营运资本管理表征变量对公司绩效影响的定量分析，本文主要内容关键词为：定量分析论文,表征论文,变量论文,绩效论文,资本论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
随着经济全球化进程加快，现代公司制度不断完善，企业市场份额的争夺也越演越烈，如何在激烈的市场竞争中脱颖而出成为企业管理层急需解决的难题。企业的管理尤其是短期财务管理水平将直接影响其市场竞争能力与适应能力，而营运资本管理恰恰是短期财务管理的重要组成部分，与企业的日常生产经营活动密不可分，其范围涉及企业供、产、销的各个方面。因此，一个企业的营运资本管理水平直接影响其竞争力的高低。
营运资本一旦出现问题，轻则影响企业经营绩效，重则导致企业资本链断裂，使企业经营失败。可见，科学、正确的营运资本管理是一个企业生存和可持续发展的后盾。然而，我国很多企业还只是专注于长期财务政策，如资本结构政策、股利政策和资本预算政策，对营运资本管理的重视远远不够；而理论界对于营运资本的关注也似乎不足。事实上，目前很难在那些主流的财经期刊上看到关于营运资本管理研究的论文，而这与营运资本管理是企业财务管理四大内容之一的地位极不相称。有鉴于此，本文试图对这一领域进行较为深入的研究，主要从营运资本管理政策和营运资本管理效率的角度来关注营运资本管理的经济后果。
二、文献回顾
关于营运资本管理的经济后果，文献中主要从两个方面进行了探讨。一方面是考察营运资本管理政策与公司绩效之间的关系，另一方面是考察营运资本管理效率与公司绩效之间的关系。因此，本文将分别从这两个方面进行文献回顾。
(一)营运资本管理政策与公司绩效之间的关系
关于营运资本管理政策的实证研究，无论是国内还是国外，并不多见。国外关于营运资本管理政策代表性的研究主要有Weinraub和Visscher[1]以及Nazir和Afza[2]。Weinraub和Visscher考察了1984年至1993年间美国的制造业、服务业、零售业等10个行业的营运资本管理政策。他们的研究结果表明，不同行业的营运资本管理政策具有显著的差异，且相对激进的营运资本投资政策通常伴随着相对保守的营运资本融资政策，而相对保守的营运资本投资政策通常伴随着相对激进的营运资本融资政策。Nazir和Afza考察了1998年至2003年间巴基斯坦的水泥、食品等17个行业的营运资本管理政策。与Weinraub和Visscher研究结果相同的是，他们也发现了不同行业的营运资本管理政策具有显著的差异。与Weinraub和Visscher研究结果不同的是，他们发现相对激进的营运资本投资政策通常伴随着相对激进的营运资本融资政策。此外，他们还考察了营运资本管理政策与公司绩效之间的关系。研究结果表明，营运资本管理政策的激进度与公司绩效之间呈负相关关系，即营运资本的投资政策和融资政策越激进，企业的业绩越差。毫无疑问，Weinraub和Visscher以及Nazir和Afza对营运资本管理政策的研究做出了有益的探索。
国内关于营运资本管理政策代表性的研究主要有汪平等[3]。汪平等以1995—2004年沪深两市146家制造业上市公司为研究对象，以1444个观测数据为研究样本，对企业的营运资本政策和企业绩效之间的关系进行了实证分析。研究发现，代表营运资本投资政策的流动资产比例与代表营运资本融资的流动负债比例①在回归模型中均不显著，这就表明营运资本政策对企业绩效没有显著的影响，也就似乎说明营运资本政策的管理对公司来说其实并不像想象的那么重要。这样的结论显然令人难以接受。之所以出现这样的结果，笔者认为，一种可能是用来进行营运资本管理政策的计量指标存在着不妥之处，但这种可能性较小，因为根据营运资本管理政策的理论，似乎也找不到其他更好的替代指标；另一种可能是由于模型中的变量较多，且一些变量之间存在明显的相关关系，而作者既没有进行变量间的相关系数检验，也没有进行多重共线性检验，因此这就不能排除模型的解释变量之间存在着多重共线性的可能。由于多重共线性带来的一个直接后果就是模型解释变量的显著性不再有效，即一些显著的变量由于T统计量的值过小而变得不再显著，因此这就很容易让人怀疑是由于模型存在多重共线性的后果使得两个政策变量均不显著。由于存在着这样重大的疏忽，因此使得模型结论的可靠性大大降低。
(二)营运资本管理效率与公司绩效之间的关系
