上市公司盈利能力和影響因素的實(shí)證研究.

1、上市公司盈利能力和影響因素的實(shí)證研究摘要:采用因子分析法對(duì)上市公司的盈利能力進(jìn)行評(píng)價(jià)發(fā)現(xiàn)：我國(guó)上市公司各行 業(yè)的盈利能力有很大的差異，總體上上市公司的盈利能力一直是下跌的。通過(guò)面板 數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模和流通股比例這三個(gè)變量在影響企業(yè) 盈利能力時(shí)具有穩(wěn)定性。股權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)的盈利能力并沒(méi)有影響，而股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)盈利能力的影響則隨行業(yè)不同而有較大的差異。關(guān)鍵詞:上市公司;盈利能力；因子分析；面板數(shù)據(jù);股權(quán)集中度企業(yè)盈利是一個(gè)多方面因素共同作用的結(jié)果，既有企業(yè)內(nèi)部因素的影響，也有外 部環(huán)境的影響，從企業(yè)的經(jīng)營(yíng)過(guò)程來(lái)看，企業(yè)的外部因素影響到企業(yè)的銷(xiāo)售量、 產(chǎn)品 價(jià)格、原材料成本等

2、，最終影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成果。外部因素包括政治、法律、稅收、宏觀經(jīng)濟(jì)狀況等因素。企業(yè)自身的產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力、產(chǎn)品生命周期、日常 生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)管理、營(yíng)銷(xiāo)組織決策、投資項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)選擇則構(gòu)成了影響企業(yè)盈利的內(nèi)部因 素。內(nèi)外部因素共同作用，決定了企業(yè)的盈利能力。除了實(shí)際生產(chǎn)過(guò)程的價(jià)格因素 外，企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)、財(cái)務(wù)杠桿、股權(quán)結(jié)構(gòu)、行業(yè)、規(guī)模等因素會(huì)通過(guò)對(duì)公司治理 效率的作用來(lái)影響企業(yè)的盈利能力，這正是公司財(cái)務(wù)理論對(duì)盈利能力分析所要研究 的內(nèi)容。一、研究數(shù)據(jù)與方法（一數(shù)據(jù)和樣本區(qū)間我們考察 2000-2004 年滬深股市的上市公司，所有公司在 1999 年 12 月 31 日前 己經(jīng)上市。計(jì)算變量的各項(xiàng)指標(biāo)取自 WIND

3、 資訊。我們只分析滬深股市上市的A 股公司，因此含 B 股的上市公司從樣本中剔除。由于 ST、PT 公司存在著較大的異常值，同樣不予考慮。金融類(lèi)上市公司按照習(xí)慣也從樣本中剔除。最后得到 660家上市公司。（二企業(yè)盈利能力的衡量由于反映企業(yè)盈利能力的一些指標(biāo)存在局限性，我們采用因子分析法對(duì)上市公 司的盈利能力進(jìn)行評(píng)價(jià)。因子分析（Factor Analysis 是主成分分析的推廣，因子分析 的基本思想是通過(guò)變量（或樣品的相關(guān)系數(shù)矩陣（對(duì)樣品是相似系數(shù)矩陣內(nèi)部結(jié)構(gòu)的 研究,找出能控制所有變量（或樣品的少數(shù)幾個(gè)隨機(jī)變量去描述多個(gè)變量（或樣品之間 的相關(guān)（相似關(guān)系，但在這里,這少數(shù)幾個(gè)隨機(jī)變量是不可觀測(cè)

4、的，通常稱(chēng)為因子。因 子分析方法的計(jì)算步驟包括原始數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化、建立變量的相關(guān)系數(shù)、求R 的特征根及其相應(yīng)的單位特征向量、對(duì)因子載荷陣施行最大正交旋轉(zhuǎn)、計(jì)算因子得分等步 驟。由于各因子反映的原始指標(biāo)信息量的不同，因此,在計(jì)算上市公司盈利能力綜合 評(píng)價(jià)值時(shí)，因子所占的權(quán)重與反映的信息量能否一致是綜合評(píng)價(jià)是否有效的關(guān)鍵，可以用各公司因子的方差貢獻(xiàn)率作為因子相應(yīng)的 權(quán)重并據(jù)此得到上市公司盈利能力的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)。（三實(shí)證研究方法我們采用面板數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行分析。面板數(shù)據(jù)是時(shí)間序列和截面數(shù)據(jù)的混合，這樣既可以分析個(gè)體之間的差異情況，又可以描述個(gè)體的動(dòng)態(tài)變化特征。面板數(shù) 據(jù)可以有效地?cái)U(kuò)大樣本容量、 有效地削弱模型

