工商管理英语论文模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇工商管理英语论文，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

EarningsManagementinListedCompanies

QIAN-Heying

(WanbangAccountantOffice,Lishui,Zhejiang324000,China)

Abstract:Earningsmanagementmeanstocontroloradjusttheinformationofthefinancialincomeinthereportinordertomaximizetheinterest.Theaimsaretoobtaintheprivatebenefit,collectcapitals,escapetaxes,obtainpoliticalcapitalsandevadetheobligationsofcontracts.Earningsmanagementhasvarioustype,anditcanbekeptawaythroughperfectingtheaccountingregulations,enhancingtheauditingandcontrolandsoon.

KeyWords:EarningsManagementMeaningAimMeasures

一、盈余管理的涵义

盈余管理是目前国外经济学和会计学广泛研究的课题。对盈余管理的概念会计学界存在着诸多不同意见。从以下两个权威性的定义可以看出盈余管理的基本涵义。一是美国会计学家斯考特(William·K·Scott)认为，盈余管理是指"在GAAP允许的范围内，通过对会计政策的选择使经营者自身利益或企业市场价值达到最大化的行为"。另一是美国会计学家凯瑟琳·雪珀(KathehneSchipPer)认为，盈余管理实际上是企业管理人员通过有目的地控制对外财务报告过程，以获取某些私人利益的"披露管理"。根据以上两个权威性的定义，可以看出，盈余管理主要具备这样一些涵义：第一，盈余管理的主体是企业管理当局，它包括经理人员和董事会。尽管经理人员和董事会进行盈余管理的动机并不完全一致，但他们对企业会计政策和对外报告盈余都有重大影响，企业盈余信息的披露由他们各自作用的合力所决定。第二，盈余管理的客体是企业对外报告的盈余信息(即会计收益)。在雪珀的定义中，盈余管理不仅仅指对会计收益的调整和控制，而且包括对其他会计信息的披露的管理，但是对会计收益以外的财务数据的操纵并不具有普遍的意义，它所具有的经济后果相对而言要小得多。如果将其纳入盈余管理的范畴反而会影响对盈余管理本质的把握。第三，盈余管理的方法是在GAAP允许的范围内综合运用会计和非会计手段来实现对会计收益的控制和调整，它主要包括会计政策的选用，应计项目的管理，交易时间的改变，交易的创造等。第四，盈余管理的目的是盈余管理主体自身利益的最大化。其中又包括管理人员自身利益的最大化和董事会成员所代表的股东利益的最大化。综上所述，盈余管理就是企业管理当局在遵循GAAP(或会计准则)的基础上，通过对企业对外报告的会计收益信息进行控制或调整，以达到主体自身利益最大化的行为。

二、盈余管理的目的

对盈余管理目的的剖析可以从盈余管理的终极目的与其具体目的两个层次来了解。

1.盈余管理的终极目的

毫无疑问，企业盈余管理的终极目的是十分明确的，即获取私人利益。一般认为，通过盈余管理获取私人利益的主体是掌握企业管理权的高级雇员，包括总经理、部门经理和其他高级主管。现代意义上的公司制企业是以所有权与经营权的分离为基础的，公司的大股东可能并不参与日常经营管理，真正掌握管理权的往往是公司的高级雇员。由于管理者与股东的目标并不完全一致，他们都有各自的小算盘。因此，委托--关系一经建立，"道德风险"、"信任危机"等问题也将随之产生。为使二者的目标趋于一致，委托方(股东)通常采用业绩--报酬激励的方式来促使管理者尽最大努力工作。

管理激励机制产生了双重效应。一方面，它使管理者的管理活动迅速向股东的目标靠拢；另一方面，它又使管理者更积极地谋求任期内自身利益的最大化，包括报酬最大化、更多晋升机会等。为此，管理者就有动因采用盈余管理来达到自己的目的。如果净利润低于奖金方案的下限，管理者就有可能进一步降低净利润。这样，下一年度得到奖金的概率就会增加。相反，如果净利润高于奖金方案的上限，管理者在计算报告利润时就会尽量去除超过上限的部分，因为这部分利润得不到奖金。只有当净利润在奖金方案的上限和下限之间时，管理这才会有增加报告利润的动机。此外，管理者在卸任之前通常会选择有利的会计政策调增报告利润，以获取最后一次高额奖金。同样，业绩较差的企业管理者在任期将到时，为防止或推迟被解雇，也会利用盈余管理来粉饰真实业绩。但是，一旦管理者的变动得到确定，管理者便可能降低当期利润，以增加未来盈利的可能性。在实行承包制的企业中，管理者进行盈余管理以达到获取个人利益的目的的可能性更大。

管理者报酬与会计利润挂钩的制度原本是用来消除股东与企业管理者之间的"信任危机"，但实施的结果却是事与愿违，非但没有消除危机，反而加深了危机。最终的结果是管理者通过盈余管理获取了巨大的私人利益，而股东、底层雇员却成了名副其实的受害者。

2.盈余管理的具体目的

管理当局为了实现个人利益最大化的最终目的，在实施盈余管理过程中又会有一些具体目的。与其终极目的不同的是，盈余管理的具体目的一般是以促进企业发展为中介，以达到公司规模扩张之后管理者报酬的增加、在职消费层次的提高以及政治前途的发展等终极目的的实现。盈余管理的具体目的一般表现为四个方面：

一是筹资目的。我国上市公司盈余管理的直接目的就是筹资，当公司首次发行股票时。《公司法》对企业有严格的规定，如必须在近三年内连续盈利，才能申请上市。为达到目的，企业便采用盈余管理，进行财务包装，合规合法地"骗"得上市资格。同时，经过盈余粉饰的报表还有助于企业获得较高的股票定价。再如上市公司准备配股的时候。中国证监会的有关文件规定，公司"最近三年内净资产收益率每年都必须在10％以上，属于能源、原材料、基础设施类的公司可略低于9％"。为了达到配股及格线，上司公司便会积极利用盈余管理调整净资产收益率以达到配股的目的。

二是避税目的。公司盈余管理的避税目的是十分明显的。"合理避税"之所以成为可能，一方面是由于我国的税法体系还不十分完善，税收优惠政策颇多；另一方面是由于公司管理者在会计政策和会计方法的选用上有较大的灵活性。比如我国企业所得税实行33％的比例税率，同时又规定了两档照顾性税率，对企业管理者而言，税法的规定便为其开展盈余管理提供了弹性空间。管理者会通过选用适当的会计政策和方法调减应纳税所得额，从而有资格按照顾性税率缴纳所得税。

