吳革 紀(jì)洋

【摘要】 文章從企業(yè)管理者的成本知識和預(yù)算參與程度的角度探究管理者業(yè)績的影響因素，以戰(zhàn)略成本管理、預(yù)算理論、激勵理論和認(rèn)知心理學(xué)為理論基礎(chǔ)，采用問卷調(diào)查的方式，通過實證分析證明管理者的成本知識和預(yù)算參與程度對管理者對內(nèi)管理職能的業(yè)績產(chǎn)生正向的交互影響。同時結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期的國情，提出了提升我國企業(yè)管理者業(yè)績的幾點(diǎn)建議。

【關(guān)鍵詞】 管理者業(yè)績； 戰(zhàn)略成本管理； 預(yù)算

引 言

隨著信息時代的到來和全球化經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，全球范圍內(nèi)的競爭日趨激烈，給我國企業(yè)帶來了前所未有的機(jī)遇和挑戰(zhàn)，要求企業(yè)能應(yīng)用先進(jìn)科學(xué)的管理方法來占據(jù)并維持市場的先機(jī)，形成持久的競爭優(yōu)勢。這依賴企業(yè)內(nèi)部流程的高效運(yùn)營和管理，尤其是管理者在不同戰(zhàn)略下運(yùn)用科學(xué)管理方法組織成本管理。如何在知識經(jīng)濟(jì)時代獲取知識資源并將知識資源轉(zhuǎn)化為企業(yè)的競爭優(yōu)勢，通過優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)和激勵體制來提高管理者績效已成為學(xué)術(shù)界和實務(wù)界關(guān)注的話題。

目前成本管理會計領(lǐng)域不乏對管理者業(yè)績的研究，包括業(yè)績水平的評價指標(biāo)及影響因素等；知識在績效模型中是一個因子，對個人的業(yè)績水平產(chǎn)生促進(jìn)作用；學(xué)者們從多個角度探討了預(yù)算參與和管理績效的影響，雖未成定論但大多數(shù)研究結(jié)果支持預(yù)算參與對管理績效存在正向影響，還有學(xué)者分析預(yù)算參與對績效的作用機(jī)制，主要結(jié)合心理學(xué)和管理學(xué)理論，通過中介變量模型和權(quán)變模型兩種渠道來分析，但尚未在結(jié)論上達(dá)成共識。本文探討管理者具備的成本知識對其管理業(yè)績的影響，并從管理者個人因素出發(fā)，將管理者的成本知識作為中介變量檢驗預(yù)算參與程度和管理者業(yè)績的關(guān)系。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

Blumberg和Pringle（1982）最早提出管理者業(yè)績模型：業(yè)績=f（能力，意愿，機(jī)遇），Libby & Luft（1993）在此基礎(chǔ)上提出了四因素模型：業(yè)績＝f（能力，知識，激勵，環(huán)境）。Bonner，Hastie，Sprinkle，Young（2000）認(rèn)為成本管理會計信息能激勵員工改善績效。任務(wù)認(rèn)知復(fù)雜度越高，財務(wù)激勵提高績效的可能性越低。任務(wù)和激勵設(shè)計的類型影響財務(wù)激勵的效用，并進(jìn)一步影響成本管理會計和控制系統(tǒng)的設(shè)計，建議企業(yè)使用多種會計信息。

從19世紀(jì)50年代開始，理論界發(fā)現(xiàn)預(yù)算不僅依賴于技術(shù)上的改進(jìn)，更依賴于影響組織行為的心理學(xué)變量（如激勵、認(rèn)知的一致性）。Argyris（1952）首次從組織心理學(xué)的角度探究導(dǎo)致員工認(rèn)知失調(diào)的幾種達(dá)到預(yù)算的壓力，建議使用參與式預(yù)算，即上級讓下級參與影響下級的預(yù)算的制定過程。Hofstede（1967）利用期望理論，發(fā)現(xiàn)預(yù)算目標(biāo)難度對實現(xiàn)預(yù)算目標(biāo)的動機(jī)有非線性的影響，認(rèn)為預(yù)算參與對達(dá)到預(yù)算目標(biāo)，提高績效有正向影響，因為預(yù)算參與能激勵員工并更好地發(fā)揮預(yù)算的計劃作用。Otley（1978）得出需要根據(jù)不同的組織類型、現(xiàn)行的組織信條和環(huán)境條件來設(shè)計權(quán)變的預(yù)算控制方法。Brownell等（1986）表明預(yù)算參與度與業(yè)績水平顯著正相關(guān)，但由于參與度和激勵的關(guān)系不顯著，將激勵作為被其與內(nèi)在效價的負(fù)相關(guān)關(guān)系抵消。Dearman & Shields（2001）表明掌握作業(yè)成本法知識含量和/或用作業(yè)成本知識結(jié)構(gòu)處理成本信息的經(jīng)理人判斷績效更優(yōu)秀。鮑衛(wèi)新（2008）發(fā)現(xiàn)預(yù)算控制緊度在不同任務(wù)不確定性情況下均對預(yù)算績效意義重大。吳春賢、楊立芳（2010）表明三種產(chǎn)生預(yù)算參與的原因（包括環(huán)境不確定性、任務(wù)不確定性和信息不對稱）均與預(yù)算參與程度正相關(guān)，且均與預(yù)算參與作用呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

