企業盈利能力分析研究精選(九篇)

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第1篇：企業盈利能力分析研究范文

[關鍵詞] 噴霧干燥條件；吸濕性；含水量；吸濕率-時間曲線；吸濕速度

骨痹顆粒復方是由桑寄生、骨碎補、千年健、牛膝、雞血藤、油松節、土鱉蟲等組成的純中藥制劑，臨床上用來治療老年性關節炎具有很好的效果。噴霧干燥是骨痹顆粒制備工藝的重要工序。中藥粉體的吸濕性一直是噴霧干燥領域研究的重點，但其研究內容多為考察不同制劑輔料[1]，以及粉體表面改性技術對中藥粉體吸濕性的影響[2]。本文以骨痹顆粒復方為實驗體系，通過考察不同工藝條件下噴霧干燥樣品含水量與吸濕性能，建立吸濕過程動力學模型，結合掃描電鏡技術，分析相關吸濕機制，為中藥噴霧干燥工藝優化研究提供一種新的方法。

1 材料

BUCHI B-290小型噴霧干燥機（瑞士布奇公司）；S4800掃描電鏡（日本日立公司） ；Waters2695高效液相色譜儀，Waters2998光電二極管陣列檢測器（美國沃特世公司）；RE52AA旋轉蒸發器（上海亞榮生化儀器廠）；SK8200H超聲波清洗器（上海科導超聲儀器有限公司）；754型紫外分光光度儀（上海光譜儀器有限公司）；賽多利斯MA30快速紅外水分測定儀（德國賽多利斯有限公司）；GQ105管式離心機（上海市離心機械研究所）；島津AUW120D電子天平（日本島津公司）。

川續斷（產地東北，批號111026）；懷牛膝（產地貴州，批號111026）；骨碎補（產地貴州，批號111026）；千年健（產地廣東，批號111026）；雞血藤（產地廣西，批號111026）；土鱉蟲（產地安徽，批號111026）；桑寄生（產地廣西，批號111026）；油松節（產地安徽，批號111026）均購自亳州市中藥材飲片廠，經本校吳啟南教授鑒定，均符合2010年版《中國藥典》（二部）要求。

2 方法

2.1 骨痹顆粒水提液的制備

按如下處方：川續斷（25 g）、懷牛膝（15 g）、骨碎補（15 g）、千年健（15 g）、雞血藤（25 g）、土鱉蟲（10 g）、桑寄生（25 g）、油松節（15 g）稱取總處方量145 g水煎煮2次，每次10倍量水。水提液經過4層紗布過濾得濾過液，旋轉蒸發濃縮到相對密度為1.05 g?mL-1備用。

2.2 噴霧干燥工藝考察因素及其水平的確定

中藥提取液的噴霧干燥工藝研究，一般以進出、口溫度，空氣流量，霧化壓力，送料速度，送料密度及噴霧輔料為考察因素[3-6]。根據預實驗并結合有關文獻，本實驗中選擇進口溫度（A）、送料密度（B）、送料速度（C）、空氣流量（D）4個因素進行考察。為了確定各因素水平的考察范圍，進行了如下單因素實驗。

2.2.1 進口溫度對噴霧干燥的影響 控制送料密度為1.01 g?mL-1，送料速度為15 mL?min-1，空氣流量40 m3?h-1，選取進口溫度分別為110，120，150，180，200 ℃，分析進口溫度對噴霧干燥過程的影響。實驗發現進口溫度為110 ℃與200 ℃時均出現了黏壁現象。為了使客觀存在的差異明顯，在考察溫度的影響時選擇了120，180 ℃這2個水平。

2.2.2 送料密度對噴霧干燥的影響 控制進口溫度為150 ℃，送料速度為15 mL?min-1，空氣流量為40 m3?h-1，選取送料密度分別為1.01，1.03，1.05，1.10 g?mL-1，分析送料密度對噴霧干燥過程的影響。結果顯示，送料密度為1.10 g?mL-1時物料過濃，在噴霧干燥過程中會發生噴頭堵塞的情況。與上同理，送料密度選擇了1.01，1.05 g?mL-1這2個水平。

2.2.3 送料速度對噴霧干燥的影響 控制進口溫度為150 ℃，空氣流量為40 m3?h-1，送料密度為1.01 g?mL-1，選取送料速度分別為5，10，15，20，30 mL?min-1分析送料速度對噴霧干燥過程的影響。實驗發現送料速度為30 mL?min-1時，出口溫度為48 ℃，粉末黏附在噴霧干燥室內壁上；而送料速度為5 mL?min-1時雖然干燥完全，但是噴干效率較低。送料速度選擇了10，20 mL?min-1這2個水平。

2.2.4 空氣流量對噴霧干燥的影響 控制進口溫度為150 ℃，送料密度為40 m3?h-1，送料速度為15 mL?min-1，選取空氣流量分別為20，30，40，50，60 m3?h-1分析空氣流量對對噴霧干燥過程的影響，實驗發現空氣流量為20 m3?h-1時物料完全粘附在內壁。而在其他條件下均正常，但空氣流量在60 m3?h-1時噴干用氮氣使用過快，使空氣流量無法始終保持在高流量，會出現無法準確控制條件的情況。于是空氣流量選擇了30，50 m3?h-1這2個水平。

綜上所述，選擇進口溫度（120，180 ℃）；進樣密度（1.01，1.05 g?mL-1）；送料速度（10，20 mL?min-1）；空氣流量（30，50 m3?h-1）進行以下實驗。

2.3 噴霧干燥實驗設計

以上述因素水平設計平行比較實驗，控制除考察因素以外的條件保持一致，考察不同噴霧干燥因素對粉體含水量與平衡吸濕量的影響。

2.4 粉體含水量與吸濕性的測定

2.4.1 含水量測定 樣品在噴霧干燥完成后，立即采用賽多利斯MA30快速紅外水分測定儀測定水分含量。

2.4.2 粉體的吸濕性測定 中藥粉體的吸濕性能往往采用平衡吸濕量表征，但平衡吸濕量所代表的是物料達到吸濕平衡時的含水量[7]。有些物料雖然平衡吸濕量很大，吸濕過程卻很緩慢；而有些物料在一定短時間內吸濕量猛增，之后卻增長緩慢。所以平衡吸濕量只能衡量吸濕終點物料的特性，而不能反映物料吸濕過程的速度特征。為表征物料吸濕速率，本研究參考文獻[8]，引入吸濕率-時間曲線以及吸濕初速度、吸濕速度、吸濕加速度等參數。以冀能較全面的表征中藥噴干粉的吸濕行為。

平衡吸濕量測定方法：取樣品約300 mg，精密稱量，平攤于稱量瓶中，厚度不超過5 mm，開蓋置于干燥器中48 h脫濕平衡。精密稱重后置于25 ℃，相對濕度75%的恒溫恒濕箱中，每隔一定時間測定，計算吸濕增重，一直維持24 h。

噴霧干燥樣品吸濕率-時間曲線的繪制：計算吸濕率，以吸濕率為縱坐標，時間為橫坐標，繪制吸濕率-時間曲線。吸濕率=（吸濕后樣品質量-吸濕前樣品質量）/吸濕前樣品質量×100%。

吸濕過程動力學分析：粉體吸濕過程數據一般可用多項式方程進行擬合，對噴霧干燥各樣品的吸濕曲線數據進行回歸擬合，可得到如下吸濕方程[9]。

由方程（1）～（3）求算各樣品的吸濕初速度、吸濕平衡時間、吸濕速度與吸濕加速度。

2.5 微粒的形貌觀察

取不同條件下制備的噴霧干燥粉末少許，固定于電鏡樣品臺導電膠上噴金，然后在真空條件下進行成像觀察。

3 結果與討論

3.1 吸濕曲線的繪制與吸濕過程速度方程的計算與比較

骨痹顆粒噴霧干燥實驗結果見表1。

為了表征不同噴霧干燥條件下粉末的吸濕特征，按照表3的擬合方程以2.4.2項下方法進行了數學計算，得到各組不同條件噴干粉末的吸濕初速度與吸濕平衡時間數據，見表4。按照表3的吸濕速度方程繪制出了吸濕速度變化曲線，見圖1。

由表3，4中的數據可知，D2組的吸濕初速度最大，B2組的吸濕初速度最小，D2組的吸濕平衡時間最短，A1組的吸濕平衡時間最長。由表4中可知，吸濕加速度也不像文獻[10]報導的維持在一個恒定的值，以A2組為例，由它的一元二次方程可知其吸濕加速度曲線呈“拋物線”型。即吸濕過程不是一個勻減速過程。由圖1可知，同一組的噴干粉末吸濕速度變化情況也不一樣。此處要說明的是，4組實驗中均出現了吸濕速度變為負值的情況，作者推測這種情況基本排除實驗誤差的情況，原因可能是物料的吸濕性能由化學組成和物理性質共同決定，隨著吸濕過程的進行，中藥出現液化的情況，顆粒的物理結構漸漸消失，便會釋放出一部分水分。由此可見不同噴霧干燥條件下，化學組成相同的噴霧干燥粉體的吸濕過程存在較大差異。中藥噴干粉體的吸濕過程相對復雜，里面可能包含著很多相互影響的作用，其中的具體機制待進一步探究。

3.2 粉體微觀形貌分析

按2.5項下方法，獲取噴霧干燥粉末不同樣品微粒的的掃描電鏡圖見圖2。

溫度下，均出現了較強程度的黏連，結合前面的含水量測定結果分析，認為過低的的進口溫度與過高的進口溫度均不利于噴霧干燥的進行，過低的進口溫度導致含水量過高，而這誘導了粉末的黏性產生；過高的進口溫度使粉末的含水量過低，不僅粉末吸濕活性更強，且粉末易于團聚也會加劇粉末的黏連。不同的進料密度下粉體的粒徑出現了明顯的差異，送料密度為1.01 g?mL-1，粉體的粒徑在1～3 μm；而送料密度為1.05 g?mL-1，大部分粉體粒徑都集中在6 μm左右。不同送料速度下的噴干粉體的形態與粒徑未見明顯差異。不同空氣流速的粉體粒徑也出現了明顯差異，空氣流速30 m3?h-1中大顆粒的數量明顯多，粒徑集中在4～10 μm；而空氣流速50 m3?h-1粒徑明顯偏小，大部分集中在1～2 μm。另外實驗也發現，除了120，180 ℃時粉末發生嚴重黏連之外，其他各組的粉末均呈現出了較優的球狀，一般認為球形顆粒具有更好的粉體學性質，這也說明了骨痹顆粒的噴霧干燥溫度控制在150 ℃左右較為適宜。

