等基础信息，并且相对容易取得，成为分析师作出

盈余预测的主要信息来源，所以，财务报告的质量

能够在很大程度上影响分析师的预测表现。

本文选择盈余质量作为财务报告质量的代理变

量开展研究。盈余质量是探讨会计信息质量的核心

内容，反映了盈余信息在满足各个利益相关者决策

制定时信息需求的能力。

直接研究盈余质量对分析师预测影响的文献在

国内外学术界并不多见，大多数研究通过信息披露

水平、审计质量等间接方式表明，较高的会计信息

质量会导致较高的分析师预测准确性。倪小雅等[1]

发现公司的信息披露质量越高、所在地的会计制度

环境越完善，分析师盈利预测的准确性越高。路军[2]

的研究表明分析师在依据未经审计的季度报告作出

预测时其预测误差更加显著。王鹏等[3] 以我国上市

公司中获得标准无保留审计意见的公司为研究样

本，结果表明审计师任期越长，公司真实盈余的持

续性越好，分析师盈利预测的持续性也越强，说明

分析师能够识别审计任期中包含的审计质量信息，

尽管进一步的研究证明这种认知存在一定程度的过

度反应。薛爽等[4] 研究发现分析师预测的准确性除

了受被跟踪企业财务信息质量的影响之外，还受到

分析师自身特征的影响。分析师出于投行利益、鼓

励交易、职业安全及维护个人声誉等考虑，可能会

发布有偏差的盈利预测，具体表现为分析师预测的

羊群行为。王雄元等[5]研究发现分析师理性有效的盈

利预测能够为众多投资者获取投资信息和制定投资

方案提供可靠指导。然而，若分析师忽视自身持有

的有价值的私有信息，向市场的一般预测均值靠拢，

发布不准确的盈余预测，就会严重误导投资者的价

值评估。

二、理论分析与研究假设

（一）理论分析

本文的主要理论基础是信息不对称理论。20 世

纪 70 年代，美国经济学家约瑟夫·斯蒂格利茨、乔

治·阿克尔洛夫和迈克尔·斯彭斯打破传统经济学

研究假设，分别从金融市场、商品交易和劳动力三

个角度提出了信息不对称理论。信息不对称理论是

指在市场经济活动中，各类人员对有关信息的了解

是有差异的；掌握信息比较充分的人员，往往处于

比较有利的地位，而信息贫乏的人员，则处于比较

不利的地位。按照信息不对称发生的时间差异可以

将其划分为事前和事后两种情况。发生在交易双方

签订合约之前就已然出现的信息不对称称之为事前

信息不对称，该种信息不对称会导致逆向选择。逆

向选择存在于信息弱势群体对信息优势不信任的状

态情况下，“柠檬市场”中信息优势方利用自身的信

息优势会作出利于己方而损害对方的决策，信息劣

势方为了保护自己利益只能给出市场平均价格从而

导致整个市场劣质品驱逐优质品，市场资源配置机

制失效。发生在交易双方签订合约之后发生的信息

不对称称之为事后信息不对称，该种信息不对称会

导致道德风险。道德风险是指交易双方签订合约之

后，信息优势方最大化自身权益而做出不利于交易

对手方利益的行为。

信息不对称的两个经济后果在分析师作出盈利

预测时都是可能存在的。享有私有信息的分析师无

论出于鼓励交易动机、维护声誉动机还是投行利益

动机，牺牲预测的准确性而向市场预测的平均值靠

拢的行为被视为道德风险。当分析师自身获得的信

息不足以支撑其预测时，出于职业安全的考虑，他

们也会选择跟随市场预测的均值，避免发布过于激

进的预测，这也是某程度上的逆向选择。

（二）假设提出

根据已有文献，熊礼慧等[6] 发现在面对应计项

目较高的公司时，卖方分析师并不能充分估计可以

预测的盈利下降。华鸣等[7] 的研究表明，若公司在

当年期间内赚取现金活动在整体经营活动中所占的

比重越高，分析师的盈利预测准确性越高；当年期

间内赊销预付活动在整体经营活动中所占的比重越

高，分析师的盈利预测准确性越低。而在分解当期

赊销预付活动为操纵性赊销预付活动与正常性赊销

预付活动两部分之后，只有前者对当期分析师盈利

96 铜仁学院学报 2023 年

预测的误差有显著影响，由此认为分析师能够较好

地理解企业收取现金业务所对应的盈余过程，而对

赊销预付业务，特别是操纵性赊销预付业务对应的

盈余过程却了解十分有限。由此我们推断，分析师

在作出盈利预测时，通常难以识别公司会计盈余中

存在的可操纵性部分，导致其发布的盈利预测的准

确性下降，而可操纵性应计利润越高意味着公司的

盈余质量越差。据此提出本文的第一个假设。

H1：公司的盈余质量越差，分析师的盈利预测

越不准确。

已有文献中，Anderson R．[8] 发现激进预测较跟

随预测具有更强烈的市场反应，其原因可能在于二

者预测准确性的差异。Huang Z．，Xue Q．[9] 的研究

表明相对于跟随预测，激进预测更准确，因为激进

预测中包含的分析师私有信息含量更高，能为投资

者提供与决策更加相关的信息。综合以往文献，分

析师出于声誉因素考虑往往会发布跟随预测。当分

析师存在羊群行为时，尽管其掌握的私有信息支持

更加大胆的预测，分析师仍会向市场上其他分析师

的预测均值靠拢，这无疑会降低预测中私有信息的

含量，导致预测准确性下降。另一方面，分析师掌

握的私有信息多与公司的盈余活动相关，羊群行为

在降低预测中私有信息含量的同时，也降低了预测

中包含的盈余信息，削弱了盈余质量对预测准确性

的影响。据此提出本文的第二个假设。

H2：分析师的羊群行为会降低分析师盈利预

测的准确度，并削弱公司盈余质量对分析师预测

的影响。

三、研究设计

（一）变量定义

本文的变量界定主要分为分析师预测准确性的

界定、盈余质量的界定、羊群效应的界定、控制变

量的界定等四个部分组成。

1．分析师预测准确性的界定

分析师盈利预测的准确性是指分析师的盈利预

测值与公司实际盈余之间的偏差程度。在分析师的

实际预测报告中，他们会对公司的每股收益，市盈

率，净利润，息税前收入，扣除息、税、折旧及摊

销前收入，主营业务收入以及每股经营现金流量等

经营指标作出预测。本文参照国内外研究的通常做

法，选用每股收益（EPS）的预测值与实际值的绝对

差额来计算分析师的预测误差（Error），以衡量分析

师的预测准确性，该值越大，表示预测准确度越低。

为了增强公司之间的可比性以及控制规模效应，预

测误差以初期股票市价进行了标准化，具体计算公

式为：

ice

EPS EPS

Error

Pr

预测  实际



（1）

2．盈余质量的界定

在度量盈余质量时，本文主要参考了 Dechow 等

[10] 修正琼斯模型，模型的具体构成如下所示。

其中，

TotalAccrualsi,t

为总的应计利润，用当

年营业利润减去经营活动现金净流量计算得到；

REVi,t

为当年主营业务收入减去上年主营业务收入

的差额；

ARi,t

为当年应收账款原值减去上一年应收

账款原值的差额；

PPEi,t

为当年年末的固定资产原

值；

Assetsi,t1

为上年末总资产账面价值；i 和 t 分别

代表样本公司和样本年度。在计算操纵性应计利润

时，我们首先使用基于行业的年度截面数据估计出

模型（2）中各变量的回归系数

1，2

及

 3

。针对

每个样本年度每个行业的每一个样本公司，分别计

算模型（2）的残差，即为各公司的可操纵性应计利

润（Abnormal Accruals）。不论正的或负的可操纵性

i t

i t

i t

i t

i t i t

i t i t

i t

Assets

PPE

Assets

REV AR

Assets Assets

TotalAccruals

,

, 1

,

3

, 1

, ,

2

, 1

1

, 1

,

) ( ) ( )

1

 (   

  

 

   

（2）

第 6 期 王 萍：盈余质量、羊群效应与分析师预测 97

应计利润都代表公司的报告盈余与真实盈余之间的

背离，因此，本文选取可操纵性应计利润的绝对值

来度量盈余质量。可操纵性应计利润的绝对值越小，

表明该公司的盈余质量越高。

3．羊群效应的界定

当前，国内关于羊群行为的研究主要集中在机

构投资者和个人投资者等市场参与者上，对证券分

析师这一群体的羊群行为的关注很少，如何判断分

析师在预测过程中是否存在羊群行为就更缺乏借

鉴。本文参照 Dambra M．[11] 的做法，若某分析师

的预测位于该分析师上一次预测与当前所有分析师

预测的均值之间，则认为该分析师在预测时采取了

跟随的策略，存在羊群效应，羊群效应变量 Herd 取

值为 1；否则不存在羊群效应，Herd 取值为 0，此时

我们称分析师发布了领先预测或者激进预测。在本

文的稳健性检验部分，我们还参照 Huang Z．[9] 的另

一种度量方法，以单个分析师的预测值与全体分析

师的一致预测值之间的相对差异来衡量分析师是否

存在羊群行为，以进一步增强结论的说服力。

4．控制变量的界定

结合华鸣等[7] 的研究，本文模型的控制变量主

要包括被跟踪公司特征和分析师自身特征两方面。

本文的主要变量定义如表 1 所示。

表 1 主要变量定义

变量名称 变量符号 定义

被解释变量 预测准确度

Errorijt

分析师 j 针对股票 i 在年度 t 最后一次预测的每股

盈余和实际每股盈余的差额取绝对值，再除以期

初公司每股市价

解释变量

盈余质量

i t AbnormalAccruals

,

根据修正琼斯模型（1）计算出来的操纵性应计利

润，其值越大，说明该企业盈余质量越差。

分析师羊群行为

Herdijt

若分析师 j 的预测位于该分析师上一次预测与当

前所有分析师预测均值之间，取值为 1，否则取

0.

控制变量：被跟

踪公司特征

总资产

i t Size

,

上市公司总资产的自然对数

盈余变化

Surprisei,t

上市公司当期盈余与上年盈余的差额取绝对值，

再除以上年盈余

每股盈余

EPSi,t

上市公司每股盈余

盈余亏损

Lossi,t

如果上市公司上年年末净利润为负数则取 1，否则

取 0

财务危机指数

Distressi,t

根据 Zmijewski（1984）计算的财务困境指标

十大审计师

BigAuditori,t

如果审计师的排名位于国内前十名，则取 1，否则

取 0

控制变量：分析

师自身特征

上次预测时间间隔

DaysElapsedijt

分析师 j 对股票 i 进行的上一次预测距离当前预测

的时间（天数）

预测期限

ForHorizonijt

预测日到年末的时间长短（天数）

前期预测准确度

ijt LagAccuracy

分析师 j 在上一年度对股票 i 的预测准确度（参照

预测准确度的计算方法）

券商规模

Bro ker Sizeijt

所在证券公司雇佣的分析师数量，取自然对数

预测频率

ijt ForFrequency

分析师 j 在第 t 年对股票 i 的预测次数，取自然对

数

（二）模型设定

1．盈余质量与分析师预测

国内外学者在考虑分析师盈利预测准确性的影

响因素时，通常只考虑了被跟踪公司特征和分析师

自身特征其中的一方面。本文将这两个因素结合起

来，构建的模型将更具有解释力度。为验证盈余质

98 铜仁学院学报 2023 年

量对分析师预测准确性的影响，即假设 1，构建研究 模型如下：











   

    

     

1 1

1

, , , , ,

2016

2011 1 0 1 1 1 2 , , , ,

5 , 6 , 7 , 8 9

0 1 , 2 , 3 , 4 ,

ker

k

i k t i k t i t

y

ijt ijt ijt i y t i y t

i t i t i t ijt ijt

ijt i t i t i t i t

IND

LagAccuracy Bro Size ForFrewiency YR

Loss Distress BigAuditor DaysElapsed ForHorizon

Error AbnormalAccruals Size Surprise EPS

 

   

    

    

（3）

2．分析师羊群行为与预测准确性

为验证羊群行为对分析师预测的影响，即假设

2，在模型（3）的基础上加入分析师羊群行为变量

Herd，构建研究模型如下：

3．羊群行为对盈余质量与分析师预测准确性的

影响

为验证羊群行为对盈余质量与分析师预测准确

性的影响，在模型（4）的基础上加入交乘项 Abnormal

Accruals*Herd，即 AA_Herd，构建研究模型如下：

（三）样本选择

为了得到稳定性和平滑性的结论，在处理数据

的过程中对相关样本进行了如下处理：

1．删除金融类上市公司样本。由于本文旨在研

究中国全样本的上市公司盈余质量对分析师预测准

确性的影响，而金融行业的公司往往因为其业务特

点而具有非常规性的盈余特点。

2．剔除 B 股上市公司。

3．剔除进入模型的解释变量、被解释变量、控

制变量存在缺失值的样本。

4．对所有变量在 1%水平进行 Winsorize 处理。

经过上述处理后，样本量为 2016-2021 年的

48245 个公司——分析师年数据。

四、盈余质量、羊群效应与分析师预测实证

分析

（一）描述性统计分析

本文的描述性统计主要分为两个方面，一方面

是对模型的主要被解释变量、解释变量、控制变量

的描述性统计；另一方面是根据分析师是否存在羊

群效应进行分组，对各主要变量的平均值进行差异

性检验。

   

