第一篇：產權性質與中國上市公司債務融資結構的實證研究論文

摘要：文章通過研究產權性質、銀行業競爭環境對企業債務融資結構行為的影響，發現國有上市公司使用了更多的商業信用融資和更低的銀行借款融資，控股股東股權比例的提高加強了該融資行為的顯著性。文章研究結果為商業信用的融資比較優勢理論提供了新的證據。

關鍵詞：債務；融資結構；產權性質；銀行業競爭

一、研究問題提出及相關理論分析

作為債務融資決策的重要理論研究方向，企業債務融資結構受到廣泛關注。在已有的研究中，國外學者關于公司商業信用的課題研究基本上都集中于資本市場比較發達的國家，這些經濟體的典型特征是產權明晰、監管到位，可靠的契約與法律結構使市場經濟制度運行規范、成熟與健全。與之相反，我國市場體制表現出不成熟和非規范的運作方式，因此建立在發達國家經驗之上的理論模型可能并不適用于轉型經濟國家。尤其對我國市場來說，市場經濟體系建設還不完善，經濟運行中存在很多尖銳的矛盾。因此，我國上市公司在利用外部債務融資方面可能會呈現與國外研究不同的特點。

Ge和Qiu（2007）使用了1994年~1999年間用中國社會科學院2000年的企業調查數據進行的實證研究表明，在中國，從銀行獲得融資比較困難的非國有企業會更加依賴于商業信用，間接地表明商業信用是銀行借款的替代。余明桂、羅娟、汪忻妤（2010）在總結現有研究成果時認為，國有金融機構選擇貸款對象時存在嚴重的歧視，更傾向于向國有企業提供貸款，中小企業很難從國有金融機構獲得貸款。因此，在我國金融體系中國有金融機構占據支配地位的現狀下，國有企業容易得到政府的幫助，因而容易獲得國有企業貸款，對商業信用的依賴相應減少。但另一方面，從國內上市公司數據進行研究的實證結果與上述文獻不盡一致。譚偉強（2006）利用我國上市公司2000年~2006年的數據實證研究了商業信用作為企業外部融資類型的決定因素。實證結果發現企業獲取的商業信用融資與國有股比例呈顯著正相關關系。綜合已有的文獻可以發現，目前國有已有研究發現存在一定的分歧：一是對企業產權性質如何影響上市公司的債務融資決策，國有企業是否獲得了更多的銀行借款？非國有企業是否更加依賴于商業信用？二是對商業信用和銀行借款之間是互補關系還是替代關系還無一致的結論。從上述研究目的出發，本文將主要研究如下問題：

RQ1：產權性質是否影響上市公司獲取商業信用或銀行借款的能力？如何影響？

RQ2：當公司處于銀行業競爭較強的環境時，使用商業信用的比例是否相應減少？使用銀行借款的比例是否相應增加？

二、研究設計

1.樣本數據來源與樣本選擇。筆者選取了2003年~2006年所有在上海證券交易所和深圳證券交易所進行交易的非金融類上市公司，并剔除了西藏地區的公司以及期間所有的ST或*ST公司，最終得到4 807例觀測（公司-年）。上市公司財務數據取自中國經濟研究服務中心一般上市公司財務數據庫。

2.模型與變量本文采用如下基本回歸模型：

（1）因變量。參照Petersen and Rajan（1997）、Demir-güc-Kunt and Maksimovic（2001），本文采用AP，即商業信用比例作為回歸模型的因變量。該變量的計算公式為：AP1=（應付賬款+應付票據+預收款項）/總資產。

在中國特殊的制度背景下，由于法律法規不允許企業之間進行資金拆借，我國企業的對外借款以銀行借款作為最主要的資金渠道。本文采用銀行的短期借款和長期借款加總金額替代銀行借款。銀行借款比例的計算公式為：Loan=（短期借款+長期借款+一年內到期的長期負債）/總資產。

根據已有的研究文獻，我國上市公司商業信用和銀行借款之間存在明顯的替代關系。為進一步驗證商業信用與銀行借款之間的關系，本文采用商業信用占外部融資比例AP2作為因變量，用以檢驗商業信用與銀行借款之間的替代關系。AP2=（應付賬款+應付票據+預收款項）/（應付賬款+應付票據+預收款項+短期借款+長期借款+一年內到期的長期負債）

（2）測試變量。產權性質。根據本文的研究目標，我們引入產權性質以檢驗企業的國有背景是否影響商業信用的獲取能力。根據Ge和Qiu（2007），由于國內各級政府的行政干預、隱性擔保等諸多緣由，非國有背景的公司由于較難從銀行獲得信用借款，因此更依賴于商業信用。但譚偉強（2006）研究顯示，國有上市公司的持股比例與商業信用融資比例呈顯著正向關系，也即公司的國有背景更有利于其獲得商業信用融資。此外，我們采用了上市公司的第一大股東控股權比例來對產權性孩子進行補充驗證。對國有公司而言，第一大股東的持股比例越高，該公司的國有背景越強，越有利于其得到政府的隱形支持。

（3）控制變量。結合已有的國內外文獻，本文對以下變量進行控制：

（1）公司規模。Petersen和Rajan（1997）發現隨著公司的規模的增大，公司使用的商業信用隨之增加，但他們的研究樣本是美國的中小企業，規模普遍較小，市場地位比較低。我國上市公司普遍都是各行業知名企業，規模較大且在同其他企業的經營往來中往往處于強勢地位，公司規模越大，在價值鏈上越能處于強勢地位，獲取銀行借款和商業信用能力越高。

（2）盈利能力。資產盈利能力是衡量企業經營成果的重要指標。公司獲取的商業信用融資方面，融資比較優勢理論認為上游企業通過日常經營往來以及對所處行業的了解，在獲得下游企業真實經營狀況方面具有比較優勢。如果下游企業盈利能力越強，則表明其經營狀況越好，盈利能力越強的公司發展前景良好，違約風險小，供應商向其提供的商業信用相應越多，AP1指標將相應越高。相應地，公司的盈利能力越高越容易受到銀行的青睞，通過銀行借款進行融資的能力相應更高。

（3）成長性。一般來說，銷售增長率作為企業發展潛力的表征變量，其數值越大，表明企業的成長空間越大。融資比較優勢理論認為，上游企業通過業務往來以及對所處行業的了解，具有信息優勢。因此，當資金融出方知道客戶銷售增長良好時，將對其客戶持續經營更有信心，因此可容許保持更高商業信用水平。同理銀行借款對企業成長性影響預計為正面。

（4）資產流動性。通常來說，企業在日常經營中會努力實現資產和負債的有效配比，企業的流動資產比例較高時，通過流動負債融入資金的需求也較高。因此，本文以流動資產比例的高低來衡量企業短期融資需求，而商業信用作為企業短期融資來源的重要組成部分，企業流動資產比例較高時，對商業信用的需求也較大。

三、實證結果

1.描述性統計。表1列示了描述性統計的結果。可以看到，上市公司的各項財務指標、股權特征存在很大差異，因此在回歸中須予以控制。

2.多元線性回歸。本文使用混合截面模型，但對行業與年度固定效應進行控制。回歸模型（1）采用商業信用比例（AP1）作為因變量；回歸模型（2）采用商業信用比例（AP1）作為因變量，同時比照譚偉強（2006）在自變量中加入了銀行借款比例Loan進行檢驗；回歸模型（3）采用銀行借款比例（Loan）作為因變量；回歸模型（4）采用商業信用占比（AP2）作為因變量。回歸結果如表2所示。