国外近年来涌现出较多关于营运资本管理效率与公司绩效关系的研究。不过，这些研究的方法和内容基本上大同小异，因此这里只是列举其中的几篇进行概述。Shin和Soenen[4]、Deloof[5]、Garcia-teruel和Martinez-solano[6]、Lazaridis和Tryofonidis[7]、Raheman和Nasr[8]、Karaduman等[9]分别以美国、比利时、西班牙、雅典、巴基斯坦和伊斯坦布尔的有关上市公司为样本进行实证分析，研究发现代表营运资本管理效率的现金周转期与盈利能力之间存在显著的负相关关系，即将现金周期降低至合理的水平可以提高企业盈利能力，为股东创造价值。但Gill、Biger和Mathur[10]以美国有关上市公司为样本进行实证分析却得到相反的结论，即现金周转期与盈利能力之间存在显著的正相关关系。Deloof、Garcia-teruel和Martinez-solano、Lazaridis和Tryofonidis、Raheman和Nasr、Karaduman等的研究还表明，应收账款周转期和存货周转期与盈利能力之间存在显著的负相关关系，企业可以通过缩短应收账款周转期和存货周转期提高盈利能力，但Gill、Biger和Mathur却发现，存货周转期与盈利能力之间存在显著的正相关关系。此外如同理论预期的那样，Lazaridis和Tryofonidis发现应付账款周转期与盈利能力之间存在显著的正相关关系，即延期支付供应商货款有助于提高企业盈利能力。但Deloof、Raheman和Nasr和Karaduman等得到的结论刚好相反，他们发现应付账款周转期与盈利能力之间存在显著的负相关关系，即缩短供应商的付款时间有助于改善企业的盈利能力。而Garcia-teruel和Martinez-solano以及Gill、Biger和Mathur的研究均没有得到应付账款周转期对盈利能力具有显著影响的结论。
相较于国外较为丰富的研究，国内的研究却显得很少。这其中最有代表性的是孔宁宁等[11]进行的一项关于营运资本管理效率与企业盈利能力关系的研究。作者以2004—2006年我国沪深两市519家制造业上市公司为研究样本，利用固定效应模型和混合最小二乘回归模型进行实证分析。研究发现，无论在固定效应模型中，还是在混合最小二乘回归模型中，用来反映营运资本管理效率的单项指标应收账款周转期和应付账款周转期均与公司盈利能力显著负相关，这说明缩短应收账款周转期和应付账款周转期均能提高公司盈利能力。令人意外的是，用来反映营运资本管理效率的综合指标现金周转期尽管在固定效应模型中与公司盈利能力显著负相关，但在混合最小二乘回归模型中很不显著，其显著性水平只有0.663，这与人们通常的认识是完全相反的。此外，单项指标存货周转期在混合最小二乘回归模型中也很不显著，其显著性水平只有0.691，这与人们通常的认识也不一致。由于作者采用的是平衡面板数据，而对于平衡面板数据可以采取三种模型，混合最小二乘回归模型、固定效应模型和随机效应模型，这三种模型究竟哪一种模型更好，其实并没有定论。尽管现在不少研究对于面板数据喜欢采用固定效应模型或随机效应模型，但即使仅从孔宁宁等的研究来看，利用固定效应模型得到的拟合优度值远低于利用混合最小二乘回归模型，而拟合优度值是比较两个模型优劣的重要标准之一。所以这就使得作者的研究结论具有一定的不确定性。
从以上回顾的文献可以看出，相较于公司财务领域其他问题的研究而言，关于营运资本管理的经济后果的研究，无论是国外还是国内，都可谓很少；而且，已有的研究得到的有关结论也并不完全一致。因此，对该领域继续进行深入细致的研究就是一件非常有必要的事情，这也就促成了本文的研究动机。相较于以往的研究，本文的创新力图体现在以下几个方面，一是关于公司绩效指标的计量。以往的研究文献中，作者都只是采用单个指标来计量企业的财务绩效，而本文则采用综合指标来计量企业的财务绩效。此外，本文在计量公司绩效的时候，不仅考虑企业的盈利水平，同时还考虑了企业盈利质量，这在以往研究中也从未出现过。二是关于模型的设计。以往的研究文献中，作者都只是单独考虑营运资本管理效率或营运资本管理政策对公司绩效的影响，而本文同时考察了两者对公司绩效的影响，并将两者置于同一模型中进行考察，这将使得模型更有效。三是关于公司绩效影响因素的分析。以往的研究文献中，作者都只是分析了营运资本管理的表征变量对公司绩效是否有显著影响以及影响的方向，而本文不但分析了这些，同时还分析了各个营运资本管理的表征变量对公司绩效影响的程度。