   

  

   

     

1 1

1

, , , , ,

2016

2011 1 2 1 3 , , , ,

9 1 0 1 1

5 , 6 , 7 , 8

0 1 , 2 , 3 , 4 ,

ker

k

i k t i k t i t y

ijt ijt i y t i y t

ijt ijt ijt

i t i t i t ijt

ijt i t i t i t i t

ForFrewiency Herd YR IND

ForHorizon LagAccuracy Bro Size

Loss Distress BigAuditor DaysElapsed

Error AbnormalAccruals Size Surprise EPS

    

  

   

    

（4）

   

  

   

    

     

1 1

1

, , , , ,

2016

2011 1 4 , , , ,

1 0 1 1 1 2 1 3

5 , 6 , 7 , 8 9

0 1 , 2 , 3 , 4 ,

ker

k

i k t i k t i t y

ijt i y t i y t

ijt ijt ijt ijt

i t i t i t ijt ijt

ijt i t i t i t i t

AAHerd YR IND

LagAccuracy Bro Size ForFrewiency Herd

Loss Distress BigAuditor DaysElapsed ForHorizon

Error AbnormalAccruals Size Surprise EPS

   

   

    

    

（5）

第 6 期 王 萍：盈余质量、羊群效应与分析师预测 99

首先，将模型（3）至模型（5）主要的被解释变 量、解释变量、控制变量的描述性统计列示于表 2 中。

表 2 主要变量的描述性统计分析

Num Mean Sd Min P25 Median P75 Max

Error 48245 0.028 0.041 0.000 0.004 0.012 0.033 0.232

Abnormal

Accruals 48245 0.058 0.054 0.001 0.019 0.042 0.079 0.281

Herd 48245 0.204 0.403 0 0 0 0 1

AA_Herd 48245 0.011 0.030 0 0 0 0 0.169

Size 48245 22.715 1.460 20.217 21.590 22.501 23.594 26.818

Surprise 48245 0.718 1.644 0.006 0.151 0.324 0.599 12.839

EPS 48245 0.607 0.576 -0.675 0.250 0.480 0.820 2.990

Loss 48245 0.040 0.195 0 0 0 0 1

Distress 48245 6.582 8.511 0.605 2.207 3.859 7.126 56.033

Big Auditor 48245 0.583 0.493 0 0 1 1 1

Days Elapsed 48245 141.841 135.708 2 54 97 183 691

For Horizon 48245 336.167 253.996 5 104 279 508 942

Lag Accuracy 48245 0.013 0.020 0.000 0.002 0.006 0.016 0.123

Broker Size 48245 41.411 20.385 6 26 39 53 93

For Frequency 48245 4.963 3.283 2 3 4 6 18

从表 2 看，分析师预测准确性（Error）的均值

和中位数分别为 0.028 和 0.012，表明分析师的盈余

预测与公司盈余的实际值的绝对差额大致是上一年

度末股票市价的 2.8%（1.2%）。这一数据要低于黄登

仕等[12] 以我国 A 股上市公司 2013—2017 年数据为

样本得出的分析师预测误差值 5.5%，说明我国分析

师盈余预测的准确性在近些年得到了一定程度的提

高。根据修正琼斯模型计算出来的可操纵性应计利

润（Abnormal Accruals）的平均数和中位数分别为

0.058 和 0.042，由于均值大于中位数，说明我国上

市公司的可操纵性应计利润存在统计上的右偏倾

向。衡量羊群效应的变量 Herd 的均值和中位数分别

为 0.204 和 0，表明我国大约有 20%的分析师预测存

在明显的跟随行为。亏损变量 Loss 的均值和平均数

分别为 0.040 和 0，表明样本中有 4%的公司当年业

绩亏损，也说明分析师倾向于追踪那些经营业绩良

好的公司。前十大审计师（Big Auditor）的平均值和

中位数分别为 0.583 和 1，表明 58.3%的样本公司年

度由国内综合排名前十的会计师事务所进行审计，

具有较高的审计质量。分析师自身特征方面，Days

Elapsed变量的平均值和中位数分别为141.841和97，

表明分析师对特定股票的最近两次预测一般间隔了

142 天（97 天），说明分析师平均 3—4 个月对公司

盈余进行一次预测。Broker Size 变量的平均值和中

位数分别为 41.411 和 39，说明我国证券公司一般雇

佣约 40 位分析。For Frequency 变量的平均值和中位

数分别为 4.963 和 4，说明我国证券分析师平均对上

市公司的年度盈余做出 4—5 次预测。

在描述性统计的第三部分，根据分析师是否存

在羊群效应将全样本分为领先组（Herd=0）和跟随

组（Herd=1），分别对两组的各主要变量的平均值进

行差异性检验，相关结果参见表 3 所示。

由表 3 可以看出，领先组和跟随组的盈余预测

误差的平均数分别为 0.0256 和 0.0349，且其差异显

著小于 0，说明领先盈余预测的误差显著小于跟随盈

余预测的误差，为支持本文的假设 2：分析师盈余预

测的羊群行为会降低其预测准确性提供了初步的经

验证据。关键解释变量 Abnormal Accruals 的平均值

在领先组和跟随组中不存在显著差异（p 值为

0.8002）。反映公司自身特征的控制变量中，领先组

100 铜仁学院学报 2023 年

表 3 主要变量的均值检验

领先组

N=38,411

跟随组

N=9,834 Diff. t 值 显著性

Error 0.0256 0.0349 -0.0093 -20.3134 <0.0001

Abnormal Accruals 0.0579 0.0577 0.0002 0.2531 0.8002

Size 22.6963 22.7878 -0.0915 -5.5484 <0.0001

Surprise 0.7084 0.7575 -0.0491 -2.6406 0.0083

EPS 0.5993 0.6365 -0.0371 -5.7084 <0.0001

Loss 0.0406 0.0363 0.0043 1.9527 0.0509

Distress 6.6027 6.5000 0.1027 1.0681 0.2855

Big Auditor 0.5837 0.5804 0.0032 0.5789 0.5627

Days Elapsed 142.9189 137.6293 5.2894 3.4492 0.0006

For Horizon 319.0469 403.0357 -83.9888 -29.5220 <0.0001

Lag Accuracy 0.0128 0.0158 -0.0030 -12.9019 <0.0001

Broker Size 41.6759 40.3781 1.2979 5.6354 <0.0001

For Frequency 5.0959 4.4459 0.6500 17.5765 <0.0001

的公司规模 Size 和每股收益 EPS 的平均值都显著小

于跟随组，说明分析师更倾向于针对资产规模更大、

盈利水平更高的公司发布跟随预测，这也可能是因

为市场对于资产规模较大、盈利水平更强的公司具

有更加一致的盈余预期。而盈余变化 Surprise、是否

亏损 Loss、财务困境 Distress、前十大审计师审计

Big Auditor 这些变量的均值在领先组和跟随组中都

不存在显著差异。反映分析师特征的控制变量中，

领先组的预测期限 For Horizon、前期预测准确性 Lag

Accuracy 变量的平均数均显著小于跟随组，说明发

布领先预测的分析师其预测日与资产负债表日越接

近、上一次盈余预测的准确性越高。而领先组的上

次预测时间间隔Days Elapsed、券商规模Broker Size、

预测频率 For Frequency 变量的平均数均显著大于跟

随组，说明发布跟随预测的分析师其两次预测之间

的时间间隔越短、所在券商雇佣分析师的数量越少、

发布盈余预测的频率越低。

（二）回归结果分析

1．盈余质量与分析师预测准确性回归分析

本文用模型（3）验证公司盈余质量高低对分析

师盈利预测准确性的影响，现将模型（3）的回归分

析结果列示在表 4 中。从表 4 看，我们共使用了 48245

个公司——分析师年样本对模型（3）进行回归分析，

并控制了行业因素和年度因素。模型的 F 值为

1643.43，调整后的 R-squared 值为 55.07%，说明模

型的整体可靠性较高，具有较强的解释力度。表 4

的结果显示，解释变量可操纵性应计利润 Abnormal

Accruals 的回归系数在 1%的水平上显著为正，说明

公司的可操纵性应计利润越高，分析师的盈利预测

的误差越大。也就是说，公司的盈余质量越低，分

析师盈利预测的准确性越差，支持了本文的第一个

假设。导致这一现象的原因，通过对已有文献的梳

理，在于若一个公司利润中可操纵性部分的占比越

高，其盈余质量通常越低；分析师在对这家公司作

出盈余预测时，一般难以识别公司利润中存在的可

操纵性部分，导致盈利预测的准确性下降。

第 6 期 王 萍：盈余质量、羊群效应与分析师预测 101

表 4 盈余质量与分析师预测准确性回归分析

VARIABLES 回归系数 t 值

Abnormal Accruals 0.009970***

(4.104)

Size 0.000982***

(8.412)

Surprise 0.001680***

(18.650)

EPS -0.007350***

(-27.790)

Loss 0.051900***

(65.960)

Distress -0.000036**

(-2.038)

Big Auditor 0.000399

(1.517)

Days Elapsed -0.000094***

(-9.147)

For Horizon -0.000065***

(96.000)

Lag Accuracy 0.594000***

(86.020)

Broker Size -0.000022***

(-3.470)

For Frequency 0.000444***

(8.582)

Constant -0.013100***

(-4.172)

Industry Control Yes

Year Control Yes

Observations 48245

Adj R-squared 0.550700

F 1643.43

注：*，**，***分别在 10%，5%，1%的水平上显著。

2．分析师羊群行为与预测准确性回归分析

为了检验分析师羊群行为对其盈利预测准确性

的影响，本文根据模型（4）对预测准确性和分析师

羊群行为变量进行了回归分析，结果如表 5 所示。

从表 5 看，模型（4）的整体拟合度比较好，加

入羊群效应Herd变量之后，回归的调整R2从模型（3）

的 55.07%上升到 55.17%。关键控制变量 Herd 的系

数在 1%的水平上显著为正，说明分析师在预测过程

中如果存在跟随行为，则其预测误差越大，预测准

确性降低。假设 2 的前半部分得到了支持，即羊群

效应会削弱分析师盈利预测的准确性，这一结论与

何威风等[13] 的研究发现“激进预测比跟随预测更准

确”是一致的。导致这一现象的原因，在于分析师

可能出于维护自身声誉或者能力有限的原因，在掌

握私有信息的情况下仍跟随市场上大部分分析师的

判断，发布“随大流”的预测值，从而降低了盈利

预测的准确性。

另外，与模型（2）的回归结果一致，可操纵性

102 铜仁学院学报 2023 年

表 5 分析师羊群行为与预测准确性回归分析

VARIABLES t 值

AbnormalAccruals 0.010100***

(4.145)

Herd 0.003360***

(10.700)

Size 0.000956***

(8.195)

Surprize 0.001670***

(18.580)

EPS -0.007460***

(-28.240)

Loss 0.052000***

(66.140)

Distress -0.000038**

(-2.141)

BigAuditor 0.000414

(1.574)

DaysElapsed -0.000093***

(-9.137)

ForHorizon 0.000064***

(94.460)

LagAccuracy 0.593000***

(85.910)

BrokerSize -0.000022***

(-3.448)

ForFrequency 0.000446***

(8.644)

Constant -0.012900***

(-4.119000)

IndustryControl Yes

YearControl Yes

Observations 48245

AdjR-squared 0.551700

F 1605.87

注：*，**，***分别在 10%，5%，1%的水平上显著。

应计利润 Abnormal Accruals 的回归系数仍在 1%的

水平上显著为正。控制变量的回归结果也与模型（3）

基本一致，除了前十大审计师 Big Auditor 的回归系

数不显著之外，财务困境 Distress 变量的回归系数在

5%的水平上显著，其他控制变量均在 1%的水平上显

著。分析师预测准确性随着被跟踪公司规模、盈利

变化、当年亏损、预测期限、预测频率、上次预测

准确性的提高而下降，而与每股收益、偿债能力、

距离上次预测时间长度、券商规模正相关。

3．盈余质量、羊群效应与分析师预测回归分析

为了检验羊群效应对盈余质量和分析师预测准

确性二者关系的影响，本文在模型（4）的基础上，

加入了盈余质量 Abnormal Accruals 和羊群效应 Herd

的交乘项 Abnormal Accruals*Herd，即 AA_Herd，构

建了模型（5）进行回归分析，结果如表 6 所示。

由表6可以看出，交乘项AA_Herd的系数在10%

第 6 期 王 萍：盈余质量、羊群效应与分析师预测 103

表 6 盈余质量、羊群效应与分析师预测的回归分析

VARIABLES 回归系数 t 值

Abnormal Accruals 0.012000***

(4.490)

Herd 0.004000***

(8.260)

AA_Herd -0.011600*

(-1.736)

Size 0.000955***

(8.193)

Surprise 0.001670***

(18.580)

EPS -0.007470***

(-28.250)

Loss 0.052000***

(66.160)

Distress -0.000038**

(-2.134)

Big Auditor 0.000409

(1.557)

Days Elapsed -0.000093***

(-9.142)

For Horizon 0.000064***

(94.450)

Lag Accuracy 0.592000***

(85.890)

Broker Size -0.000022***

(-3.465)

