一、引言
在过去的十余年， 盈利预测不仅是股票首次公开发行定价的关键因素， 而且作为重要的招股信息， 对投资者投资新股的决策具有重要的意义（欧阳爱平、周群，2006）。而大量应用公允价值进行计量和报告，已成为20世纪末和21世纪初会计及其他许多计量性经济学科领域发展的重要特征（谢诗芬， 2003）。斯科特（2006）认为公允价值是基于市价、未来现金流量的折现值，在某些情况下是通过某些数学模型所计量资产或负债的概括表达。资产和负债的公允价值比历史成本更加符合投资者利益。因为公允价值提供了预测公司未来业绩最好的指示器。玛丽.E.巴斯（2007） 认为根据现行准则，今天的财务报表中确认的几乎所有金额都不同程度的反映了对未来的估计。大多数人能够理解以公允价值计量就是反映了对未来的估计。将对未来的更多估计包含在今天财务报表中的一个后果是，会计收益不太具有预测性。葛家澍、杜兴强（2004）认为历史成本和公允价值都是以市场价格为基础的。历史成本作为过去的市场价格所包含的风险和报酬已被固定为一个已知数，因此具有最为信赖的可靠性。但在反映不确定性和风险方面，历史成本则不如公允价值。公允价值含有不确定性的预计数，预计当然不可能精确，所以人们必然担心他的可靠性（特别是预计未来现金流量进行折现包含的变数太多）。但即使预计一个不甚可靠的现行价值或未来价值，总比没有预计或完全依靠已知的历史成本去预测要好。公允价值盈利预测能力，理论界结论并不一致。斯科特（2006），葛家澍、杜兴强（2004）认为公允价值面向未来，具有盈利预测价值，而玛丽.E.巴斯（2007）认为公允价值由于反映了未来的估计，因此会计收益不太具有预测性。
二、研究设计
（一）盈利指标的选择企业涉及公允价值变动的科目有“公允价值变动损益”、“营业外收入”、“营业外支出”和“资产减值损失”。企业交易性金融工具、套期工具、投资性房地产公允价值变动计入“公允价值变动损益”；企业长期股权投资、非货币换、债务重组、企业合并公允价值变动计入“营业外收入”、“营业为支出”；企业资产减值损失计入“资产减值损失”。企业资产减值损失主要是基于稳健原则而并不是基于公允价值计量；企业投资性房地产、长期股权投资、非货币换、债务重组、企业合并业务中公允价值的应用条件受到严格限制，需要满足一定条件才能应用。公允价值主要指向的是金融工具，企业公允价值变动在利润表上主要通过“公允价值变动损益”科目反映。徐晓庆（2000）分析了上市公司对于公允价值的应用一是总体采用范围有限，在具体应用上比较谨慎，主要是因为除了金融工具和衍生金融工具的确认和计量能够直接应用公允价值，其他项目都要满足一定的条件才能运用。二是金融工具及衍生金融工具的确认和计量运用公允价值突出。本文通过模型来预测盈利，比较预测误差的差异即比较预测准确性来决定预测能力， 通过比较含公允价值变动的企业盈利与不含公允价值变动的企业盈利预测能力大小评价公允价值盈利预测能力。如果含公允价值变动的盈利预测能力高于不含公允价值变动的盈利预测能力，则公允价值具有盈利预测能力，反之则不具有盈利预测能力。为便于比较含公允价值变动与不含公允价值变动的盈利预测能力，本文盈利预测指标选择含（不含）公允价值变动损益的营业利润，公允价值变动选择“公允价值变动损益”科目内容。
（二）研究假设 目前理论界一直认为公允价值具有相关性，如果公允价值具有相关性，则公允价值具有盈利预测能力，即含公允价值变动损益的盈利预测能力占优。因此本文提出两个假设。
假设1：利用以前年度盈利预测年度盈利时，公允价值变动损益的营业利润预测能力占优（公允价值具有盈利预测能力）（年度预测）
假设2：利用以前季度盈利预测季度盈利时，公允价值变动损益的营业利润预测能力占优（公允价值具有盈利预测能力）（季度预测）
（三）样本选择及数据来源本文选用样本以沪深A股公司为基础，在选取样本时，选取的是2007年至2009年4季度每个季度均存在公允价值变动损益的上市公司。符合标准的上市公司共计116家。本文样本数据来源于网易财金数据库和CSMAR深圳国泰安研究服务中心提供的数据库。
（四）模型建立 盈利预测通常有三种模型：一元时间序列模型、分析师模型、管理层模型。一元时间序列模型只包括一个变量：过去的盈余。后两者分别指分析师或公司的管理层做预测所依据的模型，通常是综合性的，包含了公司内外部的许多因素。本文选用一元时间序列模型。
（1）年度盈利预测。国外研究结果表明年度盈利可由随机游走过程很好地予以表述，国内许多研究也都采用随机游走模型来预测年度盈利。由于年度盈利数据有限，建立年度盈利时间序列模型存在困难，因此本文年度盈利预测也采用随机游走模型。
随机游走模型（年度）：Model 1：F（Qt）=Qt-1
下标t 表示时间（年度），Qt 表示实际盈利，F（Qt）表示预测盈利。
（2）季度盈利预测。在季度盈利预测中，从实证角度分析，盈利Box―Jenkins模型的预测能力普遍比随机模型等简单模型表现优秀。但进行时间序列研究必须有足够的时间序列数据，否则对样本的自相关性进行检验就会受到数据的限制。因此本文舍弃了建立复杂的ARIMA 模型，采用简单模型，模型直接选用徐跃（2007）在其博士论文《关于我国证券分析师盈利预测的实证研究》中使用的三个季度盈利预测模型。
季度盈利预测模型为：Model 2： F（Xt）=Xt-1 ；Model 3： F（Xt）=Xt-4 ；Model 4： F（Xt）=Xt-4 +（Xt-1- Xt-5）
下标t表示时间（季度），Xt表示实际盈利，F（Xt）表示预测盈利。
（五）检验方法 一般情况下，预测值与实际值之间存在一定误差，这种误差是个绝对数，不利于不同样本值的比较，本文选用百分比误差的绝对值（简称绝对百分比误差或APE）来评价预测准确性。绝对百分比误差（APE）计算公式为： APE=|（At-Yt）/Yt|*100%。其中：At为t年度（季度）的预测值；Yt为t年度（季度）的实际值。 本文首先通过APE均值、标准差、累积频率及Friedman检验进行季度盈利预测模型之间预测能力的比较，在3个模型中选取预测能力最好的一个模型作为季度盈利预测模型；然后通过APE均值、标准差、累积频率、配对样本均值t检验及配对样本Wilcoxon检验比较含公允价值变动损益的营业利润与不含公允价值变动损益的营业利润年度盈利预测能力和季度盈利预测能力差异。在进行配对样本均值t检验、配对样本Wilcoxon检验前首先对样本进行K―S检验以确定样本是否符合正态分布，如果样本符合正态分布均值t检验、Wilcoxon检验采用均值t检验，如果样本不符合正态分布，则采用Wilcoxon检验。本文Friedman检验、K―S检验、配对样本均值t检验、配对样本Wilcoxon检验显著性水平均设定为软件系统的默认值0.05，如果Friedman检验、配对样本均值t检验、配对样本Wilcoxon检验概率P值小于或等于给定的显著性水平0.05，则认为两者存在显著性差异；反之，认为两者无显著性差异。本文使用MS Excel 2003软件整理数据和SPSS统计软件进行检验分析。
三、实证结果分析
（一）季度盈利预测模型之间预测能力的比较 （表1）提供了3个季度盈利预测模型在2008年2季度至2009年4季度共7个季度盈利预测误差APE均值、标准差及累积频率在100%内的分布情况。从APE均值、标准差及累积频率看，无论是含公允价值变动损益的盈利预测还是不含公允价值变动损益的盈利预测，3个模型中Model 4的APE 均值、标准差在3个模型中最大，而累积频率最小，其预测准确性最差。Model 2与Model 3各有优势，Model 2的APE均值小于Model 3，累积频率在20%、100%内大于Model 3；Model 2的APE标准差大于Model 3，累积频率在5%、10%、50%内小于Model 3。从预测误差APEFriedman检验结果看，如（表2）所示，无论是含公允价值变动损益的盈利预测还是不含公允价值变动损益的盈利预测，3个模型Friedman检验结果显示预测能力存在显著差异；3个模型两两配对Friedman检验结果显示Model 3与Model 4、 Model 2与Model 4盈利预测能力存在显著差异，Model 2与Model 3在含公允价值变动损益的盈利预测中存在显著性差异，在不含公允价值变动损益的盈利预测中在0.05的显著性水平下不存在显著性差异。
综合以上分析，本文选择Model 3为季度盈利预测模型。一是在不含公允价值变动损益的盈利预测中，Model 2与Model 3盈利预测能力不存在显著性差异；在含公允价值变动损益的盈利预测中，尽管Model 2在APE均值方面小于Model 3，但Model 3在APE标准差及累积频率方面占有优势。况且Model 2与Model 3APE 均值相差较小，同时均值易受某个或几个异常值的影响，而累积频率计算是通过比较样本中公司数在总体样本的分布情况，不涉及具体APE值，不受APE异常值的影响。二是这与国外理论界研究结论――季度盈利具有一定的季节性特征相符，也与徐跃（2007）进行季度盈利序列自相关分析的结论一致，即季度盈利预测具有一定的季节性特征，但没有显著的相邻季度特征。
（二）年度盈利预测分析年度盈利预测分析结果见（表3）。（1）均值及标准差比较分析。预测期2008年、2009年不含公允价值变动损益的APE均值、标准差均小于含公允价值变动损益的APE均值、标准差。因此从均值和标准差看，2008年、2009年不含公允价值变动损益的营业利润预测能力占优。（2）累积频率比较分析：（表3）显示了累积频率在100%内的分布情况。预测期2008年不含公允价值变动损益APE的累积频率在5%、10%、20%、50%、100%内大于含公允价值变动损益APE的累积频率；2009年不含公允价值变动损益APE的累积频率在10%、20%、50%、100%内大于含公允价值变动损益APE的累积频率，在5%内二者相等，因此2008年、2009年不含公允价值变动损益的营业利润盈利预测能力占优。（3）统计检验分析。首先通过K―S检验检验样本是否符合正态分布。预测期2008年、2009年样本K―S检验概率P值均为0.00，因此样本不符合正态分析，统计检验采用Wilcoxon检验。如（表3）所示，预测期2008年、2009年Wilcoxon检验结果概率P值均小于显著性水平0.05，二者存在显著性差异，不含公允价值变动损益的营业利润盈利预测能力占优。以上分析显示不含公允价值变动损益的营业利润盈利预测能力占优，公允价值降低了上市公司盈利预测能力。
