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第1篇：盈利能力分析的研究背景范文

關鍵詞：燕京啤酒；投資；盈利能力

一、燕京啤酒研究背景及意義

1.我國啤酒行業的發展。我國啤酒業發展之迅速在整個世界極其罕見，只用了區區百年時間，年產量從不足百萬噸一躍而起達到世界領先水平。從整體來看，我國啤酒工業在企業規模、產品質量、科研、裝備、技術、設計等方面已經構成完整的工業體系，成為舉世矚目的啤酒大國。自從加入WTO，中國經濟和世界經濟成為密不可分的整體，但中國啤酒業人均消費量仍達不到世界平均消費量的50%，中國啤酒行業將面臨更大的機會和挑戰。

2.燕京啤酒概況。北京燕京啤酒建廠于1980年，1993年組建集團。目前，市場占有率達到全國12%以上，華北市場占45%，北京市場占85%，在整個啤酒行業中名列第二。燕京啤酒在積極完成股份制改造，由產品經營轉向產品與資本雙向經營后，于1997年兩地上市。經過20年的穩健發展，燕京啤酒已經成為中國最具規模的啤酒企業集團之一，連年被評為中國行業百強企業，并于1997年被國家工商總局認定為“馳名商標”。

3.研究背景及意義。本文基于2010年到2014年燕京啤酒年報數據，選取銷售毛利率、銷售凈利率、總資產凈利率以及凈資產收益率四個指標進行分析，通過研究燕京啤酒最近五年盈利能力指標的發展趨勢，得出燕京啤酒目前是否具有投資價值，從而為廣大投資者提供借鑒。

二、燕京啤酒盈利能力分析

1.銷售毛利率分析

銷售毛利率=銷售毛利/銷售收入=（銷售收入-銷售成本）/銷售收入

2010年 （1029839-604172）/1029839=41.33%

2011年 （1213684-717637）/1213684=40.87%

2012年 （1303335-802487）/1303335=38.43%

2013年 （1374838-833802）/1374838=39.35%

2014年 （1350375-801294）/1350375=40.66%

小結：以上數據顯示燕京啤酒銷售毛利率不穩定，但整體呈下降趨勢。

2.銷售凈利率分析

銷售凈利率=凈利潤/銷售收入

2010年 86825/1029839=8.43%

2011年 91734/1213684=7.56%

2012年 65372/1303335=5.02%

2013年 78126/1374838=5.68%

2014年 79163/1350375=5.86%

小結：以上數據顯示燕京啤酒銷售凈利率不穩定，但整體呈下降趨勢。

3.總資產凈利率分析：

總資產凈利率=凈利潤/平均總資產

2010年 86825/1326332=6.55%

2011年 91734/1567490=5.85%

2012年 65372/1745140.5=3.75%

2013年 78126/1856453.5=4.21%

2014年 79163/1891800.5=4.18%

小結：以上數據顯示燕京啤酒總資產凈利率不穩定，但整體呈下降趨勢。

4.凈資產收益率分析

凈資產收益率=凈利潤/平均所有者權益

2010年 86825/907565=9.57%

2011年 91734/982390.5=9.34%

2012年 65372/1058310.5=6.18%

2013年 78126/1198408.5=6.52%

2014年 79163/1315971.5=6.02%

小結：凈資產收益率反映資本經營的盈利能力，一般來說凈資產收益率越高，股東和債權人的利益保障程度越高。以上數據顯示燕京啤酒凈資產收益率不穩定，且整體呈下降趨勢。也即股東和債權人的利益保障程度整體呈下降趨勢。

三、結論及投資建議

表 盈利能力指標匯總

由上表可以看出，燕京啤酒銷售毛利率、銷售凈利率以及總資產凈利率從2010年到2012年呈下降趨勢，雖然2013年開始回升，但2014年的數據依然低于2010年的水平。這三個指標表明燕京啤酒的盈利能力不穩定且整體呈現下降趨勢。凈資產收益率從2010年到2014年整體呈下降趨勢，盡管2013年開始回升，但2014年又繼續下降，這說明股東和債權人的收益保障程度不穩定，且整體呈下降趨勢。

綜上所述，燕京啤酒盈利能力沒有處在一個穩定的狀態且有進一步下降的趨勢，單從自身數據來看，燕京啤酒不具備投資價值。但由于2014年是全國整個啤酒行業高開低走的一年，幾乎所有的品牌業績都在下滑，所以燕京啤酒盈利能力下降不排除是因為大環境導致。因此綜合燕京啤酒盈利能力持續走低以及對大環境的考慮，投資者應當繼續觀望市場環境的變化趨勢、謹慎投資燕京啤酒。另外，燕京啤酒應注重內外環境的變化，積極地做出反映以便及時制定應對方案，以便抓住機會促進企業的發展。

參考文獻：

[1]中國注冊會計師協會.財務成本管理[M].中國財政經濟科學出版社，2009.

