公司绩效:实证分析论文（共12篇）
公司绩效:实证分析论文 篇1
一、引言
随着经济全球化的进一步加深, 在企业竞争日益激烈的今天, 如何合理使用人力资源成为了当今普遍关注的话题, 其重点则集中在专业性人力资本的代表———企业高管的薪酬如何制定。因而, 为了提高企业高管积极性, 有助于潜能挖掘的薪酬激励制度成为了现代公司治理的关键点, 诸多文献认为其与公司业绩之间存在相关性。但在上市公司高管薪酬逐年增加的同时, 并没有相应带动公司经营业绩的同步上升, 甚至出现了部分公司经营业绩大幅下滑的局面。从沪深交易所披露的2011年年报可以看出, 两市上市公司2011年净利润同比增长13%, 较2010年的39%大幅下滑。与此不同的是, 2011年上市公司高管薪酬总额则是较2010年上升了21.58%, 尤其在2010年严厉的楼市调控使得上市房企利润空间大幅缩水的情况下, 142家上市房企中, 2011年高管报酬同比增长了28.45%, 而净利润同比增速却下滑了近10个百分点。从以上数据可以看出, 公司的各种激励机制并未达到应有的激励效果, 解决这些问题的前提条件是把握上市公司高管薪酬的影响因素, 从而更好了解高管人员薪酬的现状, 为建立合理、有效的薪酬机制提供理论依据。
二、文献回顾
(一) 国外研究
国外研究时间较早, Penrose和Schumpeter (1959) 的公司成长理论中就对经理人在资源组合和价值创造过程中的核心作用进行了强调和刻画。随后, Jensen和Meckling (1976) 继承Schumpeter的观点, 分析了企业的投资者和经营者之间的矛盾, 进而提出了委托代理理论, 对代理成本进行了详细的描述。其后发展起来的是管理权力理论, 该理论认为管理者的权力应划分为以下四部分:其一, 组织上的权力, CEO在组织上权力的扩大会导致董事会不能对管理层实施有效监管, 从而增大报酬差距;其二, 所有权 (股权) 权力, CEO拥有的股权越大, 就越有能力抗拒董事会对管理层的影响, Allen (1981) 的研究发现, CEO成为公司的主要股东时对董事的选择过程有较大影响力;其三, 专家权力, 是指某一领域的专业才能, Hambrick (1981) 和Tushman (1983) 认为, 专家能力可以成为CEO控制董事的手段, 使其在董事会上更具控制力;其四, 声望权力, Mizruchi (1994) 认为拥有较高声望的CEO更容易获得董事的信任从而提高薪酬。Offstein和Gnyawali (2005) 的研究认为高管薪酬与公司绩效存在正相关关系, 对高级经理人员的长期激励措施有助于提高公司的竞争力。
(二) 国内研究
国内方面, 近年来高管薪酬和控制权方面的研究也受到越来越多的关注, 何浚 (1998) 研究发现, 在我国上市公司的董事会中, 内部董事占大多数, 公司的内部人控制度普遍较高, 对经理人员的约束机制不健全。张必武等 (2005) 研究发现, 独立董事比例及薪酬委员会的设置并没有降低高管的薪酬, 反而与高管薪酬有关。尽管独立董事制度的建设有利于薪酬与业绩联系更加紧密, 但独立董事比例的大小对薪绩敏感性的影响却不具有统计意义上的显著性, 同时薪酬委员会的建设、总经理和董事长二职兼任提高了薪绩敏感性。徐向艺等 (2007) 发现, 上市公司总体治理绩效水平偏低, 货币性报酬激励和股权性报酬激励的水平都比较低, 高管薪酬、公司治理绩效与代理成本显著负相关。唐清泉等 (2008) 研究发现, 独立董事报酬对公司业绩没有显著的影响, 高管人员持股人数比例与公司业绩不相关。
三、研究设计
(一) 研究假设
委托代理理论和管理权力理论认为, 高管薪酬与公司绩效之间存在相关性。由于在委托代理关系下, 高管行为与股东目标之间不完全一致, 并且两者之间信息不对称, 高管容易发生道德风险和逆向选择行为, 有可能损害股东利益。因此采用契约的形式来约束高管行为, 使其报酬根据公司的经验业绩来决定。基于以上分析, 本文提出以下假设:
H1:公司绩效与高管报酬存在显著正相关关系
高级管理人员是公司内部管理创新和市场开拓等战略问题的决策者, 为了激励其长期行为, 为企业增加更多的利润, 就要给予高管公司的剩余索取权, 同时, 高管人员由于获得了公司的剩余索取权, 分享到公司的剩余利润, 因此将会获得更高的报酬补偿。所以提出如下假设:
H2:高管持股比例与高管报酬存在显著正相关关系
由于公司规模的大小也对高管的薪酬具有重要的影响性。大规模的公司更有能力支付较高的报酬, 更有能力使用奖金及股票期权计划。由于大规模公司的复杂性, 对高管人员各方面的要求也较高, 因此大规模公司的高管人员应该获得较高的报酬。因此, 提出如下假设:
H3:高管薪酬与公司规模之间有着显著的正相关关系
董事长和总经理二职是否分离反映了公司董事会是否独立, 是公司内部治理结构中重要的一方面。董事会是公司所有权和监督权的象征, 而总经理是公司经营权的象征, 两者的重叠势必将影响监督机制的实现, 容易出现自定薪酬与内部人控制等现象。基于以上分析, 本文提出以下假设:
H4:二职合一的公司高管年度报酬高于二职分离的公司高管的年度报酬
由于存在监督成本, 对分散的小股东来说, 监督所带来的实惠可能远远不能偿付他们为监督付出的代价, 只有拥有大额股份的股东才会有足够的利益激励去实施监督, 因此股权的分散会降低对管理层的监督, 从而对薪酬水平产生影响。提出如下假设:
H5:股权集中度与高管薪酬呈负相关
独立董事制度能够加强董事会的独立性, 对高管过高的薪酬进行约束。独立董事比例如果较高, 薪酬与绩效敏感性越强, 而高管薪酬总额可能降低。本文提出以下假设:
H6:独立董事比例与高管薪酬呈负相关关系。
(二) 样本选择
本文选取2011年1月1日到2011年12月31日的上市公司数据, 信息来源于万德数据库、锐思数据库和上市公司年报。在样本的选取过程中, 为保证数据的可靠性与有效性, 本文剔除了业绩过差的ST和PT公司以及本文所需数据不完整、缺失的上市公司, 经过筛选最终最后整理共756家非金融类上市公司。
(三) 变量定义
本文采用COM代表高管报酬 (前三名董事和高管薪酬) , EPS代表每股收益, ROE代表净资产收益率, ASSET代表公司规模, MSR代表高管持股比例 (高管持股数/总股本) , DDBL代表独立董事比例, DUAL代表两职兼任情况 (当董事长与总经理分离时为1, 否则为0) , HERF代表股权集中度 (采用Herfindah1指数, 仅计算前10大股东的持股比例) 。
(四) 模型构建
本文拟从高管薪酬以及其他影响因素进行回归分析, 选取高管薪酬和持股比例作为因变量, 本文建立如下计量模型:
四、实证结果与分析
(一) 描述性统计分析
从表1中可以看出, 各上市公司在高管年度报酬和公司规模方面差异较大, 董事长与总经理兼任情况比较普遍。
注:*.在0.05水平上显著相关, **.在0.1水平上显著相关
(二) 相关性分析
从表2中可以看出, 每股收益、净资产收益率与高管薪酬呈显著正相关关系, 相关系数分别为0.189和0.193。代表公司规模的资产总额也与高管薪酬呈显著正相关关系, 相关系数为0.637。而高管持股比例与高管薪酬、公司规模存在显著负相关关系, 只与独立董事比例存在显著正相关。
(三) 回归分析
为了进一步对假设进行验证, 做回归分析, 结果如表3所示:
由以上分析结果看出, 两职兼任情况与高管薪酬呈正相关关系, 股权集中度与高管薪酬呈负相关, 证明假设H4, 二职合一的公司高管年度报酬高于二职分离的企业高管的年度报酬不成立, 而假设H5, 股权集中度与高管薪酬呈显著负相关成立。根据以上分析, 对本文提出的假设进行验证, 总结如表4所示:
五、结论与建议
(一) 研究结论
通过对我国非金融类上市公司的研究, 得出以下结论: (1) 非金融类上市公司的高管薪酬正相关于公司绩效。从回归结果中可以看出, 不论每股收益还是净资产收益率, 都与高管薪酬呈显著正相关。虽然就个别公司而言, 高管薪酬与公司业绩出现不对称现象, 但上市公司总体的高管薪酬仍与公司绩效呈正比。 (2) 独立董事制度的建设有利于薪酬的控制。但独立董事比例的大小对高管薪酬的影响并不具有统计意义上显著性, 而且独立董事比例还较低, 这在一定程度上影响了独立董事监督职能的发挥。 (3) 高管持股比例与高管报酬存在负相关关系, 但影响并不显著。高管持股作为一种长期激励的手段, 使高管人员的长期收益机会增大, 但也在一定程度上影响了短期收益。 (4) 总经理和董事长二职兼任的高管薪酬低于二职分离时的高管薪酬, 但影响并不显著。其结果与假设不符, 原因可能在于二职兼任会导致监督力度的下降, 从而影响公司绩效, 并对高管薪酬产生影响。
(二) 相关建议
根据上述研究结论, 笔者提出如下建议: (1) 以高管持股作为长期激励手段的作用并不明显, 并没有对绩效产生显著性的影响, 原因在于我国目前高管持股比例还普遍较低, 高管持股与公司规模不匹配, 因此股权激励仍需进一步的发展。 (2) 还应进一步改良上市公司的公司治理结构, 应强化独立董事的独立性和专业性, 提高监督和控制力度, 使其能够真正意义上对薪酬进行管制, 从而增强薪酬与考核委员会的发展。
参考文献
[1]张必武、石金涛:《董事会特征、高管薪酬与薪绩敏感性》, 《管理科学》2005年第4期。
[2]徐向艺、巩震:《高管人员报酬激励与公司治理绩效研究》, 《中国工业经济》2007年第2期。
[3]唐清泉、朱瑞华、甄丽明:《我国高管人员报酬激励制度的有效性》, 《当代经济管理》2008年第2期.
[4]卢锐:《管理层权力、薪酬差距与绩效》, 《南方经济》2007年第7期。
[5]胡婉丽、汤书昆、肖向兵:《上市公司高管薪酬和企业业绩关系研究》, 《运筹与管理》2004年第6期。
[6]Evan H.Offstein, Devi R.Gnyawali.2005.CEO compensation and firm competitive behavior:Empirical evidence from the U.S.pharmaceutical industry.engineering and technology management jet-m, 2005 (2)
[7]Morck, Randall, Andrei Shleifer and Robert W.Vishny.Management Ownership and Market Valuation:An Empirical Anlysis.Journal of Financial Economics, 1988 (2) .
公司绩效:实证分析论文 篇2
(一)研究假设
1、高级管理人员报酬和公司业绩正相关
将报酬合约中经理的报酬在尽可能大的程度上与企业的业绩联系起来，可以使经理有足够的动力来提高企业的盈利水平，从而增加股东的收益。
2、高级管理人员报酬与企业规模正相关
罗森(Rosen，1982)的理论暗示了高级经理的报酬和企业规模之间存在相关性，企业规模越大，高级经理控制的资源也就越多，涉及的经营管理问题也就越复杂，因而对经理的能力要求也就越高，其产生的连锁效应也就越大。
(二)样本选取
选定CSMAR中国上市公司财务报表数据库中金融、保险大类下证券、期货业分类中上市公司作为研究对象。在样本的选择中，剔除了ST板块企业。此外，202月延边公路建设股份有限公司通过换股吸收合并置入原广发证券100%股权所对应的净资产。广发证券未有2009年年报，只披露了延边公路建设股份有限公司2009年年报，故未将广发证券纳入实证分析数据处理。除去上述剔除掉的样本和少量数据不全的样本，最终选择作为本项研究对象的样本共11家证券、期货上市公司。
(三)数据来源及变量选取
本研究所有数据均来自上市公司2009年年报。我们选取披露排名前三之和作为衡量高管薪酬的变量。同时，取净资产报酬率(ROE)作为衡量公司经营绩效的因变量，取总资产的自然对数作为公司规模衡量指标的因变量。高管的年薪、净资产收益率(ROE)和总资产(ASSETS)的相关数据均在报告中披露，总资产的自然对数(INASSETS)经计算得到。
(四)模型的构建
高管年薪排名前三之和作为高管报酬变量(Y)。用净资产报酬率(ROE)作为公司绩效变量，用总资产的自然对数(INASSETS)作为公司规模变量。建立多元回归模型如下：
Y=β1+β2×ROE+β3×INASSETS+μ
四、回归分析及结论
(一)多元回归分析
根据上述模型利用EVIEWS做回归分析，结果如表2所示：
得出模型函数为：Y=-2550.592+2070.277ROE+175.608INASSETS
首先对该分析结果进行统计检验。
(1)拟合优度。可决系数R2=0.588451，修正可决系数R2=0.485563，模型对样本数据的拟合程度一般，需要进一步看其他统计检验。
(2)F检验。在给定α=0.05的情况下，计算F0.05(2,8)=4.46，模型中F统计量为5.719371，大于临界值4.46，由此判断回归方程显著，列入模型的各个解释变量联合起来对被解释变量的影响显著，即净资产收益率和总资产对数两个变量联合联合起来确实对高管薪酬有显著影响。
(3)t检验。在给定α=0.05的情况下，计算tα/2(n-k)=t0.05/2(11-3)=2.306，而模型中ROE的t值t=2.551276，略大于2.306，即净资产收益率对高管薪酬有显著影响;INASSETS的t值t=3.12664，也大于2.306，显著。因此，净资产收益率(ROE)和总资产对数(INASSETS)这两个解释变量对被解释变量高管薪酬(Y)的影响均显著。
综上统计检验分析，解释变量净资产收益率(ROE)和总资产对数(INASSETS)对被解释变量高管薪酬(Y)有显著影响，两个解释变量分别对高管薪酬也有显著影响。解释变量的回归系数均为正号，与定性分析假设中观点相符合，即净资产收益率与高管薪酬正相关，总资产规模与高管薪酬正相关。
(二)一元回归分析
由于净资产收益率与总资产规模可能存在相互影响或者线性关系，我们分别做Y对ROE、INASSETS的一元回归，进一步检验净资产收益率(ROE)和总资产规模对高管薪酬(Y)的是否相关或影响是否显著。
将净资产收益率(ROE)作为解释变量，高管薪酬(Y)作为被解释变量，建立一元回归模型如下：
Y=β1+β2×ROE+υ
用ROE对薪酬做回归分析，得出可决系数R2=0.085544，说明模型整体对样本数据拟合不好，即净资产报酬率(ROE)并未很好地对高管薪酬的绝大部分差异做出解释。回归系数为正，符合研究假设中公司绩效与高管薪酬正相关的假设。进一步对回归系数作t检验，在给定α=0.05的情况下，计算，tα/2/2(nk)=t0.05/2(11-3)=2.306，ROE的t统计量为0.917559，远小于临界值2.306，这表明，净资产收益率对高管薪酬没有显著影响。
将总资产对数(INASSETS)作为解释变量，高管薪酬(Y)作为被解释变量，建立一元回归模型如下：
Y=β1+β2×INASSETS+υ
用总资产对数(INASSETS)对薪酬做回归分析，得出可决系数R2=0.253604，说明模型整体对样本数据拟合程度并不理想，即总资产对数(INASSETS)并未很好地对高管薪酬的绝大部分差异做出解释。对回归系数作t检验，在给定α=0.05的情况下，计算，tα/2(n-k)=t0.05/2(11=3)=2.306，ROE的t统计量1.748695，小于2.306，这表明总资产对高管薪酬没有显著影响。
(三)研究结论
证券期货业高管人员薪酬与公司业绩正相关，但相关性不显著，没有很好的支持本文的假设，这一结果与以前许多文献研究结果相似。笔者认为原因在于：在一定的基本薪酬下，业绩奖金越高，现金薪酬的总额也越高，但是从年报中，我们只能得到高管年度薪酬总额，无法得知其结构，回归分析中所取的薪酬数据可能存在没有反应绩效薪酬的情况，故而得出的结果为高管薪酬与业绩不显著相关。
证券期货业高管人员薪酬与公司规模正相关，相关性仍然不显著，这一结论与很多前人的研究不同。出现这样的结果，可能的原因是本文所取的研究样本较小，样本之间差异性较大，造成研究结果不显著，有所欠缺。
证券期货业高管人员薪酬受多个因素的影响。以上多元回归的结果显示证券期货业高管薪酬与业绩和公司规模都呈显著的正相关，表明业绩和公司规模同时作用对高管薪酬产生了较大的影响。
五、结语
证券期货业高管薪酬的定价是股东和管理层之间权力博弈的结果，从理论上讲，公司业绩是为薪酬定价的重要部分，但是在本研究中，公司业绩对高管薪酬的影响没有得到认同。我们在文中仅选取了业绩和规模作为影响证券期货业高管薪酬的两个因素来研究，但是诸如股东持股比例、董事会规模、独立董事比例等因素对高管薪酬也有很大程度的影响，期望后续研究者在此领域继续探索。
参考文献
[1]李维安.经理才能、公司治理与契约参照点——中国上市公司高管薪酬决定因素的理论与实证分析.南开管理评论.2010(2)：4—15.
