产权性质与中国上市公司债务融资结构的实证研究论文（5篇材料）

第一篇：产权性质与中国上市公司债务融资结构的实证研究论文

摘要：文章通过研究产权性质、银行业竞争环境对企业债务融资结构行为的影响，发现国有上市公司使用了更多的商业信用融资和更低的银行借款融资，控股股东股权比例的提高加强了该融资行为的显着性。文章研究结果为商业信用的融资比较优势理论提供了新的证据。

关键词：债务；融资结构；产权性质；银行业竞争

一、研究问题提出及相关理论分析

作为债务融资决策的重要理论研究方向，企业债务融资结构受到广泛关注。在已有的研究中，国外学者关于公司商业信用的课题研究基本上都集中于资本市场比较发达的国家，这些经济体的典型特征是产权明晰、监管到位，可靠的契约与法律结构使市场经济制度运行规范、成熟与健全。与之相反，我国市场体制表现出不成熟和非规范的运作方式，因此建立在发达国家经验之上的理论模型可能并不适用于转型经济国家。尤其对我国市场来说，市场经济体系建设还不完善，经济运行中存在很多尖锐的矛盾。因此，我国上市公司在利用外部债务融资方面可能会呈现与国外研究不同的特点。

Ge和Qiu（2007）使用了1994年~1999年间用中国社会科学院2000年的企业调查数据进行的实证研究表明，在中国，从银行获得融资比较困难的非国有企业会更加依赖于商业信用，间接地表明商业信用是银行借款的替代。余明桂、罗娟、汪忻妤（2010）在总结现有研究成果时认为，国有金融机构选择贷款对象时存在严重的歧视，更倾向于向国有企业提供贷款，中小企业很难从国有金融机构获得贷款。因此，在我国金融体系中国有金融机构占据支配地位的现状下，国有企业容易得到政府的帮助，因而容易获得国有企业贷款，对商业信用的依赖相应减少。但另一方面，从国内上市公司数据进行研究的实证结果与上述文献不尽一致。谭伟强（2006）利用我国上市公司2000年~2006年的数据实证研究了商业信用作为企业外部融资类型的决定因素。实证结果发现企业获取的商业信用融资与国有股比例呈显着正相关关系。综合已有的文献可以发现，目前国有已有研究发现存在一定的分歧：一是对企业产权性质如何影响上市公司的债务融资决策，国有企业是否获得了更多的银行借款？非国有企业是否更加依赖于商业信用？二是对商业信用和银行借款之间是互补关系还是替代关系还无一致的结论。从上述研究目的出发，本文将主要研究如下问题：

RQ1：产权性质是否影响上市公司获取商业信用或银行借款的能力？如何影响？

RQ2：当公司处于银行业竞争较强的环境时，使用商业信用的比例是否相应减少？使用银行借款的比例是否相应增加？

二、研究设计

1.样本数据来源与样本选择。笔者选取了2003年~2006年所有在上海证券交易所和深圳证券交易所进行交易的非金融类上市公司，并剔除了西藏地区的公司以及期间所有的ST或*ST公司，最终得到4 807例观测（公司-年）。上市公司财务数据取自中国经济研究服务中心一般上市公司财务数据库。

2.模型与变量本文采用如下基本回归模型：

（1）因变量。参照Petersen and Rajan（1997）、Demir-güc-Kunt and Maksimovic（2001），本文采用AP，即商业信用比例作为回归模型的因变量。该变量的计算公式为：AP1=（应付账款+应付票据+预收款项）/总资产。

在中国特殊的制度背景下，由于法律法规不允许企业之间进行资金拆借，我国企业的对外借款以银行借款作为最主要的资金渠道。本文采用银行的短期借款和长期借款加总金额替代银行借款。银行借款比例的计算公式为：Loan=（短期借款+长期借款+一年内到期的长期负债）/总资产。

根据已有的研究文献，我国上市公司商业信用和银行借款之间存在明显的替代关系。为进一步验证商业信用与银行借款之间的关系，本文采用商业信用占外部融资比例AP2作为因变量，用以检验商业信用与银行借款之间的替代关系。AP2=（应付账款+应付票据+预收款项）/（应付账款+应付票据+预收款项+短期借款+长期借款+一年内到期的长期负债）

（2）测试变量。产权性质。根据本文的研究目标，我们引入产权性质以检验企业的国有背景是否影响商业信用的获取能力。根据Ge和Qiu（2007），由于国内各级政府的行政干预、隐性担保等诸多缘由，非国有背景的公司由于较难从银行获得信用借款，因此更依赖于商业信用。但谭伟强（2006）研究显示，国有上市公司的持股比例与商业信用融资比例呈显着正向关系，也即公司的国有背景更有利于其获得商业信用融资。此外，我们采用了上市公司的第一大股东控股权比例来对产权性孩子进行补充验证。对国有公司而言，第一大股东的持股比例越高，该公司的国有背景越强，越有利于其得到政府的隐形支持。

（3）控制变量。结合已有的国内外文献，本文对以下变量进行控制：

（1）公司规模。Petersen和Rajan（1997）发现随着公司的规模的增大，公司使用的商业信用随之增加，但他们的研究样本是美国的中小企业，规模普遍较小，市场地位比较低。我国上市公司普遍都是各行业知名企业，规模较大且在同其他企业的经营往来中往往处于强势地位，公司规模越大，在价值链上越能处于强势地位，获取银行借款和商业信用能力越高。

（2）盈利能力。资产盈利能力是衡量企业经营成果的重要指标。公司获取的商业信用融资方面，融资比较优势理论认为上游企业通过日常经营往来以及对所处行业的了解，在获得下游企业真实经营状况方面具有比较优势。如果下游企业盈利能力越强，则表明其经营状况越好，盈利能力越强的公司发展前景良好，违约风险小，供应商向其提供的商业信用相应越多，AP1指标将相应越高。相应地，公司的盈利能力越高越容易受到银行的青睐，通过银行借款进行融资的能力相应更高。

（3）成长性。一般来说，销售增长率作为企业发展潜力的表征变量，其数值越大，表明企业的成长空间越大。融资比较优势理论认为，上游企业通过业务往来以及对所处行业的了解，具有信息优势。因此，当资金融出方知道客户销售增长良好时，将对其客户持续经营更有信心，因此可容许保持更高商业信用水平。同理银行借款对企业成长性影响预计为正面。

（4）资产流动性。通常来说，企业在日常经营中会努力实现资产和负债的有效配比，企业的流动资产比例较高时，通过流动负债融入资金的需求也较高。因此，本文以流动资产比例的高低来衡量企业短期融资需求，而商业信用作为企业短期融资来源的重要组成部分，企业流动资产比例较高时，对商业信用的需求也较大。

三、实证结果

1.描述性统计。表1列示了描述性统计的结果。可以看到，上市公司的各项财务指标、股权特征存在很大差异，因此在回归中须予以控制。

2.多元线性回归。本文使用混合截面模型，但对行业与年度固定效应进行控制。回归模型（1）采用商业信用比例（AP1）作为因变量；回归模型（2）采用商业信用比例（AP1）作为因变量，同时比照谭伟强（2006）在自变量中加入了银行借款比例Loan进行检验；回归模型（3）采用银行借款比例（Loan）作为因变量；回归模型（4）采用商业信用占比（AP2）作为因变量。回归结果如表2所示。

（1）产权性质和企业债务融资。从模型（1）中看到，同谭伟强（2006）的结果类似，State系数为正且在5%的水平内显着，说明上市公司的股权性质对其商业信用的使用比例产生影响，国有控股上市公司获取商业信用的能力较非国有类公司为高。First系数为正且在5%的水平上显着说明随着公司控股股东的股权占比提高，公司获得商业信用比例随之增加。模型（4）中，State系数为正且在1%的水平内显着，First系数为正且在1%的水平上显着，进一步验证了国有股权对上市公司外部债务融资中商业信用融资的依赖程度更高。从模型（3）中看到，State系数为负且在1%的水平内显着，说明非国有上市公司的银行借款比例较国有控股公司更高。First系数为负且在1%的水平上显着，说明了随着第一大股东股权比例的提高，公司使用的银行借款更少。这结果与模型（1）（2）的结果得到了验证，表明国有背景公司更多地利用商业信用融资，而更少地使用银行借款。以上的检验结果与Ge和Qiu（2006）的检验结果存在明显的区别，但支持谭伟强（2006）的发现结果。笔者认为形成检验差异原因在于本文样本公司规模与样本区间与Ge和Qiu（2006）存在显着区别。Ge和Qiu（2006）采用了社科院2000年对中小企业进行的调查中采集的样本，数据期间为1994年~1999年，样本公司规模普遍较小。本文以2003年~2006年的中国上市公司的财务数据为样本，公司规模普遍较大。为检验企业规模是否影响债务融资决策，将所有样本据规模大小分为四个区间，并分别检验产权性质对商业信用比例影响。从检验结果看，在样本规模最大回归模型中，产权性质对商业信用使用比例（银行借款）的正向（负向）影响最为显着，且公司控股比例的系数显着性程度最高；在公司规模最小的样本集中，产权性质的影响系数为负且不再显着。这间接给出了本文与Ge和Qiu（2006）结果差异的可能原因，即选取的样本范围不同差异导致检验结果出现差异。（2）信贷配给与融资比较优势。为检验银行借款对商业信用的替代效应，我们在模型（3）引入了银行借款比例Loan作为商业信用比例AP的解释变量进行了固定效应回归分析。检验发现，Loan的系数在1%的水平上显着为负，表明在控制公司内部因素的情况下下，上市公司的银行借款比例越高，其商业信用的使用比例越低。这与谭伟强（2006）的结果一致，说明在现阶段中国整体金融环境下，商业信用作为银行借款的替代融资类型，在企业融资结构中占据了重要的地位。但从前述关于产权性质的探讨中，笔者认为，对中国上市公司而言，商业信用作为银行借款的替代融资方式，并不仅是因为企业的债务融资需求无法完全通过银行渠道得到满足，而是由于商业信用作为一种相对廉价的信用融资方式，拥有相较于银行借款的成本优势，因此在一定程度上替代了银行借款成为企业外部债务融资的优先选择。