三、理论分析与研究假设
(一)营运资本管理政策与效率分析
营运资本管理是指对企业流动资产、流动负债的管理。流动资产相较于长期资产具有流动性强、回收期短、灵敏度高等特点。首先，流动资产的持有保证了企业的流动性和变现能力，维持了企业正常的生产经营活动，可以在较短的时间内用于偿还流动负债，增强了企业短期偿债能力，减弱了企业的财务危机。其次，流动资产的盈利能力不如非流动资产，流动资产的持有比例越高企业的盈利能力也就越弱，公司绩效也就越差。所以企业在维持生产经营活动的同时不可避免地要面对流动资产投资规模的问题。
随之而来的另一个问题就是流动资产的资本来源问题，是采用长期资本筹集还是流动负债筹集，或者两者兼而有之。流动负债相较于长期负债具有资本成本低、财务风险高、融资弹性强，融资速度快等特点。资本成本低、融资弹性强、融资速度快等特点决定了企业可以提高流动负债的持有量来节约资本成本，提高收益，但同时又由于短期负债期限较短，有些债务到期时，企业需要筹集足够的资本来还本付息，偿债压力较大，财务风险高。
那么，企业如何确定流动资产的规模以达到提高公司绩效的理财目标，以及如何安排流动资产所需的资本来源，已成为近年来财务人员关注的焦点。营运资本管理政策正是基于这样的需求而产生的，在处理企业营运资本的投资和筹资时所依据的原则，指导营运资本管理。所以营运资本管理政策包括营运资本投资政策和营运资本融资政策。
1.营运资本投资政策
营运资本投资政策，是指流动资产投资的相对规模，即流动资产占总资产的比例。具体来说就是对流动资产的风险性和收益性进行权衡，合理地确定流动资产的占有量以及流动资产各项目的配比。根据流动资产的相对规模，即流动资产占总资产的比率，可将营运资本投资政策分为三种。
(1)适中的营运资本投资政策。在销售不变的基础上，较少的流动资产投资，可以加快流动资产的周转，节约投资的成本，同时也伴随着投资不足增加企业短缺成本的风险，严重的可能导致经营失败；然而较多的流动资产投资，虽然会减少企业短缺成本，也会伴随着投资过量现象的产生，加大企业的持有成本。因此最佳的投资规模，就是短缺成本和持有成本两者之和最小化时的投资额。适中的营运资本投资政策就是最优投资规模下的营运流动资产投资额。
(2)宽松的营运资本投资政策。在这种政策下，企业较多地持有流动资产，表现为较高的流动资产比率。较高的流动资产持有量增强了企业的流动性，加强了企业的短期偿债能力，同时也降低了企业的盈利能力。
(3)紧缩的营运资本投资政策。在这种政策下，企业较少持有流动资产，表现为较低的流动资产比率。较少的流动资产持有量降低了企业的流动性，加大了企业短期的财务风险，但也提高了非流动资产比例和企业的预期收益率。
以上分析表明，流动资产比率越高，即流动资产占总资产的比重越高，企业持有的流动资产越多，营运资本的投资政策也就越宽松，反之营运资本投资政策越紧缩。
2.营运资本融资政策
营运资本的融资政策主要是解决流动资产中短期资本与长期资本的配比问题。流动资产按照投资时间的长短可以进一步分为长期性流动资产和临时性流动资产。长期性流动资产指的是企业处于生产经营的淡季也要保留的，不随季节性、周期性影响而变动的，用于满足企业长期稳定生产经营的流动资产。临时性流动资产正好与长期性流动资产相对，指的是那些受季节性和周期性影响而不断变动的流动资产，如销售旺季的应收账款、季节性的存货等。
同样流动负债也可分为自发性流动负债和临时性流动负债。自发性流动负债是指企业在长期生产经营活动中形成的负债，如应付职工薪酬、应交税费等。临时性流动负债是指为了满足企业临时性流动资产的需要而举借的债务，如在销售旺季为了满足销售的需要大量购入货物而发生的短期借款。
营运资本的融资政策通常用流动资产中长期资本的所占比例来衡量，该比率被称为易变现率，其计算公式如下：
易变现率＝[(所有者权益＋长期负债＋经营性流动负债)－长期资产]／经营性流动资产
易变现率越高表明经营性流动资产中长期资本的比重较大，偿债风险较小，称为稳健的营运资本融资政策。易变现率较低表明经营性流动资产中短期资本的比重较高，偿债压力较大，称为激进的营运资本融资政策。处于两者之间的则称为配合型融资政策。
3.营运资本管理效率
