转正业绩总结范文第1篇

【关键词】增值税转型；电力行业；绩效

1.增值税转型对上市公司绩效影响的实证检验

本文研究数据来自于50家电力行业上市公司年报，样本选择时剔除了数据缺失和数据不全的企业，选取2009年和2010年数据共100个样本量。

1.1 研究设计

本文以衡量企业绩效类的指标为因变量，以能代表增值税转型的指标为自变量。

（1）被解释变量的设计。本文选用每股收益作为衡量电力上市公司经营绩效的指标。

（2）解释变量的设计。本文利用（每年新增固定资产抵扣额=生产用固定资产增加额×17%）作为衡量增值税转型政策的指标，即增值税转型政策的实施，会促使企业绩效变好。

（3）控制变量的设计：①公司规模。本文采用企业年末资产总额的对数作为企业规模的控制变量，即规模较大的企业绩效比较好。②固定资产占总资产的比重。本文选取固定资产占总资产的比重作为辅助变量，固定资产占总资产比重较大的企业在转型过程中使得企业绩效更好。③每股经营活动现金流量。本文选取每股经营活动现金流量指标作为辅助变量，每股经营活动现金流量较大的公司，企业经营绩效好。④资产负债率。本文选取资产负债率指标作为一个控制变量，资产负债率过高会使公司经营绩效变差。

1.2 模型的构建

本文主要是研究增值税转型政策的实施对上市公司绩效的影响，建立如下回归模型：

1.3 样本的回归检验结果分析

根据上表得出回归方程：

Y=0.851+（1.034E-10）X1+0.050X2+0.03X3+0.348X4－2.535X5

由表1-1可以看出，该方程整体通过了F检验，方程拟和程度比较好，说明该方程具有统计意义。通过以上结果，可以看出增值税转型确实会使企业绩效明显转好，并且企业规模、固定资产占总资产的比重均和公司绩效呈正相关关系。同时公司适量负债的存在会促进企业绩效的提高。因此应该尽量扩大企业规模，形成规模效应，提高固定资产占总资产的比重，从而在增值税转型中获得较大的利益。

2.结论和建议

2.1 结论

增值税转型可以使得上市公司绩效明显变好，企业的税收负担在一定程度上得到缓解，节省了现金流量，可以促进企业固定资产的更新；且固定资产比例越高的企业，受到影响幅度越大。而电力行业是资本密集型行业，因此增值税转型必将促进电力企业的发展。

2.2 建议

电力开发企业一方面应重新进行公司长期现金流量预测，调整长期筹资计划，同时应积极做好经营规划，享用增值税转型成果。另一方面大型电力开发企业可以正确认识自身的类型与所处的发展阶段，通过更新投资评价体系，制定合理的投融资计划，为企业经营提供强有力的支持。

参考文献

[1]张雯佳,孟全省.浅议增值税转型及对企业财务的影响[J].会计之友,2010(3):89-91.

转正业绩总结范文第2篇

我国家具建材行业虽然多年来平稳发展，但行业同质化现象日趋严重。家具企业想要提高核心竞争力，就必须重视科技创新，而研究与开发（下文简称R&D）正是创新的来源[1]。发达国家经验表明，R&D强度（R&D经费支出占营业收入的比重）只有达到5%以上，企业才有较强的竞争力，达到2%只能维持企业的基本生存，达到1%的企业极难生存[2]。

对2010―2014年21家家具上市公司的数据研究发现，半数左右的企业R&D投入强度低于2%，维持企业的基本生存难度较大。分析家具企业R&D投入对其经营业绩的影响，促使家具企业合理安排R&D投入以提升企业经营业绩是本文的研究目的所在。

一、文献回顾

梁莱歆、张焕凤以我国高科技上市公司为例，研究了R&D投入与经营绩效之间的关系，发现在R&D投入与产出滞后一定时期的条件下，R&D投入与其盈利能力和发展能力的相关关系较为显著[3]。

董静、苟燕楠对机械设备业和生物医药业的R&D投入与公司业绩间的关系进行了实证研究和比较分析，发现R&D人员投入与机械设备企业业绩的相关性和持续性远远大于生物医药企业；生物医药企业的业绩对R&D资金投入的敏感性较强；R&D资金投入对企业业绩作用的滞后性在生物医药行业比较明显。此外，相对于收入增长能力，R&D投入与企业盈利能力和资产运作效率有更强的正相关关系[4]。

周江燕以制造业71家上市公司为研究对象，通过对样本公司R&D投入与企业业绩及企业价值的相关性分析，发现企业R&D投入与企业当期及滞后1期的营业毛利率有显著的正相关关系，R&D投入可通过对企业业绩的影响来提升公司价值[5]。

汤美妮对88家电子行业A股上市公司2010―2012年R&D投入对企业业绩的影响进行实证分析，发现电子行业R&D投入对当期企业业绩和滞后1期企业业绩有促进作用，对滞后两期企业业绩没有显著影响[6]。

杜勇、鄢波、陈建英对中国2007―2012年43家高新技术产业上市公司的R&D投入对高新技术企业经营绩效的影响进行实证研究，发现R&D投入与盈利能力之间存在明显的正相关关系，与企业成长能力相关性并不显著[7]。

黄怡、郑小丹、翁梅金对福建省2010―2013年连续4年完整披露R&D投入的上市企业数据进行分析，结果表明，福建省上市企业R&D投入与当期绩效之间不具有相关性，但R&D投入对企业绩效具有滞后1期的正向影响作用，同时行业属性对企业R&D投入强度有较大的影响[8]。

张泽、许敏对2008―2012年中小板上市公司的R&D资金投入对绩效的影响进行实证分析，研究发现R&D资金投入对企业当期盈利能力、发展能力均有负向影响，与滞后1期盈利能力呈现显著正相关，与滞后两期盈利能力相关性不显著[9]。

万怡对24家在美国上市的中国互联网公司2010―2013年?g的R&D投入对企业业绩的影响进行实证分析，研究发现R&D投入对企业业绩的影响具有滞后性，且具有滞后1期显著的正向影响[10]。

可见，国内学者对企业R&D投入与经营业绩之间关系的研究观点并不尽一致，主要体现在行业特征和滞后性方面。本文重点研究家具上市公司R&D投入对经营业绩影响的滞后性，根据21家家具上市公司2010―2014年间R&D投入和企业经营业绩的数据，分析两者之间的关系。

