经营绩效分析范文

导语：如何才能写好一篇经营绩效分析，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

关键词：民营化；经营绩效；日本铁路

中图分类号：F533/537 文献标识码：A 文章编号：1004-2458（2014）01-0016-07

20世纪80年代在世界范围内形成了民营化改革的大潮，各个国家先后通过改革力图实现国有企业的民营化，而其中企业股份制改革是国有企业民营化的主要途径[1]。以中曾根康弘为首的日本政府成立了第二次临时行政调查会， 研究日本国有企业的改革问题。1984年至l986年， 日本国会先后通过了烟草专卖改革法、电信电话改革法、国铁改革法，推动实施此三公社的民营化[2]。日本国有铁路在经营严重亏损的状况下，于1987年4月1日被正式分割改组，标志着日本国有铁路民营化进程的开始。作为世界的铁路王国，日本国有铁路的区域分割的民营化改革方式得到了普遍认可，被称为“世纪性的政策实验”，而改革后日本铁路运输的经营方式也被称为“奇迹的经营革命方式”[3]。通过对具有代表性的日本国有铁路民营化的研究，有助于了解国有企业民营化的相关问题，也能够为正处于改革中的中国铁路运输行业提供一些借鉴经验。

一、文献综述

日本学对国有铁路民营化的研究甚多，例如角本良平（1975年）的《高速化时代的终结》[4]，国铁国民会议（1986年）所著《国铁的两大罪状》[5]，论证了日本进行国有铁路民营化的必要性。1987年以后的研究则更侧重于探讨民营化的效果，如大谷健（1997年）的《国铁民营化改革成功了吗―JR10年的经验》[6]，松奇明（1998年）的《国铁改革》[7]，山田德彦（2002年）的《铁路改革经济学》[8]，对日本国有铁路民营化的成效持肯定的观点。

20世纪90年代，随着中国国有企业改革的进程，国内也逐渐重视对民营化的研究，其中一些研究也借鉴了日本国有铁路民营化的经验，例如王金存（1995年）的《世界国有企业》[9]，顾宝炎（1997年）的《国外国有企业的管理和改革》[10]，陈建安（1996年）《日本公企业的民营化及其问题》[11]。陈虹（1994年）介绍了日本国有铁路的民营化进程[12]，而后分析了在民营化过程中铁路公司的定价、债务、经营自等方面存在的矛盾和问题[13]。王华文（1992年）认为日本国有铁路民营化的关键在于转变了政府部门的职能和重建了企业的经营机制[14]，刘翠英（1998年）认为日本国有铁路民营化的关键是增强了企业管理机制并且建立了合理的分配机制[15]。侯然（2009年）认为日本国有铁路民营化的绩效表现在服务质量、安全水平、技术开发、劳动生产率、运输量、以及就业等方面[16]。

以上为代表的中国学者对日本国有铁路民营化的绩效大多数持肯定的观点，除了看到在民营化过程中存在的就业、债务、经营权等相关难题以外，普遍认为民营化给铁路运输产业带来有益的效果，虽然缺乏一些对日本国有铁路民营化的经营绩效和经济影响的深入分析讨论，但是仍然发现日本的民营化经验对中国铁路运输改革的借鉴意义。对日本国有铁路民营化绩效的研究，大多数是从铁路运输行业的角度出发，去探讨民营化对整个产业经济绩效的影响，而对公司经营绩效的研究与探讨较少。同时，这些对民营化绩效的研究大多是通过比较民营化开始的1987年前后的证据去论证民营化的成效，而缺乏对长达十几年日本国有铁路民营化绩效变化的考察。

二、研究方法

“民营化”的英文表述是“Privatization”，日本学界普遍认为，国有企业民营化是指通过废除国有企业设置法，解除公有企业的法律规制，将国有企业的资本进行转让和出售，进而形成新的民营企业[17]。一些西方学者认为民营化不仅是国有资产转化为私有资产的过程，而是包括企业经营管理方式变革在内的一系列渐进的变革过程[18，19]。民营化虽然涉及到比较广泛的企业变革问题，但是其核心仍然是企业所有制形式的改变，即国有所有制形式转变为民间所有制形式的进程，即日本国有铁路从全部国家所有经过混合所有直至全部由民间所有的过程。

20世纪60年代，随着日本公路运输和航空运输的快速发展，日本铁路运输在交通服务中的作用逐步减弱，在运输行业中的竞争地位不断下降。日本国有铁路（日本国铁）自1964年出现第一次营运亏损，截止1985年已经累计亏损达到37万亿日元，给日本政府带来巨大的财政负担[20]。1987年4月1日，日本政府和国会通过了《国有铁道改革法》，日本国铁被分解为6家客运公司、1家货运公司和其它5家关联机构。按照地域范围划分的6家客运铁路公司包括位于日本本州岛上的东日本旅客铁道会社（JR东日本）、西日本旅客铁道会社（JR西日本）和东海旅客铁道会社（JR东海），以及JR北海道、JR四国、JR九州，这6家公司原则上只能在各自的地域范围内开展旅客运输业务。

日本本州岛占据日本国土面积的60%，本州岛上的居住人口数量超过日本全国总人口数量的80%，本州岛上容纳了日本的主要城市和经济中心，因此位于本州岛上的JR东日本、JR西日本和JR东海是日本全国铁路旅客运输的主要提供者。这三家公司是日本国铁民营化的主要载体，它们负责承担了日本国铁的原有债务（除了由国铁清算集团负担的部分以外），3家公司1987年的营业收入总和占JR集团营业收入的85%以上。文章选择JR东日本、JR西日本、JR东海作为研究对象，通过对这3家铁路运输公司的民营化绩效分析，了解日本国有铁路民营化的经营绩效。从JR东日本1993年上市向公众出售国有股权开始，直至2005年JR东海完成股权的全部民间所有，是日本国有铁路民营化的主要阶段，文章重点探讨在此民营化进程中3家企业的经营绩效变化。同时，因为经营绩效存在的滞后效应，所以实际的考察阶段选择为1993年至2007年的15年间。

参照日本交通省对铁路旅客运输企业绩效的评价标准，文章选择从盈利、资产营运、债务、融资和可持续发展方面对企业经营绩效进行评估，其中盈利指标为销售收入、利润额、销售利润率（销售利润率=净利润/销售额×100%）、以及净资产收益率（净资产收益率=净利润/平均净资产×100%），资产营运指标为总资产周转率（总资产周转率=营业收入/平均资产总额×100%），偿债指标为资产负债率（资产负债率=负债总额/资产总额×100%），融资指标为长期债务平均利息率（长期债务平均利息率=长期负债的利息总额/长期债务总额×100%），可持续发展指标为资本累积率（资本累计率=本年所有者权益增长额/年初所有者权益×100%）。数据资料主要来源于JR东日本旅客铁道会社网站、JR西日本旅客铁道会社网站和JR东海旅客铁道会社网站。

三、分析讨论

1987年4月1日，日本国铁分割民营化，东日本旅客铁道会社成立，标志着日本国有铁路民营化的开始。1993年5月，JR东日本在东京、大阪、和名古屋证券交易所上市，首次向公众发售公司62.5%的股份；1999年8月，JR东日本通过第2次公开发售，国有股份比例下降至12.5%；2002年6月，JR东日本的股份100%由公众持有，实现了全部民营化。1987年4月1日，西日本旅客铁道会社成立；1996年10月，JR西日本上市首次向公众发售公司68.3%的股份，2004年3月将剩余的国有63.4万股出售给独立行政法人铁道建设和运输设施整备支援机构，JR西日本实现了全部民营化。1987年4月1日，JR东海旅客铁道会社成立；1997年10月，JR东海旅客铁道上市首次向公众发售公司60.4%的股份；2005年7月，将剩余的国有股权出售给独立行政法人铁道建设和运输设施整备支援机构，JR东海实现了全部民营化。3家铁路公司从首次上市出售国有股份，直至全部股份由公众所有，自1993年开始直至2007年，完成了日本国有铁路民营化的主要历程，我们将重点讨论在此期间企业经营绩效的变化。

总体来看，1993年通过民营化实施公开出售股权开始直至2007年，JR东日本、JR西日本和JR东海的销售额呈现稳步上升趋势，特别是在总体经济环境转好的2000年以后数年，销售额快速增长，显示出在民营化进程中明显的经营绩效提高见表1。1993年至2007年，公司经营净利润也呈现出类似的增长趋势，JR东日本和JR东海利润总额快速增长，在15年间利润总额翻了数倍。JR西日本受到外部地域限制及自身业务多元化发展滞后等影响，利润增长相对缓慢，其中1999年因为清算前国铁集团的遗留债务，利润大幅下滑出现了民营化期间唯一一次经营亏损（表2）。

销售利润率是企业利润总额与净销售收入的比率，计算公式为：销售利润率=净利润/销售总额×100%。销售利润率越高，说明销售获利水平越高，反之则越低。销售利润率体现企业经营能力的强弱，反映销售与获利之间的关系，也是衡量旅客运输企业盈利能力的重要绩效指标。表3数据显示，1993年公司民营化通过上市出售股权至2007年，JR东日本的销售利润率由2.4%上升至6.6%，JR西日本由3.0%上升至4.5%，JR东海由2.2%上升至10.2%，均呈现不同程度的稳步增长趋势，说明3家公司在民营化进程中的盈利水平逐步提高。

净资产收益率是利润额与平均股东权益的比值，计算公式为：净资产收益率=净利润/平均净资产×100%。净资产收益率数值越高，说明投资带来的收益越高，反之则越低。日本国有铁路民营化将国有股权逐渐出售给公众，对于企业所有者的民间机构和法人，净资产收益率是其关注的重要经营指标。表4数据显示，1993到2007年，除了个别年份以外，JR东日本、JR西日本、和JR东海的净资产收益率都稳定在8%以上，JR东日本和JR东海的净资产收益率呈现出明显的上升趋势。数据表明在民营化的1993年至2007年间，三家公司独立经营以后处于良好的盈利水平，特别是与民营化分割前几乎年年亏损的JR集团相比较。

总资产周转率是企业在一定时期内营业收入同平均资产总额的比值，计算公式为：总资产周转率=营业收入/平均资产总额×100%。总资产周转率是评价企业的资产经营质量和利用效率的重要指标，总资产周转率数值越大，说明企业销售能力越强，资产周转越快，资产经营质量和效率更高。铁路旅客运输是一项大规模投资行业，因此总资产周转率对于衡量企业的经营绩效尤为重要。表5数据显示，JR东日本的总资产周转率由1993至2001年期间的30%提高到2002至2007年期间的40%，JR西日本的总资产周转率稳定在50%（除了1995年以外），JR东海的总资产周转率由20%提高到30%。在民营化进程中，JR西日本的资产经营能力相对稳定，JR东日本和JR东海的资产经营能力稳定上升。随着国有部分所有权的下降，企业的自主经营权逐步增加，受到政府的限制也逐渐减少，3家公司都在铁路运输的基本业务基础上积极开展多元化的经营业务，例如，零售、电子商务、物业、不动产经营等业务，因此通过提高销售收入提高了资产营运效率，促进了经营绩效的改善。

资产负债率是企业负债总额占企业资产总额的百分比，计算公式为：资产负债率=负债总额/资产总额×100%。资产负债率反映了在企业的全部资产中由债权人提供的资产所占比重的大小， 反映了债务偿还能力。通常来讲，债权人希望企业资产负债率越低越好，对于企业所有者而言，较高的负债率可能带来包括财务杠杆效应、税前利息扣除等好处，但是过高的资产负债率也会存在较大的偿债风险和自有资本不足的状况。表6数据显示，JR东日本的资产负债率由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东海在几年间内也将其资产负债率下降至84%。说明在日本国有铁路民营化进程中，企业普遍在逐步降低其过高的资产负债率，逐步增加自有资本比例，逐步提高了债务偿还能力。

