時間：2023-06-22 09:23:14
序論：在您撰寫家政公司營銷時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
但是，如果他們知道一些數字營銷公司正在搜索、掃描、儲存和再利用這些圖片供大牌廣告商使用，他們可能會很震驚。
許多公司，例如Ditto Labs，使用軟件掃描照片，比如某人手拿一罐可口可樂的照片，來辨認商標，確定照片中人物是否微笑，還有拍攝場景信息。營銷者可以使用數據定向廣告或者進行營銷調研。
其他公司，比如Piqora公司，將數月的圖片儲存在自家的服務器上，向營銷者展示流行趨勢。雖然圖片儲存規定已經夠寬松了，但是一些公司仍然違背了規定。
這些創業公司的行動已經引起了新的隱私擔憂。圖片數量巨大：Instagram表示，他們自家的服務就已經分享了200億張圖片，用戶每天還新上傳6000萬張圖片。
數字營銷者通過API(應用程序界面)獲得Instagram或者Pinterest上公開共享的照片。這些圖片共享網站也希望這些品牌最終能付費在他們網站上做廣告。
隱私監管部門認為這些網站沒有清楚告知用戶他們的圖片被大量掃描或者下載并且用于營銷。隱私專家說，許多用戶不想為他們在照片中穿著的牛仔褲或者他們旁邊桌子上的一瓶啤酒做宣傳。
Ditto Labs網站上的一張截圖展示了一堆其為各種品牌掃描的照片。該網站通過品類過濾照片，比如啤酒。
Common Sense Media兒童隱私辯護組的副主席喬尼?盧珀維茨表示：“該領域已經能用于商業開發和掠奪性營銷。如果僅僅因為你恰好在某處或者在拍照，你可能不明白這能用于在線創建你的簡介。”
近幾年，創業公司已經開始挖掘推文或者社交狀態中反映品牌流行和口碑的關鍵詞了。圖片挖掘市場更新，潛在擴散性更大，因為照片反映了人們的情緒，有些時候比文字更容易解讀。
Instagram，Flickr和Pinterest都是大的圖片共享網站，他們均表示充分告知了用戶公開的照片會被合作伙伴共享使用，如果外部開發者違反了規定會受到懲罰。用戶標為私密或者不共享的照片不會公開給營銷者。
沒有法律禁止公開照片批量分析，因為用戶上傳照片供任何人瀏覽和下載。美國聯邦貿易委員會的確要求網站對向第三方共享用戶數據方面透明公開，但是規定能從多方面進行解讀，尤其是隨著新的商業模式的興起。官方已經懲罰過違背隱私政策的公司。
美國聯邦貿易委員會拒絕作出評論。
這些圖片網站的隱私政策依法執行，向消費者作出承諾。雖然說法各不相同，但是都沒有清楚表達第三方如何使用用戶上傳照片。
例如Instagram(Facebook旗下公司)的隱私政策將它的2億用戶指向開發者規定的一份文件。Pinterest和雅虎旗下的Flickr在他們的隱私政策中沒有明確提到第三方開發者。其他流行的圖片網站，比如Twitter和雅虎的另一家網站Tumblr警告用戶他們可能會與第三方共享用戶的非私密內容。
雖然Facebook是最大的圖片共享網站之一，但是大多數用戶的照片都設有觀看權限，因此外部開發者無法挖掘這些圖片的價值。開發者一般使用Facebook的API導入用戶頭像，不用于市場營銷。
一位Instagram發言人表示他們與開發者的合作沒有改變圖片的擁有者，也沒有改變保證社區安全的合理保護措施。Flickr表示他們將會采取措施阻止外部開發者批量掃描網站圖片。
Pinterest表示他們的API只提供公開信息給合作伙伴，幫助他們的客戶了解他們內容的表現。
Tumblr和Twitter的發言人拒絕作出評論。
隱私未來論壇(由Facebook和其他科技公司成立)的主管尤里斯?波隆特斯基表示用戶應該假定如果他們的照片是公開的，那么公司會掃描這些照片用于市場調研。
電子前沿基金的技術項目主管皮特??？怂估f，但是，圖像掃描技術的興起會導致人們無意中被拍下的離線行為照片成為素材，用于更個性化的營銷形式。
此外，軟件掃描圖片中人臉或者物體的技術如此之新，大多數網站的隱私政策中還未提及此項技術。
卡夫食品公司這樣的廣告商向Ditto Labs付費，在Tumblr和Instagram的照片中找出他們產品的商標。麻省劍橋的軟件能監測消費者行為模式，比如人們吃通心粉和奶酪時喜歡喝什么飲料，照片中他們是否微笑。Ditto Labs基于照片內容將用戶分類，例如“體育迷”和“吃貨”。
卡夫公司可能使用這些數據用于特定產品的商店推銷，或者廣告推銷，或者更好的定位線上用戶。大衛?羅斯2012年成立Ditto Labs，他表示有朝一日，他的圖像識別軟件能讓消費者“購買”他們朋友的自拍照?？ǚ蚬疚醋鞒龌貞?。
Ditto Labs也能通過用戶上傳到Twitter上的照片提供給廣告商定位特定用戶的方式，但是大多數廣告商不愿意這樣做，因為這樣會讓用戶覺得很恐怖。
羅斯承認大多數照片上傳者不知道他們的照片會被掃描用于市場分析。他說圖片共享網站應該采取更多措施教育用戶，讓他們能更好的控制自己的照片。
除了圖片識別，一些API合作者使用“緩存”技術將圖片下載到自家服務器上。使用緩存最常見的方式是圍繞用戶上傳照片創建營銷活動，用特定標簽分類。
公司在他們的隱私政策中都沒有提到緩存，開發者將照片儲存在自家服務器上的時間也各不相同。比如Tumblr限制緩存時間為3天，而Instagram則表示在合理的時間內。
