房地產(chǎn)上市公司產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險研究

魏 遙，許 菲，梁 潔

(阜陽師范學(xué)院 商學(xué)院，安徽 阜陽 236037)

產(chǎn)融結(jié)合既是社會資源達到有效配置的客觀要求，也是企業(yè)達到一定規(guī)模后實現(xiàn)質(zhì)的飛越的必經(jīng)之路。上市公司與金融機構(gòu)的有效融合可以降低二者的交易費用，消除信息不對稱性，從而提高交易效率。房地產(chǎn)企業(yè)作為資金密集型企業(yè)，需要依靠各種金融手段進行籌資，而產(chǎn)融結(jié)合拓展了其融資渠道，降低了其融資成本，提升了融資效率。但是企業(yè)在實現(xiàn)融資便利、迅速擴張的同時，也不得不面對金融行業(yè)高風險轉(zhuǎn)嫁的隱患。許多大型房地產(chǎn)企業(yè)與金融機構(gòu)進行業(yè)務(wù)層面甚至資本層面的結(jié)合，如萬科等企業(yè)，成功刺激了整個房地產(chǎn)行業(yè)上市公司追求利潤的需求。但是，近年來這種成功之下隱藏的種種財務(wù)危機也逐漸顯現(xiàn)。

國外對財務(wù)風險的界定多圍繞企業(yè)是否破產(chǎn)，是否被清算或者是否無法償債。Beaver和Deakin將財務(wù)風險定義為公司破產(chǎn)，無力償付債券、拖欠債權(quán)人股息或已經(jīng)清算[1-2]；Altman更是直接從企業(yè)破產(chǎn)情況定義財務(wù)風險[3]。由此可見，國外學(xué)者定義的財務(wù)風險更側(cè)重于發(fā)生嚴重財務(wù)危機的可能性或已經(jīng)發(fā)生嚴重財務(wù)危機、企業(yè)無法生存的角度。在我國，鑒于財務(wù)風險是一個中性概念，學(xué)者多把財務(wù)風險定義為企業(yè)在經(jīng)營管理過程中出現(xiàn)的財務(wù)異常或遭受財務(wù)損失的可能性，而將財務(wù)風險極端惡化，出現(xiàn)破產(chǎn)或者被清算的情形定義為“財務(wù)失敗”，如劉飛虎對商業(yè)銀行財務(wù)風險進行定義時，將其定義為在主客觀影響下商業(yè)銀行出現(xiàn)的資產(chǎn)、收入等方面的損耗程度[4]。產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險，是指公司在進行產(chǎn)融結(jié)合過程中出現(xiàn)財務(wù)損失的可能性。國外學(xué)者對產(chǎn)融集合的風險分析集中在信息不對稱和代理成本等問題。Stein認為經(jīng)紀人尋租行為會影響產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)內(nèi)部的資源配置，進而引發(fā)企業(yè)效率和風險問題[5]；Kevin和Adrienne指出，代理問題和企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合的動因和風險有一定關(guān)聯(lián)[6]。當前我國對產(chǎn)融結(jié)合的研究還處在初步探索階段，相關(guān)文獻在績效、效率及動因方面相對較多，僅有的對產(chǎn)融結(jié)合風險的研究也是對產(chǎn)融結(jié)合的整體風險進行分析，少有學(xué)者專門針對產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)由于企業(yè)實施產(chǎn)融結(jié)合出現(xiàn)的財務(wù)風險進行分析[7-8]。陳燕玲闡述了產(chǎn)融結(jié)合的五大風險：投資組合風險、內(nèi)部交易風險、財務(wù)杠桿風險、利益沖突風險和道德風險，并且分析了這些風險的基本特征[9]。魏遙等通過建立產(chǎn)融集團協(xié)同價值和協(xié)同風險模型，得出結(jié)論：產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)在實現(xiàn)協(xié)同價值的同時也應(yīng)該關(guān)注產(chǎn)融結(jié)合帶來的道德風險、財務(wù)斷鏈和風險傳染等協(xié)同風險[10]。