（三）季度盈利预测 季度盈利预测分析结果见（表4）。（1）均值及标准差比较分析。如（表4）所示：预测期2008年1季度、2季度，2009年2季度、3季度含公允价值变动损益的APE均值、标准差小于不含公允价值变动损益的APE均值、标准差；2008年3季度、4季度，2009年1季度、4季度含公允价值变动损益的APE均值、标准差大于不含公允价值变动损益的APE均值、标准差。因此从均值和标准差看，2008年1季度、2季度，2009年2季度、3季度含公允价值变动损益的营业利润预测能力占优；2008年3季度、4季度，2009年1季度、4季度不含公允价值变动损益的营业利润预测能力占优。从均值标准差比较结果看，二者盈利预测能力相当。（2）累积频率比较分析。（表4）显示了累积频率在100%内的分布情况。预测期2008年1季度、2009年3季度含公允价值变动损益APE 的累积频率在5%、10%、20%、50%内大于不含公允价值变动损益APE的累积频率，因此2008年1季度、2009年3季度含公允价值变动损益的盈利预测能力占优；预测期2008年2季度不含公允价值变动损益APE的累积频率在20%、50%、100%内大于含公允价值变动损益APE的累积频率，2008年3季度不含公允价值变动损益APE的累积频率在5%、10%、20%、100%内大于含公允价值变动损益APE的累积频率，2008年4季度不含公允价值变动损益APE的累积频率在5%、10%、20%、50%、100%内大于含公允价值变动损益APE的累积频率，2009年2季度不含公允价值变动损益APE的累积频率在5%、10%、20%、50%内大于含公允价值累计频率；2009年4季度不含公允价值变动损益APE累积频率在20%、50%内大于含公允价值变动损益的APE，在5%、10%、100%内二者相当，因此预测期2008年2季度、3季度、4季度，2009年2季度、4季度不含公允价值变动损益的营业利润盈利预测能力占优； 2009年1季度二者累计频率各有优势，其预测能力相当。从累积频率看，公允价值对上市公司造成负面影响大于正面影响。（3）统计检验分析。首先通过K―S检验检验样本是否符合正态分布。预测期8个季度样本K―S检验概率P值均为0.00，因此样本不符合正态分析，统计检验采用Wilcoxon检验。如（表4）所示，预测期Wilcoxon检验结果概率P值均大于显著性水平0.05，因此二者不存在显著性差异，即含公允价值变动的盈利预测能力与不含公允价值变动的盈利预测能力相当，公允价值在预测期没有对上市公司盈利预测能力产生显著影响。以上分析显示含公允价值变动损益的营业利润与不含公允价值变动损益的营业利润的盈利预测能力相当，公允价值没有对上市公司盈利预测能力造成显著影响。
四、结论
本文通过建立模型，运用统计方法比较了我国上市公司2007年至2009年含公允价值变动损益的营业利润与不含公允价值变动损益的营业利润年度和季度盈利预测的准确性，通过比较预测的准确性判定公允价值的盈利预测能力。实证分析发现，年度盈利预测不含公允价值变动损益的营业利润的盈利预测能力占优；季度盈利预测含公允价值变动损益的营业利润与不含公允价值变动损益的营业利润的盈利预测能力相当。因此无论是年度盈利预测还是季度盈利预测，公允价值均不具有盈利预测能力。 本文存在如下不足：由于公允价值在我国应用时间较短，数据有限，因此本文没有通过时间序列推导盈利预测模型，而是直接引用前人的研究成果，这些模型是否适用于公允价值的盈利预测还值得进一步研究。我国企业除了金融工具和衍生金融工具的确认和计量能够直接应用公允价值，其他项目都要满足一定的条件才能运用，公允价值变动对金融企业的利润影响较大，公允价值在金融保险业中产生了巨大的影响徐晓庆（2009）。因此公允价值的运用对不同行业的影响程度是不一样的，本文没有分行业对对其预测能力进行研究。
参考文献：
［1］张岩：《我国上市公司中期财务报告预测价值研究》，《暨南大学硕士学位论文》2007年。
［2］葛家澍、杜兴强：《财务会计的基本概念、基本特征与基本程序》，《财会通讯》2004年第1期。
一、引言
随着住房制度改革深入、居民收入水平增长和消费结构转型，房地产业在国民经济发展的地位日益突出。然而，相关的房地产企业成功上市之后，却出现了发展不平衡的格局，有的企业甚至出现了亏损严重的现象。因此，房地产上市公司的盈利能力及其可持续性成为市场投资者和学界关注的焦点。传统的企业盈利指标分析，往往带有静态分析的特点。引入企业生命周期理论来分析上市公司的盈利能力，能客观地把握企业盈利能力的可持续性。本文不是单纯地依靠企业的盈利能力的相关指标数据、生命周期自身特点来判断企业的盈利状况和经营绩效，而是更多地将企业放到整个行业的长期发展阶段来分析；同时，本文还考察了中国房地产上市公司所处盈利能力周期的阶段，研究得出房地产行业盈利能力提升的若干建议。
二、理论分析和文献综述
（一）生命周期理论 所谓企业生命周期，是指企业诞生、成长、壮大、衰退和死亡的发展过程。国内外诸多学者对企业生命周期理论关注，开始于20个世纪50年代。Mason Haire（1959）最早指出，企业发展也是符合生物学中所谓成长曲线的，这开启了生命周期理论探讨的先河。伊查克·爱迪思（Ichak Adizes，1997）将企业生命周期系统地划为孕育、成长和老化等三个阶段，并进一步把企业成长过程具体分为孕育、婴儿期、学步、青春、盛年期、贵族、官僚初期、官僚期以及死亡期共十个时期，成为企业生命周期理论的奠基人。结合对企业成长发展历程的考察，国内学者陈佳贵（1995）将企业生命周期划为孕育期、求生存期、高速成长期、成熟期、衰退期和蜕变期等六个阶段。李业（2000）依据销售额企业生命周期模型进行了修正，将企业生命周期依次分为孕育期、初生期、发展期、成熟期和衰退期这五个阶段。根据企业应变性、可控性和企业规模三个维度，单文、韩福荣（2002）提出了三维空间企业生命周期模型。经过探索发展完善，理论界普遍认为企业生命周期主要分为创立、成长、成熟和衰退四个阶段。
（二）盈利能力评价理论 企业盈利能力分析是开展企业财务分析的重要环节和评价企业经营管理水平的基本依据。财务分析开始于19世纪末20世纪初。美国学者亚历山大.沃尔创造了综合评价法（亦称沃尔评分法）。标普公司则提出了单项指标法和综合排序法这两种企业财务评价方法。杜邦公司创立了企业财务状况杜邦分析法。国内学者在1990年代开始关注企业盈利能力，并且日益注重现代统计方法在评价中的运用。师静波（1990）引介了以资本利润率、销售利润率和资本周转率的日本企业盈利能力分析指标体系，朱美燕、梁方楚（2001）将模糊评价方法运用于企业盈利能力综合评估中，相比单一指标评价更为客观。实际上，企业盈利能力的评价指标具有层次性，陈丽萍、李智金（2002）将其分为基本指标、一级修正指标和二级修正指标三种。张俊瑞等（2004）采用因子分析法利用1998年至2002年的数据对中美230余家上市公司盈利能力进行了分析，发现应计制和现金制下的企业盈利能力存在较大差异性。田天、徐志坚（2006）运用20家上市公司2005年报数据的十四项经营业绩指标开展企业盈利能力和发展潜能的因子分析，共提取了七个主因子，并建立了综合评价模型。随着房地产市场的快速发展，学者们日益关注房地产上市公司的盈利能力。赵选民、张晓阳（2009）以沪深两市39家房地产上市公司2004年至2006年的财务数据为样本，从资本结构等方面考察了影响盈利能力的多个指标变量；张红等（2010）选用2000年至2007年的统计数据，在计算房地产上市公司盈利能力单项指标的基础上，采用因子分析法提取主成分确立综合计量指标，发现房地产上市公司盈利能力以年均5%的幅度逐年下降。
综上，国内外学界对企业生命周期理论和盈利能力理论开展较深入的研究，取得了较丰富的成果。在企业盈利能力评价方面，主要进行了传统指标分析和现代统计方法综合分析，比较少地关注企业盈利能力的变化状况及其盈利持续性。在这个研究领域，。国内学者路万忠（2008）初步探索了将企业生命周期理论引入企业盈利能力可持续性研究。他提出，所谓企业盈利能力周期实质上是把生命周期的阶段理论运用到盈利力分析中，之后再对企业的盈利现状进行定位，判断企业的盈利力所处在的发展阶段。因此，可以考虑将盈利周期理论运用于房地产上市公司盈利能力分析中，以期考察房地产上市公司盈利能力所处的阶段及其整体状况。
三、研究设计
（一）样本选取和数据来源 目前深沪两市共有一百多家房地产行业上市公司，但有些企业房地产业务收入占主营业务收入的比重较低。因此，本文在探讨时，主要针对将房地产作为主要业务（50%以上）的上市公司，将那些从事房地产经营收入较低的企业排除在外。选取在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的所有房地产行业的A股，不包括B股。这是主要因为B股和A股的投资者不一致，而且A股与B股所采用的会计准则也是有区别的。为避免这些差异带来最终盈利能力周期判别上的偏差，本文选取了A股市场97家房地产上市公司2007年至2009年的年报数据。数据处理均是采用SPSS 11.5 统计软件得出，并经过Excel对数据整合归总。
四、实证检验分析
五、结论与建议
通过上述分析本文得出如下结论和建议：（1）大部分房地产上市公司盈利能力处于创立期到成熟期这个阶段，表明中国房地产市场总体上需求较旺，主要受到住房制度改革加快、居民收入水平提高、消费结构转型和城镇化进程加速等因素影响。而相当一部分公司处于成熟期，也同时表明房地产市场竞争将更加激烈。（2）做好市场调研，实行差异化营销，加快资产周转，进一步改善经营管理，将成为房地产公司应对行业竞争、增强盈利能力的重要手段。就国际发展趋势，开发节能环保、绿色低碳和配套完善的智能化住宅地产和现代化商业地产，将成为房地产上市公司新的盈利增长点。（3）房地产市场受国际国内宏观经济形势、国家宏观调控政策、消费信贷政策等影响较大，加之房地产本身具有资本投入大、回收期较长和行业风险度高的特点，房地产上市公司在增强盈利能力的同时，还需要控制经营风险，以保证盈利能力的可持续性。
参考文献：
[1]陈艳莹、高东：《企业生命周期理论研究进展述评》，《经济研究导刊》2007年第5期。
[2]朱美艳、梁方楚：《多元要素层次模糊综合评价法在上市公司盈利能力评价中的运用》，《技术经济与管理研究》2001年第5期。
[3]陈丽平、李智全：《上市公司业绩评价体系初探》，《商业研究》2002年第7期。
[4]张俊瑞、贾宗武、孙玉梅：《上市公司盈利能力的因子分析》，《当代经济科学》2004年第6期。
[5]田天、徐志坚：《因子分析法对企业经营盈利能力评价的应用》，《东北财经大学学报》2006第6期。
[6]赵选民、张晓阳：《房地产上市公司盈利能力影响因素实证分析》，《财会通讯》2009年第1期。
一、公司资本结构与盈利能力关系概述
一般来说,资本结构是指企业各部分资本之间的构成及比例关系,以及各部资本占资本总额的关系。它是企业利益相关者权利义务的集中反映,对上市公司的盈利、市场价值、绩效有十分重要的影响。合理安排企业资本结构有利于平衡融资成本、融资收益、融资风险、税收方面的关系,进而影响公司经营绩效和价值。
盈利能力是衡量企业绩效的重要指标,是指企业赚取利润的能力,是企业营销能力、获取现金能力、降低成本能力及回避风险等能力的综合体现。企业的盈利能力直接影响到企业的生存与发展,决定了利益相关者的权利与收益能否得到保障。
自从1958年Modigliani和Miller提出著名的MM不相关理论以来,公司资本结构一直是理论界讨论的焦点问题。关于企业资本结构与绩效的关系,目前国内外的研究结论分成两派。一种结论是倾向于适当提高的资本结构有助于提高企业的绩效,即资产负债率越高,公司绩效越好;资产负债率越低,公司绩效越差。另一种结论是两者为负相关,即资产负债率越高,公司绩效越差;资产负债率越低,公司绩效越好。这两种完全不同的研究结论给人们带来了困惑,也就值得我们进一步深入探讨。
基于此,本文尝试利用可获得的数据,对我国家用电器行业上市公司的资本结构与其盈利能力之间的关系进行实证检验。
二、基于家用电器行业上市公司的实证研究设计
1.指标的选取
资本结构通常由长期债务资本与权益资本构成,通常由债务资本在企业全部资本中所占比例,即资产负债率(负债总额/资产总额*100%)来表示。
