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中國制造業(yè)上市公司績(jì)效影響因素的實(shí)證研究
引言
0.1 問(wèn)題的提出
公司績(jì)效是衡量公司存在價(jià)值的重要方面，對于公司的發(fā)展至關(guān)重要。尤其是經(jīng)過(guò)金融危機的沖擊以后，各個(gè)公司的盈利性對于公司的發(fā)展更為重要。因此，本文基于中國制造業(yè)上市公司，研究了財務(wù)杠桿，公司規模，業(yè)績(jì)與現金流及凈資產(chǎn)收益率對于該類(lèi)企業(yè)公司績(jì)效的影響程度。希望研究結果可以對于公司績(jì)效的發(fā)展有一定的指導作用。
0.2 文獻綜述
對于公司績(jì)效影響因素的研究，學(xué)者的研究大都以不同的企業(yè)類(lèi)別或不同的行業(yè)而展開(kāi)。從企業(yè)性質(zhì)角度看，潘平（2012）研究了并購支付方式、外資并購后在目標公司所處的股東地位、人民幣匯率、外資并購中雙方公司的不同文化等因素對于外資并購上市公司的績(jì)效的影響[1]；張仁芳（2004）從第一、二、三大股東的持股比例（股權結構）、CEO 薪酬、獨立董事等角度對民營(yíng)上市公司的業(yè)績(jì)進(jìn)行了實(shí)證分析，并得出結論，對于提高民營(yíng)上市公司業(yè)績(jì)提出建議[2] 。但是更多對于公司績(jì)效影響因素的研究，則是從不同的行業(yè)展開(kāi)。閆麗華（2012）利用構建的多元回歸模型從股權集中度、資產(chǎn)結構和資本結構三個(gè)方面分析了金融上市公司的影響因素[3]；張邯、馬廣軍、田高良（2007）應用實(shí)證研究方法,探討了影響我國保險公司績(jì)效水平的因素,并得出:賠付率、經(jīng)營(yíng)區域、保費收入增長(cháng)、公司規模等是影響我國保險公司績(jì)效的重要因素[4]；何英慧、馬赫（2005）以信息技術(shù)行業(yè)上市公司05 年財務(wù)報表為樣本，選取資產(chǎn)報酬率為衡量公司績(jì)效標準，在相關(guān)研究及現有數據基礎上．選擇領(lǐng)導權結構，獨立董事比例，資產(chǎn)構成，公司規模作為分析變量，分析了影響公司績(jì)效的微觀(guān)因素[5]。對于制造類(lèi)企業(yè)公司績(jì)效的影響因素，國內學(xué)者多從該類(lèi)企業(yè)公司績(jì)效與某些經(jīng)濟因素的關(guān)系展開(kāi)研究。李志輝、段明明（2012）以制造業(yè)為例，探究了最終控制人、股權結構與公司績(jì)效的關(guān)系 [6]；紀任雄、孫琦（2012）以我國制造業(yè)上市公司為例，研究了資本結構與公司績(jì)效的關(guān)系[7]。但是以上一些文獻大都未對制造類(lèi)上市公司績(jì)效影響因素進(jìn)行較為全面的研究，本文選取2007 年制造業(yè)上市公司的數據，研究了財務(wù)杠桿，公司規模，業(yè)績(jì)與現金流及凈資產(chǎn)收益率對于該類(lèi)公司績(jì)效的影響程度，以期對后人關(guān)于公司績(jì)效的研究產(chǎn)生啟發(fā)作用。
1 數據來(lái)源與說(shuō)明
本文以 2007 年為研究窗口，應用中國制造業(yè)上市公司截面數據,來(lái)探討財務(wù)杠桿、公司規模、業(yè)績(jì)與現金流對公司績(jì)效的影響。并且各項指標數據均來(lái)源于CSMAR 數據庫。另外，本文采用的數據可能會(huì )存在以下不足：由于股票上市初期股價(jià)表現不穩定，在進(jìn)行數據收集時(shí)最好能以1998 年12 月31 日以前在滬證券交易所上市的公司為研究對象，以避免對公司業(yè)績(jì)的影響，而本文所用數據并未進(jìn)行如上處理。但是，該不足并不會(huì )對本文的研究有太大的影響，而且，前文提到的研究對象數量相對較少，不足以支持研究的充分性，因此，本文選擇不對數據進(jìn)行上述處理，而其結果依舊是可靠的。
2 模型的建立與假設說(shuō)明
本文期望建立的多元回歸模型具有如下最終形式（具體變量選取與逐步回歸結果有關(guān)，但下述模型不失一般性）：
