發(fā)布時間：2022-12-01 07:03:33
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的相對原子質量樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。
2、鋇是堿土金屬元素，是周期表中ⅡA族的第六周期的元素，是堿土金屬中活潑的元素，元素名來源于希臘文barys，原意是“重的”?；瘜W元素符號是Ba。是一種柔軟的有銀白色光澤的堿土金屬。由于它的化學性質十分活潑，從來沒有在自然界中發(fā)現(xiàn)鋇單質。鋇在自然界中最常見的礦物是重晶石（硫酸鋇）和毒重石（碳酸鋇），二者皆不溶于水。鋇在1774年被確認為一個新元素，但直到1808年電解法發(fā)明不久后才被歸納為金屬元素。鋇的化合物用于制造煙火中的綠色（以焰色反應為原理）。電解熔融的氯化鋇或用鋁還原氯化鋇，可制得金屬鋇。
（來源：文章屋網(wǎng) ）
碳酸鈉相對原子質量是12。碳酸鈉[497-19-8]（Na2CO3），分子量105.99?；瘜W品的純度多在99.5%以上（質量分數(shù)），又叫純堿，但分類屬于鹽，不屬于堿。
由于原子的實際質量很小，如果人們用它們的實際質量來計算的話那就非常的麻煩，例如一個氫原子的實際質量為1.674×10?2?千克，一個氧原子的質量為2.657×10?2?千克。一個碳-12原子的質量為1.993×10?2?千克。元素的相對原子質量是其各種同位素相對原子質量的加權平均值。元素周期表中最下面的數(shù)字為相對原子質量。
（來源：文章屋網(wǎng) ）
二者沒有關系的?；蟽r與原子的最外層電子數(shù)一般有關系，相對原子質量與原子中的質子數(shù)和中子數(shù)有關。
元素的相對原子質量是其各種同位素相對原子質量的加權平均值。元素周期表中最下面的數(shù)字為相對原子質量。
化合價是一種元素的一個原子與其他元素的原子化合時表現(xiàn)出來的性質。一般的，化合價的價數(shù)等于每個該原子在化合時得失電子的數(shù)量，即該元素能達到穩(wěn)定結構時得失電子的數(shù)量，這往往決定于該元素的電子排布。
（來源：文章屋網(wǎng) ）
【關鍵詞】人力資源政策；管理者；會計信息質量；影響
中圖分類號：F23 文獻標識碼：A 文章編號：1006-0278（2013）05-038-02
一、人力資源政策和會計信息質量概述
人力資源政策也可稱為人力資源管理，是指對人力資源進行有效規(guī)劃、合理配置、準確評估、適當激勵，發(fā)揮人的主觀能動性，實現(xiàn)人盡其才、才盡其用。包括招聘、指導、培訓、評價、咨詢、提升、薪酬以及一些有關員工預期的正直、道德行為和能力水準方面的改進措施。
會計信息的質量特征是指的是為了達到會計的目標，會計信息應具有的質量要求。會計信息質量標準應包括兩部分：一是會計信息內容的質量標準，另一個是會計信息表述和披露的質量標準。前者的目標是決策有用性，由真實性和相關性兩個主要質量指標和可比性與重要性兩個次要質量指標組成。后者的目標是保護投資人，其主要質量指標是透明度，透明度則由充分披露、可比性、完整性、實質重于形式、清晰性以及中立性構成。
二、管理者人力資源政策和會計信息質量的關系
管理者的人力資源政策直接影響企業(yè)管理者的素質，而企業(yè)管理者的素質對會計信息質量影響很大，若管理層的素質高，其在經營管理中所表現(xiàn)出來工作能力，工作態(tài)度、正直與誠實會影響其下屬的工作態(tài)度，尤其是會計工作人員的工作態(tài)度，他們會認真負責的對待工作，減少錯弊，提高會計信息質量。反之，若企業(yè)高層員工本身能力不強，工作態(tài)度不端正，缺乏正直的性格和誠實的品質，則不僅會影響下面員工的工作態(tài)度，甚至可能故意授意會計人員變造會計信息，操縱盈余，欺瞞會計信息使用者。
三、管理者人力資源政策現(xiàn)狀及對會計信息質量的影響
（一）人力資源政策現(xiàn)狀
企業(yè)管理層的人力資政策不完善。當前企業(yè)的人事任免還沒有完全市場化，在絕大部分國有上市公司中，管理人員的任命仍然存在濃厚的行政干預色彩。在我國市場經濟起步較晚，未形成一個約束、監(jiān)督和激勵經理人員的內外機制。管理者享有的權利大于承擔的責任，導致管理者自我提高的動力和壓力比較小，造成了管理層的整體素質偏低，降低了內部控制的效率，更有甚者認為內部控制就是一堆手冊、文件、制度等，使內部控制流于形式。而內部控制的完善，尤其是內部控制環(huán)境的完善對于提高會計信息質量有重大影響。
（二）人力資源政策現(xiàn)狀對會計信息質量的影響