3.3 關于吸濕機制的若干分析

整個吸濕過程的主要影響因素有兩大類：一類是制劑原料的物理特性，如制劑原料的孔隙率、含水量，粒徑[11]、粒子的表面性質[12]等；另一類則是由制劑原料的化學特性，如化學基團所決定的制劑原料與水分子之間的吸引力。從本文的實驗結果來看，噴霧干燥條件的不同，造成了粉體物理性質，如含水量、粒徑等的差異，而這些差異也確實帶來了粉體吸濕性能上的不同。

吸附理論[13]認為制劑原料吸濕的主要動力是水的擴散，環境中的水分子吸附于制劑原料表面，隨著水分子濃度的增大，內外壓差促使水分逐步向內部滲透。因而，中藥的吸濕行為可以描述為水分子向內部擴散的一個過程，而此過程可以用FICK′s定理來描述[14]。dw/dt=-DA（dc/dx），式中，w為t時浸膏表面含水量，dw/dt為擴散速度，A為擴散面積，dc/dx為濃度梯度，dc代表表面的水分子濃度，dx表示擴散間距。“-”表示擴散方向為濃度梯度的反方向，即擴散物質由高濃度區向低濃度區擴散，D為擴散系數（其受多方面因素影響，如溫度）。

由FICK′s定律可知，擴散面積、擴散系數、濃度梯度越大，水分的擴散速度越快，也就是吸濕性越強，反之則越弱。所以吸濕曲線的分析結果可以結合圖2和FICK′s定理來得到合理的解釋。

圖2顯示，由于溫度較高，A2組粉末的含水量更低，其表面的活性基團具有更強的吸水活力。所以其在短時間內可以吸附大量的水，具有更高的吸濕初速度10.412 0 g?h-1。當表面吸附一定的水后，由于A2組粉末內部的含水量（2.66%）也很低，造成了內外大的濃度梯度，所以吸濕速度也較A1組更快（由圖1中A圖可以看出）。但隨著內部水分的越來越多，內外水分子濃度梯度的減小，其吸濕速度也急劇減緩。而120 ℃粉末由于內外的含水量（6.79%）均要高，所以無論是外部的吸水速度還是水分向粉體內部擴散的速度都要慢，造成了總體吸濕過程的緩慢，吸濕平衡時間也更長為13.55 h。

圖2中B2組的粉體粒徑要比B1組明顯大，可見相同質量的粉體，B1組的比表面積要比B2組大。由FICK′s定律可知，B1組的擴散初速度與擴散速度要比B2組快。所以B1達到吸濕平衡的時間也更短。這與表4和圖1中B圖的結果相符。在實驗中發現隨著實驗過程的進行，粉體B1出現了部分液化的現象。其原因可能是隨著吸水過程快速進行，誘導了粉體之間的黏性增大，導致粉體之間互相粘附，見圖3。而此過程帶來的影響是擴散表面積減小，擴散速度變慢。與此同時，也伴隨著濃度差的影響，即隨著水分擴散的進行，粉體內外的水分濃度差快速減小，進而導致擴散速度的進一步變慢。圖2中D1、D2也可以通過上述原理來解釋，在此不重復說明。

C1，C2圖中粉體粒徑未見明顯差異，可見進樣速度不同對粉體粒徑的影響不大。由表2知，C1組粉體含水量為3.97%，C2組含水量為4.73%，可見含水量的差異也不大。由表2，3可發現，2組噴干粉末的吸濕擬合曲線很相似，每個時間點的吸濕率也相差較小。C1，C2 2組的上述結果再一次提示了粉體的粒徑差異和含水量是影響粉體吸濕性的主要因素。

綜上所述，根據實驗結果，在本研究的實驗體系中，可得較佳工藝條件為進口溫度150 ℃，進料密度1.05 g?mL-1，進料速度20 mL?min-1，空氣流速30 m3?h-1。在此綜合條件下，得到的粉體具有較優的形態特征，并且具有較優的吸濕動力學過程，包括較小的吸濕速度，與較長的吸濕平衡時間。

4 結論

本文以骨痹顆粒水提液為模型體系考察了噴霧干燥條件對粉體的含水量與平衡吸濕量的影響。研究發現，噴霧干燥諸多工藝條件中，送料密度和空氣流量對粉體的吸濕性影響較大，這對探索中藥物料復雜體系噴霧干燥作用機制，指導實際生產具有參考意義。本研究所采用的研究方法與考察指標，亦可為評價中藥物料改性條件提供借鑒。

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Research about effect of spray drying conditions on hygroscopicity of spray

dry powder of Gubi compound′s water extract and its mechanism

ZONG Jie1，2，SHAO Qi2，ZHANG Hong-qing2，PAN Yong-lan1，2，ZHU Hua-xu1，2*，GUO Li-wei1，2*

（1. College of Pharmacy，Nanjing University of Traditional Chinese Medicine，Nanjing 210023，China；

2. Key Laboratory of Chinese Herbal Compound Separation，Nanjing 210023，China）

[Abstract] Objective： To investigate moisture content and hygroscopicity of spray dry powder of Gubi compound′s water extract obtained at different spray drying conditions and laying a foundation for spray drying process of chinese herbal compound preparation.Method： In the paper，on the basis of single-factor experiments，the author choose inlet temperature，liquid density，feed rate，air flow rate as investigated factors.Result： The experimental absorption rate-time curve and scanning electron microscopy results showed that under different spray drying conditions the spray-dried powders have different morphology and different adsorption process. Conclusion： At different spray-dried conditions，the morphology and water content of the powder is different，these differences lead to differences in the adsorption process，at the appropriate inlet temperature and feed rate with a higher sample density and lower air flow rate，in the experimental system the optimum conditions is inlet temperature of 150 ℃，feed density of 1.05 g?mL-1，feed rate of 20 mL?min-1，air flow rate of 30 m3?h-1.

第2篇：企業盈利能力分析研究范文

關鍵詞：企業財務報表；銀行信貸業務

一、相關概述

對于銀行來講，在進行信貸業務時需要重視對企業的信用分析，評估借款人的信用高低，以此來確定借款人未來時期內按照合約及時償還本息的能力和意愿。銀行進行財務報表分析重點是圍繞企業確定授信等級、評估還款能力、選擇放款方式以及預測未來企業的盈利趨勢等。只有依靠財務報表分析，準確了解企業的真實狀況，才能夠切實保證信貸資金的盈利性和安全性。財務報表分析不準確、不合理，決策失誤等問題都會導致銀行決策不準確，最終影響信貸資金的安全和完整，因此有必要強化銀行在信貸業務中的財務報表分析，為企業信貸業務提供必要的支持。

二、銀行信貸業務中企業財務報表分析的方法和內容

銀行在信貸業務中對企業的財務報表進行分析，其目的主要是為銀行能否為相關企業提供貸款及信用提供決策支持，相關業務主要包括履約保證、付款保證以及商業票據兌現等表外授信業務。圍繞企業的財務報表進行分析時，銀行需要重點關注被授信企業能否到期歸還本息、能否按時支付利息、能否到期履約保證以及能否支付到期票據等。銀行對于企業信貸業務重點是關注企業對借款等債務的償還能力，因此在財務報表分析上可以分為短期性分析和長期性分析兩種，其中短期性分析重點關注企業的財務實力和現金流量情況，長期性分析則重點關注企業的盈利能力。

就管理實踐來講，銀行在信貸業務中對企業財務報表分析主要還是從企業的資產負債表、現金流量表以及損益表等入手，在此基礎上分析企業的信用狀況。著重考察企業的流動比率、速動比率、資產負債率、產權比率、資產報酬率、存貨周轉率以及應收賬款周轉率等財務指標，并對多個財務指標進行綜合分析，最終實現銀行信貸業務在財務報表分析中的企業償債能力、運營能力以及盈利能力的分析考察。

三、企業償債能力分析

對于企業償債能力來講，按照時間長短可以劃分為短期償債能力以及長期償債能力兩種。其中，短期償債能力主要是指企業依靠流動資產來對流動負債進行償還的能力。銀行將貸款放給企業，依靠對企業短期償債能力的分析可以判斷出銀行的本金以及利息能不能及時收回。正是由于短期償債能力會直接決定著企業未來的持續經營能力，因此銀行在進行企業借貸時會首先依靠企業財務報表進行短期償債能力的分析，這也是企業進行財務報表分析評價的第一項內容。銀行對于企業的貸款最為關注的是企業是否具備充足的資產，并且相關資產是否能夠及時轉化為資金來償還短期債務，在這一方面銀行主要是依靠計算企業的流動比率、速動比率來對其短期償債能力進行研究分析。一般情況下，企業的流動比率和速動比率越高，則意味著企業的短期償債能力就越高。但是需要注意的是，這一指標并不是越高越好，盡管這類指標高意味著企業的短期償債能力較高，但是也意味著企業的管理過于保守，資金閑置或者負債利用不充分。因此，銀行在對企業的短期償債能力進行分析時還應結合企業的實際情況來進行。結合多方面進行考慮，在進行短期償債能力分析時充分考慮到應收賬款周轉情況以及企業存貨情況等，全面科學地對企業的短期償債能力進行判斷，減少判斷失誤。

