江蘇上市公司盈利能力與資本結構實證研究

摘 要:以江蘇省54家上市公司2008年的財務數據為樣本，首先用主成分分析法得出代表上市公司盈利能力的綜合指標，然后用該指標作為被解釋變量，以資產負債率代表資本結構作為解釋變量，以市凈率為控制變量，對江蘇上市公司資本結構與盈利能力的關系進行回歸分析。經分析發現資產負債率與上市公司的盈利能力存在負相關關系，說明江蘇上市公司要適當調整資本結構，提高其盈利能力。

關鍵詞:盈利能力;資本結構;主成分分析;江蘇

中圖分類號:F8

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)07-0005-03

1 引言

有關企業績效與資本結構的實證研究，國外研究的結果大都表明，企業價值與財務杠桿之間呈正相關關系。Masulis(1980、1983)研究證實:普通股股票價格的變動與企業財務杠桿的變動正相關;企業績效與其負債水平正相關。Harris M.和Raviv A. (1988)發現隨著新債發行，股權換債權和股票回購消息的公布，股票價格會上升。

近年來，內國學者對上市公司資本結構與公司業績之間的關系也進行了較為廣泛的研究，得出了兩種互相對立的結論:其一，資本結構與公司業績呈負相關關系。陸正飛、辛宇(1998)對滬市1996年制造業A股上市公司中的35家機械及運輸設備業企業進行多元線性回歸分析，得出盈利能力與資本結構負相關關系;張則斌、朱少醒等(2000)選

取了深滬兩市943家上市公司作為樣本，以1998年的截面數據為依據，進行了實證研

究，結果表明，上市公司的資產盈利能力與負債比率呈負相關;李寶仁、王振蓉(2003)從分析方法的角度研究了資本結構與獲利能力的關系，結果發現企業的獲利能力與資產負債率呈成負相關關系;汪強(2004)對家電行業上市公司進行實證研究后，認為家電行業上市公司的資本結構與獲利能力呈負相關關系。其二，企業獲利能力與資產負債率呈正相關關系。王娟和楊鳳林(1998)對我國上市公司的籌資結構比率、公司權益資本規模和盈利能力分析發現這3個指標之間具有一定的正向變動關系;洪錫熙、沈藝峰(2000)采用凈利潤與主營業務收入的比值為解釋變量，發現企業盈利能力越強，負債水平越高;張佳林、杜穎、李京(2003)對電力行業31家上市公司1997-2001年面板數據研究發現:所有年度的凈資產收益率與負債比率都呈顯著的正相關關系。

從以上研究來看，國外關于資本結構對盈利能力影響的研究成果與我國理論界關于資本結構與盈利能力的關系的研究成果存在一定的差異，這可能與我國證券市場自身發展的不夠完善有關，而且行業和地區的差異也可能會影響上市公司的業績。因此本文選取江蘇省上市公司為研究對象，通過實證研究檢驗江蘇上市公司資本結構對盈利能力的影響，以期為江蘇上市公司資本結構的優化提供更為可行性的研究結論。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

本文選用滬、深兩市A股江蘇板塊上司公司為研究對象，選取2008年年報數據為原始資料，并對樣本做如下篩選:①只選擇2001年之前上市的公司，以確保其數據資料的完整性及其上市行為的相對成熟性;②剔除金融類上市公司，金融公司具有顯著的自身特點;③排除被ST處理的公司;④排除數據異常的公司，如長期資產負債率為0。最終得到54家公司作為有效樣本，相關財務數據來源于上市公司資訊網站(www.cnlist.com)和國泰安數據庫。

2.2 指標選取

反映公司盈利能力的指標很多，但都只反映了公司盈利能力的某一個側面，并且各指標之間通常存在一定的相關性，因而單純根據這些財務比率指標很難對公司的盈利能力做出全面、準確的評價。因此，本文選取代表公司盈利能力的綜合因子得分來衡量盈利能力。本文的綜合因子得分是通過對營業毛利率、銷售凈利率、總資產凈利率和凈資產收益率四個指標進行主成分分析，構建出上市公司盈利能力的主成分分析模型得出的綜合評價分值，并且選取了資本負債率作為衡量資本結構的指標，市凈率為控制變量，具體如表1所示。

