經營績效分析精品(七篇)

序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經營績效分析范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

關鍵詞：協議收購；上市公司；經營績效

一、引言

企業的收購能否真正創造價值呢？由于收購活動本身的復雜性，企業的協議收購是否能提高企業的經營績效，這是一個存在爭議的問題。本文將2015年我國完成協議收購的上市公司作為研究對象，對收購方公司收購前后的經營績效變化情況進行實證分析。

二、研究設計

（一）樣本選擇

本文以2015年已完成協議收購的上市公司作為研究樣本。選取協議收購前一年與協議收購后一年的報表數據，對其收購前一年和收購后一年的經營績效變化情況進行實證分析，采用會計研究法，通過Stata統計軟件構建模型，分析各樣本公司協議收購前后績效變化情況。數據來自Wind數據庫。

（二）研究假設

原假設H0：協議收購會降低收購企業經營績效。研究假設（備擇假設）H1：協議收購會提高收購企業經營績效。

（三）變量選取

凈資產收益率（y）作為被解釋變量，評價企業經營績效。協議收購（x1）作為虛擬變量，收購前取0，收購后取1?？傎Y產周轉率（x2）作為控制變量，評價企業營運能力。銷售凈利率（x3）作為控制變量，評價企業盈利能力。

（四）構建模型

模型：企業績效=β0+β1協議收購+β2總資產周轉率+β3銷售凈利率+uy=β0+β1x1+β2x2+β3x3+uy=0.0526857+2.012969x1+4.728831x2+0.5071879x3協議收購與企業經營績效呈正相關關系，影響不顯著?？傎Y產周轉率與企業經營績效呈正相關關系，影響顯著。銷售凈利率與企業經營績效呈正相關關系，影響顯著。AdjR-squared為47.2%，表明企業經營績效的差異有47.2%可以由協議收購、總資產周轉率和銷售凈利率來解釋。實證結果：不能拒絕原假設，即協議收購會提高企業經營績效，但影響不顯著。所以，協議收購并未真正提高收購方企業的經營績效。

三、結論

企業在進行協議收購時，通常是基于友好協商的態度，收購企業和目標公司簽訂合同，實現控制權的轉移，目的是為了提高企業經營績效和企業的市場競爭力。但是，一部分企業的協議收購未能如愿提高企業經營績效，增強企業競爭力，實證結果也證實了這一點。原因是收購方企業在收購之后的資源整合不合理，導致沒有發揮資源的最大效益。因此，收購企業在完成協議收購之后，要協調好利益相關者的利益關系，充分發揮經營協同效應和財務協同效應，促進資源的優化配置，從而有效改善企業的經營績效，提升企業價值。

作者:曹娟楠 單位:山西財經大學會計學院

參考文獻：

[1]張新.收購重組是否創造價值？[J].經濟研究,2003(6):20‐29.

篇(2)

關鍵詞：飼料行業上市公司 經營績效 典型相關分析

一、 引言

我國飼料行業經過多年的發展，連續20多年穩居世界第二，2012年全國飼料總產量達到1.91億噸。隨著我國經濟的快速增長、人均消費的不斷提高、飼料的工業化程度不斷增強，我國飼料行業的市場發展空間非常廣闊，然而飼料行業的現狀卻是市場結構分散、行業集中度低。隨著我國加入WTO，中國飼料業也在向國際化發展，飼料業的對外開放已成為必然趨勢，將面臨前所未有的挑戰，所面臨的不僅是國內同業的競爭，還有國際同行的挑戰，尤其是中外企業的競爭將更加激烈，能否在競爭中取勝，關鍵在于市場集中度（市場份額）、企業規模、抵御風險能力等方面的影響，經營績效是競爭力的集中體現，提高飼料業的經營績效，是防范經營風險、對外開放的關鍵，是推動行業可持續發展的根本前提。因此，針對飼料行業上市公司進行經營績效及其影響因素的分析，對推進飼料行業改善經營管理、提高經營與決策水平、建立健全現代企業制度具有很實際的意義。因此，本文試圖在相關研究的基礎上，根據飼料行業上市公司2012年的年報數據，利用典型相關分析的多元統計方法，構建飼料行業上市公司經營績效及其影響因素的典型相關模型，對影響飼料行業上市公司經營績效的各因素進行實證分析，定量判別各因素的影響程度，為飼料行業上市公司經營績效的持續穩定增長提供幫助。

二、 研究方法和指標選擇

（一）典型相關分析方法

1936年，霍特林（Hotelling）提出了典型相關分析的思想。典型相關分析是由主成分分析和因子分析發展而來，是研究兩組變量間的整體的相關關系，兩組變量中一組變量為自變量，另一組變量為因變量，在兩組變量中各生成一個典型變量，然后研究這兩個新的變量之間的相關，使其這一對典型變量達到最大程度相關，即生成第一對典型相關變量。如此繼續下去，可以類似的求出第二對、第三對……，這些對典型變量之間互不相關。一般情況，設X=（X1，X2，X3…Xp）、Y=（Y1，Y2，Y3…Yq）是兩個相互關聯的隨機變量，分別在兩組變量中選取一對相互關聯的典型變量Ui和Vi，使得這對典型變量是原變量的線性組合，即：

并研究它們之間的相關系數p（U，V）。在所有的線性組合中，找一對相關系數最大的線性組合，用這個組合的單相關系數來表示兩組變量的相關性，叫做兩組變量的典型相關系數，而這兩個線性組合叫做一對典型變量。設求到的第一對典型變量為：

用相同的方法，可以逐一地求出各對之間互不相關的許多對典型相關變量，例如（U2，V2）（U3，V3）等等，這些對典型相關變量如實地反映了X、Y之間的線性相關情況。

（二）指標的選擇與樣本數據處理

本文選取我國上市公司中以飼料行業為主業的新希望、唐人神、通威股份、大北農等21家公司作為研究對象，以其2012年報中披露的數據作為樣本數據，各指標來源于巨潮咨訊網，并運用SPSS 16.0完成數據的分析。經過加工整理選取兩組指標變量，第一組為經營績效的影響因素組變量，即“影響組”，第二組為經營績效組變量，即“績效組”。

經運算后的各指標數據見下頁表3。

三、典型相關分析和模型建立

將表3中的數據輸入計算機，研究第一組指標X與第二組指標Y，這兩組指標內部以及兩組指標間一對一的相關程度，應用軟件SPSS 16.0的典型相關分析cancorr過程和MANOVA命令，基于顯著水平0.05，兩組指標的分析結果如下：

（一）典型相關系數及其檢驗

由下頁表4中數據結果可知，影響組與績效組共提取了4 對典型相關變量，其典型相關系數分別是0.98026、0.61826、0.36209、0.05170，前兩個典型相關系數均較高，分別為0.98026、0.61826，且典型變量的典型相關性比較顯著，表明前兩個相應典型變量之間相關程度高。

從下頁表5可以看出，只有第一對典型變量檢驗的顯著性水平小于等于0.05，表明第一對典型變量之間相關關系顯著，而且相關系數也比較高，達到了98.026%，因此可以通過第一對典型相關系數的研究來反映兩組變量之間的相關性。

（二）典型相關方程

典型相關系數是原始變量轉化為典型變式的權數，所反映的是組內變量在形成典型函數時的相對作用。第一對典型變量（U，V）的累積特征根已經占了總量的96.95313%，而第二對典型變量（U，V）的特征根僅為總量的2.44102%（見下頁表4），而且只有第一對典型變量通過F統計量檢驗（Sig值小于0.05），所以，第一個典型相關方程可大體上說明問題。由于原始變量的計量單位不同，不宜直接比較，為了消除原始變量量綱和單位的影響，我們采用標準化的典型相關系數，由典型相關系數構建典型相關方程。

