中國房地產(chǎn)上市公司資本結構分析.pdf

1、一、引言
　　 公司資本結構的選擇歷來都是公司財務研究領域的熱點。自從著名的MM定理的提出,許多資本結構理論都致力于放松其關于完善資本市場的假說,其中最經(jīng)典的理論是權衡理論和優(yōu)序融資理論。他們雖然互不相同,但卻在一定程度上相互補充,為公司資本結構的研究提供了不同視角。他們也是本文的理論基礎。
　　 中國房地產(chǎn)市場于2005年下半年進入了調整時期,面對下滑的市場需求,不平衡的供求關系以及越發(fā)謹慎的潛在投資者,怎樣在新環(huán)境中

2、合理安排財務政策,選擇合適的資本結構以平衡高負債率帶來的財務風險和來自于債務融資的更多流動性己經(jīng)成為每個房地產(chǎn)開發(fā)公司必須認真對待的問題。本文旨在對影響中國房地產(chǎn)上市公司資本結構的因素進行實證分析,搜集了72家中國房地產(chǎn)上市公司從2006年到2008年的財務數(shù)據(jù),以期為中國房地產(chǎn)上市公司在新環(huán)境下財務政策的制定,特別是資本結構的選擇提供一定的參考。
　　 二、文獻綜述
　　 資本結構是指一個企業(yè)所擁有的負債,所有者權益和

3、其他證券的相互比例。大多數(shù)企業(yè)都將數(shù)量可觀的資源用于財務政策的制定,以期適應于企業(yè)所處的外部環(huán)境和內(nèi)部狀況。財務經(jīng)理所需要做出的重大決策之一就是融資中如何安排各種證券的比例,從而決定了企業(yè)的資本結構。
　　 在公司財務的研究領域,企業(yè)資本結構也一直是一個熱點,Modigliani和Miller于1958年提出著名的MM定理,認為在完善的資本市場上,公司價值由公司的實物資產(chǎn)決定,與公司發(fā)行的債券和權益證券的比例無關。MM定理為現(xiàn)代

4、資本結構理論奠定了基石,從那以后,國內(nèi)外眾多學者都致力于資本結構的研究,以不斷更新和完善資本結構理論。他們的努力主要集中于放松MM定理中關于完善資本市場的假設,從而形成了兩組經(jīng)典的資本結構理論——權衡理論和優(yōu)序融資理論。權衡理論認為企業(yè)會設定一個目標負債率并逐漸向這個目標做出調整。優(yōu)序融資理論認為企業(yè)在融資時會偏好內(nèi)部融資而非外部融資,而在外部融資中又會偏好債務融資而非股權融資。
　　 在國內(nèi)外都有很多關于企業(yè)資本結構選擇的研究

5、。國外學者主要致力于尋找權衡理論和優(yōu)序融資理論的證據(jù)。對于權衡理論,Marsh(1982),Jalivand和Harris(1984)以及Opler和Titman(1994)都假設最優(yōu)負債比例的存在,并發(fā)現(xiàn)企業(yè)正如權衡理論所預測的那樣,逐漸向這個比例做出調整。而來自于Titman和Wessel(1988)以及Rajan和Zingales(1995)的實證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)負債率及其一些影響因素之間呈現(xiàn)出與權衡理論預期相反的關系。對于優(yōu)序融資理

6、論,Shyam-Sunder和Myers的研究支持了這一理論,而來自于Chirinko和Singha的評論認為他們的研究具有誤導性,不能為優(yōu)序融資理論提供可靠的實證支持。
　　 國內(nèi)有關企業(yè)資本結構的研究可以大致分為三類。第一類主要探索西方資本結構理論是否適用于中國的資本市場。金滿濤(2008)認為西方資本結構理論在目前我國的資本市場內(nèi)還缺乏相應的作用基礎,因此要積極探尋適合我國上市公司發(fā)展的資本結構理論。第二類研究主要探討中國

7、企業(yè)資本結構的優(yōu)化問題?？挡ㄓ?2008)和劉重(2009)發(fā)現(xiàn)了我國上市公司資本結構和財務政策上的一些問題,并提出了優(yōu)化我國企業(yè)資本結構的具體辦法。第三類研究是分析企業(yè)資本結構的影響因素。比如田曄和麥元勛(2009)主要探討了資產(chǎn)的有形性、非債務稅盾、內(nèi)源融資能力、資產(chǎn)規(guī)模、成長性、股權結構、股權集中度和最終控制人身份等因素對企業(yè)資本結構的影響。
　　 具體到房地產(chǎn)行業(yè),Bond和Scott(2006)得出結論,優(yōu)序融資理論相

