李雅凝

【摘要】本文以房地產(chǎn)行業(yè)作為研究對象，選取了2000年到2016年共57家房地產(chǎn)上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)作為樣本，對影子銀行相對規(guī)模與房地產(chǎn)企業(yè)公司績效的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，探討了當(dāng)期和滯后一期的影子銀行相對規(guī)模對房地產(chǎn)企業(yè)公司績效的影響。研究結(jié)論為正確指導(dǎo)影子銀行信貸參與房地產(chǎn)市場提供了理論依據(jù)。

【關(guān)鍵詞】影子銀行相對規(guī)模 房地產(chǎn)行業(yè) 公司績效 固定效益模型

一、引言

影子銀行是不同于傳統(tǒng)商業(yè)銀行的一種非銀行金融機(jī)構(gòu)，它游離于銀行監(jiān)管體系之外、可能引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)管套利等問題的信用中介體系，它能為企業(yè)提供更易得、更自由的融資渠道。而房地產(chǎn)行業(yè)恰恰是在一眾行業(yè)中最需要外部融資來提供資金支持的行業(yè)之一，這不僅因?yàn)榉康禺a(chǎn)的建設(shè)需要巨額的起始資金，還因?yàn)槲覈贫▏?yán)格的監(jiān)管措施限制了房地產(chǎn)開發(fā)商從傳統(tǒng)融資渠道籌集資金，影子銀行的出現(xiàn)恰好能為房地產(chǎn)行業(yè)擴(kuò)張融資渠道，滿足其資本需求。

二、文獻(xiàn)綜述

呂?。?018）在《影子銀行有助于中小企業(yè)發(fā)展嗎》一文中采用動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型，探究了影子銀行對中國不同地區(qū)和不同行業(yè)的中小企業(yè)所造成的不同影響。譚中明、周揚(yáng)帆等（2016）發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)影子銀行的發(fā)展會對中小企業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生負(fù)影響，但在長期內(nèi)影子銀行對中小企業(yè)的發(fā)展有促進(jìn)作用。范文靜（2017）認(rèn)為影子銀行的發(fā)展能拓寬房地產(chǎn)企業(yè)的融資渠道，從而促進(jìn)房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展，同時(shí)影子銀行的發(fā)展還會削弱貨幣政策對整體經(jīng)濟(jì)以及房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果。

對于房地產(chǎn)行業(yè)的績效問題，朱婧（2018）在《金融市場化、債務(wù)融資與公司績效——基于上市房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)的實(shí)證研究》一文中提出，房地產(chǎn)開發(fā)公司總體債務(wù)融資水平、長期資本負(fù)債率以及流動(dòng)負(fù)債都對公司績效有正向作用，但流動(dòng)負(fù)債的影響程度最弱，顯著性也明顯較??；另外，研究發(fā)現(xiàn)由于我國金融行業(yè)所能提供的融資渠道不夠通暢，導(dǎo)致了房地產(chǎn)企業(yè)發(fā)展過度依賴于債務(wù)融資。

通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)的總結(jié)可以得出：作為資本密集型行業(yè)，房地產(chǎn)企業(yè)融資需求量大，而在我國較為嚴(yán)格的政策監(jiān)管下其融資需求難以被滿足，因此影子銀行這樣一個(gè)新興的融資渠道對于房地產(chǎn)行業(yè)的績效和發(fā)展起到的作用不容小覷。

三、研究假設(shè)與模型設(shè)計(jì)

1.提出假設(shè)

假設(shè)一：影子銀行對房地產(chǎn)企業(yè)公司績效存在正向影響。

假設(shè)二：影子銀行對房地產(chǎn)企業(yè)公司績效存在負(fù)向影響。

2.樣本選取

為了實(shí)證檢驗(yàn)的需要，對2000年至2016年在我國滬、深股市上市的所有上市房地產(chǎn)公司進(jìn)行了篩選，剔除了近年來財(cái)務(wù)異常的ST上市公司和數(shù)據(jù)缺失或數(shù)據(jù)異常的公司，最終篩選出57家公司作為代表，本文所用的房地產(chǎn)企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

