盈利能力分析論文范文

導語：如何才能寫好一篇盈利能力分析論文，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關鍵詞：降低成本 盈利 格力空調

隨著近10年來家用空調產業在我國的蓬勃發展，家用空調行業的工業總產值和銷售收入經歷了一個持續的增長，珠三角、長三角，環渤海經濟區三大空調生產基地因此形成。世界空調總產量80%以上都是由我國生產制造出來，在我國，格力、美的、志高、海爾的市場份額一直在各自不斷擴大。最后得出結論，客觀、全面、準確地反映企業的盈利能力必須從“質”和“量”兩個方面進行分析。

一、盈利能力及分析方法

（一）盈利能力的概念

盈利能力是指企業獲取利潤的能力，也稱為企業的資金或資本增值能力，通常表現在一定時期企業收益數額的多少及其水平的高低。

（二）盈利能力的分析方法

進行盈利能力分析時主要方法有比率分析法和比較分析法。

比率分析法是以同一財務報表上若干重要項目的相關數據相互比較，求出比率，用以分析和評價公司的經營活動已經公司目前和歷史狀況的一種方法。

比較分析法是通過實際數與基數的對比來提示實際數與基數之間的差異，借以了解經濟活動的成績和問題的一種分析方法。

二、格力空調的盈利能力分析

企業的生產經營能力的盈利能力分析，通常可以運用一系列反映生產經營能力的指標來進行分析。生產經營能力的盈利能力分析主要是通過銷售毛利率來表示，其計算公式為

銷售毛利率=（銷售毛利/主營業務收入）*100%

銷售毛利=主營業務收入-主營業務成本

通過分析格力電器從2012年到2013年第三季度的各個銷售毛利率，從而分析格力空調的盈利能力。

格力公司在2012年下半年時間里的銷售毛利率明顯要低于行業內的均值，盡管其自身的毛利率處于增長狀態，樂觀的是在2012年最后一個季度格力公司的毛利率超過了行業的均值，影響這種變化的主要因素是同行美的的選擇戰略收縮導致空調行業內部結構發生變化，政府節能補貼有利于公司對中高端產品保持合理利潤，原材料成本下降以及優化產品設計提高性價比。

三、提高格力公司盈利能力的建議

通過改革企業的戰略選擇、調整企業經營的模式、提高科學技術增強產品質量等提高盈利能力。格力公司可以通過選擇具有優勢又有良好的市場空間的行業和項目以避開低層次的重復建設而使自己陷入被動的惡性競爭。格力在董明珠的帶領下找到了“零成本”的資金來源即上下游企業的應付和預收款成為格力電器的重要的負債。在瞬息萬變的環境中站穩腳跟就得不斷改良生產技術，引進先進的人才，不斷提高科學技術來增強產品質量。

參考文獻：

[1]王芳.企業盈利能力分析探索[J].中國總會計師?月刊，2009（71）：88-89

篇2

其次傳統的英語教學法對在高職護理專業學生中開展口語教學的負面作用不容小視。長期以來，我國在英語教學中都采用語法翻譯法，過分強調發音的精準，語法的不錯還有大量的書面閱讀。而還是有一部分的老師在口語課上還是采用這種教學法。以至于課堂上老師的說話時間大大的超過了學生應該開口說話的時間。而教學內容陳舊，操練單一而機械，大多的課堂口語活動，其實是一種重復句型的活動。這種課堂下教育出來的學生要么就愛面子，怕出錯，不開口；要么一開口，就背句型，不能進行有效的交流。

第三語言教學與文化教學脫節。語言是文化的載體。口語教學活動旨在傳授語言交際能力，即實際運用所學的語言同所操改種語言的本族人進行正常交際的能力。而我們的口語教學在進行語言教學的時候，沒有適時地去讓學生了解各種語言形式背后的社會文化背景。因此，當學生使用這些語言時，往往就會不得體、不合時宜。

那么，如何解決這些問題呢?

第一應充分了解學生的學習動機。強烈的學習愿望會帶來超常的學習效果，反之亦然。研究報告顯示對某一語言的偏愛會激發學生的綜合性動機。這種動機所激發的學習欲望比工具性學習動機要大得多。但是，廣大高職學生學習英語口語的動機，大多是為了應付考試，為了求職等等的工具性動機。他們在外語學習中常常缺乏自信，容易產生焦慮情緒。

第二應了解學生的水平。根據國外的慣例，學生通常被分為初級、中級和高級。但我們看到，以一個班為單位的高職學生，水平往往參差不齊，我國的辦學條件和人口現況也不允許按等級分層次的口語教學。

第三應根據學生的實際情況，充分考慮學生的學習動機和學習的不同程度，以學生為中心進行口語教材的選用；口語課堂教學的設計；創造一種輕松活躍的課堂氣氛，采取靈活的教學方法和各種教學手段，并充分發揮教師的角色。具體來說，

1教師應該創造性的使用教材。因為無論教材有多好，都不會完全適合每一個班級、學生或教師，總會有這樣或那樣的問題。所以，當教師認為教學內容和編排對高職學生不合適時，可以采用刪除、替代、補充和改編。例如，針對同一班級高職學生學習的不同程度，使用相同的材料，進行難易不同的活動；不必刻意在意學生之間的差別。

2口語老師也應有效的進行課堂設計。一堂課的好壞，很大程度上取決于教師根據學生類別，學習內容，設計怎樣進行教與學，運用什么樣的教學方法和手段。所以教學設計應包括具體的教學目標，時間的分配，預計可能發生的問題，教學輔助工具，教學步驟，具體教學活動的目的、目標和所用的時間，以及這項活動與課堂中其他活動的銜接。這樣設計出來的課堂教學才能通過課堂活動的多樣化來激發學生的興趣，增強學生的學習信心。

3在課堂教學中，應以學生為中心。應理解和體現學生在知識、智力、情感等方面的需求，通過不同的活動和方法如語言游戲、音樂、討論、戲劇等引起學生對所學語言的興趣，促使他們參與。然后通過課堂活動和練習，使學生掌握語音、語法、詞匯等語言知識。最后通過練習和課堂活動，使學生自由地、實際地運用語言。在課堂上，教師應積極要求學生隨機運用已掌握的語言來完成口語任務。典型的活動有信息缺口，調查、討論及角色扮演。各類口語練習活動給學生提供了演練的機會，使學生得到用外語進行交際的真實感受；很多的口語活動本身妙趣橫生，又助于激發學生的興趣，使學生充滿自信。同時，直觀的教具，如圖片，電視及電影，投影都可以引入到高職口語課堂中去，寓教于樂，減少學生的心理負擔，培養愉快的學習情緒，促使學生轉化工具性學習動機為綜合性動機，有效提高他們的口頭交際能力。

4以學生為中心的口語課堂同樣不能忽視教師的角色。教師是成功的口語課堂活動的組織者，參與者與協調者。在這些活動中，教師應注重口語交流的內容、社會交際的功能，適當放低對語法的正確性、語音的標準的要求。認真觀察和聆聽，不要急于糾正學生的錯誤，打斷他們的表達，應該在學生表述完以后，再給學生以反饋。教師不停的打斷會破壞口語教學的目的，會提升學生的焦慮情緒。教師在口語活動中的參與要掌握好尺度，千萬不能滔滔不絕，喧賓奪主；而當口語活動進行不順時，教師要循循善誘，靈活機智，從而保證口語活動的成功進行。教師還要及時地通過學生的反饋意見對教學做出調整。也應采用不同形式的評估手段對學生的進展做出評價。總之，一個充滿熱情、富有耐心、幽默、常常鼓勵學生的口語教師，是廣泛受歡迎的。

5在口語教學中，應加強文化的導入。語言是文化的載體，任何語言都有其豐富的文化背景。作為在世界范圍內廣泛使用的語言，英語國家的價值觀念、行為模式還有風俗習慣都是單靠學習語言本身而無法領悟的。只有理解、接受英語國家的文化才能促進學生的跨文化交際能力的提高。教師應該從多方位加強文化教學，使同學們對英語國家的政治、經濟、地理、歷史、風土人情都盡可能的了解和接觸；在課堂教學上盡量模擬真實的交際情景，創造深厚的英語文化氛圍。

綜上所述，為了更好的開展口語教學，切實加強高職護理學生的英語口語，高職教師應充分利用本校條件，發揮想象力和創造力，采取切實有效的教學方法和教學策略，寓教于樂，激發學生的學習興趣，建立以學生為中心的口語課堂。

參考文獻

[1]楊傳普，1999，說的能力亟待加強，《面向21世紀深化大學外語教學改革》【M】。北京：

[2]JeremyH.(1998).HowtoTeachEnglish【M】.London：Longman.