一些開發者已經違反了圖片共享網站的規定。上個月Pinterest從華爾街日報的調查中得知他們的七大商業API合作伙伴之一的Piqora(今年5月成立)就違反了圖片使用政策。
Piqora是一家位于加州圣馬特奧市的營銷分析創業公司，手機照片制作圖表幫助服飾生產商Fossil等追蹤自家產品和競品中最流行的產品。這違反了Pinterest的規定。Pinterest規定禁止合作伙伴使用自己客戶以外的照片。
Pinterest的一位發言人表示，Pinterest了解這次違規之后，要求Piqora終止違規行為，計劃開始對其合作伙伴進行定期審查。Fossil未作出回應。
關鍵詞：事件研究法 超額收益率 高管變動
一、研究背景
隨著我國股票市場的日益完善，滬深兩板的上市公司數量也迅速增加。在如火如荼的上市大潮中，頻頻發出的高管辭職公告也逐漸引起了研究人員和投資者的注意，其中中小板和創業板高管變更現象尤為嚴重。2010年開始掀起了高管變動的熱潮，2010年滬深兩市發生高管變動的公司合計超過600家，2011年達到800家以上，今年2月18日一天內有5家上市公司了9位高管辭職公告。
由于高管變動密切關系到上市公司的整體穩定，企業戰略計劃的變動，并且其中可能涉及到辭職套現利益鏈條。故頻頻發生的高管變更在一定程度上可能導致投資者對企業未來經營收益和穩定性產生動搖，使得中小投資者的情緒和投資選擇受到嚴重影響并導致公司股價受到一定程度的不良影響。本文將通過事件研究法對高管變動的股價效應進行實證研究。
二、研究設計
（一）樣本選取
由于作者能力和研究時間有限，本文選取了2011年全年上證A股所有發生高管變動的公司作為研究樣本，計入樣本的公司包括發出董事會成員、總經理以及監事會成員的辭職公告的公司，不包括發出保薦人、財務人員以及董事會助理人員的辭職公告的公司，共計201家公司，數據來源WIND資訊公司公告。
由于本文采取事件研究法對高管變動的公告效應進行研究，故在已選擇的201個樣本中剔除了可能導致研究出現偏誤的樣本，包括在半年內發出兩次或者兩次以上高管變動公告的公司48家和在公告日前長期停牌或者新近上市導致估計期不夠長的公司17家以及在公告日或者窗口期發生停牌導致公告效應不能有效反映于實時行情的公司5家，有效樣本共計131家。
（二）研究方法
本文采用標準事件研究法對高管變動的公告效應進行檢驗，以市場模型度量公司股票的正常收益。
1、事件日選。盡管部分公司高管實際離職與離職公告的存在一定時間差，還有部分公司前任高管離職公告與新任高管繼任公告于兩個不同的交易日，在本文中一律選用前任高管離職公告的日期為事件日，若前任高管離職公告日為非交易日，則將公告后的第一交易日認定為事件日。
2、時間窗口期與估計期。由于高管變動可能在短期內對公司股價產生一定沖擊，本文將事件日前后10個交易日即[-10, 10]設定為事件窗口期，將窗口期前120個交易日即[-130, -11]設定為事件估計期。
3、估計模型構建。本文中的所有收益率采用對數收益率計算，即，其中表示個股在第t交易日的收益率， 和分別表示第t和t-1交易日的收盤價。本文采用市場模型計算個股的正常收益率，計算公式為。其中 是個股在第t交易日的正常收益率，a、b由該股票估計期收益率對市場收益率進行線性回歸所得，由于本文樣本選取的公司均為上證A股公司，故采用上證A股指數收益率作為市場收益率。
個股窗口期超額收益率用實際收益率減去正常收益率所得，，平均超額收益率為，其中n為有效樣本個數。個股在窗口期[t1,t2]內的累計超額收益率為，平均累計超額收益率為。對超額收益率和累計超額收益率采用均值為0的t檢驗來確定其顯著性，該檢驗的原假設為：AAR=0。
該模型中的數據均來源于WIND資訊行情序列，[-130, +10]研究期，根據公告日人工截取，統計分析使用Eviews5.1計量軟件以及Microsoft EXCEL2007作為輔助。
三、實證過程與結果分析
（一）實證過程
實證過程主要針對每家公司是先利用120天估計期進行模型估計，然后用模型計算窗口期正常收益率，再用實際收益率減去正常收益率得到超額收益率。然后匯總樣本數據，對窗口期每天AAR和ACAR進行均值為0的t檢驗，獲得假設的實際顯著性水平。
下面以600186蓮花味精公司為例說明估計模型的建立過程。該公司于2011年9月6日關于公司副總經理辭職的公告，即事件日為2011-09-06，由行情序列獲得該樣本的估計期為2011-03-02至2011-08-22共計120個交易日，窗口期為2011-08-23到2011-09-21共計21個交易日。
為了使模型擬合更優結果分析更準確，首先對模型的自變量rm的水平序列進行ADF單位根檢驗（AIC最小選擇滯后階數），結果如圖1：
圖1 600186 rm序列ADF平穩性檢驗
由圖可知在1%，5%，10%顯著性水平下均可拒絕原假設，即不存在單位根。
然后在Eviews中進行OLS回歸得到結果如圖2：
圖2 600186預測期回歸模型
根據上圖可建立估計期模型rs=0.000109+1.208378rm。
對上述回歸進行殘差檢驗：
1、懷特異方差檢驗，結果如圖3：
圖3 600186回歸模型懷特異方差檢驗