人力資源政策不完善加劇了會計信息失真。首先，管理層的選拔機制。當前，經理人市場還未建立起來，大多數(shù)經理人員還是通過行政任命形式當選。代表國家行使產權主體職能的資產管理部門對經理層和管理方式行政化，缺乏公開化、透明化的市場競爭，這使得經理層不會有較大的競爭壓力，其管理行為往往受“官本位”潛意識的影響，缺乏對自身企業(yè)管理生涯的長遠預期，容易產生短期行為，為了給下一次的調動和升遷打好基礎，他們經常通過操縱財務會計報告粉飾任期內的經營業(yè)績。另外，經理人員的這種任命形式，缺乏一個外部的對經理人監(jiān)督約束的市場機制，經理人員的行為受到的監(jiān)督約束小，為經理層操縱會計信息提供了先決條件。而且經理人員違法的機會成本很小，即便被解除聘約，其自身效用并不會有太大損失，往往可以迅速找到另一個興風作浪的場所，因而在各種利益推動下，更有可能去操縱會計信息以滿足自身的需要。
其次，管理層的激勵機制。由于尚未建立一種對管理層人員的績效進行評價和激勵的有效機制，我國上市公司經理的激勵機制缺乏動態(tài)化，強度太弱，另外，經理人員的報酬也沒有與企業(yè)長期的經營業(yè)績相掛鉤，使得經理人與所有者追求的利益不一致，導致了經理人為了實現(xiàn)自身利益最大化而編造虛假的會計信息。
四、改善管理者的人力資源政策提高會計信息質量
（一）建立經理人市場
管理者在執(zhí)行內部控制制度和保障會計信息質量的過程中有著不可替代的作用。針對當前管理者通過行政任命形式當選的弊端，建立規(guī)范的經理人市場不失為一個良好的解決辦法，但要解決兩大難題：一是轉變傳統(tǒng)觀念，所謂轉變傳統(tǒng)觀念，就是要正確認識、理解經理人在現(xiàn)代企業(yè)和社會中的地位和作用。二是要改變干部任免機制。干部任免機制的改變在于，改革傳統(tǒng)的由黨政領導部門或主管部門直接任命企業(yè)管理者的制度，企業(yè)管理者通過經理人市場挑選產生。為此必須建立一套與經理人市場相適應的管理機制，如：用聘用、解聘管理制度代替終身制人事政策，這是完善經理人市場的核心；通過經理人市場，建立管理人才后備隊，以滿足企業(yè)發(fā)展對多樣化人才需要等。
關鍵詞：管理者過度自信；自愿性盈利預測；披露質量；預測性會計信息
中圖分類號：F235.99 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2017）01-0055-07
一、引言
預測性會計信息的披露問題一直是資本市場理論研究和實務分析中所關注的熱點問題。與傳統(tǒng)歷史會計信息相比，預測性會計信息更具有決策相關性。上市公司披露的預測性會計信息可以降低信息使用者c公司管理層之間的信息不對稱程度，從而有利于降低社會交易費用，因而是上市公司與投資者之間重要的溝通橋梁。作為預測性會計信息中最具信息含量、最受投資者和證券分析師重視的預測性信息，管理層盈利預測指管理者對公司未來盈利信息的自愿披露行為，公司管理者可以通過自愿披露盈利預測信息來建立公司在業(yè)內預測信息透明度和準確度的聲譽，或者用于改變市場對公司的盈利預期。
然而，作為一種預測性會計信息，由于未來的不確定性，管理層盈利預測天生具有較強的主觀性，其準確性和可靠性相對于歷史會計信息而言存在著很大的差距，尤其是在我國這樣一個發(fā)育仍不成熟、具有大量轉型經濟特征的資本市場上。而公司管理者自身的綜合素質和能力對盈利預測信息的自愿披露質量有著至關重要的影響。
目前，已有的國內外關于管理者盈利預測披露質量的影響因素研究大都基于新古典經濟學“理性人”的假設，即把管理者當作一個理性人，認為管理者個體之間不存在差異，當公司內外部環(huán)境相似的情況下，管理者往往會做出相似的決策行為。但大量心理學研究表明，管理者在做決策時會受到信念和偏好的影響而變得非理性。其中，最重要的非理是認為自己能力優(yōu)于平均水平，即過度自信。過度自信也被發(fā)現(xiàn)廣泛地存在于企業(yè)管理層中，并且影響其各種經濟決策，而管理層盈利預測行為是管理層的內生決策結果，因而勢必對其產生一定的影響。因此。本文從行為金融學“非理性人”假設、信息不對稱、信號傳遞等理論基礎出發(fā)，研究作為盈利預測行為主體的管理者，其過度自信是否對自愿性盈利預測披露質量產生影響。
二、文獻回顧
（一）管理者盈利預測信息的自愿披露動機研究
已有的研究表明，管理者會基于不同的動機盈利預測。具體而言，主要體現(xiàn)在基于公司和管理者個人利益兩個角度。
