我國醫(yī)藥制造業(yè)財務績效影響因素研究

白敬清

(馬鞍山市人民醫(yī)院，安徽 馬鞍山 243000)

伴隨經(jīng)濟快速發(fā)展、人口持續(xù)增長、老齡化程度加深以及醫(yī)療保障體制的不斷完善，社會對醫(yī)藥制造業(yè)的依賴程度必然會逐漸增加。醫(yī)藥制造企業(yè)的健康發(fā)展是整個醫(yī)藥制造行業(yè)的重要保障。在市場經(jīng)濟為主導的環(huán)境中，醫(yī)藥制造企業(yè)的長期健康發(fā)展需以滿足其經(jīng)濟效益為前提。因此，如何有效提高企業(yè)績效成為關(guān)鍵。

醫(yī)藥制造企業(yè)雖有自身特征，但也具備了一般企業(yè)之共性，并直接影響其經(jīng)營績效。首先，由于醫(yī)藥制造企業(yè)具有一般企業(yè)共性，故部分制約企業(yè)績效的影響因素與普通企業(yè)是相同的，特別是一些基礎性的影響要素(如營運能力、償債能力、成長能力及股權(quán)結(jié)構(gòu))。其次，醫(yī)藥制造業(yè)是高新技術(shù)行業(yè)，雖然具有高收入，但前期大量的研發(fā)投入導致增加企業(yè)成本。研發(fā)投入對醫(yī)藥制造企業(yè)績效影響固然至關(guān)重要，卻也具有不確定性、不穩(wěn)定性，因為科學研究的探索性特征，可能存在管理和動態(tài)風險。此外，研發(fā)投入還受企業(yè)規(guī)模影響。

基于以上思想，本文從影響醫(yī)藥制造企業(yè)績效的基本點與特征著手，對影響醫(yī)藥制造業(yè)財務績效的因素進行研究。

一、文獻回顧

綜觀前人就醫(yī)藥制造企業(yè)績效影響因素方面的研究，主要內(nèi)容大致可歸納為如下幾個方面：

一是研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響。研發(fā)是技術(shù)創(chuàng)新的基礎，但大量的企業(yè)研發(fā)投入會導致企業(yè)成本上升，進而可能導致企業(yè)虧損[1]；然從長期角度來看，當技術(shù)具有一定優(yōu)勢時，可為公司帶來一定的經(jīng)濟效益[2-3]。深滬主板上市的我國91家醫(yī)藥制造業(yè)公司數(shù)據(jù)顯示：無論是醫(yī)藥制造業(yè)研發(fā)支出強度與財務績效，還是科研人員比例與營業(yè)利潤率，均具有顯著的正向相關(guān)關(guān)系[4]。

二是社會責任對企業(yè)績效的影響。良好的社會責任必然能正向促進醫(yī)藥制造企業(yè)之績效[5-7]。優(yōu)良的社會責任踐行者，會獲得優(yōu)良的信任度、美譽度，必然降低交易成本，增加績效。學者陳宏明與劉欣婷就我國醫(yī)藥制造業(yè)的上市公司進行觀測，結(jié)果表明：企業(yè)社會責任不僅與財務績效之間存在顯著正相關(guān)，同時在企業(yè)內(nèi)控水平與財務績效的傳遞過程中起積極的中介作用[8]。

三是企業(yè)內(nèi)部控制效率對企業(yè)績效影響。良好的企業(yè)內(nèi)部控制能降低企業(yè)財務與經(jīng)營風險，同時增加企業(yè)經(jīng)營目標實現(xiàn)的可能性，進而提高財務績效。2010年、2011年，位于主板的醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示：內(nèi)部控制效率與財務績效存在顯著正向相關(guān)關(guān)系[9]。 同樣，另外一些學者對醫(yī)藥制造業(yè)研究時，也發(fā)現(xiàn)相似結(jié)論[8，10-11]。

