公司盈利能力與資本結構的相關性研究
——基于江蘇省上市公司的因子分析

王長江，林 晨

（南京大學商學院，江蘇南京210093）

公司盈利能力與資本結構的相關性研究
——基于江蘇省上市公司的因子分析

王長江，林 晨

（南京大學商學院，江蘇南京210093）

盈利能力既反映了公司經營管理水平，也是投資者關注的焦點，而資本結構又對公司盈利能力有著直接的影響。本文選取了158家江蘇省上市公司，通過對其盈利能力指標進行因子分析獲得綜合盈利指標，并與代表資本結構的資產負債率和流動比率進行回歸分析，發(fā)現盈利能力與資本結構之間存在顯著相關關系。研究結果表明，上市公司為了提升公司盈利能力，應該改變自身的融資結構，形成有助于增強自身競爭力、優(yōu)化資源配置的最優(yōu)資本結構，在流動資產和流動負債的配比中找到平衡點。

盈利能力；資本結構；因子分析

一、引 言

盈利能力是衡量一家公司賺取利潤的首要標志，是公司營銷能力、籌資能力、生產能力和規(guī)避風險等能力的綜合體現。不論是外部投資者還是企業(yè)內部的管理人員都越來越重視和關心企業(yè)的盈利能力，因為它不僅反映了公司經營管理水平的高低，也是投資者進行投資決策的重要依據。企業(yè)的資本結構又稱融資結構，是指企業(yè)取得長期資金的各項來源、組成及其相互關系。資本結構是否合理直接影響公司經營業(yè)績和長遠發(fā)展。本文以江蘇省上市公司為例，探討盈利能力和資本結構之間的相關關系，以期為優(yōu)化江蘇省上市公司的資本結構，提升其企業(yè)價值提供理論依據。

二、文獻綜述

由于企業(yè)的資本結構影響企業(yè)的資本成本、市場價值、治理結構和總體經濟的增長與穩(wěn)定，因此企業(yè)如何通過融資方式的選擇來實現其市場價值最大化，即如何確定最優(yōu)資本結構，一直是財務理論實踐中的熱點問題。到目前為止，在這個領域的探索和研究已經初步形成了較為完整的理論體系。

1952年，大衛(wèi)·杜蘭特［1］系統(tǒng)地總結了資本結構的三種理論：凈收益理論、凈經營收益理論和傳統(tǒng)理論。凈收益理論假設債務利息和權益資本成本均不受財務杠桿的影響，因此只要債務成本低于權益成本，那么負債就可以降低企業(yè)的資本成本，負債程度越高，企業(yè)的價值越大。凈經營收益理論認為，由于負債比率提高而降低的加權資本成本，會由企業(yè)財務風險增大而上升的權益資本成本所抵消，所以不論財務杠桿如何變化，企業(yè)加權平均資本成本都是固定的，因而企業(yè)的總價值也是固定不變的。傳統(tǒng)理論介于凈收益理論和凈經營收益理論兩個極端理論之間，它認為：適度的負債經營并不會明顯地增加企業(yè)負債和權益資本的風險，所以企業(yè)權益資本收益率和負債利率在一定范圍內是相對穩(wěn)定的，但當企業(yè)負債超過一定比例時，由于風險明顯增大，企業(yè)的負債和權益資本的成本就會上升，從而企業(yè)加權平均資本成本就會增加，因此企業(yè)確實存在一個可以使市場價值達到最大的最優(yōu)資本結構，這個資本結構可以通過財務杠桿的運用來獲得。1958年，莫迪格利亞尼和米勒［2］提出了著名的 MM定理，“任何企業(yè)的市場價值與其資本結構無關，而是取決于按照與其風險程度相適應的預期收益率進行資本化的預期收益水平”，“負債企業(yè)的股本成本等于同一風險等級無負債企業(yè)的股本成本加上風險補償”。1963年，MM［3］將所得稅因素引入資本結構理論，他們發(fā)現，在考慮公司所得稅的情況下，由于利息可以抵稅，公司價值會隨著負債比率的提高而增加。當企業(yè)資本全部由債務資本構成時，企業(yè)價值最大，但這一結論顯然與現實不符?，F實中，不但存在“摩擦”因素，而且存在“風險”因素，風險因素同樣會影響公司的價值。考慮到財務拮據成本和代理成本以后，含稅的MM模型就演變?yōu)闄嗪饽Ｐ汀Ｔ谠撃Ｐ椭?，最?yōu)的資本結構選擇可以具體化為負債籌資的利益和成本之間的權衡。由于運用債務資本對提高公司資產價值和降低資本成本是有利的，但同時又存在著財務危機成本與代理成本，財務杠桿的運用受到了一定的制約［4］84－96。除此以外，還有一些其他的資本結構理論。梅耶斯［5］提出啄食順序理論，他認為企業(yè)偏愛使用內部資金而厭惡發(fā)行新股。當企業(yè)需要資金進行資本性支出時，首先是使用內部留存收益，其后舉借外債，最后才是發(fā)行股票。這是因為經營者和投資者之間存在非對稱信息，促使投資者根據上市公司選擇融資結構的行為來判斷企業(yè)的市場價值。

