现金对公司业绩的阻碍论文

现金对公司业绩的阻碍论文（共7篇）

现金对公司业绩的阻碍论文 篇1

朱武祥：什么阻碍上市公司业绩增长

近年来上市公司有几大现象是值得关注的:一是上市后的业绩指标显著下降。二是募集资金投向变更递增；三是上市公司投资多元化倾向明显,许多公司从价值创造型企业变成了价值评估型企业(投资管理公司)；四是控制权转移、资产置换与主业变更频繁；五是企业上市后股价整体走势两年内强于大盘,两年后弱于大盘。

不可否认,这些现象背后有外部环境变化的因素。但也凸现出我国股票市场和上市公司的深层次问题。

首先从企业的角度看,之所以产生上述几大现象,主要是企业普遍面临着发展瓶颈,企业把主业做大、做深、做出差异化的空间很小。这主要是由于,一方面国内企业受政策等多种因素影响,在规模上难以实现强强联手；另一方面,在技术上真正有高科技含量的产业很少,产品、服务的同质化现象严重。

其次,我们还应该从证券市场方面找原因。证券市场的资源配置功能主要体现在支持增长,限制过度投资和重组过度能力上。而我国证券市场的这些功能发挥得还不够。

一是没有发挥出控制权市场整合行业竞争结构、退出过度能力的经济功能。早期的上市公司质量比较差,这些上市公司业绩普遍不尽人意,于是有了保壳、卖壳等现象。但是,我们也应该看到,这种上市公司壳资源的买卖行为,是用市场的方式矫正以往上市和配股计划管理制度弊病的行为,即直接上市替代,并不是西方股票市场上的经济资源配置。许多资产重组、置换行为,形成了业务不相关的上市公司资产结构,实际上造成了与赖帐现象相似的.另一种道德危机:买卖壳成为一种投资机会；降低了上市公司特别是控股大股东改善经营的压力；保持了上市公司的壳资源,忽略了企业竞争能力的培养。

二是我国股票市场的投资者往往注重概念和预期,对上市公司的具体投资细节不关注。外部高度分散和流动的公众投资者,由于所需信息、评价能力和经济动力不足,以及投机和乐观其成的偏好,是很难对上市公司募集资金的投向进行有效评价的。而机构投资者也往往不太注重上市公司募集资金的投向。这就很容易使上市公司管理层轻率地提出投资项目,轻率地把募集资金投入到没有经过充分论证的项目中去。而由于制度不健全,公司管理层在投资失败后也可以不承担声誉和经济上的损失。

作者：清华大学 朱武祥 来源：《上海证券报》

现金对公司业绩的阻碍论文 篇2

关键词：代理理论,自由现金流假说,代理成本,公司自由现金流量

自2008年灾难性的金融海啸暴发以来, 花旗银行和美国国际集团 (AIG) 等知名大企业出现了财务困境。为了拯救这些公司, 美国政府发起了一系列的金融救助项目。出乎意料的是, 在接受政府救助资金之后, 这几家公司向管理层及董事会提出了巨大的奖金薪酬计划。这就让美国政府决策者进入了一个两难的困境。

为了找到解决困境, 专家学者们从几个不同的角度研究了这个问题。本研究是在代理理论和自由现金流假说的基础上通过研究高铁概念上市公司的数据来探讨自由现金流对代理成本的影响。

最初的自由现金流量的定义是由Jensen做出的, 即自由现金流是净营运现金流减去资本支出、存货成本和股利支付后的余额。本文采用的是Lehn及Poulsen对自由现金流量的定义, 即自由现金流为扣除折旧前的净营业利润再减去所得税、利息支出与现金股利, 且以销售收入标准化。

一、研究方法

具体来说, 本文研究的是现金流量假说和代理理论的有效性及两个理论之间的联系。所以, 本研究主要有三个研究目的:首先, 调查自由现金流如何影响代理成本;其次, 基于高铁概念上市公司的经验数据, 检验自由现金流假说, 即自由现金流量将会如何影响公司业绩;最后, 实证检验代理成本与企业业绩之间的联系。

二、假设及模型

本文提出了两个假设来回答研究的问题。在此部分, 我们使用线性回归的方法来构建假设和回归模型。

(一) 自由现金流及代理成本

根据Jensen的理论, 拥有丰富自由现金流的公司的管理层更倾向于增加特权消费和吞噬更多的公司资源, 从而导致公司价值的损失。然而, 自由现金流假说未能解释自由现金流会如何影响代理成本。所以, 本文假设自由现金流与代理成本之间存在反比关系。

H1:自由现金流对代理成本有积极影响。

五个代理变量的回归模型构造如下

其中, FCFt-1表示t-1年的自由现金流, Ass Tt表示t年的总资产周转率, Ope Rt表示t年的营业费用比率, Adm Rt表示t年的管理费用比率, NOIVolt表示t年的净营业收入的波动性, NIVolt表示t年净收益的波动性, Sizet是一个控制变量, 表示t年的公司规模, DAt是一个控制变量, 表示t年的资产负债率。

(二) 对公司业绩的影响

根据自由现金流假说和代理理论, 自由现金流及代理成本对公司业绩产生消极影响。为了验证假设, 我们选择了资产回报率 (ROA) 和股本回报率 (ROE) 来代理公司业绩。假设和构建的回归模型如下。

H2:自由现金流及代理成本对公司业绩产生消极影响。

三、定义变量

(一) 独立变量

1. 自由现金流量 (FCF)

根据Lehn、Poulsen及Lang的理论, 标准化的自由现金流量表示如下

其中, OCF表示营运现金流量, Tax表示企业所得税费用, IExp为利息费用, CDiv为普通股股息, PDiv为优先股股息, Sales为净销售额。

2. 代理成本

由于高铁概念上市公司报表中缺乏筹资成本数据, 所以本文选择了其他五个变量来衡量代理成本。五个代理成本的定义如下

其中Ass Tt表示总资产周转率, Sales表示净销售额, Assets表示总资产。

其中Ope Rt表示营业费用销售收入比率, Ope E代表营业费用。

其中Adm R表示管理费用销售收入比率, Adm E表示管理费用。

其中NOIVol表示净营业收入的波动性, NOI表示净营业收入, STD表示标准差。

其中NIVol表示净收益的波动性, NI表示净收益。

(二) 因变量

最常被采用的反映企业经营业绩的指标是资产回报率 (ROA) 和股本回报率 (ROE) 。ROA从公司总资产的角度展示了公司业绩, 而ROE衡量了股东的收益。ROA和ROE的定义如下

其中Equity代表股本。

(三) 控制变量

根据相关文献, 本文选择了三个常用的控制变量来控制它们对因变量的影响, 即公司规模、资产负债率及常量。公司规模被定义如下

此外, 回归模型中的负债比率是为了控制财务杠杆对公司业绩可能产生的影响。

其中DA表示债务比率, Debt表示债务总额。

四、回归结果

(一) 描述性统计及其相关性

描述性数据及相关矩阵具体见表1和表2

注:**表示在0.01水平 (双侧) 上显著相关;*表示在0.05水平 (双侧) 上显著相关。

(二) 回归分析

表3显示了假设一的测试结果, 其中五个模型都显示出了显著的拟合优度。同时, 可以从表3中看到, 自由现金流量对总资产周转率、营业费用比率和管理费用比率有显著的反向影响。但是, 营业费用比率、管理费用比率所反映的结果与自由现金流假说不一致。表3没有找到支持自由现金流假说的证据。

表4展示了根据回归模型2所得出的测试假设2结果。如表4所示, 两个模型F值分别为11.185和14.392, 这展现了一个显著的拟合性。本文发现自由现金流量变量与ROA和ROE呈显著正相关关系, 但表4同样也没有找到支持自由现金流假说的证据。

五、结论

自从Jensen和Mecking (1976) 阐述了代理理论后, 研究代理理论一直是企业融资的一个重要课题。然而学术界仍然没有准确的定义自由现金流和代理成本之间的关系, 也没有定义代理成本的衡量因素。因此, 这项研究旨在实证检验自由现金流与代理成本之间的关系并检验自由现金流假说和代理理论。

依据高铁概念上市公司的数据, 我们可以从研究中得出三个要点。第一, 自由现金流对代理成本有显著影响, 虽然该影响为互逆的。一方面, 自由现金流量可能会增加管理层的特权消费和卸责行为, 从而导致代理成本的增加。另一方面, 由于自由现金流管理来源于企业运营效率, 所以自由现金流与代理成本之间可能存在负相关关系。第二, 研究没有发现支持自由现金流假说的证据, 即自由现金流可以为公司提供好的投资机会并为公司创造更多的价值。因此, 自由现金流量对公司业绩有积极的影响。第三, 研究显示, 文献中所提出的代理成本的代理变量对公司业绩的影响不一致。因此, 本研究很难确定代理成本与企业业绩之间是否存在直接联系。然而, 代理成本与公司业绩实际上成反比, 总资产周转率和管理费用比率可以更好地衡量代理成本。

这项研究是迄今为止第一个使用高铁概念上市公司数据实证检验自由现金流量与代理成本之间的关系, 自由现金流假说与代理理论的研究。

参考文献

[1]M.C.Jensen.Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers[J].American Economic Re-view, 1986 (02) .