我國目前處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌期，在國民生產(chǎn)總值高速增長的同時，股票市場和金融體系尚不成熟，法律、監(jiān)管制度不夠健全，企業(yè)治理受到中國“關(guān)系”文化的影響，不乏“一把手決策”和“任人唯親”的現(xiàn)象，因此企業(yè)的權(quán)力制衡和激勵機(jī)制亟待改進(jìn)。公司管理者既要遵循國家政策目標(biāo)，又要關(guān)注經(jīng)營業(yè)績，政府在企業(yè)的戰(zhàn)略規(guī)劃方面有很大權(quán)力，建立有效的治理結(jié)構(gòu)特別重要。在研究成本知識和管理者業(yè)績時，應(yīng)結(jié)合我國特殊的制度背景來考慮，以得出適用于我國現(xiàn)狀的合理結(jié)論。

（二）理論假設(shè)

根據(jù)影響績效模型（Libby，Luft，1993），績效＝（能力，知識，激勵，環(huán)境），知識可以獨(dú)立地對績效產(chǎn)生影響。接受過更高水平的成本管理教育（比如企業(yè)培訓(xùn)，MBA教育，參加學(xué)術(shù)論壇等）的管理者成本意識更強(qiáng)（Shields & Young，1994），而從戰(zhàn)略視角看待成本管理任務(wù)，以及運(yùn)用平衡視角從全局進(jìn)行預(yù)算管理和成本規(guī)劃，可以看作是一種較先進(jìn)的成本管理知識，在四因素模型下的其他條件保持不變時，成本知識層次越高，越全面的管理者更可能有優(yōu)異的表現(xiàn)。

根據(jù)激勵理論（Murray，1990；Chow等，1988；Lau和Buckland，2001）和認(rèn)知理論，管理者的成本知識和預(yù)算參與程度主要通過兩個方面的作用機(jī)制來影響管理業(yè)績，一是管理者在參與預(yù)算管理的過程中能將自己的成本知識、對自身工作職責(zé)范圍內(nèi)了解的信息和需求以及對成本管理的建議融入成本管理的工作中，影響對成本和預(yù)算的控制過程，進(jìn)而對管理的業(yè)績水平產(chǎn)生影響；二是管理者在參與預(yù)算管理的過程中，會對組織的戰(zhàn)略和項目的目標(biāo)及環(huán)境因素有更深入、全面的了解，這樣就減少個人與組織的信息不對稱，管理者可以將組織的戰(zhàn)略目標(biāo)與自己對項目的認(rèn)識進(jìn)行對比和協(xié)調(diào)，糾正對組織目標(biāo)的理解偏差，在自身工作職責(zé)范圍內(nèi)適度調(diào)整工作方法。同時，組織成員通過參與預(yù)算也可以增進(jìn)知識的共享，共享信息的質(zhì)量越高，越可以促進(jìn)上下級之間的有效溝通，進(jìn)而影響管理者的業(yè)績水平。因此，我們可以推測，管理者的成本知識和預(yù)算參與程度存在交互作用，這個交互項與管理業(yè)績正相關(guān)，進(jìn)而提出假設(shè)。

假設(shè)1：管理者的成本知識和預(yù)算參與程度存在交互作用，交互項與管理者業(yè)績正相關(guān)。戰(zhàn)略成本管理/平衡視角的成本知識水平高并且預(yù)算參與程度高的管理者管理業(yè)績越好。

