序論：寫作是一種深度的自我表達(dá)。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經(jīng)營績效分析范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

關(guān)鍵詞：協(xié)議收購；上市公司；經(jīng)營績效

一、引言

企業(yè)的收購能否真正創(chuàng)造價值呢？由于收購活動本身的復(fù)雜性，企業(yè)的協(xié)議收購是否能提高企業(yè)的經(jīng)營績效，這是一個存在爭議的問題。本文將2015年我國完成協(xié)議收購的上市公司作為研究對象，對收購方公司收購前后的經(jīng)營績效變化情況進(jìn)行實證分析。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇

本文以2015年已完成協(xié)議收購的上市公司作為研究樣本。選取協(xié)議收購前一年與協(xié)議收購后一年的報表數(shù)據(jù)，對其收購前一年和收購后一年的經(jīng)營績效變化情況進(jìn)行實證分析，采用會計研究法，通過Stata統(tǒng)計軟件構(gòu)建模型，分析各樣本公司協(xié)議收購前后績效變化情況。數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）研究假設(shè)

原假設(shè)H0：協(xié)議收購會降低收購企業(yè)經(jīng)營績效。研究假設(shè)（備擇假設(shè)）H1：協(xié)議收購會提高收購企業(yè)經(jīng)營績效。

（三）變量選取

凈資產(chǎn)收益率（y）作為被解釋變量，評價企業(yè)經(jīng)營績效。協(xié)議收購（x1）作為虛擬變量，收購前取0，收購后取1。總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（x2）作為控制變量，評價企業(yè)營運能力。銷售凈利率（x3）作為控制變量，評價企業(yè)盈利能力。

（四）構(gòu)建模型

模型：企業(yè)績效=β0+β1協(xié)議收購+β2總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率+β3銷售凈利率+uy=β0+β1x1+β2x2+β3x3+uy=0.0526857+2.012969x1+4.728831x2+0.5071879x3協(xié)議收購與企業(yè)經(jīng)營績效呈正相關(guān)關(guān)系，影響不顯著。總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與企業(yè)經(jīng)營績效呈正相關(guān)關(guān)系，影響顯著。銷售凈利率與企業(yè)經(jīng)營績效呈正相關(guān)關(guān)系，影響顯著。AdjR-squared為47.2%，表明企業(yè)經(jīng)營績效的差異有47.2%可以由協(xié)議收購、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和銷售凈利率來解釋。實證結(jié)果：不能拒絕原假設(shè)，即協(xié)議收購會提高企業(yè)經(jīng)營績效，但影響不顯著。所以，協(xié)議收購并未真正提高收購方企業(yè)的經(jīng)營績效。

三、結(jié)論

企業(yè)在進(jìn)行協(xié)議收購時，通常是基于友好協(xié)商的態(tài)度，收購企業(yè)和目標(biāo)公司簽訂合同，實現(xiàn)控制權(quán)的轉(zhuǎn)移，目的是為了提高企業(yè)經(jīng)營績效和企業(yè)的市場競爭力。但是，一部分企業(yè)的協(xié)議收購未能如愿提高企業(yè)經(jīng)營績效，增強(qiáng)企業(yè)競爭力，實證結(jié)果也證實了這一點。原因是收購方企業(yè)在收購之后的資源整合不合理，導(dǎo)致沒有發(fā)揮資源的最大效益。因此，收購企業(yè)在完成協(xié)議收購之后，要協(xié)調(diào)好利益相關(guān)者的利益關(guān)系，充分發(fā)揮經(jīng)營協(xié)同效應(yīng)和財務(wù)協(xié)同效應(yīng)，促進(jìn)資源的優(yōu)化配置，從而有效改善企業(yè)的經(jīng)營績效，提升企業(yè)價值。

作者:曹娟楠 單位:山西財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院

參考文獻(xiàn)：

[1]張新.收購重組是否創(chuàng)造價值？[J].經(jīng)濟(jì)研究,2003(6):20‐29.

篇(2)

關(guān)鍵詞：飼料行業(yè)上市公司 經(jīng)營績效 典型相關(guān)分析

一、 引言

我國飼料行業(yè)經(jīng)過多年的發(fā)展，連續(xù)20多年穩(wěn)居世界第二，2012年全國飼料總產(chǎn)量達(dá)到1.91億噸。隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速增長、人均消費的不斷提高、飼料的工業(yè)化程度不斷增強(qiáng)，我國飼料行業(yè)的市場發(fā)展空間非常廣闊，然而飼料行業(yè)的現(xiàn)狀卻是市場結(jié)構(gòu)分散、行業(yè)集中度低。隨著我國加入WTO，中國飼料業(yè)也在向國際化發(fā)展，飼料業(yè)的對外開放已成為必然趨勢，將面臨前所未有的挑戰(zhàn)，所面臨的不僅是國內(nèi)同業(yè)的競爭，還有國際同行的挑戰(zhàn)，尤其是中外企業(yè)的競爭將更加激烈，能否在競爭中取勝，關(guān)鍵在于市場集中度（市場份額）、企業(yè)規(guī)模、抵御風(fēng)險能力等方面的影響，經(jīng)營績效是競爭力的集中體現(xiàn)，提高飼料業(yè)的經(jīng)營績效，是防范經(jīng)營風(fēng)險、對外開放的關(guān)鍵，是推動行業(yè)可持續(xù)發(fā)展的根本前提。因此，針對飼料行業(yè)上市公司進(jìn)行經(jīng)營績效及其影響因素的分析，對推進(jìn)飼料行業(yè)改善經(jīng)營管理、提高經(jīng)營與決策水平、建立健全現(xiàn)代企業(yè)制度具有很實際的意義。因此，本文試圖在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，根據(jù)飼料行業(yè)上市公司2012年的年報數(shù)據(jù)，利用典型相關(guān)分析的多元統(tǒng)計方法，構(gòu)建飼料行業(yè)上市公司經(jīng)營績效及其影響因素的典型相關(guān)模型，對影響飼料行業(yè)上市公司經(jīng)營績效的各因素進(jìn)行實證分析，定量判別各因素的影響程度，為飼料行業(yè)上市公司經(jīng)營績效的持續(xù)穩(wěn)定增長提供幫助。

二、 研究方法和指標(biāo)選擇

（一）典型相關(guān)分析方法

1936年，霍特林（Hotelling）提出了典型相關(guān)分析的思想。典型相關(guān)分析是由主成分分析和因子分析發(fā)展而來，是研究兩組變量間的整體的相關(guān)關(guān)系，兩組變量中一組變量為自變量，另一組變量為因變量，在兩組變量中各生成一個典型變量，然后研究這兩個新的變量之間的相關(guān)，使其這一對典型變量達(dá)到最大程度相關(guān)，即生成第一對典型相關(guān)變量。如此繼續(xù)下去，可以類似的求出第二對、第三對……，這些對典型變量之間互不相關(guān)。一般情況，設(shè)X=（X1，X2，X3…Xp）、Y=（Y1，Y2，Y3…Yq）是兩個相互關(guān)聯(lián)的隨機(jī)變量，分別在兩組變量中選取一對相互關(guān)聯(lián)的典型變量Ui和Vi，使得這對典型變量是原變量的線性組合，即：

并研究它們之間的相關(guān)系數(shù)p（U，V）。在所有的線性組合中，找一對相關(guān)系數(shù)最大的線性組合，用這個組合的單相關(guān)系數(shù)來表示兩組變量的相關(guān)性，叫做兩組變量的典型相關(guān)系數(shù)，而這兩個線性組合叫做一對典型變量。設(shè)求到的第一對典型變量為：

用相同的方法，可以逐一地求出各對之間互不相關(guān)的許多對典型相關(guān)變量，例如（U2，V2）（U3，V3）等等，這些對典型相關(guān)變量如實地反映了X、Y之間的線性相關(guān)情況。

（二）指標(biāo)的選擇與樣本數(shù)據(jù)處理

本文選取我國上市公司中以飼料行業(yè)為主業(yè)的新希望、唐人神、通威股份、大北農(nóng)等21家公司作為研究對象，以其2012年報中披露的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，各指標(biāo)來源于巨潮咨訊網(wǎng)，并運用SPSS 16.0完成數(shù)據(jù)的分析。經(jīng)過加工整理選取兩組指標(biāo)變量，第一組為經(jīng)營績效的影響因素組變量，即“影響組”，第二組為經(jīng)營績效組變量，即“績效組”。

經(jīng)運算后的各指標(biāo)數(shù)據(jù)見下頁表3。

三、典型相關(guān)分析和模型建立

將表3中的數(shù)據(jù)輸入計算機(jī)，研究第一組指標(biāo)X與第二組指標(biāo)Y，這兩組指標(biāo)內(nèi)部以及兩組指標(biāo)間一對一的相關(guān)程度，應(yīng)用軟件SPSS 16.0的典型相關(guān)分析cancorr過程和MANOVA命令，基于顯著水平0.05，兩組指標(biāo)的分析結(jié)果如下：

（一）典型相關(guān)系數(shù)及其檢驗

由下頁表4中數(shù)據(jù)結(jié)果可知，影響組與績效組共提取了4 對典型相關(guān)變量，其典型相關(guān)系數(shù)分別是0.98026、0.61826、0.36209、0.05170，前兩個典型相關(guān)系數(shù)均較高，分別為0.98026、0.61826，且典型變量的典型相關(guān)性比較顯著，表明前兩個相應(yīng)典型變量之間相關(guān)程度高。

從下頁表5可以看出，只有第一對典型變量檢驗的顯著性水平小于等于0.05，表明第一對典型變量之間相關(guān)關(guān)系顯著，而且相關(guān)系數(shù)也比較高，達(dá)到了98.026%，因此可以通過第一對典型相關(guān)系數(shù)的研究來反映兩組變量之間的相關(guān)性。