长期债务平均利息率是企业长期负债的利息支出总额占长期债务总额的比例，计算公式为：长期债务平均利息率=长期负债的利息总额/长期债务总额×100%。长期债务平均利息率越低，债务融资成本越低，利息率越高，债务融资成本越高，长期债务平均利息率反映了企业的融资能力。表7数据显示，JR东日本的长期债务平均利息率由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东海由6.39%下降到2007年的4.08%。总体来看，JR东日本、JR西日本、JR东海的长期债务平均利息率在民营化进程期间呈现出下降的趋势，表明了企业债务融资成本的下降，企业融资能力的增强。

资本累积率是企业本年所有者权益增长额同年初所有者权益的比率，计算公式为：资本累计率=本年所有者权益增长额/年初所有者权益×100%。资本积累率表示企业的资本积累能力，是评价一家企业发展潜力的重要指标，通过分析3家公司的资本累积率状况，可以了解民营化给日本铁路企业长期经营和发展的影响。表8数据显示，在1993年至2007年期间，JR东日本的净资产数额即所有者权益逐步增加，由1993年民营化初期的6.8%上升至2007年完成民营化的11.5%。JR西日本的资本累积率的波动较大，一方面其经营绩效逐年波动较大，另一方面大多数年份其资本累积率保持在7%～9%的水平，15年的平均资本累积率是6.8%。JR东海排除因为2007年的特殊情况以外，资本累积率也呈现逐步提高趋势。说明在民营化进程中，企业逐步实现了自有资本积累，企业资本保全性增强，应付风险能力增强，企业的可持续发展得到改善。

四、结论

自1993年JR东日本向公众转让国有股权开始直至JR东日本、JR西日本、JR东海完成股权全部民营化的十五年间，三家企业的销售额以及利润都呈现出增长的趋势，也和日本国铁民营化前持续亏损的经营状况形成了显著的对比。三家企业的销售利润率呈现出增长趋势，说明企业不仅提高了销售水平同时也提高了盈利水平。特别是净资产收益率的持续增长，显示出企业投资回报在不断提高；总资产周转率的增长趋势，显示出企业资产经营质量和效率的提高。在民营化期间，民间法人机构以及个人投资者通过购买国有股权，实现了投资回报和增长，也显示出民营化带来的积极的经济绩效。

在15年的民营化进程中，企业的资产负债率平均由90%逐步下降至80%，显示出偿债能力的明显提高。长期债务平均利息率也呈现出下降的长期趋势，显示出企业债务融资成本不断下降，企业融资能力明显提高。资本累积率也呈现逐步提高趋势，显示出民营化进程中企业逐步提高自有资本比例，企业的资本保全性得到了增强。从这几项指标可以看出，在十几年的民营化进程中，企业抵抗风险能力逐步提高，企业可持续发展能力也逐步改善。总之，在日本国有铁路民营化改革进程中，从盈利、资产营运、债务、融资、以及可持续发展等方面考察，日本铁路运输企业的经营绩效呈现出持续提高的长期趋势。

通过民营化的改革进程，改变了企业的所有制结构，日本铁路运输企业的所有者由国家所有转变为民间投资者，公司治理结构实现了转变，因此企业经营能够按照更加公司化的方式去进行，企业经营绩效成为企业最为重要的经营目标，企业的所有者通过资本市场有效的监督和促进企业经营效率的改善与提高。通过民营化也去除了对原有日本国铁的经营束缚，主要运输企业包括JR东日本、JR西日本、和JR东海都在铁路运输基本业务的基础上开展多元化经营，例如公路运输、零售、电子商务、旅游、不动产管理等业务，通过多元化经营极大的提高了销售水平和利润水平，提高了企业经营绩效的改善。通过多元化经营，铁路运输企业也积极参与到相关业务领域的市场竞争中，通过竞争不断提高企业的管理水平和营运能力，不断提高企业的可持续发展能力。

日本国有铁路通过民营化实现了良好的经济效益，作为全球铁路运输及自然垄断行业民营化的典型案例之一，有两点值得我们进一步分析。一是渐进的民营化过程，即国有股权向公众的逐步出售，企业由国有转为混合所有再实现全部的民间所有的过程；一是按照地域范围将铁路运输划分为数家营运企业。这两点对正在改革中的中国铁路运输行业也具有很强的借鉴意义。

[参考文献]

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[10] 顾宝炎. 国外国有企业的管理和改革 [M]. 北京： 中国人事出版社， 1997： 13.

[11] 陈建安. 日本公企业的民营化及其问题[M]. 上海： 上海财经大学出版社， 1996： 17.

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[13] 陈虹. 日本国铁改革的业绩与问题 [J]. 改革， 1994（5）： 136-147.

[14] 王华文. 日本国铁分割民营化的经营及启示 [J]. 现代日本经济， 1992（6）： 35-39.

[15] 刘翠英. 日本国铁民营化的启示 [J]. 日本研究， 1998（1）： 38-39.

[16] 侯然. 日本国有铁路民营化改革的绩效与经验 [J]. 日本问题研究， 2009（3）： 21-25.

[17] 植草益. 微观规制经济学[M]. 北京： 中国发展出版社， 1992： 18.

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

篇2

关键词：股权结构；经营绩效；实证分析

中图分类号：F270 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（s）.2012.02.28 文章编号：1672-3309（2012）02-66-02

一、提出假设

在国家持股的公司里，过高的持股比重，内在地激发了国有股东权力行使的积极性，并为其过多的干预提供了理由和方便，使得公司很难将所有者和公司利益最大化作为目标来追求。同时，国有股权代表虽然在一定程度上拥有公司的实际控制权，但他们并不拥有索取其控制权使用收益的合法权益，从而也不承担其控制权使用的责任，这样国有股权代表手中控制权就成为一种“廉价投票权”，企业内部人只要花一定成本就可以收买这种廉价的控制权，致使“内部人控制”问题也就不可避免。因此，国有股权的比重越大，政企就越难分开，公司治理效率也越低。此外，国有股权过度集中及其不可流通性不利于国企转换经营机制，从而使股份公司与原国有企业在治理结构上没有本质区别。

因此，首先提出假设：国有股占总股本比重越低对公司综合经营绩效越有利。

二、实证分析

本文所需的样本来自2008年辽宁省工业国有股份公司的经济指标表。经过对带有显著异常数据（数据超过相应所选样本数据均值标准差）的公司的剔除，最终保留450家，按照国有股占总股本的比例将公司划分为小于30%的公司（以A表示，共计330家）、30%―50%的公司（以B表示，共计67家）及大于50%的公司(以C表示，共计53家)三类。对于公司经营绩效，本文主要考虑了盈利能力、偿债能力、资产管理能力、发展能力和社会贡献等五大方面。相应选取的主要指标见表1。

将三类公司的各项经营绩效指标进行两两对比分析，根据独立样本T检验，整理出主要结果见表2、表3。

Sig.(2-tailed)＜0.05为存在显著性差异

表2、表3显示，国有股占总股本比例低于30%的公司与30%－50%的公司之间，前者的盈利能力高于后者，且存在显著性差异。在偿债能力、资产管理能力、发展能力和社会贡献的评估中，二者皆不存在显著性差异，但国有股占总股本比例低于30%的公司的资产管理能力和社会贡献稍高于30%－50%的公司，而偿债能力和发展能力则稍显低下。国有股占总股本比例为30%－50%的公司与高于50%的公司之间，前者的资产管理能力与社会贡献比后者高，且皆存在显著性差异；而对另外三方面的评估中，二者不存在显著性差异，但偿债能力和发展能力前者低于后者，在盈利能力方面，前者稍高一些。国有股占总股本比例高于50%的公司与低于30%的公司之间，前者的盈利能力、资产管理能力和社会贡献皆低于后者，且在盈利能力方面存在显著性差异；而在偿债能力方面，前者则高于后者，且存在显著性差异。同时看到，两类公司的发展能力基本相近。

三、结论

由上述分析可知，在辽宁省工业类国有股份公司的绩效评估中，国有股占总股本比例不同，公司绩效也大不相同，且表现在公司绩效的不同方面。对于盈利能力来说，随着国有股本占总股本比例的减少而显著增强；而在偿债能力方面则相反，随着国有股占总股本的比例减少而显著变弱。在资产管理能力和社会贡献方面，国有股占总股本比例为30%－50%的公司最优。可以看到，除偿债能力外，整体上国有股占总股本比例高于50%的公司绩效显著不及另外两类公司。此结论与本文假设并不完全一致。

据此分析，国有股占比越低的公司，在经营管理方面更灵活充分，因此有着更大的盈利空间，但是资金保障方面不够稳定，因此偿债能力很弱。而国有股占总股本比例在30%-50%的公司经营绩效各方面相对来说更均衡。因此，目前辽宁省工业类国有股份公司应该考虑的问题是如何将国有股占比高的公司的经营管理摆脱比较死板的局面，使之达到最佳的盈利状态，同时如何使国有股占比低的公司获得更稳定的留存收益，以保证债务的清偿。

参考文献：

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

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一、研究设计

第一，样本选取和数据来源。本文根据沪、深两市2013年上市公司的财务数据资料，选取了内蒙古截至2013年全部的23家上市公司（其中剔除了特别处理ST1家），其中，这23家上市公司涵盖了工业、医疗、煤炭、电力、采矿、零售等行业。

第二，研究方法。设有p个原有变量x1，x2，x3…xP，且每个变量（经标准化处理后）的均值为0，标准差均为1。[1]每个原有变量可以用k（k

X=AF+

其中为公共因子，A成为因子载荷矩阵，aij（i=1，2，…k，j，=1，2…k）称为因子载荷，是第i个原有变量在第j个因子上的负荷， 称为特殊因子，表示原有变量不能被因子解释的部分，其均值为0。

第三，指标选取。对上市公司经营绩效进行评价主要是针对其生产和经营能力进行分析。因此，在指标的选取上，不考虑系统风险及行业政策等因素对经营绩效的影响，只是把财务指标作为经营绩效的考核依据。同时，根据《企业绩效评价实施细则》，[2]本文选取了2013年内蒙古上市公司年报中公布的14项财务指标：分别为总资产报酬率（X1）、净资产收益率（X2）、销售毛利率（X3）、资产负债率（X4）、流动比率（X5）、速动比率（X6）、总资产周转率（X7）、存货周转率（X8）、应收账款周转率（X9）、总资产增长率（X10）、净资产增长率（X11）、主营业务收入增长率（X12）、每股净资产（X13）、每股未分配利润（X14）。

二、实证研究

因子分析过程：

（1）原始指标值标准化处理。一般而言，指标X1到X3，X7到X14的性质都属于正指标，数值越大越好，而指标X4至X6是适度指标。为了使各指标具有可比性，消除不同变量间由于量纲和数值大小不同所造成的差异，首先需要对原始数据进行无量纲化处理。本文选用Z-Score变换法进行无量纲化处理，公式为：

（i=1，2…24，j=1，2…13）

其中Zij代表无量纲化后的变量值；Xij为未标准化处理的原始变量值；Mj与Sj分别为x的均值与标准差。无量纲化变换不改变原始变量间的相关系数，所以分析效果具有一致性。

（2）指标数据的适用性检验。由于因子分析的主要任务之一是对原有变量进行浓缩，进而最终实现减少变量个数的目的。因此，它要求原有变量之间应存在较强的相关关系，所以应首先检验指标间相关性是否达到了因子分析的要求。本文采用巴特利特球体检验和KMO检验进行研究（见表1）。

表1 巴特利特和KMO的检验结果

KMO and Bartlett's Test

取样足够度的Kaiser-Meyer-Olkin度量.

