我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究

我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究（共6篇）

篇1：我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究

来源：中联论文网：

【摘要】模式一直是近年来国内企业研究和争论的热点问题，EVA和企业价值之间的关系这一问题尤为囊出。本文基于IT公司的数据开展了实证研究，证实了传统会计指标和企业价值之间的相关性小于EVA指标与企业价值之间的相关性；EVA和传统价值变量都对企业价值具有一定解释能力；但传统会计变量不能被EVA完全替代。

【关键词】经济增加值,EVA企业,价值MVA

一，研究背景与意义 EVA的理论和模型产生于20世纪80年代，企业在会计上除了考虑各种要素成本还必须考虑资本成本，企业的创造价值减去资本要素成本之后的值，才更具有现实的企业价值意义。特别在中国国内方面，政府引入了EVA作为国资委下属央企考核机制的措施，这又将EVA体系为企业价值带来的影响引入广泛讨论当中，EVA与企业价值的相关性特别是中国上市企业的实际情况如何成为了非常有意义的研究课题。本文希望通过实证研究来考察EVA与我国上市企业价值的相关性。

二．EVA价值相关性国内外研究

迄今为止，国外开展了较为成熟的EVA价值相关性的实证研究，国外的一系列研究大多针对EVA和每股净利等传统绩效评价指标进行了相关性研究，但也有一些研究评估了EVA公司在现实中的绩效行为。在研究方法方面，国外研究大量使用了实证分析的方法。国内方面，胡俊娣(2003)进行了ROI和EVA的对比分析研究，认为传统ROI计算方法不如EVA评价方法。王燕妮(2004)认为EVA需要进行综合考虑，但从财务方面评价，其效度很高。游明洁(2010)，徐晓薇(2010)等人的研究表明EVA在评估企业价值方面具有较强有效性。

三、实证研究

（一）样本选择

本研究选取我国2008、2009、2010年深沪两市IT类企业，同时去掉ST、PT股票并去掉统计数据不完整的公司样本。经过上述调整后的总的样本个数为421个。

（二）变量选择

因变量（企业价值代表性变量）也就是公司价值变量，本文由市场增加值(MVA)代表。EVA代表性变量为股经济增加值(EVAPS)，每资本经济增加值(EVAPC)以及资本收益率(ROC)。会计指标体系方面选用了如下指标OCPS（每股营业现金净流量）、ROE（净资产收益率）、EPS（每股收益）。

（三）实证研究结果

研究首先进行了相关性分析，检验以上7组数据之问的相关性，在此基础上，对六个变量分类别同因变量（公司价值变量）进行多元回归分析，即主要针对MVAPC进行回归分析。我们可以建立如下回归方程：MVAPC=B o+0 IEVAPC+B 2EVAPS+B 3ROC+D 4。从以上分析能够看出，EVA变量对公司价值有很好的解释力，其中F值高达52.564，R方为274，说明EVA变量对模型解释高达270j,。实证结果支撑了EVA对企业价值具有较强的解释能力这一结论。

其次，通过多元回归分析（传统会计变量与企业价值变量），可以看到会计变量总体上对公司价值的解释力和EVA变量相比不高，从统计结果上看其解释力小于1 00/,。而统计结果的F值为8.273，会计指标变量的回归方程在0 001的水平上显著，数据结果表明会计变量可以解释企业的市场价值。但如果与EVA变量回归方程相比，会计变量的回归方程整体显著性明显较低。通过以上分析，我们得到了：传统会计变量对企业价值具有一定解释能力；且EVA相对于企业价值的解释力更大，明显高于传统会计变量对企业价值的解释能力。

最后，如果在评价企业价值时如果同时引用EVA指标和会计指标，调整R方与EVA回归模型相比有了一定的提升，当我们同时使用传统会计变量和EVA变量时，模型对MVAPC的拟台程度有了显著提高，我们可以得到结论：同时使用量类变量后解释变量对公司价值的解释度有了明显提高了；观察统计方程的F值高于30，这一结果大幅度超过单纯采用会计指标的统计结果。我们可以得到如下结论：EVA指标虽然有较高的解释能力，但是它并不能完全取代传统会计指标，传统变量是很重要的企业价值指标，在对企业价值的解释能力方面也有相当大的作用。

综上我们得到如下结论：当综合使用传统会计变量和EVA的时候对企业价值的解释能力最强，而单纯使用EVA变量时其对企业价值的解释能力其次，如果单纯使用传统会计变量其对企业价值的解释能力最弱，同时单纯使用传统会计变量仍然有一定的解释能力，所以传统会计变量仍然不能被完全替代。

四、研究展望

在未来的研究中，可以将EVA研究结论与企业内部管理相关联，研究EVA企业价值相关性是否和企业内部管理有关联，从而让这一研究在企业中发挥实践作用。参考文献

[1]胡俊娣投资回报率和经济附加值在财务评价中的止较研究田商业研究，2003(05)

[2]王燕妮，王波EVA与现有评价指标的比较分析[I]现代管理科学，2004(07)

[3]王化成，程小可，经济增加值的价值相关性与盈余、现金流量、剩余收益指标的对比叫会计研究，2004(05)

[4]王泽萍基于于EVA的企业价值评估研究[D]大连理工大学硕士论文，2006

[5]游明浩EVA在评估企业价值中的应用研究[D]北京交通大学论文，2010

[6]徐晓薇.基于EVA的我国高科技产业上市公司绩效评价研究[D]西北大学论文，2010

篇2：我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究

一、文献综述

(一) 国外文献

(1) 董事会规模与公司业绩。Lipton和Lorsch等 (1992) 指出应当限制董事会规模, 董事数量增加带来的好处并不能抵消由此引起的决策迟疑等问题的成本。Jensen (1993) 认为董事会规模扩大时, 成本也会跟着增加, 尤其当董事会成员超过7或8个时, 就很难运行有效并且极有可能被管理层操纵。但是Coles (2005) 等学者认为, 大规模的董事会具有资源优势, 有助于建立良好的外在企业形象, 从而能提高公司的经营业绩。Zahra和Pearce (1989) 认为董事会规模越大越能更好地控制高级管理层的行为。Rosen (1992) 从人力资本角度出发, 得出管理层报酬和企业规模之间存在显著相关关系。 (2) 董事会构成与公司业绩。董事会构成是指独立董事人数所占董事会人数的比例状况。Vance (1968) 、Pfeffer (1972) , Agrawal和Knoeber (1996) 研究发现外部董事比例和公司业绩呈反比。Bhagat和Black (1997) 在对934家公司研究后得出, 在独立董事比率高的企业, 公司业绩反而得不到提高。与此同时, 有些学者得到了相反的结论。Baysinger和Butler (1985) 在调查了美国财富杂志的266所上市公司后, 证明独立董事在董事会中所占的比例与公司业绩微弱正相关。Rosensten和Wyatt (1990) 、Klein (1998) 发现, 随着独立董事人数的增加, 公司业绩有上升趋势。Mahmud (2001) 等以新西兰的上市公司为样本, 考察了独立董事在董事会中所占的比率与公司业绩的关系, 也得出了正相关的关系。 (3) 领导权结构与公司业绩。董事会领导权结构通常是指董事长与总经理的两职设置情况, 即董事长与总经理是否由同一人担任。Rechner和Dalton (1991) 研究了1978到1983年财富500强企业, 发现双重领导结构比单一领导结构公司的业绩好。Fama和Jensen (1993) 及Dechow et al. (1996) 的研究认为, 当董事长兼任总经理时, 决策执行和监督的职能就集于一身, 因而将削弱董事会的功能, 并降低公司的绩效。与此相反的是, Boyd (1995) 对美国12个行业的192个企业实证研究的基础上得出, 两职合一与经营绩效正相关。Brickley (1997) 通过对比不同领导结构的公司业绩后发现, 两职合一的领导结构并不比双重领导结构公司的业绩差。也有学者认为两者之间不具有相关性 (Baliga, 1996) 。 (4) 董事会会议频度与公司业绩。董事会会议频率是指年度内董事会的会议次数, 董事通过董事会会议的形式, 形成决策和行为。Lipton和Lorch (1992) 、Vafeas (1998) 研究发现, 董事会议次数越多, 代表董事会越积极越有效。而Jensen (1993) 认为董事会会议只是走走形式, 董事们没有太多时间来讨论公司管理层的表现, 而将大部分的时间用来讨论公司的日常事务。Vafeas (1999) 实证研究结果表明, 董事会会议频率与公司价值之间存在一种反比关系, 认为董事会会议是一种被动行为。Biao Xie等 (2003) 也发现董事会会议次数越多, 公司绩效越差。

