發布時間：2023-03-01 16:29:06
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的企業盈利能力分析論文樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
資本結構問題是企業財務決策中的一個重要問題，它不僅為企業的管理者所重視，而且也為廣大投資者所關注。在考察影響我國上市公司資本結構的相關因素之前，分析我國上市公司資本結構的現狀及原因，可以為本文的實證研究提供現實依據。我國上市公司的資本結構的現狀及原因如下：
（一）銀行貸款比例高 我國企業在20世紀80年代以前資金來源主要是財政無償撥款，實行撥改貸之后，銀行貸款成為企業外部融資的唯一方式，直到20世紀80年代末期，才有了股票與企業債券的融資方式。銀行對國有企業貸款要求很低，后來雖然加強了貸款抵押要求，但對沒法還貸的企業，很少實施破產程序，銀行對貸款企業的軟約束造成了企業的高負債率。
（二）股票融資比例高 資本成本是投資者在考慮目前的情況后愿意提供資金的報酬率。任何投資的必要報酬率是投資者愿意為當前投資提供資金所期望獲得的最低報酬率。銀行貸款的資金成本最低，企業債券次之，股票籌資的資本成本最高。但由于我國股票市場歷史不長，二級市場股價大部分時間處于高估的狀態，企業往往將股票融資視為免費的午餐，將其成本只視為所需支付的紅利。
（三）內部留存收益比例小 我國和大部分發展中國家一樣，內部融資比率相對于發達國家較低，企業處于擴張期，內部積累不多，資產負債比率普遍偏高。在企業的成長期，企業的迅速擴張需要大量的外部資金，因此會更多依賴銀行等金融機構，使得債務融資比率較高。
（四）債券融資比例小 債券融資成本低于股票，另外稅法規定債券利息在稅前列支，因此債券融資還可以給企業帶來避稅的好處，使每股稅后利潤增加。可是我國由于股票市場和債券市場發育不平衡，債券市場發展嚴重滯后，企業發行債券受到政府額度的控制，使企業通過債券融資的余地很小。
二、文獻回顧
（一）國外研究 1958年，Modigliani和Miller在《美國經濟評論》上發表題為“資本成本、公司理財與投資理論”的經典論文，提出了三個著名的命題；其后，1961年10月，他們又在《商業學刊》上發表了題為“股利政策、增長和股票價值” 的論文，提出了一項關于股利政策的推論；1963年6月，他們又在《美國經濟評論》上發表了“企業所得稅和資本成本：一項修正”，對先前的論文提出了修正理論。從廣義上講，這些論文的觀點共同構成了著名的MM理論，這一理論在資本結構理論理論研究史上具有里程碑的作用。Modigliani和Miller（1963）放松了無稅收的假定，將公司所得稅引入原有的分析框架，對原定理論進行了修正，得出了與原MM定理完全相反的結論、即財務杠桿的提高會因負債利息的稅盾效應而增加企業價值，因而企業負債越多其價值也就越高。1977年，Mille將個人所得稅納入模型，研究了公司所得稅與個人所得稅并存時對公司價值的影響。他通過套利過程證明，個人所得稅會在一定程度上抵消負債的稅盾收益。但一般情況下它的抵消作用是有限的，負債的稅盾收益不會因此而完全消失。Robicheck和Myers（1966）以及Scott（1976）等人認為，MM理論只考慮了債務帶來的稅收減免收益，卻忽略了負債所帶來的風險和成本。在債務的稅收節約和財務危機成本之間存在著一種權衡，當兩者之間的權衡使得總成本最低時，就是最優資本結構。Jensen和Meckling（1976）認為，成本的存在使企業未來現金流量的概率分布和所有權結構相關，成本是企業資本結構的影響因素。如果不考慮稅收和破產成本，公司資本結構應該是在給定內部資金水平下，能夠使成本最小的權益與負債的比率。在Harris和Raviv（1988）的債務緩和模型（HB模型）中，負債給債權人在現金流量不佳時強迫清算的選擇權，從而緩和經理人員和投資者之間的這種利益沖突。較高的負債水平使企業違約的概率提高，從而有利于做出清算決策。Ross（1977）首次提出了在固定資產投資下，資本作為私人內部信息的信號模型，并解釋了負債的作用，被稱為Ross模型。Ross認為，固定資產投資下，負債和權益的比率可以充當內部人有關企業收益分布情況下的一個信號。喙序理論，也稱融資次序偏好理論，是Myers和Majluf（1984）在吸收了靜態權衡理論、理論、信號傳遞理論的研究成果的基礎上開創性地提出的。該理論認為企業會偏好內部融資，而內部融資的能力則與企業的盈利能力有關，盈利能力強的企業才有可能實現這一喙食順序，盈利能力差的企業根本無力解決投資所需的資金。因此，企業的資本結構與企業的盈利能力相關，并通過盈利能力與企業的行業特征弱相關。Harris和Raviv（1991）對美國的公司做了一些實證研究，結果表明財務杠桿與公司規模、固定資產比率、非債務稅盾、成長性成正相關關系，與公司的變異性、廣告消費支出、財務危機和產品特殊性成負相關關系。
（二）國內研究 國內研究有陸正飛和辛宇（1998）、王娟和楊鳳林（1998）、沈根祥和朱平芳（1999）、馮根福和沈藝峰（2000）、洪錫熙和沈藝峰（2000）。他們利用連續幾年的數據，研究了盈利能力、公司規模、資產擔保價值、公司所有權、成長性等因素對資本結構的影響，但其研究結論并不一致，甚至相反。張則斌（ 2000）的實證明確支持成長性與其負債水平負相關的結論，陸正飛和辛宇（1998） 、馮根福和沈藝峰（2000）的實證沒有得到顯著的結論。
綜觀國內外已有的研究成果，很多學者在對影響企業資本結構的因素，財務指標的選擇上存在很大的分歧，且很多學者得出的實證結果也存在很大的不一致，有時甚至會得出完全相反的結論。因此，有必要對我國上市公司資本結構影響因素進行了實證研究，以期獲得更為可信的研究結論。
三、研究設計
（一）研究假設 國內外的大多數研究都認為行業、資本市場狀況、還有企業的發展情況等都會對資本結構造成影響。結合我國上市公司資本結構的現狀及原因，本文在研究中選用盈利能力、企業規模、成長性等企業環境指標和資產流動性、資產的專用性等資產周轉指標作為影響資本結構的主要因素，故提出以下假設：
H1：盈利能力與資本結構顯著負相關
一般盈利能力越強的企業，就會產生較多的現金流來滿足企業日常經營的需要。同時通過融資順序理論我們知道，企業融資通常會遵循內源融資、債務融資和權益融資的先后順序。盈利能力較強的企業融資時就可以首先通過內源來融資。所以盈利能力和企業的負債率一般呈負相關關系。本文采用資產收益率來反映企業的盈利能力。
H2：企業規模與資本結構顯著正相關
規模越大的企業，通常會多元化經營來分散經營風險來避免企業陷入破產的境地，但公司需要擁有大量資本來維持日常經營。所以，公司規模越大，負債率可能會越高。本文采用Friend和Lang（1988）、Wald（1999）等研究采用的方法，即用公司年末總資產的自然對數來衡量企業規模。
H3：成長性與資本結構顯著負相關
高成長性的公司意味著具有較高的風險，未來盈利的不確定性、新產品市場的不確定性。所以有更多成長機會的企業可能會具有較高的財務困境成本，本文采用TobinQ 值來衡量企業的成長性。
H4：資產流動性與資本結構顯著正相關
公司的資產流動性較高，一方面，公司支付短期負債的能力比較強，公司能更容易地發行債券。另一方面，流動性高的公司，其還款能力強，其信用也高，公司增加借貸的能力也高。所以資產的流動影響企業資本結構的選擇，本文選用流動比率作為流動能力的替代指標。
H5：資產的專用性與資本結構顯著正相關
我國上市公司的資產專用性越高，企業的無形資產越獨特，其就越有動力進行產品開發以投入市場。由于資金的限制，企業將舉債進行融資。本文選用無形資產占總資產的比率作為資產專用性的替代指標。
（二）樣本選擇與數據來源 為了分析我國上市公司資本結構的影響因素，本文從CSMAR 數據庫選擇了我國上市公司從2009年到2012年的年度數據作為研究樣本，按如下原則進行樣本篩選：第一，為避免新股影響，選取2009 年1 月1日前上市的公司1715家為原始樣本；第二，為避免異常值的影響，從原始樣本中剔除三年間被ST、PT 的公司；第三，為保持行業的穩定，剔除了三年間年更換行業門類的公司，將所有上市公司分為13個行業門類。經過篩選剩下1063家上市公司，分屬于13個行業門類，作為研究行業因素對資本結構影響的樣本。然后再選出其中的制造業作為研究盈利能力、企業規模、成長性等因素對資本結構影響的樣本。
