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上市公司经营论文范文

上市公司经营论文

上市公司经营论文范文第1篇

主要观点有两类:1)多元化存在折价。Lang和Stulz(1996)采用托宾q值作为绩效衡量指标,结论证明:公司业务的集中程度与托宾q值正相关。Megginson等(2004)采用超额收益、经营活动现金流量和托宾q值衡量企业的长期业绩,结果表明:公司的长期绩效与集中程度正相关。2)多元化创造价值。Hubbard和Palia(1999)对392起兼并事件进行了研究,发现多元化购并的超额收益为正。Schoa(r2002)等证实了兼并后要素生产率随所有权的变更而上升。国内学者关于多元化的研究在理论上侧重一般多元化意义和应用的探讨,例如我国学者顾松(1999)、李睿(2004)等探讨例如企业如何进行多元化;尹义省(1999)、胡盛松(2000)等研究了如何利用企业的核心能力发展多元化经营;陈洁(2001)、师征(2002)、谭晓明(2002)、尹宾(2000)等人探讨了多元化战略在具体行业的应用。实证研究侧重于对“多元化和企业经营绩效之间关系”的研究。对中国上市公司多元化和绩效的研究目前存在两种观点,一种认为存在多元化折扣(姚俊等,2004;许陈生等,2006),另一种认为多元化经营对公司绩效没有显着影响(马洪伟、蓝海林,2001;姜付秀等,2006)。近年来,学者们逐步认识到,样本选择的偏差可能是导致研究结论差异的主要因素。由此,可以合理推断,多元化经营与企业的绩效之间的关系,在不同的国家、不同的时间和不同的行业会呈现出不同的特征,因此,仍需进一步研究。对物流业上市公司多元化的研究较少,其中有学者对物流业上市公司经营效率评价研究进行了实证研究,所采用的方法是简单的DEA方法,而且衡量多元化的指标也是单一的。大多数多研究伏在多元化和专业化、相关多元化与无关多元化的层面。关于物流上市公司多元化经营分析的学术论文很少,学者们对物流上市公司的研究多集中在经营业绩,融资等方面。

二、物流上市公司多元化经营分析

(一)变量选取本文以物流业A股上市公司为研究对象,剔除ST上市公司和数据不全的公司,最终选取了63家上市公司作为分析样本,并使用上市公司2010—2013年的行业经营数据,通过各公司数据中主营业务收入按行业分类的数据采集方法,整理计算各行业收入占主营业收入的比例,数据分别来自Wind资讯、证券之星等网站。

(二)多元化测度方法采用衡量多元化程度的指标主要包括经营行业数(N)、赫芬达尔指数(HDI)和熵指数(EDI)。其中经营业务行业数量测度多元化程度的方法简单,只统计企业内部不同的行业的单元个数,不能反映各个行业的单独贡献,本文列示其描述性统计值,作为总体的多元化测度的需要。其次采用熵指数(EDI)和赫芬达尔指数(HDI)衡量多元化程度,这两种方法使用较广,即考虑经营行业的单元数,又考虑单个业务单元的贡献率,较好地反映企业多元化经营的程度。分析物流上市公司多元化经营状况和衡量多元化经营的程度时,本文以物流上市公司年报中披露的分行业主营业务收入信息为依据,分别采用经营行业数(N)、赫芬达尔(Herfindahl)指数法和熵(Entropy)指数对物流业上市公司经营的多元化程度进行测量,以此来衡量我国物流业上市公司多元化经营的程度。在具体实证研究时,本文首先采用熵指数衡量企业的多元化水平,该数值越大,表示企业多元化水平越高。熵指数EDI计算公式如下。其中Pi为第i个产业主营业务的收入占公司总主营业务收入的比例,n为经营的行业数量。公司涉及的行业参照我国证监会2012年修订的《上市公司行业分类指引》。

(三)物流业上市公司多元化测度的描述性统计分析本研究从行业数目角度对物流业上市公司多元化情况进行了总体考察。表1给出了2010-2013年我国63家物流业上市公司以行业数目衡量的多元化程度的描述性统计。从表1可以看出,我国物流业上市公司平均跨3个大类行业进行多元化斤经营,最少的经营行业为1个,即进行专业化经营方式;最多跨行业数到达5个,跨行业经营数的中值为3个,跨行业经营的平均值是约2.6个,四年中多元化程度变动很小。在表1的基础上,本文进一步统计了分行业多元化经营收入的比例,见表2。从表2可以看出:物流上市公司中大约有74.6%的公司采取不同程度的多元化经营方式,采取专业化经营的公司16家,占样本总数25.6%的比例;多元化经营公司中,跨2个行业经营的公司比例大约占19%左右,跨3个行业进行多元化经营的公司占样本总数的27%左右,跨4个行业的公司数在逐年增加,2013年达到15.87%,跨5个行业个以上(含5个)行业的公司比例约为12.7%。平均值为0.3824,中值为0.3098,最大值1.3548,表示多元化经营程度最大为1.3548,最小值是0,表示专业化公司,从指标各年的标准差来看,物流业上市公司多元化经营的差别较大,达到0.37。

三、结束语

上市公司经营论文范文第2篇

(一)变量选取DEA分析法是一种效率评价模型,以决策单元的投入产出资料为衡量要素。对于企业层面而言,投入大致可以分为三类:劳动力投入、资本服务要素投入以及中间投入,经过产品销售或服务提供过程,企业的要素投入形成的产出以收入的形式回流企业。因此,如表(1)所示,本文以企业的收入作为产出指标,以劳动力投入、资本服务投入和中间投入作为对投入要素的划分,另外由于光伏产业的产品具有高科技的因素,结合光伏上市公司的高成长性、高技术含量等特点融入创新能力投入指标。(1)劳动力投入指标。由于企业内职工所在部门与工作性质的不同,不同员工对企业的贡献能力也存在差异,选取员工人数或者工作时间就会忽视了劳动力投入结构的差异。在市场条件下,贡献能力的差异可以通过员工薪酬合理反映出来,员工所得报酬包括支付给职工的工资以及各种奖金、补贴等,因此本文选取现金流量表中支付给职工以及为职工支付的现金一项作为劳动力投入指标。(2)资本服务投入指标。本文采用永续盘存法估计资本服务投入数据,其公式为:Ct=Ct-1•(1-δ)+It。其中Ct与Ct-1分别表示时期t和t-1期的资本存量,δ为企业的折旧率,It为t时期新增资本。由于缺乏相应资本存量数据,本文以固定资产原值作为资本存量数据,以固定资产原值两年之差作为新增资本数据,以财务报表披露的t-1期固定资产计提的折旧额表示Ct-1•δ值。(3)中间投入指标。可以通过生产法和收入法对企业的中间投入要素进行衡量,实际操作过程中两种方法可能会存在结果偏差,为避免随意性选择误差,本文根据袁堂军(2006)提出的取两者平均数的方法进行衡量。

(二)样本选取和数据来源本文选取沪深两市中从2010年之前实现光伏相关产品或服务营业收入的上市公司,剔除数据不全企业,采用了2010年至2012年沪深两市涉及太阳能光伏领域的28家企业数据,数据来源于国泰安数据库和巨潮资讯。