（二）典型相關(guān)方程

典型相關(guān)系數(shù)是原始變量轉(zhuǎn)化為典型變式的權(quán)數(shù)，所反映的是組內(nèi)變量在形成典型函數(shù)時的相對作用。第一對典型變量（U，V）的累積特征根已經(jīng)占了總量的96.95313%，而第二對典型變量（U，V）的特征根僅為總量的2.44102%（見下頁表4），而且只有第一對典型變量通過F統(tǒng)計量檢驗（Sig值小于0.05），所以，第一個典型相關(guān)方程可大體上說明問題。由于原始變量的計量單位不同，不宜直接比較，為了消除原始變量量綱和單位的影響，我們采用標(biāo)準(zhǔn)化的典型相關(guān)系數(shù)，由典型相關(guān)系數(shù)構(gòu)建典型相關(guān)方程。

我們得出典型相關(guān)方程，如下：

從方程中的典型權(quán)重來看，影響組U1的影響因素從大到小依次是X2（銷售成本費用率）、X3（資產(chǎn)總額）、X1（資產(chǎn)風(fēng)險率）以及X4（市場占有率），相關(guān)系數(shù)分別為-0.946、0.162、-0.069、-0.016。根據(jù)第一組典型相關(guān)方程，在第一典型變量U1 中發(fā)揮主導(dǎo)作用的是X2（銷售成本費用率），典型載荷是-0.946。績效組V1的主要影響因素是Y4（加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率），其次是Y1（銷售凈利率）以及Y2（主營業(yè)務(wù)現(xiàn)金含量）和Y3（總資產(chǎn)現(xiàn)金回收率）。在第一典型變量V1 中發(fā)揮主導(dǎo)作用的是Y4（加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率），典型載荷是0.623。其余指標(biāo)對典型變量的貢獻(xiàn)程度不顯著。考慮到指標(biāo)X2和Y4所代表的含義，第一典型變量U1 可以用來反映企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險，第二典型變量V1可以用來反映股東投入資金的盈利能力。考慮到兩者符號相反，因此，可以得出銷售成本費用率對于加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率具有反面的影響。但是，利用典型權(quán)重來解釋變量的相對重要性我們應(yīng)審慎對待。比如，權(quán)重小的可能代表該變量之間沒什么關(guān)聯(lián)，也可能是因該變量與其他變量具有共線性而造成的。因此，必須進(jìn)一步進(jìn)行典型結(jié)構(gòu)分析。

（三）典型結(jié)構(gòu)分析

典型結(jié)構(gòu)分析依據(jù)典型變量與原始變量之間的相關(guān)系數(shù)值，反映典型變量和績效組及影響組的各變量之間的影響程度和方向。實際上討論的是典型負(fù)載系數(shù)和交叉負(fù)載系數(shù)。典型負(fù)載系數(shù)是典型變量與同屬于本組的原始變量之間的相關(guān)系數(shù)。

典型結(jié)構(gòu)分析的計算結(jié)果如表6所示。由表6可知，影響組的第一典型變量Ul與X2具有高度相關(guān)性，與X3、X4表現(xiàn)中度相關(guān)，與X1低度相關(guān)。說明銷售成本費用率（X2） 、資產(chǎn)總額（X3）、市場占有率（X4）與經(jīng)營績效的影響因素相關(guān)程度較高，其中X2最為顯著。資產(chǎn)風(fēng)險率（X1）與經(jīng)營績效的影響因素相關(guān)程度較低，貢獻(xiàn)量最小，但也有一定的影響力。

由表7可知，績效組的第一典型變量U1與Y4、Y1的相關(guān)系數(shù)都比較高，分別為0.994、0.987，屬高度相關(guān)，與Y3的相關(guān)系數(shù)也達(dá)到了0.718，說明加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率（Y4）、銷售凈利率（Y1）、總資產(chǎn)現(xiàn)金回收率（Y3）的影響都比較大。與其他典型變量比較，Ul反映了上市公司經(jīng)營績效的成分更多一些。

由表6和表7可知，由于第一典型變量之間的高度相關(guān)，績效組內(nèi)大部分原始變量與本組的第一典型變量相關(guān)程度較高，而影響組內(nèi)的原始變量與本組的第一典型變量之間也呈較高的相關(guān)關(guān)系，這種一致性從數(shù)量上體現(xiàn)了經(jīng)營績效的影響因素對上市公司的經(jīng)營績效的本質(zhì)影響作用。說明典型相關(guān)分析結(jié)果具有較高的可信度。

交叉負(fù)載系數(shù)是某一組中的典型變量與另外一組的原始變量之間的相關(guān)系數(shù)。交叉負(fù)載系數(shù)的平方表示本組原始變量的變異量被另一組的典型變量解釋的比例。

從表8可知，影響組的第一典型變量V1與X2的交叉負(fù)載系數(shù)為 -0.967，這個數(shù)值的平方為0.935，表示V1可以解釋影響組的一個變異量的93.5%。

從表9可知，績效組的四個變量與第一典型變量V1的交叉負(fù)載系數(shù)為0.967、0.552、0.704、0.974，取平方得到0.935、0.305、0.500、0.949，表示V1可以解釋績效組的四個變量變異量的93.5%、30.5%、50%和94.9%。

（四）典型冗余和解釋能力分析

第一典型冗余表示第一組原始變量總方差中本組變式解釋的百分比，第二典型冗余表示第一組原始變量總方差中由第二組的變式所解釋的平均比例。典型相關(guān)系數(shù)的平方表示兩組典型變量間享有的共同變異的百分比，將第一典型冗余乘以典型相關(guān)系數(shù)的平方， 即為第二典型冗余。

從表10中可以看出，第一對典型變量U1和V1均較好地預(yù)測了對應(yīng)的那組變量，第一典型冗余分別為29.7% 和69.9% ，交互解釋能力比較強(qiáng)；第二典型冗余分別達(dá)到28.5%和67.1%，也具有較強(qiáng)的解釋能力；第二對典型變量U2和V2的預(yù)測能力和交互解釋能力比較弱，第一典型冗余分別為31.9%和2.4%，第二典型冗余分別為12.2%和0.9%，也具有一定的解釋能力。尤其是第一對典型相關(guān)變量具有較高的解釋百分比（0.960），說明第一對典型變量較好地預(yù)測了對應(yīng)的那組變量，同時，也較好地預(yù)測了對方組的變量，同時也說明了影響組與績效組不僅能夠被其自身的典型變量解釋，同時也能被其對應(yīng)的典型變量所解釋，可以得出影響組與績效組之間具有顯著的相關(guān)性。

四、結(jié)論

本文選取了飼料行業(yè)上市公司為研究樣本，通過典型相關(guān)分析方法研究經(jīng)營績效及其影響因素之間的相關(guān)性。可以得出以下結(jié)論：

在典型相關(guān)方程中，“績效組”中的加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率的典型載荷最顯著，強(qiáng)于其他指標(biāo)，對上市公司的經(jīng)營績效具有一定的影響。進(jìn)而體現(xiàn)了加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率是一個綜合性最強(qiáng)的財務(wù)比率，最能反映股東投入資金的盈利能力，是績效組中最有代表性的一個指標(biāo)。其次是銷售凈利率典型載荷低于加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率，也表現(xiàn)出了較強(qiáng)的相關(guān)性。“影響組”中的資產(chǎn)風(fēng)險率、銷售成本費用率均與經(jīng)營績效具有一定的負(fù)相關(guān)性，即資產(chǎn)風(fēng)險率、銷售成本費用率越高，經(jīng)營績效的值越低，這兩個因素對企業(yè)的績效水平起到抑制的作用。而資產(chǎn)總額、市場占有率均與經(jīng)營績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。即資產(chǎn)總額、市場占有率越高，公司的經(jīng)營績效水平也越高。另一方面，資產(chǎn)風(fēng)險率和銷售成本費用率是影響組中典型相關(guān)系數(shù)最高的變量，典型變量的典型相關(guān)性比較顯著，因此在上市公司制定戰(zhàn)略時要重視這兩者的變化，盡量降低資產(chǎn)風(fēng)險率和銷售成本費用率的指標(biāo)，使飼料行業(yè)上市公司的經(jīng)營績效達(dá)到理想目標(biāo)。

參考文獻(xiàn)：

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5.王雷，黨興華.R&D經(jīng)費支出、風(fēng)險投資與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展：基于典型相關(guān)分析的中國數(shù)據(jù)實證研究[J].研究與發(fā)展管理，2008，（8）.

6.王發(fā)友.典型相關(guān)分析的基本思想和方法步驟[J].科技信息，2007，（12）.