篇3

論文關鍵詞：中小企業，營運資本，績效，現金周期

一、引言

對我國眾多中小企業來說，融資困難往往是因為自身資本實力較弱，受資金不足的困擾，中小企業的資產結構通常主要由流動資產組成，因難于在資本市場籌集長期資金，流動負債成為主要外源性融資渠道。因此，實施有效的營運資本[①]管理對中小企業尤其重要。20世紀80年代以來，隨著理論界對財務管理企業價值最大化目標認識的趨同，營運資本管理的理論和實踐都取得了迅速發展，已經成為財務管理體系中與融資管理、投資管理和股利政策同樣重要的決策領域。營運資本管理的有效性，涉及流動性及其盈利性的權衡。流動性是蘊含于企業經營過程中的動態意義上的償付能力企業管理論文，保持充分的流動性對規避經營風險和適應環境變化具有重要作用，由于流動性越強的資本其盈利性越弱，過度強調流動性必然會犧牲盈利性，而盈利性的提高又有賴于營運資本的加速周轉。營運資本管理的目標應該是通過實施有效管理，在保證營運資本的安全性和流動性的前提下，實現流動資產與流動負債結構上的合理搭配，并盡可能加速營運資本周轉，提高企業營運資本的盈利能力。

傳統營運資本管理理念認為，由于應收賬款與應付賬款的期限結構和屬性結構很難做到完全匹配，而且存貨變現需要很長時間，很難做到精確的資本預測，因而企業必須持有一定量的營運資本，才能保證充分的流動性和安全性。然而，西方企業中“零營運資本”和“負營運資本”的理論與實踐對傳統的營運資本管理理念提出了挑戰。“零營運資本”理論對營運資本的界定為“存貨+應收賬款-應付賬款”，認為保持流動性并不意味著必然要維持很高的營運資本，只要企業能夠合理安排流動資產和流動負債的數量和期限，保證它們之間的銜接與匹配，并且加速應收賬款和存貨周轉，就可以通過對供應商應付賬款的延期支付提供存貨資金，動態地保證償債能力，將營運資本降至為零甚至為負的水平，從而實現企業價值的提升[1]。

中小企業受管理者知識、理念和經驗的制約企業管理論文，在營運資金管理方面無論是觀念、方法、還是手段上都與發達國家有明顯差距中國學術期刊網。長期以來，財務管理研究的核心內容傾向于投資管理、融資管理和股利政策的研究，營運資本管理在我國財務管理理論研究和實踐應用中并未受到應有的關注，這是由于營運資本作為一個財務概念是1993年我國實行與國際慣例接軌的會計制度以后才引入我國的。全面實證考察中小企業營運資本管理效率與經營績效之間的關系，有助于豐富我國營運資本管理的實證研究成果，為中小企業制定營運資本管理政策、提高營運資本管理效率提供理論依據。

二、文獻回顧與理論假設

營運資本是企業資本中最具有活力的組成部分，其投入和收回是一個循環往復的過程。只有實現營運資本的有效管理和運轉，才能保證銷各環節的銜接，中小企業才能得以生存與發展。反映企業營運資本管理效率的綜合指標是現金周期，Richard V．D．and E．J．Laughlin提出采用現金周期指標反映營運資金管理狀況的全貌，將現金周期定義為從供應商處購買原材料支付現金到向客戶銷售產品收回貨款之間的時間，等于應收賬款周轉期與存貨周轉期之和減去應付賬款周轉期[2]，現金周轉期模型如圖1所示。現金周期越長，營運資本投資越大，較長的現金周期通常源于應收賬款周轉期或存貨周轉期較長，或者應付賬款周轉期較短。應收賬款周轉期和存貨周轉期較長，可能帶來銷售收入的提高，但如果持有較高應收賬款和存貨投資的邊際成本超過邊際收益，則會帶來企業盈利能力的下降。應付賬款周轉期較短，通常表明企業的應收賬款和存貨中有些部分需要靠成本較高的長期資金維持，從而降低企業的盈利能力。

國外學者對企業營運資本管理效率的研究已經形成了一個比較科學、系統的體系，其主要摘要素的最佳余額企業管理論文，有效管理應收賬款、存貨和應付賬款[5]。然而，大量投資于應收賬款和存貨會同時帶來機會成本、壞賬損失和管理費用的增加，降低資產使用效率，從而導致盈利能力下降。應付賬款是經營過程中自然形成的資本來源，一般成本較低而且比較靈活，延遲應付賬款的支付可以提高企業盈利能力。然而，如果供應商提供早期付款折扣優惠，放棄現金折扣將具有很高的隱含融資成本。在使用現金周期作為綜合指標考察企業營運資本管理效率對企業績效的影響方面，Shin and Soenen對美國企業進行實證分析，發現現金周期與盈利能力之間存在顯著的負相關關系，即將現金周期降低至合理的較低水平可以提高企業盈利能力，為股東創造價值[6]。Deloof研究證明，存貨周轉期、應收賬款周轉期與盈利能力之間存在顯著的負相關關系，企業可以通過縮短應收賬款周轉期和存貨周轉期提高盈利能力。研究還發現，盈利能力差的企業一般都會延期支付供應商貨款[7]。Lazaridis and Tryofonidis認為延期支付供應商貨款有助于提高企業盈利能力[8]。Garcia-teruel and Martinez-solano認為應付賬款周轉期對盈利能力沒有顯著影響[9]。

由于營運資本管理在我國起步較晚，探討營運資本管理效率的實證研究較少。毛付根最早采用規范方法對營運資本的結構管理進行分析，從流動資產和流動負債之間的相互關系上著手，將流動資金的存量配置與其相應資金來源聯系起來，從總體上觀察和研究流動資產、流動負債以及兩者變動引起的盈利與風險之間的消長關系，據此制定合理的營運資金管理政策[10]。楊雄勝等結合中國現實分析了應收賬款周轉期、存貨周轉期指標在理論與方法上存在的不足，指出周轉額應是某一形態的墊支資金不斷回到其原有狀態的數額，建議將應收賬款周轉期改為應收賬款平均賬齡指標企業管理論文，并采用應收賬款逾期率作輔助指標，將存貨周轉期改為存貨平均占用期，并按其內容進行材料平均儲存期、在產品平均生產期以及產成品平均庫存期等指標細化，以揭示存貨在不同環節的營運效率[11]中國學術期刊網。王竹泉等提出將跨地區經營企業營運資金管理的重心轉移到渠道控制上的理念，倡導將營運資金管理研究與供應鏈管理、渠道管理和客戶關系管理等研究有機結合起來，建立營運資本管理理論新框架[12]。汪平和閆甜采用多元回歸分析方法研究營運資本政策與企業價值的關系，為“零營運資本”概念與技術的運用提供經驗支持，并對營運資本政策決定因素進行了回歸分析和檢驗[13]。孔寧寧等考察了制造企業上市公司營運資本管理效率對公司盈利能力的影響，認為公司盈利能力與應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期顯著負相關[14]。本文借鑒國外營運資本管理效率與企業盈利能力的研究成果，結合我國當前資本市場環境，實證研究我國中小企業營運資本管理效率與績效之間的關系，考察應收賬款周轉期、存貨周轉期、應付賬款周轉期和現金周期與盈利能力的相關性，提出以下基本假設：

H1：應收賬款周轉期與中小企業業績負相關

H2：存貨周轉期與中小企業業績負相關

H3：應付賬款周轉期與中小企業業績正相關

H4：現金周期與中小企業業績負相關

三、研究設計

1．樣本選取和數據來源

基于2007年我國開始實施新的會計準則，報表中各項指標的計算口徑和范圍按照一貫性原則的要求進行編制，數據具有可比性，可以消除異常樣本對研究結論的影響。因此，本文選取截止2006年上市的222家中小企業作為研究對象。樣本企業的具體篩選過程如下：①剔除每年被ST的上市中小企業5家；②剔除金融類上市的中小企業1家；③剔除研究所需樣本財務數據不完備的中小企業6家；④剔除各變量的1%異常值的上市中小企業11家。經過篩選，共獲得199家樣本中小企業597個有效觀測值。

文中數據來源于深市中小企業版網上信息披露平臺cninfo.com.cn/sme/gsgg/nb.html和巨潮資訊網提供的相關上市中小企業年報數據，具體財務指標由作者根據199家上市中小企業2007-2009年年報基礎財務數據整理和計算得出。

2．模型設計和變量安排

(1)模型設計

本文借鑒國外相關研究成果，結合我國中小企業實際情況，構建以下模型考察營運資本管理效率對績效的影響：

ROEit =α--0+α--1Sizeit+α--2Levit+α--3Sgrowit+α--4ARDit+μ-it(1)

ROEit =α--0+α--1Sizeit+α--2Levit+α--3Sgrowit+α--4INVDit+μ-(2)

ROEit=α--0+α--1Sizeit+α--2Levit+α--3Sgrowit+α--4APDit+μ-it(3)

ROEit=α--0+α--1Sizeit+α--2Levit+α--3Sgrowit+α--4CCDit+μ-it(4)

其中，下標i代表各家公司(橫截面維度)企業管理論文，變動范圍為從1到199；t代表年數(時間序列維度)，變動范圍為從l到3。

(2)變量安排

①因變量：中小企業績效指標

本文采用凈資產收益率(ROE)作為因變量來衡量中小企業的績效能力。從財務管理角度看，凈資產收益率是反映企業盈利能力的最主要指標，作為企業銷售規模、成本控制、資產營運、籌資結構的綜合體現，是企業營運能力、償債能力和盈利能力綜合作用的結果，直接表明所有者擁有凈資產的獲利能力和收益水平，即企業盈利的真正績效。采用凈資產收益率績效指標，試圖更加準確地描述營運資本管理效率與中小企業業績的相關性。

②自變量：營運資本管理效率評價指標

本文使用現金周期作為營運資本管理效率的衡量指標。現金周期(CCD)是衡量營運資本管理效率的綜合指標，可以分解為應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期三個組成部分。本文使用主營業務收入作為計算應收賬款周轉期的周轉額，使用主營業務成本作為計算存貨周轉期和應付賬款周轉期的周轉額。為深入分析現金周期對中小企業績效的影響程度，本文進一步研究應收賬款周轉期(ARD)、存貨周轉期(INVD)和應付賬款周轉期(APD)對績效的影響，也將它們作為營運資本管理效率的衡量指標。應收賬款周轉期=[(期初應收賬款+期末應收賬款)×365]／[2×主營業務收入]，存貨周轉期=[(期初存貨+期末存貨)×365]／[2×主營業務成本]，應付賬款周轉期=[(期初應付賬款+期末應付賬款)×365]／[2×主營業務成本]。

③控制變量

第一，中小企業規模(Size)。國內外相關研究表明，企業規模可以影響組織結構和決策能力，進而影響企業績效[15]，因此本文把中小企業規模作為控制變量納入模型。由于本文研究營運資本管理效率與中小企業績效的相關性，因此使用主營業務收入來控制企業規模和市場需求對績效影響，但考慮到年度主營業務收入規模較大，對其取自然對數以減小不同年度之間主營業務收入差距，使數據更接近正態分布中國學術期刊網。

第二企業管理論文，財務杠桿(Lev)。財務杠桿水平的高低反映中小企業財務風險程度。由于中小企業外源性融資主要采用借款等債務融資方式，財務杠桿反映了債權人和所有者對企業的影響程度，對企業績效具有較大影響。因此，本文在控制變量中引入財務杠桿，以控制不同財務狀況對中小企業績效的影響，本文使用平均負債總額/平均資產總額作為財務杠桿。