二、实证检验分析

(一)综合效率分析综合效率由两方面构成:从产出角度看,是指现有的生产技术、设备及人员既定的情况下,光伏企业可以增加营业收入的潜能;从投入角度来看,是指以当前的技术条件和产出水平,厂商可以节约资源消耗的能力。综合效率可以综合的反映出光伏企业经营管理水平。由表(2)可知,3年均为投入产出效率DEA有效状态的为序号为1、2、6、8、14、18、23、27等8家公司,占决策单元总数的28.6%,即这些公司经营投入产出比例合理,效率达到了相对最优,其余为非DEA有效。从这8家公司的经营状况可以看出,其共同特点表现为3个方面:进入光伏行业较早,对行业特点认识深入;生产具有规模,其主要产品在市场中占有较大份额;创新能力强,掌握一定的核心技术。以特变电工为例,该公司是我国最大的从事新能源开发和利用的企业之一,太阳能核心控制部件研发和生产基地,能生产5-150kw的模块式大功率太阳能光伏电站系统、太阳能扬水照明综合应用系统、太阳能电池组件、太阳能硅片等核心技术产品,建成了全国目前容量最大的150kw独立式光伏电站。总体而言,28个决策单元3年综合效率的平均值为0.914,表示在这28个光伏企业中,就经营绩效而言,有8.6%的投入要素未产生任何贡献而形成浪费,即在技术水平不变下,所投入的资源未达到有效运用的程度。

(二)技术效率分析为了进一步分析技术效率,把其分解为纯技术效率和规模效率。纯技术效率反映的是企业技术和管理水平等因素对企业经营绩效的影响。从纯技术效率来看,2010年至2012年平均水平为0.94,最大的为1,最小的是航天机电2012年值0.528,这意味着我国光伏企业技术水平与设备的先进程度处于较高的水平。航天机电的纯技术效率值相对低下是其技术效率差的主要原因,可以考虑增加科研投入或引进先进生产设备、提高技术和日常管理水平来提高其绩效。宏发股份2010与2011两年纯技术效率为1,而其规模效率却小于1,属于非DEA有效,与纯技术效率相比,规模效率对其影响更大。从其规模效益来看处于规模报酬递增阶段,即产出量的增长比例大于投入量的增长比例,说明宏发股份应当根据公司实际情况,适当增加科研、资金、生产要素的投入,缩减单位固定成本,获得规模效益。从规模效率角度来看,规模效率都超过了0.8,3年平均值为0.97,说明我国光伏企业经营投入产出总体上是规模有效的。其中2010年处于规模报酬递增的有8家,规模报酬递减的有4家公司;到2012年时有46%的公司处于规模最优状态,而经营投入产出规模效率递减的比例较大,达到39%,处于该阶段的企业如果继续扩大规模会降低现有的投资回报率,说明应充分利用和合理分配现有的生产要素资源,提高投资回报率。从以上分析看出,我国光伏企业规模效率水平0.97优于纯技术效率水平0.94,纯技术效率不佳是造成我国光伏上市公司技术效率不佳的主要原因,说明光伏企业应当在引进技术的同时,加大科研投入增强技术创新程度,争取获得核心先进技术,另外管理水平偏低可能是由于多数企业在原有主营业务的基础上逐渐涉及光伏业务,伴随着业务规模不断扩大,管理制度、现有管理理念、方法可能不能适应其规模水平。

(三)投影分析投入方面研发费用投入冗余较大,均值为20.38%,各企业之间差距较大,最大值为有研硅股的90.17%,最小值为安泰科技的3.57%;技术人员投入数量的平均冗余度为14.46%;劳动力投入指标冗余度为8.57%。投入方面存在以下问题,一是支付给职工以及为职工支付的现金费用偏高,同比例费用的增加超过其所能带来的收益,成本没有得以有效控制;二是科研技术人员的质量亟需优化和提高利用率、;三是企业经营过程中所投入的研发费用存在重投入轻吸收的现象,从而影响技术创新能力提高、新产品的研发、核心技术的研究进程,进而影响企业营业收入。产出方面,航天机电营业收入的增长潜力为28个样本中的最大值,产出不足率为28.72%,可能是其产品竞争力不足,市场占有率偏低的问题,出现产品过剩,其所生产的产品不能销售出去转化为营业收入,固定资产、人员、资金未能的得到合理的配置和有效利用。

三、结论和建议

上市公司经营论文范文第3篇

(一)模型设计EPS/ROA=α0+α1PD+α2PM+α3PP+α4PF+α5PSB+α6SHARE+α7SALARY+α8DAY+α9PT+α10TI-TLES+ε

(二)样本选择及描述性统计分析以2011年度A股上市公司为研究对象,当期财务总监发生变动的公司选用的是任职期长于半年的财务总监的信息,剔除了在2011年度财务总监任职少于一个月的公司的样本。符合条件的共有1549家公司,其中,部分公司的任职开始时间只给出月份的按照当月一日开始计算任职期限。本文的数据来自于国泰安中上市公司研究数据库以及百度搜索引擎。从表1、表2可以看出,财务总监的持股数量相差较大,有些公司激励财务总监持有本公司股票,还有很多公司财务总监没有持股;报告期财务总监领取的报酬也不均衡,当然这些是与公司自身的规模相联系的;在公司任职时间的长短也有较大差距。财务总监兼任董事的占到样本总数的26.8%,兼任总经理占样本总数的16.7%,兼任总裁的占样本总数的4.8%,兼任董事会秘书的比例为11.1%,这说明在我国财务总监能参与到公司高层的重大决策及政策执行的还只占少数。财务总监兼任会计机构负责人的比例仅为1.3%,这说明绝大多数财务总监并不担任会计机构负责人,从而能够更好地履行本职工作,起到监督作用。在其他单位兼职的占28.2%,这说明在我国有部分财务总监的经验和阅历会很丰富。财务总监的职称为初级会计师及以下的比例是60.7%,会计师的比例占20.8%,高级会计师的比例仅占到18.5%,从这一结果可以看出我国财务总监的专业素质普遍偏低,有待提高。

