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關鍵詞：銀行業(yè) 全要素生產率 Malmquist指數 共同邊界生產函數
一、引言
索洛（1957）在《技術進步與總量生產函數》一文中，首次將技術進步因素納入經濟增長模型，將人均產出增長扣除資本集約程度增長后未被解釋的部分稱為技術進步率，后人稱為“索洛余值”或全要素生產率的增長率。但由于索洛本人采用的全要素生產率的增長率測算方法有著明顯的缺陷，后經丹尼森、喬根森等一批經濟學家的努力，成功地發(fā)展了“索洛余值”的測算體系。全要素生產率增長的測算作為經濟學領域中一個重要的研究工具，曾經廣泛運用于一國整體經濟、工業(yè)、農業(yè)等領域的測算，后有學者創(chuàng)造性地將此測算方法運用到金融業(yè)領域的測算中。國外學者對全要素生產率的研究，從參數法（隨機前沿生產函數法）到非參數法（DEA的Malmquist指數）逐漸過渡，并在非參數法的基礎上進行了三次較大的創(chuàng)新發(fā)展。而我國學者對銀行業(yè)全要素生產率的研究主要還停留在簡單模仿國外研究手段的階段，在國外研究工具上進行自主創(chuàng)新的文獻并不多見。本文將從國際和國內兩個角度具體闡述銀行業(yè)全要素生產率增長率的測量手段的變遷發(fā)展過程，最后對該領域的研究加以評述，以使國內學者對該課題的發(fā)展有一個較為全面的認識。
二、國際：從參數法到非參數法的發(fā)展
（ 一 ）運用參數法進行的研究 參數法主要包括索洛余值法、增長核算法、隨機前沿生產函數法（SFA）。前兩種方法假設所有生產者都能實現最優(yōu)的生產效率，從而將產出增長扣除要素投入貢獻以外的部分全部歸為技術進步的結果，這兩種方法較為傳統。而隨機前沿生產函數法是由Aigner、Lovell、Schmidt和Meeusen、van den Broeck（1977）分別獨立提出的，該方法的主要優(yōu)勢是打破傳統方法中關于技術有效論的假設，允許技術無效率的存在，并將全要素生產率的變化分解為生產可能性邊界的移動和技術效率的變化，這種方法比傳統法更接近于生產和經濟增長的實際情況。Bauer等人（1993）利用隨機前沿生產函數法對1977-1988年間美國銀行業(yè)全要素生產率的增長情況進行度量，發(fā)現其增長率在0.1%—3.35%間變化。Kumbhakar（1990）運用面板數據模型在技術無效的前提下將影響全要素生產率的增長因素分解為技術效率、規(guī)模經濟、投入要素的配置效率以及技術進步等四個方面。另外還有Schmidt（1980、1986）、Kumbhakar（1988、1990）、Battese和Coelli（1988、1992、1995）、Kalirajan（1993）等學者利用隨機前沿生產函數法針對技術效率對全要素生產率和產出的影響做了大量的實證研究。
（ 二 ）運用非參數法進行的研究 （1）傳統型非參數法。參數法需要假定一個具體的生產函數的數學表達式，但由于假定的數學表達式不一定符合實際情況，難免出現“生搬硬套”的情況，而非參數法無需假定投入產出之間的函數關系，僅依靠分析實際觀測到的數據對生產單元進行相對有效性的評價，這是非參數法的一大優(yōu)點，另外參數法往往只能處理單輸出的情況，對于多投入多產出的情況處理起來則非常復雜，而非參數法卻是分析多投入多產出相對有效性的有力工具。其三，對于無效單元，參數法僅能說明無效程度的大小，而非參數法除了指出每項產出的改進目標外，若采用投入導向型還可以指出每項輸入的減少程度，以使生產單元到達相對有效性。從上述三個方面來看，非參數法比參數法更具有優(yōu)越性。非參數法主要包括指數法、數據包絡法和Malmquist指數法。Malmquist指數最初由Malmquist（1953）提出，Caves et al （1982）首先將該指數應用于生產率增長的測算，后來與Charmes et al（1978）建立的數據包絡法相結合，于是基于DEA的Malmquist指數法應運而生，在全要素生產率的測算領域中受到了越來越多的重視。Berger et al（1992）利用Malmquist指數測量了挪威銀行業(yè)在放松管制期間的生產率增長情況，研究發(fā)現放開管制前的生產率是下降的，而放開管制后卻是增長的。E.Grifell、Tatj’e.E.et al（1999）運用DEA的Malmquist指數探索了西班牙銀行業(yè)全要素生產率的變化情況，把潛在的生產率變化分解為機構效率變化、技術變化和規(guī)模經濟變化。Wheelock，D.C，Wilson，P.W（1999）運用Malmquist指數研究了20世紀80年代至90年代初期美國銀行業(yè)的全要素生產率，發(fā)現在此期間美國大型商業(yè)銀行的生產率是負增長的。Howcroft、Ataullah（2005）運用DEA方法測算了印度和巴基斯坦商業(yè)銀行1992年至1998年間全要素生產率的變化情況，發(fā)現在政府的政策實施期間兩個國家的全要素生產率的增長率都是最高的。（2）創(chuàng)新發(fā)展后的非參數法。首先有學者發(fā)現運用Malmquist指數或基于DEA的Malmquist指數進行研究時，將不良貸款和正常貸款混合在一起，直接用總貸款額作為產出項來研究時會高估銀行業(yè)全要素生產率的增長率，減弱了研究結果的可信度。于是大量學者更新研究觀念，開始將不良貸款從總貸款額中獨立出來研究。如Drake and Hall（2003）是繼Berger and Humphrey（1997）關注不良貸款問題之后，將不良貸款作為一項投入指標引進DEA模型，但是此法遭到了質疑，Hirofumi Fukuyama et al（2002）認為不良貸款作為貸款的副產品，只有在貸款行為發(fā)生后才有可能產生，所以更嚴謹地說，不良貸款應該作為一項“非理想”產出項，而不是作為投入項來考慮，之后的學者幾乎統一了不良貸款作為產出項的意見。接著有學者發(fā)現，運用Malmquist指數或基于DEA的Malmquist指數進行研究時都是基于傳統技術距離函數，這種函數只考慮投入或者產出某一方面的變化情況，兩者不能同時兼顧，甚至出現分別運用投入導向型和產出導向型對同一樣本進行研究時，結果卻截然相反的情況。另外現在的產出項有“理想”產出和“非理想”產出之分，“理想”產出需要擴大，“非理想”產出希望縮小。若繼續(xù)運用傳統技術距離函數來處理這種較為復雜的產出項時，大致有三種思路：其一，增加“理想”產出的同時增加“非理想”產出；其二，減少“理想”產出，同時也就減少了“非理想”產出；其三，干脆不生產，就不會有“非理想”產出，但也不會有“理想”產出。很顯然傳統的技術距離函數不能滿足既增加“理想”產出又減少“非理想”產出的要求。于是大量學者進行積極探索，Chung and Grosskopf et al （1997）在研究瑞典紙漿廠的生產率時，考慮到這種“理想”產出需要擴大，而對空氣造成損害的廢氣和懸浮固體等“非理想”產出需要縮小的情形，首次使用了方向性技術距離函數，可以既擴大“理想”產出，又縮小“非理想”產出，從而在技術上解決了這個難題。此方法后經印度學者Surender Kumar（2006）加以完善，他運用方向性技術距離函數研究了41個發(fā)達經濟體和發(fā)展中經濟體在1971年至1992年間具有環(huán)境敏感性的全要素生產率的變化情況，將二氧化碳（CO2）作為“非理想”產出，運用DEA模型構建了可拆分為技術效率變化和技術變化的Malmquist-Luenberger指數。之后有學者認為，銀行業(yè)作為特殊的生產性企業(yè)，不良貸款屬于“非理想”產出，而且處理這種“非理想”產出的技術也日趨成熟。典型的有Park和Weber（2006）考慮到不良貸款這種“非理想”產出，運用方向性技術距離函數估計了1992年至2002年間韓國銀行業(yè)全要素生產率的增長情況，認為韓國銀行業(yè)在研究期間技術進步超過了技術效率的下降，從而使全要素生產率保持增長態(tài)勢，這也佐證了韓國銀行業(yè)改革取得的成功。Hirofumi Fukuyama and William L.Weber（2008） 同時運用了兩種方法（一種是方向性技術距離函數法，一種是較為傳統的線性規(guī)劃法）測算了2002年至2004年間日本銀行業(yè)的無效率值和不良貸款這種“非理想”產出的影子價格，得出這兩種方法測算的銀行無效率值是相似的，不良貸款的影子價格略有偏離。這也可以在一定程度上檢驗了方向性技術距離函數測算的科學性。除了不良貸款的問題外，學者發(fā)現另一缺陷，那就是假設所有評價單位的技術水平都是相同的。但是在相同技術水平的假設下并不能正確地反映現實中不同技術水平條件下各銀行的生產率狀況?，F實中往往存在著多群體多效率的狀況，為了解決現實中技術水平參差不齊的問題，Hayami（1969）在研究跨國間農業(yè)生產率差異時，首次提出共同生產函數（Metaproduction Function）的概念，接著有大量的學者不斷發(fā)展和完善了共同邊界生產函數。如Sharma and Leung（2000）運用共同邊界生產函數模型來測量半集約式和集約式鯉魚養(yǎng)殖業(yè)在南非國家間技術效率的差異，結果顯示尼泊爾半集約式的平均技術效率是0.68，印度是0.79；孟加拉國集約式的平均技術效率是0.48，巴基斯坦是0.62等，該文獻還比較了各樣本國基于自身生產前沿技術測算的效率值和基于共同邊界生產函數測量的效率值之間的差異。Battese、Rao and O’Donnell（2004）采用共同邊界生產函數研究了印尼1990年至1995年間在五個不同地區(qū)的大中型服裝公司的技術效率值，以及基于組群邊界與共同邊界間的技術落差比（TGR）。O’Donnell、Rao and Battese（2006）運用共同邊界法研究聯合國中97個樣本國在1986年至1990年間的農業(yè)生產率的增長情況，同時運用了參數法和非參數法來測算共同邊界下的農業(yè)生產率增長情況。Rambaldi、Rao and Dolan（2007）運用共同邊界生產函數法測算69個國家在1982年至2000年間的生產率情況，提供了共同邊界下Malmquist指數的分解式，并測算出基于組群邊界的生產率和基于共同邊界的生產率情況。Dong-hyum Oh.Jeong-dong Lee（2007）運用面板數據模型研究了58個國家1970年至2000年間基于共同邊界的Malmquist生產率指數，該方法同時測算了技術效率的變化和技術變化，結果顯示亞洲國家正試圖走向前沿技術水平，歐洲國家已經率先走在世界前沿技術水平。