四、结论

本文从中国的市场经济实际情况出发，进一步研究商业信用和银行借款两类最主要债务融资类型的影响因素，并将重点放在检验产权性质、银行业竞争环境对企业融资行为的影响特征，并据此对经典理论提供中国特殊经济背景和市场环境下的经验证据。在对国内外经典理论进行简要回顾的基础上，本文对影响中国上市公司商业信用和银行借款使用比例的内外部因素所做的实证检验发现

1.通过检验上市公司产权性质对债务融资类型结构的影响，实证结果发现，与Ge和Qiu（2006）对90年代我国中小企业样本的检验结果不同，国有上市公司的商业信用融资比例明显较非国有公司更高，而银行借款融资比例较非国有公司更低。控股股东股权比例的提高加强了该融资倾向的显着性。上述结果表明，在假设国有背景对企业融资谈判地位起积极影响的前提下，国有上市公司更倾向于利用更多的商业信用进行融资，这间接为商业信用的融资比较优势理论提供了证据。

2.在控制了公司内部特征因素后，本文对企业债务融资的金融发展理论进行了检验。我们并未发现国内地区银行业竞争水平（或金融发展程度）对公司外部债务融资（商业信用/银行借款）水平产生显着影响的证据。检验结果表明，与传统的认为商业信用具有降低信息不对称的融资比较优势在我国并未得到明确的证据支持，金融中介行业的竞争加剧和发展完善并未促使金融中介通过更多地向供应商发放贷款，间接提高地区商业信用的使用水平。

综上所述，本文对我国上市公司债务融资类型结构的经验研究发现，上市公司的国有背景并未促使其从以国有控股为主的金融中介中融入更多的资金，相反地，国有控股股权比例高的公司使用了更多的商业信用融资。本文研究结果表明，在假设国有公司在债务融资类型选择中较非国有公司具有优势的前提下，商业信用表现出优于银行借款的比较优势，更受国有公司的青睐。在商业信用的信息优势假设并未获得统计显着性水平测试的基础上，笔者认为，造成上述情况原因在于在中国特殊经济背景和市场环境中，商业信用在大量情形下被视为一种相对廉价融资方式，拥有相对优于银行借款成本优势，因此在一定条件下替代银行借款成为企业外部债务融资的优先选择。

参考文献：

1.余明桂，罗娟，汪忻妤.商业信用的融资性动机研究现状与展望.财会通讯,2010,（6）.2.谭伟强.“商业信用，基于企业融资动机的实证研究”.南方经济，2006,（12）.3.李斌,江伟.金融中介与商业信用，替代还是互补基于中国地区金融发展的实证研究.河北经贸大学学报,2006,27（1）.4.石晓军,李杰.商业信用与银行借款的替代关系及其反周期性.1998-2006年.财经研究，2009，（3）.

第二篇：基于财务视角的房地产上市公司债务融资能力影响因素研究

摘要：我国房地产业快速发展，取得了令世人瞩目的成就，但是房地产企业融资难的问题一直存在。本文在追踪融资能力国际前沿研究成果的基础上，通过界定债务融资能力的概念，选取123家房地产上市公司作为样本，对房地产企业债务融资能力的影响因素进行实证分析研究。研究结果表明，盈利能力是影响房地产上市公司债务融资能力最重要的因素，其次为现金回收能力、短期偿债能力、长期偿债能力和资产管理能力。

关键词：房地产上市公司 债务融资能力 影响因素 实证研究

一、引言

十八大提出2020年要建成小康社会，新型城镇化是未来的发展方向，而联合国开发计划署预测，到2030年城镇化水平将达到70%。因此，城镇化的大力推进对于房地产业无疑是重大机遇。然而我国房地产业发展时间短，投融资体系尚未健全，国家的宏观调控和房地产行业的自身调整没能从根本上解决融资问题。目前，我国房地产发展所需资金有60%以上来自银行，这与我国当前的经济发展相适应。在房地产企业投入的开发资金中，商业银行贷款占到20%左右，但定金及预收款中有一定比例的个人按揭贷款，实际的银行贷款比例达到了60%。而我国当前正处在城市化进程加速的过程中，短期内商品住宅的投资比重不会大幅下降，因此，房地产企业对商业银行贷款的依赖仍是不可避免的。此外，企业虽然偏好于股权融资，但由于股权融资所受限制较多，再加上企业所有者担心控制权被稀释，因而债务融资仍然是公司融资的主要渠道。本文拟探讨房地产上市公司债务融资能力的影响因素，既为房地产上市公司的发展提供有益的指引，更重要的是为资金供给者保证输出资本的安全性提供一个可参照的标准，具有重要的理论意义和现实意义。

二、相关文献综述

融资能力是造成企业融资困难的主要原因，而目前对融资能力的研究缺乏一个系统清晰的认识。孙林杰、孙林昭、李志刚（2007）认为，融资能力就是指企业结合社会资金供给状况、自身经营状况以及发展战略，在恰当时机、选择恰当方式和融资对象筹集资金的能力。他们在构建科技型中小企业融资能力评价模型时选取的23个指标，既包含定量指标也包含定性指标。赵亮（2007）认为，从资金需求方角度，融资能力是通过内源性融资和外源性融资获取资金的能力，因而将每股资本公积、资产负债率和再融资占总融资比率纳入评价指标体系中;从资金供给方角度，融资能力即为投资价值，因而从企业的盈利能力、短期偿债能力、经营管理能力和成长能力来评价，并选取了部分常规的财务指标纳入评价指标体系。然而，企业选择的融资方式不同必然会导致对其融资能力的评价指标及方法也不同。根据融资优序理论，企业在筹集投资资金时，相对于外部融资而言首先会选择内部融资，其次在外部融资中，按照先银行借款融资，后发行股票融资的顺序进行。部分国内学者认为，企业所有者担心其控制权受到稀释，一般采取债务融资方式。随后，李定安、周健波等人（2007）深入考察了近几年我国房地产上市公司债务融资的决定因素，分析表明我国房地产企业的融资行为除了受其自身的股权融资能力和企业盈利能力的影响外，主要还受到企业成长性、资产流动性、经营力度及内部融资能力的影响。这些学者在构建企业融资能力评价指标体系时选取的是常规的财务指标，并未根据房地产行业的特点对财务指标修正，其构建出的指标体系针对性不强，不具有说服力。基于以上文献分析，本文拟通过界定债务融资能力的内涵，选取代表性的财务指标并结合房地产企业独有的特征对指标进行修正，利用修正后的财务指标研究房地产企业债务融资能力的影响因素。

三、债务融资能力内涵及影响因素

（一）债务融资能力内涵。融资是企业筹集资金的过程，即企业根据自身的生产经营状况和企业未来经营发展的需要，利用各种各样的融资方式和渠道，从投资者和债权人手中取得资金，以满足企业正常生产和进一步发展需求的过程。融资能力是指企业依据自身的经营需要向资金供给者筹集生产经营所需资金的能力，而企业所能融通资金的规模大小则取决于融资能力的高低。

债务融资是指企业通过银行或非银行金融机构贷款或发行债券等方式融入资金。企业通过债务融资方式筹集资金的能力即为债务融资能力。对于房地产企业而言，负债融资仍主要来源于商业银行贷款、预收账款（这主要是客户的定金和预售款，这部分资金实际上是个人消费贷款转化而来，主要来源于银行）及应付账款（主要是建筑企业流动性贷款），债券融资比例仍然很低。一旦房地产市场出现波动，公司销售下滑，公司资金链断裂，公司发生财务危机的可能性就会增大。笔者认为债务融资能力受企业财务状况的影响较大。

（二）房地产上市公司债务融资能力的影响因素。从房地产企业自身因素分析，企业的规模、企业素质、房地产开发项目、企业财务状况等会影响企业融资能力的高低。但是资金供给者无法深入企业内部了解真实情况，他们了解企业状况的主要方式是经审计后的报表，因此他们对企业融资能力的评价也主要依据企业的财务表现。财务贯穿企业整个经营活动的始终，对管理、营销等方面的情况都会产生影响，因此，笔者仅从财务方面深入探讨债务融资能力的影响因素。

