【摘 要】桎梏于需求不振、信貸收縮、成本上漲和資本驅逐效應等外部影響，哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)盈利能力有待提升。基于杜邦分析和回歸分析對其總資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益率等核心指標進行宏觀與微觀分析，需要解決哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)的盈利能力較為弱化、壟斷企業(yè)定價壁壘和管理水平有待提升等問題。

【關鍵詞】外資企業(yè)；盈利能力；杜邦分析；回歸分析

外資工業(yè)企業(yè)對深掘地方工業(yè)優(yōu)勢，提高地方工業(yè)企業(yè)整體質量和技術水平，推動地方經(jīng)濟總量增長，培植區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展后勁，具有十分重要的現(xiàn)實意義。近年來，哈爾濱市規(guī)模以上外資工業(yè)企業(yè)利潤總額雖大體呈穩(wěn)步增長態(tài)勢，即由2011年的28.05億元增至2014年的40.66億元，但桎梏于需求不振、信貸收縮和成本上漲等不利因素，哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)利潤總額呈遞減趨勢，如2014（17.12%）年較2013年（26.82%）減少9個百分點，其盈利能力減弱。因此，應對其盈利穩(wěn)定性、持續(xù)性及影響因素進行全面研判，為外資工業(yè)企業(yè)管理效能的提升和相關政策的制定提供依據(jù)。

一、外資工業(yè)企業(yè)盈利能力的杜邦分析

按照全面性原則、可量化原則和精煉性原則選取相應指標，對哈爾濱市和其他副省級城市外資工業(yè)企業(yè)進行盈利指標宏觀對比分析。在杜邦分析體系下，凈資產(chǎn)收益率是衡量企業(yè)盈利能力的核心綜合性指標。以2014年為例，哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)凈資產(chǎn)收益率為14.75%，與其他副省級城市存在較大差距，如沈陽等5個副省級城市外資工業(yè)企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率均值為18.13%，高出哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)3.38個百分點。

計算對比杜邦分析體系中的其他關鍵指標可以看出：哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)的各項盈利指標與沈陽、大連、寧波、廈門、廣州等副省級城市的均值具有一定的差距，主要包括：其他副省級城市外資工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)收益率均值（7.99%）高出哈爾濱市（5.14%）2.85個百分點；主營業(yè)務毛利率均值（15.70%）較哈爾濱市（22.84%）低7.14個百分點；期間費用占銷售額比例均值（8.36%）較哈爾濱市（19.23%）低10.87個百分點；流動資產(chǎn)周轉率普遍高于哈爾濱市。具體見表1：

二、外資工業(yè)企業(yè)盈利能力的回歸分析

通過宏觀對比可見，哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)盈利能力與其他副省級城市相比處于劣勢，但研究哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)盈利能力各項影響因素的作用大小，還需進行微觀的實證分析。目前學界主要通過因子分析、分匹配倍差法和回歸分析等方法對企業(yè)盈利能力進行微觀實證研究，由于因子分析是通過指標降維等過程從變量群中提取共性因子并計算因子得分，進而確定其對被解釋變量的作用程度，這與匹配倍差法相同即要求多個樣本多種指標。通過上文宏觀對比分析，哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)盈利能力與其他副省級城市差距較大的主營業(yè)務毛利率等指標顯示，可初步判斷其影響較大的主要因素，且鑒于外資工業(yè)企業(yè)可獲取財務數(shù)據(jù)的樣本較少，故而選用回歸分析法。

本文選取CSMAR中國上市公司財務報表數(shù)據(jù)庫、外資企業(yè)納稅經(jīng)營匯總表和中國產(chǎn)業(yè)洞察網(wǎng)等網(wǎng)站所披露的哈藥集團、哈飛汽車、華電能源、東安汽車動力等7家股份有限公司2011-2015年的相關數(shù)據(jù)進行回歸分析。

1. 變量選取。被解釋變量Y：總資產(chǎn)收益率；解釋變量X1：主營業(yè)務毛利率；解釋變量X2：流動資產(chǎn)周轉率；解釋變量X3：R&D投入占營業(yè)收入比例；解釋變量X4：營業(yè)收入占比；虛擬變量X5：按哈爾濱市外商投資工業(yè)企業(yè)主要行業(yè)劃分，取制造業(yè)（0）和其他行業(yè)（1）。

