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根据统计结果可知：盈利水平指标中，净资产的收益率与存货的周转率，平均净资产的收益率与应付账款的周转率均在95%的置信水平上呈现出明显的相关关系。流动资产周转率与平均净资产收益率在99%的置信水平上呈现显著正相关；流动资产周转率与平均净资产收益率在95%的置信水平上呈现正相关，公司规模与平均净资产收益率在1%的置信水平上呈现显著正相关。但应收账款的周转率与平均净资产的收益率两者的相互影响力并不大。
该结论与本文假设1、假设2相符，表明提高存货周转率、流动资产收益率，即提高流动资产的营运能力在一定程度上是可以提高企业的盈利能力的。净资产收益率与公司规模在99%的置信水平上呈现显著正相关，说明公司规模越大，盈利能力越强。应收账款与平均资产收益率并无显著正相关，这与假设2不符；应付账款与平均净资产收益率的相关关系呈现出正相关关系，这与假设4不符。但是该结论只是分析的第
一步，对于他们之间呈现出怎样的关系还需继续研究。
（三）回归分析
本文对14家白酒行业上市公司的数据变量进行多元的线性的回归分析。分析结果如表5、表6、表7所示：
表5：模型汇总
b
模型 相关系数
a
决定系数 调整后的决定系数 标准误 杜宾-华生值
1
.69 .47 .43 11.35 1.29
表6：回归方差分析
模型
回归
1
残差 总计
平方和 7568.17 8252.12 15820.2
自由度 5 64 69
均方 1513.63 128.93
方差检验量 11.73
显著性 .000
a
b
由表5可以看出，相关系数为0.69，判定系数为0.47，调整后的决定系数为0.43，标准估计的误差为11.35，D-W为1.295。由表5可以看出，回归平方和为7568.17，回归自由度为5，回归均方为1513.63，残差平方和为8252.12，残差自由度为64，
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残差均方为128.93，F=11.73，回归显著性Sig.=0.0001.因此可以说流动资产营运能力对企业盈利能力的影响关系的回归模型在整体上还是比较显著的，回归方程较好。
表7：方程检验系数
模型
非标准化系数 B
标准误差 20.69 1.96 .00 .31 4.63 1.35
标准系数 试用版
.09 .32 -.08 .30 .64
t -5.19 .94 3.23 -.72 2.88 5.66
显著性 .000 .34 .00 .46 .00 .00
共线性统计量 容差 .79 .81 .65 .73 .62
方差膨胀因子
1.25 1.23 1.53 1.35 1.61
a
(常量) -107.44 X1 X2
1
X3 X4 X5
1.85 .01 -.23 13.35 7.67
注：a. 因变量: R 平均净资产收益率。X1 是存货周转率；X2 是应收账款周转率；X3是
应付账款周转率；X4 是流动资产周转率；X5 是ln（公司规模）。
表7是显示了模拟程式的各个变量及常量的回归内容及相互影响的程度。存货周转率非标准化系数B=1.87，非标准化系数标准误差为1.96，t=0.94，VIF=1.25。应收账款周转率非标准化系数B=0.01，非标准化标准误差为0.04，t=3.23，VIF=1.23应付账款周转率非标准化系数B=-0.23，非标准化系数标准误差为0.31，t=-0.72，VIF=1.53。流动资产周转率非标准化系数B=13.35，非标准化系数标准误差为4.63，流动资产周转率t=2.88，VIF=1.35。ln（公司规模）非标准化系数B=7.67，ln（公司规模）的非标准化系数标准误差为1.35，ln（公司规模）t=5.66，VIF=1.61。结果显示所选择的因变量流动资产周转率、应收账款周转率、ln（总资产）均通过显著性检验。而其他因变量则都没有通过显著性检测。
存货周转率在多元回归方程中的系数p-值为0.349，表明其与净资产收益率成正比，与假设3相符，但未能通过显著性检验。
应收账款周转率在多元回归方程中的系数p-值为0.00，表明其虽与净资产的收益率呈现正相关，与假设2相符且通过显著性检验。
应付账款周转率在多元回归方程中的系数p-值为0.46，表明其与净资产收益率成反比，与假设4相符，但未能通过显著性检验。
流动资产周转率在多元回归方程中的系数p-值为0.00，表明其与平均净资产收益率成正比，与假设1相符且通过显著性检验。
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ln（总资产）在多元回归方程中的系数p-值为0.02，表明与平均净资产收益率成显著正相关。
由统计结果可知，虽然x2、x4、x5与R具有显著性，但是x1、x3却与R并没有通过检验不具有统计学意义，因此有必要对数据进行逐步回归分析。
（四）逐步回归分析
由统计结果可得，由于在逐步回归分析中，模型汇总的负相关系数、决定系数、除了随机误差的估计值，其余的是较高的拟合程度越好，而模型3的这些数值最大，所以选择模型3较好。模型3的最终结果为：
R?-100.98?7.22X5?14.68X4?0.01X2
根据表11的检验结果可得，第三个模型中在排除了存货的周转率和应付账款的周转率后，企业的应收账款的周转率、流动资产的周转率、公司的规模的p-值均小于0.05，都通过了显著性检验，都与公司的获利水平呈现显著地正相关关系。
表8：输入／移去的变量 模型
输入的变量 1 x5ln（公司规模）
移去的变量 .
方法 步进
a
2 x4流动资产周转率 . 步进
3 x2应收账款周转率 . 步进
注：步进方法的准则是F-to-enter 的概率 <=0 .05，F-to-remove 的概率 >= 0.10。
表9：逐步回归方差分析 模型 1 2 3
相关系数 .46 .62 .68
cba
决定系数 .21 .38 .46
调整决定系数
.20 .37 .44
9
标准 估计的误差
13.52 12.00 11.28
表10：逐步回归模型汇总
模型
回归
1
残差 总计 回归
2
残差 总计 回归
3
残差 总计
平方和 3388.94 12431.34 15820.29 6157.02 9663.26 15820.29 7415.04 8405.25 15820.29
自由度 1 68 69 2 67 69 3 66 69
均方 3388.94 182.81 3078.51 144.22 2471.68 127.35
方差检验量 显著性 18.53 21.34 19.40
.000 .000 .000
cba
表11：逐步回归检验系数
模型 (常量) x5 (常量)
2
x5 x4 (常量)
3
x5 x4 x2
非标准化系数 B
1
-59.37 5.47 -88.16 6.25 18.67 -100.98 7.22 14.68 .01
标准 误差 19.35 1.27 18.40 1.14 4.26 17.7 1.11 4.20 .00
标准系数 试用版 .46 .52 .42 .61 .33 .31
-3.06 4.30 -4.79 5.47 4.38 -5.68 6.46 3.49 3.14
.003 .000 .000 .000 .000 .000 .000 .001 .003
t
显著性
a
注： X2 是应收账款周转率；X4 是流动资产周转率；X5 是ln（公司规模）。
四、研究结论
（一）原因分析
由统计结果可得，白酒行业中应收账款的周转率，流动资产的周转率的提高能有效的促进企业的获利能力，但很明显存货的周转率和应付账款的周转率对公司获利能力的影响却并没有通过统计学检验。
产生这种结果的原因并不是因为白酒行业的存货周转率和应付账款周转率不会
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