債務(wù)融資對我國房地產(chǎn)企業(yè)業(yè)績的影響研究
——基于不同的房地產(chǎn)調(diào)控政策

（上海大學(xué)管理學(xué)院 上海200444）

房地產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟中重要的組成部分，其增長高度依賴銀行資金，因此銀行信貸的支持與房地產(chǎn)企業(yè)的發(fā)展密切相關(guān)。而國內(nèi)外關(guān)于負債融資對企業(yè)業(yè)績的影響還沒有達成一致的認識，對房地產(chǎn)業(yè)的研究則更為有限。本文將基于已有的研究成果，結(jié)合我國的房地產(chǎn)調(diào)控政策，深入分析其對銀行信貸與企業(yè)業(yè)績之間作用的影響。此外，由于我國制度環(huán)境特殊，國有企業(yè)一般能得到更多資源，相關(guān)文獻表明我國金融機構(gòu)存在對非國有企業(yè)的信貸歧視，本文將對此現(xiàn)象進行研究，并提出相關(guān)建議。

一、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）負債融資與公司治理。Jenson和 Mecling（1976）將委托代理理論引入到資本結(jié)構(gòu)的分析框架中，分析債務(wù)融資比例與管理者之間的關(guān)系，得出企業(yè)債務(wù)融資比例與企業(yè)價值正相關(guān)。Nakamura（1997）發(fā)現(xiàn)融資來源中銀行信用的比率與企業(yè)的經(jīng)營績效顯著正相關(guān)，因此銀行信貸具有公司治理的作用。倪軼文、周詠梅（2009）用實證分析的方法研究融資結(jié)構(gòu)和企業(yè)治理效率的關(guān)系，得出銀行負債融資規(guī)模與企業(yè)績效呈顯著正相關(guān)關(guān)系。然而負債融資對公司的治理作用機制比較復(fù)雜，學(xué)術(shù)領(lǐng)域還存在著不同觀點。比如Myers（1977）認為當(dāng)企業(yè)的負債比率超出一定范圍，企業(yè)負債的繼續(xù)增長會加大企業(yè)的破產(chǎn)可能性。高明華、蔡衛(wèi)星（2008）實證研究了我國深滬兩市1 034家公司2001-2006年的平面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，我國上市公司的債務(wù)融資水平與公司的業(yè)績呈反向變動關(guān)系。上述這些研究的結(jié)論不一致，可能是因為沒有考慮在不同的宏觀背景下，企業(yè)的融資決策與企業(yè)業(yè)績之間的關(guān)系可能表現(xiàn)出一定的差異。比如Hu（1999）認為在緊縮期時負債融資能更好地抑制企業(yè)的過度投資行為。饒品貴、姜國華（2013）發(fā)現(xiàn)當(dāng)貨幣政策處于緊縮期時，銀行信貸資金的增量與企業(yè)未來的業(yè)績呈正相關(guān)關(guān)系?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)一：

H1：房地產(chǎn)調(diào)控政策嚴(yán)厲時期，銀行信貸資金與企業(yè)業(yè)績正相關(guān)。

（二）信貸歧視與信貸使用效率。由于我國制度環(huán)境比較特殊，相關(guān)文獻表明我國金融機構(gòu)存在對非國有企業(yè)的信貸歧視。比如Allen等（2005）采取問卷調(diào)查的方式，發(fā)現(xiàn)我國的民營企業(yè)較難獲得銀行信貸資金的支持。Cull等（2006）通過研究發(fā)現(xiàn)，盡管我國部分國有企業(yè)經(jīng)營效率低下，但在獲得銀行信貸資金支持的程度上仍大大優(yōu)于民營企業(yè)。另外，方軍雄（2007）發(fā)現(xiàn)由于國有企業(yè)的特殊性，其激勵、監(jiān)督及約束機制不同于非國有企業(yè)，因此國有企業(yè)可能存在更低的經(jīng)營效率以及激勵?；谝陨系睦碚摷拔墨I分析，本文提出研究假設(shè)二：

H2：房地產(chǎn)調(diào)控政策嚴(yán)厲時期，銀行信貸資金與企業(yè)業(yè)績正相關(guān)的關(guān)系在非國有企業(yè)中更明顯。