假設(shè)1a：戰(zhàn)略成本知識水平和預(yù)算參與程度越高的管理者，管理者業(yè)績越好。

假設(shè)1b：平衡視角的成本知識水平和預(yù)算參與程度越高的管理者，管理者業(yè)績越好。

二、研究設(shè)計

（一）變量選取

1.管理者成本知識。本文通過對參與者掌握和運(yùn)用戰(zhàn)略管理視角和平衡視角的程度來度量此變量。參考J.K Shank（1989）對戰(zhàn)略成本管理的研究，根據(jù)在戰(zhàn)略成本管理四個階段中將戰(zhàn)略和成本管理匹配的程度設(shè)置問題，并詢問參與者對分析成本的最優(yōu)方法、成本分析的目標(biāo)、我們該如何理解成本管理的了解和認(rèn)識來判斷其知識水平。其次，對平衡視角成本知識的度量來自Shields & Young（1994）的研究，圍繞管理者對成本管理決策中是否包含了長期目標(biāo)并與組織目標(biāo)相連，考察參與者對成本是如何與產(chǎn)出和其他重要的變量（如生產(chǎn)速度、產(chǎn)品質(zhì)量等）的關(guān)聯(lián)是否有充分認(rèn)識，能否平衡對資源的長/短期需求。使用問題打分來衡量參與者成本管理的平衡視角知識，此部分問題得分命名為CMP1-CMP15。

2.預(yù)算參與。預(yù)算參與程度的計量參考Milani（1975）的方法，圍繞預(yù)算參與的六個方面設(shè)置問題，此方法在之前的有關(guān)預(yù)算參與的研究中得到廣泛應(yīng)用（如Harrison，1992；Kren，1992；Nouri et.al.，1995；吳春賢、楊立芳，2010）。參與者對問題打分越高，表明其在預(yù)算編制和管理中的參與度越高，且其領(lǐng)導(dǎo)重視征求并重視其對預(yù)算管理的建議，組織文化傾向于全員參與，主動為預(yù)算編制和貫徹獻(xiàn)策，此部分問題得分命名為變量BP1-BP6。

3.管理者業(yè)績。管理業(yè)績的參考Mahoney et al.（1965）提出的管理者的八種職能設(shè)置問題，令參與者對日常管理工作中八個方面的表現(xiàn)打分，自我評價其在對內(nèi)和對外兩方面的管理業(yè)績。采用9級Likert量表，1分表示在某一管理活動中業(yè)績水平非常低，9分表示業(yè)績水平非常高。將此部分16個問題的得分命名為變量P1-P16。

4.控制變量。由于參與者均有工作經(jīng)驗，工作經(jīng)驗?zāi)芴岣邔I(yè)知識進(jìn)而影響績效（Cloyd，1997；Libby，1995），參考前人的研究（Cardinaels，2008），將工作經(jīng)驗變量引入模型作為控制變量，工作經(jīng)驗（EXP）以參與者從事管理職位的年限來測度。

（二）樣本數(shù)據(jù)說明

本文使用調(diào)查問卷收集數(shù)據(jù)，問卷的發(fā)放對象為對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際商學(xué)院EMBA和MBA班的學(xué)員。問卷包含四部分內(nèi)容，第一部分是參與者基本信息調(diào)查；第二部分到第四部分是收集與變量有關(guān)的數(shù)據(jù)，采用Likert量表，要求參與者根據(jù)自身真實情況對每個題目打分，以此考察參與者在實際工作情境中的真實情況。本次調(diào)查中，在EMBA和MBA課堂上以課堂實驗的形式，將全套問卷一次性發(fā)放給各位學(xué)員，匿名調(diào)查并在學(xué)員作答前強(qiáng)調(diào)結(jié)果不會影響其考試成績，保證問卷的真實有效。

調(diào)查共發(fā)放問卷240份，回收問卷101份，回收率為42.1%，其中有效問卷96份。由于本問卷在前面部分設(shè)置過濾性題目，無法回收的問卷一些是參與者沒有成本管理教育背景，對成本知識知之甚微；另一部分是參與者工作年限短尚無管理經(jīng)驗或欠缺成本管理方和預(yù)算管理方面的管理經(jīng)驗。回收問卷中有5份存在漏答了題目，故剔除不作為有效問卷，下文使用的研究數(shù)據(jù)來自96份有效問卷。

（三）因子分析

因子分析是指在一組具有相關(guān)性的數(shù)據(jù)中減少變量數(shù)目以簡化數(shù)據(jù)的一種相關(guān)分析技術(shù)。本文通過因子分析將問卷中相關(guān)性比較高的題目進(jìn)行簡化，轉(zhuǎn)換成新的、彼此獨(dú)立、不相關(guān)的新因素，找到真正相關(guān)的變量。于是，筆者在回收問卷數(shù)據(jù)后將數(shù)據(jù)加以整理分析，找出影響參與者共同因素，即基礎(chǔ)變量，將其作為研究模型中使用的變量。因子分析結(jié)果如表1所示。

