经营绩效分析精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇经营绩效分析范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

关键词：协议收购；上市公司；经营绩效

一、引言

企业的收购能否真正创造价值呢？由于收购活动本身的复杂性，企业的协议收购是否能提高企业的经营绩效，这是一个存在争议的问题。本文将2015年我国完成协议收购的上市公司作为研究对象，对收购方公司收购前后的经营绩效变化情况进行实证分析。

二、研究设计

（一）样本选择

本文以2015年已完成协议收购的上市公司作为研究样本。选取协议收购前一年与协议收购后一年的报表数据，对其收购前一年和收购后一年的经营绩效变化情况进行实证分析，采用会计研究法，通过Stata统计软件构建模型，分析各样本公司协议收购前后绩效变化情况。数据来自Wind数据库。

（二）研究假设

原假设H0：协议收购会降低收购企业经营绩效。研究假设（备择假设）H1：协议收购会提高收购企业经营绩效。

（三）变量选取

净资产收益率（y）作为被解释变量，评价企业经营绩效。协议收购（x1）作为虚拟变量，收购前取0，收购后取1。总资产周转率（x2）作为控制变量，评价企业营运能力。销售净利率（x3）作为控制变量，评价企业盈利能力。

（四）构建模型

模型：企业绩效=β0+β1协议收购+β2总资产周转率+β3销售净利率+uy=β0+β1x1+β2x2+β3x3+uy=0.0526857+2.012969x1+4.728831x2+0.5071879x3协议收购与企业经营绩效呈正相关关系，影响不显著。总资产周转率与企业经营绩效呈正相关关系，影响显著。销售净利率与企业经营绩效呈正相关关系，影响显著。AdjR-squared为47.2%，表明企业经营绩效的差异有47.2%可以由协议收购、总资产周转率和销售净利率来解释。实证结果：不能拒绝原假设，即协议收购会提高企业经营绩效，但影响不显著。所以，协议收购并未真正提高收购方企业的经营绩效。

三、结论

企业在进行协议收购时，通常是基于友好协商的态度，收购企业和目标公司签订合同，实现控制权的转移，目的是为了提高企业经营绩效和企业的市场竞争力。但是，一部分企业的协议收购未能如愿提高企业经营绩效，增强企业竞争力，实证结果也证实了这一点。原因是收购方企业在收购之后的资源整合不合理，导致没有发挥资源的最大效益。因此，收购企业在完成协议收购之后，要协调好利益相关者的利益关系，充分发挥经营协同效应和财务协同效应，促进资源的优化配置，从而有效改善企业的经营绩效，提升企业价值。

作者:曹娟楠 单位:山西财经大学会计学院

参考文献：

[1]张新.收购重组是否创造价值？[J].经济研究,2003(6):20‐29.

篇(2)

关键词：饲料行业上市公司 经营绩效 典型相关分析

一、 引言

我国饲料行业经过多年的发展，连续20多年稳居世界第二，2012年全国饲料总产量达到1.91亿吨。随着我国经济的快速增长、人均消费的不断提高、饲料的工业化程度不断增强，我国饲料行业的市场发展空间非常广阔，然而饲料行业的现状却是市场结构分散、行业集中度低。随着我国加入WTO，中国饲料业也在向国际化发展，饲料业的对外开放已成为必然趋势，将面临前所未有的挑战，所面临的不仅是国内同业的竞争，还有国际同行的挑战，尤其是中外企业的竞争将更加激烈，能否在竞争中取胜，关键在于市场集中度（市场份额）、企业规模、抵御风险能力等方面的影响，经营绩效是竞争力的集中体现，提高饲料业的经营绩效，是防范经营风险、对外开放的关键，是推动行业可持续发展的根本前提。因此，针对饲料行业上市公司进行经营绩效及其影响因素的分析，对推进饲料行业改善经营管理、提高经营与决策水平、建立健全现代企业制度具有很实际的意义。因此，本文试图在相关研究的基础上，根据饲料行业上市公司2012年的年报数据，利用典型相关分析的多元统计方法，构建饲料行业上市公司经营绩效及其影响因素的典型相关模型，对影响饲料行业上市公司经营绩效的各因素进行实证分析，定量判别各因素的影响程度，为饲料行业上市公司经营绩效的持续稳定增长提供帮助。

二、 研究方法和指标选择

（一）典型相关分析方法

1936年，霍特林（Hotelling）提出了典型相关分析的思想。典型相关分析是由主成分分析和因子分析发展而来，是研究两组变量间的整体的相关关系，两组变量中一组变量为自变量，另一组变量为因变量，在两组变量中各生成一个典型变量，然后研究这两个新的变量之间的相关，使其这一对典型变量达到最大程度相关，即生成第一对典型相关变量。如此继续下去，可以类似的求出第二对、第三对……，这些对典型变量之间互不相关。一般情况，设X=（X1，X2，X3…Xp）、Y=（Y1，Y2，Y3…Yq）是两个相互关联的随机变量，分别在两组变量中选取一对相互关联的典型变量Ui和Vi，使得这对典型变量是原变量的线性组合，即：

并研究它们之间的相关系数p（U，V）。在所有的线性组合中，找一对相关系数最大的线性组合，用这个组合的单相关系数来表示两组变量的相关性，叫做两组变量的典型相关系数，而这两个线性组合叫做一对典型变量。设求到的第一对典型变量为：

用相同的方法，可以逐一地求出各对之间互不相关的许多对典型相关变量，例如（U2，V2）（U3，V3）等等，这些对典型相关变量如实地反映了X、Y之间的线性相关情况。

（二）指标的选择与样本数据处理

本文选取我国上市公司中以饲料行业为主业的新希望、唐人神、通威股份、大北农等21家公司作为研究对象，以其2012年报中披露的数据作为样本数据，各指标来源于巨潮咨讯网，并运用SPSS 16.0完成数据的分析。经过加工整理选取两组指标变量，第一组为经营绩效的影响因素组变量，即“影响组”，第二组为经营绩效组变量，即“绩效组”。

经运算后的各指标数据见下页表3。

三、典型相关分析和模型建立

将表3中的数据输入计算机，研究第一组指标X与第二组指标Y，这两组指标内部以及两组指标间一对一的相关程度，应用软件SPSS 16.0的典型相关分析cancorr过程和MANOVA命令，基于显著水平0.05，两组指标的分析结果如下：

（一）典型相关系数及其检验

由下页表4中数据结果可知，影响组与绩效组共提取了4 对典型相关变量，其典型相关系数分别是0.98026、0.61826、0.36209、0.05170，前两个典型相关系数均较高，分别为0.98026、0.61826，且典型变量的典型相关性比较显著，表明前两个相应典型变量之间相关程度高。

从下页表5可以看出，只有第一对典型变量检验的显著性水平小于等于0.05，表明第一对典型变量之间相关关系显著，而且相关系数也比较高，达到了98.026%，因此可以通过第一对典型相关系数的研究来反映两组变量之间的相关性。

（二）典型相关方程

典型相关系数是原始变量转化为典型变式的权数，所反映的是组内变量在形成典型函数时的相对作用。第一对典型变量（U，V）的累积特征根已经占了总量的96.95313%，而第二对典型变量（U，V）的特征根仅为总量的2.44102%（见下页表4），而且只有第一对典型变量通过F统计量检验（Sig值小于0.05），所以，第一个典型相关方程可大体上说明问题。由于原始变量的计量单位不同，不宜直接比较，为了消除原始变量量纲和单位的影响，我们采用标准化的典型相关系数，由典型相关系数构建典型相关方程。