公司绩效:实证分析论文 篇3
[摘要]以我国商贸零售业上市公司为研究对象，采用各公司2007年年报数据作为样本对上市公司股权集中度与公司绩效之间的关系做了实证分析，得出相关结论来指导我国零售业上市公司更好的选择股权分配结构。
[关键词]股权结构；绩效：零售业
一、关于股权集中度与公司治理绩效的文献综述
股权集中度是指全部股东因持股比例的不同所表现出来的股权集中还是分散的数量化指标。从相关资料上看，上市公司的股权集中度由于各个国家国情以及各个行业的具体情况不同而表现出明显的差异，从而得到其对公司绩效的不同影响。
1国外相关文献综述
公司股权集中度与绩效关系的研究最早由Berle和Means(1932)开始，他们认为在公司股权分散的情况下，没有股权的公司经理与分散的小股东之间存在潜在利益冲突，公司经理存在调度公司资源实现最大化经理人员的利益而非股东利益的动机。因此提出股权越分散公司业绩可能越差。西方学者在Bede和Mealls研究的基础上对股权结构与公司绩效的关系进行了广泛的研究。其中比较著名的是股权结构理论的奠基者Jensen和Meckling(1976)在《企业理论：管理行为、代理成本与所有权结构》一文中对委托代理理论进行的系统阐述。Shleifer和Vishny(1986)认为股权集中型公司相对于股权分散型公司具有较好的盈利能力和市场表现。另外有学者通过实证研究也得到了自己的结论。
2国内相关文献综述
近年来，我国学者在借鉴国外学者的经验基础上，也运用类似的计量经济分析方法对我国上市公司的股权集中度与公司绩效之间的关系进行研究，得出了一些经验性结论。吴淑馄(2002)通过对上市公司1997年～2000年数据的实证分析，发表文章中指出股权集中度、内部持股比例与公司绩效呈显著性倒u型相关关系。苏武康(2003)以2001年所有上市公司为样本进行研究，发现公司第一大股东与公司绩效显著正相关。国内研究起步较晚，加之各国各行业的情况有所不同，所以成果并不显著。综观国内外的研究现状，我们不难看出：无论采用哪种研究方法，学者多数都认为，股权结构与公司绩效存在显著的相关关系。并且大多数研究都支持股权集中有助于降低代理成本和提高绩效的结论。但是也有学者提出股权的集中也要适度，过度的集中可能适得其反。这种说法更适合于“倒u”型的结论。下面我们选择我国现阶段市场竞争性比较强的具有代表性的零售业上市公司做相应的实证分析。
二、模型的建立和计量分析
1变量的选取
(1)被解释变量的选取——公司绩效指标
公司绩效是指公司经营的业绩和效率，一般用某个或一组财务指标加以反映。目前，在国内外关于上市公司股权结构研究中衡量绩效评价的指标一般有：托宾Q比率、净资产收益率(ROE)及主营业务资产收益率(cROA)三种。通过研究之前学者的分析结果，放弃以前被采用比较多的托宾Q比率和净资产收益率(ROE)，选择对于上市公司来说反映更为真实的主营业务资产收益率(CROA)来作为衡量公司绩效的指标，作为被解释变量Y，CROA=主营礼物利润／总资产。
(2)解释变量的选取——股权集中度的衡量指标
根据对相关文献研究的分析，本文选取著名的赫芬达尔指数(Herfindahl Index／Hindex)H5以及第一大股东持股比例Ll作为衡量股权集中度的指标，分别定义为解释变量x1和X2。
Hindex：Hn=∑Li2
第一大股东持股比例(L1)：LI=第一大股东持股份额／公司总股份
另外，为了简化模型，我们暂时忽略相应的外生变量，如：资产负债率、公司规模等。
2基本假设
假设股权集中度与公司治理绩效显著相关，随着股权集中度有低向高变化，公司绩效将出现由低到高再转低的“倒u型”曲线，即由正相关到负相关的过程。
3样本的选择
针对本文选取我国零售业上市公司作为分析样本，经过相应的筛选最终确定了55家商业零售上市公司作为计量样本。本文数据是一个平衡面板数据(balanced panel data)，全部数据来自零售网披露的零售业上市公司2007年经审计的年度报表。
4模型及实证检验
根据上述“倒u型”曲线的假设，我们选用SPSS软件，将上述的样本数据带入，并在曲线回归中选择二次函数建立模型。
即：Y=C+β1X+β2X2+u
其中，Y代表上市公司绩效变量CROA，c为截距，x为股权集中度的衡量指标分别为X1——H5和X2——L1。
(1)当解释变量为X1时，回归结果如下(括号内为t值)：
Y1=0.1456+0.1848X1-0.1524X12
(0.471)(-0.281)
(2)当解释变量x2时，回归结果如下：
Y2=0.1555+0.3939X2-0.755X22
(5，918)(1.11)(-0.883)
从上述结果可以看到，虽然有些变量t值检验没有通过，这可能是由于我们建立模型时忽略了与CROA相关性很强的某些变量导致模型的准确度降低。但还是能够明显的看出CROA与L1、H5之间的回归模型结论符合假设的“倒u型”曲线论。从SPSS分析的图形中(图略)可以看到，在倒u型的前半区间两者正相关，后半区间两者负相关。对于拟合优度R2虽然并不是非常的高，也可能与忽略重要变量有关，还有可能是因为各上市公司在数据统计时不一致所造成的。不管怎样，模型整体上来看还是符合最初假设的。这已经足以说明股权集中度对绩效的影响过程。
三、结论及启示
根据上述实证分析的结果所反映的问题，可以看出我国商贸零售业上市公司的股权集中度应该要适度才好。何谓适度?这个度怎么来衡量不在我们讨论范围之列，我们得出的结论是股权的过度集中或者过度分散对公司的治理绩效都是不利的。这正是“倒u型”曲线体现的含义，同时也符合了前面的理论分析。首先当股权过度集中，可能就形成公司内部控股股东的存在，这使得一股独大的“三会”几乎形同虚设，大股东会常常操纵公司的重大决策，这就进一步增加了所有者与经营者之间原本存在的“委托一代理”的潜在矛盾，加重了公司经营的风险，影响上市公司的业绩和市值。再者，当股权过度分散时，单个股东的作用都非常有限，这从某种程度上促使了恶意接管的潜在威胁的蔓延，因为过度分散的股权使大股东行使权利的积极性受挫，他们觉得成本与收益不对称，因此可能会从节约成本角度出发忽略对公司经营管理者的必要监督，这就导致股东“搭便车”行为的产生，从而影响公司的绩效。
总的来说，我国零售业上市公司股权过度的集中或者分散都是不利于其发展的。过度集中导致风险成本增加，过度分散导致治理成本增加，因此保持适度的股权集中度才是目前这些上市公司最佳的股权结构配置。这是基于前面实证数据得到的结论，但实际操作中这一结论也不是绝对的，因为股权的集中或者分散虽然有他们自身的缺陷但也有有利的一面，例如股权的过度集中导致的一股独大可以高效率的工作、无需担心股权分散导致的外部接管问题等等。所以还是要针对不同行业以及不同公司的具体情况去选择股权分配的结构，用较好的股权结构去推动更好的公司业绩。
参考文献：
[1]苏武康，中国上市公司股权结构与公司绩效M，北京：经济科学出版社，2003
[2]怀娜，马健，股权结构与公司治理绩效关系研究一以零售业为例[J]，华东经济管理，2008(6)：53～59
[3]王昱升，股权结构与公司绩效的实证研究[J]，财会通讯，2008(11)：18～21
新疆上市公司绩效评价及实证分析 篇4
一、新疆上市公司绩效评价指标体系的建立
从偿债能力、运营能力、股本扩张能力、盈利能力、成长能力5方面20项初始指标体系的进行筛选, 选用12项指标, 最终构建的新疆上市公司绩效评价指标体系。见表1:
二、新疆上市公司动态绩效评价实证分析
利用主成分分析、邓氏灰色关联分析、邓氏灰色关联度等分析、计算, 求出算出各个企业的总关联度及其最终排名, 结果如表2所示:
上表的总关联度及其排名是综合考虑了各企业的静态评价值、时间因素和奖惩因素的动态绩效评价结果, 比起一般的仅考虑某一年的静态绩效评价值的绩效评价具有较大的优越性。
三、动态绩效评价结果分析
(一) 农业类上市公司绩效评价结果分析
按照我国证券行业的分类标准, 纳入评价范围的新疆农业类上市公司共三家, 分别是新农开发、香梨股份和新赛股份。
新农开发在2007年、2008年以及2010年的邓氏灰色关联度都有所下降, 在2010年的关联度下降高达0.1121, 企业的总关联度为0.3965, 低于2010年的年度关联度。香梨股份在2007年和2010年的邓氏灰色关联度有小幅下降, 而在2008年与2009年有小幅上升, 但从名次上来看, 却是不断上升, 从2006年的第25位升至2010年的16位。最终企业的总关联度为0.4604, 略高于2010年的邓氏灰色关联度, 排名也高于2010年的水平。
(二) 制造业类上市公司绩效评价结果分析
纳入评价范围的制造业类上市公司数量较多, 共17家, 涉及石化、纺织、造纸、家具制造、水泥制造等多个行业, 从最终的总关联度及其排名来看, 制造业类企业囊括了“新疆板块”绩效的前7名。
总关联度排名靠前的几家企业的绩效水平近几年急速提升。最耀眼的当属天山股份, 天山股份的邓氏灰色关联度, 在2008-2010年均呈上升趋势, 绩效排名也从2006年的第17名升至2010年的第1名, 发展势头明显。冠农股份和中粮屯河的绩效水平波动较大, 两家企业在2008年的绩效排名都是各自近几年的最高位, 分别是第10名和第8名, 当年净资产增长率的关联系数达到了0.6以上, 发展能力较好。
(三) 其他行业上市公司绩效评价结果分析
其他行业的上市公司数目较少, 百花村和友好集团属于零售业, 广汇股份属于房地产业, 天富热电属于电力生产业, 而新疆城建属于建筑业。
百花村的邓氏灰色关联度波动较大, 2007年和2010年分别上升了0.0308和0.0295, 相应名次也上升了8位和9位, 而在2008年和2009年下降了0.0264和0.0376, 名次下降了8位和4位。总关联度为0.4873, 低于2010年的静态关联度。2006-2010年友好集团的邓氏灰色关联度和绩效排名基本稳定, 2010年的邓氏灰色关联度与总关联度基本一致。
四、新疆上市公司存在的问题
(一) 短期偿债能力不足
从结果来看, 新疆上市公司的短期偿债能力较低, 2006年过半数的企业流动比率不到0.9, 情况最好的一年是2010年, 但是也有过半的企业的流动比率不到1.07。但从长期的负债能力来看, 各类企业的负债水平基本合理, 2006-2010年的平均水平在0.5-0.6之间。
(二) 存在不可持续短板
从前面的实证结果可以看出, 绩效排名前7的都是制造业类上市公司。随着新疆经济跨越式的发展, 产业结构调整的进一步深化, 推广节能减排技术和走循环经济发展之路将是这些企业迟早要面对的课题, 能否有效地解决这些问题将直接关系到它们以后的生存和发展。
(三) 涉农类上市公司绩效低下
新农开发、香梨股份和新赛股份根据前面的结果分析可以看出, 绩效情况较差, 香梨股份甚至一度由于亏损, 而暂停上市。冠农股份、中粮屯河和新中基主营业务主要是农产品的基础加工, 这3家企业的绩效也不容乐观。
五、解决新疆上市公司存在问题的对策
(一) 补足自有流动资金, 提高短期偿债能力