其中，各變量的解釋如下：
Tobin’s Q：即托賓Q 值，在本文中作為度量公司績(jì)效的指標。Q＝（市值＋總負債）/總資產(chǎn)，其中，市值以年個(gè)股總市值進(jìn)行衡量。
LEV：資產(chǎn)負債率（負債總額/資產(chǎn)總額），代表公司的財務(wù)杠桿。由于債務(wù)融資相對于權益融資來(lái)說(shuō)具有稅收屏蔽作用,因此,一般來(lái)說(shuō),當財務(wù)杠桿較低時(shí),公司價(jià)值隨財務(wù)杠桿的提高而增加。然而,對中國上市公司來(lái)說(shuō),財務(wù)杠桿的作用方向目前還不明確。
SIZE：公司規模，它是公司總資產(chǎn)的對數（Ln（總資產(chǎn)））表示。該項指標同上市公司績(jì)效的關(guān)系可能與股市投機性等具體因素有關(guān)。
CFO：每股經(jīng)營(yíng)現金流，主要反映平均每股所獲得的現金流量,隱含了上市公司在維持期初現金流量情況下，有能力發(fā)給股東的最高現金股利金額。公司現金流強勁，很大程度上表明主營(yíng)業(yè)務(wù)收入回款力度較大，產(chǎn)品競爭性強，公司信用度高，經(jīng)營(yíng)發(fā)展前景有潛力，因此，我們預期上市公司的績(jì)效越好。
ROE：凈資產(chǎn)收益率，是公司稅后利潤除以?xún)糍Y產(chǎn)得到的百分比率，用以衡量公司運用自有資本的效率，因此，該項指標值越高，說(shuō)明投資帶來(lái)的收益越高，上市公司的績(jì)效可能越好。
3 實(shí)證研究
3.1 簡(jiǎn)單相關(guān)系數檢驗
基由于本文解釋變量較多，可能存在多重共線(xiàn)性，因此，先對各解釋變量間相關(guān)性進(jìn)行統計分析。
3.2 找出最簡(jiǎn)單的回歸形式
分別作 Tobin’sQ 與LEV、Size、CFO、ROE 間的回歸：
1.Tobin’s Q=0.0032+0.9974LEV（23.27） （3398.25）
調整的 R2=0.9995 F=11.55 D.W.=1.582.Tobin’s Q=-0.3669+0.0382Size（-1.89） （4.09）
調整的 R2=0.0276 F=16.81 D.W.=1.923.Tobin’s Q=0.4307-0.0088CFO（47.38） （-0.4578）
調整的 R2=-0.0014 F=0.2096 D.W.=1.904.Tobin’s Q=0.4306-0.0322ROE（52.40） （-2.32）
調整的 R2=0.0077 F=5.33 D.W.=1.93
可見(jiàn)，財務(wù)杠桿對制造業(yè)上市公司績(jì)效的影響最大，因此我們選擇（1）作為初始的回歸模型。
3.3 逐步回歸
將其他解釋變量分別導入上述初始回歸模型，尋找最佳回歸方程.
首先，我們在初始模型中引入變量Size，模型擬合優(yōu)度提高，而且參數符號合理，變量也通過(guò)了顯著(zhù)性檢驗。
其次，引入變量CFO，可以發(fā)現在5%的顯著(zhù)性水平下，變量CFO 即每股經(jīng)營(yíng)現金流量并未通過(guò)t 檢驗。而在10%的顯著(zhù)性水平下，我們可以認為CFO 通過(guò)了t 檢驗，但是，通過(guò)比較調整后的判斷系數及D.W.值，我們發(fā)現CFO 的引入并未提高擬合優(yōu)度，D.W.的值也并未得到改善。
再次，我們去掉變量CFO，引入變量ROE，發(fā)現該變量并未通過(guò)t 檢驗，而且擬合優(yōu)度也并未提高。
因此，在 5%的顯著(zhù)性水平下，變量CFO 與ROE 是多余的，最終我們確定的方程為：
Tobin’Q=0.0215+0.9980LEV-0.0009Size （a）（18.97）（4061.6）（116.23）
調整的 R2=0.9999 F=8497619 D.W.=1.69
若放寬條件，考慮10%的顯著(zhù)性水平，可以確定最終方程為：
Tobin’sQ=0.0218+0.9981LEV-0.00091Size+0.0002CFO (b)（19.03） （4063.11）（116.28） （1.71）
調整的 R2=0.9999 F=5684839 D.W.=1.69
