制造业公司

制造业公司（共12篇）

制造业公司 篇1

一、引言

完整的公司治理包括内部治理机制和外部治理机制两个部分。内部治理机制是企业内部通过组织程序所明确的所有者、董事会和高级经理人员等利益相关者之间权力分配和制衡关系,具体表现为股权构成、董事会结构、融资方式、激励手段等一些企业内部制度安排。外部治理是指来自企业外部主体(如政府、中介机构等)和市场的监督约束机制,尤其是指产品市场、资本市场和经理人市场等市场机制对企业利益相关者的权力和利益的作用和影响。公司治理已经成为国内外专家学者研究的重要课题。本文旨在研究上市公司内部治理与公司价值的相关性,从内部治理的角度分析影响公司价值的因素。

二、相关文献回顾

1. 关于治理机构设置与市场价值

在对董事会的研究中,集中于董事会规模,独立董事的比例,董事长与总经理是否应该分任还是兼职等问题上。Yenmakc(1996)认为独立董事比例与公司市场价值之间具有显著的负相关关系。Eisenberg.T.,S.Sundrgen and Wells.M.(1998)分别利用美国和芬兰的数据研究表明董事会的规模与公司市场价值成负相关,即规模越大,公司市场价值越差。陈宏辉,贾生华指出董事会中独立董事比例太低,不利于董事会在进行重大决策时保持客观性和独立性,内部董事将不可避免地为其管理层的利益提供支持,由此就可能对保护中小股东的利益构成威胁,最终会降低公司绩效。但独立董事在董事会中占有太高的比例也会产生一些不利因素。这是因为独立董事无法像执行董事那样充分地掌握企业内部的信息,因为企业的信息主要是掌握在管理人员的手中,独立董事与管理阶层之间存在严重的信息不对称。

2. 关于股权结构与市场价值

当两权分离、董事会规模大、流通股中机构投资者多及发行了外资股或实现了海外上市都对CEO的权力产生了重大影响,能显著提高公司价值;第一大股东的持股比例与公司价值呈显著U型关系;当公司的实际控制人为个人时,公司价值会显著降低。Jensen和Meckling(l976)指出,提高对企业有控制权的内部股东的股权比例能有效地产生管理激励,降低代理成本,提高企业价值。

3. 关于治理行为与市场价值

Gordon、Henry和Palia(2004)研究了关联交易与公司治理和公司价值的关系,指出在美国的证券市场上,关联交易被视为是一项潜在的利益冲突,股东并没有从中受益,并且投资者对关联交易的反映是消极的。Jian Wong(2003)证明在中国目前的公司结构、经济制度和法律体系下容易促使关联交易的发生,导致控股集团利用关联交易对上市公司进行盈余管理及掏空(Tunneling)。

三、研究方法及变量选取

1. 研究方法

典型相关分析方法(canonical correlation analysis)最早源于Hotelling于1936年在《生物统计》期刊上发表的一篇论文《两组变式之间的关系》。他所提出的方法经过多年的应用及发展,逐渐达到完善。典型相关分析是研究两组变量之间相关关系的一种统计分析方法。为了研究两组变量X1,X2,…,XP和Y1,Y2,…,YP之间的相关关系,采用类似于主成分分析的方法,在两组变量中,分别选取若干有代表性的变量组成有代表性的综合指标,通过研究这两组综合指标之间的相关关系,来代替这两组变量间的相关关系,这些综合指标称为典型变量。

设随机向量X=(x1,x2,…,xp),Y=(y1,y2,…,yq),X,Y的方差矩阵为

其中,∑11是第一组变量的协方差阵,∑12、∑21是第一组与第二组变量的协方差矩阵,∑22是第二组变量的协方差矩阵。

要研究两组变量X1,X2,…,XP和Y1,Y2,…,YP之间的相关关系,首先分别作两组变量的线性组合,即

在x,y及∑给定条件下,即是求a、b,使U与V之间的相关系数:达到最大。

2. 变量选取

基于公司治理的内涵,借鉴前人的研究成果,本文构建了公司治理指标体系及公司价值指标体系。公司治理指标体系包括股权结构、治理结构及治理行为三方面七个指标,见表1;公司价值指标体包括托宾Q、市净率、主营业务资产收益率、净资产收益率四个指标,见表2。

3. 样本数据来源

本文以制造业上市公司为样本主要基于以下的考虑:在经济全球化日益深入的今天,国家制造业的发展水平直接决定了该国在国际上的竞争力及在国际分工中的所处的地位,也就是这个国家实力的具体体现。

本文所取的样本主要来源于在上海、深圳证券交易所的上市企业。所选取的样本具体包括:一是2009年12月31日前在上海、深圳证券交易所上市的公司;二是2009年12月31日前上市的,剔除掉上市的企业中数据不完整(数据缺失、数据错误等)的公司,剔除掉上市的企业中被ST、PT等财务状况异常的公司,符合样本的公司共132家。本研究的数据主要来源于CCER数据库。

四、公司治理与公司价值的典型相关分析

1. 典型相关系数及其检验

运行SPSS13.0统计软件,进行典型相关分析,得出典型相关系数及其检验结果(如表3、表4)。

由表3、表4可知,第1组典型相关系数较高,且典型变量的典型相关性比较显著(Sig小于0.05),表明相应典型变量之间密切相关;因此表明第一对典型变量有统计意义,本文将选取第一对变量组作分析。

2. 典型相关模型

根据SPSS输出结果(表5、表6),采用标准化的典型系数由此得出第一组典型变式U1、V1,如下所示:

由典型变式可知,公司治理的主要影响因素有X4,X2,X1,说明影响公司治理主要因素是管理费用率,董事会规模,股权集中度;公司价值的主要影响因素是Y1(托宾Q)、Y4(净资产收益率)、Y3(主营业务资产收益率),Y2(市净率)则表现出较低的影响程度。

3. 典型结构分析

结构分析是依据原始变量与典型变量之间的相关系数给出的。本文中只有第一对典型变量有统计意义,所以结构分析如表7所示:

由表7可以得出,公司治理的第一典型变量U1与X1,X2,X4均呈一定的相关关系,说明股权集中度、董事会规模与管理费用率都与公司治理有着较为密切的关系,其中又以管理费用率较为显著。公司价值的第一典型变量V1与Y1(托宾Q)的相关系数高,体现了Y1(托宾Q)在反映公司价值中占有显著的主导地位,而Y3(主营业务资产收益率)、Y4(净资产收益率)、Y2(市净率)只是在一定程度上影响了公司价值。由于第一对典型变量之间存在的相关,导致公司治理中三个主要变量与公司价值的第一典型变量呈中度相关(相关系数分别为0.387,0.323,0.505);而公司价值中的Y1(托宾Q)则与公司治理的第一典型变量也呈中度相关(相关系数为-0.561)。这种一致性说明典型相关分析的结果具有较高的可信度。

4. 典型变量的冗余分析

该方法由Stewart and Love 1968;Cooley and Lohnes1971;vanden Wollenberg1977发展。以原变量与典型变量间相关为基础。

冗余分析包括组内代表比例和冗余指数,前者也称第一典型冗余,表示一组变量的方差被其自身典型变量解释的百分比;后者称为第二典型冗余,表示一组变量的方差被对方典型变量解释的百分比,也是交叉的总方差共享比例。冗余指数越大,表示一对典型变量分别解释对方组原始变量的能力就强,典型变量的代表性就越好。

由冗余分析可以看出,公司治理变量(U1)与公司价值内部治理与的公司价值的典型相关示意图变量(V1)被自身典型变量解释的比例为50.1%,56.8%。被对方变量解释的比例为21.2%,24.1%。结果均可以被接受。

综合上述步骤的实证结果,我们给出公司内部治理与公司价值的典型相关示意图,如下图所示:

五、结论

本文运用典型相关分析,研究了公司内部治理与公司价值的相关性,得到以下结论:一是在反映公司治理的因素中,管理费用率(X4)最为主要,其次是股权集中度(X1)和董事会规模(X2),托宾Q(Y1)、主营业务资产收益率(Y3)净资产收益率(Y4)和市净率(Y2)则均是反映公司价值的主要指标。二是公司治理与公司价值之间呈显著相关关系(相关系数为0.651)。管理费用率(X4)、股权集中度(X1)和董事会规模(X2)是影响公司价值的主要因素。这也在一定程度上验证了管理者对于企业控制与企业成长之间的困局。因此,要提升企业价值,企业必须合理规划股权结构,并控制消费开支。另外,适当扩大董事会规模也可以提升公司的价值。

参考文献

[1]Yermack,D.Higher Market Valuation of Companies with aSmall Board of Directors.Journal of Financial Economics,1996(20):185-211

[2]陈宏辉,贾生华.企业利益相关者的利益协调与公司治理的平衡原理[J].中国工业经济,2005(8):114-120

[3]汤洪波,李湛.公司价值与高管人员权力结构—基于中国上市公司的实证研究[J].软科学,2008(1):32-41

[4]Jensen,Meckling.Theory of firm:managerial behavior,a-gency cost s and ownership structure[J].Journal of Finan-cial Economics,1976(3):305-360

[5]GordonE.A.,E.Henry,andD.Palia.2004.Related partytransac-tions:associations with corporate k4governance and firmvalue.Rutgers Business School.

制造业公司 篇2

公元，由独资和控股多家公司的民营企业家兼并重组[1] ，并以儒家风范对工厂区实施大规模地改造，一座占地43000多平米的花园式公司展现在秀美的国家历史文化名城——衡阳市衡阳松木工业园区。

公司已形成集团性质，旗下有三家公司，一家工厂：衡阳市冠峰实业公司是科、工、贸一条龙，多年生产汽车、拖拉机配件，产品畅销国内外。

衡阳市山信实业公司是本市唯一的锻造专业公司，从事航空、航天、船舶、汽车、摩托车、电力设备以及冶金机械等锻造批量供应商。

衡阳市湘江电线电缆厂是著名商标《相》牌电线电缆专业供应商。

公司现有员工600余人，中高级专业技术人员90人，各种生产设备500多台套，铸造、锻造、金属切削、电线生产多条专业生产线，配套成龙.生产各种国产、进口汽车制动盘、制动鼓以及农用车、拖拉机方向机总成、各种电线电缆等80多种系列，1600多种产品。

公司先后获取IS09001:标准认证，0lOl0502 1604、05021605、中国国家强制性产品认证、CCC认证证书。产品畅销国内160多个经销单位，并成功入主肯尼亚、尼日利亚、安哥拉等非洲市场以及伊朗等中东国家.年生产能力15000吨，产值1.5亿元以上。

，公司与中国钢研科技集团公司合作，引进世界第一台短流程、高效节能的高科技先进设备——感应炉真空冶炼水平连铸机，并在7月全面完成调试，形成工业化批量生产能力，填补中南六省空白，目前年生产能力达600吨以上。用该设备生产的铸造高合金母合金K418等系列产品，可以广泛应用于制造航空及其他工业用的涡轮叶片，导向叶片及其他高温部件，仅动力涡轮为主的铸造高合金母合金K418产品，目前市场年需求量就达数千吨。

制造业公司 篇3

关键词：上市公司；债权结构；治理效应

一、引言

债权融资作为资本结构一个重要的方面，对公司治理的效应起着十分重要的作用。许多学者从不同的方面对公司治理的机制进行了概括，但无论在理论上还是在实践中，人们往往只注重股票投资者在公司中的利益，并从维护投资者利益的角度出发设计公司治理的机制，却忽视债权人的利益和债权人在公司治理中的作用及其作用机制的重要性。而后者对于公司治理问题的解决，同样发挥着非常重要的作用。在中国，由于其市场经济尚不发达，即使股票市场发展迅速，在相当长的时期内银行贷款融资在融资结构中仍占相当的比重。同时，公司债券市场也需要大发展，因而负债融资对中国具有重要的意义。因而从理论和实证的角度，探求我国公司负债融资的公司治理效率及其机制显得十分紧迫。

二、理论渊源及相关文献回顾

西方的负债融资的治理效应理论源于公司资本结构理论，对负债融资治理效应的研究也相应源于对公司资本结构与公司治理效率之间关系的研究。詹森和麦克林（Jensen & Meckling，1976）指出，在股份制公司企业中，股东与经理存在着冲突，经理倾向于过度使用公司资源以建立其“经理帝国”，从而降低公司价值，而偿还债务将减少公司的自由现金流量，减少管理者为自己谋利益的机会，从而提高公司的绩效。格罗斯曼和哈特（Grossman & Hart，1982）指出，破产对公司经理的成本很高，经理将失去对公司的控制权，而债务的增加使得破产的概率增大，因此债权融资的引入，可以激励经理积极工作，提高公司绩效。罗斯（Ross，1977）认为，负债的增加向金融市场传递企业财务结构变动的信号，投资者接收到这一信号后并把它当作企业增加价值的意图，因而增加投资者对企业的信心，使企业的价值随之增加。法马（Fama，1985）认为，银行的监督和严厉的债务条款（如按时偿债）对企业及其经营管理者的行为限制等也构成了对经营者的约束作用。阿洪和波尔顿（Aghion & Bolton，1992）认为债权融资和股权融资不仅收益索取权不同，而且控制权安排也不相同，负债通过剩余控制权的配置影响代理成本。

西方学者的研究是以发达市场经济为背景而做出的。比较主流的观点是，债务融资对公司治理具有积极的作用，并有助于提高公司的绩效。而我国的市场经济尚不发达，在这种背景下我国学者对公司负债的治理效应的研究更多的是理论层面的分析，实证方面的研究极少。王娟、杨凤林（1998）和汪辉（2003）的实证研究表明债务融资总体上具有加强公司治理、增加公司市场价值的作用，但是对于少数资产负债率非常高的公司，这种作用并不显著。李义超（2001）、杜莹、刘立国（2002）、于东智（2003）实证研究负债率与公司绩效的关系，结果表明公司的负债比例与公司绩效显著负相关，说明债权在公司治理中没有发挥出应有的作用，即债权治理表现出无效性。国内学者的主要研究方法是以影响资本结构或公司绩效的指标变量为基础，建模进行多元回归分析，这些研究存在三个问题：第一，指标的选取没有明确标准。第二，在数据选取上，早期的研究主要以截面数据为主，近期的研究更多地采用平行数据。第三，实证的结论也不一致。本文则运用因子分析法构造公司综合绩效指标为因变量，以资产负债率为自变量，采用2003～2005三年的平行数据建立多元线性回归模型来验证负债融资的治理效应。