5、中多重共線性的影響、 提高模型的估 計(jì)精度，還可以反映一些被忽略的時(shí)間因素和個(gè)體差異因素的綜合影響，而這些因素往往是難以觀察或量化的。對(duì)于期限較短而截面數(shù)據(jù)較多的樣本，可以認(rèn)為模型參數(shù)只與個(gè)體差異有關(guān)而 與時(shí)間的變化無(wú)關(guān)，其差異主要表現(xiàn)在橫截面的不同個(gè)體之間，即參數(shù)不隨時(shí)間變 化。同時(shí)，由于我們是通過(guò)面板數(shù)據(jù)來(lái)考察其盈利能力決定的一般因素，因此可以假本文采用的面板數(shù)據(jù)模型為Ht=a i+Xitp +uit定斜率系數(shù)是常數(shù)，即個(gè)體之間的資本成本的差異只表現(xiàn)在截距項(xiàng)上。因此我們的 任務(wù)是要區(qū)別是采用混合回歸模型還是固定效應(yīng)的變截距模型抑或是隨機(jī)效應(yīng)的變 截距模型。檢驗(yàn)一:對(duì)于混合回歸模型還是固定效

6、應(yīng)的變截距模型，在個(gè)體效應(yīng)不顯著的原 假設(shè) K,應(yīng)當(dāng)有假設(shè) 1 成立：假設(shè) 1: a l=a 2=- =a n我們可以采用 F 統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)上述假設(shè)是否成立，F(xiàn)=F (n-1, n T-n-k其中,S2 表示不受約束的模型，即我們的固定效應(yīng)模型；S3 表示受約束的模型,即 混合數(shù)據(jù)模型的殘差平方；n 為截面樣本點(diǎn)的個(gè)數(shù),T 為時(shí)序期數(shù),k 為解釋變量個(gè)數(shù)。檢驗(yàn)二:對(duì)于混合回歸模型還是隨機(jī)效應(yīng)的變截距模型，可以通過(guò) Breusch 和 Pagan的 LM 統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，其原假設(shè)為=0,相應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：LM=在原假設(shè)下丄 M 統(tǒng)計(jì)量服從一個(gè)自由度為 1 的卡方分布。如果拒絕原假設(shè)則表 明存在

7、隨機(jī)效應(yīng)。檢驗(yàn)三:固定效應(yīng)的變截距模型還是隨機(jī)效應(yīng)的變截距模型，可以通過(guò) Hausman 檢驗(yàn)來(lái)確定。Hausman 檢驗(yàn)基于如下 Wald 統(tǒng)計(jì)量：W= Hb-3 b？ x 2(K-1其中,b和分別為固定效應(yīng)模型的 OLS估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)模型的 GLS估計(jì),采用固 定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型的協(xié)方差矩陣進(jìn)行計(jì)算。當(dāng)原假設(shè)成立時(shí)，W 漸進(jìn)服從自由度為 K-1 的 x 2 分布。在給定的顯著水平下，若統(tǒng)計(jì)量 W 的值大于臨界值，選擇固定 效應(yīng)模型，否則采用隨機(jī)效應(yīng)模型。其中 Yit 為企業(yè)盈利能力，Xit 為影響盈利能力的自變量，（3 為固定的截距二、盈利能力的統(tǒng)計(jì)分析我們選取了凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)凈利率