除了营运资本管理政策外，营运资本管理的效率及其计量也是营运资本管理的重要内容之一。20世纪70年代以前对营运资本管理效率的评价指标主要着重于对现金、存货和应收账款等单个项目的优化上，常用单个项目的周转期，如应收账款周转期、存货周转期来衡量流动资产的管理效率。这些指标都存在一定的局限性，首先忽略了流动资产之间的内在联系，其次很难发现各流动资产项目的相互变动对营运资本的影响程度。针对上述缺陷，Hager[12]在“现金管理和现金周期”一文中提出了“现金周期”指标，他把现金周期定义为企业从支付货款到投入生产最终售出产品整个循环的时间间隔。他认为具有较短现金周期的企业通常运营绩效较好，并提出了改进现金管理，缩短现金周期的措施。随后Richard和Laughlin[13]将现金周期具体定义为：现金周期＝应收账款周转期＋存货周转期－应付账款周转期。由于这一定义的科学性和合理性，所以在现今的财务管理教科书中以及实证研究中被广为使用。
(二)研究假设
假设1 营运资本投资政策的激进度与公司绩效存在正相关关系。
营运资本投资政策，是指流动资产投资的相对规模，即流动资产占总资产的比例。该比例越小，营运资本投资政策的激进度越高。由于流动资产的盈利能力弱于长期资产，流动资产占总资产的比例越小，即营运资本投资越激进，企业的盈利能力越强，公司绩效越好。因此假设营运资本投资政策的激进度与公司绩效存在正相关关系
假设2 营运资本融资政策的激进度与公司绩效存在正相关关系。
营运资本的融资政策是指流动资产中长期资本所占的比例，该比例越大，表明营运资本融资政策激进度越高。由于短期负债的资本成本低于长期负债，经营性流动资产中短期资本比率越高，企业总的资本成本越低，企业盈利能力也就越强，但同时也面临着较高的财务风险。因此，假设营运资本融资政策的激进度与公司绩效存在正相关关系。
假设3 现金周期与公司绩效存在负相关关系。
现金周期反映了现金从投入生产到销售产品后收回现金的过程。现金周期越短，现金周转越快，企业能生产、销售更多的产品，其盈利能力越强。在企业销售额和营业成本不变的情况下，现金周期缩短由两种原因造成，一是应收账款和存货的减少导致；二是由应付账款增加导致。根据杜邦公式，净资产报酬率＝销售净利率×资产周转率×权益乘数，可知在销售额不变的情况下，企业所占用的应收账款和存货减少，则流动资产和总资产减少。而资产周转率＝销售额／总资产，总资产减少则资产周转率增加，从而净资产报酬率增加。另外，在营业成本不变的情况下，企业的应付账款增加，企业的流动负债和负债总额增加，从而导致资产负债率增加。权益乘数＝1／(1－资产负债率)，资产负债率增加则权益乘数增加，从而净资产报酬率增加。因此，在其他条件不变的情况下，现金周期缩短，提高了净资产报酬率和企业的盈利能力。因此假设现金周期与公司绩效存在负相关关系。
四、变量和模型设计与样本选择
(一)变量设计
1.公司绩效指标的计量
衡量公司绩效的指标可以分为两类，一类是账面利润指标，一类是市场价值指标。利用账面利润来衡量公司绩效的指标主要有净经营资产利润率、总资产收益率、净资产收益率等，利用市场价值来衡量公司经营业绩的指标主要有托宾Q。无论采用账面利润指标还是市场价值指标，研究者都只是采用了单个指标。笔者认为，就上市公司的具体情况而言，采用单个指标来衡量其经营业绩是有失偏颇的。首先看托宾Q。众所周知，我国股权分置改革从2005年才开始启动，在这之前，从平均意义上来说，上市公司的股本构成中有大量的非流通股存在，约三分之二左右，因此这就使得同时利用账面价值和市场价值计算得到的托宾Q已经失去了其原有的意义，并不能比较客观地衡量公司的市场价值。此外，由于股票市场仍处于未成熟阶段，公司股票价格经常受到非公司自身因素的影响而变化，因此即使是流通股的市场价格也很难让人相信是比较合理的，这就进一步弱化了托宾Q对公司价值计量的作用。再来看净资产收益率。净资产收益率仅仅考量了公司权益资本金的报酬，未能对公司全部资本的使用效率进行考察。更重要的是，由于净资产收益率是上市公司进行配股的一个最为重要的考核指标，因此上市公司利用各种手段来操控净资产收益率的现象比较严重，这就使得这一指标失去了一定的可信度②。总之，介于上市公司的特殊环境，对其进行业绩评价时更宜采用多个指标。
