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中图分类号：F224文献标识码：A
摘要：资本结构理论是构建现代公司财务理论的核心板块之一。本文以房地产上市公司为研究对象从理论和实证对它进行探讨。发现资产负债率和盈利能力负相关；长期资本负债率和盈利能力负相关。最后总结结论，从房企债务激励效应失灵、破产机制不健全、股权融资偏好、资本结构不合理等角度对结论加以解释；并针对性提出建议，以优化房企资本结构，提高盈利能力。
关键词：资本结构；盈利能力；房地产上市公司；实证分析
一.引言
由美国Modigliani和Miller教授于1958年6月发表的“资本结构、公司财务与资本”一文揭开了现代资本结构理论百花齐放的时代 。作者运用抽象思维提出完善的资本市场的假设，开拓性的证明了资本结构与市场价值无关（MM定理）。MM定理在理论界和实务界引起了广泛的争议，许多学者通过放宽该理论理想的假设条件提出了极具现实意义的资本结构理论。
二.研究设计
（一）样本选取。本文以2012年沪深两市A股房地产上市公司为样本选择范围，为减少异常数据对实证研究的干扰，按下列原则进行样本筛选：
根据证监会行业分类，选取房地产行业为研究对象；对于同时发行B股或H股的A股上市公司，为确保足够的样本数量，本文不予删除，但只选用A股上市数据；剔除ST或*ST公司；剔除变量数据缺失的公司，例如000508琼民源、600840新湖创业；鉴于对房地产行业普遍水平的检验，剔除营业毛利率为负值或经营业绩极差的企业，例如000502绿景控股、000567海德股份、600159大龙地产等共9家；剔除主营业务非房地产开发业或主营业务年度有重大转换的公司，例如002285世联地产、000711天伦置业、600753东方银星等；剔除未股改上市企业，例如000670S舜元；
经上述筛选，最终确定了113家房地产上市公司为本次实证对象，样本数据全部来自CSMAR财经数据库。
（二）变量选取
（1） 被解释变量的选取。本文的被解释变量是房地产上市公司的盈利能力。描述上市公司盈利能力可从多个角度出发，相应盈利能力指标也不止一个体系。为综合反映房地产上市公司盈利能力，运用因子分析法计算盈利能力综合得分。将11个盈利能力指标纳入因子分析系统，它们分别是营业毛利率、营业利润率、销售净利率、成本费用利润率、流动资产利润率、资产报酬率、总资产净利润率、每股收益、每股净资产、市盈率、托宾Q值。
（2） 解释变量选取。本文实证研究中资本结构为解释变量，选取资产负债率和长期资本负债率作为资本结构衡量指标。资产负债率反映企业总资产中通过负债筹集的比例，是广为学者采用的重要指标；长期资本负债率指非流动负债占长期资本的比例，它更能反映严格意义上资本结构定义，即长期负债与权益的分配情况。
（3） 控制变量的选取。除资本结构以外，以往学者的研究还发现股权集中度、现金流、公司规模因素影响公司盈利能力，本文将其选作控制变量。
（三）研究思路
本文实证部分研究思路如下：首先，从CSMAR财经数据库获取113家房地产上市公司2012年财务基本数据；其次，使用Excel对基本数据处理，计算得出财务分析指标值；然后，将11个财务指标纳入因子分析系统，最终求得盈利能力综合得分；最后，构建多元回归模型并使用SPSS17.0软件多元回归分析。
（四）研究假设
本文是利用SPSS17.0做的因子分析和回归分析，首先利用因子分析法提取公因子，得出盈利能力综合得分，再用资本结构的相关指标与盈利能力综合得分进行多元回归分析。通过借鉴现代资本结构理论，以及国内外學者对资本结构和公司盈利能力相关性研究所取得的成果，提出两个假设。
假设H1：房地产上市公司资产负债率与盈利能力呈负相关关系。
假设H2：房地产上市公司长期资本负债率与盈利能力呈负相关关系。
三、盈利能力的因子分析
（一）适用性检验。利用KMO测度和Bartlett检验结果可以得知，KMO值为0.749，是大于0.7的。Bartlett卡方统计量的结果是1349.955，单侧P值为0.000，由此否定相关矩阵为单位阵的零假设，即认为各变量之间存在显著的相关性。二者均表明所选取的指标适宜作因子分析。
（二）提取因子。根据总方差解释表，因子分析系统默认方法为主成分分析法，抽取的因子就是主成分。经分析得出主成分1的特征值为5.637，是第一主成分因子，表明该因子是对房地产上市公司盈利能力影响最大的主成分。主成分2的特征值为1.913，是与第一主成分不相关的对房地产上市公司盈利能力具有第二重要影响的主成分，以此类推。
