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關鍵詞：英美文學 教師作用 跨文化交際 實際教學
中圖分類號：G718.5 文獻標識碼：C DOI：10.3969/j.issn.1672-8181.2013.22.124
英美文學是為培養和檢驗學生英美文學的基本理論知識和理解、鑒賞英美文學原著的能力而設置的一門專業理論課程。它能夠擴大文化教學的力度，充分挖掘學生的跨文化交際能力。在實際教學中，教師應充分發揮主導作用，為學生的學習搭建扶梯，激發學生的學習動機，提高學生的跨文化交際能力。
為了實現這一教學目標和育人目標，任課教師應在實際教學中注重從選材上囊括經典的文學作品，并遴選出不同思想流派的著作，幫助學生了解重要作家，閱讀和分析其代表作品。比如，在講英國浪漫主義時期的詩歌時，教師可以從前浪漫主義的代表人物威廉?布萊克的《老虎》講起，以便把感傷主義詩歌和浪漫主義詩歌有機地結合起來，使學生對英國十八世紀浪漫主義詩歌的發展脈絡有個大致的了解。然后是羅伯特?彭斯的《一朵紅紅的玫瑰》、華茲華斯和科勒律治合作的《抒情歌謠集》、華茲華斯的《我好似一朵孤獨的云》、拜倫的《她走在美的光彩中》、雪萊的《西風頌》和濟慈的《夜鶯頌》。從內容上，這些詩人和作品有的通過贊嘆老虎的威武和力量來證實上帝至高無上的全能；有的表達了自己堅貞的愛情立場，體現了民歌特有的清新自然和真摯純樸；有的描繪了英國西北部威斯木爾蘭郡的昆布蘭湖區自然風光；有的展現了女子的性情溫婉和舉止優雅；有的借助夜鶯的美好形象來表達自己內心對自由的無限渴求。從寫作手法上講，有的質樸簡練，情景交融，沁人心脾；有的抑揚頓挫，跌宕起伏，扣人心弦；有的比喻象征，襯托對比，托物言志。教師的如此選材旨在引導學生通過賞析不同特色與風格的作家作品時，能夠增強對英美文學的感性認識，培養并提高自身的閱讀理解能力、文化理解能力、文學鑒賞能力和綜合素質。當然，學生在此學習中還可以領略英國歷史地理、風俗習慣、生活方式、行為規范和價值觀念等，跨文化交際意識與能力潛移默化地得以滲透和提升。
在英美文學的教學中，教師一方面要帶領學生賞析作品語言的準確、優美，同時要讓學生在掌握另一種語言的同時，懂得對另一種文化的理解、包容、吸收和消化。因此，除了科學系統地選材外，教師還應注意解決以下幾個方面的問題。
第一，優化輸入，強化輸出。克拉申（Krashen）認為，一個兒童的母語能力和社會文化能力的發展是同步進行的，他（她）同時接受語言和文化信息的輸入。這些輸入必須是可理解的和可自然的。具體而言，教師在英美文學的教學中應重視文化輸入的必要性，多研究學生的認知、接受能力，設計符合學生心理特點、調動學生求知欲的問題，采取循序漸進的原則，給予學生正確的示范與引導，進而在英美兩國歷史背景的介紹中給學生滲透跨文化交際意識，在英美兩國文學特點的學習中發展學生跨文化交際的意識和能力，在英美兩國詩歌、小說等的賞析中提高學生跨文化交際的能力。此外，學生應充分發揮個人的主觀能動性，樂于將教師所授的知識消化、吸收、鞏固、靈活運用。在講解華盛頓?歐文的《睡谷傳說》時，為了便于學生更好地理解原文，教師布置了六道問答題。其中第六道的含金量最大。問題是你認為政治與像瑞普這樣的小人物有關嗎？講解時，教師根據學生的實際情況先從politics的起源開始，政治與經濟、文化共同組成社會的三大領域。其次要使學生弄清作者歐文在文中想要傳達的觀點與自己的意愿是有區別的，舉例說明電影《加菲貓》中貓與老鼠的關系是常人眼中不共戴天的敵人還是導演想要傳達的好伙伴關系。最后一點是小人物和政客兩者誰與政治有關系。經過這樣可理解性的輸入之后，學生能夠更深入理解《睡谷傳說》中的人物角色、寫作特色、思想意義等，就所提問題做出自主判斷，積累經驗，日后遇到類似的問題可以給予有效的解決。與此同時，通過中西文化差異的對比與體驗，學生更加看清了兩種文化的差異，學到了許多課堂上學不到的生動的社會文化背景知識，有利于自身語言能力和跨文化交際能力的提高。
第二，運用多媒體視聽手段培養學習者的跨文化意識。語言教學專家認為，音像結合的教學手段比任何一種教學媒體都能更加全面而真實地展示語言信息。筆者在高師擔任英美文學課程已經九、十年了，一開始僅僅是一支粉筆、一塊黑板帶領學生領略英美文化、文學的魅力。近兩年由于多媒體投影等配套設施的完善，教師通過制作每個章節的幻燈片向學生提供了豐富多彩的文化背景及所含的文化內容。圖文并茂的內容呈現使英美文學的課堂更加鮮亮，學生接觸到更加直觀的外來文化，逐步形成全面而準確地認知異民族文化、進行跨文化對話的能力。例如在講授十七世紀美國文學時，教師借助幻燈片中生動活潑的圖片，給予學生直觀上的視覺體驗。哥倫布、五月花號、感恩節、圖騰、清教徒時期代表作家等圖片的展現，把枯燥的文學史的知識形象化，調動了學生的積極性，激活了學生的思維。這對學生了解美國文化與文學、掌握純正的英語無疑是大有裨益的。此外，教師也可以通過情景對話、影視賞析等途徑引領學生從不同領域、不同角度領略西方文化、文學的魅力，從而提高自身的跨文化交際的敏感性。學生在輕松的聲像并茂的學習環境里真正領悟中西文化、文學的差異，增強自己的跨文化交際意識。在賞析納撒尼爾?霍桑的小說《紅字》時，教師放映了由小說改編的影片。雖然此前學生從小說文本中已經讀到女主人公因犯通奸罪而要得到懲罰，但當看到了有聲有色的影片，被電影的背景音樂所感染，被人物角色傳神的表演所感動，學生才更可能體會當事人在眾人面前所要忍受的各種煎熬。由此，學生加深了目的語文本的學習，使與文化有關的內容深刻地印在記憶中。同時，學生在教師的點撥下也會聯想到中國古代女子若犯有同樣的罪行，會承擔何種懲罰。通過對比兩種文化的異同，使母語文化與目的語文化的理解、鑒賞互相促進，有助于學生準確地把握語言的真正含義，理解文本的內涵，從而提升自身的跨文化交際能力。
第三，課內課外相結合，倡導合作精神。維果斯基的最近發展區理論認為學生的發展有兩種水平：一種是學生的現有水平，指獨立活動時所能達到的解決問題的水平；另一種是學生可能的發展水平，也就是通過教學所獲得的潛力。兩者之間的差異就是最近發展區。所以教師通過設計有技術含量、有難度的問題，要求學生小組合作，調動學生的學習積極性，充分發揮潛能，超越其最近發展區而達到其困難發展到的水平，然后在此基礎上進行下一個發展區的發展。在英美文學課上，教師要鼓勵學生課后自行結伴開展英語對話、英語討論、英語話劇表演等活動，倡導合作精神。正所謂眾人拾柴火焰高，小組每位成員的聰明才智集結優化，經小組內部細化內容、分工合作后，原本很難的任務也變得簡單、可行起來。比如，有的成員負責查找資料、有的整合資料、有的制作課件、有的上臺展示、有的負責調控等。同時，教師可以讓學生之間互相幫助，學習他人的學習方法，以他人之長補己之短也是十分有益的。例如，教師講解完小說《理智與情感》的主要人物角色后，一邊放映由李安導演的電影片段，一邊用英語進行補充與說明。觀賞完畢，教師要求以小組為單位，以這九個問題為主線就小說的情節、若干細節、部分展開討論。教師從旁指點，給予必要的幫助。最后，教師可以引導學生從《理智與情感》中找突破，進行中西文化對比。經過熱烈的討論與交流，有的小組將《理智與情感》和林語堂所著的《京華煙云》進行比較。他們認為，姚木蘭與艾琳諾、姚莫愁與瑪瑞安有共性。有的小組則把理性的姐姐與《紅樓夢》中的薛寶釵進行類比，把感性的妹妹與尤三姐進行比較。還有的小組偏重西方小說與中國小說的特點比較等等。總之，在學習目的語的文本材料時，有些問題只有通過討論才能弄清楚。教師可以根據課文內容，激活學生的靈感，以小組合作討論的形式，發揮集體的智慧，在小組合作中分享學習內容與成果，鍛煉組織、調控、與他人交流、上臺展示的能力，在輕松的環境中能體會異國文化，充分享受學習的樂趣。在小組討論中，學生的中國文化意識還能進一步加深，使英語學習中的西方文化與中國文化相得益彰，提高了對中外文化異同的敏感性和鑒別能力，進而提高了跨文化交際能力。
教學是師生雙邊的共同活動，教師的教與學生的學應有機地結合起來。英美文學課能夠提高學生的跨文化交際能力，在此模式下，教師要充分發揮主導作用，從學生的角度出發，通過科學系統的選材，優化輸入，強化輸出，運用多媒體視聽手段，課內課外相結合，倡導合作精神等進一步地為學生服務，提高學生的跨文化交際能力，使學生真正成為學習的主人，實現學生知識和能力的全面發展。
參考文獻：
[1]Krashen， S. The Input Hypothesis： Issues and Implications [M]. Longman， 1985.
[2]陳俊森，樊葳葳.外國文化與跨文化交際[M].華中理工大學出版社，2000.
[3]林大津.跨文化交際學：理論與實踐[M].福建人民出版社，2005.
[4]吳偉仁.英國文學史及選讀[M].外語教學與研究出版社，2012.
