基于因子分析的湖北省上市公司績效評價(jià)

【摘要】上市公司的公司績效是反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的晴雨表。文章以湖北省上市公司為研究樣本，采用因子分析法對其2013年的公司績效進(jìn)行評價(jià)。通過因子分析法計(jì)算得到的綜合公司績效更能全方位立體的反映上市公司的績效。

【關(guān)鍵詞】因子分析 上市公司 公司績效

湖北省位于我國的中部地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展在國家“中部崛起”戰(zhàn)略的支持之下，獲得了強(qiáng)大助推力。而上市公司的公司績效是反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的晴雨表。公司績效（performance）是一個(gè)含義十分廣泛的概念。到目前為止，國內(nèi)外學(xué)者們并沒有對其形成統(tǒng)一和一致的定義。本文所指公司績效是指公司的經(jīng)營績效，是一定經(jīng)營期間的企業(yè)經(jīng)營效益和經(jīng)營者業(yè)績。公司經(jīng)營績效水平主要體現(xiàn)在償債能力、運(yùn)營能力、獲利能力和發(fā)展能力等方面；經(jīng)營者在償債、運(yùn)營、獲利和發(fā)展等方面做出的成果和貢獻(xiàn)能夠體現(xiàn)經(jīng)營者的業(yè)績。

綜合公司績效指標(biāo)作為一個(gè)綜合指標(biāo)，有利于對企業(yè)的績效進(jìn)行排序和比較，深入剖析不同公司在償債能力、獲利能力、運(yùn)營能力和發(fā)展能力上的優(yōu)劣。因此，本文采用因子分析法，通過構(gòu)建綜合公司績效指標(biāo)對湖北省上市公司的經(jīng)營業(yè)績進(jìn)行評價(jià)。

一、公司績效評價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建

在2002年3月，國家財(cái)政部頒布了《企業(yè)績效評價(jià)操作細(xì)則（修訂）》。該細(xì)則結(jié)合我國企業(yè)的實(shí)際情況，綜合考慮企業(yè)的償債能力、運(yùn)營能力、獲利能力和發(fā)展能力等四個(gè)方面的能力以及各種評價(jià)指標(biāo)和評價(jià)方法的優(yōu)缺點(diǎn)制定而成。本文借鑒此細(xì)則來構(gòu)建湖北省上市公司的公司績效指標(biāo)。所選擇的具體評價(jià)指標(biāo)如表1所示。

表1 湖北省上市公司績效評價(jià)指標(biāo)

二、樣本選取及數(shù)據(jù)來源

根據(jù)湖北省上市公司名錄，選取切合實(shí)際的分析樣本。以截至2012年12月31日在滬深兩市證券交易所A股上市交易的湖北省上市公司為研究對象，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的有效性、完整性和可比性，根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)來篩選樣本數(shù)據(jù)：

（1）剔除2012年12月31日后上市的公司共12家；

（2）剔除業(yè)績過差的ST、*ST的上市公司共10家；

（3）由于金融類上市公司的特殊性，剔除金融類上市公司1家，即長江證券；

（4）剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不完整或者無法獲取的公司共6家。

依據(jù)上述篩選原則，最終選擇55家符合要求的湖北省上市公司作為樣本進(jìn)行研究。研究所需上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自于55家樣本公司2013年的財(cái)務(wù)報(bào)表，涉及到的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（http：//www.gtarsc.com）等披露上市公司相關(guān)資料數(shù)據(jù)的網(wǎng)站。借助于Excel 2013、SPSS 19.0（中文版）軟件對所搜集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析。

三、因子分析過程

（一）相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行因子分析之前，分析指標(biāo)之間的相關(guān)性來判斷因子分析在湖北省上市公司績效評價(jià)中的適用性。

表2 KMO和Bartlett檢驗(yàn)

利用KMO和Bartlett檢驗(yàn)來進(jìn)行因子分析的可行性進(jìn)行檢驗(yàn)。KMO檢驗(yàn)用于變量之間的偏向關(guān)性，其數(shù)值越大，表明對變量進(jìn)行因子分析的效果越好。一般KMO統(tǒng)計(jì)量大于0.9時(shí)效果最佳，0.7以上可以接受，0.5以下不宜作因子分析。由表2可知，2013年的KMO檢驗(yàn)值為0.534，其結(jié)果尚可接受。

另外，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測值為252.259，自由度為66，統(tǒng)計(jì)量的Sig<0.01，拒絕原假設(shè)。Bartlett球形檢驗(yàn)的原假設(shè)為相關(guān)系數(shù)矩陣為單位陣，由此否定原假設(shè)，認(rèn)為各變量之間存在著顯著相關(guān)性。因此適合運(yùn)用因子分析法對公司績效進(jìn)行分析。

（二）確定各因子方差貢獻(xiàn)度并提取因子

按照抽取的特征值大于1的規(guī)則，SPSS 19.0自動提取了5個(gè)變量作為主成分?！疤崛∑椒胶洼d入”一欄表示在未經(jīng)旋轉(zhuǎn)時(shí)，被提取的5個(gè)公因子各自的方差貢獻(xiàn)信息，它們和“初始特征值”欄的前3列取值一樣，說明前5個(gè)公因子可以解釋總方差的73.52%，即總體多于73%的信息可以由這5個(gè)公共因子來解釋。最后一欄“旋轉(zhuǎn)平方和載入”表示經(jīng)過因子旋轉(zhuǎn)后，得到的新公因子的數(shù)值。由于經(jīng)過旋轉(zhuǎn)的載荷矩陣能夠?qū)σ蜃幼兞拷忉尩酶忧宄魑?，因此選取旋轉(zhuǎn)平方和載入的方差貢獻(xiàn)率作為計(jì)算綜合公司績效的權(quán)數(shù)。

