范晨光 馬永康

一、引 言

房地產(chǎn)行業(yè)對于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著舉足輕重的作用，近年來我國房價(jià)飛漲，政府為了防止房產(chǎn)業(yè)泡沫破裂風(fēng)險(xiǎn)，加大了房地產(chǎn)調(diào)控力度，從開始的限購、限價(jià)、限貸，到后來的限售、限商，調(diào)控政策逐步升級，2018 年大年初一，新華社就發(fā)表了題為《“房住不炒”讓房價(jià)漸回理性》的文章，指出2018 年全國房地產(chǎn)市場繼續(xù)從緊調(diào)控。在國家一系列房地產(chǎn)調(diào)控政策的打壓下，房價(jià)上漲得到了明顯的控制，漲幅明顯減小，部分城市出現(xiàn)回落。2017 年8 月份，15 個(gè)熱點(diǎn)城市新房環(huán)比價(jià)格首現(xiàn)最近3 年來全面停漲；10 月份，10 個(gè)熱點(diǎn)城市新建商品住宅價(jià)格跌回1 年前水平；12 月份，一線城市新建商品住宅和二手住宅價(jià)格同比漲幅均連續(xù)15 個(gè)月回落。同時(shí)，國家提出住房“租售同權(quán)”政策，住建部大力發(fā)展住房租賃市場，并支持住房租賃企業(yè)發(fā)展。全國首批12 個(gè)熱點(diǎn)城市試點(diǎn)住房租賃，多個(gè)省市相繼提出租房者和購房者享受同等政策。

國家出臺的一系列嚴(yán)厲的調(diào)控政策勢必造成房地產(chǎn)企業(yè)庫存量的增大，特別是二三線城市去庫存的壓力更大，房地產(chǎn)企業(yè)資金緊張，應(yīng)收賬款激增，因此需要有效的營運(yùn)資本管理做保障，才能防止房地產(chǎn)企業(yè)資金鏈斷裂。本文運(yùn)用融資約束理論，從宏觀層面國家調(diào)控政策的影響和微觀層面融資約束的影響，對房地產(chǎn)企業(yè)營運(yùn)資本動(dòng)態(tài)調(diào)整進(jìn)行研究，為房地產(chǎn)企業(yè)營運(yùn)資本管理提供決策依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）宏觀經(jīng)濟(jì)因素與營運(yùn)資本管理研究現(xiàn)狀

宏觀經(jīng)濟(jì)因素對營運(yùn)資本的影響包括宏觀經(jīng)濟(jì)因素對營運(yùn)資本各組成要素的影響和宏觀經(jīng)濟(jì)因素對營運(yùn)資本整體的影響兩方面。其中，營運(yùn)資本的組成要素主要包括商業(yè)信用（應(yīng)收賬款和應(yīng)付賬款）、存貨等。

1、宏觀經(jīng)濟(jì)因素對營運(yùn)資本各組成要素影響研究

（1）宏觀經(jīng)濟(jì)因素對商業(yè)信用的影響研究

宏觀經(jīng)濟(jì)因素對商業(yè)信用的影響主要包括以下幾個(gè)方面：一方面是從經(jīng)濟(jì)周期的變動(dòng)對商業(yè)信用的影響進(jìn)行研究，Love et al.（2007）通過對六個(gè)新興經(jīng)濟(jì)體890 個(gè)公司金融危機(jī)對商業(yè)信用的影響，發(fā)現(xiàn)雖然商業(yè)信用的提供在危機(jī)之后立即增加，但在隨后的幾個(gè)月和幾年中崩潰，財(cái)務(wù)狀況較差的公司更有可能減少向其客戶提供的商業(yè)信用，財(cái)務(wù)狀況較好的企業(yè)通過商業(yè)信用將資金重新分配給財(cái)務(wù)狀況較差的企業(yè)。張西征和劉志遠(yuǎn)（2014）研究顯示，中國上市公司提供的商業(yè)信用凈額會隨著貨幣政策寬松、宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和通貨膨脹水平的增加顯著降低。另一方面是研究貨幣政策對商業(yè)信用的影響，Mateut et al.（2006）考察了商業(yè)信用在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用，通過對16000 家制造企業(yè)的實(shí)證調(diào)查發(fā)現(xiàn)當(dāng)貨幣政策收緊時(shí)，市場和銀行貸款將會減少，商業(yè)信用也會增加。陸正飛和楊德明（2011）認(rèn)為，在貨幣政策從緊時(shí)期，由于資金的機(jī)會成本提高和信貸歧視的存在，商業(yè)信用成為是作為銀行貸款的重要替代性融資方式；但在貨幣政策寬松的情況下，商業(yè)信用的存在主要符合買方市場理論。

