房地产企业资本结构与盈利能力的关系研究<br/>——基于住宅开发类上市公司的数据

房地产企业资本结构与盈利能力的关系研究
——基于住宅开发类上市公司的数据

2018-11-14卢陈镕任小军

生产力研究 2018年9期

卢陈镕，任小军

（杭州电子科技大学会计学院，浙江杭州 310018）

一、引言

当前，我国房地产行业进入了全方面的竞争，尤其是住宅类房地产企业，在市场加强调控和金融监管的背景下，债务到期量大，表外融资规模较大，融资成本更高，使企业的债务负担高居不下。那么，融资和负债带来的资本结构问题是否对房地产行业产生影响呢？

本文选取了我国房地产住宅开发类上市公司作为研究对象，以2012—2016年这五年的数据为样本，对其资本结构对盈利能力的影响进行了实证研究，发现以下结论：（1）房地产住宅开发类上市公司的资产负债率与盈利能力呈显著负相关关系；（2）房地产住宅开发类上市公司的流动负债率与盈利能力呈显著正相关关系；（3）房地产住宅开发类上市公司的前十大股东持股比例与盈利能力呈显著正相关关系。

二、文献综述与研究假设

（一）文献综述

杨晶晶（2007）实证发现房地产上市公司债务结构与盈利能力之间正相关。刘建国、杨卫东（2009）通过我国房地产上市公司2004—2008年第一季度数据，以总资产收益率为被解释变量，发现公司盈利能力与长期银行信用融资率正相关。程悦（2016）运用面板门槛模型对我国79家房地产上市公司进行研究，指出公司的资产负债率与企业价值之间存在双重门槛效应，当资产负债率低于71.2%时会对公司价值产生积极影响，而高于71.2%时则无影响。刘奇、蒋姝程（2017）指出房地产企业资本结构与净资产收益率之间短期呈正相关，长期呈负相关。

徐志坚（2011）通过混合回归模型研究了资本结构的影响因素，发现较高的资产负债率会对盈利能力造成负面影响。付秋颖、刘兆云和高思伟（2013）采用综合得分因子来衡量企业盈利能力，研究发现房地产行业资产负债率与盈利能力中度负相关。倪光耀（2016）以16家上市房地产公司5年的数据为样本，研究发现资本结构和盈利能力负相关。杜月明、程腊梅（2017）选用我国2016年A股房地产上市公司财务数据进行实证研究，结果表明上市公司资产负债率与盈利能力负相关。

周冉冉（2015）以我国97家房地产上市公司2009—2013年的数据为样本，实证研究发现前十大股东持股比例对其盈利能力产生正向影响。张涛、吕振（2015）以 97家房地产公司 2010—2011年数据为对象研究发现，股权集中度与企业业绩显著正相关。王圆、侯雁（2017）通过对沪深两市122家房地产企业研究指出，股权集中度会对企业财务绩效有正向积极影响。

（二）研究假设

已有关于房地产企业资本结构对盈利能力影响研究的文献表明二者的关系并不一致。之所以出现不一致的研究结果，主要是没有考虑住宅类房地产企业特征。我国房地产住宅开发类上市公司资本结构的现状表明，公司传统资金来源主要是银行信贷，资产负债率一般在60%以上，远远超过了西方以及香港房地产市场45%左右的资产负债率水平，过高的资产负债率引发的财务风险不容忽视。近年来，银行不断收紧对房地产行业的放贷审批，将审批权限上升到总行层面。各大中小房地产企业从2012年起已经很难从银行获得开发贷款授信。并且从2011年起，银监会将原来月末、季度末和年末的存贷比考核改为了按日考核，这使得银行需要时刻关注存贷比需求，房地产企业想要从银行获得融资更困难。部分企业也尝试民间融资等方式，也增加了企业的融资成本，而成本增加必然引起企业盈利能力下降。基于此，本文提出如下假设：

假设1：房地产住宅开发类上市公司的资产负债率与盈利能力负相关。

我国房地产住宅开发类上市公司在债务规模一定的情况下，更倾向于流动负债融资，根据前文的现状分析，当前公司流动负债比例较大，基本占到 50%。一方面王飞（2012）、许拓（2013）实证发现房地产上市公司流动负债率与盈利能力之间存在负相关关系，流动负债的偿债期限短、偿债压力大，会使企业忙于偿还本金和利息的现金流，但对于住宅类开发公司而言，盈利周期相对于商业类开发和园区类开发更短，通过预售房等方式能够更快地回笼资金，并且当前我国住宅房产的市场相对火热，其销售和周转能力也较强，公司日常运营所产生的利润足以应付，同时流动负债相对长期负债的融资成本较低，可有效降低企业相关的财务成本，及时调整公司相关战略，从而对公司盈利能力产生积极影响。另一方面，流动负债的巨大的偿债压力和高风险也激励公司的管理层去更努力地工作，降低了公司的代理成本。基于此，本文提出如下假设：

