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盈利能力分析论文篇1
（－）临界值指标的分析
企业效绩评价是对企业的财务效益赝产营运。偿债能力、发展能力等多因素的综合评价，因此，将评价结果用于具体项目或选择部分指标进行特定目标的评价时（比如用于信贷和拟投资项目的评价等），还要进行主要财务指标的研究分析和横向、纵向比较。例如，按照企业效绩评价的有关规定：当净资产为负值时，净资产收益率和资本积累率两项指标和初步评价得分均按0分计算；资产保值增值率、经营亏损挂账比率和三年资本平均增长率指标的单项修正系数均按1计算。这样由于系数和其它指标值的影响，企业效绩评价指标值仍可能较高。如果将这一评价结果应用于信贷和拟投资企业的评价，显然，不太合理，因为净资产出现负值，即资不抵债，按我国企业破产的有关规定，这种企业随时都有可能破产清算。
这个例子，一方面告诉我们：企业效绩评价是对企业财务分析的深化与升华，它虽然弥补了单纯财务指标难以得出综合结论的不足，但是，从企业效绩评价“标识”上，看不出存在的具体问题和潜在问题以及问题的症结，因此，我们在应用评价结果时，还要对企业的财务指标进行深入分析；另一方面也告诉我们，在进行财务指标深入分析时，要特别注意一些处于临界值财务指标的分析。
此外，还应该注意非财务指标和非计量指标的临界值。非财务指标常见的有安全生产指标和环境保护指标，国家规定的最低要求就是其临界值。非计量指标有各种定义方法，企业效绩评价的八项非计量评议指标是较为全面的非计量指标体系，每项指标的差（E）级的标准值是其临界值。比如：“领导班子基本素质”评议指标的差（E）级的标准是“企业领导班子不够团结，主要领导不得力，或，决策失误较多，企业效益滑坡，员工怨声很大”等。
当企业领导班子基本素质具备差（E）级的基本特征时，我们应该进一步加以分析。
（二）指标计算数据来源的分析
企业效绩评价是以财务指标为主要内容，以净资产收益率（即投资报酬率）为核；已指标的企业经营效益和经营者业绩的评价，财务指标值的高低直接影响评价结果的好坏。我们知道，计算财务指标值的数据来自会计报表，而会计报表又是根据应计制和历史成本原则确认的会计账册数据编制的。因此，我们在应用企业效绩评价结果和评价指标时，要注意以下几个方面问题：
1．未进行资产评估调账的老企业。这类企业资产负债表的项目，尤其是资产项目以及由此计算的指标值与新办企业和近期经过评估调账的企业比较相差甚远，因此，对这类企业的财务指标计算值，应做进一步的分析。
2．未经独立审计机构审计调整的会计报表数据。这类企业由于未按国家统一会计政策和会计制度进行调整，其会计科目和对应会计科目的数据，缺乏可比性，由此计算出的指标值，也就缺乏可比性。
3．待摊费用、待处理流动资产净损失、待处理固定资产净损失、开办费、长期待摊费用等虚拟资产项目和高账龄应收账款、存货跌价和积压损失、投资损失、固定资产损失等可能产生潜在的资产项目。对这两类资产项目，我们一般称之为不良资产。如果不良资产总额接近或超过净资产，既说明企业的持续经营能力可能有问题，也可能表明企业在过去几年因人为夸大利润而形成“资产泡沫”；如果不良资产的增加额及增加幅度超过利润总额的增加额及增加幅度，说明企业当期的利润表数据有“水份”。
4．关联交易。通过对来自关联企业的营业收入和利润总额的分析，判断企业的盈利能力在多大程度上依赖于关联企业，判断企业的盈利基础是否扎实，利润来源是否稳定。如果企业的营业收入和利润主要来源于关联企业，就应该特别关注关联交易的定价政策，分析企业是否以不等价交换的方式与关联交易进行会计报表粉饰。如果母公司合并会计报表的利润总额大大低于企业的利润总额，就可能意味母公司通过关联交易，将利润“包装注入”企业。
5、非主营业务利润。通过对其他业务利润、投资收益、补贴收入、营业外收入在企业利润总额的比例，分析和评价企业利润来源的稳定性，特别是进行资产重组的企业。
6．现金流量。通过经营活动产生的现金净流量、投资活动产生的现金净流量、现金净流量的比较分析以判断企业的主营业务利润、投资收益和净利润的质量，如果企业的现金净流量长期低于利润，将意味着与已经确认利润相对应的资产可能属于不能转化为现金流量的虚拟资产。
（三）防外事项的分析
企业效绩评价的非计量评价指标是企业表外事项的一个很重要的内容，在应用时，不仅应该注意分析其对企业的影响，还应注意以下表外重大事项的分析，如下表：（略）
此外，我们还应该注意到企业效绩评价的实质是国有资本金的效绩评价，它主要服务于企业监督。国有资本金管理及财务监督、领导班子考核、经营者收入分配等，体现的是国家所有者的职能。马克思曾说过：“在我们面前有两种权力，一种是财产权力；另一种是政治权力，即国家的权力”。两种权力派生出两种不同的职能，即国家的所有者职能和社会管理职能，企业效绩评价体现的正是这种财产权力和国家的所有者职能，它为政治权力和国家的社会管理职能提供服务，并通过其发挥一定的作用。因此，企业效绩评价对控股和全资子公司的评价的适应条件和环境要好些，发挥的作用也就大些，而对于参股投资和债权人对债务人的评价就要差些，发挥的作用也要小些，我们要注意这一点。
二、常见偿债能力分析评价指标的改进和完善
（一）流（速）动比率局限性的原因和改进方法
1．局限性的原因
①这主要是由于会计信息数据提供者的利益关系和信息不对称等原因，计算流（速）动比率的数据常常被扭曲。
根据现代企业理论，企业的实质是“一系列契约的联结”，由于各契约关系人之间存在着利害冲突，经济人的逐利本质和契约的不完备性、部分契约关系人便有动机和机会通过改变会计数据进行利润操纵，以实现自身利益最大化，从而导致计算流（速）比率的数据被扭曲。
信息经济学理论也告诉我们，在信息不对称现象普遍存在的情况下，由于人总是比委托人拥有更多的信息，当这种信息是会计信息时，人便有动机进行利润操纵，将信息优势转化为利益优势，因此，存在通过某些会计处理和交易活动来美化企业财务指标的可能，即所谓粉饰效应。用于美化企业财务指标的这些会计处理和交易活动，也将导致计算流（速）动比率的数据被扭曲。
实际情况也是这样，笔者曾以1998年度被CPA出具有保留意见的审计报告和被CPA出具有说明意见的审计报告所涉及的问题为切入点，对A股公司的利润操纵进行实证研究和分析，发现有利润操纵的现象不少，其中通过虚列应收帐款，少提准备、提前确认销售或将下一年度赊销提前列帐，少转销售成本增加存款金额等操纵利润方式为最多，其结果都将是导致计算流（速）比率的数据被扭曲，最终导致流（速）动比率的计算值被扭曲。
②流（速）动比率不能量化地反映潜在的变现能力因素和短期债务。
流（速）动比率是通过流（速）动资产规模与流动负债规模之间的关系，来衡量企业资金流动性的大小，判断企业短期债务到期前可以转化为现金用于偿还流动负债的能力。而实际上，由于计算流（速）动比率指标值的数据都是来自会计报表，有一些增加企业变现能力和短期债务负担的因素没有在报表的数据反映出来，会影响企业的短期偿债能力，有的甚至影响比较大。
增加企业变现能力的因素主要有：
可动用的银行贷款指标：银行已同意、企业未办理贷款手续的银行贷款限额，可以随时增加企业的现金，提高支付能力。这一数据不反映在报表中，必要时应在财务情况说明书中予以说明。
准备很快变现的长期资产：由于某种原因，企业可能将一些长期资产很快出售变为现金，增加短期偿债能力。企业出售长期资产，一般情况下都是要经过慎重考虑的，企业应根据近期利益和长期利益的辩证关系，正确决定出售长期资产的问题。
偿债能力的信誉：如果企业的长期偿债能力一贯很好，有～定的声誉，在短期偿债方面出现困难时，可以很快地通过发行债券和股票等办法解决资金的短缺，提高短期偿债能力。这个增加变现能力的因素，取决于企业自身的信誉和当时的筹资环境。
增加企业短期债务的因素：
记录的或有负债：或有负债是有可能发生的债务，按我国《企业会计准则》规定，对这些或有负债并不作为负债登记入帐，也不在报表中反映。只有已办贴现的商业承兑汇票作为附注列示在资产负债表的下端，其他的或有负债，包括售出产品可能发生的质量事赔偿、尚未解决的税额争议可能出现的不利后果、诉讼案件和经济纠纷案可能败诉并需赔偿等等，都没有在报表中反映。这些或有负债一旦成为事实上的负债，将会加大企业的偿债负担。
担保责任引起的负债：企业有可能以自己的一些流动资产为他人提供担保，如为他人向金融机构借款提供担保，为他人购物担保或为他人履行有关经济责任提供担保等。这种担保有可能成为企业的负债，增加偿债负担。
2．改进方法
为弥补流（速）动比率的局限性，较为客观地评价企业的短期偿债能力，建议改用以下三个指标评价企业的短期偿债能力：
①超速动比率。用企业的超速动资产（货币资金十短期证券十应收票据十信誉高客户的应收款净额）来反映和衡量企业变现能力的强弱，评价企业短期偿债能力的大小，计算公式如下：（略）
由于超速动比率的计算，除了扣除存货以外，还从流动资产中去掉其他一些可能与当前现金流量无关的项目（如待摊费用）和影响速动比率可信性的重要因素项目办信誉不高客户的应收款净额），因此，能够更好地评价企业变现能力的强弱和偿债能力的大小。
②负债现金流量比率。负债现金流量比率是从现金流动角度来反映企业当期偿付短期负债能力的指标。计算公式如下：
我们知道，经营活动产生的现金流量净额来源于现金流量表，年末（初）流动负债来源于资产负债表。由于有利润的年份不一定有足够的现金来偿还债务，所以利用以收付实现制为基础的负债现金流量比率指标，能充分体现企业经营活动所产生的现金净流入可以在多大程度上保证当期流动负债的偿还，直观地反映出企业偿还流动负债的实际能力，因此，用该指标评价企业偿债能力更为谨慎。
③现金支付保障率：它是从动态角度衡量公司偿债能力发展变化的指标，反映公司在特定期间实际可动用现金资源能够满足当期现金支付的水平。其公式为：
本期可动用现金资源包括期初现金余额加本期预计现金流入额，本期预计的现金支付数即为预计的现金流出量。
现金支付保障率高，说明企业的现金资源能够满足支付的需要，如果该比率达100％，意味着可动用现金刚好能用于现金支付，按理说这是一种理想的保障水平，既吁保证现金支付需要，又可使保有现金的机会成本降至最低，如果该比率超过100％，意味着在保证支付所需后，企业还能保持一定的现金余额未满足预防性和投机性需求，但若超过幅度太大，就可能使保有现金的机会成本超过满足支付所带来的收益，不符合成本一效益原则；如果该比率低于100％，显然会削弱企业的正常支付能力，有可能引发支付危机，使企业面临较大的财务风险。
（二）资产负债率评价偿债能力的认识误区和评价标准
1、认识误区
资产负债率作为反映企业长期偿债能力的指标，一般认为其值越低表明企业债务越少，自有资金越雄厚，财务状况越稳定，其偿债能力越强。其实，适当举债经营对于企业未来的发展、规模的扩大起着不容忽视的作用。一些发展迅猛、势头强劲。前景广阔的企业在其能力范围内通过举债，取得足够的资金，投入到报酬率高的项目，从长远看对其实现经济效益的目标是十分有利的。相反，一些规模小、盈利能力差的企业，其资产负债率可能很低，但并不能说明其偿债能力强。因此，对于企业长期偿债能力的分析不光要看资产负债率，还要考察资产报酬率的大小。若其单位资产获利能力强，则具有较高的资产负债率也是允许的。但并非所有的项目一经投资就会立即有回报，尤其是报酬率高同时投资回收期长的项目，其获得的利润不能在当期得到反映，这便使资产报酬率也无法修正资产负债率所反映的情况。
2、评价标准
那么，企业的资产负债率多大时，才算是合理呢？我们认为，主要取决于企业价值的大小。企业价值高一方面表明企业盈利水平高、经营活动产生的现金流量净额多、偿债资金多，另一方面也说明银行的信誉就高、获取银行的贷款可能性大、偿债能力强。
根据企业价值理论，企业价值等于不负债经营企业的价值加节税收益的现值减财务危机成本。如下图：（略）
债务利息支出是税前列支的成本费用，企业的债息可以获得一定的节税优惠，其节税额的价值等于债务额乘所得税税率。
财务危机成本是由于企业增加债务比例而引起财务困难产生的成本。当企业负债增加时贷方由于企业财务风险加大，而往往要求很高的债息做为补偿，这种高息便成为一项企业的成本费用支出。在极端的情况下，贷款人还有可能完全拒绝给予贷款，这样企业就不得不放弃那些本来应当接受的利润较高的项目，从而产生了机会成本。另外，企业现有的和潜在的客户还可能对企业继续经营的能力失去信心，则是财务危机成本的又一种形式。再有，如果企业在现金流动方面或者是清偿能力方面遇到问题，则会因为企业在财务上采取一些措施而发生一些法律费用或者会计费用。最后，如果企业被迫进行最终的清算，企业的资产将可能以低于市价的水平出售，这种损失也是财务危机成本的一种形式。
企业的财务危机成本与其自身的负债比例虽然并不呈线性关系，但是实践证明，在负债达到一定比例后，企业的财务危机成本发牛的概率加大，相应地，企业的财务危机成本也便提高了。如图，在A1点的右段，财务危机成本随着负债量的增加急剧增加。
下面我们讨论资本结构中资产负债率为多少时，企业价值最大。设节税额和财务危机成本表示为资产负债率D的函数分别是F（D）和G（D），t为所得税税率。则由微积分学的知识，我们知道，由下式：（略）
也就是：G’（D）＝t，确定的资产负债率D，企业价值最大。G’（D）是边际财务危机成本，所以根据边际财务危机成本等于所得税税率确定的资产负债率最佳。
三、常见盈利能力评价指标的改进和完善
（一）常见盈利能力评价指标的改进
1．净资产收益率。净资产收益率常见的计算公式有两种形式，一种分母是年末净资产，如：中国证监会规定的A股公司的年报和中报披露的净资产收益率，就是这种形式；另一种分母是年初净资产和年末净资产的平均值，如：1999的年财政部等四部委颁布的企业效绩评价的净资产收益率，就是这种形式。这两种形式的分子都是当年的净利润。由于净资产收益率的分子是当年的净利润，所以，分母用年初和年未净资产的平均值，同分子的当年利润进行比较更为合理，即用后一种形式的计算公式更为合理。
在利润分配中，现金股利影响年未净资产，从而影响净资产收益率，而股票股利由于不影响年末净资产，因此也就不影响净资产收益率。作为评价企业当年收益的指标，不应由于分配方案不同，计算值也不同。因此，把分母的年末净资产进一步改进为利润分配前的年未净资产，就更趋合理，改进后的公式为：（略）
