翟菲

摘?要：融資結(jié)構(gòu)是否合理直接影響著企業(yè)的盈利能力，本文基于江蘇省15家醫(yī)藥上市公司2019年的財務(wù)數(shù)據(jù)，采用主成分分析法計算盈利能力的綜合得分，并利用回歸分析檢驗了醫(yī)藥企業(yè)融資結(jié)構(gòu)和盈利能力的關(guān)系。結(jié)果表明，江蘇省醫(yī)藥上市公司的短期借款比例、股權(quán)融資比例與盈利能力負(fù)相關(guān);流動負(fù)債比率與盈利能力負(fù)相關(guān)。

關(guān)鍵詞：融資結(jié)構(gòu);盈利能力;醫(yī)藥;上市公司

中圖分類號：F23?????文獻標(biāo)識碼：A??????doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2020.36.038

0?引言

隨著我國醫(yī)藥行業(yè)改革日益深入，醫(yī)藥企業(yè)不斷發(fā)展的同時也面臨著巨大的挑戰(zhàn)。醫(yī)藥企業(yè)想要生存和長久的發(fā)展，不斷提高自身的盈利水平是關(guān)鍵。為更好地促進醫(yī)藥行業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，本文選取江蘇省15家醫(yī)藥上市公司2019年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在以與融資結(jié)構(gòu)、盈利能力相關(guān)的文獻和經(jīng)典理論為基礎(chǔ)，先對樣本企業(yè)的盈利能力進行主成分分析，再將主成分分析得出的盈利能力得分和融資結(jié)構(gòu)的財務(wù)數(shù)據(jù)進行回歸分析，研究江蘇省醫(yī)藥上市公司融資結(jié)構(gòu)對盈利能力的影響，并據(jù)此提出提高醫(yī)藥上市公司盈利能力建議。

1?研究設(shè)計

1.1?樣本選取

本文選擇江蘇省15家醫(yī)藥上市公司作為研究樣本進行分析，包括：南京醫(yī)藥、聯(lián)環(huán)藥業(yè)、精華制藥、四環(huán)生物、基蛋生物、金陵藥業(yè)、千紅制藥、健友股份、康緣藥業(yè)、海辰藥業(yè)、恒瑞醫(yī)藥、延安必康、南衛(wèi)股份、長江健康。文章先利用這15家樣本企業(yè)2019年的盈利能力相關(guān)的財務(wù)數(shù)據(jù)行了主成分分析，并計算得出其盈利能力綜合得分;再以盈利能力得分作為因變量，融資結(jié)構(gòu)相關(guān)數(shù)據(jù)為自變量，進行多元回歸分析，從中總結(jié)江蘇省醫(yī)藥上市公司融資結(jié)構(gòu)對盈利能力的影響，實證數(shù)據(jù)均來雪球網(wǎng)站和國泰安數(shù)據(jù)庫。

1.2?變量選擇

本章選取成本費用利潤率X1、營業(yè)利潤率X2、銷售毛利率X3、銷售凈利率X4、凈資產(chǎn)收益率X5、總資產(chǎn)報酬率X6、基本每股收益X7、營業(yè)收入增長率X8、凈利潤增長率X9、營業(yè)利潤增長率X10來反映江蘇省醫(yī)藥上市公司的盈利能力;選取股權(quán)融資比例X11、流動負(fù)債比率X12、短期債務(wù)融資比例X13、長期債務(wù)融資比例X14、第一大股東持股比例X15來反映上市公司的融資結(jié)構(gòu);除了融資結(jié)構(gòu)外，企業(yè)的成長能力與盈利能力相關(guān)性也較為顯著，成長能力好的企業(yè)盈利水平高，而且給投資者帶來的更加高的期望，企業(yè)更容易進行融資，所以本文選取總資產(chǎn)增長率X16作為成控制變量。

2?實證分析

2.1?盈利能力的主成分分析

本文使用了SPSS2.5軟件選取10個盈利能力指標(biāo)進行主成分分析分析。首先，對KMO與Bartlett 進行檢驗。主成分分析法是為了選出具有代表性的變量，要求變量之間要存在一定的相關(guān)性，KMO與Bartlett檢驗是為了確認(rèn)數(shù)據(jù)能否采用主成分分析法。檢驗值結(jié)果通常處于0-1之間，越趨近于1，代表提取的主成分效果越好，通常認(rèn)為，KMO值大于0.6，Sig.值小于0.05，所選指標(biāo)數(shù)據(jù)適合做主成分分析。如表1所示，研究變量KMO值為0.573，顯著性即Sig.值為0.000，表明所選數(shù)據(jù)適合做主成分分析。