對整個公司而言，Ajinkya和Gift（1985）認為管理者預測信息可以減輕與市場分析師以及現(xiàn)有或潛在投資者之間的信息不對稱狀況，而理論上較低的信息不對稱程度是對公司有利的，因為這意味著較高的流動性和較低的融資成本。Verrecchia（1994）進一步研究發(fā)現(xiàn)，公司是否盈利預測也會影響公司所有權成本的高低。
Hutton和Stoeken（2006）的研究發(fā)現(xiàn)管理者也會基于個人利益而有策略地盈利預測，Healy等認為管理者自愿性披露信息（包括盈利預測）目的是為了在業(yè)內逐步建立和保持公司報告信息準確且透明的個人聲譽，而且一旦被公眾認為是優(yōu)秀的盈利預測者后，管理者還可能獲得更多物質激勵，如績效獎勵、股權薪酬激勵。此外，Skinner（1999）的研究表明管理者經常在盈利信息披露之前預測報告，希望能減輕即將到來的訴訟成本，或使公司占據(jù)潛在法律訴訟的先機。Cao和Narayanamoorthy的研究發(fā)現(xiàn)，當?shù)玫綁南⒅蟮墓芾碚甙l(fā)現(xiàn)面臨的事前訴訟風險極大時，更傾向于公司的盈利預測，而得到好消息的管理者，即使有一定的事前訴訟風險也不打算盈利預測。
（二）管理者過度自信對管理層盈利預測的影響
近幾年來，國內外學者逐漸開始研究管理者過度自信與管理者盈利預測之間的關系。David等（1984）研究首先發(fā)現(xiàn)管理者過度自信會更傾向于盈利預告。Hribar和Yang（2015）基于行為金融學理論。先通過理論分析得出過度自信的CEO會高估企業(yè)未來業(yè)績，或者低估未來業(yè)績向下波動的可能性，隨后通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)過度自信的CEO更加精確的盈利預測，并往往會導致產生的樂觀偏向。Hilary和Hsu通過研究CEO過度自信與盈利預測準確性之間的關系，發(fā)現(xiàn)隨著CEO連續(xù)預測準確的次數(shù)增加，其盈利預測準確度反而下降，認為這是CEO在歷史多次準確盈利預測中，內生出一種過度自信，導致過高估計自己的個人技能，進而忽視環(huán)境等其他因素，并進一步研究發(fā)現(xiàn)證券分析師與投資者能識別出CEO過度自信對其盈利預測準確性造成的影響。
國內學者樊行健等主要從理論上分析了管理者過度自信對國有企業(yè)業(yè)績預告披露策略的影響，認為管理者過度自信會采用精確度相對高的方式進行業(yè)績預告。并且可能產生樂觀偏誤。瞿旭等則借鑒Hilary和Hsu的研究思路再次進行實證研究，結果發(fā)現(xiàn)CEO過度自信會影響管理者盈利預測準確性，導致盈余誤差增大。
從文獻回顧可以看出，目前的文獻還存在以下不足：管理者盈利預測作為公司一項重大財務預測活動，管理者過度自信不可避免會影響管理者盈利預測信息披露質量，但現(xiàn)有文獻少有研究管理者過度自信與管理層盈利預測披露質量的影響，并且研究內容比較單一，主要集中在精確度或準確度，缺乏系統(tǒng)性；我國管理層盈利預測制度實行強制性披露與自愿性披露并行的監(jiān)管原則，大部分關于盈利預測披露質量影響因素的研究，并未嚴格區(qū)分二者情況，籠統(tǒng)地研究盈利披露質量的影響因素，缺乏合理性。
三、理論假設
韓傳模和楊世鑒研究表明，由于兩權分離產生的問題，會導致公司存在內部和外部雙重監(jiān)督成本，為了減少與投資者之間的信息不對稱，降低交易成本，管理者會主動自愿進行信息披露。Trueman通過研究分析認為富有才華的管理者更有動機進行自愿信息披露，以顯示其擁有較高的管理才能。管理者過度自信最明顯的一個特點就是認為自己能力“優(yōu)于平均水平”，傾向于高估自身能力，在這種情況下，會更愿意多預測性會計信息，向股東披露公司的盈利信息，以影響投資者行為。此外，自愿性盈利預測是管理層自愿對公司未來盈利進行預測，由于未來的不確定性，管理層會為此行為承擔相應的風險。而余明桂等認為過度自信的管理者往往充分相信自身能力而擁有更高的風險承擔水平，因而會更主動進行盈利預測?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵麓龣z驗假設：
H1：管理者過度自信將導致盈利預測的頻率更高。
業(yè)績預告的主要功能之一是在定期報表前，提前向市場釋放公司相關盈利信息，而這些預測性信息一般通過影響資本市場上投資者經濟決策而最終作用于公司的股票定價和資產定價上。當管理層自愿業(yè)績預告時，資本市場投資者首先對得到盈利預y進行初步的分析、理解與評判，并結合企業(yè)的實際情況和歷史信息，及時做出投資決策。因而管理層盈利預測的越及時，越有利于投資者進行投資決策。而目前，我國現(xiàn)有的盈利預測制度中，監(jiān)管機構并沒有對自愿性預測披露時間做出明確的規(guī)定，對于何時進行自愿性盈利預測。管理者具有很大的選擇空間。基于“控制幻覺”理論，管理過度自信充分相信自己對未來及客觀環(huán)境的控制能力，相信公司業(yè)績會達到盈余預測水平，會更加及時地向市場釋放公司盈利信息，以此來影響投資者經濟決策?；谝陨戏治?，本文提出以下待檢驗假設：