求因子得分，也就是计算各个因子的值。通过成份得分系数矩阵表可以写出主成分因子得分。此时，原来的11个变量被4个彼此独立的新变量所代替。我们表示为F1，F2，F3，F4。然后计算出它们各自的权重W，则盈利能力综合得分F=WZ，其中Z=（F1， F2， F3， F4）T。
四、实证结果
本文将相关指标拟合程度、回归方程检验、回归系数估计及其t检验绘制成表格，另外建立两个模型，将其结果绘制成回归方程多重共线性统计表。
（1） 第一模型回归结果。第一模型的调整R2=0.235，即样本回归线的可决系数为0.235，第一模型可解释的变异占总变异的比例达到23.5%。盈利能力是一个公司绩效的核心标准，它的影响因素必定无法一概而论，第一模型只可以解释一部分，这是可以理解的。
F检验是对回归方程整体的显著性检验，分析显示，它通过了显著性水平为σ=0.01的F检验，这说明回归方程整体显著性水平比较理想。
从共线性统计表得出，第一模型各指标容忍度都小于1，方差膨胀系数值均在1-2之间，小于临界值5，所以该回归方程不存在多重共线性问题。 t检验是对回归系数的显著性检验。分析得出解释变量资产负债率的系数为-2.114，标准误差为-5.462，通过了显著性水平为σ=0.01的t检验；常数项的系数值为-1.778，标准误差为-2.241，通过了显著性水平σ=0.01的t检验；另外，第一模型中各控制变量的系数值也均有非常理想的显著性。可得出第一模型的回归方程，第一模型证实了假设H1，即房地产上市公司资产负债率与盈利能力呈负相关。
（2） 第二模型回归结果。分型得出，第二模型的调整R2=0.103，小于0.2，说明第二模型可解释的变异占总变异的比例不如第一模型大，第二模型的拟合程度不甚理想。F的观测值为3.567，P值小于0.05，说明回归方程整体显著性水平较高。
共线性统计表显示第二模型不存在多重共线性问题。
在t检验中，长期资本负债率回归系数为-1.048，P值小于0.01，显著性水平很高；常数项、Z指数、总资产自然对数通过了显著性水平为0.05的t检验；但控制变量中第一大持股比例和营业收入现金率P值大于0.05，没有通过t检验，故在回归方程中将它们略去，继而可以得出第二模型的回归线性方程。
考虑到众多控制变量会减弱长期资本负债率与盈利能力线性关系的情况下，二者仍呈现显著的负相关关系，我们可以接受假设H2，即房地产上市公司长期资本负债率与盈利能力负相关。不过，回归模型的解释力度不够强烈，二者的关系有待被更有效的模型验证。
五、结论及建议
（一）本文结论。本文以113家房地产上市公司为研究对象，选取2012年为观测年，在回顾国内外研究文献，描述上市公司现状的基础上，利用SPSS17.0进行因子分析和多元线性回归分析。结果是我国房地产上市公司资本结构对盈利能力会产生影响，并且一般来说，资产负债率越低的企业，盈利能力相对越高。
（二）政策建议
（1） 改善企业经营机制。加强内部治理和自我约束，增强积累能力，减少不良债务。建立有效的管理者激励惩罚机制，使管理者和股东目标一致。
（2） 提高债权人债务约束作用。银行作为上市公司的主要债权人，应积极参与到上市公司的日常经营和公司治理中去，严格监控贷款使用范围和效率；适当建立惩罚机制，利用法律等手段对违规公司进行惩罚，使债权成为一种硬约束。
（3） 完善破产机制。设定明确的破产标准和破产制度，并严格执行。同时，帮助上市公司建立完善的偿债机制，降低财务风险。
（4） 转变股权融资偏好
应改善规范股权融资标准，增加股权融资的成本，避免滥发股票的现象。
（5） 完善資本市场
增加融资渠道，在一定程度上可以分散风险。例如可以发展债券市场，完善信托资金。
（6） 严格会计制度
必须严格会计制度，严格惩罚造假行为，改进对经营业绩考核的指标体系，改善会计核算体系。
参考文献：
[1]余霖.中国上市公司资本结构的影响因素[J].现代商业，2003，（5）：209-210.
[2]张志强，肖淑芳.节税收益、破产成本与最优资本结构[J].会计研究，2009（4）：47-53.
[3]曹廷求，孙文祥，于建霞.资本结构、股权结构、成长机会与公司绩效[J].南开管理评论，2004（4）：57，63.
[4]贾丽艳，杜强.SPSS统计分析标准教程[M].北京：人民邮电出版社，2010.