[2]K.Lehn, A.Poulsen.Free Cash Flow and Stockholder Gains in Going Private Transactions[J].Journal of Finance, 1989 (03) .

[3]M.C.Jensen, W.H.Meckling.Theory of the Firm:Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics, 1976 (04) .

[4]胡建平, 干胜道.产品市场竞争、自由现金流量和代理成本[J].统计与决策, 2008 (07) .

[5]符蓉, 黄继东, 干胜道.“自由现金流量”概念及计算方法分析[J].会计之友, 2007 (01) .

现金对公司业绩的阻碍论文 篇3

【关键词】 持续性；公司绩效；自由现金流量

一、引言

与现金持有量影响因素的丰硕研究成果相比，现金持有量与公司经营业绩、价值关系的研究屈指可数，研究者如Mikkelson and Partch（2003）、Pinkowitz and Williamson（2004）、Schwetzler and Reimund（2004）、Faulkender和Wang（2005）对Pinkowitz and Williamson（2004）分别从业绩表现、股东评价的角度，对公司持有大量现金的经济后果进行研究，但得出的结论却不尽一致。国内研究者陈雪峰、翁君奕（2002）对1999年实行配股的公司进行研究后发现，现金富余公司的现金持有量越多，公司业绩则越差，获得了公司持有大量现金服务于管理者个人私利的证据。顾乃康等（2006）从股东评价的角度对上市公司现金持有的价值进行了研究，发现我国上市公司所持现金的市场价值存在折价，其边际价值仅为0.5-0.6元。彭桃英、周伟（2006）研究发现，超额现金对未来几年的经营业绩呈现出正面影响，结果支持了权衡理论的观点。姜宝强等（2007）采用样本分类回归、对比检验的方法，研究了上市公司超额现金持有与企业绩效、价值之间的关系。从国内的研究来看，研究者要么对暂时性获得的大量现金进行分析，要么从股东评价的角度研究现金持有对公司价值的影响。与以往研究不同的是，本文将以持续性持有高现金的公司作为研究对象，分析现金持有与公司经营业绩之间的关系，以期从新的视角来阐释高现金持有对公司经营业绩的影响。

二、理论分析与研究假设

上市公司究竟出于何种动机持有高额现金？不同的理论得出了截然不同的解释，权衡理论认为，公司持有高额现金是为了避免外部融资的高成本、是出于预防性动机的需求，是为股东利益最大化服务的。也就是说，一方面，公司持有大量现金可以减少外部融资所发生的直接成本与间接成本；另一方面，在公司存在投资需求而外部融资又发生困难的情况下，其还可以避免公司放弃有利的投资机会而给公司造成的损失。总之，持有大量现金是有利于公司业绩增长与公司价值提高的。但自由现金流量理论以及代理理论却认为，公司持有大量现金是服务于公司管理者个人私利的，其会出于扩大企业帝国、增加在职消费、免受外部资本市场监管的目的，而持有大量现金或者将其投资于净现值为负的投资项目上，最终结果是有损于公司经营业绩提高与公司价值增长的。基于以上理论分析，笔者提出以下两种竞争性的研究假设：

H1：持续性持有高现金的公司会对其经营业绩产生正面影响；

H2：持续性持有高现金的公司会对其经营业绩产生负面影响。

三、研究设计

（一）样本与数据来源

为了体现公司持有高现金行为的持续性，笔者选取了1998年至2005年连续5年持续性持有高现金的公司作为研究样本，选取的标准为：将上市公司每年的现金持有量（现金占总资产的比例）按4分位数划分为2个组，进入第4分位数的公司作为高现金持有公司；进入第1分位数的则作为低现金持有公司；在1998年至2005年中，连续5年处在第3分位数的公司（持续性持有高现金的公司）作为本文的研究样本。为了进行对比分析，笔者还选取了1998年至2005年中，首次进入第4分位数的公司（确认为高现金持有公司），在其后的5年中，至少有1年处于第1分位数的公司（非持续性持有高现金的公司）作为对照样本，来对比分析两者经营业绩的差异。另外，笔者还按照惯常的处理办法，剔除了金融类上市公司、存在缺失值的样本，经过这样的处理后，共得到了42个研究样本和32个对照样本 ①。

（二）变量设计

1. 经营业绩。

（1）原始指标的选取。

我们从各个不同角度选取了有代表性的几个指标作为初始变量，来综合反映公司的经营业绩，这些指标之间存在一定的相关性，而且都是指标越大越好，所以在进行数据预处理时，不必对数据进行正向化处理。原始变量的选取如表1所示：

（2）综合得分的计算。

在计算综合得分前，笔者先对数据进行了适应性检验，因为并不是所有的数据都适合做主成分分析，只有满足条件时，才能进行主成分分析。对原始数据所做的适应性检验中， 2004、2005各年的KMO值分别为0.614、0.776，均大于0.5，两年的巴利特球体检验的值分别为2 287.2、3 132.5，显著性水平均为0.000，小于0.01，说明两年的数据均适合做主成分分析。最后通过计算，笔者获得了2004年与2005年经营业绩的综合得分函数：

F₂₀₀₄= 0.442×F₁+0.167×F₂+0.148×F₃+0.125×F₄

F₂₀₀₅= 0.530×F₁+0.160×F₂+0.125×F₃+0.091×F₄

在此基础上，笔者计算得出了各样本公司经营业绩的综合得分。

2. 超额现金持有量。

通过对现金持有量影响因素的分析，笔者确定了对目标现金持有量产生影响的公司规模、现金替代物、财务杠杆、公司年龄、资本性支出、债务期限结构和银行债务7个因素，笔者将现金持有量对这些因素进行回归以后，得到的残差即为公司的超额现金持有量 ②。

3. 控制变量。

由于有证据表明，公司治理结构是影响公司经营业绩的重要因素，所以笔者引入了公司治理结构变量作为控制变量。由于公司治理结构变量涉及到第一大股东的持股比例、管理者的持股比例、董事会规模、独立董事所占比例、监事会规模、国有股与民营股等诸多因素，为了避免同时引入这些因素而引起多重共线性，笔者采用了主成分分析方法，计算得到了公司治理结构变量的综合得分，以此综合反映公司的治理状况。

（三）模型构建

Performance_i=β₀+β₁abnormali+β₂performance_i,t-1+β₃

persisi+β₄govnance_i+β₅ (govnance×dummy)_i+β₆（abnormal×persis）_i+ε_i

其中，Performancei代表第i个公司2004年、2005年的经营业绩；abnormali为公司的超额现金持有量；performancei,t-1代表公司以前年度的经营业绩；persisi 代表公司持有高现金的持续性，如果连续5年持有高现金则取值为1，如果5年中，至少有1年为低现金持有量，则取值为0；govnancei代表公司的治理结构变量；dummy代表公司超额现金持有量的方向，其值为正数时，取值为1，反之，取值为0；εi代表随机扰动项。

四、实证结果分析

笔者采用多元回归的分析方法，对回归模型进行了回归，结果如表2、表3所示。

表2的回归结果表明：1.超额现金持有量对公司的经营业绩产生了负面影响，且3个模型中都在10%的水平上显著，这说明公司超额持有超过正常值的现金，就会对公司的经营业绩产生不利影响；2.公司上一年的经营业绩与本年的经营业绩正相关，且在所有的模型中，都在1%的水平上显著，说明公司的经营业绩存在一定的持续性。3.公司治理结构变量与公司的经营业绩正相关，但并不具有统计上的显著性，这也许是因为公司的超额现金持有已经部分反映了公司治理结构的因素，因为，笔者研究发现公司治理结构会间接作用于公司的现金持有量，其会通过公司的投资政策、融资政策以及股利政策来间接影响现金持有量，它通过影响现金持有的方式来影响公司的经营业绩。4.超额现金持有与持续性特征交叉项的回归系数为负，并在5%的水平上显著，说明持续性持有超额现金公司的经营业绩与非持续性公司相比，其业绩表现较差，说明持有超额现金的时间越长，就越有可能产生管理者滥用自由现金流的行为，从而对公司的经营业绩产生不利影响。