（三）變量設定 結合前文的研究假說和數據獲取、處理方面的愿因，研究將以盈利能力、企業規模、成長性、資產的流動性和資產的專用性作為自變量，來分析這些因素對資產負債率的影響。
（四）模型構建 為了克服變量之間的多重共線性問題，本文將采用橫截面和時間序列數據混合回歸模型進行分析。結合學者對資本結構影響因素的實證結論，為了檢驗權提出的研究假設H1、H2和H3，本文構建如下回歸模型進行實證檢驗：
其中，βi為回歸系數，這里i= 0，1，2，3，4，5；？滋為殘差項。各變量的定義請參見表1。
四、實證結果與分析
（一）描述性統計分析 表2列出了樣本觀測值的描述性統計，由表2可知，各變量三年的均值大部分表現的比較穩定，各變量三年的最小值與最大值的波動幅度也比較小。
（二）相關性分析 表3列出了各相關變量的Pearson相關性檢驗結果。從表3中可以看出，各變量之間的相關系數并不高，說明它們之間不存在明顯的多重共線性問題。其中，資產負債率（DR）與公司規模（Size）及資產專用性（Unique）和資產流動性（CR）都顯著正相關；資產負債率（DR）與盈利能力（ROA）、成長性（TobinQ）都顯著負相關。當然，嚴格的結論還有待多元回歸分析。
（三）回歸分析 本文首先利用1063家分屬于13個行業門類的上市公司，檢驗我國上市公司的負債比率是否具有顯著的行業間差異，然后控制行業因素進行多元回歸。金融保險業的負債比率最高，平均三年為83. 69%。接著依次為建筑業、批發和零售貿易業、房地產業、綜合業、水電煤氣生產供應業，均在50% 以上，建筑業，批發和零售貿易業、房地產業，水電煤氣生產供應業是資產密集型企業，有較高的負債比率。制造業、農林牧漁業、采掘業、信息技術業、交通運輸倉儲業、社會服務業、傳播與文化業等7個行業的負債比率在35%至48%之間，其中，最后兩個行業為服務行業，投資較少，因而負債較低，前幾個行業多屬于傳統行業，經營比較穩定，負債比率也不高。且大多行業的負債比率呈現出逐年增長的趨勢。
表4是采用普通最小二乘法（OLS）對模型進行回歸所得到的各變量的回歸結果，從中可以看出，我國上市公司面板數據的為57.8%，模型擬合度較好，且F-值為81.026，回歸模型高度顯著。本文還對模型進行了White異方差檢驗，結果顯示不能拒絕存在同方差的零假設，表明模型不存在異方差。
盈利能力（ROA）與企業資本結構的系數為負，且在統計上具有較強的顯著性，說明盈利能力越強的企業，就會產生較多的現金流來滿足企業融資的需要，更有能力進行內源融資。公司規模（Size）與企業資本結構的系數為正，且在1%的水平上顯著。公司規模對資本結構產生正的影響與以往許多實證研究的結論相一致（Rajan和Zingales，1995；Booth等，2001），說明公司規模越大，越容易進入債務融資市場，其通過負債融資的能力越強。成長能力（TobinQ）與資本結構存在負相關的關系，且在10%的水平上顯著，說明高成長能力的企業存在高風險，因此其負債率較低。資產的流動性（CR）與資本結構之間存在顯著的正相關關系，表明我國上市公司如果流動性較強，其借貸能力也高。資產的專用性（Unique）與資本結構存在顯著的正相關關系，即我國上市公司的資產專用性越高，企業的無形資產越獨特，其就越有動力進行產品開發以投入市場。由于資金的限制，企業將舉債進行融資。
五、研究結論
實證結果顯示，行業因素對我國上市公司資本結構有著顯著的影響。盈利能力（ROA）、成長性（TobinQ）與公司資本結構顯著負相關，支持假設1、假設3的理論分析。規模（Size）、資產流動性（CR）、資產的專用性（Unique）與公司資本結構顯著正相關，支持假設2、假設4、假設5的理論分析。
對于我國上市公司而言，分布于不同的行業，各行業所面臨的外部環境、行業特點和企業自身的經營情況、財務狀況均不同，這使公司的資本結構呈現不同的特點。盈利能力高的公司，有可能保留較多的盈余，來滿足對自由資本的需要，而較少的依賴于債券融資，其負債比率也較低；規模越大的公司，其對資金需求越大，對資本結構所涉及的財務成本的承受能力也越強；成長性越高的公司，具有更多的不確定性風險，包括財務風險，此時向金融機構貸款會面臨很大困難，所以有更多成長機會的企業可能會具有較高的財務困境成本；資產流動性較高的公司，其支付短期負債的能力比較強，公司能更容易地發行債券和增加借貸，其負債比率自然會相對較高；資產專用性越高，企業的無形資產越獨特，其就越有動力進行產品開發以投入市場，由于資金的限制，企業將舉債進行融資。
綜上所述，我國上市公司應根據自身所處行業的特點，結合現在資本結構治理中出現的問題和原因，揚長避短，發揮自身優勢。注重資本結構的優化調整，從而在激烈的產品市場競爭中取得優勢，創造出良好的業績，這將進一步促進我國上市公司的發展。
參考文獻：
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【關鍵詞】財務分析 盈利能力 現金流量
一、企業概況
萬科企業股份有限公司成立于1984年5月，以房地產為核心業務，是中國大陸首批公開上市的企業之一，于1991年1月29日在深交所正式掛牌交易，公司通過配售和定向發行新股2836萬股，集資人民幣1.27億元，公司開始跨地域房地產業務的發展。近年來，萬科憑借對經營環境變化的敏銳嗅覺和及時應對，公司業績逐年上升。僅2011年，公司就取得了700多億元的營業收入，營業利潤達280多億元，占主營業務收入的98%，到2012年，公司總市值達790多億元，居同行榜首。可以說，不管是主營業務收入、市場占有率、還是凈利潤等，萬科都在同行中遙遙領先，并有望一直保持著這種發展勢頭。
二、企業財務狀況分析
（一）企業資產負債分析
1.萬科資產負債現狀。資產負債是一家企業的骨骼，理解資產負債結構及其發展狀況是分析一家財務及盈利狀況的基礎。因此，我們通過縱橫對比來分析公司近幾年的資產負債情況及其發展趨勢，從而了解公司資產負債的合理性。2009～2012年，萬科的資產總額分別為1376億、2156億、2962億、3788億元，年均增長率均在27%以上，且有望繼續保持這一高速增長的態勢。而與此同時，萬科的負債總額分別為92億、1611億、2284億、2967億元，其年均增長率更是高達29%以上。可見，公司的資產總額在保持高速的增長的同時，其債務比率增長的速度更加快。
2.萬科資產負債增長的橫向對比分析。從橫向對比來看（見表1），2011年萬科的資產增長率為37.36%，高于同期招商地產、保利地產和金地集團。2011年萬科的負債增長率為41.80%，略低于同期招商地產的43.23%，高于保利地產的31.42%和金地集團的32.28%，可見萬科的資產負債總額增長率略高于同行業的其他企業，且處于合理水平，足見萬科在行業中的領頭地位。我們還發現：幾乎各家房地產企業的負債增長率都領先于其資產增長率，說明在整個房地產行業處于快速發展的機遇下，其現金流量比較缺乏，但都很擅長運用財務杠桿來促進企業的更快發展。
（二）企業現金流量分析
首先，從經營活動現金流量來看，公司銷售商品收到的現金呈現出穩步增長態勢，且大大超過主營收入，表明公司的營業收入過度集中。2008年以后，萬科的現金流量與凈利潤之比快速上升，但2011年由于受政府對房地產行業調控的影響，企業的現金流量與凈利潤之比以及現金凈流量均出現負增長，表明在政府對房地產行業打壓的大背景下，公司的現金需求壓力開始加大，甚至導致資金鏈斷裂的風險，其經營風險開始加大。其次，投資活動的現金流量方面，萬科的投資活動現金凈流量不斷上升。近幾年，房地產行業發展迅猛，企業規模逐漸擴大，要求企業不斷增加資產投資，而且房地產行業不同于一般企業，對于像土地等不動產投資需求更大，再加上我國房價和地價的不斷攀升導致了房地產企業對投資活動資金需求的進一步加大。最后，在籌資活動現金流量上，因為房地產行業是資金密集型類，企業的項目開發需要大量的資金支持，所以籌資活動對該行業顯得尤為重要。2008～2012年，萬科的籌資活動現金流量由58.66億增長到162.86億元，且萬科的資本結構對負債有較大的依賴性：主要依靠負債籌資，其資產負債率平均為60%。
三、企業盈利能力及利潤分配狀況
