中圖分類號(hào)：F224文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

摘要：資本結(jié)構(gòu)理論是構(gòu)建現(xiàn)代公司財(cái)務(wù)理論的核心板塊之一。本文以房地產(chǎn)上市公司為研究對(duì)象從理論和實(shí)證對(duì)它進(jìn)行探討。發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率和盈利能力負(fù)相關(guān)；長(zhǎng)期資本負(fù)債率和盈利能力負(fù)相關(guān)。最后總結(jié)結(jié)論，從房企債務(wù)激勵(lì)效應(yīng)失靈、破產(chǎn)機(jī)制不健全、股權(quán)融資偏好、資本結(jié)構(gòu)不合理等角度對(duì)結(jié)論加以解釋；并針對(duì)性提出建議，以優(yōu)化房企資本結(jié)構(gòu)，提高盈利能力。

關(guān)鍵詞：資本結(jié)構(gòu)；盈利能力；房地產(chǎn)上市公司；實(shí)證分析

一.引言

由美國(guó)Modigliani和Miller教授于1958年6月發(fā)表的“資本結(jié)構(gòu)、公司財(cái)務(wù)與資本”一文揭開(kāi)了現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論百花齊放的時(shí)代 。作者運(yùn)用抽象思維提出完善的資本市場(chǎng)的假設(shè)，開(kāi)拓性的證明了資本結(jié)構(gòu)與市場(chǎng)價(jià)值無(wú)關(guān)（MM定理）。MM定理在理論界和實(shí)務(wù)界引起了廣泛的爭(zhēng)議，許多學(xué)者通過(guò)放寬該理論理想的假設(shè)條件提出了極具現(xiàn)實(shí)意義的資本結(jié)構(gòu)理論。

二.研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取。本文以2012年滬深兩市A股房地產(chǎn)上市公司為樣本選擇范圍，為減少異常數(shù)據(jù)對(duì)實(shí)證研究的干擾，按下列原則進(jìn)行樣本篩選：

根據(jù)證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類，選取房地產(chǎn)行業(yè)為研究對(duì)象；對(duì)于同時(shí)發(fā)行B股或H股的A股上市公司，為確保足夠的樣本數(shù)量，本文不予刪除，但只選用A股上市數(shù)據(jù)；剔除ST或*ST公司；剔除變量數(shù)據(jù)缺失的公司，例如000508瓊民源、600840新湖創(chuàng)業(yè)；鑒于對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)普遍水平的檢驗(yàn)，剔除營(yíng)業(yè)毛利率為負(fù)值或經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)極差的企業(yè)，例如000502綠景控股、000567海德股份、600159大龍地產(chǎn)等共9家；剔除主營(yíng)業(yè)務(wù)非房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)業(yè)或主營(yíng)業(yè)務(wù)年度有重大轉(zhuǎn)換的公司，例如002285世聯(lián)地產(chǎn)、000711天倫置業(yè)、600753東方銀星等；剔除未股改上市企業(yè)，例如000670S舜元；

經(jīng)上述篩選，最終確定了113家房地產(chǎn)上市公司為本次實(shí)證對(duì)象，樣本數(shù)據(jù)全部來(lái)自CSMAR財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量選取

（1） 被解釋變量的選取。本文的被解釋變量是房地產(chǎn)上市公司的盈利能力。描述上市公司盈利能力可從多個(gè)角度出發(fā)，相應(yīng)盈利能力指標(biāo)也不止一個(gè)體系。為綜合反映房地產(chǎn)上市公司盈利能力，運(yùn)用因子分析法計(jì)算盈利能力綜合得分。將11個(gè)盈利能力指標(biāo)納入因子分析系統(tǒng)，它們分別是營(yíng)業(yè)毛利率、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率、銷售凈利率、成本費(fèi)用利潤(rùn)率、流動(dòng)資產(chǎn)利潤(rùn)率、資產(chǎn)報(bào)酬率、總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率、每股收益、每股凈資產(chǎn)、市盈率、托賓Q值。

（2） 解釋變量選取。本文實(shí)證研究中資本結(jié)構(gòu)為解釋變量，選取資產(chǎn)負(fù)債率和長(zhǎng)期資本負(fù)債率作為資本結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)。資產(chǎn)負(fù)債率反映企業(yè)總資產(chǎn)中通過(guò)負(fù)債籌集的比例，是廣為學(xué)者采用的重要指標(biāo)；長(zhǎng)期資本負(fù)債率指非流動(dòng)負(fù)債占長(zhǎng)期資本的比例，它更能反映嚴(yán)格意義上資本結(jié)構(gòu)定義，即長(zhǎng)期負(fù)債與權(quán)益的分配情況。

（3） 控制變量的選取。除資本結(jié)構(gòu)以外，以往學(xué)者的研究還發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度、現(xiàn)金流、公司規(guī)模因素影響公司盈利能力，本文將其選作控制變量。

