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中國制造業(yè)上市公司績效影響因素的實(shí)證研究
引言
0.1 問題的提出
公司績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)過金融危機(jī)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(cái)務(wù)杠桿，公司規(guī)模，業(yè)績與現(xiàn)金流及凈資產(chǎn)收益率對于該類企業(yè)公司績效的影響程度。希望研究結(jié)果可以對于公司績效的發(fā)展有一定的指導(dǎo)作用。
0.2 文獻(xiàn)綜述
對于公司績效影響因素的研究，學(xué)者的研究大都以不同的企業(yè)類別或不同的行業(yè)而展開。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(biāo)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效的影響[1]；張仁芳（2004）從第一、二、三大股東的持股比例（股權(quán)結(jié)構(gòu)）、CEO 薪酬、獨(dú)立董事等角度對民營上市公司的業(yè)績進(jìn)行了實(shí)證分析，并得出結(jié)論，對于提高民營上市公司業(yè)績提出建議[2] 。但是更多對于公司績效影響因素的研究，則是從不同的行業(yè)展開。閆麗華（2012）利用構(gòu)建的多元回歸模型從股權(quán)集中度、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和資本結(jié)構(gòu)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(yīng)用實(shí)證研究方法,探討了影響我國保險(xiǎn)公司績效水平的因素,并得出:賠付率、經(jīng)營區(qū)域、保費(fèi)收入增長、公司規(guī)模等是影響我國保險(xiǎn)公司績效的重要因素[4]；何英慧、馬赫（2005）以信息技術(shù)行業(yè)上市公司05 年財(cái)務(wù)報(bào)表為樣本，選取資產(chǎn)報(bào)酬率為衡量公司績效標(biāo)準(zhǔn)，在相關(guān)研究及現(xiàn)有數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上．選擇領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)，獨(dú)立董事比例，資產(chǎn)構(gòu)成，公司規(guī)模作為分析變量，分析了影響公司績效的微觀因素[5]。對于制造類企業(yè)公司績效的影響因素，國內(nèi)學(xué)者多從該類企業(yè)公司績效與某些經(jīng)濟(jì)因素的關(guān)系展開研究。李志輝、段明明（2012）以制造業(yè)為例，探究了最終控制人、股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的關(guān)系 [6]；紀(jì)任雄、孫琦（2012）以我國制造業(yè)上市公司為例，研究了資本結(jié)構(gòu)與公司績效的關(guān)系[7]。但是以上一些文獻(xiàn)大都未對制造類上市公司績效影響因素進(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(shù)據(jù)，研究了財(cái)務(wù)杠桿，公司規(guī)模，業(yè)績與現(xiàn)金流及凈資產(chǎn)收益率對于該類公司績效的影響程度，以期對后人關(guān)于公司績效的研究產(chǎn)生啟發(fā)作用。
1 數(shù)據(jù)來源與說明
本文以 2007 年為研究窗口，應(yīng)用中國制造業(yè)上市公司截面數(shù)據(jù),來探討財(cái)務(wù)杠桿、公司規(guī)模、業(yè)績與現(xiàn)金流對公司績效的影響。并且各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫。另外，本文采用的數(shù)據(jù)可能會(huì)存在以下不足：由于股票上市初期股價(jià)表現(xiàn)不穩(wěn)定，在進(jìn)行數(shù)據(jù)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)績的影響，而本文所用數(shù)據(jù)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(shù)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(shù)據(jù)進(jìn)行上述處理，而其結(jié)果依舊是可靠的。
2 模型的建立與假設(shè)說明
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(jié)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效的指標(biāo)。Q＝（市值＋總負(fù)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(fù)債率（負(fù)債總額/資產(chǎn)總額），代表公司的財(cái)務(wù)杠桿。由于債務(wù)融資相對于權(quán)益融資來說具有稅收屏蔽作用,因此,一般來說,當(dāng)財(cái)務(wù)杠桿較低時(shí),公司價(jià)值隨財(cái)務(wù)杠桿的提高而增加。然而,對中國上市公司來說,財(cái)務(wù)杠桿的作用方向目前還不明確。
SIZE：公司規(guī)模，它是公司總資產(chǎn)的對數(shù)（Ln（總資產(chǎn)））表示。該項(xiàng)指標(biāo)同上市公司績效的關(guān)系可能與股市投機(jī)性等具體因素有關(guān)。
CFO：每股經(jīng)營現(xiàn)金流，主要反映平均每股所獲得的現(xiàn)金流量,隱含了上市公司在維持期初現(xiàn)金流量情況下，有能力發(fā)給股東的最高現(xiàn)金股利金額。公司現(xiàn)金流強(qiáng)勁，很大程度上表明主營業(yè)務(wù)收入回款力度較大，產(chǎn)品競爭性強(qiáng)，公司信用度高，經(jīng)營發(fā)展前景有潛力，因此，我們預(yù)期上市公司的績效越好。
ROE：凈資產(chǎn)收益率，是公司稅后利潤除以凈資產(chǎn)得到的百分比率，用以衡量公司運(yùn)用自有資本的效率，因此，該項(xiàng)指標(biāo)值越高，說明投資帶來的收益越高，上市公司的績效可能越好。
3 實(shí)證研究
3.1 簡單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)
基由于本文解釋變量較多，可能存在多重共線性，因此，先對各解釋變量間相關(guān)性進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。