綜上所述，以往學(xué)者對財務(wù)風險的研究多圍繞概念界定和財務(wù)預(yù)警模型的構(gòu)建，理論分析多而實證分析少；對產(chǎn)融結(jié)合風險的研究多重視整體風險，而產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險的研究較少，對相關(guān)財務(wù)風險的影響因素的進一步分析更是不多。由此，本文從由融及產(chǎn)的角度出發(fā)，梳理2013—2016年的樣本數(shù)據(jù)，建立產(chǎn)融結(jié)合風險指標體系，首先，運用SPSS19.0進行主成分分析和因子分析，構(gòu)建產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險評價模型，計算各年的財務(wù)風險值并對其進行趨勢分析；其次，分析外部宏觀環(huán)境和內(nèi)部微觀環(huán)境對房地產(chǎn)產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險的影響，并對具體的影響因素進行研究；最后，本文給出了降低財務(wù)風險的相關(guān)政策建議。

一、數(shù)據(jù)選取與變量設(shè)計

(一)樣本的選取及描述性統(tǒng)計

本文以2013—2016年證券交易所公布的122家房地產(chǎn)上市公司為樣本進行統(tǒng)計分析，并對樣本做了如下篩選：1)為了保證樣本的及時性和可取性，選取房地產(chǎn)公司前十大股東中金融股東的參股比例及金融股東數(shù)量來衡量產(chǎn)融結(jié)合程度。2)為了保證樣本數(shù)據(jù)的完整性和有效性，本文剔除了*ST和ST樣本，主營業(yè)務(wù)利潤率和凈資產(chǎn)收益率為負的、市盈率>500以及部分數(shù)據(jù)缺失的樣本。鑒于產(chǎn)融結(jié)合的形式比較復(fù)雜，如企業(yè)和金融機構(gòu)互相參股、重大關(guān)聯(lián)交易等方式，為了有針對性的考慮參股比例對房地產(chǎn)上市公司產(chǎn)融結(jié)合效率的影響問題，本文在選取樣本時只考慮銀行、證券、保險三類金融機構(gòu)參股房地產(chǎn)企業(yè)的情況。經(jīng)篩選，最終有33家房地產(chǎn)上市公司符合分析要求，計入樣本總量。

本文數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)、國泰安數(shù)據(jù)庫、上海證券交易所、深圳證券交易所公布的公司年報等。

(二)變量測量

1.被解釋變量

傳統(tǒng)意義上對于財務(wù)風險的測量一般基于以下幾個方面：償債能力、發(fā)展能力、盈利能力和營運能力等，鑒于產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)在產(chǎn)融結(jié)合過程中財務(wù)杠桿風險等風險，本文在傳統(tǒng)財務(wù)風險測量指標的基礎(chǔ)上篩選出適合的指標，構(gòu)建了上市公司產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險評價指標體系。利用SPSS19.0對指標進行因子分析，找出這些財務(wù)指標的公因子，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險模型，并由此計算出產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)的財務(wù)風險值，用來衡量產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險這一被解釋變量。

2.解釋變量

為全面考察外部宏觀環(huán)境和內(nèi)部微觀環(huán)境對于上市公司產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險的影響，探索不同產(chǎn)權(quán)下產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)財務(wù)風險影響因素的差異，本文選取政府干預(yù)指數(shù)和市場化指數(shù)兩個指標衡量外部影響因素，在內(nèi)部影響因素方面本文主要考察產(chǎn)融結(jié)合這一行為對于企業(yè)的影響，因此從產(chǎn)融結(jié)合程度和協(xié)同性角度分別選取指標(表1)。

表1 上市公司產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險評價體系

二、實證分析

(一)提出假設(shè)

我國產(chǎn)融結(jié)合尚處于初步探索階段，產(chǎn)融結(jié)合的有效性和無效性同時存在，隨著產(chǎn)融結(jié)合的不斷加深，不少企業(yè)已經(jīng)從不同程度暴露出在結(jié)合過程中存在的風險。基于此，提出本文第一個假設(shè)：

H1：我國產(chǎn)融結(jié)合房地產(chǎn)上市公司存在財務(wù)風險；

一般認為，如果政府對企業(yè)進行一定的干預(yù)，當企業(yè)發(fā)生不可控風險時，政府能夠及時向企業(yè)提供一定的財政扶持和幫助，在此情況之下挽回企業(yè)損失，對風險具有一定的防御和抵抗功能。而當企業(yè)面向市場，不可控因素增加，不管是內(nèi)部經(jīng)營還是外部市場的動蕩都可能給企業(yè)帶來破產(chǎn)的風險。由此提出假設(shè)：

H2：房地產(chǎn)上市公司產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險與外部宏觀環(huán)境具有相關(guān)關(guān)系；

