■ 沈倩 許敏 教授（南京工業(yè)大學經濟與管理學院 南京 211816）

引言

房地產業(yè)是一個資金密集型的行業(yè)，帶動的上下游產業(yè)不計其數。2008年金融危機使國內銀行業(yè)降低借貸規(guī)模，導致諸多企業(yè)資金鏈斷裂，房地產開發(fā)商的資金鏈亦是岌岌可危，為了穩(wěn)定國內金融體系，政府相繼出臺財政政策和貨幣政策，為接下來幾年的房價增長埋下隱患。

自2009年起我國大中型城市新建住宅平均售價總體呈現持續(xù)上漲的趨勢，雖然政府出臺了一系列的政策措施，試圖通過同時控制買方和賣方來控制脫軌的房價，但收效甚微。大量資金流入資本市場，增加了公司的融資規(guī)模來降低資本成本，通過財務杠桿的放大作用在一定程度上刺激了房地產業(yè)的資金流入。本文從房地產上市公司的資本結構入手，以滬深兩市的房地產上市公司為樣本，分析我國房地產上市公司資本結構現狀，通過建立面板數據模型對房地產上市公司資本結構與公司績效的關系進行了實證分析。在模型中除了包含傳統(tǒng)的公司規(guī)?？刂谱兞?，還根據房地產行業(yè)的特點加入了宏觀政策虛擬變量；在選擇資產負債率指標的同時加入了資產負債率的平方項，更加細致的分析資本結構與公司績效的關系；此外，還深入到負債結構、所有者權益結構及股權性質結構，檢驗其與公司績效的關系。最后本文提出具體化建議。

研究設計

（一）研究假設

假設1：資產負債率（LV）與公司績效（ROE）呈“倒U 型”關系。

在有稅的MM 理論中，負債會因為有稅盾的作用而增加公司的價值。所以，從理論上說公司的負債越多越有利于增加公司價值，即較高的財務杠桿比率有利于增加公司績效。房地產業(yè)是一個資金密集型的行業(yè)，公司持有的資金越多，能夠開發(fā)的項目就越多，即未來能夠帶來的經濟利益流入就越高。為了突破自身資金的限制，公司可以適當舉債提高資產負債率，利用稅盾的作用增加公司績效。而近年越來越多的學者研究表明資產負債率與績效之間并非簡單的線性關系。

假設2：流動負債比率（SLV）與公司績效（ROE）正相關。

房地產公司的負債從期限來看分為流動負債和非流動負債。流動負債具有顯著的監(jiān)督約束效應，能夠減少代理人從事風險投資，增加公司經營風險的行為，從而降低代理成本增加公司經營績效。信息理論認為流動負債向市場釋放出公司利好的信號，公司績效會因此得到改善。

假設3：股本比例（ES）、資本公積比例（CS）、留存收益比例（RES）與公司績效（ROE）正相關。

根據優(yōu)序融資理論，內源融資的成本要比外源融資的低，作為內源資金的留存收益的使用成本較低。房地產業(yè)的資金回收周期較長，雖然各地房產商都會進行期房預售以及認購抵資等籌資活動來回收部分資金，但為了預防經營風險以及投資新項目，公司需要積極融資，而通過留存收益轉增資本可以在很大程度上節(jié)約成本和時間。同時，根據規(guī)模經濟理論，在適當的范圍內公司規(guī)模越大越能夠產生規(guī)模經濟，股本和具有準股本性質的資本公積是公司規(guī)模的體現，股本和資本公積的增加有利于公司績效的提高。

假設4：國有股比例（SS）與公司績效（ROE）負相關，流通股比例（FS）與公司績效（ROE）正相關。

國有股是國家政府機關對國有資本控制力的體現。而政府機關對公司的監(jiān)督會帶有濃重的行政色彩，當行政目標與股東權益最大化的目標相背離時，政府機關可能會優(yōu)先實現行政目標，使股東權益受到損害。房地產業(yè)是與國計民生緊密聯系的產業(yè)，為了社會安定，政府近年來出臺的保障性住房就在一定程度上損害了公司的利益。同時，國有資產產權主體的缺位和國有股的不可流通性，都會進一步加劇內部人控制帶來的代理問題，最終降低公司的經營績效。我國自2005年股權分置改革以來，流通股比例逐年上升，一方面造成股權分散股東的監(jiān)督成本上升，另一方面流動性的增強使股市具備了投資價值，使流通股得到了補償。

