調控政策、融資約束與房地產(chǎn)企業(yè)營運資本

范晨光 馬永康

一、引 言

房地產(chǎn)行業(yè)對于我國經(jīng)濟發(fā)展起著舉足輕重的作用，近年來我國房價飛漲，政府為了防止房產(chǎn)業(yè)泡沫破裂風險，加大了房地產(chǎn)調控力度，從開始的限購、限價、限貸，到后來的限售、限商，調控政策逐步升級，2018 年大年初一，新華社就發(fā)表了題為《“房住不炒”讓房價漸回理性》的文章，指出2018 年全國房地產(chǎn)市場繼續(xù)從緊調控。在國家一系列房地產(chǎn)調控政策的打壓下，房價上漲得到了明顯的控制，漲幅明顯減小，部分城市出現(xiàn)回落。2017 年8 月份，15 個熱點城市新房環(huán)比價格首現(xiàn)最近3 年來全面停漲；10 月份，10 個熱點城市新建商品住宅價格跌回1 年前水平；12 月份，一線城市新建商品住宅和二手住宅價格同比漲幅均連續(xù)15 個月回落。同時，國家提出住房“租售同權”政策，住建部大力發(fā)展住房租賃市場，并支持住房租賃企業(yè)發(fā)展。全國首批12 個熱點城市試點住房租賃，多個省市相繼提出租房者和購房者享受同等政策。

國家出臺的一系列嚴厲的調控政策勢必造成房地產(chǎn)企業(yè)庫存量的增大，特別是二三線城市去庫存的壓力更大，房地產(chǎn)企業(yè)資金緊張，應收賬款激增，因此需要有效的營運資本管理做保障，才能防止房地產(chǎn)企業(yè)資金鏈斷裂。本文運用融資約束理論，從宏觀層面國家調控政策的影響和微觀層面融資約束的影響，對房地產(chǎn)企業(yè)營運資本動態(tài)調整進行研究，為房地產(chǎn)企業(yè)營運資本管理提供決策依據(jù)。

二、文獻綜述

（一）宏觀經(jīng)濟因素與營運資本管理研究現(xiàn)狀

宏觀經(jīng)濟因素對營運資本的影響包括宏觀經(jīng)濟因素對營運資本各組成要素的影響和宏觀經(jīng)濟因素對營運資本整體的影響兩方面。其中，營運資本的組成要素主要包括商業(yè)信用（應收賬款和應付賬款）、存貨等。

1、宏觀經(jīng)濟因素對營運資本各組成要素影響研究

（1）宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)信用的影響研究

宏觀經(jīng)濟因素對商業(yè)信用的影響主要包括以下幾個方面：一方面是從經(jīng)濟周期的變動對商業(yè)信用的影響進行研究，Love et al.（2007）通過對六個新興經(jīng)濟體890 個公司金融危機對商業(yè)信用的影響，發(fā)現(xiàn)雖然商業(yè)信用的提供在危機之后立即增加，但在隨后的幾個月和幾年中崩潰，財務狀況較差的公司更有可能減少向其客戶提供的商業(yè)信用，財務狀況較好的企業(yè)通過商業(yè)信用將資金重新分配給財務狀況較差的企業(yè)。張西征和劉志遠（2014）研究顯示，中國上市公司提供的商業(yè)信用凈額會隨著貨幣政策寬松、宏觀經(jīng)濟擴張和通貨膨脹水平的增加顯著降低。另一方面是研究貨幣政策對商業(yè)信用的影響，Mateut et al.（2006）考察了商業(yè)信用在貨幣政策傳導中的作用，通過對16000 家制造企業(yè)的實證調查發(fā)現(xiàn)當貨幣政策收緊時，市場和銀行貸款將會減少，商業(yè)信用也會增加。陸正飛和楊德明（2011）認為，在貨幣政策從緊時期，由于資金的機會成本提高和信貸歧視的存在，商業(yè)信用成為是作為銀行貸款的重要替代性融資方式；但在貨幣政策寬松的情況下，商業(yè)信用的存在主要符合買方市場理論。

