盧陳镕，任小軍

（杭州電子科技大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018）

一、引言

當(dāng)前，我國房地產(chǎn)行業(yè)進(jìn)入了全方面的競爭，尤其是住宅類房地產(chǎn)企業(yè)，在市場(chǎng)加強(qiáng)調(diào)控和金融監(jiān)管的背景下，債務(wù)到期量大，表外融資規(guī)模較大，融資成本更高，使企業(yè)的債務(wù)負(fù)擔(dān)高居不下。那么，融資和負(fù)債帶來的資本結(jié)構(gòu)問題是否對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)產(chǎn)生影響呢？

本文選取了我國房地產(chǎn)住宅開發(fā)類上市公司作為研究對(duì)象，以2012—2016年這五年的數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)其資本結(jié)構(gòu)對(duì)盈利能力的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)以下結(jié)論：（1）房地產(chǎn)住宅開發(fā)類上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率與盈利能力呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；（2）房地產(chǎn)住宅開發(fā)類上市公司的流動(dòng)負(fù)債率與盈利能力呈顯著正相關(guān)關(guān)系；（3）房地產(chǎn)住宅開發(fā)類上市公司的前十大股東持股比例與盈利能力呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

楊晶晶（2007）實(shí)證發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)上市公司債務(wù)結(jié)構(gòu)與盈利能力之間正相關(guān)。劉建國、楊衛(wèi)東（2009）通過我國房地產(chǎn)上市公司2004—2008年第一季度數(shù)據(jù)，以總資產(chǎn)收益率為被解釋變量，發(fā)現(xiàn)公司盈利能力與長期銀行信用融資率正相關(guān)。程悅（2016）運(yùn)用面板門檻模型對(duì)我國79家房地產(chǎn)上市公司進(jìn)行研究，指出公司的資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)價(jià)值之間存在雙重門檻效應(yīng)，當(dāng)資產(chǎn)負(fù)債率低于71.2%時(shí)會(huì)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生積極影響，而高于71.2%時(shí)則無影響。劉奇、蔣姝程（2017）指出房地產(chǎn)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)與凈資產(chǎn)收益率之間短期呈正相關(guān)，長期呈負(fù)相關(guān)。

徐志堅(jiān)（2011）通過混合回歸模型研究了資本結(jié)構(gòu)的影響因素，發(fā)現(xiàn)較高的資產(chǎn)負(fù)債率會(huì)對(duì)盈利能力造成負(fù)面影響。付秋穎、劉兆云和高思偉（2013）采用綜合得分因子來衡量企業(yè)盈利能力，研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)行業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率與盈利能力中度負(fù)相關(guān)。倪光耀（2016）以16家上市房地產(chǎn)公司5年的數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)資本結(jié)構(gòu)和盈利能力負(fù)相關(guān)。杜月明、程臘梅（2017）選用我國2016年A股房地產(chǎn)上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明上市公司資產(chǎn)負(fù)債率與盈利能力負(fù)相關(guān)。

周冉冉（2015）以我國97家房地產(chǎn)上市公司2009—2013年的數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)前十大股東持股比例對(duì)其盈利能力產(chǎn)生正向影響。張濤、呂振（2015）以 97家房地產(chǎn)公司 2010—2011年數(shù)據(jù)為對(duì)象研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度與企業(yè)業(yè)績顯著正相關(guān)。王圓、侯雁（2017）通過對(duì)滬深兩市122家房地產(chǎn)企業(yè)研究指出，股權(quán)集中度會(huì)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績效有正向積極影響。

（二）研究假設(shè)

已有關(guān)于房地產(chǎn)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)對(duì)盈利能力影響研究的文獻(xiàn)表明二者的關(guān)系并不一致。之所以出現(xiàn)不一致的研究結(jié)果，主要是沒有考慮住宅類房地產(chǎn)企業(yè)特征。我國房地產(chǎn)住宅開發(fā)類上市公司資本結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀表明，公司傳統(tǒng)資金來源主要是銀行信貸，資產(chǎn)負(fù)債率一般在60%以上，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了西方以及香港房地產(chǎn)市場(chǎng)45%左右的資產(chǎn)負(fù)債率水平，過高的資產(chǎn)負(fù)債率引發(fā)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)不容忽視。近年來，銀行不斷收緊對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)的放貸審批，將審批權(quán)限上升到總行層面。各大中小房地產(chǎn)企業(yè)從2012年起已經(jīng)很難從銀行獲得開發(fā)貸款授信。并且從2011年起，銀監(jiān)會(huì)將原來月末、季度末和年末的存貸比考核改為了按日考核，這使得銀行需要時(shí)刻關(guān)注存貸比需求，房地產(chǎn)企業(yè)想要從銀行獲得融資更困難。部分企業(yè)也嘗試民間融資等方式，也增加了企業(yè)的融資成本，而成本增加必然引起企業(yè)盈利能力下降?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：房地產(chǎn)住宅開發(fā)類上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率與盈利能力負(fù)相關(guān)。