第二到第四部分的原始數(shù)據(jù)經(jīng)過KMO及Bartlett's檢驗后發(fā)現(xiàn)，KMO值分別為0.781、0.838和0.841，第二部分KMO值大于0.7為“中等”，第三、四部分的KMO值均大于0.8，表明變量間的共同因素較多；Bartlett's球形檢驗值分別為298.42、288.248、335.805，自由度為15，達(dá)到0.001的顯著水平，代表總體間的相關(guān)矩陣間有共同因素存在，適合進(jìn)行因子分析。本文使用主成分分析法進(jìn)行因素萃取并以Varimax法進(jìn)行轉(zhuǎn)軸，萃取出5個特征值大于1的因素，累計解釋變異量達(dá)到66.45%，這表示因子分析的結(jié)果能解釋原始變量的大部分差異，能較好地代表原始變量。

因子1可解釋參與者在成本管理和預(yù)算控制中對戰(zhàn)略的認(rèn)識的應(yīng)用程度，將因子1命名為戰(zhàn)略成本知識（SCMP）；因子2可解釋參與者平衡長短期資源關(guān)系并全面地看待產(chǎn)出和成本關(guān)聯(lián)的程度，將因子2命名為平衡成本知識（BCMP）；因子3可以解命名為預(yù)算參與程度（BP）；因子4解釋了參與者在計劃、監(jiān)管、人力資源管理、協(xié)調(diào)、評估、調(diào)研方面的表現(xiàn)，將其命名為對內(nèi)管理業(yè)績（IP）；因子5解釋了參與者在談判和代表工作中的表現(xiàn)，命名為對外的管理業(yè)績（EP）。

（四）信度檢驗

本文采用問卷調(diào)查的方式獲取原始數(shù)據(jù)，問卷設(shè)計的合理性和有效性對研究結(jié)果至關(guān)重要，需要問卷有較高的信度和效度。由于對成本知識、預(yù)算參與程度和管理業(yè)績的直接定量測試難以執(zhí)行，本文采用這類研究普遍使用的Likert量表法。評估一個系統(tǒng)的信度是以組成此系統(tǒng)的各個問卷項目之間的相關(guān)系數(shù)為基礎(chǔ)的，項目相關(guān)性越高，代表期間的一致性越高。信度是一份量表測得的分?jǐn)?shù)的一致性和穩(wěn)定性。用主成分分析法對變量進(jìn)行簡化后，本文使用Cronbach Alpha系數(shù)來判斷信度。問卷中每個題目都是正面問法，五個變量的Cronbach Alpha系數(shù)均大于0.8，在可接受范圍內(nèi)，可認(rèn)為問卷有良好的信度，由問卷得出的統(tǒng)計數(shù)據(jù)較為可靠。信度檢驗結(jié)果如表2所示。

根據(jù)以上分析，建立了如下多元回歸模型：

P=b0+b1SCMP+b2BP+b3SCMP*BP+b4EXP+e（方程1.1）

P=b0+b1BCMP+b2BP+b3BCMP

*BP+b4EXP+e（方程1.2）

其中，SCMP*BP/BCMP*BP是一個交互影響的變量，如果假設(shè)1成立，b3應(yīng)該顯著為正。

三、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計結(jié)果

由表3描述統(tǒng)計結(jié)果看出，自變量SCMP（戰(zhàn)略成本管理知識）的理論取值范圍是3—21。從參與者的打分來看，這個變量的平均值為11.2，中位數(shù)為11，平均值與中位數(shù)非常接近且都接近11分，表示參與者的戰(zhàn)略成本知識得分分布較為均勻，且平均居于中等水平；BCMP的值是由三個問卷項目得分的加總得來，理論取值范圍是3—21，這個變量的平均值為13.83，中位數(shù)為14，平均值和中位數(shù)接近，各觀測值的變異程度略低。BP（預(yù)算參與程度）值等于6個問題的得分加總，理論取值范圍是6—42分，參與者的實際得分最低為6分，表明其在預(yù)算參與的6個維度中均參與較少，最高分為40分，這個變量的平均值為24.3，中位數(shù)為25，表明參與者在組織中參與預(yù)算的平均水平處于中等，此變量的變異系數(shù)低于成本知識變量，表明它的各觀測值的變異程度更小。

因變量管理業(yè)績分為對內(nèi)和對外管理業(yè)績，對內(nèi)管理業(yè)績IP的值是6個問卷項目得分的加總，其理論取值范圍是6—54分。此變量平均值為36.4，均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.83，中位數(shù)為36.5，其變異系數(shù)在5個變量中最低，表明此變量的觀測值的變異程度最小。對外管理業(yè)績EP，參與者的得分在4—18的區(qū)間變動，變量的平均值為12.5，中位數(shù)為13，可能由于此變量的標(biāo)準(zhǔn)誤和變異系數(shù)均較低，表示個體觀察值的差異較小，樣本對總體的代表性較強(qiáng)。同時，IP和EP的平均值均高出理論取值范圍的平均值，這表明參與者的管理業(yè)績平均水平高于中等水平，不排除參與者在進(jìn)行自我評價時，往往傾向于高估自己的業(yè)績水平的可能性。