我們得出典型相關方程，如下：

從方程中的典型權重來看，影響組U1的影響因素從大到小依次是X2（銷售成本費用率）、X3（資產總額）、X1（資產風險率）以及X4（市場占有率），相關系數分別為-0.946、0.162、-0.069、-0.016。根據第一組典型相關方程，在第一典型變量U1 中發揮主導作用的是X2（銷售成本費用率），典型載荷是-0.946?？冃ЫMV1的主要影響因素是Y4（加權平均凈資產收益率），其次是Y1（銷售凈利率）以及Y2（主營業務現金含量）和Y3（總資產現金回收率）。在第一典型變量V1 中發揮主導作用的是Y4（加權平均凈資產收益率），典型載荷是0.623。其余指標對典型變量的貢獻程度不顯著?？紤]到指標X2和Y4所代表的含義，第一典型變量U1 可以用來反映企業的經營風險，第二典型變量V1可以用來反映股東投入資金的盈利能力?？紤]到兩者符號相反，因此，可以得出銷售成本費用率對于加權平均凈資產收益率具有反面的影響。但是，利用典型權重來解釋變量的相對重要性我們應審慎對待。比如，權重小的可能代表該變量之間沒什么關聯，也可能是因該變量與其他變量具有共線性而造成的。因此，必須進一步進行典型結構分析。

（三）典型結構分析

典型結構分析依據典型變量與原始變量之間的相關系數值，反映典型變量和績效組及影響組的各變量之間的影響程度和方向。實際上討論的是典型負載系數和交叉負載系數。典型負載系數是典型變量與同屬于本組的原始變量之間的相關系數。

典型結構分析的計算結果如表6所示。由表6可知，影響組的第一典型變量Ul與X2具有高度相關性，與X3、X4表現中度相關，與X1低度相關。說明銷售成本費用率（X2） 、資產總額（X3）、市場占有率（X4）與經營績效的影響因素相關程度較高，其中X2最為顯著。資產風險率（X1）與經營績效的影響因素相關程度較低，貢獻量最小，但也有一定的影響力。

由表7可知，績效組的第一典型變量U1與Y4、Y1的相關系數都比較高，分別為0.994、0.987，屬高度相關，與Y3的相關系數也達到了0.718，說明加權平均凈資產收益率（Y4）、銷售凈利率（Y1）、總資產現金回收率（Y3）的影響都比較大。與其他典型變量比較，Ul反映了上市公司經營績效的成分更多一些。

由表6和表7可知，由于第一典型變量之間的高度相關，績效組內大部分原始變量與本組的第一典型變量相關程度較高，而影響組內的原始變量與本組的第一典型變量之間也呈較高的相關關系，這種一致性從數量上體現了經營績效的影響因素對上市公司的經營績效的本質影響作用。說明典型相關分析結果具有較高的可信度。

交叉負載系數是某一組中的典型變量與另外一組的原始變量之間的相關系數。交叉負載系數的平方表示本組原始變量的變異量被另一組的典型變量解釋的比例。

從表8可知，影響組的第一典型變量V1與X2的交叉負載系數為 -0.967，這個數值的平方為0.935，表示V1可以解釋影響組的一個變異量的93.5%。

從表9可知，績效組的四個變量與第一典型變量V1的交叉負載系數為0.967、0.552、0.704、0.974，取平方得到0.935、0.305、0.500、0.949，表示V1可以解釋績效組的四個變量變異量的93.5%、30.5%、50%和94.9%。

（四）典型冗余和解釋能力分析

第一典型冗余表示第一組原始變量總方差中本組變式解釋的百分比，第二典型冗余表示第一組原始變量總方差中由第二組的變式所解釋的平均比例。典型相關系數的平方表示兩組典型變量間享有的共同變異的百分比，將第一典型冗余乘以典型相關系數的平方， 即為第二典型冗余。

從表10中可以看出，第一對典型變量U1和V1均較好地預測了對應的那組變量，第一典型冗余分別為29.7% 和69.9% ，交互解釋能力比較強；第二典型冗余分別達到28.5%和67.1%，也具有較強的解釋能力；第二對典型變量U2和V2的預測能力和交互解釋能力比較弱，第一典型冗余分別為31.9%和2.4%，第二典型冗余分別為12.2%和0.9%，也具有一定的解釋能力。尤其是第一對典型相關變量具有較高的解釋百分比（0.960），說明第一對典型變量較好地預測了對應的那組變量，同時，也較好地預測了對方組的變量，同時也說明了影響組與績效組不僅能夠被其自身的典型變量解釋，同時也能被其對應的典型變量所解釋，可以得出影響組與績效組之間具有顯著的相關性。

四、結論

本文選取了飼料行業上市公司為研究樣本，通過典型相關分析方法研究經營績效及其影響因素之間的相關性?？梢缘贸鲆韵陆Y論：

在典型相關方程中，“績效組”中的加權平均凈資產收益率的典型載荷最顯著，強于其他指標，對上市公司的經營績效具有一定的影響。進而體現了加權平均凈資產收益率是一個綜合性最強的財務比率，最能反映股東投入資金的盈利能力，是績效組中最有代表性的一個指標。其次是銷售凈利率典型載荷低于加權平均凈資產收益率，也表現出了較強的相關性?！坝绊懡M”中的資產風險率、銷售成本費用率均與經營績效具有一定的負相關性，即資產風險率、銷售成本費用率越高，經營績效的值越低，這兩個因素對企業的績效水平起到抑制的作用。而資產總額、市場占有率均與經營績效具有顯著的正相關關系。即資產總額、市場占有率越高，公司的經營績效水平也越高。另一方面，資產風險率和銷售成本費用率是影響組中典型相關系數最高的變量，典型變量的典型相關性比較顯著，因此在上市公司制定戰略時要重視這兩者的變化，盡量降低資產風險率和銷售成本費用率的指標，使飼料行業上市公司的經營績效達到理想目標。

參考文獻：

1.張力庠，譚智心.我國飼料產業區域競爭力評價分析[J].農業技術經濟，2007，（2）.

2.張淑輝，陳建成，張立中，張新偉.農業經濟增長及其影響因素的典型相關分析[J].經濟問題，2012，（5）.

3.姚公安，李琪.企業績效與創新資金投入的相關性：基于電子信息產業百強企業的研究[J].系統工程，2009，27（7）.

4.于明潔，郭鵬.基于典型相關分析的區域創新系統投入與產出關系研究[J].科學學與科學技術管理，2012，（6）.

5.王雷，黨興華.R&D經費支出、風險投資與高新技術產業發展：基于典型相關分析的中國數據實證研究[J].研究與發展管理，2008，（8）.

6.王發友.典型相關分析的基本思想和方法步驟[J].科技信息，2007，（12）.

