李 勇

一、引言

過去15年期間，我國房地產(chǎn)市場取得了飛速發(fā)展，成為GDP持續(xù)增長的重要推動力，同時帶動產(chǎn)業(yè)鏈上下游相關(guān)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。與此同時，城市房價也迅猛躥升。為了抑制房地產(chǎn)市場價格快速增長，國家相關(guān)部門先后出臺了一系列政策，取得了一定的效果，如2011年的“國八條”。近三年，在堅(jiān)持“去庫存”和“房住不炒”的思想指導(dǎo)下，房地產(chǎn)上市公司融資變得越來越難，進(jìn)而影響其投資及經(jīng)營業(yè)績。同時，限購政策導(dǎo)致需求下滑，進(jìn)而影響房地產(chǎn)上市公司的業(yè)績，如：2017年政府工作報告提到“房住不炒”、“因城施策”；2018年出臺的限購政策、公積金及稅率政策、2018年以后的差異化信貸政策等。

內(nèi)外部環(huán)境的變化導(dǎo)致房地產(chǎn)企業(yè)通過銀行貸款等方式進(jìn)行融資變得困難，進(jìn)而影響到原有的資本結(jié)構(gòu)，探討房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)的影響顯得重要且必要。那么，房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)的改變會帶來什么后果呢？本文擬以2007-2017年我國房地產(chǎn)上市公司為樣本，探討其資本結(jié)構(gòu)對公司績效的影響。

本文的主要創(chuàng)新及貢獻(xiàn)有：第一，探討房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)對公司績效的影響具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。近三年內(nèi)外部環(huán)境及新政策的實(shí)施，使得房地產(chǎn)上市公司的現(xiàn)金流捉襟見肘，融資結(jié)構(gòu)發(fā)生重大變化，因而探討其融資結(jié)構(gòu)變化帶來的影響重要且必要。第二，研究結(jié)論豐富了已有文獻(xiàn)關(guān)于資本結(jié)構(gòu)與公司績效相關(guān)關(guān)系研究。現(xiàn)有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效是線性相關(guān)關(guān)系，本文研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率與資本結(jié)構(gòu)存在倒U型關(guān)系。第三，本文將資本結(jié)構(gòu)分為資產(chǎn)負(fù)債率、負(fù)債結(jié)構(gòu)與股權(quán)結(jié)構(gòu)三個部分，拓展了已有相關(guān)文獻(xiàn)，為后續(xù)相關(guān)研究提供了新思路及新視角。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效的相關(guān)研究

已有關(guān)于資本結(jié)構(gòu)與公司績效的相關(guān)研究中，學(xué)者得到的結(jié)論并不一致，也就是說，資產(chǎn)負(fù)債率對企業(yè)績效的影響可能是正向的、負(fù)向的或不相關(guān)。有些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)資本結(jié)構(gòu)與公司績效顯著正相關(guān)，即資產(chǎn)負(fù)債率水平越高，公司的績效越好。Agrawal和 Knoeber（1996） 認(rèn) 為使用債務(wù)融資可以通過誘導(dǎo)債權(quán)人更好地監(jiān)控來提高績效。Margaritis和Psillaki（2010）研究發(fā)現(xiàn)財務(wù)杠桿對公司績效有積極影響。Berger和Bonaccorsi di Patti（2002）指出，較高的財務(wù)杠桿或較低的股權(quán)資本比率與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。姚德權(quán)和陳曉霞（2008）以中國傳媒上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)傳媒上市公司資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效顯著正相關(guān)。王鳳（2007）以旅游行業(yè)上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)旅游上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效顯著正相關(guān)。徐偉、高英和邢英（2005）研究發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。張佳林、杜穎和李京（2003）以電力上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)電力上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效顯著正相關(guān)。

也有學(xué)者研究認(rèn)為資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效顯著負(fù)相關(guān)，他們認(rèn)為公司財務(wù)困境成本要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于公司融資帶來的收益。Antoniou等人（2008）發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效顯著負(fù)相 關(guān)。Vithessanthi和 Tongurai（2015）以泰國上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)公司的資產(chǎn)負(fù)債率與績效顯著負(fù)相關(guān)。最后，也有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為公司資本結(jié)構(gòu)與績效沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。Modigliani and Miller (1959)認(rèn)為資本結(jié)構(gòu)與公司價值及其績效的確定無關(guān)。

