“兩金”占比對制造業企業盈利能力的影響分析

關鍵詞 “兩金”占比；盈利能力；制造業企業

DOI： 10.19840/j.cnki.FA.2024.04.004

我國“十四五”規劃中提出“制造強國”戰略，制造業企業作為推動制造業高質量發展的主要力量，肩負著巨大的責任和使命。盈利能力是衡量企業經營業績的關鍵維度之一，是企業獲得利潤、資本增值、持續經營等方面能力的綜合體現。探索制造業企業盈利能力的提升路徑，對于“制造強國”戰略的實施意義重大。“兩金”包括存貨和應收賬款，2015 年國務院國資委印發《關于中央企業開展兩金占用專項清理工作有關事項的通知》，主要針對中央企業開展“兩金”壓控工作。事實上，不僅是中央企業，任何企業都有必要長期重視“兩金”管理。我國傳統制造業受生產模式和市場環境影響，“兩金”占比普遍較高，在如今大力發展“新質生產力”的背景下，制造業企業需要擺脫傳統經營模式，做好“兩金”管理，提升自身盈利能力，全力實現高質量、可持續發展。

一、文獻綜述

現有文獻中針對“兩金”的研究思路主要是：通過探討“兩金”管理存在的問題和影響，為企業“兩金”管控提供政策建議。針對“兩金”管理目前存在的主要問題，陳琳以國有企業為研究對象，分別對存貨和應收賬款壓控情況進行探討，認為由于機制不健全、管理不完善、手段創新不夠等原因，存貨和應收賬款壓控難度較大［1］。湯志剛則聚焦制造業企業，指出部分企業在追求整體規模時忽視“兩金”管理，導致“兩金”管理混亂，影響企業資產質量［2］。在“兩金”管理對企業的影響方面，趙連英等認為過高的“兩金”占用，可能影響公司資金鏈運轉，提高資產負債率，甚至威脅企業正常經營［3］。徐小蘇在針對大型建筑企業的研究中提出，“兩金”占用會導致企業現金流入減少，從而增加帶息負債規模，同時降低資產周轉效率和獲利能力［4］。焦文昊認為“兩金”占用除了引發資產質量、經濟壓力方面的問題外，還可能導致企業形象受損［5］。而對于合理的“兩金”占用規模，張守坤等提出“兩金”管理的理想目標是零庫存、零應收，但這一目標并不現實，企業在實踐中應結合實際針對“兩金”中非必要的部分進行壓降［6］。孫瀟瀟則認為“兩金”管控的目的不是消除，而是提升企業價值創造能力［7］。

為改善企業“兩金”管理現狀，現有文獻也提供了豐富的管理優化建議和思路。劉紅朝等提出外部強分析、內部強管理，同時利用管理和政策工具的“兩金”壓控思路，以解決其壓降需求和剛性增長的矛盾［8］。李春寧等針對軍工子集團設計事前、事中、事后三級“兩金”管理體系，結合業務部門、職能部門、監督部門共同發揮管控作用［9］。王健則聚焦一家科研生產單位的實際情況，構建“業財融合”的“兩金”管理長效機制［10］。除了傳統的企業財務管理手段外，汪雅萍還提出借助金融工具化解“兩金”占比過高導致的資金壓力［11］。

綜上，盡管目前有大量針對“兩金”管理的研究，但其中定量分析和實證研究較少，對于制造業企業“兩金”占用的影響效果和影響路徑也缺乏明確的研究結論，為本文提供了充足的研究空間。

二、理論分析與研究假設

（一）“兩金”占比與企業盈利能力

“兩金”占比體現了存貨和應收賬款的資源配置情況，根據帕累托效率理論，最優的資源配置下才能實現社會福利的最大化 ［12］，不合理的“兩金”占比代表了不合理的資源配置，會影響企業創造利潤的效率，從而削減盈利能力。根據我國制造業企業目前的情況，“兩金”占比普遍較高，其中，過高的存貨規模，會過度占用資金并降低企業經營效率，而應收賬款作為一種短期債權，若其規模超過合理范圍，可能導致資金緊張甚至壞賬問題，增加企業經營風險，并最終影響企業盈利能力。因此，提出假設1。

