導語：如何才能寫好一篇經營績效分析，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關鍵詞：民營化；經營績效；日本鐵路

中圖分類號：F533/537 文獻標識碼：A 文章編號：1004-2458（2014）01-0016-07

20世紀80年代在世界范圍內形成了民營化改革的大潮，各個國家先后通過改革力圖實現(xiàn)國有企業(yè)的民營化，而其中企業(yè)股份制改革是國有企業(yè)民營化的主要途徑[1]。以中曾根康弘為首的日本政府成立了第二次臨時行政調查會， 研究日本國有企業(yè)的改革問題。1984年至l986年， 日本國會先后通過了煙草專賣改革法、電信電話改革法、國鐵改革法，推動實施此三公社的民營化[2]。日本國有鐵路在經營嚴重虧損的狀況下，于1987年4月1日被正式分割改組，標志著日本國有鐵路民營化進程的開始。作為世界的鐵路王國，日本國有鐵路的區(qū)域分割的民營化改革方式得到了普遍認可，被稱為“世紀性的政策實驗”，而改革后日本鐵路運輸的經營方式也被稱為“奇跡的經營革命方式”[3]。通過對具有代表性的日本國有鐵路民營化的研究，有助于了解國有企業(yè)民營化的相關問題，也能夠為正處于改革中的中國鐵路運輸行業(yè)提供一些借鑒經驗。

一、文獻綜述

日本學對國有鐵路民營化的研究甚多，例如角本良平（1975年）的《高速化時代的終結》[4]，國鐵國民會議（1986年）所著《國鐵的兩大罪狀》[5]，論證了日本進行國有鐵路民營化的必要性。1987年以后的研究則更側重于探討民營化的效果，如大谷?。?997年）的《國鐵民營化改革成功了嗎―JR10年的經驗》[6]，松奇明（1998年）的《國鐵改革》[7]，山田德彥（2002年）的《鐵路改革經濟學》[8]，對日本國有鐵路民營化的成效持肯定的觀點。

20世紀90年代，隨著中國國有企業(yè)改革的進程，國內也逐漸重視對民營化的研究，其中一些研究也借鑒了日本國有鐵路民營化的經驗，例如王金存（1995年）的《世界國有企業(yè)》[9]，顧寶炎（1997年）的《國外國有企業(yè)的管理和改革》[10]，陳建安（1996年）《日本公企業(yè)的民營化及其問題》[11]。陳虹（1994年）介紹了日本國有鐵路的民營化進程[12]，而后分析了在民營化過程中鐵路公司的定價、債務、經營自等方面存在的矛盾和問題[13]。王華文（1992年）認為日本國有鐵路民營化的關鍵在于轉變了政府部門的職能和重建了企業(yè)的經營機制[14]，劉翠英（1998年）認為日本國有鐵路民營化的關鍵是增強了企業(yè)管理機制并且建立了合理的分配機制[15]。侯然（2009年）認為日本國有鐵路民營化的績效表現(xiàn)在服務質量、安全水平、技術開發(fā)、勞動生產率、運輸量、以及就業(yè)等方面[16]。

以上為代表的中國學者對日本國有鐵路民營化的績效大多數持肯定的觀點，除了看到在民營化過程中存在的就業(yè)、債務、經營權等相關難題以外，普遍認為民營化給鐵路運輸產業(yè)帶來有益的效果，雖然缺乏一些對日本國有鐵路民營化的經營績效和經濟影響的深入分析討論，但是仍然發(fā)現(xiàn)日本的民營化經驗對中國鐵路運輸改革的借鑒意義。對日本國有鐵路民營化績效的研究，大多數是從鐵路運輸行業(yè)的角度出發(fā)，去探討民營化對整個產業(yè)經濟績效的影響，而對公司經營績效的研究與探討較少。同時，這些對民營化績效的研究大多是通過比較民營化開始的1987年前后的證據去論證民營化的成效，而缺乏對長達十幾年日本國有鐵路民營化績效變化的考察。

二、研究方法

“民營化”的英文表述是“Privatization”，日本學界普遍認為，國有企業(yè)民營化是指通過廢除國有企業(yè)設置法，解除公有企業(yè)的法律規(guī)制，將國有企業(yè)的資本進行轉讓和出售，進而形成新的民營企業(yè)[17]。一些西方學者認為民營化不僅是國有資產轉化為私有資產的過程，而是包括企業(yè)經營管理方式變革在內的一系列漸進的變革過程[18，19]。民營化雖然涉及到比較廣泛的企業(yè)變革問題，但是其核心仍然是企業(yè)所有制形式的改變，即國有所有制形式轉變?yōu)槊耖g所有制形式的進程，即日本國有鐵路從全部國家所有經過混合所有直至全部由民間所有的過程。

20世紀60年代，隨著日本公路運輸和航空運輸的快速發(fā)展，日本鐵路運輸在交通服務中的作用逐步減弱，在運輸行業(yè)中的競爭地位不斷下降。日本國有鐵路（日本國鐵）自1964年出現(xiàn)第一次營運虧損，截止1985年已經累計虧損達到37萬億日元，給日本政府帶來巨大的財政負擔[20]。1987年4月1日，日本政府和國會通過了《國有鐵道改革法》，日本國鐵被分解為6家客運公司、1家貨運公司和其它5家關聯(lián)機構。按照地域范圍劃分的6家客運鐵路公司包括位于日本本州島上的東日本旅客鐵道會社（JR東日本）、西日本旅客鐵道會社（JR西日本）和東海旅客鐵道會社（JR東海），以及JR北海道、JR四國、JR九州，這6家公司原則上只能在各自的地域范圍內開展旅客運輸業(yè)務。

日本本州島占據日本國土面積的60%，本州島上的居住人口數量超過日本全國總人口數量的80%，本州島上容納了日本的主要城市和經濟中心，因此位于本州島上的JR東日本、JR西日本和JR東海是日本全國鐵路旅客運輸的主要提供者。這三家公司是日本國鐵民營化的主要載體，它們負責承擔了日本國鐵的原有債務（除了由國鐵清算集團負擔的部分以外），3家公司1987年的營業(yè)收入總和占JR集團營業(yè)收入的85%以上。文章選擇JR東日本、JR西日本、JR東海作為研究對象，通過對這3家鐵路運輸公司的民營化績效分析，了解日本國有鐵路民營化的經營績效。從JR東日本1993年上市向公眾出售國有股權開始，直至2005年JR東海完成股權的全部民間所有，是日本國有鐵路民營化的主要階段，文章重點探討在此民營化進程中3家企業(yè)的經營績效變化。同時，因為經營績效存在的滯后效應，所以實際的考察階段選擇為1993年至2007年的15年間。

參照日本交通省對鐵路旅客運輸企業(yè)績效的評價標準，文章選擇從盈利、資產營運、債務、融資和可持續(xù)發(fā)展方面對企業(yè)經營績效進行評估，其中盈利指標為銷售收入、利潤額、銷售利潤率（銷售利潤率=凈利潤/銷售額×100%）、以及凈資產收益率（凈資產收益率=凈利潤/平均凈資產×100%），資產營運指標為總資產周轉率（總資產周轉率=營業(yè)收入/平均資產總額×100%），償債指標為資產負債率（資產負債率=負債總額/資產總額×100%），融資指標為長期債務平均利息率（長期債務平均利息率=長期負債的利息總額/長期債務總額×100%），可持續(xù)發(fā)展指標為資本累積率（資本累計率=本年所有者權益增長額/年初所有者權益×100%）。數據資料主要來源于JR東日本旅客鐵道會社網站、JR西日本旅客鐵道會社網站和JR東海旅客鐵道會社網站。

三、分析討論

1987年4月1日，日本國鐵分割民營化，東日本旅客鐵道會社成立，標志著日本國有鐵路民營化的開始。1993年5月，JR東日本在東京、大阪、和名古屋證券交易所上市，首次向公眾發(fā)售公司62.5%的股份；1999年8月，JR東日本通過第2次公開發(fā)售，國有股份比例下降至12.5%；2002年6月，JR東日本的股份100%由公眾持有，實現(xiàn)了全部民營化。1987年4月1日，西日本旅客鐵道會社成立；1996年10月，JR西日本上市首次向公眾發(fā)售公司68.3%的股份，2004年3月將剩余的國有63.4萬股出售給獨立行政法人鐵道建設和運輸設施整備支援機構，JR西日本實現(xiàn)了全部民營化。1987年4月1日，JR東海旅客鐵道會社成立；1997年10月，JR東海旅客鐵道上市首次向公眾發(fā)售公司60.4%的股份；2005年7月，將剩余的國有股權出售給獨立行政法人鐵道建設和運輸設施整備支援機構，JR東海實現(xiàn)了全部民營化。3家鐵路公司從首次上市出售國有股份，直至全部股份由公眾所有，自1993年開始直至2007年，完成了日本國有鐵路民營化的主要歷程，我們將重點討論在此期間企業(yè)經營績效的變化。

總體來看，1993年通過民營化實施公開出售股權開始直至2007年，JR東日本、JR西日本和JR東海的銷售額呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢，特別是在總體經濟環(huán)境轉好的2000年以后數年，銷售額快速增長，顯示出在民營化進程中明顯的經營績效提高見表1。1993年至2007年，公司經營凈利潤也呈現(xiàn)出類似的增長趨勢，JR東日本和JR東海利潤總額快速增長，在15年間利潤總額翻了數倍。JR西日本受到外部地域限制及自身業(yè)務多元化發(fā)展滯后等影響，利潤增長相對緩慢，其中1999年因為清算前國鐵集團的遺留債務，利潤大幅下滑出現(xiàn)了民營化期間唯一一次經營虧損（表2）。

銷售利潤率是企業(yè)利潤總額與凈銷售收入的比率，計算公式為：銷售利潤率=凈利潤/銷售總額×100%。銷售利潤率越高，說明銷售獲利水平越高，反之則越低。銷售利潤率體現(xiàn)企業(yè)經營能力的強弱，反映銷售與獲利之間的關系，也是衡量旅客運輸企業(yè)盈利能力的重要績效指標。表3數據顯示，1993年公司民營化通過上市出售股權至2007年，JR東日本的銷售利潤率由2.4%上升至6.6%，JR西日本由3.0%上升至4.5%，JR東海由2.2%上升至10.2%，均呈現(xiàn)不同程度的穩(wěn)步增長趨勢，說明3家公司在民營化進程中的盈利水平逐步提高。

凈資產收益率是利潤額與平均股東權益的比值，計算公式為：凈資產收益率=凈利潤/平均凈資產×100%。凈資產收益率數值越高，說明投資帶來的收益越高，反之則越低。日本國有鐵路民營化將國有股權逐漸出售給公眾，對于企業(yè)所有者的民間機構和法人，凈資產收益率是其關注的重要經營指標。表4數據顯示，1993到2007年，除了個別年份以外，JR東日本、JR西日本、和JR東海的凈資產收益率都穩(wěn)定在8%以上，JR東日本和JR東海的凈資產收益率呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢。數據表明在民營化的1993年至2007年間，三家公司獨立經營以后處于良好的盈利水平，特別是與民營化分割前幾乎年年虧損的JR集團相比較。

總資產周轉率是企業(yè)在一定時期內營業(yè)收入同平均資產總額的比值，計算公式為：總資產周轉率=營業(yè)收入/平均資產總額×100%。總資產周轉率是評價企業(yè)的資產經營質量和利用效率的重要指標，總資產周轉率數值越大，說明企業(yè)銷售能力越強，資產周轉越快，資產經營質量和效率更高。鐵路旅客運輸是一項大規(guī)模投資行業(yè)，因此總資產周轉率對于衡量企業(yè)的經營績效尤為重要。表5數據顯示，JR東日本的總資產周轉率由1993至2001年期間的30%提高到2002至2007年期間的40%，JR西日本的總資產周轉率穩(wěn)定在50%（除了1995年以外），JR東海的總資產周轉率由20%提高到30%。在民營化進程中，JR西日本的資產經營能力相對穩(wěn)定，JR東日本和JR東海的資產經營能力穩(wěn)定上升。隨著國有部分所有權的下降，企業(yè)的自主經營權逐步增加，受到政府的限制也逐漸減少，3家公司都在鐵路運輸的基本業(yè)務基礎上積極開展多元化的經營業(yè)務，例如，零售、電子商務、物業(yè)、不動產經營等業(yè)務，因此通過提高銷售收入提高了資產營運效率，促進了經營績效的改善。

資產負債率是企業(yè)負債總額占企業(yè)資產總額的百分比，計算公式為：資產負債率=負債總額/資產總額×100%。資產負債率反映了在企業(yè)的全部資產中由債權人提供的資產所占比重的大小， 反映了債務償還能力。通常來講，債權人希望企業(yè)資產負債率越低越好，對于企業(yè)所有者而言，較高的負債率可能帶來包括財務杠桿效應、稅前利息扣除等好處，但是過高的資產負債率也會存在較大的償債風險和自有資本不足的狀況。表6數據顯示，JR東日本的資產負債率由1993年的92%逐步下降至2007年的78%，JR西日本也由1993年的89%降低至2007年的73%，JR東海在幾年間內也將其資產負債率下降至84%。說明在日本國有鐵路民營化進程中，企業(yè)普遍在逐步降低其過高的資產負債率，逐步增加自有資本比例，逐步提高了債務償還能力。