二、检验结果及其分析

本文采用EViews5对上文的假设1和2进行了回归分析,分析结果如下:从表3的回归结果可以得出以下结论:1.实证研究的回归结果显示,模型在整体上是显著的(F值),但是模型的拟合优度及调整后的拟合优度都不高(R-squared),这说明回归模型中解释变量对因变量变异的解释程度不高。这是因为,在实际工作中影响公司经营业绩的因素有很多,而财务总监的特征只是其中的一小部分。2.财务总监兼任公司董事、经理、会计机构负责人以及财务总监自身的持股数量、工作时间对代表公司市场业绩的每股收益及公司经营业绩的总资产报酬率影响不显著。而财务总监兼任公司总裁与前文假设出现了背离,并且其中对于假设1的回归分析得出的结果在统计学意义上还是显著的。在关于假设2的回归中,财务总监兼职及职称对于总资产报酬率的影响也不显著。出现上述现象的原因,一方面是由于财务总监能参与到公司高层重大决策和政策执行的只占少数,并且持有公司股票的财务总监很少;另一方面,我国财务总监制度可能存在一定的缺陷,因此得出的回归结果不能够很好地支持前文的假设。3.财务总监兼任公司董事会秘书,以及财务总监在报告期内领取薪酬多少与公司的经营业绩呈现显著的正相关关系,与前文的假设是一致的。这是因为兼任董事会秘书属于公司的高级管理人员,负责公司的对外信息披露和董事会日常事务性工作,这有助于财务总监切实履行其岗位职责。报告期内薪酬是对财务总监提供劳务的补偿,目的是为了给公司绩效带来最大价值,因此,薪酬相对较高会给财务总监带来更大的激励作用,有助于其提升公司的经营业绩。4.财务总监在外单位兼职以及自身的职称与代表公司经营市场业绩的每股收益呈现显著的正相关关系,也与前文假设一致。兼职有助于人才潜力的发挥和知识的传播,有助于实现社会资源的有效配置,并且兼职对于财务总监来说不仅可以补充自己的知识,也有助于提升自己的工作经验,这样使其能够在财务总监的岗位上发挥更大的作用。

三、研究结论分析

根据实证分析的结果,我国上市公司财务总监的各种特征因素并没有很好地作用于公司的经营业绩,甚至出现财务总监的某项特征反作用于公司经营业绩现象,说明我国大部分上市公司还没有建立起完善的财务总监制度。这可以从以下方面进行解释:

(一)界定财务总监职责在实践中较为困难由于财务总监制度属于财务监督,是站在投资者的角度对经营者实行的产权约束机制,保证股东权利在企业经营中能够得到贯彻和落实。但在实际工作中,财务总监要参与到企业的决策管理中去,这种监督及参与在实践工作中难以合理的把握。

(二)财务总监制度在我国发展还不完善在我国,财务总监是总会计师的一种转型。财务总监很多时候会与总会计师、会计主管相混淆,这使得财务总监并没有行使其真正意义上的职责。财务总监职责不到位不仅使财务总监难以在公司治理中发挥作用,并且对我国财务总监制度的建立健全产生不利影响。

(三)财务总监的执业素质有待提高从统计分析中可以看出,我国财务总监的任职资格普遍偏低,很大一部分财务总监没有取得会计师职称。而实际上一些地方政府已经对企业财务总监的任职资格在职称、经历和培训等方面都有明确的规定。但是企业在任命财务总监时并没有严格考核财务总监的执业素质,这使得我国企业中的财务总监职能作用的发挥大打折扣。

上市公司经营论文范文第4篇

本文的研究对象为证监会公布的《2013年4季度上市公司行业分类结果》中门类代码为A的公司,因丰乐种业(000713)仅以种子育、繁、销为主营业务,相比受农业特殊性影响较小,故从样本中剔除,以剩下的39家上市公司作为研究样本,其中包括农业公司13家、林业公司5家、畜牧业公司11家、渔业公司10家。数据的来源以各公司2012年年度财务报告为基础,参考和讯网公布的相关财务比率,数据的处理运用软件为SPSSStatisticsV20。多元化经营的测度采用最直观的基于SIC编码的业务单元法,通过统计企业产品涉及的业务单元判断其多元化程度以及多元化类型,将样本公司按照其经营的主营业务分为非多元化企业(定义为单一业务型企业)、相关多元化企业和非相关多元化企业三大类。其中非相关多元化企业按照其主营业务单位数按程度分为了三类:将经营的业务单位数为2个的企业定义为二元非相关多元化企业,将经营的业务单位数为3个的企业定义为三元非相关多元化企业,将经营的业务单位数为4个以上的企业定义为多元非相关多元化企业。因相关多元化属于产业链的延伸,故将其归为一类,不再进行细分。

(一)多元化经营和企业营运能力比较分析。营运能力是指企业的经营运行能力,即企业运用各项资产以赚取利润的能力,它考察企业资金运营周转的情况,反映了企业对经济资源管理、运用的效率高低。本文依据农业上市公司的经营特点,选取存货周转率(IT)和总资产周转率(TAT)为考察对象,统计结果如表1所示。考虑存货周转率,单一业务型和相关多元化类型企业平均值最高,但分布最不均匀,同时参考偏度和峰度值,相关多元化企业的情况好于单一业务型企业;二元非相关多元化企业分布最均匀,说明此类企业存货周转能力相近;而业务单一型企业偏度小于0且标准差值最大,结合它平均值最大可推测出可能是由于个别企业拥有较好的周转状况,提升了本类的水平。以总资产周转率作为衡量指标,相关多元化和三元非相关多元化这两类企业总资产赚取利润的能力最好,同样分布也最不均匀,但是该指标的值大于样本均值的企业占据多数。多元非相关多元化企业的总资产周转率样本均值最低,而且仅此类企业偏度小于0,说明此类企业总资产赚取利润的能力较弱,而且是普遍较弱。

(二)多元化经营和企业盈利能力比较分析。盈利能力最直观的表现为企业获取利润的能力,本文选取净资产利润率(ROE)和每股收益(EPS)两个指标。因云南景谷林业股份有限公司(*ST景谷)净资产收益率为-2.57%,与其他企业相差很大,故剔除此样本进行统计比较。统计结果如下页表2所示。从净资产收益率均值来看,平均总绩效最低的多元非相关多元化经营企业业绩是最均匀的,这说明,多元化程度最高的企业平均表现都不甚理想,由此可知,并不是多元化程度越高,涉足越多的行业,带来的效益就越好。从偏度来看,单一业务型和二元非相关经营企业偏度大于0,说明大于样本均值的企业数多于小于均值的,结合样本均值,这两类企业的业绩表现是最好的。所有样本企业的峰度都小于3,说明样本企业资产收益率的次数分布比较均匀地分散在众数的两侧,分布曲线的顶峰较平缓,说明样本企业在总体上分布比较均匀。对于每股收益,同样也有单一业务型和二元非相关多元化企业的平均盈利能力好于其他企业。但是结合标准差和偏度考虑,二元非相关多元化企业大都分布在均值右侧即大于均值,相比之下此类企业的盈利状况要好于业务单一型企业。同时,三元非相关多元化企业的盈利状况差于单一业务型企业,但是好于相关多元化企业。情况最差的是多元化程度最高的非多元化经营企业,不仅样本均值最低,而且大多都偏样本左边分布,即大多都小于样本均值。

(三)多元化经营和企业偿债能力比较分析。考察企业负债能力的指标有很多,本文选择有代表性的流动比率(CR)考察企业的短期偿债能力,选用资产负债率(DRA)考察企业的长期偿债能力。在统计单一业务的企业时,由于福建金森(002679)的流动比率高达13.29,高于同类型企业近6倍,故舍去不予考虑,其他指标统计正常,如表3所示。就短期偿债能力而言,各类型企业都较好,平均值最大的为二元非相关多元化企业,其次为相关多元化经营企业和三元非相关多元化经营企业。这三类企业平均值最大,但是标准差也大,结合偏度考虑,流动比率位于平均值右侧的都比左侧多。多元化程度最大的非多元化经营企业流动比率平均值最小,在标准差最小的情况下偏度也小于0,说明此类企业的短期偿债能力相比之下普遍较差。就长期偿债能力而言,各类型企业也都相差不大,分布情况也差不多,综合考虑,相关多元化企业的长期偿债能力情况略微优于其他企业。