建立面板數(shù)據(jù)的變截距回歸模型，形式如下：

Yit=ait+β1X1it+β1X1it+β1X1it+β1X1it+Yit=ait+β1X1it+β1X1it+β1X1it+β1X1it+uit

i=1，...，7；t=2011，...，2015

其中，β1、β2、β3、β4、β5是未知常量，ai是截距項，uit為隨機擾動項。

2.Likelihood Radio檢驗和Hausman檢驗。該模型的形式可能為隨機效應面板模型（REPDM），可能為固定效應面板模型（FEPDM）或為混合回歸模型（PPDM），其判斷的方法是對截距項的檢驗，即若ai為隨機變量，則為第一種；若ai為常數(shù)，則為第二種；若ai與截面相等，則為第三種。采用Likelihood Radio檢驗和Hausman檢驗，結果顯示：在顯著性水平為5%時，Likelihood Radio檢驗拒絕了混合回歸模型，而Hausman檢驗無法拒絕隨機效應模型，故本文選擇隨機效應模型。其結果如表2、表3所示：

3. 參數(shù)估計。因模型的截面間可能存在異方差，故利用加權最小二乘法來估計參數(shù)。參數(shù)估計的結果如表4所示：

從參數(shù)估計結果來看，R2值為0.783，調(diào)整后的R2值為0.774，該多元回歸模型的擬合優(yōu)度較高，且對殘差值通過了平穩(wěn)性檢驗。此外，F(xiàn)統(tǒng)計值達到97.566，且P值為0，說明該方成顯著。

4. 回歸結果分析。在顯著水平為5%的條件下，虛擬變量X5對被解釋變量總資產(chǎn)收益率無顯著影響，即哈爾濱市外商投資工業(yè)企業(yè)在不同行業(yè)間的盈利能力并無顯著的差異；R&D投入占營業(yè)收入比對總資產(chǎn)收益率影響不大，說明企業(yè)研發(fā)的投入轉化為產(chǎn)品技術含量的效率較低，產(chǎn)品技術含量對于提升企業(yè)盈利水平的正向影響較??；營業(yè)收入占比具有一定的正向影響，說明市場中尚未出現(xiàn)過度競爭，市場集中度較強，并不排除這是由市場壁壘所導致的結果；主營業(yè)務毛利率和流動資產(chǎn)周轉率都對企業(yè)總資產(chǎn)收益率具有較為顯著的影響，且從回歸系數(shù)來看，前者小于后者。其中，主營業(yè)務毛利率一定程度上可以反映企業(yè)的利潤來源；而在較快的周轉速度下，流動資產(chǎn)會產(chǎn)生相對節(jié)約，在一定程度上會增強企業(yè)的盈利能力，實證分析與理論分析結果一致。

三、主要結論

本文基于杜邦分析體系，通過對哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)的盈利指標同其他副省級城市進行宏觀比較，繼而選取差距較大的幾個關鍵指標進行微觀分析，初步形成了研究哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)盈利能力的宏微觀基本框架，對于全面評價其盈利能力和完善相關政策提供具有現(xiàn)實意義的觀點與結論，主要包括：

第一，盈利能力較為弱化。哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)的盈利能力與沈陽市等其他副省級城市相比具有一定的差距，其原因是由多方因素所致。如產(chǎn)品銷售率呈逐漸下降、產(chǎn)品庫存過多，外資企業(yè)運用自有資本的效率不高及成本居高不下，導致總資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益率均處于劣勢。

第二，壟斷企業(yè)定價壁壘。哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)主營毛利率明顯高于其他副省級城市，但并非是由產(chǎn)品技術含量的比較優(yōu)勢造成的。如R&D占營業(yè)收入比對哈爾濱市外商投資工業(yè)企業(yè)盈利能力的提升有一定的正向影響，但回歸系數(shù)較低。相比而言，壟斷企業(yè)定價壁壘導致主營業(yè)務毛利率水平的提升。

第三，管理水平有待提升。哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)管理水平有待提升之處，主要包括企業(yè)費用規(guī)模管控能力和資產(chǎn)管理效率。如現(xiàn)代企業(yè)制度缺失、內(nèi)部管理模式腐舊等原因，導致哈爾濱市外資工業(yè)企業(yè)期間費用占銷售產(chǎn)值比例較其他副省級城市均值高出近11個百分點，投融資結構不合理等原因導致流動資產(chǎn)周轉率較低等。

參考文獻：

[1]黎精明，范沁如.上市公司盈利能力分析—以鋼鐵企業(yè)為例[J].財會通訊，2015，23：44-47.

[2]張杰等.中國企業(yè)利潤來源差異的決定機制研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2011，1：27-37.

[3]吳延兵.不同所有制企業(yè)技術創(chuàng)新能力考查[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2014，2：53-64.

[4]張騰，周茂.國企改制與企業(yè)盈利能力——基于傾向得分匹配倍差法的再估計[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2016，6：11-21.

[5]張輝.我國鋼鐵行業(yè)上市公司盈利能力實證分析[J].當代會計，2016，7：10-13.

作者簡介：

邵鈺舒（1996—），女，黑龍江哈爾濱市人，哈爾濱工業(yè)大學管理學院。endprint