自19世纪以来,评价企业盈利能力的思路是由单一财务指标向综合财务指标发展。反映企业盈利能力的指标有很多,通常有:每股收益、净资产收益率、总资产报酬率、销售毛利率、销售净利率、资产净利率、主营业务毛利率、主营业务净利率等。正确选择具有代表性的盈利能力指标,对研究过程与研究结论具有重要作用。例如,在制定多层次的上市公司盈利能力指标体系方面,陈莉萍和李智全(2005)在上市公司盈利能力评价体系中,把净资产收益率、销售净利率、总资产收益率和每股收益作为盈利能力评价的基本指标。基于数据的代表性与可获得性,本文选取每股收益(净利润/普通股股数)、净资产收益率(净利润/平均净资产×100%)、总资产报酬率(净利润/平均资产总额×100%)、销售毛利率((销售收入-销售成本)/销售收入净额×100%)、销售净利率(净利润/销售收入净额×100%)作为衡量企业盈利能力的指标。
2.样本的选取
本文以沪深两市证券交易所家用电器行业24家上市公司为研究对象。之所以选择家用电器行业上市公司作为研究样本,是因为我国家用电器行业是竞争激烈的典型成熟行业,上市公司总量较大,从而可以最大限度地选取符合研究条件的样本。为尽可能地克服社会变迁、经济发展、技术进步、制度改变等宏观因素对公司盈利能力的影响,对其2006-2008年度的反映盈利能力的财务指标进行分析。行业分类标准参考金融界网站(省略)上面的信息。5个盈利能力指标的数值来自于锐思(Resset)金融研究数据库,5个盈利能力指标值和1个资产结构指标值取2006-2008年三年的平均值。(表略)
3.实证分析
(1)提取主成分
由于选取的5个盈利能力指标之间有较高的相关性,信息的重叠会给统计方法的应用带来许多障碍,因此本文采用多元统计分析中的主成分分析法对5个盈利能力指标进行分析与提取。主成分提取能大大减少参与数据建模的变量个数,同时也不会造成信息的大量丢失。
将5个盈利能力财务指标分别记为X1、X2、 X3、X4、 X5,运用SPSS软件Analyze菜单的Factor选项进行主成分分析,得到输出结果。由原有变量的相关系数矩阵(表略)看出,大部分的相关系数都较高,几个变量呈较强的线性关系,能够从中提取公共因子;由KMO和Bartlett检验表(表略)知:KMO=0.516>0.5,表明所选取的指标适于做主成分分析。根据累计方差贡献率选取三个主成分,已经能够很好地代表原有指标(见表1)。
提取的三个因子是原有变量重组后的结果,能够解释原有变量总方差的95.634%,足以反映绝大部分信息,且因子之间的线性关系不显著,有利于统计分析。
(2)建立各主成分表达式,计算盈利能力综合分值
根据因子得分系数矩阵(见表2),得出主成分表达式如下:
(3)回归分析与相关性检验
以资产负债率Y作为自变量,F综作为因变量,建立线性回归方程,即F综= k*Y + c +ε。其中,k为斜率,c为常数项,ε为随机扰动项。运用Analyze菜单中的Linear选项进行线性回归过程,利用Bivariate选项进行Pearson相关系数检验,得到结果见表4。
结果表明,在小于0.1和0.05的显著性水平下,常数c与斜率k的最终值分别为49.448和 -0.734。即回归方程为F综= -0.734Y + 49.448 +ε。在0.05的显著性水平下,Pearson相关系数为-0.407,说明资产负债率与盈利能力之间存在中度负相关关系。
4.结论
本文首先简要阐述了企业资本结构与盈利能力的相关理论和研究成果,然后运用线性回归与相关性检验的统计学方法,对家用电器行业的24家上市公司的财务数据进行实证研究。研究结果表明,家用电器行业上市公司的资本结构与盈利能力有中度负相关关系。
企业的融资方式可分为内部融资与外部融资,内部融资即将企业自身的储蓄,包括留存收益和折旧转化为投资的过程;外部融资即吸收其他经济主体的储蓄,使之转化为企业自身投资的过程。随着技术的进步和生产规模的扩大,单纯依靠内部融资已经很难满足企业的资金需求,特别是对于家用电器业这样竞争白热化、行业平均利润偏低的行业,内部融资较为困难,因此外部融资成为企业获取资金的重要方式。外部融资又可分为债务融资和股权融资。根据我们的实证研究结果,过多依赖债务融资会降低家电企业的盈利能力,因此家电企业应当综合权衡融资成本、融资收益、盈利能力、公司成长等多方面因素,确定合理的内部融资、债务融资、股权融资比例,实现公司绩效最优。
参考文献:
[1]N Khanna, S Tice: Strategic responses of incumbents to new entry: the effect of ownership structure, capital structure, and focus [J].Review of Financial Studies, 2000
[2]陈丽萍 李智全:上市公司业绩评价体系初探[J].商业研究,2002,(7)
[3]莫生红 李明伟:上市公司盈利能力综合评价模型的构建[J].财会通讯,2007,(1)
[4]李宝仁 王振蓉:我国上市公司盈利能力与资本结构的实证分析[J].数量经济技术经济研究,2003,(4)
一、引言
资本结构是指在企业内部各种不同的资金来源中，债务与股东权益资本之间的比例关系，它能充分地体现出企业的债权人和股东的融资能力，而盈利能力就是公司赚取利润的能力。目前，面临国际市场激励的竞争压力，中国上市公司必须合理地调整资本结构，增强人员素质来不断地提高盈利能力。
在理论界，关于公司的盈利能力和资本结构关系的研究各持己见：李宝仁、王振蓉（2003）以深、沪两市证券交易所16家上市公司为样本，选取2001年年报数据资料为原始资料，利用SPSS主成分分析方法对盈利能力进行相关和回归分析，结果表明企业的盈利能力与其资产负债率呈中度负相关关系；王红红（2005）通过对中国上市公司1990-2002年数据分析，发现在中国上市公司的盈利能力与其负债水平有着显著的反向关系；汪强（2004）采用多元统计分析中的主成分分析方法，以中国家电行业26家上市公司1999-2001年为样本，分析了上市公司资本结构与盈利能力的关系，结果表明两者呈现负相关关系。Masulis、Ronald W.（1983）研究指出，企业价值的大小与其负债水平的高低成正相关关系，并得出能够对企业盈利能力产生影响的负债水平位于0.23-0.45之间；Long和Maltiz（1985）研究表明企业的盈利能力与财务杠杆正相关，但不显著；张佳林、杜颖、李京（2003）选取了电力行业的31家上市公司作为样本，并以这31家上市公司1997-2001年的会计资料为研究对象，发现：所有年度的净资产收益率与负债比率都呈显著的正相关关系，这一结果刚好与Masulis在1983年实证检验得出的结论相一致。
二、黑龙江省上市公司盈利能力与资本结构的因子分析
（一）样本数据选取
本文选取的是黑龙江省在深、沪两市上市的A股公司为研究样本，截取2010年前三季度的统计数据为原始数据（见表1）。一般来说，公司的盈利能力只涉及正常的营业状况，在非正常的特殊情况下会给公司带来收益或损失，不能说明公司的能力，所以，应当排除以下因素：被ST处理过的公司和具有自身特点的金融类上市公司，从而得到样本数为19。反映公司盈利能力的指标有很多，本文在借鉴国内外研究成果的基础上，选择了主营业务利润率、资产净利润率、营业毛利率、净资产收益率、每股收益5个指标进行因子分析。
（二）因子分析
因子分析是一种降维、简化数据的技术，它通过研究众多变量之间的内部依赖关系，探求观测数据中的基本结构，并用少数几个“抽象”的变量来表示其基本的数据结构。这几个抽象的变量被称作“因子”，能反映原来众多变量的主要信息。
由于公司盈利能力的指标之间有可能会存在一定程度的相关关系，所以要计算出它们之间的相关系数（见表2）。
由表2的数据可知，反映公司盈利能力的五个指标之间存在相关关系，X1与X2、X3和X4，X2与X4和X5，X4与X5之间的相关性很大，都超过了0.6。从而，任意去除一个指标都会对盈利能力的分析作出不全面的判断，需要运用因子分析方法来综合评价上市公司的盈利能力。
1.KMO和Bartlett检验
KMO检验的取值在0和1之间，KMO值越接近于0表明原始变量相关性越弱，相反越接近于1表明原始变量相关性越强。根据表3的数据反映，KMO的值为0.749，说明所选的因子分析指标比较合适。Bartlett球形检验的结果也是非常好的，值比较大为62.815，显著性概率为高度显著，因此本文数据适合运用因子分析方法来分析。
2.提取主成分
本文运用SPSS 13.0对样本数据进行因子分析，得到各个指标之间相关矩阵的特征根和方差贡献率（见表4）。
依据以上数值显示，前两个主成分的特征根都大于1，第一个主成分的方差贡献率为68.122%，第二个主成分的方差贡献率为20.336%，累计方差贡献率为88.458%，可以看出，前两个因子已经可以解释原始变量88.458%的方差，包含了大部分的信息。所以，选取两个主成分。
3.综合得分
为了得到意义明确的主成分因子的含义，将因子载荷阵进行方差最大法旋转，得到旋转后的因子载荷矩阵（见表5）。
结果显示，因子1和因子2都有比较大的载荷，都能够反映上市公司的盈利能力，根据以上分析可得变量FAC1-1、FAC2-1和综合因子得分F：
FAC1-1=0.019X1+0.345X2-0.260X3+0.337X4+0.432X5
FAC2-1=0.441X1-0.032X2+0.730X3-0.033X4-0.246X5
F=（68.122FAC1-1+20.336FAC2-1）/88.458
（三）盈利能力和资本结构的回归分析
回归分析考察了上市公司资产负债率X5对盈利能力综合得分F的影响程度，把资产负债率X5作为自变量，盈利能力综合得分F作为因变量，进行回归分析，得出结果如下：R2=0.629，方程拟合的效果不错，显著性检验水平为0.014
F=0.552-0.138X5
三、结论及建议
本文通过对黑龙江省19家上市公司2010年前三季度的财务数据分析，得出了上市公司盈利能力的综合指标，并且上市公司的资本机构与盈利能力呈负相关关系，资本结构的合理与否直接关系到公司的盈利能力是否达到较好的效果。
因此，提出两点建议：一是完善、优化黑龙江省上市公司的资本结构。资本结构不仅影响公司的治理效率，而且也会对上市公司的盈利能力产生重要影响，完善的资本结构有助于公司长远发展的融资导向和提高公司资本运作和投资、融资、利润分配的效率，降低公司的财务风险，使所有者、投资者和债权人的利益得到充分的保障。二是要提高公司自身的盈利能力。当公司盈利能力下降时，其自有资金不能满足发展需要，综合各种因素就会考虑到外部融资，从而资本负债率就会相应地增加，所以公司就应该根据其盈利能力的变化适当调整其资本结构，让资本结构的高低适应盈利能力水平的变化。
参考文献：
1.张佳林,杜颖,李京.电力行业上市公司资本结构与公司绩效的实证分析[J].湖南大学学报,2003(3).
2.高琼琳.公司盈利能力和资本结构的实证研究[J].北方经贸,2003(10).
3.毛哲敏.湖南上市公司盈利能力与资本结构的实证分析[J].金融经济,2009(14).
4.宋忠宁,张建萍.江苏上市公司盈利能力与资本结构实证研究[J].现代商贸工业,2010(7).
5.宾成.上市公司盈利能力与资本结构的统计分析[J].全国商情,经济理论研究,2006(11).
