公司經(jīng)營思想精選(九篇)
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第1篇：公司經(jīng)營思想范文
關鍵詞:跨國公司;南京;區(qū)域經(jīng)濟
中圖分類號:F127文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2009)15-0129-01
一、南京跨國公司的現(xiàn)狀
隨著開放的加深,南京地區(qū)已有來自世界104個國家和地區(qū)的85家世界500強跨國公司,投資了148個項目,累計投資192億美元?？鐕镜募娂娺M駐使得南京地區(qū)成為中國吸引外商投資最為集中的地區(qū)之一。
二、跨國公司對南京區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的積極影響
1.跨國公司補充了南京發(fā)展經(jīng)濟所需的資金。南京設立了許多跨國的國際銀行,這些跨國公司的資本流入,加速了南京制造業(yè)結構和生產(chǎn)商品結構的變化。近年來,南京大力引進外國公司資本、技術和管理經(jīng)驗,大力發(fā)展出口加工工業(yè),使某些工業(yè)部門實現(xiàn)了技術跳躍,促進了對外貿(mào)易商品結構的改變和當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展。
2.跨國公司為南京區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造了良好的環(huán)境。跨國公司是當代新技術的主要源泉,也是技術貿(mào)易的主要組織者和推動者。在南京的科技開發(fā)和技術貿(mào)易領域,跨國公司對南京的發(fā)展起到了舉足輕重的作用。跨國公司并購的加劇,為南京更好利用外資和加快發(fā)展外向型經(jīng)濟,提供了新的機會和可能;科技的飛速發(fā)展,與跨國公司合作的日益深入,都為南京更多地引進世界先進科學技術,進一步發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)和提升產(chǎn)業(yè)結構創(chuàng)造了有利的條件。
三、跨國公司在經(jīng)濟活動中出現(xiàn)的主要問題
1.南京經(jīng)濟與跨國公司聯(lián)系的緊密程度不夠?？鐕九c南京經(jīng)濟發(fā)展應該是存在關聯(lián)性的,而不是沙漠里的教堂。但是跨國公司對技術的壟斷性比較強,在核心技術上仍有較強的保密性,缺少技術信息共享和流通的通暢性與產(chǎn)權和成果交易的中介。
2.少數(shù)跨國公司的經(jīng)濟行為缺少社會責任性。有些跨國公司在生產(chǎn)過程中污染了南京的環(huán)境,發(fā)展規(guī)劃中缺少與自然和諧相處、相容共生的條款,這不但不利于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展,也不利于跨國公司贏得社會尊重與贊譽,影響其自身的發(fā)展。
3.政府缺少一套完整的支撐性政策法規(guī)?，F(xiàn)行的各政策之間缺少協(xié)調、統(tǒng)一和制約的關系,在對高新技術企業(yè)和研發(fā)機構認定與制定其他政策時,缺乏對產(chǎn)品和市場開發(fā)方面的相關規(guī)定,使得在跨國公司投資建設全過程中政府不能發(fā)揮支撐作用,也不能在跨國公司與本土企業(yè)合作時提供全方位的服務。
四、解決跨國公司對南京經(jīng)濟負面影響的措施
1.要提高跨國公司正確的行為意識。南京是一個美麗的城市,在南京的跨國公司一定要在環(huán)保節(jié)能方面起到示范作用,盡可能推行清潔生產(chǎn),發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟,更多地投資于節(jié)約降耗的項目,并為南京引進環(huán)境友好的先進技術和生產(chǎn)模式。
2.南京市政府應該采取的一些措施。南京在改善硬環(huán)境的同時,也要高度重視軟環(huán)境的改善,進一步推動政府轉變職能。要大力發(fā)展金融服務業(yè)、信息服務業(yè)以及其他新型服務業(yè),加強與國際組織、外國政府以及非政府組織的接觸,注重政府信息公開,使更多的跨國公司能夠更加全面深入地了解南京,從依靠優(yōu)惠政策逐漸向發(fā)揮綜合環(huán)境優(yōu)勢來吸引跨國公司。
五、結論
跨國公司在與南京開展經(jīng)貿(mào)合作的過程中,雖然存在一些問題,但是更為南京地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展提供資金的支持,帶來了成熟的技術和管理經(jīng)驗,使南京地區(qū)的對外貿(mào)易取得長足發(fā)展、帶動了南京本土企業(yè)的發(fā)展等,這些積極的影響更是不容忽視。
參考文獻:
第2篇：公司經(jīng)營思想范文
關鍵詞：公司治理結構；經(jīng)營績效；分層線性模型
一、 引言
在考察公司的整體發(fā)展水平時，其中最重要的參考指標是經(jīng)營績效，然而在影響公司經(jīng)營績效中最基本、最核心的因素是公司治理結構。從戰(zhàn)略管理角度上來看，公司治理結構是決定和控制一個企業(yè)的戰(zhàn)略方向和業(yè)績表現(xiàn)的各種利益相關群體之間的關系。一家公司的股東如何監(jiān)督、控制高層的決策和行為，會影響到公司戰(zhàn)略方案的確定和實施，最終將直接影響到公司的經(jīng)營績效，即公司治理結構對公司經(jīng)營績效起到了至關重要的作用。在中國不斷推廣和實行現(xiàn)代企業(yè)制度的大背景下，公司治理結構已經(jīng)逐漸成為現(xiàn)代企業(yè)管理的核心，以及影響企業(yè)經(jīng)營績效的關鍵要素，對企業(yè)的經(jīng)營績效起著決定性的作用。
近年來，國內(nèi)外關于公司治理結構與經(jīng)營績效之間關系的研究已經(jīng)形成一股熱潮，但是研究者多從研究公司治理結構的一部分入手，比如董事會結構、股權結構，考慮其對公司經(jīng)營績效的影響。Morck（1988）以托賓Q值作為衡量公司經(jīng)營績效的指標，用高管持股比例作為衡量股權結構的指標，對1980年《財富》前500強企業(yè)進行實證研究，研究結果表明在不同的股權結構下，高管持股比例的變動對公司績效有著不同的影響。于東智（2003）在文章《董事會、公司治理與績效——對中國上市公司的經(jīng)驗分析》中指出董事會——作為公司內(nèi)部治理結構的核心，對上市公司的經(jīng)營績效影響是正向的。黃繼忠、陳素瓊（2008）在其文章《電力行業(yè)上市公司治理結構與公司績效關系的實證研究》中，總結出以下結論：第一大股東的持股比例、高層薪酬都是影響公司經(jīng)營績效的因素。劉海波、陳龍（2009），在其文章《企業(yè)競爭力的相關性實證研究》中通過實證分析得出了如下結論：董事會規(guī)模的大小，直接影響到公司的運營和成長。很顯然，對公司治理結構對經(jīng)營績效影響的分析中，全面、系統(tǒng)、深入的實證分析較少。本文將從內(nèi)部治理——董事會規(guī)模和結構、股權結構、高管的薪酬激勵、董事會會議次數(shù)以及外部治理——產(chǎn)權比率入手，根據(jù)公司治理結構與經(jīng)營績效數(shù)據(jù)結構的性質，運用目前比較前沿的分層線性模型進行分析，系統(tǒng)、深入的進行實證研究。
二、 分層線性模型
鑒于影響上市公司績效的公司治理結構及其數(shù)據(jù)結構的特點，選擇分層線性模型能夠對上市公司經(jīng)營績效的影響得到較好的模擬，也有比較好的解釋意義。目前常用的利用縱向數(shù)據(jù)研究變量增長趨勢的有重復測量的方差分析、時間序列分析及起步較晚但是發(fā)展較快的分層先行模型等，由于使用最小二乘估計會出現(xiàn)異方差和相關性問題，并且不能用來分析個體發(fā)展差異。因此本文在進行數(shù)據(jù)分析時，選用已經(jīng)被廣泛接受的新一代處理縱向數(shù)據(jù)的統(tǒng)計方法—分層線性模型。所謂的隨機系數(shù)回歸模型，主要是針對發(fā)展模型的第二層模型的設置來說的。因為第二層模型是關于第一層模型中截距與斜率的方程。
1. 隨機系數(shù)回歸模型基本形式。
隨機系數(shù)回歸模型的形式如下：
層一模型：Yij=β0j+β1jXij+rij
層二模型：β0j=γ00+μ0j βij=γ10+μ1j
在該隨機系數(shù)模型中，層一回歸模型中的結局和斜率都是隨機的，層二方程中不包含預測變量，可以利用這兩個模型分析層一截距與斜率的多少變異是由層二單位引起的。
其中層二方程的方差情況如下：
Var=μ0jμ1j=τ00τ01τ10τ11=T
τ00是第一層所有截距無條件方差；τ11是第一層所有斜率無條件方差；
τ01是第一層截距與斜率之間的無條件方差。
在利用該模型進行截距與斜率的變異研究時，主要考察的是τ00與τ11的值。
2. 縱向數(shù)據(jù)發(fā)展模型。
層一模型：線性發(fā)展模型 Yij=β0j+β1j（time）+rij
其中，Yij代表的是個體j的第i個觀察值，time是線性時間變量；
β0j是截距，指的是在time變量取0時個體j的觀察值；
β1j是線性增長率，是個體j的線性發(fā)展斜率；
rij是殘差，是指個體j在時間i上的實際觀察值與模擬線性發(fā)展曲線對應點的離差，其中，Var（rij）=σ2。
層二模型：β0j=γ00+∑γ0qWqj+μ0j β1j=γ10+∑γ1qWqj+μ1j
這是線性增長模型第二層模型的一般形式，第一層中截距和斜率參數(shù)都可以在第二層模型中隨著個體特征的函數(shù)而變化。
其中，Var（μ0j）=τ00 Var（μ1j）=τ11 Cov（μ0j，μ1j）=τ01
模型中，γ00是平均截距，在時間變量為0時，所以個體觀測變量Y的平均值；
γ10是線性發(fā)展斜率的總體平均值；
Wqj是指第j個個體中第q個特征變量在第二層模型中的預測變量；
γ0q是第二層模型中的回歸系數(shù)，代表第二層變量Wqj對第一層截距β0j的效應。
γ1q是第二層方程的回歸系數(shù)，代表第二層變量Wqj對第一層的發(fā)展斜率β1j的效應。
三、 實證研究
1. 數(shù)據(jù)說明。
本文研究使用的數(shù)據(jù)為CSMAR經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫中的上市公司財務指標數(shù)據(jù)，并選取了在深滬兩市信息技術類上市公司2010年～2012年的財務報表數(shù)據(jù)進行分析。在刪除了缺失數(shù)據(jù)后，本文選取了深市、滬市共154家信息技術類上市公司，本文的分析都是基于這154家信息技術類上市公司2010年～2012年的數(shù)據(jù)，本文采用的是SAS數(shù)據(jù)分析系統(tǒng)。
本文所研究的是公司治理結構對公司經(jīng)營績效的影響，而在衡量公司經(jīng)營績效的指標中，最常用的就是凈資產(chǎn)收益率（ROE）和托賓Q值兩類。在本文的研究中，采用公司的凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為公司經(jīng)營績效的衡量指標，也就是本文研究中的因變量Y。這也主要考慮了近幾年中國股市的實際情況來選取的。
