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摘要：本文在南京大学商学院工商管理系徐志坚教授发表于南大商学评论的论文《基于议价能力的债务融资方式与企业绩效》的基础上，认为银行贷款，施工企业垫款，房屋预收款这三种融资方式之间存在多重共线性，故采用外生变量分布滞后模型（阿尔蒙多项式法）进行检验，考察这三种融资方式对企业绩效的影响。
关键词：议价能力；债务融资方式；企业绩效
一、本文依然采用原文假设
假设1：房地产企业当年的债务融资结构对其滞后一年的企业绩效产生显著影响，而对其当年及滞后两年的绩效不会产生显著性影响。
假设2：银行贷款的融资方式对房地产企业绩效产生正向的影响。
假设3：施工企业垫款将会对房地产企业绩效产生正向影响。
假设4：房屋预售款对房地产企业绩效会产生负向影响。
本文认为，这三种融资方式之间存在多重共线性。认为在施工企业垫款和房屋预收款中有很大一部分还是来自银行贷款。其转化途径是：（1）银行贷款—施工企业垫款—房地产开发企业“其他资金”。（2）购房者的个人住房贷款—房屋预收款—自筹资金。如果将“自筹资金”和“其他资金”细化为预售收入，关联企业收入以及建筑安装企业垫付款等。约有70%的资金是来自银行（中国人民银行营业管理部课题组，2004）。[1]
二、研究方法
1.样本
本文的样本依然采用原文的样本。即2005年至2009年在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的国内房地产企业。根据GICS行业分类选取，最终有83家房地产企业形成有效样本。
2.因变量
依然采用托宾的Q值作为企业的绩效评价的测量指标。
Q值=企业资产的市场价值/企业资产的重置成本
3.自变量
银行贷款；指银行向房地产开发企业发放的用于房地产项目的开发建设的款项。用银行贷款率表示。银行贷款率（D/AS）=企业银行贷款/总资产=（企业短期贷款+企业长期贷款）/总资产[2]
施工企业垫款：指房地产开发企业将项目承包给施工企业，但延期支付项目合同达成的款项。用应付账款占总资产的比例表示。应付账款占总资产的比例（AR/AS）=应付账款/总资产
房屋预售款：指房地产企业在房屋建成交付之前，向房屋购买者预售的定金及预售款所组成的款项。用预收款项占总资产的比例衡量。预收款项占总资产的比例（DR/AS）=预收款项/总资产。
4.控制变量为资产规模和固定资产
5.回归方程和统计分析
本文主要采用实证研究方法，通过建立不同融资方式与企业绩效之间的多元回归模型。考虑到这三个自变量之间的多重共线性，先采用阿尔蒙多项式法对模型进行改进，再采用最小二乘回归法(OLS回归分析)对模型参数进行估计， 得出不同的债务融资方式对企业绩效的具体影响结果。
企业绩效的基本模型是 :
企业绩效=f( 银行贷款融资，施工企业垫款融资，预收款融资)
其中，Y 表示房地产绩效；α为常数项；
α 0，α 1，α 2代表各种不同融资方式对当年或滞后一年或滞后两年的绩效指
标的估计参数；
Ɛ为随机误差
阿尔蒙认为其回归系数αi可以用滞后期i的适当次多项式来逼近。
设αi=β0+β1i+β2i2
故有Y=α+β0X1+(β0+β1)X2+(β0+2β1+4β2)X3+u
=α+β0(X1+X2+X3)+ (X2+2X3)+β2 (4X3) +u
对该模型进行OLS估计，得到参数估计值β0，β1，β2
代入αi=β0+β1i+β2i2 ，即可得到原模型中各参数的估计值。
表债务融资方式对企业绩效产生影响的结果分析
模型一 模型二 模型三 模型四
2008年的债务融资方式对08，09年的绩效影响 2007年的债务融资方式对07，08，09年的绩效影响 2006年的债务融资方式对06，07，08年的绩效影响 2005年的债务融资方式对05，06，07年的绩效影响
Q
(2009) Q
(2008) Q
(2009) Q
(2008) Q
(2007) Q
(2008) Q
(2007) Q
(2006) Q
(2007) Q
(2006) Q
(2005)
常数 -15.22 -16.24 -19.81 1.17 2.53 1.20 0.74 1.20 3.11 1.26 -42.35
D/AS2008 1.29 0.48
AP/AS2008 0.45 0.89
DR/AS2008 -1.41 -1.53
D/AS2007 0.58 0.50 0.22
AP/AS2007 -0.04 0.27 -0.19
DR/AS2007 -0.19 -0.39 -0.14
