基于主成分分析法的电信企业综合绩效评价实证研究-会计论文发表
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基于主成分分析法的电信企业综合绩效评价实证研究
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电信3G牌照发放后，市场竞争加剧，如何对电信企业基层经营单位的经营情况和财务业绩开展综合绩效评估，引导规模与效益双提升，是困扰电信公司管理层的难题。针对企业内常用的传统多指标评价方法的弊端，本文在评估指标的选取上和综合绩效评估排名上分别借鉴国内比较客观的选择 ...
& 电信3G牌照发放后，市场竞争加剧，如何对电信企业基层经营单位的经营情况和财务业绩开展综合绩效评估，引导规模与效益双提升，是困扰电信公司管理层的难题。针对企业内常用的传统多指标评价方法的弊端，本文在评估指标的选取上和综合绩效评估排名上分别借鉴国内比较客观的选择方法，利用主成分分析法来评估电信基层企业经营绩效，提供一个相对公平公正且科学的评估方法。进行综合绩效评估的根本目的，是要通过分析结果认识并纠正经营上的缺点和短板，进一步提高效益。　　一、电信企业综合绩效评价指标的选取　　结合电信企业特点，能够反映基层企业综合绩效的各类指标非常多，因此必须对指标进行进一步筛选。本文采用非参数Kruskal-Wallis检验法(王璐&庞皓&2007)，该方法兼顾了指标体系的代表性和全面性，首先将全部指标初步分为盈利能力、营运能力、发展能力、降本增效等四方面，然后在每个方面里选取若干候选指标。通过SPSS19.0软件对每个方面中的指标群进行非参数Kruskal-Wallis检验，将没有显著性差异的指标归为一个子类，这样每个方面就细分为若干子类。从每个子类中选择代表性最强的指标来反映该子类的属性，最后将每个方面各个子类中代表性最强的指标联合起来，就构成了理想的综合评价指标体系。本次采用显著性水平为0.05，当两指标间的显著性差异水平小于0.05，就认为指标间存在很大差异，不能归为一类，否则归为一类。根据SPSS19.0软件的计算结果，并经过企业内部专家会议审议确认，筛选了20个指标，这些指标基本涵盖了当前电信基层企业经营绩效情况，筛选后的指标为：1、收支系数;2、主营收入增长率;3、移动终端投入产出比;4、营销成本占收比;5、维修费占收比;6、营业厅外包费用占收比;7、折旧摊销占收比;8、应收账款占收比;9、资本支出占收比;10、固定资产周转率;11、劳动生产率;12、万元移动营销费拉动净增用户数;13、FTTH端口利用率;14、行政办公费用占收比;15、能源性费用占收比;16、光网及IPTV终端回收率;17、退铜净收益;18、移动用户离网率;19、宽带用户离网率;20、移动收入增长率，分别用X1-X20表示这20个指标。　　二、综合绩效评价指标的正向化与无量纲化　　在上述选择出的20个指标中，有些是指标值越大评价效果越好的指标，称为正向指标，例如主营收入增长率、劳动生产率、固定资产周转率、光网及IPTV终端回收率等等，有些是指标值越小评价效果越好的指标，称为逆向指标，例如行政办公费用占收比、移动用户离网率、宽带用户离网率、应收账款占收比等等。由于正向指标与负向指标不能简单地加权求和，因此，在综合绩效评价时，首先必须将指标同趋势化，一般是将逆向指标转化为正向指标，所以也称为指标的正向化。本文采用极大值减样本值法来进行指标的正向化处理，即用每个指标的样本的极大值分别减原样本后得到新的样本数据，这种正向化线性变换不会改变指标值的分布规律，变换后的指标分布与原有指标样本分布相同，是比较好的变换方法(叶宗裕&2003)。指标样本数据的采集是2012年14个基层分公司的20个指标的数据，对20个指标中的负向指标进行正向化处理的方法用数学表达式为(仅对20个指标中的那些负向指标进行该变换)：　　同时由于不同评价指标往往具有不同的量纲和量纲单位，有的指标是百分比如主营业务收入增长率、收支系数及应收账款占收比等等指标，有的是价值量例如退铜净收益、劳动生产率等等指标，为了消除指标不同量纲带来的不可公度性，还应将各评价指标作无量纲化处理，有的文献也称为标准化处理(叶宗裕&2003)。