○王凱 唐飛雄

（1、華東理工大學商學院 上海 200237；2、湖南省懷化監(jiān)獄財務部 湖南 懷化 418000）

一、研究目的和背景

房地產行業(yè)資金的使用和供給和制造業(yè)、公共事業(yè)企業(yè)相比，房地產公司資本結構有下列顯著特點：第一，資產負債率很高。第二，房地產行業(yè)融資主要依賴銀行貸款，直接或間接占用的銀行貸款占企業(yè)資金來源的60%以上。第三，流動性負債比重大。房地產企業(yè)貸款主要為短期貸款，貸款到期后再采用借新貸還舊貸的方式繼續(xù)使用原貸款。第四，房地產行業(yè)受政策影響大。資本結構相關理論研究杜蘭特、迪格萊尼和米勒等人。MM公司資本結構與企業(yè)價值無關；代理理論認為債務不僅會減少股東和經理人代理成本，還會增加股東和債權人的成本，資本結構與公司價值成U型關系；信號傳遞理論認為債務融資是向外界傳遞公司高質量的信息，債務水平和公司價值正相關；優(yōu)序融資理論認為企業(yè)融資偏好次序為內部融資、債務融資、股權融資，資本結構與公司價值的關系并不能確定。

在實證研究方面，國外的研究大多表明公司價值與資本結構正相關。如米勒（1966）、羅斯（1977）、馬勒斯（1998）、柏格（2005）等人的研究結果均表明，資本結構與公司價值正相關。國內相關實證研究并未得到統(tǒng)一結論。張勉、陳共榮（2005）、陳文浩和周雅君（2007）認為資本結構與公司價值負相關；沈藝峰和田靜（1999）、曹廷求（2007）等人研究表明，資本結構與公司價值正相關；李義超、蔣振生（2001）、林偉和李紀明（2007）研究結論是資本結構與公司價值成U型相關；韓慶蘭（2005）、靳明（2008）等認為資本結構與公司價值不相關。國內學者對資本結構與公司價值的實證研究起步較晚，主要是以制造業(yè)、公共事業(yè)等上市公司數(shù)量較多的行業(yè)等為主，或者是多行業(yè)總體研究，由于房地產上市公司數(shù)量稀少，涉及房地產行業(yè)上市公司資本結構問題的專門研究數(shù)量不多，而且研究范圍主要集中在探討資本結構的影響因素，并未考慮到房地產行業(yè)預收款等特殊因素對公司價值的影響，也未涉及市場冷熱等周期性因素對房地產公司價值的影響，研究深度不足。

二、研究設計

1、研究假設提出。假設1：資本結構與公司價值相關。我國房地產行業(yè)國家股比例低、流通股比重高更符合西方資本結構理論假設。假設2：資本結構在淡季和旺季時對公司價值影響度不同。當房地產市場處于市場銷售旺季時，成交量放大，由于需求旺盛，房地產公司會加大房地產投資，增加對負債的依賴程度，負債比重會增加，而到了淡季，對房地產投資會減少，負債比重降低。

2、研究變量本文采用凈資產收益率作為公司價值的衡量指標。凈資產收益率，該指標反映了單位股東權益投資回報。凈資產收益率=凈利潤/股東權益有關資本結構的衡量，本文采用國內學者使用較多的總資產負債率來表示，資產負債率=總負債/總資產。國內外學者研究證明，公司規(guī)模，公司成長性，盈利能力，股權集中度等指標對公司價值有顯著影響，因此，將它們引入回歸模型中，這些指標采用國內學者普遍使用的方法描述。股權集中度：前十大股東持股比例=前十大股東持股總數(shù)/公司總股數(shù)。公司規(guī)模：公司規(guī)模=總資產的自然對數(shù)。公司成長性：公司成長性=（本年主營業(yè)務收入-前一年主營業(yè)務收入）/前一年主營業(yè)務收入。盈利能力：銷售凈利率=公司當年的凈利潤/當年營業(yè)收入。

3、模型建立。模型 1：ROE=a+bDebt1+r（control variable）+e，模型 2：ROE=a+bDebt+r（control variable）+season+season*Debt+e。Debt是總資產負債率；模型中1是檢驗資本結構與公司價值關系；模型2中加入市場繁榮度虛擬變量，當市場處于繁榮期時，season取1，否則season為0，該模型是檢驗市場周期性因素對資本結構和公司價值相關性的影響。