众所周知，企业从事生产经营活动，其最大最直接的目的就是不断地赚取利润，持续经营，稳定发展。持续经营和稳定发展是赚取利润的前提，而赚取利润又是持续经营稳定发展的目标和保障。只有不断地创造利润，企业才有动力发展，实现其经营战略。所以盈利能力一直都作为企业经营管理人员最重要的绩效衡量指标。企业盈利能力分析主要是对企业利润的分析，但利润额一方面不便于不同规模的企业之间比较，另一方面受到企业规模、投入资本等因素影响不能准确衡量企业的盈利能力和水平。所以本文采用利润率指标来衡量企业的盈利能力，进而衡量公司绩效。在这里，主要从资本经营盈利能力、资产经营盈利能力、商品经营盈利能力和盈利质量这四个方面选取了6个指标来衡量公司绩效。本文在此采用了多元统计分析中的主成分分析法，将原有的多个彼此相关的指标转化为一个不损失或很少损失原有信息的综合指标，并用符号SCORE表示。具体的衡量指标如下：
(1)净资产收益率(ROE)。本文采用该指标来衡量资本经营盈利能力。资本经营能力是指所有者投入资本获取利润的能力。净资产收益率的计算公式为，净资产收益率＝净利润／平均净资产。该指标是反映企业资本盈利能力的核心指标，它一方面反映了资本的增值能力，另一方面影响着企业股东价值的大小。该指标越高，企业资本经营能力越好。
(2)总资产报酬率(ROA)。本文采用该指标来衡量资产经营盈利能力。资产经营盈利能力是指企业运营资产获取利润的能力。总资产报酬率的计算公式为，总资产报酬率＝(利润总额＋利息支出)／平均总资产。该指标从企业全部资产角度出发，把利息看作是负债的利润额，全面反映企业总资产的盈利能力。该指标越高，企业资产运营效率越好，经营获利能力越强。
(3)营业收入利润率(ROC)。本文采用该指标来衡量商品经营盈利能力。商品经营是指企业以市场为向导，消耗财力、物力和人力进行供产销活动，尽可能地满足社会的需要。商品经营盈利能力不考虑企业的投、融资活动，仅研究利润与收入或成本之间的相关关系。本文主要从利润与收入这个方面来衡量企业商品经营盈利能力，选择了营业收入利润率这个指标。其计算公式为，营业收入利润率＝营业利润／营业收入。该指标越高，企业商品经营盈利能力越好。
(4)净资产现金回收率(COE)。本文采用该指标来补充观察核心盈利指标净资产收益率的盈利质量。其计算公式为，净资产现金回收率＝经营活动净现金流量／平均净资产。该指标从现金流量的角度对净资产的收益率进行了修正和补充，该指标越高，净资产产生经营活动净现金流量越多，企业的盈利质量越高。
(5)盈利现金比率(COR)。本文采用该指标从盈余的现金保障角度反映企业的盈利质量。其计算公式为：盈利现金比率＝经营活动净现金流量／净利润。该指标越高，企业盈余的现金保障程度越高，企业的盈利质量越好。然而，如果该比率小于1，表明当期的净利润中尚存在着未实现的现金收入。这就意味着即使当期的净利润为正值，企业仍可能出现现金短缺的情况。
(6)销售获现比率(COC)。本文采用该指标从销售获取现金的角度反映企业的盈利质量。其计算公式为，销售获现比率＝销售商品、提供劳务收到的现金／营业收入。该指标越高，企业销售获取现金能力越强，企业的盈利质量越好。
2.自变量的设计
根据前文分析，本文自变量包括以下三个：
(1)营运资本投资政策(CAT)。本文采用流动资产比例，即流动资产占总资产的比例来计量。
(2)营运资本融资政策(CLT)。本文采用易变现率，即流动资产中长期资本所占的比例来计量。
(3)现金周期(DWC)。本文采用公式，现金周期＝应收账款周转期＋存货周转期－应付账款周转期来计量。
3.控制变量的设计
(1)公司规模(SIZE)。本文采用总资产的自然对数来衡量企业的规模。国内外的许多研究都表明公司规模会影响企业的盈利能力，进而影响公司绩效。本文研究营运资本与公司绩效之间的相关性时，用总资产的对数来控制公司规模对公司绩效的影响。
(2)财务杠杆(FIDEBT)。本文采用(短期借款＋长期借款＋应付债券)／期末资产总额比率来衡量企业的财务杠杆。该指标的高低反映了企业面临的财务风险程度。该指标较低时，由于负债的税盾作用提高了企业的价值。而该指标过高时，负债的财务风险又会降低企业的价值。所以本文用该指标来控制不同财务状况对公司绩效的影响。
(3)营业收入增长率(MRR)。本文采用该指标来衡量企业的发展速度和成长能力。一般而言该指标越高，企业的发展速度越快，成长能力越强。所以本文用该指标来控制企业发展速度和成长能力对公司绩效的影响。
为了清晰起见，将以上所有变量的具体说明列成表1。
(二)模型设计
根据前文的分析，本文设计如下多元线性回归分析模型：
(三)样本选择