（1）產權性質和企業債務融資。從模型（1）中看到，同譚偉強（2006）的結果類似，State系數為正且在5%的水平內顯著，說明上市公司的股權性質對其商業信用的使用比例產生影響，國有控股上市公司獲取商業信用的能力較非國有類公司為高。First系數為正且在5%的水平上顯著說明隨著公司控股股東的股權占比提高，公司獲得商業信用比例隨之增加。模型（4）中，State系數為正且在1%的水平內顯著，First系數為正且在1%的水平上顯著，進一步驗證了國有股權對上市公司外部債務融資中商業信用融資的依賴程度更高。從模型（3）中看到，State系數為負且在1%的水平內顯著，說明非國有上市公司的銀行借款比例較國有控股公司更高。First系數為負且在1%的水平上顯著，說明了隨著第一大股東股權比例的提高，公司使用的銀行借款更少。這結果與模型（1）（2）的結果得到了驗證，表明國有背景公司更多地利用商業信用融資，而更少地使用銀行借款。以上的檢驗結果與Ge和Qiu（2006）的檢驗結果存在明顯的區別，但支持譚偉強（2006）的發現結果。筆者認為形成檢驗差異原因在于本文樣本公司規模與樣本區間與Ge和Qiu（2006）存在顯著區別。Ge和Qiu（2006）采用了社科院2000年對中小企業進行的調查中采集的樣本，數據期間為1994年~1999年，樣本公司規模普遍較小。本文以2003年~2006年的中國上市公司的財務數據為樣本，公司規模普遍較大。為檢驗企業規模是否影響債務融資決策，將所有樣本據規模大小分為四個區間，并分別檢驗產權性質對商業信用比例影響。從檢驗結果看，在樣本規模最大回歸模型中，產權性質對商業信用使用比例（銀行借款）的正向（負向）影響最為顯著，且公司控股比例的系數顯著性程度最高；在公司規模最小的樣本集中，產權性質的影響系數為負且不再顯著。這間接給出了本文與Ge和Qiu（2006）結果差異的可能原因，即選取的樣本范圍不同差異導致檢驗結果出現差異。（2）信貸配給與融資比較優勢。為檢驗銀行借款對商業信用的替代效應，我們在模型（3）引入了銀行借款比例Loan作為商業信用比例AP的解釋變量進行了固定效應回歸分析。檢驗發現，Loan的系數在1%的水平上顯著為負，表明在控制公司內部因素的情況下下，上市公司的銀行借款比例越高，其商業信用的使用比例越低。這與譚偉強（2006）的結果一致，說明在現階段中國整體金融環境下，商業信用作為銀行借款的替代融資類型，在企業融資結構中占據了重要的地位。但從前述關于產權性質的探討中，筆者認為，對中國上市公司而言，商業信用作為銀行借款的替代融資方式，并不僅是因為企業的債務融資需求無法完全通過銀行渠道得到滿足，而是由于商業信用作為一種相對廉價的信用融資方式，擁有相較于銀行借款的成本優勢，因此在一定程度上替代了銀行借款成為企業外部債務融資的優先選擇。

四、結論

本文從中國的市場經濟實際情況出發，進一步研究商業信用和銀行借款兩類最主要債務融資類型的影響因素，并將重點放在檢驗產權性質、銀行業競爭環境對企業融資行為的影響特征，并據此對經典理論提供中國特殊經濟背景和市場環境下的經驗證據。在對國內外經典理論進行簡要回顧的基礎上，本文對影響中國上市公司商業信用和銀行借款使用比例的內外部因素所做的實證檢驗發現

1.通過檢驗上市公司產權性質對債務融資類型結構的影響，實證結果發現，與Ge和Qiu（2006）對90年代我國中小企業樣本的檢驗結果不同，國有上市公司的商業信用融資比例明顯較非國有公司更高，而銀行借款融資比例較非國有公司更低。控股股東股權比例的提高加強了該融資傾向的顯著性。上述結果表明，在假設國有背景對企業融資談判地位起積極影響的前提下，國有上市公司更傾向于利用更多的商業信用進行融資，這間接為商業信用的融資比較優勢理論提供了證據。

2.在控制了公司內部特征因素后，本文對企業債務融資的金融發展理論進行了檢驗。我們并未發現國內地區銀行業競爭水平（或金融發展程度）對公司外部債務融資（商業信用/銀行借款）水平產生顯著影響的證據。檢驗結果表明，與傳統的認為商業信用具有降低信息不對稱的融資比較優勢在我國并未得到明確的證據支持，金融中介行業的競爭加劇和發展完善并未促使金融中介通過更多地向供應商發放貸款，間接提高地區商業信用的使用水平。

綜上所述，本文對我國上市公司債務融資類型結構的經驗研究發現，上市公司的國有背景并未促使其從以國有控股為主的金融中介中融入更多的資金，相反地，國有控股股權比例高的公司使用了更多的商業信用融資。本文研究結果表明，在假設國有公司在債務融資類型選擇中較非國有公司具有優勢的前提下，商業信用表現出優于銀行借款的比較優勢，更受國有公司的青睞。在商業信用的信息優勢假設并未獲得統計顯著性水平測試的基礎上，筆者認為，造成上述情況原因在于在中國特殊經濟背景和市場環境中，商業信用在大量情形下被視為一種相對廉價融資方式，擁有相對優于銀行借款成本優勢，因此在一定條件下替代銀行借款成為企業外部債務融資的優先選擇。

參考文獻：

1.余明桂，羅娟，汪忻妤.商業信用的融資性動機研究現狀與展望.財會通訊,2010,（6）.2.譚偉強.“商業信用，基于企業融資動機的實證研究”.南方經濟，2006,（12）.3.李斌,江偉.金融中介與商業信用，替代還是互補基于中國地區金融發展的實證研究.河北經貿大學學報,2006,27（1）.4.石曉軍,李杰.商業信用與銀行借款的替代關系及其反周期性.1998-2006年.財經研究，2009，（3）.

第二篇：基于財務視角的房地產上市公司債務融資能力影響因素研究

摘要：我國房地產業快速發展，取得了令世人矚目的成就，但是房地產企業融資難的問題一直存在。本文在追蹤融資能力國際前沿研究成果的基礎上，通過界定債務融資能力的概念，選取123家房地產上市公司作為樣本，對房地產企業債務融資能力的影響因素進行實證分析研究。研究結果表明，盈利能力是影響房地產上市公司債務融資能力最重要的因素，其次為現金回收能力、短期償債能力、長期償債能力和資產管理能力。

關鍵詞：房地產上市公司 債務融資能力 影響因素 實證研究

一、引言

十八大提出2020年要建成小康社會，新型城鎮化是未來的發展方向，而聯合國開發計劃署預測，到2030年城鎮化水平將達到70%。因此，城鎮化的大力推進對于房地產業無疑是重大機遇。然而我國房地產業發展時間短，投融資體系尚未健全，國家的宏觀調控和房地產行業的自身調整沒能從根本上解決融資問題。目前，我國房地產發展所需資金有60%以上來自銀行，這與我國當前的經濟發展相適應。在房地產企業投入的開發資金中，商業銀行貸款占到20%左右，但定金及預收款中有一定比例的個人按揭貸款，實際的銀行貸款比例達到了60%。而我國當前正處在城市化進程加速的過程中，短期內商品住宅的投資比重不會大幅下降，因此，房地產企業對商業銀行貸款的依賴仍是不可避免的。此外，企業雖然偏好于股權融資，但由于股權融資所受限制較多，再加上企業所有者擔心控制權被稀釋，因而債務融資仍然是公司融資的主要渠道。本文擬探討房地產上市公司債務融資能力的影響因素，既為房地產上市公司的發展提供有益的指引，更重要的是為資金供給者保證輸出資本的安全性提供一個可參照的標準，具有重要的理論意義和現實意義。

二、相關文獻綜述

融資能力是造成企業融資困難的主要原因，而目前對融資能力的研究缺乏一個系統清晰的認識。孫林杰、孫林昭、李志剛（2007）認為，融資能力就是指企業結合社會資金供給狀況、自身經營狀況以及發展戰略，在恰當時機、選擇恰當方式和融資對象籌集資金的能力。他們在構建科技型中小企業融資能力評價模型時選取的23個指標，既包含定量指標也包含定性指標。趙亮（2007）認為，從資金需求方角度，融資能力是通過內源性融資和外源性融資獲取資金的能力，因而將每股資本公積、資產負債率和再融資占總融資比率納入評價指標體系中;從資金供給方角度，融資能力即為投資價值，因而從企業的盈利能力、短期償債能力、經營管理能力和成長能力來評價，并選取了部分常規的財務指標納入評價指標體系。然而，企業選擇的融資方式不同必然會導致對其融資能力的評價指標及方法也不同。根據融資優序理論，企業在籌集投資資金時，相對于外部融資而言首先會選擇內部融資，其次在外部融資中，按照先銀行借款融資，后發行股票融資的順序進行。部分國內學者認為，企業所有者擔心其控制權受到稀釋，一般采取債務融資方式。隨后，李定安、周健波等人（2007）深入考察了近幾年我國房地產上市公司債務融資的決定因素，分析表明我國房地產企業的融資行為除了受其自身的股權融資能力和企業盈利能力的影響外，主要還受到企業成長性、資產流動性、經營力度及內部融資能力的影響。這些學者在構建企業融資能力評價指標體系時選取的是常規的財務指標，并未根據房地產行業的特點對財務指標修正，其構建出的指標體系針對性不強，不具有說服力。基于以上文獻分析，本文擬通過界定債務融資能力的內涵，選取代表性的財務指標并結合房地產企業獨有的特征對指標進行修正，利用修正后的財務指標研究房地產企業債務融資能力的影響因素。

三、債務融資能力內涵及影響因素

（一）債務融資能力內涵。融資是企業籌集資金的過程，即企業根據自身的生產經營狀況和企業未來經營發展的需要，利用各種各樣的融資方式和渠道，從投資者和債權人手中取得資金，以滿足企業正常生產和進一步發展需求的過程。融資能力是指企業依據自身的經營需要向資金供給者籌集生產經營所需資金的能力，而企業所能融通資金的規模大小則取決于融資能力的高低。