本文研究中所選取的公司治理結構的指標主要包括：外部治理結構—產(chǎn)權比率（cqbl），股權結構—第一大股東持股比例（cgbl）與第二至第十大股東持股比例之和（twocgbl），董事會會議次數(shù)（dshy），董事人數(shù)（dsrs），其中獨立董事人數(shù)（dlds），高管人數(shù)（ggrs），監(jiān)事人數(shù)（jsrs），董事、高管的薪酬（xc）共9個變量。為了讓模型結果更加精確，本文假定研究起點為2010年，研究的時間區(qū)間為2010年～2012年。在這3年中信息技術業(yè)上市公司的經(jīng)營績效的平均發(fā)展趨勢如何？發(fā)展速率怎樣？公司治理結構對上市公司經(jīng)營績效的影響效應如何？這是本文主要關注的問題。
2. 經(jīng)營績效隨時間變化的形式確定。
在構建模型之前，首先通過觀察2010年～2012年的經(jīng)營績效—凈資產(chǎn)收益率的平均發(fā)展趨勢，確定其發(fā)展軌跡是線性還是非線性的，進而確定分層模型的形式。本文所研究的公司經(jīng)營績效指標—凈資產(chǎn)收益率的平均發(fā)展趨勢如圖1所示。
可以看出，自2010年～2012年三年期間信息技術業(yè)上市公司經(jīng)營績效的平均發(fā)展趨勢基本屬于直線發(fā)展模式，因此在本文中設定時間變量為一次項函數(shù)模型，且未限制模型殘差的方差—協(xié)方差結構。
3. 構建經(jīng)營績效隨機截距斜率發(fā)展模型。
在對上市公司經(jīng)營績效進行模型時，首先可以判斷出上市公司經(jīng)營績效的個體發(fā)展趨勢線應該有不同的截距，即上市公司個體的初始經(jīng)營績效水平不同，這也與現(xiàn)實相符，并且通常情況下經(jīng)營績效的發(fā)展不僅初始水平因人而異，且其隨時間的變化率也是不盡相同。因此，選擇符合實際情況的模型應該是隨機截距和隨機斜率發(fā)展模型。該模型形式可以表示如下：
層一模型：Yij=β0j+β1jtimeij+eij
層二模型：β0j=γ00+μ0jβij=γ10+μ1j
組合模型形式如下：Yij=γ00+γ10timeij+（μ0j+μ1jtimeij+eij）
模型輸出結果如表1。
從結果中可以看出隨機截距的方差估計為σ2 u0=0.039（p
4. 納入公司治理結構變量的經(jīng)營績效隨機截距斜率發(fā)展模型
在以上模型中加入選取的公司治理結構的指標，將其作為模型中的協(xié)變量，考察其對層一斜率及截距的影響。也就是構建加入?yún)f(xié)變量的隨機截距斜率發(fā)展模型。
模型形式如下：
層一模型：ROEij=β0j+β1jtimeij+β2jcgbl+β3jtwocgbl+β4jxc+β5jdshy+eij
層二模型：
β0j=γ00+γ01（dsrs）j+γ02（dlds）j+γ03（ggrs）j+γ04（cqbl）j+γ05（jsrs）j+μ0j
β1j=γ10+γ11（dsrs）j+γ12（dlds）j+γ13（ggrs）j+γ14（cqbl）j+γ15（jsrs）j+μ1j
β2j=γ20 β3j=γ30 β4j=γ40 β5j=γ50
運用SAS軟件運行該模型，并將模型的部分輸出結果整理在表2。
從輸出結果可以看出，對于層一模型中的截距（即初始狀態(tài)模型），產(chǎn)權比率的參數(shù)在固定效應中達到了統(tǒng)計學意義上的顯著，即所研究的信息技術業(yè)上市公司的產(chǎn)權比率水平，對上市公司經(jīng)營績效初始水平有著顯著的影響。該指標每變動一個單位，對于經(jīng)營績效水平的影響效果是-0.009 81個單位，同時影響是統(tǒng)計顯著的（p=0.012 7）且是負向的，即產(chǎn)權比率增大一個單位，會帶來經(jīng)營績效的減少。董事人數(shù)、獨立董事人數(shù)、高管人數(shù)、以及監(jiān)事人數(shù)對上市公司的經(jīng)營績效有一定的影響，估計系數(shù)分別為γ01=-0.007 02，γ02=0.002 806，γ03=0.006 436，γ05=0.014 05但都統(tǒng)計不顯著（p=0.656 7，p=0.954 4，p=0.319 7，p=0.314 9）。
時間一次項斜率的層二模型，即增長率模型，其中產(chǎn)權比率每增加1個單位，相應的經(jīng)營績效的增長率增加0.018 4，且產(chǎn)權比率對經(jīng)營績效增長率影響顯著（p=0.038 3）。董事人數(shù)對經(jīng)營績效增長率的影響是正向的，系數(shù)為γ11=0.004 713，影響不顯著（p=0.607 7）。獨立董事人數(shù)對經(jīng)營績效增長率的影響是正向的，系數(shù)為γ12=0.005 511，影響也是不顯著的（p=0.847 5），高管人數(shù)對經(jīng)營績效增長率的影響是負向的，系數(shù)為γ13=-0.002 45，影響并不顯著（p=0.519 3），監(jiān)事人數(shù)對經(jīng)營績效增長率的影響是負向的，系數(shù)為γ15=
-0.014 05，影響并不顯著（p=0.164 2）。
隨時間變化協(xié)變量系數(shù)的層二模型，因為設定不包括隨機效應，且沒有協(xié)變量加入，得到的系數(shù)同時也是層一模型對應的系數(shù)。其中，第一大股東持股比例，它對經(jīng)營績效的影響是正向的，即第一大股東持股比例隨時間增長1個單位，該公司的經(jīng)營績效將增加0.001 703個單位，系數(shù)是統(tǒng)計顯著的（p
第二至第十大股東持股比例，對經(jīng)營績效的影響也是正向的，對信息技術業(yè)上市公司而言，其第二至第十大股東持股比例隨時間增加1個單位，該公司的經(jīng)營績效將增加0.001 089個單位，系數(shù)是統(tǒng)計顯著的（p=0.019 2）。雖然其持股比例不能掌控上市公司的所有的決策制定，但是卻可以影響到董事會的結構，可以通過影響公司結構進而達到其自身利益的實現(xiàn)。因此，這也是與事實相符的，二至十大股東持股比例的增大，會加強公司的監(jiān)管，帶來經(jīng)營績效的提高。
董事會會議次數(shù)對公司的經(jīng)營績效有一定的正向影響，系數(shù)為γ50=0.002 978，統(tǒng)計不顯著（p=0.078 6）當然這并不是說，董事會會議次數(shù)越多，公司的經(jīng)營績效就越高。董事會會議次數(shù)要適當，但又不能夠太少，否則董事會成員之間該有的溝通沒有做好，矛盾沒有解決，這樣就會出現(xiàn)人力、物力、財力的浪費，這樣對公司的經(jīng)營績效的提高是很不利的。
薪酬變量，其對經(jīng)營績效的影響也是正向的，對信息技術業(yè)上市公司而言，其董事、高管薪酬隨時間增長1個單位，該公司的經(jīng)營績效將增加0.000 04個單位，這種影響是顯著的（p=0.183 1）。薪酬作為有效的激勵機制，可以提高董事、高管等的工作積極性，努力提高公司的運營水平。
四、 結論及啟示
本文采用分層線性模型的分析方法，建立了信息技術業(yè)上市公司治理結構對經(jīng)營績效影響的實證研究，得出了以下主要結果：第一大股東持股比例與第二至第十大股東持股比例對公司經(jīng)營績效影響是顯著的正相關，信息技術業(yè)上市公司的產(chǎn)權比率與公司經(jīng)營績效之間存在顯著的正相關。
根據(jù)分析結果，建議如下：
進一步完善股權結構。股權結構體是公司權力制衡與利益分配的重要體現(xiàn)，也是公司治理結構的基礎。從本文的分析中可以看出：第一大股東的持股比例、第二至第十大股東的持股比例對上市公司經(jīng)營績效的影響都是正向的，并且這種影響是顯著的。但是在這種情況下，實際情況中容易出現(xiàn)大股東壓榨股民、操控股價以及披露虛假信息等現(xiàn)象，因此需要在保證大股東對上市公司的絕對控制權的前提下，進一步完善股權結構。
繼續(xù)完善董事會結構。作為上市公司內(nèi)部治理結構的核心，董事會是公司股東權益的代表，肩負著管理運營公司的重要職責。因此，需要在實際的實踐過程中，繼續(xù)完善董事會的結構，強化董事會的職責，促進公司經(jīng)營績效的不斷提高。而作為上市公司中的新事物—獨立董事制度，該制度的引入可以在一定程度上遏制違規(guī)現(xiàn)象，對公司的管理起到一定的約束和制衡作用。
建立更為有效的高管激勵機制。薪酬對提高管理者與經(jīng)營者的積極性有重要作用，但這并不意味著薪酬越高越好，因為薪酬要與經(jīng)營成果掛鉤。因此需要立足企業(yè)的實際情況，建立富有實效的薪酬激勵制度，不斷提高公司的經(jīng)營狀況，促進公司的持續(xù)、健康、穩(wěn)定發(fā)展。
不斷強化外部治理。外部治理結構上公司治理結構中很重要的一方面。其中產(chǎn)權比率是最重要的衡量指標，其反映的是公司償還債務的能力，一般情況下認為產(chǎn)權比率越低，公司長期的償債能力越強，債權人需要承擔的風險則越小。因此在公司的運營中應該不斷強化外部治理，最終形成促進經(jīng)營績效增長的狀態(tài)。
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第3篇：公司經(jīng)營思想范文
【關鍵詞】 風險投資； 經(jīng)營績效； 影響因素
中圖分類號：F830.59；F272.5 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）11-0034-05
據(jù)清科數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，截至2012年6月，我國上市公司在私募股權市場中可投資資本量為2 045.78億美元，穩(wěn)居第一，在創(chuàng)業(yè)投資中有舉足輕重的地位。上市公司參與風險投資的動機主要分為財務目標和戰(zhàn)略目標，而不同的投資動機對上市公司經(jīng)營績效的影響是否有顯著差異，有哪些因素影響公司經(jīng)營績效？本文將從上述角度對上市公司參與風險投資進行實證分析，總結上市公司參與風險投資的投資規(guī)律，為我國上市公司參與風險投資提供有利可靠的數(shù)據(jù)支持。
一、風險投資相關概念回顧
對于風險投資（Venture Capital簡稱VC），金融機構與學者對這一概念都給出了初步的定義。美國全美風險投資協(xié)會（NVCA）的定義為：風險投資是由職業(yè)金融家投入到新興的、迅速發(fā)展的、具有巨大競爭潛力的企業(yè)中的一種權益資本，這些投資是尋找與母公司匹配的戰(zhàn)略資本，可以與投資企業(yè)產(chǎn)生協(xié)同效應的機會資本。Douglas Green Woody（1992）認為，風險投資是準備冒險的投資，它是準備為一個具有迅速發(fā)展?jié)摿Φ男鹿净蛐庐a(chǎn)品經(jīng)受最初風險考驗的投資。本文將風險投資定義為：非金融公司為自身財務目標或戰(zhàn)略目標對高新技術產(chǎn)品或服務的投資行為。
有關公司風險投資的動機，Ernst & Young（2005）在對全球CVC項目的調查中發(fā)現(xiàn)，進行公司風險投資的企業(yè)中，將戰(zhàn)略目標作為唯一目的的占56%，將財務目標作為唯一目的的占33%，既追求戰(zhàn)略目標又追求財務目標的占11%，并且大多數(shù)戰(zhàn)略投資者認為好的戰(zhàn)略投資可以產(chǎn)生好的財務回報。馬驍（2007）認為我國上市公司參與風險投資是為提高企業(yè)技術水平，增強企業(yè)創(chuàng)新能力。