本次评价中，无量纲化的方法是样本减去均值后除以样本标准差，在对原始样本进行正向化处理后，再经标准化转换后，新生成的指标样本的均值为0，方差为1，消除了量纲和数量级的影响。该方法用数学表达式为：　　为第j个指标的均值，为第j个指标的样本标准差。　　三、主成分分析法的实证分析　　通过上述对原始指标的数据进行正向化处理及无量纲化处理后，接下来需要对变换后的指标数据进行综合评价及排名。由于前文所述传统方法的弊端，我们通过检索文献，关于对多个单位的多指标综合绩效评价，目前主成分分析方法是一种广泛运用的方法(刘根霞&2012，李建忠&2013)，是在损失很少信息量的前提下，把多个指标转化为少数几个综合指标的多元统计分析方法，生成的综合指标称为主成分，该方法的基本思想是降维，将原有的20个变量信息浓缩为少数综合变量，这些综合变量不仅保留了原始变量的主要信息，而且互不关联，从而更易于抓住问题的本质。　　我们针对上海某电信运营商的14个基层分公司，获取上述20个指标的2012年的实际完成值，先通过前文所述方法对负向的指标进行正向化处理，然后再对其进行无量纲化处理，利用SPSS19.0软件(时立文&2012)，首先进行20个变量之间的相关分析，相关系数矩阵结果显示(相关系数矩阵略)，相关系数超过0.3的相关系数超过三分之二，可见许多变量之间直接的相关性比较强，证明他们存在信息上的重叠，适合主成分分析，软件计算可得主成分贡献率及累计贡献率，得到如下方差分解主成分提取分析表(左见表1)。　　通过表1，主成分个数提取原则为主成分对应的特征值大于1的前4个主成分，由表1可知，前四个主成分浓缩了原始变量86.762%的信息。其中，第一个主成分提取了原始变量59.757%的信息量，第二个主成分提取了原始变量10.72%的信息，第三个主成分提取了原始变量9.676%的信息，第四个主成分提取了原始变量6.609%的信息。因此，本文选取4个主成分进行分析。利用SPSS软件计算结果，该四个主成分的载荷矩阵如上表2(此处Yi代表原始指标通过正向化和无量纲化变换后的指标)：　　从表2可以看出，收支系数(Y1)、移动终端投入产出比(Y3)、营销成本占收比(Y4)、维修费占收比(Y5)、营业厅外包费用占收比(Y6)、折旧摊销占收比(Y7)、固定资产周转率(Y10)、劳动生产率(Y11)、行政办公费用占收比(Y14)等指标在第一主成分上有较高载荷,说明第一主成分基本反映了这些指标的信息，综合这些指标的经济意义，第一主成分主要反映了基层单位经营效益方面的信息;应收账款占收比(Y8)、FTTH端口利用率(Y13)、能源型费用占收比(Y15)、终端回收率(Y16)、移动用户离网率(Y18)及宽带用户离网率(Y19)等指标在第二主成分上有较高载荷,说明第二主成分基本反映了这些指标的信息，反映了基层单位运营能力方面的信息;同样，主营业务收入增长率(Y2)、资本支出占收比(Y9)及移动收入增长率(Y20)等指标在第三主成分上有较高载荷，说明第三主成分基本反映了这些指标的信息，反映了基层单位业务发展方面的信息，万元移动营销费用拉动净增用户数(Y12)及退铜净收益(Y17)在第四主成分上有较高载荷,说明第四主成分基本反映了这些指标的信息，反映了基层单位降本增效方面的信息。所以提取四个主成分是可以基本反映全部指标的信息，决定用四个新的综合变量来代替原来的20个变量。　　接着，通过SPSS软件计算各主成分的系数矩阵，用表2(主成分载荷矩阵)中的数据除以主成分相对应的特征值开平方根便得到四个主成分中每个指标所对应的系数，如左上表3主成分系数矩阵所示：　　由上述主成分系数矩阵表，可以写出四个主成分的线性组合表达式，如第一主成分的线性组合为：　　F1=0..........276Y10+0..........0017Y20　　同理，可以写出第二至第四主成分F2、F3、F4的线性表达式，将原始20个指标的样本Xij经过正向化及无量纲化后的数据Yij代入上述F1至F4的线性组合，可以得到14家基层单位在四个主成分上的得分，然后再以四个主成分的累积方差贡献率为权重进行加权求和，得到14家单位的综合绩效得分和排名，即：F=59.757%×F1+10.72%×F2+9.676%×F3+6.609%×F4，如下表4所示(以下以第一至第十四分公司代指该电信企业下属的14家基层经营单位)。　　