For Frequency 0.000446***

(8.635)

Constant -0.013100***

(-4.166)

Industry Control Yes

Year Control Yes

Observations 48245

Adj R-squared 0.551800

F 1563.76

注：*，**，***分别在 10%，5%，1%的水平上显著。

的水平上显著为负，意味着相对于激进预测而言，

跟随预测的准确性受追踪公司盈余质量的影响较

小，说明分析师预测时的羊群行为会削弱公司盈余

质量对其预测准确性的影响，支持本文假设 2 的后

半部分。当分析师处于维护自身声誉或者对自身能

力不自信时，会采取“从众”策略，向市场预测均

值靠拢，其预测更多考虑的是市场参与者的一致期

望，对被跟踪公司自身的盈余过程和盈余质量关注

不够，从而削弱了预测中包含的公司盈余信息，降

低了公司盈余质量对预测准确性的影响。与模型（3）

和模型（4）的回归结果一致，盈余质量 Abnormal

Accruals和羊群效应Herd的回归系数均在1%的水平

上显著为正，控制变量的回归结果也与模型（3）和

模型（4）基本一致。

104 铜仁学院学报 2023 年

4．进一步检验

为了进一步检验羊群效应是否会弱化分析师预

测准确性对公司盈余质量的依赖性，本文根据分析

师是否存在羊群效应将全样本分为领先组（Herd=0）

和跟随组（Herd=1），分别按模型（2）进行回归，

通过比较可操纵性应计利润 Abnormal Accruals 的回

归系数的显著性来检验假设 2，结果如表 7 所示。由

表 7 可以看出，在领先组（38411 个样本）中，盈余

质量 Abnormal Accruals 的回归系数在 1%的水平上

显著为正；而在跟随组（9834 个样本）中，盈余质

量 Abnormal Accruals 的回归系数虽然为正，但并不

显著。说明，当分析师发布激进预测的时候，分析

师的预测准确性与被跟踪公司的盈余质量呈显著正

相关关系；而当分析师发布跟随预测的时候，分析

师的预测准确性与被跟踪公司的盈余质量之间不存

在显著相关性。这也支持了本文的假设 2，即分析师

的羊群效应会削弱盈利预测准确性对被跟踪公司盈

余质量的依赖。

表 7 分析师预测准确性与盈余质量的分组回归分析

跟随组（Herd=0）

回归系数

领先组（Herd=1）

回归系数

VARIABLES t 值 t 值

Abnormal Accruals 0.00656 0.011000***

(1.120) (4.177)

Size 0.000808*** 0.000999***

(2.840) (7.885)

Surprise 0.001040*** 0.001840***

(4.912) (18.620)

EPS -0.010600*** -0.006690***

(-16.910) (-23.150)

Loss 0.057300*** 0.050800***

(29.330) (59.780)

Distress -0.000084* -0.000026

(-1.936) (-1.351)

Big Auditor -0.000785 0.000730**

(-1.230) (2.553)

Days Elapsed 0.000065** -0.000012***

(2.309) (-10.750)

For Horizon 0.000059*** 0.000064***

(37.290) (86.370)

Lag Accuracy 0.689000*** 0.563000***

(43.250) (73.750)

Broker Size -0.000025 -0.000022***

(-1.551) (-3.193)

For Frequency 0.000394*** 0.000433***

(2.829) (7.881)

Constant 0.00671 -0.029800***

(0.867) (-9.315)

Industry Control Yes Yes

Year Control Yes Yes

Observations 9834 38411

Adj R-squared 0.584700 0.539400

F 385.55 1250.55

注：*，**，***分别在 10%，5%，1%的水平上显著。

第 6 期 王 萍：盈余质量、羊群效应与分析师预测 105

注：*，**，***分别在 10%，5%，1%的水平上显著。

（三）稳健性检验

为进一步支撑本文的结论，本文选择了盈余持

续性（Earnings Persistence）作为盈余质量的另一个

代理变量，采用胡聪慧等[14] 的方法度量盈余持续性，

其具体计算方法如下：

ROAi,t 0 1ROAi,t 1 i,t

     

（5）

其中，ROA 为公司的总资产收益率，用当年净

利润除以期末总资产得到 i 和 t 分别代表样本公司和

样本年度。为获得每个样本公司在每个样本年度的

盈余持续性，在进行时间序列回归的时候采用了过

去连续三年的数据，对于连续三年数据存在缺失值

的样本量进行了剔除，所以在这一稳健性检验中，

将总样本量降至了 35138 个公司——分析师年样本。

同时，以 1 与 θ1 的差额的绝对值作为盈余持续性变

量 EarnPer，即 EarnPer=|1-θ1|。亦即 EarnPer 的值越

小，代表盈余的可持续性越强，公司的盈余质量越

高。在稳健性检验的这部分，用盈余持续性变量

Earnper 代 替 操 纵 性 应 计 利 润 变 量 Abnormal

Accruals，分别用模型（3）、模型（4）、模型（5）

进行回归，其结果如表 8 所示。在模型（3）的回归

表 8 盈余持续性作为盈余质量替代变量的回归分析

模型（2）

回归系数

模型（3）

回归系数

模型（4）

回归系数

VARIABLES t 值 t 值 t 值

Earn Per 0.001130*** 0.001130*** 0.001530***

(7.243) (7.248) (9.054)

Herd 0.003210*** 0.006840***

(9.019) (9.961)

Earn Per*Herd -0.003310***

(-6.177)

Size 0.001390*** 0.001360*** 0.001360***

(10.390) (10.210) (10.230)

Surprise 0.001480*** 0.001480*** 0.001470***

(15.240) (15.250) (15.230)

EPS -0.007810*** -0.007920*** -0.007920***

(-27.020) (-27.390) (-27.420)

Loss 0.052500*** 0.052600*** 0.052500***

(59.920) (60.040) (59.960)

Distress -0.000038 -0.000041* -0.000040*

(-1.561) (-1.686) (-1.665)

Big Auditor 0.001090*** 0.001090*** 0.001100***

(3.623) (3.656) (3.681)

Days Elapsed -0.000083*** -0.000083*** -0.000083***

(-7.347) (-7.385) (-7.361)

For Horizon 0.000059*** 0.000058*** 0.000058***

(81.790) (80.350) (80.280)

Lag Accuracy 0.539000*** 0.538000*** 0.538000***

(78.330) (78.250) (78.240)

Broker Size -0.000024*** -0.000024*** -0.000024***

(-3.398) (-3.405) (-3.387)

For Frequency 0.000391*** 0.000396*** 0.000392***

(6.890) (6.980) (6.917)

Constant -0.042500*** -0.042300*** -0.042700***

(-12.500) (-12.460) (-12.560)

Industry Control Yes Yes Yes

Year Control Yes Yes Yes

Observations 35138 35138 35138

AdjR-squared 0.572200 0.573100 0.573600

F 1383.08 1348.97 1313.94

106 铜仁学院学报 2023 年

结果中，盈余持续性 EarnPer 的回归系数在 1%的水

平上显著为正，说明公司的盈余持续性越强，分析

师的盈利预测误差越小，支持了本文的假设 1。在模

型（4）的回归结果中，羊群效应 Herd 的回归系数

在 1%的水平上显著为正，表明分析师的羊群效应会

增大其盈利预测的误差。在模型（5）的回归结果中，

交乘项 Earn Per*Herd 的回归系数在 1%的水平上显

著为负，说明相对于激进预测而言，跟随预测的准

确性受被追踪公司盈余持续性的影响较小，说明分

析师预测时的羊群行为会削弱公司盈余质量对其预

测准确性的影响。由此，本文的第 2 个假设也得到

了支持。

五、结论与启示

本文以 2016—2021 年的 48245 个公司——分析

师年样本的混合截面数据作为研究样本，在综合国

内外关于分析师预测的相关研究的基础上，构建了

涵盖被跟踪公司特征和分析师自身特征的分析师盈

利预测准确性模型，以研究公司盈余质量、分析师

羊群行为对盈利预测准确性的影响。本文的结论是：

公司的盈余质量越差，分析师的盈利预测越不准确。

针对以上结论，本文得到以下启示：深入研究

盈余质量对分析师盈利预测准确性的影响问题，对

于提升我国上市公司信息披露有着重要的指导意

义。作为上市公司信息传递的重要媒介，证券分析

师向资本市场提供的分析预测信息对于引导投资者

的资本配置起着至关重要的作用。本文结论说明，

只有进一步加强对上市公司财务信息质量的监督和

管控，才能减轻甚至避免由于基本面信息质量缺乏

可信度而对分析师乃至资本市场造成的不必要损

失，并为监管部门和证券公司推进证券分析师人才

培养和队伍稳定、提高分析师的独立预测能力、改

进考核激励制度、防范利益冲突提供参考。

参考文献：

[1] 倪小雅，戴德明.审计师行业专长、品牌声誉与分析师盈

余预测[J]．预测，2017，36（1）：41-46．

[2] 路军．董事的会计师事务所工作背景与企业业绩预告质量

[J]．山西财经大学学报，2016，38（5）：101-112．

[3] 王鹏，毛霁箴．CEO特征、风险偏好与内部人交易[J]．南

京审计大学学报，2018，15（3）：45-54．

[4] 薛爽，耀友福，王雪方．供应链集中度与审计意见购买

[J]．会计研究，2018（8）：57 -64．

[5] 王雄元，高开娟．客户关系与企业成本粘性：敲竹杠还是

合作[J]．南开管理评论，2017（1）：132-142．

[6] 熊礼慧，朱新蓉，李言．股权质押与股市风险研究——兼

论股价波动风险与极端市场风险[J]．财贸经济，2021，

42（10）：87-101．

[7] 华鸣，孙谦．大股东股权质押与券商分析师——监督动

力还是利益冲突？[J]．投资研究，2017，36（11）：94-115．

[8] Anderson R. ,Puleo M. Insider Share-pledging and Firmr

Risk[J]. Journal of Financial Services Research,

2020,58( 1) : 1-25.

[9] Huang Z. Xue Q. Re-examination of the Effect of Ownership

Structure on Financial Reporting: Evidence from Share

Pledges in China[J]. China Journal of Accounting Research,

2016,9(2):137-152.

[10] Dechow P M, Sloan R G,Sweeney A P.Detecting earnings

management[J].The AccountingReview,1995,70(2): 193-225.

[11] Dambra M. ,Field L.C. ,Gustafson M.T. ,et al. The

Consequences to Analyst Involvement in the IPO Process:

Evidence Surrounding the JOBS Act[J]. Journal of

Accounting and Economics, 2018,65(2-3):302-330.

[12] 黄登仕，黄禹舜，周嘉南．控股股东股权质押影响上市

公司“高送转”吗？[J]．管理科学学报，2018，21（12）：

18-36．

[13] 何威风，李思昊，周子露．控股股东股权质押与股份回

购[J]．中国软科学，2021（7）：106-119．

[14] 胡聪慧，朱菲菲，邱卉敏．股权质押、风险管理与大股

东增持[J]．金融研究，2020（9）：190-206．

第 6 期 王 萍：盈余质量、羊群效应与分析师预测 107

Earnings Quality, Herd Effect and Analysts' Forecast

WANG Ping

( Accounting Department, Qingdao Vocational and Technical College of Hotel Management, Qingdao 260043,

Shandong, China )

Abstract: Taking non-financial companies in Shanghai and Shenzhen stock markets from 2016 to 2021 as a

sample, this paper conducts an in-depth and comprehensive study on the relationship between corporate earnings

quality, analyst herding behavior and analyst forecasting, as well as the role of the three by making an overall use of

the latest achievements in behavioral finance, based on a comprehensive review of domestic and international

research on three counterparts. The research finds that the lower the earnings quality of a company, the worse the

accuracy of analysts' earnings forecast; At the same time, the herding behavior of analysts will reduce the accuracy

of analysts' earnings forecasts and weaken the impact of earnings quality on analysts' forecasts. The innovation of

this study is that, for the first time, from the perspective of behavioral finance, it discusses the impact of analyst

herding behavior on the relationship between corporate earnings quality and analyst forecast, which supplements and

enriches the relevant literature on herding effect and behavioral finance theory. The conclusion of this paper reveals

the low prediction efficiency caused by analysts’ psychological factors, which provides a basis for regulators and

securities companies to improve the independent prediction ability of analysts, prevent conflicts of interest, and

optimize the incentive system.

Key words: earnings quality, manoeuvrability accruals, herd effect, forecast accuracy

（责任编辑 陈书慧）（责任校对 陈 俭）（英文编辑 田兴斌）

（上接 83 页）

Design and Implementation of Movie Recommendation System

Based on User Profile

HUANG Yichen

( NUIST Reading Academy, Nanjing University of Information Science and Technology, Nanjing 210044, Jiangsu,

China )

Abstract: Aiming at the traditional recommendation algorithm in the film recommendation system cannot meet

the user's requirements for the efficiency of film finding, this paper proposes a film recommendation algorithm based

on user profile. Firstly, the recommendation methods based on content, collaborative filtering, combination and user

characteristics are studied, and different movie recommendation algorithms are fused and a movie recommendation

algorithm based on user profile is proposed according to user interests, groups and personalized characteristics;

Secondly, the user-image-based recommendation algorithm is applied to film recommendation, the user-image-based

film recommendation system is designed and implemented, and the development of film recommendation and

background management modules is completed. The application results show that the system can enable users to

obtain the film information they are interested in easily and quickly, thereby improving the efficiency of data search.

