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　　在运用因子分析前，首先要确认变量是否适合做因子分析，该方法要求原始变量之间存在较强的相关关系。本文根据2005年样本上市公司数据首先对原始数据进行KMO和Bartlett检验。检验得巴特利特球度检验统计量观测值为498.5，相应概率P值接近0，KMO值为0.623，比较接近于1，说明样本数据适合进行因子分析。最后通过计算，得出：
　　其中H2005代表2005年的经营业绩综合得分；F1为盈利能力因子；F2为发展潜力因子；F3为收益必需因子；F4为运营能力因子；系数为各因子所占比重。在此基础上，可以计算出其他各样本公司的经营业绩的综合得分H值。
　　（2）解释变量定义。现金持有量作为本文的解释变量，参照国内外学者的做法，本文利用货币资金及短期投资与净资产之比来表示现金持有量。其中，净资产为总资产扣除现金及现金等价物的余额。现金持有量用“Cashhold”表示。为验证现金持有量与公司经营业绩之间可能存在非单调关系，在回归方程中引入（Cashhold）2作为另一解释变量。
　　（3）控制变量定义。本文的控制变量包括公司规模（Size）、负责水平（Debt）、现金持有量的相对增加额（ΔCashhold）以及“现金持有量方向（Di）”。参照大多数文献的做法，本文以公司资产总额的对数来衡量公司规模，一般的，公司规模扩大，会产生规模效益，其产生的效益能反映在经营绩效中；负债水平用资产负债率来衡量，即负债总额/资产总额；现金持有量的相对增加额为现金及现金等价物净增加额/资产合计；“现金持有量方向（Di）”为现金持有量的虚拟变量，1表示现金持有量大于零，0表示现金持有量小于零。相关变量组成如表2所示：
　　（四）模型设计根据以上分析，为了验证假设，分别设计如下两个回归模型：
　　其中，Fi代表第i个样本公司的某一年的经营绩效；Cashhold为样本公司的现金持有量；ΔCashhold表示现金持有量相对增加额；Cashflow表示现金流比例；Size表示公司的规模；Debt为样本公司负债水平；Di代表样本公司现金持有量的方向，其值为正时，取值为1，反之，取值为0；ε代表模型的随机干扰项。
　　三、实证结果与分析
　　（一）描述性统计由表3得知，相关变量的中位数和平均值大致相当，这说明各相关变量符合统计分布，而且分布较均匀。2005年～2007年间，家电上市公司现金持有量均值为21.26%，属于较高的持有水平。标准差为0.734，说明各样本公司间的现金持有量有一定的差异。
　　由表4对对照可得，金融危机发生后，家电上市公司倾向于提高现金持有量，并且降低负债水平。2008年～2010年间，家电上市公司现金流比例为38.91%，标准差为3.087。说明金融危机对家电上市公司的现金流影响是很大的，导致各样本公司的现金流比例出现较大的波动差异。
　　（二）回归分析本文采用多元回归的分析方法，对回归模型进行了回归。限于篇幅，本文截取2006年数据代表经济危机发生前的情形。2006年（经济危机发生前）的回归分析结果如表5所示。从表中可知：Cashhold及（Cashhold）2的Sig值分别为0.005和0.021，明显小于α（α取0.05），表明显著性程度较高。另外，Cashhold及（Cashhold）2系数分别为β1=1.042和β2=-1.822<0，表明现金持有量与公司经营业绩之间呈抛物线关系，即随着现金持有量的提高，公司经营业绩会随即提高，但当达到一定高度时，公司经营业绩又会随现金持有量的继续提高而下降，由此否定了假设H1。
　　2009年（经济危机发生后）的回归分析结果如表6所示。从表中可知：现金持有的增量与公司的经营业绩是显著正相关关系，而且4个模型都在5%的显著水平上，这说明了公司现金持有的增量在边际效应上对公司绩效是有正面影响的；公司规模与企业经营绩效呈正相关关系；负债水平与企业经营绩效呈负相关关系；当现金持有量大于零时，现金持有的增量对经营绩效的影响较现金持有量小于零时大，这符合假设H2预期。