IT投资绩效实证研究

IT投资绩效实证研究（精选6篇）

IT投资绩效实证研究 第1篇

按照经验曲线的逻辑, 企业拥有的合作经验越多, 合作绩效越好。一些学者从组织学习视角检验了合作经验对创新绩效的影响, 认为随着与其他企业合作经验的积累, 企业随后合作的绩效会得以提升。如Sampson (2005) 通过对电信设备行业的R&D活动分析发现先前积累的合作经验有利于企业更稳定的管理合作流程[2]。也有学者提出合作经验与创新绩效是一种曲线线性关系。如Rothaermel&Deed (2006) 通过研究生物技术企业的合作经验与创新绩效的关系时发现存在一种倒U型关系[3]。尽管大多数研究已经发现这种线性关系, 但有部分学者的实证结果却得出相互矛盾的结论。Zollo (2002) 等通过对生物制药产业中99个企业间合作项目进行的实证研究也表明合作经验对企业创新绩效的影响并不显著[4]。从国外文献上看, 目前关于合作经验与创新绩效的研究结论尚不统一, 研究还存在一定的局限性:首先, 以往的实证研究大多将合作经验简单的作为一个一维变量, 很少对合作经验的不同维度进行深入研究;其次, 现有实证文献主要检验合作经验与企业创新绩效之间的直接联系, 很少考虑两者之间的间接性关系以及中介变量的存在, 对合作经验如何影响创新绩效的过程机制缺乏分析;最后, 现有研究也均是基于国外企业的调研样本而得出的结论, 缺乏针对中国企业的实证结论。

根据组织学习理论的观点, 组织为了实现其愿景或适应环境的变化, 获得相关的信息、知识和技能, 经转化与融合使企业的认知和行为发生改变。Simonin (1997) 提出由于合作经验在合作过程中作为知识的一种来源, 从而有利于提高企业的合作能力[5]。那么可以认为拥有合作经验的企业可以更适应合作管理, 使企业通过重复学习来提高合作管理活动水平。

基于此, 本文认为企业只有利用合作经验提升网络能力才能真正提高企业创新绩效, 即网络能力在合作经验与创新绩效之间起着重要的中介作用。针对这些联系进行实证检验, 将有助于我们剖析合作经验对创新绩效影响作用的过程机制。

1 相关理论与研究假设

1.1 合作经验对创新绩效的影响研究

合作经验被认为是企业通过参与过去合作中产生的合作诀窍。已有的理论研究表明, 企业的合作经验积极地影响企业专利产生的速度、新产品开发和股票市场的价值创造。但有一些学者认为合作经验与创新绩效存在倒U型关系, 甚至也有学者认为他们之间没有显著的关系。针对目前研究结论的不一致, 通过文献梳理发现大部分学者都是将合作经验当作一维概念来处理, 用单指标的合作时间或合作次数来代表[9]。我们认为一维概念不能充分体现合作经验对企业学习机制的影响。因此, 本文采用Luo&Peng (1999) 的观点[6], 将合作经验分为经验的深度和经验的广度, 并从这两个维度分别探讨合作经验对创新绩效的影响作用。合作经验深度是指企业针对一些特殊合作项目愿意花费较长时间与合作伙伴进行合作时所获得的更深层次的经验, 如企业运用合作经验的深度更易于企业选择合作伙伴与合作项目、控制合作活动过程、降低合作风险。而合作经验广度是指企业与不同的合作伙伴进行不同项目合作时所获得的合作经验。由于合作伙伴拥有的异质性知识是企业间合作的关键资源, 运用经验的广度可以提高企业多样化的实践和思想, 产生更广泛的知识基础和较强的技术能力。结合中国实际国情, 我们认为, 在中国这样以关系为导向的显著文化背景下, 企业愿意花费更多地时间与主要合作伙伴建立良好关系。这种合作经验的深度不仅可以使企业选择更合适的合作伙伴, 也可以使企业更好地了解合作活动中的关键过程和问题, 更有效的管理合作过程。但是随着合作经验深度的增加, 企业在现有合作活动过程中发现新突破点的可能性也会相应降低。Levitt&March (1988) 也指出合作经验的深度会使企业在处理合作活动中出现的问题时形成路径依赖[7]。当合作环境发生变化时, 由于企业积累的合作经验深度会使企业产生一定的惯例, 致使企业将无法适应环境改变时合作中产生的新问题, 最终导致企业的创新绩效降低。因此我们认为合作经验的深度对企业的合作活动产生倒U型影响关系。同时, 组织学习理论认为合作经验的广度同样重要。在中国转型经济背景下合作活动越来越复杂, 所涉及的知识与资源越来越广泛, 合作经验的广度可以提高企业全面吸收合作伙伴的创新实践和思想, 使企业具有更多的机会进行探索。通过学习不同合作伙伴的经营方式也促进了企业创新性和生产率, 促使企业更有效的吸收新知识, 进而提高企业创新绩效。根据前面的论述, 我们提出以下假设:

H1a:企业合作经验的深度对创新绩效具有倒U型相关关系。

H1b:企业合作经验的广度对创新绩效具有正相关关系。

1.2 合作经验对网络能力的影响研究

近期学者们的研究普遍更关注于研究企业如何利用这些合作经验提高自身能力。Eisenhardt and Martin (2001) 通过实践研究发现反复实践作为企业的学习经验, 将通过知识转移和惯例机制, 增强合作能力[8]。Kale (2002) 等认为过去的合作行为可以培养企业有效的处理冲突能力以及管理能力, 同时企业积累的合作经验可以使其创造一种管理未来企业间关系的能力, 企业从这种网络能力中更容易获得成功[9]。Simonin (1999) 也指出合作经验可以促进合作技能的提高, 从而有利于合作冲突的处理、增加伙伴间的信任和公平感[10]。谢洪明等研究结果也表明, 以学习为导向的组织必须通过知识和经验能量的积累才能促进能力的提升并最终提高组织的绩效[11]。总之, 这些观点表明在企业的整个合作创新活动中, 已有的合作经验可以增加他们处理冲突情况的能力, 也更具有减少经营的不确定性和金融风险的能力。更具体地说, 合作经验的深度和广度可以使企业明确了解哪些潜在的伙伴拥有自己所要学习的知识以及能够预先判断出其中哪些潜在的伙伴愿意与其分享这些知识;选择便于自己学习的合作形式和治理机制;便于构建伙伴之间的信任, 建立起关系资本, 便于组织学习。因此, 我们认为合作经验会对企业的网络能力产生更积极地影响作用。基于此, 本文提出如下假设:

H2a:企业合作经验的深度对网络能力有正相关关系。

H2b:企业合作经验的广度对网络能力有正相关关系。

1.3 网络能力与企业创新绩效

企业的网络能力为创新绩效来源提供了一个独特的视角。随着产品的复杂性与日俱增, 企业开始依赖于企业间的伙伴关系, 企业构建并灵活运用网络能力将为企业带来良好的创新绩效。资源依赖观点表明独特的和有价值的企业网络能力对企业绩效起着至关重要的作用。Baum&Silverman (2000) 通过对加拿大生物技术创新公司的业绩分析, 发现新创企业的业绩与它们构建的联盟网络相关, 包括有效地构建联盟, 培育联盟管理能力, 这些能够显著改善新创公司的业绩[12]。Walter&Ritter (2006) 通过对149个全球跨国公司进行分析, 实证结果发现, 网络能力不仅正向影响跨国公司绩效, 同时网络能力调节了创业导向和组织绩效的关系[13]。在Ritter的研究基础上, 国内部分学者如任胜刚研究结论表明网络能力对企业创新绩效具有明显促进作用[14]。方刚等实证研究表明网络能力对企业创新绩效具有显著的正向影响, 知识转移在其中起到部分中介作用[15]。以上研究都表明, 网络能力对企业创新绩效具有正向影响作用。基于此, 本文提出如下假设:

H3:企业网络能力对创新绩效有正相关关系。

1.4 网络能力的中介作用分析

近年来学者关于战略联盟的一些研究表明, 影响战略合作的重要因素是先前经验。Sorenson (2003) 认为虽然企业间的学习效率有非常大的区别, 但是不可否认的是企业可以通过经验提升能力的有效性[16]。Anand&Khanna (2000) 提出企业间建立交流经验的桥梁, 可以使企业更有效的总结合作中的问题。每个合作经验都可以使组织更有效的与合作伙伴交换信息, 这种办法要比用惯例来管理复杂活动所产生的不确定性带来的结果更好[17]。Hoang&Rothaermel (2005) 认为经验也有利于企业网络能力的发展, 并且可以有效促进组织间沟通以及选择合适的未来合作伙伴[18]。

总体来说, 企业从合作中获取的经验可以用来更有效的管理未来伙伴, 从而产生更多的合作能力, 这样可以最终导致更高的绩效。基于此, 本文提出以下假设:

H4a:网络能力在合作经验深度与创新绩效关系中起中介作用。

H4b:网络能力在合作经验广度与创新绩效关系中起中介作用。

综合上述分析, 我们提出下述概念模型 (见图1) 。

2 研究方法

2.1 研究样本和数据的收集

本研究选取我国IT企业作为研究对象, 将被调查者定位为样本企业或事业部的总经理或其他负责日常运营的中高层管理者。处于这些职位上的管理者通常对于企业的整体运营状况以及与企业外部关系状况有比较充分的了解。问卷调研在2012年3月至7月间进行。问卷通过两种途径发放, 一部分通过向相关产业集群地区企业直接发放并当场填写及回收, 共获得47家IT生产企业的相关数据;另一部分则面向国内三所知名高校EMBA学员中具有相关产业管理工作经验者发放并回收, 共获得105家IT企业的相关数据。最终共回收139份有效问卷。

2.2 变量的测量

为了保证测量工具的效度和信度, 本研究采用的量表全部是国内外成熟量表, 并根据研究的目的进行了适当的修改。在问卷设计方面, 除基本资料以外, 本研究所有变量的测量均均采用Likert 5点量表形式, 0分代表“完全不同意”, 4分代表“完全同意”。合作经验的量表将借鉴Luo&Peng (1999) [6]原文翻译, 修订后共形成6个相关问项;网络能力量表采用了Walter (2006) [13]研究中测量网络能力的四个方面:协作能力、关系技能、伙伴知识、内部沟通, 包含19个题项;创新绩效量表借鉴Gopal&Gosain (2010) [19]的多维度主观指标衡量方法, 采用5个题项来测量企业的创新绩效;控制变量采用企业年龄和企业规模。

2.3 信度与效度检验

本研究利用SPSS16.0和Lisrel8.8对数据进行了信度与效度分析。分析结果显示, 首先, 各测量因子载荷在0.70-0.78之间, 表明了因子的有效性 (一般应大于0.5) 。各研究变量的值均高于0.7, 说明各研究变量信度较高。除了少数测量项外, 绝大多数的标准化载荷均高于0.6, 并在统计上显著 (t>6.50) , 表明各测量项在其所有测量的变量上具有较高的会聚有效性。其次, 验证性因子分析结果显示, RMSEA在0.8左右, 各因子负荷均大于0.5, GFI, CFI, NNFI等指标均高于0.9, 说明假设的模型因子结构与实际数据的拟合较好。所有模型的统计结构均显著, 说明研究变量之间存在较高的判别效度。从相关系数矩阵表中, 我们可以发现, 合作经验、网络能力与创新绩效之间存在显著的相关关系。并且, 合作经验与网络能力、网络能力与创新绩效之间都呈正相关关系。

3 假设检验

对于假设的检验, 运用回归分析分别就合作经验、网络能力、创新绩效做两两分析, 然后我们对合作经验、网络能力、创新绩效这三个变量间整体模型的相互影响关系进行回归分析。

3.1 变量中主要因素之间的影响关系

3.1.1 合作经验与网络能力之间关系的回归分析。

首先将控制变量企业年龄、企业规模作为自变量, 网络能力作为因变量进行回归分析。接着合作经验作为自变量分别加入回归模型中引入多元回归方程进行验证, 其结果如表1。

注:*p<0.05;**p<0.01;a标准化回归系数, 下同。

表1中的数据显示, 在控制了企业规模与企业年龄以后, 合作经验深度与网络能力之间的回归系数是0.312;合作经验广度与网络能力之间回归系数是0.323。说明合作经验与网络能力之间具有正相关关系。因此假设H2a与H2b均通过了验证。

3.1.2 网络能力与创新绩效之间关系的回归分析。

类似地, 分别以企业年龄、企业规模以及网络能力为自变量, 以创新绩效为因变量做回归分析得到表2。

表2中数据表明, 在控制了企业规模和企业年龄两个变量以后, 网络能力与创新绩效之间存在显著的相关关系, 其中标准化回归系数为0.365, p﹤0.01。本研究的假设3得到了支持。

(3) 合作经验对创新绩效的影响

类似地, 分别以企业年龄、企业规模以及合作经验的两个维度为自变量, 以创新绩效为因变量做回归分析得到表3。

表3中的数据表明, 合作经验深度与创新绩效之间的一次回归系数为-0.172, p﹤0.01。而二次项回归系数为0.235, p﹤0.01。从数据结果上说明合作经验深度与创新绩效之间具有倒U型相关关系。而合作经验广度与创新绩效之间的回归系数是0.431, p﹤0.01。说明合作经验广度与企业创新绩效之间具有正相关关系。本研究的假设H1a和H1b均得到验证。

3.2 合作经验、网络能力与企业创新绩效的回归结果分析

为了检验网络能力对于合作经验和企业创新绩效之间的中介效应, 本研究运用了中介效应检验。根据Baron&Kenny提出的中介变量检验标准, 依次检验了回归系数, 结果如表4、表5所示。从表4中可以看出在没有引入中介变量网络能力之前, 合作经验深度与企业创新绩效之间的回归系数为-.235 (二次项系数) ;引入中介变量网络能力之后合作经验的深度与创新绩效之间的回归系数变成了-.059 (二次项系数) , 说明网络能力对于合作经验深度与企业创新绩效之间具有显著的中介作用。以此类推, 可得到未引入中介变量之前合作经验广度与企业创新绩效之间的回归系数为0.336;引入中介变量之后的合作经验广度与企业创新绩效之间的回归系数变成了.274, 如表5中所示, 说明网络能力对合作经验广度与企业创新绩效之间皆有显著的中介效应。本研究的假设H4a和H4b均得到验证。

注:*p<0.05;**p<0.01, 下表同。

4 研究结论与讨论

本研究在中国情境下, 探索性地从合作经验和网络能力这两个视角, 探究如何提升企业创新绩效这一基本问题。不仅丰富了研究合作经验、网络能力、创新绩效之间关系的文献, 也能够为管理实践提供一些有价值的启示。首先, 相对于先前的相关研究, 本文最主要的创新点在于首次在国内提出合作经验与创新绩效的关系, 拓展了合作经验与创新绩效相关研究的范围, 由于目前学术界对于相关领域的研究还非常少, 本研究对于相关研究进一步发展的方向具有一定的指导意义。其次, 针对以往国外学者对合作经验与创新绩效之间的关系研究结论的不一致, 本研究从中国实际国情出发, 深入分析了合作经验的不同维度对创新绩效的影响。其中部分结果可能说明了基于我国特定经济环境的一些特点, 对现有相关理论进行一些有益的扩充。最后, 本研究以网络能力为视角, 证实了网络能力在合作经验与创新绩效关系中的显著中介作用。这可以帮助管理实践着深入理解提高企业创新绩效的路径和方法。如前所述, 在动态复杂的环境中, 如何有效实现组织绩效的提升是管理实践者面临的重要议题。作为全球市场上的“后来者”, 这一点不仅对于中国IT企业很重要, 对于绝大多数中国企业而言, 都具有重要意义。作为管理者而言, 有意识的将企业通过前期合作获取的合作经验通过学习机制转化为网络能力, 是提高创新绩效的重要途径。企业管理者应该充分重视合作经验在高技术企业中的作用, 促进网络能力, 并进一步提高企业的创新绩效。这为相关研究进一步发展提供了依据与一些有益的基础。

摘要：通过以我国IT企业为研究对象, 将网络能力引入到合作经验与创新绩效的关系之中, 构建并验证“合作经验→网络能力→创新绩效”作用机制模型, 打开合作经验对创新绩效的影响机制这一“黑箱”。以期为后续研究提供良好的研究视角和基础。