債務融資是指企業通過銀行或非銀行金融機構貸款或發行債券等方式融入資金。企業通過債務融資方式籌集資金的能力即為債務融資能力。對于房地產企業而言，負債融資仍主要來源于商業銀行貸款、預收賬款（這主要是客戶的定金和預售款，這部分資金實際上是個人消費貸款轉化而來，主要來源于銀行）及應付賬款（主要是建筑企業流動性貸款），債券融資比例仍然很低。一旦房地產市場出現波動，公司銷售下滑，公司資金鏈斷裂，公司發生財務危機的可能性就會增大。筆者認為債務融資能力受企業財務狀況的影響較大。

（二）房地產上市公司債務融資能力的影響因素。從房地產企業自身因素分析，企業的規模、企業素質、房地產開發項目、企業財務狀況等會影響企業融資能力的高低。但是資金供給者無法深入企業內部了解真實情況，他們了解企業狀況的主要方式是經審計后的報表，因此他們對企業融資能力的評價也主要依據企業的財務表現。財務貫穿企業整個經營活動的始終，對管理、營銷等方面的情況都會產生影響，因此，筆者僅從財務方面深入探討債務融資能力的影響因素。

1.盈利能力。盈利能力是指企業在一定時期內獲得利潤的能力。獲取利潤是企業的主要經營目標之一，同時也反映了企業的綜合素質。盈利能力越強的企業，財務基礎越牢固，企業對外籌資的能力和清償債務的能力也越強，企業發生財務危機的可能性也越小。根據權衡理論，企業盈利能力越強，內部產生的資金可提供企業日常經營以及發展所需，并隨著留存的盈余越高，財務狀況趨于好轉，使得企業資金需求的總缺口縮小。利潤是企業償債的重要來源，因而盈利能力強的企業更能獲得資金供給者的青睞。

2.資產管理能力。資產管理能力反映了企業的資金周轉狀況，對其進行分析可以了解企業的經營狀況及經營管理水平。資金周轉狀況好，說明企業的經營管理水平高，資金利用效率高。企業的資金周轉狀況與供、產、銷各個環節密切相關，任何一個環節出現問題都會影響到企業資金的正常周轉。因而，企業的資產管理能力對債務融資能力的高低有一定的影響。

3.成長能力。企業的成長能力一定程度上反映企業資金規模的擴張狀況，企業成長能力強，內部資金積累多，內源融資能力也就比較強。通過對企業成長能力進行分析，可以判斷企業的發展潛力，預測企業的經濟前景。為了降低代理成本，股東也有通過增加債務融資、提高財務杠桿的傾向。所以，企業的成長性越高，越傾向于債務融資，筆者將企業的成長能力納入融資能力的影響因素。

4.償債能力。企業資產的流動性越高，短期償債能力越好，財務風險越低;流動性的下降除了會引起短期償債能力下降外，還可能導致財務拮據，引發企業經營風險和財務風險，因而流動性越低的企業，融通資金的迫切性越強。從理論上說，雖然企業的流動資產也可以為企業進行負債融資提供支持，但是考慮到研究對象為資本密集型的房地產公司（屬于對流動資金要求較高的高風險行業），筆者認為其對債務融資能力有重要影響。

5.現金回收能力。現金回收能力表現出企業能夠從所實現的銷售額和利潤中回收現金的能力。大多數學者對融資能力研究時忽略了現金流的因素，而企業經營活動產生的現金凈流量是一個很好的財務表現，它可以使資金供給者很好地觀察到其所投入資金的企業的經營活動情況，觀察到其資金的安全性是否得到保障。對于房地產企業而言，只有把利潤變現才能用于項目再開發，因此本文認為現金回收能力也是企業債務融資能力的一個重要影響因素。

四、研究設計

（二）指標修正與變量設計。

1.指標修正。通過參閱房地產企業的財務報表，筆者發現房地產企業預收賬款和預付賬款的比重遠高于其他行業。結合速動比率的計算機理，應當扣除房地產企業流動資產中變現能力差的存貨和預付賬款。此外，流動負債中的預收賬款一項數額較大，況且對于房地產企業而言存貨是用來償還預收賬款的。所以，對速動比率的修正結果如下：速動比率=（流動資產-存貨-預付賬款）÷（流動負債-預收賬款）。

2.變量設計。房地產企業年報中披露的財務指標有100多個，理論上這些財務指標都可以直接或間接說明企業的經營狀況，但是過多的指標會破環指標體系的預測能力。在前文分析的基礎上，為了真實反映企業的債務融資能力，本文從盈利能力、償債能力、成長能力、資產管理能力、現金回收能力五個方面，分別選取各指標間相互不涵蓋且具有代表性的11個指標（見上頁表1）。

（三）分析過程。本文應用spss18.0軟件中的因子分析對房地產上市公司2013年的原始平均數據直接處理，所得出的kmo檢驗值為0.637，大于0.5，說明樣本量充分。另外bartlett球形度檢驗近似卡方為839.339，p=0.000，按a=0.05水準，可認為相關矩陣不是單位矩陣，即意味著變量高度相關，足夠為因子分析提供合理的基礎。

由表2可看出，第一個因子的特征根為3.655，解釋了原有11個變量總方差的33.228%，它刻畫的方差最大，累計貢獻率為33.228%。第二個因子的特征根為1.853，解釋了原有11個變量總方差的16.847%，累計貢獻率為50.075。第三、四、五、六個因子的特征根都大于1，前5個因子的累計貢獻率達到了85.223%。因此可以選擇這5個主成分作為綜合評價的公共因子。

由表3可以看出，第一個因子變量在總資產報酬率、總資產凈利潤率、凈利潤增長率和凈資產增長率的載荷分別為0.886、0.977、0.921、0.944，這說明第一主成分對總資產報酬率（x1）、總資產凈利潤率（x2）、凈利潤增長率（x8）和凈資產增長率（x9）有絕對較大的載荷系數。這個主成分主要概括了房地產企業的盈利能力和成長能力指標，鑒于本文選擇的代表成長能力的凈利潤增長率（x8）和凈資產增長率（x9）也可代表企業未來的盈利能力，所以將第一因子變量命名為盈利能力因子。

第二個因子變量在經營活動現金流量回報率和現金流量比率的載荷分別為0.923、0.899，這說明第二主成分主要由經營活動現金回報率（x10）和現金流量比率（x11）決定，這個成分主要概括了企業的現金回收能力，所以第二因子可以命名為現金回收能力因子。

第三個因子變量在速動比率和現金比率的載荷分別為0.878、0.874，這說明第三主成分主要由速動比率（x3）和現金比率（x5）決定，這個成分主要反映了企業的短期償債能力，因此第三因子可以命名為短期償債能力因子。

第四個因子變量在利息保障倍數的載荷為0.862，這說明第四主成分主要由利息保障倍數（x4）決定，這個成分主要反映了企業的長期償債能力，因此第四因子可以命名為房地產企業的長期償債能力因子。

第五個因子變量在總資產周轉率和存貨周轉率的載荷分別為0.995、0.354，這說明該主成分主要由總資產周轉率（x7）和存貨周轉率（x6）決定，這個成分主要反映了企業的資產管理能力，因此第五因子可以命名為企業的資產管理能力因子。

根據表4，可以得到五個主成分的表達式，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

根據主成分的特征值，運用歸一法可以確定每個主成分的權重，如表5所示。

綜上所述，我們可以得出房地產上市公司的各項能力對其債務融資能力的影響由大到小排序依次為企業的盈利能力、現金回收能力、短期償債能力、長期償債能力和資產管理能力。

五、研究結論

國內外學者對融資能力沒有達成統一的、清晰的認識，本文在分析融資能力相關文獻的基礎上發現企業選擇的融資方式不同必然會導致評價企業融資能力的指標體系構建不同，繼而提出債務融資能力概念。本文基于房地產上市公司財務報表提供的主要指標數據，分析房地產企業獨有的特征，即預收款項比重明顯高于其他行業企業，在設計評價房地產企業債務融資能力的指標時，對反映短期償債能力的速動比率這一指標進行修正。實證研究的結果表明盈利能力是影響房地產上市公司債務融資能力最重要的因素，其次為現金回收能力、償債能力和資產管理能力。其中償債能力又分為短期償債能力和長期償債能力，而短期償債能力對房地產企業債務融資能力的影響高于長期償債能力。

第三篇：中國銀行業市場結構、效率和績效實證研究(精)

中國銀行業市場結構、效率和績效實證研究 鄒偉進劉崢

摘要:本文利用2000-2005年間我國銀行業發展的相關數據,在傳統“結構-行為-績效”范式分析的

基礎上,對這一時期我國銀行業的市場結構、市場績效及其相互關系進行了研究。研究表明,我國銀行

業的市場結構已經由寡頭壟斷、高度集中轉變為壟斷競爭、適度集中的市場類型;運用DEA方法測定

了我國主要14家銀行的經營效率;對市場結構和績效關系的實證分析顯示,我國銀行業的集中度和績

效之間并無顯著的相關性,而效率提高對改善績效有重要作用。關鍵詞:銀行業;SCP;結構;效率;績效;相關性 中圖分類號:F832 文獻識別碼:A

一、引言

以新古典理論為基礎的SCP框架是傳統的產業組織結構分析的經典范式。SCP范式是由產業組織理論的奠基人BAIN等人首先提出來的,由市場結構(Structure,市場行為(Conduct和市場績效(Performance三部分組成。該框架假定市場結構決定市場行為,市場行為決定市場績效。