（二）回歸分析結(jié)果

本文使用SPSS軟件，對上面提出的模型進(jìn)行回歸分析進(jìn)行假設(shè)檢驗，對成本知識與預(yù)算參與程度的交互項與管理業(yè)績（對外和對內(nèi)兩類）的關(guān)系檢驗，回歸結(jié)果如表4到7所示。

表4是對方程P=b0+b1SCMP

+b2BP+b3SCMP*BP+b4EXP+e的回歸結(jié)果，可以看出，模型的判定系數(shù)R2=0.3，調(diào)整后R2=0.277，Durbin

-Watson的值為1.860，一般DW值在1.5—2.5之間表明殘差間相互獨(dú)立，無自我相關(guān)。F值為13.156且在α<0.01的水平上顯著，判定系數(shù)和F值均大于加入交互項之前方程的時候，表明加入交互項后的回歸模型的擬合度更好，同時模型成立且并具有統(tǒng)計意義，模型中自變量對因變量之間的線性關(guān)系在總體上顯著。VIF值為1.167，遠(yuǎn)小于10，說明方程不存在多重共線性現(xiàn)象。從自變量的回歸系數(shù)可以看出，戰(zhàn)略視角的成本管理及預(yù)算參與程度的交互項與管理者對內(nèi)管理業(yè)績顯著正相關(guān)（回歸系數(shù)=0.086，t=1.907，P值為0.06），假設(shè)1a成立，而且加入交互項后方程的擬合度更好。

表5是對方程P=b0+b1BCMP

+b2BP+b3BCMP*BP+b4EXP+e的回歸結(jié)果，可以看出，模型的判定系數(shù)R2=0.485，調(diào)整后R2=0.463，R2相對較高，所以整體回歸模型對觀測值的擬合度較為理想。Durbin-Watson的值為1.679，一般DW值在1.5—2.5之間表明殘差間相互獨(dú)立，無自我相關(guān)。F值為28.872且P值<0.01，判定系數(shù)R2和F值均較高，表明回歸模型的擬合度較好，模型成立且并具有統(tǒng)計意義，模型中自變量對因變量之間的線性關(guān)系在總體上顯著。VIF值為1.108，遠(yuǎn)小于10，說明方程不存在多重共線性現(xiàn)象。從自變量的回歸系數(shù)b3可以看出，平衡視角的成本管理及預(yù)算參與程度的交互項與管理者對內(nèi)管理業(yè)績在且在α<0.1的水平上顯著正相關(guān)（回歸系數(shù)=0.148，t=2.165，P值為0.033），假設(shè)1b成立。

接下來是以對外管理的業(yè)績水平作為因變量，通過方程P=b0+b1SCMP

+b2BP+b3SCMP*BP+b4EXP+e的回歸結(jié)果，檢驗其與戰(zhàn)略成本管理知識和預(yù)算參與程度交互項的相關(guān)關(guān)系。從表6我們可以看出，模型的判定系數(shù)R2=0.163，調(diào)整后R2=0.126。Durb-

in-Watson的值為1.513，一般DW值在1.5—2.5之間表明殘差間相互獨(dú)立，無自我相關(guān)。F值為4.439且在α<0.01的水平顯著，表明回歸模型的擬合度較好，模型成立且并具有統(tǒng)計意義。VIF值為1.167，遠(yuǎn)小于10，說明方程不存在多重共線性現(xiàn)象。從自變量的回歸系數(shù)可以看出，戰(zhàn)略成本管理知識和預(yù)算參與程度交互項與管理者對外管理業(yè)績無顯著相關(guān)性（P值為0.111>0.1），假設(shè)1a不成立。

表7是對方程P=b0+b1BCMP

+b2BP+b3BCMP*BP+b4EXP+e的回歸結(jié)果，用于檢驗平衡視角的成本知識與預(yù)算參與程度交互項和對外管理業(yè)績的相關(guān)關(guān)系。可以看出，模型的判定系數(shù)R2=0.184，調(diào)整后R2=0.149。Durbin-Watson的值為1.465，接近1.5也可認(rèn)為殘差間相互獨(dú)立，無自我相關(guān)。F值為5.145且P值<0.01，表明回歸模型的擬合度較好（由更大的判定系數(shù)和F值得知，加入交互項的方程擬合度優(yōu)于方程2.1），模型成立并且具有統(tǒng)計意義，即模型中自變量對因變量之間的線性關(guān)系在總體上顯著。VIF值為1.108，遠(yuǎn)小于10，說明方程不存在多重共線性現(xiàn)象。從自變量的回歸系數(shù)可以看出，平衡視角的成本知識與預(yù)算參與程度交互項與管理者對內(nèi)管理業(yè)績無顯著相關(guān)性（P值為0.989遠(yuǎn)大于0.1），假設(shè)1此時不成立。