除了短期償債能力分析之外，銀行還應當充分考慮企業的長期償債能力。企業長期償債能力的大小一方面取決于企業自身的獲利能力，另一方面則取決于企業的資本結構。正是基于此，銀行在對企業進行資金借貸時可以借助于財務報表，分析其產權比率以及資產負債率，并在此基礎上結合利潤表的利息保障倍數等對企業的長期償債能力進行分析。

產權比率能夠反映出企業負債跟所有者權益之間的比例關系，這一指標的大小能夠直接對投資者和債權人的投資風險產生影響，在企業負債比例較大時，企業的投資比例就會偏低，就意味著企業的風險大部分是由企業的債權人進行承擔，會在很大程度上弱化銀行的債權安全性。除此之外，銀行在使用產權比率分析企業長期償債能力時，還應當考慮到這一指標的使用是依靠企業的凈資產來開展的，由于凈資產項目中包含了遞延資產、無形資產、待處理財產損益以及待攤費用等不確定性項目，支付能力都相對比較弱，因此銀行在使用這一指標時還需要結合有形凈債務率進行分析研究。

資產負債率能夠從整體上反映企業的償債能力，也是銀行進行財務報表分析的重點內容。能夠從企業的資產總額以及負債總額的相互關系分析判斷出企業未來的償債能力。在使用資產負債率分析企業的償債能力時，一般情況下這一指標越低則表示企業的整體償債能力越高，能夠更好地償還長期債務。但是這也并不意味著這一指標越低越好，在企業資產負債率過低的情況下，企業往往過于保守，不能夠有效利用負債進行生產經營，很可能會對企業未來的生產經營產生不利影響。銀行在實際的企業信貸業務中可以將資產負債率指標考查范圍鎖定在30%-60%，同時結合企業自身發展實際和行業特點，合理確定企業的資產負債率指標值，依靠資產負債率分析研究企業收益狀況，合理判斷企業未來的支付能力。

四、企業運營能力分析

企業運營能力的大小在很大程度上關系著企業的資產管理效率和資金回收情況，對于銀行資金借貸來講也是財務報表分析的重要內容。資產運營能力又指資產管理效率，通常情況下企業的資產運營能力越高，則表示企業的資產管理水平越高，在實際分析中可以依靠流動資產周轉率、總資產周轉率、應收賬款周轉率以及存貨周轉率等指標。在這其中，應收賬款周轉率和存貨周轉率是重點分析內容。應收賬款周轉率能夠分析企業應收賬款的收回速度，是企業償還債務的重要保證。應收賬款周轉率越高則表示企業的償債能力越高。而存貨周轉率則表示企業營銷能力的大小以及產品市場銷售情況的好壞。這一指標應當在一定的合理范圍內，既不能過高，同時也不能夠過低。存貨周轉率過高則表示企業采購過于頻繁，采購成本增加，同時很容易導致企業市場銷售機會的錯失，也會導致企業的資金回籠出現一定的難度。而企業存貨周轉率偏低則意味著企業產品市場滯銷，機會增加管理難度和倉儲成本，同時也會占用大量資金，使得資金使用效益和使用效率偏低。上述兩個方面都對于銀行及時收回信貸資金不利，因此也就要求企業的存貨周轉率維持在合理水平。銀行在對此財務指標進行分析時也需要結合行業特點和企業生產經營實際，合理判斷企業的營運能力狀況。

五、企業盈利能力分析

銀行在對企業進行資金借貸時也需要關注企業的盈利能力，在財務報表分析上重點依靠銷售利潤率、總資產報酬率、每股收益等財務指標實現對盈利能力的分析和判斷。企業只有實現盈利才能夠保證其未來時期內的存在和發展，因此銀行將盈利能力作為資金放貸的標準也是合理科學的，基于此，盈利能力也成為企業管理者和銀行共同關注的問題。一般來講，企業的盈利能力財務指標越高則意味著企業盈利能力越強，未來時期內企業歸還本息的能力也就越大；相反地，企業的盈利能力指標越低則意味著企業的盈利能力越低，未來時期內企業償還本息的能力也就越低。除此之外，銀行在對企業進行資金借貸時還需要重點考察企業經營性凈收益在整個企業凈收益中的比重，這一指標能夠反映出企業主營業務凈收益的比重。這是由于通過主營業務活動的凈收益相對比較穩定，這一指標越高表明企業的主營業務越明確，后期的發展就越穩定。只有確保企業的凈收益大都是來自于企業的主營業務發展，而不是源于投資交易或者處置資產，才能夠提升企業收入的可靠性和穩定性。同時，實現對企業盈利能力財務指標的連續性分析更能夠考察出企業的盈利能力。

參考文獻：

[1]張克雯.商業銀行的信貸風險管理[J].經濟導刊，2013（01）.

第3篇：企業盈利能力分析研究范文

摘要：鋼鐵行業的興盛在一定程度上決定了國家的繁榮。但是由于受到國際經濟環境和自身綜合實力的影響，我國鋼鐵行業始終處于起伏不定的態勢。本文通過對我國鋼鐵行業的特點及其盈利能力的現狀進行詳細分析后，得出其盈利能力下降的結論。然后分析了導致盈利能力下降的原因，最后得出提升盈利能力的對策，旨在促進盈利能力的提升。

關鍵詞：鋼鐵行業；上市公司；盈利能力

自從2008年的金融危機之后，國家采取了一系列的措施來應對金融危機的重創，雖然起到緩解作用，但是公司整體的盈利能力仍然達不到金融危機前的良好水平。因此探索提升我國鋼鐵類上市公司的盈利能力的對策尤為重要。

一、 我國鋼鐵類上市公司盈利能力的現狀

第一、 我國鋼鐵類上市公司的特點

（一） 技術水平要求高。技術水平是決定鋼鐵行業競爭力強弱的一個重要因素。由于市場需求不斷變化，一些技術難度要求大的鋼鐵品種對高新技術的要求會逐漸提高。

（三） 鋼鐵產業具有較高的進入與退出壁壘。鋼鐵行業的生產需要大量的勞動力和資金，以及對技術含量的要求也不斷提高，因此使得鋼鐵行業的進入壁壘很高，同時由于鋼鐵行業面臨的風險比較大，所以政府對該行業進行嚴格的監管，該行業的退出壁壘也相當高。

（三） 鋼鐵行業的發展受國家宏觀調控的影響。國家的宏觀調控對鋼鐵行業的影響分為直接影響和間接影響，直接影響主要表現為政府可以通過制定信貸政策、產業政策、貿易政策來直接影響鋼鐵行業；間接影響主要是政府通過影響鋼鐵行業的相關產業的運行來達到宏觀調控的效果。

第二、 鋼鐵行業的盈利能力分析

一個公司的營業利潤是代表獲利能力的最基礎的指標，我將以收入利潤比率、營業利潤增長率、資產報酬率、凈資產收益率這四個指標對其進行解釋。

（一） 收入利潤比率：收入利潤比率=營業利潤/營業收入

收入利潤比率指的是企業的營業利潤和營業收入的比值。有研究機構對28家鋼鐵類上市公司2009年到2011年的收入利潤率進行分析研究，其結論是，2009年我國鋼鐵類上市公司的平均收入利潤率為1.75%，2010年的平均收入利潤率為2.95%，2011年的平均收入利潤增長率為1.53%。由此可以看出，收入利潤率在2010年雖然上升了，但從整體上看，還是處在偏低的水平。

（二） 營業利潤增長率：營業利潤增長率=（本年度營業利潤-上一年年度營業利潤）/上一年年度營業利潤

營業利潤增長率是指上市公司本年度營業利潤的增長速度。有研究機構對28家鋼鐵類上市公司2009年到2011年的營業利潤增長率進行分析研究，其結論是，2009年的營業利潤增長率下降了40.1%，2010年的營業利潤增長率上升了118%，2011年的營業利潤增長率下降74.38%。同樣，營業利潤增長率在2010年有大幅度上升，這可能與2009年的營業利潤的基數過低有關，但2011年的營業利潤又呈現出負增長，因此，從總體看，營業利潤增長率還是處于下降趨勢。

（三） 資產報酬率：資產報酬率=息稅前利潤（EBIT）/平均資產總額

資產報酬率是指息稅前利潤和平均資產總額的比值。有研究機構對28家鋼鐵類上市公司2011年的資產報酬率進行研究，其結論是，2009年的資產報酬率為1.05%，2010年的資產報酬率為2.44%，2011年的資產報酬率為1.02%，2010年的資產報酬率雖高于2009年，但2011年的資產報酬率不僅有所下降，而且還低于2009年，因此，總體看，資產報酬率呈下降趨勢。

（四） 凈資產收益率：凈資產收益率=凈利潤/年度平均凈資產

凈資產收益率是指凈利潤和年度平均凈資產的比值。有研究機構對28家鋼鐵行業上市公司2011年的凈資產收益率進行分析，其結論是，2009年的凈資產收益率為2.72%，2010年的凈資產收益率為6.42%，2011年的凈資產收益率為3.53%。由此可以看出，凈資產收益率從整體上看是下降的。

從四個指標三年的變化可以看出，我國鋼鐵類上市公司的盈利能力雖有起伏，但總體上還是呈下降趨勢，這應當引起該行業上市公司、行業協會的充分關注。

二、 我國鋼鐵類上市公司盈利能力下降的原因

第一、 內部原因

（一） 生產成本方面。隨著鐵礦石價格的不斷攀升，我國鋼鐵類上市公司的生產成本也不斷上升，使國內鋼鐵類上市公司在生產中面臨著很大的困難。2010年我國鐵礦石的平均進口價格為128.4美元/噸，而 2009 年同期鐵礦石的平均進口價格為79.13 美元/噸。中國因鐵礦石的價格上漲而多花費了292億美元，折合人民幣約1960億元，成本大大提高。

（二） 產能過剩方面。我國鋼鐵行業一直面臨鋼鐵產品產能過剩的問題，因此防止和治理產能過剩問題也是一項重要工作。產生這一問題的主要原因有兩方面：一是重復建設；二是供過于求。重復建設導致我國鋼鐵資源的大量浪費，而供過于求則導致大量鋼鐵產品被閑置，賣不出去，從而導致產能過剩。