8、、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、核心業(yè)務(wù)總資產(chǎn)收 益率、資產(chǎn)報(bào)酬率、每股息稅前利潤(rùn)、每股收益這七項(xiàng)反映上市公司盈利能力的財(cái) 務(wù)指標(biāo)，運(yùn)用因子分析計(jì)算了上市公司盈利能力的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo) F。按照分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，我們將樣本分成工業(yè)、商業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、公共事業(yè)和綜合企業(yè) 類(lèi)。我們計(jì)算了全部樣本和五個(gè)子樣本盈利能力的均值，表 1 和圖 1 顯示了綜合評(píng)價(jià)的盈利能力指標(biāo)和各年的變化情況。從表 1 和圖 1 可以清楚地看出，各行業(yè)的盈利能力有很大的差異。以2000 年為例，從樣本均值上來(lái)看，公用事業(yè)的盈利能力是最高的，而房地產(chǎn)和商業(yè)類(lèi)的盈利能力 是最低的。公用事業(yè)的盈利能力可能與其所固有的壟斷等行業(yè)特性密切相關(guān)。但是 令人奇怪的

9、是，房地產(chǎn)類(lèi)的大部分上市公司的盈利與行業(yè)增長(zhǎng)出現(xiàn)背馳狀況,對(duì)此的解釋有兩方面：一是房地產(chǎn)類(lèi)上市公司規(guī)模偏小、老公司較多及再 融資能力偏弱，這一特征在短期內(nèi)將難以得到改觀（李迅雷,2002;二是房地產(chǎn)上市公司在土地收入的確認(rèn)上過(guò)于保守，不排除 玩報(bào)表”行為的存在（牛麗靜,2005。從 2000 年到 2004 年,上市公司的盈利能力一直是下跌的，而在這五年里，從2000 年到 2001 年的下跌幅度是最大的，2001 年到 2003 年的變化并不大，從2003 年到 2004 年，其他四個(gè)行業(yè)的 K 跌幅度又開(kāi)始擴(kuò)大，但商業(yè)類(lèi)上市公司的盈利能力卻異常的開(kāi)始上升。考察中國(guó)經(jīng)濟(jì)在2002、2003

10、年的投資增加和通脹壓力，企業(yè)盈利能力的這種年度變化可能與宏觀經(jīng)濟(jì)周期的變化有一定的聯(lián)系。三、盈利能力的實(shí)證分析為進(jìn)一步考察企業(yè)盈利能力的影響因素，我們以通過(guò)因子分析得到的上市公司盈利能力的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo) F 為因變量進(jìn)行實(shí)證分析。由于面板數(shù)據(jù)模型的 檢驗(yàn)要運(yùn)用 F 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)、 LM 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和 Hausman 檢驗(yàn)，我們米用計(jì)量軟件 StataS.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。自變量指標(biāo)的含義及其預(yù)期方向如表2 所示。在計(jì)算托賓 Q 值時(shí)，考慮到我國(guó)獨(dú)特的股權(quán)結(jié)構(gòu)，修正后的公司的市場(chǎng)價(jià)值=流 通股市值+非流通股價(jià)值+負(fù)債的賬面價(jià)值，其中流通股市值=流通股股份數(shù) X 流通 股價(jià)格,由于非流通股一般按照每股

11、凈資產(chǎn)進(jìn)行轉(zhuǎn)讓?zhuān)虼朔橇魍ü蓛r(jià)值=非流通股 股數(shù) X 每股凈資產(chǎn)，公司的市場(chǎng)價(jià)值=流通股股份數(shù) X 流通股價(jià)格+非流通股股數(shù) X 每股凈資產(chǎn)+負(fù)債的賬面價(jià)值。負(fù)債和總資產(chǎn)的價(jià)值以賬面價(jià)值代替。我們首先對(duì)全樣本進(jìn)行回歸分析。從表3 的全樣本回歸結(jié)果看丄 M 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果為 chi2(l=324. 20, Probchi2=0. 0000 表明隨機(jī)效應(yīng)非常顯著。 Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果為 chi2(6=205. 31,Probchi2=0. 0000 而置信水平為 0. 005 的 Wald 統(tǒng)計(jì) 量值為 18. 548,Hausmar 檢驗(yàn)結(jié)果遠(yuǎn)大于相應(yīng)的臨界值，因此固定效應(yīng)模型耍優(yōu)于隨機(jī)效