一、引言
2006年中国金融业的对外开放以及巴塞尔协议Ⅲ的出台，中国商业银行在内外双重约束下，持续发展和稳健经营才是在激烈竞争中保持优势的关键，而有效的风险控制正是商业银行稳健、持续盈利的保障，直接决定其经营成败。商业银行经营业务的特殊性决定了其必须具备较高的风险防范要求，从而决定了能够真实反映商业银行盈利能力水平的应该是风险控制下的盈利能力。因此本文引入风险盈利能力，有效地将短期与长期、盈利与风险相结合来评价商业银行综合效益，并将上市国有银行与上市股份制银行作对比分析，研究其内部影响因素并提出政策性建议，希望此研究能够对全国范围内的其他类型商业银行作出良好示范效应。
二、文献综述
（一）国外文献 Angbazo（1997）以1989年至1993年间银行数据作为样本，发现非生息资产的机会成本、杠杆率、有效资产占比与银行盈利能力显著正相关，流动性风险与盈利能力负相关。Bashir（2000）以8个国家1993年至1998年银行数据为样本，认为较高的资产负债比、贷款资产比与良好的宏观经济环境能增强盈利能力。
（二）国内文献 刘渝东（1999）以国有银行1991-1997年间数据为样本对ROA分析研究，得出非利息支出增加过多、利差缩小等使得国有银行的盈利能力下降。赵旭、蒋振声、周军民（2001）研究发现中国银行的市场份额和集中度与盈利能力不显著负相关，银行的效率与盈利能力显著正相关。付强（2004）发现，利差资产比、固定资产比率、存款比率与盈利能力正相关，资产费用率、呆账准备金比率、贷款比率与盈利能力负相关。陈丹妮、韩彦（2008）得出仅仅存款资产比、非利息收入与总收入比和贷款存款比对银行盈利能力显著影响。王丽、滕晓龙（2011）运用因子分析法，对股份制银行与国有银行从规模因子、效率与潜力因子两方面进行比较研究，股份制银行具有较好的盈利潜力。倪美蓉（2011）发现流动现金比率、资本充足率与盈利能力正相关，不良贷款率、银行信贷率与盈利能力负相关，资产费用率本文的预期恰恰相反，它与银行的盈利成正比。郭文伟，陈妍玲（2011）发现利差资产比对商业银行盈利能力影响最大，法定存款准备金率和资本监管对银行盈利能力制约作用显著，规模增长率、贷款比例与盈利能力显著正相关。
综上所述，国内外关于商业银行盈利能力研究几乎没有“风险盈利能力”相关研究。以往研究在选取盈利能力自身指标时几乎都是没有考虑到风险因素评价指标，考虑到风险因素也仅仅是在盈利能力影响因素中提及，这在一定程度上对研究结果的准确性会产生影响，从而会进一步导致决策层作出错误判断以及采取不当的措施。本文以资产平均收益率ROAA为上市银行没有考虑风险因素的盈利能力衡量指标；选取加权风险资产平均收益率RORWA为风险盈利能力衡量指标，研究对比两类银行盈利能力水平及其影响因素。
三、研究设计
（一）理论分析 （1）投资组合理论。美国经济学家马考维茨（Markowitz）1952年首次提出投资组合理论，该理论认为多种证券的投资组合，收益是这些证券收益的加权平均数，但是其风险不是这些证券风险的加权平均风险，从而能够降低非系统系风险。其中的均值—方差模型指出理性的投资者应该采取在方差相同时预期收益率最大化或者在预期收益率相同时方差最小化的投资组合；投资组合有效边界模型指出机会集中有效集的内凸性和无差异曲线的上凹性决定了最优点的投资组合有且仅有唯一点，并且在此点上进行最优资产配置。之后托宾（1958）提出的“二基金分离定律”指出有效的证券组合均是以国债为代表的无风险资产和特殊风险资产的有效组合。Sharpe（1964）、Lintner（1965）分别提出了CAPM模型，在不确定条件下探讨资产定价的理论，对考虑风险因素时的投资具有深刻的实践意义。（2）金融可持续发展理论。金融产业可持续发展是指金融业在促进一国经济可持续发展的前提下实现自身利益的最大化。金融业应该按照产业发展规律进行经营管理。金融业可持续发展的内涵是指在不损害相关产业以及后代利益的前提下，有效、适度地开发利用金融资源，实现金融业的金融资源供需平衡和良性循环。中国金融不稳定的根源在于没有健全的产业金融制度，发展缺乏动力和压力。我国商业银行作为金融业，其稳健经营以及长期可持续发展是保持自己竞争优势的关键，要做到风险控制水平下仍保持强劲的盈利能力。（3）企业能力论。企业能力的概念最先是由理查德森（1972）提出，认为企业能力反映了企业积累的知识、经历和技能。该理论强调内部资源的合理有效利用以及配置是获取竞争优势的关键，并且每个企业的“战略性资源”均是稀少和不可替代的。在企业资源不断开发利用过程中，会形成一种动态的核心能力，要求企业有效利用异质性资源形成企业盈利的持久性与增长性。
（二）研究假设 分析盈利能力影响因素，提出如下研究假设：
（1）创新能力因素。希克斯和涅汉斯从交易成本的角度探讨了金融创新问题，认为进行金融创新的最原始动机来自交易成本的降低。在其他情况不变的情况下，成本降低可以增加利润，这也是促使银行进行业务创新的动力，积极研发新产品、拓展新业务。对于创新能力的衡量，可以使用手续费和佣金对营业收入占比，因此有必要将其纳入盈利能力影响因素之中。因此提出假设：
假设1：创新能力与上市银行盈利能力正相关
（2）资产规模因素。规模经济理论在微观经济学理论中是指当生产规模未超过最佳规模产量点时，继续增加生产会使得长期平均成本不断下降，一旦超过最佳规模产量点时，再增加则会使得长期平均成本不断增加。在商业银行盈利能力分析时，资产的数量代表着银行的资产规模，对与国有银行庞大的资产规模，资产数量越多最可能带来的是规模不经济；而上市股份制银行由于成立时间短，市场积累少，资产数量未必已经达到最佳规模效益点，因此有必要将资产总额指标纳入本文盈利能力影响因素研究中。因此提出假设：
假设2：资产规模与上市银行盈利能力负相关
（3）资本结构因素。成本理论指出，合理的资本结构能减少成本从而增加利润提高盈利能力。公司资本中债务比率过高，使得债务人的监督成本上升，会导致股东价值的降低。根据成本理论，当债权成本和股权成本相等时即达到最优资本结构，会使得商业银行的盈利能力增强。而资本充足率能够反映债权人在遭受到损失之后，该银行能以自有资本承担损失的程度，因此本文在资本充足率考虑在商业银行盈利能力影响因素分析之中。因此提出假设：
假设3：资本充足率与上市银行盈利能力正相关
（4）风险控制因素。商业银行经营业务的特殊性决定了风险性的存在，有效的风险管理是商业银行稳健、可持续经营的保障。商业银行面临主要有流动性风险、信用风险、市场风险、利率风险等等。在商业银行盈利能力考察时更多关注的是商业银行清偿能力和信用风险。风险管理能力强，安全性高，盈利能力增强；相反风险管理能力弱，安全性低，盈利能力减弱。考察商业银行风险状况常用不良贷款率、拨备覆盖率，为了更好地权衡收益与风险，有必要将其纳入商业银行盈利能力影响因素分析中。因此提出假设：
假设4：风险管理能力与上市银行盈利能力正相关
（5）成本控制因素。成本控制是指通过对资本耗费进行规划、调节，使成本按照预定方向发展的过程。银行进行成本管理遵循效益最大化的目标，主要是银行经营过程中的价值耗费，主要包括产品成本、筹资成本、客户成本归集、经理管理费用等，通过减少成本能有效增加利润，从而增强商业银行的盈利能力，因此有必要将成本收入比作为银行盈利能力影响因素考虑在内。因此提出假设：
假设5：成本收入比与上市银行盈利能力负相关
（三）变量选取 本文选取如下变量：
（1）盈利能力的界定和衡量指标的选取。盈利是属于财务会计领域概念，指企业按某一价格实现的产品收入扣除成本后的净额，商业银行的盈利能力是指商业银行获取利润的能力，通常表现为其一定时期内收益数额的多少及其水平的高低。本文中所谓的“盈利能力”是很多学者文献中所提到的、没有考虑银行资产质量、风险因素，不能兼顾风险和收益的盈利能力，不能从长远利益角度真实客观反映商业银行的盈利水平。以往文献中常用来衡量商业银行盈利能力的指标通常有净资产平均收益率ROAE（陈丹妮、韩彦（2008），王红丽，2009）、资产平均收益率ROAA（陆军、魏煜，1999；李瑞、贺晓波，2006）和净利息收益率NIM（AshDemirgiic-Kunt and Harry Huizinga，1999），但是ROAE为净利润/平均股东权益，常用来反映银行为股东创造价值的能力；NIM为净利息收入/平均生息资产，反映的是拨备前银行盈利能力，均不能很好地客观反映一个银行的盈利能力。ROAA为净利润/平均总资产，是用来衡量每单位资产创造多少净利润的指标，因此选择ROAA作为反映商业银行未考虑风险时盈利能力指标。
（2）风险盈利能力的界定和衡量指标的选取。本文中所谓的风险盈利能力是一种相对的、具有战略性质的、能满足未来需求的盈利能力，是一种考虑长期经营预测和产品开发创新，权衡考虑资产质量和风险的盈利能力。一方面，银行只有保持自身资产质量的稳定性，才能提升自身盈利能力从而更好地服务实体经济。其次，商业银行较高的资产收益率并不一定意味着其较强的盈利能力，同理较低的资产收益率也并不一定意味着其以后较低的盈利能力。因此对商业银行的风险盈利能力及其影响因素的研究意义深刻。ROAA在计算时并没有对产生收益的资产考虑风险因素，加权风险资产平均收益率RORWA等于净利润/加权平均风险资产总额，加权风险资产是根据银行资产组合中各项资产的信用风险暴露以及这些信用风险暴露在未来带来信贷损失的可能性来划分相应的风险权数计算出的资产总额。我国目前根据不同的资产种类， 设定了6 个级次的风险权数， 即0、10%、20%、50%，70%，100%，因此RORWA指标考虑到了资产质量问题也将风险因素考虑在内。ROAA和RORWA的区别即是否考虑风险、资产质量、表外资产等因素，在本文中将没有考虑这些因素的盈利能力称之为传统的盈利能力，简称盈利能力；另外一种则称之为商业银行的风险盈利能力。根据上述分析，选取ROAA和RORWA为被解释变量，分别衡量上市银行盈利能力和风险盈利能力。另外，综合以往文献研究、根据模型的需要以及各个解释变量的之间的相关性程度选取合适的解释变量，如表（1）所示。
（四）模型建立 根据本文研究需要，建立如下两种盈利模型：
（1）未考虑风险时盈利能力模型： ROAA1i，t=？琢0+？琢1LnAssets+？琢2
CIR+？琢3FR+？琢4CAR+？琢5NR+？琢6PCR+？着1i，t。
（2）风险盈利能力模型：RORWA1i，t=？字0+？字1LnAssets+？字2CIR+？字3FR
+？字4CAR+？字5NR+？字6PCR+？滋1i，t。
其中，i表示银行个体差异；t=1，2，其中1表示上市国有银行，2表示上市股份制银行。
（五）样本选取和数据来源 本文选取2005年至2011年16家上市银行作为研究对象，其中包括工商银行、建设银行等国有银行以及民生银行、平安银行、华夏银行等股份制银行。所有银行数据主要来源于Bankscope数据库、各上市银行披露年度报告。
四、实证检验分析