第二、 外部原因

（一） 出口受阻。2010年，由于企業庫存回補和各國政府的刺激政策使得全球鋼鐵的需求上升。但是，各國政府為了刺激經濟所出臺的一系列的促進措施也很可能會觸發進一步的貿易保護，進而導致我國鋼鐵行業出口的嚴重受阻。

（二） 后金融危機的影響。后金融危機導致我國經濟的大幅度下滑，貿易萎縮，進而致使我國鋼鐵的市場需求量下降，同時盈利能力也大幅下降。

三、 提升我國鋼鐵行業盈利能力的對策

第一、 針對內部原因采取的對策

（一） 實施低成本策略。我國鋼鐵行業由于成本比較高，因此應實行低成本策略，對于采購成本，應該建立大宗燃料、設備及備品備件的招、投標制度，以降低采購成本；對于投資成本，對市場進行充分的調研，在仔細分析的基礎上，進行理性投資，以降低投資成本。

（二） 減少產能過剩。產能過剩主要是因為我國鋼鐵行業的重復建設和所生產的產品供過于求等原因造成的。因此要解決這些問題，首先要做到淘汰和兼并重組相結合。其次，要統籌國內外市場，擴大市場需求。

第二、 針對外部原因采取的對策

（一） 促進出口。近幾年，我國鋼鐵行業出口的嚴重受阻。為解決這一問題，首先要及時的采取措施應對，其次是要積極開拓新興市場，加大對新興市場的研究，對于新興市場的需求變化要及時的把握，有針對性的開拓新興市場。

（二） 減弱后金融危機的影響。后金融危機給我國鋼鐵行業帶來嚴重的影響，因此我國應采取方案積極應對。首先企業內部要加強合作，利用各自的優勢來共同抵御風險。其次要把握市場行情。最后要調整鋼材進出口產品結構。

結束語

我國鋼鐵行業盈利能力下降的原因特別多，但這些問題在短期內難以徹底得到解決，它需要多方聯手，制定多種長期有效的措施。只有這樣，我國鋼鐵類上市公司的盈利能力才能提高。（作者單位：河北經貿大學）

參考文獻

[1]楊海峰，我國鋼鐵行業盈利能力偏低的原因與對策[J].中國工業經濟，2011（08）.

[2]狄晟，莊以群，中國鋼鐵出口風險提示[J].中國經貿，2011（07）.

[3]覃麗君，金融危機對我國鋼鐵業的影響[J].企業科技與發展.2010（04）.

[4]鄭玉春，對鋼鐵企業降本增效的幾點建議[J].冶金管理，2012（01）：25—31.

第4篇：企業盈利能力分析研究范文

【關鍵詞】通貨膨脹；聚類分析；因子分析；上市釀酒企業

一、引言

隨著次貸危機帶給全球經濟衰退影響的逐步減弱，在次貸危機期間，全球各國政府大力刺激經濟的后續影響——通貨膨脹開始漸漸抬頭。我國在受到自身超發貨幣以及輸入型通脹的共同影響下，從2010年以來CPI指數屢創新高，特別是2011年通貨膨脹影響已經是我國宏觀經濟的最大障礙。

眾所周知，通貨膨脹具有著產出效應，特別是需求拉動的通貨膨脹可以刺激生產，促進收入增長。作為釀酒行業，在通貨膨脹的宏觀經濟環境中，往往被人們認為具有一定的抗通貨膨脹的作用。本文就通過實證分析來研究在2009年以來的通貨膨脹環境對我國釀酒行業盈利能力的影響，并找到影響的主要因素。

本文首先研究釀酒行業的整體盈利情況，并利用聚類分析來討論行業的盈利能力的區別。然后，利用因子分析和多元回歸分析來找到影響我國釀酒行業利潤率水平的因素。并在結論部分給出通過實證研究得出的結論及不足。

二、文獻綜述

對于通貨膨脹對于產業盈利能力的研究主要還是集中于宏觀層面的，我國學者沒有深入到各個行業中去。周春生[1]（1991年）采用計量方法研究了通貨膨脹的促進論；黃丞[2]（1997）研究了我國的通貨膨脹與經濟增長的關系。郭茂佳[3]，楊曙光，楊仲偉[4]等學者研究了通貨膨脹的效應問題。黃丞，吳健中，蔣馥從定性地分析了我國經濟增長和通貨膨脹之間的關系，而劉霖[5]（2005）則是通過定量模型分析了這兩者之間的關系。

對于釀酒行業的研究，我國現有的文獻主要集中在定性分析中，季樹太[6]（2003）定性分析了我國啤酒行業的發展趨勢，同時，和謝武[7]（2009）則定性研究了我國白酒行業的概況和發展趨勢。杜傳忠[8]（2009）通過了DEA模型研究了釀酒行業的生產效率問題。

總的來看，現有的文獻很少使用定量分析來研究釀酒行業，同時，研究通貨膨脹在特定行業，特別是釀酒行業方面的文獻較少，本文則是將上述缺失加以改進，通過定量的分析來研究通貨膨脹下釀酒行業的盈利能力。

三、實證研究

為了更好地研究通脹環境下，釀酒行業盈利能力的狀況，本文通過采用聚類分析、因子分析、多元回歸等統計研究方法來進行研究。通過一系列的實證分析，來給出釀酒行業受宏觀經濟環境影響的程度。

（一）變量及數據的選擇

由于本文注重研究通貨膨脹下釀酒行業的盈利情況，所以本文選取的變量主要是包括影響釀酒行業利潤率的自身變量以及一些宏觀經濟指標，這些變量如表3-1所示：

另外，本文的數據來源包括兩個方面：從錢龍軟件中選取了22家上市釀酒企業自2009年1季度到2012年1季度的營業數據樣本，同時在國家統計局官網、中國產業信息網、中國人民銀行官網上獲取自2009-2012年各季度的宏觀數據。

（二）釀酒行業的統計描述

通過22家上市釀酒企業13個季度的利潤情況(統計結果見附錄)，可以發現：從整個釀酒行業利潤的均值來看，釀酒行業第一季度利潤大于其它各個季度的利潤，從標準差來看，各釀酒企業的利潤差距較大。

進一步結合聚類分析，見表3-2，可以發現上述差異主要是因為生產產品利潤水平的差異。在釀酒企業中，張裕A、貴州茅臺、瀘州老窖、五糧液、洋河股份為一類，這一類的營業利潤遠高于第二類釀酒企業，從深層次來看，除了張裕A以為，其它四家釀酒企業都為白酒企業，可見我國的酒類消費品種，白酒的利率最高，而在這些白酒企業中，貴州茅臺、五糧液等釀酒產品是酒類中的高端消費品，而其由于受到產地、產能的限制，往往處于賣方市場，通過不斷的加價來提高其自身的盈利水平，同時，正因為這些產品的稀缺性，消費者往往賦予了其一定的投資屬性，這進一步提高了這些釀酒企業的利潤水平。最后，高端白酒在我國政商界中還蘊含著感情交流的意味，正是這種特殊的酒文化也可能促進了白酒企業的高利潤。

（三）實證研究

在分析宏觀經濟環境對于釀酒行業盈利水平的影響時，首先選取了釀酒行業的平均利潤作為因變量，而將CPI、GDP、平均每人季可支配收入、主要農產品生產價格指數、商品零售價格指數、小麥價格指數這些變量作為自變量進行分析。數據樣本見附錄。在這里主要采用了2009-2011年的數據樣本進行研究。

1、相關性檢驗

為了研究因變量和各個自變量之間的關系，首先對于各變量之間的相關性進行相關性檢驗，檢驗結果如表3-3所示。

從相關性檢驗中來看，平均凈利潤和CPI、平均每人季可支配收入、主要農產品生產價格指數、商品零售價格指數的Person相關性系數較大，同時其單側檢驗結果都小于0.05，可見平均凈利潤率與這些變量高度相關。

同時，通過比較CPI、平均每人季可支配收入、主要農產品生產價格指數、商品零售價格指數這幾個變量，我們發現這些變量之間都存在著高度相關性，如果直接采用多元回歸分析，將會存在共線性問題，使得模型的解釋程度不夠，所以，在下文將通過因子分析來解決共線性問題。

第5篇：企業盈利能力分析研究范文

關鍵詞：上市公司 公司市場價值 經營績效 財務指標 實證分析

一、引言

公司的市場價值是指公司在股票市場上的市值，反映了該公司在市場上的交換價值。公司的市場價值是決定股票內在價值的根本性因素，是公司盈利能力、償債能力和營運能力的體現，在一定程度上還反映了公司未來的發展能力。對于上市公司而言，公司的市場價值通常表現為股票的市場價值。公司的經營績效是指公司在生產經營期間利用有限資源從事經營活動所取得的成果，經營績效主要表現在公司的盈利能力、償債能力、營運能力和發展能力等方面。上市公司定期公布的財務報告綜合反映了公司在一定會計期間的財務狀況、經營成果和現金流量，是上市公司對外傳達經營績效的重要手段，是投資者判斷公司經營能力、發展前景、投資收益等的主要依據。過去的研究比較側重從某些方面分析其與公司的市場價值是否存在相關關系，以及相關程度的大小，因此不夠全面。本文借助上市公司對外公布的財務報告，綜合考慮各方面的因素，從公司經營績效的新角度分析其與公司市場價值的相關性，并對影響因素及關鍵指標按照重要程度進行排序，豐富了有關公司市場價值的研究文獻。同時，可以幫助管理層識別公司市場價值的驅動因素，建立比較完善的經營績效評價體系，促進公司市場價值的增長和可持續發展。

二、文獻綜述

（一）國外文獻 Fotini Voulgaris,Michael Doumpos和Constantin Zopounidis（2000）以希臘機器制造、紡織品等六大行業的143家中小企業為研究對象，通過多目標決策輔助方法，運用12個財務指標，選取1988年、1991年和1996年的財務數據為樣本，研究企業經營績效對企業市場價值的影響，結果表明反映企業經營績效的盈利能力、資產運營效率和營運能力是顯著影響企業市場價值的重要因素，但是并未指出各種財務指標對企業市場價值產生影響的顯著性程度。