我们得出典型相关方程，如下：

从方程中的典型权重来看，影响组U1的影响因素从大到小依次是X2（销售成本费用率）、X3（资产总额）、X1（资产风险率）以及X4（市场占有率），相关系数分别为-0.946、0.162、-0.069、-0.016。根据第一组典型相关方程，在第一典型变量U1 中发挥主导作用的是X2（销售成本费用率），典型载荷是-0.946。绩效组V1的主要影响因素是Y4（加权平均净资产收益率），其次是Y1（销售净利率）以及Y2（主营业务现金含量）和Y3（总资产现金回收率）。在第一典型变量V1 中发挥主导作用的是Y4（加权平均净资产收益率），典型载荷是0.623。其余指标对典型变量的贡献程度不显著。考虑到指标X2和Y4所代表的含义，第一典型变量U1 可以用来反映企业的经营风险，第二典型变量V1可以用来反映股东投入资金的盈利能力。考虑到两者符号相反，因此，可以得出销售成本费用率对于加权平均净资产收益率具有反面的影响。但是，利用典型权重来解释变量的相对重要性我们应审慎对待。比如，权重小的可能代表该变量之间没什么关联，也可能是因该变量与其他变量具有共线性而造成的。因此，必须进一步进行典型结构分析。

（三）典型结构分析

典型结构分析依据典型变量与原始变量之间的相关系数值，反映典型变量和绩效组及影响组的各变量之间的影响程度和方向。实际上讨论的是典型负载系数和交叉负载系数。典型负载系数是典型变量与同属于本组的原始变量之间的相关系数。

典型结构分析的计算结果如表6所示。由表6可知，影响组的第一典型变量Ul与X2具有高度相关性，与X3、X4表现中度相关，与X1低度相关。说明销售成本费用率（X2） 、资产总额（X3）、市场占有率（X4）与经营绩效的影响因素相关程度较高，其中X2最为显著。资产风险率（X1）与经营绩效的影响因素相关程度较低，贡献量最小，但也有一定的影响力。

由表7可知，绩效组的第一典型变量U1与Y4、Y1的相关系数都比较高，分别为0.994、0.987，属高度相关，与Y3的相关系数也达到了0.718，说明加权平均净资产收益率（Y4）、销售净利率（Y1）、总资产现金回收率（Y3）的影响都比较大。与其他典型变量比较，Ul反映了上市公司经营绩效的成分更多一些。

由表6和表7可知，由于第一典型变量之间的高度相关，绩效组内大部分原始变量与本组的第一典型变量相关程度较高，而影响组内的原始变量与本组的第一典型变量之间也呈较高的相关关系，这种一致性从数量上体现了经营绩效的影响因素对上市公司的经营绩效的本质影响作用。说明典型相关分析结果具有较高的可信度。

交叉负载系数是某一组中的典型变量与另外一组的原始变量之间的相关系数。交叉负载系数的平方表示本组原始变量的变异量被另一组的典型变量解释的比例。

从表8可知，影响组的第一典型变量V1与X2的交叉负载系数为 -0.967，这个数值的平方为0.935，表示V1可以解释影响组的一个变异量的93.5%。

从表9可知，绩效组的四个变量与第一典型变量V1的交叉负载系数为0.967、0.552、0.704、0.974，取平方得到0.935、0.305、0.500、0.949，表示V1可以解释绩效组的四个变量变异量的93.5%、30.5%、50%和94.9%。

（四）典型冗余和解释能力分析

第一典型冗余表示第一组原始变量总方差中本组变式解释的百分比，第二典型冗余表示第一组原始变量总方差中由第二组的变式所解释的平均比例。典型相关系数的平方表示两组典型变量间享有的共同变异的百分比，将第一典型冗余乘以典型相关系数的平方， 即为第二典型冗余。

从表10中可以看出，第一对典型变量U1和V1均较好地预测了对应的那组变量，第一典型冗余分别为29.7% 和69.9% ，交互解释能力比较强；第二典型冗余分别达到28.5%和67.1%，也具有较强的解释能力；第二对典型变量U2和V2的预测能力和交互解释能力比较弱，第一典型冗余分别为31.9%和2.4%，第二典型冗余分别为12.2%和0.9%，也具有一定的解释能力。尤其是第一对典型相关变量具有较高的解释百分比（0.960），说明第一对典型变量较好地预测了对应的那组变量，同时，也较好地预测了对方组的变量，同时也说明了影响组与绩效组不仅能够被其自身的典型变量解释，同时也能被其对应的典型变量所解释，可以得出影响组与绩效组之间具有显著的相关性。

四、结论

本文选取了饲料行业上市公司为研究样本，通过典型相关分析方法研究经营绩效及其影响因素之间的相关性。可以得出以下结论：

在典型相关方程中，“绩效组”中的加权平均净资产收益率的典型载荷最显著，强于其他指标，对上市公司的经营绩效具有一定的影响。进而体现了加权平均净资产收益率是一个综合性最强的财务比率，最能反映股东投入资金的盈利能力，是绩效组中最有代表性的一个指标。其次是销售净利率典型载荷低于加权平均净资产收益率，也表现出了较强的相关性。“影响组”中的资产风险率、销售成本费用率均与经营绩效具有一定的负相关性，即资产风险率、销售成本费用率越高，经营绩效的值越低，这两个因素对企业的绩效水平起到抑制的作用。而资产总额、市场占有率均与经营绩效具有显著的正相关关系。即资产总额、市场占有率越高，公司的经营绩效水平也越高。另一方面，资产风险率和销售成本费用率是影响组中典型相关系数最高的变量，典型变量的典型相关性比较显著，因此在上市公司制定战略时要重视这两者的变化，尽量降低资产风险率和销售成本费用率的指标，使饲料行业上市公司的经营绩效达到理想目标。

参考文献：

1.张力庠，谭智心.我国饲料产业区域竞争力评价分析[J].农业技术经济，2007，（2）.

2.张淑辉，陈建成，张立中，张新伟.农业经济增长及其影响因素的典型相关分析[J].经济问题，2012，（5）.

3.姚公安，李琪.企业绩效与创新资金投入的相关性：基于电子信息产业百强企业的研究[J].系统工程，2009，27（7）.

4.于明洁，郭鹏.基于典型相关分析的区域创新系统投入与产出关系研究[J].科学学与科学技术管理，2012，（6）.

5.王雷，党兴华.R&D经费支出、风险投资与高新技术产业发展：基于典型相关分析的中国数据实证研究[J].研究与发展管理，2008，（8）.

6.王发友.典型相关分析的基本思想和方法步骤[J].科技信息，2007，（12）.