二、理论分析与实证设计

（一）理论分析与研究假设

相关文献研究的结论表明，多数学者认为R&D投入与企业的经营业绩呈现明显的相关性。企业的经营业绩主要从盈利能力、营运能力、偿债能力三方面衡量。

1.R&D投入与企业盈利能力的关系

R&D投入是企业产品创新和技术创新的源泉，创新活动通过开发新产品、提高产品质量、优化产品功能、改善产品外观设计等，提高产品的市场占有率，可有效增加产品销售收入，从而提高企业盈利能力。

2.R&D投入与企业营运能力的关系

R&D的投入会占用一部分资金，这部分资金转变为销售收入需要一定的周期，所以短期内总资产周转率会下降。但从长期来看，R&D技术的应用可节约生产成本、提高生产效率，并降低产品的直接和间接成本，提高存货、应收账款等的周转率，从而为提高企业产品竞争力、扩大市场份额奠定基础，提升企业的整体运营能力。

3.R&D投入与企业偿债能力的关系

R&D投入的资金有可能是通过负债筹资的获得，造成投入当期负债总额的提高，提高资产负债率，造成偿债能力下降。但从长远来说，随着盈利能力和营运能力的提高，企业的资产负债率会降低，企业的偿债能力会提高。

家具上市公司的R&D投入所带来的对经营业绩的影响并不一定体现在当年的财务报表数据中，有可能对以后年份的经营业绩的提高产生影响，即存在滞后性。根据相关文献研究结果，假设滞后期为1、2期，即研究第n年、第n-1年和第n-2年这3年的R&D投入对第n年经营业绩的影响。

由此提出以下3个假设。H1：前2期、前1期、当期R&D投入与当期企业盈利能力有显著的相关关系；H2：前2期、前1期、当期R&D投入与当期企业营运能力有显著的相关关系；H3：前2期、前1期、当期R&D投入与当期企业偿债能力有显著的相关关系。

（二）实证设计

1.样本选取与分析工具

截至2014年，包括大亚科技、景谷林业、浙江永强、吉林森工、美克股份、平潭发展等在内的大约22家家具公司成功上市。由于上市公司数量较少，本文选用全部家具上市公司的2010―2014年面板数据进行研究。剔除数据不全的影响，2010年的样本为14家，2011年17家，2012年19家，2013年20家，2014年21家，总样本观测点为91个。

本文运用EVIEWS 8.0软件研究R&D投入和企业经营业绩的关系。数据主要取自上市公司的年度报告，该年度报告来源于巨潮资讯网（http：//chinext.cninfo.com.cn/）。

2.变量选择与模型构建

考虑到不同规模的企业R&D投入规模有较大的差异，为增加研究数据的可比性，选择R&D投入强度（本年R&D投入额/本年营业收入）衡量R&D投入情况，以及投入资本报酬率、总资产周转率、资产负债率3个指标，从盈利能力、营运能力、偿债能力三方面来分析经营业绩。

以2010―2014年家具上市公司的91个样本点数据为依据，为避免对数据直接进行回归分析而产生伪回归的问题[11]，建模之前先运用LLC、ADF、PP检验法对面板数据进行平稳性检验，如果检验得到的P值小于0.05就代表变量是平稳的。在变量平稳的条件下建立实证模型，利用分布滞后模型原理建立个体固定效应模型。

假定R&D投入对经营业绩影响的滞后期为1、2期，构建如下模型：

其中，ROICnt，TATnt，DARnt是被解释变量，分别表示投入资本报酬率、总资产周转率和资产负债率；Xnt，Xnt-1，Xnt-2是解释变量，分别代表家具上市公司当年的R&D投入强度以及此前1年、2年的R&D投入强度；β1，β2，β3为回归系数，代表不同时期R&D投入对经营绩效影响程度；αn为随机变量，表示不同个体的截距项，λnt为误差项。

三、实证检验与结果分析

（一）实证检验结果

运用LLC、ADF、PP单位根检验法对R&D投入强度与投入资本报酬率、总资产周转率、资产负债率的面板数据进行平稳性检验。结果显示，各检验的P值均小于0.05，解释变量与被解释变量序列均为平稳序列，可以直接对模型进行回归分析。

似然比检验结果显示，截面F、截面χ2检验的P值均远小于显著性水平0.05，R&D投入强度与投入资本报酬率、总资产周转率、资产负债率之间均可建立个体固定效应模型。

1.R&D投入强度与投入资本报酬率的个体固定效应模型

实证结果显示，当期及前2期的R&D投入强度对当期投入资本报酬率影响的P值远大于显著性水平0.05，两者对当期投入资本报酬率的影响并不显著；前1期的R&D投入强度对投入资本报酬率影响的P值为0.0005，远小于显著性水平0.05，回归系数4.943在统计上是显著的，表明两者间有显著的正向线性相关关系。

2.R&D投入强度与总资产周转率的个体固定效应模型

实证结果显示，前1、2期的R&D投入强度对当期总资产报酬率影响的P值远大于显著性水平0.05，表明这两个因素对总资产周转率的影响并不显著；而当期R&D投入强度对总资产周转率影响的P值为0.0051，远小于0.05，回归系数为-1.186，表明两者间有显著的负线性相关关系。

3.R&D投入强度与资产负债率个体固定效应模型

??证结果显示，前2期R&D投入强度对资产负债率影响的P值远大于显著性水平0.05，表明R&D投入强度的滞后2期的效应并不显著；前1期及当期R&D投入强度对企业资产负债率影响的P值小于显著性水平0.05，回归系数3.513、4.155统计上是显著的，表明前1期及当期R&D投入强度与企业资产负债率之间存在正线性相关关系。

（二）实证结果分析

1.R&D投入强度对企业盈利能力存在滞后1期的影响

主要原因：一方面，R&D投入占用的资金从生产到销售再到转变为企业利润需要一定的周期，当期的R&D投入所带来的盈利很难在当期的经营业绩中体现出来。另一方面，由于家具行业目前的R&D力量较弱，投入主要在实用新型和外观设计等方面，R&D投入的滞后性周期没有那么长，一般为1期滞后，因而滞后2期的R&D投入对企业盈利能力的影响就相当小了。根据实证结果可以看出，企业前1期的R&D投入与当期盈利能力之间存在正向的线性相关关系，与前文假设基本相符。

2.R&D投入强度对当期企业营运能力存在负线性相关关系

这主要是由于当期占用的R&D费用不会在当期立即转化为销售收入，当期的总资产周转率下降。同时企业当年的营运能力一般考察的是短期的周转性，因此前1期及前2期的R&D投入对当期的营运能力的影响很小，实证结果与原假设不一致。