有關公司參與風險投資對其經(jīng)營績效的影響， Gompers & Lerner（2001）實證研究發(fā)現(xiàn)，當公司風險投資的行業(yè)與其主營業(yè)務互補時，企業(yè)能獲取較好的投資收益。Dushnitsky & Lenox研究了投資目的對投資企業(yè)收益的影響：當企業(yè)進行CVC的目的是從被投資創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲得新技術的戰(zhàn)略目標時，投資企業(yè)從CVC中獲得的收益更大。而Weber C和Weber B的實證結果則相反，即企業(yè)進行CVC的目的是財務目標時，企業(yè)的經(jīng)營績效更好。我國學者瞿麗實證發(fā)現(xiàn)上市公司參與風險投資短期內(nèi)沒有獲得顯著收益，長期內(nèi)收益甚至為負。
綜上所述，上市公司參與風險投資對企業(yè)經(jīng)營績效的影響尚沒有統(tǒng)一的結論，其影響因素的確定也有待進一步討論。
二、研究方法與假設提出
（一）樣本的選取
本文樣本選自滬深A股2009年至2012年中參與風險投資的上市公司，剔除2012年剛上市的公司、ST和■ST公司以及本身從事金融投資的證券公司和投資公司，最終整理出141個參與風險投資的上市公司，數(shù)據(jù)來源于益盟操盤手數(shù)據(jù)庫。本文將風險投資強度90%以上的劃為以戰(zhàn)略發(fā)展為目標的風險投資，90%以下的劃為以財務收益為目標的風險投資，分為兩組樣本進行實證研究。
（二）研究方法
本文使用SPSS13.0統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計、回歸分析及t檢驗。
（三）上市公司參與風險投資經(jīng)營績效的假設
公眾對上市公司的經(jīng)營業(yè)績主要參考指標為每股收益（EPS）。每股收益用來衡量普通股的獲利水平及投資風險，可以有效反映企業(yè)盈利能力，預測企業(yè)成長潛力，所以本文選取每股收益作為企業(yè)經(jīng)營績效的衡量指標，并提出以下假設：
H1：上市公司風險投資對企業(yè)每股收益（EPS）有顯著影響。
本文按照不同投資強度（投資額/股東權益）將樣本分為財務收益目標與戰(zhàn)略發(fā)展目標兩組樣本進行分析，所以不同的投資目的對企業(yè)每股收益的影響有不同的效果，假設如下：
H1a：以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的風險投資對EPS有顯著影響；
H1b：以財務收益為投資目標的風險投資對EPS有顯著影響。
（四）上市公司參與風險投資對其經(jīng)營績效影響因素的假設
為了更全面、更真實地反映上市公司參與風險投資對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，本文選取了4個基本變量，從4個維度來分析統(tǒng)計：投資強度；被投資企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模；行業(yè)相關性；上市公司投資收益與其凈利潤之比。
1.投資強度
上市公司利用閑置資金進行風險投資，其投資額占公司股東權益的份額會影響公司的經(jīng)營績效。一般認為，上市公司投資額越多，對公司經(jīng)營績效影響越大，又因不同投資目標的投資強度對上市公司經(jīng)營績效也許會有不同的影響，假設如下：
H2：上市公司風險投資的投資強度對EPS有顯著影響。
H2a：投資強度對以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的EPS沒有顯著影響；
H2b：投資強度對以財務收益為投資目標的EPS有顯著影響。
2.被投資企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模
被投資風險公司的資產(chǎn)規(guī)模在一定程度上決定了投資項目的規(guī)模，進而影響風險投資項目的收益，最終反映在上市公司的經(jīng)營績效中。本文主要研究對象限于上市公司直接設立風司或間接參股控股風司，所以其被投資公司的資產(chǎn)規(guī)模與上市公司的經(jīng)營績效存在一定的關系。根據(jù)不同投資目標，提出如下假設：
H3：被投資企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模與上市公司經(jīng)營績效有顯著關系。
H3a：被投資企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模與以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的上市公司EPS存在正相關關系；
H3b：被投資企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模與以財務收益為投資目標的上市公司EPS沒有顯著關系。
3.行業(yè)相關性
上市公司參與風險投資可以使企業(yè)實現(xiàn)多元化經(jīng)營，加快企業(yè)轉型，發(fā)掘企業(yè)研究與發(fā)展的潛力，所以被投資企業(yè)從事的行業(yè)與上市公司行業(yè)的相關性對企業(yè)的經(jīng)營績效有著關鍵的影響。一般認為，上市公司主營業(yè)務與其參與的風險投資行業(yè)相關，可運用現(xiàn)有的經(jīng)驗使投資項目快速成長并獲利，但也不排除上市公司參與風險投資后發(fā)掘出自身在其他行業(yè)的創(chuàng)造性，從而迅速給企業(yè)帶來豐厚的利潤。鑒于不同投資目的的風險投資其行業(yè)相關性會對上市公司經(jīng)營績效有不同程度的影響，提出如下假設：
H4：風險投資的行業(yè)相關性與上市公司經(jīng)營績效存在正相關關系。
H4a：風險投資的行業(yè)相關性與以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的上市公司EPS有正相關關系；
H4b：風險投資的行業(yè)相關性與以財務收益為投資目標的上市公司EPS無顯著相關性。
4.投資收益與凈利潤之比
上市公司參與風險投資基本被列為長期股權投資，其風險投資的凈收益列入利潤表中投資收益。盡管列報的投資收益不能全部歸為風險投資所帶來的收益，但在一定程度上反映了企業(yè)對投資的敏感性，假設如下：
H5：投資收益與凈利潤之比與上市公司經(jīng)營績效有顯著關系。
H5a：投資收益與凈利潤之比與以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的企業(yè)EPS存在正相關關系；
H5b：投資收益與凈利潤之比與以財務收益為投資目標的企業(yè)EPS沒有顯著關系。
三、實證研究
（一）模型建立與變量設定
本文根據(jù)研究對象設定多元線性回歸模型為：
En=β1INVETIN+β2VCASAL+β3ASSCIO+
β4INETRA+β5NETCAS+β6GRTHAT+u （1）
因變量En為上市公司每股收益的平均數(shù)，公式（1）中包括實驗變量有：投資強度（INVETIN）、被投資企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（VCASAL）、行業(yè)相關性（ASSCIO）、投資收益與凈利潤之比（INETRA）。
投資強度（INVETIN）為上市公司參與風險投資的投資額占其公司股東權益總額的比例。由于上市公司具體投資額沒有完整統(tǒng)計，本文投資額采用被投資企業(yè)注冊資本與上市公司控股比例之積來計算，上市公司的股東權益為2009年至2012年股東權益總額的平均數(shù)。
被投資企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（VCASAL）表示被投資公司的資產(chǎn)總額，因被投資企業(yè)基本為非上市公司，其實時的資產(chǎn)總額難以獲得，且為了防止產(chǎn)生多重共線性，此數(shù)據(jù)采用被投資企業(yè)注冊資本的對數(shù)。
行業(yè)相關性（ASSCIO）為虛擬變量，當被投資企業(yè)的項目與上市公司主營業(yè)務在同一行業(yè)或一條產(chǎn)業(yè)鏈中時，筆者認為上市公司參與的風險投資為行業(yè)相關，取值為1；若被投資企業(yè)的項目與上市公司主營業(yè)務沒有直接或間接聯(lián)系時，則認為上市公司參與的風險投資為行業(yè)不相關，取值為0。此數(shù)據(jù)主要依靠查閱被投資風險公司的簡介來獲取。
投資收益與凈利潤之比（INETRA）是指上市公司在長期股權投資中取得的投資收益總額與凈利潤之比。雖然上市公司報表中的投資收益不完全為參與風險投資取得的收益，但在一定程度上反映了上市公司對外投資的敏感性，進而影響上市公司整體的經(jīng)營績效。
在現(xiàn)代財務管理理念中，更加注重企業(yè)現(xiàn)金流的來源與去向，充分合理利用企業(yè)的現(xiàn)金流，可以提高企業(yè)的經(jīng)營績效。又因各個企業(yè)規(guī)模不同，所以公式（1）中引入了投資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與股東權益之比（NETCAS）這一控制變量。主營業(yè)務收入增長率（GRTHAT）也是影響企業(yè)經(jīng)營績效的重要指標之一，公式（1）中引其作為控制變量。
（二）各變量統(tǒng)計檢驗
表1是將不同投資目標的EPS進行描述性統(tǒng)計分析的結果。其中，EPS1表示以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的上市公司經(jīng)營績效，EPS2表示以財務收益為投資目標的上市公司經(jīng)營績效。由表1可得，EPS1的平均值大于EPS2，但以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的整體經(jīng)營績效水平差距相對以財務收益目標的上市公司較大。
表2是對獨立樣本EPS1與EPS2的t檢驗結果。從表2可以看出：F值為8.781，相伴概率為0.003，小于0.05，說明EPS1與EPS2的方差存在顯著性差異；并且在t檢驗中，Sig（雙側）概率為0.002，小于0.05，說明EPS1與EPS2的均值存在顯著性差異。由此可以得出，上市公司參與風險投資的投資目標不同，對其公司的經(jīng)營績效即每股收益的影響顯著不同。
表3是將各個變量進行描述統(tǒng)計。如表3所示：上市公司平均投資強度為7.93%，說明上市公司現(xiàn)階段對風險投資比較熱衷，占據(jù)股東權益的一定比例；被投資的風險公司的資產(chǎn)規(guī)模平均在1億元左右，但這僅限于注冊資本，不代表后續(xù)階段被投資企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的擴大；行業(yè)相關性平均數(shù)為0.565，可見上市公司參與的風險投資與企業(yè)本身從事的主營業(yè)務不具有絕對的一致性。