（一）公司的盈利狀況分析
從表3可知，萬科的銷售毛利率、主營業務利潤率和凈資產收益率都呈現出穩步增長的趨勢，具體來看，主營業務收入從2008年的4099177.92萬增長到2012年的10311624.51萬元，增長幅度為151.55%，年均增長率30.31%。與此同時，該公司的三項費用（經營、管理和財務費用）也大幅度增加，其他幾項指標也均呈現出快速增長的態勢，表明公司的規模和效益也在同步增長。此外，公司的銷售毛利率與主營業務利潤率亦出現同步變動，可見凈利潤主要來源于正常經營所得，盈利能力增長穩定。另外，對比2010～2012年的數據可知，萬科的銷售毛利率和主營業務利潤率均出現小幅下降，這是因為政府對房地產行業的調控和整個行業競爭的加劇。總體來說，萬科的贏利狀況仍處于行業的較高水平，表明該公司的增長能力較強。
（二）利潤分配狀況分析
由表4所示，各指標額均快速增長，說明近幾年公司的經營業績很好，盈利水平較高，對投資者有較強的吸引力。2008-2011年，萬科的分紅派息方案分別為：每十股派現金1.0元、0.5元、0.7元、1.0元，可見2008年公司的分紅比例是很高的，之后由于受金融危機的影響2009年的分紅派息比例較上一年大幅降低，直到2010年以后才逐步回升，這主要得益于整個行業的盈利狀況的改善。同時，與行業其他企業相比，萬科的盈利水平和分紅派息比例都處于較高的水平，這不僅得益于整個行業經營環境的改善，更重要的是公司的品牌化戰略和經營績效的改善。目前，在國家加強對房地產行業宏觀調控的背景下，筆者認為，雖然短期內萬科的業績會受到較大的影響，但政府的調控政策也將加速整個房地產行業的整合和優勝劣汰。尤其是金融政策的變換，不僅對公司拓展融資渠道提出了更高的要求，而且有助于公司整合行業資源，憑借雄厚的資金實力和品牌化優勢，萬科將會得到更好的發展。
四、存在的問題分析
（一）融資渠道過于單一，結構不合理
房地產的開發投資規模大、周期長，資金需求大，所以它們常受融資問題的困擾。通過萬科的資產負債表我們發現，它的負債比率是很高的，且負債總額增長迅猛。萬科所獲得的資金大都來源于銀行貸款或按揭貸款，一旦房地產市場進入低迷時候，企業將出現資金周轉不暢，融資難度加大的困境，只能求助于一些金融中介機構，那融資成本是非常高的。這些企業主要是通過發行股票、預付定金、賒銷商品和銀行貸款等來融資，但政府對房地產企業利用股票籌資亦監管嚴格，通常僅少數大型企業方可以IPO的方式來籌集資金。于是，我國的房地產企業仍是以銀行貸款為主進行籌資，這無疑加劇了商業銀行的風險。
（二）企業的財務和盈利狀況波動較大
通過分析萬科的財務報表可知，無論是公司的資產負債情況，還是現金流量或者每股收益等，都存在著較大的波動性。這說明公司的經營績效受宏觀經濟和政府的宏觀政策的影響較大。特別是2008年金融危機和最近兩年的政府對房地產行業的宏觀調控政策，使得房地產企業的業績表現更是大起大落。作為行業龍頭的萬科，相對于其他企業而言有著更強的風險抵御能力，而在行業景氣的時候，其業績則會率先反彈，這一點我們可以從公司的歷年每股收益中可以看出。
（三）資本結構不太合理
經過多年發展，萬科已成為房地產行業的領跑者，無論是它的公司治理、經營戰略還是品牌管理都已成為行業的典范。但是，將萬科公司的資本結構和行業其他企業（國內和國外的房地產公司）進行對比分析，我們發現其資本結構離最優狀態還是有一定得差距。這主要表現在：負債規模略有保守，負債結構不合理和股權結構相對分散。為此，公司應結合自身的成長環境、整個行業形勢和政府相關鼓勵政策等不斷優化公司的資本結構，這樣才能使其財務管理與內部控制更加合理。
五、對策與建議
（一）鼓勵多元化融資
我國房地產企業普遍存在著自有資金不足的問題，其融資渠道主要是銀行貸款。作為行業龍頭的萬科也不例外，雖然萬科通過股權融資獲得了一部分資金，但相對于其自身的發展而言，還是遠遠不夠的。特別是對于短期資金的需求，主要還是依賴于銀行貸款。這種一元化的融資方式對于公司的長期發展是很不利的。因此，建立健全多元化融資市場，不但可以降低銀行風險，更有利于促進房地產業的可持續健康發展。
（二）強化現金流管理，加強內部控制，增強抵御風險能力
為應對現金流不足問題，房地產企業應該將現金流管理提高到戰略高度，制定明確的企業發展戰略，鼓勵銷售，加強資金回籠，緩解現金流壓力。同時，應加強企業的現金流預算，根據需要選擇適當的開發和經營策略，對各階段經營活動中的現金流進行嚴格監督，確保企業的現金流管理有序、可控進行。此外，建立獨立的管理機構專門負責現金流集中管理，對企業的重大業務實行責任追究制，確保現金流的流暢安全，提高現金的周轉速度，不斷增強企業的市場競爭力和抵御風險的能力。
（三）推進公司品牌化戰略，實現企業盈利最大化
萬科自成立之初就關注于企業的品牌化戰略，并且取得了一定的效果。但是由于公司品牌定位不明晰，導致傳播定位不明確，使得公司的品牌化戰略沒有達到預期的效果。因此，萬科應繼續推進品牌戰略管理，鼓勵品牌創新，打造專業高效的銷售、服務流程，與客戶建立長期良好的密切合作關系，以優質產品和服務及品牌效應取勝，在客戶群中樹立良好的品牌形象。在房地產行業競爭加劇的今天，積極推進公司的品牌化戰略，提高客戶的滿意度與忠誠度，更是企業實現盈利最大化的基礎。
參考文獻
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以羅伯特•希金斯的財務可持續增長模型為理論基礎，選取我國農業上市公司為研究對象，運用描述性統計和非參數檢驗的方法研究我國農業上市公司的財務可持續增長狀況，采用因子分析方法從原來的16項財務指標中提取了5個因子，利用逐步回歸分析的方法分析5個因子對農業上市公司可持續增長率的影響。從實證分析結果可以發現：2010—2013年農業上市公司總體沒有實現財務可持續增長，實際增長過快；農業上市公司盈利能力、發展能力、現金流量能力與可持續增長率之間呈正相關關系，償債能力和營運能力對可持續增長率沒有顯著影響。最后根據實證分析結果，從財務角度提出了相關的對策建議。
【關鍵詞】
農業上市公司；可持續增長率；實際增長率
農業是我國國民經濟的基礎，農業的發展對維護社會穩定和促進經濟發展具有重要的作用。農業上市公司作為農業產業先進生產力的代表，是推進農業產業化進程的主力軍，在帶動農業經濟發展、增加農民收入、促進農業科技進步、加快農業現代化、有效解決“三農”問題、推動新農村建設等方面發揮了重要作用。農業上市公司如何提高財務可持續增長能力是比改善短期經營業績更亟待解決的問題，財務可持續增長是實現農業上市公司可持續發展的重要保證。從財務角度來看，農業上市公司增長太快或者太慢都不利于其長遠發展，只有采取增長速度與財務資源相協調的增長方式（即財務可持續增長），才能實現其可持續發展。農業上市公司的增長現狀如何？是否保持了財務可持續增長？影響農業上市公司財務可持續增長的主要因素是什么？如何采取有利的財務管理策略以保持財務可持續增長？基于這些研究目的，本文對我國農業上市公司可持續增長狀況及其影響因素進行實證研究，有利于農業上市公司確定合理的財務增長速度，有助于推動農業上市公司的可持續發展，進而帶動我國農業經濟的持續穩定發展。
一、理論分析
企業以發展求生存，增長是一個企業本能的需求，企業增長理論是國內外學者研究的重要課題。期的企業增長理論主要是研究企業的規模變化、企業規模變化的影響因素以及企業增長戰略的制定等問題。隨著資本市場的發展，企業財務戰略管理研究的重點逐漸轉向企業財務可持續增長問題。我國從20世紀90年代末才開始重視對財務可持續增長問題的研究，而且主要是采用國外的理論模型，在研究中取得了很多有利于企業財務管理決策的結論。美國財務學家羅伯特•希金斯（RobertC.Higgins）從財務管理角度最早提出了財務可持續增長的觀點，指出了企業財務可持續增長的重要意義，并在1981年最早提出了財務可持續增長率的概念，即在不需用盡企業財務資源的情況下，企業銷售可以增長的最大比率。希金斯教授的財務可持續增長模型有三個基本假設：第一個是企業打算按照與市場條件允許下的增長率同樣的比率來增長；第二個是企業已經有而且計劃繼續保持目標資本結構與目標股利政策；第三個是管理者不可能或者不愿意發行新股。希金斯認為財務可持續增長率是企業在現有的經營效率與財務政策下所具有的增長能力，是一個綜合性的財務指標，企業可以利用這個指標進行財務分析。希金斯教授認為在維持一定比例資本結構下，負債隨股東權益的增長而增長，他透過現象看到本質，認為股東權益的增長速度限制了銷售的增長速度。
