【摘要】本文通過構(gòu)建我國上市公司的金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)與企業(yè)價值相關(guān)性的理論模型，對其進行回歸分析，找出我國上市公司金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)存在的問題，以期通過優(yōu)化其投資結(jié)構(gòu)，更好地提升我國上市公司的企業(yè)價值。
隨著金融市場全球化的進程以及會計準則的國際趨同，金融產(chǎn)品更加豐富，對金融資產(chǎn)的確認與計量更趨于合理化與精確化，金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響將表現(xiàn)得更加顯著。
一、問題提出
2006年2月，我國新《企業(yè)會計準則》發(fā)布，由原來的16項具體準則變?yōu)?8項具體準則。在新《企業(yè)會計準則》新增加的內(nèi)容中，關(guān)于金融工具的相關(guān)具體準則成為本次準則修訂的一大亮點，本文關(guān)注的核心內(nèi)容是新準則關(guān)于金融資產(chǎn)的定義及重新分類。新會計準則將金融資產(chǎn)主要分為四類，分別是：以公允價值且其變動損益記入當期損益的金融資產(chǎn)、持有至到期投資、貸款和應(yīng)收款項以及可供出售的金融資產(chǎn)。金融資產(chǎn)包括衍生金融資產(chǎn)和傳統(tǒng)的非衍生金融資產(chǎn)。鑒于衍生金融資產(chǎn)在我國大部分企業(yè)發(fā)展的有限性以及數(shù)據(jù)獲取的不完全性，本文所研究的金融資產(chǎn)僅指傳統(tǒng)的非衍生金融資產(chǎn)。筆者把這類金融資產(chǎn)統(tǒng)稱為金融資產(chǎn)投資，并把各類金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例關(guān)系稱為金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)。金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)是一個復(fù)雜的組合體，企業(yè)的內(nèi)外條件或環(huán)境的變化，都會使企業(yè)金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)發(fā)生變動。而金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)是否合理將直接影響到企業(yè)的收益能力、生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)能力以及企業(yè)所面對的風險。
綜觀國內(nèi)、外關(guān)于資產(chǎn)結(jié)構(gòu)方面的研究成果可以看出，金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)作為資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的一個新的領(lǐng)域，到目前為止，還很少有人對其進行過系統(tǒng)的研究，往往都是在研究資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的過程中被附帶提及。而關(guān)于金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)與業(yè)績相關(guān)性的實證分析還沒有任何文獻表明已進行過研究。
二、本文的研究過程
（一）樣本與研究方法
1.樣本選擇以及數(shù)據(jù)的來源
為了滿足截面分析的需要，使結(jié)果更有說服力，筆者在選擇樣本時剔除了數(shù)據(jù)不全的公司與ST、PT公司， 將2005年在深、滬兩市上市的所有A股公司共1177家作為本次研究的樣本。
2.研究假設(shè)
根據(jù)國內(nèi)外已有的研究成果，筆者提出如下假設(shè)：
?。ǎ保┥鲜泄咎峁┑呢攧?wù)資料是完全真實的。
本文研究的數(shù)據(jù)來源于CSMAR國泰君安上市公司財務(wù)資料數(shù)據(jù)庫，筆者認為是真實可靠的，信息質(zhì)量不會影響對問題研究的結(jié)果。
（２）金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績之間是線性相關(guān)的。
（３）貨幣資金比率與公司業(yè)績表現(xiàn)為正相關(guān)的關(guān)系。
（４）應(yīng)收賬款比率與公司業(yè)績表現(xiàn)為負相關(guān)的關(guān)系。
（５）長期股票投資比率與公司業(yè)績表現(xiàn)為負相關(guān)的關(guān)系。
?。ǎ叮┵Y產(chǎn)負債率與公司業(yè)績表現(xiàn)為負相關(guān)的關(guān)系。
?。ǎ罚┙鹑谫Y產(chǎn)規(guī)模與公司業(yè)績表現(xiàn)為正相關(guān)的關(guān)系。
?。ǎ福┬袠I(yè)因素對業(yè)績不構(gòu)成顯著影響。
3.研究方法、模型設(shè)計與變量設(shè)定