由實際顯著性水平可以拒絕存在異方差的原假設，認為不存在殘差異方差。
2、B-G殘差自相關檢驗（lagged=3），結果如圖4：
圖4 600186回歸模型B-G自相關性檢驗
根據以上實際顯著性水平，可以拒絕存在自回歸的原假設，結合該回歸的D-W統計量1.8162，可以認為不存在殘差自相關。
經過以上檢驗可以認為蓮花味精的估計期模型具有較好的預測作用，用所得回歸模型計算個股AR與CAR，如圖5：
圖5 600186 AR與CAR
可以看出在公告日發生以后幾天該公司股價均具有負的超額收益，累計超額收益率處于下降趨勢。
經作者對全部數據進行處理，所有行情序列均沒有單位根，少數序列回歸后出現異方差或者自相關現象，由于收益率中含有較多負值并且已經為對數收益率序列，故在修正中對發生殘差異方差的樣本均采用GLS加權最小二乘法進行回歸，對發生殘差自相關的采用一階差分進行回歸。
（二）結果分析
根據以上方法對符合條件的樣本逐一進行AR與CAR的計算得到AR與CAR序列，首先求得均值，得到AAR與ACAR如圖6：
圖6 樣本AAR與ACAR
由上圖可以看出在公告日及之后幾天大致在[0,5]期間AAR處于較低水平，ACAR下降較快，其他期間大致處于正常水平。為了進一步得到精確結果，下面對AR和CAR進行均值為0的t檢驗，結果如圖7所示：
圖7 樣本AAR與ACAR的t檢驗結果
由以上可以看出AAR在[0,4]期間t值均比較顯著，實際顯著性水平p較小，除公告日當日為0.05349在10%水平下顯著以外，公告日后1-4天均在1%的顯著性水平下顯著，但在公告日第五天過后顯著性明顯降低。ACAR在公告日之前的均值略大于零稍有正的超額收益，從公告日開始逐漸下跌在公告日后一天跌為負值，其顯著性也從公告日后第二天開始顯著不為零。這可能是由于我國股票的t+1交易制度，在公告日當天投資者來不及做出反應。以上數據均表明高管變動公告對投資者存在負的股價效應，持續期約為4天。其中公告后第一天、第三天、第四天具有較高的負超額收益，可能是由于投資者因高管變動發生異常拋售造成的股價下跌。
四、結論與不足
本文選用2011年上證A股發生高管變動的131家公司作為研究樣本，嘗試性地對上市公司高管變動的公告效應進行實證研究。結果發現，上證A股的公司存在比較顯著的負公告效應，在公告前10天內的累計超額收益率為0.6433%，而在公告日后5天的累計超額收益率為-4.912%，公告效應十分顯著。從窗口期的統計結果來看投資者對于所持股票的高管變動信息具有反應導致了一定程度的股價異常下跌。在上市公司頻繁發生高管變動的今天，本文的研究具有一定的應用價值，可以指導投資者進行理性投資，并且可以作為投資者提供了由于高管變動股價處于低位時買入的參考。
但是由于作者能力和時間所限，本文選取的樣本量較小。在時間跨度方面僅為2011年全年，2011年是金融危機過后股市較為平穩的一年，大盤震蕩較少，故本文結論可能在大牛市和大熊市中缺乏可靠性。并且本文樣本的公司全部來自上證A股公司，可能對于深證的股票尤其是中小板和創業板公司不具有較好的代表性。由于以上限制本研究的結論可能具有一定的局限性。另外在研究中并沒有對ST、*ST公司股票和普通公司的股票分組研究，可能忽視了不同質量的公司對于高管變動的影響差異。此外針對這一現象還可以進一步通過多變量模型探究影響該公告效應的大小的因素及其顯著性，由于時間所限本文并沒有得出該方面的結論。
參考文獻：
[1]夏芳.上市公司高管辭職套現利益鏈條隱現[N].證券日報,2012年2月8日
中國的金融中介體系起步較晚，發展過程中面臨許多有待理論解釋的現實問題。以證券公司為例，高效率的動態競爭結構尚未形成，國內證券公司規模的有效邊界模糊，行業整體仍然缺乏良性的自我調整機制和優勝劣汰機制。在以上背景下，本文利用相關理論，對我國金融業的重要組成部分――證券業――的運營績效與競爭結構問題進行了研究，通過對中國證券公司的實證分析來推動認識的深化。
一、影響國內證券公司績效的因素
（一）戰略
1．產出組合（產品組合）
對產出組合的不同選擇，對應著企業所采取的不同戰略，通?？梢苑譃榧袘鹇裕▽ｉT化戰略）和多元戰略。
集中戰略的優勢在于：①在對細分市場的了解和主導產品的競爭力方面有較大可能強于多元化產出的競爭對手。②相比較于全能型金融機構，采取集中化戰略的金融機構的經營范圍和企業規模都相對較小，管理的成本以及管理失效的可能性隨之降低。
多元戰略是指企業為了獲取多個細分市場的利潤，或為了避免單一產出的風險，而進入多個市場和提供多種產出（產品）的組合。與集中戰略相比，實施相關多元化戰略的優勢在于：①范圍經濟效應。相關業務活動在同一平臺上運作可能有助于節約成本，提高共享資源的利用效幸，在新的經營業務中也可借用公司其他產品或業務的聲譽來快速拓展市場。②避免單一產品的周期性或細分市場的系統性風險，通過多元化經營將風險分散，保持公司整體贏利水平的穩定性。
2．客戶組合
在確定產出組合（產品組合）的同時，證券公司還面臨著確定其服務對象的抉擇，比如主要服務于大型機構客戶還是中小投資者，重點服務融資客戶還是零售客戶，等等。不同類型的客戶為企業所帶來的收益區別很大，有實證研究發現，銀行的全部收益來自于大約30%的客戶群。對于證券公司來說，不論是其經紀業務的客戶還是承銷業務的客戶，不同的客戶群帶來的收益同樣區別很大。