關鍵詞：公司治理結構；盈利能力；影響
中圖分類號：F224-3 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）025-000-01
前言
一般來講一個企業實際經營狀況的優劣往往能夠通過盈利能力來展現，而盈利能力則與企業業績息息相關，業績的提升以及下滑又建立在企業實際治理結構基礎上，由此企業治理結構和盈利能力之間就建立了緊密的內在關系，眾多研究學者認為治理結構屬于多層次以及多角度性的動態性經濟概念，需要從治理結構進而剖析企業實際盈利狀況。
一、初探公司治理中股權結構實際于盈利能力作用影響
公司治理實際于盈利能力作用影響集中在股權結構上，而股權結構本質上由多種主體類型股份構成，主體類型對于股權結構予以了特性的決定，股權結構針對盈利能力方面的實際作用建立在股權相應集中度以及內在結構兩方面，首先從股權內在結構方面來講，持有較大比例的國有股基礎上企業相應的盈利能力則表現為較強，因為我國長期以來基本國情是公有制為發展主體，企業在實際發展環節中政府予以了較大的政策優惠，如國家對于企業實施的一定稅收返還以及優惠貸款和相應的政策支持等等，可以說這些優惠政策尤其是對于快速成長環節中相關小型企業以及中型企業無疑是帶來了較大發展動力，而中小型大量企業在實際獲取到優惠政策之后也會實現盈利能力的大幅提升，這對于企業業績的增長將起到較大的推動作用；此外持有較大比例的法人股基礎上企業相應的盈利能力則表現較低，法人股具備較大的持股比例則會促使一股獨大狀況的突出，在該種環境背景之下企業潛在的無法預估的風險將會增加，而法人股大量持有也現今引起企業實際盈利能力降低的關鍵原因；如果是持有較大比例的流通股則企業相應的盈利能力也會表現較低，因為企業中相應的流通股實際被劃分到各個股東之后，每個股東占有份額比較小，由此持有流通股的相關股東并不會對企業經營產生較大的影響，如無法踐行股東大會相關權利或者是參與企業經營監督等等，由此企業實際治理效率也會大大降低，最終影響到資源配置的有效性，導致企業實際盈利能力無法提升。
其次從股權相應集中度方面來講，通常股權的適度性集中對于企業日常經營管理有著積極的影響作用，很大程度上能夠將企業實際盈利能力大大提升，但是如果是股權從適度轉為過于集中，簡單來講就是較大比例的股權由一人或者是兩人控制，則往往一股獨大基礎上無法實現企業經營的良好監督，因此企業股權最好是均勻被多個股東受理，保證企業經營方面的透明度，這樣才能真正的將企業相應管理效率良好提高并在此基礎上實現最大化的盈利[1]。
二、公司治理中董事會結構基于盈利能力實際作用
除了股權結構能夠基于盈利能力產生一定的影響作用之外，董事會實際結構同樣也會影響到企業實際盈利能力，具體來講，較大比例的獨立董事基礎上企業實際盈利能力將會表現較弱，獨立董事常常是建立在大股東基礎上，簡單來講就是大股東直接會成為獨立董事，并不會從領導干部中選，屬于管理層的空降兵，而這些獨立董事在沒有對企業實際經營做到充分性了解熟知狀況下直接上崗并對經營管理“指手畫腳”[2]，非常不利于企業當下良好發展，尤其是會將其盈利能力大大降低；此外企業如果是推行總經理以及董事會方面的監理制度將有利于企業實際盈利能力的不斷提高，一般委托相關理論指出，盈利能力需要建立在風險以及成本降低基礎上，而兼任制度則成很大程度上講企業與董事會成員之間的溝通成本大大減少，有利于企業相關經營者以及所有者之間利益的協調統一，這對于其盈利能力以及競爭能力將起到較大的提升作用。
三、公司治理中管理層激勵基于盈利能力實際作用
除了上述兩方面能夠對企業實際盈利能力產生影響作用之外，管理層激勵同樣也能夠作用于盈利能力，具體來講，薪酬激勵往往對于盈利能力提升意義重大，眾多研究學者認為現今企業相應管理層具備差異化薪酬，而管理層實際薪酬和其實際盈利能力兩者之間具備一定正相關內在關系，站在委托相關理論視角來講，如果企業相關經營者以及所有者之間達到了統一化的利益目標，則其經營管理將達到較高的工作效率，尤其是在管理層實際薪酬建立在經營績效基礎上將最大化的刺激管理層優化管理方式并調整管理內容等等，此外如果是管理層賦予一定的股權作為管理獎勵，也能夠較大化的激勵管理層更加積極做好日常經營工作，而建立在薪酬以及股權兩方面激勵基礎上的管理層將促使企業獲取到較多經濟利益[3]。
四、結論
綜上分析可知，現今企業要想在經濟市場站穩腳跟就需要對自身的治理結構予以優化，因為治理結構從股權結構以及董事會實際結構和相應的管理層方面激勵來對于企業實際盈利能力產生重要性影響，通過優化治理結構進而提升自身經營方面盈利，而從本文將公司治理實際于盈利能力方面作用影響作為研究核心旨在為現今以及未來企業穩定以及長足性的發展獻出自己的一份微薄之力。
參考文獻：
[1]李志軍，陳翠婷，廖霞如.公司治理視角下的銀行持股與公司盈利能力分析――基于滬深A股上市公司經驗證據[J].國際商務財會，2015，01：75-81.
摘要：本文選取信息技術業92家上市公司2009～2011年的財務數據，計算資產結構變量與企業盈利能力變量指標數據，建立回歸模型，運用SPSS19.0統計軟件進行實證分析研究。研究目的是為了找到資產結構與企業盈利能力之間的影響關系。
關鍵詞：信息技術業；資產結構；盈利能力
一、引言
資產結構指的是企業各項資產之間的比例關系，以及各項資產占總資產的比重。資產結構的研究對企業各項資產投資比例有著重要影響，能優化各種資產的占用量以及資產減的比例失衡，以達到提高資產利用率、降低資產占用成本，最終提升企業盈利能力的目的。
信息技術產業屬于目前的高新技術產業，對于其他行業的發展有著重大影響。本文將研究信息技術業上市公司資產結構和公司盈利能力之間的關系，為尋求較優的資產結構進行一些探索。
二、研究設計
（一）研究假設
本文擬通過檢驗以下假設來獲取相關數據：
H1：貨幣資金占比與企業盈利能力呈負相關關系。
貨幣資金是收益性最弱的資產，所以貨幣資金占比過高會引起經營上的浪費，導致資金閑置，影響企業盈利能力。因此本文假設貨幣資金占比與企業盈利能力呈負相關關系。
H2：存貨占比與企業盈利能力呈負相關關系。
存貨是企業生產的最終產品，也是企業盈利的直接來源，但存貨是流動資產中流動性較差、變現能力較弱的資產。只有將存貨順利變現，才能是企業得到充足、穩定的現金流。而存貨占比過高則會引起經營上的浪費，導致資產閑置，影響企業盈利能力。因此本文假設存貨占比均與企業盈利能力呈負相關關系。
H3：流動資產比率與企業盈利能力呈負相關關系。
企業資產的流動性與其盈利能力成負相關關系，流動資產占總資產的比重越大，其流動性行越高，但企業的盈利能力隨之降低。因此本文假設在信息技術行業中，流動資產比率與企業盈利能力呈負相關關系。
H4：固定資產比率與企業盈利能力呈正相關關系。
固定資產的數量和質量直接反映了一個企業的經濟實力和生產發展水平。適當的提高固定資產比率，形成規模經濟，將有利于降低企業成本，提高企業盈利能力。因此本文假設固定資產比率與企業盈利能力呈正相關關系。
H5：無形資產比率與企業盈利能力呈正相關關系。
無形資產主要包括專利權、商標權等。科技是第一生產力，隨著科學技術的不斷發展和應用，企業在經營和競爭中對科學技術的依賴越來越強。較之于其他行業，無形資產對于信息技術行業是一種更為重要的資產。它能明顯的提高企業的價值。因此本文假設無形資產比率與企業盈利能力呈正相關關系。
（二）變量選取
1.變量選取
根據實證研究的需要，本文考察上市各公司資產結構與盈利能力的相關性，主要涉及的變量有三類：因變量、自變量和控制變量。
本文選取了五項指標來反映資產結構，作為自變量：貨幣資金占比=貨幣資金/總資產，存貨占比=存貨/總資產，流動資產比率=流動資產/總資產，固定資產比率=固定資產/總資產，無形資產比率=無形資產/總資產。選擇了凈資產收益率=凈利潤/總資產，來反映企業盈利能力，作為因變量。
此外，本文還選取了三個控制變量：一是企業規模，取總資產的自然對數為替代變量。二是企業資產周轉率，以營業收入占總資產的比例來衡量。三是資產負債率，以負債總額占總資產比例來衡量。
（三）樣本選取與數據來源
本文選取滬深主板A股上市公司2009——2011年的財務數據為對象，進行研究分析。在選取樣本過程中主要遵循了一下原則：
（1）剔除僅有或含有B股、H股上市公司。在編制財務報告準測、發行方式和發行地上，B股、H股與A股有很大的差別，其相關財務指標缺乏可比性，必然會給實證分析帶來誤差，故不選取發行股票中含有B股和H股的上市公司。
（2）剔除ST、PT公司。由于ST公司財務狀況或其他狀況出現異常；PT公司屬于近三年來連續虧損等情況，其股票暫停上市。因此，在選取樣本時剔除這兩類公司。
最終，本文選取信息技術行業中的92家企業，連續3年共276組樣本。使用的全部數據均來源于國泰安CSMAR數據庫。
三、實證研究及結論分析
（一）樣本描述性統計
在2009-2011年間，在全體樣本中，信息技術行業的凈資產收益率平均水平偏低，僅為5.73%，反映出該行業內企業的資產結構存在明顯的問題。貨幣資金占比和流動資產比率的平均值分別為33.42%和71.93%，都維持在較高的水平，且固定資產比率較低，為11.90%，這都將大大影響企業的盈利能力。存貨占比以及無形資產比率分別為13.83%和3.29%，屬于合理水平。
（二）相關系數
從PEARSON相關系數分析可以得出，貨幣資金占比、存貨占比與凈資產收益率呈顯著的負相關關系，固定資產比率、無形資產比率與凈資產收益率呈顯著的正相關關系，均支持本文的假設。流動資產比率與凈資產收益率呈顯著的正相關關系，與本文假設相悖，需要進一步研究。
（三）多元回歸分析
多元回歸分析結果顯示，F檢驗值為12.593，顯著性水平為接近于0的正數，小于0.05，統計意義上顯著，回歸方程擬合結果具有可行性。從表格5得知，方程的可決系數調整R2為0.253，標準估計值為0.055，可以看出方程整體擬合效果較好。從表格6中可以看出VIF值均小于10，說明每個變量和其他變量之間的相關性較弱，模型的多重共線性較低。
（四）結論分析
通過上面的回歸結果可以看出：我們選取信息技術行業上市公司的資產結構指標來衡量對公司盈利能力的影響時，得到的結論只有第五條假設完全一致。我們可以從以下方面來進行分析：
無形資產比率對企業的凈資產收益率