表3 解釋的總方差

（三）因子旋轉(zhuǎn)及因子解釋

采用方差最大化對因子載荷矩陣實(shí)施正交旋轉(zhuǎn)以使因子命名具有解釋性。

表4 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

根據(jù)將具有較強(qiáng)相關(guān)性指標(biāo)歸為一類原則。從表4中可以看出：

（1）第一個(gè)公共因子在指標(biāo)X2、X1、X3上具有較大載荷，說明這三個(gè)指標(biāo)具有較強(qiáng)的相關(guān)性，可以歸為一類。由于在財(cái)務(wù)上它們都屬于償債能力指標(biāo)，因此將其命名為償債因子；

（2）第二個(gè)公共因子在指標(biāo)X8、X7、X9上具有較大載荷，這屬于獲利能力指標(biāo)，可將其稱為獲利因子；

（3）第三個(gè)公共因子在指標(biāo)X10上具有較大載荷，這屬于發(fā)展能力指標(biāo)，可將其稱為發(fā)展因子；

（4）第四個(gè)公共因子在指標(biāo)X6、X11上具有較大載荷，這屬于資產(chǎn)使用效率指標(biāo)，可將其稱為資產(chǎn)狀況因子；

（5）第五個(gè)公共因子在指標(biāo)X5、X4上具有較大載荷，這屬于運(yùn)營能力指標(biāo)，可將其稱為運(yùn)營因子。

（四）計(jì)算因子得分

因子模型將變量表示成公共因子的線性組合，由此也可以將公共因子表示成原始變量的線性組合，將公因子對變量X1-X12做線性回歸，得到系數(shù)的最小二乘估計(jì)就是因子得分系數(shù)。

表5 因子得分系數(shù)矩陣

如表5所示，2013年的因子得分系數(shù)矩陣。由此可得因子得分公式：

F1=0.35×X1+0.365×X2-0.320×X3-0.16×X4-0.037×X5-0.017×X6+0.016×X7-0.021×X8-0.034×X9-0.023×X10+ 0.058×X11+0.004×X12

F2=-0.026×X1-0.02×X2-0.027×X3+0.153×X4+0.041×X5+0.126×X6+0.183×X7+0.473×X8+0.194×X9+0.027×X10- 0.033×X11+0.417×X12

F3=0.008×X1-0.041×X2-0.042×X3+0.172×X4+0.072×X5-0.105×X6+0.356×X7-0.061×X8-0.418×X9+0.460×X10+ 0.055×X11-0.037×X12

F4=-0.006×X1+0.037×X2-0.016×X3-0.066×X4-0.075×X5+0.643×X6-0.366×X7-0.009×X8-0.07×X9+0.018×X10+ 0.488×X11+0.195×X12

F5=0.184×X1+0.018×X2+0.166×X3+0.357×X4-0.806×X5-0.055×X6+0.122×X7+0.015×X8+0.15×X9-0.007×X10+ 0.172×X11-0.073×X12

根據(jù)以上5個(gè)因子的得分公式，可以得出相應(yīng)的因子得分?jǐn)?shù)值。以各主成分的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，即以“旋轉(zhuǎn)平方和載入”中的“方差%”（方差貢獻(xiàn)率）為依據(jù)，構(gòu)建評價(jià)公司績效的函數(shù)。其表達(dá)式如下：

ZF2013=a1F1+a2F2+a3F3+a4F4+a5F5

=0.21754×F1+0.16636×F2+0.1543×F3+0.10565×F4+0.09136 ×F5

其中ai（i=1，2，3，4，5）為因子的方差貢獻(xiàn)度

湖北省上市公司2013年綜合公司績效指標(biāo)ZF如表6所示。需要說明的是，由于因子得分系數(shù)存在正負(fù)，使得綜合公司績效的數(shù)值也存在正負(fù)之分，但因子得分系數(shù)的正負(fù)是沒有實(shí)際意義的，因此不影響綜合公司績效指標(biāo)的比較。

表6 湖北省上市公司2013年綜合公司績效

四、結(jié)論

通過因子分析法對湖北省上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，湖北省上市公司的償債能力所占比重最大，其次是獲利能力、發(fā)展能力和資產(chǎn)狀況，比重最低的是運(yùn)營能力。但總體上而言，各項(xiàng)指標(biāo)比較均衡，相互間差距并不大。獲利能力和發(fā)展能力是對企業(yè)發(fā)展至關(guān)重要的因素，因此湖北省上市公司應(yīng)該注重償債能力的同時(shí)，兼顧運(yùn)營能力、獲利能力和發(fā)展能力的提升。與此同時(shí)，各家公司應(yīng)根據(jù)自身所處的行業(yè)特點(diǎn)和具體的實(shí)際情況，著力提升所缺失的能力，這樣才能切實(shí)做到可持續(xù)健康發(fā)展。

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作者簡介：唐瑞芹（1988-），女，漢族，湖北武漢人，武漢工程大學(xué)郵電與信息工程學(xué)院教師，研究方向：財(cái)務(wù)會計(jì)。