三是获取政治成本的目的。政治成本是指某些企业面临着与会计数据明显正相关的严格管制和监控，一旦财务成果高于或低于一定的界限，企业就会招致严厉的政策限制，从而影响正常的生产经营。为了避免发生政治成本，管理者通常会设法降低报告盈余，以非垄断等形象出现在社会公众面前。如微软公司就曾通过递延确认实际所得收入来下调盈利，以逃避美国反垄断机构的指控。

四是规避债务契约约束的目的。债权人与企业签订债务契约是为了限制管理者用债权人的资产为企业获利但却有损于债权人利益的行为。通常包含一些保证条款以保护债权人利益，如不能过度发放股利、不进行超额贷款、计提一定比例的偿债准备金等等。有些商业银行甚至规定不得向亏损企业贷款。这些都使得企业不敢轻易违反有关条款，否则会招致很高的违约成本。如果企业的财务状况接近于违反债务契约，管理者就有可能调增报告利润，以减少违约风险。盈余管理就成为企业减少违约风险的一个工具。

三、盈余管理的表现形式与防范

1.盈余管理的表现形式

一是多种形式的"利润储存器"。有些企业用不切实际的假设去估计诸如退货、贷款损失、保修费用等或有事项的准备，这样，企业就可在业绩良好时多计提准备，在业绩不佳时少计提准备，以调节利润。

二是操纵收入的确认时间。如为了虚增利润，在销售完成之前、货物起运之前，或在客户还有权取消定货或推迟购货之前，就确认收入。当为了少计利润时就做相反的操作。

三是滥用重要性原则。重要性原则认为，对微不足道的项目则不值得对其进行精确计量和报告。有些企业以会计上的重要性原则为借口，编造会计数据，从而达到粉饰财务业绩的目的。

四是巨额冲销。有些企业为了保证未来盈利水平，采取巨额冲销的手法。例如，在企业重组过程中夸大重组费用，以隐瞒利润。而当重组企业未来盈利不足时，这些虚列的费用，即隐瞒的利润，就会变成重组企业的收入。有些兼并公司，尤其是那些通过发行股票实施兼并的公司，在兼并时确认一大笔研究开发费用，或预提大量经营费用，形成巨额准备。在适当的时候就可以调节利润。2．盈余管理的防范措施

一是完善会计规范。首先要求公司在改变会计方法和原则时，应尽可能详细地披露其改变对利润的影响，包括增加财务报表附表，详细列示所有调整项目。其次坚决反对以重要性为借口，为故意虚报业绩开脱责任。再次对收入确认提出严格要求，特别要避免收入的提前确认。

二是加强审计监控。注册会计师行业应明确对被兼并公司研究开发费的审计原则，对公司兼并中有关巨额冲销、资产重组以及收入确认等事项的规则应加以补充、完善。外部审计师必须把信息的完整性放在首位，不允许以追求效率而忽视效果的审计方法取代完整的审计程序。

三是加大监管力度。监管机构应将那些重组过程中预提费用、进行巨额冲销的公司，列入重点核查范围。发现问题应进行严厉的处理，加大惩罚力度。同时，监管机构还应加强正确引导，使企业的经营管理者建立起公允、合法、一贯地进行会计盈余报告的理念。

参考文献：

[1]PatriciaM.DechowandDonglasJ.Skinner.EarningsManagement:ReconcilingtheViewsofAccountingAcademics,Practioners,andRegulators[J].AccountingHorizons,2000,14,(2)

[2]PaulM.HealyandJamesM.Wahlen:《盈余管理研究回顾及其对会计准则建设的启示》[J],北京：《会计研究》，2000，（11）

篇2

如果将企业家或者企业看作道德主体，则企业履行社会责任更可能是源于企业家或者企业的纯粹道德良知。②企业社会责任道德理论指出，企业必须将社会责任作为一种道德约束（Phillips等，2003）[18]，这要求履行社会责任的企业必须关注所有利益相关者的合法权益和指导性的道德准则。同时，Linthicum等（2010）将企业社会责任活动视为一种建立和维持声誉的途径。如果一个企业看重它的声誉，那么保护这一声誉的意愿可以抑制企业及其管理层参与不被社会接受的活动。因此，管理层可能基于加强企业声誉的战略动机去履行企业社会责任，并通过限制盈余管理来降低对企业声誉的潜在损害（Kim等，2012）。Laksmana和Yang（2009）研究发现，同社会责任履行情况不佳的企业相比，社会责任履行情况较好的企业有着可预测性更高、更加持续和平稳的收入。Hong和Andersen（2011）基于美国数据研究发现，对社会越负责的企业的应计质量越高，且从事真实盈余管理的可能性越低。此外，根据Jensen和Meckling（1976）提出的理论，委托人（股东）与人（管理层）之间存在利益冲突。基于利益相关者理论对委托理论进行扩展，则委托人可能是社会或政府等利益相关者，在这种情形下，对企业社会责任的履行可以降低两权分离所带来的利益冲突和成本，缓解可能产生的信息不对称。上述理论均支持盈余质量与企业社会责任之间存在正向影响关系的假设，这一关系也与Kim等学者的研究结论一致。国内亦有学者对此问题展开研究。朱松（2011）研究发现，企业社会责任表现越好，市场评价越高，会计盈余的信息含量也越高。钟向东和樊行健（2011）通过对企业社会责任、财务业绩与盈余管理关系的研究也发现，企业履行社会责任能够抑制盈余管理。邓学衷等（2011）亦通过实证分析发现，企业盈余管理对社会责任会产生显著的负向影响。综上所述，如果管理者秉承“公心”———基于利益相关者价值最大化目标，出于建立和维护声誉、提高财务业绩的战略动机，或者出于道德约束的利他动机来履行社会责任，我们将观察到盈余质量与企业社会责任之间的正向影响关系。因此，本文提出假设1：H1：盈余质量较好的企业，会更多的履行企业社会责任。然而，有限理性理论（Simon，1955）认为，现实生活中的决策者是介于完全理性与非理性之间的“有限理性”的“管理人”，个体的理性被信息、时间或认知能力等约束条件所限制。盈余质量低的企业管理者可能通过“信息超载”（informationoverload）的方式（Agnew和Szykman，2005），借助履行企业社会责任行为所带来的声誉效应掩盖其所做的盈余操纵及其他不当行为，转移公众的视线（Hemingway和Maclagan，2004）。因此，社会责任的履行很可能与管理者追逐自身利益有关联（McWilliams等，2006）。如果管理者出于投机动机履行社会责任，那么他们可能误导利益相关者对企业价值和财务业绩的判断。