假设2：房地产住宅开发类上市公司的流动负债率与盈利能力正相关。

过去学者对于股权集中度和公司业绩之间影响的相关研究众多，但实证结果并不统一。目前的研究大多是从代理成本角度来衡量股权集中度对公司业绩的影响，主要是从公司股东与管理层之间的第一类代理成本和大股东与小股东之间的第二类代理成本出发，认为股权集中度通过影响这两个代理成本来影响公司的业绩。王飞（2012）、周冉冉（2015）实证发现房地产上市公司前十大股东持股比例会对盈利能力产生正向影响。股权集中度越高，治理层和管理层等关键职位的人员选派分歧越少，经营者和所有者之间的利益就越统一，能够有效减少代理成本。同时，大股东能够控制董事会，来选择能力更强的管理层，从而有利于公司的经营决策。当前住宅开发列公司外部环境良好，市场竞争较为激烈并且行业法律制度以及监管政策相对完善且被有效执行，投资者的决策参与权、知情权等投资者权益都得到了较为有效的保障，这样较高的投资者水平会降低股东与管理层之间的第一类代理成本。同时根据贺炎林、莫建明（2014）的研究发现，较好的上市外部治理环境会增强股权集中度对公司业绩的正向作用。尤其是房地产行业，作为国家宏观政策的重点调控对象，高度集中的控制权也有利于更迅速地根据外部环境的变化做出相应的决策，来减少公司的损失，提高盈利能力。基于此，本文提出如下假设：

假设3：房地产住宅开发类上市公司的前十大股东持股比例与盈利能力正相关。

三、研究设计与实证结果分析

（一）研究设计

1.样本的选取和数据筛选

本文选取了住宅类开发上市公司作为研究对象。目前我国住宅类开发上市公司一共有115家，为确保数据的真实完整以及实证结果的准确，本文剔除一些ST和数据不完整的公司，最终选取87家住宅开发类上市公司作为研究对象。本文的数据来源于CSMAR，由于房地产行业存在周期性，所以本文数据选择了87家公司2012—2016年5年的年报数据，剔除了存在异常数据的公司。数据处理采用Excel和SPSS25.0完成。

2.变量设计

（1）因变量。本文选取盈利能力指标作为因变量。能够反映公司盈利能力的财务指标很多，且这些指标相互之间的关联性也很强，因此个别的财务比率存在片面性，并不能客观准确地诠释公司的盈利能力。因此，本文采用因子分析法对住宅类开发公司的盈利能力进行综合分析，以销售净利率、总资产净利润率、净资产收益率、资产报酬率、营业利润率五个财务指标为基础，构建衡量盈利能力的主成分分析模型，将主成分的综合得分作为被解释变量衡量房地产住宅类开发上市公司的盈利能力。

（2）自变量。本文将资本构成分为债务资本和股权资本，选择资产负债率、流动负债率、前十大股东持股比例作为衡量资本结构的指标。资产负债率体现了公司内部的资产结构，从总体上反映了公司的债务资本与权益资金之间的关系。从住宅类开发公司债务结构来看，流动负债率达到了近70%，会带来较大的财务风险，因此将流动负债单独列示。控制权结构作为公司治理的基础，通过监督效应和激励效应，股权集中度会对公司的盈利能力产生影响，因此本文选取前十大股东持股比例作为股权结构的指标。

（3）控制变量。通过之前学者的相关研究，发现公司的现金流水平、规模大小、成长能力、营运能力和资产结构会对公司的盈利能力产生影响，因此本文将这些因素作为控制变量。

综上，本文主要选取了盈利能力指标作为因变量，选取了资产负债率、流动资产负债率和前十大股东持股比例作为自变量，选取了经营活动产生的现金流/营业收入、总资产对数、营业收入增长率、存货周转率和有形资产比例作为控制变量。具体变量的解释如表1所示。

表1 变量的定义

3.盈利能力综合指标的构建

能够反映公司盈利能力的财务指标很多，且这些指标相互之间的关联性也很强，因此个别的财务比率存在片面性，并不能客观准确地诠释公司的盈利能力。因此，本文采用因子分析法对住宅类开发公司的盈利能力进行综合分析，以销售净利率、总资产净利润率、净资产收益率、资产报酬率、营业利润率五个财务指标为基础，构建衡量盈利能力的主成分分析模型，将主成分的综合得分作为被解释变量衡量房地产住宅类开发上市公司的盈利能力。

（1）KMO测度和巴特利球形检验。根据表2可知，本文所选变量的KMO的数值为0.704，大于0.5，Bartlett球形检验的数值为2 622.613，在自由度为10时达到显著水平，说明这些变量适合因子分析。

