企业盈利能力研究方法
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企业盈利能力研究方法范文第1篇
关键词：盈利能力；影响因素；茶企业；浙江省；多元线性回归模型
一、引言
茶叶由于其产业的特殊性，低效率、见效期长，其经营水平、经营能力以及最终结果等特点决定了茶企业也在向其他行业转型，然而这种非农扩张的成效并不理想，通过新进入的非农产业提高盈利能力并不容易。在我国，政策扶持对茶企业的盈利能力已经产生了巨大的影响，而茶企业的盈利能力对政策扶持也形成了巨大的依赖性，同时，政策扶持给茶叶企业带来的效益在不断增加，政策扶持已成为支撑茶企业盈利的一个不可缺少的重要因素。但是，政府在加大对茶企业政策扶持力度的同时却并未改变茶企业总体盈利水平下降的趋势。
本研究对浙江省260家茶叶企业进行实地访谈和问卷调查相结合的方法。问卷内容主要包括企业总资产、资产负债率、企业总员工数、管理者的学历、企业经营历史、管理者的工作年限、销售成本率、管理者的年龄以及资产利润率等等。调查时间为2012年寒暑假期间，问卷调查表由浙江农业商贸职业学院师生在浙江省区的茶叶企业进行随机发放，同时对茶企业的领导以及相关部门负责人进行访谈。共发放问卷260份，最终得到有效问卷220份，有效回收率达到85%，运用SPSS16.0与EXCEL2007等统计软件对调查问卷的数据进行整理分析。
三、茶企业盈利能力影响因素的理论假设
茶企业盈利能力影响因素有很多，本研究在前人的基础上，认为影响茶企业有如下几个方面的因素：企业规模、总资产负债率、企业经营历史、企业员工数、管理者年龄、管理者从事年限、销售成本率、管理者受教育程度、资产利润率。
四、茶企业盈利能力影响因素的实证分析
（一）多元线性回归法概述
回归分析法是通过统计数据，运用多个自变量的组合最优化建立回归方程来从而预测因变量的回归分析称为多元回归分析。其模型一般形式为：
从回归模型的样本决定系数、调整后的相关系数、F统计量以及P值来看，模型拟合的较好，整体效果比较好。根据实证模型的估计效果，将影响茶企业盈利能力的因素归纳如下：第一，茶企业管理者学历的高低对茶企业的盈利具有重要的影响。模型结果显示，“管理者学历”变量的系数在1%的水平上很显著，并且变量的系数为正号，这也就意味着管理者受教育水平越高，企业盈利能力就越强。这一估计结果与前文的理论分析相一致。第二，茶企业管理者从事年限的长短对茶企业的盈利能力也具有比较重要的影响。根据实证结果，“管理者从事年限”变量的系数在5%的水平上很显著，并且变量的系数为正号，这也就意味着管理者从事茶企业经营的时间越长，茶企业盈利能力就越强。第三，资产利税率的高低茶企业的盈利能力的影响也比较大。模型显示，“资产利税率”变量的系数在5%的水平上也比较显著，并且变量的系数为正号，这也就意味着茶企业资产利税率越高，茶企业的盈利能力就越强。这一估计结果与上面的理论假设相一致。第四，茶企业经营历史的长短对茶企业的盈利也具有一定程度的影响。实证结果显示，“茶企业经营历史”变量的系数在10%的水平上也比较显著，并且变量的系数为正号，这也就意味着茶企业经营历史越长，茶企业的盈利能力就越强。这一估计结果与前面的理论分析相一致。
五、结论与建议
根据前面的实证分析的结果可以得出如下的结论：茶叶企业盈利能力受到企业规模、企业经营历史、管理者从事年限以及企业管理者的受教育水平等因素的显著影响，在此研究的基础上，可以提出如下的对策建议：一是提高管理者的受教育水平。二是建立长期留人的激励机制。
参考文献：
[1] 冷建飞.中国农业上市公司盈利性的影响因素研究[D].南京：南京农业大学，2007.
