債務融資對我國房地產(chǎn)上市公司的績效影響研究

徐加佳

（復旦大學經(jīng)濟學院，上海 200433）

隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的不斷深化，房地產(chǎn)成為推動我國國民經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的重要支柱產(chǎn)業(yè)之一，但目前房地產(chǎn)行業(yè)由于價格增長過快已經(jīng)引起國家和各級政府的重視，逐步形成了各級各類政策加以調(diào)控，但房地產(chǎn)企業(yè)自身問題仍層出不窮，特別是其中的房地產(chǎn)上市企業(yè)的債務融資經(jīng)營與公司績效是學界和房地產(chǎn)業(yè)界關注的焦點之一。而同時，上市房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績與債務融資等方面相關研究已初具規(guī)模成果，但主要集中在上市企業(yè)的股權融資與經(jīng)營績效間的關聯(lián)，而上市房地產(chǎn)企業(yè)的債務融資及其經(jīng)營績效間關聯(lián)相對較少。

一、研究綜述

針對公司債務融資與經(jīng)營績效間的研究主要分為兩個方面，其一是基于MM理論的公司資產(chǎn)負債結構與其價值間的聯(lián)系；另一方面則主要是基于MM理論進行的資本結構影響因素研究。

由Modigliani和Miller二人于1963年提出的修正MM理論指出，企業(yè)的所得稅因素中，基于公司總體價值因內(nèi)部財務杠桿而增加，并在負債比例接近完全時，獲得最大價值。Masulis（1983）則針對當時相對比較主流的后權衡理論進行了實證，并認為公司普通股價與其債務融資間有正相關聯(lián)，但公司經(jīng)營績效與負債有正相關聯(lián)。

而后的Johnson（1997），Michaelas（1999）則通過實證研究發(fā)現(xiàn)，上市企業(yè)的經(jīng)營資本結構和總體績效是負相關關聯(lián)，期間，Davidson等（1995）則證實了基于上市企業(yè)的總體信號傳遞效應理論，而Booth（2001）的研究也證實了上市企業(yè)的經(jīng)營績效與其總體資本結構呈現(xiàn)顯著負相關。Frank和Coyal（2003）等人結合美國20世紀中葉至20世紀末近20萬個觀測數(shù)據(jù)進行的實證研究表明，上市企業(yè)的總體價值與公司價值對應的財務杠桿間比率是負相關的。

我國學者關于上市企業(yè)債務融資及其經(jīng)營績效間的關聯(lián)研究起步相對較晚，其中陸正飛和辛宇（1998）認為根據(jù)行業(yè)不同，其債務融資經(jīng)營與績效間的關聯(lián)緊密程度是不相同的，而企業(yè)的長期負債比率與其獲利能力間有顯著的負相關關聯(lián)存在；李錦望和張世強（2004）則根據(jù)其對于我國家電產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)的實證研究，得出結論認為上市企業(yè)與其債務融資經(jīng)營間的績效存在關聯(lián)顯著性；而胡竹枝（2005）基于我國中小企業(yè)為重壓研究樣本，指出企業(yè)資產(chǎn)負債率與其經(jīng)營價值的負相關關聯(lián)；而王穎（2008）則借助了以2006年以來我國滬深兩市中的的制造產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)作為模型研究樣本，并指出一定條件假設下，上市企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績與相關債務融資結構有正相關關聯(lián)。

綜上而言，各學者針對上市企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績與債務融資等行為間的關聯(lián)研究結果差異較大那么對于我國的房地產(chǎn)企業(yè)，特別是其中的上市房地產(chǎn)企業(yè)而言，其債務融資經(jīng)營與其公司績效間的關聯(lián)存在何種關聯(lián)影響，本研究結合近年上市房地產(chǎn)企業(yè)相關數(shù)據(jù)，進行模型實證研究，討論債務融資行為與房地產(chǎn)公司經(jīng)營績效間的關聯(lián)。

二、研究設計

（一）研究方法

一般而言，企業(yè)財務在債務融資方面的風險主要取決于其財務杠桿系數(shù)，即財務杠桿系數(shù)的主權資本收益率正相關關聯(lián)，也就是說財務杠桿系數(shù)越大，那么對應的息稅前利潤率的彈性就越大，從而推動基于債務融資稅前利潤上升推動下的主權資本收益率的進一步上升，當然債務融資稅前利潤的下降，則會造成主權資本利潤率的更快速下降，進而形成更大規(guī)模風險。綜上而言，財務風險是在企業(yè)日常運營中的負債融資的經(jīng)營模式所帶來的風險，而對應的部分風險轉嫁，并在權益資本方面形成對應的風險。