四、研究結(jié)論

（一）研究結(jié)論

本次研究通過對具有成本管理工作經(jīng)驗的企業(yè)管理者進(jìn)行問卷調(diào)查，最終回收有效問卷96份，通過對問卷數(shù)據(jù)的描述性分析和回歸模型檢驗，探討我國企業(yè)管理者的成本知識、預(yù)算參與程度和管理者業(yè)績的相關(guān)關(guān)系。本文的發(fā)現(xiàn)主要有以下幾點(diǎn)：

第一，企業(yè)管理者業(yè)績問題在我國具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。從理論上看，前人研究在企業(yè)管理業(yè)績的績效評價方面取得許多突破性的成果，如財務(wù)指標(biāo)、平衡計分卡等，對企業(yè)業(yè)績評價體系的設(shè)計有重要指導(dǎo)意義。但是目前國內(nèi)對于管理者業(yè)績的研究大多用企業(yè)管理業(yè)績來替代，事實上二者不能完全等同。從現(xiàn)實來看，企業(yè)管理者受所有者委托，為企業(yè)制定戰(zhàn)略規(guī)劃，監(jiān)督日常運(yùn)營，是企業(yè)發(fā)展的中流砥柱。企業(yè)在日趨激烈的市場競爭中能否準(zhǔn)確定位并持續(xù)保持競爭優(yōu)勢，很大程度上取決于各個層面管理者的表現(xiàn)，管理者業(yè)績衡量企業(yè)管理業(yè)績的一個層面，體現(xiàn)了企業(yè)的經(jīng)營成果和管理者的貢獻(xiàn)。因此，研究管理者業(yè)績的影響因素及其作用機(jī)制，在我國具有一定現(xiàn)實意義。

第二，本文嘗試從管理者成本知識、預(yù)算參與程度及二者交互作用的角度來研究其對管理者業(yè)績的影響及其作用機(jī)制。使用SPSS軟件對問卷數(shù)據(jù)分析后，本文取得了以下實證結(jié)果：

管理者的成本知識和預(yù)算參與程度對管理者對內(nèi)管理業(yè)績產(chǎn)生正向的交互影響，這個結(jié)論在對外業(yè)績水平的兩個模型中未得到驗證。這表明當(dāng)管理者進(jìn)行成本管理時具備較高層次的戰(zhàn)略視角或平衡視角的成本知識時，參與預(yù)算的程度越深，其管理業(yè)績越高；反之，不具備戰(zhàn)略視角和平衡視角的成本知識或?qū)Τ杀局R的理解和采納程度較低的管理者，參與預(yù)算程度越高，其管理業(yè)績效果反而越差。

另外，加入交互項的三個自變量的方程比只有兩個自變量的方程擬合度更好，解釋能力更強(qiáng)（在戰(zhàn)略視角模型中調(diào)整后R2由25%提高至27%，平衡視角模型中調(diào)整后R2由44%增加至46%）。這歸因于管理的對內(nèi)職能（包括計劃、調(diào)研、協(xié)調(diào)、評估、監(jiān)管、人事管理）要求管理者必須擁有一種均衡的前瞻的成本知識來弄清楚組織戰(zhàn)略和業(yè)務(wù)流程，并通過深入預(yù)算控制的每一個環(huán)節(jié)來使自身表現(xiàn)更優(yōu)異，為企業(yè)競爭優(yōu)勢的確立和持續(xù)維持做出貢獻(xiàn)。這也可以看作是研究預(yù)算參與對管理績效的作用機(jī)制的一個新角度，即將管理者個人的知識視角作為中介變量來檢驗預(yù)算參與對管理績效的影響，得出的結(jié)論與之前的大量研究一致。