由于制造业一直都是我国国民经济的支柱产业，它直接体现了一个国家的生产力水平，是经济增长的主导部门和经济转型的基础。作为国民经济的物质基础和国家综合实力的重要标志，一直以来制造业都走在经济发展的前沿，以信息化带动产业化，注重人才培养和科技创新，成为富民强国的中坚力量，直接影响着中国在经济全球化格局中的国际分工地位。因此本文选取2000—2009年我国制造业A股上市公司为研究对象。样本的选取主要遵循以下两个原则：(1)剔除数据不完备的上市公司，即如果该上市公司有一年或一年以上的数据缺失，该公司被剔除。(2)剔除了十年中曾经沦为ST、*ST或PT的公司。(3)剔除了净资产为负的公司。按照这样的原则，最终得到的样本数据事实上是一个面板数据，其包含的上市公司数为320家，样本总数为3200个。研究中所用数据主要来自于CCER经济金融研究数据库，部分缺失数据来自于上市公司年报。
五、实证检验结果及分析
(一)营运资本管理变量的描述性统计及分析
1.现金周期的描述性统计及分析
表2和图1③是对制造业上市公司营运资本管理效率的整体分析，从总体上反映了我国制造业上市公司应收账款周转期、存货周转期、应付账款周转期及现金周期的变化趋势。
从表2和图1可以看出9年来我国制造业上市公司的现金周期总体呈下降的趋势，2001—2007年下降了近74.34天，下降幅度达40.75％，而2008－2009年有所上升，上升了近17天。从它的组成结构上我们发现，应付账款周转期在9年间没有明显变化，维持在60天左右；2001—2007年应收账款周转期、存货周转期都大幅下降；2008—2009年存货周转期大幅上升，上升了近30天，应收账款变化不明显。
综上所述，我国制造业上市公司在2001—2007年营运资本的管理效率大幅提高，表明公司的管理层越来越注重营运资本的管理，不断提高应收账款和存货的周转率。而2008—2009年现金周期的大幅上涨主要是因为存货周转期的大幅上涨，这可能是受2008年全球金融危机的波及，消费者信心指数大幅下滑，导致存货大量积压。
2.营运资本投资政策的描述性统计及分析
在分析营运资本投资政策时，本文首先对样本公司9年内的流动资产比例进行描述性统计，对制造业的特点进行整体分析，结果如表3所示。从表3中可以看出该比例在各样本之间相差很大，最大的达到92.61％，最小的1％都不到。而样本的中值达到52.04％，超过了一半，表明总资产中大约有一半以上是流动资产。
其次，按年度对全行业9年来每年的流动资产比例进行，分析该指标9年来每年的变化趋势。如表4和图2所示，9年来该比例略有下降的趋势，但基本上都维持在50％以上，且波动较小，最高点和最低点也只相差4.18％。可见我国制造业上市公司的营运资本投资政策一直比较稳定，没有很大的起伏。单纯从表中的数字上看，我国制造业上市公司流动资产占总资产的比例远远高于国外制造业现有的水平，呈现出一种适中的、宽松的营运资本投资策略。
3.营运资本融资政策的描述性统计及分析
与投资政策一样，本文首先对9年内行业总体的融资政策指标易变现率进行描述性统计。然后按年度分析其变化的趋势。首先，从表5中可以看出2001—2009年易变现率的均值和中值都只有55％左右，即经营性流动资产中长期资本来源的比例普遍偏低，最大值和最小值之间相差很大超过了100％，表明各个公司在营运资本融资政策上差异很大。
其次，从易变现率年度趋势变化上看，如表6和图3所示，近9年来该指标总体上有下降的趋势。上述数据一定程度上说明我国制造业上市公司一直都趋向于激进的融资策略。经营性流动资产中，长期资本来源的比率过低，且近年来总体上有下降的趋势，从另一个侧面也说明了短期资本来源在经营流动资产中的比率越来越高，在2005、2006和2008年都超过了50％。这都表明近年来我国制造业上市公司经营性流动资产中，临时性流动负债的比例越高，不但要满足临时性资产的需要，还要解决部分长期性流动资产的需求，企业面临的短期偿债压力越来越大。同时还发现易变现率在2006、2007和2009年都有小幅的上升，从一定程度上也说明，上市公司也正在试图寻找新的融资渠道，打破传统的依靠短期金融负债筹资的模式，降低企业所面临的财务风险。
(二)公司绩效的主成分分析结果