2．总资产报酬率。总资产报酬率的一般意义是指企业一定时期内获得报酬；总额与平均资产总额的比率，表示企业包括负债和所有者权益在内的全部资产总体的获利能力，计算公式为：（略）
企业总资产中的负债由债权人提供，债权人从企业（即债务人）获得利息收入，这笔利息收入相对应的是企业（即债务人）的利息支出；企业总资产中的净资产（即所有者权益）是股东的投资，股东从企业获得分红，该分红相对应的足企业的净利润，即税后利润，并不是利润总额。所以，把总资产报酬率计算公式中的分子改为净利润十利息支出，就更趋合理，改进后的计算公式为：（略）
考虑到其计算指标的会计数据是以应计制原则确认的，总资产报酬率并非一种收现的报酬，而作为债权人和股东，往往更注重现金回报的情况，也可以把计算公式的分子再作改进，其计算公式为：（略）
3、成本费用利润率。成本费用利润率是企业一定时期的利润总额同企业成本费用总额的比率，该指标意在通过企业收益与支出的比较，评价企业为取得收益所付出的代价，从耗费角度评价企业收益状况，以利于促进企业加强内部管理，节约支出，提高经营效益。我们知道，利润总额包括了补贴收入、营业外收支净额等与成本费用不匹配的成本费用支出，因此，将成本费用利润率计算公式的分子，改为营业利润更为合理，按此思路改进的计算公式为：
成本费用利润率一营业利润÷成本费用
（二）常见盈利能力评价指标的完善
在市场经济条件下，企业现金流量在很大程度上决定着企业的生存和发展的能力，从而在很大程度上决定着企业的盈利能力。这是因为若企业的现金流量不足，现金周转不畅，现金调配不灵，将会影响企业的生成和发展，进而影响企业的盈利能力。
常见的盈利能力评价指标，基本上都是以权责发生制为基础的会计数据进行计算，给出评价的，如净资产收益率、总资产报酬率和成本费用利润率等指标，它们不能反映企业伴随有现金流入的盈利状况，存在着只能评价企业盈利能力的“数”量，不能评价企业盈利能力的“质”量的缺陷和不足。
在我国企业的实践中，现金流入滞后于盈利确认的现象较为普遍、严重。笔者曾选择1998年年报和1999年中报两期A股公司会计报告为样本进行实证分析，现金流入滞后盈利确认的约占样本总量的67％，约有一半的公司滞后量超过盈利量确认的三分之一。因此，在进行企业盈利能力评价和分析时，补充和增加评价企业伴随有现金流入的盈利能力指标进行评价，显得十分必要。以下提供一些这方面的指标供参考选用。
1．经营现金流量对销售收入的比率。经营现金流量对销售收入的比率，表示每一元主营业务收入能形成的经营活动现金净流入，反映企业主营业务的收现能力。公式是：
经营现金流量对销售收入的比率＝经营活动产生的现金流量净额÷主营业务收入
一般来说，该指标值越高，表明企业销售款的回收速度越快，对应收账款的管理越好，坏账损失的风险越小。1998年度，沪深两市A股公司该指标平均值为3．24％。
2、经营活动净现金流量与营业利润比率。经营活动净现金流量与营业利润比率反映企业经营活动净现金流量与实现的账面利润的关系，其公式为：
经营活动净现金流量与营业利润比率＝经营活动净现金流量÷营业利润
该指标值越大，表明企业实现的账面利润中流入现金的利润越多，企业营业利润的质量越高。因为只有真正收到的现金利润才是“实在”的利润而非“观念”的利润。
3．投资活动净现金流量与投资收益比率。投资活动净现金流量与投资收益比率反映企业从投资活动中获取的现金收益与账面投资收益的关系。其公式是：
投资活动净现金流量与投资收益比率＝投资活动净现金流量÷投资收益
该指标值越大，说明企业实际获得现金的投资收益越高，通过该比率可以反映投资收益中变现收益的含量。
4．经营现金净流量与净利润的比率。经营现金净流量，表明每一元净利润中的经营活动产生的现金净流入，反映企业净利润的收现水平。其公式是：
经营现金净流量与净利润的比率＝经营活动产生的现金流量净额÷净利润
一般来说，该指标越高，表明企业刮润的实现程度越高，可供企业自由支配的货币资金增加量越大，有助于提高企业的偿债能力和付现能力。1998年度，沪深两市A股公司的该指标平均值为84．12％。
5．净现金流量与净利润比率。净现金流量与净利润比率反映企业全部净利润中收回现金的利润是多少。其公式是：
净现金流量与净利润比率＝现金净流量÷净利润
6．资产的经营现金流量回报率。资产的经营现金流量回报率表明每一元资产通过经营流动所能形成的现金净流入，反映企业资产的经营收现水平。其公式是：
资产的经营现金流量回报率＝经营流动产生的现金流量净值÷资产总额
一般来说，该指标值越高，表明企业资产的利用效率高，它也是衡量企业资产的综合管理水平的重要指标。1998年度，沪深两市A股公司的该指标平均值是2．22％。
参考文献
1、财政部、国家经贸委、人事部和国家计委颁布的关于企业效绩评价的有关文件
2、财政部统计评价司．1998年企业效绩评价标准值（上、下册）
盈利能力分析论文篇2
随着住房制度改革深入、居民收入水平增长和消费结构转型，房地产业在国民经济发展的地位日益突出。然而，相关的房地产企业成功上市之后，却出现了发展不平衡的格局，有的企业甚至出现了亏损严重的现象。因此，房地产上市公司的盈利能力及其可持续性成为市场投资者和学界关注的焦点。传统的企业盈利指标分析，往往带有静态分析的特点。引入企业生命周期理论来分析上市公司的盈利能力，能客观地把握企业盈利能力的可持续性。本文不是单纯地依靠企业的盈利能力的相关指标数据、生命周期自身特点来判断企业的盈利状况和经营绩效，而是更多地将企业放到整个行业的长期发展阶段来分析；同时，本文还考察了中国房地产上市公司所处盈利能力周期的阶段，研究得出房地产行业盈利能力提升的若干建议。
二、理论分析和文献综述
（一）生命周期理论 所谓企业生命周期，是指企业诞生、成长、壮大、衰退和死亡的发展过程。国内外诸多学者对企业生命周期理论关注，开始于20个世纪50年代。Mason Haire（1959）最早指出，企业发展也是符合生物学中所谓成长曲线的，这开启了生命周期理论探讨的先河。伊查克·爱迪思（Ichak Adizes，1997）将企业生命周期系统地划为孕育、成长和老化等三个阶段，并进一步把企业成长过程具体分为孕育、婴儿期、学步、青春、盛年期、贵族、官僚初期、官僚期以及死亡期共十个时期，成为企业生命周期理论的奠基人。结合对企业成长发展历程的考察，国内学者陈佳贵（1995）将企业生命周期划为孕育期、求生存期、高速成长期、成熟期、衰退期和蜕变期等六个阶段。李业（2000）依据销售额企业生命周期模型进行了修正，将企业生命周期依次分为孕育期、初生期、发展期、成熟期和衰退期这五个阶段。根据企业应变性、可控性和企业规模三个维度，单文、韩福荣（2002）提出了三维空间企业生命周期模型。经过探索发展完善，理论界普遍认为企业生命周期主要分为创立、成长、成熟和衰退四个阶段。
（二）盈利能力评价理论 企业盈利能力分析是开展企业财务分析的重要环节和评价企业经营管理水平的基本依据。财务分析开始于19世纪末20世纪初。美国学者亚历山大.沃尔创造了综合评价法（亦称沃尔评分法）。标普公司则提出了单项指标法和综合排序法这两种企业财务评价方法。杜邦公司创立了企业财务状况杜邦分析法。国内学者在1990年代开始关注企业盈利能力，并且日益注重现代统计方法在评价中的运用。师静波（1990）引介了以资本利润率、销售利润率和资本周转率的日本企业盈利能力分析指标体系，朱美燕、梁方楚（2001）将模糊评价方法运用于企业盈利能力综合评估中，相比单一指标评价更为客观。实际上，企业盈利能力的评价指标具有层次性，陈丽萍、李智金（2002）将其分为基本指标、一级修正指标和二级修正指标三种。张俊瑞等（2004）采用因子分析法利用1998年至2002年的数据对中美230余家上市公司盈利能力进行了分析，发现应计制和现金制下的企业盈利能力存在较大差异性。田天、徐志坚（2006）运用20家上市公司2005年报数据的十四项经营业绩指标开展企业盈利能力和发展潜能的因子分析，共提取了七个主因子，并建立了综合评价模型。随着房地产市场的快速发展，学者们日益关注房地产上市公司的盈利能力。赵选民、张晓阳（2009）以沪深两市39家房地产上市公司2004年至2006年的财务数据为样本，从资本结构等方面考察了影响盈利能力的多个指标变量；张红等（2010）选用2000年至2007年的统计数据，在计算房地产上市公司盈利能力单项指标的基础上，采用因子分析法提取主成分确立综合计量指标，发现房地产上市公司盈利能力以年均5%的幅度逐年下降。
综上，国内外学界对企业生命周期理论和盈利能力理论开展较深入的研究，取得了较丰富的成果。在企业盈利能力评价方面，主要进行了传统指标分析和现代统计方法综合分析，比较少地关注企业盈利能力的变化状况及其盈利持续性。在这个研究领域，。国内学者路万忠（2008）初步探索了将企业生命周期理论引入企业盈利能力可持续性研究。他提出，所谓企业盈利能力周期实质上是把生命周期的阶段理论运用到盈利力分析中，之后再对企业的盈利现状进行定位，判断企业的盈利力所处在的发展阶段。因此，可以考虑将盈利周期理论运用于房地产上市公司盈利能力分析中，以期考察房地产上市公司盈利能力所处的阶段及其整体状况。
三、研究设计
（一）样本选取和数据来源 目前深沪两市共有一百多家房地产行业上市公司，但有些企业房地产业务收入占主营业务收入的比重较低。因此，本文在探讨时，主要针对将房地产作为主要业务（50%以上）的上市公司，将那些从事房地产经营收入较低的企业排除在外。选取在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的所有房地产行业的A股，不包括B股。这是主要因为B股和A股的投资者不一致，而且A股与B股所采用的会计准则也是有区别的。为避免这些差异带来最终盈利能力周期判别上的偏差，本文选取了A股市场97家房地产上市公司2007年至2009年的年报数据。数据处理均是采用SPSS 11.5 统计软件得出，并经过Excel对数据整合归总。
四、实证检验分析
五、结论与建议
通过上述分析本文得出如下结论和建议：（1）大部分房地产上市公司盈利能力处于创立期到成熟期这个阶段，表明中国房地产市场总体上需求较旺，主要受到住房制度改革加快、居民收入水平提高、消费结构转型和城镇化进程加速等因素影响。而相当一部分公司处于成熟期，也同时表明房地产市场竞争将更加激烈。（2）做好市场调研，实行差异化营销，加快资产周转，进一步改善经营管理，将成为房地产公司应对行业竞争、增强盈利能力的重要手段。就国际发展趋势，开发节能环保、绿色低碳和配套完善的智能化住宅地产和现代化商业地产，将成为房地产上市公司新的盈利增长点。（3）房地产市场受国际国内宏观经济形势、国家宏观调控政策、消费信贷政策等影响较大，加之房地产本身具有资本投入大、回收期较长和行业风险度高的特点，房地产上市公司在增强盈利能力的同时，还需要控制经营风险，以保证盈利能力的可持续性。
参考文献：
[1]陈艳莹、高东：《企业生命周期理论研究进展述评》，《经济研究导刊》2007年第5期。
[2]朱美艳、梁方楚：《多元要素层次模糊综合评价法在上市公司盈利能力评价中的运用》，《技术经济与管理研究》2001年第5期。
[3]陈丽平、李智全：《上市公司业绩评价体系初探》，《商业研究》2002年第7期。
[4]张俊瑞、贾宗武、孙玉梅：《上市公司盈利能力的因子分析》，《当代经济科学》2004年第6期。
[5]田天、徐志坚：《因子分析法对企业经营盈利能力评价的应用》，《东北财经大学学报》2006第6期。
[6]赵选民、张晓阳：《房地产上市公司盈利能力影响因素实证分析》，《财会通讯》2009年第1期。
盈利能力分析论文篇3
盈利能力就是企业资金增值的能力，它通常体现为企业收益数额的大小与水平的高低。对于企业盈利能力的评价问题，学者们往往是基于各种模型和方法进行研究评论的，而运用层次分析法来直接研究企业盈利能力的文章并不多见。师萍（1997）运用层析分析法对企业财务状况进行了综合评价，研究发现企业的偿债能力对总体财务状况的影响最大，其次是盈利能力。蒋麟凤（2007）运用层次分析法对企业财务状况进行分析，研究发现企业的盈利能力对财务状况的影响最大，偿债能力次之。这些研究都是运用层次分析的方法对企业整体财务状况进行分析，但都没有直接对企业盈利能力进行具体分析与评价，文章基于层次分析法，对企业盈利能力进行了彻底剖析，从经营盈利能力、资产盈利能力、资本盈利能力和收益质量这四个方面对企业盈利能力进行分析，并对各盈利指标的权重进行科学的设置，以此来衡量与评价企业的盈利能力，具有一定的科学性与实践价值。
二、研究设计
（一）层次分析法
层次分析法(Analytic Hierarchy Process，简称AHP)是美国著名数学家 T. L. Satty在20世纪70年代提出的，是将评价对象视为一个系统，通过分析该对象的性质、所包含的要素及其相互关系，按照要素间相互关联程度将要素组合为不同层次，从而形成一个多层次的分析结构系统。在每一层次按照一定准则，通过两两比较判断的方式标度定量化，形成判断矩阵。通过计算判断矩阵的最大特征值以及相对应的正交化特征向量计算要素的权重，确定每一层次中要素的相对重要性，在此基础上计算得出总目标层次的总排序。
（二）盈利能力分析指标的选择
盈利能力分析体系包括经营盈利能力分析、资产盈利能力分析、资本盈利能力分析和收益质量分析，具体由一系列反映企业盈利指标构成。
三、构建盈利能力分析指标体系
（一）构建层次结构图
财务预警指标体系由总目标层(A)、子目标层(B)、具体指标层(C) 构成（见表1）。
（二）建立判断矩阵
请财务管理专家对两两指标之间的相对重要程度进行比较赋值构造判断矩阵。一般采用1-9及其倒数的评定标度来描述各指标的相对重要性，见表2。
（三）计算各指标权重系数
在使用层次分析法的过程中普遍采用特征向量法来计算判断矩阵的排序向量，以确定判断矩阵各因素的权重。各指标权重系数计算过程及结果，见表3。
（四）进行一致性检验
首先，计算判断矩阵最大特征根λmax。其次，计算CI的值，CI = (λmax - n ) / ( n - 1) ， CR = CI /R I（如果CR