IT投资绩效实证研究 第2篇

机构投资者在资本市场占据着越来越重要的地位。自20世纪90年代开始, 机构投资者在英、美等资本市场相对比较成熟的国家就已经发挥着主导作用, 他们积极参与公司治理, 对公司财务困境提出警告, 对公司管理层薪酬制度提出异议等。中国自1997年对机构投资者敞开大门以来, 伴随股票市场的发展, 机构投资者已逐步壮大并参与到公司治理中。当公司业绩无法达到预期, 作为成熟的专业投资机构, 机构投资者通常不会选择个人投资者惯用的“用脚投票”的方式逃离市场, 而是理性地参与并帮助改进公司治理以达到业绩预期。对上市公司而言, 财务绩效无疑是对公司治理状况和效果的直接反映, 同时也是机构投资者进行投资决策的重要考虑因素, 因此, 公司财务绩效和机构投资者之间客观上存在相互的关联关系。Chaganti (1995) 以资产回报率作为衡量公司绩效的指标, 发现机构持股规模与公司的绩效存在明显的相关关系。Patibandla (2006) 将印度的大股东分为国外机构投资者和当地政府金融机构两类, 发现政府金融机构融资的公司出现了绩效的下降, 而国外机构投资者与公司绩效有正向关系。国内的多数文献认为机构投资者持股比例与公司绩效显著正相关 (李维安, 2008;申尊焕、郝渊晓, 2008;何本芳, 2009) , 并且和公司高管薪酬水平呈显著正相关 (王雪荣、董威, 2009) 。但也有学者 (王续芹, 2009) 认为机构投资者对公司治理和公司绩效的作用非常微弱。

除了证券投资基金外, 机构投资者还包括保险公司、社保基金、证券公司、各类财务公司以及境外机构投资者。现有研究倾向于将机构投资者作为一个整体 (Chagantietal., 1991;Kang, 2000;Lietal., 2006;Cornettetal., 2007;利瓦伊安等, 2008等) , 这种研究思路的潜在假设是不同类型机构投资者持股对企业绩效的影响具有同质性, 这可能有一定的局限性。因为不同类型机构投资者的投资实力、风险承受能力、投资理念不同, 对企业绩效的影响也不会完全相同。所以本文将机构投资者区分为基金、证券公司、QFII、保险公司、社保基金和信托公司六类, 分别检验不同类型机构投资者持股与企业绩效改善的关系, 细化机构投资相关问题的研究。

一、理论分析与研究假设

机构投资者有动机和能力监督上市公司管理从而提高上市公司绩效。首先, 机构投资者可以被看成是公司代理问题的潜在控制者, 因为他们持续增加的股份使他们有强烈的动机去监控公司的表现和管理层行为 (Demsetz 1985) 。其次, 机构投资者还拥有投票权带来的影响力 (Easterbrook和Fischel, 1983) , 监督公司管理方面的信誉与影响力不断增强 (Ayres和Cramton, 1993) , 同时机构投资者具备规模优势、信息优势和人员优势, 这使他们能够在较为充分地掌握信息的基础上做出决策, 使得他们能够通过积极型监督或投机型监督有效监督公司内部人侵犯外部股东的谋求控制权私利的机会主义行为, 防止“管理腐败”, 提高上市公司的治理水平和运营效率。因此提出第一个假设:机构投资者持股能够改善公司绩效。

机构投资者有多种类型, 不同类型的机构投资者具有不同的实力, 实力相对较强的机构投资者可能持有更高比例的上市公司股份, 更有能力参与公司治理, 改善公司业绩。其次, 不同类型机构投资者对风险的承受能力也不同 (续芹, 2008) , 比如社保基金和保险公司承受风险的能力相对较低, 倾向于进行分散投资, 获取稳定但较低的收益;而证券投资基金、证券公司、QFII的风险承受能力较高, 倾向于集中投资, 以获取较高的收益。最后, 不同类型的机构投资者的投资理念也不同。比如, 社保基金和QFII更倾向于长期持有上市公司股票, 坚持价值投资。因此提出第二个假设:不同类型的机构投资者对公司绩效产生不同的影响。

二、样本选取、模型构建与描述性统计

以A股上市公司为研究对象, 选择20082010年机构投资者持股比例和滞后一年即20092011年的公司绩效为研究样本, 剔除金融类上市公司、极值和缺失值。得到样本公司数1 456个, 三年数据共4 368个。机构投资者持股比例数据来自Wind数据库, 其余数据来自CSMAR数据库, 使用Excel 2007和SPSS19.0处理数据。

为了避免受机构持股和ROE内生性问题的影响, 本文选择滞后一期的公司绩效数据, 分别对应两个假设建立了两个回归模型:

其中, 净资产收益率ROE作为上市公司绩效指标, 是公司销售规模、成本控制、资本营运、筹资结构的综合体现。机构投资者持股比例 (INST) 用机构投资者股数占总股本比例衡量, 该比例越大, 其参与公司治理的可能性越大, 分享公司收益的可能性也越高。另外, 本文将机构投资者区分基金 (FUND) 、证券公司 (SECU) 、QFII、保险公司 (INSU) 、社保基金 (SOCI) 和信托公司 (TRUS) 6类, 检验不同类型机构投资者持股与企业绩效的关系。最后, 用资产负债率 (LEV) 反映了公司的资本结构及债务的治理对公司绩效的作用。公司规模 (SIZE) 用总资产的对数表示, 一般认为规模大的公司有规模经济, 公司绩效更好。YEAR为年度控制变量 (哑变量YEAR09~YEAR11) , 不同年份市场环境不相同, 公司绩效有差异。

从图1可以看出, 机构持股比例逐年上升的趋势, 尤其是2010年机构持股占总股本的比例已达7.03%, 这在中国股权高度集中的资本市场上占据了相当大的市场份额, 对资本市场的影响越来越重要。机构投资者的种类丰富, 但目前机构投资者主要为基金持股, 而证券公司、QFII、保险公司、社保基金和信托公司比例较小, 可能无法作为大股东对公司管理层进行有效监督, 对公司治理的影响可能也较小。

三、实证结果与分析

注:括号外数据为回归系数, 括号数据里为t检验值。

表1中模型1的回归结果显示, 机构投资者持股比例与公司绩效的回归系数为0.004, 在1%水平上显著, 这说明机构投资者对上市公司绩效的质量确实具有显著影响, 机构投资者持股比例越高, 公司绩效越好。观察其他控制变量可知, 公司规模和资产负债率与上市公司绩效在1%水平上显著, 回归系数分别为0.028和-0.26, 说明资产规模大、资产负债率高的公司绩效较好。在模型2的各类机构投资者持股中, 证券投资基金与公司绩效的回归系数为0.004, 在1%水平上显著。而保险基金、QFII、证券公司、社保基金和信托公司持股比例与公司绩效均不显著。其最大的原因应该是这5种类型的机构投资者持股比例较低, 较难对公司治理产生深刻影响。

结论

本文选取机构投资者持股比例、不同类型机构投资者讨论机构投资者持股对企业绩效改善可能存在的影响。研究显示, 机构投资者持股对企业绩效改善具有显著的正面影响;持股比例较高的基金有望显著改善企业绩效, 而持股比例低的证券公司、保险基金、社保基金和信托公司对企业绩效改善影响不显著。简而言之, 机构投资者对企业业绩改善已开始初步发挥作用, 但其作用还较为有限。

参考文献

[1]姚瑶, 黄曼行.机构投资者持股与财务重述[J].山西财经大学学报, 2010, (5) .

[2]李映照, 郭娟.前十大股东中机构投资者持股对上市公司绩效影响分析[J].财会通讯, 2011, (7) .

