我國國有企業(yè)整體上市績效因子分析*

河南大學工商管理學院 許 萌

我國國有企業(yè)整體上市績效因子分析*

河南大學工商管理學院 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作手段，實現集團整體資產上市；另一種是在第一種含義的基礎上，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主要是理論分析和案例研究，實證分析則很少，對于整體上市能否提高企業(yè)的績效，學者們尚未得出統一的結論。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年的績效進行Wilcoxon符號平均秩檢驗，以檢驗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建

本文，筆者選取2004—2008年進行整體上市的國有企業(yè)為樣本，經過篩選后，得到符合標準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施整體上市的企業(yè)有3家，通過定向增發(fā)模式實施整體上市的企業(yè)有24家，通過換股IPO模式實施整體上市的企業(yè)有2家。

1.評價指標體系。在參考目前國內外上市公司績效指標評價體系的基礎上，選取能夠較好反映上市公司整體上市經營績效改變的財務指標，提出以下針對上市公司整體上市績效的指標評價體系。如表1所示。

表 1 上市公司整體上市績效評價指標體系

2.主因子與綜合評價模型。本文，筆者運用SPSS16.0軟件，通過因子分析，考察了樣本公司整體上市前1年、當年和后1年的綜合績效。其中，整體上市當年的因子分析KMO測度值為0.559，大于0.5，Bartlett球形檢驗的卡方統計值的顯著性概率為Sig.=0.000，小于0.01，拒絕了相關系數矩陣為單位陣的原假設，說明本研究的數據具有相關性，因此適合進行因子分析。在分析中，采用主成分分析法對因素進行抽取，選用Varimax進行旋轉。

（1）因子個數的確定。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率（表2）中，根據累計方差貢獻率大于等于85%的原則，提取4個因子。

表 2 總方差計算結果

（2）因子旋轉。采用因子分析方法計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行方差最大旋轉，使載荷矩陣中的系數向0～1分化，從而獲得簡單結構，有助于對因子的解釋。由SPSS16.0軟件運算結果可知，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收益率，因子2的載荷主要集中于總資產周轉率和存貨周轉率，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負債率和流動比率。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收益率決定，反映企業(yè)的成長能力；因子2主要由總資產周轉率和存貨周轉率決定，反映企業(yè)的營運能力；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主要由資產負債率和流動比率決定，反映企業(yè)的償債能力。

（3）因子得分。由因子得分系數矩陣得出各因子得分，結果如下：

其中，F1、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（總資產周轉率）、X4（存貨周轉率）、X5（凈利潤增長率）、X6（利潤總額增長率）、X7（資產負債率）、X8（凈資產收益率）的標準值。

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

二、我國國有企業(yè)整體上市績效評價結果及分析

運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Ft+1為：

通過對樣本公司整體上市前后3年的績效評價構建模型，及每個樣本公司的綜合績效得分可以得出以下結論：樣本中，國有企業(yè)整體上市當年和整體上市前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。但是這樣的結果能否得到統計學上的支持呢？筆者又對國有企業(yè)整體上市前后3年的綜合績效進行兩配對樣本的Wilcoxon符號平均秩檢驗，得出結論見表3。

表 3 Wilcoxon符號平均秩檢驗結果

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符號平均秩檢驗結果P值都遠遠大于0.05甚至0.1。因此，即使是在10%的置信水平上，我們仍然不能拒絕虛擬假設H0：國有企業(yè)整體上市當年和整體上市前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符號平均秩檢驗不能拒絕虛擬假設的原因可能有以下2點。一是根據SPSS16.0軟件的因子分析結果可以推測，樣本容量過小有可能導致P值不顯著。因此，隨著國有企業(yè)整體上市進程的不斷加快以及整體上市國有企業(yè)的數量的增加，國有企業(yè)整體上市績效可能會逐漸顯現。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，而整體上市實現的前2年，對于大多數國有企業(yè)來說可能僅僅是獲得了整體上市的實現，而整體上市后國有集團企業(yè)內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。

國家社科基金項目“國有資本產權的政府監(jiān)管研究”（07CJL009）。