H2a：政府干預(yù)程度和財務(wù)風險具有相關(guān)關(guān)系，且具有反向相關(guān)關(guān)系；

H2b：市場化程度和財務(wù)風險具有相關(guān)關(guān)系，且具有正常相關(guān)關(guān)系；

對于產(chǎn)融結(jié)合的協(xié)同性的研究，Ansoff在其協(xié)同效應(yīng)理論中提出多個企業(yè)間的協(xié)同合作可以給企業(yè)帶來正向的影響[11]，但是Li和藺元則認為企業(yè)進行產(chǎn)融結(jié)合后不能做到協(xié)同，由此帶來的負面影響會阻礙企業(yè)的發(fā)展，給企業(yè)經(jīng)營帶來風險[12-13]。因此提出第三個假設(shè)：

H3：協(xié)同效應(yīng)與產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險不具有相關(guān)關(guān)系；

在我國，由于金融業(yè)分業(yè)經(jīng)營的政策約束，銀行業(yè)不能注資實體產(chǎn)業(yè)，因此，目前我國大型集團企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合的發(fā)展方式主要采取“由產(chǎn)而融”，國內(nèi)學(xué)者在這方面的研究非常有限，僅有少量學(xué)者如張慶亮、龐明從“由融而產(chǎn)”的角度分析了不同參股程度對產(chǎn)融結(jié)合的影響[14-15]。據(jù)此提出假設(shè)：

H4：參股程度與產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險具有相關(guān)關(guān)系，且呈正向相關(guān)關(guān)系。

(二)實證分析

1.構(gòu)建財務(wù)風險評價模型

本文在構(gòu)建產(chǎn)融結(jié)合的房地產(chǎn)企業(yè)財務(wù)風險評價模型的時候借鑒了婁淑珍在研究股權(quán)行產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險時所構(gòu)建模型的方法，使用SPSS19.0對所選財務(wù)指標進行因子分析。在得到各公因子得分之后得到各年財務(wù)風險評價模型[15]：

F=a1FAC1+a2FAC2+a3FAC3…anFACn

在此模型中，F(xiàn)值越大，財務(wù)風險越高。本文將F值小于0的情況定義為低財務(wù)風險，反之，則為高財務(wù)風險。

2.因子分析

首先，選出的財務(wù)指標進行KMO和Bartlett檢驗，判斷是否適合進行因子分析，其次，進行主成分分析，選出具有代表性的主成分作為公因子，最后，計算因子得分，得出主成分系數(shù)矩陣。在因子分析的基礎(chǔ)之上，構(gòu)建當年樣本企業(yè)財務(wù)風險的邏輯模型。以2013年為例(表2)。

數(shù)據(jù)來源：SPSS19.0軟件的分析結(jié)果。

檢驗結(jié)果顯示：KMO值大于0.5，Bartlett球度檢驗值結(jié)果較大，且顯著性檢驗小于0.05，說明指標適合進行因子分析。

由表3可以看出，前五個因子的累計方差貢獻率為81.221%，表明前五個因子已經(jīng)能夠較好的解釋提取方法：主成分分析。

表3 解釋的總方差

原始變量，選擇這五個因子進行分析可以減少原始變量信息的丟失。因此，本文選取特征值大于1的這五個因子作為公因子，分別記為：FAC1、FAC2、FAC3、FAC4、FAC5。

得到的系數(shù)矩陣得出各因子的得分函數(shù)如下：

FAC1=-0.227X1+0.061X2+0.261X3+0.197X4-0.077X5-0.035X6+0.162X7+0.015X8-0.082X9-0.009X10-0.076X11+0.290X12-0.039X13+0.150X14+0.022X15

……

FAC5=0.318X1+0.035X2+0.028X3-0.035X4-0.493X5+0.265X6+0.009X7+0.582X8-0.026X9+0.108X10+0.003X11+0.308X12+0.008X13-0.033X14-0.002X15

根據(jù)五個公因子的得分，得到2013年財務(wù)風險的評價模型如下：

模型1：F2013=0.310FAC1+0.230FAC2+0.216FAC3+0.144FAC4+0.100FAC5

以上述相同的方式，也可以得到2014—2016年財務(wù)風險評價模型。

按照上述財務(wù)風險模型計算樣本財務(wù)風險指數(shù)F值，并對樣本風險狀況進行歸類統(tǒng)計如下：

表4 樣本財務(wù)風險統(tǒng)計表

從表4中可以看出，從2013年到2016年，出現(xiàn)財務(wù)風險的產(chǎn)融結(jié)合房地產(chǎn)企業(yè)占比逐年增加，說明房地產(chǎn)企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合的財務(wù)風險不斷暴露，進行資金融通的同時也承擔了金融機構(gòu)的高風險，使企業(yè)不堪重負。由此印證了本文的H1，我國產(chǎn)融結(jié)合的房地產(chǎn)企業(yè)確實面臨一定的財務(wù)風險，且這種風險呈擴大趨勢。這種快速增長的財務(wù)風險具體是由什么因素導(dǎo)致的？如何通過控制這些影響因素以減輕房地產(chǎn)上市公司在進行產(chǎn)融結(jié)合的同時盡可能的規(guī)避這種風險？本文從內(nèi)外部環(huán)境兩個方面進行了相關(guān)分析。