從上述闡述中可以看出共同邊界起初用于一國生產力發(fā)展水平、工業(yè)、農業(yè)等領域的測算，隨著共同邊界生產函數理論的不斷完善，有學者將該理論引入銀行業(yè)的效率與生產率的測量中，但主要局限于研究效率方面，尤其是技術落差比率方面。例如：邱郁芳（2006）基于共同成本邊界模型考察了中國香港、中國臺灣、泰國、馬來西亞、韓國和日本六國的銀行業(yè)績效，發(fā)現日本銀行業(yè)的生產技術最高，如果各國和地區(qū)間的技術水平都處于共同邊界面上，生產成本可減少28%。Huang et al（2007）基于共同邊界方法評價了16個歐洲國家商業(yè)銀行在1994-2003年間的成本效率和技術落差比，結果發(fā)現歐洲市場的金融部門總體效率回落到之前的水平，并且與技術落差呈現負相關關系，而且技術落差的縮減程度遠遠落后于技術效率的惡化程度，這也就意味著只有少量銀行在推動共同成本邊界的外延。Bos et al（2007）利用單一邊界和共同邊界分別考察了1993年至2000年間歐洲主要銀行市場上5000余家大型商業(yè)銀行的效率，通過比較發(fā)現：傳統的邊界方法會低估樣本國的成本和利潤效率。Naceur et al（2009）使用共同邊界生產函數法考察了1993年至2006年間埃及、約旦、摩洛哥和突尼斯四國銀行在金融改革過程中績效的改善情況，結果顯示：摩洛哥和突尼斯的銀行效率表現較好，埃及和約旦的銀行技術落差比較低，而且約旦銀行表現出逐漸追趕潛在邊界的趨勢。Kontolaimou et al（2010）以所有權不同為標準對歐洲合作銀行進行了組群劃分，并利用共同邊界生產函數法對其經營效率進行評價，對技術落差進一步分解后發(fā)現，導致技術落差出現的主要原因在于產出而不是投入。
三、國內：從簡單模仿到自主創(chuàng)新
（ 一 ）簡單模型階段 國內學者對銀行業(yè)全要素生產率增長的研究相對較晚，而且主要集中于Malmquist指數或基于DEA的Malmquist指數這種非參數法的角度。張健華（2003）利用Malmquist指數法對中國51家銀行1997年至2001年間的生產率進行分析，實證結果發(fā)現：我國銀行業(yè)從1997年起全要素生產率一直處于上升階段。朱超（2006）以13家中國商業(yè)銀行為樣本計算出Malmqusit生產率指數并將其分解為技術效率變化和技術變化，發(fā)現2000年至2004年間中國銀行業(yè)的全要素生產率一直處于上升趨勢。袁曉玲、張寶山（2009）基于Malmquist生產率指數對中國15家銀行1999年至2006年間的全要素生產率進行研究，發(fā)現樣本期間中國商業(yè)銀行的全要素生產率整體呈下降趨勢，其中股份制商業(yè)銀行的全要素生產率高于國有商業(yè)銀行的生產率。蔡躍洲、郭梅軍（2009）同樣以Malmquist指數對中國11家主要上市商業(yè)銀行的全要素生產率進行分析，結果顯示：2004年后中國商業(yè)銀行的全要素生產率總體上略有下降，其中技術變化指數下降較為明顯，技術效率變化指數和規(guī)模效率變化指數略有提高，進一步研究發(fā)現宏觀調控和貨幣信貸政策等影響了技術進步的變化。張健華、王鵬（2010）根據產出導向的傳統距離函數，對國有商業(yè)銀行、股份制商業(yè)銀行和城市商業(yè)銀行的全要素生產率進行研究，結果發(fā)現技術效率的提高是考察前期全要素生產率進步的主要原因，而技術進步在考察后期貢獻突出。
（二）自主創(chuàng)新階段 隨著國外研究手段的不斷發(fā)展與完善，融合方向性技術距離函數和共同邊界生產函數的研究理念，逐步形成了一套較為科學合理的研究方法。我國學者在引入這種較為先進的研究手段的同時，并根據我國銀行業(yè)的實際情況，選取符合我國國情的指標進行研究，只是文獻并不豐富?？驴琢?、馮宗憲（2008）采用定向技術距離函數處理不良貸款這種“非理想”產出，研究了2000年至2005年間中國銀行業(yè)全要素生產率的增長情況，得出平均增長率為4.8%，而且主要來源于技術進步的作用。王兵、朱寧（2011）同時采用了方向性技術距離函數和共同邊界生產函數法，研究了我國銀行業(yè)2004年至2009年間的全要素生產率的增長情況，發(fā)現我國銀行業(yè)的全要素生產率總體而言是進步的，純技術進步是推動全要素進步的主要動力，純技術效率和規(guī)模效率變化進步都不明顯等結論。
四、結論與評述
從上面的敘述中可以看出，國外學者對全要素生產率的研究，從參數法到非參數法逐漸過渡，同時非參數法又經歷了三次較大的創(chuàng)新發(fā)展，首先是研究觀念的創(chuàng)新，將不良貸款統一作為“非理想”產出項；接著在技術手段上加以創(chuàng)新，運用方向性技術距離函數，同時處理“理想”產出需要擴大，“非理想”產出需要縮小的情形，最后放寬了之前研究中技術水平是相同的假設，運用共同邊界生產函數解決了多群體多效率的問題，從而使得全要素生產率的研究結果更具有科學性和現實意義。國內學者對全要素生產率的研究從之前的簡單模仿，而且主要是運用西方非參數法中的Malmquist指數或基于DEA的Malmquist指數，但隨著國外研究手段的不斷發(fā)展，近年來我國學術界也出現了融合方向性技術距離函數和共同邊界生產函數理念，并結合我國銀行業(yè)的具體特征選擇指標對全要素生產率進行研究的文獻。但我國學者對此課題的研究工具進行自主創(chuàng)新的還不是很多，國內文獻也不是十分充足。筆者希望在今后的研究中我國學者能多考慮影響我國銀行業(yè)全要素生產率增長的因素是什么，是否與外資銀行進入導致的技術外溢有關；與國外發(fā)達國家的銀行業(yè)的全要素生產率相比較，找出差距，為今后更好的發(fā)展提供政策建議。
參考文獻：
[1]張健華：《我國商業(yè)銀行效率研究的DEA方法及1997-2001年效率的實證分析》，《金融研究》2003年第3期。
[2]柯孔林、馮宗憲：《中國銀行業(yè)全要素生產率測度：基于Malmquist-Luenberger指數研究》，《數量經濟技術經濟研究》2008年第4期。
[3]蔡躍洲、郭梅軍：《我國上市商業(yè)銀行全要素生產率的實證分析》，《經濟研究》2009年第9期。
[4]袁曉玲、張寶山：《中國商業(yè)銀行全要素生產率的影響因素研究—基于DEA模型的Malmquist指數分析》，《數量經濟技術經濟研究》2009年第4期。
[5]張建華、王鵬：《中國銀行業(yè)邊界效率及其影響因素研究—基于隨機邊界的距離函數模型》，《金融研究》2009年第12期。
[6]張建華、王鵬：《中國銀行業(yè)廣義Malmquist生產率指數研究》，《經濟研究》2010年第8期。
[7]王兵、朱寧：《不良貸款約束下的中國上市商業(yè)銀行效率和全要素生產率研究—基于SBM方向性距離函數的實證分析》，《金融研究》2011年第1期。
[8]王兵、朱寧：《不良貸款約束下的中國銀行業(yè)全要素生產率增長研究》，《經濟研究》2011年第5期。
[9]朱超：《中國銀行業(yè)效率動態(tài)變化的Malmquist指數研究：2000-2004》，《經濟科學》2006年第5期。
[10]邱郁芳：《應用共同成本函數探討東亞六國銀行業(yè)之生產效率》，《淡江大學經濟學系碩士學位論文》2006年。
[11]Bettese ，George E，D.S.Phasada Rao and Christopher J.O’Donnell， “A Metafrontier Production Function for Estimation of Technical Efficiencies and Technology Gaps for Firms Operating under Different Technologies”，Journal of Productivity Analysis，2004.