呈現出顯著的正相關關系。這說明無形資產對于企業的整體業績來說發揮了應有的作用，即在信息技術上市公司中，無形資產的投資比例合理，收益率較好。貨幣資金占比、存貨占比均與企業盈利能力呈現出微弱的負相關關系，說明在信息技術業上市公司中，現金與存貨管理效率偏低，還有改善的空間。固定資產比率與企業盈利能力呈微弱的正相關關系，說明在信息技術上市公司中，固定資產的投資比例低、收益能力低，沒有發揮出其應有的作用。
流動資產比例與企業盈利能力呈顯著的正相關關系，與預期完全相反。筆者認為這可能與信息技術行業中應收賬款過多有關，在后續的統計分析中發現，信息技術業上市公司的應收賬款占比平均值達到了17.37%，在各行業中處于較高的水平。市場競爭日益激烈以及經濟的不景氣，迫使企業以各種手段增加銷售量，其中賒銷就是很重要的一種手段，這便導致了企業應收賬款的增加，可以運作的資金量將大受限制，直接影響企業盈利能力。（作者單位：天津財經大學研究生院）
參考文獻：
[1]張軍華，2011，資本結構_資產結構與企業績效——基于創業板高新技術中小企業的實證研究，《財會通訊》，第12期（78-80頁）。
關鍵詞：房地產行業 資本結構 盈利能力 因子分析法
一、引言
在我國國民經濟發展中，房地產行業占有相當重要的位置，由于我國人口壓力大與東西部發展相差懸殊及傳統文化等因素，致使我國房地產行業倍受關注。金文輝、張維（2009）統計分析上交所提供的41家上市房地產公司2005年至2008年連續四年的財務報表指出，我國房地產公司包括內地滬深上市房地產公司的資產負債率普遍較高，尤其是金融性負債率較高，房地產公司對銀行貸款的依賴性比較強。房地產行業對銀行等金融機構的過分依賴，會加大企業財務風險。近年來，我國限制發展過熱的房地產行業并改革銀行等金融機構的制度，嚴重影響著房地產行業的經營與發展。因此，企業調整籌資渠道及優化資本結構也隨之而越顯重要。我國正處于社會主義初級階段，市場經濟不發達，經濟體制不完善，上市公司的發展依然存在諸多我國所特有的因素，如資本市場發展不平衡、公司治理機制存在缺陷、經濟法律不健全、債務融資軟約束、政府的間接盲目干預等，這些都會阻礙上市公司高速、健康的發展。作為經濟發展的動力和國民經濟的重要產業，現階段我國房地產企業較其他國家發展狀況不發達、不完善，其資本負債率過高，需適當調整，以促使產業發展升級和完善。本文結合我國實際情況實證研究房地產上市公司資本結構與盈利能力關系較具有現實意義。同時，通過對房地產上市公司資本結構與盈利能力的實證分析，可檢驗國外文獻研究得出的同樣結論在中國的適用性。
二、文獻綜述
（一）國外文獻 Masulis（1983）檢驗資本結構變化對公司市場價值影響表明：普通股的股票價格與公司的財務杠桿呈正相關；公司績效與公司負債水平呈正相關；對公司績效產生影響的負債水平變動范圍為0.23-0.45。Wiwattanakantang從資本結構決定因素角度對泰國1996年224家上市公司進行實證研究，認為房地產行業上市公司的盈利能力與負債率呈正相關。
（二）國內文獻 高國偉（2009）選用2007年全體制造業A股上市公司的財務數據為樣本，實證研究表明資本結構與盈利能力的關系具有一定的行業差異影響，即不同行業的資本結構與其盈利能力的相關性不同。黃賢玲（2006）以廣西上市公司為研究對象，利用2002年至2004年公開的年報，以資產負債率作為公司資本結構的代表變量，并以每股收益、凈資產收益率和主營業務利潤率等指標作為衡量上市公司盈利能力的變量，研究表明上市公司資本結構與盈利能力呈負相關。趙選民、張曉陽（2009）從資本結構、股權結構、公司規模、公司風險、公司治理結構、營運效率和成長性多個方面，選取了可能影響盈利能力的多個指標變量，以上海和深圳交易所39家房地產上市公司2004年至2006年的財務數據為樣本進行實證分析，研究表明較高的資產負債率和較慢的總資產周轉率抑制了公司的盈利能力，股權性質與股權集中度對盈利能力的影響不大。通過觀察以上國內外的研究，國外多以資本結構與盈利能力呈正相關為結論，而國內多以兩者呈負相關為研究結論。國內眾多實證文獻多以盈利能力作為資本結構的影響因素即解釋變量之一來進行研究，少以資本結構作為盈利能力的解釋變量來進行研究。然而，資本結構同樣給予了盈利能力反作用力，即資本結構也同樣可以影響盈利能力。同時，趙選民、張曉陽（2009）的研究表明以往國內文獻對于資本結構影響盈利能力的研究中，缺少對盈利能力其他影響因素的排除。本文試著將作為盈利能力的重要影響因素之一的總資產周轉率加以控制，來研究資本結構與盈利能力的關系。
三、研究設計
（一）研究假設 負債可以節稅獲得利益，然而在其之后的最優融資結構理論在節稅理論基礎上指出，要著重考慮負債帶來的各種費用以及財務風險。成本理論指出，隨著企業債權資本的增加，監督成本會隨之增加。同時，財務風險會加大，甚至會有破產風險。根據啄食順序理論，企業盈利能力越強，越容易優先考慮內部融資，此時資產負債率較低。我國房地產行業發展不成熟，盈利能力差的企業獲得資金能力較差，內部籌資的可能性越小，對于外部的股權融資企業可能考慮到不能發揮杠桿作用，且股東權益不易被稀釋等原因，偏向于債券融資，從而本文提出以下假設：
H:我國房地產行業的資本結構與盈利能力呈負相關關系，即資產負債率越高盈利能力越差.
（二）樣本選取和數據來源 本文所選樣本為近幾年間持續經營的滬深兩市A股的房地產上市公司。對樣本進行下列處理：剔除被ST/PT的公司，主營業務增長為負的公司，排除發行B股、H股的上市公司。應用數據來自東方財富網2010年財務報表數據及指標。樣本所選取的時間為2010年的數據，一是因為房地產上市公司樣本量比較少，二是此時間前后發展比較穩定，沒有太大的波動，基本上呈上升趨勢，期間則是盈利能力比較好的研究對象。上市公司具有房地產業代表性，本文依據數據的可獲得性與代表性，嘗試選用凈資產收益率、每股收益、營業利潤率、每股現金流量作為衡量盈利能力的指標。選取資產負債率為解釋變量，對于每股收益、總資產收益率、營業利潤率、每股現金流量，先將其用因子分析法評價出反映盈利能力的綜合指標，再將此綜合指標作為被解釋變量，再用總資產周轉率作為控制變量，以研究公司資本結構對盈利能力的影響。文中的數據處理運用的是spss17.0專業統計軟件。
（三）模型建立和變量定義
研究模型：F=α+?茁1DA+?茁2TAT+?著，F：上市公司綜合盈利能力指標；β1、β2：回歸系數；α：常數項；ε：隨機誤差項；DA：資產負債率；TAT：總資產周轉率。相關具體變量定義見（表1）。
四、實證結果分析
（一）描述性統計 從（表2）可以看出，所選取的反映房地產上市公司盈利能力的指標中，每股收益均值最高，達0.6831，而總資產收益率相對較低，均值只有5.84%，離散程度最小的是總資產收益率，為0.033。除此之外，樣本指標差異相對較小。
（二）因子分析 由（表3）可得出，每股收益與總資產收益率的相關系數為0.334，Sig.值為0.059，表明相關性顯著。數據說明盈利能力的4個指標當中，兩兩之間存在著一定的相關性，相關系數在0.3左右，所以取其中任何一個指標表示盈利能力都具有一定的片面性，為了全面表示盈利能力，采用主成分分析，運用因子得分法分析并綜合評出盈利能力的綜合指標。（1） 提取主成分。根據（表4）可以看出，Bartlett檢驗P（Sig.）< 0.05，則拒絕零假設，且KMO值>0.6，根據Kaiser給出的KMO度量標準可知原有變量適合作因子分析。從（表6）中可以看出特征值大于1的只包括一個成分，又根據方差貢獻率為45.062%，較大，因此可以選取第一主成分來代表原變量的信息見（表4）、（表5）、（表6）。（2）盈利能力的綜合得分。根據因子分析法分析其得分系數與原變量的標注化的值，可以計算出第一主成分的得分數，具體計算系數得分見（表7），然后將綜合得分后的盈利能力設為F。由（表8）可以看出，第一主成分對每股收益、每股現金流量、總資產收益率、營業利潤率四者的因子載荷矩陣均較大。由主成分分析得出的新變量為F，得出房地產上市公司盈利能力的綜合評價指標。可以得出一下公式：F=0.41EPS+0.206CFPS+0.386ROA+0.441PM。
（三）相關性分析 用由因子分析法得出的代表盈利能力的綜合因子F為因變量，資產負債率為自變量，總資產報酬率為控制變量：F=α+?茁1DA+?茁2TAT+?著，其中，F：上市公司綜合盈利能力指標；β1、β2：回歸系數；α：常數項；ε：隨機誤差項；DA：資產負債率；TAT：總資產周轉率。經過相關性分析，由（表9）可知，房地產上市公司資產負債率與盈利能力的綜合得分指標的相關系數為-0.12，即負相關，但顯著性水平較低。
（四）回歸分析 通過回歸分析，從數量關系上導出資產負債率對盈利能力的影響。首先，以盈利能力綜合能力指標F作為被解釋變量，資產負債率與總資產周轉率作為解釋變量，進行回歸分析，如（表10）、（表11）、（表12）所示。由（表10）可知R值在（0，1）范圍內，（表10）可知Sig.值
五、結論
本文運用因子分析法綜合評價盈利能力指標，實證分析法分析了上市房地產公司資本結構與盈利能力的關系，得出結論與假設相同，資本結構與盈利能力呈負相關，相關性并不顯著。一定的債務資本可以提高企業價值，但過高的債務資本會給企業帶來過重負擔，承受較大的財務風險。企業舉債超過一定限度時，資本結構與盈利能力呈負相關。較顯著的原因可能是由于我國房地產行業的現狀引起的，即過高的貸款比率導致了資本均處于一種高負債的結構，在過高的負債率情況下，隨著負債的增加更會導致財務風險加大，企業不斷的以借款來維持生存發展，可見盈利能力較低。當企業經營不善企業的債務到期時，會給企業帶來巨大的財務壓力，甚至有破產風險。因此，企業在籌集資金之時應該明確自身的籌資動機，將自己的籌資做到有規劃。同時，在長期負債與短期負債之間，企業要做到盡量使兩者比例合理，長期負債成本會高于短期負債成本，然而短期負債過多會給企業帶來財務風險，因此，短期負債不能過多，但也不能缺少，因為短期負債的合理安排會降低負債的籌資成本。這就需要企業管理層有明確的計劃和目標，對企業的債務資本進行一個清晰的規劃，從而保障以一個最佳的資本結構來高速有效的運行整個企業。我國房地產行業的發展還處于一個不完善的環境中，這就需要政府、法律、金融機構以及各個監管部分建立健全的機制，促使上市公司債券市場大力發展，為提高上市公司債券融資比例做保障。在一定程度上提高債券融資比例可以提高企業的盈利能力，過高舉債會使財務風險增加。政府要減少對上市公司的干預，給予企業市場利率一定的靈活性，讓企業市場利率盡快市場化。市場化可以使企業各個方面都比較公平、公正的競爭。完善企業信用評級制度，根據企業的信用級別和市場導向讓銀行來確定是否給予貸款，從而使貸款更有效率。另外，可以引入機構投資者，使機構投資者代替個人或集體投資，從而使得投資項目更加具有可行性，會促進治理機制的完善。總之，加快我國房地產行業的大力發展，不僅要從其本身的資本結構出發，還要使我國的經濟環境更加健康，金融機構更加完善，法律、政策都起到積極的作用，同時政府機構方面也要做出一定的貢獻，各個方面共同進步才可以完善、健全我國房地產行業的發展環境，以至于促使我國房地產行業的飛速發展。