1.盈利能力。盈利能力是指企业在一定时期内获得利润的能力。获取利润是企业的主要经营目标之一，同时也反映了企业的综合素质。盈利能力越强的企业，财务基础越牢固，企业对外筹资的能力和清偿债务的能力也越强，企业发生财务危机的可能性也越小。根据权衡理论，企业盈利能力越强，内部产生的资金可提供企业日常经营以及发展所需，并随着留存的盈余越高，财务状况趋于好转，使得企业资金需求的总缺口缩小。利润是企业偿债的重要来源，因而盈利能力强的企业更能获得资金供给者的青睐。

2.资产管理能力。资产管理能力反映了企业的资金周转状况，对其进行分析可以了解企业的经营状况及经营管理水平。资金周转状况好，说明企业的经营管理水平高，资金利用效率高。企业的资金周转状况与供、产、销各个环节密切相关，任何一个环节出现问题都会影响到企业资金的正常周转。因而，企业的资产管理能力对债务融资能力的高低有一定的影响。

3.成长能力。企业的成长能力一定程度上反映企业资金规模的扩张状况，企业成长能力强，内部资金积累多，内源融资能力也就比较强。通过对企业成长能力进行分析，可以判断企业的发展潜力，预测企业的经济前景。为了降低代理成本，股东也有通过增加债务融资、提高财务杠杆的倾向。所以，企业的成长性越高，越倾向于债务融资，笔者将企业的成长能力纳入融资能力的影响因素。

4.偿债能力。企业资产的流动性越高，短期偿债能力越好，财务风险越低;流动性的下降除了会引起短期偿债能力下降外，还可能导致财务拮据，引发企业经营风险和财务风险，因而流动性越低的企业，融通资金的迫切性越强。从理论上说，虽然企业的流动资产也可以为企业进行负债融资提供支持，但是考虑到研究对象为资本密集型的房地产公司（属于对流动资金要求较高的高风险行业），笔者认为其对债务融资能力有重要影响。

5.现金回收能力。现金回收能力表现出企业能够从所实现的销售额和利润中回收现金的能力。大多数学者对融资能力研究时忽略了现金流的因素，而企业经营活动产生的现金净流量是一个很好的财务表现，它可以使资金供给者很好地观察到其所投入资金的企业的经营活动情况，观察到其资金的安全性是否得到保障。对于房地产企业而言，只有把利润变现才能用于项目再开发，因此本文认为现金回收能力也是企业债务融资能力的一个重要影响因素。

四、研究设计

（二）指标修正与变量设计。

1.指标修正。通过参阅房地产企业的财务报表，笔者发现房地产企业预收账款和预付账款的比重远高于其他行业。结合速动比率的计算机理，应当扣除房地产企业流动资产中变现能力差的存货和预付账款。此外，流动负债中的预收账款一项数额较大，况且对于房地产企业而言存货是用来偿还预收账款的。所以，对速动比率的修正结果如下：速动比率=（流动资产-存货-预付账款）÷（流动负债-预收账款）。

2.变量设计。房地产企业年报中披露的财务指标有100多个，理论上这些财务指标都可以直接或间接说明企业的经营状况，但是过多的指标会破环指标体系的预测能力。在前文分析的基础上，为了真实反映企业的债务融资能力，本文从盈利能力、偿债能力、成长能力、资产管理能力、现金回收能力五个方面，分别选取各指标间相互不涵盖且具有代表性的11个指标（见上页表1）。

（三）分析过程。本文应用spss18.0软件中的因子分析对房地产上市公司2013年的原始平均数据直接处理，所得出的kmo检验值为0.637，大于0.5，说明样本量充分。另外bartlett球形度检验近似卡方为839.339，p=0.000，按a=0.05水准，可认为相关矩阵不是单位矩阵，即意味着变量高度相关，足够为因子分析提供合理的基础。

由表2可看出，第一个因子的特征根为3.655，解释了原有11个变量总方差的33.228%，它刻画的方差最大，累计贡献率为33.228%。第二个因子的特征根为1.853，解释了原有11个变量总方差的16.847%，累计贡献率为50.075。第三、四、五、六个因子的特征根都大于1，前5个因子的累计贡献率达到了85.223%。因此可以选择这5个主成分作为综合评价的公共因子。

由表3可以看出，第一个因子变量在总资产报酬率、总资产净利润率、净利润增长率和净资产增长率的载荷分别为0.886、0.977、0.921、0.944，这说明第一主成分对总资产报酬率（x1）、总资产净利润率（x2）、净利润增长率（x8）和净资产增长率（x9）有绝对较大的载荷系数。这个主成分主要概括了房地产企业的盈利能力和成长能力指标，鉴于本文选择的代表成长能力的净利润增长率（x8）和净资产增长率（x9）也可代表企业未来的盈利能力，所以将第一因子变量命名为盈利能力因子。

第二个因子变量在经营活动现金流量回报率和现金流量比率的载荷分别为0.923、0.899，这说明第二主成分主要由经营活动现金回报率（x10）和现金流量比率（x11）决定，这个成分主要概括了企业的现金回收能力，所以第二因子可以命名为现金回收能力因子。

第三个因子变量在速动比率和现金比率的载荷分别为0.878、0.874，这说明第三主成分主要由速动比率（x3）和现金比率（x5）决定，这个成分主要反映了企业的短期偿债能力，因此第三因子可以命名为短期偿债能力因子。

第四个因子变量在利息保障倍数的载荷为0.862，这说明第四主成分主要由利息保障倍数（x4）决定，这个成分主要反映了企业的长期偿债能力，因此第四因子可以命名为房地产企业的长期偿债能力因子。

第五个因子变量在总资产周转率和存货周转率的载荷分别为0.995、0.354，这说明该主成分主要由总资产周转率（x7）和存货周转率（x6）决定，这个成分主要反映了企业的资产管理能力，因此第五因子可以命名为企业的资产管理能力因子。

根据表4，可以得到五个主成分的表达式，如下：

y1=0.242x1+0.280x2-0.019x3-0.094x4+0.006x5+0.026x6+0.015x7+0.264x8+0.267x9-0.016x10-0.011x11

y2=0.079x1+0.006x2+0.072x3-0.038x4-0.036x5+0.098x6-0.020x7-0.063x8-0.043x9+0.543x10+0.506x11

y3=0.115x1+0.015x2+0.548x3+0.062x4+0.520x5+0.021x6+0.025x7-0.083x8-0.055x9+0.113x10-0.089x11

y4=0.021x1-0.077x2+0.101x3+0.667x4-0.021x5+0.563x6+0.005x7-0.043x8-0.019x9+0.024x10+0.024x11

y5=0.017x1-0.005x2+0.034x3+0.045x4+0.0074x5-0.045x6+0.984x7+0.027x8+0x9-0.103x10+0.078x11

根据主成分的特征值，运用归一法可以确定每个主成分的权重，如表5所示。

综上所述，我们可以得出房地产上市公司的各项能力对其债务融资能力的影响由大到小排序依次为企业的盈利能力、现金回收能力、短期偿债能力、长期偿债能力和资产管理能力。

五、研究结论

国内外学者对融资能力没有达成统一的、清晰的认识，本文在分析融资能力相关文献的基础上发现企业选择的融资方式不同必然会导致评价企业融资能力的指标体系构建不同，继而提出债务融资能力概念。本文基于房地产上市公司财务报表提供的主要指标数据，分析房地产企业独有的特征，即预收款项比重明显高于其他行业企业，在设计评价房地产企业债务融资能力的指标时，对反映短期偿债能力的速动比率这一指标进行修正。实证研究的结果表明盈利能力是影响房地产上市公司债务融资能力最重要的因素，其次为现金回收能力、偿债能力和资产管理能力。其中偿债能力又分为短期偿债能力和长期偿债能力，而短期偿债能力对房地产企业债务融资能力的影响高于长期偿债能力。

第三篇：中国银行业市场结构、效率和绩效实证研究(精)

中国银行业市场结构、效率和绩效实证研究 邹伟进刘峥

摘要:本文利用2000-2005年间我国银行业发展的相关数据,在传统“结构-行为-绩效”范式分析的

基础上,对这一时期我国银行业的市场结构、市场绩效及其相互关系进行了研究。研究表明,我国银行

业的市场结构已经由寡头垄断、高度集中转变为垄断竞争、适度集中的市场类型;运用DEA方法测定

了我国主要14家银行的经营效率;对市场结构和绩效关系的实证分析显示,我国银行业的集中度和绩

效之间并无显著的相关性,而效率提高对改善绩效有重要作用。关键词:银行业;SCP;结构;效率;绩效;相关性 中图分类号:F832 文献识别码:A

一、引言

以新古典理论为基础的SCP框架是传统的产业组织结构分析的经典范式。SCP范式是由产业组织理论的奠基人BAIN等人首先提出来的,由市场结构(Structure,市场行为(Conduct和市场绩效(Performance三部分组成。该框架假定市场结构决定市场行为,市场行为决定市场绩效。

20世纪60年代以来,银行业被纳入产业组织理论的研究范畴。理论方面,基于产业组织理论对银行业结构和绩效的关系进行研究,主要形成了市场力假说和效率结构假说。实证方面,国内外不少学者基于不同的银行业市场,对以上两种假说进行了检验。国外,Smirlock(1985、Evanoff和Fortier(1988等人研究了美国银行业市场

