韋杰宇

（廣東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院 廣東廣州 510320）

引言

2019年底新冠肺炎疫情的暴發(fā)，不僅對人們生活造成了重大影響，也對經(jīng)濟造成了重創(chuàng)。受疫情影響，2020年我國經(jīng)濟增長率僅為2.3%。此次疫情的暴發(fā)對我國社會經(jīng)濟造成了嚴(yán)重沖擊，也對我國上市公司的正常生產(chǎn)經(jīng)營造成了不可挽回的損失。上市公司是我國經(jīng)濟發(fā)展的中流砥柱，也是市場重大損害重要的組成部分，上市公司的盈利水平能間接反映我國經(jīng)濟發(fā)展的水平。盈利能力是一家公司的生存根本，盈利能力的強弱可以驗證一家公司在戰(zhàn)略的制定和公司的治理上是否合理，而盈利能力的分析能引導(dǎo)公司做出正確的決策，公司大部分的股東、董事以及高級管理人員都非常重視公司的盈利能力。首先，對于公司經(jīng)理人員來說，盈利能力是公司各環(huán)節(jié)經(jīng)營活動的具體體現(xiàn)，公司經(jīng)營的好壞都會通過盈利能力表現(xiàn)出來，而通過對盈利能力的深入分析，可以使經(jīng)理人發(fā)現(xiàn)經(jīng)營管理中的重大問題，進而采取措施解決問題，提高公司收益和管理水平。其次，對于債權(quán)人來講，盈利能力的強弱直接影響公司的償債能力，分析公司的盈利能力是非常重要的。最后，對于股東而言，公司盈利能力的強弱更是至關(guān)重要，因為對于信用相同或者相近的幾個公司，投資人更傾向于將資金投向盈利能力更強的公司。并且，又由于新冠肺炎疫情的沉重打擊，公司的盈利能力影響因素會隨之變化，故研究疫情前后對公司盈利能力的影響因素變化非常必要，這不僅能夠了解疫情暴發(fā)對公司盈利能力的影響，還能夠為疫情后公司的發(fā)展提供數(shù)據(jù)支撐。

本文將利用我國3521家上市公司的數(shù)據(jù)，采用Stata軟件對上市公司盈利能力的影響因素進行多元線性回歸，從資本盈利能力、資產(chǎn)盈利能力、商品盈利能力以及每股收益四個方面對上市公司盈利能力進行研究分析。其中，資本盈利能力用凈資產(chǎn)收益率表示，資產(chǎn)盈利能力用總資產(chǎn)報酬率表示，商品盈利能力用銷售利潤率、成本利潤率表示，每股收益用基本每股收益表示。

文獻綜述

現(xiàn)有研究中，葛家澍和占美松（2008）認為盈利能力代表企業(yè)在持續(xù)經(jīng)營條件下由核心利潤提供的、穩(wěn)定的投資回報能力；周富龍（2018）認為企業(yè)盈利能力是指企業(yè)通過各種經(jīng)營活動來獲取利潤的能力，也就是企業(yè)投資人通過獲取投資收益，或者債權(quán)人獲取本息的資金來源，直接體現(xiàn)企業(yè)的經(jīng)營效果；孫銀英（2011）認為盈利能力包括銷售利潤率、成本費用利潤率等指標(biāo)；袁超杰等人（2017）對50家上市公司進行實證研究，發(fā)現(xiàn)流動資產(chǎn)率、資產(chǎn)負債率、主營業(yè)務(wù)收入正面影響房地產(chǎn)上市公司的盈利能力；吳淑琨（2002）研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度、內(nèi)部持股比例與公司績效呈顯著的倒U型關(guān)系；馮延超（2010）對高科技企業(yè)的股權(quán)集中度與績效之間的關(guān)系進行實證研究，發(fā)現(xiàn)高科技企業(yè)的股權(quán)集中程度越高則公司績效越低，而傳統(tǒng)企業(yè)股權(quán)集中程度的提高對公司績效具有正向的影響；趙萌和姚峰（2015）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)流動性、經(jīng)營有效性越強，企業(yè)盈利能力就越強；宋哲和于克信（2017）對2013-2015年我國西部地區(qū)158個資源型上市公司進行研究，發(fā)現(xiàn)西部資源型上市公司流動比率、股權(quán)集中度對公司績效有顯著的正向影響；顧吉宇和陳利軍（2011）利用2004-2009年上市公司面板數(shù)據(jù)對盈利能力進行研究，發(fā)現(xiàn)公司的規(guī)模與盈利能力呈顯著正相關(guān)；李彬（2013）利用140家制藥行業(yè)上市公司2007-2010年的面板數(shù)據(jù)對該行業(yè)上市公司盈利能力進行實證研究，發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模與盈利能力存在顯著的正相關(guān)；邵文武和姜艷陽（2019）發(fā)現(xiàn)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、可持續(xù)增長率、第一大股東持股比例、資產(chǎn)負債率可顯著提高公司的盈利能力；方華（2009）發(fā)現(xiàn)企業(yè)盈利能力受到公司資產(chǎn)、收入質(zhì)量、利潤構(gòu)成等因素影響。