[12]Chung，Y，Fare R.and Grosskopf S.，“Productivity and Undesirable Outputs：A Directional Distance Function Approach”，Journal of Environmental Management，1997.
[13]Grifell-Tatj’e. and C.A.K.Lovell，“A Generalized Malmquist Productivity Index”，1999.
[14]Bauer，P.W.，Berger，A.N.，Humphrey，D.B.，“Efficiency and Productivity Growth in US banking”， Oxford University Presss.New York.pp.1993.
[15]Battese，G.E.，and T.J.Coelli. “Frontier Production Functions ，Technical Efficiency and panel data with Application to paddy farmers in India”，Journal of Productivity Analysis.pp. 1992.
[16]Battese，G.E.，and T.J.Coelli. “A Model for Technical in Efficiency Effects in Astochastic Frontier Production Function for Panel data”，Empirical Economics.pp.1995.
[17]Caves，D.W.，Christensen，L.R.，Diewert，W.E..“The economic theory of index numbers and the measurement of input ，output and productivity”，Econometrica.pp.1982.
[18]Wheelock，D.C.，Wilson，P.W.，Technical ..“Technical progress ，inefficiency and productivity changes in US banking”，Journal of Money，Credit and Banking.PP.1999.
[19]Schmidt，p.and C.AK.Lovell. “Estimating stochastic production and cost frontier when technical and allocative inefficiency are correlated”，Journal of Econometrics.pp. 1980.
[20]Chames，A.Cooper，W.W.and Rhodes，E. “Measuring the efficiency of decision making units”，European Journal of Operational Research.pp. 1978.
[21]Kumbhakar，S.Ghosh S.and McGuckin J. “A generalized production frontier approach for estimating determinants of efficiency in US dairy farms”，Journal of Bussiness and Economic Statistics.pp.1991.
[22]E.Grifell.Tatj’e.E.and C.A.K.Lovell. “A Generalized Malmquist Productivity Index”，1999.
[23]Kalirajan，K.P.，M.B.Obwona and S.Zhao. “A Decomposition of Total Factor Productivity Growth：The case of Chinese Agricultural Growth Before and After Reforms”，American Journal of Agricultural Economics.pp.1993.
[24]Park ，K.H.and Weber，W.L.“A Note on Efficiency and Productivity Growth in the Korean Banking Industry”，Journal of Banking and Finance.pp.2006.
[25]Barry Howcroft，Ali Ataullah. “Total Foctor Productivity Change：an Examination of the Commercial Banking Industry in India and Pakistan”，The Service Industries Journal. 2005.
[26]Hayami，Y.and Ruttan V.W.， “Agricutural Productivity Differences among Countries”，The American Economic Review.60（5），1970.
[27]Banker，Rajiv D.，Hsihui Chand and Seok-Young Lee，“Differential Impact of Korean Banking System Reforms on Bank Productivity”，Journal of Bank and Finance.2010.
[28]Drake，Leigh and Maximilian J.B.Hall，“Efficiency in Japanese Banking：An Empirical Analysis”，Journal of Banking and Finance，2003.
[29]Hayami Y.“Sources of Agricultural Productivity Gap among Selected Countries”.American Journal of Agricultural Economics.51（3），1969.
[30]Huang，Tai-Hsin and Li-Chih Chiang， “An Application of the Meta-frontier Cost Function to the Study of Bank efficiency and Technology gaps in 16 European Countries”.Working paper.2007.
[31]Kumar S.“Environmentally Sensitive Productivity Growth：A Global Analysis Using Malmqusit-Luenberger Index”.Eccological Economics.2006.
[32]Fukuyama ，Hirofumi and William L.Weber. “Japanese Banking inefficiency and shadow pricing”.Mathematical and computer modeling，2008.
[33]O’Donnell ，Christopher J.D.S.Prasada Rao and George E.Battese. “Metafrontier Frameworks for the Study of Firm-Level Efficiency and Technology Ratios”.Emprical Econoics，2008.
[34]Oh，Dong-hyum and Jeong-dong Lee， “A Metafrontier Approach for Measuring Malmquist Productivity Index”.Empirical Economics，2010.
[35]Sharma，K.R.and Leung P.S.，“Technical Efficiency of Carp Pond Culture in South Asia：An Application of Stochastic Metaproduction Frontier”.Aquaculture Economics and Management，2004.
文章編號：1005-913X（2015）07-0135-02
一、我國醫(yī)藥行業(yè)的現狀分析
