房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)影響因素實(shí)證研究

徐州工程學(xué)院 陳艷杰

一、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外研究 20世紀(jì)70年代初，西方國(guó)家就出現(xiàn)的資本結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證研究學(xué)派。Braxter和Gragg（1970）從公司規(guī)模入手研究資本結(jié)構(gòu)的影響因素，認(rèn)為企業(yè)規(guī)模越大的公司越容易獲得借款和商業(yè)信用，而企業(yè)規(guī)模越小的公司則相對(duì)較難獲得大額的借款和優(yōu)厚的商業(yè)信用。Warner（1977）也指出規(guī)模對(duì)企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)具有重要影響，規(guī)模較大的企業(yè)比規(guī)模較小的企業(yè)有較高的資產(chǎn)負(fù)債率，因?yàn)橐?guī)模越大企業(yè)實(shí)力也越強(qiáng)、收益越穩(wěn)定，因此在相同的情況下，大企業(yè)的破產(chǎn)可能性要比小企業(yè)小一些，具有更強(qiáng)的負(fù)債能力。Titman和Wessels（1988）使用因素分析的方法找出影響資本結(jié)構(gòu)的主要因素，結(jié)論表明:獲利能力與資產(chǎn)負(fù)債率間具有顯著的負(fù)向關(guān)系；規(guī)模較小的公司會(huì)傾向于使用短期負(fù)債來(lái)融資；而資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、非債務(wù)稅盾等因素與資產(chǎn)負(fù)債率間沒(méi)有顯著關(guān)系。Harris和Raviv（1991）的實(shí)證研究結(jié)果表明資產(chǎn)負(fù)債比率與公司規(guī)模、非負(fù)債稅盾、固定資產(chǎn)比率和投資發(fā)展機(jī)會(huì)正相關(guān)，與經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、廣告消費(fèi)支出和產(chǎn)品特殊性負(fù)相關(guān)。Prowse（1991）認(rèn)為企業(yè)資產(chǎn)的流動(dòng)能力可以用來(lái)反映企業(yè)資產(chǎn)被股東操縱而損害債權(quán)人利益的程度，即流動(dòng)能力越強(qiáng)，股東用流動(dòng)資產(chǎn)操縱決策的靈活性就越大，而債權(quán)人就越處于不利的地位，因此認(rèn)為流動(dòng)能力對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響是負(fù)向的。Gaver（1993）研究發(fā)現(xiàn)，隨著企業(yè)增長(zhǎng)機(jī)會(huì)的減少，企業(yè)總的負(fù)債率顯著上升。