（2）宏觀經(jīng)濟(jì)因素對存貨的影響研究

宏觀經(jīng)濟(jì)因素中經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)、通貨膨脹和利率變動(dòng)對存貨的影響是學(xué)者們關(guān)注的重點(diǎn)，Hall（1999）構(gòu)造模型驗(yàn)證了真實(shí)利率的上升導(dǎo)致各行業(yè)存貨大幅的減少，同時(shí)失業(yè)大幅上升。易綱和吳任昊（2000）提出存貨投資的波動(dòng)在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)中占有舉足輕重的作用，通過對國外相關(guān)研究成果的梳理和總結(jié)，對中國存貨投資問題進(jìn)行了初步分析，得出中國的存貨行為是否存在“順周期性”的問題并不是一成不變的，而是隨市場化進(jìn)程有所反復(fù)。古明清和操志霞（2003）利用動(dòng)態(tài)建模法對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和存貨投資進(jìn)行計(jì)量分析，發(fā)現(xiàn)二者不存在長期的均衡關(guān)系，主要原因是微觀機(jī)制的落后。俞靜等（2005） 運(yùn)用1978-2002 年的年度數(shù)據(jù)分析了中國存貨投資與通貨膨脹之間的關(guān)系。發(fā)現(xiàn)存貨對通貨膨脹敏感，但通貨膨脹對存貨并不敏感。紀(jì)敏和王月（2009）用存貨周期理論解釋2008 年9 月以來宏觀經(jīng)濟(jì)的急劇下滑，證明了企業(yè)存貨水平所有明顯的順周期特征。王珂英和張鴻武（2012）研究指出就長期而言，存貨的順同期性較為明顯，但就短期而言存貨與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)不存在規(guī)律性。呂風(fēng)勇（2014）以制造業(yè)上市公司為樣本，對存貨周期項(xiàng)進(jìn)行分析，表明存貨投資存在一個(gè)長度約9 個(gè)季度的主周期。

2、宏觀經(jīng)濟(jì)因素與營運(yùn)資本的關(guān)系研究

宏觀經(jīng)濟(jì)因素對營運(yùn)資本管理的影響很早就引起了學(xué)者的關(guān)注，Merville and Tavis（1973）的研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)周期的不確定性是影響企業(yè)營運(yùn)資本管理的一個(gè)重要因素，不同行業(yè)的公司應(yīng)對經(jīng)濟(jì)周期變化的營運(yùn)資本策略不同。吳娜（2013）運(yùn)用經(jīng)濟(jì)周期理論和融資約束理論，對經(jīng)濟(jì)周期、融資約束和營運(yùn)資本的相機(jī)協(xié)同機(jī)理進(jìn)行研究，構(gòu)建了不同經(jīng)濟(jì)周期下的營運(yùn)資本管理的協(xié)同選擇模型。另外，宏觀經(jīng)濟(jì)因素中的貨幣政策對營運(yùn)資本管理的影響也是學(xué)者們關(guān)注的重點(diǎn)，于博（2014）認(rèn)為，在宏觀經(jīng)濟(jì)因素的沖擊下企業(yè)的營運(yùn)資本管理除存在固定投資平滑外，還存在流動(dòng)性平滑，通過構(gòu)建貨幣政策的平滑效應(yīng)模型來度量貨幣政策影響的數(shù)量特征及異質(zhì)性。呂峻（2015）認(rèn)為，相對于常規(guī)投融資因素，不對稱調(diào)整成本才是影響營運(yùn)資本投資的因素，且經(jīng)濟(jì)下行期對營運(yùn)資本的影響更為顯著。李浩舉等（2016）發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)政策不確定時(shí)，營運(yùn)資本管理的價(jià)值效應(yīng)更為顯著。

綜上所述，宏觀經(jīng)濟(jì)因素對營運(yùn)資本各組成要素及營運(yùn)資本整體兩方面的影響較為明顯，特別是在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的情況下，營運(yùn)資本管理的效果作用明顯。