表3的回归结果表明：1.超额现金持有量与公司的经营业绩存在负相关关系，不利于公司经营业绩的提升，但回归系数并不具有统计上的显著性。2.公司上一年的经营业绩与本年的经营业绩正相关，在所有的模型中都具有统计上的显著性，这再一次说明了公司的经营业绩具有延续性，公司上一年经营业绩的好坏会直接影响到公司次年的经营业绩。3.公司治理结构变量与经营业绩正相关，但并不具有统计上的显著性，这或许与笔者采用主成分分析的方法计算的综合得分作为衡量公司治理结构变量的指标有关，因为它是一个综合指标，综合得分高低与公司治理结构的好坏并不存在直接的关系，它只是作为控制变量出现，并不是笔者关注的重点。4.公司现金持有量的持续性与公司经营业绩之间表现出正相关的关系，但在统计上并不显著。

综合以上实证结果可以发现，超额现金持有量与持有高现金的持续性仅与2004年的经营业绩显著正相关，但与2005年的经营业绩却不显著相关，这表明其对经营业绩的影响仅限于次年，持续时间较短。

五、进一步分析

为了使研究进一步深入，笔者需要对两组公司的现金使用情况进行研究。笔者将从经营活动、投资、融资三个方面来进行分析，投资从投资总额、投资的各个构成项目两个角度来进行分析，融资则从支出总额、偿还的债务支出两个角度来进行分析。接下来，笔者还将比较研究样本与对照样本的资产增长率和主营业务收入增长率，研究两者是否存在成长差异。笔者希望通过以上分析来洞察持续性持有高现金的公司与非持续性持有高现金的公司是否在投资行为与融资行为上存在显著差异。

笔者分别对两组公司2004年的现金使用情况进行了平均值检验与中位数检验，检验结果如表4所示。

表4的对比结果表明：1.持续性公司经营活动现金流出总额的平均值比非持续性公司高出0.363，并在10%的水平上显著，而中位数则高出0.463，并在5%的水平上显著，说明两者在经营活动上的现金流出存在显著差异。2.持续性公司投资支出的平均值比非持续性公司高出0.03，但中值却比其低0.002，但两者在统计上都不显著。但将投资总额进行细分后，笔者发现，两者的投资支出构成却有所不同，非持续性公司的投资主要是用于构建固定资产、无形资产等资本性支出，而持续性公司却主要是用于其他投资支出。3.持续性公司筹资支出的平均值与中位数分别比非持续性公司低0.089、0.053，而其中偿还债务的支出的平均值与中位数分别低了0.089、0.106，但是在统计上不显著。4.持续性公司的主营业务收入增长率比非持续性公司低，平均值低0.259，中位数低0.341，且两者都在5%的水平上显著。笔者还对2005年的情况进行了分析，结果与2004年的情况相差不大。

六、研究结论

本文从高现金持有的持续性特征入手，分析了该特征对公司经营业绩的影响，并通过现金流出分析了产生这一差异的内在原因，综合前面的多元回归分析结果，可以得出以下结论：

1.高现金持有公司确实存在着滥用自由现金流的行为，这主要表现为公司的超额现金持有量与公司的经营业绩负相关，超额现金持有量越大的公司越有可能引发管理者的滥用行为。

2.持续性持有高现金的公司与非持续性公司相比，更有可能滥用自由现金流，因为持有大量现金的时间越长，管理层为了逃避股东的监管，更急于将其快速消散。

3.公司的经营业绩具有延续性，公司当年的经营业绩会受到上一年经营业绩的影响。

4.高现金持有的持续性对公司经营业绩的影响仅限于次年，持续性不强。

而现金使用的分析则表明：持续性持有高现金的公司在经营活动与投资活动中支出的现金远远大于非持续性公司，但其筹资活动的现金支出却比非持续性公司低许多。这说明，2004年与2005年持续性公司将大部分现金用于经营与投资活动，而非持续性公司则将大部分现金用于筹资活动，并主要用来偿还以前年度的债务。同时，非持续性公司的主营业务收入增长率远远高于持续性公司，这表明非持续性公司在自身资金存在困难的情况下，主要是靠举债来实现其业务增长的；而持续性公司在自身增长受限的情况下，将大量的现金用于经营活动，却没有实现相应的收入增长，这再一次说明了持续性持有高现金的公司存在着滥用自由现金流的行为。

【主要参考文献】

[1] 陈雪峰，翁君奕. 配股公司现金持有与经营业绩[J]. 决策借鉴，2002，（4）：37-41.

[2] 顾乃康，孙进军. 现金的市场价值：基于中国上市公司的实证研究. 工作报告， 2006.

[3] 彭桃英，周伟. 中国上市公司高额现金持有动因研究——代理理论抑或权衡理论[J]. 会计研究，2006，（5）： 42-49.

[4] 姜宝强，毕晓方. 超额现金持有与企业价值的关系探析——基于代理成本的视角[J].经济与管理研究，2006，（12）：49-55.

[5] Mikkelson, W. and M. Partch, 2003, Do Persistent Large Cash Reserves Hinder Performance? Journal of Financial and Quantitative Analysis 38, 275-94.

[6] Pinkowitz, L., R. Stulz, and R. Williamson, 2004. Do firms with poor protection of investor rights hold more cash? Working Paper. Georgetown University, 1-45.

[7] Schwetzler B., C. Reimund, 2004,Valuation effects of corporate cash holdings: evidence from Germany[R], working paper, SSRN.

现金对公司业绩的阻碍论文 篇4

近年来, 公司的研究与开发费用 (R esearch&D evelopm ent Expenditure) 在公司支出中占据越来越大的份额, 而比重的大幅增加也引起了人们对其作用的普遍关注, 其中备受争议的问题就是R&D投入是否能够提高公司价值。与此相应的是近年来会计界对于处理方式的改革。2007年1月1日开始实施的《企业会计准则》取消了旧准则中关于研究与开发支出在发生时全部确认为费用的规定, 而是允许符合条件的资本化。这一变化说明支出的作用开始被逐渐认可。而自2007年之后, 会计报表中对于R&D支出有了专门的项目, 使得本文的研究相比之前的文章更加具有事实的说服力。

本文的研究目的是从实证角度出发, 检验R&D支出与公司价值之间的关系。公司间的竞争可以激发管理层对R&D投入的积极性, 而且近几年公司治理机制的完善, 使管理层与股东利益趋于一致, 更加规范了管理层的投资。因此, 我们认为投入总体上能够推动公司经营业绩的提高。但是, 投入在回报上存在的不确定性, 会影响投资者对R&D投入的正确估值。而2007年开始、2008年全面爆发的金融危机使得我们的研究结果存在相对不完善的地方, 如果可以多几年相应的R&D支出的数据相信可以做出更好的结果。

我们通过收集上市公司在2007年至2009年会计报告开发支出中披露的相关信息来检验R&D支出与公司经营业绩的关系, 结果显示样本公司的R&D投入呈上升趋势, 而且整体上与未来年度利润存在正相关的关系。

由于以前数据的原因, 目前国内关于价值相关性的实证研究很少, 这也是长期以来业界和学术界围绕与公司价值的关系产生争议的一个重要原因。本文验证了R&D投入对公司经营业绩的积极作用, 这在一定程度上填补了实证研究的空缺。而且, 本文所做的研究能够帮助投资者更为深人地理解公司R&D投入的作用, 从而做出正确的投资决策。

本文其他内容安排如下:第二部分介绍研究背景并提出研究假说;第三部分为描述性统计;第四部分是研究设计和研究结果;第五部分为残差检验;第六部分为结论。

二、文献综述

(一) 国外研究

国外有关R&D的实证研究基本上都支持R&D支出具有价值相关性。例如, Lev和Sougiannis (1996) 通过估计R&D支出中能够被资本化的部分, 发现这些资本化的R&D与公司经营业绩紧密相关。他们还根据资本化的R&D, 相应调整了会计盈余和净资产账面价值, 并发现调整后的金额包含与股票价格相关的信息。另外, H ana和M anry (2004) 用韩国的数据检验了R&D的价值相关性, 发现R&D投入和股价是正相关的, 表明投资者认为R&D所能创造的净现值为正, 因而建议将其资本化。

