国有企业整体上市业绩的影响因素研究.doc

精品文档国有企业整体上市业绩的影响因素研究摘要：为了探究国有企业整体上市业绩的影响因素，以沪深股市2004-2011年已完成整体上市的61家国有企业为样本，构建国有企业整体上市业绩影响因素的面板数据模型，分别以净资产收益率（ROE）和总资产收益率（ROA）为被解释变量，运用stata 11.0进行实证检验。结果证实央企整体上市后业绩好于地方性国企；注入资产质量、注入资产关联度以及机构投资者持股比例均与国有企业整体上市后业绩正相关。关键词：国有企业；整体上市；面板数据中图分类号：F270 文献标识码：A1引言近年来“整体上市”作为资本市场的热门话题而备受投资者追捧，很多学者12认为国有企业整体上市，是国有企业改革的必由之路1-2，能从制度上克服分拆上市造成的种种弊端，减少上市公司的关联交易，提高上市公司的治理效率和经营业绩。目前国有企业的整体上市不仅受到政府管理部门的大力推动，更是受到资本市场广大投资者的追捧3。对于这样一个热点问题，理论界从整体上市的动因、可行性、路径和业绩变化等方面进行了深入研究4-7；然而对于整体上市企业业绩变化的影响因素相关研究较少，仅有的研究受限于样本量和指标选取的不一，结果往往有很大的差别且不具有统计性8。因此，对于国有企业整体上市业绩的影响因素，亟需深入研究。本文将运用面板数据模型对国有企业整体上市绩效的影响因素进行分析。整体上市被认为是国有企业改革的一剂良药，是国有企业改革的新方向。学者对整体上市后短期内公司业绩有较明显的提升这一点达成了共识，但对于公司长期业绩的改善与否并没有得到统一的意见9-11。结论不统一有客观原因也有主观原因，主要样本案例较少、选取样本和指标不同以及队长短期的界定不统一等。许多学者进一步对整体上市企业业绩的影响因素进行研究。王志彬等12针对定向增发整体上市企业，发现整体上市后关联交易、公司内部同业竞争的减少，大股东控制权的增加，均有利于提高整体上市后公司的业绩；王永海等13以2004-2011年完成整体上市的企业为研究对象，认为非国有企业性质整体上市公司业绩好于国有性质的企业，而主业鲜明度并没有影响整体上市后公司业绩；魏成龙等8认为整体上市的方式、注入资产质量对整体上市后公司业绩有显著影响；尹筑嘉等14从大股东主导的角度进行分析，认为大股东的“支撑行为”虽然能短期内提高公司业绩，长期业绩不会有显著提高。关于整体上市对公司业绩影响因素的研究中，学者们从不同的理论角度出发得到的结果也不尽相同。大体上从以下几个角度分析：注入资产的质量；注入资产的关联度；整体上市企业的性质；大股东控制。以上研究思路对本文整体上市对公司业绩影响因素研究也具有一定的指导和借鉴的意义。2理论分析与研究假设本文中，从经济学角度对公司业绩进行研究，即指组织绩效，也就是公司绩效的结果。整体上市公司业绩理解为，整体上市事件对公司业绩的影响结果。公司业绩可以用企业相关指标来衡量，选取净资产收益率、总资产收益率来反映公司的业绩。2.1政府干预与国有企业业绩的关系改革开放以来，经济建设成为各级政府工作的重心，官员政绩考核和晋升主要围绕着GDP增长、就业和财政收入等指标15，这种对官员政绩的评价机制导致了地方官员之间围绕GDP增长而进行的“晋升锦标赛”16。这种政治晋升博弈的后果是，各地政府争相投入国家重点项目，导致大量的重复建设和严重的产能过剩问题17。Lin18等认为，国有企业在经济转型中过多地担负了政府的政策性负担，如就业、社会养老、经济改革战略等。政府为了政策性负担和自身的政治发展，有强力的动机干预企业间的并购重组，政府的干预行为，通常会降低企业的长期业绩19-20。然而，对于地方性国有企业而言，当地政府具有绝对的话语权，因为企业的总经理和董事长通常是由当地政府任命的。因此，地方性国有企业这种非市场化的并购重组经常出现，损害了公司的长期业绩。央企同地方性国企相比并不受当地政府的直接控制，当地政府对央企的干预程度较弱，除非地方政府给予这些企业足够多的好处，以弥补这种无效率的并购给这些企业带来的损失21。余明桂等通过实证分析控股股东的性质与公司业绩的关系，认为央企的业绩普遍好于地方国企的业绩22。在国有企业整体上市过程中，由于地方国有公司会受到地方政府不同程度的干预，进而影响公司业绩，而央企受到的干扰较小。基于以上分析，提出假设1。