Bartlett的球形度检验近似卡方

df

Sig. .510

225.103

91

.000

表1结果显示，巴特利特球度检验统计量的观测值为225.103，相应的概率P-值接近0小于显著性水平 =0.05，则认为相关系数矩阵与单位阵有显著差异。同时KMO值为0.51>0.5，可知原有变量适合进行因子分析。

（3）确定公因子数目，求解初始公因子及因子载荷矩阵。根据原有变量的相关系数矩阵，采用主成分分析法提取因子并选取大于1的特征值。从方差总解释表（限于篇幅没有列示）可以看出由于指定提取5个因子，5个因子共同解释了原有变量总方差的82.645%。总体上，原有变量的信息丢失较少，因子分析效果较理想。

（4）因子命名与解释。为了更清楚地理解因子的实际含义并命名，可通过因子旋转的方式使一个变量只在尽可能少的因子上有比较高的载荷。本文采用了方差极大法（Varimax）对因子进行旋转（如表2）所示。

表2 经方差最大正交旋转后因子载荷矩阵表

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.

从表2可以看出所提取公因子的命名解释。同时，将变量值载荷矩阵中载荷较高的分为一类，可以分为五类：1）公共因子在X1，X2，X3，X10，X11指标上具有较大的载荷，而这五项指标可以清晰的反映上市公司经营绩效的收益和盈利情况，故将其命名为盈利因子。2）X4，X5，X6在第二个公共因子上具有较大载荷，达0.89以上，公司的偿债能力通常由这三项指标反映，其中X5，X6主要反映上市公司的短期偿债能力。因此，我们将此因子命名为偿债因子。3）第三公共因子 在X13，X14指标上具有较大的载荷，均达0.87以上，这两项指标通常反映上市公司的股本扩张能力。因此，对股本扩张能力具有很好的解释性。因此，本研究中将其命名为股本扩张因子。4）第四公共因子在X7，X12指标上具有较大的载荷，达0.64以上，X7反映企业全部资产的经营质量和利用效率进而反映销售能力，而X12则反映企业的产品生命周期，二者都能很好的解释上市公司的成长能力。因此，将其命名为成长性因子。5）第五公因子在X8，X9指标上具有较大载荷，均达0.86以上，这两项指标均可以反映企业经营活动中的资金运转情况，能够很好的解释上市公司的资产管理能力，故将此命名为资产管理因子。

（5）计算因子得分及综合绩效得分。因子得分是因子分析的最终体现，它是用原有变量来描述因子，根据因子得分系数矩阵与原始变量标准化值求解因子得分，而综合得分则以每个因子的方差贡献率作为权术进行加权计算。得分越高，说明该公司的经营业绩越好，反之亦然。计算公式为：

根据上述计算公式解得2013年内蒙古上市公司综合经营绩效得分及按得分及排名情况。从排名中可以看出：1）伊利股利综合绩效排名第一，得分为0.113，相对较高，综合绩效表现相对较好；金宇集团、金河生物、赤峰黄金、露天煤业、平庄能源、东宝生物、四海股份、远兴能源、福瑞股份、内蒙君正、北方创业、包钢稀土、鄂尔多斯、蒙草抗旱这14家企业得分在0值附近，综合经营绩效表现一般。而兴业矿业、亿利能源、内蒙华电、北方股份、华资实业、兰太实业、西水股份、包钢股份这8家上市公司综合绩效得分均小于-0.16，得分相对较低，说明这8家上市公司在2013年综合绩效较差。2）从公司的盈利能力分析，赤峰黄金、金宇集团、伊利股份的盈利值明显高于其他企业，而这三家公司的综合排名也比较靠前。盈利能力是投资者最为关心的指标。而西水股份、四海股份、华资实业、包钢股份在该因子上得分最低，同时其综合排名也是靠后的。因此，这几家公司应该选择自己极具优势的行业或项目，优化战略选择，注重人才的培养与使用，企业的盈利能力归根结底还是人才的作用，有好的营利模式没有好的执行人才也是不行的。3）从公司的偿债能力分析，金河生物、东宝生物、平庄能源、四海股份、金宇集团的偿债值明显高于其他企业，而且在各个因子中所占比重最大，而且在综合绩效排名中也相对靠前。而对于偿债能力弱的企业，加强企业内部财务管理，提高现有流动资产的营运效率，从而改变负债结构，提高企业偿债能力。4）从公司的股本扩张能力分析，伊利股份、鄂尔多斯的发展值比较高。对这些企业而言，总股本规模扩大，增加了公司的资产总额和所有者权益，能够有效地降低公司的资产负债率，同时也降低了公司的财务风险。因此，为了长远发展，企业应该注重企业的持续成长能力。5）从公司的资产管理能力分析，西水股份、北方股份鄂尔多斯包钢稀土资产管理值较低，同时其综合绩效排名也较落后，说明企业生产经营活动和资金运用效率受存货周转率低的直接影响，同时也会影响企业未来的发展。

篇4

文献标识码：A

文章编号：16723198（2015）13011601

1引言

银行业是金融市场的重要组成部分，其经营的好坏对金融界有着直接性的影响。随着改革开放不断深入，外资银行进入和利率市场化的进程加速，我国商业银行已经处于现代全面开放的金融市场环境中，面临着严峻的内、外部压力，要提高我国商业银行的竞争力，力求其在金融国际一体化的背景下占有一席之地，必须首先完成对商业银行经营活动的有效评价。准确评价自身的经营绩效水平，清楚自己的定位，完善我国银行业绩效考评体系，预防金融风险，是促进其可持续发展的关键。

2我国商业银行发展现状

近十年来我国银行业持续保持了良好的发展态势，截至2013年末，我国银行业金融机构资产总额达到151.35万亿元，与上年末相比增加了17.73万亿元，同比增长13.27%，增速同比下降4.63个百分点；负债总额达141.18万亿元，与上年末相比增加16.23万亿元，同比增长12.99%，增速同比下降4.8个百分点。

由于“十二五”规划期间，经济结构调整预期加大，部分产能过剩行业的不良贷款可能增多，大型商业银行、城市商业银行在存贷款方面，同比增长较多，体现了更具活力的发展态势，因此信用风险防控压力预期将有所增大。根据2013年1月1日执行的《商业银行资本管理办法（试行）》，截至2013年末，我国商业银行核心一级资本7.58万亿元，核心一级资本净额占核心资本净额的81.62%，体现了较高水平的资本质量。这对于我国商业银行运营和风险管理提供了较为坚实的保障。

3模型构建

3.1样本选取

本文选取15家商业银行为研究对象，其中包括5家国有商业银行，7家股份制商业银行和3家城市商业银行，这15家不同规模的商业银行基本代表了我国商业银行的经营情况和发展趋势。

目前，一般企业的经营成果大多采用净利润这个指标来反映，但是不能满足我国银行业经营绩效的分析需要，不能全面反映各行的综合实力以及银行间的竞争力。综合商业银行经济行为的整体评价，全面考虑我国商业银行未来的发展前景，本文从盈利性、流动性、安全性和成长性四个方面来综合考查我国商业银行经营绩效水平。

本文样本数据来源于国泰安数据库各上市银行年报数据、中国金融年鉴、各商业银行的年报以及查询上证交易所和深证交易所各公司年报数据得来。本文采用SPSS软件做因子分析。

3.2模型构建

因子分析通过多变量之间内部依赖关系简化数据的分析方法。通过确定公因子，降低变量维数，得出概括分析指标，简化复杂问题的解释和分析。虽然该方法对样本量要求较高是不可避免的局限，但仍不失为综合指标评价中值得采用的一种方法。

由SPSS软件的输出结果显示，样本数据适合进行因子分析，并且因子分析的结果比较理想（见表1和表2）。相关系数矩阵的特征值以及方差贡献率的结果显示应选取4个公共因子（方差累积贡献率为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

指标提取指标提取指标提取

总资产收益率0.851存贷比率0.934存款增长率0.922

净资产收益率0.88资本充足率0.876贷款增长率0.946

成本收入比0.889不良贷款率0.94资本累积率0.811

采用最大方差法旋转公因子分别得到盈利能力因子、偿债能力因子、资产状况因子和流动能力因子，其特征

值分别为3.262、2.511、2.386和1.495，方差贡献率为

作者简介：

史思（1987-），女，浙江温州人，硕士研究生，温州市鹿城区经济和信息化局企业科科长。

29.657%、22.827%、21.688%和13.591%。因此，可以将原有的11个指标降为这4个银子所代表的综合指标。以上述四个主因子对应的方差贡献率比重为权重，求和得到我国商业银行财务绩效评价的综合评分模型为：

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

由上述公式，计算得出样本得分和排名。即我国 15家商业银行的经营绩效得分及排名如表3。

表3我国15家商业银行的经营绩效得分及排名

银行名称综合银行名称综合银行名称综合

得分排名得分排名得分排名

宁波银行29.081兴业银行27.136中国银行24.4811

南京银行28.452浦发银行26.67华夏银行23.9612

中信银行28.193交通银行26.038建设银行23.4213

民生银行27.474光大银行25.899工商银行22.5614

招商银行27.355北京银行25.0810农业银行21.7715

其中宁波银行、南京银行地处长江三角洲地带，该区域拥有丰富的金融资源，使其具有较高的经营绩效，综合得分最高，排名在前；中信银行、民生银行、招商银行早的股份制商业银行，在市场竞争中具有一定的优势，得分较高排名较前。相比较而言，农业银行、工商银行、建设银行三家国有银行的综合得分最低，排名在后。虽然这三家商业银行在规模和市场占有率上占有一定的优势，但是因为经营模式比较固定，业务比较单调，缺乏创新能力而造成的经营效率欠佳。

由分析结果可以看出，我国城市商业银行和股份制商业银行的经营效率优于国有商业银行，可见中小银行对我国不断变化的金融市场的适应能力更好。

4提高我国商业银行经营绩效的建议

4.1提升金融创新能力

近年来，我国的经济环境、宏观政策和市场机制发生了深刻变化。依靠利差和规模扩张获得盈利高速增长的传统模式已经不再具有竞争力。融资渠道多元化，互联网金融快速发展，冲击了传统的商业银行的职能。因此，我国商业银行必须深化改革，改进业务模式和管理机制，改善金融服务，建立差异化优势。

4.2落实稳健的货币政策

我国商业银行要贯彻服务于经济结构调整和转型升级的宗旨，改善服务质量和经营效率，最大限度地提高资金服务于社会的效率。贯彻落实中央有关产能过剩的化解政策，实施差别化信贷政策。注重扩大信贷资产证券化工作，构建更具竞争性和包容性的商业银行运营模式，更好的配置金融资源。

篇5

【关键词】上市公司；资本结构；经营绩效

一、数据的收集和指标的选取

根据《上市公司行业分类指引》，截止2011年第三季度，沪深两市上市的电子元器件(C51)类公司共139家。为了确保数据的完整性和连续性，减少行业因素、重大资产重组并购等对模型的干扰，剔除经营存在问题、财务指标失真的ST、*ST等异常样本。同时剔除2010年以后上市的财务报表可能尚不稳定的公司，最后纳入分析范围的样本有116家公司。本文所数据均来自巨潮信息网，所用软件为spss16.0。文章选取净资产收益率（ROE）、资产负责率（DAR）分别作为经营绩效、资本结构的表征指标。同时选取总资产的自然对数（LnTA）、税后利润增长率（PGAT）、自由现金流（FCL）分别作为企业规模大小、成长性、融资需求的度量。