根据业界的经验, 一般情况下上市企业自有流动资金占流动资产的比例应当达到1/3, 但分析新疆上市公司的年报可以发现, 大部分企业自有流动资金仅占流动资产总额的1/10左右, 所以企业有必需从利润中加以补充。
(二) 加强流动性管理, 保持营运资金需求
结构流动性管理的主要内容就是保持营运资金的合理结构, 正确地进行营运资金的结构性管理在于在减少或不增加风险的前提下, 给企业的正常生产经营活动提供尽可能多的可创造利润的流动资产数量。
(三) 选择合适的筹资方式, 弥补自有资金不足
有了适合本企业的营运资金政策, 还需选择合适的举债方式筹集资金。日趋完善的金融市场, 给企业提供多种筹资方式, 企业应根据借款的多少, 使用时间的长短, 可承担利息的大小来选择不同的筹资方式。
(四) 改革存货管理, 提高流动比效率的可靠性
由于效率意识的增强和市场竞争的加剧, 零库存的观念及相应的存货即时管理系统在国外得到迅速推广。当然, 新疆的企业暂时还很难做到实现零库存, 但应该将零库存和即时管理的思路和方法吸收到新疆企业的存货管理中, 则存货资金和整个流动资金将会得到极大的节约。
摘要：通过构建上市公司动态绩效评价指标体系, 运用先进分析方法对新疆上市公司进行绩效评价和实证分析, 发现其存在的主要问题是, 绩优企业集中于制造业, 涉农类上市公司绩效低下;短期偿债能力不足, 存在不可持续性的“短板”。提升新疆上市公司的整体绩效应从实施创新驱动战略和优化产业结构入手, 加强流动性管理, 保证营运资金需求;补足自有流动资金, 提高短期偿债能力;选择合适的筹资方式, 弥补自有资金不足;改革存货管理, 提高流动比效率, 从而增强可持续发展能力。
关键词：新疆,上市公司,绩效评价,实证分析,模型
参考文献
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[2]田民, 刘思峰.灰色关联度算法模型的研究综述[J].统计与决策, 2008 (1)
公司绩效:实证分析论文 篇5
关键词：公司治理；债务治理；经营绩效
债务契约理论、财务信号理论和控制权理论以及代理理论等理论认为负债是一种能提高企业价值的公司治理工具。国内外一些研究结论验证了这一观点。在前人研究成果的基础上，本文选择我国沪深两市正常上市的A股上市公司，排除了金融企业、中小企业板的企业以及数据不全企业，最终得到1098家样本公司。然后，用这些公司2007~2008两年的面板数据进行检验我们的观点，即认为我国上市公司所有债务（分为短期债务和长期债务）均可对代理成本产生抑制作用，从而提升样本公司的经营绩效。
一、理论分析与研究假设。
依据产权理论，企业的融资结构实际构成了企业的合约结构。所以作为企业重要融资方式的负债，不仅是企业的一种资本来源，其本身就是一种可以增加企业绩效的公司治理机制。例如，负债可以限制公司经理人利用自由现金流量为自己谋利（Jensen，1986）。
债务融资可以通过抑制代理成本提升公司财务绩效。根据Jensen and Meckling（1996）对代理成本的定义，可以将代理成本划分为监督成本、担保成本和剩余损失。本文主要讨论债务对第三类代理成本的抑制作用所形成得可观测财务绩效。夏正东（2005）、李世辉（2008）等将
上述第三类代理成本分为显性代理成本和隐性代理成本。例如，代理人利用自由现金流量进行职务消费，这类成本是可以观测也可证实的，属于显性代理成本；而管理层违背资金提供者（债权人和股东）进行净现金流量为负的项目投资行为是很难证实的，属于隐性代理成本。
Hart and Moore（1995，1998）的研究认为由于短期负债需要短期内归还，所以当短期债务较多时，公司管理者会减少其在职消费，这一结论同李世辉（2008）对中小上市公司的实证研究结果。Bergolf and Thadden（1994）研究结果认为长期债务可以通过约束企业再融资来抑制管理者过度投资行为。姚明安等（2008）的研究结果认为负债融资可以抑制企业投资。
因此，本文提出假设如下：债权人的治理作用可提升企业经营绩效，即流动负债率和非流动负债率均与企业经营绩效存在正相关关系，但两类负债对企业经营业绩的作用程度存在差异。
二、研究设计和描述统计。
1、变量定义。
（1）因变量。
为检验本文的研究假设，我们选择总资产报酬率（ROA）作为反应样本公司经营绩效的替代变量。之所以选择总资产报酬率作为反映公司财务绩效的指标，是因为该指标不仅反映股权资金的报酬情况，也可反映债权资金的报酬情况，而且该指标符合企业价值最大化的财务管理目标。
（2）解释变量。
解释变量为：t—1期短期资产负债率（SZFLt—1），用该指标衡量样本公司短期债务的治理作用程度；t—1期长期资产负债率（LZFLt—1），用该指标来衡量样本公司长期债务的治理作用程度。
（3）控制变量。
控制变量为两个：
①公司规模指标（LNZC），选择公司期末资产总额的自然对数来度量，通过控制该变量可以排除样本公司规模不同对检验结果的影响。
②公司总资产营运能力指标（SL），选择总资产周转率来度量，通过控制该变量可以排除样本营运能力的不同对检验结果的影响。变量定义如表1。
2、数据选取。
我们通过巨潮资讯网和RESSET数据库搜集了本文所需的数据。这些样本公司属于正常上市的A股上市公司，且排除了金融企业和中小企业板挂牌交易的上市公司以及数据不全的公司。因此，通过筛选最终选出符合要求的有效观测值2196个。在本研究中，我么使用stata8.0软件进行数据处理和分析。
3、样本描述性统计分析。
我们首先对两个解释变量进行了一般描述性统计。分别列示了样本上市公司长、短期资产负债率的最大值、最小值、平均值和标准差。从描述性统计结果看，我国上市公司平均资产负债率为52.54%（43.34%+9.20%），负债总体水平偏高。同时我们可以看出样本公司的债务期限结构不平衡，短期资产负债率偏高，其均值为43.34%，且在公司间存在较大差异（标准差为22.48%）；而长期资产负债率平均水平偏低，其均值为9.2%，仅占总负债17.5%，且负债水平在公司间存在明显差异（标准差为13%）。
三、回归检验与分析。
本文建立如下回归方程来检验研究假设：ROA=β0+β1×SZFLt—1+β2×LZFLt—1+β3×SL+β4×LNZC+ε其中，β0为截距β1β2β
3、β4分别代表各变量的回归系数，ε为随机扰动项。经过比对处理面板数据的三种模型发现最适合采用随机效应模型。
根据上述回归结果可以看出，在控制公司营运能力及公司规模等因素后对2007——2008年样本公司数据进行检验，检验结果发现：两个解释变量均与因变量在1%的水平上显著正相关，这说明不管是长期债务还是短期债务对公司的经营绩效均具有提升作用；但长期资产负债率的回归系数大于短期资产负债率的回归系数，这表明长期负债对公司绩效的作用程度大于短期负债。本文前述假设通过检验。
上述检验结果可以解释为：负债能够发挥公司治理作用，从而促使公司提高财务健康程度，进而提升公司财务绩效，但长期负债的治理效应大于短期负债的治理效应。因此，本文的现实意义在于：通过分析研究发现样本公司的长期负债比率提升空间较大，尤其是在目前流动负债率偏高（样本均值为43.34%）而长期负债不足（样本均值仅有9.2%）且长期负债治理效应较大的情况下，应该提高长期资产负债率，从而提高公司财务健康程度，进而提升企业财务绩效。
四、研究结论。
对于负债融资是否存在治理效应以及治理效应为正还是负目前还没有形成定论。因此本文针对我国上市公司债务期限结构不平衡的特征，将债务分为短期债务和长期债务分别考察其治理效应，以期对上述问题的解决做出一点贡献。
我国上市公司并购绩效的实证研究 篇6
【关键字】优化配置；财务指标；并购绩效
一、 引言
企业成长可以通过内部积累和外部并购两种方式实现，相对于内部积累而言，外部并购可以更快地实现资本集中、规模效应、跨领域经营等，为企业带来高速发展。
二、相关文献综述
1.基于股价变动的事件研究法：Gregory（1997）运用CAPM市场调整模型、多参数模型（SML）、价值加权多参数模型（HGSCI）结果表明，并购公司长期获得的平均收益显著为负；混合并购绩效低于横向和纵向并购，善意并购绩效低于恶意并购。
2.基于财务指标法：Healy、Palepu和Ruback（1992）研究发现，并购后目标公司现金流量要显著高于行业平均水平。同时，并购公司宣布公告时其市值的增加意味着股民对并购后公司经营业绩的预期驱动了股价的波动。古燕（2010）从公司成长性这一独特的角度考察多元化并购的长期绩效。结果显示：非成长性公司并购后绩效增长高于成长性公司，且成长性与并购绩效水平呈反比。
综合国内外学者的研究发现，并购公司的绩效具有不确定性，在众多并购主体中，分析我国上市公司并购方的并购绩效具有一定现实意义。
三、并购绩效实证模型
1.数据来源：2010年我国上市公司并购事件来源于CSMER中国上市公司并购重组研究数据，并购披露公告、2010—2013年并购公司财务数据来源于Wind数据库。
2.数据筛选 ：（1）本文选择沪深 A 股的上市公司；（2）剔除并购失败和国有企业之间无偿划转的上市公司；（3）剔除 ST 板块和金融行业的上市公司；（4）剔除并购金额低于公司总资产 1%的样本；（5）剔除数据缺失、异常的样本。
3.财务指标选择
本文选取了盈利能力、偿债能力、营运能力、成长能力四个方面，选择9个财务指标构建得分模型。如表1所示。
4.实证方法
（1）因子分析可行性检验。2010—2013年财务指标的KMO统计量均大于0.5，Bartlett球形度檢验显著，拒绝相关关系矩阵为单位矩阵的假设，各年度财务指标均适用于因子分析。
（2）提取公共因子。通过对因子进行旋转，得到更具有实际含义的公共因子。如图表2所示，旋转后的累积方差贡献率数值73.324%，可以用来代替原来的9个指标反映上市公司的财务质量。
（3）因子载荷矩阵。利用方差最大正交法对初始因子载荷矩阵进行旋转，旋转后的因子载荷会向两极分化，能增强因子对各指标的解释能力。
（4）计算因子得分。根据上文提取的4个公共因子，参考因子得分系数矩阵（篇幅有限未列出），对其进行回归分析，进而建立因子得分模型如下：
（5）计算综合得分。用每个公共因子的方差贡献率除以所有公共因子累积方差贡献率，得到的比率作为权重，分别与各因子得分相乘，得到的乘积即为因子综合得分，即公司绩效：
同理可得出其他年份的综合绩效得分
（6）样本公司总体并购绩效分析
根据实证结果可以发现：F1-F0 绩效差值的均值为正，表明并购后一年样本公司的绩效有所改善，正值率达到51.89%；F2-F0并购后第二年和并购当年相比，均值为负，正值比率为36.21%；F3-F0并购后第三年和并购当年相比均值为负，正值比率下降到33.51%，均未通过显著性检验。研究表明，上市公司的并购绩效呈现一个先升后降的过程。从总体上来看，并购活动并未实质性提高我国上市公司的经营绩效，这与本文参考文献的结论以及直观观察财务指标的结果基本一致。
参考文献：
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[9] 赖步连、杨继东、周业安2006： 《异质波动与并购绩效——基于中国上市公司的实证研究》， 《经济研究》第 12 期.