綜上所述，大多數(shù)文獻是以行業(yè)上市公司為研究對象，從企業(yè)的營運能力、償債能力、發(fā)展能力、資本結(jié)構(gòu)以及股權(quán)結(jié)構(gòu)來對其行業(yè)的上市公司盈利能力進行研究。本文將借鑒前人的研究，以新冠疫情暴發(fā)前后為切入口，以全部A股剔除掉ST/*ST、PT/暫停上市、終止上市以及數(shù)據(jù)缺失的公司后剩下的3521家上市公司為樣本，從上市公司的資本盈利能力、資產(chǎn)盈利能力、商品盈利能力以及基本每股收益四個方面對上市公司的整體盈利能力進行影響因素分析。

研究假設(shè)

凈資產(chǎn)是指公司資產(chǎn)總額減去負債所剩下的凈額，而凈資產(chǎn)收益率是公司凈利潤與平均凈資產(chǎn)的比率，其既能反映資本的增值能力，也能反映股東價值的大小，還可衡量公司對股東投入資本的利用效率，彌補了每股稅后利潤指標(biāo)的不足。通常來說，該凈資產(chǎn)收益率越高，說明公司盈利能力就會越好。據(jù)此，提出假設(shè)1，即凈資產(chǎn)收益率與公司的盈利能力成正比。

總資產(chǎn)報酬率又稱總資產(chǎn)利潤率，是指公司稅前利潤與總資產(chǎn)之間的比率，用以評價公司運用全部資產(chǎn)的總體獲利能力，是評價公司資產(chǎn)運用效益的重要指標(biāo)。簡單來說，總資產(chǎn)報酬率越高，說明企業(yè)資產(chǎn)的運用效率越好，也就意味著企業(yè)的資產(chǎn)盈利能力越強。據(jù)此，提出假設(shè)2，即總資產(chǎn)報酬率的提高也能促進上市公司盈利能力的提升。

銷售利潤率是一定時期的銷售利潤總額與營業(yè)總收入的比率，它表明單位銷售收入獲得的利潤，反映銷售收入和利潤的關(guān)系，是以銷售收入為基礎(chǔ)來分析上市公司的盈利能力，是反映銷售收入收益水平的指標(biāo)。銷售利潤率越高，說明企業(yè)的商品經(jīng)營能力越強，企業(yè)的獲利能力也就越強，進而上市公司整體盈利能力也就越強。據(jù)此，提出假設(shè)3，即銷售利潤率的提高能正向促進上市公司整體盈利能力的提升。

成本利潤率是指一定時期的銷售利潤總額與營業(yè)總成本的比率，其反映企業(yè)的投入產(chǎn)出水平，即所得與成本的比率，體現(xiàn)了增加利潤是以降低成本及費用為基礎(chǔ)的。成本利潤率越高，表明生產(chǎn)和銷售產(chǎn)品的每1元成本取得的利潤就越多，勞動耗費的效益就越高，上市公司的盈利能力也就越強。據(jù)此，提出假設(shè)4，即成本利潤率的提升能提高上市公司的盈利能力。