3.回歸分析

從房地產(chǎn)上市公司內(nèi)部經(jīng)營來看，房地產(chǎn)企業(yè)建設(shè)周期長，開發(fā)單位價值大，經(jīng)營風險大，一旦資金周轉(zhuǎn)出現(xiàn)問題將導(dǎo)致企業(yè)陷入嚴重的財務(wù)困境，因此在研究上市房地產(chǎn)企業(yè)在產(chǎn)融結(jié)合過程中的財務(wù)風險影響因素時，一方面，從外部宏觀環(huán)境出發(fā)，討論政府干預(yù)和市場化因素對財務(wù)風險的影響；另一方面從產(chǎn)融結(jié)合本身進行分析，探索產(chǎn)融結(jié)合程度，尤其是金融機構(gòu)股東參股房地產(chǎn)企業(yè)的比例以及房地產(chǎn)企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合的協(xié)同性對房地產(chǎn)行業(yè)產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險的影響。

(1)外部因素

對于外部宏觀環(huán)境對于產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險的影響及其影響因素，本文采用樊綱和王小魯在2009年編制的中國市場化指數(shù)數(shù)據(jù)構(gòu)建特征指數(shù)，具體使用政府干預(yù)指數(shù)(GOV)和市場化指數(shù)(MAR)兩個指標來衡量產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險的外部影響因素[16](P43-56)，建立如下回歸模型：

F=β0+β1GOV+β2AR+ε

表5 外部因素與財務(wù)風險的回歸分析結(jié)果

數(shù)據(jù)來源：SPSS19.0軟件的分析結(jié)果。

從表5中可以看出，MAR的回歸系數(shù)為負，說明市場化水平越高，產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險值就越高，財務(wù)風險越大；而GOV的回歸系數(shù)為正，說明政府干預(yù)越多，企業(yè)就可能面臨更多的財務(wù)風險。但是進一步對回歸的顯著性結(jié)果進行分析，不管是政府干預(yù)指數(shù)還是市場化指數(shù)都沒有通過顯著性檢驗，這說明，在2013—2017這四年中，政府干預(yù)和市場自由程度對產(chǎn)融結(jié)合的房地產(chǎn)上市公司的影響并不明顯，拒絕H2。

(2)內(nèi)部因素

協(xié)同性與財務(wù)風險的實證分析：

本文選取管理利潤率(MPA)和財務(wù)利潤率(FPA)兩個指標來衡量產(chǎn)融結(jié)合的協(xié)同效應(yīng)，并以二者為因變量，以產(chǎn)財務(wù)風險評價模型計算出來的財務(wù)風險值F為自變量，建立回歸模型：

F=β0+β1MPA+β2FPM+ε

回歸結(jié)果顯示，管理費用率MPA的顯著性為0.90，沒有通過顯著性檢驗，財務(wù)費用率FPA的顯著性為0.02，在0.05的水平下呈現(xiàn)顯著，說明產(chǎn)融結(jié)合的房地產(chǎn)上市公司實現(xiàn)了一定程度的財務(wù)協(xié)同，但是并沒有實現(xiàn)管理協(xié)同。且MPA和FPA的系數(shù)均為負，說明財務(wù)利潤率和管理利潤率和財務(wù)風險呈反向相關(guān)關(guān)系，即二者費用越高，樣本企業(yè)的財務(wù)風險指數(shù)越小，對應(yīng)的財務(wù)風險也就越大。因此,拒絕假設(shè)H3。

產(chǎn)融結(jié)合程度和房地產(chǎn)上市企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合財務(wù)風險的實證分析：