作者簡介：

篇(3)

關(guān)鍵詞：外資并購；國內(nèi)并購；經(jīng)營績效

中圖分類號：F270.3文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A文章編號：1001-6260（2008）06-0095-06

近年來，受全球化和國際并購浪潮的影響，中國企業(yè)已經(jīng)成為全球跨國并購的重要參與者之一。國外學(xué)者已經(jīng)證實，和國內(nèi)并購相比，發(fā)展中國家發(fā)生的跨國并購對東道國目標(biāo)企業(yè)績效產(chǎn)生了更多的正面影響，跨國并購會顯著提高發(fā)展中東道國企業(yè)的技術(shù)水平、管理能力，并且?guī)硇碌墓局卫斫Y(jié)構(gòu)，提高東道國目標(biāo)企業(yè)的競爭力。對于只有短短幾年外資并購歷史的我國上市公司而言，外資并購是否也能顯著提高我國上市公司的經(jīng)營績效呢？本文將運用國際并購績效的主流研究方法――會計研究法對外資并購和國內(nèi)并購的經(jīng)營績效作比較研究，同時還將進(jìn)一步探討外資并購方式、并購后外資是否控股兩個關(guān)鍵因素對外資并購績效的影響。

一、文獻(xiàn)回顧

國外大多數(shù)研究都認(rèn)為，跨國并購能使目標(biāo)企業(yè)的經(jīng)營績效得到改善。Lichtenberg (1992)指出所有權(quán)變更對被收購企業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生了正面影響。Baldwin（1995）研究發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)70年代被收購的加拿大企業(yè)生產(chǎn)率的增長要快于那些所有權(quán)沒有發(fā)生變化的企業(yè)。Moden（1998）研究了1980―1994年期間瑞典企業(yè)的并購，發(fā)現(xiàn)不論進(jìn)行收購的是國內(nèi)收購者還是國外收購者，在收購以前，目標(biāo)企業(yè)的平均勞動生產(chǎn)率都低于行業(yè)平均水平，而在收購后，相對于同行業(yè)的平均水平而言，被國外投資者收購的企業(yè)的生產(chǎn)率有較大幅度的提高，而被國內(nèi)投資者收購的企業(yè)的生產(chǎn)率則沒有多大改善甚至下降；此外，外資收購在全要素生產(chǎn)率、就業(yè)和市場份額方面都有所提高。Chudnovsky等(2000)對阿根廷的實證研究表明，與未被外資收購的企業(yè)相比，被收購企業(yè)的銷售額、勞動生產(chǎn)率、出口和雇員人數(shù)的增長都更加強(qiáng)勁。Uminski(2001)對波蘭的一項跨國并購績效的研究發(fā)現(xiàn)，無論是定性的觀察還是對財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行定量的衡量都表明，通過被外資并購來私有化的企業(yè)比通過國內(nèi)并購私有化的企業(yè)具有較好的業(yè)績。Zemplinerova等（2001）對捷克的一項研究也得到類似的結(jié)論：被外資并購的企業(yè)的生產(chǎn)率增長不僅高于國內(nèi)企業(yè)，而且高于外資通過新建方式投資的企業(yè)。不過，國外學(xué)者更多的是運用事件研究法研究股票市場對跨國并購的反應(yīng)。Kiymaz等（2000）研究了1982―1991年參與跨國并購的141個美國目標(biāo)企業(yè)和112個美國并購企業(yè)的財富效應(yīng)。對美國目標(biāo)企業(yè)而言，基本上能通過跨國并購獲得顯著的超額收益，其中被法國企業(yè)并購時獲得的超額收益最大（12.79%），被英國企業(yè)并購時的超額收益最小（3.65%）；對美國并購企業(yè)而言，獲得的超額收益則與目標(biāo)企業(yè)所在的國家有關(guān)。

國內(nèi)有少量文獻(xiàn)對外資并購的績效進(jìn)行了探討。李善民等（2003）分別采用事件研究法和會計研究法，就外資格林柯爾控股收購科龍電器（000921）的短期效應(yīng)和長期效應(yīng)進(jìn)行了研究。該研究發(fā)現(xiàn)，外資股東控股使得科龍電器在公告日前后20天的累積超額收益為3.01%，在短期內(nèi)股東（流通股股東）財富增長約3678.11萬元。同時公司在并購1年后的每股收益、凈資產(chǎn)收益率以及主營業(yè)務(wù)利潤率都有所上升，說明外資股東的進(jìn)入有利于改善公司的盈利能力和成本控制能力，實現(xiàn)了外資收購的初衷。顧衛(wèi)平（2004）選取了2001年后18家被外資收購的中國上市公司作為樣本，研究外資并購對上市公司的價值影響。基于事件研究法的實證結(jié)果表明，樣本在考察期［-20，+10］內(nèi)有正的累積平均超額收益率（約1%），不過統(tǒng)計結(jié)果不顯著。基于會計研究法的實證結(jié)果則發(fā)現(xiàn)，除航天長峰（600855）外，外資并購后上市公司的每股凈資產(chǎn)均呈現(xiàn)上升態(tài)勢，表明外資并購對提升上市公司業(yè)績具有積極作用。盧文瑩等（2004）以1995―2003年被外資收購的10家上市公司為樣本，從盈利能力、償債能力、經(jīng)營能力、現(xiàn)金流量比率和成長能力五個方面共30個指標(biāo)研究了外資并購的財務(wù)績效。研究結(jié)果表明，外資對中國上市公司的收購并未使目標(biāo)公司財務(wù)績效有顯著改變。陳繼勇等（2006）以2000―2002年發(fā)生并購的29家中國A股汽車行業(yè)上市公司為樣本，運用多指標(biāo)的財務(wù)評價法衡量和檢驗了汽車行業(yè)上市公司并購后的績效。研究結(jié)果表明，汽車行業(yè)的外資并購績效不僅整體明顯優(yōu)于內(nèi)資并購，而且這種業(yè)績改善具備明顯的持續(xù)性。從并購前2年到并購后2年，外資并購公司的平均排名逐漸上升，內(nèi)資企業(yè)的平均排名逐漸下降。

二、檢驗方法、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

（一）檢驗方法

盡管Bruner(2002)指出事件研究法和會計指標(biāo)研究法是國際學(xué)術(shù)界研究公司并購績效的主流方法，但是我國資本市場的內(nèi)在制度缺陷使事件研究法不太適合進(jìn)行我國上市公司并購績效研究，而在使用傳統(tǒng)的會計指標(biāo)研究法評價并購績效時也存在一些難以克服的缺陷。因此，本文將以若干個上市公司的財務(wù)指標(biāo)為基礎(chǔ)，運用因子分析法構(gòu)建一個綜合評價模型，來檢驗我國上市公司并購前后績效的變化，即：

其中，F(xiàn)i是第i個公司并購績效的綜合得分，aij是第i個公司第j個因子的方差貢獻(xiàn)率，Yij是第i個公司第j個因子的得分。

本文選取了五類共14個財務(wù)指標(biāo)，分別為：（1）盈利能力指標(biāo)：每股收益、凈資產(chǎn)收益率、主營業(yè)務(wù)利潤率、總資產(chǎn)凈利潤率；（2）現(xiàn)金流量能力指標(biāo)：每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量；（3）成長能力指標(biāo)：主營業(yè)務(wù)收入增長率、凈利潤增長率、總資產(chǎn)增長率；（4）資產(chǎn)管理能力指標(biāo)：總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、存貨周轉(zhuǎn)率、應(yīng)收帳款周轉(zhuǎn)率；（5）償債能力指標(biāo)：資產(chǎn)負(fù)債率、流動比率、速動比率。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究的外資并購樣本取自深滬兩市2000―2004年發(fā)生外資并購的我國上市公司。為了使研究結(jié)果更客觀，選取樣本時按照一定的標(biāo)準(zhǔn)對這些并購事件進(jìn)行了剔除和篩選，主要標(biāo)準(zhǔn)有：（1）并購交易結(jié)束后，外資持股比例應(yīng)超過10%，外資應(yīng)成為第一或第二大股東，以保證外資能夠?qū)靖鞣矫孢\營產(chǎn)生影響；（2）公司至少在并購首次公告日前一年上市，排除通過外資發(fā)起入股的方式來并購上市公司的案例；（3）剔除那些財務(wù)指標(biāo)極端異常值的樣本。經(jīng)過剔除和篩選，本研究最終選取了38個外資并購樣本。國內(nèi)并購樣本取自2000―2004年發(fā)生國內(nèi)并購活動的80個目標(biāo)上市公司，這80個公司在行業(yè)及規(guī)模上與外資并購的目標(biāo)公司大致匹配。

外資并購和國內(nèi)并購公司的相關(guān)財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)均來源于深圳國泰安信息技術(shù)有限公司開發(fā)的《中國上市公司財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)庫》(CCFRR)。

三、全部并購樣本的綜合檢驗

（一）外資并購公司和國內(nèi)并購公司綜合得分的計算

首先，運用社會科學(xué)統(tǒng)計軟件包（SPSS12.0），以因子分析法對被外資并購的上市公司按并購前1年、并購當(dāng)年、并購后第1年、并購后第2年和并購后第3年分別進(jìn)行因子分析，提取5個因子。根據(jù)因子得分和方差貢獻(xiàn)率，得出五個綜合得分函數(shù)：

分別根據(jù)上述兩類公司的綜合得分函數(shù)計算外資并購公司和國內(nèi)并購公司在并購前后相應(yīng)年份的績效綜合評分。

（二）外資并購樣本和國內(nèi)并購樣本績效的綜合檢驗

根據(jù)公司并購前后相應(yīng)年份綜合得分差值，對外資并購和國內(nèi)并購公司兩類樣本進(jìn)行均值檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示。

2和F3分別表示公司并購前1年、并購當(dāng)年、并購后第1年、并購后第2年和并購后第3年樣本公司的綜合得分。N是樣本量。均值是綜合得分差值的算術(shù)平均，均值的正負(fù)表示績效的上升或下降，均值的大小表示績效變動的相對程度。括號里是t檢驗值。正值比率是綜合得分差值為正的樣本公司個數(shù)占全部樣本的比值。