企业盈利能力研究方法范文第2篇
关键词：营运资本管理效率；营运资本管理政策；盈利能力；标准化系数
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.
[3]Wohrmann et al.Working capital management and firm profitability. J Manag Control 24：77-87.2013
[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
[7]刘运国等.上市公司营运资金管理策略实证分析.贵州财经学院学报，2001，（3） ：6-10.
企业盈利能力研究方法范文第3篇
关 键 词:上市公司;盈利能力;因子分析;面板数据;股权集中度
中图分类号:F830.3文献标识码:A文章编号:1006-3544(2006)05-0044-03
企业盈利是一个多方面因素共同作用的结果,既有企业内部因素的影响,也有外部环境的影响,从企业的经营过程来看,企业的外部因素影响到企业的销售量､产品价格､原材料成本等,最终影响企业的经营成果｡外部因素包括政治､法律､税收､宏观经济状况等因素｡企业自身的产品竞争力､产品生命周期､日常生产经营管理､营销组织决策､投资项目风险选择则构成了影响企业盈利的内部因素｡内外部因素共同作用,决定了企业的盈利能力｡除了实际生产过程的价格因素外,企业的资本结构､财务杠杆､股权结构､行业､规模等因素会通过对公司治理效率的作用来影响企业的盈利能力,这正是公司财务理论对盈利能力分析所要研究的内容｡
一､研究数据与方法
(一)数据和样本区间
我们考察2000-2004年沪深股市的上市公司,所有公司在1999年12月31日前已经上市｡计算变量的各项指标取自WIND资讯｡我们只分析沪深股市上市的A股公司,因此含B股的上市公司从样本中剔除｡由于ST､PT公司存在着较大的异常值,同样不予考虑｡金融类上市公司按照习惯也从样本中剔除｡最后得到660家上市公司｡
(二)企业盈利能力的衡量
由于反映企业盈利能力的一些指标存在局限性,我们采用因子分析法对上市公司的盈利能力进行评价｡因子分析(Factor Analysis)是主成分分析的推广,因子分析的基本思想是通过变量(或样品)的相关系数矩阵(对样品是相似系数矩阵)内部结构的研究,找出能控制所有变量(或样品)的少数几个随机变量去描述多个变量(或样品)之间的相关(相似)关系,但在这里,这少数几个随机变量是不可观测的,通常称为因子｡因子分析方法的计算步骤包括原始数据标准化､建立变量的相关系数､求R的特征根及其相应的单位特征向量､对因子载荷阵施行最大正交旋转､计算因子得分等步骤｡由于各因子反映的原始指标信息量的不同,因此,在计算上市公司盈利能力综合评价值时,因子所占的权重与反映的信息量能否一致是综合评价是否有效的关键,可以用各公司因子的方差贡献率作为因子相应的权重并据此得到上市公司盈利能力的综合评价指标｡
(三)实证研究方法
我们采用面板数据来进行分析｡面板数据是时间序列和截面数据的混合,这样既可以分析个体之间的差异情况,又可以描述个体的动态变化特征｡面板数据可以有效地扩大样本容量､有效地削弱模型中多重共线性的影响､提高模型的估计精度,还可以反映一些被忽略的时间因素和个体差异因素的综合影响,而这些因素往往是难以观察或量化的｡
对于期限较短而截面数据较多的样本,可以认为模型参数只与个体差异有关而与时间的变化无关,其差异主要表现在横截面的不同个体之间,即参数不随时间变化｡同时,由于我们是通过面板数据来考察其盈利能力决定的一般因素,因此可以假定斜率系数是常数,即个体之间的资本成本的差异只表现在截距项上｡因此我们的任务是要区别是采用混合回归模型还是固定效应的变截距模型抑或是随机效应的变截距模型｡
