资本结构与上市公司盈利能力分析
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作者: 孟晶晶 李春晖
作者简介：孟晶晶，河南新乡，中南财经政法大学财务管理专业硕士研究生，研究方向：企业理财；李春晖，河南开封人，中南财经政法大学财务管理专业硕士研究生，企业理财。
摘要：以我国房地产行业上市公司2009年度财务数据为样本，用主成分分析法得出代表上市公司盈利能力的综合指标，然后以该指标为被解释变量，以资产负债率代表资本结构作为解释变量对我国房地产行业上市公司的资本结构和获利能力的关系进行回归分析。结果表明，房地产行业上市公司的资本结构与盈利能力呈现负相关关系。
关键词：资本结构;获利能力
中图分类号：F83文献标识码：A文章编号：1672-3198（2011）05-0024-02
1 问题的提出
在市场经济条件下，企业从不同渠道获取的资金在融资成本、融资风险、税收方面各不相同，股东和债权人在企业治理结构中的作用也很不相同，因此企业资本结构不同时公司业绩也不相同。
本文试图说明资本结构是一个影响企业业绩的内生工具，资本结构作为企业相关利益者权利义务的集中反映影响并决定着公司治理结构，进而影响并决定企业行为特征及企业价值，表现为财务业绩的变动。
由于房地产上市公司资金投入量大，开发周期长，投资回收期也长，这些特点会严重影响企业财务报表的表现，给增发新股带来困难，因而房地产上市公司从股市上获得的资金总量占资产的比例很可能低于其他行业的企业,其直接表现就是房地产上市公司的负债率高于其他行业的企业。实际上，房地产类上市公司的负债率除了低于业务特殊的金融类上市公司外，均高于其他类型上市公司的负债率，而且其负债水平差异还有继续扩大的趋势。本文选择房地产行业上市公司作为研究对象，从上市公司资本结构对企业业绩的影响进行了实证研究，希望能得出一些关于中国上市公司资本结构与企业业绩相互关系的启示性结论。
2 国内外研究现状
有关企业绩效与资本结构的实证研究，国外研究的结果大都表明，企业价值与财务杠杆之间呈正相关关系。Masulis（1980）研究证实：企业绩效与其负债水平正相关。Jordan、Lowe和Taylor（1998）以1989―1993年275家英国私人或独立的中小型企业为有效样本得出的结论为：企业获利率与负债比呈正相关关系。而Titman和wessels（1988）以美国1972―1982年469家制造业上市公司为样本，研究结果为获利能力与负债率之间呈显著的负相关关系。
我国学者对两者之间关系的研究也得出了两种互相对立的结论：冯根福等（1999）选取1996―1999年的中国上市公司数据，得出结论为：公司盈利能力与其资产负债率是极为显著的负相关关系；张则斌、朱少醒等（2000）选取了深沪两市943家上市公司作为样本，结果表明：上市公司的资产盈利能力与负债比率呈负相关；李宝仁、王振蓉（2003）结果发现企业的获利能力与资产负债呈成负相关关系；汪强（2004）对家电行业上市公司进行实证研究后，认为家电行业上市公司的资本结构与获利能力呈负相关关系。
也有少数研究发现企业获利能力与资产负债率呈正相关关系。王娟和杨凤林（1998）发现我国上市公司随着负债率的提高，盈利能力呈现上升趋势；洪锡熙、沈艺峰（2000）得出企业盈利能力越强，负债水平越高的结论；张佳林、杜颖、李京（2003）选取了电力行业的31家上市公司作为样本，发现所有年度的净资产收益率与负债比率都呈显著的正相关关系。
3 样本和指标变量的选择
3.1 样本的选择
选用A股房地产行业上市公司为研究对象，并对样本做出如下筛选：
①只选择2001年以前上市的公司，以确保公司财务行为相对成熟；
②排除被ST、PT处理的公司，最终得到106家公司作为有效样本。样本数据来源于国泰安数据库，数据处理采用SPSS 16.0软件来完成。