醫(yī)藥行業(yè)是我國國民經濟的重要組成部分，是傳統產業(yè)和現代產業(yè)相結合，一、二、三產業(yè)為一體的產業(yè)。根據國家統計局的《國民經濟行業(yè)分類》，醫(yī)藥制造行業(yè)包括七個子行業(yè)：化學藥品原藥制造、化學藥品制劑制造、中藥飾品加工、中成藥制造、獸用藥品制造、生物、生化制品的制造以及衛(wèi)生材料及醫(yī)藥服務器制造七個子行業(yè)。
醫(yī)藥行業(yè)是世界上公認的最具發(fā)展前景的國際化高技術產業(yè)之一，也是世界貿易增加最快的朝陽產業(yè)之一。從2003年至2011年，我國醫(yī)藥行業(yè)工業(yè)產值從3103億元增長到15382億元，平均年復合增長率達22.3%，高出同時期我國國內生產總值平均年復合增長率近6個百分點。
2012年我國醫(yī)藥產業(yè)產值、對外貿易、經濟效益、完成投資繼續(xù)保持穩(wěn)定增長，總體呈現平穩(wěn)發(fā)展態(tài)勢。我國醫(yī)藥產業(yè)總資產16408億元，同比增長18.4%；完成產值18255億元，同比增長21.7%。其中，化學原料藥3305億元，同比增長16.6%；化學藥品制劑5089億元，同比增長24.7%；中藥飲片1020億元，同比增長26.4%；中成藥4136億元，同比增長21.3%；生物生化藥品1853億元，同比增長20.5%；醫(yī)療器械1573億元，同比增長20.6%。
2012年，醫(yī)藥產業(yè)實現主營業(yè)務收入17950億元，同比增長20.1%；利潤總額1731億元，同比增長20.4%，繼續(xù)維持較高水平。在七個子行業(yè)中，化學制劑藥行業(yè)的毛利率和凈利潤率均高于行業(yè)水平；生物制劑行業(yè)雖然毛利率與行業(yè)平均水平持平，但由于得到高新技術稅收優(yōu)惠的支持，其凈利潤率最高；同樣屬于中藥類子行業(yè)，中藥飲品的市場規(guī)模和盈利性均不大理想，而中成藥則表現較好；化學原料藥行業(yè)則由于競爭激烈，其毛利率和凈利率皆處于較低水平。
二、醫(yī)藥行業(yè)上市公司經營績效分析
根據中國證券監(jiān)督管理委員會2012年10月26日頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》中的劃分標準，選擇了A股上市公司中門類為“C制造業(yè)”，大類為“C27醫(yī)藥制造業(yè)”中的以化學制藥為主要經營業(yè)務的20家公司作為研究樣本，其中上交所11家、深交所9家，研究樣本為：浙江醫(yī)藥、海正藥業(yè)、恒瑞醫(yī)藥、現代醫(yī)藥、天藥股份、聯環(huán)藥業(yè)、康美藥業(yè)、華海藥業(yè)、哈藥股份、西南藥業(yè)、華北制藥、東北制藥、普洛股份、新華制藥、北大醫(yī)藥、廣濟藥業(yè)、京新藥業(yè)、海翔藥業(yè)、萊美藥業(yè)、華仁藥業(yè)。
（一）數據來源及處理
本文上市公司基本數據來自于上海證券交易所和深圳證券交易所網站上對外公開的上市公司年度財務報告、國泰安數據庫和證券之星等。上述20個醫(yī)藥上市公司樣本的15個財務指標均是根據指標公式，借助Excel軟件計算而成。
（二）財務績效評價指標的分析
1.盈利能力評價
（1）每股收益
從每股收益來看，20家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的平均水平為0.338。收益最高的為浙江醫(yī)藥，每股收益為1.79；每股收益最低的為廣濟藥業(yè)，每股收益為-0.38。
（2）銷售毛利率
醫(yī)藥行業(yè)一直有著較高的毛利率。從銷售毛利率來看，20家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的平均水平為31.2%。這說明醫(yī)藥上市公司在主營業(yè)務收入固定的前提下，考慮加入其他業(yè)務凈利潤的盈利能力、以及剔除管理費用、銷售費用及財務費用對利潤的影響因素，每一元銷售收入對利潤總額貢獻0.312元。收益最高的為恒瑞醫(yī)藥，銷售毛利率為84%，銷售利潤率最低的為廣濟藥業(yè)，銷售利潤率為3.4%。
（3）銷售凈利率
從凈利率來看，20家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的平均水平為5.7%。這表明醫(yī)藥行業(yè)上市公司的每一元主營業(yè)務收入能給凈利潤貢獻0.057元。凈利率最高的為恒瑞醫(yī)藥，凈利潤率為21.2%；凈利率最低的為廣濟藥業(yè)，凈利率為-26.3%。由于廣濟藥業(yè)的指標值為負，且絕對值較大，對醫(yī)藥上市公司整體凈利潤率的計算影響過大，故應剔除該特殊值點計算出相對客觀的行業(yè)數據，調整計算出的行業(yè)凈利率指標值為0.074。廣濟藥業(yè)該指標為負數的原因是本期發(fā)生了虧損。
（4）凈資產收益率
從凈資產收益率來看，20家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的平均水平為7.8%。表明該行業(yè)上市公司的每一元凈資產能創(chuàng)造0.078元的凈利潤。凈資產收益率最高的為恒瑞醫(yī)藥，收益率為23.34%，收益率最低的為廣濟藥業(yè)，收益率為-14%。20家上市公司僅有廣濟藥業(yè)因當年出現虧損該指標呈負數，另外，華北制藥和東北制藥的凈資產收益率雖然為正數，但是僅分別為0.004、0.007，股東的投資報酬率不甚理想。
（5）成本費用利潤率
從成本費用利潤率來看，20家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的平均水平為8.9%。成本費用利潤率最高的公司為恒瑞醫(yī)藥，為32.2%；成本費用利潤率最低的公司為廣濟藥業(yè)，為-20.3%。
2.償債能力評價
（1）流動比率
2012年20家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的流動比率的平均水平為2.274，一般認為流動比率為2較為合適，相比之下，醫(yī)藥行業(yè)上市公司2012年該指標略高。在中華全國工商業(yè)聯合會經濟部和中華財務咨詢有限公司聯合的“2012年中華工商上市公司財務指標指數”（以下簡稱“中華工商”）中，其流動比率參考值為1.68，醫(yī)藥行業(yè)的該指標也高于參考值。樣本公司中流動比率最高的為恒瑞醫(yī)藥，其流動比率為10.258；流動比率最低的為廣濟藥業(yè)，其流動比率為0.653；只有5家樣本公司的流動比率在平均水平以上，在平均值左右的公司有現代制藥，其流動比率為1.738，還有康美藥業(yè)，其流動比率為3.07。
（2）速動比率
速動比率是對流動比率的進行補充的一個比率，它比流動比率更能反映公司的償債能力，指標值越高，短期償債越有保障，該指標一般以1為宜，屬于適度指標。2012年樣本公司的速動比率平均水平為1.547，相比之下，醫(yī)藥行業(yè)該指標略高。在“中華工商”中，其速動比率的參考值為1.16，醫(yī)藥行業(yè)的該指標也高于參考值。樣本公司中速動比率最高的為恒瑞醫(yī)藥，值為8.685；樣本公司中速動比率最低的為廣濟藥業(yè)，值為0.329；只有5家樣本公司的速動比率在平均值以上；在平均值左右的公司有現代制藥，速動比率為1.127，康美藥業(yè)，其速動比率為2.01。
（3）資產負債率
反映公司償債能力的指標還有資產負債率，2012年樣本公司的資產負債率的平均水平為46.2%。樣本公司中資產負債率最高的公司為西南藥業(yè)，其資產負債率為71.4%樣本公司中資產負債率最低的為恒瑞醫(yī)藥，其資產負債率為13.79%。在“中華工商”中，其資產負債率的參考值為35.53%，在這一水平左右的公司有康美藥業(yè)、京新藥業(yè)。
3.營運能力評價
（1）存貨周轉率
2012年，選取的20家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的存貨周轉率的平均值為3.67。表現最好的公司為華北制藥，其存貨周轉率為7.06；表現最差的公司為華海藥業(yè)，其存貨周轉率為1.76。
（2）應收賬款周轉率
2012年，選取的20家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的應收賬款周轉率的平均值為7.38。表現最好的公司為天藥股份，其應收賬款周轉率為14.25；表現最差的公司為華仁藥業(yè)，其應收賬款周轉率為2.60。
（3）總資產周轉率