（二）國(guó)內(nèi)研究 陸正飛、辛宇（1998）通過(guò)線性回歸方法進(jìn)行了分析，認(rèn)為獲利能力與資本結(jié)構(gòu)負(fù)相關(guān)，但企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值、成長(zhǎng)性等因素對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響不甚顯著。馮根福、吳林江和劉世彥（2000）運(yùn)用主成分分析和多元分析相結(jié)合的方法對(duì)資本結(jié)構(gòu)形成的可能影響因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)為股權(quán)結(jié)構(gòu)是企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的重要影響因素，而企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的影響作用較弱。國(guó)家股控股的公司，則其負(fù)債比率較高，而法人股控股的公司則更偏好股權(quán)融資。洪錫熙，沈藝峰（2000）的研究表明企業(yè)規(guī)模和盈利能力兩個(gè)因素對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的選擇有顯著的影響，而公司權(quán)益、成長(zhǎng)性和行業(yè)因素對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)沒(méi)有顯著的作用。呂長(zhǎng)江，韓慧博（2001）提出七項(xiàng)影響因素，回歸分析得出企業(yè)的獲利能力、流動(dòng)比率、固定資產(chǎn)比例與負(fù)債比率負(fù)相關(guān)；公司規(guī)模、公司的成長(zhǎng)性與負(fù)債率正相關(guān)；而凈利潤(rùn)的變異系數(shù)和股本結(jié)構(gòu)對(duì)負(fù)債率沒(méi)有顯著影響的結(jié)論。陳維云、張宗（2002）的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的規(guī)模和成長(zhǎng)性與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)，企業(yè)盈利能力與資本結(jié)構(gòu)負(fù)相關(guān)，但企業(yè)資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值與資本結(jié)構(gòu)沒(méi)有顯著的相關(guān)性。肖作平、吳世農(nóng)（2002）的研究認(rèn)為，國(guó)有股股本、資產(chǎn)的擔(dān)保價(jià)值、企業(yè)規(guī)模、與債務(wù)水平正相關(guān)；而公司的成長(zhǎng)性、非債務(wù)稅盾、經(jīng)理人員占董事會(huì)人數(shù)的比例與長(zhǎng)期負(fù)債率負(fù)相關(guān)。查道林、楊蓓（2008）通過(guò)實(shí)證得出礦業(yè)上市公司的總資產(chǎn)、資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值，總資產(chǎn)增長(zhǎng)率和資產(chǎn)負(fù)債率是正相關(guān)關(guān)系，主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、國(guó)有股比例，非債務(wù)稅盾和資產(chǎn)負(fù)債率是負(fù)相關(guān)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本 本文選取2009年42家房地產(chǎn)A股上市公司年度數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，在選取遵循以下原則：以《上市公司行業(yè)分類指引》中的房地產(chǎn)上市公司作為樣本基礎(chǔ)，剔除年房地產(chǎn)業(yè)務(wù)收入不及主營(yíng)業(yè)務(wù)收入95%的公司和剔除ST、PT公司。使用SPSS17進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)來(lái)源于巨潮資訊（http://gsgg.cninfo.com.cn/xxgg/sygsg g.html）、金融界（http://www.jrj.com.cn）和上市公司年報(bào)整理。

（二）變量選取 本文采用資產(chǎn)負(fù)債率作為資本結(jié)構(gòu)的度量，選取的解釋變量有反映企業(yè)的規(guī)模、股權(quán)結(jié)構(gòu)、抵押價(jià)值、盈利能力、短期償債能力、營(yíng)運(yùn)能力等方面的12個(gè)指標(biāo)作為自變量。具體見表1。

表1 解釋變量指標(biāo)及其計(jì)算方法

三、實(shí)證分析過(guò)程

（一）因子分析 具體內(nèi)容如下：

（1）適用性檢驗(yàn)。因子分析是從眾多的原始變量中構(gòu)造出少數(shù)幾個(gè)具有代表意義的因子變量，這里面有一個(gè)潛在的要求，即原有變量之間要具有比較強(qiáng)的相關(guān)性。如果原有變量之間不存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，那么就無(wú)法從中綜合出能反映某些變量共同特性的少數(shù)公共因子變量來(lái)。因此，在作因子分析之前，需要先對(duì)其適用性進(jìn)行檢驗(yàn)。

表2 KMO and Bartlett's Test

從表2中KMO和Bartlett檢驗(yàn)結(jié)果顯示，KMO>0.5，Sig=0<0.05，因此，以上數(shù)據(jù)適合做因子分析。

（2）提取公共因子。通過(guò)因子分析，從表3可以看出，使原先反映房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)影響因素的12個(gè)指標(biāo)綜合成彼此互不相關(guān)的5個(gè)公共因子，決定提取前五個(gè)公共因子為，F(xiàn)1、F2、F3、F4、F5。這是因?yàn)?，?個(gè)因子的累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到了78.953%，保留了原變量的大部分信息，第5個(gè)因子之后的其它因子的特征值都非常小，基本可以忽略不計(jì)。再用5個(gè)公共因子作為自變量，對(duì)企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債比率進(jìn)行多元線性回歸分析這可使指標(biāo)含義易于解釋，從而使分析變得簡(jiǎn)單。

