引言
0.1 问题的提出
公司绩效是衡量公司存在价值的重要方面，对于公司的发展至关重要。尤其是经过金融危机的冲击以后，各个公司的盈利性对于公司的发展更为重要。因此，本文基于中国制造业上市公司，研究了财务杠杆，公司规模，业绩与现金流及净资产收益率对于该类企业公司绩效的影响程度。希望研究结果可以对于公司绩效的发展有一定的指导作用。
0.2 文献综述
1 数据来源与说明
2 模型的建立与假设说明
本文期望建立的多元回归模型具有如下最终形式（具体变量选取与逐步回归结果有关，但下述模型不失一般性）：
其中，各变量的解释如下：
Tobin’s Q：即托宾Q 值，在本文中作为度量公司绩效的指标。Q＝（市值＋总负债）/总资产，其中，市值以年个股总市值进行衡量。
LEV：资产负债率（负债总额/资产总额），代表公司的财务杠杆。由于债务融资相对于权益融资来说具有税收屏蔽作用,因此,一般来说,当财务杠杆较低时,公司价值随财务杠杆的提高而增加。然而,对中国上市公司来说,财务杠杆的作用方向目前还不明确。
SIZE：公司规模，它是公司总资产的对数（Ln（总资产））表示。该项指标同上市公司绩效的关系可能与股市投机性等具体因素有关。
CFO：每股经营现金流，主要反映平均每股所获得的现金流量,隐含了上市公司在维持期初现金流量情况下，有能力发给股东的最高现金股利金额。公司现金流强劲，很大程度上表明主营业务收入回款力度较大，产品竞争性强，公司信用度高，经营发展前景有潜力，因此，我们预期上市公司的绩效越好。
ROE：净资产收益率，是公司税后利润除以净资产得到的百分比率，用以衡量公司运用自有资本的效率，因此，该项指标值越高，说明投资带来的收益越高，上市公司的绩效可能越好。
3 实证研究
3.1 简单相关系数检验
基由于本文解释变量较多，可能存在多重共线性，因此，先对各解释变量间相关性进行统计分析。
3.2 找出最简单的回归形式
分别作 Tobin’sQ 与LEV、Size、CFO、ROE 间的回归： 调整的 R2=0.9995 F=11.55 D.W.=1.582.Tobin’s Q=-0.3669+0.0382Size（-1.89） （4.09） 调整的 R2=-0.0014 F=0.2096 D.W.=1.904.Tobin’s Q=0.4306-0.0322ROE（52.40） （-2.32）
调整的 R2=0.0077 F=5.33 D.W.=1.93
可见，财务杠杆对制造业上市公司绩效的影响最大，因此我们选择
（1）作为初始的回归模型。
3.3 逐步回归
将其他解释变量分别导入上述初始回归模型，寻找最佳回归方程.
首先，我们在初始模型中引入变量Size，模型拟合优度提高，而且参数符号合理，变量也通过了显著性检验。
其次，引入变量CFO，可以发现在5%的显著性水平下，变量CFO 即每股经营现金流量并未通过t 检验。而在10%的显著性水平下，我们可以认为CFO 通过了t 检验，但是，通过比较调整后的判断系数及D.W.值，我们发现CFO 的引入并未提高拟合优度，D.W.的值也并未得到改善。
再次，我们去掉变量CFO，引入变量ROE，发现该变量并未通过t 检验，而且拟合优度也并未提高。
因此，在 5%的显著性水平下，变量CFO 与ROE 是多余的，最终我们确定的方程为： 调整的 R2=0.9999 F=8497619 D.W.=1.69
若放宽条件，考虑10%的显著性水平，可以确定最终方程为： 调整的 R2=0.9999 F=5684839 D.W.=1.69
但在这里，我们更偏向于方程a，或者说方程a 可能更准确些，因此本文的分析部分将以a 进行说明。
3.4 回归结果分析
通过方程 a 我们发现中国制造业上市公司的绩效（Tobin’s Q）与公司财务杠杆（LEV,资本结构）存在着显著的正相关关系，仅这一项指标就可解释上市公司绩效变化的99.8%。由于并未对变量取对数，方程中变量前的系数反映了自变量对因变量的边际影响，即资产负债率增加1 单位，托宾Q 值增加0.998 单位。另外，公司的规模(Size)也是影响上市公司绩效的主要因素之一，而且回归结果表明公司规模越小，上市公司的绩效反而越好。然而，每股经营现金流（CFO）与净资产收益率（ROE）对于公司绩效而言没有多大的影响。另外，从方程总体回归结果来看，拟合优度很高，回归结果较好。
4 结论与启示
通过对 2007 年我国制造业上市公司绩效影响因素的实证分析，现有以下结论与启示：
首先，我国制造业上市公司的绩效随着财务杠杆（资产负债率）的增加而提升，这说明在这段期间内，我国制造业上市公司得益于负债增加所带来的税盾的好处。与税收存在时的MM 定理相一致，即在一定债务范围内，公司的价值随着财务杠杆的增加而增加。虽然，过高的负债带来的财务困境成本可能降低公司价值，但对于制造业来说，由于其固定设备投入较高，与信息产业、服务业等无形资产投入较大的行业来说，破产成本与风险要相对小些。
其次，我国制造业上市公司的绩效随着公司规模的扩大而下滑。这说明，小公司具有更好的绩效，为什么会出现这种情况呢？一个很重要的原因可能是中国股市的投机性比较强，特别是2007 年的股市，因此公司规模大则不利于庄家的炒作，从而对上市公司业绩产生负面影响。
再次，对于每股经营现金流来说，由于该项指标主要反映平均每股所获得的现金流量,隐含了上市公司在维持期初现金流量情况下，有能力发给股东的最高现金股利金额。公司现金流强劲，很大程度上表明主营业务收入回款力度较大，产品竞争性强，公司信用度高，经营发展前景有潜力，因此，现金流越大，上市公司的绩效可能会越好。但计量结果表明两者关系不大，不过这种正比关系，我们在10%显著性水平下建立的方程b 中找到了一些证据。
当然，计量误差与缺陷，也可能导致不相关的结论。
最后，对于公司的净资产收益率，该项指标值越高，说明投资带来的收益越高，运用自有资本的效率越高。然而，通过多元回归分析，我们并没有找到它与中国制造业上市公司绩效相关的任何证据。
由于本文利用的是2007 年的截面数据，而且在数据处理上并未剔除ST 企业和考虑刚上市公司股价波动的影响，在计量上并未就异方差性及自相关性进行进一步处理，因此，不排除结果可能存在一些误差，但通过仔细地分析，本文的实证结果的确符合2007 左右中国股市投机性较强的现状的。另外，随着时间的推移，上市公司绩效的影响因素及相对作用也在动态地变化着，这有待于进一步对面板数据的考证。
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