3.2 指标变量的选择
本文选取销售净利率和销售毛利率反映公司生产经营的获利能力，净资产收益率和总资产利润率反映公司的资产获利能力，这四个指标综合起来，可以比较全面地反映一个公司的盈利能力。
选用资产负债率来表示企业资本结构，它反映了企业总资产中债务资本所占的比重，实质上也反映了上市公司债务资本与权益资本的比重。
4 实证分析
对企业盈利能力的四个指标进行相关性分析，发现有些指标的相关程度比较高，其中总资产利润率与净资产收益率相关系数为0.766，因此，较难对企业的获利能力做出正确判断，故运用主成分分析法综合评价各企业的获利能力。
4.1 描述性统计
由表1可以发现目前我国房地产行业上市公司的资产负债率平均值达到59.0342%。所选取的反映上市公司盈利能力的指标中销售毛利率最高，其平均值达到37.3161%，而总资产利润率相对较低，平均值只有6.3842%，离散程度最小的是总资产利润率。
表1 描述性统计
4.2 因子分析
运用SPSS软件，将X1、X2、X3、X4全部纳入因子分析系统。
表2 KMO and Bartlett检验
表2中，KMO值为0.553，在0.5-1.0之间，因此数据适合使用因子分析方法。Bartlett球体检验的sig.取值为0.000，表示各个变量不是相互独立的。
表3 变量共同度
从表3可以看出，所有变量的共同度均很高，各个变量的信息丢失较少。
表4 相关系数矩阵的特征值和方差贡献率表
从表4中可以看出，第一主成分特征根为2.066，方差贡献率为51.659%，第二主成分特征根为1.106，方差贡献率为27.649%，前两个主成分的累计贡献率为79.308%，接近于80%，故选取的第一、第二主成分能够基本代表原变量的所有信息量。
表5 因子得分系数矩阵
根据表5可以把主成分表示为各个变量的线性组合：
F10.429X1+0.387X2+0.271X3+0.277X4
F2-0.287X1-0.462X2+0.559X3+0.544X4
由表5可以看到，四个变量中，总资产利润率和净资产收益率对第一主成分的贡献比较大，因此，第一主成分主要反映公司的资产获利能力；而销售净利率和销售毛利率则对第二主成分的贡献较大，因此，第二主成分主要反映公司经营的获利能力。
公司获利能力的总得分F（51.659F1+27.649F2）/79.308
4.3 相关分析和回归分析
经分析F与资产负债率的相关系数为-0.222，为负相关，即公司盈利能力与其资产负债率呈反向变动的趋势。
以盈利能力综合因子得分F为因变量，资产负债率为自变量进行回归分析，即Fa+bX+u，所得结果如下：
表6 回归方程的显著性检验
由表6可知，回归模型的sig.值接近于0，说明该模型有统计意义。
表7 回归分析系数检验
由表7可看出，线性方程的常数项为0.314，在0.000的显著性水平下通过t检验，自变量斜率为-0.001，在0.022的显著性水平下通过t检验，说明代表资本结构的资产负债率对盈利能力有显著的影响。盈利能力F与资产负债率X的回归方程为：F0.314-0.001X。
5 研究结论
本文通过对所选样本资本结构与企业获利能力的相关分析和回归分析，结果表明企业的获利能力与其资产负债率呈负相关。这一结论与Titman、杨凤林、洪锡熙等国内外学者的研究结论一致。促成这一结论的原因可能是房地产行业债务融资没有起到提高其业绩的作用，即债务融资的税盾作用、财务杠杆作用以及激励作用并未发挥出来。该结论说明，我国上市公司的资本结构确实对其盈利能力有一定影响，公司管理者应充分重视资本结构对公司盈利能力的影响，选择适当资本结构以实现公司价值的最大化。
参考文献
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