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篇(3)

关键词：外资并购；国内并购；经营绩效

中图分类号：F270.3文献标识码： A文章编号：1001-6260（2008）06-0095-06

近年来，受全球化和国际并购浪潮的影响，中国企业已经成为全球跨国并购的重要参与者之一。国外学者已经证实，和国内并购相比，发展中国家发生的跨国并购对东道国目标企业绩效产生了更多的正面影响，跨国并购会显著提高发展中东道国企业的技术水平、管理能力，并且带来新的公司治理结构，提高东道国目标企业的竞争力。对于只有短短几年外资并购历史的我国上市公司而言，外资并购是否也能显著提高我国上市公司的经营绩效呢？本文将运用国际并购绩效的主流研究方法――会计研究法对外资并购和国内并购的经营绩效作比较研究，同时还将进一步探讨外资并购方式、并购后外资是否控股两个关键因素对外资并购绩效的影响。

一、文献回顾

国外大多数研究都认为，跨国并购能使目标企业的经营绩效得到改善。Lichtenberg (1992)指出所有权变更对被收购企业的生产率产生了正面影响。Baldwin（1995）研究发现20世纪70年代被收购的加拿大企业生产率的增长要快于那些所有权没有发生变化的企业。Moden（1998）研究了1980―1994年期间瑞典企业的并购，发现不论进行收购的是国内收购者还是国外收购者，在收购以前，目标企业的平均劳动生产率都低于行业平均水平，而在收购后，相对于同行业的平均水平而言，被国外投资者收购的企业的生产率有较大幅度的提高，而被国内投资者收购的企业的生产率则没有多大改善甚至下降；此外，外资收购在全要素生产率、就业和市场份额方面都有所提高。Chudnovsky等(2000)对阿根廷的实证研究表明，与未被外资收购的企业相比，被收购企业的销售额、劳动生产率、出口和雇员人数的增长都更加强劲。Uminski(2001)对波兰的一项跨国并购绩效的研究发现，无论是定性的观察还是对财务数据进行定量的衡量都表明，通过被外资并购来私有化的企业比通过国内并购私有化的企业具有较好的业绩。Zemplinerova等（2001）对捷克的一项研究也得到类似的结论：被外资并购的企业的生产率增长不仅高于国内企业，而且高于外资通过新建方式投资的企业。不过，国外学者更多的是运用事件研究法研究股票市场对跨国并购的反应。Kiymaz等（2000）研究了1982―1991年参与跨国并购的141个美国目标企业和112个美国并购企业的财富效应。对美国目标企业而言，基本上能通过跨国并购获得显著的超额收益，其中被法国企业并购时获得的超额收益最大（12.79%），被英国企业并购时的超额收益最小（3.65%）；对美国并购企业而言，获得的超额收益则与目标企业所在的国家有关。

国内有少量文献对外资并购的绩效进行了探讨。李善民等（2003）分别采用事件研究法和会计研究法，就外资格林柯尔控股收购科龙电器（000921）的短期效应和长期效应进行了研究。该研究发现，外资股东控股使得科龙电器在公告日前后20天的累积超额收益为3.01%，在短期内股东（流通股股东）财富增长约3678.11万元。同时公司在并购1年后的每股收益、净资产收益率以及主营业务利润率都有所上升，说明外资股东的进入有利于改善公司的盈利能力和成本控制能力，实现了外资收购的初衷。顾卫平（2004）选取了2001年后18家被外资收购的中国上市公司作为样本，研究外资并购对上市公司的价值影响。基于事件研究法的实证结果表明，样本在考察期［-20，+10］内有正的累积平均超额收益率（约1%），不过统计结果不显著。基于会计研究法的实证结果则发现，除航天长峰（600855）外，外资并购后上市公司的每股净资产均呈现上升态势，表明外资并购对提升上市公司业绩具有积极作用。卢文莹等（2004）以1995―2003年被外资收购的10家上市公司为样本，从盈利能力、偿债能力、经营能力、现金流量比率和成长能力五个方面共30个指标研究了外资并购的财务绩效。研究结果表明，外资对中国上市公司的收购并未使目标公司财务绩效有显著改变。陈继勇等（2006）以2000―2002年发生并购的29家中国A股汽车行业上市公司为样本，运用多指标的财务评价法衡量和检验了汽车行业上市公司并购后的绩效。研究结果表明，汽车行业的外资并购绩效不仅整体明显优于内资并购，而且这种业绩改善具备明显的持续性。从并购前2年到并购后2年，外资并购公司的平均排名逐渐上升，内资企业的平均排名逐渐下降。

二、检验方法、样本选择与数据来源

（一）检验方法

尽管Bruner(2002)指出事件研究法和会计指标研究法是国际学术界研究公司并购绩效的主流方法，但是我国资本市场的内在制度缺陷使事件研究法不太适合进行我国上市公司并购绩效研究，而在使用传统的会计指标研究法评价并购绩效时也存在一些难以克服的缺陷。因此，本文将以若干个上市公司的财务指标为基础，运用因子分析法构建一个综合评价模型，来检验我国上市公司并购前后绩效的变化，即：

其中，Fi是第i个公司并购绩效的综合得分，aij是第i个公司第j个因子的方差贡献率，Yij是第i个公司第j个因子的得分。

本文选取了五类共14个财务指标，分别为：（1）盈利能力指标：每股收益、净资产收益率、主营业务利润率、总资产净利润率；（2）现金流量能力指标：每股经营活动现金净流量；（3）成长能力指标：主营业务收入增长率、净利润增长率、总资产增长率；（4）资产管理能力指标：总资产周转率、存货周转率、应收帐款周转率；（5）偿债能力指标：资产负债率、流动比率、速动比率。

（二）样本选择与数据来源

本研究的外资并购样本取自深沪两市2000―2004年发生外资并购的我国上市公司。为了使研究结果更客观，选取样本时按照一定的标准对这些并购事件进行了剔除和筛选，主要标准有：（1）并购交易结束后，外资持股比例应超过10%，外资应成为第一或第二大股东，以保证外资能够对公司各方面运营产生影响；（2）公司至少在并购首次公告日前一年上市，排除通过外资发起入股的方式来并购上市公司的案例；（3）剔除那些财务指标极端异常值的样本。经过剔除和筛选，本研究最终选取了38个外资并购样本。国内并购样本取自2000―2004年发生国内并购活动的80个目标上市公司，这80个公司在行业及规模上与外资并购的目标公司大致匹配。

外资并购和国内并购公司的相关财务指标数据均来源于深圳国泰安信息技术有限公司开发的《中国上市公司财务指标数据库》(CCFRR)。

三、全部并购样本的综合检验

（一）外资并购公司和国内并购公司综合得分的计算

首先，运用社会科学统计软件包（SPSS12.0），以因子分析法对被外资并购的上市公司按并购前1年、并购当年、并购后第1年、并购后第2年和并购后第3年分别进行因子分析，提取5个因子。根据因子得分和方差贡献率，得出五个综合得分函数：

分别根据上述两类公司的综合得分函数计算外资并购公司和国内并购公司在并购前后相应年份的绩效综合评分。

（二）外资并购样本和国内并购样本绩效的综合检验

根据公司并购前后相应年份综合得分差值，对外资并购和国内并购公司两类样本进行均值检验。检验结果如表1所示。

2和F3分别表示公司并购前1年、并购当年、并购后第1年、并购后第2年和并购后第3年样本公司的综合得分。N是样本量。均值是综合得分差值的算术平均，均值的正负表示绩效的上升或下降，均值的大小表示绩效变动的相对程度。括号里是t检验值。正值比率是综合得分差值为正的样本公司个数占全部样本的比值。