H2：過度自信的管理層的盈利預測更加及時。
目前，盈利預測的形式共有四種方式，即點預測、區(qū)間預測、上下限預測和定性預測等。一般精確度越高，越有利于投資者對上市公司未來盈利形成比較客觀的評價，有利于提高投資的有效性。因而定性預測由于僅僅是對未來情況進行趨勢性的預測，其信息含量最低。而上下限預測相對于定性預測傳遞信息過于籠統(tǒng)，不利于信息使用者進行經濟決策。相對而言，區(qū)間預測和點預測傳遞的信息更加精準。King等（2000）研究發(fā)現(xiàn)信息披露具體形式顯示出管理者對未來的把握程度，當管理者對未來擁有更大的確定性時，會更傾向于采用精確度高的預測形式如點預測。王玉濤和王彥超研究還發(fā)現(xiàn)管理盈利預測精確度越高，越有更多的分析師對其進行追蹤，而且分析師預測的分歧越小，表明資本市場上分析師的預測行為會受到管理層盈利預測精確度的影響。因而過度自信的管理者出于在業(yè)內逐步建立和保持公司報告信息準確且透明的個人聲譽以證明自身擁有較高能力的目的，會傾向于精確度更高的盈利預測，來有效地向資本市場傳遞信息?；诖?，本文提出以下待檢驗假設：
H3：管理者過度自信更傾向于精確度較高的盈利預測信息。
Hilary和Hsu研究表明過度自信的CEO過分看重自己的個人技能而忽視環(huán)境等其他因素，Yaniv的研究也發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者會過度地依賴他們自己的想法，而忽視專家的意見，盡管有時候專家的意見準確度明顯要高。另外。Meyers和Sternthal研究表明理性管理者信息處理過程更加復雜與詳細，當他們進行判斷時會整合更多可獲得性證據(jù)，從而更加體現(xiàn)出認知過程的集中層次，相對而言，過度自信的管理者信息處理過程比較粗糙，他們選擇性地忽略那些他們自己認為是無關的信息，而聚焦在有限的信息上。此外，Hribar和Yang發(fā)現(xiàn)在預測企業(yè)發(fā)展趨勢和收益時，過度自信的管理者則往往傾向于保持樂觀態(tài)度，樂觀估計投資收益或制定較高的盈利目標，而一旦對未來產生悲觀時，則又會對未來收益產生過度悲觀的預測。因此，當盈利預測時，管理者過度自信由于過于主觀地依靠個人技能、偏好來對未來企業(yè)盈利進行判斷，而對企業(yè)內外部經營變化及宏觀政策的敏感度不高，從而導致其預測準確性降低，導致盈余預測值與實際盈余的差異增大?；诖?，本文提出以下待檢驗假設：
H4：管理者過度自信與盈利預測準確度負相關。
四、變量定義與模型構建
（一）變量定義
本文將管理者定義為上市公司年報中披露的董事會、監(jiān)事會以及高級管理人員等成員。Holmstrom研究表明管理者薪酬契約是委托理論的核心與關鍵，管理者薪酬給管理者帶來的激勵作用是現(xiàn)代公司治理的重要基礎，管理者能力越高，越需要給予其更高的薪酬。因此，本文借鑒何威風等的模型來計量管理者過度自信。首先通過薪酬模型回歸出公司管理者合理薪酬水平，然后用管理者實際的薪酬水平與通過模型計算出來的合理薪酬水平之差u，即回歸殘差，來衡量管理者是否過度自信，當回歸的殘差u大于零時，管理者為過度自信。
具體變量定義如表1所示。
（二）模型構建
借鑒已有研究成果，本文采用多元線性回歸模型來研究管理者過度自信對自愿性盈利預測披露質量四個方面的影響，具體回歸模型如下：
管理者過度自信與預測頻率回歸模型：
（1）
管理者過度自信與預測時長回歸模型：
（2）
管理者過度自信與預測精確度回歸模型：
（3）
管理者過度自信與預測準確度回歸模型：
（4）
五、實證結果與分析
（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源
