摘? 要：本文利用在上市公司年報中收集到的房屋及建筑物數(shù)據(jù)，以及全國省級層面和城市層面的房屋銷售價格數(shù)據(jù)，檢驗由于房價波動導(dǎo)致公司抵押資產(chǎn)價值的變化對企業(yè)融資能力的影響。研究發(fā)現(xiàn)公司抵押資產(chǎn)價值的增加增強(qiáng)了企業(yè)的融資能力，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)與國有企業(yè)相比，可抵押資產(chǎn)價值增加對非國有企業(yè)的融資能力正向影響更顯著。

關(guān)鍵詞：房價波動;抵押資產(chǎn);融資能力

一、引言

2003年以來，我國房產(chǎn)價格持續(xù)較快速度增長，對社會造成了很多負(fù)面影響，如普通人買房愈加困難、全民炒房使房地產(chǎn)投機(jī)愈演愈烈等，給社會穩(wěn)定帶來極大隱患，同時也加大經(jīng)濟(jì)運行風(fēng)險。近兩年，為抑制過快增長的房價、保持房地產(chǎn)市場平穩(wěn)健康發(fā)展，大力提倡房住不炒，國家出臺了一系列的調(diào)控措施。不過房價上漲促使企業(yè)持有的房地產(chǎn)的價值增加，從而可以通過抵押獲得更多的貸款，增加企業(yè)的負(fù)債能力，緩解企業(yè)的融資約束，有利于經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展。

二、理論分析與研究假說

Bernanke和Gertler（1989）發(fā)現(xiàn)借款人財富越高代理成本越低，進(jìn)而使負(fù)債增加;借款人財富越少代理成本越高，進(jìn)而使負(fù)債減少。Kiyotaki和Moore（1997）指出當(dāng)?shù)盅嘿Y產(chǎn)價格波動直接影響企業(yè)的負(fù)債。當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊導(dǎo)致公司資產(chǎn)價格上漲時，公司能夠用于貸款抵押的資產(chǎn)價值上升，導(dǎo)致公司負(fù)債能力增強(qiáng)，銀行貸款增加。因此本文提出第一個假設(shè)：

假設(shè)1：上市公司可抵押資產(chǎn)價值增加將導(dǎo)致企業(yè)的融資能力增強(qiáng)。

趙振洋等（2017）研究發(fā)現(xiàn)在貨幣政策緊縮時，會計穩(wěn)健性水平越高的非國有企業(yè)承擔(dān)的債務(wù)融資成本越低，國有企業(yè)這種影響并不顯著。王滿等（2015）研究結(jié)果表明，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性越大，其儲備的財務(wù)柔性對企業(yè)價值的提升作用也越大。與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)財務(wù)柔性高，債務(wù)融資成本相對較低，因此本文提出第二個假設(shè)：

假設(shè)2：與國有企業(yè)相比，上市公司可抵押資產(chǎn)價值增加對非國有企業(yè)的融資能力正向影響更大。

三、研究設(shè)計

（1）實證模型與變量定義

為了檢驗本文的研究假說，借鑒曾海艦（2012），本文構(gòu)建了如下模型：

模型（1）中的Debt為本文中的被解釋變量，用來衡量企業(yè)的融資能力的大小。參考曾海艦（2012），本文使用債務(wù)變動率Debt Changes這一指標(biāo)進(jìn)行衡量。債務(wù)變動率=（當(dāng)期有息負(fù)債-前期有息負(fù)債）/滯后期固定資產(chǎn)凈額，其中有息負(fù)債=短期借款+一年內(nèi)到期的非流動負(fù)債+長期借款+應(yīng)付債券。

對于解釋變量房產(chǎn)價值的度量，本文借鑒了曾海艦（2012）、劉行等（2016）的計算方法，采用省級層面和城市層面的房價數(shù)據(jù)。本文從數(shù)據(jù)庫中提取省級房屋銷售價格數(shù)據(jù)和全國35大中城市房屋銷售價格數(shù)據(jù)，分別除以各自2002年房價數(shù)據(jù)，同時將公司數(shù)據(jù)與房價數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配得到兩種房產(chǎn)價格指數(shù)。然后計算出2003年初上市公司房產(chǎn)的市場價值。最后除以2002年末固定資產(chǎn)凈額，得到i公司第t年初房屋市場價值。最終匹配房產(chǎn)價格指數(shù)得到i公司第t年末的房屋市場價值有REvalue1i，t，REvalue2i，t。

