公司盈利能力与资本结构的相关性研究——基于江苏省上市公司的因子分析

王长江，林 晨

（南京大学商学院，江苏南京210093）

公司盈利能力与资本结构的相关性研究
——基于江苏省上市公司的因子分析

王长江，林 晨

（南京大学商学院，江苏南京210093）

盈利能力既反映了公司经营管理水平，也是投资者关注的焦点，而资本结构又对公司盈利能力有着直接的影响。本文选取了158家江苏省上市公司，通过对其盈利能力指标进行因子分析获得综合盈利指标，并与代表资本结构的资产负债率和流动比率进行回归分析，发现盈利能力与资本结构之间存在显著相关关系。研究结果表明，上市公司为了提升公司盈利能力，应该改变自身的融资结构，形成有助于增强自身竞争力、优化资源配置的最优资本结构，在流动资产和流动负债的配比中找到平衡点。

盈利能力；资本结构；因子分析

一、引 言

盈利能力是衡量一家公司赚取利润的首要标志，是公司营销能力、筹资能力、生产能力和规避风险等能力的综合体现。不论是外部投资者还是企业内部的管理人员都越来越重视和关心企业的盈利能力，因为它不仅反映了公司经营管理水平的高低，也是投资者进行投资决策的重要依据。企业的资本结构又称融资结构，是指企业取得长期资金的各项来源、组成及其相互关系。资本结构是否合理直接影响公司经营业绩和长远发展。本文以江苏省上市公司为例，探讨盈利能力和资本结构之间的相关关系，以期为优化江苏省上市公司的资本结构，提升其企业价值提供理论依据。

二、文献综述

由于企业的资本结构影响企业的资本成本、市场价值、治理结构和总体经济的增长与稳定，因此企业如何通过融资方式的选择来实现其市场价值最大化，即如何确定最优资本结构，一直是财务理论实践中的热点问题。到目前为止，在这个领域的探索和研究已经初步形成了较为完整的理论体系。

1952年，大卫·杜兰特［1］系统地总结了资本结构的三种理论：净收益理论、净经营收益理论和传统理论。净收益理论假设债务利息和权益资本成本均不受财务杠杆的影响，因此只要债务成本低于权益成本，那么负债就可以降低企业的资本成本，负债程度越高，企业的价值越大。净经营收益理论认为，由于负债比率提高而降低的加权资本成本，会由企业财务风险增大而上升的权益资本成本所抵消，所以不论财务杠杆如何变化，企业加权平均资本成本都是固定的，因而企业的总价值也是固定不变的。传统理论介于净收益理论和净经营收益理论两个极端理论之间，它认为：适度的负债经营并不会明显地增加企业负债和权益资本的风险，所以企业权益资本收益率和负债利率在一定范围内是相对稳定的，但当企业负债超过一定比例时，由于风险明显增大，企业的负债和权益资本的成本就会上升，从而企业加权平均资本成本就会增加，因此企业确实存在一个可以使市场价值达到最大的最优资本结构，这个资本结构可以通过财务杠杆的运用来获得。1958年，莫迪格利亚尼和米勒［2］提出了著名的 MM定理，“任何企业的市场价值与其资本结构无关，而是取决于按照与其风险程度相适应的预期收益率进行资本化的预期收益水平”，“负债企业的股本成本等于同一风险等级无负债企业的股本成本加上风险补偿”。1963年，MM［3］将所得税因素引入资本结构理论，他们发现，在考虑公司所得税的情况下，由于利息可以抵税，公司价值会随着负债比率的提高而增加。当企业资本全部由债务资本构成时，企业价值最大，但这一结论显然与现实不符。现实中，不但存在“摩擦”因素，而且存在“风险”因素，风险因素同样会影响公司的价值。考虑到财务拮据成本和代理成本以后，含税的MM模型就演变为权衡模型。在该模型中，最优的资本结构选择可以具体化为负债筹资的利益和成本之间的权衡。由于运用债务资本对提高公司资产价值和降低资本成本是有利的，但同时又存在着财务危机成本与代理成本，财务杠杆的运用受到了一定的制约［4］84－96。除此以外，还有一些其他的资本结构理论。梅耶斯［5］提出啄食顺序理论，他认为企业偏爱使用内部资金而厌恶发行新股。当企业需要资金进行资本性支出时，首先是使用内部留存收益，其后举借外债，最后才是发行股票。这是因为经营者和投资者之间存在非对称信息，促使投资者根据上市公司选择融资结构的行为来判断企业的市场价值。