*2010年度河北省社會發展研究課題 “企業投融資價值評估與風險規避研究”（項目編號：HB10EYJ176）及保定市哲學社會科學規劃課題“基于區域經濟的中小企業融資研究”（項目編號：201002050）的階段性成果
參考文獻：
［1］金文輝、張維：《我國房地產公司資本結構現狀及其風險特征研究》，《求索》2010年第10期。
【關鍵詞】 制造業； 盈利能力； 因子分析法； 財務績效
中圖分類號：F272.5 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2016）01-0078-06
一、引言
盈利能力就是企業運用其擁有的資本和資產進行經營，從而創造出現金流量的能力。盈利能力與公司股東取得的回報成正相關的關系，也就表明判斷一個上市公司是否具備投資價值與盈利能力息息相關。對于投資者來說，如何客觀公允地判斷某上市公司的盈利能力，一直是經濟投資領域的熱門話題，也是學術界研究的熱點。然而，我國的證券市場還不完善，在信息的獲取上，投資者與經營者、管理者獲得的信息不對稱。一般來說，投資者所能獲取到的信息，主要是通過上市公司公開披露的財務報表，可見對財務報表所披露的信息進行真偽判別就顯得很重要。因此，只有深入地分析上市公司的盈利能力，才能對上市公司的財務評價有一個客觀公允的認識。
二、文獻回顧與評述
自從有了生產活動，績效評價思想也就隨之產生，而以盈利能力分析為主的績效評價真正出現，是在20世紀30年代之后伴隨著后現代公司制企業的建立而發展起來的。
國外企業績效評價體系的發展背景，以美國、英國為主要代表，大致分為了觀察性、統計性、財務性、戰略性評價四個階段。20世紀之初，隨著資本市場的發展，企業兩權分離，利益相關者也就越來越關注企業的經營狀況和財務狀況，從而促進了企業績效文化的發展。
1903年，在美國學者Pierre Dupont的主持下，杜邦公司首次把凈資產收益率分解成幾個重要的財務指標，從而更深入地分析公司的財務狀況和盈利能力，這也是公認的經典業績評價方法――杜邦分析法的產生。美國學者Alexander Wole（1928）在出版的《信用晴雨表研究》和《財務報表比率分析》中首次提出信用能力指數的概念，主要將其用于評價公司的信用水平。Michael Kesneer（1939）首先研究了美國經理人的報酬和公司績效評價之間的關系，在對公司績效評價中對公司盈利能力進行了研究。Edward（1971）分析了30家美國跨國公司的盈利能力評價系統，指出投資報酬率（ROI）是被公司使用最多的評價盈利能力的財務指標。1991年，美國Stern Stewart咨詢公司開發了一種新型的價值分析工具和業績評價指標――經濟增加值（EVA），從資本價值增值角度反映公司的盈利能力。Prowse（1992）以凈利潤作為因變量，通過分析1979―1984年的數據，實證研究了各個因素對公司盈利能力的影響。
我國對企業績效評價的研究與西方國家相比較為遲緩，我國企業績效評價的發展始于20世紀中期，財政部于1999年6月頒發的《國有資本金效績評價規則》，奠定了我國績效評價的基礎。其中規定評價的主要內容表現在資產運營、財務效益、償債能力和發展能力四個方面。2002年3月，財政部又修訂了《國有資本金效績評價操作細則》，將原有的指標進行了刪減，較大地改進了其可操作性以及合理性。
而在西方諸多先進研究成果的基礎上，我國對于盈利能力的研究起點相對比較高，從目前國內研究文獻來看，主要是針對企業盈利能力的相關基本指標的討論，以及提出各類修正評價體系的指標。尤其是近年來，對于評價企業盈利能力，更多的學者利用各類數理分析方法，并結合修正后的指標體系，進行實證研究。何有世（2003）將現行工業企業經濟效益指標體系進行改進，結合十幾家企業進行了因子分析法的實證研究。張俊瑞（2004）以國內外上市公司為樣本，利用5年的財務會計信息，應用因子分析法，發現評價盈利能力的財務指標并不全面。張紅（2010）采用主成分分析法構建了盈利能力的綜合評價計量指標，利用2000―2007年的財務數據，運用因子分析法提取主成分因素，最終確定綜合計量指標，并結合相關指標對房地產上市公司盈利能力進行了分析與預測。王吉恒（2013）以萬科企業股份有限公司為例，通過設置各盈利指標的權重，利用層次分析法得出盈利能力評價模型，并對萬科企業盈利能力進行定量分析。唐建民（2013）利用因子分析法對2009―2011年家電行業板塊27家上市公司的經營業績進行了分析，結論是我國家電行業經營業績兩極分化嚴重，多數上市公司經營績效表現欠佳。宋光輝（2015）從營運能力、償債能力、盈利能力、成長能力四個角度出發，運用因子分析法和聚類分析法，綜合評價了我國零部件類上市公司的經營績效。在參考以上國內外學者的研究成果基礎上，本文采用因子分析法對制造業企業盈利能力分析模型進行了構建。
三、研究設計
（一）盈利能力指標的確定
要進行模型分析，首先要選取合適的指標作為研究對象。有關盈利能力分析常見的會計利潤指標與現金流量指標如表1。
指標的分析和選擇過程如下：
1.由于股票市值不穩定，變動性大，通過借鑒胡志勇（2004）在《國有資本金效績評價體系的價值相關性》中的觀點，認為效績評價值較每股收益和凈資產而言，它與股票市值的價值相關性較低，難以發現其與增量價值的相關性，所以本文在指標選取中，剔除了與股票市值有關的市盈率和市凈率這兩個指標。
2.本文運用聚類分析中的層次聚類分析將各財務指標變量分類，層次聚類就是將距離相近的指標分為一類，本文將表1列示的除市盈率與市凈率之外的11個財務指標和現金流量指標運用SPSS 13.0進行分類，分類結果如表2。
由表2可知，系統將上述11個指標分為三大類：第一大類包括了每股收益、總資產凈利率、資本保值增值率、主營業務收現率；第二大類包括銷售凈利率、凈資產收益率、每股凈資產、每股股利；第三大類包括收益質量利率、每股現金凈流量、盈利現金比率。在每個大類中結合指標在實際運用中的具體情況選取兩個重要的指標作為研究對象。
3.第一大類中選取每股收益和總資產凈利率，這兩個指標在現實會計工作中經常使用。每股收益指可供分配凈利潤除以流通在外的普通股加權平均股數所得到的比率，反映每只普通股當年創造的凈利潤。總資產凈利率排除了企業經營活動、投資活動、籌資活動以及國家稅收政策的影響，反映每一元總資產創造的凈利潤，總資產凈利潤是企業盈利能力的關鍵。
4.第二大類中選取銷售凈利率與凈資產收益率。銷售凈利率表示每一元的銷售收入與其成本費用之間可以“擠”出來的凈利潤。該比率代表盈利能力的強弱。凈資產收益率反映每單位股東權益所賺取的凈利潤，可以用來衡量企業的總體盈利能力。對于投資者來說，其綜合性較好，較為全面地反映了企業的經營業績和財務業績。
5.第三大類中選取收益質量利率與每股現金凈流量。收益質量比率表明每單位凈利潤中由經營活動所產生的現金凈流入，反映企業凈利潤中的變現水平。由于企業操縱利潤一般沒有相應的現金流量，所以該指標可以有效防止企業操縱利潤，避免給投資者帶來信息誤導。每股現金凈流量反映單位流通股平均所獲得的現金凈流量，反映的是公司分派股利的最大能力。
綜上所述，選擇每股收益、總資產凈利率、銷售凈利率、凈資產收益率、收益質量率和每股現金凈流量作為評價上市公司盈利能力的指標。
（二）盈利能力指標樣本數據的搜集
本文所研究的樣本數據來源是：首先在中國證券監督管理委員會網站搜集所有深、滬兩市制造業上市公司代碼，在剔除其他制造行業類公司和ST公司后，為了分析結果的準確性，在剩余的1 604家制造業上市公司中運用Excel軟件隨機抽取50家公司作為本次研究的樣本公司；然后分別搜集這50家上市公司2012年、2013年、2014年年度財務報告數據，經過Excel整理得出各上市公司的六個財務指標，經過數據標準化處理、KMO檢驗和Bartlett球度檢驗，發現2012和2014年的KMO值分別為0.65、0.67，只有2013年數據的KMO統計量的數值在0.7以上，為了分析結果的準確性，選擇2013年的數據作為樣本，經過整理計算后形成50家上市公司的財務指標數據樣本。
四、盈利能力分析模型構建
得到樣本數據后，運用統計軟件對數據進行分析，本文模型分析運用的軟件是SPSS 13.0。按照以下正確步驟對數據進行詳細全面的分析。
（一）數據檢驗
數據檢驗是判斷收集的數據是否適合進行因子分析（用于因子分析的變量必須具有相關性）。本文采用KMO檢驗和Bartlett球度檢驗的方法對數據進行檢驗。其中，Bartlett球度檢驗是以變量的相關系數矩陣為基礎，若相關系數矩陣為單位陣，則各變量是獨立的，也就意味著無法進行因子分析。而KMO檢驗用于檢驗變量間的偏相關性，KMO統計量的取值一般在0―1，統計量的取值越接近于1，變量間的偏相關性則越強，因子的分析效果就越好。一般來說，KMO值在0.7以上時，就認為因子分析效果較好；低于0.5以下時，則認為因子分析效果就較差。
由表3的結果可以看到Bartlett球度檢驗統計量為211.394，其Sig值接近于0，可以認為相關系數矩陣與單位矩陣有顯著差異，表明六個變量之間有較強的相關性。KMO統計量為0.764，大于0.7，說明該六個變量適合作因子分析。
表4是給出的共同度量表，由表4可知，所有變量的共同度量均在70%以上，因此可以認為，提取出來的公因子對原始變量的解釋能力是較好的。