三、研究设计

（一）研究样本的选取和数据来源

鉴于制造业中的上市公司占全体上市公司的绝大部分，具有代表性，所以本文选择2002年12月31日以前在上海、深圳两家证券交易所上市的制造业公司为备选样本。为了保证上市公司受到相同的外部监管力度，选择了只发行A股的制造业，并剔除了ST公司、资产负债率小于-1000%的公司以及数据缺失的样本，最终选取了472家公司作为研究样本。同时，为了避免某一年数据的异常对最终实证结果可靠性的影响，本文借鉴国外学术界常用的平均值法，选取了自变量三年数据的平均值以消除个别异常对整体实证结果的影响。本文所使用的数据全部来自万德数据库。采用的统计软件为SPSS13.0版。

（二）研究变量的选取

1、被解释变量：公司综合绩效指标P。本文采用因子分析的方法，對四个指标（净资产收益率，主营业务利润率，每股收益，每股经营现金流量）提取四个因子，用四个因子得分和方差贡献率来构造公司业绩综合得分函数。即：

其中P是公司业绩的综合得分，α1，α2、α3、α4是因子的方差贡献率，F1、F2、F3、F4是单个因子得分。利用SPSS软件，得到如下结果：

在此基础上，通过SPSS软件，得出综合因子得分的函数：

2、解释变量：资产负债率（DAR）＝负债总额/资产总额。

3、控制变量：公司规模（SIZE），以总资产的自然对数来反映，总资产以亿元为单位。

成长能力（GROWTH），以主营业务收入增长率来表示。

（三）回归分析

为了检验假设，本文建立回归模型：

其中，β0、β1、β2、β3为系数，ε为误差项，回归结果见表1。

通过表1可以看出，公司综合绩效指标与资产负债率在5％的显著性水平上显著负相关，与理论预期不一致。企业规模及其发展趋势与公司业绩呈正相关关系，并且通过了t检验，与理论一致。

四、研究结论与建议

本文通过实证分析了我国上市公司的债权结构与公司绩效之间的关系。结果表明，资产负债率与公司绩效呈显著的负相关，债权融资并没有发挥相应的公司治理效应。这些结论与西方资本结构理论所预期的情形并非完全一致，但与目前我国上市公司债权市场上缺乏相应的投资者保护机制以及银行作为的有限性的现状相一致。

因此，结合本文的实证结论与我国的实际情况，我国上市公司现有的债权结构对公司治理效应的弱化主要是一些制度性因素所造成的。加强资本市场制度的建设，严格把好入门关，提高资本市场准入审核的标准，才能从源头上改善公司治理机制，提升公司治理效应。同时，进一步完善保护投资者的制度，建立和完善相应的股东诉讼制度，强制信息披露制度，最大限度的利用债务融资形成的债务资本结构提升上市公司的治理效应。

参考文献：

1、Aghion,P., P.Bolton.An Incomplete Contract Approach to Financial Contracting[J].Review of Economic Studies,1992(59).

2、Clarkson.A Stakeholder Framework for Analyzing and Evaluating Corporate Social Performance[J].The Academy of Management,1995(1).

3、汪辉.上市公司债务融资、公司治理与市场价值[J].经济研究,2003(8).

4、于东智.股权结构、治理效率与公司绩效[J].中国工业经济,2001(5).

制造业公司 篇4

随着现代企业制度的产生, 企业所有者和经营者之间出现了委托代理问题。为了实现所有者利益最大化的目标, 企业所有者需要设计一套对于高层管理人员的长期、有效的激励方式, 以达到所有者与经营者之间的激励相容。

本文参考李平 (2005) 等学者, 将高管薪酬界定为高管人员货币性薪酬、股权收益和职务消费三个主要部分。由于职务消费数据不易获取, 故本文只将高管货币性薪酬及高管持股两部分列入高管薪酬研究的范围。选取我国沪、深两市制造业上市公司为研究样本, 用2008年至2010年的高管薪酬与公司业绩数据进行分析, 以检验高管薪酬变动与公司业绩变动之间的关系。

本文旨在评价制造业上市公司高管薪酬激励制度的合理性和公司经营状况的优劣, 为制造业上市公司利益相关者提供经验数据。本文较全面地考虑了影响高管薪酬的其他因素, 试图通过分析高管薪酬与公司绩效的相关性, 发现上市公司高管薪酬激励中存在的问题, 并提出相应的对策与建议。

二、文献回顾

(一) 国外研究

国外学者较早的研究了高管薪酬与公司绩效的相关性, 大部分得出了二者正相关的结论。Taussings和Baker (1925) 最早研究了公司绩效与经理薪酬的相关性, 得出两者只有很小的相关关系的结论。Murphy (1985) 选取了1981年《FORTUNE》500强为样本进行回归分析, 发现经理报酬与公司绩效呈正相关关系。Joscow, Rose和Shepard (1993) 研究了高管薪酬和公司规模之间的相关性, 得出高管薪酬和公司规模之间呈显著正相关关系的结论。

(二) 国内研究

李增泉 (2000) 选取1998年800多家上市公司为研究样本, 发现高管薪酬和持股比例与公司净资产收益率之间关系不显著。魏刚 (2000) 也得出了与李增泉一样的结论。张晖明和陈志广 (2002) 以净资产收益率和主营业务利润率作为自变量, 选取沪市593家上市公司为样本数据进行研究, 结果表明公司绩效与高管薪酬存在显著的正相关关系。

三、研究设计

(一) 研究假设本文提出假设如下:

假设1:制造业上市公司高管货币性薪酬越高, 公司经营绩效越高

根据委托代理理论, 在报酬—绩效契约下, 高管人员的薪酬由企业的经营绩效决定。因此假设制造业上市公司高管薪酬与公司绩效存在显著的正相关关系。

假设2:制造业上市公司高管持股比例与公司绩效存在正相关关系

为了解决股东和高管人员目标不一致问题, 可以授予高管人员股票期权和所有权等。这种长期激励模式, 使得高管人员的薪酬福利和企业效益结合在一起。高管持股比例的增加, 导致索取利益权的提高, 这会激励高管人员对企业和员工的有效监管, 并使得高管人员的收益随着企业绩效的提高而增加

(二) 样本选取

本文所涉及的我国上市公司财务数据、公司治理数据以及其他数据来源于CCER经济金融研究数据库。本文选取2008年至2010年三年沪、深两市的制造业上市公司作为研究对象, 最终选取626家上市公司样本。为确保样本数据的代表性和普遍性, 剔除了业绩较差的企业 (包括数据不完整企业) 。

(三) 变量选择主要包括:

(1) 因变量 (经营绩效) 。选取会计业绩指标净资产收益率ROE来度量。

(2) 自变量 (高管薪酬) 。选取高管货币性薪酬及高管持股比例两个变量来度量:

第一, 高管货币性薪酬。以金额最高的前三名董事薪酬总额与金额最高的前三名高级管理人员薪酬总额之和除以6之后的平均数作为高管货币性薪酬的代理变量。考虑到高管薪酬分布可能的“偏移”性质, 本文对其取自然对数。

ln CEOC=ln (金额最高的前三名董事薪酬总额+金额最高的前三名高级管理人员薪酬总额/6)

第二, 高管持股比例 (CEOP) 。本文的高管持股比例是指年末公司全部高级管理人员中, 除去董事、监事以外的其他高级管理人员所持有的股票总数占总股本的比例。

(3) 控制变量。为了控制其他因素对高管薪酬的影响, 本文加入了以下控制变量:

第一, 公司规模。采用总资产的对数作为公司规模的代理变量, 通常规模较大的公司高管会获得相对较高的薪酬。

ln SIZE=ln (流动资产+非流动资产)

第二, 董事会的规模。由于董事会决定高管人员的薪酬, 那么不同规模的董事会对高管的薪酬决策上会有所不同。

ln DIR=ln (公司董事会中的董事人数)

第三, 公司成长性。采用营业收入增长率作为公司成长性的代理变量, 正的营业收入增长率代表公司经营绩效良好, 成长性较好;负的营业收入增长率代表公司成长性较差。

营业收入增长率 (GR) =本期营业收入/基期营业收入-1

第四, 公司负债比率。采用资产负债率作为公司负债比率的代理变量。通常资产负债率越高, 受到的契约限制越多, 公司盈余管理的动机越强, 公司业绩相对较好。但目前对我国上市公司来说, 财务杠杆的作用方向并不明确。

资产负债率 (LR) =年末总负债/年末总资产

(四) 模型构建

本文参考了魏刚 (2000) 和陈冬华、陈信元和万华林 (2005) 提出的有关高管薪酬与公司绩效的实证模型, 再根据本文的研究假设修改代理变量, 建立了以下实证模型, 以回归分析的方式来验证研究假设。构建模型如下:

四、实证检验分析

(一) 描述性统计

各变量的描述性统计如表1所示。

如表1所示, 从样本统计可以看出, 2008至2010年制造业626家上市公司平均净资产收益率 (ROE) 为6.91%, 平均高管货币性薪酬水平的对数 (ln CEOC) 为12.52, 平均高管持股比例 (CEOP) 为4.42%, 平均公司规模的对数 (ln SIZE) 为21.59, 平均董事会的规模的对数 (ln DIR) 为1.73, 营业收入增长率 (GR) 的均值是16.59%, 公司资产负债率 (LR) 的均值是47.20%。

(二) 相关性分析

本文采用SPSS17.0对各变量进行皮尔森相关分析, 相关系数矩阵如表2所示。

注:“**”相关系数在0.01水平上显著, “*”相关系数在0.05水平上显著

从表2中看出:

(1) 净资产收益率与高管平均货币性薪酬水平的自然对数、高管人员持股比例、总资产的自然对数、营业收入增长率、在1%的显著性水平下呈正相关, 即随着高管平均货币性薪酬水平的自然对数、高管人员持股比例、总资产的自然对数和营业收入增长率的递增, 净资产收益率随之递增。

(2) 净资产收益率与公司董事会的董事人数的自然对数负相关, 但是在统计上不显著。

(3) 净资产收益率与资产负债率在1%的显著性水平下呈负相关关系, 说明随着公司资产负债率的上升, 净资产收益率会随之下降。

(三) 回归分析

对高管货币性薪酬与高管持股比例两个变量对公司经营绩效的影响进行多元线性回归分析, 分析结果详见表3所示。

注:**.Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed)

从表3看出:

(1) 高管货币性薪酬 (ln CEOC) 与公司经营绩效衡量指标 (净资产收益率ROE) 在1%的显著性水平上呈正相关, Pearson相关系数为0.299, 回归系数为3.082, 会计业绩随着高管薪酬同方向变动。此实证结果与魏刚以我国沪深两市1998年所公布的816家A股上市公司所做的研究, 发现高管人员年度报酬与公司经营绩效存在显著的正相关的结论是一致的, 故本研究实证结果支持假设1。

(2) 高管持股比例 (CEOP) 与公司经营绩效衡量指标 (净资产收益率ROE) 在1%的显著性水平上呈正相关, Pearson相关系数为0.102, 回归系数为0.064, 故本研究实证结果支持假设2。

五、研究结论

本文的研究结果显示, 我国制造业上市公司通过净资产收益率所代表的企业绩效指标与高管货币性薪酬呈显著的正相关关系、与高管持股比例显著正相关。这说明高管持股比例越高, 越能激发经营者的工作热情, 努力为公司创造价值, 提升公司业绩。公司业绩与通过总资产所代表的企业规模指标呈显著的正相关关系, 这说明我国上市公司的薪酬激励机制、股权激励机制有一定的成效, 我国上市公司可尝试设计工资、奖金、股票期权三位一体的薪酬体系。在以上回归分析中, 公司负债比例的指标资产负债率与公司业绩的回归系数通过了1%的显著性检验, 这说明公司的资本结构对企业绩效的优劣存在较大的影响。

由于会计业绩容易被人为操纵, 一定程度上并不能反映企业的真实业绩, 仅使用会计业绩对高管进行考核是不合理的, 这也揭示了我国上市公司高管薪酬激励不完善之处。笔者认为高管薪酬激励应该综合使用会计业绩及市场业绩进行考核。

参考文献

[1]李平:《上市公司CEO薪酬激励研究》, 湖南大学2005年博士论文。

[2]Murphy, K.J.1985.Corporate performance and managerial remuneration:an empirical analysis[J].Journal of Accounting and Economics.7 (April) :11-42.

