“两金”占比对制造业企业盈利能力的影响分析

关键词 “两金”占比；盈利能力；制造业企业

DOI： 10.19840/j.cnki.FA.2024.04.004

我国“十四五”规划中提出“制造强国”战略，制造业企业作为推动制造业高质量发展的主要力量，肩负着巨大的责任和使命。盈利能力是衡量企业经营业绩的关键维度之一，是企业获得利润、资本增值、持续经营等方面能力的综合体现。探索制造业企业盈利能力的提升路径，对于“制造强国”战略的实施意义重大。“两金”包括存货和应收账款，2015 年国务院国资委印发《关于中央企业开展两金占用专项清理工作有关事项的通知》，主要针对中央企业开展“两金”压控工作。事实上，不仅是中央企业，任何企业都有必要长期重视“两金”管理。我国传统制造业受生产模式和市场环境影响，“两金”占比普遍较高，在如今大力发展“新质生产力”的背景下，制造业企业需要摆脱传统经营模式，做好“两金”管理，提升自身盈利能力，全力实现高质量、可持续发展。

一、文献综述

现有文献中针对“两金”的研究思路主要是：通过探讨“两金”管理存在的问题和影响，为企业“两金”管控提供政策建议。针对“两金”管理目前存在的主要问题，陈琳以国有企业为研究对象，分别对存货和应收账款压控情况进行探讨，认为由于机制不健全、管理不完善、手段创新不够等原因，存货和应收账款压控难度较大［1］。汤志刚则聚焦制造业企业，指出部分企业在追求整体规模时忽视“两金”管理，导致“两金”管理混乱，影响企业资产质量［2］。在“两金”管理对企业的影响方面，赵连英等认为过高的“两金”占用，可能影响公司资金链运转，提高资产负债率，甚至威胁企业正常经营［3］。徐小苏在针对大型建筑企业的研究中提出，“两金”占用会导致企业现金流入减少，从而增加带息负债规模，同时降低资产周转效率和获利能力［4］。焦文昊认为“两金”占用除了引发资产质量、经济压力方面的问题外，还可能导致企业形象受损［5］。而对于合理的“两金”占用规模，张守坤等提出“两金”管理的理想目标是零库存、零应收，但这一目标并不现实，企业在实践中应结合实际针对“两金”中非必要的部分进行压降［6］。孙潇潇则认为“两金”管控的目的不是消除，而是提升企业价值创造能力［7］。

为改善企业“两金”管理现状，现有文献也提供了丰富的管理优化建议和思路。刘红朝等提出外部强分析、内部强管理，同时利用管理和政策工具的“两金”压控思路，以解决其压降需求和刚性增长的矛盾［8］。李春宁等针对军工子集团设计事前、事中、事后三级“两金”管理体系，结合业务部门、职能部门、监督部门共同发挥管控作用［9］。王健则聚焦一家科研生产单位的实际情况，构建“业财融合”的“两金”管理长效机制［10］。除了传统的企业财务管理手段外，汪雅萍还提出借助金融工具化解“两金”占比过高导致的资金压力［11］。

综上，尽管目前有大量针对“两金”管理的研究，但其中定量分析和实证研究较少，对于制造业企业“两金”占用的影响效果和影响路径也缺乏明确的研究结论，为本文提供了充足的研究空间。

二、理论分析与研究假设

（一）“两金”占比与企业盈利能力

“两金”占比体现了存货和应收账款的资源配置情况，根据帕累托效率理论，最优的资源配置下才能实现社会福利的最大化 ［12］，不合理的“两金”占比代表了不合理的资源配置，会影响企业创造利润的效率，从而削减盈利能力。根据我国制造业企业目前的情况，“两金”占比普遍较高，其中，过高的存货规模，会过度占用资金并降低企业经营效率，而应收账款作为一种短期债权，若其规模超过合理范围，可能导致资金紧张甚至坏账问题，增加企业经营风险，并最终影响企业盈利能力。因此，提出假设1。