基于此，学者们展开了大量研究。Fritzche（1991）研究发现，管理层追逐自身利益或组织的经济利己主义时，道德准则可能仅仅只是弄虚作假的烟雾弹，管理层会通过履行社会责任来掩盖企业经营管理中存在的不当行为。Petrovits（2006）研究发现，财务报告中利润略大于0的企业会更倾向于履行慈善活动（如资助慈善基金会），这表明企业为了达到特定阈值（如利润0点）、避免亏损，会有动机进行盈余操纵，同时战略性的运用企业慈善项目来加以掩饰。Prior等（2008）以26个国家的593家企业作为样本，研究企业是否会使用企业社会责任从战略上来隐瞒盈余管理。他们从SiRiproTM数据库中选择指标作为企业社会责任的变量，使用业绩调整的修正Jones模型来衡量盈余管理，最终发现盈余管理与企业社会责任之间存在正向影响关系。Chih等（2008）从FTSE全球指数数据库中选取46个国家的1653家企业作为研究样本，并将样本划分为社会责任表现较好和较差的两个子样本，研究了在社会责任表现较好的子样本中的企业是否存在盈余管理。他们发现，更好履行社会责任的企业在应计盈余管理中更为激进。在Kim等（2012）看来，企业可能将参与社会责任作为维持声誉的一种手段，通过履行和披露社会责任为企业营造出一种透明的形象，以获取企业进行盈余管理的“通行证”，从而“躲”在貌似透明的社会形象背后进行盈余管理。这一动机在某种程度上与Prior等（2008）的研究结论一致，即企业基于机会主义，在从事盈余管理行为之后，会试图通过履行和披露企业社会责任来掩盖它们的盈余操控行为。高勇强等（2012）基于中国民营企业的调查数据研究发现，企业可能会利用慈善捐赠来掩盖或转移外界对员工薪酬福利水平低、环境污染严重等问题的关注[6]。此外，通过在理论的框架下关注管理者的投机行为，Petrovits（2006）和Prior等（2008）发现，基于对自身职业生涯或个人名声的考虑，管理层可能也会更多的履行企业社会责任，这些投机取巧的动机和我们对“诚实守信的商人”的理解相反。综上所述，如果管理者更多的是出于“私利”考虑，基于掩盖或转移公众对企业不当行为关注的动机来履行社会责任，我们将观察到盈余质量与企业社会责任之间的负向影响关系。基于此，我们提出与假设1存在竞争性的假设2：H2：盈余质量较差的企业，会更多的履行企业社会责任。

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源本文以沪深两市2005~2011年A股上市公司作为初选样本，相关数据均来自于深圳国泰安信息技术有限公司设计开发的CSMAR数据库。对于初始数据，本文进行了如下的处理：（1）剔除归属于金融行业的上市公司样本；（2）剔除样本期间被冠以ST、PT的财务状况异常的上市公司样本；（3）剔除在发行A股的同时发行有B股或H股的上市公司样本；（4）剔除资产负债率大于1的上市公司样本；（5）剔除总资产或所有者权益小于零的样本；（6）剔除数据缺失的上市公司样本。根据上述标准进行筛选，最终得到9371个有效的公司/年度样本观测值，其中，观测样本的年度分布情况为：2005年1158个、2006年1147个、2007年1167个、2008年1289个、2009年1365个、2010年1448个、2011年1797个。此外，为了控制异常值对研究结论的影响，本文对模型中涉及的所有连续型变量进行了上下1%的winsorize处理。

（二）变量的选择和度量1.被解释变量———企业社会责任的度量。借鉴沈洪涛等（2011）的做法，本文选用上海证券交易所2008年5月的《关于加强上市公司社会责任承担工作的通知》中涉及的每股社会贡献值来衡量企业的社会责任表现。具体计算公式为：每股社会贡献值=（净利润+所得税费用+营业税金及附加+支付给职工以及为职工支付的现金+本期应付职工薪酬-上期应付职工薪酬+财务费用+捐赠）/期初和期末总股数的平均值2.解释变量———盈余质量的度量。（1）修正Jones模型（Dechow等，1995）。现存最常用到的研究盈余管理的方法就是通过Dechow等（1995）的横截面修正的Jones模型估计可操控应计利润指标。具体来说，首先使用模型（1）分行业－年度回归。在模型（1）中，TACCj,t是j公司在第t年的总应计利润，它是净利润减去经营活动现金流量计算得到的；TAj,t-1是j公司在第t-1年的期末总资产；ΔREVj,t是j公司在第t年主营业务收入的变动；PPEj,t是j公司在第t年末的固定资产总额。此外，该模型在传统估计方程中加入常数项，有利于消除异方差和缓和模型缺乏规模变量而引起的计量偏误。由于盈余管理可能存在向上或向下的不同策略，为了综合考虑企业对盈余的操纵情况，本文对DAj,t取绝对值后作为盈余质量的第一个变量DA1。由于DA1反映的是企业对盈余进行操纵的程度，所以取其绝对值作为盈余质量变量时，数值越小说明盈余质量越好。（2）修正Jones模型的改进（Kothari等，2005）。Dechow等（1995）的研究还发现，在Jones模型下，企业的极端绩效会对计算结果产生显著的影响。为克服这种现象，同时增加盈余管理研究的可信度，Kothari等（2005）将公司的绩效代入Jones模型的估计过程中，提出两个改进的模型，其中之一为业绩调整的修正Jones模型：在模型（1）的基础上，加入ROAj,t-1作为业绩的替代变量，同时在销售额变动的基础上扣除应收账款的变动，得到模型（3）。其中，ROAj,t-1是j公司在第t-1年的总资产收益率。与文中计算DA1的方法一致，对模型（3）分行业-年度回归的残差取绝对值，得到盈余质量的第二个变量DA2。此外，Kothari等学者还提出另一个与业绩相关的修正Jones模型，以控制业绩与企业应计之间相关性。具体做法是，对于每个行业内的企业，按照总资产收益率排序并分组，然后为每一家企业选取总资产收益率最为接近的企业作为配对样本，采用模型（1）、（2）计算每家企业的DA1，将企业与配对样本的DA1相减（配对公司值为减数）作为该企业盈余质量的第三个变量DA3。综上所述，本文采用Dechow等（1995）的分行业年度的横截面修正Jones模型以及Kothari等（2005）的业绩调整和业绩配对的修正Jones模型分别计算可操控应计利润，考虑到盈余管理可能存在向上或向下的不同策略，对计算得出的可操控应计利润均取其绝对值。作为上市公司盈余质量衡量指标的DA1、DA2、DA3，均为指标数值越小表明企业的盈余质量越好。（3）盈余质量的另一种衡量指标是应计质量。根据调整的Dechow和Dichev（2002）模型计算盈余质量指标（DD），这一指标广泛应用于财务报告质量的研究文献之中（Francis等，2005；Rajgopal和Venkat－achalam，2011）。为计算该变量，首先分行业－年度回归如下模型：在模型（4）中，ΔWCj,t为j公司第t年营运资金的变动，具体地说，为应收账款、存货和其他资产的变动之和，减去应付账款和应交所得税的变动；CFOj,t为j公司第t年经营性现金流量；ΔREVj,t为营业收入的变动；PPEj,t为j公司第t年末的固定资产价值；TAj,t-1为j公司第t-1年末总资产。在对模型（4）分行业－年度回归后，得到各企业各年度的回归残差，根据第t年和之前4年的回归残差计算标准差，即得到企业第t年的应计质量指标，该指标数值越小则表示企业的应计盈余质量越好。3.控制变量。本文在回归模型中使用了一些控制变量，以避免可能影响盈余质量和企业社会责任关系的遗漏变量问题。之前的文献研究表明，企业规模和企业社会责任之间存在相关关系，大规模的上市公司更有动机去强调它们对企业社会责任的承诺，因此本文控制了企业规模（Size）。另外，研究表明，企业社会责任和企业价值正相关，具有高度道德承诺的企业的市场价值更高，企业价值高的企业会承诺高水平的企业社会责任以保持它们在市场中的地位，因此本文控制了企业价值（TobinQ），并预测企业价值会对企业社会责任的履行产生正向影响。为了控制与杠杆作用相关的盈余管理动机以及杠杆作用对企业社会责任的潜在影响，本文控制了上市公司的资产负债率（Leverage）。我们加入营业收入增长率（Salesgrowth），以控制企业增长机会的影响。此外，由于Petron（i1992）研究发现企业在自身财务业绩不佳时更有可能进行盈余管理，倾向于通过盈余管理规避损失，因此参照Choi和Pae（2011）的做法，在本文的主回归模型中分别引入反映企业亏损情况的虚拟变量（LossD）和反映企业现金流情况的虚拟变量（NegcfoD）。最后，我们还加入了年度虚拟变量（Year）及行业虚拟变量（Industry），以分别控制年度和行业固定效应。变量的定义和度量见表1。