（二）戰略實施
1．人力資源管理
雇員滿意度是服務--收益鏈中的重要一環，所以可把人力資源管理視作影響雇員績效乃至組織效率的關鍵因素。以前的一些實證研究表明，銀行的某些無效率可以歸因于力資源的無效率管理。
2．技術的運用
國外大型商業銀行把非利息支出的20％花費在信息技術上，大型證券公司則把總費用支出的10%用于通訊和信息技術支出，而且在技術方面的投資一直比較穩定。信息技術對企業績效的影響不應被忽視，技術已經成為控制成本的關鍵因素。
（三）環境因素
1．技術環境
對于金融機構而言，技術的發展通過難以估計的規模經濟成為金融業重組的重要動力，同時技術進步也為金融機構的業務在空間上的擴散提供了便利。許多后臺操作和部分前臺的操作甚至可以移到互聯網上，由于信息技術的運用，國內的證券公司迅速形成相近的組織形式和業務模式。
2．消費者的偏好
產品組合和客戶組合的選擇是影響證券公司績效的重要戰略因素，然而這種選擇不可能是恒定的，它要受到消費者偏好變化的影響。有些時候消費者偏好的變化并不是來自于消費者結構的變動，而是由市場環境、政策環境等因素的變動所引發。
二、中國證券公司績效評價
本文根據國內證券公司的經營與財務數據，對國內證券公司的效率與企業規模之間的關系進行探討。
以營業網點數量作為規模指標，并把它與ROA值進行分析來看，二者并沒有明顯的相關關系，營業網點較少的證券公司其效率從低到高均有。雖然如此，但由于目前國內證券公司的經營能力、風險控制能力的限制，對證券公司的成本起到了負面作用。尤其是國內的大型證券公司要獲得較高的效率，必須主動控制其營業網點數量，再擴張營業網點時應考慮到既定約束條件下的投入產出效率。
由于規模擴張帶來運營復雜程度的提高，大企業的成本結構并不會有大的改善。企業增大規模的潛在動機是加強收益而非節約成本。只有資產和人員規模較大的證券公司，才能成為綜合類的證券公司，能夠獲取各種業務的收益，這有助于提高盈利效率。而在節約成本方面，結果明確顯示國內大型證券公司的表現確實不如中小型的證券公司。
進一步，我們也就不難理解，某些金融企業通過合并等方式壯大規模之后，常常帶來公司治理和管理方面的問題。針對金融業合并案例進行研究之后可以發現，其結果并非一個作為有機整體的大企業，而是不同企業所構成的大型混合體。因此，潛在的規模經濟效應并沒有得到釋放，反而出現了規模不經濟的后果。如果國內的證券公司將目標定位為綜合性證券公司則應當對每一個專營實體進行核算，規模經濟效應才能得到充分的展現。
三、中國證券公司業效率評價小結
首先，國內證券公司在效率度量上的總體表現明顯比國內外資銀行業要弱。在行業過度競爭的同時，證券公司的一些傳統收益如保證金息差收入也大量被商業銀行所侵蝕，商業銀行的業務范圍不斷擴大，而證券公司的經營活動空間依狹窄，這就造成了企業效率低下的后果。
論文摘要：以滬深324家家族控股上市公司為研究樣本，對大股東的監督與公司績效之間的關系進行實證分析。分析結果表明：家族控股股東持股比例與公司績效呈顯著的三次曲線關系；前五大股東持股比例與公司績效呈顯著的正U形曲線關系；赫芬德爾指數與公司績效呈顯著的線性關系；股權制衡度、Z指數與公司績效的相關性不明顯。
引言
同內外學者對大股東監督從不同的角度進行了大量的研究，取得了豐碩的成果。概括起來大股東的監督對公司治理效率具有雙重影響。一方面是大股東的監督有利于降低成本，提高公司績效。如Shivdasani(1993)、FrankandMaye~(1994)、Go．onandSchmid(1996)、DenisandSe~ano(1996)等的研究；另一方面是大股東的監督會導致額外成本的發生。如Bolton&Thadden(1998)、Pagano&Roell(1998)、LaPortaetal(1999)、Bebchuketal(1999)等的研究。國內學者也對大股東監督效應進行了大量的實證研究，得出了許多有意義的結論，如陳小悅、徐曉東(2001)、朱、汪暉(2004)等的研究。但到目前為止，以家族公司為研究樣本，實證分析家族控股股東的監督對公司績效的影響尚存在不足。因此，本文從家族控股股東監督人手，探討中同家族公司大股東的監督效應對公司績效的影響。
一、研究假設
不同性質的股東在問題的產生和解決方式以及所有權的行使方式上有著明顯差別進而會對公司績效產生不同的影響。正如Denisanf1McConnell(2003)認為的那樣，股權集中度和股權制衡與公司價值之間的關系受制于大股東的股權性質。中國大多數家族公司的所有權與經營控制權分離程度很小，企業的創始人大都擔任上市公司的董事長、總經理，他們既是所有者又是經營者，這種所有權和控制權合一的管理模式減少了企業的成本和監督成本，無疑提高了大股東監督對公司績效的正向影響程度。因此，我們提出假設：家族公司大股東監督對公司績效有正向影響。
二、實證分析
1．樣本選擇及變量定義。本文以中國家族控股上市公司為研究樣本，樣本的選擇需符合下列條件：公司的最終所有者為自然人或家族，且該自然人或家族直接或間接地為上市公司的第一大股東或控股股東。該公司是在2004年12月31日前成功上市。本文將金融和保險類公司、沒有完整財務數據的公司、變量值異常的公司排除在外，共選取了中國家族控股上市公司有效樣本324家，其中上海190家，深圳134家。所有資料均來源于中國證券監督管理委員會網站及和訊網的公開數據。
