上市公司整體上市與公司業績關系的實證研究

【摘 要】 自2004年TCL集團換股吸收合并整體上市至2010年12月31日，已有71家上市公司通過增發等資本運作方式完成了集團主業的整體上市。那么，這些已上市公司通過整體上市的資產重組行為到底有沒有給上市公司的業績帶來顯著的提升？整體上市對上市公司業績推動又會受到什么因素的影響呢？文章以2004年1月1日至2010年12月31日間完成上市公司整體上市的71家A股公司為樣本，在理論分析的基礎上，對提出的四個假設進行了實證檢驗。研究發現，總體而言，整體上市的資本運作并未表現出顯著的直接業績推動效應，主業鮮明度在當前并不是業績提升的主要原因之一，相對于國有性質的實際控制人，為非國有實際控制人的上市公司進行整體上市資本運作對業績的提升有顯著影響。

【關鍵詞】 上市公司； 整體上市； 業績

一、引言

在國外證券市場，上市的企業大多是由企業集團作為整體在交易所實現上市。而在我國，整體上市有著特殊的歷史背景和現實意義。我國證券發行制度是由政府主導的。在資本市場發展的初期，證券發行采用的是審批制下的“總量控制、劃分額度”辦法，企業的流通股規模受到一定的額度限制。在這種歷史背景下，很多集團公司往往通過資產剝離、資產置換等方法，將集團下屬的部分優質業務板塊或者優質資產“剝離”出來，通過分拆后實現部分資產上市。隨著股權分置改革的完成和證券市場的進一步發展，這種集團通過分拆而部分上市的模式就逐步呈現出很多問題，最直接的表現就是上市公司獨立性不足。譬如，上市子公司與控股集團公司之間存在大量關聯交易行為、控股母公司占用上市公司資金以及同業競爭等問題。因此，上市公司整體上市就作為資源整合，實現集團公司整體上市，消除上述問題的重要和有效的運作模式而被證監會和國資委大力推動。

2005年10月19日，《國務院批轉證監會關于提高上市公司質量意見的通知》提出，積極支持資產或主營業務資產優良的企業實現整體上市，鼓勵已經上市的國有控股公司通過增資擴股、收購資產等方式，把主營業務資產全部注入上市公司。

2006年12月5日，《關于推進國有資本調整和國有企業重組指導意見》指出：實行國有資本調整和國有企業重組，完善國有資本有進有退、合理流動的機制，是經濟體制改革的一項重大任務。

2010年8月28日，《國務院關于促進企業兼并重組的意見》指出：……必須切實推進企業兼并重組，深化企業改革，促進產業結構優化升級，加快轉變發展方式，提高發展質量和效益，實現可持續發展……

2011年2月24日，國資委副主任邵寧表示，下一步國企改革方向十分明晰，就是在2011年后的未來10年到15年，使中國國有企業全部成為干凈的上市公司。前幾年國有企業上市是分拆，但現在要求的底線是主營業務上市①。

從理論上分析來看，上市公司整體上市往往是集團公司將主業相關資產注入上市公司，從而實現了未上市部分資產的證券化和主營業務資產的重組、優化及規模化，理應對上市公司業績的提升帶來顯著的推動作用。從實際的情況來看，證監會和國資委一直在大力推動上市公司再次通過整體上市的方式重組資產，希望借此提升上市公司的競爭力進而促進產業結構優化升級。而自2004年TCL集團換股吸收合并整體上市以來，截至2010年12月31日，我國已經有71家A股上市公司通過增發等資本運作方式完成了整體上市。那么，這些上市公司整體上市的資產重組行為到底有沒有給上市公司的業績帶來顯著的提升呢？整體上市對上市公司業績推動又會受到什么因素的影響呢？本文以2004年1月1日至2010年12月31日間完成上市公司整體上市的71家A股公司為樣本，對此進行了實證檢驗。