(四)多元化经营和企业成长能力比较分析。企业成长能力是指企业未来发展趋势与发展速度,包括企业规模的扩大、利润和所有者权益的增加。本文选取主营业务增长率(MBIRI)和净利润增长率(RPRI)作为衡量企业今后成长能力的指标,统计结果如表4所示(国联水产由于国际环境影响,以及创立、合并国美公司和SSC公司产生较高费用,因而净利润同比下滑2024%,剔除不予考虑)。由表4中数据可以看到,两个指标所反映的情况是一致的,平均值最大的为二元和三元非相关多元化企业,从偏度分析也是这两类企业情况最好,而且就净利润增长率而言,仅这两类的值为正,即有正的增长势头。多元化程度最高的非多元化企业主营业务增长率都为负数,但并不能由此说明其成长性不好,因为一年的数据只能反映各企业成长能力的势头,而趋势分析需结合几年的数据才可得出。

(五)不同类型企业之间各指标非参数检验。为进一步探究不同类型和不同程度多元化经营对企业绩效的影响,将这五类公司两两进行比较,检验两者之间的差异是否显著。本文采用Mann-WhitneyU检验,进行U检验的结果最后都反映在P值上,即看P值是否小于给定的显著性水平。P值的计算结果统计如表5所示。从表5中数据可知,在盈利能力方面,相关多元化企业与二元非相关多元化企业的净资产收益率U检验P值0.05,小于0.10,说明在给定0.10的显著水平下,相关多元化企业与二元非相关多元化企业的净资产收益率有显著差异;二元非相关多元化企业与三元非相关多元化企业之间每股收益的P值为0.05,说明在给定0.10的显著水平下,二者也有显著差异;二元非相关多元化企业与多元非相关多元化企业之间每股收益的P值为0.029,说明在0.05的水平下两者差异显著,而且是较强的显著。在成长能力方面,如果以主营业务增长率作为衡量指标,同上分析,单一业务型与多元非相关多元化企业、相关多元化与多元非相关多元化企业、二元非相关多元化与多元非相关多元化企业在0.05的水平下差异显著,三元非相关多元化企业与多元非相关多元化企业更是在0.01的水平下高度显著;如果以净利润增长率作为衡量指标,相关多元化企业与三元非相关多元化企业在0.10的水平下差异显著。其他情况下的差异均不显著,尤其是营运能力与偿债能力下,五种类型的企业均不存在显著差异。

二、研究结论

上市公司经营论文范文第5篇

(一)变量的选取1.多元化经营程度指标。多元化水平的度量方法有:(1)行业数量法,主要以标准行业代码(SIC)对企业所涉及行业进行分类,进而计算行业的数量,此方法比较简单,数据容易获取但没有考虑各行业的收入情况。(2)专业化比率测度法,专业化率即企业最大经营单元销售额与企业销售总额的比值,此指标计算比较简便,但只考虑最大经营项目销售额而其它项目没有进行考虑。(3)赫芬达尔指数法,分别使用各个行业的销售额和资产额占公司总销售额和总资产额的比重的平方和来确定多元化程度,这种方法对多元化程度的测度比较粗略,且市场对行业的界定存在困难。(4)香农指数法,该方法由Jacque-min和Berry在1979年提出,这种方法包含信息多,测度比较准确,因此获得研究者的广泛使用,本文采用此方法进行总体多元化程度的度量,但由于多元化数据获取难度大,没有进一步细分非相关多元化和相关多元化进行研究。[6]具体计算公式如。2.企业绩效指标。国外学者研究上市公司绩效主要是采用托宾Q值,通过计算股东权益市值和资本重置成本的比值来测量公司绩效,其中资本重置成本为新购置资产市场价值扣除已提折旧。国外对于这一指标的广泛运用主要是基于国外发达的证券市场。而在我国,证券市场还处于发展完善阶段,上市公司财务信息披露不健全,资本重置成本获取较困难。所以本文利用ROA总资产利润率来衡量企业的绩效,此指标能集中反映企业资源的价值和获利能力。3.控制变量的选择公司的年龄(Age)。公司年龄是指从公司上市年限至研究当年。公司年龄代表企业经营的长度,公司规章制度的完善程度,公司规章制度越完善多元化经营的成本就越低。本文以公司上市年龄的自然对数作为衡量指标。资产规模(Asset)。农业是一个需要大规模资产的产业,规模经济是农业上市公司进行多元化经营的重要目标,规模大的农业上市公司其议价能力强,获得资金、原材料等资源的成本低,提升企业绩效。考虑到异方差的影响,本文以公司总资产的自然对数作为一个控制变量。企业的成长性(Grow)。根据洪道麟和熊德华(2006)的研究成果表明:企业的成长性对多元化经营有显著影响,成长性低的企业更有可能实行多元化经营,同时企业的成长性也会促进公司绩效的提升。[7]农业作为保障民生的基础性产业,社会大众对农产品的需求为刚性需求,其具有广阔的发展空间和强大的成长性,[8]因此企业的成长性是本文考虑的另一个控制变量。本文选择公司的总资产增长率来衡量。企业的资产负债率(Debt)。合理的负债水平增加资金的使用效率,充分利用负债的税盾优惠,降低企业的资金成本,从而提高企业绩效。[9]具体变量如表1。

(二)回归模型ROA作为因变量,DT作为自变量,公司年龄的自然对数(ln(age))、资产规模的自然对数(ln(Asset)、总资产的增长率(Grow),以及企业的资产负债率(Debt)作为控制变量。建立如下回归模型。

二、实证研究结果及分析

(一)相关性检验为了研究绩效与多元化程度之间的相关关系,同时考察模型是否有多重共线性的问题,本文采用eviews软件对各主要变量进行相关性分析。结果如下表2。从表2我们可以看出:多元化程度DT与绩效ROA具有一定的相关关系。同时各控制变量之间的相关系数均不高,不存在多重共线的问题,这是因为各变量选取的角度不同所代表的意义也不同,我们从表中可以明显的看出资产负债率(Debt)与R0A是负相关关系,这一点将在下面的回归分析中进行深一步的分析。

(二)异方差检验本文选取的是深沪两市A股的横截面数据进行实证研究,所以有必要进行异方差的检验。以下采用的是怀特(White)检验。由表3可看出nR2=13.61160小于X20.025(9),回归不满足异方差。对所得出回归结果没有影响,适合做回归分析。