(二) 国内研究

尽管国外尤其美国的研究普遍认为R&D投入具有价值相关性, 但是我国关于上市公司R&D支出贡献的研究却比较缺乏。由于我国财务披露制度没有明确要求上市公司对R&D支出进行披露, 而且直到2002年, 才有部分上市公司开始在会计报表附注里自愿披露R&D支出的信息, 所以数据的缺乏极大地限制了国内实证研究在此领域的发展。目前我国的研究一般仅限于从理论上讨论R&D的信息披露问题, 或者是比较英国、美国、以及国际会计准则的R&D会计处理方法, 例如, 王晓玲、吴保民 (1998) 、王咏梅、薛云奎、王志台等。而王跃堂、孙铮、陈世敏是我国第一批涉及R&D支出的实证研究者。由于数据上的局限, 他们无法直接衡量R&D支出, 因此选择其他变量代替。王珍用我国上市公司2002年年报中披露的数据做实证研究, 发现R&D支出对未来收益的影响具有高度的不确定性。但是, 该研究只有2002年一个会计年度的数据, 而且当年进行披露的公司很少, 因而影响了实证结果的有效性。

本文以R&D支出与公司价值之间的关系为核心, 克服以前研究在数据上存在的局限性, 以2007年至2009年所有披露信息的上市公司为样本, 从经营业绩这个层面来系统探讨二者之间的关系, 试图为国内的研究提供新的证据。

三、研究设计

(一) 研究假设

上市公司面临的诸多挑战, 比如资源的稀缺和激烈的竞争等等, 能够在一定程度上激发管理层对R&D投入的热情, 因为合理的R&D投入可以提高研究创新能力, 推动技术进步, 帮助公司领先于同行业其他竞争者, 提高盈利水平。同时, 近几年来公司治理机制逐渐完善, 比如设立独立董事监督以及把管理层薪酬与公司业绩挂钩等方面的改革, 将管理层与股东利益协调一致。治理机制的改善能够规范管理层对R&D支出的投资行为, 引导他们在决策时更加注重选择对公司发展有利并能为股东创造收益的项目, 因此R&D投入总体上能够提高公司的盈利能力。综合以上分析, 提出如下假说:

H1:R&D投入与公司未来经营利润正相关

(二) 样本选取

我们通过收集整理上市公司公开披露的年报来获得数据, 上市公司年报来自于中国证监会指定信息披露网站巨潮资讯网网站、上海证券交易所网站以及深圳证券交易所网站。财务数据和股票数据均来自于W ind数据库, R esset金融数据库以及SIN O FIN数据库。我们把2007年到2009年年报中披露了R&D投入的上市公司作为样本, 剔除了ST公司后, 得到178家公司样本。

(三) 模型构建

本文从R&D支出对经营业绩的影响这个层面来探讨支出与公司价值之间的关系。参照Lev和Sougiannis (1996) 检验R&D支出同盈余的相关性所采用的方法, 通过分析前两年以及当年R&D支出与当年经营利润的关系来检验假说H 1。

具体模型如下所示;

i表示公司;O I=主营业务利润/主营业务收人;R D是研究与开发费用/主营业务收人;TA是有形资产/主营业务收人, 其中有形资产定义为“ (总资产-无形资产-待摊费用-长期待摊费用) ”;SC=销售费用/主营业务收人。

四、实证分析结果

(一) 描述性统计

表1列示样本公司的行业分布情况, 其中高新技术企业公司有88家, 占样本总数的49.43%, 非高科技公司有90家, 接近51%, 非高新技术企业大部分由机械、设备、仪表这类制造业公司构成 (52家, 占非高新技术企业57%) 。

表2是关于支出的描述性统计。样本公司R&D投入的均值在2007年至2009年间逐年递增, 相对于主营业务收入的比率来看, 基本上也是逐年递增的。

其他相关变量的描述性统计如表3所示;样本公司的经营状况良好, 基本处于盈利阶段 (主营业务利润O I平均值为正) 。

(二) 回归分析

本文利用统计软件eviews6.0做出相应的多元回归分析 (95%的置信水平下) 得到如下拟合结果:

另外通过把样本中的高新技术企业和非高新技术企业分别做回归分析 (95%的置信水平下) 得到了表4结果:

“**”表示在5%水平下显著。第二行数据统计量的值。

表4列示出对不同类别公司回归的结果:高科技公司2009年主营业务利润支出与非高科技企业相比和R&D投入显著正相关性更高, 而2007年和2008年的R&D投入与t年利润的相关度不显著, 说明高科技公司的R&D投入能产生经济效益, 它们在投入一年内能创造利润。非高科技制造业公司R&D投入对未来盈利能力呈负相关关系, 各年度R&D投入的回归系数都不显著。分类分析的结果说明R&D投入与经营利润间的关系主要是由高科技公司决定的。

2007及2008年, 全球经济低迷, 这对中国的出口导向型经济带来了很大的影响。尽管国家出台了一系列刺激经济复苏的政策, 但是各企业的业绩还是受到了一定的影响。因此在07年及08年的开发支出未能给企业带来所预期的效用, 反而给企业带来负担, 所以07, 08年的开发支出和09年的企业业绩呈负相关关系。而到了2009年, 经济局势有所好转, 企业的研发支出给企业带来了正面效应, 所开发出的新产品能很快被市场所接受, 所以2009年的开发支出和当年的业绩呈正相关。

(三) 残差检验

具体如下:

其一, W hite检验。W hite检验结果如表5所示, 结果表明存在一定的异方差性, 但不是很严重。

其二, 正态性检验。本文通过Jarque-Bera统计量进行正态性检验, 得出的结果如图1所示。结果表明不符合正态性。这可能是由于样本过小造成的, 如果能扩大样本, 相信结果能得到进一步改善。

五、结论

目前我国企业普遍对R&D过程缺乏有效的管理, 使得企业的研发活动无法达到高投入、高回报的预期。R&D投入不足, 特别是高新技术企业的科技开发力度有待加强, 就R&D投入强度来说, 2009年我国企业的整体研发水平一直徘徊在2%左右, R&D投入强度低是我国企业创新能力低, 进而导致盈利能力低、竞争力不高的主要原因。对于企业来说如果不加大R&D投入, 增强研究开发能力, 则最终将被拥有高新技术的企业所淘汰;而在研究过程中发现, 企业对于研发投入的界定不一致, 因此, 潜在的研发费用可能并未在其报表中表现出来, 在R&D支出的测度上存在的误差可能导致检验结果的不理想。如果企业没能将R&D投入从物质投资和人力投资中分离出来的话, 也会导致R&D效果的估计产生偏差。R&D支出的构成信息较少, 因此在这里没能针对不同来源及配置的R&D投资测算回报率。

其次, 政府应建立完备的R&D活动所需的基础设施、经济环境以及制定和实施适应新形式的R&D政策。推进“产—学—研”相结合的科技经济一体化, 要利用高等院校、科研院所众多, 科研实力强的优势, 集中力量, 调动大学和科研院所人员攻克一批关键性技术难关;并通过制定一些R&D优惠政策, 如税收政策、人才政策和技术政策等推动企业成为R&D的主体;确定重点发展的产业, 引导企业加大R&D的产业投资;通过产业技术知识储备的增加带动市场需求的增长, 这种增长进而会使生产价格迅速下降, 从而使得生产进一步的增长, 而生产的增长又促进了新一轮的R&D投入, 于是形成了“R&D、市场增长和价格下降之间的良性循环”, 通过这种“良性循环”以获得巨大的技术进步。在当今信息经济时代, 高技术产业直接关系到国家的综合实力, 其技术创新能力对国家的核心竞争力构成重要的影响, 政府对于这一问题必须予以重视。

最后, 由于本文所选样本的时间跨度较小, 因此对于R&D投资经济效果在时间维度上的差异还不能解释, 也不能解释R&D对生产率增长的影响是如何实现的, 这些不足有待于在今后的研究中进一步的完善。

参考文献

[1]Brauch Lev, Theodore Sougiannis.1996.The capitalization, Am ortization, and Value-relevance ofR&D.JournalofAccounting and Econom ics21, 107-138.