第三，銷售增長率(Sgrow)。銷售增長率反映企業的成長能力和發展速度，從動態角度體現企業的盈利能力。一般而言，較高的銷售增長率表明企業具有較強的發展勢頭和盈利能力。

表1 變量描述與研究假設[②]

變量

描述

相關性假設

凈資產收益率(ROE)

凈利潤/平均凈資產

應收賬款周轉期(ARD)

平均應收賬款×365/主營業務收入

（-）

存貨周轉期(INVD)

平均存貨×365/主營業務成本

（-）

應付賬款周轉期(APD)

平均應付賬款×365/主營業務成本

（+）

現金周期(CCD)

ARD+ INVD- APD

（-）

企業規模(Size)

Ln(主營業務收入)

（+）

財務杠桿(Lev)

平均負債總額/平均資產總額

（+）

銷售增長率(Sgrow)

（本年主營業務收入-上年主營業務收入）/上年主營業務收入

（+）

四、實證結果分析

1．描述性統計分析

本文對2007-2009年中小企業樣本觀測值利用SPSS13.0進行描述性統計分析，結果如表2所示。

表2 樣本觀測值描述性統計

變量

變量名

觀測值

均值

中位數

極小值

極大值

標準差

ROE

凈資產收益率

597

13.47%

11.44%

-26.28%

300.36%

18.25%

ARD

應收賬款周轉期

597

69.18

62.76

1.62

356.03

47.93

INVD

存貨周轉期

597

119.80

96.93

5.37

722.83

97.27

APD

應付賬款周轉期

597

66.28

61.94

2.14

680.45

54.09

CCD

現金周期

597

122.70

105.39

-156.74

787.98

106.55

Size

企業規模

597

20.42

20.40

17.42

24.79

0.98

Lev

財務杠桿

597

41.34%

41.69%

4.26%

80.82%

15.72%

Sgrow

銷售增長率

597

22.85%

16.23%

-49.50%

977.99%

57.03%

統計結果表明，凈資產收益率均值為13.47%，反映出樣本總體的平均績效水平較低。現金周期均值為122.7天，中位數為105.39天；應收賬款周轉期均值為69.18天，中位數為62.76天；存貨周轉期均值為119.80天，中位數為96.93天；應付賬款周轉期均值為66.28天，中位數為61.94天。通過比較可以看出，中小企業從供應商處獲得的平均信用期66.28天小于給予客戶的平均信用期69.18天，存貨的平均周轉期119.8天，周轉速度較慢。財務杠桿均值為41.34％，中位數為41.69％，說明中小企業總體債務水平適中，經營安全企業管理論文，風險水平不高；銷售增長率均值為22.85％，中位數為16.23％，說明中小企業的銷售額整體上保持著較快的增長速度。

2．變量相關性分析

表3列示了模型所有變量利用SPSS13.0運行的Pearson相關系數，結果如表3所示。

表3 各變量的Pearson相關系數

ROE

ARD

INVD

APD

CCD

Size

Lev

Sgrow

ROE

1

ARD

-0.117**

（0.000）

1

INVD

0.021*

（0.603）

0.229**

（0.000）

1

APD

0.173**

（0.000）

0.346**

（0.000）

0.349**

（0.000）

1

CCD

-0.76

（0.063）

0.483**

（0.000）

0.839**

（0.000）

-0.033

（0.419）

1

Size

0.194**

（0.000）

-0.380**

（0.000）

-0.339**

（0.000）

-0.158**

（0.000）

-0.400**

（0.000）

1

Lev

0.013*

（0.757）

-0.167**

（0.000）

-0.158**

（0.000）

0.177**（0.000）

-0.198**

（0.000）

0.484**

（0.000）

1

Sgrow

0.148**

（0.000）

-0.069

（0.092）

-0.045

（0.277）

-0.034

（0.408）

-0.055

（0.184）

0.090*

（0.027）

0.075

（0.066）

1

注：**表示0.01的顯著性水平，*表示0.05的顯著性水平。

結果表明，績效指標凈資產收益率與營運資本管理效率指標應收賬款周轉期在1％的水平上顯著負相關，與本文的預期相符，表明加速收款會提高中小企業績效。凈資產收益率與存貨周轉期在5％的水平上顯著正相關，與本文預期不相符，表明加速存貨周轉意味著存貨占用水平過低和頻繁發生存貨缺貨。凈資產收益率與應付賬款周轉期在1%的水平上顯著正相關，與本文預期相符，表明延期支付貨款有助于績效水平的提高。凈資產收益率與現金周期高度負相關，也與預期相符，表明縮短現金周期可以提高盈利能力，從而證實了有效的營運資本管理對績效的影響。凈資產收益率與控制變量中小企業規模在1％的水平上顯著正相關，說明規模較大的中小企業盈利能力較強。凈資產收益率與財務杠桿在5％的水平上顯著正相關，說明負債率越高，可以發揮財務杠桿的作用，中小企業績效水平越好；凈資產收益率與銷售增長率在1％的水平上顯著正相關，說明銷售增長越快中小企業的績效越好中國學術期刊網。各自變量之間的相關性總體較弱，只有現金周期與應收賬款周轉期、存貨周轉期和凈資產收益率的相關系數較高，分別為0.483、0.839和-0.76企業管理論文，為避免潛在共線性問題，需要在隨后的多元回歸分析中對此加以關注。

3．回歸分析

本文利用回歸分析考察營運資本管理效率對中小企業績效的影響，使用時間權重的固定效應模型進行估計，表4列示了采用Eviews6.0運行后模型1-4的回歸結果。

表4 回歸分析結果

Model

Variable

Coefficient

Std.Error

Prob.

(1)

C

Lev

Sgrow

Size

ARD

-0.7041

0.1681

0.0476

0.0432

-0.1632

0.1207

0.0335

0.0100

0.0010

0.0001

0.0000**

0.0000**

0.0000**

0.0000**

0.0000**

(2)

C

Lev

Sgrow

Size

INVD

-0.6788

0.1671

0.0462

0.0421

0.0001

0.1185

0.0337

0.0100

0.0060

0.0001

0.0000**

0.0000**

0.0000**

0.0000**

0.0628*

(3)

C

Lev

Sgrow

Size

APD

-0.6521

0.1662

0.0446

0.0405

0.1023

0.1153

0.0351

0.0100

0.0059

0.0009

0.0000**

0.0000**

0.0000**

0.0000**

0.0000**

(4)

C

Lev

Sgrow

Size

CCD

-0.6549

0.1658

0.0472

0.0412

-0.1605

0.1218

0.0336

0.0101

0.0061

0.0015

0.0000**

0.0000**

0.0000**

0.0000**

0.0000**

注：**表示0.01的顯著性水平，*表示0.05的顯著性水平。

從運行結果上看，績效指標凈資產收益率與應收賬款周轉期在1％的水平上顯著負相關，與本文的預期相符，表明應收賬款回收的速度越快，資金被其他單位占用的時間越短，管理應收賬款的效率越高。但是奉行過于嚴格的信用政策，采取過于苛刻的信用標準和付款條件會限制銷售收入的擴大，造成存貨的積壓和流動資金周轉的緩慢。延長客戶付款期限可能帶來銷售收入的增加，進而增加利潤水平，但同時會帶來資金成本和壞賬損失等費用的增加，對績效水平產生負面影響。因此，要制定合理的信用政策，通過對客戶的資信狀況進行調查和評估，嚴格控制應收賬款的規模有助于提高績效水平。凈資產收益率與存貨周轉期在5％的水平上顯著正相關，與本文預期不符，表明延長存貨周轉期有助于提高中小企業盈利能力，也反映出存貨周轉率過快，存貨儲備水平不足企業管理論文，造成存貨缺乏、生產中斷或銷售緊張，影響供貨和銷售水平。凈資產收益率與應付賬款周轉期在1%的水平上顯著正相關，與本文預期相符，表明延期支付貨款可以提升績效水平。然而，應付賬款規模和期限的大小不僅與自身的信用有關，而且與銷貨方提供的信用條件有關。如果中小企業意欲展延付款期拖欠貨款不還，就會導致因信譽惡化而喪失供應商乃至其他客戶的信用，或招致日后更加苛刻的信用條件。凈資產收益率與現金周期在1％的水平上顯著負相關，也與預期相符，表明治理機構可以通過縮短現金周期提高盈利能力。現金周期是對應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期的綜合分析。應收賬款周轉期與績效能力負相關對現金周期與績效能力的負相關關系具有正面影響，存貨周轉期與績效能力正相關、應付賬款周轉期與績效能力負相關對現金周期與績效能力的負相關關系具有負面影響。現金周期與績效能力關系回歸結果的顯著負相關，表明應收賬款周轉期對現金周期的變動趨勢具有更大的影響作用。

在時間權重的固定效應模型中，各控制變量與因變量的相關性均為顯著。中小企業績效與規模在1％的水平上顯著正相關，表明規模較大的中小企業有可能創造較高利潤。績效水平與財務杠桿在1％的水平上顯著正相關，表明具有較高財務杠桿中小企業的盈利能力較好。績效水平與銷售增長率在1％水平上顯著正相關，表明市場機會是企業得以提高盈利能力的重要因素，具有較高銷售增長率的中小企業績效能力更強。

五、研究結論與啟示

本文選取截止2006年在我國深市上市的199家中小企業2007—2009報表數據作為研究樣本，實證考察營運資本管理效率與績效能力之間的關系中國學術期刊網。研究結果表明，我國上市中小企業的盈利能力與應收賬款周轉期、現金周期顯著負相關；延長存貨周轉期、應付賬款周轉期有助于提升中小企業的績效；采取高負債利用財務杠桿融資策略會提升績效；擴大中小企業規模、提高銷售增長率有助于增強中小企業實力，進而增加盈利水平。