表1顯示，上市公司在被外資并購前1年、并購當(dāng)年和并購后1年綜合得分均值無顯著差異，相應(yīng)的t檢驗值均為0。并購后的第2年和第3年的綜合得分與并購前1年相比則有一定程度的提高，尤其是并購后第3年的綜合得分有大幅度的提高，這說明上市公司被外資并購后在短期內(nèi)并不能改善企業(yè)業(yè)績，但隨著外資的滲入，企業(yè)績效在并購后第2年開始得到改善，這也說明上市公司被外資并購后的績效改善有一個過程。不過雖然并購后第3年與并購前1年的綜合得分差值的均值為正（0.1283），有較大幅度的提高，但沒有通過顯著性檢驗，這可能與我們所選的樣本量太小有關(guān)系。總而言之，我國上市公司被外資并購后雖然短期內(nèi)績效并未得到改善，不過從長期來看，在被并購后2到3年間其績效有明顯改觀，已顯露出并購整合后的正效應(yīng)，表明外資并購是有效的。

但是被國內(nèi)公司并購的上市公司的情況則不容樂觀。圖1是外資并購樣本和國內(nèi)并購樣本的綜合得分差值的變動趨勢圖。圖1顯示，被國內(nèi)公司并購的上市公司其績效在并購后的幾年間持續(xù)下降，在并購后第2年下降得尤為迅速，在第3年下降速度有所放慢，但總的來說，和并購前相比較，國內(nèi)并購公司在并購后第3年的綜合得分還是下降了0.0176。實證結(jié)果表明，被國內(nèi)公司并購的上市公司其績效并未得到改善，相反，還有一定程度的惡化。

圖1 外資并購公司和國內(nèi)并購公司的綜合得分均值的變動趨勢

外資并購和國內(nèi)并購在長期經(jīng)營績效方面的差異進(jìn)一步表明了外資并購和國內(nèi)并購本質(zhì)上的不同。相當(dāng)多的國內(nèi)并購屬于報表式重組，其本身并無實質(zhì)性內(nèi)容，對目標(biāo)公司的績效改善并無很大作用。外資并購則不然，外資并購不僅給投資者帶來利好信息，導(dǎo)致二級市場股價的上漲，更重要的是，外資能給國內(nèi)公司帶來先進(jìn)的技術(shù)、人才和管理經(jīng)驗，雖然目標(biāo)公司在短期內(nèi)績效并未得到改善，不過，被外資并購后的上市公司在被并購后2到3年間其績效已有明顯提高，表明了上市公司在外資的支持下，經(jīng)過較長時間的整合后具有了持續(xù)發(fā)展?jié)摿Α?/p>

四、并購方式與外資并購績效

目前外資并購我國上市公司的方式主要有三種，即收購股權(quán)、定向增發(fā)和間接收購。收購股權(quán)指外資通過協(xié)議收購非流通國家股或法人股、收購?fù)赓Y法人股等方式直接控制上市公司。定向增發(fā)指上市公司向特定的外資發(fā)行股票、債券以及其他可以對應(yīng)為上市公司股權(quán)的金融工具，外資以現(xiàn)金、實物資產(chǎn)或股權(quán)進(jìn)行認(rèn)購，如2002年9月，青島啤酒（600600）與美國AB集團(tuán)簽署戰(zhàn)略合作協(xié)議，青啤分三次向AB集團(tuán)定向增發(fā)可轉(zhuǎn)換債券，債券將在7年內(nèi)根據(jù)雙方的轉(zhuǎn)股安排全部轉(zhuǎn)成青啤H股。間接收購包括多種曲線并購方式，主要有：（1）外資與上市公司成立合資公司，由合資公司反向收購上市公司的核心資產(chǎn)，從而間接控制上市公司，如2001年米其林對輪胎橡膠（600623）核心資產(chǎn)的收購；（2）收購上市公司外資控股股東股票以間接控股上市公司，如1998年韓國三星康寧間接收購賽格三星（000068）；（3）外資通過收購上市公司的國內(nèi)控股股東股票間接控制上市公司，如2001年阿爾卡特通過絕對控股上海貝爾而間接成為上海貝嶺（600171）的大股東。

本研究所取樣本中，定向增發(fā)類并購事件極少，且其也涉及與上市公司的直接的股權(quán)交易，因此，本文將其與收購股權(quán)類合在一起，統(tǒng)稱直接并購。這樣，在研究并購方式對并購績效的影響時，直接收購樣本有27個，間接收購樣本11個。表2是兩類樣本綜合得分及均值的檢驗結(jié)果。

表2顯示，兩類并購樣本并購當(dāng)年、并購后第1年、第2年與并購前1年相比，績效均無明顯變化，但直接并購類樣本并購后第3年和并購前1年的綜合得分差值為0.0349，表明外資進(jìn)入后雖然短期內(nèi)未能改善企業(yè)績效，但在并購后第3年績效有所提高，外資并購的積極效應(yīng)開始凸現(xiàn)。間接并購類樣本雖然并購后第3年與并購前1年的綜合得分差值也為正（0.0003），但遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于0.0349，說明間接并購的績效改善程度遠(yuǎn)不如直接并購。分析原因不難發(fā)現(xiàn)，對股權(quán)轉(zhuǎn)讓類并購，并購將導(dǎo)致公司控制權(quán)的重新分配。新股東跨國公司的介入不僅僅增加了對經(jīng)理層的監(jiān)管，而且他們還會主動參與公司的經(jīng)營和管理，將跨國公司高效率的管理機(jī)制導(dǎo)入企業(yè)，給企業(yè)帶來新的活力，為公司績效的改善創(chuàng)造了有利條件。定向增發(fā)則帶有極強(qiáng)的目的性，實質(zhì)上是目標(biāo)公司綜合考慮戰(zhàn)略發(fā)展的需要而有選擇地引入戰(zhàn)略投資者的行為，從長期經(jīng)營來看有利于提升公司績效。間接并購由于是通過曲線方式實現(xiàn)對上市公司的間接控制，因此對公司實際經(jīng)營和管理的參與程度可能不如前兩類，導(dǎo)致對公司經(jīng)營績效的改善達(dá)不到顯著的效果。

五、外資控股與外資并購績效

控股與參股是具有明顯投資目標(biāo)差異的市場行為，因而可以認(rèn)為，外資是否作為并購后第一大股東對并購后的經(jīng)營績效具有重要的影響。

在38個總體樣本中，輪胎橡膠的外資并購中外資是否控股不詳，因此在此處研究外資是否控股對經(jīng)營績效的影響時，總樣本是37個。其中，外資控股有22例，外資非控股15例。

表3顯示，兩類樣本雖然并購當(dāng)年、并購后第1年、第2年與并購前1年相比，績效均無明顯變化，但兩類樣本的差異在并購后第3年開始顯現(xiàn)。外資控股類樣本并購后第3年與并購后第2年的綜合得分差值為0.0410,整個期間累積的綜合得分差值為0.0602；外資非控股類并購則不然，該類樣本并購后第3年和第2年的綜合得分差值為-0.0484，整個期間累積的綜合得分差值為-0.0041。實證結(jié)果證實了我們的假設(shè)，即并購后外資是否成為第一大股東對公司經(jīng)營績效有重要影響：外資控股類并購在并購后第3年能給目標(biāo)公司帶來一定程度的績效改善，非控股類并購不僅不能提高目標(biāo)公司績效，相反，還帶來一定程度的惡化。

究其原因，筆者認(rèn)為，如果外資在并購后成為第一大股東，必然將其企業(yè)文化、管理機(jī)制和先進(jìn)技術(shù)導(dǎo)入上市公司，給企業(yè)帶來全新的活力。同時，外資控股還可以從根本上改善公司治理結(jié)構(gòu)，提高公司運營效率。因此，外資并購后如果外資作為第一大股東，那么目標(biāo)公司將取得良好的并購績效。如果外資在并購后不是第一大股東，那么整個上市公司的企業(yè)文化、管理機(jī)制方面都不會有質(zhì)的變化，同時，作為第二大股東的外資進(jìn)入后對目標(biāo)公司的整合和協(xié)調(diào)也會有相當(dāng)?shù)碾y度，因此，外資并購后如果不是第一大股東，目標(biāo)公司的并購績效將比外資作為第一大股東時要差。

六、結(jié)論

本文運用會計指標(biāo)法研究了外資并購的經(jīng)營績效，得到了三個基本結(jié)論：

（1）上市公司在被外資并購前1年、并購當(dāng)年和并購后1年綜合得分均值無顯著差異，并購后的第2年和第3年的綜合得分與并購前1年相比則有一定程度的提高，表明目標(biāo)公司被外資并購后雖然短期績效未能改善，但并購后2到3年績效有一定的提高，逐步顯現(xiàn)出外資并購的正效應(yīng)。國內(nèi)并購的情形則不容樂觀。被國內(nèi)公司并購的上市公司其績效并未得到改善，相反，還有一定程度的惡化。

（2）外資并購方式對目標(biāo)公司的經(jīng)營績效有一定的影響。直接并購方式下，目標(biāo)公司整個期間累積的綜合得分差值為0.0349，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于間接類并購累積的綜合得分差值。直接并購比間接并購更能改善目標(biāo)公司績效。

（3）并購后外資是否控股對目標(biāo)公司經(jīng)營績效也有明顯影響。外資并購后如果外資作為第一大股東，將會從根本上改善公司治理結(jié)構(gòu)，提高公司運營效率，目標(biāo)公司的并購績效將比外資不是第一大股東時要好。

本研究也有局限性。由于外資并購在我國的歷史不長，本研究使用的樣本雖然比李善民等（2003）的典型案例研究以及顧衛(wèi)平（2004）的18個樣本數(shù)量有一定增長，但總的來看還是偏少，這可能是造成以上實證結(jié)果均未能通過顯著性檢驗的原因，同時也在一定程度上削弱了本研究的解釋力。不過，隨著外資并購在我國的發(fā)展，外資并購事件將逐漸增多，實證樣本容量的增加將會使外資并購經(jīng)營績效的研究得到更有意義的結(jié)論。

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An Empirical Study on the Financial Performance

of Foreign Acquisitions in China

LI Mei

（School of Economics and Management, Wuhan University, Wuhan 430072）

Abstract: This paper examines the financial performance of foreign acquisitions and domestic acquisitions in China during 2000 and 2004 with accounting-based measures. The result suggests that the financial performance of Chinese targets acquired by foreign capital has been improved in the second or third year after acquisition while domestic acquisitions haven′t. This paper also finds out that M&A patterns and foreign capital′s holdings of the company have effect on the financial performance of foreign acquisitions to an extent.

