徐旻祎 李文勤

上市公司融資結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系的研究
——基于醫(yī)藥行業(yè)的實(shí)證分析

徐旻祎 李文勤

本文以醫(yī)藥行業(yè)上市公司融資結(jié)構(gòu)與公司績效的關(guān)系為基礎(chǔ)，以100多家醫(yī)藥類上市公司為樣本數(shù)據(jù)來源，采用因子分析法和實(shí)證分析相結(jié)合的方法進(jìn)行實(shí)證研究，之后對假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證并分析了結(jié)論。最后，根據(jù)研究結(jié)論提出了對策建議。

醫(yī)藥企業(yè)；融資結(jié)構(gòu)；公司績效

一、研究背景

醫(yī)藥行業(yè)逐步成為我國國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)之一，醫(yī)藥類行業(yè)的發(fā)展需要資金，不同的融資渠道對其上市公司的經(jīng)營績效也會帶來不同的影響。因此，本文主要圍繞醫(yī)藥行業(yè)的上市公司，對該行業(yè)的融資結(jié)構(gòu)深入進(jìn)行探討及研究。

本文選取139家醫(yī)藥類上市公司作為研究對象，結(jié)果顯示2011年該行業(yè)總資產(chǎn)達(dá)到5107.61億元，比上年同期增長了21.81%；實(shí)現(xiàn)主營業(yè)務(wù)收入4018.02億，比上年同期增長了19.10%；實(shí)現(xiàn)營業(yè)利潤388.07億，比上年同期增長了10.89%；實(shí)現(xiàn)凈利潤348.00億，比上年同期增長了12.46%。醫(yī)藥行業(yè)總體處于持續(xù)穩(wěn)定并且快速發(fā)展的階段。

二、研究設(shè)計(jì)

1.樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文樣本數(shù)據(jù)主要來源于銳思（resset）金融研究數(shù)據(jù)庫，并且應(yīng)用了EXCEL和SPSS21.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

為了使所得數(shù)據(jù)更具代表性，消除數(shù)據(jù)帶來的異常影響，本文按照以下標(biāo)準(zhǔn)對公司進(jìn)行篩選：

（1）剔除ST、*ST、S*ST板塊的上市公司，此類公司財(cái)務(wù)狀況存在異常因此將其剔除；

（2）剔除2010年之后（包括2010年）上市的醫(yī)藥制造業(yè)，因?yàn)橐x取的數(shù)據(jù)是近三年的，因此剛上市的公司存在某些數(shù)據(jù)的缺失；

（3）剔除所選樣本公司中其他數(shù)據(jù)不全的上市公司，以保證研究項(xiàng)目的準(zhǔn)確性。

最終本文篩選出我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司2009年至2011年的417個樣本數(shù)據(jù)。

2.研究假設(shè)的提出

本文提出以下四個假設(shè)：

資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；流動負(fù)債率與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；第一大股東持股比重與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系；前十大股東持股比例與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)結(jié)果與分析

1.因子分析

從KMO度量和Bartlett球形度檢驗(yàn)中可得，KMO的值為0.660，大于0.5表明所選指標(biāo)能夠進(jìn)行因子分析。Bartlett檢驗(yàn)的顯著性概率Sig.為0.000<0.01，通過1%的顯著性檢驗(yàn)，說明變量之間具有顯著相關(guān)性。

通過主成份分析法計(jì)算公因子的特征值、貢獻(xiàn)率、累計(jì)貢獻(xiàn)率。按照特征值大于1的原則可知可以提取4個公共因子，前4個因子的累計(jì)解釋度為63.150%，即4個因子已經(jīng)包含14個財(cái)務(wù)指標(biāo)的信息，因此能夠很好地解釋原有變量總方差。

由成份得分系數(shù)矩陣可得各個主因子與各個變量之間的關(guān)系式如下：

最后，由于每個主因子反映了企業(yè)的某一方面能力，為了全面反映公司績效，本文以每個主成份所對應(yīng)的特征值所占提取主成份總的特征值之和的比例作為權(quán)重計(jì)算出主成份綜合模型可得：

通過上述分析，可以得出2009年至2011年三年的公司績效的綜合得分因子Y的計(jì)算公式。根據(jù)所建立的模型，然后把數(shù)據(jù)帶入公式，求出三年Y的值，再運(yùn)用SPSS21.0對其進(jìn)行回歸分析。

2.回歸分析

根據(jù)前述假設(shè)，得出下列回歸方程：

其中,Y代表綜合因子,DAR表示資產(chǎn)負(fù)債率,SDAR表示流動負(fù)債率,Owncon1為第一大股東持股比重，Ownconl0為前十大股東持股比重，a0表示常數(shù)項(xiàng)，a1、a2、a3、a4代表各自變量的系數(shù)，e為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文運(yùn)用SPSS21.0軟件對融資結(jié)構(gòu)與公司績效的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,得出以下實(shí)證結(jié)果：