2012年，選取的20家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的總資產周轉率的平均值為0.73。表現最好的公司為哈藥股份，其總資產周轉率為1.14，表明該公司的總資產周轉速度快，經營利用效果較好，公司的銷售能力強，利用全部資產進行經營的效率高；表現最差的公司為廣濟藥業(yè)，其總資產周轉率為0.26。
4.發(fā)展能力評價
（1）總資產增長率
2012年，我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司的成長能力表現各有千秋。在樣本公司中，2012年總資產增長率的平均值為25.83%?？傎Y產增長最快的公司是普洛股份，增長率為99.21%；增長率最低的是西南藥業(yè)，增長率為-3.78%。
（2）主營業(yè)務增長率
2012年，樣本公司的主營業(yè)務增長率的平均值為20.06%，增長最高的公司為普洛股份，增長率為126.79%，增長最低的為廣濟藥業(yè)，增長率為-13.05%。由于普洛股份的指標值為正，且絕對值較大，對醫(yī)藥上市公司整體主營業(yè)務增長率的計算影響過大，故應剔除該特殊值點計算出相對客觀的行業(yè)數據，調整計算出的行業(yè)凈利率指標值為14.44%。在“中華工商”中該指標的參考值為5.98%，與之相比，醫(yī)藥上市公司的該指標值高了8.46%。指標值比參考值大表明2012年主營業(yè)務較上年的增長速度快，市場前景很好。
（3）凈利潤增長率
2012年，樣本公司的凈利潤增長率的平均值為-9.36%（由于普洛股份和廣濟藥業(yè)偏差明顯較大，因此在計算平均值時剔除了這2個數據）。凈利潤增長率最高公司為普洛股份，其增長率為4065.17%；凈利潤增長率最低的公司為廣濟藥業(yè)，其增長率為-13070.33%。
5.研發(fā)狀況
在樣本公司中，2012年研發(fā)收入比的平均值為2.86%。該指標最大的為恒瑞醫(yī)藥，研發(fā)收入比為9.84%，由此可見，恒瑞醫(yī)藥的研發(fā)能力突出，具有核心競爭力；指標最小的是北大醫(yī)藥，研發(fā)收入比為0.08%。
三、綜合財務績效評價
（一）基于沃爾評分法的評價體系及其指標選取
1.沃爾評分法
沃爾評分法，是由財務狀況綜合評價的先驅者之一，亞歷山大?沃爾在20世紀初出版的《信用晴雨表研究》和《財務報表比率分析》中提出的。該評價方法，最初主要是用于信用評價，后來通過研究改進，較廣泛地應用于企業(yè)財務績效的比較評價。
沃爾評分法的操作步驟是，首先選取若干反映企業(yè)財務績效的財務指標，然后分別依據不同的標準設定標準數值，將實際數值與標準數值進行比較，并結合該指標的權重，最終確定分值來評價企業(yè)的財務績效。
2.指標選取
關于評價指標，基于相關性、可比性原則，本文分別從償債能力、營運能力、盈利能力、發(fā)展能力四個方面，對公司的財務績效指標進行選取。對于償債能力，選取了反映企業(yè)短期償債能力的流動比率，速動比率和反映企業(yè)長期償債能力的資產負債率；對于營運能力，選取與營運成本相關的存貨周轉率以及與營業(yè)收入相關的應收賬款周轉率和總資產周轉率；對于盈利能力，選取了反映經營盈利能力的銷售凈利率，以及每股收益、凈資產收益率和成本費用利潤率；對于企業(yè)發(fā)展能力，選取反映盈利增長能力的營業(yè)收入增長率、凈利潤增長率，以及總資產增長率。
（二）熵值法
熵反映了系統無序化程度。我們可以通過計算熵值，來判斷一個事件的隨機性及無序程度，也可以用熵值來判斷某個指標的離散程度。對于財務績效評價，如果某一指標對于不同的企業(yè)其差異程度比較小，這說明該指標區(qū)分和評價企業(yè)財務狀況優(yōu)劣的作用也較小，差異系數小，相應的信息熵較大；反之，相應的信息熵較小。由此可見，某一指標下，不同評價對象的差異程度的大小，反映了該指標在財務評價指標體系中的評價地位的高低。因此，我們可以根據財務指標差異程度，以信息熵為工具，對各財務指標賦予恰當的權重。
熵值法的基本步驟如下：
a.指標預處理：在該指標體系中，除了償債能力指標，其他的都是越大越理想的指標。因此對償債能力指標做以下處理，將其轉化成越大越理想的指標。
（三）實證分析研究
分析中選擇樣本中的18家上市公司2012年的13個指標，進行基于熵值法確定權重的沃爾評分法財務績效評價。
第一，依據上文的方法步驟，數據經預處理，得出無量綱化處理后的指標數據。由于東北制藥和普洛股份數據偏差較大，故不列入表。
第二，為保證求對數有意義，坐標平移，并求權重。
關鍵詞：醫(yī)藥行業(yè)上市公司 可持續(xù)增長能力 因子分析
企業(yè)的可持續(xù)增長是一種適度增長過程，這種適度體現在企業(yè)發(fā)展與內部資源的協調性、與外部環(huán)境的適應性以及與盈利本質的吻合性上。評價企業(yè)的可持續(xù)增長能力，可以促進國民經濟發(fā)展，幫助企業(yè)克服短期行為，提高企業(yè)經濟效率，還可以推動企業(yè)經營管理科學化，促進企業(yè)技術進步。因此，本文在希金斯可持續(xù)增長模型的基礎上，結合我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司的具體特點，運用因子分析法，試圖建立適合我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司的可持續(xù)增長能力評價模型。
一、文獻回顧
(一)國外文獻國外關于企業(yè)可持續(xù)增長的研究已經比較深入，有定性的說明也有定量的分析，其理論研究主要集中在企業(yè)增長理論和企業(yè)可持續(xù)增長的財務管理理論兩方面。其中比較經典的是可以歸為兩大類的四個可持續(xù)增長模型：一類是基于會計口徑的可持續(xù)增長模型(包括希金斯的可持續(xù)增長模型和范霍恩的可持續(xù)增長模型)；一類是基于現金流口徑的可持續(xù)增長模型(包括拉巴波特的可持續(xù)增長模型和科雷的可持續(xù)增長模型)。基于會計口徑的希金斯可持續(xù)增長模型和范霍恩可持續(xù)增長模型都肯定了資產負債率、股利支付率、資產周轉率和銷售凈利率共同決定了可持續(xù)增長率。希金斯的模型明確指出不增加新股，而范霍恩的可持續(xù)增長模型更強調可持續(xù)增長率是一個目標值，松動了希金斯不采用股權融資這一假設前提。雖然希金斯與范霍恩的可持續(xù)增長模型在計算形式上有所不同，但二者是可以相互轉換的。另一類基于現金流口徑的可持續(xù)增長模型均建立在現金流量的基礎上，與基于會計口徑的可持續(xù)增長模型相比，更注重增長于現金余缺之間的關系。拉巴波特認為可持續(xù)增長率是現金流(鎖定為自由現金流)為零時的增長率，利用相對數指標描述出企業(yè)增長與現金流的線性負相關關系?？评渍J為現金流量與增長率之間是線性負相關關系，即當實際增長大于這個增長率時，企業(yè)的現金流量為負，而當實際增長小于現金余額的增長時，企業(yè)有正的現金流?？评自谄渲鞯暮竺嬲撌鲋心J了現金余額的增長率即為可持續(xù)增長率。雖然拉巴波特在其建立的可持續(xù)增長模型中使用的是相對數指標，科雷使用的是絕對數指標，但是二者通過同時乘以(或者除以)銷售額來互相轉化，因此從本質上說，二者也是一致的。
(二)國內文獻國內對可持續(xù)增長的研究主要側重于可持續(xù)思想的論述、國外可持續(xù)增長理論的一般性介紹以及可持續(xù)增長模型的拓展等。主要有以下幾個方面：一是對上市公司可持續(xù)增長模型的實證研究。王玉春、花貴如(2007)以經典的羅伯特?希金斯的可持續(xù)增長模型為理論基礎，對我國信息技術上市公司可持續(xù)增長進行實證研究。研究發(fā)現，我國信息技術上市公司的實際增長率超過可持續(xù)增長率，并且可持續(xù)增長率逐年下滑，存在財務上的增長過快現象。二是對可持續(xù)增長模型的比較分析與案例驗證。湯谷良、游尤(2005)通過對現有四種可持續(xù)增長模型進行比較分析，揭示出其在邏輯上和應用中的優(yōu)勢與局限，并利用萬科1998年至2004年間的數據對不同模型進行數據驗證。最終得出：基于現金流口徑的可持續(xù)增長模型計算的可持續(xù)增長率波動更為激烈，與企業(yè)現金流的關系更為明確。三是對可持續(xù)增長模型的重構研究。樊行健等(2007)通過對希金斯和范霍恩可持續(xù)增長模型的回顧分析，指出兩個可持續(xù)增長模型的優(yōu)勢與不足，重構了企業(yè)可持續(xù)增長財務模型。重構的模型吸納了希金斯模型簡單、易于操作的優(yōu)點，并充分考慮企業(yè)增長的動態(tài)特征，區(qū)分平衡增長、資本結構變動、發(fā)行新股三種情況，逐步將希金斯增長理論中的假設條件放寬。四是對可持續(xù)增長模型與財務管理策略的研究。郭澤光、郭冰(2002)以財務目標為起點，從財務基本平衡等式人手，分析制約企業(yè)增長的關鍵因素。論證股票發(fā)行、企業(yè)負債與企業(yè)增長的關系，提出實現企業(yè)增長的基本財務策略。通過一個平衡等式推導，得出結論：單純企業(yè)增長率并不意味著企業(yè)創(chuàng)造價值。五是對企業(yè)可持續(xù)增長能力的評價研究。陳興述、祝小勤(2007)借助于希金斯的可持續(xù)增長模型，將企業(yè)的財務可持續(xù)增長能力分解為盈利能力、營運能力、杠桿能力、分配能力以及成長能力五個方面。并在企業(yè)財務可持續(xù)增長能力評價指標的基礎上，借助于數學方法，建立了企業(yè)財務可持續(xù)增長能力的模糊評價體系，并通過案例進行了應用舉例。