3.前1期及当期R&D投入强度对企业偿债能力存在显著影响

这说明R&D投入强度与资产负债率存在显著正相关关系，且存在1期滞后效应；资产负债率越高，长期的偿债能力越低，模型的实证结果与研究假设相符。

四、研究结论

转正业绩总结范文第3篇

关键词：营运资金　现金周期　公司经营绩效

一、引言

营运资金管理是公司财务管理的重要组成部分，与公司价值创造和财务管理目标紧密相关。因营运资金管理不善而导致的破产倒闭案例已屡见不鲜，2003年美国有着100多年历史的Kmart申请了破产保护。2004年在中国运营8年之久的普尔斯马特轰然倒下。而Dell、Wal-mart等世界著名跨国公司谈到成功经验时，都提及其先进的营运资金管理理念和模式。近年来，提高营运资金管理效率正逐步成为国内外企业关注的重心之一。虽然我国上市公司也呈现出现金周期逐步缩减的趋势见(图1)，但平均水平仍远远超过国外食业，营运资金管理水平还有待进一步提高。

二、文献综述

(一)国外文献　许多学者和机构都关注营运资金管理问题。较短现金周期是否有利于企业的盈利性，是一个需要实证检验的问题(Shin等，1998)。现有实证检验的结果不尽相同：Kamath(1989)、Shin等(1998)发现净营业周期与盈利性及股票投资回报之间存在显著负相关关系。但Soenen(1993)并没有发现两者间的一致性关系，仅发现了行业因素的影响。JOSe等(1996)、Deleof(2003)、Lazaridis等(2006)分别以美国(1974-1993年)、比利时(1992-1996年)、雅典股票市场(2001-2004年)公司为样本，研究现金周期(CCC)与公司绩效的相关性，认为CCC与公司绩效负相关。而对于CCC各组成部分与绩效的相关性，Deloof、Lazaridis等认为，应收账款周转期与绩效显著负相关；存货周转期与绩效的负相关性在比利时市场较为显著，在雅典市场不显著；但应付账款周转期在雅典市场与绩效显著正相关，在比利时市场两者却显著负相关。

(二)国内文献　我国对营运资金管理效率与盈利性关系的研究较少。辜玉璞(2006)以沪深两市1995年至2004年146家制造业上市公司为样本，发现现金周期和公司盈利能力负相关。赵旭等(2003)进一步指出两者的负相关对产业因素反映敏感，而且积极的流动性管理战略有助于提高上市公司的经营绩效，但并不能提升上市公司的市场价值。

三、研究设计

(一)研究假设借鉴已有研究成果，本文提出如下假设：营运资金的周转期应该适度，过长或过短都会影响企业的经营绩效。现金周期越长，营运活动占用的资金就越多，机会成本、管理费用和相应的坏账风险就会上升。同时，公司对外部资本的依赖性增加，又会导致融资成本的相应上升。但现金周期过短又会增加企业经营风险。就平均水平而言，目前我国企业的现金周期明显超长，缩短现金周期带来的边际收益大于边际成本，最终导致企业经营绩效的上升。因此，本文假设：

假设1：现金周期与公司经营绩效负相关

应收账款周转期反映企业年度内应收账款转为现金和偿还短期债务的能力。放宽周转期会增加销售，但同时也会带来机会成本、坏账损失和收账费用等成本的上涨。与国外企业相比，我国企业的应收账款周转期过长，放宽应收账款信用期所带来的边际销售增量将会递减，而相应的边际成本费用则会上升，最终会导致企业经营绩效的下降。因此，本文假设：

假设2：应收账款周转期与公司经营绩效负相关

存货周转期反映企业库存管理的水平，随着信息技术、第三方物流、供应链管理技术的提高，在保证供货稳定性的同时也使加速存货流转成为可能。在技术和管理方式不断创新的现实环境下，加速存货流转带来的边际收益必然会增加。因此，本文假设：

假设3：存货周转期与公司经营绩效负相关

应付账款是利用商业信用进行生产经营的融资方式，延迟应付账款的支付可以节约资金成本，提高获利能力。但若存在现金折扣，延期支付会因失去折扣而增加资金成本，同时延期支付也会损害与供应商的关系。已有研究表明。应付账款周转期与公司绩效负相关(Deloof,2003)，而且在资本市场欠发达的国家(包括我国)，股票和债券的直接融资受到一定程度的制约，银行贷款和商业信用仍是极具吸引力的筹资渠道，企业利用供应商提供的非正式贷款来融资不断增长，造成上游客户的资金周转困难。如果企业能适当加速还款，必然会增加供应链上游企业的积极性，增强企业信誉、提高供应链的鲁棒性。可见，我国企业边际应付账款支付期的缩减将会带来边际收益的更高增长。此外，企业为了降低收账风险，往往给予较高的现金折于口比例。鉴于上述分析，本文假设：

假设4：应付账款周转期与公司经营绩效负相关

(二)样本选取与数据来源本文选取2001年至2006年沪深两市上市公司为样本，为研究行业差异性，选取具有代表性的制造业和批发零售业作为研究子样本。初始样本中剔除了数据缺失、金融保险业、财务状况异常、资产负债率大于1、年度销售增长率超过5、各周转期绝对值大于1000的异常上市公司。最后得到总体样本6190个，其中制造业和批发零售业上市公司分别为3645个和427个，各占总体样本的58.89％和6.90％，与制造业和批发零售业上市公司占总上市公司的比例57.42％和7.01％十分接近，说明样本分布较均匀，剔除部分极值后对样本影响不大。本文研究所用数据主要来源于CSMAR数据库、万德数据库、上市公司资讯网、巨潮资讯及中国证监会网站等。

(三)模型设计和变量定义本文采用OLS多元回归分析，建立如下模型：

模型l：CROA=β0+β1CCC+β2LNSALE+β3LEV+β4CROWTH+βD200t+ε

模型2：TQ=β0+β1CCC+β2LNASSET+β3LEV+β4GROWTH+β5OCFA+β6DPS+β7LARGEST+ε

模型3：CROA=β0+β1X+β2LNSALE+β3LEV+β4GROWTH+ε

本文以主营业务资产收益率(cROA)作为反映公司经营绩效的核心指标。同时由于会计指标受会计准则、会计程序选择等因素的影响，有时会与市场指标存在较大偏差。因此，本文用托宾Q值作为公司价值的衡量指标，主要变量计量详见(表1)，并选取如下控制变量：规模(LNSALE)、财务杠杆(LEV)、销售增长率(GROWYH)、单位资产经营现金流(0CFA)、每股股利(DPs)及第一大股东持股比率(LARGEST)等。同时引入年度哑变量，分别用D200t(t=1，2，3，4，5)表示。此外，模型3中的x分别表示应收账款周转期(DSO)、存货周转期(DIO)和应付账款周转期(DPO)。