IT投资绩效实证研究 第3篇

由于我国资本市场设立时间相比国外仍较短, 系统性风险较大, 基金的绩效相对缺乏稳定性。而单一的风险和收益权衡指标通常只描述了基金的历史表现, 不能全面反映基金的绩效。对基金绩效的评价应综合考虑多方影响因素, 包括基金的风险水平、收益水平、风险调整收益水平、时机选择能力、股票选择能力、绩效持续性和基金经理管理资产能力等。

本文基于层次分析法 (AHP) 将上述因素纳入评价体系建立基金绩效综合评价模型, 并结合样本对模型进行实证分析。本研究对理论界和实践界都有着重要意义。

1 投资基金绩效评价理论基础

1.1 基于CAPM和APT的绩效评价方法

20世纪60年代, 学者们基于资本资产定价模型 (CAPM) 分别提出了夏普指数 (Sharpe) 、特瑞纳指数 (Treynor) 和詹森指数 (Jensen) 来评价证券投资基金的绩效。基于套利定价理论 (APT) 提出了四因素模型、五因素模型, 来评价投资基金绩效。通过这些指标, 学者们可以构建对照的市场指数利用回归分析技术, 来研究投资基金的风险状况、基金的选股和择时能力。但这些指标存在一个明显的缺陷就是过于单一, 包含的基金绩效信息不够全面。

1.2 基于Va R方法的绩效评价方法

Va R即“Value at Risk”, 表示“在险价值”、“风险值”。Va R风险度量方法正是刻画了投资组合达到极限损失的可能性, 已受到国内外学者的广泛关注。Jorion认为:“Va R是给定置信水平和目标时段下预期的最大损失”。Va R在100 (1-α) %) 置信水平时, 表示为Va R1-α (X) :

绩效评估的最终目的是为证券市场的资本流动和配置提供依据, 仅以基金的收益作为评价指标必然会导致风险的过度承担;而仅以风险作为评价指标必然会导致投资的过度保守。基于Va R模型的风险调整的绩效评估方法, 即 (Risk Adjusted Return on Capital) 模型, 其表达式为:

其中:ROC为某一时期基金持有的金融资产或证券组合的收益;Va R为金融资产或证券组合在某一时期和给定的置信区间内的风险值。

2 基于AHP方法的投资基金绩效综合评价模型构建

2.1 模型指标的选取

本文选取基金的收益水平、基金的风险水平、基金经理的择时选股能力、基金经理的基本素质和基金管理公司状况来衡量基金的绩效水平。各指标的详细构成及相互关系如图1所示。

2.2 指标选择依据

前文当中五类指标选择的依据如下:

反映收益水平的指标, 除了基金净值收益率外, 还选择了特瑞纳指数、詹森指数和夏普指数, 主要目的是为了克服单一收益率指标反映信息片面的缺点, 综合考虑各种形式的收益率指标, 有助于全面考查基金收益率对绩效的影响。

风险类指标选择了β系数、标准差和Va R值, 他们分别反映了基金组合所承担的系统风险、总风险和设定置信水平下收益率最大可能损失值, 将这些指标纳入评价体系, 目的是为了从各个层面分析基金所承担的分险。

选股择时能力指标选取T-M模型的回归系数β、δ和H-M模型的回归系数β、γ, 二者从不同的角度反映了基金绩效的来源, 对投资决策有重要影响, 所以把它们纳入模型。

选择绩效持续性指标的理由主要是想考察基金能否取得持续的绩效, 对长线投资者而言是极其重要的指标, 所以本文选择两类经典的绩效持续性考察方法的系数作为构建模型的输入指标。

基金资产的运作效率从基金经理管理资产的年限和公司对研究力量的投资两方面来体现。一般而言, 任职年限越长的经理管理资产的经验越丰富, 对提高基金资产的运作效率有着更大的积极作用。在具体考察基金管理公司研究部门的投资支持能力时, 可以通过对研究部门的人数、人员普遍素质、历史研究成果与市场表现的吻合度等几方面进行分析。

3 实证分析

本文以我国发行的27只资产大于15亿元人民币的开放式基金为样本, 样本期为2001年9月26日到2013年9月26日, 计算相应的收益和风险类指标, 分别利用Va R方法和AHP方法对样本基金进行绩效评价。其中Va R利用蒙特卡罗模拟方法计算而得。

3.1 建立判别矩阵

按照“9标度法”分别建立两两判别矩阵A, M1, M2, M3, M4, M5, 如表1、2、3、4、5、6所示, 表中数字权重反映各指标的相对重要性, 由经验分析而得。

3.2 一致性检验

利用Matlab12.0软件编写程序, 分别对上述判断矩阵A, M1, M2, M3, M4, M5分别计算特征值P和对应的特征向量Q, 并计算一致性比率C.R., 结果如表7所示。由表7可以看出, 各判断矩阵A, M1, M2, M3, M4, M5的一致性比率C.R.均小于0.01, 通过一致性检验, 说明本文对准则层、指标层各指标重要性选取符合要求。

3.3 计算综合评价权重

在判断矩阵通过一致性检验后, 可以计算综合评价权重, 本文选择采用“百分制”, 则基于AHP基金绩效评价模型为:

从百分制绩效评价模型中可以看出, 收益率水平、风险水平和绩效持续性水平等指标占有较大权重, 这说明模型认为基金绩效受此三类指标是影响较大。

4 分析与讨论

4.1 基于Va R的绩效评价模型实证结果

对27只样本基金分别在1%、5%、10%置信水平下计算Va R值, 并计算, 排名结果如表8所示。

从表8中可以发现, 以嘉实债券基金为例, 1%置信水平下, 其Va R值为-4.5181, 风险调整后绩效排名为19;5%置信水平下, 其Va R值为-2.1810, 绩效排名为16;而10%置信水平下, 其Va R值为-1.8748, 绩效排名为26, 这说明Va R值对置信水平的变化很敏感。对基金投资者而言, 依据做投资决策要慎重考虑自己的风险水平, 较小的风险波动都有可能导致过激行为。

4.2 基于AHP绩效综合评价模型实证结果

利用作者所建立的基金绩效综合评价模型, 分别计算每只基金的最终绩效得分及绩效排名如表9所示。

从表9中可以看出, 由于本文建立的模型中收益率水平、风险水平和绩效持续性水平等指标占有较大权重, 所以, 凡是此三项指标得分较高的基金经模型运算后绩效得分较高、排名靠前。

说明:湘财合丰2是周期类, 湘财合丰3是稳定类.

对照已有文献中的基金绩效评价结果可以看出, 银河收益、嘉实增长、大成价值等多数基金绩效排序介于传统评价结果和Va R评价结果之间, 说明综合评价模型因为增加了持续性、资产运作指标, 能够克服收益和风险指标过于单一的现象;同时相对于指标而言, 在综合评价模型中Va R所占权重大幅降低, 能很好地平抑对绩效影响过激的现象。

5 结论

本文利用层次分析法 (AHP) 建立基金绩效综合评价模型, 并选取我国发行过的27只开放式基金的相关数据样本, 对模型进行了实证研究。发现综合评价模型中收益率水平、风险水平和绩效持续性水平等指标占有较大权重;比较绩效排名发现综合评价模型既能克服风险收益权衡指标过于单一的不足, 又能平抑指标决策过激的现象。在基金绩效评价的实务中, 这一方法值得引起相关应用者的关注。

摘要：选取投资基金风险、收益、选股择时能力、绩效持续性和基金资产运作能力等5类共13个指标, 利用层次分析法 (AHP) 建立基金绩效综合评价模型, 并结合我国发行过的27只开放式基金在2001年9月26日到2013年9月26日的相关数据样本, 对模型进行了实证研究。发现综合评价模型中收益率水平、风险水平和绩效持续性水平等指标占有较大权重;比较绩效排名发现综合评价模型既能克服风险收益权衡指标过于单一的不足, 又能平抑指标决策过激的现象。

关键词：层次分析法 (AHP) ,证券投资基金,绩效评价

参考文献

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[7]刘志东.金融资产组合市场风险度量方法研究[J].工业技术经济, 2005, 24 (4) .