綜上所述，如果債務(wù)融資的使用使公司的債權(quán)人更加密切和系統(tǒng)地監(jiān)控其行為，那么杠桿率較高的公司更有可能投資于更好的項(xiàng)目，并比杠桿率較低的公司表現(xiàn)更好，隨著資產(chǎn)負(fù)債率的提高，公司績效能夠顯著改善。但是，隨著資產(chǎn)負(fù)債率的進(jìn)一步提升，公司破產(chǎn)風(fēng)險增大，當(dāng)公司財務(wù)困境成本大于公司融資帶來的收益時，其績效就會下降。即隨著資產(chǎn)負(fù)債率的提高，公司績效存在先升后降的現(xiàn)象。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：公司資產(chǎn)負(fù)債率與績效存在倒U型關(guān)系。

（二）短期負(fù)債率與公司績效的相關(guān)研究

代理理論認(rèn)為，股東與管理層之間的利益并不一致，管理層可能為了自身利益最大化而損害股東的利益，而提高資產(chǎn)負(fù)債率能夠抑制管理層的自利行為，從而提升公司業(yè)績。與長期借款相比，短期借款歸還期限更短，使用更加靈活，因而公司的破產(chǎn)清算風(fēng)險更小，當(dāng)短期借款在總負(fù)債中的比例越高時，既可以抑制管理層的自利行為，又可以避免公司財務(wù)困境的發(fā)生（康俊，2017）?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H2：公司短期負(fù)債率與績效顯著正相關(guān)。

（三）股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效的相關(guān)研究

兩權(quán)分離為管理者提供了做出有利于自身的決策的機(jī)會，這些決策可能會損害公司的績效。受管理者股權(quán)影響的利益更緊密地一致可能會提高公司績效。控股股東面臨著強(qiáng)有力的激勵措施，以監(jiān)控管理者并最大化公司價值。所有權(quán)集中控制可以減少股東和管理者之間的代理問題（Maury，2006年）。Mak和Kusnadi（2005）以馬來西亞和新加坡公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績效顯著正相關(guān)。肖作平（2005）研究發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與公司績效呈倒U型關(guān)系，即先升后降。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

表1 主要變量解釋和定義

表2 描述性統(tǒng)計分析

表3 變量的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)

H3：股權(quán)集中度與公司績效顯著正相關(guān)。

三、樣本選擇與模型設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

自2007年我國新的會計準(zhǔn)則開始實(shí)施，因而本文以2007-2017年我國房地產(chǎn)上市公司為樣本，樣本選擇過程如下：第一，選取在中國上市的房地產(chǎn)公司，共93家；第二，選取上述公司2007-2017年的各項(xiàng)數(shù)據(jù)，共得到1116個年度--公司樣本構(gòu)成面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)全部來自于國泰安或WIND數(shù)據(jù)庫，為了剔除一些極端值對研究結(jié)果的影響，對所有變量在1%和99%水平進(jìn)行縮尾處理。

（二）模型設(shè)定與變量說明

對于假設(shè)H1，本文采用模型（1）進(jìn)行回歸，如下：

上述模型中，PER代表公司績效，本文擬采用凈資產(chǎn)收益率（ROE）衡量公司績效，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，利用總資產(chǎn)收益率（ROA）和托賓Q（TOBINQ）作為公司績效的替代指標(biāo)，對模型進(jìn)行重新檢驗(yàn)。DEBT代表資產(chǎn)負(fù)債率，CONTROLN代表模型中的各個控制變量，YEAR表示年度虛擬變量，IND表示行業(yè)虛擬變量。根據(jù)假設(shè)H1，系數(shù)β1為負(fù)數(shù)，系數(shù)β2為正數(shù)。

