國際標準化組織 (International Standardization organization, ISO) 于 1987 年制定ISO 9000 族標準，其后發展成為一
個全球性的質量管理體系，并在各個行業得到廣泛的應用。我國于 1988 年開始等效采用 ISO9000 族標準，其后于1992 年 開 始 等 同 采 用 ， 這 推 動 了ISO9000 認證在中國數量上的飛速上升，中國獲得 ISO9000 的證書數量從1994 年的 143 家增加到 2003 年的近 10萬家。但是，作為一個非強制性的質量管理標準，ISO9000 質量管理體系在我國醫藥行業的推廣程度很低，2002 年我國 7000 多家制藥企業，只有 20 多家獲得 ISO9000 證書。ISO9000 質量管理體系是否適用于我國的醫藥行業，需要將ISO9000 對制藥企業的績效影響進行分析。關于 ISO9000 認證對企業績效的影響分析，目前的研究大部分是使用問卷調查的方式，其證明了 ISO9000 認證對提高企業的客戶滿意度和增加市場份額等方面的影響CharlesJ.Corbett 等人使用事件研究法分析了 1987 年到 1997 年10 年間美國 554 家企業通過 ISO9000 認證前后 3 年的財務績效的變化，發現ISO9000 認證對企業的財務績效在短期內呈現不規則變化，而在長期內則顯著上升。在我國，對于 ISO9000 認證對企業經營績效影響的實證分析很少。本文選取我國通過 ISO90000 認證的上市制藥企業的財務數據，采用因子分析（Factor anlysis） 的方法分析ISO9000 認證對我國醫藥行業整體經營績效的影響。
一、樣本數據及方法
（一） 樣本及數據
選取我國通過 ISO9000 認證的上市制藥企業一共 24 家。由于每一家企業都會進行數次的 ISO9000 認證，而其中第一次認證對企業的組織結構和績效的影響最大，故以其第一次獲得 ISO9000證書的年份為 T 年，選取前后 3 年的財務數據 （T-3 到T+3），數據來源于滬深證券交易所公布的企業當年的年報。基于數據的可得性，T-3年到T+3各年的樣本量如表-1所示。
表-1 T-3到T+3各年的樣本量
| 年份 | T-3 | T-2 | T-1 | T | T+1 | T+2 | T+3 |
| 樣本量 | N=18 | N=21 | N=22 | N=22 | N=16 | N=14 | N=9 |
（二）實證研究及結果
1．模型解釋。對于企業績效評價的方法存在模糊數學、數據包絡分析（DEA）和因子分析法等，各種評價模型各有優劣。模糊數學能夠較好地反映評價者的個人偏好和滿足具體評價目的的需求，但由于評價過于主觀而說服性下降。DEA模型的各指標權重都來自于客觀數據，但與實際情況的符合度較低。因子分析法兼顧兩者的特性，在保證客觀性的前提下又能與實際情況有很好的符合度。利用因子分析法可用少數幾個變量來反映原始變量所包含的綜合信息。因此，可用來評價企業的綜合績效。因子模型的一般表達式為：設有 p維可觀測的隨機向量為X=（X1 ，X2 ，…，Xp），其均值為μ=（μ1，μ2，…，μp），協方差為Σ=（δij）。
X1=μ1+ α11 F1+α12 F2 + …+α1m Fm+ε1
X2=μ2+α21F1+α22 F2 + …+α2m Fm +ε2
… Xp
｛ =μp+αp1 F1 +αp2 F2 + …+αpm Fm+εp
其中 F1，F2 ，…，F m為公共因子，ε1，ε2，…，εp
為特殊因子，它們都是不可觀測的隨機變量，每個公共因子 Fj （j=1,2，…，m） 一般至少對兩個原始變量起作用，否則歸入特殊因子。上式可用矩陣表示：x=μ+AF+ε。式中，F=（F1，F2，…，Fm）為公因子向量，ε=（ε1，ε2，…，εp）為特殊因子向量，A=（αij）：p×m成為因子載荷矩陣。
