房地產(chǎn)上市企業(yè)資本結(jié)構(gòu)影響因素實(shí)證分析
——以在中國(guó)香港上市的中資房地產(chǎn)企業(yè)為例

■孫國(guó)力

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院）

1 引 言

資本結(jié)構(gòu)是公司的債務(wù)性資本與權(quán)益性資本之間的比例，是公司在做出融資決策時(shí)所考慮的主要問(wèn)題，因此，公司在進(jìn)行融資時(shí)，首先要考慮的問(wèn)題是確定一個(gè)合理的資本結(jié)構(gòu)。通常用資產(chǎn)負(fù)債率（負(fù)債總額/總資產(chǎn)）指標(biāo)來(lái)反映資本結(jié)構(gòu)。

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

本文考慮了房地產(chǎn)業(yè)融資的實(shí)際情況，將可能影響其資本結(jié)構(gòu)的幾個(gè)重要因素進(jìn)行實(shí)證分析，總結(jié)了能夠影響企業(yè)負(fù)債率的幾個(gè)要點(diǎn)。

2 文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

2.1 相關(guān)研究

國(guó)外的相關(guān)研究包括卡格和巴克特等認(rèn)為影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的因素可以分為四類：規(guī)模，權(quán)益價(jià)值，盈利能力和行業(yè)因素。而Titman和Wes-sels認(rèn)為影響資本結(jié)構(gòu)主要因素是：獲利能力，公司規(guī)模，資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值，成長(zhǎng)性，非負(fù)債稅盾和變異性等。

國(guó)內(nèi)的相關(guān)研究如陸正飛和辛宇（1996）認(rèn)為企業(yè)的規(guī)模，收益率會(huì)對(duì)資產(chǎn)負(fù)債率產(chǎn)生負(fù)向影響，另外與組織結(jié)構(gòu)及控股結(jié)構(gòu)也會(huì)有關(guān)系；蘭峰和雷鵬（2008）運(yùn)用多元線性回歸分析方法對(duì)57家地產(chǎn)上市公司的資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行了實(shí)證分析，得出盈利能力，非債務(wù)稅盾通股權(quán)結(jié)構(gòu)可以顯著影響公司資本結(jié)構(gòu)；關(guān)民和張彥（2011）運(yùn)用相關(guān)性分析和多元回歸對(duì)38家在中國(guó)香港上市的地產(chǎn)公司進(jìn)行實(shí)證研究，得出盈利能力，成長(zhǎng)性及股權(quán)集中度對(duì)公司資本結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著影響。

2.2 研究假設(shè)

本文數(shù)據(jù)主要來(lái)自萬(wàn)得數(shù)據(jù)庫(kù)，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(yíng)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(jì)73家，樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為2014-2018年，通過(guò)SPSS統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行分析。

選取Y資產(chǎn)負(fù)債率（負(fù)債總額/總資產(chǎn)）作為因變量表示資本結(jié)構(gòu)，選取多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)作為自變量，包括X1凈資產(chǎn)收益率，X2營(yíng)業(yè)收入，X3總資產(chǎn)，X4總資產(chǎn)報(bào)酬率，X5投入資本回報(bào)率，X6營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率，X7近三年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率，X8近三年凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率，X9近三年總資產(chǎn)增長(zhǎng)率，X10流動(dòng)比率，X11速動(dòng)比率，X12總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率及X13存貨周轉(zhuǎn)率等13個(gè)指標(biāo)作為自變量。

對(duì)所選自變量指標(biāo)進(jìn)行假設(shè)：

假設(shè)1：所選自變量之間不存在多重共線性；

假設(shè)2：所選自變量對(duì)資本結(jié)構(gòu)均產(chǎn)生顯著影響。

3 實(shí)證分析

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

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)2014-2018年的總資產(chǎn)，資產(chǎn)負(fù)債率，權(quán)益乘數(shù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，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(lái)越大，同時(shí)作為描述公司資本結(jié)構(gòu)的重要指標(biāo)，資產(chǎn)負(fù)債率及權(quán)益乘數(shù)也在穩(wěn)步的增加。資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)中，最大值在2016年超過(guò)96%，最小值1.6%，平均值在2018年超過(guò)了65%，說(shuō)明高負(fù)債是房地產(chǎn)行業(yè)的一個(gè)基本特征。

