黑龙江大学硕士学位论文

从上表3-12中的偏相关系数可以看出，综合盈利能力指标Y与X4（长期借款总资产比）和X6（前十大股东持股比例）在0.01的水平上显著正相关，与X1（资产负债率）和X3（长期负债股东权益比）在0.01的水平上显著负相关，与X5（第一大股东持股比例）在0.05的水平上显著负相关，与X2（流动负债率）呈现负相关关系，但两者之间的负相关关系并不显著。

另外，为了防止所选解释变量和控制变量之间存在相关关系，使实证的结果更加具有说服力，本文同时进行了变量之间的多重共线性诊断，见下表3-13。

由上表3-13可知，若容差小于0.1或0.2，即VIF值大于5或者大于10，则证明变量之间存在多重共线性，本文中的解释变量与控制变量的VIF值均小于5，

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第三章 节能环保类上市公司资本结构对盈利能力的实证分析

则意味着所选变量之间不存在明显的共线性问题。

四、回归分析

本文运用回归分析法，将因子分析中得到的综合盈利能力指标作为本文的被解释变量，与资本结构的指标分别建立回归模型，并且在模型中加入控制变量。在回归分析中重点关注回归方程拟合优度的检验、回归方程的显著性检验以及回归系数的显著性检验。具体的实证结果及分析如下所示：

以下为线性回归模型：

模型一：Y1=A1+B1X1+C1EM+D1EN+ε

被解释变量Y1为综合盈利能力，A1为常数项，B1、C1、D1为回归方程的系数，X1为资产负债率，EM和EN为控制变量企业规模及企业成长性，ε为随机干扰项。表3-14至表3-16是样本企业资产负债率与企业综合盈利能力的线性回归结果。

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表3-14的模型汇总是对拟合优度的检验，由表中数据可知，复相关系数R=49.9%，决定系数R2=24.9%，调整后的R2=24.3%，说明解释变量对被解释变量有24.3%的解释程度，从决定系数来看，回归方程对样本数据点的拟合程度一般。

表3-15的方差分析表是对回归方程的显著性检验，由表中数据可知F=42.586，对应的显著性P=0.000，说明模型一的回归方程高度显著，即X1（资产负债率）、EM（企业规模）和EN（企业成长性）整体上对Y（综合盈利能力）有高度显著的线性影响。

表3-16的系数表是对回归系数的显著性检验，由表中数据可知，在0.05的显著性水平下，X1、EM和EN均通过了显著性检验，从系数值来看，Y（综合盈利能力）

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第三章 节能环保类上市公司资本结构对盈利能力的实证分析

与X1（资产负债率）负相关，与EM（企业规模）和EN（企业成长性）正相关。回归方程为：

Y1=﹣4.558-1.818X1+0.243EM+0.700EN

模型二：Y2=A2+B2X2+C2EM+D2EN+ε

被解释变量Y2为综合盈利能力，A2为常数项，B2、C2、D2为回归方程的系数，X2为流动负债率，EM和EN为控制变量企业规模及企业成长性。表3-17至表3-20是样本企业流动负债率与企业综合盈利能力的线性回归结果。

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