由上市公司自身特點所決定，其盈利能力除了可以通過一般企業(yè)盈利能力的指標(biāo)分析外，還應(yīng)進行一些特殊指標(biāo)的分析，特別是一些與公司股票或市場價值相關(guān)的指標(biāo)分析，如基本每股收益，它是指歸屬于普通股股東的當(dāng)期凈利潤與發(fā)行在外的普通股加權(quán)平均數(shù)的比率，是上市公司盈利能力的特殊指標(biāo)，這一指標(biāo)與普通股股東的利益關(guān)系極大，也能間接證明上市公司的市場價值，進而影響上市公司的整體盈利能力。據(jù)此，提出假設(shè)5，即提升每股收益能使上市公司的盈利能力增強。

變量選取、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

公司盈利能力包括有資本盈利能力、資產(chǎn)盈利能力、商品盈利能力以及每股收益四個方面（劉晰昱，2019）。公司盈利能力選取凈利潤率作為被解釋變量Y，反映整個企業(yè)營業(yè)收入的收益水平；資本盈利能力選取凈資產(chǎn)收益率作為解釋變量X，反映公司所有者的投資回報率；資產(chǎn)盈利能力方面上，選取總資產(chǎn)報酬率作為解釋變量X，反映資產(chǎn)利用的綜合效益；商品盈利能力選取銷售利潤率、成本利潤率作為解釋變量X、X，反映銷售收入收益水平以及成本與利潤的關(guān)系；每股收益選取基本每股收益作為解釋變量X，反映企業(yè)的經(jīng)營成果。具體的變量名稱、定義及解釋見表1。

表1 變量名稱、定義及解釋

數(shù)據(jù)全部來源于CCER數(shù)據(jù)庫，樣本選取了2019年、2020年全部A股市場剔除ST/*ST、PT/暫停上市、終止上市以及數(shù)據(jù)缺失的公司后所剩下的3521家上市公司。樣本選取2019年、2020年數(shù)據(jù)主要是因為疫情是于2020年初暴發(fā)，2021年年度報告還未公布，故選取疫情暴發(fā)前的2019年數(shù)據(jù)及疫情暴發(fā)后的2020年數(shù)據(jù)作為樣本；選取剔除掉ST/*ST、PT/暫停上市、終止上市以及數(shù)據(jù)缺失的公司后所剩下的上市公司作為樣本，主要是因為考慮到公司的可持續(xù)性發(fā)展以及研究數(shù)據(jù)的完整性，這樣的研究結(jié)果更具有參考意義。

本文利用多元線性回歸法對疫情暴發(fā)前后公司盈利能力影響因素進行研究，建立模型為：

其中，Y為第i個公司的凈利潤率，β為常數(shù)項，β、β、β、β、β為各變量系數(shù)，X、X、X、X、X分別為第i個公司的凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)報酬率、銷售利潤率、成本利潤率以及基本每股收益，ε為第i個公司的誤差項。由于新冠肺炎疫情的暴發(fā)導(dǎo)致公司盈利能力發(fā)生較大變化，故分別對疫情暴發(fā)前后（即2019年、2020年）的數(shù)據(jù)進行回歸分析，以觀察疫情暴發(fā)前后對上市公司盈利能力影響因素的變化情況。

實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

分別對疫情暴發(fā)前（2019年）與疫情暴發(fā)后（2020年）3521家上市公司的各變量數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，得出結(jié)果如表2、表3所示。

表2 2019年各變量描述性統(tǒng)計

表3 2020年各變量描述性統(tǒng)計

3521家上市公司2019年的凈利潤率Y平均值為14.61%，2020年的凈利潤率Y平均值為4.84%，說明新冠肺炎疫情的暴發(fā)導(dǎo)致了上市公司的凈利潤率大幅縮減。從解釋變量上看，2019年凈資產(chǎn)收益率X、總資產(chǎn)報酬率X、銷售利潤率X、成本利潤率X和基本每股收益X的平均值分別為3.35%、8.31%、16.91%、19.08%和0.60%，而2020年的相應(yīng)變量平均值分別為2.90%、4.69%、6.84%、11.44%和0.46%，顯然2020年各自變量平均值比2019年平均值都要低。由此可見，上市公司在疫情暴發(fā)后的資本盈利能力、資產(chǎn)盈利能力、商品盈利能力都在減弱，每股收益也在下降，說明新冠肺炎疫情使得上市公司的整體盈利能力有明顯的下滑趨勢，嚴(yán)重影響了上市公司的盈利能力。