表1显示，上市公司在被外资并购前1年、并购当年和并购后1年综合得分均值无显著差异，相应的t检验值均为0。并购后的第2年和第3年的综合得分与并购前1年相比则有一定程度的提高，尤其是并购后第3年的综合得分有大幅度的提高，这说明上市公司被外资并购后在短期内并不能改善企业业绩，但随着外资的渗入，企业绩效在并购后第2年开始得到改善，这也说明上市公司被外资并购后的绩效改善有一个过程。不过虽然并购后第3年与并购前1年的综合得分差值的均值为正（0.1283），有较大幅度的提高，但没有通过显著性检验，这可能与我们所选的样本量太小有关系。总而言之，我国上市公司被外资并购后虽然短期内绩效并未得到改善，不过从长期来看，在被并购后2到3年间其绩效有明显改观，已显露出并购整合后的正效应，表明外资并购是有效的。

但是被国内公司并购的上市公司的情况则不容乐观。图1是外资并购样本和国内并购样本的综合得分差值的变动趋势图。图1显示，被国内公司并购的上市公司其绩效在并购后的几年间持续下降，在并购后第2年下降得尤为迅速，在第3年下降速度有所放慢，但总的来说，和并购前相比较，国内并购公司在并购后第3年的综合得分还是下降了0.0176。实证结果表明，被国内公司并购的上市公司其绩效并未得到改善，相反，还有一定程度的恶化。

图1 外资并购公司和国内并购公司的综合得分均值的变动趋势

外资并购和国内并购在长期经营绩效方面的差异进一步表明了外资并购和国内并购本质上的不同。相当多的国内并购属于报表式重组，其本身并无实质性内容，对目标公司的绩效改善并无很大作用。外资并购则不然，外资并购不仅给投资者带来利好信息，导致二级市场股价的上涨，更重要的是，外资能给国内公司带来先进的技术、人才和管理经验，虽然目标公司在短期内绩效并未得到改善，不过，被外资并购后的上市公司在被并购后2到3年间其绩效已有明显提高，表明了上市公司在外资的支持下，经过较长时间的整合后具有了持续发展潜力。

四、并购方式与外资并购绩效

目前外资并购我国上市公司的方式主要有三种，即收购股权、定向增发和间接收购。收购股权指外资通过协议收购非流通国家股或法人股、收购外资法人股等方式直接控制上市公司。定向增发指上市公司向特定的外资发行股票、债券以及其他可以对应为上市公司股权的金融工具，外资以现金、实物资产或股权进行认购，如2002年9月，青岛啤酒（600600）与美国AB集团签署战略合作协议，青啤分三次向AB集团定向增发可转换债券，债券将在7年内根据双方的转股安排全部转成青啤H股。间接收购包括多种曲线并购方式，主要有：（1）外资与上市公司成立合资公司，由合资公司反向收购上市公司的核心资产，从而间接控制上市公司，如2001年米其林对轮胎橡胶（600623）核心资产的收购；（2）收购上市公司外资控股股东股票以间接控股上市公司，如1998年韩国三星康宁间接收购赛格三星（000068）；（3）外资通过收购上市公司的国内控股股东股票间接控制上市公司，如2001年阿尔卡特通过绝对控股上海贝尔而间接成为上海贝岭（600171）的大股东。

本研究所取样本中，定向增发类并购事件极少，且其也涉及与上市公司的直接的股权交易，因此，本文将其与收购股权类合在一起，统称直接并购。这样，在研究并购方式对并购绩效的影响时，直接收购样本有27个，间接收购样本11个。表2是两类样本综合得分及均值的检验结果。

表2显示，两类并购样本并购当年、并购后第1年、第2年与并购前1年相比，绩效均无明显变化，但直接并购类样本并购后第3年和并购前1年的综合得分差值为0.0349，表明外资进入后虽然短期内未能改善企业绩效，但在并购后第3年绩效有所提高，外资并购的积极效应开始凸现。间接并购类样本虽然并购后第3年与并购前1年的综合得分差值也为正（0.0003），但远远低于0.0349，说明间接并购的绩效改善程度远不如直接并购。分析原因不难发现，对股权转让类并购，并购将导致公司控制权的重新分配。新股东跨国公司的介入不仅仅增加了对经理层的监管，而且他们还会主动参与公司的经营和管理，将跨国公司高效率的管理机制导入企业，给企业带来新的活力，为公司绩效的改善创造了有利条件。定向增发则带有极强的目的性，实质上是目标公司综合考虑战略发展的需要而有选择地引入战略投资者的行为，从长期经营来看有利于提升公司绩效。间接并购由于是通过曲线方式实现对上市公司的间接控制，因此对公司实际经营和管理的参与程度可能不如前两类，导致对公司经营绩效的改善达不到显著的效果。

五、外资控股与外资并购绩效

控股与参股是具有明显投资目标差异的市场行为，因而可以认为，外资是否作为并购后第一大股东对并购后的经营绩效具有重要的影响。

在38个总体样本中，轮胎橡胶的外资并购中外资是否控股不详，因此在此处研究外资是否控股对经营绩效的影响时，总样本是37个。其中，外资控股有22例，外资非控股15例。

表3显示，两类样本虽然并购当年、并购后第1年、第2年与并购前1年相比，绩效均无明显变化，但两类样本的差异在并购后第3年开始显现。外资控股类样本并购后第3年与并购后第2年的综合得分差值为0.0410,整个期间累积的综合得分差值为0.0602；外资非控股类并购则不然，该类样本并购后第3年和第2年的综合得分差值为-0.0484，整个期间累积的综合得分差值为-0.0041。实证结果证实了我们的假设，即并购后外资是否成为第一大股东对公司经营绩效有重要影响：外资控股类并购在并购后第3年能给目标公司带来一定程度的绩效改善，非控股类并购不仅不能提高目标公司绩效，相反，还带来一定程度的恶化。

究其原因，笔者认为，如果外资在并购后成为第一大股东，必然将其企业文化、管理机制和先进技术导入上市公司，给企业带来全新的活力。同时，外资控股还可以从根本上改善公司治理结构，提高公司运营效率。因此，外资并购后如果外资作为第一大股东，那么目标公司将取得良好的并购绩效。如果外资在并购后不是第一大股东，那么整个上市公司的企业文化、管理机制方面都不会有质的变化，同时，作为第二大股东的外资进入后对目标公司的整合和协调也会有相当的难度，因此，外资并购后如果不是第一大股东，目标公司的并购绩效将比外资作为第一大股东时要差。

六、结论

本文运用会计指标法研究了外资并购的经营绩效，得到了三个基本结论：

（1）上市公司在被外资并购前1年、并购当年和并购后1年综合得分均值无显著差异，并购后的第2年和第3年的综合得分与并购前1年相比则有一定程度的提高，表明目标公司被外资并购后虽然短期绩效未能改善，但并购后2到3年绩效有一定的提高，逐步显现出外资并购的正效应。国内并购的情形则不容乐观。被国内公司并购的上市公司其绩效并未得到改善，相反，还有一定程度的恶化。

（2）外资并购方式对目标公司的经营绩效有一定的影响。直接并购方式下，目标公司整个期间累积的综合得分差值为0.0349，远远高于间接类并购累积的综合得分差值。直接并购比间接并购更能改善目标公司绩效。

（3）并购后外资是否控股对目标公司经营绩效也有明显影响。外资并购后如果外资作为第一大股东，将会从根本上改善公司治理结构，提高公司运营效率，目标公司的并购绩效将比外资不是第一大股东时要好。

本研究也有局限性。由于外资并购在我国的历史不长，本研究使用的样本虽然比李善民等（2003）的典型案例研究以及顾卫平（2004）的18个样本数量有一定增长，但总的来看还是偏少，这可能是造成以上实证结果均未能通过显著性检验的原因，同时也在一定程度上削弱了本研究的解释力。不过，随着外资并购在我国的发展，外资并购事件将逐渐增多，实证样本容量的增加将会使外资并购经营绩效的研究得到更有意义的结论。

参考文献：

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An Empirical Study on the Financial Performance

of Foreign Acquisitions in China

LI Mei

（School of Economics and Management, Wuhan University, Wuhan 430072）

Abstract: This paper examines the financial performance of foreign acquisitions and domestic acquisitions in China during 2000 and 2004 with accounting-based measures. The result suggests that the financial performance of Chinese targets acquired by foreign capital has been improved in the second or third year after acquisition while domestic acquisitions haven′t. This paper also finds out that M&A patterns and foreign capital′s holdings of the company have effect on the financial performance of foreign acquisitions to an extent.