(三)回归分析通过采用eviews软件对模型进行回归分析,回归结果如表4。R2=0.535109,F=8.978114,P=0.00001说明模型总体显著。对ROA的解释程度达到53%,说明多元化程度对企业绩效的波动有重大影响,多元化程度的相关系数为0.001107,说明多元化经营对ROA不存在显著的正相关关系,本文假设没有得证。我们认为其原因是多方面的,本文所研究的总体多元化包括相关多元化和非相关多元化。对于相关多元化的农业上市公司,其集中资金发展相关农业产业,增强企业的核心竞争力,加强企业抗风险能力,减少经营绩效的波动性。同时各相关产业也可以实现企业技术、劳动力等资源的共享,从而使农业上市公司获得更多利润,这在多数学者文献中得证。而针对非相关多元化的上市公司,大量学者认为非相关多元化与企业绩效呈负相关关系。本文认为其把资金投向盈利高的房地产、化工金融等行业,可以在短期内获得超额利润,提升企业市场价值。但多元化程度并不是越高越好,其存在一个合理的“度”,一旦超过那个“度”就不存在促进作用反而可能是负作用,同时多元化程度还可能受到宏观经济形势和行业特性等内生性问题的影响。所以多元化经营程度与绩效并没有明显的负关系或者正关系,农业上市公司多元化程度与企业绩效没有显著的相关关系。

公司上市年限与企业绩效ROA呈显著正相关关系,上市时间早的农业企业,企业的管理制度、业务运行机制都比较完善,其进行多元化的成本低,风险小。这在一定程度上提高企业绩效。公司的成长与企业绩效ROA正相关,说明农业上市公司总资产增长速度越快即资产规模越大其进行多元化经营的倾向越强。另外,企业资产规模的大小也影响企业经营绩效,根据规模经济效益,公司资产规模越大,企业绩效越好,前提是公司资产规模在一个合理的经营边界内。资产负债率与公司绩效显著负相关。农业上市公司拥有一定数量的负债资本,能够降低公司的综合资本成本,充分利用由财务杠杆作用所带来的额外利润。但当企业的负债比例过高,企业经营风险也越大。由此产生的破产风险和债务契约的约束会降低企业的绩效。

三、总结

上市公司经营论文范文第6篇

当代绍兴民营企业的成长呈现出现代企业集群化发展的特征。绍兴形成了以纺织印染、黄酒生产、机械制造、化工原料、医药产品、厨电产品、铜加工以及特色农产品为主的区域化民营企业产业集群。2008年全年全市38个块状经济有企业5.64万家,职工76.87万人,总资产2502.46亿元。其中销售收入在100亿元以上的块状经济有11个,同比增加2个。其中:绍兴县的纺织业块状经济1092亿元和纺丝业块状经济105亿元,诸暨市的五金制造业块状经济455亿元、袜业块状经济331亿元、织造业块状经济261亿元、铝塑管材块状经济213亿元和珍珠业块状经济166亿元,上虞市化工块状经济140亿元,新昌县轴承业块状经济130亿元,嵊州市领带块状经济143亿元、机电块状经济109亿元。改革开放以来嵊州逐步形成了领带服装、电器厨具、机械电子三大主导企业。全市现有领带服装生产企业1700多家,年销售收入超过150亿元;电器厨具生产企业500多家,年销售收入超过50亿元;机械电机企业1000多家,年销售收入90亿元。嵊州先后被命名为“21世纪国际性领带都市”“中国丝针织服装生产基地”“中国最具影响力纺织之都”“中国厨具之都”“中国电声零件之都”和“中国小功率电机生产基地”。大唐袜业始于20世纪70年代末,历经创业、茁壮成长、迅速提升三个发展阶段,形成了集袜业研发中心、生产基地和轻纺原料市场、劳动力市场、袜业机械及配件市场、联托运市场、袜子销售市场等五大市场于一体的发展格局,构成了纺丝、回弹、织袜、绣花和染整等前后道配套的专业分工协作、产业集聚度高的产业体系。是全球最大的袜子生产基地,浙江省21世纪最具成长性的十大国际性产业集聚区之一,举世闻名的“国际袜都”。1980年,山下湖有近400户农户大胆从外地引进技术,开始小规模人工养蚌育珠。80年代初普及到山下湖全镇95%以上的农户,年产珍珠达20多吨。1983年后,珍珠繁育、养殖、加工一条龙逐渐形成。1996年后,珍珠养殖逐步走上了规模化、集约化、专业化生产之路。到2008年,诸暨山下湖镇淡水珍珠养殖面积突破40万亩,年产量占世界淡水珍珠总产量的70%、全国总产量的80%。

店口五金产业起步于20世纪70年代,20世纪80年代店口铜加工产业开始兴盛发展。90年代初,随着中国南方五金城的建成,店口实现了由镇到城的跨越式发展。2008年,全镇拥有工业企业4018家,年销售额500万元以上企业100多家,超亿元企业21家,上市企业2家,海亮和盾安分别进入中国企业500强和制造业500强。绍兴市是建筑大市,多年来,建筑业产值、利税和创省部级以上优质工程等指标保持全国地级市首位。十一五计划以来,我市建筑企业飞速发展,高资质企业不断增加。大型骨干企业生产规模、市场份额增长较快,其竞争优势得到进一步加强。至2010年年底,绍兴全市从事建筑业的民营企业有780家,其中包括17家特级企业,113家一级企业。全市建筑业总产值3243.16亿元(含建筑企业在外地的施工产值)。据绍兴市基本单位名录统计资料显示,截止2012年底,注册地在绍兴的1683家建筑业法人单位,共有从业人员127.1万人。诸暨市环保装备产业起步于20世纪70年代末,2001年11月,诸暨环保装备省级高新技术特色产业基地正式在牌头镇建立,2002年12月,被命名为“国家火炬计划产业基地”,2006年,由菲达集团牵头,浙江大学、省环保产业协会等共同参与建立省环保装备科技创新服务平台。基地累计有省以上高新技术企业11家,其中国家高新技术企业4家,已基本形成产品生产、技术开发、工程设计与咨询服务相配套的产业体系。十一五以来绍兴民营企业成为推动战略性新型产业发展的重要力量。盾安集团、精功集团、卧龙集团、万丰奥特集团以技术研发为核心,以资本运作为动力,以市场需求为导向不断推进高新制造业的升级发展。新昌制药厂与新和成作为绍兴民营制药企业,借助资本市场力量,推动企业产能扩大与产品研发走在国内制药行业前列。在节能环保领域,作为上市公司的菲达集团也在资本市场上吸引更多投资者的关注。改革开放以来,绍兴第三产业发展异军突起,重点商贸项目推介会红火开展,各种节会活动规模逐年扩大,服务业迅速发展。截止2010年绍兴地区396个商品交易市场实现商品交易额1767.06亿元,其中有42个成交额超亿元的商品交易市场,5个商品交易市场成交额超过100亿元。中国轻纺城在2010年的交易额达438.64亿元。