長期債務平均利息率是企業(yè)長期負債的利息支出總額占長期債務總額的比例，計算公式為：長期債務平均利息率=長期負債的利息總額/長期債務總額×100%。長期債務平均利息率越低，債務融資成本越低，利息率越高，債務融資成本越高，長期債務平均利息率反映了企業(yè)的融資能力。表7數據顯示，JR東日本的長期債務平均利息率由1993年的6.13%下降到2007年的3.45%，JR西日本由1997年的5.04%下降到2007年的3.65%，JR東海由6.39%下降到2007年的4.08%?？傮w來看，JR東日本、JR西日本、JR東海的長期債務平均利息率在民營化進程期間呈現(xiàn)出下降的趨勢，表明了企業(yè)債務融資成本的下降，企業(yè)融資能力的增強。

資本累積率是企業(yè)本年所有者權益增長額同年初所有者權益的比率，計算公式為：資本累計率=本年所有者權益增長額/年初所有者權益×100%。資本積累率表示企業(yè)的資本積累能力，是評價一家企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ闹匾笜耍ㄟ^分析3家公司的資本累積率狀況，可以了解民營化給日本鐵路企業(yè)長期經營和發(fā)展的影響。表8數據顯示，在1993年至2007年期間，JR東日本的凈資產數額即所有者權益逐步增加，由1993年民營化初期的6.8%上升至2007年完成民營化的11.5%。JR西日本的資本累積率的波動較大，一方面其經營績效逐年波動較大，另一方面大多數年份其資本累積率保持在7%～9%的水平，15年的平均資本累積率是6.8%。JR東海排除因為2007年的特殊情況以外，資本累積率也呈現(xiàn)逐步提高趨勢。說明在民營化進程中，企業(yè)逐步實現(xiàn)了自有資本積累，企業(yè)資本保全性增強，應付風險能力增強，企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展得到改善。

四、結論

自1993年JR東日本向公眾轉讓國有股權開始直至JR東日本、JR西日本、JR東海完成股權全部民營化的十五年間，三家企業(yè)的銷售額以及利潤都呈現(xiàn)出增長的趨勢，也和日本國鐵民營化前持續(xù)虧損的經營狀況形成了顯著的對比。三家企業(yè)的銷售利潤率呈現(xiàn)出增長趨勢，說明企業(yè)不僅提高了銷售水平同時也提高了盈利水平。特別是凈資產收益率的持續(xù)增長，顯示出企業(yè)投資回報在不斷提高；總資產周轉率的增長趨勢，顯示出企業(yè)資產經營質量和效率的提高。在民營化期間，民間法人機構以及個人投資者通過購買國有股權，實現(xiàn)了投資回報和增長，也顯示出民營化帶來的積極的經濟績效。

在15年的民營化進程中，企業(yè)的資產負債率平均由90%逐步下降至80%，顯示出償債能力的明顯提高。長期債務平均利息率也呈現(xiàn)出下降的長期趨勢，顯示出企業(yè)債務融資成本不斷下降，企業(yè)融資能力明顯提高。資本累積率也呈現(xiàn)逐步提高趨勢，顯示出民營化進程中企業(yè)逐步提高自有資本比例，企業(yè)的資本保全性得到了增強。從這幾項指標可以看出，在十幾年的民營化進程中，企業(yè)抵抗風險能力逐步提高，企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力也逐步改善?？傊谌毡緡需F路民營化改革進程中，從盈利、資產營運、債務、融資、以及可持續(xù)發(fā)展等方面考察，日本鐵路運輸企業(yè)的經營績效呈現(xiàn)出持續(xù)提高的長期趨勢。

通過民營化的改革進程，改變了企業(yè)的所有制結構，日本鐵路運輸企業(yè)的所有者由國家所有轉變?yōu)槊耖g投資者，公司治理結構實現(xiàn)了轉變，因此企業(yè)經營能夠按照更加公司化的方式去進行，企業(yè)經營績效成為企業(yè)最為重要的經營目標，企業(yè)的所有者通過資本市場有效的監(jiān)督和促進企業(yè)經營效率的改善與提高。通過民營化也去除了對原有日本國鐵的經營束縛，主要運輸企業(yè)包括JR東日本、JR西日本、和JR東海都在鐵路運輸基本業(yè)務的基礎上開展多元化經營，例如公路運輸、零售、電子商務、旅游、不動產管理等業(yè)務，通過多元化經營極大的提高了銷售水平和利潤水平，提高了企業(yè)經營績效的改善。通過多元化經營，鐵路運輸企業(yè)也積極參與到相關業(yè)務領域的市場競爭中，通過競爭不斷提高企業(yè)的管理水平和營運能力，不斷提高企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力。

日本國有鐵路通過民營化實現(xiàn)了良好的經濟效益，作為全球鐵路運輸及自然壟斷行業(yè)民營化的典型案例之一，有兩點值得我們進一步分析。一是漸進的民營化過程，即國有股權向公眾的逐步出售，企業(yè)由國有轉為混合所有再實現(xiàn)全部的民間所有的過程；一是按照地域范圍將鐵路運輸劃分為數家營運企業(yè)。這兩點對正在改革中的中國鐵路運輸行業(yè)也具有很強的借鑒意義。

[參考文獻]

[1] 劉建軍. 各國國有企業(yè)改革之路 [J]. 北大商業(yè)評論， 2010（1）： 111-115.

[2] 植草益. 日本公企業(yè)的民營化及其啟示 [J]. 中國工業(yè)經濟研究， 1994（6）： 22-29.

[3] 劉迪瑞. 日本國有鐵路改革研究 [M]. 北京： 人民出版社， 2006： 56.

[4] 角本良平. 高速化代のわり新しい交通體系を探る [M]. 東京： 日本新社， 1975： 10.

[5] 國國民會. 國二つの大罪 [M]. 東京： 正社， 1986： 21.

[6] 大谷健. 國民化は成功したのかJR10年の [M]. 東京： 朝日新社， 1997： 15.

[7] 松崎明. 國改革〈上下〉[M]. 東京： ぴいぷる社， 1998： 11.

[8] 山田彥. 道改革の學[M]. 東京： 成文堂， 2002： 12.

[9] 王金存. 世界國有企業(yè) [M]. 北京： 企業(yè)管理出版社， 1995： 22.

[10] 顧寶炎. 國外國有企業(yè)的管理和改革 [M]. 北京： 中國人事出版社， 1997： 13.

[11] 陳建安. 日本公企業(yè)的民營化及其問題[M]. 上海： 上海財經大學出版社， 1996： 17.

[12] 陳虹. 日本國鐵的股份公司制改革[J]. 日本學刊， 1994（5）： 79-88.

[13] 陳虹. 日本國鐵改革的業(yè)績與問題 [J]. 改革， 1994（5）： 136-147.

[14] 王華文. 日本國鐵分割民營化的經營及啟示 [J]. 現(xiàn)代日本經濟， 1992（6）： 35-39.

[15] 劉翠英. 日本國鐵民營化的啟示 [J]. 日本研究， 1998（1）： 38-39.

[16] 侯然. 日本國有鐵路民營化改革的績效與經驗 [J]. 日本問題研究， 2009（3）： 21-25.

[17] 植草益. 微觀規(guī)制經濟學[M]. 北京： 中國發(fā)展出版社， 1992： 18.

[18] Gupta Asha. Beyond Privatization[M]. London： Inglaterra MacMillan， 2000： 45.

篇2

關鍵詞：股權結構；經營績效；實證分析

中圖分類號：F270 文獻標識碼：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（s）.2012.02.28 文章編號：1672-3309（2012）02-66-02

一、提出假設

在國家持股的公司里，過高的持股比重，內在地激發(fā)了國有股東權力行使的積極性，并為其過多的干預提供了理由和方便，使得公司很難將所有者和公司利益最大化作為目標來追求。同時，國有股權代表雖然在一定程度上擁有公司的實際控制權，但他們并不擁有索取其控制權使用收益的合法權益，從而也不承擔其控制權使用的責任，這樣國有股權代表手中控制權就成為一種“廉價投票權”，企業(yè)內部人只要花一定成本就可以收買這種廉價的控制權，致使“內部人控制”問題也就不可避免。因此，國有股權的比重越大，政企就越難分開，公司治理效率也越低。此外，國有股權過度集中及其不可流通性不利于國企轉換經營機制，從而使股份公司與原國有企業(yè)在治理結構上沒有本質區(qū)別。

因此，首先提出假設：國有股占總股本比重越低對公司綜合經營績效越有利。

二、實證分析

本文所需的樣本來自2008年遼寧省工業(yè)國有股份公司的經濟指標表。經過對帶有顯著異常數據（數據超過相應所選樣本數據均值標準差）的公司的剔除，最終保留450家，按照國有股占總股本的比例將公司劃分為小于30%的公司（以A表示，共計330家）、30%―50%的公司（以B表示，共計67家）及大于50%的公司(以C表示，共計53家)三類。對于公司經營績效，本文主要考慮了盈利能力、償債能力、資產管理能力、發(fā)展能力和社會貢獻等五大方面。相應選取的主要指標見表1。

將三類公司的各項經營績效指標進行兩兩對比分析，根據獨立樣本T檢驗，整理出主要結果見表2、表3。

Sig.(2-tailed)＜0.05為存在顯著性差異

表2、表3顯示，國有股占總股本比例低于30%的公司與30%－50%的公司之間，前者的盈利能力高于后者，且存在顯著性差異。在償債能力、資產管理能力、發(fā)展能力和社會貢獻的評估中，二者皆不存在顯著性差異，但國有股占總股本比例低于30%的公司的資產管理能力和社會貢獻稍高于30%－50%的公司，而償債能力和發(fā)展能力則稍顯低下。國有股占總股本比例為30%－50%的公司與高于50%的公司之間，前者的資產管理能力與社會貢獻比后者高，且皆存在顯著性差異；而對另外三方面的評估中，二者不存在顯著性差異，但償債能力和發(fā)展能力前者低于后者，在盈利能力方面，前者稍高一些。國有股占總股本比例高于50%的公司與低于30%的公司之間，前者的盈利能力、資產管理能力和社會貢獻皆低于后者，且在盈利能力方面存在顯著性差異；而在償債能力方面，前者則高于后者，且存在顯著性差異。同時看到，兩類公司的發(fā)展能力基本相近。

三、結論

由上述分析可知，在遼寧省工業(yè)類國有股份公司的績效評估中，國有股占總股本比例不同，公司績效也大不相同，且表現(xiàn)在公司績效的不同方面。對于盈利能力來說，隨著國有股本占總股本比例的減少而顯著增強；而在償債能力方面則相反，隨著國有股占總股本的比例減少而顯著變弱。在資產管理能力和社會貢獻方面，國有股占總股本比例為30%－50%的公司最優(yōu)?？梢钥吹剑齼攤芰ν?，整體上國有股占總股本比例高于50%的公司績效顯著不及另外兩類公司。此結論與本文假設并不完全一致。

據此分析，國有股占比越低的公司，在經營管理方面更靈活充分，因此有著更大的盈利空間，但是資金保障方面不夠穩(wěn)定，因此償債能力很弱。而國有股占總股本比例在30%-50%的公司經營績效各方面相對來說更均衡。因此，目前遼寧省工業(yè)類國有股份公司應該考慮的問題是如何將國有股占比高的公司的經營管理擺脫比較死板的局面，使之達到最佳的盈利狀態(tài)，同時如何使國有股占比低的公司獲得更穩(wěn)定的留存收益，以保證債務的清償。

參考文獻：

[1] Morck,Nakamura,Shirdasani.Banks,ownership structure and firm value in Japen[J].Journal of Business,2000，(04).

篇3

一、研究設計

第一，樣本選取和數據來源。本文根據滬、深兩市2013年上市公司的財務數據資料，選取了內蒙古截至2013年全部的23家上市公司（其中剔除了特別處理ST1家），其中，這23家上市公司涵蓋了工業(yè)、醫(yī)療、煤炭、電力、采礦、零售等行業(yè)。

第二，研究方法。設有p個原有變量x1，x2，x3…xP，且每個變量（經標準化處理后）的均值為0，標準差均為1。[1]每個原有變量可以用k（k

X=AF+

其中為公共因子，A成為因子載荷矩陣，aij（i=1，2，…k，j，=1，2…k）稱為因子載荷，是第i個原有變量在第j個因子上的負荷， 稱為特殊因子，表示原有變量不能被因子解釋的部分，其均值為0。

第三，指標選取。對上市公司經營績效進行評價主要是針對其生產和經營能力進行分析。因此，在指標的選取上，不考慮系統(tǒng)風險及行業(yè)政策等因素對經營績效的影響，只是把財務指標作為經營績效的考核依據。同時，根據《企業(yè)績效評價實施細則》，[2]本文選取了2013年內蒙古上市公司年報中公布的14項財務指標：分別為總資產報酬率（X1）、凈資產收益率（X2）、銷售毛利率（X3）、資產負債率（X4）、流動比率（X5）、速動比率（X6）、總資產周轉率（X7）、存貨周轉率（X8）、應收賬款周轉率（X9）、總資產增長率（X10）、凈資產增長率（X11）、主營業(yè)務收入增長率（X12）、每股凈資產（X13）、每股未分配利潤（X14）。

二、實證研究

因子分析過程：

（1）原始指標值標準化處理。一般而言，指標X1到X3，X7到X14的性質都屬于正指標，數值越大越好，而指標X4至X6是適度指標。為了使各指標具有可比性，消除不同變量間由于量綱和數值大小不同所造成的差異，首先需要對原始數據進行無量綱化處理。本文選用Z-Score變換法進行無量綱化處理，公式為：

（i=1，2…24，j=1，2…13）

其中Zij代表無量綱化后的變量值；Xij為未標準化處理的原始變量值；Mj與Sj分別為x的均值與標準差。無量綱化變換不改變原始變量間的相關系數，所以分析效果具有一致性。

（2）指標數據的適用性檢驗。由于因子分析的主要任務之一是對原有變量進行濃縮，進而最終實現(xiàn)減少變量個數的目的。因此，它要求原有變量之間應存在較強的相關關系，所以應首先檢驗指標間相關性是否達到了因子分析的要求。本文采用巴特利特球體檢驗和KMO檢驗進行研究（見表1）。

表1 巴特利特和KMO的檢驗結果

KMO and Bartlett's Test

取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin度量.