（三）实证模型参考Choi和Pae（2011）的模型，本文估计了如下回归模型来检验盈余质量与企业社会责任之间关系：在模型（5）中，CSRj,t为j公司第t年的社会责任表现；QAj,t为j公司第t年的盈余质量，分别由DA1、DA2、DA3和DD来度量。H1意味着β1<0，即盈余操纵程度较小、盈余质量较好的企业，会更多的履行社会责任，表明企业倾向于更多的从事社会责任活动以回报社会。H2意味着β1>0，即盈余操纵程度较大、盈余质量较差的企业，会更多的履行社会责任，表明企业履行社会责任的动机更可能是为了转移公众的视线，掩饰其对盈余所做的操控。同时，考虑到本文所使用的样本数据是典型的短面板，借鉴Petersen（2009）的方法，所有回归结果在报告t值时，均采用公司层面聚类调整的稳健性标准误。

三、实证结果及分析

（一）单变量分析1.描述性统计。表2报告了主要变量的描述性统计结果。（1）企业社会责任表现（CSR）的均值为1.0799，中位数为0.8536，但都与最大值5.4257相去甚远。这符合预期，一方面，数据表明当前半数以上的企业的社会责任履行情况低于平均水平；另一方面，即使进行了99%百分位的winsorize处理异常值，在样本中仍包含个别社会责任履行情况很好的企业，不过对于大多数企业来说，如此超高的企业社会责任值并不是普遍情况。（2）关于盈余质量的指标，在分别采用修正Jones模型、业绩调整以及业绩配对的修正Jones模型时，DA1、DA2、DA3的均值分别为0.0950、0.0913和0.1324。此外，采用Dechow和Dichev模型计算的盈余质量指标（DD）的均值为0.0334，中位数为0.0282，最小值为0.0047，最大值为0.1172，企业间总体变化不大。（3）控制变量方面，企业规模变量（Size）的均值为21.7099，中位数为21.5624，说明样本企业的规模基本符合正态分布；企业价值（TobinQ）变量在25百分位上的数值都超过1，表明大多数企业的估值都高于资产的账面价值；企业资产负债率（Leverage）的均值为0.4847，中位数为为0.4996，表明样本中半数以上企业的负债小于所有者权益，企业偿债能力尚可；营业收入增长率（Salesgrowth）均值为21.22%，在包含受到全球金融危机影响的2008年观察值的样本中，仍能有这样的结果，说明中国企业的成长性是非常不错的。2.单变量差异性检验。如表3所示，按照企业社会责任表现（CSR）的中位数将样本分为两组，一个样本组的CSR值小于中位数（以下简称：组1），另一个样本组的CSR值大于中位数（以下简称：组2）。在组1和组2中，分别计算盈余质量变量（DA1、DA2、DA3、DD）的均值，并对组间均值进行差异性检验。结果（见表3）表明，采用修正Jones模型计算的可操控应计利润指标（DA1、DA2、DA3），在组1中的均值小于在组2中的均值，且DA2、DA3指标的组间均值都在1%的统计水平上存在显著差异。这个结论初步印证了本文的假设H2，考虑到不同变量在差异性检验中存在的不一致结果，我们在后续的多元回归分析中予以进一步检验。3.相关性分析。表4列示了主要变量间的相关系数分析结果。从表4的分析结果来看，盈余管理程度指标，无论是修正Jones模型计算的可操控应计利润指标（DA2、DA3），还是Dechow和Dichev模型计算的应计盈余值（DD），都与企业社会责任表现（CSR）存在显著的正相关关系，初步支持了本文的假设H2，在之后的多元回归分析中本文将进一步展开检验。此外，企业社会责任表现（CSR）与企业规模（Size）正相关，表明大规模的企业有更强的动机履行企业社会责任。本文使用不同模型计算的三个可操控应计利润指标（DA1、DA2、DA3）与采用Dechow和Dichev模型计算的应计盈余值（DD）高度相关。表中各变量之间（除解释变量的多个变量之间）的相关系数绝对值大部分都小于0.4，表明变量间不存在严重的多重共线性问题。