IT投资绩效实证研究 第4篇

联合投资的概念有广义和狭义之分,狭义的联合投资是指两个(含)以上的创投机构共同投资于某一特定轮次;广义的联合投资是指两个(含)以上的创投机构共同投资于某一特定项目,投资的时间可以不同[2]。创投机构联合投资所形成的创业投资网络将为企业发展带来更多的专业资源,如资金、管理经验、客户等各方面,从而降低投资风险[3,4],联合投资对被投资企业的发展起到了良好的促进作用。与此同时,我国创业板推出以来,创投机构突击入股、搭便车[5]现象严重,新上市企业业绩变脸,创投机构解禁期结束立即套现,以上现象与创业投资特别是联合投资促进企业发展的观点相违背。因此,研究我国现实背景下的联合投资对企业绩效影响无疑具有重要意义。

1 文献综述

在国外,学者对于联合投资下的创业投资与企业绩效的关系研究较深,多以实证为主。Brander和Amit[6]对联合投资的选择假设和价值增加假设进行了检验,实证结果表明联合投资能够较为明显地增加投资项目的价值;Dirk De Clercq和Dimo Dimov[7]收集了过去二十年200家美国创投机构的数据,对创投公司选择联合投资的目的做了实证研究,知识共享和财务动机是其选择联合投资的主要原因;Berggren和Olofsson[8]则以瑞典的154个创业投资项目为样本,探讨联合投资下企业是否比非联合投资下企业的业绩更好。结果表明虽然联合投资下的企业增长速度高于非联合投资下的企业,但股票市场上业绩差别并不显著。

在国内,学术界对于联合投资下的创业投资与企业绩效的关系研究较少,多以理论研究为主,实证研究较少。张新立、魏东岚[9]利用博弈论理论对创投机构联合投资的目的进行了探讨,模型验证表明,在价值增值假设下,创投机构联合投资是为了使得项目收益最大化。项海容、刘星、李建军[10]对国内外联合投资与业绩的关系进行综述研究,并指出国内缺少联合投资对被投资企业业绩影响的实证文献。王雷、党兴华[11]以南京、合肥、西安以及济南四地的112家被投资企业为研究对象,研究了联合投资中伙伴选择、伙伴关系与被投资企业成长绩效之间的关系。研究结果表明:在联合风险投资中,恰当的伙伴选择对建立良好的伙伴关系有积极的促进作用;恰当的伙伴选择对被投资企业成长绩效有显著的促进作用。

综上所述,国内关于联合投资下的创业投资与企业绩效的关系研究理论较多,实证较少,国外虽然针对联合投资下的创业投资与企业绩效的关系实证研究较多,但是样本不一,结论也有所差异,同时更缺乏中国现实背景下的实证研究。本文正是基于此,从以下两个角度展开研究:第一,相对比单一投资,联合投资下的创业投资是否更能提升企业绩效;第二,检验联合投资下的创投机构从业年限、持股时间、持股比例等指标对企业绩效的影响。

2 理论分析与研究假设

与单一投资相比,创投机构联合投资所形成的创业投资网络将为企业发展带来更多的专业资源,如资金、管理经验、客户等各方面,从而降低投资风险[3,4],联合投资对被投资企业能够实现更多的价值增值,从而更有利于企业的发展。因此,本文提出假设1。

假设1:联合投资支持下的企业绩效高于单一投资支持下的企业绩效。

创投机构从业时间越长,其积累的行业经验会越丰富,从而为企业提供更多的增值服务,企业绩效可能会越高。从我国创投行业发展的实际情况来看,业绩较为优秀的创投机构均成立时间较早。因此,本文提出假设2。

假设2:在联合投资背景下,创投机构的从业时间对企业绩效有正向影响。

Gompers[12]指出,一些成立时间较短、资历较浅的创投机构由于缺乏良好的历史业绩,因此容易产生“逐名”的倾向,从而导致其入股时间和上市时间间隔特别短,即突击入股、搭便车[3,4]。我国这一现象较为严重,从我国20092010年创业板已上市公司统计来看,创投机构平均投资年限仅为2.085年。而对于从业时间较长、经验较为丰富的创投机构来说,他们并没有强烈的“逐名”倾向,因此会认真选择投资标的,关注企业的长期发展而不是是否快速上市。因此,本文提出假设3。

假设3:在联合投资背景下,创投机构的投资年限对企业绩效有正向影响。

Keuschning[13]认为,创投机构的持股比例越高,则能够通过董事会参与决策,从而对企业的控制力就越强。而创投机构往往都是行业内的专家,他们的参与会促进企业更好的发展。因此,本文提出假设4。

假设4:在联合投资背景下,创投机构的持股比例对企业绩效有正向影响。

3 研究设计

3.1 研究样本及数据来源

为了验证联合投资下的创业投资对企业绩效的影响,本文选择20092011年创业板上市公司为样本进行研究,截止到2011年12月31日,我国创业板上市公司共计153家,其中剔除了苏州恒久,其因专利问题上市后被撤回。

本研究主要通过查阅上市公司IPO所发布的招股说明书、律师工作报告及上市后的年报和业绩快报来获取创投机构和上市企业相关情况,所缺失的数据通过相关金融财经网站进行补充。

为了验证联合投资下的创业投资对企业绩效的影响,本文将创业板上市公司划分为两类:有联合投资支持企业和单一投资支持企业,其中对于联合投资支持企业本文采用第二种概念,即两个(含)以上的创投机构共同投资于某一特定项目,投资的时间可以不同。

3.2 实证模型

为了检验有无联合投资背景对企业绩效的影响,本文以85家有创投背景的企业为样本构建模型1如下:

其中,被解释变量Growth为企业绩效,利用公式(2011年净利润-2010年净利润)/2010年净利润计算;Vc为哑变量,其中如果企业有联合投资背景,则取值为1,如果有单一投资背景,则取值为0;控制变量中,Age为上市公司从成立时到上市时的年限,计算方法为企业上市的日期和成立日期之差;Lev为企业的负债水平,用资产负债率进行表示,计算方法为上市前一季度的负债除以上市前一季度的资产;Size为企业上市前一季度的资产,取其自然对数进行表示。

为了进一步检验联合投资和企业绩效的关系,本文选择有联合投资背景的企业作为子样本,用模型2来检验投资年限、成立年限、持股比例对企业绩效的影响:

其中:解释变量Vc_year为若干创投机构自入股企业到企业上市时年限的平均值;Vc_age为若干创投机构自成立到企业上市时年限的平均;Vc_own为被投资企业里所有创投机构上市前持股比例总和;控制变量Vc_num为联合投资背景的企业可能入股的创投机构数量;被解释变量Growth、控制变量Age、Lev和Size与前面定义类似。

4 实证研究结果与分析

4.1 描述性统计与分析

如表1所示,在153家上市企业中,有投资背景下的企业共有85家,占比55.56%。其中联合投资背景下的企业共有63家,占比41.18%,单一投资背景下的企业共有22家,占比14.38%。从企业行业分布情况来看,联合投资支持下的企业主要分布在机械设备、信息服务和医药生物行业,共有37家,占比57.82%;单一投资支持下的企业主要分布在机械设备和医药生物行业,共有13家,占比61.91%,体现出创投机构本身的行业偏好性。

如表2所示,从资产规模来看,联合投资背景下的企业资产规模居中,高于无投资背景下的企业资产规模,低于单一投资背景下的企业资产规模;从资产负债率和成立年限来看,联合投资背景下企业资产负债率均高于单一投资和无投资背景下的企业,联合投资背景下企业成立年限均低于单一投资和无投资背景下的企业。

如表3所示,联合投资机构投资年限和成立年限平均值略高于单一投资机构,联合投资机构投资年限平均值为2.1年,单一投资机构投资年限平均年限为2.07年;联合投资机构成立年限平均值为5.46年,单一投资机构成立年限为5.21年,体现出创投机构入股企业时间不长,成立时间较短的特征。同时,联合投资机构持股比例平均值远低于单一投资机构,结合机构数量和联合投资主投机构持股比例平均值这两个指标可以得出原因:跟投机构因为持股比例少且机构数量众多稀释了该指标。值得关注的是,联合投资机构数量平均值为3.17,这说明每家企业平均有3家机构参与投资,且联合投资主投机构投资年限和成立年限较高于单一投资机构,体现联合投资主投机构具备一定的投资经验和较好的投资前瞻性。

家,%

注:此处主投机构的确认采用以下步骤:如果只有一轮,该轮有两家,份额多的为主投方,如果有多轮,按照以下步骤确定主投方1.参与首轮投资,2.最终累计投资金额最多

4.2 多元回归分析

表4显示了有无联合投资背景对企业绩效的影响及在联合投资背景下,投资年限、成立年限、持股比例对企业绩效的影响。

注:估计系数下括号内的数值为t值

模型1的结果显示,与单一投资相比,联合投资对企业绩效有负影响,不支持假设1;