由以上结果可得企业综合盈利能力评价模型：
Y=0.1254X1+0.3543X2+0.0654X3+0.1351X4+0.0303X5+0.0536X6+0.014X7+0.0152X8+0.08X9+0.0427X10+0.084X11
从该模型可以看出影响企业盈利能力最明显的因素是营业净利率、净资产收益率和营业毛利率。
四、案例分析
通过计算中国石油公司2007-2011年的相关财务指标，运用层次分析法对其盈利能力做出评析。相关财务指标数据来源于国泰安数据库，见表5。
从上例可以看出，中国石油公司在2007-2011年这5年中，2007年盈利能力最强，2011年盈利能力最弱。影响企业盈利能力最明显的因素是营业净利率、净资产收益率和营业毛利率，从表中数据可知，企业的营业净利率和营业毛利率逐年递减，净资产收益率总体上呈下降趋势，成本费用利润率也逐年递减，说明该企业的成本费用逐年上升，而利润却逐年减少。说明该企业的盈利能力总体趋势是下降的，企业管理层应积极采取措施改善财务现状，扩宽产品销售渠道，提高销售收入，尽量缩减不必要的开支，开源节流，以此提高企业的盈利能力，避免企业陷入财务危机。
五、结论
基于层次分析法，文章对企业盈利能力进行了彻底剖析，从经营盈利能力、资产盈利能力、资本盈利能力和收益质量这四个方面对企业盈利能力进行分析，并对各盈利指标的权重进行科学的设置，以此来衡量与评价企业的盈利能力，具有一定的科学性与实践价值，但不足之处在于现有层次分析法在一定程度上依赖专家的主观评价，这将导致结果不完全可信。因此对于现有层次分析法的改进将是未来研究的重点所在。
参考文献
盈利能力分析论文篇4
在股改之前(股权分置的状态下)，控股股东的利益不是通过资产市值变动来实现，而主要是通过高溢价融资、高派现和更高协议价转让股权来实现。因此，控股股东也没有根本性的动力去监督上市公司经营者来改善经营，而主要关心公司能否通过增发、配股等方式增加上市公司的每股净资产，因此就出现了控股股东恶意“圈钱”和无度“掏空”上市公司的败德行为。股改之后，一味单向的掏空行动可能会使控股股东得不偿失，掏空行动的获益很可能低于控股股东的股票市值损失。控股股东的行为将会发生变化。主要表现在以下三个方面：第一，基于大股东利益最大化的不平等关联交易减少。股改后，由于大股东资产价值的市场化，利益得失的比较会自动约束耗竭上市公司资源的不平等关联交易，因而掏空上市公司的关联交易会显著减少。当然也不排除内幕交易更加严重的可能性。第二。大股东融资行为会在收益与风险的匹配过程中趋于理性。股改完成后，由于包括大股东在内的所有非流通股股东的股票价值都将市场化，非理性的融资选择客观上会影响股票价格。这实际上形成了市场化的融资成本机制，从而使上市公司遵循优序融资选择路径。第二，投机性的购并与重组会得到一定程度的遏制，购并、重组的市场效率也会逐步提高。股改后上市公司控股股东盈余管理的压力分析。根据舞弊三角理论，盈余管理或舞弊的发生通常有三个要素：压力或动机、机会、合理化借口。股改的完成会产生三个以前相对少有的盈余管理压力或动机：第一，业绩承诺。为了股改成功，有许多上市公司在股改中对其经营业绩进行了承诺，或承诺净利润指标，或承诺净资产收益率指标，还有的承诺分红指标。如果没有完成指标，大股东就要根据当初的约定条件做出相应的经济补偿。在这种压力下，受大股东影响的上市公司可能会采用各种手段“兑现”承诺，避免大股东的损失。第二，股权激励。股权分置改革后，有不少的上市公司实行了股权激励机制，还有一些公司也在积极着手实施股权激励。股权激励可以是激励源泉，但若缺乏强有力的约束机制，其背后蕴涵的巨大利益驱动，会诱使上市公司的高管人员过分关注股票价格，尤其是在牛市行情中赚钱效应的影响下，高管人员出于自身股权价值的考虑，可能会采用激进的会计政策，甚至进行财务舞弊。第三，证券分析师的盈利预期。美国发生财务丑闻的一个诱因就是华尔街分析师的盈利预期。在美国，华尔街著名投资银行的财务分析师通过行业前景展望、企业财务分析、与高管人员交谈等手段，对股票交易比较活跃的上市公司的盈利前景，按照季度和年度进行预测并计算每股税后利润，形成对这些上市公司的盈利预期。如果上市公司的业绩达到华尔街的盈利预测，其股票价格便会上扬，否则，便会遭到华尔街严厉的惩罚，股价下跌。其结果导致，上市公司的高管人员千方百计迎合华尔街的盈利预期，分析师盈利预期已成为大多数上市公司从事财务舞弊的直接动机。
二、研究设计
(一)研究假设 本文主要关注公司达到分析师盈利预期的动机及其治理问题。基于上述理论分析，随着股权分置改革的完成，控股股东的股权出让市场和定价机制发生了变化，逐渐从关注净资产高低转移到关注股价。在证券市场上，由于市场对于未达到分析师预期盈余的企业股价存在负面反应现象。上市公司管理层为了避免报告盈余低于分析师预期盈余带来的企业价值的下降，就要迎合分析师的盈利预期，对盈余进行管理，使之正好达到或超过分析师的预期盈余。股改后，上市公司控股股东达到分析师盈利预测的动机更大。据此，提出第一个假设(中心假设)：
H1：股改后上市公司达到或超过分析师盈利预测的频率更高
审计师在监督和抑制公司盈余管理上起着重要的作用。安然事件后，社会公众开始关注审计师的任期问题，认为安达信长达14年的审计任期会导致其与公司管理层的关系过于亲密，从而影响审计师的独立性，降低审计质量。据此，审计任期越长，审计师在公司盈余管理上的抑制作用可能会降低，据此，提出第二个假设：
H2：审计任期越长。公司越能达到或超过分析师的盈利预测
由于遍布全球的巨大客户数量和客户规模，“四大”比国内事务所要大得多。由于其全球性声誉，一旦发生审计失败，它们将面临更大的损失。因此，四大的审计质量可能会高于非四大的审计质量。据此，提出第三个假设：
H3：与非四大所审计的公司相比。四大所审计公司达到或超过分析师盈利预测的概率更小
Fama和French(1997)认为，如果高层管理人员在公司拥有较多的股份，就会增加高层管理人员与控制性股东共谋的可能性。高层管理人员的持股比例越多，他们具有更强烈的动机粉饰财务报表，并期望分享更多的私有收益。据此，提出第四个假设：
H4：高管人员持股比例越高，公司越能达到或超过分析师的盈利预测
随着大股东持股比例的增大，大股东可以比较自由地实施系统的盈余管理。但是当第一大股东的持股比例达到一定水平之后，大股东与小股东在某种程度上表现出利益趋同效应，盈余管理程度会随之降低。据此，提出第五个假设：
H5：第一大股东持股比例与达到或超过分析师盈利预测的频率呈倒U关系
(二)样本选择和数据来源 本文分析时对A股公司2005至2007年年报所作的盈利预测来自Wind数据库，财务报表数据和公司治理指标等其他相关数据来自色诺芬数据库(ICER)。由于获取数据的局限，本文把2006年开始股改并完成的上市公司作为初步样本；然后，以能否获得股改前(2005)和股改后(2007)的预测数据为依据，筛选出进一步的样本；最后，为了去除异常的预测误差，本文又剔除了盈利预测误差绝对值超过30％的样本公司。经过上述处理，最终得到包含62个公司的检验样本。
(三)模型设定 为了检验前面提出的假设，本文采用的模型如下：FE=a0+a1YEAR+a2TENURE+a3BIG4+a4MP+a5TOP1+a6TOP12+a7SIZE+a8ROE+a9DB+e。其中：(1)FE=盈利预测误差=实际每股收益-预测每股收益／实际每股收益。在计算预测误差时，使用到的预测每股收益是通过以下途径得到的。对每一家上市公司，选择距离资产负债表日60天的每股收益预测，然后取这些预测每股收益的中位数作为该样本公司的最终预测每股收益。(2)观测变量。YEAR为年度观测变量。为了证明本文的中心假设，本文将股改前2005年和股改后2007年数据合成一
个样本，同时引入一个虚拟变量YEAR，当样本公司为2007年股改后公司时，YEAR=I，否则YEAR=0。TENURE为审计任期。这里的审计任期指会计师事务所任期。本文仅考察上市公司在上市及上市之后与事务所的委托关系持续年数。BIG4为事务所规模。当事务所为国际“四大”的国内合作所时，BIG4为1，否则为0。MP为高管持股比例。本变量用年末公司全部高级管理人员所持有的股份占总股本的比例来计算的。TOP1为第一大股东持股比例。本文选取第一大股东持股比例作为衡量股权集中度的变量。同时，第一大股东持股比例的二次方更能全面地反映股权集中度对盈余管理的影响，所以将第一大股东持股比例的二次方(TOP12)也列入模型中。(3)控制变量。在模型中，本文控制了SIZE(上市公司规模，总资产的自然对数)、ROE(上市公司的净资产收益率)、DB(上市公司的资产负债率)等变量的影响。
三、实证结果分析
(一)描述性统计 (表1)是对全部样本盈利预测误差的描述性统计结果。可以看到，股改前盈利预测误差均值和中位数均为负(-0.068和-0.078)，而且均值在1％的水平下显著，表明股改前多数公司的实际每股收益未达到分析师预测。相反，股改后盈利预测误差均值和中位数均为正(0.0859和0.05)，而且均值在1％的水平下显著，表明股改后多数公司的实际每股收益达到甚至超过分析师预测盈余。具体而言，股改前未达到预期的比例为67.7％，表示股改前很多上市公司控股股东可能不太关注分析师预测，因为这不影响作为转让价格确定基础的公司净资产，不太影响自身的利益；反之，股改后未达到分析师预测盈余的只有29％，表示股改后上市公司大股东更加重视分析师预测，努力满足甚至超过分析师预测盈余，来促进股价的上涨。这与本文的预期是一致的。也就是说，股改后，控股股东有更强烈的达到分析师盈利预测的愿望。对股改后与股改前盈利预测误差的差值(股改后的预测误差减去股改前的预测误差)的统计结果表明，该差值的均值和中值为正，且均值在1％的水平下显著。这进一步表明，上市公司的盈利预测误差得到改善，股改后上市公司控股股东更倾向于迎合分析师预测，即便是没有达到分析师预测，也比股改前距离分析师预测更接近。上述结果初步证实假设H1。
(二)多元回归分析 本文对总体样本和股改前后的分样本分别进行了盈余预测误差的多元回归分析。
(1)股改前后所有公司的样本分析。股改前后合并样本的回归分析结果见(表2)。可以发现：第一，YEAR变量的系数为正。并在5％的水平上显著，表明2007年股改后盈利预测误差超过股改前盈利预测误差，上市公司控股股东努力使实际盈余达到甚至超过分析师预测盈余，以避免遭受市场惩罚。也就是说，股改后上市公司控股股东更加关注分析师盈利预测，有更强烈的动机进行利润操纵以满足预测盈余，维持股价。这进一步证明了本文假设H1。第二，TOP1变量与盈利预测误差在10％的显著性水平上正相关，TOP1与盈利预测误差在5％的显著性水平上负相关，表明第一大股东持股比例与盈利预测误差呈倒u关系。这支持了本文假设H5。第三，ROE与盈利预测误差显著正相关，符合预期，说明盈利能力强的公司更可能达到或超过分析师预期。第四，MP与盈利预测误差正相关，说明高管人员持股的激励措施使得高管人员利益与企业的股价密切相关，为维护自身利益不受损害，高管人员有动机管理实际每股盈余，以迎合分析师盈余预测。相关关系不显著，可能是由于我国上市公司的股权激励比较少，以及高管持股比例很小所导致的。第五，DB与盈利预测误差正相关，这是可能是因为，资产负债率越高的公司其债务违约风险越大，更容易陷入财务困境，为摆脱财务困境而进行盈余管理的动机就更强烈。第六，反映审计师特征的Big4和Tenure都不显著，本文将分拆样本进一步分析。
(2)股改前和股改后子样本的进一步分析。本文将股改前和股改后的子样本做进一步分析，结果如(表3)和(表4)可以得出如下结论：第一，从(表3)可以看出，股改前：各变量与盈利预测误差的关系均不显著，这可能是由于股改前上市公司控股股东的利益与股价关系不大。控股股东对实际每股收益是否达到分析师盈利预测不太关注。第二，从(表4)可以看出，股改后：TENURE与盈利预测误差在10％的显著性水平上正相关，表明审计任期越长，上市公司越能达到或超过分析师的盈利预测，这支持了假设H2；BIG4与盈利预测误差显著负相关，表明股改后国际四大在抑制上市公司盈余管理方面与非四大相比具有显著优势，这证实了假设H3；TOP1变量与盈利预测误差在5％的显著性水平上正相关，TOP12与盈利预测误差在5％的显著性水平上负相关，表明第一大股东持股比例与盈利预测误差呈倒u关系，这支持了本文假设H15；SIZE与盈利预测误差显著正相关，说明股改后大公司更可能达到或超过分析师盈利预期；ROE在10％的显著性水平上与盈利预测误差正相关，表明盈利能力强的公司更可能达到或超过分析师的预期；其他变量虽然不显著，但是回归系数的符号与预期一致。第三，比较(表2)、(表3)和(表4)可以发现，股改前后有关变量对上市公司是否能达到或超过分析师盈利预测的影响是不同的。总体上看，上市公司在股改前是否达到分析师盈利预测相对是不重要的，很多变量对其是不相关的。但在股改后，由于股价切实关系到了高管和大股东的利益，因此是否能达到或超过分析师的盈利预测就变得非常敏感。
盈利能力分析论文篇5
2006年中国金融业的对外开放以及巴塞尔协议Ⅲ的出台，中国商业银行在内外双重约束下，持续发展和稳健经营才是在激烈竞争中保持优势的关键，而有效的风险控制正是商业银行稳健、持续盈利的保障，直接决定其经营成败。商业银行经营业务的特殊性决定了其必须具备较高的风险防范要求，从而决定了能够真实反映商业银行盈利能力水平的应该是风险控制下的盈利能力。因此本文引入风险盈利能力，有效地将短期与长期、盈利与风险相结合来评价商业银行综合效益，并将上市国有银行与上市股份制银行作对比分析，研究其内部影响因素并提出政策性建议，希望此研究能够对全国范围内的其他类型商业银行作出良好示范效应。
二、文献综述
（一）国外文献 Angbazo（1997）以1989年至1993年间银行数据作为样本，发现非生息资产的机会成本、杠杆率、有效资产占比与银行盈利能力显著正相关，流动性风险与盈利能力负相关。Bashir（2000）以8个国家1993年至1998年银行数据为样本，认为较高的资产负债比、贷款资产比与良好的宏观经济环境能增强盈利能力。