第二步，根據(jù)初始特征值大于1的要求，通過對解釋的總方差提取主成分。如表2所示，前3個的主成分的特征值均大于1，分別為：6.612、1.303、1.006，因此，提取前這3個變量為主成分。前3個主成分的累計方差貢獻率為89.221%，說明這3個主成分可以解釋所有變量的89.221%的信息。根據(jù)成分矩陣，可以得出費用利潤率、營業(yè)利潤率、銷售凈利率、凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)報酬率、基本每股收益、營業(yè)收入增長率、凈利潤增長率在第一主成分上具有較大載荷，銷售毛利率變量在第二主成分上具有較大載荷、營業(yè)利潤增長率在第三主成分上具有較大載荷。

第三步，借助成分矩陣圖中的數(shù)據(jù)計算得出主成分得分。用各指標(biāo)的對應(yīng)的三個主成分的系數(shù)分別除以三個主成分特征值平方根，得出各指標(biāo)相應(yīng)的權(quán)重，并分別計算3個主成分（F1、F2、F3）的得分表達式（這里的ZXi是Xi的標(biāo)準(zhǔn)化值）。

將各變量的值進行標(biāo)準(zhǔn)化后代入上述方程式，計算出主成分F1、F2、F3的得分，再，以各個主成分因子的方差貢獻率為權(quán)數(shù)，通過加權(quán)平均計算得出江蘇省醫(yī)藥企業(yè)盈利能力的綜合得分。如表3所示，15家醫(yī)藥上市公司中9家企業(yè)的盈利能力得分為正，6家盈利能力得分為負(fù)，平均值為00006，說明江蘇省醫(yī)藥上市公司整體盈利能力偏弱;少數(shù)企業(yè)之間存在明顯差距，盈利能力排名前三的基蛋生物、恒瑞醫(yī)藥、健友股份得分分別為29、229、202，盈利能力綜合均在2以上，而排名最后兩位的長江健康和精華制藥盈利能力得分為-3.02和-447，可以看出部分企業(yè)在盈利能力方面的差距十分明顯。

2.2?融資結(jié)構(gòu)與盈利能力的回歸分析

本文建立江蘇省醫(yī)藥上市公司融資結(jié)構(gòu)與盈利能力的回歸模型，以主成分分析中計算得出的各企業(yè)的盈利能力綜合得分F為被解釋變量，以各企業(yè)的股權(quán)融資比例、短期借款比例、總資產(chǎn)增長率、長期借款比例、第一大股東持股比例、流動負(fù)債比率為解釋變量，以各企業(yè)的總資產(chǎn)增長率作為成控制變量，擬建立如下模型：

其中，F(xiàn)代表江蘇省醫(yī)藥上市公司盈利能力綜合得分，α為常數(shù)項，β為各變量的回歸系數(shù)。根據(jù)此模型，運用SPSS軟件對江蘇申15家醫(yī)藥上市公司2019年的數(shù)據(jù)進行回歸分析，實證結(jié)果如下：

（1）如表4所示，該模型德賓-沃森統(tǒng)計量為2396，在20左右，因此認(rèn)為該模型的樣本是相互獨立的。模型的可決系數(shù)R值為0899，R方為0808，調(diào)整后的R方為0665，說明預(yù)測變量股權(quán)融資比例、短期借款比例、總資產(chǎn)增長率、長期借款比例、第一大股東持股比例、流動負(fù)債比率能夠解釋因變量盈利能力的665%，即模型對樣本數(shù)據(jù)擬合度較高，回歸分析結(jié)果具有經(jīng)濟意義。

（2）如表5所示，該模型線性回歸結(jié)果的均方為7261，殘差為1283，F(xiàn)值為5624，顯著性水平為0015b，顯著性值小于005，說明該回歸方程整體是顯著的，表明股權(quán)融資比例、短期債務(wù)比例， 總資產(chǎn)增長率， 長期債務(wù)比例， 第一大股東持股比例， 流動負(fù)債比率與盈利能力之間存在顯著的線性關(guān)系。

（3）如表6所示，各自變量的VIF值均小于5，說明變量之間不存在多重共線性。該模型的常數(shù)項是-19146，t檢驗值為-2441，顯著性水平0041，通過來了t檢驗。短期借款比例、股權(quán)融資比例t值分別-2705、-2495，顯著性為0037、0027，均通過t檢驗，且對盈利能力的影響顯著，其回歸系數(shù)分別是-901、-2444，說明短期借款比例、股權(quán)融資比例與盈利能力的關(guān)系為負(fù)相關(guān)，即短期借款比例和股權(quán)融資比例越高，企業(yè)的盈利能力就越低;流動負(fù)債比率的回歸系數(shù)為26032，t檢驗值為3088，通過了t檢驗，顯著性水平為0015<005，說明流動負(fù)債比率對盈利能力影響顯著，且為正向影響關(guān)系，流動負(fù)債通常償還周期短，資金成本較低，因此，在保證償還的前提下企業(yè)的盈利能力越強;而第一大股東持股比例、長期借款比例、總資產(chǎn)增長率的t值分別為-1875、1124、-0072，顯著性為0098、0294、0944，均大于005，說明它們與醫(yī)藥企業(yè)營業(yè)能力之間的關(guān)系不顯著。最終可得出回歸方程：