（2）宏觀經(jīng)濟因素對存貨的影響研究

宏觀經(jīng)濟因素中經(jīng)濟周期的波動、通貨膨脹和利率變動對存貨的影響是學者們關注的重點，Hall（1999）構造模型驗證了真實利率的上升導致各行業(yè)存貨大幅的減少，同時失業(yè)大幅上升。易綱和吳任昊（2000）提出存貨投資的波動在經(jīng)濟波動中占有舉足輕重的作用，通過對國外相關研究成果的梳理和總結，對中國存貨投資問題進行了初步分析，得出中國的存貨行為是否存在“順周期性”的問題并不是一成不變的，而是隨市場化進程有所反復。古明清和操志霞（2003）利用動態(tài)建模法對經(jīng)濟波動和存貨投資進行計量分析，發(fā)現(xiàn)二者不存在長期的均衡關系，主要原因是微觀機制的落后。俞靜等（2005） 運用1978-2002 年的年度數(shù)據(jù)分析了中國存貨投資與通貨膨脹之間的關系。發(fā)現(xiàn)存貨對通貨膨脹敏感，但通貨膨脹對存貨并不敏感。紀敏和王月（2009）用存貨周期理論解釋2008 年9 月以來宏觀經(jīng)濟的急劇下滑，證明了企業(yè)存貨水平所有明顯的順周期特征。王珂英和張鴻武（2012）研究指出就長期而言，存貨的順同期性較為明顯，但就短期而言存貨與經(jīng)濟波動不存在規(guī)律性。呂風勇（2014）以制造業(yè)上市公司為樣本，對存貨周期項進行分析，表明存貨投資存在一個長度約9 個季度的主周期。

2、宏觀經(jīng)濟因素與營運資本的關系研究

宏觀經(jīng)濟因素對營運資本管理的影響很早就引起了學者的關注，Merville and Tavis（1973）的研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟周期的不確定性是影響企業(yè)營運資本管理的一個重要因素，不同行業(yè)的公司應對經(jīng)濟周期變化的營運資本策略不同。吳娜（2013）運用經(jīng)濟周期理論和融資約束理論，對經(jīng)濟周期、融資約束和營運資本的相機協(xié)同機理進行研究，構建了不同經(jīng)濟周期下的營運資本管理的協(xié)同選擇模型。另外，宏觀經(jīng)濟因素中的貨幣政策對營運資本管理的影響也是學者們關注的重點，于博（2014）認為，在宏觀經(jīng)濟因素的沖擊下企業(yè)的營運資本管理除存在固定投資平滑外，還存在流動性平滑，通過構建貨幣政策的平滑效應模型來度量貨幣政策影響的數(shù)量特征及異質性。呂峻（2015）認為，相對于常規(guī)投融資因素，不對稱調整成本才是影響營運資本投資的因素，且經(jīng)濟下行期對營運資本的影響更為顯著。李浩舉等（2016）發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟政策不確定時，營運資本管理的價值效應更為顯著。

綜上所述，宏觀經(jīng)濟因素對營運資本各組成要素及營運資本整體兩方面的影響較為明顯，特別是在經(jīng)濟波動的情況下，營運資本管理的效果作用明顯。

（二）融資約束對營運資本影響研究現(xiàn)狀

優(yōu)序融資理論認為企業(yè)的融資路徑為先內源融資，其次債務融資，再次股權融資。其主要原因在于因信息不對稱所產(chǎn)生的融資約束（Myers 和Majluf，1984）。信息不對稱產(chǎn)生的代理成本，使得外部融資成本高于內部融資成本；外部融資所需的交易費用，也會提高外部融資成本，加劇企業(yè)外部融資時面臨的摩擦（Stiglitz 和Weiss，1981）。由于外部融資成本高于內部融資成本，企業(yè)便有必要持有一定的流動性資產(chǎn)以保持流動性，提高其公司價值。Almeida 等(2010) 認為融資約束是企業(yè)管理其資產(chǎn)流動性的根本原因。

營運資本是流動資產(chǎn)與流動負債的差額，其本質是長期資本用于流動資產(chǎn)的部分。合理利用商業(yè)信用、降低存貨水平，通過加強對營運資本管理，應當有利于企業(yè)融資約束的緩解。營運資本對融資約束的影響研究，主要是從兩個方面展開的。一方面是營運資本各組成部分對融資約束的影響研究，即商業(yè)信用（應收項、應付項）和存貨等；另一方面是從營運資本整體考察對融資約束的影響。

