限购对建筑业上市公司杠杆效应的影响研究

2018-07-03李红，刘英

武汉理工大学学报（信息与管理工程版） 2018年3期

李红，刘英

(武汉理工大学管理学院，湖北武汉 430070)

建筑业是我国国民经济的重要支柱产业之一，对我国GDP增长的贡献巨大，与居民生活水平的提高密切相关[1]。建筑业与房地产的关联性非常高，也同样有着房地产业资金密集的特点，行业的资产负债率较高，且普遍使用较高的财务杠杆[2]。自2010年起，住房限购政策在一线城市开始出台并实施[3]，对整个房地产行业及与其密切相关的建筑行业影响巨大。因此，对建筑行业的杠杆效应进行研究，分析影响其权益净利率的各种影响因素具有重大意义。

国内外学者对于财务杠杆效应的研究多数是针对整个上市公司的研究，极少具体到某个行业，而不同的行业资本结构有很大差异，故对整个上市公司的研究不具有针对性。而也有部分学者选择具体行业的研究，例如：路立敏等对农业的财务杠杆效应进行研究[4]；杨海燕等选择制造业研究其财务杠杆效应[5]；胡颖林等对电力行业的财务杠杆效应进行研究[6]；杨帆选择新三板医疗器械行业研究财务杠杆效应[7]；赵燕等选择汽车整车行业研究其财务杠杆效应[8]。然而至今仍未有学者选择建筑行业的财务杠杆效应进行研究，因此笔者通过 “限购令”这一切入点研究建筑行业的财务杠杆效应具有现实意义。

1 财务杠杆效应理论分析

在资本结构一定的条件下，企业需要支付的债务利息是相对固定的[9]，当息税前利润增长时，每一元息税前利润所负担的债务利息会相对减少、每股利润相对增长，即产生财务杠杆正效应；反之，会出现财务杠杆负效应。笔者选取权益净利率ROE作为股东利益的体现，用以衡量权益资本的利用效率。权益净利率是净利润与股东权益的比值，该比值越高说明股东投资带来的收益越高。

(1)

式中：EBIT为息税前利润；D为负债；E为股东权益；A为总资产；ROA为息税前利润率，即公司的息税前利润与资产的比值；Rd为债务利息率，取财务费用与负债的比值；D/E为产权比率；T为公司所得税税率。

从式(1)可知：在所得税税率一定的情况下，权益净利率最终受息税前利润率ROA、债务利息率Rd、产权比率D/E的影响。当ROA>Rd时，公司适当地增加负债，可以提高ROE，扩大股东财富，即带来财务杠杆的正效应；当ROA

2 非限购期与限购期建筑行业财务杠杆效应分析

2.1 样本选取

建筑行业现有沪市非ST上市公司48家，房屋限购政策自2011年开始实施至2014年下半年解除，2016年又开始限购，故把同一家上市公司的不同年度数据视为不同样本，选择2012、2013年共64个样本作为限购期样本，2014、2015年共67个样本作为非限购期样本。各样本公司的权益净利率(ROE)、息税前利润率(ROA)和产权比率(D/E)的数据来自国泰安数据库，债务利息率(Rd)数据由笔者计算得出。

2.2 模型构建

通过SPSS17.0分析软件，采用描述性分析和线性回归分析的方法研究解释变量ROA、D/E和Rd与被解释变量ROE之间的相关性，控制行业因素，并构建如下模型：

ROE=α0+α1×ROA+α2×D/E+α3×Rd+ε

(2)

式中：α0为回归常数；α1、α2、α3为回归系数；ε为随机干扰项。

2.3 描述性分析

描述性统计如表1所示，可以看出权益净利率、息税前利润率的最大值和最小值相差很大，取值有正有负，说明建筑行业上市公司盈利能力存在很大差异；债务利息率的最大值与最小值差异不大，标准差也较小，说明样本离散程度低；产权比率的最大值与最小值相差超过10，而且标准差也很大，样本离散程度很高，反映了建筑行业各个上市公司之间资本结构差异很大，产权比率的均值为3.181 0，远大于1，而在131个样本公司中有115个样本的产权比率超过1，占样本总量的87.8%，在产权比率小于1的16家公司中有8家公司的产权比率低于0.5，产权比率两极分化非常严重，说明整个行业大部分上市公司的资本结构严重不合理。

表1 描述性统计

2.4 回归分析

根据131个样本公司的财务数据，按照是否处于限购期和ROA是否大于Rd，将131家上市公司分为两种类型：处于非限购期即2014、2015年底的样本中ROA>Rd的有60个，ROARd的有52个，ROA

2.4.1 非限购期财务杠杆效应分析

当ROA>Rd时，60个样本数据的回归分析结果分别如表2和表3所示。

表2 模型汇总表(一)

