房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績效影響的實(shí)證分析

賴凱

摘 要：利用我國房地產(chǎn)行業(yè)上市公司2007-2014年的數(shù)據(jù)構(gòu)建指數(shù)，對(duì)資本結(jié)構(gòu)對(duì)行業(yè)公司績效的影響進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證檢驗(yàn)表明：（1）長期資本負(fù)債率與企業(yè)績效呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；（2）流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率與企業(yè)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；（3）在給定相同水平的流動(dòng)資產(chǎn)比率、長期資本負(fù)債率和流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率時(shí)，在2011年以前的企業(yè)績效高于2011年之后。

關(guān)鍵詞：資本結(jié)構(gòu)；企業(yè)績效；房地產(chǎn)上市公司

一、文獻(xiàn)回顧

房地產(chǎn)作為我國國民經(jīng)濟(jì)中的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)在現(xiàn)代社會(huì)中占據(jù)著十分重要的地位，尤其是在促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展，人員就業(yè)，改善人民居住環(huán)境，滿足人們住房的剛性需求方面。對(duì)上下游的帶動(dòng)作用十分明顯。因此關(guān)于房地產(chǎn)上市公司績效研究在增強(qiáng)房地產(chǎn)企業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力、促進(jìn)整個(gè)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化整合方面的研究為提高行業(yè)的整體實(shí)力而具有重要的積極意義。本文從房地產(chǎn)上市公司的資本結(jié)構(gòu)出發(fā)，以滬深兩市的房地產(chǎn)上市公司為樣本，分析我國房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，通過建立時(shí)間序列模型對(duì)房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)與公司績效的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。

學(xué)者們對(duì)資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間的關(guān)系觀點(diǎn)不一。張星文、鐘金萍（2011）認(rèn)為資產(chǎn)負(fù)債率和凈資產(chǎn)收益率存在長期穩(wěn)定關(guān)系和短期均衡關(guān)系，并且短期均衡具有一定的滯后性。賀晉、張曉峰（2012）則認(rèn)為股東權(quán)益報(bào)酬率同資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)，而TobinQ同資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。沈倩、許敏（2015）則表示房地產(chǎn)上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效呈“倒U型”關(guān)系，流動(dòng)負(fù)債率與公司績效正相關(guān)，股本比例與和資本公積比例與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)，留存收益比例與公司績效的相關(guān)性不顯著，國有股比例與公司績效負(fù)相關(guān)，流通股比例與公司績效正相關(guān)。楊坪、楊迪斐（2015）研究發(fā)現(xiàn)流動(dòng)資產(chǎn)比率與績效正相關(guān)、流動(dòng)比率與績效負(fù)相關(guān)、而長期負(fù)債率和前十大股東持股比例與企業(yè)績效無顯著相關(guān)性。賀晉、張曉峰（2012）則認(rèn)為股東權(quán)益報(bào)酬率同資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)，而TobinQ同資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。

二、提出假設(shè)

企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，本文主要想從長期負(fù)債與短期負(fù)債兩個(gè)角度來進(jìn)行分析。

長期資本負(fù)債率主要是指非流動(dòng)負(fù)債占長期資本的比率。公司的長期資本負(fù)債率越高，就會(huì)對(duì)企業(yè)績效有正向的作用。但是，一旦資產(chǎn)負(fù)債率超過臨界值就會(huì)帶來公司績效的負(fù)增長。一方面，所用于其他方面的投資額便越少，其相應(yīng)的獲利能力便會(huì)受到限制。另一方面，長期負(fù)債的利率相對(duì)較高，相應(yīng)的會(huì)減少企業(yè)的利潤，綜合而言，公司的績效水平也會(huì)降低?；谝陨媳疚奶岢鲆幌氯齻€(gè)假設(shè)：

H1：長期資本負(fù)債率與房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)績效呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系

H2：流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率與房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系

H3：在給定相同水平的流動(dòng)資產(chǎn)比率、長期資本負(fù)債率和流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率時(shí)，在2011年以前的房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)績效高于2011年之后

三、研究設(shè)計(jì)

（一） 樣本選取和數(shù)據(jù)來源。根據(jù)中國證監(jiān)會(huì)2014年的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，本文以A股房地產(chǎn)行業(yè)上市公司為樣本，用Wind數(shù)據(jù)庫進(jìn)行檢索，剔除數(shù)據(jù)不全、ST類的上市公司，最終得到基于2007-2014年的86家上市公司的季度數(shù)據(jù)，本文認(rèn)為房地產(chǎn)行業(yè)中各企業(yè)平權(quán)，故構(gòu)建了一個(gè)指數(shù)，即將這86家樣本公司的各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平均后得到的值作為房地產(chǎn)行業(yè)2007-2014年的時(shí)間序列樣本數(shù)據(jù)。