[3]魏刚:《高级管理层激励与上市公司经营绩效》, 《经济研究》2000年第3期。

制造公司简介 篇5

——东泰机械，铸造经典品质，引领包装行业

公司尽其所能使客户感到选购产品是一种亲切、愉快的经历。尊重每位同事提出的意见。经理们被看作“公仆领导”, 通过培训、表扬及建设性的反馈意见帮助新的同事认识、发掘自己的潜能。使用“开放式”的管理哲学在开放的气氛中鼓励同事多提问题、多关心公司。公司同事共同分享使客户满意的承诺。在每天工作前, 讨论当天的目标。“日落原则”要求同事有一种急切意识, 对当天提出的问题必须在当天予以答复。

中国西电集团公司（原“西安电力机械制造公司”）成立于1959年7月，是以我国“一五”计划期间156项重点建设工程中的5个项目为基础发展形成的以科研院所和骨干企业群为核心，集科研、开发、制造、贸易、金融为一体的大型企业集团。XX年西电公司成为国务院国资委监管的我国输配电行业中唯一的一家中央企业，XX年5月6日，经国家工商行政管理总局批准，正式更名为中国西电集团公司，同时核准集团简称为“西电集团”。

历经半个世纪的拼搏与发展，西电集团已经成为我国最具规模、成套能力最强的高压、超高压、特高压交直流输配电设备和其他电工产品的生产制造基地。西电集团及所属单位的业务范围涵盖输配电及控制设备研发、设计、制造、销售、检测、相关设备成套、技术研究、服务与工程承包，核心业务为高压、超高压及特高压交直流输配电设备制造、研发和检测。主导产品包括110kv及以上电压等级的高压开关（gis、gcb、隔离开关、接地开关）、变压器（电力变压器、换流变压器）、电抗器（平波电抗器、并联电抗器）、电力电容器、互感器（cvt、ct、pt）、绝缘子（电站电瓷产品、复合材料绝缘子产品）、套管、氧化锌避雷器、直流输电换流阀等。

目前，西电集团共拥有40余家全资或控股子企业，其中大中型生产制造骨干企业10家，研究院所3家（含3个国家级检验中心）。从业人员18000余人，工程技术人员约3000人，其中高级职称人员529人，享受国务院政府特殊津贴的专家35人，省市级有突出贡献的青年专家49人。多年来，西电集团在特高压输配电设备关键技术领域取得了重大突破，在国内率先研发了750kv电网用系列产品，成功研制了800kv gis、双断口罐式断路器、隔离开关和750kv变压器、电抗器、避雷器等产品。作为我国高电压、强电流、大容量交直流实验研究基地。西电集团所属研究机构不但成为国际电工委员会、国际大电网会议的成员，同时也是国际电工技术委员会在中国的归口单位和相关的国际秘书处。近年来，西电集团围绕着国家重点工程和市场需要，不断加大科研技改力度，累计完成自主开发研制的重点新产品1300余项，其中达到国际先进水平的281 项，国内领先水平230项；获国家级科技成果奖11项、省部级科技成果奖136项；取得授权专利260件，软件著作权2件。目前，西电集团已有5项主导产品获得了中国名牌产品称号，同时还获得陕西省名牌16个，西安市名牌19个，各相关技术研发水平均处于国内领先、国际先进地位，并形成了自主知识产权，先后荣获中国500强企业、中国电气百强企业之首、中国电气工业竞争力和创新力十强之首等荣誉称号。XX年11月被国资委确定为第一批主业明确的中央大型企业，XX年4月荣获 “全国五一劳动奖状”。

西电集团作为我国输配电装备制造业中的排头兵，承担着促进我国输配电装备技术进步和为国家重点工程项目提供关键设备的重任。曾先后为我国第一条330kv、550kv高压交流输电工程，第一条750kv超高压交流输电工程，第一条±100kv直流输电工程，第一条±500kv超高压直流输电工程，第一条±800kv特高压直流输电工程，第一个西北至华北联网背靠背直流输电工程以及“三峡工程”、“西电东送”等国家重点工程项目提供了成套输配电设备和服务。其中，750kv变压器、电抗器、避雷器、电容式电压互感器和800kv隔离开关等产品已在西北750kv示范工程成功运行，国内首台800kv双断口罐式断路器在银川东变电站已经投入运行。西电集团还在国内首先进行了交流1100kv和直流±800kv特高压产品的研发和技术储备，为国家百万伏示范线路“晋东南－南阳－荆门示范工程”提供了1000kvgis、电抗器、电容式电压互感器、避雷器、接地开关、绝缘子等产品，为“云南－广州”±800kv特高压直流输电工程提供了变压器、换流阀、电容器、避雷器等产品。在国际市场上，西电集团的产品和技术已出口40多个国家和地区，并成功地进入了德国、美国、新加坡、香港等发达国家和地区市场。

制造业公司 篇6

关键词：制造业；存货管理；影响因素；实证分析

中图分类号： F8 文献标识码： A 文章编号： 1673-1069（2016）14-17-2

0 引言

近年来，随着我国市场经济体制的不断改革，制造业成为了我国国民经济的支柱型产业，该行业的发展趋势对我国整体生产力水平的提高有直接影响。存货是企业宝贵的流动资产，更是制造企业供、产、销经营活动顺利进行的保障，对其进行科学高效的管理，是促进制造业发展的重要手段。本文将以制造业上市公司为例，对其存货管理营销因素进行分析。

1 存货相关理论概述

1.1 存货

存货是企业为了保证正常生产经营而持有备售的物品，属于企业重要的流动资产；能归入存货的实物要具备两个特点，一是能给企业带来经济效益，二是自身成本具有可计量性。按照不同的标准，存货可划分为不同的类别，从生产过程来看，存货包括采购的原材料、半成品、成品和待销售商品；若按经济用途来看则分为完工待出售存货、生产过程存货、伴随商品出售且提供服务的存货等。对于制造企业而言，存货在流动资产中占有的份额较大，因此对企业的经营发展具有重要影响。

1.2 存货特点

在制造业企业运行中，存货现象是必然的结果，这主要是因为存货既能满足市场的需求，又能占用企业的资金。现如今制造业企业上市公司越来越多，企业如何结合存货特点来对存货进行管理成立当下制造业企业需要解决的一个重要难题。下面我们就来具体说下制造业企业的存货都有哪些特点：

第一，自我膨胀性。通常情况下，存货的自我膨胀性主要指的就是企业现有的存货量都高于销售所需的存货量。造成存货自我膨胀性的原因有两点：首先，这主要是由市场需求波动性、销售部门与生产部门目标差异性所决定的。生产部门为了保证销售部门的销售量，就会增加产品的存货量。其次，由于市场的需求。生产部门在进行生产之前，首先会对市场做一个全面的调查，生产部门为了降低市场经营的风险，就必须生产很多产品，从而造成存货的自我膨胀特点。第二，占用企业资金。占用企业资金这是存货非常显而易见的特点，存货是企业正常生产经营，以钱生钱带来经济利益流入过程的必然产物，属于企业的流动资产，一旦数量过多，就会占用企业大量不必要的资金，容易导致资金链断裂，从而抑制企业理财投资发展。第三，存货的不断贬值性。随着我国市场经济的不断变革，市场所需的产品在不断的更新，当同类产品出现技术革新时，未售出的存货就面临着贬值的风险，企业也就被迫打折销售存货，从而降低存货本身的价值，这在很大程度上增加了企业的负担，阻碍了企业的经济发展。

1.3 存货功能

存货对于企业而言，具有多项功能：首先，存货是维持企业正常经营活动的保障。以制造业为例，其经营活动主要包括生产和销售两方面，以原材料、半成品为主要形式的存货是企业生产的基础；而以成品形式存在的存货则是企业销售活动的基础，能够帮助企业应对市场变化，提高企业自身经济效益。其次，存货具有规模效益。规模效益是指规模的增加可转变为企业的经济效益，如存货采购相对于少量多次的购买，可获取更多的折扣，从而达到降低商品成本的目的。除此之外，生产成本、物流成本也会在相同作用下得到控制。最后，存货有助于企业应付市场需求变化。市场变化具有不可预测性，若企业没有一定数量的存货，则遇到市场需求突然增加的情况时就会由于较长的反应机制而错失商机。

2 存货管理影响因素实证性分析

2.1 存货管理及分类

存货管理是指通过科学有效的管理方法，对企业原材料、半成品、产成品、进货、生产和产成出库等系列内容进行控制，使其维持在一个既能减少资金占用量，又能满足市场变化需求的水平上。常见的管理方法有以下几种：

①ABC分类法，是较为传统的存货管理方法之一，管理思想是根据存货的种类、数量、资金占用量将其分为A、B、C类，针对不同类别的存货，采取不同的管理方式。②经济订货批量法，是以企业管理存货的三类成本为出发点，建立总成本与数量之间的数学模型，以企业费用最低为原则寻找最佳订货量方法。该法属于静态的管理方法，对可变因素和不可预测因素考虑较少，降低最佳方法的可实用性。③供应商管理模式，是以供应商代为管理存货的一种模式，实现了上下游企业之间的信息共享，上游企业决定存货提供量，下游企业提供自身的库存量和需要量，根据提供信息安排企业的生产活动。④联合库存管理模式，是上下游企业联合决策库存量的一种管理模式，该模式加强了上下游企业的参与性和协作性，有效分散了风险，增加了供需双方的合作关系。⑤协同式供应链管理模式，是对上下游企业的需求、供给、生产、库存、物流和销售的各个环节进行统一管理，统一决策，加大供应链企业之间的紧密程度，缩短反应时间，减少不必要的库存，该模式的实施需要建立完善的信息化管理系统。⑥JIT生产方式是一种以销售为中心，根据市场需求安排商品的生产活动，最大限度的减少资金占用量。该方式对企业的要求较高，需要具有极强的商品销售预测能力、生产能力和内部管理能力。

2.2 存货管理影响因素分析

2.2.1 商品盈利率对存货的影响

制造业上市公司盈利率与存货周转率之间存在反相关系。商品价格越高，盈利率越大，消费者对该类商品的需求量越少，则售出量也会减少，存货周转率会减小；反之，消费者对低价格的商品需求较多，售出量大，存货周转率也较大。具有定价能力的商品较少，多数商品为薄利多销或厚利少销，因此企业可根据商品盈率制定存货量。

2.2.2 企业偿债能力对存货的影响

企业以资产偿还负债能力的大小是企业可持续发展能力大小的直观表现，企业偿债能力好，遇到财务危机的可能性就低，企业对存货的管理水平相对较高；而存货管理水平能反作用于企业偿债能力，即存货管理水平高的企业，会加速存货周转，变现能力强，进而提高企业的偿债能力。

2.2.3 企业成长能力对存货的影响

企业若处于成长阶段，则会为了保障规模扩张和效益的增加，提高自身的存货管理水平；同时只有具有一定存货能力的企业，才能实现企业的扩张。因此，企业要想快速成长，必须加大对存货管理的重视力度，加强对存货环节的监督和管理，确保企业采购、生产、销售、库存所占资金保持在合理范围内，推动企业的健康成长。

2.2.4 企业营运能力对存货的影响

企业营运能力越强，存在存货周转率越大，反之则存货周转率越小。存货是企业的流动资产的重要组成部分，对存货管理水平的高低，直接影响了其他流动资产的管理能力。流动资产管理效率高，周转速度快，则其利用率较高，同时期内为企业所创造的效益就大，有利于企业的运营和发展。

2.2.5 企业规模对存货周转的影响

就制造上市企业而言，企业经营规模的扩大与管理水平上升之间不成比例，这说明我国制造企业更重视企业规模大小，忽视了企业内部治理；而规模较小的企业内部结构简单，职责分明，企业对存货的管理能力较好。可见，企业在扩大规模时，不可盲目为扩大而扩大，应加强内部的管控力度，使内外发展协调一致，增强企业的市场竞争力。

3 结束语

本文对存货以及存货管理的相关理论进行了分析，并从商品盈利率、企业偿债能力、成长能力、营运能力和发展规模五个方面分析了对存货管理的影响，希望能为制造业企业决策者提供一定参考。

参 考 文 献

[1] 胡琼.企业存货管理研究[D].安徽农业大学，2009.

[2] 薛甜甜.我国制造业上市公司营运资金政策实证研究[D].中国海洋大学，2010.

[3] 李彦圆.信息化环境下存货实时管理研究[D].中国海洋大学，2014.

[4] 向文祺.我国制造业上市公司存货管理影响因素的实证研究[D].北京化工大学，2013.

制造业公司 篇7

公司治理最初由美国学者伯利和米恩斯于20世纪30年代提出,而有关公司治理的研究在20世纪90年代悄然兴起,并很快在全世界范围内发展起来。公司治理包括公司的权力机构(股东会)、执行机构(董事会)和监督机构(监事会)的相互关系,还包括公司股东间、公司与利益相关者之间的相互关系,这些利益关系决定着企业的发展方向和业绩[1]。股权结构是指股份公司总股本中不同性质的股份所占的比例及其相互关系。股权即股票持有者所具有的与其拥有的股票比例相应的权益及承担一定责任的权利,具体包括股权构成和股权集中度。我国上市公司天生具有股权高度集中的特征,上市公司一股独大的股权结构也是我国政治经济体制的表现。股权结构不同,相应的治理特性也不相同。股权结构是影响公司治理的一个最重要因素,也是公司治理的基础,公司治理结构则是股权结构的具体运行形式。不同的股权结构决定了不同的企业组织结构,从而决定了不同的企业治理结构,最终决定了企业的行为和绩效[2]。因此,研究股权结构对公司治理的影响具有重要的意义,可以提高企业的整体绩效,提升企业的核心竞争力。

装备制造业是为国民经济发展和国防建设提供技术装备的基础性产业,在国民经济发展中具有十分重要的地位,承担着实现国家工业化的重要历史使命,尤其对作为该行业主力军的上市公司,这直接关系到我国的核心竞争力[3],所以研究装备制造业上市公司股权结构对公司治理的影响,对获取最佳的社会效益和经济效益具有特别重要的现实意义。

二、研究假设与研究方法

(一)理论分析及假设

股权结构是指股份公司总股本中不同性质的股份所占的比例及其相互关系。由于股权结构在公司治理中有着基础性地位,所以近年来研究股权结构对公司治理问题已经成为核心问题。本文根据股权结构的含义从股权治理、债权治理、管理层激励角度对公司治理问题进行分析并提出以下假设。

1. 股权治理。

第一大股东持股比例表示最大股东的持股数量占总股本的比例。第一大股东有能力和动力去监督管理层来维护自身的利益,此外还能很好地激励管理层更好地工作,这种监督和激励作用可以提高公司的价值,更好地进行公司管理。Shleifer和Vishney在1986年提出大股东可以有效地减少公司管理层和股东间利益冲突问题,可以更积极有效地参加公司治理[4]。第一大股东持股比例越高,说明公司的价值和自身利益关系越密切,持股比例增加可以更好地监督高管,有效进行公司治理,因此提出假设1:

H1:第一大股东持股比例与公司治理呈正相关关系

股权集中度是指各股东所持有的股份占公司总股本的比重,目前主要分为高度集中型、高度分散型和适度分散型三种类型。高度集中型是指控股股东拥有绝对控制权,一般持有公司的股份会超过50%,我国俗称“一股独大”。高度分散型是指公司没有大股东,单个股东的控股比例一般不会超过10%,单个股东无法对公司形成有效控制。适度分散型是指公司拥有较大的相对控股股东,还有数量较多的其他大股东,所持股份一般为10%~50%,属于高度集中型与高度分散型的一种中间安排。当股权过于分散,分散的股东们对企业化经营管理并不十分关心,容易产生股东的“搭便车”行为,出现“内部人控制”和经营者侵害股东利益的情形。股权过于集中也会产生许多弊端,不利于中小股东权益的实现,也不利于企业治理。学者吴淑琨(2002)以上市公司1997—2000年的面板数据为研究主体对股权结构与绩效进行实证分析,实证表明:股权集中度与公司绩效呈正相关关系[5],说明股权集中度越高,公司治理能力越好。基于此分析,本文提出假设2:

H2:股权集中度与公司治理呈现正相关关系

股权制衡度也叫做股权控制度,用于衡量外部股东相对于控股股东的相对势力强弱。股权制衡是通过除控股股东以外的大股东在公司决策中的影响力,形成对控股股东的监督,从而有利于公司价值的提升。有些学者研究股权制衡度对公司治理的影响表明,在我国当前处于“一股独大”的股权制度下,股权制衡度可以提升公司绩效,更好地进行公司治理。然而还有许多学者提出相反的研究结果,如徐莉萍等(2006)认为我国控股权存在着巨大私有利益,外部大股东持股比例越高的公司,越有可能出现控制权争夺现象,从而不利于公司治理[6]。为了验证这一问题,提出假设3:

H3:股权制衡度与公司治理呈负相关关系

2. 债权治理。

债权治理主要是指当公司无力偿债时,剩余控制权和剩余索取权由股东转至债权投资者,债权投资者通过清算、资产处置或重组方式直接迫使管理层丧失公司控制权。债权投资者通过对公司管理层的日常监督或定期跟踪来达到治理目的。由于债权投资者一般都是具备专业知识和监督能力的银行和金融机构,它们往往更倾向于关注公司的长远发展,因此,良好的债权治理可促使管理层提高经营管理效率,有助于公司资源的优化配置从而更好地进行公司治理。国外对债权治理的研究始于20世纪70年代,其理论研究和实证研究成果比较丰富,而国内对于债权治理的研究起步比较晚,在近几年才有学者关注,逐渐开始研究。国内学者马君潞、周军、李泽广(2008)选择了1998—2006年在沪深证券交易所上市的1 373家公司作为研究样本,通过实证研究发现,债务对管理者和股东之间的代理成本的约束作用不明显,尤其对于国有企业而言,大量的债务甚至为管理者的在职消费提供了现金流支持。债务治理机制对于控股股东与小股东之间的代理成本的影响则是两面的,具有正向的约束作用,也有负向的加剧“隧道效应”的作用,最终表现视二者大小而定[7]。同时,从动态演进的角度来看,认为我国的上市公司债务治理机制也在不断优化,对企业价值逐步起到正向作用。基于此,本文提出假设4和假设5:

H4:上市公司偿债能力与公司治理呈正相关关系

H5:上市公司债务融资能力与公司治理呈正相关关系

3. 管理层激励。

高管人员激励的核心是高管薪酬水平与方式,管理者持股有助于管理者和股东利益趋于一致,可以较少与股东的利益冲突,减少在职消费、侵占股东财富等行为的动机。管理者持股比例的上升会促进经理人员创造财富的动机,从而提高了公司运营效率,对公司治理起着积极的影响。国内学者于东智、谷立日(2002)对公司领导权结构进行研究,实证表明:管理者持股比例与公司绩效成正相关可以较好地进行公司治理。基于此分析提出假设6:

H6:管理者持股比例与公司治理呈正相关关系

(二)变量选择

1. 被解释变量。

对于公司治理的状况分析主要包括公司股东、管理层、员工及其他外部利益相关者之间的关系及其制衡状况,公司股东会、董事会、监事会构成及运作等因素。管理层是具体负责公司日常经营的核心力量,对公司的营运前景关系重大,对管理层的分析主要包括主要高级管理人员经验、水平、性格等内容,以及管理团队稳定性、合作与分工等情况。公司治理的好坏在某种程度上取决于经营绩效的高低,本文选取净资产收益率指标作为经营绩效变量来定义公司治理水平。净资产收益率充分体现了投资者投入企业的自由资本获取净收益的能力,是评价经营绩效的核心指标,是财务分析指标中最具代表性、综合性最强的一个指标。此外,为了使评价更全面、可靠,本文还引入了投资收益作为因变量,该指标是对外投资所取得的利润、债券利息等收入减去投资损失后的净收益,它也是公司治理中具有代表性的指标。

2. 解释变量。

从股权治理、债权治理和管理层激励三个方面选取六个解释变量,分别为第一大股东持股量、股权集中度、股权制衡度、偿还债务能力、债务融资能力、管理层持股。

第一大股东持股量用第一大股东持股比例来定义,即第一大股东持股数量与上市公司发行的股份总数之比。我国证券市场普遍存在着一股独大的情形,股东持股比例越高,其利益与公司发展关系越密切,越有利于股东发挥积极性,越有利于公司的治理和经营,使企业经营业绩朝好的方向发展。许多学者研究表明第一大股东与公司治理绩效存在关系,如雷岩、廖慧芳(2011)研究发现第一大股东持股比例与绩效存在着正相关关系,持股量越集中,企业的市场价值越高[8]。

股权集中度用前十大股东持股比例定义,简言之就是股权的分散或者集中的程度,也就是股权的一种数量结构。当股权高度集中时,特别是存在大股东或是大股东拥有绝对控股权的时候,就有可能存在大股东侵犯小股东权益的“隧道效应”,影响企业治理和企业价值。

股权制衡度用第二大股东到第五大股东持股比例定义,其与以上变量有类似的意义,公司治理绩效与公司大股东利益相关性越强,大股东越可以很好地进行监督,越有利于公司治理的改善。

偿还债务能力用现金流动负债比率定义,现金流动负债比率是企业一定时期的经营现金净流量同流动负债的比率,它可以从现金流量角度来反映企业当期偿付短期负债的能力。

债务融资能力用资产负债率定义,表示公司总资产中有多少是通过负债筹集的,多少是股权融资而来。这个指标既可以用来衡量企业利用债权人资金进行经营活动的能力,也可以反映债权人发放贷款的安全程度。

管理层持股量用管理者持股比例定义,即公司管理层持股数占公司发行在外的总股数的比例。本文所称管理层包括上市公司董事、监事以及年报所披露的高级管理人员。

3. 控制变量。

考虑公司治理还受其他方面因素的影响,不同规模、不同成长能力的公司盈利能力也不同,本文将公司规模和公司成长能力作为控制变量,用主营业务收入和净资产增长率来定义,如表1所示。

(三)样本选择与数据来源

本文以上市公司资讯、新浪财经、巨潮资讯网站为主要数据来源。剔除标有ST的公司以及指标数据不可获得的上市公司,最终决定选取2010年装备制造业主要上市公司26家,依次为中集集团、中联重科、沈阳机床、徐工科技、柳工、石油济柴、山推股份、烟台冰轮、江淮动力、湖北能源、中鼎股份、云内动力、河北宣工、三一重工、太原重工、全柴动力、北方股份、航天晨光、广船国际、常林股份、安徽合力、中航重机、昆明机床、厦工股份、上柴股份、北方创业。

(四)模型设计

用净资产收益率和投资收益共同代表公司治理水平即CG变量,根据上文提出的假设,建立以下多元线性回归模型方程式:

三、实证研究

(一)描述统计结果

装备制造业上市公司股权结构各个因素对公司治理情况的各变量的描述统计表如表2所示。样本数据还是较有代表性的,中位数普遍低于样本的平均值,第一大股东持股比例、股权集中度和股权制衡度出现了两极分化现象,也就是说在一些上市公司中大股东持股比例较少,而有些却较大,存在“一股独大”现象,而且方差较大,稳定性较弱,这需要我国装备制造业股权结构进行合理调整和改进。现金流动负债比率、资产负债率也参与到公司治理当中,现金流动负债比率稳定性较好,但资产负债率较差,股权结构还不够完善,还需在多方面进行改善。管理层持股比例平均值0.009 735,单个公司管理层持股比例最大值为0.120 000,说明管理层持股比例非常小,管理层持股结构还不是很合理。控制变量净资产增长率最大值659.922 400,而最小值却为1.325 300,比例严重失衡,还需进行多方面调整使资产增长率稳步提高,以更加有利于公司治理。

(二)回归分析结果

本文对我国装备制造业上市公司股权结构对公司治理的影响因素建立多元线性回归模型并进行实证研究,回归方程统计量结果如表3所示。R2统计量为0.811 797,调整后的为0.723 230,说明模型拟合较好。F统计值为9.165 980,P值为0.000 075,说明方程是非常显著的,该回归模型具有很好的解释力。

装备制造业上市公司治理影响因素回归分析结果如表4所示。对假设的检验结果如下:

注:**代表显著水平为0.05,*代表显著水平为0.1。

1. 股权治理。

第一大股东持股比例与公司治理呈正相关但并不显著,验证了假设1的论断,说明第一大股东持股比例越大,上市公司的公司治理水平越高,该结论与齐芳研究结论一致[9],这一结论表明,对于我国装备制造业上市公司来说,控股股东持股比例增加,相应的大股东夺权、剥削收益等相关行为的动机就会逐渐减弱,因而大股东就会积极参与公司治理,这也是符合我国目前市场机制发展状况的。股权集中度与公司治理水平也呈正相关,此结论与假设2相符合,说明股权集中度越高,装备制造业上市公司治理水平越好,前十大股东持股比例代表了股权集中度的水平,持股比例越大,股权集中度越高,大股东们越可以积极参与到公司运营和治理当中,从而使治理效果越好。股权制衡度与公司治理呈正相关,这与假设3不符合,说明股权制衡度的提高,可以很好地进行公司治理,我国装备制造业是国家的支柱产业,规模比较庞大,外资外部大股东的注入,可以借鉴他们的先进的管理经验,弥补自身的资金不足,发挥着对控股股东的监督和制衡作用,可以积极有效地执行公司治理制度,因而可以提高治理水平,该结论与张良、王平、毛道维的研究结果相一致[10]。

2. 债权治理。

偿还债务能力和债务融资能力都与公司治理水平呈现负相关关系。该结论与假设4和假设5相左,即现金流动负债比率越高,资产负债率越高,公司治理越差,原因可能是因为体制和制度的不完善。银行债权、信贷方面易出现问题,经营绩效差的公司,现金流会出现短缺现象,就需要向银行贷款,而经营绩效好的公司,其现金流比较充裕,银行贷款相对较弱,充分说明我国市场经济还不够成熟,债务的软约束问题还十分严重。

3. 管理层激励。

管理层持股比例与公司治理呈正相关在0.1水平上显著,假设6得到验证,说明管理层持股比例提高,可以有效地对管理层进行激励。对经营管理者的激励程度和激励方式主要集中在对剩余索取权的分配上,管理者获得较多的剩余索取权就可以积极地参与企业管理和监督工作,因而公司治理水平就会相应提高。

4. 控制变量。

主营业务收入与公司治理在0.05水平上呈显著的正相关关系,上市公司的主营业务收入代表了厂商的生产规模,在某种程度上可以认为厂商规模越大,主营业务收入越多,那么公司治理水平越好。净资产增长率代表上市公司的成长能力,与公司治理也呈正相关关系并在0.1水平上显著,可以认为净资产增长率的提高可以促使公司治理的提高。

四、结论与建议

本文以装备制造业主要上市公司为例实证分析了股权结构对公司治理的影响,研究结果是:第一大股东持股比例、股权集中度、股权制衡度、管理者持股比例、主营业务收入、净资产增长率与公司治理水平呈正相关关系,说明第一大股东持股比例、股权集中度、股权制衡度越高、管理者持股比例越大,上市公司的公司治理情况越好;而现金流动负债比率、资产负债率与公司治理呈负相关关系,说明现金流动负债比率和资产负债比率的提高,反而会降低公司治理的水平。因而本文提出以下几点建议来提高公司治理水平。

1.优化上市公司股权结构。我国装备制造业上市公司的股权过于集中或太分散都不利于多元化主体制衡体系机制的形成,也不利于公司建立科学的公司治理结构,影响我国装备制造业上市公司治理的健康发展和良性循环。使股权多元化,有利于充分发挥其他股东的股权制衡能力,使上市公司的正当权益得到保护,同时还可以进行有效监督和治理。

2.完善上市公司监管体系。在我国市场经济不够成熟的时期,完善装备制造业上市公司监管体系和市场约束机制,可以提高上市公司的整体质量,推动上市公司良性发展,同时做到优化上市公司的资源配置,提高整体绩效,对装备制造业上市公司的治理水平起到积极的促进作用。

3.建立多元化投资体系。从我国的国情出发,应积极推进各类基金组织的发展,培育机构投资者的力量,设立住房基金、养老基金、保险基金等组织机构,使机构投资者参与到公司治理活动中。随着机构投资者巨大的资金流动注入,可以更好地进行投资组合,可以获得较高的投资收益,也可以有效地改善上市公司的股权结构,在某种程度上阻止有些股东为谋取私人利益的相关行为的动机,从而有效进行监督来提高公司治理水平。

参考文献

[1]施天涛.公司法论[M.]北京:法律出版社,2006.

[2]李晓君.我国上市公司股权结构改革对公司治理的影响[J.]企业研究,2011,(4):19-20.

[3]吴雷,陈伟.基于DEA的装备制造业技术创新能力的评价研究[J.]科技管理研究,2009,(60):45-46.

[4]Shleifer A,R Vishny.Large Shareholders and CorporateControl[J.]Journal of Political Economy,1986(94):461-488.

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[6]徐莉萍,辛宇,陈工孟.股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响[J.]经济研究,2006,(1):90-91.

[7]马君潞,周军,李泽广.双重代理成本与债务治理机制的有效性——来自我国上市公司的证据(1998-2006)[J.]当代经济科学,2008,(3):92-93.

[8]雷岩,廖慧芳.上市公司股权结构与公司绩效的关联性研究——基于我国制造业上市公司的市政研究[J.]资本纵横,2011,(2):29-30.