检验一:对于混合回归模型还是固定效应的变截距模型,在个体效应不显著的原假设下,应当有假设1成立:
假设1: α1=α2=…=αn
我们可以采用F统计量来检验上述假设是否成立,
F=～F(n-1, nT-n-k)
其中,S2表示不受约束的模型,即我们的固定效应模型;S3表示受约束的模型,即混合数据模型的残差平方;n为截面样本点的个数,T为时序期数,k为解释变量个数｡
检验二:对于混合回归模型还是随机效应的变截距模型, 可以通过Breusch和Pagan的LM统计量进行检验,其原假设为=0,相应的检验统计量为:
LM=
在原假设下,LM 统计量服从一个自由度为1 的卡方分布｡如果拒绝原假设则表明存在随机效应｡
检验三:固定效应的变截距模型还是随机效应的变截距模型,可以通过Hausman检验来确定｡Hausman 检验基于如下Wald 统计量:
W=〖b-〗′[b-]～χ2(K-1)
其中,b和分别为固定效应模型的OLS 估计和随机效应模型的GLS估计,采用固定效应和随机效应模型的协方差矩阵进行计算｡当原假设成立时,W渐进服从自由度为K-1的χ2分布｡在给定的显著水平下,若统计量W的值大于临界值,选择固定效应模型,否则采用随机效应模型｡
本文采用的面板数据模型为Yit=αi+Xitβ+uit
其中Yit为企业盈利能力,Xit为影响盈利能力的自变量,β为固定的截距｡
二､盈利能力的统计分析
我们选取了净资产收益率､资产净利率､主营业务利润率､核心业务总资产收益率､资产报酬率､每股息税前利润､每股收益这七项反映上市公司盈利能力的财务指标,运用因子分析计算了上市公司盈利能力的综合评价指标F｡
按照分类标准,我们将样本分成工业､商业､房地产业､公共事业和综合企业类｡我们计算了全部样本和五个子样本盈利能力的均值,表1和图1显示了综合评价的盈利能力指标和各年的变化情况｡
从表1和图1可以清楚地看出,各行业的盈利能力有很大的差异｡以2000年为例,从样本均值上来看,公用事业的盈利能力是最高的,而房地产和商业类的盈利能力是最低的｡公用事业的盈利能力可能与其所固有的垄断等行业特性密切相关｡但是令人奇怪的是,房地产类的大部分上市公司的盈利与行业增长出现背驰状况,对此的解释有两方面:一是房地产类上市公司规模偏小､老公司较多及再融资能力偏弱,这一特征在短期内将难以得到改观(李迅雷,2002);二是房地产上市公司在土地收入的确认上过于保守,不排除“玩报表”行为的存在(牛丽静,2005)｡从2000年到2004年,上市公司的盈利能力一直是下跌的,而在这五年里,从2000年到2001年的下跌幅度是最大的,2001年到2003年的变化并不大,从2003年到2004年,其他四个行业的下跌幅度又开始扩大,但商业类上市公司的盈利能力却异常的开始上升｡考察中国经济在2002､2003年的投资增加和通胀压力,企业盈利能力的这种年度变化可能与宏观经济周期的变化有一定的联系｡
三､盈利能力的实证分析
为进一步考察企业盈利能力的影响因素,我们以通过因子分析得到的上市公司盈利能力的综合评价指标F为因变量进行实证分析｡由于面板数据模型的检验要运用F统计量检验､LM统计量检验和Hausman检验,我们采用计量软件Stata8.0进行数据处理｡自变量指标的含义及其预期方向如表2所示｡
在计算托宾Q值时,考虑到我国独特的股权结构,修正后的公司的市场价值=流通股市值+非流通股价值+负债的账面价值,其中流通股市值=流通股股份数×流通股价格,由于非流通股一般按照每股净资产进行转让,因此非流通股价值=非流通股股数×每股净资产,公司的市场价值=流通股股份数×流通股价格+非流通股股数×每股净资产+负债的账面价值｡负债和总资产的价值以账面价值代替｡