（二）因子提取
因子提取是從原始變量中提取出少數幾個因子來反映原始變量的絕大部分信息，從而實現降維的方法。因子的提取方法有多種，本文選擇的是主成分法。因子方差的累計貢獻率決定了因子的數量，一般情況下，累計貢獻率達到80%以上的因子，就可以確定為最后的公因子。
從表5可以得知各因子的方差貢獻率和累計方差貢獻率。表中第2列是“特征根”，它反映的是引入該主成分后，可以用于解釋的原始變量的信息。第3列是“方差貢獻率”，是某個特征根占特征根總和的比例。第4列是“累計方差貢獻率”，是進行主成分個數選擇的依據。一般來說，選擇累計方差貢獻率超過80%的前幾個作為主成分。表5中因子1能解釋盈利能力的權重為58.728%，因子2能解釋盈利能力的權重為21.431%，因子1解釋原變量的程度高于因子2，表中前兩個因子總共解釋了原始變量方差的80.159%，表明這兩個因子能夠對原始指標能夠進行較好的解釋。
（三）因子命名和解釋
因為通過因子分析所確定的因子的含義是較模糊的，需要進行重新命名，針對所要研究的問題作出更為清晰的解釋。當因子含義模糊不清時，即需要進行因子旋轉，旋轉后能夠得到較為合理的解釋。
表6是采用Varimax法得到的旋轉后的因子載荷矩陣。表中第一個因子與總資產凈利率（X2）、銷售凈利率（X3）、凈資產收益率（X4）和每股收益（X1）這四個變量的荷載系數較大，主要解釋了這幾個變量。從實際意義上看這幾個變量主要反映了與會計利潤相關的指標，故將因子1命名為“會計利潤”因子。而第二個因子與收益質量率（X5）和每股現金凈流量（X6）這兩個變量的載荷系數分別為0.85和0.774，相對其他變量較大，主要用于解釋這兩個變量，從實際來看，這兩個變量也是與現金流量相關的變量，因此命名因子2為“現金流量”因子。
（四）因子得分的計算
因子得分，從便于理解的角度來講就是各因子在各樣本的具體取值，是各變量的線性組合。表7是由SPSS軟件按照回歸法估計的因子得分系數矩陣。表中第1列數據表示的是因子1中各個財務指標變量的系數，表中第2列數據表示的是因子2中各個財務指標變量的系數。
根據表7可得因子1與因子2上的得分函數：
F1=0.273X1+0.233X2+0.286X3+0.28X4-0.126X5+0.028X6 （式1）F2=-0.113X1+0.089X2-0.033X3-0.056X4+0.655X5+0.549X6 （式2）
上式中的Xi是經過標準化處理的數據，根據上式就可以確定每個上市公司因子1和因子2的數值，也被稱為因子得分。有了因子得分的函數，便能得出綜合盈利能力模型。
（五）盈利能力模型的確定
盈利能力模型的公式為：F=λ1/（λ1+λ2）F1+λ2/（λ1+λ2）F2 （式3）
式中的λ為每個因子對應的方差貢獻率，根據表5的結果可知λ1=58.728，λ2=21.431。將λ1，λ2帶入式3中，因此有了綜合盈利能力得分方程：
F=0.733F1+0.267F2 （式4）
其中F1，F2分別為因子1得分與因子2得分，結合因子得分函數式1與式2通過計算整理就可以得出制造業上市公司盈利能力模型，如式5：
綜合盈利能力=0.17X1+0.19X2+0.2X3+0.19X4+0.08X5
+0.17X6 （式5）
式5中Xi為標準化后的數據，X1為每股收益、X2為總資產凈利率、X3為銷售凈利率、X4為凈資產收益率、X5為收益質量率、X6為每股現金凈流量。由上可以看出盈利能力的綜合得分由會計利潤因子與現金流量因子得分共同構成、互為彌補。其中因子1的方差貢獻率為58.728%，因子2的方差貢獻率為21.431%，可見因子1，即會計利潤因子在盈利能力評價時占有較為重要的地位，故會計利潤指標在進行盈利能力的分析時起著舉足輕重的作用，因此，對于摒棄傳統的會計利潤，一味強調現金流量指標的做法是不可取的。就盈利能力模型來說，每股收益、總資產凈利率、銷售凈利率凈資產收益以及每股現金流量對盈利能力的影響相差不大，都在0.17―0.2之間徘徊，銷售凈利率是影響最大的，占0.2的比重，然而要指出的是收益質量率這個指標變量對綜合盈利能力的影響力相對于其他指標來說較低，只有0.08。因此，投資者在關注一個制造業公司的盈利能力時可以重點關注銷售凈利率。按照上述盈利能力模型就可以計算出各制造業上市公司的盈利能力綜合得分，并以此進行排名。
特別要注意的是，因子得分和綜合得分為負值并不代表盈利為絕對的虧損或者盈利能力為負，綜合得分為負值只表明該公司的綜合盈利水平處于平均水平之下（由于因子經過標準化處理后的結果）。綜合得分的高低并沒有一個絕對的評價標準，僅作為一個判斷該企業在同行中所處位置的依據。利用盈利模型計算出制造業上市公司的綜合盈利能力指數，把會計利潤指標與現金流量指標進行了融合，科學地分配了現金流量指標與會計利潤指標對盈利能力的影響，從而有效地克服了傳統企業績效評價體系中單純用會計利潤指標，或過多強調現金流量指標重要性的缺點，能夠給投資者提供一個更為精確、客觀公允的參考依據，選擇盈利能力強、發展前景好的公司進行投資，從而提高投資收益，降低投資風險。
五、盈利能力分析模型的應用
將得到的綜合盈利能力模型運用于實際投資決策當中，隨機選擇兩家制造業上市公司來進行盈利能力的比較。作為投資者，現有兩個投資方案：方案一是投資蘇州斯萊克精密設備股份有限公司；方案二是投資東莞勁勝精密組件股份有限公司。選擇這兩家制造業上市公司的原因是，將因子分析得出的排名與傳統的杜邦分析得出的排名進行分析比較后，發現這兩家公司的排名差異大，并且都屬于精密構件與精密模具加工和制造公司。假設選擇投資方案的依據是盈利能力，不考慮其他因素。接下來用傳統方法與盈利能力模型對其盈利能力分別進行分析，根據其2013年資產負債表日的財務數據資料得出各會計利潤指標與現金流量指標，基本資料如表8。
從傳統的盈利能力指標分析來看，表8中會計利潤指標與公司的盈利能力呈正相關關系，即指數越高代表盈利能力越好，可以直觀地得知在會計利潤指標下，斯萊克公司的盈利能力指標均高于勁勝精密，從會計利潤的角度看應選擇斯萊克公司作為投資對象。但是，從現金流量指標來看，勁勝精密公司現金流量又都優于斯萊克，應該選擇勁勝精密。如此一來，問題就顯而易見了，兩者得出的結論不一致，導致投資者很難作出投資選擇。
從綜合盈利能力得分模型的角度來分析，首先將模型中所需的每股收益、總資產凈利率、銷售凈利率、凈資產收益率、收益質量率、每股現金凈流量這六個變量進行標準化。將標準化后的六指標帶入綜合盈利得分模型中，可以得出斯萊克因子1得分為1.63，因子2得分為-0.25，盈利能力綜合得分為1.68，勁勝精密因子1得分為0.17，因子2得分為1.53，盈利能力綜合得分為1.38。由因子1與因子2的得分差異可以看出，斯萊克的會計利潤因子得分雖高于勁勝精密，但是現金流量因子得分為負數，低于行業平均水平，收現能力差，存在著財務風險。綜合會計利潤指標與現金流量指標，斯萊克的綜合盈利能力大于勁勝精密的綜合盈利能力，因此可以確定斯萊克公司作為投資的選擇。
從以上案例分析的結果來看，在投資者進行投資時，傳統盈利能力分析單個指標的比較無法判定投資選擇，不能滿足投資者的需求，而本文的盈利模型則能夠有效解決這一問題，結合會計利潤指標與現金流量指標，能夠全面、準確、客觀地評價該公司的綜合盈利能力，給投資者提供了一個有效的參考依據。
六、結論
本文的研究立足于樣本數據本身，運用層次聚類法將初選的11個會計利潤指標與現金流量指標分成三大類，然后結合各個財務指標實際運用情況在每個大類里選出兩個合適的指標，最后形成了六個合適的指標變量作為研究制造業上市公司盈利能力的樣本指標，分別是：每股收益、總資產凈利率、銷售凈利率、凈資產收益率、收益質量率和每股現金凈流量。這組指標的確立彌補了會計利潤指標或現金流量單一指標基礎的缺陷，并且，隨著經濟的飛速發展，現代盈利能力評價體系必然是將會計利潤指標與現金流量指標進行融合。本文從兩者相結合的角度，運用因子分析得出綜合盈利能力模型公式。
從因子分析的結果來看“會計利潤”因子能夠解釋大部分的盈利能力，其在盈利能力分析體系中的重要性是不容忽視的，由此可以看出在盈利能力分析中摒棄傳統的會計利潤分析指標與過分強調現金流量指標都是不可取的。從得出的綜合盈利能力計算公式的分析中可知，投資者在進行投資時，應格外關注會計利潤指標中的銷售凈利率與總資產凈利率以及現金流量指標中的收益質量率。運用因子分析法將會計利潤指標與現金流量指標有機結合起來，得出綜合盈利能力方程，克服了傳統單一指標對公司盈利能力比較的缺點，能更系統、客觀、全面地對制造業上市公司盈利能力進行對比，二者具有互補性。對于投資者來說，這是一個決策投資制造業上市公司較好的評估方法。
【參考文獻】
[1] WILLIAMSON R W. Evidence on the Selective Reporting of Financial adios[J].Accounting Review，2002（1）： 22-26.
[2] ALTMAN， E. Financial Ratios， Discriminate Analysis and the Prediction of Corporate Bankruptcy[J]. Journal of Finance，1971（9）：29-32.
[3] PROWSE S D. The structure of corporate ownership in Japan[J].Journal of Finance，1992 （3）：1121-1140.
[4] 何有世，徐文芹.因子分析法在工業企業經濟效益綜合評價中的應用[J].數理統計與管理，2003（1）：19-22.
[5] 張俊瑞，賈宗武，孫玉梅.上市公司盈利能力的因子分析[J].當代經濟科學，2004（6）：53-59.
[6] 張紅，林蔭，劉平.基于主成分分析的房地產上市公司盈利能力分析與預測[J].清華大學學報（自然科學版），2010（3）：470-473.
[7] 唐建民，王娟.基于因子分析的家電行業上市公司經營績效評價[J].會計之友，2013（2）：75-79.
[8] 王吉恒，王天舒.基于企業層次分析法的盈利能力分析――以萬科企業股份有限公司為例[J].哈爾濱商業大學學報（社會科學版），2013（4）：3-10.