我國房地產(chǎn)住宅開發(fā)類上市公司在債務(wù)規(guī)模一定的情況下，更傾向于流動(dòng)負(fù)債融資，根據(jù)前文的現(xiàn)狀分析，當(dāng)前公司流動(dòng)負(fù)債比例較大，基本占到 50%。一方面王飛（2012）、許拓（2013）實(shí)證發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)上市公司流動(dòng)負(fù)債率與盈利能力之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，流動(dòng)負(fù)債的償債期限短、償債壓力大，會(huì)使企業(yè)忙于償還本金和利息的現(xiàn)金流，但對(duì)于住宅類開發(fā)公司而言，盈利周期相對(duì)于商業(yè)類開發(fā)和園區(qū)類開發(fā)更短，通過預(yù)售房等方式能夠更快地回籠資金，并且當(dāng)前我國住宅房產(chǎn)的市場(chǎng)相對(duì)火熱，其銷售和周轉(zhuǎn)能力也較強(qiáng)，公司日常運(yùn)營所產(chǎn)生的利潤足以應(yīng)付，同時(shí)流動(dòng)負(fù)債相對(duì)長期負(fù)債的融資成本較低，可有效降低企業(yè)相關(guān)的財(cái)務(wù)成本，及時(shí)調(diào)整公司相關(guān)戰(zhàn)略，從而對(duì)公司盈利能力產(chǎn)生積極影響。另一方面，流動(dòng)負(fù)債的巨大的償債壓力和高風(fēng)險(xiǎn)也激勵(lì)公司的管理層去更努力地工作，降低了公司的代理成本?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：房地產(chǎn)住宅開發(fā)類上市公司的流動(dòng)負(fù)債率與盈利能力正相關(guān)。

過去學(xué)者對(duì)于股權(quán)集中度和公司業(yè)績之間影響的相關(guān)研究眾多，但實(shí)證結(jié)果并不統(tǒng)一。目前的研究大多是從代理成本角度來衡量股權(quán)集中度對(duì)公司業(yè)績的影響，主要是從公司股東與管理層之間的第一類代理成本和大股東與小股東之間的第二類代理成本出發(fā)，認(rèn)為股權(quán)集中度通過影響這兩個(gè)代理成本來影響公司的業(yè)績。王飛（2012）、周冉冉（2015）實(shí)證發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)上市公司前十大股東持股比例會(huì)對(duì)盈利能力產(chǎn)生正向影響。股權(quán)集中度越高，治理層和管理層等關(guān)鍵職位的人員選派分歧越少，經(jīng)營者和所有者之間的利益就越統(tǒng)一，能夠有效減少代理成本。同時(shí)，大股東能夠控制董事會(huì)，來選擇能力更強(qiáng)的管理層，從而有利于公司的經(jīng)營決策。當(dāng)前住宅開發(fā)列公司外部環(huán)境良好，市場(chǎng)競爭較為激烈并且行業(yè)法律制度以及監(jiān)管政策相對(duì)完善且被有效執(zhí)行，投資者的決策參與權(quán)、知情權(quán)等投資者權(quán)益都得到了較為有效的保障，這樣較高的投資者水平會(huì)降低股東與管理層之間的第一類代理成本。同時(shí)根據(jù)賀炎林、莫建明（2014）的研究發(fā)現(xiàn)，較好的上市外部治理環(huán)境會(huì)增強(qiáng)股權(quán)集中度對(duì)公司業(yè)績的正向作用。尤其是房地產(chǎn)行業(yè)，作為國家宏觀政策的重點(diǎn)調(diào)控對(duì)象，高度集中的控制權(quán)也有利于更迅速地根據(jù)外部環(huán)境的變化做出相應(yīng)的決策，來減少公司的損失，提高盈利能力?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：房地產(chǎn)住宅開發(fā)類上市公司的前十大股東持股比例與盈利能力正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)與實(shí)證結(jié)果分析