本文上市公司盈利預測數(shù)據(jù)、高管薪酬等主要數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，其他控制變量數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。首先，選取滬深兩市A股上市公司最近6年（2008-2013年）年度業(yè)績預告作為本文的研究樣本。其次，剔除金融類上市公司；剔除ST、*ST等公司；剔除符合強制披露業(yè)績預告的上市公司，即滿足當年深市、滬市《證券交易所股票上市規(guī)則》中關于強制披露業(yè)績預告的條件；由于創(chuàng)業(yè)板的上市時間相對較短，剔除創(chuàng)業(yè)板上市公司；剔除相關財務數(shù)據(jù)無法獲得的公司，如高管薪酬不能獲取的公司。最終得到2 219個觀察值，其中深市1965家，滬市254家。本文所有處理均采用軟件STATA12.0進行。數(shù)據(jù)顯示，隨著我國業(yè)績預告制度的逐步完善，自愿盈利預測的公司成逐年上升的趨勢。
（二）變量描述性統(tǒng)計
1.被解釋變量描述
首先對被解釋變量中的盈利預測頻率、預測時長、預測精確度和準確度進行描述性統(tǒng)計分析，結果如表2表示。
從表2可以看出，自愿性盈利預測的上市公司披露質量呈現(xiàn)一定的規(guī)律性。具體分析如表3所示。
從表3可以看出。從預測頻率來看。2008-2013這6年中，我國自愿進行盈利預測的上市公司的頻率越來越高，2008年預測頻率平均為2.281次，到2013年已經上升為2.831次：從預測時長來看，大體上看，我國上市公司進行自愿性盈利預測的及時性不斷增強，平均會提前一個多月進行自愿性盈利預測：從預測精確度來看，總體上，精確度有所下降，更趨向于區(qū)間預測；從預測準確度來看，我國進行自愿性業(yè)績預測的整體準確度還不高。
2.解釋變量和控制變量描述
為了更加全面分析上市公司自愿性盈利預測披露質量的因素，本文對主要控制變量進行了描述性統(tǒng)計分析，具體如下：（1）管理者過度自信變量在2008-2013年6年里，平均值為0.568，即過度自信比例達到56.8%，超過了非過度自信比例，初步判斷過度自信更傾向于自愿性盈利預測，即管理者過度自信可能會更傾向于自愿性盈利預測。（2）我國進行自愿披露盈利預測的上市公司的總資產收益率（ROA）平均為5.5%，相對于劉浩等（2014）采用2001-2008年的數(shù)據(jù)為樣本進行研究所得出的2%而言，增長程度很大，說明我國自愿盈利預測的上市公司整體盈利水平呈逐步上升的趨勢，同時，也表明盈利水平的上升有利于促進上市公司自愿盈利預測，其中，最大值為31.1%，最小值為-6.7%，說明當總資產收益率為負的情況下，仍有公司會自愿盈利預測。（3）資產負債率（LEV）平均值為38.1%，與張然等得出的49%相比，整體負債率有所下降，這也側面反映了風險低的公司進行自愿性盈利預測的傾向越大。（4）第一大股東持股比例（First）平均達38.5%，表明我國自愿進行盈利預測的上市公司股權相對比較集中，說明當上市公司股權較為集中的情況下，股東對自愿性信息披露提出更高的要求，使上市公司自愿性盈利預測的可能性增加。（5）我國自愿盈利預測的上市公司董事會成員的平均人數(shù)接近于9人，進一步證實了程欣生“董事會規(guī)模處于中等規(guī)模時，上市公司會更加主動進行信息披露”的研究結論。（6）上市公司兩職合一的比例占29.3%，與瞿旭等（2013）以2008-2010年全部盈利預測數(shù)據(jù)為樣本所得出的14.2%相比，比例有所上升，說明兩職合一有可能傾向于多自愿性盈利預測。（7）對公司進行盈利預測的分析師數(shù)量平均為16個左右，最大的有60個，最小的只有1個。（8）在自愿性盈利預測樣本中，國有控股公司盈利預測的為13.2%，占整個自愿性盈利預測的33.8%。
（三）多元回歸分析
將樣本數(shù)據(jù)代入模型（1）-模型（4）對本文提出假設進行檢驗，采用STATA12.0軟件進行面板數(shù)據(jù)回歸，結果如表4所示。
由表4可以看出，模型（1）的回歸結果顯示：過度自信的管理者與預測頻率在1%顯著性水平下顯著相關，并且系數(shù)符號為正，即管理者過度自信與自愿性盈利預測頻率顯著正相關，即管理者過度自信進行自愿性性盈利預測頻率越高，從而驗證了假設1。控制變量中公司資產收益率、對公司進行跟蹤的分析師、股權集中度與自愿性性盈利預測頻率在1%顯著性水平下顯著正相關，說明盈利能力越好，可供參考的公共信息越多，股權越集中的上市公司，進行自愿性性盈利預測的頻率越高；兩職合一與預測頻率在5%顯著性水平顯著正相關，說明上市公司董事長和總經理由同一人擔任時，越傾向多次進行自愿性盈利預測；資產負債率、公司規(guī)模、機構持股、獨立董事、市賬比與預測頻率在1%顯著性水平下顯著負相關；國有控股與預測頻率在10%顯著性水平下負相關，說明越是國有企業(yè)，越不愿意進行自愿性盈利預測；董事會規(guī)模、行業(yè)與預測頻率無顯著關系。