我们首先对全样本进行回归分析｡从表3的全样本回归结果看,LM统计量检验结果为chi2(1)=324.20,Prob>chi2=0.0000,表明随机效应非常显著｡Hausman检验结果为chi2(6)=205.31,Prob>chi2=0.0000,而置信水平为0.005的Wald 统计量值为18.548,Hausman检验结果远大于相应的临界值,因此固定效应模型要优于随机效应模型｡而F统计量检验结果为F =2.92,Prob > F = 0.0000,这说明固定效应模型要优于混合回归模型｡因此我们最后采用的是固定效应的变截距模型｡
从固定效应的变截距模型的回归结构看,最后进入方程的是资产负债率､债务期限结构､成长性､企业规模､流通股比例和高管持股比例,而股权虚拟变量和股权集中度指标都没有进入回归方程｡从方向上看,资产负债率与盈利能力负相关,这与既有的研究相一致,而债务期限结构与盈利能力正相关,这意味着在控制了其他变量后,利用长期负债有利于提高企业的盈利能力｡成长性有利于企业盈利和高管持股的正向激励作用在这里得到了证实,但是流通股比例却意外的与盈利能力显著的负相关,与我们的预期恰恰相反｡
由于工业类上市公司占据了全样本公司数的63.33%,以上的回归结果可能更多的受到工业类的影响,行业的差异可能没有完全反映出来,而前面的图1已经显示出了不同行业在盈利能力水平上的差异｡有必要深入的考察行业之间的差异｡采用与前面全样本回归相同的步骤,我们对每个行业进行了F统计量检验､LM统计量检验和Hausman检验,对究竟是采用混合回归模型还是固定效应的变截距模型抑或是随机效应的变截距模型进行了识别(见表4)｡
从行业的检验结果看,除了行业三采用混合模型,其他的四个行业都适用固定效应模型｡在五个行业中,资产负债率､企业规模和流通股比例都进入了回归方程,并且其方向与全样本回归结果和预期都完全一致,证明这三个变量在影响企业盈利能力时具有稳定性｡
债务期限结构仅在工业类的回归中进入了方程,而企业成长能力除了对公共事业类没有影响外,对其他行业都有显著影响,高管持股比例则仅对工业和商业有显著影响,考虑到公共事业类的特殊性,可以认为企业成长能力和高管持股比例对一般竞争性行业有较大的影响,而债务期限结构的作用则有待于进一步研究｡
在所有的行业中,股权性质是惟一一个没有进入任何回归的指标,表明第一大股东的股权性质对企业的盈利能力并没有影响｡
股权集中度对企业盈利能力的影响则更为复杂｡在股权集中度进入的三个行业中,公共事业类行业的盈利能力与股权集中度成U型关系,房地产类行业的盈利能力与股权集中度成倒U型关系,而在工业类回归中,由于第一大股东持股比例没有进入回归方程,盈利能力与股权集中度成正相关关系｡这里也进一步反映出了行业之间的差异｡
从总的回归结果看,资产负债率和流通股比例是与资本结构理论预期差异最大的｡按照标准的资本结构理论,负债可以增加企业价值,但是中国的实证研究却普遍得出相反的结论｡在西方国家,股权资本成本要高于债权资本成本,在风险与收益权衡之后,存在着一个最优的负债率｡但是在中国,上市公司具有股权融资的偏好是一个公认的事实｡西方国家企业负债中公司债券占有很高的比例,而我国债券市场极不发达｡西方国家长期债务在总债务中的比例很高,而我国则以短期负债为主,并且短期债务以银行贷款和企业之间往来账款居多,债务融资不能起到西方财务理论中的作用,负债增加的同时又增加了财务危机成本和破产风险,限制了企业进一步的融资能力,制约了企业运营效率的发挥和盈利能力的提高｡