（二）国内文献 刘渝东（1999）以国有银行1991-1997年间数据为样本对ROA分析研究，得出非利息支出增加过多、利差缩小等使得国有银行的盈利能力下降。赵旭、蒋振声、周军民（2001）研究发现中国银行的市场份额和集中度与盈利能力不显著负相关，银行的效率与盈利能力显著正相关。付强（2004）发现，利差资产比、固定资产比率、存款比率与盈利能力正相关，资产费用率、呆账准备金比率、贷款比率与盈利能力负相关。陈丹妮、韩彦（2008）得出仅仅存款资产比、非利息收入与总收入比和贷款存款比对银行盈利能力显著影响。王丽、滕晓龙（2011）运用因子分析法，对股份制银行与国有银行从规模因子、效率与潜力因子两方面进行比较研究，股份制银行具有较好的盈利潜力。倪美蓉（2011）发现流动现金比率、资本充足率与盈利能力正相关，不良贷款率、银行信贷率与盈利能力负相关，资产费用率本文的预期恰恰相反，它与银行的盈利成正比。郭文伟，陈妍玲（2011）发现利差资产比对商业银行盈利能力影响最大，法定存款准备金率和资本监管对银行盈利能力制约作用显著，规模增长率、贷款比例与盈利能力显著正相关。
综上所述，国内外关于商业银行盈利能力研究几乎没有“风险盈利能力”相关研究。以往研究在选取盈利能力自身指标时几乎都是没有考虑到风险因素评价指标，考虑到风险因素也仅仅是在盈利能力影响因素中提及，这在一定程度上对研究结果的准确性会产生影响，从而会进一步导致决策层作出错误判断以及采取不当的措施。本文以资产平均收益率ROAA为上市银行没有考虑风险因素的盈利能力衡量指标；选取加权风险资产平均收益率RORWA为风险盈利能力衡量指标，研究对比两类银行盈利能力水平及其影响因素。
三、研究设计
（一）理论分析 （1）投资组合理论。美国经济学家马考维茨（Markowitz）1952年首次提出投资组合理论，该理论认为多种证券的投资组合，收益是这些证券收益的加权平均数，但是其风险不是这些证券风险的加权平均风险，从而能够降低非系统系风险。其中的均值—方差模型指出理性的投资者应该采取在方差相同时预期收益率最大化或者在预期收益率相同时方差最小化的投资组合；投资组合有效边界模型指出机会集中有效集的内凸性和无差异曲线的上凹性决定了最优点的投资组合有且仅有唯一点，并且在此点上进行最优资产配置。之后托宾（1958）提出的“二基金分离定律”指出有效的证券组合均是以国债为代表的无风险资产和特殊风险资产的有效组合。Sharpe（1964）、Lintner（1965）分别提出了CAPM模型，在不确定条件下探讨资产定价的理论，对考虑风险因素时的投资具有深刻的实践意义。（2）金融可持续发展理论。金融产业可持续发展是指金融业在促进一国经济可持续发展的前提下实现自身利益的最大化。金融业应该按照产业发展规律进行经营管理。金融业可持续发展的内涵是指在不损害相关产业以及后代利益的前提下，有效、适度地开发利用金融资源，实现金融业的金融资源供需平衡和良性循环。中国金融不稳定的根源在于没有健全的产业金融制度，发展缺乏动力和压力。我国商业银行作为金融业，其稳健经营以及长期可持续发展是保持自己竞争优势的关键，要做到风险控制水平下仍保持强劲的盈利能力。（3）企业能力论。企业能力的概念最先是由理查德森（1972）提出，认为企业能力反映了企业积累的知识、经历和技能。该理论强调内部资源的合理有效利用以及配置是获取竞争优势的关键，并且每个企业的“战略性资源”均是稀少和不可替代的。在企业资源不断开发利用过程中，会形成一种动态的核心能力，要求企业有效利用异质性资源形成企业盈利的持久性与增长性。
（二）研究假设 分析盈利能力影响因素，提出如下研究假设：
（1）创新能力因素。希克斯和涅汉斯从交易成本的角度探讨了金融创新问题，认为进行金融创新的最原始动机来自交易成本的降低。在其他情况不变的情况下，成本降低可以增加利润，这也是促使银行进行业务创新的动力，积极研发新产品、拓展新业务。对于创新能力的衡量，可以使用手续费和佣金对营业收入占比，因此有必要将其纳入盈利能力影响因素之中。因此提出假设：
假设1：创新能力与上市银行盈利能力正相关
（2）资产规模因素。规模经济理论在微观经济学理论中是指当生产规模未超过最佳规模产量点时，继续增加生产会使得长期平均成本不断下降，一旦超过最佳规模产量点时，再增加则会使得长期平均成本不断增加。在商业银行盈利能力分析时，资产的数量代表着银行的资产规模，对与国有银行庞大的资产规模，资产数量越多最可能带来的是规模不经济；而上市股份制银行由于成立时间短，市场积累少，资产数量未必已经达到最佳规模效益点，因此有必要将资产总额指标纳入本文盈利能力影响因素研究中。因此提出假设：
假设2：资产规模与上市银行盈利能力负相关
（3）资本结构因素。成本理论指出，合理的资本结构能减少成本从而增加利润提高盈利能力。公司资本中债务比率过高，使得债务人的监督成本上升，会导致股东价值的降低。根据成本理论，当债权成本和股权成本相等时即达到最优资本结构，会使得商业银行的盈利能力增强。而资本充足率能够反映债权人在遭受到损失之后，该银行能以自有资本承担损失的程度，因此本文在资本充足率考虑在商业银行盈利能力影响因素分析之中。因此提出假设：
假设3：资本充足率与上市银行盈利能力正相关
（4）风险控制因素。商业银行经营业务的特殊性决定了风险性的存在，有效的风险管理是商业银行稳健、可持续经营的保障。商业银行面临主要有流动性风险、信用风险、市场风险、利率风险等等。在商业银行盈利能力考察时更多关注的是商业银行清偿能力和信用风险。风险管理能力强，安全性高，盈利能力增强；相反风险管理能力弱，安全性低，盈利能力减弱。考察商业银行风险状况常用不良贷款率、拨备覆盖率，为了更好地权衡收益与风险，有必要将其纳入商业银行盈利能力影响因素分析中。因此提出假设：
假设4：风险管理能力与上市银行盈利能力正相关
（5）成本控制因素。成本控制是指通过对资本耗费进行规划、调节，使成本按照预定方向发展的过程。银行进行成本管理遵循效益最大化的目标，主要是银行经营过程中的价值耗费，主要包括产品成本、筹资成本、客户成本归集、经理管理费用等，通过减少成本能有效增加利润，从而增强商业银行的盈利能力，因此有必要将成本收入比作为银行盈利能力影响因素考虑在内。因此提出假设：
假设5：成本收入比与上市银行盈利能力负相关
（三）变量选取 本文选取如下变量：
（1）盈利能力的界定和衡量指标的选取。盈利是属于财务会计领域概念，指企业按某一价格实现的产品收入扣除成本后的净额，商业银行的盈利能力是指商业银行获取利润的能力，通常表现为其一定时期内收益数额的多少及其水平的高低。本文中所谓的“盈利能力”是很多学者文献中所提到的、没有考虑银行资产质量、风险因素，不能兼顾风险和收益的盈利能力，不能从长远利益角度真实客观反映商业银行的盈利水平。以往文献中常用来衡量商业银行盈利能力的指标通常有净资产平均收益率ROAE（陈丹妮、韩彦（2008），王红丽，2009）、资产平均收益率ROAA（陆军、魏煜，1999；李瑞、贺晓波，2006）和净利息收益率NIM（AshDemirgiic-Kunt and Harry Huizinga，1999），但是ROAE为净利润/平均股东权益，常用来反映银行为股东创造价值的能力；NIM为净利息收入/平均生息资产，反映的是拨备前银行盈利能力，均不能很好地客观反映一个银行的盈利能力。ROAA为净利润/平均总资产，是用来衡量每单位资产创造多少净利润的指标，因此选择ROAA作为反映商业银行未考虑风险时盈利能力指标。
（2）风险盈利能力的界定和衡量指标的选取。本文中所谓的风险盈利能力是一种相对的、具有战略性质的、能满足未来需求的盈利能力，是一种考虑长期经营预测和产品开发创新，权衡考虑资产质量和风险的盈利能力。一方面，银行只有保持自身资产质量的稳定性，才能提升自身盈利能力从而更好地服务实体经济。其次，商业银行较高的资产收益率并不一定意味着其较强的盈利能力，同理较低的资产收益率也并不一定意味着其以后较低的盈利能力。因此对商业银行的风险盈利能力及其影响因素的研究意义深刻。ROAA在计算时并没有对产生收益的资产考虑风险因素，加权风险资产平均收益率RORWA等于净利润/加权平均风险资产总额，加权风险资产是根据银行资产组合中各项资产的信用风险暴露以及这些信用风险暴露在未来带来信贷损失的可能性来划分相应的风险权数计算出的资产总额。我国目前根据不同的资产种类， 设定了6 个级次的风险权数， 即0、10%、20%、50%，70%，100%，因此RORWA指标考虑到了资产质量问题也将风险因素考虑在内。ROAA和RORWA的区别即是否考虑风险、资产质量、表外资产等因素，在本文中将没有考虑这些因素的盈利能力称之为传统的盈利能力，简称盈利能力；另外一种则称之为商业银行的风险盈利能力。根据上述分析，选取ROAA和RORWA为被解释变量，分别衡量上市银行盈利能力和风险盈利能力。另外，综合以往文献研究、根据模型的需要以及各个解释变量的之间的相关性程度选取合适的解释变量，如表（1）所示。
（四）模型建立 根据本文研究需要，建立如下两种盈利模型：
（1）未考虑风险时盈利能力模型： ROAA1i，t=？琢0+？琢1LnAssets+？琢2
CIR+？琢3FR+？琢4CAR+？琢5NR+？琢6PCR+？着1i，t。
（2）风险盈利能力模型：RORWA1i，t=？字0+？字1LnAssets+？字2CIR+？字3FR
+？字4CAR+？字5NR+？字6PCR+？滋1i，t。
其中，i表示银行个体差异；t=1，2，其中1表示上市国有银行，2表示上市股份制银行。
（五）样本选取和数据来源 本文选取2005年至2011年16家上市银行作为研究对象，其中包括工商银行、建设银行等国有银行以及民生银行、平安银行、华夏银行等股份制银行。所有银行数据主要来源于Bankscope数据库、各上市银行披露年度报告。
四、实证检验分析
（一）显著性检验 为了更好地比较上市国有银行与上市股份制银行各指标之间差异的显著性，本文对数据进行了标准化处理并对样本数据各指标进行了t检验，在表中用1来代表上市国有银行，0代表上市股份制银行，用diff=mean（0）-mean（1）来表示上市股份制银行某指标平均值与上市国有银行银行相应指标平均值的差值。具体结果如表（2）所示。可以发现：（1）我国上市国有商业银行与上市股份制商业银行未考虑风险时的盈利能力无显著性差异，但是从风险角度综合来看，上市国有商业银行的风险盈利能力在1%显著性水平下大于上市股份制商业银行。这是因为股份制银行虽然发展经营机制灵活，网点也选择性的分布在经济较发达地区，强调创新理财产品，易取得地方政府的支持，相比于传统经营模式的国有银行来说具有一定的优势，但是从长远来看，无论是在员工数目、网点分布数量上，还是在资产规模、贷款规模及市场占有份额上，国有银行在我国金融业的发展中起着举足轻重的作用，最重要的是国有银行机制严谨有序，风险管理能力远远强于股份制银行，更能把握盈利的持续性与增长性，从而使得风险盈利能力高于股份制银行。（2）上市国有商业银行的资产规模、手续费及佣金收入占比、不良贷款率在1%显著性水平下分别大于上市股份制商业银行。这是因为国有银行规模较大，存、贷款业务发展速度飞快，手续费及佣金金额很高，但在贷款金额巨大的情况下很难兼顾其质量，因此不良贷款率会高于股份制银行。（3）上市国有商业银行的拨备覆盖率却在1%显著性水平下小于上市股份制商业银行。由于对谨慎性和调节利润需要的不同， 各银行的拨备覆盖率也有较大差别，股份制银行现在更多转向投行、私人银行等领域，这样对贷款损失的弥补能力和对贷款风险的防范能力的要求非常高，因此股份制银行的拨备覆盖率会显著高于国有银行。
（二）方程分析 针对上述面板数据运用stata统计工具以及F值，P值，霍夫曼检验等方法筛选出适合该样本的回归模型。由表（3）可知，上市国有银行的未考虑风险盈利方程与风险盈利方程均采用固定效应模型分析；而上市股份制银行的未考虑风险盈利方程与风险盈利方程均采用混合效应模型分析。
（三）回归分析 本文进行回归分析如下：
（1）未考虑风险时的盈利能力模型分析。由表（4）可知，上市国有盈利能力方程（方程1）的回归方程可以表示为： ROAA1=5.409-
0.027598LnAssets-0.02219CIR+0.01835FR+0.0298CAR-0.01488NR+0.0013PCR。
上市股份制盈利能力方程（方程2）的回归方程可以表示为： ROAA2=2.5741-0.1046LnAssets-0.0219CIR+0.0466FR+0.0157CAR-
0.0165NR+0.00027PCR。
由方程1结果分析可知：CIR（成本收入比）、NR（不良贷款率）在1%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利负相关，LnAssets（资产规模）在5%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利负相关，FR（手续费及佣金净收入占比）在5%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利正相关，CAR（资本充足率）和PCR（拨备覆盖率）均在10%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利正相关。由方程2实证结果分析：LnAssets（资产规模）、CIR（成本收入比）两因素在1%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利负相关，FR（手续费及佣金净收入占比）在1%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利正相关，CAR（资本充足率）在5%的显著性水平上与上市国有商业银行盈利正相关。资产规模、成本收入比、不良贷款率都与盈利能力表现出负相关关系；手续费及佣金收入占比、资本充足率和拨备覆盖率与盈利能力表现出正相关关系。但是值得注意的是：CIR（成本收入比）对上市国有和上市股份制银行盈利能力均显著负相关；资产规模、手续费及佣金收入占比与上市国有、上市股份制银行显著负相关，但是显著性水平不同，资产规模对股份制银行影响更显著，而手续费及佣金收入占比对国有银行影响更显著；不良贷款率对国有银行盈利能力显著负相关但与股份制银行不显著相关；拨备覆盖率对国有银行盈利能力在10%显著性水平上负相关但对股份制银行不显著。