篇(4)

[关键词]上市公司；股权结构；公司绩效

股权结构与公司经营绩效之间的关系一直是国内外学者在理论和实践上争论的问题。股权结构是决定公司治理结构的基础，而公司治理效率的高低最终表现在公司经营绩效上。为了使公司最有效地运行，从而取得良好的经营绩效，有必要对上市公司的股权结构与经营绩效进行分析研究。

一、样本选择

以深、沪两市发行A股的1373家上市公司为样本空间，为去除异常因素对计量结果的干扰，以下列标准对1373家上市公司进行了筛选：

1．剔除*ST、ST公司；

2．剔除净资产收益率为负的上市公司；

3．剔除净利润增长率绝对值大于150％的公司；

4．剔除单纯的H股公司。

经筛选，共选出797家符合上述标准的上市公司。

二、变量的选取

模型中的变量包括被解释变量、解释变量、控制变量三大类。

1．被解释变量：净资产收益率(ROE)

国内许多学者研究此类问题都使用托宾Q值来衡量公司的价值，我们认为这类指标选择不当。原因之一在于中国上市公司的股票价格背离股票价值很大；原因之二是因为公司资产的重置价值难以估算；此外股票市场真正交易的股票只占总股份的40％左右。在这种情况下，托宾Q值并不能真正反映公司的绩效，因此，本文采用公司的会计指标净资产收益率(ROE)来衡量公司的绩效。

2．解释变量

(1)股权所有制构成变量：包括国有股比例(S)；法人股比例(LP)；流通股比例(A)。

(2)股权集中度变量(Ci)：i=1，5分别表示第一大股东持股比例和公司前5位大股东持股比例之和。

3．控制变量

(1)公司规模(ASSET)：以公司账面总资产的自然对数来表示。用以表示公司的规模效应对公司经营绩效的影响。

(2)财务杠杆(DAR)：公司负债总额与公司总资产之比，即公司资产负债率。该指标反映了公司的资本结构及债务的治理作用，由于债务融资相对于权益融资来说具有税收屏蔽作用，因而较高的资产负债率可能带来短期内企业营运成本的降低，从而有利于公司业绩和价值的提高。

(3)净利润增长率(GROW)：在有效的资本市场上，具有高增长速度公司的股票定价应该更高。

三、股权所有制构成与公司经营绩效的实证分析

由于国有股存在着“所有者缺位”和委托链过长的问题，国有股比例可能对上市公司经营效率的提高有不利影响；而法人股能积极地参与公司治理，对提高上市公司的经营业绩起到正面的影响；社会公众股总股本在证券市场中占有较少的份额，因而这些股东往往更关注于二级市场股票价格的波动，而不关心上市公司的生产经营状况。基于以上的分析，我们提出以下假设：

假设1．1：国有股的比例与上市公司经营绩效之间存在负相关关系；

假设1．2：法人股的比例与上市公司经营绩效之间存在正相关关系；

假设1．3：社会公众股的比例与上市公司经营绩效之间不存在相关关系。

为检验假设我们构造回归方程(1)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR＋β1GROW+β4OWNER+ε　(1)

其中ROE为公司经营绩效指标；OWNER为公司股权所有制构成变量，分别用国有股比例(S)、法人股比例(LP)、流通股比例(A)来衡量，为避免S、LP、A之间的多重共线性，以S、LP、A分别带入回归方程进行分析；α是待估截距项，ε为随机项；β1，β2，β3，β4，为待估回归系数。计算结果见表1。

表1显示国家股比例与公司绩效之间存在显著的正相关关系。与我们的假设相反。对此可能的解释是：由于国家股有效持股主体的缺位和委托链过长，不可避免地导致了内部人控制问题的出现，公司经理人利用政府在行政上的超强控制和产权上的超弱控制，以出资人的利益为代表，利用所控制的资产为自己谋求利益，致使企业整体效益出现负面效应。但由于政府对企业发展具有政策支持效用，上市公司通过国家股与政府维系良好的关系以及政府近年来对国有资产监管力度的加大，使得国有股对绩效的正面效用超出了目前的负面效用。法人股比例与公司绩效之间存在显著的正相关关系，说明支持假设1．2。由于法人股股东持股数量多，持有的股份不能上市流通等原因，因此会更加关注企业的长期经营发展，法人股东既有动力也有能力去实现对公司经理人的监督，促使管理层采取更加有效的措施来提高公司的经营管理水平和业绩。流通股比例与公司绩效之间存在显著的负相关关系。可见我国流通股股东并没有着眼于公司的长期增长，流通股股东的行为出现短期化，他们由投资转为投机，存在严重的“搭便车”现象，在公司治理中具有低效率性。在外部治理机制不完善的情况下，盲目分散股权可能并不利于公司绩效的提高。

四、股权集中度与公司经营绩效的实证分析

由于我国目前根本不存在积极的外部接管市场、权市场，因而起主导作用的是激励机制和监督机制，从这个角度来讲，股权高度集中和股权相对集中的股权结构对公司治理机制的发挥较为有利。所以我们提出以下假设：

假设1．4：第一大股东持股比例与公司经营绩效存在正相关关系；

假设1．5：第一大股东持股比例与公司经营绩效存在U型曲线关系；

假设1．6：前五大股东持股比例与公司经营绩效存在正相关关系。

为检验假设1．4，我们构造回归方程(2)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR+β3GROW+β4C1+ε　(2)

C1表示第一大股东持股比例，带入方程(2)得表2。

从表2可以看出，第一大股东持股比例的回归系数(分别为0．051，0．051，0．043)均在1％的置信水平上显著，说明公司的净资产收益率与第一大股东持股比例呈现显著的正相关关系，即第一大股东持股比

例对公司绩效有正面的影响。

为检验假设1．5，我们构造回归方程(3)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR+β3GROW+β4C1+β5C12+ε　(3)

把相应数据带人方程(3)，计算结果见表3。

从表3可以看出，净资产收益率与第一大股东持股比例C1之间存在显著的二次函数关系，C1及C12回归系数的符号表明二次曲线是U型曲线关系。也就是说，当第一大股东持股比例比较低时，净资产收益率随着第一大股东持股比例的增加而下降；当第一大股东持股比例比较高时，净资产收益率随着第一大股东持股比例的增加而增加。当第一大股东持股比例大约为31％时，净资产收益率最小。以上说明当第一大股东持股比例较小时，也就是股权较为分散时，经营激励和监督机制的作用发挥不明显，从而在长期内降低公司价值；当第一大股东持股比例较高时，经营激励和监督机制的作用发挥比较好，有利于增加公司的长期价值。