第2篇：盈利能力分析的研究背景范文

隨著我國社會主義市場經濟的迅速發展和變化，市場的開放程度越來越高，市場中各個不同經濟部門的企業也不斷地向著現代企業管理模式的方向轉變，以適應市場經濟的變化和挑戰。同時，不斷追求企業自身的利潤和收益也成為了眾多企業的經營目標。因此，企業的盈利能力在這種背景之下也逐漸成為在市場中的企業高度重視的能力之一。企業的盈利能力（earning power），也就是一家企業獲取自身利潤的能力，以及自身的資金和資本的增值能力。其通常由一定時期內企業的收益水平來體現。此外，可以說上市公司的財務運營狀況往往也是牽動著企業內部以及企業外部多個集體和個人的經濟利益，受到了政府、股東、員工以及公眾等多方面的密切關注。其中，上市企業的盈利能力由于其重要地位更受到眾人矚目。因此，對于上市公司的盈利能力采用科學方法進行相關研究并得出科學結論，對于指導社會各界正確認識和評價上市公司的盈利能力是很必要。因此，本研究通過采用最新的部分電器類上市公司的相關數據，運用層次聚類法中的Q型聚類分析法對這些電器類上市公司進行聚類分析，歸納出不同盈利能力級別的上市公司類型，以實現對于電器類上市公司盈利能力的正確評價，具有較強的實用意義和指導意義。

二、文獻綜述

對于企業的盈利能力，已經有相關的學者采用不同手段和角度進行研究并取得一定進展。例如，宋獻中、高志文（2001）就以每股凈資產的波動情況來反映企業的資產質量，并通過分析得出的企業資產質量來反映企業的盈利能力。員曉蘭（2005）則重點針對開放經濟條件下，企業的盈利能力的內涵以及提高措施進行研究，并將企業盈利能力總結為營銷盈利能力、管理盈利能力以及財務盈利能力等三個方面。李靜波（2009）在《影響企業盈利能力的因素分析》一文中則從6項財務指標和5項非財務指標兩個方面，對企業的盈利能力進行了研究，并以此為基礎提出提高企業盈利能力的對策。關勇軍、梁萊歆（2010）則以浙江省的高新技術上市公司為樣本，采用冰山理論，結合高新技術企業的特點，通過聚類分析方法建立了高新技術企業的盈利評價模型。此外，宋吟秋、董慧君和呂萍等（2015）則基于因子分析的方法，對我國多家商業銀行的盈利能力進行了綜合評價，并進行橫向比較得出相應結論。孟貴珍（2009）則選取了9個上市公司的盈利能力財務指標，并利用因子分析方法對多個上市公司進行了綜合盈利能力的統計研究。而在本研究中，將選取能夠反映上市公司盈利能力的營業利潤率、凈資產收益率和凈利率等3項評價指標，并采用層次聚類分析方法對15家電器類上市公司進行聚類研究和評價。

三、研究樣本與指標選取

在本研究中，選取了15家上市的電器公司作為研究樣本。研究中所有具體的數據來源于證券之星網站（stockstar.com）的各家上市公司2015年第一季度財務報告資料。

企業的盈利能力評價指標有多種，本研究在借鑒前人研究的基礎上，結合考慮我國上市企業的具體財務特征，選取了以下3個財務指標作為本次研究盈利能力評價指標，具體指標分別是營業利潤率、凈資產收益率和凈利率。其中，營業利潤率（英文全稱：operation profit ratio，簡稱OPR），是一家企業的營業利潤與其營業收入之比，它可以反映上市公司通過經營來獲得利潤的能力。凈資產收益率（英文全稱：rate of return on common stockholders'equity，簡稱ROE），又稱股東權益報酬率，是凈利潤與平均股東權益的比率，它可以反映上市公司通過自身資產來獲取收益的能力。而凈利率（英文全稱：net profit margin，簡稱NPM），其計算公式為：凈利率=凈利潤÷主營業務收入×100%=（利潤總額-所得稅費用）/主營業務收入*100%。它可以直接反映一家上市公司的盈利能力。表1為15家電器類上市公司的三項指標的情況。

四、Q型聚類分析

本研究采用的是層次聚類分析方法中的Q型聚類。聚類分析方法有多種，例如層次聚類、快速聚類、模糊聚類等。其中，層次聚類分析即系統聚類分析，即通過一定的層次進行聚類過程的方法。層次聚類主要包括兩種類型：Q型聚類和R型聚類。所謂Q型聚類，是以相似的特征為判別基礎，將具有相似特征的樣本進行聚集，而將存在明顯差異的樣本進行分離。而R型聚類則是針對變量來進行分類，它可以讓具有相似性的變量進行聚集，而將存在明顯差異的變量進行分離。通常情況下，R型聚類可以用來實現減少變量數目，并使變量降維。而層次聚類的聚類方法有兩種：凝聚方式聚類和分解方式聚類。對于凝聚方式聚類，隨著聚類的進行，會使得類內的親密度逐漸下降。而相反，對于分解方式聚類，隨著聚類的進行，會使得類內的親密度逐漸上升。