（二）國內文獻 陶冶和馬健（2005）利用38家上市公司2004年的財務數據，運用聚類分析和判別分析方法對其盈利能力、成長能力和擴張能力進行定量分析研究，表明盈利能力和發展能力是影響上市公司市場價值的重要因素，但并未分析哪個因素的影響程度大，也沒有分析公司的償債能力和營運能力是否會對公司的市場價值產生影響。張思寧（2006）以托賓Q值（公司市場價格／公司重置成本）作為衡量上市公司市場價值的指標，探討了反映經營績效的盈利水平與上市公司市場價值的內在關系，結果表明二者基本呈正相關關系，但是并未探討反映公司經營績效的償債能力、營運能力和發展能力與市場價值之間的內在聯系。李奐（2010）以房地產行業上市公司2003年至2007年的相關財務指標為研究對象，運用相關性分析的方法研究上市公司市場價值與公司經營績效之間的相關性，認為上市公司市場價值主要由其當前獲利能力構成的財務指標來決定，但是沒有涉及具體的財務指標對公司市場價值產生影響程度的大小。本文將從財務層面研究上市公司的盈利能力、償債能力、營運能力和發展能力對公司市場價值的影響情況，分析上市公司的市場價值產生顯著影響的財務因素和指標，并按照其對市場價值的影響程度進行排序，揭示上市公司的市場價值與經營績效的相關性，從而為投資者作出合理的投資決策和公司的管理者完善經營管理提供一些參考。

三、研究設計

第6篇：企業盈利能力分析研究范文

【關鍵詞】 農業； 農業類上市公司； 成長性； 面板數據

一、引言

從發展農業和農村經濟的角度來看，農業上市公司能夠對我國的農業市場化以及農業產業結構升級產生重要的促進作用。但是實際上我國農業上市公司在經濟建設中并未起到對農業、農產品市場和農業產業化方面預期的帶動作用，其盈利能力整體上一直處于較低的水平，在我國近年來大力實施的農村經濟政策和我國經濟持續快速發展背景下，這無疑是一個謎。為此，我們決定從農業上市公司盈利視角展開其發展狀況的研究。

盈利能力評價始于西方，它主要經歷了四個不同的發展階段：第一個是觀察性的盈利能力評價階段，第二個是統計性的盈利能力評價階段，第三個是財務性的盈利能力評價階段，第四個是戰略性的盈利能力評價階段。米勒和莫迪里亞尼于20世紀50年代第一次提出了MM資本結構理論，這也是學界首次運用科學、嚴謹的方法對資本結構和企業價值之間的關系進行研究。

在國內，也有大量學者對我國企業盈利能力進行了調查和研究（王振蓉和李寶仁，2003；張繼袖，2004；賈宗武，2004；湯青，2005等），較多的研究結論顯示公司規模、資本結構、股權結構以及公司風險等方面對公司盈利能力具有重要影響，并通過經驗數據進行了實證檢驗。目前理論界對農業上市公司的定義有不同的認定，同時我國證監會對公司性質的認定也有不同的模式①，我們采用我國證監會對公司性質的認定模式進行公司性質的確認。而在盈利能力方面，較多學者認為我國農業類上市公司的業績受到扶持政策的影響非常大，并且對扶持政策具有很強的依賴性，與此同時，政策扶持為農業類上市公司帶來的經濟效益不斷增多，在其經營業績中所占的比重不斷增大，政策扶持已經變成支撐農業類上市公司實現良好業績的一個不可或缺的重要因素（湯新華，2003；姜凌，2003等）。然而，即便政府不斷加大對農業類上市公司的政策扶持力度，農業類上市公司總體盈利水平依然呈現下降的趨勢。因此，相關學者建議從公司多元化經營、提高運營能力（梁宇鵬和許彪，2002）和強化戰略運營（劉秀琴等，2003）等方面加強公司的盈利能力。

綜上可知，我國農業類上市公司的確存在較為公認的盈利能力問題。然而現有文獻中，較多從國家財稅政策方面著手進行分析和解釋，并且從國內現實來看，財稅對其盈利能力水平的確具有非常重要的意義。然而國內農產品價格尤其是大眾型農產品價格的定價模式是基于國家計劃為主市場為輔的現狀，農產品價格對于農業上市公司企業盈利能力的影響沒有得到充分的重視。從普通公司的盈利能力影響因素來看，產品或者服務價格與市場占有率對其具有明顯作用。因此，目前的文獻拋棄產品價格因素也即我國農產品定價機制來研究其盈利能力具有明顯的不足和缺憾。而筆者將從農產品定價機制下的農產品價格因素對農業上市公司盈利能力展開研究，同時結合財稅政策進行對比分析，以希望進一步揭開我國農業上市公司盈利能力之謎。

二、研究設計

（一）假說的提出

1.農產品市場價格假說

自從改革開放以來，我國逐漸建立起具有中國特色的市場經濟體制，目前絕大多數商品價格已經實行市場定價機制。然而，在農產品價格改革方面，目前我國以大米、小麥為主要的關乎國計民生的商品價格依然實行國家計劃為主導，市場引導為輔助的定價方式。導致我國大米和小麥等大眾型農產品價格和市場脫軌，與國際市場價格更是相差甚遠，這種模式不僅影響到我國農民的收益，也在很大程度上對我國農業上市公司的盈利造成重要影響。

雖然，保持物價的穩定對于我國經濟發展具有非常重要的作用，但是對于農業上市公司而言，農產品價格更關乎其盈利能力。在目前我國農業上市公司中，雖然分布范圍非常廣泛，但是幾乎都與農業相關產業非常相關。從我國農產品價格走勢和我國CPI近年來的走勢（圖1）可以看出，我國農產品價格總體上波動幅度比CPI大，同時緊緊圍繞CPI指數上下波動，這與我國CPI指數的統計口徑有很大的關系，同時CPI考慮了包括農產品價格因素的其他物價因素，因此，CPI走勢更趨于穩定。同時，從CPI的峰值情況來看，每當CPI處于峰值的時候，ADI指數就會快速回調并處于下降通道，比如2007年2月份、2007年10月份、2008年3月份當CPI處于峰值時，可以明顯地發現ADI指數也即（農產品價格指數）就處于快速回調和下降階段。這間接說明當我國農產品價格受到國家宏觀調控的影響是非常明顯的。

因此，對于以農業為主要經營業務的農業上市公司而言，農產品價格對其經營的盈利影響應該會是非常明顯的，為此，在我國以國家調控為基礎的農產品價格背景下，我們提出如下假設：

假設H1：農產品市場價格對我國農業上市公司盈利具有正相關關系。

2.農業補貼假說

在我國，扶持政策左右著農業類上市公司的業績，而且農業類上市公司對扶持政策具有很強的依賴性，與此同時，隨著政策扶持為農業類上市公司帶來的經濟效益不斷增多，這些經濟效益在農業上市公司的經營業績中所占的比例不斷增大，政策扶持慢慢成為支撐農業類上市公司獲得良好業績的一個不可或缺的重要因素。可是，即使政府不斷加大對農業類上市公司的投入，不斷加大對其的政策扶持力度，然而農業類上市公司的總體盈利水平還是呈現出下降趨勢。何廣文（2010）通過統計分析法發現所得稅優惠政策以及補貼收入優惠政策等相關優惠政策確實是給農業類上市公司的凈利潤產生了促進作用。

收入補貼是政府為促進農業上市公司的發展而制定的重要優惠政策，收入補貼作為一種直接的支持手段，能夠有效地實現上市公司的利潤的提升，這個指標的信息能夠在農業上市公司所披露的年報中獲得。按照農業上市公司年報的會計報表中所披露出來的信息，可以將收入補貼的主要來源分為三種：第一種是補償性收入，例如市政建設補償以及動遷補償等；第二種是特殊行業或特殊項目的補貼，例如環保治理補貼等；第三種是地方政府直接撥付的財政資金，用來緩解上市公司遇到的資金困難問題。此外，還有一項是先征所得稅后再返還的補貼。同時，自2005年以來，由于我國國家財政持續超過預期的高收入，因此國家利用財政對農村進行反哺力度越來越強和明顯，而其中以化肥、農藥、種子等方式實施的補貼政策逐漸開始實施。而農業上市公司也必然獲得相關的補貼，進而提高農業上市公司盈利水平。為此，我們提出假設如下假設：

假設H2：國家財政補貼對農業上市公司盈利水平正相關。

3.稅收假說

農業上市公司所取得的補貼扶持政策主要有兩個方面：稅收補貼和收入補貼。從稅收補貼政策方面來看，主要包括增值稅減免、所得稅減免、出口退稅以及其他的稅收政策，其中所得稅減免可以說是農業上市公司所獲得的最為重要的扶持政策。本文選擇所得稅減免優惠政策作為政府扶助農業上市公司的稅收補貼代表。按照企業所得稅的相關管理條例，只要是我國境內的企業都一定得交納企業所得稅，企業所得稅的稅率是25%，只有小部分行業和地區，又或者是一些外資企業才能繳交低于33%的所得稅。我們將按照上市公司的年報得出企業所交的實際所得稅率，然后再對企業獲得的優惠稅率進行計算。根據近年來的相關數據顯示，農業上市公司各年所得稅在利潤總額中所占的比重呈下降趨勢，所得稅優惠政策對凈利潤的貢獻率已經達到了25%，所得稅減免顯然對上市公司的凈利潤帶來了非常大的影響。綜上所述，我們提出如下假設：

假設H3：稅收補貼與農業上市公司的公司盈利正相關。

（二）變量設計與數據說明

1.被解釋變量

當前，對于上市公司盈利水平的實證研究文獻中，對于盈利水平變量的度量選擇較多，有的選擇ROE，有的選擇EPS。在文獻分析基礎上，針對我國農業上市公司盈利水平變量的度量方面，我們采用每股收益率（YS，yield stock）來作為我國農業上市公司盈利水平的替代變量。

