摘 要:采用因子分析法對上市公司的盈利能力進行評價發(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#65377;通過面板數(shù)據(jù)的實證研究，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負債率#65380;企業(yè)規(guī)模和流通股比例這三個變量在影響企業(yè)盈利能力時具有穩(wěn)定性#65377;股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)的盈利能力并沒有影響，而股權(quán)集中度對企業(yè)盈利能力的影響則隨行業(yè)不同而有較大的差異#65377;

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

中圖分類號:F830.3文獻標識碼:A文章編號:1006-3544(2006)05-0044-03

企業(yè)盈利是一個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)營過程來看，企業(yè)的外部因素影響到企業(yè)的銷售量#65380;產(chǎn)品價格#65380;原材料成本等，最終影響企業(yè)的經(jīng)營成果#65377;外部因素包括政治#65380;法律#65380;稅收#65380;宏觀經(jīng)濟狀況等因素#65377;企業(yè)自身的產(chǎn)品競爭力#65380;產(chǎn)品生命周期#65380;日常生產(chǎn)經(jīng)營管理#65380;營銷組織決策#65380;投資項目風險選擇則構(gòu)成了影響企業(yè)盈利的內(nèi)部因素#65377;內(nèi)外部因素共同作用，決定了企業(yè)的盈利能力#65377;除了實際生產(chǎn)過程的價格因素外，企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)#65380;財務(wù)杠桿#65380;股權(quán)結(jié)構(gòu)#65380;行業(yè)#65380;規(guī)模等因素會通過對公司治理效率的作用來影響企業(yè)的盈利能力，這正是公司財務(wù)理論對盈利能力分析所要研究的內(nèi)容#65377;

一#65380;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日前已經(jīng)上市#65377;計算變量的各項指標取自WIND資訊#65377;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#65377;由于ST#65380;PT公司存在著較大的異常值，同樣不予考慮#65377;金融類上市公司按照習慣也從樣本中剔除#65377;最后得到660家上市公司#65377;

(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存在局限性，我們采用因子分析法對上市公司的盈利能力進行評價#65377;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變量(或樣品)的相關(guān)系數(shù)矩陣(對樣品是相似系數(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)幾個隨機變量去描述多個變量(或樣品)之間的相關(guān)(相似)關(guān)系，但在這里，這少數(shù)幾個隨機變量是不可觀測的，通常稱為因子#65377;因子分析方法的計算步驟包括原始數(shù)據(jù)標準化#65380;建立變量的相關(guān)系數(shù)#65380;求R的特征根及其相應(yīng)的單位特征向量#65380;對因子載荷陣施行最大正交旋轉(zhuǎn)#65380;計算因子得分等步驟#65377;由于各因子反映的原始指標信息量的不同，因此，在計算上市公司盈利能力綜合評價值時，因子所占的權(quán)重與反映的信息量能否一致是綜合評價是否有效的關(guān)鍵，可以用各公司因子的方差貢獻率作為因子相應(yīng)的權(quán)重并據(jù)此得到上市公司盈利能力的綜合評價指標#65377;

(三)實證研究方法

我們采用面板數(shù)據(jù)來進行分析#65377;面板數(shù)據(jù)是時間序列和截面數(shù)據(jù)的混合，這樣既可以分析個體之間的差異情況，又可以描述個體的動態(tài)變化特征#65377;面板數(shù)據(jù)可以有效地擴大樣本容量#65380;有效地削弱模型中多重共線性的影響#65380;提高模型的估計精度，還可以反映一些被忽略的時間因素和個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#65377;

對于期限較短而截面數(shù)據(jù)較多的樣本，可以認為模型參數(shù)只與個體差異有關(guān)而與時間的變化無關(guān)，其差異主要表現(xiàn)在橫截面的不同個體之間，即參數(shù)不隨時間變化#65377;同時，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)，即個體之間的資本成本的差異只表現(xiàn)在截距項上#65377;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效應(yīng)的變截距模型#65377;

檢驗一:對于混合回歸模型還是固定效應(yīng)的變截距模型，在個體效應(yīng)不顯著的原假設(shè)下，應(yīng)當有假設(shè)1成立:

假設(shè)1: α1=α2=…=αn

我們可以采用F統(tǒng)計量來檢驗上述假設(shè)是否成立，

F=～F(n-1， nT-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為截面樣本點的個數(shù)，T為時序期數(shù)，k為解釋變量個數(shù)#65377;

檢驗二:對于混合回歸模型還是隨機效應(yīng)的變截距模型， 可以通過Breusch和Pagan的LM統(tǒng)計量進行檢驗，其原假設(shè)為=0，相應(yīng)的檢驗統(tǒng)計量為:

LM=

在原假設(shè)下，LM 統(tǒng)計量服從一個自由度為1 的卡方分布#65377;如果拒絕原假設(shè)則表明存在隨機效應(yīng)#65377;

檢驗三:固定效應(yīng)的變截距模型還是隨機效應(yīng)的變截距模型，可以通過Hausman檢驗來確定#65377;Hausman 檢驗基于如下Wald 統(tǒng)計量:

W=〖b-〗′[b-]～χ2(K-1)

其中，b和分別為固定效應(yīng)模型的OLS 估計和隨機效應(yīng)模型的GLS估計，采用固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型的協(xié)方差矩陣進行計算#65377;當原假設(shè)成立時，W漸進服從自由度為K-1的χ2分布#65377;在給定的顯著水平下，若統(tǒng)計量W的值大于臨界值，選擇固定效應(yīng)模型，否則采用隨機效應(yīng)模型#65377;

本文采用的面板數(shù)據(jù)模型為Yit=αi+Xitβ+uit

其中Yit為企業(yè)盈利能力，Xit為影響盈利能力的自變量，β為固定的截距#65377;

二#65380;盈利能力的統(tǒng)計分析

我們選取了凈資產(chǎn)收益率#65380;資產(chǎn)凈利率#65380;主營業(yè)務(wù)利潤率#65380;核心業(yè)務(wù)總資產(chǎn)收益率#65380;資產(chǎn)報酬率#65380;每股息稅前利潤#65380;每股收益這七項反映上市公司盈利能力的財務(wù)指標，運用因子分析計算了上市公司盈利能力的綜合評價指標F#65377;

按照分類標準，我們將樣本分成工業(yè)#65380;商業(yè)#65380;房地產(chǎn)業(yè)#65380;公共事業(yè)和綜合企業(yè)類#65377;我們計算了全部樣本和五個子樣本盈利能力的均值，表1和圖1顯示了綜合評價的盈利能力指標和各年的變化情況#65377;

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#65377;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#65377;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)#65377;但是令人奇怪的是，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，對此的解釋有兩方面:一是房地產(chǎn)類上市公司規(guī)模偏小#65380;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上過于保守，不排除“玩報表”行為的存在(牛麗靜，2005)#65377;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，其他四個行業(yè)的下跌幅度又開始擴大，但商業(yè)類上市公司的盈利能力卻異常的開始上升#65377;考察中國經(jīng)濟在2002#65380;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)濟周期的變化有一定的聯(lián)系#65377;

三#65380;盈利能力的實證分析

為進一步考察企業(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價指標F為因變量進行實證分析#65377;由于面板數(shù)據(jù)模型的檢驗要運用F統(tǒng)計量檢驗#65380;LM統(tǒng)計量檢驗和Hausman檢驗，我們采用計量軟件Stata8.0進行數(shù)據(jù)處理#65377;自變量指標的含義及其預期方向如表2所示#65377;

在計算托賓Q值時，考慮到我國獨特的股權(quán)結(jié)構(gòu)，修正后的公司的市場價值=流通股市值+非流通股價值+負債的賬面價值，其中流通股市值=流通股股份數(shù)×流通股價格，由于非流通股一般按照每股凈資產(chǎn)進行轉(zhuǎn)讓，因此非流通股價值=非流通股股數(shù)×每股凈資產(chǎn)，公司的市場價值=流通股股份數(shù)×流通股價格+非流通股股數(shù)×每股凈資產(chǎn)+負債的賬面價值#65377;負債和總資產(chǎn)的價值以賬面價值代替#65377;

我們首先對全樣本進行回歸分析#65377;從表3的全樣本回歸結(jié)果看，LM統(tǒng)計量檢驗結(jié)果為chi2(1)=324.20，Prob>chi2=0.0000，表明隨機效應(yīng)非常顯著#65377;Hausman檢驗結(jié)果為chi2(6)=205.31，Prob>chi2=0.0000，而置信水平為0.005的Wald 統(tǒng)計量值為18.548，Hausman檢驗結(jié)果遠大于相應(yīng)的臨界值，因此固定效應(yīng)模型要優(yōu)于隨機效應(yīng)模型#65377;而F統(tǒng)計量檢驗結(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#65377;因此我們最后采用的是固定效應(yīng)的變截距模型#65377;