表1 變量定義

表2 我國房地產上市公司2009-2013年各變量情況

表3 模型1-1回歸分析結果

表4 模型1-2 回歸分析結果

表5 模型2 回歸分析結果

表6 模型3 回歸分析結果

表7 模型4 回歸分析結果

（二）研究樣本與數據來源

本文以滬深兩市A股房地產行業(yè)上市公司為研究對象，選取2009-2013年的公司樣本數據。本文通過以下幾個條件對數據進行篩選，以保證數據的有效性：本文選取2009之前上市的公司；刪除ST、PT類的上市公司；排除指標數值異常的公司，篩選后獲得120 家樣本公司。本文所用樣本數據來自國泰安數據庫，銳思金融數據庫，滬市、深市A股上市公司年報，年報來自新浪財經網。

（三）變量選擇

1.被解釋變量。凈資產收益率能反映公司經營活動的最終成果，并且能夠體現出公司對價值的追求，所以本文用凈資產收益率（ROE）反映公司績效。

2.解釋變量。股權結構變量：國有股比例（SS），流通股比例（FS）；所有者權益變量：股本比例（ES），資本公積（CS），留存收益比例（RES）；債務結構變量：資產負債率（LV），流動負債比率（SLV）。

3.控制變量。根據規(guī)模效應理論，在一定范圍內，公司規(guī)模的擴張有利于產生規(guī)模經濟。權衡理論也表明，公司規(guī)模越大，直接破產成本與價值比率越低，抵御風險能力越強，即公司的價值越高。房地產業(yè)的資金密集度高，較大的公司規(guī)模在獲得外部資金支持和投資項目上更具有優(yōu)勢，利于公司的發(fā)展。因此選擇公司規(guī)模（Size）作為控制變量。變量定義如表1所示。

自2007年以來，我國房地產上市公司的總體盈利水平經歷了一個震蕩向上的過程，造成這一現象的主要原因之一就是政府出臺的各項宏觀調控政策。2007年，為了減輕金融危機的負面影響，政府放松對房地產市場的調控，公司經營績效隨之上升。2008-2010年，政府雖然出臺了一系列的政策措施以期加強對房地產市場的調控，但效果基本不明顯，這段時間房價飛速上揚，房地產上市公司的經營績效也是一路飄紅。2011年，政府為了保障經濟的平穩(wěn)運行，不斷的出臺一系列連續(xù)的提高存款準備金、加息、增加保障房建設的措施，并且加大了執(zhí)行力度，房地產市場開始趨冷。從2009年下半年開始國家對房地產宏觀調控以壓制為主但一直到2010年底調控效果都不甚明顯，直到2011年出臺一系列嚴格措施并加大執(zhí)行力度后，房價過熱現象明顯得到抑制，即2011年是國家宏觀調控政策的轉折年。所以選擇宏觀政策（POLICY）作為控制變量，2009-2010年policy 值取0，2011、2012 和2013年policy 值取1。

（四）基本模型與檢驗方法

根據前面的分析，本文設立以下模型：

模型1-1：ROE=β0+β1LV+β2SIZE+β3POLICY+ε

模型1-2：ROE=β0+β1LV+β2LV2+β3SIZE+β4POLICY+ε

模型2：ROE=β0+β1SLV+β2SIZE+β3POLICY+ε

模型3：ROE=β0+β1CS+β2RES+β3ES+β4SIZE+β5POLICY+ε

模型4：ROE=β0+β1SS+β2FS+β3SIZE+β4POLICY+ε

其中，β0代表常數項，βi代表自變量系數，i=1、2、3、4、5，ε代表誤差項。

本文采用面板數據的處理方法，選取2009-2013年120 家房地產上市公司的相關數據形成面板數據進行回歸分析。本文用STATA.12進行數據處理。

檢驗及分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

在回歸檢驗之前，先對房地產上市公司樣本凈資產收益率（Roe），國有股比例（SS），流通股比例（FS），資產負債率（lv），流動負債比率（slv），股本比例（ES），資本公積（CS），留存收益比例（RES），公司規(guī)模（size），宏觀調控虛擬變量（p）進行描述性統(tǒng)計，結果如表2 所示。

由表2可知，我國房地產上市公司在2009-2013年度的統(tǒng)計數據具有以下特點：

五年來凈資產收率平均高于證監(jiān)會規(guī)定的配股資格的凈資產收益率（10%），這說明總體來說，我國房地產公司的業(yè)績較好。房地產上市公司的資產負債率較高，公司采用負債經營的模式。公司負債中流動負債的比例平均達到了47.1%。國有股比例較低，流通股比例較高，我國股權分置改革取得了一定的成果。

（二）回歸分析

面板數據模型的選擇主要有三種形式：混合效應模型、隨機效應模型和固定效應模型。本文首先對混合估計模型與隨機效應模型進行檢驗，如果檢驗結果不顯著則看兩個模型的檢驗結果哪個更顯著則用哪個模型，如果結果顯著則采用隨機效應，然后對樣本數據進行Hausman檢驗，來決定樣本數據是采用隨機效應模型還是固定效應模型，若檢驗結果顯著則固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型，否則用隨機模型。