公司绩效:实证分析论文 篇7
关键词：发电,上市公司,经济绩效,实证分析
发电行业与国民经济的发展息息相关, 发电行业的安全直接关系到整个国民经济的稳定发展, 因此发电行业长期以来受到国家产业政策的扶持和各级政府的高度重视, 成为我国证券市场上重要的行业板块之一。但是, 发电行业内并非每家公司都能取得良好业绩, 有的公司也面临倒闭的风险, 本文通过对上市发电公司影响其经济效益的因素进行研究, 从而发现导致公司亏损的部分原因, 为公司决策者提供管理意见, 以利于整个发电行业的健康发展。
1 文献综述
1.1 国外研究
西方学者最初运用财务指标来衡量、分析和评价上市公司的经营绩效, 其研究目的在于找出可以判断上市公司经营成败的财务指标。
Beaver[1]最早使用单变量分析的方法来预测经营失败的上市公司。他以1954-1964年间79家经营失败的上市公司作为研究对象, 收集上市公司经营失败前5年的财务报表数据, 并将由此计算出的14项具体财务指标作为分析变量。其结果最终发现, 经营失败的上市公司在其失败1年前股价明显下跌, 同时有6个财务指标逐渐恶化。
Pinches和Mingo[2]以221家上市公司作为样本, 通过分析其不同年度的财务报表, 计算出具体的财务指标并运用因子分析的方法进行实证分析, 结果找到7个因子来对产业间的绩效进行判断。
Fama和French[3]等研究了公司规模与经营绩效的关系;Lipton和Lorsch[4]等研究了董事会规模对公司业绩的影响。
Makhija和Spiro[5]以捷克斯洛伐克完成私有化的955家公司作为样本, 进行研究分析发现公司的股票价值与内部人持股比例以及国外投资者持股比例呈正相关关系。
Lins[6]对22个新兴经济体的公司的股权结构进行研究之后, 发现新兴经济体的公司股权较为集中 (中国台湾和韩国除外) , 并且大股东控制权和现金流权越大, 公司的价值也越大。
1.2 国内研究
随着国外对公司绩效研究的深入, 我国的学者也对公司绩效进行了大量的研究。国内学者对公司绩效的研究方向主要分为两类:一类是对上市公司进行绩效评价分析;另一类是对影响上市公司绩效的因素进行分析。
杨军芳和郑少锋[7]的《2006-2008年农业上市公司经营绩效评价及比较》一文以2006到2008年农业上市公司为研究对象, 运用嫡权法对农业上市公司经营绩效进行评价。研究结果表明, 这三年间农业类上市公司经营绩效的水平分布不平衡。
闰庆友和丁子娴[8]的《基于DEA模型的电力行业上市公司的经营绩效分析》一文以电力行业的15家上市公司作为研究样本, 运用DEA模型分析了样本公司的经营绩效, 并提出改进经营绩效评价的方法, 拓宽了电力公司进行经营绩效评价的方法。
林基和吉余峰[9]的《基于因子分析法的中国上市商业银行经营绩效分析》一文以7家上市银行为研究样本, 从盈利能力、偿债能力、经营能力与成长能力等四个方面, 运用因子分析的方法, 对上市银行的经营绩效进行了综合评价, 进而提出了改善上市银行经营绩效的对策。
吴志鹏[10]的《上市公司综合经营绩效影响因素研究》一文以2006到2010年沪深300指数中的十大行业类别中的101家上市公司为样本, 运用财务报表数据对上市公司经营绩效和影响经营绩效的因素进行了分析研究, 进而提出了针对性的措施来提高公司经营绩效。
综合上述学者的研究发现在研究公司经营绩效时, 学者普遍都采用财务指标进行实证分析, 财务指标可以直接反应公司经营的好坏, 运用财务指标进行实证分析具有很强的客观性和说服力, 同时学者普遍都采用主成分分析法和因子分析法进行分析。本文打破陈规, 不是应用传统的因子分析等方法, 而是应用建立多元线性回归模型的方法对上市发电公司的财务数据进行分析, 利用统计软件STATA对面板混合数据进行处理, 分析结果说明力度较强, 得出一些有意义的结论。
2 计量模型
2.1 变量选取
2.1.1 因变量的选取
经济绩效状况指标:净资产收益率 (ROE) , 每股收益率 (YS) 。净资产收益率指标可以很好地说明公司的盈利、成长等能力, 能够有效地反映公司的经济绩效状况;上市公司的股东获利能力最为市场所关注, 因而选择可以反映出上市公司股东的获益水平的每股收益率指标作为另一个经济绩效状况的评价指标。
2.1.2 自变量的选取
股权集中度指标:第一大股东持股比例 (CR1) 和前五大股东持股比例 (CR5) 。第一大股东持股比例若超过50%, 说明该公司股权高度集中;若第一大股东持股比例不足10%, 则认为该公司股权高度分散;若CR1的值处于10%~50%范围, 则认为该公司具有较大的相对控股股东。前五大股东持股比例若低于50%, 则认为股权结构较为分散;若超过50%, 则可认为股权结构相对较为集中。这两个指标从绝对控股比例和相对控股比例两方面对公司的股权集中程度作出了描述。
资产管理能力指标:总资产周转率 (CTR) 。一般认为总资产周转率、存货周转率和应收账款周转率三项指标能够反映公司的资产管理水平, 其中存货周转率和应收账款周转率两项指标能够反映公司流动性资产的周转速度, 总资产周转率 (CTR) 则是从整体角度反映了公司的资产运营能力。
公司规模指标:总资产 (SIZE) 。我国上市公司的规模差别很大, 规模因素影响着公司的发展能力, 最能反映公司规模的指标就是总资产。
资本结构因素:资产负债率 (DEBT) 。我国上市公司偏好股权融资方式, 而国外公司则偏好债权融资, 因为资本结构理论认为债务融资成本较低。而在我国债务融资由于存在手续烦琐等原因而变相增加了债务融资的成本, 因此成为公司不愿首先选择的融资方式。
政府补贴因素:税收补贴 (TS) 。税收补贴体现在与公司所得税率33%比较所得, 具体衡量方法为:当公司的利润总额为正值时, TS=33%-所得税费用∕利润总额;当公司的利润总额为负时, TS=所得税费用∕利润总额。政府补贴能够给上市公司带来信心, 激励公司发展业务。补贴要有适度范围, 否则公司会对政府补贴产生依赖, 从而影响公司主动创收的积极性。因此, 适度的政府补贴能够提高上市公司的经济绩效水平。
2.2 数据
本文选取44家发电上市公司为研究对象, 所有样本数据均由各发电上市公司经中国证监会核准公布的年报数据整理所得, 样本时间区间为:2004-2011年。其中部分公司个别年份的年报数据不可得, 由于模型选用混合数据模型对面板数据进行处理, 因此部分数据缺失不影响模型的计量结果。本文所使用的数据均来源于“国泰安数据库”。
2.3 计量模型设定
为分析我们选取的各自变量与因变量之间的关系, 我们建立如下两个多元线性回归模型:
其中β0常数项, β1β2β3β4β5β6代表回归系数, εit代表误差项, 其中i=1, 2, ┉, N代表第i家样本上市发电公司;t=1, 2, ┉, T代表第t个时间序列观测值, 即上市发电公司第t年的数据观测值。
模型为混合数据模型, 不考虑时间对模型的影响, 因此对于个别样本某年数据缺失也无妨碍。模型1分析的是上市发电公司的净资产收益率 (ROE) 指标与各自变量之间的线性相关关系, 模型2分析的是上市发电公司的股权收益率 (YS) 指标与各自变量之间的线性相关关系。两个模型都能够分析所选取的变量对于上市发电公司经济绩效的影响程度。
3 实证分析
3.1 样本的描述性分析
从统计结果中可以看出, 2004年-2011年我国上市发电公司的净资产收益率变化较大, 最低为-0.476 5, 最高为0.133 9, 平均值为0.020 8, 说明上市发电公司的净资产收益率总体偏低;每股收益率变化幅度也较大, 最低值为-2.339 9, 最高值为1.697 4, 平均指为0.199 4, 说明上市发电公司的每股收益率普遍较好, 公司盈利状况良好, 总体而言, 我国上市电力公司整体发展情况尚可, 但发展并不平衡, 公司之间存在明显的发展差距。具体情况见表1。
3.2 多元线性回归模型分析
论文用净资产收益率 (ROE) 和每股资产收益率 (EPS) 来衡量上市公司的经济绩效, 并建立了两个多元回归模型, 下面我们将分别对两个模型进行回归分析。
3.2.1 多重共线性检验
从模型多重共线性来看, 所有变量的VIF值不超过10, 说明模型不存在多重共线性。具体见表2。
3.2.2 净资产收益率 (ROE) 影响因素回归模型
从统计显著性来看, 税收补贴对资产收益率的影响统计不显著, 第一大股东持股比例对净资产收益率的影响在10%显著性水平上统计显著, 其余变量对净资产收益率的影响在5%显著性水平上统计显著。
从模型的分析结果我们可以看出以下几点:
第一大股东持股比例 (CR1) 的回归系数为-0.052 2, 这表明第一大股东持股比例与及净资产收益率为负相关。由于电力属于垄断行业, 股权有很大一部分属于国家控股, 第一大股东持股比例普遍较高, 在一定程度上已经影响了发电公司的发展, 但是由于该变量的t统计量没有通过5%水平的显著性检验, 因此第一大股东持股比例对上市发电公司的经济绩效影响较小。
前五大股东持股比例 (CR5) 的回归系数为0.064, 前五大股东的持股比例与净资产收益率正相关。前五大股东持股比例代表着股权相对集中程度, 由于电力行业属于高投入的自然垄断行业, 强有力的股权结构有利于推行统一的发展政策, 有益于公司的未来发展。
总资产周转率 (CTR) 的回归系数为0.02, 总资产周转率与净资产收益率正相关。总资产周转率越快, 表明资产运营能力越强, 公司的经济绩效也就越高。
总资产 (SIZE) 的回归系数为1.43E-13, 对净资产收益率 (ROE) 的影响在5%水平显著, 可见上市发电公司的规模越大则盈利能力越强, 即公司总资产增加为经营带来了规模化效益。
资产负债率 (DEBT) 的回归系数为-0.132 46, 对净资产收益率 (ROE) 的影响在1%水平显著。可见负债偏高不利于发电公司的发展。
税收补贴 (TS) 的回归系数为1.99E-11, 表明税收补贴与净资产收益率正相关, 但该指标在10%水平统计不显著, 这表明税收补贴对上市发电公司经济绩效的影响很小。具体回归分析结果见表3。
3.2.3 每股收益率 (EPS) 影响因素回归模型
从统计显著性来看, 税收补贴对每股收益率的影响统计不显著, 第一大股东持股比例每股收益率的影响在10%显著性水平上统计显著, 其余变量对每股收益率的影响在5%显著性水平上统计显著。
从模型的分析结果我们可以看出以下几点:
第一大股东持股比例 (CR1) 的回归系数为-0.194 2, 这表明第一大股东持股比例与资产收益率为负相关, 但该指标对每股收益率的影响统计不显著。因此第一大股东持股比例对上市发电公司的经济绩效影响较小。
前五大股东持股比例 (CR5) 的回归系数为0.641 897, 前五大股东的持股比例与每股收益率正相关。前五大股东持股比例对每股收益率影响的回归系数较大, 且统计显著, 说明前五大股东持股比例对每股收益率有非常重要的影响。
总资产周转率 (CTR) 的回归系数为0.023 5, 总资产周转率与每股收益率正相关。总资产周转率越快, 表明资产运营能力越强, 公司的每股收益率也就越高。
总资产 (SIZE) 的回归系数为1.08E-12, 对每股收益率 (ROE) 的影响在5%水平显著。说明总资产对经济绩效有一定程度的影响, 但影响系数较小。
资产负债率 (DEBT) 的回归系数为-0.616 79, 对每股收益率 (ROE) 的影响在1%水平显著, 较高的资产负债率将严重影响上市发电公司的经济绩效。
税收补贴 (TS) 的回归系数为5.07E-11, 表明税收补贴与每股收益率成正相关, 但由于税收补贴对每股收益率的影响统计不显著, 税收补贴对上市发电公司经济绩效的影响非常小。具体回归分析结果见表4。
4 结论和建议
从分析结果来看, 股东持股比例 (CR1、CR5) 、资产负债率 (DEBT) 、公司规模 (SIZE) 、总资产周转率 (CTR) 、税收补贴 (TS) 对每股收益率的影响大于对净资产收益率的影响;前五大股东持股比例 (CR5) 、资产负债比例 (DEBT) 、公司规模 (SIZE) 总资产周转率 (CTR) 对发电公司的经济绩效的影响较大, 第一大股东持股比例 (CR1) 和税收补贴 (TS) 对发电公司经济绩效的影响较小。
根据以上分析, 本文提出如下建议。
4.1 优化股权结构
研究结果表明, 股东持股比例对上市发电公司的经济绩效有显著的影响, 股权适当的分散有利于公司经济绩效的提高。上市发电公司应该适当减少国有股比例, 增大市场流通股的份额, 吸纳更多的社会公众投资, 从而构造一个比较合理的股权结构。
4.2 适度控制负债水平, 稳定公司偿债能力
研究结果表明, 上市发电公司的资产负债率与经济绩效成反比。尽管上市发电公司保持适当的偿债能力能够促进公司经济绩效的提升, 但上市发电公司应该保持一个合理的负债水平, 才能使资本结构尽量达到最优, 进而提升公司的市场价值。
4.3 充分运用营运资产, 提高公司营运能力
公司的各项资产的周转速度越快, 说明公司对各项资产的利用效率越高, 实现了以尽量少的资产占用实现尽量多的收入的目标。我们的研究结果也表明, 上市发电公司的营运能力对经济绩效的影响是正相关的即营运能力越强, 公司的经济绩效越好。上市发电公司需要提高公司的资产营运能力, 提高各项资产的利用效率。
4.4 合理保持扩张速度, 提升公司成长能力
上市发电公司的成长能力是公司未来生产经营活动的发展趋势和发展潜能, 上市发电公司需要具有良好的成长能力, 才能不断为股东创造财富, 提高公司的市场价值。但是, 公司的成长应该是稳定的增长, 不能盲目地扩大公司的规模, 不稳定的、非正常的快速增长对公司来说是危险的甚至是致命的, 因此, 上市发电公司应该保持一个合理的、稳定的、可持续的增长速度。
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[9]林基, 吉余峰.基于因子分析法的中国上市商业银行经营绩效分析[J].经济师, 2009 (10) :8-10.