从公司治理的角度看,流通股比例的提高通过股票市场的价格信号和接管控制功能发挥作用,有利于减少国有股股东监管缺位时存在的委托问题｡但现实情况是中国股市的低效率,中小股东既无监督公司的动机,也无监督公司的能力,流通股股东在公司治理中的作用微乎其微｡另一方面,流通股比例的提高必然意味着非流通股比例的下降,流通股比例越高,同等情况下主管部门或授权管理国有资产的部门从该上市企业获取的利益就越少,对于管理层监管的积极性和力度也就相应的下降｡流通股比例的提高一方面降低了原有产权监管者的监管,另一方面又没有相应的流通股股东监管,其结果就是总的监管减少,因此出现流通股比例与盈利能力的负相关｡
四､结论
本文选取了净资产收益率､资产净利率､主营业务利润率､核心业务总资产收益率､资产报酬率､每股息税前利润､每股收益这七项反映上市公司盈利能力的财务指标,运用因子分析计算了上市公司盈利能力的综合评价指标F｡我们发现各行业的盈利能力有很大的差异,公用事业的盈利能力是最高的｡从2000年到2004年,上市公司的盈利能力一直是下跌的,但是不同年份的下跌幅度有较大差异,企业盈利能力的这种年度变化可能与宏观经济周期的变化有一定的联系｡
通过面板数据的实证研究,我们发现资产负债率､企业规模和流通股比例这三个变量在影响企业盈利能力时具有稳定性｡股权性质对企业的盈利能力并没有影响,而股权集中度对企业盈利能力的影响则更为复杂,股权集中度对企业盈利能力随行业不同而有较大的差异,这有待进一步的研究｡
参考文献:
[1]Stulz,R,(1988),Managerial Control of Voting Rights:Financing Policies and the Market for Corporate Control,Journal of Financial Economics,20,25-54.
[2]Jensen,M.C.andW.H.Meckling(1976),Theory of the firm:Man-agerial behavio ragency costs and
Ownership structure,Journal of Financial Economics,3,305-360.
[3]Milton Harris and Artur Raviv, 1991,“ The Theory of Capital Structure”, Journal of Finance, No. 1, 312. 297-355
[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).
[5]张继袖.我国上市公司盈利能力行业特征的实证研究[J].管理科学,2004,(3).
[6]汤青.中国上市公司盈利能力影响因素实证分析[J].山东财政学院学报,2005,(2).
[7]苑德军,郭春丽.股权集中度与上市公司价值关系的实证研究[J].财贸经济,2005,(9).
[8]肖作平.上市公司资本结构与公司绩效互动关系实证研究[J].管理科学,2005,(3).
[9]冯艾兰.对反映偿债能力和盈利能力财务比率的分析[J].中北大学学报,2005,(2).
企业盈利能力研究方法范文第4篇
关键词：社会责任；盈利能力；实证研究
当今社会，企业承担社会责任已成为学者、股东、立法者和社会各界关注的焦点。研究企业履行社会责任对盈利能力的影响，对探究企业从事社会责任的内在动力机制有重要作用。财务状况中，盈利能力是企业所有者和经营者关注较多的因素。因此，此项研究具有一定的现实意义。
1.文献综述
企业社会责任的概念最早起源于20世纪初的美国，这主要由于美国特殊的制度背景和经济发展状况形成的。进入21世纪，更多的学者不是单纯的研究社会责任理论，而是考虑社会责任与企业其他方面的联系。Porter（2009）试图研究社会责任与企业竞争优势的关系。部分学者研究社会责任与财务绩效的关系。
