于政府派遣而来，因此高管们更多关注的是个人政治仕途的发展价值，而较少对企业发展进行有力地监督控制，同时根据我国上市公司现有的状况来看，高管持股比例总体偏低。因此，本文提出假设三：高管持股比例与盈余管理大小不相关。
自从我国从2005年开始股权分置改革以后，流通股比例逐年上升。资本市场正进入一个全流通的时代。从理论上来看，流通股股东能够随时“用脚投票”，通过拒购或大量抛售股票的行为，给公司管理层一些制约。同时，由于股权分置改革以后，大部分的流通股仍然掌握在国有股股东或法人股股东手等控股股东中。因此，本文提出假设四：流通股比例与盈余管理正相关。
（二）股权集中度
控股股东持股比例根据Morlk两个效应原理，在比例较低的时候产生协同效应，当比例超过一定数量后产生侵害效应。当产生协调效应时，第一大股东会监督管理层的信息披露，抑制盈余管理的发生；
而当产生侵害效应时，第一大股东会利用自己手中的控制权来操控信息，进行盈余管理。
在我国，第一大股东持股比例越大，对公司的控制权就越大，受其他中小股东的制约较小。同时，控股股东存在很强的动机和能力与公司的经营者合谋，进行盈余管理行为，以获得各自利益。王化成和佟岩(2006)利用调整后的盈余反应系数模型对我国上市公司1999年至2002年间的数据进行分析，发现控股股东的持股比例与企业的盈余质量显著负相关。因此，本文提出假设五：第一大股东持股比例与盈余管理大小正相关。
相对于控股股东对盈余管理的影响来说，其他股东对控股股东的行为有一定的制衡作用。在股权相对集中的公司中，其他股东对控股股东的行为的制衡作用尤为明显，由于股东都持有相当的股份而具有监督的动力，不会产生“搭便车”的动机，同时他们对公司会计信息质量的影响比起股权高度集中公司要更客观和公正。然而结合我国上市公司股权制衡度的特点来看，我国股权比较集中，能形成股权制衡作用的股东持股比例较小，因此对控股股东的制衡作用较小。相对股东持股比例较小，受大股东的影响较大，可能存在用脚投票的行为，对于第一大股东对公司盈余管理的行为，存在搭便车的动机。
本文采用第二至第十大股东持股比例之和作为股权制衡度的衡量指标。因此，本文提出假设六：第二至第十大股东持股比例之和与盈余管理大小正相关。
二、样本选取
考虑到本文研究的是股权分置改革后的资本市场情况，因此本文选取2006年至2009年为研究的时间范围，按照证监会行业分类标准，本文选取制造业为研究的空间范围。考虑到上市的制造业公司大多数由国有企业改制而来，且公司管理制度经过多年磨合而日趋完善，加之上市的制造业企业数据虽然多但是获得数据并不困难，在做实证研究部分时结果更加显著。为保证研究结果的准确性和客观性，在数据选择过程中剔除了以下样本：（1）ST类上市公司；
（3）当年新上市公司；
（4）相关数据确实或异常的公司。经过数据处理后，在2006年至2009年间，共获得1860个样本。这些数据主要来自北京聚源锐思数据科技有限公司RESSET数据库、股权分置改革专网以及中国证监会网站。
本文所使用的统计以及数据处理软件为SPSS17.0和Excel。其中，基本数据处理使用了Excel软件，变量回归分析使用了SPSS统计软件。
三、变量选择
（一）因变量
本文采用加入线下项目进行修正后的Jones模型计算出的可操控性应计净利润（DA）作为盈余管理程度的衡量指标。具体计算方法如下：
TA=NI-CFO（1）
其中，TA表示i公司总应计利润，NI表示i公司净利润，CFO表示i公司的经营净现金流量。
（2）
其中，表示第t期主营业务收入与第t-1期主营业务收入之差；
表示第t期应收账款与第t-1期应收账款之差；
表示第t期固定资产价值；
表示第t期存货净额与第t-1期存货净额之差；