在本研究中，由于是對電器類上市公司（即樣本）進行聚類分析，所以采用的是層次聚類中的Q型聚類方法。具體而言，本研究通過以我國的15家電器類上市公司為樣本，選取能夠反映上市公司盈利能力的營業利潤率（OPR）、凈資產收益率（ROM）和凈利率（NPM）等3項評價指標，通過SPSS統計軟件對上述的15家電器類上市公司的盈利能力相關數據進行Q型聚類分析，其中對于個體距離，采用的是平方歐式距離。對于類間距離，采用的是平均鏈鎖距離。圖1為本次聚類分析的樹形圖。

根據圖1中聚類的結果，本研究將15家電器類上市公司劃分為三個類別（如表2所示）。類別Ⅰ包括了正泰電器和老板電器兩家上市公司。類別Ⅱ包括了青島海爾，小天鵝A、創維數字、格力電器、良信電器、美的電器、飛樂音響和東源電器等8家上市公司。類別Ⅲ包括了深康佳A、美菱電器、鑫龍電器、奧馬電器和TCL集團等5家上市公司。下邊將對各個類別的上市公司的特征進行具體闡述。

類別Ⅰ包括了正泰電器和老板電器兩家電器類上市公司。根據表格2的數據顯示，該類別的電器類上市公司的營業利潤率（OPR）、凈資產利潤率（ROM）和凈利率（NPM）的均值都是三個類別中最高的，分別為17.34%，8.07%和14.80%。這也說明，該類別的電器類上市公司的整體盈利能力最強。

類別Ⅱ包括了青島海爾、小天鵝A、創維數字、格力電器、良信電器、美的電器、飛樂音響和東源電器等8家上市公司。該類別的電器類上市公司的營業利潤率（OPR），凈資產利潤率（ROM）和凈利率（NPM）的均值都居于三個類別中的第二位，分別為8.65%，4.02%和8.66%。這也說明，該類別的電器類上市公司的整體盈利能力較強，但仍與類別Ⅰ的公司有所差距。

類別Ⅲ包括了深康佳A、美菱電器、鑫龍電器、奧馬電器和TCL集團等5家上市公司。該類別的電器類上市公司的營業利潤率（OPR）、凈資產利潤率（ROM）和凈利率（NPM）的均值都最低，分別為1.92%、1.40%和2.15%。這也說明，該類別的電器類上市公司的整體盈利能力較弱，與前兩類存在明顯的差距。

第3篇：盈利能力分析的研究背景范文

【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4篇：盈利能力分析的研究背景范文

【關鍵詞】資本結構 上市公司 影響因素

一、研究背景

資本結構是指企業各種資本的價值構成及其比例，決定著企業的盈利能力，最優的資本結構能夠充分發揮財務杠桿的作用，實現企業價值最大化。故研究企業資本結構的影響因素對達到財務管理的最優目標尤為重要。

二、研究假設

（1）假設一：行業因素對資本結構影響顯著。由于不同行業的市場競爭、行業政策及行業交易習慣等各不相同，企業管理者一般在進行資本結構決策時會考慮行業因素，故不同行業的資本結構具有較大差異。

（2）假設二：盈利能力與資本結構呈負相關關系。企業的盈利能力越強，留存收益越多，則內部融資能力越強，不需要大量的外部借款融資，最終導致資產負債率（資本結構）降低。

（3）假設三： 企業規模與資本結構呈正相關關系。一方面，大規模公司多元化經營，能有效分散經營風險，收益更加穩定，且能夠進行內部資金的自由調配，提高資金使用效率，從而破產風險較低，可以借入更多負債；另一方面，大公司具有規模優勢，在貸款時占主導地位，從而借款比較容易。

（4）假設四：成長性與資本結構呈正相關關系。企業成長越快，則需要更多的資本投入運營，當內部資金不足時，便會借入大量款項，從而資產負債率上升。

（5）假設五： 資產擔保能力與資本結構呈正相關關系。企業可用于保的資產價值越高，信用越高，債權人遭受損失的風險越低，從而更樂意借出款項，導致企業的借債能力增強，便會借入更多款項。

三、研究方法與數據選取

（1）研究程序。首先，本文采用基本統計分析，將國泰安數據庫中2015年上市公司按不同行業分類，統計出資產負債率的最大值、最小值與平均值并進行分析比較，證明本文假設1：行業因素對資本結構有顯著影響。其次，本文控制行業因素對所選樣本進行Pearson相關性分析以及多元線性回歸分析，得出相關結論。由于證監會2012版行業分類上市公司中，制造企業樣本數量最多，共1772家，分析結果將更可靠，故選取制造業為進一步分析樣本。

（2）變量設定。因變量：資本結構：總資產負債率（DR）=總負債/總資產；自變量：盈利能力：資產報酬率（ROA）=凈利潤/總資產；企業規模：企業規模（SIZE）=期末總資產的自然對數；成長性：總資產同比增長率（AG）=（期末資產―期初資產）/期初資產；資產擔保能力：可擔保資產價值（COLL）=（固定資產+存貨）/總資產。