二、理論分析和理論假設

（一）整體上市對上市公司業績推動的時間效pGJR5AhlLk2KetuwKebuZw==應分析

上市公司整體上市可以把集團公司未上市的主業相關資產和適合上市公司發展的輔業資產注入，使得上市公司主業資產鏈得到優化升級，從而帶來資產組盈利能力的提升。同時，整體上市不但提升了集團資產證券化率，而且集團公司的決策層也進入了上市公司，這無疑為公司管理體制和治理結構的進一步完善奠定了良好的前提基礎。王永海、章濤（2012）對2006年7月1日至2008年6月30日間實施整體上市的上市公司進行實證檢驗，結果表明整體上市可以提高上市公司的經營業績和增加股東的財富。劉美玉、王云愷（2011）采用事件研究法和因子分析法對2004—2007年我國整體上市的公司進行實證檢驗，結果表明，整體上市既提高了上市公司的短期績效，又改善了長期績效。

筆者就整體上市注入資產的性質進行分析：第一，如果整體上市注入的是主業緊密相關資產，且資產重組的過程高效順利，則整體上市完成當年就有可能對上市公司業績有顯著的增進效果；第二，如果整體上市注入的資產是相關業務資產或注入資產的類型較為特殊（如土地使用權、建筑物等短期不能變現的非直接盈利但重要的資產），則整體上市完成后帶來的業績增進效果可能會有滯后效應。據此，筆者提出假設1和假設2。

假設1：整體上市有短期（當期）效應，即整體上市當年會給上市公司業績帶來顯著提升。

假設2：整體上市有中期（滯后）效應，即整體上市下一年度上市公司業績將持續顯著提升。

（二）整體上市對上市公司業績推動的影響因素分析

學術界普遍認同的觀點是，上市公司中國有股比例過高會嚴重影響到公司治理績效。目前國家股東的代表主要是政府機關、國有資產管理公司和集團公司，但它們都存在多層代理等比較嚴重的代理問題。國家股東目的的多元化使其很難真正成為對國有資產保值、增值負責的國家股權持有主體，從而造成了國家股權人格化代表的缺位。以往公司治理關于股權性質對績效的影響研究的文章，一般認為第一大股東為非國家股的公司，其績效優于第一大股東為國家股的公司。

因此，從先前研究文獻和理論分析可以合理推斷，如果上市公司的實際控制人是非國有股東，相比國有性質的實際控制人，其把優質資產整體上市到上市公司的動機會更強，而公司治理層面的激勵相容制度和效果會更好，因而整體上市后公司業績的改進更為顯著。由此，提出假設3。

假設3：實際控制人為非國有的上市公司完成整體上市后，業績改進方面將顯著優于實際控制人為國有性質的上市公司。

以往一些文獻從理論分析角度指出，上市公司整體上市后主營業務越突出，則整體上市的業績越好。羅靜（2008）以2002—2007年在上海證券交易所網站（www.sse.com.cn）和深圳證券交易所網站（www.szse.cn）刊登的公司整體上市公告46家完成的公司為樣本進行實證分析，結果表明整體上市后主營業務鮮明度越高的公司整體上市的績效越好。

上市公司整體上市的根本目的，是通過以資本市場為運作平臺，不斷優化公司的業務鏈和資產組合，從而不斷提升資產質量和盈利能力，加快企業發展。整體上市后公司業績是否能得到提升，取決于集團注入資產的質量：如果注入的是與主業相關的優質資產，則往往意味著上市公司主業得到夯實的同時母子公司間的同業競爭或關聯交易等問題也得到了較好的解決，那么這將大大有利于公司業績的成長；反之，如果注入的是主業無關資產或盈利質量較差的資產，公司的業績有可能不升反降。據此推斷，整體上市完成后主營業務越鮮明的，則表明集團公司注入的資產是主要資產或相關優質資產，能產生較好的重組協調效應，從而改進上市公司業績。所以提出假設4。

假設4：整體上市后主營業務越鮮明，整體上市業績越好。

當前對于主營業務鮮明度（清晰度）的衡量指標尚未形成統一認識，在這里擬用營業毛利潤比作為主營業務鮮明度的替代變量，即（營業收入-營業成本）/當期利潤總額，通過忽略包括投資收益、公允價值變動損益等其他項目來凸顯營業毛利潤對于當期利潤形成結構的重要性。

