河南大學(xué)工商管理學(xué)院 許 萌

我國國有企業(yè)整體上市績效因子分析*

河南大學(xué)工商管理學(xué)院 許 萌

所謂的企業(yè)整體上市，主要有兩種含義。一種是已分拆的上市母子公司通過各種運(yùn)作手段，實(shí)現(xiàn)集團(tuán)整體資產(chǎn)上市；另一種是在第一種含義的基礎(chǔ)上，還包含企業(yè)直接整體上市的含義。本文，筆者所指的企業(yè)整體上市主要是相對于分拆上市而言的，即主要是指第一種含義的整體上市。目前，對企業(yè)整體上市績效方面的文獻(xiàn)主要是理論分析和案例研究，實(shí)證分析則很少，對于整體上市能否提高企業(yè)的績效，學(xué)者們尚未得出統(tǒng)一的結(jié)論。本文，筆者嘗試用因子分析法對我國國有企業(yè)整體上市的績效進(jìn)行綜合評價。具體方法為：首先，對樣本企業(yè)整體上市前后3年的綜合績效進(jìn)行因子分析，并得出每個企業(yè)整體上市前后的綜合績效得分。然后，對企業(yè)整體上市前后3年的績效進(jìn)行Wilcoxon符號平均秩檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)整體上市是否對企業(yè)的綜合績效有顯著影響。

一、我國國有企業(yè)整體上市績效評價模型的構(gòu)建

本文，筆者選取2004—2008年進(jìn)行整體上市的國有企業(yè)為樣本，經(jīng)過篩選后，得到符合標(biāo)準(zhǔn)的整體上市樣本企業(yè)共29家。其中，通過換股吸收合并模式實(shí)施整體上市的企業(yè)有3家，通過定向增發(fā)模式實(shí)施整體上市的企業(yè)有24家，通過換股IPO模式實(shí)施整體上市的企業(yè)有2家。

1.評價指標(biāo)體系。在參考目前國內(nèi)外上市公司績效指標(biāo)評價體系的基礎(chǔ)上，選取能夠較好反映上市公司整體上市經(jīng)營績效改變的財務(wù)指標(biāo)，提出以下針對上市公司整體上市績效的指標(biāo)評價體系。如表1所示。

表 1 上市公司整體上市績效評價指標(biāo)體系

2.主因子與綜合評價模型。本文，筆者運(yùn)用SPSS16.0軟件，通過因子分析，考察了樣本公司整體上市前1年、當(dāng)年和后1年的綜合績效。其中，整體上市當(dāng)年的因子分析KMO測度值為0.559，大于0.5，Bartlett球形檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)值的顯著性概率為Sig.=0.000，小于0.01，拒絕了相關(guān)系數(shù)矩陣為單位陣的原假設(shè)，說明本研究的數(shù)據(jù)具有相關(guān)性，因此適合進(jìn)行因子分析。在分析中，采用主成分分析法對因素進(jìn)行抽取，選用Varimax進(jìn)行旋轉(zhuǎn)。

（1）因子個數(shù)的確定。從選取的8個原始變量組合而成的因子的特征根及方差貢獻(xiàn)率（表2）中，根據(jù)累計(jì)方差貢獻(xiàn)率大于等于85%的原則，提取4個因子。

表 2 總方差計(jì)算結(jié)果

（2）因子旋轉(zhuǎn)。采用因子分析方法計(jì)算得到的因子載荷矩陣可以說明各因子在各原始變量上的載荷，即影響程度。通過對初始因子載荷矩陣進(jìn)行方差最大旋轉(zhuǎn)，使載荷矩陣中的系數(shù)向0～1分化，從而獲得簡單結(jié)構(gòu)，有助于對因子的解釋。由SPSS16.0軟件運(yùn)算結(jié)果可知，因子1的載荷主要集中于凈利潤增長率、利潤總額增長率和凈資產(chǎn)收益率，因子2的載荷主要集中于總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和存貨周轉(zhuǎn)率，因子3的載荷主要集中于銷售毛利率，因子4的載荷主要集中于資產(chǎn)負(fù)債率和流動比率。由此可知，因子1主要由凈利潤增長率、利潤總額增長率和凈資產(chǎn)收益率決定，反映企業(yè)的成長能力；因子2主要由總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和存貨周轉(zhuǎn)率決定，反映企業(yè)的營運(yùn)能力；因子3主要由銷售毛利率決定，反映企業(yè)的盈利能力；因子4主要由資產(chǎn)負(fù)債率和流動比率決定，反映企業(yè)的償債能力。