20世紀60年代以來,銀行業被納入產業組織理論的研究范疇。理論方面,基于產業組織理論對銀行業結構和績效的關系進行研究,主要形成了市場力假說和效率結構假說。實證方面,國內外不少學者基于不同的銀行業市場,對以上兩種假說進行了檢驗。國外,Smirlock(1985、Evanoff和Fortier(1988等人研究了美國銀行業市場

結構和績效的關系,Mullineaux和Thornton(1992則運用18個歐洲國家的銀行業數據進行了研究。從實證結果來看,不同國家,不同銀行業中市場結構和績效的關系并不相同,并沒有確鑿的證據顯示哪種假說一定成立。國內方面,張磊(2000、黃志豪和于蓉(2005綜述了國內外學者在銀行業產業結構、行為和績效研究方面的進展狀況。秦宛順(2001、趙旭等(2001、王國紅(2002、賀春臨(2004對我國銀行業的市場結構和績效進行了實證研究。劉偉和黃桂田(2003、于良春和高波(2003等通過對我國銀行業市場結構的分析,就銀行業的集中度、效率和規模經濟等方面進行了較深入的探討。

2003年以來,我國的國有銀行業改革取得了較大突破,銀行業格局也因此發生了一些新的變化。本文通過研究2000-2005年間我國銀行業主要的14家商業銀行1的最新發展,從市場集中度方面進行分析,確定當前我國銀行業市場結構的基本類型;運用DEA方法測定了這一時期14家銀行的經營效率;進而實證分析了我國銀行業市場結構、效率和績效的相關性,驗證了市場力假說和效率結構假說在我國銀行業是否成立。

二、我國銀行業的市場結構分析

銀行業市場結構是指在銀行業市場中,各銀行之間在數量份額規模上的相互關系以及由此決定的競爭形式。市場結構的決定一般取決于市場集中度、產品差異程度和進入壁壘等因素,其中市場集中度是決定市場結構的主要因素。市場集中度研究是一種定量研究,而產品差異度和進入壁壘研究則主要是定性研究。從實證研究的角度出發,本文主要從市場集中度方面進行

1本文所選取的樣本為中國工商銀行、中國銀行(集團、中國建設銀行、中國農業銀行、交通銀行、中信實業銀行、光大銀行、華夏銀行、民生銀行、廣東發展銀行、招商銀行、上海浦東發展銀行、深圳發展銀行、興業銀行共14家銀行所構成的銀行業市場。選擇這樣的樣本一方面是基于數據的可搜集性,同時也是因為這14家銀行占據了我國銀行業的大部分市場份額,可以說明我國商業銀行的總體狀況。

分析。

市場集中度是指在特定的產業或市場中,少數較大的企業或組織所占市場份額的大小。一

般來說,市場的集中度越高,該市場的壟斷程度就越高。常用的衡量市場集中度的指標有勒納

指標(Lerner index、市場集中度指標CR n、基尼系數(Gini coefficient和赫芬達爾指數(Herfindahl index,也稱H指數等。本文采用的是目前較常用的市場集中度CRn指標和H指數。

1.CR n指標的測定。CR n指標表示的是產業中最大的n個企業所占市場份額的比重2,該指

標反映了市場中最大的n 家企業的集中程度。我們依據2000—2005年14家銀行的相關數據,以

最大的四家國有銀行為基礎,從資產,存、貸款和利潤3四個方面,測得我國銀行業的集中度

CR4指標如表1所示。

表1 2000-2005年我國銀行業市場集中度CR4指標 2000 2001 2002 2003 2004 2005 年,平均值資產 0.8629 0.84490.82630.80300.7882 0.7786 0.8173 存款 0.8683 0.84430.82640.80340.7878 0.7774

0.8179 貸款 0.8724 0.85090.82470.79610.7853 0.7529 0.8137 利潤 0.7651 0.71820.72660.79370.8337 0.8014 0.7731 資料來源:根據《中國金融年鑒》(2001—2005,14家銀行相關年份年報,中國人民

銀行年報

(2001—2005,并進行相關計算。某一指標數據若在以后年份發生調整,在合理分析

基礎上, 一般以調整后數據為準。

從14家主要銀行組成的銀行業CR4各項指標來看,資產、存款、貸款市場的三項指標均

高于80%,說明國有銀行在規模方面仍有絕對優勢,根據BAIN設立的CR4分類標準(表2, 這一集中度是相當高的。而利潤方面的集中度則相對低一些,在一定程度上反映出我國國有銀

行“高壟斷,低收益”的特點,國有銀行并沒有獲得與其市場壟斷地位相稱的利潤水平。

表2 BAIN定義的以CR4區分的市場結構類型 市場集中度(CR4(%該市場企業數量市場類型 ≥75 1~40 極高寡占型 65~75 20~100 高寡占型 35~65 較多中集中寡占型 30~35 很多低集中寡占型

≤30 極多競爭型資料來源:楊公樸,夏大慰主編.現代產業經濟學[M].上海:上海財經大學出版社,2005。

進一步的分析利潤指標,我們發現,2003年是利潤集中度變化的一個拐點:2000-2003年, 四大國有銀行的利潤份額相對于資產和存貸款份額都較低,而從2003年開始,則開始逐漸回升,04年和05年利潤指標的集中度甚至高于資產和存貸款市場。分析起來仍然要歸因于近幾

年來國有銀行的股份制改革。為了加快國有銀行的改革進程,盡快使其擺脫歷史包袱的束縛, 國家采取向國有商業銀行“再注資”的方法,2003年底動用450億美元國家外匯儲備為中國銀

行和中國建設銀行注資,2005年又動用150億美元為中國工商銀行注資。同時,對三家公司

2計算公式為:CR n =∑ ∑ = = N i i i n i X X 1 1 /,其中n為最大的n家企業,N為市場企業總數。

3這里考察的利潤為各銀行的稅后凈利潤(賬面,本文中如無特殊說明,相關利潤指標均為稅后凈利潤。

進行股份制改造,完善公司治理結構。經過這些改革,2004年,建設銀行和中國銀行的稅后

凈利潤已經分別達到483.88億元和209.32億元4, 從而提高了國有銀行在利潤方面的市場份額。05年利潤份額的降低應該跟政府自2004年中期以后對經濟的宏觀調控有關,緊縮的貨幣政策使國有銀行的貸款數量更為縮減,同時呆壞賬撥備增加,也可能造成國有銀行2005年利潤增速的減緩。

2.H 指數的測定。CR n 指標可以在一定程度上反映行業的集中度,而且比較容易測定,但它不能反映出整個市場的規模分布情況,而H 指數則可以很好的彌補這一點。H 指數是市場年各主體相應指標和行業總指標比值的平方和5,它綜合的反映了市場的分化程度和市場壟斷水平。H 值越接近于1,表明行業內壟斷程度越高。我們利用相關數據,計算出2000—2005年間我國銀行業的H 指數如表3所示。

表3 2000-2005 我國銀行業市場集中度H 指數 H 指數 2000 2001 2002 2003 2004 2005 年均

資產 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 貸款 0.2059 0.1972 0.1866 0.1728 0.1685 0.1529 0.1807 利潤 0.2042 0.1709 0.1662 0.2800 0.3613 0.2280 0.2351 資料來源:同表1。

一般來說,如果H 值大于0.18,則該市場為高度集中的市場;若H 值在0.1和0.18之間,則該市場屬于適度集中市場;若H 值小于0.1,則該市場屬于低集中度市場。觀察2000—2005年期間H 指數的變化,我們可以發現:從年均值來看,資產和存款市場的集中度都已經低于0.18,而貸款市場的集中度也已經降至0.18的臨界點上方附近;從趨勢上看,除利潤指標外,我國銀行業的H 指數都是逐年下降的,即在資產和存貸款市場上的集中度都有所下降,這說明我國銀行業的競爭程度有所加強。利潤集中度的趨勢變化要復雜一些,從2000年到2002年逐年下降,而在2003年出現了一個上升的拐點之后,2005年又有所下降。我們前面已經分析過利潤集中度出現拐點的原因,國有銀行通過內部改革,改善經營管理,剝離不良資產,以及政府注資,利潤狀況近幾年

得以改善。從H 指數的變化來看,我們大致可以判斷出,我國銀行業在2000—2005年期間,逐漸由高度集中的市場結構過渡為適度集中的市場結構。

小結:綜合對市場集中度的分析,我們認為,2000—2005年間,我國銀行業的市場結構已經從寡頭壟斷、高度集中轉變為壟斷競爭、適當集中;但集中度仍然偏高,僅僅略低于臨界值。