模型（2）的回歸結果顯示：管理者過度自信與預測時長在5%顯著性水平下顯著相關，并且系數(shù)為負。由于本文盈利預測時長是用年度自愿性盈利預測日期減去當期資產負債日期所得的間隔天數(shù)，所以當間隔天數(shù)越小，代表的盈利預測及時，因而該回歸結果表明管理者過度自信會披露更加及時自愿性盈利預測，支持了假設2。控制變量中公司規(guī)模、市賬比與預測時長在1%顯著性水平下顯著正相關，表明上市公司的規(guī)模越大，每股凈資產越大，越傾向于自愿及時的盈利預測：機構持股比例與預測時長在5%顯著性水平下顯著正相關，獨立董事10%顯著性水平下正相關，表明機構持股與獨立董事能促進上市公司自愿更加及時的盈利預測；對公司進行跟蹤的分析師、股權集中度與預測時長在1%顯著性水平下顯著負相關，表明可供參考的公眾消息、股權過分集中不利于上市公司及時的盈利預測；此外，兩職合一與預測時長在5%顯著性水平下負相關。即當董事長與總經理由同一個人擔任時，上市公司越不及時披露盈利預測；而董事會規(guī)模、行業(yè)與預測時長沒有顯著關系。
模型（3）的回歸結果顯示：管理者過度自信與自愿性盈利預測的預測精確度呈正相關關系，但在統(tǒng)計上卻不顯著?？刂谱兞恐?，公司規(guī)模與預測精確度在1%顯著性水平下顯著負相關，表明規(guī)模越大，上市公司的盈利預測精確度反而不高；資產收益率越高與自愿性盈利預測的預測精確度在1%顯著性水平下顯著正相關，表明上市公司盈利能力越強，的自愿性盈利預測精確度越好，支持了鐘田麗（2005）的研究結果：機構持股、市賬比與預測精確度在5%顯著性水平下顯著負相關；資產負債率、股權集中度、獨立董事比例、董事會規(guī)模、兩職合一、行業(yè)等與預測精確度無顯著關系。
模型（4）的回歸結果顯示：管理者過度自信與自愿性盈利預測準確度在10%顯著性水平下顯著相關，并且系數(shù)為負，說明管理者過度自信的自愿性盈利預測的準確度越低，支持了假設4。公司的規(guī)模和預測準確度在10%顯著性水平下顯著負相關，其原因可能是公司的規(guī)模越大，對預告的準確度越不好把握，由此造成預測的準確度方向變動。
六、結論與啟示
關鍵詞：小麥；玉米；雙晚種植；周年產量；資源利用；影響
中圖分類號：S513 文獻標識碼：A DOI：10.11974/nyyjs.20161233083
在當前我國北方地區(qū)農業(yè)生產過程中，小麥和玉米已經成為2種主要作物，但對于不同地區(qū)而言，其種植模式也存在很大差。就我地區(qū)實際情況而言，當前比較常見的就是小麥玉米雙晚種植，為能夠對該種植模式更好分析，掌握其優(yōu)點及劣勢，本文依據(jù)魯西北地區(qū)實際種植情況，在周年產量及資源利用方面對小麥玉米雙晚種植模式所產生影響進行簡答分析。
1 試驗及方法
1.1 試驗區(qū)域情況分析
在本次研究中所選擇的試驗區(qū)域為魯西北地區(qū)內綜合試驗田，所選擇的試驗田條件比較優(yōu)越，灌溉及排水均比較方便，并且地勢比較平坦，地塊肥力均在上中等，且比較均勻，條件及管理均比較方便。魯西北地區(qū)年均輻射量為120.1～127.1kg/cm2，其年均溫度為13.1℃，其日照時數(shù)為2567h，其平均濕度為67%，該地區(qū)無霜期在193～201d，其年均降水量為578.4mm。在季風氣候影響下，年內降水分布表現(xiàn)出不均勻情況，大部分降雨均處于夏季。該地區(qū)內土壤為膠土土質，土壤內有機質含量比較豐富，并且各種微量元素含量比較豐富，適用于本次試驗。
1.2 實驗材料及設計
冬小麥-夏玉米周年試驗的實施實踐選擇在2014年10月―2015年10月。在本次試驗中選擇裂區(qū)設計，其播區(qū)為主區(qū)，其副區(qū)為品種，所選擇試驗田的面積為50O，共重復進行4次試驗。在2014年10月種植種小麥，在收獲小麥之后繼續(xù)種植夏玉米。其中種小麥播期分別選擇10月6日、10月14日及10月22日，所選擇品種為濟麥22號、魯元502及濟南17號，在出苗之后依據(jù)播種期分別以130萬、200萬及280萬定基本苗，收獲日期為6月6日。夏玉米選擇的種植日期為6月15號，其種植密度為6.5萬株/hm2，選擇的玉米品種主要為鄭單958、金海5號及登海605，其收獲日期分別為9月22日、10月5日及10月10日。
在小麥生育期，所施入肥料總量為以純氮270kg/hm2，其基追比例為6：4，過磷酸鈣及氯化鉀均作為底肥一次性施入，其施入量分別為920kg/hm2及230kg/hm2；夏玉米在喇叭口期結合澆水進行施肥，主要為氮肥，其施入量為320kg/hm2。對于兩季作物而言，其它方面栽培管理與一般高產田相同[1]。
1.3 測定指標及方法
