中小板上市公司成長性影響因素的驗證分析

劉 曜，史 爽

（1.四川大學 工商管理學院，成都 610041；2.西南財經大學 經濟管理學院，成都 610074）

中小板上市公司成長性影響因素的驗證分析

劉 曜1，史 爽2

（1.四川大學 工商管理學院，成都 610041；2.西南財經大學 經濟管理學院，成都 610074）

文章對中小板上市公司的成長性、及其影響因子盈利能力、風險水平、治理能力和運營周期進行測度,并通過結構方程模型驗證性分析其相互影響路徑，結果發現風險水平和運營周期對盈利能力有-0.531和-0.522的直接影響，對公司成長性存在負向-0.204和-0.201的間接影響，而其兩者本身對成長性的直接影響統計并不顯著,另外，公司盈利能力對公司成長性有正向0.384的直接影響。表明當前中小板上市公司的風險水平和運營周期是通過對盈利能力的作用而影響成長性和市場價值，盈利性作為企業目前成長體現的核心因素。

成長性；結構方程；驗證性因子分析

1 影響企業成長性的結構因素

已有的研究成果中，研究企業成長性分為兩種：一是建立企業成長階段模型來研究成長過程，二是通過對影響企業成長的各種因素進行綜合分析來研究其成長性。國內學者主要是通過規范和實證相結合的方法，以上市公司或中小企業為對象，來研究影響企業成長的決定性因素，進而建立指標體系來評價企業的成長性。

吳世農、李常青、余瑋[1]以資產周轉率、銷售毛利率、負債比率、主營業務收入增長率和期間費用率五個區分變量構成的判定模型，表明由資產周轉率、銷售毛利率和主營業務收入增長率與成長性正相關，負債比率和期間費用率與成長性負相關。張祥建、裴峰、徐晉[2]以2003年“中證·亞商上市公司50強”為樣本,運用回歸模型研究了上市公司核心能力與盈利性及成長性之間的內在關系,發現上市公司的盈利性和成長性都是建立在核心能力基礎上。從核心能力的層次結構來看,財務狀況、核心業務、經營能力和治理結構與上市公司盈利性及成長性的正相關關系也比較顯著。汪強[3]分析了影響企業成長的因素,通過對企業銷售收入成長率、利潤增長率、產值成長率、資金增長率與資本保值增值率、人員增加率和創匯增長率等成長性指標的實數比較分析、比率分析和趨勢分析,研究企業的不同成長模型。陳曉紅、戴靜等[4]使用logistic模型，以2003年滬深中小上市公司為樣本，運用logistic regression構建成長危機模型，選取5個基礎財務指標，并通過2004年樣本公司進行穩健檢驗，結果表明公司業績和主營業務是影響中小企業成長性的主要因素。劉燦輝、干勝道[5]利用逐步回歸法對深市中小企業板塊年報數據的反映成長性指標的相關財務數據進行分析，結果表明，成長性指標與凈資產收益率顯著正相關，與資產負債率顯著負相關。

現有文獻基本上是對于特定的反映成長性的財務指標，進行統計分析、回歸分析，潛在影響因素來自于理論分析和因子分析提取等。一方面，各個成長因素指標之間的相互作用關系表現不足，不能同時處理多個因變量，有效地反映出直接與間接的路徑效應。分析方法沒有從系統和結構的作用特點考慮，而單一地分析指標間多對一的因果影響。另一方面，通常的回歸方法只能對可觀測變量建模，對于潛在的不可觀測的因素卻無能為力；探索性因子分析雖然可以找到潛在影響因子，但是對于因子作用估計不足，路徑多重影響不能有效反應，還需借鑒回歸分析，同時指標測量誤差沒有納入分析中，可能影響估計效果。基于這些考慮，本文從結構方程(SEM)的分析角度,考察公司財務指標各個方面對于公司成長性的影響。

2 對中小企業板上市公司的實證研究

2.1 結構方程模型

結構方程模型包含兩部分，結構模型和測量模型。結構模型反映潛變量之間的關系，其中的方程稱為結構方程，模型形式為：

η是內生潛變量，ξ是外生潛變量，ζ是隨機干擾項，B是內生潛變量η系數矩陣，描述潛變量之間的彼此影響，Γ是外生潛變量系數矩陣，描述外生潛變量對內生潛變量的影響。測量模型反映了潛變量和可測變量之間的關系，即可視為指標與因子之間的關系，因此也被稱作因子模型，其中的方程稱為測量方程。模型形式為：