［關鍵詞］ 盈利能力 分析評價 財務分析
盈利能力分析指標是財務分析的核心，是所有者最為關注的，也是企業經營者和債權人必須關注的。對于企業獲利能力的反映，要力求客觀、全面、準確。企業的盈利水平，是衡量企業經營業績的重要指標；也是投資人正確決定其投資去向，判斷企業能否保全其資本的依據；債權人也要通過盈利狀況的分析以準確評價企業債務的償還能力，控制信貸風險。所以不論是投資人、債權人還是企業經營管理人員、都日益重視企業盈利能力的分析。在盈利能力分析中，全面領悟分析的內容，正確掌握分析的方法至關重要。
一、盈利能力分析的內容
盈利能力，也稱獲利能力，是指企業獲得利潤的能力。盈利能力的分析應包括盈利水平及盈利的穩定、持久性兩方面內容。企業盈利能力分析，人們往往重視企業獲得利潤的多少，而忽視企業盈利的穩定性、持久性分析。實際上，企業盈利能力的強弱不能僅以企業利潤總額的高低水平來衡量。雖然利潤總額可以揭示企業當期的盈利總規模或總水平，但是它不能表明這一利潤總額是怎樣形成的，也不能反映企業的盈利能否按照現在的水平維持或按照一定的速度增長下去，即無法揭示這一盈利的內在品質。所以，對盈利能力的分析不僅要進行總量的分析，還要在此基礎上進行盈利結構的分析，把握企業盈利的穩定性和持久性。后者在報表分析中更為重要。
二、盈利能力分析的方法
1.盈利穩定性的分析
盈利的穩定性主要應從各種業務利潤結構角度分析，即通過分析各種業務利潤在利潤總額中的比重判別盈利的穩定性。我國損益表中的利潤按著業務的性質劃分為商品銷售利潤、其它業務利潤、營業利潤、營業外收支等。各利潤項目又是按獲利的穩定性順序排列的，凡是靠前的項目在利潤總額中所占比重越高，說明獲利的穩定性越強。由于主營業務是企業的主要經營業務，一個持續經營的企業總是力求保證主營業務的穩定，從而使得盈利水平保持穩定，所以在盈利穩定性的分析中應側重主營業務利潤比重的分析，重點分析主營業務利潤對企業總盈利水平的影響方向和影響程度。
2.盈利持久性的分析
盈利的持久性，即企業盈利長期變動的趨勢。分析盈利的持久性通常采用將兩期或數期的損益進行比較的方式。各期的對比既可以是絕對額的比較，也可以是相對數的比較。絕對額的比較方式就是將企業經常發生的收支、經營業務或商品利潤的絕對額進行對比，看其盈利是否能維持或增長。相對數的比較方式，是選定某一會計年度為基年，用各年損益表中各收支項目余額去除以基年相同項目的余額，然后乘以100%，求得各有關項目變動的百分率，從中判斷企業盈利水平是否具有持續保持和增長的可能性，如企業經常性的商品銷售或經營業務利潤穩步增長，則說明企業盈利的持久性就越強。
3.盈利水平分析的幾個指標
分析企業的盈利水平，通過計算相對財務指標評價企業盈利水平。基本指標有：凈資產收益率、總資產報酬率、收入利潤率、成本利潤率、每股收益、普通股權益報酬率和股利發放率等等。對企業盈利能力的分析主要指對利潤率的分析。
三、盈利能力分析指標的局限性
1.現行利潤表反映企業財務業績的缺陷
我國企業的利潤表是建立在傳統會計收益概念和收入費用配比基礎之上的財務業績報告形式，在這張報表中列報的主要是已實現的收益。它在物價基本穩定、市場經濟活動單一、外部風險低的經濟環境下是適當的，能基本準確地反映企業經營活動的收益。但是，隨著經濟市場化程度的提高，物價的波動已成為各國經濟發展過程中無法擺脫的現象，特別是20世紀80年代所興起的金融創新，出現了價格波動性強的金融資產和金融負債，改變了傳統資產的價值是由社會必要勞動時間所決定，因而價值相對穩定的觀念。于是，采用公允價值作為金融工具的計量屬性已成為必然，但同時又帶來了一個問題：即由于公允價值變化而產生的損益是否在收益表中確認。如果不在收益表中確認，就使得收益表無法如實反映企業當期的全部收益，不能達到公允而充分披露的要求，從而降低會計信息的可靠性。
2.財務指標體系自身的缺陷
（1）當前的財務指標帶有濃厚的政府考核色彩。由于財務指標體系的設置主要偏重于滿足政府宏觀調控對財務信息的需要，因而對這些評價信息能否有效地服務于企業內部經營決策未作充分考慮。
（2）指標數值具有淺層次和一定的不可靠性。出于保護自身商業機密和市場利益的目的，企業公開于社會的各項指標數值通常僅限于淺層次、一般性的財務信息。同時，考慮到對市場形象的影響，并由于得到政府及其金融機構良好評價，企業往往還會對這些應公開的信息加不同程度的修飾。因此，投資者依據這些指標數很難對企業真實的經營理財狀況做出正確的評價。對于企業經營決策者來講，僅靠這些淺顯的指標值同樣也無法對企業經營狀況與財務狀況的實績加以把握，對企業經營者真正有用的一些深層次、涉及商業機密的、詳盡的財務信息，則無法從財務指標體系中找到，這勢必影響企業借助財務分析手段，改善經營管理的積極性，從而大大降低財務分析的作用。
（3）在指標的名稱、計算公式、計算口徑等方面也存在著很大的不規范性；在分析時沒有考慮貨幣時間價值以及通貨膨脹因素的影響等。鑒于以上原因，必須對現行的財務分析指標進行必要的改進與完善。
四、盈利能力評價指標的改進與完善
1.常見盈利能力評價指標的改進
（1）凈資產收益率。凈資產收益率常見的計算公式有兩種形式，一種分母是年末凈資產，另一種分母是年初凈資產和年末凈資產的平均值。這兩種形式的分子都是當年的凈利潤。由于凈資產收益率的分子是當年的凈利潤，所以，分母用年初和年末凈資產的平均值，同分子的當年利潤進行比較更為合理，即用后一種形式的計算公式更為合理。在利潤分配中，現金股利影響年末凈資產，從而影響凈資產收益率；而股票股利由于不影響年末凈資產，因此也就不影響凈資產收益率。作為評價企業當年收益的指標，不應由于分配方案不同，計算值也不同。因此，把分母的年末凈資產進一步改進為利潤分配前的年末凈資產更趨合理。
（2）總資產報酬率。總資產報酬率的一般意義是指企業一定時期內獲得報酬總額與平均資產總額的比率，表示企業包括負債和所有者權益在內的全部資產總體的獲利能力。企業總資產中的負債由債權人提供，債權人從企業獲得利息收入，這筆利息收入相對應的是企業的利息支出。企業總資產中的凈資產是股東的投資，股東從企業獲得分紅，該分紅相對應的是企業的凈利潤，即稅后利潤，并不是利潤總額。所以，把總資產報酬計算公式中的分子改為凈利潤與利息支出之和就更趨于合理。
（3）成本費用利潤率。成本費用利潤率是企業一定時期的利潤總額同企業成本費用總額的比率，該指標在通過企業收益與支出的比較，評價企業為取得收益所付出的代價，從耗費角度評價企業收益狀況，以利于促進企業加強內部管理，節約支出，提高經營效益。我們知道，利潤總額包括了補貼收入、營業外收支凈額等與成本費用不匹配的成本費用支出。因此，將成本費用利潤率計算公式的分子改為營業利潤更為合理。
2.常見盈利能力評價指標的完善
在市場經濟條件下，企業現金流量在很大程度上決定著企業生存和發展的能力，從而在很大程度上決定著企業的盈利能力。這是因為若企業的現金流量不足，現金周轉不暢，現金調配不靈，將會影響企業的生存和發展，進而影響企業的盈利能力。常見的盈利能力評價指標，基本上都是以權責發生制為基礎的會計數據進行計算并給出評價的，如凈資產收益率、總資產報酬率和成本費用利潤率等指標，它們不能反映企業伴隨有現金流入的盈利狀況，存在著只能評價企業盈利能力的“數”量，不能評價企業盈利能力的“質”量的缺陷和不足。在我國企業的實踐中，現金流入滯后于盈利確認的現象較為普遍和嚴重。因此，在進行企業盈利能力評價和分析時，補充和增加評價企業伴隨有現金流入的盈利能力指標進行評價，即引入現金流量制定盈利能力指標來對企業的相關能力水平進行評價，顯得十分必要。
盈利能力分析是企業財務分析的重點，財務結構分析、償債能力分析等，其根本目的是通過分析及時發現，改善企業財務結構，提高企業償債能力、經營能力，最終提高企業的盈利能力，促進企業持續穩定發展。
參考文獻：
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。
關鍵詞：盈利能力；資本結構；因子分析；回歸分析
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[1]。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[2]。
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[3]。
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[4]。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[5]。
關鍵詞：資本結構；盈利能力
經濟中各類小企業通常作為一個整體，對各國的經濟發展起到重要的推動作用，對新經濟的發展壯大、底層民眾的就業、科技創新等都有突出貢獻；與此同時，大多數小企業普遍面臨制約發展的多種困難而難以大規模擴張。制約我國小企業發展生存發展的因素中除了內部管理不善，還存在外部資金瓶頸限制的因素。一個企業的資本結構能全面、綜合體現一個企業內部治理和其利用企業外部資金的能力。資本結構能綜合反映一個企業的內部治理和利用外部資金的能力又有外部“資金瓶頸”制約；對研究企業本身非常重要。
一、資本結構和盈利能力的概念
（一）資本結構
資本結構是指企業不同類型資本的構成比例，企業可以采用多種籌資方式多樣地組合股權籌資、債務籌資之間的比例，二者的不同組合形態即是資本結構。資本結構有廣義的狹義的之分。廣義資本結構指企業總負債和所有者權益之間的比例。人們通常所說的資本結構指的是廣義資本結構，也被稱為企業財務結構、財務杠桿或融資結構。狹義的資本結構一般將企業的短期負債排除在總負債之外，它通過企業自身的權益類成本同長期負債二者的構成比例來表示。本文使用中的資本結構采納其廣義的概念內涵。
（二）盈利能力
盈利能力通常又稱獲利能力，能夠直觀體現企業的資本增值能力。企業盈利能力一般以某一特定時間段內企業收益的數額來衡量。同時，企業的盈利能力在一定程度上決定企業價值，企業價值受盈利能力的直接影響，因為股東的股利就是企業的利潤一種分配，債權人的本金、利息的支付以要企業有充足的盈利來保證。只有獲得盈利的企業才可能保證按時支付股息、償還債務本金和利息，才能及時發放員工工資；只有具有足夠的盈利能力，企業才能在激烈的市場競爭中立于不敗之地，并進入激烈競爭的資本市場，才能持續、健康的發展，沒有盈利能力的企業會被市場淘汰。企業盈利能力的衡量指標有很多，比如總資產收益率、凈資產收益率、銷售凈利率、銷售毛利率等。
二、小企業資本結構對盈利能力的影響