三、我國銀行業的效率測定

效率研究也是銀行研究的重要課題之一。本文中,我們把銀行效率定義為對其投入產出對比關系的評價。銀行效率的研究方法主要有參數法和非參數法。本文采用非參數法中的DEA(數據包絡分析模型對我國2000-2005年間的銀行效率進行測算。DEA 6是由Farrel(1957創立并由Charnes Cooper(1978等人發展起來的線性規劃方法,它通過構建生產的效率前沿邊界來測定決策單位(Decision Making Units ,DMU 相應的邊界效率。DEA 效率是一種相對效率:落在效率前沿邊界上的DMU 是有效率的,其值為1;而落在前沿邊界以外的DMU 則 4 引自中國建設銀行、中國銀行2004年年報。5計算公式為:H=/(1 T X i n i ∑=2,其中X i 為各企業的資產等相應指標,T 為市場總規模,n 是行業內的企

業數量,X i /T 即為某企業相應指標的的市場份額。

6詳細的關于DEA 理論描述及其方法,可以參看:魏權齡.數據包絡分析[M], 北京:科學出版社,2004.是相對無效率的,其值位于0到1之間。

運用DEA方法測算銀行效率,我們需要首先定義相應的投入產出指標。基于對銀行定義的不同,投入產出指標的選擇方法主要分為生產法、中介法和資產法。我們依據金融中介的理論,將銀行定義為運用資本和勞動力吸取存款,并轉化為貸款和投資從而獲利的機構。按照這一標準,我們選取的銀行投入指標為勞動力,自有資本和存款,產出指標為銀行凈利潤。其中勞動力投入為銀行每年的職工人數;自有資本

為資產負債表中的所有者權益部分。此外,在計算時我們采用了投入角度的模型(input-oriented model。

我們利用相關數據,并使用Onfront 2.01軟件7,測算出2000—2005年間我國銀行業的DEA 綜合效率OE(生產成本效率,技術效率TE和規模效率SE,如下表所示: 表4 2000-2005年間我國銀行業效率概況 國有銀行平均 10家股份制銀行平均 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 數據來源:同表1。

從表中來看,2000—2005年,我國銀行業的效率有了一定提高,但和發達國家比較起來仍然是較低的8,股份制銀行的效率整體上要優于國有商業銀行。國有銀行的效率提高較為顯著,2003年以后基于股份制改革的成效,顯示出一定的規模效率,但技術效率仍然偏低。就單個銀行來說,國有銀行里中國銀行效率最優,除2004年外其余年份綜合效率均位于國有銀行首位。股份制銀行的效率表現顯示出一定的分化,其中民生銀行的效率最高,2001—2005年連續5年顯示綜合有效率,位于行業第一;浦發、中信、招商、興業的綜合效率也較為優異;廣發、深發、光大幾家銀行的效率則相對較低。

四、我國銀行業績效的測定

關于銀行業的績效定義,目前尚存在一些爭論。本文中將績效簡單定義為銀行的獲利能力。常用的測定績效的指標有利潤率、勒納指數和貝恩指數等。本文采用總資產利潤率和凈資產收益率來考察銀行的經營績效。總資產利潤率9用來衡量運用資產獲取利潤的綜合能力;凈資產收益率10則用來衡量銀行的自有資本獲利能力。我們運用相關數據,計算出2000—2005年間我國銀行業的資產利潤率ROA和凈資產收益率ROE,分別如表5和表6所示。Onfront2.01是由瑞典EMQ公司開放的一個DEA分析軟件。Pastor等(1995基于DEA和Malmquist指數的國際銀行業效率研究顯示,1992年主要發達國家銀行業平均的綜合效率為:美國0.81,西班牙0.89,德國0.93,意大利0.92,法國0.95,英國0.54。

9總資產利潤率=稅后凈利潤/期內平均總資產。

10考慮到銀行數據公布在不同年間的調整,特別是三家國有銀行03年以來通過注資進行財務重組造成的相關數據不可比,本文中的凈資產收益率采用全面攤薄的計算方式:全面攤薄凈資產收益率=稅后凈利潤/期末凈

資產。

表5 2000-2005我國銀行業的經營績效(ROA測度單位:% 工商銀行農業銀行建設銀行中國銀行國有銀 行平均 10家股份制 銀行平均 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 資料來源:同表1。

表6 2000-2005 我國銀行業的經營績效(ROE測度單位:% 工商銀行農業銀行建設銀行中國銀行國有銀 行平均 10家股份 制銀行平均 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 資料來源:同表1。

表5和表6顯示,2000—2005年間,我國銀行業的資產、資本盈利能力雖然仍然較低,但縱向來看,都有了一定提高11,特別2003年以后國有銀行的業績表現突出:資產利潤率由平均不到0.2%提

高到了0.58%,2003年后甚至超過了股份制銀行,其凈資產收益率也有了顯著提高。但從ROA的年

均值來看,股份制銀行仍然要高于國有銀行,而且利潤率相對穩定。而從ROE的表現來看,股份制

銀行仍然全面領先于國有銀行。對比ROA和ROE,我們發現,股份制銀行的資本盈利能力比

資產盈利能力更具優勢,原因可能是因為股份制銀行的資本結構更為合理,而國有銀行具有的

龐大資產規模在資本結構相對改善和效率提高等條件下可以轉變為競爭優勢。ROA達到0.6%是我國銀行業資產利潤率的監管水平,達到1%則接近國際銀行業的先進

水平。從單個銀行來看,建設銀行的利潤率在國有銀行中最優,特別是2004和2005年,從指

標上看,已經達到1%左右的國際先進水平;中國銀行2005年也達到了0.61%。國家在2003 年對建行和中行注資時要求兩家銀行的ROA在2005年底達到0.6%,從指標上看,兩家銀行

都已經達到了要求。股份制銀行中,總體而言上市公司的利潤率要好于非上市公司:其中表現

較好的浦發、招商、民生和中信等銀行,表現較差的是廣發和光大銀行。

五、我國銀行業市場結構、效率和績效的相關性分析

目前關于市場結構和績效關系理論分析,主要存在兩種假說:市場力假說和效率結構假說。

11孫巍等(2005的研究顯示,1995-2002年,我國商業銀行的績效呈收斂下降的趨勢。

市 場 力 假 說（Market-Power Hypothesis,MP）包 括 傳 統 的 SCP 假 說 和 相 對 市 場 力 假 說（Relative-Market-Power Hepothesis，RMP）。SCP 假說在分析市場結構和績效的關系時認為，市場集中度和市場績效是正相關的；并且在分析其原因時認為，在集中度高的壟斷市場中，少 數的大銀行之間容易實現合謀來操縱市場，它們通過支付較低的存款利率和較高的貸款利率獲 得較大利差，得到壟斷利潤。RMP 假說則認為，只有市場份額大且較好實現了產品差異化的 銀 行，才 能利 用 市 場 力通 過 有 利 定價 獲 得 超 額利 潤。效 率結 構 假 說（Efficient-Structure Hypothesis）包括 X 效率結構假說（ESX）和和規模效率假說（ESS）。ESX 假說認為，技術和 管理水平高的銀行，可以實現較低的成本和較高的利潤水平，從而獲得更大的市場份額，導致 較高的市場集中度。ESS 假說同樣認為效率可以決定銀行績效和市場結構，但它認為這是銀行 間規模效率差異的結果，而在技術和管理方面的效率則趨同。秦宛順（2001）趙旭等，（2001），賀春臨（2004）對我國銀行業的實證分析都不支持這兩個假說。本文將運用我國銀行業發展的 最新數據對上述假說進行驗證。1．模型設定及變量解釋。要驗證以上兩種假說，經典的計量模型是由 Berger（1995）建 立的模型發展而來：(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 該模型中，π 為銀行績效變量，MS 為銀行的市場份額變量，CR 為市場集中度變量，X-EF 和 S-EF 分別為銀行 X 效率和規模效率的測度變量，X 為一系列的控制變量。若實證結果方程（1）中結構變量 MS、CR 的系數 β

11、β12 顯著為正，而效率變量 X-EF 和 S-EF 對績效的影響 很小，則市場力假說成立；若結果顯示方程（1）中效率變量的系數 β

13、β14 顯著為正，而結 構變量對績效的影響很小，且方程（2）（3）中 X-EF 和 S-EF 的系數 β

21、β

22、β

31、β32 至少有 一個顯著為正，則效率結構假說成立。本文也基于上述模型對兩種假說進行檢驗，同時數據處理上采用時間序列和橫截面相結合 的“混合數據”（pool data）方法。變量選擇上，我們用某銀行利潤率 ROA、ROE 來衡量績效； 市場份額 MS 我們取該銀行在資產、存款、貸款和利潤四個方面的份額中值；集中度變量我們 同樣取當年銀行業資產、存貸款和利潤四項 H 指數的中值；銀行的 X 效率和規模效率我們分 別用 DEA 方法測定出的銀行綜合效率 OE 和規模