表1 相關指標解釋

指標類型指標名稱指標計算公式

盈利能力

營業毛利率(主營業務收入-主營業務成本)凈利潤/主營業務收入

銷售凈利率凈利潤/主營業收入

總資產凈利潤率凈利潤/總資產平均余額

凈資產收益率凈利潤/股東權益平均余額

資本結構資產負債率負債總額/資產總額

控制變量市凈率每股市價/普通股每股凈資產

2.3 研究方法

本文擬采用SPSS軟件的主成分分析法構建出上市公司盈利能力的主成分分析模型，據此確定上市公司盈利能力的綜合評價分值，并以市凈率為控制變量，對資產負債率與企業盈利能力的進行相關分析和回歸分析。

3 實證分析

3.1 主成分分析評價上市公司的盈利能力

(1)樣本的描述性統計

表2 樣本描述性統計

指標均值(%)標準差樣本量

營業毛利率X119.389.1754

銷售凈利率X25.846.9054

總資產凈利潤率X33.933.8254

凈資產收益率X410.6310.2554

從表2中我們可以看出所選取的反映江蘇上市公司盈利能力的指標中營業毛利率最高，其平均值達到19.38%;而總資產凈利潤率相對較低，平均值只有3.93，離散程度最小的是總資產凈利潤率。出此之外，樣本指標差異相對小些。

(2)主成分分析

表3 相關矩陣

相關系數營業毛利率銷售凈利率總資產凈利潤率凈資產收益率

營業毛利率1.000.310.290.07

銷售凈利率0.311.000.890.73

總資產凈利潤率0.290.891.000.75

凈資產收益率0.070.730.751.00

根據表3的數據說明，4個反映公司盈利能力的指標兩兩關系中，銷售凈利率與總資產凈利潤率和凈資產收益率，總資產凈利潤率與凈資產收益率之間相關性很大，相關的系數都超過了0.5;營業毛利率與銷售凈利率和總資產凈利潤率之間相關性也較大，相關系數也有0.3左右。所以去任何一個指標衡量公司的盈利能力都存在一定得片面性，故需要進行主成分分析，運用因子得分法綜合評價公司的盈利能力。

①提取主成分

KMO值用于檢驗因子分析是否適用的指標值，若它在0.5-1.0之間，表示適合;小于0.5表示不適合。Bartlett的球體檢驗是通過轉換為X2檢驗，來完成對變量之間是否相互獨立進行檢驗。若該統計量的取值較大，因子分析是適用的。據表4數據反映，KMO值為0.72，在0.5~1.0之間;Bartlett的球體檢驗也是通過的，因為漸進的X2為134.00，即很大，相應的顯著性概率(Sig)小于0.001為高度顯著，因此數據適合使用因子分析方法。

表4 KMO and Bartlett檢驗

KMO Measure of Sampling Adequacy.0.72

Bartlett's Test of Sphericity

Approx. Chi-Square134.00

df6.00

Sig.0.00

進一步根據輸出的表5相關系數矩陣的特征值和方差貢獻率表提取主成分:參照特征值大于1的標準提取，表5中特征值大于1的個數只有1個，方差貢獻率66.95%，未達到累計貢獻率為85%的要求，需要提取2個公共因子，累計貢獻率為90.77%，符合貢獻率大于85%的標準，故選取第一、第二主成分能夠很好地反映公司的綜合盈利情況。

表5 相關系數矩陣的特征值和方差貢獻率表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盈利能力的綜合得分

根據因子得分系數和原始變量的標準化值，可以算出第一主成分和第二主成分的得分數，分數分別為Fac1-1、Fac2-1:

Fac1-1=0.11X1+0.24X2+0.93X3+0.91X4

Fac2-1=0.99X1+0.92X2+0.22X3-0.08X4

其中，因子得分矩陣如表6所示。

表6 因子得分系數矩陣Rotated Component Matrix(a)

Component

12

營業毛利率0.110.99

銷售凈利率0.240.92

總資產凈利潤率0.930.22

凈資產收益率0.91-0.08

由表6可以看到，第一主成分對4個變量的因子載荷矩陣中，比較大的有總資產凈利潤率和凈資產收益率，因此第一主成分反映公司資產的盈利能力;第二主成分分對4個變量的因子載荷矩陣中，比較大的有營業毛利率和銷售凈利率，因此第二主成分反映公司經營的盈利能力。

由主成分分析所產生的新變量Fac1-1、Fac2-1，得出各上市公司盈利能力的綜合因子得分為F:

F=(66.95fac1-1+23.82fac2-1)/90.77

3.2 相關分析和回歸分析

①相關分析

相關分析研究代表公司盈利能力的綜合因子得分F與資產負債率X之間關系的密切程度，以綜合因子得分為被解釋變量，以資產負債率代表資本結構作為解釋變量，以市凈率為控制變量，經分析得到以下的情況(見表7):F與資產負債率Y的相關系數為-0.902，為負相關，其雙尾檢驗的顯著水平為0.01，表明兩者的關系比較密切。

表7 相關性檢驗

Control Variables資產負債率F

市凈率FCorrelation-0.9021.000

Significance(2-tailed)0.000.

df510

②回歸分析

回歸分析是從數量上考察資產負債率對盈利能力的影響程度，以代表盈利能力的綜合因子得分F為因變量，資產負債率Debtr為自變量，市凈率P/BV為控制變量建立數學模型:

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)，市凈率，資產負債率

b Dependent Variable:F

表9 回歸系數分析表

Model

Unstandardized CoefficientsStandardized Coefficients

BStd. ErrorBetatSig.

1(Constant)31.719.7483.2530.002

資產負債率-0.2880.188-0.234-1.5290.013

市凈率0.2290.2610.1350.8810.038

a Dependent Variable: F

由表8知，在回歸方程的顯著性檢驗中，統計量F=3.192，對應的顯著性水平為0.01，因此回歸方程是十分顯著的。由表9看出，回歸方程的常數項為31.71，自變量系數為-0.288、0.229，三者均通過了0.05顯著性水平的t檢驗，說明回歸方程的常數項與自變量系數均是顯著的，不為0，即表明代表資本結構的資產負債率對盈利能力有顯著的影響。資產負債率對盈利能力的回歸方程可以表示為:

F=31.71-0.288Debtr+0.229P/BV+μ

4 結論與建議

4.1 研究結論

本文選用滬、深兩市A股江蘇板塊上司公司為樣本，利用主成分分析方法得出了兩個主成分的得分和各公司盈利能力的綜合得分，并以此為基礎分析公司盈利能力與其資本結構的關系，具有一定的解釋能力。

通過對所選樣本資產負債率與企業盈利能力的相關分析和回歸分析，結果表明企業的盈利能力與其資產負債率成負相關，即公司的資本結構對上市公司盈利能力會產生一定的影響。這與獲利水平相當高的企業往往不使用大量的債務資本的實際情況相符。

4.2 建議

筆者建議:以企業價值最大化為目標的上市公司在籌資決策上必須以追求最優資本結構為前提。在企業的資本結構中，由于負債的節稅效果，一定比率的負債可以降低企業的綜合成本，但是當負債籌資所占的比率較大時，企業的財務風險增加，企業自有資金的成本提高。尤其當企業經營不善時，到期債務的還本付息將給企業帶來極大的壓力，甚至導致企業破產。因此，企業進行資金籌集時，首先應明確自己籌資的具體動機，依循籌資的基本要求，正確把握籌資的渠道與方式，避免掉進財務陷阱。

參考文獻

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