结构和绩效的关系,Mullineaux和Thornton(1992则运用18个欧洲国家的银行业数据进行了研究。从实证结果来看,不同国家,不同银行业中市场结构和绩效的关系并不相同,并没有确凿的证据显示哪种假说一定成立。国内方面,张磊(2000、黄志豪和于蓉(2005综述了国内外学者在银行业产业结构、行为和绩效研究方面的进展状况。秦宛顺(2001、赵旭等(2001、王国红(2002、贺春临(2004对我国银行业的市场结构和绩效进行了实证研究。刘伟和黄桂田(2003、于良春和高波(2003等通过对我国银行业市场结构的分析,就银行业的集中度、效率和规模经济等方面进行了较深入的探讨。

2003年以来,我国的国有银行业改革取得了较大突破,银行业格局也因此发生了一些新的变化。本文通过研究2000-2005年间我国银行业主要的14家商业银行1的最新发展,从市场集中度方面进行分析,确定当前我国银行业市场结构的基本类型;运用DEA方法测定了这一时期14家银行的经营效率;进而实证分析了我国银行业市场结构、效率和绩效的相关性,验证了市场力假说和效率结构假说在我国银行业是否成立。

二、我国银行业的市场结构分析

银行业市场结构是指在银行业市场中,各银行之间在数量份额规模上的相互关系以及由此决定的竞争形式。市场结构的决定一般取决于市场集中度、产品差异程度和进入壁垒等因素,其中市场集中度是决定市场结构的主要因素。市场集中度研究是一种定量研究,而产品差异度和进入壁垒研究则主要是定性研究。从实证研究的角度出发,本文主要从市场集中度方面进行

1本文所选取的样本为中国工商银行、中国银行(集团、中国建设银行、中国农业银行、交通银行、中信实业银行、光大银行、华夏银行、民生银行、广东发展银行、招商银行、上海浦东发展银行、深圳发展银行、兴业银行共14家银行所构成的银行业市场。选择这样的样本一方面是基于数据的可搜集性,同时也是因为这14家银行占据了我国银行业的大部分市场份额,可以说明我国商业银行的总体状况。

分析。

市场集中度是指在特定的产业或市场中,少数较大的企业或组织所占市场份额的大小。一

般来说,市场的集中度越高,该市场的垄断程度就越高。常用的衡量市场集中度的指标有勒纳

指标(Lerner index、市场集中度指标CR n、基尼系数(Gini coefficient和赫芬达尔指数(Herfindahl index,也称H指数等。本文采用的是目前较常用的市场集中度CRn指标和H指数。

1.CR n指标的测定。CR n指标表示的是产业中最大的n个企业所占市场份额的比重2,该指

标反映了市场中最大的n 家企业的集中程度。我们依据2000—2005年14家银行的相关数据,以

最大的四家国有银行为基础,从资产,存、贷款和利润3四个方面,测得我国银行业的集中度

CR4指标如表1所示。

表1 2000-2005年我国银行业市场集中度CR4指标 2000 2001 2002 2003 2004 2005 年,平均值资产 0.8629 0.84490.82630.80300.7882 0.7786 0.8173 存款 0.8683 0.84430.82640.80340.7878 0.7774

0.8179 贷款 0.8724 0.85090.82470.79610.7853 0.7529 0.8137 利润 0.7651 0.71820.72660.79370.8337 0.8014 0.7731 资料来源:根据《中国金融年鉴》(2001—2005,14家银行相关年份年报,中国人民

银行年报

(2001—2005,并进行相关计算。某一指标数据若在以后年份发生调整,在合理分析

基础上, 一般以调整后数据为准。

从14家主要银行组成的银行业CR4各项指标来看,资产、存款、贷款市场的三项指标均

高于80%,说明国有银行在规模方面仍有绝对优势,根据BAIN设立的CR4分类标准(表2, 这一集中度是相当高的。而利润方面的集中度则相对低一些,在一定程度上反映出我国国有银

行“高垄断,低收益”的特点,国有银行并没有获得与其市场垄断地位相称的利润水平。

表2 BAIN定义的以CR4区分的市场结构类型 市场集中度(CR4(%该市场企业数量市场类型 ≥75 1~40 极高寡占型 65~75 20~100 高寡占型 35~65 较多中集中寡占型 30~35 很多低集中寡占型

≤30 极多竞争型资料来源:杨公朴,夏大慰主编.现代产业经济学[M].上海:上海财经大学出版社,2005。

进一步的分析利润指标,我们发现,2003年是利润集中度变化的一个拐点:2000-2003年, 四大国有银行的利润份额相对于资产和存贷款份额都较低,而从2003年开始,则开始逐渐回升,04年和05年利润指标的集中度甚至高于资产和存贷款市场。分析起来仍然要归因于近几

年来国有银行的股份制改革。为了加快国有银行的改革进程,尽快使其摆脱历史包袱的束缚, 国家采取向国有商业银行“再注资”的方法,2003年底动用450亿美元国家外汇储备为中国银

行和中国建设银行注资,2005年又动用150亿美元为中国工商银行注资。同时,对三家公司

2计算公式为:CR n =∑ ∑ = = N i i i n i X X 1 1 /,其中n为最大的n家企业,N为市场企业总数。

3这里考察的利润为各银行的税后净利润(账面,本文中如无特殊说明,相关利润指标均为税后净利润。

进行股份制改造,完善公司治理结构。经过这些改革,2004年,建设银行和中国银行的税后

净利润已经分别达到483.88亿元和209.32亿元4, 从而提高了国有银行在利润方面的市场份额。05年利润份额的降低应该跟政府自2004年中期以后对经济的宏观调控有关,紧缩的货币政策使国有银行的贷款数量更为缩减,同时呆坏账拨备增加,也可能造成国有银行2005年利润增速的减缓。

2.H 指数的测定。CR n 指标可以在一定程度上反映行业的集中度,而且比较容易测定,但它不能反映出整个市场的规模分布情况,而H 指数则可以很好的弥补这一点。H 指数是市场年各主体相应指标和行业总指标比值的平方和5,它综合的反映了市场的分化程度和市场垄断水平。H 值越接近于1,表明行业内垄断程度越高。我们利用相关数据,计算出2000—2005年间我国银行业的H 指数如表3所示。

表3 2000-2005 我国银行业市场集中度H 指数 H 指数 2000 2001 2002 2003 2004 2005 年均

资产 0.1992 0.1902 0.1812 0.1711 0.1650 0.1612 0.1780 存款 0.2023 0.1911 0.1821 0.1724 0.1662 0.1622 0.1794 贷款 0.2059 0.1972 0.1866 0.1728 0.1685 0.1529 0.1807 利润 0.2042 0.1709 0.1662 0.2800 0.3613 0.2280 0.2351 资料来源:同表1。

一般来说,如果H 值大于0.18,则该市场为高度集中的市场;若H 值在0.1和0.18之间,则该市场属于适度集中市场;若H 值小于0.1,则该市场属于低集中度市场。观察2000—2005年期间H 指数的变化,我们可以发现:从年均值来看,资产和存款市场的集中度都已经低于0.18,而贷款市场的集中度也已经降至0.18的临界点上方附近;从趋势上看,除利润指标外,我国银行业的H 指数都是逐年下降的,即在资产和存贷款市场上的集中度都有所下降,这说明我国银行业的竞争程度有所加强。利润集中度的趋势变化要复杂一些,从2000年到2002年逐年下降,而在2003年出现了一个上升的拐点之后,2005年又有所下降。我们前面已经分析过利润集中度出现拐点的原因,国有银行通过内部改革,改善经营管理,剥离不良资产,以及政府注资,利润状况近几年

得以改善。从H 指数的变化来看,我们大致可以判断出,我国银行业在2000—2005年期间,逐渐由高度集中的市场结构过渡为适度集中的市场结构。

小结:综合对市场集中度的分析,我们认为,2000—2005年间,我国银行业的市场结构已经从寡头垄断、高度集中转变为垄断竞争、适当集中;但集中度仍然偏高,仅仅略低于临界值。

三、我国银行业的效率测定

效率研究也是银行研究的重要课题之一。本文中,我们把银行效率定义为对其投入产出对比关系的评价。银行效率的研究方法主要有参数法和非参数法。本文采用非参数法中的DEA(数据包络分析模型对我国2000-2005年间的银行效率进行测算。DEA 6是由Farrel(1957创立并由Charnes Cooper(1978等人发展起来的线性规划方法,它通过构建生产的效率前沿边界来测定决策单位(Decision Making Units ,DMU 相应的边界效率。DEA 效率是一种相对效率:落在效率前沿边界上的DMU 是有效率的,其值为1;而落在前沿边界以外的DMU 则 4 引自中国建设银行、中国银行2004年年报。5计算公式为:H=/(1 T X i n i ∑=2,其中X i 为各企业的资产等相应指标,T 为市场总规模,n 是行业内的企

业数量,X i /T 即为某企业相应指标的的市场份额。

6详细的关于DEA 理论描述及其方法,可以参看:魏权龄.数据包络分析[M], 北京:科学出版社,2004.是相对无效率的,其值位于0到1之间。

运用DEA方法测算银行效率,我们需要首先定义相应的投入产出指标。基于对银行定义的不同,投入产出指标的选择方法主要分为生产法、中介法和资产法。我们依据金融中介的理论,将银行定义为运用资本和劳动力吸取存款,并转化为贷款和投资从而获利的机构。按照这一标准,我们选取的银行投入指标为劳动力,自有资本和存款,产出指标为银行净利润。其中劳动力投入为银行每年的职工人数;自有资本