假設1：我國制造業企業目前“兩金”占比與盈利能力呈負相關關系。

（二）“兩金”占比與企業盈利能力之間的中介效應

“兩金”占比作為一項反映流動資產內部結構的指標，從管理邏輯上不僅能夠通過改變資源配置對企業盈利能力產生顯著影響，還會影響企業的營運能力、現金流等情況，間接影響其盈利能力。綜合考慮各指標間的聯系，本研究選取營業周期和全部資產現金回收率，考察兩個指標在“兩金”占比和企業盈利能力之間的中介效應，從而探索“兩金”占比對企業盈利能力的影響路徑。

1. 營業周期的中介效應假設

營業周期是從取得存貨到銷售存貨并收回現金所用的時間，該指標綜合了存貨和應收賬款的周轉效率，即“兩金”的周轉效率，能夠反映企業營運能力。不合理的“兩金”占比會影響企業資產周轉效率，從而拉長營業周期，導致企業營運能力下降。營運能力體現企業利用現有資源創造利潤的效率，隨著營運能力的下降，在現有資源條件不變的前提下，企業的盈利能力也會下降。因此，提出假設2.1。

假設2.1：營業周期在“兩金”占比和盈利能力之間存在中介效應。

2. 全部資產現金回收率的中介效應假設

全部資產現金回收率是現金流量的評價指標之一，為經營現金流量凈額與資產總額的比率。“兩金”占比對現金流的影響毋庸置疑，過高的“兩金”占比會侵占現金流并影響企業現金流的創造，在削弱企業資本投入能力的同時增加資金成本和經營風險，最終影響盈利能力。因此，提出假設2.2。

假設2.2：全部資產現金回收率在“兩金”占比和盈利能力之間存在中介效應。

（三） 整體研究假設框架

綜上所述，圍繞“兩金”占比對制造業企業盈利能力的影響及中介效應，本文的研究假設如圖1所示。

三、研究設計

（一） 數據來源與處理

選取2021—2023 年A 股上市公司中所屬國民經濟行業分類為“制造業”的企業為研究對象，數據來源為萬得（Wind） 經濟數據庫，并按照以下原則對數據進行篩選：考慮到上市監管對公司治理和財務績效的影響，僅選取公司上市后數據；剔除ST、*ST 企業，該類上市公司連續兩年虧損，研究意義較小；剔除數據缺失及取值不合理的樣本，最終保留7 781 條樣本，使用SPSS 27.0 進行數據處理。

（二） 變量設計 1. 被解釋變量

加權平均凈資產收益率（以ROE 表示）：參考杜邦分析法，本研究采用加權平均凈資產收益率衡量制造業企業盈利能力。中國證監會于2010 年修訂《公開發行證券的公司信息披露編報規則第9號》，對加權平均凈資產收益率的公式進行了詳細規定［13］，簡單來說就是當期歸屬母公司股東的凈利潤與加權平均歸屬母公司股東的權益間的比率，比率越高，企業的投入產出效率越高，股東投資獲取收益也越高，可以正向衡量企業的盈利能力。作為一個比率指標，加權平均凈資產收益率可以用于對比不同公司的經營情況，并將資產負債表與利潤表聯系起來，從而更加全面準確地反映企業的整體財務狀況。

2. 解釋變量

“兩金”占比（以ARIR 表示）：指期末存貨和應收賬款之和占全部流動資產的比例。

3. 中介變量

營業周期（以TD 表示）：指當期存貨周轉天數和應收賬款周轉天數之和。

全部資產現金回收率（以CASHR 表示）：指當期經營活動產生的現金流量凈額與期末資產總額的比率。

4. 控制變量

企業規模（以SIZE 表示）：本研究以期末資產總額的自然對數衡量企業規模，不同規模企業的“兩金”管控能力、生產經營能力存在較大差異，會在一定程度上影響解釋變量與被解釋變量的相關關系。

經營年限（以AGE 表示）：指數據年份與成立年份之差，反映企業在經營中的經驗積累、行業地位、資源條件等情況。

前十大股東持股比例（以TOP 表示）：指前十大股東持股比例之和，表示企業的持股集中度和大股東的權利占比，能夠影響公司治理的效率和效果，從而影響盈利能力。

所得稅負（以TAX 表示）：指當期所得稅與利潤總額之比，直接影響凈利潤，從而影響加權平均凈資產收益率。

上市板塊（以MARKET 表示）：為分類變量，反映A 股上市公司所在板塊，包括主板、創業板、科創板、北證，由于各個板塊上市要求存在差異，能夠反映公司基本情況背景。