羅伯特•希金斯的財務可持續增長模型為：財務可持續增長率=股東權益的變動額÷期初股東權益=本期留存收益增加額÷期初股東權益=銷售凈利率×收益留存率×總資產周轉率×期初權益期末總資產乘數。詹姆斯•C.范霍恩（JamesC.VanHorne）以希金斯的財務可持續增長模型為基礎，在1988年重構了財務可持續增長模型，指出財務可持續增長率是維持同企業現實與金融市場情況相一致的銷售增長率。因為企業資金的運用必須等于資金的來源，企業股東權益和負債的增長速度會決定企業資產的增長速度，而企業資產增長的速度又會限制企業銷售額的增長速度。范霍恩教授以資產的增加等于負債和股東權益的增加為出發點，從負債和股東權益兩個方面進行考慮，根據不同的經濟環境分別建立了關于財務可持續增長的穩態模型和動態模型。希金斯與范霍恩教授提出的財務可持續增長概念反映了企業應當在財務資源的限度范圍內把握合適的增長速度，由于企業的增長速度要受到它的財務政策和經營效率的限制，企業經營效率的提高是有限度的，而企業的財務政策也不能夠經常改變。因此，他們都認為企業的增長速度總體來說是受限于其財務可持續增長率的。企業管理者可依據財務可持續增長理念制定合適的財務管理策略，企業的實際增長率并不是不可以高于或低于可持續增長率，而是要求當兩者不一致時相應調整財務策略，使財務增長與財務資源相平衡。由于詹姆斯•C.范霍恩的財務可持續增長模型更為復雜，本文以羅伯特•希金斯的模型為理論基礎開展實證研究。
二、研究設計
（一）樣本選取與數據來源本文選取了在滬深證券交易所2010年12月31日之前上市的A股農業上市公司為研究樣本，在研究中剔除了被列為ST和*ST的公司以及不能提供完整財務數據的公司，總共得到33家公司作為研究樣本，利用樣本公司2010—2013年的財務數據進行實證分析。本文中“農業上市公司”是指中國證監會2012年新修訂的《上市公司行業分類指引》界定的農、林、牧、漁業的A股上市公司。本文所用到的財務數據來源于：（1）國泰安CSMAR數據庫；（2）巨潮資訊網；（3）中國上市公司資訊網；（4）證券之星網站。
（二）指標定義本文以羅伯特•希金斯的財務可持續增長模型為理論基礎，表1為其模型中的主要變量和定義。從微觀層面來看，上市公司的財務可持續增長體現為各方面能力的平衡增長，本文將盈利能力、償債能力、營運能力、發展能力、現金流量能力作為農業上市公司財務可持續增長的主要影響因素，并從五個方面選取了銷售凈利率、總資產報酬率、凈資產收益率、每股收益、資產負債率、流動比率、速動比率、存貨周轉率、流動資產周轉率、總資產周轉率、凈利潤增長率、總資產增長率、資本積累率、營業收入現金比率、盈余現金保障倍數、每股經營活動現金凈流量16項財務指標，這些指標定義如表2所示。
三、農業上市公司財務可持續增長的實證檢驗
（一）農業上市公司實際增長率與可持續增長率的描述性統計根據樣本公司的相關財務數據計算出樣本公司2010—2013各年的實際增長率與可持續增長率，利用SPSS19.0統計軟件得到2010—2013各年樣本公司實際增長率與可持續增長率的平均值、總體均值和標準差如表3所示。表3顯示，2010—2013年各年實際增長率均值都遠大于可持續增長率均值，實際增長率總體均值（2.22144471）遠大于可持續增長率總體均值（0.09176564），實際增長率標準差（5.137946978）遠大于可持續增長率標準差（0.097193625），反映了樣本公司實際與可持續增長率之間有較大的差異。
（二）農業上市公司是否實現可持續增長的檢驗根據柯爾莫格諾夫—斯米爾諾夫檢驗（K-S檢驗）的結果，得知實際增長率所對應的顯著性概率Sig值為0.000，可持續增長率所對應的顯著性概率Sig值為0.010，兩者均小于0.05，因此應當拒絕原假設，認為樣本公司實際增長率與可持續增長率均不服從正態分布。本文采用非參數檢驗中的威爾柯克森符號秩檢驗法（WilcoxonSignedRanksTest），研究農業上市公司實際增長率和可持續增長率之間是否存在顯著性差異，也就是研究農業上市公司是否實現了可持續增長。威爾柯克森符號秩檢驗結果如表4和表5所示。表4顯示，與Z統計量相對應的顯著性概率為0.000，小于0.05，這說明樣本公司實際增長率和可持續增長率之間有顯著性差異，沒有實現可持續增長。
（三）農業上市公司實際增長過快還是增長不足的檢驗根據表5，可以判斷樣本公司實際增長過快還是實際增長不足。表5顯示，樣本公司實際增長率與可持續增長率之差的正秩數為84，占總數的78.50%（84/107）；負秩數為23，占總數的21.50%（23/107）；結為零，即沒有實際增長率等于可持續增長率的樣本數據。因此，總體上認為2010—2013年農業上市公司的實際增長率超過可持續增長率，實際增長過快。
四、農業上市公司財務可持續增長影響因素的實證分析
（一）因子分析本文利用各樣本公司2010—2013年16項財務指標的平均數據進行因子分析。通過KMO與Bartlett檢驗證明原有變量適合進行因子分析，本文采用主成分分析法提取公因子，樣本公司總方差解釋表顯示前5個公因子特征值均大于1，累計方差貢獻率達到87.681%，最終選擇前5個公因子代表原來16項財務指標，并將提取的5個公因子分別設為T1、T2、T3、T4、T5。本文利用正交旋轉法得到旋轉后的因子載荷矩陣，從中可以分析得知T1為盈利能力因子、T2為償債能力因子、T3為現金流量能力因子、T4為營運能力因子、T5為發展能力因子。通過SPSS軟件的回歸法得到因子得分系數矩陣，根據因子得分系數矩陣可以建立因子得分模型，并計算得到各因子得分。
（二）多元回歸分析根據因子分析的結果，5個公因子含有16項財務指標80%以上的信息，可以利用提取到的因子代表原來16項財務指標。本文運用逐步回歸分析的方法，分析5個因子對農業上市公司可持續增長率的影響，以5個因子的得分值為自變量，以可持續增長率（取2010—2013年四年的平均值）為因變量。從表6可以得知，利用逐步法首先模型（1）選入了盈利能力T1，然后模型（2）選入了發展能力T5，T1仍保留在模型（2）中，接著模型（3）選入了現金流量能力T3，T1、T5仍保留在模型（3）中。表7顯示，模型（3）的判定系數R2=0.645，調整后的判定系數R2=0.608，比模型（1）和模型（2）有很大提高，說明模型（3）的擬合優度較好。表8方差分析顯示，模型（3）的F統計量值為17.540，相應的P=0.000<0.05，說明該回歸模型具有統計學意義。表9顯示，模型（3）中T1的偏回歸系數為0.031，標準化回歸系數為0.540，t檢驗值為4.877，P=0.000<0.05，通過了α=0.05的顯著性水平檢驗，表明盈利能力T1與可持續增長率顯著正相關；T5的偏回歸系數為0.030，標準化回歸系數為0.510，t檢驗值為4.606，P=0.000<0.05，通過了α=0.05的顯著性水平檢驗，表明發展能力T5與可持續增長率顯著正相關；T3的偏回歸系數為0.018，標準化回歸系數為0.305，t檢驗值為2.760，P=0.010<0.05，通過了α=0.05的顯著性水平檢驗，表明現金流量能力T3與可持續增長率顯著正相關。經過比較回歸系數，T1對可持續增長率影響最大，T5影響其次，T3影響最小。
五、研究結論與建議
（一）研究結論描述性統計和威爾柯克森符號秩檢驗結果顯示，樣本公司實際增長率和可持續增長率之間有顯著性差異，沒有實現可持續增長，2010—2013年農業上市公司實際增長過快。因子分析提取了盈利能力、償債能力、現金流量能力、營運能力、發展能力5個因子，并建立了因子得分模型計算得到各因子得分。回歸分析結果顯示，盈利能力、發展能力和現金流量能力與可持續增長率之間呈正相關關系，償債能力和營運能力對可持續增長率沒有顯著影響，而且盈利能力和發展能力對可持續增長率影響最大。