第三，結(jié)合我國轉(zhuǎn)軌期經(jīng)濟(jì)的國情，企業(yè)通過加強(qiáng)管理者成本知識的培訓(xùn)、加深管理者參與預(yù)算的程度，或者將二者結(jié)合起來都有助于優(yōu)化管理者業(yè)績。目前，我國股市、金融體系尚不成熟，法律、監(jiān)管制度不健全，我國企業(yè)公司治理亟待改進(jìn)，一方面提高投資者的信心，另一方面建立規(guī)范的流程和系統(tǒng)有利于競爭優(yōu)勢的確立和持久發(fā)展。我國企業(yè)尤其是國有企業(yè)尚存在政治化管理和“一把手決策”的現(xiàn)象，如果管理者缺乏成本知識和關(guān)注長期發(fā)展的戰(zhàn)略意識，又過多干預(yù)預(yù)算管理，就會對業(yè)績產(chǎn)生不利影響。同樣，對管理者和普通員工的激勵值得關(guān)注，通過對預(yù)算決策過程的授權(quán)，在管理過程中重視基層員工的意見，既能促進(jìn)員工提高成本知識和對自身工作的成本意識，又能通過民主的決策程序激勵各層級的管理者參與預(yù)算，協(xié)調(diào)個人目標(biāo)和組織目標(biāo)。另外，在股市和監(jiān)管制度欠成熟的情況下，經(jīng)理人股權(quán)激勵存在一些隱憂，而企業(yè)對員工提供成本知識的教育和培訓(xùn)是對員工的一種激勵方式。任用和提拔管理者時基于才干而非關(guān)系，“任人唯賢”能督促管理者不斷學(xué)習(xí)和實踐，提高自身成本知識和管理經(jīng)驗，并將才干投入預(yù)算管理過程中，這種交互作用能提高管理者業(yè)績，進(jìn)而實現(xiàn)組織的經(jīng)營目標(biāo)。

基于上述結(jié)論筆者認(rèn)為，管理者戰(zhàn)略成本管理知識和平衡視角傾向越強(qiáng)，預(yù)算參與程度越高，或二者的交互作用越強(qiáng)，均能促進(jìn)其對企業(yè)戰(zhàn)略的理解和對各種資源的統(tǒng)籌，推動管理者業(yè)績的提升。

（二）對策建議

基于上述幾點(diǎn)研究結(jié)論，本文提出以下幾條建議供企業(yè)管理者參考：

第一，企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)對管理者的成本知識教育和培訓(xùn)，并促進(jìn)成本知識在組織內(nèi)部的傳播和交流。管理者需要掌握前沿的成本管理理論，以便拓展其戰(zhàn)略成本管理知識和平衡視角。同時，促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部對成本管理會計方法的采用和知識的傳播，尤其是對參與成本管理的員工和不同層次的管理者，以提高員工的成本管理意識。一方面，促進(jìn)這種傳播的力量主要來自企業(yè)外部，如董事會成員、獨(dú)立董事、監(jiān)事會成員的推動和鼓勵，顧客和競爭者的應(yīng)用情況；也有來自企業(yè)內(nèi)部的幾種力量，如國內(nèi)大學(xué)提供的教育和培訓(xùn)、擅長信息技術(shù)方面的員工的表現(xiàn)、新員工的專業(yè)知識和技能等。OConnor（2006）研究中國企業(yè)的管理績效如何被政治約束、組織架構(gòu)的影響時，發(fā)現(xiàn)企業(yè)所在行業(yè)的增長水平、外國企業(yè)的競爭、合營狀況和股票上市等組織架構(gòu)的因素能中和政治約束的影響，促進(jìn)現(xiàn)代成本管理會計方法的運(yùn)用。另一方面，我國加入世界貿(mào)易組織后，隨著對西方經(jīng)濟(jì)管理理論的引進(jìn)和研究，與外國企業(yè)的合營，聘請外資管理咨詢機(jī)構(gòu)以獲取適合自身經(jīng)營狀況的專業(yè)意見，出口規(guī)模的擴(kuò)大，與國外供應(yīng)商、客戶、競爭者及合作伙伴的關(guān)系日益緊密，對西方預(yù)算和成本管理方法的學(xué)習(xí)和應(yīng)用獲得了更大進(jìn)展。因此，企業(yè)在進(jìn)行對外貿(mào)易或與外國企業(yè)合營時，可關(guān)注其成本管理戰(zhàn)略和預(yù)算系統(tǒng)，去其糟粕取其精華，不斷改進(jìn)自身的成本管理體系。