（二）多元線性回歸與多重共線性檢驗

將2019年、2020年數(shù)據(jù)分別代入公式（1）進行OLS回歸，分析并檢驗疫情暴發(fā)前后上市公司盈利能力影響因素的變化。2019年OLS回歸結(jié)果的F值為8828.63，且R-squared為0.926，說明模型整體回歸結(jié)果具有很好的統(tǒng)計意義與較高的擬合度，再看各變量的顯著性，X、X、X、X、X以及常數(shù)項_cons都具有非常高的顯著性；2020年OLS回歸結(jié)果的F值為17880.08，R-squared為0.962，說明2020年的整體回歸結(jié)果也具有非常好的統(tǒng)計意義與非常高的擬合度，整體回歸結(jié)果比2019年的更加優(yōu)良。接著看各變量X、X、X以及常數(shù)項_cons的顯著性，變量X、X、X以及常數(shù)項_cons也都具有非常高的顯著性，而變量X和X不顯著，相比2019年的各變量，2020年的各變量較不顯著。2019年、2020年的OLS回歸結(jié)果如表4所示。

表4 2019年、2020年的OLS回歸結(jié)果

對2019年、2020年的OLS回歸結(jié)果分別進行多重共線性檢驗，檢驗采用VIF膨脹因子檢驗，發(fā)現(xiàn)2019年、2020年的VIF膨脹因子全部小于10，說明多元線性回歸結(jié)果不存在多重共線性。2019年、2020年VIF檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 2019年、2020年VIF檢驗結(jié)果

（三）異方差檢驗分析

對2019年、2020年的OLS回歸結(jié)果分別進行異方差的檢驗，檢驗采用White懷特檢驗，發(fā)現(xiàn)2019年、2020年的P值遠小于0.05，說明White懷特檢驗結(jié)果拒絕原假設(shè)，即拒絕接受同方差，這意味著模型存在異方差。2019年、2020年White檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 2019年、2020年White檢驗結(jié)果

由于OLS回歸結(jié)果存在異方差，故需要對回歸模型進行異方差處理，本文處理異方差采用OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤方法，分別對2019年、2020年回歸模型進行OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸，該回歸方法可以消除回歸模型異方差的影響，使回歸模型可以與異方差共存。2019年、2020年OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸結(jié)果如表7所示。對回歸結(jié)果進行統(tǒng)計檢驗發(fā)現(xiàn)， 2019年、2020年回歸結(jié)果的F值較大，說明該模型的整體水平非常顯著；R-squared值分別為0.926、0.962，說明該模型的擬合度非常好，解釋變量分別能夠解釋被解釋變量的92.62%和96.22%。2019年回歸結(jié)果顯示，變量X、X、X、X都非常顯著，具有統(tǒng)計意義，僅有變量X不顯著；2020年回歸結(jié)果顯示，僅有變量X和X顯著，X、X以及X都不顯著。2020年回歸模型雖然在整體擬合度上更優(yōu)于2019年，但是在變量的顯著性上2020年遠不如2019年，說明2020年的模型構(gòu)建與變量選取上還欠缺一定的考慮。由于本文數(shù)據(jù)不是時間序列，故不存在自相關(guān)性，得出2019年、2020年最終回歸模型如公式（2）（3）所示：

表7 2019年、2020年的OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤結(jié)果

2019年最終回歸模型（公式2）說明：凈資產(chǎn)收益率X、基本每股收益X與凈利潤率Y呈負相關(guān)關(guān)系，凈資產(chǎn)收益率X每增加1%，凈利潤率Y就會減少0.0335%，基本每股收益X每增加1元，凈利潤率Y就會減少0.6773%；總資產(chǎn)報酬率X、銷售利潤率X以及成本利潤率X都與凈利潤率Y呈正相關(guān)關(guān)系，即總資產(chǎn)報酬率X、銷售利潤率X以及成本利潤率X每增加1%，凈利潤率Y分別會增加0.1778%、0.7776%以及0.0925%。