本文的變量包括大股東監督變量、公司績效變量和控制變量。大股東監督變包括第一大股東持股比例(CR。)、前五大股東股權集中度(CR)、股權制衡度(DR)、z指數(z)和赫芬德爾指數(HERF)；公司績效由財務指標資產收益率(ROA)來衡量。變量定義如表1所示：
2．相關性分析。我們采用Pearson方法對大股東監督變量和公司績效變量進行相關性分析，分析結果如表2所示。
從表2可以看出，第一大股東持股比例(CR，)、股權集中度(CR)、赫芬德爾指數(HERF)均與資產收益率(ROA)成顯
著正相關，說明提高股權集中度有利于提高公司績效。股權制衡度(CR)、z指數與資產收益率相關性不明顯。表明大股東之間的制衡對公司績效沒有起到促進作用。
3．回歸分析。為進一步探討大股東監督與公司績效之問的關系，我們分別對大股東監督變量與公司績效變量進行了曲線擬合。選擇常用的Linear、Logarithmie、Inverse、Quadratic、Cubic、Power六種曲線模型作為初始方程進行擬合。通過對被選方程擬合效果的比較、總體方程顯著性檢驗和參數估計值顯著性檢驗的比較，確定一個合適的回歸方程。
第一大股東持股比例(CR．)與資產收益率(ROA)擬合的同歸方程是次曲線(Cubie)。方程如下：
ROA：0．132—1．288CR．+3．597CR12
—
2．788CR
R2=0．018 F=2．985(0．031)
(1．520)(一1．678)(1．688)(一1．517)(括號內為t值)
根據方程可以得HJ，第一大股東持股比例與資產收益率呈顯著的二三次曲線關系。說明家族控股股東的持股比例與資產收益率的_芙系會因持股比例問的不同而不同。我們計算出了i次函數的轉折點分別是25．41％和60．6％。當家族控股股東持股比例在0—25．41％之間時，大股東持股比例與資產收益牢負相關。說明家族股東可能由于持股比例較小，股權的激勵效果不顯著，存“搭便車”心理的作用下，參與公司治理的積極性不高。處在這一問的樣本公司有79家，占公司總數的24．4％。當家族控股股東持股比例在25．4l％～60．6％之間時，家族持股比例與資產收益率正相關。這些公司的家族股東基本l：能夠控制公司，隨著持股比例的增加，“搭便車”動機趨于減弱，其監控動力不斷增強，公司績效會隨之提高。有232家樣本公司處于這個問，占公司總數的71．6％。當家族大股東持股比例在60．6％～100％之間，家族股東持股比例與資產收益率負相關。產生這一結果的原因可能是家族大股東在缺乏外部監督控制的情況下，利Ⅲ其絕對控股地位，以中小股東的利益為代價來追求自身收益的最大化，使公司績效降低。有13家樣本公司在這個范同內，占樣本總數的4％。
股權集中度(CR)與資產收益率(ROA)擬合的回歸方程是二次曲線(Quadratic)。方程如下：
ROA：0．062—0．436CR+0．577CR
R=0．034 F=6．581(o．0021
(0．612)(一1．1263(1．608)(括號內為t值)
股權集中度與資產收益率呈顯著的正U性曲線關系。通過對函數求導，得股權集中度對公司績效影響的轉折點是37．78％。這一結論與宋力、韓亮亮(2004)得出的結論一致，適度集中的股權結構并不利于家族公司績效的提高，最優的股權結構表現為要么大股東持股比例高度集中，要么高度分散。
反映股權集中度的另一指標赫芬德爾指數(HERF)與資產收益率(ROA)擬合的回歸方程是線性函數(Linear)?；貧w方程如下所示。通過回歸方程可以看出，隨著赫芬德爾指數的提高，資產收益率是顯著上升的。進一步驗證了上述結論。
R0A=一．022+0．195HERF
R=0．021 F=7．661(0．0061
f一1．698")(2．768)(括號內為t值)
股權制衡度(DR)、Z值數(z)與資產收益率(ROA)沒有擬合Ⅲ合適的回歸方程。股權制衡度和z值數的作用主要體現在監督制衡方面，通過各大股東的內部利益牽制，達到互相監督、提高決策效率、抑制內部人掠奪的股權安排模式。中圍家族公司由于大股東之間的制衡度比較弱，制衡機制作用的發揮還不完全，兇此對公司績效沒有顯著影響。
關鍵詞:家族公司;監督效應;公司績效;大股東監督
中圖分類號:F830.91 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2010)03-0054-03
引言
國內外學者對大股東監督從不同的角度進行了大量的研究,取得了豐碩的成果。概括起來大股東的監督對公司治理效率具有雙重影響。一方面是大股東的監督有利于降低成本,提高公司績效。如Shivdasani(1993)、FrankandMayers(1994)、Goaon and Schmid(1996)、Denis and Serrano(1996)等的研究;另一方面是大股東的監督會導致額外成本的發生。如Bolton&Thadden(1998)、Pagano&RoeU(1998)、La Porta etal(1999)、Bebchuk et al(1999)等的研究。國內學者也對大股東監督效應進行了大量的實證研究,得出了許多有意義的結論,如陳小悅、徐曉東(2001)、朱、汪暉(2004)等的研究。但到目前為止,以家族公司為研究樣本,實證分析家族控股股東的監督對公司績效的影響尚存在不足。因此,本文從家族控股股東監督人手,探討中國家族公司大股東的監督效應對公司績效的影響。