（3）理論模型。DRi=β0+β1ROAi+β2SIZEi+β3AGi+β4COLLi+e（隨機誤差）。

（4）樣本選取。本文樣本數據來自于國泰安數據庫，以2015年上市公司的財務數據為研究總體，剔除數據不完整和特殊行業樣本數據后，樣本總體為2791家。

四、實證結果與分析

（一）基本的統計分析

本文根據證監會2012版行業分類，分行業對所選樣本的資本結構進行計算，可知，在資產負債率的“最大值”中，最高的是“制造業”（8.0479），最低的是“教育”（0.6455），相差7.4024；在 “最小值”中，最高的是“教育”（0.3878），最低的是“制造業”（0）和“房地產業”（0），相差0.3878；在 “平均值”中，最高的是“房地產業”（0.4789），最低的是“文化、體育和娛樂業”（0.2485），相差0.2304。由此可見，不同行業的資本結構具有明顯的差異，行業因素對企業資本結構有顯著影響，與本文假設1相符。

（二）pearson相關性分析

表1 相關系數矩陣

檢驗結果顯示：

（1）各自變量之間的相關系數均小于0.07，不存在明顯多重共線性。

（2）總資產負債率與資產報酬率顯著負相關（與假設2相符），與企業規模、可擔保資產價值正相關（與假設3、5相符），但不是很顯著，而與總資產同比增長率幾乎沒有相關性，與本文假設4相違背。

（三）多元回歸分析

因變量為總資產負債率，R=0.510，R2=0.260，F=103.535

檢驗結果顯示：

（1）總資產同比增長率變量系數為0，sig值為0.485，未通過5%顯著水平下的t檢驗，故就上市公司制造業來說，資本結構與成長性并不相關，否定了本文所提假設4。

（2）資產報酬率、企業規模、可擔保資產價值系數分別為-1.33、0.042、0.111，均可通過t檢驗，故就上市公司制造業來說，資本結構與盈利能力具有顯著的負相關關系、與企業規模、資產擔保能力具有正相關關系，但相關性并十分不顯著。

五、研究結論

（1）不同行業的資本結構具有較大差異，在對企業資本結構進行研究時，應該控制行業因素，分行業分別研究；

（2）對上市公司制造業來說，其資本結構與企業規模、資產擔保能力正相關，與盈利能力顯著負相關，而與成長性沒有顯著關系。

六、研究局限性

（1）本文僅對2015年上市公司的財務數據進行研究分析，并未考慮時間因素對資本結構的影響，故研究結果具有局限性；

第5篇：盈利能力分析的研究背景范文

【關鍵詞】R&D會計準則;研發(R&D)投入;研究與開發;R&D投入績效

一、簡介

1.文獻回顧

Nix和Peters(1988)做過問卷調查顯示,在200名被調查詢問的研發投入(R&D)主管中,約有一半的主管認為,當期企業用于研發投入(R&D)的活動經費,在很大程度上,受當期企業營業利潤的影響;50%以上的主管表明,如果當期經營收益達不到預期目標,短期內較為直接的反映,便是削減研發活動經費。將近70%的主管認為,會計準則中關于研發費用支出的會計處理,對公司的研發投入(R&D)有很大影響。如企業研發投入(R&D)費用化的會計處理,對企業研發活動的開展具有消極影響。Lev(2003)認為,在公司年度報告中,關于研究與開發活動過程中發生的資金、技術以及人員投入等相關的數據披露不充分、不及時等問題,容易導致會計信息傳遞無效。

國內學者研究的結論是:

(龍淑華,2008.梁萊歆,2009)深入剖析了新準則與研發投入之間的關系,得出:有條件的資本化可以通過,改善企業經營績效、利于企業享受更多的稅收優惠、增強企業的外部融資能力以及促使研發管理的進一步規范化等途徑,有效地引導與激勵企業的研發投入積極性。

(付麗娜,2008.袁艷紅,2009.)等人認為,新R&D會計處理方法的變更在實務操作過程中存在的不足,主要體現在以下幾個方面:會計實務操作難度大、無形資產的賬面價值與實際成本可能存在差異以及容易促使新的利潤操縱手段的滋生。國內研究都是規范性研究,缺少實證數據檢驗的支持。

2.研究假設與檢驗設計

本文選取了在中小板上市的上市公司為研究樣本,在對全樣本進行研究的基礎上,采用子樣本做進一步檢驗分析。分別對兩樣本進行描述性統計分析、Pearson相關系數分析和OLS回歸分析。

通過分析我們可知,R&D會計準則變更最終會影響到企業R&D活動的經營投資決策,那么企業的R&D投入績效將有所改變。由此,提出本文的總體研究假設:

H1:R&D會計準則變更后,企業R&D投入績效有所改變。

同時,會計實務中R&D會計處理方法的選擇,直接對企業的盈利指標的賬面價值產生較大影響。一般而言,企業好的盈利能力可以保持與擴大產品的市場占有率以及吸引更多的外部投資等,顯然這將給企業帶來更好的成長空間。但是企業成長能力的提升,需要一個市場反應過程,所以R&D會計準則變更,企業成長能力的提高可能較盈利能力的提高要晚。