Key words: movie recommendation, user profile, hierarchical clustering, collaborative filtering

（责任编辑 郭玲珍）（责任校对 肖 峰）（英文编辑 田兴斌）

108 铜仁学院学报 2023 年

高管团队职能背景异质性、管理层权力

与企业风险承担

田雨霁

（ 安徽大学 商学院，安徽 合肥 230039 ）

摘 要：高管团队作为公司治理的重要组成部分，其团队层面的职能经验特征会对企业风

险承担水平产生怎样的影响？基于高阶梯队理论，以 2011—2020 年中国制造业上市公司为样

本，对两者的关系进行考察。研究发现：高管团队职能背景异质性抑制了企业风险承担水平；

管理层权力在两者关系中发挥负向调节效应；进一步检验表明，高管团队职能背景异质性对企

业风险承担的抑制作用仅在非国有企业、非高新技术企业中显著。研究结论为企业管控风险、

高管团队治理提供了重要的启示与借鉴。

关键词： 高管团队； 职能背景异质性； 管理层权力； 企业风险承担

中图分类号：F272/F425 文献标识码：A 文章编号：1673-9639 (2023) 06-0109-11

由高速增长转向高质量发展是新时代我国经济

发展的基本特征，而国民经济平稳运行是实现三大

变革的重要基础。企业投资决策中对风险的选择能

够为企业价值提升和国家经济持续增长提供动力[1]。

风险承担水平反映了企业对于收益和风险的权衡结

果[2]，适度承担风险不仅能给企业带来高额收益，对

于企业的长远发展和价值提升也具有积极作用[3]，但

过度承担风险会引发企业的财务危机[4]。因此，在经

济转型的关键期，企业更应谨慎进行风险选择，为

社会资本的积累和我国经济的转型升级提供动力。

在此背景下，企业风险承担的影响因素研究成为学

术界尤为关注的话题。

企业的风险决策不仅会受到外部环境和公司治

理水平的影响，管理者背景经历和个人特征也是其

重要影响因素[5-6]。高管团队的有效合作有利于推动

企业创新绩效的实现[7]、完善企业社会责任的履行状

况[8]、提升战略决策效率[9]。高管团队职能背景异质

性反映了团队成员在认知和能力方面的差异，既可

能导致团队內部冲突增加[10]，削弱公司业绩水平[11]，

也可能促进高管团队视角多元化，使企业行为的正

确性与灵敏性得到有效保障。此外，两权分离的现

代公司制度下，管理层的自利动机也是企业风险决

策的重要影响因素，管理层权力是实现高管自利行

为的重要工具。管理自主权较高的高管能够在一定

程度上将个人意愿渗透于企业决策中，从而影响企

业风险承担水平[12]。

一、文献综述

关于这一问题的研究成果，主要归纳观点如下：

（一）高管团队职能背景异质性与企业风险

第25卷 第6期 铜 仁 学 院 学 报 Vol. 25, No.6

2023 年 12 月 Journal of Tongren University Dec. 2023

收稿日期：2022-08-04

基金项目：国家社会科学基金项目“利率市场化背景下商业银行系统性风险诱发及传染机制研究”（16BGL051）；安徽省社会

科学创新发展研究项目“长三角一体化战略下安徽民营经济高质量发展思路与对策研究”（2020CX197）。

作者简介：田雨霁（1997-），女，回族，安徽合肥人，硕士研究生，研究方向：公司治理与风险管理。

承担

适当的风险承担能够提高社会劳动生产率、促

进公司长远发展，同时外部环境和公司治理等因素

也会对企业的风险承担行为产生影响[13-14]。国内外

学者从宏观经济状况、制度约束及文化宗教等外部

环境因素和治理结构、激励机制以及股权性质等企

业内部因素两个方面，积极展开企业风险承担的影

响机制研究。随着对代理理论和高阶理论的深入探

讨，越来越多的学者将高管团队特征作为企业风险

承担的重要影响因素展开讨论。高管团队既是企业

的战略性资源，又是企业经营发展的最终责任主体，

在企业中拥有最终决策意见和最高权力地位[15-16]。

高管团队不仅仅是通过团队成员能力素质的简单加

总来对企业发挥作用的，更多的是在成员间目标整

合、思想碰撞、信息交换、资源共享的过程中为企

业创造效能。学者们根据高阶理论，从高层管理者

的认知基础和价值观出发探讨高管团队与组织行为

之间的关系，他们会因自身的经验、能力和个人偏

好而做出差异化的选择。高管团队职能背景异质性

反映了高管团队成员认知模式和决策偏好的差异

[17]，其与企业风险承担的关系研究尚无一致结论。

孙玥璠等整体上分析包括年龄、教育程度和职能背

景在内的高管团队异质性对企业风险承担的影响，

并证实了两者的负相关关系[18]。Cláudia 等认为职能

背景异质性高的高管团队由于获取了充足的信息，降

低了风险感知度，从而加大企业的风险承担水平[19]。

（二）管理层权力与企业风险承担

在两权分离的制度背景下，所有者缺位、两职

合一、股权分散等问题日益严重，公司经营发展的

重大决策权由董事会转移到管理层手中，管理者能

够运用权力将其个人意志作用于公司的薪酬契约、

经营业绩和投资决策中。现有学者对管理层权力与

企业风险承担之间的关系研究存在着差异化的结

论。Wright 指出，管理层权力的增大会促使管理者

更加害怕失去现有地位、声誉和财产[20]。因此，为

维护投资者的信任、避免薪酬回报和个人声誉受到

损失，管理层倾向于在投资中采取防御策略，具有

较低的风险承担意愿[21]。然而，李海霞和王振山指

出，相对于“代理人规避假说”，“行为决策理论”

的推论更适合解释两者的相关关系，他们认为由于

面临较小的权力制衡，管理层权力的扩大能够促使

高管产生极端绩效[22]。权小锋和吴世农也提出管理

者权力的提高会导致管理层与企业利益相背离[23]，

管理者会充分利用权力和信息优势调配资源以满足

其自利动机，从而加大对高风险高收益项目的偏好。

综上所述，已有文献在企业风险承担的影响因

素研究中展开了对高管团队异质性、管理层权力的

作用机制分析，但相关研究处于探索阶段，结论尚

不一致，并且鲜有学者在同一框架内展开对三者之

间的关系探讨。因此，本文聚焦于职能背景的差异，

探究高管团队职能背景异质性对企业风险承担水平

的抑制作用，并考察这一影响过程中管理层权力的

调节效应，随后深入分析高管团队职能背景异质性

对企业风险承担的影响在不同类型企业中是否存在

差异，从而为优化高管团队建设、合理配置管理层

权力、有效防控风险提供参考建议。

二、研究假设

（一）高管团队职能背景异质性与企业风险

承担

基于高阶梯队理论，高管团队作为企业重要的

决策主体，其认知结构、行为态度和价值取向均会

受到职业经历的影响，从而作用于公司的战略决策

[24]。职能背景异质性水平与高管团队整体的决策思

维和价值认知密切相关，并能够在信息提供和决策

形成的过程中影响企业的风险承担行为。

一方面，职能背景异质性高意味着高管团队拥

有丰富的资源基础，对外部变化的反应更加灵敏。

职能背景异质性高的高管团队具有更多的信息渠道

并能从多样化的专业领域进行判断，为企业提供了

不同角度的评估风险[25]。团队成员通过信息交换能

够减少决策中的失误，从而有利于企业有效识别风

险、避免盲目投资。因此，异质职能经验充足的高

管团队在进行风险选择时，其更加全面的考虑和保

110 铜仁学院学报 2023 年

守理性的态度使企业表现出较低的风险承担水平。

另一方面，社会分类理论指出，由于团队成员

倾向与同质化的群体展开交往互动以获得社会认

同，而排斥和歧视其他群体，有损于团队凝聚力的

形成。因此，工作经历和行为偏好的差异造成的认

知冲突使高管团队在决策分析时反应迟缓、缺乏执

行力度[26]，降低了企业风险决策的效率。此外，职

业背景差异增强了团队成员维持内部关系的压力，

使其为获取其他高管甚至内部小团体的认可，保留

自己的专业意见，发表同质化的观点，最终导致公

司决策往往是团队成员协商和妥协的结果，具有规

避风险的特征[18]。基于此，本文提出假设 H1：

H1：高管团队职能背景异质性对企业风险承担

具有负向影响。

（二）管理层权力的调节效应

管理层权力反映了管理者通过改变企业战略决

策和发展方向实现自身意愿的能力[27]，其大小取决

于企业控制权和所有权两方面的结构分布[28]。

一是控制权结构，董事会与管理层人员之间交

叉任职，使管理者拥有更大权限按个人意愿对企业

资源进行调配[12]。权力的扩大强化了管理者对待风

险自信、乐观的态度，使其更加关注承担风险带来

的潜在收益[29]，表现出更强的风险偏好。反之，当

管理层拥有较小的管理自由度时，高管的行为抑制

系统被激发[30]，对于威胁其个人利益的负面信息更

加敏感，从而导致具有不同职能背景的团队成员倾

向于在风险决策中相互推卸责任以避免利益损失，

表现出对风险更加保守的态度。

二是所有权结构，由于利益协同效应的存在，

股权过度分散，可能会引发股东的“搭便车”行为，

从而弱化对管理者的监督制衡，扩大了管理层权力。

在此情况下，高管利用其职位谋取私利的能力和动

机得以加强。因此，管理层权力的增大促使职能背

景异质性高的高管团队充分利用其信息资源，在较

小的监管压力和行为制约下加大对高风险项目的投

资，以实现团队成员的个人利益追求，从而减少了

高管团队职能背景异质性对企业风险承担的负向影

响。基于以上分析，本文提出假设 H2：

H2：管理层权力的扩大削弱了高管团队职能背

景异质性与企业风险承担的负相关关系。

三、研究设计

（一）样本数据选取

本文选择 2011—2020 年沪深 A 股制造业上市公

司数据作为初始样本，由于因变量企业风险承担的

计算需要 3 年窗口期数据，因此，其余变量的数据

实际上选取自 2011—2018 年。在此基础上，剔除数

据采集期间 ST 的样本，剔除高管职能背景数据严重

缺失的样本，最终保留 9416 个样本。本文数据均来

自于国泰安（CSMAR）数据库，并对所有连续变

量在 1%和 99%水平上进行缩尾处理以消除极端值

的影响。

（二）变量定义

1．被解释变量：企业风险承担水平

现有文献常用盈利波动性[3]、股票波动性[31]、资

产负债率[32]等作为企业风险承担水平的衡量指标。

由于中国股票市场不确定性较大，且盈利的波动是

企业风险承担行为的结果，高风险的项目将会导致

企业的未来收益呈现出较大程度的波动。因此，本

文借鉴余明桂等[3] 的做法，选用盈利波动性对其进

行度量。其中企业 Roa 等于息税前利润（EBIT）与

年末总资产（ASSET）之比。为减少经济周期与行

业因素的影响，用企业 Roa 减去每年制造业细分行

业的 Roa 均值得到 Adj_Roa，再在三年的考察期内

滚动计算 Adj_Roa 的标准差和极差。即：

T  3 （1）

（2）

 







T

t

T

t

i t i t Adj Roai t T

Adj Roa

T

RiskT

1 1

2

_ )

1

( _

1

1

1

2 ( _ ) ( _ ) RiskT i t

 Max Adj Roai t  Min Adj Roai t

第 6 期 田雨霁：高管团队职能背景异质性、管理层权力与企业风险承担 111

（3）

其中：

式（1）至式（3）中，i 表示企业；t 表示考察

期内的年度，取值为 1 至 3；X 表示某行业企业总数；

k 表示该行业第 k 家企业。

2．解释变量：高管团队职能背景异质性

结合现有研究，本文的高管团队成员包括除董

事和监事外，在公司领取薪酬的高层管理人员。本

文借鉴 Murray[33]的分类，将职能背景划分为生产、

研发、设计、人力资源、管理、市场、金融、财务

和法律九类，并采用 Blau 指数法进行测度，具体公

式如下：

（4）

式（4）中，

Pjit

表示 t 年 i 企业的高管团队中拥

有第 j 类职能背景的成员占所有成员的比例，n 为职

能背景种类数。Proh 取值介于 0 至 1 之间，取值越

大，职能背景异质性程度越高。

3．调节变量：管理层权力

参考白俊和连立帅[29]的做法，通过控制权结构

与所有权结构两个维度衡量管理层权力 Power 的大

小。对于控制权结构，当总经理兼任董事长时取 3，

兼任董事时取 2，不兼任董事职位时取 1。对于所有

权结构，用第 2 至第 10 大股东持股比例之和与第 1

大股东持股比例的比值表示。两者进行标准化处理

后的和为管理层权力的大小，该数值越大，意味着

管理层权力越大。

4．控制变量

在已有文献的基础上，本文选取以下控制变量：

企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、企业年龄（Age）、

企业业绩（Roa）、董事会规模（Bod）、高管团队规

模（TMTscale）、年龄均值（TMTage）、性别异质性

（TMTsex）、任期均值（TMTten）。此外，本文还控

制了年份、行业和地区固定效应。

表 1 变量定义

变量 名称 符号 定义

被解释变量 企业风险承担水平 RiskT 经行业调整的总资产收益率的标准差和极差

解释变量 高管团队职能背景异质性 Proh 职能背景的 Blau 指数

调节变量 管理层权力 Power 控制权结构与所有权结构进行标准化处理后的和

控制变量

企业规模 Size 期末总资产的自然对数

资产负债率 Lev 期末总负债/期末总资产

企业年龄 Age 当前年份-企业上市年份

企业业绩 Roa 净利润/期末总资产

董事会规模 Bod 董事会人数

高管团队规模 TMTscale 高管团队成员总数

年龄均值 TMTage 高管团队成员年龄平均值

性别异质性 TMTsex 性别的 Blau 指数

任期均值 TMTten 高管团队成员任期平均值

（三）模型设计 为验证假设 H1、H2，本文构建以下回归模型：

 