（一）研究設(shè)計(jì)

1.樣本的選取和數(shù)據(jù)篩選

本文選取了住宅類開發(fā)上市公司作為研究對(duì)象。目前我國住宅類開發(fā)上市公司一共有115家，為確保數(shù)據(jù)的真實(shí)完整以及實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確，本文剔除一些ST和數(shù)據(jù)不完整的公司，最終選取87家住宅開發(fā)類上市公司作為研究對(duì)象。本文的數(shù)據(jù)來源于CSMAR，由于房地產(chǎn)行業(yè)存在周期性，所以本文數(shù)據(jù)選擇了87家公司2012—2016年5年的年報(bào)數(shù)據(jù)，剔除了存在異常數(shù)據(jù)的公司。數(shù)據(jù)處理采用Excel和SPSS25.0完成。

2.變量設(shè)計(jì)

（1）因變量。本文選取盈利能力指標(biāo)作為因變量。能夠反映公司盈利能力的財(cái)務(wù)指標(biāo)很多，且這些指標(biāo)相互之間的關(guān)聯(lián)性也很強(qiáng)，因此個(gè)別的財(cái)務(wù)比率存在片面性，并不能客觀準(zhǔn)確地詮釋公司的盈利能力。因此，本文采用因子分析法對(duì)住宅類開發(fā)公司的盈利能力進(jìn)行綜合分析，以銷售凈利率、總資產(chǎn)凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)報(bào)酬率、營業(yè)利潤率五個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)為基礎(chǔ)，構(gòu)建衡量盈利能力的主成分分析模型，將主成分的綜合得分作為被解釋變量衡量房地產(chǎn)住宅類開發(fā)上市公司的盈利能力。

（2）自變量。本文將資本構(gòu)成分為債務(wù)資本和股權(quán)資本，選擇資產(chǎn)負(fù)債率、流動(dòng)負(fù)債率、前十大股東持股比例作為衡量資本結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。資產(chǎn)負(fù)債率體現(xiàn)了公司內(nèi)部的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，從總體上反映了公司的債務(wù)資本與權(quán)益資金之間的關(guān)系。從住宅類開發(fā)公司債務(wù)結(jié)構(gòu)來看，流動(dòng)負(fù)債率達(dá)到了近70%，會(huì)帶來較大的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，因此將流動(dòng)負(fù)債單獨(dú)列示?？刂茩?quán)結(jié)構(gòu)作為公司治理的基礎(chǔ)，通過監(jiān)督效應(yīng)和激勵(lì)效應(yīng)，股權(quán)集中度會(huì)對(duì)公司的盈利能力產(chǎn)生影響，因此本文選取前十大股東持股比例作為股權(quán)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。

（3）控制變量。通過之前學(xué)者的相關(guān)研究，發(fā)現(xiàn)公司的現(xiàn)金流水平、規(guī)模大小、成長能力、營運(yùn)能力和資產(chǎn)結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)公司的盈利能力產(chǎn)生影響，因此本文將這些因素作為控制變量。

綜上，本文主要選取了盈利能力指標(biāo)作為因變量，選取了資產(chǎn)負(fù)債率、流動(dòng)資產(chǎn)負(fù)債率和前十大股東持股比例作為自變量，選取了經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流/營業(yè)收入、總資產(chǎn)對(duì)數(shù)、營業(yè)收入增長率、存貨周轉(zhuǎn)率和有形資產(chǎn)比例作為控制變量。具體變量的解釋如表1所示。

表1 變量的定義

3.盈利能力綜合指標(biāo)的構(gòu)建

能夠反映公司盈利能力的財(cái)務(wù)指標(biāo)很多，且這些指標(biāo)相互之間的關(guān)聯(lián)性也很強(qiáng)，因此個(gè)別的財(cái)務(wù)比率存在片面性，并不能客觀準(zhǔn)確地詮釋公司的盈利能力。因此，本文采用因子分析法對(duì)住宅類開發(fā)公司的盈利能力進(jìn)行綜合分析，以銷售凈利率、總資產(chǎn)凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)報(bào)酬率、營業(yè)利潤率五個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)為基礎(chǔ)，構(gòu)建衡量盈利能力的主成分分析模型，將主成分的綜合得分作為被解釋變量衡量房地產(chǎn)住宅類開發(fā)上市公司的盈利能力。