[9]齐芳.上市公司股权结构与公司治理研究[D.]北京:首都经济贸易大学,2009.

制造业公司 篇8

关键词：小额贷款公司,控股行为,因子分析,事件研究法

一、前言

我国出于发展农村地区经济和消除贫困的目的, 于上世纪90年代开始小范围内的小额信贷试点, 并于2005年后开始了小额贷款公司的试点工作。作为一种新型的农村金融组织, 小额贷款公司对促进我国农村金融改革创新、完善金融服务体系、解决金融弱势群体的融资困难以及引导民间资本的合法流向都具有重要意义。但是, 由于目前尚处在试点阶段, 小额贷款公司的发展目前遭遇了许多亟待解决的问题。本文将采用因子分析法和事件研究法通过对上市公司控股若干问题的研究与探讨, 着重研究控股小额贷款公司对经营绩效的影响以及公告出现前后是否会产生超常收益率, 以此来更好地获知小额贷款公司控股能否给控股公司带来经济效益, 使其更好地促进小额贷款公司可持续发展。

二、研究设计及数据来源

1. 样本选择。

不同行业的财务指标存在较大的差异, 为了使样本间存在可比性, 本文以制造业为行业选取样本公司, 选取了2008年至2012年控股小额贷款公司的泸、深两市A股制造业上市公司 (备注:以下简称控股公司) 进行研究。

在控股小额贷款公司样本选取的基础上, 本文以同一次类、同一时期、同等规模且2008年-2012年未控股为原则选取配对公司。

2. 指标的选定。

(1) 时间区间的选择。因子分析数据时间区间确定选取的考察时期为3个年度:控股前一年、控股当年和控股后一年。事件研究数据时间区间确定控股的重要的时间点包括:控股公告发表日、股东大会公告日、证监会批准公告日、控股实施日。由于控股公告发表日是首次将控股信息传递给投资者, 对市场的影响较为显著, 因此本文选取控股公告日为时间日来研究控股的公告效应。事件窗口选取控股上市公告发表日的前后各20个交易日, 即 (-20, 20) 为事件窗口。

(2) 财务指标的确定。 (1) 因子分析指标确定。本文在借鉴前人研究的基础上, 选取了股东获利能力、现金流量能力、偿债能力、营运能力、盈利能力和成长能力等六个方面的21个指标, 以便尽可能全面地涵盖企绩效效的信息。

(2) 事件研究指标确定。对于选取的39家上市公司控股小额贷款公司, 本文收集了以下指标:

a上市公司公告前60个交易日至公告日后20个交易日的股价Pit (i表示公司, t表示时间, t=-60, -59, …, 20) , 如果公司有分红行为, 且除权日在所选窗口内, 则以数据库中提供的不考虑现金红利再投资的日收盘价的可比价格作为研究数据, 进而计算各股票的日收益率, 记为Rit。

b沪深综合指数在同时期的指数数据, 并如上计算其对数收益率, 直接作为市场收益率, 记为Rmt (t=-60, -59, …, 20) 。

三、实证研究及结论

1. 因子分析。

本文采取因子分析法对26家控股前后上市公司的绩效和26家未控股对公司相应年度的绩效变化进行纵向和横向的比较分析, 主要利用SPSS软件, 得出每一年26家控股公司和26家配对公司的各公因子平均得分和平均综合得分。

(1) 公共因子趋势分析

根据旋转后的因子载荷矩阵可以看出, F1是反映营运能力的公共因子, F2是反映偿债能力的公共因子, F3是反映股东获利能力的公共因子, F4是反映现金流量能力的公共因子, F5是反映盈利能力的公共因子, F6是反映成长能力的公共因子。从图1可以看出, 大部分公共因子在控股前一年至控股当年都有个快速下降的过程, 除了F5是上升的, F2未发生改变, 说明进行控股的公司其控股前绩效都较好, 控股当年绩效较差, 这主要受F1、F2、F4、F6这几个公因子的影响。控股行为后一年大部分公因子呈上升趋势, 这些公共因子主要有F1、F2、F3、F4, 只有F5下降的, 说明控股后公司绩效主要受营运能力、偿债能力、现金流量能力影响, 且起到了拉动作用。

从图2我们可以看出, 配对公2司从t-1到t年F1、F2和F4呈下降趋势, 表明营运能力、偿债能力和现金流量能力的下降, 而F5、F6呈上升趋势, 表明盈利能力和成长能力的上升, 在控股后一年F2和F6几乎未发生改变, F4和F5呈下降趋势, 而F1和F3呈上升趋势。与图1控股公司进行横向对比, 从t-1年到t年反差最大的是F6, 控股公司在这个能力上是明显下降的, 而配对公司是明显上升的, 说明控股行为对样本控股公司的成长能力的影响是负效应;从t年到t+1年反差最大的是F4, 控股公司在这个能力上是明显上升的, 而配对公司是明显下降的, 说明控股行为对样本控股公司的现金流量的影响是正效应。从整体上对比两图, 控股公司和配对公司在相应年度里大部分公因子的波动方向是相同的, 说明控股行为并没有太大改变公司原本的绩效轨道, 但公司绩效的个别方面如成长能力、现金流量还是有较大影响的。

(2) 综合得分趋势分析

从上表和上图中可以看出, 控股公司在这三年里的绩效存在较大波动, t年控股公司的下降幅度较大, t+1年呈上升趋势, 而配对公司在这三年里的绩效较稳定增长。因此, 控股行为会使公司控股当年的绩效下降。配对公司从t到t+1年绩效继续上升, 而控股公司上升更大, 说明控股行为对公司控股后一年的绩效是起较大的拉动作用。总之, 从纵向来看, 控股行为从t-1到t年会影响公司正常的经营绩效, 主要是成长能力因子的下降使其绩效出现相反方向的波动, 但t到t+1年, 控股行为对公司绩效的影响效果是正面的, 主要是现金流量因子的上升, 拉动了绩效朝良性方向发展。

2. 事件研究分析。

本文选用事件研究法来衡量股价在控股行为预案公告后的市场反应, 并选择使用比较普遍的市场模型。本文提出以下假设:控股小额贷款公司对于上市公司的市场价值具有明显的正效应, 这个事件对其股市来说是利好消息, 并且这种效应显著。本文选取近5年有控股过小额贷款公司的55家上市公司作为研究对象, 由于一些数据的缺失, 我们最终确定了39家样本公司。以39个控股案例为事件样本, 计算出从公告日前的20个交易日至公告日后的20个交易日的每日平均超额收益率AARE, 并进行与零的显著性差异T检验 (α=0.05, 双尾) , 原假设Ho:AARE=0, 检验过程主要数据和结果如下表所示:

对表2中的AARE数据分析可以看出, 在公告前后有超过65.8%的交易日的平均超额收益率为正, 也有14天 (34.15%) 的超额收益率为负。在t=0的数值大于零, t+12天有一个比较大的突变。由T统计量及其显著性概率可以看到, AARE在t+1日的数值虽然小于零, 但是检验结果不显著, 只有t-18, t+11, t+16这三天拒绝原假设, 认为AR均值 (AAR) 不为O, 存在超额收益率且是显著的, 其余天数的sig均大于0.1接受原假设, 认为AR均值 (AAR) 为O在10%的水平下显著, 说明大部分超额收益率是不显著的。结论是控股小额贷款公司对于上市公司的市场价值不具有明显的正效应, 这个事件对其股市来说可能是利好消息, 但这种效应不显著。由此可见, 股价在控股公告日前后的波动性较大, 不稳定。

3. 多元回归分析。

由于T统计量的假设检验发现大部分事件窗口的超额收益率是不显著的, 所以回归分析模型中, 我们分别选择t-18, t+11, t+16这显著的三天的CAR作为因变量, 而自变量由两部分组成:宏观变量和微观变量, 由于样本选择跨了2008年到2012年, 所以加入了GDP, 人均GDP, GDP增长率, CPI这四个宏观变量, 相关分析中剔除了人均GDP和GDP增长率;微观变量主要是财务指标, 通过描述统计和相关分析, 我们选择了每股净资产、托宾Q值B、每股现金净流量、现金比率、营运资金比率、资本积累率B、总资产增长率B、营业利润增长率B和营业收入增长率B这九个变量。将39家公司控股当年的财务指标及其他指标导入SPSS软件, 并与CAR (t1, t2) 进行回归分析, 剔除不显著的指标, 最终得出的多元回归方程如下:

CAR=-1.510+0.048*ln GDP+0.537*CPI-0.008*托宾Q值B-0.005*每股现金净流量-0.004*现金比率+0.001*营运资金比率+0.003*营业利润增长率B。从回归方程可知, ln GDP、CPI、营运资金比率和营业利润增长率B对CAR (t1, t2) 有正的影响, 且显著性较高。托宾Q值B、每股现金净流量和现金比率对CAR (t1, t2) 有负的影响, 且托宾Q值B的负影响程度最大。

4. 实证结果及局限

(1) 实证结果

第一, 从纵向来看, 公司控股行为对绩效的影响在 (t-1, t) 是负效应, 影响较大, 在 (t, t+1) 是正效应, 但也没有回到控股前一年即t-1年的绩效, 说明控股所带来的利润回报和分红是需要一些年份的, 所以控股行为是一次战略投资, 长期来看一般具有正效应。

第二, 公司控股行为会改变公司原来的绩效趋势轨迹。通过各公因子的横向比较, 控股公司的大部分公因子与配对公司的公因子的变化趋势是大致一致的, 这点与综合得分趋势不一致, 说明两个样本群中起关键作用的是两者变化趋势不一致的公因子, 即成长因子和现金流量因子对综合得分贡献了主要作用。

第三, 在公告日前上市公司的股价就已经上升, 说明存在一定的信息泄露。T检验结果是不显著的, 说明控股小额贷款公司对其市场价值的正效应不显著。

(2) 研究局限

(1) 本文所选取的样本数量有限, 在查找控股小额贷款公司的上市公司时并没有一个系统的数据, 是根据各种新闻公告找到的55个样本, 剔除后剩39家进行事件研究, 26家控股公司和26家配对公司进行因子分析, 不能完全代表控股上市公司的绩效状况。

(2) 本文所选取的样本只来自于一个行业, 制造业的情况不能完全代表所有的上市公司, 制造业公司的控股行为对公司绩效的影响存在一定的局限性;事件日的选择的科学性有待研究, 上市公司对于这样的股权交易事件的公告日可能有几个, 包括拟定投资计划时的公告、资金真正投资到位的公告以及后续效益反馈的公告, 此次实证选的是第一个, 实证结果显示是不显著性的。

(3) 上市公司控股所投入的资金各有不同, 而不同小额贷款公司的利润回报期长短不一, 本文只研究了控股前一年至控股后一年的数据, 考察期只有3年, 这之后的具体情况无法了解, 所以判断控股对公司绩效长期的影响会有所偏差。

(4) 公司绩效实际中受多种因素影响, 它包括行业周期波动、宏观经济环境等, 本文实证研究采用的因子分析法和事件研究法无法剔除这些客观因素的影响, 所以我们不排除最终得出的实证结论参杂了这些因素的影响。

参考文献

[1]Yaron.What makesruralfinance institutionssuccessful1994.

[2]Balkenh.Microfinance and Public Policy:Outreach, Performance and Efficiency[M].Basingstoke, UK:InternationalLabor Office, 2007.

[3]姜美善.小额信贷机构金融持续性影响因素探析[J].金融理论与实践, 2011 (09) .

[4]扬小丽, 董晓林.农村小额贷款公司的贷款结构与经营绩效——以江苏省为例[J].农业技术经济, 2012 (05) .

制造业公司 篇9

一、理论基础与样本选择

(一)资产质量的内涵

资产质量主要包括两个方面的含义:即资产的物理质量和资产的系统质量。资产的物理质量主要通过资产的质地、结构、性能、耐用性、新旧程度等表现出来。资产的物理质量是资产质量的基础。但资产的物理质量只强调了资产本身的质量,忽视了企业的资产在其生产经营活动过程中发挥作用的程度。资产的系统质量指其在企业管理系统中发挥和体现出的质量,具体表现为变现质量、被利用质量、与其他资产组合增值的质量以及为企业发展目标做出贡献的质量等,这个层面的资产质量是把资产作为企业的组成部分来讨论的。因此,应站在整体的角度来评估其质量。必须强调企业资产质量是相对于企业的主营业务而言,这也表明资产质量具有相对性。同样对企业整体评估时,资产质量应该更侧重于这个意义上的资产质量。

(二)资产的质量特征

资产的质量特征从两个方面来进行归纳。从资产的物理质量看,主要有:资产存在的客观性,即所报告的资产是否真实存在;实有资产的物理特征,其是否为残次冷背,是否损耗。从资产的系统质量看,主要有:资产的结构;资产的有效性;资产的收现性;资产的收益性;资产的规模。将资产的物理质量和资产的系统质量结合来看,资产质量的特征综合可归纳为如下三点:资产的存在性、资产的有效性和资产的收益性。企业资产质量评价指标如见表1所示。各个指标都在不同程度上反映了公司业绩状况的信息,且指标间有一定相关性,所以生成的统计数据所反映的信息在一定程度上有重叠。同时,指标太多会导致分析问题失去重心,甚至得到错误的结论。作为评价主体,在进行定量分析的过程中应涉及较少的指标并得到尽可能大的信息量。

本文选择主成分分析法来进行企业资产质量的综合评价。主成分分析法是一种通过降维来简化数据的多元统计方法。它通过寻找出一组数目较少且相互独立的公共因子来代替数目较多且互相关联的原始变量。选取的公共因子能集中反映原始变量含有的大部分信息,起到简化分析的作用。该方法通过对上述指标形成的原始变量矩阵内部结构关系的研究,找出影响某一经济过程的几个综合指标,使综合指标为原来变量的线性组合。综合指标不仅保留原始变量的主要信息,而且彼此之间又不相关。最后根据每个样本的各主成分即可计算出每个样本的综合评价数值(以各样本中各个主成分的方差贡献率为权数)。综合评价数值越大,资产质量越好。

(三)样本选择

本文选定2007年中国沪深两市中江苏省制造业上市公司的年报数据作为研究对象。在样本选取中,本文进行了如下考虑:(1)按照我国有关法规,A股公司和B、H股公司在编制财务报表时分别遵循不同的会计准则(A股遵循中国企业会计准则,B、H股公司遵循国际会计准则),其财务指标缺乏可比性。因此选取样本时排除了B、H股上市公司。(2)我国证监会ST、PT及有关配股资格的标准都是从净资产收益率的角度来规定,因此被实施特殊处理的公司(即ST公司)是属于两年连续净资产收益率不符合标准或资不抵债的上市公司,在此予以剔除。(3)公司为了取得上市资格,提高发行价格以募集到更多资金,经常通过盈余管理高估发行股票以前年度的资金,因此,在选择样本时将上市不足一年的公司予以剔除。

二、实证结果与分析

(一)描述性统计

采用统计分析软件SPSS12.00和Microsof Office Excel 2003对数据进行估计与检验。首先,将收集的60家江苏省制造业上市公司的原始数据标准化,然后在SPSS软件中,进行主成分分析,得出结果,如表2所示。

Extraction Method:Principal Component Analysis.