 

X

k

i t

i t

i t

i t

i t ASSET

EBIT

ASSET X

EBIT Adj Roa

1

1

_



 

n

i

ohit Pjit 1

2

Pr 1

RiskT   oh  Controls Year Ind  o i t Pr i t i t Pr 0 1

RiskT   oh   oh Power  Controls Year Ind  o i t Pr i t Pr i t i t i t Pr 0 1 2

（M2）

（M1）

112 铜仁学院学报 2023 年

其中：RiskT（RiskT1/RiskT2）表示企业风险承

担水平，Proh 表示高管团队职能背景异质性，Power

为管理层权力，Controls 为一系列的控制变量，Year、

Ind 和 Pro 分别为年度、行业、地区虚拟变量，i 与 t

分别表示企业与年份，



为随机误差项。若假设 H1

成立，预计模型 M1 中 Proh 的系数

1

显著为负，说

明高管团队职能背景异质性对企业风险承担水平存

在负向影响。若假设 H2 成立，则模型 M2 中 Proh

与 Power 交乘项的系数

 2

显著为正，即管理层权力

的扩大削弱了高管团队职能背景异质性对企业风险

承担的负向影响。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表 2 是所有变量的描述性统计结果。风险承担

水平 RiskT1、RiskT2 均值分别为 0.034、0.063，标

准差分别为 0.041、0.076，说明我国制造业上市公司

企业风险承担水平较低且差距较小，与已有研究结

果基本一致[34]。高管团队职能背景异质性 Proh 的均

值为 0.686，标准差为 0.091，说明制造业上市公司

高管团队成员职能背景差异较大且具有普遍性。管

理层权力最大值为 5.691，最小值为 0.006，说明样

本公司管理层权力的大小同样存在明显差距。

表 2 描述性统计

变量名 观测值 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值

RiskT1 9416 0.034 0.041 0.002 0.019 0.239

RiskT2 9416 0.063 0.076 0.004 0.037 0.446

Proh 9416 0.686 0.091 0.320 0.705 0.813

Power 9416 2.031 1.190 0.006 1.986 5.691

Size 9416 22.029 1.161 19.943 21.885 25.549

Lev 9416 0.393 0.195 0.051 0.383 0.869

Age 9416 15.827 5.468 4.000 16.000 30.000

Roa 9416 0.051 0.057 -0.149 0.046 0.224

Bod 9416 8.529 1.566 5.000 9.000 14.000

TMTscale 9416 7.361 2.699 3.000 7.000 17.000

TMTage 9416 46.772 3.564 38.000 46.833 55.111

TMTsex 9416 0.211 0.176 0.000 0.231 0.500

TMTten 9416 52.086 24.181 11.000 48.310 126.833

（二）相关性分析

表 3 中报告了主要变量的 Pearson 相关系数，高

管团队职能背景异质性 Proh 与企业风险承担水平显

著负相关，管理层权力 Power 与企业风险承担水平

显著正相关，初步验证了高管团队职能背景异质性

对企业风险承担水平的抑制作用，以及管理层权力

在两者关系中的负向调节效应，具体结果需要进一

步回归分析检验。

表 3 相关性分析

变量 RiskT1 RiskT2 Proh Power

RiskT1 1

RiskT2 0.999*** 1

Proh -0.035*** -0.035*** 1

Power 0.037*** 0.037*** 0.081*** 1

注：***、**分别表示在 1%、5%的水平上显著。

第 6 期 田雨霁：高管团队职能背景异质性、管理层权力与企业风险承担 113

（三）回归结果分析

1．高管团队职能背景异质性与企业风险承担

表 4 列（1）、列（2）反映了高管团队职能背景

异质性与企业风险承担关系的回归结果。可以看出，

高管团队职能背景异质性 Proh 对 RiskT1 和 RiskT2

的回归系数分别为-0.017、-0.032，且均在 1%的水平

上显著，假说 H1 得以证实，说明职能背景异质性高

的高管团队由于能够依据多样化的专业领域和丰富

的信息渠道进行风险判断，从而在决策中能够有效

识别风险并避免盲目投资。同时，高管团队成员职

业背景差异所引发的认知冲突，降低了企业风险决

策的质量，导致企业决策呈现出风险规避的特征。

2．高管团队职能背景异质性、管理层权力与企

业风险承担

管理层权力的调节效应检验结果如表 4 列（3）、

列（4）所示，解释变量 Proh 与调节变量 Power 的交

乘项系数均在 1%的水平上显著为正，表明管理者权

力的扩大削弱了高管团队职能背景异质性与企业风

险承担的负向关系，即管理层权力提升了高管的自

利动机、强化了其对待风险的乐观态度，促使高职

能背景异质性的高管团队充分利用其资源基础和管

理权限，加大对高收益高风险项目的投资。管理层

权力的调节效应得到证实。

表 4 回归分析结果

变量名

(1) (2) (3) (4)

RiskT1 RiskT2 RiskT1 RiskT2

Proh

-0.017*** -0.032*** -0.020*** -0.038***

(-3.741) (-3.799) (-4.249) (-4.303)

Proh×Power

0.001*** 0.002***

(2.663) (2.649)

Size

-0.003*** -0.006*** -0.003*** -0.005***

(-6.321) (-6.491) (-5.818) (-5.988)

Lev

0.011*** 0.021*** 0.011*** 0.021***

(4.017) (4.050) (4.112) (4.144)

Age 0.000 0.000 0.000 0.000

(1.113) (1.169) (1.299) (1.355)

Roa

-0.123*** -0.227*** -0.124*** -0.229***

(-15.071) (-15.048) (-15.169) (-15.145)

Bod -0.000 -0.001 -0.000* -0.001*

(-1.607) (-1.565) (-1.699) (-1.656)

TMTscale

-0.000 -0.000 -0.000 -0.000

(-0.502) (-0.529) (-0.662) (-0.688)

TMTage -0.000*** -0.001*** -0.000*** -0.001***

(-3.275) (-3.264) (-3.258) (-3.247)

TMTsex 0.001 0.002 0.001 0.002

(0.525) (0.474) (0.433) (0.382)

TMTten -0.000 -0.000 -0.000 -0.000

(-0.648) (-0.657) (-0.619) (-0.628)

Year/Ind/Pro 控制 控制 控制 控制

Constant

0.144*** 0.269*** 0.139*** 0.261***

(12.627) (12.810) (12.126) (12.308)

N 9416 9416 9416 9416

Adj_R2 0.118 0.119 0.118 0.119

注：***、**和*分别表示在 1%、5%和 10%的显著性水平，括号内的数值为 t 检验值，下表同。

114 铜仁学院学报 2023 年

（四）稳健性检验

1．替换被解释变量的衡量方式

本文改用五年（T-2 年至 T+2 年）的考察窗口期

计算企业风险承担 RiskT1、RiskT2，并更改企业 Roa

的衡量方式为息税折旧摊销前利润（EBITDA）与年

末总资产（ASSET）之比。回归结果如表 5 列（1）

至列（4）所示，Proh 的回归系数依然显著为负，交

乘项 Proh×Power 的回归系数依然显著为正，本文研

究结论没有改变。

2．滞后变量法

高管团队职能背景异质性、管理层权力对企业

风险承担水平的影响可能存在滞后性，因此将职能

背景异质性 Proh 和管理层权力 Power 滞后一期进行

检验。回归结果见表 5 列（5）至列（8），高管团队

职能背景异质性滞后项 L.Proh 的回归系数仍然在

1%水平上显著为负，L.Proh 与 L.Power 交互项的回

归系数均在 5%水平上显著为正，表明了研究结论的

稳健性。

表 5 替换衡量方式和滞后变量检验结果

变量名

替换衡量方式 滞后变量法

(1)RiskT1 (2)RiskT2 (3)RiskT1 (4)RiskT2 (5)RiskT1 (6)RiskT2 (7)RiskT1 (8)RiskT2

Proh

-0.021*** -0.053*** -0.023*** -0.059***

(-4.324) (-4.542) (-4.716) (-4.894)

Proh×

Power

0.001** 0.003**

(2.261) (2.105)

L.Proh

-0.025*** -0.047*** -0.028*** -0.052***

(-5.108) (-5.080) (-5.565) (-5.516)

L.Proh×L.Power

0.001** 0.002**

(2.546) (2.454)

Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制

Year/Ind/Pro

控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制

Constant

0.182*** 0.443*** 0.179*** 0.435*** 0.147*** 0.277*** 0.143*** 0.269***

(14.854) (14.973) (14.489) (14.625) (11.957) (12.126) (11.502) (11.682)

N 7947 7947 7947 7947 7868 7868 7868 7868

Adj_R2 0.135 0.138 0.136 0.138 0.141 0.142 0.142 0.143

3．内生性检验

第一，固定效应模型。本文采用固定效应模型

进行回归检验，结果如表 6 所示，在控制了公司固

定效应后，列（1）、列（2）中 Proh 的回归系数均在

10%的水平上显著为负，列（3）、列（4）中 Proh 与

Power 交乘项的回归系数也均在 10%的水平上显著

为正，表明遗漏个体变量基本不会影响本文的研究

结论。

第二，工具变量法。由于同行业企业面临的外

部环境较为一致，其高管团队配置具有一定的相似

性，并且现阶段没有研究表明同行业高管团队职能

背景异质性程度会影响单个企业的风险承担水平，

因此，本文选取高管团队职能背景异质性的行业年

度均值（MProh）作为工具变量，进行两阶段回归。

由表 6 列（5）、列（6）可知，模型 M1 中 Proh 回归

系数分别为-0.121、-0.211，且与 RiskT1、RiskT2 显

著负相关。列（7）、列（8）显示，模型 M2 中 Proh×Power

的 回 归 系 数 均 显 著 为 正 。 此 外 ， 通 过

Kleibergen-Paaprk LM 统计量和Cragg-Donald Wald F

统计量检验证实了该工具变量的合理性。因此，高

管团队职能背景异质性、管理层权力与企业风险承

担的关系并没有因为遗漏控制变量发生实质改变。

第 6 期 田雨霁：高管团队职能背景异质性、管理层权力与企业风险承担 115

表 6 内生性检验结果

变量名

固定效应模型 工具变量法

(1)RiskT1 (2)RiskT2 (3)RiskT1 (4)RiskT2 (5)RiskT1 (6)RiskT2 (7)RiskT1 (8)RiskT2

Proh

-0.018* -0.033* -0.022** -0.042** -0.121*** -0.211*** -0.122*** -0.214***

(-1.742) (-1.765) (-2.141) (-2.161) (-3.250) (-3.101) (-3.280) (-3.130)

Proh×

Power

0.003* 0.005* 0.001* 0.002*

(1.791) (1.769) (1.877) (1.826)

Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制

Year/Firm 控制 控制 控制 控制

Year/Ind/Pro

控制 控制 控制 控制

Constant

0.055 0.106 0.064 0.121 0.196*** 0.355*** 0.193*** 0.349***

(0.745) (0.774) (0.866) (0.895) (6.632) (6.557) (6.565) (6.493)

N 9416 9416 9416 9416 8732 8732 8732 8732

Adj_R2 0.085 0.085 0.086 0.086 0.034 0.043 0.035 0.043

五、进一步分析

（一）基于产权性质的分组回归

国有企业在接受政府帮助的同时，也额外承担

着一些政策性目标，其投资决策行为与非国有企业

存在差异。本文依据产权性质将样本企业分为国有

企业和非国有企业两组，设置产权性质虚拟变量

Soe，国有企业取 1，否则为 0，分别对模型 M1 进行

回归，探讨产权性质的不同是否导致高管团队职能

背景异质性与企业风险承担相关关系的差异。回归

结果如表 7 所示，非国有企业 Proh 的相关系数显著

为负，而国有企业中 Proh 的回归系数并不显著。

其原因在于：国有企业的目标不仅在于实现自

身价值最大化，同时要兼顾诸如加快地方经济发展、

促进就业、实现 GDP 稳步增长等宏观经济需求。为

达成这些指标，国有企业高管团队不仅站在企业的

角度作出决策，他们会为了社会劳动生产率水平的

提升和社会资源的高效配置承担更多的风险。与国

有企业相比，非国有企业受到的政府压力较小，因

此，非国有企业的高管更多地出于对企业发展和团

队关系的考虑选择投资项目，其风险决策也更能反

映出高管团队职能背景异质性对于企业的影响。因

此，高管团队职能背景异质性对风险承担水平的抑

制作用仅存在于非国有企业中。

表 7 异质性分析：产权性质

变量名

非国有企业 国有企业

(1)RiskT1 (2)RiskT2 (3)RiskT1 (4)RiskT2

Proh

-0.015*** -0.028** -0.006 -0.013

(-2.590) (-2.570) (-0.784) (-0.916)