由回归系数表得到以下模型：

ROE=0.019+1.610ROA+0.007D/E-0.464Rd

(3)

由表2可知R2为0.522，调整R2为0.496，说明模型拟合程度不高。Durbin-Watson为1.872，说明该回归不存在序列相关，不属于伪回归。F检验的Sig值为0.000，说明至少存在一个解释变量能够解释被解释变量，模型整体显著，整体线性拟合优度较好，即回归模型具有统计学意义。由表3可知各变量的VIF值均小于2，说明各解释变量之间不存在共线性。ROA的系数为1.610，Sig值为0.000，说明ROE与ROA呈正相关关系且ROA对ROE有显著影响；D/E的系数为0.007，Sig值为0.008<0.05，说明ROE与D/E呈正相关关系，但效果不如ROA对ROE显著；Rd的系数为-0.464，Sig值为0.047<0.05，ROE与Rd显著负相关。3个回归系数中，ROA系数的绝对值最大，说明ROA是影响ROE的最主要因素。

表3 系数表(一)

当ROA

表4 模型汇总表(二)

表5 系数表(二)

由回归系数表得到以下模型：

ROE=0.010+1.900ROA-0.028D/E-0.348Rd

(4)

由表4可知R2为1.000，调整R2为1.000，说明模型拟合程度非常高，比ROA>Rd时拟合程度更好。Durbin-Watson为1.541，说明该回归不存在序列相关，不属于伪回归。F检验的Sig值为0.000，说明至少存在一个解释变量能够解释被解释变量，模型整体显著，即回归模型具有统计学意义。由表5可知各变量的VIF值较小，说明各解释变量之间不存在共线性。ROA的系数为1.900，Sig值为0.000，说明ROE与ROA呈正相关关系，且ROA对ROE有显著影响；D/E的系数为-0.028，Sig值为0.029<0.05，说明当ROA0.05，没有通过显著性检验，说明Rd对ROE不显著相关。3个回归系数中，ROA系数的绝对值最大，说明在ROA

综上可知，在非限购期，影响权益净利率的最主要因素是息税前利润率，而且息税前利润率与权益净利率正相关。当息税前利润率大于债务利息率时，产权比率与权益净利率正相关，增加负债有利于提高权益净利率，增加股东财富，发挥财务杠杆正效应；当息税前利润率小于债务利息率时，产权比率与权益净利率负相关，增加负债会降低权益净利率，侵蚀股东财富，造成财务杠杆负效应。

2.4.2 限购期财务杠杆效应分析

当ROA>Rd时，52个样本数据回归分析结果分别如表6和表7所示。

由回归系数表得到以下模型：

ROE=0.238-0.929ROA-0.016D/E-2.275Rd

(5)

由表6可知R2为0.970，调整R2为0.968，说明模型拟合程度较高。Durbin-Watson为1.890，说明该回归不存在序列相关，不属于伪回归。F检验的Sig值为0.000，说明至少存在一个解释变量能够解释被解释变量，模型整体显著，即回归模型具有统计学意义。由表7可知ROA的

表6 模型汇总表(三)

表7 系数表(三)

系数为-0.929，Sig值为0.000，说明ROE与ROA呈负相关关系且ROA对ROE有显著影响；D/E的系数为-0.016，Sig值为 0.008<0.05，说明ROE与D/E呈负相关关系，但效果并不如ROA对ROE显著；Rd的系数为-2.275，Sig值为0.022<0.05，说明ROE与Rd呈显著负相关关系。3个回归系数中，Rd系数的绝对值最大，说明Rd是影响ROE的最主要因素。

当ROA

表8 模型汇总表(四)

表9 系数表(四)

由回归系数表得到以下模型：

ROE=-0.625-6.287ROA-0.066D/E+

30.475Rd

(6)

由表8可知R2为0.966，调整R2为0.953，模型拟合程度较高。Durbin-Watson为2.135，说明该回归不存在序列相关，不属于伪回归。F检验的Sig值为0.000，说明至少存在一个解释变量能够解释被解释变量，模型整体显著，即回归模型具有统计学意义。由表9可看出各变量的VIF值较小，说明各解释变量之间不存在共线性。ROA的系数为-6.287，Sig值为0.000<0.05，说明ROE与ROA呈显著负相关关系；D/E和Rd的Sig值分别为 0.284、0.081，均大于0.05，都没有通过显著性检验，说明D/E与Rd对ROE不显著相关。3个回归系数中，Rd系数的绝对值最大，说明在ROA

综上，在限购期，影响权益净利率的最主要因素变成债务利息率。当息税前利润率大于债务利息率时，债务利息率与权益净利率负相关，息税前利润率和产权比率均与权益净利率负相关，增加负债会降低权益净利率，侵蚀股东财富；当息税前利润率小于债务利息率时，债务利息率和产权比率与权益净利率不显著相关。