H2:新R&D會計準則對R&D盈利性績效指標具有改善功能。

H3:新R&D會計準則對R&D成長性績效指標具有改善功能。

二、數據與檢驗

1.樣本選取及數據來源

鑒于中小企業的研發活動較為活躍,本文從2004年-2007年在中小板上市的公司中選擇同時滿足以下兩個條件的公司為研究樣本。①在2004年-2007年已經在中小板上市并且對外公布了相應的2006-2008年3個會計年度的財務報告;②在2006-2008年3個會計年度財務報告中可以查到公司在這三年連續的研發投入支出總額。

自中小板2004年創立截止到2007年,共有202家企業成功在中小板招股發行上市,但是同時滿足上述兩個條件的只有94家,以此作為本文研究的全樣本。同時筆者考慮到2007年在中小板上市的公司,其2006年的財務報告可能受到“上市”因素的干擾而存在“盈余管理”的行為。所以本文將全樣本中2007年上市的公司剔除,保留從2004年到2006年上市的公司,共計44家作為本文研究的子樣本做進一步的檢驗。本文所涉及的數據來源于,樣本公司的招股說明書、上市公告書、公司年度報告和CSMAR數據庫等。

2.模型構建

具體而言,本文的OLS回歸模型包括:盈利能力回歸模型和成長能力回歸模型。在數據回歸處理過程中,本文分別用2006年和2007年的混合截面數據、2006年和2008年的混合截面數據以及2007年2008年兩年各項指標的平均值與2006年的混合截面數據,進行了OLS回歸處理。本論文中所涉及的回歸模型如下:

(1)盈利能力指標回歸分析模型:

從上表中交互變量DUM*RD與各盈利指標的回歸系數看:①總樣本中R&D會計準則與R&D盈利性績效指標不相關(2006年、2008年混合截面數據的回歸結果也與此類似)。②交互變量DUM*RD與ROEA、ROIG指標都不相關,這與本文Pearson相關系數分析結果是相吻合的。

4.進一步檢驗:子樣本回歸分析

從上表結果,我們發現:①盈利能力方面,新R&D會計準則對企業R&D盈利能力的影響隨著時間的推移有減弱趨勢(2007年、2008年兩年的均值與2006年的混合截面數據回歸結果也支持這一結論)。②成長能力方面,新R&D會計準則對企業R&D成長能力的影響表現為正向相關,但不顯著,這與本文描述性統計結果和Pearson相關系數分析的結果是一致的。

三、結論

根據上文分析,筆者認為子樣本的研究結果更具有說服力,本文以子樣本研究結果為主總結本文的研究結論如下:

(1)假設(一)結果:新R&D會計準則實施,企業R&D投入績效有所改變。根據總樣本和子樣本所做的主要變量的描述性統計分析、Pearson相關系數分析以及OLS回歸分析,三者的結論是趨于一致的,即新R&D會計準則實施后,交互變量(DUM*RD)與多數績效考核指標顯著相關。

(2)假設(二)結果:新R&D會計準則實施,對R&D盈利能力有短期改善功能。新R&D會計準則實施后,交互變量DUM*R&D與盈利績效指標,如ROE、ROI、EPS等在2007年顯示正向相關,且通過了顯著性水平檢驗,但是到2008年,這種關系有所變化,盈利績效指標改善不顯著并且有下滑趨勢。

(3)假設(三)結果:無法判斷新R&D會計準則,對R&D成長能力的影響。從總樣本和子樣本公司的實證檢驗結果來看,交互變量DUM*RD與成長能力績效指標的回歸系數均不能通過顯著性水平檢驗。

所以,最后本文研究結論支持的觀點是:我國2007年實施的新R&D會計準則取得了較大改善,對R&D盈利能力的提高短期內表現顯著,同時新R&D會計準則存在很多的不足,有待進一步完善。

參考文獻

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第6篇：盈利能力分析的研究背景范文

【關鍵詞】貸款利率；財務狀況；多元線性回歸

1.引言

銀行是經營風險的企業，承擔信用風險是商業銀行的基本職能之一。其中，貸款業務又是其商業銀行利潤來源的重要組成部分，貸款對象如何選擇？貸款利率如何確定？利率水平是否合理？信用風險如何控制？在利率市場化的今天尤為重要。各國商業銀行普遍奉行的貸款經營方針是安全性、流動性和盈利性，我國商業銀行也遵循這一經營原則。因此在滿足上述經營原則的前提下，貸款利率的確定即貸款定價尤為重要。在市場經濟大背景下，在利率市場化的基礎上，如何科學合理地進行貸款定價是商業銀行面臨的一個難題。銀行希望貸款利率高些，以彌補其成本、費用和風險損失，獲得預期利潤水平；但貸款利率又不能制定得太高，使借款者能按期償還貸款，否則客戶就會放棄銀行，而向其他貸款人借款。銀行在向客戶發放貸款時面臨的競爭越激烈，所制定的貸款價格也就必須更加合理，這樣才能確保在金融市場上的競爭力。隨著金融管制的放松、存貸利差的縮小，這使得貸款的合理定價比任何時候都顯得更加重要。國內外學者對此進行了大量的理論及實證研究。