(二)相关性分析

由表2可知,前6个因子的方差之和占样本方差的85.372%。通常来讲,累计方差百分比达到85%以上,即认为是具有代表性的。说明表2中原来由14个指标反映的资产质量指标可以由6个共同因子反映。因此本文取6个共同因子及作为主成分。旋转后的因子载荷矩阵是按照方差极大化对因子载荷矩阵的旋转,其因子变量在很多变量上的载荷都有所提高。而且,在因子载荷矩阵中的每一个数据表示了相应的因子变量对原变量的相对重视程度。因此,第一个因子变量中,总资产息税前收益率、总资产税后利润和税后利息收益率、主营业务利润率有比较大的载荷,这三个指标主要反映资产的收益性,因此,该公共因子称为收益性因子;第二个因子变量中,存货周转率、应收账款周转率、流动资产周转率有比较大的载荷,这三个指标主要从变现性较强的资产方面反映了资产的有效性,因此该公共因子称为有效性因子;第三个因子变量中,存货流动资产率、流动资产率、库存商品存货比率有比较大的载荷,这几个指标主要反映的是资产的存在性,因此该公共因子称为存在性因子;第四个因子变量中,固定资产周转率、总资产周转率有比较大的载荷,这两个指标从流动性较弱的资产方面反映了资产的有效性,将该公共因子称为有效性因子2;第五个因子变量中,长期投资结构性资产、在建工程结构性资产有比较大的载荷,这两个指标从不同方面反映了资产结构,是资产存在性的另一方面,将该公共因子称为存在性因子2;第六个因子变量中,经营资产经营活动现金净流量有比较大的载荷,这个指标从现金流量的方面反映了资产的收益性,将该公共因子称为收益性因子2。

根据主成分分析方法,可以构造出江苏省制造业上市公司资产质量综合评价函数F=a1F1+a2F2+…amFm,其中Fi(I=1,2,…,m)为第I个主成分的得分,am为每个主成分的方差贡献率。计算出每个样本的主成分得分后,可由主成分得分衡量每个样本在第I个主成分所代表的经济效益方面的程度及地位。当把m个主成分得分代入上式后,即可计算出每个样本综合评价函数得分,综合评价函数值越大,资产质量越好。因此,以这个得分的大小排队,即可排列出每个样本的资产质量名次。利用综合评价函数值排序,既可以对不同样本的资产质量进行横向对比,也可以对同一样本不同时期的资产质量进行动态对比。

对于江苏省制造业上市公司资产质量指标体系,可以构造出综合评价函数如下:F=22.529F1+19.664F2+15.888F3+10.015F4+8.954F5+8.322F6(其中F1、F2、F3、F4、F5、F6分别为六个主成分的得分)。经过计算,江苏省60家制造业上市公司2007年资产质量综合评价函数得分即排名如表4所示。

表3中的负数并不表示资产质量是负数,其意义在于资产质量的排序。由表4中可知,在江苏省60家制造业上市公司中宝胜(600973)的资产质量综合得分134.688,排名第一位,S仪化(600871)、江山股份(600389)、南京化纤(600889)、南京钢铁(600282)位列前五名。高新张铜(002075)、天奇物流(002009)、四环生物(000518)的资产质量为后三名。从分析结果来看,前三个主成分中包含的关键指标有总资产息税前收益率、总资产税后利润和税后利息收益率、主营业务利润率、存货周转率、应收账款周转率、流动资产率等,说明这些指标是衡量企业资产质量的关键因素。从江苏省制造业上市公司整体来看,存在着一定问题。

三、政策建议

(一)合理提高资产的收益性

资产的收益性是资产运用的最综合表现。只有稳定的收益才能确保上市公司的资产升值。资产的收益性指标是关键性的指标。因此企业应集中精力发展核心业务,把企业所拥有的资源集中在有限的和最擅长的活动上,这样可以将资产的利用率最大化,从而提高资产的收益率。

(二)加速资产的合理流动

优质质量与劣质质量的区别很大程度上体现在资产的周转率方面。资产只有被利用,才可能为股东创造价值。加速资产周转才可能充分利用资产,因此,加速资产周转率,缩短占用资金的周转期就是企业应实现的目标。资产运用的越充分、越高效,为企业获得未来收益的能力就越强。因此,企业应充分运用产权市场来增加资产的流动性,通过不断优化自己提升核心竞争力的能力及提高企业本身适应市场的能力来增加资产的有效性。

(三)建立科学的决策机制

从公司管理和业绩评价的角度来看,不论股东对公司的评价,还是母公司对下属公司的评价,都应该充分考虑资产质量的因素。作为公司的经营者应该认识到提高公司资产质量关键在于将公司的存量资产用足、用活,而不能为了做大规模一味地融资。只有将提高资产质量,企业才具备做大做强的基础。企业建立决策委员会,按投资决策的科学程度进行规划和决策,并应建立投资决策责任制,采取对重大投资决策的失误负法律责任等办法,来有效杜绝错误投资、盲目投资、低效或无效投资的现象发生。

参考文献

[1]张新民、王秀丽:《企业财务状况的质量特征》,《会计研究》2003年第9期。

制造业公司 篇10

债务融资作为企业资本结构核心内容之一,对企业绩效产生重要影响。在理论界关于债务融资与企业绩效关系仍然存在着争议。西方学者基于经典MM定理假设放宽路径,形成一系列更加符合现实的理论框架,从不同角度解释债务融资与企业绩效的关系,然而针对这一课题的研究解释至今仍没有形成统一的观点。目前我国关于债务融资与公司绩效关系的研究虽也不少,但较少针对具体行业债务融资特征及其与公司绩效关系进行分析。作为我国制造业典型代表的汽车制造业,在2008年国际金融危机之后我国积极财政政策和货币政策支撑下,产业成长整体呈现出逆势上扬态势。由此该产业企业债务融资结构特征与其公司绩效关系引起人们的关注。对该类企业债务融资特征与其企业绩效关系的研究,不仅有利于指导该类产业的健康发展,也有利于对债务融资与公司绩效关系普适规律的深入了解。

1 文献回顾

1. 1 理论框架演进路径

1958年,美国财务学家Modigliani和金融学家Miller在对资本市场和公司财务等方面做严格假设条件下提出,在均衡状态下企业价值独立于资本结构,并进一步认为企业融资方式与投资是否值得并无关联1。MM定理在理论界引起了极大反响,其在严格假设条件下得出的结论在理论逻辑上具有合理性,但现实中这种近乎完善的资本市场假设是不成立的,这使得其解释力严重受限,于是各种基于现实并不断放宽其假设条件的研究陆续涌现。Modigliani ( 1963 ) 、Miller ( 1963,1977) 、Brick和Ravid ( 1985) 等人将税收因素引入企业融资结构分析,进一步证明了债务税收效应,但他们的分析只考虑了负债税盾作用,而忽略了企业破产成本的影响,于是出现了综合考虑负债抵税与破产成本的权衡理论。破产成本理论代表人物Stiglitz ( 1974 ) 、Smith & Warner( 1979) 通过引入破产成本、清偿成本、财务困境成本等概念分析了企业负债融资对公司绩效的影响,否定了原有MM定理中企业债务融资对公司绩效无影响结论,提出债务融资有利也有弊,并非越多越 好。Ross ( 1977 ) 、Leland & Pyle( 1977) 、Myers & Majluf ( 1984) 等对MM定理的另一假设条件,即完善的资本市场条件下“充分信息假设”进行了否定,他们将负债率、管理层持股比例等作为企业质量信号,认为改变负债比例、管理层持股比例对企业绩效可以产生影响。随后Jensen和Meckling ( 1976) 将各利益主体之间的委托代理关系纳入对这一问题分析中,认为当公司融资规模一定时,增加公司债务融资比例,将使得经理所持公司股份占总股份比重相比此前相对增加,这时经理人与股东的效用函数更加接近,股东与经理之间的利益冲突便会趋于缓和,这是企业债务融资带来的治理收益。Jensen和Meckling ( 1976 ) 、Myers ( 1977 ) 、Diamond( 1991) 等人在从股东、经理人及债权人之间委托代理关系分析债务融资问题时,仅是从企业或项目利益如何分配来考虑他们之间的关系,而忽略了对企业控制权及企业破产时清偿权分配问题的探讨。Stulz ( 1988) 和Israel ( 1991) 以相近的研究方法分析,提出债务比例对企业价值呈正向影响作用,在企业存在被收购压力时更为明显; 决定这一关系的核心机制是,公司债务融资的增加使得经理人获得更大权重的治理决策控制权,从而使其治理效力得以发挥。

1. 2 实证研究

通过梳理上述理论分析演进脉络可以看到,虽然多数研究认为债务融资对公司绩效存在积极影响,但解释观点仍然莫衷一是。假定条件及理论模型分析结论只有通过实证检验才能得到确认。

1. 2. 1 债务融资水平对企业绩效的影响

Masulis ( 1980,1983) 从股票价格变动因素分析发现,公司财务杠杆对其市场价值变动存在显著正向 影响。Heinkel ( 1982 ) 、Hpoitevin( 1989) 的研究也发现公司价值 ( 或盈利能力)与其负债比率呈正相关关系。Mc Connell和Servaes ( 1995) 通过实证检验发现: 在不同成长性企业中,债务融资对公司绩效的影响存在显著差异,高成长性企业负债水平越高对公司绩效越具有负面影响。Frank & Goyal ( 2003) 则选择了美国非金融性公司近半个世纪的数据,研究结果发现公司绩效与财务杠杆比率呈正相关关系,这与Masulis ( 1980,1983 ) 、Heinkel ( 1982 ) 、Hpoitevin ( 1989 ) 等人的研 究相一致。MurilloCampello ( 2006 ) 以1971 ~ 2000年近30年来自115个行业上市公司数据为研究数据源,通过实证发现公司债务融资比例与公司绩效正相关,但过高负债 又会导致 公司绩效 降低。AlexeiV. Ovtchinnikov ( 2010 ) 选择1966 ~ 2006年5个行业的样本公司数据,通过时间序列分析发现企业经营绩效对企业财务杠杆有着重要影响。

国内关于债务融资整体水平与绩效关系的实证研究也大都借鉴了西方有关理论及研究方法,同时融入了中国特有的国情因素。如刘明,袁国良 ( 1999) 以1998年已公布年报上市公司为研究样本,实证检验发现:“上市公司资产负债率高低与经营效率之间存在一定相关性。资产负债率在0. 4 ~ 0. 5之间可能是上市公司最优资产负债结构,过高或过低都不利于企业经营绩效发挥”。杜莹、刘立国 ( 2002) 在代理成本理论及破产理论等基础上以1998年上市的上市公司为样本,通过对1999 ~ 2001年3年财务数据分析发现,公司负债和绩效之间存在显著负相关性; 随后于东智( 2003) 以1998 ~ 2001年4个年度全部上市公司为研究对象,也得出了与杜莹、刘立国 ( 2002)相一致的结论,即公司负债与公司绩效之间存在显著负相关关系。

汪辉 ( 2003) 选取了沪深两市所有A股非金融性上市公司3年数据,通过实证分析发现,债务融资对我国上市公司业绩具有正向效应,但对于那些资产负债率非常高的公司,这种效应并不显著。随后,范从来,叶宗伟 ( 2004) 又选取了长三角地区制造业上市公司为研究样本,其实证结果支持了汪辉 ( 2003) 的观点,但范从来,叶宗伟认为存在“债务融资的公司治理效应弱化现象”。何平 ( 2009) 以我国48家上市公司1995 ~2004年10年的数据为研究数据源,对债务融资与公司业绩之间因果关系进行了验证,检验结果表明债务融资对公司业绩影响起主导作用,同时公司业绩高低也对公司债务融资产生一定影响。

国内有不少学者研究得出了与上述不同的结论。张锦铭 ( 2006) 选取2001 ~ 2003年3年间发行A股的455家上市公司为样本,依据资产负债率高低将其划分为若干区间,划分后的回归结果表明,上市公司债务融资比率与公司绩效之间呈近似“倒U型”关系,而并非简单的正或负相关关系。褚玉春,刘建平 ( 2009) 以2001 ~ 2007年沪深两市485家制造业企业为研究总样本,通过构造Dynamic Panel Data模型并应用广义矩法估计 ( GMM) ,得出了与张锦铭 ( 2006) 相似的结论,并认为“负债保守型”企业相比“负债激进型”企业而言,前者经营绩效相对较高。

从以上学者们的研究中可以看出,在我国资本市场中企业债务融资水平对公司绩效有着重要影响,较多数学者认为两者之间存在负相关或“倒U型”关系,也即企业债务融资存在“弱化”现象。