（二）融資約束對營運(yùn)資本影響研究現(xiàn)狀

優(yōu)序融資理論認(rèn)為企業(yè)的融資路徑為先內(nèi)源融資，其次債務(wù)融資，再次股權(quán)融資。其主要原因在于因信息不對稱所產(chǎn)生的融資約束（Myers 和Majluf，1984）。信息不對稱產(chǎn)生的代理成本，使得外部融資成本高于內(nèi)部融資成本；外部融資所需的交易費(fèi)用，也會提高外部融資成本，加劇企業(yè)外部融資時(shí)面臨的摩擦（Stiglitz 和Weiss，1981）。由于外部融資成本高于內(nèi)部融資成本，企業(yè)便有必要持有一定的流動(dòng)性資產(chǎn)以保持流動(dòng)性，提高其公司價(jià)值。Almeida 等(2010) 認(rèn)為融資約束是企業(yè)管理其資產(chǎn)流動(dòng)性的根本原因。

營運(yùn)資本是流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債的差額，其本質(zhì)是長期資本用于流動(dòng)資產(chǎn)的部分。合理利用商業(yè)信用、降低存貨水平，通過加強(qiáng)對營運(yùn)資本管理，應(yīng)當(dāng)有利于企業(yè)融資約束的緩解。營運(yùn)資本對融資約束的影響研究，主要是從兩個(gè)方面展開的。一方面是營運(yùn)資本各組成部分對融資約束的影響研究，即商業(yè)信用（應(yīng)收項(xiàng)、應(yīng)付項(xiàng)）和存貨等；另一方面是從營運(yùn)資本整體考察對融資約束的影響。

1、營運(yùn)資本各組成部分對融資約束的影響研究

（1）融資約束與商業(yè)信用的關(guān)系研究

商業(yè)信用是企業(yè)在經(jīng)營管理過程中，自發(fā)產(chǎn)生的一種籌資行為，其最大的優(yōu)勢是易于取得。孫浦陽、李飛躍和顧凌駿（2014）認(rèn)為商業(yè)信用是中國企業(yè)有效的融資渠道，企業(yè)商業(yè)信用對小企業(yè)、私營企業(yè)和外部融資環(huán)境差的企業(yè)，提供的融資幫助更大。張杰等（2012）認(rèn)為商業(yè)信用也已經(jīng)成為融資約束企業(yè)R&D 投入的一個(gè)重要融資渠道。石曉軍和張順明（2010）通過實(shí)證研究證實(shí)商業(yè)信用對融資約束具有緩解作用。張新民、王玨和祝繼高（2012）利用A股上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)商業(yè)信用和銀行貸款都向市場地位高的企業(yè)集中，這時(shí)兩者的“替代關(guān)系”也更為明顯，而在市場地位低的企業(yè)中則表現(xiàn)的不太顯著甚至不存在。

江偉和曾業(yè)勤（2013）從商業(yè)信用供給的角度，發(fā)現(xiàn)企業(yè)提供的商業(yè)信用和取得的銀行貸款之間存在互補(bǔ)關(guān)系。企業(yè)提供的商業(yè)信用越多，其銷售狀況可能就越好，從而預(yù)示企業(yè)將來會有更多的現(xiàn)金流入，降低銀行的信貸風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而提高銀行的貸款意愿。作者認(rèn)為企業(yè)提供的商業(yè)信用凈額具有信號傳遞的作用，并和銀行貸款之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。而且在民營企業(yè)和金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，這種信號傳遞作用更強(qiáng)。

（2）存貨與融資約束的關(guān)系研究

相較于商業(yè)信用作用替代性融資緩解融資約束，存貨的主要作用在于平滑：通過減少存貨投資來減輕企業(yè)的現(xiàn)金壓力，并平滑資本性投資。唐婧清、劉樹海和張俊民（2017）發(fā)現(xiàn)在融資約束企業(yè)存在更強(qiáng)的存貨—現(xiàn)金流敏感度。企業(yè)在內(nèi)部現(xiàn)金流充足的時(shí)候，可以增加存貨持有量吸收流動(dòng)性；而在內(nèi)部現(xiàn)金流不足的時(shí)候，降低存貨持有量釋放流動(dòng)性，以此滿足企業(yè)的資金需要，進(jìn)而提高投資效率。