假设1：央企整体上市后公司业绩优于地方性国企。2.2注入资产与国有企业业绩的关系随着国家相关部门对整体上市的支持，国有企业集团整体上市也越来多。在已成功实施整体上市的案例中，90%属于集团公司向上市公司注入主营业务资产的方式实现集团主营业务的整体上市10。一方面，整体上市盘活了集团的存量资产，有利于国有资本的增值保值；另一方面，注入资产的质量对上市公司未来的发展至关重要。注入资产的质量关键在于：注入资产是否与上市公司业务链、产业链有互补效应；注入资产是否优质。根据资产专用性理论，只有注入优质的互补资产，才能与原有资产产生优势互补，发挥规模经济效应和协同效应，从而提高上市公司业绩。基于以上分析，提出假设2和假设3。假设2：注入资产质量与国企整体上市后公司业绩正相关。假设3：注入资产与上市公司资产相关程度与国企整体上市后公司业绩正相关。2.3机构投资者与国有企业业绩的关系随着我国资本市场的日益成熟和完善，我国机构投资者也崭露头角，并迅速成为我国资产市场的投资主体，更多的机构投资者参与到公司治理中来。然而对机构投资者的公司治理效应有两个相反的观点，有的认为机构投资者的参与通常会导致企业行为的短期化，并不利于公司价值的最大化；还有部分学者认为，机构投资者的参与，能约束公司管理者的机会主义行为，起到监管的作用，提高信息披露的质量，降低小股东的代理成本。程书强认为机构持股比例越高，越能有效抑制操纵应计利润的盈余管理行为，增强盈余信息真实性23，说明机构持股参与公司治理能够改善公司治理结构，使上市公司的经营更加规范、有效；李维安以2004-2006年沪深两市 3470 家公司治理指数为样本，实证结果显示，机构投资者在提升上市公司治理水平方面发挥了重要的作用，降低了上市公司的代理成本，机构投资者持股比例与公司业绩和市场价值之间存在显著的正相关关系24。由委托代理理论可知，整体上升过程中引入机构投资者，可以有效的制约大股东的行为，减少代理成本，从而提升国有企业业绩。基于以上分析，提出假设4。假设4：机构投资者持股比例与国有企业整体上市后公司业绩正相关。3研究设计3.1数据来源本文以国泰安（CSMAR）数据库、新浪财经网整体上市板块作为样本库，通过巨潮资讯个股公告进行筛选，并且满足以下条件：国有企业且整体上市公告发布初非ST公司；样本公司有完整的整体上市信息披露，方案已经实施完成；样本公司是在分拆上市基础上实施的整体上市，剔除首次整体上市的案例；样本公司财务数据均公开发布，剔除有数据缺失的公司；剔除研究期内又发生重大资产重组预期或行为的案例。最终获取2004-2011年符合条件得61个样本公司（见附录），以其整体上市当年、后一年、后二年共三年的面板数据为研究对像，运用面板数据模型进行分析。3.2计量模型与变量设定为了检验以上研究假设，本文构建如下面板模型：以上方程中，、和是一组控制变量，为截距项，是不随时间变化的非观测效应，又称企业异质性，为误差项。下标i表示不同的样本公司，t表示相对于整体上市当年的不同研究期间。（t=0、1、2）被解释变量与大多数学者研究一致，用会计指标总资产收益率（ROE）来衡量公司业绩，ROE指标比较受投资者关注，能够反映公司业绩的发展。做稳健性检验用净资产收益率（ROA）。解释变量央企与地方性国企：引入虚拟变量center，如果整体上市公司是央企，则center=1。注入资产质量：以企业整体上市公告中，拟注入上市公司的资产评估值与账面价值的比值作为注入资产的质量。魏成龙8（2011）在研究整体上市公司业绩时对注入资产质量采用注入资产数量为替代变量，而注入资产质量与数量之间并不存在必然的正向关系；拟注入资产的评估值，是采用市场收益法或成本法为基础评估得来，能够代表该项资产的价值，进而体现注入资产的质量。注入资产与上市公司资产的相关程度：以整体上市后主营业务利润占总利润之比作为衡量上市公司主营业务比重的代理变量，来表示注入资产与上市公司资产的相关程度。机构投资者持股比例：根据国泰安数据库个股基金持股比重，计算基金持股总比重作为机构投资者持股比重的代理变量。控制变量本文引入总资产、总资产周转率、资产负债率、第一大股东持股比例、第二至第十大股东持股比例和控股程度作为控制变量。