12、應(yīng)模型。而 F 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果為 F =2. 92, Prob F = 0. 0000 這說(shuō)明 固定效應(yīng)模型要優(yōu)于混合回歸模型。因此我們最后采用的是固定效應(yīng)的變截距模 型。從固定效應(yīng)的變截距模型的回歸結(jié)構(gòu)看，最后進(jìn)入方程的是資產(chǎn)負(fù)債率、債務(wù) 期限結(jié)構(gòu)、成長(zhǎng)性、企業(yè)規(guī)模、流通股比例和高管持股比例，而股權(quán)虛擬變量和股權(quán)集中度指標(biāo)都沒(méi)有進(jìn)入回歸方程。從方向上看，資產(chǎn)負(fù)債率與盈利能力負(fù)相關(guān)，這 與既有的研究相一致，而債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與盈利能力正相關(guān)，這意味著在控制了其他變 量后,利用長(zhǎng)期負(fù)債有利于提高企業(yè)的盈利能力。成長(zhǎng)性有利于企業(yè)盈利和高管持 股的正向激勵(lì)作用在這里得到了證實(shí)，但是流通股比例卻意外的與盈

13、利能力顯著的 負(fù)相關(guān)，與我們的預(yù)期恰恰相反。由于工業(yè)類(lèi)上市公司占據(jù)了全樣本公司數(shù)的 63. 33%，以上的回歸結(jié)果可能更多 的受到工業(yè)類(lèi)的影響，行業(yè)的差異可能沒(méi)有完全反映出來(lái)，而前面的圖 1 已經(jīng)顯示出 了不同行業(yè)在盈利能力水平上的差異。有必要深入的考察行業(yè)之間的差異。采用與 前面全樣本回歸相同的步驟，我們對(duì)每個(gè)行業(yè)進(jìn)行了 F 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)、LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和 Hausman 檢驗(yàn),對(duì)究竟是采用混合回歸模型還是固定效應(yīng)的變截 距模型抑或是隨機(jī)效應(yīng)的變截距模型進(jìn)行了識(shí)別（見(jiàn)表 4。從行業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果看，除了行業(yè)三采用混合模型，其他的四個(gè)行業(yè)都適用固定效應(yīng)模型。在五個(gè)行業(yè)屮，資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模和流通股

14、比例都進(jìn)入了回 歸方程，并且其方向與全樣本回歸結(jié)果和預(yù)期都完全一致，證明這三個(gè)變量在影響企業(yè)盈利能力時(shí)具有穩(wěn)定性。債務(wù)期限結(jié)構(gòu)僅在工業(yè)類(lèi)的回歸中進(jìn)入了方程，而企業(yè)成長(zhǎng)能力除了對(duì)公共事業(yè)類(lèi)沒(méi)有影響外，對(duì)其他行業(yè)都有顯著影響，高管持股比例則僅對(duì)工業(yè)和商業(yè)有顯著影響，考慮到公共事業(yè)類(lèi)的特殊性，可以認(rèn)為企業(yè)成長(zhǎng)能力和高管持股比例對(duì)一般競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)有較大的影響，而債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的作用則有待于進(jìn)一步研 究。在所有的行業(yè)中，股權(quán)性質(zhì)是惟一一個(gè)沒(méi)有進(jìn)入任何回歸的指標(biāo)，表明第一大股東的股權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)的盈利能力并沒(méi)有影響。股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)盈利能力的影響則更為復(fù)雜。在股權(quán)集中度進(jìn)入的三個(gè)行業(yè)中，公共事業(yè)類(lèi)行業(yè)的盈利能力