Bartlett的球形度檢驗近似卡方

df

Sig. .510

225.103

91

.000

表1結果顯示，巴特利特球度檢驗統(tǒng)計量的觀測值為225.103，相應的概率P-值接近0小于顯著性水平 =0.05，則認為相關系數矩陣與單位陣有顯著差異。同時KMO值為0.51>0.5，可知原有變量適合進行因子分析。

（3）確定公因子數目，求解初始公因子及因子載荷矩陣。根據原有變量的相關系數矩陣，采用主成分分析法提取因子并選取大于1的特征值。從方差總解釋表（限于篇幅沒有列示）可以看出由于指定提取5個因子，5個因子共同解釋了原有變量總方差的82.645%。總體上，原有變量的信息丟失較少，因子分析效果較理想。

（4）因子命名與解釋。為了更清楚地理解因子的實際含義并命名，可通過因子旋轉的方式使一個變量只在盡可能少的因子上有比較高的載荷。本文采用了方差極大法（Varimax）對因子進行旋轉（如表2）所示。

表2 經方差最大正交旋轉后因子載荷矩陣表

Rotated Component Matrix

Component

1 2 3 4 5

Zscore（X1）

Zscore（X2）

Zscore（X3）

Zscore（X4）

Zscore（X5）

Zscore（X6）

Zscore（X7）

Zscore（X8）

Zscore（X9）

Zscore（X10）

Zscore（X11）

Zscore（X12）

Zscore（X13）

Zscore（X14） 0.945

0.924

0.770

-0.049

-0.049

-0.111

0.108

-0.152

0.004

0.790

0.560

-0.193

-0.182

0.151 0.044

-0.078

0.218

-0.893

0.911

0.951

0.213

0.043

-0.210

-0.338

-0.273

0.323

-0.146

-0.015 -0.049

0.089

0.113

0.002

-0.124

-0.099

0.126

0.005

0.066

-0.231

0.268

-0.391

0.917

0.866 -0.016

0.136

-0.285

-0.081

0.097

0.132

0.923

0.009

0.076

0.173

0.527

0.640

0.102

-0.062 -0.091

-0.144

0.030

-0.028

-0.158

-0.087

0.081

0.860

0.815

-0.030

0.075

-0.002

-0.039

0.111

Extraction Method：Principal Component Analysis.

Rotation Method：Varimax with Kaiser Normalization.

a Rotation converged in 5 ietartions.

從表2可以看出所提取公因子的命名解釋。同時，將變量值載荷矩陣中載荷較高的分為一類，可以分為五類：1）公共因子在X1，X2，X3，X10，X11指標上具有較大的載荷，而這五項指標可以清晰的反映上市公司經營績效的收益和盈利情況，故將其命名為盈利因子。2）X4，X5，X6在第二個公共因子上具有較大載荷，達0.89以上，公司的償債能力通常由這三項指標反映，其中X5，X6主要反映上市公司的短期償債能力。因此，我們將此因子命名為償債因子。3）第三公共因子 在X13，X14指標上具有較大的載荷，均達0.87以上，這兩項指標通常反映上市公司的股本擴張能力。因此，對股本擴張能力具有很好的解釋性。因此，本研究中將其命名為股本擴張因子。4）第四公共因子在X7，X12指標上具有較大的載荷，達0.64以上，X7反映企業(yè)全部資產的經營質量和利用效率進而反映銷售能力，而X12則反映企業(yè)的產品生命周期，二者都能很好的解釋上市公司的成長能力。因此，將其命名為成長性因子。5）第五公因子在X8，X9指標上具有較大載荷，均達0.86以上，這兩項指標均可以反映企業(yè)經營活動中的資金運轉情況，能夠很好的解釋上市公司的資產管理能力，故將此命名為資產管理因子。

（5）計算因子得分及綜合績效得分。因子得分是因子分析的最終體現(xiàn)，它是用原有變量來描述因子，根據因子得分系數矩陣與原始變量標準化值求解因子得分，而綜合得分則以每個因子的方差貢獻率作為權術進行加權計算。得分越高，說明該公司的經營業(yè)績越好，反之亦然。計算公式為：

根據上述計算公式解得2013年內蒙古上市公司綜合經營績效得分及按得分及排名情況。從排名中可以看出：1）伊利股利綜合績效排名第一，得分為0.113，相對較高，綜合績效表現(xiàn)相對較好；金宇集團、金河生物、赤峰黃金、露天煤業(yè)、平莊能源、東寶生物、四海股份、遠興能源、福瑞股份、內蒙君正、北方創(chuàng)業(yè)、包鋼稀土、鄂爾多斯、蒙草抗旱這14家企業(yè)得分在0值附近，綜合經營績效表現(xiàn)一般。而興業(yè)礦業(yè)、億利能源、內蒙華電、北方股份、華資實業(yè)、蘭太實業(yè)、西水股份、包鋼股份這8家上市公司綜合績效得分均小于-0.16，得分相對較低，說明這8家上市公司在2013年綜合績效較差。2）從公司的盈利能力分析，赤峰黃金、金宇集團、伊利股份的盈利值明顯高于其他企業(yè)，而這三家公司的綜合排名也比較靠前。盈利能力是投資者最為關心的指標。而西水股份、四海股份、華資實業(yè)、包鋼股份在該因子上得分最低，同時其綜合排名也是靠后的。因此，這幾家公司應該選擇自己極具優(yōu)勢的行業(yè)或項目，優(yōu)化戰(zhàn)略選擇，注重人才的培養(yǎng)與使用，企業(yè)的盈利能力歸根結底還是人才的作用，有好的營利模式沒有好的執(zhí)行人才也是不行的。3）從公司的償債能力分析，金河生物、東寶生物、平莊能源、四海股份、金宇集團的償債值明顯高于其他企業(yè)，而且在各個因子中所占比重最大，而且在綜合績效排名中也相對靠前。而對于償債能力弱的企業(yè)，加強企業(yè)內部財務管理，提高現(xiàn)有流動資產的營運效率，從而改變負債結構，提高企業(yè)償債能力。4）從公司的股本擴張能力分析，伊利股份、鄂爾多斯的發(fā)展值比較高。對這些企業(yè)而言，總股本規(guī)模擴大，增加了公司的資產總額和所有者權益，能夠有效地降低公司的資產負債率，同時也降低了公司的財務風險。因此，為了長遠發(fā)展，企業(yè)應該注重企業(yè)的持續(xù)成長能力。5）從公司的資產管理能力分析，西水股份、北方股份鄂爾多斯包鋼稀土資產管理值較低，同時其綜合績效排名也較落后，說明企業(yè)生產經營活動和資金運用效率受存貨周轉率低的直接影響，同時也會影響企業(yè)未來的發(fā)展。

篇4

文獻標識碼：A

文章編號：16723198（2015）13011601

1引言

銀行業(yè)是金融市場的重要組成部分，其經營的好壞對金融界有著直接性的影響。隨著改革開放不斷深入，外資銀行進入和利率市場化的進程加速，我國商業(yè)銀行已經處于現(xiàn)代全面開放的金融市場環(huán)境中，面臨著嚴峻的內、外部壓力，要提高我國商業(yè)銀行的競爭力，力求其在金融國際一體化的背景下占有一席之地，必須首先完成對商業(yè)銀行經營活動的有效評價。準確評價自身的經營績效水平，清楚自己的定位，完善我國銀行業(yè)績效考評體系，預防金融風險，是促進其可持續(xù)發(fā)展的關鍵。

2我國商業(yè)銀行發(fā)展現(xiàn)狀

近十年來我國銀行業(yè)持續(xù)保持了良好的發(fā)展態(tài)勢，截至2013年末，我國銀行業(yè)金融機構資產總額達到151.35萬億元，與上年末相比增加了17.73萬億元，同比增長13.27%，增速同比下降4.63個百分點；負債總額達141.18萬億元，與上年末相比增加16.23萬億元，同比增長12.99%，增速同比下降4.8個百分點。

由于“十二五”規(guī)劃期間，經濟結構調整預期加大，部分產能過剩行業(yè)的不良貸款可能增多，大型商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行在存貸款方面，同比增長較多，體現(xiàn)了更具活力的發(fā)展態(tài)勢，因此信用風險防控壓力預期將有所增大。根據2013年1月1日執(zhí)行的《商業(yè)銀行資本管理辦法（試行）》，截至2013年末，我國商業(yè)銀行核心一級資本7.58萬億元，核心一級資本凈額占核心資本凈額的81.62%，體現(xiàn)了較高水平的資本質量。這對于我國商業(yè)銀行運營和風險管理提供了較為堅實的保障。

3模型構建

3.1樣本選取

本文選取15家商業(yè)銀行為研究對象，其中包括5家國有商業(yè)銀行，7家股份制商業(yè)銀行和3家城市商業(yè)銀行，這15家不同規(guī)模的商業(yè)銀行基本代表了我國商業(yè)銀行的經營情況和發(fā)展趨勢。

目前，一般企業(yè)的經營成果大多采用凈利潤這個指標來反映，但是不能滿足我國銀行業(yè)經營績效的分析需要，不能全面反映各行的綜合實力以及銀行間的競爭力。綜合商業(yè)銀行經濟行為的整體評價，全面考慮我國商業(yè)銀行未來的發(fā)展前景，本文從盈利性、流動性、安全性和成長性四個方面來綜合考查我國商業(yè)銀行經營績效水平。

本文樣本數據來源于國泰安數據庫各上市銀行年報數據、中國金融年鑒、各商業(yè)銀行的年報以及查詢上證交易所和深證交易所各公司年報數據得來。本文采用SPSS軟件做因子分析。

3.2模型構建

因子分析通過多變量之間內部依賴關系簡化數據的分析方法。通過確定公因子，降低變量維數，得出概括分析指標，簡化復雜問題的解釋和分析。雖然該方法對樣本量要求較高是不可避免的局限，但仍不失為綜合指標評價中值得采用的一種方法。

由SPSS軟件的輸出結果顯示，樣本數據適合進行因子分析，并且因子分析的結果比較理想（見表1和表2）。相關系數矩陣的特征值以及方差貢獻率的結果顯示應選取4個公共因子（方差累積貢獻率為87763%）。

表1KMO and Bartletts Test

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy0.648

Bartletts Test of SphericityApprox. Chi-Square105.851

df55

Sig.0.000

表2Communalities

指標提取指標提取指標提取

總資產收益率0.851存貸比率0.934存款增長率0.922

凈資產收益率0.88資本充足率0.876貸款增長率0.946

成本收入比0.889不良貸款率0.94資本累積率0.811

采用最大方差法旋轉公因子分別得到盈利能力因子、償債能力因子、資產狀況因子和流動能力因子，其特征

值分別為3.262、2.511、2.386和1.495，方差貢獻率為

作者簡介：

史思（1987-），女，浙江溫州人，碩士研究生，溫州市鹿城區(qū)經濟和信息化局企業(yè)科科長。

29.657%、22.827%、21.688%和13.591%。因此，可以將原有的11個指標降為這4個銀子所代表的綜合指標。以上述四個主因子對應的方差貢獻率比重為權重，求和得到我國商業(yè)銀行財務績效評價的綜合評分模型為：

Y=（0.29657*Y1+022827*Y2+021688*Y3+013591*Y4）/087763

由上述公式，計算得出樣本得分和排名。即我國 15家商業(yè)銀行的經營績效得分及排名如表3。

表3我國15家商業(yè)銀行的經營績效得分及排名

銀行名稱綜合銀行名稱綜合銀行名稱綜合

得分排名得分排名得分排名

寧波銀行29.081興業(yè)銀行27.136中國銀行24.4811

南京銀行28.452浦發(fā)銀行26.67華夏銀行23.9612

中信銀行28.193交通銀行26.038建設銀行23.4213

民生銀行27.474光大銀行25.899工商銀行22.5614

招商銀行27.355北京銀行25.0810農業(yè)銀行21.7715

其中寧波銀行、南京銀行地處長江三角洲地帶，該區(qū)域擁有豐富的金融資源，使其具有較高的經營績效，綜合得分最高，排名在前；中信銀行、民生銀行、招商銀行早的股份制商業(yè)銀行，在市場競爭中具有一定的優(yōu)勢，得分較高排名較前。相比較而言，農業(yè)銀行、工商銀行、建設銀行三家國有銀行的綜合得分最低，排名在后。雖然這三家商業(yè)銀行在規(guī)模和市場占有率上占有一定的優(yōu)勢，但是因為經營模式比較固定，業(yè)務比較單調，缺乏創(chuàng)新能力而造成的經營效率欠佳。

由分析結果可以看出，我國城市商業(yè)銀行和股份制商業(yè)銀行的經營效率優(yōu)于國有商業(yè)銀行，可見中小銀行對我國不斷變化的金融市場的適應能力更好。

4提高我國商業(yè)銀行經營績效的建議

4.1提升金融創(chuàng)新能力

近年來，我國的經濟環(huán)境、宏觀政策和市場機制發(fā)生了深刻變化。依靠利差和規(guī)模擴張獲得盈利高速增長的傳統(tǒng)模式已經不再具有競爭力。融資渠道多元化，互聯(lián)網金融快速發(fā)展，沖擊了傳統(tǒng)的商業(yè)銀行的職能。因此，我國商業(yè)銀行必須深化改革，改進業(yè)務模式和管理機制，改善金融服務，建立差異化優(yōu)勢。