8、對于權衡理論更適用于英國房地產(chǎn)市場。Wsetgaard,Eider,Frydenberg和Grodsd(2008)分析了英國308家房地產(chǎn)公司資本結構的影響因素,他們發(fā)現(xiàn)權衡理論和優(yōu)序融資理論都被實證分析所支持,而前者吻合度更高。對于中國房地產(chǎn)市場,籍學武(2007)和潘岳奇(2008)研究了中國房地產(chǎn)企業(yè)的融資策略和融資渠道,認為中國房地產(chǎn)企業(yè)融資渠道比較單一,需要拓寬融資渠道,改善資本結構。陳洪海和夏洪勝(2006),蘭功成和戴耀華

9、(2006)以及靳明和楊廣領(2008)對影響中國房地產(chǎn)企業(yè)資本結構的因素進行了實證分析。最后,也有一些研究致力于尋找中國房地產(chǎn)企業(yè)的最優(yōu)資本結構,沈杰(2008)發(fā)現(xiàn)中國房地產(chǎn)企業(yè)負債率與盈利能力負相關,他認為這些企業(yè)需要有效控制負債規(guī)模以實現(xiàn)利潤最大化。而黨明燦(2008)發(fā)現(xiàn)中國房地產(chǎn)企業(yè)的負債率與公司績效有顯著的二次關系并據(jù)此確定了最優(yōu)資本結構區(qū)間。
　　 三、中國房地產(chǎn)行業(yè)概況
　　 房地產(chǎn)是我國國民經(jīng)濟的支柱

10、產(chǎn)業(yè)之一,中國政府將房地產(chǎn)行業(yè)作為我國經(jīng)濟增長的引擎并出臺若干政策措施以支持該行業(yè)的發(fā)展。2008年,我國房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)計劃總投資和完成投資額分別達到135296.5億元和30579.8億元。另一方面,我國房地產(chǎn)行業(yè)真正開始商業(yè)化發(fā)展不過10年,他還是一個年輕的產(chǎn)業(yè),具有三個特征:第一,房地產(chǎn)開發(fā)融資渠道比較狹窄,主要依靠國內(nèi)銀行貸款:第二,在不同地區(qū)呈現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡;第三,行業(yè)集中度正在加強。
　　 根據(jù)國家發(fā)改委所說,中國

11、房地產(chǎn)行業(yè)已經(jīng)于2005年下半年進入了調整時期。2008年對于我國房地產(chǎn)行業(yè)以及房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)都是特殊的一年,全球性的經(jīng)濟危機和房地產(chǎn)行業(yè)自身的調整導致了不平衡的供求關系,表現(xiàn)為供給大于需求,不斷惡化的供求關系造成了大多數(shù)房地產(chǎn)企業(yè)2008年的績效不佳。房地產(chǎn)行業(yè)屬于資本密集型行業(yè),回籠資金對于房地產(chǎn)企業(yè)的重要性可想而知,但未銷售的房屋存貨占用了大量資金,給房地產(chǎn)企業(yè)的現(xiàn)金流和資本結構都帶來了巨大壓力。鑒于大量的房屋存貨,以及市場需求狀

12、況短期內(nèi)難以出現(xiàn)顯著改善,我們預測不平衡的供求關系還將持續(xù)一段時間。許多房地產(chǎn)企業(yè)已經(jīng)開始相應的調整策略,變繁榮時期的擴張發(fā)展策略為當下的收縮策略。
　　 四、中國房地產(chǎn)上市公司資本結構影響因素的實證分析
　　 本文旨在對影響中國房地產(chǎn)上市公司資本結構的因素進行實證分析,搜集了72家中國房地產(chǎn)上市公司從2006年到2008年的財務數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)米源于萬德數(shù)據(jù)庫。
　　 (一)變量選取
　　 表4.1總結了為回

13、歸分析所選取的變量,其中企業(yè)負債率為因變量,其他變量為自變量。從表中可以看到,分析中加入了兩個宏觀影響因素——貸款利率和消費者信心指數(shù),因為房地產(chǎn)行業(yè)在一定程度上會受到宏觀經(jīng)濟環(huán)境的影響。
　　 (二)數(shù)據(jù)及其描述性統(tǒng)計
　　 本文的回歸分析基于72家中國房地產(chǎn)上市公司從2006年到2008年的平衡面板數(shù)據(jù),每個變量都有216個觀測值。該面板數(shù)據(jù)的時間序列較短,原因在于中國的會計準則從2006年起進行了調整,而且較短的時

14、間序列有助于集中分析房地產(chǎn)行業(yè)的調整時期。與此同時,本文還從中國人民銀行搜集了自2006年以來的一至三年人民幣貸款基準利率與調整時間,從國家統(tǒng)計局搜集了從2006年到2008年的月度消費者信心指數(shù)。表4.2總結了各變量的描述性統(tǒng)計。
　　 (三)回歸分析
　　 由于所搜集的面板數(shù)據(jù)時間序列較短,本文采用普通最小二乘法(OLS)對數(shù)據(jù)進行回歸分析;與此同時,普通最小二乘法還能考慮到固定效應模型所忽視的公司組間差異。固定效應