何太山（1977）是我國臺灣地區第一位運用多變量分析法建立銀行信用評分制度的學者。他從1975－1976年間從2家臺灣地區的銀行選擇了55家信用良好客戶和52家信用不良用戶的資料，并從中隨機選擇30家企業為原始樣本，得出了一個7變量的分析模型，對于原始樣本和保留樣本的預測準確率分別為83%和91%。饒雪超，胡奕明(2005)通過調查問卷的方式，研究銀行信貸中會計信息的使用情況。調查表明：信貸人員對三張財務報表的信息比較關注，特別是長短期借款、應收賬款、主營業務收入和業務利潤等；財務比率方面：資產負債率、流動比率和速動比率是受重視程度排名前三的指標，同時也比較關注盈利能力指標及反應資產管理效率的指標。戴國強，吳許均（2006）選用滬市上市公司2002－2004年的貸款利率信息和相應的公司財務信息為研究對象，選取了近30個財務指標，通過實證分析得出了如下結論：企業的財務指標對貸款定價的影響是顯著的；影響短期貸款和長期貸款的財務指標的差異較大。胡奕明，周偉(2006)通過對1999—2002年有銀行貸款的A股上市公司進行研究，發現在信用貸款模型中，顯著相關的財務變量只有2個，但都不合理。顯著相關的控制變量是：企業規模（總資產/10000，再取對數）正相關(符合預期)，RECUR[（其他應收款-其他應收款壞帳準備）/流動資產]正相關(不符合預期)，沒有發現信用貸款具有最強的敏感性。銀行貸款數量、貸款保證形式與企業財務狀況之間有一定聯系，但關系不是很明確；但是銀行貸款，尤其是信用貸款與一些非財務指標之間存在合理且相關的關系，這也是對戴國強、吳許均不足之處的彌補。影響商業銀行貸款利率因素方面來看，存款利率、經營成本以及市場上商業銀行之間的競爭力對貸款利率有影響，戴國強(2006)認為貸款利率定價同違約概率，違約損失率，資本報酬率以及低風險貸款占總貸款的比率等因素相關，李志輝(2005)利用我國某國有商業銀行貸款客戶財務信息和違約數據，研究了企業財務信息與違約數據對貸款利率的影響系數；關于企業財務狀況與商業銀行貸款利率之間的關系研究，國內外學者均作了大量的理論和實證研究，這為本文的研究提供了大量的理論和實證基礎。

2.研究假設

早期，銀行在發放貸款時，主要考慮企業是否有足夠的資金來償還貸款，因而比較關注企業的資產負債表狀況。后來，銀行意識到能否償還貸款取決于企業未來的現金流狀況，因而開始關注借款企業的現金流。銀行對借款公司的價值及信用程度的判定主要是從其業務能產生的現金流來作出估計。雖然沒有一種方法可以準確預測企業未來的現金流，但銀行可以通過對企業財務比率進行分析得出一個初步的判斷。銀行分析的項目主要包括：短期和長期償債能力、獲利能力、資產管理能力、現金流量比率等。其中每一項目又包含若干指標。綜上所述，企業的財務指標同銀行的貸款利率之間存在某種合理的相關關系。

企業償債能力是反映企業財務狀況和經營狀況的重要標志。企業償債能力低，不僅說明企業資金緊張，難以支付日常經營支出，而且說明企業資金周轉不靈，難以償還到期債務，甚至面臨破產危險。

盈利能力是企業賺取利潤的能力，無論是投資人、債權人還是企業管理人員，都非常重視和關心企業的盈利能力。通過對企業盈利能力的分析，可以了解企業的投資是否都得到合理的回報，評價企業管理的業績，幫助企業投資者、債權人作者相關的決策。銀行最為企業的債權人，必然會十分重視企業的盈利能力。

現金流量反映企業在一定會計期間現金和現金等價物流入和流出的報表，通過對現金流量的分析，商業銀行可以評價企業的支付能力、償債能力和周轉能力，可以分析企業的收益質量，了解企業凈利潤的質量。

第7篇：盈利能力分析的研究背景范文

【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8篇：盈利能力分析的研究背景范文

[關鍵詞]白酒行業；因子分析；綜合評價

[中圖分類號]F275 [文獻標識碼]A

一、引言

白酒行業在經受國家幾次產業調控的巨大考驗之后，整個行業發展形勢較好。但2009年我國宏觀市場消費價格進入上漲通道，中央經濟工作會議對各行業提出節能減排的要求，這對高污染高能耗產能過剩的白酒行業來說無疑是嚴峻的考驗，另外白酒消費稅的調整和禁酒令的出臺給白酒行業帶來很大的沖擊；國際品牌洋酒借著“消費稅”的東風，加緊促銷攻勢，在我國市場的部分區域得到了“空前的成長”，我國白酒市場競爭空前激烈。在此背景下，本文運用SPSS軟件，采用因子分析法對我國白酒行業12家上市公司的主要財務指標進行綜合評價，試圖為投資者和經營管理者提供一定的分析參考依據。