1、營運資本各組成部分對融資約束的影響研究

（1）融資約束與商業(yè)信用的關系研究

商業(yè)信用是企業(yè)在經(jīng)營管理過程中，自發(fā)產(chǎn)生的一種籌資行為，其最大的優(yōu)勢是易于取得。孫浦陽、李飛躍和顧凌駿（2014）認為商業(yè)信用是中國企業(yè)有效的融資渠道，企業(yè)商業(yè)信用對小企業(yè)、私營企業(yè)和外部融資環(huán)境差的企業(yè)，提供的融資幫助更大。張杰等（2012）認為商業(yè)信用也已經(jīng)成為融資約束企業(yè)R&D 投入的一個重要融資渠道。石曉軍和張順明（2010）通過實證研究證實商業(yè)信用對融資約束具有緩解作用。張新民、王玨和祝繼高（2012）利用A股上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)商業(yè)信用和銀行貸款都向市場地位高的企業(yè)集中，這時兩者的“替代關系”也更為明顯，而在市場地位低的企業(yè)中則表現(xiàn)的不太顯著甚至不存在。

江偉和曾業(yè)勤（2013）從商業(yè)信用供給的角度，發(fā)現(xiàn)企業(yè)提供的商業(yè)信用和取得的銀行貸款之間存在互補關系。企業(yè)提供的商業(yè)信用越多，其銷售狀況可能就越好，從而預示企業(yè)將來會有更多的現(xiàn)金流入，降低銀行的信貸風險，進而提高銀行的貸款意愿。作者認為企業(yè)提供的商業(yè)信用凈額具有信號傳遞的作用，并和銀行貸款之間呈顯著的正相關關系。而且在民營企業(yè)和金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，這種信號傳遞作用更強。

（2）存貨與融資約束的關系研究

相較于商業(yè)信用作用替代性融資緩解融資約束，存貨的主要作用在于平滑：通過減少存貨投資來減輕企業(yè)的現(xiàn)金壓力，并平滑資本性投資。唐婧清、劉樹海和張俊民（2017）發(fā)現(xiàn)在融資約束企業(yè)存在更強的存貨—現(xiàn)金流敏感度。企業(yè)在內部現(xiàn)金流充足的時候，可以增加存貨持有量吸收流動性；而在內部現(xiàn)金流不足的時候，降低存貨持有量釋放流動性，以此滿足企業(yè)的資金需要，進而提高投資效率。

2、營運資本整體對融資約束的影響研究

有鑒于營運資本主要組成部分對融資約束的緩解作用，營運資本管理對融資約束的作用已毋庸置疑。由于營運資本的流動性較高，相比于固定資本的調整成本也更低，所以在企業(yè)面臨融資約束的情況下，就會考慮降低營運資本投資、減少營運資本存量，來平滑對固定資本的投資。劉康兵（2012）認為企業(yè)可以利用營運資本平滑固定投資，平滑的程度取決于初始的營運資本存量。鞠曉生、盧荻和虞義華（2013）發(fā)現(xiàn)營運資本對企業(yè)創(chuàng)新活動具有平滑作用，而且企業(yè)的融資約束越強，這種平滑作用也越顯著。曾義（2015）的研究結果表明，營運資本能夠平滑企業(yè)的資本性投資，但金融發(fā)展可以弱化這一平滑作用。徐晨陽、王滿和何新宇（2017）從機構投資者的角度，展開對營運資本平滑作用的研究；他們發(fā)現(xiàn)當機構投資者持股比例較高時，才會顯著緩解企業(yè)的融資約束，降低營運資本的平滑作用。

綜合來說，營運資本對于企業(yè)的固定性投資具有平滑作用，且這種平滑作用隨融資約束程度的加深而提升。積極的營運資本管理能夠有效緩解企業(yè)面臨的融資約束。

三、理論基礎與研究假設

（一）調控政策對營運資本的影響機理分析

宏觀經(jīng)濟學政策可分為需求管理政策和供給管理政策，前者包括財政政策和貨幣政策，后者包括人力政策和收入政策，本文只探討需求管理政策。財政政策包括政府支出和稅收，本文使用財政支出增長率作為衡量財政政策的指標，政府支出增加，會刺激企業(yè)固定資產(chǎn)投資，從而擠出了企業(yè)對營運資本的投資，因此，財政政策表現(xiàn)為財政支出增長率和營運資本需求的負相關關系。貨幣政策主要體現(xiàn)在貨幣供給量上，本文選用貨幣供給量增速作為衡量貨幣政策的指標，在貨幣供給量增速較快的時期，實際利率下降，企業(yè)的融資成本降低，從而增加企業(yè)的營運資本投資，因此，貨幣政策表現(xiàn)為貨幣供給量增速與營運資本需求的正相關關系，基于以上分析，提出以下假設：