4、樣本選擇。本論文的樣本數(shù)據(jù)來自于巨潮資訊網(wǎng)2003年至2007年5年間上市房地產公司年報。我按照以下原則甄選樣本：剔除樣本期間發(fā)行B股和H股的公司；剔除樣本期間被ST或*ST類公司；剔除樣本期間因重組導致主營業(yè)務發(fā)生變更的公司、剔除極端值、缺失值，最后得到的樣本數(shù)量為200個。

三、描述性統(tǒng)計與分析

由表1統(tǒng)計結果可以看出，公司的平均凈資產收益率為10%，標準差為7%，說明行業(yè)整體凈資產收益率分化較?。毁Y產負債率為54%，標準差為15%，這表明房地產行業(yè)資產負債率非常高，且行業(yè)內部分化明顯；凈利潤率均值為12%，最高達60%，標準差為10%，說明行業(yè)內部分化明顯；公司成長度均值為45%，標準差為1.19，這說明房地產行業(yè)發(fā)展迅速，但行業(yè)內公司差異明顯。股權集中度為56%，說明房地產行業(yè)大股東持股比例較高，行業(yè)內部差異不大。資本結構與公司價值回歸結果分析（見表2、表 3）。

表1 變量描述性統(tǒng)計結果

表2 ROE與資產負債率的回歸分析結果

表3 資本結構與公司價值回歸分析

其一，方程整體通過F檢驗。方程的判別系數(shù)為0.32126，這表明方程的擬合度很高，方程顯著成立。其二，盈利能力是影響凈資產收益率的主要因素，總資產負債率是其次最影響凈資產收益率的主要因素，盈利能力和總資產負債率都通過了t檢驗，且兩者與公司價值存在正相關關系，因此假設1成立。其三，公司成長性對ROE影響顯著，成長性指標通過了t檢驗，它與ROE正相關。其四，公司規(guī)模與十大股東持股比例沒有通過t檢驗，這兩個指標對ROE無統(tǒng)計意義，它們的影響不能確定。

本文按照房地產市場成交水平將市場分為繁榮期和調整期。繁榮期為2003年、2004年和2007年，調整期為2005與2006年。從回歸結果可以看出，資產負債率的回歸模型整體通過F檢驗，方程擬合度是0.33，但是交叉項的乘積沒能通過T檢驗，無法說明市場變化對資本結構與公司價值關系的影響程度。

四、結論和建議

根據(jù)前述回歸結果，可以得出以下結論：第一，資本結構與公司價值正相關。由本論文實證結果可以看出，資產負債率與ROE相關系數(shù)為0.30，回歸模型1通過F檢驗，方程擬合系數(shù)R方為0.32，資產負債率的回歸系數(shù)為0.15，說明資本結構與公司價值正相關，假設1得到驗證。第二，市場周期對公司價值影響不顯著，假設2不成立。我按照房地產市場銷售情況將市場分為銷售火爆的繁榮期和銷售相當萎縮的調整期，并檢驗市場不同冷熱程度下，資本結構對公司價值的影響度變化程度，但模型交叉項未通過T檢驗，無法確定市場變化對它的影響。

針對上述問題，可以有以下途徑：其一，提高股權融資成本。首先，制定股權融資制度，提高股權融資門檻，增加對管理層約束力度，減少管理層對股權融資的依賴，同時，制定相應監(jiān)管政策弱化上市公司股權融資偏好。其次，財政部門加強對公司會計制度的監(jiān)管力度，改進公司經營業(yè)績的考核指標，減少管理層盈余管理空間，改善會計核算體系。最后，加強立法力度，通過立法加強對公司股東的保護力度，改善股東對管理層監(jiān)管力度，改善公司治理結構。其二，促進債券市場健康發(fā)展。第一，擴大債券融資額度，增加公司債券供給。我國目前公司上市門檻高，上市公司成為一種稀缺資源，發(fā)行債券要求比發(fā)行股票要求更高，而且公司債券融資批準額度較小，這些限制了債券市場的健康發(fā)展。第二，放寬公司發(fā)行債券的自主權，提升債券價值。目前我國對公司債券利率限制較多，債券利率低，對投資者吸引力小，有必要放寬公司債券利率的發(fā)行自主權，增加對投資者的吸引力。第三，努力培養(yǎng)二級市場，增強債券的流動性。我國債券市場起步較股票市場要晚，二級流通市場培育也遠不如股票市場便利，這增加了投資者債券投資的風險，反過來又抑制了債券市場的發(fā)展，因此有必要采取措施，改善債券在二級市場的流動性。

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