由于对原始指标的样本数据先后进行了正向化和无量纲化的处理，上表中正负数据仅仅代表了该基层单位的综合评估情况与平均水平的位置关系，不是直接代表的该分公司的效益水平，通过上表F1得分情况可以看出，第三及第六分公司的经营效益较好，第七及第九分公司与平均水平最接近，第十一及第十四分公司经营效益较差，与平均水平相差很大，从F2得分看，第九分公司运营能力最强，第五分公司运营能力最差，从F3得分看，第八分公司业务发展最好，第一分公司业务发展最差，从F4得分看第一分公司降本增效工作最好。从各单位综合绩效得分的排名来看，第六分公司最好，第十四分公司最差，排名第一的第六分公司的短板在于降本增效方面的工作需要进一步提高，排名最后的第十四分公司当务之急是提高运营效益和运营能力。根据加权求和后的F的得分及排名，可以对14家基层单位进行综合绩效评价，排名结果表明，与企业管理实践是非常吻合的。　　通过以上我们对电信基层企业的综合绩效评价的实证分析，结果表明，电信运营商的基层经营单位综合绩效参差不齐，总体运营较好的单位与较差的单位差距很大，通过分析也看到，在运营效益、运营能力、业务发展及降本增效等方面，部分基层公司的得分较高，通过分析也可以看出在一些方面与平均水平差距较大的单位，也能找到短板，从而能更有效地改进管理，提高综合绩效水平。
责任编辑：　　近年来，我国金融市场逐步开放，金融规模随着实体经济的增长不断扩大，金融产品不断创新，资源配置效率不断提高，金融结构也在发生变化，外资银行的进入加剧了国内银行业的竞争，中小银行的兴起缓解了中小企业贷款难的问题。但金融市场整体发展水平仍处于市场化初期阶段，银行业的垄断格局尚未打破，信贷配给现象依然普遍存在，直接影响社会资金的获取和配置。
　　从1978年至今，我国通货膨胀压力一直存在，受国际初级产品进口价格大幅上涨、工资快速上涨和流动性过剩等因素影响。在2008年和2011年出现了两次通货膨胀高峰，而2012年中国CPI指数同比上升2.6%，有攀高态势。本文选取年时间序列数据，采用VAR模型和格兰杰因果检验方法，分析我国金融发展的规模扩张、效率变化和结构调整对通货膨胀的影响。
　　一、数据来源和变量的选取
　　（一）数据来源
　　本文选取我国年的时间序列数据，来源于《新中国六十年统计资料汇编》《中国金融年鉴》《中国统计年鉴》等，其中金融机构存贷款年末余额使用本外币存贷款余额。为了消除价格变动影响以及数据波动不平稳性，对数据进行自然对数变换。
　　（二）变量选取
　　1.通货膨胀。居民消费价格指数（CPI）能够及时有效地反映物价变动，选用CPI作为因变量衡量通货膨胀。
　　2.金融发展水平
　　（1）金融发展规模
　　采用Mckinnon（1973）指标，计算方法为货币供应量（M2）与该地区的国民生产总值（GDP）之比，用FD表示，主要衡量一国金融深化程度（麦氏指标）。本文的金融资产的计算范围包括M2、股票市价总值和债券余额。
　　FD=（M2+股票市价总值+债券余额）/GDP
　　（2）金融发展效率用储蓄与贷款的比值来衡量金融中介将储蓄转化为贷款的效率，用FE表示。
　　FE=金融机构贷款/金融机构存款
　　（3）金融结构
　　Goldsmith（1969）将金融结构定义为金融工具和金融机构的相对规模，“各种金融工具和金融机构的形式、性质及其相对规模共同构成了一国金融结构的特征”。金融结构包括金融机构结构、金融市场结构、金融资产结构、融资结构四方面，主要从融资结构进行分析，用直接融资额占全部金融资产的比重来衡量，用FG表示。
　　FG=（股票市价总值+债券余额）/（M2+股票市价总值+债券余额）
　　二、实证分析
　　（一）单位根检验
　　先对数据进行单位根检验，ADF检验结果见表1。从表1可以看出，各变量在5%显著水平下都存在单位根，表明原序列不平稳；但经过一阶差分后，各变量在5%显著水平下拒绝存在单位根的假设，说明各变量一阶差分都是平稳的，即为一阶单整序列。
表1：ADF单位根检验结果
临界值（5%）
临界值（5%）
（0，0，1）
（0，0，1）*
（C，0，1）
（C，0，1）*