企业社会责任活动自20世纪90年代初期开始在中国出现，我国学者吸收国外理论前沿，从利益相关者的视角定义社会责任。近几年，我国学者开始从理论和实证方面探讨社会责任与财务绩效的关系。
2.理论来源
企业履行社会责任的理论来源主要有利益相关者理论和可持续发展理论。
利益相关者包括企业的股东、债权人、雇员、消费者、供应商等交易伙伴，也包括政府部门、本地居民、本地社区、媒体、环保主义等的压力集团，甚至包括自然环境、人类后代等受到企业经营活动直接或间接影响的客体。这些利益相关者与企业的生存和发展密切相关，他们有的分担了企业的经营风险，有的为企业的经营活动付出了代价，有的对企业进行监督和制约，企业的经营决策必须要考虑他们的利益或接受他们的约束。
可持续发展理论是指，既满足当代人的需求，又不损害后代人满足其需求的发展，是科学发展观的基本要求之一。传统的发展模式给我们人类造成了各种困境和危机，因此企业的发展不应单纯追求经济利润，而应该在遵守国家相关环保政策的同时，积极履行社会责任，为全社会的发展贡献一份力量。
3.实证研究
3.1 研究假设
随着社会责任理念在全球范围内推广，企业承担社会责任已成为必然趋势。传统的目标利润最大化理论已经不再适应现代企业的发展。利益相关者理论、可持续发展理论等日益完善，为企业履行社会责任提供了理论基础。
3.2样本来源和变量设计
润灵环球责任评级作为企业社会责任第三方机构，对企业社会责任的评级打分较客观。所以根据润灵环球责任评级A股2012年的结果，选取社会责任得分最高的前10家公司和得分最低的后10家公司作为样本，剔除ST的贤成矿业和北人两家公司，作为样本来源。对比研究社会责任对盈利能力的影响。
因变量为衡量企业盈利能力的净资产收益率，数据来自企业年报。自变量为企业社会责任，数据来自评级打分，将企业规模作为控制变量。
回归模型为：ROE=a。+a1CSR+a2INSIZE+a
3.3实证验证
3.3.1描述性统计
润灵环球责任评级结果显示，共有中国平安、中信银行等11家公司的社会责任报告评为最高级AA级，其中金融保险业企业的社会责任报告6份。社会责任报告得分都在76分以上。社会责任的极大值为83.67，极小值为76.07，均值为79.2。最差的CC级共有18家公司，社会责任报告得分都在20分以下，极大值为17.89，极小值为15.12。其中房地产公司的CC级报告最多，高达7份。
3.3.2回归分析
Pearson 相关系数0.641，说明企业社会责任与企业盈利能力具有显著相关性。可决系数R方为0.411，表示约有一半的偏差可以通过回归方程来解释，说明所得回归方程对因变量的解释能力为41.1%。Anovab 表中回归平方和为0.46，对应的P-值为0.004，依据此表可进行回归方程的显著性检验。在显著性水平为0.05的情况下，自变量的回归系数显著性t检验的概率P-值sig为0.004，小于0.05。因此拒绝原假设，即假设成立，社会责任履行好的企业，其盈利能力水平较高。
4.研究结论
本文选取润灵环球责任评级2012年社会责任得分最高的前10家公司，和得分最低的后10家公司作为样本，运用描述性统计和回归分析的实证方法，研究社会责任对企业盈利能力的影响。研究发现，社会责任打分高的企业，即履行社会责任积极，有效性高的企业，盈利能力较强。社会责任涉及的利益相关者较多，包括股东、债权人、雇员、消费者、供应商、政府部门、本地居民等等，他们有的分担了企业的经营风险，有的为企业的经营活动付出了代价，有的对企业进行监督和制约。因此，履行社会责任，关注利益相关者的诉求，对企业经营和盈利具有重要意义。
参考文献：
[1]汤丽萍，王秋实.企业社会责任与财务绩效相关性研究综述[J].会计之友，2011（29）
[2]沈洪涛.公司特征与社会责任信息披露[J]会计研究，2007（03）：9-16.