數據所在年份（以YEAR 表示）：為分類變量，反映數據所在年份，由于不同年份的市場環境背景存在差異，可能影響盈利能力表現。

本研究變量說明詳見表1。

（三） 模型設計

為驗證假設1，構建模型（1）：

表1 變量說明

四、實證分析

（一） 描述性統計

本研究共涉及10 個變量，其中，8 個變量為數值型變量，2 個變量為分類變量。數值型變量的描述性統計見表2，經過篩選，7 781 個樣本數據均完整有效。

其中，被解釋變量加權平均凈資產收益率的平均值為7.91%，標準差為12.47%，樣本間的差異較大，平均水平有待提高。解釋變量“兩金”占比的平均值為42.92%，各樣本間存在較大差異，最大值甚至高達93.89%，對于一部分樣本企業來說，“兩金”壓控必要性很高。

通過統計值判斷，營業周期、全部資產現金回收率兩個中介變量也呈現明顯的樣本間差異。樣本平均營業周期為180.76 天，其中，“兩金”周轉最快的樣本營業周期只有2.68 天，考慮取值合理性，本研究只保留了營業周期一年以內的樣本，因此其最大值為一年。全部資產現金回收率的平均值為5.73%，標準差則達到了7.13%，體現了不同企業現金流獲取能力的明顯差異。

控制變量中，企業規模已經經過自然對數處理，最小值為9.18，最大值為18.43，反映了樣本間較大的規模差異。經營年限的平均值為21.61 年，其中經營時間最短的樣本為5 年，最長的則達到68年。前十大股東持股比例平均值為59.16%，對于上市公司來說，顯示了相對集中的持股結構，樣本間的差異也很顯著，持股比例最低的為12.87%，最高的為95.26%。所得稅負平均值為9.68%，標準差為13.25%，最大、最小值也差異明顯，證明了各個企業在稅收政策、所得稅處理上的顯著區別。

表2 數值型變量描述性統計

數據年份和上市板塊兩個分類變量的樣本情況統計見表3，各年份之間的數據量較為均衡，由于僅取公司上市后的數據，因此后期年份的樣本量略大于前期年份。針對上市板塊，主板樣本規模最大，創業板其次，北證最少，這與各板塊特點基本一致。

表3 分類變量樣本數統計

（二） 相關性分析

考察被解釋變量、解釋變量、中介變量間的相關性，可以對研究假設進行初步驗證，統計分析結果詳見表4。從變量間的相關性情況可以看出，被解釋變量加權平均凈資產收益率與解釋變量“兩金”占比之間呈負相關關系，且相關關系在1% 的水平上顯著，這初步驗證了假設1 成立。對于中介變量，“兩金”占比與營業周期、全部資產現金回收率分別呈顯著正相關和負相關，而兩個中介變量分別又與加權平均凈資產收益率呈顯著負相關和正相關，初步驗證假設2.1、假設2.2 成立。

表4 解釋變量、被解釋變量、中介變量間相關性分析結果

（三） 回歸分析

采用最小二乘法，基于模型（1），對加權平均凈資產收益率和“兩金”占比間的定量關系進行回歸分析。同時，使用不控制變量、僅控制數量型變量、僅控制分類變量、控制所有變量四種方法，將模型（1） 擴展為模型（1.a） － （1.d），具體回歸結果見表5。為消除各變量間綱量的影響，選取標準化系數反映回歸結果。從模型（1.a） 可以看出，當僅對“兩金”占比和加權平均凈資產收益率進行回歸時，回歸系數為-0.162，且在1% 的水平上顯著，表明二者呈現顯著的負相關，與相關性分析結果一致。在模型（1.b） 中，將數量型控制變量加入模型后，“兩金”占比仍與加權平均凈資產收益率呈現顯著負相關，但回歸系數變為-0.113，與模型（1.a） 相比回歸系數絕對值減小，相關性有所下降，說明數量型控制變量會對“兩金”占比和加權平均凈資產收益率間的相關性產生影響。結合模型（1.c） 和模型（1.d） 的回歸結果，分類控制變量的加入，沒有對“兩金”占比與加權平均凈資產收益率的回歸系數產生明顯影響，仍為顯著的負相關。據此，假設1 得到驗證，“兩金”占比與制造業企業盈利能力顯著負相關。