在實證方面，大多數的研究結果表明公司的盈利水平與負債比例是負相關的。Titman與Wessels［6］通過研究美國的企業(yè)得出這一結論。Rajan和Zingales［7］與Wald［8］對發(fā)達國家的研究，以及Booth［9］等人對發(fā)展中國家的研究都發(fā)現盈利性與杠桿水平負相關。但也有學者得出相反的結論。Shah［10］考察了資本結構變化對公司股票價格的影響得出結論：股票價格隨公司財務杠桿的增加而上升，隨公司財務杠桿的減少而下降。

目前，國內許多學者在結合西方理論和我國國情的基礎上對兩者的關系進行了理論研究和大量的實證檢驗，得出的結果存在很大差異。李治國［11］基于79家山東上市公司的實證分析，得出結論：山東上市公司的盈利能力同資產負債率負相關，同長期權益負債比正相關。黃誠，李慧華［12］以2006年滬深兩市公用事業(yè)上市公司為樣本，證明了我國公用事業(yè)企業(yè)的負債率高低并不與盈利能力直接相關。對此，他們給出的解釋是，公用事業(yè)企業(yè)經營狀況并不主要取決于企業(yè)自身，企業(yè)資本結構是否合理也不是由企業(yè)來決定，更多地會受到來自于政府和市場的綜合影響，是社會宏觀經濟和企業(yè)微觀經濟運行的綜合結果。趙選民，張曉陽［13］以上海和深圳交易所39家房地產上市公司2004年到2006年的財務數據為樣本，實證得出較高的資產負債率抑制了公司盈利水平，而流動負債與負債的比率對公司盈利能力也有明顯的負面影響的結論。

三、模型與數據分析

（一）樣本選取

本文選取滬深兩市證券交易所中公司注冊地為江蘇的企業(yè)，并且考慮到數據的可得性和研究的客觀性，剔除了南京銀行和ST炎黃等數據不全和財務數據出現大幅變動的企業(yè)，最終確定了158家江蘇上市公司作為此次實證分析的對象。同時選取這些上市公司2009年年報數據作為原始資料，所有數據均來源于wind資訊金融終端。

（二）指標的確立

1.資本結構的度量

在實證研究方面，不同的學者對于資本結構有著不同的定義。Titman和Wessels［5］把長期、短期和可轉換債券除以權益的市場價值和帳面價值，作為資本結構的衡量指標。Rajan和Zingales［14］在他們的回歸分析中，使用調整后的債務對調整后的債務加權益的帳面價值比率作為資本結構的指標。對于江蘇省的上市公司而言，在負債組成中流動負債占有相當大的比重，因此本文著眼于考察公司的流動負債，選用4個指標來衡量公司的資本結構：資產負債率（Z1）、權益乘數（Z2）、流動負債占總負債的比例（Z3）以及流動比率（Z4）。

2.公司盈利能力的衡量

對于公司盈利能力的分析多是以三大財務報表為基礎的，通過表內各項目之間邏輯關系構建一套指標體系，用以衡量一家公司的盈利水平。按照科學性、綜合性、全面性及可比性的原則，同時考慮到數據的可得性，本文選取了每股收益（X1）、每股凈資產（X2）、每股經營活動產生的現金流量凈額（X3）、凈資產收益率（X4）、總資產報酬率（X5）、銷售凈利率（X6）、銷售毛利率（X7）、銷售期間費用率（X8）和總資產周轉率（X9）這九個財務指標來反映上市公司的盈利能力。但是，由于這些指標之間存在一定程度的局限性和相關性，所以首先需要采用因子分析的方法對其進行綜合評價。

四、實證研究

（一）因子分析的基本思想

因子分析是從研究相關矩陣內部的依賴關系出發(fā)，把一些具有錯綜復雜關系的變量歸結為少數幾個綜合因子的一種多變量統(tǒng)計分析方法。具體地說，就是尋找出支配多個指標X1，X2，……Xm相互關系的少數幾個公共因子F1，F2……Fp，以再現原指標與公因子之間的相互關系。這些公因子是彼此獨立或不相關的，又往往是不能夠直接觀測的。在不損失或很少損失原指標所包含信息的情況下，以公因子代替原指標作為研究對象來分析問題會比較簡單和清楚。［15］235－240

（二）公司盈利能力的因子分析

1.對原始數據進行標準化變換

由于指標之間會存在變化趨勢、量綱的不一致及數量級的差異等現象，所以需要標準化數據使得涉及的經濟指標能夠在無量綱的條件下進行比較，即將變量中的觀察值減去該變量的平均數，然后除以該變量的標準差。

2.巴特利特球形檢驗

在進行因子分析之前，首先檢驗數據是否適合作因子分析。將原始數據代入SPSS16.0做檢驗，得到表1。

表1 KMO檢驗

可知，KMO值為0.6，而Bartlett球形檢驗給出的相伴概率為0.000，小于顯著性水平0.05，因此拒絕Bartlett球形檢驗的零假設，認為適合于因子分析。