（二）盈余质量与企业社会责任表5检验了企业盈余管理与企业社会责任之间的关系。在列（1）到列（3）中，我们分别采用修Jones模型及其相关衍生模型计算的指标作为关键解释变量，对模型进行回归分析。结果显示，回归后关键解释变量的系数均在5%的水平上显著为正，表明进行更多盈余管理的企业，其社会责任表现值（CSR）越高，由此，假设H2得到验证。第（4）列中采用Dechow和Dichev模型计算的应计盈余值（DD）的系数亦在1%的水平上显著。此外，企业规模（Size）的系数显著为正，这个结果与“政治成本假说”一致，即大规模企业有着更强的履行社会责任的动机。这些企业受到媒体和投资者更高的关注，它们因此更注重自身的公众形象。企业价值（TobinQ）的系数显著为正，Choi和Pae（2011）基于韩国的企业样本研究表明，价值高的企业会致力于履行高水平的社会责任，以维系它们在市场中的领先地位。本文的研究结论与这两位韩国学者的观点一致。总的来说，结果支持假设H2，即积极操纵盈余的企业会更多的履行社会责任以转移公众视线，掩盖其对公众不利的行为。

（三）稳健性检验为了使研究结果更具有说服力，本文进行相应的稳健性检验。1.交换被解释变量和解释变量。本文构造了以企业社会责任指标为被解释变量，盈余质量指标为解释变量的回归模型。由于将解释变量和被解释变量转换有利于解决可能存在的测量误差（Choi和Pae，2011），因此，本文参考Kim等（2012）、Hong和Andersen（2011）[22]的做法构造模型（6）进行检验。表6的列（1）至列（3）分别呈现了以可操控应计利润值（DA1、DA2、DA3）作为被解释变量进行回归的结果，企业社会责任表现值（CSR）的回归系数在5%的水平上显著为正；列（4）给出了以应计盈余指标（DD）作为被解释变量进行回归的结果，企业社会责任表现值（CSR）的回归系数在1%的水平上显著为正。显然，逆向的回归结果证实了企业社会责任表现与盈余管理存在正向影响关系的结论，即社会责任与盈余质量存在负向影响关系，这进一步支持了本文的假设H2。企业价值（TobinQ）的回归系数也在1%的水平上显著为正，即有着高市价的企业更倾向于进行盈余管理。企业规模（Size）的回归系数为负，表明企业规模越大，盈余质量越好。2.解释变量的选择。为了减少盈余质量变量上的测量误差，我们分别使用了由修正Jones模型及它的两个衍生模型、Dechow和Dichev模型计算的四个反映应计盈余质量的指标，回归后得到一致的结果。在此，本文进一步采用基本Jones模型及它的三个衍生模型③计算可操控应计利润指标，作为盈余质量的变量（分别用DA4、DA5、DA6及DA7表示）重新进行回归。结果如表7所示，变量的回归系数及显著性水平并未发生实质性改变。3.变量标准化处理。参考Laksmana和Yang（2009）的做法，本文将所有连续型变量减去其均值后除以标准差进行标准化处理（这样做是因为指标的单位不一致）。④我们将标准化处理后的变量（即表8中带有“_s”后缀的变量）代入模型，替换原变量重新进行了回归，回归结果（见表8）仍然与假设H2保持一致，只是系数的大小不同而已。4.差分模型的设置与检验。为了尽可能地减小模型中因疏漏变量而导致的内生性问题，本文将所有变量的当期值与上期值进行差分得到变动值（即模型7和表9中带有“Δ”前缀的变量），并用变动值构造如下change模型，对模型（7）进行回归，结果（见表9）仍然与假设H2保持一致。5.样本期间的选择。为了排除在盈余质量与企业社会责任关系中金融危机影响的可能性，本文从研究样本中排除2008和2009年观察值，并重新进行上述回归。结果（见表10）与前文假设H2保持一致。

（四）内生性检验由于企业自身特征可能会影响盈余管理程度，进而影响企业社会责任。因此，为了克服样本自选择偏误导致的内生性问题，本文采用Heckman（1979）的两阶段回归法进行检验。具体做法是：第一阶段，参考Cohen和Zarowin（2010）以及于忠泊等（2011）的做法，主要考虑公司规模、财务业绩及成长性等特征对企业盈余管理行为的影响，使用Probit模型回归并估计InverseMill’sRatio（IMR）。⑤具体模型如下：在模型（8）中，被解释变量QA_dum为虚拟变量，当企业盈余管理程度⑥大于行业年度中值时，该变量取1，否则取0。解释变量包括公司规模（Size）、市账率（MTB）、总资产报酬率（ROA）、营业收入增长率（Salesgrowth）以及资产负债率（Leverage），我们同时在模型中加入行业虚拟变量（Industry）和年度虚拟变量（Year）以控制行业和年度固定效应。第二阶段，将IMR代入模型（5）得到模型（9），该模型可以修正由于自选择偏误所导致的内生性问题：表11的PanelA部分报告了Heckman（1979）的第一阶段回归结果。从中可以看出，公司规模较小、市账率较高、营业收入增长率较高、资产负债率较高的上市公司更有可能进行盈余管理。表11的PanelB部分为Heckman（1979）的第二阶段回归结果。结果表明，控制了盈余管理的自选择偏差后，盈余管理仍然对企业社会责任存在显著的正向影响，进一步验证了本文的假设H2。此外，控制变量的符号和显著性水平也与文中主回归结果保持一致。

四、进一步研究

（一）企业股权性质的影响我国证券市场建立二十多年以来，民营企业得到了迅猛发展，但国有企业占优势的局面并未得到较大改变。目前，60%以上的中国上市公司最终控制人为国家。国有企业目标函数的多元化导致企业行为承载着太多的政治任务（如保障就业率、社会稳定等）（黄速建和余菁，2006），其经济目标的实现是为非经济目标的实现服务的，而且国有企业的管理层更注重自身的政治前途（吴联生等，2010）。因此，国有企业履行企业社会责任更有可能是基于政治动机而非投机动机。然而，与国有企业相比，非国有企业产权更清晰，经营目标更单一。当非国有企业面临较大市场压力时，基于IPO动机、增发或配股动机、扭亏保壳动机，往往会更多地考虑进行盈余管理（刘凤委，2005），通过供销价格差异、资产置换、资产剥离等方式粉饰财务报表（陈信元，2003），以调高业绩。企业性质决定了其所担负的社会责任并非是与生俱来的，而是完全来自于外部压力。非国有企业的社会责任履行更倾向于“战略慈善”，其对经济动机的考虑更加明显（辛宇和左乃健，2012）。因此，在其他条件不变的情况下，本文预期相对于国有企业，非国有企业的盈余质量对企业社会责任的负向影响应该更显著。根据股权性质对样本进行分组，得到国有企业和非国有企业两个子样本，分别用分组样本对模型（5）进行回归，以验证在不同股权性质下，盈余质量与企业社会责任之间的关系是否存在差异。结果如表12的列（1）、（2）、（5）、（6）所示。在非国有企业的样本中，盈余管理程度指标（DA3、DD）的系数均在1%的水平上显著为正；在国有企业的样本中，我们没有发现该类变量系数的统计显著性。进一步，我们对国有和非国有样本组中关键解释变量的系数进行差异性检验。结果表明，列（1）、（2）中DA3的系数差异性检验的卡方值为4.31，p值为0.0380；列（5）、（6）中DD的系数差异性检验的卡方值为3.99，p值为0.0459。总的来说，非国有样本组的盈余管理程度回归系数在5%的水平上显著大于国有样本组，组间差异在统计上显著。这表明，通过履行社会责任来掩饰盈余操纵行为的做法，更多的存在于非国有企业中。由此可见，由于非国有企业政策支持度以及政治关联度相对较低，因此，在履行企业社会责任时，更易受到自身盈余质量水平的影响。