盡管本文研究結論的得出是基于上市中小企業的數據，但對其它非上市中小企業同樣具有借鑒意義。(1)中小企業管理者應將營運資本管理作為財務管理的重要部分，據以了解經營情況和管理水平。中小企業資本周轉狀況與供、產、銷各環節密切相關企業管理論文，采取恰當的信用政策、加強存貨的科學管理、選擇最優債務支付時機和支付方式等措施，將現金周期、應收賬款周轉期、存貨周轉期和應付賬款周轉期控制在合理的最優水平，在保證充分流動性和安全性的前提下，實現營運資本的高效運轉。(2) 凈資產收益率與應收賬款周轉期負相關表明，對管理水平和經濟實力相對較弱的中小企業來說，縮短收款時間可以有效降低應收賬款機會成本、管理成本和壞賬成本，其變現能力直接影響到中小企業的盈利能力。(3)凈資產收益率與應付賬款周轉期的正相關關系表明，中小企業因難于在資本市場籌集長期資金，正規金融和商業信用成為其主要外源融資渠道，會導致中小企業過于依賴甚至長期拖欠上游客戶賬款，進而影響自身的信譽狀況。因此，中小企業不宜片面追求延期付款帶來的成本收益，而應權衡在供應鏈中所處位置，制定適合自身的付款政策。(4) 凈資產收益率與現金周期的顯著負相關表明，應收賬款周轉期對現金周期的變動趨勢具有更大的影響作用，應該通過加速應收賬款周轉和合理控制存貨水平實現對現金周期的最佳控制。

本文研究的主要缺陷：一是在營運資本管理效率評價指標中，選擇現金周期及其組成部分作為衡量指標，可能會使研究結果存在一定測量偏差。二是研究資料僅涉及2007-2009三年數據，在一定程度上會影響研究結論的可靠性。

參考文獻

[1]Eugene F.Brigham，Joel F.Houston.Fundamentals ofFinancial Management[M]. Cincinnati：South-Western CollegePub，2003：655-657.

[2]RichardV．D．and E．J．Laughlin．A Cash Conversion Cycle Approach to Liquidity Analysis[J].FinancialManagement，1980，Spring:66-69.

[3]Blinder A.S.， Maccini. The Resurgence of Inventory Research:What have We Learned[J]. Journal of Economic Survey，1991，5:291-328.

[4]Ng C.K.， J.K.Smith and R.L.Smith.Evidence on theDeterminants of Credit Terms Used in Interfirm Trade[J].Journal of Finance，1999，54:1109-1129.

[5]Gerg Filbeck，Thomas M.Krueger.An Analysis of WorkingCapital Management Results across Industries[J].Mid-American Journal ofBusiness，2005，20(2):11-18.

[6]Shin，H.H.，L.Soenen.Efficiency of Working Capital andCorporate Profitability[J].Financial Practice and Education，1998，8(2):37-45.

[7]Deloof M..Does Working Capital Management AffectProfitability of Belgian Firms?[J] Journal of Business Finance &Accounting，2003，April/May:573-587.

[8]Ioannis Lazaridis，Dimitrios Tryofonidis.Relationshipbetween Working Capital Management and Profitability of Listed Companies in theAthens Stock Exchange[J].Journal of Financial Management andAnalysis，2006，19(1):26-35.

[9]Pedro Juan Garcia-teruel，Pedro Martinez-solano.Effectsof Working Capital Management on SME Profitability[J].International Journal ofManagement Finance，2007，3:164-177.

[10]毛付根.論營運資金管理的基本原理[J].會計研究，1995，(1):38-40.

[11]楊雄勝.改進周轉率指標的現實思考[J].會計研究，2000，(4):47-51.

[12]王竹泉，逄詠梅，孫建強.國內外營運資金管理研究的回顧與展望[J].會計研究，2007，(2):85-90.

[13]汪平，閆甜.營運資本、營運資本政策與企業價值研究[J].經濟與管理研究，2007，(3):27-36.

篇4

    論文摘要: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。 

    0  引言 

    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。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。

    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。

    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。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。 

篇5

論文要：文章從資產質量定義、資產質量特征分析入手，結合融資結構定義和理論，就資產質量對融資結構影響進行理論分析。

一、資產質量定義

資產是企業過去的交易或者事項形成的、由企業擁有或者控制的、預期會給企業帶來經濟利益的資源。資產是企業進行生產經營活動的必備條件,資產質量的優劣直接影響和制約著企業經營活動的興衰和成敗。截至目前為止，資產質量還沒有確切定義。王生兵、謝靜（2000）提出資產質量是企業資產盈利性、流動性和安全性的綜合水平。資產的盈利性是指資產獲取未來經濟利益的能力大小。資產的流動性是指資產的周轉能力,其核心是變現能力。資產的安全性是指資產盈利和流動的不確定程度。李樹華、陳征宇（2000）提出，資產的實質是可以帶來未來經濟利益的經濟資源，這一特征是確認資產的最重要標準。從理論上講，三年以上應收賬款、待處理財產凈損失、待攤費用及遞延資產的經濟實質不符合資產的定義，不能給企業帶來未來經濟利益或者其效用潛力已經消失，應將其作為調整項目。張新民等（2003）指出，資產質量是特定資產在企業管理系統中發揮作用的質量，具體表現為變現質量、被利用質量、與其他資產組合增值的質量，以及為企業發展目標做出貢獻的質量等方面。

由上述分析可以看出，不同觀點關注的角度不同，王生兵關注資產的盈利能力、流動能力和安全能力，李樹華關注資產的未來經濟效益，張新民關注資產的變現能力、利用效率和與其他組合增值的能力等。每個觀點各有側重，并不能全面地概括資產質量，因此，筆者提出了自己的看法。企業的資產不但具有單一資產的物理特性，同時也具有作為企業整體資產的系統特性，因此，資產質量包括資產的物理質量和資產的系統質量，資產的物理質量是通過資產的質地、結構、性能、耐用性、新舊程度等表現出來。在描述一項具體資產的質量時，資產的物理質量尤為重要。資產的系統質量是指在企業整體系統中發揮的質量，具體表現為變現質量、先進質量和盈利質量(現在盈利質量和未來盈利質量、單一盈利質量和與其他資產組合的盈利質量)等方面。從財務角度考察資產質量，更關注后者，即資產的系統質量。

二、資產質量特征

根據資產質量的定義，可以看出資產質量的特征，主要包括存在性、先進性、收益性和變現性四大特征。

資產的存在性是指符合資產定義的資產是否真實客觀的存在。因為由于某些因素的影響，導致資產的會計存在屬性和實際存在屬性有差別。例如，變質的存貨，企業的會計賬目上還反映其存在，而實質上對企業的經營已經不存在。從財務角度考慮，只有存在的資產才有意義。

資產的先進性是指存在資產的更新度和周轉度。主要指固定資產的更新狀況和流動資產的周轉情況。隨著經濟的迅猛發展，技術的發展，企業的資產也面臨著快節奏的更新，才能適應市場經濟的發展。對于流動資產則面臨著周轉速度問題，流動過緩的資產則會阻礙企業的發展。因此，資產的先進性特征主要表現在固定資產的更新度和流動資產的周轉速度，更新度高和周轉速度快的資產則代表資產的先進性好。

資產的收益性是指資產的收益能力特征，包括現在的收益能力和未來的收益能力，以及和其他資產組合的收益能力。資產的收益性即盈利能力要從資產的整體來看，不僅面對現在，更要面向未來；不單考察單一資產，還要考察企業整體資產的盈利能力，才能綜合判斷企業的價值和未來發展潛力。

資產的變現性是指具有物理形態的資產通過交換能夠直接轉換為現金的屬性。

資產的特征并不是孤立的，而是相輔相成，互為聯系。資產的存在性是先進性、盈利性和變現性的前提，先進性是盈利能力的前提，盈利能力在一定程度上反映資產的變現能力。因此，衡量企業資產質量，要進行綜合分析，從多角度進行衡量。

三、融資結構定義和理論

融資結構主要也稱資本結構，指的是企業的債務融資和權益融資不同比例的組合。債務融資主要包括銀行貸款和公司債券等融資渠道；權益融資包括留存利潤融資和股權融資，而股權融資主要是指股票的初次發行、配股和增發。

關于融資結構的理論，主要有舊資本結構理論和新資本結構理論。舊資本結構理論包括傳統資本結構理論和現代企業資本結構理論。傳統資本結構理論包括凈收益理論、凈經營收益理論和傳統理論。現代企業資本結構理論包括MM理論和權衡理論。新資本結構理論包括激勵理論、信號理論和控制理論。

四、資產質量對融資結構影響的理論分析

1.資產收益性對融資結構影響的理論分析。資產收益性對融資結構影響的理論主要依據權衡理論和融資優序理論。融資結構權衡理論放松了MM理論關于無破產風險的假設，在考慮負債帶來的減稅利益的同時，引入了財務拮據成本和成本對資本結構形成的影響。該理論認為在負債的稅收利益和財務拮據成本之間存在著一種權衡(trade-off)，當兩者之間的權衡使總成本最低時，就是最優資本結構。根據權衡理論分析，可以看出資產收益性大，則公司破產風險就小，財務拮據成本就小，進而可以使得企業負債的承受力向右延伸，即可以承受較大的資產負債率，預期資產收益性與資產負債率是正的相關關系。

融資優序理論是Myers和Majluf于1984年提出的。該理論認為，企業在融資時首先偏好內部融資，因為籌集這些資金不會傳送任何可能降低股票價格的逆向信號；當企業需要外部資金時首先會發行債券，股票發行只是放在最后關頭，這個優先次序的產生是因為債券的發行不可能被投資者理解為一種壞預兆。如果企業內部人比投資者擁有較多的企業資產價值的相關信息，則股東權益被低估時，經理是不愿意發行股票進行項目籌資的（假設經理的行為是為了滿足現有股東價值最大化），只有在股票價格高估時才愿意發行股票。投資者意識到這種情況的存在，因此，認為股權融資是不好的信息，將會降低股票的價格，這是經理不愿看到的。因此，在面臨項目融資問題時，企業更喜歡采取內部融資或無風險舉債融資或非高風險債券融資，而不采取發行股票融資，即融資優序理論。根據該理論，企業再融資時，首先考慮內部融資即保留盈余，然后才采用外源融資。對于盈利能力強的企業而言，會存在更多的保留盈余，相應它的外源融資需求就少。由此可以看出，資產收益性強的企業，其負債比率較低，除非在其項目需求的融資很大時，內源融資不夠，需要進行外源融資，首先是負債融資，負債比率有所提高。即資產收益性與企業負債比率是負相關關系。