Controls 控制 控制 控制 控制

Year/Ind/Pro 控制 控制 控制 控制

Constant

0.100*** 0.187*** 0.159*** 0.298***

(6.567) (6.664) (7.429) (7.512)

N 6876 6876 2540 2540

Adj_R2 0.117 0.118 0.167 0.168

116 铜仁学院学报 2023 年

（二）基于企业类型的分组回归

高新技术类企业属于技术密集型企业，其不断

进行研发投入引发各类风险的同时，也接受着政府

的大量补贴，因此，高新技术企业对风险的承担有

别于其他企业。本文根据企业类型将全部样本划分

为高新技术企业和非高新技术企业，考察高管团队

职能背景异质性对企业风险承担的影响在不同类型

企业中是否存在差异。回归结果如表 8 列（1）、列

（2）所示，非高新技术企业中 Proh 对 RiskT1、RiskT2

回归系数分别为-0.031、-0.058，且均在 1%的水平上

显著，而列（3）、列（4）中高新技术企业的 Proh

回归系数虽然为负但并不显著。

究其原因：一方面，技术是高新技术类企业生

存发展的重要支撑。高新技术企业需要长期投入大

量资源、人力进行技术创新和产品研发以获取长期

的竞争优势。高新技术企业的属性决定了其具有较

高的风险承担水平。另一方面，技术创新也是国家

发展的重要动力。为助力高新技术企业的发展，政

府对其提供了政策性支持，除了所得税优惠外，大

量财政补贴使高新技术企业拥有充足的资金基础应

对投资失败的风险，其承担风险的意愿增强。因此，

高新技术企业中，高管团队职能背景异质性对企业

风险承担的负相关关系不再显著。

表 8 异质性分析：企业类型

变量名

非高新技术企业 高新技术企业

(1)RiskT1 (2)RiskT2 (3)RiskT1 (4)RiskT2

Proh

-0.031*** -0.058*** -0.005 -0.009

(-4.509) (-4.566) (-0.741) (-0.722)

Controls 控制 控制 控制 控制

Year/Ind/Pro 控制 控制 控制 控制

Constant

0.154*** 0.290*** 0.126*** 0.233***

(9.636) (9.805) (7.454) (7.474)

N 4347 4347 5069 5069

Adj_R2 0.130 0.131 0.125 0.127

六、结论与建议

高管团队作为公司重要的领导与责任主体，其

个性特征和态度倾向对企业的决策与发展具有根本

性影响。本文以 2011—2020 年中国 A 股制造业上市

公司为样本，检验高管团队职能背景异质性、管理

层权力与企业风险承担三者之间的关系。研究发现：

首先，高管团队职能背景异质性显著降低了企业风

险承担水平；其次，管理层权力的提升削弱了高管

团队职能背景异质性对企业风险承担的抑制作用；

最后，高管团队职能背景异质性对企业风险承担的

负向影响仅在非国有企业和非高新技术企业中显

著。根据上述结论，本文提出如下建议：

第一，在人才引领发展的战略背景下，应立足

于提升人才质量、合理配置人力资源，以实现企业

和国家经济发展。因此，企业需要结合自身经营战

略和发展状况，合理配置人力资源。在组建高管团

队时，既要保持一定的差异性以拓宽企业信息渠道、

提高其问题处理能力，又要避免团队成员背景差异

过大造成认知冲突，从而对企业发展及日常经营决

策造成不利影响。此外，企业应当通过技能培训、

轮岗交流、建设企业文化等途径提升高管团队成员

综合能力、协调成员间的关系。

第二，管理层权力过大可能会引发代理问题，

损害公司利益，因此需合理配置管理层权力并进行

适当监管。一方面，应当完善公司的治理结构，将

权力在董事会与管理层之间进行有益分配，促进两

第 6 期 田雨霁：高管团队职能背景异质性、管理层权力与企业风险承担 117

者相互监督与制衡；另一方面，公司应避免股权过

度分散而产生“用脚投票”的现象，合理的所有权

结构有利于增强股东对代理人的监管动机。此外，

可以建立适度的激励机制，使管理层在掌握权力的

同时能够自觉作出符合企业长期发展的决策。

参考文献：

[1] 李文贵，余明桂．所有权性质、市场化进程与企业风险承

担[J]．中国工业经济，2012（12）：115-127．

[2] 李新丽，程俊，万寿义．制度脆弱性与企业风险承担水平：

损失规避还是机遇寻求[J]．现代财经（天津财经大学学

报），2021，41（4）：83-100．

[3] 余明桂，李文贵，潘红波．民营化、产权保护与企业风险

承担[J]．经济研究，2013，48（9）：112-124．

[4] Bebchuk L A, Cohen A, Spamann H. The Wages of Failure:

Executive Compensation at Bear Stearns and Lehman

2000-2008[J]. Social Science Electronic Publishing,

2010,27(2):145-151.

[5] Malmendier U, Yan G J. Overconfidence and Early-Life

Experiences: The Effect of Managerial Traits on Corporate

Financial Policies[J]. The Journal of Finance,

2011,66(5):1687-1733.

[6] 李彬，郭菊娥，苏坤．企业风险承担：女儿不如男吗？

——基于CEO性别的分析[J]．预测，2017，36（3）：21-27，

35．

[7] 王佳．高管团队稳定性、研发投入与企业创新绩效关系

研究——基于会计稳健性视角[J]．预测，2020，39（5）：

30-36．

[8] 朱乐，陈承．关系嵌入视角下高管团队异质性对企业社会

责任绩效的影响研究[J]．管理学报，2020，17（9）：

1318-1326．

[9] Bromiley P, Rau D. Social, Behavioral and Cognitive

Influences on Upper Echelons During Strategy Process: A

Literature review[J]. Journal of Management,

2016,42(1):174-202.

[10] Harrison D A, Price K H, Gavin J H, et al. Time, Teams and

Task Performance: Changing Effects of Surface-and

Deep-Level Diversity on Group Functioning[J]. Academy of

Management Journal, 2002,45(5):1029-1045.

[11] Certo S T, Lester R H, Dalton C M, et al. Top Management

Teams, Strategy and Financial Performance: A

Meta-Analytic Examination[J]. Journal of Management

Studies, 2010,43(4):813-839.

[12] 郭吉涛，姚佳成．数字经济与企业风险承担：管理自主

权的调节效应[J]．河海大学学报（哲学社会科学版），

2022，24（1）：83-91，112．

[13] Rodenbach M, Brettel M. CEO Experience as Micro-Level

Origin of Dynamic Capabilities[J]. Management Decision,

2012,50(4):611-634.

[14] Kor Y Y, Misangyi V F. Outside Directors’ Industry-Specific

Experience and Firms’ Liability of Newness[J]. Strategic

Management Journal, 2008,29(12):1345-1355.

[15] Wiersema M F, Bantel K A. Top Management Team

Demography and Corporate Strategic Change[J]. Academy

of Management Journal, 1992,35(1):91-121.

[16] 杨林，顾红芳，李书亮．高管团队经验与企业跨界成长

战略：管理自主权的调节效应[J]．科学学与科学技术管

理，2018，39（9）：101-119．

[17] 张振刚，户安涛，黄洁明．高管团队职能背景与企业创

新绩效——“精力”与“资源”的中介作用[J]．科技进

步与对策，2019，36（24）：143-152．

[18] 孙玥璠，陈爽，张永冀．高管团队异质性、群体断裂带

与企业风险承担[J]．管理评论，2019，31（8），157-168．

[19] Cláudia C, Ferreira M A, Matos P. Do General Managerial

Skills Spur Innovation?[J]. Management Science,

2019,65(2):459-476.

[20] Wright P, Ferris S P, Sarin A, et al. Impact of Corporate

Insider, Blockholder and Institutional Equity Ownership on

Firm Risk Taking[J]. The Academy of Management Journal,

1996,39(2):441-458.

[21] 宋建波，文雯，王德宏，等．管理层权力、内外部监督

与企业风险承担[J]．经济理论与经济管理，2018（6）：

96-112．

[22] 李海霞，王振山．CEO权力与公司风险承担——基于投

118 铜仁学院学报 2023 年

资者保护的调节效应研究[J]．经济管理，2015，37（8）：

76-87．

[23] 权小锋，吴世农．CEO权力强度、信息披露质量与公司

业绩的波动性——基于深交所上市公司的实证研究

[J]．南开管理评论，2010，13（4）：142-153．

[24] 何瑛，于文蕾，杨棉之．CEO复合型职业经历、企业风

险承担与企业价值[J]．中国工业经济，2019（9）：155-173．

[25] Nadolska A, Barkema H G. Good learners: How Top

Management Teams Affect the Success and Frequency of

Acquisitions[J]. Strategic Management Journal,

2015,35(10):1483-1507.

[26] Hambrick D C, Cho T S, Chen M J. The Influence of Top

Management Team Heterogeneity on Firms’ Competitive

Move[J]. Administrative Science Quarterly,

1996,41(4):659-684.

[27] Finkelstein S. Power in Top Management Teams:

Dimensions, Measurement and Validation[J]. Academy of

Management Journal, 1992,35(3):505-538.

[28] 白俊，连立帅．国企过度投资溯因：政府干预抑或管理

层自利？[J]．会计研究，2014（2）：41-48，95．

[29] 苏坤．管理层权力、产权性质与公司风险承担[J]．当代

经济管理，2017，39（4）：15-20．

[30] Keltner D, Gruenfeld D H, Anderson C. Power, Approach

and Inhibition[J]. Psychological Review,

2003,110(2):265-284.

[31] Jeffrey L C, Naveen D, Lalitha N. Managerial Incentives

and Risk-Taking[J]. Journal of Financial Economics,

2006,79(2):431-468.

[32] Faccio M, Marchica M, Mura R. Large Shareholder

Diversification and Corporate Risk-Taking[J]. Review of

Financial Studies, 2011,24(11):3601-3641.

[33] Murray A I. Top Management Group Heterogeneity and

Firm Performance[J]. Strategic Management Journal,

1989,10(S1):125-141.

[34] 王性玉，姚海霞，王开阳．基于投资者情绪调节效应的

企业生命周期与风险承担关系研究[J]．管理评论，2016，

28（12）：166-175．

TMT’s Heterogeneity on Functional Background, Management Power

and Corporate Risk-Taking

TIAN Yuji

( School of Business, Anhui University, Hefei 230601, Anhui, China )

Abstract: As an important part of corporate governance, what impact will the functional experience

characteristics of top management team have on the level of corporate risk-taking？Based on the theory of higher

echelon, this paper aims to explore the relationship between them. Empirical studies have found that TMT’s

heterogeneity on functional background suppresses the level of risk taking, and management power plays a negative

adjustment effect in the relationship. Then heterogeneity test was conducted, which confirmed that the impact of

TMT’s functional background heterogeneity on risk-taking was only exist on non-state-owned enterprises and

non-high-tech enterprises．This paper makes useful and important suggestions on top management team's governance

and corporate risk control.

Key words: TMT’s heterogeneity on functional background, corporate risk-taking, management power