在考察參股程度對產(chǎn)融結(jié)合房地產(chǎn)企業(yè)財務(wù)費風險的影響時，本文參照以往學(xué)者的相關(guān)研究，由融及產(chǎn)的角度出發(fā)，將產(chǎn)融結(jié)合的房地產(chǎn)企業(yè)十大股東中金融機構(gòu)的參股比例作為衡量標準。為了方便分析，將2016年的樣本按照“小于5%”“1%—5%”“5%—10%”“10%以上”的不同比例進行了分類，并把財務(wù)風險值(F)作為被解釋變量，將參股比例(SP)作為解釋變量，構(gòu)建一元回歸模型：

F=β0+β1SP+ε

根據(jù)參股比例大小分類結(jié)果，對模型進行分類分段的回歸分析，結(jié)果如表6所示。

表6 金融企業(yè)參股比例與公司效率的回歸分析結(jié)果

由表6可知：當金融企業(yè)參股比例在10%以下時，回歸系數(shù)從2.94到8.99不斷上升，當參股比例高于10%時，系數(shù)為-0.10，說明在一定比例之下，參股比例越高，企業(yè)的財務(wù)風險值越大，對應(yīng)的則是企業(yè)風險越小；但是當金融機構(gòu)的參股比例超過界限之后，則財務(wù)風險值和參股比例呈反向相關(guān)。這與前文提出的假設(shè)H4中的“參股比例越高產(chǎn)融結(jié)合效率越高”的結(jié)論并不一致；從分析過程也可以看出，參股比例在某一個程度下并不會給企業(yè)帶來太高的財務(wù)風險，在這個界限之前的參股比例越高越好，此時，企業(yè)獲得的價值大于風險，但是在超出這個界限之后參股比例的提高則可能給企業(yè)帶來相應(yīng)的風險。因此，上市房地產(chǎn)企業(yè)在和金融業(yè)進行產(chǎn)融協(xié)同發(fā)展的同時還要綜合考慮企業(yè)的綜合實力合理利用金融機構(gòu)的資源，規(guī)避風險。

三、結(jié)論及政策建議

綜上所述，房地產(chǎn)行業(yè)在產(chǎn)融結(jié)合過程中存在一定財務(wù)風險，且這種風險在行業(yè)內(nèi)逐步擴散。房地產(chǎn)企業(yè)的產(chǎn)融結(jié)合沒有發(fā)揮應(yīng)有的協(xié)同效應(yīng)，反而導(dǎo)致管理費用和財務(wù)費用的不斷增加，加大了財務(wù)風險出現(xiàn)的概率，在參股程度方面差異也較為明顯，不同參股比例下的產(chǎn)融結(jié)合顯示出不同的財務(wù)風險水平。究其原因，本文認為：一方面，房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營范圍廣泛，在和不同金融機構(gòu)進行協(xié)同發(fā)展時很難做到統(tǒng)籌，影響了主營業(yè)務(wù)的運作。另一方面，現(xiàn)階段房地產(chǎn)上市企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合的鏈條還不是特別完善，資本市場低水平發(fā)展和低效率運行，也是其風險增加的重要影響因素。

基于此，對房地產(chǎn)上市公司產(chǎn)融結(jié)合效率提高提出以下政策建議：

首先，以主營業(yè)務(wù)為核心，控制金融機構(gòu)參股房地產(chǎn)企業(yè)的比例，維持房地產(chǎn)企業(yè)和金融企業(yè)的正向同軌，以便企業(yè)在獲得資金之后能和內(nèi)部發(fā)展調(diào)和，探索適合本企業(yè)發(fā)展的產(chǎn)融結(jié)合模式，依據(jù)自身情況有選擇性的和不同金融機構(gòu)進行合作，在借助金融機構(gòu)優(yōu)勢的基礎(chǔ)上提高自身經(jīng)營，進而使企業(yè)的運行效率達到最優(yōu)，實現(xiàn)企業(yè)發(fā)展目標。

再次，完善產(chǎn)融結(jié)合的鏈條，提升產(chǎn)融結(jié)合的協(xié)同效應(yīng)。產(chǎn)融結(jié)合，不僅僅是財務(wù)協(xié)同問題，而應(yīng)該是系統(tǒng)化的融合鏈條，推動產(chǎn)融結(jié)合向縱深發(fā)展，實現(xiàn)融合化協(xié)同效應(yīng)；

最后，加快資本市場的改革與發(fā)展，推進產(chǎn)融結(jié)合的發(fā)展，減少內(nèi)外環(huán)境帶來的產(chǎn)融風險。加強公司治理結(jié)構(gòu)的完善和協(xié)調(diào)功能的發(fā)揮，解決因資源錯配而帶來的效率損失，最終實現(xiàn)低風險高價值的產(chǎn)融結(jié)合。