2020年最終回歸模型（公式3）說明：凈資產(chǎn)收益率X、總資產(chǎn)報酬率X、成本利潤率X以及基本每股收益X都與凈利潤率Y呈負相關(guān)關(guān)系，凈資產(chǎn)收益率X、總資產(chǎn)報酬率X、成本利潤率X每增加1%，凈利潤率Y就會分別減少0.0101%、0.0012%、0.0435%，基本每股收益X每增加1元，凈利潤率Y就會減少0.1479%；銷售利潤率X與凈利潤率Y呈正相關(guān)關(guān)系，即銷售利潤率X每增加1%，凈利潤率Y就會增加0.9654%。

研究結(jié)論與對策建議

（一）研究結(jié)論

本文選取新冠肺炎疫情暴發(fā)前（2019年）與疫情暴發(fā)后（2020年）我國A股3521家上市公司作為研究樣本，采用OLS最小二乘法，從資本盈利能力、資產(chǎn)盈利能力、商品盈利能力以及每股收益四個方面對上市公司盈利能力進行研究分析，接著對回歸模型進行多重共線性檢驗與異方差檢驗發(fā)現(xiàn)模型存在異方差，最后采用OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對模型進行異方差處理，得到疫情暴發(fā)前（2019年）與疫情暴發(fā)后（2020年）的最終回歸模型。

根據(jù)2019年回歸模型（公式2）可知，在疫情暴發(fā)前，總資產(chǎn)報酬率X、銷售利潤率X以及成本利潤率X都與凈利潤率Y呈正相關(guān)關(guān)系，這支持了假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4；凈資產(chǎn)收益率X、基本每股收益X與凈利潤率Y呈負相關(guān)關(guān)系，不支持假設(shè)1和假設(shè)5。根據(jù)2020年回歸模型（公式3）可知，銷售利潤率X與凈利潤率Y呈正相關(guān)關(guān)系，支持假設(shè)3；凈資產(chǎn)收益率X、總資產(chǎn)報酬率X、成本利潤率X以及基本每股收益X都與凈利潤率Y呈負相關(guān)關(guān)系，不支持假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)4和假設(shè)5。

根據(jù)2019年回歸模型（公式2）可知，在疫情暴發(fā)前，總資產(chǎn)報酬率X、銷售利潤率X以及成本利潤率X都與凈利潤率Y呈正相關(guān)關(guān)系，這支持了假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4；凈資產(chǎn)收益率X、基本每股收益X與凈利潤率Y呈負相關(guān)關(guān)系，不支持假設(shè)1和假設(shè)5。根據(jù)2020年回歸模型（公式3）可知，銷售利潤率X與凈利潤率Y呈正相關(guān)關(guān)系，支持假設(shè)3；凈資產(chǎn)收益率X、總資產(chǎn)報酬率X、成本利潤率X以及基本每股收益X都與凈利潤率Y呈負相關(guān)關(guān)系，不支持假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)4和假設(shè)5。在疫情暴發(fā)前，提高總資產(chǎn)報酬率與成本利潤率可以促進上市公司整體盈利能力的提升，但是在疫情暴發(fā)后，總資產(chǎn)報酬率與成本利潤率的提高會導(dǎo)致上市公司的整體盈利能力下降。

疫情的暴發(fā)改變了總資產(chǎn)報酬率X和成本利潤率X的影響方向，而沒有改變凈資產(chǎn)收益率X、銷售利潤率X以及基本每股收益X的影響方向，但是各變量在對上市公司盈利能力的影響程度上都有變化。疫情暴發(fā)前，銷售利潤率X是最大的影響因素，接著變量影響程度的排序是基本每股收益X>總資產(chǎn)報酬率X>成本利潤率X>凈資產(chǎn)收益率X；疫情暴發(fā)后，銷售利潤率X還是最大的影響因素，其次是基本每股收益X，但是剩下3個變量的影響程度卻改變了，排序是成本利潤率X>凈資產(chǎn)收益率X>總資產(chǎn)報酬率X。

總的來說，銷售利潤率X無論是在疫情暴發(fā)前還是疫情暴發(fā)后，對上市公司盈利能力的影響都是最大的，其次是基本每股收益X，故在上市公司盈利能力的分析上，一定要著重關(guān)注企業(yè)的銷售利潤率與基本每股收益。