按照以上模型選擇方式對房地產上市公司樣本進行回歸，模型1、2、3選擇隨機效應模型，模型4 選擇固定效應模型，在排除異方差、序列相關、截面相關后得到的穩(wěn)健型回歸分析結果如表3、表4 所示。

由表3、表4可以看出，模型1的P值小于0.001，說明回歸方程整體顯著性較高，即變量間存在回歸關系。從表1中可知，我國房地產上市公司的資產負債率與凈資產收益率正相關。從表2中變量的P值可以看出，資產負債率與凈資產收益率之間存在顯著的二次關系，兩者之間總體上呈現出“倒U 型”關系，在資產負債率到達臨界值之前凈資產收益率隨資產負債率的增加而增加，在超過臨界值之后凈資產收益率隨資產負債率的增加而降低，即存在最優(yōu)的負債區(qū)間，這與假設1相符。公司規(guī)模與宏觀政策變量的P值都小于0.001，表明兩者與凈資產收益率顯著相關。公司規(guī)模的回歸系數為正值，說明凈資產收益率隨公司規(guī)模的擴大而增加。宏觀政策的回歸系數為負值，說明隨著調控房地產業(yè)政策的相繼出臺，房地產上市公司的凈資產收益率總體下降。

由表5 可以看出，模型2 的P 值小于0.001，說明回歸方程整體顯著性較高，即變量之間存在回歸關系。從表5中變量的P值可以看出，流動負債比率與凈資產收益率之間顯著正相關，凈資產收益率隨著流動負債比率的上升而增加，與假設2相符。公司規(guī)模的回歸系數為正值，宏觀政策的回歸系數為負值，且P值顯著。

由表6 可以看出，模型3 的P 值小于0.001，說明回歸方程整體顯著性較高，即變量之間存在回歸關系。股本比例和資本公積比例的回歸系數為負，P值分別小于0.001和0.01，說明股本比例和資本公積比例與凈資產收益率顯著負相關，凈資產收益率隨兩者的提高而降低，留存收益比例的回歸系數為正，但未通過顯著性檢驗，與假設3 不相符。公司規(guī)模的回歸系數為正值，宏觀政策的回歸系數為負值，且P 值顯著。

由表7 可以看出，模型4 的P 值小于0.001，說明回歸方程整體顯著性較高，即變量之間存在回歸關系。流通股比例的回歸系數為正，P值小于0.01，說明流通股比例與凈資產收益率正相關，與假設4 相符。國有股比例的回歸系數為負，但P 值大于0.05 未通過顯著性檢驗，國有股比例與凈資產收益率的相關性不顯著，與假設4不相符。公司規(guī)模的回歸系數為正值，宏觀政策的回歸系數為負值，且P 值顯著。

政策建議

由于政府不斷加強對房地產業(yè)的調控力度來抑制高房價，以及國內外復雜的經濟形勢，我國房地產業(yè)將面臨較大的融資困境和償債危機，為了更好地迎接機遇和挑戰(zhàn)，我國房地產業(yè)可以從以下幾個方面著手：

（一）擴大股權融資，構建合理資本結構

目前我國房地產公司資本結構中負債比重超過了64%，且負債多來源于銀行信用貸款，融資渠道單一。雖然當下房地產業(yè)資產負債率的提高可以增加公司業(yè)績，但最優(yōu)資本結構說明資產負債率對公司績效的正向增加作用存在臨界值，一旦資產負債率超過臨界值就會帶來公司績效的負增長。所以我國房地產上市公司應該充分利用上市公司的平臺通過資本市場定向募集資金，在獲得資金的同時，提高股權融資比例，降低財務風險，優(yōu)化資本結構，保證公司資金鏈的穩(wěn)定，提高公司績效。

（二）增加長期負債比例，構建合理負債結構

雖然我國房地產上市公司的流動負債比率的增加對公司績效有正向影響，但目前整個行業(yè)的流動負債水平普遍偏高，這與房地產業(yè)的行業(yè)特點不匹配。房地產公司應該在保證營運資本充足的前提下，增加長期負債，使得公司負債的償還期限結構與房地產的開發(fā)建設周期相匹配，避免出現長期資產由短期負債來提供的現象，從而降低公司負債到期時的債務風險，提高公司績效

（三）重視宏觀調控政策，降低資本成本

近年來政府出臺的一系列抑制高房價的政策，尤其是銀行業(yè)對房地產公司貸款的種種限制，使得融資渠道單一的房地產業(yè)出現資金緊缺的狀況。為了有效解決公司的資金問題，公司應該開源節(jié)流，在開拓更多的融資渠道同時降低資金的使用成本來增加自身在競爭中的優(yōu)勢。此外，公司決策者要在研究各項政策的基礎上做出具有前瞻性的投資活動，提高資金的使用效益，增加公司績效。

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