---以四川长虹为例

李润迪

（青岛西海岸新区职业中等专业学校，山东 青岛 266400）

摘要：信息技术驱动财务管理模式的变革和创新。财务共享模式已成为大数据时代背景下企业实现财务升级转型，提高行业竞争力的重要工具之一，目前已得到国内外企业的认可，并在实际运用中广泛推广。财务绩效评价是实现财务共享战略目标的有效保障。共享的本质在于降低成本，提高效率。基于此，本文以四川长虹2005-2022年的相关财务数据为研究对象，运用主成分分析法分析财务共享的实施对财务绩效的影响，并提出优化建议，以期能够对有意计划实施财务共享服务模式的企业有所裨益。

关键词：财务共享服务模式；财务绩效；四川长虹；主成分分析法

 以“大智移云区（大数据、人工智能、移动互联网、云计算、区块链）”为代表的新一代信息技术的催生，给传统的会计行业带来了前所未有的挑战。财务共享、财务机器人、数智财务、业财融合等新业态不断涌现。技术变革和创新驱动着企业的经营管理模式的转型蜕变。财务共享服务模式作为一种新型管理模式应运而生成为常态，其全面共享、高效融合、深度协同的特点给传统的会计岗位和流程赋予了新的内涵。与此同时，财务绩效评价也迎来了发展高潮，财务绩效评价的体系趋于全面化，财务绩效评价的方法趋于多样化和精细化。

财务共享服务模式作为一种先进的新型财务管理模式，通过业财融合、领域融合、生态融合、云融合、异构融合和技术融合，为企业构建开放的共享服务平台，实现共享作业集中处理，进而达到强化管控、降本增效、支撑战略、财务转型的管理。然而，财务共享服务平台从开始建立到平稳运行进而实现价值创造并非一蹴而就，截至目前，我国在实现财务共享服务方面仍面临着众多挑战，财务共享服务模式对企业财务绩效的影响路径以及效果是否符合预期，以及如何在财务共享服务中更好的提升企业整体绩效已成为目前企业关注的重点。

一、国内外研究现状

20世纪80年代，财务共享服务中心在西方发达国家应运而生，90年代已发展相对成熟并推广，21世纪初加快推广步伐并在实践中取得不错成效。美国福特汽车公司首创财务共享服务中心，随后，全球大多数跨国公司陆续进行了财务共享服务中心的建设，此后，学术界对此进行了深入的讨论。我国对财务共享的实践时间较晚，改革开放催生我国经济发展和企业规模扩展，管理问题的出现使很多企业效仿国外引入财务共享，对其研究随之开始，研究的深度和广度逐渐增强。陈虎和董皓（2008）认为财务共享是一种以信息技术为核心的创新经营模式，不断变革与创新。吴碧峰（2017）将 FSSC 视为一种新型的、集中化的财务管理模式，是一种新型组织结构形式。

国内外众多学者认为财务共享与财务绩效成正相关。Ron Gill（2014）指出财务共享服务中心的建立能够控制企业的成本，提高运营效率。吕靖烨等（2018）以煤炭上市企业为研究样本分析得出，建立财务共享中心可以提高企业的管理效率。许汉友等（2022）运用 DEA模型，探究财务共享智能化水平对财务绩效的影响，发现国内公司财务共享智能化建设的投入与 FSSC 财务绩效提升效率呈正相关。

纵观国内外学者在财务共享和财务绩效方面的研究可以看出，虽然研究时间不同，但都做出了巨大的贡献。通过分析国内外早期的研究成果，不难发现我国在财务共享服务模式对财务绩效影响方面仍然存在一定不足和问题丞待解决。

二、四川长虹财务共享服务模式的实施分析

四川长虹创建于1958年，1994年3月在上海证券交易所挂牌上市交易。历经数十年的发展，从期初立业、彩电兴业，到如今的信息电子相关多元拓展，如今已成为集军工、消费电子、核心器件研发与制造为一体的综合型跨国企业集团。长虹品牌价值达到千亿元之高，继续稳居中国电子百强品牌。为了更好地提高财务效率和加强风险管理的能力，长虹一直在财务共享领域不断地求索与实践，是中国企业财务共享的先行者。

由于会计核算业务融入到了财务共享的整体体系当中，因此四川长虹实施财务共享服务模式后，对于财务分析等重要的工作来说，都有专门人员参与到其中，为企业价值的提高奠定了坚实的基础。在四川长虹实施财务共享服务模式后，财务共享收益得到了提高，尤其是在运营成本方面，四川长虹运营成本持续降低，同时效率也明显得到了提高，体现了财务共享服务模式应用的价值。

三、财务共享服务模式对四川长虹财务绩效的影响分析

1.财务指标的选取

根据目标性、可比性、可操作性性等原则并结合家电行业上市公司的发展特色，本文主要从偿债、盈利、营运、发展能力四个方面选定有代表性的财务指标，建立一套实用的财务绩效综合评价体系，如表1所示。

