企业绩效、财务状况与杠杆风险

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　　[摘 要] 以2016-2018年300家中国上市公司为样本，运用SPSS24.0统计软件进行数据分析，研究变量选取营业毛利率（OGPM）等6个经营绩效指标;流动比率（CR）等5个财务状况指标，采用因子分析法计算出企业绩效CP及财务状况FS的综合因子。采用线性回归实证分析了杠杆风险与企业绩效、财务状况的相关关系。结论：财务杠杆和经营杠杆呈反方向变化，财务杠杆和经营杠杆可以联合对综合杠杆产生重大影响;财务杠杆、经营杠杆、综合杠杆与企业绩效、财务状况均呈负相关关系，但曲线之间波动程度及数值变化区间都有所不同，且整体杠杆波动程度不是很大，说明在政策的监管和市场调整到位之后杠杆效应带来的风险程度不是很高。
　　[关键词] 财务杠杆;经营杠杆;综合杠杆;企业绩效;财务状况
　　[中图分类号] F275.5 [文献标识码] A [文章编号] 1009-6043（2019）04-0144-03
　　企业在市场中的地位主要取决于企业绩效，而企业利润主要由企业财务状况所体现，财务杠杆和经营杠杆是企业经营风险的重要指标，二者共同影响综合杠杆。严禹[1]认为财务杠杆与企业绩效之间存在一定的负相关关系，但其相关性并不密切。资本资产定价模型（CAPM）是与衡量资产风险的β值相关联的资产的预期收益率[2]，风险资产的收益等于无风险资产的收益与风险溢价的总和，而高风险资产伴随着高收益。系統风险的大小可以用系统风险度量系数表示，股票的收益率与其β系数是成正比例关系的。而我国也有大部分学者[3-9]认为β估计值在我国股票市场呈现较为明显的波动性。闫祥[10]认为由于我国上市公司中杠杆率较高的公司大多是有国家或当地政府的隐形担保，其受到的债权人要求提高风险管理的压力不强，所以杠杆水平越高的公司全面风险管理的水平反而不高。Richard A.Lord[11]认为经营杠杆水平与固定成本和可变成本都具有正相关关系。Kraig S.Mc Kinley，Gerald P.Buccino[12]指出销售水平和资产相对比例影响企业的经营杠杆水平。GapenskiLouis Charles[13]认为经营杠杆就是固定经营成本占全部成本的比重。James C.Van，Horne John M[14]认为经营杠杆系数是潜在风险，当销售成本和生产成本变动性存在的条件下才会发生。Arellano和Scofield[15]指出固定成本占销售额的比例和利润率的变化百分比均为影响经营杠杆程度的因素。Parmacli和Lanioglo[16]指出企业的经营杠杆效应与经营安全边际呈现负相关关系。
　　根据国内外相关文献可以得出，目前理论界对于杠杆与绩效和财务的关系尚不明确。由于研究者的数据选取、地区分布、不同年限以及模型公式构建的差异，得出的结论也不尽相同。因此以2016-2018年中国上市公司为研究样本通过回归分析探讨了企业绩效、财务状况与杠杆风险三者之间更为复杂的非线性关系，旨在明确近几年在政策的监管和市场调控之后杠杆风险与企业绩效和财务状况的关系。
　　一、研究设计
　　（一）样本数据
　　以我国A股上市公司作为研究对象，以2016-2018年作为样本选取窗口，每个行业选择了10-50家发行A股的公司，最终得到300家公司作为研究样本，通过SPSS24.0统计软件进行数据分析。
　　（二）研究变量
　　选取营业毛利率（OGPM）等6个经营绩效指标;流动比率（CR）等5个财务状况指标，采用因子分析法计算出企业绩效CP及财务状况FS的综合因子。
　　1.因子分析的适合性判断。通过对两组原始变量进行KMO和Bartlett球形度检验，两组指标的KMO值分别为0.718和0.656，均大于KMO0.6的度量标准值，表明信息重叠度在原始变量之间较高，需要使用因子分析来降维;Bartlett球形度检验Sig.均为0，小于显著性水平0.05，说明原始变量的相关矩阵不是单位矩阵，适合做因子分析。
　　2.公共因子的提取。SPSS24.0软件按照大于1的初始特征值，其中经营绩效提取了前2个主成分进行测度，其方差贡献率分别为50.157%、34.490%，累积贡献率为84.648%，说明前2个主成分包含了原始变量的大部分信息，即本文的公共因子。同理，财务状况提取了前2个主成分进行测度，其方差贡献率分别为48.621%、25.059%，累积贡献率为73.680%，
　　3.因子得分的推导。以初始特征值所对应的、长度为1的特征向量计算公共因子的载荷，求出负载矩阵并作正交旋转，进而得到因子得分系数矩阵，据此推导4个主成分的因子得分方程，分别为K1、K2（经营绩效）和K3、K4（财务状况）：
　　4.综合因子的计算。将4个主成分的因子得分K1、K2和K3、K4分别乘以各自的方差贡献率，再除以累积贡献率，即可得到企业绩效综合因子的计量模型CP和财务状况综合因子的计量模型FS：
　　二、实证检验
　　三、线性回归分析
　　杠杆风险与企业绩效之间假设模型如下：