一、研究假設
不同性質的股東在問題的產生和解決方式以及所有權的行使方式上有著明顯差別進而會對公司績效產生不同的影響。正如Denis and McConneU(2003)認為的那樣,股權集中度和股權制衡與公司價值之間的關系受制于大股東的股權性質。中國大多數家族公司的所有權與經營控制權分離程度很小,企業的創始人大都擔任上市公司的董事長、總經理,他們既是所有者又是經營者,這種所有權和控制權合一的管理模式減少了企業的成本和監督成本,無疑提高了,大股東監督對公司績效的正向影響程度。因此,我們提出假設:家族公司大股東監督對公司績效有正向影響。
二、實證分析
1.樣本選擇及變量定義。本文以中國家族控股上市公司為研究樣本,樣本的選擇需符合下列條件:公司的最終所有者為自然人或家族,且該自然人或家族直接或間接地為上市公司的第一大股東或控股股東。該公司是在2004年12月31日前成功上市。本文將金融和保險類公司、沒有完整財務數據的公司、變量值異常的公司排除在外,共選取了中國家族控股上市公司有效樣本324家,其中上海190家,深圳134家。所有資料均來源于中國證券監督管理委員會網站及和訊網的公開數據。
本文的變量包括大股東監督變量、公司績效變量和控制變量。大股東監督變量包括第一大股東持股比例(cR。)、前五大股東股權集中度(CR)、股權制衡度(DR)、z指數(z)和赫芬德爾指數(HERF);公司績效由財務指標資產收益率(ROA)來衡量。變量定義如表1所示:
2.相關性分析。我們采用Pearson方法對大股東監督變量和公司績效變量進行相關性分析,分析結果如表2所示。
從表2可以看出,第一大股東持股比例(cR)、股權集中度(cR.)、赫芬德爾指數(HERF)均與資產收益率(ROA)成顯著正相關,說明提高股權集中度有利于提高公司績效。股權制衡度(cR。)、z指數與資產收益率相關性不明顯。表明大股東之間的制衡對公司績效沒有起到促進作用。
3,回歸分析。為進一步探討大股東監督與公司績效之間的關系,我們分別對大股東監督變量與公司績效變量進行了曲線擬合。選擇常用的Linear、Logarithmic、Inverse、Quadratic、Cubic、Power六種曲線模型作為初始方程進行擬合。通過對被選方程擬合效果的比較、總體方程顯著性檢驗和參數估計值顯著性檢驗的比較,確定一個合適的回歸方程。
第一大股東持股比例(CR.)與資產收益率(ROA)擬合的回歸方程是i次曲線(Cubic)。方程如下:
ROA=0.132-1.288CR+3.597CR-2.788CR
R-z=0.018 F=2.985(0.031),
(1.520)(-1678)(1.688)(-1.517)
(括號內為t值)
根據方程可以得出,第一大股東持股比例與資產收益率呈顯著的三次曲線關系。說明家族控股股東的持股比例與資產收益率的關系會因持股比例區間的不同而不同。我們計算出了三次函數的轉折點分別是25.41%和60.6%。當家族控股股東持股比例在0-25,41%之間時,大股東持股比例與資產收益率負相關。說明家族股東可能由于持股比例較小,股權的激勵效果不顯著,在“搭便車”心理的作用下,參與公司治理的積極性不高。處在這一區間的樣本公司有79家,占公司總數的24.4%。當家族控股股東持股比例在25.41%～60.6%之間時,家族持股比例與資產收益率正相關。這些公司的家族股東基本上能夠控制公司,隨著持股比例的增加,“搭便車”動機趨于減弱,其監控動力不斷增強,公司績效會隨之提高。有232家樣本公司處于這個區間,占公司總數的71,6%。當家族大股東持股比例在60.6%～100%之間,家族股東持股比例與資產收益率負相關。產生這一結果的原因可能是家族大股東在缺乏外部監督控制的情況下,利用其絕對控股地位,以中小股東的利益為代價來追求自身收益的最大化,使公司績效降低。有13家樣本公司在這個范圍內,占樣本總數的4%。
股權集中度(cR)與資產收益率(ROA)擬合的回歸方程是二次曲線(Quadratic)。方程如下:
ROA=0.062-0.436CR+0.577CR
R2=0.034 F=6.581(O 002)
(0.612)(-1.126)(1.608)
(括號內為t值)
股權集中度與資產收益率呈顯著的正u性曲線關系。通過對函數求導,得出股權集中度對公司績效影響的轉折點是37.78%。這一結論與宋力、韓亮亮(2004)得出的結論一致,適度集中的股權結構并不利于家族公司績效的提高,最優的股權結構表現為要么大股東持股比例高度集中,要么高度分散。
反映股權集中度的另一指標赫芬德爾指數(HERF)與資產收益率(ROA)擬合的回歸方程是線性函數(Linear)?；夭匠倘缦滤?。通過回歸方程可以看出,隨著赫芬德爾指數的提高,資產收益率是顯著上升的。進一步驗證了上述結論。
ROA=-.022+0.195HERF