二、绍兴民营企业上市公司的兴起与发展

绍兴地区民营企业上市的上市过程开端于国有企业与集体企业的改制。在国有企业、民营企业的改制过程当中,绍兴民营企业积极参与其中,一些企业实现了借壳上市、借船出海。1997年,绍兴轻纺城成为全国现代企业改制的试点企业。同年绍兴著名的制药企业震元堂与黄酒名企古越龙山成功进入中国资本市场。2000年以来,绍兴民营企业特别是杨汛桥地区的企业,积极拓展国内外资本市场。浙江玻璃、宝业集团等实现在香港主板上市。2004年底,绍兴板块在中国资本市场上异军突起,卧龙科技、菲达环保、浙江龙盛成功成为上市企业。深圳交易所中小板块的开设为新和成、精工科技、盾安环境、京新药业和三花股份开辟了走向资本市场的通路。2008年绍兴地区的民营企业上市公司数目与市值在浙江省各个地级市中居首位,在全国地级市中排名第二位。中国资本市场上绍兴民营企业表现活跃,并购重组活动频繁。2010年绍兴上市公司数目发展到41家,包含11家境外上市公司。2011年底,绍兴共有上市公司49家,全年上市公司融资额90.86亿元,其中新增的7家上市公司首发融资额为51.43亿元。2012年资本市场上绍兴板块上市公司达52家,绍兴成为全国地级市中排名第三的资本强市。2012年绍兴板块上市公司在绍兴规模以上企业中贡献了20%的净利润和38%的地方税收,成为区域民营经济发展的中坚力量。

三、当代绍兴人经济发展经验与特征

上市公司经营论文范文第7篇

作为一种成长战略,很多企业选择多元化经营。最初多元化的主要动力来源于对过剩资源的利用。在中国,计划经济后期,正处于供不应求的短缺经济,市场竞争体系没有真正建立起来,部分企业的多元化经营获得了成功。而当外部环境发生变化,短缺经济变成生产相对过剩,国内外市场由分割转变为接轨和融合,竞争加剧导致绝大多数企业微利,甚至亏损经营,因此出现了“多元化陷阱”的说法。

那么多元化究竟是不是一个好的经营战略?它会损害公司价值,还是增加公司价值?

理论上来看,公司多元化经营通过内部资本市场,能够解决外部融资的交易成本和信息不对称问题;拥有了内部的融资工具,对于项目的选择,公司经理可以做出更优的决策。但是,通过内部资本市场获得的资金容易造成对项目的过度投资,或对净现值为正的项目投资不足,而不是将公司利润以股利的形式支付给小股东。国外多元化与企业价值关系大量实证研究的结果表明,多元化企业一般有较低的托宾Q值,减少企业的多元化程度则会提高企业价值,一些最新的研究认为折价并不是源于多元化而是由于其他原因。

我国长期以来缺乏类似国外SIC码②的行业分类数据,早期国内对于多元化与绩效关系的研究采用主营业务比重作为度量多元化的指标,大多得出多元化折价的结论。1999年4月《上市公司行业分类指引(试行)》③后,对多元化指标的度量可以采用国际通用的方法,国内的相关研究逐渐增多,大多研究依然得出多元化折价的结论,也有个别的研究表明我国上市公司存在显著的多元化溢价现象。

然而国内对于多元化经营与绩效关系的实证研究大多假定多元化程度与公司业绩是单向的

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①本研究受北京交通大学十一五重大科研基金项目支持,课题号2005SZ007。

②theU.S.StandardIndustrialClassification(SIC)system.SIC码是4位数字代码,前两位代码确定行业门类,第三位确定行业大类,第四位确定行业中类。

③中国证监会在总结沪深两个交易所分类经验的基础上,以国家统计局制订的《国民经济行业分类与代码》(国家标准GB/T4754-94)为主要依据,借鉴联合国国际标准产业分类(ISIC)、美国标准行业分类(SIC)及北美行业分类体系(NAICS)的有关内容,制订了《中国上市公司分类指引(试行)》。《指引》将上市公司的经济活动分为门类、大类两级,中类作为支持性分类参考。总体编码采用了层次编码法;类别编码采取顺序编码法:门类为单字母升序编码;大类为单字母加两位数字编码;中类为单字母加四位数字编码。

因果关系,①一些经验证据表明多元化经营和绩效之间不存在明确的因果关系(刘力,1997;朱江,1999;马洪伟和蓝海林,2001)。而苏冬蔚(2004)通过间接检验内部资本市场理论对多元化溢价现象进行解释时,发现价值高的上市公司具有较高的多元化程度。CampaandKedia(2002)认为如果公司的多元化决策与公司价值相关,则对多元化与绩效的OLS估计将是有偏的。因此,准确揭示多元化程度与公司价值的关系,首先要控制住多元化决策的内生性。

国外多元化经营的研究基本从三个层面对公司的多元化决策进行解释:①资源角度:拥有在行业间可以互相转换的过剩资源和能力的公司会从事多元化经营。②市场势力角度:企业多元化是因为可以获得市场势力,进而增进和最大限度提高其长远的获利能力。③问题角度:多元化经营是经理追求自身效用最大化的结果,多元化经营可以使他们获得更多的报酬、势力和声誉,分散他们的雇佣风险。除了以上三种原因,刘力(1997)还认为我国国有企业多元化经营有其特有的动因,这些动因不是基于利润或经济效益的最大化,而是基于社会效益或其他方面的考虑。

目前国内对于公司多元化决策的研究还仅限于问题的角度,对过剩资源的利用和获得市场势力的多元化决策还没有相关的研究。秦拯、陈收和邹建军(2004b)发现高度多元化的公司董事长与总经理两职合一的现象多于其他两组,而第一大股东的持股比例显著低于其他两组。陈信元、吴英蕴和黄俊(2004)发现控制权与剩余索取权分离程度大并且没有第二大股东有效监督的控股股东通过公司的多元化经营转移了公司的资产,降低了公司的业绩。CampaandKedia(2002)使用工具变量消除多元化决策的内生性时指出,联立方程的估计并不容易,因为影响多元化决策的部分公司特征已经包含在以公司价值为被解释变量的方程里了。因此,全面地分析影响公司多元化决策的因素,将其变成可以被量化的、好的工具变量非常重要。

另外,虽然有研究显示公司的多元化决策具有内生性,但是现实的数据是否支持这一假设还需要进行相关的检验,因为如果解释变量是外生的时,2SLS估计量反而不如OLS有效。

为此,本文在前人研究的基础上,从资源角度、市场势力角度和问题角度分析影响中国上市公司多元化决策的因素,建立了多元化程度和公司业绩的联立方程模型。在对联立方程进行2SLS估计之前,首先对多元化程度的内生性进行了Hausmantest。

另外,由于上市公司披露的分行业资料并不标准,国内的数据库公司即使提供了按行业、地区或产品划分的主营业务收入分布情况,也没有根据证监会的《上市公司行业分类指引》对公司的业务活动进行行业编码和分类。因此,本文根据2001年4月中国证监会的《上市公司行业分类指引》对上市公司2000-2003年间的业务活动进行了2位数行业编码,在此基础上建立起多元化经营的相关数据库。②

本文其余部分的结构如下:第二部分介绍了本文的研究方法和多元化决策的研究假设;第三部分介绍本文的样本选择、变量设计;第四部分是对数据的经验分析;第五部分是本文的结论和研究不足。

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①余鹏翼、李善民和张晓斌(2005)探讨了多元化程度变动的公司管理层持股比例、多元化程度和公司绩效之间的关系。杨林和陈传明(2005)分析多元化发展战略与企业绩效关系的未来研究方向时也指出,要关注多元化战略与企业绩效因果关系的问题。

②特别感谢崔悦、盛枫、程健、李月婷、涂圣楷和陈扬扬的工作。

比较可惜,论文中的公式、字符无法粘贴到博客中,最后只把论文结论、研究不足以及参考文献贴在这儿。其实如果大家想看真正的论文,可以查看附件中的英文参考文献。而认真写过论文的人决不认为“不抄袭,就没法写论文”,因为只要你掌握了一定方法,又有持续关注的问题,总会想出办法来研究。

4.5.对多元化程度与业绩正向关系的解释

本文的研究表明公司价值较高、主业增长缓慢、第一大股东持股比例小于25%的企业倾向于多元化经营,而处于竞争激烈行业的企业更倾向于集中化。那么,以上四点能否作为多元化程度与公司业绩正向变动的原因?