表4統(tǒng)計分析了各解釋變量間的關系。從表4中可以看出，上市公司的投資強度與被投資企業(yè)的規(guī)模在0.01的水平上有顯著相關性，且系數(shù)為正，說明當被投資企業(yè)規(guī)模較大時，上市公司對其風險投資信心增強，投資額也會增多。上市公司投資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額與上市公司投資強度和被投資企業(yè)規(guī)模在0.05的水平上有顯著相關性，其系數(shù)為負，表明被投資風險公司企業(yè)規(guī)模越大，上市公司投資強度隨之增大，但投資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額為負，投資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流支出越多，負數(shù)的絕對值越大。
（三）上市公司參與風險投資影響因素統(tǒng)計檢驗
表5和表6是利用SPSS13.0為兩組樣本作出的回歸分析及顯著性檢驗結果，并且根據(jù)容差與VIF系數(shù)可知，解釋變量間不存在多重共線性，回歸方程具有合理性。
由表5、表6可知，上市公司以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標參與風險投資對企業(yè)的經(jīng)營績效有顯著影響，而以財務收益為投資目標的風險投資對企業(yè)經(jīng)營績效沒有顯著影響，接受假設H1a，拒絕假設H1b。
上市公司參與風險投資時，不論以何種目標進行投資，其投資強度在0.05的水平上顯著性異于0，對企業(yè)EPS均有顯著性影響，但其標準化系數(shù)為負，說明上市公司參與風險投資時投資額度不宜過多，要綜合考慮其投入產(chǎn)出比，拒絕假設H2a，接受假設H2b。
當上市公司以戰(zhàn)略發(fā)展為目標進行風險投資時，被投資公司的資產(chǎn)規(guī)模與企業(yè)EPS在0.05的水平上有顯著的正相關關系，其標準化系數(shù)為0.269，是系數(shù)絕對值最大的變量，說明被投資公司的資產(chǎn)規(guī)模對上市公司的EPS有最顯著的影響，接受假設H3a。由此可以推測，上市公司投資的公司規(guī)模越大，就越關注風險項目發(fā)展動向，給予風險項目更多財力、人力的支持，幫助風險項目順利達到預期目標，從而給企業(yè)帶來更積極的影響。相反，當上市公司投資目標為財務收益時，被投資公司的資產(chǎn)規(guī)模沒有對企業(yè)EPS產(chǎn)生顯著影響，即上市公司更關注風險項目的獲利能力，而與被投資公司的規(guī)模沒有顯著關系，接受假設H3b。
行業(yè)相關性對上市公司EPS均沒有顯著影響。以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的風險投資行業(yè)相關性標準化系數(shù)為0.033，說明上市公司的風險投資項目一般與其主營業(yè)務相關，拒絕假設H4a；以財務收益為投資目標的上市公司情況剛好相反，接受假設H4b。
當上市公司以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標時投資收益與凈利潤之比對EPS有顯著影響，顯著性水平為0.05，標準化系數(shù)為-0.076，即投資收益與企業(yè)EPS呈負相關，可見以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的上市公司總體投資凈收益為負，對EPS產(chǎn)生了消極影響，拒絕假設H5a；當投資目標為財務收益時，投資收益與凈利潤之比對EPS沒有顯著影響，接受假設H5b。
主營業(yè)務增長率與EPS均有顯著正相關關系，常數(shù)項在以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的樣本中對EPS有顯著性影響，顯著性水平為0.05，該項表示影響EPS的其他相關因素，這些因素不是本文研究的范圍。
四、結論
本文將參與風險投資的上市公司按其投資強度劃分為以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標與以財務收益為投資目標兩組樣本，實證研究發(fā)現(xiàn)，不同的投資目標對企業(yè)經(jīng)營績效的影響有顯著差異：以戰(zhàn)略發(fā)展為目標的風險投資對上市公司的經(jīng)營績效有顯著的影響，而以財務收益為目標的風險投資對其經(jīng)營績效沒有顯著影響。
以戰(zhàn)略發(fā)展為目標的風險投資，上市公司的投資強度、被投資風險公司規(guī)模以及投資收益與凈利潤之比都會對企業(yè)的經(jīng)營績效產(chǎn)生顯著性影響。被投資風險公司規(guī)模越大，對上市公司經(jīng)營績效產(chǎn)生積極作用越多，但投資強度不可盲目擴大，要充分考慮其經(jīng)濟環(huán)境與被投資公司的營運能力。投資收益與凈利潤之比與上市公司經(jīng)營績效成負相關關系，說明在尋求戰(zhàn)略發(fā)展目標時，會不可避免出現(xiàn)虧損的情況。行業(yè)相關性并沒有對上市公司的經(jīng)營績效產(chǎn)生顯著影響，但從實證結果來看，以戰(zhàn)略發(fā)展為投資目標的上市公司傾向于投資與自身主營業(yè)務相關的行業(yè)。以財務收益為目標的風險投資對上市公司的經(jīng)營績效沒有顯著影響，其投資強度越大，反而對經(jīng)營績效產(chǎn)生負面效應，且其風險投資項目偏向于不相關行業(yè)，說明上市公司以財務收益為目標的風險投資帶有一定的盲目性，對其經(jīng)營績效沒有產(chǎn)生積極影響。
我國上市公司參與風險投資起步較晚，沒有形成完善合理的投資管理與運作規(guī)模，但是上市公司參與風險投資對其轉型與利用高新技術提高自身競爭力有廣闊前景。合理投資，秉承創(chuàng)新精神，優(yōu)化配置企業(yè)資源，積極參與高新技術產(chǎn)業(yè)的研究與發(fā)展，促進企業(yè)經(jīng)營績效的改善，值得更進一步研究與探討。
【參考文獻】
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第4篇：公司經(jīng)營思想范文
【關鍵詞】新疆上市公司；股權集中度；經(jīng)營績效
近年來新疆上市公司數(shù)量不斷增加，而各企業(yè)中股權集中的程度也各不相同，這使其經(jīng)營也隱含了較大的風險，究竟該如何加強股權集中度對公司經(jīng)營績效的有利影響，尋找到較為合適的股權集中度，使之能為新疆上市公司的發(fā)展提供動力就成為了新疆上市公司能否健康發(fā)展的主要問題，也成為其能否在全球經(jīng)濟一體化的大環(huán)境下同臺競爭所必需要解決的問題之一。
一、研究綜述
20世紀之前，人們普遍認為公司的股東是廣泛分散的所有者，他們并不過問公司的日常經(jīng)營和管理，只能通過“用腳投票”的方式對公司的治理施加影響。直到Berle和Means（1932）率先通過對美國的上市公司進行研究，發(fā)現(xiàn)股權集中度和企業(yè)經(jīng)營業(yè)績之間存在正向的線性關系。Shleifer和Vishny（1986）的研究表明：相對于股權分散型的公司，股權集中型的公司擁有更好的盈利能力和市場表現(xiàn)力。Demsetz 和Villalonga（2001） 對上市公司的股權結構進行研究分析后，得出結論：公司績效水平對股權結構的變化不敏感，股權分散化除了能夠引發(fā)問題，也能創(chuàng)造一定的收益，并且創(chuàng)造的收益可以抵消問題對公司績效產(chǎn)生的不利影響。Demsetz、Morck、Shleifer and Vishny（2009） 的分析研究認為：除美國和英國的企業(yè)股權結構相對分散，世界絕大多數(shù)國家和地區(qū)的企業(yè)股權結構是相對集中的。
近些年來，國內(nèi)學者也對此問題進行了大量的研究，但由于中國資本市場獨有的特殊性，國內(nèi)學者除研究內(nèi)部人控制和股權集中度與公司業(yè)績的關系外，對國家股、法人股、社會公眾股以及股權的流通性與公司業(yè)績的關系給予了特殊的關注，就目前來說，這些研究還遠未達成比較一致的意見。究其原因，主要有以下兩方面：一是我國上市公司績效考核指標的真實性不夠，人為操縱的痕跡比較嚴重，在我國資本市場尚不完善的情況下需要選擇較有代表性的績效考核指標進行研究；二是這些研究多是從股權結構安排直接跳到公司經(jīng)營績效，但從邏輯上說，股權結構與公司經(jīng)營績效之間并無直接聯(lián)系，它們之間應有股東和經(jīng)營者的權利安排和行為作為橋梁。
本文基于現(xiàn)階段理論界和實務界對股權集中度對公司經(jīng)營績效影響的研究，通過對新疆上市公司2013-2015年來財務報告中有關股權集中度和公司經(jīng)營績效有關數(shù)據(jù)的整理計算，從而分析出新疆上市公司出現(xiàn)股權集中度對公司經(jīng)營績效的影響，在此基礎上提出完善新疆上市公司股權集中度的建議，以期提高新疆上市公司的經(jīng)營績效，促進新疆經(jīng)濟的發(fā)展。
二、新疆上市公司的股東持股情況與業(yè)績分析
截至2015年12月31日，新疆在A股市場的上市公司共有43家，其中在上海證券交易所上市的有24家，在深圳證券交易所上市的有 19家。從地域上來看，新疆43家上市公司所處區(qū)域，均是新疆經(jīng)濟發(fā)展較快的地區(qū)。作為新疆經(jīng)濟發(fā)展較快和經(jīng)濟最有活力的烏昌地區(qū)聚集了27家上市公司，占新疆上市公司總數(shù)的67.5%，反映了烏昌地區(qū)在當前新疆經(jīng)濟發(fā)展格局中的重心地位。上市公司大多分布在北疆，南疆很少，東疆則沒有上市公司，反映了當前新疆經(jīng)濟發(fā)展的地域不平衡性。新疆上市公司的主營業(yè)務涉及農(nóng)林牧漁、建筑建材、石油化工、釀酒、食品飲料、鋼鐵、紡織、金融等多個行業(yè)，行業(yè)分布面較廣。
本文在研究過程中，為保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性，選取的樣本為上市滿三年或三年以上，，且不包括中途退市的企業(yè)，剔除了 ST 和*ST、凈資產(chǎn)收益率為負等13家上市公司，遴選出的樣本為30家新疆上市公司，形成固定樣本數(shù)據(jù)。
（一）股東持股情況分析
從表2-1看出，新疆上市公司第一大持股比例在2013-2015年的三年間呈現(xiàn)下降的趨勢，變動幅度較小，前三大股東持股比例小幅度下降，說明在3年間新疆上市公司股東持股雖有變動，但基本上處于比較穩(wěn)定的狀態(tài)
（二）新疆上市公司的經(jīng)營業(yè)績分析
在新疆地區(qū)上市的43家上市公司中，按行業(yè)進行分類，主要有制造業(yè)（C） 25；農(nóng)、林、牧、漁業(yè)5家；建筑業(yè)（E）3家；批發(fā)和零售業(yè)（F）2家；金融業(yè)（J）1家；采礦業(yè)4家；租賃和商務服務1家；電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應業(yè)2家。
由表2-2可以看出新疆上市公司中制造業(yè)、建筑業(yè)，2013-2015年凈資產(chǎn)收益率均低于全國均值，說明這兩個行業(yè)相對全國企業(yè)發(fā)展水平較低，公司經(jīng)營績效狀況不良；新疆上市公司中農(nóng)、林、牧、漁業(yè)，2015年凈資產(chǎn)收益率高于全國均值，但2013，2014年均低于全國均值，并且差距逐漸拉大；新疆上市公司中批發(fā)和零售業(yè)、金融業(yè)、采礦業(yè)、租賃和商務服務業(yè)以及電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應等行業(yè)，2013-2015年凈資產(chǎn)收益率均高于全國均值，說明這些行業(yè)發(fā)展相對較好，水平高于或接近全國水平。