（三）研究思路

本文實(shí)證部分研究思路如下：首先，從CSMAR財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫(kù)獲取113家房地產(chǎn)上市公司2012年財(cái)務(wù)基本數(shù)據(jù)；其次，使用Excel對(duì)基本數(shù)據(jù)處理，計(jì)算得出財(cái)務(wù)分析指標(biāo)值；然后，將11個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)納入因子分析系統(tǒng)，最終求得盈利能力綜合得分；最后，構(gòu)建多元回歸模型并使用SPSS17.0軟件多元回歸分析。

（四）研究假設(shè)

本文是利用SPSS17.0做的因子分析和回歸分析，首先利用因子分析法提取公因子，得出盈利能力綜合得分，再用資本結(jié)構(gòu)的相關(guān)指標(biāo)與盈利能力綜合得分進(jìn)行多元回歸分析。通過(guò)借鑒現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論，以及國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)資本結(jié)構(gòu)和公司盈利能力相關(guān)性研究所取得的成果，提出兩個(gè)假設(shè)。

假設(shè)H1：房地產(chǎn)上市公司資產(chǎn)負(fù)債率與盈利能力呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)H2：房地產(chǎn)上市公司長(zhǎng)期資本負(fù)債率與盈利能力呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、盈利能力的因子分析

（一）適用性檢驗(yàn)。利用KMO測(cè)度和Bartlett檢驗(yàn)結(jié)果可以得知，KMO值為0.749，是大于0.7的。Bartlett卡方統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果是1349.955，單側(cè)P值為0.000，由此否定相關(guān)矩陣為單位陣的零假設(shè)，即認(rèn)為各變量之間存在顯著的相關(guān)性。二者均表明所選取的指標(biāo)適宜作因子分析。

（二）提取因子。根據(jù)總方差解釋表，因子分析系統(tǒng)默認(rèn)方法為主成分分析法，抽取的因子就是主成分。經(jīng)分析得出主成分1的特征值為5.637，是第一主成分因子，表明該因子是對(duì)房地產(chǎn)上市公司盈利能力影響最大的主成分。主成分2的特征值為1.913，是與第一主成分不相關(guān)的對(duì)房地產(chǎn)上市公司盈利能力具有第二重要影響的主成分，以此類推。

求因子得分，也就是計(jì)算各個(gè)因子的值。通過(guò)成份得分系數(shù)矩陣表可以寫(xiě)出主成分因子得分。此時(shí)，原來(lái)的11個(gè)變量被4個(gè)彼此獨(dú)立的新變量所代替。我們表示為F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，F(xiàn)4。然后計(jì)算出它們各自的權(quán)重W，則盈利能力綜合得分F=WZ，其中Z=（F1， F2， F3， F4）T。

四、實(shí)證結(jié)果

本文將相關(guān)指標(biāo)擬合程度、回歸方程檢驗(yàn)、回歸系數(shù)估計(jì)及其t檢驗(yàn)繪制成表格，另外建立兩個(gè)模型，將其結(jié)果繪制成回歸方程多重共線性統(tǒng)計(jì)表。

（1） 第一模型回歸結(jié)果。第一模型的調(diào)整R2=0.235，即樣本回歸線的可決系數(shù)為0.235，第一模型可解釋的變異占總變異的比例達(dá)到23.5%。盈利能力是一個(gè)公司績(jī)效的核心標(biāo)準(zhǔn)，它的影響因素必定無(wú)法一概而論，第一模型只可以解釋一部分，這是可以理解的。

F檢驗(yàn)是對(duì)回歸方程整體的顯著性檢驗(yàn)，分析顯示，它通過(guò)了顯著性水平為σ=0.01的F檢驗(yàn)，這說(shuō)明回歸方程整體顯著性水平比較理想。

從共線性統(tǒng)計(jì)表得出，第一模型各指標(biāo)容忍度都小于1，方差膨脹系數(shù)值均在1-2之間，小于臨界值5，所以該回歸方程不存在多重共線性問(wèn)題。

t檢驗(yàn)是對(duì)回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。分析得出解釋變量資產(chǎn)負(fù)債率的系數(shù)為-2.114，標(biāo)準(zhǔn)誤差為-5.462，通過(guò)了顯著性水平為σ=0.01的t檢驗(yàn)；常數(shù)項(xiàng)的系數(shù)值為-1.778，標(biāo)準(zhǔn)誤差為-2.241，通過(guò)了顯著性水平σ=0.01的t檢驗(yàn)；另外，第一模型中各控制變量的系數(shù)值也均有非常理想的顯著性?？傻贸龅谝荒Ｐ偷幕貧w方程，第一模型證實(shí)了假設(shè)H1，即房地產(chǎn)上市公司資產(chǎn)負(fù)債率與盈利能力呈負(fù)相關(guān)。