作者簡介：

篇(3)

關鍵詞：外資并購；國內并購；經營績效

中圖分類號：F270.3文獻標識碼： A文章編號：1001-6260（2008）06-0095-06

近年來，受全球化和國際并購浪潮的影響，中國企業已經成為全球跨國并購的重要參與者之一。國外學者已經證實，和國內并購相比，發展中國家發生的跨國并購對東道國目標企業績效產生了更多的正面影響，跨國并購會顯著提高發展中東道國企業的技術水平、管理能力，并且帶來新的公司治理結構，提高東道國目標企業的競爭力。對于只有短短幾年外資并購歷史的我國上市公司而言，外資并購是否也能顯著提高我國上市公司的經營績效呢？本文將運用國際并購績效的主流研究方法――會計研究法對外資并購和國內并購的經營績效作比較研究，同時還將進一步探討外資并購方式、并購后外資是否控股兩個關鍵因素對外資并購績效的影響。

一、文獻回顧

國外大多數研究都認為，跨國并購能使目標企業的經營績效得到改善。Lichtenberg (1992)指出所有權變更對被收購企業的生產率產生了正面影響。Baldwin（1995）研究發現20世紀70年代被收購的加拿大企業生產率的增長要快于那些所有權沒有發生變化的企業。Moden（1998）研究了1980―1994年期間瑞典企業的并購，發現不論進行收購的是國內收購者還是國外收購者，在收購以前，目標企業的平均勞動生產率都低于行業平均水平，而在收購后，相對于同行業的平均水平而言，被國外投資者收購的企業的生產率有較大幅度的提高，而被國內投資者收購的企業的生產率則沒有多大改善甚至下降；此外，外資收購在全要素生產率、就業和市場份額方面都有所提高。Chudnovsky等(2000)對阿根廷的實證研究表明，與未被外資收購的企業相比，被收購企業的銷售額、勞動生產率、出口和雇員人數的增長都更加強勁。Uminski(2001)對波蘭的一項跨國并購績效的研究發現，無論是定性的觀察還是對財務數據進行定量的衡量都表明，通過被外資并購來私有化的企業比通過國內并購私有化的企業具有較好的業績。Zemplinerova等（2001）對捷克的一項研究也得到類似的結論：被外資并購的企業的生產率增長不僅高于國內企業，而且高于外資通過新建方式投資的企業。不過，國外學者更多的是運用事件研究法研究股票市場對跨國并購的反應。Kiymaz等（2000）研究了1982―1991年參與跨國并購的141個美國目標企業和112個美國并購企業的財富效應。對美國目標企業而言，基本上能通過跨國并購獲得顯著的超額收益，其中被法國企業并購時獲得的超額收益最大（12.79%），被英國企業并購時的超額收益最?。?.65%）；對美國并購企業而言，獲得的超額收益則與目標企業所在的國家有關。

國內有少量文獻對外資并購的績效進行了探討。李善民等（2003）分別采用事件研究法和會計研究法，就外資格林柯爾控股收購科龍電器（000921）的短期效應和長期效應進行了研究。該研究發現，外資股東控股使得科龍電器在公告日前后20天的累積超額收益為3.01%，在短期內股東（流通股股東）財富增長約3678.11萬元。同時公司在并購1年后的每股收益、凈資產收益率以及主營業務利潤率都有所上升，說明外資股東的進入有利于改善公司的盈利能力和成本控制能力，實現了外資收購的初衷。顧衛平（2004）選取了2001年后18家被外資收購的中國上市公司作為樣本，研究外資并購對上市公司的價值影響?；谑录芯糠ǖ膶嵶C結果表明，樣本在考察期［-20，+10］內有正的累積平均超額收益率（約1%），不過統計結果不顯著。基于會計研究法的實證結果則發現，除航天長峰（600855）外，外資并購后上市公司的每股凈資產均呈現上升態勢，表明外資并購對提升上市公司業績具有積極作用。盧文瑩等（2004）以1995―2003年被外資收購的10家上市公司為樣本，從盈利能力、償債能力、經營能力、現金流量比率和成長能力五個方面共30個指標研究了外資并購的財務績效。研究結果表明，外資對中國上市公司的收購并未使目標公司財務績效有顯著改變。陳繼勇等（2006）以2000―2002年發生并購的29家中國A股汽車行業上市公司為樣本，運用多指標的財務評價法衡量和檢驗了汽車行業上市公司并購后的績效。研究結果表明，汽車行業的外資并購績效不僅整體明顯優于內資并購，而且這種業績改善具備明顯的持續性。從并購前2年到并購后2年，外資并購公司的平均排名逐漸上升，內資企業的平均排名逐漸下降。

二、檢驗方法、樣本選擇與數據來源

（一）檢驗方法

盡管Bruner(2002)指出事件研究法和會計指標研究法是國際學術界研究公司并購績效的主流方法，但是我國資本市場的內在制度缺陷使事件研究法不太適合進行我國上市公司并購績效研究，而在使用傳統的會計指標研究法評價并購績效時也存在一些難以克服的缺陷。因此，本文將以若干個上市公司的財務指標為基礎，運用因子分析法構建一個綜合評價模型，來檢驗我國上市公司并購前后績效的變化，即：

其中，Fi是第i個公司并購績效的綜合得分，aij是第i個公司第j個因子的方差貢獻率，Yij是第i個公司第j個因子的得分。

本文選取了五類共14個財務指標，分別為：（1）盈利能力指標：每股收益、凈資產收益率、主營業務利潤率、總資產凈利潤率；（2）現金流量能力指標：每股經營活動現金凈流量；（3）成長能力指標：主營業務收入增長率、凈利潤增長率、總資產增長率；（4）資產管理能力指標：總資產周轉率、存貨周轉率、應收帳款周轉率；（5）償債能力指標：資產負債率、流動比率、速動比率。

（二）樣本選擇與數據來源

本研究的外資并購樣本取自深滬兩市2000―2004年發生外資并購的我國上市公司。為了使研究結果更客觀，選取樣本時按照一定的標準對這些并購事件進行了剔除和篩選，主要標準有：（1）并購交易結束后，外資持股比例應超過10%，外資應成為第一或第二大股東，以保證外資能夠對公司各方面運營產生影響；（2）公司至少在并購首次公告日前一年上市，排除通過外資發起入股的方式來并購上市公司的案例；（3）剔除那些財務指標極端異常值的樣本。經過剔除和篩選，本研究最終選取了38個外資并購樣本。國內并購樣本取自2000―2004年發生國內并購活動的80個目標上市公司，這80個公司在行業及規模上與外資并購的目標公司大致匹配。

外資并購和國內并購公司的相關財務指標數據均來源于深圳國泰安信息技術有限公司開發的《中國上市公司財務指標數據庫》(CCFRR)。

三、全部并購樣本的綜合檢驗

（一）外資并購公司和國內并購公司綜合得分的計算

首先，運用社會科學統計軟件包（SPSS12.0），以因子分析法對被外資并購的上市公司按并購前1年、并購當年、并購后第1年、并購后第2年和并購后第3年分別進行因子分析，提取5個因子。根據因子得分和方差貢獻率，得出五個綜合得分函數：

分別根據上述兩類公司的綜合得分函數計算外資并購公司和國內并購公司在并購前后相應年份的績效綜合評分。

（二）外資并購樣本和國內并購樣本績效的綜合檢驗

根據公司并購前后相應年份綜合得分差值，對外資并購和國內并購公司兩類樣本進行均值檢驗。檢驗結果如表1所示。

2和F3分別表示公司并購前1年、并購當年、并購后第1年、并購后第2年和并購后第3年樣本公司的綜合得分。N是樣本量。均值是綜合得分差值的算術平均，均值的正負表示績效的上升或下降，均值的大小表示績效變動的相對程度。括號里是t檢驗值。正值比率是綜合得分差值為正的樣本公司個數占全部樣本的比值。