(二) 国内文献

(1) 董事会规模与公司业绩。国内关于董事会规模与公司业绩的系统研究较少。孙永祥等 (2000) 通过对1998年我国518家A股上市公司数据实证研究发现, 董事会规模与公司业绩之间存在负相关关系。沈艺峰和张俊生 (2002) 认为董事会规模过大是ST公司董事会治理失败的原因之一。徐叶琴等 (2008) 利用四年经验数据得出董事会规模与绩效呈负相关关系。与此同时, 于东智 (2003) 以2000年1088家上市公司为样本, 证明董事会规模与公司绩效之间存在倒U型的关系。朱杏珍 (2002) 运用相对数学的基本理论, 得出公司实现最优效能时董事会人数应以5人为宜。 (2) 董事会构成与公司业绩。于东智等 (2003) 研究表明独立董事并没有显著改善上市公司当期的经营业绩, 甚至可能发生相反作用。更有学者得出我国上市公司绩效与董事会独立性无显著相关关系的结论 (高明华等, 2002;胡勤勤等, 2002) 。而李竟成等 (2006) 通过实证研究得出独立董事比例与公司绩效之前存在显著倒U型的关系。勒云汇、李克成 (2002) 利用1999年深、沪两地的上市公司为样本, 发现独立董事的比例提高有助于提高董事会效率。吕兆友 (2004) 以2002年深沪股市584家工业类公司为样本, 研究发现公司业绩与独立董事比例具有比较明显的正相关关系。张必武等 (2005) 的研究也得到了类似的结论。 (3) 领导权结构与公司业绩。胡铭 (2002) 对我国250家样本公司的统计研究结果表明, 两职分离状况有利于上市公司经营业绩的提高。龚红 (2004) 实证研究也表明, 董事长与总经理两职分离比兼任更有利于提高董事会战略决策参与程度。但于东智 (2003) 发现, 董事长与总经理两职是否分离并不是影响企业绩效的重要因素。吴淑琨 (2002) 研究发现两职分离与总资产利润率等公司业绩指标呈负相关关系, 但不显著, 但公司规模越大, 越倾向于采用两职合一。 (4) 董事会会议频度与公司业绩。国内学者对两者的关系研究分析较少, 结果存在显著差异。谷祺等 (2001) 通过1996年底以前上市的366家A股上市公司进行实证研究, 发现董事会会议频率使得企业的经营业绩得到微弱的改进。胡晓阳等 (2005) 分析了2002年12月31日前在深沪两市的公司为样本, 发现公司业绩与当年董事会会议次数正相关, 但不显著。而李常青等 (2004) 研究结果发现, 董事会会议是对公司ROE、EPS下滑的一种反应。

二、研究设计

(一) 研究假设根据研究目标, 本文提出如下研究假设:

(1) 董事会规模与公司业绩。就一定规模的公司而言, 董事会规模过大会将导致董事会成员之间缺乏沟通, 从而使得董事会效率低下。但不可否认的是, 董事会人员数量越多, 董事会专业知识越为全面、经验更好的相互补充, 董事成员作出的决策越具有科学性, 从而在一定程度上减少公司风险。从内部人控制的角度讲, 规模较大的董事会增加了经理层操纵的困难, 从而越容易控制高管的行为。资源依赖理论也同样认为, 规模相对较大的董事会帮助企业获得必要的资源, 更有利于提高公司绩效。因此本文提出:

假设1:董事会规模与公司业绩正相关

(2) 董事会构成与公司业绩。在所有权与经营权分离的现代公司中, 治理结构的核心问题就是由于这一分离而产生的内部人控制和道德风险问题。董事会要想起到应有的作用, 独立性至关重要。判断董事会独立性的一个重要标准就是保证独立董事人数及其所占董事会的比例。独立董事往往是某方面的专家, 能对公司决策和管理发挥重大的作用, 它的存在可以强化董事会对公司高管的监督, 弱化内部人控制所带来的负面效应。独立董事的增加对维护股东尤其是中小股东的利益起到积极的作用, 因此本文提出:

假设2:独立董事比例与公司业绩正相关

(3) 领导权结构与公司业绩。两职是否应该合一, 一直是管理学者讨论的问题。因为各国证券市场的情况和公司治理环境存在的差异较大, 对于两职合一问题没有统一的定论。本文依据代理理论认为, 两职合一可能会降低对管理人员监督的有效性, 同时会增加一些监督成本。尤其在我国一股独大现象严重的情况下, 两职合一必然会导致公司内部控制失灵的问题, 因此本文提出:

假设3:董事长与总经理两职合一与公司业绩负相关

(4) 董事会会议频度与公司业绩。董事会会议是董事会能否发挥作用的一个表现, 也是决定董事会能否起到作用的重要因素。但由于我国上市公司董事会成员主要是法人股股东或国有股股东的代表, 这就使得董事会会议只不过是举手表决的形式而已。而董事会会议内容也大多很少涉及公司经营战略和对经理层治理的评价。此时, 董事会更像一个“灭火器”, 通常是在公司遇到问题时而被迫采取的补救手段, 因此本文提出:

假设4:董事会会议频度与公司业绩负相关

(二) 样本选取和数据来源

本文所采用的数据均来自各公司年报, 利用SPSS17.0统计分析软件进行实证分析。本文研究样本选用2010年12月31日前在沪市上市的所有A股上市公司为研究对象, 数据均来自国泰安数据库。为了保证数据的有效性, 本文在信息处理中剔除了以下样本:金融保险类企业 (此类公司财务结构与一般企业不同, 而且政府机构对此类上市公司限制诸多) ;ST企业 (剔除极端值对结果的不良影响) ;信息披露不完整企业。剔除之后共收集到有效样本1138个。