H1：調控政策對房地產(chǎn)企業(yè)營運資本管理有顯著影響

（二）融資約束對營運資本的影響機理分析

Shulman 和Cox（1985）所定義的營運資本需求（簡稱WCR），是存貨、應收項目及預付項目之和與應付項目與應計項目之和的差額。不同于營運資本（流動資產(chǎn)與流動負債的差額），WCR 反映的是企業(yè)從采購到生產(chǎn)再到銷售的整個經(jīng)營周期中所實際需要的營運資本。類似的，王竹泉（2015）采用了相似的方式以計算企業(yè)經(jīng)營活動中的營運資本。

相對于長期資本投資，營運資本的調整成本較低且變現(xiàn)能力更高，企業(yè)可以通過調整營運資本來平滑融資約束對固定投資的影響（Fazzari 和Petersen，1993）。劉康兵（2012）對我國制造業(yè)上市公司利用營運資本平滑固定投資波動的假說進行了驗證。曾義（2015）認為營運資本能夠平滑公司的資本性投資，且在融資約束更為嚴重民營公司，營運資本的平滑效果更為顯著。鞠曉生等（2013）認為營運資本對企業(yè)創(chuàng)新投資波動起到緩沖作用，企業(yè)受到的融資約束程度，營運資本對創(chuàng)新活動的平滑作用越突出。因而有必要認為，融資約束公司的會降低營運資本持有水平。不過，Almeida 等（2004）認為融資約束公司會處于預防性動機持有較多的現(xiàn)金或現(xiàn)金等價物，以滿足可能的后續(xù)投資需要。彭桃英和周偉（2006）認為外部融資成本較高、投資渠道狹窄是上市公司長期持有高額現(xiàn)金的主要原因。連玉君等（2010）的研究表明，受融資約束程度越高的公司，現(xiàn)金持有水平向目標值的調整更快。但是企業(yè)對WCR 的管理不同于現(xiàn)金及其等價物，特別是房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司。據(jù)王竹泉（2015）的研究，2011 年到2015 年房地產(chǎn)行業(yè)的經(jīng)營活動營運資本周轉期平均為788.4 天，表現(xiàn)出不同于其他行業(yè)的低流動性。WCR 一方面要用于平滑固定投資，另一方面又有減持以滿足現(xiàn)金持有的需要；同時，房地產(chǎn)行業(yè)的WCR 又表現(xiàn)出更低的流動性，這都說明了房地產(chǎn)行業(yè)的營運資本會有更高的調整成本。綜上所述，我們認為：

H2：為保持流動性和提高投資效率，受融資約束程度強的公司調整營運資本的速度會更慢

四、研究設計

（一）樣本選擇

本研究采用非平衡面板數(shù)據(jù)，時間窗口為2000-2015 年，以滬、深兩市上市的A 股房地產(chǎn)開發(fā)與經(jīng)營業(yè)公司為樣本，數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。另外，我們剔除了ST 公司，最終得到117家上市公司的1702 個觀察值。 文中所涉及的宏觀數(shù)據(jù)，來自于萬得（WIND）數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局和中國人民銀行官方網(wǎng)站。

（二）模型設定

1、房地產(chǎn)企業(yè)目標營運資本需求模型

營運資本需求的目標值雖然不可觀測，但是可以利用一系列影響營運資本需求的特征變量來估計目標營運資本。參考Sonia(2013)的做法，建立估計目標營運資本需求的模型，以檢驗假設H1。其中是目標營運資本需求。DM 為M2 增速，F(xiàn)E 為政府財政支出?？紤]到宏觀經(jīng)濟政策效果實現(xiàn)的滯后性，我們使用DM 和FE 的滯后一階為解釋變量。FA 是固定資產(chǎn)凈額在總資產(chǎn)中的比重；SIZE 為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；FCOST 是財務費用與負債和應付賬款之差的比值，作為融資成本的代理變量；CFLOW 是經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與應以收入之比；ROS 為銷售凈利率；TobinQ 是股權市值與凈債務市值之和與期末總資產(chǎn)的比值。εi,t是隨機擾動項。指標的具體計算方法見于表1。