四是其他要素對企業(yè)績效影響。企業(yè)規(guī)模對企業(yè)績效影響機制較為復雜。規(guī)模的擴張可為企業(yè)帶來一定規(guī)模報酬，但當規(guī)模較大時，同樣會帶來管理成本上升及企業(yè)協(xié)調(diào)能力下降。所以，規(guī)模對企業(yè)績效的最終影響，需具體問題具體分析，依據(jù)實際而定。實際上，就“總資產(chǎn)利潤率”指標而論，2010與2011年，我國大型醫(yī)藥制造企業(yè)均低于中小型醫(yī)藥制造企業(yè)[12]。此外，經(jīng)濟發(fā)展狀況、股權(quán)結(jié)構(gòu)和資本結(jié)構(gòu)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)也會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響[13-14]。

綜上，企業(yè)績效是多種要素綜合作用的結(jié)果。特別是醫(yī)藥制造業(yè)，是典型的技術(shù)資本密集型生產(chǎn)經(jīng)營主體，由于具有高技術(shù)、高投入、高風險的基本特征，故較之于其他行業(yè)，其研發(fā)投入水平對績效影響顯得更為突出。研發(fā)投入與企業(yè)整體規(guī)模密切相關(guān)，企業(yè)規(guī)模水平不同，研發(fā)投入水平對企業(yè)績效影響也不一致。故此，本文擬將在考慮影響企業(yè)績效基本要素的基礎上，再細致分析不同企業(yè)規(guī)模下，研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響。

二、指標說明與模型介紹

(一)指標說明

以“企業(yè)財務績效”為被解釋變量。企業(yè)財務績效是衡量上市公司盈利能力的重要指標，具體借助“凈資產(chǎn)收益率”指標反映，其值大小與投資收益多少成正比。

選取研發(fā)投入水平、營運能力、成長能力、股權(quán)結(jié)構(gòu)、償債能力五個指標作解釋變量進行影響程度分析。(1)研發(fā)投入水平。體現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入力度，以“研發(fā)費用總額”指標表示。(2)營運能力。體現(xiàn)企業(yè)運營周轉(zhuǎn)狀況，是企業(yè)運用各項資產(chǎn)獲利的能力，以“流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率”指標表示。該指標值越大，說明流動性越高，則企業(yè)利用資產(chǎn)獲取利潤的能力越強。(3)成長能力。體現(xiàn)企業(yè)發(fā)展能力，但成長能力受企業(yè)規(guī)模影響，成長能力對盈利能力的影響，需依據(jù)實際確定。以“總資產(chǎn)增長率”表示。(4)股權(quán)結(jié)構(gòu)形式。其決定企業(yè)組織結(jié)構(gòu)，進而決定企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，最終影響企業(yè)績效。選取前十大股東持股比例總和指標來反映，其值越大，則企業(yè)權(quán)益越集中。(5)償債能力。體現(xiàn)企業(yè)以現(xiàn)金資產(chǎn)償還短期債務的能力，若企業(yè)的短期償債能力不足，將迫使企業(yè)耗費大量精力去籌資以應付債務，結(jié)果肯定影響績效。此外，若企業(yè)籌資的難度加大，將進一步增加緊急籌資的成本，從而影響企業(yè)的盈利能力。選取“流動比率”作為代表指標，該指標值的大小與企業(yè)的短期償債能力強弱是正相關(guān)關(guān)系。為探討財務績效與研發(fā)能力和成長能力的非線性關(guān)系，選擇“企業(yè)規(guī)?！弊鳛殚T限變量。變量定義見表1。