表示第t期线下项目与第t-1期线下项目之差，IBL=投资收入+营业外收入-营业外支出；
表示第t-1期期末总资产，是随机误差项。
（3）
其中，为第t期非可操纵性应计利润；
通过普通最小二乘法计算出（2）式中6个系数，然后将6个系数代入（3）式中计算得出非可操作性应计利润。最后将计算出的NDA和TA代入（4）式计算得出可操纵性应计利润(DA)。
DA=TA-NDA(4)
（二）自变量
本文选择国家股比例、法人股比例、高管持股比例、流通股比例、第一大股东持股比例、第二至第十大股东持股比例作为自变量。具体变量定义如见表1。
表1自变量定义
变量名称
变量定义
国家股比例（STATE）
法人股比例(LP)
高管持股比例（MANAGER）
流通股比例（TRADABLE）
第一大股东持股比例（CR1）
第二至第十大股东持股比例（CR2-5）
国家股股数/总股数
法人股股数/总股数
高管持股数/总股数
流通股股数/总股数
第一大股东持股数/总股数
第二至第十大股东持股数之和/总股数
（5）第一大股东持股比例、第二至第十大股东持股比例与盈余管理大小正相关，这与假设5、假设6一致。说明股权集中度高的企业越有可能进行盈余管理行为，上市公司存在“一股独大”现象不利于企业抑制盈余管理行为。其他股权的制衡作用并没有有效的发挥，这主要与我国上市公司其他股东持股比例较低有关，其他股东受控股股东的影响较大。
通过以上对股权结构与盈余管理关系的分析，可以发现在股权分置改革后，虽然流通股比例逐年提升，但是流通股第一大股东仍然是曾经的非流通股大股东，从以上实证分析的结论来看，这一变化并没有抑制上市公司盈余管理行为，反而是激励原来的非流通股大股东通过盈余管理快速提升股价以获得更多利益。归根究底，是在股权集中度较高和国有股主体缺位的共同作用下，促使上市公司进行盈余管理。我国应当加强证券市场监管，规范市场秩序，制定有效的政策法规，约束上市公司行为。同时，我国应当在对国有股适当减持的情况下，引入外部的机构投资者或战略投资者等来降低股权集中度，增加第二至第十大股东的持股比例。而上市公司则应当对高管采用股权激励的方法来提高会计信息质量，减少高管为个人利益进行盈余管理的行为。
作者情况：许雯娜，女，湖南衡阳人，1986年4月生，贵州财经学院08级会计学研究生，研究方向：公司理财理论与实务。
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业余自我总结范文第5篇
净资产收益率＝收支结余／净资产总额＝收支结余／资产总额×资产总额／净资产总额＝收支结余／业务收入×业务收入／资产总额×资产总额／净资产总额＝收支结余率×资产周转率×权益乘数
这就是说医院管理者可以有3个杠杆来调控ROE。(1)每1元钱业务收入所能收获的利润，即收支结余率。医院管理者可加强经营规模、成本水平的管理，以提高其收支结余率；
(2)所动用每1元钱的资产能够产生的业务收入，即资产周转率。医院可通过有效的资产管理，提高医院资产利用水平，从而提高资产周转次数；
(3)医院全部资产相当于全部净资产的倍数，即权益乘数。因为，资产＝负债＋净资产。所以，资产是净资产的倍数越高，即权益乘数越高，就意味着资产中净资产所占比例越少，负债所占比例越高。也就是说，权益乘数反映的是医院负债程度的指标。
由上述公式可知，无论医院管理者采用什么方式来提高上述4项指标，最终都会提高ROE。但在实际应用时，应对3者区别对待。特别是权益乘数，并非越高越有利。这些业绩调控杠杆与医院的财务报表是相互紧密对应的，收支结余率概括了医院收入、支出表的经营成果，而资产周转率和权益乘数则分别反映了资产负债表的左边和右边的财务状况。这3种简单的指标抓住了医院财务业绩的最主要因素，因此，作为医院管理者应关注这些指标的变化，并从其变化中去寻找医院管理中的关键点。