（C，0，1）
（C，0，1）*
（C，0，1）
（C，0，1）*
　　注：检验类型（C，T，N）分别表示单位根检验方程中包含常数项，时间趋势项和滞后项阶数；D表示一阶差分；ADF值大于临界值均为非平稳向量
　　（二）Johansen协整检验
　　经过计算，滞后1期的SC、AIC、LR、HQ值都最小，其滞后阶数为1，具体检验结果如表2、表3所示。
表2：Johansen协整检验结果－1
协整变量：CPI，FD，FE，FG
迹统计量检验
表3：Johansen协整检验结果－2
协整变量：CPI，FD，FE，FG
最大特征值统计量检验
　　注：*表明在5%显著水平下拒绝原假设
　　从表2可以看出，在5%的显著水平下变量之间存在长期协整关系，各变量之间长期稳定。
　　（三）Granger因果关系检验
表4：Granger因果检验
FD不能Granger引起CPI
FE不能Granger引起CPI
FG不能Granger引起CPI
FD、FE、FG不能同时Granger
　　为了进一步确定CPI与金融发展规模、金融发展效率、金融结构之间的因果关系，本文采用Granger因果检验法进行检验，检验结果见表4。
　　从表4可以看出，在1%的显著水平下，金融发展规模、金融结构、金融发展效率以及三者的结合可以引起通货膨胀的变化，是通货膨胀的Granger原因。因此，不仅金融深化程度，金融发展效率、金融结构都是影响我国通货膨胀的因素。
　　（四）脉冲响应分析
　　脉冲响应函数反映在内生变量的误差项上施加一个标准差大小的冲击对系统产生的动态影响。本文分析FD、FE、FG对CPI的冲击，CPI脉冲响应见图1－3。
图1：FD对CPI的冲击
图2：FE对CPI的冲击
图3：FG对CPI的冲击
　　1.对金融发展规模产生长期的正向响应（见图1）。当本期给金融发展规模一个冲击后，由于经济的高速货币化、巨大的货币势能以及经济中充裕的流动性导致通货膨胀对金融发展规模具有长期的正向响应。改革开放以来，随着我国商业银行的改革和金融市场的发展，金融资产规模大幅增长，截至2011年末，金融资产总量是GDP的1.47倍。我国一直推行以政府为主导、以规模扩张为核心的金融发展模式，鉴于金融资源对经济增长的重大促进作用，政府必然会持续投入金融资源。而巨大的金融需求，必然推动经济的高速货币化。另一方面金融资产总量在不断上升，但由于我国资本市场起步较晚，直接融资的市场机制和融资工具不健全，因此居民的金融资产主要表现为银行储蓄，派生出大量的货币供给，形成货币沉淀，而当沉淀的资金达到一定量后，就会诱发通货膨胀危机。2011年末，我国M2/GDP的比值达到1.8，而全球主要发达国家基本在0.3～0.7之间，我国沉淀的货币势能远远超过发达国家。另外，由于我国银行的资产规模持续快速增长，使流动性过于充裕，再加上经济主体的通货膨胀预期作用，通货膨胀压力随之加大。
　　2.对金融发展效率产生长期的正向响应（见图2）。当在本期给金融发展效率一个冲击后，由于金融资源的分配缺乏效率、金融创新能力不足导致通货膨胀对金融发展效率具有长期的正向作用。在我国金融资产规模不断扩张的同时，越来越多的金融资源流通到生产部门，从而积聚了巨大的社会资本。但是政府对金融发展的过度干预必然导致金融体系在资金配置上缺乏效率，一方面将主要的金融资本分配给资金供给相对充裕的国有企业，而能够更好地改善社会经济效率的非国有企业无法获得发展资金，另一方面将银行贷款提供给效益不佳甚至亏损的国有企业投资项目，造成银行资产质量不稳定，最终可能导致货币政策宽松化。另外由于中国金融业还缺乏核心竞争力，在创新能力、应对经济波动的能力与发达国家存在明显差距，难以满足投资者多层次的金融需求，社会资金转换为实体经济投资的比率较低，社会闲置的资金增多，此时金融机构的存贷差也将逐步扩大，造成金融体系的流动性滞留。2010年中国的存贷差已经超过了19万亿，如此巨大的资金无法流向实体经济，形成巨大的通货膨胀压力。