(三) 变量选取

本文选取变量如下: (1) 被解释变量。本文选择净资产收益率 (ROE) 作为公司经营业绩的评价指标。净资产收益率, 又称股东权益收益率, 指净利润与平均股东权益的百分比。该指标是杜邦分析的核心指标, 体现了自有资本获得收益的能力, 是衡量上市公司盈利能力的重要指标, 该指标越高, 说明公司业绩越好。 (2) 解释变量。本文选取董事会规模 (Board Size, 简称BS) 、独立董事比例 (Independent Directors Proportion, 简称IDP) 、董事会会议频度 (Board Conference Frequency, 简称BCF) 和两职合一情况 (CEO) 四个变量为被解释变量。其中, 董事会规模用董事会所含有的董事总人数表示;独立董事比例用独立董事人数占董事会总人数的比例表示;董事会会议频率用报告年度内召开董事会会议的次数表示;两职合一情况是虚拟变量, 若董事长兼任总经理, CEO=1;否则, CEO=0。 (3) 控制变量。通常情况下, 公司规模越大, 越容易达到规模经济的效应, 最终提升公司业绩。为了消除其他可能对董事会特征与公司业绩之间关系产生影响的因素的干扰, 本文选择公司规模 (CS) 作为控制变量, 因其绝对数值较大, 因此选取样本公司总资产期初和期末平均值的自然对数。

(四) 模型建立为了检验前面提出的假设, 本文设计了如下回归模型:ROE=a0+a1BS+a2IDP+a3CEO+a4BCF+βCS+ε

其中, a0为常数项;a1、a2、a3、a4、β为相关回归系数;ε为随机误差项。

三、实证检验

(一) 描述性统计

从表 (1) 描述性统计结果可以看出:第一, 净资产收益率 (ROE) 最小值为-120.09%, 最大值为77.52%, 说明企业间业绩差异较大;其均值为10.25%, 说明我国上市公司总体盈利能良好。第二, 董事会规模 (BS) 平均值为9.27人, 最大值为18人, 最小值为5人。我国《公司法》规定, 董事会人数应在5-19人之间, 基本符合相关法律规定。本文同时做了该指标的频数分布, 发现我国上市公司董事会规模主要集中在7-11人, 占样本总数的85.5%, 其中以9人最多, 占样本总数的49.7%。这与一些国际标准相吻合, 董事会规模总体上较为合理 (Lipton, 1992) 。第三, 我国证监会发表的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》中规定, 董事会成员中至少包括1/3的独立董事。从样本公司中看出, 独立董事比例 (IDP) 均值为36.73%, 总体上达到了证监会独立董事比例不低于1/3的要求, 而且样本公司中有600家公司比例在1/3。但研究同时发现, 仍有个别样本公司 (22家) 的独立董事规模过小, 未达到1/3的最低要求, 说明我国上市公司的独立董事制度尚待完善。第四, 两职合一情况 (CEO) 的均值为0.11, 说明我国上市公司董事长和总经理绝大部分是由两个人来分别担当的。第五, 董事会会议是董事会执行决策功能的主要方式, 其会议组织情况及效率直接影响公司治理的有效性。我国《公司法》规定, 上市公司董事会每年至少要召开两次会议, 从表中看出, 董事会会议频度 (BCF) 平均值为9.12次, 大部分集中在5-13次 (82.4%) , 但其离散程度较大, 最少的只有3次, 最多的有56次。

注:"*""**"和"***"分别表示在10%、5%和1%的水平以下统计显著。

(二) 回归分析

本文所设规模进行了回归分析, 结果如表 (2) 、表 (3) 、表 (4) 所示。可以发现:回归模型F值, 其对应的显著性将近0 (小于0.05) , 这说明模型通过显著性检验, 各变量之间存在线性相关关系, 有一定的统计意义。通过参数估计, 得出董事会规模与净资产收益率不显著正相关;独立董事比例与净资产收益率显著负相关 (在10%置信水平) ;两职合一与净资产收益率显著负相关 (在1%置信水平) ;董事会会议频率与净资产收益率不显著正相关;公司规模与净资产收益率显著正相关在1%置信水平。

四、结论

本文以2010年12月31日前在沪市上市的A股上市公司为研究样本, 研究了董事会特征与公司业绩之间的关系, 结果发现:第一, 董事会规模与净资产收益率呈不显著正相关关系, 即:董事会规模在一定程度的上有助于提高上市公司的净资产收益率, 增强上市公司业绩水平。这一结论验证了假设1。本文认为, 目前我国董事会规模情况下, 稍微增加董事会人数会增加更多市场资源和市场机会, 拥有不同专业领域的学者和专家各自发挥作用, 最终提高上市公司业绩水平。但同时上市公司要注意保持合理的董事会规模, 尽量采用奇数 (陈仲常, 2009) 。第二, 董事会结构 (独立董事比例) 与净资产收益率呈显著负相关, 即:独立董事比例的提高不仅没有提升公司的盈利能力, 反而可能会起到了相反的作用, 假设2不成立。本人认为, 这种不显著的负相关性可能由于我国独立董事制度还处于初始阶段, 其作用在短时期内很难得到充分发挥。而且上市公司可能是由于为了满足法律的要求, 只注重了独立董事人数的提高, 而忽略了对其质的要求, 独立董事未能发挥其真正的作用。因此, 上市公司在盲目扩大独立董事比例的同时, 也要注重独立董事人员的选拔和独立董事发挥其作用制度的建立, 保证独立董事的独立性, 同时还要完善独立董事薪酬激励, 例如加入浮动薪酬激励形式。国家也应出台相应政策, 建立独立董事档案, 加快独立董事市场建设。第三, 两职合一与净资产收益率显著负相关, 即:董事长与总经理两职合一使公司业绩下降, 假设3成立。董事会是由股东大会选举产生代表股东 (代理人) 利益的团体, 主要监督总经理 (委托人) 的各种行为, 以维护全体股东利益。可见, 董事长与总经理两职合一使得监督者与执行者角色混淆, 董事会独立地位受到严重地影响, 从而大幅度削减了委托代理的功能。这点我国上市公司做的还是很不错的, 将近90%的上市公司都是两职分离的。第四, 董事会会议频率与净资产收益率不显著正相关, 即:董事会会议召开次数越多, 公司业绩越好, 假设4不成立。可见, 我国上市公司召开董事会并不是例行公事, 董事会通过召开会议转达其经营公司的理念及行为, 由此可见适当的召开董事会是十分必要的。第五, 公司规模与净资产收益率显著正相关, 即公司规模越大, 企业业绩越好。这说明我国上市公司业绩的提升还是多以公司规模为基础的。

参考文献

[1]陈仲常、刘佳、林川:《中国上市公司董事会特征与公司业绩的实证分析》, 《经济与管理研究》2009年第11期。

[2]范林榜、李锦生、潘善启:《董事会特征与公司绩效关系的行业分析》, 《徐州师范大学学报 (哲学社会科学版) 》2010年第1期。

[3]徐叶琴、宋增基:《公司董事会治理与公司绩效实证研究》, 《生产力研究》2008年第16期。

[4]Nikos Vafeas and Elena Theodobou, The Relationship Between Board Structure and Firm Performance in the UK, British Accounting Review, 1998.