[2]薛云奎、王志台:《R&D的重要性以及信息披露方式的改进》, 《会计研究》2001年第3期。

[3]王珍:《研究开发费用的市场反应及影响因素的实证研究》, 重庆大学2004年硕士学位论文。

[4]侯晓红、张艳华《R&D投入对公司业绩的影响》, 《科技管理研究》2006年第12期。

现金对公司业绩的阻碍论文 篇5

一、公允价值的内涵及背景

公允价值是指在公平交易中, 熟悉情况的当事人自愿据以进行资产交换或债务清偿的金额。公允价值作为一种新的计量属性, 最大的特征就是来自于公平交易市场的确认, 是一种具有明显可观察性和决策相关性的会计信息。公允价值并不等同于市价, 其可以是重置价值、市场价值或可变现净值等。

会计准则是从20世纪50年代开始引入了公允价值计量的概念。长期以来, 由于公允价值不易确定, 所以这个概念一直没有得到广泛的应用。我国曾在1998年使用过公允价值计量, 但由于操作过程中出现了上市公司滥用公允价值操纵利润的情况, 因此在2001年公允价值被暂停使用。使用公允价值计量, 一方面可以使我国会计准则与国际财务报告准则实现实质性的趋同;另一方面, 随着我国资本市场的发展, 会计信息使用者对会计信息充分披露的要求越来越高, 如果仍然按照历史成本计量模式, 信息使用者就很可能会得到与现实不符的信息, 从而做出错误的决策而蒙受巨大损失。我国于2006年出台的新会计准则中强调适度引入公允价值, 主要考虑我国资本市场发育不完善, 许多资产还没有活跃市场, 如果不加限制地引入公允价值, 有可能会出现人为操纵利润现象。因此, 我国投资性房地产等准则规定, 只有存在活跃市场、公允价值能够获得并可靠计量的情况下, 才能采用公允价值计量。

二、公允价值计量模式对上市公司业绩的影响

1、对持有投资性房地产的公司的影响

新会计准则明确规定如果有确凿证据表明其公允价值能够持续可靠地取得, 投资性房地产应当采用公允价值模式。在我国目前房地产业非常景气的市场环境里, 投资性房地产都是以历史成本计价, 所以一般情况下投资性房地产的公允价值都高于账面价值。如果采用公允价值计量, 从短期来看, 会对企业的账面利润产生重大影响;从长远来看, 还会影响企业的战略决策和投资决策。如果采用公允价值计量, 企业当期净利润会有较大程度的提升, 这将可能改变企业的财务报表数据, 导致拥有投资性房地产的上市公司的利润在短期内发生剧烈变化。国家统计局的调查显示, 2003年至2006年上海房地产交易价格分别上涨20%、14%、7.6%、5.5%, 如果仅以最小涨幅5.5%计算, 账面价值为10000万元的投资性房地产仅2006年一年, 其公允价值变动损益也在550万元以上。如此巨大的公允价值变动损益被记入净利润, 一方面提高了净资产收益率, 另一方面提高了每股收益, 公允价值的使用将有利于公司再融资, 获得资本市场的种种便利, 有助于企业更好地借助资本市场的力量来获得发展。但是在原会计准则中, 上市公司因投资房地产的升值带来的利润并不列入报表, 采用新准则后, 会计报表中将单列“投资性房产”项目, 一旦采用了公允价值计量模式, 那么公允价值与原账面值之间的差异将计入当期损益。新准则中对投资性房地产采用公允价值模式计量的规定方便了国际投资者对比国内、国外企业的价值, 此外公司资产增值的透明度加强, 有利于公司股票获得公平的定价, 所以以公允价值计量可以帮助企业更好地借助资本市场的力量来获得发展。

2、对进行债务重组公司的影响

上海证券报2006年12月29日所作的统计显示, 2006年我国有254家公司进行了债务重组, 债务重组准则的修订对企业的财务状况和经营成果具有重大影响。按照新准则规定, 对于债务人而言, 在以非现金资产清偿债务的情况下, 债务重组所产生的收益将由重组债务的账面价值与转让的非现金资产公允价值之间的差额和转让的非现金资产公允价值与其账面价值之间的差额这两部分组成, 两者均计入损益。在能够确认债务重组收益的条件下, 即使按照历史成本计量, 重组债务与非现金资产的账面价值之间的差额也将全部计入损益。当企业以非现金资产清偿债务时, 债务重组中历史成本与公允价值的差异仅仅体现在计入损益的会计科目上;而当企业以固定资产、无形资产清偿债务时, 公允价值与历史成本法下对企业财务报告的影响将完全一致。目前, 我国资本市场上的债务重组主要以债务减免和非流动资产清偿为主, 极少涉及用存货方式清偿债务, 但是由于债务重组准则中, 将存货清偿债务按公允价值确认销售收入并结转相应成本, 这在无形中提升了企业的营运能力, 所以, 新准则中引入公允价值来计量换入资产的价值, 既能提高大股东向上市公司注入优质资产的热情, 也能使上市公司的业绩有较大提升。

3、对有资产重组公司的影响

按照新准则规定, 大股东可以通过与上市公司以优质资产换劣质资产的方式进行资产重组, 虽然这并不会立刻改变上市公司的经营水平, 但优质资产的注入的确会提高上市公司价值的重估, 甚至可能成为上市公司的拐点。新准则中规定, 在非货币性资产交换中可以以公允价值和应支付的相关税费作为换入资产的成本, 公允价值与换出资产账面价值的差额计入当期损益。公允价值的引入一方面还原了换入资产的公允价值, 另一方面确认了换出资产公允价值的损益, 由此所带来的利润的巨大波动将不可避免。当换出资产的公允价值大于其账面价值时, 非货币性资产交换将增加企业的利润;而当换出资产的公允价值小于其账面价值时, 非货币性资产交换将对企业的利润造成负面影响。公允价值的应用确认了换出资产的潜在损益, 使换入资产的入账价值更为真实的反映了该资产的内在价值, 显现了公允价值变动对企业利润的巨大影响。有数据统计显示, 2006年上市公司进行资产重置的行为有80多起, 共涉及78家上市公司, 置入的资产以股权和实物资产为主, 而置出的资产中有一部分债权, 这一过程实际上也是上市公司的债权债务解决方案。在这些方案中, 有相当一部分是为了剥离劣质资产而置入优质资产, 把上市公司以外的优质资产装入上市公司, 提升上市公司的价值。在历史成本法下, 人们往往只看到资产重组后公司业绩的大幅提升, 而忽视了资产公允价值变动的潜在损失, 从而粉饰了企业的经营业绩。

4、对持有交易性证券的公司的影响

根据新会计准则, 上市公司投资股票等交易性证券, 取得时以成本计量, 期末时将采用公允价值交易所市价来进行计价。按旧准则规定, 上市公司的证券类投资如市价比成本低, 必须计提减值准备, 但如市价比成本价高, 而公司并没有抛出实现收益, 账面盈利并不能计入当期损益, 而新准则按公允价值入账, 账面盈利就能直接计入当期收益, 如果证券市场表现强劲, 这些公司无论是否处置短期投资都将获得较好的收益。短期投资按公允价值计算价值变动计入当期损益, 将使得短期投资数额较大的公司因为市场变化而可能出现盈利波动。按照新会计准则的规定, 资本市场的变化将直接影响交易性证券投资较多的公司的当期利润。

三、小结

新会计准则结合中国国情引入了公允价值计量模式。公允价值是一种全新的计量理念, 相比历史成本, 公允价值的优势是相关性比较强, 但也存在主观判断较多的缺陷。过去采用历史成本计量, 一般会使企业利润缩水, 而现行会计准则采用公允价值计量更加公平地体现了企业的现时资产价值, 但也可能使公司为追求业绩, 操控可变现资产的价值。我国现行会计准则已基本与国际会计准则实现了趋同, 现行会计准则的实施使得企业的资金运营余地更大了, 有利于提高企业的融资能力。目前, 虽然难以保证公允价值确定的合理性和可靠性。但是随着经济环境和法制建设体系的逐渐完善, 公允价值的准确把握和可靠性必将逐步提高, 公允价值计量必将得到普遍推广。

摘要：新会计准则体系中采用了公允价值计量模式, 本文通过将历史成本和公允价值进行对比, 对公允价值计量模式进行了具体的分析, 探讨了公允价值的引入对上市公司业绩的影响。本文认为, 我国新会计准则体系采用公允价值计量模式能够真实客观地体现企业的投资价值, 最后展望了公允价值计量属性在我国的应用前景。