表1 變量定義表

2、房地產(chǎn)企業(yè)營運資本動態(tài)調整模型

為分析營運資本需求實際值向目標值的調整，本文使用部分調整模型：

其中WCRi,t是營運資本需求的實際值，表示經(jīng)營活動周期企業(yè)對營運資本的實際需要數(shù)；是目標營運資本需求，表示第i 家公司第t 期營運資本需求的目標值。方程（2）意味著存在調整成本妨礙營運資本實際值向目標值的調整。系數(shù)γ 表示營運資本需求向目標值的調整速度，取值在0 和1 之間。如果γ=1 則說明營運資本需求完全與目標值相符，不需要調整；如果γ=1 則說明存在極高的調整成本，使得營運資本需求無法向目標值調整。

將模型（1）代入模型（2），經(jīng)過變換調整之后，得到模型（3）估計營運資本調整速度，以檢驗假設H2。

其中α=γβ0；ρ=(1-γ)；δk=γβk；φi,t=γεi,t，為隨機擾動項。營運資本需求實際值向目標值的調整速度為γ=(1-ρ)，表示企業(yè)的營運資本需求實際值在一年中所能向目標值調整的幅度；以ln2/(1-ρ)計算完成向目標值的調整所需要的時間。

考慮到可能存在的內生性問題，我們采用了Blundell 和Bond（2000）提出的兩步系統(tǒng)廣義矩估計法（two-step system GMM）。另外，兩步估計的標準差選擇了Windmeijer（2005）調整后的標準差，以此消除兩步估計標準差的向下偏誤，并提高估計效率。由于OLS 估計會高估滯后項的系數(shù)，而固定效應估計則會低估滯后項的估計值，可靠有效的GMM 估計值應該介于兩者之間，所以我們也用了這兩種回歸方法檢驗估計的可靠性。

3、融資約束的界定

衡量融資約束的指標目前學界尚無明確定論，比較有代表性的指標包括Fazzari 等（1988）提出的利用投資-現(xiàn)金流敏感性來衡量融資約束，Lamont等（2001）提出的Kaplan 和Zingales 指數(shù)（簡稱KZ指數(shù)），Whited 和Wu（2006）提出的WW 指數(shù)，Hadlock 和Pierce（2010）提出的SA 指數(shù)等。由于SA 指數(shù)克服了先前其他指數(shù)的一些弊端，相比之下更加科學合理，因此本文選用SA 指數(shù)做為不同融資約束企業(yè)的分類標準，計算公式為：SA=(-0.737×Size)+(0.043×Size2)-(0.040×Age)，把全部樣本平均分為三個部分，小于1/3 部分的公司定義為受融資約束弱，大于2/3 部分的公司定義為受融資約束強。

（三）描述性統(tǒng)計與相關系數(shù)

表2 是對全樣本變量的描述性統(tǒng)計結果。WCR的均值為0.345，可以看出房地產(chǎn)企業(yè)營運資本需求在總資產(chǎn)中所占的比重比較大。表3 為變量的相關系數(shù)檢驗，其中DM 和WCR 在1%的顯著性水平上負相關。但是皮爾森相關系數(shù)檢驗的僅僅是單變量的相關性，而沒有控制其他變量的影響。DM 和WCR 之間的相關性也可能受到其他因素的影響，所以仍要關注多元回歸分析的結果，以確定研究結論。此外，變量的相關系數(shù)也都在0.4 以內，沒有表現(xiàn)出存在共線性的征兆。

表2 變量描述性統(tǒng)計

表3 變量相關系數(shù)