篇3：我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究

在剔除了其他因素对营业收入的影响后，本文只对作为自变量的企业品牌价值和作为因变量的营业收入进行相关性研究。

实证分析

对我国企业而言，影响营业收入的因素是多方面的，如行业差异、价格因素、广告的质量和密度、销售网络的密度和质量、市场的自然变动、产品或服务的性能和质量等。在实证研究的过程中我们无法把所有因素都考虑在内，所以我们假设其他因素对营业收入不会造成影响，只对企业品牌价值和营业收入进行两个变量的相关性研究。

数据来源

通过对比世界品牌实验室(World Brand Lab)、Interbrand、《财富》、《福布斯》、《商业周刊》、中国品牌研究院、北京名牌资产评估有限公司和胡润百富等机构对我国企业品牌价值的评估报告后，我们选择公布数据较完整的，由北京名牌资产评估有限公司与海外睿富全球排行榜资讯集团共同研究并发布的“中国最有价值品牌”排行榜，获得了从1999年到2009年11年中品牌价值前100名排行榜及上榜企业的品牌价值。为了减少误差和尽量涉及较多的行业，我们选择出现频率比较稳定的企业。通过新浪财经网和金融界网获得这些企业在相应年度的营业收入，剔除未上市企业的企业品牌后，最后选择了覆盖八大行业的24个品牌作为研究对象：

1、家电业：海尔、美的、小天鹅

2、食品、饮料行业：双汇、雨润、五粮液、古井贡、青岛啤酒、燕京啤酒

3、纺织、服装行业：鄂尔多斯、波司登

4、电子行业：联想、TCL、长虹、康佳

5、化工、医药行业：白猫、哈药、999、三精、白云山

6、汽车行业：嘉陵、长安

7、零售业：国美

8、制造业：金德

从表2可以看出，我国上市公司企业品牌价值与营业收入呈现极其显著的差异(PearsonCorrelation=0.671，Sig<0.01)，表明企业品牌价值的提高对营业收入具有很大的正向促进作用。这也证明了企业在日常活动中通过各种渠道提升品牌价值、提高品牌知名度的行为是有价值的。

研究过程及结果

1、对所选取的24个样本企业连续11年(1999年～2009年)可获得的品牌价值和相应年份的营业收入进行统计，最后取得158组数据样本。24个不同品牌的企业品牌价值取样数据如表1所示，企业营业收入数据见附表(略)。

2、将所得样本企业的品牌价值作为自变量，对应年度该企业的营业收入作为因变量，通过对158组样本数据进行SPSS16.0统计软件处理，得到所有样本企业的品牌价值和营业收入的皮尔逊相关系数。

3、在验证了企业品牌价值的确对营业收入具有促进作用后，我们将继续探索不同行业的企业品牌价值对营业收入影响的差异。通过对158组样本数据按照不同行业进行数据分类，剔除了样本数据过少的行业(零售业、制造业、汽车行业)后，最终获得五大类行业的数据，即16组纺织、服装行业数据；30组家电行业数据；27组电子行业数据；48组食品、饮料行业数据和18组化工、医药行业数据。对这五类行业的样本数据用SPSS统计软件分别进行相关性分析，结果如表3所示。

通过表3可以看出，我国上市公司每个行业的企业品牌价值均与营业收入有着非常显著的相关性(Pearson相关系数均大于0.4，Sig<0.05或0.01)，这再次证明了表2的结论。此外，还可以看出企业品牌价值和营业收入的相关性依行业不同而呈现出不同程度的差异性，即不同行业的企业品牌对营业收入的贡献是不同的。按照相关系数由大到小的顺序排列，依次是化工、医药行业(R=0，908)，电子行业(R=0，823)，家电行业(R=0，659)，纺织、服装行业(R=0，51 3)，食品、饮料行业(R=0 4U)。因此，不同行业的企业不能盲目追随其他企业的品牌战略，而应该根据产品特点和本行业的独特性，从顾客的消费需求出发，采取不同的营销策略和品牌战略。

研究结论及营销启示

结论一：企业品牌价值与营业收入具有极其显著的相关性。

本文研究结果表明，企业品牌价值与营业收入呈现较强的正相关性，即品牌价值的提升会促进企业营业收入的正向增长，这有力地说明了企业进行品牌建设是有意义的。如果企业的品牌具有较高的知名度、良好的质量及声誉，而且与其他竞争品牌相比有明显的差异性，那么企业的品牌就容易引起顾客的关注，让他们产生兴趣和好感，进而在购买时作为优先选择的对象，使用以后由于有较高满意度而导致重复购买行为。企业还可以利用品牌维系与顾客的关系，传达经营理念，加深顾客对企业的认识和了解，通过向顾客提供超出产品实体功能的价值，培养消费者的品牌忠诚，为企业提供稳定的未来收益。

结论二：不同行业的企业，其品牌价值和销售收入的相关系数呈现出一定差异性。

从本文研究的五大行业来看，企业品牌价值与营业收入的相关性是截然不同的：化工、医药行业(R=0，908)，电子行业(R=0，823)，家电行业(R=0，659)，纺织、服装行业(R=0，513)，食品、饮料行业(R=0，411)。这种相关系数的差异性表明，消费者在选择不同类别的消费品时对品牌的依赖度是不同的，企业应视自己所处行业的不同，选择适合自己的品牌营销策略。

1、医药作为一种特殊商品，消费者对其质量安全的重视度特别高，因此会倾向于价值大的品牌，如哈药用那句“名厂名药，哈药集团”的简单广告词达到了家喻户晓的效果，并依靠多年来顾客信得过的老品牌向消费者保证该品牌下每种产品的安全性。因此，医药行业

的企业在重视产品质量的同时要着重提高品牌知名度，用质量塑造品牌口碑，用口碑提升品牌价值，努力培养消费者品牌偏好，使其成为该品牌的忠实顾客。

品牌价值的提升会促进企业营业收入的正向增长，这有力说明了企业进行品牌建设是有意义的，所以，企业可以利用品牌来传达经营理念，维系系顾客的关系，通过培养消费者的品牌忠诚度，为企业提供稳定的未来收益。

2、对于家电类和电子类消费品来说，随着各种高端产品的上市，消费者受自身知识的局限，在进行选购时很难作出准确判断，其消费决策很大依赖于对企业品牌的信任。此外，相对其他消费品而言，家电、电脑、手机等产品的消费者重复购买率比较低，在一次性购买决策中顾客对品牌的因素更加看重，因此，企业在激烈的竞争中要积极推动各种途径的广告宣传。对于这种购买频率较低的商品，企业还要注重提高客户服务质量，用优质的售后服务维护顾客关系。作为中国名牌的海尔，一切从顾客出发，处处为客户服务的理念赢得了众多消费者的信任。

3、随着人们消费品位的提高，品牌在一定程度上体现了个人的身份和地位，尤其是服装类消费品，其品牌对消费者购买行为具有直接导向甚至决定作用。因此，该类企业应该细分市场，针对特定的客户群进行品牌定位，进而采取适当的品牌策略。同时，加大企业文化宣传，按照市场需求和消费者心理增加产品的文化内涵，满足顾客的心理需求，用独特的品牌文化吸引消费者。服装名牌波司登通过以“感恩”为主题的促销活动来体现品牌力量，丰富品牌形象，发挥多品牌协作优势，正季促销时利用旗下各品牌的不同定位，明确分工、协同作战，用一套完整的品牌攻守体系让竞争者无机可乘。

4、对于食品类消费品而言，由于消费者更注重体验消费，更加重视产品质量、口感等因素，所以企业在保证质量的同时要提供完美的服务，在情感上争取消费者的信任。雨润在用冷鲜肉打造“放心肉”品牌后，继续扩张产品类别，推出火腿肠等熟食品，并在各大卖场举行“免费品尝”等活动，实现了挽留过往消费者的目的，通过与其交流取得了他们的信赖，从而使消费者亲身体验成为该品牌的忠实顾客。