3.2 找出最簡單的回歸形式
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(diào)整的 R2=0.9995 F=11.55 D.W.=1.582.Tobin’s Q=-0.3669+0.0382Size（-1.89） （4.09）
調(diào)整的 R2=0.0276 F=16.81 D.W.=1.923.Tobin’s Q=0.4307-0.0088CFO（47.38） （-0.4578）
調(diào)整的 R2=-0.0014 F=0.2096 D.W.=1.904.Tobin’s Q=0.4306-0.0322ROE（52.40） （-2.32）
調(diào)整的 R2=0.0077 F=5.33 D.W.=1.93
可見，財(cái)務(wù)杠桿對制造業(yè)上市公司績效的影響最大，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(dǎo)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(shù)符號合理，變量也通過了顯著性檢驗(yàn)。
其次，引入變量CFO，可以發(fā)現(xiàn)在5%的顯著性水平下，變量CFO 即每股經(jīng)營現(xiàn)金流量并未通過t 檢驗(yàn)。而在10%的顯著性水平下，我們可以認(rèn)為CFO 通過了t 檢驗(yàn)，但是，通過比較調(diào)整后的判斷系數(shù)及D.W.值，我們發(fā)現(xiàn)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?nèi)サ糇兞緾FO，引入變量ROE，發(fā)現(xiàn)該變量并未通過t 檢驗(yàn)，而且擬合優(yōu)度也并未提高。
因此，在 5%的顯著性水平下，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(diào)整的 R2=0.9999 F=8497619 D.W.=1.69
若放寬條件，考慮10%的顯著性水平，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(diào)整的 R2=0.9999 F=5684839 D.W.=1.69
但在這里，我們更偏向于方程a，或者說方程a 可能更準(zhǔn)確些，因此本文的分析部分將以a 進(jìn)行說明。
3.4 回歸結(jié)果分析
通過方程 a 我們發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)上市公司的績效（Tobin’s Q）與公司財(cái)務(wù)杠桿（LEV,資本結(jié)構(gòu)）存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，僅這一項(xiàng)指標(biāo)就可解釋上市公司績效變化的99.8%。由于并未對變量取對數(shù)，方程中變量前的系數(shù)反映了自變量對因變量的邊際影響，即資產(chǎn)負(fù)債率增加1 單位，托賓Q 值增加0.998 單位。另外，公司的規(guī)模(Size)也是影響上市公司績效的主要因素之一，而且回歸結(jié)果表明公司規(guī)模越小，上市公司的績效反而越好。然而，每股經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）與凈資產(chǎn)收益率（ROE）對于公司績效而言沒有多大的影響。另外，從方程總體回歸結(jié)果來看，擬合優(yōu)度很高，回歸結(jié)果較好。
4 結(jié)論與啟示
通過對 2007 年我國制造業(yè)上市公司績效影響因素的實(shí)證分析，現(xiàn)有以下結(jié)論與啟示：
首先，我國制造業(yè)上市公司的績效隨著財(cái)務(wù)杠桿（資產(chǎn)負(fù)債率）的增加而提升，這說明在這段期間內(nèi)，我國制造業(yè)上市公司得益于負(fù)債增加所帶來的稅盾的好處。與稅收存在時(shí)的MM 定理相一致，即在一定債務(wù)范圍內(nèi)，公司的價(jià)值隨著財(cái)務(wù)杠桿的增加而增加。雖然，過高的負(fù)債帶來的財(cái)務(wù)困境成本可能降低公司價(jià)值，但對于制造業(yè)來說，由于其固定設(shè)備投入較高，與信息產(chǎn)業(yè)、服務(wù)業(yè)等無形資產(chǎn)投入較大的行業(yè)來說，破產(chǎn)成本與風(fēng)險(xiǎn)要相對小些。
其次，我國制造業(yè)上市公司的績效隨著公司規(guī)模的擴(kuò)大而下滑。這說明，小公司具有更好的績效，為什么會(huì)出現(xiàn)這種情況呢？一個(gè)很重要的原因可能是中國股市的投機(jī)性比較強(qiáng)，特別是2007 年的股市，因此公司規(guī)模大則不利于莊家的炒作，從而對上市公司業(yè)績產(chǎn)生負(fù)面影響。
再次，對于每股經(jīng)營現(xiàn)金流來說，由于該項(xiàng)指標(biāo)主要反映平均每股所獲得的現(xiàn)金流量,隱含了上市公司在維持期初現(xiàn)金流量情況下，有能力發(fā)給股東的最高現(xiàn)金股利金額。公司現(xiàn)金流強(qiáng)勁，很大程度上表明主營業(yè)務(wù)收入回款力度較大，產(chǎn)品競爭性強(qiáng)，公司信用度高，經(jīng)營發(fā)展前景有潛力，因此，現(xiàn)金流越大，上市公司的績效可能會(huì)越好。但計(jì)量結(jié)果表明兩者關(guān)系不大，不過這種正比關(guān)系，我們在10%顯著性水平下建立的方程b 中找到了一些證據(jù)。
當(dāng)然，計(jì)量誤差與缺陷，也可能導(dǎo)致不相關(guān)的結(jié)論。
最后，對于公司的凈資產(chǎn)收益率，該項(xiàng)指標(biāo)值越高，說明投資帶來的收益越高，運(yùn)用自有資本的效率越高。然而，通過多元回歸分析，我們并沒有找到它與中國制造業(yè)上市公司績效相關(guān)的任何證據(jù)。
由于本文利用的是2007 年的截面數(shù)據(jù)，而且在數(shù)據(jù)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(jì)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(jié)果可能存在一些誤差，但通過仔細(xì)地分析，本文的實(shí)證結(jié)果的確符合2007 左右中國股市投機(jī)性較強(qiáng)的現(xiàn)狀的。另外，隨著時(shí)間的推移，上市公司績效的影響因素及相對作用也在動(dòng)態(tài)地變化著，這有待于進(jìn)一步對面板數(shù)據(jù)的考證。
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[參考文獻(xiàn)] (References)
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