二、实证分析

（1）描述性统计。根据Masulis的有效负债水平理论，能够影响公司绩效的负债水平变动范围为23%～45%。以23%、45%为分位点，将116个样本分为3组(表略)。结果显示，三个资产负债率区间对应的净资产收益率的平均值分别为7.15%，7.13%，6.28%，一定程度上证实了一大部分学者得出的资本结构与公司绩效负相关的论点，同时也说明适度的负债经营有利于提高企业绩效。另外，资产负债率低于45%的上市公司共82家占总数的71%，整体资产负债率相对较低，说明大部分企业投资行为谨慎，经营较为稳健，同时也说明企业利用债权融资能力较弱，没有充分利用其财务杠杆效应。（2）相关分析。本文采用pearson简单相关分析法得出结果表明（表略），在0.05的显著性水平下，净资产收益率与资产负债率负相关，与总资产的自然对数、自由现金流正相关，与税后利润增长率不存在显著的相关关系。资产负债率与总资产的自然对数、税后利润增长率间的相关系数分别为0.469、0.446，表示它们之间有一定的信息重叠。但所有的相关系数均小于0.5，说明各解释变量之间不存在严重的共线性关系。（3）回归分析。初步建立如下多元线性回归模型：ROE=β0+β1DAR+β2LnTA+β3FCL+β4PGAT+ε，其中，β0为截距项，β1～β4为回归系数，ε为随机误差项。由于多个变量间有存在多重共线性的可能，本文采用SPSS提供的向后筛选法剔除对模型贡献较小却容易引起多重共线性的变量，结果显示PGAT不显著，剔除后，其余变量都满足显著性检验，结果为：ROE=－■－■+■+■，R2=0.512，F=4.983。由回归结果可知，净资产收益率与资产负债率负相关，从财务分析的角度来看，资产负债率的提高使财务费用和折旧也提高，从而成本上升，进而导致净资产收益率降低。总资产的自然对数的回归系数为1.117，数值相对较大，可以解释为规模越大的公司，越有足够雄厚的资本调动优势资源，其抵抗风险的能力越强，相比小公司更容易创造好的经营绩效。自由现金流也与净资产收益率有显著的相关性。这些都与相关分析得出的结论基本吻合。就模型的拟合度来说，调整的R2=0.475，说明该模型的解释力度并不理想，导致这一结果的原因可能是影响公司绩效水平的因素是多方面的，本文考虑的因素并不全面。但对于整个回归方程的显著性，F值为4.983，通过了5%的显著性检验，因而这种相关关系仍然是可信的。

文章实证分析表明，由于我国企业的特殊融资偏好及债务期限、利率期限等原因，电子行业上市公司资本结构与企业经营绩效呈显著负相关关系。我国电子元器类上市公司的资产负债率整体不高，原因可能在于负债的期限结构、利率结构不尽合理，短、长期负债比例失调。再者，由于我国债券市场规模较小，相对于股票市场处于弱势状态，很多效益好的企业并不愿意负债，而采取债券融资的企业往往是效益较差的公司。综合表现出资本结构与经营绩效的负向关系。然而债务融资相对股权融资有自身的优点，因此，应该从债务融资多样性的角度出发，建立一个有效的融资策略。

参 考 文 献

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关键词：商业银行；企业社会责任；经营绩效；典型相关分析

一、引言

当今社会，企业主动承担社会责任已成为世界潮流。在我国构建和谐社会过程中，企业履行社会责任具有特别重要的意义。商业银行作为特殊的金融企业，其独特的社会地位决定了它必须承担比一般企业更加重要的社会责任。一方面，商业银行特殊的经营内容决定了其与生俱来的公共性及社会性特质。这种公共性与社会性决定了整个社会对于商业银行社会责任的承担有着更迫切的期待；另一方面，商业银行的企业社会责任价值观和实际表现对其所服务的客户或其他行业的企业也具有一种较强的“辐射”效应，如商业银行的“绿色信贷”、“低碳信贷”发放政策对整个社会的可持续发展有着重要的影响。同时，将社会责任纳入银行经营战略也是我国商业银行积极参与全球经济一体化进程、与国际银行业实现战略接轨，进而提升国际竞争力的重要环节。

从实践来看，我国金融监管当局和银行对社会责任进行了积极地探索。上海银监局于2007年4月了《上海银行业金融机构企业社会责任指引》，第一次将银行的社会责任纳入监管范围内。银行方面，自上海浦东发展银行2006年国内银行业首份企业社会责任报告后，各大银行纷纷定期其年度企业社会责任报告。兴业银行作为我国首家采纳“赤道原则①”的商业银行，更是在2010年3月4日国内银行业首份可持续发展报告，该社会责任报告以可持续发展为核心指标，标志着我国上市银行对社会责任理念的理解和实践迈上了一个新的台阶。从实证分析角度探讨商业银行承担企业社会责任与其经营绩效之间的关系，对于商业银行正确认识和处理自身经营发展和承担社会责任问题具有重要的理论意义和现实意义。

二、评价指标的选择

商业银行的高负债经营特性及其在金融资源配置中的核心作用，导致其具有广泛而密切的利益相关者，并形成了对实体经济的全面渗透乃至控制，其经营的好坏直接关系到一国乃至他国的经济金融安全与社会稳定，因此商业银行在为股东创造价值的同时，应主动把对经济、社会、环境的和谐统一纳入自身发展目标与实践中。另一方面，商业银行的经营与发展既依赖于股东资本投入，也得益于客户、员工和其他利益相关者付出的努力，因而商业银行在经营过程中要对各利益相关者负责。

三、实证方法：典型相关分析

四、实证分析

（一）样本容量和数据来源

本文分析采用的样本为中国目前上市的14家商业银行。相关数据来源渠道是：上海证券交易所网站、企业社会责任中国网、各家上市银行网站的上市银行2007―2011年年报及社会责任报告。

（二）实证分析结果

根据各评价指标数据及典型相关分析法的操作原理，利用SPSS18.0统计软件对指标数据进行典型相关分析，得到典型相关系数（见表3）。

从表3可以看出，第一、第二对典型变量之间的典型相关系数分别为0.991、0.717，因此，第一、第二对典型变量解释能力较强。两个典型相关系数值都比较高，表明相应典型变量之间密切相关，但要确定典型变量相关性的显著程度，尚需要进行典型相关系数的显著性检验，结果见表4。

表4表明，在0.05的显著性水平下，4对典型变量只有第一对典型相关是显著的（0.004

由于只有第一对典型相关显著，因而这里只提取第一对典型变量进行分析，由此可以建立上市银行社会责任指标和经营绩效指标的第一典型变量相关模型。

（三）实证分析结论

通过实证分析结果可以看出，我国上市商业银行最近三年的社会责任与经营业绩之间总体上存在显著正相关关系（第一典型相关系数高达0.991），这一结论与国外学者Simpson的研究结论相符。采用典型相关分析可以揭示上市银行社会责任和经营业绩之间各因素变动的作用程度，这在一定程度上为我国银行业正确认识企业社会责任，正确处理承担社会责任与增进经营绩效之间的关系，进而实现二者协调发展提供了一个客观尺度。从长期来看，为商业银行更加主动地履行社会责任提供了理论依据，从而能促进制度化的社会责任运动深入开展。

参考文献：

[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.

关键词： 股权激励机制；经营绩效；企业经理人

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

中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2016）01-0031-04

0 引言

2013年底，十八届中央委员会第三次全体会议研究了全面深化改革的若干重大问题，其中在积极发展混合所有制经济方面，提出“允许混合所有制经济实行企业员工持股，形成资本所有者和劳动者利益共同体。”这一问题的提出，无疑是对于股权激励机制的再次强调，也从另一方面肯定了其对于国有企业改革的重要意义。对于国有企业高管人员的股权激励作为企业治理的基本内容之一，一直是学术界的研究热点与公众关注焦点。

股权激励是这样一种激励方法，首先公司所有者即公司董事会给予高管人员一部分股权，使其能以股东身份参与公司决策。这样一来，高管人员便与公司的发展共进退，享受利润的同时承担相应的风险。有了权利与义务的束缚，高管人员更加尽责地为公司的发展而努力，解决了成本的问题。

然而好的机制只有在适应的环境之中才能运行开来。虽然我国早早引入了股权激励机制，但法律体系不健全、资本市场不完全再加上公司治理水平的落后，使得股权激励机制的运行存在层层障碍，与西方发达国家存在很大的差距。这使我们不禁思考股权激励机制的作用，即它是否能正向激励高管人员的工作积极性，并达到提高公司业绩，提高公司价值的结果。这更是国有控股上市公司应该考虑得问题。随着国企改革的逐步深化，经营权与所有权的相互分离，使得股权激励机制逐渐成为完善公司治理结构的一个重要的方法。但是如何穿越职业经理人市场不完全、国企所有者缺位等层层阻碍，仍是值得讨论与研究的问题。因此，在这种情况下，分析我国上市公司目前实施股权激励的做法、效率以及存在的问题具有一定的现实与理论的意义，并对分析我国国有控股上市公司起到一定的铺垫作用。

1 我国控股上市公司激励机制的实证分析

本文中，我们先以2012年我国实施了股权激励机制的全体上市公司作为样本进行分析。由于样本数量较多，具有一定的代表性。对于后面国有上市公司的分析，具有一定的铺垫作用。

1.1 研究假设

根据国内外实证研究的相关结论，并结合我国上市公司治理的相关特征，提出可能影响我国控股上市公司企业经营业绩水平的六个因素：高管持股水平、企业盈利能力、企业规模、成长能力、独立董事比例、高管人均薪酬水平。

本文通过选择2012年我国实施股权激励机制的公司作为样本，参照其在2013年9月底所报经营数据，建立股权激励机制与上市公司经营绩效回归模型，进行实证检验与分析，以此来判断我国上市公司股权激励机制的有效性。

根据拟建立的股权激励机制有效性模型，提出如下假设：

假设一：股权激励程度（股权激励股份占总股本比例）与公司经营绩效之间存在显著正相关关系。

假设二：企业盈利能力与企业业绩呈正相关关系。

假设三：企业资产规模与企业业绩呈正相关关系。

假设四：企业成长能力与企业业绩呈正相关关系。

假设五：独立董事比例与企业业绩呈正相关关系。

假设六：高管人均薪酬与企业业绩呈正相关关系。

1.2 研究设计

1.2.1 模型设计与变量选取

1.2.1.1 模型的设计 根据假设一中所提股权激励程度（即股权激励总数占总股本的比例）与企业经营绩效之间存在显著正相关关系，本文建立如下模型对于该假设进行检验。本文拟设置净资产收益率ROE为被解释变量，股权激励总数占总股本的比例为解释变量，与五个控制变量：盈利能力、公司规模、成长能力、独立董事比例、高管货币薪酬。

依此建立一个多元线性回归方程，模型如下：

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

其中，c为随机干扰项。

1.2.1.2 变量的定义及选取

①被解释变量。准确并客观地评价公司经营绩效是衡量股权激励机制激励作用的一个重要前提，有助于我们更好地分析股权激励机制的有效性。在国内，大部分学者使用净资产收益率作为衡量公司业绩的度量指标，净资产收益率也是反映资本收益能力的国际通用指标。故本文选取净资产收益率作为上市公司经营绩效的衡量指标。