4.2落實穩(wěn)健的貨幣政策

我國商業(yè)銀行要貫徹服務于經濟結構調整和轉型升級的宗旨，改善服務質量和經營效率，最大限度地提高資金服務于社會的效率。貫徹落實中央有關產能過剩的化解政策，實施差別化信貸政策。注重擴大信貸資產證券化工作，構建更具競爭性和包容性的商業(yè)銀行運營模式，更好的配置金融資源。

篇5

【關鍵詞】上市公司；資本結構；經營績效

一、數據的收集和指標的選取

根據《上市公司行業(yè)分類指引》，截止2011年第三季度，滬深兩市上市的電子元器件(C51)類公司共139家。為了確保數據的完整性和連續(xù)性，減少行業(yè)因素、重大資產重組并購等對模型的干擾，剔除經營存在問題、財務指標失真的ST、*ST等異常樣本。同時剔除2010年以后上市的財務報表可能尚不穩(wěn)定的公司，最后納入分析范圍的樣本有116家公司。本文所數據均來自巨潮信息網，所用軟件為spss16.0。文章選取凈資產收益率（ROE）、資產負責率（DAR）分別作為經營績效、資本結構的表征指標。同時選取總資產的自然對數（LnTA）、稅后利潤增長率（PGAT）、自由現(xiàn)金流（FCL）分別作為企業(yè)規(guī)模大小、成長性、融資需求的度量。

二、實證分析

（1）描述性統(tǒng)計。根據Masulis的有效負債水平理論，能夠影響公司績效的負債水平變動范圍為23%～45%。以23%、45%為分位點，將116個樣本分為3組(表略)。結果顯示，三個資產負債率區(qū)間對應的凈資產收益率的平均值分別為7.15%，7.13%，6.28%，一定程度上證實了一大部分學者得出的資本結構與公司績效負相關的論點，同時也說明適度的負債經營有利于提高企業(yè)績效。另外，資產負債率低于45%的上市公司共82家占總數的71%，整體資產負債率相對較低，說明大部分企業(yè)投資行為謹慎，經營較為穩(wěn)健，同時也說明企業(yè)利用債權融資能力較弱，沒有充分利用其財務杠桿效應。（2）相關分析。本文采用pearson簡單相關分析法得出結果表明（表略），在0.05的顯著性水平下，凈資產收益率與資產負債率負相關，與總資產的自然對數、自由現(xiàn)金流正相關，與稅后利潤增長率不存在顯著的相關關系。資產負債率與總資產的自然對數、稅后利潤增長率間的相關系數分別為0.469、0.446，表示它們之間有一定的信息重疊。但所有的相關系數均小于0.5，說明各解釋變量之間不存在嚴重的共線性關系。（3）回歸分析。初步建立如下多元線性回歸模型：ROE=β0+β1DAR+β2LnTA+β3FCL+β4PGAT+ε，其中，β0為截距項，β1～β4為回歸系數，ε為隨機誤差項。由于多個變量間有存在多重共線性的可能，本文采用SPSS提供的向后篩選法剔除對模型貢獻較小卻容易引起多重共線性的變量，結果顯示PGAT不顯著，剔除后，其余變量都滿足顯著性檢驗，結果為：ROE=－■－■+■+■，R2=0.512，F(xiàn)=4.983。由回歸結果可知，凈資產收益率與資產負債率負相關，從財務分析的角度來看，資產負債率的提高使財務費用和折舊也提高，從而成本上升，進而導致凈資產收益率降低。總資產的自然對數的回歸系數為1.117，數值相對較大，可以解釋為規(guī)模越大的公司，越有足夠雄厚的資本調動優(yōu)勢資源，其抵抗風險的能力越強，相比小公司更容易創(chuàng)造好的經營績效。自由現(xiàn)金流也與凈資產收益率有顯著的相關性。這些都與相關分析得出的結論基本吻合。就模型的擬合度來說，調整的R2=0.475，說明該模型的解釋力度并不理想，導致這一結果的原因可能是影響公司績效水平的因素是多方面的，本文考慮的因素并不全面。但對于整個回歸方程的顯著性，F(xiàn)值為4.983，通過了5%的顯著性檢驗，因而這種相關關系仍然是可信的。

文章實證分析表明，由于我國企業(yè)的特殊融資偏好及債務期限、利率期限等原因，電子行業(yè)上市公司資本結構與企業(yè)經營績效呈顯著負相關關系。我國電子元器類上市公司的資產負債率整體不高，原因可能在于負債的期限結構、利率結構不盡合理，短、長期負債比例失調。再者，由于我國債券市場規(guī)模較小，相對于股票市場處于弱勢狀態(tài)，很多效益好的企業(yè)并不愿意負債，而采取債券融資的企業(yè)往往是效益較差的公司。綜合表現(xiàn)出資本結構與經營績效的負向關系。然而債務融資相對股權融資有自身的優(yōu)點，因此，應該從債務融資多樣性的角度出發(fā)，建立一個有效的融資策略。

參 考 文 獻

篇6

關鍵詞：商業(yè)銀行；企業(yè)社會責任；經營績效；典型相關分析

一、引言

當今社會，企業(yè)主動承擔社會責任已成為世界潮流。在我國構建和諧社會過程中，企業(yè)履行社會責任具有特別重要的意義。商業(yè)銀行作為特殊的金融企業(yè)，其獨特的社會地位決定了它必須承擔比一般企業(yè)更加重要的社會責任。一方面，商業(yè)銀行特殊的經營內容決定了其與生俱來的公共性及社會性特質。這種公共性與社會性決定了整個社會對于商業(yè)銀行社會責任的承擔有著更迫切的期待；另一方面，商業(yè)銀行的企業(yè)社會責任價值觀和實際表現(xiàn)對其所服務的客戶或其他行業(yè)的企業(yè)也具有一種較強的“輻射”效應，如商業(yè)銀行的“綠色信貸”、“低碳信貸”發(fā)放政策對整個社會的可持續(xù)發(fā)展有著重要的影響。同時，將社會責任納入銀行經營戰(zhàn)略也是我國商業(yè)銀行積極參與全球經濟一體化進程、與國際銀行業(yè)實現(xiàn)戰(zhàn)略接軌，進而提升國際競爭力的重要環(huán)節(jié)。

從實踐來看，我國金融監(jiān)管當局和銀行對社會責任進行了積極地探索。上海銀監(jiān)局于2007年4月了《上海銀行業(yè)金融機構企業(yè)社會責任指引》，第一次將銀行的社會責任納入監(jiān)管范圍內。銀行方面，自上海浦東發(fā)展銀行2006年國內銀行業(yè)首份企業(yè)社會責任報告后，各大銀行紛紛定期其年度企業(yè)社會責任報告。興業(yè)銀行作為我國首家采納“赤道原則①”的商業(yè)銀行，更是在2010年3月4日國內銀行業(yè)首份可持續(xù)發(fā)展報告，該社會責任報告以可持續(xù)發(fā)展為核心指標，標志著我國上市銀行對社會責任理念的理解和實踐邁上了一個新的臺階。從實證分析角度探討商業(yè)銀行承擔企業(yè)社會責任與其經營績效之間的關系，對于商業(yè)銀行正確認識和處理自身經營發(fā)展和承擔社會責任問題具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

二、評價指標的選擇

商業(yè)銀行的高負債經營特性及其在金融資源配置中的核心作用，導致其具有廣泛而密切的利益相關者，并形成了對實體經濟的全面滲透乃至控制，其經營的好壞直接關系到一國乃至他國的經濟金融安全與社會穩(wěn)定，因此商業(yè)銀行在為股東創(chuàng)造價值的同時，應主動把對經濟、社會、環(huán)境的和諧統(tǒng)一納入自身發(fā)展目標與實踐中。另一方面，商業(yè)銀行的經營與發(fā)展既依賴于股東資本投入，也得益于客戶、員工和其他利益相關者付出的努力，因而商業(yè)銀行在經營過程中要對各利益相關者負責。

三、實證方法：典型相關分析

四、實證分析

（一）樣本容量和數據來源

本文分析采用的樣本為中國目前上市的14家商業(yè)銀行。相關數據來源渠道是：上海證券交易所網站、企業(yè)社會責任中國網、各家上市銀行網站的上市銀行2007―2011年年報及社會責任報告。

（二）實證分析結果

根據各評價指標數據及典型相關分析法的操作原理，利用SPSS18.0統(tǒng)計軟件對指標數據進行典型相關分析，得到典型相關系數（見表3）。

從表3可以看出，第一、第二對典型變量之間的典型相關系數分別為0.991、0.717，因此，第一、第二對典型變量解釋能力較強。兩個典型相關系數值都比較高，表明相應典型變量之間密切相關，但要確定典型變量相關性的顯著程度，尚需要進行典型相關系數的顯著性檢驗，結果見表4。

表4表明，在0.05的顯著性水平下，4對典型變量只有第一對典型相關是顯著的（0.004

由于只有第一對典型相關顯著，因而這里只提取第一對典型變量進行分析，由此可以建立上市銀行社會責任指標和經營績效指標的第一典型變量相關模型。

（三）實證分析結論

通過實證分析結果可以看出，我國上市商業(yè)銀行最近三年的社會責任與經營業(yè)績之間總體上存在顯著正相關關系（第一典型相關系數高達0.991），這一結論與國外學者Simpson的研究結論相符。采用典型相關分析可以揭示上市銀行社會責任和經營業(yè)績之間各因素變動的作用程度，這在一定程度上為我國銀行業(yè)正確認識企業(yè)社會責任，正確處理承擔社會責任與增進經營績效之間的關系，進而實現(xiàn)二者協(xié)調發(fā)展提供了一個客觀尺度。從長期來看，為商業(yè)銀行更加主動地履行社會責任提供了理論依據，從而能促進制度化的社會責任運動深入開展。

參考文獻：

[1]Griffin J. And Mathon J. The corporate social performance and corporate financial performance debate： Twenty-five years of incomparable research[J]. Business and society，March 1997.

[2]Simpson G W. and Kohers T.The link between corporate social and financal performance： Evidence from the banking industry[J].Journal of Business Ethics. Jan 2002，35（2）：97～110.

篇7

Abstract： Through empirical analysis of the listed companies which have implemented encouragement scheme of the stock option， this article studies the function of equity incentive mechanism， and comes to the conclusion that the shareholding ratio of the enterprise manager has nothing to do with the enterprise performance. The conclusion shows that there is no obvious positive correlation relationship between the equity incentive mechanism of listed company and operation performance. Finally， through simple analysis of the state-owned listed companies in China， suggestions are proposed from the restriction and deficiency of capital market， professional manager market and corporate governance.

關鍵詞： 股權激勵機制；經營績效；企業(yè)經理人

Key words： equity incentive mechanism；operating performance；enterprise managers

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2016）01-0031-04

0 引言

2013年底，十八屆中央委員會第三次全體會議研究了全面深化改革的若干重大問題，其中在積極發(fā)展混合所有制經濟方面，提出“允許混合所有制經濟實行企業(yè)員工持股，形成資本所有者和勞動者利益共同體。”這一問題的提出，無疑是對于股權激勵機制的再次強調，也從另一方面肯定了其對于國有企業(yè)改革的重要意義。對于國有企業(yè)高管人員的股權激勵作為企業(yè)治理的基本內容之一，一直是學術界的研究熱點與公眾關注焦點。

股權激勵是這樣一種激勵方法，首先公司所有者即公司董事會給予高管人員一部分股權，使其能以股東身份參與公司決策。這樣一來，高管人員便與公司的發(fā)展共進退，享受利潤的同時承擔相應的風險。有了權利與義務的束縛，高管人員更加盡責地為公司的發(fā)展而努力，解決了成本的問題。

然而好的機制只有在適應的環(huán)境之中才能運行開來。雖然我國早早引入了股權激勵機制，但法律體系不健全、資本市場不完全再加上公司治理水平的落后，使得股權激勵機制的運行存在層層障礙，與西方發(fā)達國家存在很大的差距。這使我們不禁思考股權激勵機制的作用，即它是否能正向激勵高管人員的工作積極性，并達到提高公司業(yè)績，提高公司價值的結果。這更是國有控股上市公司應該考慮得問題。隨著國企改革的逐步深化，經營權與所有權的相互分離，使得股權激勵機制逐漸成為完善公司治理結構的一個重要的方法。但是如何穿越職業(yè)經理人市場不完全、國企所有者缺位等層層阻礙，仍是值得討論與研究的問題。因此，在這種情況下，分析我國上市公司目前實施股權激勵的做法、效率以及存在的問題具有一定的現(xiàn)實與理論的意義，并對分析我國國有控股上市公司起到一定的鋪墊作用。

1 我國控股上市公司激勵機制的實證分析

本文中，我們先以2012年我國實施了股權激勵機制的全體上市公司作為樣本進行分析。由于樣本數量較多，具有一定的代表性。對于后面國有上市公司的分析，具有一定的鋪墊作用。

1.1 研究假設

根據國內外實證研究的相關結論，并結合我國上市公司治理的相關特征，提出可能影響我國控股上市公司企業(yè)經營業(yè)績水平的六個因素：高管持股水平、企業(yè)盈利能力、企業(yè)規(guī)模、成長能力、獨立董事比例、高管人均薪酬水平。

本文通過選擇2012年我國實施股權激勵機制的公司作為樣本，參照其在2013年9月底所報經營數據，建立股權激勵機制與上市公司經營績效回歸模型，進行實證檢驗與分析，以此來判斷我國上市公司股權激勵機制的有效性。