篇(4)

[關(guān)鍵詞]上市公司；股權(quán)結(jié)構(gòu)；公司績效

股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司經(jīng)營績效之間的關(guān)系一直是國內(nèi)外學(xué)者在理論和實踐上爭論的問題。股權(quán)結(jié)構(gòu)是決定公司治理結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)，而公司治理效率的高低最終表現(xiàn)在公司經(jīng)營績效上。為了使公司最有效地運行，從而取得良好的經(jīng)營績效，有必要對上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效進(jìn)行分析研究。

一、樣本選擇

以深、滬兩市發(fā)行A股的1373家上市公司為樣本空間，為去除異常因素對計量結(jié)果的干擾，以下列標(biāo)準(zhǔn)對1373家上市公司進(jìn)行了篩選：

1．剔除*ST、ST公司；

2．剔除凈資產(chǎn)收益率為負(fù)的上市公司；

3．剔除凈利潤增長率絕對值大于150％的公司；

4．剔除單純的H股公司。

經(jīng)篩選，共選出797家符合上述標(biāo)準(zhǔn)的上市公司。

二、變量的選取

模型中的變量包括被解釋變量、解釋變量、控制變量三大類。

1．被解釋變量：凈資產(chǎn)收益率(ROE)

國內(nèi)許多學(xué)者研究此類問題都使用托賓Q值來衡量公司的價值，我們認(rèn)為這類指標(biāo)選擇不當(dāng)。原因之一在于中國上市公司的股票價格背離股票價值很大；原因之二是因為公司資產(chǎn)的重置價值難以估算；此外股票市場真正交易的股票只占總股份的40％左右。在這種情況下，托賓Q值并不能真正反映公司的績效，因此，本文采用公司的會計指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率(ROE)來衡量公司的績效。

2．解釋變量

(1)股權(quán)所有制構(gòu)成變量：包括國有股比例(S)；法人股比例(LP)；流通股比例(A)。

(2)股權(quán)集中度變量(Ci)：i=1，5分別表示第一大股東持股比例和公司前5位大股東持股比例之和。

3．控制變量

(1)公司規(guī)模(ASSET)：以公司賬面總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示。用以表示公司的規(guī)模效應(yīng)對公司經(jīng)營績效的影響。

(2)財務(wù)杠桿(DAR)：公司負(fù)債總額與公司總資產(chǎn)之比，即公司資產(chǎn)負(fù)債率。該指標(biāo)反映了公司的資本結(jié)構(gòu)及債務(wù)的治理作用，由于債務(wù)融資相對于權(quán)益融資來說具有稅收屏蔽作用，因而較高的資產(chǎn)負(fù)債率可能帶來短期內(nèi)企業(yè)營運成本的降低，從而有利于公司業(yè)績和價值的提高。

(3)凈利潤增長率(GROW)：在有效的資本市場上，具有高增長速度公司的股票定價應(yīng)該更高。

三、股權(quán)所有制構(gòu)成與公司經(jīng)營績效的實證分析

由于國有股存在著“所有者缺位”和委托鏈過長的問題，國有股比例可能對上市公司經(jīng)營效率的提高有不利影響；而法人股能積極地參與公司治理，對提高上市公司的經(jīng)營業(yè)績起到正面的影響；社會公眾股總股本在證券市場中占有較少的份額，因而這些股東往往更關(guān)注于二級市場股票價格的波動，而不關(guān)心上市公司的生產(chǎn)經(jīng)營狀況。基于以上的分析，我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)1．1：國有股的比例與上市公司經(jīng)營績效之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)1．2：法人股的比例與上市公司經(jīng)營績效之間存在正相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)1．3：社會公眾股的比例與上市公司經(jīng)營績效之間不存在相關(guān)關(guān)系。

為檢驗假設(shè)我們構(gòu)造回歸方程(1)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR＋β1GROW+β4OWNER+ε　(1)

其中ROE為公司經(jīng)營績效指標(biāo)；OWNER為公司股權(quán)所有制構(gòu)成變量，分別用國有股比例(S)、法人股比例(LP)、流通股比例(A)來衡量，為避免S、LP、A之間的多重共線性，以S、LP、A分別帶入回歸方程進(jìn)行分析；α是待估截距項，ε為隨機(jī)項；β1，β2，β3，β4，為待估回歸系數(shù)。計算結(jié)果見表1。

表1顯示國家股比例與公司績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。與我們的假設(shè)相反。對此可能的解釋是：由于國家股有效持股主體的缺位和委托鏈過長，不可避免地導(dǎo)致了內(nèi)部人控制問題的出現(xiàn)，公司經(jīng)理人利用政府在行政上的超強(qiáng)控制和產(chǎn)權(quán)上的超弱控制，以出資人的利益為代表，利用所控制的資產(chǎn)為自己謀求利益，致使企業(yè)整體效益出現(xiàn)負(fù)面效應(yīng)。但由于政府對企業(yè)發(fā)展具有政策支持效用，上市公司通過國家股與政府維系良好的關(guān)系以及政府近年來對國有資產(chǎn)監(jiān)管力度的加大，使得國有股對績效的正面效用超出了目前的負(fù)面效用。法人股比例與公司績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明支持假設(shè)1．2。由于法人股股東持股數(shù)量多，持有的股份不能上市流通等原因，因此會更加關(guān)注企業(yè)的長期經(jīng)營發(fā)展，法人股東既有動力也有能力去實現(xiàn)對公司經(jīng)理人的監(jiān)督，促使管理層采取更加有效的措施來提高公司的經(jīng)營管理水平和業(yè)績。流通股比例與公司績效之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。可見我國流通股股東并沒有著眼于公司的長期增長，流通股股東的行為出現(xiàn)短期化，他們由投資轉(zhuǎn)為投機(jī)，存在嚴(yán)重的“搭便車”現(xiàn)象，在公司治理中具有低效率性。在外部治理機(jī)制不完善的情況下，盲目分散股權(quán)可能并不利于公司績效的提高。

四、股權(quán)集中度與公司經(jīng)營績效的實證分析

由于我國目前根本不存在積極的外部接管市場、權(quán)市場，因而起主導(dǎo)作用的是激勵機(jī)制和監(jiān)督機(jī)制，從這個角度來講，股權(quán)高度集中和股權(quán)相對集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司治理機(jī)制的發(fā)揮較為有利。所以我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)1．4：第一大股東持股比例與公司經(jīng)營績效存在正相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)1．5：第一大股東持股比例與公司經(jīng)營績效存在U型曲線關(guān)系；

假設(shè)1．6：前五大股東持股比例與公司經(jīng)營績效存在正相關(guān)關(guān)系。

為檢驗假設(shè)1．4，我們構(gòu)造回歸方程(2)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR+β3GROW+β4C1+ε　(2)

C1表示第一大股東持股比例，帶入方程(2)得表2。

從表2可以看出，第一大股東持股比例的回歸系數(shù)(分別為0．051，0．051，0．043)均在1％的置信水平上顯著，說明公司的凈資產(chǎn)收益率與第一大股東持股比例呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，即第一大股東持股比

例對公司績效有正面的影響。

為檢驗假設(shè)1．5，我們構(gòu)造回歸方程(3)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR+β3GROW+β4C1+β5C12+ε　(3)

把相應(yīng)數(shù)據(jù)帶人方程(3)，計算結(jié)果見表3。

從表3可以看出，凈資產(chǎn)收益率與第一大股東持股比例C1之間存在顯著的二次函數(shù)關(guān)系，C1及C12回歸系數(shù)的符號表明二次曲線是U型曲線關(guān)系。也就是說，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例比較低時，凈資產(chǎn)收益率隨著第一大股東持股比例的增加而下降；當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例比較高時，凈資產(chǎn)收益率隨著第一大股東持股比例的增加而增加。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例大約為31％時，凈資產(chǎn)收益率最小。以上說明當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例較小時，也就是股權(quán)較為分散時，經(jīng)營激勵和監(jiān)督機(jī)制的作用發(fā)揮不明顯，從而在長期內(nèi)降低公司價值；當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例較高時，經(jīng)營激勵和監(jiān)督機(jī)制的作用發(fā)揮比較好，有利于增加公司的長期價值。

為檢驗假設(shè)1．6，我們構(gòu)造回歸方程(4)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR+β3GROW+β4C5+ε

(4)

計算結(jié)果見表4。

從表4可以看出，ROE值與C5呈顯著的正相關(guān)系，因此，從整體看，假設(shè)1．6成立。

五、主要結(jié)論

1．國家股比例與公司績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明目前我國上市公司中，國有股對公司績效的正面作用超出它的負(fù)面效應(yīng)。

2．法人股比例與公司績效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明由于法人股不能上市流通等原因，促使法人股股東更加關(guān)注企業(yè)的長期發(fā)展，對管理層進(jìn)行有效地監(jiān)控，因此，提高了管理層經(jīng)營決策水平，提高了公司業(yè)績。