由上述分析知道，如果資產收益性與企業負債比率是正相關關系，則支持權衡理論，否則支持融資優序理論。在我國上市公司資本結構實證研究中，陸正飛、辛宇（1998）、呂長江、韓慧博（2001）研究發現，企業的獲利能力與負債率負相關；馮根福、吳林江、劉世彥（2000）等運用主成分分析和多元回歸分析相結合的方法對資本結構形成的可能因素加以實證檢驗和分析，研究發現企業盈利能力對與其資產負債率和短期負債與資產負債是顯著的負相關關系。洪錫熙、沈藝峰（2000）以1995年－1997年上海證券交易所上市的221家工業類公司為樣本進行實證研究，發現盈利能力與企業負債比例存在正相關關系。可見，在我國資產收益性對負債比率的影響并不存在一致的結果。主要的原因有如下幾點：一是不同的學者采用的樣本不同；二是盈利能力對杠桿的影響不是單獨作用，還要受其他因素的影響，許多學者并沒有對樣本進行細分，以區別不同盈利能力、不同規模等進行分析；三是我國市場經濟發展還不成熟，資本市場的發展也在不斷完善，特別是債券市場不發達，導致許多企業融資偏向于股權融資。

2.資產變現性對融資結構影響的理論分析。資產變現性對融資結構影響的理論依據主要是信號理論和Myers的模型。將不對稱信息理論較早地引入到資本結構的研究中來是Ross（1977）。Ross在MM定理的基礎上放松了完全充分信息假定，運用了全新的分析方法，得到了與MM定理完全不同的結果。他認為，在信息不對稱的情況下，投資者一般只能從企業公布的信息如財務報表等來了解、評價企業的市場價值及發展前景。而企業的資本結構的變動情況就是其中的一個信號機制。經理人通過企業資本結構在Ross模型中，每個經理均了解其企業收益的真實分布，而外部的投資者則不知道。由于破產的概率與企業的質量負相關而與負債水平正相關，所以外部投資者把較高的負債水平視為高質量企業的一個信號。也就是說，低質量的企業無法通過發行更多的債務來模仿高質量的企業，因為同等條件下，低質量企業的邊際預期破產成本較高。企業質量的高低是通過資產質量的高低得到體現，資產收益性、資產變現性等都是資產質量的重要表現，具體到資產變現性，主要指企業資產能夠在短時間內以不低于資產實際價值的價格出售的能力（Keynes，1930)。資產變現性好，則資產售出的價格越接近其內含價值，企業面臨破產時，其破產成本就小，對負債的償還能力就強。因此，企業可以利用較高的負債水平來傳遞企業資產質量好壞的信息，即資產變現性與資產負債率是正向相關關系。

篇6

論文關鍵詞：變動成本法，完全成本法，固定制造費用，轉換

一．概述

變動成本法是把產品生產過程中直接耗用的直接材料、直接人工和變動制造費用包括在生產成本中，而固定制造費用計入期間費用，歸入當期損益。其理論依據是固定制造費用在一定范圍內不因產量變化而增減，因此不應遞延到下期。與變動成本法相對應的是完全成本法。在完全成本法下，固定制造費用計入產品成本，其理論依據是固定制造費用發生在生產領域，與直接材料并無直接區別固定制造費用，因此應作為產品成本的一部分。

二. 成本核算方法比較分析

（一）.變動成本法

企業采取變動成本核算成本的主要原因有：（1）提供每種產品的盈利能力。變動成本法是按成本性態劃分為變動成本與固定成本兩大類。其貢獻損益式為：

銷售收入—變動成本＝邊際貢獻

邊際貢獻—固定成本＝稅前利潤

每種產品的盈利能力可以通過邊際貢獻表示。邊際貢獻是用于在補償整個企業的固定成本后還有余額的部分即表示利潤。因此，變動成本法能體現各產品對企業貢獻的大小。（2）為企業短期經營決策提供有價值的資料cssci期刊目錄。由上訴分析可知，變動成本法通過邊際貢獻的觀念反映產品的盈利能力，直接揭示了業務量、成本以及利潤之間的關系。企業在短期內生產經營能力很難改變，以貢獻損益式為基礎的本—利—量（CVP）分析是企業合理計劃和有效控制經營過程的重要方法，因此采用變動成本法能為企業決策提供極大的數據資料。

然而，變動成本法也有一定的局限性——其成本觀念與會計準則不符。我國現行會計準則沒有把制造費用劃分為變動制造費用與固定性制造費用，而把全部制造費用歸入產品成本中。而變動成本法下固定制造費用被計入當期損益，所計算出的當期利潤與完全成本法下有時會產生差異，進而影響報表使用者決策。因此現行會計準則要求企業使用完全成本法編制對外報表。

（二）.完全成本法

企業采用完全成本法是必要的。現行會計準則及稅法要求把制造費用歸入產品成本。因此，企業采用完全成本法核算產品成本，便于企業期末編制對外財務報表以及納稅申報。

完全成本法也有其缺點。根據損益式的計算方法：

銷售收入—銷售成本＝銷售毛利

銷售毛利—期間費用＝稅前利潤

銷售成本的計算方法是當期產量與包含固定制造費用的單位產品成本乘積，同時當企業產量大于銷量的時候其固定制造費用停留在存貨中，容易會出現產量改變而影響利潤固定制造費用，從而企業盲目擴大生產而無助于企業發展，或者造成利潤與銷量成反比例出項的情況，與現行市場經濟客觀要求相背離。

（三）.小結

因此，將兩者結合起來可以同時滿足對內決策以及對外披露的要求。由于企業要根據日常情況變化而作出調整，而對外披露一年可能只需要一次或兩次，所以應建立以變動成本法為主、同時通過適當的調整達到披露要求的成本核算系統。

三. 成本核算方法差異分析

例：ABC公司在2X10年1—3月生產一種新產品D，其銷售及成本費用數據如表1所示：

表1

項目

1月份

2月份

3月份

期初存貨（單位：件）

200

本期生產（單位：件）

600

800

400

本期銷售（單位：件）

600

600

600

期末存貨（單位：件）

200

銷售單價（單位：元）

20

20

20

單位直接材料（單位：元）

3

3

3

單位直接人工（單位：元）

2

2

2

單位變動制造費用（單位：元）

2

2

2

固定制造費用（單位：元）

1200

1200

1200

管理及銷售費用（單位：元）

200

200

200

變動成本法下產品單位成本

7

7

7

固定成本法下產品單位成本

9

篇7

【關鍵詞】上市商業銀行 盈利能力 影響因素 面板數據

隨著金融國際化進程的快速發展，我國銀行業已經全面開放，并逐步進入健康有序的發展軌道。近幾年來，我國銀行業得到了迅速的發展，盈利水平更是有了大幅度的提高。根據英國銀行家雜志公布的2010年全球銀行盈利能力排名，工商銀行成為全球盈利能力最高的銀行，建設銀行緊隨其次。這些都表明我國銀行業正處于迅速發展階段。如何在日益激烈的競爭環境中維持、提高商業銀行的盈利能力，保證其健康穩定運營已經成為廣泛關注的焦點。上市商業銀行作為我國商業銀行的主體大軍，肩負著為整個社會提供資金融通的重任，是我國經濟資金鏈條的總樞紐，同時代表著整個銀行業的發展方向。因此，加強上市商業銀行盈利能力影響因素的相關研究，對促進上市商業銀行核心競爭力的形成，保證銀行業健康穩健地發展具有極其深刻的意義。

本文著眼于上市商業銀行，通過對14家上市商業銀行2004～2010年的相關數據進行實證研究，分析各個因素對盈利能力的影響，有針對性地提出提升上市商業銀行乃至整個銀行業盈利能力的建設性意見。

一、指標界定及模型構建

（一）樣本選取及研究方法

截至2010年底，我國共有16家商業銀行完成上市，包括5家大型國有商業銀行、8家股份制商業銀行和3家城市商業銀行，本文以其余14家上市商業銀行2004-2010年間的相關數據為樣本，對盈利能力與各項因素的相關性進行研究。

對上市商業銀行盈利能力的影響因素進行分析時，涉及到的是多家銀行在一個時間序列中的觀測值，這不純粹是截面數據或時間序列數據，而是由兩者相結合的數據集，建立一般的線性回歸模型并不能同時反映橫截面數據的個體差異以及樣本作為一個整體所呈現的時間趨勢[1]。因此，本文選用面板數據模型對銀行盈利能力的影響因素進行分析，再運用Eviews6.0對其進行回歸分析。

（二）模型設定

面板數據模型的基本方程表述如下：

yi,t=c+α1+γ1βχi,t+εit

其中，y是被解釋變量，χ為解釋變量，i與t分別表示橫截面數據、時間序列數據（在本文中i=1,2,…，14， t=2004,2005，…，2010），β是回歸系數向量。截距項是c+α1+γt，其中c是常數項，α1度量單位個體間的差異，γt度量時間序列上的差異，表示誤差項。

用面板數據建立的基本回歸模型有3種，即混合模型、固定效應模型和隨機效應模型，下文將對其做具體區分。

1.混合模型。混合模型是將各截面數據融合為一個整體，不考慮個體差異和結構變化，即截距αi與不隨個體i和時間t變化，這時方程可變為：

yi,t=c+α+βχi,t+εit

2.固定效應模型。這類模型假設截距隨個體i和時間t變化，但認為與解釋變量相關，具體可分為：

（1）個體固定效應模型，即截距項在個體i上變化，而在時間上無變化。

（2）時期固定效應模型，即截距項在個體i上無變化，而在時間上變化。

（3）個體和時期固定效應模型，即截距項在個體i上變化，且在時間上變化。

3.隨機效應模型。這類模型假設α1、γ1、εit分別來自正態分布，且互不相關，即各自分別不存在截面自相關、時間自相關和混合自相關，α1或γ1與解釋變量不相關。方程可表示為：

yi,t=c+α1+γ1+εit

二、實證研究與分析

面板數據涉及截面和時間序列，同一截面上不同的個體與不同的時間可能會引起斜率和截距的變化，這就需要對面板數據進行檢驗，以選擇最適合的模型。

（一）F檢驗

用F檢驗判斷應該建立混合估計模型還是固定效應模型。原假設（H0）和備擇假設（H1）分別為：

H0：α1=α2=…=αi，混合模型。

H0：α1≠α2≠…≠αi，個體固定效應模型。

SSEr表示施加約束條件后估計模型的殘差平方和，SSEu表示未施加約束條件的估計模型的殘差平方和。若F統計量漸進服從自由度為（N-1，NT-N-k）的F分布，則建立混合模型，反之則原假設建立個體固定效應模型。