关键词：公允价值计量模式,上市公司,业绩

参考文献

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[2]、毛志宏、张星明、马玉芳.浅析新会计准则体系中公允价值计量模式对上市公司业绩的影响[J].中国管理信息化.2006.7

[3]、何江.谈公允价值计量在投资性房地产中的应用[J].市场周刊.2008.8

[4]、李刚.公允价值在现行会计准则中的应用及其对企业的影响[J].财会月刊.2008.8

现金对公司业绩的阻碍论文 篇6

一、新准则中应用公允价值的业务

目前我国已发布的38个具体会计准则中有17个准则不同程度地运用了公允价值计量属性, 具体运用情况见表1:

在这17项准则中, 运用公允价值计量属性来进行计量的程度各有不同, 可以将之分为3类。第1类:只在初始计量中运用公允价值计量属性;如存货准则、固定资产准则和无形资产准则等;第2类:只在后续计量中运用该计量属性, 如投资性房地产准则;第3类:既在初始计量也在后续计量中运用该计量属性, 如金融资产准则、套期保值准则等。

二、公允价值对上市公司业绩的影响

较之旧准则而言, 引入公允价值计量属性后新准则对于上市公司业绩产生影响的变化项目主要有:交易性金融资产、可供出售金融资产、投资性房地产和衍生工具及套期保值、债务重组、非同一控制下的企业合并和非货币性资产交换等。其中要求按照期末公允价值调整账面金额确认未实现利得与损失的主要是金融工具和投资性房地产。因此, 本文的分析主要集中于交易性金融资产、可供出售金融资产、投资性房地产这几类资产产生的公允价值变动来分析公允价值引入新会计准则后对上市公司业绩的影响。

(一) 交易性金融资产、投资性房地产等公允价值变动对业绩的影响

根据新准则, 交易性金融资产、投资性房地产等在持有期间出现的公允价值变动直接记入“公允价值变动损益”科目, 直接影响当期损益。

1、交易性金融资产。

2007年在1570家公布年报的上市公司中有353家持有交易性金融资产, 占总数的22.48%;持有金额合计为4, 894.29亿元, 占全部上市公司资产总额的1.17%。

2008年在1624家公布年报的上市公司中有407家持有交易性金融资产, 占总数的25.06%;持有金额合计为5080.27亿元, 占全部上市公司资产总额的1.04%。

2009年在1774家公布年报的上市公司中有436家上市公司持有交易性金融资产, 占总数的24.58%;持有金额合计为2, 407.96亿元, 占全部上市公司资产总额的0.39%。

综上可知, 自新会计准则发布及执行以来, 尽管交易性金融资产的持有面相对较广, 但从持有数量上还是较少的。

2、投资性房地产。

2007年1570家上市公司中有630家存在投资性房地产, 占总数的40.13%;其中612家采用成本模式, 18家采用公允价值模式 (占有此类业务公司数的2.86%, 下同) 。产生的公允价值变动净收益为22.79亿元, 占全部上市公司利润总额的0.17%。

2008年1624家上市公司中有690家存在投资性房地产, 占总数的42.49%;其中670家采用成本模式, 20家采用公允价值模式 (占有比为2.90%) 。产生的公允价值变动收益为-0.36亿元, 占全部上市公司利润总额的0.00%。

2009年1774家上市公司中有772家存在投资性房地产, 占总数的43.52%;其中747家采用成本模式, 25家采用公允价值模式 (占有比为3.24%) 。总额为1, 611.29亿元, 占资产总额的0.26%, 产生的公允价值变动收益为39.12亿元, 占全部上市公司利润总额的0.27%。

综上可知, 在上市公司中拥有投资性房地产的公司从面上来看比较广, 但其持有量占资产总额的比例较小;从形成的公允价值变动损益占上市公司利润总额的比例来看也较小;从计量模式的选择来看, 普遍采用成本计量模式而非公允价值模式。

3、公允价值变动损益。

2007年1570家上市公司中有256家存在公允价值变动, 占总数的16.31%;其中169家为变动收益, 87家为变动损失;合计发生公允价值变动收益117.23亿元, 占全部上市公司利润总额的0.86%。公允价值变动损益绝对值占利润总额的比例超过20%的仅有12家, 平均影响比例为3.78%。

2008年1624家上市公司中有474家存在公允价值变动, 占总数的29.19%;其中61家公司为变动收益, 246家公司为变动损失;合计发生公允价值变动收益-501.33亿元, 绝对值占全部上市公司利润总额的4.51%。公允价值变动损益绝对值占利润总额之比在50%以上的有25家, 平均影响比例接近5%。

2009年1774家上市公司中有490家存在公允价值变动损益, 占总数的27.62%;其中364家为变动收益, 126家为变动损失;合计发生公允价值变动收益87.16亿元, 占全部上市公司利润总额的0.60%。公允价值变动损益占利润总额之比在10%以上的有69家, 53%的上市公司的公允价值变动损益占利润总额比例在1%以下。

综上来看, 在上市公司中公允价值变动损益的涉及面并不广泛, 同时公允价值变动对上市公司业绩的影响也并不大。

(二) 可供出售金融资产公允价值变动对业绩的影响。

新准则下, 可供出售金融资产的初始计量和后续计量都采用公允价值计量属性。但与交易性金融资产不同的是, 可供出售金融资产的公允价值变动记入资本公积, 因此可供出售金融资产的公允价值变动影响的是股东权益。

2007年1570家上市公司中有419家持有可供出售金融资产, 占总数的26.69%;持有金额合计为32, 083.29亿元, 占资产总额的7.70%。其公允价值变动计入资本公积为1, 491.23亿元, 占全部上市公司股东权益总额的2.18%。

2008年1624家上市公司中有385家持有可供出售金融资产, 占总数的23.71%;持有金额为34, 583.74亿元, 占资产总额的7.10%, 其公允价值变动计入股东权益的金额为-2, 206.65亿元, 占全部上市公司股东权益总额的-2.86%。

2009年1774家上市公司中有404家持有可供出售金融资产, 占总数的22.77%;持有金额为41, 641.18亿元, 占资产总额的6.73%。其公允价值变动计入股东权益的金额为1611.87亿元, 占全部上市公司股东权益总额的1.72%。

综上可知, 可供出售金融资产在我国上市公司中, 不管是从持有面还是从持有量来看并不广泛, 对股东权益的影响也有限。

三、结论

通过上述数据和分析, 可以得出如下结论:

(一) 公允价值计量属性的推出对上市公司的利润和净资产造成了一定程度的影响, 但现阶段下其影响较为有限。采用公允价值计量属性, 相关资产公允价值的变动会造成对利润、净资产的影响。07、08、09年我国上市公司的年报数据表明, 从整体来看, 公允价值计量属性的引入并未引起上市公司的当期损益及股东权益发生明显的增加或减少。同时从我国资本市场的目前情况看, 尽管公允价值的应用日趋广泛, 但公允价值变动损益对上市公司经营业绩的影响较为有限。

(二) 公允价值计量属性的使用目前尚较为谨慎。从实际披露的情况来看, 目前上市公司在公允价值计量属性的使用上显得非常谨慎, 绝大多数公司在可以自由选择“公允价值”和“历史成本”时, 均选择了“历史成本”。如在投资性房地产的后续计量模式的选择中, 绝大多数公司宁可采用成本法进行后续核算。

(三) 公允价值计量属性的引入使得会计信息更具决策相关性。交易性金融资产等资产的公允价值变动反映了金融市场、股票市场的变化。新会计准则下这些资产采用公允价值计量属性进行计量, 发生的公允价值变动记入当期损益或股东权益, 纳入资产负债表和利润表, 从而使得报表的数据很好的体现了这种关联性, 即公允价值计量属性的引入使得会计报表更具决策相关性。如2007年金融资产普遍增值、2008年股票市场出现走低的背景下, 上市公司的公允价值变动净损益普遍为负值, 与金融市场的趋势保持了一致性。

(四) 虚拟资本的交易活动所形成的经济规模较小, 对我国经济发展的促进作用有待提升。我国现阶段虚拟资本主要是股票、债券和基金等基础金融产品, 在会计准则中归类为交易性金融资产和可供出售金融资产。以上数据和相关分析表明, 我国金融产品交易规模较小, 虚拟资本的交易活动所形成的虚拟经济发展还不很成熟, 对经济发展的促进作用有待提升。