假设1：我国制造业企业目前“两金”占比与盈利能力呈负相关关系。

（二）“两金”占比与企业盈利能力之间的中介效应

“两金”占比作为一项反映流动资产内部结构的指标，从管理逻辑上不仅能够通过改变资源配置对企业盈利能力产生显著影响，还会影响企业的营运能力、现金流等情况，间接影响其盈利能力。综合考虑各指标间的联系，本研究选取营业周期和全部资产现金回收率，考察两个指标在“两金”占比和企业盈利能力之间的中介效应，从而探索“两金”占比对企业盈利能力的影响路径。

1. 营业周期的中介效应假设

营业周期是从取得存货到销售存货并收回现金所用的时间，该指标综合了存货和应收账款的周转效率，即“两金”的周转效率，能够反映企业营运能力。不合理的“两金”占比会影响企业资产周转效率，从而拉长营业周期，导致企业营运能力下降。营运能力体现企业利用现有资源创造利润的效率，随着营运能力的下降，在现有资源条件不变的前提下，企业的盈利能力也会下降。因此，提出假设2.1。

假设2.1：营业周期在“两金”占比和盈利能力之间存在中介效应。

2. 全部资产现金回收率的中介效应假设

全部资产现金回收率是现金流量的评价指标之一，为经营现金流量净额与资产总额的比率。“两金”占比对现金流的影响毋庸置疑，过高的“两金”占比会侵占现金流并影响企业现金流的创造，在削弱企业资本投入能力的同时增加资金成本和经营风险，最终影响盈利能力。因此，提出假设2.2。

假设2.2：全部资产现金回收率在“两金”占比和盈利能力之间存在中介效应。

（三） 整体研究假设框架

综上所述，围绕“两金”占比对制造业企业盈利能力的影响及中介效应，本文的研究假设如图1所示。

图1 “两金”占比对制造业企业盈利能力的影响及中介效应假设

三、研究设计

（一） 数据来源与处理

选取2021—2023 年A 股上市公司中所属国民经济行业分类为“制造业”的企业为研究对象，数据来源为万得（Wind） 经济数据库，并按照以下原则对数据进行筛选：考虑到上市监管对公司治理和财务绩效的影响，仅选取公司上市后数据；剔除ST、*ST 企业，该类上市公司连续两年亏损，研究意义较小；剔除数据缺失及取值不合理的样本，最终保留7 781 条样本，使用SPSS 27.0 进行数据处理。

（二） 变量设计 1. 被解释变量

加权平均净资产收益率（以ROE 表示）：参考杜邦分析法，本研究采用加权平均净资产收益率衡量制造业企业盈利能力。中国证监会于2010 年修订《公开发行证券的公司信息披露编报规则第9号》，对加权平均净资产收益率的公式进行了详细规定［13］，简单来说就是当期归属母公司股东的净利润与加权平均归属母公司股东的权益间的比率，比率越高，企业的投入产出效率越高，股东投资获取收益也越高，可以正向衡量企业的盈利能力。作为一个比率指标，加权平均净资产收益率可以用于对比不同公司的经营情况，并将资产负债表与利润表联系起来，从而更加全面准确地反映企业的整体财务状况。

2. 解释变量

“两金”占比（以ARIR 表示）：指期末存货和应收账款之和占全部流动资产的比例。

3. 中介变量

营业周期（以TD 表示）：指当期存货周转天数和应收账款周转天数之和。

全部资产现金回收率（以CASHR 表示）：指当期经营活动产生的现金流量净额与期末资产总额的比率。

4. 控制变量

企业规模（以SIZE 表示）：本研究以期末资产总额的自然对数衡量企业规模，不同规模企业的“两金”管控能力、生产经营能力存在较大差异，会在一定程度上影响解释变量与被解释变量的相关关系。

经营年限（以AGE 表示）：指数据年份与成立年份之差，反映企业在经营中的经验积累、行业地位、资源条件等情况。

前十大股东持股比例（以TOP 表示）：指前十大股东持股比例之和，表示企业的持股集中度和大股东的权利占比，能够影响公司治理的效率和效果，从而影响盈利能力。

所得税负（以TAX 表示）：指当期所得税与利润总额之比，直接影响净利润，从而影响加权平均净资产收益率。

上市板块（以MARKET 表示）：为分类变量，反映A 股上市公司所在板块，包括主板、创业板、科创板、北证，由于各个板块上市要求存在差异，能够反映公司基本情况背景。