二、研究設計

（一）財務評價指標體系的建立

為確保財務評價的客觀性和有效性，本文遵循系統性、科學性、可比性和可操作性原則，從公司的償債能力、運營能力、盈利能力和發展能力四個方面來總結和評價白酒行業上市公司的財務狀況與經營成果，設計如下14個指標：1.償債能力指標。償債能力指標反映了企業償還到期債務的能力，反映了企業面臨的負債風險水平和可持續經營的能力。本文選取的指標為速動比率、流動比率和資產負債率。2.運營能力指標。本文主要對企業生產資料營運能力進行分析，選取了反映企業流動資產使用效率的存貨周轉率、流動資產周轉率和總資產周轉率。3.盈利能力指標。盈利能力是企業創造資金增值的能力，反映了企業經營過程中運用各種資源賺取利潤的水平。本文選取的指標為營業凈利率、成本費用利潤率、總資產報酬率、凈資產收益率和基本每股收益。4.發展能力指標。發展能力直接關系到企業持續增長的目標和市場競爭的表現。本文選取的指標為總資產增長率、凈利潤增長率和營業收入增長率。

（二）樣本選取和數據來源

本文選取了2010年在滬、深兩市已上市的12家白酒類公司為研究樣本。所選的12家上市公司分別為：瀘州老窖、古井貢、酒鬼酒、五糧液、洋河股份、新疆伊力特、金種子酒、貴州茅臺、衡水老白干、沱牌曲酒、水井坊、山西杏花村汾酒。

目前，我國已上市的酒類公司還有甘肅皇臺酒業和浙江古越龍山紹興酒，鑒于甘肅皇臺酒業已處于ST狀態，而浙江龍山紹興酒主營黃酒，二者均不在本文的比較范圍內。本文選用的數據主要參考上述12家白酒類上市公司2010年年度報表。

三、實證分析

采用SPSS17.0對這12家上市公司進行因子分析。具體步驟和結果如下：

（1）利用Z-score對數據進行標準化處理，并求出其相關系數矩陣，然后對相關系數矩陣進行主成分分析，得出方差貢獻分析表，按照因子累計方差貢獻率達到80%以上的原則，選取了前4個因子作為主因子，它們的累計方差貢獻率達到了90.33%反映原始信息。

（2）因子載荷矩陣。用最大方差法對初始因子載荷矩陣進行旋轉，通過對因子模型的旋轉變換，因子旋轉前后累計方差貢獻率并沒有改變，但公共因子的負荷系數更接近于1或更接近于0，這樣得到的公共因子對變量的解釋力更有意義，從而便于確定各公共因子所代表的指標類型。旋轉后的因子載荷矩陣如表2所示，由負荷系數絕對值大于0.5的選擇原則可以確定，第一個公共因子由營業凈利率、成本費用利潤率、總資產報酬率和每股收益指標決定，代表了企業的盈利能力；第二個因子由總資產增長率、凈利潤增長率和營業收入增長率決定，代表了企業的發展能力；第三個因子由總資產周轉率和流動資產周轉率決定，代表著企業的運營能力；第四個因子由速動比率、流動比率和總資產負債率決定，代表著企業的償債能力。

（3）因子得分。通過SPSS軟件相關程序的處理，得到因子得分系數矩陣。通過將標準化變換后的數據代入因子得分函數，就可以得到每個企業的因子得分。

（4）確定企業業績評價的總得分和排名。利用因子得分和各公共因子的方差貢獻率，確定公因子的權重。由業績評價總指標計算公式計算得出各公司的總得分和排名（見表3）。

四、結論

因子分析法是利用各指標之間的內在關系確定各項指標在總評價體系中權重的客觀賦權法，運用這種方法對企業的盈利能力、運營能力、償債能力和成長能力進行客觀地評價，為企業投資者、管理者等提供參考，以作出正確的決策。

從上述因子得分表中可以看到，綜合排名前四的是洋河股份、瀘州老窖、貴州茅臺和金種子酒。洋河股份表現出很強的盈利能力和發展能力，而運營能力和償債能力較平均水平低。自2009年洋河股份IPO成功后，其表現出很強的發展勢頭，這與宿遷市政府有意識打造白酒企業及江蘇省政府的大力支持是分不開的。2009年洋河股份和今世緣聯手打造江蘇省生物釀造酒技術研究院；洋河股份2010年收購了雙溝酒業，進一步強化其市場地位，降低競爭成本，實現優勢互補，提高競爭能力。未來以洋河股份為“領頭羊”的蘇酒將會有高速的發展。

瀘州老窖的盈利能力和運營能力較強，而發展能力和償債能力卻較低。2010年瀘州老窖著手發展直銷網絡，實現營銷模式的突變，減少了利潤分流，增強了利潤的集中度。為降低成本，提升利潤，企業開始加快資源整合。瀘州老窖推出了中國白酒行業首個期酒產品，有金融意識的創新性，但資本運作是把雙刃劍，如何使用得當需要公司管理人員綜合公司戰略等各方面的因素加以考慮。2009年以來瀘州老窖的發展受到了宏觀環境的影響，其經營實力、品牌競爭力等方面仍有待提升。