结论三：企业品牌价值与营业收入的相关强度与企业所处行业的开放度有关。

本文研究结果很好地反映了我国市场的客观实际，即企业品牌价值和营业收入的相关性强度按照行业开放度与竞争度向下排列。化工医药、家电、电子、纺织服装等行业是完全开放的竞争性行业，市场集中度最高，因此相关系数较大；食品饮料行业中本文的研究对象多为啤酒和白酒，而该类企业最容易受地方保护，相关系数较其他行业略低。行业间不同的相关性系数对我国企业的营销战略具有提示作用：

1、市场开放的行业，如电子、家电和通讯等行业的竞争已到了白热化阶段。这类行业厂商之间的同类产品在性能、质量、价格等方面的差异变得越来越模糊，厂商的有形营销威力大大减弱，品牌资源的独占性使得无形品牌成为厂商间竞争力较量的一个重要筹码。本文研究结果表明，这类行业的企业品牌对营业收入的促进作用相当明显，因此，该类企业应该加大品牌的宣传发展力度，不断创新产品，培育自己的品牌优势，通过采取积极有效的新营销策略，在体现产品差异化的同时，依靠品牌来占领市场。目前，品牌延伸战略为企业广泛采用，由于原有的成功品牌在市场中确立了良好的知名度和美誉度，这种品牌形象为新产品的市场营销提供了强有力的信任支持，所以品牌延伸下的产品就更容易为消费者所认可和接受。这种“品牌伞”效应不仅有利于新产品的迅速推广，而且节省了新产品推广所需的广告宣传促销费用。

从海尔的多品牌战略实践来看，其采用的品牌延伸战略包括多品牌战略和副品牌战略。在用质量创立了海尔冰箱的名牌后，海尔树立了白色家电的企业领导地位。如今，海尔品牌涉及空调、洗衣机、彩电、计算机等领域，形成了多个品种规格的多元化产品群。同时，海尔的副品牌战略对多品牌战略进行了有效补充：把0.5公斤的小洗衣机叫“即时洗”、电视机叫“探路者”、美容加湿器叫“小梦露”，使消费者对其一目了然，易于接受和认可，并通过品牌效应将消费者对主品牌的依赖和忠诚迅速转移到新产品上。

2、对于市场开放度不高的行业，如汽车、卷烟等，由于地方政府的行业保护，就全国而言，品牌价值对营业收入的正向作用不是很显著。相关部门应在降低地方保护壁垒方面出台政策，让该类企业也自由竞争，扩大品牌的地域范围。这类行业多年来沉浸在计划经济中，与真正的市场经济还存在一定差距，如缺乏国际竞争力、缺乏强烈的品牌竞争意识和自我创新意识等。这些企业要在激烈的竞争中取胜，首先要打造自身的强势品牌，通过强势品牌打开市场销路，增强企业和产品的市场竞争力。其次要保证品牌质量，以质取胜，最重要的是创新营销策略，让品牌充分发挥作用。

汽车行业目前采用的品牌联合营销方式在国内逐渐兴起，成为有效的营销模式。汽车进驻家居、家电卖场、走上电视……让汽车品牌与其他品牌强强联手，使品牌间资源共享，优势互补。中国自主品牌长城汽车与美国壳牌的“购长城车赠壳牌油”品牌联合营销行动，除在终端促销、展示上的有效互动外，鉴于汽车与润滑油的天然“亲密感”，再加上双方的用户群体有着相当高的契合度，因此双方在客户资源上也进行了有益的互换尝试。

研究不足

篇4：我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究

机床行业属于资金密集型和技术密集型行业。R&D投入的规模和强度是衡量机床企业创新能力的重要指标, 是形成企业核心竞争力的主要途径之一。尽管我国机床企业R&D投入有逐年递增的趋势, 但是我国机床企业自主创新能力仍然不强。为什么研发投入的增长没有带来企业盈利能力的提升?企业研发投入的效果如何?如何通过有效的研发投入提升企业的研发能力?这些问题需要通过实证分析R&D投入与业绩的相关性来作出回答。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据收集

本文以A股上市的机床公司 (截至2013年12月31日共11家) 为样本。通过查阅这些公司在上海证券交易所 (http://www.sse.com.cn) 和深圳证券交易所 (http://www.szse.cn) 网站公布的2010年到2012年年度报告, 对企业R&D投入与产出效果关系进行实证研究。数据分析采用EXCEL2003和EVIEWS7.0软件处理。其中R&D投入数据的采用, 是通过手工查找企业年报中附注中“研发支出”、以及“董事会报告”、和“支付的其他与经营活动有关的现金项目下的管理费用”、“管理费用”等科目所披露的研究开发支出。

2.2 研究假设与变量设计

企业加大R&D投入可以提高研究创新能力, 推动技术进步, 可以使公司扩大市场份额, 提高市场占有率。综合以上分析, 提出以下假说:

假设1:当期R&D投入与公司当期营业收入正相关且是统计显著的。

机床行业单个项目研发投入绝对数额一般较大, 从立项到研发出成果再推向市场需要比较长的周期。当期的研发支出不会立马产生效果。因此, 企业研发投入在对公司业绩的影响上具有一定的滞后性。鉴于此, 提出以下假说:

假设2:前一期R&D投入与公司本期营业收入正相关且是统计显著的。

中国机床行业研发新项目中多采用逆向研发, 加上长期以来客户对国产功能部件和关键部件的不信任, 导致机床行业主要零部件大部分采用国外知名品牌, 从而使采购成本高企。鉴于此, 提出如下假说:

假设3:R&D投入与公司的主营业务利润率不相关或者相关但不显著。

2.3 变量设计

(1) 被解释变量。

鉴于本文研究目的, 在假设l与假设2中, 本文将企业营业收入作为被解释变量。在假设3中, 采用主营业务利润率作为被解释变量。鉴于上市公司在披露时都采用的是营业收入, 故在此采用营业收入而不是主营业务收入。

(2) 解释变量。

研发支出金额系年报披露数据。本文将R&D投入即研发支出作为解释变量。

3 实证设计

本文在假设1和假设2中采用的是绝对数, 在假设3中采用的是相对数。考虑到样本观测值较少, 本文采用一元线性回归模型。对机床行业上市公司R&D投入与产出效果之间相关性进行回归分析。

(1) 当期R&D投入与当期营业务收入之间的相关关系。

模型1:ORi, t=β0+β1RDi, t+ui

ORi, t是产出变量, 表示公司第i家公司t年产出效果。RDi, t是投入变量, 表示第i公司第t年研发投入。采用2010~2012年相对应的数据, 通过EVIEWS7.0和EXCEL2003软件处理, 获得的回归结果如表2。

从表2回归分析的结果可以看出, R&D投入强度的回归系数都为正, 除2010年外, 可决系数都较高, 且T值在10%的置信水平下是显著的。这说明R&D投入强度与营业收入有着较强的正相关关系。

(2) 前一期的R&D投入与公司本期营业务收入之间的相关关系。

模型2:ORi, t=β0+β1RDi, t-1+ui

其中RDi, t-1是前一期的研发财力投入, 其他的与假设1和假设2相同, 回归结果如表3。

从表3回归分析的结果可以看出, R&D投入强度的回归系数均为正, 显示了前一期R&D投入强度对本期的营业收入有着较强的正相关关系, 且T值在10%的置信水平下是显著的。

