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)構建指數(shù)，對資本結構對行業(yè)公司績效的影響進行實證分析，實證檢驗表明：（1）長期資本負債率與企業(yè)績效呈顯著的負相關關系；（2）流動負債權益比率與企業(yè)績效呈顯著的正相關關系；（3）在給定相同水平的流動資產(chǎn)比率、長期資本負債率和流動負債權益比率時，在2011年以前的企業(yè)績效高于2011年之后。

關鍵詞：資本結構；企業(yè)績效；房地產(chǎn)上市公司

一、文獻回顧

房地產(chǎn)作為我國國民經(jīng)濟中的主導產(chǎn)業(yè)在現(xiàn)代社會中占據(jù)著十分重要的地位，尤其是在促進國家經(jīng)濟發(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。對上下游的帶動作用十分明顯。因此關于房地產(chǎn)上市公司績效研究在增強房地產(chǎn)企業(yè)市場競爭力、促進整個產(chǎn)業(yè)優(yōu)化整合方面的研究為提高行業(yè)的整體實力而具有重要的積極意義。本文從房地產(chǎn)上市公司的資本結構出發(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)上市公司資本結構現(xiàn)狀，通過建立時間序列模型對房地產(chǎn)上市公司資本結構與公司績效的關系進行了實證分析。

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

二、提出假設

企業(yè)的資本結構，本文主要想從長期負債與短期負債兩個角度來進行分析。

長期資本負債率主要是指非流動負債占長期資本的比率。公司的長期資本負債率越高，就會對企業(yè)績效有正向的作用。但是，一旦資產(chǎn)負債率超過臨界值就會帶來公司績效的負增長。一方面，所用于其他方面的投資額便越少，其相應的獲利能力便會受到限制。另一方面，長期負債的利率相對較高，相應的會減少企業(yè)的利潤，綜合而言，公司的績效水平也會降低。基于以上本文提出一下三個假設：

H1：長期資本負債率與房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)績效呈顯著的負相關關系

H2：流動負債權益比率與房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)績效呈顯著的正相關關系

H3：在給定相同水平的流動資產(chǎn)比率、長期資本負債率和流動負債權益比率時，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、研究設計

（一） 樣本選取和數(shù)據(jù)來源。根據(jù)中國證監(jiān)會2014年的行業(yè)分類標準，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)，本文認為房地產(chǎn)行業(yè)中各企業(yè)平權，故構建了一個指數(shù)，即將這86家樣本公司的各變量數(shù)據(jù)進行平均后得到的值作為房地產(chǎn)行業(yè)2007-2014年的時間序列樣本數(shù)據(jù)。

（二） 變量設計。對變量的定義如下：被解釋變量： 企業(yè)績效，ROE，用總資產(chǎn)報酬率計算；解釋變量，長期資本負債率， CQZB， 計算公式為：非流動負債合計/（非流動負債合計+歸屬母公司股東的權益）*100%；流動負債權益比率，QYBL，計算公式為：（流動負債合計/歸屬母公司股東的權益）*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）模型設計。本文采用如下多元線性模型來研究長期資本負債率（CQZB）、流動負債權益比率（QYBL）、宏觀政策（EN）與企業(yè)績效（ROE）之間的關系：

P=β0+β1CQZB+β2QYBL+δ0EN+μ

我們用δ0表示虛擬變量EN的參數(shù)，以強調(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債率（CQZB）、流動負債權益比率（QYBL）時，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表示隨機誤差項。

四、實證分析

（一） ADF單位根檢驗。由于時間序列通常是非平穩(wěn)的單整序列，當變量均為非平穩(wěn)時間序列時，對變量間進行的回歸可能導致偽回歸現(xiàn)象，為避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，在采用時間序列數(shù)據(jù)運用計量經(jīng)濟模型進行分析之前，第一步就要對模型中所包含的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，因此，本文首先要檢驗ROE（總資產(chǎn)報酬率）、CQZB（長期資本負債率）、QYBL（流動負債權益比率）和EN（宏觀政策）各變量的平穩(wěn)性。為檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，本文采用ADF單位根檢驗法。并結合AIC、SC值擇優(yōu)選擇滯后項。由ADF單位根結果可知，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，序列ROE一階差分后通過了5%的顯著性檢驗。因此，各變量一階差分后均為平穩(wěn)序列。

（二）相關性分析。當各變量一階差分后都為平穩(wěn)序列時，則可將此一階差分后的序列視為截面數(shù)據(jù)，再進行回歸分析，由此，首先對一階差分后的各變量進行相關性檢驗，由結果可知，各變量之間相關系數(shù)較小，不存在多重共線性。

（三）多元回歸分析結果。運用模型2對各變量的一階差分后的數(shù)據(jù)進行回歸， 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。t檢驗是對各參數(shù)估計值的顯著檢驗，由回歸結果可知CQZB的t值為-3.096，絕對值大于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對因變量企業(yè)績效有顯著影響。

五、 結論

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

（1）長期資本負債率與企業(yè)績效呈顯著的負相關關系。假設1得以支持。

（2）流動負債權益比率與企業(yè)績效呈顯著的正相關關系。假設2得以支持。

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

參考文獻：

[1] 張星文，鐘金萍，郭玫.房地產(chǎn)行業(yè)資本結構與績效關系的實證研究——基于時間序列分析[J].會計之友，2011，25：83-85.

[2] 沈倩，許敏.房地產(chǎn)上市公司資本結構對公司績效影響的實證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2015，27：85-87.

[3] 方茂揚.房地產(chǎn)上市公司融資結構對公司績效影響的實證分析[J].武漢金融，2009，07：37-39.