（一）显著性检验 为了更好地比较上市国有银行与上市股份制银行各指标之间差异的显著性，本文对数据进行了标准化处理并对样本数据各指标进行了t检验，在表中用1来代表上市国有银行，0代表上市股份制银行，用diff=mean（0）-mean（1）来表示上市股份制银行某指标平均值与上市国有银行银行相应指标平均值的差值。具体结果如表（2）所示。可以发现：（1）我国上市国有商业银行与上市股份制商业银行未考虑风险时的盈利能力无显著性差异，但是从风险角度综合来看，上市国有商业银行的风险盈利能力在1%显著性水平下大于上市股份制商业银行。这是因为股份制银行虽然发展经营机制灵活，网点也选择性的分布在经济较发达地区，强调创新理财产品，易取得地方政府的支持，相比于传统经营模式的国有银行来说具有一定的优势，但是从长远来看，无论是在员工数目、网点分布数量上，还是在资产规模、贷款规模及市场占有份额上，国有银行在我国金融业的发展中起着举足轻重的作用，最重要的是国有银行机制严谨有序，风险管理能力远远强于股份制银行，更能把握盈利的持续性与增长性，从而使得风险盈利能力高于股份制银行。（2）上市国有商业银行的资产规模、手续费及佣金收入占比、不良贷款率在1%显著性水平下分别大于上市股份制商业银行。这是因为国有银行规模较大，存、贷款业务发展速度飞快，手续费及佣金金额很高，但在贷款金额巨大的情况下很难兼顾其质量，因此不良贷款率会高于股份制银行。（3）上市国有商业银行的拨备覆盖率却在1%显著性水平下小于上市股份制商业银行。由于对谨慎性和调节利润需要的不同， 各银行的拨备覆盖率也有较大差别，股份制银行现在更多转向投行、私人银行等领域，这样对贷款损失的弥补能力和对贷款风险的防范能力的要求非常高，因此股份制银行的拨备覆盖率会显著高于国有银行。
（二）方程分析 针对上述面板数据运用stata统计工具以及F值，P值，霍夫曼检验等方法筛选出适合该样本的回归模型。由表（3）可知，上市国有银行的未考虑风险盈利方程与风险盈利方程均采用固定效应模型分析；而上市股份制银行的未考虑风险盈利方程与风险盈利方程均采用混合效应模型分析。
（三）回归分析 本文进行回归分析如下：
（1）未考虑风险时的盈利能力模型分析。由表（4）可知，上市国有盈利能力方程（方程1）的回归方程可以表示为： ROAA1=5.409-
0.027598LnAssets-0.02219CIR+0.01835FR+0.0298CAR-0.01488NR+0.0013PCR。
上市股份制盈利能力方程（方程2）的回归方程可以表示为： ROAA2=2.5741-0.1046LnAssets-0.0219CIR+0.0466FR+0.0157CAR-
0.0165NR+0.00027PCR。
由方程1结果分析可知：CIR（成本收入比）、NR（不良贷款率）在1%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利负相关，LnAssets（资产规模）在5%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利负相关，FR（手续费及佣金净收入占比）在5%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利正相关，CAR（资本充足率）和PCR（拨备覆盖率）均在10%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利正相关。由方程2实证结果分析：LnAssets（资产规模）、CIR（成本收入比）两因素在1%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利负相关，FR（手续费及佣金净收入占比）在1%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利正相关，CAR（资本充足率）在5%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利正相关。资产规模、成本收入比、不良贷款率都与盈利能力表现出负相关关系；手续费及佣金收入占比、资本充足率和拨备覆盖率与盈利能力表现出正相关关系。但是值得注意的是：CIR（成本收入比）对上市国有和上市股份制银行盈利能力均显著负相关；资产规模、手续费及佣金收入占比与上市国有、上市股份制银行显著负相关，但是显著性水平不同，资产规模对股份制银行影响更显著，而手续费及佣金收入占比对国有银行影响更显著；不良贷款率对国有银行盈利能力显著负相关但与股份制银行不显著相关；拨备覆盖率对国有银行盈利能力在10%显著性水平上负相关但对股份制银行不显著。
（2）风险盈利能力模型分析。由表（5）可知，上市国有银行风险盈利能力回归方程（方程3）可以表示为：RORWA1=14.5657-0.7368
LnAssets-0.04473CIR+0.02149FR+0.03898CAR-0.21727NR+0.000629PCR。
上市股份制银行风险盈利能力方程（方程4）可以表示为： RORWA2=3.582-0.1274LnAssets-0.03913CIR+0.04767FR+0.05536CAR
-0.00967NR+0.000352PCR。
由方程3结果发现：仅CIR（成本收入比）对上市国有商业银行风险盈利在1%的显著性水平上产生影响；LnAssets（资产规模）和NR（不良贷款率）在5%的显著性水平上产生影响。由方程4结果发现：CIR（成本收入比）、FR（手续费及佣金净收入占比）和CAR（资本充足率）对上市股份制商业银行风险盈利在1%的显著性水平上产生影响，LnAssets（资产规模）在5%显著性水平上产生影响。
比较表中数据可知，成本收入比、资产规模对上市银行盈利能力、风险盈利能力均显著负相关，这是因为是因为成本收入比是指营业费用与营业成本的比率，是银行成本控制能力的体现，成本费用越高，风险控制水平越差，盈利能力越低。但是资本充足率、手续费及佣金收入占比对上市股份制银行风险盈利能力均1%显著性水平上正相关，而在风险盈利模型中，手续费以及佣金占比却与上市国有银行不显著相关。值得注意的是：对比分析后发现，以RORWA作为被解释变量时的实证分析结果与以ROAA为被解释变量的实证分析结果存在一定的差异，因此如果不把银行经营中所承担的风险因素一并考虑，当决策层在采取有效措施提高商业银行盈利能力方面失去正确判断，造成不利后果，反而降低我国商业银行在激烈竞争中的竞争力。
五、结论和建议
本文研究得出结论：两类银行在没有考虑风险因素时的盈利能力无显著性差别，但是从长远来看，上市国有商业银行的风险盈利能力在1%显著性水平下大于上市股份制商业银行。因此，提出如下建议：（1）要合理科学安排财务、管理和人力资源，提高运作效率，减少低盈利性经营网点投入，压缩办公经费，降低管理成本和减少风险控制成本的浪费。（2）要大力发展中间业务、高技术型理财产品，增加金融业务种类，提高手续费及佣金净收入占比，给银行提供更多元化的利润来源，帮助银行抢占市场份额。（3）充足的资本是银行发展的保障，但资本充足率与拨备覆盖率之间的矛盾关系，只有在充足计提贷款损失拨备的前提下，即剥离了贷款损失准备金之后的资本充足率计算才真实可信，在各行之间才具有可比性。在对待资本充足率与银行盈利能力关系上，应该主要降低不良贷款率、计提的贷款损失，在不影响资本的基础上，给银行带来更大的未来预期收益，促进银行的可持续发展。（4）国有银行在不断扩大信贷规模的同时要更加注重贷款的质量，加强对坏账、死账的收回，采取催收追讨诉讼、提高贷款损失在准备金等有效手段或者通过债务重组、剥离、转化等手段降低资产风险。但是不良贷款率虽然与盈利能力负相关，但并不意味着不良贷款率越低盈利能力越强，不良贷款率低，可能是银行在权衡风险时放弃了高风险的收益可能为正的贷款项目，这样也会减少银行利润来源，在对待不良贷款率问题上应该权衡考虑。（5）拨备覆盖率是争论性很强的指标，其等于贷款损失准备/不良贷款。一方面，不良贷款越少，一定程度上说明贷款质量较好，拨备覆盖率越高，可用来作为反映银行资产质量的指标；另一方面，贷款损失准备越高，拨备覆盖率也越高，可用来作为银行抵御信用风险能力的指标，但是贷款损失准备越高来解释贷款质量较好貌似解释牵强。因此，不是在所有情况下，高拨备覆盖率都比低覆盖率好，更不是越高越好。各银行应该结合自身风险情况、发展战略等，处理好当前利益与长远利益，实现共赢，协调发展。
参考文献：
[1]陆军、魏煜：《我国商业银行的盈利能力与资产负债结构分析》，《金融研究》1999年第11期。
[2]李志辉、王伟、谢盈莹：《中国资本监管新标准”的实施对商业银行盈利能力的影响》，《金融监管研究》2012年第2期。
[3]王丽、腾晓龙：《股份制银行与国有商业银行盈利能力比较》，《时代金融》2011年第15期。
企业的会计盈余一直是投资者关注的重要信息，它不仅体现了公司在过去一段时间的经营成果，还为预测公司未来盈利能力提供一定的依据。在关注企业盈余的时候，不仅要注重盈余的数量，更应注重盈余的质量。盈余质量体现在三个方面：盈余持续性、盈余可预测性和盈余变动性。其中盈余持续性是盈余可预测性与盈余变动性的基础，没有持续性就无法预测未来，也无法看出其中的变动状况，因此盈余持续性是衡量盈余质量的关键指标。
一、相关文献
尽管对盈余持续性的研究在国外开始的比较早（1972年），但是对它的计量确至今并未统一。目前根据所查阅的文献，有时间序列法、基本面分析、利润核心指标分析和一阶自回归模型来对其进行计量。
三、盈余持续性得分计算
在SPSS中，数据通过KMO检验和Bartlett球形检验，说明适合做主成分分析，且前四个特征值大于1的主成分的累计方差贡献率达到82%。说明提取四个主成分是合理的。根据主成分得分系数矩阵，可以得到四个标准化的主成分得分表达式。设标准化的原始变量为zx1到zx10，四个主成分设为f1到f4，那么表达式为：
（二）具体分析
经计算得到盈余持续性每年得分均不小于零的公司有26家，分别为湖北宜化、美的电器、云南白药、格力电器、双汇发展、金陵药业、凯迪电力、大杨创世、恒瑞医药、安琪酵母、烟台万华、龙净环保、燕京啤酒、新兴铸管、盐湖股份、宗申动力、宇通客车、同仁堂、特变电工、云天化、重庆啤酒、兴发集团、雅戈尔、康美药业、贵州茅台和安徽合力，这些公司中至少有一半能在年盈余持续性排名前五十中上榜。可以看出这些公司大多都是在本领域具有强劲竞争力的公司，比较符合大众对企业的认知，说明本文所计算出的盈余持续性得分比较符合现实情况。但是每年盈余持续性得分前五十名排名变化比较大。这可能是由于以下几方面的原因：（1）盈余管理。某些公司为了保持上市地位，不惜采用盈余管理、粉饰报表等行为。例如可能会在当年将盈余做成负数，而在下年通过减值准备转回等方式，增加盈余数额，因此会出现某些年度盈余持续性被高估的情况。（2）数据选取问题。为了是结果更加符合现实状况，本文未剔除净利润为负数的公司。（3）市场竞争。我国制造业上市公司大多在本行业所占市场份额都较低，这就造成激烈的竞争。激烈的竞争使上市公司不能每年维持其盈余持续性，这也比较符合现实。
经过研究发现，排名靠前的公司盈余持续性得分计算指标基本均为正数，这说明它们无论是在历史盈余表现、现实盈余能力还是在未来盈余潜力上都发挥良好。排名前十的公司也均为每年盈余持续性得分为正的公司，除贵州茅台和盐湖股份以外，其他公司均不是每年盈余持续性得分最高的公司。一些在某年盈余持续性得分靠前的公司并未出现在总排行上，如中电广通在2005年盈余持续性得分最高，但其盈余持续性变异系数为-38，该公司2004年的营业收入增长率与经营净现金流量流动负债比为负数，2006年ROE与每股收益又为负数，这就说明一方面该公司可能存在盈余管理行为，另一方面给也有可能是第二种情况即未剔除负净利公司的缘故。总排名中为出现该公司，说明用变异系数法解决盈余管理和数据问题带来的排名问题是可行的。
五、结论
本文采用主成分分析法从历史盈余状况、现实盈余能力以及未来盈利潜力三方面对我国上市公司盈余持续性进行综合评价。最终得到以下几方面的结论：1）我国制造业上市公司整体盈余持续性水平偏低，且两极差异明显；2）只有在历史盈余状况、现实盈余能力以及未来盈利潜力三方面均表现良好的公司才能在盈余持续性评分中胜出，因此说明本文建立的盈余持续性得分指标是具有综合性的；3）本文还发现由于各种原因，我国制造业上市公司可能存在盈余管理的行为。
参考文献