按照本研究選取的在滬深兩市A股上市企業(yè)為例，進行驗證。

首先假定企業(yè)所得稅率為25%，那么其所對應的總體權益資本凈利潤率計算表如表1所示。

同時，在該樣本企業(yè)未獲得經(jīng)營效益，那么其息稅前利潤僅為90萬元，從而獲得各條件不變情況下的企業(yè)整體權益資本凈利潤率計算如表2所示。

表1 房地產(chǎn)上市企業(yè)債務融資權益資本凈利潤率換算

表2 房地產(chǎn)上市企業(yè)債務融資權益資本凈利潤率換算

根據(jù)表1和表2的驗證分析，若全部息稅前利潤率15%，則對應下的負債比率與對應的財務杠桿效應和利益成正方向關聯(lián)。但是該樣本企業(yè)的全部資本息稅前控制利潤率在9%時，則發(fā)生企業(yè)總體經(jīng)營績效的相反效應，即企業(yè)經(jīng)營過程中的負債比率為80%時，企業(yè)的全部資本息稅前利潤率對比負債成本有3.3個百分點的權益資本凈利潤率對應變動，即前者每提升1%，則形成權益資本凈利潤率的3.3%的下降。而全部資本息稅前利潤率增至負債成本臨界點時，則財務杠桿作用形成消極作用，即財務杠桿的運用在企業(yè)負債融資經(jīng)營過程中反而抵消了其積極的正面效應，并且有變化速度加快的趨勢，也就是說越使用財務杠桿則越導致負面的消極效應產(chǎn)生。特別是該企業(yè)上述指標驗證中，在企業(yè)息稅前利潤額120萬元時，企業(yè)的全部資本息稅前利潤率對比負債成本有9.23個百分點，說明了該企業(yè)在負債融資經(jīng)營實踐過程中存在一定程度的財務杠桿負效益，即使在其經(jīng)營狀況良好的前提下也無法獲得較好的財務杠桿效應利益。

（二）數(shù)據(jù)選取

本研究主要本著數(shù)據(jù)有效習慣和關聯(lián)影響研究的可信度，按照ST、PT類企業(yè)公司剔除；相關變量信息披露不完整和相關數(shù)據(jù)異常公司剔除的原則，選取了2009—2012年進行A股上市房地產(chǎn)企業(yè)作為研究樣本，本研究利用數(shù)據(jù)主要借用了深圳國泰安經(jīng)濟及其金融研究數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析工具借用SPSS11.5完成。

（三）研究驗證假設

根據(jù)上述分析，本研究開展以下假設的驗證。

假設一：房地產(chǎn)企業(yè)負債總體水平與其公司經(jīng)營業(yè)績呈現(xiàn)正相關關聯(lián)。

假設二：房地產(chǎn)企業(yè)的短期債務融資與公司經(jīng)營業(yè)績呈正相關關聯(lián)。

假設三：房地產(chǎn)企業(yè)的長期債務與公司經(jīng)營業(yè)績呈負相關關聯(lián)。

（四）變量選取及設定

根據(jù)上述分析，本研究驗證模型的變量選取分別如下。

1.因變量的選取與設定——房地產(chǎn)企業(yè)績效。作為本研究實證模型的因變量，主要是指房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營過程中的業(yè)績與效率，也是其經(jīng)營效果的反饋，現(xiàn)有研究主要有Return On Assets，資產(chǎn)收益率、Return on Equity凈資產(chǎn)收益率、Earnings Per Share，普通股每股稅后利潤、托賓Q值等指標，后者受到國際研究的重視，并是其主要的衡量指標，但是基于我國國情和證券業(yè)的發(fā)展，利用這一指標進行的資本市場發(fā)展衡量相對難以獲得諸如企業(yè)重置價值等數(shù)據(jù)，并且由于我國上市公司股價與其公司績效相背離情況相對普遍，造成基于托賓值計算結果失真。

故而，基于對資產(chǎn)收益率能夠較好地反映上市企業(yè)綜合利用效率以及企業(yè)綜合獲利能力的優(yōu)勢，本研究擬利用ROA進行總體企業(yè)績效因變量的指標衡量。