（2）风险盈利能力模型分析。由表（5）可知，上市国有银行风险盈利能力回归方程（方程3）可以表示为：RORWA1=14.5657-0.7368
LnAssets-0.04473CIR+0.02149FR+0.03898CAR-0.21727NR+0.000629PCR。
上市股份制银行风险盈利能力方程（方程4）可以表示为： RORWA2=3.582-0.1274LnAssets-0.03913CIR+0.04767FR+0.05536CAR
-0.00967NR+0.000352PCR。
由方程3结果发现：仅CIR（成本收入比）对上市国有商业银行风险盈利在1%的显著性水平上产生影响；LnAssets（资产规模）和NR（不良贷款率）在5%的显著性水平上产生影响。由方程4结果发现：CIR（成本收入比）、FR（手续费及佣金净收入占比）和CAR（资本充足率）对上市股份制商业银行风险盈利在1%的显著性水平上产生影响，LnAssets（资产规模）在5%显著性水平上产生影响。
比较表中数据可知，成本收入比、资产规模对上市银行盈利能力、风险盈利能力均显著负相关，这是因为是因为成本收入比是指营业费用与营业成本的比率，是银行成本控制能力的体现，成本费用越高，风险控制水平越差，盈利能力越低。但是资本充足率、手续费及佣金收入占比对上市股份制银行风险盈利能力均1%显著性水平上正相关，而在风险盈利模型中，手续费以及佣金占比却与上市国有银行不显著相关。值得注意的是：对比分析后发现，以RORWA作为被解释变量时的实证分析结果与以ROAA为被解释变量的实证分析结果存在一定的差异，因此如果不把银行经营中所承担的风险因素一并考虑，当决策层在采取有效措施提高商业银行盈利能力方面失去正确判断，造成不利后果，反而降低我国商业银行在激烈竞争中的竞争力。
五、结论和建议
本文研究得出结论：两类银行在没有考虑风险因素时的盈利能力无显著性差别，但是从长远来看，上市国有商业银行的风险盈利能力在1%显著性水平下大于上市股份制商业银行。因此，提出如下建议：（1）要合理科学安排财务、管理和人力资源，提高运作效率，减少低盈利性经营网点投入，压缩办公经费，降低管理成本和减少风险控制成本的浪费。（2）要大力发展中间业务、高技术型理财产品，增加金融业务种类，提高手续费及佣金净收入占比，给银行提供更多元化的利润来源，帮助银行抢占市场份额。（3）充足的资本是银行发展的保障，但资本充足率与拨备覆盖率之间的矛盾关系，只有在充足计提贷款损失拨备的前提下，即剥离了贷款损失准备金之后的资本充足率计算才真实可信，在各行之间才具有可比性。在对待资本充足率与银行盈利能力关系上，应该主要降低不良贷款率、计提的贷款损失，在不影响资本的基础上，给银行带来更大的未来预期收益，促进银行的可持续发展。（4）国有银行在不断扩大信贷规模的同时要更加注重贷款的质量，加强对坏账、死账的收回，采取催收追讨诉讼、提高贷款损失在准备金等有效手段或者通过债务重组、剥离、转化等手段降低资产风险。但是不良贷款率虽然与盈利能力负相关，但并不意味着不良贷款率越低盈利能力越强，不良贷款率低，可能是银行在权衡风险时放弃了高风险的收益可能为正的贷款项目，这样也会减少银行利润来源，在对待不良贷款率问题上应该权衡考虑。（5）拨备覆盖率是争论性很强的指标，其等于贷款损失准备/不良贷款。一方面，不良贷款越少，一定程度上说明贷款质量较好，拨备覆盖率越高，可用来作为反映银行资产质量的指标；另一方面，贷款损失准备越高，拨备覆盖率也越高，可用来作为银行抵御信用风险能力的指标，但是贷款损失准备越高来解释贷款质量较好貌似解释牵强。因此，不是在所有情况下，高拨备覆盖率都比低覆盖率好，更不是越高越好。各银行应该结合自身风险情况、发展战略等，处理好当前利益与长远利益，实现共赢，协调发展。
参考文献：
[1]陆军、魏煜：《我国商业银行的盈利能力与资产负债结构分析》，《金融研究》1999年第11期。
[2]李志辉、王伟、谢盈莹：《中国资本监管新标准”的实施对商业银行盈利能力的影响》，《金融监管研究》2012年第2期。
[3]王丽、腾晓龙：《股份制银行与国有商业银行盈利能力比较》，《时代金融》2011年第15期。
盈利能力分析论文篇6
【关键词】盈余持续性；盈余质量；主成分分析法
企业的会计盈余一直是投资者关注的重要信息，它不仅体现了公司在过去一段时间的经营成果，还为预测公司未来盈利能力提供一定的依据。在关注企业盈余的时候，不仅要注重盈余的数量，更应注重盈余的质量。盈余质量体现在三个方面：盈余持续性、盈余可预测性和盈余变动性。其中盈余持续性是盈余可预测性与盈余变动性的基础，没有持续性就无法预测未来，也无法看出其中的变动状况，因此盈余持续性是衡量盈余质量的关键指标。
一、相关文献
尽管对盈余持续性的研究在国外开始的比较早（1972年），但是对它的计量确至今并未统一。目前根据所查阅的文献，有时间序列法、基本面分析、利润核心指标分析和一阶自回归模型来对其进行计量。
三、盈余持续性得分计算
在spss中，数据通过kmo检验和bartlett球形检验，说明适合做主成分分析，且前四个特征值大于1的主成分的累计方差贡献率达到82%。说明提取四个主成分是合理的。根据主成分得分系数矩阵，可以得到四个标准化的主成分得分表达式。设标准化的原始变量为zx1到zx10，四个主成分设为f1到f4，那么表达式为：
（二）具体分析
经计算得到盈余持续性每年得分均不小于零的公司有26家，分别为湖北宜化、美的电器、云南白药、格力电器、双汇发展、金陵药业、凯迪电力、大杨创世、恒瑞医药、安琪酵母、烟台万华、龙净环保、燕京啤酒、新兴铸管、盐湖股份、宗申动力、宇通客车、同仁堂、特变电工、云天化、重庆啤酒、兴发集团、雅戈尔、康美药业、贵州茅台和安徽合力，这些公司中至少有一半能在年盈余持续性排名前五十中上榜。可以看出这些公司大多都是在本领域具有强劲竞争力的公司，比较符合大众对企业的认知，说明本文所计算出的盈余持续性得分比较符合现实情况。但是每年盈余持续性得分前五十名排名变化比较大。这可能是由于以下几方面的原因：（1）盈余管理。某些公司为了保持上市地位，不惜采用盈余管理、粉饰报表等行为。例如可能会在当年将盈余做成负数，而在下年通过减值准备转回等方式，增加盈余数额，因此会出现某些年度盈余持续性被高估的情况。（2）数据选取问题。为了是结果更加符合现实状况，本文未剔除净利润为负数的公司。（3）市场竞争。我国制造业上市公司大多在本行业所占市场份额都较低，这就造成激烈的竞争。激烈的竞争使上市公司不能每年维持其盈余持续性，这也比较符合现实。
经过研究发现，排名靠前的公司盈余持续性得分计算指标基本均为正数，这说明它们无论是在历史盈余表现、现实盈余能力还是在未来盈余潜力上都发挥良好。排名前十的公司也均为每年盈余持续性得分为正的公司，除贵州茅台和盐湖股份以外，其他公司均不是每年盈余持续性得分最高的公司。一些在某年盈余持续性得分靠前的公司并未出现在总排行上，如中电广通在2005年盈余持续性得分最高，但其盈余持续性变异系数为-38，该公司2004年的营业收入增长率与经营净现金流量流动负债比为负数，2006年roe与每股收益又为负数，这就说明一方面该公司可能存在盈余管理行为，另一方面给也有可能是第二种情况即未剔除负净利公司的缘故。总排名中为出现该公司，说明用变异系数法解决盈余管理和数据问题带来的排名问题是可行的。
五、结论
本文采用主成分分析法从历史盈余状况、现实盈余能力以及未来盈利潜力三方面对我国上市公司盈余持续性进行综合评价。最终得到以下几方面的结论：1）我国制造业上市公司整体盈余持续性水平偏低，且两极差异明显；2）只有在历史盈余状况、现实盈余能力以及未来盈利潜力三方面均表现良好的公司才能在盈余持续性评分中胜出，因此说明本文建立的盈余持续性得分指标是具有综合性的；3）本文还发现由于各种原因，我国制造业上市公司可能存在盈余管理的行为。
参考文献
[1]lipe.r.the relation between stock returns and accounting earnings given alternative information[j].the accounting review.1990,65(1):45-71.
[2]sloan r g.do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings[j].the accounting review,1996(71):289-315.
[3]richard frankel.earnings persistence[j].journal of accounting and economics,2009(47):182-190.
[4]李卓,宋玉.股利政策、盈余持续性与信号显示[j].南开管理评论,2007(10):70-80.
[5]allan s.ashley et.executive compensation[j].journal of business ethics,2004(50):369-382.
盈利能力分析论文篇7
【关键词】盈余持续性；盈余质量；主成分分析法
企业的会计盈余一直是投资者关注的重要信息，它不仅体现了公司在过去一段时间的经营成果，还为预测公司未来盈利能力提供一定的依据。在关注企业盈余的时候，不仅要注重盈余的数量，更应注重盈余的质量。盈余质量体现在三个方面：盈余持续性、盈余可预测性和盈余变动性。其中盈余持续性是盈余可预测性与盈余变动性的基础，没有持续性就无法预测未来，也无法看出其中的变动状况，因此盈余持续性是衡量盈余质量的关键指标。
一、相关文献
尽管对盈余持续性的研究在国外开始的比较早（1972年），但是对它的计量确至今并未统一。目前根据所查阅的文献，有时间序列法、基本面分析、利润核心指标分析和一阶自回归模型来对其进行计量。
三、盈余持续性得分计算
在SPSS中，数据通过KMO检验和Bartlett球形检验，说明适合做主成分分析，且前四个特征值大于1的主成分的累计方差贡献率达到82%。说明提取四个主成分是合理的。根据主成分得分系数矩阵，可以得到四个标准化的主成分得分表达式。设标准化的原始变量为zx1到zx10，四个主成分设为f1到f4，那么表达式为：
（二）具体分析
经计算得到盈余持续性每年得分均不小于零的公司有26家，分别为湖北宜化、美的电器、云南白药、格力电器、双汇发展、金陵药业、凯迪电力、大杨创世、恒瑞医药、安琪酵母、烟台万华、龙净环保、燕京啤酒、新兴铸管、盐湖股份、宗申动力、宇通客车、同仁堂、特变电工、云天化、重庆啤酒、兴发集团、雅戈尔、康美药业、贵州茅台和安徽合力，这些公司中至少有一半能在年盈余持续性排名前五十中上榜。可以看出这些公司大多都是在本领域具有强劲竞争力的公司，比较符合大众对企业的认知，说明本文所计算出的盈余持续性得分比较符合现实情况。但是每年盈余持续性得分前五十名排名变化比较大。这可能是由于以下几方面的原因：（1）盈余管理。某些公司为了保持上市地位，不惜采用盈余管理、粉饰报表等行为。例如可能会在当年将盈余做成负数，而在下年通过减值准备转回等方式，增加盈余数额，因此会出现某些年度盈余持续性被高估的情况。（2）数据选取问题。为了是结果更加符合现实状况，本文未剔除净利润为负数的公司。（3）市场竞争。我国制造业上市公司大多在本行业所占市场份额都较低，这就造成激烈的竞争。激烈的竞争使上市公司不能每年维持其盈余持续性，这也比较符合现实。
经过研究发现，排名靠前的公司盈余持续性得分计算指标基本均为正数，这说明它们无论是在历史盈余表现、现实盈余能力还是在未来盈余潜力上都发挥良好。排名前十的公司也均为每年盈余持续性得分为正的公司，除贵州茅台和盐湖股份以外，其他公司均不是每年盈余持续性得分最高的公司。一些在某年盈余持续性得分靠前的公司并未出现在总排行上，如中电广通在2005年盈余持续性得分最高，但其盈余持续性变异系数为-38，该公司2004年的营业收入增长率与经营净现金流量流动负债比为负数，2006年ROE与每股收益又为负数，这就说明一方面该公司可能存在盈余管理行为，另一方面给也有可能是第二种情况即未剔除负净利公司的缘故。总排名中为出现该公司，说明用变异系数法解决盈余管理和数据问题带来的排名问题是可行的。
五、结论
本文采用主成分分析法从历史盈余状况、现实盈余能力以及未来盈利潜力三方面对我国上市公司盈余持续性进行综合评价。最终得到以下几方面的结论：1）我国制造业上市公司整体盈余持续性水平偏低，且两极差异明显；2）只有在历史盈余状况、现实盈余能力以及未来盈利潜力三方面均表现良好的公司才能在盈余持续性评分中胜出，因此说明本文建立的盈余持续性得分指标是具有综合性的；3）本文还发现由于各种原因，我国制造业上市公司可能存在盈余管理的行为。
参考文献
[1]Lipe.R.The relation between stock returns and accounting earnings given alternative information[J].The Accounting Review.1990,65(1):45-71.
[2]Sloan R G.Do stock Prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings[J].The Accounting Review,1996(71):289-315.
[3]Richard Frankel.Earnings persistence[J].Journal of Accounting and Economics,2009(47):182-190.
[4]李卓,宋玉.股利政策、盈余持续性与信号显示[J].南开管理评论,2007(10):70-80.
[5]Allan S.Ashley ET.Executive compensation[J].Journal of Business Ethics,2004(50):369-382.