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中图分类号:F8
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)07-0005-03
1 引言
有关企业绩效与资本结构的实证研究,国外研究的结果大都表明,企业价值与财务杠杆之间呈正相关关系。Masulis(1980、1983)研究证实:普通股股票价格的变动与企业财务杠杆的变动正相关;企业绩效与其负债水平正相关。Harris M.和Raviv A. (1988)发现随着新债发行,股权换债权和股票回购消息的公布,股票价格会上升。
近年来,内国学者对上市公司资本结构与公司业绩之间的关系也进行了较为广泛的研究,得出了两种互相对立的结论:其一,资本结构与公司业绩呈负相关关系。陆正飞、辛宇(1998)对沪市1996年制造业A股上市公司中的35家机械及运输设备业企业进行多元线性回归分析,得出盈利能力与资本结构负相关关系;张则斌、朱少醒等(2000)选
取了深沪两市943家上市公司作为样本,以1998年的截面数据为依据,进行了实证研
究,结果表明,上市公司的资产盈利能力与负债比率呈负相关;李宝仁、王振蓉(2003)从分析方法的角度研究了资本结构与获利能力的关系,结果发现企业的获利能力与资产负债率呈成负相关关系;汪强(2004)对家电行业上市公司进行实证研究后,认为家电行业上市公司的资本结构与获利能力呈负相关关系。其二,企业获利能力与资产负债率呈正相关关系。王娟和杨凤林(1998)对我国上市公司的筹资结构比率、公司权益资本规模和盈利能力分析发现这3个指标之间具有一定的正向变动关系;洪锡熙、沈艺峰(2000)采用净利润与主营业务收入的比值为解释变量,发现企业盈利能力越强,负债水平越高;张佳林、杜颖、李京(2003)对电力行业31家上市公司1997-2001年面板数据研究发现:所有年度的净资产收益率与负债比率都呈显著的正相关关系。
从以上研究来看,国外关于资本结构对盈利能力影响的研究成果与我国理论界关于资本结构与盈利能力的关系的研究成果存在一定的差异,这可能与我国证券市场自身发展的不够完善有关,而且行业和地区的差异也可能会影响上市公司的业绩。因此本文选取江苏省上市公司为研究对象,通过实证研究检验江苏上市公司资本结构对盈利能力的影响,以期为江苏上市公司资本结构的优化提供更为可行性的研究结论。
2 研究设计
2.省略)和国泰安数据库。
2.2 指标选取
反映公司盈利能力的指标很多,但都只反映了公司盈利能力的某一个侧面,并且各指标之间通常存在一定的相关性,因而单纯根据这些财务比率指标很难对公司的盈利能力做出全面、准确的评价。因此,本文选取代表公司盈利能力的综合因子得分来衡量盈利能力。本文的综合因子得分是通过对营业毛利率、销售净利率、总资产净利率和净资产收益率四个指标进行主成分分析,构建出上市公司盈利能力的主成分分析模型得出的综合评价分值,并且选取了资本负债率作为衡量资本结构的指标,市净率为控制变量,具体如表1所示。
表1 相关指标解释
指标类型指标名称指标计算公式
盈利能力
营业毛利率(主营业务收入-主营业务成本)净利润/主营业务收入
销售净利率净利润/主营业收入
总资产净利润率净利润/总资产平均余额
净资产收益率净利润/股东权益平均余额
资本结构资产负债率负债总额/资产总额
控制变量市净率每股市价/普通股每股净资产
2.3 研究方法
本文拟采用SPSS软件的主成分分析法构建出上市公司盈利能力的主成分分析模型,据此确定上市公司盈利能力的综合评价分值,并以市净率为控制变量,对资产负债率与企业盈利能力的进行相关分析和回归分析。
3 实证分析
3.1 主成分分析评价上市公司的盈利能力
(1)样本的描述性统计
表2 样本描述性统计
指标均值(%)标准差样本量
营业毛利率X119.389.1754
销售净利率X25.846.9054
总资产净利润率X33.933.8254
净资产收益率X410.6310.2554
从表2中我们可以看出所选取的反映江苏上市公司盈利能力的指标中营业毛利率最高,其平均值达到19.38%;而总资产净利润率相对较低,平均值只有3.93,离散程度最小的是总资产净利润率。出此之外,样本指标差异相对小些。
(2)主成分分析
表3 相关矩阵
相关系数营业毛利率销售净利率总资产净利润率净资产收益率
营业毛利率1.000.310.290.07
销售净利率0.311.000.890.73
总资产净利润率0.290.891.000.75
净资产收益率0.070.730.751.00
根据表3的数据说明,4个反映公司盈利能力的指标两两关系中,销售净利率与总资产净利润率和净资产收益率,总资产净利润率与净资产收益率之间相关性很大,相关的系数都超过了0.5;营业毛利率与销售净利率和总资产净利润率之间相关性也较大,相关系数也有0.3左右。所以去任何一个指标衡量公司的盈利能力都存在一定得片面性,故需要进行主成分分析,运用因子得分法综合评价公司的盈利能力。
①提取主成分
KMO值用于检验因子分析是否适用的指标值,若它在0.5-1.0之间,表示适合;小于0.5表示不适合。Bartlett的球体检验是通过转换为X2检验,来完成对变量之间是否相互独立进行检验。若该统计量的取值较大,因子分析是适用的。据表4数据反映,KMO值为0.72,在0.5~1.0之间;Bartlett的球体检验也是通过的,因为渐进的X2为134.00,即很大,相应的显著性概率(Sig)小于0.001为高度显著,因此数据适合使用因子分析方法。
表4 KMO and Bartlett检验
KMO Measure of Sampling Adequacy.0.72
Bartlett's Test of Sphericity
Approx. Chi-Square134.00
df6.00
Sig.0.00
进一步根据输出的表5相关系数矩阵的特征值和方差贡献率表提取主成分:参照特征值大于1的标准提取,表5征值大于1的个数只有1个,方差贡献率66.95%,未达到累计贡献率为85%的要求,需要提取2个公共因子,累计贡献率为90.77%,符合贡献率大于85%的标准,故选取第一、第二主成分能够很好地反映公司的综合盈利情况。
表5 相关系数矩阵的特征值和方差贡献率表Total Variance Explained
ComponentInitial EigenvaluesExtraction Sums of Squared Loadings
Total% of VarianceCumulative %Total% of VarianceCumulative %
12.6866.9566.952.6866.9566.95
20.9523.8290.77
30.266.5597.32
40.112.68100.00
因子提取方法:主成分法
②盈利能力的综合得分
根据因子得分系数和原始变量的标准化值,可以算出第一主成分和第二主成分的得分数,分数分别为Fac1-1、Fac2-1:
Fac1-1=0.11X1+0.24X2+0.93X3+0.91X4
Fac2-1=0.99X1+0.92X2+0.22X3-0.08X4
其中,因子得分矩阵如表6所示。
表6 因子得分系数矩阵Rotated Component Matrix(a)
Component
12
营业毛利率0.110.99
销售净利率0.240.92
总资产净利润率0.930.22
净资产收益率0.91-0.08
由表6可以看到,第一主成分对4个变量的因子载荷矩阵中,比较大的有总资产净利润率和净资产收益率,因此第一主成分反映公司资产的盈利能力;第二主成分分对4个变量的因子载荷矩阵中,比较大的有营业毛利率和销售净利率,因此第二主成分反映公司经营的盈利能力。
由主成分分析所产生的新变量Fac1-1、Fac2-1,得出各上市公司盈利能力的综合因子得分为F:
F=(66.95fac1-1+23.82fac2-1)/90.77
3.2 相关分析和回归分析
①相关分析
相关分析研究代表公司盈利能力的综合因子得分F与资产负债率X之间关系的密切程度,以综合因子得分为被解释变量,以资产负债率代表资本结构作为解释变量,以市净率为控制变量,经分析得到以下的情况(见表7):F与资产负债率Y的相关系数为-0.902,为负相关,其双尾检验的显著水平为0.01,表明两者的关系比较密切。
表7 相关性检验
Control Variables资产负债率F
市净率FCorrelation-0.9021.000
Significance(2-tailed)0.000.
df510
②回归分析
回归分析是从数量上考察资产负债率对盈利能力的影响程度,以代表盈利能力的综合因子得分F为因变量,资产负债率Debtr为自变量,市净率P/BV为控制变量建立数学模型:
F=β0+β1Debtr+β2P/BV+μ
表8 方差分析表
ModelSumof SquaresdfMean SquareFSig.
1Regression1306.4852653.2423.1920.01
Residual27935.99951547.764
Total29242.48553
a Predictors:(Constant),市净率,资产负债率
b Dependent Variable:F
表9 回归系数分析表
Model
Unstandardized CoefficientsStandardized Coefficients
BStd. ErrorBetatSig.
1(Constant)31.719.7483.2530.002
资产负债率-0.2880.188-0.234-1.5290.013
市净率0.2290.2610.1350.8810.038
a Dependent Variable: F
由表8知,在回归方程的显著性检验中,统计量F=3.192,对应的显著性水平为0.01,因此回归方程是十分显著的。由表9看出,回归方程的常数项为31.71,自变量系数为-0.288、0.229,三者均通过了0.05显著性水平的t检验,说明回归方程的常数项与自变量系数均是显著的,不为0,即表明代表资本结构的资产负债率对盈利能力有显著的影响。资产负债率对盈利能力的回归方程可以表示为:
F=31.71-0.288Debtr+0.229P/BV+μ
4 结论与建议
4.1 研究结论
本文选用沪、深两市A股江苏板块上司公司为样本,利用主成分分析方法得出了两个主成分的得分和各公司盈利能力的综合得分,并以此为基础分析公司盈利能力与其资本结构的关系,具有一定的解释能力。
通过对所选样本资产负债率与企业盈利能力的相关分析和回归分析,结果表明企业的盈利能力与其资产负债率成负相关,即公司的资本结构对上市公司盈利能力会产生一定的影响。这与获利水平相当高的企业往往不使用大量的债务资本的实际情况相符。
4.2 建议
笔者建议:以企业价值最大化为目标的上市公司在筹资决策上必须以追求最优资本结构为前提。在企业的资本结构中,由于负债的节税效果,一定比率的负债可以降低企业的综合成本,但是当负债筹资所占的比率较大时,企业的财务风险增加,企业自有资金的成本提高。尤其当企业经营不善时,到期债务的还本付息将给企业带来极大的压力,甚至导致企业破产。因此,企业进行资金筹集时,首先应明确自己筹资的具体动机,依循筹资的基本要求,正确把握筹资的渠道与方式,避免掉进财务陷阱。
参考文献
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[7]李宝仁,王振容.我国上市公司盈利能力与资本结构的实证分析[J].数量经济技术经济研究,2003,(4):150-153.