X是ξ的觀測指標，Y是的觀測指標，δ是X的測量誤差，ε是Y的測量誤差，φ、φ是系數矩陣，由因子載荷組成。

2.2 指標和數據的選取

上市中小企業的成長性如前文所述，本文選取托賓q值，市凈率，凈利潤增長率來測量。對于影響成長的因素，基于岑成德，王青燕，何有世[6]，張祥建，裴峰，徐晉，等的研究成果，本文考慮按照盈利性、風險、運營能力、公司治理四個方面作為潛在影響變量分析其對成長性因素的作用。其中，反映盈利性觀測指標有銷售凈利潤率、總資產凈利潤率、凈資產收益率、營業毛利潤率，反映公司經營風險的指標為綜合杠桿系數、財務杠桿系數，使用應收帳款周轉率、存貨周轉天數、營業周期作為運營能力的指標，最后公司治理使用高管年薪和持股比例兩個指標。

本文選取的數據來自國泰安金融數據庫(CSMAR)和滬深股市中小版2004～2009年年報，樣本數為280家，由于各個公司上市時間不同，于是數據選取公司年均數據作為反映公司近六年的整體經營狀況，使用SPSS16.0進行期望最大化填補了不完全數據，并進行合并整理后有208家上市公司作為我們最終的樣本數。同時，為了提高數據的正態性，借鑒李永強[7]的做法，對數據進行了對數化處理，處理后的樣本的正態性得到了改善，K-S統計檢驗，只有綜合杠桿系數、財務杠桿系數、應收帳款周轉率、存貨周轉天數四個指標未通過正態檢驗，其峰度值均在10以下，即便不是正態分布，大樣本下可以考慮使用。另外對于每一個潛變量所選擇的觀測指標進行信度檢驗，除公司治理指標外，其余變量的克朗巴哈信度系數(Cronbach α)均大于0.75，表明模型指標的構建良好，可以用來估計。

2.3 建立概念模型和模型假設

根據上文文獻觀點，對影響成長性的因素之間關系做出以下假定，根據假設變量之間關系建立概念模型。

假設一 (H1)：盈利能力直接影響公司的成長性:η2→η1(+)

假設二(H2)：公司治理能力直接影響盈利性:ξ3→η2(+)

假設三(H3)：風險直接影響盈利性:ξ1→η2(-)

假設四(H4)：運營能力直接影響盈利性:ξ2→η2(-)①這里的運營能力對盈利能力為負，實際是因為，運營能力主要反映了公司資金經營運營的周期，觀測指標也表明了這一點，運營周期越短，盈利能力越高，因此假設關系為負。

假設五(H5)：公司治理能力直接影響成長性:ξ3→η1(+)

假設六(H6)：風險直接影響成長性:ξ1→η1(-)

2.4 模型估計與擬合

在以上概念模型假設的基礎之上，對模型開始驗證性因子分析(CFA)。用AMOS軟件初步擬合迭代16次后，模型估計結果顯示成長性、盈利性 和運營能力三者的觀測指標中，凈利潤增長率、總資產凈利潤率以及營業周期因子載荷數值CR過小，p值大于0.2統計不顯著，故而剔出這三個觀測變量而保留其它指標，再進行擬合。

第二輪擬合后，模型絕對擬合指數χ2為204.1，自由度df為33，p值為0.00，模型近似誤差均方根RMSEA為0.158，相對擬合指數CFI為0.854，模型擬合效果不是很好，出現的更嚴重的問題是估計的銷售凈利潤率的殘差項的方差為負值，-0.046，盈利能力對銷售凈利潤率的標準化載荷系數超過1，表明模型存在設定錯誤，需要對模型整體設定進行改進。我們發現公司治理對成長性的系數為-0.252，p值為0.478，即不符合現實意義又不顯著，且對運營能力影響系數p值大于0.005，一定程度印證了模型存在設定錯誤。再剔除了對成長性的影響之后，模型絕對擬合指數χ2為204.1，自由度df為33，p值為0.00，對運營能力影響系數p值為0.006，然而銷售凈利潤率的殘差項的方差仍為負值。因此，基于以上的考慮，我們推翻假設H2，H5，剔除公司治理潛變量因素，再進行模型擬合。

第三輪擬合后，沒有出現方差為負和標準化影響系數大于1的情況，于是根據修正指數(MI)和臨界比率(CR)進行修正，放松了盈利性觀測指標和成長性觀測指標中觀測誤差獨立的設定，考慮它們之間互相相關，結果表明觀測誤差之間的相關系數，0.01的顯著性水平下，存在非零的差異。于是，修正結果接受新模型。此時，模型絕對擬合指數χ2為28.35，自由度 df為 17，CR比率 1.67＜3，p值為 0.041， 誤差均方根RMSEA為0.057，相對擬合指數CFI為0.988，模型總體擬合效果很好。然而，風險性對成長性的直接影響系數為-0.083，p值0.316，不是很顯著，于是拒絕了假設H6。剔除了風險性對成長性的直接影響后，模型絕對擬合指數χ2為29.28，自由度 df為 18，CR 比率 1.62＜1.67＜3，p 值為 0.045， 誤差均方根RMSEA為0.055，相對擬合指數 CFI為0.988,GFI為 0.97，沒有負方差和大于1的標注化系數。模型擬合良好。其估計結果見下表1。