3．流通股比例與公司績效之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明我國流通股股東存在嚴(yán)重的“搭便車”現(xiàn)象，在外部治理機(jī)制不完善的情況下，盲目分散股權(quán)并不利于公司績效的提高。

4．公司的凈資產(chǎn)收益率與第一大股東持股比例呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，第一大股東持股比例越高，公司業(yè)績越好。說明“一股獨大”不但不是產(chǎn)生中國上市公司治理問題的罪魁禍?zhǔn)祝炊欣诟纳乒镜慕?jīng)營狀況。

篇(5)

一、指標(biāo)選取

一般來說，企業(yè)經(jīng)營績效的內(nèi)容主要有三個方面：盈利能力、償債能力和資產(chǎn)管理能力。常用反映盈利能力的指標(biāo)有總資產(chǎn)利潤率、主營業(yè)務(wù)利潤率、凈資產(chǎn)收益率和每股收益；反映償債能力的指標(biāo)有資產(chǎn)負(fù)債率、流動比率、速動比率和總資產(chǎn)增長率；反映資產(chǎn)管理能力的指標(biāo)有總資產(chǎn)增長率、存貨周轉(zhuǎn)率和應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率。本文仍從盈利能力、償債能力和資產(chǎn)管理能力三個方面來衡量企業(yè)經(jīng)營績效。具體指標(biāo)：

1、盈利能力指標(biāo)。設(shè)立總資產(chǎn)利潤率（X1）、凈資產(chǎn)收益率（X1）和每股收益（X3）來反映上市公司的盈利能力。總資產(chǎn)利潤率反映上市公司資產(chǎn)的整體獲利能力；凈資產(chǎn)收益率反映上市公司股東投資報酬的大小；每股收益反映普通股盈利水平。

2、償債能力指標(biāo)。設(shè)立資產(chǎn)負(fù)債率（X4）、流動比率（X5）和總資產(chǎn)增長率（X6）來反映上市公司的償債能力。資產(chǎn)負(fù)債率反映了企業(yè)資本結(jié)構(gòu)中的舉債比率；流動比率反映上市公司在某一點上償還即將到期債務(wù)的能力；速動比率反映上市公司在某一時點上運用隨時可變現(xiàn)資產(chǎn)償還到期債務(wù)的能力。

3、資產(chǎn)管理能力指標(biāo)。設(shè)立存貨周轉(zhuǎn)率（X7）和應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（X8）兩個指標(biāo)來反映上市公司在資產(chǎn)方面的管理能力。存貨周轉(zhuǎn)率反映了上市公司在存貨方面的管理能力；應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率反映上市公司年度內(nèi)應(yīng)收賬款轉(zhuǎn)化為現(xiàn)金的平均次數(shù)。

二、樣本選擇及實證研究

1、樣本選擇。本文以上市公司中的醫(yī)藥企業(yè)為例，探討因子分析方法在公司經(jīng)營績效分析中的應(yīng)用。研究樣本來自上海和深圳證券交易所35家醫(yī)藥生化企業(yè)2005年年報，按上述指標(biāo)進(jìn)行分析。

2、因子分析。本文利用spss統(tǒng)計分析軟件進(jìn)行因子分析，表1給出了因子解釋原有變量的情況。（表1）

從表1中可知，第一列是各個主成分的序號。第二列表示相關(guān)矩陣或協(xié)方差矩陣的特征值。這些值是用于哪些因子應(yīng)該保留，它總共有三項。第一因子的特征值為3.343，第二因子的特征值為1.908，第三因子的特征值為1.435，只有前三個因子的特征值大于1；第二項表示各成分所解釋的方差占總方差的百分比，也就是各因子特征值占特征值總和的百分比；第三項表示自上至下各因子方差占總方差百分比的累積百分比，顯然前四個因子的特征值之和占特征值總和的83.561％。

第三列表示因子提取的結(jié)果，表示未旋轉(zhuǎn)的因子載荷的平方。它總共有三項，分別表示每個因子的特征值、方差貢獻(xiàn)率和累積方差貢獻(xiàn)率。按照系統(tǒng)默認(rèn)值給出的分析原則，即提取的原則是特征值大于1，那么應(yīng)該提取前三個因子，這三個因子已經(jīng)對大多數(shù)數(shù)據(jù)給出了比較充分的概括，它們綜合了原八個觀測量83.561％的信息，完全能夠反映樣本的本質(zhì)。由于初始因子載荷矩陣對因子命名和解釋不明顯，所以需要進(jìn)行方差最大化旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣如表2。

由表2可知，總資產(chǎn)利潤率（X1）、凈資產(chǎn)收益率（X1）和每股收益（X3）在第一個因子上有較高的載荷，可以解釋為盈利能力因子；資產(chǎn)負(fù)債率（X4）、流動比率（X5）和總資產(chǎn)增長率（X6）在第二個因子上有較高的載荷，可以解釋為償債能力因子；存貨周轉(zhuǎn)率（X7）和應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（X8）在第三個因子上有較高的載荷，可以解釋為資產(chǎn)管理水平因子。與旋轉(zhuǎn)前相比，因子的含義較為清晰。（表3）

因子分析過程同樣給出了各因子得分系數(shù)，如表3，由此可以得出因子得分函數(shù)：

因子1=0.283X1＋0.331X1

＋0.304X3－0.003X4＋0.020X5

＋0.204X6＋0.120X7＋0.097X8

因子2=－0.104X1＋0.088X1

＋0.037X3＋0.421X4－0.428X5

＋0.347X6＋0.086X7－0.021X8

因子3=0.034X1＋0.025X1

－0.002X3－0.039X4＋0.129X5

＋0.148X6－0.507X7＋0.605X8

結(jié)合表2中各因子的方差貢獻(xiàn)率可得出公司經(jīng)營績效綜合得分：

綜合得分=37.941×因子1得分＋26.153×因子2得分＋19.466×因子3得分

從分析得出的三項因子來看，盈利能力所占比重最大，其次為償債能力和資產(chǎn)管理能力。可見盈利能力是上市公司的核心，償債能力是上市公司資產(chǎn)安全性的反映，資產(chǎn)管理能力是上市公司日常經(jīng)營能力的表現(xiàn)，這三個因子共同反映了上市公司的經(jīng)營績效。

三、實證結(jié)果分析

在上述因子分析的基礎(chǔ)上可以計算出各企業(yè)的因子得分，從而得出綜合經(jīng)營績效。表4、表5給出了處于前10名和后十名的企業(yè)。（表4）（表5）

需要說明的是，因子得分的負(fù)值并不等于說該企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益出現(xiàn)負(fù)數(shù)，因為因子得分的計算是以企業(yè)的平均經(jīng)濟(jì)效益水平為基礎(chǔ)的，低于平均水平的即為負(fù)數(shù)。處于前十名和后十名的企業(yè)中，得分較高的企業(yè)主要是總資產(chǎn)利潤率、凈資產(chǎn)收益率和每股收益三項指標(biāo)較高；反之，得分較低的企業(yè)主要是總資產(chǎn)利潤率、凈資產(chǎn)收益率和每股收益三項指標(biāo)較低。

四、結(jié)論及建議

本文通過對醫(yī)藥行業(yè)35家上市公司的因子分析，確定出該行業(yè)中企業(yè)經(jīng)營績效評價的三大因子：盈利能力因子、償債能力因子和資產(chǎn)管理能力因子。為此，提出了如下建議：

1、醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)重視自身的盈利水平，這可以從總資產(chǎn)利潤率、凈資產(chǎn)收益率和每股收益三項指標(biāo)來考察。

篇(6)

近年來，隨著經(jīng)濟(jì)和醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的不斷發(fā)展，醫(yī)藥行業(yè)的發(fā)展速度越來越快，成為全球僅次于銀行業(yè)和石油業(yè)的第三大投資行業(yè)，但同時也面臨著復(fù)雜多變的市場競爭環(huán)境。因此，越來越多的研究者開始關(guān)注這一行業(yè)的經(jīng)營績效評價問題。目前評價企業(yè)經(jīng)營績效的方法主要有平衡計分卡法、EVA評價分析法、沃爾評分法和模糊決策財務(wù)分析法等。但由于企業(yè)經(jīng)營績效評價指標(biāo)的復(fù)雜性和多樣性以及評價方法的主觀性，其結(jié)果并不理想，偏差較大。因子分析和聚類分析根據(jù)數(shù)據(jù)本身結(jié)構(gòu)特征，能克服一些傳統(tǒng)評價方法的主觀偏差，具有獨特的優(yōu)越性。本文采用因子分析和聚類分析，試對我國醫(yī)藥上市公司的經(jīng)營績效進(jìn)行評價并提出改善建議。

二、指標(biāo)選取

本文參照財政部在1999年6月頒發(fā)的“工商類競爭性企業(yè)績效評價指標(biāo)體系”，針對我國醫(yī)藥上市公司的特點，選取盈利能力、償債能力、運營能力、獲現(xiàn)能力和成長能力等六方面的共20個指標(biāo)來評價上市公司的經(jīng)營績效。為消除初選指標(biāo)間信息的重疊，利用SPSS17.0統(tǒng)計分析軟件，運行包含20個經(jīng)營績效評價指標(biāo)的基本模型，并計算各指標(biāo)的適合測度值（MSA），剔除小于0.6的指標(biāo)重新定義模型。通過多次篩選，剔除營業(yè)成本比率，凈資產(chǎn)收益率，股東權(quán)益比率，應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率，銷售增長率等五個財務(wù)指標(biāo)。經(jīng)處理的評價指標(biāo)體系及MSA值見表1。