2.房地產(chǎn)企業(yè)債務融資比率——自變量。本文以主要選擇短期有息負債率（SDR）、長期有息負債率（LDR）以及總資產(chǎn)負債率（TDR）作為實證研究的自變量衡量指標。其中作為短期有息負債率能夠較好排除無息負債及流動性負債的企業(yè)融資利息費用計算中的稅盾問題，主要是以短期形式債務計算企業(yè)負債結構比例；長期有息負債率則主要是計算企業(yè)債務融資結構中長期債務的比例構成；總資產(chǎn)負債率主要度量的是企業(yè)全部資產(chǎn)構成中的債務融資結構比例，是作為衡量一個企業(yè)總體財務狀況和負債償債能力的集中體現(xiàn)性指標。

3.模型控制變量?？紤]到房地產(chǎn)企業(yè)總體資產(chǎn)規(guī)模相對較大，故以自然對數(shù)進行計算，即LNSIZE=LN（年末總資產(chǎn)賬面價值）；而針對房地產(chǎn)企業(yè)不同于其他行業(yè)收支計算周期與財務周期的不吻合，特別是前期僅有投入量納入計算的現(xiàn)金流為凈支出，而后的現(xiàn)金流則進入與債務融資償還并行的過程，故而本研究假定CASH=經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額/主營業(yè)務收入。

其中作為因變量解釋的總資產(chǎn)收益率ROA由上市房地產(chǎn)企業(yè)凈利潤與企業(yè)計算周期內(nèi)的期末資產(chǎn)總額商求得；作為自變量解釋的總資產(chǎn)負債率TDR由上市房地產(chǎn)企業(yè)計算周期內(nèi)的期末負債總額與其期末資產(chǎn)總額商求得；短期有息負債率SDR主要由上市房地產(chǎn)企業(yè)計算周期內(nèi)的短期借款與計算期內(nèi)長期負債之和與計算周期內(nèi)的期末資產(chǎn)總額商求得，長期有息負債率LDR主要由上市房地產(chǎn)企業(yè)計算周期內(nèi)的長期負債額度與計算周期內(nèi)的期末資產(chǎn)總額商求得；而作為控制變量的則有資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）、成長性（GROWTH）以及對應的現(xiàn)金流量構成，分別為上市房地產(chǎn)企業(yè)計算周期內(nèi)年末總資產(chǎn)額度對數(shù)、計算周期與上一周期凈利潤差額與本期凈利潤總額之商、本期經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與上市房地產(chǎn)企業(yè)總經(jīng)營業(yè)務收入比獲得。

（五）變量自相關的相關性分析

本研究首先進行了樣本回歸前的自變量自相關檢驗，以防止其自我關聯(lián)對模型檢驗結果造成影響，主要采用了皮爾遜檢驗，提出有可能存在的自變量自相關共線性。

表3 模型變量的皮爾遜相關分析

根據(jù)表3所示，本研究的短期有息負債率（SDR）、長期有息負債率（LDR）以及總資產(chǎn)負債率（TDR）存在顯著自相關，為此本研究在以下實證過程中將三者進行分開處理的驗證研究。

三、實證結果分析

（一）模型構建

第一模型，主要檢驗上市房地產(chǎn)企業(yè)總體負債量與公司經(jīng)營績效間的關聯(lián)影響：

ROA=β0+β1SDR+β2LDR+β3SIZE+β4GROWTH+ζ

第二模型，主要檢驗不同時序內(nèi)上市房地產(chǎn)企業(yè)負債結構與公司經(jīng)營績效間的關聯(lián)影響：

ROA=β0+β1SDR+β2LDR+β3SIZE+β4CASH+β5GROWTH+ζ

（二）實證結果分析

根據(jù)上述分析，將房地產(chǎn)上市企業(yè)資產(chǎn)負債率與及其經(jīng)營績效進行回歸驗證，具體過程如表4所示。

表4 房地產(chǎn)債務融資及其經(jīng)營績效的模型逐步回歸系數(shù)

其中第一模型主要是以上市房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營總負債規(guī)模數(shù)據(jù)和公司經(jīng)營績效，現(xiàn)分年份對各指標與其影響因素進行線性回歸分析結合進行驗證。