二、研究設(shè)計

（一）研究樣本選取。本文所使用的財務(wù)數(shù)據(jù)來自于同花順iFind數(shù)據(jù)庫。樣本選取了滬深兩市A股房地產(chǎn)行業(yè)上市公司，按照研究慣例剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)缺失以及所有者權(quán)益為負的樣本。最終，本文一共選取129家滬深股市A股房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司2003-2013年的財務(wù)數(shù)據(jù)，共1 193個樣本。其中國有企業(yè)子樣本為648個，非國有企業(yè)子樣本為545個。

（二）變量選取與定義。

1.因變量。在企業(yè)業(yè)績方面，本文采用總資產(chǎn)收益率（ROA）作為衡量指標(biāo)。

2.自變量。對于房地產(chǎn)調(diào)控政策，參照國際文獻中研究貨幣政策環(huán)境對經(jīng)濟行為影響時所采用的設(shè)立緊縮年度虛擬變量的方法，本文基于我國的房地產(chǎn)調(diào)控政策的具體規(guī)定以及影響來定義調(diào)控政策的虛擬變量（HP）。本文擬從基準(zhǔn)利率、購房信貸政策、稅收政策、土地政策、房地產(chǎn)企業(yè)融資限制以及保障性住房六個方面評價房地產(chǎn)調(diào)控政策。

2003年，政府首次下發(fā)抑制房地產(chǎn)過熱的文件，提高首付比例，并對房地產(chǎn)企業(yè)的貸款加以限制。2004年增強對土地的控制，并提高了存款準(zhǔn)備金利率及基準(zhǔn)利率。2005年改革房地產(chǎn)稅，加大對房地產(chǎn)信托的管制，但該年的超額存款準(zhǔn)備金率有所下調(diào)。2006年開始，房地產(chǎn)調(diào)控政策達到前所未有的高度，包括提高個人能夠享有的最優(yōu)惠利率及外資限炒令，嚴(yán)格規(guī)范土地用途及保障性住房的建設(shè)，并且三次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率，同時兩次上調(diào)貸款基準(zhǔn)利率，這些都表明2006年是調(diào)控政策較為嚴(yán)厲的一年。2007年繼續(xù)限制外資及個人住房首付比例，加強土地供應(yīng)調(diào)控及保障房，并且四次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率，五次上調(diào)存貸款基準(zhǔn)利率。2008年受到美國次貸危機的影響，政府為了支持經(jīng)濟發(fā)展，調(diào)控政策有所放松，且當(dāng)年連續(xù)多次下調(diào)存款準(zhǔn)備金率和基準(zhǔn)利率。2009年，為了繼續(xù)刺激經(jīng)濟，政府在稅收及個人購房貸款利率方面給予支持，并放寬房地產(chǎn)企業(yè)的融資限制。2010年開始，經(jīng)濟回暖，房價居高不下，政府連續(xù)出臺政策對購房信貸加以限制，增加土地競買保證金，調(diào)整稅收政策并增加保障性住房及小戶型住房的強制性比例。2011年新國八條進一步加強限購的力度，稅收政策及企業(yè)融資限制也緊跟步伐，并且七次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率及五次上調(diào)基準(zhǔn)利率。然而2011年末存款準(zhǔn)備金率稍有下調(diào)。2012年，調(diào)控政策重點逐步轉(zhuǎn)向保障性安居房的建設(shè)上。至2013年，除了繼續(xù)限購政策，調(diào)控政策的重點依舊在加大保障性住房的供給?；谝陨戏治?，我們將2006、2007、2010、2011年份定義為調(diào)控政策嚴(yán)厲期。

3.控制變量。基于已有文獻的分析，本文選定公司規(guī)模、固定資產(chǎn)、成長性為控制變量。其中，選取固定資產(chǎn)為控制變量，是因為固定資產(chǎn)是資產(chǎn)中最重要的組成部分，也是房地產(chǎn)上市公司抵押貸款時抵押資產(chǎn)的主要來源。綜上所述，變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

（三）模型構(gòu)建?；谘芯磕康?，建立如下的回歸模型：

ROAt=β0+β1Debtt+β2HPt×Debtt+β3HPt+β4Sizet+β5Fasst+β6Growtht+β7ROAt-1

三、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計。表2匯總了研究涉及的變量的描述性統(tǒng)計，2003-2013年我國房地產(chǎn)企業(yè)的總資產(chǎn)收益率均值為1.59%，而中值達到2.84%，其標(biāo)準(zhǔn)差較大（0.1416）。銀行信貸負債占總資產(chǎn)的比率均值為23.39%，說明房地產(chǎn)企業(yè)平均有23.39%的資金來源于銀行借款。營業(yè)收入增長率均值高達40.13%，但其中值僅為14.4%，而超過10%的樣本增長率超過100%，說明房地產(chǎn)高速發(fā)展的同時也伴隨著行業(yè)發(fā)展的不均衡。