表1 财务绩效综合评价体系

2.主成分分析法的应用

根据四川长虹财务共享服务模式的发展阶段，本文选取其2005年到2022年的财务数据，通过SPSS29.0.1.0软件，运用主成分分析法对相关财务指标进行降维处理，分析财务共享服务模式对财务绩效的影响，并在此基础上做出客观有效评价。

首先，采用KMO样本检测度和巴特利特球体检验法对所选指标变量进行可行性分析检验。如表2所示，13个变量的KMO值为0.688＞0.5，标明变量之间有较强的相关性，经Bartlett法检验Sig值<0.05，球形假设不成立，充分标明可以利用主成分分析法进行分析。

表2 KMO和Bartlett的检验

其次，根据特征值大于1和累计贡献率大于信息损失标准85%的原则对变量提取主成分，如表3所示。由下表看出，总方差被分解成4个特征值大于1 的成分，分别是5.226、3.687、1.652、1.172，其方差贡献率分别是40.202%、28.361%、12.708%、9.013%，累计贡献率达到90.284%，可以代表四川长虹大部分财务特征。

表3  总方差解释

同时，表5的公因子方差提取结果反映了13个变量的主成分共同度。由表可见，13个财务指标的主成分共同度绝大多数在0.8以上，表明13个变量很好的被4个主成分解释。因此本文拟提取4个成分变量作为主成分变量。

表4  公因子方差

再次，为了清晰解释主成分变量，本文采用具有Kaiser标准化的正交旋转法对主成分变量进行旋转。多次旋转收敛后得到下表。

表5 成分矩阵

由上表6可以看出：

主成分F₁由反映企业偿债能力的流动比率、速动比率所解释，载荷值分别为0.900和0.837，将其命名为偿债主成分变量。

主成分F₂由反映企业发展能力的总资产增长率、净资产增长率所解释，载荷值分别为0.741和0.688，将其命名为发展主成分变量。

主成分F₃由反映企业盈利能力的净资产收益率、总资产报酬率所解释，载荷值分别为0.654、0.502，将其命名为获利主成分变量。

主成分F₄由反映企业营运能力的总资产周转率、流动资产周转率所解释，载荷值分别为0.595、0.506，将其命名为营运主成分变量。

至此，我们已经将13个财务指标经过降维处理，由4个主成分变量解释，可以较为全面的反映出四川长虹集团的财务绩效变化情况并且根据成分得分协方差矩阵可以看出，4个主成分变量之间不存在相关性且相互正交。最后，根据主成分回归的运行结果得到成分得分系数矩阵（见表6）。

表6 成分得分系数矩阵

由表7可以看出4个主成分变量的表达式如下：

F₁=0.172X₁+0.160X₂-0.159X₃+0.115X₄+0.076X₅-0.029X₆-0.140X₇-0.115X₈-0.174X₉+0.010X₁₀+0.133X₁₁+0.072X₁₂+0.069X₁₃

F₂=-0.095X₁-0.105X₂+0.048X₃+0.172X₄+0.194X₅-0.218X₆+0.055X₇+0.158X₈+0.034X₉+0.171X₁₀+0.020X₁₁+0.201X₁₂+0.186X₁₃

F₃=-0.049X₁-0.060X₂-0.029X₃-0.244X₄-0.335X₅+0.304X₆-0.085X₇+0.093X₈-0.052X₉+0.406X₁₀+0.243X₁₁+0.264X₁₂+0.149X₁₃

F₄=0.154X₁-0.101X₂-0.387X₃+0.101X₄+0.020X₅+0.122X₆+0.508X₇+0.432X₈-0.060X₉-0.146X₁₀+0.361X₁₁-0.053X₁₂-0.203X₁₃

综合4个主成分变量的贡献率，可以得到综合主成分变量的表达式如下：

F=（F1*40.202%+F2*28.361%+F3*12.708%+F4*9.013%）/90.284%

由以上表达式可以得到四川长虹2005年到2022年各主成分变量和综合主成分变量的得分，见下表7：

表7  四川长虹2005-2022年各主成分和综合主成分变量得分

再由EXCEL软件计算出各主成分变量得分排名，见下表8：

表8  四川长虹2005-2022年各主成分和综合主成分变量得分排名

四川长虹2005-2022年综合主成分得分变化趋势图如下：

图2 综合主成分变量得分变化趋势图

综合表8和图1可以看出，四川长虹综合主成分变量F得分变化波动较大，自2005-2022年18年的发展中经历了三次起伏转折，分别在2008年、2017年和2021年，其中在2008年的得分最高，2018年得分最低。单看4个主成分变量，分别呈现不同的趋势变化，F₁、F₂、F₃、F₄峰值分别出现在2005年、2008年、2008年、2005年。四川长虹综合主成分变量和各主成分变量的得分变化反映出与财务共享服务模式不同阶段的推进实施有一定程度的影响，但各个维度对财务绩效的影响程度不同。