（二）提高農業上市公司財務可持續增長能力的對策建議1.農業上市公司應增強盈利能力。農業上市公司盈利能力是其經營業績的最終體現，實證分析顯示農業上市公司可持續增長與盈利能力顯著正相關，盈利能力對可持續增長率影響最大，農業上市公司盈利水平的高低將直接影響其內源資金的多少，應通過增強盈利能力來提高農業上市公司內源性融資能力，以支持其財務可持續增長。農業上市公司應通過提高銷售收入、強化成本費用管理、嚴控各項支出等措施提高盈利能力。2.農業上市公司應增強發展能力。農業上市公司發展能力反映了公司未來發展前景，農業上市公司應當加大前景廣闊、符合行業發展趨勢的新項目的投入力度，應加強技術與產品創新，提高產品的市場占有率與競爭力。例如，農產品深加工和高科技農業是農業上市公司發展的重要方向。3.農業上市公司應加強現金流量管理。加強現金流量管理是農業上市公司生存的基本要求，可以保證農業上市公司穩定健康發展，可以有效地提高其競爭力。農業上市公司應重視現金流量的充分性與穩定性，保持良好的現金流動性，提高現金的使用效率；應編制好現金預算，利用現金預算可以掌握現金流入與流出情況，根據日常經營需要保留適當的現金余額，及時補充不足現金，合理運用多余現金；應及時編制現金流量表，進行現金流量的結構分析、現金流量趨勢分析、現金流量增減變動原因分析、現金流量相關指標分析，以了解其獲現能力、盈利質量與支付能力等。4.政府應當加強制度建設，為農業上市公司提供良好的外部環境。政府應當健全相關法律法規，規范市場秩序，制定相應的政策，促進農業上市公司合法合規經營，引導農業上市公司良性運作。例如，可適當降低其上市門檻，鼓勵龍頭企業積極利用資本市場融資，嚴格把關農業上市公司的生產經營活動。政府應加大對農業上市公司的扶持力度，以促進農業產業快速發展。例如，政府通過信貸扶持、稅收優惠、財政補貼等措施加大財政政策支持，積極改善農業上市公司投融資環境、競爭環境、科技信息網絡、勞動力市場等外部環境，還應進行社會信用制度、環境信息披露、社會責任信息等制度創新，進行農村基礎設施投資和農業產供銷體制改革，為農業產業化發展創造良好的環境。
【參考文獻】
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論文摘要:企業重視現金流量表的編制工作，但是疏于對現金流量表的分析，從而所編制的現金流量表不能有效發揮作用。本文從企業獲取現金能力、盈利能力、償債能力及支付能力這四個方面對現金流量表進行了分析。
一、現金流量表利用的現狀
據《企業財務會計報告條例》規定，現金流量表作為企業會計報表的三張主表之一，在會計報表體系中應該與資產負債表和利潤表處于同等地位。但我國財務報表的實際利用的現狀是現金流量表的分析利用遠落后于資產負債表和利潤表的分析利用。然而在競爭激烈的市場中，企業往往遵循所謂“現金為王”的原則，因為企業的現金流往往決定了企業的生死存亡。企業無論是償債能力、盈利能力還是發展能力，最終均會體現為當前現金流入的能力及未來的現金流出，而投資者和債權人對未來現金流入現值的預測也是其進行決策的主要影響因素。
二、現金流量表分析的意義
現金流量表采用收付實現制，具有客觀性和可理解性。而在其他財務報表中報表使用者只能掌握企業現金靜態情況，而現金流量表可以從各種活動引起現金流量變化及各種活動引起現金流量占企業現金流量總額比重等方面去分析，它反映了企業現金流動動態情況。對于報表的使用者，特別是企業的經營者來說，掌握現金流量表的分析方法是相當必要的。如何對現金流量表進行有效分析，挖掘出報表所羅列數字背后的經濟實質，并做出正確判斷和決策，已成為代表不同利益的相關方(不同報表使用者)的共同需求。
三、如何有效利用現金流量表的信息
1.獲取現金能力的分析
獲取現金的能力是指經營現金凈流入和投資資源的比值。其彌補了根據損益表上分析獲利能力指標的不足，其具有客觀性。投入資源可以是主營業務收入、總資產或普通股股數等。具體的指標有:(1)銷售現金比率=經營現金凈流量/主營業務收入。 該比率反映通過銷售而獲取到現金的能力，是銷售收入貨款回收率。該指標既可以從一個方面反映出生產商品的市場暢銷與否，又可以從另一個側面體現出企業管理層的經營能力，其數值越大越好。(2)全部資產現金回收率=經營現金凈流量/全部資產×100%。 該指標說明了全部資產產生現金的能力，該比值越大越好，可以與同業平均水平或歷史同期水平相互比較，由此評價獲取現金能力的強弱和可持續發展的潛力。
關鍵詞：房地產行業 資本結構 盈利能力 因子分析法
一、引言
在我國國民經濟發展中，房地產行業占有相當重要的位置，由于我國人口壓力大與東西部發展相差懸殊及傳統文化等因素，致使我國房地產行業倍受關注。金文輝、張維（2009）統計分析上交所提供的41家上市房地產公司2005年至2008年連續四年的財務報表指出，我國房地產公司包括內地滬深上市房地產公司的資產負債率普遍較高，尤其是金融性負債率較高，房地產公司對銀行貸款的依賴性比較強。房地產行業對銀行等金融機構的過分依賴，會加大企業財務風險。近年來，我國限制發展過熱的房地產行業并改革銀行等金融機構的制度，嚴重影響著房地產行業的經營與發展。因此，企業調整籌資渠道及優化資本結構也隨之而越顯重要。我國正處于社會主義初級階段，市場經濟不發達，經濟體制不完善，上市公司的發展依然存在諸多我國所特有的因素，如資本市場發展不平衡、公司治理機制存在缺陷、經濟法律不健全、債務融資軟約束、政府的間接盲目干預等，這些都會阻礙上市公司高速、健康的發展。作為經濟發展的動力和國民經濟的重要產業，現階段我國房地產企業較其他國家發展狀況不發達、不完善，其資本負債率過高，需適當調整，以促使產業發展升級和完善。本文結合我國實際情況實證研究房地產上市公司資本結構與盈利能力關系較具有現實意義。同時，通過對房地產上市公司資本結構與盈利能力的實證分析，可檢驗國外文獻研究得出的同樣結論在中國的適用性。
二、文獻綜述
（一）國外文獻 Masulis（1983）檢驗資本結構變化對公司市場價值影響表明：普通股的股票價格與公司的財務杠桿呈正相關；公司績效與公司負債水平呈正相關；對公司績效產生影響的負債水平變動范圍為0.23-0.45。Wiwattanakantang從資本結構決定因素角度對泰國1996年224家上市公司進行實證研究，認為房地產行業上市公司的盈利能力與負債率呈正相關。
（二）國內文獻 高國偉（2009）選用2007年全體制造業A股上市公司的財務數據為樣本，實證研究表明資本結構與盈利能力的關系具有一定的行業差異影響，即不同行業的資本結構與其盈利能力的相關性不同。黃賢玲（2006）以廣西上市公司為研究對象，利用2002年至2004年公開的年報，以資產負債率作為公司資本結構的代表變量，并以每股收益、凈資產收益率和主營業務利潤率等指標作為衡量上市公司盈利能力的變量，研究表明上市公司資本結構與盈利能力呈負相關。趙選民、張曉陽（2009）從資本結構、股權結構、公司規模、公司風險、公司治理結構、營運效率和成長性多個方面，選取了可能影響盈利能力的多個指標變量，以上海和深圳交易所39家房地產上市公司2004年至2006年的財務數據為樣本進行實證分析，研究表明較高的資產負債率和較慢的總資產周轉率抑制了公司的盈利能力，股權性質與股權集中度對盈利能力的影響不大。通過觀察以上國內外的研究，國外多以資本結構與盈利能力呈正相關為結論，而國內多以兩者呈負相關為研究結論。國內眾多實證文獻多以盈利能力作為資本結構的影響因素即解釋變量之一來進行研究，少以資本結構作為盈利能力的解釋變量來進行研究。然而，資本結構同樣給予了盈利能力反作用力，即資本結構也同樣可以影響盈利能力。同時，趙選民、張曉陽（2009）的研究表明以往國內文獻對于資本結構影響盈利能力的研究中，缺少對盈利能力其他影響因素的排除。本文試著將作為盈利能力的重要影響因素之一的總資產周轉率加以控制，來研究資本結構與盈利能力的關系。
三、研究設計
（一）研究假設 負債可以節稅獲得利益，然而在其之后的最優融資結構理論在節稅理論基礎上指出，要著重考慮負債帶來的各種費用以及財務風險。成本理論指出，隨著企業債權資本的增加，監督成本會隨之增加。同時，財務風險會加大，甚至會有破產風險。根據啄食順序理論，企業盈利能力越強，越容易優先考慮內部融資，此時資產負債率較低。我國房地產行業發展不成熟，盈利能力差的企業獲得資金能力較差，內部籌資的可能性越小，對于外部的股權融資企業可能考慮到不能發揮杠桿作用，且股東權益不易被稀釋等原因，偏向于債券融資，從而本文提出以下假設：
H:我國房地產行業的資本結構與盈利能力呈負相關關系，即資產負債率越高盈利能力越差.