另外，從模型（1.d） 中可以看出，企業規模、前十大股東持股比例和企業稅負均與加權平均凈資產收益率呈現顯著的正相關關系，而營業年限的影響并不顯著。其中，企業規模越大，更容易在資源積累和經營能力方面具備優勢，對盈利能力表現有正向促進作用。前十大股東持股比例則反映了股權集中度，股權越集中，決策效率越高，從制造業上市公司數據來看，也有助于盈利能力的提升。而企業稅負與加權平均凈資產收益率的正向關系則可能與所得稅政策有關，與虧損企業相比，當企業連續盈利時，所得稅負更高，加權平均凈資產收益率也會更高。

模型（1.c） 和模型（1.d） 則考察了上市市場和數據所在年份的固定效應。其中，上市市場的固定效應并不穩定，回歸結果顯示北證企業在盈利能力表現上略有優勢，而數據所在年份則顯示，2021年企業的盈利能力顯著優于2022 年，2022 年又顯著優于2023 年，說明了制造業企業整體盈利能力呈逐年下降趨勢。

表5 模型1 回歸分析標準化系數結果

為避免多重共線性問題，對模型進行方差膨脹因子檢驗，檢驗結果見表6。根據結果，四個模型中，各因變量的VIF 值均遠小于5，模型不存在多重共線性問題。

（四） 中介效應分析

表6 多重共線性檢驗結果

在檢驗中介效應的過程中，借鑒溫忠麟等的方法，通過三步法檢驗中介變量的影響效應［14］。第一步，先對被解釋變量和解釋變量進行回歸，得到總效應a；第二步，對中介變量和解釋變量進行回歸，得到解釋變量對中介變量的影響效應b；第三步，對被解釋變量和中介變量進行回歸，同時控制解釋變量，得到中介變量、解釋變量各自的影響效應c 和d。若a、b、c 三個效應均顯著，則存在中介效應，若同時效應d 仍顯著，則為不完全中介效應，否則為完全中介效應。其中，對于總效應，在假設1 中已經成功得到驗證，下面主要對各中介變量進行第二步和第三步的檢驗分析。

1. 營業周期的中介效應

由表7 的結果可見，在模型（2.1.1） 中，“兩金”占比與營業周期呈現顯著的正相關，即“兩金”占比越高，企業營業周期趨向于越長，第二步檢驗通過。同時，在模型（2.1.2） 中，以加權平均凈資產收益率為被解釋變量，營業周期和“兩金”占比同時進入模型，二者均與加權平均凈資產收益率呈顯著的負相關，但與模型（1.d） 相比，“兩金”占比的回歸系數絕對值減小，但影響仍然顯著，說明第三步檢驗通過，營業周期在“兩金”占比和加權平均凈資產收益率之間存在中介效應，且為不完全中介效應。

2. 全部資產現金回收率的中介效應

由表8 結果可見，在模型（2.2.1） 中，“兩金”占比與全部資產現金回收率呈顯著負相關，同時，在模型（2.2.2） 中，全部資產現金回收率與加權平均凈資產收益率呈顯著正相關，而“兩金”占比仍然對加權平均凈資產收益率產生顯著負向影響，但模型（1.d） 相比回歸系數絕對值減小，說明全部資產現金回收率同樣在“兩金”占比和加權平均凈資產收益率之間存在不完全中介效應。

五、結論與建議

（一） 研究結論

通過以A 股制造業上市公司為對象的實證研究，得出如下結論：第一，“兩金”占比與制造業企業加權平均凈資產收益率呈現顯著負相關關系，“兩金”占比越高，越不利于企業提升盈利能力。這與現有文獻的結論基本一致，盡管對于制造業企業來說，一味壓降存貨和應收賬款不一定絕對有利于企業經營和發展，但由于目前我國制造業企業“兩金”占比普遍偏高，進一步增加“兩金”對資源的占用，很大程度上會對企業盈利能力產生負面影響。