2、營運(yùn)資本整體對融資約束的影響研究

有鑒于營運(yùn)資本主要組成部分對融資約束的緩解作用，營運(yùn)資本管理對融資約束的作用已毋庸置疑。由于營運(yùn)資本的流動(dòng)性較高，相比于固定資本的調(diào)整成本也更低，所以在企業(yè)面臨融資約束的情況下，就會考慮降低營運(yùn)資本投資、減少營運(yùn)資本存量，來平滑對固定資本的投資。劉康兵（2012）認(rèn)為企業(yè)可以利用營運(yùn)資本平滑固定投資，平滑的程度取決于初始的營運(yùn)資本存量。鞠曉生、盧荻和虞義華（2013）發(fā)現(xiàn)營運(yùn)資本對企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)具有平滑作用，而且企業(yè)的融資約束越強(qiáng)，這種平滑作用也越顯著。曾義（2015）的研究結(jié)果表明，營運(yùn)資本能夠平滑企業(yè)的資本性投資，但金融發(fā)展可以弱化這一平滑作用。徐晨陽、王滿和何新宇（2017）從機(jī)構(gòu)投資者的角度，展開對營運(yùn)資本平滑作用的研究；他們發(fā)現(xiàn)當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí)，才會顯著緩解企業(yè)的融資約束，降低營運(yùn)資本的平滑作用。

綜合來說，營運(yùn)資本對于企業(yè)的固定性投資具有平滑作用，且這種平滑作用隨融資約束程度的加深而提升。積極的營運(yùn)資本管理能夠有效緩解企業(yè)面臨的融資約束。

三、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）調(diào)控政策對營運(yùn)資本的影響機(jī)理分析

宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)政策可分為需求管理政策和供給管理政策，前者包括財(cái)政政策和貨幣政策，后者包括人力政策和收入政策，本文只探討需求管理政策。財(cái)政政策包括政府支出和稅收，本文使用財(cái)政支出增長率作為衡量財(cái)政政策的指標(biāo)，政府支出增加，會刺激企業(yè)固定資產(chǎn)投資，從而擠出了企業(yè)對營運(yùn)資本的投資，因此，財(cái)政政策表現(xiàn)為財(cái)政支出增長率和營運(yùn)資本需求的負(fù)相關(guān)關(guān)系。貨幣政策主要體現(xiàn)在貨幣供給量上，本文選用貨幣供給量增速作為衡量貨幣政策的指標(biāo)，在貨幣供給量增速較快的時(shí)期，實(shí)際利率下降，企業(yè)的融資成本降低，從而增加企業(yè)的營運(yùn)資本投資，因此，貨幣政策表現(xiàn)為貨幣供給量增速與營運(yùn)資本需求的正相關(guān)關(guān)系，基于以上分析，提出以下假設(shè)：

H1：調(diào)控政策對房地產(chǎn)企業(yè)營運(yùn)資本管理有顯著影響

（二）融資約束對營運(yùn)資本的影響機(jī)理分析

Shulman 和Cox（1985）所定義的營運(yùn)資本需求（簡稱WCR），是存貨、應(yīng)收項(xiàng)目及預(yù)付項(xiàng)目之和與應(yīng)付項(xiàng)目與應(yīng)計(jì)項(xiàng)目之和的差額。不同于營運(yùn)資本（流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債的差額），WCR 反映的是企業(yè)從采購到生產(chǎn)再到銷售的整個(gè)經(jīng)營周期中所實(shí)際需要的營運(yùn)資本。類似的，王竹泉（2015）采用了相似的方式以計(jì)算企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)中的營運(yùn)資本。