15、與股權(quán)集中度成 U 型關(guān)系,房地產(chǎn)類(lèi)行業(yè)的盈利能力與股權(quán)集中度成倒 U 型關(guān)系，而在工業(yè)類(lèi)回歸中，由于第一大股東持股比例沒(méi)有進(jìn)入回歸方程，盈利能力與股權(quán)集中度成正相關(guān)關(guān)系。這里也進(jìn)一步反 映出了行業(yè)之間的差異。從總的回歸結(jié)果看，資產(chǎn)負(fù)債率和流通股比例是與資本結(jié)構(gòu)理論預(yù)期差異最大的。 按照標(biāo)準(zhǔn)的資本結(jié)構(gòu)理論，負(fù)債可以增加企業(yè)價(jià)值，但是中國(guó)的實(shí)證研究 卻普遍得出相反的結(jié)論。在西方國(guó)家，股權(quán)資本成本要高于債權(quán)資本成本，在風(fēng)險(xiǎn)與 收益權(quán)衡之后，存在著一個(gè)最優(yōu)的負(fù)債率。但是在中國(guó)，上市公司具有股權(quán)融資的偏好是一個(gè)公認(rèn)的事實(shí)。西方國(guó)家企業(yè)負(fù)債中公司債券占有很高的比例，而我國(guó)債券市場(chǎng)極不發(fā)達(dá)。西方國(guó)家長(zhǎng)期債

16、務(wù)在總債務(wù)中的比例很高，而我國(guó)則以短期負(fù)債為主，并且短期債務(wù)以銀行貸款和企業(yè)之間往來(lái)賬款居多，債務(wù)融資不能起到西方財(cái)務(wù)理論中的作用，負(fù)債增加的同時(shí)又增加了財(cái)務(wù)危機(jī)成本和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)限制了企業(yè)進(jìn)一步的融資能力 制約了企業(yè)運(yùn)營(yíng)效率的發(fā)揮和盈利能力的提 高。從公司治理的角度看，流通股比例的提高通過(guò)股票市場(chǎng)的價(jià)格信號(hào)和接管控制功能發(fā)揮作用，有利于減少?lài)?guó)有股股東監(jiān)管缺位時(shí)存在的委托代理問(wèn)題。但 現(xiàn)實(shí)情況是中國(guó)股市的低效率，中小股東既無(wú)監(jiān)督公司的動(dòng)機(jī)，也無(wú)監(jiān)督公司的能 力,流通股股東在公司治理中的作用微乎其微。另一方而，流通股比例的提高必然意 味著非流通股比例的下降，流通股比例越高，同等情況下主管部門(mén)或授權(quán)管

17、理國(guó)有資產(chǎn)的部門(mén)從該上市企業(yè)獲取的利益就越少，對(duì)于管理層監(jiān)管的積極性和 力度也就相應(yīng)的下降。流通股比例的提高一方面降低了原有產(chǎn)權(quán)監(jiān)管者的監(jiān)管,另一方面又沒(méi)有相應(yīng)的流通股股東監(jiān)管，其結(jié)果就是總的監(jiān)管減少，因此出現(xiàn)流通股比例與盈利能力的負(fù)相關(guān)。四、結(jié)論本文選取了凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)凈利率、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、核心業(yè)務(wù)總資產(chǎn)收 益率、資產(chǎn)報(bào)酬率、每股息稅前利潤(rùn)、每股收益這七項(xiàng)反映上市公司盈利能力的財(cái) 務(wù)指標(biāo)，運(yùn)用因子分析計(jì)算了上市公司盈利能力的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo) F。我們發(fā)現(xiàn)各行業(yè)的盈利能力有很大的差異，公用事業(yè)的盈利能力是最高的。從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

18、幅度有較大差異，企業(yè)盈利能力的這種年度變化可能與宏觀經(jīng)濟(jì)周期的變化有一定的聯(lián)系。通過(guò)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，我們發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模和流通股比例這三個(gè)變量在影響企業(yè)盈利能力時(shí)具有穩(wěn)定性。股權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)的盈利能力并沒(méi) 有影響，而股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)盈利能力的影響則更為復(fù)雜，股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)盈利能 力隨行業(yè)不同而有較大的差異，這有待進(jìn)一步的研究。參考文獻(xiàn)：1 Stul z, R, (1988,Ma nagerial Control of Vot ing Rights:Fi nancingPolicies and the Market for Corporate Con trol, Jour nal of Finan ci