盈利能力分析论文篇8
随着我国 金融 市场的日益全球化，我国的银行业只有不断增强自身盈利能力才能避免淘汰，在竞争中赢取胜利。资本结构是否合理直接关系到 企业 的生产经营、盈利、长期 发展 等问题。上市商业银行作为通过经营风险来盈利的商业性企业，在一定程度上也适用资本结构理论，由于存款保险制度、法定准备金、监管资本等方面的严格限制使银行资本结构研究远比一般企业要复杂。有效的资本结构会促使经营者努力改善商业银行的经营状况，制定合理的治理结构，进而提高整体的盈利能力。
关于商业银行资本结构与经营绩效之间的联系，很多西方学者做了深入的研究。kareken和wallace（1978）认为，银行业是一个垄断的存款服务提供商，在存在进入障碍的情况下，商业银行会不断增加负债，因为此时它们可以凭借提供给存款者的服务来获取利润，存款越多（即负债越多），银行的价值就会越高。
国内关于商业银行资本结构和盈利能力关系的研究则较少。赵瑞、杨有振（2009）以10家商业银行2001至2007年的财务数据为研究资料发现：商业银行的融资结构与盈利能力之间呈正相关关系；股权性质与盈利能力负相关；第一大股东的持股比例与资本利润率正相关，前五大股东的持股比例与资本利润率负相关；资本充足率与资本利润率显著正相关。
由于盈利能力是财务分析的重要内容，资本结构是否合理直接关系到银行的盈利情况，资本结构与绩效的关系一直是财务 经济 学研究的热点。很多研究热衷于将盈利能力指标作为资本结构的解释变量之一进行研究；对于银行资本结构与绩效的研究通常使用单一的财务指标作为被解释变量，并且集中于对商业银行的治理、寻求补充资本等方面。随着我国上市银行的增多，对银行业的监管要求也越来越严格，如何更好地控制上市银行的资金风险是广泛关注的问题。因此从商业银行资本结构角度对盈利能力进行分析就显得十分重要。
1 样本与变量选取
1.1 样本选择 本文将以我国10家上市商业银行为样本，分别是：
2.1.2 因子变量的提取:设定提取因子的标准是特征值大于l。因此，选取了特征值大于l的作为因子变量，结果显示有2个变量的特征值大于l，而且因子的累计方差贡献率达到了78.274%，解释了大部分的方差总值，符合构建因子变量的要求。由总方差解释表的结果来看，本文应该构建2个因子。
2.1.3 盈利能力的综合得分：根据因子得分系数以及原始变量的标准化值，可 计算 出第一公因子和第二公因子的得分数，分数分别为y1、y2。其中，因子得分矩阵
y1=0.329a1+0.260a2-0.074a3+0.239a4+0.327a5；
y2=0.061a1-0.140a2+0.925a3+0.327a4+0.019a5
由提取公因子所产生的新生变量为y1、y2，由y1、y2的值可以计算出y的值，进而可以得出各上市商业银行盈利能力的综合因子得分：y=（58.008y1+20.266y2）/78.274。
2.2 资本结构与盈利能力的回归过程 在上述分析中已得到盈利能力的综合值。为进一步分析上市商业银行资本结构与盈利能力之间的依赖关系，使用回归分析方法。以代表盈利能力的“综合因子得分”y为因变量，以附属资本/核心资本x1、前五大股东持股比例x2、资产负债率x3、资本充足率x4为自变量建立变量之间的数学模型：y=a+b*x1+c*x2+d*x3+e*x4+ε，其中，a为常数项，b、c、d、e为回归系数，ε为随机误差项。
采用逐步回归法，将f检验p值大于等于0.1的剔除出回归方程，小于等于0.05的选入回归方程，最终选入的变量剩下1个，为资本充足率。没有进入回归模型的各个变量的检验结果，其p值均大于0.05，无需再进行分析。由相关关系分析可得，相关系数为0.492，说明盈利能力与上市商业银行资本结构有一定的正相关关系。由结果可以看出：方程的常数项为-0.925、系数估计值为0.084，均通过5%的显著性水平检验。此外f=13.748〉f（1，43）说明整个模型通过检验。方程为：y=0.084x4-0.925+ε。
3 结论与建议
盈利能力分析论文篇9
中视传媒股份有限公司在上海浦东注册成立，上海证券交易所1997年挂牌上市（证券代码600088），分支机构所在地包括北京、江苏无锡、广东南海、浙江杭州四地。中视传媒是中央电视台控股的传媒类 A 股上市公司，主要经营业务包括营影视拍摄、电视节目制作与销售、媒体广告等业务。根据中视传媒 2014年度财务显示，该公司总股本33142.20万股，每股净资产3.03元，每股收益0.127元，销售毛利率11.52%，股东权益47.31%，流动比率1.52倍，速动比率1.23倍，全行业综合排名第三，仅次于电广传媒和光线传媒。对于企业的财务状况的评价与经营结果的分析过程当中，企业的偿债能力指标、营运能力指标、盈利能力指标以及发展能力指标扮演着重要的角色。企业的盈利能力体现企业的收益数额大小与收益水平的高低。
二、中视传媒股份有限公司研究方法及指标选择
（1）研究方法。层次分析法简称AHP（Analytic Hierarchy Process），是20世纪70年代由美国著名数学家T.L.Satty提出的。AHP提倡将评价对象系统化，分析该对象的性质、包含要素及要素之间的相互关系，按照彼此之间的相互关联程度，将要素组合分成不同的层次，最终形成一个多层次的分析结构系统。按照一定的原则在每一层通过两两比较的方式标度定量化，最终形成判断矩阵。通过计算判断矩阵的最大特征值以及相对应的正交化特征向量计算要素的权重，确定每一层次中要素的相对重要性，在此基础上计算得出总目标层次的总排序。
（2）指标选择。在指标选择方面，盈利能力分析体系包括经营盈利能力分析、资产盈利能力分析、资本盈利能力分析和收益质量分析，具体的指标如表1所示：分为总目标层（A）、子目标层（B）、具体指标层（C）。
表1盈利能力分析体系
总总目标 A 子目标 B 具体指标 C 指标含义
企企业盈利能力评价体系A
经营盈利能力B1 营业毛利率 C1 （营业收入 - 营业成本）/ 营业收入 *100%
营业净利率 C2 净利润 / 营业收入 *100%
成本费用利润率 C3 利润总额 / 成本费用总额 *100%
资本盈利能力B2 净资产收益率 C4 净利润 / 平均净资产 *100%
资本收益率 C5 净利润 / 平均资本 *100%
每股收益 C6 净利润 / 普通股平均股数
市盈率 C7 普通股每股市价 / 普通股每股收益
资产盈利能力B3
总资产利润率 C8 利润总额 / 平均资产总额 *100%
总资产报酬率C9 息税前利润总额 / 平均资产总额 *100%
总资产净利率 C10 净利润 / 平均资产总额 *100%
收益质量B4 盈余现金保障倍数 C11 经营现金净流量 / 净利润
三、模型构建
综合以上结果，得出企业盈利能力的评价模型：Y=0.1254C1+0.3543C2+0.0654C3+0.1351C4+0.0303C5+0.0536C6+0.014C7+0.0152C8+0.08C9+0.0427C10+0.084C11
通过以上模型的计算以及结论可以看出，企业营业净利率、净资产收益率以及营业毛利率对于企业的盈利能力影响最为明显。
四、中视传媒股份有限公司实证分析及结论
（1）实证分析。结合以上的模型结论，结合中视传媒股份有限公司的营业指标，得出下表2。
表2中视传媒股份有限公司分析
指标 2009 2010 2011 2012 2013
营业毛利率 C1 0.1470 0.1354 0.1196 0.0886 0.1319
营业净利率 C2 0.0846 0.0680 0.0568 0.0368 0.0546
成本费用利润率 C3 0.1351 0.1038 0.0861 0.0565 0.0874
净资产收益率 C4 0.1225 0.0804 0.0707 0.0430 0.0612
资本收益率 C5 0.5316 0.2534 0.2287 0.1467 0.2200
每股收益 C6 0.4840 0.2410 0.2210 o.1360 0.2640
市盈率 C7 32.5826 66.1411 63.3484 68.8235 76.0784
总资产利润率 C8 0.1097 0.0628 0.0431 0.0346 0.0633
总资产报酬率 C9 0.1264 0.0691 0.0515 0.05 0.0752
总资产净利率 C10 0.0875 0.0488 0.0326 0.0261 0.0473
盈余现金保障倍数 C11 -0.758 3.9456 7.7015 -11.9313 -1.9909
层次分析总排序（Y） 0.5238 1.3453 1.6091 0.0123 0.9775
（2）结论。本文对中视传媒股份有限公司的盈利能力进行了定性和定量相结合的分析，以中视传媒2009～2013 年的财务数据为基础，用层次分析法分析了包括营业毛利率等11个因素对企业盈利能力的影响程度，结合对折线图的分析，最终得出以下结论：第一，利用层次分析法对影响企业盈利能力的11个因素指标进行研究，最后得出评价企业盈利能力的基本模型，将数据代入模型，得中视传媒这五年的层次分析总排序Y呈上升趋势，说明中视传媒盈利能力呈上升趋势。第二，从中视传媒五年数据发现营业净利率、净资产收益率和营业毛利率对企业的盈利能力影响最大，将中视传媒2009～2013年的数据代入模型，发现中视传媒在2009 年的盈利能力最强，2012年的盈利能力最弱。第三，从2009～2013年，中视传媒的盈余现金保障倍数先下降，这说明中视传媒在收益质量管理方面曾出现过问题，后又及时调整。中视传媒要想提升盈利能力，就要加强收益质量管理。第四，从2009～2013年，中视传媒的经营盈利能力的各项指标包括营业毛利率、营业净利率和成本费用率等数据稍有波动，2012年最低，不过之后逐渐上升，可见中视传媒的盈利能力自2012年后开始呈上升趋势。第五，从2009～2012年，中视传媒资本盈利能力的净资产收益率、资本收益率这两个指标总体呈下降趋势，2013年稍有回升，说明中视传媒的资本盈利能力在低谷后逐渐提高。
参考文献：
［1］ 蒋麟凤，王红英，黄小梅.层次分析法在财务分析中的应用［J］.
盈利能力分析论文篇10
近年来，随着我国证券市场机构投资者队伍的不断壮大以及以基本面分析为主的价值投资理念的兴起，证券分析师的重要性日益显现，对市场的影响越来越大，分析师（1）关注（analyst following）的经济后果研究也受到学术界的高度关注。现有文献关于分析师关注的研究，大多集中在分析师关注对上市公司股价和对投资者投资决策的影响方面，把分析师定位为传统意义上的信息中介。然而，分析师除了上述功能外，还有一个被忽略的重要角色，即上市公司管理层的外部监管者（Jensen和Meckling，1976；Healy 和Palepu，2001）。[1][2]分析师丰富的专业知识和行业背景使其在对企业财务报告进行例行追踪的同时，还能发现企业财务报告中存在的问题，对企业的舞弊行为发挥积极的监管作用，甚至有研究发现公司舞弊行为最有效的外部监督者是分析师，而证监会和会计师事务所在这方面的作用较小（Dyck et al.，2006）。[3]Yu（2008）用美国的数据进行研究，结果表明分析师作为企业会计信息质量的外部监督者，对企业的盈余管理行为具有显著的抑制作用。[4]国内学者在内部公司治理对企业盈余管理行为的影响方面做了大量研究，但从公司外部治理的角度研究分析师关注对企业盈余管理行为影响的文献则很少。与国外发达资本市场相比，我国资本市场起步较晚，监管机制还不够健全，证券分析师外部治理功能的发挥与国外可能会有差异。因此，运用我国上市公司的数据，从公司外部治理的角度研究分析师关注对企业盈余管理行为的影响，对于健全公司外部治理机制和完善会计监管措施无疑具有重要的理论价值和实践意义。
本文以我国2001—2010年A股上市公司为样本，实证检验分析师关注对盈余管理行为的影响，并将样本按照盈余管理的方向进行分组测试，分析分析师关注对公司正向盈余管理和负向盈余管理的影响差异。相对于以前的研究文献，本文可能的贡献在于：从分析师关注角度研究公司盈余管理的影响因素，并按盈余管理的方向测试其影响差异，丰富了盈余管理的相关研究文献。此外，对资本市场证券分析师的功能进行拓展研究，有助于从公司外部治理的角度加深对分析师监督职能的理解。
一、理论分析与研究假设
分析师在资本市场上扮演着双重角色：一是解读和分析财务信息的中介力量，二是约束管理层行为的外部监督者。一方面，分析师对来自企业的初始信息进行解读与分析，构成了企业与投资者之间的信息中介（张雁翎，2002）。[5]分析师对企业信息的解读与加工并对企业的股票进行评级与预测，能够增加股价的信息含量，提高企业信息的透明度，持续的分析师关注能够促进企业进行充分的信息披露（Arya和Mittendorf，2007）。[6]另一方面，Jensen和Meckling（1976）指出，作为管理层的外部监督者，分析师的活动能够降低两权分离所造成的成本。[1]分析师通过搜集公司的内外部信息，评价公司在市场上的生存能力和投资空间，对公司管理层的行为发挥潜在的监督作用（Lang et al.，2004）[7]；通过增加股价的信息含量，对管理层的舞弊行为进行惩戒并对其价值创造活动进行奖励，从而影响管理层的财务决策，增加了他们做出最佳的投资和财务决策的动力（Chang et al.，2006）。[8]Knyazeva（2007）检验了作为外部监督机制组成部分的财务分析师在公司治理中的潜在作用。实证结果显示，在公司财务业绩和管理层行为方面，分析师关注与公司治理的作用是相似的。[9]依据上述文献，我们可以合理推测，分析师关注越多，外部公司治理和监督更为有效，从而降低了公司的盈余管理程度。鉴此，我们提出：
H1：限定其他条件，分析师关注显著降低了公司的盈余管理程度。
按照可操纵应计利润的符号，盈余管理分为正向盈余管理（可操纵应计利润大于0）和负向盈余管理（可操纵应计利润小于0）。企业为达到首次公开发行（IPO）的条件、实现高价发行、申请股权再融资（SEO）以及取得配股资格等，会进行正向的盈余管理（Aharony et al.，2000；DuCharme et al.，2001；Teoh et al.，1998；陆正飞和魏涛，2006）。[10][11][12][13]而在高层管理人员的非例行更替当年，继任高管会通过非正常性项目和大规模的勾销进行负向的盈余管理（Pourciau，1993；Wells，2002）。[14][15]此外，为了规避所得税成本，预期税率下降的公司也会进行应计利润操控的负向盈余管理（李增福和郑友环，2010）。[16]可见，管理层进行正向和负向盈余管理的动机并不相同，如果在研究中不考虑盈余管理的方向，可能会导致研究结论出现偏差。从经济后果看，正向盈余管理会严重影响会计信息的质量，误导投资决策，对投资者造成损害；而负向盈余管理对投资人的危害不大，容易从稳健性原则上寻找理由。因此，目前我国资本市场主要关注的是正向盈余管理，负向盈余管理没有引起广泛关注（薄仙慧和吴联生，2009）。[17]基于上述分析，我们可以合理预测，分析师对正向盈余管理行为关注较多，而对负向盈余管理行为关注较少。鉴此，我们提出：
H2：限定其他条件，分析师关注对正向盈余管理行为具有显著的抑制作用，对负向盈余管理行为无显著影响。
二、样本选择与研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文以2001至2010年A股上市公司所有观测值为初始样本，在研究过程中，按照如下原则对样本公司进行了剔除：（1）由于会计制度、经营风险与环境的较大差异，我们剔除了金融、保险行业上市公司的观测值；（2）剔除了ST、PT和退市的样本观测值；（3）剔除了存在财务数据缺失的上市公司观测值。最终得到11432个观测值，其中，2001年至2010年的观测值个数分别为930、978、1011、1110、1119、1126、1194、1273、1357和1334。最后，为了减弱极端异常值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%分位进行了winsorize缩尾处理。本文的分析师数据来自CSMAR系统，其余研究数据来自锐思数据库。