本文陆续讨论了多元化收益的三个原因:①公司多元化经营可以建立起内部资本市场,避开在外部资本市场融资的交易成本和信息不对称问题;②相对于拥有较少信息的外部投资者,拥有了内部的融资工具,对于项目的选择,公司经理可以做出更优的决策;③公司多元化经营降低了未来现金流的变动,增加了公司的负债能力。从负债能力增加价值的角度来看,多元化经营增加了公司价值。

从以上三点可以看出,价值高的公司多元化经营可以部分解释多元化溢价,却不是存在多元化溢价的根本原因。

由于我国上市公司没有提供各经营单元的详细财务数据,因此不能直接分析各经营单元之间转移支付与多元化程度的关系。苏冬蔚(2004)试图从内部资本市场效率的角度对多元化溢价进行解释,作者考察了母公司同外部资本市场的现金流状况对多元化决策的影响,数据显示对外部资本市场依赖小的公司具有较高的多元化程度。

本文从多元化的三个基本动因探讨影响多元化决策的因素时,发现管理层持股比例与多元化程度显著正相关。根据JensenandMeckling(1976)的利益一致假设,随着管理层持股比例的增加,其剥削公司财富的可能性下降,从而使公司价值增加。所以,虽然第一大股东持股比例小于25%的企业采取多元化经营是经理追求个人效用最大化的结果,但是管理层持股比例与多元化程度的显著正相关抵消了部分成本。

Stein(1997)表明存在借贷限制的前提下,拥有较多信息的管理者更善于选择项目(winner-picking),其对内部资源的有效配置使公司价值增加。作者强调控制权是管理者做出更优的决策的有效手段,因为它确保管理者从有盈利的项目中获得激励,并且拥有在项目间调配资源的权限。本文的数据表明,第一大股东持股比例小于25%的企业更倾向于多元化经营,无疑拥有了公司控制权的经理有动力,也有能力实现内部资源的有效配置。

综上所述,管理层的winner-picking和其与公司价值利益的一致性是中国上市公司存在多元化溢价的根本原因。

5.结论及研究不足

5.1.本文的结论

通过内部成长或外部成长的方式,很多企业选择多元化经营。

本文的研究表明公司价值较高的企业倾向于采取多元化经营;公司的主业增长缓慢促使企业追求范围经济;第一大股东持股比例小于25%的企业也倾向于多元化经营;而处于竞争激烈行业的企业更倾向于集中化,做好主业。

本文在探讨多元化程度与公司业绩的关系时拓宽了研究假设,认为公司的多元化决策与公司价值是互相影响的。为了控制住多元化决策的内生性,本文从多元化的三个基本动因分析影响公司多元化决策的因素,建立了多元化程度和公司业绩的联立方程模型。Hausmantest首先验证了对多元化程度与公司业绩的OLS估计确实是有偏的,即如果不控制多元化决策的内生性,我们很可能会得出多元化程度和公司业绩没有明显的相关关系的结论。而使用工具变量控制住多元化决策的内生性之后,中国上市公司多元化程度与公司业绩是显著的正向变动关系,表明从事多元化经营的上市公司业绩普遍较高,这和国内大量多元化折价的实证结果相反。

本文从多元化的三个基本动因探讨影响多元化决策的因素时,发现管理层持股比例与多元化程度显著正相关,管理层与公司价值利益的一致性部分抵消了经理追求个人效用最大化而采取多元化经营是的成本。而拥有公司控制权的经理对公司资源的有效配置增加了多元化公司的价值。以上原因是中国上市公司存在多元化溢价的根本原因。

5.2.本文的研究不足及未来的研究方向

5.2.1.本文的研究不足

1.数据库的局限。

由于大部分上市公司没有按照《上市公司行业分类指引》的分类方法对分行业资料进行披露,导致很多上市公司的业务活动不能进行四位数行业编码,甚至不能进行两位数行业编码。而业务活动不能编码至四位,无法计算出熵分类法的总体多元化程度(DT)和相关多元化程度(DR)指标。同样因为行业编码的问题,使用LangandStulz(1994)的多元化贴现值和Berger和Ofek(1995)超额价值EV对多元化经营业绩的度量也会出现偏差。因此,中国上市公司多元化数据库的不完善影响到了对多元化指标和多元化经营业绩的度量。

另外,本文删除了44家分行业资料披露不详尽无法进行2位数行业编码的公司,这些由于行业编码不全而被删除的样本,有可能恰恰是业绩不好的公司。由于这部分公司占总样本的4.5%,因此,可以忽略不计。

并且,由于中国上市公司的数据库中没有母公司分行业和分部门的详细财务报表,无法分析各经营单元之间转移支付与多元化程度的经验关系,所以目前还无法对多元化公司的过度投资行为和跨行业补贴问题进行研究。

2.本文从对过剩资源的利用、获得市场势力、问题三个角度研究了公司的多元化决策行为,然而对市场竞争程度指标的度量有一定的困难。一般认为,市场中企业的换位是反映市场竞争大小的一种重要标志。企业所在行业的产业集中度的变化也是度量市场竞争程度的一个指标。但魏后凯(2003)目前也只能根据全国第三次工业普查的资料计算出中国主要制造业行业1980年、1985年和1995年行业集中度的变化。

5.2.2.未来的研究方向

本文通过Hausmantest验证了多元化决策与公司业绩是相关的,但是控制多元化决策内生性的方法很多,工具变量选取的不同也会影响控制效果,因此,对于多元化决策内生性的控制还可以进行深入研究。其次,中国上市公司多元化数据库完善后,对于公司业绩和多元化指标的度量会改进研究的结果,对于多元化公司的过度投资行为和跨行业补贴问题也可以进行相关的研究。

参考文献

[1]陈信元、吴英蕴、黄俊.2004.股权结构、多元化经营与公司业绩—青鸟系上市公司案例分析.工作论文.

[2]何浚.1998.上市公司治理结构的实证分析.经济研究.第5期.

[3]金晓斌、陈代云、路颖、联蒙珂.2002.公司特质、市场激励与上市公司多元化经营.经济研究.第9期.