　　3.对金融结构产生长期的负向响应（见图3）。当在本期给金融结构一个冲击后，由于直接融资不需要增加货币数量，甚至起到缩减作用，再加上可以优化资金配置，从而使通货膨胀率对金融结构具有长期的负向作用。直接融资是以股票、债券作为重要金融工具的一种融资机制，而间接融资是指商业银行用储蓄向借款人发放贷款。如果借款人通过发行股票或者债券的手段取得资金，再用这笔借款偿还商业银行贷款，则会减少相应的货币总量，即直接融资既可以满足经济需求，又无需增加货币供给，甚至于减少货币供给。近年来我国直接融资领域取得了比良好的发展，直接融资比重从1992年的11%增加到2011年末的32%，2011年末股票市值超过了21万亿元，债券余额超过了15亿元；目前我国是典型的银行主导型金融结构。随着金融发展水平的提升，金融结构逐渐趋向市场主导型。我国的银行结构以国有银行为主，信贷大多数倾向国有部门。虽然上市企业以国有企业居多，但仍有一定数量的大型民营企业成功上市，直接从金融市场融资还可以优化资金配置，提高资源配置效率，从而抑制通货膨胀率上升。
　　三、结论及建议
　　（一）主要结论
　　1.通货膨胀水平存在明显的惯性作用。2.金融发展规模的扩大、金融发展效率的提高对通货膨胀产生正向作用。3.金融结构的优化对通货膨胀具有抑制作用。4.中国金融体系在发展过程中存在过于重视规模扩张，而忽视质量提高问题。
　　（二）建议
　　1.应从单纯注重量的增加而向量与质并举转型。政府不能一味地注重扩张金融资产规模，尤其是银行信贷量的投放，应继续实施稳健的货币政策，控制住信贷总量这个“闸口”，正确引导社会融资，通过增加有效产出的途径来消化和吸纳过多的货币；同时加强流动性管理，降低商业银行的流动性风险，不断提高银行贷款的质量，减少贷款坏账、烂账。
　　2.充分发挥市场在金融资源配置中的决定性作用。应打破原有体制下的金融资源配置体系，推动金融自由化和金融体制改革，减少对金融市场活动过度的行政干预；树立以创新为主导的发展战略，加大金融创新力度，满足投资者的多样性需求，吸引更多的高端专业人才，提高服务质量，提高金融机构运营效率。
　　3.建立与企业构成相匹配、与企业融资需求相适应的金融结构。一方面，建立并完善多层次、多结构的金融市场体系，提高直接融资比例，大力发展资本市场，推动融资方式创新。另一方面明确金融市场的新定位，积极挖掘潜在的金融需求，完善金融市场结构。
　　参考文献：
　　［1］王志强，孙刚.中国金融发展规模、结构、效率与经济增长关系的经验分析［J］.管理世界，2003（7）：13－20.
　　［2］戈德史密斯.金融结构与金融发展［M］.上海：上海三联书店，1994.
　　［3］江春，许立成.中国金融发展和转型：从政府到市场［J］.福建论坛（人文社会科学版），2008（10）：4－9.
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　　在经济转型期，由于国家政策、地理位置以及资源禀赋不同，我国东、西部地区的市场化程度存在较大差异，东部地区的市场化程度要高于西部地区。在市场化程度低的地区，由于法律保护较弱，政府干预较强，企业之间的竞争不是很激烈。当企业发生环境污染行为后，通过“寻租”其被处罚的概率和处罚的严重程度要低于其他地区，对企业融资的负面影响相对也较小。因此，在西部地区，企业在环境保护上的表现与融资约束之间的相关性较弱。
　　相反，在市场化程度较高的地区，一方面，政府干预较少，金融市场发育较为完善，金融机构给企业提供资金会更多地考虑盈利而非政治等其他目的。另一方面，由于竞争比较激烈，企业可能具有更高的环保意识，披露环境信息的动机也较强，披露水平较高，金融机构也会采取更为严格的措施强化资金发放决策和管理，如强化信息披露质量等。因此，在东部地区，企业环境信息披露水平与融资约束程度之间的相关性更强。
　　基于以上分析，本文提出假设2：与西部地区企业相比，环境信息披露水平与融资约束之间的负相关关系在东部地区企业中更加明显。
　　Botosan等（2005）认为，在产品市场竞争不是很激烈的行业，上市公司会减少信息披露。王雄元等（2009）研究表明，产品市场竞争越强，信息透明度就越高。付冰（2013）基于年中国沪市制造业上市公司披露的年报数据，实证考察了产品市场竞争与企业环境信息披露之间的关系，结果表明，产品市场竞争程度越高，环境信息披露水平就越高。因此，在竞争程度高的行业，信息透明度相对就较高，企业环境信息披露的边际收益较小，对融资约束的影响不明显。相反，在竞争程度较低的行业，信息透明度低，企业提高环境信息披露水平，就会缓解信息不对称程度，从而降低资本成本，有利于缓解企业所面临的融资约束程度。