根據擬建立的股權激勵機制有效性模型，提出如下假設：

假設一：股權激勵程度（股權激勵股份占總股本比例）與公司經營績效之間存在顯著正相關關系。

假設二：企業(yè)盈利能力與企業(yè)業(yè)績呈正相關關系。

假設三：企業(yè)資產規(guī)模與企業(yè)業(yè)績呈正相關關系。

假設四：企業(yè)成長能力與企業(yè)業(yè)績呈正相關關系。

假設五：獨立董事比例與企業(yè)業(yè)績呈正相關關系。

假設六：高管人均薪酬與企業(yè)業(yè)績呈正相關關系。

1.2 研究設計

1.2.1 模型設計與變量選取

1.2.1.1 模型的設計 根據假設一中所提股權激勵程度（即股權激勵總數占總股本的比例）與企業(yè)經營績效之間存在顯著正相關關系，本文建立如下模型對于該假設進行檢驗。本文擬設置凈資產收益率ROE為被解釋變量，股權激勵總數占總股本的比例為解釋變量，與五個控制變量：盈利能力、公司規(guī)模、成長能力、獨立董事比例、高管貨幣薪酬。

依此建立一個多元線性回歸方程，模型如下：

Y=b0+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+a5X5+a6X6+c

其中，c為隨機干擾項。

1.2.1.2 變量的定義及選取

①被解釋變量。準確并客觀地評價公司經營績效是衡量股權激勵機制激勵作用的一個重要前提，有助于我們更好地分析股權激勵機制的有效性。在國內，大部分學者使用凈資產收益率作為衡量公司業(yè)績的度量指標，凈資產收益率也是反映資本收益能力的國際通用指標。故本文選取凈資產收益率作為上市公司經營績效的衡量指標。

②解釋變量。國外眾多企業(yè)將高管持股比例作為股權激勵機制的量化指標。而目前在國內的股權激勵方案中，絕大多數激勵對象雖是企業(yè)高層管理者，但也不乏對企業(yè)核心員工的激勵。因此，本文選取公司股權激勵預案中的股權激勵總數占總股本的比例作為解釋變量來衡量上市公司的股權激勵水平。

③控制變量。第一，盈利能力。每股收益通常被用來反映企業(yè)的經營成果，衡量普通股的獲利水平及投資風險，是投資者等信息使用者據以評價企業(yè)盈利能力、預測企業(yè)成長潛力、進而做出相關經濟決策的重要的財務指標之一。因此，本文選取每股收益來衡量上市公司的盈利能力。

第二，公司規(guī)模。公司規(guī)模無疑是影響公司經營績效水平的一個重要因素。大規(guī)模公司有著雄厚的資金基礎，有利于抵御市場風險，公司長期發(fā)展，從而間接、直接地作用于公司經營績效。在此，本文選取公司總資產作為公司規(guī)模的量化指標，用公司總資產的自然對數來表示。

公司規(guī)模=ln（資產總額）

第三，成長能力。成長能力是衡量公司發(fā)展價值的一項重要指標，對于成長能力強的公司，人們有著相應的收益預期從而采取更多的資金投資。公司依此更好地運作與發(fā)展，并作用于公司經營績效上。另外，處于高速增長的成長型公司為了避免經營者的短期行為多會采取股權激勵計劃以維護公司的長遠利益。主營業(yè)務收入增長率是衡量公司成長性的主要表現(xiàn)之一，能夠體現(xiàn)公司的成長性利潤收入。因此，本文選取主營業(yè)務收入增長率來衡量上市公司的成長能力。

第四，獨立董事比例。目前，越來越多的國內上市公司以改善公司的治理結構為目的而引入獨立董事制度。獨立董事制度在于民主與監(jiān)督。獨立董事通過其獨立客觀的專業(yè)性判斷，增強公司運作的透明公開化程度并完善公司治理監(jiān)督機制。在防止“內部人控制”問題的同時，實現(xiàn)全體股東利益以及公司價值的最大化。因此，獨立董事的任免對公司經營業(yè)績水平往往起到正效應作用。獨立董事比例用來表示。

第五，高管人均貨幣薪酬。此處討論的高管人均貨幣薪酬主要是指工資與獎金兩方面。公司往往根據當年經營業(yè)績并結合公司未來上升趨勢而制定次年高管固定薪酬。獎金則是當年經營業(yè)績的反映。故高管貨幣薪酬與公司經營業(yè)績水平有著很緊密的聯(lián)系。在此，選擇高管人均薪酬作為控制變量之一，用高管年度人均貨幣薪酬來表示。

上述五個控制指標中，高管貨幣薪酬、獨立董事比例是公司治理結構指標；公司規(guī)模、成長能力、盈利能力是公司具體特征指標。同時，加上一個解釋變量，本模型擬設立六個自變量。如表1。

1.2.2 數據來源與樣本選取

1.2.2.1 數據來源

本文以2012年滬深兩市A股上市公司的數據為研究對象。通過查詢國泰安經濟金融研究數據庫，參考和君咨詢公司的《中國股權激勵年度報告2012》以及2013年上海證券交易所、深圳證券交易所的統(tǒng)計年鑒，選取當年公布股權激勵方案的所有上市公司作為原始樣本數據。據統(tǒng)計，2012年實施股權激勵計劃的公司達118家，占已公布激勵方案的上市公司總數的26.58%。

1.2.2.2 樣本選取與說明

由于股權激勵機制的作用效果需要在一定時間后檢測與衡量，本文選取樣本在2012年實施計劃時間前后不一，故選取推行機制時間后一年的數據進行分析。本文的被解釋變量與控制變量皆為2013年9月30日公布的具體數據。為保證選取樣本的有效性，從而達到分析的普遍性和正確性，對所選樣本按照如下原則進行了篩選：

①剔除金融類公司。

②剔除了高管薪酬以及其他數據缺失的公司。

③剔除了2013年9月30日前撤銷股權激勵方案的公司。

④剔除了“因其他狀況”異常被ST處理的上市公司。

⑤剔除了同時發(fā)行B股和H股的A股上市公司。

經過上述處理，最終得到81個回歸樣本。

1.3 研究分析

1.3.1 參數估計

現(xiàn)采用eviews軟件對方程進行估計，結果如下：

回歸的方程為：Y=-1.74E05-0.219*X1+0.119*X2+0.004*LogX3+0.020*X4-0.116*X5+0.001*X6

1.3.2 檢驗

從參數估計的結果我們可以看出，R2=0.666，擬合優(yōu)度較高；方程的F值較顯著，但是個別變量的t值不太顯著。

為了確保模型的準確，我們進一步進行了回歸誤設定檢驗與計量經濟學檢驗。

1.3.2.1 回歸誤設定檢驗（圖1）

通過拉姆齊檢驗可知，p=0.0573>0.05，認為無法拒絕不存在誤設定的原假設。再對模型進行穩(wěn)定性檢驗，如圖2。

該模型的殘差累計和位于兩個標準差中，意味著被解釋變量穩(wěn)定。

1.3.2.2 計量經濟學檢驗

①多重共線性檢驗。

根據Klein判別法，做出自變量相關系數表格如表2。

結果表明，變量之間的相關性都較小，除了LogX3與X6之間的相關系數達到0.446以外，其他都較小。根據上述回歸方程，R2為0.666，均大于變量間相關系數，粗略地認為模型不存在多重共線性。

為了確保模型的準確性，我們用每個解釋變量分別以其余解釋變量為解釋變量進行回歸，得到回歸后的R2與方差膨脹因子VIF，結果如表3。

可以看出，回歸方程的R2都較小，方差膨脹因子也都顯著小于5，故認為該模型不存在嚴重的多重共線性。

②異方差檢驗。

最后，采取懷特檢驗對模型進行異方差檢驗，結果如圖3。

P=0.861>0.1，無法拒絕不存在異方差的原假設，認為不存在異方差。

1.3.3 結果分析

最終的回歸方程為：Y=0.047-0.233*X1+0.120*X2+0.0169*X4-0.136*X5+0.001*X6

根據結果可以看出，模型的擬合優(yōu)度達0.662，水平較高。根據t統(tǒng)計量來看，企業(yè)盈利能力與高管薪酬水平變量比較顯著，而股權激勵程度、成長能力與企業(yè)監(jiān)管力度變量不太顯著。

①股權激勵程度（股權激勵股份占總股本比例）在該方程中并不顯著，不能很好地解釋被解釋變量。分析原因，這與我國證券市場機制不健全，普遍“內部人控制”等一系列相關的阻礙有關。雖然制度出臺，但效果不太明顯。

②公司盈利能力（每股收益）指標顯著，與公司經營業(yè)績正相關關系。每股收益水平每變動一個單位，企業(yè)經營業(yè)績變動12%，相關程度較高。一方面，公司盈利能力是公司綜合能力的體現(xiàn)，另一方面，每股收益作為一個非常直觀的指標可以吸引外界的大量投資，最終作用于公司的經營業(yè)績之上。

③公司成長能力（主營業(yè)務收入增長率）在該方程中并不顯著，不能很好地解釋被解釋變量。成長能力意味著公司的發(fā)展與未來。成長能力較強的公司被普遍看好，從而有普遍的資金支持，對于公司當下運營有很大的幫助，最終反映在公司經營業(yè)績上。但是這是一個長線指標，很難再短期快速地反應在工地的經營業(yè)績上面。

④獨立董事比例在該方程中并不顯著，不能很好地解釋被解釋變量。這一結果的出現(xiàn)主要是因為獨立董事制度在我國上市公司中實施的時間不長，很多公司設立獨立董事僅是為了符合證監(jiān)會《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》的要求而設立的。獨立董事的設立形同虛無，難以發(fā)揮其提高公司經營績效水平的作用。

⑤高管薪酬水平（人均薪酬）指標顯著，與公司經營業(yè)績正相關關系。高管薪酬水平每變動一個單位，企業(yè)經營業(yè)績變動0.1%，相關程度較小。該結果接受了假設二。一般來講，公司高管最關心的還是相對較為實在的貨幣薪酬，薪酬水平對于高管人員的激勵作用可以較快得反映在管理人員的工作積極性上。業(yè)績的增長意味著薪酬的增加，從而激勵高管人員更為理性的決策。

2 結論與建言

本文從介紹國內上市公司股權激勵機制有效性研究開始，重申股權激勵機制的概念及理論。在回顧我國國有上市公司股權激勵發(fā)展現(xiàn)狀的同時，特別強調了該機制在國有上市公司運行的意義及特殊性。在實證分析方面，本文選取2012年實施股權激勵計劃的81家公司為樣本，建立我國上市公司股權激勵水平與公司經營業(yè)績回歸模型，對股權激勵機制有效性進行實證分析。最終結果顯示：我國上市公司股權激勵水平與公司的經營業(yè)績間不存在顯著正相關關系。高管人均薪酬、公司規(guī)模、成長能力在一定程度上與公司經營業(yè)績之間呈正比例關系。而獨立董事比例與公司經營績效之間關系不顯著。以此作為鋪墊，我們對我國國有上市公司股權激勵水平進行了分析，結論雖對股權激勵機制給予了正向支持，但由于樣本數量較少等原因，不能成為普遍結論。

綜上所述，由于職業(yè)經理人市場、資本市場、公司治理結果等方面的缺陷與不完善，阻礙了股權激勵機制計劃在我國的發(fā)展。因此，股權激勵機制的進一步實施，需要建立并完善更好的市場環(huán)境，我們針對該機制的約束與阻礙進行分析，提出完善機制的建言。

2.1 建立和完善外部經理人市場

高級管理人員的素質與能力無疑引導著公司的發(fā)展與未來。所以建立和完善競爭經理人市場變得至關重要。建立外部經理人市場，要保證人員的公平競爭，建立合理完善的評價與淘汰機制。對于國有控股上市公司高管人員的選聘應公平、公開、公正地通過市場機制形成，而不是單純的由國資委等直接任命。在公平實行優(yōu)勝劣汰的前提下，更應該注入競爭壓力，這樣經理人才會更努力地表現(xiàn)，股權激勵機制才能發(fā)揮其應有的重要作用。

2.2 培養(yǎng)有效穩(wěn)定的資本市場

有效的資本市場可以準確并迅速對高級管理人員的決策做出反映，高級管理人員對自己的努力程度與決策進行監(jiān)督的同時，也受到來自資本市場回應的監(jiān)督。所以有效地資本市場可謂是一面大鏡子，可以通過公司發(fā)展階段性業(yè)績照出高管人員的長遠戰(zhàn)略性決策或是短期行為。因此，要完善資本市場的信息披露制度，在公司年報中，明晰高管人員參與股權激勵機制情況，披露變更消息，防止公司高級管理人員隱藏和更改財務數據信息。最后還應加大懲罰力度，提高市場監(jiān)管的有效性。

2.3 提高公司治理水平

股權激勵與公司治理結構之間存在著相輔相成的密切關系。對于股權激勵，公司外部的約束與監(jiān)督必不可少，另一方面，更需要公司內部的約束與監(jiān)督，這樣才能形成一個相對完整的監(jiān)督約束機制。因此，在增加獨立董事比重的同時，對其進行有效監(jiān)管，使其充分發(fā)揮內部監(jiān)管的作用。還要對董事會與高級管理人員進行區(qū)分，監(jiān)督高管人員獨立、客觀地做出以公司利益最大化為目標的決策。股權激勵機制需要與其相并行的監(jiān)督制度的配合下，充分發(fā)揮其積極作用。

參考文獻：

[1]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].清華大學出版社.

[2]謝德仁.經理人激勵與股票期權[M].中國人民大學出版社.

[3]孔志強，邢以群.基于博弈論的核心員工激勵模型的探討[J].技術經濟與管理研究，2003.

[4]邱世遠，徐國棟.上市公司股權激勵的實證分析[J].統(tǒng)計與決策，2003（12）.