第二，企業(yè)應(yīng)促進(jìn)預(yù)算控制過程中企業(yè)內(nèi)部的信息共享，從個體、群體和組織層面建立知識共享型知識結(jié)構(gòu)。尤其是在預(yù)算編制和實施過程中，可以更大程度上讓相關(guān)員工參與決策過程，更廣泛地征詢意見和反饋，增強(qiáng)上下級的及時溝通。通過合理的組織結(jié)構(gòu)設(shè)計以加強(qiáng)內(nèi)部和外部知識共享，也能提高員工知識的價值，進(jìn)而為客戶創(chuàng)造更大價值。通過組織革新和知識共享有助于企業(yè)充分挖掘內(nèi)部資源，塑造核心競爭力從而確立持續(xù)的競爭優(yōu)勢。尤其是對于目前較為欠缺前瞻性和全局性的成本知識的管理者而言，可以適當(dāng)向組織成員授權(quán)，以調(diào)動成員的積極性，激勵他們分享知識改進(jìn)預(yù)算管理過程，減少領(lǐng)導(dǎo)獨(dú)斷，讓更多員工參與到重要的預(yù)算決策中來。同時，管理者還可以利用非正式渠道的溝通，創(chuàng)造相對寬松的文化環(huán)境，鼓勵員工自我管理，同時建立適當(dāng)?shù)闹贫群捅O(jiān)督激勵機(jī)制，使團(tuán)隊整體共同成長和進(jìn)步，進(jìn)而推動企業(yè)的績效。

第三，企業(yè)應(yīng)適時調(diào)整預(yù)算模式，平衡預(yù)算控制、外部環(huán)境變化、員工創(chuàng)新和積極性的關(guān)系。企業(yè)將預(yù)算的完成情況作為考評員工的方式，而預(yù)算管理強(qiáng)調(diào)控制體系的設(shè)計和控制的有效執(zhí)行，這就在員工中強(qiáng)化了指令，弱化了對員工的創(chuàng)新和挑戰(zhàn)性的激勵。當(dāng)外部環(huán)境變化、市場需求轉(zhuǎn)向時，管理者及其管理的團(tuán)隊可能礙于預(yù)算控制的限制，不主動提出、施行適應(yīng)環(huán)境和需求變化的新方案。這種現(xiàn)象對市場份額較為固定，需求較為穩(wěn)定的企業(yè)危害尚不嚴(yán)重，但對于競爭激烈，市場需求多變的行業(yè)，企業(yè)需靈活調(diào)整戰(zhàn)略及其預(yù)算管理模式，采用超越預(yù)算模式、零基預(yù)算模式等，并鼓勵管理者盯住市場需求和環(huán)境的變動，及時匯報變化情況并采取新措施占領(lǐng)市場，發(fā)掘員工的創(chuàng)新潛力。在這個過程中，要提防組織內(nèi)部溝通的時滯性，平衡達(dá)成預(yù)算和對市場迅捷反應(yīng)兩種目標(biāo)的關(guān)系。

（三）局限性

由于筆者的理論基礎(chǔ)和實證研究水平有限，本文的研究也存在一些局限。

第一，由于本次研究可用資源有限且收集數(shù)據(jù)難度高，通過向?qū)ν饨?jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)的EMBA和MBA學(xué)員發(fā)放問卷調(diào)查采集數(shù)據(jù)，導(dǎo)致樣本不是完全隨機(jī)的，而且選擇數(shù)量不夠全面。依據(jù)前人研究，較為理想的數(shù)據(jù)采集方式是深入某些企業(yè)實地研究或向選定的目標(biāo)企業(yè)的現(xiàn)任管理者寄發(fā)問卷。

第二，采用隨堂發(fā)放問卷的形式收集數(shù)據(jù)，本身就具有一定缺陷，問卷中有關(guān)管理業(yè)績的度量項目由參與者自我評價打分，而非通過實驗設(shè)置任務(wù)來評判績效，結(jié)果可能顯示更高的均值。因為管理者在評價自己業(yè)績時不傾向于給自己打低分，對管理績效的潛在高估有可能影響實證結(jié)果的準(zhǔn)確性，因此，問卷的填寫質(zhì)量和問卷項目設(shè)計還有進(jìn)一步修正的空間。

第三，本次調(diào)查共發(fā)放問卷240份，回收問卷101份，回收率為42.1%，其中有效問卷96份。樣本量雖然達(dá)到要求，但在未來研究中可對樣本量進(jìn)行擴(kuò)充（如擴(kuò)充至200以上的樣本量）來獲取更有說服力的結(jié)論。

第四，本文的四個回歸方程中判定系數(shù)R2最高的一個是46%，其他均低于30%，這表明模型的整體契合度有進(jìn)一步提升的空間，回歸方程中只解釋了小于一半的可觀察的業(yè)績水平，還有其他變量在對管理著業(yè)績水平起作用但未包含在模型中，未來研究可以在模型中增加其他領(lǐng)域的變量來探索影響管理者業(yè)績的其他因素，進(jìn)一步補(bǔ)充和完善模型?！?/p>

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