三、研究設計

（一）樣本與數據來源

本文以2004年1月1日至2010年12月31日間完成上市公司整體上市的A股上市公司為樣本，并且按下列條件選擇樣本：1.所選取公司的財務數據和公告信息具有可獲得性，即所需數據都已公開發布。2.界定的整體上市的范疇嚴格限制在已經在A股上市的上市公司進行的整體上市運作：即公司為已在滬深股市中上市，后由控股股東以吸收合并加首發IPO或子公司定向增發反向收購集團公司或其他資產重組模式等方式實現主要經營性資產整體上市的公司樣本，如集團公司無子上市公司，則其首發IPO實現整體上市的情況不在本文研究的范圍內。3.筆者以所選公司完成了整體上市信息的公告且已通過證監會審批的時間視為基本完成整體上市的資產注入時間，并以此確定完成整體上市所屬年份。對于未經證監會審批，或雖不需通過證監會審批（如某些現金收購集團資產的運作）但未完成實施整體上市的公司排除在樣本外。據此，共得到符合條件的樣本公司71個。對71個樣本公司整體上市前一年、完成整體上市當年和完成整體上市下一年的數據進行了收集和整理，作為實證檢驗的依據。

另外，對于分次實現整體上市的公司，以其主要資產注入的年底為其完成整體上市年度，如長江電力（2009）。一個特例是，由于TCL集團在整體上市后又分拆上市，過于特殊以致影響報表數據的可比性，所以未作為研究樣本。

上市公司整體上市的公告信息通過中國上市公司資訊網和《中國證券報》獲得，所有的財務數據取自CSMAR數據庫，其中行業平均凈資產收益率和行業平均總資產報酬率是通過數據庫取得該年度該上市公司所屬行業（行業分類按證監會的分類標準，取其所屬小類如C65）所有公司的數據，然后在Excel中計算得到。全部數據處理通過stata11.0實現。

（二）研究方法的設計

1.被解釋變量的設計

考慮到整體上市的實質是資產重組優化，整體上市最主要的目的和結果應該是對上市公司資產盈利能力的提升，所以在這里選擇了凈資產收益率（ROE）和總資產報酬率（ROA）作為財務業績的替代變量進行分析和檢驗。

為了消除不同行業整體業績差異帶來的影響，參考章衛東（2005）的方法，本研究采用經行業調整后的凈資產收益率（ROEa）和調整后的資產報酬率（ROAa）作為替代經營業績指標的被解釋變量進行分析。對于2004年1月1日至2010年12月31日間完成上市公司整體上市的71家公司，對于第i個公司，其某年度行業調整后的業績指標為：

performancea代表某公司某年度經行業調整后的業績指標值，performancei代表i公司某年度業績指標的實際值，performancem代表該公司所在行業（行業分類和行業均值按證監會的分類標準計算）當年業績指標平均值。

2.回歸模型的構建

完成上市公司整體上市的樣本在各年度內分布不均，其中最多的為2007年，共28家，2004和2005年合起來完成整體上市的只有5家。同時，為考察整體上市的短期和中期效應，需要使用到整體上市前一年，完成整體上市當年和完成整體上市下一年的財務數據。所以，本文使用獨立混合橫截面模型對整體上市與公司業績關系進行檢驗。考慮到整體上市的本質是集團公司的資產注入和資產重組行為，所以在將完成整體上市當年、下一年、實質控制人性質、主營業務鮮明度作為主要解釋變量以外，需要檢驗資產規模、總資產增長率對公司業績的影響，而變量上一年年末的資產負債率也會隨著整體上市而發生改變，它是衡量公司資產質量的重要標準（Jensen and Meckling，1976），也是對不同被解釋變量（經行業調整的凈資產收益率（ROEa）和總資產報酬率（ROAa））），影響可能不同的一個重要解釋變量。綜上，本文所用模型如下：