变量解释与表达式如表1所示：表1 变量解释与含义Tab.1 Variable meaning and explanation变量类型变量名称含义表达式被解释变量ROE净资产收益率净利润/股东权益平均余额ROA总资产收益率净利润/平均资产总额解释变量center央企或地方国企央企center=1，否则取0quality注入资产质量注入资产评估值/注入资产账面价值main注入资产与公司资产的相关程度主营业务利润/利润总额holdperct机构投资者持股比例基金持股比例总和控制变量ln asset2总资产自然对数的平方总资产的自然对数的平方rdebt总资产周转率营业收入净额/平均资产总额tatr资产负债率负债合计/资产总计first第一大股东持股比例第一大股东持股数量/总股本second第二至第十大股东持股之后第二至第十大股东持股之后/总股本control第一大股东控股程度第一大股东持股比例/第二大股东持股比例4实证检验与结果分析运用Stata 11.0对数据进行处理。4.1描述性统计主要变量的描述性统计如表2所示：表2 变量描述性统计量Tab.2 Variable descriptive statisticsVariableObsMeanMinMaxStd.quality1830.240-16.5746.54800.7119main1833.565-25.33762.20667.6860central1830.2300.0001.00000.4217ROA1830.068-0.0400.30820.0563ROE1830.158-0.1220.65830.1213rdebt1830.5550.0950.95690.1760ln asset218323.63720.72125.96151.1598tatr1830.9560.1003.78930.6644holdperct1830.0630.0000.25570.0646first1830.5270.1680.83830.1511second1830.1640.0090.57210.1386control1832.3731.3103.17770.6095quality指标为资产质量的代理指标，显示整体上市过程中注入资产平均溢价24%，最高溢价654.8%，最低折价16.574%，标准差为7.686。main指标是注入资产与相关资产的关联度的代理指标，为表示主营业务利润占总利润之比。均值为3.565，五分位数为2.0959，四分之一分位数为1.4781，说明上市公司主营业务不集中，其他主营外业务亏损严重。center四分之三分位数为0，说明整体上市国有企业中，央企的数量较少。在名单中，完成整体上市的央企共有14家，约占央企总数的10%。holdperct指标最小值为0，最大值0.2557，均值0.063，表明整体上市的国有企业机构投资者持股比例普遍较低。first表示公司第一大股东持股比例，均值达到0.527，四分之一分位数为0.4187，表明大部分国有企业，国有股份占比较大。second表示第二大股东的持股比例，均值为0.164。control表示控制程度，均值为2.373，最大值3.1777，最小值1.31。说明国有企业第一大股东的控制度较高。大股东出于绝对控制的地位。第二大股东持股比例的增加，有利于约束大股东的自利行为。4.2面板模型的选择对面板数据（Panel Date）模型进行回归方程估计之前，为了实现比较好的拟合效果，需要先确定模型的类型，其模型包括固定效应模型和随机效应模型，模型一般形式为： （1）其中，和为随机干扰项。不随时间改变，体现固定效应；随时间和个体改变，体现随机效应。对模型的固定效应和随机效应进行hausman检验，P值均大于0.05，拒绝固定效应模型的原假设，应采用个体随机效应模型，估计方法采用Feasible GLS估计法；由于横截面个数大于时序个数，权数选择按White Cross-section Weights的方式，表示允许不同的截面存在异方差现象。4.