時(shí)間:2022-04-22 01:13:42
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首先對(duì)樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),結(jié)果見(jiàn)表2。樣本公司中有52%的評(píng)價(jià)者高估了其全面預(yù)算管理成熟度水平,15%的評(píng)價(jià)者低估了其全面預(yù)算管理成熟度水平,僅有33%的評(píng)價(jià)者對(duì)其全面預(yù)算管理成熟度水平的認(rèn)知不存在偏差。表明了評(píng)價(jià)者對(duì)其企業(yè)的預(yù)算管理實(shí)施效果存在較為普遍的認(rèn)知偏差,其中高估現(xiàn)象更為嚴(yán)重,這也為研究的必要性提供了進(jìn)一步的證據(jù)。
(二)均值差異檢驗(yàn)
檢驗(yàn)高估組和未高估組樣本中評(píng)價(jià)者的過(guò)度自信特征均值是否有顯著差異,結(jié)果見(jiàn)表3。從表中數(shù)據(jù)可見(jiàn)相對(duì)未高估組,高估組中評(píng)價(jià)者是否直接負(fù)責(zé)預(yù)算工作、是否為管理者的均值更高,且差異顯著,說(shuō)明評(píng)價(jià)者是否直接負(fù)責(zé)預(yù)算工作以及是否為管理者會(huì)影響企業(yè)預(yù)算成熟度的高估,這與假設(shè)1a、假設(shè)1b一致,而對(duì)于工作年限未發(fā)現(xiàn)顯著差異。
按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分類的結(jié)果如表4,發(fā)現(xiàn)相對(duì)于非國(guó)有企業(yè),國(guó)有企業(yè)中評(píng)價(jià)者是否直接負(fù)責(zé)預(yù)算工作、是否為管理人員的均值差異更大且更為顯著,這說(shuō)明評(píng)價(jià)者是否直接負(fù)責(zé)預(yù)算工作、是否為管理人員影響高估的效應(yīng)主要存在于國(guó)有企業(yè)中,這與假設(shè)1a、假設(shè)1b一致。但是工作年限均值均不存在顯著差異。
(三)相關(guān)性分析與多重共線性診斷
使用Spearman簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)方法對(duì)變量之間的相關(guān)性進(jìn)行了檢驗(yàn)。高估與評(píng)價(jià)者是否直接負(fù)責(zé)預(yù)算管理工作之間的相關(guān)系數(shù)為0.38,且在1%的水平上顯著,初步驗(yàn)證了假設(shè)1a;變量高估與評(píng)價(jià)者是否為管理人員之間的相關(guān)系數(shù)為0.46 ,且在1%的水平上顯著,初步驗(yàn)證了假設(shè)1b;變量高估與評(píng)價(jià)者工作年限之間的相關(guān)系數(shù)為0.12,但是并不顯著,假設(shè)1c沒(méi)有得到驗(yàn)證。在進(jìn)行Logistic回歸前,進(jìn)行多重共線性診斷。變量的容忍度偏差最小值為0.732,大于0.1,方差膨脹因子最大值為1.286,小于10,所以文章變量不存在多重共線性(表略)。
(四)Logistic回歸分析
1.過(guò)度自信特征與高估企業(yè)預(yù)算成熟度的Logistic回歸分析
為了檢驗(yàn)假設(shè)1,對(duì)模型進(jìn)行Logistic回歸,結(jié)果如表5所示??刂屏似渌兞亢?,評(píng)價(jià)者是否直接負(fù)責(zé)預(yù)算工作的回歸系數(shù)為3.22,在5%的水平上顯著,驗(yàn)證了假設(shè)1a;評(píng)價(jià)者是否為管理人員的回歸系數(shù)為3.23,在5%的水平上顯著,驗(yàn)證了假設(shè)1b;評(píng)價(jià)者工作年限的回歸系數(shù)為0.10,但是并不顯著,假設(shè)1c沒(méi)有得到驗(yàn)證。同時(shí),還發(fā)現(xiàn)企業(yè)全面預(yù)算管理成熟度等級(jí)即Grade的系數(shù)為負(fù),在1%的水平上顯著,可見(jiàn)高估現(xiàn)象主要存在于企業(yè)全面預(yù)算管理成熟度較低的企業(yè)中。
2.過(guò)度自信特征、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與高估企業(yè)預(yù)算管理成熟度的Logistic回歸分析