(3) R&D投入与公司的主营业务利润率的相关关系。

模型3:MBPFi, t=β0+β1RDi, t+ui

在此处本文采用的相对数据, 分别用主营业务利润率作为被解释变量, 研发投入强度为解释变量, 为了方便回归, 这里采用的研发投入强度的单位为亿。

从表4回归分析的结果可以看出, R&D投入强度的回归系数均很小, P值均很大, 可决系数都很小, 几乎为零, 说明研发投入强度对主营业务利润率的解释度不高, 另外分析研发支出与主营业务利润率之间的相关关系, 可以发现研发投入强度与主营业务利润率的相关系数比较低, 从而通过上面分析可以看出R&D投入强度于主营业务利润率一般来说是不相关的。

4 实证结果分析

实证结果表明研发投入能给企业的营业收入带来增长, 但并不能显著提高企业主营业务利润率, 即“增收不增利”。为什么会出现这种情况?我们分析很可能与机床企业的研发模式有很大的影响:

(1) 重主机轻配套。

机床产品相当大比例的核心技术都集中在数控系统和关键功能部件上, 没有自主的先进的功能部件和数控系统, 在一定程度就相当于没有完整的核心技术, 导致整机近70%的利润被国外功能部件拿走。使中国机床实际上某种意义上成了西方高档数控系统和功能部件的组合体。

(2) 重硬件轻软件。

许多企业在中国经济高速发展的这些年, 没有潜下心来做研发, 有限的经费热衷于盖厂房, 买高端设备, 而对产品和工艺设计、新材料研究、深层次关键技术、工艺基础等缺乏深入的推敲。尤其是对企业员工的培养, 相当吝啬。

(3) 重仿制轻自主创新。

企业不注重自主创新, 也不能切实有效的进行研发创新。在技术多靠外部引入, 研发投入不足的情况下, 仅有的技术创新也只是一些低端技术的研发。造成我国机床行业名为高新产业, 实为“空心”产业, 技术含量不高。企业倾向于模仿而不愿投入资金进行自主研发, 尤其是基础性研发。大量经验研究表明, 基础研究 (旨在开发新的科学技术) 对公司生产率和经济增长率的贡献要远大于其它形式的R&D投入, 决定企业竞争优势的是原创技术, 尤其是原创性核心技术大多来源于定向的基础研究。由于用于新产品、新工艺研发投入力度不大, 不但致使原创性技术创新成果偏少, 而且忙于应付消化吸收引进技术, 消化吸收基础上的再创新投入严重不足, 二次开发能力不强, 陷入了“引进—落后—再引进—再落后”的怪圈。

5 政策建议

(1) 企业应加大研发投入。

从数据上看, 机床行业的研发投入普遍偏低, 在11家样本企业中。研发投入最高的为华中数控, 为7.93%, 最低的为南通科技, 为1.57%。未达到国际公认的维持生存水平 (2%) 的有三家, 分布是沈阳机床、秦川发展、南通科技, 达到国际上公认的具有竞争力水平 (5%) 的只有三家, 分别是华东数控、法因数控和华中数控。而世界上著名机床制造商德国通快这个数是8.3%。发达国家的一些小型机床厂的研发费用通常占到销售收入的10%~15%;日本日立公司的日立制作所一年的研发费用也达到大约10亿美元。上市公司尚且如此, 其它企业就可想而知了。而过低的R&D投入强度对公司的经营绩效并不能带来明显的推动作用, 所以企业应该加大研发投入, 研发强度至少要逐年增加, 逐步靠近国际先进机床企业。

(2) 政府对基础研究领域的力度要加强。

机床行业涉及产业广泛, 其中新材料、新工艺的研究与基础研究领域密切相关。如钢材、热处理方面, 这是单独一个机床企业所不能做到的。我国基的础研究领域进展缓慢, 这严重制约了其他产业的相关发展。所以政府对从事基础研究的企业、高校应该加大支持力度。

(3) 企业的研发思路要改变。

企业要改变过去重主机, 轻配套, 重硬件轻软件的思路, 要加强与上游功能部件厂商的合作力度, 共同开发。同时也要把重点转向对员工的培养上面来。始终把人才的培养视为企业的核心竞争力之一。

摘要：以机床行业A股上市公司作为研究对象, 利用上市公司公开发布的财务数据和有关信息, 采用实证分析方法, 对机床行业上市公司R&D投入与产出效果之间的相关性进行分析。分析表明:机床行业上市公司R&D投入与本期营业收入正相关且是显著的;与下期营业收入正相关且是显著的;与当期主营业务利润率不相关。最后, 分析了出现这种现象的根源并提出了相关政策建议。

关键词：机床行业,R&,D投入,产出效果,主营业务利润率

参考文献

[1][英]多纳德·海, 德理克·莫瑞斯.产业经济学与组织[M].钟鸿钧, 等译.北京:经济科学出版社, 2001:817-860.

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[3]MUSTAFA CIFTCI, WILLIAM M.CREADY.Scale effects of R&D as reflected in earnings and returns[J].Journal of Accounting and Economics, 2010, 52:62-80.

[4]薛云奎, 王志台.无形资产信息披露及其价值相关性研究一来自上海股市的经验数据[J].会计研究, 2001, (11) :40-47.

[5]刘小玄.中国工业企业的所有制结构对效率差异的影响[J].经济研究, 2000, (2) :17-25.

[6]张岩铭.隐形冠军密码:坚守与创新[N].中国经营报, 2012-11-17.

篇5：我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究

摘要：在指出以往学者关于本论题在研究方法和数据选取方面的不足后，本文选取2005年至2010年实施股权激励计划的我国A股上市公司，运用配对样本T检验分析方法，对其实施前后公司业绩是否有明显改善进行研究。结果表明样本数据中我国上市公司普遍没有达到改善业绩的效果。

关键词：股权激励上市公司

一、导论

自于2005年12月31颁布《上市公司股权激励管理办法》以来，我国A股上市公司中实施股权激励的数量和行业范围都呈现快速的增长态势。在此背景下，我国学者对上市公司股权激励的效果——公司业绩提升程度，进行了大量研究。在这些研究中从方法上看，主要分为两类：一是试图找到影响公司绩效的所有因素，将实施股权激励的股票数占总股数的比例作为其中一个变量，使用多元线性模型，对公司业绩进行回归分析；二是针对实施了股权激励的样本公司，找到一个同行业同资本结构的对比公司（未实施股权激励计划），通过比较样本公司和对比公司在实施前后的业绩是否有差异，研究股权激励是否有效果。

运用多元线性回归分析方法的研究者中，吴晓兰（2011）以2006年至2011年沪深两市完成了股权分置改革且实施了股票期权激励的上市公司为样本，分别以每股收益EPS、净资产收益率ROE和托宾Q作为公司经营绩效变量，同时考虑资本结构、公司规模、成长性、股权集中度等多个因素，结果发现已实施股票期权计划的公司经营绩效与高管持股比例负相关。汪玉桥（2011）选取89家上市公司作为研究对象，运用净资产收益率和每股收益作为公司业绩指标，控制变量上则选取公司规模和财务杠杆系数，结果发现股权激励与上市公司的经营业绩之间存在低度相关关系，对上市公司绩效有一定程度的积极影响。但魏德云（2010）以2006年至2009年实施股权激励的上市公司为样本，进行多元回归分析发现：经营者股权激励比例与公司绩效呈现正相关关系。