表1 變量定義表

(二)面板門限回歸模型

當解釋變量受某一經(jīng)濟變量影響時，可能會產(chǎn)生的突變現(xiàn)象，而普通回歸難以解釋這類現(xiàn)象。于是Hansen[15]提出門限回歸模型，用以決定不同情況下的回歸方程，為合理解釋這類突變現(xiàn)象提供了有力工具。進一步地，Hansen[16]針對具有固定個體效應的非動態(tài)面板，提出了一種閾值回歸方法，為結(jié)果實現(xiàn)提供了更加便捷的途徑。為此，借用“面板單一門限回歸模型”進一步詳細說明“面板門限回歸”的處理方法。模型的基本設定如下：

yit=μi+β1xitI(qit≤γ)+β2xitI(qit>γ)+eit

其中，yit是未判明變量(或因變量)，是第i個個體的被解釋變量，xit是判明變量(或自變量)，為第i個個體的解釋變量，qit是門限變量，γ是門限值，β1、β2分別為兩段的回歸系數(shù)，I(·)是示性函數(shù)，eit為隨機變量，且服從正態(tài)分布。

對于給定的或確定的γ值，可采用經(jīng)典的最小平方法獲得系數(shù)β的一致估計值，即:

Chan[17]和Hansen[16]建議用最小二乘法估計γ。其估計公式為：

為保證統(tǒng)計數(shù)據(jù)的完整性，從2010～2017年滬深兩市A股中醫(yī)藥制造企業(yè)227家中選取59家為樣本，樣本率為26%。

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

對59家樣本企業(yè)的未判明變量(因變量)與判明變量(自變量)進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果匯總?cè)绫?。

由變量描述的統(tǒng)計分析數(shù)據(jù)可知：2010～2017年間，醫(yī)藥制造企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績具有較好的成長性，具體表現(xiàn)為“資產(chǎn)凈收益率”均值為11.264%，且第一分位點值為5.152%。不僅如此，大部分醫(yī)藥制造企業(yè)的成長能力較強，因為“總資產(chǎn)增加率”也具有相似性。此外，前十大股東持股比例總和中值為50.38%，表明大部分醫(yī)藥制造企業(yè)股權(quán)較為集中。

表2 變量描述性統(tǒng)計分析

(二)面板門限回歸模型分析

由于不同企業(yè)的績效水平可能會受到每個公司的特質(zhì)影響，故對其先進行隨機效應與固定效應檢驗，并利用R軟件計算，結(jié)果如表3所示。

表3 面板模型Hausman檢驗結(jié)果

根據(jù)表3可知，其p值為0.001328，拒絕原假設，故適合采用固定效應模型。即公司的收益會受到每個公司的特質(zhì)影響。

進一步地，為檢驗企業(yè)研發(fā)費用與企業(yè)總資產(chǎn)增長情況是否受企業(yè)主營收入的門限效應影響，利用BOOTSTRAP進行1000次模擬，從而得到不同門限值情況下的門限效應檢驗情況，其具體結(jié)果見表4。

表4 面板模型門限效應檢驗

根據(jù)表4可知，更適合采用三門限值面板回歸模型對醫(yī)藥制造業(yè)財務績效影響因素進行分析，該模型P值為0.001，通過1%顯著性檢驗。而單一門限值模型與雙門限值模型均未通過顯著性檢驗。所以，建立如下面板門限回歸模型：

利用R軟件計算，得到三門限面板回歸模型結(jié)果如表5所示。

表5 三門限面板回歸模型結(jié)果

注：***代表1%顯著條件下顯著，**代表5%顯著條件下顯著，*代表10%條件下顯著。

由表5可知，就沒有門限效應影響因素而言，流動比率的系數(shù)為1.3129，且通過1%顯著條件下的顯著檢驗，表明流動比率對凈資產(chǎn)收益率具有積極的正向促進作用，流動比率的提高勢必提升凈資產(chǎn)收益率。同時表明，所觀察的樣本期間內(nèi)，59家樣本單位的償債能力對企業(yè)績效也顯著地呈現(xiàn)積極正向影響力。流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率系數(shù)為11.2824，通過1%顯著條件下的顯著檢驗，表明流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對凈資產(chǎn)收益率同樣具有積極的正向促進作用，流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度的加快，促使凈資產(chǎn)收益率提高。同時對比發(fā)現(xiàn)，流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的回歸系數(shù)最大，表明流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對于企業(yè)績效影響較大，即運營能力對于醫(yī)藥制造企業(yè)的效益影響至關(guān)重要。前十大股東持股比例指標估計系數(shù)為0.2011，通過1%顯著條件下的顯著檢驗，說明“前十大股東持股比例合計”就積極地或正向地促進了凈資產(chǎn)收益率。結(jié)合前文可知，醫(yī)藥制造企業(yè)前十大股東持股占比合計較高，表明在醫(yī)藥制造行業(yè)中，集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)對醫(yī)藥制造企業(yè)績效具有顯著的激勵意義。