表1顯示，上市公司在被外資并購前1年、并購當年和并購后1年綜合得分均值無顯著差異，相應的t檢驗值均為0。并購后的第2年和第3年的綜合得分與并購前1年相比則有一定程度的提高，尤其是并購后第3年的綜合得分有大幅度的提高，這說明上市公司被外資并購后在短期內并不能改善企業業績，但隨著外資的滲入，企業績效在并購后第2年開始得到改善，這也說明上市公司被外資并購后的績效改善有一個過程。不過雖然并購后第3年與并購前1年的綜合得分差值的均值為正（0.1283），有較大幅度的提高，但沒有通過顯著性檢驗，這可能與我們所選的樣本量太小有關系?？偠灾?，我國上市公司被外資并購后雖然短期內績效并未得到改善，不過從長期來看，在被并購后2到3年間其績效有明顯改觀，已顯露出并購整合后的正效應，表明外資并購是有效的。

但是被國內公司并購的上市公司的情況則不容樂觀。圖1是外資并購樣本和國內并購樣本的綜合得分差值的變動趨勢圖。圖1顯示，被國內公司并購的上市公司其績效在并購后的幾年間持續下降，在并購后第2年下降得尤為迅速，在第3年下降速度有所放慢，但總的來說，和并購前相比較，國內并購公司在并購后第3年的綜合得分還是下降了0.0176。實證結果表明，被國內公司并購的上市公司其績效并未得到改善，相反，還有一定程度的惡化。

圖1 外資并購公司和國內并購公司的綜合得分均值的變動趨勢

外資并購和國內并購在長期經營績效方面的差異進一步表明了外資并購和國內并購本質上的不同。相當多的國內并購屬于報表式重組，其本身并無實質性內容，對目標公司的績效改善并無很大作用。外資并購則不然，外資并購不僅給投資者帶來利好信息，導致二級市場股價的上漲，更重要的是，外資能給國內公司帶來先進的技術、人才和管理經驗，雖然目標公司在短期內績效并未得到改善，不過，被外資并購后的上市公司在被并購后2到3年間其績效已有明顯提高，表明了上市公司在外資的支持下，經過較長時間的整合后具有了持續發展潛力。

四、并購方式與外資并購績效

目前外資并購我國上市公司的方式主要有三種，即收購股權、定向增發和間接收購。收購股權指外資通過協議收購非流通國家股或法人股、收購外資法人股等方式直接控制上市公司。定向增發指上市公司向特定的外資發行股票、債券以及其他可以對應為上市公司股權的金融工具，外資以現金、實物資產或股權進行認購，如2002年9月，青島啤酒（600600）與美國AB集團簽署戰略合作協議，青啤分三次向AB集團定向增發可轉換債券，債券將在7年內根據雙方的轉股安排全部轉成青啤H股。間接收購包括多種曲線并購方式，主要有：（1）外資與上市公司成立合資公司，由合資公司反向收購上市公司的核心資產，從而間接控制上市公司，如2001年米其林對輪胎橡膠（600623）核心資產的收購；（2）收購上市公司外資控股股東股票以間接控股上市公司，如1998年韓國三星康寧間接收購賽格三星（000068）；（3）外資通過收購上市公司的國內控股股東股票間接控制上市公司，如2001年阿爾卡特通過絕對控股上海貝爾而間接成為上海貝嶺（600171）的大股東。

本研究所取樣本中，定向增發類并購事件極少，且其也涉及與上市公司的直接的股權交易，因此，本文將其與收購股權類合在一起，統稱直接并購。這樣，在研究并購方式對并購績效的影響時，直接收購樣本有27個，間接收購樣本11個。表2是兩類樣本綜合得分及均值的檢驗結果。

表2顯示，兩類并購樣本并購當年、并購后第1年、第2年與并購前1年相比，績效均無明顯變化，但直接并購類樣本并購后第3年和并購前1年的綜合得分差值為0.0349，表明外資進入后雖然短期內未能改善企業績效，但在并購后第3年績效有所提高，外資并購的積極效應開始凸現。間接并購類樣本雖然并購后第3年與并購前1年的綜合得分差值也為正（0.0003），但遠遠低于0.0349，說明間接并購的績效改善程度遠不如直接并購。分析原因不難發現，對股權轉讓類并購，并購將導致公司控制權的重新分配。新股東跨國公司的介入不僅僅增加了對經理層的監管，而且他們還會主動參與公司的經營和管理，將跨國公司高效率的管理機制導入企業，給企業帶來新的活力，為公司績效的改善創造了有利條件。定向增發則帶有極強的目的性，實質上是目標公司綜合考慮戰略發展的需要而有選擇地引入戰略投資者的行為，從長期經營來看有利于提升公司績效。間接并購由于是通過曲線方式實現對上市公司的間接控制，因此對公司實際經營和管理的參與程度可能不如前兩類，導致對公司經營績效的改善達不到顯著的效果。

五、外資控股與外資并購績效

控股與參股是具有明顯投資目標差異的市場行為，因而可以認為，外資是否作為并購后第一大股東對并購后的經營績效具有重要的影響。

在38個總體樣本中，輪胎橡膠的外資并購中外資是否控股不詳，因此在此處研究外資是否控股對經營績效的影響時，總樣本是37個。其中，外資控股有22例，外資非控股15例。

表3顯示，兩類樣本雖然并購當年、并購后第1年、第2年與并購前1年相比，績效均無明顯變化，但兩類樣本的差異在并購后第3年開始顯現。外資控股類樣本并購后第3年與并購后第2年的綜合得分差值為0.0410,整個期間累積的綜合得分差值為0.0602；外資非控股類并購則不然，該類樣本并購后第3年和第2年的綜合得分差值為-0.0484，整個期間累積的綜合得分差值為-0.0041。實證結果證實了我們的假設，即并購后外資是否成為第一大股東對公司經營績效有重要影響：外資控股類并購在并購后第3年能給目標公司帶來一定程度的績效改善，非控股類并購不僅不能提高目標公司績效，相反，還帶來一定程度的惡化。

究其原因，筆者認為，如果外資在并購后成為第一大股東，必然將其企業文化、管理機制和先進技術導入上市公司，給企業帶來全新的活力。同時，外資控股還可以從根本上改善公司治理結構，提高公司運營效率。因此，外資并購后如果外資作為第一大股東，那么目標公司將取得良好的并購績效。如果外資在并購后不是第一大股東，那么整個上市公司的企業文化、管理機制方面都不會有質的變化，同時，作為第二大股東的外資進入后對目標公司的整合和協調也會有相當的難度，因此，外資并購后如果不是第一大股東，目標公司的并購績效將比外資作為第一大股東時要差。

六、結論

本文運用會計指標法研究了外資并購的經營績效，得到了三個基本結論：

（1）上市公司在被外資并購前1年、并購當年和并購后1年綜合得分均值無顯著差異，并購后的第2年和第3年的綜合得分與并購前1年相比則有一定程度的提高，表明目標公司被外資并購后雖然短期績效未能改善，但并購后2到3年績效有一定的提高，逐步顯現出外資并購的正效應。國內并購的情形則不容樂觀。被國內公司并購的上市公司其績效并未得到改善，相反，還有一定程度的惡化。

（2）外資并購方式對目標公司的經營績效有一定的影響。直接并購方式下，目標公司整個期間累積的綜合得分差值為0.0349，遠遠高于間接類并購累積的綜合得分差值。直接并購比間接并購更能改善目標公司績效。

（3）并購后外資是否控股對目標公司經營績效也有明顯影響。外資并購后如果外資作為第一大股東，將會從根本上改善公司治理結構，提高公司運營效率，目標公司的并購績效將比外資不是第一大股東時要好。

本研究也有局限性。由于外資并購在我國的歷史不長，本研究使用的樣本雖然比李善民等（2003）的典型案例研究以及顧衛平（2004）的18個樣本數量有一定增長，但總的來看還是偏少，這可能是造成以上實證結果均未能通過顯著性檢驗的原因，同時也在一定程度上削弱了本研究的解釋力。不過，隨著外資并購在我國的發展，外資并購事件將逐漸增多，實證樣本容量的增加將會使外資并購經營績效的研究得到更有意義的結論。

參考文獻：

陳繼勇,潘勇輝. 2006. 外資并購中國上市公司績效及其持續性研究:來自汽車行業的經驗證據［J］ . 經濟管理(4): 52-62.