　　从模型5对数函数的变化趋势及单调区间可以看出，财务杠杆与企业绩效的拟合曲线整体呈现下降趋势。曲线在（0—e0.03]区间比较陡峭，CP随DFL的增加发生显著变化，且CP>0，曲线在[e0.03—∞）区间下降的较为平缓，且CP<0;从模型6的整体来看，综合杠杆与企业绩效呈负相关关系，表明随着综合杠杆的增加企业绩效也随之下降，但下降幅度依然不是很大;模型7的财务杠杆与财务状况呈负相关关系;模型8对数函数的变化趋势及单调区间可以看出，经营杠杆与财务状况的拟合曲线整体呈现下降趋势，曲线在（0—e-1.811]之间比较陡峭，FS随DFL的增加发生显著变化，且FS>0，曲线在[e-1.811—∞）之间下降的较为平缓，且FS<0;由模型9的变化趋势及单调区间可以看出，综合杠杆与财务状况的拟合曲线整体呈现下降趋势，曲线在（0—e-1.787]之间比较陡峭，FS随DFL的增加发生显著变化，且FS>0，曲线在[e-1.787—∞）之间下降的较为平缓，且FS<0。 　　四、研究结论
　　综上所述，得出如下研究结论：第一，财务杠杆和经营杠杆呈反方向变化，二者之间存在逆向搭配机制，财务杠杆和经营杠杆可以联合对综合杠杆产生重大影响，且经营杠杆对综合杠杆的影响更为明显。第二，财务杠杆、经营杠杆、联合杠杆与企业绩效、财务状况均呈负相关关系，但曲线之间波动程度及数值变化区间都有所不同。根据最近几年数据可以看出，其中财务杠杆对企业绩效的影响程度相对较大，经营杠杆对财务状况的影响程度相对较大，而综合杠杆则会对企业绩效和财务状况起到强烈的杠杆效应，但整体杠杆波动程度不是很大，说明杠杆效应带来的风险程度不是很高，但仍需控制杠杆水平在一定范围内的波动。
　　自中央提出“去杠杆化”这一口号，可以看出在政策的监管和市场调整到位之后的确有转向正常化的趋势。目前来看，利率冲击引发的存量调整已完成大半并且债市也趋于平稳，另外同业存单和同业理财在规模上都出现一定程度的收缩，侧面显示去杠杆已经取得了一定的成效。
　　[参考文献]
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　　[2]戈登.J.亚历山大，威廉.F.夏普，杰费里.V.贝利著.赵锡军，季冬生，李向华译.投资学基础[M].北京：电子工业出版社，2003（1）：131-132.
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　　[4]郭多柞，徐占东.中国股票市场Beta和收益关系的实证分析[J].财经问题研究，2002（11）：50-52.
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　　[6]呂长江，赵岩.中国证券市场中Beta系数的存在性及其相关特性研究[J].南开管理评论，2003（1）.
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　　[9]沈艺峰，洪锡熙.我国股票市场贝塔系数的稳定性检验[J].厦门大学学报（哲学社会科学版），1999（4）.
　　[10]闫祥.全面风险管理及其对公司绩效的影响——基于中国A股上市公司的研究[D].沈阳：东北财经大学，2015.
　　[11]Lord，R.A. Interpretin and Measuring Operating Leverage[J].Issues in Accounting Education，1995，10（2）：317.
　　[12]Buccino，G.P.，Mckinley，K.S. The Importance of Operating Leverage in a Turnaround[J].The Secured Lender，1997，53（5）：64.
　　[13]Gapenski. Louis Charles Empirical Study on the cost of capital financial leverage[J].The Journal of Finance，2007.
　　[14]James C.Van Horne，John M.Wachowicz Jr. Fundamentals of Financial Management[M].Eleventh Edition，Prentice Hall pubfished，2001（9）：433-467.
　　[15]Fernando Arellano，Barbara Scofield. A ratio-based equation for operating leverage [J].Academy of Accounting and Financial Studies Journal，2014（18）：1-3.
　　[16]D.M.Parmacli，A.I.Lanioglo. Operating leverage and production profitability：functional dependence [J]. Economy of AIC，2015（3）：60-64.
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