1.主成分的方差贡献率(见表7)。由表7可以看出，第一主成分的方差贡献率为39.96％，对应的特征根为2.398，远大于其他5个特征根；第二主成分的方差贡献率为20.398％，对应的特征根为1.224；第三主成分和第四主成分的特征根和方差贡献率相差不大；而其余两个主成分的特征根和方差贡献率比起其他四个相差甚远。由于在这六个主成分中，前四个主成分的累计方差贡献率已经达到88.738％，即包括了原始变量88.738％的信息。因此根据主成分选取的原则，本文选取了前四个主成分对公司绩效进行综合计量。
2.主成分的得分系数(见表8)。由表8可以看出第一主成分在ROA、ROE和ROC上的得分系数要远高于其他三个指标，即其主要包含了净资产收益率、总资产报酬率和营业收入利润率这三个指标的信息，反映的是企业资本、资产、商品的经营盈利能力。同理我们可以看出第二主成分主要包含的是净资产现金回收率和销售获现比率的信息，第三主成分主要包含的是盈利现金比率的信息，而第四主成分在各指标上的得分系数都不是很高，是对其他主成分的补充，由此可以看出第二、三和四主成分主要反映的是企业盈利质量的信息。由主成分得分系数表和标准化后的原始指标，得出各主成分的表达式。
第一主成分表达式：
第四主成分表达式：
3.上市公司经营业绩的综合得分计算公式。利用每年的第一、二、三、四主成分与标准化后的原始指标之间的线性表达式，以及每年的第一、二、三、四主成分的方差贡献率，可以得到上市公司每年的经营业绩综合得分计算公式。其具体表达式如下：
利用上述公式，将每家上市公司的第一、二、三、四主成分得分值依次代入上式就可以得到一个综合了净资产收益率(ROE)、总资产报酬率(ROA)、营业收入利润率(ROC)、净资产现金回收率(COE)、盈利现金比率(COR)和销售获现比率(COC)的公司绩效指标SCORE。有了这些数据，再加上其他相关指标的数据便可进行回归分析。
(三)回归结果及分析
根据表9，模型总体的F值为71.466，通过了1％的显著性水平检验，即模型整体是显著的。各变量的方差膨胀因子远远小于10，说明模型不存在多重共线性问题。D-W值为2.020，表明残差项不存在自相关现象。模型的判定系数Adj-
为0.258，表明模型的拟合优度还可以。此外，从表中各变量系数的t统计量值以及显著性水平可以看出，所有变量都在1％的水平上显著。
表9中有两组回归系数，第一组是标准化的回归系数，第二组是未标准化的回归系数。在国内众多的关于公司财务的实证研究文献中，研究人员在利用多元线性回归方程的时候，通常只给出未标准化的回归系数。通过未标准化的回归系数，可以判断各解释变量对被解释变量的影响方向，因此如果研究的问题只限于此，则这样做就足够了。但是如果还要考察各解释变量对被解释变量的影响大小，则还只是根据未标准化的系数就不对了。何晓群教授指出：“在用多元线性回归方程描述某种经济现象时，由于各变量观察值所用的单位大都不同，数据的大小差异也往往很大，这就不利于放在同一标准上进行比较。为了消除量纲不同和数量级的差异所带来的影响，需要将样本数据进行标准化处理，然后再用最小二乘法估计未知参数，得到的参数值是比较各自变量对因变量影响程度相对重要的一种较为理想的方法。”④因此，必须根据标准化的系数来判断或比较各解释变量对被解释变量的影响大小。有鉴于此，本文同时给出了两种回归系数。总之，根据表中的回归结果，可以得到以下结论。
第一，无论是标准化回归系数，还是未标准化回归系数，都表明我国制造业上市公司的营运资本管理活动的确对其经营业绩具有显著的影响，这就从实证数据的角度说明了上市公司应重视营运资本的管理。
第二，根据表9中的标准化回归系数可以看出，代表营运资本管理效率的变量——现金周期(DWC)的系数绝对值小于代表营运资本管理政策的变量——营运资本投资政策和营运资本融资政策(CAT和CLT)的系数绝对值，这就表明上市公司的营运资本管理政策比营运资本管理效率更为重要，因为前者对公司绩效具有更大的影响。
第三，由营运资本管理效率的变量——现金周期(DWC)的系数可以看出，如同理论预期那样，现金周期与公司绩效的确呈反向关系，这就表明上市公司通过加速现金周转、缩短现金周期确实可以提高公司绩效。
第四，由营运资本管理政策的变量——营运资本投资政策(CAT)的系数可以看出，营运资本投资政策(CAT)与公司绩效存在负相关关系，即流动资产占总资产的比例越小企业的盈利能力越强，这与假设2一致。该结论表明上市公司欲想切实提高经营业绩，关键还在于加大对于固定资产的投入。