（二）变量的度量
1. 盈余管理程度的度量
应计利润是盈余的组成部分，不反映在当期的现金流量（current cash flows）中，可用来调整会计盈余（Bergstresser和Philippon，2006）。[18]应计利润有正常性（normal）和非正常性（abnormal）之分，正常性应计利润反映企业基本的经营业绩，而非正常性应计利润（即可操纵应计利润）可以通过会计政策的选择性应用来调整（Dechow et al.，2010）。[19]因此，本文以可操纵应计利润（Discretionary Accruals，DA）作为盈余管理程度的替代变量，并根据夏立军（2003）的研究[20]，采用分年度、分行业（2）的修正Jones模型来度量盈余管理程度。具体计算过程如下：
首先，计算出总应计利润TAt，TAt=（OPt-CFOt）/At-1，其中，OPt为公司t年的营业利润，CFOt为公司t年的经营现金流量。
然后，对如下模型（1）进行分年度、分行业的回归。
TAt /At-1=α1（1/At-1）+ α2（ΔREVt /At-1）+ α3（PPEt /At-1）+εt （1）
其中，At-1为公司t-1年末总资产，ΔREVt为t年度主营业务收入的改变量，PPEt为t年末固定资产价值，εt为t年的误差项。通过分年分行业回归，得到各年各行业的回归系数α1、α2和α3。
然后，将α1、α2和α3带入NDAt=α1（1/At-1）+α2[（ΔREVt-ΔRECt）/At-1]+ α3（PPEt /At-1），求得非可操纵应计利润NDA，其中ΔRECt为t年度应收账款的改变量。
最后，由DAt=TAt-NDAt，求得可操纵应计利润DA。
2. 分析师关注的度量
分析师关注度受诸多因素的影响，如公司规模、以往的业绩、成长能力、外部融资活动和经营波动性等。现有文献研究表明，公司规模越大、盈利能力越强、成长能力越好、收益的波动性越大，分析师关注就越多（Marston，1997；岳衡和林小驰，2008；夏芳，2010）。[21][22][23]而这些因素可能又同时影响着盈余管理程度，为控制这些因素的影响，我们借鉴Yu（2008）的研究模型来计算分析师超额关注度，作为分析师关注度的替代变量。[4]具体模型如（2）所示。
NUM=α0+α1SIZE+α2LROA+α3GROWTH+α4EFA+α5CFV+βYEAR+ε （2）
在模型（2）中，NUM 是对公司股票进行评级、预测的分析师数量；SIZE是公司的规模，用公司年末市场价值的自然对数表示；LROA是公司以往的经营业绩，以滞后一期的资产净利率表示；GROWTH是公司的成长能力，用总资产增长率表示；EFA是公司的外部融资活动，用融资活动产生的现金净流量与期末总资产之比来表示；CFV是公司的经营波动性，用样本期内现金净流量的标准差与期初总资产之比来表示；YEAR是年度哑变量。
我们将模型（2）中的残差项ε命名为RES并作为分析师关注度的替代变量，代表着分析师关注数量NUM中与公司规模、以往业绩、成长能力、外部融资活动和经营波动性等因素无关的部分。
为检验本文的研究假设，构建模型（3）：
DA=α0+α1RES+α2MTB+α3SIZE+α4ROA+α5GROWTH+α6EFA+α7CFV+α8INSHP+βYEAR+ε
（3）
其中，RES是本文的解释变量，即分析师关注度，是模型（2）中对分析师关注数量NUM进行回归所得的残差项；MTB为市值与账面价值比；ROA指盈利能力，是当期的资产净利率；INSHP是机构投资者持股比例；其余变量的定义与模型（2）中的相同，不再赘述。有关盈余管理影响因素的研究表明，MTB值越大，盈利能力越弱，成长能力越强，公司的盈余管理程度越高（Yu，2008）[4]；应计利润的质量与现金流的标准差负相关，与公司规模正相关（Dechow和Dichev，2002）[24]；机构投资者的持股比例与盈余管理程度呈负相关关系（高雷和张杰，2008）[25]；此外，以低成本从外部融资是企业进行盈余管理的一个重要动机（Dechow et al.，1996）[26]，可能会影响到盈余管理程度。因此，在模型（3）中，我们对上述变量进行了控制。根据本文的假设，分析师关注度与盈余管理程度负相关，我们预计α1小于0。
3. 控制变量的定义
本文涉及的相关控制变量定义如表1。
三、实证结果及分析
（一）描述性统计和相关性分析
表2 是分析师关注数量的分布情况统计结果。从表2可以看出，样本中未被分析师关注的公司数量最多，其观测值为8573个，在总观测值中所占比例高达74.99%；大部分受关注的公司分析师数量均在1～5人之间，所占比例约为22.79%；被10个以上的分析师关注的观测值仅有77个，仅占总体样本观测值的0.67%。上述统计结果表明我国证券分析师行业规模较小，起步较晚，发展较为缓慢。
各变量的描述性统计结果见表3。从表3可以看出，盈余管理程度DA的中位数为0.0068，说明有50%以上的上市公司进行了正向的盈余管理。超额关注度RES的均值为-0.0000，而其中位数为-0.2186，说明50%以上的上市公司的分析师超额关注度小于0，且超额关注度呈左偏趋势。分析师关注数量NUM的3/4分位数为1.0000，说明有大约75%的公司没有受到分析师关注。市值与账面价值比MTB的1/4分位数为1.0521，说明75%以上的上市公司的市场价值大于其账面价值。盈利能力ROA的1/4分位数为0.0128，说明25%以下的公司资产净利率小于0。成长能力GROWTH的1/4分位数为0.0097，说明有75%以上的公司总资产增长率大于0；机构投资者持股比例INSHP的3/4分位数为0.2409，说明有25%以上的公司的机构投资者持股比例大于20%。
表4报告了各主要变量间的相关性分析结果。从表4可以看出，盈余管理程度DA与分析师关注度RES负相关，且Spearman系数在1%水平上显著，说明分析师关注对盈余管理行为有显著的抑制作用，支持了本文的H1。
（二）分析师关注与盈余管理回归分析
表5列示的是分析师关注与可操纵应计利润的OLS回归结果。首先，我们对2001—2010年全部样本进行OLS回归，结果如表5第（1）列所示：可操纵应计利润DA与分析师关注RES在10%水平上显著负相关，说明分析师关注对公司盈余管理行为有显著的抑制作用。这一结果支持了本文的H1。
在控制变量中，可操纵应计利润DA与盈利能力ROA和外部融资活动EFA显著正相关， 显著性水平均为1%，说明盈利能力越强、外部融资活动越多，公司的盈余管理程度越高。DA与市值和账面价值的比例MTB、成长能力GROWTH和公司经营的波动性CFV显著负相关，显著性水平均为1%，说明公司的市值与账面价值比越高、成长能力越强、公司经营的波动性越大，盈余管理程度越低。DA与机构投资者持股比例INSHP在5%水平上显著负相关，说明机构投资者也能在一定程度上抑制盈余管理行为。
由于正向盈余管理和负向盈余管理在动机和手段上存在本质差别，本文按照DA的符号将总样本分为正、负两组，重复第（1）列的回归，结果如表5第（2）列和第（3）列所示。在正向盈余管理组中，可操纵应计利润DA与分析师关注RES在5%的水平上显著负相关；而在负向盈余管理组中，可操纵应计利润DA与分析师关注RES的回归系数在统计上不显著。上述检测结果表明，分析师关注对公司正向盈余管理行为具有显著的抑制作用，而对公司负向盈余管理行为无显著影响，支持了本文的H2。各控制变量对可操纵应计利润的影响结果与第（1）列的结论基本一致，不再赘述。
（三）稳健性测试
1. 考虑到我国分析师行业发展较晚，2001年和2002年的分析师关注数量仅有10人和77人，我们删除了2001年和2002年的观测值，将样本区间缩短至2003—2010年，重复正文的研究，结论保持不变，H1和H2均得到了经验证据的支持。
2. 直接采用分析师关注的数量NUM作为分析师关注度的替代变量，重复正文的回归分析，研究结论总体上保持不变。
上述稳健性测试的结果表明，本文的研究结果是稳健、可靠的。
四、结论与启示
本文以我国2001—2010年A股上市公司的11432个观测值为样本，从公司外部治理的角度对分析师关注对盈余管理行为的影响进行了实证分析。实证结果表明：样本期间分析师关注与公司盈余管理程度显著负相关，进一步的分组检测结果显示，分析师关注对公司正向盈余管理行为具有显著的抑制作用，而对公司负向盈余管理行为无显著影响。以上结论说明，在我国资本市场，分析师不仅是传统意义上的信息中介，对上市公司的股价和投资者的投资决策产生影响，而且对公司盈余管理行为有显著的抑制作用，他们作为公司管理层的外部监督者对企业会计信息造假和财务舞弊发挥着积极的监管作用，是我国上市公司外部治理的一支重要力量。
基于上述研究结论，我们认为：（一）要充分肯定证券分析师在资本市场中的外部监督作用，加快我国证券分析师行业的发展，加强证券分析师队伍的建设和培育，充分发挥证券分析师对企业财务舞弊行为的监管和保证会计信息质量的积极作用。（二）由于我国证券分析师行业起步较晚，又处于相对特殊的资本市场环境，其客观性和独立性存在一定问题，证券分析师的利益冲突时有发生。所以，要在加快我国证券分析师行业发展的同时，政府要加强对证券分析师行业的监管。（三）证券分析师更多地关注公司的正向盈余管理行为，对负向盈余管理行为关注较少。本质上，无论是正向还是负向盈余管理行为，都是会计信息不真实的表现，都会对投资者的投资决策产生误导。所以，证券分析师及相关监督机构应重视上市公司的负向盈余管理行为，及时识别，减少其带给投资人的损害。
注释：
（1）本文所指的分析师，均为证券分析师。
（2）按照中国证监会行业分类标准，其中制造业由于行业数目众多，采用了二级分类。
参考文献：
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盈利能力分析论文篇11
盈利能力的分析是上市公司分析财务的重点，对公司盈利能力的分析主要指对利润率的分析。因为利润额的分析可以说明企业经营结果的变动状况并分析其原因，为改善企业经营管理指明了方向。审计费用，顾名思义是会计事务所根据审计计划对被审企业进行审计而收取的费用。审计费用的高低一般是由审计业务量的大小决定的。业务量包括公司的规模、子公司的数量、公司的风险程度、审计报告的用途、注册会计师的人数和工作技能经验、审计时间、公司内部程序的完整性和条理性。
公司盈利能力可以通过几个标准来说明，即市盈率、每股息税前利润、总资产净利润率。首先，市盈率是上市公司股票的每股市价与每股盈利的比率。如果一家公司股票的市盈率过高，那么该股票的价格价值可能被高估，审计风险也比较高，审计费用应该不低。其次，每股收益即每股盈利，（本文应用每股息税前利润代替每股收益进行分析）指税后利润与股本总数的比率。通常每股收益高地上市公司审计风险较低，审计费用也相应的低。最后是上市公司的总资产净利润率。总资产净利润率，是由公司的净利润与总资产之比。因此总资产净利润率的高低，可以影响审计工作中错报的概率，审计风险的高低，进而影响审计费用的高低。
不过这只是理论分析，真正是不是这样的结构，还要看后面的实证研究。
二、实证研究
1. 研究假设
假设1:上市公司市盈率与审计费用高低关系不确定，有待检验。
假设2:上市公司每股息税前利润与审计费用高低关系不确定，有待检验。
假设3:上市公司总资产净利润率与审计费用高低关系不确定，有待检验。
2. 指标选取与模型建立
要研究审计费用和公司盈利能力的相关关系，首先需要的指标是审计费用，用字母Y表示。然后就是代表公司治理的指标，根据公司治理的定义，内部治理的结构的优劣是受市盈率（α）、每股息税前利润（β）、总资产净利润率（γ）。据此建立模型：Y=C+αD+βB+γS（α、β、γ）。
3.省略info.省略），数据分析软件是SPSS BaseV17.0。
4. 研究结果
由统计数据得出公式：Y=726509.845-1.929α+73800.348β-5337465.344γ ，Y与α、β、 γ 的相关性分别是0.987、0.000、0.001。
三、 实证研究结论分析
通过我们的实证研究，由于现实每家上市公司的不同特色加上现实国家法律不够完善，配合上我国市场经济体制不够健全，使得现实实证数据的相关性大大减低。可是数据研究的大体方针上还是倾向于上市公司盈利能力结构的好坏与审计费用的高低是呈负相关的，除去上市公司市盈率这一需要用行业数据去分析的指标，公司的每股息税前利润和总资产净利润率与审计费用都存在显著地负相关。从理论上，我们认为公司盈利能力与审计费用存在负相关的关系。忽略可能会出现的审计意见购买问题和不同会计事务所不同报价的原因，一家上市公司的盈利能力高很大程度上说明这家公司的可持续发展能力强，内部治理结构优良，致使cpa在开展审计工作时，工作量更轻，发生错报的可能性更低，从而审计费用必然降低。
参考文献：
[1]张先治.财务分析[M].大连:东北财经大学出版社,2008
盈利能力分析论文篇12
2农林类上市公司资本结构现状
为了分析农林类上市公司的资本结构状况，用25家农林类上市公司的资产负债率来做描述性统计分析，见表1和图1。从表1和图1的描述中，可以看到，25家农林类上市公司的资产负债率平均值呈逐年上升趋势。但是，由于农林类企业具有投资周期长、资本回收效益慢的特点，使得农林类上市公司在资本市场上受重视程度有限。因此，农林类上市公司在融资方面，由于举债空间受限比较多，债券融资的比例低，一般企业主要还是通过银行借款来满足资金需求。这样，使得农林类上市公司资金来源单一，影响了企业的筹资规模和资本结构的弹性，如果遇到银行信贷政策变化，公司就将面临资金短缺的风险。根据财务杠杆原理，只有当总资产息税前利润率大于债务利率时，才有利于企业价值的提升，反之，负债的增加将给企业带来沉重的负债压力，不利于企业价值的提高。
3农林类上市公司资本结构与盈利能力的关系对上市公司盈利能力分析的指标有很多，但是这些指标的相关程度往往很高，指标间信息的重复性较大，有可能会使分析的结果受到不利的影响。为保证回归结果的可靠性，笔者使用主成分分析法，获取反映盈利能力的主要成分，然后利用这些主要成分对农林类上市公司盈利能力进行综合评价打分，以此作为反映企业盈利能力的指标。然后，通过回归分析，探讨样本公司资本结构与盈利能力的关系。
3.1样本数据来源样本选择在遵循中国证监会《上市公司行业分类指引》中的农林类上市公司的基础上，选择了在上海和深圳证券交易所上市的25家A股上市公司作为样本。为了保证农林类上市公司的特性，选取样本时剔除了农业、林业项目收入不及主营业务收入50%的企业；同时，为了使样本数据能更好地反映行业特点，剔除了ST公司和2007年以后成立的公司。本文数据主要来自新浪财经网，以2010年年报数据作为原始资料，利用SPSS13.0的主成分分析法，对影响企业盈利的指标进行分析评价，利用主成分法综合评价企业的盈利能力F，指标见表2。
3.2提取主成分将上面反映企业盈利能力的各指标值的原始数据输入SPSS13.0做检验，得到KMO值为0.632（>0.5），巴利特（Bartlett's）球体检验的P值为0.000，小于显著性水平0.05，拒绝Bartlett球体检验相关矩阵的原假设，因此数据比较适合做主成分分析[8]。利用主成分法进行分析，得到由原变量X1、X2、X3、X4组合而成的主成分。其相关矩阵的特征值及方差贡献率，见表3。从表3可以看出，第一主成分的贡献率是61.484%，第二主成分的贡献率是31.712%，累计贡献率为93.197%，根据累积方差贡献率大于或等于85%的原则，所以，第一、第二主成分可以代表原变量的所有信息。
盈利能力分析论文篇13
一、引言
很多上市公司董事（独立董事）与CEO 几乎被同时任命和更换。中国的社交文化本来就存在“一团和气”的氛围，商业人士之间的关系网充斥着人情味道。如深圳华强，董事和CEO 之间较亲密一致的任期安排会使二者之间形成隐形的纽带，不利于董事职能的有效发挥：在需要董事提供咨询时，多数董事成员会“附和”CEO 的决策；而需要董事行使监督时，开口说“不”的压力在无形中加大，提不出建设性意见。董事（独立董事）与CEO 保持一定“距离”势必会起到一定治理作用。那么，让CEO 在自己的任期内面对不同的董事（独立董事），可以使得盈余管理行为有所“收敛”，从而有效地提高盈余质量吗？本文对此进行检验。