企业盈利能力研究方法范文第5篇
关键词：价值管理；企业管理；综合财务分析体系
综合财务分析体系指的是依靠企业先进的管理理念为指导，对企业的包括战略目标、资源配置等内容进行全面的分析，以此为企业的管理者提供更多、更全面的财务信息。在市场经济体制不断深化的大背景下，企业要获得长远发展，就必须要以企业价值最大化为根本目标，也可以说必须要以不断完善的财务分析体系为支撑，才能够促进企业持续、稳定的发展。
一、基于价值创造的企业综合财务分析体系整体架构
基于价值创造的企业综合财务分析体系与传统的财务分析体系之间最大的区别在于将企业价值的实现作为财务分析互动的基本指标。事实上，对企业价值实现的衡量指标有多种，其中价值创造指标是受到最多关注的一项，其以股东的财务最大化为根本目标，也充分体现了企业利润最大化这一根本的经营目标，因此在进行分析与核算时，及包括对当前会计数据的分析与核算过程，同时也包括对该数据的整理与调整的过程，这样便能够有效的避免不必要的信息对企业财务管理造成的不利影响。因此也可以说，基于价值创造的企业综合财务分析体系的建设，是市场经济条件下企业生存与发展的必然选择。只有充分肯定并且重视价值创造的重要性，并且将其与企业财务管理活动有效的结合，才能够从中找到与企业财务管理指标相关的重要因素，并且对其进行重点管理，促进企业财务管理效率的提升。
二、基于价值创造的企业财务分析体系的内容
1.财务报表的调整
当前的财务报表的编制以企业生产和经营的历史成本为主要依据，如果物价发生较大的变动，就无法保证其能够准确的反映出企业真实的财务状况，因此需要将财务报表调整为价值财务报表，常用的调整方法有物价指数法和逐项评估法。物价指数法主要是根据物价的变动对企业的历史数据进行换算，使其与当前的物价相适应；逐项评估法则是按照重置成本、现行市价等对企业的资产进行评估，并且确定其现值。
2.盈利能力分析
盈利能力分析是企业财务分析的一项主要内容，其包括收入、资产以及净资产三个方面的盈利能力指标。收入盈利能力指的是盈利与收入之间的比值，根据不同的分析目标，一般可以以毛利率、主营业务利润等作为常用的盈利能力目标，它不仅能够反映出企业的盈利能力，同时也能够据此对企业所面临的财务风险进行预测和分析。资产盈利能力是盈利与资产之间的比值，其也是应用的较为广泛的一种评价指标，通过资产盈利能力的分析能够准确的判断出企业真实的盈利能力，因此其可以作为评价企业经营效率的一个主要指标。净资产盈利能力是税后利润与净资产之间的比值，能够明确的表达出企业实际的获利能力。
3.风险水平评估
通常可以将企业的风险划分为经营风险和财务风险两个主要的类别，经营杠杆、流动比率、资产负债率等都可以作为反映企业风险的重要指标。根据企业财务报表中的信息，一般只能对企业的风险水平进行简单的分析，如果想要进行深入的研究，就需要比财务报表更为深入和详细的相关账簿资料。对净资产盈利率的分析是除了盈利能力和风险水平之外另一个需要重视的指标，尤其针对企业应对风险的评价方面有着十分重要的意义。
4.经营效率分析
企业的经营效率一般是通过资产盈利率进行反应，在实际的分析过程中，需要将资产盈利率进行分解，然后根据实际的需要对其中不同的部分进行分别分析，这种分解分析的方法能够对企业经营效率从不同方面进行深入的研究，为分析企业的盈利能力和风险水平提供更全面的数据支撑。
5.管理业绩分析
一般可以首先利用因素分析法对企业完成和未完成的任务所面临的影响因素进行分析，然后将这些因素与企业所处的外部环境进行对比和分析，以此来判断企业真实的管理水平。需要注意的是，这种分析与企业历史发展水平有着密切的关系，能为企业业绩的分析提供数据，以此判断企业应对外部环境的应对能力。
6.企业未来价值预测
针对企业未来价值的预测，一般可以利用趋势分析法和技术经济分析法两种主要的方法。趋势分析法主要是利用现有的历史数据资料，按照特定的方法建立起企业盈利能力和风险水平的函数，并且利用该函数对企业未来一段时间内在盈利能力和风险水平方面的增长或降低进行预测，这种预测方法相对较为简单，但是无法将外部环境对企业产生的影响进行全面的分析。技术经济分析法则是以对外部环境进行充分考虑为基础，在此基础上对企业的未来价值进行预测。
三、结束语
企业综合财务分析体系的构建，是市场经济条件下企业生存和发展的必然趋势，也是我国国内企业战略管理理念日益完善的结果和参与国际市场竞争的必然选择。受到传统财务管理理念的影响，基于价值管理的综合财务分析体系还没有获得广泛的运用，但是随着我国市场经济体制的不断发展与完善，其必将会成为财务分析活动中不可或缺的部分。
参考文献：
[1]袁业虎：中西方财务理论的演变及其面临的挑战[J].当代财经.2009（09）.