（二）樣本選取和數據來源 本文所選樣本為近幾年間持續經營的滬深兩市A股的房地產上市公司。對樣本進行下列處理：剔除被ST/PT的公司，主營業務增長為負的公司，排除發行B股、H股的上市公司。應用數據來自東方財富網2010年財務報表數據及指標。樣本所選取的時間為2010年的數據，一是因為房地產上市公司樣本量比較少，二是此時間前后發展比較穩定，沒有太大的波動，基本上呈上升趨勢，期間則是盈利能力比較好的研究對象。上市公司具有房地產業代表性，本文依據數據的可獲得性與代表性，嘗試選用凈資產收益率、每股收益、營業利潤率、每股現金流量作為衡量盈利能力的指標。選取資產負債率為解釋變量，對于每股收益、總資產收益率、營業利潤率、每股現金流量，先將其用因子分析法評價出反映盈利能力的綜合指標，再將此綜合指標作為被解釋變量，再用總資產周轉率作為控制變量，以研究公司資本結構對盈利能力的影響。文中的數據處理運用的是spss17.0專業統計軟件。
（三）模型建立和變量定義
研究模型：F=α+?茁1DA+?茁2TAT+?著，F：上市公司綜合盈利能力指標；β1、β2：回歸系數；α：常數項；ε：隨機誤差項；DA：資產負債率；TAT：總資產周轉率。相關具體變量定義見（表1）。
四、實證結果分析
（一）描述性統計 從（表2）可以看出，所選取的反映房地產上市公司盈利能力的指標中，每股收益均值最高，達0.6831，而總資產收益率相對較低，均值只有5.84%，離散程度最小的是總資產收益率，為0.033。除此之外，樣本指標差異相對較小。
（二）因子分析 由（表3）可得出，每股收益與總資產收益率的相關系數為0.334，Sig.值為0.059，表明相關性顯著。數據說明盈利能力的4個指標當中，兩兩之間存在著一定的相關性，相關系數在0.3左右，所以取其中任何一個指標表示盈利能力都具有一定的片面性，為了全面表示盈利能力，采用主成分分析，運用因子得分法分析并綜合評出盈利能力的綜合指標。（1） 提取主成分。根據（表4）可以看出，Bartlett檢驗P（Sig.）< 0.05，則拒絕零假設，且KMO值>0.6，根據Kaiser給出的KMO度量標準可知原有變量適合作因子分析。從（表6）中可以看出特征值大于1的只包括一個成分，又根據方差貢獻率為45.062%，較大，因此可以選取第一主成分來代表原變量的信息見（表4）、（表5）、（表6）。（2）盈利能力的綜合得分。根據因子分析法分析其得分系數與原變量的標注化的值，可以計算出第一主成分的得分數，具體計算系數得分見（表7），然后將綜合得分后的盈利能力設為F。由（表8）可以看出，第一主成分對每股收益、每股現金流量、總資產收益率、營業利潤率四者的因子載荷矩陣均較大。由主成分分析得出的新變量為F，得出房地產上市公司盈利能力的綜合評價指標。可以得出一下公式：F=0.41EPS+0.206CFPS+0.386ROA+0.441PM。
（三）相關性分析 用由因子分析法得出的代表盈利能力的綜合因子F為因變量，資產負債率為自變量，總資產報酬率為控制變量：F=α+?茁1DA+?茁2TAT+?著，其中，F：上市公司綜合盈利能力指標；β1、β2：回歸系數；α：常數項；ε：隨機誤差項；DA：資產負債率；TAT：總資產周轉率。經過相關性分析，由（表9）可知，房地產上市公司資產負債率與盈利能力的綜合得分指標的相關系數為-0.12，即負相關，但顯著性水平較低。
（四）回歸分析 通過回歸分析，從數量關系上導出資產負債率對盈利能力的影響。首先，以盈利能力綜合能力指標F作為被解釋變量，資產負債率與總資產周轉率作為解釋變量，進行回歸分析，如（表10）、（表11）、（表12）所示。由（表10）可知R值在（0，1）范圍內，（表10）可知Sig.值
五、結論
本文運用因子分析法綜合評價盈利能力指標，實證分析法分析了上市房地產公司資本結構與盈利能力的關系，得出結論與假設相同，資本結構與盈利能力呈負相關，相關性并不顯著。一定的債務資本可以提高企業價值，但過高的債務資本會給企業帶來過重負擔，承受較大的財務風險。企業舉債超過一定限度時，資本結構與盈利能力呈負相關。較顯著的原因可能是由于我國房地產行業的現狀引起的，即過高的貸款比率導致了資本均處于一種高負債的結構，在過高的負債率情況下，隨著負債的增加更會導致財務風險加大，企業不斷的以借款來維持生存發展，可見盈利能力較低。當企業經營不善企業的債務到期時，會給企業帶來巨大的財務壓力，甚至有破產風險。因此，企業在籌集資金之時應該明確自身的籌資動機，將自己的籌資做到有規劃。同時，在長期負債與短期負債之間，企業要做到盡量使兩者比例合理，長期負債成本會高于短期負債成本，然而短期負債過多會給企業帶來財務風險，因此，短期負債不能過多，但也不能缺少，因為短期負債的合理安排會降低負債的籌資成本。這就需要企業管理層有明確的計劃和目標，對企業的債務資本進行一個清晰的規劃，從而保障以一個最佳的資本結構來高速有效的運行整個企業。我國房地產行業的發展還處于一個不完善的環境中，這就需要政府、法律、金融機構以及各個監管部分建立健全的機制，促使上市公司債券市場大力發展，為提高上市公司債券融資比例做保障。在一定程度上提高債券融資比例可以提高企業的盈利能力，過高舉債會使財務風險增加。政府要減少對上市公司的干預，給予企業市場利率一定的靈活性，讓企業市場利率盡快市場化。市場化可以使企業各個方面都比較公平、公正的競爭。完善企業信用評級制度，根據企業的信用級別和市場導向讓銀行來確定是否給予貸款，從而使貸款更有效率。另外，可以引入機構投資者，使機構投資者代替個人或集體投資，從而使得投資項目更加具有可行性，會促進治理機制的完善。總之，加快我國房地產行業的大力發展，不僅要從其本身的資本結構出發，還要使我國的經濟環境更加健康，金融機構更加完善，法律、政策都起到積極的作用，同時政府機構方面也要做出一定的貢獻，各個方面共同進步才可以完善、健全我國房地產行業的發展環境，以至于促使我國房地產行業的飛速發展。
*2010年度河北省社會發展研究課題 “企業投融資價值評估與風險規避研究”（項目編號：HB10EYJ176）及保定市哲學社會科學規劃課題“基于區域經濟的中小企業融資研究”（項目編號：201002050）的階段性成果
參考文獻：
［1］金文輝、張維：《我國房地產公司資本結構現狀及其風險特征研究》，《求索》2010年第10期。
摘要：為研究我國商業銀行資本結構對盈利能力的影響，采用我國10家上市商業銀行2004年至2008年的年報數據為樣本，選取了影響盈利能力的5個指標，利用因子分析法對其進行綜合得分評價，并與影響資本結構的主要指標進行回歸分析，得出我國上市商業銀行資本結構與盈利能力成正相關關系的結論，最后提出優化上市商業銀行資本結構的建議。
關鍵詞：盈利能力；資本結構；因子分析；回歸分析
隨著我國金融市場的日益全球化，我國的銀行業只有不斷增強自身盈利能力才能避免淘汰，在競爭中贏取勝利。資本結構是否合理直接關系到企業的生產經營、盈利、長期發展等問題。上市商業銀行作為通過經營風險來盈利的商業性企業，在一定程度上也適用資本結構理論，由于存款保險制度、法定準備金、監管資本等方面的嚴格限制使銀行資本結構研究遠比一般企業要復雜[1]。有效的資本結構會促使經營者努力改善商業銀行的經營狀況，制定合理的治理結構，進而提高整體的盈利能力。
關于商業銀行資本結構與經營績效之間的聯系，很多西方學者做了深入的研究。Kareken和Wallace（1978）認為，銀行業是一個壟斷的存款服務提供商，在存在進入障礙的情況下，商業銀行會不斷增加負債，因為此時它們可以憑借提供給存款者的服務來獲取利潤，存款越多（即負債越多），銀行的價值就會越高[2]。
國內關于商業銀行資本結構和盈利能力關系的研究則較少。趙瑞、楊有振（2009）以10家商業銀行2001至2007年的財務數據為研究資料發現：商業銀行的融資結構與盈利能力之間呈正相關關系；股權性質與盈利能力負相關；第一大股東的持股比例與資本利潤率正相關，前五大股東的持股比例與資本利潤率負相關；資本充足率與資本利潤率顯著正相關[3]。
由于盈利能力是財務分析的重要內容，資本結構是否合理直接關系到銀行的盈利情況，資本結構與績效的關系一直是財務經濟學研究的熱點[4]。很多研究熱衷于將盈利能力指標作為資本結構的解釋變量之一進行研究；對于銀行資本結構與績效的研究通常使用單一的財務指標作為被解釋變量，并且集中于對商業銀行的治理、尋求補充資本等方面。隨著我國上市銀行的增多，對銀行業的監管要求也越來越嚴格，如何更好地控制上市銀行的資金風險是廣泛關注的問題。因此從商業銀行資本結構角度對盈利能力進行分析就顯得十分重要。
1樣本與變量選取
1.1樣本選擇本文將以我國10家上市商業銀行為樣本，分別是：中國銀行、中國工商銀行、中國建設銀行、交通銀行、招商銀行、興業銀行、華夏銀行、深圳發展銀行、上海浦東發展銀行和南京銀行，選取2004~2008年的年報數據為原始資料。由于有些年份部分數據不全，因此本文共有45組數據。
