現(xiàn)代企業(yè)經(jīng)營績效三維度影響因子考察

李淑瑞

(黃淮學院經(jīng)濟管理系,河南駐馬店463000)

現(xiàn)代企業(yè)經(jīng)營績效三維度影響因子考察

李淑瑞

(黃淮學院經(jīng)濟管理系,河南駐馬店463000)

文章從企業(yè)價值指標、財務(wù)指標和稅收籌劃指標等三維度考察我國農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效的影響因子。研究表明:我國企業(yè)股權(quán)集中度呈現(xiàn)從高度分散到高度集中的無序狀分布;經(jīng)營收入與營業(yè)利潤對企業(yè)績效不具備解釋作用;有力的稅收籌劃提升企業(yè)經(jīng)營績效。

稅收籌劃;財務(wù)指標與價值指標;企業(yè)經(jīng)營績效評價

0 引言

農(nóng)業(yè)企業(yè)的經(jīng)營績效是衡量現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的重要標志,科學準確地評價農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效有助于我國農(nóng)業(yè)競爭優(yōu)勢的培育和持續(xù)發(fā)展能力的提高。學術(shù)界普遍認為,資源環(huán)境、政策法規(guī)、人力資本及融資結(jié)構(gòu)等都可能對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效造成一定程度的影響;然而近年來,隨著經(jīng)濟市場化步伐的加快,大多數(shù)企業(yè)通過籌劃安排其經(jīng)營活動以減少稅負,從而從節(jié)稅的層面實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營成本最小化,表明稅收已從被動的遵循轉(zhuǎn)向主動參與企業(yè)的管理,稅收籌劃也由此成為影響農(nóng)業(yè)企業(yè)績效的一個內(nèi)生因素。但由于稅收籌劃涉及明顯的不確定性且具有滯后性,學者們也就較少將其納入范式的實證研究中。文章擬采用國家部分農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)的數(shù)據(jù),分析對比解釋變量對上市企業(yè)績效影響的差異性,重點基于稅收籌劃的視角,考察并檢驗稅收籌劃對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效的影響。

1 研究變量設(shè)定與模型建構(gòu)

1.1變量設(shè)定與數(shù)據(jù)來源說明

對企業(yè)經(jīng)營績效的評價一般采用財務(wù)評價指標和價值評價指標兩種方法。財務(wù)評價指標模式以企業(yè)經(jīng)營成果評價為導向,以反映企業(yè)的財務(wù)經(jīng)營狀況;價值評價指向企業(yè)的股東財富,即站在股東的角度評價企業(yè)的業(yè)績,將企業(yè)總體戰(zhàn)略與經(jīng)營決策關(guān)聯(lián)起來,以求為股東創(chuàng)造價值。此兩種指標體系的相關(guān)文獻多集中于對企業(yè)績效要素的單維度分析,具有較強的可操作性,但卻不能全面揭示影響企業(yè)績效的諸多潛在要素。為此,本研究將兩種方法綜合運用,并將稅收籌劃指標植入到本研究的實證變量中來,具體指標如表1所示。

表1 變量定義

因變量指標。在考慮凈資產(chǎn)收益率時,我們考慮兩個指標:ROA與托賓Q。ROA主要用于考察公司短期凈資產(chǎn)收益率;托賓Q主要用于考察公司的長期凈資產(chǎn)收益率,凈資產(chǎn)收益率指標主要反應(yīng)農(nóng)業(yè)企業(yè)的盈利能力和成長能力,可以很好地反映出該公司的經(jīng)濟績效情況。

自變量指標。價值指標:第一大股東持股比例,記作J1(如果最大股東持股率超過一半,則企業(yè)屬于完全控股,股權(quán)高度集中;如果最大股東持股率不足五分之一,表明企業(yè)股權(quán)比較分散);前十大股東持股比例,記作J2;公司規(guī)模,記作J3。財務(wù)指標:代表公司成長能力的財務(wù)指標選取營業(yè)收入額(億元),記作C1;代表公司盈利能力的財務(wù)指標選取毛利率和凈利率,分別記作C2和C3;代表公司運營能力的財務(wù)指標選取資金周轉(zhuǎn)率,記作C4。稅收籌劃指標:選取實際稅率代表公司稅收籌劃指標,記作S1。

文中選取2010—2014年間滬深上市的20家具有代表性的農(nóng)業(yè)上市公司作為樣本分析對象,數(shù)據(jù)資料均直接或間接來自于農(nóng)業(yè)企業(yè)年報(東方財富網(wǎng)中國上市公司數(shù)據(jù)資料),同時也參考新浪財經(jīng)網(wǎng)和證券公司股票交易軟件上提供的年報數(shù)據(jù)資料。