3.2 相關(guān)性分析

各自變量之間可能會(huì)存在相關(guān)性，本文首先通過(guò)SPSS軟件計(jì)算自變量之間pearson 相關(guān)系數(shù)，雖然多數(shù)自變量之間不存在較強(qiáng)的相關(guān)性，但是個(gè)別變量之間的相關(guān)性還是比較強(qiáng)的，如流動(dòng)比率和速動(dòng)比率之間的相關(guān)性為0.946，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與存貨周轉(zhuǎn)率之間的相關(guān)性為0.734，ln總資產(chǎn)與ln營(yíng)業(yè)收入之間的相關(guān)性為0.928等，說(shuō)變量之間財(cái)政較強(qiáng)的多重共線性，本文假設(shè)1不成立，因此需要通過(guò)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(duì)13個(gè)自變量進(jìn)行降維處理，消除共線性。因子分析結(jié)果顯示其KMO值達(dá)到了0.661，且巴特利特球形度檢驗(yàn)結(jié)果顯著性為0.000，根據(jù)Kaiser給出的KMO度量標(biāo)準(zhǔn)可知KMO高于0.6，及顯著性低于0.05時(shí)，就說(shuō)明自變量適合進(jìn)行主成分分析。

從累計(jì)貢獻(xiàn)率可以看出，累計(jì)貢獻(xiàn)率在因子為6個(gè)的時(shí)候達(dá)到了94.484%，滿足了做因子分析的條件，故將前6個(gè)因子作為后續(xù)分析的變量。

利用方差最大旋轉(zhuǎn)方法來(lái)提取因子，因子1包括總資產(chǎn)(近3年增長(zhǎng)率)，營(yíng)業(yè)收入(近3年增長(zhǎng)率)，凈利潤(rùn)(近3年增長(zhǎng)率)，反映公司的成長(zhǎng)性；因子2包括投入資本回報(bào)率，總資產(chǎn)報(bào)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(dòng)比率和流動(dòng)比率，反映公司的償債能力；因子4包括ln總資產(chǎn)和ln營(yíng)業(yè)收入，反映公司的規(guī)模；因子5包括存貨周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，反映公司管理能力；因子6包括營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率，反映公司經(jīng)營(yíng)效率。

因此，通過(guò)SPSS25對(duì)13個(gè)自變量進(jìn)行因子分析之后，可以將影響公司資本結(jié)構(gòu)的因素分為公司成長(zhǎng)性，盈利能力，償債能力，公司規(guī)模，管理能力及經(jīng)營(yíng)效率共六個(gè)因子。

3.4 回歸分析

回歸分析結(jié)果如下：

結(jié)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(duì)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(shuō)明線性擬合方程對(duì)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(shuō)明殘差序列不存在相關(guān)。

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

回歸系數(shù)表顯示三個(gè)變量最終通過(guò)了顯著性假設(shè)檢驗(yàn)，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(jié)構(gòu)顯著負(fù)相關(guān)(相關(guān)系數(shù)-10.164),企業(yè)規(guī)模（相關(guān)系數(shù)11.543）和管理能力（相關(guān)系數(shù)5.657）與資本結(jié)構(gòu)顯著正相關(guān)。企業(yè)成長(zhǎng)性，盈利能力及經(jīng)營(yíng)效率對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響不顯著，故本文假設(shè)2不成立。

結(jié)合回歸模型的結(jié)果，我們把數(shù)據(jù)代入數(shù)學(xué)模型中，得出：

資產(chǎn)負(fù)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(shí)證分析總結(jié)

4.1 房地產(chǎn)公司的資產(chǎn)負(fù)債率與公司的償債能力負(fù)相關(guān)

速動(dòng)比率和流動(dòng)比率越高,說(shuō)明企業(yè)有足夠的能力償還短期債務(wù),但同時(shí)也說(shuō)明企業(yè)持有的閑置現(xiàn)金過(guò)多或擁有過(guò)多應(yīng)收賬款，從減低企業(yè)對(duì)外融資的必要，降低資產(chǎn)負(fù)債率。

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

公司規(guī)模越大，具有越穩(wěn)定的現(xiàn)金流，抗風(fēng)險(xiǎn)能力就會(huì)越強(qiáng)。規(guī)模的擴(kuò)大增加了企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)能力及成本和收益的可控性,經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)減小,相應(yīng)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)也減小,其采用負(fù)債籌資的可能性增大。

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

企業(yè)的管理能力越高，代表資產(chǎn)的周轉(zhuǎn)率及存貨周轉(zhuǎn)換率較高，企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的意愿會(huì)比較強(qiáng)烈，對(duì)資金需求量比較大。