測定籽粒產量。在收獲冬小麥時，在每小區(qū)內依據(jù)固定標點選取1m雙行對穗數(shù)進行測定，同時以隨機方式抽取20穗考種。對于所收獲籽粒進行自然風干，當其含水量達到13%時稱量其重量，然后換算成為公頃產量；在玉米收獲時每小區(qū)內選擇中間兩行穗，并且以隨機方式抽取其中20穗考種，所有收獲穗均將其脫粒，之后自然風干，當含水量達到14%時對其重量進行稱量，之后換算成公頃產量[2]。
測定降水生產效率及積溫生產效率。氣象數(shù)據(jù)來源于聊城市氣象局，不低于10℃有效積溫依據(jù)王志敏等所報道方法進行計算。積溫生產效率=單位面積籽粒產量/生產期間有效積溫，降水生產效率=單位面積籽粒產量/生產期有效降水量。
2 結果分析
2.1 播期在冬小麥產量及水熱資源利用方面所產生的影響
由本文研究結果可知，隨著冬小麥播期不斷推遲，在生育期內其降水量及有效積溫均不斷減少。與傳統(tǒng)傳播日期相比較而言，其播期推遲8d，3個不同品種均在不同程度上表現(xiàn)出增產效果，其增長幅度為1.0%～8.5%，積溫生產效率及降水生產效率均明顯升高，其升高幅度可到達7.5%～15.2%與6.2%～14.2%；其播期推遲16d，則所有品種均表現(xiàn)出比較明顯的減產情況，其減產幅度可達到16.3%～32.4%，并且積溫生產效率及將會生產效率也明顯降低。
2.2 收獲期在夏玉米產量及水資源利用方面所產生的影響
由本文研究結果可知，在夏玉米收獲期不斷推遲情況下，玉米產量也得以不斷提高。與傳統(tǒng)收獲期相比較而言，收獲期推遲13d，其產量平均增加1120.5kg/hm2，收獲期推遲18d，其產量平均增加1340.61120.5kg/hm2。隨著收獲期推遲，在玉米生育期內有效積溫及降水量均有所增加，降水生產效率及積溫生產效率也有所提高。
3 結論
由本文試驗研究可發(fā)現(xiàn)，小麥玉米雙晚種植模式對周年產量及資源利用具有很大影響，適當推遲種植日期及收獲日期能夠使產量明顯增加，并且能夠使資源利用率得到明顯提高，因此該種植模式可在我地區(qū)廣泛推廣應用。
參考文獻
[1]高海濤，王育紅，孟戰(zhàn)贏，等.小麥-玉米雙晚種植對周年產量和資源利用的影響[J].麥類作物學報，2012（6）.
1、教材的地位和作用
本課題處于初中化學第四單元第一課題，包括原子的構成和相對原子質量兩部分內容，第一部分重點介紹原子的構成，同時介紹了原子不顯電性的原因，然后又形象的介紹了原子的大小，以及原子中各部分的大小和運動情況。第二部分介紹相對原子質量，由于原子的質量太小，書寫和使用都很不方便，于是采用相對原子質量來表示原子的質量。教材還通過介紹張青蓮教授的事跡對學生進行愛國主義教育。
2、教學目標
根據(jù)新課標要求和學生實際，為了切實突出重點，體現(xiàn)全面性，綜合性和發(fā)展性。我確定以下教學目標：
(1)知識與技能目標
①了解原子是由質子、中子和電子構成的。
②初步了解相對原子質量的概念，并會查相對原子質量表。
③逐步提高抽象思維的能力、想象力和分析、推理能力。
(2)過程與方法目標
①充分利用教材提供的圖、表等資料，借助多媒體等教學手段，初步學會運用類比、想象、歸納、概括等方法獲取信息并進行加工。
②在分析原子結構時，鼓勵主動與他人進行交流和討論，清楚地表達自己的觀點，逐步形成良好的學習習慣和學習方法。
(3)情感態(tài)度與價值觀目標
①對學生進行物質可分性的辯證唯物主義觀點教育。
②結合張青蓮教授的卓越貢獻資料，對學生進行愛國主義教育。
3、教學重、難點
根據(jù)本課題的內容和地位，我確定本課題的重點是原子的構成和相對原子質量。難點是原子不顯電性的原因和相對原子量概念的形成。
二、教法分析
鑒于本單元知識比較抽象，理論性較強，涉及的實驗較少，因此在教學中采用探究討論法、情景教學法、分析比較法與指導學生閱讀、組織學生討論相結合來進行教學。
三、學法指導
在教師引導和幫助下，學生通過開展閱讀、討論、推理、交流、總結等活動，逐步形成自主學習和合作學習的科學學習方法。
四、教學過程
根據(jù)微觀知識的特點和學生認識過程中易出現(xiàn)的問題，我的教學過程主要通過閱讀化學史實資料、多彩的原子構成圖片、生動的比喻、多種活動形式以及內容活潑的教學課件設計，來提高學生的學習興趣，幫助學生牢固記憶。具體教學分以下幾個階段設計：
(一)創(chuàng)設情境，溫習舊知
為了激發(fā)學生的興趣，我以展示水分解的示意圖開頭，讓學生回憶前面學過的分子，原子的概念，以及化學變化的實質。用這樣的設計去激發(fā)學生學習興趣，點燃學生智慧的火花。
(二)提出猜想，引入新課
由化學變化的實質，提出以下猜想，原子是化學變化中的最小粒子，那么它是否就是構成物質的最小粒子呢?有關未知世界的問題，能夠激起學生強烈的探究欲和求知欲。