2.解釋變量

（1）農產品價格變量

當前國內文獻的實證研究中，物價指數對于宏觀經濟的影響方面的研究中，多以CPI、FDI以及ADI作為替代變量進行實證分析與研究。在本文的研究中，考慮到我國農業上市公司分布的廣泛性以及不同區域還存在的物價水平不同等方面的原因與影響，我們采用我國農產品價格指數作為我國農業上市公司主營產品――農產品價格的替代變量。

（2）財稅補貼變量

對于財稅補貼變量的替代值，我們采用農業上市公司收入補貼和稅收補貼加總作為該變量的替代變量，用ETS表示。其中農業收入補貼和稅收補貼的數值定義如下：

農業收入補貼，收入補貼的度量。這個指標可以在農業上市公司的年報中直接得以反映，我們把這個指標數據當作我國農業上市公司收入補貼的替代值。

農業稅收補貼，稅收補貼的度量。這個指標用來表示農業上市公司受政府稅收補貼支持的力度，其中所得稅收入支持在稅收補貼中所占的比重最大，因此我們采取對所得稅收入支持來衡量農業上市公司的稅收補貼，當作是回歸分析中的替代值。

3.控制變量

公司規模變量（SIZE）：由于公司總資產反映了公司所具有物質資本實力，因此我們設置公司規模控制變量，并用公司總資產的自然對數作為替代變量；同時為了更為全面地考察我國農業上市公司的盈利水平的影響，我們設置了國家經濟發展水平（用GDP發展速度作為替代變量）；專營化程度（FA）：選取其主營業務利潤率來衡量。計算公式為主營業務利潤與主營業務收入的比值；農業部門特征（ADC）：農業上市公司除了經營主業，還會實施多元化經營，從其他行業所獲得的投資收益與主營業務的收益是有一定差異的。參照冷建飛（2007）的替代變量方法，我們選擇農業上市公司主營業務收入在總資產中所占的比例作為農業上市公司部門特征的替代變量。公司治理水平（GOV）：我們選擇上市公司獨立董事數量作為其治理水平的替代變量；股權結構變量（FSV）：我們選擇前五大股東持股比例當作股權結構的替代變量。

（三）實證模型構建

綜上分析，我們構建了如下檢驗回歸模型：

YSit=α0+β1APIit+β2FAit+β3SIZEit+β4GDPit+β5ADCit

+β6GOVit+β7FSPit+μi+εit （1）

YSit=α0+β1ETSit+β2FAit+β3SIZEit+β4GDPit+β5ADCit

+β6GOVit+β7FSPit+μi+εit （2）

在上述模型中，α0是截距；βi（i=1，2，…，7）是模型回歸系數；ε是隨機變量，代表的是影響公司盈利的各項因素。其中i（i=1，2，…，N）表示第i家農業上市公司；t（t=1，2，…，T）表示第t個時間序列觀察值；μi表示第i個單位的個體效應。

兩個模型依次用于檢驗農產品價格和財稅等情況。通過對樣本數據進行模型選擇，本研究擬對模型進行F檢驗和Hausman檢驗，確定模型后再對面板數據進行分析。

三、實證結果分析

（一）數據描述性分析

收益和產品價格、公司規模、專營化程度各變量的描述性統計如表1所示。從表1中我們可以看出，我國農業上市公司自2008―2010年的每股收益均值為0.224167，中值為0.13，最大值為1.8，最小值為-1.0，標準差為0.410660，說明我國農業上市公司在2008―2010年期間的總體收益水平不高，但是兩級現象較為嚴重，在最高的收益公司和年份達到了1.8元，而最小值也達到了-1.0元。在農產品價指數方面，在此期間，我國農產品價格指數均值為0.761567，中值為0.920374，最大值為1.088379，最小值為0.275949，標準差為0.353122，說明我國農產品價格走勢總體上比較平穩，并沒有受到國際上過高的農產品價格和國際市場上劇烈農產品市場波動的影響，同時整體的漲幅也較為平緩。財稅方面，均值為0.128233，中值為0.201，最大值和最小值分別為0.334和-0.413，說明我國農業上市公司獲得國家的財稅支持整體上是比較平穩的，因此對盈利的共享應該也會比較穩定。而股權結構方面，均值為0.483，說明其股權非常集中。而公司治理方面總體非常穩定，基本上是介于3-4之間。公司規模變量方面，均值為12.01817，中值為11.945，最大值為13.81，最小值為9.64，標準差為0.705515。如果還原為原始數據，則我國農業上市公司規模是已經具備相當的規模優勢，同時大部分上市公司是國有控股型企業，因此其融資能力是非常強的，也必然能夠為其公司盈利水平作出貢獻。在專營化程度方面，從表1統計中我們可以看出，均值為2.069，中值為1.97，最大值為9.01，最小值為-10.02，標準差為2.764062。對于公司外部經濟環境方面，我們采用GDP作為經濟發展的外部宏觀環境的總體代表，在2008―2010年三年期間，我國GDP的增長率分別為9.2%、9.6%和10.4%，均值為9.733%，接近兩位數的增長率，同時考慮到在2008―2010年間世界金融危機的影響因素，進一步說明我國農業上市公司正處于我國高速經濟發展階段，對于其盈利應該具有極強的促進作用。對于我國農業上市公司的農業部門特征因素變量而言，從描述性數據來看，均值達到了0.583391，最大值居然達到了2.581885，最小值為0.18479，標準差為0.37654，說明我國農業上市公司的農業部門特征波動幅度較大，但是整體上而言，農業上市公司農業部門特征因素還是非常明顯的。

（二）模型檢驗分析

1.F檢驗

因為在對面板數據模型進行估算時，需要檢驗所建立的模型形式，即要檢驗樣本數據符合何種模型。假如設定了錯誤的模型形式，那么模型估算結果將是有偏差的。為此，我們針對對構建的模型進行了F檢驗，檢驗結果如表2所示。

從表2可以看出，模型1和2的F檢驗值達到了0.1%的顯著性水平，這表明可以拒絕樣本個體間存在無差異的原假設，認為相對于采取OLS對數據進行估算，而樣本數據采用固定效應模型進行估算將會更合適。

2.Hausman檢驗

同時，我們使用EVIEWS7.0對模型進行了Hausman檢驗，檢驗結果如表3所示。從表中可以知道模型的Hausman檢驗在1%水平上都是顯著的，所以可以拒絕原假設，認為相對于采取隨機效應模型進行估計，而樣本數據采用固定效應模型進行估算更合適。

綜上分析，我們采用固定效應模型對模型進行面板回歸檢驗。

（三）回歸結果分析

我們采用固定效應面板數據回歸模型，回歸結果如表4所示。從表4中可知，模型1和2顯著性水平都達到了0.1%的效果，說明模型擬合效果很好，具有較好的解釋性。同時還可以發現模型2的調整擬合優度高于模型1的擬合優度，說明在我國農業類上市公司中，財稅對公司的盈利影響效的確要優于產品價格的影響，這符合我國農業上市公司的經營現狀。

在變量的回歸系數方面，從表4中我們可以看出，在模型1中，常數、農產品價格、公司治理水平、股權結構、公司專營化程度、公司規模變量、GDP和農業部門特征的回歸系數分別為1.02603、0.029643、0.008915、0.076520、0.038524、

-0.168637、0.070468和0.690957，且農產品價格、專營化程度和公司規模變量達到了1%顯著性水平，GDP達到了0.01%以上的顯著性水平，股權結構達到5%的顯著性水平，說明模型1上述變量的總體解釋性較好。尤其是農產品價格對公司盈利能力的影響方面呈現出明顯的正相關關系。

在模型2中，常數、財稅、公司治理水平、股權結構、公司專營化程度、公司規模變量、GDP和農業部門特征的回歸系數分別為0.3874251、0.326909、0.010915、0.006993、0.036663、-0.121009、0.075391和0.691129，且財稅和公司規模變量達到了1%顯著性水平，專營化程度和GDP達到了0.01%以上的顯著性水平，股權結構達到5%的顯著性水平，說明模型1上述變量的總體解釋性較好。尤其是農產品價格對公司盈利能力的影響方面呈現出明顯的正相關關系。

四、結論與展望

筆者通過上述實證檢驗，發現了如下結論。

1.農產品價格對農業上市公司盈利水平具有明顯的正面影響。從回歸結果中我們可以發現其顯著性水平得到了檢驗，因此在實際的農業上市公司盈利因素管理和政策制定中，適當考慮市場因素對農產品價格的影響對于提高農業上市公司盈利水平具有正面意義，假設1得到了驗證。

2.財稅對農業上市公司盈利水平的影響，該假設雖然從回歸分析中發現其存在正相關關系，達到了0.0684，達到了1%的顯著性水平。因此農業收入補貼和財稅補貼從整體上對其盈利有較大的影響，因此假設2和3得到了驗證。

3.模型1的擬合優度明顯低于模型2的擬合優度，因此再次證明我國農業上市公司中，政策效應要強于價格效應，說明我國農產品價格對公司盈利能力的影響受到了削弱，也間接證明我國農業上市公司盈利能力之謎來自于農產品的定價機制。

4.我國農業上市公司盈利能力還受到股權結構、公司規模、GDP和專營化程度等方面的不同程度的影響。部門特征和公司治理水平對盈利能力的影響沒有得到檢驗。

雖然本文獲得了上述成果與結論，但是由于學識等方面的原因，論文的研究還存在一些不足之處。主要表現在對于相關影響因素的研究還有待進一步深入，比如對于公司治理水平和部門特征對農業上市公司盈利的影響方面，回歸結果并沒有得到充分的驗證，還需要進一步進實證分析，這也許與采用獨立董事作為公司治理水平的替代變量有一定的關系。