表7 營業周期的中介效應檢驗標準化系數結果

第二，其他因素也會影響企業盈利能力。企業規模、前十大股東持股比例、企業稅負與加權平均凈資產收益率呈現顯著正相關，而上市市場的固定效應不明顯，數據所在年份的固定效應顯示企業的整體表現逐年變差，有待采取優化措施。

第三，營業周期在“兩金”占比和企業盈利能力之間起到不完全中介作用，即“兩金”占比在一定程度上能夠拉長營業周期，降低企業營運能力，導致企業盈利能力有所下降。

表8 全部資產現金回收率的中介效應檢驗標準化系數結果

第四，全部資產現金回收率在“兩金”占比和企業盈利能力之間起到不完全中介作用，即“兩金”占比通過降低全部資產現金回收率，影響企業現金流，間接削弱盈利能力。

（二） 政策建議

根據實證研究，A 股制造業上市公司自2021 年以來，加權平均凈資產收益率整體下滑，探索提高企業盈利能力的路徑勢在必行。目前制造業企業“兩金”占比普遍偏高，且起到不可忽視的負面作用，因此，需要采取措施進一步壓降“兩金”。

對于存貨管理，需要轉變傳統的粗放型生產模式，使用精細化、數字化手段，從預算、經營、核算等環節挖掘企業自身存在的管理問題，同時借鑒可比公司的優秀經驗，在滿足生產效率要求的前提下壓降存貨規模，避免過多存貨對于資金的不合理占用。

對于應收賬款管理，企業更要創新管理方法，在市場拓展和競爭中要避免過度賒銷，同時建立客戶信用管理體系，保證賬款的按時回收。

另外，“兩金”占比在影響企業盈利能力的過程中，一部分來源于其對營業周期和全部資產現金回收率的負面作用上，因此，提升營運能力和現金流管理能力，也能在一定程度上削弱“兩金”占比的影響，最終達到優化整體盈利能力的目的。通過完善生產管理體系、加強財務績效考核，提升企業運營效率和收益質量，優化現金流管理，能夠在現有“兩金”占比條件下提高企業盈利能力，也是值得參考的經營策略。

參考文獻

[1] 陳琳. 淺析國有企業“兩金”壓控重要性及對策［J］. 技術與市場，2020，27（4）：146-148.

[2] 湯志剛. 制造業“兩金”壓控管理解析［J］. 財經界，2017（26）：27-28.

[3] 趙連英，劉敏. 關于加強“兩金”管控的思考［J］. 中國總會計師，2017（1）：128-130.

[4] 徐小蘇. 大型建筑企業“兩金”現狀及壓降措施［J］. 中國總會計師，2023（11）：68-71.

[5] 焦文昊. 關于建筑施工企業“兩金”占有的原因分析與改善對策［J］. 當代會計，2020（14）：112-114.

[6] 張守坤，張夢竹. 關于中央企業“兩金”管理工作的幾點思考［J］. 財務與會計，2021（19）：70-71.

[7] 孫瀟瀟. 制造型企業“兩金”管控研究［J］. 商場現代化，2023（7）：165-167.

[8] 劉紅朝，金璐. 企業“兩金”壓控與平衡實踐研究［J］. 企業改革與管理，2023（15）：156-157.

[9] 李春寧，譚惠文. 軍工子集團“兩金”管控研究［J］. 中國總會計師，2021（6）：104-105.

[10] 王健. 業財融合視角下A 企業“兩金”管控長效機制的構建［J］. 財務與會計，2022（14）：20-23.

[11] 汪雅萍.A 公司的“兩金”風險及管理措施［J］. 財務與會計，2018（18）：26-27.

[12] 車圣保. 效率理論述評［J］. 商業研究，2011（5）：31-35.

[13] 中國證券監督管理委員會. 公開發行證券的公司信息披露編報規則第9 號——凈資產收益率和每股收益的計算及披露（2010 年修訂）［S］. 中國證券監督管理委員會公告，2010（1）：89-92.

[14] 溫忠麟. 張雷，侯杰泰，等. 中介效應檢驗程序及其應用［J］. 心理學報，2004（5）：614-620.

（編輯：張春紅）