1.2 實證模型建構(gòu)

從農(nóng)業(yè)企業(yè)的價值指標、財務(wù)指標和稅收籌劃指標等三個維度實證分析這些影響因素對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)濟績效的影響程度,建立如下基于面板數(shù)據(jù)的多線性回歸模型:

其中,c為回歸分析常數(shù)項,α1，…，α3為價值指標自變量回歸系數(shù),為財務(wù)指標自變量回歸系數(shù),γ為稅收籌劃指標回歸系數(shù);i=1，…，20代表本文樣本中的20家農(nóng)業(yè)上市企業(yè)中的第i家,t=1，…，5代表本文樣本中的20家農(nóng)業(yè)上市企業(yè)自2010-2014年期間第t個年份期間觀察到的時間序列數(shù)值,即這20家農(nóng)業(yè)上市企業(yè)第t年的數(shù)據(jù)資料。基于混合數(shù)據(jù)模型忽略了時間對模型的影響,因此缺失個別年份的樣本數(shù)據(jù),并不會影響在實務(wù)中應(yīng)用該模型。

模型通過分析被解釋變量凈資產(chǎn)收益率(ROE)指標與各解釋變量之間的線性相關(guān)關(guān)系,通過數(shù)據(jù)分析選取的上市農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)濟績效的代表性變量,從而得出對于農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)濟績效的影響程度。

2 實證分析

2.1 描述性統(tǒng)計分析

通過對樣本單元原始數(shù)據(jù)進行分析和處理得到農(nóng)業(yè)上市企業(yè)績效影響因素變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果,如下表2所示。

表2 農(nóng)業(yè)上市企業(yè)績效影響因素變量的描述性統(tǒng)計分析

從表2中可以看出,在20家上市農(nóng)業(yè)企業(yè)2010—2014年期間共5年的數(shù)據(jù)中,凈資產(chǎn)收益率(ROE)由-7.74%到+18.07%不等,其均值為9.52%,這表明農(nóng)業(yè)上市公司具有較低的整體經(jīng)濟績效水平;價值指標體系中的第一大股東持股比例(J1)由14.85%到64.14%不等,從中可以很明顯地看出我國農(nóng)業(yè)上市企業(yè)的股權(quán)集中度參差不齊,各式各樣的比例均有,即從高度分散到高度集中,但平均值卻高達40.71%,這標示著樣本中最大股東的持股比例偏高,這會在不同程度上影響上市公司的經(jīng)營績效管理;財務(wù)指標中的公司成長能力指標(C2)由12.02%—49.43%不等,從中可以很明顯地看出我國農(nóng)業(yè)上市企業(yè)之間的成長能力還是具有明顯差別的,即有的農(nóng)業(yè)企業(yè)成長的非常快,而有的企業(yè)成長緩慢;稅收籌劃指標(S1)由0.5%到19.39%不等,從中可以很明顯地看出我國農(nóng)業(yè)上市企業(yè)的稅收籌劃差別更加明顯,這主要是由于企業(yè)股權(quán)集中度差別比較明顯決定的,即股權(quán)比較集中的話,管理層進行稅收優(yōu)化的話語權(quán)就比較高,在公司內(nèi)部進行稅收籌劃效果就比較明顯。

2.2 農(nóng)業(yè)上市企業(yè)績效影響因素檢驗

本文選取凈資產(chǎn)收益率(ROE)這個因變量代表樣本農(nóng)業(yè)企業(yè)上市公司的經(jīng)濟績效水平,從價值指標、財務(wù)指標和稅收籌劃指標三個方面的因素作自變量進行相應(yīng)的多元回歸分析,其回歸分析結(jié)果如下表3所示。

表3 農(nóng)業(yè)上市企業(yè)績效影響因素模型的多元回歸分析

根據(jù)回歸分析結(jié)果顯示的每個變量因素回歸系數(shù)其統(tǒng)計檢驗量值的顯著性程度可以得出如下結(jié)論:

首先,價值指標中的前十大股東指標(J2)對農(nóng)業(yè)上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率(ROE)的影響的回歸系數(shù)為0.2015,且在5%的顯著水平下顯著,這充分說明農(nóng)業(yè)上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率與企業(yè)前十大股東持股比例指標(J2)呈正比例關(guān)系。我們知道,如果一個企業(yè)被第一大股東絕對控股的話,那么第一大股東通常會為了自身的利益不顧企業(yè)長期的發(fā)展目標而會損害企業(yè)其他股東的權(quán)益,最終也會影響到企業(yè)的長期健康發(fā)展,這從本文中價值指標中的第一大股東持股比例(J1)指標的回歸系數(shù)為負值再次驗證了這一點(在5%顯著水平內(nèi)不顯著)。