三、新疆上市公司股權集中度對公司經(jīng)營績效影響的實證分析
（一）變量設計
本文選用凈資產(chǎn)收益率作為被解釋變量，代表公司經(jīng)營績效的指標。解釋變量采用第一大股東持股比例，前3大股東持股比例。用公司規(guī)模、財務杠桿、凈利潤增長率作為控制變量。其中：公司規(guī)模用資產(chǎn)總額來表示；財務杠桿公司用資產(chǎn)負債率表示。本文在研究過程中之所以添加后三個指標作為控制變量主要是想檢驗這三變量對公司經(jīng)營績效的影響是否比股權集中度對公司經(jīng)營績效的影響更為強烈。
（二）模型建立
本文采用多元回歸模型，對上市公司的股權集中度與公司績效的關系進行研究?；谇叭说难芯考僭O，構建多元回歸模型，并對股權集中度指標進行回歸分析。基于以上的分析，我們提出以下假設：
假設1： 第一大股東持股比例與上市公司經(jīng)營績效之間存在正相關關系；
假設2： 前三大股東持股比例與上市公司經(jīng)營績效之間存在正相關關系。
為檢驗假設我們構造回歸方程：
ROE=α+β1ASSET+β2DAR+β3GROW +β4OWNER+ε
其中ROE為公司經(jīng)營績效指標（凈資產(chǎn)收益率）；ASSET為公司規(guī)模（資產(chǎn)總額）；DAR為財務杠桿（資產(chǎn)負債率）；GROW為凈利潤增長率；OWNER為公司股權所有制構成變量（用第1大股東持股比例、前3大股東持股比例表示），為避免S、LP、A之間的多重共線性，以S、LP、A分別帶入回歸方程進行分析；α是待估截距項，ε為隨機項；β1，β2，β3，β4，為待估回歸系數(shù)。
（三）結論及分析
分析結論如下：公司的凈資產(chǎn)收益率與第一、前三大股東持股比例均呈現(xiàn)顯著的正相關關系，而且第一大股東持股比例與公司經(jīng)營績效成正比的關系相對更為顯著。由此可得出如下結論：大股東持股比例越高，公司業(yè)績越好。說明“一股獨大”不但不是產(chǎn)生中國上市公司治理問題的罪魁禍首，反而有利于改善公司的經(jīng)營狀況。同時證明股權集中度與凈資產(chǎn)收益率存在顯著的正相關關系，股權集中度越高，公司業(yè)績越好。說明現(xiàn)階段分散上市公司股權不利于上市公司經(jīng)營水平的改善。
我國當前處于經(jīng)濟轉軌的大環(huán)境下，新疆上市公司也處在這個大環(huán)境下，大股東或“一股獨大”或者說股權掌握在少數(shù)股東的手中，能夠發(fā)揮一定的正面積極作用。因此我們不必一味尋求股權分散化，保持一定的股權集中度在現(xiàn)階段我國法制等制度不完善的情況下，雖然可能會帶來一些負面效應，但總體上有利于公司經(jīng)營績效的改善。總體看來，新疆上市公司屬于股權集中度比較高的，雖然不能有效地避免經(jīng)營者的“逆向選擇”和“道德風險”，也不可避免出現(xiàn)侵害中小股東利益的情況出現(xiàn)。但從整體看來，股權集中在少數(shù)人的手中似乎是能夠提高企業(yè)的經(jīng)營績效，所以各上市公司在對股權結構進行調整時要充分考慮股權集中度對績效的重要作用，盡量使股權集中度達到合理比例，促進公司績效的提高。
參考文獻
第5篇：公司經(jīng)營思想范文
一、靠思想政治工作解決企業(yè)經(jīng)營管理中的難點問題
應該說，在市場經(jīng)濟的條件下企業(yè)要想生存和發(fā)展，所面臨的競爭是相當激烈的，必然會遇到這樣或那樣的問題，而解決這些問題最有效的辦法就是堅持并發(fā)揮我們的政治優(yōu)勢。在企業(yè)中，發(fā)揮政治優(yōu)勢，就是靠強有力的思想政治工作，使干部職工明確企業(yè)本身就是一個利益共同體，企業(yè)興衰與每個人的切身利益密切相關，進而使每個職工都能夠增強危機感和責任感，充分調動廣大職工的生產(chǎn)經(jīng)營積極性，克服企業(yè)生存與發(fā)展中面臨的種種困難，解決生產(chǎn)經(jīng)營中的重點和難點問題。
二、探索思想工作與企業(yè)經(jīng)營管理有機結合的最佳方式
企業(yè)思想政治工作的內(nèi)容是豐富的，職工的思想波動，大量的發(fā)生在生產(chǎn)經(jīng)營過程中。企業(yè)要根據(jù)自身情況和不同時期所面臨的任務，抓住政治工作與經(jīng)濟工作的最佳結合點，克服就政治工作抓政治工作的傾向，防止“空對空”、“兩層皮”的現(xiàn)象。比如企業(yè)改革政策出臺前后，企業(yè)在調資晉級、分房時都容易引起職工情緒波動，都需要通過耐心細致的教育、疏導和熱心的幫助，為有困難的職工排憂解難，幫助情緒不高的職工解開思想疙瘩等等，所有這些都是最實際的思想政治工作。所以，我們只有將思想政治工作滲透到生產(chǎn)經(jīng)營、管理、服務、分配等各個環(huán)節(jié)，延伸到職工家庭生活、社會活動等各個方面，才能及時把握職工的思想脈搏，找出解決問題的辦法，使職工保持良好的心態(tài)積極投入工作。因此，我們研究、決策、規(guī)劃、部署工作時，要注重體現(xiàn)政治工作著眼于經(jīng)濟建設的觀點，把經(jīng)濟建設作為政治工作的出發(fā)點和落腳點，通過廣泛運用報紙、廣播、電視、畫廊等宣傳手段，加強思想政治工作，使企業(yè)在發(fā)展市場經(jīng)濟的過程中一心一意抓好經(jīng)營管理。
三、以思想政治工作激勵職工搞好企業(yè)經(jīng)營管理
第6篇：公司經(jīng)營思想范文
1．1研究背景近年來，環(huán)境破壞日益嚴重，隨之而來的是霧霾等極端環(huán)境問題，人們賴以生存的生態(tài)環(huán)境遭到破壞，正常的生產(chǎn)和生活受到很大的影響。隨著人們環(huán)保意識的增強，企業(yè)，尤其是重污染企業(yè)，作為主要的環(huán)境問題的制造者，有必要接受公眾的監(jiān)督，及時地環(huán)境信息，滿足人們對于環(huán)境保護的訴求。無論是嚴峻的環(huán)境形勢還是公眾的環(huán)境信息需求，都要求盡快地出臺環(huán)境會計信息披露制度，建立我國的環(huán)境會計框架。環(huán)境會計產(chǎn)生于20世紀70年代，最早由英國的兩位學者F•A．比蒙斯和J•T．馬林分別在其專著《控制污染的社會成本轉換研究》和“污染的會計問題”的研究報告中提出。在此基礎上，西方學者經(jīng)過近20年的探索，《環(huán)境會計和財務報告的立場公告》終于誕生，成為國際上第一份指導環(huán)境會計報告的指南。此后，美國、歐盟、日本等發(fā)達國家和地區(qū)相繼了環(huán)境會計的公告，形成了較為完善的環(huán)境會計體系并在實務中得到了很好的應用。相對而言，我國對于環(huán)境會計的研究開始較晚，1992年，葛家澍教授首次提出了“綠色會計”的概念，引發(fā)了國內(nèi)學者對于環(huán)境會計的研究，近20余年來，對該領域的研究發(fā)展很快，政府也在2008年前后出臺了諸如《上市公司環(huán)境信息披露指南》等一系列的政策措施，鼓勵上市公司進行環(huán)境信息的披露并對披露的方法和體系進行了規(guī)范。盡管發(fā)展迅速，但到目前為止，我國尚未構建環(huán)境會計的完整體系，對于環(huán)境會計信息披露的系統(tǒng)性、完整性的研究還較少。本文在借鑒國內(nèi)外現(xiàn)有研究成果的基礎上，結合我國的實際情況，研究上市公司的環(huán)境信息披露現(xiàn)狀，并以滬深兩市的鋼鐵類上市公司為研究對象，分析上市公司環(huán)境會計信息披露水平的影響因素，以期能為環(huán)境會計的研究和政策的制定提供參考。
1．2本文的創(chuàng)新之處雖然對上市公司環(huán)境會計信息披露水平影響因素的實證研究很多，但大多數(shù)的研究是從宏觀（全國、地區(qū)）的角度進行研究，而忽略了不同行業(yè)的公司其環(huán)境信息披露影響因素的差異性。本文基于這一點選取了鋼鐵類上市公司進行實證研究，將研究的范圍具體到某一行業(yè)，其數(shù)據(jù)和結果對該細分行業(yè)的研究而言更具有針對性。此外，本文突破了將披露的所有環(huán)境信息一視同仁的做法，按照影響投資者作出經(jīng)濟決策的重要程度對不同的環(huán)境信息賦予不同的權重，使得研究更具有實際應用效果。最后，將地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平按GDP的排名予以量化加入到解釋變量中，分析其對鋼鐵類上市公司環(huán)境會計信息披露水平的影響。
2鋼鐵類上市公司環(huán)境會計信息披露現(xiàn)狀
（1）披露方式單一，不具有獨立性。通過研究發(fā)現(xiàn)，鋼鐵類上市公司的披露方式主要集中在：社會責任報告、董事會報告以及財務報表附注中。在獨立性相對較強的社會責任報告中披露的企業(yè)僅僅占到55％。與發(fā)達國家的企業(yè)在獨立的環(huán)境報告中披露環(huán)境信息相比，差距不言而喻。（2）披露內(nèi)容過于模式化，實質內(nèi)容較少。披露的內(nèi)容基本上集中于：公司對于環(huán)境保護的決心、環(huán)保計劃和目標、政府對其的環(huán)保補貼等公眾所熟知的信息，且每年的披露內(nèi)容基本上沒有什么變化。對于三廢治理支出等環(huán)境成本基本上沒有披露，此外，對一些重大的環(huán)境投資項目沒有相應的成本效益分析，也沒有具體的關于其運營能力、資金投放利用情況等信息的描述。（3）披露過于隨意，缺乏固定性和連貫性。由于沒有統(tǒng)一的環(huán)境信息披露規(guī)定，公司的披露過于隨意缺失連續(xù)性，企業(yè)完全按照信息是否對企業(yè)有利來進行選擇性的披露，導致信息的披露大都報喜不報憂，使得環(huán)境信息的披露失去了其本身存在的價值。同時，各年之間的披露缺少聯(lián)系，每年基本上各自為戰(zhàn)，雖然披露的內(nèi)容差異不大，但不具有連貫性。（4）披露的信息缺乏審計，真實性無法保障。盡管上市公司的年報必須經(jīng)會計師事務所審計，但由于鋼鐵類上市公司的信息主要披露在社會責任報告和董事會報告中，財務報表附注中的信息較少，且我國并沒有強制性地要求對社會責任報告和董事會的報告進行審計同時環(huán)保機構也沒有相應的監(jiān)管措施，這就使得投資者對披露的環(huán)境信息內(nèi)容的真實性存在疑問，不利于其據(jù)此經(jīng)濟判斷。
3研究設計
3．1研究假設依據(jù)國內(nèi)外學者對上市公司環(huán)境會計信息披露的影響因素的研究，結合我國的具體情況，本出以下假設。（1）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。假設一：公司所處的地區(qū)經(jīng)濟越發(fā)達，披露的環(huán)境會計信息越充分。（2）流通股的比例。假設二：公司的股本中流通股的比例越高，披露的環(huán)境會計信息越多。（3）國有資本的比例。假設三：國有股的比例與披露的環(huán)境會計信息成正比。（4）董事會中獨立董事的比例。假設四：公司董事會中獨立董事的比例與披露的環(huán)境會計信息呈正相關。（5）公司的盈利能力。假設五：公司的總資產(chǎn)收益率越高，披露的環(huán)境會計信息越多。（6）公司的負債水平。假設六：公司的資產(chǎn)負債率越高，越能充分地披露環(huán)境會計信息。（7）公司的發(fā)展能力。假設七：公司營業(yè)收入的增長率越高，越能較多地披露環(huán)境會計信息。（8）公司的規(guī)模。假設八：公司的規(guī)模與披露的環(huán)境會計信息成正比。（9）社會責任報告披露情況。假設九：披露了社會責任報告或可持續(xù)發(fā)展報告的企業(yè)會披露較多的環(huán)境會計信息。