顧衛平. 2004. 外資并購上市公司的實證效應和趨勢分析［J］. 上海國資(5): 39-42.

李善民，王彩萍. 2003. 格林柯爾收購科龍電器分析［J］. 經濟理論與經濟管理(11): 56-60.

盧文瑩，阮希瑋. 2004. 外資并購策略［M］. 上海:上海財經大學出版社:114-130.

BALDWIN J R. 1995. The dynamics of industrial competition ［M］. Cambridge: Cambridge University Press.

BRUNER R F. 2002. Does M&A pay：a survey of evidence for the decision-maker ［J］. Journal of Applied Finance, 12: 48-68.

CHUDNOVSKY D, LOPEZ A. 2000. The impact of M&As in Argentina in 1990s ［Z］. Geneva: UNCTAD, mimeo.

KIYMAZ H, MUKHERJEE T K. 2000. The impact of country diversification on wealth effects in cross-border mergers ［J］. Financial Review, 35: 37-58.

LICHTENBERG F R. 1992. Corporate takeovers and productivity［M］. Cambridge: MIT Press.

MODEN K. 1998.Foreign acquisitions of Swedish companies: effects on R&D and productivity ［Z］. Stockholm: Research Institute of Industrial Economics, mimeo.

UMINSKI S. 2001. Foreign capital in the privatization process of Poland ［J］. Transnational Corporations, 3: 47-62.

ZEMPLINEROVA A，JEROLIN M. 2001. Modes of FDI entry and firm performance: the Czech case ［J］. Transnational Corporations, 3: 95-111.

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)

[關鍵詞]上市公司；股權結構；公司績效

股權結構與公司經營績效之間的關系一直是國內外學者在理論和實踐上爭論的問題。股權結構是決定公司治理結構的基礎，而公司治理效率的高低最終表現在公司經營績效上。為了使公司最有效地運行，從而取得良好的經營績效，有必要對上市公司的股權結構與經營績效進行分析研究。

一、樣本選擇

以深、滬兩市發行A股的1373家上市公司為樣本空間，為去除異常因素對計量結果的干擾，以下列標準對1373家上市公司進行了篩選：

1．剔除*ST、ST公司；

2．剔除凈資產收益率為負的上市公司；

3．剔除凈利潤增長率絕對值大于150％的公司；

4．剔除單純的H股公司。

經篩選，共選出797家符合上述標準的上市公司。

二、變量的選取

模型中的變量包括被解釋變量、解釋變量、控制變量三大類。

1．被解釋變量：凈資產收益率(ROE)

國內許多學者研究此類問題都使用托賓Q值來衡量公司的價值，我們認為這類指標選擇不當。原因之一在于中國上市公司的股票價格背離股票價值很大；原因之二是因為公司資產的重置價值難以估算；此外股票市場真正交易的股票只占總股份的40％左右。在這種情況下，托賓Q值并不能真正反映公司的績效，因此，本文采用公司的會計指標凈資產收益率(ROE)來衡量公司的績效。

2．解釋變量

(1)股權所有制構成變量：包括國有股比例(S)；法人股比例(LP)；流通股比例(A)。

(2)股權集中度變量(Ci)：i=1，5分別表示第一大股東持股比例和公司前5位大股東持股比例之和。

3．控制變量

(1)公司規模(ASSET)：以公司賬面總資產的自然對數來表示。用以表示公司的規模效應對公司經營績效的影響。

(2)財務杠桿(DAR)：公司負債總額與公司總資產之比，即公司資產負債率。該指標反映了公司的資本結構及債務的治理作用，由于債務融資相對于權益融資來說具有稅收屏蔽作用，因而較高的資產負債率可能帶來短期內企業營運成本的降低，從而有利于公司業績和價值的提高。

(3)凈利潤增長率(GROW)：在有效的資本市場上，具有高增長速度公司的股票定價應該更高。

三、股權所有制構成與公司經營績效的實證分析

由于國有股存在著“所有者缺位”和委托鏈過長的問題，國有股比例可能對上市公司經營效率的提高有不利影響；而法人股能積極地參與公司治理，對提高上市公司的經營業績起到正面的影響；社會公眾股總股本在證券市場中占有較少的份額，因而這些股東往往更關注于二級市場股票價格的波動，而不關心上市公司的生產經營狀況?；谝陨系姆治?，我們提出以下假設：

假設1．1：國有股的比例與上市公司經營績效之間存在負相關關系；

假設1．2：法人股的比例與上市公司經營績效之間存在正相關關系；

假設1．3：社會公眾股的比例與上市公司經營績效之間不存在相關關系。

為檢驗假設我們構造回歸方程(1)：

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

其中ROE為公司經營績效指標；OWNER為公司股權所有制構成變量，分別用國有股比例(S)、法人股比例(LP)、流通股比例(A)來衡量，為避免S、LP、A之間的多重共線性，以S、LP、A分別帶入回歸方程進行分析；α是待估截距項，ε為隨機項；β1，β2，β3，β4，為待估回歸系數。計算結果見表1。

表1顯示國家股比例與公司績效之間存在顯著的正相關關系。與我們的假設相反。對此可能的解釋是：由于國家股有效持股主體的缺位和委托鏈過長，不可避免地導致了內部人控制問題的出現，公司經理人利用政府在行政上的超強控制和產權上的超弱控制，以出資人的利益為代表，利用所控制的資產為自己謀求利益，致使企業整體效益出現負面效應。但由于政府對企業發展具有政策支持效用，上市公司通過國家股與政府維系良好的關系以及政府近年來對國有資產監管力度的加大，使得國有股對績效的正面效用超出了目前的負面效用。法人股比例與公司績效之間存在顯著的正相關關系，說明支持假設1．2。由于法人股股東持股數量多，持有的股份不能上市流通等原因，因此會更加關注企業的長期經營發展，法人股東既有動力也有能力去實現對公司經理人的監督，促使管理層采取更加有效的措施來提高公司的經營管理水平和業績。流通股比例與公司績效之間存在顯著的負相關關系?？梢娢覈魍ü晒蓶|并沒有著眼于公司的長期增長，流通股股東的行為出現短期化，他們由投資轉為投機，存在嚴重的“搭便車”現象，在公司治理中具有低效率性。在外部治理機制不完善的情況下，盲目分散股權可能并不利于公司績效的提高。

四、股權集中度與公司經營績效的實證分析

由于我國目前根本不存在積極的外部接管市場、權市場，因而起主導作用的是激勵機制和監督機制，從這個角度來講，股權高度集中和股權相對集中的股權結構對公司治理機制的發揮較為有利。所以我們提出以下假設：

假設1．4：第一大股東持股比例與公司經營績效存在正相關關系；

假設1．5：第一大股東持股比例與公司經營績效存在U型曲線關系；

假設1．6：前五大股東持股比例與公司經營績效存在正相關關系。

為檢驗假設1．4，我們構造回歸方程(2)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR+β3GROW+β4C1+ε　(2)