1.混合估計模型。運用Eviews6.0軟件進行操作，進行混合模型回歸，得出結果如下：

從回歸結果看，在顯著水平a=0.05下，各系數t檢驗值均大于臨界值t0.025，表明各個自變量對因變量的影響較為顯著。伴隨概率p=0.0000，遠遠小于5%。模型的可決系數R2為0.627819，擬合度一般。

從結果中我們可以得出殘差平方和SSEr=3.889。

2.個體固定效應模型。接下來，我們再利用Eviews6.0進行個體固定效應模型回歸，得出結果如下：

可決系數R2=0.7717，DW=1.98。在顯著水平a=0.05下，各系數t檢驗值均大于臨界值，表明各個自變量對因變量的影響較為顯著。而伴隨概率p=0.000000，遠遠小于5%。說明此模型整體擬合度較高，可以建立個體固定效應模型。

從結果中可以得出殘差平方和SSEu=2.386。

3.F檢驗結果。下面我們對F統計量進行計算，判斷建立何種模型更適合。

（二）隨機效應（LM）檢驗

原假設為：不存在隨機效應，即δ2=0

在原假設下，LM服從自由度為0.05的χ2分布。如果LM大于臨界值，則拒絕原假設，即可以建立隨機效應模型。下面我們運用Eviews軟件來做隨機效應模型，結果如下：

t檢驗值比較顯著，但是R2=0.567360，擬合優度一般，不是特別理想。計算出LM統計量的值為30839.887，遠大于0.05的臨界值，且相伴概率為0.0000，所以拒絕原假設，可以建立個體隨機效應模型。

（三）Hausman檢驗

根據上文的F檢驗和LM檢驗結果可知，在上市商業銀行盈利能力的計量模型中，既可以建立固定效應模型，也可以建立隨機效應模型。但是究竟哪一種模型更適合還不確定，下面我們通過Hausman檢驗來進行分析。

1.Hausman檢驗結果。在隨機效應模型估計窗口下繼續運用Eviews軟件進行Hausman檢驗，結果如下：

從Hausman檢驗結果知W=14.430>χ20.05(6)=12.59，且相伴概率為0.0252，所以應拒絕原假設，適合建立個體固定效應模型。

綜合F檢驗、LM檢驗以及Hausman檢驗，最終確定本論文的研究應建立個體固定效應模型。

（四）模型確定

基于檢驗結果，確定模型為個體固定效應模型。建立上市商業銀行盈利能力的函數，被解釋變量為上市商業銀行的總資產收益率，解釋變量為資本充足率、不良貸款率、流動現金比率、銀行信貸率、資產費用率以及銀行總資產值等。具體方程式為：

ROAi,t=C+β1Carit+β2Nplrit+β3Otait+β4Liquidityit+β5Ltait

+β6Lgtait+εit

(五)回歸結果分析

從回歸結果我們可以看到，資本充足率與銀行盈利能力顯著正相關，回歸系數為0.0291。正如我們預期的那樣，銀行資本充足率越高，盈利水平也越高。

不良貸款率越高，表明資產質量越差，銀行面臨的風險和可能遭受的損失也越大，不僅不利于銀行日常營運，更會直接降低銀行的盈利水平。

衡量流動性的指標是流動現金及存放中央銀行款項占總資產的比率，表中可以看出它與盈利能力呈現非常顯著的正向關系。

銀行信貸率與盈利能力顯著負相關。從回歸結果可以看出，上市商業銀行的貸款增加反而會導致銀行的盈利水平下降。

資產費用率與銀行盈利的關系與我們的預期恰恰相反，它與銀行的盈利成正比。這是因為上市商業銀行已經逐步由傳統的粗放型經營向集約型方向轉變，其收益的增長率高于資本和勞動投入的增長率，使得成本投入的有效增加能帶來盈利能力的提高。

三、提高上市商業銀行盈利能力的對策

一是提高商業銀行資本充足率。商業銀行可以通過多渠道募集資本金來提高自有資本率。上市商業銀行可以通過發行可轉換債券、長期次級債券和混合資本債券來補充附屬資本，從而提高資本充足率[2]。二是控制商業銀行信貸規模。要適度控制貸款規模，不能盲目追求貸款數額。在實證結果中，銀行信貸率與盈利能力成逆向關系，即意味著過度追求貸款數額的擴張并不會帶來銀行盈利能力的必然增加。三是改善商業銀行信貸質量。從實證結果中我們可以看出貸款質量偏差，不良貸款率偏高是制約上市商業銀行盈利能力的一個重要因素，也是我國商業銀行的軟肋所在。要提高上市商業銀行的盈利能力，不僅要注重貸款數量，更要注重貸款質量。要加強貸款的管理和監督，建立完善的信貸風險防范體系[3]。四是適度擴大商業銀行規模。要適度擴大資產規模，保證上市商業銀行健康穩健地擴張。當規模超出了一定負荷量就會轉變為規模不經濟[4]。因此在實際當中上市商業銀行不能一味追求擴張，適度地擴大資產規模。五是提高商業銀行流動性。銀行流動性對盈利水平有正面影響，上市商業銀行應通過改善自身的流動性來提高盈利水平。推行資產證券化，提升資產流動性。

參考文獻

[1]曹佳.我國商業銀行盈利變化的因素分析[J].經濟論壇,2010(6).

[2]彭紀.中國商業銀行盈利分析[D].中國人民大學,2007.

篇8

關鍵詞：農民專業合作社；融資能力；因子分析

一、引言

農民專業合作社作為一個直接服務于農業、農民和農村的合作型經濟組織，是近幾年來

國家大力發展農村開展的方式與手段。“財務”作為農民專業作社的血管，只有保持正常流通，才能促進合作社實現可持續、健康發展。而合作社想要實現自身可持續、順利地發展下去，融資是必不可少的手段。與此領域相關的專家、學者對農民專業合作社在融資模式、存在的問題、融資能力影響因素、融資能力實證研究等方面進行了不同層次的研究，從合作社的內外部因素方面分析利潤率、固定資產、社長因素、與銀行之間的關系等幾個方面對合作社的融資能力發展都有一定的影響（史寶成，趙凱，2013）。以及通過對浙江省現有發展相對成熟的農民專業合作社融資現狀進行實地調研，采集有關于合作社的資產規模、盈利能力、抵押條件、還貸情況、理事長相關能力等指標，研究分析得出自身資產規模、經營特點和合作社信用情況對融資影響最大，合作社負責人個人信息對融資影響位于其次的結論（楊大蓉，2013）。本文結合國家現有農民專業合作社發展相關政策，以推進農民專業合作社發展政策為支撐，以原有的相關研究為基礎，以因子分析作為研究方法，以提高我省合作社融資能力為目的展開論述。

二、數據來源

本文所選取的數據是在2015年1月份在黑龍江省各個地區實地調研獲取的，主要集中在齊齊哈爾、綏化、佳木斯、雙鴨山4個地區，考慮到調研對象的代表性特點，本文的調研對象主要是針對農機、種植業、畜牧業三大類農民專業合作社。根據統計數據本次調研共發放150份，共收回調查問卷120份，考慮到其中有15份調查問卷的農民專業合作社在融資能力方面的數據是缺失的，將缺乏代表性的問卷剔除，最終統計得到有效問卷一共105份。其中哈爾濱市占27.6%，齊齊哈爾占26.7%，綏化市占25.7%，佳木斯占20%。其中有5家合作社是省級示范，8家合作社為市級示范。

三、研究方法與實證分析

1.研究方法

通過以合作社理事長基本情況、合作社本身的基本情況、合作社經營情況和影響合作社發展的外部環境因素為研究對象，然后利用SPSS24.0對黑龍江省農民專業合作社融資能力影響因素中四大類包含的10個因素進行KMO測度和Bartlett球形檢驗。

根據上述對10個因子兩兩之間的相關性分析報告中的相關系數矩陣中可知，KMO為0.811。一般學者認為，當KMO>0.9時，非常適合因子分析；當KMO∈（0.8，0.9）時，適合因子分析；當KMO∈（0.7，0.8）時，一般適合因子分析；而在上述的檢驗出的KMO（=0.811）∈（0.8，0.9），表明選取的數據充足，時效性強，可以使用因子分析進行實證分析。而且在Bartlett的球形檢驗中結果顯示Sig.=0.000

2.實證分析

依據實地調查獲取的數據，對黑龍江省農民專業合作社理事長的年齡、受教育程度、合作社信用等級、總利潤、固定資產規模、與銀行合作年數、貸款來源、財務完善情況、受否受到過政策支持以及是否有技術培訓這10個變量進行因子分析。根據表1中的10個變量特征值有2個因子是大于1的，分別為3.870、3.645；其累計的貢獻率為75.153%，說明了這2個因子能夠解釋問題的能力達到75.153%，因此，本篇論文中最終選取因子1和因子2這兩個因子作為主成分。

為了更明確的了解我省農民專業合作社貸款能力影響因素，利用SPSS24.0軟件對因子載荷進行方差最大化旋轉，得到表3結果。因子1主要是由X1、X2、X3、X5、X7、X8這6種影響變量構成；這6項因素主要是反映合作社內部管理與發展對我省農民專業合作社融資能力的影響，而且根據表2結果所示該類因子旋轉后的方差貢獻率為38.704%，那么將此類因素命名為“管理因子”。因子2主要是由X4、X6、X9、X10這4種影響變量構成。這4項因素主要是反映合作社盈利能力對我省農民專業合作社融資能力的影響，通過表2結果所示該類因子旋轉后的方差貢獻率為36.449%，那么將此類因素命名為“盈利能力因子”。