3.變量定義

（1）被解釋變量

以公司績效為本文研究的被解釋變量。為克服單一指標(biāo)的局限性，本文選取了5個(gè)財(cái)務(wù)績效指標(biāo)：ROA（總資產(chǎn)收益率）、ROI（凈資產(chǎn)收益率）、EPS（每股收益）、BPS（每股凈資產(chǎn)）、PPO（營業(yè)利潤率）和1個(gè)非財(cái)務(wù)指標(biāo)托賓Q值，并利用主成分分析法將6個(gè)指標(biāo)合為一個(gè)綜合指標(biāo)P來評價(jià)公司績效，以此全面反映樣本公司績效的水平。

（2）解釋變量

本文運(yùn)用李建軍（2010）提出的一種間接方法測度影子銀行的信貸規(guī)模，由于我國中小型企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)高、借貸金額小，很難從正規(guī)傳統(tǒng)金融體系中獲取貸款，因此這部分企業(yè)的借貸需求只能通過影子銀行等非傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)來滿足。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，從借款人所創(chuàng)造的GDP可以倒推出每一單位GDP所對應(yīng)的信貸資金支持，我們用單位GDP貸款系數(shù)記做R_y；把中小企業(yè)獲得的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款與其創(chuàng)造的GDP的比值用R_e表示；R_e與R_y的比值用于衡量傳統(tǒng)銀行對企業(yè)的融資需求滿足程度，記做S，設(shè)Y_s為中小企業(yè)、個(gè)體私營企業(yè)所創(chuàng)造的GDP，則未觀測信貸規(guī)模為：

NOL_s=R_y*Y_s*（1-S）

本文采取未觀測信貸規(guī)模NOL和滯后一期的未觀測信貸規(guī)模NOLS作為解釋變量，用于衡量影子銀行相對規(guī)模。通過搜集相關(guān)數(shù)據(jù)，最終得到2000—2016年我國影子銀行相對規(guī)模。

（3）控制變量

引入人均GDP指數(shù)、一年期企業(yè)短期貸款基準(zhǔn)利率r作為宏觀控制變量，選取資產(chǎn)負(fù)債率DTAR、營運(yùn)資金比率WCR、營業(yè)外收入占比NMIR、主營業(yè)務(wù)利潤占比MIR作為微觀控制變量，以此較為全面地衡量房地產(chǎn)企業(yè)財(cái)務(wù)狀況。

（4）模型設(shè)計(jì)

根據(jù)理論分析和提出的假設(shè)，猜想影子銀行相對規(guī)模以及滯后一期的影子銀行相對規(guī)模與房地產(chǎn)企業(yè)公司績效呈線性關(guān)系，建立模型：

四、實(shí)證結(jié)果及分析

1.綜合指標(biāo)P的計(jì)算

本文采用主成分分析法計(jì)算綜合指標(biāo)P。在對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后，通過SPSS求解出相關(guān)系數(shù)矩陣、特征根及其貢獻(xiàn)率。其中，相關(guān)系數(shù)表明六個(gè)變量之間存在顯著相關(guān)性，可進(jìn)行主成分分析。變量共同度最后一列的數(shù)據(jù)大于0.8，表明提取的主成分對每個(gè)變量的解釋程度都較高。在方差貢獻(xiàn)表中，有兩個(gè)特征根大于1，所以本文提取兩個(gè)主成分。第一個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率為55.377%，第二個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率為23.103%，即兩個(gè)主成分共解釋了總變量的78.48%。接著將主成分系數(shù)乘以各個(gè)變量標(biāo)準(zhǔn)化之后的變量（此處用zxi來表示），求出兩個(gè)主成分的表達(dá)式：

最后以各主成分對應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重，寫出綜合績效P的表達(dá)式：

P=0.55377 f₁+0.23103 f₂

本文利用綜合績效表達(dá)式求出主成分P的數(shù)據(jù)值作為評價(jià)房地產(chǎn)上市公司績效的綜合指標(biāo)，下文將以P作為被解釋變量進(jìn)行實(shí)證分析和相關(guān)檢驗(yàn)。

2.相關(guān)性檢驗(yàn)

從相關(guān)系數(shù)表中可以看出，該模型中的解釋變量與控制變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值絕大多數(shù)在0.5以下，表明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，模型設(shè)定較為合理。