3．2樣本選擇及數(shù)據(jù)來源本文選取了2012年滬深股市上市的23家鋼鐵類上市公司，出于穩(wěn)健性的考慮，剔除了被劃分為ST、＊ST的股票，剩余的樣本為20家。樣本公司的分布比較分散，具有相當程度上的代表性，見表1。本文的年報數(shù)據(jù)、社會責任報告通過上交所網(wǎng)站、深交所網(wǎng)站以及巨潮資訊網(wǎng)，手工整理所得。財務指標數(shù)據(jù)（總資產(chǎn)收益率、營業(yè)收入增長率、資產(chǎn)負債率等）均在公司年報的基礎上計算得來。
3．3定義變量
3．3．1因變量設定本文將環(huán)境會計信息披露水平作為因變量，其通過選取的打分指標來進行量化，得到環(huán)境會計信息披露指數(shù)來代表環(huán)境會計信息披露水平作為因變量。具體的打分指標是結合證監(jiān)會、上海證券交易所、深圳證券交易所的披露指南，選定了14個細分指標組成評分體系。按照對財務信息使用者的重要性，將不同的指標賦予不同的權重，運用加權平均的方法計算得到環(huán)境披露指數(shù)，見表2。式中：∑EADi表示企業(yè)各指標得分加權之和，∑MEAD表示企業(yè)在披露最優(yōu)狀態(tài)下各指標得分的加權之和，此處最優(yōu)為2分。
3．3．2自變量設定本文選取了9個自變量，見表3。
3．4構建模型在設定了因變量和自變量后，構建多元線性回歸模型。
4實證分析
4．1相關性分析通過表4相關性的分析結果，我們看到，流通股的比例和地區(qū)經(jīng)濟水平的相關性系數(shù)為－0．512，在0．05水平上顯著，即二者之間中等相關。其他變量之間沒有明顯的相關性。因此，可以直接進行多元回歸分析。
4．2回歸分析回歸結果：由表5可知，GR、INDG、RED、INDRP的P值均＜0．05，即在95％的置信水平下是顯著的，且系數(shù)的符號與假設一致，假設成立，說明發(fā)展能力、國有股比例、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、獨立董事比例對鋼鐵類上市公司的環(huán)境會計信息披露有顯著影響。其余5個變量的影響不顯著，對應的假設不成立。
5研究結論與建議
5．1研究結論本文通過構建回歸模型，對鋼鐵類上市公司環(huán)境會計信息披露的影響因素進行了實證分析，主要結論如下。（1）公司的發(fā)展能力對其環(huán)境會計信息的披露有顯著影響。管理層對公司未來的預期越好，披露的環(huán)境會計信息越充分，以傳遞其負責任的社會形象，擴大影響力。（2）國有股的比例與公司的環(huán)境會計信息披露呈正相關。國有股的比例越高，環(huán)境會計信息就會被披露得越多。（3）公司所處地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平也顯著地影響著公司的環(huán)境會計信息披露。公司所處地區(qū)經(jīng)濟越發(fā)達，人們的環(huán)保意識越強，就會要求公司披露更多的環(huán)境信息。（4）公司董事會中獨立董事的比例與其環(huán)境信息披露具有顯著地正相關關系。董事會中獨立董事越多，對環(huán)境信息的披露起到的監(jiān)督作用越強。
第7篇：公司經(jīng)營思想范文
關鍵詞：高危型人瘤病毒；藥物血清；紫柏凝膠；免疫功能
DOI：10.3969/j.issn.1005-5304.2015.07.017
中圖分類號：R285.5 文獻標識碼：A 文章編號：1005-5304（2015）07-0060-03
Effect of Zibai Gelatin for Cervical Cancer SiHa Cells XU Kai1， XUE Xiao-ou2， LI Jian3， MA Xiu-li2， QIN Lei2 （1.Zhejiang Provincial Hospital of TCM， Hangzhou 310006， China；2.Dongzhimen Hospital， Beijing University of Chinese Medicine， Beijing 100700， China；3.Beijing University of Chinese Medicine， Beijing 100029， China）
Abstract：Objective To investigate the immunological reaction mechanism of medicated serum in Zibai Gelatin for SiHa cells of the cervical cancer infected by high risk human papilloma virus （HPV）. Methods Through immunohistochemical comparison and the cell culture， and after medicated serum was administrated to SiHa cells of cervical cancer for 24 h， 48 h， and 72 h， optical densities of IL-6， IL-10， CD83 and TNF-α in the same time but different concentrations and different times but the same concentration were observed. Relationships of dose-effect and time-effect between expressions of IL-6， IL-10， CD83 and TNF-α and medicine action were analyzed by calculating average optical density. Results With the increase of medicine concentration and administration time of Zibai Gelatin， the expressions of IL-6 and TNF-α gradually decreased， while the expressions of CD83 and IL-10 gradually increased （P
Key words：HPV；medicated serum；Zibai Gelatin；immunologic function
目前認為，宮頸高危型人瘤病毒（HR-HPV）感染是宮頸癌發(fā)病的主要因素之一。宮頸局部的免疫功能變化在宮頸感染HR-HPV后與病變的發(fā)展存在著聯(lián)系，宮頸局部的免疫功能紊亂可能在宮頸疾病進展的過程發(fā)揮著某種作用[1]。紫柏凝膠外治宮頸HR-HPV感染，臨床療效肯定[2]，但中藥抑制降低宮頸HR-HPV
基金項目：北京市科技計劃“十病十藥”中藥專項（2015年）；北京市教育委員會共建項目建設計劃（2011年）
通訊作者：薛曉鷗，E-mail：
復制增殖的作用機制目前尚不明確。有研究顯示，藥物發(fā)揮抗HR-HPV的作用實質是改善宮頸局部免疫環(huán)境[3]。本研究通過觀察紫柏凝膠對宮頸癌SiHa細胞的影響，探討其抑制宮頸HR-HPV的免疫作用機理。
1 實驗材料
1.1 動物
2只成年雌性中華白兔，體質量約2.5 kg，購于北京金牧陽實驗動物養(yǎng)殖有限責任公司，許可證號SCXK（京）2010-0001。飼養(yǎng)于北大醫(yī)學部普通動物實驗室。
1.2 藥物及藥物血清制備
將紫柏凝膠組方按原藥材比例（紫草20 g，黃柏20 g，百部20 g，兒茶20 g）配成平均為150 g/劑的顆粒劑，以1 g/kg給藥量換算進行兔喂養(yǎng)，每日3次，連續(xù)3個月后，末次給藥前8 h禁食不禁水，末次給藥后1 h，水合氯醛腹腔注射麻醉，腹主動脈采血，37 ℃水浴靜置30 min，3000 r/min離心10 min，無菌分離血清，血清置于60 ℃恒溫水浴30 min處理，進行補體滅活，用0.22 μm微孔濾膜過濾除菌，分裝于1 mL無菌EP管中，置于-80 ℃冰箱中凍存，共取出紫柏凝膠藥物血清（DS）50 mL，備用。
1.3 細胞株
人子宮頸鱗癌SiHa細胞株（HPV16型感染），購自中國協(xié)和醫(yī)科大學基礎醫(yī)學院細胞中心，傳代培養(yǎng)（Cell Resource Center IBMS.CAMS/PUMC）。
1.4 主要試劑與儀器
最低限度基礎（MEM）培養(yǎng)基，GIBCO；胎牛血清（FBS），Hyclone；胰酶-EDTA，MACGENE；DMSO，AMIRSCO；Rabbit Anti-白細胞介素（IL）-6、Rabbit Anti-IL-10、Rabbit Anti-CD83、Rabbit Anti-腫瘤壞死因子-α（TNF-α），Bioss；通用二抗山羊抗兔單克隆抗體，CWBIO；抗體稀釋液，INVITROGEN；DAB顯色試劑盒，CWBIO。程序凍存盒（北京澤平科技有限責任公司），DPH-360型電熱恒溫培養(yǎng)箱（北京光明醫(yī)療儀器廠），海爾BD-2195冷柜（海爾集團），OLYMPUS光學顯微鏡（日本OLYMPUS公司），尼康BR-3.2圖像分析系統(tǒng)（日本Nikon公司），HC-2514高速離心機（ZONKIA）。
2 實驗方法
2.1 細胞培養(yǎng)
宮頸癌SiHa細胞培養(yǎng)在含有10%胎牛血清的MEM（EBSS）培養(yǎng)液中，37 ℃、5%CO2孵箱中培養(yǎng)，根據(jù)細胞生長情況3～4 d傳代1次，按1∶3～6的比例傳代分瓶。
2.2 藥物作用
將處于對數(shù)生長期的宮頸癌SiHa細胞接種于48孔板中，每孔密度為2.0×105個/300 μL，培養(yǎng)液為含90%MEM培養(yǎng)基、含10%不同配比量的FBS及DS（4∶0、3∶1、2∶2、1∶3、0∶4）。設平行重復對照3組，實驗重復3次。
2.3 細胞免疫組化方法
終止細胞培養(yǎng)后，行PBS沖洗；4%多聚甲醛固定15 min，500 μL/孔；空氣干燥5 min；沖洗；0.5%TritonX-100（PBS稀釋）孵育20 min，300 μL/孔；沖洗；3%H202孵育15 min，300 μL/孔；沖洗；一抗（1∶150）孵育，37 ℃，1～2 h，100 μL/孔；沖洗；二抗（1∶200）孵育，37 ℃，0.5～1 h，100 μL/孔；沖洗；DAB顯色3～5 min，100 μL/孔；沖洗；蘇木素（1∶5稀釋）復染2 min，100 μL/孔；沖洗；照相。
2.4 觀察指標
不同濃度DS作用宮頸癌SiHa細胞24、48、72 h，分別標記相同時間段不同濃度及不同時間段相同濃度IL-6、IL-10、CD83、TNF-α表達的光密度。分析DS作用宮頸癌SiHa細胞與4個因子表達的量效關系及時效關系。