（3）因子得分。由因子得分系數(shù)矩陣得出各因子得分，結(jié)果如下：

其中，F(xiàn)1、F2、F3、F4分別指因子1、因子2、因子3、因子4；ZX1、ZX2、ZX3、ZX4、ZX5、ZX6、ZX7、ZX8分別是原始變量X1（銷售毛利率）、X2（流動比率）、X3（總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率）、X4（存貨周轉(zhuǎn)率）、X5（凈利潤增長率）、X6（利潤總額增長率）、X7（資產(chǎn)負(fù)債率）、X8（凈資產(chǎn)收益率）的標(biāo)準(zhǔn)值。

以SPSS16.0軟件運(yùn)算得出的各因子的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重，以各因子為變量，得出國有企業(yè)整體上市當(dāng)年的企業(yè)績效綜合評價函數(shù)Ft，從而可計(jì)算出樣本中每家國有企業(yè)整體上市當(dāng)年的綜合績效得分：

二、我國國有企業(yè)整體上市績效評價結(jié)果及分析

運(yùn)用因子分析法對我國國有企業(yè)整體上市前1年和后1年的績效進(jìn)行同樣的分析，得出樣本國有企業(yè)整體上市前1年的企業(yè)績效綜合評價函數(shù)Ft-1為：

樣本國有企業(yè)整體上市后1年的企業(yè)績效綜合評價函數(shù)Ft+1為：

通過對樣本公司整體上市前后3年的績效評價構(gòu)建模型，及每個樣本公司的綜合績效得分可以得出以下結(jié)論：樣本中，國有企業(yè)整體上市當(dāng)年和整體上市前1年的績效相比，績效提高的有14家，下降的有15家，平均下降了1.85分；整體上市后1年和整體上市當(dāng)年的績效相比，績效提高的有17家，下降的有12家，平均提高了4.17分；整體上市后1年和整體上市前1年的績效相比，績效提高的有16家，下降的有13家，平均提高了2.32分。據(jù)此，讀者可能推論國有企業(yè)整體上市后績效有所提高。但是這樣的結(jié)果能否得到統(tǒng)計(jì)學(xué)上的支持呢？筆者又對國有企業(yè)整體上市前后3年的綜合績效進(jìn)行兩配對樣本的Wilcoxon符號平均秩檢驗(yàn)，得出結(jié)論見表3。

表 3 Wilcoxon符號平均秩檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，國有企業(yè)整體上市前后3年綜合績效配對樣本的Wilcoxon符號平均秩檢驗(yàn)結(jié)果P值都遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.05甚至0.1。因此，即使是在10%的置信水平上，我們?nèi)匀徊荒芫芙^虛擬假設(shè)H0：國有企業(yè)整體上市當(dāng)年和整體上市前1年的績效出自的兩配對樣本總體的分布無顯著差異；國有企業(yè)整體上市后1年和整體上市當(dāng)年績效出自的兩配對樣本總體的分布無顯著差異；國有企業(yè)整體上市后1年和整體上市前1年績效出自的兩配對樣本總體的分布無顯著差異。綜上，整體上市對國有企業(yè)績效沒有顯著影響。造成Wilcoxon符號平均秩檢驗(yàn)不能拒絕虛擬假設(shè)的原因可能有以下2點(diǎn)。一是根據(jù)SPSS16.0軟件的因子分析結(jié)果可以推測，樣本容量過小有可能導(dǎo)致P值不顯著。因此，隨著國有企業(yè)整體上市進(jìn)程的不斷加快以及整體上市國有企業(yè)的數(shù)量的增加，國有企業(yè)整體上市績效可能會逐漸顯現(xiàn)。二是從整體上市的過程來看，本文，筆者僅以國有企業(yè)整體上市前后3年的企業(yè)綜合績效的變化作為比較的基礎(chǔ)，而整體上市實(shí)現(xiàn)的前2年，對于大多數(shù)國有企業(yè)來說可能僅僅是獲得了整體上市的實(shí)現(xiàn)，而整體上市后國有集團(tuán)企業(yè)內(nèi)部的整合是個漫長的過程。只有整合效果越好，整體上市的效果才能越顯著。因此，考察期過短可能是導(dǎo)致國有企業(yè)整體上市前后績效變化不明顯的另一個原因。

國家社科基金項(xiàng)目“國有資本產(chǎn)權(quán)的政府監(jiān)管研究”（07CJL009）。