相對于長期資本投資，營運(yùn)資本的調(diào)整成本較低且變現(xiàn)能力更高，企業(yè)可以通過調(diào)整營運(yùn)資本來平滑融資約束對固定投資的影響（Fazzari 和Petersen，1993）。劉康兵（2012）對我國制造業(yè)上市公司利用營運(yùn)資本平滑固定投資波動(dòng)的假說進(jìn)行了驗(yàn)證。曾義（2015）認(rèn)為營運(yùn)資本能夠平滑公司的資本性投資，且在融資約束更為嚴(yán)重民營公司，營運(yùn)資本的平滑效果更為顯著。鞠曉生等（2013）認(rèn)為營運(yùn)資本對企業(yè)創(chuàng)新投資波動(dòng)起到緩沖作用，企業(yè)受到的融資約束程度，營運(yùn)資本對創(chuàng)新活動(dòng)的平滑作用越突出。因而有必要認(rèn)為，融資約束公司的會降低營運(yùn)資本持有水平。不過，Almeida 等（2004）認(rèn)為融資約束公司會處于預(yù)防性動(dòng)機(jī)持有較多的現(xiàn)金或現(xiàn)金等價(jià)物，以滿足可能的后續(xù)投資需要。彭桃英和周偉（2006）認(rèn)為外部融資成本較高、投資渠道狹窄是上市公司長期持有高額現(xiàn)金的主要原因。連玉君等（2010）的研究表明，受融資約束程度越高的公司，現(xiàn)金持有水平向目標(biāo)值的調(diào)整更快。但是企業(yè)對WCR 的管理不同于現(xiàn)金及其等價(jià)物，特別是房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司。據(jù)王竹泉（2015）的研究，2011 年到2015 年房地產(chǎn)行業(yè)的經(jīng)營活動(dòng)營運(yùn)資本周轉(zhuǎn)期平均為788.4 天，表現(xiàn)出不同于其他行業(yè)的低流動(dòng)性。WCR 一方面要用于平滑固定投資，另一方面又有減持以滿足現(xiàn)金持有的需要；同時(shí)，房地產(chǎn)行業(yè)的WCR 又表現(xiàn)出更低的流動(dòng)性，這都說明了房地產(chǎn)行業(yè)的營運(yùn)資本會有更高的調(diào)整成本。綜上所述，我們認(rèn)為：

H2：為保持流動(dòng)性和提高投資效率，受融資約束程度強(qiáng)的公司調(diào)整營運(yùn)資本的速度會更慢

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇

本研究采用非平衡面板數(shù)據(jù)，時(shí)間窗口為2000-2015 年，以滬、深兩市上市的A 股房地產(chǎn)開發(fā)與經(jīng)營業(yè)公司為樣本，數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。另外，我們剔除了ST 公司，最終得到117家上市公司的1702 個(gè)觀察值。 文中所涉及的宏觀數(shù)據(jù)，來自于萬得（WIND）數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計(jì)局和中國人民銀行官方網(wǎng)站。

（二）模型設(shè)定

1、房地產(chǎn)企業(yè)目標(biāo)營運(yùn)資本需求模型

營運(yùn)資本需求的目標(biāo)值雖然不可觀測，但是可以利用一系列影響營運(yùn)資本需求的特征變量來估計(jì)目標(biāo)營運(yùn)資本。參考Sonia(2013)的做法，建立估計(jì)目標(biāo)營運(yùn)資本需求的模型，以檢驗(yàn)假設(shè)H1。其中是目標(biāo)營運(yùn)資本需求。DM 為M2 增速，F(xiàn)E 為政府財(cái)政支出。考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)政策效果實(shí)現(xiàn)的滯后性，我們使用DM 和FE 的滯后一階為解釋變量。FA 是固定資產(chǎn)凈額在總資產(chǎn)中的比重；SIZE 為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；FCOST 是財(cái)務(wù)費(fèi)用與負(fù)債和應(yīng)付賬款之差的比值，作為融資成本的代理變量；CFLOW 是經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量與應(yīng)以收入之比；ROS 為銷售凈利率；TobinQ 是股權(quán)市值與凈債務(wù)市值之和與期末總資產(chǎn)的比值。εi,t是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。指標(biāo)的具體計(jì)算方法見于表1。

表1 變量定義表

2、房地產(chǎn)企業(yè)營運(yùn)資本動(dòng)態(tài)調(diào)整模型

為分析營運(yùn)資本需求實(shí)際值向目標(biāo)值的調(diào)整，本文使用部分調(diào)整模型：

其中WCRi,t是營運(yùn)資本需求的實(shí)際值，表示經(jīng)營活動(dòng)周期企業(yè)對營運(yùn)資本的實(shí)際需要數(shù)；是目標(biāo)營運(yùn)資本需求，表示第i 家公司第t 期營運(yùn)資本需求的目標(biāo)值。方程（2）意味著存在調(diào)整成本妨礙營運(yùn)資本實(shí)際值向目標(biāo)值的調(diào)整。系數(shù)γ 表示營運(yùn)資本需求向目標(biāo)值的調(diào)整速度，取值在0 和1 之間。如果γ=1 則說明營運(yùn)資本需求完全與目標(biāo)值相符，不需要調(diào)整；如果γ=1 則說明存在極高的調(diào)整成本，使得營運(yùn)資本需求無法向目標(biāo)值調(diào)整。