三、基于因子分析與聚類分析的醫(yī)藥上市公司經(jīng)營績效評價

（一）因子分析 主要包括以下步驟：

（1）樣本數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。為了使研究結(jié)果更能反映醫(yī)藥上市公司經(jīng)營績效的現(xiàn)實狀況，本文在選取樣本時，剔除了不能取得所需研究數(shù)據(jù)和數(shù)據(jù)披露不真實的上市公司。依據(jù)2009年度醫(yī)藥上市公司綜合競爭力排名，分為強(qiáng)、中、弱三類，然后采用配額抽樣，分別從好中差三類中各抽取十家，共得樣本30家。收集的30家醫(yī)藥上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來源于中國證券監(jiān)督管理委員會和證券之星的2010年度財務(wù)報表，并對所收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（2）因子分析適用性檢驗。由于KMO統(tǒng)計量為0.743>0.7，因子分析的效果比較好，再由Barlett球形檢驗，可知各變量的獨立性假設(shè)不成立，故因子分析的適用性檢驗通過。

（3）提取公因子。以特征值≧1，累積方差貢獻(xiàn)率≧80%為標(biāo)準(zhǔn)提取公因子，從運行結(jié)果可知，前五個因子的方差貢獻(xiàn)率達(dá)到86.985%（>80%），因此選前五個因子（用F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，F(xiàn)4，F(xiàn)5表示）已足夠描述所選上市公司的經(jīng)營業(yè)績狀況。

（4）因子的經(jīng)濟(jì)解釋。根據(jù)各變量的經(jīng)濟(jì)意義分別對提取的公因子命名。由表2可知，F(xiàn)1在銷售利潤率和資產(chǎn)收益率變量上的載荷量較大，這兩個指標(biāo)主要反映企業(yè)盈利能力的強(qiáng)弱，命名為盈利能力因子。F2在流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率變量上的因子載荷量較大，主要反映企業(yè)的運營狀況，命名為運營能力因子。F3在總資產(chǎn)增長率和資本積累率變量上的因子載荷量較為顯著，代表了企業(yè)的成長性，命名為成長能力因子。F4在速動比率和流動比率兩個變量上的因子載荷量更大，反映企業(yè)償債能力的強(qiáng)弱，命名為償債能力因子。F5在每股現(xiàn)金流上有較大的載荷，代表企業(yè)的獲現(xiàn)能力，命名為獲現(xiàn)能力因子。

（5）因子得分及排名。根據(jù) SPSS17.0 輸出的因子得分系數(shù)矩陣，將五個公因子表示為15個指標(biāo)的線性形式，得到因子得分函數(shù)，如下所示：

F1=0.199X1+0.309X2+0.212X3-0.041X4-0.097X5-0.384X6+0.018

X7-0.128X8+0.013X9+0.094X10+0.18X11+0.09X12-0.159X13-0.126X14-

0.123X15

F2=0.063X1+0.025X2+0.118X3-0.073X4-0.038X5-0.150X6+0.388

X7 +0.232X8+ 0.053X9+0.341X10-0.105X11-0.147X12-0.082X13- 0.110

X14-0.030X15

F3=0.184X1-O.074X2+0.195X3+0.007X4-0.002X5+0.085X6-0.123

X7-0.015X8+0.129X9+0.021X10-0.076X11-0.023X12+0.406X13+0.4X14+

0.069X15

F4=-0.002X1-0.104X2+0.019X3+0.483X4+0.495X5-0.031X6-0.062

X7+0.054X8+0.054X9-0.106X10-0.005X11-0.059X12+0.003X13+0.004X14

+0.015X15，

F5=0.182X1+0.042X2-0.037X3-0.040X4+0.028X5+0.070X6-0.090

X7+0.311X8-0.416X9-0.252X10+0.004X11+0.465X12-0.004X13-0.024X14

+0.017X15

據(jù)此，可以計算出因子得分，由五個公因子的特征值可以得到因子綜合得分的函數(shù)為：

F=0.3622F1i +0.226128F2i+0.177972F3i+0.14949F4i+0.084211F5i

由此，可得綜合因子得分及排名見表3。

（二）聚類分析 在因子分析的基礎(chǔ)上，利用因子得分和因子綜合得分對上市公司作進(jìn)一步的K-均值聚類分析（見表4，表5和表6）。

根據(jù)表4、表5可將我國30家醫(yī)藥上市公司經(jīng)營績效分為四大類，如下：

（1）包括恒瑞醫(yī)藥、華東醫(yī)藥兩家醫(yī)藥上市公司。運營能力、盈利能力和綜合因子均值得分在四大類別中最高，表明該類醫(yī)藥上市公司在運營能力，盈利能力和綜合經(jīng)營能力方面占有絕對優(yōu)勢，運營能力強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)效益好，經(jīng)營能夠健康穩(wěn)定有序的發(fā)展。就自身經(jīng)營情況而言，償債能力和成長能力較其它方面較弱，還有待加強(qiáng)。

（2）包括東阿阿膠、云南白藥等十家醫(yī)藥上市公司。該類的償債能力和獲現(xiàn)能力因子均值在四大類別中處于最高水平，表明其償債能力和獲現(xiàn)能力較強(qiáng)，在贏得投資和社會信譽(yù)度方面具有絕對優(yōu)勢。但就公司的具體經(jīng)營而言，運營能力因子和成長能力因子均值較小，在運營和成長方面還有欠缺。

（3）包括豐原藥業(yè)、云南藥業(yè)等12家醫(yī)藥上市公司。該類的獲現(xiàn)能力因子均值在四大類中位居第二，但運營能力和償債能力均值是最低的，表明其獲現(xiàn)能力強(qiáng)而運營和償債能力較弱。從自身的經(jīng)營情況來看，獲現(xiàn)能力因子均值較大而綜合能力，償債能力和成長能力因子均值較小，表明其有很強(qiáng)的現(xiàn)金管理能力，但償債能力和成長能力較差，導(dǎo)致公司總體的經(jīng)營業(yè)績較差。

（4）包括西南合成、新華制藥等六家醫(yī)藥上市公司。成長能力因子的均值是四大類別中最高的，而盈利能力因子均值是最低的，表明該類的成長能力強(qiáng)但盈利能力偏差，在盈利方面缺乏有效的策略，總體的經(jīng)營業(yè)績處于中下水平，與自身的經(jīng)營狀況一致。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論 將我國30家醫(yī)藥上市公司經(jīng)營績效的因子分析與聚類分析結(jié)果綜合可得以下幾點結(jié)論：

（1）經(jīng)營績效總體狀況受多種因素影響。綜合分析醫(yī)藥上市公司經(jīng)營績效狀況的四大類可知， 一些盈利能力強(qiáng)、經(jīng)濟(jì)效益好、運營能力強(qiáng)或者各方面發(fā)展均衡但個別方面較弱的醫(yī)藥上市公司的綜合因子得分排在了前面，但并不是每個因子得分都排在前面如恒瑞醫(yī)藥，東阿阿膠等。 經(jīng)營績效的五個因子分別從不同的方面反映了30家醫(yī)藥上市公司的經(jīng)營績效狀況，但單獨使用某一個因子并不能對醫(yī)藥上市公司的經(jīng)營績效狀況做出綜合的評價。

（2）不同醫(yī)藥上市公司經(jīng)營績效狀況存在較大差異。第一類經(jīng)營績效綜合能力均值為1.155941930023E0，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他4類的均值。雖然第二類中償債能力因子均值在所有上市公司中處于領(lǐng)先地位，但其綜合因子能力均值為-5.945883357287E-2，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于第一類。與第一，第二類相比，第三類的經(jīng)營績效綜合因子均值更低，為-1.654861806521E0。第四類在成長能力，運營能力因子均值上具有較高的值，但是綜合因子均值均處于中下等水平，經(jīng)營績效遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于第一類，但卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)好于第三類。從經(jīng)營績效的因子均值和綜合因子均值可以看出，我國不同醫(yī)藥上市公司經(jīng)營績效狀況存在較大的差異。

（3）成長與運營能力對醫(yī)藥上市公司的經(jīng)營績效起著重要作用。由經(jīng)營績效的公因子方差分析表6可知，成長能力因子的方差 為11.853，運營能力因子的方差為11.269，對公司的總體經(jīng)營績效影響最大，其次為償債能力與盈利能力，獲現(xiàn)能力的影響最小。成長和運營能力是醫(yī)藥上市公司綜合素質(zhì)的體現(xiàn)，一個公司要想在激烈的競爭中獲得一席之地，必須加強(qiáng)自身的綜合實力，高度重視公司對成長運營能力的發(fā)展，提高償債與盈利等能力，進(jìn)而提高公司的總體經(jīng)營績效水平。我國醫(yī)藥上市公司總體運營能力償債能力較好，成長能力不足。

（4）我國醫(yī)藥上市公司獲現(xiàn)與償債能力較好，成長能力有待加強(qiáng)。由表6可知，我國30家醫(yī)藥上市公司中獲現(xiàn)能力能力較強(qiáng)的是第三類占整個醫(yī)藥公司的40%；償債能力較強(qiáng)的是第二類，占整個醫(yī)藥上市公司的33.3%；運營能力較強(qiáng)的為第一類和第四類共2家，占整個樣本的7%；成長能力較強(qiáng)的是第四類共6家占整體的20%。第一類，第二類和第三類24家醫(yī)藥業(yè)上市公司的成長能力均較差，占整體的80%。通過綜合分析可以看出，我國醫(yī)藥上市公司總體獲現(xiàn)與償債能力較好，成長能力有待加強(qiáng)。