②解释变量。国外众多企业将高管持股比例作为股权激励机制的量化指标。而目前在国内的股权激励方案中，绝大多数激励对象虽是企业高层管理者，但也不乏对企业核心员工的激励。因此，本文选取公司股权激励预案中的股权激励总数占总股本的比例作为解释变量来衡量上市公司的股权激励水平。

③控制变量。第一，盈利能力。每股收益通常被用来反映企业的经营成果，衡量普通股的获利水平及投资风险，是投资者等信息使用者据以评价企业盈利能力、预测企业成长潜力、进而做出相关经济决策的重要的财务指标之一。因此，本文选取每股收益来衡量上市公司的盈利能力。

第二，公司规模。公司规模无疑是影响公司经营绩效水平的一个重要因素。大规模公司有着雄厚的资金基础，有利于抵御市场风险，公司长期发展，从而间接、直接地作用于公司经营绩效。在此，本文选取公司总资产作为公司规模的量化指标，用公司总资产的自然对数来表示。

公司规模=ln（资产总额）

第三，成长能力。成长能力是衡量公司发展价值的一项重要指标，对于成长能力强的公司，人们有着相应的收益预期从而采取更多的资金投资。公司依此更好地运作与发展，并作用于公司经营绩效上。另外，处于高速增长的成长型公司为了避免经营者的短期行为多会采取股权激励计划以维护公司的长远利益。主营业务收入增长率是衡量公司成长性的主要表现之一，能够体现公司的成长性利润收入。因此，本文选取主营业务收入增长率来衡量上市公司的成长能力。

第四，独立董事比例。目前，越来越多的国内上市公司以改善公司的治理结构为目的而引入独立董事制度。独立董事制度在于民主与监督。独立董事通过其独立客观的专业性判断，增强公司运作的透明公开化程度并完善公司治理监督机制。在防止“内部人控制”问题的同时，实现全体股东利益以及公司价值的最大化。因此，独立董事的任免对公司经营业绩水平往往起到正效应作用。独立董事比例用来表示。

第五，高管人均货币薪酬。此处讨论的高管人均货币薪酬主要是指工资与奖金两方面。公司往往根据当年经营业绩并结合公司未来上升趋势而制定次年高管固定薪酬。奖金则是当年经营业绩的反映。故高管货币薪酬与公司经营业绩水平有着很紧密的联系。在此，选择高管人均薪酬作为控制变量之一，用高管年度人均货币薪酬来表示。

上述五个控制指标中，高管货币薪酬、独立董事比例是公司治理结构指标；公司规模、成长能力、盈利能力是公司具体特征指标。同时，加上一个解释变量，本模型拟设立六个自变量。如表1。

1.2.2 数据来源与样本选取

1.2.2.1 数据来源

本文以2012年沪深两市A股上市公司的数据为研究对象。通过查询国泰安经济金融研究数据库，参考和君咨询公司的《中国股权激励年度报告2012》以及2013年上海证券交易所、深圳证券交易所的统计年鉴，选取当年公布股权激励方案的所有上市公司作为原始样本数据。据统计，2012年实施股权激励计划的公司达118家，占已公布激励方案的上市公司总数的26.58%。

1.2.2.2 样本选取与说明

由于股权激励机制的作用效果需要在一定时间后检测与衡量，本文选取样本在2012年实施计划时间前后不一，故选取推行机制时间后一年的数据进行分析。本文的被解释变量与控制变量皆为2013年9月30日公布的具体数据。为保证选取样本的有效性，从而达到分析的普遍性和正确性，对所选样本按照如下原则进行了筛选：

①剔除金融类公司。

②剔除了高管薪酬以及其他数据缺失的公司。

③剔除了2013年9月30日前撤销股权激励方案的公司。

④剔除了“因其他状况”异常被ST处理的上市公司。

⑤剔除了同时发行B股和H股的A股上市公司。

经过上述处理，最终得到81个回归样本。

1.3 研究分析

1.3.1 参数估计

现采用eviews软件对方程进行估计，结果如下：

回归的方程为：Y=-1.74E05-0.219*X1+0.119*X2+0.004*LogX3+0.020*X4-0.116*X5+0.001*X6

1.3.2 检验

从参数估计的结果我们可以看出，R2=0.666，拟合优度较高；方程的F值较显著，但是个别变量的t值不太显著。

为了确保模型的准确，我们进一步进行了回归误设定检验与计量经济学检验。

1.3.2.1 回归误设定检验（图1）

通过拉姆齐检验可知，p=0.0573>0.05，认为无法拒绝不存在误设定的原假设。再对模型进行稳定性检验，如图2。

该模型的残差累计和位于两个标准差中，意味着被解释变量稳定。

1.3.2.2 计量经济学检验

①多重共线性检验。

根据Klein判别法，做出自变量相关系数表格如表2。

结果表明，变量之间的相关性都较小，除了LogX3与X6之间的相关系数达到0.446以外，其他都较小。根据上述回归方程，R2为0.666，均大于变量间相关系数，粗略地认为模型不存在多重共线性。

为了确保模型的准确性，我们用每个解释变量分别以其余解释变量为解释变量进行回归，得到回归后的R2与方差膨胀因子VIF，结果如表3。

可以看出，回归方程的R2都较小，方差膨胀因子也都显著小于5，故认为该模型不存在严重的多重共线性。

②异方差检验。

最后，采取怀特检验对模型进行异方差检验，结果如图3。

P=0.861>0.1，无法拒绝不存在异方差的原假设，认为不存在异方差。

1.3.3 结果分析

最终的回归方程为：Y=0.047-0.233*X1+0.120*X2+0.0169*X4-0.136*X5+0.001*X6

根据结果可以看出，模型的拟合优度达0.662，水平较高。根据t统计量来看，企业盈利能力与高管薪酬水平变量比较显著，而股权激励程度、成长能力与企业监管力度变量不太显著。

①股权激励程度（股权激励股份占总股本比例）在该方程中并不显著，不能很好地解释被解释变量。分析原因，这与我国证券市场机制不健全，普遍“内部人控制”等一系列相关的阻碍有关。虽然制度出台，但效果不太明显。

②公司盈利能力（每股收益）指标显著，与公司经营业绩正相关关系。每股收益水平每变动一个单位，企业经营业绩变动12%，相关程度较高。一方面，公司盈利能力是公司综合能力的体现，另一方面，每股收益作为一个非常直观的指标可以吸引外界的大量投资，最终作用于公司的经营业绩之上。

③公司成长能力（主营业务收入增长率）在该方程中并不显著，不能很好地解释被解释变量。成长能力意味着公司的发展与未来。成长能力较强的公司被普遍看好，从而有普遍的资金支持，对于公司当下运营有很大的帮助，最终反映在公司经营业绩上。但是这是一个长线指标，很难再短期快速地反应在工地的经营业绩上面。

④独立董事比例在该方程中并不显著，不能很好地解释被解释变量。这一结果的出现主要是因为独立董事制度在我国上市公司中实施的时间不长，很多公司设立独立董事仅是为了符合证监会《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》的要求而设立的。独立董事的设立形同虚无，难以发挥其提高公司经营绩效水平的作用。

⑤高管薪酬水平（人均薪酬）指标显著，与公司经营业绩正相关关系。高管薪酬水平每变动一个单位，企业经营业绩变动0.1%，相关程度较小。该结果接受了假设二。一般来讲，公司高管最关心的还是相对较为实在的货币薪酬，薪酬水平对于高管人员的激励作用可以较快得反映在管理人员的工作积极性上。业绩的增长意味着薪酬的增加，从而激励高管人员更为理性的决策。

2 结论与建言

本文从介绍国内上市公司股权激励机制有效性研究开始，重申股权激励机制的概念及理论。在回顾我国国有上市公司股权激励发展现状的同时，特别强调了该机制在国有上市公司运行的意义及特殊性。在实证分析方面，本文选取2012年实施股权激励计划的81家公司为样本，建立我国上市公司股权激励水平与公司经营业绩回归模型，对股权激励机制有效性进行实证分析。最终结果显示：我国上市公司股权激励水平与公司的经营业绩间不存在显著正相关关系。高管人均薪酬、公司规模、成长能力在一定程度上与公司经营业绩之间呈正比例关系。而独立董事比例与公司经营绩效之间关系不显著。以此作为铺垫，我们对我国国有上市公司股权激励水平进行了分析，结论虽对股权激励机制给予了正向支持，但由于样本数量较少等原因，不能成为普遍结论。

综上所述，由于职业经理人市场、资本市场、公司治理结果等方面的缺陷与不完善，阻碍了股权激励机制计划在我国的发展。因此，股权激励机制的进一步实施，需要建立并完善更好的市场环境，我们针对该机制的约束与阻碍进行分析，提出完善机制的建言。

2.1 建立和完善外部经理人市场

高级管理人员的素质与能力无疑引导着公司的发展与未来。所以建立和完善竞争经理人市场变得至关重要。建立外部经理人市场，要保证人员的公平竞争，建立合理完善的评价与淘汰机制。对于国有控股上市公司高管人员的选聘应公平、公开、公正地通过市场机制形成，而不是单纯的由国资委等直接任命。在公平实行优胜劣汰的前提下，更应该注入竞争压力，这样经理人才会更努力地表现，股权激励机制才能发挥其应有的重要作用。

2.2 培养有效稳定的资本市场

有效的资本市场可以准确并迅速对高级管理人员的决策做出反映，高级管理人员对自己的努力程度与决策进行监督的同时，也受到来自资本市场回应的监督。所以有效地资本市场可谓是一面大镜子，可以通过公司发展阶段性业绩照出高管人员的长远战略性决策或是短期行为。因此，要完善资本市场的信息披露制度，在公司年报中，明晰高管人员参与股权激励机制情况，披露变更消息，防止公司高级管理人员隐藏和更改财务数据信息。最后还应加大惩罚力度，提高市场监管的有效性。

2.3 提高公司治理水平

股权激励与公司治理结构之间存在着相辅相成的密切关系。对于股权激励，公司外部的约束与监督必不可少，另一方面，更需要公司内部的约束与监督，这样才能形成一个相对完整的监督约束机制。因此，在增加独立董事比重的同时，对其进行有效监管，使其充分发挥内部监管的作用。还要对董事会与高级管理人员进行区分，监督高管人员独立、客观地做出以公司利益最大化为目标的决策。股权激励机制需要与其相并行的监督制度的配合下，充分发挥其积极作用。

参考文献：

[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].清华大学出版社.

[2]谢德仁.经理人激励与股票期权[M].中国人民大学出版社.

[3]孔志强，邢以群.基于博弈论的核心员工激励模型的探讨[J].技术经济与管理研究，2003.

[4]邱世远，徐国栋.上市公司股权激励的实证分析[J].统计与决策，2003（12）.