为检验假设1．6，我们构造回归方程(4)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR+β3GROW+β4C5+ε

(4)

计算结果见表4。

从表4可以看出，ROE值与C5呈显著的正相关系，因此，从整体看，假设1．6成立。

五、主要结论

1．国家股比例与公司绩效之间存在显著的正相关关系，说明目前我国上市公司中，国有股对公司绩效的正面作用超出它的负面效应。

2．法人股比例与公司绩效之间存在显著的正相关关系，说明由于法人股不能上市流通等原因，促使法人股股东更加关注企业的长期发展，对管理层进行有效地监控，因此，提高了管理层经营决策水平，提高了公司业绩。

3．流通股比例与公司绩效之间存在显著的负相关关系，说明我国流通股股东存在严重的“搭便车”现象，在外部治理机制不完善的情况下，盲目分散股权并不利于公司绩效的提高。

4．公司的净资产收益率与第一大股东持股比例呈现显著的正相关关系，第一大股东持股比例越高，公司业绩越好。说明“一股独大”不但不是产生中国上市公司治理问题的罪魁祸首，反而有利于改善公司的经营状况。

篇(5)

一、指标选取

一般来说，企业经营绩效的内容主要有三个方面：盈利能力、偿债能力和资产管理能力。常用反映盈利能力的指标有总资产利润率、主营业务利润率、净资产收益率和每股收益；反映偿债能力的指标有资产负债率、流动比率、速动比率和总资产增长率；反映资产管理能力的指标有总资产增长率、存货周转率和应收账款周转率。本文仍从盈利能力、偿债能力和资产管理能力三个方面来衡量企业经营绩效。具体指标：

1、盈利能力指标。设立总资产利润率（X1）、净资产收益率（X1）和每股收益（X3）来反映上市公司的盈利能力。总资产利润率反映上市公司资产的整体获利能力；净资产收益率反映上市公司股东投资报酬的大小；每股收益反映普通股盈利水平。

2、偿债能力指标。设立资产负债率（X4）、流动比率（X5）和总资产增长率（X6）来反映上市公司的偿债能力。资产负债率反映了企业资本结构中的举债比率；流动比率反映上市公司在某一点上偿还即将到期债务的能力；速动比率反映上市公司在某一时点上运用随时可变现资产偿还到期债务的能力。

3、资产管理能力指标。设立存货周转率（X7）和应收账款周转率（X8）两个指标来反映上市公司在资产方面的管理能力。存货周转率反映了上市公司在存货方面的管理能力；应收账款周转率反映上市公司年度内应收账款转化为现金的平均次数。

二、样本选择及实证研究

1、样本选择。本文以上市公司中的医药企业为例，探讨因子分析方法在公司经营绩效分析中的应用。研究样本来自上海和深圳证券交易所35家医药生化企业2005年年报，按上述指标进行分析。

2、因子分析。本文利用spss统计分析软件进行因子分析，表1给出了因子解释原有变量的情况。（表1）

从表1中可知，第一列是各个主成分的序号。第二列表示相关矩阵或协方差矩阵的特征值。这些值是用于哪些因子应该保留，它总共有三项。第一因子的特征值为3.343，第二因子的特征值为1.908，第三因子的特征值为1.435，只有前三个因子的特征值大于1；第二项表示各成分所解释的方差占总方差的百分比，也就是各因子特征值占特征值总和的百分比；第三项表示自上至下各因子方差占总方差百分比的累积百分比，显然前四个因子的特征值之和占特征值总和的83.561％。

第三列表示因子提取的结果，表示未旋转的因子载荷的平方。它总共有三项，分别表示每个因子的特征值、方差贡献率和累积方差贡献率。按照系统默认值给出的分析原则，即提取的原则是特征值大于1，那么应该提取前三个因子，这三个因子已经对大多数数据给出了比较充分的概括，它们综合了原八个观测量83.561％的信息，完全能够反映样本的本质。由于初始因子载荷矩阵对因子命名和解释不明显，所以需要进行方差最大化旋转，旋转后的因子载荷矩阵如表2。

由表2可知，总资产利润率（X1）、净资产收益率（X1）和每股收益（X3）在第一个因子上有较高的载荷，可以解释为盈利能力因子；资产负债率（X4）、流动比率（X5）和总资产增长率（X6）在第二个因子上有较高的载荷，可以解释为偿债能力因子；存货周转率（X7）和应收账款周转率（X8）在第三个因子上有较高的载荷，可以解释为资产管理水平因子。与旋转前相比，因子的含义较为清晰。（表3）

因子分析过程同样给出了各因子得分系数，如表3，由此可以得出因子得分函数：

因子1=0.283X1＋0.331X1

＋0.304X3－0.003X4＋0.020X5

＋0.204X6＋0.120X7＋0.097X8

因子2=－0.104X1＋0.088X1

＋0.037X3＋0.421X4－0.428X5

＋0.347X6＋0.086X7－0.021X8

因子3=0.034X1＋0.025X1

－0.002X3－0.039X4＋0.129X5

＋0.148X6－0.507X7＋0.605X8

结合表2中各因子的方差贡献率可得出公司经营绩效综合得分：

综合得分=37.941×因子1得分＋26.153×因子2得分＋19.466×因子3得分

从分析得出的三项因子来看，盈利能力所占比重最大，其次为偿债能力和资产管理能力。可见盈利能力是上市公司的核心，偿债能力是上市公司资产安全性的反映，资产管理能力是上市公司日常经营能力的表现，这三个因子共同反映了上市公司的经营绩效。

三、实证结果分析

在上述因子分析的基础上可以计算出各企业的因子得分，从而得出综合经营绩效。表4、表5给出了处于前10名和后十名的企业。（表4）（表5）

需要说明的是，因子得分的负值并不等于说该企业的经济效益出现负数，因为因子得分的计算是以企业的平均经济效益水平为基础的，低于平均水平的即为负数。处于前十名和后十名的企业中，得分较高的企业主要是总资产利润率、净资产收益率和每股收益三项指标较高；反之，得分较低的企业主要是总资产利润率、净资产收益率和每股收益三项指标较低。

四、结论及建议

本文通过对医药行业35家上市公司的因子分析，确定出该行业中企业经营绩效评价的三大因子：盈利能力因子、偿债能力因子和资产管理能力因子。为此，提出了如下建议：

1、医药企业应重视自身的盈利水平，这可以从总资产利润率、净资产收益率和每股收益三项指标来考察。

篇(6)

近年来，随着经济和医疗卫生事业的不断发展，医药行业的发展速度越来越快，成为全球仅次于银行业和石油业的第三大投资行业，但同时也面临着复杂多变的市场竞争环境。因此，越来越多的研究者开始关注这一行业的经营绩效评价问题。目前评价企业经营绩效的方法主要有平衡计分卡法、EVA评价分析法、沃尔评分法和模糊决策财务分析法等。但由于企业经营绩效评价指标的复杂性和多样性以及评价方法的主观性，其结果并不理想，偏差较大。因子分析和聚类分析根据数据本身结构特征，能克服一些传统评价方法的主观偏差，具有独特的优越性。本文采用因子分析和聚类分析，试对我国医药上市公司的经营绩效进行评价并提出改善建议。