回归结果及分析对面板数据模型进行回归，结果如表3所示：表3 模型检验结果Tab.3 Model test resultsROE1ROE2ROE3ROE4ROE5main-0.00237*(-2.93)-0.00252*(-3.12)-0.00269*(-3.32)-0.00328*(-4.11)quality0.0223*(2.53)0.0232*(2.63)0.0199*(2.28)center0.0646*(2.55)0.0487*(2.30)holdperct0.592*(5.16)rdebt0.0463(0.71)0.0733(1.15)0.0760(1.24)0.0846(1.43)0.0583(1.13)ln asset2-0.0261*(-2.47)-0.0254*(-2.50)-0.0189*(-1.88)-0.0233*(-2.38)-0.0218*(-2.61)tatr-0.0834*(5.38)-0.0796*(5.29)-0.0684*(4.55)-0.0656*(4.53)-0.0450*(3.47)first0.222*(2.97)0.205*(2.80)0.175*(2.40)0.166*(2.32)0.187*(2.84)second0.217*(2.68)0.217*(2.73)0.190*(2.41)0.198*(2.55)0.182*(2.54)control-0.0359*(-2.20)-0.0346*(-2.16)-0.0354*(-2.25)-0.0329*(-2.11)-0.0329*(-2.28)_cons0.529*(2.22)0.520*(2.27)0.390*(1.74)0.480*(2.22)0.441*(2.42)N183183183183183adj. R-sq0.21360.25680.30210.35240.4949注：括号内为t值，*、*、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著。加入解释变量后模型的回归结果如下：从ROE模型的层次回归结果可以看出，随着解释变量的逐个加入，总方程的总回归效果越来越好，由R2不断增加可以看出。并且，解释变量的回归系数在模型中的差异很小，说明解释变量与被解释变量之间的稳定性，模型设定是合理的。具体分析ROE模型的层次回归结果。总资产的系数为负，说明总资产与净资产收益率呈倒U型关系，这与许多学者的研究一致；资产负债率系数为负，说明资产负债率越高，企业的财务状况出现问题，公司业绩越不好；总资产周转率系数为正，表明总资产周转率越快，公司业绩越好，这些与一般的公司业绩影响因素理论相吻合。对于公司股权结构方面：第一大股东持股比例系数为正，说明国有企业业绩与第一大股东持股比例正相关；第二大股东持股比例系数也为正，说明国有企业的业绩与第二大股东持股比例正相关；但是第二大股东持股比例的系数总体来说比第一大股东持股比例的系数大，说明增加第二大股东持股比例优于增加第一大股东的持股比例对公司业绩的影响，控制权系数为负，也证实了这一点，即国有企业公司业绩与第一大股东控股程度负相关。回归结果分析根据以上多元回归结果分析如下：央企与地方性国企整体上市的区别。center虚拟变量的估计系数为0.0487，并且在5%的水平上显著。说明国有企业整体上市后，央企的平均净资产收益率高于地方性国企。央企相对与地方性国企，受到来自政府的干预程度较小，其本身实力雄厚，整体上市后经过产业链的优化重组，通过协同效应和规模经济效应，能更好的提升自身的业绩表现。假设1通过检验。注入资产质量与国有企业整体上市后公司业绩的关系。quality系数估计值为0.0199，在5%水平上显著，由此可见，注入资产质量与公司业绩存在显著的正相关。假设2通过实证检验。注入资产的相关性与国有企业整体上市后公司业绩的关系。main系数估计值为-0.00328，在1%水平上显著。以主营利润占比来表示注入资产的相关性，当注入资产与原来主营业务相关时，上市公司主营利润增加，营业外损失会降低（与集团公司关联交易减少），导致主营利润占比会减少（国有企业主营利润占比一般都大于1，以上指标描述性统计中均值为3.565，四分之一分为数为1.4781）。main估计值为负，说明注入资产关联度较高时（主营利润占比减少），主营利润占比减少会增加ROE，并且在1%水平上显著。假设3通过实证检验。机构投资者持股与国有企业整体上市后公司业绩的关系。holdperct系数估计值为0.592，在1%水平上显著。机构投资者持股比例对整体上市企业ROE影响达到0.592，相关性很强。随着养老基金、社保基金、证券投资基金等在资本市场的发展，它们不仅仅选择用脚投票，而是更愿意去参与公司治理，使公司的业绩增加。假设4通过实证检验。