（二）企业股权集中度的影响自Berle和Means的经典论著《现代公司与私有产权》于1932年问世以来，企业的股权结构在公司治理中的效率问题就成为公司财务研究领域长盛不衰的焦点问题之一（陈德萍和陈永圣，2011）。由于我国资本市场尚未达到半强势有效，大股东控制权对企业发展的干预仍然在较大范围内存在。因此，本文拟针对非国有企业样本组，进一步考虑企业的股权结构对盈余质量与社会责任间关系的影响。股权集中度作为衡量股权结构的指标，可以看作公司治理效率的度量。在股权分散的企业中，广大中小股东“搭便车”的心理严重，难以对管理层进行有效地制衡和监管。在这种情况下，基于理论框架的管理层机会主义假说，管理层更可能出于私利的考虑进行盈余管理，并通过履行企业社会责任来掩饰对盈余所做的操纵。此外，在股权分散的情况下，管理层的盈余管理行为对公司股价造成的潜在压力，一般不太可能直接对中小股东构成致命威胁。从博弈论的角度来看，其更有可能无视管理层的盈余操纵行为及其后通过企业社会责任所做的掩饰。因此，在其他条件不变的情况下，本文预期在非国有企业中，相对于股权集中的企业，股权相对分散的企业的盈余质量与社会责任之间的负向影响关系更显著。在非国有企业的样本组中，使用赫芬达尔指数（前10大股东持股比率的平方和）的均值对样本进行分组，得到股权相对集中和股权相对分散的两个子样本组，对子样本的回归结果见表12的列（3）、（4）、（7）、（8）。在股权相对分散的企业中，盈余管理程度的衡量指标DA3、DD的系数均在1%的水平上显著为正；在股权集中的企业中，我们没有发现该类变量系数的显著性。进一步在股权集中和股权分散的组间进行关键解释变量的系数差异性检验，结果表明，列（3）、（4）中DA3的系数差异性检验的卡方值为2.99，p值为0.0839，但列（7）、（8）中DD的系数未通过差异性检验。因此，我们有所保留的认可，在非国有企业样本组中，股权分散的企业的盈余管理程度的回归系数大于股权集中的企业。由此可见，通过履行社会责任来掩饰盈余管理行为的做法，更可能存在于监管力度相对薄弱的股权分散型的非国有企业中。

篇3

(二)数据选择创业板上市公司于2009年正式上市，同时考虑到变量指标需要利用上年度数据，因此本文样本年度选择为2010－2012年，并剔除样本期间缺失数据的样本，最终得到2010－2012年间创业板上市公司462个样本。

二、实证检验结果

(一)统计分析表1列出样本年度内创业板上市公司履行社会责任状况的统计结果。可以看出，2010－2012年间创业板上市公司平均社会责任程度为0．184，而且各年度履行社会责任状况较为平均，3年的CSR均值分别为0．179、0．189以及0．183，并未出现较大幅度波动，但2012年较2011年却出现了降低。同时也发现，不同公司社会责任履行程度的差距是存在的，而且这种差距逐年扩大，这说明创业板不同的上市公司的社会责任投入不同，这与不同创业板上市公司经营业务、企业发展理念及企业实际经营能力存在差异是相关的。表2列出样本年度内创业板上市公司盈余管理行为的统计结果。可以看出，2010－2012年间创业板上市公司盈余管理行为基本状况与履行社会责任状况存在不同，盈余管理行为表现出较大的波动状况。总体来看，创业板上市公司盈余管理行为表现出正向的盈余操弄状况，平均盈余管理程度为0．008，这与主板上市公司相比并不算高，说明创业板上市公司并不存在相对较高的盈余管理行为，但2010年与2012年盈余管理程度均为负值，仅2011年盈余管理行为为正值，这说明不同年度创业板上市公司的盈余管理行为存在较大的波动程度。另外，不同年度创业板上市公司盈余管理的最大最小值间差异较大，盈余管理程度最大值达到0．368，而最小值为0．210，这说明不同的创业板上市公司盈余管理程度差异较大，不仅盈余管理方向存在差异，而且操弄盈余管理的程度也存在较大差异。表3列出主要变量的描述性统计结果。可以看出，被解释变量DA均值为0．008，样本年度内创业板公司呈现正的盈余管理趋势，但不同的创业板公司盈余管理程度与方向均有较大差异。解释变量CSR均值为0．184，样本年度内创业板公司社会责任履行状况较好，但同样不同公司的社会责任履行状况存在较大差异。而在控制变量中，变量ln(Size)均值为20．817，表明创业板公司资产规模均值约为10．983亿元，创业板公司规模相对主板公司要小;变量ROE均值为0．104，表明样本内约有一成左右的创业板公司的ROE为负值或在6%－7%之间，更多的创业板公司并没有主动操弄盈余管理的动向;变量Debt均值为0．194，表明创业板公司的负债总额约占资产总额的不到两成，创业板公司资产负债率并不高。

(二)相关性检验结果表4列出了主要变量的相关性检验结果。检验结果表明，解释变量与控制变量尤其是控制变量间的相关系数值均较小，基本都在0．30以下，这就说明在本文实证模型中的变量间共线性问题较小，并不存在多重共线性问题，可以认为后文实证结果是可信的。