四、实证分析

(一)相关性分析　通过Pearson相关分析发现，CCC与CROA、

TQ以及DSO、DIO、DPOL：：JCROA的相关系数均为负值，且在1％的统计水平上通过了显著性检验，初步证明了本文的假设。

(二)模型1的回归分析　对全行业、制造业及批发零售业样本公司，模型1调整后的R2分别为13.60％、12.45％和22.84％，且都在1％的显著性水平上通过了F检验。从(表2)可以发现：(I)营运资金管理效率与公司经营绩效显著负相关，验证了假设1。其中全行业总体样本检验结果表明：现金周期延长或缩短100天，CROA降低或提高0.52％，这与国内外学者的研究结果基本相似。制造业和批发零售业的子样本检验也得到了相同的结果，只是制造业的系数较批发零售业稍大。(2)控制变量中，公司规模、公司增长能力与公司经营绩效显著正相关。财务杠杆与公司经营绩效显著负相关。

(三)模型2的回归分析本文采用2006年的样本公司对模型2进行回归分析发现见(表3)：(1)对全行业总体样本，现金周期与托宾Q值正相关，且每延长或缩短100天，托宾Q值将提高或降低1.93％；(2)制造业子样本检验也得到了相同结果；但批发零售业未通过显著性检验。这与赵旭、胡运生(2003)的研究结论基本一致。本文认为，有效的营运资金管理之所以无法提高公司价值，是因为我国上市公司中缺少一种O比率套利机制，其根源在于我国股权分置、股票不能全流通的特殊制度背景。

(四)模型3的回归分析通过模型3的实证检验发现(见表4)，全行业及两个子样本模型均在1％的显著性水平上通过了F检验。(1)总体样本的应收账款周转期在1％的统计水平上与公司经营绩效(CROA)显著负相关，且其延长或缩短100天，CROA将降低或提高1.37％，制造业子样本检验也得到了相同的结果；但批发零售业现金周期的系数未通过显著性检验。因为批发零售业主要采用现金收款方式，只有较少的应收款项，从而使得假设2不适用于批发零售业样本公司。(2)总体样本的存货周转期与公司财务绩效显著负相关，且每延长或缩短100天，绩效将降低或提高1.06％，验证了假设3。子样本检验结果相似，只是批发零售业的系数较制造业稍大。(3)总体样本的应付账款周转期与公司财务绩效显著负相关，且每延长或缩短100天，绩效将降低或提高2.28％，验证了假设4。子样本检验结果相似，但制造业的系数较批发零售业稍大。

转正业绩总结范文第4篇

【关键词】 资本结构；公司业绩；因子分析

企业的资本结构是否合理直接影响到公司的经营业绩和长远发展，对资本结构和公司业绩相关性研究越来越重视。国外的资本结构理论建立在发达的市场经济基础上，但是，我国市场经济体制和企业的治理结构均不完善，国外的理论还缺乏正常发挥作用的基础，这些理论是否适合，以及在多大程度上适合我国国情，还需要具体分析。

一、资本结构理论与企业业绩评价

（一）资本结构基本理论

资本结构是指公司的资本构成及其比例关系，学术界对资本结构界定的角度不同，产生了广义的资本结构与狭义的资本结构。广义的资本结构指公司全部资本的来源的构成及其比例关系，即资本结构的研究范畴不仅包括权益资本和长期债务资本，还包括短期资本；狭义的资本结构指公司的各种长期资本的来源的构成及其比例关系，即其研究范畴不包括短期资本在内。

自从美国学者Modigliani和Miller提出著名的MM理论后，资本结构更是成为了学术界研究的重点。MM理论的提出标志着资本结构理论的研究从传统的资本结构理论阶段进入了现代资本结构理论阶段，其后学术界对其的研究不断深入，使资本结构理论体系不断完善。其发展过程为：

1.MM理论

早期的MM理论是建立在完全市场的假设条件上，再通过严密的数学推理证明，企业的市场价值与其资本结构无关，即企业不能通过负债提高企业的价值或者影响其股票价格。其后为弥补MM理论建立在严格假设的条件下这一缺陷，将企业所得税引入模型，形成了修正的MM理论。修正的MM理论认为，当企业的负债增加时，企业的财务杠杆作用就会越明显，企业的价值也会越高，当企业的负债达到百分之百时，企业的市场价值达到最大。

2.权衡理论

学术界沿着MM理论的研究方法，分别将各种税收差异和破产成本引入研究模型，形成了税差学派和破产成本主义两大学派，最终这两大学派归结到权衡理论。权衡理论认为，企业的最优资本结构处于负债的预期边际税收利益等于负债的预期边际破产成本之处（Masulis，1984）。

3.理论

Jensen和Meckling将成本引入到资本结构的研究之中，通过研究认为，债务融资和股权融资都存在成本，最优资本结构取决于所有者愿意承担的总成本，企业可以通过最小化其总成本来得到企业的最优资本结构。

4.信号传递理论

信号传递理论是将信号理论引入到资本结构的研究中，探讨在不对称信息下，企业如何调整自己的资本结构来向市场传递有关企业价值的信息。信号传递理论认为，企业管理层持股比例越高，企业负债水平越高，外部投资者就认为该企业资产质量良好，进而增加对企业的信心。因此，资本结构与企业业绩呈正相关关系，资产负债率越高，企业价值越大。

5.优序融资理论

优序融资理论是在权衡理论、理论以及信号传递理论的基础上提出的，该理论认为，企业经营权与所有权的分离导致信息不对称，在企业管理层比外部投资者更了解投资项目真实价值的情况下，企业总是尽可能地利用内部积累资金来投资，其次是进行债务融资，直到因债务融资导致企业可能发生财务危机时，最后才考虑发行股票。

（二）经营业绩的基本理论

企业经营业绩是管理者运用企业的资源达成经营目标的具体表现，业绩的好坏不仅关系到企业的生存，更影响到企业未来的发展。在评价上市公司的时候，经营业绩最能集中地体现上市公司的综合实力，经营业绩指标是最具代表性和说服力的。