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关键词：商务服务业；经营绩效；DEA-Tobit模型

中图分类号：F271 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2017）02-32 -04

一、引言

2015年第一产业增加值占国内生产总值的比重为9.0%，第二产业增加值比重为40.5%，第三产业增加值比重为50.5%，首次突破50%① 。由此可见，中国经济正在由原来的工业主导型经济向服务主导型经济转变。商务服务业隶属于生产业，是第三产业的重要组成部分，在国民经济发展中承担着十分重要的角色。在中国加入WTO以及工农业不断产业化的大背景下，商务服务业作为服务于商贸、商务活动的产业群，在服务业结构升级中发挥着重要的作用。在《中国国民经济和社会发展十二五规划纲要》中强调商务服务业是我国目前发展的重点行业。商务服务业依靠自身高人力资本含量、高技术含量和高附加值的特性，促进服务业加快发展。商务服务业上市公司作为整个商务服务业的中坚力量，其经营绩效在很大程度上反映出商务服务业发展状况和发展趋势。因此，通过对商务服务业上市公司进行经营绩效研究，对于促进商务服务业快速发展，进而推动国家经济发展具有十分重要的意义。

国内已有的文献对商务服务业的研究不多，并且大多数现有文献研究角度多集中在商务服务业区域发展方面。薛玉立（2008）利用波特钻石体系模型对北京和天津商务服务业集聚现象的成因进行分析，并提出促进发展的策略。胡元木、于少明、王茜（2009）运用SWOT分析法对山东省商务服务业的发展状况进行了系统讨论，并提出了战略性的策略来保持商务服务业健康的发展。饶小琉、钟韵（2010）基于行业和城市的视角，从行业内部、行业之间以及城市之间三个层次对广州商务服务业众进行了描述和研究。曲艺、李鲲（2011）通过建立DEA模型对黑龙江省商务服务业经营绩效进行全面评价，并给出针对性的政策建议。苏夏怡（2012）针对现代商务服务业的生产模式进行了研究。翟文秀（2013）通过分析山东省商务服务业发展的总体概况和行业情况，提出了促进山东省商务服务业发展的对策建议。谢光亚、康若冰（2014）通过层次分析法对北京商务服务业的成长机制进行了探析。陈青姣、盖玉坤（2015）以中国商务服务业上市公司为研究对象，对其绩效状况进行分析，并从内部寻找影响绩效的因素并提出促进商务服务业发展的建议。纵观以往文献，缺乏对商务服务业整体行业经营绩效进行实证研究。本文从投入和产出的角度对我国商务服务业企业的经营绩效进行实证研究，并进一步探索经营绩效影响因素，分析结果给出相关的建议。

二、研究方法和数据

（一）静态绩效的DEA-BCC模型

数据包络分析（DEA）是由美国运筹学家Charnes等提出的一种非参数统计方法。DEA以线性规划模型为工具，来判断具有多投入和多产出的相同类型决策单元是否有效。其中BCC模型是基于规模收益可变的DEA模型。

σ为DMU的纯技术绩效值，λi为DMU的线性组合的系数，Sr+，Si-为松弛变量。若σ*，λ*，S+*，S-*是（1）的最优解，若σ*=1，则DMU为相对纯技术有效，否则为无效。

（二）动态绩效的Malmquist 生产力指数

Fare等人（1992）提出的Malmquist 生产力指数能够从动态角度研究企业的经营绩效，可表示如下：

在（2）式中，第一项指的是规模绩效变化，第二项指的是纯技术绩效变化，第三项指的是技术水平变化。其中，M0>1，则表示绩效增加；M0

（三）确定影响因素的Tobit模型

为了进一步分析企业经营绩效影响因素，故采用DEA两阶段模型。即以第一阶段得出的DEA绩效值为因变量构建线性回归模型。由于绩效值∈[0，1]，若使用普通最小二乘法进行估计会造成结果有偏差、不一致。Greene W H（1981）研究结果得出此结论。因此在第二阶段使用Tobit模型进行极大似然法估计能够解决这一问题。Tobit回归模型其概念最早是由美国经济学家James Tobin（1958）提出，是属于因变量受到限制的一种模型，如下：

其中，εi～N（0，1），β表示回归参数向量，xi，yi*，yi 分别表示自变量向量、因变量向量和绩效值向量。

（四）指标选取与数据来源

基于DEA指标的选取原则，根据商务服务业上市公司投入和产出的特点及数据的易获取性，本文选取在职员工人数、固定资产净额和主营业务成本为投入指标。主营业务收入和税前利润总额则为选取的产出指标。员工人数、固定资产净额和主营业务成本分别代表了企业的人力、物力和财力的投入。因为选取的指标数据的量纲不同，而且税前利润总额可能存在负值，但DEA模型中数据不能为负值，所以利用最大最小值法对数据进行无量纲化处理。

根据“证券之星”财经网站商务服务业板块所披露的33家上市公司目录，考虑到商务服务业的发展现状，选取2011-2015年的面板数据为分析样本，剔除数据缺失的样本，最终确定沪深上市的30家商务服务业上市公司为研究样本。本文指标数据来源于Wind 资讯数据库以及各家上市公司公布的年报。

三、实证结果及分析

（一）中国商务服务业上市公司经营绩效评价

1. 行业整体的静态分析

本文\用DEAP2.0软件，选择投入导向的BBC模型，对2011-2015年中国内地30家商务服务业上市公司经营绩效进行经营绩效实证分析，结果表1。

由表1中结果可知，2011-2015年商务服务业上市公司的全要素生产率平均提高了1.9%，究其原因是技术进步所做出的贡献（年平均提高了2.8%），同时技术绩效在一定程度上阻碍了提高（年平均下降0.9%）。纯技术绩效（年平均下降0.7%）和规模绩效（年平均下降0.2%）这可以看出技术水平是商务服务业上市公司提高经营绩效的关键因素。对于技术绩效的下降，说明商务服务业上市公司管理能力不足。商务服务业企业在优化资源配置，提高管理水平方面有待加强。

由表2中结果可知，30家样本企业中，只有分众传媒、印纪传媒、飞马国际和象屿股份这4家企业处于有效生产前沿面，达到最佳状态。八成以上的上市公司非DEA有效。深大通、南极电商、巴士在线、海宁皮城、省广股份、国旅联合、轻纺城和中国国旅这8家企业属于弱DEA有效。其中中国国旅纯技术有效，但规模效益递减。说明公司可能过度扩大，超过公司的承受范围，造成资源浪费。中国国旅应适当调整资产结构，减少投入成本，提高投入产出绩效，以达到最佳生产状态。其他7家企业纯技术有效且规模收益递增，表明企业扩大规模可以提高经营绩效。企业应加大投资，促进产出以达到规模经济。其余公司非DEA有效则由纯技术无效和规模无效共同引发的，表明各公司应在技术和规模方面都进行改进。从平均值来看，30家企业纯技术绩效平均值为0.95，规模绩效平均值为0.925，而技术绩效平均值仅为0.879，意味着在产出不变的条件下，我国商务服务业上市公司仍有12.1%的潜力减少投入。

2. 总体绩效的动态分析

由表3中结果可知，中国商务服务业上市公司的全要素生产率以年均1.9%速度提高。这是由于2.8%的技术进步的贡献。技术进步是促使商务服务业全要素生产率增长的主要推动力。而技术绩效以年均0.9%速度减少，拖累了全要素生产率的增长，这意味着商务服务业在企业管理方面有待提高。从年度来看，各年度全要素生产率均大于1，这表明中国商务服务业上市公司生产绩效是递增的。

（二）中国商务服务业经营绩效影响因素分析

为了进一步研究中国商务服务业上市公司经营绩效的影响因素，本文以DEA模型所得到的技术绩效值为因变量，以影响经营绩效的各种因素为自变量，采用Tobit回归模型进行分析。

1.研究假设和模型设定

假设一：商务服务业企业经营绩效与上市年限正相关。本文采用上市年数取对数（LNYEAR）反映各企业在适应程度上的差异。其中，上市日期为上半年度，则视作当年发行上市；若在下半年度，则视作下一年发行上市。

假设二：商务服务业经营绩效与企业规模水平正相关。本文采用企业总资产取对数（LNZC）反映企业规模的大小。

假设三：商务服务业经营绩效与产权结构正相关。本文采用虚拟变量（SX），第一大股东是国有或国有法人股东为1，否则为0。

假设四：商务服务业企业经营绩效与股权集中度正相关。本文采用赫芬达系数，即第一大股东持股比例的平方和（H1）来表示股权集中度。

假设五：商务服务业经营绩效与总资产周转率正相关。本文采用总资产周转率（ZZL）来衡量企业对资产的经营管理能力。

根据以上假设，商务服务业企业经营绩效（JYXL）的Tobit回归模型构建形式如下：

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

其中，α0为常数项，α1、α2、α3、α4、α5对应为各自变量的回归系数，i表示上市公司（i=1，2…30），t表示时期（t=1，2…5），εit为残差项。

2.实证结果分析

本文利用Stata13.0软件对上述方程进行Tobit模型估计，回归结果如下表所示：

根据表中回归结果，可以得到以下结论：

第一，商务服务业经营绩效与企业上市年限呈显著的负相关，即假设一不成立。这在一定程度上反映了上市时间长的商务服务业企业并没有发挥理想的学习效应，反而呈现出落后僵化的局面。年龄较大的企业与年轻企业相比较而言，对复杂多变的环境适应能力较弱，导致其在观念、思维等方面较为陈旧、竞争力较弱，所以经营绩效下降。

第二，商务服务业经营绩效与企业规模水平呈显著的正相关，即假设二成立。一般而言，规模越大的商务服务业企业，就越有条件对内部业务进行专业化分工，同时能够对企业生产结构进行优化匹配，从而企业的经营绩效较高。扩大规模是实现规模经济，提高经营绩效的一个有效办法。

第三，商务服务业经营绩效与企业产权结构没有显著的相关关系，即假设三不成立。这表明第一大股东是国有或国有法人股东对企业经营绩效的影响不太明显 。

第四，商务服务业经营绩效与企业股权集中度呈显著的正相关，即假设四成立。结果表明，股权集中度越高，企业越能准确把握市场的变动，及时作出有效的应对决策，获得较高的经营绩效；若股权分散，则股东之间相互牵制，难以协调，决策缓慢且执行困难，容易失去市场机会，使得经营绩效下降。同时根据委托理论，经营权和所有权分离，经理人任命取决于第一大股东。所以第一大股东持股比例越高，其治理企业的动力就越强，企业的经营绩效也会越高。

第五，商务服务业经营绩效与企业总资产周转率呈显著的正相关，即假设五成立。结果表明，总资产周转率作为衡量企业全部资产经营质量和利用绩效的重要指标，其数值越高，说明企业对资源最大化利用能力越强，资产收益水平越高，从而经营绩效也得到提高。相反，若总资产周转率低，则说明企业往往缺乏对市场的准确定位，造成资源的浪费，降低了经营绩效。

四、研究结论与政策建议

本文借助DEA-Tobit模型两阶段模型对中国30家商务服务业上市公司在2011-2015年期间的经营绩效及其影响因素进行了分析，并运用Malmquist生产力指数，研究了样本期内的商务服务业上市公司经营绩效的动态变化。结果表明：第一，从静态角度来看，由于规模绩效较低，使得样本期内商务服务业上市公司技术绩效值不高，经营绩效不理想，仍有一定的改善空间；第二，从动态角度来看，商务服务业上市公司TFP增长主要依靠技术水平的变化，但纯技术绩效和规模绩效相对较低，在一定程度上弱化了经营绩效的提升；第三，从影响因素来看，公司规模、股权集中度和总资产周转率都显著正向影响商务服务业企业经营绩效，公司上市年限显著负向影响商务服务业企业经营绩效。

基于上述研究结果，为了进一步提高中国商务服务业经营绩效，加快商务服务业的发展，发挥其在国民经济和社会发展中的积极作用，本文提出以下政策建议：

1. 着力提高商务服务业规模经济水平。商务服务业企业要认清市场形势，对行业现有资源进行有效整合，合理扩大经营规模，促进企业朝着产业集中化和规模经济化方向发展。

2. 加强商务服务业管理水平。在不断提高规模绩效的过程中，商务服务业企业要注重企业的内部管理，不断完善企业的治理模式。其中，企业应善于利用信息技术进行内部管理。

3. 重点提高商务服务业技术创新能力。商务服务业企业发展不能只是一味做大，更要重视技术创新，应培养自主创新意识，加大技术创新力度，提高企业在行业中的竞争力。

参考文献：

[1]薛玉立.京津两地商务服务业集聚成因与推进战略初探一一基于波特钻石体系模型的分析[J].经济研究导刊，2008，（10）：18-22.