（2）提取因子，构造因子变量。本文采用主成分分析法提取公共因子。按照初始特征值的大小排序对主要解释因子进行了筛选，提取了两个主成分，其初始特征值分别为3.548和1.086，方差贡献率分别为53.282%和39.392%，二者的累积贡献率为92.674%。最终，根据上述结果和成分得分系数得出主成分表达式Y1和Y2，并构造盈利能力Y：

4.模型构建

为了验证本文提出的研究假设，建立以下回归模型：

其中，β0为常数，βi是相关变量的系数，ε 是误差项，变量含义详见表1。

（二）实证分析

1.描述性统计

表3 描述统计

表3表示的是我国87家住宅类开发上市公司2012—2016年共435个样本数据进行的描述性统计。主要变量中，资产负债率（DAR）的最小值为0.121 9，最大值达到了0.940 0，均值为 0.668 7，高于大部分行业。流动负债率（LDR）样本中的最小值为0.181 5，最大值为1，均值为0.691 9，标准差为0.166 3，总体情况与资产负债率较相似，主要是因为我国房地产住宅类开发上市公司的负债大部分是流动负债，比例接近70%。前十大股东持股比例（HOLDERR）样本中最小值为17.51%，最大值为97.49%，均值为58.69%，标准差为 16.83，差异较大。

盈利能力Y的综合得分，标准差为0.049 3，说明行业内盈利能力水平差异不大。控制变量中，除有形资产比率外，其他变量的最大值、最小值和标准差差异都比较大。

2.相关性检验

表4 相关性检验

表4中相关性分析的结果显示，企业的盈利能力与资产负债率、有形资产比率、股权集中度以及现金流水平正相关，与流动负债率、公司成长性和存货周转率的关系不显著。由于相关性分析是在不考虑其他变量影响情况下的初步结果，因而需要进一步通过回归分析发现主要变量之间的真实关系。

3.回归分析

表5 回归分析结果

根据表5的结果，模型调整后的R2为0.096，F值在1%的水平显著。同时，检查了各变量的VIF值，发现最大值为1.8，不存在共线性问题。资产负债率（DAR）的标准化系数是-0.218，t检验值为-3.560，显著性水平为小于1%，通过了t检验，即资产负债率每增长1%，公司的盈利能力就下降0.218%，表明房地产住宅类开发上市公司的资产负债率与公司盈利能力之间存在负相关关系。流动负债率（LDR）的标准化系数为0.111，t的检验值是 2.113，显著性水平为0.035，通过t检验，意味着流动负债率每增长1%，公司的盈利能力就提高0.111%，表明房地产住宅类开发上市公司的流动负债率与公司盈利能力之间存在正相关关系。

前十大股东持股比例（HOLDERR）的标准化系数是0.151，t检验值为2.833，显著性水平为0.005，通过了t检验，表明房地产住宅类开发上市公司的前十大股东持股比例与公司盈利能力之间存在正相关关系。

资产结构的有形资产比率（FINANCE）标准化系数为0.158，t检验值为2.723，显著性水平为0.007，通过t检验，表明房地产住宅类开发上市公司的有形资产比率与公司盈利能力之间存在正相关关系。现金流指标的（OFCS）标准化系数为0.239，t检验值为3.840，显著性水平小于1%，通过t检验，表明房地产住宅类开发上市公司的现金流水平与盈利能力之间存在正相关关系。总资产对数、营业收入增长率、存货周转率在模型中未通过t检验，说明这三个指标对公司盈利能力几乎没有影响。

综上所述，本文的研究结果显示，对住宅开发类上市公司而言，资产负债率与盈利能力之间呈现负相关，这与之前学者对于整个房地产行业资产负债率对盈利能力影响的结果相同。流动负债率与盈利能力之间呈现正相关，这现有研究的结果不同，说明住宅类房地产企业具有独特性。前十大股东持股比例与盈利能力之间呈现正相关关系，这与之前对于整个房地产行业股权集中度对盈利能力影响的结果相同。

四、对策建议

（一）控制负债规模

根据本文研究结果，房地产公司资产负债率与盈利能力负相关，因而公司应控制其负债规模，降低过高负债对企业盈利性的负面影响。具体可以采取以下措施：一是减少对于银行贷款的依赖，稳定资金链；二是公司自身在发展和经营过程中，要及时根据自身规模、盈利情况等及时进行动态调整，维持盈利能力最大化；三是引导多元化的投资主体加入，例如一些具有丰富投资经验的成熟的机构投资者，从而对股东形成有效的制约，真正发挥债权人的约束力。

（二）保持适当的股权集中度，重视股权融资

根据本文的研究结果，我国房地产住宅类开发公司的前十大股东持股比例较高，且前十大股东持股比例与公司盈利能力之间呈现显著正相关关系。过度分散的股权结构会引起公司营运能力下降和代理成本增加，而过度集中的股权则不利于公司决策的民主化和科学化。因此房地产住宅类上市公司应在重视股权融资的同时，尽量优化股权集中度，保持企业的科学管理。