1. 2. 2 债务融资期限结构对企业绩效的影响

关于债务融资水平与企业绩效关系研究结论的可靠性仍待商榷,而许多学者已将研究推进到对债务融资内部结构的分析。

Jensen和Meckling早在1976年便提出: “短期债务可以有效防止资产替代问题”。继他们之后,学者们对公司长、短期债务与公司绩效关系进行了广泛的实证研究。Barclay ( 1995) 运用1974 ~ 1991年近20年美国所有工业类上市公司数据,对偿还期限在3年以上的负债与公司价值关系进行回归分析,结果表明偿还期限在3年以上的负债占总负债比例对公司市场价值有着显著负影响。为检验发展中国家企业债务期限结构对公司绩效的影响是否依然有效,Schiantarell和Srivastava ( 1996) 选取印度私有化公司作为其研究对象,实证结果显示,债务期限结构对公司盈利能力及其销售增长率有显著正向影响。随后Schiantarell和Schbenelli ( 1997) 又选取英国和意大利两国上市公司为研究对象,检验结果却发现,上市公司短期债务并未提高其公司价值。

在国内,张慧、张茂德 ( 2003) 通过对2001年300家上市公司流动负债比例、长期负债比例与公司绩效的回归分析发现,从整体上看,流动负债对公司绩效具有显著正向影响,而长期负债则对公司绩效有负向效应。袁卫秋 ( 2007) 运用2001 ~ 2004年4年间沪深两市905家上市公司数据,通过对公司长期债务 ( 期限在1年以上) 与企业绩效关系回归分析发现,公司长期债务与企业经营业 绩之间存 在正相关 关系。徐卫 红( 2009) 则选择了在A股上市的两个行业 ( 制造业和商品流通业) 共81家上市公司2003 ~ 2007年间相关数据为研究数据源,通过实证分析得出了与张慧、张茂德 ( 2003) 完全相反的结论。

从以上对债务期限结构与公司绩效关系进行的实证研究看,其实证结果存在较大差异。究其原因可能是国内外实证研究大都仅是采用简单回归分析方法,在选取公司绩效衡量指标方面也还有待商榷,并且未将时间动态因素考虑进来,同时,未将行业特征纳入分析框架。

2 基于已有研究的理论判断

综合已有研究成果,可以将企业负债融资与企业绩效之间的关系归为以下几类机制: ( 1) 基于债务融资避税的财务成本效应; ( 2) 基于消减代理成本的公司治理效应; ( 3) 基于信息传递作用的双向影响; ( 4) 我国高成长市场条件下债务融资对企业经营利润积累的推动效应等。前三类效应是债务融资的在现代企业中普遍存在的作用,而对于我国汽车制造业企业而言,我国经济高速增长、扩大的市场规模及作为制造业典型代表的汽车制造业本身的高成长性,使得债务融资对于企业利润捕获及积累效应非常突出,而良好的绩效获取使得企业具有增加债务融资的冲动。上述效应是企业负债融资与企业绩效之间关系总体上表现为互为正向影响的主要判断依据。当然,除了债务融资对公司绩效产生积极影响外,也具有某种负面影响。如在公司受到暂时不利因素冲击时,债务负担过重可能会给企业带来一定财务风险; 经理“道德风险”的存在也会使公司利益受损。基于这些理论依据,本文提出第一个命题:

命题1: 在企业融资规模既定情况下,债务融资水平与公司绩效具有双向正向影响效应。

对于债务融资期限结构的作用,综合已有研究可以从两个方面做出理论总结。( 1) 在委托代理理论分析框架中,一个代表性的观点是,在公司经理利用自由现金流进行在职消费或过度投资时,短期负债更有利于减少企业自由现金流,从而更有效监督经理人行为 ( Jensen,1986,周雪峰,兰艳泽,2011) ,加之长期债务融资对投融资抑制作用 ( Hart and Moore,1994) ,短期负债融资对企业绩效改善将具有更强的促进作用。( 2) 在存在信息不对称情况下,公司长期债券定价较短期债券更为敏感,其发行价格更易被市场高估,而短期债券价格则更易被市场低估,这样发行短期债 券的成本 就会相应 增加 ( 杨薇,2007) ,因而低质量公司就可能不会选择发行短期债券 ( Flannery,1986) 。基于此本文提出第二个命题:

命题2: 短期债务融资与公司绩效具有显著双向负向影响效应。

3 债务融资与公司绩效关系实证检验———以汽车制造业上市公司为样本

3. 1 模型构建、变量定义、样本选取及数据来源

3. 1. 1模型构建

鉴于债务融资与公司绩效之间可能存在的内生关系,本文构建了反映它们之间互动关系的结构方程模型,以克服以往债务融资与公司绩效研究中存在的内生性问题,这不仅可以反映出单个方程中各解释变量对被解释变量的影响,同时还可以折射变量之间的内在作用机制。

本文实证联立方程构建思路主要来源于以下几篇重要文献。Bhagat和Bolton ( 2006) 以美国上市公司为研究对象,通过建立具有内生性关系的4组方程,研究了公司治理与公司绩效之间的关系。本文将以Bhagat和Bolton模型为参照框架,重点考虑公司财务杠杆和公司绩效之间的互动关系,并借鉴杨薇 ( 2007) 、张立达 ( 2008)等人的研究思路,进一步对公司绩效与公司债务期限结构之间是否存在互动关系进行了检验。

综上所述,本文拟通过建立结构方程,从全新角度分析债务融资与公司绩效关系,该结构方程模型主要有以下几个“基本型”:

为进一步探讨债务期限结构与公司绩效之间的关系,本研究将“长期资产负债率占总负债比例”替换“资产负债率”得到两个模型的基本形式:

方程中,Fit代表第i个公司第t年的公司绩效,LEVit代表第i个公司第t年的债务规模,α,α1,α2,α3为常数项,t代表年份,β,β1,β2,β3为参数向量,αit,βit,γit,σit为参数变量,X'it与Xit均为其他影响因变量的变量和控制变量,且它们之间均包含了部分相同解释变量。μit,εit,ζit,θit为随机扰动项。

3. 1. 2 变量定义、样本选取与数据来源

已有文献中用于研究上市公司债务融资与公司绩效关系的相关变量有很多,本文借鉴了有关文献指标选取的做法,并对其进行了修正,以便能更好地研究上市公司债务融资与公司绩效之间的关系。

本文的主要变量有上市公司绩效,即为前文通过因子分析法得出的综合绩效得分F2; 上市公司的资产负债率或称为财务杠杆LEV,为进一步说明债务期限结构与公司绩效之间的关系,本文又引入了衡量债务期限结构的指标LLD即公司的长期负债与总负债之比。4个方程的变量主要参考了Rajan和Zingales ( 1995) 、Wald ( 1999 ) 、杨薇 ( 2007) 和张立达 ( 2008) 等人的做法,考虑到公司的外部宏观因素、治理结构因素等。

本文选取我国汽车制造业上市公司2001 ~2009年的面板数据来研究债务融资与公司绩效的关系。在选取样本时,剔除了数据库中财务数据异常 ( ST和* ST) 、数据缺失以及财务数据存在极端异常值样本,选择了2001 ~ 2009年连续9年可获得数据样本共45家汽车制造业上市公司。本文所使用财务数据信息均取自CSMAR ( 国泰安)数据库。

3. 2 斯皮尔曼( Spearman) 相关性检验

为研究汽车制造业上市公司债务融资与公司绩效之间关系,本文首先采用秩相关分析方法( Spearman相关性检验) ,该非参数统计方法适用范围较传统相关性检验方法 ( 如Pearson相关性检验) 更为广泛,克服了Pearson相关系数只能度量变量间简单线性关系的弱点。

注: 1**. Correlation is significant at the 0. 01 level ( 2 - tailed) ,* . Correlation is significant at the 0. 05 level ( 2 - tailed) 。2数据来源:根据 CSMAR ( 国泰安) 数据库 2001 ~ 2009 年我国汽车制造业 45 家上市公司相关数据计算而得。

由表1可以看到,汽车制造业上市公司绩效与其财务杠杆、债务期限结构的Spearman相关系数分别为 - 0. 223和0. 140,且均在1% 置信水平下通过双尾检验,但公司绩效与财务杠杆及债务期限结构密切程度并不高,这在一定程度上反映了我国汽车制造业上市公司债务融资治理效应不是很理想,且财务杠杆与公司绩效的Spearman相关系数为负,反映了财务杠杆对公司绩效的负相关关系。但是,Spearman相关性检验结果仅反映了各变量之间的相关关系,要深入研究因果关系还需建立模型,以便准确考察汽车制造业上市公司债务融资与公司绩效之间的关系。

3. 3 回归分析

3. 3. 1 联立方程的识别及检验

为考察公司绩效与债务水平之间的相互作用,我们依据基本型 ( 1) 和 ( 2) 联立,建立结构方程模型组 ( Ⅰ) :

为进一步检验债务期限结构与公司绩效之间是否存在互动关系,我们依据基本型 ( 3) 和( 4) 联立,建立结构方程模型组 ( Ⅱ) :

在联立方程组 ( Ⅰ) 、 ( Ⅱ) 中,Fit,LEVit,LLDit为内生变量,其他变量均为外生变量或前定变量。表2是两个方程组中所涉及的变量属性及含义总结。

从表2中可以看出,方程组 (Ⅰ) 、 (Ⅱ) 中分别有2个内生变量和6个外生变量。根据联立方程可识别条件,方程组中的每个方程必须满足:

g - gi≥ki- 1

其中,g为整个方程组的外生变量个数,gi为第i个方程中的外生变量个数,ki为第i个方程中的内生变量个数。方程组的识别情况如表3所示:

由表3可知,方程组 ( Ⅰ) 、( Ⅱ) 是可以识别的,虽然还有联立方程的秩条件,但许多学者如Harvey ( 1990) 都认为满足阶条件足以保证其方程的可识别性。在确定了联立方程组的可识别性后,需要进一步对联立方程组进行检验,根据古扎拉蒂 ( 2000) Hausman检验法,主要分两步对联立方程进行检验: 首先将方程组的所有外生变量代入到方程中,分别求出公司绩效、债务规模及债务期限结构的估计值和估计残差; 然后将所求出的内生变量估计值和估计残差代入到每个方程的右侧,对方程左侧的变量进行回归,并对各个估计残差进行t检验。如果估计残差的参数值显著,则联立方程通过检验,否则则没通过检验。方程组的联立显著性检验结果如表4所示。

注: FT,LEVT 为检验第一步回归得到的 2 个内生变量的估计值,FREE,LEVREE 为相应的估计残差,***,**,* 分别表示在1% ,5% 和 10% 的水平上显著,估计系数下面的括号中为参数估计概率值。

表4显示,除了LEVT在方程 ( 5) 的显著性水平在5% 外,其他内生变量的估计残差值均在1% 的水平上显著,这说明方程 ( 5) 和 ( 6)的联立性成立。但方程 ( 7) 和 ( 8) 的主要内生变量估计值及估计残差均不显著,因而联立方程组 ( Ⅱ) 不成立。

3. 3. 2 债务融资水平与公司绩效关系联立方程组2SLS 估计

通过上述联立方程组的识别和检验,验证了方程 ( 5) 和 ( 6) 具备联立条件且联立性显著。接下来运用两阶段最小二乘法 ( 2SLS) 对方程组( Ⅰ) 进行回归分析。回归结果如表5所示:

注: ***,**,* 分别表示在 1% ,5% 和 10% 的水平上显著,估计系数下面的括号中为参数估计概率值。

从表5联立方程2SLS的整体回归结果中可以看出,联立方程的2SLS回归结果与单方程研究结论基本一致,通过表5我们还可以得出两个内生变量F与LEV之间的相互作用关系。但是也有一些变量估计值发生了变化。

( 1) 公司绩效对债务水平 ( 资产负债率) 的反向影响依然显著,但负相关性有所增强,这也反映了公司绩效对债务水平的反向影响在单方程中被低估了,且相关系数较小也反映了我国汽车制造业上市公司债务融资治理效应较低的事实。另一方面,从债务规模 ( 资产负债率) 对公司绩效影响看,债务水平 ( 资产负债率) 与公司绩效负相关性有所提高 ( 从 - 1. 222增加到 - 0. 682) ,显示了单方程检验高估了债务水平对公司绩效的负向影响。

( 2) 与单方程OLS检验结果不同,在联立方程的2SLS估计中GDP增长率及燃料价格指数对公司绩效影响并不显著,这反映出在一定宏观经济条件下,汽车制造业上市公司经营绩效较多受到了其他因素影响。

3. 3. 3 债务融资期限结构与公司绩效关系联立方程组的单方程 OLS 回归分析

鉴于模型 ( 7) 和 ( 8) 主要内生变量的估计值及估计残差均不显著,联立方程组 ( Ⅱ) 不成立。我们转而对债务融资期限结构与公司绩效关系采取单方程OLS回归分析。表6、表7为3种OLS模型及Likelihood Ratio和Hausman检验结果。

注: ***,**,* 分别表示在 1% ,5% 和 10% 的水平上显著,估计系数下面的括号中为参数估计概率值。

由于方程Likelihood Ratio检验的Prob. =0. 000 < 0. 01, Hausma检验的Prob. = 0. 006 <0. 05,故选择个体固定效应模型来考察单方程模型。表6回归结果显示,公司债务期限结构并没有对公司绩效产生显著影响,这可能与汽车制造业上市公司债务期限结构的严重失衡、长期债务比率较低有关。

3. 3. 4 检验结果小结

以上实证检验,结果显示汽车制造业上市公司资产负债水平 ( LEV) 与公司绩效在1% 水平上呈显著负相关,这个结论与西方有关债务融资与公司绩效关系的理论结果大相径庭,西方有关理论及实证检验结果大都支持资产负债率与公司绩效存在正相关关系。但这一结论与国内的杜莹、刘立国 ( 2002) 以及于东智 ( 2003) 等人观点相近,即上市公司资产负债水平对公司绩效存在负面影响,公司财务杠杆越高绩效越差。另外,汽车制造业上市公司债务期限结构对公司绩效影响并不显著,公司绩效高低对债务期限结构选择并无显著影响,一个可能的原因是,我国汽车制造业上市公司的债务期限结构严重失调,且易受宏观政策影响。