表3 累計(jì)方差分解表

（3）因子變量的命名。在因子載荷矩陣中載荷系數(shù)越大，說(shuō)明因子對(duì)相應(yīng)的原始指標(biāo)的解釋能力越強(qiáng)。根據(jù)表4旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，可以看出因子1在代表公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)X3、X4和X5上有最大載荷，相關(guān)系數(shù)分別為－0.786、0.855和0.906，因此可將因子1視為盈利能力因子；因子2在股權(quán)結(jié)構(gòu)指標(biāo)X7和X9上有最大載荷，相關(guān)系數(shù)分別為0.926和0.772，因此將其視為盈利能力因子；因子3在公司規(guī)模指標(biāo)X11、X12上有最大載荷，相關(guān)系數(shù)分別為0.860和0.784，因此可將其視為公司流動(dòng)性因子；因子4在X10上有最大載荷，相關(guān)系數(shù)分別為-0.713，因此可將因子4視為短期償債能力因子；因子5在X1上有最大載荷，相關(guān)系數(shù)分別為0.866，因此可將其視為企業(yè)規(guī)模因子。

表4 旋轉(zhuǎn)后的載荷矩陣

F1=-0.064X1+0.247X2+0.276X3+0.312X4+0.321X5-0.144X6-0.038X7-0.02X8-0.003X9-0.055X10+0.030X11-0.087X12

F2=-0.105X1-0.226X2-0.133X3-0.66X4+0.021X5-0.133X6+0.519X7+0.214X8+0.338X9+0.162X10-0.049X11+0.005X12

F3=0.062X1+0.132X2-0.142X3-0.087X4-0.061X5-0.267X6+0.015X7+0.041X8-0.081X9+0.025X10+0.463X11+0.161X12

表5 因子得分系數(shù)矩陣

F4=0.07X1-0.017X2-0.080X3-0.036X4-0.001X5+0.319X6+0.022X7+0.443X8-0.223X9-0.462X10-0.114X11+0.384X12

F5=0.676X1+0.302X2+0.174X3-0.027X4-0.044X5-0.192X6-0.228X7-0.131X8+0.365X9-0.138X10-0.052X11-0.1764X12

（二）多元線性回歸分析 具體內(nèi)容如下：

（1）構(gòu)建模型。以公共因子作為自變量，對(duì)因變量Y（資產(chǎn)負(fù)債率）做單變量多元線性回歸，回歸方程為：

Y=β0+β1F1+β2F2+β3F3+β4F4+β5F5+ε

上式中，5個(gè)變量F1、F2、F3、F4和F5分別代表股權(quán)結(jié)構(gòu)、盈利能力、流動(dòng)性、短期償債能力和企業(yè)規(guī)模因子，β1、β2、β3、β4、β5是各個(gè)因子的系數(shù)，β0是常數(shù)項(xiàng)，ε是誤差項(xiàng)。

（2）模型擬合度檢驗(yàn)。為了使回歸方程的自變量都變得顯著，同時(shí)使這個(gè)方程的可決系數(shù)R2和調(diào)整可決系數(shù)R2盡可能的大，要找一個(gè)“最優(yōu)”的回歸方程。

表6 回歸方程的擬合優(yōu)度以及顯著性檢驗(yàn)

從表6中可以看出，回歸方程模型3的擬合優(yōu)度調(diào)整后的R2達(dá)到了65.2%，說(shuō)明變量F可以解釋變量Y 65.2%的變異性。并且DW的取值范圍為0﹤DW﹤4，可以認(rèn)為DW值約等于2，即殘差與自變量相互獨(dú)立。所以該多元回歸方程是可以接受的。

（3）線性回歸結(jié)果及多重共線性的識(shí)別。使用逐步回歸法時(shí)必須考慮自變量之間的共線性問(wèn)題。Tolerance（容忍度）越接近于1 VIF（方差膨脹因子）小于5，共線性越輕。共線性診斷結(jié)果如表7所示。