將模型（1）代入模型（2），經(jīng)過變換調(diào)整之后，得到模型（3）估計(jì)營運(yùn)資本調(diào)整速度，以檢驗(yàn)假設(shè)H2。

其中α=γβ0；ρ=(1-γ)；δk=γβk；φi,t=γεi,t，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。營運(yùn)資本需求實(shí)際值向目標(biāo)值的調(diào)整速度為γ=(1-ρ)，表示企業(yè)的營運(yùn)資本需求實(shí)際值在一年中所能向目標(biāo)值調(diào)整的幅度；以ln2/(1-ρ)計(jì)算完成向目標(biāo)值的調(diào)整所需要的時(shí)間。

考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，我們采用了Blundell 和Bond（2000）提出的兩步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法（two-step system GMM）。另外，兩步估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差選擇了Windmeijer（2005）調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)差，以此消除兩步估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差的向下偏誤，并提高估計(jì)效率。由于OLS 估計(jì)會高估滯后項(xiàng)的系數(shù)，而固定效應(yīng)估計(jì)則會低估滯后項(xiàng)的估計(jì)值，可靠有效的GMM 估計(jì)值應(yīng)該介于兩者之間，所以我們也用了這兩種回歸方法檢驗(yàn)估計(jì)的可靠性。

3、融資約束的界定

衡量融資約束的指標(biāo)目前學(xué)界尚無明確定論，比較有代表性的指標(biāo)包括Fazzari 等（1988）提出的利用投資-現(xiàn)金流敏感性來衡量融資約束，Lamont等（2001）提出的Kaplan 和Zingales 指數(shù)（簡稱KZ指數(shù)），Whited 和Wu（2006）提出的WW 指數(shù)，Hadlock 和Pierce（2010）提出的SA 指數(shù)等。由于SA 指數(shù)克服了先前其他指數(shù)的一些弊端，相比之下更加科學(xué)合理，因此本文選用SA 指數(shù)做為不同融資約束企業(yè)的分類標(biāo)準(zhǔn)，計(jì)算公式為：SA=(-0.737×Size)+(0.043×Size2)-(0.040×Age)，把全部樣本平均分為三個(gè)部分，小于1/3 部分的公司定義為受融資約束弱，大于2/3 部分的公司定義為受融資約束強(qiáng)。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)

表2 是對全樣本變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。WCR的均值為0.345，可以看出房地產(chǎn)企業(yè)營運(yùn)資本需求在總資產(chǎn)中所占的比重比較大。表3 為變量的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，其中DM 和WCR 在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)。但是皮爾森相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的僅僅是單變量的相關(guān)性，而沒有控制其他變量的影響。DM 和WCR 之間的相關(guān)性也可能受到其他因素的影響，所以仍要關(guān)注多元回歸分析的結(jié)果，以確定研究結(jié)論。此外，變量的相關(guān)系數(shù)也都在0.4 以內(nèi)，沒有表現(xiàn)出存在共線性的征兆。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 變量相關(guān)系數(shù)

ROS 0.141*** 1 TobinQ 0.0250 lninc -0.065*** 1-0.046*0.137***1-0.248***

五、實(shí)證結(jié)果

（一）假設(shè)H1 的檢驗(yàn)

表4 提供了假設(shè)1 中模型（1）的回歸結(jié)果，通過Hausman 檢驗(yàn)，拒絕混合效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，選擇固定效應(yīng)模型。在固定效應(yīng)模型下可決系數(shù)(組間R2)為0.332，說明模型的擬合優(yōu)度較好。從表4 可以看出，在全樣本下，宏觀調(diào)控政策中代表財(cái)政政策的指標(biāo)L.FE（滯后一期的財(cái)政支出增長率）與目標(biāo)營運(yùn)資本需求WCR 呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而對于代表貨幣政策的指標(biāo)L.DM（滯后一期的貨幣供應(yīng)量增速）與目標(biāo)營運(yùn)資本需求WCR 呈現(xiàn)出的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著，說明對于房地產(chǎn)企業(yè)，宏觀調(diào)控政策中財(cái)政政策對營運(yùn)資本需求影響顯著，而貨幣政策對營運(yùn)資本需求的影響并不顯著。以上研究結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)H1。

表4 目標(biāo)營運(yùn)資本需求模型各解釋變量顯著性檢驗(yàn)

（二）假設(shè)H2 的檢驗(yàn)