C1表示第一大股東持股比例，帶入方程(2)得表2。

從表2可以看出，第一大股東持股比例的回歸系數(分別為0．051，0．051，0．043)均在1％的置信水平上顯著，說明公司的凈資產收益率與第一大股東持股比例呈現顯著的正相關關系，即第一大股東持股比

例對公司績效有正面的影響。

為檢驗假設1．5，我們構造回歸方程(3)：

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

把相應數據帶人方程(3)，計算結果見表3。

從表3可以看出，凈資產收益率與第一大股東持股比例C1之間存在顯著的二次函數關系，C1及C12回歸系數的符號表明二次曲線是U型曲線關系。也就是說，當第一大股東持股比例比較低時，凈資產收益率隨著第一大股東持股比例的增加而下降；當第一大股東持股比例比較高時，凈資產收益率隨著第一大股東持股比例的增加而增加。當第一大股東持股比例大約為31％時，凈資產收益率最小。以上說明當第一大股東持股比例較小時，也就是股權較為分散時，經營激勵和監督機制的作用發揮不明顯，從而在長期內降低公司價值；當第一大股東持股比例較高時，經營激勵和監督機制的作用發揮比較好，有利于增加公司的長期價值。

為檢驗假設1．6，我們構造回歸方程(4)：

ROE=α+β1ASSET+β2DAR+β3GROW+β4C5+ε

(4)

計算結果見表4。

從表4可以看出，ROE值與C5呈顯著的正相關系，因此，從整體看，假設1．6成立。

五、主要結論

1．國家股比例與公司績效之間存在顯著的正相關關系，說明目前我國上市公司中，國有股對公司績效的正面作用超出它的負面效應。

2．法人股比例與公司績效之間存在顯著的正相關關系，說明由于法人股不能上市流通等原因，促使法人股股東更加關注企業的長期發展，對管理層進行有效地監控，因此，提高了管理層經營決策水平，提高了公司業績。

3．流通股比例與公司績效之間存在顯著的負相關關系，說明我國流通股股東存在嚴重的“搭便車”現象，在外部治理機制不完善的情況下，盲目分散股權并不利于公司績效的提高。

4．公司的凈資產收益率與第一大股東持股比例呈現顯著的正相關關系，第一大股東持股比例越高，公司業績越好。說明“一股獨大”不但不是產生中國上市公司治理問題的罪魁禍首，反而有利于改善公司的經營狀況。

篇(5)

一、指標選取

一般來說，企業經營績效的內容主要有三個方面：盈利能力、償債能力和資產管理能力。常用反映盈利能力的指標有總資產利潤率、主營業務利潤率、凈資產收益率和每股收益；反映償債能力的指標有資產負債率、流動比率、速動比率和總資產增長率；反映資產管理能力的指標有總資產增長率、存貨周轉率和應收賬款周轉率。本文仍從盈利能力、償債能力和資產管理能力三個方面來衡量企業經營績效。具體指標：

1、盈利能力指標。設立總資產利潤率（X1）、凈資產收益率（X1）和每股收益（X3）來反映上市公司的盈利能力?？傎Y產利潤率反映上市公司資產的整體獲利能力；凈資產收益率反映上市公司股東投資報酬的大??；每股收益反映普通股盈利水平。

2、償債能力指標。設立資產負債率（X4）、流動比率（X5）和總資產增長率（X6）來反映上市公司的償債能力。資產負債率反映了企業資本結構中的舉債比率；流動比率反映上市公司在某一點上償還即將到期債務的能力；速動比率反映上市公司在某一時點上運用隨時可變現資產償還到期債務的能力。

3、資產管理能力指標。設立存貨周轉率（X7）和應收賬款周轉率（X8）兩個指標來反映上市公司在資產方面的管理能力。存貨周轉率反映了上市公司在存貨方面的管理能力；應收賬款周轉率反映上市公司年度內應收賬款轉化為現金的平均次數。

二、樣本選擇及實證研究

1、樣本選擇。本文以上市公司中的醫藥企業為例，探討因子分析方法在公司經營績效分析中的應用。研究樣本來自上海和深圳證券交易所35家醫藥生化企業2005年年報，按上述指標進行分析。

2、因子分析。本文利用spss統計分析軟件進行因子分析，表1給出了因子解釋原有變量的情況。（表1）

從表1中可知，第一列是各個主成分的序號。第二列表示相關矩陣或協方差矩陣的特征值。這些值是用于哪些因子應該保留，它總共有三項。第一因子的特征值為3.343，第二因子的特征值為1.908，第三因子的特征值為1.435，只有前三個因子的特征值大于1；第二項表示各成分所解釋的方差占總方差的百分比，也就是各因子特征值占特征值總和的百分比；第三項表示自上至下各因子方差占總方差百分比的累積百分比，顯然前四個因子的特征值之和占特征值總和的83.561％。

第三列表示因子提取的結果，表示未旋轉的因子載荷的平方。它總共有三項，分別表示每個因子的特征值、方差貢獻率和累積方差貢獻率。按照系統默認值給出的分析原則，即提取的原則是特征值大于1，那么應該提取前三個因子，這三個因子已經對大多數數據給出了比較充分的概括，它們綜合了原八個觀測量83.561％的信息，完全能夠反映樣本的本質。由于初始因子載荷矩陣對因子命名和解釋不明顯，所以需要進行方差最大化旋轉，旋轉后的因子載荷矩陣如表2。

由表2可知，總資產利潤率（X1）、凈資產收益率（X1）和每股收益（X3）在第一個因子上有較高的載荷，可以解釋為盈利能力因子；資產負債率（X4）、流動比率（X5）和總資產增長率（X6）在第二個因子上有較高的載荷，可以解釋為償債能力因子；存貨周轉率（X7）和應收賬款周轉率（X8）在第三個因子上有較高的載荷，可以解釋為資產管理水平因子。與旋轉前相比，因子的含義較為清晰。（表3）

因子分析過程同樣給出了各因子得分系數，如表3，由此可以得出因子得分函數：

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

結合表2中各因子的方差貢獻率可得出公司經營績效綜合得分：

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

從分析得出的三項因子來看，盈利能力所占比重最大，其次為償債能力和資產管理能力?？梢娪芰κ巧鲜泄镜暮诵?，償債能力是上市公司資產安全性的反映，資產管理能力是上市公司日常經營能力的表現，這三個因子共同反映了上市公司的經營績效。

三、實證結果分析

在上述因子分析的基礎上可以計算出各企業的因子得分，從而得出綜合經營績效。表4、表5給出了處于前10名和后十名的企業。（表4）（表5）

需要說明的是，因子得分的負值并不等于說該企業的經濟效益出現負數，因為因子得分的計算是以企業的平均經濟效益水平為基礎的，低于平均水平的即為負數。處于前十名和后十名的企業中，得分較高的企業主要是總資產利潤率、凈資產收益率和每股收益三項指標較高；反之，得分較低的企業主要是總資產利潤率、凈資產收益率和每股收益三項指標較低。

四、結論及建議

本文通過對醫藥行業35家上市公司的因子分析，確定出該行業中企業經營績效評價的三大因子：盈利能力因子、償債能力因子和資產管理能力因子。為此，提出了如下建議：

1、醫藥企業應重視自身的盈利水平，這可以從總資產利潤率、凈資產收益率和每股收益三項指標來考察。

篇(6)