4 对实证检验结果的进一步讨论

以上Spearman相关性检验、结构方程模型2SLS回归结果及单方程模型OLS回归分析均表明,在我国汽车制造业上市公司,公司整体债务融资水平与公司绩效之间存在负向影响关系,而并非如西方理论界所判断的正相关关系。债务融资期限结构也并未对公司绩效产生显著正向影响,命题1及命题2均不成立。对此,本研究提供以下可能的解释。

( 1) 从负债的避税效应来看,公司整体负债水平的上升,在一定程度上的确能给公司带来免税收益,因为相对于股利而言,利息支付是税前执行的,这样公司通过举债就可以合理避税,从而使得公司的每股税后利润增加。但是,公司通过这种方式使每股税后利润增加是有一定条件的,而且这一负债比例还必须控制在适当范围内。在我国汽车制造业上市公司中,公司的整体债务融资水平或财务杠杆较高,在负债融资给公司带来免税收益的同时,由负债所带来的破产成本和财务拮据成本就会大于或抵消负债所带来的免税收益。从另一方面看,由于我国汽车制造业上市公司的行业特征及国家产业发展战略,我国汽车制造业上市公司的资产负债率比全国水平偏高,而资产负债率偏高会使得企业债务融资边际生产力下降,给公司带来了更大风险,从而导致公司绩效偏低。这样,随着公司债务融资水平的进一步增加,其所带来的破产成本和财务拮据成本就加速递增,从而对公司绩效产生较大负面影响; 另一方面公司绩效的不理想,往往是通过市场财务指标表现出来,而绩效指标相关数据不理想又会影响到公司的股权融资能力,公司在股权融资不理想的情况下,势必会采取增加债务融资的方式来筹集资金,由于这一机制,公司绩效不理想又会促使公司整体债务水平上升,从而促成汽车制造业上市公司整体负债水平与公司绩效互为负向影响。

( 2) 从债务的监督激励角度来说,公司负债融资必然会给公司经理人带来一定压力,负债所形成的“定期支付利息契约”也限制了经理随意支配自由现金流行为。但在我国汽车制造业上市公司中,有很多企业都有“国有企业”背景,在这些公司中,经理人往往担任了多种角色,负债给经理带来的破产威胁及现金流滥用约束或多或少会因此有所减弱,加上有些企业股权分置改革尚未完全完成,债务融资的这种正面效应又进一步被削弱了。

( 3) 从债务融资的信息传递效应来看,随着我国经济的快速发展,我国资本市场的公开性和透明度也越来越强,企业可选择有效传递公司质量的方法也越来越多。外部投资者在将公司负债水平作为衡量其价值高低的同时,往往还参照了其他一些信息,如国家相关政策、行业发展前景、利率波动情况等等。企业通过债务融资所传递出的信息只是外部投资者判断是否值得投资的其中一个方面,从这一点上说,公司通过提高债务水平以达到向外部投资者传递公司质优信息的效应就会削弱; 同时我国上市公司在信息披露上存在财务造假、信息披露不及时、不充分问题及相关新闻报道,使得负债融资的信息传递效应进一步弱化。最后,公司在通过负债融资引入另一利益主体———债权人时,尽管他们之间有契约关系存在,也明确了在公司破产时企业剩余所有权的分配问题,但由于目前我国破产制度还不完善,经理人通常会钻法律漏洞,这样负债给公司带来的破产威胁及剩余所有权配置问题并不能很好的约束和激励经理人,再加上经理人“道德风险”的存在,他们往往为了自身利益铤而走险。

此外,对于我国汽车制造业上市公司的债务期限结构,其长期负债与短期负债占总负债的比例严重失衡,除信息传递效应被进一步削弱外,汽车制造业上市公司资产规模扩大以及不少公司存在大量关联交易,尤其是短期债务的大比例存在,使得债务期限结构对公司绩效影响甚微。

制造业公司 篇11

此次发布目的在于发掘上市公司的内在价值，不以“销售额”和其他常用定性指标作为评定标准，而是通过一系列能够真实反映上市公司创造价值的能力、特别是主营业务的能力等进行综合评价。这将对制造业健康发展及上市公司市值管理有着重大意义。

机械工业经济管理研究院院长徐东华在开幕词中表示，2800多家上市公司是我国各行业优质企业，是国民经济发展的基础与脊梁，总市值已超过国民生产总值的50%，其发展与表现直接影响着中国经济的发展与质量。

徐东华表示，上市公司在发展过程中得到了国内资本市场的推动，形成了独特的企业制度，并逐渐和国际市场接轨，成为中国融入世界的领军团体。这次“制造业上市公司创造价值100强”评选，并不以“销售额”作为评定标准，而是通过其所占市场份额、管理水平、风险管理、技术水平等一系列能够真实反映企业创造价值能力的因素进行综合评价。

中国制造业上市公司创造价值100强研究报告由课题组负责人、经管院强国战略研究所所长兼中国制造2025研究中心主任周永亮博士正式发布，核心内容包括对石油工业、电子制造业、机械设备仪表业、信息设备业、金属及非金属制造业、食品饮料业、医药生物业、印刷业、纺织服装业等十个细分行业进行创造价值专项研究并形成价值创造评价体系。

周博士介绍了本次课题研究的目的、过程、成果和意义。他指出，企业经营的根本是价值的创造，上市公司作为制造业企业典范，不仅要注重并购重组等外部价值发现，更要注重技术创新、核心竞争力培育等内在价值的培育与发掘。课题组根据国际通行的企业价值创造模型，提出了制造业上市公司创造价值能力的评价体系及创造价值指数。这一研究成果将对中国制造业上市公司的市值管理产生重大影响，同时，也对中国制造业企业实现转型升级提供大数据支持和解决方案。

工业经济不容乐观

《中国制造2025》规划提出推动中国制造走向中国智造，核心是通过互联网加智能制造技术使中国制造业由粗放的低价值经营转型为精益的高价值经营。这种高价值经营不再仅仅追求企业规模及收入的“大”更加注重创造价值和能效的“强”。工业和信息化部经济运行局黄利斌副局长对于经管院的中国制造业上市公司创造价值100强研究成果给予了充分肯定，他认为这个体系的提出对于研究经济运行质量和效益非常有价值。

未来经济运行趋势“八个稳”

国家工业和信息化部经济运行局黄利斌副局长对于经管院的中国制造业上市公司创造价值100强研究成果给予了充分肯定，他认为这个体系的提出对于研究经济运行质量和效益非常有价值。

对于与会代表普遍关心的当前经济运行形势，黄利斌副局长为大家做了说明和分析，并对未来一段时间的经济运行趋势进行了研判。他用“缓中趋稳、稳中向好和稳中有进”来总结当前制造业的经济运行态势，用“稳中有难、稳中有忧和稳中有险”来概括对于未来趋势的预测。

统计数据表明，工业经济在持续下行压力下运行，投资疲软，出口萎缩，产能过剩问题加剧，停产和半停产企业增多，企业产成品库存偏高，目前组织生产意愿不强。从区域工业发展状况看，沿海地区较为稳定，东北、西北地区很困难。值得欣慰的是江苏、山东、广东等在经济大省的工业经济增长保持稳定。

与会者普遍认为，此次中国制造业上市公司创造价值百强评选，为行业企业树立了创造价值典范，为助力中国制造企业从“粗放”走向“精细”以及中国制造由大变强将起到巨大的推动作用。中国制造业上市公司的业绩衡量和价值创造有了更加客观的标准，制造业上市公司的市值管理有了新依据。中国制造业企业不再仅仅追求企业“规模的大”，而是更加注重创造“价值的强”。

制造业公司成本管理存在的问题 篇12

一、制造业公司成本管理存在的问题

所谓成本管理是指企业在生产经营过程中所消耗的各种费用运用科学管理进行有效的控制，成本核算、成本分析、成本决策和成本控制等一系列科学管理行为的总称。成本管理是企业管理的一个重要组成部分对于提高企业管理水平有着重大意义。可以说成本管理水平的高低很大程度上决定了一个企业的盈亏，我国制造业公司在成本管理方面意识薄弱重视程度低等很大程度上影响了制造业公司的成本管理水准。下面我根据我多年的经验总结来指出我国制造业在成本管理方面的问题。

（一）成本管理体制陈旧

市场经济瞬息万变，市场格局也在不断的变化，只包括原材料、人工费用等的传统的成本管理体系只是一味的靠降低能耗节约开支来降低成本的方式已经不能适应社会发展的需要。在如今的社会，生产技术的发展人才的培养和流通领域等成本的投入已成为一个企业成本管理的重要方面，在进行成本管理时对于这三方面一定要重视。另外，一些制造业企业不考虑市场的消耗能力单纯的认为提高生产水平降低工人工资就能控制成本，阻碍了企业发展。除此之外，许多制造业企业对于成本管理仅仅是针对某个成本环节进行控制，没有对整个成本环节进行系统的控制，从而导致企业成本控制受限。成本管理不够系统全面是当下许多制造业企业的通病，在一定程度上影响了企业各项生产经营决策。

（二）成本管理者管理意识薄弱

我们知道企业经营管理者的决策决定了企业走的是否长远，制造业公司成本管理者的管理理念一定程度上决定了这个制造业企业的成本管理水平。而我国大多数制造业企业管理者管理理念不强，没有充分意识到自己角色的重要性，对于企业不够关心，对于政府依赖情绪重，在成本的划分、调整方面太过于草率，使成本管理无法发挥应有的效应。另外，一些企业的管理者成本观念还不够清晰，忽略成本和费用，不重视对生产经营技术的成本管理，生产的产品结果简单，缺乏市场竞争力。受到经济危机的冲击一些制造业企业缺乏可持续发展的实力，在价格竞争方面只是单纯的依靠廉价劳动力，缺乏核心技术的创新发展，在国际竞争中处于下风地位。

（三）成本信息片面

随着经济的不断发展，传统的制造业属于劳动密集型产业，主要靠人力来推动生产。但现今随着科技的进步，制造业已向技术型转变，人力资源不再是决定制造业成本的主要方面，机器的磨损，技术产权等成为成本管理的主要部分。因此，传统的成本计算方式已经不能准确的对企业成本管理提供有效的信息，但我国一些制造业企业还是采用传统的成本管理方式，使企业的决策者不能准确的对企业进行决策，对企业发展道路带来误区。

（四）盲目追求原材料低价格

我们知道大多数企业的采购部门的目标是同质低价采购原材料。企业的高层降低成本的主要手段就是一味的去追求低廉的原材料，盲目追求低价格就会忽视原材料的质量反而达不到降低成本的目的。即使降低了成本但是企业形象收到影响企业的无形资产会大打折扣会影响到企业的销售业绩。在我国，一些制造业企业对于原材料经常进行偷天换柱，购买相对较便宜消费者不易分辨的原材料进行替代。另外一些企业虽然购买相对较高价格成本的原材料，但是未对原材料进行加工再生产时耗费的计算只是盲目追求低价格的原材料。

（五）制造业生产人员成本意识淡薄

生产者是直接对原材料进行加工生产的人员，现阶段的一些制造业企业的生产者成本意识淡薄，他们只关心生产，对于成本的消耗漠不关心。加之，制造业公司没有对员工的生产成本消耗进行考核，加大了企业的生产成本消耗。

（六）制造业企业会计核算技术落后

近几年来，随着世界性科技水平的不断发展，我国的科技也得到巨大进步，传统的企业会计核算模式已经不能适应知识经济时代的要求。一些制造业企业不愿对于会计人员学习新技术进行投入，不及时的引进先进的会计核算方法，依然采用原来的会计核算方式，造成会计人员缺乏创新的适应市场需要的会计核算方法。从而导致企业会计核算方式和对于成本管理信息的掌握程度落后于其他企业，进而因无法驾驭现代企业的管理要求而对企业的成本管理造成重大的损失。

（七）会计制度混乱、缺乏完善的管理体制

现代企业成本管理都是采用会计成本管理的形式。目前，我国一些制造业企业会计账面成本不全，对于总账、明细等的设置不合理，原始凭证缺乏真实性等都严重影响到企业科学的成本管理。

一个好的管理体制对于企业合理的进行成本管理有着重要的作用。而我国一些制造业企业缺乏科学的会计成本管理体制。在现代成本会计管理的操作过程中忽视对生产成本的事中控制以及对生产成本的事后审查。另外，成本会计管理的四个职能没有合理的运用，缺乏一套完善的成本会计管理制度。企业在进行具体成本管理时，对每个生产部门在成本管理中的责任认定不够明确，不能落实到具体的个人或者单位，缺乏相应的激励体制。

二、制造业公司成本管理的建议

现阶段的我国制造业企业在成本管理方面存在着许多问题，以上只是根据本人的了解所得，既然制造业企业成本管理方面问题严重，那么我们应该如何解决呢?下面作者根据自己多年来从事成本管理的工作经验提出一些解决问题的建议。

（一）树立科学成本管理理念建立健全管理制度

思想决定行动，我们只有存在某种想法才会进行实践。制造业企业的管理人员和职工人员首先要树立成本管理的理念，再用这种理念指导日常工作和生活。除此之外，企业要发展，就必须要有健全的机制。要想科学合理的对企业进行成本管理，成本管理相应的制度是必不可少的，我们要根据市场发展的需要适时的调整的自己管理制度。在现实生活中，制度主要存在两大问题，一是制度不完善，二是制度执行力不强。前者会导致当成本管理出现问题时，找不到相应的负责人，而后者会导致制定制度形同虚设。因此，建立健全管理制度的同时要注重对其进行监督确保制度的执行力。

（二）提高成本核算水平

随着科技的不断发展，现今的成本管理已不再是单纯的对原材料的管理，它包括企业的研究、采购、生产、销售及服务等一系列活动，如今的企业成本管理只有使用先进的计算机信息处理技术才能及时准确的进行传递并处理成本信息。以计算机软件构建的信息处理平台不仅快速而且准确可靠，这样不仅提高了成本信息处理效率还保障了处理质量。

（三）加强生产环节消耗定额管理

我们知道我国是能耗大国，特别是制造业企业的能耗问题相当严重，降低消耗直接的节约成本。因此，加强生产环节消耗定额管理对于能耗较严重的企业来说是节约成本最科学的方法。

三、总结