D/AS2006 -0，02 0.72 0.04
AP/AS2006 0.17 0.16 0.25
DR/AS2006 -0.17 -0.06 -0.007
D/AS2005 0.18 0.81 -0.11
AP/AS2005 -0.06 0.04 0.21
DP/AS2005 -0.007 -0.24 -0.11
资产规模 0.079 0.227 0.101 -0.038 0.020 -0.082 -0.020 0.101 -0.149 -0，.103 0.225
固定资产 -0，004 0，.175 0.005 -0，.084 -0.061 -0.111 -0.032 -0.081 -0.048 -0.135 0.151
R2 0.662 0.208 0.380 0.591 0.060 0.068 0.652 0.088 0.040 0.693 0.132
6.结论分析
由模型一的检验结果可以看出，房地产企业当年的债务融资方式的当年产生的绩效并不太大，而对其滞后一年产生的绩效则有显著的影响。从而说明了假设一的成立。
由模型二的检验结果可以看出，2007年的债务融资方式对2008年产生的绩效要高于对2007年和2009年产生的绩效。更加肯定了假设一。同时，模型二可以检验假设二和假设四。即银行贷款的融资方式对房地产企业绩效产生正向的影响；房屋预售款对房地产企业绩效会产生负向影响。
由模型三的检验结果可以看出，2006年的债务融资方式对2007年产生的绩效影响明显高于对2006年和2008年产生的绩效影响。从而肯定了假设一。同时，模型三初次验证了假设三。即施工企业垫款将会对房地产企业绩效产生正向影响。
由模型四的检验结果可以看出，2005年的债务融资方式对其滞后一年产生的绩效也要高于对当年和滞后两年产生的绩效，也肯定了假设一。同时，从模型四还可以看出房屋预售款对房地产企业绩效会产生负向影响。从而检验了假设四。
由于在解释变量之间存在多重共线性，而滞后变量的存在，使自由度变小，从而导致用最小二乘估计量产生偏差。其中，滞后长度越大，自由度越小，产生的偏差就越大。本文采用外生变量的分布滞后模型进行检验，在一定程度上减轻了误差。通过显著性水平R2也可以验证假设一。
参考文献：
[1]张伟，安起雷.《金融危机后对我国房地产金融的反思》，《应用经济评论》2011年第一辑
[2]徐志坚，杨碧云，苟天昱.《基于议价能力的债务融资方式》.
作者简介：
张敏（1991.09—）女，河北石家庄人。河南大学经济学院2011级金融学专业本科生。
关键词：议价能力；债务融资方式；企业绩效
一、本文依然采用原文假设
假设1：房地产企业当年的债务融资结构对其滞后一年的企业绩效产生显著影响，而对其当年及滞后两年的绩效不会产生显著性影响。
假设2：银行贷款的融资方式对房地产企业绩效产生正向的影响。
假设3：施工企业垫款将会对房地产企业绩效产生正向影响。
假设4：房屋预售款对房地产企业绩效会产生负向影响。
本文认为，这三种融资方式之间存在多重共线性。认为在施工企业垫款和房屋预收款中有很大一部分还是来自银行贷款。其转化途径是：（1）银行贷款—施工企业垫款—房地产开发企业“其他资金”。（2）购房者的个人住房贷款—房屋预收款—自筹资金。如果将“自筹资金”和“其他资金”细化为预售收入，关联企业收入以及建筑安装企业垫付款等。约有70%的资金是来自银行（中国人民银行营业管理部课题组，2004）。[1]
二、研究方法
1.样本
本文的样本依然采用原文的样本。即2005年至2009年在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的国内房地产企业。根据GICS行业分类选取，最终有83家房地产企业形成有效样本。
2.因变量
依然采用托宾的Q值作为企业的绩效评价的测量指标。
Q值=企业资产的市场价值/企业资产的重置成本
3.自变量
银行贷款；指银行向房地产开发企业发放的用于房地产项目的开发建设的款项。用银行贷款率表示。银行贷款率（D/AS）=企业银行贷款/总资产=（企业短期贷款+企业长期贷款）/总资产[2]
施工企业垫款：指房地产开发企业将项目承包给施工企业，但延期支付项目合同达成的款项。用应付账款占总资产的比例表示。应付账款占总资产的比例（AR/AS）=应付账款/总资产
房屋预售款：指房地产企业在房屋建成交付之前，向房屋购买者预售的定金及预售款所组成的款项。用预收款项占总资产的比例衡量。预收款项占总资产的比例（DR/AS）=预收款项/总资产。
4.控制变量为资产规模和固定资产
5.回归方程和统计分析