[2]胡元木，于少明，王茜.山东省商务服务业发展状况及SWOT分析[J].山东财政学院学报，2009，（04） ：72-77.

[3]饶小琦，钟韵.广州商务服务业发展水平分析[J].国际经贸探索，2010，（06） ：53-60.

[4]曲艺，李H. 基于DEA的黑龙江省商务服务业经营绩效评价实证研究[J].黑龙江对外经贸，2011，（07） ：10-11.

[5]苏夏怡.现代商务服务业发展研究[J].中国市场，2012，（41）.33-35.

[6]翟文秀.山东商务服务业发展问题及对策分析[J].山东农业工程学院学报， 2013，（05）.61-64.

[7]谢光亚，康若冰.北京商务服务业成长机制探析[J].科技管理研究，2014，（02）：183-188.

[8]陈青姣，盖玉坤. 商务服务业上市公司绩效及影响因素分析基于2009～2013年的面板数据[J].财经理论与实践，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

关键词：商业银行；股权结构；经营绩效；实证分析

一、引言

金融体系是我国经济的重要组成部分，而商业银行处于我国金融体系的核心位置，商业银行的经营绩效对我国金融市场甚至国民经济的发展具有极其重要的影响。伴随着我国经济的高速发展，以及股权制改革的不断落实，我国商业银行体系不断革新但也遗留下许多历史问题。上世纪末的亚洲金融危机以及本世纪初的全球金融风暴，都充分揭示了银行体系的内在脆弱性，在此背景下，结合我国商业银行的基本情况，探讨商业银行的股权结构对经营绩效的影响具有重大的理论和现实意义。本文以我国16家上市商业银行为研究对象，在理论分析的基础上，实证研究银行股权结构对经营绩效的影响，并对实证结果进行分析研究，提出相应的对策和建议，以期提高我国商业银行的经营效益。

二、商业银行股权结构对经营绩效影响的理论分析

商业银行股权结构一般指商业银行总股本中，不同性质的股份占比及其相互关系。主要考虑两方面内容：一方面是商业银行的股权集中度；另一方面是商业银行股权属性。商业银行的经营绩效一般指一定经营期间内商业银行经营的业绩，主要表现在商业银行的盈利能力、资产安全性、资产流动性以及银行的成长性四个方面。

从股权集中度的方面看，股权如果过于分散，大多数中小股东在“搭便车”的行为倾向下，股东对商业银行不能形成有效的监督，银行管理者将倾向损害全体股东的利益从而谋取私利；若股权过于集中，大小股东之间将存在关系，而只要大小股东之间存在关系，就将存在成本。关系的存在使得大股东掌握大量信息，因此只有大股东才有能力监督银行管理者。当大股东的利益与银行整体利益发生冲突时，作为“理性经济人”的大股东将会侵害中小股东的利益为已谋求私利。在上述两种情况下，都将降低银行的效率，从而造成银行经营业绩的下降。Stulz认为股权集中度与绩效存在非线性关系，他在1988年的研究中指出，股权集中度与公司绩效呈倒U型关系。

从股权属性的方面看，我国商业银行的股本结构主要分为国有股、法人股和流通股，不同属性的股东由于利益诉求不同，对商业银行的经营绩效会产生不同的影响。首先，国有股的所有权在国家，由国资委等主管单位代为行使管理权，由于缺少必要的利益激励，国有股管理者缺乏足够的监管动力，导致大股东监管缺位，而国有股的国有属性也影响到商业银行的管理者更多考虑政治因素而非经济因素，缺乏提高银行经营绩效的动力。魏华和刘金岩的研究证明了第一大股东若为国有属性，不利于银行经营绩效的提升。吴栋和周建平也认为第一大股东的国有属性阻碍了银行经营绩效的提升，但国有法人股除外。其次，法人股股东大多注重长期的经济利益，有足够的动力和能力去监管商业银行的管理者，法人股股东的存在将利于推动银行经营绩效的提升；最后，流动股股东大多为个人投资者，在商业银行中只拥有较少的股权份额，既没有能力也没有动力去监管银行管理者的行为，大多采取“搭便车”的态度，对商业银行管理的影响极小。陈小悦、徐小东的研究结论认同了上述观点。

前人的研究大多显示商业银行的股权结构，即股权集中度和属性，与经营绩效存在密切的联系，但是由于种种原因，并没有得出统一的意见。结合上述的理论分析与主观判断，提出以下假设：

H1：商业银行第一大股东持股比例与经营绩效负相关；

H2：商业银行前五大股东持股比例与经营绩效正相关；

H3：商业银行国有股比例与经营绩效负相关；

H4：商业银行法人股比例与经营绩效正相关。

三、商业银行股权结构对经营绩效影响的实证分析

1.样本及变量选取

考虑到数据的可获取性以及可信性，本文选取了16家在国内A股上市的商业银行2010年-2014年的相关财务数据作为样本，对我国上市商业银行股权结构对经营绩效的影响进行实证分析。本文选取的变量包括被解释变量（银行的经营绩效）、解释变量（银行股权结构变量）和控制变量（其他相关变量）三个部分。

（1）被解释变量的选取

被解释变量即商业银行经营绩效变量。目前学界并没有一个公认的度量商业银行经营绩效的指标，国外学者大多采用股票价格作为衡量商业银行经营绩效的指标，而我国股票市场上股价受到多方操纵，并不适合作为衡量指标；国内很多学者采用净资产收益率（ROE）或者每股收益（EPS）作为衡量指标，但是单一指标所包含的信息过少，同样也存在纵的可能性，综上，本文构建了一个包含盈利性、流动性、安全性和成长性的综合绩效评价体系。

（2）解释变量的选取

解释变量即银行股权结构变量。本文主要选取了银行股权集中度和银行股权属性两个角度作为银行股权结构的表现，在银行股权集中度方面，选取了第一大股东持股比例（CR1）和前五大股权持股比例（CR5）两个变量；在银行股权属性方面，选取了国有股比例（GYG）和法人股（FRG）比例两个变量。

（3）控制变量的选取

控制变量即为商业银行其他相关变量。为了控制商业银行的其他相关因素对经营绩效的影响，在参考前人文献的基础上，本文选择了资产规模和资产负债率两个指标作为控制变量，其中资产规模（SIZE）以会计期末总资产的自然对数来表示，资产负债率（DAR）以期末的总负债/总资产来表示。

2.综合经营绩效评价指标的主成分分析

对银行经营绩效的综合衡量，基本会围绕银行经营的四个目标--盈利性、安全性、流动性和成长性。因此，本文将从上述四个维度来全面衡量银行的经营绩效，最终确定了四大类10个指标：X1（总资产收益率）、X2（净资产收益率）、X3（每股收益）、X4（资本充足率）、X5（不良贷款率）、X6（流动比率）、X7（存贷比）、X8（存款增长率）、X9（贷款增长率）、X10（净利润增长率）。

观察该指标体系后可发现，X5（不良贷款率）和X7（存贷比）为负向指标，需要对其做如下处理：1-X5、1-X7。

（1）因子分析适用性检验

本文首先利用KMO和Bartlett球形度来判断因子分析的适用性。从检验结果来看，KMO值为0.547，可以进行因子分析；Bartlett球形度的检验值为184.739，且显著性水平0.000

（2）因子载荷矩阵

对各变量进行主成分分析后，得到如表2结果：前5个因子的累积方差贡献率达75.7%，足够描述和解释原有变量包含的信息，达到了“降维”目的，把原有的10个变量转化成了5个因子。

（3）各样本因子得分与特征矩阵

将得分系数矩阵内的得分除以相应标准差的平方根，得到以下特征矩阵：

即得到主成分的计算公式：

（4）计算综合绩效得分

3.实证模型

（1）银行股权集中度对经营绩效影响的回归模型

为了检验我国上市商业银行股权集中度对经营绩效的影响，故本文建立相应的回归模型如下：

其中，被解释变量P代表商业银行经营绩效，a是常数项（截距项），CR5代表前五大股东持股比例，b表示其与商业银行经营绩效S的回归系数，c和d分别表示资产规模SIZE和资产负债率DAR的系数，最后ε为误差项。

（2）银行股权属性对经营绩效影响的回归模型

同样，为了检验我国上市商业银行股权属性对经营绩效的影响，本文建立相应的回归模型如下：

4.实证检验

把股权结构的数据代入，用Eviews进行数据处理和分析结果如下表：

从实证的结果可以看到，在商业银行股权属性方面，国有股比例对商业银行经营绩效呈现负相关性，而法人股比例对经营绩效表现出了正相关性，且两者均在0.1水平下显著；在商业银行股权集中度方面，第一大股东持股比例及前五大股东持股比例与经营绩效均呈现负相关性，但结果并不显著。同样可以看到，控制变量中，资产规模对经营绩效的影响极为显著，可以认为银行经营绩效存在较大的规模效应，而资产负债率与经营绩效关系不显著，可能是由于监管规定，导致各家银行在资产负债率方面较为相似。

四、对策及建议

根据上文所做的理论和实证分析，结合我国的实际情况，提出以下提高商业银行经营绩效的对策及建议：

1.适当降低商业银行的国有股比例

股份制改革以来，我国股份制银行中的国有股比例已大幅降低，但国有商业银行中的国有股占比仍然较高，考虑到国有股比例与经营绩效呈现负相关性，所以仍需要通过各种方式降低国有股在商业银行中的比例。可采取如下方法，例如引进民营资本和境外战略投资者。

2.适当提高商业银行的法人股比例

法人股股东具有较完备的治理经验和内控制度，且注重长期的收益，从实证的结果也可以看到，法人股比例与商业银行的经营绩效呈现正相关性，在我国商业银行法人股比例仍普遍较低的背景下，应当鼓励适当提高法人股比例，从而推动提高我国商业银行的经营绩效。同时，不同法人股股东之间的相互作用也有利于完善商业银行的治理结构，对商业银行也大有裨益。

3.优化商业银行的股权集中度

虽然本次的实证检验中商业银行的股权集中度对经营绩效的影响并不显著，但从过往学者的研究中可以看到第一大股东持股比例以及前五大股东持股比例均对经营绩效有一定的影响，商业银行需要在股权的分配中寻找到一个合适的比例，从而达到内部治理结构的优化。商业银行股权结构优化的方向应当选择相对集中、相对制衡的股权结构，使大股东有动力去监督和约束银行的经营活动，同时又不至于能够控制银行的活动。

综上所述，要提高商业银行的经营效益最根本的仍是要建立多元化的投资主体，从股权属性和股权集中度两方面入手，适当降低国有股的占比，提高法人股的占比，加快引进民间资本以及境外战略投资者的进入，在多方的博弈和制衡下，通过治理结构的优化和完善进而提高我国商业银行的经验绩效。

参考文献：

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[4]魏华，刘金岩.商业银行内部治理机制及其对银行绩效的影响[J].南开学报（哲学社会科学版），2005，（1）：77-82.