　　基于以上分析，本文提出假设3：环境信息披露水平与融资约束之间的负相关关系在产品市场竞争程度低的企业中更加明显。
　　三、样本选择与研究设计
　　（一）样本选取与数据来源
　　现有研究大多采用内容分析法来量化企业的环境信息披露水平，考虑到运用该方法构建环境信息披露指数有一定的主观性，并且已有很多文献在研究中采用润灵环球责任评级提供的数据。鉴于数据的可得性，本文采用润灵环球责任评级对年企业社会责任报告的评级得分作为环境信息披露质量的度量。该评级分别对这3年366家、471家和518家A股上市公司社会责任进行评级打分，本文按以下标准对初始样本作了剔除：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除ST和PT类公司；（3）剔除数据缺失的公司样本。经过筛选，最终形成294家企业882个公司年度平衡面板数据。另外，为避免极端值对模型估计的影响，对各连续变量1%的最大最小值进行winsorize缩尾处理。本文所用上市公司财务数据均来自于国泰安（CSMAR）数据库。所有数据处理运用STATA 12.0软件进行。
　　（二）模型设计
　　本文的实证检验包括两步：首先检验环境信息披露质量与融资约束的关系，再分别检验地区差异、产品市场竞争对融资约束的影响。
　　为了实现第一步目标，参考现有关于融资约束的研究文献，本文构建如下模型：
　　这里CF反映了企业自身产生现金的能力，系数a1，即为现金一现金流敏感度，数值越大表明公司对内部资金的依赖就越强，融资约束也越严重。本文主要关注环境信息披露指数（EDI）与企业经营现金流量（CF）的交叉乘积项EDI×CF，这一变量代表环境信息披露指数对于现金一现金流敏感度的增量影响。如果系数a3显著为负，则表明环境信息披露水平的提高显著降低了CF的系数（现金-现金流敏感度），即显著降低了企业所面临的融资约束。根据假设1，我们预期该系数显著为负。
　　第二步，为了检验地区差异对融资约束的影响，将样本划分为东部地区和西部地区两组，再分别进行回归，在比较回归系数的基础上得出相应结论；类似地，再将全样本划分为产品市场竞争强和弱两组，分别进行回归，通过比较回归系数来检验产品市场竞争对融资约束的影响。
　　四、实证结果与分析
　　（一）描述性统计
　　表2是环境信息披露指数描述性统计，表3报告了本文主要变量的描述性统计结果。
　　如表2所示，无论是平均值、中位数还是最大值，2011年都比2010年有所下降。这说明我国企业环境信息披露水平并没有呈现出稳定的上升趋势。另外，3年中EDI最大值都超过了3.3，而最小值不到1.9，标准差也较大，说明企业之间环境信息披露水平分布状况比较分散，不同企业环境信息披露水平差距较大。
　　从表3看出，可能由于企业所处行业特点及自身经营状况等差异所致，各主要变量的差异较大，如现金及现金等价物净增加额△CASH最大值0.409，最小值-0.233，均值为0.0178；营运资本的变动△NWC最大值为0.451，最小值只有-0.256，进一步说明不同企业之间差异较大。
　　（二）环境信息披露水平与融资约束的面板数据分析
　　利用多元回归计量模型来分析环境信息披露水平与融资约束之间的关系。通过对本文3年期面板数据进行Hausman检验，确定适用固定效应模型。由于面板数据模型的估计容易受到残差自相关和异方差的影响，为了控制自相关和异方差对参数估计的影响，使用STATA12.0软件中可同时纠正模型异方差和自相关问题的“xtscc”命令进行估计。结果如表4所示。
　　从表4可以看出，交互项EDI×CF的系数在1%的水平上显著为负，这表明，环境信息披露水平的提高，减少了企业的信息不对称程度，进而降低了企业对于内部资金进行投资的依赖，最终表现为降低了现金一现金流敏感度，也即显著降低了企业所面l临的融资约束。这一结果验证了本文假设1，从全体样本企业来看，在我国的资本市场上，企业披露的环境信息是“有用的”，可以有效减少信息不对称，并且企业披露的环境信息水平越高，就越有助于缓解面临的融资约束。