對于假設(shè)H2，本文采用模型（2）進(jìn)行回歸，如下：

上述模型中，SLOAN代表短期負(fù)債比率。其他變量和模型（1）中的變量一致。根據(jù)假設(shè)H2，系數(shù)β1為正數(shù)。

對于假設(shè)H3，本文采用模型（3）進(jìn)行回歸，如下：

上述模型中，EHHI代表股權(quán)集中度，其他變量和模型（1）中的變量一致，根據(jù)假設(shè)H3，系數(shù)β1為正數(shù)。

表5 資本結(jié)構(gòu)與公司績效面板固定效應(yīng)的回歸結(jié)果

（三）變量定義

1.自變量定義

本文自變量主要包括資產(chǎn)負(fù)債率（DEBT）、短期負(fù)債率（SLOAN）和股權(quán)集中度（EHHI），變量的具體定義及解釋見表1。

2.因變量定義

公司績效本文主要采用三個變量進(jìn)行衡量，在正文檢驗(yàn)中，本文采用凈資產(chǎn)收益率（ROE）進(jìn)行衡量，而穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，擬采用總資產(chǎn)收益率（ROA）和托賓Q（TOBINQ）作為替代變量來衡量公司績效（沈華玉和吳曉暉，2018）。

3.控制變量

根據(jù)康?。?017）等已有文獻(xiàn)的研究，本文設(shè)置的控制變量主要包括企業(yè)規(guī)模（SIZE）、現(xiàn)金流比率（CASH）、固定資產(chǎn)比例（FA）、是否二職合一（DUAL）、董事會規(guī)模（BOARD）、獨(dú)立董事比例（INDEP）、年度（YEAR）和行業(yè)（IND）。

表6 ROA和TOBIQ替代ROE的回歸結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計分析

本文所有變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表2，公司績效ROE的均值為0.068，方差為0.158，最大最小值分別為0.659和-0.876，說明樣本中各公司的績效差異比較明顯，房地產(chǎn)上市公司的平均凈資產(chǎn)回報率為6.8%；資產(chǎn)回報率ROA的均值為0.043，標(biāo)準(zhǔn)差為0.054，最大最小值分別為0.201和-0.230，說明各公司的資產(chǎn)回報率差異較為明顯，房地產(chǎn)上市公司的平均資產(chǎn)回報率為4.3%；同理，TOBINQ的均值為2.037，標(biāo)準(zhǔn)差為1.617，最大最小值為10.48和0.213，表明各公司在托賓Q方面差異比較明顯。資產(chǎn)負(fù)債率DEBT的均值為0.422，說明房地產(chǎn)上市公司總體負(fù)債率不低。短期負(fù)債率的均值為0.308，說明房地產(chǎn)上市公司的短期負(fù)債率占比不高。其他變量的最大最小值、均值等描述性統(tǒng)計數(shù)值的分布均在合理范圍之內(nèi)。

（二）相關(guān)關(guān)系分析

主要因變量、自變量之間的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)及顯著性見表3。右上角的是Spearman相關(guān)系數(shù)，左下角的是Pearson相關(guān)系數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：ROE與ROA相關(guān)系數(shù)為0.898和0.882，且在0.01水平上顯著正相關(guān)，而TOBINQ與ROE的相關(guān)系數(shù)為0.356和0.326，在0.01水平上顯著正相關(guān)，說明用ROA和TOBINQ作為ROE的替代變量是合理的。ROE與DEBT的相關(guān)系數(shù)分別為-0.075和-0.121，且在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明從線性關(guān)系來看，ROE與資產(chǎn)負(fù)債率存在負(fù)向關(guān)系，在不考慮其他因素的影響下，符合H1的預(yù)期；ROE與SLOAN的相關(guān)系數(shù)分別為0.102和0.141，且在0.01水平上顯著相關(guān)，說明ROE與短期負(fù)債比率顯著正相關(guān)，在不考慮其他因素的影響下，短期負(fù)債比率與公司績效顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H2；ROE與EHHI的相關(guān)系數(shù)分別為0.142和0.184，且在0.01水平上顯著正相關(guān)，說明ROE與股權(quán)集中度顯著正相關(guān)，在不考慮其他因素的影響下，短期負(fù)債比率與公司績效顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H3。