通過對我省農民專業合作社的實地情況查訪，并在調查的數據中選取了10個有效因素進行了因子分析，實證結果表明“管理因子”與“盈利能力因子”兩類對我省農民專業合作社影響最大。

四、結論與建議

1.提高合作社管理者的專業知識素質

管理者作為合作社的決策者、作為合作社的門面，關系到合作社的未來發展，關乎到外界對合作社的形象認識，因此管理者要積極、有意識的進行自我深造和進修，逐漸提高自身素質和知識儲蓄，用果斷、精準的頭腦去規劃合作社的發展，與此同時，也可以通過吸引本土大學生回家共同為家鄉做出貢獻，提高合作社整體形象，從而改善我省農民專業合作社融資困境。

2.增強合作社自身的盈利能力

合作社發展的是否成功的關鍵因素之一就是合作社的盈利能力，合作社的盈利能力越強，其融資能力和償債能力越強，抗風險能力就越強，銀行也就更加有意愿的給合作社提供貸款，合作社的發展就會越來越順利，從而實現合作社發展的“良性循環”，增強合作社的盈利能力，也就是提高合作社自身的“造血功能”，時刻關注市場的變化，適時地推出適合市場的產品和服務，同時應該有創新能力，拓展合作社的業務范圍，占據更大的消費市場，從而增加合作社的盈利。在合作社與銀行之間的合作上，為合作社成功獲得融資提供有力的保障，爭取盡快的實現為合作社融資擴大抵押范圍。還可以通過定期的進行專業技術培訓和與專家交流，將獲得的經驗應用于實踐，提高生產效率，實現在增收的情況下降低成本的“雙贏”局面。

參考文獻：

[1]史寶成，趙凱.影響農民專業合作社融資的因素分析--基于陜西關中地區的調查[J].江蘇農業科學，2013（02）：403-407.

[2]楊大蓉.浙江農民專業合作社融資影響因素和融資策略實證研究[J].浙江農業學報，2013（05）：1130-1136.

[3]張啟文，佟巧一.綏化市農民專業合作社貸款影響因素研究[J].中國農學通報，2015（05）：272-277.

[4]劉樂，徐璋勇，王峰虎等.我國農民專業合作社融資問題研究述評[J].未來與發展，2014（03）：30-34.

[5]龐金波.基于因子分析的農民專業合作社融資能力影響因素研究---黑龍江省105家農民專業合作社為例[J].金融理論與實踐，2015.

篇9

關鍵詞：中小企業；融資結構；影響因素；融資

一、我國中小企業融資影響因素分析

1.宏觀因素。宏觀經濟形勢。宏觀經濟形勢對于企業經營的各個方面有重要的影響，對于融資也是同樣的。

2.貨幣資金流通狀況。流動性對于企業來說是至關重要的存在。若企業處于貨幣管制較為寬松，通貨略微膨脹的市場環境中，企業的資產負債率就會相對偏高。企業傾向于借貸來擴大規模。

3.行業形勢。這些影響主要體現在：行業處于上升階段，致使其資產負債率升高。行業處于穩定階段，資產負債率整體趨向穩定。行業處于衰退階段。

4.微觀因素。（1）企業規模。由于金融機構貸出款項都有一定的成本，企業的規模越大資金需求量就越大，相同條件下就會減少金融機構單次貸出費用，企業規模越大融資機會越大。（2）盈利能力。企業的盈余能力越高，留存收益就越多，內源性融資就越大，相應的外部融資就少，所以盈余能力越高，融資水平越低。（3）資產的周轉能力。資產的周轉能力越強，代表企業資產的利用效率越高，企業的發展潛力就越大，。銀行等金融機構通過報表等獲取到這些數據進行分析，會更有意向貸款給資產周轉能力強的企業，相應的，企業資產周轉能力與融資能力成正比。（4）風險控制能力。流動比率在很大程度上反應了企業的風險管控能力，也反映了企業流動資金的變現能力和資金運用效率，金融機構更傾向于風險控制能力強的企業。（5）資產擔保價值。企業的資產擔保價值是衡量風險控制上的重要指標，其值在獲得貸款越大越能讓債權人感到風險的降低，那么企業獲得融資機會的可能性會越高。企業的資產擔保價值與融資能力呈正相關性。

二、我國中小企業融資影響因素實證分析指標選取和數據來源。

（1）被解釋變量。資產負債率=總負債/總資產。這個指標反映企業的全部資產中，負債所占比例與所有者投入所占比例。它是衡量企業負債水平、償債能力和對債務資金綜合利用能力的重要指標

（2）解釋變量。論文解釋變量選擇為資產總額的自然對數（解釋企業規模）、凈資產收益率（解釋盈利能力）、總資產周轉率（解釋資產的周轉能力）、資產擔保價值、流動比率（解釋風險控制能力）、資產抵押價值（資產擔保價值）。

（3）數據來源。本文選取了掛牌較早、經營時間較長的的70家中小企業，并獲取了其2013-2016年的截面數據。由于這些企業經營周期較長，可供查閱參考的數據較全，本次所用數據皆來自企業年報。并以Excel進行數據初步處理后，使用spss進行分析探討。

（4）模型構建。

通過上文所述的理論分析以及借鑒國內外學者的研究文獻，本文運用多元線性回歸模型，對我國中小企業融資影響因素進行實證分析。對實證檢驗結果的解釋:

(1)企業規模對融資結構的影響。通過實證模型發現，企業規模與融資結構呈現正相關關系。這與本文前面的假設是相一致的。說明企業規模對我國中小企業融資來說，是一個舉足輕重的因素，不容小覷。

(2)企業盈利能力對融資結構的影響。企業盈利能力是通過兩個不同指標進行檢驗的，通過此次實證分析，我們不難發現我們所選取的這兩個能夠代表企業盈利能力的指標對融資結構有著不同的影響。凈資產收益率與融資結構是正相關的。

(3)企業周轉能力對融資結構的影響。實證檢驗說明企業的周轉能力與融資結構是正相關的，。企業的周轉能力越強，企業的資金、產品等資源的利用效率就會越高。

(4)企業的擔保能力與融資能力正相關。在回歸模型中，企業的擔保價值表示為：固定資產與存貨的凈值占資產總額的比重。該項指標的表明其通過了模型的顯著性檢驗，并且呈現正相關，回歸結果與原假設一致。

三、研究結論和建議

篇10

【關鍵詞】 β系數； 因子分析； 面板數據； 會計信息； 股票收益率

【中圖分類號】 F830.91 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2016）17-0065-05

一、引言

Ball And Brown[1]通過對美國上市公司會計信息與股價的實證研究，發現會計信息與股價有很強的相關性。Fama and French[2]的研究發現，公司規模、市盈率、賬面市值比等因素對股價收益率有顯著影響，其中影響最大的是賬面市值比，由此兩人又建立了著名的“三因素模型”。Daniel et al.[3]用因子方法研究了芬蘭上市公司會計信息對股價的解釋力度，發現在不同時期，會計信息對股價的解釋力度不同。A股市場起步較晚，但從開創起就一直受到學術界廣泛關注，并取得了大量研究成果。從會計信息的角度，趙宇龍[4]研究發現，公司預期會計盈余與股票非正常收益率的相關性在1994年和1995年并不顯著，而在1996年有很明顯的相關性；史美景[5]選取了8個財務指標對股價進行回歸分析，發現對股價影響最大的是每股收益；于海燕和黃一鳴[6]的研究表明，股價與現金流量指標相關性不強，與資產收益率、權益回報等5個指標相關性最明顯；洪婷[7]以1999―2004年的樣本數據，建立了公司業績的評價體系，發現盈利能力指標中，與股價相關性最大的是每股凈資產，負債能力、成長能力和現金流指標與股價相關性都比較弱；黃雷和秦娟[8]的研究表明，經過轉換后的EVA指標相比傳統的盈利能力指標，更能反映上市公司的實際盈利能力；Xuanjuan Chen et al.[9]研究了影響中國股票收益率的因素，研究表明凈營運資產、市凈率等財務指標對股票收益率影響最大；戴慶文[10]研究了我國上市公司股票收益率的影響因素，結果顯示盈利能力是影響上市公司股票收益率最顯著的會計信息，其中最顯著的財務指標是每股收益和凈資產收益率。韓海容和吳國鼎[11]就交易信息對股票收益率的影響因素進行了研究，結果表明換手率和反轉因素對股票收益率影響最顯著。

綜合國內外學者的相關研究后發現，這些研究都試圖解釋會計信息對股票收益率的直接影響，但在分析上市公司會計信息對股票收益率的直接影響程度時，研究結果大多顯示會計信息對股票收益率影響的解釋力度均有限。基于此，在本文中以個股相對于大盤的β系數乘以大盤指數收益率代表市場因素的影響，用個股收益率減去市場因素的影響得到剔除市場因素影響后的股票收益率，再實證分析會計信息對剔除市場因素影響后股票收益率的影響，以期發現會計信息對股票收益率影響的新特征。

二、樣本、變量的選取和研究模型

（一）樣本選取

本文以A股市場鋼鐵行業上市公司為研究對象。這是考慮到A股市場概念炒作風氣盛行，而鋼鐵行業作為傳統行業，上市公司一般盤子較大，相對大多數其他行業可供炒作的概念較少，股價應更能反映公司的會計信息。樣本數據選擇2005年到2014年共10年的面板數據，剔除信息披露不全、2005年以后上市的公司和ST公司，最終保留了25個樣本公司，公司的年收益率由年收盤價計算得到，計算公式為：Rt=，t=2005，2006，…，2014，其中，Rt為公司第t年的收益率，pt為公司第t年的年收盤均價，pt-1公司第t-1年的年收盤均價，年收盤均價來自于方正證券軟件，各公司的財務數據來源于國泰安數據庫，下文提到的β數據來自于國泰安市場通軟件，因子分析采用SPSS 16.0統計軟件，面板回歸采用EViews 6.0計量軟件。