从各种文献来看，在选择企业业绩指标的问题上，可以分为两类，一种是“单一指标的绩效衡量”，另一种是“多重指标的绩效衡量”。

1.单一指标的绩效衡量

被学术界及企业界普遍运用的单一指标的绩效衡量，在方法上比较简单，根据上市公司的历史财务数据简单计算而得。专家学者常使用的指标往往以会计利润为起点计算，比如说净资产收益率、投资报酬率、销售毛利率等等，其中以净资产收益率最为常用。然而会计报酬率无法反映现在和未来的公司现值，学术界使用托宾Q值（公司的市场价值与资产的重置成本之比）衡量绩效，但在我国资本市场不完善的情况下，使用该指标是不现实的。

由于在一定的时间内企业追求的目标并非是单一的，而是多重目标的，因此单一指标往往造成确切性的不足，从而无法充分表达绩效的全貌。

2.多重指标的绩效衡量

针对单一指标的缺陷，人们提出了多重指标的绩效衡量。多重指标的绩效衡量使用多元化的指标，可以衡量到绩效的多个层面，较容易达到完备性及确切性的要求以及避免个人主观的偏失。目前多重指标的方法主要有层次分析法和平衡计分法。

本文采用我国目前设计的企业绩效评价指标体系，它围绕着企业的财务效益状况、资产营运状况、偿债能力状况和发展能力状况四个部分，建立逻辑严密、相互联系、互为补充的体系结构。企业绩效评价指标是企业绩效评价内容的具体体现，企业绩效评价的综合结果也产生于企业绩效的四个主要方面。具体评价指标如下：

（1）财务效益状况

反映企业的获利能力，主要通过基本指标净资产收益率、总资产报酬率和修正指标资本保值增值率、销售利润率（营业利润率）、成本费用利润率衡量。

（2）资产营运状况

反映企业的运营能力，通过基本指标总资产周转率、流动资产周转率和修正指标存货周转率、应收账款周转率、不良资产周转率、资产损失比率衡量。

（3）偿债能力状况

反映企业的偿债能力，主要通过基本指标资产负债率、已获利息倍数和修正指标流动比率、速动比率、现金流动负债比率、长期资产适合率、经营亏损挂账比率来衡量。

（4）发展能力状况

反映企业的后续发展能力，通过基本指标销售增长率、资本积累率和修正指标总资产增长率、固定资产增长率、三年利润平均增长率、三年资本平均增长率衡量。

现阶段学术界对资本结构与经营业绩相关性的研究不断成熟，且呈分行业研究的趋势，但对我国煤炭行业研究的还较少，本文将以我国煤炭行业最近三年的数据为样本进行实证研究。

二、研究假设与研究设计

（一）研究假设

根据现代资本结构理论，企业一定存在一个最佳的资本结构。近些年，一些学者通过理论研究和实证分析，提出了“倒U型理论”，即企业业绩与其资本结构并不是呈简单的线性相关关系而是呈倒U型的关系，且最佳资本结构在企业资产负债率为50%的时候。也就是说，当企业的资产负债率超过50%时，企业业绩与其资本结构呈负相关关系；当企业的资产负债率小于50%时，这两者则呈正相关关系。

我国煤炭行业上市公司近三年的平均资产负债率为50.91%，因此，本文假设我国煤炭行业上市公司的资本结构与其经营业绩呈负相关关系。

（二） 研究样本的选择

依据中国证券监督委员会于2001年的《上市公司行业分类指引》，选取我国在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的煤炭采选业企业为研究对象，并按照以下原则对分析对象进行筛选，以确定最终的研究样本：

1.保留只发行A股股票的上市公司。若企业发行B股、H股、N股或者同时发行A股和B股、H股或者N股，在一定程度上将会受到B股、H股以及N股市场的影响，有损研究数据的质量，且缺乏可比性；

2.为保证研究数据的完整性，剔除在2007年12月31日之后上市的公司；

3.省略info.省略）。数据处理采用SPSS17.0。

（三） 研究变量的选取

本文主要选取净资产收益率、总资产收益率和销售毛利、三个业绩变量和公司规模（总资产的自然对数）、成长性（净利润增长率）、营运能力（总资产周转率）、变现能力（流动比率）和每股收益5个相关变量，通过因子分析得出综合业绩变量，同时选取资产负债率作为资本结构变量。

三、实证分析与结论

（一）实证分析

1.对企业业绩指标和相关指标进行因子分析

因子分析的实质就是从众多的原始变量中找出隐藏的具有代表性的因子，将相同本质的变量归入一个因子，使用较少的因子来反映原有变量所包含的大量信息。因子分析的前提条件是原有变量之间有较强的相关性，如果原始变量之间不存在较强的相关关系，就没有办法找到其中的公共因子。

通过表1可以看出，各个原始变量之间均存在一定的相关程度，其中，净资产收益率与每股收益、净资产收益率与公司规模、净资产收益率与净利润增长率、销售毛利率与总资产周转率、销售毛利率与总资产报酬率、净利润增长率与总资产报酬率、流动比率与总资产报酬率几组变量之间的相关程度均超过了50%，因此，可以使用因子分析法来提取评价上市公司业绩的综合因子，这同时也解决了选取单一变量来衡量企业业绩会存在一定的片面性的问题。

通过表2的数据可以看出，取样足够度的KMO度量为0.456，虽小于0.5，但也接近于0.5，仍可以进行因子分析。选取使用最为普遍的主成分分析法作为因子提取的方法，并为保证新生因子之间的不相关性，选择正交旋转法对负荷矩阵进行旋转。

按照Bartiett检验原则，选取初始特征值大于1的成分为主成分，从表3中可以看出，前三个变量的特征值均为大于1的，且三项累积方差贡献率达到了80.344%，也就是说，这三个变量可以解释原始变量的方差的80.344%。因此，选取第一主成分、第二主成分、第三主成分代表原始变量的所有信息。

从表4可以看出，第一主成分Fac-1、第二主成分Fac-2、第三主成分Fac-3的得分分别为：

Fac-1=-0.013Y1+0.126Y2+0.339Y3-0.041Y4+0.333Y5+0.109Y6

+0.353Y7-0.186Y8；

Fac-2=0.426Y1-0.015Y2+0.178Y3+0.401Y4-0.036Y5+0.157Y6

-0.105Y7+0.282Y8；

Fac-3=-0.126Y1+0.485Y2-0.026Y3-0.098Y4+0.006Y5-0.632Y6

-0.030Y7-0.049Y8；

根据因子分析所得出的新生变量Fac-1、Fac-2、Fac-3计算上市公司企业业绩指标的综合因子得分为：

Y=（35.424Fac-1+29.014Fac-2+15.906Fac-3）/ 80.344

2.经营业绩与资本结构的回归分析

为了进一步确认煤炭行业上市公司资本结构与其企业业绩之间的相关性，下面以反映企业业绩的综合因子为因变量，企业的资产负债率为自变量进行简单的回归分析。建立的数学模型为：