篇8

關鍵詞：商務服務業(yè)；經營績效；DEA-Tobit模型

中圖分類號：F271 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2017）02-32 -04

一、引言

2015年第一產業(yè)增加值占國內生產總值的比重為9.0%，第二產業(yè)增加值比重為40.5%，第三產業(yè)增加值比重為50.5%，首次突破50%① 。由此可見，中國經濟正在由原來的工業(yè)主導型經濟向服務主導型經濟轉變。商務服務業(yè)隸屬于生產業(yè)，是第三產業(yè)的重要組成部分，在國民經濟發(fā)展中承擔著十分重要的角色。在中國加入WTO以及工農業(yè)不斷產業(yè)化的大背景下，商務服務業(yè)作為服務于商貿、商務活動的產業(yè)群，在服務業(yè)結構升級中發(fā)揮著重要的作用。在《中國國民經濟和社會發(fā)展十二五規(guī)劃綱要》中強調商務服務業(yè)是我國目前發(fā)展的重點行業(yè)。商務服務業(yè)依靠自身高人力資本含量、高技術含量和高附加值的特性，促進服務業(yè)加快發(fā)展。商務服務業(yè)上市公司作為整個商務服務業(yè)的中堅力量，其經營績效在很大程度上反映出商務服務業(yè)發(fā)展狀況和發(fā)展趨勢。因此，通過對商務服務業(yè)上市公司進行經營績效研究，對于促進商務服務業(yè)快速發(fā)展，進而推動國家經濟發(fā)展具有十分重要的意義。

國內已有的文獻對商務服務業(yè)的研究不多，并且大多數現(xiàn)有文獻研究角度多集中在商務服務業(yè)區(qū)域發(fā)展方面。薛玉立（2008）利用波特鉆石體系模型對北京和天津商務服務業(yè)集聚現(xiàn)象的成因進行分析，并提出促進發(fā)展的策略。胡元木、于少明、王茜（2009）運用SWOT分析法對山東省商務服務業(yè)的發(fā)展狀況進行了系統(tǒng)討論，并提出了戰(zhàn)略性的策略來保持商務服務業(yè)健康的發(fā)展。饒小琉、鐘韻（2010）基于行業(yè)和城市的視角，從行業(yè)內部、行業(yè)之間以及城市之間三個層次對廣州商務服務業(yè)眾進行了描述和研究。曲藝、李鯤（2011）通過建立DEA模型對黑龍江省商務服務業(yè)經營績效進行全面評價，并給出針對性的政策建議。蘇夏怡（2012）針對現(xiàn)代商務服務業(yè)的生產模式進行了研究。翟文秀（2013）通過分析山東省商務服務業(yè)發(fā)展的總體概況和行業(yè)情況，提出了促進山東省商務服務業(yè)發(fā)展的對策建議。謝光亞、康若冰（2014）通過層次分析法對北京商務服務業(yè)的成長機制進行了探析。陳青姣、蓋玉坤（2015）以中國商務服務業(yè)上市公司為研究對象，對其績效狀況進行分析，并從內部尋找影響績效的因素并提出促進商務服務業(yè)發(fā)展的建議?？v觀以往文獻，缺乏對商務服務業(yè)整體行業(yè)經營績效進行實證研究。本文從投入和產出的角度對我國商務服務業(yè)企業(yè)的經營績效進行實證研究，并進一步探索經營績效影響因素，分析結果給出相關的建議。

二、研究方法和數據

（一）靜態(tài)績效的DEA-BCC模型

數據包絡分析（DEA）是由美國運籌學家Charnes等提出的一種非參數統(tǒng)計方法。DEA以線性規(guī)劃模型為工具，來判斷具有多投入和多產出的相同類型決策單元是否有效。其中BCC模型是基于規(guī)模收益可變的DEA模型。

σ為DMU的純技術績效值，λi為DMU的線性組合的系數，Sr+，Si-為松弛變量。若σ*，λ*，S+*，S-*是（1）的最優(yōu)解，若σ*=1，則DMU為相對純技術有效，否則為無效。

（二）動態(tài)績效的Malmquist 生產力指數

Fare等人（1992）提出的Malmquist 生產力指數能夠從動態(tài)角度研究企業(yè)的經營績效，可表示如下：

在（2）式中，第一項指的是規(guī)?？冃ё兓诙椫傅氖羌兗夹g績效變化，第三項指的是技術水平變化。其中，M0>1，則表示績效增加；M0

（三）確定影響因素的Tobit模型

為了進一步分析企業(yè)經營績效影響因素，故采用DEA兩階段模型。即以第一階段得出的DEA績效值為因變量構建線性回歸模型。由于績效值∈[0，1]，若使用普通最小二乘法進行估計會造成結果有偏差、不一致。Greene W H（1981）研究結果得出此結論。因此在第二階段使用Tobit模型進行極大似然法估計能夠解決這一問題。Tobit回歸模型其概念最早是由美國經濟學家James Tobin（1958）提出，是屬于因變量受到限制的一種模型，如下：

其中，εi～N（0，1），β表示回歸參數向量，xi，yi*，yi 分別表示自變量向量、因變量向量和績效值向量。

（四）指標選取與數據來源

基于DEA指標的選取原則，根據商務服務業(yè)上市公司投入和產出的特點及數據的易獲取性，本文選取在職員工人數、固定資產凈額和主營業(yè)務成本為投入指標。主營業(yè)務收入和稅前利潤總額則為選取的產出指標。員工人數、固定資產凈額和主營業(yè)務成本分別代表了企業(yè)的人力、物力和財力的投入。因為選取的指標數據的量綱不同，而且稅前利潤總額可能存在負值，但DEA模型中數據不能為負值，所以利用最大最小值法對數據進行無量綱化處理。

根據“證券之星”財經網站商務服務業(yè)板塊所披露的33家上市公司目錄，考慮到商務服務業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀，選取2011-2015年的面板數據為分析樣本，剔除數據缺失的樣本，最終確定滬深上市的30家商務服務業(yè)上市公司為研究樣本。本文指標數據來源于Wind 資訊數據庫以及各家上市公司公布的年報。

三、實證結果及分析

（一）中國商務服務業(yè)上市公司經營績效評價

1. 行業(yè)整體的靜態(tài)分析

本文\用DEAP2.0軟件，選擇投入導向的BBC模型，對2011-2015年中國內地30家商務服務業(yè)上市公司經營績效進行經營績效實證分析，結果表1。

由表1中結果可知，2011-2015年商務服務業(yè)上市公司的全要素生產率平均提高了1.9%，究其原因是技術進步所做出的貢獻（年平均提高了2.8%），同時技術績效在一定程度上阻礙了提高（年平均下降0.9%）。純技術績效（年平均下降0.7%）和規(guī)?？冃В昶骄陆?.2%）這可以看出技術水平是商務服務業(yè)上市公司提高經營績效的關鍵因素。對于技術績效的下降，說明商務服務業(yè)上市公司管理能力不足。商務服務業(yè)企業(yè)在優(yōu)化資源配置，提高管理水平方面有待加強。

由表2中結果可知，30家樣本企業(yè)中，只有分眾傳媒、印紀傳媒、飛馬國際和象嶼股份這4家企業(yè)處于有效生產前沿面，達到最佳狀態(tài)。八成以上的上市公司非DEA有效。深大通、南極電商、巴士在線、海寧皮城、省廣股份、國旅聯(lián)合、輕紡城和中國國旅這8家企業(yè)屬于弱DEA有效。其中中國國旅純技術有效，但規(guī)模效益遞減。說明公司可能過度擴大，超過公司的承受范圍，造成資源浪費。中國國旅應適當調整資產結構，減少投入成本，提高投入產出績效，以達到最佳生產狀態(tài)。其他7家企業(yè)純技術有效且規(guī)模收益遞增，表明企業(yè)擴大規(guī)?？梢蕴岣呓洜I績效。企業(yè)應加大投資，促進產出以達到規(guī)模經濟。其余公司非DEA有效則由純技術無效和規(guī)模無效共同引發(fā)的，表明各公司應在技術和規(guī)模方面都進行改進。從平均值來看，30家企業(yè)純技術績效平均值為0.95，規(guī)?？冃骄禐?.925，而技術績效平均值僅為0.879，意味著在產出不變的條件下，我國商務服務業(yè)上市公司仍有12.1%的潛力減少投入。

2. 總體績效的動態(tài)分析

由表3中結果可知，中國商務服務業(yè)上市公司的全要素生產率以年均1.9%速度提高。這是由于2.8%的技術進步的貢獻。技術進步是促使商務服務業(yè)全要素生產率增長的主要推動力。而技術績效以年均0.9%速度減少，拖累了全要素生產率的增長，這意味著商務服務業(yè)在企業(yè)管理方面有待提高。從年度來看，各年度全要素生產率均大于1，這表明中國商務服務業(yè)上市公司生產績效是遞增的。

（二）中國商務服務業(yè)經營績效影響因素分析

為了進一步研究中國商務服務業(yè)上市公司經營績效的影響因素，本文以DEA模型所得到的技術績效值為因變量，以影響經營績效的各種因素為自變量，采用Tobit回歸模型進行分析。

1.研究假設和模型設定

假設一：商務服務業(yè)企業(yè)經營績效與上市年限正相關。本文采用上市年數取對數（LNYEAR）反映各企業(yè)在適應程度上的差異。其中，上市日期為上半年度，則視作當年發(fā)行上市；若在下半年度，則視作下一年發(fā)行上市。

假設二：商務服務業(yè)經營績效與企業(yè)規(guī)模水平正相關。本文采用企業(yè)總資產取對數（LNZC）反映企業(yè)規(guī)模的大小。

假設三：商務服務業(yè)經營績效與產權結構正相關。本文采用虛擬變量（SX），第一大股東是國有或國有法人股東為1，否則為0。

假設四：商務服務業(yè)企業(yè)經營績效與股權集中度正相關。本文采用赫芬達系數，即第一大股東持股比例的平方和（H1）來表示股權集中度。

假設五：商務服務業(yè)經營績效與總資產周轉率正相關。本文采用總資產周轉率（ZZL）來衡量企業(yè)對資產的經營管理能力。

根據以上假設，商務服務業(yè)企業(yè)經營績效（JYXL）的Tobit回歸模型構建形式如下：

JYXLit=α0+α1×LNYEARit+α2×LNZCit+α3αSXit+α4×H1it+α5×ZZLit+εit

其中，α0為常數項，α1、α2、α3、α4、α5對應為各自變量的回歸系數，i表示上市公司（i=1，2…30），t表示時期（t=1，2…5），εit為殘差項。

2.實證結果分析

本文利用Stata13.0軟件對上述方程進行Tobit模型估計，回歸結果如下表所示：

根據表中回歸結果，可以得到以下結論：

第一，商務服務業(yè)經營績效與企業(yè)上市年限呈顯著的負相關，即假設一不成立。這在一定程度上反映了上市時間長的商務服務業(yè)企業(yè)并沒有發(fā)揮理想的學習效應，反而呈現(xiàn)出落后僵化的局面。年齡較大的企業(yè)與年輕企業(yè)相比較而言，對復雜多變的環(huán)境適應能力較弱，導致其在觀念、思維等方面較為陳舊、競爭力較弱，所以經營績效下降。

第二，商務服務業(yè)經營績效與企業(yè)規(guī)模水平呈顯著的正相關，即假設二成立。一般而言，規(guī)模越大的商務服務業(yè)企業(yè)，就越有條件對內部業(yè)務進行專業(yè)化分工，同時能夠對企業(yè)生產結構進行優(yōu)化匹配，從而企業(yè)的經營績效較高。擴大規(guī)模是實現(xiàn)規(guī)模經濟，提高經營績效的一個有效辦法。

第三，商務服務業(yè)經營績效與企業(yè)產權結構沒有顯著的相關關系，即假設三不成立。這表明第一大股東是國有或國有法人股東對企業(yè)經營績效的影響不太明顯 。

第四，商務服務業(yè)經營績效與企業(yè)股權集中度呈顯著的正相關，即假設四成立。結果表明，股權集中度越高，企業(yè)越能準確把握市場的變動，及時作出有效的應對決策，獲得較高的經營績效；若股權分散，則股東之間相互牽制，難以協(xié)調，決策緩慢且執(zhí)行困難，容易失去市場機會，使得經營績效下降。同時根據委托理論，經營權和所有權分離，經理人任命取決于第一大股東。所以第一大股東持股比例越高，其治理企業(yè)的動力就越強，企業(yè)的經營績效也會越高。

第五，商務服務業(yè)經營績效與企業(yè)總資產周轉率呈顯著的正相關，即假設五成立。結果表明，總資產周轉率作為衡量企業(yè)全部資產經營質量和利用績效的重要指標，其數值越高，說明企業(yè)對資源最大化利用能力越強，資產收益水平越高，從而經營績效也得到提高。相反，若總資產周轉率低，則說明企業(yè)往往缺乏對市場的準確定位，造成資源的浪費，降低了經營績效。

四、研究結論與政策建議

本文借助DEA-Tobit模型兩階段模型對中國30家商務服務業(yè)上市公司在2011-2015年期間的經營績效及其影響因素進行了分析，并運用Malmquist生產力指數，研究了樣本期內的商務服務業(yè)上市公司經營績效的動態(tài)變化。結果表明：第一，從靜態(tài)角度來看，由于規(guī)?？冃л^低，使得樣本期內商務服務業(yè)上市公司技術績效值不高，經營績效不理想，仍有一定的改善空間；第二，從動態(tài)角度來看，商務服務業(yè)上市公司TFP增長主要依靠技術水平的變化，但純技術績效和規(guī)?？冃鄬^低，在一定程度上弱化了經營績效的提升；第三，從影響因素來看，公司規(guī)模、股權集中度和總資產周轉率都顯著正向影響商務服務業(yè)企業(yè)經營績效，公司上市年限顯著負向影響商務服務業(yè)企業(yè)經營績效。

基于上述研究結果，為了進一步提高中國商務服務業(yè)經營績效，加快商務服務業(yè)的發(fā)展，發(fā)揮其在國民經濟和社會發(fā)展中的積極作用，本文提出以下政策建議：

1. 著力提高商務服務業(yè)規(guī)模經濟水平。商務服務業(yè)企業(yè)要認清市場形勢，對行業(yè)現(xiàn)有資源進行有效整合，合理擴大經營規(guī)模，促進企業(yè)朝著產業(yè)集中化和規(guī)模經濟化方向發(fā)展。

2. 加強商務服務業(yè)管理水平。在不斷提高規(guī)?？冃У倪^程中，商務服務業(yè)企業(yè)要注重企業(yè)的內部管理，不斷完善企業(yè)的治理模式。其中，企業(yè)應善于利用信息技術進行內部管理。

3. 重點提高商務服務業(yè)技術創(chuàng)新能力。商務服務業(yè)企業(yè)發(fā)展不能只是一味做大，更要重視技術創(chuàng)新，應培養(yǎng)自主創(chuàng)新意識，加大技術創(chuàng)新力度，提高企業(yè)在行業(yè)中的競爭力。

參考文獻：

[1]薛玉立.京津兩地商務服務業(yè)集聚成因與推進戰(zhàn)略初探一一基于波特鉆石體系模型的分析[J].經濟研究導刊，2008，（10）：18-22.