效率 SE 表示；控制變量方面，我們參照秦 宛順（2001）和趙旭等（2003）的選擇方法，從銀行和市場兩個角度共選取四個變量：銀行變 量選取資產規模(取其對數值，記為 LNA和貸款/資產比 RLA，分別表示銀行的規模和風險狀 況；市場變量選取 GDP 增長率 RGDP 和存款市場增長率 GMD，其中 RGDP 用來表示經濟增 長對金融市場的影響，GMD 表示存款市場需求增長對銀行利潤的影響。從經濟意義上，我們 估計 ASS、RLA、RGDP 和 GMD 的系數均為正號。2.回歸結果及分析。運用 SPSS 13.0 軟件，將 2000—2005 年間“混合數據”（pool data）形 成的 84 組相關樣本數據代入模型中（1）式，進行回歸估計。我們首先以 ROA 為被解釋變量進行回歸，結果如下： 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（括號內為系數 T 檢驗值，**、*分別說明該系數通過 1％和 5％的顯著性檢驗。下同）從回歸結果來看，模型具有一定的擬合優度，且通過了 F 檢驗，方差膨脹因子 VIF 檢驗

顯示該模型不存在多重共線性，D.W 檢驗顯示隨機誤差項存在正的自相關。除集中度外的解 釋變量均通過了 1%水平的顯著性檢驗，因此整體上說該模型具有較強的解釋能力。集中度與 資產利潤率負相關，市場份額雖然與利潤率顯著相關，但相關系數很小，而 X 效率和規模效 率均與利潤率顯著正相關，且系數顯著不為 0。因此，回歸結果表明，市場力假說不成立，但 一定程度上反映了效率結構假說的特點。控制變量中，存款市場增長率和貸款資產比的系數都 很小；GDP 增長率與 ROA 顯著正相關，說明經濟增長對金融機構的利潤率有促進作用；資產 規模變量與 ROA 顯著負相關，說明在我國，規模大的銀行并不是利潤率高的銀行。若以 ROE 為被解釋變量，則回歸結果如下： 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 被解釋變量變換以后，我們發現 ROE 與解釋變量的相關關系沒有發生質的變化，但其顯 著性都有所下降，其中市場份額與資本收益率的正相關性已經不顯著，控制變量里只有 GDP 增長率和資產規模（對數

值）變量檢驗具有顯著性。從回歸方程上看，雖然 F 統計量和復決 定系數 R2 有所下降，但本模型消除了自相關性。因此，綜合來看，以 ROE 來衡量績效，模型 的說明更符合實際情況和統計意義，國內外學者研究銀行績效與市場結構、效率關系時，也傾 向于采用 ROE 變量。以上對（1）式的回歸分析說明我國銀行業可能存在效率結構假說，但要使這一假說成立，還有一個必要條件：效率是市場結構的決定因素。因此，我們必須對（2）（3）兩式進行回歸 估計，若兩式中效率變量的系數有一個顯著為正，則效率結構假說成立。運用相關數據，我們得到（2）（3）兩式的回歸結果： 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 從上面的回歸結果來看，集中度 CR 與效率變量建立的模型無論是系數還是方程都沒有通 過統計檢驗（實際上，單個銀行的效率變化很難對整個市場的集中度有顯著影響）。市場份額 與效率建立的模型通過了 F 檢驗和系數的 T 檢驗，其中 X 效率與市場份額成負相關，說明在 我國，效率高的銀行并不是市場份額大的銀行；規模效率與市場份額正相關，說明這一時期我 國規模效率高的銀行占取的市場份額較大。但（2）的回歸結果中復決定系數只有 0.195，其模 型的解釋能力有限。因此，綜合模型（1）（2）的回歸結果，顯示出 2000—2005 年間我國銀行業具有一定的規 模效率假說（ESS）的特點。

六、結論與啟示 綜合以上分析，本文的基本結論與啟示如下：（1）2003 年以來，我國銀行業市場結構開始由寡頭壟斷、高度集中轉變為壟斷競爭、適 度集中，但集中度仍然位于臨界值附近，位于壟斷競爭的初始階段。（2）從效率上看，這一時期，我國銀行業的效率水平有了一定提高，但整體水平仍然較 低。國有銀行的規模效率提高較快，股份制銀行平均的綜合效率高于國有銀行。（3）2000—2005 年間，我國銀行業的績效水平有所提高，其中國有商業銀行的表現較為 突出，主要歸因于建行、中行和工行的股份制改革取得了一定成效。股份制銀行的業績表現整 體上高于國有銀行。

（4）實證研究表明，市場結構對我國銀行績效的影響并不顯著，而銀行效率的提高則有 助于其績效改善，規模效率的提高對銀行的市場份額有一定影響。因此，我國銀行在改革的過 程中，更應該努力改善經營管理，完善法人治理結構，提高其經營效率，而非一味地強調擴大 資產規模和市場份額。參考文獻 [1] 于良春，鞠源.壟斷與競爭：中國銀行業的改革和發展[J].經濟研究，1999（8）.[2] 趙旭，蔣振聲，周軍民.中國銀行業市場結構與績效實證研究[J].金融研究，2001（3）.[3] 秦宛順，歐陽俊.中國商業銀行業市場結構、效率和績效[J].經濟科學,2001(4.[4] 劉偉，黃桂田.銀行業的集中.競爭與績效[J].經濟研究，2003（11）.[5] 王國紅.論中國銀行業的市場結構[J].經濟評論，2002（2）.[6] 賀春臨.我國銀行業的市場結構與績效研究[J].經濟評論，2004（6）.[7] 張磊.銀行業的產業結構、行為與績效[J].外國經濟與管理，2000（3）.[8] 黃志豪，于蓉.銀行產業組織理論研究綜述[J].經濟學動態，2005（2）.[9] 于良春，高波.中國銀行業規模經濟效益與相關產業組織政策[J].中國工業經濟，2003(3.[10] 何韌.銀行業市場結構、效率和績效的相關性研究——基于上海地區銀行業的考察[J].財經研究，2005(12.[11] 孫巍，王錚，何彬.商業銀行績效的演化趨勢及其形成機理——基于 1996—2002 年混合數據的經驗研究 [J].金融研究，2005（10）.[12] 楊公樸，夏大慰.現代產業經濟學[M].上海：上海財經大學出版社，2005.[13] 約翰·A·戈達德.歐洲銀行業：效率、技術與增長[M].北京：中國人民大學出版社，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 作者介紹：鄒偉進，武漢大學經濟管理學院博士研究生，中國地質大學（武漢）經濟學院教授；劉崢，中國院博士研究生。

地質大學（武漢）經濟學

第四篇：我國A股IT上市公司企業價值與EVA相關性實證研究

我國A股IT上市公司企業價值與EVA相關性實證研究

來源：中聯論文網：

【摘要】模式一直是近年來國內企業研究和爭論的熱點問題，EVA和企業價值之間的關系這一問題尤為囊出。本文基于IT公司的數據開展了實證研究，證實了傳統會計指標和企業價值之間的相關性小于EVA指標與企業價值之間的相關性；EVA和傳統價值變量都對企業價值具有一定解釋能力；但傳統會計變量不能被EVA完全替代。

【關鍵詞】經濟增加值,EVA企業,價值MVA

一，研究背景與意義 EVA的理論和模型產生于20世紀80年代，企業在會計上除了考慮各種要素成本還必須考慮資本成本，企業的創造價值減去資本要素成本之后的值，才更具有現實的企業價值意義。特別在中國國內方面，政府引入了EVA作為國資委下屬央企考核機制的措施，這又將EVA體系為企業價值帶來的影響引入廣泛討論當中，EVA與企業價值的相關性特別是中國上市企業的實際情況如何成為了非常有意義的研究課題。本文希望通過實證研究來考察EVA與我國上市企業價值的相關性。

二．EVA價值相關性國內外研究

迄今為止，國外開展了較為成熟的EVA價值相關性的實證研究，國外的一系列研究大多針對EVA和每股凈利等傳統績效評價指標進行了相關性研究，但也有一些研究評估了EVA公司在現實中的績效行為。在研究方法方面，國外研究大量使用了實證分析的方法。國內方面，胡俊娣(2003)進行了ROI和EVA的對比分析研究，認為傳統ROI計算方法不如EVA評價方法。王燕妮(2004)認為EVA需要進行綜合考慮，但從財務方面評價，其效度很高。游明潔(2010)，徐曉薇(2010)等人的研究表明EVA在評估企業價值方面具有較強有效性。