公司绩效:实证分析论文 篇8
证券公司是我国重要的金融中介机构之一。截至2011年12月底, 我国证券公司共有111家, 其中上市证券公司有18家, 通过阅读相关文献资料发现, 已有的关于证券公司的研究比较侧重于公司治理的某一方面如股权结构 (赵旭峰, 2009) 、高管薪酬 (江琳, 2011) 等对公司经营绩效的影响。因此, 本文尝试通过从股权治理, 董事会、监事会治理以及管理层激励等角度, 运用统计回归的方法探讨其对上市证券公司经营绩效的影响。
二、证券公司内部治理对其经营绩效的影响
(一) 股权结构与公司经营绩效
分析数据显示, 截止2011年12月底, 我国上市证券公司第一大股东持股比例平均水平为28.21%, 最小值为5.87%, 最大值为66.05%;前五大股东持股比例的均值为56.8%。由此可知, 我国证券公司的股权集中度较高。然而, 股权集中度并不是越高越好, 如大股东可能会从自我利益角度出发, 利用控制权地位侵害中小股东的利益。最佳的股权结构应当在“集中”和“分散”之间把握好合适的“度”。目前, 我国国有控股性质的证券公司占绝大多数。由于国有股权性质, 会导致国有股东在督促公司管理层努力工作方面的动力不足;而非国有性质股东则不同, 由于其产权清晰, 对监督管理层具有较高积极性。基于以上分析, 提出下述假设:
假设1:其他条件不变, 我国上市证券公司的股权集中度与公司经营绩效呈负相关关系;股权制衡度与公司经营绩效呈正相关关系;非国有控股性质有利于提高公司经营绩效。
(二) 董事会、监事会治理与公司经营绩效
董事会治理在现代公司内部治理中处于主导地位。适度规模的董事会有利于提高决策质量, 减少决策失误, 促进公司经营绩效提高。但是, 如果其规模过大, 则不利于公司经营绩效的改善。实行独立董事制度的目的之一就是提高董事会的监督机制和决策质量。具有丰富的经验、较高的专业素质及保持独立性的独立董事, 不但可以提高对董事会的监督效果, 而且对于改善公司决策的科学性和专业性大有裨益。董事长与总经理的职位分离可以改善董事会的独立性, 提高其监督的有效性, 也有利于董事长有更多的时间考虑公司的长远发展。基于以上分析, 提出下述假设:
假设2:其他条件不变, 我国上市证券公司的董事会规模与公司经营绩效呈负相关关系;独立董事人数比例与公司经营绩效呈正相关关系;董事长与CEO的职位分离有利于提高公司的经营绩效。
(三) 管理层激励与公司经营绩效
证券公司管理层的工作能力是影响公司经营绩效的因素之一。当管理层人数适度扩大, 拥有更多的不同专业、职业和教育背景的成员加入管理层, 则有益于改善公司经营管理活动;但是, 当管理层规模扩大到一定程度, 其成员之间的沟通成本将增加, 从而不利于公司经营绩效的提高。因此, 合适的管理层规模有益于改善公司的经营绩效。在当前我国上市证券公司中, 管理层激励的主要形式限于薪酬激励。基于以上分析, 提出下述假设:
假设3:其他条件不变, 合适的证券公司管理层规模与公司经营绩效之间呈正相关关系;管理层薪酬与公司经营绩效之间呈正相关关系。
三、研究设计
(一) 样本选取
数据来源于巨潮资讯网上市证券公司2011年年报数据。截止2011年12月底, 我国共有111家证券公司, 其中18家为上市公司, 由于公司治理方面数据的可获得性, 本文采取对已上市证券公司进行分析。
(二) 变量衡量
关于如何衡量公司绩效, 本文采用资产收益率 (ROA) 作为衡量指标, 而没有采用净资产收益率 (ROE) , 主要是基于下述原因:ROA是企业一定时期内实现的收益额与该时期企业资产总额的比率, 它是反映企业资产综合利用效果的核心指标。ROE和ROA最根本的区别在于两者在债权计算及财务杠杆利用上的区别。一般来说, 由于各行业对资金利用程度的大小不同, ROA水平的高低评判也相应不同。据统计数据, 截止2011年年底, 我国18家上市证券公司平均资产负债率为56.15%, 因此, 对证券、银行等重资金运作的企业来说, ROA的评判更为重要。
关于证券公司内部治理变量的衡量, 通过参考相关学者的做法进行选取。变量清单如表1所示。
(三) 模型构建
运用STATA11.0工具软件进行回归, 计量方法为“OLS+稳健标准差”。建立的回归模型如下所示:
由上述结果可知, 我国上市证券公司2011年ROA平均水平为2.36%, 最低水平为-1.2%, 最高水平为8.48%, 同行业差距明显。第一大股东持股比例平均水平为28.21%, 最小值EO最大值为66.05%;前五大股东持股比例的均值为56.8%。可见, 我国证券公司的股权比较集中, 不少公司存在“一股独大”的股权结构。我国72.2%的上市证券公司第一大股东为国有股或国有法人股。在董事会规模方面, 最少的由8人组成, 最多的有17人;独立董事占董事会人数的比例最低为30%, 最高为44%, 行业平均水平为36%;董事长和总经理职位94.44%的上市证券公司是二职分离的, 监事会规模, 最少的由3人组成, 最多的有14人;这些数据表明, 我国上市证券公司基本上都建立了比较健全的董事会制度、独立董事制度与监事会制度。上市证券公司管理层报酬对数平均值为16.44, 最少的为15.78, 最多的为17.52, 彼此差距不是十分明显;管理层规模人数, 最少的由6人组成, 最多的有11人;行业内资产规模的对数, 最小为22.32, 最大为25.72, 行业内平均水平为24.01。
四、实证分析
(一) 变量的描述性统计, 见图1。
(二) 计量结果与分析, 见图2。
注:在1%的显著水平下, IDRATIO系数显著;在10%的显著水平下, SOE、BSSCALE、LNMPAY系数显著。从回归结果来看, 模型具有一定的解释力。因此可以得出如下结论:
1. 股权治理对公司经营绩效的影响:
股权集中度对公司经营绩效呈负相关, 但影响不显著, 说明我国证券公司股权集中度较为集中的特征不利于提高公司业绩, 这与理论预期相一致。股权制衡度对公司经营绩效也呈负相关关系, 但影响不显著, 说明股权制衡度的提高可能降低公司的经营绩效。国有控股性质对公司经营绩效呈显著正相关关系。表明国有控股性质证券公司的经营绩效比非国有控股公司高。
2. 董事会、监事会治理对公司经营绩效的影响:
董事会规模与公司经营绩效呈正相关关系, 但影响不显著。与我们的基本理论预期不一致。与预期相同的是独立董事比例与公司经营绩效呈显著正相关关系回归系数为0.2595, 这个结果表明:我国上市证券公司独立董事的积极作用得到有效发挥。董事长与总经理的职位分离与公司经营绩效呈正相关关系, 与理论预期相一致, 但影响不显著, 说明我国上市证券公司董事长与总经理的两职分离有助于提高公司经营绩效。监事会规模与公司经营绩效系数为负值, 在统计上显著, 这说明我国证券公司监事会参与公司经营管理监督活动等的有效性和积极性有待发挥。
3. 管理层激励对公司经营绩效的影响:
管理层规模与公司经营绩效呈正相关关系, 但影响不显著, 这说明我国证券公司管理层的规模增大有利于公司经营绩效的提高。管理层薪酬与公司经营绩效呈显著正相关关系, 与我们的理论预期相一致。
五、研究结论及政策建议
本文以2011年底我国已上市的18家证券公司为样本, 对其内部治理与公司经营绩效之间的关系进行了实证分析。分析结果表明:中国上市证券公司股权集中度与公司经营绩效呈负相关关系;股权制衡度对公司经营绩效的影响不显著;国有控股性质有助于提高公司经营绩效;董事会规模对公司经营绩效呈正相关关系, 但影响不显著;独立董事比例与公司经营绩效呈显著正相关关系;董事长与总经理的两职分离有利于提高公司经营绩效, 但在统计上不显著;监事会规模与公司经营绩效呈显著负相关关系;管理层报酬与公司经营绩效呈显著正相关关系, 管理层规模与公司经营绩效呈正相关关系, 但影响不显著。
通过上述分析, 提出以下政策建议:一是积极改善中国证券公司的股权结构, 改变“一股独大”的局面;二是充分发挥国有控股股东的优势, 提高其竞争力;三是建立合适的证券公司董事会规模, 完善上市证券公司独立董事的挑选、聘任及考核机制, 规范和完善公司监事会的组织设置和功能定位, 使其在上市公司治理中能更好地发挥监督作用;四是合理设置证券公司管理层规模, 实施恰当的激励机制, 充分调动其工作积极性, 使其更好地为公司服务。
摘要：本文以18家已上市证券公司为样本, 对其内部治理与公司经营绩效之间的关系进行了实证分析。结果表明:中国上市证券公司股权集中度与公司经营绩效呈负相关关系;股权制衡度对公司经营绩效的影响不显著;国有控股性质有助于提高公司经营绩效;董事会规模对公司经营绩效呈正相关关系, 但影响不显著;独立董事比例与公司经营绩效呈显著正相关关系;董事长与总经理的职位分离有利于提高公司经营绩效, 但在统计上不显著;监事会规模与公司经营绩效呈显著负相关关系;管理层报酬与公司经营绩效呈显著正相关关系, 管理层规模与公司经营绩效呈正相关关系, 但影响不显著。
关键词：证券公司,内部治理,经营绩效
参考文献
[1]赵旭峰, 汪宽文, 刘荣香.我国证券公司股权结构与公司绩效关系研究[J].生产力研究, 2009 (10) :155-173.
[2]江琳, 王艳.我国证券期货业上市公司高管薪酬与企业绩效的实证分析[J].时代金融, 2011 (03) :104-105.
公司绩效:实证分析论文 篇9
国内外学者对大股东监督从不同的角度进行了大量的研究, 取得了丰硕的成果。概括起来大股东的监督对公司治理效率具有双重影响。一方面是大股东的监督有利于降低代理成本, 提高公司绩效。如Shivdasani (1993) 、Frank and Mayers (1994) 、Gorton and Schmid (1996) 、Denis and Serrano (1996) 等的研究;另一方面是大股东的监督会导致额外成本的发生。如Bolton&Thadden (1998) 、Pagano&Roell (1998) 、La Porta etal (1999) 、Bebchuk et al (1999) 等的研究。国内学者也对大股东监督效应进行了大量的实证研究, 得出了许多有意义的结论, 如陈小悦、徐晓东 (2001) 、朱红军、汪晖 (2004) 等的研究。但到目前为止, 以家族公司为研究样本, 实证分析家族控股股东的监督对公司绩效的影响尚存在不足。因此, 本文从家族控股股东监督入手, 探讨中国家族公司大股东的监督效应对公司绩效的影响。
一、研究假设
不同性质的股东在代理问题的产生和解决方式以及所有权的行使方式上有着明显差别进而会对公司绩效产生不同的影响。正如Denis and Mc Connell (2003) 认为的那样, 股权集中度和股权制衡与公司价值之间的关系受制于大股东的股权性质。中国大多数家族公司的所有权与经营控制权分离程度很小, 企业的创始人大都担任上市公司的董事长、总经理, 他们既是所有者又是经营者, 这种所有权和控制权合一的管理模式减少了企业的代理成本和监督成本, 无疑提高了大股东监督对公司绩效的正向影响程度。因此, 我们提出假设:家族公司大股东监督对公司绩效有正向影响。
二、实证分析
1. 样本选择及变量定义。
本文以中国家族控股上市公司为研究样本, 样本的选择需符合下列条件:公司的最终所有者为自然人或家族, 且该自然人或家族直接或间接地为上市公司的第一大股东或控股股东。该公司是在2004年12月31日前成功上市。本文将金融和保险类公司、没有完整财务数据的公司、变量值异常的公司排除在外, 共选取了中国家族控股上市公司有效样本324家, 其中上海190家, 深圳134家。所有资料均来源于中国证券监督管理委员会网站及和讯网的公开数据。
本文的变量包括大股东监督变量、公司绩效变量和控制变量。大股东监督变量包括第一大股东持股比例 (CR1) 、前五大股东股权集中度 (CR5) 、股权制衡度 (DR5) 、Z指数 (Z) 和赫芬德尔指数 (HERF) ;公司绩效由财务指标资产收益率 (ROA) 来衡量。变量定义如表1所示:
2. 相关性分析。
我们采用Pearson方法对大股东监督变量和公司绩效变量进行相关性分析, 分析结果如表2所示。
从表2可以看出, 第一大股东持股比例 (CR1) 、股权集中度 (CR5) 、赫芬德尔指数 (HERF) 均与资产收益率 (ROA) 成显
注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。著正相关, 说明提高股权集中度有利于提高公司绩效。股权制衡度 (CR5) 、Z指数与资产收益率相关性不明显。表明大股东之间的制衡对公司绩效没有起到促进作用。
3. 回归分析。
为进一步探讨大股东监督与公司绩效之间的关系, 我们分别对大股东监督变量与公司绩效变量进行了曲线拟合。选择常用的Linear、Logarithmic、Inverse、Quadratic、Cubic、Power六种曲线模型作为初始方程进行拟合。通过对被选方程拟合效果的比较、总体方程显著性检验和参数估计值显著性检验的比较, 确定一个合适的回归方程。
第一大股东持股比例 (CR1) 与资产收益率 (ROA) 拟合的回归方程是三次曲线 (Cubic) 。方程如下:
根据方程可以得出, 第一大股东持股比例与资产收益率呈显著的三次曲线关系。说明家族控股股东的持股比例与资产收益率的关系会因持股比例区间的不同而不同。我们计算出了三次函数的转折点分别是25.41%和60.6%。当家族控股股东持股比例在0-25.41%之间时, 大股东持股比例与资产收益率负相关。说明家族股东可能由于持股比例较小, 股权的激励效果不显著, 在“搭便车”心理的作用下, 参与公司治理的积极性不高。处在这一区间的样本公司有79家, 占公司总数的24.4%。当家族控股股东持股比例在25.41%~60.6%之间时, 家族持股比例与资产收益率正相关。这些公司的家族股东基本上能够控制公司, 随着持股比例的增加, “搭便车”动机趋于减弱, 其监控动力不断增强, 公司绩效会随之提高。有232家样本公司处于这个区间, 占公司总数的71.6%。当家族大股东持股比例在60.6%~100%之间, 家族股东持股比例与资产收益率负相关。产生这一结果的原因可能是家族大股东在缺乏外部监督控制的情况下, 利用其绝对控股地位, 以中小股东的利益为代价来追求自身收益的最大化, 使公司绩效降低。有13家样本公司在这个范围内, 占样本总数的4%。
股权集中度 (CR5) 与资产收益率 (ROA) 拟合的回归方程是二次曲线 (Quadratic) 。方程如下:
股权集中度与资产收益率呈显著的正U性曲线关系。通过对函数求导, 得出股权集中度对公司绩效影响的转折点是37.78%。这一结论与宋力、韩亮亮 (2004) 得出的结论一致, 适度集中的股权结构并不利于家族公司绩效的提高, 最优的股权结构表现为要么大股东持股比例高度集中, 要么高度分散。
反映股权集中度的另一指标赫芬德尔指数 (HERF) 与资产收益率 (ROA) 拟合的回归方程是线性函数 (Linear) 。回归方程如下所示。通过回归方程可以看出, 随着赫芬德尔指数的提高, 资产收益率是显著上升的。进一步验证了上述结论。
股权制衡度 (DR5) 、Z值数 (Z) 与资产收益率 (ROA) 没有拟合出合适的回归方程。股权制衡度和Z值数的作用主要体现在监督制衡方面, 通过各大股东的内部利益牵制, 达到互相监督、提高决策效率、抑制内部人掠夺的股权安排模式。中国家族公司由于大股东之间的制衡度比较弱, 制衡机制作用的发挥还不完全, 因此对公司绩效没有显著影响。
结论
我们以沪深324家家族控股上市公司为研究样本, 对大股东的监督与公司绩效之间的关系进行检验。得出如下结论: (1) 家族控股股东的持股比例与公司绩效成三次曲线关系, 前五大股东持股比例与公司绩效呈显著的正U形曲线关系, 赫芬德尔指数与公司绩效呈显著的正相关关系。中国大部分家族公司的大股东持股比例处于与公司绩效正相关的区间, 说明提高大股东的持股比例, 对公司绩效是有好处的。 (2) 股权制衡度、Z指数对公司绩效的影响不明显。家族公司大股东之间的监督制衡对公司绩效没有起到促进作用。
摘要：以沪深324家家族控股上市公司为研究样本, 对大股东的监督与公司绩效之间的关系进行实证分析。分析结果表明:家族控股股东持股比例与公司绩效呈显著的三次曲线关系;前五大股东持股比例与公司绩效呈显著的正U形曲线关系;赫芬德尔指数与公司绩效呈显著的线性关系;股权制衡度、Z指数与公司绩效的相关性不明显。
关键词：家族公司,监督效应,公司绩效,大股东监督
参考文献
[1]Shivdasani, Anil.Board Composition, Ownership structure and hostile takeovers[J].Journal of Accountingand Economics, 1993, Vo1, (16) :167-198.