为资产负债表中的所有者权益部分。此外,在计算时我们采用了投入角度的模型(input-oriented model。

我们利用相关数据,并使用Onfront 2.01软件7,测算出2000—2005年间我国银行业的DEA 综合效率OE(生产成本效率,技术效率TE和规模效率SE,如下表所示: 表4 2000-2005年间我国银行业效率概况 国有银行平均 10家股份制银行平均 14行平均 OE TE SE OE TE SE OE TE SE 2000 0.125 0.273 0.496 0.503 0.706 0.756 0.395 0.582 0.682 2001 0.106 0.268 0.511 0.522 0.691 0.776 0.403 0.570 0.700 2002 0.132 0.347 0.484 0.519 0.701 0.789 0.424 0.607 0.715 2003 0.305 0.490 0.965 0.556 0.692 0.780 0.484 0.634 0.833 2004 0.320 0.465 0.900 0.522 0.600 0.694 0.464 0.562 0.753 2005 0.402 0.645 0.845 0.590 0.687 0.762 0.536 0.675 0.786 数据来源:同表1。

从表中来看,2000—2005年,我国银行业的效率有了一定提高,但和发达国家比较起来仍然是较低的8,股份制银行的效率整体上要优于国有商业银行。国有银行的效率提高较为显著,2003年以后基于股份制改革的成效,显示出一定的规模效率,但技术效率仍然偏低。就单个银行来说,国有银行里中国银行效率最优,除2004年外其余年份综合效率均位于国有银行首位。股份制银行的效率表现显示出一定的分化,其中民生银行的效率最高,2001—2005年连续5年显示综合有效率,位于行业第一;浦发、中信、招商、兴业的综合效率也较为优异;广发、深发、光大几家银行的效率则相对较低。

四、我国银行业绩效的测定

关于银行业的绩效定义,目前尚存在一些争论。本文中将绩效简单定义为银行的获利能力。常用的测定绩效的指标有利润率、勒纳指数和贝恩指数等。本文采用总资产利润率和净资产收益率来考察银行的经营绩效。总资产利润率9用来衡量运用资产获取利润的综合能力;净资产收益率10则用来衡量银行的自有资本获利能力。我们运用相关数据,计算出2000—2005年间我国银行业的资产利润率ROA和净资产收益率ROE,分别如表5和表6所示。Onfront2.01是由瑞典EMQ公司开放的一个DEA分析软件。Pastor等(1995基于DEA和Malmquist指数的国际银行业效率研究显示,1992年主要发达国家银行业平均的综合效率为:美国0.81,西班牙0.89,德国0.93,意大利0.92,法国0.95,英国0.54。

9总资产利润率=税后净利润/期内平均总资产。

10考虑到银行数据公布在不同年间的调整,特别是三家国有银行03年以来通过注资进行财务重组造成的相关数据不可比,本文中的净资产收益率采用全面摊薄的计算方式:全面摊薄净资产收益率=税后净利润/期末净

资产。

表5 2000-2005我国银行业的经营绩效(ROA测度单位:% 工商银行农业银行建设银行中国银行国有银 行平均 10家股份制 银行平均 14行平均

2000 0.1389 0.0133 0.3373 0.2544 0.1860 0.4380 0.3660 2001 0.1432 0.0489 0.1951 0.2422 0.1573 0.4213 0.3459 2002 0.1432 0.1053 0.1472 0.2734 0.1673 0.3501 0.2978 2003 0.0492 0.0594 0.6743 0.7581 0.3852 0.3852 0.3852 2004 0.0422 0.0534 1.2961 0.5113 0.4757 0.3436 0.3814 2005 0.5560 0.0238 1.1087 0.6143 0.5757 0.4417 0.4800 年均0.1788 0.0507 0.6265 0.4423 0.3245 0.3967 0.3761 资料来源:同表1。

表6 2000-2005 我国银行业的经营绩效(ROE测度单位:% 工商银行农业银行建设银行中国银行国有银 行平均 10家股份 制银行平均 14行平均

2000 2.78 0.22 6.57 4.80 3.59 9.19 7.59 2001 3.11 0.87 4.80 3.62 3.10 11.69 9.24 2002 3.66 2.13 4.01 4.33 3.53 10.61 8.59 2003 1.45 1.39 11.96 14.09 7.22 12.37 10.90 2004 1.82 2.57 24.75 10.19 9.83 11.08 10.73 2005 13.30 1.31 16.38 11.76 10.69 13.27 12.53 年均 4.35 1.42 11.41 8.13 6.33 11.37 9.93 资料来源:同表1。

表5和表6显示,2000—2005年间,我国银行业的资产、资本盈利能力虽然仍然较低,但纵向来看,都有了一定提高11,特别2003年以后国有银行的业绩表现突出:资产利润率由平均不到0.2%提

高到了0.58%,2003年后甚至超过了股份制银行,其净资产收益率也有了显著提高。但从ROA的年

均值来看,股份制银行仍然要高于国有银行,而且利润率相对稳定。而从ROE的表现来看,股份制

银行仍然全面领先于国有银行。对比ROA和ROE,我们发现,股份制银行的资本盈利能力比

资产盈利能力更具优势,原因可能是因为股份制银行的资本结构更为合理,而国有银行具有的

庞大资产规模在资本结构相对改善和效率提高等条件下可以转变为竞争优势。ROA达到0.6%是我国银行业资产利润率的监管水平,达到1%则接近国际银行业的先进

水平。从单个银行来看,建设银行的利润率在国有银行中最优,特别是2004和2005年,从指

标上看,已经达到1%左右的国际先进水平;中国银行2005年也达到了0.61%。国家在2003 年对建行和中行注资时要求两家银行的ROA在2005年底达到0.6%,从指标上看,两家银行

都已经达到了要求。股份制银行中,总体而言上市公司的利润率要好于非上市公司:其中表现

较好的浦发、招商、民生和中信等银行,表现较差的是广发和光大银行。

五、我国银行业市场结构、效率和绩效的相关性分析

目前关于市场结构和绩效关系理论分析,主要存在两种假说:市场力假说和效率结构假说。

11孙巍等(2005的研究显示,1995-2002年,我国商业银行的绩效呈收敛下降的趋势。

市 场 力 假 说（Market-Power Hypothesis,MP）包 括 传 统 的 SCP 假 说 和 相 对 市 场 力 假 说（Relative-Market-Power Hepothesis，RMP）。SCP 假说在分析市场结构和绩效的关系时认为，市场集中度和市场绩效是正相关的；并且在分析其原因时认为，在集中度高的垄断市场中，少 数的大银行之间容易实现合谋来操纵市场，它们通过支付较低的存款利率和较高的贷款利率获 得较大利差，得到垄断利润。RMP 假说则认为，只有市场份额大且较好实现了产品差异化的 银 行，才 能利 用 市 场 力通 过 有 利 定价 获 得 超 额利 润。效 率结 构 假 说（Efficient-Structure Hypothesis）包括 X 效率结构假说（ESX）和和规模效率假说（ESS）。ESX 假说认为，技术和 管理水平高的银行，可以实现较低的成本和较高的利润水平，从而获得更大的市场份额，导致 较高的市场集中度。ESS 假说同样认为效率可以决定银行绩效和市场结构，但它认为这是银行 间规模效率差异的结果，而在技术和管理方面的效率则趋同。秦宛顺（2001）赵旭等，（2001），贺春临（2004）对我国银行业的实证分析都不支持这两个假说。本文将运用我国银行业发展的 最新数据对上述假说进行验证。1．模型设定及变量解释。要验证以上两种假说，经典的计量模型是由 Berger（1995）建 立的模型发展而来：(1 π=β10+β11MS+β12CR+β13X-EF+β14S-EF+α’X(2 MS=β20+β21X-EF+β22S-EF(3 CR=β30+β31X-EF+β32S-EF 该模型中，π 为银行绩效变量，MS 为银行的市场份额变量，CR 为市场集中度变量，X-EF 和 S-EF 分别为银行 X 效率和规模效率的测度变量，X 为一系列的控制变量。若实证结果方程（1）中结构变量 MS、CR 的系数 β

11、β12 显著为正，而效率变量 X-EF 和 S-EF 对绩效的影响 很小，则市场力假说成立；若结果显示方程（1）中效率变量的系数 β

13、β14 显著为正，而结 构变量对绩效的影响很小，且方程（2）（3）中 X-EF 和 S-EF 的系数 β

21、β

22、β

31、β32 至少有 一个显著为正，则效率结构假说成立。本文也基于上述模型对两种假说进行检验，同时数据处理上采用时间序列和横截面相结合 的“混合数据”（pool data）方法。变量选择上，我们用某银行利润率 ROA、ROE 来衡量绩效； 市场份额 MS 我们取该银行在资产、存款、贷款和利润四个方面的份额中值；集中度变量我们 同样取当年银行业资产、存贷款和利润四项 H 指数的中值；银行的 X 效率和规模效率我们分 别用 DEA 方法测定出的银行综合效率 OE 和规模