数据所在年份（以YEAR 表示）：为分类变量，反映数据所在年份，由于不同年份的市场环境背景存在差异，可能影响盈利能力表现。

本研究变量说明详见表1。

（三） 模型设计

为验证假设1，构建模型（1）：

表1 变量说明

四、实证分析

（一） 描述性统计

本研究共涉及10 个变量，其中，8 个变量为数值型变量，2 个变量为分类变量。数值型变量的描述性统计见表2，经过筛选，7 781 个样本数据均完整有效。

其中，被解释变量加权平均净资产收益率的平均值为7.91%，标准差为12.47%，样本间的差异较大，平均水平有待提高。解释变量“两金”占比的平均值为42.92%，各样本间存在较大差异，最大值甚至高达93.89%，对于一部分样本企业来说，“两金”压控必要性很高。

通过统计值判断，营业周期、全部资产现金回收率两个中介变量也呈现明显的样本间差异。样本平均营业周期为180.76 天，其中，“两金”周转最快的样本营业周期只有2.68 天，考虑取值合理性，本研究只保留了营业周期一年以内的样本，因此其最大值为一年。全部资产现金回收率的平均值为5.73%，标准差则达到了7.13%，体现了不同企业现金流获取能力的明显差异。

控制变量中，企业规模已经经过自然对数处理，最小值为9.18，最大值为18.43，反映了样本间较大的规模差异。经营年限的平均值为21.61 年，其中经营时间最短的样本为5 年，最长的则达到68年。前十大股东持股比例平均值为59.16%，对于上市公司来说，显示了相对集中的持股结构，样本间的差异也很显著，持股比例最低的为12.87%，最高的为95.26%。所得税负平均值为9.68%，标准差为13.25%，最大、最小值也差异明显，证明了各个企业在税收政策、所得税处理上的显著区别。

表2 数值型变量描述性统计

数据年份和上市板块两个分类变量的样本情况统计见表3，各年份之间的数据量较为均衡，由于仅取公司上市后的数据，因此后期年份的样本量略大于前期年份。针对上市板块，主板样本规模最大，创业板其次，北证最少，这与各板块特点基本一致。

表3 分类变量样本数统计

（二） 相关性分析

考察被解释变量、解释变量、中介变量间的相关性，可以对研究假设进行初步验证，统计分析结果详见表4。从变量间的相关性情况可以看出，被解释变量加权平均净资产收益率与解释变量“两金”占比之间呈负相关关系，且相关关系在1% 的水平上显著，这初步验证了假设1 成立。对于中介变量，“两金”占比与营业周期、全部资产现金回收率分别呈显著正相关和负相关，而两个中介变量分别又与加权平均净资产收益率呈显著负相关和正相关，初步验证假设2.1、假设2.2 成立。

表4 解释变量、被解释变量、中介变量间相关性分析结果

***表示在1%的水平上显著。

（三） 回归分析

采用最小二乘法，基于模型（1），对加权平均净资产收益率和“两金”占比间的定量关系进行回归分析。同时，使用不控制变量、仅控制数量型变量、仅控制分类变量、控制所有变量四种方法，将模型（1） 扩展为模型（1.a） － （1.d），具体回归结果见表5。为消除各变量间纲量的影响，选取标准化系数反映回归结果。从模型（1.a） 可以看出，当仅对“两金”占比和加权平均净资产收益率进行回归时，回归系数为-0.162，且在1% 的水平上显著，表明二者呈现显著的负相关，与相关性分析结果一致。在模型（1.b） 中，将数量型控制变量加入模型后，“两金”占比仍与加权平均净资产收益率呈现显著负相关，但回归系数变为-0.113，与模型（1.a） 相比回归系数绝对值减小，相关性有所下降，说明数量型控制变量会对“两金”占比和加权平均净资产收益率间的相关性产生影响。结合模型（1.c） 和模型（1.d） 的回归结果，分类控制变量的加入，没有对“两金”占比与加权平均净资产收益率的回归系数产生明显影响，仍为显著的负相关。据此，假设1 得到验证，“两金”占比与制造业企业盈利能力显著负相关。