作者简介：陶俊青，性别：男，民族：汉族 籍贯：河南省开封市通许县，学历：大专 单位：河南驰龙实业有限公司 研究方向：财务管理。
摘要：资本结构理论是构建现代公司财务理论的核心板块之一。本文以房地产上市公司为研究对象从理论和实证对它进行探讨。发现资产负债率和盈利能力负相关；长期资本负债率和盈利能力负相关。最后总结结论，从房企债务激励效应失灵、破产机制不健全、股权融资偏好、资本结构不合理等角度对结论加以解释；并针对性提出建议，以优化房企资本结构，提高盈利能力。
关键词：资本结构；盈利能力；房地产上市公司；实证分析
一.引言
由美国Modigliani和Miller教授于1958年6月发表的“资本结构、公司财务与资本”一文揭开了现代资本结构理论百花齐放的时代 。作者运用抽象思维提出完善的资本市场的假设，开拓性的证明了资本结构与市场价值无关（MM定理）。MM定理在理论界和实务界引起了广泛的争议，许多学者通过放宽该理论理想的假设条件提出了极具现实意义的资本结构理论。
二.研究设计
（一）样本选取。本文以2012年沪深两市A股房地产上市公司为样本选择范围，为减少异常数据对实证研究的干扰，按下列原则进行样本筛选：
根据证监会行业分类，选取房地产行业为研究对象；对于同时发行B股或H股的A股上市公司，为确保足够的样本数量，本文不予删除，但只选用A股上市数据；剔除ST或*ST公司；剔除变量数据缺失的公司，例如000508琼民源、600840新湖创业；鉴于对房地产行业普遍水平的检验，剔除营业毛利率为负值或经营业绩极差的企业，例如000502绿景控股、000567海德股份、600159大龙地产等共9家；剔除主营业务非房地产开发业或主营业务年度有重大转换的公司，例如002285世联地产、000711天伦置业、600753东方银星等；剔除未股改上市企业，例如000670S舜元；
经上述筛选，最终确定了113家房地产上市公司为本次实证对象，样本数据全部来自CSMAR财经数据库。
（二）变量选取
（1） 被解释变量的选取。本文的被解释变量是房地产上市公司的盈利能力。描述上市公司盈利能力可从多个角度出发，相应盈利能力指标也不止一个体系。为综合反映房地产上市公司盈利能力，运用因子分析法计算盈利能力综合得分。将11个盈利能力指标纳入因子分析系统，它们分别是营业毛利率、营业利润率、销售净利率、成本费用利润率、流动资产利润率、资产报酬率、总资产净利润率、每股收益、每股净资产、市盈率、托宾Q值。
（2） 解释变量选取。本文实证研究中资本结构为解释变量，选取资产负债率和长期资本负债率作为资本结构衡量指标。资产负债率反映企业总资产中通过负债筹集的比例，是广为学者采用的重要指标；长期资本负债率指非流动负债占长期资本的比例，它更能反映严格意义上资本结构定义，即长期负债与权益的分配情况。
（3） 控制变量的选取。除资本结构以外，以往学者的研究还发现股权集中度、现金流、公司规模因素影响公司盈利能力，本文将其选作控制变量。
（三）研究思路
本文实证部分研究思路如下：首先，从CSMAR财经数据库获取113家房地产上市公司2012年财务基本数据；其次，使用Excel对基本数据处理，计算得出财务分析指标值；然后，将11个财务指标纳入因子分析系统，最终求得盈利能力综合得分；最后，构建多元回归模型并使用SPSS17.0软件多元回归分析。
（四）研究假设
本文是利用SPSS17.0做的因子分析和回归分析，首先利用因子分析法提取公因子，得出盈利能力综合得分，再用资本结构的相关指标与盈利能力综合得分进行多元回归分析。通过借鉴现代资本结构理论，以及国内外學者对资本结构和公司盈利能力相关性研究所取得的成果，提出两个假设。
假设H1：房地产上市公司资产负债率与盈利能力呈负相关关系。
假设H2：房地产上市公司长期资本负债率与盈利能力呈负相关关系。
三、盈利能力的因子分析
（一）适用性检验。利用KMO测度和Bartlett检验结果可以得知，KMO值为0.749，是大于0.7的。Bartlett卡方统计量的结果是1349.955，单侧P值为0.000，由此否定相关矩阵为单位阵的零假设，即认为各变量之间存在显著的相关性。二者均表明所选取的指标适宜作因子分析。
（二）提取因子。根据总方差解释表，因子分析系统默认方法为主成分分析法，抽取的因子就是主成分。经分析得出主成分1的特征值为5.637，是第一主成分因子，表明该因子是对房地产上市公司盈利能力影响最大的主成分。主成分2的特征值为1.913，是与第一主成分不相关的对房地产上市公司盈利能力具有第二重要影响的主成分，以此类推。