資本結構不合理、企業負債不均衡會嚴重制約小企業盈利能力的提高，改善小企業的不合理的資本結構，使其負值比例更加均衡，對提高小企業的盈利能力至關重要。一般情況是，小企業流動負債的比率越高，則其總資產收益率以及每股的收益率也會相應的提高，盡管不是完全的對應關系。原因在于中小企業常常以流動的短期負債來補充長期資金的缺乏，而流動負債水平的過高會增加小企業的資金周轉風險，同時會增加資金鏈的脆弱性，這二者會給小企業的穩定經營帶來潛在隱患。小企業在用債務融資的手段來提高小企業的盈利能力時，也會相應地增加了企業的財務風險成本和財務困難成本，因此小企業過度的負債融資會增加其破產的可能性，使其企業的預期盈利更加不確定，從而使企業的價值減少。
根據企業負債資金的到期償還時間的長短，企業負債大致分為長期負債、流動負債二類。通常情況下，小企業的長期負債資金主要用于擴大生生產經營，有助于企業提高其盈利能力；而企業長期負債資金被用于生產領域后，其能否發揮增加利潤的作用則取決于管理層是否努力及努力的程度。企業的債權融資，尤其是流動性負債成本較低，還具有提高小企業的管理層努力工作程度的作用。
小企業的高流動負債對其本身盈利能力的影響使雙面的具。我國小企業在一定幅度的債務規模的壓力下，會更加傾向流動負債融資的方式，則流動負債比率會偏高。一方面，高流動負債會使中小企業財務風險成本的較高，這會對中小企業的盈利能力產生負面影響；另一方面，流動負債融資的高風險促進我國小企業管理層更加努力的工作，提高我國小企業的盈利能力。
三、對小企業改善資本結構及盈利能力的對策
（一）小企業間應加強在資金管理方面的合作
小企業由于其資產規模小、風險大、資產變現難度大，因此其負債資金的主要來源通常為銀行貸款。因此銀行向單個小企業進行貸款會具有較大財務風險，銀行為了減少風險便主要向小企業提供短期的貸款。因此，小企業可以通過相互間的合作形成一定形式的合作組織，這對投資者就意味著投資風險的大幅降低，因此，其能夠獲得的貸款也將大幅增加。
（二）發展小企業債券市場
小企業的長期資金主要依賴于股權融資。因此，應通過擴大長期資金融資渠道來平衡負債期限結構。這就要求國家大力發展債券市場，鼓勵發行中長期債券、可轉換債券等，提供給中小企業更多的融資渠道，減輕短期債務到期構成的償債壓力對生產經營的不良影響。
（三）完善債務人保障機制
股東和企業在保持清償力的情況下的經營控制權密不可分，債權人則同企業破產時的經營控制權密切聯系，只有當小企業的經營情況不佳時，導致企業資不抵債的情況，債權人才可能通過行使控制權來接管企業，因此要完善債務人保障機制。
結論
綜上所述，本文在分析我國小企業的資本結構與盈利能力的影響的概念和二者關系的基礎上，提出小企業間應加強在資金管理方面的合作、發展小企業債券市場、完善債務人保障機制等措施來改善小企業的資本結構和盈利能力。
參考文獻：
[1]張兆國，閏炳乾，何威風.資本結構的治理效應：中國上市公司的實證研究[J].南開管理評論，2006（05）
[2]肖俊.資本結構與財務治理結構的關系研究[J].當代經濟，2007（06）
【關鍵詞】 農業； 農業類上市公司； 成長性； 面板數據
一、引言
從發展農業和農村經濟的角度來看，農業上市公司能夠對我國的農業市場化以及農業產業結構升級產生重要的促進作用。但是實際上我國農業上市公司在經濟建設中并未起到對農業、農產品市場和農業產業化方面預期的帶動作用，其盈利能力整體上一直處于較低的水平，在我國近年來大力實施的農村經濟政策和我國經濟持續快速發展背景下，這無疑是一個謎。為此，我們決定從農業上市公司盈利視角展開其發展狀況的研究。
盈利能力評價始于西方，它主要經歷了四個不同的發展階段：第一個是觀察性的盈利能力評價階段，第二個是統計性的盈利能力評價階段，第三個是財務性的盈利能力評價階段，第四個是戰略性的盈利能力評價階段。米勒和莫迪里亞尼于20世紀50年代第一次提出了MM資本結構理論，這也是學界首次運用科學、嚴謹的方法對資本結構和企業價值之間的關系進行研究。
在國內，也有大量學者對我國企業盈利能力進行了調查和研究（王振蓉和李寶仁，2003；張繼袖，2004；賈宗武，2004；湯青，2005等），較多的研究結論顯示公司規模、資本結構、股權結構以及公司風險等方面對公司盈利能力具有重要影響，并通過經驗數據進行了實證檢驗。目前理論界對農業上市公司的定義有不同的認定，同時我國證監會對公司性質的認定也有不同的模式①，我們采用我國證監會對公司性質的認定模式進行公司性質的確認。而在盈利能力方面，較多學者認為我國農業類上市公司的業績受到扶持政策的影響非常大，并且對扶持政策具有很強的依賴性，與此同時，政策扶持為農業類上市公司帶來的經濟效益不斷增多，在其經營業績中所占的比重不斷增大，政策扶持已經變成支撐農業類上市公司實現良好業績的一個不可或缺的重要因素（湯新華，2003；姜凌，2003等）。然而，即便政府不斷加大對農業類上市公司的政策扶持力度，農業類上市公司總體盈利水平依然呈現下降的趨勢。因此，相關學者建議從公司多元化經營、提高運營能力（梁宇鵬和許彪，2002）和強化戰略運營（劉秀琴等，2003）等方面加強公司的盈利能力。
綜上可知，我國農業類上市公司的確存在較為公認的盈利能力問題。然而現有文獻中，較多從國家財稅政策方面著手進行分析和解釋，并且從國內現實來看，財稅對其盈利能力水平的確具有非常重要的意義。然而國內農產品價格尤其是大眾型農產品價格的定價模式是基于國家計劃為主市場為輔的現狀，農產品價格對于農業上市公司企業盈利能力的影響沒有得到充分的重視。從普通公司的盈利能力影響因素來看，產品或者服務價格與市場占有率對其具有明顯作用。因此，目前的文獻拋棄產品價格因素也即我國農產品定價機制來研究其盈利能力具有明顯的不足和缺憾。而筆者將從農產品定價機制下的農產品價格因素對農業上市公司盈利能力展開研究，同時結合財稅政策進行對比分析，以希望進一步揭開我國農業上市公司盈利能力之謎。
二、研究設計
（一）假說的提出
1.農產品市場價格假說
自從改革開放以來，我國逐漸建立起具有中國特色的市場經濟體制，目前絕大多數商品價格已經實行市場定價機制。然而，在農產品價格改革方面，目前我國以大米、小麥為主要的關乎國計民生的商品價格依然實行國家計劃為主導，市場引導為輔助的定價方式。導致我國大米和小麥等大眾型農產品價格和市場脫軌，與國際市場價格更是相差甚遠，這種模式不僅影響到我國農民的收益，也在很大程度上對我國農業上市公司的盈利造成重要影響。
雖然，保持物價的穩定對于我國經濟發展具有非常重要的作用，但是對于農業上市公司而言，農產品價格更關乎其盈利能力。在目前我國農業上市公司中，雖然分布范圍非常廣泛，但是幾乎都與農業相關產業非常相關。從我國農產品價格走勢和我國CPI近年來的走勢（圖1）可以看出，我國農產品價格總體上波動幅度比CPI大，同時緊緊圍繞CPI指數上下波動，這與我國CPI指數的統計口徑有很大的關系，同時CPI考慮了包括農產品價格因素的其他物價因素，因此，CPI走勢更趨于穩定。同時，從CPI的峰值情況來看，每當CPI處于峰值的時候，ADI指數就會快速回調并處于下降通道，比如2007年2月份、2007年10月份、2008年3月份當CPI處于峰值時，可以明顯地發現ADI指數也即（農產品價格指數）就處于快速回調和下降階段。這間接說明當我國農產品價格受到國家宏觀調控的影響是非常明顯的。
因此，對于以農業為主要經營業務的農業上市公司而言，農產品價格對其經營的盈利影響應該會是非常明顯的，為此，在我國以國家調控為基礎的農產品價格背景下，我們提出如下假設：
假設H1：農產品市場價格對我國農業上市公司盈利具有正相關關系。
2.農業補貼假說
在我國，扶持政策左右著農業類上市公司的業績，而且農業類上市公司對扶持政策具有很強的依賴性，與此同時，隨著政策扶持為農業類上市公司帶來的經濟效益不斷增多，這些經濟效益在農業上市公司的經營業績中所占的比例不斷增大，政策扶持慢慢成為支撐農業類上市公司獲得良好業績的一個不可或缺的重要因素。可是，即使政府不斷加大對農業類上市公司的投入，不斷加大對其的政策扶持力度，然而農業類上市公司的總體盈利水平還是呈現出下降趨勢。何廣文（2010）通過統計分析法發現所得稅優惠政策以及補貼收入優惠政策等相關優惠政策確實是給農業類上市公司的凈利潤產生了促進作用。
收入補貼是政府為促進農業上市公司的發展而制定的重要優惠政策，收入補貼作為一種直接的支持手段，能夠有效地實現上市公司的利潤的提升，這個指標的信息能夠在農業上市公司所披露的年報中獲得。按照農業上市公司年報的會計報表中所披露出來的信息，可以將收入補貼的主要來源分為三種：第一種是補償性收入，例如市政建設補償以及動遷補償等；第二種是特殊行業或特殊項目的補貼，例如環保治理補貼等；第三種是地方政府直接撥付的財政資金，用來緩解上市公司遇到的資金困難問題。此外，還有一項是先征所得稅后再返還的補貼。同時，自2005年以來，由于我國國家財政持續超過預期的高收入，因此國家利用財政對農村進行反哺力度越來越強和明顯，而其中以化肥、農藥、種子等方式實施的補貼政策逐漸開始實施。而農業上市公司也必然獲得相關的補貼，進而提高農業上市公司盈利水平。為此，我們提出假設如下假設：
假設H2：國家財政補貼對農業上市公司盈利水平正相關。
3.稅收假說
農業上市公司所取得的補貼扶持政策主要有兩個方面：稅收補貼和收入補貼。從稅收補貼政策方面來看，主要包括增值稅減免、所得稅減免、出口退稅以及其他的稅收政策，其中所得稅減免可以說是農業上市公司所獲得的最為重要的扶持政策。本文選擇所得稅減免優惠政策作為政府扶助農業上市公司的稅收補貼代表。按照企業所得稅的相關管理條例，只要是我國境內的企業都一定得交納企業所得稅，企業所得稅的稅率是25%，只有小部分行業和地區，又或者是一些外資企業才能繳交低于33%的所得稅。我們將按照上市公司的年報得出企業所交的實際所得稅率，然后再對企業獲得的優惠稅率進行計算。根據近年來的相關數據顯示，農業上市公司各年所得稅在利潤總額中所占的比重呈下降趨勢，所得稅優惠政策對凈利潤的貢獻率已經達到了25%，所得稅減免顯然對上市公司的凈利潤帶來了非常大的影響。綜上所述，我們提出如下假設：
假設H3：稅收補貼與農業上市公司的公司盈利正相關。
（二）變量設計與數據說明
1.被解釋變量
當前，對于上市公司盈利水平的實證研究文獻中，對于盈利水平變量的度量選擇較多，有的選擇ROE，有的選擇EPS。在文獻分析基礎上，針對我國農業上市公司盈利水平變量的度量方面，我們采用每股收益率（YS，yield stock）來作為我國農業上市公司盈利水平的替代變量。
2.解釋變量
（1）農產品價格變量
當前國內文獻的實證研究中，物價指數對于宏觀經濟的影響方面的研究中，多以CPI、FDI以及ADI作為替代變量進行實證分析與研究。在本文的研究中，考慮到我國農業上市公司分布的廣泛性以及不同區域還存在的物價水平不同等方面的原因與影響，我們采用我國農產品價格指數作為我國農業上市公司主營產品――農產品價格的替代變量。
（2）財稅補貼變量
對于財稅補貼變量的替代值，我們采用農業上市公司收入補貼和稅收補貼加總作為該變量的替代變量，用ETS表示。其中農業收入補貼和稅收補貼的數值定義如下：