ROS 0.141*** 1 TobinQ 0.0250 lninc -0.065*** 1-0.046*0.137***1-0.248***

五、實證結果

（一）假設H1 的檢驗

表4 提供了假設1 中模型（1）的回歸結果，通過Hausman 檢驗，拒絕混合效應模型和隨機效應模型，選擇固定效應模型。在固定效應模型下可決系數(shù)(組間R2)為0.332，說明模型的擬合優(yōu)度較好。從表4 可以看出，在全樣本下，宏觀調控政策中代表財政政策的指標L.FE（滯后一期的財政支出增長率）與目標營運資本需求WCR 呈現(xiàn)出顯著的負相關關系，而對于代表貨幣政策的指標L.DM（滯后一期的貨幣供應量增速）與目標營運資本需求WCR 呈現(xiàn)出的負相關關系并不顯著，說明對于房地產(chǎn)企業(yè)，宏觀調控政策中財政政策對營運資本需求影響顯著，而貨幣政策對營運資本需求的影響并不顯著。以上研究結果驗證了本文的假設H1。

表4 目標營運資本需求模型各解釋變量顯著性檢驗

（二）假設H2 的檢驗

表5、表6 提供了假設2 中模型（3）的回歸結果，當采用系統(tǒng)GMM 估計方法估計全樣本和不同融資約束下的營運資本需求動態(tài)調整模型時，Sargan 檢驗和Hansen 檢驗的P 值均大于0.05，表明過度識別檢驗成立，工具變量聯(lián)合有效；同時，干擾項的二階序列相關檢驗的P 值均大于0.05，說明干擾項不存在序列相關，工具變量的選擇合理，模型設定正確，系統(tǒng)GMM 估計合理。

表5 全樣本下的營運資本動態(tài)調整

表6 不同融資約束下的營運資本動態(tài)調整

當我們以SA 指數(shù)作為融資約束的分組依據(jù)時，受融資約束弱的房地產(chǎn)企業(yè)，其營運資本需求的調整周期為1.32（ln（2）/（1-0.475））；受融資約束強的房地產(chǎn)企業(yè)，營運資本需求的調整周期為1.76（ln（2）/（1-0.606）。兩者t 值均很顯著，表明受融資約束強的房地產(chǎn)企業(yè)，營運資本需求調整周期更長，即調整速度更慢；而受融資約束弱的房地產(chǎn)企業(yè)，營運資本需求調整周期則相對較短，即調整速度更快。同時，在不同分組中，營運資本需求的調整速度P 值均在1%的水平上顯著。上述研究證實了本文假設H2。

（三）穩(wěn)健性檢驗

首先，在構建房地產(chǎn)企業(yè)目標營運需求模型時，本文考慮了宏觀調控政策對目標營運資本需求的影響，把宏觀調控政策中代表貨幣政策的貨幣供給量增長速度替換為實際貸款利率增長率（名義貸款利率-通貨膨脹率），進行穩(wěn)健性測試，結論未發(fā)生實質性改變。

其次，除對營運資本動態(tài)調整模型進行系統(tǒng)GMM 估計，同時還對其進行OLS 估計和FE 估計，系統(tǒng)GMM 估計中滯后一階WCR 的系數(shù)均位于OLS 估計和FE 估計之間，表明估計結果真實可靠。同時還對全樣本進行了系統(tǒng)GMM 估計，結論沒有實質性不同。

再次，對SA 指數(shù)的分組進一步測試了按33 分位和66 分位、40 和60 分位為分界點，來區(qū)分和企業(yè)融資約束程度的強弱，結論也未發(fā)生實質性改變。綜上所述，研究結論是穩(wěn)健的。

六、結 論

本文利用117 家房地產(chǎn)開發(fā)與經(jīng)營業(yè)上市公司在2000-2015 年樣本區(qū)間的數(shù)據(jù)，首先從宏觀經(jīng)濟政策的角度研究了貨幣政策對房地產(chǎn)企業(yè)營運資本管理行為的影響；然后分析了在不同的融資約束條件下，房地產(chǎn)企業(yè)對其營運資本的調整行為進行了研究。我們認為宏觀調控政策中財政政策對房地產(chǎn)企業(yè)營運資本需求影響顯著，而貨幣政策對房地產(chǎn)企業(yè)營運資本需求并不具有顯著的影響，但是處于不同融資約束條件的房地產(chǎn)企業(yè)，會對其營運資本采取不同的調整策略。具體來說，受融資約束程度較強的企業(yè)由于調整成本更高，所以WCR 以更緩慢的速度向其目標值調整。