其中，假設H1、H3和H4被模型證實，盈利能力（η2）對公司的成長性（η1）直接影響系數為0.175，0.01水平下統計顯著，風險性（ξ2）對盈利能力（η2）的直接影響為－1.054，運營能力（ξ2）對盈利能力（η2）的直接影響-0.697，三者在 0.01水平下統計顯著。變量之間的路徑總影響（直接影響加間接影響）見表2。

表1 模型最終擬合系數

表2 標準化的總效應

2.5 模型解釋

從總的效應上看，成長性、盈利能、風險性、運營能力等潛變量對觀測變量的因子載荷系數很大，結構效度良好，統計顯著，也符合現實經濟含義。通過結構方程模型(SEM)驗證性分析了中小企業成長性，我們發現：一、風險性和運營能力對盈利能力有著負面直接的影響，其影響標準化效應分別為-0.531，-0.522，表明風險和運營周期每增加1個標準，盈利分別下降約0.5。二、盈利能力對成長性有著系數為0.384的正面直接的影響，盈利能力每增加1個標準，成長性增加的效應是0.38。三、風險性和運營能力對成長性有著間接負面影響，他們通過對盈利能力的影響而作用于成長性指標，影響標準系數分別為-0.204 （-0.531*0.384），-0.201（-0.522*0.384），表明風險和運營周期每增加1個標準，盈利分別下降約0.2。

以上分析可以看出，對于上市不久的中小企業來講，現有的數據表明，公司治理能力，包括提高高管待遇，增加持股比例等對公司盈利和成長沒有顯著的影響。由于中小企業公司法人治理結構不完善，股利政策激勵有限，企業市場初期機制設計等內在制度的作用還很弱。現有數據還表明，公司盈利能力直接受到風險和運營能力的影響，一方面，上市中小公司面臨著市場的系統風險，企業經營初期公司運營風險壓力大，財務杠桿率稍高，控制主營業務風險對于盈利狀況影響很大。另一方面，中小企業面臨一定的融資配給，保持資金運營周轉能力和周轉速度，減少資金風險對盈利能力有顯著影響。良好的盈利能力，對公司發展和市場價值評估有著積極正面的影響，這一切都在現有的數據模型中得到證實。

3 結論及建議

根據實證分析結果，我們認為中小板上市公司的各項財務指標均比較正常，表現出較好的成長性，要保持這種良好態勢，就需要大力發展主營業務，研發核心技術，提高盈利能力；加快資本周轉，提高資金的使用效率；合理控制負債水平，以獲取財務杠桿收益，規避財務風險。中小板公司上市之后募集的大量資金使企業規模迅速膨脹，對原有管理層的經營能力提出了嚴峻的挑戰。上市前后中小板公司大多為家族企業，有強烈的動機和嚴格的制度用以控制成本開支，上市之后，資產膨脹，而利潤卻要和廣大股東分享，在此情況下，中小股東利益極易受到侵害，為保護中小股東利益，需要公司管理層嚴格自律，也需要監管者加強監督。

本文利用結構方程模型，對中小企業公司成長性做了驗證性分析，在已有文獻的基礎上，在考慮觀測誤差和多變量相互影響下，通過引入盈利能力，風險性，治理能力和運營能力四個潛變量因子，構建了四個因子的假設關系，和14個觀測指標對應的測量關系，通過結構模型，驗證了其間的影響效應，豐富了企業成長性的研究。

[1]吳世農,李常青，余瑋.我國上市公司成長性的判定分析和實證研究[J].南開管理評論,1999，(4).

[2]張祥建,裴峰,徐晉.上市公司核心能力、盈利性與成長性的實證研究——以“中證·亞商上市公司50強”為例[J].會計研究，2004，(7).

[3]汪強.從成長性分析看企業成長模型研究[J].現代會計,2003，(2).

[4]陳曉紅,戴靜.基于Logit模型的中小企業成長危機預警[J].系統工程，2007，(1).

[5]劉燦輝,干勝道.我國中小企業板塊上市公司成長性實證研究[J].上海金融學院學報，2005，(4).

[6]王青燕,何有世.影響中國上市公司成長性的主要因素分析[J].統計與決策，2005，(1).

[7]李永強，何永，李清政.結構方程模型在城市營銷研究中的應用[J].中國軟科學，2007，(4).

F275.5

A

1002－6487（2011）01－0147-03

國家自然科學基金資助項目（70202004）

劉 曜（1975-）男，四川邛崍人，博士研究生，研究方向：企業成長性。

史 爽（1983-）男，江蘇徐州人，博士研究生，研究方向：資本市場與證券投資。

（責任編輯/浩 天）