本文主要采用实证研究方法，通过建立不同融资方式与企业绩效之间的多元回归模型。考虑到这三个自变量之间的多重共线性，先采用阿尔蒙多项式法对模型进行改进，再采用最小二乘回归法(OLS回归分析)对模型参数进行估计， 得出不同的债务融资方式对企业绩效的具体影响结果。
企业绩效的基本模型是 :
企业绩效=f( 银行贷款融资，施工企业垫款融资，预收款融资)
其中，Y 表示房地产绩效；α为常数项；
α 0，α 1，α 2代表各种不同融资方式对当年或滞后一年或滞后两年的绩效指
标的估计参数；
Ɛ为随机误差
阿尔蒙认为其回归系数αi可以用滞后期i的适当次多项式来逼近。
设αi=β0+β1i+β2i2
故有Y=α+β0X1+(β0+β1)X2+(β0+2β1+4β2)X3+u
=α+β0(X1+X2+X3)+ (X2+2X3)+β2 (4X3) +u
对该模型进行OLS估计，得到参数估计值β0，β1，β2
代入αi=β0+β1i+β2i2 ，即可得到原模型中各参数的估计值。
表债务融资方式对企业绩效产生影响的结果分析
模型一 模型二 模型三 模型四
2008年的债务融资方式对08，09年的绩效影响 2007年的债务融资方式对07，08，09年的绩效影响 2006年的债务融资方式对06，07，08年的绩效影响 2005年的债务融资方式对05，06，07年的绩效影响
Q
(2009) Q
(2008) Q
(2009) Q
(2008) Q
(2007) Q
(2008) Q
(2007) Q
(2006) Q
(2007) Q
(2006) Q
(2005)
常数 -15.22 -16.24 -19.81 1.17 2.53 1.20 0.74 1.20 3.11 1.26 -42.35
D/AS2008 1.29 0.48
AP/AS2008 0.45 0.89
DR/AS2008 -1.41 -1.53
D/AS2007 0.58 0.50 0.22
AP/AS2007 -0.04 0.27 -0.19
DR/AS2007 -0.19 -0.39 -0.14
D/AS2006 -0，02 0.72 0.04
AP/AS2006 0.17 0.16 0.25
DR/AS2006 -0.17 -0.06 -0.007
D/AS2005 0.18 0.81 -0.11
AP/AS2005 -0.06 0.04 0.21
DP/AS2005 -0.007 -0.24 -0.11
资产规模 0.079 0.227 0.101 -0.038 0.020 -0.082 -0.020 0.101 -0.149 -0，.103 0.225
固定资产 -0，004 0，.175 0.005 -0，.084 -0.061 -0.111 -0.032 -0.081 -0.048 -0.135 0.151
R2 0.662 0.208 0.380 0.591 0.060 0.068 0.652 0.088 0.040 0.693 0.132
6.结论分析
由模型一的检验结果可以看出，房地产企业当年的债务融资方式的当年产生的绩效并不太大，而对其滞后一年产生的绩效则有显著的影响。从而说明了假设一的成立。
由模型二的检验结果可以看出，2007年的债务融资方式对2008年产生的绩效要高于对2007年和2009年产生的绩效。更加肯定了假设一。同时，模型二可以检验假设二和假设四。即银行贷款的融资方式对房地产企业绩效产生正向的影响；房屋预售款对房地产企业绩效会产生负向影响。
由模型三的检验结果可以看出，2006年的债务融资方式对2007年产生的绩效影响明显高于对2006年和2008年产生的绩效影响。从而肯定了假设一。同时，模型三初次验证了假设三。即施工企业垫款将会对房地产企业绩效产生正向影响。
由模型四的检验结果可以看出，2005年的债务融资方式对其滞后一年产生的绩效也要高于对当年和滞后两年产生的绩效，也肯定了假设一。同时，从模型四还可以看出房屋预售款对房地产企业绩效会产生负向影响。从而检验了假设四。
由于在解释变量之间存在多重共线性，而滞后变量的存在，使自由度变小，从而导致用最小二乘估计量产生偏差。其中，滞后长度越大，自由度越小，产生的偏差就越大。本文采用外生变量的分布滞后模型进行检验，在一定程度上减轻了误差。通过显著性水平R2也可以验证假设一。
参考文献：
[1]张伟，安起雷.《金融危机后对我国房地产金融的反思》，《应用经济评论》2011年第一辑
[2]徐志坚，杨碧云，苟天昱.《基于议价能力的债务融资方式》.
作者简介：
张敏（1991.09—）女，河北石家庄人。河南大学经济学院2011级金融学专业本科生。