参考文献

现金对公司业绩的阻碍论文 篇7

我国加入世贸组织之后, 金融业开放步伐加快, 银行业正面临着巨大的挑战和机遇。2008年国际金融危机的爆发, 引发了全球各界人士对金融行业的关注, 尤其是商业银行公司治理的问题不断受到重视。银行业是一国金融体系的基础和主体部分, 在一个国家的经济中起着至关重要的金融中介的作用。2013年初, 巴塞尔银行监管委员会推出并实施的巴塞尔协议Ⅲ, 进一步推动了商业银行公司治理在全球政府部门、银行界和学界的共同关注。

国外对商业银行公司治理的起步相对较早, 特别是巴塞尔协议出来之后, 对商业银行风险管理及业绩的研究不断受到学界、金融界和政界的关注。Crespi Garca-Cestona&Salas (2003) 、John&Qian (2003) 、Adams&Mehran (2005) 、Belkhir (2005) 、Alonso&Gonzlez (2006) 以及Polo (2007) 等都对一般性公司的治理理论如何应用到银行公司治理方面进行了大量的理论探索, 虽然存在不同的争议, 但大多数学者还是从理论和实践方面证明了董事会和委托代理等传统的公司治理机制应用到商业银行治理中依然发挥着重要作用。

国内对商业银行的公司治理研究起步较晚, 同时存在较大的障碍, 主要是来自于商业银行数据收集非常困难, 因此在实证检验方面较为欠缺。李维安、曹廷求 (2004) , 卫新江 (2006) 等学者通过对上市和非上市公司的实地调研数据分析了商业银行公司治理方面的影响因素;杨德勇、曹永霞 (2007) , 宋增基、陈全、张宗益 (2007) , 王之亮 (2012) , 张明泽 (2013) 等学者则主要从上市公司的财务报表来探析影响商业银行公司治理对业绩方面的影响。总体来看, 这两方面的数据研究都得出对商业银行的公司治理会对其业绩起到非常重要的作用。为此, 本文参照前人的研究方法, 采取国际金融危机后我国上市商业银行的面板数据对2008—2012年间银行业公司治理对其业绩方面的影响进行实证分析。由于本文数据不仅包括大型的国有控股商业银行, 而且还包括上市股份制商业银行和城市商业银行, 因此, 这样的样本选取具有一定的代表性。

1 理论假设、数据来源及模型构建

1.1 理论假设

在本世纪初, 金融改革的序幕拉开之后, 中央和地方政府为解决国有和地方企业的融资问题以及地方经济发展, 中央通过管控工、农、中、建、交五大国有商业银行来把握全国银行融资的情况, 并且通过国家控股模式采用现代的公司治理结构来干预银行的经营;地方政府则大多采用地方资本通过参股方式干预区域性股份制商业银行和地方性城市商业银行的模式参与银行的治理。因此, 不管是国有商业银行还是区域性股份制商业银行以及地方城市商业银行, 这三者都在不同程度上存在政府持股和政府干预的现象。国有商业银行主要以中央汇金公司、国家财政部以及国资委所管控的国有金融投资公司等为代表。在股东的结构上主要是通过国有法人控股的方式来介入银行公司内部的经营, 目标偏好也不一样。其目标偏好更具公共性质, 比如国有商业银行承担了更多的社会责任、不一定把利润最大化作为公司经营的唯一目标以及更加依附于国家政策等。国有商业银行中这种普遍存在的政府持股现象增加了中国商业银行公司治理的复杂性, 因此, 笔者提出了第1条假设:

假设1:政府持股与银行业绩之间存在非线性关系

金融改革是经济改革的重心, 而银行改革又是金融改革的前头兵。中共中央和国务院为了加快我国国有商业银行发展和培育一批规模实力大、管理水平高的区域性商业银行, 不断加快商业银行上市的步伐, 而为了让商业银行更好的迎接国内外金融的竞争, 中国政府为转型期的银行业作出了积极的决策———引进境外战略投资者。这一改革的重点主要是想通过引进境外战略机构投资者来进一步提升国内银行业的经营管理水平、资本运营效率以及健全商业银行公司治理体系。开放银行业一度被认为能够提高本国银行业的经营效率和提升整体竞争力。一方面, 境外机构投资者通过国际通行的信息披露制度和会计标准示范提升银行业的监管水平;另一方面, 通过境外机构投资者资金的供给, 增强国内银行业的整体信贷实力, 同时进一步完善国内银行业产权关系, 让银行业股权结构更加合理。为此, 笔者提出第2条假设:

假设2:境外机构投资者对国内银行的持股有利于提升本国银行的业绩

在目前的中国银行公司治理方面, 不可避免地会受到政府干预的影响。政府往往出于金融稳定和经济增长的目的, 在商业银行管理人事方面通过行政干预的方式选聘银行高级管理人员。而其中尤其以国有商业银行和带有国有成分的商业银行最为严重。这些高级管理人员不一定来自职业经理人, 中央和地方政府通过选派或者委任即可, 因此, 这些高管不一定是专注于公司的业绩和公司的长远发展, 更关心自己的政绩和利益。一般而言, 为了激励高管不断为银行创造更大的业绩变得非常复杂, 激励机制往往是短暂的。

为了更好的激励银行高管, 目前国内主要采取两种方式:工资或者薪水激励;股权激励。在目前的上市商业银行年报中, 很难找到高层管理人员的工资薪水等收入, 本文主要采用中国商业银行高级管理人员对上市公司的持股比例来判别高管人员的激励程度。相对而言, 高层内部人持股往往和其他股东的利益相对一致, 外部股东往往会降低其委托代理成本和减少股东和高管之间的矛盾纷争。因此, 笔者认为高层管理人员持股有利于提高银行业绩。

假设3:商业银行高层管理人员持股有利于提升银行业绩

中国为了和国外接轨, 引入董事会和监事会机制到商业银行中, 但在我国却存在一定的特殊性。比如, 中国商业银行董事会规模、独立董事所占比重、董事长和总经理两职一人的现象、监事会的地位架构等方面存在较多的特殊性。从董事会的规模来看, 规模越大的董事会, 往往在决策方面存在较大的分歧, 对商业银行高管的惩罚机制方面相对较弱, 独立董事内部获取贷款相对容易, 这也为独立董事带来了寻租的空间。张宗益 (2007) 等人支持上述观点, 认为董事会规模会对银行业绩带来负效应。但李维安、曹廷求等人的研究却发现, 董事会规模对银行业绩存在正相关。结合上述观点, 笔者认为董事会规模和商业银行业绩之间关系还不明确, 有可能是一种非线性关系。为此笔者提出新的假设:

假设4:董事会规模与商业银行业绩之间存在非线性关系

在我国商业银行治理方面, 独立董事在一定程度上起到了对银行监督和代表中小股东权利的作用。独立董事与银行不存在直接的利益关系, 在很多对公司内部事务的判断方面往往会公正公平判断, 独立董事在专业背景方面要求也很高, 进一步有利于促进董事会决策的科学化。国有控股商业银行往往会因为政府的制约导致一些具有政府背景的人员出任独立董事职务, 而非具有商业银行专业知识背景和从业经验丰富的人员来担任。一些区域性的商业银行和民营资本主导的商业银行出于自身利益和未来发展考虑, 往往会选聘一些具备资深银行从业经验和理论业务的专家来担任。商业银行被认为是专业性程度非常高的行业, 其专业性和复杂性要求独立董事必须对金融业务非常熟悉和具备丰富的从业经验, 这样对银行内部公司治理也会更科学化和专业化。为此, 笔者又提出如下假设:

假设5:具备金融从业经验和扎实理论水平的独立董事比例越高银行业绩越好

总的来说, 当前我国商业银行的公司治理一方面有其发展的时代特征, 比如部分带有计划经济的色彩、非标准化的财务体系等;另一方面, 政府希望借助金融改革让国内商业银行能成为真正的银行, 接收市场化的竞争考验, 为中国经济的长期可持续发展打下基础。当政府这只看的见的手在金融改革中选择是放手还是不放手的决策时, 国际金融危机的爆发倒逼着商业银行必须不断的完善公司治理。不能仅仅是通过兼并重组、债务剥离和风险操作流程的规范这种外科手术式的改革。面对金融改革不断进入到深水区, 实质性地强化公司治理措施显得越来越重要。其中包括优化政府及国有控股的股权结构, 引入金融战略机构投资者, 改革高管激励机制、强化信息管控在银行中的地位以及董事会制度设计等公司治理机制这些软实力成为银行可持续发展的必然选择。