在实证方面，大多数的研究结果表明公司的盈利水平与负债比例是负相关的。Titman与Wessels［6］通过研究美国的企业得出这一结论。Rajan和Zingales［7］与Wald［8］对发达国家的研究，以及Booth［9］等人对发展中国家的研究都发现盈利性与杠杆水平负相关。但也有学者得出相反的结论。Shah［10］考察了资本结构变化对公司股票价格的影响得出结论：股票价格随公司财务杠杆的增加而上升，随公司财务杠杆的减少而下降。

目前，国内许多学者在结合西方理论和我国国情的基础上对两者的关系进行了理论研究和大量的实证检验，得出的结果存在很大差异。李治国［11］基于79家山东上市公司的实证分析，得出结论：山东上市公司的盈利能力同资产负债率负相关，同长期权益负债比正相关。黄诚，李慧华［12］以2006年沪深两市公用事业上市公司为样本，证明了我国公用事业企业的负债率高低并不与盈利能力直接相关。对此，他们给出的解释是，公用事业企业经营状况并不主要取决于企业自身，企业资本结构是否合理也不是由企业来决定，更多地会受到来自于政府和市场的综合影响，是社会宏观经济和企业微观经济运行的综合结果。赵选民，张晓阳［13］以上海和深圳交易所39家房地产上市公司2004年到2006年的财务数据为样本，实证得出较高的资产负债率抑制了公司盈利水平，而流动负债与负债的比率对公司盈利能力也有明显的负面影响的结论。

三、模型与数据分析

（一）样本选取

本文选取沪深两市证券交易所中公司注册地为江苏的企业，并且考虑到数据的可得性和研究的客观性，剔除了南京银行和ST炎黄等数据不全和财务数据出现大幅变动的企业，最终确定了158家江苏上市公司作为此次实证分析的对象。同时选取这些上市公司2009年年报数据作为原始资料，所有数据均来源于wind资讯金融终端。

（二）指标的确立

1.资本结构的度量

在实证研究方面，不同的学者对于资本结构有着不同的定义。Titman和Wessels［5］把长期、短期和可转换债券除以权益的市场价值和帐面价值，作为资本结构的衡量指标。Rajan和Zingales［14］在他们的回归分析中，使用调整后的债务对调整后的债务加权益的帐面价值比率作为资本结构的指标。对于江苏省的上市公司而言，在负债组成中流动负债占有相当大的比重，因此本文着眼于考察公司的流动负债，选用4个指标来衡量公司的资本结构：资产负债率（Z1）、权益乘数（Z2）、流动负债占总负债的比例（Z3）以及流动比率（Z4）。

2.公司盈利能力的衡量

对于公司盈利能力的分析多是以三大财务报表为基础的，通过表内各项目之间逻辑关系构建一套指标体系，用以衡量一家公司的盈利水平。按照科学性、综合性、全面性及可比性的原则，同时考虑到数据的可得性，本文选取了每股收益（X1）、每股净资产（X2）、每股经营活动产生的现金流量净额（X3）、净资产收益率（X4）、总资产报酬率（X5）、销售净利率（X6）、销售毛利率（X7）、销售期间费用率（X8）和总资产周转率（X9）这九个财务指标来反映上市公司的盈利能力。但是，由于这些指标之间存在一定程度的局限性和相关性，所以首先需要采用因子分析的方法对其进行综合评价。

四、实证研究

（一）因子分析的基本思想

因子分析是从研究相关矩阵内部的依赖关系出发，把一些具有错综复杂关系的变量归结为少数几个综合因子的一种多变量统计分析方法。具体地说，就是寻找出支配多个指标X1，X2，……Xm相互关系的少数几个公共因子F1，F2……Fp，以再现原指标与公因子之间的相互关系。这些公因子是彼此独立或不相关的，又往往是不能够直接观测的。在不损失或很少损失原指标所包含信息的情况下，以公因子代替原指标作为研究对象来分析问题会比较简单和清楚。［15］235－240

（二）公司盈利能力的因子分析

1.对原始数据进行标准化变换

由于指标之间会存在变化趋势、量纲的不一致及数量级的差异等现象，所以需要标准化数据使得涉及的经济指标能够在无量纲的条件下进行比较，即将变量中的观察值减去该变量的平均数，然后除以该变量的标准差。

2.巴特利特球形检验

在进行因子分析之前，首先检验数据是否适合作因子分析。将原始数据代入SPSS16.0做检验，得到表1。

表1 KMO检验

可知，KMO值为0.6，而Bartlett球形检验给出的相伴概率为0.000，小于显著性水平0.05，因此拒绝Bartlett球形检验的零假设，认为适合于因子分析。