（1）KMO測(cè)度和巴特利球形檢驗(yàn)。根據(jù)表2可知，本文所選變量的KMO的數(shù)值為0.704，大于0.5，Bartlett球形檢驗(yàn)的數(shù)值為2 622.613，在自由度為10時(shí)達(dá)到顯著水平，說明這些變量適合因子分析。

（2）提取因子，構(gòu)造因子變量。本文采用主成分分析法提取公共因子。按照初始特征值的大小排序?qū)χ饕忉屢蜃舆M(jìn)行了篩選，提取了兩個(gè)主成分，其初始特征值分別為3.548和1.086，方差貢獻(xiàn)率分別為53.282%和39.392%，二者的累積貢獻(xiàn)率為92.674%。最終，根據(jù)上述結(jié)果和成分得分系數(shù)得出主成分表達(dá)式Y(jié)1和Y2，并構(gòu)造盈利能力Y：

4.模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證本文提出的研究假設(shè)，建立以下回歸模型：

其中，β0為常數(shù)，βi是相關(guān)變量的系數(shù)，ε 是誤差項(xiàng)，變量含義詳見表1。

（二）實(shí)證分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)

表3 描述統(tǒng)計(jì)

表3表示的是我國87家住宅類開發(fā)上市公司2012—2016年共435個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行的描述性統(tǒng)計(jì)。主要變量中，資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）的最小值為0.121 9，最大值達(dá)到了0.940 0，均值為 0.668 7，高于大部分行業(yè)。流動(dòng)負(fù)債率（LDR）樣本中的最小值為0.181 5，最大值為1，均值為0.691 9，標(biāo)準(zhǔn)差為0.166 3，總體情況與資產(chǎn)負(fù)債率較相似，主要是因?yàn)槲覈康禺a(chǎn)住宅類開發(fā)上市公司的負(fù)債大部分是流動(dòng)負(fù)債，比例接近70%。前十大股東持股比例（HOLDERR）樣本中最小值為17.51%，最大值為97.49%，均值為58.69%，標(biāo)準(zhǔn)差為 16.83，差異較大。

盈利能力Y的綜合得分，標(biāo)準(zhǔn)差為0.049 3，說明行業(yè)內(nèi)盈利能力水平差異不大?？刂谱兞恐?，除有形資產(chǎn)比率外，其他變量的最大值、最小值和標(biāo)準(zhǔn)差差異都比較大。

2.相關(guān)性檢驗(yàn)

表4 相關(guān)性檢驗(yàn)

表4中相關(guān)性分析的結(jié)果顯示，企業(yè)的盈利能力與資產(chǎn)負(fù)債率、有形資產(chǎn)比率、股權(quán)集中度以及現(xiàn)金流水平正相關(guān)，與流動(dòng)負(fù)債率、公司成長性和存貨周轉(zhuǎn)率的關(guān)系不顯著。由于相關(guān)性分析是在不考慮其他變量影響情況下的初步結(jié)果，因而需要進(jìn)一步通過回歸分析發(fā)現(xiàn)主要變量之間的真實(shí)關(guān)系。

3.回歸分析

表5 回歸分析結(jié)果

根據(jù)表5的結(jié)果，模型調(diào)整后的R2為0.096，F(xiàn)值在1%的水平顯著。同時(shí)，檢查了各變量的VIF值，發(fā)現(xiàn)最大值為1.8，不存在共線性問題。資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)是-0.218，t檢驗(yàn)值為-3.560，顯著性水平為小于1%，通過了t檢驗(yàn)，即資產(chǎn)負(fù)債率每增長1%，公司的盈利能力就下降0.218%，表明房地產(chǎn)住宅類開發(fā)上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率與公司盈利能力之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。流動(dòng)負(fù)債率（LDR）的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.111，t的檢驗(yàn)值是 2.113，顯著性水平為0.035，通過t檢驗(yàn)，意味著流動(dòng)負(fù)債率每增長1%，公司的盈利能力就提高0.111%，表明房地產(chǎn)住宅類開發(fā)上市公司的流動(dòng)負(fù)債率與公司盈利能力之間存在正相關(guān)關(guān)系。