R2=0.021F=7.661(0.006),
(-1.698)(2.768)
(括號內為t值)
股權制衡度(DR5)、z值數(z)與資產收益率(ROA)沒有擬合出合適的回歸方程。股權制衡度和z值數的作用主要體現在監督制衡方面,通過各大股東的內部利益牽制,達到互相監督、提高決策效率、抑制內部人掠奪的股權安排模式。中國家族公司由于大股東之間的制衡度比較弱,制衡機制作用的發揮還不完全,因此對公司績效沒有顯著影響。
【關鍵詞】 經營績效；股票價格；有效性
中圖分類號：F83文獻標識碼：A文章編號：1006-0278(2012)01-031-01
一、上市公司財務綜合評價指標體系的建立
本文選取凈資產收益率、每股收益(未扣除非經常損益)作為盈利能力的衡量，且應與股價正相關。選取速動比率、流動比率作為短期償債能力的衡量，用于衡量企業資本流動性的大小和企業償付短期債務的能力，這類指標與股價適度相關。選取每股經營性現金凈流入作為盈利質量的衡量，應該與股價正相關。選取每股凈資產作為股本擴張潛力的衡量，反映了投資者獲得投資收益狀況，且應與股價正相關。選取凈利潤增長率作為企業成長能力的衡量，該指標與股價正相關。選取預期每股收益作為投資者預期的量化指標，且與股價正相關。
二、研究方法和數據來源
（一）研究程序
本文首先假定外部因素對每家企業股票價格的影響是相同的，收集了鋼鐵行業上市公司的每股收益(eps)、每股凈資產(nap)、每股經營活動現金流量(pco)、凈資產收益率(roe)、凈利潤增長率(npr)、流動比率(cr)、速動比率(atr)、預期每股收益（epsp）等指標。利用統計軟件eviews對指標對股價進行多元回歸分析．得出相應的多元回歸模型，然后對實證的結果進行分析和解釋。
（二）變量設定
自變量（Xi）：樣本公司公開公布的2009年末期的相關財務數據。
因變量（Y）：樣本公司在2010年4月30日的股票收盤價。
（三）樣本數據來源
使用的樣本數據來自國泰君安大智慧軟件中滬市鋼鐵行業板塊30家上市公司2009年財務報表摘要中相關財務數據，并且通過軟件中的股票K線走勢得出各上市公司在2010年4月30日的股票收盤價。
此外，證監會要求ST公司在年報公布前刊登預虧公告，因此，ST公司經營績效影響股價波動的方式和時間與非ST公司不一樣，有必要將ST公司從樣本空間中剔除。
（四）實證結果及分析
對于經營績效與股價之間的關系，建模如下；
Y=a+bXl+cX2+dX3+eX4+fX5+gX6+hX7+X8+￡
式中：Y——2010年4月30日該股股票收盤價
X1——該股2009年每股收益
X2——該股2009年凈資產收益率
X3——該股2009年每股經營性現金凈流入
X4——該股2009年每股凈資產
X5——該股2009年速動比率
X6——該股2009年流動比率
X7——該股2010年預期每股收益
X8——該股2009年凈利潤增長率
本文借助EViews軟件對樣本股用最小二乘法(ols)回歸，結果如下：
Y=5.114216-3.928693X1+0.244679X2-0.185029X3-0.122836X4
－0.910091X5+0.386572X6+7.238960X7+0.000768X8
檢驗結果顯示：
R-squared 0.605717
Adjusted R-squared 0.448004
說明方程擬合得還好，95％置信水平下，F0.05(8，20)=2.45，方程的F統計值為3.840621，超過了臨界值。t統計量查表的臨界值為t0.25(20)=0.687，方程中只有自變量roe,epsp對應的t統計量大于臨界值。說明整個方程的所有自變量中，只有roe,epsp通過了顯著性檢驗，對因變量Y有顯著影響。
通過以上結果可以得出，對股價有顯著影響的只有凈資產收益率和預期每股收益兩個因素，且與股價正相關，這與之前的假設相符。而每股收益、每股經營性現金凈流入、每股凈資產、速動比率、流動比率、凈利潤增長率對股價沒有顯著影響，甚至如每股收益、每股經營性現金凈流入、每股凈資產這些本該理論上與股價存在正相關性的因素在模型中出現負數系數，這說明上市公司的股價與這些財務指標沒有必然的聯系，換句話說，中國的股票市場并沒有真實地反映上市公司基本面的表現即企業的內在價值。另外，即使凈資產收益率對股價有顯著影響，且正相關，但與預期每股收益相比，其系數很小，這說明投資者更偏重于通過對上市公司未來股票收益的預期來指導投資，雖然預期每股收益也是在公司基本面為依據的基礎上得出，但是由于不確定性太大，難免出現縱的現象，因此投機成分也不可避免。
三、結論
以上分析中，凈資產收益率和預期每股收益對股價有正面影響，而其他財務指標影響不顯著，說明中國資本市場的投資者并沒有真正關注公司基本進行投資，不看重每股經營性現金凈流入、每股凈資產等因素，更多關注預期每股收益也會成為上市公司管理層為抬高股價而粉飾報表數據的誘因，因此中國的股票市場投機成分更多，股價沒有真實地反映上市公司價值，所以中國的資本市場起碼未達到半強式有效市場。
參考文獻：
[1]楊成.鋼鐵業上市公司財務指標與股票價格定位實證研究[J].價值工程，2006.
[2]潘辰佳.經營績效與股價反應——個實證分析[J].全國商情,2008.