(三)師生互動，探究新知
第一部分教學——原子的構成
1、學生自學后討論：⑴原子是一個實心球體嗎?⑵原子核還能再分嗎?如果能再分，它又是由什么粒子構成的呢?這些粒子有區(qū)別嗎?⑶原子核帶電嗎?電子帶電嗎?整個原子顯電性嗎?為什么?設計這樣的三個問題，引導學生開始探究原子的結構，初步教會學生怎樣探討，從哪些方面探討。
2、趁學生的求知欲望高漲，展示動畫，讓學生直觀地認識原子的構成。老師引導學生發(fā)現(xiàn)：原子已經很小了，其中的原子核更小，就象書中比喻，原子如果是一個大的體育場，那么原子核就是里面的一只螞蟻，電子就在這個相對廣闊的區(qū)域內運動。在這里老師要強調，原子核并不是一剖為二，一半是質子，一半是中子，并且在不同的原子中，質子、中子本身都一樣，區(qū)別在于，不同中所含的質子、中子數(shù)目不同。
3、學生通過自學和動畫直觀的認識，回答以上三個問題。老師和學生一起總結歸納，得出以下結論：1.原子一般都是由質子、中子、核外電子構成，但有一種氫原子中只有一個質子和一個核外電子，沒有中子，即并不是所有原子里都有中子。2.核電荷數(shù)=質子數(shù)=核外電子數(shù)(但不一定等于中子數(shù))由于質子數(shù)等于核外電子數(shù)，正電荷總數(shù)等于負電荷總數(shù)，所以整個原子不顯電性。
4、介紹一些原子方面的科學家的資料。通過這些資料，可以讓學生了解原子結構的演變歷史;還可以通過修正各種觀點使剛學過的知識得以應用和鞏固升華，讓學生在輕松愉快的環(huán)境中學習;并且還可以通過各位科學家的成就，了解科學的發(fā)展是在不斷修正和補充中進行的，對學生進行人生觀和價值觀的教育。
第二部分教學——相對原子質量
1、展示一些原子的質量，學生觀看展示后，發(fā)現(xiàn)原子有質量，只是很小。這樣用具體的數(shù)據(jù)直觀地告訴學生原子的質量到底有多小。然后提出問題：1、原子的質量如此小，無論書寫、記憶、還是使用都極不方便。原子的質量又該怎樣衡量呢?2、什么叫相對原子質量?它是如何來表示原子的質量的?帶著這樣的問題，讓學生閱讀教材，得出相對原子質量的概念和計算公式。這樣的設計能培養(yǎng)學生的閱讀能力，幫助學生建立相對的概念。
2、提問：相對原子質量和實際質量的區(qū)別在哪里?學生討論后回答：相對質量是一個倍數(shù)關系，單位是一;實際質量是稱量出來的真實質量，單位是千克。這樣由學生自己找出區(qū)別，對相對原子質量的理解會更深刻。
3、出示構成原子的各種粒子的質量，讓學生觀察后得出結論：跟質子、中子相比，電子質量很小，通常忽略不計，原子的質量主要集中在原子核上。
4、出示部分原子的相對原子質量和質子數(shù)、中子數(shù)，讓學生自己動手動腦，培養(yǎng)學生分析、比較的能力。
(四)鞏固練習、拓展思維
1、原子的相對原子質量( )
A.是原子的實際質量
B.可以用千克作單位
C.沒有單位
D.是原子間質量之比，單位為1，一般不寫
利用此題討論歸納對比相對原子質量與原子質量的區(qū)別和聯(lián)系。
2、已知碳原子質量為1.993×10-26kg、氧原子質量為2.657×10-26kg、鐵原子質量為9.288×10-26kg，試計算氧原子、鐵原子的相對原子質量?
通過對比，得出相對原子質量數(shù)字比較簡單，便于書寫、記憶和計算，從而得出引入相對原子質量的意義。
3、相對原子質量可以從書中P154的附錄Ⅱ查到，查閱如下幾種元素的相對原子質量：磷、鋁、氮、碳、鈉、硫、鎂、鈣。
借此題讓學生學會查閱相對原子質量表;說明現(xiàn)已發(fā)現(xiàn)一百多種元素的相對原子質量，精確的相對原子質量有效數(shù)字可高達八位，一般的化學計算多采用它的近似值(整數(shù)或1位小數(shù))。
(五)分享收獲，強化思想
1、這節(jié)課你學到了哪些知識?
2、通過這節(jié)課，你在學習方法和思想上有哪些收獲?
3、借助資料，進行愛國主義教育。組織學生閱讀教材P69張青蓮教授的資料，交流讀后感。
4、課后作業(yè)。
1、質子數(shù)=核電荷數(shù)=核外電子數(shù)=原子序數(shù)；質子數(shù)+中子數(shù)≈相對原子質量。
2、質子數(shù)決定原子核所帶的電荷數(shù)(核電荷數(shù))，因為原子中 質子數(shù)=核電荷數(shù) 。
3、質子數(shù)決定元素的種類。
4、質子數(shù)、中子數(shù)決定原子的相對原子質量；因為原子中 質子數(shù)+中子數(shù)=原子的相對原子質量 。
（來源：文章屋網(wǎng) ）