15、模型是分析面板數(shù)據(jù)的常用模型,該模型能充分抓住持續(xù)影響因變量的固定效應因素,但卻忽視了樣本中的公司組間差異。由于所搜集的樣本時間序列較短,且公司組間差異較大,固定效應模型在一定程度上喪失了優(yōu)勢,所以文中選取了OLS模型。當然固定效應模型作為分析面板數(shù)據(jù)的常用模型還是被采納,他被用于對OLS模型的回歸結果做進一步的驗證?；貧w結果列示于表4.3。
　　 說明:OLS回歸1是普通最小二乘回歸的結果;OLS回歸2是異方差—穩(wěn)健最小二乘回

16、歸的結果。固定效應模型的回歸結果列示于最后一列。*代表10％的顯著性水平,**代表5％的顯著性水平,***代表1％的顯著性水平。
　　 從上述回歸結果可以看出,不管是普通最小二乘回歸還是異方差—穩(wěn)健最小二乘回歸,除了兩個宏觀影響因素以外的五個解釋變量在5％的顯著性水平下都具有統(tǒng)計上的顯著性。R平方和調整的R平方告訴我們,對于該樣本,所有自變量可以解釋企業(yè)負債率大約28％的變動。普通最小二乘回歸的F值是11.9,P值小數(shù)點后第四位

17、仍為零,說明整個回歸模型具有統(tǒng)計上的顯著性,所選取的自變量確實對企業(yè)的負債率有顯著影響。異方差一穩(wěn)健最小二乘回歸的F值是17.83,進一步說明了回歸模型的顯著性。
　　 回歸模型的結果顯示企業(yè)盈利能力與企業(yè)負債率之間存在顯著的負相關關系。該估計支持了優(yōu)序融資理論,認為具有較高盈利能力的企業(yè)傾向于內(nèi)部融資,因此負債率較低。中國房地產(chǎn)開發(fā)融資渠道比較狹窄,主要依靠國內(nèi)銀行貸款,隨著2006年房地產(chǎn)調整期的到來,這些潛在的投資者,尤其

18、是商業(yè)銀行,在為房地產(chǎn)開發(fā)提供貸款融資時變得越發(fā)謹慎和嚴格。而由于市場供求關系的惡化以及通過房屋銷售回籠現(xiàn)金流的壓力較大,許多房地產(chǎn)開發(fā)公司的負債率已經(jīng)很高,具有高盈利能力的企業(yè)更傾向于通過高盈利緩解高負債的壓力,而不是增加負債為高盈利提供稅盾。
　　 企業(yè)規(guī)模與企業(yè)負債率之間顯著的正相關關系支持了權衡理論,認為較大規(guī)模會降低企業(yè)破產(chǎn)的風險和與之相關的財務成本,因此大企業(yè)可以提高其財務杠桿,使流動性更加充裕。在中國的房地產(chǎn)市場,

19、房地產(chǎn)上市公司主要通過三個途徑獲得較大規(guī)模:該公司為國家控股的房地產(chǎn)公司;該公司經(jīng)歷了多年的成功經(jīng)營和發(fā)展;該公司通過并購獲得較大規(guī)模。這樣的規(guī)模本身就是企業(yè)實力的重要標志,因此大規(guī)模賦予了房地產(chǎn)企業(yè)更強的負債融資能力。
　　 企業(yè)預期增長與企業(yè)負債率之間存在顯著的正相關關系,根據(jù)企業(yè)資本結構理論,具有高增長的企業(yè)對外部融資有更高需求,而且未來較高的預期回報也可以幫助他們承受高負債率帶來的財務風險。在模型中,企業(yè)預期增長定義為資

20、本支出/總資產(chǎn)。當中國房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)提高其資本支出,他們必須在一定程度上依賴于債務融資,因為調整時期的房屋銷售不足以為進一步投資回籠足夠的現(xiàn)金流。另一方面,當大多數(shù)公司轉入調整時期的穩(wěn)定甚至收縮策略時,某公司卻追加其資本支出,這進一步的投資傳遞給潛在投資者一個可靠的信號,即公司對未來的經(jīng)營和回報充滿信心和把握,這也使其獲得負債融資的可能性提高。
　　 回歸模型估計資產(chǎn)抵押價值與企業(yè)負債率顯著正相關。抵押可作為企業(yè)的一個擔保使其更