由模型匯總可知，數(shù)據(jù)的相關(guān)系數(shù)R為0.657，因變量與自變量的相關(guān)性水平一般。R2為0.432，即可決系數(shù)為43.2%，說明融資結(jié)構(gòu)能夠解析公司績效43.2%的變化，線性擬合程度一般，可能有其他因素影響公司績效。

由回歸方差分析表可得，顯著度Sig為0.000小于0.01，說明通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，回歸模型的關(guān)系很顯著?；貧w方程中各系數(shù)不都是0，說明融資結(jié)構(gòu)與公司績效存在線性相關(guān)關(guān)系。

由系數(shù)表可得出：

常量t值的顯著性概率Sig.為0.000小于0.01，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表示常量t值與0有顯著性差異,應(yīng)該出在方程當(dāng)中。

資產(chǎn)負(fù)債率的t值的顯著性概率Sig.為0.000小于0.01，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明資產(chǎn)負(fù)債率的系數(shù)與0有顯著性差異且與公司績效的相關(guān)性顯著，資產(chǎn)負(fù)債率在方程中應(yīng)當(dāng)作為自變量，同時資產(chǎn)負(fù)債率的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B為-21.675，標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為-0.667，因此因變量與自變量之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

流動負(fù)債率的t值的顯著性概率Sig.為0.044小于0.05，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，表明流動負(fù)債率的系數(shù)與0有顯著性差異，因此流動負(fù)債率與公司績效的相關(guān)性一般，同時流動負(fù)債率的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B為-6.686，標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為-0.077，因此因變量與自變量之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

第一大股東的持股比例的t值的顯著性概率Sig.為0.010等于0.1，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，表明第一大股東持股比例的系數(shù)與0有顯著性差異且與公司績效的相關(guān)性顯著，因此第一大股東持股比重在方程中應(yīng)當(dāng)作為自變量，同時該指標(biāo)的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B為1086.602，標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為0.137，因此因變量與自變量之間呈正相關(guān)關(guān)系。

前十大股東的持股比例的t值的顯著性概率Sig.為0.000小于0.1，說明該指標(biāo)通過了1%顯著性檢驗(yàn)，且前十大股東持股比例的系數(shù)與0有顯著差異，因此該指標(biāo)與公司績效的相關(guān)性顯著。前十大股東的持股比例在方程中應(yīng)當(dāng)作為自變量，同時該指標(biāo)的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B為-1570.582，標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為-0.222，因此因變量與自變量之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

四、結(jié)論與建議

1.實(shí)證結(jié)論及其分析

研究我國139家醫(yī)藥制造業(yè)上市公司3年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，得出下列實(shí)證結(jié)果：

（1）資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（2）流動負(fù)債率與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（3）第一大股東持股比重與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系。

（4）前十大股東持股比例與公司績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

雖然上述所建模型通過了檢驗(yàn)，但統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值相對較小，可能有一部分其他因素對公司績效的影響較大，如現(xiàn)在的股票市場的發(fā)展越來越完善，從股票市場進(jìn)行融資對經(jīng)營績效的影響雖小但也有一定的關(guān)聯(lián)，并且公司管理層的決策也會對公司績效影響較大。因此這種模型存在一定風(fēng)險(xiǎn)，只有協(xié)調(diào)發(fā)展才能提高公司財(cái)務(wù)績效。

2.對策建議

根據(jù)本文所得的研究結(jié)果，筆者認(rèn)為上市公司需要優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)，適當(dāng)降低流動負(fù)債比或者提高股權(quán)集中度，積極創(chuàng)新融資方式。

企業(yè)可以采取吸引投資，減少間接融資方式，以降低融資成本，并且在權(quán)益融資的方式上可以選擇配股方式、增發(fā)新股或者將債權(quán)和股權(quán)融資相結(jié)合等相關(guān)新型融資工具，既能募集到所需資金又能在債務(wù)和股權(quán)融資方式上得到資金的平衡。

[1]王嶺.中小企業(yè)板上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系研究[D].大連:東北財(cái)經(jīng)大學(xué),2010.

[2]韓金格.股改前后上市公司融資結(jié)構(gòu)與公司績效的研究—基于滬市A股上市公司的實(shí)證分析[J].金融經(jīng)濟(jì)，2010（12）：38-39.

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[4]張一南.我國醫(yī)藥上市公司資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效關(guān)系的實(shí)證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(11)：76-79.

（作者單位：南京理工大學(xué)泰州科技學(xué)院商學(xué)院）