另外，从模型（1.d） 中可以看出，企业规模、前十大股东持股比例和企业税负均与加权平均净资产收益率呈现显著的正相关关系，而营业年限的影响并不显著。其中，企业规模越大，更容易在资源积累和经营能力方面具备优势，对盈利能力表现有正向促进作用。前十大股东持股比例则反映了股权集中度，股权越集中，决策效率越高，从制造业上市公司数据来看，也有助于盈利能力的提升。而企业税负与加权平均净资产收益率的正向关系则可能与所得税政策有关，与亏损企业相比，当企业连续盈利时，所得税负更高，加权平均净资产收益率也会更高。

模型（1.c） 和模型（1.d） 则考察了上市市场和数据所在年份的固定效应。其中，上市市场的固定效应并不稳定，回归结果显示北证企业在盈利能力表现上略有优势，而数据所在年份则显示，2021年企业的盈利能力显著优于2022 年，2022 年又显著优于2023 年，说明了制造业企业整体盈利能力呈逐年下降趋势。

表5 模型1 回归分析标准化系数结果

***表示在1%的水平上显著。

为避免多重共线性问题，对模型进行方差膨胀因子检验，检验结果见表6。根据结果，四个模型中，各因变量的VIF 值均远小于5，模型不存在多重共线性问题。

（四） 中介效应分析

表6 多重共线性检验结果

在检验中介效应的过程中，借鉴温忠麟等的方法，通过三步法检验中介变量的影响效应［14］。第一步，先对被解释变量和解释变量进行回归，得到总效应a；第二步，对中介变量和解释变量进行回归，得到解释变量对中介变量的影响效应b；第三步，对被解释变量和中介变量进行回归，同时控制解释变量，得到中介变量、解释变量各自的影响效应c 和d。若a、b、c 三个效应均显著，则存在中介效应，若同时效应d 仍显著，则为不完全中介效应，否则为完全中介效应。其中，对于总效应，在假设1 中已经成功得到验证，下面主要对各中介变量进行第二步和第三步的检验分析。

1. 营业周期的中介效应

由表7 的结果可见，在模型（2.1.1） 中，“两金”占比与营业周期呈现显著的正相关，即“两金”占比越高，企业营业周期趋向于越长，第二步检验通过。同时，在模型（2.1.2） 中，以加权平均净资产收益率为被解释变量，营业周期和“两金”占比同时进入模型，二者均与加权平均净资产收益率呈显著的负相关，但与模型（1.d） 相比，“两金”占比的回归系数绝对值减小，但影响仍然显著，说明第三步检验通过，营业周期在“两金”占比和加权平均净资产收益率之间存在中介效应，且为不完全中介效应。

2. 全部资产现金回收率的中介效应

由表8 结果可见，在模型（2.2.1） 中，“两金”占比与全部资产现金回收率呈显著负相关，同时，在模型（2.2.2） 中，全部资产现金回收率与加权平均净资产收益率呈显著正相关，而“两金”占比仍然对加权平均净资产收益率产生显著负向影响，但模型（1.d） 相比回归系数绝对值减小，说明全部资产现金回收率同样在“两金”占比和加权平均净资产收益率之间存在不完全中介效应。

五、结论与建议

（一） 研究结论

通过以A 股制造业上市公司为对象的实证研究，得出如下结论：第一，“两金”占比与制造业企业加权平均净资产收益率呈现显著负相关关系，“两金”占比越高，越不利于企业提升盈利能力。这与现有文献的结论基本一致，尽管对于制造业企业来说，一味压降存货和应收账款不一定绝对有利于企业经营和发展，但由于目前我国制造业企业“两金”占比普遍偏高，进一步增加“两金”对资源的占用，很大程度上会对企业盈利能力产生负面影响。