0 引言
随着我国 金融 市场的日益全球化，我国的银行业只有不断增强自身盈利能力才能避免淘汰，在竞争中赢取胜利。资本结构是否合理直接关系到 企业 的生产经营、盈利、长期 发展 等问题。上市商业银行作为通过经营风险来盈利的商业性企业，在一定程度上也适用资本结构理论，由于存款保险制度、法定准备金、监管资本等方面的严格限制使银行资本结构研究远比一般企业要复杂。有效的资本结构会促使经营者努力改善商业银行的经营状况，制定合理的治理结构，进而提高整体的盈利能力。
关于商业银行资本结构与经营绩效之间的联系，很多西方学者做了深入的研究。kareken和wallace（1978）认为，银行业是一个垄断的存款服务提供商，在存在进入障碍的情况下，商业银行会不断增加负债，因为此时它们可以凭借提供给存款者的服务来获取利润，存款越多（即负债越多），银行的价值就会越高。
国内关于商业银行资本结构和盈利能力关系的研究则较少。赵瑞、杨有振（2009）以10家商业银行2001至2007年的财务数据为研究资料发现：商业银行的融资结构与盈利能力之间呈正相关关系；股权性质与盈利能力负相关；第一大股东的持股比例与资本利润率正相关，前五大股东的持股比例与资本利润率负相关；资本充足率与资本利润率显著正相关。
由于盈利能力是财务分析的重要内容，资本结构是否合理直接关系到银行的盈利情况，资本结构与绩效的关系一直是财务 经济 学研究的热点。很多研究热衷于将盈利能力指标作为资本结构的解释变量之一进行研究；对于银行资本结构与绩效的研究通常使用单一的财务指标作为被解释变量，并且集中于对商业银行的治理、寻求补充资本等方面。随着我国上市银行的增多，对银行业的监管要求也越来越严格，如何更好地控制上市银行的资金风险是广泛关注的问题。因此从商业银行资本结构角度对盈利能力进行分析就显得十分重要。
1 样本与变量选取
1.1 样本选择 本文将以我国10家上市商业银行为样本，分别是：
2.1.2 因子变量的提取:设定提取因子的标准是特征值大于l。因此，选取了特征值大于l的作为因子变量，结果显示有2个变量的特征值大于l，而且因子的累计方差贡献率达到了78.274%，解释了大部分的方差总值，符合构建因子变量的要求。由总方差解释表的结果来看，本文应该构建2个因子。
2.1.3 盈利能力的综合得分：根据因子得分系数以及原始变量的标准化值，可 计算 出第一公因子和第二公因子的得分数，分数分别为y1、y2。其中，因子得分矩阵
y1=0.329a1+0.260a2-0.074a3+0.239a4+0.327a5；
y2=0.061a1-0.140a2+0.925a3+0.327a4+0.019a5
由提取公因子所产生的新生变量为y1、y2，由y1、y2的值可以计算出y的值，进而可以得出各上市商业银行盈利能力的综合因子得分：y=（58.008y1+20.266y2）/78.274。
2.2 资本结构与盈利能力的回归过程 在上述分析中已得到盈利能力的综合值。为进一步分析上市商业银行资本结构与盈利能力之间的依赖关系，使用回归分析方法。以代表盈利能力的“综合因子得分”y为因变量，以附属资本/核心资本x1、前五大股东持股比例x2、资产负债率x3、资本充足率x4为自变量建立变量之间的数学模型：y=a+b*x1+c*x2+d*x3+e*x4+ε，其中，a为常数项，b、c、d、e为回归系数，ε为随机误差项。
采用逐步回归法，将f检验p值大于等于0.1的剔除出回归方程，小于等于0.05的选入回归方程，最终选入的变量剩下1个，为资本充足率。没有进入回归模型的各个变量的检验结果，其p值均大于0.05，无需再进行分析。由相关关系分析可得，相关系数为0.492，说明盈利能力与上市商业银行资本结构有一定的正相关关系。由结果可以看出：方程的常数项为-0.925、系数估计值为0.084，均通过5%的显著性水平检验。此外f=13.748〉f（1，43）说明整个模型通过检验。方程为：y=0.084x4-0.925+ε。
3 结论与建议
中图分类号：F272.91 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2015）15-0034-04
一、引言
随着中国证券市场的发展和中国上市公司整体规模的扩大，上市公司已经成为中国经济发展领域一股举足轻重的力量。无论从上市公司市值和主要产业领域的影响力方面，还是从职工就业规模方面，都成为衡量中国经济整体运行的重要指标。上市公司通过自身发展和盈利能力的提升，不仅可以给广大股东提供现金和股权的回报，而且可以为上市公司职工平均薪酬水平的提升提供必备条件。对于上市公司来说，盈利能力提升可以带来较为丰厚的利润，而利润如何分配必须权衡公司长期发展战略、股东回报和职工平均薪酬水平之间的关系。在中国上市公司的发展过程中，由于证券市场法律法规不够完善和中国上市公司整体公司治理水平差强人意等问题导致公司盈利能力、利润分配和职工平均薪酬水平关系上存在诸多不尽合理的地方。突出表现在上市公司的“一股独大”问题上。无论是传统国有企业上市融资脱困还是民营企业上市发展，控制性股东都对公司治理产生重大影响。控制性股东往往过度考虑企业长期发展战略，而忽视对中小投资者的回报和公司职工的利益，其结果是造成对投资者不分红或少分红，对公司职工薪酬提升的动力缺乏。近几年来随着证监会不断推进法律法规的完善，以及大股东减持造成的股权集中度下降和职工对薪酬水平提高的压力增强，利润分配和职工平均薪酬方面已经得到有效改善。
因此，本文基于对盈利能力、利润分配和职工平均薪酬水平相关文献研究的基础上，运用2009―2013年中国上市公司数据对三者之间的联系，特别是公司盈利能力对职工平均薪酬水平的影响，以及利润分配政策对公司盈利能力与职工平均薪酬水平的关系产生的影响进行理论与实证分析。
二、相关文献和理论假设
（一）盈利能力与职工平均薪酬水平
在职工平均薪酬水平的影响因素方面，一般宏观研究较为关注地区、行业和所有制等方面的影响（Knight et al.，1995；Meng et al.，2001；Zhao，2002；Chen et al.，2005）。从企业层面来看，企业职工的人力资本是企业发展的重要财富（Becker and Murphy，1992）。作为一系列“契约关系组合”的企业为职工提供较为满意的薪酬是一种十分重要的契约形式（Jensen et al.，1976）。当企业家通过提升企业盈利能力使企业有较好的发展前景时，必须通过适当提升职工薪酬水平使职工强化对企业和企业家本人的认同（Cheung，1983；Bowen et al.，1995）。企业盈利能力与职工薪酬之间是一种不完全的甚至是隐形的契约关系，如果盈利能力的提升没有兑现成实际薪酬的增长，必然会导致职工在工作中的消极态度（Hart，1988）。高水平薪酬成为企业送给职工的重要礼物，作为回报将换取职工的努力工作（Schmidt，1995）。基于以上分析，本文提出如下理论假设：
H1：上市公司盈利能力越高，职工平均薪酬水平就越高。
（二）盈利能力、利润分配与职工平均薪酬水平
企业盈利能力的提升为利润分配和职工平均薪酬水平提高带来可能，但三者之间的关系却十分微妙（Jensen et al.，1976）。如果企业领导者与职工之间达成某种隐形协议，就会侵蚀中小股东利益，也就是企业盈利能力提升后带来利润分配前的收益被企业领导者作为礼物转送给企业职工，那么用于利润分配的资金必然缩水，导致利润分配方案不利于投资者（Hellwig，2000）。当然也存在这种情况，企业领导者与投资者之间达成某种契约，为了保证将盈利能力提升获取的好处留给投资者，势必导致职工工资提高的预期落空（Pagano et al.，2005）。到底盈利能力提升如何平衡利润分配和职工平均薪酬的关系问题，即使在较为发达的证券市场中都很难定论，甚至较有影响力的理论分析也是十分缺乏的，对于新兴的证券市场来说就更难把握（Jacoby，2001）。
H2：上市公司对投资者的利润分配越高，职工平均薪酬水平越低。
H3：上市公司对投资者的利润分配对盈利能力促使职工平均薪酬提高的影响是负面的。
三、研究设计
基于相关理论分析和研究假设，本文以2009―2013年中国上市公司样本和数据对上市公司盈利能力、利润分配和职工平均薪酬水平进行实证研究。为了保证研究的规范性和准确性，数据样本以中国沪深两市A股上市公司为总体样本，以国泰安数据库为基础，剔除当年上市公司、ST公司、当年未进行利润分配的公司和数据不全公司，最终获得2009―2013年各年数据样本分别为：1 654家、 1 688家、1 745家、1 786家和1 847家。
（一）计量模型设定与相关变量定义
上市公司盈利能力、利润分配与职工平均薪酬之间的关系是本文研究的核心。基于文献综述和相关假设认为，上市公司盈利能力的提升势必会对公司职工平均薪酬水平有推动作用，而利润分配的程度成为职工平均薪酬提升的制约因素，同时结合其他相关理论研究，设定计量模型，构建反映公司盈利能力、利润分配对职工平均薪酬水平的影响模型：
构建含有交叉项且反映公司利润分配对盈利能力与职工平均薪酬水平关系的影响模型：
在上面两个式子中，因变量Wage表示公司职工平均薪酬；自变量中，PROA表示公司盈利能力，DISP表示公司利润分配以及盈利能力与利润分配的交叉项。根据经验研究和相关文献加入若干控制变量，Size表示公司规模，Lev表示公司资产负债率，TOP1表示大股东持股比例，Out_ratio表示外部董事比例，SOE表示国有股比例，Industry表示行业，District表示地区。
（二）相关变量定义和使用指标说明
根据计量模型设定，对涉及公司盈利能力、利润分配与职工平均薪酬水平的相关变量及其适用指标整理如表1。
表1中反映出的因变量为职工平均薪酬水平，用公司年平均薪酬体现，即支付给职工及为职工支付的现金员工工资减去高管薪酬后除以职工总人数；自变量中的盈利能力，在本文中选用总资产利润率予以体现，即当年利润总额除以总资产；自变量中的利润分配选用股利分配率予以体现，即当年现金股息总额除以当年净利润；其他相关控制变量详见表1。
四、实证检验
（一）描述性统计
表2为研究模型所涉及变量的描述性统计。
通过表2可以看出，无论是职工平均薪酬水平，还是盈利能力和利润分配情况，在上市公司整体上都存在较大差异，特别是职工薪酬水平在上市公司中确实区别很大，最小值为15 827.45万元，最大值为402 754.21万元，平均值为103 668.29万元。
（二）回归分析
运用国泰安数据库，基于理论模型（1）和（2）进行多元回归分析，回归结果见表3。
通过上市公司职工平均薪酬水平影响多元回归分析结果，可以较为明确地考查公司盈利能力、利润分配与职工平均薪酬水平之间的相互关系。在表3的（1）栏中，公司盈利能力（PROA）与职工平均薪酬（Wage）在1%显著水平下正相关，说明中国上市公司盈利能力的提升确实有助于提高职工平均薪酬水平；利润分配（DISP）与职工平均薪酬在1%显著水平下负相关，说明利润分配的程度确实影响职工平均薪酬水平的提高。此外，公司资产规模（Size）、大股东持股比例（TOP1）和国有股持股比例（SOE）均与职工平均薪酬水平在不同显著水平下呈正相关关系；而资产负债率（Lev）和外部董事比例（Out_ratio）与职工平均薪酬水平在不同显著水平下呈负相关关系。以上回归分析结果与理论假设H1和H2吻合。
在表3的（2）栏中，公司盈利能力（PROA）与职工平均薪酬（Wage）在5%显著水平下正相关，说明中国上市公司盈利能力的提升有助于提高职工平均薪酬水平的结论较为可靠；公司盈利能力和利润分配的交叉项（DISP×PROA）与职工平均薪酬（Wage）在1%显著水平下负相关，说明利润分配会对盈利能力与职工平均薪酬之间的正相关关系产生负面影响。而其他控制变量的回归结果与（1）栏的回归结果类似，说明理论假设和回归过程的可靠性，具体结果详见表3，不再赘述。以上回归分析结果同样印证了理论假设H3命题。
五、研究结论及对策建议
本文通过运用2009―2013年上市公司数据对公司盈利能力、利润分配和职工平均薪酬水平进行了实证研究。研究发现中国上市公司盈利能力的提升确实对职工平均薪酬水平有提高作用，而公司利润分配水平的提高则会抑制职工薪酬水平的提高，同时利润分配水平也会对盈利能力与职工平均薪酬水平的正相关关系产生消极影响。该结论说明在中国证券市场不断发展以及上市公司治理水平不断提高的情况下，公司领导者对待股东和作为重要利益相关者的职工之间的态度确实存在十分微妙的关系。公司领导者在面临“股东至上”原则和来自公司职工有形和无形的压力前往往处于两难境地，如何在两者之间进行科学有效的权衡是摆在公司治理研究领域和实践领域的学者和企业人士进一步研究和思考的问题。当然，本研究还有一个重要但容易忽视的结论，就是困扰中国证券市场的“一股独大”问题正在悄悄发生改变，随着证券市场法律法规的不断完善、上市公司治理水平的不断提高，以及控制性股东持股比例的不断下降，控制性股东单纯考虑自身利益，唯自身利益诉求行事而忽视企业职工和中小投资者的态度已经发生变化，公司管理层在考虑长期发展战略的同时，已经受到来自公司职工和广大中小投资者的压力，在职工工资薪酬水平和利润分配方面有了较为明显的转变。
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一、引言
企业将大量资金投资于应收账款和存货，同时将短期应付款作为一种财务融资政策（Deloof 2003）。因此，流动资产与流动负债的运用（被定义为营运资本管理）已成为企业日常管理中一项重要的工作（Malmi 2003）。作为日常经营所必需的周转资金，有效的营运资本管理对企业持续发展极为重要。因而如何加强营运资本管理、提高营运资本管理效率已成为企业需要解决的一个重要问题。与长期投资、筹资管理类似，营运资本管理虽属于短期财务管理范畴，但也需要科学而规范的政策作指导。营运资本管理既要有量的把握，又要有质的体现；既要保持企业流动性，同时又要提高企业收益性（袁卫秋2012）。然一般而论，学术上更为关注的是长期的、具有战略意义的财务决策，对短期财务政策涉及较少，从而形成了理论上的空白点（汪平等2007）。鉴于此，本文以07—12年我国制造业上市公司为研究样本，实证检验营运资本管理效率和管理政策与企业盈利能力之间的关系，既有助于丰富营运资本管理实证研究成果，又为制造业上市公司营运资本管理政策制定提供理论依据。