（二）變量選取

本文選取了反映上市公司經營狀況的4大類會計信息：盈利能力、償債能力、營運能力、成長能力，并從這4大類會計信息中選取12項具有代表性的財務指標，具體變量見表1。

（三）研究模型

1.因子分析模型

首先對12項財務指標進行因子分析，這里選取財務指標10年的平均值作為分析對象，因子分析可以從一系列原始變量中提取出少數幾個公共因子，并得到公共因子的表達式，因子分析模型如下：

設原始變量為向量X=（x1，x2，x3，x4，…，xn）'，提取的公共因子向量Z=（z1，z2，z3，z4，…，zn）'，特殊因子向量ε=（ε1，ε2，ε3，ε4，…，εn）'，A=（ai，j）為因子載荷矩陣，n為原始變量個數，m為提取的公共因子個數，原始變量與因子之間的表達式為：

2.面板回歸模型

（1）模型設計

本文采用面板數據進行分析，基于以下幾點考慮：第一，面板數據的樣本量大大增加，可以增加估計量的抽樣精度；第二，面板數據可以降低一般模型存在的多重共線性，消除一般模型的自相關；第三，面板數據比起截面數據，可進行更全面的經濟分析。

結合各個學者的相關研究，建立以下Panel Data 模型：

Y=αi ，t+c1z1， i，t+c2z2， i，t+c3z3， i，t+c4z4， i，t+εi ，t

其中，i=1，2，…，25；t=2005，2006，…，2014；αi ，t為截距項；c1、c2、c3、c4為各個解釋變量的估計系數；εi ，t為殘差項。

（2）因變量的選取

因變量為Y，Y=Y1-β×Y2，其中Y1為鋼鐵上市公司的年收益率，Y2為上證指數年收益率，β來自市場模型，市場模型是一種基于現實市場中證券資產的價格或收益變動普遍存在同漲同跌現象，而這種現象主要由市場收益這個共同的因素影響。這里把市場模型定義如下：

ri=αi+βirm+εi

ri為單個公司的收益率，rm為上證指數的收益率。β是用來衡量市場因素變動對個別股票的影響程度，當β>1時，說明單個股票的價格波動要強于市場的波動；當β

β×Y2為影響上市公司股票收益率的市場因素，本文把因變量定義為Y=Y1-β×Y2，就相當于把影響上市公司市場因素部分給消除掉了，剩下的是影響上市公司股票收益率的內部因素，這樣更有利于分析各財務數據對上市公司股票收益率的影響。

三、實證分析

（一）因子分析

1.原始數據標準化

由于原始數據量綱不同，需要先對原始數據進行標準化，這里運用的是Z分數（Z-score）方法，具體公式為：x'i=，其中，x'i為第i個標準化后的數據，xi為第i個原始數據，μ為該列數據的均值，σ為該列數據的方差。標準化后的數據均值等于1，方差等于0。運用SPSS 16.0軟件對原始數據進行標準化，這里使用的原始數據是鋼鐵上市公司10年財務數據的平均值。

2.KMO檢驗與Bartlett球形檢驗

標準化數據以后，運用SPSS 16.0軟件進行因子分析，檢驗因子分析的可行性，本文采用KMO檢驗與Bartlett球形檢驗方法，結果顯示，KOM的值為0.510，大于0.5，適合做因子分析。Bartlett球形檢驗很顯著，Sig.=0，拒絕零假設，適合做因子的分析。

3.提取公因子

采用特征值大于1的方法提取公因子，一共提取了4個公因子，因子的特征值、方差、累計方差如表2所示。特征值衡量了提取的公共因子的重要程度，方差貢獻率是因子解釋的方差占原始變量方差的比例，累計方差貢獻率是所有因子解釋的方差占總方差的比例，即方差貢獻率之和。旋轉后4個因子的方差貢獻率分別為28.881%、20.036%、16.247%、14.861%，累計方差達到了80.025%，大于80%，能夠較好地解釋總方差，原始變量80%以上的信息可以被4個因子所解釋，提取4個因子具有合理性。

為了更進一步了解每個因子表示的實際意義，用最大方差旋轉法對因子成分矩陣進行旋轉，使因子上的元素更加接近0或±1，小的載荷更小，大的載荷更大。進行旋轉后的因子旋轉成分矩陣如表3所示。由表3可以看出，因子Z1在主營業務利潤率、成本費用利潤率、凈資產收益率上有較大的載荷，分別達到了95.2%、90.3%、85%，這三個指標反映了鋼鐵上市公司的盈利能力，可將因子Z1定義為盈利能力因子；因子Z2在流動比率、速動比率、資產負債率上有較大的載荷，分別達到了91.4%、89.1%、78.8%，這三個指標反映了鋼鐵上市公司的償債能力，可將因子Z2定義為償債能力因子；因子Z3在總資產周轉率、存貨周轉率上有較大載荷，分別達到了87.5%、73.1%，這兩個指標反映了鋼鐵上市公司的營運能力，可將因子Z3定義為鋼鐵上市公司的營運能力因子；因子Z4在總資產增長率、營業收入增長率上有較大載荷，分別達到了96.2%、89.3%，這兩個指標反映了公司的成長能力，可將因子Z4定義為鋼鐵上市公司的成長能力因子。

為了把公共因子表示成12個原始變量的線性組合，對每個原始變量計算因子的估計值，需要求出因子得分系數矩陣。將旋轉后的載荷矩陣標準化，得到因子得分系數矩陣，如表4所示。由因子得分系數矩陣可計算每個主成分的表達式：

（二）面板回歸分析

通過因子分子得到了z1、z2、z3、z4的表達式，把鋼鐵上市公司原始財務數據的面板值代入，可得到z1、z2、z3、z4從2005年到2014年的面板數據，以z1、z2、z3、z4作為自變量，Y作為因變量。

分析面板數據的方法常用的有個體固體效應模型、隨機效應模型和普通最小二乘法模型，選取哪種模型應通過特定的方法來檢驗。通過協方差分析檢驗，本文選用固體效用模型進行回歸分析。

把Y、z1、z2、z3、z4的面板數據輸入EViews 6.0，得到回歸結果，結果如表5所示。

從回歸結果可以看到，F統計量為206.8919，P值為0.0000，說明模型總體上非常顯著，調整后R2=0.4464，解釋力度較好，收益率變動的44.64%可以被因子所解釋，根據結果可得到以下固體效應模型：

Y=0.3668+0.0166z1-0.0022z2-0.0222z3+0.0031z4

考慮到Y是剔除市場因素影響之后的收益率，因而對此回歸模型可作如下解釋：

第一，在剔除市場因素影響后，盈利能力、償債能力、營運能力和成長能力這4大類會計信息對鋼鐵上市公司股票收益率的影響顯著，其中，從對股票收益率邊際貢獻排序，對收益率的邊際貢獻最大的是盈利能力，其次是成長能力、償債能力和營運能力。

第二，z1、z4的系數為正，由此可知，z1、z4分別作為代表鋼鐵上市公司的盈利和成長指標，表明在剔除市場因素影響后，它們對鋼鐵上市公司股票收益率存在正向的影響，在數量上表現為，盈利能力和成長能力分別變動1單位，在剔除市場因素影響后，收益率還將分別變動0.0166和0.0031單位。這說明對于鋼鐵行業，盈利能力和成長能力作為反映公司盈利和成長性的重要會計信息，受到投資者關注，對投資者起到了積極的導向作用。

第三，z2、z3的系數為負，說明z2、z3分別作為償債和營運指標，在剔除市場因素影響之后，它們對鋼鐵上市公司股票收益率存在負向的影響，在數量上表現為，償債能力和營運能力分別變動1單位，在剔除市場因素影響后，收益率將變動-0.0022和-0.0222單位。這說明對鋼鐵行業這樣的傳統行業，償債和營運能力不受投資者重視。

四、研究結論

在剔除了影響股票收益率的市場因素后，盈利能力和成長能力與鋼鐵上市公司股票收益率存在正相關關系，償債能力和營運能力對收益率存在負相關關系，且都在1%的水平上通過了顯著性檢驗。合理的解釋是，盈利能力作為上市公司獲取利潤的能力，體現上市公司的業績水平，公司的盈利能力越強，則給公司股東的回報也越高，對此投資者已經給予了很大關注；成長能力反映公司未來發展的水平，股權投資者一般會通過會計信息正面評估該項能力；而對于償債能力和營運能力，投資者采取的是投機性思維，償債能力和營運能力越差，其破產重組的幾率越大，這反而成了利好。

把回歸方程變換為：

Y1=0.3668+β×Y2+0.0166z1-0.0022z2-0.0222z3

+0.0031z4

其中Y1為鋼鐵上市公司的股票收益率，Y2為上證指數收益率，β×Y2表示市場因素，從該方程中變量系數的大小可以看出，4大類會計信息相比市場因素，其對上市公司股票收益率的邊際影響很小，影響股票收益率最大的還是市場因素，對鋼鐵行業這樣缺乏炒作概念的傳統行業都是如此，這也間接證明A股市場還處于主要受市場走勢影響的投機炒作階段。

【參考文獻】

[1] BALL R J，BROWN P. An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers[J].Journal of Accounting Research，1968，6（2）：159-178.

[2] FAMA E F，FRENCH K R.The cross-section of expected stock returns[J].Journal of Finance，1992，47（2）：427-465.

[3] DANIEL W C，et al.Changes in the Value-Relevance of Earnings and Book Values over the Past Forty Years[J]. Journal of Accounting and Economics，1997，24（1）：39-67.

[4] 趙宇龍.會計盈余披露的信息含量――來自上海股市的經驗數據[J].經濟研究，1998：34-47.

[5] 史美景.會計信息對股票價格影響作用的回歸分析[J].統計與信息論壇，2002（3）：33-62.

[6] 于海燕，黃一鳴.會計信息對上海證券市場股票價格影響作用的實證研究[J].商業研究，2005（4）：134-138.

[7] 洪婷.中國上市公司的業績與股票價格的相關性研究[D].浙江大學碩士學位論文，2007.

[8] 黃雷，秦娟.EVA與上市公司股價評估[J].中國證券期貨，2009（10）：17-19.

[9] XUANJUAN CHEN， KENNETH A K， TONG YAO，TONG YU.On the predictability of Chinense stock returns[J].Pacific-Basin Finance Journal，2010，18（4）：403-425.