表7 营业周期的中介效应检验标准化系数结果

***表示在1%的水平上显著。

第二，其他因素也会影响企业盈利能力。企业规模、前十大股东持股比例、企业税负与加权平均净资产收益率呈现显著正相关，而上市市场的固定效应不明显，数据所在年份的固定效应显示企业的整体表现逐年变差，有待采取优化措施。

第三，营业周期在“两金”占比和企业盈利能力之间起到不完全中介作用，即“两金”占比在一定程度上能够拉长营业周期，降低企业营运能力，导致企业盈利能力有所下降。

表8 全部资产现金回收率的中介效应检验标准化系数结果

***表示在1%的水平上显著。

第四，全部资产现金回收率在“两金”占比和企业盈利能力之间起到不完全中介作用，即“两金”占比通过降低全部资产现金回收率，影响企业现金流，间接削弱盈利能力。

（二） 政策建议

根据实证研究，A 股制造业上市公司自2021 年以来，加权平均净资产收益率整体下滑，探索提高企业盈利能力的路径势在必行。目前制造业企业“两金”占比普遍偏高，且起到不可忽视的负面作用，因此，需要采取措施进一步压降“两金”。

对于存货管理，需要转变传统的粗放型生产模式，使用精细化、数字化手段，从预算、经营、核算等环节挖掘企业自身存在的管理问题，同时借鉴可比公司的优秀经验，在满足生产效率要求的前提下压降存货规模，避免过多存货对于资金的不合理占用。

对于应收账款管理，企业更要创新管理方法，在市场拓展和竞争中要避免过度赊销，同时建立客户信用管理体系，保证账款的按时回收。

另外，“两金”占比在影响企业盈利能力的过程中，一部分来源于其对营业周期和全部资产现金回收率的负面作用上，因此，提升营运能力和现金流管理能力，也能在一定程度上削弱“两金”占比的影响，最终达到优化整体盈利能力的目的。通过完善生产管理体系、加强财务绩效考核，提升企业运营效率和收益质量，优化现金流管理，能够在现有“两金”占比条件下提高企业盈利能力，也是值得参考的经营策略。

参考文献

[1] 陈琳. 浅析国有企业“两金”压控重要性及对策［J］. 技术与市场，2020，27（4）：146-148.

[2] 汤志刚. 制造业“两金”压控管理解析［J］. 财经界，2017（26）：27-28.

[3] 赵连英，刘敏. 关于加强“两金”管控的思考［J］. 中国总会计师，2017（1）：128-130.

[4] 徐小苏. 大型建筑企业“两金”现状及压降措施［J］. 中国总会计师，2023（11）：68-71.

[5] 焦文昊. 关于建筑施工企业“两金”占有的原因分析与改善对策［J］. 当代会计，2020（14）：112-114.

[6] 张守坤，张梦竹. 关于中央企业“两金”管理工作的几点思考［J］. 财务与会计，2021（19）：70-71.

[7] 孙潇潇. 制造型企业“两金”管控研究［J］. 商场现代化，2023（7）：165-167.

[8] 刘红朝，金璐. 企业“两金”压控与平衡实践研究［J］. 企业改革与管理，2023（15）：156-157.

[9] 李春宁，谭惠文. 军工子集团“两金”管控研究［J］. 中国总会计师，2021（6）：104-105.

[10] 王健. 业财融合视角下A 企业“两金”管控长效机制的构建［J］. 财务与会计，2022（14）：20-23.

[11] 汪雅萍.A 公司的“两金”风险及管理措施［J］. 财务与会计，2018（18）：26-27.

[12] 车圣保. 效率理论述评［J］. 商业研究，2011（5）：31-35.

[13] 中国证券监督管理委员会. 公开发行证券的公司信息披露编报规则第9 号——净资产收益率和每股收益的计算及披露（2010 年修订）［S］. 中国证券监督管理委员会公告，2010（1）：89-92.

[14] 温忠麟. 张雷，侯杰泰，等. 中介效应检验程序及其应用［J］. 心理学报，2004（5）：614-620.

（编辑：张春红）