表7 共線性診斷

多重線性回歸模型為：

Y=0.609-0.066F2+0.09F4+0.069F5+ε

式中：F2、F4和F5分別代表盈利能力、短期償債能力和企業(yè)規(guī)模因子。

房地產(chǎn)上市公司的盈利能力系數(shù)為-0.066，說(shuō)明盈利能力與資本結(jié)構(gòu)的關(guān)系是負(fù)相關(guān)。這與國(guó)內(nèi)相關(guān)方面的研究成果相一致。盈利能力越強(qiáng)，獲得的凈利潤(rùn)就越多，企業(yè)的資本公積和留存收益就越多，可供企業(yè)經(jīng)營(yíng)周轉(zhuǎn)、投資獲利的資金就越多，企業(yè)就不需考慮向外舉借太多的債務(wù)，企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率就比較低。而盈利能力較差，企業(yè)沒(méi)有足夠的留存收益，只能對(duì)外舉債以滿足企業(yè)的資金需求，相應(yīng)的債務(wù)融資比例會(huì)提高。

企業(yè)短期償債能力與資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)系，回歸系數(shù)為0.09，說(shuō)明短期償債能力對(duì)房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)的影響較大。短期償債能力越強(qiáng)的企業(yè)更能擔(dān)負(fù)突如其來(lái)的償債要求，所以償債能力與資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。

房地產(chǎn)上市公司的公司規(guī)模系數(shù)為0.069，說(shuō)明公司規(guī)模越大企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率越高，公司規(guī)模與資本結(jié)構(gòu)顯著正相關(guān)。企業(yè)的規(guī)模往往代表企業(yè)的實(shí)力，意味著企業(yè)在同行業(yè)中的地位。企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)的信譽(yù)高，容易獲得債權(quán)人的信任，進(jìn)而能夠獲得較低成本的債務(wù)融資，保持較高的資產(chǎn)負(fù)債率。并且，國(guó)家政策導(dǎo)向也更傾向于銀行信貸資金向規(guī)模較大的公司傾斜，也促成了規(guī)模大的企業(yè)擁有高資產(chǎn)負(fù)債率。

另外，房地產(chǎn)上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)和資產(chǎn)的流動(dòng)性與資本結(jié)構(gòu)關(guān)系不顯著。

四、結(jié)論

本文分析了影響資本結(jié)構(gòu)的因素，并考察了這些因素對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)上市公司資產(chǎn)負(fù)債率的影響?；貧w結(jié)果表明：公司規(guī)模、盈利能力和短期償債能力是主要影響因素，而其他因素并不對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)決策產(chǎn)生大的影響。可以得出：優(yōu)化企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)應(yīng)以提高公司的企業(yè)價(jià)值、降低綜合資金成本為目的，要結(jié)合企業(yè)盈利能力的強(qiáng)弱進(jìn)行調(diào)整，而不能單純考慮資產(chǎn)負(fù)債率的高低。另外，房地產(chǎn)行業(yè)流動(dòng)負(fù)債比例偏高，企業(yè)往來(lái)賬款占據(jù)相當(dāng)部分，長(zhǎng)期負(fù)債比例偏低，這與房地產(chǎn)行業(yè)的經(jīng)營(yíng)特點(diǎn)是不相稱的。所以要改變現(xiàn)有負(fù)債的性質(zhì)，發(fā)揮資本結(jié)構(gòu)的作用。國(guó)家要大力發(fā)展企業(yè)債券市場(chǎng)，提高房地產(chǎn)上市公司債券的融資比例。當(dāng)然，本文的研究還有一定的局限性，有待進(jìn)一步深入研究。

［1］陸正飛、辛宇：《上市公司資本結(jié)構(gòu)主要影響因素之實(shí)證研究》，《會(huì)計(jì)研究》1998年第8期。

［2］馮根福、吳林江、劉世彥：《我國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)形成的影響因素分析》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2000年第5期

［3］洪錫頤、沈藝峰：《中國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證分析》，《廈門大學(xué)學(xué)報(bào)》（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）2000年第3期。

［4］呂長(zhǎng)江、韓慧博：《上市公司資本結(jié)構(gòu)特點(diǎn)的實(shí)證分析》，《南開管理評(píng)論》2001年第5期。

［5］王娟、楊鳳林：《中國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)的最新研究》，《國(guó)際金融研究》2002年第8期。

［6］查道林、楊蓓：《礦業(yè)上市公司資本結(jié)構(gòu)影響因素實(shí)證分析》，《財(cái)會(huì)通訊》（綜合）2008年第4期。