3.评价结果分析

结合主成分分析法对四川长虹实施财务共享服务模式对财务绩效的影响进行分析，得到以下结论：4个主成分变量对财务共享服务模式实施的反映程度不同，结合表9可以看出，得分从高到低分别是获利主成分变量F₃、发展主成分变F₂、营运主成分变量F₄、偿债主成分变量F₁，其中F₃与其他3个变量得分差距较大，是综合得分中最高的。F₄和F₁综合得分相近。

在实施财务共享服务的当年，F₁、F₂、F₃、F₄分别位于第6位、第1位、第1位、第15位。就F₃而言，在建设初创期，四川长虹的获利主成分变量F₃不断提升，在2008年达到发展顶峰。而后自2009年到2014年F₃出现下滑趋势，与共享服务功能的完善优化有一定关系。自2015年之后，四川长虹财务共享服务模式进入价值创造期，F₃呈现回升趋势，除疫情发生三年有所起伏之外，获利能力整体向上发展，表明四川长虹财务共享服务模式的实施一定程度上与其盈利能力呈正相关。

F₂的变化趋势与F₃基本一致，在2008年达到峰值，一定程度上反映出财务共享服务模式的初创对企业的发展能力的提升有正向作用。

就F₄而言，在财务共享服务模式的初创期，企业营运主成分呈现急速下降趋势。2018年，四川长虹实施财务共享服务中心之后，F₄仍旧下滑，直到2011年开始有所回升，可见在平稳发展时期，由于财务共享各项功能的不完善，其对营运能力发挥的作用是一个缓慢释放的过程。在价值创造期，营运主成分变量总体平稳，但伴随疫情的爆发，又出现下滑趋势。由此可见，财务共享服务中心的实施对四川长虹营运能力的提升有一定影响但不明显。

就F₁而言，在财务共享服务中心推进实施的3个阶段中，总体保持下降趋势。2009年、2022年有所回升，但整体对偿债能力的提升效果微弱，说明四川长虹实施财务共享对偿债能力的作用不显著。

根据四川长虹推行财务共享服务模式的时间点可以看出，2005-2008年综合得分显著上升，进一步分析原因，应与企业对财务共享服务中心积极推行有一定关系，此时其积极作用大于消极作用。2009年之后随着财务共享的全面推行，许多问题和弊端不断暴露，财务共享发挥的作用受阻，导致在平稳发展期企业综合得分持续下滑。在2014年之后，综合得分趋于平稳，这与财务共享服务中心的建设完善、资金流加速流通、会计核算自动化有很大关系。总体来说，财务共享服务模式的推行在不同阶段都会对财务绩效产生一定影响。

四、四川长虹财务共享服务模式存在的问题及对策

通过前文研究可以看出，四川长虹财务共享服务中心的实施存在诸多问题，致使对财务绩效产生不同程度的影响。现对其原因分析如下：

1.财务风险管控机制不完善，无法及时预警

风险管控对于各行各业来说都较为重要，而对于集团公司来说，由于财务工作较为复杂，因此稍有不慎就可能出现问题。目前，四川长虹财务风险管控机制不完善，在四川长虹业务范围不断扩大的情况下，必须要对企业信息系统进行升级和完善，如此才能提高风险管控力度，但目前四川长虹信息系统并没有进行合理升级，降低了财务风险管控能力。

2.共享中心流程制度不完善

目前，四川长虹财务共享服务中心制度不完善，特别是在费用报销过程中和审核相关流程方面。在费用报销的整体流程中，涉及到授权审批的相关问题。想要更好的完成这一环节的工作，必须要有专门的工作人员对流程进行审核，但是审核人员难以保证时刻在工作岗位上，也无法应对过高的工作强度。一旦有工作人员没有及时在岗，费用报销的基本流程就会处在停滞的阶段。

3.财务人员培训水平低

四川长虹财务人员缺乏培训，虽然对自身负责的财务模块较为熟悉，但是却对其他模块的了解不多，导致财务人员难以做出决策。而在信息时代，对于长虹集团这样的大型企业来说，财务人员做出的决策如果不够准确，就可能会引发其他严重的问题，可见通过培训提高财务人员工作能力的重要性。

针对以上原因，本文提出以下解决问题的措施：

其一，创新财务风险管控机制。四川长虹应在日常工作中加强网络维护，持续优化企业的网络架构。同时需要配备专业网络安全技术人员提高网络稳定性，对于现有系统应合理进行升级，将财务风险降到最低。

其二，完善服务中心流程制度。企业应制定采购付款业务的操作流程规范，详细规定完善流程单据的填写方式以及材料提交具体的标准规则。此外，四川长虹在完善服务中心流程制度的过程中，应采取加签申请申请的方式，也就是在申请阶段就在审批信息中确定审批人员，如此就能够在审批人员快速的收到申请并对其进行处理。

其三，加强财务人员管理培训。通过培训，提高各个模块工作人员的协作能力，不断促进财务共享服务中心的发展，提高企业的财务绩效。与此同时，四川长虹可以在各个部门选择工作能力较强的工作人员进行内部分享，让其他工作人员掌握服务知识和财务知识，从而更好协助各分支机构的业务处理，确保四川长虹相关的工作能够有序运行。

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