3 統(tǒng)計學方法
采用SPSS17.0統(tǒng)計軟件進行分析，采用IPP軟件進行各時點平均光密度分析。實驗數(shù)據(jù)以―x±s表示，計量資料采用t檢驗，單向有序的計數(shù)資料采用卡方檢驗。檢驗水準α=0.05。
4 結果
4.1 藥物血清作用宮頸癌SiHa細胞與相關免疫因子表達的量效關系
不同濃度DS作用宮頸癌SiHa細胞24、48、72 h后，隨著藥物濃度的增加，IL-6及TNF-α表達逐漸下降，而CD83及IL-10表達逐漸升高；IL-6、TNF-α表達與藥物濃度呈負相關，而CD83、IL-10表達與藥物濃度呈正相關；IL-6、TNF-α、CD83及IL-10在各濃度間表達均存在差異（P
表1 作用24 h各組宮頸癌SiHa細胞與免疫因子表達的量效關系
（―x±s，平均光密度值）
組別 IL-6 IL-10 TNF-α CD83
10%FBS 0.38±0.07 0.35±0.03 0.35±0.04 0.26±0.03
2.5%DS+7.5%FBS 0.32±0.06 0.37±0.04 0.32±0.03 0.28±0.02
5%DS+5%FBS 0.28±0.04 0.38±0.05 0.30±0.02 0.31±0.01
7.5%DS+2.5%FBS 0.27±0.04 0.39±0.05 0.28±0.01 0.34±0.01
10%DS 0.25±0.01 0.41±0.06 0.23±0.01 0.37±0.01
t絕對值 13.031 38.000 14.690 15.718
P值 0.000 0.000 0.000 0.000
表2 作用48 h各組宮頸癌SiHa細胞與免疫因子表達的量效關系
（―x±s，平均光密度值）
組別 IL-6 IL-10 TNF-α CD83
10%FBS 0.39±0.05 0.34±0.04 0.34±0.03 0.26±0.02
2.5%DS+7.5%FBS 0.29±0.04 0.37±0.02 0.30±0.02 0.29±0.02
5%DS+5%FBS 0.25±0.03 0.40±0.03 0.27±0.01 0.33±0.01
7.5%DS+2.5%FBS 0.22±0.04 0.43±0.04 0.25±0.02 0.36±0.02
10%DS 0.16±0.02 0.46±0.03 0.19±0.03 0.42±0.03
t絕對值 6.824 18.856 10.757 11.933
P值 0.002 0.000 0.000 0.000
表3 作用72 h各組宮頸癌SiHa細胞與免疫因子表達的量效關系
（―x±s，平均光密度值）
組別 IL-6 IL-10 TNF-α CD83
10%FBS 0.38±0.06 0.35±0.04 0.33±0.02 0.25±0.02
2.5%DS+7.5%FBS 0.30±0.06 0.39±0.03 0.29±0.02 0.30±0.01
5%DS+5%FBS 0.23±0.03 0.43±0.04 0.23±0.04 0.39±0.03
7.5%DS+2.5%FBS 0.17±0.04 0.48±0.05 0.19±0.01 0.45±0.02
10%DS 0.10±0.03 0.52±0.04 0.12±0.02 0.53±0.04
t絕對值 4.831 14.262 6.282 7.625
P值 0.008 0.000 0.003 0.002
4.2 藥物血清作用于宮頸癌SiHa細胞與相關免疫因子表達的時效關系
相同濃度DS分別作用于宮頸癌SiHa細胞24、48、72 h后，隨著藥物作用時間的增加，IL-6、TNF-α表達逐漸下降，CD83、IL-10表達逐漸升高；IL-6、TNF-α表達與藥物作用時間呈負相關，而CD83、IL-10表達與藥物作用時間呈正相關；IL-6、TNF-α、CD83及IL-10不同作用時間的表達差異均有統(tǒng)計學意義（P
表4 10%DS作用宮頸癌SiHa細胞與免疫因子表達的時效關系
（―x±s，平均光密度值）
時間 IL-6 IL-10 TNF-α CD83
24 h 0.25±0.01 0.41±0.06 0.23±0.01 0.37±0.01
48 h 0.16±0.02 0.46±0.03 0.19±0.03 0.42±0.03
72 h 0.10±0.03 0.52±0.04 0.12±0.02 0.53±0.04
t絕對值 5.900 14.571 5.600 9.311
P值 0.024 0.005 0.030 0.011
5 討論
本實驗結果表明，紫柏凝膠作用宮頸癌SiHa細胞，能有效改善宮頸局部的免疫功能，使局部炎癥反應降低。實驗所選免疫因子具有特異性強的特點，故作為藥物血清作用后觀察的靶向目標。其中CD83分子是凋亡小體，研究發(fā)現(xiàn)，CD83與宮頸的腫瘤細胞浸潤分化密切相關[4]，當正常凋亡減少，炎癥介質增多，隨之而來的則是宮頸病變進展，CD83因子受到抑制，而當藥物發(fā)揮作用時，對宮頸微環(huán)境進行修復，則正常的凋亡使得CD83因子高表達。IL-6在免疫調節(jié)中同樣發(fā)揮著重要作用，藥物使免疫功能得到恢復，表現(xiàn)為促炎因子IL-6的表達明顯下降。對宮頸HR-HPV感染進行有效的藥物干預，會使IL-10表達上升，IL-10不但能影響免疫系統(tǒng)，還能通過調節(jié)相關的細胞因子來影響機體內(nèi)的生理病理過程。TNF-α在宮頸病變及宮頸惡性腫瘤疾病中都是重要的介導細胞因子，其主要具有促炎的作用，從而促進炎癥及腫瘤生長，故與宮頸腫瘤疾病相關。在使用藥物干預情況下，TNF-α的表達會發(fā)生明顯變化。宮頸HR-HPV感染后，局部免疫功能平衡被破壞[5]，宮頸HR-HPV持續(xù)性感染的患者，主要存在宮頸局部免疫功能低下及HR-HPV病毒免疫逃逸作用。Clarke等[6]發(fā)現(xiàn)，HR-HPV感染機體后，會阻斷細胞信號的傳遞，引起局部的炎癥反應。宮頸局部由于受到炎癥的刺激，會分泌相應的抑炎細胞因子，對宮頸局部的免疫反應有一定影響，能夠激活局部免疫系統(tǒng)作用。無論是病毒感染之后，或宮頸癌前病變，還是宮頸腫瘤的發(fā)病，其周圍均會有炎性介質的浸潤，局部免疫系統(tǒng)功能受到抑制，炎癥浸潤能夠體現(xiàn)其程度，也會使疾病進展，因此，改善宮頸周圍炎性浸潤，可能對宮頸HR-HPV感染的治療有益。
隨著宮頸組織的損傷程度增加，炎癥浸潤增加，促炎因子大量表達，抑炎因子表達受到抑制。持續(xù)性的宮頸HR-HPV病毒感染導致宮頸疾病的惡變，發(fā)展成宮頸癌，這一點不容忽視。陰道微生態(tài)環(huán)境的平衡，有賴于寄居在陰道四周的側壁黏膜中各種微生物之間的平衡關系，它們相互作用，共同構成防御屏障生物膜。對于宮頸疾病免疫防治的關鍵問題主要在于如何誘發(fā)有效的宮頸HR-HPV特異性免疫防御，從而使宮頸病變逆轉。本實驗中，紫柏凝膠作用宮頸癌細胞后，能夠抑制病毒繁殖，減輕局部炎癥，與臨床上使用紫柏凝膠能夠有效降低HR-HPV的病毒載量相符[2]。紫柏凝膠能夠通過改善宮頸局部免疫功能，抑制局部炎癥反應，有利于抑制HR-HPV，但需要有相關疾病實驗進一步明確本方對HR-HPV病毒的作用機制。
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第8篇：公司經(jīng)營思想范文
一、亂價猶如不死的“癌癥”。
達仁的員工曾說過“我們的酒價跟天上的星星一樣多”。這話不假，以K酒小池釀為例，市場批發(fā)導入價1068元/件，而實際導入操作中有1068元、1000元、900元、850元、840元、800元、780元、760元等多種不同價格。這些價格全部由股東決定，不同的客人、客戶、消費者價格都可以不同，甚至出現(xiàn)消費者與零售終端的價格倒掛。另外，只要老板開心隨時還可以產(chǎn)生新的價格。
一次，法人雷總的朋友來買酒，雷總電話里安排店員按800元結算。這一幕恰巧被在旁閑坐的潘總看的清清楚楚，他也是雷總的朋友，他平常的這款酒都按1000元結算。從此潘總和他的朋友們再沒消費過一瓶酒，而他們前期貨款一直拖欠中。
營銷主管曾先生按團購價1200元在朋友圈推廣小池釀。剛開始效果不錯，不久后就有朋友反饋，朋友的朋友從雷總那里拿貨才900元。
公務員揵哥是雷總的親戚，人脈很廣，身邊有一大群朋友。他在這群人中也做小池釀團購。推廣很迅速，然而在一次聚會酒桌上，一位客人當著揵哥和雷總面開玩笑：“同樣的酒，你們的價格一個1200，一個900”，這讓揵哥當場無比尷尬。
二、價格差異堪比“種族歧視”
剛子于2013年5月進入達仁商貿(mào)做城區(qū)流通業(yè)務。他的工作從激情開始，業(yè)務蒸蒸日上，當年秋季訂貨會由于業(yè)績完成的好，剛子得了1400元獎勵。然而不久后剛子的業(yè)績卻嘎然而止。原來他發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)業(yè)務員有區(qū)別，同樣的商品在農(nóng)村有高、中、低價可選擇，而城區(qū)業(yè)務員只能按高價格操作。這里“學問”就大了，農(nóng)村業(yè)務員在正常業(yè)績提成的同時，還可以“高賣低報”獲得額外差價，高的一件二、三百元，少的也有近百元。這讓剛子“大驚失色”感覺自已象是被“耍了”。于是剛子不僅自已懈怠，他還鼓動其他城區(qū)業(yè)務員，一時間公司的日常工作近乎失控。因為價格差異，私下里有城區(qū)業(yè)務員從農(nóng)村業(yè)務員手里拿貨的亂象。
價格差異使員工收入“貧富差距”嚴重，公司內(nèi)部矛盾暗流涌動，后來還發(fā)生兩起城、鄉(xiāng)業(yè)務員的打架事件。一年后剛子和其他業(yè)務員陸續(xù)離職了。最近三年，達仁商貿(mào)業(yè)務員累計進出20來人，大都是一年半載就走人，他們的經(jīng)歷與剛子一樣——激情工作、明白規(guī)則、感情受挫、懈怠工作、業(yè)績下滑、離職走人。如今達仁商貿(mào)的業(yè)務員嚴重短缺，出現(xiàn)了后勤人員超過業(yè)務員反常怪象。
三、端著“金鍋炒青菜”
K酒的成功主要是150元以上品種，這一價位是它的優(yōu)勢，而達仁商貿(mào)卻端著“金鍋炒青菜”——走低端價位。
城區(qū)200來家流通、餐飲店，基本都是賒欠鋪貨，自然銷售。平常做一些促銷搭贈，當品牌還沒有被消費者認可時，再大的促銷力度對終端客戶也沒有吸引力。城區(qū)10多家大超市95%的銷售是買賣一送一的百元以下產(chǎn)品。達仁商貿(mào)的出貨大部是商超低端價位，以及少數(shù)幾個農(nóng)村二級批發(fā)商。
達仁商貿(mào)所在地是近200萬人口的大縣，包括30多個鄉(xiāng)鎮(zhèn)和一個城區(qū)市場。40萬人口的城區(qū)不如農(nóng)村一個鄉(xiāng)鎮(zhèn)銷量。鄉(xiāng)鎮(zhèn)中僅僅集中于五六個，城、鄉(xiāng)市場本末倒置。
四、十年經(jīng)營十年“虧”
達仁商貿(mào)由雷總和胡總合資，大股東雷總是法人，胡總占股微小負責經(jīng)營。他們的第一筆本金投資按年18%利率抽息，抽息之后再返投入到公司繼續(xù)產(chǎn)生18%年息，如此反復下去……。不包括特殊情況的臨時“過橋”注資，十年來形成700多萬元本金固化于公司賬面，每年產(chǎn)生硬性利率費130多萬元。以去年為例，全年回款額不足300萬元，利息如同一只貪婪的怪獸吸干了達仁商貿(mào)的最后一滴血。由此產(chǎn)生的結果是公司賬面虧損嚴重， 8年來股東沒有分紅過一分錢。
在支付高額利率同時，股東的本金其實在不斷縮水，由于“虧損”嚴重，股東一直沒有面對盈虧進行清算的勇氣。