效率 SE 表示；控制变量方面，我们参照秦 宛顺（2001）和赵旭等（2003）的选择方法，从银行和市场两个角度共选取四个变量：银行变 量选取资产规模(取其对数值，记为 LNA和贷款/资产比 RLA，分别表示银行的规模和风险状 况；市场变量选取 GDP 增长率 RGDP 和存款市场增长率 GMD，其中 RGDP 用来表示经济增 长对金融市场的影响，GMD 表示存款市场需求增长对银行利润的影响。从经济意义上，我们 估计 ASS、RLA、RGDP 和 GMD 的系数均为正号。2.回归结果及分析。运用 SPSS 13.0 软件，将 2000—2005 年间“混合数据”（pool data）形 成的 84 组相关样本数据代入模型中（1）式，进行回归估计。我们首先以 ROA 为被解释变量进行回归，结果如下： ROA=1.465+0.026MS-1.589CR+0.392OE+0.306SE-0.157LNA-0.007RLA+0.109RGDP(3.950(5.323(-1.534(5.101(3.854(-4.236(-2.747(3.979 ** ** ** ** ** ** **-0.041GMD(-3.206 ** R2=0.788 adj R2=0.765 F=34.843 D.W=1.042（括号内为系数 T 检验值，**、*分别说明该系数通过 1％和 5％的显著性检验。下同）从回归结果来看，模型具有一定的拟合优度，且通过了 F 检验，方差膨胀因子 VIF 检验

显示该模型不存在多重共线性，D.W 检验显示随机误差项存在正的自相关。除集中度外的解 释变量均通过了 1%水平的显著性检验，因此整体上说该模型具有较强的解释能力。集中度与 资产利润率负相关，市场份额虽然与利润率显著相关，但相关系数很小，而 X 效率和规模效 率均与利润率显著正相关，且系数显著不为 0。因此，回归结果表明，市场力假说不成立，但 一定程度上反映了效率结构假说的特点。控制变量中，存款市场增长率和贷款资产比的系数都 很小；GDP 增长率与 ROA 显著正相关，说明经济增长对金融机构的利润率有促进作用；资产 规模变量与 ROA 显著负相关，说明在我国，规模大的银行并不是利润率高的银行。若以 ROE 为被解释变量，则回归结果如下： ROE=19.264+0.26MS-43.047CR+8.369OE+8.909SE-2.418LNA-0.129RLA+2.656RGDP（1.551）(1.580(-1.241(3.252(3.345(-1.954(-1.591(2.890 ** ** ** * **-0.602GMD(-1.412 R2=0.667 adj R2=0.631 F=18.737 D.W=1.775 被解释变量变换以后，我们发现 ROE 与解释变量的相关关系没有发生质的变化，但其显 著性都有所下降，其中市场份额与资本收益率的正相关性已经不显著，控制变量里只有 GDP 增长率和资产规模（对数

值）变量检验具有显著性。从回归方程上看，虽然 F 统计量和复决 定系数 R2 有所下降，但本模型消除了自相关性。因此，综合来看，以 ROE 来衡量绩效，模型 的说明更符合实际情况和统计意义，国内外学者研究银行绩效与市场结构、效率关系时，也倾 向于采用 ROE 变量。以上对（1）式的回归分析说明我国银行业可能存在效率结构假说，但要使这一假说成立，还有一个必要条件：效率是市场结构的决定因素。因此，我们必须对（2）（3）两式进行回归 估计，若两式中效率变量的系数有一个显著为正，则效率结构假说成立。运用相关数据，我们得到（2）（3）两式的回归结果： MS=6.891-16.623OE+10.418SE CR=0.193-0.003OE+0.002SE(2.568(-4.296(2.252(40.298(-0.403(-0.27 * ** * R2=0.002 adj R2=-0.023 F=0.081 R2=0.195 adj R2=0.175 F=9.798 从上面的回归结果来看，集中度 CR 与效率变量建立的模型无论是系数还是方程都没有通 过统计检验（实际上，单个银行的效率变化很难对整个市场的集中度有显著影响）。市场份额 与效率建立的模型通过了 F 检验和系数的 T 检验，其中 X 效率与市场份额成负相关，说明在 我国，效率高的银行并不是市场份额大的银行；规模效率与市场份额正相关，说明这一时期我 国规模效率高的银行占取的市场份额较大。但（2）的回归结果中复决定系数只有 0.195，其模 型的解释能力有限。因此，综合模型（1）（2）的回归结果，显示出 2000—2005 年间我国银行业具有一定的规 模效率假说（ESS）的特点。

六、结论与启示 综合以上分析，本文的基本结论与启示如下：（1）2003 年以来，我国银行业市场结构开始由寡头垄断、高度集中转变为垄断竞争、适 度集中，但集中度仍然位于临界值附近，位于垄断竞争的初始阶段。（2）从效率上看，这一时期，我国银行业的效率水平有了一定提高，但整体水平仍然较 低。国有银行的规模效率提高较快，股份制银行平均的综合效率高于国有银行。（3）2000—2005 年间，我国银行业的绩效水平有所提高，其中国有商业银行的表现较为 突出，主要归因于建行、中行和工行的股份制改革取得了一定成效。股份制银行的业绩表现整 体上高于国有银行。

（4）实证研究表明，市场结构对我国银行绩效的影响并不显著，而银行效率的提高则有 助于其绩效改善，规模效率的提高对银行的市场份额有一定影响。因此，我国银行在改革的过 程中，更应该努力改善经营管理，完善法人治理结构，提高其经营效率，而非一味地强调扩大 资产规模和市场份额。参考文献 [1] 于良春，鞠源.垄断与竞争：中国银行业的改革和发展[J].经济研究，1999（8）.[2] 赵旭，蒋振声，周军民.中国银行业市场结构与绩效实证研究[J].金融研究，2001（3）.[3] 秦宛顺，欧阳俊.中国商业银行业市场结构、效率和绩效[J].经济科学,2001(4.[4] 刘伟，黄桂田.银行业的集中.竞争与绩效[J].经济研究，2003（11）.[5] 王国红.论中国银行业的市场结构[J].经济评论，2002（2）.[6] 贺春临.我国银行业的市场结构与绩效研究[J].经济评论，2004（6）.[7] 张磊.银行业的产业结构、行为与绩效[J].外国经济与管理，2000（3）.[8] 黄志豪，于蓉.银行产业组织理论研究综述[J].经济学动态，2005（2）.[9] 于良春，高波.中国银行业规模经济效益与相关产业组织政策[J].中国工业经济，2003(3.[10] 何韧.银行业市场结构、效率和绩效的相关性研究——基于上海地区银行业的考察[J].财经研究，2005(12.[11] 孙巍，王铮，何彬.商业银行绩效的演化趋势及其形成机理——基于 1996—2002 年混合数据的经验研究 [J].金融研究，2005（10）.[12] 杨公朴，夏大慰.现代产业经济学[M].上海：上海财经大学出版社，2005.[13] 约翰·A·戈达德.欧洲银行业：效率、技术与增长[M].北京：中国人民大学出版社，2006.[14] A.N.Berger，C.Hunter，W.Timme.The Efficiency of Financial Institutions: A Review and Preview of Research Past，Present and Future [J].Journal of Banking and Finance，1993, 17:221-249.[15] A.N.Berger, A.N.Mester.Inside the Black Box: What Explains Differences in the Efficiencies of Financial Institutions [J].Journal of Banking and Finance，1997, 21(7: 895-947.Empirical Analysis of Market Structure ,Efficiency and Performance in China banking Weijin Zou Zhang Liu Abstract: By analyzing the related data of development of banking in China in the period from 2000 to 2005 and based on the traditional analysis model of “structure-conduct-performance”, we performed studies on banking market structure, market performance and their mutual relationships in such period.Our results show that market structure of banking has been changed from the type of “oligarchic monopolization and high concentration” to the type of “monopolized competition and moderate concentration”.We computed the operating efficiency of the 14 main banks in China by the DEA calculation method.We also analyzed the

relationships between market structure and performance, of which results show that there is no distinct correlation between the degree of concentration and performance，while the enhancement of efficiency is critical for improvement of performance.Key Words: banking;SCP model;market structure;efficiency;performance;correlation 收稿日期：2006-12-20 作者介绍：邹伟进，武汉大学经济管理学院博士研究生，中国地质大学（武汉）经济学院教授；刘峥，中国院博士研究生。

地质大学（武汉）经济学

第四篇：我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究

我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究

来源：中联论文网：

【摘要】模式一直是近年来国内企业研究和争论的热点问题，EVA和企业价值之间的关系这一问题尤为囊出。本文基于IT公司的数据开展了实证研究，证实了传统会计指标和企业价值之间的相关性小于EVA指标与企业价值之间的相关性；EVA和传统价值变量都对企业价值具有一定解释能力；但传统会计变量不能被EVA完全替代。

【关键词】经济增加值,EVA企业,价值MVA

一，研究背景与意义 EVA的理论和模型产生于20世纪80年代，企业在会计上除了考虑各种要素成本还必须考虑资本成本，企业的创造价值减去资本要素成本之后的值，才更具有现实的企业价值意义。特别在中国国内方面，政府引入了EVA作为国资委下属央企考核机制的措施，这又将EVA体系为企业价值带来的影响引入广泛讨论当中，EVA与企业价值的相关性特别是中国上市企业的实际情况如何成为了非常有意义的研究课题。本文希望通过实证研究来考察EVA与我国上市企业价值的相关性。