运用对比分析法对股权激励效果进行研究的学者中，张会（2012）选用2006年至2011年间67家上市公司作为样本，并对每一个研究样本，选取了一个未实施股权激励政策的配对样本进行对比分析。在对公司盈利能力和长期发展能力经行因子分析得到绩效指标后，认为股权激励政策的实施确实能够带来公司绩效水平的改善。但武美君（2012）在以2011年实施股权激励计划的上市公司为样本时，同样选取未实施股权激励计划的同行业同资本机构的公司，进行对比分析，结果却发现公司绩效的好坏对于股权激励计划的实施与否并不存在影响。

可以发现，无论运用两种方法中的哪一种，学者得出的研究结论都出现分化：有股权激励对公司绩效能够起到促进作用，也有两者有低度相关和不相关。在这些研究中，本文认为主要以下缺陷。

从研究方法上看，上述文献中的两种方法并不适合研究本问题。对于回归分析方法，首先运用该方法的学者试图找到影响公司业绩的所有因素是不太可能的，并且某些像公司文化这样的影响因素也是无法量化的；另外，用股权激励计划中所使用股票数占公司总股数（一般称为激励比例）作为自变量，其本身考察的是激励物的多少对激励效果的研究，而不是对股权激励方案前后道德效果进行研究。最后，对于多元线性回归模型来说，对于变量的假设要求太多。对于样本对比分析方法，虽然学者试图找到样本公司在资本结构方面相同的同行业公司，但是如前面所述，影响企业的因素众多，仅仅将资本结构作为控制因素并不合理。

从数据的选择上，由于我国上市公司中实施股权激励计划中其平均有效期为5年（张娟，2013），这种较长的有效期设计是为了使激励具有长效性，但不少学者（武美君，2011；汪玉桥，2011；任莉莉，2013等）在研究中只选择某一年实施股权激励计划的公司作为样本，并只将其当期的业绩指标作为实施效果的代表。

本文并不试图寻找影响企业绩效的因素有多少，而是将关注点聚焦在实施股权激励前后公司的业绩是否不同。因而本文的思路是将问题进行简化，将上文学者考虑的股权结构、资本结构及财务杠杆等因素的变动对公司绩效的影响，看作是公司正常的营运活动，或是在实施股权激励计划后，管理层基于获取股权的期望对企业发展的调整。

二、实证分析

（一）均值分析思路

配对样本T检验的分析方法适用于考察两个相关的样本是否来自具有相同均值的总体。这种相关的样本常常来自这样的实验结果，在实验中被观测的对象在实验前后均被观测。

配对样本T检验实际是先求出每对观测值之间的差值，对差值变量求平均。检验配对变量均值之间差异是否显著，其实质是检验差值变量的均值与零之间的差异显著性。如果差值均值与零无显著性差异，说明配对均值之间无显著性差异，即股权激励前后公司绩效没有显著差异；反之，则说明两种有显著性差异，即股权激励前后公司绩效存在显著差异。

（二）指标选取

选择上市公司扣除非经常性损益加权平均净资产收益率ROE作为公司绩效的标准，主要原因有以下方面：一是从实施股权激励计划中获权条件看，上市公司使用最多的是净资产收益率ROE这一指标（张娟，2013），从本文研究的样本看，所有的上市公司均使用了该指标作为激励对象的业绩考核指标，具有较强的可比性；二是净资产收益率能够综合的反应公司的获利能力和公司股东利益关注点；最后是该指标作为财务分析数据最常用的数据，具有较好的可得性。

（三）数据处理及描述

本文所有的数据均是从WIND数据库中获得。在进行配对样本T检验之前，需要对数据进行处理。为了保证一定的数据量，本文采用实施股权激励计划前、后3个会计年度的半年度数据，即每个上市公司共有12个数据。（在这里需要注意是的，从上市公司半年报中获得的扣除非经常性损益净资产收益率可以直接使用，但年报中的该数据计算包含了上半年的净利润，需要在扣除上半年的净利润计算后才能使用。）同时，股东大会通过股权激励计划时间是股权激励计划正式生效的日期。

由于数据时间段的要求，可以排除在2010年以后实施的股权激励计划的公司和在2005年以后实施股权激励计划但上市不足3年的上市公司。在剔除ST公司和数据不全的公司后，本文共获得从2005年到2010年间65家上市公司的样本。从样本的行业范围来看，基本覆盖了证监会二级行业分类的所有行业，样本具有较好的代表性。

在总共64个样本中，可以看到2010年实施股权激励计划的上市公司数量最多，达到33家，2005年至2009年分别是2、10、4、9、6家上市公司。在行业分布上，房地产行业最多，达到8家，其次是软件和信息技术服务业和计算机、通信和其他电子设备制造业，均是7家上市公司。

三、结果分析

在95%置信区间的双尾检验中，Sig.小于0.05时，说明上市公司实施股权激励前后的公司业绩有明显不同。但当实施后的公司业绩指标ROE明显小于实施前的数据时，Sig.同样会小于0.05，故需要找到实施后的业绩明显高于实施前的样本公司。“前”和“后”分别代表实施股权激励前、后的公司净资产收益率，当其差值即mean列数据小于0时，就表示实施后的公司业绩高于实施前。在64个样本公司中，共有9家上市公司在实施股权激励计划后公司业绩明显高于实施前，占样本总数的14%。这9家公司是格力电器、科达机电、上海家化、烽火通信、海信电器、青岛海尔、华神集团、昆明制药、武汉健民。这9家公司中耐用消费品占三家，生物制药占两家。实施股权激励计划后，有5家上市公司的业绩出现了明显的下滑，占样本总数的8%。而样本公司中的78%均是实施前后没有明显的变化。

四、结论

从分析的结果可以看到，我国上市公司实施股权激励计划普遍没有达到预期的效果，样本中78%上市公司在实施股权激励计划后其业绩并没有得到改善，甚至有8%的公司其业绩在实施股权积极计划后出现了明显的下滑。

对于大部分公司其业绩没有明显改善的原因可能是上市公司实施的股权激励计划福利化、我国资本市场没有达到有效资本市场而没有激励作用。股权激励福利化具体表现在股权激励计划中获权业绩考核指标本身并不明显高于其以往公司业绩，从而对于激励对象来说只要公司正常运营或付出努力较少就可以达到股权激励计划中的业绩要求。

参考文献：

[1]吴晓兰.我国上市公司股票期权激励效果及其影响因素研究[D].武汉：华中科技大学，2011

[2]汪玉桥.股权激励对我国上市公司绩效影响的实证研究[D]. 南昌：南昌大学，2011

[3]魏德云.我国上市公司股权激励绩效的实证研究[D].苏州：苏州大学，2010

[4]李明.我国上市公司实施股权激励机制的相关理论分析[J].中国证券期货，2011（12）： 45—49

篇6：我国A股IT上市公司企业价值与EVA相关性实证研究

人们通常会说股票市场是经济的晴雨表, 在完善的市场经济条件下, 股票市场的各种经济功能得到正常发挥, 能够基本处于相对均衡的状态, 那么股票市场指标应该能够反映宏观经济运行状况, 股票市场的波动能够在一定程度上反映宏观经济的波动。关于股票市场与宏观经济运行的关系, 许多学者也进行了研究, 周喜革、夏怡斐 (2008) 编制了西藏上市公司股价指数就其是否具有西藏国民经济晴雨表作用进行了实证分析;俞利峰 (2008) 以浙江省民营上市公司为例, 对公司股权结构与公司绩效进行了实证研究;王世胜、王汩泉 (2010) 通过上证综合指数与工业增加值、货币供应量等宏观经济变量的关系研究, 证明了上证综合指数与部分宏观经济变量之间存在协整关系。

