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 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)

2、 境的影響,從企 業(yè) 的 經(jīng)營過 程來看,企 業(yè) 的外部因素影響到企業(yè) 的 銷 售量、 產(chǎn) 品價(jià)格、原材料成本等,最 終 影響企 業(yè) 的 經(jīng)營 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 爭力、 產(chǎn) 品生命周期、日常生產(chǎn)經(jīng)營 管理、 營銷組織 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 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)通過對(duì) 公司治理效率的作用來影響企業(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

3、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 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 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（FactorAnalysis是

4、主成分分析的推廣，因子分析的基本思想是通過變量（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 的 ,通常稱為 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

5、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

6、異有關(guān)而與 時(shí)間 的 變 化無關(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 面板數(shù)據(jù)來考察其盈利能力決定的一般因素,因此可以假定斜率系數(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 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: al=a 2= - =a n我們可以采用F統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)上述假設(shè)是否成立，F(xiàn)=F (n-1, n

7、T-n-k其中,S2S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)萬為時(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 Breusch和PaganLM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,LM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 Hausman檢驗(yàn)來確定。Hausmar#驗(yàn)基于如下 Wald統(tǒng)計(jì)量：W= Hb-3 b_

8、? x 2(K-1其中心和分別為固定效應(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。本文采用的面板數(shù)據(jù)模型為 Ht=a i+Xitp +uit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、主 營業(yè)務(wù) 利 潤 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 、每股收益這 七 項(xiàng) 反映上

9、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 。 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 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

10、令人奇怪的是,房地產(chǎn)類 的大部分上市公司的盈利與行業(yè) 增 長 出 現(xiàn) 背 馳狀況,對(duì) 此的解 釋 有兩方面:一是房地 產(chǎn)類 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 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跌幅度又開始擴(kuò)大,但商業(yè)類上市公司的

11、盈利能力卻異常的開始上升?？疾熘袊?jīng)濟(jì) 在 2002、 2003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 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僉驗(yàn)，我們采用計(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)算托賓現(xiàn)時(shí)考慮到我國獨(dú)特的股權(quán)結(jié)構(gòu)，修正后的公司的市場價(jià)值=流通股市 值 +非流通

12、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凈資產(chǎn)進(jìn) 行 轉(zhuǎn)讓 ,因此非流通股價(jià)值 =非流通股股數(shù)X每股凈資產(chǎn)，公司的市場價(jià)值二流通股股份數(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 ,LM 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

13、. 0000,而置信水平為 0. 005的 Wald 統(tǒng)計(jì)量值為18. 548,Hausma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 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

14、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 期 負(fù)債 有利于提高企業(yè) 的盈利能力。成長 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 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 的影響,行 業(yè) 的差異可能沒有完全反映出來,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)

15、 行了 F統(tǒng)計(jì) 量 檢驗(yàn) 、 LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和Hausman僉驗(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 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)中，資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模和流通股比例都 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 的回 歸 中 進(jìn) 入了方程,而企業(yè) 成 長 能力除了 對(duì) 公共事 業(yè)類 沒有影響外,對(duì) 其他行 業(yè) 都有 顯

16、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 的特殊性,可以認(rèn)為 企 業(yè) 成 長 能力和高管持股比例 對(duì) 一般 競 爭性行 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)類行業(yè)的盈利能力與股 權(quán)集中度成U型關(guān)系，房地產(chǎn)類行業(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)類回

17、歸中，由于第一大股東持股比例沒有進(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 ,但是中國的實(shí)證 研究卻普遍得出相反的結(jié)論 。在西方國家,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,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) 。西方國家企業(yè)負(fù)債 中公司 債 券占有很高的比例,而我國債 券市 場 極不 發(fā)

18、 達(dá)。西方國家長 期 債務(wù) 在 總債務(wù) 中的比例很高,而我國則 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 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 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 股票市 場 的價(jià)格信號(hào)和接管控制功能 發(fā)揮 作用,有利于減少國有股股東監(jiān) 管缺位 時(shí) 存在的委托代理問題 。但 現(xiàn)實(shí) 情況是中國股市的低效率,中小股東 既無 監(jiān) 督公司的動(dòng) 機(jī) ,也無監(jiān) 督公司的能力

19、,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 或授 權(quán) 管理國有 資產(chǎn) 的部 門 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 營業(yè)務(wù) 利 潤 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 、每股收益這 七

20、 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 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 Stulz, R, (1988,Managerial Control of Voting Rights:Financ