Y=α0+α1X+ε1；

其中，Y为上市公司企业业绩的综合得分因子；

X为企业的资产负债率；

α0为常数项；

α1为回归系数；

ε1为随机误差项。

模型的回归分析结果如表5。

从表5可以看出，相关系数R=0.696，判断系数R2为0.484，调整过后的判断系数R2为0.444，回归估计的标准估计误差为0.44972。其中，调整后的判定系数判定R2能够衡量线性回归方程的拟合程度，用来说明用自变量解释因变量变异的程度（所占比例），该指标的值越接近1越好，这说明样本回归的结果一般，也就是综合因子Y的总变差（指被解释变量的观测值与均值的离差平方和）中由模型做出了解释的部分所占的比重为48.4%，分析其存在的原因可能是样本较少造成的。但是，在有些行业里能达到20%就可以认为拟合优度在正常范围内，在煤炭行业其他的因素对企业综合业绩的影响也不容忽视，48.4%的拟合度也并不算很低。另外，模型的DW检验值为1.949，说明模型不存在自相关。

F检验是对回归模型总体的显著性检验，在给定的显著水平0.05的情况下，通过F-分布表查F（1，13）的，得临界值是4.67，从表6中看出，F值为12.197，大于临界值，说明回归方程是显著的，说明经营业绩关于资本结构的线性回归模型从统计检验的角度上是有意义的。该模型的F检验的统计量F值的伴随概率为0.004，远小于0.05，通了过F检验，也就是说，在显著水平为0.05的情况下，企业的资本结构与其业绩是存在相关关系的。

由表7可以看出，回归模型的常数项为1.595，回归系数为-0.010，回归系数T检验的T值为-3.492，伴随概率为0.004。通过查T检验临界分布表，在给定显著性水平为0.05的情况下，临界值为1.771，因此我们在对回归分析结果进行评价时，大致可以作出如下判断，当估计系数的统计值超过1.771时，可以在显著性水平0.05条件下认为解释变量的影响是显著的，此时犯错的概率不超过0.05。本次研究中T值的绝对值大于1.771，因此仍然可以认为回归系数有显著意义与方差分析一致，从而得到方程：Y=-0.010X+1.595

（二）研究结论分析

通过实证分析得出结论，我国煤炭行业上市公司资本结构与经营业绩成负相关的关系，与研究假设相一致。说明高的资产负债率会影响上市公司的经营业绩，因此上市公司为了提高经营业绩，通常会减少债务融资，在内源融资不足的情况下，上市公司更偏好股权融资，这和西方的优序融资理论正好相反。

我国煤炭上上市公司偏好股权融资主要是因为目前我国资本市场股权融资成本低，同时相对于股市来说，我国的债券市场较小，发展相对缓慢，加之债务固定利息支付带来的风险，使得上市公司不愿意通过举债融资，对于那些业绩好的煤炭业上市公司，能够较容易在股市上筹集到资金，同时担心举债融资会向外部传递企业资金周转不灵，经营不好的信息，因此，经营业绩好的公司，其资产负债率反而更低。从研究结论还可以看出，资产负债率高的企业，其经营业绩往往较差。这主要是由于目前我国破产制度的不健全，使得一些经营业绩差的不能按正常的破产程序破产。正是这些原因，使得我国煤炭业上市公司资本结构与经营业绩成负相关关系。

四、优化煤炭行业上市公司资本结构，提高其经营业绩的对策

实证结论证实了我国煤炭行业上市公司资本结构与企业业绩呈负相关关系，说明就目前我国煤炭行业资产负债率和综合业绩的关系来看，提高负债融资比例会导致企业的业绩下降，因此，煤炭业有待进一步优化上市公司资本结构，来提高自身的经营业绩。

（一）结合自身特点，合理安排债务水平，优化资本结构

煤炭企业作为我国的重点能源采掘业，其上市公司多为国家控股，尤其是在目前继山西煤炭资源整合完成后将开始全国范围的煤炭业重组的形势下，煤炭业上市公司应拓宽融资渠道，结合行业的特点，适度安排债务融资的比例，债务融资是一把“双刃剑”，能给企业带来杠杆效应的同时也会加大企业的财务风险。负债融资被普遍认为是融资成本低的融资方式，由于其节税作用，使得综合资本成本降低，增加企业收益，但是由于负债融资使得企业的财务拮据成本和成本增加，会抵销产生的收益，同时还会增加财务风险，这时，股本和债权人都会要求相应的补偿，从而增加综合资本成本，降低企业的经营业绩。因此，上市公司应确定适度的债务水平。

（二）拓宽融资渠道，提高资本结构的弹性

煤炭业上市公司的融资渠道一般采用银行贷款、股票融资和债券融资。我国的上市公司普遍偏好股票融资，从选取的样本公司的数据可以看到有近一半的平均资产负债率不足50%，最低的盘江股份只有24.74%，没能很好地利用债务融资的杠杆效应，负债融资也多是通过发行短期融资券。因此，煤炭业上市公司可进一步拓展债券市场融资，通过发行长期债券来优化企业的资本结构，同时选用可转换债券、可赎回债券等具有很好弹性的融资工具，以保证资本结构的弹性，从而提高企业的业绩水平。

（三）注重资金的使用效率，提高企业的盈利能力

我国上市公司存在重融资数量、轻使用效率的情况，煤炭业上市公司应该通过提高资金的使用效率，通过合理配置资产，加速资金周转，来提高企业的盈利能力。在确定一项投资时，将负债的加权平均利率作为投资回报率的最低控制线，防止发生负的财务杠杆利益，并且注意投资报酬率与风险的协调一致。资金的使用效率提高了，自然企业的业绩水平就会提高。

（四）推动中国煤炭行业公司的整体上市。整体上市有利于进一步完善公司的运营和治理。通过整体上市提高公司在业务经营与组织管理方面的独立性，有助于公司开展资源整合而形成产业一体化的产业链优势，注入新的增长活力；同时可以确保煤炭行业上市公司资产的完整性，规范经营管理。从目前的形势看，我国的煤炭业将掀起整体上市潮，从而刺激整个行业的业绩的提高。

综上所述，煤炭业上市公司资本结构与业绩负相关的关系，说明负债融资对业绩的影响，因此，煤炭业上市公司应通过合理适度的债务水平，拓宽融资渠道，以优化自身资本结构，从而提高经营业绩。

【参考文献】

［1］ 刘鹏程.上市公司资本结构与公司业绩的实证分析［D］.北京；北京交通大学，2008：28-29.