（三）回歸結(jié)果分析

面板回歸結(jié)果見表4。模型（1）至模型（4）分別是資產(chǎn)負(fù)債率、短期負(fù)債比率和股權(quán)集中度、以及三者同時納入模型后對公司績效ROE的回歸分析結(jié)果，模型（1）結(jié)果表明房地產(chǎn)上市公司的ROE與DEBT的平方在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，與DEBT在0.01水平上正相關(guān)，說明房地產(chǎn)上市公司ROE與資產(chǎn)負(fù)債率存在顯著的倒U型關(guān)系，支持假設(shè)H1；模型（2）結(jié)果表明房地產(chǎn)上市公司ROE與短期負(fù)債比率在0.01水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H2；模型（3）結(jié)果表明房地產(chǎn)上市公司ROE與股權(quán)集中度在0.01水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H3；模型（4）結(jié)果表明將資產(chǎn)負(fù)債率、短期負(fù)債比率和股權(quán)集中度納入同一個模型后，房地產(chǎn)上市公司ROE與資產(chǎn)負(fù)債率仍然呈倒U型關(guān)系，與短期負(fù)債比率呈正相關(guān)關(guān)系，與股權(quán)集中度呈正相關(guān)關(guān)系?？刂谱兞恐?，ROE與公司規(guī)模、現(xiàn)金持有比率、董事長與總經(jīng)理二職合一顯著負(fù)相關(guān)，與獨(dú)立董事比率顯著正相關(guān)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）固定效應(yīng)模型

表4采用了面板隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行回歸，但由于樣本個體差異會影響模型的回歸結(jié)果，為了消除樣本個體帶來的影響，本文擬采用面板固定效應(yīng)對模型進(jìn)行重新回歸（沈華玉等，2017），具體結(jié)果見表5。模型（1）至模型（4）分別是資產(chǎn)負(fù)債率、短期負(fù)債比率和股權(quán)集中度、以及三者同時納入模型后對公司績效ROE的回歸分析結(jié)果，模型（1）、模型（2）、模型（3）和模型（4）的結(jié)果與表4中各模型的結(jié)果保持一致，支持假設(shè)H1、H2和H3。

（二）變量替代

為了保證本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性，采用ROA和托賓Q作為ROE的替代變量，具體結(jié)果見表6。模型（1）是ROA代替ROE的回歸結(jié)果，表明ROA與資產(chǎn)負(fù)債率呈倒U型關(guān)系，與短期負(fù)債比率顯著正相關(guān)，與股權(quán)集中度顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H1、H2和H3。模型（2）是TOBINQ代替ROE的回歸結(jié)果，表明TOBINQ與資產(chǎn)負(fù)債率呈倒U型關(guān)系，與短期負(fù)債比率顯著正相關(guān)，與股權(quán)集中度顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H1、H2和H3。

六、研究結(jié)論與啟示

本文以2007-2017年我國房地產(chǎn)上市公司為樣本，探討了資本結(jié)構(gòu)對房地產(chǎn)上市公司績效的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效存在非線性關(guān)系，即倒U型關(guān)系；短期負(fù)債率與公司績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；股權(quán)集中度與公司績效顯著正相關(guān)。

根據(jù)本文研究結(jié)論，可以得出如下啟示：第一，房地產(chǎn)上市公司在通過銀行短款融資時，需要把握好度，因?yàn)檫^高的資產(chǎn)負(fù)債率會導(dǎo)致公司的破產(chǎn)風(fēng)險成本大于負(fù)債帶來的收益，進(jìn)而使得公司的ROE下降；第二，在負(fù)債中，長期負(fù)債占比越高，房地產(chǎn)上市公司的業(yè)績越差，因而在條件允許的情況下，盡量提高短期負(fù)債比率，更有利于提高公司業(yè)績；第三，股權(quán)集中度越高，更利于股東對公司高管進(jìn)行監(jiān)督，進(jìn)而減少代理成本，提高公司業(yè)績。