3?結(jié)論和建議

本文在國內(nèi)外研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合醫(yī)藥企業(yè)的行業(yè)特征，選取了15家江蘇省醫(yī)藥上市企業(yè)為樣本，利用其2019年財務(wù)數(shù)據(jù)進行實證研究，運用主成分分析法計算各公司的盈利能力綜合得分，并將盈利能力的綜合得分與融資結(jié)構(gòu)進行多元線性回歸分析，研究結(jié)果表明江蘇省醫(yī)藥企業(yè)盈利能力整體偏低，且部分企業(yè)之間差距較大，短期借款比例、股權(quán)融資比例、第一大股東持股比例、總資產(chǎn)增長率與醫(yī)藥上市公司盈利能力呈負(fù)相關(guān)，且前兩者對盈利能力的影響顯著，后兩者對盈利能力的影響不顯著;長期借款比例、流動負(fù)債比率與企業(yè)盈利能力呈正相關(guān)，且流動負(fù)債比率的影響更加顯著。鑒于以上研究，醫(yī)藥企業(yè)積極調(diào)整融資結(jié)構(gòu)，提升營業(yè)能力，應(yīng)從以下幾方面努力：

第一，適當(dāng)提高負(fù)債，利用的多元融資方式，優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)。江蘇醫(yī)藥上市公司的資本結(jié)構(gòu)中以股權(quán)融資為主，債務(wù)融資比例平均值為14.9%，且回歸分析結(jié)果顯示股權(quán)融資與企業(yè)的盈利能力呈負(fù)相關(guān)。因此，建議醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)適當(dāng)提高債務(wù)融資比例，降低股權(quán)融資，優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)。同時，醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)該充分利用豐富的融資方式，如融資租賃、同行拆借、銀行借款、企業(yè)債券等，形成多種融資方式并存的多元化融資結(jié)構(gòu)，優(yōu)化資金資源配置，不斷提高江蘇省醫(yī)藥企業(yè)的盈利能力。

第二，調(diào)整長短期負(fù)債比例，保持合理的負(fù)債結(jié)構(gòu)。江蘇省醫(yī)藥上市公司的債務(wù)結(jié)構(gòu)中，91.5%為流動負(fù)債，流動負(fù)債比例極高，盡管回歸結(jié)果顯示，流動負(fù)債與盈利能力正相關(guān)，但是過高的流動負(fù)債，意味著企業(yè)短期內(nèi)償本付息的壓力大，一旦遇到資金周轉(zhuǎn)問題，則很大可能面臨破產(chǎn)倒閉的危險。上文的回歸結(jié)果顯示短期借款比例與盈利能力負(fù)相關(guān)，長期借款比例與盈利能力正相關(guān)，而江蘇省醫(yī)藥上市公司的借款結(jié)構(gòu)以短期借款為主，長期借款比例平均值僅為2.1%，短期借款比例高的情況下，企業(yè)管理者為了保證短期的償債能力，往往會保留高比例的流動資產(chǎn)，而流動資產(chǎn)被大量占用，往往會降低企業(yè)的盈利能力，因此，醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)適當(dāng)降低短期借款比例，適當(dāng)提高中長期借款比例，使兩者維持在合理的水平。

第三，優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，維持適度的股權(quán)集中度。實證結(jié)果顯示第一持股比例與盈利能力負(fù)相關(guān)，即意味著過度集中的股權(quán)不利于企業(yè)的盈利水平的提高。樣本企業(yè)的規(guī)模相對較大，占絕大多數(shù)股份的大股東對企業(yè)要對企業(yè)進行管理力有不足，而且缺乏相應(yīng)的監(jiān)督管理，不利于提升企業(yè)運行效率和發(fā)展。因此，針對大規(guī)模企業(yè)，建議進行股權(quán)分置改革，優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，維持適度的股權(quán)集中度，有相對集中到相對分散，由單一過渡到多元，使得股權(quán)在得到相互制約的同時，不斷地提高企業(yè)的運行效率，進而提高企業(yè)的盈利水平。

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