（责任编辑 陈书慧）（责任校对 陈 俭）（英文编辑 田兴斌）

第 6 期 田雨霁：高管团队职能背景异质性、管理层权力与企业风险承担 119

【会议综述】

2023 年“丝绸之路暨北朝时期固原区域文化

国际学术研讨会”会议综述

刘 勇，张 强

（ 宁夏固原博物馆，宁夏 固原 756000 ）

摘 要：2023 年“丝绸之路暨北朝时期固原区域文化国际学术研讨会”主要围绕五个方面

对北朝史进行深入探讨：一是魏晋南北朝时期丝绸之路的政治、军事、历史地理、交通、文化

交流交融；二是魏晋南北朝时期丝绸之路的宗教、音乐；三是魏晋南北朝时期丝绸之路的姓氏

和字书史；四是魏晋南北朝时期丝绸之路固原区域的考古发现；五是其他方面。上述研究在宏

观探讨和具体问题考证方面都有较多突破。

关键词： 丝绸之路； 魏晋南北朝时期； 固原； 区域文化

中图分类号：C27 文献标识码：A 文章编号：1673-9639 (2023) 06-0120-05

固原是历史文化名城，古称大原，西周设邑、

战国置县，是宁夏最古老的城市。这里有中国最早

的“长城”，“不到长城非好汉”中的“长城”，就是

固原“战国秦长城”；中国四大古关之一的“萧关”，

尽显“秦时明月汉时关”的边塞雄浑；中国十大石

窟之一的“须弥山石窟”，被誉为古丝绸之路上的一

颗明珠。为加强“丝绸之路”之固原区域学术交流，

促进和繁荣“丝绸之路”国内外学术研究，“丝绸之

路暨北朝时期固原区域文化国际学术研讨会”于

2023 年 7 月 28 日至 30 日在宁夏固原市举办。此次

研讨会由固原市人民政府、宁夏回族自治区文化和

旅游厅、中国魏晋南北朝史学会主办，固原市文化

旅游广电局、宁夏固原博物馆承办。会议邀请了国

内外专家学者 70 余人以线上线下相结合的方式参

会，其中国外学者 8 名，均以线上方式参会。《光明

日报》《宁夏日报》《今日固原》等媒体的记者进行

了跟踪报道。会上，孔旭荣、薛正昌等 10 位专家学

者作了主旨发言。会议共收集 52 篇论文。与会专家

学者主要围绕北朝时期的政治制度、军事、文化交

流交融、宗教、音乐以及丝绸之路上固原北朝时期

出土的玻璃器具、漆棺画等领域，从不同角度进行

了广泛深入的交流讨论，为推动固原区域历史文化

及相关领域研究、深化东西文明交流互鉴建言献策。

宁夏回族自治区文化和旅游厅二级巡视员石学

安、中国魏晋南北朝史学会会长楼劲出席开幕式并

先后致辞。石学安向莅临会议的专家、学者表示热

烈欢迎，并感谢为本次会议筹备的相关单位，同时

指出，这次学术研讨会是促进丝绸之路地域历史文

化研究发展的一次大好机遇，也是切实讲好中国故

事宁夏篇章的一个重要机会。楼劲指出，固原区位

优势明显，战略地位十分重要，为历代形胜之地，

本次研讨会是推进固原区域北朝史研究的一大契

机，希望各位在前人研究的基础上获得新的进展。

第25卷 第6期 铜 仁 学 院 学 报 Vol. 25, No.6

2023 年 12 月 Journal of Tongren University Dec. 2023

收稿日期：2023-09-14

作者简介：刘 勇（1987-），男，宁夏西吉人，硕士、馆员，研究方向：文物保护。

张 强（1971-），男，宁夏原州人，学士、副研究员，研究方向：地方史和地方民俗。

一、魏晋南北朝时期丝绸之路的政治、军事、

历史地理、交通、文化交流交融

（一）政治、军事方面

魏晋南北朝时期，是继春秋战国之后我国历史

上第二次民族大融合时期。北方各少数民族政权更

迭，社会动荡。其后，社会逐步走向统一，在政局

的不确定性中却孕育着新的可能，最终在北朝孕育

出强大的中央政权。中国社会科学院古代史研究所

研究员楼劲的《汉唐丞佐之异及其演化》一文，分

析了汉、唐两朝“丞佐”一词名同而实多异的情况，

这种差异反映了先秦、秦汉至隋唐相关建制和辅佐

方式的变迁，与大一统王朝建立及其行政体制递嬗

转折息息相关，也与公卿体制到省部体制的不同行

政重心、管理方式和运行态势息息相关。华东师范

大学历史学院教授章义和《黄老道<录图真经>新天

师道与北魏国家的转型》认为北魏国家的华夏转型

是黄老政治的延续，新天师道得以参与到北魏国家

转型过程，依托政治力量推行至全国。陕西师范大

学历史学院教授黄寿成以高演、高湛“兄终弟及”

中的领军将领为例阐释了东魏北齐时期在政变中领

军将军并没有起到很大作用，相反一些地位显赫的

家族则起到了关键作用，决定了当时的政治局势。

华东师范大学历史系教授李磊《高平与南凉、后秦、

西秦、赫连夏的连环盛衰》引入西北地缘政治的概

念，将高平置于五胡十六国的宏观背景下，考察南

凉、后秦、西秦、赫连夏的连环盛衰。武汉大学历

史学院副教授姜望来《魏晋到唐初：皇位传承与中

古时代特质》探讨了皇位传承问题，对相关历史进

程予以辩证思考和分析，认为在魏晋至唐初期间皇

位传承受到一些特殊因素（中古门阀统治、胡汉不

同传统）之影响和制约。海南师范大学胡胜源《秘

在<周礼>：体制变革视野下的魏周禅代》一文指出，

《周礼》体制彻底实行后，唯有禅代一途才能使宇

文氏和拓跋氏在政治和社会地位上一致。长春师范

大学历史文化学院刘健佐通过解读高句丽与三燕

（前燕、后燕、北燕）之间的军事冲突、政治交往

和经济文化交流，进一步探究了高句丽与三燕政权

的关系。宁夏中卫博物馆馆长孙学锋《试论侯景之

乱对南朝士族的影响》一文以南朝后期社会政治的

大背景为主，分析侯景之乱对于南方士族的影响。

日本大东文化大学田熊敬之分析了《魏书》门阀中

心史观与北朝政治文化，认为北魏时期的政治实践

一直以来都在进行着流动的人事任免，这种流动性

是北朝政治文化的一贯特征。

北方民族大学西北民族社会发展研究中心教授

张多勇对宇文泰在关陇一带活动涉及的诸多地名进

行定位研究，通过地图空间展示宇文泰等控制的战

略要地，揭示这些军事要塞相互声援，共同构成防

守体系，对于中国古代军事史的研究具有重要意义。

（二）历史地理、交通方面

北京师范大学历史学院教授严耀中通过梳理北

魏设置的多个平原郡，分析了关于平原镇、匈奴族

与平原郡的特殊关系、地方行政单位变迁中“汉化”

因素和导致北魏平原郡情况复杂多变的主要因素等

几个方面，进一步探讨了北魏平原郡的特殊性和由

此引出的一系列问题。山东大学历史文化学院教授

韩吉绍详细考察了《太清金液神丹经》卷下与早期

南海历史地理的关系，认为此书集中反映了魏晋时

期佛教海外地理出现以及古代中国对南海、海上丝

路和世界历史地理的认知。

西北民族大学历史文化学院教授朱悦梅对文献

所见两汉魏晋时期以金城郡内部的县级区划为节点

的交通路线进行梳理，以期观察汉晋城郡内部交通

及其与周边区域间交通的地理空间分布，进一步观

察金城郡交通地理格局的特征及其演变。

（三）文化交流交融方面

南京大学历史学院教授张学锋介绍了南京大学

北园东晋墓出土的“鎏金铜带具”及相关遗物，认

为是“晋式金属带具”的组件。金属金带具的源头

是草原文化，在吸纳中原文明的理念后，其形制、

材料、装饰纹样及思想内涵都发生了重要变化。作

为其完成形态的“晋式金属带具”，又成为了中原文

明的象征，随着文化的交流传播，影响到了中国南

方地区和朝鲜半岛、日本半岛等周边地区。宁夏社

第 6 期 刘 勇，张 强：2023年“丝绸之路暨北朝时期固原区域文化国际学术研讨会”会议综述 121

会科学院教授薛正昌通过总结丝绸之路与固原、北

朝地方政权建制、宇文泰经营原州等方面情况，以

丝路的视角全方位论述了北朝固原政治军事与经济

文化状况，指出原州城不仅是军事重镇，也是丝绸

之路西出北上的重要驿站，承载着东西文化交流与

商贸往来的重任，是中西文化交往交流与交融的重

要纽带。宁夏回族自治区文物保护中心二级研究员

马建军从考古学角度出发，对近年来宁夏境内出土

的大量丝路文物作了深入研究，推考丝绸之路宁夏

段上的文化交流与民族融合情况。固原市地方志研

究室主任、一级调研员张志梅从北朝时期的固原基

本情况、关陇集团的形成、北朝时期的固原经济社

会面貌、北朝时期固原文化艺术几个方面梳理了北

朝时期固原历史发展的脉络，全方位展现了北朝时

期固原历史文化交流交融的风貌，对进一步研究固

原北朝历史文化具有指导意义。

二、魏晋南北朝时期丝绸之路的宗教、音乐

丝绸之路不只是文化和商品流通之路，也是信

仰、音乐传播之路，在中国古丝绸之路上，宗教信

仰各异的胡人是东西方贸易及艺术交流的承担者。

清华大学副教授孙彬、日本佛教大学名誉教授黑田

彰《董黯图溯源——从犍陀罗佛像到孝子传图》一

文详细比对了“董黯思索图”与弥勒菩萨的“半跏

思索图”“暗母被殴图”“儒童布发图”“鸳掘魔罗皈

依图”，指出他们之间的相似性与借鉴性，对研究北

朝时期佛教文化有借鉴意义。吉林大学古籍研究所

教授邵正坤讨论了《邑义五百余人造像碑》的合理

命名、邑义五百余人结邑的目的等，对进一步研究

《邑义五百余人造像碑》的雕刻、书法艺术和其中

蕴含的佛教文化有所推进。中国社会科学院古代史

研究所副研究员陈志远重新讨论了梁武帝的素食改

革，指出繁荣的译经活动、居士的积极参与、三教

调和的解释思路，始终是南朝佛教连贯的构成要件。

美国肯恩大学教授孔旭荣《3 世纪中国的音乐创

作<筝赋>》，用五篇赋为例，分析了当时社会精英对

域外音乐文化的反应，并指出他们各自用新传入的

乐器作赋，但却不约而同地创造出共同的模式，进

而实现了域外事物的本土化。以色列特拉维夫大学

副教授何超音《旧音乐，新时代：北朝时期作为政

治模式的音乐理论》一文，从北周长孙绍远与裴正

关于音乐的讨论出发，探究北周时期音乐模式的转

变，并指出这种转变反映了当时独特的宇宙观和政

治观。中国社会科学院文学研究所研究员范子烨《魏

晋时代丝绸之路上的口簧艺术与相关的文学书写》

一文，阐述了魏晋时代，口簧艺术在丝绸之路上的

传播有效地促进了不同地域、种族、风俗、文化、

信仰及语言的人群相互沟通，在这一特定时期特定

区域起到了维系人心的作用。

三、魏晋南北朝时期丝绸之路的姓氏和字书史

与会学者还从姓氏和字书史等方面进行了探

讨。北京师范大学历史学院教授凌文超以北魏羌人

王遇姓名的华夏化为例，考察羌人姓名改革的曲折

历程，进而考察北魏各族姓名华夏化过程中的一些

复杂情况。陕西师范大学中国西部边疆研究院教授

吴红琳对魏晋南北朝至隋唐时期秃发、拓跋以及源

氏等相关问题作了探讨，认为秃发是拓跋氏对于河

西鲜卑一支的称呼，是一种他称。而河西鲜卑的自

称仍旧是拓跋，随着秃发氏在河西地区的发展与壮

大，秃发破羌一支赐姓源氏，从此，其代表河西鲜

卑活跃在北魏中后期的政治舞台上。宁夏盐池县文

物管理所所长王生岩在其《在丝绸之路上的宁夏昭

武九姓》一文指出，北朝至隋唐时期大量的昭武九

姓从丝绸之路进入宁夏，在固原和盐池墓地发现的

文物见证了宁夏的昭武九姓的生活。日本三重大学

副教授白石将人通过北魏杨承庆《字统》与《说文》

的比较，明确了《字统》释字特点，对字书史的研

究有一定的借鉴意义。

四、魏晋南北朝时期丝绸之路固原区域的考古

发现

美国南卡罗来纳州堡垒州立学院教授南恺时以

《固原北魏漆棺孝子图的历史意义》为题，详细介

122 铜仁学院学报 2023 年

绍了固原北魏漆棺，最后提出北魏漆棺画的来源是

在固原当地，北魏漆棺画也证明孝子传不但在“首

都”（平城）受欢迎，也在偏僻的地方流传，当时固

原人已经知道漆棺画上的孝子故事。宁夏固原博物

馆研究员苏银梅以固原北周时期出土的墓志铭文为

依据，对李贤、田宏和宇文猛姓氏问题进行研究讨

论。宁夏社会科学院郭勤华以北魏墓的描金彩绘漆

棺为例探讨弥足珍贵的固原文物和文化遗产。宁夏

固原博物馆副研究员方建宁以固原北魏墓铺首衔环

为研究对象，从文化内涵、兽头特点、人物关系和

丧葬文化等多个方面进行了深入研究。宁夏固原博

物馆刘勇以北周出土的玻璃器具为研究对象，通过

分析其工艺和成分，提出了田宏夫妇墓中出土的玻

璃器具很可能与固原隋唐时期史诃耽墓出土的玻璃

器具的制造工艺相同，其工艺是模吹制形成，这对

进一步研究宁夏北周及隋唐时期的玻璃有一定的借

鉴意义。宁夏海原县文化旅游广电局李进兴的《彭

阳人驼纹青铜牌饰与丝路文化探析》一文，探究了

丝绸之路上青铜牌饰的来源、制作工艺和用途。宁

夏固原博物馆曹莹以李贤墓环首刀为研究对象，认

为此刀应为舶来品，属萨珊王朝制铁刀，为北朝兵

器研究及丝绸之路文化建设提供参考。宁夏固原博

物馆李鑫以固原北朝时期的陶俑为研究对象，探究

了其雕塑艺术特点。

五、其他方面

上海大学文化遗产与信息管理学院二级教授安

来顺的《也谈地方性博物馆的高质量发展》一文，

深入探讨了地方性博物馆高质量和可持续发展问

题，为其他博物馆的发展提供了思路。中国社会科

学院古代史研究所研究员杨英的《美国汉学家戚安

道“六朝”研究的新斩获及其启示》一文提出，要

突破当下魏晋南北朝史研究的瓶颈，应走出依赖纯

文献的研究阶段，将六朝史研究纳入全球中古史范

围内，把传统六朝史研究资料扩大到宗教文献、考

古资料、图像资料等。中国社会科学院古代史研究

所助理研究员刘凯的《<魏书>“浇人”诏试考》一

文，认为“浇人”应该是一种以水洒人模拟降雨的

方式，与中原王朝雩祭为主的祈雨方式迥异，可能

源于拓跋原有礼俗。宁波大学人文与传媒学院教授

尚永琪主要探讨中国古代农业文明语境中的鹰及其

伦理象征，指出古代中国对于鹰隼的知识，分别来

自以鹰猎为主的草原游牧系统和以物候为主的农业

生产系统。在传统农业知识体系中，鹰不但为农业

生产提供了时令节气的“物候”标志，也为农业社

会政治秩序的建立提供了天道依据。北京师范大学

历史学院副教授徐畅以长沙出土的“君教”简牍为

切入点，深入考察了东汉三国县级长吏的徭使。上

海师范大学历史系教授姚潇鸫释读庆阳北石窟寺

《杨元裕造像题记》，并对相关问题进行研究。

研讨会期间，与会代表还参观考察了宁夏固原

博物馆、须弥山石窟、姚河源遗址等。通过实地考

察学习，学者们切身体会到宁夏固原深厚的历史文

化底蕴。

2023 年“丝绸之路暨北朝时期固原区域文化国

际学术研讨会”的成功举办，将深化东西文明交流，

推动丝绸之路魏晋南北朝史的研究，进一步推进宁

夏固原北朝时期区域史的研究，为如何保护和利用

丝绸之路上的文化遗产提供了有益参考。

Summary of the 2023 “International Academic Seminar on the Silk

Road and the Culture of the Guyuan Region

during the Northern Dynasty”