模型2b的结果显示,在联合投资背景下,创投机构的从业时间对企业绩效有正影响,支持假设2;

模型2a和2c的结果显示,创投机构的投资年限与持股比例对企业绩效有负影响,不支持假设3和4。

4.3 实证结果分析

在我国创业板市场,为何会出现联合投资相对于单一投资反而不能促进企业绩效的现象呢?本文认为可能存在以下原因:(1)我国创业板推出不到三年,高市盈率高发行价而导致的高额回报令创投机构趋之若鹜,纷纷争抢拟上市项目,因此往往会出现单一项目有众多创投机构入股的现象,联合投资并不能发挥其为企业带来更多增值服务的价值;(2)我国创投行业是个较为年轻的行业,创投机构普遍成立时间较短,经验缺乏,即使是联合投资给企业带来的附加价值也比较有限;(3)创业板上市公司上市前包装痕迹严重,上市后业绩容易发生变脸,从某种意义上影响了联合投资背景下的企业绩效。

6 结论与建议

本文以我国20092010年创业板上市公司为样本,实证检验了联合投资下的创业投资与企业绩效的关系。结论如下:

(1)相对于单一投资,联合投资并不能提高企业绩效;

(2)联合投资背景下,创投机构投资年限和持股比例与企业绩效负相关,从业时间与企业绩效正相关。

根据以上结论和我国创投行业发展的实际情况,本文提出以下政策建议:

(1)国家应加强创投行业的整体制度设计。创投机构会从“逐名”的角度突击入股,趋利现象明显,因此国家应该延长创投机构对被投资企业的投资周期,如对于突击入股现象延长锁定期;

(2)加强创业板企业上市审核和退出机制设计。我国创业板上市企业上市前包装痕迹较为严重,国家应严格以创新性和成长性为尺度加强企业上市审核,使得真正意义上“两高六新”、有成长性的企业进入资本市场,同时需要加强创业板企业退出机制,使盈利情况较差的企业直接退市。

摘要：以我国2009—2010年创业板上市公司为研究对象,实证检验联合投资下的创业投资与企业绩效的关系。研究表明,相对于单一投资,联合投资并不能提高企业绩效,投资年限和持股比例与企业绩效负相关,并提出建议。

IT投资绩效实证研究 第5篇

流动资产投资政策是公司营运资本管理的重要组成部分, 不同的流动资产投资政策对公司价值和经营绩效影响不同。近年来, 由于流动资产投资政策失误而导致破产的案例屡见不鲜 (如KMART, 普尔斯马特等) 。而许多世界著名跨国公司谈到成功经验时, 都提及其先进的流动资产投资政策和模式。可以看出, 流动资产投资政策已经受到学术界与企业界的广泛关注。

1 文献综述

许多学者和机构 (如Smith, 1980;Groth, 1992;CFO杂志和REL咨询公司) 都关注营运资本管理问题。激进的流动资产投资政策是否有利于提高企业的盈利性, 是一个需要实证检验的问题 (Shin等, 1998) 。现有实证检验的结果不尽相同:Kamath (1989) 、Shin等 (1998) 发现净营业周期与盈利性存在显著负相关关系。但Soenen (1993) 并没有发现两者间的一致性关系, 仅发现了行业因素的影响。Jose等 (1996) 、Deloof (2003) 、Lazaridis等 (2006) 分别以美国 (1974～1993) 、比利时 (1992～1996) 、雅典股票市场 (2001～2004) 公司为样本, 研究流动资产投资政策与公司绩效的相关性, 认为流动资产投资政策与公司绩效负相关。而对于流动资产投资政策各组成部分与绩效的相关性, Deloof、Lazaridis等认为, 应收账款周转期与绩效显著负相关;存货周转期与绩效的负相关性在比利时市场较为显著, 在雅典市场并不显著;辜玉璞 (2006) 以沪深两市1995～2004年146家制造业上市公司为样本, 发现现金周期和公司盈利能力负相关。赵旭等 (2003) 进一步指出两者的负相关对产业因素反映敏感, 而且积极的流动性管理战略有助于提高上市公司的经营绩效, 但并不能提升上市公司的市场价值。

上述学者从不同角度实证检验了流动资产投资政策与公司绩效的关系, 多数结论基本一致:积极的流动性管理战略有助于提高上市公司的经营绩效。但经营绩效不同的公司, 其流动资产投资政策的影响作用是否不同, 需要进一步进行实证研究。因此本文选取我国医药业上市公司2001～2010年74家面板数据, 采用分位数回归检验流动资产投资政策对绩效不同的公司绩效的影响。

2 理论分析与研究假设

2.1 流动资产投资政策与公司绩效

流动资产是企业生产经营活动的必要条件, 其投资的核心不在于流动资产本身的多寡, 而在于流动资产能否在生产经营中有效的发挥作用。流动资产投资决策目标是节省流动资金的使用和占用, 在风险可控范围内实现利润最大化。

流动资产投资政策是指如何确定流动资产投资的相对规模。流动资产的相对规模, 通常用流动资产占收入的比率来衡量。在流动资产政策分析时, 不影响正常盈利情况下, 降低营运资本投资可以增加营业现金净流量, 节约流动资产可以提高总资产周转率, 提高公司的资本收益率, 增加企业价值。其中影响流动资产投资需求的因素包括流动资产周转天数、行业和技术特征、企业所处的外部经济环境因素和流动资产管理效率。流动资产投资政策一般分为3种。 (1) 适中的流动资产投资政策。在销售额不变的情况下, 企业安排较少的流动资产投资, 可以缩短流动资产周转天数, 节约投资成本。但是, 投资不足会使经营中断, 增加短缺资本, 给企业带来损失。但投资过量会出现闲置的流动资产, 浪费投资, 增加持有资本。因此需要权衡得失, 确定其最佳投资需要量, 也就是短缺成本和持有成本之和最小的投资额; (2) 宽松的投资政策, 这种政策需要较多的流动资产投资, 承担较大的流动资产持有成本, 主要是资金的机会成本, 但短缺成本较小; (3) 紧缩的流动资产投资政策, 表现为较低的流动资产收入比, 这种政策节约了企业的流动资产持有成本, 但是会承担较大的短缺成本。因此流动资产投资政策对公司绩效影响很大。

假设1:H1:流动资产收入比越低公绩效越高。

2.2 存货投资政策与公司绩效

确定存货投资政策就是确定存货的相对规模。通常用平均存货占销售收入的比重来衡量。存货的规模组成, 应该首先按经营业务的需要安排, 并综合考虑以下情况:连续性的生产经营活动所需的最低限度的存货量, 采购订货和生产的经济规模, 为市场特殊需求而生产的库存产品, 提前购买以获得季节性的折扣, 预料价格变化和供应短缺的情况。存货在采购、生产和销售之间起着缓冲器的作用。存货投资太少, 不足以平衡原材料的供应速度、生产速度和销售速度, 会影响企业生产经营活动的连续性;但是, 存货投资太多, 说明产品或者原料积压太多, 造成资金大量闲置而不能用作其他用途, 从而影响企业的经济效益。

假设2:H2:存货收入比越低公司绩效越高。

2.3 应收账款投资政策与公司绩效

确定应收账款投资政策就是确定应收账款的相对规模, 可以用应收账款平均余额与销售收入的比值来衡量。在市场经济条件下, 存在着激烈的商业竞争, 竞争机制的作用迫使企业以各种手段扩大销售。除了依靠产品质量、价格、广告、售后服务等手段外, 赊销是更为重要的手段之一。对于完全相同的产品, 质量、价格、售后服务完全相同, 赊销比现销的销售额大很多。这是因为顾客在赊销中获得了好处。企业出于扩大销售的竞争需要, 不得不以赊销方式来促进销售, 于是就产生了这种由竞争引起的应收账款。应收账款是企业经营活动中与客户发生的赊账, 是一种商业信贷, 必然要占用一定的资金。在商业信贷中存在着利润与风险两个对立的因素。应收账款多, 增加了资金占用, 坏帐风险也增大, 但同时可以刺激销售, 增加利润。相反, 如果应收账款较少, 虽然减少流动资金占用, 减少了资金占用的机会成本和坏帐风险, 但是同时也会损失一些客户, 降低销售额, 从而减少利润。