從固定效應(yīng)的變截距模型的回歸結(jié)構(gòu)看，最后進入方程的是資產(chǎn)負債率#65380;債務(wù)期限結(jié)構(gòu)#65380;成長性#65380;企業(yè)規(guī)模#65380;流通股比例和高管持股比例，而股權(quán)虛擬變量和股權(quán)集中度指標都沒有進入回歸方程#65377;從方向上看，資產(chǎn)負債率與盈利能力負相關(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，利用長期負債有利于提高企業(yè)的盈利能力#65377;成長性有利于企業(yè)盈利和高管持股的正向激勵作用在這里得到了證實，但是流通股比例卻意外的與盈利能力顯著的負相關(guān)，與我們的預期恰恰相反#65377;

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#65377;有必要深入的考察行業(yè)之間的差異#65377;采用與前面全樣本回歸相同的步驟，我們對每個行業(yè)進行了F統(tǒng)計量檢驗#65380;LM統(tǒng)計量檢驗和Hausman檢驗，對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效應(yīng)的變截距模型進行了識別(見表4)#65377;

從行業(yè)的檢驗結(jié)果看，除了行業(yè)三采用混合模型，其他的四個行業(yè)都適用固定效應(yīng)模型#65377;在五個行業(yè)中，資產(chǎn)負債率#65380;企業(yè)規(guī)模和流通股比例都進入了回歸方程，并且其方向與全樣本回歸結(jié)果和預期都完全一致，證明這三個變量在影響企業(yè)盈利能力時具有穩(wěn)定性#65377;

債務(wù)期限結(jié)構(gòu)僅在工業(yè)類的回歸中進入了方程，而企業(yè)成長能力除了對公共事業(yè)類沒有影響外，對其他行業(yè)都有顯著影響，高管持股比例則僅對工業(yè)和商業(yè)有顯著影響，考慮到公共事業(yè)類的特殊性，可以認為企業(yè)成長能力和高管持股比例對一般競爭性行業(yè)有較大的影響，而債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的作用則有待于進一步研究#65377;

在所有的行業(yè)中，股權(quán)性質(zhì)是惟一一個沒有進入任何回歸的指標，表明第一大股東的股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)的盈利能力并沒有影響#65377;

股權(quán)集中度對企業(yè)盈利能力的影響則更為復雜#65377;在股權(quán)集中度進入的三個行業(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)類回歸中，由于第一大股東持股比例沒有進入回歸方程，盈利能力與股權(quán)集中度成正相關(guān)關(guān)系#65377;這里也進一步反映出了行業(yè)之間的差異#65377;

從總的回歸結(jié)果看，資產(chǎn)負債率和流通股比例是與資本結(jié)構(gòu)理論預期差異最大的#65377;按照標準的資本結(jié)構(gòu)理論，負債可以增加企業(yè)價值，但是中國的實證研究卻普遍得出相反的結(jié)論#65377;在西方國家，股權(quán)資本成本要高于債權(quán)資本成本，在風險與收益權(quán)衡之后，存在著一個最優(yōu)的負債率#65377;但是在中國，上市公司具有股權(quán)融資的偏好是一個公認的事實#65377;西方國家企業(yè)負債中公司債券占有很高的比例，而我國債券市場極不發(fā)達#65377;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務(wù)理論中的作用，負債增加的同時又增加了財務(wù)危機成本和破產(chǎn)風險，限制了企業(yè)進一步的融資能力，制約了企業(yè)運營效率的發(fā)揮和盈利能力的提高#65377;

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格信號和接管控制功能發(fā)揮作用，有利于減少國有股股東監(jiān)管缺位時存在的委托代理問題#65377;但現(xiàn)實情況是中國股市的低效率，中小股東既無監(jiān)督公司的動機，也無監(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#65377;另一方面，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，對于管理層監(jiān)管的積極性和力度也就相應(yīng)的下降#65377;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相關(guān)#65377;

四#65380;結(jié)論

本文選取了凈資產(chǎn)收益率#65380;資產(chǎn)凈利率#65380;主營業(yè)務(wù)利潤率#65380;核心業(yè)務(wù)總資產(chǎn)收益率#65380;資產(chǎn)報酬率#65380;每股息稅前利潤#65380;每股收益這七項反映上市公司盈利能力的財務(wù)指標，運用因子分析計算了上市公司盈利能力的綜合評價指標F#65377;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#65377;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)濟周期的變化有一定的聯(lián)系#65377;

通過面板數(shù)據(jù)的實證研究，我們發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負債率#65380;企業(yè)規(guī)模和流通股比例這三個變量在影響企業(yè)盈利能力時具有穩(wěn)定性#65377;股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)的盈利能力并沒有影響，而股權(quán)集中度對企業(yè)盈利能力的影響則更為復雜，股權(quán)集中度對企業(yè)盈利能力隨行業(yè)不同而有較大的差異，這有待進一步的研究#65377;

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(責任編輯:封俊國;校對:閻東彬)

注:本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文