（2） 第二模型回歸結(jié)果。分型得出，第二模型的調(diào)整R2=0.103，小于0.2，說(shuō)明第二模型可解釋的變異占總變異的比例不如第一模型大，第二模型的擬合程度不甚理想。F的觀測(cè)值為3.567，P值小于0.05，說(shuō)明回歸方程整體顯著性水平較高。

共線性統(tǒng)計(jì)表顯示第二模型不存在多重共線性問(wèn)題。

在t檢驗(yàn)中，長(zhǎng)期資本負(fù)債率回歸系數(shù)為-1.048，P值小于0.01，顯著性水平很高；常數(shù)項(xiàng)、Z指數(shù)、總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)通過(guò)了顯著性水平為0.05的t檢驗(yàn)；但控制變量中第一大持股比例和營(yíng)業(yè)收入現(xiàn)金率P值大于0.05，沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)，故在回歸方程中將它們略去，繼而可以得出第二模型的回歸線性方程。

考慮到眾多控制變量會(huì)減弱長(zhǎng)期資本負(fù)債率與盈利能力線性關(guān)系的情況下，二者仍呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，我們可以接受假設(shè)H2，即房地產(chǎn)上市公司長(zhǎng)期資本負(fù)債率與盈利能力負(fù)相關(guān)。不過(guò)，回歸模型的解釋力度不夠強(qiáng)烈，二者的關(guān)系有待被更有效的模型驗(yàn)證。

五、結(jié)論及建議

（一）本文結(jié)論。本文以113家房地產(chǎn)上市公司為研究對(duì)象，選取2012年為觀測(cè)年，在回顧國(guó)內(nèi)外研究文獻(xiàn)，描述上市公司現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，利用SPSS17.0進(jìn)行因子分析和多元線性回歸分析。結(jié)果是我國(guó)房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)對(duì)盈利能力會(huì)產(chǎn)生影響，并且一般來(lái)說(shuō)，資產(chǎn)負(fù)債率越低的企業(yè)，盈利能力相對(duì)越高。

（二）政策建議

（1） 改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)機(jī)制。加強(qiáng)內(nèi)部治理和自我約束，增強(qiáng)積累能力，減少不良債務(wù)。建立有效的管理者激勵(lì)懲罰機(jī)制，使管理者和股東目標(biāo)一致。

（2） 提高債權(quán)人債務(wù)約束作用。銀行作為上市公司的主要債權(quán)人，應(yīng)積極參與到上市公司的日常經(jīng)營(yíng)和公司治理中去，嚴(yán)格監(jiān)控貸款使用范圍和效率；適當(dāng)建立懲罰機(jī)制，利用法律等手段對(duì)違規(guī)公司進(jìn)行懲罰，使債權(quán)成為一種硬約束。

（3） 完善破產(chǎn)機(jī)制。設(shè)定明確的破產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)和破產(chǎn)制度，并嚴(yán)格執(zhí)行。同時(shí)，幫助上市公司建立完善的償債機(jī)制，降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。

（4） 轉(zhuǎn)變股權(quán)融資偏好

應(yīng)改善規(guī)范股權(quán)融資標(biāo)準(zhǔn)，增加股權(quán)融資的成本，避免濫發(fā)股票的現(xiàn)象。

（5） 完善資本市場(chǎng)

增加融資渠道，在一定程度上可以分散風(fēng)險(xiǎn)。例如可以發(fā)展債券市場(chǎng)，完善信托資金。

（6） 嚴(yán)格會(huì)計(jì)制度

必須嚴(yán)格會(huì)計(jì)制度，嚴(yán)格懲罰造假行為，改進(jìn)對(duì)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)考核的指標(biāo)體系，改善會(huì)計(jì)核算體系。

參考文獻(xiàn)：

[1]余霖.中國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)的影響因素[J].現(xiàn)代商業(yè)，2003，（5）：209-210.

[2]張志強(qiáng)，肖淑芳.節(jié)稅收益、破產(chǎn)成本與最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)[J].會(huì)計(jì)研究，2009（4）：47-53.

[3]曹廷求，孫文祥，于建霞.資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、成長(zhǎng)機(jī)會(huì)與公司績(jī)效[J].南開(kāi)管理評(píng)論，2004（4）：57，63.

[4]賈麗艷，杜強(qiáng).SPSS統(tǒng)計(jì)分析標(biāo)準(zhǔn)教程[M].北京：人民郵電出版社，2010.

作者簡(jiǎn)介：陶俊青，性別：男，民族：漢族 籍貫：河南省開(kāi)封市通許縣，學(xué)歷：大專 單位：河南馳龍實(shí)業(yè)有限公司 研究方向：財(cái)務(wù)管理。