表2 描述性統(tǒng)計分析

（二）回歸結(jié)果與分析。表3的結(jié)果支持了本文的假設(shè)一和假設(shè)二。在全樣本以及國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本的回歸結(jié)果中，HPt×Debtt的系數(shù)均為正數(shù)（0.126、0.064、0.249），分別在1%或者5%的水平下顯著，說明在調(diào)控政策嚴(yán)厲期，銀行信貸資金與企業(yè)業(yè)績有顯著的正相關(guān)關(guān)系，符合假設(shè)一的預(yù)期。在兩個子樣本的差異分析中，HPt×Debtt的系數(shù)為0.185，在1%的水平下顯著，說明房地產(chǎn)調(diào)控政策嚴(yán)厲時期，銀行信貸資金與企業(yè)業(yè)績正相關(guān)的關(guān)系在非國有企業(yè)中更明顯，符合假設(shè)二的預(yù)期。

表3 回歸分析結(jié)果

關(guān)于控制變量，銀行信貸資金Debt的系數(shù)在回歸結(jié)果中均為負數(shù)，說明在房地產(chǎn)調(diào)控政策相對寬松時期，銀行信貸資金與企業(yè)業(yè)績呈顯著負相關(guān)關(guān)系。而調(diào)控政策HP的系數(shù)都不顯著，可能是因為宏觀調(diào)控政策對微觀企業(yè)業(yè)績的影響是間接的，比如通過影響銀行信貸來間接地影響企業(yè)業(yè)績。企業(yè)規(guī)模Size在全樣本及兩個子樣本的回歸結(jié)果中均在1%的水平顯著為正并且兩者差異也在1%的水平顯著，說明房地產(chǎn)行業(yè)中的大企業(yè)的業(yè)績顯著更好，而且在非國有企業(yè)中更為明顯。固定資產(chǎn)Fass系數(shù)在全樣本及國有企業(yè)子樣本中顯著為正，在非國有企業(yè)子樣本中為正但不顯著，與企業(yè)業(yè)績的關(guān)系和企業(yè)規(guī)模一致。增長率Growth系數(shù)也顯著為正，說明成長速度快的企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)更好。

（三）穩(wěn)健性檢驗。在房地產(chǎn)調(diào)控政策嚴(yán)厲期，企業(yè)難以獲得足夠的銀行信貸，可能會通過商業(yè)信用作為替代方式來緩解負債融資壓力（饒品貴，2013），因此，本文以銀行信貸資金和凈商業(yè)信用（應(yīng)付項目與應(yīng)收項目之差）之和來替代本文前述所用的變量銀行信貸資金，按照同樣的研究方法進行檢驗，本文主要的研究結(jié)果基本不變。

四、研究結(jié)論與局限

本文通過對2003-2013年我國房地產(chǎn)調(diào)控政策進行深入分析，發(fā)現(xiàn)在調(diào)控政策嚴(yán)厲期，銀行信貸資金與企業(yè)業(yè)績呈正相關(guān)關(guān)系，原因可能在于在信貸資金較難獲得時，信貸資金的邊際效用達到最優(yōu)，而且此時銀行作為企業(yè)的債權(quán)人會更嚴(yán)格地履行監(jiān)督職責(zé)，抑制企業(yè)過度投資行為。另外，在調(diào)控政策嚴(yán)厲期，非國有房地產(chǎn)企業(yè)銀行信貸資金與業(yè)績之間的關(guān)系較國有企業(yè)更為顯著，可能是國有企業(yè)缺乏適當(dāng)?shù)募钆c監(jiān)督，沒有發(fā)揮出信貸資金最大的效用，而非國有企業(yè)情況剛好相反。

本文的研究還存在一定的局限性，首先我國房地產(chǎn)調(diào)控政策的變動較大，本文對調(diào)控政策的分析可能不夠深入，我國市場經(jīng)濟發(fā)展的歷程較短，數(shù)據(jù)的限制可能使得本文結(jié)論的廣泛性有一定的限制。另外，本文衡量企業(yè)業(yè)績的指標(biāo)是總資產(chǎn)收益率，考慮不夠全面，還需要進一步的研究。