農業收入補貼，收入補貼的度量。這個指標可以在農業上市公司的年報中直接得以反映，我們把這個指標數據當作我國農業上市公司收入補貼的替代值。
農業稅收補貼，稅收補貼的度量。這個指標用來表示農業上市公司受政府稅收補貼支持的力度，其中所得稅收入支持在稅收補貼中所占的比重最大，因此我們采取對所得稅收入支持來衡量農業上市公司的稅收補貼，當作是回歸分析中的替代值。
3.控制變量
公司規模變量（SIZE）：由于公司總資產反映了公司所具有物質資本實力，因此我們設置公司規模控制變量，并用公司總資產的自然對數作為替代變量；同時為了更為全面地考察我國農業上市公司的盈利水平的影響，我們設置了國家經濟發展水平（用GDP發展速度作為替代變量）；專營化程度（FA）：選取其主營業務利潤率來衡量。計算公式為主營業務利潤與主營業務收入的比值；農業部門特征（ADC）：農業上市公司除了經營主業，還會實施多元化經營，從其他行業所獲得的投資收益與主營業務的收益是有一定差異的。參照冷建飛（2007）的替代變量方法，我們選擇農業上市公司主營業務收入在總資產中所占的比例作為農業上市公司部門特征的替代變量。公司治理水平（GOV）：我們選擇上市公司獨立董事數量作為其治理水平的替代變量；股權結構變量（FSV）：我們選擇前五大股東持股比例當作股權結構的替代變量。
（三）實證模型構建
綜上分析，我們構建了如下檢驗回歸模型：
YSit=α0+β1APIit+β2FAit+β3SIZEit+β4GDPit+β5ADCit
+β6GOVit+β7FSPit+μi+εit （1）
YSit=α0+β1ETSit+β2FAit+β3SIZEit+β4GDPit+β5ADCit
+β6GOVit+β7FSPit+μi+εit （2）
在上述模型中，α0是截距；βi（i=1，2，…，7）是模型回歸系數；ε是隨機變量，代表的是影響公司盈利的各項因素。其中i（i=1，2，…，N）表示第i家農業上市公司；t（t=1，2，…，T）表示第t個時間序列觀察值；μi表示第i個單位的個體效應。
兩個模型依次用于檢驗農產品價格和財稅等情況。通過對樣本數據進行模型選擇，本研究擬對模型進行F檢驗和Hausman檢驗，確定模型后再對面板數據進行分析。
三、實證結果分析
（一）數據描述性分析
收益和產品價格、公司規模、專營化程度各變量的描述性統計如表1所示。從表1中我們可以看出，我國農業上市公司自2008―2010年的每股收益均值為0.224167，中值為0.13，最大值為1.8，最小值為-1.0，標準差為0.410660，說明我國農業上市公司在2008―2010年期間的總體收益水平不高，但是兩級現象較為嚴重，在最高的收益公司和年份達到了1.8元，而最小值也達到了-1.0元。在農產品價指數方面，在此期間，我國農產品價格指數均值為0.761567，中值為0.920374，最大值為1.088379，最小值為0.275949，標準差為0.353122，說明我國農產品價格走勢總體上比較平穩，并沒有受到國際上過高的農產品價格和國際市場上劇烈農產品市場波動的影響，同時整體的漲幅也較為平緩。財稅方面，均值為0.128233，中值為0.201，最大值和最小值分別為0.334和-0.413，說明我國農業上市公司獲得國家的財稅支持整體上是比較平穩的，因此對盈利的共享應該也會比較穩定。而股權結構方面，均值為0.483，說明其股權非常集中。而公司治理方面總體非常穩定，基本上是介于3-4之間。公司規模變量方面，均值為12.01817，中值為11.945，最大值為13.81，最小值為9.64，標準差為0.705515。如果還原為原始數據，則我國農業上市公司規模是已經具備相當的規模優勢，同時大部分上市公司是國有控股型企業，因此其融資能力是非常強的，也必然能夠為其公司盈利水平作出貢獻。在專營化程度方面，從表1統計中我們可以看出，均值為2.069，中值為1.97，最大值為9.01，最小值為-10.02，標準差為2.764062。對于公司外部經濟環境方面，我們采用GDP作為經濟發展的外部宏觀環境的總體代表，在2008―2010年三年期間，我國GDP的增長率分別為9.2%、9.6%和10.4%，均值為9.733%，接近兩位數的增長率，同時考慮到在2008―2010年間世界金融危機的影響因素，進一步說明我國農業上市公司正處于我國高速經濟發展階段，對于其盈利應該具有極強的促進作用。對于我國農業上市公司的農業部門特征因素變量而言，從描述性數據來看，均值達到了0.583391，最大值居然達到了2.581885，最小值為0.18479，標準差為0.37654，說明我國農業上市公司的農業部門特征波動幅度較大，但是整體上而言，農業上市公司農業部門特征因素還是非常明顯的。
（二）模型檢驗分析
1.F檢驗
因為在對面板數據模型進行估算時，需要檢驗所建立的模型形式，即要檢驗樣本數據符合何種模型。假如設定了錯誤的模型形式，那么模型估算結果將是有偏差的。為此，我們針對對構建的模型進行了F檢驗，檢驗結果如表2所示。
從表2可以看出，模型1和2的F檢驗值達到了0.1%的顯著性水平，這表明可以拒絕樣本個體間存在無差異的原假設，認為相對于采取OLS對數據進行估算，而樣本數據采用固定效應模型進行估算將會更合適。
2.Hausman檢驗
同時，我們使用EVIEWS7.0對模型進行了Hausman檢驗，檢驗結果如表3所示。從表中可以知道模型的Hausman檢驗在1%水平上都是顯著的，所以可以拒絕原假設，認為相對于采取隨機效應模型進行估計，而樣本數據采用固定效應模型進行估算更合適。
綜上分析，我們采用固定效應模型對模型進行面板回歸檢驗。
（三）回歸結果分析
我們采用固定效應面板數據回歸模型，回歸結果如表4所示。從表4中可知，模型1和2顯著性水平都達到了0.1%的效果，說明模型擬合效果很好，具有較好的解釋性。同時還可以發現模型2的調整擬合優度高于模型1的擬合優度，說明在我國農業類上市公司中，財稅對公司的盈利影響效的確要優于產品價格的影響，這符合我國農業上市公司的經營現狀。
在變量的回歸系數方面，從表4中我們可以看出，在模型1中，常數、農產品價格、公司治理水平、股權結構、公司專營化程度、公司規模變量、GDP和農業部門特征的回歸系數分別為1.02603、0.029643、0.008915、0.076520、0.038524、
-0.168637、0.070468和0.690957，且農產品價格、專營化程度和公司規模變量達到了1%顯著性水平，GDP達到了0.01%以上的顯著性水平，股權結構達到5%的顯著性水平，說明模型1上述變量的總體解釋性較好。尤其是農產品價格對公司盈利能力的影響方面呈現出明顯的正相關關系。
在模型2中，常數、財稅、公司治理水平、股權結構、公司專營化程度、公司規模變量、GDP和農業部門特征的回歸系數分別為0.3874251、0.326909、0.010915、0.006993、0.036663、-0.121009、0.075391和0.691129，且財稅和公司規模變量達到了1%顯著性水平，專營化程度和GDP達到了0.01%以上的顯著性水平，股權結構達到5%的顯著性水平，說明模型1上述變量的總體解釋性較好。尤其是農產品價格對公司盈利能力的影響方面呈現出明顯的正相關關系。
四、結論與展望
筆者通過上述實證檢驗，發現了如下結論。
1.農產品價格對農業上市公司盈利水平具有明顯的正面影響。從回歸結果中我們可以發現其顯著性水平得到了檢驗，因此在實際的農業上市公司盈利因素管理和政策制定中，適當考慮市場因素對農產品價格的影響對于提高農業上市公司盈利水平具有正面意義，假設1得到了驗證。
2.財稅對農業上市公司盈利水平的影響，該假設雖然從回歸分析中發現其存在正相關關系，達到了0.0684，達到了1%的顯著性水平。因此農業收入補貼和財稅補貼從整體上對其盈利有較大的影響，因此假設2和3得到了驗證。
3.模型1的擬合優度明顯低于模型2的擬合優度，因此再次證明我國農業上市公司中，政策效應要強于價格效應，說明我國農產品價格對公司盈利能力的影響受到了削弱，也間接證明我國農業上市公司盈利能力之謎來自于農產品的定價機制。
4.我國農業上市公司盈利能力還受到股權結構、公司規模、GDP和專營化程度等方面的不同程度的影響。部門特征和公司治理水平對盈利能力的影響沒有得到檢驗。
雖然本文獲得了上述成果與結論，但是由于學識等方面的原因，論文的研究還存在一些不足之處。主要表現在對于相關影響因素的研究還有待進一步深入，比如對于公司治理水平和部門特征對農業上市公司盈利的影響方面，回歸結果并沒有得到充分的驗證，還需要進一步進實證分析，這也許與采用獨立董事作為公司治理水平的替代變量有一定的關系。
【參考文獻】
［1］ 高明華.公司治理：理論演進與實證分析――兼論中國公司治理改革［M］.北京：經濟科學版社，2001.
［2］ 顧海.淺論證券市場對農業現代化的作用［J］.中國農村經濟，2002 （9）：73-76.
［3］ Miller，Merton H.，The Moigliani-Miller Propositions After Thirty Years［J］.Journal of Economic Perspectives，1988（4）：99-120.
［4］ Modigliani，Franco，MM-Past，Present，Future［J］.Journal of Economic Perspectives，1979（4）：149-158.
［5］ 李寶仁，王振蓉. 我國上市公司盈利能力與資本結構的實證分析［J］. 數量經濟技術經濟研究，2003（4）：150-153.
［6］ 張繼袖. 我國上市公司盈利能力行業特征的實證研究［J］. 管理科學，2004（3）：40-45.
［7］ 張俊瑞，賈宗武，孫玉梅. 上市公司盈利能力的因子分析［J］. 當代經濟科學，2004（11）：53-59.
［8］ 湯青.中國上市公司盈利能力影響因素實證分析［J］.山東財政學院學報，2005（2）：56-59.
［9］ 梁宇鵬，許彪.農業上市公司經營績效成因診斷［J］.農業技術經濟，2002（1）：27-29.
［10］ 金賽美，湯新華.優惠政策對農業上市公司利潤的影響 ［J］.農業與技術，2003（6）：18-24.
［11］ 姜凌.我國農業類上市公司經營業績探析［J］.農業經濟，2003（7）：12-14.
［12］ 劉秀琴，等.農業行業上市公司經營業績實證分析［J］.經濟問題，2003（8）：32-33.
［13］ 胡國柳，蔣國洲.股權結構、公司治理與企業業績――來自中國上市公司的新證據［J］.財貿研究，2004（4）：83-89.
［14］ 何廣文，趙大暉.培育農業資本市場深化農業產業化經營［J］.農業經濟問題，2001（11）：38-42.
［15］ 黃桐城，楊健.高科技上市公司盈利能力影響因素的定量分析［J］.中國管理科學，2002（4）：13-17.
［16］ 李增泉.激勵機制與企業績效［J］.會計研究，2000（1）：24-30.