3.實(shí)證結(jié)果分析

本文收集了2000—2016年房地產(chǎn)企業(yè)公司各項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)以及全社會影子銀行相對規(guī)模的數(shù)據(jù)，建立固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，運(yùn)用SPSS22.0和statal4.0軟件對模型進(jìn)行回歸分析，得出結(jié)果。

由回歸結(jié)果可知，該模型調(diào)整后的總體擬合優(yōu)度為0.562，表明模型對影子銀行相對規(guī)模與房地產(chǎn)行業(yè)公司績效之間關(guān)系的解釋程度較好。

當(dāng)期影子銀行相對規(guī)模、滯后一期的影子銀行相對規(guī)模、營業(yè)外收入占比、主營業(yè)務(wù)利潤占比、營運(yùn)資金比率和人均GDP指數(shù)的P值均小于0.05，說明這些變量在5%的水平上與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效顯著相關(guān)，而一年期企業(yè)短期貸款基準(zhǔn)利率和資產(chǎn)負(fù)債率這兩個(gè)變量則不顯著。

當(dāng)期影子銀行相對規(guī)模與滯后一期的影子銀行相對規(guī)模均能通過顯著性檢驗(yàn)：在5%的置信水平下，兩變量對房地產(chǎn)企業(yè)公司績效呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。兩變量的系數(shù)分別為-0.176和-0.227，表明當(dāng)期影子銀行相對規(guī)模和滯后一期的影子銀行相對規(guī)模都擴(kuò)大1%時(shí)，房地產(chǎn)企業(yè)公司總經(jīng)營效益將會減少約0.403%。

五、研究結(jié)論與建議

1.研究結(jié)論

本文研究得出結(jié)論：當(dāng)期與滯后一期的影子銀行相對規(guī)模和房地產(chǎn)企業(yè)公司績效呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)，這說明隨著影子銀行相對規(guī)模的擴(kuò)張，我國房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效會受到負(fù)面沖擊，滿足前文提出的假設(shè)二，其原因在于：首先，影子銀行的風(fēng)險(xiǎn)具有隱匿性，因此其對房地產(chǎn)公司績效的負(fù)面影響不會在當(dāng)期就有所顯現(xiàn)，而是在經(jīng)過一段時(shí)滯后才能夠顯現(xiàn)。其次，影子銀行所帶來的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)是具有傳染性的，它造成的連鎖性破壞會導(dǎo)致其他金融機(jī)構(gòu)也受到不良影響，使房地產(chǎn)企業(yè)融資問題變得更為棘手。另外，影子銀行由于自身信用風(fēng)險(xiǎn)較高，導(dǎo)致信貸成本也遠(yuǎn)高于其他融資途徑，這抵消了影子銀行交易成本低、手續(xù)便捷等優(yōu)勢，綜合形成了影子銀行相對規(guī)模對房地產(chǎn)企業(yè)績效的負(fù)向沖擊。

宏觀控制變量里的政策變量（一年期企業(yè)短期貸款基準(zhǔn)利率）對房地產(chǎn)企業(yè)公司績效沒有顯著影響，這是由于政策變量發(fā)揮效力往往需要經(jīng)過一段時(shí)滯，無法在當(dāng)期體現(xiàn)。

微觀控制變量能反映每個(gè)獨(dú)立的企業(yè)參與金融活動(dòng)的情況以及財(cái)務(wù)狀況，因此營業(yè)外收入占比、主營業(yè)務(wù)利潤占比、營運(yùn)資金比率這些控制變量都與公司經(jīng)營績效顯著相關(guān)，這也符合已有的研究成果及理論機(jī)理。

2.政策建議

應(yīng)控制影子銀行相對規(guī)模的發(fā)展，一方面要改變房地產(chǎn)行業(yè)較為單一化的融資結(jié)構(gòu)，政府相關(guān)部門應(yīng)積極創(chuàng)造條件拓展房地產(chǎn)行業(yè)的融資渠道，減少其對銀行信貸的過度依賴，為它們提供更穩(wěn)健的資金來源。另一方面，應(yīng)當(dāng)盡快出臺及完善相關(guān)法律，規(guī)范影子銀行體系的發(fā)展，使得它所提供的資金確實(shí)能推進(jìn)企業(yè)平穩(wěn)健康發(fā)展，而不是為其帶來更大的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。