（二） 變量設(shè)計(jì)。對(duì)變量的定義如下：被解釋變量： 企業(yè)績效，ROE，用總資產(chǎn)報(bào)酬率計(jì)算；解釋變量，長期資本負(fù)債率， CQZB， 計(jì)算公式為：非流動(dòng)負(fù)債合計(jì)/（非流動(dòng)負(fù)債合計(jì)+歸屬母公司股東的權(quán)益）*100%；流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率，QYBL，計(jì)算公式為：（流動(dòng)負(fù)債合計(jì)/歸屬母公司股東的權(quán)益）*100%；虛擬變量，宏觀政策，EN，2011年以前政策值取0，2011年以后則取1。

（三）模型設(shè)計(jì)。本文采用如下多元線性模型來研究長期資本負(fù)債率（CQZB）、流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率（QYBL）、宏觀政策（EN）與企業(yè)績效（ROE）之間的關(guān)系：

P=β0+β1CQZB+β2QYBL+δ0EN+μ

我們用δ0表示虛擬變量EN的參數(shù)，以強(qiáng)調(diào)虛擬變量參數(shù)的含義。δ0表示在給定相同水平的長期資本負(fù)債率（CQZB）、流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率（QYBL）時(shí)，2011年以前和2011年以后房地產(chǎn)行業(yè)在績效上的平均差距。μ表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一） ADF單位根檢驗(yàn)。由于時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的單整序列，當(dāng)變量均為非平穩(wěn)時(shí)間序列時(shí)，對(duì)變量間進(jìn)行的回歸可能導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象，為避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，在采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行分析之前，第一步就要對(duì)模型中所包含的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此，本文首先要檢驗(yàn)ROE（總資產(chǎn)報(bào)酬率）、CQZB（長期資本負(fù)債率）、QYBL（流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率）和EN（宏觀政策）各變量的平穩(wěn)性。為檢驗(yàn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法。并結(jié)合AIC、SC值擇優(yōu)選擇滯后項(xiàng)。由ADF單位根結(jié)果可知，序列ROE、CQZB、QYBL、EN均為一階單整序列，序列CQZB、QYBL一階差分后通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，序列ROE一階差分后通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。因此，各變量一階差分后均為平穩(wěn)序列。

（二）相關(guān)性分析。當(dāng)各變量一階差分后都為平穩(wěn)序列時(shí)，則可將此一階差分后的序列視為截面數(shù)據(jù)，再進(jìn)行回歸分析，由此，首先對(duì)一階差分后的各變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，由結(jié)果可知，各變量之間相關(guān)系數(shù)較小，不存在多重共線性。

（三）多元回歸分析結(jié)果。運(yùn)用模型2對(duì)各變量的一階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸， 得回歸方程為：

P=2.561-3.096CQZB+0.001QYBL-3.137EN

（2.326） （-6.124） （1.913） （-2.085）

（四） t檢驗(yàn)。t檢驗(yàn)是對(duì)各參數(shù)估計(jì)值的顯著檢驗(yàn)，由回歸結(jié)果可知CQZB的t值為-3.096，絕對(duì)值大于1%的顯著性水平下的t值2.771，這就說明在99%的置信區(qū)間內(nèi)，自變量CQZB對(duì)因變量房地產(chǎn)行業(yè)的企業(yè)績效有顯著影響。QLBL的t值為1.913，絕對(duì)值大于10%的顯著性水平下的t值1.703，這就說明在90%的置信區(qū)間內(nèi)，自變量QLBL對(duì)因變量房地產(chǎn)行業(yè)的企業(yè)績效有顯著影響。EN的t值為-2.085，絕對(duì)值大于5%顯著性水平的t值1.96，這就說明在95%的置信區(qū)間內(nèi)，虛擬變量EN對(duì)因變量企業(yè)績效有顯著影響。

五、 結(jié)論

本文研究了長期資本負(fù)債率和流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)的企業(yè)績效的影響，并以宏觀政策為解釋變量，研究結(jié)果表明：

（1）長期資本負(fù)債率與企業(yè)績效呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。假設(shè)1得以支持。

（2）流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率與企業(yè)績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。假設(shè)2得以支持。

（3）在給定相同水平的流動(dòng)資產(chǎn)比率、長期資本負(fù)債率和流動(dòng)負(fù)債權(quán)益比率時(shí)，在2011年以前的企業(yè)績效高于2011年之后。假設(shè)3得以支持。

參考文獻(xiàn)：

[1] 張星文，鐘金萍，郭玫.房地產(chǎn)行業(yè)資本結(jié)構(gòu)與績效關(guān)系的實(shí)證研究——基于時(shí)間序列分析[J].會(huì)計(jì)之友，2011，25：83-85.

[2] 沈倩，許敏.房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)對(duì)公司績效影響的實(shí)證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2015，27：85-87.

[3] 方茂揚(yáng).房地產(chǎn)上市公司融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司績效影響的實(shí)證分析[J].武漢金融，2009，07：37-39.