（二）建議 根據(jù)本文的研究結(jié)論，我們提出以下幾點建議：

（1）應(yīng)結(jié)合自身經(jīng)營特點與發(fā)展條件構(gòu)建對成長有支撐作用的資本結(jié)構(gòu)；挖掘資源要素潛力，改善經(jīng)營環(huán)境；在鞏固原有經(jīng)營強(qiáng)勢的基礎(chǔ)上逐步開創(chuàng)新的市場，提高公司和產(chǎn)品的知名度；加強(qiáng)產(chǎn)品的研發(fā)，提高企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，打造自己的核心競爭力，實現(xiàn)企業(yè)成長與經(jīng)營績效同步增長。

（2）應(yīng)借鑒第一類公司發(fā)展經(jīng)營的基礎(chǔ)上，一方面應(yīng)充分利用企業(yè)的償債和現(xiàn)金優(yōu)勢，發(fā)揮財務(wù)杠桿的調(diào)節(jié)作用，合理確定負(fù)債與自有資金的比例，為企業(yè)獲得更多的經(jīng)濟(jì)效益；另一方面要引進(jìn)人才，利用先進(jìn)技術(shù)，提高公司的研發(fā)創(chuàng)新能力和綜合管理水平，從而加強(qiáng)企業(yè)的運營與成長能力。

（3）通過設(shè)立償債基金，優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，選擇合理籌資方式等措施加強(qiáng)企業(yè)的償債能力，保證企業(yè)按期償債，降低企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險，綜合提高企業(yè)的經(jīng)營績效。

（4）一方面可以通過增加投資來增加其利潤，通過產(chǎn)品毛利率的穩(wěn)中有升和較高管理水平來增加公司的盈利能力；另一方面通過積極增加融資渠道，鼓勵優(yōu)化資源配置，創(chuàng)造規(guī)模效益，變革公司的權(quán)利結(jié)構(gòu)，優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮公司董事會的作用等來提高盈利能力。

參考文獻(xiàn)：

[1]吳秀林、封偉：《剖析財務(wù)業(yè)績評價的多方動因》，《時代商貿(mào)》2006年第4期。

[2]張文彤：《SPSS統(tǒng)計分析高級教程》，高等教育出版社2004年版。

[3]李志輝、羅平：《SPSS for Windows統(tǒng)計分析教程（第二版）》，電子工業(yè)出版社2005年版。

[4]李思靜、劉智慧：《基于因子分析的上市公司經(jīng)營業(yè)績評價》，《中國集體經(jīng)濟(jì)》2010年第27期。

篇(7)

一、文獻(xiàn)綜述

國外研究學(xué)者 Masulis(1983)研究結(jié)果表明：[1]上市公司的經(jīng)營績效與其資產(chǎn)負(fù)債率呈顯著的正相關(guān)，負(fù)債區(qū)間介于 0.23 與 0.45 能夠?qū)ι鲜泄镜慕?jīng)營績效產(chǎn)生一定影響。Frank1 和 Goyal(2003)研究結(jié)果表明企業(yè)績效與財務(wù)杠桿比例之間有正相關(guān)關(guān)系，與市場價值財務(wù)杠桿比率之間有負(fù)相關(guān)關(guān)系。[2]國內(nèi)研究者，于東智(2003)用資產(chǎn)負(fù)債率來衡量公司負(fù)債的利率;[4] 用總資產(chǎn)收益率和主營業(yè)務(wù)利潤率作為衡量指標(biāo)來衡量公司的績效，運用截面數(shù)據(jù)分析方法進(jìn)行研究，控制變量設(shè)為股票種類、工地行業(yè)、年度等變量;冉光圭(2013)公司績效作為被解釋變量，把負(fù)債率當(dāng)做解釋變量進(jìn)行線性回歸方程的構(gòu)建，結(jié)論是公司負(fù)債比例與經(jīng)濟(jì)績效的關(guān)系呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。[5]

二、研究設(shè)計

(一)研究假設(shè)

1.股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司經(jīng)營績效

(1)股權(quán)集中度與公司經(jīng)營績效。第一大股東所持股份占比過大時，該大股東具有強(qiáng)大的能力和控制力對該行業(yè)的其他企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督與管理，基于此，此文提出假設(shè)一。

H1：股權(quán)集中度在一定范圍內(nèi)(30%)，股權(quán)集中度與經(jīng)營績效成正比例關(guān)系。

(2)股權(quán)屬性與公司經(jīng)營績效。國家股有其自己的特殊性，在國家補(bǔ)貼扶持資源優(yōu)先以及政策利好方面為企業(yè)帶來優(yōu)勢，基于此，提出假設(shè)二和三。

H2：國家股比例與公司經(jīng)營績效成反比例關(guān)系

H3：法人股比例與公司經(jīng)營績效成正比例關(guān)系

2.負(fù)債結(jié)構(gòu)與公司經(jīng)營績效

(1)資產(chǎn)負(fù)債率與公司經(jīng)營績效。從我國零售行業(yè)實際情況來看，負(fù)債率的增加，企業(yè)資金規(guī)模的擴(kuò)大一方面對企業(yè)的管理者是起到激勵的作用。基于此，提出假設(shè)四：

H4：資產(chǎn)負(fù)債率與公司的經(jīng)營業(yè)績成正比例關(guān)系

(2)銀行借款對經(jīng)營者都有一定的約束。銀行與企業(yè)之間的交易通常涉及金額較大且基本都具有重復(fù)性質(zhì)的，基于此，提出假設(shè)五。

H5：銀行借款比例與公司經(jīng)營績效成負(fù)相關(guān)

(二)樣本的選取與數(shù)據(jù)來源本文選取 2008 年 ~2014 年期間在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的零售行業(yè)上市公司為樣本，具體的采樣標(biāo)準(zhǔn)，剔除掉 ST 和 PT 的公司，剔除數(shù)據(jù)中數(shù)據(jù)不全的上市公司，最終選定 85 家上市公司作為研究樣本。本文相關(guān)的財務(wù)數(shù)據(jù)來源于東方財富網(wǎng)，其他數(shù)據(jù)來自 CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

(三)研究變量說明

第一，被解釋變量。國際上經(jīng)常采用的是杜邦財務(wù)分析模型所使用的是凈資產(chǎn)收益率，反應(yīng)的是企業(yè)的投入和企業(yè)的回報之間的關(guān)系。

第二，解釋變量。本文的解釋變量：股權(quán)結(jié)構(gòu)、負(fù)債結(jié)構(gòu)。其中，股權(quán)結(jié)構(gòu)主要通過股權(quán)性質(zhì)和股權(quán)集中度這兩個方面來體現(xiàn)，股權(quán)結(jié)構(gòu)指標(biāo)包括國有股持有比例、法人股持有比例，股權(quán)集中度指標(biāo)包括第一大股東持股比例。反映資本結(jié)構(gòu)指標(biāo)最常見的是選擇總資產(chǎn)負(fù)債率，其表示上市公司負(fù)債總額與資產(chǎn)總額比值大小。

第三，負(fù)債結(jié)構(gòu)包括資產(chǎn)負(fù)債比例、銀行借款比例.

第四，相關(guān)控制變量。控制變量選擇公司規(guī)模;公司成長能力。其中，公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示公司的規(guī)模，用公司營業(yè)收入的增長率表示營業(yè)收入。相關(guān)變量的定義等如表1所示。

(四)計量模型設(shè)定

本文是從零售行業(yè)特征出發(fā)，研究零售行業(yè)上市公司融資結(jié)構(gòu)對公司經(jīng)營績效影響關(guān)系，還有從其余各因素影響關(guān)系進(jìn)行分析。其模型主要關(guān)注的是一個因變量與其余多個自變量之間的線性關(guān)系，根據(jù)上述的自變量與因變量選取，建立下面的回歸分析模型:

模型1是股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效關(guān)系的實證檢驗方程，模型2是債券結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效的實證檢驗方程，模型3是融資結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效關(guān)系實證檢驗方程，/31尹2尹3...a7表示偏相關(guān)系數(shù)，為殘差項。

三、實證結(jié)果與分析

(一)變量的描述性

對研究的樣本進(jìn)行統(tǒng)計性描述，可得出如下結(jié)論。零售類行業(yè)上市公司盈利能力差距非常大;零售類企業(yè)股權(quán)集中度較高。國家股與法人股在股權(quán)結(jié)構(gòu)中的作用是不容忽視的。零售行業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率比較高。公司間銀行借款比例參差不齊。

(二)回歸分析

用Stata對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析可得:

從表3的回歸分析結(jié)果可以看出:模型一從股權(quán)結(jié)構(gòu)對經(jīng)營績效影響的角度進(jìn)行回歸分析，第一大股東持股比例與經(jīng)營績效回歸分析中，P值為0.045，說明第一大股東持股比例與經(jīng)營績效5%的置信區(qū)間相關(guān)，第一大股東持股比例與經(jīng)營績效顯著正相關(guān)，假設(shè)一成立。國家股持股比例與經(jīng)營績效回歸分析中，P值為0.078，在to%水平上顯著，假設(shè)二成立。法人股持股比例系數(shù)為正為0.005 , P值0.069在10%水平上顯著，由此假設(shè)三成立，法人股持股比例與經(jīng)營績效成正相關(guān)。模型二通過負(fù)債結(jié)構(gòu)對經(jīng)營績效影響進(jìn)行回歸，資產(chǎn)負(fù)債率系數(shù)為0.13}P值為0.056，在5%水平上顯著為正，凈資產(chǎn)收益率每增加一個單位，資產(chǎn)負(fù)債率增加0.13個百分點，假設(shè)四成立。銀行借款比例系數(shù)為0.015 3 } P值0.078,0.078大于0.05小于0.1，在10%水平上顯著，表明銀行借款比例與凈資產(chǎn)收益率正相關(guān)，假設(shè)五成立。