二、指标选取

本文参照财政部在1999年6月颁发的“工商类竞争性企业绩效评价指标体系”，针对我国医药上市公司的特点，选取盈利能力、偿债能力、运营能力、获现能力和成长能力等六方面的共20个指标来评价上市公司的经营绩效。为消除初选指标间信息的重叠，利用SPSS17.0统计分析软件，运行包含20个经营绩效评价指标的基本模型，并计算各指标的适合测度值（MSA），剔除小于0.6的指标重新定义模型。通过多次筛选，剔除营业成本比率，净资产收益率，股东权益比率，应收账款周转率，销售增长率等五个财务指标。经处理的评价指标体系及MSA值见表1。

三、基于因子分析与聚类分析的医药上市公司经营绩效评价

（一）因子分析 主要包括以下步骤：

（1）样本数据标准化。为了使研究结果更能反映医药上市公司经营绩效的现实状况，本文在选取样本时，剔除了不能取得所需研究数据和数据披露不真实的上市公司。依据2009年度医药上市公司综合竞争力排名，分为强、中、弱三类，然后采用配额抽样，分别从好中差三类中各抽取十家，共得样本30家。收集的30家医药上市公司财务数据来源于中国证券监督管理委员会和证券之星的2010年度财务报表，并对所收集的数据进行了标准化处理。

（2）因子分析适用性检验。由于KMO统计量为0.743>0.7，因子分析的效果比较好，再由Barlett球形检验，可知各变量的独立性假设不成立，故因子分析的适用性检验通过。

（3）提取公因子。以特征值≧1，累积方差贡献率≧80%为标准提取公因子，从运行结果可知，前五个因子的方差贡献率达到86.985%（>80%），因此选前五个因子（用F1，F2，F3，F4，F5表示）已足够描述所选上市公司的经营业绩状况。

（4）因子的经济解释。根据各变量的经济意义分别对提取的公因子命名。由表2可知，F1在销售利润率和资产收益率变量上的载荷量较大，这两个指标主要反映企业盈利能力的强弱，命名为盈利能力因子。F2在流动资产周转率、固定资产周转率和总资产周转率变量上的因子载荷量较大，主要反映企业的运营状况，命名为运营能力因子。F3在总资产增长率和资本积累率变量上的因子载荷量较为显著，代表了企业的成长性，命名为成长能力因子。F4在速动比率和流动比率两个变量上的因子载荷量更大，反映企业偿债能力的强弱，命名为偿债能力因子。F5在每股现金流上有较大的载荷，代表企业的获现能力，命名为获现能力因子。

（5）因子得分及排名。根据 SPSS17.0 输出的因子得分系数矩阵，将五个公因子表示为15个指标的线性形式，得到因子得分函数，如下所示：

F1=0.199X1+0.309X2+0.212X3-0.041X4-0.097X5-0.384X6+0.018

X7-0.128X8+0.013X9+0.094X10+0.18X11+0.09X12-0.159X13-0.126X14-

0.123X15

F2=0.063X1+0.025X2+0.118X3-0.073X4-0.038X5-0.150X6+0.388

X7 +0.232X8+ 0.053X9+0.341X10-0.105X11-0.147X12-0.082X13- 0.110

X14-0.030X15

F3=0.184X1-O.074X2+0.195X3+0.007X4-0.002X5+0.085X6-0.123

X7-0.015X8+0.129X9+0.021X10-0.076X11-0.023X12+0.406X13+0.4X14+

0.069X15

F4=-0.002X1-0.104X2+0.019X3+0.483X4+0.495X5-0.031X6-0.062

X7+0.054X8+0.054X9-0.106X10-0.005X11-0.059X12+0.003X13+0.004X14

+0.015X15，

F5=0.182X1+0.042X2-0.037X3-0.040X4+0.028X5+0.070X6-0.090

X7+0.311X8-0.416X9-0.252X10+0.004X11+0.465X12-0.004X13-0.024X14

+0.017X15

据此，可以计算出因子得分，由五个公因子的特征值可以得到因子综合得分的函数为：

F=0.3622F1i +0.226128F2i+0.177972F3i+0.14949F4i+0.084211F5i

由此，可得综合因子得分及排名见表3。

（二）聚类分析 在因子分析的基础上，利用因子得分和因子综合得分对上市公司作进一步的K-均值聚类分析（见表4，表5和表6）。

根据表4、表5可将我国30家医药上市公司经营绩效分为四大类，如下：

（1）包括恒瑞医药、华东医药两家医药上市公司。运营能力、盈利能力和综合因子均值得分在四大类别中最高，表明该类医药上市公司在运营能力，盈利能力和综合经营能力方面占有绝对优势，运营能力强，经济效益好，经营能够健康稳定有序的发展。就自身经营情况而言，偿债能力和成长能力较其它方面较弱，还有待加强。

（2）包括东阿阿胶、云南白药等十家医药上市公司。该类的偿债能力和获现能力因子均值在四大类别中处于最高水平，表明其偿债能力和获现能力较强，在赢得投资和社会信誉度方面具有绝对优势。但就公司的具体经营而言，运营能力因子和成长能力因子均值较小，在运营和成长方面还有欠缺。

（3）包括丰原药业、云南药业等12家医药上市公司。该类的获现能力因子均值在四大类中位居第二，但运营能力和偿债能力均值是最低的，表明其获现能力强而运营和偿债能力较弱。从自身的经营情况来看，获现能力因子均值较大而综合能力，偿债能力和成长能力因子均值较小，表明其有很强的现金管理能力，但偿债能力和成长能力较差，导致公司总体的经营业绩较差。

（4）包括西南合成、新华制药等六家医药上市公司。成长能力因子的均值是四大类别中最高的，而盈利能力因子均值是最低的，表明该类的成长能力强但盈利能力偏差，在盈利方面缺乏有效的策略，总体的经营业绩处于中下水平，与自身的经营状况一致。

四、结论与建议

（一）结论 将我国30家医药上市公司经营绩效的因子分析与聚类分析结果综合可得以下几点结论：

（1）经营绩效总体状况受多种因素影响。综合分析医药上市公司经营绩效状况的四大类可知， 一些盈利能力强、经济效益好、运营能力强或者各方面发展均衡但个别方面较弱的医药上市公司的综合因子得分排在了前面，但并不是每个因子得分都排在前面如恒瑞医药，东阿阿胶等。 经营绩效的五个因子分别从不同的方面反映了30家医药上市公司的经营绩效状况，但单独使用某一个因子并不能对医药上市公司的经营绩效状况做出综合的评价。

（2）不同医药上市公司经营绩效状况存在较大差异。第一类经营绩效综合能力均值为1.155941930023E0，远远高于其他4类的均值。虽然第二类中偿债能力因子均值在所有上市公司中处于领先地位，但其综合因子能力均值为-5.945883357287E-2，远远低于第一类。与第一，第二类相比，第三类的经营绩效综合因子均值更低，为-1.654861806521E0。第四类在成长能力，运营能力因子均值上具有较高的值，但是综合因子均值均处于中下等水平，经营绩效远远低于第一类，但却远远好于第三类。从经营绩效的因子均值和综合因子均值可以看出，我国不同医药上市公司经营绩效状况存在较大的差异。

（3）成长与运营能力对医药上市公司的经营绩效起着重要作用。由经营绩效的公因子方差分析表6可知，成长能力因子的方差 为11.853，运营能力因子的方差为11.269，对公司的总体经营绩效影响最大，其次为偿债能力与盈利能力，获现能力的影响最小。成长和运营能力是医药上市公司综合素质的体现，一个公司要想在激烈的竞争中获得一席之地，必须加强自身的综合实力，高度重视公司对成长运营能力的发展，提高偿债与盈利等能力，进而提高公司的总体经营绩效水平。我国医药上市公司总体运营能力偿债能力较好，成长能力不足。