控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size），等于上市公司年末總資產(chǎn)的自然對數(shù);企業(yè)的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TATO），等于上市公司的當(dāng)期末營業(yè)收入除以年末總資產(chǎn);企業(yè)的現(xiàn)金持有率（Cash），等于上市公司的當(dāng)期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物除以年末總資產(chǎn);企業(yè)的總資產(chǎn)收益率（ROA），等于上市公司的當(dāng)期凈利潤除以年末總資產(chǎn);企業(yè)的市值賬面比（TobinQ），等于上市公司的當(dāng)期末市值除以年末資產(chǎn)賬面價值;Top1是上市公司第一大股東持股比例;企業(yè)年齡（Age）等于企業(yè)上市年限加1后取自然安對數(shù)。此外本文還控制了年度固定效應(yīng)（YEAR）和行業(yè)固定效應(yīng)（INDUSTRY）。

（2）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以我國2003年初的上市公司為研究對象，研究期間為2003～2017年。在獲得初始樣本后，與已有的文獻(xiàn)一致，本文進(jìn)一步進(jìn)行如下處理：一是剔除金融行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)與建筑行業(yè)的樣本;二是剔除連續(xù)三年出現(xiàn)ST的樣本;三是剔除出現(xiàn)PT或退市的樣本;四是剔除2003年以后上市的樣本;五是剔除研究所需數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終的研究樣本包括817家企業(yè)的10，338個觀測值。數(shù)據(jù)來源CSMAR數(shù)據(jù)庫、同花順iFinD財經(jīng)數(shù)據(jù)庫以及《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》。

四、實證檢驗結(jié)果

（1）描述性統(tǒng)計

表1為本文主要變量的描述性統(tǒng)計，對所有的連續(xù)變量進(jìn)行了前后1%的縮尾處理。債務(wù)變動率最大值6.605，最小值-1.857，說明上市公司負(fù)債情況相差比較大。房產(chǎn)價值最大值8.419和8.510，最小值0.049，說明上市公司房產(chǎn)價值波動比較大。

（2）實驗檢驗結(jié)果

模型（1）的多元回歸結(jié)果列示在表2中。我們首先對全樣本進(jìn)行回歸，從Panel A中可以發(fā)現(xiàn)REvalue1和Revalue2兩個解釋變量的回歸系數(shù)均在5%的置信水平顯著為正。回歸結(jié)果說明房價波動導(dǎo)致企業(yè)抵押資產(chǎn)價值增加會增強(qiáng)企業(yè)的融資能力。接下來按照企業(yè)是否為國有和非國有分為兩組進(jìn)行回歸，Panel B組中兩個解釋變量REvalue1和Revalue2的系數(shù)均不顯著，而在Panel C組中兩個解釋變量REvalue1和Revalue2回歸系數(shù)均在1%的置信水平顯著為正，說明與國有企業(yè)相比，可抵押資產(chǎn)價值增加對非國有企業(yè)的融資能力正向影響更顯著。

五、結(jié)論

本文的研究結(jié)果表明公司抵押資產(chǎn)價值的增加會增強(qiáng)企業(yè)的融資能力，因而會促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行更多的融資和投資活動，對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是有促進(jìn)作用的。但是，任何事物都具有兩面性，還應(yīng)防止房價過快增長，以免企業(yè)脫實向虛，放棄自身的主營業(yè)務(wù)，加入到炒房大軍中賺快錢。非國有企業(yè)可能由于規(guī)模、資源等因素的限制，融資相對于國有企業(yè)來說更加困難，融資渠道有限，甚至只能靠自己，因而房產(chǎn)價值作為外生因素，可抵押資產(chǎn)價值增加對非國有企業(yè)的融資能力影響更顯著。

參考文獻(xiàn)

[1]劉行，建蕾，梁娟.房價波動、抵押資產(chǎn)價值與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[J].金融研究，2016（03）：107-123

[2]曾海艦.房產(chǎn)價值與公司投融資變動—抵押擔(dān)保渠道效應(yīng)的中國經(jīng)驗證據(jù)[J].管理世界，2012（05）：125-136

[3]王滿，許諾，于浩洋.環(huán)境不確定性、財務(wù)柔性與企業(yè)價值[J].財經(jīng)問題研究，2015（06）：130-137

作者簡介：程祺（1992-），男，漢族，湖北棗陽人，在讀碩士，研究方向：財務(wù)管理理論與實務(wù)。