這里performancea代表某公司某年度經行業調整后的業績指標值；SY表示年度為完成整體上市當年的虛擬變量，如該年度為完成整體上市當年則為1，否則為0；NY表示年度為完成整體上市下一年的虛擬變量，如是為1，否則為0；AC表示上市公司實際控制人的性質，為非國有實際控制人的取1，為國有實際控制人的取0；LNsize是該年度上市公司總資產規模的自然對數（以萬元為單位）；Agrate表示該年度總資產增長率；DAt-1表示上一年年末的資產負債率；Clear為主營業務鮮明度，用指標（營業收入-營業成本）/當期利潤總額的值作為替代變量。

四、實證分析

（一）Performancea的年度顯著性差異分析

以經行業調整后的Roea和經行業調整后的Roaa為Performancea的替代變量進行了年度均值的顯著性分析，T檢驗顯示，行業調整后Roea的均值檢驗無論是完成整體上市當年與上市前一年之間還是與后一年度之間均無顯著性差異，行業調整后Roaa的均值檢驗也是在完成整體上市前后沒有顯著性差異。計量的結果表明不能接受原假設1和假設2。具體結果見表1到表4。

（二）回歸方程各變量相關系數分析

從整體方程效果方面，通過對方差擴大因子的計算，基于以經行業調整后的Roea為解釋變量的回歸方程和基于以經行業調整后的Roaa為解釋變量的回歸方程的VIF值分別為1.056和1.052，和1很接近，可以不考慮多重共線性的影響。

同時，表5為回歸方程中主要變量的皮爾遜相關系數積矩，矩陣中最大的相關系數是Roaa與Dat-1之間的-0.350（Roea和Roaa均為被解釋變量），因此不存在嚴重的共線性問題。

（三）回歸方程的結果及分析

根據回歸模型的設計思路，分別以經行業調整后的Roea和經行業調整后的Roaa為被解釋變量進行多元線性回歸，并對本文所提出的假設3和假設4進行檢驗。回歸方程中對完成整體上市的公司所在行業（按行業大類進行分類控制，共分了12類）和公司數據所屬年度（t-1年，t年，t+1年）作為控制變量進行了約束。

表6列示了Model1（Roea為被解釋變量）和Model2（Roaa為被解釋變量）回歸的結果。

Model1結果顯示，虛擬變量實際控制人（AC，當實際控制人為國有時取0，當實際控制人為非國有時取1）與被解釋變量經行業調整后的Roea在10%水平上顯著正相關，這驗證了假設3，當實際控制人為非國有的上市公司完成整體上市后，業績改進方面將顯著優于實際控制人為國有性質的上市公司。同時，總資產規模（LNsize）與經行業調整后的Roea在1%水平上顯著正相關，說明整體上市帶來的資產規模增加對業績提升有顯著的推動作用。

Model2結果顯示，虛擬變量實際控制人（AC，當實際控制人為國有時取0，當實際控制人為非國有時取1）與被解釋變量經行業調整后的Roaa在1%水平上顯著正相關，這與Model1的結論相一致，進一步驗證了假設3。同時，經行業調整后的Roaa與總資產規模（LNsize）在5%水平上顯著正相關，與上一年年末的資產負債率（Dat-1）在1%水平上顯著負相關，考慮到經行業調整后的Roea與經行業調整后的Roaa的相互關系，Model2的結論與Model1一致，即整體上市帶來的資產規模增加能為公司業績的提升帶來顯著的正面影響，或者在一定意義上說，整體上市帶來的資產規模的增加是有經濟效果和效率的。

Model2結果中與Model1不同之處主要在于，在Model2行業控制中的第6類行業即行業D01（電力、蒸汽、熱水的生產和供應業）在10%水平與其他行業在整體上市的業績上有顯著差異。

對于假設4，Clear（主業鮮明度）在Model1與Roea無顯著線性關系，在Model2與Roaa在5%水平上有系數為-0.001的負相關。因此，實證的結果不能接受假設4。

同時在實證的年度控制中也進一步看到，完成整體上市當年的業績（first==2）和完成整體上市下一年的業績（first==3）之間以及它們與整體上市前的業績相比，并沒有顯著性差異。因此，實證的結果不能接受假設1和假設2。