本文在希金斯可持續(xù)增長模型的基礎上，嘗試運用因子分析和聚類分析，結合我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司的具體特點，試圖建立適合我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司的可持續(xù)增長能力評價模型。
二、研究設計
(一)理論基礎本文的研究是基于羅伯特?希金斯的可持續(xù)增長模型展開的。希金斯定義的可持續(xù)增長率是指再不需要耗盡財務資源的情況下，公司銷售所能增長的最大比率。在其可持續(xù)增長模型中對一定條件下公司的增長速度受經營水平、財務資源、政策的制約關系進行了描述，特別是考慮到了通貨膨脹對可持續(xù)增長率數值的影響。按可持續(xù)增長率制定銷售目標，可使企業(yè)合理地權衡增加收入與控制負債規(guī)模之間的關系?？沙掷m(xù)增長(Sustainable Growth Rote)是企業(yè)在不增加權益融資并保持當前經營效率(表現為資產周轉率和銷售凈利率)和財務政策(表現為資產負債率和收益留存率)的條件下公司銷售收入的最大增長率，它實際上是一種平衡增長。希金斯的可持續(xù)增長模型基于以下假設：公司想以市場允許的速度來發(fā)展；管理者不可能或不愿意籌集新的權益成本，即企業(yè)發(fā)行在外的股數不變；公司要繼續(xù)維持一個目標資本結構和目標股利政策；公司資產周轉率水平保持不變。希金斯的可持續(xù)增長模型從會計恒等式出發(fā)，認為企業(yè)的增長受股東權益增長的限制。依據希金斯的方法，企業(yè)的銷售增長率必須以新增的資產作為支撐，如果公司的期初銷售額為s，本年的銷售增長率為g，為了保持期初總資產A和對應的銷售額s的目標比率A／S不變，公司的期末總資產也應擴大g倍。支持公司銷售增長的資金來源有兩部分：一部分是凈利潤減去紅利發(fā)放后的公司留存收益；另一部分是隨著公司的所有者權益的增長，為保持公司的資本結構不變，負債所實現的同步增長。根據“資產=負債+所有者權益衡”等式得到公式：g=股東權益變動值／期初股東權益=P*R*A*T。從上述公式可以看出，―個公司要依靠自身來實現銷售增長，其可持續(xù)銷售增長率與公司的留存收益率L、銷售凈利率P、總資產周轉率Q和權益乘數R四個比率的乘積有密切的關系。這四個比率涉及到公司財務管理的所有主要內容，公式中的P和O概括了企業(yè)的盈利能力和資產運營能力，而R和L描述了企業(yè)主要財務政策(R反映了公司的財務杠桿政策，而L體現了管理層對待股利發(fā)放的態(tài)度)。希金斯可持續(xù)增長理論的一項重要結論就是：增長不是―件非要達到最大化不可的事情。在很多公司，限制增長以便在財務上養(yǎng)精蓄銳可能是必要的；在其他一些公司，用于為無利可圖的增長提供的資金可能最好是還給股東。
(二)研究方法為了解決傳統評價方法中的缺陷，本文運用因子分析模型來建立綜合評價指標和公共因子分析指標來進行可持續(xù)增長能力的評價研究。該方法在構造綜合評價指標值時所涉及的權數都是通過數學變化產生，不是人為確定，具有客觀性、科學性。同時，通過設定公共因子可以解決傳統方法中指標設置過多，相互間存在相關性的弊端，能清晰地揭示影響醫(yī)藥行業(yè)上市公司可持續(xù)增長能力的關鍵因素，對促進醫(yī)藥行業(yè)上市公司的持續(xù)發(fā)展具有重要意義。在因子分析的基礎上，本文借助于聚類分析，建立醫(yī)藥行業(yè)上市公司的可持續(xù)增長能力的評級體系并對評級提下的有效性進行分析和說明。
(三)模型與指標遴選在構建醫(yī)藥行業(yè)上市公司可持續(xù)增長模型的過程中，利用因子分析技術，從反映受評對象可持續(xù)增長能力的財務指標體系中提取不可測的公共因子，并運用與主成分分析類似的科學賦權方法賦予公共因子權重，據此計算因子得分的綜合評價值，借以評價醫(yī)藥行業(yè)上市公司的可持續(xù)增長能力，有效地解決了變量多重共線性給應用帶來的問題。為構建上市公司信用風險評價指標體系，本文選擇了15個財務指標，其中Xl、X2、X3、X13和X14分別代表：凈資產收益率、銷售凈利率、每股凈利潤、成本費用利潤率、資產凈利率，用于反映公司的盈利能力；X6、X7、X8和X12分別代表流動比率、速動比率、現金比率、資產負債率，用于反映公司的償債能力；X4、X5和X15分別代表：流動資產周轉率、存貨周轉率、總資產周轉率，用于反映公司的經營能力；X9、X19、X11分別表示：無形資產增長率、資本積累率、總資產增長率，用于反映公司的成長能力。
(四)樣本選擇和數據來源本文選擇證券之星網站公布的99家醫(yī)藥行業(yè)上市公司作為總體，排除ST、*ST、S*ST、SST和已被宣布停牌的公司，同時排除數據不全的公司，將對69家醫(yī)藥行業(yè)上市公司作為樣本進行重點研究。本文選擇了醫(yī)藥行業(yè)上市公司2003年至2007年的數據作為分析期，具體數據由各公司的年報獲取。
三、實證結果分析
(一)標準化處理為了消除各項財務指標由于量綱單位不同或正、逆性指標不同所帶來的不可公度性，需將各項指標進行標準化處理。本文在計算各樣本公司15項財務指標平均值的基礎上，采取z Scores法，將各變量值或指標減去均值后除以標準差。標準化后的平均值為0，標準差為1。
(二)相關性檢驗在進行因子分析之前，為了考察15個指標之間是否存在一定的線性相關性，采用了KMO檢驗進行相關性檢驗。在對數據標準化的基礎上，進行因子分析得出檢驗(表1)?？梢钥吹剑篕MO and Bartlett's檢驗值為0.700>0.5，適合用因子分析方法。
(三)因子分析利用SPSS軟件，采用主成分析法，進一步得到財務比率相關系數表以及正交旋轉前后主成份特征向量與貢獻率(表2)。從(表3)可以看出，正交旋轉前后4個因子的累計方差貢獻率都是83.894％，說明保留了原有15個指標中83.894％的信息。正交旋轉并沒有改變因子總體的解釋能力。但正交旋轉后，每個因子的特征根值變化了，相應的每個因子的方差貢獻率也變化了。說明因子旋轉縮小了各因子方差貢獻率之間的差距，使各因子解釋原來變量的能力更加平衡。從(表4)可以看出：(1)因素1：X1、X2、X3、X13和X14的權重較大，故F1主要由凈資產收益率、銷售凈利率、每股凈利潤、成本費用利潤率和資產凈利率這5個財務比率反映，代表了企業(yè)的盈利能力。盈利能力對醫(yī)藥行業(yè)上市公司的可持續(xù)增長能力的貢獻最大，因子貢獻率達到了27.332％。它是影響企業(yè)長足發(fā)展的主要因素。(2)因素2：X6、X7、X8和Xl2的權重較大，故F2主要由流動比率、速動比率、資產負債率和現金比率這4個財務比率反映，代表了企業(yè)的償債能力。因子貢獻率達到了24.512％，也是影響醫(yī)藥行業(yè)上市公司可持續(xù)增長能力的重要因素。(3)因素3：X4、X5和X15的權重較大，故F3主要由存貨周轉率、總資產周轉率和流動資產周轉率這3個財務比率反映，代表了企業(yè)的營運能力。對于醫(yī)藥行業(yè)上市公司可持續(xù)增長能力比較重要，因子貢獻率達到了18.668％，營運的速度影響企業(yè)的可持續(xù)增長。(4)因素4：X9、X10和X11的權重較大較大，故F4主要由無形資產增長率、資本積累率和總資產增長率這3個財務比率反映，代表了企業(yè)的成長能力。因子貢獻率達到了13.381％，企業(yè)成長過快或者過慢都應該引起管理層的關注。由此得到的4個因子所代表的經濟意義為：Fl――盈利能力；F2――償債能力；F3――營運能力；F4――成長能力。在確定了各因子的經濟意義之后，以各因子的方差貢獻率為權數，求得可持續(xù)增長能力Z值的計算公式如下：Z=0.27332×F1+0.24512×F2+0.18668×F3+0.13381×F4。其中：F1=0.828*X1+0.888*X2+0.783*X3+0.874*X13+0.913*X14；F2=0.969*X6+0.977*X7-0.808*X8+0.952*X12；F3=0，848*X4+0，928*X5+0.816*X15；F4=0.876*X9+O.643*X10+0.758*X11。