本文采用EVIEWS統(tǒng)計軟件，通過建立以下多元回歸模型，并用最小二乘法檢驗了2005年我國上市公司金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績之間的相關(guān)關(guān)系，使研究結(jié)論更具有說服力。由于金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)直接決定企業(yè)的總資產(chǎn)收益率，所以筆者使用總資產(chǎn)收益率這一指標代表企業(yè)的業(yè)績指標。
ZR＝C ＋β1CA＋β2SI＋β3AR＋β4LS＋β5LB＋β6AT
?。?AD ＋β8RA ＋β9SIZE ＋ε
其中: ZR＝總資產(chǎn)收益率＝凈利潤／資產(chǎn)總額
C＝常數(shù)
β＝自變量系數(shù)
ε＝誤差項
CA＝貨幣資產(chǎn)比率＝貨幣資金／總資產(chǎn)
SI＝短期投資比率＝短期投資／總資產(chǎn)
AR＝應(yīng)收賬款比率＝應(yīng)收賬款／總資產(chǎn)
LS＝長期股票投資比率＝長期股票投資／總資產(chǎn)
LB＝長期債權(quán)投資比率＝長期債權(quán)投資／總資產(chǎn)
AT＝應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率
AD＝資產(chǎn)負債率
RA＝主營業(yè)務(wù)收入增長率
SIZE＝金融資產(chǎn)總額對數(shù)
?。ǘ┭芯拷Y(jié)果
本文運用EVIEWS統(tǒng)計軟件使用逐步回歸法對金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績的相關(guān)關(guān)系進行簡單的最小二乘法分析，得出的結(jié)果如下：（見表1）
表1
從以上的分析結(jié)果來看，我國上市公司金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)中的短期投資率（SI）、長期債權(quán)投資率（LB）、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（（AT）、主營業(yè)務(wù)收入增長率（RA）的t－統(tǒng)計量值均低于2，說明它們對公司業(yè)績的影響表現(xiàn)得非常不顯著。
筆者使用逐步回歸法對模型進行修正，得出的結(jié)果如下：（見表２）
表2
AR＝－0.078837＋0.060864CA－0.276961AR－0.132101LS
?。?.057649AD＋0.018814SIZE ＋ε
從表２可以看出，在刪掉短期投資率（SI）、長期債權(quán)投資率（LB）、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（（AT）、主營業(yè)務(wù)收入增長率（RA）后，模型的統(tǒng)計檢驗效果有了較大的改善?？傎Y產(chǎn)收益率（ZR）對貨幣資金率（CA）、應(yīng)收賬款率（AR）、長期股票投資率（LS）、資產(chǎn)負債率（AD）、金融資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）的回歸模型最優(yōu)。
進一步對CA、AR、LS、AD和SIZE五因素是否存在多重共線性進行檢驗，得出的結(jié)果如下：（見表3）
表3
CA AR LS AD SIZE
CA1.000000 －0.082166－0.103542 －0.1607920.119130
AR－0.082166 1.000000－0.018687 0.1299510.117233
LS－0.103542－0.0186871.000000 －0.0476100.184389
AD－0.160792 0.129951 －0.047610 1.000000 －0.039243
SIZE 0.119130 0.1172330.184389 －0.0392431.000000
由表3可以看出，解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)明顯低于20%，沒有明顯的共線性關(guān)系，不存在多重共線性。再使用圖示法對模型進行異方差檢驗如圖1所示：各解釋變量都在很窄的一個范圍內(nèi)隨機變動，因此模型不存在異方差現(xiàn)象。
最后使用Goldfeld－Quandt方法對模型再次進行異方差檢驗。在Sample菜單里，對樣本按SIZE變量進行排序后，用OLS法對前441個樣本進行回歸得到的殘差平方和結(jié)果是：1.928414，對后441個樣本進行回歸得到的殘差平方和為1.221862，從而得到F－統(tǒng)計量＝1.221862／1.928414＝0.63361。查F分布表可知，在給定顯著性水平α＝0.05時，得臨界值F0.05(435，435)＝1.11，比較F＝0.63361< F0.05(435，435)＝1.11，則接受原假設(shè)，表明隨機誤差不存在異方差。
由于該模型采用的是截面數(shù)據(jù)，因此沒有對其進行自相關(guān)性的檢驗。