［2］ 王凤.资本结构与公司绩效的相关性研究――来自中国旅游上市公司的经验数据［J］.经济管理，2007（8）：16-21.

［3］ .我国上市公司资本结构与公司业绩相关性研究――基于制造业与流通业上市公司的分析［D］.上海：同济大学，2008.

［4］ 孙艳，王玮.中国钢铁行业上市公司资本结构的影响因素研究［J］.经济研究导刊，2009（9）：70-71.

［5］ 鲁靖文，朱淑芳.上市公司资本结构与公司绩效的实证研究［J］.财会通讯，2008（11）：6-8.

［6］ 李玉英，翟拥华.我国上市公司资本结构影响因素的研究［J］.商场现代化，2008（21）：121.

［7］ 胡宪，熊正德.电力行业上市公司资本结构与企业绩效的关系［J］.求索，2009（6）：43-44.

［8］ 李国柱，李从欣，孙婧超.河北省上市公司资本结构与公司绩效研究［J］.中国管理信息化，2009（5）：41-44.

转正业绩总结范文第5篇

一、引言 基金业绩的持续性是指在检验区间内基金能够获得超额收益，且超额收益能够保持稳定的一种特性。根据评价期的时间长短，一般将基金持续性分为中短期和长期持续性两种；而根据选取基准的不同，可以明确地将持续性分为绝对和相对持续性两种。20世纪90年代以来，证券投资基金盈利能力的可持续性成为证券投资基金研究领域中的一个热点问题，相关的经典文献主要有：Jegadeesh、Goetzmann和Ibbotson、Elton和Blake、Carhart等人的研究［1］［2］［3］［4］。近期的研究主要包括：MartinaK．Bers研究了1990～1996年间的国际型基金的业绩持续性。发现国际型基金的业绩存在明显的持续性，投资者可以根据历史业绩进行基金投资决策［5］。WilliamG．Droms和DavidA．Walker对美国1971～1990年间共同基金的收益率、周转率和费率的持续性进行检验。他们发现这20年间收益率、费率和周转率的长期持续性并不存在［6］。Bol－len和Busse利用日频率数据对美国共同基金业绩进行研究发现其存在短期持续性，并且在基金排名中前十名的基金短期持续性十分明显［7］。RobBauer、RogerOtten和AlirezaTouraniRad研究了澳大利亚共同基金业绩和业绩的可持续性［8］。在国内，廖长友在单个证券投资基金层面上对基金持有人的现金流加权收益率与基金资产组合平均收益率进行了对比［9］；李宪立、吴光伟和唐衍伟基于回归分析的多期基金业绩持续性评价新模型［10］；杨宏恩采用列联表法、Z检验和Fisher精确检验对我国封闭式基金和开放式基金的基金业绩进行了持续研究［11］，都得出我国基金业绩表现出的持续性比较差，并且具有反转的特征。而刘建和用列联表分析、卡方独立性检验、交叉积率（CPR）及Z检验和风险调整收益的最小二乘回归等实证方法［12］，王思为运用斯皮尔曼秩检验方法［13］，基于统计分析方法来研究我国基金业绩的持续性，他们认为从整体上看，我国基金业绩的持续性较差或者不具有持续性，但他们没有提及基金业绩的反转性。与此同时，赵英鑫采用Spearman相关系数的分析方法［14］，李德辉、方兆本、余雁利用扫描统计量方法［15］，杨华蔚采用列联表和横截面回归方法［16］对我国基金业的业绩持续性进行研究，认为我国基金业绩在短期内具有持续性或者部分基金具有持续性，但随着时间推移基金业绩持续性迅速下降，即从中长期来看，我国封闭式基金净值增长率不具有正向持续性，甚至有可能出现反转现象。总的来说，这些研究为理解我国基金业的业绩是否可持续提供了具有借鉴意义的成果。然而，鉴于证券投资基金的重要性，本文拟用参数和非参数这一新方法来研究我国证券投资基金业绩的持续性问题，以期得到一些新的结论。 二、模型的选择 在本文，将分别采用参数模型与非参数模型来对基金绩效的持续性进行研究，其中参数模型选择横截面回归模型：αi，t＋τ＝γ0，t＋γ1，tαi，t＋εi，t这里需要指出的是，由于横截面数据一般存在异方差的情况，所以在进行横截面回归时，我们采取加权最小二乘法，其中权数的计算公式1／（abs（Resid）＋1），这里Resid是一般最小二乘法计算残差值。另外选择自相关系数检验来对单只基金绩效的持续性进行检验：而本文所选择的基金业绩的评价指标分别是基金业绩评价中的常用指标：詹森指数、特雷诺指数、夏普指数三个传统的经过风险调整的基金业绩评价指标。而其中的自相关系数的检验取的是基金绝对的周收益率。 三、数据来源和处理 （一）数据的选择 选择我国的开放式证券投资基金作为研究对象，并且依然选择开放式基金中的股票型基金、混合型基金与债券型基金作为研究对象，选取的时间段为依然为2007～2010年，因此只要某基金是2007年以前成立发行的，并且到目前为止还没退市的基金，则纳入研究对象。但是由于本章主要研究是基金业绩的持续性，因此笔者以年为单位，将2007～2010年分为四个研究时间段，并且以前一个时间段作为排名期，后面一个时间段为评价期，这样就形成2007～2008年、2008～2009年、2009～2010年三个排名期与评价期的配对，进而对基金绩效的持续性进行研究。而对单个基金的绩效的持续性进行检验时，采取基金2007～2010年的周收益率数据，只有在2007～2010年具有完整数据的基金才纳入研究样本。 （二）数据的处理 首先，Wind数据库中，将开放式基金的数据按股票型基金、混合型基金、债券型基金三个类别的基金在2007～2010年的基金单位净值数据导出，对每只基金剔除不完整年度的数据。在导出的754只开放式基金数据当中，各年度具有完整数据的基金数据并且能按排名期与评价期形成配对的基金数据统计结果如表1：表1样本数据表年份股票型基金混合型基金债券型基金总和2007～200883106252142008～2009120122292712009～201015714083380然后，计算基金的日收益率，这里采用的是基金日单位净值的对数收益率。采用对数收益率的好处在于将其转换为周收益率，月收益率的时候只要简单相加便可，比简单收益率更加精确。