5结论与政策建议5.1主要结论以61家已完成整体上市的国有企业为样本，应用面板数据模型进行回归，分析国有企业整体上市对公司业绩影响因素，得出以下结论：央企整体上市后业绩显著好于地方性国企。注入资产质量与国有企业整体上市后业绩正相关。注入资产关联度与国有企业整体上市后业绩正相关。机构投资者持股比例与国有企业整体上市后业绩正相关。5.2政策建议根据上文分析，提出以下政策建议：严格控制央企整体上市。虽然实证结果显示，央企整体上市后业绩比地方性国企要好，但是央企承载着很多“非市场化功能”25，证券市场无法接纳部分央企的行政功能与社会功能。对待央企的整体上市，应该本着不过分强迫，也不刻意打压的态度，制定严密的要求，从股权结构、资产质量、业务集中度和制度规范等方面进行考察，能达到要求的央企可以批准上市。规范整体上市的标准。由实证结果可知，整体上市过程中注入资产的质量以及相关度对企业绩效的影响显著。而研究样本中的整体上市企业，均经历过分拆上市过程。在分拆上市时，集团公司把优良的资产甚至一条生产线分拆打包上市，把不良资产全部被留在了集团公司的母公司内。经过多年的发展，集团母公司虽然有所改善，但并不能保证整体上市过程中，母公司注入上市公司的资产是否优良、关联性怎样。因此，要制定相关标准，加强注入资产的评估和保证第三方评估机构的独立性，保证整体上市过程中注入资产为绩效好、关联度高的资产。加快国有企业公司治理机制的建设。研究表明增加机构投资者的持股比例，能够对企业业绩增长起到一定的推动作用。要发挥整体上市对国有企业改革的积极作用，必须以整体上市为契机，积极利用资本市场的监督机制，积极引入机构投资者，参与公司决策，不断完善国有企业公司治理结构，提高综合管理水平，杜绝控股股东利用控股身份肆意对小股东的侵害行为。这样才能推动企业完善公司治理机制，保证企业持续健康良性的发展。参考文献：1 黄清. 国有企业整体上市研究国有企业分拆上市和整体上市模式的案例分析J. 管理世界, 2004(2): 126-130.2 许金峰. 企业集团整体上市的动因及路径选择J. 经济纵横, 2007(19): 56-58.3 章卫东. 定向增发新股、整体上市与股票价格短期市场表现的实证研究J. 会计研究, 2007(12): 63-68.4 季晓南. 关于国有企业改制和整体上市J. 国有资产管理, 2008(1): 30-38.5 张洁梅. 国企整体上市的理论基础及其实现途径J. 经济学动态, 2009(9): 82-84.6 罗忠洲, 屈小璨, 张蓓. 上市公司整体上市的模式、问题及对策再思考J. 证券市场导报, 2010(9): 20-26.7 陈家琰, 王培志. 整体上市路径及其评价研究J. 证券市场导报, 2008(5): 33-42.8 魏成龙, 许萌, 郑志等. 国有企业整体上市绩效及其影响因素分析J. 中国工业经济, 2011(10): 151-160.9 刘美玉, 王云恺. 整体上市企业绩效的实证研究来自中国上市公司的证据J. 宏观经济研究, 2011(9): 68-74.10 纪成君, 李娜, 李庆. 国有企业整体上市长期绩效研究J. 商业研究, 2014(9): 139-144.11 宋吉文, 黄慧颐, 佟岩. 整体上市能改善公司业绩吗?基于因子分析法的经验数据J. 科学决策, 2015(1): 45-61.12 王志彬, 周子剑. 定向增发新股整体上市与上市公司短期股票价格的实证研究J. 管理世界, 2008(12): 182-183.13 王永海, 章涛. 整体上市与股东财富、经营业绩关系的实证研究J. 经济评论, 2012(3): 130-134.14 尹筑嘉, 杨晓光, 黄建欢. 大股东主导的资产重组、公司效率与利益侵占J. 管理科学学报, 2013,16(8): 54-67.15 潘红波, 夏新平, 余明桂. 政府干预、政治关联与地方国有企业并购J. 经济研究, 2008,43(4): 41-52.16 章卫东. 政府干预、大股东资产注入:支持抑或掏空J. 会计研究, 2012(8): 34-40.17 周黎安. 晋升博弈中政府官员的激励与合作J. 经济研究, 2004,39(6): 33-40.18 Lin J Y, Cai F, Li Z. 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