三、實證研究

（一）樣本選擇

本研究選取我國2008、2009、2010年深滬兩市IT類企業，同時去掉ST、PT股票并去掉統計數據不完整的公司樣本。經過上述調整后的總的樣本個數為421個。

（二）變量選擇

因變量（企業價值代表性變量）也就是公司價值變量，本文由市場增加值(MVA)代表。EVA代表性變量為股經濟增加值(EVAPS)，每資本經濟增加值(EVAPC)以及資本收益率(ROC)。會計指標體系方面選用了如下指標OCPS（每股營業現金凈流量）、ROE（凈資產收益率）、EPS（每股收益）。

（三）實證研究結果

研究首先進行了相關性分析，檢驗以上7組數據之問的相關性，在此基礎上，對六個變量分類別同因變量（公司價值變量）進行多元回歸分析，即主要針對MVAPC進行回歸分析。我們可以建立如下回歸方程：MVAPC=B o+0 IEVAPC+B 2EVAPS+B 3ROC+D 4。從以上分析能夠看出，EVA變量對公司價值有很好的解釋力，其中F值高達52.564，R方為274，說明EVA變量對模型解釋高達270j,。實證結果支撐了EVA對企業價值具有較強的解釋能力這一結論。

其次，通過多元回歸分析（傳統會計變量與企業價值變量），可以看到會計變量總體上對公司價值的解釋力和EVA變量相比不高，從統計結果上看其解釋力小于1 00/,。而統計結果的F值為8.273，會計指標變量的回歸方程在0 001的水平上顯著，數據結果表明會計變量可以解釋企業的市場價值。但如果與EVA變量回歸方程相比，會計變量的回歸方程整體顯著性明顯較低。通過以上分析，我們得到了：傳統會計變量對企業價值具有一定解釋能力；且EVA相對于企業價值的解釋力更大，明顯高于傳統會計變量對企業價值的解釋能力。

最后，如果在評價企業價值時如果同時引用EVA指標和會計指標，調整R方與EVA回歸模型相比有了一定的提升，當我們同時使用傳統會計變量和EVA變量時，模型對MVAPC的擬臺程度有了顯著提高，我們可以得到結論：同時使用量類變量后解釋變量對公司價值的解釋度有了明顯提高了；觀察統計方程的F值高于30，這一結果大幅度超過單純采用會計指標的統計結果。我們可以得到如下結論：EVA指標雖然有較高的解釋能力，但是它并不能完全取代傳統會計指標，傳統變量是很重要的企業價值指標，在對企業價值的解釋能力方面也有相當大的作用。

綜上我們得到如下結論：當綜合使用傳統會計變量和EVA的時候對企業價值的解釋能力最強，而單純使用EVA變量時其對企業價值的解釋能力其次，如果單純使用傳統會計變量其對企業價值的解釋能力最弱，同時單純使用傳統會計變量仍然有一定的解釋能力，所以傳統會計變量仍然不能被完全替代。

四、研究展望

在未來的研究中，可以將EVA研究結論與企業內部管理相關聯，研究EVA企業價值相關性是否和企業內部管理有關聯，從而讓這一研究在企業中發揮實踐作用。參考文獻

[1]胡俊娣投資回報率和經濟附加值在財務評價中的止較研究田商業研究，2003(05)

[2]王燕妮，王波EVA與現有評價指標的比較分析[I]現代管理科學，2004(07)

[3]王化成，程小可，經濟增加值的價值相關性與盈余、現金流量、剩余收益指標的對比叫會計研究，2004(05)

[4]王澤萍基于于EVA的企業價值評估研究[D]大連理工大學碩士論文，2006

[5]游明浩EVA在評估企業價值中的應用研究[D]北京交通大學論文，2010

[6]徐曉薇.基于EVA的我國高科技產業上市公司績效評價研究[D]西北大學論文，2010

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第五篇：中小企業板塊上市公司可持續增長與融資相關性實證研究

龍源期刊網 http://.cn

中小企業板塊上市公司可持續增長與融資相關性實證研究

作者：康俊

來源：《財會通訊》2013年第05期

中小企業是我國國民經濟健康協調發展的重要基礎。中小企業在推動國家經濟發展、完善社會主義市場經濟體制、優化產業結構、提高綜合競爭力、緩解就業壓力和穩定社會環境等方面都發揮著舉足輕重的作用。面對日益激烈的市場競爭，中小企業作為企業中的弱勢群體，如何因勢利導，采取有利的財務管理策略，以保持財務的可持續增長是其發展中的重要課題。中小企業為保持可持續增長必然需要資金的支持，可持續增長正是以融資所產生的財務資源為基礎的，如何通過合理的融資策略融通到中小企業持續增長所必須的財務資源是中小企業需要考慮的重要問題。中小企業可持續增長與融資之間有著必然的聯系，將二者結合起來進行研究，不但能夠揭示財務增長與融資之間的相關性，還能為中小企業正確認識和把握增長，制定合理的融資決策提供依據。

一、理論回顧

融資是企業籌集資金的行為與過程，融資并不僅指企業在資本市場上籌集資金，更重要的是指企業要合理籌集資金、要優化籌集資金的利用效率。融資的最終目標是實現企業價值最大化，而企業價值最大化的直接體現就是企業財務業績的增長。隨著市場經濟的發展和企業規模的壯大，單純依靠內部積累資金走內源融資之路己經難以滿足中小企業經營發展的需要，必須借助外源融資來推動中小企業的發展，而過度依靠外源債務融資的企業必定會增加其財務風險，過于依靠外源股權融資的企業又會引起其財務成本的上升，此時融資管理就成為中小企業經營發展中應關注的重要問題。

財務學家羅伯特·希金斯（2002）認為財務可持續增長率就是在不需耗盡企業財務資源的條件下，企業銷售增長所能夠達到的最大比率。從希金斯SGR=P×A×R×T 的財務可持續增長模型，可以發現企業的財務可持續增長率由銷售凈利率、總資產周轉率、留存收益率、權益乘數四個因素決定。其中：P（銷售凈利率）和A（總資產周轉率）分別代表了企業的盈利能力和營運能力，兩者概括了企業生產過程中的經營效率，R（留存收益率）和T（權益乘數）則分別代表了企業財務分配政策和融資結構，兩者概括了企業主要的財務政策。這四個指標與財務可持續增長率之間有著密切聯系，能夠反映企業財務資源與財務增長之間的協調平衡關系。可見，中小企業為保持可持續增長需要資金的支持，可持續增長正是以融資所產生的財務資源為基礎的。中小企業通過提高凈利潤、增加留存收益能夠增加其可靠的資金來源，中小企業通過加快資金周轉可以增加其資金的相對規模，中小企業在提高財務可持續增長率的同時也使其融資結構得到了合理調整，提高財務可持續增長率和優化融資結構可以體現為一個動態協調和良性循環的過程。

企業要通過選擇合理的融資結構來實現財務可持續增長，這就是財務可持續增長模型的融資理念之所在，可以利用這一理念來指導中小企業的融資策略。中小企業可持續增長與融資之間有著必然的聯系，融資方式的選擇應當充分考慮到中小企業財務可持續增長的要求。中小企業的持續發展能力是與其融資能力和融資結構的穩健程度密切相關的，因為只有良好的融資能力和穩健的融資結構才能使中小企業有能力把握發展機會，同時提高其內部積累能力和持續增長能力。

二、研究設計

（一）研究假設 具體如下：

H1：留存收益與中小企業上市公司收入的增長呈顯著正相關

羅伯特·希金斯教授認為，由于發行新股融資會受到外界市場的限制，因而它屬于企業不可控的財務資源，對比之下，企業在股東認可的股利政策下所取得的留存收益和在一定的融資結構范圍內取得的債務資金，才屬于企業較易控制的財務資源。梅耶斯的優序融資理論認為，企業內源融資優于外源融資，合理的融資結構應該以內源融資為主，內源融資是企業最基本的融資方式，它是外源融資的基本保證，內源融資相對于外源融資具有較強的成本優勢（本文對內源資源僅考慮企業留存收益）。因此提出H1。

H2：長期負債與中小企業上市公司收入的增長呈正相關

企業外源債務融資可分為流動負債和長期負債。由于長期負債的償還期較長，長期負債融資能使企業即獲得所需資金，又不必面臨很高的流動性風險。長期負債融資對企業具有較強的契約約束力，能夠極大地激勵企業有效利用這部分資金，從而提高企業的資金使用效率。在現階段我國資本市場不夠完善，長期負債融資是中國企業比較青睞的外源融資方式。因此提出H2。

H3：流動負債與超高增長中小企業上市公司收入的增長呈正相關，與超低增長中小企業上市公司收入的增長無顯著關系

流動負債由于償還期短，會使企業面臨流動性風險，然而長期負債的融資成本一般會高于流動負債，取得長期負債也相對困難，企業往往利用流動負債解決其對流動資金的需要。超高增長企業會面臨流動資金的缺口，可以利用流動負債作為其流動資金的來源，以實現其持續增長。而超低增長企業往往會有財務資源剩余，其實現增長不需要補充資金，而應該有效利用閑置資金，從而實現企業價值的最大化。因此提出H3。