(三)回归结果利用(1)式及样本数据，得到实证检验结果为(6)式，本文实证检验软件为EViews7．0。从(6)式的实证结果来看，首先整个回归结果的调整R2值为0．071，虽然该值并不高，但是在公司金融的研究中，通常调整R2值需要结合F统计量共同检验，并不能单纯地看调整R2值大小，而F统计量是可以通过常规置信水平的显著性检验，这就说明整个实证模型拟合程度较好，实证结果可信。具体到解释变量的回归结果，解释变量CSR与被解释变量DA间存在负相关关系，而且这种负相关关系是可以通过显著性检验的，这就意味着创业板上市公司履行社会责任的程度越高，盈余管理程度就越低，说明创业板上市公司会在短期的盈余管理行为与长期的履行社会责任行为之间，选择更加适合长期发展的履行社会责任行为，会更加重视具有可持续发展的履行社会责任行为，而较低程度的进行盈余管理操弄。也可以认为，创业板上市公司的社会责任行为可以抑制盈余管理行为，履行社会责任好的创业板上市公司具有更好的责任心，会为股东、为证券市场、为市场普通投资者负责，并不会高程度地操弄盈余管理。而在控制变量的检验结果中，控制变量ln(Size)与被解释变量DA间存在显著的正相关关系，表明创业板上市公司资产规模越大，盈余管理程度就越大。这说明资产规模越大，创业板上市公司更有可能操纵盈余管理;控制变量ROE与被解释变量DA间也存在显著的正相关关系，说明创业板上市公司的净资产收益率为负值，或处于6%－7%之间时，也就是说具有盈余管理迹象的创业板上市公司操弄盈余管理的可能性会增加;控制变量Debt与被解释变量DA间同样存在显著的正相关关系，说明创业板上市公司的资产负债率越高，负债压力越大，操弄盈余的可能性就相应越大。

(四)稳健性检验为证明研究结论并非是因特殊样本而得到的，本文进行稳健性检验。首先，考虑到样本中极端值对回归结果的影响，本文对极端值进行剔除后进行回归检验;其次，考虑到被解释变量，即盈余管理变量的测度方法有很多，本文采用Jones原始模型计算被解释变量DA后进行回归检验;最后，考虑到影响被解释变量盈余管理的因素很多，即可加入的控制变量很多，本文继续加入如每股净资产、每股收益、大股东持股数量等控制变量后进行回归检验。稳健性检验的回归结果与前文实证结果并没有显著差异，因此可以认为本文研究结论并非是由特殊样本而得到的，即研究结论是稳健可信的。

篇4

中药产业是我国传统的优势产业，是我国对世界文明作出的突出贡献之一，然而这一优势正逐渐被打破，据统计，在如今的国际中药市场上，日本、韩国产品占据的份额高达90％；国内市场上，“洋中药”进口已超过6亿美元。国际市场上每年中药的销售额高达160亿美元左右，而中国中药所占比率不足5％。中药生产的标准化和产业化是解决上述问题的根本途径，而由于中药生产原料供应的链条比较长，因此原料供应的问题就显得特别突出。目前由于人们对于中药越来越重视，一方面，中药治疗对病人的副作用比较小，另一方面，中药是天然药物，对当今追求“天然产品”的人们讲，中药治疗肯定是最佳的途径。随着中药产业规模的扩大，中药的原料供应越来越成问题，一方面，天然原料越来越少，另一方面由于人工种植的中药在环保标准上总是不尽如人意，所以中药材的供应成为影响中药产业可持续发展的关键问题。

中药生产的特点及对物料供应的要求

中药生产的特点及原料的利用情况

产业链条长，环节众多，每个环节的生产要求都非常高，因此，质量问题显得尤为突出。中药的生产如果从原料供应至产成品到消费者手中，纵跨第一产业、第二产业和第三产业，如果按照国际GMP规范生产，可以想象其难度是相当大的。

中药产业其产品对患者的作用机理目前并不是非常清楚，其理论依据多是根据中医的传统理论，而国际市场上对药品的要求必须有产品的成分、作用机理的说明，否则是不能够作为治病的药物出现的，而只能作为普通的保健品，因此中国的中药生产面临相当大的药理知识的障碍，使得中药产品多以保健品的形式出现在国外的超市中。

中药产业其产品多是复合制剂，其原料为许多种中药材，因此其生产过程中多种原料之间的数量的协调和质量的控制都显得非常困难，再加上医药生产本身就特别严格，因此，可以说是难上加难。

中药材生产的特点

中药材的栽培，既有和农作物、果树、蔬菜栽培一致的方面，也存在有别于这些植物栽培的一面。由于种类繁多，生长地区的不同，各种中药材对周围环境的适应力也不同，这就决定了中药材栽培方式的多样性。总的来说，中药材生产应注意以下特点：

中药材生产讲究产量、质量并重的原则。栽培的中药材，最终是用来防病治病。如果产量高，有效成分含量低或者完全没有，就降低或失去了药用价值。而产量过低，又影响了药农的收入。药材的质量主要由有效成分的含量和疗效决定的。此外，药材的形态、大小、色泽，即商品性状(俗称“卖相”)也是质量的一个方面。

中药材栽培有忌连作的特点。很多中药材，特别是一些根茎类药材如白术、、地黄、丹参等都不宜连作。一方面是由于土壤肥力、土壤结构改变的问题，另一方面是病虫害严重。此外，中药材在生长过程中分泌一些有毒物质在土壤中，也使得连作的效果不好。这就使得原料的总供应量受到限制。

中药材栽培技术的多样性。由于不同中药材的药用部位不同，对环境的要求以及栽培年限的不同，形成了中药材栽培技术的多样性。

中药生产企业物料供应商的选择

根据中药生产的现状和中药材的生产特点，结合供应商的选择理论，提出如下的选择方法：

根据ABC法粗选供应商。根据表1所列数据对中药材供应商进行分类，在保证供应方面，对这三类供应商的要求是一致的。但A类供应商，为生产企业提供了重要的物资供应且数量少，对其加强管理是降低采购成本的潜力所在，所以要投入主要精力，进行重点管理。而对于BC类供应商，因其所提供的物资比重小、数量多，他们不是降低采购成本的重点，可以作一般管理。我们通过这种分类方法，将A类供应商作为主要的供应商。

利用层次分析法选择供应商。层次分析法的基本步骤为：对问题所涉及的因素进行分类，建立指标体系。根据指标体系，构造各因素之间相互联系的层次结构模型。构造比较判断矩阵。对同一层次内诸因素，通过两两比较，确定出相对于上一层次各目标的权重。计算组合权重，即得到各方案的相对权重。根据相对权重，选出最优供应商。

集团对物料供应商的管理

建立供应商的竞争机制。根据中药材供应商选择的影响因素，制定响应指标的阈值，供应商们在这个阈值的基础上进行竞争，只有进入ABC法粗选出的供应商才有资格进行有关质量、价格、售后服务、交货期等方面的竞争。这样，一方面使管理工作得到简化，另一方面，又可以使主要的供应商感到有压力，督促他们做好物料供应方面的工作。