五、應收賬款如一團亂麻
股東的個人外賣貨款一般也不愿及時上交，或相互攀比著上交或出庫，僅二位股東在公司倉庫形成100多萬元商品長期不出庫。
股東淡薄的賬款管理背后是市場及員工個人的大量應收賬款和問題賬單。不少離職員工本人也拖欠公司貨款，僅小濤、小蔣、小偉、小海、小紅五位員工離職后形成近二十萬元欠款，有的離職四、五年還沒還清。
六、漲薪好比烏龜爬行
畸形的經(jīng)營自然給公司帶惡劣的財務賬面，最突出的一點就是沒有能力改善員工的待遇。即便中間幾次漲薪也是員工集體“罷工”而象征性地增加100元了事。
不良的薪酬造成公司招不來人、留不住人、管不了人，生怕員工辭職走人，面對員工的違規(guī)、挖墻腳現(xiàn)象只能選擇忍讓。2015年業(yè)務員小楊、小姜、剛子在春節(jié)期間自采一批酒在自已的網(wǎng)絡代售，后來公司雖然知道了也不了了之。
業(yè)務員小磊做的很不開心，后來加入了鑫鑫酒業(yè)公司，半年后升為業(yè)務主管，現(xiàn)在成為其公司的業(yè)務骨干。
業(yè)務員小錢工作“畏難”情緒嚴重，無論公司推出什么促銷，他頂多象征性地完成一點而已。因為手里有高、低二種不同價格。與其促銷的搭贈或禮品讓客戶享受，不如任由客戶自然銷售，這樣可以“高賣低報”獲得額外差價。雖然基本工資不高，小錢做的還比較“滋潤”。
七、終于在沉默中爆發(fā)
多年畸形地經(jīng)營與管理，讓達仁商貿(mào)傷跡跡累累，不堪重負，如一只行駛在風雨中顛沛的小船。“不在沉默中爆發(fā)，就是沉默中滅亡”，終于在十年后的一天不得不揭開了塵封已久的蓋子——清賬。清賬如同“潘多拉”的魔盒。公司賬面總投入近800萬元，而應收賬款400多萬元，庫存100多萬元，出現(xiàn)近200萬元“虧空”。應收賬款中有死賬、呆賬、賴賬、虛假欠條、跑店、丟單等等各種問題賬款近50萬元。更為可怕的是居然有關鍵的人帶頭違規(guī)、做假、瞞報、虛報現(xiàn)象，達仁商貿(mào)被各種不堪的行為蠶食一空，風雨飄搖……
第9篇：公司經(jīng)營思想范文
[關鍵詞] 跨國公司直接投資中國經(jīng)濟
隨著經(jīng)濟全球化的迅猛發(fā)展和國際競爭的日趨激烈，作為生產(chǎn)經(jīng)營全球化的載體和國際技術轉移的主體以及對外直接投資重要渠道的跨國公司，不僅在數(shù)量和規(guī)模上得到了空前的發(fā)展，而且其經(jīng)營策略和具體運作方式上也發(fā)生了重大的變化。目前，跨國公司以及分布在世界各地的附屬公司幾乎覆蓋了世界上的每個國家，控制著世界生產(chǎn)的40%，國際貿(mào)易的三分之二，國際技術貿(mào)易的60%～70%和對外直接投資的90%，成為世界經(jīng)濟發(fā)展中舉足輕重的力量。特別是一些大型跨國公司為了適應經(jīng)濟全球化和國際競爭的新形勢，紛紛調整自己的發(fā)展戰(zhàn)略，逐步推行全球擴張政策，從而使跨國公司自身的發(fā)展和世界經(jīng)濟的整體趨勢都出現(xiàn)了新的變化和特征。
中國改革開放的不斷深入和巨大的市場潛力，不僅對世界著名跨國公司來華投資具有強大的吸引力，而且也提供了難得的機會，20世紀90年代以來我國已成為跨國公司全球戰(zhàn)略安排中的重要組成部分。統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，目前世界500強中有400多家在中國投資，美國最大20家工業(yè)公司中的19家、日本最大工業(yè)公司中的19家、德國最大10家工業(yè)公司中的9家均已在華投資。另據(jù)最近權威部門的統(tǒng)計，2002年全年我國實際使用外資金額超過了500億美元，成為世界吸收外商直接投資最多的國家，即首次超過長期占居首位的美國。毫無疑問，跨國公司直接投資對我國經(jīng)濟所帶來的積極作用是顯著的。首先，它帶來了雄厚的資金。這在相當程度上彌補了我國建設資金的不足，已成為我國資本形成的重要組成部分。其次，帶來了先進的技術。它把世界上的一些高科技產(chǎn)品、先進的生產(chǎn)技術、生產(chǎn)工藝和管理技術帶入了我國，從而推動了我國總體技術水平的提高。第三，有力地促進了我國工業(yè)企業(yè)經(jīng)營管理水平的提高，也增強了我國工業(yè)企業(yè)的市場競爭能力。第四，增加就業(yè)人口。目前，在外商投資企業(yè)中就業(yè)的人數(shù)已達2000萬之多，如果把間接擴大就業(yè)因素考慮進去的話，可以說創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會。第五，通過改善產(chǎn)品結構來擴大出口。一些世界著名的大型跨國公司，它們利用自己遍布世界的銷售網(wǎng)絡把中國產(chǎn)品銷往世界各地，從而使中國出口產(chǎn)品的種類和總值都得到迅速提高。外商投資企業(yè)不僅擴大了產(chǎn)品出口數(shù)量，而且對于提高我國出口產(chǎn)品檔次，改善出口結構也起到了非常重要的作用。
可見，跨國公司直接投資對我國經(jīng)濟發(fā)展的積極影響是多方面的，這也是我國改革開放以來國民經(jīng)濟高速發(fā)展和社會環(huán)境日益改善的主要因素。但是，我們也應該清醒地認識到，由于跨國公司的屬性就是追求高額利潤和對市場的壟斷地位，所以在強大經(jīng)濟力量的支持和利潤動機的驅使下，跨國公司的大舉投資對我國經(jīng)濟發(fā)展所產(chǎn)生的消極影響也逐漸顯露出來，其具體表現(xiàn)主要有以下幾個方面：
第一，造成人才資源國內(nèi)流失的被動局面。市場競爭的關鍵在于技術與管理的競爭，而最終決定競爭勝負的因素就在于企業(yè)擁有人才的量和質。發(fā)達國家的大型跨國公司之所以能“轉戰(zhàn)”世界各地，就是憑借大量優(yōu)秀人才為其開發(fā)技術、開發(fā)產(chǎn)品、進行高效管理。它們所采取的本地化策略避免了國際間人才流動的繁雜手續(xù)，繞開了相關法律和政策的約束，比較容易獲得優(yōu)秀實用人才。目前，由于外商投資企業(yè)在工資收入、工作條件和發(fā)展機會等方面比國內(nèi)企業(yè)具有明顯的優(yōu)勢，因而吸引了不少年輕的大學畢業(yè)生、碩士、博士等高學歷者和歸國留學人員，而且從國內(nèi)企業(yè)也挖走了相當數(shù)量的優(yōu)秀人才，造成了大批精英人才和企業(yè)經(jīng)營骨干在國內(nèi)流失，為他人服務的被動局面，這對經(jīng)濟比較落后、人才相對緊缺的邊遠地區(qū)更是帶來巨大損失和潛在危機。
第二，帶來就業(yè)安置新矛盾，負面影響日趨明顯。從表面上看，跨國公司直接投資可以增加就業(yè)機會，使東道國有更多的就業(yè)選擇。但是，外商投資企業(yè)在創(chuàng)造就業(yè)機會的同時也間接地創(chuàng)造了失業(yè)。因為不少跨國公司在通過購并國內(nèi)企業(yè)或以合資方式進行直接投資時，往往選擇經(jīng)濟效益較好的企業(yè)，留下的則是經(jīng)營困難的企業(yè);或只與企業(yè)中的精華部分搞合資，而把企業(yè)原有的債務、離退休人員、富余人員的安置等包袱甩給原企業(yè)，使得原企業(yè)更難生存下去，必然導致下崗工人數(shù)的增加。難怪有人形象地說“新合資企業(yè)成立之時，就是原國有企業(yè)之日?！边@不是沒有根據(jù)的。隨著跨國公司直接投資的逐年增加，下崗職工人數(shù)也在逐年增加，這當然不能全部歸結到跨國公司的進入，但是外商直接投資間接導致下崗職工人數(shù)的增加或者說加快了職工下崗的步伐這一點是毫無疑問的，是一種客觀存在的現(xiàn)象。
第三，通過市場擠出效應對民族工業(yè)帶來巨大沖擊?？鐕就哂泻軓姷母偁幠芰徒?jīng)濟滲透能力，而我國相當一部分企業(yè)基礎薄弱，管理落后，尤其是一些正處于成長期的新興產(chǎn)業(yè)，很難抵御跨國公司的強力滲透和巨大沖擊。其結果市場逐漸被占領，經(jīng)營權被控制或壟斷，導致國有企業(yè)和著名商標面臨生存危機，甚至被擠出市場的可能，對此我們不能不警惕和反思。沒有自己的標志性產(chǎn)品，缺乏具有影響力的自主知識產(chǎn)權，在國際市場競爭中很難站穩(wěn)腳跟，這對中華民族的繁榮復興和國際地位的有效提升都會帶來不利的影響。因此，也有人大聲疾呼要保護國內(nèi)民族產(chǎn)業(yè)，限制外資企業(yè)的大舉進入。如何看待和評價這一問題，需要我們深入思考和有效引導。我們既不能關門杜絕，也不能任其擺布，在充分發(fā)揮跨國公司積極作用的同時盡力避免它所產(chǎn)生的負面影響。只有這樣才能使它有效融入到國民經(jīng)濟的總體布局中，在振興中華的偉大實踐中做出應有的貢獻。
第四，與我國的產(chǎn)業(yè)分布和地區(qū)投資導向相背離?？鐕咀鳛榻?jīng)濟巨人，來華投資的主要目的是長遠的經(jīng)濟利益和高額的利潤追求以及最大可能地占有龐大的中國市場。從目前外商投資的產(chǎn)業(yè)分布來看，第二產(chǎn)業(yè)仍占70%以上，且主要集中在勞動密集型的輕紡和食品、飲料業(yè)以及國內(nèi)市場容量大的電子通訊設備和交通設備制造業(yè)等行業(yè)。這雖然有助于我國增加就業(yè)，提高人力資源素質和工業(yè)化水平，但是我國政府鼓勵外商投資的重點是基礎產(chǎn)業(yè)、基礎設施、資源綜合利用和高新技術產(chǎn)業(yè)，在地區(qū)分布上以中西部為主。所以，跨國公司投資決策和我國政府的投資導向之間的這種矛盾和背離現(xiàn)象，一方面使我國很可能成為發(fā)達國家轉移其高成本、低技術、少利潤的生產(chǎn)制造業(yè)的載體，進一步拉大我國與這些國家之間的距離；另一方面對我國政府致力于改善東西部地區(qū)經(jīng)濟差異的努力也不會有實質性的幫助。這說明我們在應對跨國公司全球戰(zhàn)略方面還有很多具體工作要做。
第五，跨國公司在華投資的實際效果與我國政府招商引資的真正目的明顯偏離。我國政府歡迎和鼓勵跨國公司直接投資，其真正目的是希望通過引進資金能夠帶來先進的技術和管理?？紤]到跨國公司以獲取最大利潤和占領東道國市場為目的的現(xiàn)實，我國甚至不惜代價地提出了“以市場換技術”的政策。應當承認，這的確也起到了積極的作用。但是隨著改革開放的不斷深入和經(jīng)濟的不斷發(fā)展，問題和矛盾逐漸顯露出來了。實踐證明，市場和技術是不能等量的兩個概念，技術轉移經(jīng)濟效益的評價是一個長期、動態(tài)的過程，它無法與市場份額作當量換算。面對難以量化的外來技術，當我們還無法對其產(chǎn)生的效果做出評價時，國內(nèi)大片市場已被占領，再加上我們自身的一些原因，我們所得到的實際效果與付出的代價相比差距是相當大的。這是我們在今后的工作中必須認真思考和急需解決的一個問題。
綜上所述，跨國公司全球擴張戰(zhàn)略對中國經(jīng)濟的影響是兩方面的。我們在深刻認識和充分發(fā)揮跨國公司積極作用的同時也不能忽略它所帶來的負面影響。面對跨國公司直接投資逐年增加的現(xiàn)實，認真探索應對策略，主動調整經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，變消極防御、被動挨打為主動學習、積極合作、勇于競爭。只有這樣才能在跨國公司先進技術和管理經(jīng)驗的帶動下，實現(xiàn)國民經(jīng)濟有效增長和國際地位的快速提高，才能迎來中華民族在21世紀的新輝煌。
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