3.计算样本的相关系数矩阵R

选取标准化数据样本的协方差矩阵作为衡量样本数据的相关系数矩阵（见表2）。通过观察相关系数矩阵的非对角元素可以发现，这些变量之间存在较高的相关性，因而可以采用因子分析寻找其内部的相关关联结构，以提取公因子。

表2 相关系数矩阵

4.因子分析

本文采用主成分分析法进行因子分析。所谓主成分就是一些指标变量的特殊线性组合，各主成分之间互不相关。也就是说第一主成分是样本变量线性组合中具有最大方差的一些变量的线性组合，而第二主成分的因子与第一主成分因子互不相关，且是具有第二大方差的一些变量的线性组合；其余主成分以此类推。运用SPSS16.0，可以得到主因子的方差贡献率（见表3）。以累计方差贡献率大于90%为原则，我们可以选取5个公因子，这5个因子包含了所有原设自变量91.34%的信息。

表3 方差贡献率

通过计算得到5个公因子与各指标变量之间的初始因子载荷矩阵，发现其结构不够简化，不易于对因子做出具有实际意义的解释。为了得到结果更为明确的因子载荷矩阵，对其实施方差最大旋转，表4给出了利用SPSS16.0经 25次正交旋转后的因子载荷距阵。

表4 旋转后的因子载荷矩阵

从旋转后的因子载荷矩阵可以看出，第一主成分对总资产报酬率和净资产收益率有较大的载荷系数，体现了包括股东权益在内的企业资产的获利能力，可定义为企业资产盈利能力指标，记为f1。第二主成分对销售期间费用率、销售净利率有较大的载荷系数，体现了企业主营业务的盈利能力，可将其定义为经营获利能力指标，记为f2。第三主成分主要依赖于每股净资产，反映了企业股票的投资价值，则可定义为企业的发展潜力指标，记为f3。第四主成分主要由总资产周转率决定，反映了企业的运营效率，可定义为企业运营效率指标，记为f4。第五主成分对每股经营活动产生的现金流量有较大的载荷系数，反映了企业的现金收益能力，定义为现金收益能力指标，记为f5。

进行因子分析之后，利用回归法计算出因子得分，以各因子的方差贡献率占5个因子总方差贡献率的比重作为权重进行加权汇总，得出各企业盈利能力的综合得分F，计算公式为：

（三）多元回归分析

以盈利能力的综合指数F为被解释变量，对代表资本结构的4个变量进行多元线性回归。为了避免多重共线形的问题，本文采用逐步回归法。运用SPSS16.0，以F检验p值大于0.1的剔除，小于0.05留下为原则，最后选入回归方程的变量剩下2个，就是Z1（资产负债率）和Z4（流动比率）。用Eviews5.0对回归方程进行White检验，检验结果见表5。

表5 怀特检验

从表5可以看到，由于p值很小，可以拒绝不存在异方差性的原假设，即意味着原方程存在异方差性问题。因此，需采用加权最小二乘回归的方法，将权重分别设定为残差绝对值分之一和残差平方分之一。通过比较两个模型的R2，发现后者的拟合优度更高，最终结果见下表：

表6 回归结果

再次进行White检验，方程不存在异方差。所以，回归方程形式为：F＝0.21－0.006×Z1＋0.032×Z4。模型的R2接近于1，F检验和t检验也均通过，说明该模型回归效果很好，得出的结论具有较强的科学性。

五、结 论

通过上述实证分析可以看出，对江苏省的上市公司来说，盈利能力与代表资本结构的资产负债率成显著的负相关，而与代表公司流动性水平的流动比率成显著正相关。也就是说负债越多流动性越差的公司盈利能力越低。因此，以股东财富最大化为目标的上市公司在做出筹资决策时必然以追求较低资产负债率和较高流动比率为前提，这一点也在实证中得到体现。江苏省上市公司的流动性普遍较高，平均值达到2.14。较高的流动比率虽然为江苏的上市公司带来了较高的盈利水平，可以防止企业陷入流动性危机中，但另一方面，流动性过高也意味着企业未能有效利用手中的流动资产，抑制了企业盈利能力的进一步提高。据此江苏省上市公司应该改变自身的融资结构，形成有助于增强自身竞争力、优化资源配置的最优资本结构，在流动资产和流动负债的配比中找到平衡点。

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F276

A

1671－511X（2011）06－0015－04

2011－07－08

2008年江苏省科技厅软科学研究项目“创业板与江苏科技型中小企业发展实证研究”（BR2008039），南京大学2006年文科校级规划项目“证券税制与我国证券市场制度创新问题研究”阶段性成果。

王长江，南京大学商学院教授，研究方向：投资银行、金融市场。