五、結論

本文以2004年1月1日至2010年12月31日間完成上市公司整體上市的71家A股公司為樣本，選取其整體上市前一年、完成整體上市當年和下一年共3年的公開財務數據，按照證監會的行業分類標準，71家樣本來自10個門類，12個大類，已經代表了各行各業的上市公司整體上市行為，同時Roea和Roaa都是經過行業調整的相對值，應該能客觀反映具體某個公司相對于所在行業競爭背景下的整體上市效應。筆者對此進行了實證檢驗。

（一）整體上市的資本運作方式并未表現出直接的業績推動效應

實證結果表明，整體上市當年未出現短期效應，即整體上市當年沒有給上市公司業績帶來顯著提升，而且整體上市也未出現中期效應，即整體上市后下一年度上市公司業績也沒有顯著提升。

之所以對上市公司進行集團整體上市和進一步的整合，就是要消除主業方面的關聯關系、同業競爭以及集團公司占款和利益輸送等問題，那么，一個合理的推斷就是，主業整體上市整合后能夠基本上消除這些問題，并且帶來了主業資產的重組協調效應，理應顯著提升上市的業績。然而，實證結果不能支撐這一理論推斷，原因可能主要有以下兩個方面。

一是集團公司雖然通過整體上市將原來未上市的主業資產注入，但是這些注入資產的盈利能力有可能弱于原已上市部分資產，因為最初上市的那部分資產是集團最優質的主業資產。同時，有很多注入的資產不能很快地變現為業績，如東軟股份2007年整體上市注入的大部分資產是土地、房屋等不動產，資產增值并不能較快地變現為直接收益的增加。二是資產注入迅速增加了公司的規模和產能，但是公司的管理能力和盈利模式還是整體上市前的狀態，這就帶來了公司治理模式和管理能力與公司規模擴張的不匹配，協調效應就需要一個調整的過程來體現，因此資產的盈利能力和規模效益就難以在短期內顯現。

（二）主業鮮明度在當前并不是業績提升的主要原因之一

實證結果表明，主業鮮明度（（營業收入-營業成本）/當期利潤總額）與當期業績之間缺乏顯著的統計關系。這也與我們的理論分析不符。考慮到我國經濟環境和上市公司發展的實際情況，這可能是因為隨著上市公司業務的多元化和影響損益項目及其重要性的變化（如投資收益項目重要性的增加、資產減值損失的增加等等），主業邊際貢獻比重對于在當期總收益中最終核心業績指標（Roe和Roa）的影響不具有決定意義，也可能是因為公司經濟規模的增加卻沒有帶來實際效益的提升：主業邊際貢獻率增長的同時成本費用率也增長了，即目前很多大型企業集團呈現的“大而不強”的問題。

但隨著我國進入大企業時代，進一步夯實和調整主業的競爭力和效用仍將是上市公司發展的核心問題和主要發展方向，因此主業鮮明度這樣一個結構指標有可能在將來對業績有更顯著的影響。

（三）控股性質不同對于整體上市的重組協調效應有顯著影響

本次實證檢驗中唯一沒有拒絕的是假設3：實際控制人為非國有的上市公司完成整體上市后，業績改進方面將顯著優于實際控制人為國有性質的上市公司。對此，劉慶華（2007）認為，國有控股公司在整體上市后，雖然減少或避免了關聯交易，但是公司治理問題并沒有因為整體上市的形式而有所改變。整體上市國有控股公司的公司治理結構遺存的問題，需要通過董事會改革來逐步強化董事會的監督作用，同時也需要對監事會成員適度放權，使之成為監督公司治理的第二道防線。

從代理理論的角度來分析，實際控制人為非國有的代理效率更高，往往是在更優的激勵相容制度下進行的上市公司整體上市運作，因此更有可能將最優質的資產注入上市公司，并相對而言能夠更快更好地完成了注入資產與原有資產的整合優化工作。而國有控股的上市公司整體上市后，要更加注重治理結構的完善和核心競爭力的凝聚，才能逐步發揮出主業資產重組協調的效應。

本文的研究涵蓋了長達7年上市公司整體上市的樣本，豐富了這方面實證檢驗的文獻。雖然在研究思路、方法設計、指標選擇上存在不可避免的一些不足，但也給上市公司整體上市的業績和績效的研究起到了拋磚引玉的作用。

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