二、文献综述
（一）国外文献
CEO 基于个人薪酬、晋升和变更等原因存在着盈余管理动机（Healy，1985 ；Watts 和Zimmerman，1978 ；Bergstresser 和Philippon，2006）。管理团队任期异质性将会导致管理层之间的沟通障碍（Ancona 和Galdwell，1992）、降低团队的交流频率（Zenger and Lawrence,1989）, 减弱团队的凝聚力和融合力（Jackson 等，1991），还会造成团队之间不信任和价值观差异（Katz，1982），这些可能会阻碍团队合作以提升企业价值，另外，这种差异可能在一定程度上抑制管理团队合谋损害股东利益行为。
（二）国内文献
何威风等（2013）研究发现，CEO 基于个人薪酬、晋升和变更等原因存在着盈余管理动机。陈德球等（2011）研究发现，CEO 任期与盈余质量存在显著正相关关系。而优化董事会特征可以显著地提高会计信息质量（刘立国、杜莹，2003）。改善公司治理水平能显著地降低盈余管理水平，从而提高盈余质量（高雷、张杰，2008 ；高雷、张杰，2009)。通过轮换董事（独立董事）或者CEO 能在一定程度上降低二者之间的亲密关系，从而一定程度上能保证董事会的客观与独立性，能够达到提高盈余质量的目的。姜付秀等（2013）针对中国上市公司进行了实证分析，研究发现CEO 和CFO 任期交错能够降低公司的盈余管理水平。刘诚等（2012）和陆瑶等（2014）研究发现，董事和CEO 之间存在的老乡、校友和工作经历等社会关系会严重影响董事的独立性。
三、研究设计
（一）研究假设
假设1 ：董事（独立董事）与CEO 任期交错可以有效提高盈余质量。
在公司实际经营管理过程中，董事（独立董事）与CEO 交错任期是降低二者熟络程度的重要途径。当二者任期错开程度较大时，CEO 在整个任期内面对的董事（独立董事）可能会不同，就需要更多的磨合时间，降低了二者合谋的可能性；而当二者任期错开程度较小时，由于长期共同任期关系的存在，相互之间的接触更频繁，私人关系将会更加紧密，会损害董事（独立董事）的独立性，CEO 不当操作被反驳的几率将会下降。董事（独立董事）与CEO任期的交错程度在很大程度上决定了董事会在执行监督职能时独立性的高低，特别是对于盈余管理的抑制作用时显得至关重要。
假设2 ：董事（独立董事）与CEO 任期交错对盈余管理特别是向上盈余管理的抑制作用，可能会受到实际控制人性质的影响。
国有控股上市公司中的职员评价机制内容多维化，除了报告业绩之外还存在很多政治性指标，CEO 进行盈余管理的动机相对较弱。同时“一团和气”的社交文化在国有控股上市公司中更加明显，人员之间更倾向于做好先生，尽可能地塑造缓和的人际关系。国有控股上市公司中董事（独立董事）与CEO 之间的对立性相对较弱，董事会在执行监督职能时客观性将会相对较低，从而弱化了二者任期交错对盈余管理的抑制作用。
假设3 ：董事（独立董事）与CEO 任期交错，对盈余管理的抑制作用会受CEO 权力影响。
一方面，CEO 权力的大小说明的是在公司行为中CEO 的支配力度，CEO 权力越大，手中掌握的资本越雄厚，在公司中的地位更高。另一方面，在实际中CEO 会选聘对自己更有利的董事会成员，当其权利越大时，在对人选的认定中分量更重。较大的权力不仅赋予CEO 更大的掌控力，还能获得更大程度的董事会支持力度。当CEO 权力较大时，董事会提出异议的可能性更低，监督效率将会降低，从而弱化了二者任期交错对盈余管理的抑制作用。
（二）样本数据
本文以沪深证券市场2007—2013 年A 股上市公司作为研究样本。董事（独立董事）与CEO 任期信息来源于国泰安（CSMAR）数据库。借鉴已有研究的做法，本文采用以下标准对样本进行了筛选：（1）剔除了ST、*ST 类公司；（2）剔除了金融行业上市公司；（3）剔除了数据缺失的样本。经过以上处理后，最后得到1 841 个公司，涉及21 个行业，涵盖7 个年份，共8 145 个非平行面板观测样本。
（三）变量定义
盈余质量：本文采用修正Jones 模型（Dechow 等，1995）估计可操纵应计利润，取其绝对量得到盈余管理变量DA，并按照应计利润符号分组得到DA+和DA-，以此来衡量上市公司盈余质量高低。
本文所涉及的变量及其界定具体如表（1）所示。
（四）模型构建
为了检验董事（独立董事）与CEO 任期交错对盈余管理的影响，本文建立如下模型：
DA= α + β1*TENURE_all（TENURE_indepent）+β2*Size + β3*Lev + β4*ROA+ β5*MB +β6*Director + β7*Indepent + β8*MSH +β9*Fshare + β10*SOE+ β11*BIG4 +β12*OPIN + β13*Year+ β14*Nindcd + ε借鉴已有研究（Jiang,Petroni 和Wang，2011 ；
胡奕明、唐松莲，2008；李增福等，2011；姜付秀等，2013），本文控制了如下影响盈余管理的因素：公司规模、资产负债率、盈利能力、成长机会、审计质量、管理层是否持股、董事人数、独董比例、年度和行业。
四、实证检验分析
（一）描述性统计
本文对模型所涉及的主要变量进行了描述性统计分析，结果如表（2）所示。
从表（2） 可以看出， 董事（ 独立董事） 与CEO 任期交错变量均值为11.342 0（12.553 7），这说明董事（独立董事）与CEO 的实际任职时间差异在1 年左右。公司盈余管理的均值为0.080 8，中位数为0.049 4。CEO 权力均值为0.802 6，即第一大股东持股比例低于50% 的样本占总样本的80.26%。
（二）相关性分析
本文分析了主要变量的相关系数，考虑独立董事、董事与CEO 的任期交错的关系类似和篇幅限制，只着重分析了董事与CEO 任期交错变量以及控制变量之间的相关关系。结果见表（3）。
从表（3）可以看出，董事与CEO 任期交错程度同盈余管理存在负相关关系，显著性水平为1%，说明二者交错的程度越高，董事的独立性越有保障，治理效率就会更高。控制变量中，资产负债率、盈利能力、成长机会、股权集中度、审计意见与盈余管理显著正相关，而董事会规模高管持股、产权性质为国有控股以及四大审计与盈余管理显著负相关。这些相关结果都是单变量分析结果，更详细可靠的结论有待多变量回归结果。
（三）回归结果分析
本文检验了董事( 独立董事) 与CEO 任期交错对盈余管理的影响，同时在区分盈余管理方向、任职先后、产权性质、CEO 权力的情况下，分析任期交错对盈余质量是否具有稳定的作用。
模型（1）是不区分盈余管理方向的情形下，董事与CEO 任期交错程度对盈余管理的影响；模型（2）是不区分盈余管理方向的情形下，独立董事与CEO任期交错程度对盈余管理的影响。两种任期交错程度与盈余管理均存在显著的负相关关系，且显著性水平均为1%，任期交错程度每增加一个单位，盈余管理水平降低0.05% 到0.06%。董事与CEO 的任期交错能有效地降低盈余管理水平, 而对董事会中独立董事进行特别分析结果同样显示, 任期交错的安排能起到很好地治理效果，假设1 得到验证。
从表（4）可以看出，公司规模（SIZE）与盈余管理存在显著的正相关关系，显著性水平为5%，表明公司规模越大，盈余管理水平越高，这与于忠泊（2011）研究结论一致；公司资产负债率（LEV）与盈余管理之间没有发现显著的相关关系；公司成长机会(MB) 与盈余管理存在显著的正相关关系，显著性水平在5% 以上，表明公司成长机会越大，盈余管理水平越高，这与李增福等（2011）的结论一致；公司盈利能力（ROA）与盈余管理存在显著的负相关关系，显著性水平为5%，表明盈利能力越强，盈余管理水平越低，盈利能力越好，进行盈余管理的必要性应该越低，这与高雷和张杰（2008）研究结论相反；董事会规模与盈余管理存在显著的负相关关系，显著性水平为5%，表明董事会规模越大，盈余管理水平越低，即优化董事会特征可以很好地抑制盈余管理，而独立董事比例（Indepent）与盈余管理之间没有显著性相关关系；高管持股（MSH）与盈余管理存在显著的负相关关系，显著性水平为5%，表明高管持股比例越大，盈余管理水平越低，这与姜付秀等（2013）研究结论一致；大股东持股比例（Firstshare）与盈余管理水平存在显著的正相关关系，显著性水平为1%，表明大股东持股比例越大，盈余管理水平越高；国有控股（SOE）与盈余管理水平存在显著的负相关关系，显著性水平为5%，表明国有控股公司中的盈余管理水平较低，这与刘凤委等（2005）研究结论一致；四大审计（BIG4）和审计意见（OPIN）均与盈余管理存在负相关关系，显著性水平分别为5% 和1%，表明经过四大审计或者审计意见为标准无保留意见时，盈余管理水平越低，这一结论与高雷和张杰（2008）研究结论一致。
表（5）中4 个模型分析董事（独立董事）相比CEO 任职先后的情况下两种任期交错指标对盈余管理（不区分盈余管理方向）的影响。通过区分董事（独立董事）与CEO 任职先后，对样本进行分组进行纵向分析，结果发现无论是董事（独立董事）任职是否较早，两种任期交错指标与盈余管理均存在显著负相关关系，显著性水平在5% 以上。且交错程度每增加一个单位，盈余管理水平增加0.04% 到0.07%。通过对任职次序的研究结果进行横向比较，可以发现当董事（独立董事）较晚接受任职的情况下，任期交错的治理效果要高出0.01% 到0.02%。研究结果说明无论董事（独立董事）较早或者较晚开始就职，任期交错方式能显著地控制盈余管理水平，达到有效提高公司治理效率的目的，而董事（独立董事）较晚接受任职情形下的任期交错在控制盈余管理水平方面的作用较大。这可能是由于在CEO 领导地位和权力的不同表现时期，董事会的角色会处在不断地变化当中。当CEO 在公司尚处于领导地位和权力的发展阶段，在工作中还没有获得更大成就之前的任职期间，董事会应该借鉴管家理论思想与CEO 发展一种相互合作、彼此信任的工作关系。而当CEO在公司中的领导地位和权力得到较强发展，其潜能得到充分展示，在工作中取得重大成就以后的任职期间，董事会则应该借鉴理论思想对CEO 可能出现的自负心态及机会主义行为实施严格控制（杨林，2003）。总体来说，由于任职先后情况下，任期交错均能有效提高盈余质量，只是程度上存在细微差别。基于董事（独立董事）与CEO 任期交错对盈余质量之间存在稳定的正相关关系，以下将不再区分任期先后关系。
盈余管理存在向上盈余管理和向下盈余管理两种形式，两种盈余管理当期产生的经济后果的不同导致其对于企业业绩影响的差异，向下盈余管理的结果提高了当期公司业绩，而向下盈余管理则降低了公司当期业绩（申慧慧，2010）。本文为了与以前的研究保持一致，并结合前面样本的分析结果，将盈余管理分为向上盈余管理（DA+）和向下盈余管理（DA-）。
表（6）中模型（1）和模型（2）分别是董事和独立董事研究结果，纵向分析了两种任期交错程度对向上盈余管理的影响，结果显示两种任期交错程度指标均与向上盈余管理存在显著的负相关关系，且显著性水平为1% ；表（6）中模型（3）和模型（4）分别是针对董事和独立董事的研究结果，纵向分析了两种任期交错程度对向下盈余管理的影响，结果显示两种任期交错程度指标均与向下盈余管理存在显著的负相关关系，且显著性水平在5% 以上。而通过横向比较任期交错对向上和向下盈余管理影响，结果显示，任期交错对向上盈余管理影响要高0.02%。说明任期交错对盈余管理具有显著治理作用，且对向上盈余管理影响程度较大。
表（7）中8 个模型是在区分产权性质、盈余管理方向的情形下，分析了两种任期交错程度变量与盈余管理的关系。当控制人为非政府性质时，两种任期交错与盈余管理的负相关关系依然成立；当控制人为政府性质时，对于向上盈余管理，没有发现两种任期交错与盈余管理存在显著的负相关关系。这可能反映了政府控制的企业由于其优厚的条件支撑，资本市场等方面的动机相对较弱，这些企业更多的是进行向下盈余管理。通过比较两种控制人性质的研究结果发现，当实际控制人为政府性质时，对于向下盈余管理两者结果基本一致，说明对于向下盈余管理，两种任期交错形式与盈余管理存在显著的负相关关系，任期交错能显著地控制向下盈余管理，而这种负相关关系不会受到实际控制人性质的影响，假设2 得到验证。
表（8）中8 个模型是在区分CEO 权力、盈余管理方向的情形下，分析了两种任期交错程度变量与盈余管理的关系。结果显示，无论是对于向上盈余管理还是向下盈余管理，两种任期交错变量都与盈余管理存在显著的负相关关系。而当CEO 权力过大时，这种负相关关系都有所降低。其中向上盈余管理降低了0.01% 到0.02%，向下盈余管理降低了0.08% 到0.11%。这说明任期交错能显著地增强公司治理效率，达到有效地控制盈余管理的作用。不论是资本市场动机等产生的向上盈余管理，还是避税动机等产生的向下盈余管理，这种效果都不会受到影响。而当管理者（CEO）权力过大时，任期交错在控制盈余管理方面所产生的治理效率会有所弱化，且对于向下盈余管理，这种弱化作用更大。这可能说明，权力较大的管理者可以自己设计激励组合，在获取权力收益的同时实现高货币性补偿，并不需要用盈余管理来迎合董事会的激励要求。权力较弱的管理者更关注货币性补偿，只能通过盈余管理虚构利润，以达到薪酬考核的目的（吕长江、赵宇恒，2008）。由此可见，权力较大的CEO 进行盈余管理特别是向上盈余管理的动机相对较弱，当CEO 权力过大时，任期交错在控制盈余管理方面所产生的治理效率会有所弱化，且对于向下盈余管理，这种弱化作用更大，假设3 得到验证。
（四）稳健性检验
本文进行了如下稳健性测试：（1）由于2007 年制度环境变化加大，如新会计准则实施，本文剔除了2007 年观察值，研究结论不变；（2）表（2）描述性统计结果显示，董事（独立董事）与CEO 任期交错均值为11.342 0（12.553 7）， 而最大值为176.625 0（202），对这一类极端值，本文按1% 的标准进行缩尾处理，研究结论基本不变；（3）由于学者对CEO 权力的度量存在着不同模式，Finkelstein(1992) 从组织权力、所有权权力、专家权力和声誉权力四个维度提出了衡量CEO 权力的框架。权小锋和吴世农（2010）也采用上述4 个维度衡量了上市公司的CEO 权力。而Bebchuk 等（2011）则采用CEO 薪酬占董事会前3 位董事薪酬的比例来度量CEO 的相对权力，并且认为该指标体现了CEO 在能力、贡献和权力等方面相对于董事会的重要性。该衡量方法能够很好地解释CEO 权力对公司价值、企业盈利能力和资本市场反应的解释。本文采用CEO薪酬占董事会前3 位董事薪酬的比例来重新衡量CEO 权力，分析其对治理效率的影响，结论基本不受影响。
五、结论
本文研究得出以下结论：董事（独立董事）与CEO 任期交错能够降低盈余管理水平，两者任期错开时间越长，该作用越大。在区分两者任职先后、盈余管理方向、公司产权性质和CEO 权力的情况下，研究发现：当董事（独立董事）任职开始时间晚于CEO 时，任期交错对盈余管理的作用较大；任期交错对向上盈余管理和向下盈余管理均具有控制作用，且对向上盈余管理的作用较大；对于向下盈余管理，任期交错的治理作用不受产权性质的影响，而当实际控制人为政府性质时，没有发现任期交错对于向上盈余管理存在治理作用；当CEO 权力过大时，任期交错在控制盈余管理方面所产生的治理效率会有所弱化，且对于向下盈余管理，这种弱化作用更大。以上结论说明，通过对董事（独立董事）与CEO 任期的适当安排能够提高盈余质量，从而达到提高公司治理效率的目的。
董事会治理机制引入上市公司至今，仍然有很多不合理的治理现象。只是由于当下很多上市公司有业绩处在增长中，这些不合理之处所带来的弊端完全被淹没，因而不被重视，但这些不合理的治理模式时刻在侵蚀着上市公司股东利益。公司治理是企业文化的重要体现，“不健康”的治理制度具有继承性，随着时间的推移会慢慢地改变公司的文化氛围。很多上市公司的失败其实可以从最初的治理传统上找到原因，事后的追责是毫无意义的，重要的是不断改进公司治理模式。本文正是从董事会治理机制问题入手，为董事制度安排提供了重要指导意义。
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