近年來，隨著經濟和醫療衛生事業的不斷發展，醫藥行業的發展速度越來越快，成為全球僅次于銀行業和石油業的第三大投資行業，但同時也面臨著復雜多變的市場競爭環境。因此，越來越多的研究者開始關注這一行業的經營績效評價問題。目前評價企業經營績效的方法主要有平衡計分卡法、EVA評價分析法、沃爾評分法和模糊決策財務分析法等。但由于企業經營績效評價指標的復雜性和多樣性以及評價方法的主觀性，其結果并不理想，偏差較大。因子分析和聚類分析根據數據本身結構特征，能克服一些傳統評價方法的主觀偏差，具有獨特的優越性。本文采用因子分析和聚類分析，試對我國醫藥上市公司的經營績效進行評價并提出改善建議。

二、指標選取

本文參照財政部在1999年6月頒發的“工商類競爭性企業績效評價指標體系”，針對我國醫藥上市公司的特點，選取盈利能力、償債能力、運營能力、獲現能力和成長能力等六方面的共20個指標來評價上市公司的經營績效。為消除初選指標間信息的重疊，利用SPSS17.0統計分析軟件，運行包含20個經營績效評價指標的基本模型，并計算各指標的適合測度值（MSA），剔除小于0.6的指標重新定義模型。通過多次篩選，剔除營業成本比率，凈資產收益率，股東權益比率，應收賬款周轉率，銷售增長率等五個財務指標。經處理的評價指標體系及MSA值見表1。

三、基于因子分析與聚類分析的醫藥上市公司經營績效評價

（一）因子分析 主要包括以下步驟：

（1）樣本數據標準化。為了使研究結果更能反映醫藥上市公司經營績效的現實狀況，本文在選取樣本時，剔除了不能取得所需研究數據和數據披露不真實的上市公司。依據2009年度醫藥上市公司綜合競爭力排名，分為強、中、弱三類，然后采用配額抽樣，分別從好中差三類中各抽取十家，共得樣本30家。收集的30家醫藥上市公司財務數據來源于中國證券監督管理委員會和證券之星的2010年度財務報表，并對所收集的數據進行了標準化處理。

（2）因子分析適用性檢驗。由于KMO統計量為0.743>0.7，因子分析的效果比較好，再由Barlett球形檢驗，可知各變量的獨立性假設不成立，故因子分析的適用性檢驗通過。

（3）提取公因子。以特征值≧1，累積方差貢獻率≧80%為標準提取公因子，從運行結果可知，前五個因子的方差貢獻率達到86.985%（>80%），因此選前五個因子（用F1，F2，F3，F4，F5表示）已足夠描述所選上市公司的經營業績狀況。

（4）因子的經濟解釋。根據各變量的經濟意義分別對提取的公因子命名。由表2可知，F1在銷售利潤率和資產收益率變量上的載荷量較大，這兩個指標主要反映企業盈利能力的強弱，命名為盈利能力因子。F2在流動資產周轉率、固定資產周轉率和總資產周轉率變量上的因子載荷量較大，主要反映企業的運營狀況，命名為運營能力因子。F3在總資產增長率和資本積累率變量上的因子載荷量較為顯著，代表了企業的成長性，命名為成長能力因子。F4在速動比率和流動比率兩個變量上的因子載荷量更大，反映企業償債能力的強弱，命名為償債能力因子。F5在每股現金流上有較大的載荷，代表企業的獲現能力，命名為獲現能力因子。

（5）因子得分及排名。根據 SPSS17.0 輸出的因子得分系數矩陣，將五個公因子表示為15個指標的線性形式，得到因子得分函數，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

據此，可以計算出因子得分，由五個公因子的特征值可以得到因子綜合得分的函數為：

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

由此，可得綜合因子得分及排名見表3。

（二）聚類分析 在因子分析的基礎上，利用因子得分和因子綜合得分對上市公司作進一步的K-均值聚類分析（見表4，表5和表6）。

根據表4、表5可將我國30家醫藥上市公司經營績效分為四大類，如下：

（1）包括恒瑞醫藥、華東醫藥兩家醫藥上市公司。運營能力、盈利能力和綜合因子均值得分在四大類別中最高，表明該類醫藥上市公司在運營能力，盈利能力和綜合經營能力方面占有絕對優勢，運營能力強，經濟效益好，經營能夠健康穩定有序的發展。就自身經營情況而言，償債能力和成長能力較其它方面較弱，還有待加強。

（2）包括東阿阿膠、云南白藥等十家醫藥上市公司。該類的償債能力和獲現能力因子均值在四大類別中處于最高水平，表明其償債能力和獲現能力較強，在贏得投資和社會信譽度方面具有絕對優勢。但就公司的具體經營而言，運營能力因子和成長能力因子均值較小，在運營和成長方面還有欠缺。

（3）包括豐原藥業、云南藥業等12家醫藥上市公司。該類的獲現能力因子均值在四大類中位居第二，但運營能力和償債能力均值是最低的，表明其獲現能力強而運營和償債能力較弱。從自身的經營情況來看，獲現能力因子均值較大而綜合能力，償債能力和成長能力因子均值較小，表明其有很強的現金管理能力，但償債能力和成長能力較差，導致公司總體的經營業績較差。

（4）包括西南合成、新華制藥等六家醫藥上市公司。成長能力因子的均值是四大類別中最高的，而盈利能力因子均值是最低的，表明該類的成長能力強但盈利能力偏差，在盈利方面缺乏有效的策略，總體的經營業績處于中下水平，與自身的經營狀況一致。

四、結論與建議

（一）結論 將我國30家醫藥上市公司經營績效的因子分析與聚類分析結果綜合可得以下幾點結論：

（1）經營績效總體狀況受多種因素影響。綜合分析醫藥上市公司經營績效狀況的四大類可知， 一些盈利能力強、經濟效益好、運營能力強或者各方面發展均衡但個別方面較弱的醫藥上市公司的綜合因子得分排在了前面，但并不是每個因子得分都排在前面如恒瑞醫藥，東阿阿膠等。 經營績效的五個因子分別從不同的方面反映了30家醫藥上市公司的經營績效狀況，但單獨使用某一個因子并不能對醫藥上市公司的經營績效狀況做出綜合的評價。

（2）不同醫藥上市公司經營績效狀況存在較大差異。第一類經營績效綜合能力均值為1.155941930023E0，遠遠高于其他4類的均值。雖然第二類中償債能力因子均值在所有上市公司中處于領先地位，但其綜合因子能力均值為-5.945883357287E-2，遠遠低于第一類。與第一，第二類相比，第三類的經營績效綜合因子均值更低，為-1.654861806521E0。第四類在成長能力，運營能力因子均值上具有較高的值，但是綜合因子均值均處于中下等水平，經營績效遠遠低于第一類，但卻遠遠好于第三類。從經營績效的因子均值和綜合因子均值可以看出，我國不同醫藥上市公司經營績效狀況存在較大的差異。

（3）成長與運營能力對醫藥上市公司的經營績效起著重要作用。由經營績效的公因子方差分析表6可知，成長能力因子的方差 為11.853，運營能力因子的方差為11.269，對公司的總體經營績效影響最大，其次為償債能力與盈利能力，獲現能力的影響最小。成長和運營能力是醫藥上市公司綜合素質的體現，一個公司要想在激烈的競爭中獲得一席之地，必須加強自身的綜合實力，高度重視公司對成長運營能力的發展，提高償債與盈利等能力，進而提高公司的總體經營績效水平。我國醫藥上市公司總體運營能力償債能力較好，成長能力不足。