H4：股權融資與中小企業上市公司收入增長的關系不顯著

企業的融資決策往往會受很多因素的影響，對于中小企業而言，其融資決策更多是受中小企業的成長特性、規模特性以及市場競爭特性等因素的影響。中小企業應該根據自身的成長特

性進行融資，其高成長性決定了融資決策時對股權融資的偏好。但是，由于中國的金融市場效率不高、透明度較低、市場的人為因素較多、金融工具匱乏等原因，導致上市公司利用發行股票、配股圈到錢后，不能夠很好地保護投資者的利益，經常會實行內部人控制，進行股權融資的目的也往往與企業價值創造無關，最終造成股權融資不能夠很好地推動企業的增長。所以，股權融資盡管能為中小企業增長提供資金支持，但是并不一定能夠提高中小企業增長率。而且對于超低增長中小企業來說，其實現增長往往不需要補充資金，進行股權融資會違背價值增值目的。因此提出H4。

（二）樣本選取與數據來源 2008年爆發的世界金融危機，使全球經濟發展面臨嚴峻挑戰，對我國經濟和企業造成相當大的影響，由于資金、技術和規模的限制，使得中小企業抗風險能力很差，因此其遭遇的沖擊更大。由于金融危機這一特殊背景下的中小企業狀況需要專門研究。因此，本文以深圳證券交易所中小企業板塊2007年12月31日之前上市的202家公司為研究樣本，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年底總共有202家，利用這些公司2004-2007的財務數據進行實證研究。根據樣本公司2004-2007年的相關財務數據，計算得出2004-2007各年樣本公司的實際增長率與可持續增長率。各年中實際增長率大于可持續增長率的樣本公司分類為超高增長組，各年中實際增長率小于可持續增長率的樣本公司分類為超低增長組，數據中沒有出現實際增長率等于可持續增長率的公司，因此可以得到兩種不同增長類型的公司。各年超高和超低增長公司數量如表1所示。從表1中可以看出，從2004年到2007年超高增長組數量共計303，超低增長組數量共計89，從2004年到2007年總共得到392組樣本數據。

（三）變量定義 根據羅伯特·希金斯教授的可持續增長理論，企業的銷售增長能夠綜合體現企業資產、股利和收益等的增長。因此，本文在研究中以銷售增長來代表企業的增長，為了研究中小企業不同融資方式對銷售收入增長的作用，本部分對銷售收入增長率與資金來源項目進行多元回歸分析，以發現中小企業銷售增長與不同融資方式之間的關系，從而為中小企業改變超高或超低增長，保持財務可持續增長提供融資決策依據。在回歸分析中選取的因變量是2004-2007年樣本公司各年的銷售收入增長率（即實際增長率），選取的自變量是2004-2007年樣本公司各年的流動負債比率（流動負債/總資產），長期負債比率（長期負債/總資產），留存收益比率（留存收益/總資產），外部股權融資比率（外部股權融資/總資產）。

（四）模型構建 建立的回歸方程為：

Y=a+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4

其中：X1為流動負債比率；X2為長期負債比率；X3為留存收益比率；X4為外部股權融資比率；a為常數項；Y為銷售收入增長率。

三、實證研究

（一）超高增長組多元回歸分析 如表

2、表

3、表4所示：

從超高增長組的回歸分析結果（見表2）可以看到R2值為0.097，Adjusted R2值為

0.088，說明模型擬合程度不是很理想，但是通過方差分析表3，可以看到回歸方程的F統計量值足夠高（F=10.764），與F值相對應的顯著性水平小于0.05（sig=0.0000，sig=0.000

1.343>0，sig=0.0260，sig=0.039

0.05），外部股權融資對銷售收入增長的作用很小，而且不顯著（b4=0.085，sig=0.725>0.05）。

（二）超低增長組多元回歸分析 如表

5、表

6、表7所示：

從超低增長組的回歸分析結果（見表5）可以看到R2值為0.620，Adjusted R2 值為

0.607，兩者都較高，說明回歸方程的擬合程度較高，通過方差分析表6可以看到回歸方程的F統計量值足夠高（F=46.270），F值對應的顯著性水平小于0.05（sig=0.0000，sig=0.0000，sig=0.0190.05），外部股權融資對銷售收入增長也無顯著作用（sig=0.951>0.05）。

四、結論與建議

（一）結論 通過前面對超高增長組和超低增長組的實證分析，綜合研究得到如下結論：

（1）留存收益與超高和超低增長的中小企業上市公司收入增長呈顯著的正相關關系，在超高和超低增長的中小企業中其作用程度都是第一位的，實證結果表明H1成立。可以從兩個方面來解釋：一方面，當企業的財務政策沒有發生明顯變化時，收入增長本身會引起企業留存收益的增加，留存收益本身與收入呈正相關關系。另一方面，梅耶斯的優序融資理論也告訴我們，當企業收入增長需要資金支持時，留存收益由于其低成本優勢，往往成為企業首選的資金來源，它與企業收入增長有著更直接的聯系。

（2）長期負債與超高和超低增長的中小企業上市公司收入增長呈正相關關系，實證結果表明H2成立。由于長期負債融資對中小企業具有較強的契約約束力，它能夠激勵中小企業有效利用這部分資金，從而提高中小企業的資金使用效率。長期負債的償還期較長，能使中小企業即獲得所需資金，又不必面臨很高的流動性風險。不論是超高增長還是超低增長中小企業，長期負債對收入增長的作用都遠遠高于股權融資，長期負債對收入增長都起到較大的推動作用。所以，推動我國中小企業從股權融資走向長期負債融資，有利于提高我國中小企業的資金利用效率。

（3）流動負債與超高增長中小企業上市公司收入增長呈正相關性關系，與超低增長中小企業上市公司收入增長關系不顯著，實證結果表明H3成立。根據梅耶斯的優序融資理論，當企業內源資金不足時，其次選擇的資金來源就是企業的債務融資，債務融資又分為流動負債和長期負債，相比長期負債的高成本，流動負債更適合解決企業對流動資金的需求。對于超高增長中小企業，其高速的銷售增長首先受制于流動資金的數量，當留存收益不足以彌補高速增長所引起的流動資金缺口時，流動負債就會成為其次選擇的流動資金來源。對于超低增長中小企

業理論上應該財務資源富余，實現增長不需要補充資金，本不應該對流動資金產生迫切的需求。然而如果這類企業銷售凈利率和資產周轉率顯著降低，就會導致原有流動資金生成和回籠速度下降，在這種情況下才會迫不得已增加流動負債，其作用主要在于彌補流動資金效率下降所引起的資金缺口，而不是用于支持銷售收入增長。

（4）外部股權融資與超高和超低增長的中小企業上市公司收入增長關系不顯著。實證結果表明H4成立。股權融資雖然可為中小企業增長提供資金支持，但是股權資金并不能顯著提高中小企業銷售增長率。

對于超高增長的中小企業，銷售收入的提高與股權融資關系不顯著，真正促進超高增長中小企業銷售增長的是留存收益、長期負債和流動負債。超高增長的中小企業在進行內部融資、負債融資之后，其資金已經足以支持增長，這類中小企業進行股權融資的目的主要不是為了提高企業的收入，也就是說并非為了銷售增長而進行股權融資。對于超低增長的中小企業，理論上應該資金富余，在當前的經營效率和財務政策下產生的資金超過了支持銷售增長的需要，剩余的資金可以用來投資能夠創造價值的項目，以實現企業價值最大化。這類企業進行股權融資的作用或是彌補企業現有項目效率降低所形成的資金漏洞，或是投資于不產生收入和利潤的項目，往往與企業價值創造無關，股權資金的增加一般不會提高企業增長率。

（二）建議 實證分析結果為中小企業的融資決策提供了一定的依據，我國中小企業為實現財務可持續增長，在做出融資決策的時候應充分考慮不同的融資方式與增長之間相關性如何。不管是超高增長還是超低增長的中小企業，都應該合理選擇融資方式，適時調整融資結構，其融資的指導思想應當是先內后外地融通資金，即首先選擇內源融資，在內源融資不能滿足需要的情況下，再考慮負債融資，最后考慮外部股權融資，這樣才能使中小企業財務增長和財務資源相協調。如果中小企業遭遇資金瓶頸，無力擴張企業規模，勢必會影響到中小企業持續穩定的發展。因此，中小企業要實現財務可持續增長，關鍵在于提高資金利用效率、改善資產盈利水平以獲取充足的內源資金，要有效利用財務杠桿適度負債。

參考文獻：

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[3]王玉春、花貴如：《從財務視角審視上市公司可持續增長》，《會計研究》2007年第2期。

[4]陳吉鳳：《我國上市公司可持續增長與融資相關性研究——以滬市上市公司為例》，東南大學2006年碩士學位論文。

[本文系信陽師范學院2011青年科研基金項目“基于財務可持續增長的河南中小企業融資問題研究”的階段性研究成果]

（編輯 杜 昌）