前十大股東持股比例（HOLDERR）的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)是0.151，t檢驗(yàn)值為2.833，顯著性水平為0.005，通過了t檢驗(yàn)，表明房地產(chǎn)住宅類開發(fā)上市公司的前十大股東持股比例與公司盈利能力之間存在正相關(guān)關(guān)系。

資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的有形資產(chǎn)比率（FINANCE）標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.158，t檢驗(yàn)值為2.723，顯著性水平為0.007，通過t檢驗(yàn)，表明房地產(chǎn)住宅類開發(fā)上市公司的有形資產(chǎn)比率與公司盈利能力之間存在正相關(guān)關(guān)系。現(xiàn)金流指標(biāo)的（OFCS）標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.239，t檢驗(yàn)值為3.840，顯著性水平小于1%，通過t檢驗(yàn)，表明房地產(chǎn)住宅類開發(fā)上市公司的現(xiàn)金流水平與盈利能力之間存在正相關(guān)關(guān)系?？傎Y產(chǎn)對(duì)數(shù)、營業(yè)收入增長率、存貨周轉(zhuǎn)率在模型中未通過t檢驗(yàn)，說明這三個(gè)指標(biāo)對(duì)公司盈利能力幾乎沒有影響。

綜上所述，本文的研究結(jié)果顯示，對(duì)住宅開發(fā)類上市公司而言，資產(chǎn)負(fù)債率與盈利能力之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，這與之前學(xué)者對(duì)于整個(gè)房地產(chǎn)行業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)盈利能力影響的結(jié)果相同。流動(dòng)負(fù)債率與盈利能力之間呈現(xiàn)正相關(guān)，這現(xiàn)有研究的結(jié)果不同，說明住宅類房地產(chǎn)企業(yè)具有獨(dú)特性。前十大股東持股比例與盈利能力之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，這與之前對(duì)于整個(gè)房地產(chǎn)行業(yè)股權(quán)集中度對(duì)盈利能力影響的結(jié)果相同。

四、對(duì)策建議

（一）控制負(fù)債規(guī)模

根據(jù)本文研究結(jié)果，房地產(chǎn)公司資產(chǎn)負(fù)債率與盈利能力負(fù)相關(guān)，因而公司應(yīng)控制其負(fù)債規(guī)模，降低過高負(fù)債對(duì)企業(yè)盈利性的負(fù)面影響。具體可以采取以下措施：一是減少對(duì)于銀行貸款的依賴，穩(wěn)定資金鏈；二是公司自身在發(fā)展和經(jīng)營過程中，要及時(shí)根據(jù)自身規(guī)模、盈利情況等及時(shí)進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整，維持盈利能力最大化；三是引導(dǎo)多元化的投資主體加入，例如一些具有豐富投資經(jīng)驗(yàn)的成熟的機(jī)構(gòu)投資者，從而對(duì)股東形成有效的制約，真正發(fā)揮債權(quán)人的約束力。

（二）保持適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中度，重視股權(quán)融資

根據(jù)本文的研究結(jié)果，我國房地產(chǎn)住宅類開發(fā)公司的前十大股東持股比例較高，且前十大股東持股比例與公司盈利能力之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。過度分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)引起公司營運(yùn)能力下降和代理成本增加，而過度集中的股權(quán)則不利于公司決策的民主化和科學(xué)化。因此房地產(chǎn)住宅類上市公司應(yīng)在重視股權(quán)融資的同時(shí)，盡量優(yōu)化股權(quán)集中度，保持企業(yè)的科學(xué)管理。

（三）提高短期償債能力

房地產(chǎn)開發(fā)的周期性決定了短期負(fù)債非常重要。在通過流動(dòng)負(fù)債增加盈利能力的同時(shí)，還要考慮償債能力不足帶來的風(fēng)險(xiǎn)。因此企業(yè)可以考慮通過加快資金周轉(zhuǎn)，提高資產(chǎn)的使用效率來降低風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，也可以通過提高內(nèi)源融資比例和能力降低風(fēng)險(xiǎn)。此外，企業(yè)應(yīng)將短期負(fù)債的償付納入戰(zhàn)略層面進(jìn)行通盤考慮。