四、研究結論與建議
綜上所述，本文得出如下結論：第一，醫(yī)藥行業(yè)上市公司的可持續(xù)增長能力主要由盈利能力決定，而且與最利能力正相關。從(表5)中，可以看出在正交旋轉后，盈利能力的方差貢獻率最大，為27.332％。從實證結果上看，可持續(xù)增長能力的Z值大的公司，其盈利能力的排名也比較靠前。海王生物、華邦制藥、九芝堂、上海醫(yī)藥的平均凈資產收益率指標均在10％以上；平均銷售凈利率指標除九芝堂為8.60％，不足10％外，其余三家公司均達到或超過10％；平均每股凈利潤指標除上海醫(yī)藥在0.5元，股以下外，其余均超過所有上市公司的平均值0.28854元／股；平均成本費用利潤率指標均在6％以上，上海醫(yī)藥的平均成本費用利潤率指標超過平均值接近17個百分點。反之，盈利能力比較差的企業(yè)，其總體排名也比較靠后。總的來說，企業(yè)的盈利能力是與利潤增長有關的，而利潤增長既與資產的盈利能力有關，又與公司資產的投入有關。從資產盈利能力看，資產盈利能力強，公司的可持續(xù)發(fā)展能力也越強；反之，資產盈利能力弱，其持續(xù)能力就可能受到影響。從公司投入增長方面看，公司的投入分為內部投入和外部投入。內部投入是指公司將盈利資金不分配，全部投入到再生產中去，或將盈利分配一部分，另一部分投入到再生產中去。第二，醫(yī)藥行業(yè)上市公司的可持續(xù)增長能力受償債能力的影響比較明顯，并且與償債能力呈正相關的關系，由于對資產負債率作了正向化處理，所以醫(yī)藥行業(yè)上市公司可持續(xù)增長能力與流動比率、速動比率和現金比率呈正相關，與資產負債率呈負相關。具體來看，新華制藥的償債能力分值最高，從而使得整體的可持續(xù)增長能力排在了第3位。其余排在前五的公司其償債能力得分也都比較靠前。第三，醫(yī)藥行業(yè)上市公司的可持續(xù)增長能力受營運能力的影響并不十分顯著。馬應龍的營運能力的分值最高，但其可持續(xù)增長能力的綜合排名卻在十名以后，而可持續(xù)增長能力的綜合排名排在前五的醫(yī)藥行業(yè)上市公司，單就營運能力的排名而言，均在前十以后。這是由于醫(yī)藥行業(yè)的特殊性決定的，醫(yī)藥行業(yè)是高技術、高投入的產業(yè)，醫(yī)藥行業(yè)上市公司投資回收周期長，資產周轉的速度慢。第四，企業(yè)的可持續(xù)增長與企業(yè)的成長能力呈弱相關或者呈負相關，從(表5)中，可以看出在正交旋轉后，成長能力的方差貢獻率最小，為13，381％，即成長的速度過快或者過慢都影響醫(yī)藥行業(yè)上市公司可持續(xù)增長的持續(xù)性。如成長能力排在第一位的華海藥業(yè)，其2003年至2007年實際增長率的平均值為3l?51％，而可椿續(xù)增長率的平均值僅為8.74％。其可持續(xù)增長率與實際增長率之間存在著巨大差異。
作者簡介：
(1966-)，女，遼寧義縣人，北京物資學院商學院副教授
楊曉蘭(1983-)，女，內蒙古赤峰人，中國中紡集團公司財務部會計師
參考文獻：
[1]劉斌、劉星、黃永紅：《中國上市公司可持續(xù)增長的主因素分析》，《重慶大學學報(自然科學版)》2003年第12期。
[2]湯谷良、游尤：《可持續(xù)增長模型的比較分析與案例驗證》，《會計研究》2005年第8期。
[3]樊行?。骸犊沙掷m(xù)增長模型的重構研究及啟示》，《會計研究》2007年第5期。
[4]油曉峰、王志芳：《可持續(xù)增長模型及其應用》，《會計研究》2003年第6期。
[5]王玉春、華貴如：《從財務視角審視上市公司可持續(xù)增長》，《會計研究》2007年第2期。
[6]蘇冬蔚、昊仰儒：《我國上市公司可持續(xù)發(fā)展的計量模型與實證分析》，《經濟研究》2005第1期。
[7]詹姆斯?范霍恩：《財務管理與政策》，北京大學出版社2006年版。
有業(yè)內人士指出，雖然今年以來醫(yī)藥板塊迎來上漲行情，但部分子板塊和個股仍處于估值洼地，前期漲幅較低的醫(yī)藥行業(yè)仍存補漲機會，醫(yī)藥類主題基金值得投資者關注。其中，南方基金旗下跟蹤中證500醫(yī)藥指數的南方500醫(yī)藥ETF（基金代碼：512300）今年以來的凈值增長率高達74.26%，十分注目。
醫(yī)藥股防御性凸顯
7月，A股整體下跌幅度達到11.89%，醫(yī)藥行業(yè)的跌幅8.05%，明顯強于大盤，在市場行情整體趨冷的情況下，其防御性凸顯。
從137家已經中期業(yè)績報告的醫(yī)藥企業(yè)來看，76%的企業(yè)預告上半年凈利潤增長，比去年有較小幅度的提升；36家已經披露中報業(yè)績或者是業(yè)績快報的公司來看，整體收入增速為13.5%，高于去年同期的12.5%，整體凈利潤增速為38.5%，在28個行業(yè)中排名第8位。同時，從7月份的行業(yè)估值水平來看，醫(yī)藥行業(yè)估值水平在所有行業(yè)中居第15位，靜態(tài)和動態(tài)市盈率分別為54倍和38倍，估值溢價率在今年以來持續(xù)低于歷史低位。
從醫(yī)藥指數表現來看，據Wind數據顯示，從2004年12月31日至2015年8月17日的這十年間，中證500醫(yī)藥指數的累計收益率為1594.28%，而同期滬深300指數的累計收益率僅為306.17%，醫(yī)藥行業(yè)大幅度跑贏大盤。而在震蕩市行情中，醫(yī)藥衛(wèi)生行業(yè)的防御優(yōu)勢也十分突出。在2008年至2013年股市低迷的六年間，中證500醫(yī)藥指數的累計收益率為64.70%，而同期滬深300指數的累計收益率為-56.35%，顯示出醫(yī)藥板塊具有較強的穿越牛熊周期的屬性。
主題基金獲益良多
醫(yī)藥行業(yè)的較好表現，使得跟蹤醫(yī)藥股行業(yè)的主題基金獲益良多。據Wind數據統計顯示，截至8月17日，南方基金旗下跟蹤中證500醫(yī)藥指數的南方500醫(yī)藥ETF（基金代碼：512300）今年以來的凈值增長率高達74.26%，在可比的515只標準指數股票型基金中排名第二，同時也以優(yōu)異的業(yè)績領跑全行業(yè)醫(yī)藥類主題基金。
分析如下：
一、中藥材、中成藥業(yè)從中藥制藥行業(yè)整體發(fā)展看來，上游中藥材價格基本保持穩(wěn)定，中藥行業(yè)的成本因素變動不大；而在市場需求方面，由于人口老齡化以及對中藥產品在慢性病治療中安全性療效認識的增強，下游市場需求保持穩(wěn)步增長；此外，采用新工藝制造的先進劑型的中藥產品大有逐步替代原有傳統劑型品種的趨勢。技術和市場將是左右未來中成藥行業(yè)發(fā)展的重要因素。在這種大環(huán)境下，具備較完善的產品結構，營銷能力較強的中藥制藥公司有望繼續(xù)保持高于行業(yè)的平均增長幅度。
二、化學藥制造業(yè)化學原料藥行業(yè)是化學藥制造業(yè)中產品品種最多、生產銷售規(guī)模最大的子行業(yè)。預計抗生素原料藥企業(yè)在××年的贏利能力將仍然較弱。而對于細分品種如心血管類藥物等，多數品種在升級換代、國際產業(yè)轉移、專利到期促進仿制等因素的影響下，在××年雖面臨價格持續(xù)下跌的可能，但通過規(guī)模效應、成本控制、以及產品從成長期進入成熟期的穩(wěn)定供求關系的依托，仍然在快速增長的同時保持相對較高的盈利水平?；瘜W原料藥行業(yè)整體而言，預計××年大致與××年情況持平，處于自然增長狀態(tài)。
××年中國醫(yī)藥行業(yè)前景的總體展望分析認為：
第一，××年，全球醫(yī)藥產業(yè)依然穩(wěn)定發(fā)展，預計未來年世界醫(yī)藥市場年增長率％左右，生物制藥市場年增長率大概為％（引自新疆證券）。專利藥將繼續(xù)主導市場發(fā)展但增幅減緩，普藥的市場份額將擴大。
第二；××年，醫(yī)藥行業(yè)利潤增速出現階段性的回落。自年以來，中國醫(yī)藥工業(yè)經濟連續(xù)保持兩位數的產銷和利潤的穩(wěn)定增長，但××年季度以來政策與市場兩大層面的多種負面因素集中顯現，這一慣性將在××年持續(xù)。