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第7篇：企業盈利能力分析研究范文

通過對國有企業并購過程中的成功概率分析研究可知，國有企業并成功率不足一半。之所以會出現這樣的問題，主要是因為對國企并購后的相關財務優化整合問題缺乏重視。從當前國企并購問題和現狀來看，多數情況下所借助的是并購資金管理經驗以及技術等，這在很大程度上促進了國企的快速發展。在國有企業并購完成后，很多國企對其財務優化整合問題漠不關心，只是將關注點放在技術方法的改建層面上；然而，國有企業并購過程中的財務包含方面很多個方面，比如財務戰略、財務關系以及具體的運作流程等。在此過程中，若國企不重視并購后的財務優化整合以及風險問題應對，則必然會影響國有企業并購成效。

二、國有企業并購過程中的財務風險防范策略

基于以上對當前國有企業并購過程中存在的財務風險及其成因分析，筆者認為要想有效應對這些財務風險問題，可從以下幾個方面著手：

(一)國企價值評估風險防范措施在國有企業并購時，應對根據實際情況，認真做好并購價值評估、杠桿融資等方面的工作。在國企價值評估風險防范過程中，應對目標國有企業的生產經營狀況收集、整理相應的資料，并且查看對象財務報告，通過對企業財務指標分析研究，可以明確國有企業的獲利能力、償債能力，同時還明確國有企業發展能力，以此來確保評估企業價值。在國企并購過程中，還應當考察對象具備資產與否、比率如何？通過考察分析，可反映出國有存量資產盤活現狀，對資本互動效果有正確的評價資本。國企并購過程中，對國企整體資產價值進行判斷、評估時，評估需能夠客觀反映出國企整體資產價值。然而，評估價值需建立在并購定價基礎紙上，重置成本評估法、現金流折現評估法，并非決定并購價格的主要因素，而是價格談判過程中的一個參照和對比。

(二)國企并購方法與杠桿并購第一，國有企業并購過程中，資產現狀價值是定價的主要參考依據，同時也存在著很多的風險和問題。國有企業并購過程中的資產，并不代表盈利能力。實踐中可以看到，由于國企現狀資產應當變成未來盈利能力，因此還需通過國有企業組織以及管理等因素的優化集合。在國有企業并購時，采用重置成本法，雖然考慮到無形資產的作用，但是卻無法有效地反映出國有企業作為組織整體所具有的增值能力、以及因此而造成的價值損失等。在重置成本法應用過程中，評估時也存在著一定的人為因素，比如功能性貶值以及經濟性貶值等，即為彈性相對較大的參數。實踐中可以看到，國企對并購目標企業的數據信息披露明顯不充分，加之評估機構行事時存在著人情世故，因此出現了嚴重的信息不對稱現象，以致于并購過程中的收購方對收購企業資產價值判斷不客觀、脫離實際。在該種情況下，以會計賬面數據信息為基礎的評估結果，無法有效適應以未來價值增值為目的并購動機。采用現金流折現法處理國企并購風險問題時，應注重目標企業的將來發展、長期現金盈利能力等，這也是當前國際上常用的確定企業價值標準。基于此，國有企業并購過程中的整體資產價值評估，建議首選現金流折現法，即收益法。第二，國有企業并購過程中的杠桿并購。首先，杠桿并購的社會經濟環境條件。實踐中，如果出現了通貨膨脹，則會對社會經濟發展的影響非常的大；相對較高的持續通貨膨脹，使得國有企業資產重置成本增加，而國有企業的市場價值并未隨之大幅增長，以致于國有企業的市場價值、資產重置成比率等大幅度降低。根據托賓理論，在均衡狀態條件下Q值為1；若Q值小于1，則在資本市場上直接收購企業、股權進行企業擴張，此時會比國企內部不動產投資擴張成本要低一些。其次，國有企業并購過程中的杠桿收購條件。國企并購時，目標企業收購之前的負債率，尤其是長期的負債率相對較低。若目標企業在被收購之前具有較低的負債率，則收購方可通過債務籌集相應的收購資金；若目標企業在被收購過程中，用足了負債能力，或者已經出現了資不抵債的現象，則收購方就無法以目標企業資產來獲得新貸款。最后，國有企業并購過程中的杠桿收購風險問題。在國有企業并購過程中，存在著還本付息風險問題，杠桿收購企業負債率也特別的高，所以還本付息風險非常的大；再籌資過程中也存在著一定的風險和問題，即國有企業無法及時再次籌集收購資金，這樣可能會引起資金鏈斷裂、或者社會經濟損失可能性。在該種情況下，再籌資過程中如果遇到了障礙，則可能會造成國有企業陷入到嚴重的財務困境之中。

(三)國有企業并購過程中的財務優化整合風險應對措施第一，國企并購過程中的財務管理目標優化整合。國企并購時的財務起點、終點等，都是國企財務管理的重要目標，而且對財務理論系統構建有著非常大的影響，同時也會對財務決策產生影響。對于國企并購、目標企業而言，財務管理目標存在著一定的差異性，在并購后應保證財務管理目標的統一性、一致性，這樣就保證了財務管理的整體發展，同時也可以確保財務管理過程中的技術方法有效應用。財務管理過程中的目標統一，作為并購企業財務機制運行的重要基礎。第二，加強國企財務監督和管理。實踐中，為了能夠有效確保國企財務整合有效性，需加強內部治理結構的整合與改進，加強對財務的監督和管理，這樣可以有效改善國企資金占用以及流失等問題，不斷整理國有企業內部法人治理結構以及審計和管控，接受社會監督。第三，立足實際情況，不斷盤活國企并購過程中的現存資產，而且還要對債務進行積極的整合。實踐中，若想實現國企并購后的財務協同效應，則需對國企現有的資產，尤其是不良資產進行深入的分析研究，對資產結構進行不斷的優化整合和調整，減少資金的整體占用率，提高國企的經濟效益。

三、結束語

第8篇：企業盈利能力分析研究范文

1.變量指標的選取

根據信息不對稱理論、融資缺口理論以及關系型借貸理論，為了消除企業規模大小對變量指標數據的影響，降低不必要的誤差，均采用剔除資產規模的標準化變量。

本文選取資產負債率Y作為反映融資能力的被解釋變量，資產負債率，綜合反映中小企業的融資能力的大小與融資環境

的優劣。

本文從政府與企業、銀行與企業以及企業與企業之間的關系的角度出發，選取的解釋變量分別為資產稅收率X1、資產職工工資率X2、資產擔保價值X3、資產報酬率X4、速動比率X5、留存收益資產比X6。

資產稅收率，該指標主要反映政府財政資金對中小企業融資的扶持，資產稅收率越高，代表政府對企業融資的重視程度越高，中小企業的融資能力越高。

資產職工工資率，在生產經營不受影響的前提下，提高工資報酬，必然造成員工數量的降低，增大政府的就業工作壓力，所以該指標與中小企業的融資能力成反比例的關系。

資產擔保價值，該指標代表企業的可抵押擔保資產的價值，向銀行等金融機構傳遞著企業的硬信息，與中小企業的融資能力呈現正比例的關系。

資產報酬率，該指標代表著企業的盈利能力，所以資產報酬率越高，銀行與中小企業建立債務債權的合作關系越是長久，即資產報酬率與企業的融資能力呈現正比例的關系。

速動比率，該指標在一定程度上代表著資產的流動性和變現能力，企業的營運能力反映著流動融資的能力，所以，速動比率越高，負債融資越低，即該指標與企業的融資能力呈現反比例的關系。

留存收益資產比，該指標反映了中小企業的內部資金自身積累的程度，該比率與企業的自有資金呈現正相關的關系，即與企業自身的融資能力呈現正比例的關系。

將相關的指標變量歸結如下：

2.樣本數據和模型

本文選取深圳交易所中小企業板塊中的上市公司的20家中小企業作為樣本數據來源，在樣本選擇時，不僅要排除存在重大事項變動和相關數據嚴重缺失的企業，而且st、pt和*st的企業也不屬于我們樣本選取的范圍之內。最終選取的20家上市中小企業分別是科華生物、京新藥業、德豪潤達、鑫富藥業、新和成、華邦制藥、中捷股份、精功科技、海特高新、華蘭生物、七喜控股、大族激光、思源電氣、天奇股份、巨輪股份、傳化股份、美欣達、盾安環境、宜科科技、霞客環保。從這二十家樣本企業中的財務數據庫中提取相關數據，構成模型中所需要的面板數據。

對本文所進行的實證分析研究，根據面板數據在截面和時間兩個方向上的變化，所以采用變截距固定效應模型：

其中表示被解釋變量，表示解釋變量，，代表隨機誤差項，i表示截面單位，t表示時間。，αit代表總體效應與個體效應的和，α代表著總體效應，δi代表著截面效應，而ηt代表著時期效應。

對所選取的變量指標的數據進行量綱標準化處理，一般采用極值的方法標準化，計算公式：

3.回歸分析模型

3.1 描述性的統計分析

運用Eviews6.0計量經濟學軟件輸入標準化的數據，進行相關性的描述性統計，得出企業的融資能力的各影響因素關系的數據表，從表中可以發現，各項指標的均值較小，根據最大值和最小值之間的差距，說明中小企業融資存在極端情況，主要的融資能力主要依賴于企業自身的內部積累，債務融資比例較低。

3.2 模型的參數估計

從樣本數據的特點的分析，應用最小二乘法OLS分別求Y對各解釋變量X1、X2、X3、X4、X5、X6的回歸，對加權參數進行相關的估計，根據經濟意義以及統計檢驗的結果，得到回歸分析表如下：

通過分析上表得到，根據回歸分析得到的P值是0，證實了本文的回歸模型的顯著相關；本文的模型擬合通過0.9298523的調整決定系數R2，驗證了模型較高的擬合度。從整體的角度看到，本文的回歸模型擬合合理有效，實證分析后的結果驗證（下轉第81頁）（上接第78頁）了中小企業融資因素的影響程度。