1.2資本結構與盈利能力指標的確定反映盈利能力的指標有很多，結合銀行業的特點，本文選取營業凈利率、營業毛利率、成本收入比、股本凈回報率、總資產報酬率這五個指標作為評價盈利能力的指標。關于資本結構指標的選取，本文采用巴塞爾協議的框架對融資結構進行描述，選擇附屬資本與核心資本的比例這一指標；對股權結構主要選用股權集中度進行度量，此處選用前五大股東持股比例這一指標；另外選取資產負債率考察總資產中債務資本所占的比重；選取資本充足率反映銀行能以自有資本承擔損失的程度。
本文借鑒一般企業資本結構與盈利能力關系的研究模型，將盈利能力的考察作為一個整體，得出盈利能力的綜合指標值，試圖構建以盈利能力的綜合值為被解釋變量、資本結構的各指標為解釋變量的商業銀行盈利能力與資本結構相互關系的函數模型，并利用相關數據對它們之間的相關關系進行實證分析和檢驗。
2我國上市商業銀行資本結構對盈利能力的影響
2.1上市商業銀行綜合盈利能力分析采用因子分析法將反映盈利能力的5個指標中的公共因子提取出來，用這些公共因子對上市商業銀行的盈利能力再進行綜合評價。
2.1.1是否適合因子分析的檢驗：判斷是否適合運用因子分析的主要方法有巴特利特球形檢驗和KMO檢驗。利用這兩種方法，對營業凈利率、營業毛利率、成本收入比、股本凈回報率、總資產報酬率進行了因子分析適合性的判斷。由檢驗結果可知，巴特利特球形檢驗的卡方統計值的顯著性概率是0.000，小于顯著性水平0.05，這就拒絕了相關系數矩陣是一個單位矩陣的假設，證明了研究變量之間具有相關性；KMO值為0.705，略大于0.7，因子分析的效果會比較好。
2.1.2因子變量的提取:設定提取因子的標準是特征值大于l。因此，選取了特征值大于l的作為因子變量，結果顯示有2個變量的特征值大于l，而且因子的累計方差貢獻率達到了78.274%，解釋了大部分的方差總值，符合構建因子變量的要求。由總方差解釋表的結果來看，本文應該構建2個因子。
2.1.3盈利能力的綜合得分：根據因子得分系數以及原始變量的標準化值，可計算出第一公因子和第二公因子的得分數，分數分別為Y1、Y2。其中，因子得分矩陣
Y1=0.329A1+0.260A2-0.074A3+0.239A4+0.327A5；
Y2=0.061A1-0.140A2+0.925A3+0.327A4+0.019A5
由提取公因子所產生的新生變量為Y1、Y2，由Y1、Y2的值可以計算出Y的值，進而可以得出各上市商業銀行盈利能力的綜合因子得分：Y=（58.008Y1+20.266Y2）/78.274。
2.2資本結構與盈利能力的回歸過程在上述分析中已得到盈利能力的綜合值。為進一步分析上市商業銀行資本結構與盈利能力之間的依賴關系，使用回歸分析方法。以代表盈利能力的“綜合因子得分”Y為因變量，以附屬資本/核心資本X1、前五大股東持股比例X2、資產負債率X3、資本充足率X4為自變量建立變量之間的數學模型：Y=a+b*X1+c*X2+d*X3+e*X4+ε，其中，a為常數項，b、c、d、e為回歸系數，ε為隨機誤差項。
采用逐步回歸法，將F檢驗P值大于等于0.1的剔除出回歸方程，小于等于0.05的選入回歸方程，最終選入的變量剩下1個，為資本充足率。沒有進入回歸模型的各個變量的檢驗結果，其P值均大于0.05，無需再進行分析。由相關關系分析可得，相關系數為0.492，說明盈利能力與上市商業銀行資本結構有一定的正相關關系。由結果可以看出：方程的常數項為-0.925、系數估計值為0.084，均通過5%的顯著性水平檢驗。此外F=13.748〉F（1，43）說明整個模型通過檢驗。方程為：Y=0.084X4-0.925+ε。
3結論與建議
我國上市銀行資本結構與盈利能力關系實證結果表明：資本結構與盈利能力呈正相關關系，即上市銀行資本充足率越高，其獲利能力越強。商業銀行經營的本質是盈利，要獲得合理的資本結構，可以從以下幾方面。
3.1降低風險資產數量增加低風險權重資產業務，降低高風險資產在資產總額中的比重，進而才能削減風險資產總量。大力開展資產證券化業務、重視拓展投資業務、發展中間業務都可以是調整我國商業銀行資產的風險分布結構的途徑。此外，商業銀行不能單純地擴張資產規模，而應適當控制資產規模，提高資金的營運效率，降低不良貸款比例，改變粗放式經營方式[5]。
【關鍵詞】MBO，績效
一、MBO概念
管理層收購(Management Buy-outs，簡稱MBO)，是杠桿收購(Leveraged Buy-outs，簡稱LB0)的一種形式，早在1980年由英國經濟學家麥克萊特（Mike Wright）提出，并對其進行了較為規范的定義：管理層收購即目標公司的管理者或經理層利用借貸所融資本購買本公司的股份，從而改變本公司所有者結構、控制權結構和資產結構，進而達到重組本公司目的并獲得預期收益的一種收購行為。實施MBO以后，企業的管理者同時也成為了企業的所有者，這就實現了所有權與經營權兩者的統一。
二、研究方法及數據來源
本文采用實證研究方法，對上市公司實施管理層收購財務績效的變化做出實證上的解釋。針對上述的核心問題，探討管理層收購對整體財務績效的影響。為了考察樣本MBO前后的變化情況，研究過程中主要考察樣本公司的各類財務指標，分析其變化趨勢，同時對T=[-1，0]至T=[2，3]的配對樣本進行t檢驗和相關分析。
（一）會計指標研究法及t檢驗
1.會計指標法的原理
會計指標法即利用并購事件前后企業的會計數據來進行比較分析。會計指標法的優點在于能夠連續地、客觀地反映并購前后公司績效的變動情況，但其不足之處主要來源于會計指標容易受到上市公司的操縱。從較長時期來考察來看，任何利潤操縱手段對會計指標的操縱只是一時的，而并購事件的實質性影響最終都會在會計報表中暴露出來。因此，會計指標法在進行企業并購績效實證研究方面也就得到了普遍的運用。
2.會計指標的選擇
上市公司績效的變化，很難用一兩個會計指標反映，而上市公司會計報表信息中可以體現公司績效的主要體現在盈利能力和成長能力兩個方面（如表2-1所示）。 T=1，以此類推。由于t檢驗公式計算復雜，因此運用Excel中的數據分析（t檢驗-平均值的成對二樣本分析）對T=[-1，0]至T=[2，3]的配對樣本進行t檢驗和相關分析。
（二）研究樣本及數據來源
1.研究樣本確定
本論文選取近幾年（2004年—2007年）實施MBO的滬深A股上市公司作為研究樣本。樣本取自《股權風云：中國上市公司管理層收購案例全集1997-2008》，以第一次公告收購時間為準，最終選取13家上市公司作為樣本，其中在深市上市的有3家，在滬市上市的有10家。 2.數據資料來源
本文實證研究所需的財務數據主要來源于深圳證券交易所和上海證券交易所歷年年報。
三、上市公司MBO財務績效實證研究
（一）盈利能力分析
1.盈利能力會計指標分析
首先分析13家上市公司在MBO前一年、MBO當年、MBO后一年、MBO后兩年以及MBO后三年的整體盈利能力表現情況，這里考察的主要是研究樣本的凈資產收益率、營業利潤率、每股收益。通過對研究樣本年報數據的整理和計算（見附表），其盈利能力情況如表3-1所示。
由表3-7可知，上市公司MBO實施期間營業收入增長率和總資產增長率的下降趨勢得到了統計檢驗的驗證。但同時，凈資產增長率的提高并沒有通過至少10%的統計檢驗。由此，我們可以認為在MBO實施后，上市公司的經營還處于磨合期，對于上市公司的成長動向還有待于進一步的調查。
四、建議
從研究結果看，我們得知MBO并不象有人宣傳的那樣對企業績效產生有益的影響，特別是在政策環境、市場機制不完善的情況下，MBO的管理者很可能采取非市場化的手段謀取自身利益。因此，MBO的引入需要有一個完善的制度背景和市場條件與之相配合。我國實施MBO面臨著種種困難，針對MBO存在的問題，提出如下對策：
(1)首先要制定完善的管理層收購相關法律體系，使MBO的實施有法可依。隨著上市公司管理層收購的實施，這不僅牽扯到諸多利益相關方的利益，同時也涉及到許多法律問題。
(2)其次對于MBO要有完整系統的戰略計劃。在實施NBO前，要有詳細的計劃，包括如何籌資、如何還款、在MBO后公司的目標任務以及如何提高公司績效等都要有明確的計劃。
（3）完善治理機制，加強對MBO上市公司的后續監督。上市公司MBO完成后，企業管理層所有權和經營權合二為一，如果缺乏有效的監督和治理機制，在實施MBO的企業就有可能出現新的以管理層為基礎的“一股獨大”或內部人控制。因此，對于完善后續監督機制顯得尤為重要。
論文關鍵詞:中小企業上市公司；營運資本結構；實證分析