本文在研究的過程中難免會出現(xiàn)一些不足之處：首先是在資本盈利能力、資產(chǎn)盈利能力、商品盈利能力和每股收益四個方面的代表性指標(biāo)的選取上，選取的各指標(biāo)并沒有能夠絕對反映出各方面的盈利能力程度；其次是在解釋變量的模型構(gòu)建上并沒有全方位考慮到上市公司盈利能力的影響因素，還存在著遺漏的變量，故在整體的模型回歸過程中，有可能會偏離實際情況。

（二）對策建議

加大廣告宣傳力度，提高公司品牌知名度。如果一家上市公司擁有較高的品牌知名度，在相同的市場上銷售相同的產(chǎn)品時，消費者更愿意去購買知名品牌的產(chǎn)品，甚至?xí)龈嗟腻X去購買知名品牌的產(chǎn)品（婁磊等，2020）。盡管這些產(chǎn)品對于消費者來說效用價值是一樣的，但是知名品牌的消費者剩余價值會更高，只要消費者剩余價值大于消費者多出的產(chǎn)品價值，消費者就會愿意出更多的錢去購買產(chǎn)品價值相同而消費者剩余價值更大的知名品牌產(chǎn)品，上市公司可以利用消費者的消費價值觀加大廣告宣傳，提升公司品牌知名度。公司品牌打響時，在合理的范圍內(nèi)增加產(chǎn)品價格，那么公司就能在產(chǎn)品成本不變的情況下增加銷售利潤，即提高了銷售利潤率，進而提升上市公司的盈利能力。

擴大公司規(guī)模，形成規(guī)模經(jīng)濟效益。公司擴大規(guī)?？梢酝ㄟ^內(nèi)部新建發(fā)展、外部并購發(fā)展和戰(zhàn)略聯(lián)盟等途徑進行。規(guī)模經(jīng)濟包括規(guī)模內(nèi)部經(jīng)濟、規(guī)模外部經(jīng)濟以及規(guī)模結(jié)構(gòu)經(jīng)濟，上市公司在邊際效益大于零的情況下可以進行外部并購（梁杏非，2018），如利用橫向并購、縱向并購等來擴大生產(chǎn)規(guī)模、共享技術(shù)經(jīng)驗、節(jié)省交易費用或降低產(chǎn)品平均成本，使得在產(chǎn)品價格不變的情況下增加產(chǎn)品利潤，進而提高銷售利潤率，提升上市公司的盈利能力。

開發(fā)新產(chǎn)品，提高產(chǎn)品差異化水平。目前市場產(chǎn)品趨于同質(zhì)化，相同類型的產(chǎn)品已經(jīng)沒有競爭力（戴書松和丁暢，2020）。公司要想提高產(chǎn)品差異化，須先增加產(chǎn)品研發(fā)投入，加大產(chǎn)品研發(fā)力度，進而提高產(chǎn)品差異化。產(chǎn)品差異化的提高不僅降低了購買商與公司討價還價的能力，還減少了市場上的替代品，使得產(chǎn)品在價格上有競爭優(yōu)勢，增加產(chǎn)品在銷售中的利潤，提高銷售利潤率，進而提升公司盈利能力。

不斷提高公司利潤，使每單位投入資本能夠去獲取盡可能多的利潤。簡單來說，就是在有限的資本投入中，盡可能去提高公司的利潤，進而提升資本回報率，提升上市公司的資本盈利能力。在提升公司利潤的同時，要控制好自身的金融杠桿比例，不要追求過高的金融杠桿，而是要在一定的總資產(chǎn)規(guī)模上對公司的利潤進行最大化，進而進一步提高上市公司的總資產(chǎn)報酬率，提升上市公司的資產(chǎn)盈利能力。還有最重要的一點是，要時刻控制好公司自身的股本規(guī)模，不要為了眼前的利益而放棄長遠的公司價值，而是應(yīng)該進一步提高股東每股所能享有的公司利潤，提高上市公司的每股收益，進而能夠吸引更多的股東對公司進行投資，這在公司的戰(zhàn)略決策上是非常具有優(yōu)勢的。