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[7]Denis, D., and J.McConnel“l, International Corporate Governance”, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 2003, (38) :1-36.
公司绩效:实证分析论文 篇10
自美国经济学家大卫·杜兰特于20世纪50年代首次提出资本结构理论以来, 越来越多的学者加入到对资本结构进行研究的队伍中来。1958年, 美国金融学家莫迪利安尼和米勒提出现代资本结构理论, 成为现今有关资本结构理论的雏形。此后的学者们不断地修正和补充这一理论, 并在此基础上形成了有税的MM理论、权衡理论、代理成本论和新优序融资理论等资本结构理论。虽然西方资本结构理论研究才短短几十年, 但是其研究成果对我国理论界和实务界都有很大的借鉴意义。由于我国市场经济不够完善, 客观决定了我国学者们对资本结构理论的研究还未形成完整的系统, 研究的内容还比较肤浅。此外, 我国企业由于缺少科学的管理, 对最优资本结构问题并不是很重视, 这与我国刚从计划经济转变到社会主义市场经济的国情是基本符合的。无论是理论上还是企业实际操作中, 对资本结构问题的探讨和运用都不够成熟和完善。本文就是在这样的背景下提出的, 通过对我国钢铁行业上市公司资本结构的理论和实证分析, 希望在一定程度上为我国最优资本结构理论以及提高企业的最优资本结构认知度提供一定的帮助。
二、文献综述
(一) 国外文献 Stephen Nickell, Daphne Nicolitsas, Neil Dryden (1997) 在公司的资本结构与公司财务绩效关系的研究中发现, 资产负债率高可以有效地防范管理层在公司经营决策时, 侵占所有者的利益。资本结构的集中度达到一定范围时候, 也可以阻止公司的管理层在融资过程中做出有损所有者利益的行为, 从而可以形成有效的公司治理结构, 从而使财务绩效表现为正相关系。James S.Wallace (1997) 认为, 在富裕的国家中27家大公司, 当资本集中度对公司的财务绩效呈现正相关系, 公司的资本结构有效的集中对公司的发展有利, 这个发现是通过对现实公司进行实证分析, 具有一定的现实指导意义。Stephen Nickell, Daphne Nicolitsas (1999) 认为, 公司绩效和公司的账面价值衡量的关系是负相关的;Laurence Booth, Varouj Aivazian, Asli Demirguc Kunt, Vojislav Maksimovic (2002) 在对公司绩效与资本结构关系的研究中, 具体论述了破产是一种代理成本。公司的负债率越高, 产生破产的可能性越大。在公司可能面临破产时, 即使有新的可以导致企业价值增加的项目, 股东也不会去投资。因为在濒临破产的情况下, 根据公司法的规定, 股东列在顺位赔偿的最后一位, 要承担可能的全部成本和风险。而在收益方面, 由于债权人固定的得到收益, 所以股东不愿意负债太多, 不愿承担比较大的公司破产成本。由于破产一般出现在负债较大的公司, 所以负债率高的公司更容易放弃高价值的项目, 这是一种因害怕破产而引起的权衡理论, 这样的公司治理比较保守, 财务绩效也相对比较安全。
(二) 国内文献 吕长江、王克敏 (2002) 以托宾Q值和净资产收益率作为公司财务绩效的衡量标准, 结论是资产负债率与公司绩效呈显著正相关关系。钟玮、杨天化 (2010) 认为以资产负债率、综合财务绩效为变量, 以公司成长性、公司规模为控制变量, 建立模型, 进行线性回归, 发现资本结构与公司财务绩效之间存在显著正相关系。王春峰, 周敏, 房振明 (2008) 在对上市公司资本结构和公司财务绩效的研究中发现, 两者的关系可以用代理成本假说来解释, 得出公司绩效随负债的增加而增加, 即两者呈正相关。王敏 (2004) 选用净资产报酬率、企业成长性作为公司财务绩效的衡量指标, 选用债务融资率作为资本结构的衡量指标, 通过实证分析, 得到债务融资规模对公司成长没有显著的影响, 但当债务融资在某一水平时, 公司绩效会达到最大。赵英军、俞辉 (2006) 通过对上市公司的实证分析得出债务作用的有界性, 即只在一定负债率水平内, 负债有提高企业经营绩效的作用。姚德权、陈晓霞 (2008) 得出了传媒上市公司资本结构与公司财务绩效存在显著的正相关关系。流动资产负债率与公司财务绩效显著负相关。汪旭晖、徐健 (2009) 分析了上市公司资本结构和股权结构对公司绩效的影响, 发现长期负债率对公司财务绩效存在显著正相关影响, 国有股持股比例、高管持股比例、资产负债率对公司财务绩效存在显著负相关影响。
三、研究设计
(一) 研究假设
假设1:当资产负债率低于55%时, 资产负债率对公司财务绩效有显著正相关影响;当资产负债率高于55%时, 资产负债率对公司的财务绩效显著负相关影响
公司的资本结构对公司财务绩效以及公司的经营风险影响是受到一定范围的影响, 提出了适度负债水平, 认为适度负债水平是负债收益和负债成本之间权衡的结果。对于不同的行业来说, 适度的负债水平是有差别的, 财务理论上认为最优的总负债率为50%左右, 但是本文考虑到钢铁行业的负债特点, 将选择上市公司的平均总负债率55%为适度资本结构与非适度资本结构的分界点。根据权衡资本结构理论, 公司在进行高负债时, 一般会考虑高负债带来的高财务风险, 在负债带来的税遁收益和破产成本之间衡量, 找到一个均衡的负债率, 本文将根据前人的经验假设为55%, 当公司的负债率低于55%的时候, 公司的资本结构对公司财务绩效影响是呈正相关的。根据同样的原理, 当公司的负债率超过55%时, 公司资本结构对公司财务绩效的影响是负相关的。资产负债率与公司财务绩效负相关, 这在我国得到了很多学者的论证, 我国的研究结果与国外的理论呈现悖论的原因一般解释为中国的资本市场不够完善, 公司的融资市场的条件制约。我国钢铁行业上市公司具有其他行业所不具有的特点, 这个假设将在实证分析部分验证。
假设2:负债率与公司财务绩效呈显著负相关关系
根据财务理论, 流动负债的比重与长期负债的比重比较理想的组合是1:1, 但是我钢铁行业上市公司的资本结构中总负债率比较高, 而且流动负债率相对长期负债率而言比例更是相差悬殊, 在资本结构对公司财务绩效影响研究中, 有学者用资产负债率和流动负债率以及长期负债率作为因变量分析, 得出的结论不一致, 甚至相互矛盾, 但是结合前人分析的条件和其他因素, 结合本人所选研究样本的特点, 提出假设2。
假设3:负债率与公司财务绩效呈显著正相关关系
根据我国现代资本结构理论, 有税的MM理论认为, 由于负债可以享受税收收益, 因此负债的融资成本相对于股权融资成本比较低, 负债对公司财务绩效有利。而根据长期负债的特点, 负债周期长, 还款压力小, 资本成本低。这样, 公司利用长期负债, 既可以解决资金的需求也可以享受到税收带来的好处, 并且相对流动负债而言, 公司的还债压力相对较小, 财务风险小。因此本文假设长期负债率与公司财务绩效显著正相关。
(二) 样本选取和数据来源 样本数据来源为我国钢铁行业上市公司自2008年至2012的财务数据。数据主要来自于大智慧数据库、wind数据库, 新浪, 金融街等网站和数据库。本文采用2008年至2012年钢铁行业的上市公司为样本数据, 为防止不正常的样本对研究结论的干扰, 也是为了保证数据的有效性, 本文对所选取的样本进行了预处理:剔出了无法取得完整数据的样本, 用处理数据的软件处理掉; (2) 本文中剔出了个别由于退市等原因造成数据不全的钢铁行业的上市公司;经过手工录入后仔细核对和依照上述预处理的两个方面处理后, 钢铁行业的上市公司的样本最终为37家样本公司。本文将选取37家样本公司的数据, 来分析我国的钢铁行业资本结构对公司财务绩效的影响。
(三) 变量选取 具体包括:其一, 自变量的选取。包括: (1) 资产负债率, 是指负债总额÷ (总负债+股权权益) ×100%, 该指标反映了在企业的全部资本中, 有多大的比例是由负债融资所形成的, 而其余部分则为所有者权益所形成的。 (2) 流动负债率, 是指流动负债率=流动负债÷ (总负债+股权权益) ×100%, 其中:流动负债=短期借款+一年内到期的长期负债, 流动负债率主要度量公司的流动负债在总资产中所占的比重, 即反映了在企业总资产中有多大比重是由流动负债来承担。 (3) 长期负债率, 长期负债率=长期负债÷ (总负债+股权权益) ×100%, 长期负债主要是从公司借入负债时间的角度而言, 超过1年, 一般为有息的长期负债, 它与流动负债共同构成了公司的总负债, 是提供公司运营资金的一个来源, 长期负债率与流动负债率相比较, 具有其还款时间长, 借款成本比较低而言。本文选择长期负债率和流动负债率作为资产负债率的细分指标, 进一步深入分析资本结构对公司财务绩效的影响。其二, 控制变量的选取。包括: (1) 公司规模, 选取公司资产自然对数作为衡量公司规模的指标。 (2) 成长能力, 选取总资产增长率作为衡量公司成长能力的指标。由于公司业绩一般会表现出一定的惯性, 公司的成长能力也会影响公司的资本结构, 因此本文将上市公司的总资产成长能力作为影响因素之一。根据国内外学者的研究, 在有效率的资本市场上, 公司成长能力对公司财务绩效有正相的影响, 具有高增长速度公司的应该有更好的财务绩效表现。 (3) 国有股比例, 选取国有股持股比例来衡量股权性质, 根据前人的研究, 国有持股比例在资本结构对公司财务绩效影响的研究中是一个重要的因素, 国有性质的取值为1, 非国有性质的取值为0。 (4) 资本结构的虚拟控制变量, 资本结构的虚拟控制变量从两个方面考虑, 一是从行业角度来看, 即行业虚拟变量, 由于本文研究的范围为一个行业, 所以不考虑次变量。二是从时间上来把握, 本文选取的时间段为2005年至2009年, 为了避免会引起多重共线, 以2005年作为基年, 将其它年份设置为虚拟变量, 当样本所处年份为2006年时, 变量取值为1, 否则取值为0;其余年份虚拟变量的赋值依此类推。将资本结构变量和控制变量总结起来, 如表 (1) 所示。其三, 因变量公司财务绩效的选取。单个或者几个财务指标不能比较完整地反映公司财务状况。一方面为了能够比较完整地、全面地评价我国钢铁行业上市公司经营状况, 本文将采用主成分分析方法, 选取的指标见表 (2) 。本文中, 由于所采用的财务指标是进行标准化处理后整理的数据, 因此计算得分有正有负, 负数表示该上市公司财务水平低于平均水平, 正数则表示该上市公司财务水平高于平均水平。运用SPSS软件处理175组数据, 得到样本公司的财务指标相关性检验结果为表 (3) 。可以运用主成分因子分析方法进行分析, 变量的缩减。各主成分是原始财务指标对应特征向量分量的线性组合, 运用SPSS软件得到175家样本公司财务指标分别为Z1, Z2, …, Z10, 且对应的特征值与贡献率如表 (4) 主成分的特征值和累计贡献率。取累计贡献率88.33%, 可以得出主成分子数N取6, 即取前6个主成分来代替原来10个变量。这6个主成分就能较好地评价上市公司的财务业绩。在综合计算主成分因子的权重时, 将利用表 (4) 的特征值及其分别在累积解释上所占的比重, 累计贡献率就是主成分因子顺次能够综合解释全体变量的百分比, 这在表 (4) 的第二、第三和第四列显示。选择了表 (4) 前6个主成分对应的特征向量, 这6个因子之间的特征值之间的组成矩阵, 可以得到表 (5) 主成分因子矩阵。结果根据原始数据处理所得按照前面所述的主成分分析方法原理, 可以利用表 (6) 的6个主成分来表示原始数据的线性方程, 得到:
根据上面的公式, 用SPPSS直接运算可以得到X1、X2、X3、X4、X5, X6值, 根据前面的公式, 乘以各自的权重就可以综合得分。每一个主成分对应的权重就是其贡献率, 计算构建所选样本上市公司财务绩效综合评价函数:Y=h1×F1+h2×F2+h3×F3+h4×F4+h5×F5+h6×F6。其中hi为贡献率, F为主成分。
(四) 模型建立 鉴于前述的理论分析和假设, 以及变量的分析和选取, 财务指标运用综合财务指标, 从而可以得到:当资产负债率小于55%的时候, 资产负债率对公司财务绩效影响的模型I:
F表示公司财务绩效指标的综合绩效;a0为待估截距项, a1、a4、a5为系数;X1为资产负债率;X4、X5均为控制变量, 分别表示公司规模和成长能力;ε为残值, 表示被解释变量的变化中不能完全由变量的变化来解释的部分。流动负债对公司财务绩效影响的模型II为:
F表示公司财务绩效指标的综合绩效;a0为待估截距项, a2、a4、a5为系数;X2为流动负债率;X4、X5均为控制变量, 分别表示公司规模和成长能力;ε为残值, 表示被解释变量的变化中不能完全由变量的变化来解释的部分。长期负债对公司财务绩效影响的模型III为:
F表示公司财务绩效指标的综合绩效;a0为待估截距项, a3、a4、a5为系数;X3为长期负债率;X4、X5均为控制变量, 分别表示公司规模和成长能力;ε为残值, 表示被解释变量的变化中不能完全由变量的变化来解释的部分。
四、实证检验分析
(一) 描述性统计 本文通过对2008年至2012年我国钢铁行业上市公司相关数据的收集、处理和整理, 我国钢铁行业上市公司的资产负债率、流动负债率、长期负债率的描述性统计如表 (6) 所示。从表 (6) 可以看出, 我国钢铁行业上市公司的资产负债率比较高, 超过财务理论50%的理想资产负债率, 也超过了上市公司的平均数值55%;流动负债率的平均数值达到82.62%, 最大值为100%, 最小值49.93%, 流动负债率相对于长期负债率所占比重比较大。从数据统计结果还可以看出, 样本的资产负债率呈现上升的趋势, 从2005年的54.59%上升到2009年的63.49%, 上升了10%以上。流动负债率5年里平均数据均超过了80%, 分别为:82.08%、81.97%、82.23%、82.64%、84.16%, 均大于80%, 最高为100%。综合财务绩效主要反映该公司和行业平均值的偏离程度, 从表 (6) 可以看出所选样本的平均水平 (59%) 大于行业平均水平 (55%) 。
(二) 相关性分析 用SPSS软件对样本数据进行变量之间相关性分析, 得到结果如表 (7) 。从表 (7) 可以看出, 资产负债率、流动负债率以及长期负债率之间的相关性关系。长期负债率和流动负债率在0.01双侧相关性显著, 两者具有显著相关性。资产负债率与流动负债率之间以及资产负债率与长期负债率之间相关性不显著, 模型通过了变量之间相关性的检验。
注:数据来源为WZND数据库
注:根据原始数据处理所得
注:Dependent Variable:综合绩效;显著水平在5%下通过t检验
注:根据原始数据处理所得
注:Dependent Variable:综合绩效;显著水平在5%下通过t检验。
注:根据原始数据处理所得
注:Dependent Variable:综合绩效;显著水平在5%下通过t检验
(三) 回归分析 (1) 资产负债率对公司财务绩效影响的回归分析。第一步, 把第一组样本数据代入模型I, 运用SPSS统计软件, 采用最小二乘法线性回归方法进行回归。首先得到ANOVA检验的结果, 如表 (8) 。从表 (8) 可以得到, 模型一通过了ANOVA检验, F值为5.75, p=0.002, 即通过了F检, 变量数据之间不存在异方差。模型I通过了异方差检验, 其回归结果如表 (9) 。从回归的结果表 (9) 可以看出, 当显著性水平为5%的时候, P=0.004, 通过了t检验。模型I的参数分别为-0.428, -0.789、0.039、0.302, 代入模型可以得到模型I:F=0.428-0.789X1+0.0398X4+0.305X5。资产负债率系数a1=-0.789, 说明公司财务绩效与资产负债率成负相关, 资产负债率提高1%, 则公司财务绩效则会下降0.927%, 这一结果与假设1不相符合。第二步, 把第二组样本数据代入模型I, 运用SPSS进行回归计算, 利用线形回归分析方法回归, 得到ANOVA检验的结果如表 (10) 。从表 (10) 可以得到F值为6.897, p=0.0001, 即通过了F检验。模型I通过了ANOVA检验。变量数据之间不存在异方差。所选取得样本数据是有效的, 模型I的回归结果为表 (11) 。从表 (11) 可以得到, 当显著性水平=0.05时, P=0.003, t检验通过;模型I方程式的系数分别为-0.438, -0.793、0.040、0.028, 即可得到模型I方程F=-0.438-0.793X1+0.040X4+0.028X5。系数a1=-0.793, 说明公司财务绩效与资产负债率负相关, 资产负债率提高1%, 则公司财务绩效则会下降0.927%, 这一结果与假设1是相符合的。从回归分析可以得出, 资产负债率与公司财务绩效是负相关的, 其自身的高低对财务绩效的方向一致, 均为负相关。实证的结果与理论分析不吻合, 可能是缘于我国上市公司所处的金融市场不完善的缘故。接下来, 本文将进一步细分资产负债率这个变量, 将其划分为流动负债率与长期负债率两个变量, 运用全部数据进行补充论证。 (2) 流动负债率对公司财务绩效影响的回归分析。根据理论假设I2, 把样本数据代入模型II, 运用SPSS统计软件, 采用线性回归方法同时进行ANOVA异方差检验, ANOVA检验结果如表 (12) 。表 (12) 中F值为4.500, p=0.004, 表示样本数据通过了F检验, 变量之间不存在异方差。选取的变量是有效的, 可以进行线形回归分析, 得到回归分析的结果为表 (13) 。从表 (13) 可以看到, 当显著性水平为10%时, P值为0.009, t检验通过。回归系数为c2值为-0.927, 表明流动负债率对公司财务绩效显著负相关。实证分析结果与理论假设2相吻合。将系数带入模型方程式, 得到模型II:F=-0.619-0.741X2+0.029X4+0.134X5。 (3) 长期负债率对公司财务绩效影响的回归分析。根据理论假设3, 把样本数据代入模型III, 运用SPSS统计软件, 进行ANOVA异方差检验和线形回归分析, 异方差检验结果如表 (14) 。表 (14) 可以得到, F=4.519, P=0.004, F检验通过, 也即变量之间不存在异方差, 数据有效可用。进行回归分析, 得到结果如表 (15) 。从表 (15) 可以得到, 当显著性水平为5%时, P值为0.004, t检验通过。其中长期负债率系数为0.582, 可见其影响是显著正相关, 也即长期负债率对公司财务绩效影响正相关。实证结果与理论假设III相吻合。将系数带入方程式, 可以得到模型III:F=-0.683+0.582X3+0.028X4+0.134X5。
(四) 实证结果分析 通过对2008年至2012年钢铁行业上市公司所选样本进行实证分析, 得到如下结论: (1) 资产负债率与公司财务绩效呈负相关关系。根据权衡理论和文献综述:当资产负债率处于某一特定水平之下时, 资产负债率与公司财务绩效成正相关;在资产负债率处于某一特定水平之上时, 资产负债率与公司财务绩效成负相关。因为负债必须按期偿还本金和利息, 存在破产困境成本。因此管理者必须努力工作, 减少开支, 以降低企业破产的概率。权衡理伦认为, 企业会在负债收益和负债产生的破产困境成本之间均衡, 所以存在某一特定的负债水平。在这个水平之下, 负债收益大于破产困境成本, 负债有利于财务绩效。按照此理论, 当钢铁行业的资产负债率小于上市公司平均负债率时, 资产负债对公司财务绩效产生正相关的影响, 即假设1成立。而实证得出的结论是钢铁行业上市公司的资产负债率对公司财务绩效的影响是负向的, 实证结果与理论假设不相符合。其原因可能是由于我国金融市场的不完善, 公司不能够按照最优融资方式融资。 (2) 流动负债率与公司的财务绩效呈负相关关系。本文的实证结果表明, 流动负债与公司的财务绩效负相关。流动负债率越大, 企业短期偿付风险也越大。当外界的环境发生变化, 如国家银行紧缩银根, 上调利率时候, 流动负债偏高的上市公司将因为还债压力而出现资金周转困难的可能性增大, 从而陷入破产的困境成本也就越大。因此流动负债与公司财务绩效之间的关系是负相关。这是符合我国钢铁行业的现实情况的。从统计的数据可以看出, 钢铁行业上市公司比较偏好流动负债, 这也许跟实务界中公司从银行或者金融机构取得进行长期债务融资的难易度有关系。我国金融市场不完善, 公司的资金构成比例不能够反映自己的真实意愿。 (3) 长期负债率与公司的财务绩效呈正相关关系。根据现代资本结构理论, 负债有利公司享受税收收益, 而其中的负债主要是指长期负债。长期负债的优点是还款付息的年限比较长, 还款压力相对于流动负债要小得多, 而且还能够在一定程度上抵消通货膨胀带来的损失。因此长期债务率与公司财务绩效正相关是符合理论分析的, 但是我国钢铁行业上市公司的长期负债率均很低, 其主要原因是我国融资环境还不够完善, 企业不能按照自己的意愿进行融资, 调整自己的资本结构。 (4) 控制变量企业规模和公司成长能力与公司财务绩效正相关。本文模型中均用到了控制变量, 即公司规模和公司成长能力。实证结果表明, 公司规模和公司财务绩效正相关, 公司成长能力与公司财务绩效正相关。现在分别解释如下:一是公司规模越大, 公司财务绩效越好。公司规模是公司实力的一个方面, 公司规模越大, 固定资产比重也就越大, 容易在银行或金融机构融到所需资金。二是公司成长能力与公司财务绩效呈现正相关, 可能是因为当公司成长性较好时, 外界对该公司有一个正面的期望, 所以能够较为顺利地募集到资金, 享受到合理的资金比例, 合理降低资本成本。
注:根据原始数据处理所得
五、建议
根据结论, 资产负债率与公司财务绩效负相关。我国钢铁行业的资产负债率过高, 整体的资本结构不太合理, 不利于公司的财务绩效。因此应该加强公司的资本结构调整, 适当降低负债比重, 增加其它融资比重。把资产负债率进一步细分, 划分为流动负债率和长期负债率进行分析发现, 我国钢铁行业上市公司的流动负债率非常高, 而长期负债率非常低, 组合很不合理。根据论证结果, 公司应该在负债的时候考虑流动负债与长期负债的比例, 充分利用税收所带来的收益, 权衡好高负债带来的破产风险成本, 特别是流动负债所带来的还款付息压力。从资本结构方面提升公司的实力, 使我国钢铁行业的发展越来越好。公司在选择融资渠道时受到很多条件约束。比如, 公司从银行融资借款, 必须要大量优秀资产担保或者担保机构担保, 如果公司不能够满足其要求就不能够借到所需资金, 满足公司正常经营资金要求。同样, 公司想要从证券机构融资, 选择股票或者债权流通上市募集资金, 更是困难重重。因此要解决这个问题, 一定要依靠制度创新。一方面, 严格执行会计制度和准则, 加强声誉制度的建设。银行或其它金融机构之所以对公司融资设置重重关卡, 主要原因是公司的信誉度普遍不高, 做假账等负面新闻频频出现, 使公司的信誉度受到很大的质疑。因此一定要加强公司声誉制度建设, 严格执行会计制度和准则, 使公开的财务信息真实可靠。公司管理层在种种诱惑下就会会计舞弊, 导致财务信息失真, 从而使公司的信誉下降。如果公司的信誉度低, 就会增加融资困难, 从而难以募集到资金来满足正常地经营或者扩大规模经营的需要, 增加了企业的经营风险。另外, 还可以从公司的诚信管理上入手, 公司的诚信不能仅仅只从财务报表方面判定, 应该为每个公司建立一个诚信档案, 使得公司在经营过程中均要遵循诚信原则, 不然就会影响其它方面的运作。诚信档案的存在就会对公司的管理层有一个威慑力, 从而使公司的诚信得到真正的维持。
摘要：本文将包括公司盈利能力、经营效力, 资产管理能力和公司成长性的多组指标, 用主成分分析方法综合成单一指标, 以此来衡量公司的财务绩效。采用2008年至2012年沪深钢铁行业上市公司数据, 将样本按照资产负债率的大小分成2组, 分别进行回归分析, 结果表明资产负债率与公司财务绩效呈负相关关系。然后用流动负债率和长期负债率对全样本进行补充论证, 结果表明流动负债率与公司财务绩效呈负相关, 长期负债率与公司财务绩效呈正相关。
关键词：资本结构,公司财务绩效,权衡理论
参考文献
[1]黄少安、张岗:《中国上市公司股权融资偏好分析》, 《经济研究》2001年第11期。
[2]洪锡熙、沈艺峰:《我国上市公司资本结构影响因素的实证分析》, 《厦门大学学报 (哲会科学版) 》2000年第3期。
[3]白丽晗:《我国上市公司资本结构与企业价值关系的实证分析》, 《重庆交通大学硕士学位论文》2010年。
[4]戴菁:《我国上市公司资本结构优化研究》, 《西南财经大学硕士论文硕士学位论文》2008年。
[5]Stephen Nickell, Daphne Nicolitsas.Howdoes financial pressureaffectfirms?.European EconomicReview.1999.
[6]Stephen Nickell, Daphne Nicolitsas, NeilDryden.What makes firms perform well?.European EconomicReview.1997.