21、有可能獲得負債融資,而且具有抵押擔保的債券發(fā)行可以避免股票發(fā)行中的高成本,資產(chǎn)抵押價值較高的企業(yè)也愿意利用這一優(yōu)勢。在中國房地產(chǎn)市場,由于房地產(chǎn)企業(yè)的高負債率以及房地產(chǎn)行業(yè)銷售環(huán)境有所惡化,潛在投資者對房地產(chǎn)企業(yè)的要求越發(fā)嚴格,擁有較高資產(chǎn)抵押價值的房地產(chǎn)上市公司更有可能也更愿意利用這一優(yōu)勢進行負債融資。
　　 資產(chǎn)流動性與企業(yè)負債率之間存在顯著的負相關關系,該估計支持了優(yōu)序融資理論。對其解釋類似于對企業(yè)盈利能力和負債率之間關系

22、的解釋?；貧w模型中的資產(chǎn)流動性定義為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流/凈利潤,中國房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)面臨著惡化的銷售環(huán)境和供求關系,越發(fā)嚴格和挑剔的投資者以及本來已經(jīng)存在的高財務杠桿,如果擁有較高的經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流,他們會傾向于以此降低負債率或者為投資機會進行內(nèi)部融資。
　　 貸款利率與企業(yè)負債率之間的負相關關系和我們的預期一致。借入資金的成本越高,企業(yè)就越少依賴于負債融資。但即使是在10％的顯著性水平下,該解釋變量也不具有統(tǒng)計上的顯著性。

23、房地產(chǎn)行業(yè)屬于資本密集型行業(yè),世界各國的房地產(chǎn)開發(fā)公司都具有相對較高的負債率,因為通過市場上房屋銷售獲得的現(xiàn)金很難滿足進一步的融資需求。當中央銀行調整貸款利率以對國民經(jīng)濟進行宏觀調控時,中國房地產(chǎn)上市公司必須考慮其融資成本并相應調整融資策略,但房地產(chǎn)行業(yè)的性質決定了這樣的調整并不會非常敏感,他們不得不把負債率保持在一定水平,以應對較為低迷的市場需求,并保證充足的現(xiàn)金流。
　　 最后,消費者信心指數(shù)與企業(yè)負債率之間同樣存在負相關關

24、系。因為在嚴格的貸款條件和已經(jīng)很高的負債率面前,如果企業(yè)面臨強勁的市場需求,必然會減少對負債融資的依賴,更多的通過內(nèi)部融資來滿足進一步的資金需求。但這一宏觀影響因素在10％的顯著性水平下同樣不具有統(tǒng)計上的顯著性。因為消費者信心指數(shù)這一解釋變量不會直接作用于企業(yè)負債率,而是通過影響銷售收入等內(nèi)部因素間接的對企業(yè)負債率發(fā)生影響。所以企業(yè)負債率對消費者信心指數(shù)的變動并不是非常敏感。
　　 本文還利用固定效應模型對OLS模型的回歸結果進

25、行了進一步的驗證。固定效應模型顯示整個模型具有統(tǒng)計上的顯著性,所選取的自變量確實對企業(yè)負債率有顯著影響。除了企業(yè)盈利能力外,對其他解釋變量的參數(shù)估計和OLS估計沒有太大偏離。最重要的是,所有參數(shù)估計的符號在兩個回歸模型中都是一致的,這幫助我們確認了基于OLS回歸所作的實證分析的有效性。當然,在固定效應模型中,只有兩個解釋變量在5％的顯著性水平下仍然具有統(tǒng)計上的顯著性,其原因在于所搜集的面板數(shù)據(jù)時間序列較短,公司組間差異較大,影響了固定效

26、應模型的效果。
　　 五、結論
　　 本文利用最小二乘回歸和固定效應模型對影響中國房地產(chǎn)上市公司資本結構的因素進行了實證分析,數(shù)據(jù)來源于萬德數(shù)據(jù)庫,包括了72家中國房地產(chǎn)上市公司從2006年到2008年的財務數(shù)據(jù),所選取的自變量分別為企業(yè)盈利能力、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)預期增長、資產(chǎn)抵押價值、資產(chǎn)流動性、貸款利率和消費者信心指數(shù)。
　　 在實證分析中同時包含企業(yè)內(nèi)部變量和外部變量,以分析他們對中國房地產(chǎn)上市企業(yè)負債率的影

27、響是本文的一個創(chuàng)新之處;另外,本文用于實證分析的數(shù)據(jù)來自中國房地產(chǎn)上市公司在調整時期的最新財務表現(xiàn),因此實證分析的結果可以為中國房地產(chǎn)上市公司在新環(huán)境下財務政策的制定,特別是資本結構的選擇提供一定的參考。
　　 由于數(shù)據(jù)搜集的困難,本文的分析范圍僅限于中國房地產(chǎn)上市公司,今后的研究可以更多的關注未上市的房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè);在固定效應模型中,本文把大部分自變量顯著性的喪失解釋為數(shù)據(jù)的時間序列較短,公司組間差異較大,從而影響了固定效應模