貴州茅臺的盈利能力和償債能力較強，而運營能力和發展能力相對較弱。茅臺品牌背后有著深厚的文化價值觀，與生俱來的優勢讓它在行業內掌握了定價權，在經濟不景氣的情況下可采取“控量保價”措施來維系其霸主地位。而對于一直定位在高端產品市場的貴州茅臺集團，如何在未來激烈的市場競爭中提升自己的運營能力和發展能力是值得其公司股東和管理人員思考的問題。

從上述表格可以看出金種子酒業的發展能力、運營能力和償債能力均高于平均水平，但是其盈利能力卻相對較弱。2010年金種子酒公司貫徹“聚焦資源，做強主業白酒”的發展戰略，先后剝離了皮革、玻璃、高速公路、房地產等非核心業務，集中力量做強白酒業務。2010年金種子酒業績有了高速的增長，但是其成本費用利潤率相對來說很低，說明其為取得利潤付出的代價相對較高，公司的營業凈利率和每股收益和上述3個公司相差很遠，說明金種子酒在未來的發展中如何提高盈利水平是應特別注意的問題。

從綜合排名倒數四名的企業是新疆伊力特、衡水老白干、酒鬼酒和沱牌曲酒。這四家公司在盈利能力、發展能力和償債能力的表現較平均水平低，值得說明的是衡水老白干的運營能力很強，資產使用效率較高，但是其償債能力卻很弱，代表其償債能力第三個因子的值最小。管理層有必要對公司戰略、業務流程進行重新審視，通過推進精細化管理、降低生產成本和期間費用來改善企業的經營績效，提升其盈利能力，同時企業還應加強核心競爭力的培養，提升未來的發展空間。

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[7]馬卉.我國白酒產業現階段面臨的問題及解決對策[J].現代商業，2009（3）:190.

Abstract: The liquor industry is a traditional business in China. It has important and special status, and the development of those companies in liquor industry attracted much attention. At the background that the compitition of liquor industry is becoming furious, through constructing a system of financial indicators and using factor analysis, this paper scientifically and objectively evaluated the financial condition of the twelve listed companies of liquor industry in our stock markets. At last it obtained the comprehensive score of financial condition and the rank for the twelve listed companies, which could provide information for investors and financial analysts in the company when they tried to make decisions.省略

單位：東南大學經濟管理學院職稱：研究生（在讀）

第9篇：盈利能力分析的研究背景范文

【關鍵詞】限售股解禁；事件研究法；價格反應

國內針對限售股解禁事件的研究是在股改限售股解禁事件為主導的背景下，吳振信等發現限售股解禁當天存在顯著負超常收益，說明解禁事件存在投資機會。馮玲證實了解禁事件對股價影響存在顯著正超額收益的可能。因此為確定存在解禁事件沖擊響應的股票類型特征，需要多特征考察相似特征解禁事件股價對事件的累計異常收益率，確定具備投資價值標的特征。介于融券交易實現較難，這就要求盡可能確認顯著的正超額收益的特征。

一、研究方法及數據處理

本文采用事件研究法，其核心是事件窗累計異常收益率。異常收益率（AR）是指事件窗實際收益率和事件未發生情況下預期收益率的差。累計異常收益率（CAR）則是在事件窗AR的累計值，按照定義表達式為

選擇2013年至2014年的限售股解禁事件為研究集，剔除數據異常的事件，有效樣本共2428件。數據來源：東方財富通、Res-set數據庫和雅虎財經。設定事件窗為解禁日前10日至解禁日后20日，估計窗為事件窗前1年。將研究樣本按照事件公司的企業規模、盈利能力和負債水平進行分組，且企業規模以總市值衡量，盈利能力以凈資產收益率衡量，負債水平以資產負債比率衡量。為細分特征，將企業規模分別與其他特征分組研究。先將研究樣本按特征值從小到大分組，按企業規模均分為5組：按照盈利能力分為6組，凈Y產收益率為負的樣本單獨作為組1，其余樣本按照凈資產收益率均分為組2至組6：按照負債水平均分為5組。

二、事件價格反應分析

將規模組分別與盈利組和負債組交叉分組，檢驗事件窗CAR顯著性。

結果在95%的置信水平下均通過檢驗。各組CAR存在顯著差異，企業規模最小6組都表現為顯著正CAR。表明解禁事件對小市值股票價格易造成正沖擊，因為小市值股票可容納資金量少，解禁股若選擇立即套現，不利于利益最大化。負反應最明顯的是規模中上的組，其中盈利中等的收益率負沖擊表現最明顯。表2中出現規模最小的組中出現負反應，說明負債水平和盈利能力對限售股解禁事件分組有差異。分組處于中段的組在事件窗普遍呈現負CAR。

根據上述研究，發現市場對限售股解禁事件的反應總體上是負向的，但在某些特征下限售股解禁事件市場反應為正的概率更大，如企業規模較小時。

本文對后股改期限售股解禁事件結論歸納如下：