第三；××年，我國醫(yī)藥需求將持續(xù)增加。人口增長、人口老齡化、人均用藥水平提高等行業(yè)長期增長的內在驅動因素并未改變；而××年月份以來占據國內第一大用藥領域地位的抗感染藥物市場逐步回暖，對于化學原料藥與化學制劑藥行業(yè)的整體效益水平回升具有重要意義；加上中藥行業(yè)銷售與利潤水平的持續(xù)穩(wěn)定增長和生物制品行業(yè)的快速成長，××年醫(yī)藥行業(yè)效益有望回升。預計未來年國內藥品市場年增長率～％。
第四；××年，中藥行業(yè)與特色原料藥子行業(yè)仍將是中國醫(yī)藥經濟的比較優(yōu)勢行業(yè)，整體上具備更突出的核心競爭力和穩(wěn)定增長前景。相對而言，國內化學制劑藥企業(yè)普遍缺乏創(chuàng)新，在全球競爭市場競爭，仍然需要努力。
分析如下：
一、中藥材、中成藥業(yè) 從中藥制藥行業(yè)整體發(fā)展看來，上游中藥材價格基本保持穩(wěn)定，中藥行業(yè)的成本因素變動不大；而在市場需求方面，由于人口老齡化以及對中藥產品在慢性病治療中安全性療效認識的增強，下游市場需求保持穩(wěn)步增長；此外，采用新工藝制造的先進劑型的中藥產品大有逐步替代原有傳統劑型品種的趨勢。技術和市場將是左右未來中成藥行業(yè)發(fā)展的重要因素。在這種大環(huán)境下，具備較完善的產品結構，營銷能力較強的中藥制藥公司有望繼續(xù)保持高于行業(yè)15%的平均增長幅度。
二、化學藥制造業(yè) 化學原料藥行業(yè)是化學藥制造業(yè)中產品品種最多、生產銷售規(guī)模最大的子行業(yè)。預計抗生素原料藥企業(yè)在2008年的贏利能力將仍然較弱。而對于細分品種如心血管類藥物等，多數品種在升級換代、國際產業(yè)轉移、專利到期促進仿制等因素的影響下，在2008年雖面臨價格持續(xù)下跌的可能，但通過規(guī)模效應、成本控制、以及產品從成長期進入成熟期的穩(wěn)定供求關系的依托，仍然在快速增長的同時保持相對較高的盈利水平?；瘜W原料藥行業(yè)整體而言，預計2008年大致與2008年情況持平，處于自然增長狀態(tài)。
2008年中國醫(yī)藥行業(yè)前景的總體展望分析認為：
第一，2008年，全球醫(yī)藥產業(yè)依然穩(wěn)定發(fā)展，預計未來3年世界醫(yī)藥市場年增長率9％左右，生物制藥市場年增長率大概為20％（引自新疆證券）。專利藥將繼續(xù)主導市場發(fā)展但增幅減緩，普藥的市場份額將擴大。
第二；2008年，醫(yī)藥行業(yè)利潤增速出現階段性的回落。自1999年以來，中國醫(yī)藥工業(yè)經濟連續(xù)保持兩位數的產銷和利潤的穩(wěn)定增長，但2008年3季度以來政策與市場兩大層面的多種負面因素集中顯現，這一慣性將在2008年持續(xù)。
第三；2008年，我國醫(yī)藥需求將持續(xù)增加。人口增長、人口老齡化、人均用藥水平提高等行業(yè)長期增長的內在驅動因素并未改變；而2008年8月份以來占據國內第一大用藥領域地位的抗感染藥物市場逐步回暖，對于化學原料藥與化學制劑藥行業(yè)的整體效益水平回升具有重要意義；加上中藥行業(yè)銷售與利潤水平的持續(xù)穩(wěn)定增長和生物制品行業(yè)的快速成長，2008年醫(yī)藥行業(yè)效益有望回升。預計未來3年國內藥品市場年增長率13%～17％。
第四；2008年，中藥行業(yè)與特色原料藥子行業(yè)仍將是中國醫(yī)藥經濟的比較優(yōu)勢行業(yè)，整體上具備更突出的核心競爭力和穩(wěn)定增長前景。相對而言，國內化學制劑藥企業(yè)普遍缺乏創(chuàng)新，在全球競爭市場競爭，仍然需要努力。
[關鍵詞]醫(yī)藥行業(yè) 資本結構 影響因素
一、醫(yī)藥行業(yè)上市公司資本結構影響因素分析――宏觀因素
1.經濟發(fā)展水平
經濟的快速發(fā)展將帶動資本市場的發(fā)展，從而為醫(yī)藥行業(yè)上市公司提供了更好的融資環(huán)境和融資來源。當經濟增長率較高時，經濟處于高漲、繁榮時期，醫(yī)藥公司的盈利水平較高且有良好的預期，抵抗經濟周期性波動的力量就大，受宏觀經濟影響而調整資本結構的可能性就小，負債能力較強，這時醫(yī)藥公司會更傾向于債權融資，財務杠桿應較大。相反，當經濟增長減緩時，醫(yī)藥公司盈利的實際水平與預期水平都會降低，債權融資的優(yōu)勢減弱，公司更傾向于股權融資方式，財務杠桿相應減小。因此從理論上講，企業(yè)財務杠桿的變化與經濟增長率的變化成正相關關系。
2.通貨膨脹率
一般認為在存在通貨膨脹情況下企業(yè)負債經營是有益的。因為公司將來償還的是更“廉價”的貨幣，但實際上公司在通貨膨脹情況下，情況下，負債收益很大程度上取決于其盈利情況。在這種情況下，企業(yè)的負債率是伴隨著通貨膨脹率的增加而增加；而當企業(yè)的總資產收益率低于平均利率時，企業(yè)的負債率隨著通貨膨脹的上升而下降。因此，通貨膨脹率與醫(yī)藥行業(yè)資本結構正相關。
3.利率
利息率是決定企業(yè)債權融資的成本的決定因素，所以利率也是影響公司資本結構的重要因素。當利率下降時，借入資本的成本隨之下降，從而導致在其他條件不變的情況下，公司可以適當提高資產負債率；反之公司應減少資產負債?？偟膩碚f，利率與醫(yī)藥行業(yè)上市公司資本結構負相關。
4.所得稅稅率
所得稅率是指所繳納的所得稅與利潤總額的比例。資本結構的債務稅盾固然可以降低所得稅費用，降低上市公司所得稅稅率；但過分利用這點會造成公司內部運行上的惡性循環(huán)，不利于公司的長遠發(fā)展。反過來，好的所得稅稅收政策既可以使上市公司的所得稅費和所得稅稅率能長期持續(xù)保持合理化，又可以促進公司的融資方式和資本結構的平衡，極大地優(yōu)化改善企業(yè)治理機制。稅率是國家進行宏觀調控的重要工具，企業(yè)利用負債可以獲得減稅利益，因此，所得稅稅率越高，負債的好處就越多；如果稅率很低，則采用舉債方式的減稅利益就不顯著。總而言之，所得稅稅率與醫(yī)藥行業(yè)上市公司資本結構具有顯著的相關性。
二、醫(yī)藥行業(yè)上市公司資本結構影響因素分析――微觀因素
1.企業(yè)規(guī)模
資本結構理論認為，企業(yè)規(guī)模對資本結構的影響是雙重的。一是公司規(guī)模越大，內部籌資的能力就越強，因此企業(yè)的負債率就越低，兩者應呈負相關關系；二是公司規(guī)模越大，多元經營可能性就越大，越能分散公司的經營風險，在其他同等條件下，公司易利用負債籌資，因此企業(yè)規(guī)模與公司資本結構影響因素呈正相關關系。表現企業(yè)規(guī)模的財務指標主要有：資產規(guī)模、銷售額規(guī)模等。
2.公司的成長性
呂長江和韓慧博（2001）以主營業(yè)務收入增長率為解釋變量，發(fā)現公司的成長速度越快，負債率越高。然而，根據理論，具有高成長性機會的公司較低成長性公司對將來投資具有更多選擇權，使股東更容易侵蝕債權人的利益，債務成本較高，取得債務融資的可能性就更低，所以具有更多成長機會的公司更傾向于股權融資，以免錯過正的凈現值項目。同時，對未來成本預期越大，企業(yè)就越要保持較低的財務杠桿比率。因此，成長性與債務水平負相關。肖作平和吳世農（2002）以資產增長率為解釋變量，研究結果也支持這個結論。從以上分析可以看出，關于成長性對企業(yè)資本結構的影響研究并未得出定論，但可以確定的是醫(yī)藥行業(yè)上市公司資本結構與成長性具有密切的關系。
3獲利能力
陸正飛、辛宇（1998）以滬市上市公司樣本，通過相關和回歸的方法進行分析，得出以下結論：獲利能力就短期而言對資本結構有著顯著影響（負相關），而對長期負債比率的影響不顯著。呂長江、韓慧博（2001）以滬深兩市的上市公司為樣本的研究也發(fā)現獲利能力與負債負相關。因此，通過理論分析可見，獲利能力與醫(yī)藥行業(yè)上市公司的資本結構負相關。
4.運營能力
公司運營能力對公司的償債能力與獲利能力產生決定性的影響。企業(yè)的運營能力越強，資產的管理效率越高，企業(yè)的財務狀況越好，抵抗風險的能力就越強，越有條件進行舉債經營。因此運營能力與負債呈正相關關系。
5.償債能力
償債能力是公司償還到期債務（包括本息）的能力，償債能力越強的公司說明資產變現能力越強，營運資金就越多，那么就減少公司因擴大規(guī)模等所需向外部籌借資本的額度，因此說償債能力與醫(yī)藥行業(yè)上市公司負債呈負相關關系。
6.非負債稅盾
除了負債外，企業(yè)還有其他一些可以降低稅負、增加稅后收入的機會，如提取固定資產折舊、投資中的稅收減免以及養(yǎng)老金的提取等項目。這些項目被稱為非債務稅盾，它們是負債籌資稅收優(yōu)惠的一種有效的替代。所以說企業(yè)非債務節(jié)稅機會越多，它依賴債務融資來降低稅負的動機也就越小，企業(yè)的負債水平就越低。從歷來實證研究結果看，非債務稅盾與負債率顯著正相關的結論。