二．EVA价值相关性国内外研究

迄今为止，国外开展了较为成熟的EVA价值相关性的实证研究，国外的一系列研究大多针对EVA和每股净利等传统绩效评价指标进行了相关性研究，但也有一些研究评估了EVA公司在现实中的绩效行为。在研究方法方面，国外研究大量使用了实证分析的方法。国内方面，胡俊娣(2003)进行了ROI和EVA的对比分析研究，认为传统ROI计算方法不如EVA评价方法。王燕妮(2004)认为EVA需要进行综合考虑，但从财务方面评价，其效度很高。游明洁(2010)，徐晓薇(2010)等人的研究表明EVA在评估企业价值方面具有较强有效性。

三、实证研究

（一）样本选择

本研究选取我国2008、2009、2010年深沪两市IT类企业，同时去掉ST、PT股票并去掉统计数据不完整的公司样本。经过上述调整后的总的样本个数为421个。

（二）变量选择

因变量（企业价值代表性变量）也就是公司价值变量，本文由市场增加值(MVA)代表。EVA代表性变量为股经济增加值(EVAPS)，每资本经济增加值(EVAPC)以及资本收益率(ROC)。会计指标体系方面选用了如下指标OCPS（每股营业现金净流量）、ROE（净资产收益率）、EPS（每股收益）。

（三）实证研究结果

研究首先进行了相关性分析，检验以上7组数据之问的相关性，在此基础上，对六个变量分类别同因变量（公司价值变量）进行多元回归分析，即主要针对MVAPC进行回归分析。我们可以建立如下回归方程：MVAPC=B o+0 IEVAPC+B 2EVAPS+B 3ROC+D 4。从以上分析能够看出，EVA变量对公司价值有很好的解释力，其中F值高达52.564，R方为274，说明EVA变量对模型解释高达270j,。实证结果支撑了EVA对企业价值具有较强的解释能力这一结论。

其次，通过多元回归分析（传统会计变量与企业价值变量），可以看到会计变量总体上对公司价值的解释力和EVA变量相比不高，从统计结果上看其解释力小于1 00/,。而统计结果的F值为8.273，会计指标变量的回归方程在0 001的水平上显著，数据结果表明会计变量可以解释企业的市场价值。但如果与EVA变量回归方程相比，会计变量的回归方程整体显著性明显较低。通过以上分析，我们得到了：传统会计变量对企业价值具有一定解释能力；且EVA相对于企业价值的解释力更大，明显高于传统会计变量对企业价值的解释能力。

最后，如果在评价企业价值时如果同时引用EVA指标和会计指标，调整R方与EVA回归模型相比有了一定的提升，当我们同时使用传统会计变量和EVA变量时，模型对MVAPC的拟台程度有了显著提高，我们可以得到结论：同时使用量类变量后解释变量对公司价值的解释度有了明显提高了；观察统计方程的F值高于30，这一结果大幅度超过单纯采用会计指标的统计结果。我们可以得到如下结论：EVA指标虽然有较高的解释能力，但是它并不能完全取代传统会计指标，传统变量是很重要的企业价值指标，在对企业价值的解释能力方面也有相当大的作用。

综上我们得到如下结论：当综合使用传统会计变量和EVA的时候对企业价值的解释能力最强，而单纯使用EVA变量时其对企业价值的解释能力其次，如果单纯使用传统会计变量其对企业价值的解释能力最弱，同时单纯使用传统会计变量仍然有一定的解释能力，所以传统会计变量仍然不能被完全替代。

四、研究展望

在未来的研究中，可以将EVA研究结论与企业内部管理相关联，研究EVA企业价值相关性是否和企业内部管理有关联，从而让这一研究在企业中发挥实践作用。参考文献

[1]胡俊娣投资回报率和经济附加值在财务评价中的止较研究田商业研究，2003(05)

[2]王燕妮，王波EVA与现有评价指标的比较分析[I]现代管理科学，2004(07)

[3]王化成，程小可，经济增加值的价值相关性与盈余、现金流量、剩余收益指标的对比叫会计研究，2004(05)

[4]王泽萍基于于EVA的企业价值评估研究[D]大连理工大学硕士论文，2006

[5]游明浩EVA在评估企业价值中的应用研究[D]北京交通大学论文，2010

[6]徐晓薇.基于EVA的我国高科技产业上市公司绩效评价研究[D]西北大学论文，2010

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第五篇：中小企业板块上市公司可持续增长与融资相关性实证研究

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中小企业板块上市公司可持续增长与融资相关性实证研究

作者：康俊

来源：《财会通讯》2013年第05期

中小企业是我国国民经济健康协调发展的重要基础。中小企业在推动国家经济发展、完善社会主义市场经济体制、优化产业结构、提高综合竞争力、缓解就业压力和稳定社会环境等方面都发挥着举足轻重的作用。面对日益激烈的市场竞争，中小企业作为企业中的弱势群体，如何因势利导，采取有利的财务管理策略，以保持财务的可持续增长是其发展中的重要课题。中小企业为保持可持续增长必然需要资金的支持，可持续增长正是以融资所产生的财务资源为基础的，如何通过合理的融资策略融通到中小企业持续增长所必须的财务资源是中小企业需要考虑的重要问题。中小企业可持续增长与融资之间有着必然的联系，将二者结合起来进行研究，不但能够揭示财务增长与融资之间的相关性，还能为中小企业正确认识和把握增长，制定合理的融资决策提供依据。

一、理论回顾

融资是企业筹集资金的行为与过程，融资并不仅指企业在资本市场上筹集资金，更重要的是指企业要合理筹集资金、要优化筹集资金的利用效率。融资的最终目标是实现企业价值最大化，而企业价值最大化的直接体现就是企业财务业绩的增长。随着市场经济的发展和企业规模的壮大，单纯依靠内部积累资金走内源融资之路己经难以满足中小企业经营发展的需要，必须借助外源融资来推动中小企业的发展，而过度依靠外源债务融资的企业必定会增加其财务风险，过于依靠外源股权融资的企业又会引起其财务成本的上升，此时融资管理就成为中小企业经营发展中应关注的重要问题。

财务学家罗伯特·希金斯（2002）认为财务可持续增长率就是在不需耗尽企业财务资源的条件下，企业销售增长所能够达到的最大比率。从希金斯SGR=P×A×R×T 的财务可持续增长模型，可以发现企业的财务可持续增长率由销售净利率、总资产周转率、留存收益率、权益乘数四个因素决定。其中：P（销售净利率）和A（总资产周转率）分别代表了企业的盈利能力和营运能力，两者概括了企业生产过程中的经营效率，R（留存收益率）和T（权益乘数）则分别代表了企业财务分配政策和融资结构，两者概括了企业主要的财务政策。这四个指标与财务可持续增长率之间有着密切联系，能够反映企业财务资源与财务增长之间的协调平衡关系。可见，中小企业为保持可持续增长需要资金的支持，可持续增长正是以融资所产生的财务资源为基础的。中小企业通过提高净利润、增加留存收益能够增加其可靠的资金来源，中小企业通过加快资金周转可以增加其资金的相对规模，中小企业在提高财务可持续增长率的同时也使其融资结构得到了合理调整，提高财务可持续增长率和优化融资结构可以体现为一个动态协调和良性循环的过程。

企业要通过选择合理的融资结构来实现财务可持续增长，这就是财务可持续增长模型的融资理念之所在，可以利用这一理念来指导中小企业的融资策略。中小企业可持续增长与融资之间有着必然的联系，融资方式的选择应当充分考虑到中小企业财务可持续增长的要求。中小企业的持续发展能力是与其融资能力和融资结构的稳健程度密切相关的，因为只有良好的融资能力和稳健的融资结构才能使中小企业有能力把握发展机会，同时提高其内部积累能力和持续增长能力。

二、研究设计

（一）研究假设 具体如下：

H1：留存收益与中小企业上市公司收入的增长呈显著正相关

罗伯特·希金斯教授认为，由于发行新股融资会受到外界市场的限制，因而它属于企业不可控的财务资源，对比之下，企业在股东认可的股利政策下所取得的留存收益和在一定的融资结构范围内取得的债务资金，才属于企业较易控制的财务资源。梅耶斯的优序融资理论认为，企业内源融资优于外源融资，合理的融资结构应该以内源融资为主，内源融资是企业最基本的融资方式，它是外源融资的基本保证，内源融资相对于外源融资具有较强的成本优势（本文对内源资源仅考虑企业留存收益）。因此提出H1。

H2：长期负债与中小企业上市公司收入的增长呈正相关

企业外源债务融资可分为流动负债和长期负债。由于长期负债的偿还期较长，长期负债融资能使企业即获得所需资金，又不必面临很高的流动性风险。长期负债融资对企业具有较强的契约约束力，能够极大地激励企业有效利用这部分资金，从而提高企业的资金使用效率。在现阶段我国资本市场不够完善，长期负债融资是中国企业比较青睐的外源融资方式。因此提出H2。

H3：流动负债与超高增长中小企业上市公司收入的增长呈正相关，与超低增长中小企业上市公司收入的增长无显著关系

流动负债由于偿还期短，会使企业面临流动性风险，然而长期负债的融资成本一般会高于流动负债，取得长期负债也相对困难，企业往往利用流动负债解决其对流动资金的需要。超高增长企业会面临流动资金的缺口，可以利用流动负债作为其流动资金的来源，以实现其持续增长。而超低增长企业往往会有财务资源剩余，其实现增长不需要补充资金，而应该有效利用闲置资金，从而实现企业价值的最大化。因此提出H3。