求因子得分，也就是计算各个因子的值。通过成份得分系数矩阵表可以写出主成分因子得分。此时，原来的11个变量被4个彼此独立的新变量所代替。我们表示为F1，F2，F3，F4。然后计算出它们各自的权重W，则盈利能力综合得分F=WZ，其中Z=（F1， F2， F3， F4）T。
四、实证结果
本文将相关指标拟合程度、回归方程检验、回归系数估计及其t检验绘制成表格，另外建立两个模型，将其结果绘制成回归方程多重共线性统计表。
（1） 第一模型回归结果。第一模型的调整R2=0.235，即样本回归线的可决系数为0.235，第一模型可解释的变异占总变异的比例达到23.5%。盈利能力是一个公司绩效的核心标准，它的影响因素必定无法一概而论，第一模型只可以解释一部分，这是可以理解的。
F检验是对回归方程整体的显著性检验，分析显示，它通过了显著性水平为σ=0.01的F检验，这说明回归方程整体显著性水平比较理想。
从共线性统计表得出，第一模型各指标容忍度都小于1，方差膨胀系数值均在1-2之间，小于临界值5，所以该回归方程不存在多重共线性问题。 t检验是对回归系数的显著性检验。分析得出解释变量资产负债率的系数为-2.114，标准误差为-5.462，通过了显著性水平为σ=0.01的t检验；常数项的系数值为-1.778，标准误差为-2.241，通过了显著性水平σ=0.01的t检验；另外，第一模型中各控制变量的系数值也均有非常理想的显著性。可得出第一模型的回归方程，第一模型证实了假设H1，即房地产上市公司资产负债率与盈利能力呈负相关。
（2） 第二模型回归结果。分型得出，第二模型的调整R2=0.103，小于0.2，说明第二模型可解释的变异占总变异的比例不如第一模型大，第二模型的拟合程度不甚理想。F的观测值为3.567，P值小于0.05，说明回归方程整体显著性水平较高。
共线性统计表显示第二模型不存在多重共线性问题。
在t检验中，长期资本负债率回归系数为-1.048，P值小于0.01，显著性水平很高；常数项、Z指数、总资产自然对数通过了显著性水平为0.05的t检验；但控制变量中第一大持股比例和营业收入现金率P值大于0.05，没有通过t检验，故在回归方程中将它们略去，继而可以得出第二模型的回归线性方程。
考虑到众多控制变量会减弱长期资本负债率与盈利能力线性关系的情况下，二者仍呈现显著的负相关关系，我们可以接受假设H2，即房地产上市公司长期资本负债率与盈利能力负相关。不过，回归模型的解释力度不够强烈，二者的关系有待被更有效的模型验证。
五、结论及建议
（一）本文结论。本文以113家房地产上市公司为研究对象，选取2012年为观测年，在回顾国内外研究文献，描述上市公司现状的基础上，利用SPSS17.0进行因子分析和多元线性回归分析。结果是我国房地产上市公司资本结构对盈利能力会产生影响，并且一般来说，资产负债率越低的企业，盈利能力相对越高。
（二）政策建议
（1） 改善企业经营机制。加强内部治理和自我约束，增强积累能力，减少不良债务。建立有效的管理者激励惩罚机制，使管理者和股东目标一致。
（2） 提高债权人债务约束作用。银行作为上市公司的主要债权人，应积极参与到上市公司的日常经营和公司治理中去，严格监控贷款使用范围和效率；适当建立惩罚机制，利用法律等手段对违规公司进行惩罚，使债权成为一种硬约束。
（3） 完善破产机制。设定明确的破产标准和破产制度，并严格执行。同时，帮助上市公司建立完善的偿债机制，降低财务风险。
（4） 转变股权融资偏好
应改善规范股权融资标准，增加股权融资的成本，避免滥发股票的现象。
（5） 完善資本市场
增加融资渠道，在一定程度上可以分散风险。例如可以发展债券市场，完善信托资金。
（6） 严格会计制度
必须严格会计制度，严格惩罚造假行为，改进对经营业绩考核的指标体系，改善会计核算体系。
参考文献：
[1]余霖.中国上市公司资本结构的影响因素[J].现代商业，2003，（5）：209-210.
[2]张志强，肖淑芳.节税收益、破产成本与最优资本结构[J].会计研究，2009（4）：47-53.
[3]曹廷求，孙文祥，于建霞.资本结构、股权结构、成长机会与公司绩效[J].南开管理评论，2004（4）：57，63.
[4]贾丽艳，杜强.SPSS统计分析标准教程[M].北京：人民邮电出版社，2010.
作者简介：陶俊青，性别：男，民族：汉族 籍贯：河南省开封市通许县，学历：大专 单位：河南驰龙实业有限公司 研究方向：财务管理。