表5、表6 提供了假設(shè)2 中模型（3）的回歸結(jié)果，當(dāng)采用系統(tǒng)GMM 估計(jì)方法估計(jì)全樣本和不同融資約束下的營運(yùn)資本需求動(dòng)態(tài)調(diào)整模型時(shí)，Sargan 檢驗(yàn)和Hansen 檢驗(yàn)的P 值均大于0.05，表明過度識別檢驗(yàn)成立，工具變量聯(lián)合有效；同時(shí)，干擾項(xiàng)的二階序列相關(guān)檢驗(yàn)的P 值均大于0.05，說明干擾項(xiàng)不存在序列相關(guān)，工具變量的選擇合理，模型設(shè)定正確，系統(tǒng)GMM 估計(jì)合理。

表5 全樣本下的營運(yùn)資本動(dòng)態(tài)調(diào)整

表6 不同融資約束下的營運(yùn)資本動(dòng)態(tài)調(diào)整

當(dāng)我們以SA 指數(shù)作為融資約束的分組依據(jù)時(shí)，受融資約束弱的房地產(chǎn)企業(yè)，其營運(yùn)資本需求的調(diào)整周期為1.32（ln（2）/（1-0.475））；受融資約束強(qiáng)的房地產(chǎn)企業(yè)，營運(yùn)資本需求的調(diào)整周期為1.76（ln（2）/（1-0.606）。兩者t 值均很顯著，表明受融資約束強(qiáng)的房地產(chǎn)企業(yè)，營運(yùn)資本需求調(diào)整周期更長，即調(diào)整速度更慢；而受融資約束弱的房地產(chǎn)企業(yè)，營運(yùn)資本需求調(diào)整周期則相對較短，即調(diào)整速度更快。同時(shí)，在不同分組中，營運(yùn)資本需求的調(diào)整速度P 值均在1%的水平上顯著。上述研究證實(shí)了本文假設(shè)H2。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，在構(gòu)建房地產(chǎn)企業(yè)目標(biāo)營運(yùn)需求模型時(shí)，本文考慮了宏觀調(diào)控政策對目標(biāo)營運(yùn)資本需求的影響，把宏觀調(diào)控政策中代表貨幣政策的貨幣供給量增長速度替換為實(shí)際貸款利率增長率（名義貸款利率-通貨膨脹率），進(jìn)行穩(wěn)健性測試，結(jié)論未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變。

其次，除對營運(yùn)資本動(dòng)態(tài)調(diào)整模型進(jìn)行系統(tǒng)GMM 估計(jì)，同時(shí)還對其進(jìn)行OLS 估計(jì)和FE 估計(jì)，系統(tǒng)GMM 估計(jì)中滯后一階WCR 的系數(shù)均位于OLS 估計(jì)和FE 估計(jì)之間，表明估計(jì)結(jié)果真實(shí)可靠。同時(shí)還對全樣本進(jìn)行了系統(tǒng)GMM 估計(jì)，結(jié)論沒有實(shí)質(zhì)性不同。

再次，對SA 指數(shù)的分組進(jìn)一步測試了按33 分位和66 分位、40 和60 分位為分界點(diǎn)，來區(qū)分和企業(yè)融資約束程度的強(qiáng)弱，結(jié)論也未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變。綜上所述，研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié) 論

本文利用117 家房地產(chǎn)開發(fā)與經(jīng)營業(yè)上市公司在2000-2015 年樣本區(qū)間的數(shù)據(jù)，首先從宏觀經(jīng)濟(jì)政策的角度研究了貨幣政策對房地產(chǎn)企業(yè)營運(yùn)資本管理行為的影響；然后分析了在不同的融資約束條件下，房地產(chǎn)企業(yè)對其營運(yùn)資本的調(diào)整行為進(jìn)行了研究。我們認(rèn)為宏觀調(diào)控政策中財(cái)政政策對房地產(chǎn)企業(yè)營運(yùn)資本需求影響顯著，而貨幣政策對房地產(chǎn)企業(yè)營運(yùn)資本需求并不具有顯著的影響，但是處于不同融資約束條件的房地產(chǎn)企業(yè)，會對其營運(yùn)資本采取不同的調(diào)整策略。具體來說，受融資約束程度較強(qiáng)的企業(yè)由于調(diào)整成本更高，所以WCR 以更緩慢的速度向其目標(biāo)值調(diào)整。