做好物料供应的质量审验工作。中药的质量与中药材收购的质量有着极为密切的关系，GMP明确规定：“药品生产所用物料应从符合规定的单位购得，企业应确立定点采购并依规程对供应商进行质量审验的基本原则。

审验的内容。企业对供应商进行质量审验，包括对新选择供应商的质量审验和对已确定供应商的定期、不定期质量审验。对新选择供应商的质量审验内容有：供应商基本材料审核，样品检测、验证，实地考察，结论与信息反馈等；对已确定供应商的定期、不定期质量审验内容有：物料质量状况回顾，对存在问题的整改调查，供应商业绩综合考评等。

审验的程序和方法。对新选择供应商的审验。

成立审验小组。企业以规程形式，明确规定对新选择供应商进行质量审验时，审验小组由供应部门、质量管理部门、物料使用部门、科研技术部门的管理和技术人员组成，其中，质量管理部门的人员必须协同质量审验工作。审验小组成立后，依规程确定一名组长并由其对小组成员的工作内容进行具体部署。

材料审核。对供应商基本倩况的掌握和了解是进行供应商质量审验的第一步，一般通过对其提供的文字材料的审核来进行分析和判断，对供应商材料审核包括两部分，即：对供应商基本情况调查材料的审核和法定材料的审核。

样品检测、验证。质量标准及检测方法的确定：审验小组应明确所采购物料的质量标准，此标准可为法定标准或高于法定标准的药厂内控标准，需注意，有内控标准的必须执行内控标准。

实地考察。审验小组在对供应商所提供物料表示满意后，应安排对供应商的实地考察。有时实地考察可不进行或推后进行，在何种前提下可不进行或推后进行，需提供哪些补替材料等，企业在规程中予以明确规定。

信息反馈及跟踪审验。对供应商所提供样品的检测、验证情况及实地考察情况，审验小组应做好向供应商的反馈工作，对于某些检测指标和结果可能还需同供应商进行进一步的商讨和确定，供应商也可通过所反馈的信息进行改进，使其产品达到要求或提高质量水平。对质量审验存在问题需做整改的，审验小组应进行跟踪审验并随时记录。

起草审验报告，批准审验结论。审验小组在进行以上工作后，应由组长根据审验情况起草审验报告。药厂应规定审验报告的书写内容和格式。审验报告应对所进行的审验活动进行总结性说明并做出质量审验结论，由审验小组成员讨论通过并签名，提交总工批准。

对已确定供应商的定期、不定期审验。

供应商确定后，在其少量供货及长期供货过程中，应对该供应商进行定期或不定期审验。审验的周期和内容应依据供应商的不同和所供物料的不同而有所不同。定期或不定期审验可围绕如下方面进行：物料质量回顾，包括合格率、退货率、存在问题；存在问题的整改情况；供货的及时性；质量保证体系或生产设备、设施。发生重要变化时，定期、不定期审验可成立审验小组，或由质量管理部门组织有关部门进行。审验应有报告。

质量审验档案。从事质量审验活动的所有材料归入质量审验档案，作为供应商档案材料的重要组成部分。质量审验档案的内容应包括：供应商基本情况调查报告（或调查表）；供应商法定材料复印件；供方质量标准及出具的样品检验报告单；本药厂物料采购标准检验操作规程及本厂出具的样品检验报告单；物料正式采购后三批进厂检验报告单复印件；物料均一性验证“评价及结论”复印件；现场考察报告；质量审验报告；定期、不定期审验材料及报告。供应商质量审验档案应由企业规定部门并指定专人负责建立和管理。

建立与供应商的战略联盟关系。正如在前面看到的那样，中药行业的物料供应商与其他行业有明显的不同，其所提供的中药原料质量及价格差别也非常大，究其原因在于：其产业链条太长，供应商就自身的管理和技术水平来看，是非常难以做好的，为此作为生产厂家，中药生产企业采用中药产业化生产的模式，与供应商建立战略伙伴关系，以确保物料供应的畅通和安全。

中药产业化发展就是根据中药生产GMP规定，从中药的种植一直到加工、销售，采取规范化操作，在中药种植领域实行GAP规范种植，并在每个生产环节尽量增加产品的附加值，使中药价值增值，在这个过程中，可以采取“集团公司＋供应商＋农户”这样的发展模式。

生产企业主要在市场信息的搜集、资金支持、技术咨询等方面加强与供应商的合作，使供应商有实力能够带动中药基地的建设，通过规范化的基地建设，才能够保证企业有源源不断的原料供应。

对于加强供应商管理的政策建议

由于行业特点，目前中药生产企业的物料供应商大都规模较小、技术水平比较低，大都停留在中药材的收购、批发等业务领域，真正具有规模化供应能力的供应商还比较少，而且，供应的原料质量和数量极不稳定，对生产企业的稳产优产有着重大影响，因此在进行供应商的选择时，应当立足于实际，不能要求太高，应当着眼于未来。

正因为目前供应商存在诸多的问题，因此生产企业应当立足于加强供应商的能力建设，供应商的能力建设主要体现在如下几方面：

供应商的原料基地建设。目前虽然大多数地区都在进行中药产业化基地建设。但是由于资金、技术和管理等方面的原因，这些项目往往都中途流产。按照现代医药GMP管理的相关规定，建设一个GAP中药材基地，无论在技术、资金还是管理等方面都要求非常高，实力弱小的供应商想完成这样的项目几乎不可能，因此中药生产企业必须与其结成战略合作伙伴关系，精心培育一两个大型的供应商，按照国家GAP中药材规范化建设的标准，生产合乎产业发展的原料。

供应商的市场反应体系建设。由于传统中医药大都是以野生动植物为原料的，但是现在随着野生动植物的减少，中药产业的原料供应越来越成问题，通过原料供应的影响，市场的波动加大了，因此供应商对市场的反应体系建设成为非常重要的问题。

加强供应商同产学研的结合。正如前面论述的那样，中药产业在新世纪会迎来新的发展机遇，要想使这些好的机遇变成经济优势，必须用现代科学技术，尤其是生物技术，来武装传统的中药产业。在中药的种植行业里，着力用现代的育种技术开发新的医药品种，用现代的栽培技术，人工培育产业化生产所需的大量药材。可以预见，随着人们生态环境意识的加强，人工中药材代替野生药材是必然的，这就需要，栽培技术和育种技术的广泛参与，最终实现原料的安全供应。

参考资料：

1．刘大可，产业链中企业与其供应商的权利关系研究，经济学研究，1994.10－12