公司绩效:实证分析论文 篇11
关键词：长期并购绩效 现金支付 非现金支付
一、 问题的提出
近几年来，我国企业之间的并购活动呈现出不断上升的趋势，而在上市公司中表现尤为明显，2006年我国资本市场参与并购的上市公司为353家，到2010年达到655家；并购支付方式对公司长期绩效产生何种影响受到了国内学者的众多关注，相关方面的文献也频频出现。李善民（2005年）表示大部分收购公司的股东在并购后的3 年内遭受了比较明显的财富损失；混合并购以及同行业并购的收购公司股东在相当长时间内均遭受了比较明显的财富损失；本文借鉴前人研究成果，以现阶段上市公司收购的最新数据为基础，拟采用收购公司会计指标对比法来研究支付方式对收购公司长期绩效的影响。
二、数据来源、样本选择及研究方法
（一）数据来源
本文所使用的数据主要来源于深圳国泰安信息技术有限公司的相关数据库。
（二）样本选择
鉴于每年并购案例的数量较多，为集中分析支付方式对收购公司长期绩效的影响，本文以2009年在沪深两市参与收购的上市公司为研究对象，根据2009年《上市公司重组事项总览》相关标准。最终得到我国沪深两市109起并购案例，其中现金收购为94起，占比为86%；将资产置换、债务类收购和股权类收购统称为非现金收购，一共为15起，占比为14%。
本文选择了以下9个指标：每股收益、销售净利率、净资产收益率、速动比率、资产负债率、存货周转率、应收账款周转率、总资产增长率和营业收入增长率来综合考评公司的绩效，来评价企业的成长能力。
（三） 研究方法
为得到一个综合得分函数，用因子分析法将这9个指标构建成一个综合得分。具体是对多个指标进行因子分析，筛选公共因子，再用该因子的得分与每个因子的方差贡献率作为权数乘积和模拟构建一个综合得分函数。
（三）所有并购样本的综合检验
从表1中可以看出，相对现金并购来说，非现金并购对收购公司似乎会产生积极的效应；2009年得分均值比2008年得分均值高出102E—06，几乎接近于0，并且负值的比例较大，占比我7333%，说明样本中个别公司情况良好，提高了总体分数，大多数上市公司的业绩并未得到提高；同样2010年比2009低了—100E—07，负值比例为20%，说明在2010年中，有80%以上的公司业绩得到微微下降，幅度可以忽略不计；比较2010年和2008年公司的业绩，负值的比例是在缩小，说明业绩在上升，这种幅度可以忽略不计。总体上来说，收购公司用非现金的收购方式，对公司的业绩并没有很大的刺激作用，收购公司保持了正常的收益率。
四、结论及建议
本文实证结果表明，采用非现金支付方式，在长期内收购公司获得了比较正常的业绩，但利用现金支付来收购公司，长期内的并购综合影响不太乐观。为了进一步提高并购的绩效，应该采取有效措施以帮助非现金支付并购方式的实现。1、应该根据宏微观形势的改变修改《上市公司收购细则》，鼓励多元化支付方式的实施。2、适当降低定向增发的门槛，优化审批程序提升审批效率。再次，进一步促进多样化金融工具的发展。（作者单位：江西财经大学）
参考文献：
[1] Agrawl， Anup，Jeffrey F.Jaffe，and Gershon N.Mandelker， “The Post—Merger Performance of Aciquiring Firms：A Re—Examination of an Anomaly，”Journal of Finance 47 ，September 1992，pp.1605—1621；
公司绩效:实证分析论文 篇12
1 文献综述
1.1 国外文献回顾
伯利和米恩斯[1]最早对股权结构与公司治理之间关系进行研究,他们认为当经理人员只拥有很少股权且股权分散时,公司资源可能被用来最大化经理人员的利益而不是股东的利益。正式对这个问题进行研究始于詹森和麦克林[2]。他们系统科学地阐述了委托代理理论,并且认为内部股东持股比例越大,公司价值越高。之后的研究大多是循着詹森和麦克林的代理观来继续深入的,对公司股权结构与经营绩效关系的研究在理论及实证两个方面都取得了重要进展。理论上认为,在存在控制性股东的情况下,股权结构对公司绩效表现会产生两种相反的效应,即利益趋同效应和利益侵占效应。同时大量的实证研究也没有得到一致的结果。德姆塞茨和雷恩[3]发现股权集中度和会计利润率之间不存在显著的相关关系,因此认为股权结构是一个外生变量。然而,汤姆森和彼得森[4]的研究表明,股权集中度与股东财富、公司业绩存在正相关关系。另外有些研究则发现股权结构与公司绩效之间存在非线性关系。如斯达茨[5]建立模型证明,公司价值最初随内部股东持股比例的增加而增加,而后开始下降。
1.2 国内文献回顾
1.2.1 股权集中度与公司绩效关系的实证研究
1)股权集中度与公司绩效正相关。
许小年和王燕[6]的研究表明所有权集中度与利润率之间存在显著的正相关关系。张红军[7]的实证分析认为,前五大股东持股比例、法人股比例与托宾Q值有显著的正相关关系。
2)股权集中度与公司绩效不相关。
高明华[8]通过分析得出股权集中度与公司绩效基本不相关。于东智[9]也认为,在存在控制变量的情况下,股权集中度与公司绩效相关性不明显。
3)股权集中度与公司绩效负相关。
刘国亮、王加胜[10] 通过对股权分散度与资产收益率(ROA),净资产收益率(ROE)以及每股收益(EPS)之间关系分析而得出股权集中度与公司绩效负相关。
1.2.2 股东类型对公司绩效影响的研究
许小年统计分析结果表明:国有股比例越高的公司,效益越差;法人股比例越大的公司,效益越好;个人股比例和企业效益基本无关。周业安[11]研究得出A股、国有股、法人股的比例与净资产收益率之间有显著的正相关关系,B股与H股比例与净资产收益率之间有负相关关系。
综上所述,股权结构与公司绩效之间的实证分析没有得出明确一致的结论,并且还存在一些问题:
1)基本上以净资产收益率(ROE)作为公司绩效变量进行回归分析。陈小悦和徐晓东[12]对净资产收益率(ROE)和主营业务资产收益率(CROA)进行了全面的比较分析,其研究结论是,企业对ROE进行盈余管理的现象十分严重,该指标的可信度受到怀疑。CROA是一个比ROE更好的反映公司绩效的指标,基本上能反映出上市公司的整体经营状况,真实可信度较高。
2)多数研究没有充分考虑行业因素的影响,由于样本公司包含多个行业,不易区分行业和竞争性对公司经营绩效的影响。
3)影响公司绩效的因素有很多,股权结构只是其中一个。然而多数研究中往往使用简单的股权结构,少用甚至不用其它控制变量。这样可能导致关键变量的遗失,影响分析结果。
本文试图弥补以上不足之处,选取了CROA作为绩效变量,公司规模与资产负债率为控制变量,并综合考虑行业因素的影响,对具有显著行业差异的非竞争性石油化工行业和竞争性纺织服装行业的上市公司进行研究,以揭示不同行业不同竞争性下股权结构与公司绩效的关系。
2 实证分析
2.1 研究思路和假设
1)研究的基本思路是:
首先,选择具体行业作为研究对象,并搜集和整理相关数据,确定分析变量;然后,建立回归模型,借助统计软件EViews,进行回归分析,得出结论。
2)研究的假设:
假设l:在其他条件相同的情况下,国有股持股比例与上市公司的经营绩效负相关。国有股权没有明确的产权主体,使得国有股东缺乏有效激励机制去监督企业的经营活动。同时经理人员掌握大量控制权,内部人控制问题严重。国有企业有着多元目标,政企不分,难以成为自主经营的市场主体。
假设2:在其他条件相同的情况下,法人股持股比例与上市公司的经营绩效正相关。法人股可以分为国有法人股和非国有法人股。本文将国有法人股归为国有股,这里只讨论非国有法人股。非国有法人股股东持股是为了从企业的长期经营中获利,具有较强的稳定性。他们出于自身利益的考虑会有监督企业经营者行为的动力和能力。
假设3:在其他条件相同的情况下,流通股持股比例与上市公司的经营绩效之间不存在显著的相关关系。流通股持有者多为个人股东,分布极为零散,具有明显的“搭便车”倾向。他们持股具有投机性,只追求二级市场上的价差收益,一般不参与上市公司的治理。
假设4:在其他条件相同的情况下,非竞争性行业第一大股东持股比例与公司绩效负相关,而在竞争性行业两者呈正相关的关系。
在缺乏外部监督的情况下,第一大股东持股比例的扩大有利于企业绩效的提高。但我国上市公司多是由国有企业改制而来,特别在垄断性较强的非竞争性行业,国有股处于绝对控股地位。 “一股独大”导致的委托代理及产权虚置等问题抵消了第一大股东持股比例提高所带来的监督效果。而在竞争性行业,股权结构的形成多是市场作用的结果。第一大股东多为法人股,大量研究表明法人股持股比例与公司绩效正相关。
2.2 样本和变量选择
2.2.1 行业选择
根据行业的特点,我们将众多行业划分为非竞争性行业和竞争性行业。在非竞争性行业,行业垄断性较强,厂商数目较少,市场进入和退出的壁垒较高,行业巨头对市场价格往往有很强的影响力。竞争性行业市场竞争激烈,厂商数目众多,厂商往往只是市场价格的接受者。据此,本文选取了非竞争性石油化工行业和竞争性纺织服装行业为研究对象来考察股权结构与公司绩效之间的关系。
2.2.2 数据选取
本文的样本包括在深圳、上海上市的石油化工及纺织服装行业的A股公司。除去被ST和数据不全的公司32家外,共214家。其中石油化工155家,纺织服装59家。样本数据来源于招商证券数据库、中国证监会网站www.csrc.gov.cn、上海证券交易所网站www.sse.com.cn、深圳证券交易所网站www.szse.com.cn及样本上市公司2008年年报。
2.2.3 变量选择
本文研究的主要变量包括公司绩效变量、股权结构变量以及控制变量三个部分。
2.3 回归分析
2.3.1股权集中度与公司绩效
为了检验股权集中度与公司绩效之间的关系,我们采用的模型(1)形式为:
CROA=a0+α1CR1+a2CR5+a3Z+α4SIZE+a5DEB+u
注:1.各表中第一行数据为相关系数,第二行为T检验值;2.由于样本为截面数据,各表中报告的均为异方差性一致的统计量。
由模型(1)和表2可以看出,石油化工行业CR5与公司绩效呈现微弱正相关。这说明在我国石油化工行业现有的股权性质下,股权适度的集中有利于股权治理作用的发挥。石油化工行业是一个资金密集型的行业。如果该行业股权过于分散,会造成监督成本大于收益,使中小股东缺乏监督公司经营的激励。再者,股权的过于分散,将会造成经理人的“内部人控制”现象,损害公司及股东的利益。CR1和Z指数与公司绩效呈现微弱负相关,这与假设4相符。说明在石油化工行业上市公司中,“一股独大”的现象已经对公司业绩造成影响。国有股产权的虚置及国家股东目标函数的多维性导致了委托人的监督行为失效,内部人控制问题严重,降低了企业的经营效率。
纺织服装行业CR5与公司绩效呈现负相关。这说明在竞争性行业股权过于集中对公司绩效是不利的。CR1与公司业绩呈现正相关,Z指数与公司绩效关系不明显,这与假设4基本相符。竞争性行业第一大股东持股比例提高,强化相对控股地位,能更好地对公司经营管理进行监督。综上所述,不同行业的股权集中度与公司绩效呈现出了不同的特点。
2.3.2 股权类型与公司绩效
为了检验股权类型与公司绩效之间的关系,我们采用的模型(2)形式为:
CROA=a0+α1S+a2SIZE+a3DEB+u
S代表股权类型变量,分别用国有股、法人股和流通股表示。由于国有股、法人股和流通股之间具有较高的相关性,为了防止多重共线性对回归分析的干扰,本文对GYG、FRG和LTG这三个指标分别在模型(2)中进行单独回归。
由表3可以看出,石油化工行业GYG与公司绩效成负相关,这与假设1基本相符。这说明在国有控股的非竞争性行业中,由于存在的“所有者缺位问题”,委托人无法对代理人进行有效地监督管理和激励约束导致企业绩效难以提高。但负相关性不显著,这与行业的垄断特性和政府保护有关。非竞争性行业中国有股的比例越高,则政府或是寡头垄断的力量也就越强,从而其定价越有利于自身利益的实现。所以即便存在国有股“产权虚置”的问题,该行业也能保有较稳定的收益。FRG与公司绩效呈微弱正相关,与假设2相符,但相关性很弱。法人持股的稳定性较强,它们具有很强的积极性参与公司治理从而提高公司业绩。这里的相关程度很弱,主要是由于石油化工行业国有股持股比例过大,法人股对公司绩效缺乏影响力。LTG与公司绩效呈正相关,但很不明显,这与假设3基本相符。在我国不成熟的证券市场中,小股东主要为了搭便车以及追求短期价差,不关心企业的经营管理。
由表4可以看出,纺织服装行业GYG与公司绩效基本无关,与假设1不符。一方面是由于纺织服装行业是竞争性的行业,国有股的比例较小。另一方面若国有股持股比例过大,对企业经营缺乏激励,企业很难在激烈的竞争中立足。FRG与公司绩效呈正相关,与假设2相符。在竞争性行业,法人持股比重较大,能对公司进行有效地监督管理。然而纺织服装行业LTG与公司绩效呈正相关关系,这与假设3不符。这可能是由于在竞争性行业,流通股比重大,股权分散性越强,有利于公司绩效的提高。这与刘国亮、王加胜研究的结论:流通股对公司业绩有正的影响相一致。
从上述分析可以看出不同行业竞争性下股权结构对上市公司绩效的影响有一定的区别。
3 结论
本文通过对股权结构与公司绩效的实证研究,得出的主要结论有:
1)股权集中度与公司绩效的关系随着行业竞争性的不同而不同。非竞争性的石油化工行业适度的股权集中有利于公司绩效的提高,但第一大股东持股比例与公司绩效负相关。竞争性的纺织服装行业股权过于集中不利公司绩效的提高。但第一大股东相对控股地位的提高与公司绩效正相关。
2)国有股股东对公司绩效的影响在不同行业表现不同。非竞争性的石油化工行业国有股持股比例与公司绩效负相关。竞争性纺织服装行业没有显著相关性。
3)在石油化工行业和纺织服装行业,法人股股东与公司绩效都呈正相关。在石油化工行业这种相关性不明显,而在纺织服装行业正相关关系较显著。
4)在非竞争性行业流通股与公司绩效基本无关,在竞争性行业流通股与公司绩效呈现正相关。
综上所述,在非竞争性的行业应在保持股权相对集中的情况下对国有股进行适度的减持。这些具有垄断优势的国有企业,关系到国民经济的命脉。在国家的保护下有定价方面优势,能够保持行业的稳定收益,国家的适度持股是必要的。竞争性行业应大量减持国有股,吸引外资和民营资本的进入,促进相对控股股东的形成。在增大法人股持股比重的同时,要注意扩大流通股的份额,促进股权的分散。这样有利于形成多元化的产权结构,提高其经营效率和行业竞争性,进而提高公司绩效。
摘要：以沪深两市石油化工行业和纺织服装行业214家上市公司为样本,考察不同行业不同竞争性下股权结构与公司绩效之间的关系。实证分析结果表明:股权结构对上市公司绩效的影响随行业竞争性的不同而不同。不同行业股权集中度与公司绩效的关系完全不同,同类型的股东在公司治理中发挥的作用也依行业而定。国有股减持及建立合理的股权结构应考虑不同行业的特点有区别地进行。
关键词：股权结构,公司绩效,行业竞争性
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