但在這里，我們更偏向于方程a，或者說(shuō)方程a 可能更準確些，因此本文的分析部分將以a 進(jìn)行說(shuō)明。
3.4 回歸結果分析
通過(guò)方程 a 我們發(fā)現中國制造業(yè)上市公司的績(jì)效（Tobin’s Q）與公司財務(wù)杠桿（LEV,資本結構）存在著(zhù)顯著(zhù)的正相關(guān)關(guān)系，僅這一項指標就可解釋上市公司績(jì)效變化的99.8%。由于并未對變量取對數，方程中變量前的系數反映了自變量對因變量的邊際影響，即資產(chǎn)負債率增加1 單位，托賓Q 值增加0.998 單位。另外，公司的規模(Size)也是影響上市公司績(jì)效的主要因素之一，而且回歸結果表明公司規模越小，上市公司的績(jì)效反而越好。然而，每股經(jīng)營(yíng)現金流（CFO）與凈資產(chǎn)收益率（ROE）對于公司績(jì)效而言沒(méi)有多大的影響。另外，從方程總體回歸結果來(lái)看，擬合優(yōu)度很高，回歸結果較好。
4 結論與啟示
通過(guò)對 2007 年我國制造業(yè)上市公司績(jì)效影響因素的實(shí)證分析，現有以下結論與啟示：
首先，我國制造業(yè)上市公司的績(jì)效隨著(zhù)財務(wù)杠桿（資產(chǎn)負債率）的增加而提升，這說(shuō)明在這段期間內，我國制造業(yè)上市公司得益于負債增加所帶來(lái)的稅盾的好處。與稅收存在時(shí)的MM 定理相一致，即在一定債務(wù)范圍內，公司的價(jià)值隨著(zhù)財務(wù)杠桿的增加而增加。雖然，過(guò)高的負債帶來(lái)的財務(wù)困境成本可能降低公司價(jià)值，但對于制造業(yè)來(lái)說(shuō)，由于其固定設備投入較高，與信息產(chǎn)業(yè)、服務(wù)業(yè)等無(wú)形資產(chǎn)投入較大的行業(yè)來(lái)說(shuō)，破產(chǎn)成本與風(fēng)險要相對小些。
其次，我國制造業(yè)上市公司的績(jì)效隨著(zhù)公司規模的擴大而下滑。這說(shuō)明，小公司具有更好的績(jì)效，為什么會(huì )出現這種情況呢？一個(gè)很重要的原因可能是中國股市的投機性比較強，特別是2007 年的股市，因此公司規模大則不利于莊家的炒作，從而對上市公司業(yè)績(jì)產(chǎn)生負面影響。
再次，對于每股經(jīng)營(yíng)現金流來(lái)說(shuō)，由于該項指標主要反映平均每股所獲得的現金流量,隱含了上市公司在維持期初現金流量情況下，有能力發(fā)給股東的最高現金股利金額。公司現金流強勁，很大程度上表明主營(yíng)業(yè)務(wù)收入回款力度較大，產(chǎn)品競爭性強，公司信用度高，經(jīng)營(yíng)發(fā)展前景有潛力，因此，現金流越大，上市公司的績(jì)效可能會(huì )越好。但計量結果表明兩者關(guān)系不大，不過(guò)這種正比關(guān)系，我們在10%顯著(zhù)性水平下建立的方程b 中找到了一些證據。
當然，計量誤差與缺陷，也可能導致不相關(guān)的結論。
最后，對于公司的凈資產(chǎn)收益率，該項指標值越高，說(shuō)明投資帶來(lái)的收益越高，運用自有資本的效率越高。然而，通過(guò)多元回歸分析，我們并沒(méi)有找到它與中國制造業(yè)上市公司績(jì)效相關(guān)的任何證據。
由于本文利用的是2007 年的截面數據，而且在數據處理上并未剔除ST 企業(yè)和考慮剛上市公司股價(jià)波動(dòng)的影響，在計量上并未就異方差性及自相關(guān)性進(jìn)行進(jìn)一步處理，因此，不排除結果可能存在一些誤差，但通過(guò)仔細地分析，本文的實(shí)證結果的確符合2007 左右中國股市投機性較強的現狀的。另外，隨著(zhù)時(shí)間的推移，上市公司績(jì)效的影響因素及相對作用也在動(dòng)態(tài)地變化著(zhù)，這有待于進(jìn)一步對面板數據的考證。
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[參考文獻] (References)
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