■孫國力

（上海財經(jīng)大學金融學院）

1 引 言

資本結構是公司的債務性資本與權益性資本之間的比例，是公司在做出融資決策時所考慮的主要問題，因此，公司在進行融資時，首先要考慮的問題是確定一個合理的資本結構。通常用資產(chǎn)負債率（負債總額/總資產(chǎn)）指標來反映資本結構。

2014年1月1日之前在中國香港上市的中資房地產(chǎn)企業(yè)共有129家，通過觀察這129家地產(chǎn)上市公司過去五年的資產(chǎn)負債率趨勢發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負債率呈逐年穩(wěn)步增加的趨勢，平均資產(chǎn)負債率保持在60%以上，2018年平均資產(chǎn)負債率達到了65%，最高達到93%。從2016年末地產(chǎn)行業(yè)融資渠道開始逐漸收窄，2017年監(jiān)管層開始強調(diào)行業(yè)風險和去杠桿的調(diào)整思路，銀行的支持力度也開始減弱，2018年房地產(chǎn)行業(yè)仍保持去杠桿趨勢。

本文考慮了房地產(chǎn)業(yè)融資的實際情況，將可能影響其資本結構的幾個重要因素進行實證分析，總結了能夠影響企業(yè)負債率的幾個要點。

2 文獻綜述及研究假設

2.1 相關研究

國外的相關研究包括卡格和巴克特等認為影響企業(yè)資本結構的因素可以分為四類：規(guī)模，權益價值，盈利能力和行業(yè)因素。而Titman和Wes-sels認為影響資本結構主要因素是：獲利能力，公司規(guī)模，資產(chǎn)擔保價值，成長性，非負債稅盾和變異性等。

國內(nèi)的相關研究如陸正飛和辛宇（1996）認為企業(yè)的規(guī)模，收益率會對資產(chǎn)負債率產(chǎn)生負向影響，另外與組織結構及控股結構也會有關系；蘭峰和雷鵬（2008）運用多元線性回歸分析方法對57家地產(chǎn)上市公司的資本結構進行了實證分析，得出盈利能力，非債務稅盾通股權結構可以顯著影響公司資本結構；關民和張彥（2011）運用相關性分析和多元回歸對38家在中國香港上市的地產(chǎn)公司進行實證研究，得出盈利能力，成長性及股權集中度對公司資本結構產(chǎn)生顯著影響。

2.2 研究假設

本文數(shù)據(jù)主要來自萬得數(shù)據(jù)庫，選取了129家行業(yè)分類為房地產(chǎn)的在港上市的中資房地產(chǎn)企業(yè)（包括H股、紅籌及民營企業(yè)），剔除在2014年1月1日后上市的及數(shù)據(jù)有缺失的企業(yè)之后，最后篩選出的有效樣本共計73家，樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為2014-2018年，通過SPSS統(tǒng)計軟件進行分析。

選取Y資產(chǎn)負債率（負債總額/總資產(chǎn)）作為因變量表示資本結構，選取多個財務指標作為自變量，包括X1凈資產(chǎn)收益率，X2營業(yè)收入，X3總資產(chǎn)，X4總資產(chǎn)報酬率，X5投入資本回報率，X6營業(yè)利潤率，X7近三年營業(yè)收入增長率，X8近三年凈利潤增長率，X9近三年總資產(chǎn)增長率，X10流動比率，X11速動比率，X12總資產(chǎn)周轉率及X13存貨周轉率等13個指標作為自變量。

對所選自變量指標進行假設：

假設1：所選自變量之間不存在多重共線性；

假設2：所選自變量對資本結構均產(chǎn)生顯著影響。

3 實證分析

本文實證分析的具體步驟包括四步：一描述性統(tǒng)計分析；二相關性分析；三因子分析；四回歸分析。

3.1 描述性統(tǒng)計分析

對2014-2018年的總資產(chǎn)，資產(chǎn)負債率，權益乘數(shù)進行描述性統(tǒng)計，從中可以發(fā)現(xiàn)，在近五年房地產(chǎn)企業(yè)總資產(chǎn)的規(guī)模越來越大，同時作為描述公司資本結構的重要指標，資產(chǎn)負債率及權益乘數(shù)也在穩(wěn)步的增加。資產(chǎn)負債率指標中，最大值在2016年超過96%，最小值1.6%，平均值在2018年超過了65%，說明高負債是房地產(chǎn)行業(yè)的一個基本特征。