二、文献回顾与分析
基于研究目的，本文分别从营运资本管理效率和营运资本管理政策对企业盈利能力的影响两个方面进行文献回顾与分析。
（一）营运资本管理效率与盈利能力
就流动资产而言，Deloof（2003）等发现应收账款周转期、存货周转期与盈利能力显著负相关，其它的研究也为这些结论提供了额外的证据（Wohrmann et al.2012）。这些实证结论表明，企业可以通过缩短应收账款周转期和存货周转期提高盈利能力，但Gill、Biger等（2010）却发现，存货周转期与盈利能力之间存在显著的正相关关系。就应付账款而言，研究结论也不一致。从理论角度分析，应付账款增加，那么营运资本就会减少（Enqvist et al.2012）。由于现金周转期与盈利能力之间呈负相关关系（孔宁宁等2009），那么可以推断应付账款周转期应当与盈利能力呈正相关关系（Wohrmann et al.2013）。换言之，如果推迟付款将能使企业更具盈利性。但令人不解的是，实证结果表明应付账款周转期与企业盈利能力之间呈负相关或不显著的关系（Garcia-Teruel 2007）。仅有Lararidis和Tryfonidis （2006）研究表明两者存在正向关系。这些矛盾的研究结论表明：营运资本管理效率与盈利能力之间的关系还需进一步探讨。
（二）营运资本管理政策与盈利能力
通常认为营运资本政策包括营运资本投资政策和营运资本融资政策。营运资本管理政策的代表性研究主要有Weinraub和Visscher （1998）以及Nazir和Afza （2008）。Weinraub和Visscher （1998）通过研究1984-1993年间美国制造业等10个行业的营运资本管理政策，发现营运资本管理政策具有显著的行业差异，且相对激进的营运资本投资政策通常伴随着相对保守的营运资本融资政策。与Weinraub和Visscher研究结果类似，Nazir和Afza （2008）也发现了营运资本管理政策具有显著的行业差异；但与Weinraub和Visscher （1998）研究结果不同的是，他们发现相对激进的营运资本投资政策通常伴随着相对激进的营运资本融资政策。此外，他们的研究还表明，营运资本投、融资政策越保守，企业业绩越好，即营运资本管理政策激进度与公司绩效之间呈负相关关系。国内关于营运资本管理政策的代表性研究主要有刘运国等（2001）和汪平等（2007）。刘运国等（2001）研究发现流动资产比例和流动负债比例呈同向变动，企业盈利能力受到营运资本管理策略影响。汪平等（2007）以流动资产/总资产、流动负债/总负债代表营运资本投、融资政策，研究了企业营运资本政策和企业绩效之间的关系。研究发现，营运资本投、融资政策在回归中均不显著，表明营运资本政策对企业绩效没有显著影响。然该文研究由于没有进行变量间相关系数检验，也没有进行多重共线性检验，使得研究结论存在瑕疵。此外，袁卫秋（2012）实证研究发现营运资本投资政策对公司绩效具有正向的影响作用。
三、研究方法
1.样本选取与数据选择
由于2007年1月1日起，我国上市公司开始实施新会计准则，并且制造业涉及销各个方面、选取制造行业分析有利于消除行业差异。因而本文选取07-12年沪深B股家制造业上市公司为样本。出于研究需要，对初始样本进行适当筛选：（1）剔除ST公司；（2）剔除数据缺失的公司（2个）；（3）剔除数据异常的公司（2个）。最终得到年有效样本52个，6年共计312个面板数据、2184个观测值。所需数据源于CSMAR数据库。
2.研究假设与模型。
（1）研究假设。基于研究目的，本文提出以下五个假设：
H1：应收账款周转期与盈利能力负相关。应收账款属于企业资金占用，如果能加速收款，则有利于提高资金周转效率，形成更多的价值增值，使盈利能力提升。
H2：存货周转期与盈利能力正相关。存货周转期=365*存货/销售成本，在销售收入及存货不变的情况下，如果存货周转期上升，则销售成本下降，那么产品毛利率上升，公司盈利能力增加。
H3：应付账款周转期与盈利能力正相关。如文献回顾所言，已有研究表明现金周转期与盈利能力负相关，而应付账款周转期又与现金周转期负相关，那么可以推断应付账款周转期增加，则盈利能力增强。
H4：营运资本投资政策与盈利能力正相关。营运资本投资政策衡量的是流动资产的保有量，营运资本政策越激进，则风险越高，盈利能力也就越强（风险-收益权衡原则，下同）。
H5：营运资本筹资政策与盈利能力正相关。营运资本筹资政策反映的是短期内需要偿还的流动负债的存量状况。营运资本筹资政策越激进，则企业短期偿债风险越高，那么盈利能力也就越强。
（2）多元回归模型。为了验证营运资本管理效率及管理政策对盈利能力的影响，建立如下多元回归模型：
Mod1 ROAit=β0+β1DSOit+β2DSIit +β3CATit+β4LNSIZEit+β5ALit+ξ0
Mod2 ROAit=β0+β1DPOit+β2CALit+β4LNSIZEit+β5ALit+ξ0
（3）变量说明。DSO=365*应收账款/销售收入，表示应收账款周转期；DSI=365*存货/销售成本，表示存货周转期；CAT=流动资产/总资产，表示营运资本投资政策；DPO=365*应付账款/销售成本，表示应付账款周转期；CAL=流动负债/总负债，表示营运资本筹资政策；LNSIZE=LN（总资产），控制规模效应；AL=总负债/总资产，控制财务风险；β代表回归系数；ξ代表残差，E（ξ）=0
四、实证检验与分析
回归分析之前，为了检验变量之间的自相关、单位根以及判定模型的协整性，分别进行了Person相关系数检验、单位根检验以及协整性检验。结果见表一、二。
表一列示了变量之间的Person相关系数。盈利能力指标与衡量营运资本管理效率的指标应收账款周转期、存货周转期，在1%显著性水平下分别呈负相关和正相关。同假设预期一致，表明加速资金周转、提高产品毛利率能提高公司盈利能力。而应付账款周转期相关系数统计并不显著。代表营运资本投、融资政策的CAT、CAL分别在1%和5%显著性水平下与企业盈利能力正相关。从总体来看，各自变量间的相关性较弱，只有LNSIZE和AL之间的相关性为较高值0.4914。为避免多重共线性，在之后的多元回归分析中加以考虑。
表二列示了Mod1、Mod2回归模型的单位根检验及协整性检验结果。由单位根检验统计量的T值及P值可知，回归模型Mod1、Mod2不存在单位根，即排除了回归分析为伪回归的可能；回归模型Mod1、Mod2协整性检验ADF统计量的T值及P值表明回归模型平稳性良好，可以进行回归分析。
表三列示了混合最小二乘法的多元回归结果。根据表三可知，回归模型Mod1、Mod2的P值均为0（未列示的F统计量分别为19.3546和13.8199），通过了1%显著性水平检验，即模型整体显著；回归模型调整后的R2分别为24.03%和15.26%，说明回归模型拟合优度良好。此外，从模型自变量回归系数T统计量及P值看，DSO及AL在1%水平下与盈利能力显著负相关；CAT、LNSIZE和CAL在1%水平下与盈利能力显著正相关；DSI在10%水平下与盈利能力显著正相关；DPO与盈利能力正相关，但统计结果不显著。即除假设三没有得到验证外，其它假设均通过了实证检验。可能性解释为：应付账款延期支付所隐含的机会成本对盈利能力产生了抵消效应并且长期拖延付款有损企业信誉，不利于企业经营范围扩展，最终影响了企业盈利能力。为了消除量纲和数量级差异所带来的影响，本文对数据进行了标准化处理，给出了两种回归系数。表三中第一组是标准化系数，第二组是非标准化系数。根据回归结果，可以得到以下结论：（1）无论是标准化回归系数，还是非标准化回归系数，都表明制造业上市公司营运资本管理效率对盈利能力有重要影响，从实证角度说明了企业应当重视营运资本管理。（2）从营运资本管理政策CAT、CAL的系数可知，激进的营运资本管理政策能够提高企业盈利能力，因而从实证角度为“零营运资本”概念与技术的运用提供了经验支持。（3）由营运资本管理政策变量—营运资本投资政策（CAT）和营运资本融资政策（CAL）系数可知，营运资本投资政策对盈利能力的影响甚于营运资本融资政策的影响。因此企业在制定营运资本管理政策时应更加关注流动资产的持有量，将更多的资金投资于获利性更强的长期资产。（4）控制变量LNSIZE系数表明，企业规模越大，规模经济效应越强，从而企业盈利能力也越强，因此扩大规模也是企业需要考虑的战略问题；AL系数说明，随着财务风险增加，企业盈利能力将受负面影响，因而企业还应当把握好对财务杠杆的运用。
五、结论
本文运用多元回归分析方法就营运资本管理效率和管理政策对公司盈利能力的影响状况进行了探讨。研究发现：（1）营运资本管理活动对公司盈利能力具有重要影响；（2）营运资本投、融资政策对企业盈利能力的作用表现为：政策越激进，公司获利性越强；（3）营运资本投资政策对公司盈利能力的影响强于营运资本融资政策。基于研究结果，管理层应当重视营运资本管理，着力制定最优营运资本管理政策、制定恰当的信用政策、选择最优支付时机和支付方式、引入零营运资本管理理念等措施，在保证流动性和安全性的前提下，实现营运资本高速有效周转，进而提升公司整体盈利能力。
参考文献：
[1]Deloff， M. Does working capital management affect profitability of Belgian firms？Journal of Business Finance and Accounting， 30， 573-587.2003
[2]Enqvist et al. The impact of working capital management on firm profitability in different business cycles： evidence from Finland. Working Paper. 2012.
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[4]Gill. A，Biger， N. And Mathur， N. The relationship between working capital management and profitability： evidence from United States. Business and Economics Journal， Vol. 2010， pp.l-9
[5]孔宁宁等.营运资本管理效率对公司盈利能力的影响： 基于中国制造业上市公司的经验证据.南开管理评论，第12卷， 2009
[6]袁卫秋.上市公司营运资本管理政策研究：基于制造业的经验证据. 金融研究.第4期.2012
一、理论分析：审计费用和公司盈利能力影响因素分析
盈利能力的分析是上市公司分析财务的重点，对公司盈利能力的分析主要指对利润率的分析。因为利润额的分析可以说明企业经营结果的变动状况并分析其原因，为改善企业经营管理指明了方向。审计费用，顾名思义是会计事务所根据审计计划对被审企业进行审计而收取的费用。审计费用的高低一般是由审计业务量的大小决定的。业务量包括公司的规模、子公司的数量、公司的风险程度、审计报告的用途、注册会计师的人数和工作技能经验、审计时间、公司内部程序的完整性和条理性。
公司盈利能力可以通过几个标准来说明，即市盈率、每股息税前利润、总资产净利润率。首先，市盈率是上市公司股票的每股市价与每股盈利的比率。如果一家公司股票的市盈率过高，那么该股票的价格价值可能被高估，审计风险也比较高，审计费用应该不低。其次，每股收益即每股盈利，（本文应用每股息税前利润代替每股收益进行分析）指税后利润与股本总数的比率。通常每股收益高地上市公司审计风险较低，审计费用也相应的低。最后是上市公司的总资产净利润率。总资产净利润率，是由公司的净利润与总资产之比。因此总资产净利润率的高低，可以影响审计工作中错报的概率，审计风险的高低，进而影响审计费用的高低。
不过这只是理论分析，真正是不是这样的结构，还要看后面的实证研究。
二、实证研究
1. 研究假设
假设1:上市公司市盈率与审计费用高低关系不确定，有待检验。
假设2:上市公司每股息税前利润与审计费用高低关系不确定，有待检验。
假设3:上市公司总资产净利润率与审计费用高低关系不确定，有待检验。
2. 指标选取与模型建立
要研究审计费用和公司盈利能力的相关关系，首先需要的指标是审计费用，用字母Y表示。然后就是代表公司治理的指标，根据公司治理的定义，内部治理的结构的优劣是受市盈率（α）、每股息税前利润（β）、总资产净利润率（γ）。据此建立模型：Y=C+αD+βB+γS（α、β、γ）。
3.省略info.省略），数据分析软件是SPSS BaseV17.0。
4. 研究结果
由统计数据得出公式：Y=726509.845-1.929α+73800.348β-5337465.344γ ，Y与α、β、 γ 的相关性分别是0.987、0.000、0.001。
三、 实证研究结论分析
通过我们的实证研究，由于现实每家上市公司的不同特色加上现实国家法律不够完善，配合上我国市场经济体制不够健全，使得现实实证数据的相关性大大减低。可是数据研究的大体方针上还是倾向于上市公司盈利能力结构的好坏与审计费用的高低是呈负相关的，除去上市公司市盈率这一需要用行业数据去分析的指标，公司的每股息税前利润和总资产净利润率与审计费用都存在显著地负相关。从理论上，我们认为公司盈利能力与审计费用存在负相关的关系。忽略可能会出现的审计意见购买问题和不同会计事务所不同报价的原因，一家上市公司的盈利能力高很大程度上说明这家公司的可持续发展能力强，内部治理结构优良，致使cpa在开展审计工作时，工作量更轻，发生错报的可能性更低，从而审计费用必然降低。
参考文献：
[1]张先治.财务分析[M].大连:东北财经大学出版社,2008