假设3:H3:应收账款收入比越低公司绩效越高。

3 变量、样本与回归结果

3.1 变量定义

3.1.1 被解释变量

本文选取净资产收益率 (ROE) 作为被解释变量代表公司绩效。选择ROE作为被解释变量, 因为净资产收益率是一个综合性很强的指标。从经营者使用会计信息的角度看, 该指标反映了过去一年的综合管理水平。指标值越高, 说明投资带来的收益越高。

3.1.2 解释变量

本文选取流动资产收入比、应收账款收入比、存货收入比作为解释变量, 分别代表流动资产投资政策、应收账款投资政策、存货投资政策。

3.1.3 控制变量

一般认为, 企业规模及财务杠杆对公司绩效具有较大的影响力, 所以选取反映企业规模的总资产的自然对数和反映企业财务杠杆的资产负债率, 作为控制变量。

所有变量的计算如表1所示:

3.2 样本选择和数据来源

本文选取我国生物医药业上市公司2001～2010年的财务数据为样本, 考虑到极端值对统计结果的不利影响, 剔除7家ST公司, 最终以74家公司的财务报表数据进行实证分析。文本数据来自证券之星网站。

3.3 描述性统计

表2报告了描述性统计结果。净资产收益率平均为0.285%, 标准差72.49%, 说明经营绩效各公司间差异较大。生物制药是快速发展且风险较大的行业, 各公司所处发展阶段不同, 导致盈利水平产生较大差异。流动资产收入比平均值为1.12, 说明各公司流动资产投资规模较大, 也是其盈利水平较低的原因之一。应收账款收入比平均为37.16%, 标准差为58.87%, 说明应收账款水平各公司差异不大。存货收入比平均为45.79%、标准差为49.78%。符合生物医药行业的特点。

3.4 回归分析

通过OLS分析得出结果如表3所示。

注:“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%、1%水平上显著

所有模型的拟合优度均较高, D.W统计量接近2, 所有回归的F值均在1%水平上显著异于0, 表明模型成立。在所有模型中, 流动资产投资政策与公司绩效呈显著负相关。应收账款投资政策对公司绩效也显著负相关。公司规模与公司绩效正相关但不显著。说明规模适中的企业具有更好的公司绩效。财务杠杆与公司绩效显著负相关, 说明减少负债比例, 能够提高公司绩效。

考虑流动资产投资政策对业绩不同的公司可能产生不同的影响, 本文采用分位数回归方法, 进一步考察我国生物医药业上市公司流动资产投资政策对公司绩效的影响。分位数回归最早由Koenker和Bassett于1978年提出。相对于最小二乘估计, 分位数回归模型具有适于异方差的模型, 对条件分布的刻画更加细致, 并且他不要求有很强的分布假设, 且不容易收到异常值的影响。因此具有稳健性。分位数回归的基本模型为:

yi=x′iβθ+ζθi

quantθ (yixi) =x′iβθ

其中yi是被解释变量, xi是解释变量, x′i是xi的转置, βθ是θ分位数 (0<θ<1) 时对应的回归系数, εθi 是残差项。给定xi和yi的θ条件分位数为quantθ (yixi) , 等于x′iβθ, βθ的估计值的求解要最小化误差项的加权和, 即:

$\frac{1}{\text{n}}\left\{{\displaystyle \sum _{\text{i}:\text{y}{}_{\text{i}}\ge {\text{x}}^{\prime }{}_{\text{i}}\text{β}}}{}^{\text{θ}}|\text{y}{}_{\text{i}}-{\text{x}}^{\prime }{}_{\text{i}}\text{β}|+{\displaystyle \sum _{\text{i}:\text{y}{}_{\text{i}}＜{\text{x}}^{\prime }{}_{\text{i}}\text{β}}|}(1-\text{θ})-{\text{x}}^{\prime }{}_{\text{i}}\text{β}|\right\}$

则本文的计量模型可构造为:

quantθ (ROECAIP, RAIP, IIP, SIZE, LEV) =β0+β1CAIP+β2RAIP+β3IIP+β4SIZE+β5LEV

回归结果如表4所示, 流动资产收入比与公司绩效呈负相关, 即公司流动资金占收入比越高的公司其公司绩效越差, 且对经营绩效高的企业影响显著。假设1得到证实;应收账款收入比与公司绩效呈负相关, 且较为显著, 这与理论分析一致, 假设2得到证实。存货收入比与公司绩效正相关, 且在经营业绩适中的公司中, 存货投资政策对公司绩效影响较为显著, 这与假设3相反。

注:“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%、1%水平上显著

4 结论与建议

依据上述分析和实证结果, 得出如下结论与建议: (1) 降低流动资产投资。由实证结果可知, 我国的生物医药行业的流动资产比重较高, 所以应该不断加强流动资产的管理, 提高其周转速度, 减少资金占用。但生物医药业应当确定适当的流动资产投资规模, 在保持流动性和适当的短期偿债能力前提下, 扩大固定资产、无形资产等其他资产的投入, 提升企业的盈利能力, 在降低流动资产规模的同时, 更应注重风险的防范。 (2) 加强应收账款管理。生物医药业应该加强应收账款的管理, 努力提高其应收账款周转率。随着市场经济的发展, 商业竞争加剧, 赊销已逐渐成为企业扩大销售的一个重要手段, 应收账款管理已经成为企业经营管理中日益重要的领域。加强应收账款的回笼, 利用应收账款的投资信用政策。从管理的角度出发, 真正做到应收账款在事前的评估, 事中控制、事后分析。 (3) 适度增加存货。生物医药业应该加强对存货的管理。由于生物医药业存货具有耗损大、价值高的特点, 应发挥存货功能, 减少存货损失, 规避生产经营风险, 提高经营收益。 (4) 关注企业的规模效应。生物医药行业的规模效应比较明显, 对其经营效益有一定的影响企业不断增加总资产是企业不断扩张的明显迹象。企业的规模效应可以降低成本, 提高盈利。 (5) 保持合理的资本结构。生物医药企业的资产负债率低, 其盈利能力相对较高。因此, 公司管理者应充分重视资本结构与公司盈利能力两者间的相关性, 并应结合本行业及企业的具体情况, 合理确定公司的资本结构以实现公司价值的最大化。

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IT投资绩效实证研究 第6篇

关键词：机构投资者,股权制衡,公司绩效

一、引言

现代公司制度的核心是要建立完善的公司治理结构, 股权结构作为公司治理研究的一个核心领域, 决定了公司内部治理机制模式的形成, 最终会影响公司的经营绩效。股权制衡作为一种特殊的股权结构, 可以通过各大股东的内部利益牵制, 形成一种互相监督、抑制控股股东掠夺的股权安排模式, 在一定程度上缓解第二类代理问题。此外, 自20世纪80年代以来, 机构投资者作为公司股东在证券市场中的分量越来越重要, 国内外理论界对其研究主要集中在机构投资者参与公司治理的因素、主要渠道和机构投资者参与公司治理的效果, 但已有的大部分研究是把机构投资者和股权制衡分裂开来单独与公司绩效进行研究, 所以考虑到我国的资本市场和企业股权结构有着自己显著的特征, 本文采用股权制衡度指标, 以2009-2011年沪市A股上市公司为研究对象, 运用回归方法建立模型, 研究介入机构投资者的前提下不同的股权结构与公司绩效的相关性以及机构投资者介入与否对上市公司绩效的影响, 从而将两者结合起来, 以期能对今后引入多元化的投资者以及股权改革提供更好的建议和参考。

二、理论分析与研究假设

目前国内外关于股权制衡和机构投资者与公司绩效的关系研究中, 大多数的结论是机构投资者的介入有利于公司绩效的提高, 同时股权制衡度的增大也有利于公司绩效的提升, 两者都与绩效呈正向关系。特别是机构投资者这一新型投资主体的参与对公司绩效有着双重的影响。首先, 机构投资者具有专业的投资经验和团队实力, 对经营决策会产生重要影响;其次, 相对一般投资者而言, 机构投资者资金规模较大, 在公司股份中占有较大比重, 是制衡型股权结构的重要组成部分, 所以尽管我国的国情比较特殊, 但是两者的综合作用会对公司绩效有显著的影响, 据此本文提出如下假设:

假设1:机构投资者介入的上市公司股权制衡度与公司绩效正相关。

在早期的研究中, 大多数学者都得出高度集中和分散的股权结构会对公司绩效产生消极的影响, 从而制衡型的股权结构由此产生, 其在理论和实证方面丰硕的研究成果可以在一定程度上解决第二类代理问题即控股股东与中小股东之间的利益冲突问题, 使得有相互制衡的大股东从内部根本上改善上市公司治理, 进而提高公司绩效, 所以综合考虑以上因素, 本文提出如下假设:

假设2:在有机构投投资者介入的上市公司中, 股权制衡类的公司绩效要大于“一股独大”类和股权分散类的公司绩效。

在以美国为代表的西方国家中资本市场发展较成熟, 所以机构投资者一般采取提出股东议案、行使代理投票权和对被投资公司监控等方式参与到公司治理中来, 从而实现其自身权益, 并对公司绩效产生积极的推动作用。由于我国特殊的国情, 长期以来资本市场中高度集中的股权结构一直占据主导地位, 所以在这一背景下, 具有“前瞻性”和“专业性”特质的机构投资者的加入不但可以引导中小投资者进行合理投资, 从而起到优化资源配置结构、提高证券市场效率的作用, 而且拥有雄厚资本实力的机构投资者的参与还可以对国有股和法人股股东起到一定的抑制和制衡作用, 保护中小股东的权益, 基于以上考虑, 本文提出以下假设:

假设3:其他条件不变的条件下, 有机构投资者参与的公司绩效要大于没有机构投资者参与的公司绩效。

三、研究设计

(一) 样本选择和数据处理 (见表1)

本文以沪市A股上市公司2009-2011年的样本为研究对象, 为保证数据的有效性, 本文根据以下标准对原始样本进行了筛选: (1) 2010年和2011年于上海证券交易所上市的A股上市公司, 发行B股或H股的上市公司被剔除; (2) 剔除金融类上市公司; (3) 剔除ST及*ST上市公司; (4) 剔除不能提供2009-2010年之间连续的财务数据和股权结构数据的上市公司。按照以上标准筛选后, 进一步对样本数据进行归类:首先将前十大股东中不包含机构投资者的上市公司归为一类;然后, 将余下的样本进一步分为“一股独大”类和股权制衡类公司;最后, 将不满足这两类定义标准的公司归为含有机构投资者的股权分散类公司。按照以上的分类标准, 在含有机构投资者的所有样本中“一股独大”类的观察值为842个, 股权制衡型的观察值为325个, 股权分散型的观察值有683个, 前十大股东中不包含机构投资者的上市公司有360家。本文研究所需数据主要来源于CSMAR数据库。

(二) 变量设计及测量

(见表2)

(三) 模型构建

为检验上述假设, 本文利用SPSS统计软件, 采用回归分析法对股权制衡度和公司绩效进行分析。模型构建如下:

其中:ROEit表示i公司在t年的净资产收益率, 代表公司绩效;Zit表示i公司在t年的股权制衡度;β0、β1、β2、β3和β4为待估回归系数, e为随机误差项。

四、实证研究

(一) 组间比较分析

为了证明不同类型股权结构以及机构投资者是否涉入这两个因素对上市公司绩效影响的差异, 本研究将四组样本两两分组, 对总样本进行了如下独立样本的T检验: (1) 有机构投资者介入的“一股独大”类与股权制衡类公司绩效的独立样本T检验; (2) 有机构投资者介入的股权制衡与股权分散类上市公司绩效的独立样本T检验; (3) 有机构投资者介入的上市公司与前十大股东中未涉及机构投资者的上市公司绩效的独立样本T检验。具体结果如表3、表4。

根据表3的方差齐次性检验 (Levene) 结果, F值为57.591, 显著性概率为p﹤0.001, 所以可以得出有机构投资者参与的股权制衡类与“一股独大”类这两组方差差异是显著的。T检验的显著性概率为.000, 小于.05, 可得出这两组样本的公司绩效存在显著性差异。股权适度集中且具有股权制衡特征的股权结构可以在一定程度上加强大股东之间的相互约束和监督, 进而有限控制大股东损害和侵占小股东的利益, 并且在前十大股东有机构投资者这一特殊的投资主体的参与下, 对公司绩效的积极影响体现的更加显著。

根据表4方差齐次性检验 (Levene检验) 结果, F值为4.894, 显著性概率p﹤.05, 因此可以得出有机构投资者参与的股权制衡与股权分散这两类样本的方差差异是显著的。T检验的显著性概率为.000, 小于.05, 所以可得出这两组样本的公司绩效是存在显著性差异的。

以上两表的结论进一步证实了前面提出的假设2。

根据表5的方差齐次性检验 (Levene) 结果, F值为5.437, 显著性概率为p<0.05, 可以得出前十大股东中含有机构投资者的样本组与比较组这两组方差差异是显著的。T检验的显著性概率为.000, 小于.05, 可得出这两组样本的公司绩效存在显著性差异。所以表5的实证结果检验了前文中提出的假设3。

(二) 相关性分析

考虑到数据之间可能存在多重共线性问题, 文中对模型中所涉及的各个变量进行了相关性分析, 包括ROE值、股权竞争度Z、公司规模SIZE、财务杠杆DAR及公司成长性GROWTH, 其Pearson相关矩阵见下页表6。

从表6可以看出, ROE值和资产负债率 (DAR) 负相关, ROE指数与股权制衡度指数 (Z) 、规模指数 (SIZE) 和成长性 (GROWTH) 正相关, 并且相关性均在0.1 (双尾) 水平下显著, 这一结果与前述的分析比较一致, 从Pearson的结果依然可以得出前十大股东含有机构投资者的总样本的股权制衡对上市公司绩效的提高是有利的, 从而验证了研究假设中的假设1。

(三) 多元回归分析

表7、8和9用模型检验了2009-2011年股权制衡度对公司绩效的影响。从该模型的验证结果来看, 回归方程的F值分别为30.475、34.979和35.715, P值分别为0.0046、0.001和0.000, 可见除2009年以外, 2010年和2011年均通过显著性检验, 说明回归模型具有统计学意义。从各个系数的检验结果来看, 只有2009年的回归检验结果不显著, 2010年和2011年各变量系数的P值均小于0.05, 是显著的。

2009-2011年解释变量Z的系数为正, 说明股权制衡度与公司绩效是呈正比发展的, 由于样本标准是前十大股东中含有机构投资者的上市公司, 所以该结果进一步证实了前面提出的假设1。

五、研究结论和建议

(一) 研究结论

综合以上的实证研究结果可以看出:由于股权制衡度指数越大, 大股东的控制程度就越小, 其控制权受到后几大股东制衡的力度就越强, 所以考虑了机构投资者与一般的小投资者相比在资本实力、投资眼光以及专业水平等方面占有着绝对的优势, 当前十大股东中有机构投资者介入时, 上市公司股权制衡度与公司绩效正相关。在有机构投资者介入的上市公司中, 当股权结构比较均衡时, 既不会出现绝对控股的大股东, 也不会有股权分散的现象, 这时公司由相互制衡的大股东共同控制, 公司绩效最大。其他条件不变的条件下, 机构投资者是参与治理进而影响公司绩效的一支积极力量, 该投资主体的持股比例增大, 其对公司绩效的影响也将更加显著, 所以结合实际的样本情况进行实证分析后得出有机构投资者参与的公司绩效要大于没有机构投资者参与的公司绩效。

(二) 建议

本文将机构投资者与股权制衡结合起来, 在我国特殊的证券市场背景条件下分析其与公司绩效的关系, 得出促进这一新型投资主体的发展对于改善上市公司绩效、促进证券市场的稳定发展具有重要意义。为此, 本文提出如下相关政策建议: (1) 继续推进和巩固股权分置改革。 (2) 结合中国国情, 构建有效的股权制衡结构。可以通过增发社会公众股, 相对降低国有股比重、加快国有股配售以及增加法人持股的比重等途径实现。 (3) 继续大力发展培育机构投资者。可以从加强监管的同时放宽对机构投资者的投资约束、完善机构投资者自身的治理和对机构投资者的绩效评价体系以及优化机构投资者结构等方面加以考虑。 (4) 进一步加强证券市场制度建设, 为我国制衡型股权结构的构建和机构投资者队伍的完善提供良好的制度环境。

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