關鍵詞：市場營銷；經濟環境；營銷渠道
中圖分類號：F274；F426.88 文獻標識碼：A 文章編號：1674-7712 （2013） 22-0000-01
一、分析市場環境
根據2011年中國化妝品行業分析報告，十年間我國化妝品市場規模復合年均增長率高達15.8%，成為全球增長最快的市場之一。
從三個方面分析環境：
（一）政治環境分析
中國政府已經頒布了《中國化妝品生產管理條例》、《中國化妝品衛生監督條例》等相關法律法規，為中國化妝品市場的有序競爭提供了制度保障。
（二）經濟環境
根據2011年中國政府統計公報，全年社會消費品零售總額183919億元，增長17.1%；
（三）社會環境
高城鎮化率將大大擴大化妝品的市場空間，提升市場容量；而中小城市的飛速發展將有效改變化妝品的市場結構，這將對化妝品的銷售渠道和銷售模式帶來巨大的影響。無論國際市場和國內市場，由于全球經濟復蘇，消費者消費能力持續增強，特別是作為奢侈品的化妝品需求旺盛。其次我們來看佳麗寶公司（安徽）經營現狀：
目前合肥市化妝品經營的商店主要集中在步行街周圍，佳麗寶公司采用以百貨大樓，百大CBD，沃爾瑪及華聯等大型購物中心和各類大中型超市為主要經營點開設化妝品專柜為主，以開設佳麗寶產品專賣店為輔的銷售渠道。目前，合肥市共有佳麗寶產品28家，其中模范店1家，重點店13家，一般店14家。
二、佳麗寶營銷現狀
（一）營銷渠道單一
而在競爭日益激烈的安徽市場上，佳麗寶公司（安徽）的銷售渠道主要由中高級百貨店和專賣店組成，銷售渠道單一，這使得作為企業核心競爭力的營銷競爭能力受到了極大的限制。
（二）市場開拓能力不強
佳麗寶公司的業務往往只集中于特定的消費人群，其顧客群并沒有被進行市場細分，因而市場開拓能力和維護能力較為匱乏。
（三）缺乏長遠市場規劃
從目前佳麗寶公司的市場營銷過程看，其營銷重點主要在省內一些大城市，對中小城市沒有投入更多的資源，缺乏有效的市場規劃
（四）銷售人員素質不高
銷售人員往往將營銷簡單地僅視為銷售，不重視營銷工作。
三、利用SWOT進行分析：
（一）優勢
1.實力雄厚
作為日本第二大化妝品公司，目前，其公司進駐百貨大樓和藥店已達900家。
2.產品優勢
佳麗寶公司為中國消費者生產了多個系列的化妝品，主要包括護膚及底妝品、彩妝等，具體品牌包括Impress、LUNASOL、AQUA、COFFRET D’OR、KATE等等。
3.研發實力強
佳麗寶公司擁有多項世界領先的技術專利，不僅在美國紐約、法國巴黎，也在中國上海專門成立了化妝品研究基地，從事產品開發。
（二）劣勢
1.價格劣勢
對于高端產品的化妝品行業而言，消費群體的經濟能力在很大程度上壓縮了客戶群的數量，增加了銷售難度。
2.品牌知名度低
以合肥市為例，佳麗寶公司的宣傳方式單一且主要集中于中高檔產品的研制，缺乏低端產品的投入，產品的檔次分布不均在一定程度上限制了佳麗寶公司的發展。
3.渠道深度和寬度不夠
對于佳麗寶化妝品公司（安徽）品牌來說，僅僅抓住省內一些重點城市的化妝品市場是不夠的，其銷售渠道的深度和廣度遠遠不能適應日益激烈的化妝品競爭。
（三）威脅
1.國內化妝品市場競爭愈演愈烈
由于網絡技術和電子商務的不斷發展和完善，使得化妝品市場的競爭可謂混亂，低價格吸引了大量消費者集中于網絡市場，這無疑沖擊了化妝品市場，這種情形迫使佳麗寶化妝品公司（中國）不得不面臨日益增強的市場壓力，不得不參與慘烈的化妝品市場競爭。
2.公司的運營壓力
網絡市場上低價格化妝品嚴重沖擊了佳麗寶公司的產品，再加上經濟環境的惡劣，使得化妝品市場劇烈波動，市場預測更加困難；同時，受原材料價格的不斷上升，使得公司運營成本不斷增加，這使得佳麗寶公司的運營壓力陡然增大，迫使公司不得不提升營銷競爭力，以增加公司生存能力。
四、制定佳麗寶公司（安徽）營銷競爭能力的提升策略
根據佳麗寶公司營銷戰略規劃，未來佳麗寶公司營銷競爭力提升的重點將放在以下五個方面，及提升競爭規模、提高運營標準、加強研發核心技術、實施科學化管理和實現品質優質化。
（一）市場布局
1.立足于合肥經濟圈為首的省會市場（包括滁州、六安、淮南等），在鞏固原有市場規模的基礎上，主要向高端市場發展；
2.拓展以蕪湖、馬鞍山、安慶為首的沿江市場，借沿江經濟帶的東風，努力擴大沿江市場的占有份額；
3.拓展以蚌埠、淮北、阜陽為首的皖北市場，借“合蕪蚌自主創新試驗區”的東風，努力擴大皖北市場的占有份額。
（二）專業營銷體系
1.確立營銷目標
佳麗寶公司營銷競爭力的兩大目標為樹立企業形象和樹立企業品牌。
2.建立營銷體系
加強營銷團隊建設，實行全員營銷；提高營銷人員的素質和能力，強化子公司在特定區域的市場營銷；以一線營銷人員為終端，建立客戶關系管理體系；大力推行技術營銷、質量營銷、品牌營銷等。
3.搞活營銷機制
完善市場營銷的激勵和約束機制，提升制度執行力；不斷完善和改進崗位激勵、榮譽激勵、薪酬激勵；建立與戰略合作伙伴共同營銷機制
對于佳麗寶化妝品公司（安徽）來說，應該要創立新的銷售渠道和新的銷售手段，應建立以消費者為中心的營銷策略創新，比如，可以大膽嘗試將各種聚會與營銷結合起來、創立家庭式營銷、創立俱樂部營銷、網絡營銷、博客營銷等新營銷傳播手段。
五、結語
縱觀在當今激勵的市場競爭環境下，營銷戰略的選擇對化妝品公司的未來生存發展起著關鍵性的作用。本文以佳麗寶化妝品公司（安徽）作為研究對象，系統全面的分析了該公司目前的營銷現狀，指出了其營銷方面的優勢與不足，充分利用外界的機遇與挑戰，發揮自身優勢的同時改進不足之處，全面提高本公司的營銷競爭力，努力開拓更為理想的市場份額。