2．選取指標。本文使用因子分析方法，從盈利能力、成長性、經營效率、償債能力和獲現能力五個方面選取 13個績效評價指標，分別是每股收益 （X1）、凈資產收益 （X 2）、總資產收益率 （X 3）、主營業務收入增長率 （X 4）、總資產增長率 （X 5）、凈利潤增長率（X 6）、應收賬款周轉率 （X 7）、總資產周轉率 （X 8）、資 產 負 債 率 （X 9）、 流 動 比 率 （X 10）、 速 動 比 率（X 11）、每股經營活動現金凈流量（X 12）和主營業務收入現金比率 （X 13）。由于不同指標存在量綱上的差異，故使用 Z-score方法對原始數據進行標準化處理，得到歸一化的數據。
3．因子分析的可行性檢驗。因子分析要求各指標間存在相關性，本文采用巴特利特球度檢驗 （Bartlett'sTest ofSphericity） 和 KMO檢驗。巴特利特球度檢驗的檢測值為 891.513，P （Sig.） <0.01，說明變量之間的相關 性 在 1% 的 統 計 水 平 上 顯 著 。 同 時 ， KMO 值 為0.714，根據Kaiser給出的KMO值度量標準，一般KMO值大于 0.7就適合進行因子分析，可知本文所選變量適合進行因子分析。
4．因子模型構建。采用主成份分析法提取公共因子，得到相關系數矩陣的特征值和貢獻率，如表-2所示。
表-2 方差總解釋情況
| 公共因子 | F1 | F2 | F3 | F4 | F5 |
| 特征值 | 3.950 | 2.780 | 1.193 | 1.145 | 0.928 |
| 貢獻率（%） | 30.387 | 21.384 | 9.180 | 8.810 | 7.142 |
| 累積貢獻率（%） | 30.387 | 51.771 | 60.951 | 69.761 | 76.903 |
一般要求公共因子的特征值大于1，提取其中5個公共因子（其中公共因子 5為 0.928，基本符合要求），一般要求公共因子的累積貢獻率大于 75%，所提取的公共因子 5 的累積貢獻率為 76.903% 。使用 5個公共因子代替原有的 13個變量，構造出我國上市制藥企業的經營績效評價模型：
F=30.387/76.903F1 + 21.384/76.903F2 + 9.180/76.903F3 + 8.810/
76.903F4+7.142/76.903F5
（F代表上市制藥公司的綜合績效數值，Fi為每個公共因子的數值（i=1，2，3，4，5））
采用方差最大化法對因子載荷矩陣進行正交旋轉后發現，因子F1的每股收益、凈資產收益率和總資產收益率的因子載荷較大，主要代表公司的盈利能力；因子 F2的流動比率、速動比率和資產負債率的載荷系數較大，主要代表公司的償債能力；因子 F3的主營業收入增長率、凈利潤增長率和總資產增長率的載荷系數較大，主要代表公司的成長能力；因子 F4的應收賬款周轉率和總資產周轉率的載荷系數較大，主要代表公司的營運能力；因子 F5的主營業務收入現金比率和每股經營活動現金凈流量的載荷系數較大，代表公司的獲現能力。得到的 5個綜合因子分別為盈利能力、償債能力、成長能力、營運能力和獲現能力。構建其因子模型：
F1= 0.351X1+0.285 X2+0.227 X3-0.167X4+0.031X5-0.07X6-0.116
X7+0.152X8+0.026X9+0.046X10-0.004X11+0.313X12-0.071X13
F2=0.018X1 + 0.012X2 + 0.058X3 + 0.007X4 + 0.026X5-0.057X6 +
0.039X7-0.139X8-0.317X9+0.341X10+0.338X11-0.039X12+0.037X13
F3=-0.138 X1-0.053X2 + 0.036X3 + 0.609X4 + 0.371X5 + 0.496X6 +
0.072X7-0.087X8-0.014X9-0.098X10+0.007X11-0.163X12+0.202X13
F4=-0.081X1+0.026X2+0.02X3+0.035X4-0.31X5+0.09X6+0.716X7+
0.351X8-0.062X9-0.026X10-0.024X11-0.363X12-0.066X13
F5=-0.103X1-0.041X2-0.026X3 + 0.06X4-0.518X5 + 0.002X6 +
0.052X7-0.172X8-0.035X9-0.007X10+0.012X11+0.251X12+0.683X13