根據(jù)表4驗證結果所示，所有年份的顯著性概率均未超過0.05，本研究模型統(tǒng)計存在驗證意義，當引入三個控制變量時，ROA系數(shù)所有對應年限均為負，但僅有2012年對應的顯著性概率報告0.05，且在0.01水平上顯著，前兩年未通過顯著性檢驗，也就是說2012年所選樣本房地產(chǎn)企業(yè)通過了本模型假設一，其他未獲得對應支持；而當減少控制變量至一個時，2012年回歸方程結果報告了ROA的負系數(shù)，并在0.01水平呈現(xiàn)顯著性關聯(lián)，也就是得到了相反結論。

四、研究建議

（一）強化銀行對于上市房地產(chǎn)企業(yè)債務融資監(jiān)控

建議銀行應該進一步加大對進行債務融資的企業(yè)經(jīng)營等相關因素的關注力度，并對公司的日常運營和治理加以關注，將自身定位成一個既向房地產(chǎn)企業(yè)提供相關融資借款，又對其日常經(jīng)營業(yè)務進行常態(tài)化關注和監(jiān)管，也唯有通過這樣的舉措，才能使得企業(yè)受到銀行監(jiān)管的激勵，逐步實現(xiàn)房地產(chǎn)企業(yè)債務融資的“硬約束”的加強。

（二）重定位融資關系

要積極穩(wěn)妥地鼓勵相關資本和市場資金進入相關領域，以提供更多的房地產(chǎn)企業(yè)債務融資，從而較大力度地改善主辦銀行制度，充分發(fā)揮債務融資的公司治理作用。同時，政府應該積極為債務融資和相應債權進行輔助服務，不僅要盡快構建完備的融資市場功能，更要結合債務市場發(fā)展，多多利用場外交易來縮短客戶與融資對象企業(yè)間的緊密合作；逐步規(guī)范渙散化債務融資的之間的正走向，逐步改善我國因交易規(guī)模小，融資渠道不暢等問題，樹立高度重視融資企業(yè)債務的局面，并利用相關政策革新現(xiàn)行融資債務中的各種外部環(huán)境弊端，從而確?；I融資企業(yè)主體間的利益平衡。

（三）主動發(fā)展多元化債務融資市場機制

建議大力發(fā)展相關企業(yè)融資債券，不僅滿足各企業(yè)主體需求；進一步分化商業(yè)銀行現(xiàn)有項目的壓力；應逐步考慮嘗試部分企業(yè)融資債券的多元化渠道開拓。當然，應該積極完善各部門針對企業(yè)破產(chǎn)干預的適當協(xié)作，但又適當稀釋其集中力量的工作，同時針對申請破產(chǎn)企業(yè)確立審批、清算核實、組織構成進行提前規(guī)劃工作，逐步提升債權一方對于破產(chǎn)程序的逐步規(guī)范化和滲透形式參與。

[1]Jensen，M.C.，Meckling，W.H.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1976（3）：305-360.

[2]Grossman S.J.，HartOD.Corporate Financial Structure and Managerial Incentives[A].in J.McCall（ed）：The Economics of Information and Uncertainty[C].Chicago：University of Chicago Press，1982：259-298.

[3]Titman S.，R.Wessels.The Determinant of Capital structure Choice[J].Pacific-Bas in Finance Journal，1988（7）：371-403.

[4]McConnell J.，Servacs H.Equity ownership and the two faces of debt[J].Journal of Financial Economics，1995，39（1）：13l-157.

[5]Jordan，J.Lowe，J，Taylor，P.Strategy and Financial Policy in UK Small Firms[J].Journal of Business Finance and Accounting，1998（25）：12-32.

[6]Laurence Booth，Varouj Aivazian，AsliDemirguo-Kunt，Vojislav Maksimovie.Capital Structure in Developing Countries[J].Journal of Finance，2001，2（56）：87-130.

[7]張慧，張茂德.債務結構、企業(yè)績效與上市公司治理問題的實證研究[J].改革，2003（5）：77-81.

[8]袁衛(wèi)秋.上市公司債務期限結構與經(jīng)營業(yè)績關系的實證研究[J].河北經(jīng)貿(mào)大學學報，2006（4）：73-81.

[9]肖作平.中國上市公司債務期限結構特征的實證檢驗[J].證券市場導報，2006（2）：5-57.

[10]楊興全，梅波.成長機會、債務融資與公司價值——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].云南財經(jīng)大學學報，2008（2）：70-78.