（4）我国医药上市公司获现与偿债能力较好，成长能力有待加强。由表6可知，我国30家医药上市公司中获现能力能力较强的是第三类占整个医药公司的40%；偿债能力较强的是第二类，占整个医药上市公司的33.3%；运营能力较强的为第一类和第四类共2家，占整个样本的7%；成长能力较强的是第四类共6家占整体的20%。第一类，第二类和第三类24家医药业上市公司的成长能力均较差，占整体的80%。通过综合分析可以看出，我国医药上市公司总体获现与偿债能力较好，成长能力有待加强。

（二）建议 根据本文的研究结论，我们提出以下几点建议：

（1）应结合自身经营特点与发展条件构建对成长有支撑作用的资本结构；挖掘资源要素潜力，改善经营环境；在巩固原有经营强势的基础上逐步开创新的市场，提高公司和产品的知名度；加强产品的研发，提高企业的自主创新能力，打造自己的核心竞争力，实现企业成长与经营绩效同步增长。

（2）应借鉴第一类公司发展经营的基础上，一方面应充分利用企业的偿债和现金优势，发挥财务杠杆的调节作用，合理确定负债与自有资金的比例，为企业获得更多的经济效益；另一方面要引进人才，利用先进技术，提高公司的研发创新能力和综合管理水平，从而加强企业的运营与成长能力。

（3）通过设立偿债基金，优化资本结构，选择合理筹资方式等措施加强企业的偿债能力，保证企业按期偿债，降低企业的财务风险，综合提高企业的经营绩效。

（4）一方面可以通过增加投资来增加其利润，通过产品毛利率的稳中有升和较高管理水平来增加公司的盈利能力；另一方面通过积极增加融资渠道，鼓励优化资源配置，创造规模效益，变革公司的权利结构，优化股权结构，充分发挥公司董事会的作用等来提高盈利能力。

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[2]张文彤：《SPSS统计分析高级教程》，高等教育出版社2004年版。

[3]李志辉、罗平：《SPSS for Windows统计分析教程（第二版）》，电子工业出版社2005年版。

[4]李思静、刘智慧：《基于因子分析的上市公司经营业绩评价》，《中国集体经济》2010年第27期。

篇(7)

一、文献综述

国外研究学者 Masulis(1983)研究结果表明：[1]上市公司的经营绩效与其资产负债率呈显著的正相关，负债区间介于 0.23 与 0.45 能够对上市公司的经营绩效产生一定影响。Frank1 和 Goyal(2003)研究结果表明企业绩效与财务杠杆比例之间有正相关关系，与市场价值财务杠杆比率之间有负相关关系。[2]国内研究者，于东智(2003)用资产负债率来衡量公司负债的利率;[4] 用总资产收益率和主营业务利润率作为衡量指标来衡量公司的绩效，运用截面数据分析方法进行研究，控制变量设为股票种类、工地行业、年度等变量;冉光圭(2013)公司绩效作为被解释变量，把负债率当做解释变量进行线性回归方程的构建，结论是公司负债比例与经济绩效的关系呈现负相关。[5]

二、研究设计

(一)研究假设

1.股权结构与公司经营绩效

(1)股权集中度与公司经营绩效。第一大股东所持股份占比过大时，该大股东具有强大的能力和控制力对该行业的其他企业进行监督与管理，基于此，此文提出假设一。

H1：股权集中度在一定范围内(30%)，股权集中度与经营绩效成正比例关系。

(2)股权属性与公司经营绩效。国家股有其自己的特殊性，在国家补贴扶持资源优先以及政策利好方面为企业带来优势，基于此，提出假设二和三。

H2：国家股比例与公司经营绩效成反比例关系

H3：法人股比例与公司经营绩效成正比例关系

2.负债结构与公司经营绩效

(1)资产负债率与公司经营绩效。从我国零售行业实际情况来看，负债率的增加，企业资金规模的扩大一方面对企业的管理者是起到激励的作用。基于此，提出假设四：

H4：资产负债率与公司的经营业绩成正比例关系

(2)银行借款对经营者都有一定的约束。银行与企业之间的交易通常涉及金额较大且基本都具有重复性质的，基于此，提出假设五。

H5：银行借款比例与公司经营绩效成负相关

(二)样本的选取与数据来源本文选取 2008 年 ~2014 年期间在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的零售行业上市公司为样本，具体的采样标准，剔除掉 ST 和 PT 的公司，剔除数据中数据不全的上市公司，最终选定 85 家上市公司作为研究样本。本文相关的财务数据来源于东方财富网，其他数据来自 CSMAR 数据库。

(三)研究变量说明

第一，被解释变量。国际上经常采用的是杜邦财务分析模型所使用的是净资产收益率，反应的是企业的投入和企业的回报之间的关系。

第二，解释变量。本文的解释变量：股权结构、负债结构。其中，股权结构主要通过股权性质和股权集中度这两个方面来体现，股权结构指标包括国有股持有比例、法人股持有比例，股权集中度指标包括第一大股东持股比例。反映资本结构指标最常见的是选择总资产负债率，其表示上市公司负债总额与资产总额比值大小。

第三，负债结构包括资产负债比例、银行借款比例.

第四，相关控制变量。控制变量选择公司规模;公司成长能力。其中，公司总资产的自然对数表示公司的规模，用公司营业收入的增长率表示营业收入。相关变量的定义等如表1所示。

(四)计量模型设定

本文是从零售行业特征出发，研究零售行业上市公司融资结构对公司经营绩效影响关系，还有从其余各因素影响关系进行分析。其模型主要关注的是一个因变量与其余多个自变量之间的线性关系，根据上述的自变量与因变量选取，建立下面的回归分析模型:

模型1是股权结构与经营绩效关系的实证检验方程，模型2是债券结构与经营绩效的实证检验方程，模型3是融资结构与企业绩效关系实证检验方程，/31尹2尹3...a7表示偏相关系数，为残差项。

三、实证结果与分析

(一)变量的描述性

对研究的样本进行统计性描述，可得出如下结论。零售类行业上市公司盈利能力差距非常大;零售类企业股权集中度较高。国家股与法人股在股权结构中的作用是不容忽视的。零售行业的资产负债率比较高。公司间银行借款比例参差不齐。

(二)回归分析

用Stata对面板数据进行回归分析可得:

从表3的回归分析结果可以看出:模型一从股权结构对经营绩效影响的角度进行回归分析，第一大股东持股比例与经营绩效回归分析中，P值为0.045，说明第一大股东持股比例与经营绩效5%的置信区间相关，第一大股东持股比例与经营绩效显著正相关，假设一成立。国家股持股比例与经营绩效回归分析中，P值为0.078，在to%水平上显著，假设二成立。法人股持股比例系数为正为0.005 , P值0.069在10%水平上显著，由此假设三成立，法人股持股比例与经营绩效成正相关。模型二通过负债结构对经营绩效影响进行回归，资产负债率系数为0.13}P值为0.056，在5%水平上显著为正，净资产收益率每增加一个单位，资产负债率增加0.13个百分点，假设四成立。银行借款比例系数为0.015 3 } P值0.078,0.078大于0.05小于0.1，在10%水平上显著，表明银行借款比例与净资产收益率正相关，假设五成立。