其次,財務(wù)指標中的凈利率(C3)和資金周轉(zhuǎn)率(C4)兩指標對業(yè)上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率(ROE)的影響的回歸系數(shù)分別為5.883和4.771,且在5%的顯著水平下顯著,這充分說明農(nóng)業(yè)上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率與企業(yè)凈利率(C3)和資金周轉(zhuǎn)率(C4)都呈正比例關(guān)系;而企業(yè)的營業(yè)收入指標(C1)和利潤指標(C2)等兩指標雖然也與企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)正比例關(guān)系,但是在5%的顯著性水平內(nèi)均不顯著。眾所周知,一個企業(yè)的營業(yè)收入和利潤高不一定代表這個企業(yè)當年真正的盈利水平。

最后,稅收籌劃指標中的實際稅率(S1)對上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率(ROE)的影響的回歸系數(shù)分別為-0.2257,在5%的顯著水平內(nèi)不顯著,但是在10%的顯著水平下是顯著的,這充分說明農(nóng)業(yè)上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率與實際稅率(S1)呈正比例關(guān)系。眾所周知,一個企業(yè)的稅收籌劃做得好,自然會對該企業(yè)的績效產(chǎn)生正向的影響。

2.3 穩(wěn)健性檢驗

因變量指標以托賓Q代替ROA指標進行模型穩(wěn)健性檢驗,不管因變量采用ROA還是采用托賓Q,模型系數(shù)均無顯著差異,回歸模型具有穩(wěn)健性。

表4 模型穩(wěn)健性檢驗

3 結(jié)論與討論

本文得到以下結(jié)論:(1)我國農(nóng)業(yè)上市企業(yè)的股權(quán)集中度呈現(xiàn)從高度分散到高度集中的無序狀分布,第一大股東的持股比例偏高,這在一定程度上會降低上市公司的經(jīng)營績效。孫永祥,黃祖輝(1999)曾在研究中指出,具有一定集中度的股權(quán)結(jié)構(gòu)的公司績效將趨于最大,其原因在于上市企業(yè)的經(jīng)營績效是隨著股權(quán)集中度的分布區(qū)間而變化的,本文所得結(jié)論恰恰印證了這一觀點。當?shù)谝淮蠊蓶|的持股比例較小即股權(quán)高度分散時,其參與企業(yè)治理的積極性未被充分激發(fā),且與其他持股比例相差不大的股東易于發(fā)生股權(quán)爭奪,企業(yè)經(jīng)營績效隨之下降;當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例適中即股權(quán)適度集中時,其對企業(yè)的治理和監(jiān)控力度增加,且利于企業(yè)的穩(wěn)定和長期發(fā)展,企業(yè)經(jīng)營績效隨之提升;當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例超過某一特定值達到偏高即股權(quán)高度集中時,由于缺乏外部威脅,即以其絕對控股地位追求自身利益最大化,企業(yè)經(jīng)營績效則隨之降低。(2)營業(yè)收入和經(jīng)營利潤對我國農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效不具備如實的解釋作用,企業(yè)凈利率和資金周轉(zhuǎn)率在一定程度上則是我國農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效的真實反映。向朝進,謝明(2003)在研究中曾以凈資產(chǎn)收益率作為衡量公司經(jīng)營績效的指標,而從凈資產(chǎn)收益的角度又將公司經(jīng)營績效分解為公司價值和公司成長能力。營業(yè)收入和利潤只反映了公司在盈利方面的能力,即公司價值;而企業(yè)凈利率和資金周轉(zhuǎn)率不僅能反映公司價值,還能反映公司在長期經(jīng)營中穩(wěn)固收益及抵御風險的能力,即公司成長能力。(3)良好的稅收籌劃能提升我國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)企業(yè)的經(jīng)營績效。談多嬌,王韜(2001)曾在研究中指出,稅收籌劃是企業(yè)為適應(yīng)激烈的市場競爭并壯大自己的有效手段,換言之,稅收籌劃是提升企業(yè)經(jīng)營績效的途徑之一,這與本結(jié)論是一致的。在合乎稅法的框架下,企業(yè)以節(jié)稅為目的對經(jīng)營活動事先運籌安排,減輕稅負,降低企業(yè)的運營成本,從而實現(xiàn)利益的最大化。

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(責任編輯/易永生)

F272

A

1002-6487(2016)20-0186-03

國家自然科學基金重大研究計劃培育項目(91230111);河南省軟科學研究項目資助(152400410392; 152400410039);黃淮學院校級教改研究項目(2014XJGLX0213);駐馬店市哲學社會科學項目(195)

李淑瑞(1981—),女,河南駐馬店人,博士,講師,研究方向:績效評價。