1.2 数据来源及样本说明

1.2.1 数据来源

本文样本数据主要来自大智慧炒股软件、中国人民银行、证券交易所网站以及报刊杂志等公开性披露的2008—2012年中国商业银行年报数据, 这些商业银行包括国有控股商业银行、股份制商业银行以及城市商业银行。

1.2.2 变量的描述性统计说明

从表一中可以看出, 把总资产收益率作为银行业绩的代表, 根据目前相关学者的研究, 衡量公司绩效的最有效的指标为Tobin Q。政府持股比例通过对国家财政部门和地方财政部门、中央汇金公司以及国有金融投资公司等政府背景所持股比例之和来反映, 这些公司和部门基本上能代表政府的意志。境外机构投资者和高层管理人员对我国商业银行的持股比例相对比较低, 其中占比分别为37.23%和42.35%, 不是所有商业银行都有, 所以本文采用虚拟变量来表示。具有金融机构从业经验的独立董事主要是在金融行业中具有实际的操作经验, 在理论和实践方面具有较为丰富的经验。人均GDP指标分两类:一类是全国性的商业银行, 主要采取全国性的人均GDP的值来体现, 而非全国性的城市商业银行则主要采用当地所在省份或者当地城市的人均GDP来表示。

1.2.3 模型构建

根据现有上市的和非上市的30家商业银行组成的样本, 以及下文中的具体假设, 本文通过建立回归模型来对各变量进行估计, 验证假设是否成立。模型的变量定义为:

式 (1) 中, xi为影响总资产收益率的各个因素, ROA为总资产收益率, α0为常数项, n为变量总数, n=8。其中, X1为政府持股比例;X2为政府持股比例的平方;X3为境外机构投资者持股情况;X4为银行高层管理人员持股情况;X5为董事会规模;X6为董事会规模的平方;X7为具备金融行业从业经验的独立董事比例;X8为人均GDP。

2 实证检验及结果分析

在对模型进行回归之前, 本文通过对各解释变量之间的Person相关系数进行检验, 各解释变量之间的VIF值都明显小于10, 表明自变量之间不存在显著的多重共线性问题。此外, 最常用的两种由于存在时间序列数据, 为控制总体模型之间不存在异方差性, 本文采用了加权最小二乘法WLS对各解释变量进行回归, 对各观察值赋予不同的权重, 当观察值越大时赋予权重值越小, 当观察值越小时赋予权重值越大, 以此消除总体模型的异方差性。第二种方法为经过稳健标准差修正后的最小二乘估计OLS。此外, 为保证结论的稳健性, 本文在所有样本回归的基础上对只有政府参股样本进行回归, 进一步验证政府对商业银行的参股对银行业绩的影响。

通过表二提供的回归结果, 可以得出一些非常有价值的结果。首先, 从政府持股比例 (X1) 的一次方系数为正和二次方系数为负的结果可以发现, 银行业绩 (ROA) 与政府对银行持股比例之间存在一个先上升后下降的凸函数形式, 即呈现出一个倒“U”型的关系。因此, 本文的结论证实了假设1的观点。政府持股与银行业绩之间存在非线性关系, 既不是某些学者提出的政府持股越高银行业绩越好的正相关关系, 也不是另一些学者提出的政府持股越高银行业绩越差的负相关关系。

注:***、**、*分别表示1%、5%、10%的水平上显著, OLS回归方法是经过Robuststandarderror修正。

其次, 董事会规模 (X5) 与银行业绩之间也存在很明显的倒“U”型曲线关系。这和假设4的观点基本一致。究其原因, 笔者认为, 商业银行本身也是公司企业, 公司企业的股东或者董事之间也往往存在一个最优或者次优的规模水平, 银行也不例外。现在银行的董事规模往往是股东之间利益格局博弈后的结果。一般来说, 商业银行的股权或资产规模越大, 其结构越分散, 各利益方所要求的董事规模也相对更大。但是当超过一定的最优董事人数后, 增加董事人数, 反而会造成董事会的决策意见的分散, 难以快速的形成决策意见, 导致决策效率降低。

另外, 具备金融行业丰富从业经验的独立董事比例 (X7) 与商业银行业绩 (ROA) 之间存在显著的正相关关系。笔者认为, 具备金融行业丰富从业经验的独立董事在银行治理方面能够从专业的角度加强公司治理, 从业经验越丰富, 对商业银行应对各种金融风险越具有好的防范作用, 在银行决策的科学化方面能发挥更重要的作用。

此外, 外资对商业银行的持股 (X3) 和对高管的激励措施 (X4) 两者对商业银行业绩都不显著, 不支持之前的假设2和假设3。对于前者, 究其原因, 笔者认为可能的原因为境外金融机构战略投资者对我国商业银行的持股比例仍然受到我国监管部门的限制, 比如我国建设银行中境外机构投资者最高比重为19.9%。其次, 外资银行所带来的先进管理经营模式和风险防范技术可能需要一定的时间消化, 或者这些先进经营管理模式由于不能适应我国的基本国情效果大打折扣, 商业银行的业绩有可能需要更长的时间才能体现出来, 特别是国有控股商业银行尤为明显。著名的金融学家陈志武 (2009) 指出, 国有控股商业银行现在已经处于一个两难的境地, 不管国有银行如何设计, 国家信用和国家资本的前提是不会改变的, 引进境外机构投资者最多就是优化现有的银行体制和内部管理水平, 任何改变国有商业银行形象的设想注定是妄想。

对于高管的激励在商业银行业绩中的不显著性, 可能的原因为:中国目前的商业银行高层管理人员更多的来自于中央与地方政府的选派, 这种选派人员一定程度上兼有政府背景。银行对其薪酬待遇方面的激励也许只是这些高管人员考虑函数中的一个, 有可能包含更多的非薪酬因素。比如:高管人员职位的升迁、事业成就等。对于国外很多银行采取的股权激励措施如果应用到目前我国商业银行中, 有可能导致这些高管因限制薪酬等措施的压制而顾虑重重, 不一定能享受到股权激励的收益, 从而不能带来真正的激励效果。

3 结束语

本文基于国际金融危机后, 以2008—2012年我国国有控股商业银行、股份制商业银行以及城市商业银行的上市年报数据, 研究了商业银行公司治理中股权结构、董事会制度以及高管激励等方面的因素对商业银行业绩之间的影响关系。得出主要结论和启示有:

首先, 国有商业银行中政府的持股比例与银行业绩之间存在一种倒“U”型的曲线关系, 即曲线表现为先上升后下降的趋势。造成这种现象的原因主要表现为政府持股对商业银行公司治理存在正反双面效应。这也启示政府, 在市场经济中应该摒弃既当裁判员又当运动员的思维, 处理好政府与市场、政府管理与政府效用之间的关系。

其次, 实证检验并不支持境外战略机构投资者的引入会给银行业绩带来显著的影响, 但这种影响也许是长期才会发挥作用, 因此, 也应该继续高度关注。一方面, 我们在大力学习国外商业银行先进的公司治理和管理模式时, 也应该结合我国银行业的实际情况, 有的放矢的加强自身的消化吸收并转化为银行业绩的提升和竞争力的增强。

再次, 董事会规模与商业银行业绩之间也存在显著的倒“U”型曲线关系。董事会规模与商业银行的资产规模、股权结构等存在一定的联系, 太多的董事会成员往往会降低商业银行决策的有效性, 而太少的董事规模也很难发挥董事在股东权利制约方面的作用。因此, 商业银行应该结合自身的情况有选择的决定公司内部董事会成员的规模, 达到公司决策效率的最优化。

最后, 高层管理人员的激励机制对银行业绩不存在显著的影响。原因可能为商业银行高层管理人员的选派不一定是按照普通公司那种职业经理人的模式选聘, 一些国有控股商业银行更多的是采取行政命令和政治任命来完成, 而这种选聘模式在现代商业银行的激励中效果不显著是由其制度性的缺陷造成。

摘要：本文基于2008—2012年我国国有银行、股份制商业银行以及城市商业银行的上市年报数据和非上市年报数据, 研究了商业银行公司治理中股权结构、董事会制度以及高管激励等方面的因素对商业银行业绩的影响。得出主要结论和启示有:国有商业银行中政府持股比例以及董事会规模与银行业绩之间存在一种倒“U”型的曲线关系, 具有丰富银行从业经验的董事成员会对银行业绩带来显著的正向影响。此外, 商业银行是否引入境外机构投资者和对高层管理人员的激励措施对银行业绩不存在显著影响。

关键词：商业银行,公司治理,业绩

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