3.2 相關性分析

各自變量之間可能會存在相關性，本文首先通過SPSS軟件計算自變量之間pearson 相關系數(shù)，雖然多數(shù)自變量之間不存在較強的相關性，但是個別變量之間的相關性還是比較強的，如流動比率和速動比率之間的相關性為0.946，總資產(chǎn)周轉率與存貨周轉率之間的相關性為0.734，ln總資產(chǎn)與ln營業(yè)收入之間的相關性為0.928等，說變量之間財政較強的多重共線性，本文假設1不成立，因此需要通過因子分析法從眾多變量中提取合適的因子。

3.3 因子分析

本文利用SPSS25軟件對13個自變量進行降維處理，消除共線性。因子分析結果顯示其KMO值達到了0.661，且巴特利特球形度檢驗結果顯著性為0.000，根據(jù)Kaiser給出的KMO度量標準可知KMO高于0.6，及顯著性低于0.05時，就說明自變量適合進行主成分分析。

從累計貢獻率可以看出，累計貢獻率在因子為6個的時候達到了94.484%，滿足了做因子分析的條件，故將前6個因子作為后續(xù)分析的變量。

利用方差最大旋轉方法來提取因子，因子1包括總資產(chǎn)(近3年增長率)，營業(yè)收入(近3年增長率)，凈利潤(近3年增長率)，反映公司的成長性；因子2包括投入資本回報率，總資產(chǎn)報酬率及凈資產(chǎn)收益率，反映公司的盈利能力；因子3包括速動比率和流動比率，反映公司的償債能力；因子4包括ln總資產(chǎn)和ln營業(yè)收入，反映公司的規(guī)模；因子5包括存貨周轉率和總資產(chǎn)周轉率，反映公司管理能力；因子6包括營業(yè)利潤率，反映公司經(jīng)營效率。

因此，通過SPSS25對13個自變量進行因子分析之后，可以將影響公司資本結構的因素分為公司成長性，盈利能力，償債能力，公司規(guī)模，管理能力及經(jīng)營效率共六個因子。

3.4 回歸分析

回歸分析結果如下：

結果顯示調(diào)整后R方為0.685，即回歸模型得出的線性擬合方程對于原始數(shù)據(jù)全部信息的反映大概68.5%,R方的數(shù)值大于0.6說明線性擬合方程對原始數(shù)據(jù)的反映程度是比較優(yōu)秀的。德賓-沃森值為1.657，接近2說明殘差序列不存在相關。

ANOVA分析結果顯著性為0，即所有自變量對因變量都不產(chǎn)生顯著影響的假設不成立，因此可以初步判斷至少有一個因子對因變量產(chǎn)生顯著影響。

回歸系數(shù)表顯示三個變量最終通過了顯著性假設檢驗，分別是償債能力，企業(yè)規(guī)模和管理能力。在5%水平上，償債能力與資本結構顯著負相關(相關系數(shù)-10.164),企業(yè)規(guī)模（相關系數(shù)11.543）和管理能力（相關系數(shù)5.657）與資本結構顯著正相關。企業(yè)成長性，盈利能力及經(jīng)營效率對資本結構的影響不顯著，故本文假設2不成立。

結合回歸模型的結果，我們把數(shù)據(jù)代入數(shù)學模型中，得出：

資產(chǎn)負債率= 66.271-10.164×償債能力+11.543×企業(yè)規(guī)模+5.657×管理能力。

4 實證分析總結

4.1 房地產(chǎn)公司的資產(chǎn)負債率與公司的償債能力負相關

速動比率和流動比率越高,說明企業(yè)有足夠的能力償還短期債務,但同時也說明企業(yè)持有的閑置現(xiàn)金過多或擁有過多應收賬款，從減低企業(yè)對外融資的必要，降低資產(chǎn)負債率。

4.2 房地產(chǎn)公司的資產(chǎn)負債率與公司規(guī)模正相關

公司規(guī)模越大，具有越穩(wěn)定的現(xiàn)金流，抗風險能力就會越強。規(guī)模的擴大增加了企業(yè)的競爭能力及成本和收益的可控性,經(jīng)營風險減小,相應的破產(chǎn)風險也減小,其采用負債籌資的可能性增大。

4.3 房地產(chǎn)公司的資產(chǎn)負債率與公司的管理能力正相關

企業(yè)的管理能力越高，代表資產(chǎn)的周轉率及存貨周轉換率較高，企業(yè)擴大生產(chǎn)經(jīng)營的意愿會比較強烈，對資金需求量比較大。