營運資本(workingcapita1)是財務管理中的一個重要概念。它是企業進行經營周轉使用的日常性流動資金，涉及的范圍很廣，其觸角可以延伸到企業生產經營的各個方面。它的投入和收回是在不斷的循環過程中進行的。營運資本的周轉是固定資產乃至企業整個資金周轉的依托。沒有營運資本的良好運轉，企業的生存與發展是不可能的，企業的目標也就無從談起。我國大多數中小企業在成立的5年內破產，一個重要原因就是他們不能滿足營運資本的需要。有關部門對我國部分省份一些中小企業的最新調查顯示約有56％的企業感到流動資金緊張。其中，26．8％的企業感到資金“有所緊張”，資金缺口在10％以內；16．7％的企業感到資金緊張“明顯加劇”，缺口在10％～20％；12．5％的企業感到資金“嚴重緊張”，缺口在20％以上_2j。這說明我國企業對營運資本的管理效率很低，不能滿足企業發展的需要。而理論界普遍缺乏對營運資本的研究，尤其是針對中小企業的定性分析。我國絕大部分中小企業只能憑經驗進行營運資本管理，缺乏理論指導。為此，筆者選取我國中小企業中的上市公司作為分析樣本，運用單因素方差分析以及主成分分析法等數理統計方法對營運資本結構的行業特征、影響因素進行分析，進而提出相應建議，為公司經營決策和財務管理提供決策依據。
1材料與方法
1．1樣本選擇中小企業上市版的公司由于信息披露，其財務數據較容易獲得，并且受到證監會、投資者和獨立中介機構多方的監督，其財務數據具有較強的真實性，可以作為研究的樣本資料。所有樣本公司的財務指標數據均來自金融界(jrj．conr)的中小企業版，考慮到中小企業上市版設立時間不長，樣本量較小，擬盡量采用所有樣本企業自上市年度開始的每個年度數據。樣本選取范圍為所有于2001年以來在深圳證券交易所中小企業版上市的，且正處于正常經營中的公司。
基于以上原則，截至213o7年1月底在深圳交易所中小版上市的企業共有119家，其中2001～2oo6年完整的6年財務數據的有39家，2o02～2oo6年5年財務數據的有11家，2003～2oo6年4年財務數據的有69家，共計565個樣本量。所有數據用spss13．0forwindows統計軟件進行分析。
1．2變量設置
1．2．1被解釋變量。營運資本結構的表征可以選取流動比例、流動資產占總資產的比例或者流動負債占總資產的比例。筆者認為流動比例更接近營運資本結構的含義，在現實中也更具有可操作性。而且資產負債率表征企業的資本結構，即資產與負債的比例。流動比例是流動資產與流動負債的比例，兩者是相似的。用流動比例表征營運資本結構實際上就相當于用資產負債率的倒數表征資本結構。故筆者選取流動比例表征營運資本的結構，用y表示，即
y=流動資產／流動負債 (1)
1．2．2解釋變量。對營運資本結構理論分析中的每一個影響因素，盡可能多地設計解釋變量。這是因為理論上資本結構影響因素，現實中常常可以由不同的指標來反映，且不同指標的信息含量也有所差異。如果只為每一影響因素設計一個解釋變量，那么很可能造成嚴重的信息丟失，而導致分析結果的偏差。有關影響因素及其解釋變量列于表1。
2結果與分析
2．1行業因素對營運資本的影響參照中國證監會在2001年4月的《上市公司行業分類指引》，將119家企業劃分為13個行業。僅選取紡織服裝、石化塑膠、電子、金屬與非金屬、機械設備、醫藥生物制品、信息技術7個行業，企業數量分別為9、18、10、14、21、11、7個。其余行業因企業數量太少，故舍去。
采用單因素方差分析法，考查不同行業的中小企業上市公司的營運資本結構是否存在顯著差異。將每個行業所選樣本的流動比例數據作為一組，這樣就有7組數據。如果統計分析得出的結果小于給定置信水平下的f統計量的臨界值，那么說明樣本來自不同的正態總體，即行業因素對營運資本結構產生影響。研究表明，2004、2005年的指標值分別為0．007、0．002，通過了顯著性為0．01的假設檢驗，而2001～2003年、2006年指標值均略高于0．01，但小于0．05，即通過了顯著性為0．05的假設檢驗，所以2001～2006年的流動比例均通過了顯著性檢驗，否定了假設，即組間均值有顯著性差異，分組有必要。
2．2主成分的命名首先剔除樣本資料中的異常值，然后運用spss統計分析軟件，對反映7類因素的12個原始變量進行降維處理，提取主成分因子。前6個主成分萃取了原始變量90．190％的信息含量。以這6個主成分構建回歸模型，既有效地簡化了模型，又涵蓋了原始變量的絕大部分信息。求出因子負荷矩陣以便進一步確定每個主成分的意義，并對因子負荷矩陣做最大方差旋轉，結果見表2。
經過旋轉后的因子負荷系數明顯的向兩極分化，進而分析出主成分因子的意義(表3)。
2．3回歸方程的建立利用spss軟件，在主成分分析過程中同時得到主成分因子值。以主成分因子值為解釋變量，以經標準化處理的流動比例為被解釋變量，采用逐步歸的方法，用f的概率作為決定變量的進入或者移出回歸方程的標準。若變量回歸系數的f統計量的顯著性概率sig．≤0．05，則該變量被引入方程；若f的顯著性概率sig>0．10，則該變量被移出方程。經過篩選，獲得5個回歸方程，選取最優的第5個方程，其回歸方程為：
y=1．978+0．926×xl一0．613×x2+0．428×x6—0．319×x5—0．307×x4 (2)
回歸方程的決定系數r>0．7，能通過擬合優度檢驗，各回歸系數均能通過t檢驗，方程的f檢驗值也符合要求。所以，該回歸方程是可靠的。從回歸結果看，主成分被剔除，說明電子類公司營運資本結構(流動比例)及其相關性很弱；電子類公司的營運資本結構及其盈利因子、成長性因子呈在0．05水平顯著的正相關，而與公司的資本結構、抵押價值和管理效率呈負相關。即，電子類公司盈利能力越強、成長性越好，公司的流動比例越高。這可能是因為公司的盈利能力強，從而可以從內部獲取更多的資金來源，減少了流動負債的需求；而總體負債率越高，抵押價值越高，管理效率越高，公司流動比例越低。這是由于抵押價值使公司可以獲得更多的流動負債。管理效率的提高可以提高資本的運作效率，從而減少流動資產的投入。
其他行業企業的模型構建過程與電子類企業類似。紡織類企業的回歸方程為：
y=1．348—0．58×xl+0．173×x2+0．123×x3 (3)
式中，x1為資本結構與抵押價值因子，為現金流量因子，x3為成長性因子。機械設備類企業的回歸方程為：
y=1．811—0．671×x1+0．203×x2—0．166×x3—0．161×x4—0．123×x5(4)
式中，x1為資本結構與抵押價值，x2為總資產成長性因子，x3為存貨管理效率因子，x4以為規模因子，x5為銷售收入成長性。金屬、非金屬類企業的回歸方程為：
y=1．275—0．355×xl+0．345×x2—0．143×x3 (5)
式中x1為資本結構與抵押價值因子，為盈利能力與現金流量因子，x3為管理效率與收入成長性因子。石化塑膠類企業的回歸方程為：
y=1．494—0．475×xl+0．324×x2+0．222×x3—0．221×x4 (6)
式中，為資本結構因子，x2為成長性因子，為存貨管理效率因子，為應收賬款管理效率因子。信息技術類企業的回歸方程為：
y=2．37—0．902×xl+0．88×x2 (7)
式中，x1為資本結構因子，x2為總資產成長性因子。醫藥生物制品類企業的回歸方程為：
y=3．247—2．707×x1—1．198×x2+0．868×x3+0．764×x4—0．448×x5 (8)
式中，為資本結構與抵押價值因子x2為盈利能力因子，為存貨管理效率因子，為銷售收入成長性因子，為規模因子。
2．4各行業因子相關性分析從表4可以看出，①各行業營運資本結構的影響因素不盡相同。我國不同行業的中小企業的營運資本結構影響因素具有一些共同點，但也不盡相同，具體表現為不同行業的影響因素不同，影響的方向也不一定相同。因此，不同行業的營運資本結構政策應區別對待，確定各自的主要和次要因素。②多數行業的流動比例與企業的成長性呈正相關。企業的成長性越好，說明企業的發展速度較快，因而對流動資產的需求也較大，進而提高流動比例。從另一個角度說，迅速發展的企業可能會在資金方面遇到問題，保持較高的流動性是出于安全的考慮。③多數行業的流動比例與企業的抵押價值呈負相關。企業的抵押價值越高，說明流動資產中存貨的比例越高，而存貨往往被認為是流動性較強的流動資產，即企業的流動資產質量相對較高，而企業可以持有較低的流動資產，流動比例較低。④全部行業的流動比例與企業的資本結構呈負相關。企業的資本結構即資產負債率越低，即企業的資產中負債比例小。在企業資本結構與流動資本結構政策一致的前提下，企業的流動負債占流動資產的比例也小，因而流動比例較高。這體現了企業資本機構與營運資本結構政策的一致性。⑤多數行業的流動比例與企業的盈利能力相關性不大。從公司的利潤來源看，資本性投資無疑是主要的來源，營運資本只不過為利潤最終實現的條件或基礎。營運資本組成部分中除了短期投資、帶息應收票據等具有直接收益外，大多數組成部分并不具有直接的盈利能力。因而，企業的流動比例與盈利能力的相關性不大。當然，營運資本與盈利能力的相關性不大并不能說明它不重要，畢竟它是盈利能力實現的基礎。