4.實證結果分析

根據回歸分析的結果分析，當顯著水平為10%時，各個變量的t統計量的計算值大于臨界t值，且擬合度較高，均能通過檢驗。且回歸結果顯示的值的正負號與之前的假設完全相符，進一步說明了各個因素對中小企業融資能力的影響力度。

4.1 從政府與企業兩者之間的角度分析

根據對指標變量資產稅收率X1和資產職工工資率X2的結果分析，其t值通過檢驗的程度相對于其他指標要小，證明這兩個因素對中小企業的融資能力的影響程度不高，但是由于值較高，說明只要政府和企業建立起融資的合作關系，其兩者之間的聯系程度較高，即中小企業應該充分利用政府的威信力來進一步改善融資環境。

4.2 從金融機構與企業兩者之間的角度分析

從上述回歸結果中可以發現，資產擔保價值X3和資產報酬率X4對中小企業的融資能力影響的相關性最高，尤其是資產報酬率X4變量指標，充分說明了金融機構在企業具有一定的可抵押擔保資產的基礎上，更重要的是看重企業的生產經營和盈利能力，這是影響銀行等金融機構貸款意愿的硬信息，金融機構對中小企業融資環境的優劣起著決定作用。企業只有不斷通過創新主導新型產品的發展，提高自身的盈利能力和償債能力，必然提高自身的資金融通能力。

4.3 從中小企業之間的角度

速動比率X5和留存收益資產比率X6對中小企業的融資能力程度均呈現明顯的反比關系，只是在值方面，速動比率X5要小于留存收益資產比率X6，充分說明企業自身的內部積累可以更大程度的替代債務融資，即當企業自身具有一定的內部資金的積累時，更應該加強企業彼此之間的分工與合作，拓展外源融資能力和環境，最終使企業的融資結構達到帕累托最優狀態。

第9篇：企業盈利能力分析研究范文

關鍵詞：信息技術行業；現金股利政策；因子分析；影響因素

一、引言

股利政策是上市公司財務管理三大政策之一，股利通常被定義為根據股東所有權比例，對公司盈余（不論是過去的或是現在的）進行的分配。股利政策主要涉及的是支付盈利或是留存它以供再投資。對于股利政策的闡述需要對其一系列主要的決定因素進行思考――比如一個公司的盈利情況；或是影響投資者的因素，在公司中，是保存或是處置他們的投資。股利是根據管理條款支付給股東，也是根據它所選擇的需要遵循的股利政策的形式來做出的管理決策。管理條例經常給管理者一些指引――保留一部份的收入，把其他部份以股利的形式給公司的股東們。自從過去的60年以來，一系列的對于股利政策的競爭性的解釋條款已經呈現，然而，在股利政策的決定因素方面至今都沒有在學術界形成一個廣泛統一意見。Black（1976）認為什么因素影響公司股利政策，而這些因素之間又怎樣相互影響都沒有形成統一的意見。他將其稱為“股利之謎”（Dividend Puzzle）。本文通過因子分析法來驗證這系列因素中影響現金股利的關鍵因素。

二、文獻回顧

國內的研究主要是在國外研究的基礎上發展起來的，無論是過去經典的股利政策理論還是現代興起的股利政策的理論，都沒有專門針對高科技企業的，這可能與高科技企業興起的年代有關.但是這些理論根據股利政策與成長性以及投資機會作出了一定程度的區分，這可以作為研究高科技企業的基礎。高科技企業具有高成長性、高風險性、高投入以及高收益性。由于高科技企業中，人的因素較多，無形資產也較多，可能會產生較高的成本。

鄭琳（2007）以高科技上市企業2001～2005年的數據為樣本，利用最小二乘法對多元線性回歸模型進行分析。研究表明：當投資用實際業務支出表示時，現金股利與之表現為顯著的負相關。而企業的成長性與現金股利確不成顯著的負相關，說明我國對中小股東利益保護不夠，因為大股東急于派現，也因此沒有考慮企業長遠的發展。

張小鵬，左殳（2004）通過對中、美的高科技的現金股利發放進行比較。通過數據分析表明：我國高新產業相比傳統理論、美國而言具有著較高的現金股利。原因是通過提高現金股利從而降低凈資產提高凈資產收益率來滿足再融資條件，而并不是現金過剩。

李志強（2005）以高科技上市公司2000～2002年的數據為樣本，通過建立多元線性回歸模型，對影響高科技行業現金股利的因素進行了實證研究。研究表明有五個因素會顯著影響現金股利―公司上年的現金股利、每股經營凈現金流量與現金股利顯著正相關；企業的資產負債率、流動比率、企業應收賬款周轉率與現金股利顯著負相關。流動比率與企業應收賬款周轉率對現金股利的影響之所以與傳統意義上的觀點不同，可能因為高科技企業具有高成長性，因此需要大量資金支持。

因此本文提出下列假設：

假設1：盈利能力是影響信息技術企業現金股利發放最為關鍵性的因素，上年的盈利，當年的收益與當年現金股利發放呈正相關關系；

假設2：資產流動性不是影響信息技術企業現金股利的關鍵因素；

假設3：企業的成長性不是影響信息技術企業現金股利的關鍵因素；

假設4：第一大股東持股比例是影響信息技術企業現金股利的關鍵因素。

三、研究設計

（一）樣本及數據來源

本文數據全部來自WIND數據庫終端，選擇GICS分類下信息技術企業，共342家，以2011～2013年為報告期，剔除ST企業、*ST企業，數據不完整以及現金股利發放數額為0的企業。因此本文選擇信息技術行業企業的樣本數為51個，以研究對此行業現金股利發放產生關鍵性影響因素。本文使用SPSS軟件進行分析研究。

（二）研究方法

本文采用因子分析法，首先利用因子分析工具分析出影響信息技術行業現金股利發放的主要因子，再利用回歸方法分析相關因素的影響大小，并進行對比。

（三）變量設計

基于前文的研究分析，本文選取了23個解釋變量（表1），作為信息技術類上市公司現金股利政策的影響因素。其中，因變量為每股現金股利（X24）。

（四）實證分析與實證結果

通過以上文獻和自變量的分析，影響信息技術企業現金股利發放的影響頗多，采用多元線性回歸的方法逐個分析，可能會造成工作量過大，以及多重共線性問題。因此，先采用因子分析法進行降維。

1. 因子分析

（1）KMO和Barlett的檢驗

通過表2可以看出，KMO的值從2011年至2013年都接近0.5，因此是適合做因子分析的。而且，sig的值都為0，說明變量之間是具有較高的相關性，根據企業的盈利能力、資產流動性、盈余能力、股權結構、股利政策的穩定性、國家政策所選取的指標與現金股利的發放具有較大的聯系。

（2）2011～2013信息技術行業提取因子的總方差解釋

通過降維得到的因子能在多大程度上解釋自變量的信息含量，信息丟失量是否足夠小。通過因子解釋原有變量總方差情況表（表略）可知：2013年提取了7個因子，能在80.166%程度上解釋原有變量；2012年提取了7個因子，能在81.510%的程度上解釋原有變量；2011年提取了7個因子，能夠在76.416%的程度上解釋原有變量；因此，因子選擇較好，信息丟失量較少。

（3）旋轉后的因子負荷矩陣（由于篇幅有限，本文選取有顯著影響的載荷，本文設定大于0.6的因素是有顯著影響的載荷）

由表3可知：

參考2011～2013年有關顯著影響的載荷，進行綜合命名：因子1命名為當年及上年盈利能力、上期現金股利政策；因子2命名為資產流動性和企業成長性；因子3命名為股權結構；因子4命名為企業成長性；因子5命令為經營能力及企業價值；因子6命名為資產流動性；因子7命名為股權結構。

2. 多元線性回歸

分別對2011～2013年所提取的因子與當年所發放的現金股利進行回歸，以剖析影響現金股利發放的關鍵因素，采用逐步回歸，結果如表4。

因此，方程如下：2013年y=0.166+0.115F1+0.032F5

2012年y=0.181+0.108F1+0.034F2+0.037F5

2011年y=0.214+0.081F1+0.054F2

四、結論

（一）總體結論

本文的實證支持假設1、假設3；不支付假設2、假設4。即盈利能力是影響信息技術行業現金股利發放最為關鍵的因素，此外，信息技術行業現金股利發放較為穩定，多是上年股利發放作為重要參考。資產流動性是影響此行業現金股利發放的第二重要因素，流動性越大，現金股利越大。然而，企業成長性、股權結構并不是此行業現金股利支付量的關鍵因素。然而，從2013年回歸方程中可知，因子5中第一大股東持股比例與現金股利呈現正相關。可從一定意義上證實信息技術企業并不重視企業發展，控股股東與管理層間第一類成本較為嚴重，控股股東急于轉移現金股利，以防止管理層不當投資或是急于擴大規模。

（二）相關建議

盈利能力仍然是影響信息技術企業最為有力的因素，不光是當年的收益，而且去年的收益以及對未來收益的預期都會影響現金股利的發放；此外保持現金股利發放的穩定性也是企業制定股利政策的關鍵性因素。信息技術企業股利政策較為規范和穩定，因此企業要加強自身的盈利能力。

影響2011年和2012年關鍵性因素的資產流動性不再是影響2013年的關鍵性因素，取而代之的是應收賬款周轉率和第一大股東持股比例。而應收賬款又與銷售掛鉤，因此銷售額的賒賬在多大速率上得到收回成為影響現金股利的關鍵因素，所以要加快催款催賬、企業要對賒賬單位進行信用評價等。第一大股東持股比例成為了新的影響現金股利發放的因素，而成長性與現金股利發放并不呈顯著關系，說明我國信息技術企業對中小股東權益保護不夠，大股東急于派現。要加強對于大股東方面的監管，要從長遠利益出發。

參考文獻：

[1]鄭琳.我國高科技企業股利政策研究[D].山東大學，2007.

[2]李志強.上市公司現金股利政策影響因素分析――來自滬、深股市高科技企業的經驗證據[J].內蒙古財經學院學報，2005（04）.