3.計算樣本的相關系數矩陣R

選取標準化數據樣本的協(xié)方差矩陣作為衡量樣本數據的相關系數矩陣（見表2）。通過觀察相關系數矩陣的非對角元素可以發(fā)現，這些變量之間存在較高的相關性，因而可以采用因子分析尋找其內部的相關關聯(lián)結構，以提取公因子。

表2 相關系數矩陣

4.因子分析

本文采用主成分分析法進行因子分析。所謂主成分就是一些指標變量的特殊線性組合，各主成分之間互不相關。也就是說第一主成分是樣本變量線性組合中具有最大方差的一些變量的線性組合，而第二主成分的因子與第一主成分因子互不相關，且是具有第二大方差的一些變量的線性組合；其余主成分以此類推。運用SPSS16.0，可以得到主因子的方差貢獻率（見表3）。以累計方差貢獻率大于90%為原則，我們可以選取5個公因子，這5個因子包含了所有原設自變量91.34%的信息。

表3 方差貢獻率

通過計算得到5個公因子與各指標變量之間的初始因子載荷矩陣，發(fā)現其結構不夠簡化，不易于對因子做出具有實際意義的解釋。為了得到結果更為明確的因子載荷矩陣，對其實施方差最大旋轉，表4給出了利用SPSS16.0經 25次正交旋轉后的因子載荷距陣。

表4 旋轉后的因子載荷矩陣

從旋轉后的因子載荷矩陣可以看出，第一主成分對總資產報酬率和凈資產收益率有較大的載荷系數，體現了包括股東權益在內的企業(yè)資產的獲利能力，可定義為企業(yè)資產盈利能力指標，記為f1。第二主成分對銷售期間費用率、銷售凈利率有較大的載荷系數，體現了企業(yè)主營業(yè)務的盈利能力，可將其定義為經營獲利能力指標，記為f2。第三主成分主要依賴于每股凈資產，反映了企業(yè)股票的投資價值，則可定義為企業(yè)的發(fā)展?jié)摿χ笜耍洖閒3。第四主成分主要由總資產周轉率決定，反映了企業(yè)的運營效率，可定義為企業(yè)運營效率指標，記為f4。第五主成分對每股經營活動產生的現金流量有較大的載荷系數，反映了企業(yè)的現金收益能力，定義為現金收益能力指標，記為f5。

進行因子分析之后，利用回歸法計算出因子得分，以各因子的方差貢獻率占5個因子總方差貢獻率的比重作為權重進行加權匯總，得出各企業(yè)盈利能力的綜合得分F，計算公式為：

（三）多元回歸分析

以盈利能力的綜合指數F為被解釋變量，對代表資本結構的4個變量進行多元線性回歸。為了避免多重共線形的問題，本文采用逐步回歸法。運用SPSS16.0，以F檢驗p值大于0.1的剔除，小于0.05留下為原則，最后選入回歸方程的變量剩下2個，就是Z1（資產負債率）和Z4（流動比率）。用Eviews5.0對回歸方程進行White檢驗，檢驗結果見表5。

表5 懷特檢驗

從表5可以看到，由于p值很小，可以拒絕不存在異方差性的原假設，即意味著原方程存在異方差性問題。因此，需采用加權最小二乘回歸的方法，將權重分別設定為殘差絕對值分之一和殘差平方分之一。通過比較兩個模型的R2，發(fā)現后者的擬合優(yōu)度更高，最終結果見下表：

表6 回歸結果

再次進行White檢驗，方程不存在異方差。所以，回歸方程形式為：F＝0.21－0.006×Z1＋0.032×Z4。模型的R2接近于1，F檢驗和t檢驗也均通過，說明該模型回歸效果很好，得出的結論具有較強的科學性。

五、結 論

通過上述實證分析可以看出，對江蘇省的上市公司來說，盈利能力與代表資本結構的資產負債率成顯著的負相關，而與代表公司流動性水平的流動比率成顯著正相關。也就是說負債越多流動性越差的公司盈利能力越低。因此，以股東財富最大化為目標的上市公司在做出籌資決策時必然以追求較低資產負債率和較高流動比率為前提，這一點也在實證中得到體現。江蘇省上市公司的流動性普遍較高，平均值達到2.14。較高的流動比率雖然為江蘇的上市公司帶來了較高的盈利水平，可以防止企業(yè)陷入流動性危機中，但另一方面，流動性過高也意味著企業(yè)未能有效利用手中的流動資產，抑制了企業(yè)盈利能力的進一步提高。據此江蘇省上市公司應該改變自身的融資結構，形成有助于增強自身競爭力、優(yōu)化資源配置的最優(yōu)資本結構，在流動資產和流動負債的配比中找到平衡點。

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F276

A

1671－511X（2011）06－0015－04

2011－07－08

2008年江蘇省科技廳軟科學研究項目“創(chuàng)業(yè)板與江蘇科技型中小企業(yè)發(fā)展實證研究”（BR2008039），南京大學2006年文科校級規(guī)劃項目“證券稅制與我國證券市場制度創(chuàng)新問題研究”階段性成果。

王長江，南京大學商學院教授，研究方向：投資銀行、金融市場。