（4）我國醫藥上市公司獲現與償債能力較好，成長能力有待加強。由表6可知，我國30家醫藥上市公司中獲現能力能力較強的是第三類占整個醫藥公司的40%；償債能力較強的是第二類，占整個醫藥上市公司的33.3%；運營能力較強的為第一類和第四類共2家，占整個樣本的7%；成長能力較強的是第四類共6家占整體的20%。第一類，第二類和第三類24家醫藥業上市公司的成長能力均較差，占整體的80%。通過綜合分析可以看出，我國醫藥上市公司總體獲現與償債能力較好，成長能力有待加強。

（二）建議 根據本文的研究結論，我們提出以下幾點建議：

（1）應結合自身經營特點與發展條件構建對成長有支撐作用的資本結構；挖掘資源要素潛力，改善經營環境；在鞏固原有經營強勢的基礎上逐步開創新的市場，提高公司和產品的知名度；加強產品的研發，提高企業的自主創新能力，打造自己的核心競爭力，實現企業成長與經營績效同步增長。

（2）應借鑒第一類公司發展經營的基礎上，一方面應充分利用企業的償債和現金優勢，發揮財務杠桿的調節作用，合理確定負債與自有資金的比例，為企業獲得更多的經濟效益；另一方面要引進人才，利用先進技術，提高公司的研發創新能力和綜合管理水平，從而加強企業的運營與成長能力。

（3）通過設立償債基金，優化資本結構，選擇合理籌資方式等措施加強企業的償債能力，保證企業按期償債，降低企業的財務風險，綜合提高企業的經營績效。

（4）一方面可以通過增加投資來增加其利潤，通過產品毛利率的穩中有升和較高管理水平來增加公司的盈利能力；另一方面通過積極增加融資渠道，鼓勵優化資源配置，創造規模效益，變革公司的權利結構，優化股權結構，充分發揮公司董事會的作用等來提高盈利能力。

參考文獻：

[1]吳秀林、封偉：《剖析財務業績評價的多方動因》，《時代商貿》2006年第4期。

[2]張文彤：《SPSS統計分析高級教程》，高等教育出版社2004年版。

[3]李志輝、羅平：《SPSS for Windows統計分析教程（第二版）》，電子工業出版社2005年版。

[4]李思靜、劉智慧：《基于因子分析的上市公司經營業績評價》，《中國集體經濟》2010年第27期。

篇(7)

一、文獻綜述

國外研究學者 Masulis(1983)研究結果表明：[1]上市公司的經營績效與其資產負債率呈顯著的正相關，負債區間介于 0.23 與 0.45 能夠對上市公司的經營績效產生一定影響。Frank1 和 Goyal(2003)研究結果表明企業績效與財務杠桿比例之間有正相關關系，與市場價值財務杠桿比率之間有負相關關系。[2]國內研究者，于東智(2003)用資產負債率來衡量公司負債的利率;[4] 用總資產收益率和主營業務利潤率作為衡量指標來衡量公司的績效，運用截面數據分析方法進行研究，控制變量設為股票種類、工地行業、年度等變量;冉光圭(2013)公司績效作為被解釋變量，把負債率當做解釋變量進行線性回歸方程的構建，結論是公司負債比例與經濟績效的關系呈現負相關。[5]

二、研究設計

(一)研究假設

1.股權結構與公司經營績效

(1)股權集中度與公司經營績效。第一大股東所持股份占比過大時，該大股東具有強大的能力和控制力對該行業的其他企業進行監督與管理，基于此，此文提出假設一。

H1：股權集中度在一定范圍內(30%)，股權集中度與經營績效成正比例關系。

(2)股權屬性與公司經營績效。國家股有其自己的特殊性，在國家補貼扶持資源優先以及政策利好方面為企業帶來優勢，基于此，提出假設二和三。

H2：國家股比例與公司經營績效成反比例關系

H3：法人股比例與公司經營績效成正比例關系

2.負債結構與公司經營績效

(1)資產負債率與公司經營績效。從我國零售行業實際情況來看，負債率的增加，企業資金規模的擴大一方面對企業的管理者是起到激勵的作用?；诖耍岢黾僭O四：

H4：資產負債率與公司的經營業績成正比例關系

(2)銀行借款對經營者都有一定的約束。銀行與企業之間的交易通常涉及金額較大且基本都具有重復性質的，基于此，提出假設五。

H5：銀行借款比例與公司經營績效成負相關

(二)樣本的選取與數據來源本文選取 2008 年 ~2014 年期間在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的零售行業上市公司為樣本，具體的采樣標準，剔除掉 ST 和 PT 的公司，剔除數據中數據不全的上市公司，最終選定 85 家上市公司作為研究樣本。本文相關的財務數據來源于東方財富網，其他數據來自 CSMAR 數據庫。

(三)研究變量說明

第一，被解釋變量。國際上經常采用的是杜邦財務分析模型所使用的是凈資產收益率，反應的是企業的投入和企業的回報之間的關系。

第二，解釋變量。本文的解釋變量：股權結構、負債結構。其中，股權結構主要通過股權性質和股權集中度這兩個方面來體現，股權結構指標包括國有股持有比例、法人股持有比例，股權集中度指標包括第一大股東持股比例。反映資本結構指標最常見的是選擇總資產負債率，其表示上市公司負債總額與資產總額比值大小。

第三，負債結構包括資產負債比例、銀行借款比例.

第四，相關控制變量?？刂谱兞窟x擇公司規模;公司成長能力。其中，公司總資產的自然對數表示公司的規模，用公司營業收入的增長率表示營業收入。相關變量的定義等如表1所示。

(四)計量模型設定

本文是從零售行業特征出發，研究零售行業上市公司融資結構對公司經營績效影響關系，還有從其余各因素影響關系進行分析。其模型主要關注的是一個因變量與其余多個自變量之間的線性關系，根據上述的自變量與因變量選取，建立下面的回歸分析模型:

模型1是股權結構與經營績效關系的實證檢驗方程，模型2是債券結構與經營績效的實證檢驗方程，模型3是融資結構與企業績效關系實證檢驗方程，/31尹2尹3...a7表示偏相關系數，為殘差項。

三、實證結果與分析

(一)變量的描述性

對研究的樣本進行統計性描述，可得出如下結論。零售類行業上市公司盈利能力差距非常大;零售類企業股權集中度較高。國家股與法人股在股權結構中的作用是不容忽視的。零售行業的資產負債率比較高。公司間銀行借款比例參差不齊。

(二)回歸分析

用Stata對面板數據進行回歸分析可得:

從表3的回歸分析結果可以看出:模型一從股權結構對經營績效影響的角度進行回歸分析，第一大股東持股比例與經營績效回歸分析中，P值為0.045，說明第一大股東持股比例與經營績效5%的置信區間相關，第一大股東持股比例與經營績效顯著正相關，假設一成立。國家股持股比例與經營績效回歸分析中，P值為0.078，在to%水平上顯著，假設二成立。法人股持股比例系數為正為0.005 , P值0.069在10%水平上顯著，由此假設三成立，法人股持股比例與經營績效成正相關。模型二通過負債結構對經營績效影響進行回歸，資產負債率系數為0.13}P值為0.056，在5%水平上顯著為正，凈資產收益率每增加一個單位，資產負債率增加0.13個百分點，假設四成立。銀行借款比例系數為0.015 3 } P值0.078,0.078大于0.05小于0.1，在10%水平上顯著，表明銀行借款比例與凈資產收益率正相關，假設五成立。