H4：股权融资与中小企业上市公司收入增长的关系不显著

企业的融资决策往往会受很多因素的影响，对于中小企业而言，其融资决策更多是受中小企业的成长特性、规模特性以及市场竞争特性等因素的影响。中小企业应该根据自身的成长特

性进行融资，其高成长性决定了融资决策时对股权融资的偏好。但是，由于中国的金融市场效率不高、透明度较低、市场的人为因素较多、金融工具匮乏等原因，导致上市公司利用发行股票、配股圈到钱后，不能够很好地保护投资者的利益，经常会实行内部人控制，进行股权融资的目的也往往与企业价值创造无关，最终造成股权融资不能够很好地推动企业的增长。所以，股权融资尽管能为中小企业增长提供资金支持，但是并不一定能够提高中小企业增长率。而且对于超低增长中小企业来说，其实现增长往往不需要补充资金，进行股权融资会违背价值增值目的。因此提出H4。

（二）样本选取与数据来源 2008年爆发的世界金融危机，使全球经济发展面临严峻挑战，对我国经济和企业造成相当大的影响，由于资金、技术和规模的限制，使得中小企业抗风险能力很差，因此其遭遇的冲击更大。由于金融危机这一特殊背景下的中小企业状况需要专门研究。因此，本文以深圳证券交易所中小企业板块2007年12月31日之前上市的202家公司为研究样本，其中2004年上市的有38家，2005年上市的有12家，2006年上市的有52家，2007年上市的有100家，截至2007年底总共有202家，利用这些公司2004-2007的财务数据进行实证研究。根据样本公司2004-2007年的相关财务数据，计算得出2004-2007各年样本公司的实际增长率与可持续增长率。各年中实际增长率大于可持续增长率的样本公司分类为超高增长组，各年中实际增长率小于可持续增长率的样本公司分类为超低增长组，数据中没有出现实际增长率等于可持续增长率的公司，因此可以得到两种不同增长类型的公司。各年超高和超低增长公司数量如表1所示。从表1中可以看出，从2004年到2007年超高增长组数量共计303，超低增长组数量共计89，从2004年到2007年总共得到392组样本数据。

（三）变量定义 根据罗伯特·希金斯教授的可持续增长理论，企业的销售增长能够综合体现企业资产、股利和收益等的增长。因此，本文在研究中以销售增长来代表企业的增长，为了研究中小企业不同融资方式对销售收入增长的作用，本部分对销售收入增长率与资金来源项目进行多元回归分析，以发现中小企业销售增长与不同融资方式之间的关系，从而为中小企业改变超高或超低增长，保持财务可持续增长提供融资决策依据。在回归分析中选取的因变量是2004-2007年样本公司各年的销售收入增长率（即实际增长率），选取的自变量是2004-2007年样本公司各年的流动负债比率（流动负债/总资产），长期负债比率（长期负债/总资产），留存收益比率（留存收益/总资产），外部股权融资比率（外部股权融资/总资产）。

（四）模型构建 建立的回归方程为：

Y=a+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4

其中：X1为流动负债比率；X2为长期负债比率；X3为留存收益比率；X4为外部股权融资比率；a为常数项；Y为销售收入增长率。

三、实证研究

（一）超高增长组多元回归分析 如表

2、表

3、表4所示：

从超高增长组的回归分析结果（见表2）可以看到R2值为0.097，Adjusted R2值为

0.088，说明模型拟合程度不是很理想，但是通过方差分析表3，可以看到回归方程的F统计量值足够高（F=10.764），与F值相对应的显著性水平小于0.05（sig=0.0000，sig=0.000

1.343>0，sig=0.0260，sig=0.039

0.05），外部股权融资对销售收入增长的作用很小，而且不显著（b4=0.085，sig=0.725>0.05）。

（二）超低增长组多元回归分析 如表

5、表

6、表7所示：

从超低增长组的回归分析结果（见表5）可以看到R2值为0.620，Adjusted R2 值为

0.607，两者都较高，说明回归方程的拟合程度较高，通过方差分析表6可以看到回归方程的F统计量值足够高（F=46.270），F值对应的显著性水平小于0.05（sig=0.0000，sig=0.0000，sig=0.0190.05），外部股权融资对销售收入增长也无显著作用（sig=0.951>0.05）。

四、结论与建议

（一）结论 通过前面对超高增长组和超低增长组的实证分析，综合研究得到如下结论：

（1）留存收益与超高和超低增长的中小企业上市公司收入增长呈显著的正相关关系，在超高和超低增长的中小企业中其作用程度都是第一位的，实证结果表明H1成立。可以从两个方面来解释：一方面，当企业的财务政策没有发生明显变化时，收入增长本身会引起企业留存收益的增加，留存收益本身与收入呈正相关关系。另一方面，梅耶斯的优序融资理论也告诉我们，当企业收入增长需要资金支持时，留存收益由于其低成本优势，往往成为企业首选的资金来源，它与企业收入增长有着更直接的联系。

（2）长期负债与超高和超低增长的中小企业上市公司收入增长呈正相关关系，实证结果表明H2成立。由于长期负债融资对中小企业具有较强的契约约束力，它能够激励中小企业有效利用这部分资金，从而提高中小企业的资金使用效率。长期负债的偿还期较长，能使中小企业即获得所需资金，又不必面临很高的流动性风险。不论是超高增长还是超低增长中小企业，长期负债对收入增长的作用都远远高于股权融资，长期负债对收入增长都起到较大的推动作用。所以，推动我国中小企业从股权融资走向长期负债融资，有利于提高我国中小企业的资金利用效率。

（3）流动负债与超高增长中小企业上市公司收入增长呈正相关性关系，与超低增长中小企业上市公司收入增长关系不显著，实证结果表明H3成立。根据梅耶斯的优序融资理论，当企业内源资金不足时，其次选择的资金来源就是企业的债务融资，债务融资又分为流动负债和长期负债，相比长期负债的高成本，流动负债更适合解决企业对流动资金的需求。对于超高增长中小企业，其高速的销售增长首先受制于流动资金的数量，当留存收益不足以弥补高速增长所引起的流动资金缺口时，流动负债就会成为其次选择的流动资金来源。对于超低增长中小企

业理论上应该财务资源富余，实现增长不需要补充资金，本不应该对流动资金产生迫切的需求。然而如果这类企业销售净利率和资产周转率显著降低，就会导致原有流动资金生成和回笼速度下降，在这种情况下才会迫不得已增加流动负债，其作用主要在于弥补流动资金效率下降所引起的资金缺口，而不是用于支持销售收入增长。

（4）外部股权融资与超高和超低增长的中小企业上市公司收入增长关系不显著。实证结果表明H4成立。股权融资虽然可为中小企业增长提供资金支持，但是股权资金并不能显著提高中小企业销售增长率。

对于超高增长的中小企业，销售收入的提高与股权融资关系不显著，真正促进超高增长中小企业销售增长的是留存收益、长期负债和流动负债。超高增长的中小企业在进行内部融资、负债融资之后，其资金已经足以支持增长，这类中小企业进行股权融资的目的主要不是为了提高企业的收入，也就是说并非为了销售增长而进行股权融资。对于超低增长的中小企业，理论上应该资金富余，在当前的经营效率和财务政策下产生的资金超过了支持销售增长的需要，剩余的资金可以用来投资能够创造价值的项目，以实现企业价值最大化。这类企业进行股权融资的作用或是弥补企业现有项目效率降低所形成的资金漏洞，或是投资于不产生收入和利润的项目，往往与企业价值创造无关，股权资金的增加一般不会提高企业增长率。

（二）建议 实证分析结果为中小企业的融资决策提供了一定的依据，我国中小企业为实现财务可持续增长，在做出融资决策的时候应充分考虑不同的融资方式与增长之间相关性如何。不管是超高增长还是超低增长的中小企业，都应该合理选择融资方式，适时调整融资结构，其融资的指导思想应当是先内后外地融通资金，即首先选择内源融资，在内源融资不能满足需要的情况下，再考虑负债融资，最后考虑外部股权融资，这样才能使中小企业财务增长和财务资源相协调。如果中小企业遭遇资金瓶颈，无力扩张企业规模，势必会影响到中小企业持续稳定的发展。因此，中小企业要实现财务可持续增长，关键在于提高资金利用效率、改善资产盈利水平以获取充足的内源资金，要有效利用财务杠杆适度负债。

参考文献：

[1]罗伯特·C·希金斯：《财务管理分析（第5版）》，北京大学出版社2002年版。

[2]赵立航、熊蕾：《我国上市保险公司可持续增长实证研究》，《海南金融》2011年第5期。

[3]王玉春、花贵如：《从财务视角审视上市公司可持续增长》，《会计研究》2007年第2期。

[4]陈吉凤：《我国上市公司可持续增长与融资相关性研究——以沪市上市公司为例》，东南大学2006年硕士学位论文。

[本文系信阳师范学院2011青年科研基金项目“基于财务可持续增长的河南中小企业融资问题研究”的阶段性研究成果]

（编辑 杜 昌）