作为民营经济大省的浙江, 浙江民营上市公司的股票价格走势又有哪些特点呢?它们又能否反映浙江经济运行情况呢?本文将利用浙江民营上市公司数据, 通过编制浙江民营上市公司的股票价值指数来进行实证分析, 以期发现其中的规律。

1 研究思路

首先从浙江上市公司中选取民营上市公司, 按照上证指数的编制方法计算浙江民营上市公司A股指数;其次利用OLS回归方法研究民营企业A股指数与GDP、上证指数关系, 并对其进行协整关系检验, 验证编制的股价指数能否反映经济运行情况;最后对实证研究结果进行分析。

2 股价指数的编制

股票价格指数是由众多股票价格按照一定计算方法而得的, 它是衡量股票市场运行状况的重要指标, 也是一个国家宏观经济运行的体温表, 它的变化可以大致反映该国经济结构和经济活动的宏观变化趋势。股票价格指数通常是由专门金融机构编制的, 在报刊、电视和网络上登载和发布, 作为股票市场运行情况的反映, 也可以作为投资者进行投资时的参考。世界各地的股票市场都有自己的股票价格指数, 比较有影响的是道琼斯指数、标普指数、恒生指数等。在我国内地资本市场上证指数和深证指数衡量了沪深A股市场的总体运行情况。

截止2010年3月, 浙江在沪深A股市场共有144家上市公司, 由于本文研究的是民营上市公司, 因此首先要从所有上市公司中选取合适的民营公司作为本文研究的样本。关于民营上市公司的定义, 学术界目前还没有普遍的共识, 主要的观点有以下四个: (l) 民营上市公司是指中国境内民营企业或者自然人拥有控制权的上市公司; (2) 民营上市公司是指第一大股东为民营企业的上市公司; (3) 民营上市公司是指由私营企业绝对控股、或相对控股、或主要股东是私营企业、或主要经营决策权由私营企业控制的上市公司; (4) 第一大股东为产权清晰的民营企业或实际控制权属于民营企业的上市公司。

考虑到控制权的判断难度较大, 而民营企业或私营企业绝对控股的样本较少, 文中把民营上市公司定义为第一大股东为非国有股东的上市公司, 这一界定含义明确、更容易进行判断。根据以上的定义, 在浙江144家上市公司中, 去除其中的创业板公司、国有企业、ST公司、主业发生变更和股权多次转让的公司后, 本文最终选取了80家民营上市公司作为研究的样本。

为了便于分析, 笔者按照上证综合指数的编制方法编制浙江民营企业股票指数, 以反映80家上市公司的总体表现情况。由于数据所限, 选取80家上市公司1998-2009年半年度年末收盘价作为样本数据编制指数, 以1997年12月31日万向钱潮、杉杉股份、浙江广厦和轻纺城四家公司收盘市值为基期, 基期指数设为100点, 基本计算公式为:即日综合指数= (即日指数股总市值/基日指数股总市值) *基日指数 (每当有新股发行时, 从新股发行的11日纳入计算, 此时上市中的分母要进行如下调整:新股票上市后的基日指数股总市值=原来的基日股票总市值+新股发行数量*上市11日收盘价) 。

3 相关性分析

根据上节中计算出的民营企业A股指数, 在本节中我们将利用OLS法对民企指数与GDP增长率和上证指数的关系进行分析 (其中SINDEX表示民企指数, GDPG表示GDP增长率, SZINDEX表示上证指数, 相关数据来自于上海交易所、深圳交易所和统计局网站) 。

数据分析结果如表1所示, 本文构建了3个模型, 在模型 (1) 、 (2) 中分别用GDPG、SZINDEX对SINDEX进行回归分析, 在 (3) 中考虑两者的共同影响。从 (1) 中可以看出GDPG对SINDEX的影响不显著, 且相关系数为负, 即GDP增速快时股价指数反而低, 这与常识判断不同, 通常来说, 当经济形势向好时, 企业利润也随之增长, 投资者看好未来经济发展, 股价也应随之上升;在模型 (2) 中得出SZINDEX对SINDEX有显著影响, 且相关系数为正, 符合我们的判断, 即SINDEX会随着SZINDEX的上升而上升;模型 (3) 中GDPG的相关系数仍为负, 但对SINDEX影响的显著性提高, SZINDEX对GDPG的影响依然更为显著, 且存在正相关关系。

4 协整关系检验

相关经济理论指出, 某些经济变量间确实存在着长期均衡关系, 这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制, 如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点, 则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。

变量之间协整关系的检验通常有两种方法:一种是对回归残差的平稳性进行检验, 代表方法是E-G (Engle-Granger) 两步法, 主要适用于两个变量间的协整检验关系;另一种是基于回归系数的Johansen协整检验, 它适用于多变量间协整关系的检验。本文主要采用E-G两步法对SINDEX和GDPG之间是否存在协整关系进行检验。若两个变量之间存在协整关系, 它们必须是同阶单整的;否则协整检验会发生错误, 从而产生伪回归。因此在进行协整检验之前, 首先需要对序列的平稳性进行检验, 即序列的单位根检验。

4.1 单位根检验

本文运用ADF (Augmented Dickey-Fuller) 检验法对各个变量时间序列进行单位根检验, 表2中数据是通过Eviews6.0软件计算得出的, 最优滞后阶数由软件依据SIC准则自动选择而得。从表2中可以看出, SINDEX和SZINDEX自身是不平稳的, GDPG自身是平稳的, 它们的一阶差分都是平稳的, 即都是一阶单整I (1) 序列, 因此可以对它们进行协整检验分析。

4.2 协整检验

从4.1中的分析可知, SINDEX和GDPG都是一阶单整序列, 因此可以进行协整检验。根据E-G两步法, 首先利用最小二乘法对SINDEX和GDPG进行回归分析, 再提取残差, 对残差的平稳性进行检验。残差的单位根检验结果如表3所示, 从表中可知, ADF检验统计量都小于不同水平下的临界值, 说明残差序列是平稳的, 即SINDEX和GDPG之间存在着稳定的协整关系。

5 结论

(1) 浙江民营上市公司A股指数受到GDP增长率和上证指数的共同影响, 上证指数波动对民企指数的影响更为显著, 而GDP增长率对民企指数的影响不是特别显著。

(2) 浙江民营上市公司A股指数与GDP之间存在着稳定的协整关系, 说明民营企业A股指数对经济的运行情况有一定的反映。

(3) 从上文的实证分析来看, 股票指数对宏观经济运行有所反映, 但不是特别明显, 更多的是受到股票市场自身波动的影响, 这说明我国证券市场的有效性程度不是太高, 自上海深圳证券交易所相继成立以来, 我国证券市场已经走过了20多年的历程, 期间各种规章制度也随之不断完善, 但是不可否认的是目前我国股票市场与成熟市场相比还有较大差距, 股市投机性仍较为严重, 股指波动幅度较大, 投资者大都是追求短期的资本利得, 股票市场对宏观经济运行的反映不是太明显。