由表5可知，就具有門限效應影響因素而言，當主營收入低于20 387.33萬元時，研發(fā)費用系數(shù)為-0.0011，且通過顯著性檢驗，表明主營收入低于20 387.33萬元時，研發(fā)費用的增加對資產(chǎn)凈收益率具有微弱的抑制作用；當主營收入高于20 387.33萬元，且低于184 572.39萬元時，研發(fā)費用系數(shù)為0.0738，且通過顯著性檢驗，即在該經(jīng)營規(guī)模內(nèi)，研發(fā)費用的增長對資產(chǎn)凈收益具有一定的正向增進作用；當主營收入高于184 572.39萬元時，研發(fā)費用系數(shù)均未通過顯著性檢驗，即在該經(jīng)營規(guī)模下，研發(fā)費用的增長對資產(chǎn)凈收益率影響弱化。表5還顯示，當主營收入低于415 410.98萬元時，總資產(chǎn)增長率系數(shù)均未通過顯著性檢驗，即在該經(jīng)營規(guī)模下，研發(fā)費用的增加對資產(chǎn)凈收益率影響不明顯。然當主營收入高于415 410.98萬元時，總資產(chǎn)增長率系數(shù)為-0.0186，且通過顯著性檢驗，即總資產(chǎn)增長率的增加對資產(chǎn)凈收益率有一定抑制作用。同時表明，當企業(yè)達到一定規(guī)模后，快速的企業(yè)成長會抑制企業(yè)績效。

四、結(jié)論

根據(jù)以上分析，本文研究結(jié)論主要如下：

第一，醫(yī)藥制造企業(yè)的流動比率與流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對企業(yè)績效具有正向作用。此外，大部分醫(yī)藥制造企業(yè)股權(quán)較為集中，同時回歸結(jié)果顯示，企業(yè)股權(quán)集中程度的增加對企業(yè)績效的提高具有正向促進作用。

第二，當主營收入低于20 387.33萬元時，研發(fā)費用的增加對資產(chǎn)凈收益率的提高具有微弱的抑制作用；當主營收入在20 387.33萬元與184 572.39萬元之間時，研發(fā)費用的增加對資產(chǎn)凈收益率的提高具有一定的正向促進作用。

第三，大部分醫(yī)藥制造企業(yè)的總資產(chǎn)增加率處于上升狀態(tài)，即大部分醫(yī)藥制造企業(yè)的成長能力較強。進一步，利用面板門限回歸分析發(fā)現(xiàn)，當主營收入高于415 410.98萬元時，總資產(chǎn)增長率的增加對資產(chǎn)凈收益率的提高有一定抑制作用。

由于醫(yī)藥制造行業(yè)同樣具備企業(yè)共性，如企業(yè)運營能力與償債能力對醫(yī)藥制造業(yè)有著根本促進作用。股東集中程度雖對醫(yī)藥制造企業(yè)績效有一定的正向作用，但企業(yè)組織結(jié)構(gòu)對公司影響較大，影響的方式及程度需進一步探究分析。特別是，醫(yī)藥制造企業(yè)在一定規(guī)模內(nèi)，醫(yī)藥制造企業(yè)成長速度與研發(fā)投入對于企業(yè)績效有著顯著作用；但若不在該范圍內(nèi)，醫(yī)藥制造企業(yè)成長速度與研發(fā)投入會抑制企業(yè)績效情況，故在成長一定節(jié)點之后，不可盲目擴張與過度投資。