具体图示如下：
这种分析方法首先由美国杜邦公司创造，故称之为杜邦财务分析体系。这里我们借鉴用来对医院的财务业绩进行分析。
在现行的医院财务制度下，其中：收支结余＝业务收入-业务支出；
业务收入＝医疗收入＋药品收入＋其他收入＋上级补助收入＋财政经常性补助收入；
业务支出＝医疗支出＋药品支出＋其他支出；
资产总额＝流动资产＋长期资产；
流动资产＝货币资金＋应收账款＋库存物资＋药品＋其他流动资产；
长期资产＝固定资产＋对外投资＋无形资产及开办费等。
下面就1家医院为例说明如何应用ROE综合分析医院财务业绩。
表1某医院连续3年的ROE及其业绩杠杆
从表1可看出，整个卫生行业的平均回报水平较低，其净资产收益率仅为3.3％，即100元净资产可以获得3.5元的净收益。该医院连续3年的净资产率呈上升趋势，且皆高于行业平均水平，但产生这些结果的收支结余率、资产周转率和权益乘数的组合却大相径庭。具体分析如下：
1．收支结余率收支结余率是衡量每1元业务收入随着收入支出表自上而下递减而最终成为结余的数额。医院管理者常常特别重视此比率，因为它反映了医院经营策略以及控制成本的能力，也是医院营销计划及成本核算工作的一个检验指标。但一家医院的收支结余率高并不等于其核心指标——净资产周转率或资产报酬率一定也高。从表1中可以看出，收支结余率与资产周转率呈反向变动。收支结余率较高，则资产周转率较低，反之亦然。这不是偶然现象。医院在追求高结余率的同时，必然伴随着大量的资产投入，尤其是固定资产的投资。而固定资产投资并不能立竿见影产生效益，特别是基本建设的投入。如果医院资产总额的增长速度大于业务收入的增长速度，就会导致资产周转率的降低。由此可见，收支结余率的高低没有必然的好坏之分，只有收支结余率和资产周转率的共同作用才可提高医院的资产报酬率。资产报酬率(ROA)＝收支结余率×资产周转率＝收支结余／资产总额。ROA是一家医院对资源进行配置和管理的效益的基本指标。它与ROE的区别在于：ROA反映投资人与债权人共同提供的资金所产生的结余率，而ROE反映仅由投资人投入的资金所产生的结余率。
样本医院*年、20*年、20*年的资产报酬率分别为3.15％、2.21％、2.55％，说明高收支结余率的年度其资产报酬率并不是最高，低收支结余率的年度其资产报酬率也不是最低，根本原因来自于资产周转率的影响。也就是说，医院可以通过较高的收支结余率和较低的资产周转率来制造较理想的资产报酬率，也可采用相反的策略。同时，具备高收支结余率和高资产周转率当然很理想，但随之而来的恐怕是更激烈的竞争。
2．资产周转率资产周转率是管理业绩的第二根杠杆。该指标衡量每1元资产所带来的业务收入，是衡量医院资本密集性的尺度。低资产周转率意味着高资本密集度。反之，高资产周转率意味着低资本密集度。一些管理者认为，资产是好东西，越多越好。事实正相反，医院的价值体现在它所产生的收益流量里，而资产仅仅是达到这一目的的必要手段。资产多并不意味着报酬一定大，资产(尤其是固定资产)的盲目超量投入，往往导致资产利用效率低下，随之导致资产周转率低。而ROE告诉我们，如果其他比率保持不变，财务业绩将随着资产周转率的上升而上升，随着资产周转率的下降而下降。
3．权益乘数影响ROE的第三根杠杆是权益乘数，即医院负债的程度，也称之为财务杠杆。对收支结余率和资产周转率而言，总是越高越好。而财务杠杆却不是必须予以最大化的指标。因为，尽管医院高负债可以导致ROE增长，但在实际经营中，由于高负债同时也伴随着高风险，所以，权益乘数应适度，才可使医院财务风险与利益平衡。正确运用财务杠杆的难点就在于如何在收益与融资成本之间进行审慎的平衡。