[2]胡元木，于少明，王茜.山東省商務服務業(yè)發(fā)展狀況及SWOT分析[J].山東財政學院學報，2009，（04） ：72-77.

[3]饒小琦，鐘韻.廣州商務服務業(yè)發(fā)展水平分析[J].國際經貿探索，2010，（06） ：53-60.

[4]曲藝，李H. 基于DEA的黑龍江省商務服務業(yè)經營績效評價實證研究[J].黑龍江對外經貿，2011，（07） ：10-11.

[5]蘇夏怡.現(xiàn)代商務服務業(yè)發(fā)展研究[J].中國市場，2012，（41）.33-35.

[6]翟文秀.山東商務服務業(yè)發(fā)展問題及對策分析[J].山東農業(yè)工程學院學報， 2013，（05）.61-64.

[7]謝光亞，康若冰.北京商務服務業(yè)成長機制探析[J].科技管理研究，2014，（02）：183-188.

[8]陳青姣，蓋玉坤. 商務服務業(yè)上市公司績效及影響因素分析基于2009～2013年的面板數據[J].財經理論與實踐，2015，（03） ：78-83.

[9]Greene W H. On the Asymptotic Bias of the Ordinary Least Squares Estimator of the Tobit model[J] .Econometrica， 1981，（49）：505-513.

篇9

關鍵詞：商業(yè)銀行；股權結構；經營績效；實證分析

一、引言

金融體系是我國經濟的重要組成部分，而商業(yè)銀行處于我國金融體系的核心位置，商業(yè)銀行的經營績效對我國金融市場甚至國民經濟的發(fā)展具有極其重要的影響。伴隨著我國經濟的高速發(fā)展，以及股權制改革的不斷落實，我國商業(yè)銀行體系不斷革新但也遺留下許多歷史問題。上世紀末的亞洲金融危機以及本世紀初的全球金融風暴，都充分揭示了銀行體系的內在脆弱性，在此背景下，結合我國商業(yè)銀行的基本情況，探討商業(yè)銀行的股權結構對經營績效的影響具有重大的理論和現(xiàn)實意義。本文以我國16家上市商業(yè)銀行為研究對象，在理論分析的基礎上，實證研究銀行股權結構對經營績效的影響，并對實證結果進行分析研究，提出相應的對策和建議，以期提高我國商業(yè)銀行的經營效益。

二、商業(yè)銀行股權結構對經營績效影響的理論分析

商業(yè)銀行股權結構一般指商業(yè)銀行總股本中，不同性質的股份占比及其相互關系。主要考慮兩方面內容：一方面是商業(yè)銀行的股權集中度；另一方面是商業(yè)銀行股權屬性。商業(yè)銀行的經營績效一般指一定經營期間內商業(yè)銀行經營的業(yè)績，主要表現(xiàn)在商業(yè)銀行的盈利能力、資產安全性、資產流動性以及銀行的成長性四個方面。

從股權集中度的方面看，股權如果過于分散，大多數中小股東在“搭便車”的行為傾向下，股東對商業(yè)銀行不能形成有效的監(jiān)督，銀行管理者將傾向損害全體股東的利益從而謀取私利；若股權過于集中，大小股東之間將存在關系，而只要大小股東之間存在關系，就將存在成本。關系的存在使得大股東掌握大量信息，因此只有大股東才有能力監(jiān)督銀行管理者。當大股東的利益與銀行整體利益發(fā)生沖突時，作為“理性經濟人”的大股東將會侵害中小股東的利益為已謀求私利。在上述兩種情況下，都將降低銀行的效率，從而造成銀行經營業(yè)績的下降。Stulz認為股權集中度與績效存在非線性關系，他在1988年的研究中指出，股權集中度與公司績效呈倒U型關系。

從股權屬性的方面看，我國商業(yè)銀行的股本結構主要分為國有股、法人股和流通股，不同屬性的股東由于利益訴求不同，對商業(yè)銀行的經營績效會產生不同的影響。首先，國有股的所有權在國家，由國資委等主管單位代為行使管理權，由于缺少必要的利益激勵，國有股管理者缺乏足夠的監(jiān)管動力，導致大股東監(jiān)管缺位，而國有股的國有屬性也影響到商業(yè)銀行的管理者更多考慮政治因素而非經濟因素，缺乏提高銀行經營績效的動力。魏華和劉金巖的研究證明了第一大股東若為國有屬性，不利于銀行經營績效的提升。吳棟和周建平也認為第一大股東的國有屬性阻礙了銀行經營績效的提升，但國有法人股除外。其次，法人股股東大多注重長期的經濟利益，有足夠的動力和能力去監(jiān)管商業(yè)銀行的管理者，法人股股東的存在將利于推動銀行經營績效的提升；最后，流動股股東大多為個人投資者，在商業(yè)銀行中只擁有較少的股權份額，既沒有能力也沒有動力去監(jiān)管銀行管理者的行為，大多采取“搭便車”的態(tài)度，對商業(yè)銀行管理的影響極小。陳小悅、徐小東的研究結論認同了上述觀點。

前人的研究大多顯示商業(yè)銀行的股權結構，即股權集中度和屬性，與經營績效存在密切的聯(lián)系，但是由于種種原因，并沒有得出統(tǒng)一的意見。結合上述的理論分析與主觀判斷，提出以下假設：

H1：商業(yè)銀行第一大股東持股比例與經營績效負相關；

H2：商業(yè)銀行前五大股東持股比例與經營績效正相關；

H3：商業(yè)銀行國有股比例與經營績效負相關；

H4：商業(yè)銀行法人股比例與經營績效正相關。

三、商業(yè)銀行股權結構對經營績效影響的實證分析

1.樣本及變量選取

考慮到數據的可獲取性以及可信性，本文選取了16家在國內A股上市的商業(yè)銀行2010年-2014年的相關財務數據作為樣本，對我國上市商業(yè)銀行股權結構對經營績效的影響進行實證分析。本文選取的變量包括被解釋變量（銀行的經營績效）、解釋變量（銀行股權結構變量）和控制變量（其他相關變量）三個部分。

（1）被解釋變量的選取

被解釋變量即商業(yè)銀行經營績效變量。目前學界并沒有一個公認的度量商業(yè)銀行經營績效的指標，國外學者大多采用股票價格作為衡量商業(yè)銀行經營績效的指標，而我國股票市場上股價受到多方操縱，并不適合作為衡量指標；國內很多學者采用凈資產收益率（ROE）或者每股收益（EPS）作為衡量指標，但是單一指標所包含的信息過少，同樣也存在縱的可能性，綜上，本文構建了一個包含盈利性、流動性、安全性和成長性的綜合績效評價體系。

（2）解釋變量的選取

解釋變量即銀行股權結構變量。本文主要選取了銀行股權集中度和銀行股權屬性兩個角度作為銀行股權結構的表現(xiàn)，在銀行股權集中度方面，選取了第一大股東持股比例（CR1）和前五大股權持股比例（CR5）兩個變量；在銀行股權屬性方面，選取了國有股比例（GYG）和法人股（FRG）比例兩個變量。

（3）控制變量的選取

控制變量即為商業(yè)銀行其他相關變量。為了控制商業(yè)銀行的其他相關因素對經營績效的影響，在參考前人文獻的基礎上，本文選擇了資產規(guī)模和資產負債率兩個指標作為控制變量，其中資產規(guī)模（SIZE）以會計期末總資產的自然對數來表示，資產負債率（DAR）以期末的總負債/總資產來表示。

2.綜合經營績效評價指標的主成分分析

對銀行經營績效的綜合衡量，基本會圍繞銀行經營的四個目標--盈利性、安全性、流動性和成長性。因此，本文將從上述四個維度來全面衡量銀行的經營績效，最終確定了四大類10個指標：X1（總資產收益率）、X2（凈資產收益率）、X3（每股收益）、X4（資本充足率）、X5（不良貸款率）、X6（流動比率）、X7（存貸比）、X8（存款增長率）、X9（貸款增長率）、X10（凈利潤增長率）。

觀察該指標體系后可發(fā)現(xiàn)，X5（不良貸款率）和X7（存貸比）為負向指標，需要對其做如下處理：1-X5、1-X7。

（1）因子分析適用性檢驗

本文首先利用KMO和Bartlett球形度來判斷因子分析的適用性。從檢驗結果來看，KMO值為0.547，可以進行因子分析；Bartlett球形度的檢驗值為184.739，且顯著性水平0.000

（2）因子載荷矩陣

對各變量進行主成分分析后，得到如表2結果：前5個因子的累積方差貢獻率達75.7%，足夠描述和解釋原有變量包含的信息，達到了“降維”目的，把原有的10個變量轉化成了5個因子。

（3）各樣本因子得分與特征矩陣

將得分系數矩陣內的得分除以相應標準差的平方根，得到以下特征矩陣：

即得到主成分的計算公式：

（4）計算綜合績效得分

3.實證模型

（1）銀行股權集中度對經營績效影響的回歸模型

為了檢驗我國上市商業(yè)銀行股權集中度對經營績效的影響，故本文建立相應的回歸模型如下：

其中，被解釋變量P代表商業(yè)銀行經營績效，a是常數項（截距項），CR5代表前五大股東持股比例，b表示其與商業(yè)銀行經營績效S的回歸系數，c和d分別表示資產規(guī)模SIZE和資產負債率DAR的系數，最后ε為誤差項。

（2）銀行股權屬性對經營績效影響的回歸模型

同樣，為了檢驗我國上市商業(yè)銀行股權屬性對經營績效的影響，本文建立相應的回歸模型如下：

4.實證檢驗

把股權結構的數據代入，用Eviews進行數據處理和分析結果如下表：

從實證的結果可以看到，在商業(yè)銀行股權屬性方面，國有股比例對商業(yè)銀行經營績效呈現(xiàn)負相關性，而法人股比例對經營績效表現(xiàn)出了正相關性，且兩者均在0.1水平下顯著；在商業(yè)銀行股權集中度方面，第一大股東持股比例及前五大股東持股比例與經營績效均呈現(xiàn)負相關性，但結果并不顯著。同樣可以看到，控制變量中，資產規(guī)模對經營績效的影響極為顯著，可以認為銀行經營績效存在較大的規(guī)模效應，而資產負債率與經營績效關系不顯著，可能是由于監(jiān)管規(guī)定，導致各家銀行在資產負債率方面較為相似。

四、對策及建議

根據上文所做的理論和實證分析，結合我國的實際情況，提出以下提高商業(yè)銀行經營績效的對策及建議：

1.適當降低商業(yè)銀行的國有股比例

股份制改革以來，我國股份制銀行中的國有股比例已大幅降低，但國有商業(yè)銀行中的國有股占比仍然較高，考慮到國有股比例與經營績效呈現(xiàn)負相關性，所以仍需要通過各種方式降低國有股在商業(yè)銀行中的比例?？刹扇∪缦路椒?，例如引進民營資本和境外戰(zhàn)略投資者。

2.適當提高商業(yè)銀行的法人股比例

法人股股東具有較完備的治理經驗和內控制度，且注重長期的收益，從實證的結果也可以看到，法人股比例與商業(yè)銀行的經營績效呈現(xiàn)正相關性，在我國商業(yè)銀行法人股比例仍普遍較低的背景下，應當鼓勵適當提高法人股比例，從而推動提高我國商業(yè)銀行的經營績效。同時，不同法人股股東之間的相互作用也有利于完善商業(yè)銀行的治理結構，對商業(yè)銀行也大有裨益。

3.優(yōu)化商業(yè)銀行的股權集中度

雖然本次的實證檢驗中商業(yè)銀行的股權集中度對經營績效的影響并不顯著，但從過往學者的研究中可以看到第一大股東持股比例以及前五大股東持股比例均對經營績效有一定的影響，商業(yè)銀行需要在股權的分配中尋找到一個合適的比例，從而達到內部治理結構的優(yōu)化。商業(yè)銀行股權結構優(yōu)化的方向應當選擇相對集中、相對制衡的股權結構，使大股東有動力去監(jiān)督和約束銀行的經營活動，同時又不至于能夠控制銀行的活動。

綜上所述，要提高商業(yè)銀行的經營效益最根本的仍是要建立多元化的投資主體，從股權屬性和股權集中度兩方面入手，適當降低國有股的占比，提高法人股的占比，加快引進民間資本以及境外戰(zhàn)略投資者的進入，在多方的博弈和制衡下，通過治理結構的優(yōu)化和完善進而提高我國商業(yè)銀行的經驗績效。

參考文獻：

[1]周文君.上市銀行資本結構與經營績效關系實證研究[J].財會通訊，2013，36：34-37.