篇10

关键词：无量纲化；层次分析法；物流上市公司；经营绩效评价

中图分类号：F253文献标识码：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

随着全球经济一体化的加剧以及加入WTO开放的经济格局使得我国物流业在当前国际竞争的大背景下所面临的竞争压力越来越大。然而，想要在激烈的竞争中取得领先优势，就必须改善并提高公司的经营绩效。因为，从本质上说竞争优势就是绩效优势。良好的经营绩效是物流企业得以持续健康发展的前提，其中有效、公平、合理的绩效评价，不仅有利于物流企业管理层全面了解企业经营状况及发展趋势，还对物流企业进一步提升经营管理水平和综合竞争能力具有促进作用。

我国对物流公司的绩效评价起步较晚，到21世纪才有较为系统的绩效评价，这主要表现在两个方面，一方面体现在绩效评价理论的延伸、建立的指标体系完善，另一方面则是体现在实证研究方面。在理论研究方面：周涛提出了运用模糊综合评价法来对物流企业绩效评价分析[1]；胡晓燕等利用成本指数的方法构建了物流公司绩效评价体系[2]；何明祥、李冠采用数据包络分析法（DEA）对物流公司的经营绩效评价分析[3]；魏新军利用模糊聚类分析的方法来评价物流活动的绩效[4]；曹坤提出利用主成分分析法对物流企业绩效进行评价[5]。在实证方面：符想花对2002~2005年间物流上市公司的净资产收益率、总资产报酬率等8项指标作为绩效评价的指标进行了分析[6]；张宝友，黄祖庆等采用DEA法，对14家物流上市公司3年间管理绩效进行了分

析[7]。在实证分析方面，符想花的指标体系缺乏综合与具体性，而且数据的可比性较差（数据处理工作不足）。张宝友等采用的DEA法从管理的有效性方面出发，仅仅从企业管理者的有效主观努力程度进行分析。因此，结果缺乏客观性。因此本文在研究过程中将充分地考虑指标的综合性、指标数据的可比性以及分析结果的客观性。对物流企业经营绩效的评价方法是利用指标体系的无量纲化与层次分析相结合的新方法，对物流公司经营绩效进行评价。

1物流上市公司经营绩效评价指标体系构建

综合考虑目前我国股市特点和物流上市公司的实际情况，并结合指标体系的可比性、可操作性、可理解性、定量与定性相结合等原则。我们认为要从物流上市公司的盈利能力、偿债能力、营运能力、发展能力和市场化能力五个方面来反映物流上市公司的经营绩效（如表1所示）。

2物流上市公司经营绩效评价方法

由前面的物流上市公司绩效评价指标体系可以看出，各个维度中包含不同的评价指标。所以，如何把一个多层次、多目标分析问题转化成一个单层次、单指数分析问题是绩效评价方法的关键问题。所以，结合物流上市公司的经营特点，本文认为要综合评价其经营绩效，第一步是由于各个绩效评价指标的经济意义是彼此不同的，必须对绩效评价指标进行无量纲处理；第二步是在指标体系一定的情况下，权重的变化将直接影响评价结果，因而需要科学地确定指标权重；第三步必须寻找合适的计算方法来综合评价物流上市公司的绩效，得到最终评价结果。

2.1单项指标值的无量纲化处理。根据各单项评价指标特点，本文采用非线性模糊无量纲处理模型对指标初始数据进行标准化，这种模型实质上是由指数函数和模糊隶属度函数叠加而成，其中前者作为后者的自变量[8]。根据绩效评价指标的性质以及指标表现形式的不同，把非线性模糊无量纲处理模型分为三个类型，其模型如下：

（1）正指标类。正向指标是指数值越大越好的指标，如净资产收益率等。因此，正向指标的量化值随着指标数值的增大而呈递增状态增大，因而其模糊量化模型为：

FX■=■（1）

式（1）中X■为评价区域范围内第i项指标的最大值，X■为评价区域范围内第i项指标的最小值，X■为评价区域范围内第i项指标的平均值。

（2）逆指标类。逆指标要求数值越小越好，如资产负债率等，因而量化值随着指标数值的减小而呈递增状态增大，因而其模糊量化模型为：

FX■=■（2）

（3）适度指标类。适度指标要求数值以适中为好，如速动比率等，当指标数值小于适中值时，符合正指标性质；当指标数值大于适中值时，符合逆指标性质。因而其模糊量化模型为：

FX■=■（3）

2.2层次分析法确定权重

2.2.1层次分析法的基本思想。层次分析法（The Analytic Hierarchy Process，AHP）最早由美国运筹学家Saaty教授提出，它是一种实用多方案或多目标的决策分析方法。层次分析法的主导思想是运用先分解再综合的方法对人的主观判断进行综合分析，使得定性分析与定量分析这两种分析方式有机的结合，从而实现定量化决策分析。这种分析方法首先要把分析问题层次化，再依据分析问题的性质以及所要达到的总目标，把分析问题分解为一个个的因素，按照因素间的相互关系及隶属关系，将因素按不同层次聚集组合，形成一个多层分析结构模型，最终归结为最低层（方案、措施、指标等）相对于最高层（总目标）相对重要程度的权值或相对优劣次序的问题[9]。

2.2.2层次分析法确定指标权重的步骤。利用层次分析法进行分析决策时，一般的步骤为：

步骤一：明确分析问题，建立层次结构图。明确问题是层次分析的出发点，为了对复杂问题进行决策，首先必须确立问题的总目标，弄清问题所涉及的范围，建立层次结构图。

步骤二：建立判断矩阵。其目的是为层次结构图中各层次相关元素的相关程度赋值，使定性的因素量化，表明下一层次中各元素在上一层次中某元素所占的比重，计算下层各指标对其上层准则的相对权重（权向量）W。当判断矩阵不是一致阵时，用其最大特征根λ■对应的归一化特征向量作为权向量W，即满足：

AW=λ■W（4）

经归一化后的W即为同一层次相应元素相对上一层次某元素重要性的排序权值。另外，实践中还需对判断矩阵进行一致性检验，以检验判断矩阵逻辑上是否合理。只有通过检验，才能继续对结果进行分析。

CI=λ■－nn-1 （5）

CR=CI/RI （6）

式中：CI为一致性指标；λ■为判断矩阵的最大特征根；n为成对比较因子的个数；RI为随机一致性指标；CR为一致性比例。RI的数值可查表获得。一般认为，当CR＜0.1时，认为判断矩阵的一致性可以接受，否则应对判断矩阵进行修正。

步骤三：进行层次总排序。这是AHP法的最主要目的，通过层次总排序，最终找出层次结构图中最低层每一个元素（方案）在总目标中的权重。层次总排序就是计算同一层次所有元素特别是最低层中的各指标对于目标层（最高层）相对重要性的排序权重。此过程需自上而下将各层的权重进行合成计算。设B层m个元素B■,B■,…,B■对总目标A的排序为b■,b■,…,b■；C层n个元素对上层B中元素B■的单层次排序为c■,c■,…,c■j=1,2,…,m。则C层第i个元素对总目标的总排序权值为w■=b■c■。将所得单层次权重结果整理并计算组合权重得到了指标层因素的总权重。

2.3物流上市公司经营绩效测算方法。在对指标的数据规范化处理及权重确定后，第j家物流上市公司的经营绩效的得分就能得出，其公式如下：

P■=■w■FX■（7）

式（7）中，W■为第i项指标的权重，FX■为j家物流上市公司第i项指标规范化值。因此，计算得出的评价得分P■越高，显示出公司的经营绩效越好。所以根据以上理论，就可以通过数据的收集，根据经营绩效评价方法可以简便地测算出物流上市公司在该期间的经营绩效[10]。

3物流上市公司经营绩效评价实证分析

3.1样本选取。在最新修订的《上市公司行业分类指引》中，里面未出现物流这一类，但是在交通运输、仓储业这些类中，有40家上市公司的主营业务为物流业务，根据物流企业界定方法，可视其为物流企业。在这40多家上市公司中，剔除了那些数据缺失严重的公司，选择30家物流上市公司作为实证研究样本，并且选取2012的数据作为研究的年限。在这30家物流上市公司中，包括11家港口类企业、16家运输类企业以及3家仓储类企业（见表2），基本能覆盖我国现阶段的物流企业类型，具有较强的代表性。指标数据主要来源于国泰安CSMAR系列研究数据库，部分源自沪深股市官方网站下载的上市公司年报。

3.2单项指标值无量纲化结果及指标权重。根据上述标准（本文指标的类型如表1所示）及计算公式，将统计的30家物流上市公司2012年的指标初始数据进行标准化，其结果值见表2。

根据层次分析法指标权重确定的步骤，计算得出各项指标的权重如表3。

3.3经营绩效得分的计算。根据经营绩效的得分公式可以得到30家物流上市公司2012年的经营绩效得分，见表4。

3.4结果分析。首先，2012年30家物流上市公司的经营绩效得分总体平均值为35.5，这和我国物流业发展水平较低的直观结论相吻合。同时也表明，在现有生产技术条件下，物流上市公司的发展还存在较大的改进空间。从物流上市公司的三个类别来看，运输类、港口类、仓储类物流公司的经营绩效得分平均值分别为37.0、32.9、43.2。可以看到，港口类的物流公司经营绩效得分平均值最低，运输类次之，仓储类最高。其次，从30家物流上市公司的经营绩效得分及排名看，排在前五位的分别是保税科技、大秦铁路、北海港、江西长运、亚通股份。得分较低的最后五位分别是招商轮船、长航油运、中海发展、宁波海运、中海海盛。所以经营绩效得分排名靠前的物流公司经营管理较好，反之亦然。从组成经营绩效评价指标的五个方面，即：盈利能力、偿债能力、营运能力、发展能力及市场化能力来看，排名前五位的公司五种能力的得分值大都超过了平均值，说明这些公司的经营绩效发展比较均衡。但是并不是所有公司都是这样，例如，营口港的盈利能力的得分为18.0，但是其他方面却相对较低。所以使得绩效得分综合较小，排名仅处于中等水平。

4结论

本文通过建立多层次指标体系，采用非线性模糊无量纲化模型将指标标准化处理，并利用层次分析法赋予权重，进而通过经营绩效得分公式计算出上市物流企业经营绩效得分，通过对结果分析，一方面使各个物流企业清楚了自身在行业中的发展状况，另一方面物流企业也能通过对公司盈利能力等五种能力的分析中，了解自身发展的短板，弥补不足。总之，通过对物流企业的经营绩效评价，使物流企业进一步提升经营管理水平和综合竞争能力。

参考文献：

[1] 周涛，程钓谈，乔忠. 物流企业绩效评价体系及模糊综合评价[J]. 管理现代化，2002(9):26-28.

[2] 胡晓燕. 基于供应链绩效评定的物流成本评价体系研究[J]. 武汉理工大学学报，2003(5):687-689.

[3] 李冠，何明祥. 现代物流管理系统及其DEA绩效评价[J]. 商业研究，2003(14):146-148.

[4] 魏新军. 模糊聚类方法在物流绩效衡量中的应用[J]. 物流技术，2003(8):29-32.

[5] 曹坤. 物流企业的绩效评价体系和评价方法[J]. 上海海事大学学报，2006(27):106-111.

[6] 符想花. 我国物流业上市公司绩效分析[J]. 商业时代，2006(26):23-24.

[7] 张宝友，黄祖庆. 我国物流上市公司的绩效评价[J]. 统计与决策，2007(4):83-85.

[8] 朱孔来. 评价指标的非线性无量纲模糊处理方法[J]. 系统工程，1996,2(11):58-62.