[4]李玲、赵瑜纲.1998.中国上市公司多元化经营的实证研究.证券市场导报.第5期.

[5]刘力.1997.多元化经营及其对企业价值的影响.经济科学.第3期.

[6]马洪伟.2002.企业多元化与绩效研究.华南理工大学博士论文.

[7]马洪伟、蓝海林.2001.我国工业企业多元化程度与绩效研究.南方经济.第9期.

[8]秦拯、陈收、邹建军.2004b.中国上市公司的多元化经营与公司治理结构.管理学报.第1卷第2期.

[9]苏冬蔚.2004.多元化经营与企业价值:我国上市公司多元化溢价的实证分析.工作论文.

[10]魏锋、冉光和、曾国平.2004.管理股权比例、公司投资行为与公司价值.工作论文.

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[14]尹义省.1999.适度多角化—企业成长与业务重组.生活·读书·新知三联书店.

上市公司经营论文范文第8篇

近年来,在中国的经济舞台上,中小企业的崛起与勃兴引人注目。特别是中小企业上市公司在我国国民经济中具有举足轻重的作用,上市公司的破产会给投资者、经营者、债权人、证券市场乃至整个国民经济带来影响,因而有必要研究中小企业上市公司风险的预警。

【关键词】

中小企业;上市公司;风险预警

一、引言

中小企业上市公司凭借自身实力更是在整个行业发展中占有举足轻重的作用,对整个国民经济的发展也具有重大影响。由于企业危机的影响企业之间的竞争日益激烈,资金来源比较单一,市场风险不断增大,使得企业陷入困境、甚至宣告破产的案例比比皆是[1]。在企业面临的众多风险中,财务风险面临着很大的不确定性,且对企业影响更为严重,研究上市公司的财务风险,是本论文研究的目的。美国学者威廉•比弗(WilliamBeaver)于1966年在美国《会计评论》上提出了相对成熟的一元判别模型,创造了危机预警模型的雏形[2]。为了弥补单变量判定模型带来的缺陷,Altman(1968年)首次用多个线性分析方法,建立了著名的Z分模型[3]。国内财务风险预警的研究始于20世纪90年代,起步虽然较晚,理论和方法也都不太成熟,但国内学者也做出了探索和研究。于1999年陈静以ST和非ST公司为样本,利用1995~1997年的财务数据,进行单因素分析和多元线性决策分析[4]。2004年,李秉祥、扈文秀运用股价和上市公司财务数据以建立EDF模型,通过克服了在传统的统计预测方法的时期性和滞后性的缺陷,应用到公司的财务危机的动态预警[5]。综上可知,中国的上市公司被特别处理主要是因为财务危机的影响,那么怎么来建立预警指标体系,并建立一个及时和有效的风险预警模型,以避免更多的中小企业上市公司陷入危机,就显得尤为重要。对于一元判断有其自身的局限性,且过多使用预测能力较强、综合预测能力相对较弱的指标,而Z分模型则很好地解决了这一问题。

二、中小企业上市公司财务风险预警实证研究———以房地产为例

借鉴美国的“多个财务预测指标方法”来加以分析,以房地产行业的中小企业上市公司为例,从财务风险角度进行考虑,根据指标和样本,运用SPSS进行了研究。

(一)指标的选择通过查阅大量文献和资料,以财务风险角度考虑,分别从盈利能力的指标、偿债能力的指标、经营能力的指标、成长能力的指标、现金流量的指标选取了如下指标。

(二)样本的选取本文在沪深上市的所有的上市公司中随机选取73家作为研究样本(其中35家ST公司,38家非ST公司),根据样本公司2014和2015年度的财务报告(本次研究的数据来源于东方财富网),计算上述各财务指标的值。

(三)模型的建立本文将利用SPSS统计软件作为分析工具,对以上所收集的样本公司的财务指标数据进行多因子回归分析,建立预警模型。1.因子分析。(1)、因子分析检验。通过查看因子分析结果中的相关系数矩阵,的确发现大部分相关系数值均大于0.3,即各个变量间大多相关,所以原则上这些变量适合进行因子分析。(2)求得特征值和贡献率。在对样本数据的17个财务指标进行因子分析后,可以得到17个特征值,本文提取特征值大于1的6个因子变量来进行下一步的研究。表1中可以看出这7个因子变量累积贡献率已经达到了83.458%,即这几个变量包含了原来17个财务指标83.458%的信息。为了对这7个因子进行解释,就需要得到17个原始财务指标对这7个主成分因子的因子荷载αij。(3)因子解释。因子分析的一个关键点就是所提取的因子要能很好的得到解释。为了更易于解释初始因子,本文使用了正交旋转法中方差最大法进行转换。从因子负荷矩阵可知,反映盈利能力指标的X1营运资本比率的贡献率最大0.975,反映偿债能力指标的X10资产负债率的贡献率最大0.879,反映企业经营能力指标的X11总资产周转率的贡献率最大0.956,反映成长能力指标的X13主营业务收入增长率的贡献率最大0.952,反映现金流量指标的X16现金回收率的贡献率最大0.897。因此,最终取得X1、X10、X11、X13、X16这5项财务指标作为建模的初始自变量进行财务风险预警模型的构建。笔者还关心各财务指标的综合影响,故对7个公因子的得分进行加权求和,权数就取其方差贡献率,参考表1解释的总方差中“旋转平方和载入”栏里的“方差的%(方差贡献率)”。本文采用方差贡献率作为权重,7个旋转后公因子的方差贡献率依次为26.795%、15.998%、12.513%、8.429%、8.244%、5.816%、5.664%。于是得到指标综合得分的计算公式为:通过本文的分析研究可以通过以下途径对财务风险做到尽早发现:第一,建立内部风险控制制度,真正发挥“三会”作用。第二,完善财务风险信息系统,对信息收集、信息处理和信息三个环节进行把关。第三,提高财务管理能力,上市公司要提高资金的使用效率,适度负债优化资本结构,同时要合理搭配流动负债和长期负债。

三、结束语

本论文借鉴美国的“多个财务预测指标方法”,借助SPSS因子分析筛选出因子作为逻辑回归分析的初始变量按前面的方法选择变量,最后通过上市公司7个主因子构建了上市公司财务风险预警模型。检验发现,该模型对样本的预测精度达到了83.458%,相对来说,这个结果还是令人满意的。本论文的不足之处在只将极小一部分上市公司财务数据作为样本,数据的选择也有随机性,缺乏全面性,可能导致构建的上市公司财务风险预警模型的使用有一定局限性,同时也未验证模型的有效性,需要以后进一步完善。

参考文献

[1]孙丽艳.上市公司财务风险预警.乌鲁木齐:新疆财经大学,2010.

[2]BeaverW.H.MarkerPrice.FinancialRatiosandthePredictionofFailure.JournalofAccountingResearch,2011.

[3]JohnS.Hekman.RentalPriceAdjustmentandInvestmentinOfficeMarket.JournaloftheAmericanRealEstateEconomies,2009,13(5):32~79.

[4]程言美、程杰.我国房地产上市公司财务风险预警模型的建立与应用.武汉理工大学学报,2013,(6):151~156.

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