[2]楊麗紅.銀行治理結構對績效影響機制探析[J].現(xiàn)代商貿工業(yè)，2012，04：127.

[3]Stulz， R Managerial control of voting rights： financial policies and the market for corporate control.Journal of Financial Economics，1988，Volume（20）：25-54.

[4]魏華，劉金巖.商業(yè)銀行內部治理機制及其對銀行績效的影響[J].南開學報（哲學社會科學版），2005，（1）：77-82.

篇10

關鍵詞：無量綱化；層次分析法；物流上市公司；經營績效評價

中圖分類號：F253文獻標識碼：A

Abstract: Through performance evaluation system established a multi-level, non-dimensional nonlinear fuzzy model method and AHP, the logistics of the selected 30 listed companies in the empirical analysis, and business performance through a formula to calculate the various logistics performance of listed companies score.

Key words: nondimensionalize; AHP; listed companies; performance evaluation

0引言

隨著全球經濟一體化的加劇以及加入WTO開放的經濟格局使得我國物流業(yè)在當前國際競爭的大背景下所面臨的競爭壓力越來越大。然而，想要在激烈的競爭中取得領先優(yōu)勢，就必須改善并提高公司的經營績效。因為，從本質上說競爭優(yōu)勢就是績效優(yōu)勢。良好的經營績效是物流企業(yè)得以持續(xù)健康發(fā)展的前提，其中有效、公平、合理的績效評價，不僅有利于物流企業(yè)管理層全面了解企業(yè)經營狀況及發(fā)展趨勢，還對物流企業(yè)進一步提升經營管理水平和綜合競爭能力具有促進作用。

我國對物流公司的績效評價起步較晚，到21世紀才有較為系統(tǒng)的績效評價，這主要表現(xiàn)在兩個方面，一方面體現(xiàn)在績效評價理論的延伸、建立的指標體系完善，另一方面則是體現(xiàn)在實證研究方面。在理論研究方面：周濤提出了運用模糊綜合評價法來對物流企業(yè)績效評價分析[1]；胡曉燕等利用成本指數的方法構建了物流公司績效評價體系[2]；何明祥、李冠采用數據包絡分析法（DEA）對物流公司的經營績效評價分析[3]；魏新軍利用模糊聚類分析的方法來評價物流活動的績效[4]；曹坤提出利用主成分分析法對物流企業(yè)績效進行評價[5]。在實證方面：符想花對2002~2005年間物流上市公司的凈資產收益率、總資產報酬率等8項指標作為績效評價的指標進行了分析[6]；張寶友，黃祖慶等采用DEA法，對14家物流上市公司3年間管理績效進行了分

析[7]。在實證分析方面，符想花的指標體系缺乏綜合與具體性，而且數據的可比性較差（數據處理工作不足）。張寶友等采用的DEA法從管理的有效性方面出發(fā)，僅僅從企業(yè)管理者的有效主觀努力程度進行分析。因此，結果缺乏客觀性。因此本文在研究過程中將充分地考慮指標的綜合性、指標數據的可比性以及分析結果的客觀性。對物流企業(yè)經營績效的評價方法是利用指標體系的無量綱化與層次分析相結合的新方法，對物流公司經營績效進行評價。

1物流上市公司經營績效評價指標體系構建

綜合考慮目前我國股市特點和物流上市公司的實際情況，并結合指標體系的可比性、可操作性、可理解性、定量與定性相結合等原則。我們認為要從物流上市公司的盈利能力、償債能力、營運能力、發(fā)展能力和市場化能力五個方面來反映物流上市公司的經營績效（如表1所示）。

2物流上市公司經營績效評價方法

由前面的物流上市公司績效評價指標體系可以看出，各個維度中包含不同的評價指標。所以，如何把一個多層次、多目標分析問題轉化成一個單層次、單指數分析問題是績效評價方法的關鍵問題。所以，結合物流上市公司的經營特點，本文認為要綜合評價其經營績效，第一步是由于各個績效評價指標的經濟意義是彼此不同的，必須對績效評價指標進行無量綱處理；第二步是在指標體系一定的情況下，權重的變化將直接影響評價結果，因而需要科學地確定指標權重；第三步必須尋找合適的計算方法來綜合評價物流上市公司的績效，得到最終評價結果。

2.1單項指標值的無量綱化處理。根據各單項評價指標特點，本文采用非線性模糊無量綱處理模型對指標初始數據進行標準化，這種模型實質上是由指數函數和模糊隸屬度函數疊加而成，其中前者作為后者的自變量[8]。根據績效評價指標的性質以及指標表現(xiàn)形式的不同，把非線性模糊無量綱處理模型分為三個類型，其模型如下：

（1）正指標類。正向指標是指數值越大越好的指標，如凈資產收益率等。因此，正向指標的量化值隨著指標數值的增大而呈遞增狀態(tài)增大，因而其模糊量化模型為：

FX■=■（1）

式（1）中X■為評價區(qū)域范圍內第i項指標的最大值，X■為評價區(qū)域范圍內第i項指標的最小值，X■為評價區(qū)域范圍內第i項指標的平均值。

（2）逆指標類。逆指標要求數值越小越好，如資產負債率等，因而量化值隨著指標數值的減小而呈遞增狀態(tài)增大，因而其模糊量化模型為：

FX■=■（2）

（3）適度指標類。適度指標要求數值以適中為好，如速動比率等，當指標數值小于適中值時，符合正指標性質；當指標數值大于適中值時，符合逆指標性質。因而其模糊量化模型為：

FX■=■（3）

2.2層次分析法確定權重

2.2.1層次分析法的基本思想。層次分析法（The Analytic Hierarchy Process，AHP）最早由美國運籌學家Saaty教授提出，它是一種實用多方案或多目標的決策分析方法。層次分析法的主導思想是運用先分解再綜合的方法對人的主觀判斷進行綜合分析，使得定性分析與定量分析這兩種分析方式有機的結合，從而實現(xiàn)定量化決策分析。這種分析方法首先要把分析問題層次化，再依據分析問題的性質以及所要達到的總目標，把分析問題分解為一個個的因素，按照因素間的相互關系及隸屬關系，將因素按不同層次聚集組合，形成一個多層分析結構模型，最終歸結為最低層（方案、措施、指標等）相對于最高層（總目標）相對重要程度的權值或相對優(yōu)劣次序的問題[9]。

2.2.2層次分析法確定指標權重的步驟。利用層次分析法進行分析決策時，一般的步驟為：

步驟一：明確分析問題，建立層次結構圖。明確問題是層次分析的出發(fā)點，為了對復雜問題進行決策，首先必須確立問題的總目標，弄清問題所涉及的范圍，建立層次結構圖。

步驟二：建立判斷矩陣。其目的是為層次結構圖中各層次相關元素的相關程度賦值，使定性的因素量化，表明下一層次中各元素在上一層次中某元素所占的比重，計算下層各指標對其上層準則的相對權重（權向量）W。當判斷矩陣不是一致陣時，用其最大特征根λ■對應的歸一化特征向量作為權向量W，即滿足：

AW=λ■W（4）

經歸一化后的W即為同一層次相應元素相對上一層次某元素重要性的排序權值。另外，實踐中還需對判斷矩陣進行一致性檢驗，以檢驗判斷矩陣邏輯上是否合理。只有通過檢驗，才能繼續(xù)對結果進行分析。

CI=λ■－nn-1 （5）

CR=CI/RI （6）

式中：CI為一致性指標；λ■為判斷矩陣的最大特征根；n為成對比較因子的個數；RI為隨機一致性指標；CR為一致性比例。RI的數值可查表獲得。一般認為，當CR＜0.1時，認為判斷矩陣的一致性可以接受，否則應對判斷矩陣進行修正。

步驟三：進行層次總排序。這是AHP法的最主要目的，通過層次總排序，最終找出層次結構圖中最低層每一個元素（方案）在總目標中的權重。層次總排序就是計算同一層次所有元素特別是最低層中的各指標對于目標層（最高層）相對重要性的排序權重。此過程需自上而下將各層的權重進行合成計算。設B層m個元素B■,B■,…,B■對總目標A的排序為b■,b■,…,b■；C層n個元素對上層B中元素B■的單層次排序為c■,c■,…,c■j=1,2,…,m。則C層第i個元素對總目標的總排序權值為w■=b■c■。將所得單層次權重結果整理并計算組合權重得到了指標層因素的總權重。

2.3物流上市公司經營績效測算方法。在對指標的數據規(guī)范化處理及權重確定后，第j家物流上市公司的經營績效的得分就能得出，其公式如下：

P■=■w■FX■（7）

式（7）中，W■為第i項指標的權重，F(xiàn)X■為j家物流上市公司第i項指標規(guī)范化值。因此，計算得出的評價得分P■越高，顯示出公司的經營績效越好。所以根據以上理論，就可以通過數據的收集，根據經營績效評價方法可以簡便地測算出物流上市公司在該期間的經營績效[10]。

3物流上市公司經營績效評價實證分析

3.1樣本選取。在最新修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》中，里面未出現(xiàn)物流這一類，但是在交通運輸、倉儲業(yè)這些類中，有40家上市公司的主營業(yè)務為物流業(yè)務，根據物流企業(yè)界定方法，可視其為物流企業(yè)。在這40多家上市公司中，剔除了那些數據缺失嚴重的公司，選擇30家物流上市公司作為實證研究樣本，并且選取2012的數據作為研究的年限。在這30家物流上市公司中，包括11家港口類企業(yè)、16家運輸類企業(yè)以及3家倉儲類企業(yè)（見表2），基本能覆蓋我國現(xiàn)階段的物流企業(yè)類型，具有較強的代表性。指標數據主要來源于國泰安CSMAR系列研究數據庫，部分源自滬深股市官方網站下載的上市公司年報。

3.2單項指標值無量綱化結果及指標權重。根據上述標準（本文指標的類型如表1所示）及計算公式，將統(tǒng)計的30家物流上市公司2012年的指標初始數據進行標準化，其結果值見表2。

根據層次分析法指標權重確定的步驟，計算得出各項指標的權重如表3。

3.3經營績效得分的計算。根據經營績效的得分公式可以得到30家物流上市公司2012年的經營績效得分，見表4。

3.4結果分析。首先，2012年30家物流上市公司的經營績效得分總體平均值為35.5，這和我國物流業(yè)發(fā)展水平較低的直觀結論相吻合。同時也表明，在現(xiàn)有生產技術條件下，物流上市公司的發(fā)展還存在較大的改進空間。從物流上市公司的三個類別來看，運輸類、港口類、倉儲類物流公司的經營績效得分平均值分別為37.0、32.9、43.2?？梢钥吹?，港口類的物流公司經營績效得分平均值最低，運輸類次之，倉儲類最高。其次，從30家物流上市公司的經營績效得分及排名看，排在前五位的分別是保稅科技、大秦鐵路、北海港、江西長運、亞通股份。得分較低的最后五位分別是招商輪船、長航油運、中海發(fā)展、寧波海運、中海海盛。所以經營績效得分排名靠前的物流公司經營管理較好，反之亦然。從組成經營績效評價指標的五個方面，即：盈利能力、償債能力、營運能力、發(fā)展能力及市場化能力來看，排名前五位的公司五種能力的得分值大都超過了平均值，說明這些公司的經營績效發(fā)展比較均衡。但是并不是所有公司都是這樣，例如，營口港的盈利能力的得分為18.0，但是其他方面卻相對較低。所以使得績效得分綜合較小，排名僅處于中等水平。

4結論

本文通過建立多層次指標體系，采用非線性模糊無量綱化模型將指標標準化處理，并利用層次分析法賦予權重，進而通過經營績效得分公式計算出上市物流企業(yè)經營績效得分，通過對結果分析，一方面使各個物流企業(yè)清楚了自身在行業(yè)中的發(fā)展狀況，另一方面物流企業(yè)也能通過對公司盈利能力等五種能力的分析中，了解自身發(fā)展的短板，彌補不足?？傊ㄟ^對物流企業(yè)的經營績效評價，使物流企業(yè)進一步提升經營管理水平和綜合競爭能力。

參考文獻：

[1] 周濤，程釣談，喬忠. 物流企業(yè)績效評價體系及模糊綜合評價[J]. 管理現(xiàn)代化，2002(9):26-28.

[2] 胡曉燕. 基于供應鏈績效評定的物流成本評價體系研究[J]. 武漢理工大學學報，2003(5):687-689.

[3] 李冠，何明祥. 現(xiàn)代物流管理系統(tǒng)及其DEA績效評價[J]. 商業(yè)研究，2003(14):146-148.

[4] 魏新軍. 模糊聚類方法在物流績效衡量中的應用[J]. 物流技術，2003(8):29-32.

[5] 曹坤. 物流企業(yè)的績效評價體系和評價方法[J]. 上海海事大學學報，2006(27):106-111.

[6] 符想花. 我國物流業(yè)上市公司績效分析[J]. 商業(yè)時代，2006(26):23-24.

[7] 張寶友，黃祖慶. 我國物流上市公司的績效評價[J]. 統(tǒng)計與決策，2007(4):83-85.

[8] 朱孔來. 評價指標的非線性無量綱模糊處理方法[J]. 系統(tǒng)工程，1996,2(11):58-62.