LIU Yong, ZHANG Qiang

( The Guyuan Museum of Ningxia, Guyuan 756000, Ningxia, China )

第 6 期 刘 勇，张 强：2023年“丝绸之路暨北朝时期固原区域文化国际学术研讨会”会议综述 123

Abstract: The 2023 \"International Academic Seminar on the Silk Road and the Culture of the Guyuan Region

during the Northern Dynasty\" mainly focuses on five aspects of the history of the Northern Dynasty: 1. The political,

military, historical geography, transportation, and cultural exchange and integration of the Silk Road during the Wei,

Jin, and Northern and Southern Dynasties; 2. The religion and music of the Silk Road during the Wei, Jin, Northern

and Southern Dynasties; 3. History of surnames and characters on the Silk Road during the Wei, Jin, Northern and

Southern Dynasties; 4. Archaeological discoveries in the Guyuan Region of the Silk Road during the Wei, Jin,

Northern and Southern Dynasties; 5. Other aspects. The above research has made many breakthroughs in both macro

exploration and specific problem research.

Key words: the Silk Road, the Wei, Jin, Northern and Southern Dynasties, Guyuan, regional culture

（责任编辑 郭玲珍）（责任校对 肖 峰）（英文编辑 田兴斌）

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124 铜仁学院学报 2023 年

《铜仁学院学报》2023 年总目录

特稿

坚持高等教育规模、质量、结构、效益协调发展

——周远清高等教育理论的逻辑探微……………………………………………………………侯长林（1-1）

学习贯彻党的二十大精神专栏

铸牢中华民族共同体意识的理论逻辑与实践路径…………………………………………崔 榕，徐雅萍（1-8）

乡村振兴背景下乡村学校建成乡村文化中心的逻辑、困境与纾困路径…………………张 翔，徐 佳（1-16）

中国共产党坚持胸怀天下的历史经验、价值意蕴和使命担当……………………………首兰兰，付星吉（3-1）

共同体转型的困境对传统村落转型、振兴的启示………………………………………………………周 金（6-1）

乡村学校传承乡土文化的价值意蕴及实践路向……………………………………………杜尚荣，祝唐丽（6-10）

梵净古典学

“东床坦腹”与东晋政局

——《世说新语•雅量》“郗太傅在京口”条的政治史解读………………………………………丁太勰（1-22）

《千家诗》署名刘克庄问题与命名方式新探…………………………………………………………张立敏（1-31）

元代的乐府诗选与乐府诗学…………………………………………………………………尚丽新，赵 越（1-39）

金莲川幕府精英与元代文化的走向……………………………………………………………………邱江宁（2-1）

从高克恭到萨都剌………………………………………………………………………………………刘淮南（2-10）

莆抄本《蒋世隆》的文本形态及生成环境初探………………………………………………………陈 倩（2-16）

宋刻递修本《陶渊明集》所附《曾纮说》考辨……………………………………………………………范子烨（3-11）

国图藏《郘亭诗钞》评点本的发现及其文献价值…………………………………………李朝阳，秦 越（3-21）

同声与定情：汉晋时代定情类诗歌的文本建构……………………………………………………… 毕京生（4-1）

两晋士人灾异文化认知试析

——基于《晋书•五行志》之考察……………………………………………………杨恩玉，潘嘉晖（4-10）

“居常待其尽”

——陶渊明生命精神的一种解读…………………………………………………………于东新，白晓洁（5-1）

琐兮尾兮，流离之子

——《诗经》中的流寓书写…………………………………………………………………………王山青（5-8）

《佩文韵府》的纂修与清代官方诗学话语的建构……………………………………………………黄金灿（6-17）

赋与诗用典异同论………………………………………………………………………………………辛 梓（6-26）

西域诗中的女性书写

——以《历代西域诗钞》《清代西域诗辑注》为中心…………………………………………张亚华（6-36）

第25卷 第6期 铜 仁 学 院 学 报 Vol. 25, No. 6

2023 年 12 月 Journal of Tongren University Dec. 2023

大学之道

农村订单定向医学生就业政策演进与冲突化解…………………………………刘 波，宋茂荣，宋 晶（1-45）

地方高职院校“在地国际化”办学的时代背景、内涵特征与实践策略…………………罗红芳，包兵兵（2-25）

高校学生增值评价的文化困境与突破………………………………………………………万 华，孟祥旭（2-33）

铜仁学院课程建设“七性”特征的分析与实现

——以《课件制作与几何作图》课程为例………………………………………………田 华，何 翼（3-29）

多源流理论视域下我国“支援中西部地区招生协作计划”政策变迁研究…………………胡文婷，乐志强（3-38）

新媒体视域下高校思想政治教育生活化的意义及其实现路径………………………………………陈芳媛（3-47）

大学教师课程权力：高校“金课”建设的着力点………………………………曾维华，尚厚玉，罗正业（4-24）

新时代地方高校辅导员职业素养的核心要求、提升意义和方向

……………………………………………………………………………冉 辉，张 钱，禹 真，等（5-18）

混合式大学英语视听说课程教学的应用研究

——以 G 大学为例…………………………………………………………………………………邝 萍（5-25）

马克思主义理论

中国共产党把握社会主要矛盾本质的四重逻辑……………………………………………毛 升，杨 静（2-55）

《资本论》中资本观的哲学阐释及其启示…………………………………………………邓雄雁，魏芷琳（3-60）

非物质劳动——数字资本主义下劳动新形态探究…………………………………………李昕昌，王雨澜（5-32）

黔东红色文化研究

铜仁红色革命遗址保护的现状、问题及策略研究…………………………………李锦伟，刘 英，周月琴（1-54）

红色文化赋能困牛山乡村振兴建设路径研究……………………………………………………… 田建龙（2-40）

困牛山红军壮举的赤诚为民精神品质探究……………………………………………………………陈伟华（2-48）

周逸群对党的宣传思想工作的早期探索……………………………………………………谭 天，梁正海（3-53）

国际问题研究

中国与东盟国家共建绿色“一带一路”：基础、挑战与路径…………………………………………郝文佳（1-63）

人类命运共同体视阈下全球公共卫生治理变革………………………………………………………魏建勋（3-69）

欧洲学者谈中国式现代化

——法比奥-马西莫•帕伦蒂教授访谈…………………[意]法比奥-马西莫•帕伦蒂，刘宣彤，高博约（5-39）

冷门绝学研究

琴筝瑟文学研究史初论…………………………………………………………………………………张雨萌（2-77）

美学研究

没有李泽厚的时代，中国美学“敢问路在何方”……………………………………………………范 藻（5-47）

126 铜仁学院学报 2023 年

教育学一流学科专栏

新文科背景下特色项目课程体系构建研究

——基于网络与新媒体专业课程改革的讨论……………………………………………………黎 帅（2-87）

中小学劳动教育价值认识的缺失与弥补……………………………………………………王 芮，袁晓霞（2-93）

文学研究·欧阳黔森专栏

讴歌贵州脱贫攻坚精神 成就新时代报告文学精品

——欧阳黔森报告文学《江山如此多娇》笔谈……………………………侯长林，向笔群，孙向阳，等（2-65）

这边风景独好

——读欧阳黔森新作《莫道君行早》………………………………………………………………王太军（4-31）

论《莫道君行早》的“三美”书写……………………………………………………………………何 婷（4-38）

文学与传媒

我国电影影响力评价研究的回顾与展望

——基于计量可视化分析方法之视角……………………………………………………………梁 莹（1-89）

中国左翼文艺运动的边地实践

——以贵州“草原艺术研究社”为例…………………………………………………彭兴滔，杨 昊（3-77）

新媒体时代学术期刊编辑综合素质提升路径研究……………………………………………………张建伟（3-85）

论何士光对鲁迅资源的创造性继承……………………………………………………………………朱永富（6-62）

瑶族史诗《密洛陀》的学术研究价值管窥……………………………………………………吴正彪，兰月连（6-68）

基于用户画像的电影推荐系统的设计与实现…………………………………………………………黄奕宸（6-75）

哲学天地

人工智能可以作为道德主体吗？…………………………………………………………智倩玉，李喜英（2-101）

艾耶尔情绪主义的主观主义宿命

——基于杰克森和佩迪特对表达主义的诊断……………………………………………………熊 巍（5-76）

论信念伦理原则中的证据主义与信念意志…………………………………………………何 海，肖 朗（5-85）

语言学研究

高麻壮语音变研究………………………………………………………………………………………杨正瑛（4-45）

论吴梅村“三行”诗对杜诗“三吏三别”的接受………………………………………………谢菲菲，吴大顺（4-57）

历史文化

《平溪卫志》油印本《校字表》订正

——补《汉语大词典》几则词目与义项………………………………………………肖 峰，廖延林（1-73）

明万历提学官戴燝宦黔考实……………………………………………………………………………刘 涛（1-81）

《中国历史地图集》明代贵州丹平、丹行二司区位献疑……………………………………王浩淼，王大宁（4-64）

第 6 期 《铜仁学院学报》2023 年总目录 127

明代以来贵州油桐种植及现实启示……………………………………………………………………曾議慧（4-76）

汉晋时期南中文明中心变迁……………………………………………………………………………王 瑰（6-45）

基于汉英平行语料库的《维摩诘经》三译本比较研究……………………………………马杰森，马若飞（6-56）

人类学与民族学

民族村寨乡风文明建设路径探索

——以贵州松桃苗族自治县盘信镇大湾苗寨为例………………………………………………范 波（3-90）

清水江流域苗族刺绣的多重功能与文化象征………………………………………………王庆贺，王 潇（5-55）

高坡苗语的体貌系统……………………………………………………………………………………唐光丽（5-64）

经济学与管理学

高管激励体系的有效性研究

——基于企业战略视角…………………………………………………………………………曹 晨（1-101）

贵州自然保护地和旅游业高质量融合发展研究…………………………………………姚绍韡，饶智刚（1-117）

共享经济平台企业社会责任的研究述评………………………………………张亚军，彭 帅，李文玉（2-108）

上市公司控股股东股权质押的同群效应

——基于经济政策不确定性视角的实证研究………………………………………………… 周雄娣（2-116）

农地经营规模对农户农产品供需市场化的影响

——基于专业化生产的中介效应……………………………………………谢文宝，赵向豪，李 翔（3-97）

“县管校聘”管理改革现状分析及对策探讨……………………………………………………… 贾文静（3-111）

金融可得性、农户创业决策与农村家庭收入……………………………………郭子川，王子昕，吴丽君（3-119）

污染治理压力对生猪养殖户适度规模养殖的影响研究

——基于四川生猪调出大县的调查…………………………………………田文勇，毛 昆，余 华（4-76）

契约农业对农户家庭增收的作用机制与影响效果研究…………………………陈治国，陈 俭，范小倩（4-103）

虚拟耕地资源视阈下中国农产品贸易政策实施效果评价及路径优化研究

………………………………………………………………………曹 冲，谢文宝，宋浩楠，袁国军（4-114）

绩效薪酬对员工创新行为的影响机制研究……………………………………………………………王富祥（5-96）

技术赋能与政策支持：数字农业发展的双核驱动机制……………………………………………刘 林（5-106）

安徽省旅游经济联系空间网络结构及影响因素研究………………………………………………程质彬（5-116）

数字化转型促进企业可持续增长的机制和作用

——基于内部控制的视角……………………………………………………张传兵，王希龙，丁慧平（6-84）

盈余质量、羊群效应与分析师预测……………………………………………………………………王 萍（6-95）

高管团队职能背景异质性、管理层权力与企业风险承担……………………………………………田雨霁（6-109）

会议综述

2023 年“丝绸之路暨北朝时期固原区域文化国际学术研讨会”会议综述………… 刘 勇，张 强（6-120）

128 铜仁学院学报 2023 年