第五，由营运资本管理政策的变量——营运资本融资政策(CLT)的系数可以看出，营运资本融资政策(CLT)与公司绩效存在正相关关系，即流动资产中长期资本所占的比例越高，公司绩效越好。换言之，公司的营运资本融资政策越稳健，企业盈利能力越强，公司绩效越好，这与假设3相反。出现这样的结果可能是由于激进的营运资本融资政策带来的高风险往往要大于其较低的融资成本带来的表面收益。尽管回归结果与理论预期不一致，然而却给了制造业上市公司一个很好的启示，即过于激进的营运资本融资政策往往会适得其反，相对保守一点的财务行为更为可取。
第六，企业规模(SIZE)与企业绩效存在正相关关系，并通过了1％的显著性水平检验。这表明企业规模越大，越容易筹措资本，能抓住机遇投资于好的项目，增强盈利性。同时也比较容易获得较优惠的信用政策，节约资本成本，提高资本的收益率。
第七，财务杠杆(FIDEBT)与企业绩效存在负相关关系，并通过了1％的显著性水平检验。这表明，我国制造业上市公司的金融负债比例过高，其带来的财务风险已经超过了其带来的税盾收益。
第八，营业收入(MRR)增长率与企业绩效存在正相关关系，并通过了1％的显著性检验。这表明了具有持续经营能力和快速发展的企业，其盈利能力和盈利质量都较好。
六、研究小结
本文主要从营运资本管理政策和营运资本管理效率的角度对公司业绩的影响状况进行了探讨，并利用了多元统计分析方法中的主成分分析法和计量经济学中的多元线性回归分析法来进行实证研究。研究发现：(1)营运资本管理活动对公司业绩具有显著的影响，且营运资本管理政策相较于营运资本管理效率对公司业绩具有更大的影响，因此上市公司应重视营运资本的管理，尤其是营运资本政策的管理；(2)营运资本投资政策对公司业绩具有正向的影响作用，因此上市公司应加大固定资产的投资，从而提升公司业绩；(3)营运资本融资政策对公司业绩具有反向的影响作用，因此上市公司应采取更多的长期资金进行融资，从而改善公司绩效；(4)现金周期对公司业绩具有反向的影响作用，因此上市公司应加速现金周转，缩短现金周期，从而提高企业的盈利能力。
本文研究的主要意义在于：第一，引入了营运资本管理研究新方法。这主要表现在两个方面。一方面，以往的研究只是采用多元线性回归分析法，而本文同时将主成分分析法引入进来。另一方面，以往的研究在利用多元线性回归分析法的时候只是注重对非标准化系数的分析，忽略了对标准化系数的分析，但事实上标准化系数能够显示新的信息。第二，丰富了营运资本管理研究的理论成果。营运资本管理的研究主要包括营运资本管理效率和营运资本管理政策，文献中通常只是就其中的一个问题进行考察，而本文同时对这两个问题进行考察，这样做的好处是有利于去比较营运资本管理效率和营运资本管理政策对公司经营业绩影响的孰轻孰重。根据本文的研究结果，营运资本管理政策相较于营运资本管理效率对公司业绩具有更大的影响，这样的结论在以往研究中是从未出现过的。第三，为企业重视对营运资本的管理提供理论上的支撑，以及为企业更为有效地进行营运资本管理提供理论上的指导。尽管实践中不少企业已经非常重视营运资本的管理，然而营运资本的管理对企业经营绩效到底有没有影响，以及具体具有怎样的影响，实际上并没有多少定量的分析，也就是说缺乏一定的经验数据支持。因此本文在一定程度上弥补了这方面的缺陷。
收稿日期：2011－11－28
注释：
①令人疑惑的是，流动负债比例的计算作者采用的是流动负债与总债务的比例。但是，流动资产的资本来源不仅包括债务资本，还包括权益资本。此外，比较有代表性的几篇国内外文献，在计算流动负债比例的时候采用的都是流动债务与总资产的比例。而且因为流动资产比例作者采用的是流动资产与总资产的比例，根据配比原则，流动负债的比例计算也应采用流动债务与总资产的比例。
②蒋义宏等一些学者的实证研究表明，上市公司的确存在着较严重的操纵净资产收益率(ROE)的现象[14]。
③作者搜集了10年的数据，但表2和图1中只有9年的统计结果，原因是营运资本管理效率的计算涉及前后两年的数据。以下同。
④资料来源：何晓群编著，《现代统计分析方法与应用》，中国人民大学出版社，北京：1998：121－122[15]。
标签：流动资产论文; 应收账款管理论文; 应付账款周转率论文; 企业经营绩效论文; 存货成本论文; 融资公司论文; 应收账款融资论文; 企业经营规模论文; 总资产增长率论文; 绩效指标论文; 盈利能力分析论文; 绩效目标论文; 现金周期论文; 公司金融学论文; 经营利润论文; 能力模型论文; 经营指标论文; 企业经营论文; 企业利润论文; 盈利能力指标论文;