以上的回歸結(jié)果顯示出：在給定顯著性水平α＝5%時，回歸方程總體上是顯著的（F－統(tǒng)計量＝60.72289）。在以總資產(chǎn)收益率來衡量企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績時，貨幣資金比率對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響系數(shù)為0.060864，t－檢驗值為2.613038＞2，說明該影響是顯著的，貨幣資金比率與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績之間存在著明顯的正相關(guān)關(guān)系，同假設(shè)（3）相符；應(yīng)收賬款比率對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響系數(shù)為－0.276961，t－檢驗值為11.37585＞2，說明該影響是顯著的，應(yīng)收賬款比率與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績之間存在著明顯的負相關(guān)關(guān)系，同假設(shè)（4）相符；長期股權(quán)投資比率對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響系數(shù)為－0.132101，t－檢驗值為4.035409＞2，說明該影響是顯著的，長期股權(quán)投資比率與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績之間存在著明顯的負相關(guān)關(guān)系，同假設(shè)（5）相符；資產(chǎn)負債率對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響系數(shù)為－0.057649，t－檢驗值為9.907113＞2，說明該影響是顯著的，資產(chǎn)負債率與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績之間存在著明顯的負相關(guān)關(guān)系，同假設(shè)（6）相符；金融資產(chǎn)規(guī)模對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響系數(shù)為0.018814，t－檢驗值為2.946777＞2，說明該影響是顯著的，資產(chǎn)負債率與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績之間存在著明顯的正相關(guān)關(guān)系，同假設(shè)（7）相符。并且根據(jù)參數(shù)的大小可知：影響的顯著程度順序為AR＞LS＞CA＞AD＞SIZE。
?。ㄈ┰蚍治?
1.我國上市公司的貨幣資金比率與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績之間存在著明顯的正相關(guān)關(guān)系是由于貨幣資金是流動性最強的資產(chǎn)，資產(chǎn)流動性大小與資產(chǎn)的風險大小和收益高低是相聯(lián)系的
貨幣資金作為金融資產(chǎn)的重要組成部分，很大程度上決定著企業(yè)資產(chǎn)的彈性程度。在合理的金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)下，貨幣資金比率越高，資產(chǎn)的彈性也越好，總資產(chǎn)的周轉(zhuǎn)速度越快，企業(yè)越有更大的回旋余地應(yīng)對市場緊縮，掌握生產(chǎn)的主動權(quán)越強，其收益相對較高，風險相對較小，企業(yè)的業(yè)績也就越好。
2.我國上市公司應(yīng)收賬款比率與企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績之間存在著明顯的負相關(guān)關(guān)系是由于應(yīng)收賬款對企業(yè)來說是一把雙刃劍
其利用得當可以擴大企業(yè)的銷售規(guī)模和市場占有率，從而帶來更多盈利；而利用不當則會使企業(yè)負擔較高的資金機會成本和大量壞賬，進而降低企業(yè)總的收益水平。我國上市公司的應(yīng)收賬款占用比例越高，經(jīng)營風險越大，經(jīng)濟效益虛擬化越嚴重，所實現(xiàn)的利潤不是建立在貨幣化基礎(chǔ)上的現(xiàn)實利潤，企業(yè)的應(yīng)收賬款所占比例越大，業(yè)績反而越差。因此，我國上市公司應(yīng)加強對應(yīng)收賬款的管理。
3.我國上市公司長期股權(quán)投資比率對企業(yè)的總資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)出顯著的負相關(guān)關(guān)系，這從側(cè)面反映出我國上市公司的長期股權(quán)投資沒有發(fā)揮其應(yīng)有的收益能力
其原因是在我國的資本市場上，盲目擴張的動機加上約束機制的不完善，導(dǎo)致股權(quán)融資成本大大低于債權(quán)融資成本，股權(quán)融資風險大大低于債權(quán)融資風險。我國上市公司普遍存在著過度投資和一味擴張股本規(guī)模的不良傾向，這種非理性的擴張行為將嚴重影響上市公司的業(yè)績。
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