研究单个基金绩效持续性时，也计算基金的周收益率数据。第三步，将无风险收益率的数据和上证指数的日收盘价转换为对应的日对数收益率序列。第四步，按照计算公式分别计算詹森指数、特雷诺指数、夏普指数。第五步，按照各个模型（包括参数模型与非参数模型）的计算公式，计算各个检验方法分别计算模型的系数或者检验指标，并检验各个系数或者检验指标的有效性。所有数据的处理与计算过程本文均采用Matlab来完成。 四、我国证券投资基金整体绩效持续性的实证结果 #p#分页标题#e# （一）股票型基金 首先对股票型基金业绩持续性进行参数检验，分别对股票基金的在排序期与评价期詹森指数、特雷诺指数、夏普指数进行横截面的加权回归，其中Beta系数如果为正，并且通过有效性检验，代表基金的业绩须有持续性，反之基金绩效不具有持续性。分别对三个指数的三个时间段的配对进行了检验，其检验结果的统计见表2：从表2的统计结果来看，股票型基金当中只有Sharpe指数在2008～2009年表现出显著持续性，而在其他情形下，大部分Beta系数虽然为正，但是基本上都通不过统计检验。各个模型的截距项虽然大部分显著为正，但其不具有明显的经济学意义。另外各个模型的R方普遍偏低，这一方面与数据是横截面数据有一定的关系，另一方面也与股票型基金的业绩的微弱的持续性有一定的关系。然后，对股票型基金业绩持续性进行非参数检验，其检验的结果如表3所示。从表3的统计结果来看，Fisher精确检验法认为股票型基金业绩不存在持续性，而卡方检验、交叉积比率检验与Spearman秩相关检验则都一致认为股票型基金在2008～2009年（特雷诺指数、詹森指数）期间存在显著的持续性。另外卡方检验结果认为股票型基金在2009～2010年期间（夏普指数）存在显著的持续性，交叉积比率检验认为股票型基金在2009～2010年期间（特雷诺指数、詹森指数、夏普指数）的绩效存在显著的反转性。Spearman秩相关检验认为股票型基金绩效在2008～2009期间表现出显著的持续性。总体而言，各个非参数检验的检验表现出不一致性，我国股票型基金的绩效存在微弱的持续性。 （二）混合型基金 这里对混合型基金业绩持续性进行参数检验，分别对混合型基金的在排序期与评价期詹森指数、特雷诺指数、夏普指数进行横截面的加权回归，其检验结果的统计见表4：从表4的统计结果来看，从Beta系数来看，混合型基金的绩效在2009～2010年期间（詹森指数、夏普指数）表现出显著的持续性，而在2007～2008年期间（特雷诺指数、詹森指数）则表现出显著的反转性。同样剩下的Beta系数虽然为正，但是基本上都通不过统计检验。另外，与股票型基金的横截面模型回归结果一样，各个模型的截距项虽然大部分显著为正，但其不具有明显的经济学意义。另外各个模型的R方普遍偏低，这一方面与数据是横截面数据有一定的关系，另一方面也与混合型基金的业绩的微弱的持续性有一定的关系。然后，对混合型基金业绩持续性进行非参数检验，其检验的结果如表5所示。从表5的统计结果来看，Fisher精确检验法认为混合型基金业绩不存在持续性，而卡方检验、交叉积比率检验与Spearman秩相关检验则都一致认为混合型基金在2009～2010年（特雷诺指数、詹森指数、夏普指数）期间存在显著的持续性。另外，交叉积比率检验与Spearman秩相关检验认为混合型基金在2007～2008年期间（特雷诺指数、詹森指数）的绩效存在显著的反转性。但交叉积比率检验与Spearman秩相关检验又同时认为混合型基金在2007～2008年期间（夏普指数）的绩效存在显著的持续性。总体而言，各个非参数检验的检验表现出不一致性，我国混合型基金的绩效存在微弱的持续性。 （三）债券型基金 这里对债券型基金业绩持续性进行参数检验，分别对债券型基金的在排序期与评价期詹森指数、特雷诺指数、夏普指数进行横截面的加权回归，其检验结果的统计见表6：从表6的统计结果来看，债券型基金当中只有特雷诺指数在2007～2008年表现出显著反转性，而在其他情形下，大部分Beta系数也表现为负数，但是基本上都通不过统计检验。同股票型基金一样，各个模型的截距项虽然大部分通过了显著性检验，但其不具有明显的经济学意义。另外各个模型的R方普遍偏低（要比股票型基金与混合型基金的模型要高），这一方面与数据是横截面数据有一定的关系，另一方面也与混合型基金的业绩的微弱的持续性有一定的关系。然后，对债券型基金业绩持续性进行非参数检验，其检验的结果如表7所示。从表7的统计结果来看，Fisher精确检验法认为债券型基金业绩不存在持续性，而卡方检验认为债券型基金在2009～2010年（夏普指数）期间存在显著的持续性。而交叉积比率检验认为债券型基金在2009～2010年期间（特雷诺指数、詹森指数、夏普指数）的绩效存在显著的持续性。但交叉积比率检验认为债券型基金在2007～2008年期间（夏普指数）的绩效存在显著的反转性。Spearman秩相关检验债券型基金在2007～2008年期间（特雷诺指数）的绩效存在显著的反转性，而它又认为债券型基金在2009～2010年期间（詹森指数）的绩效存在显著的持续。总的来讲，各个非参数检验的结果表现出不一致性，我国债券基金的绩效存在微弱的持续性。 五、研究结论 本文利用参数和非参数方法，选择2007～2010年的基金年度净值数据，对我国证券投资基金的业绩持续性进行了研究。从横截面回归的参数检验方法的结果来看，我国的混合型基金业绩具有一定的持续性，并且在某些时段能通过显著性检验，但某些时段又表现出一定的反转性。而股票型基金与债券型基金的业绩的持续性比较微弱，虽然部分时段Beta系数为正，但基本通不过显著性检验。从非参数方法的检验结果来看，Fisher精确检验法认为我国的股票型基金、混合型基金、债券型基金的业绩都不具有明显的持续性。而卡方检验、交叉积比率检验与Spearman秩相关检验则认为我国股票型基金、混合型基金、债券型基金的绩效在特定时段具有持续性。结合参数检验的方法与非参数检验的方法来看，我国混合型基金业绩的持续性要好于股票型基金的业绩，而债券型基金业绩的持续性相对较差。