◎文/曾微

一、文獻綜述與研究假設

當前，學者對資產(chǎn)結構、資產(chǎn)質量、財務績效三者關系研究甚少，對資產(chǎn)結構與財務績效的相關性研究、資產(chǎn)質量與財務績效的相關性的理論相對豐富， 但由于所研究行業(yè)與環(huán)境的不同，得出的研究結論也不完全一致。

（一）資產(chǎn)結構和財務績效的相關理論及假設

張軍波、江文麗（2016）基于戰(zhàn)略視角研究生物制藥上市公司資產(chǎn)結構與財務績效的關系， 將資產(chǎn)內(nèi)部構成分為固定資產(chǎn)、流動資產(chǎn)、無形資產(chǎn)、長期股權資產(chǎn)。 通過研究，得出固定資產(chǎn)占比對財務績效有顯著負向影響。 張月武、劉斌（2018）以我國制造業(yè)上市公司2012—2016 年財務數(shù)據(jù)為樣本， 研究資產(chǎn)結構對企業(yè)績效的影響并得出固定資產(chǎn)比重與企業(yè)績效負相關， 提高資產(chǎn)利用率對企業(yè)盈利水平的提高是至關重要的。 Bhatia，Aggarwal（2018） 采用實證研究法對印度的上市公司進行研究，通過構建回歸模型證明無形資產(chǎn)占比對財務績效產(chǎn)生積極的正向影響。 基于以上理論，本文提出如下假設：

假設H1a： 房地產(chǎn)行業(yè)的貨幣資金占比對財務績效產(chǎn)生正向影響。

假設H1b： 房地產(chǎn)行業(yè)的固定資產(chǎn)占比對財務績效產(chǎn)生正向影響。

假設H1c： 房地產(chǎn)行業(yè)的存貨占比對財務績效產(chǎn)生正向影響。

假設H1d： 房地產(chǎn)行業(yè)的流動資產(chǎn)占比對財務績效產(chǎn)生負向影響。

假設H1e： 房地產(chǎn)行業(yè)的無形資產(chǎn)占比對財務績效產(chǎn)生正向影響。

（二）資產(chǎn)質量對財務績效影響研究的相關理論及假設

李嘉明、李松敏（2005）選用2003 年A 股1117 家公司為樣本， 通過實證研究證明資產(chǎn)質量與公司績效之間存在顯著的正相關關系。 徐文學、 邱樂涵 （2023） 選取2010—2021 年滬深通信設備上市公司財務數(shù)據(jù)， 通過建立資產(chǎn)質量評價體系，采用多元回歸分析方法，發(fā)現(xiàn)企業(yè)資產(chǎn)質量越好，企業(yè)價值越高。 基于以上理論，本文提出如下假設：

假設H2：房地產(chǎn)行業(yè)的資產(chǎn)質量對財務績效產(chǎn)生正向影響。

（三）資產(chǎn)質量中介效應的相關理論及假設

張璐（2022）通過實證研究340 家裝備制造業(yè)上市公司2013—2020 年的數(shù)據(jù)樣本，研究得出資產(chǎn)質量在高管激勵與財務績效的關系中起部分中介作用。因此。本文提出如下假設：

假設H3a： 房地產(chǎn)行業(yè)資產(chǎn)質量對貨幣資金占比與財務績效的關系產(chǎn)生促進作用。

假設H3b： 房地產(chǎn)行業(yè)資產(chǎn)質量對固定資產(chǎn)占比與財務績效的關系產(chǎn)生促進作用。

假設H3c： 房地產(chǎn)行業(yè)資產(chǎn)質量對存貨占比與財務績效的關系產(chǎn)生促進作用。

假設H3d： 房地產(chǎn)行業(yè)資產(chǎn)質量對流動資產(chǎn)占比與財務績效的關系產(chǎn)生促進作用。

假設H3e： 房地產(chǎn)行業(yè)資產(chǎn)質量對無形資產(chǎn)占比與財務績效的關系產(chǎn)生促進作用。

二、研究設計

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文研究資產(chǎn)結構、資產(chǎn)質量、財務績效的關系，為保證數(shù)據(jù)的可對比性和科學性， 選取滬深兩市主板上市的A 股房地產(chǎn)公司2010—2022 年的財務數(shù)據(jù)作為研究樣本。 為了增加實證結果的可靠性，對樣本進行篩選，剔除被ST 和被ST* 以及財務數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)，篩選后選取97 家上市公司，共966 個樣本。相關數(shù)據(jù)均來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析和處理主要通過軟件SPSS 21來完成。

（二）變量選擇

1.解釋變量的選擇

資產(chǎn)結構作為本文的解釋變量， 主要用貨幣資金占比、固定資產(chǎn)占比、流動資產(chǎn)占比、存貨占比、無形資產(chǎn)占比5 個指標進行衡量，如表1 所示。

表1 解釋變量

2.被解釋變量的選擇

被解釋變量是財務績效。 在借鑒其他學者研究成果的基礎上，本文采用單一指標法凈資產(chǎn)收益率（ROE）來衡量房地產(chǎn)行業(yè)的財務績效：

凈資產(chǎn)收益率=凈利潤/平均凈資產(chǎn)

3.中介變量

（1）構建資產(chǎn)質量指標體系

本文的中介變量是資產(chǎn)質量（AQ）。 為了使公司資產(chǎn)質量的衡量更加全面和科學，本文結合資產(chǎn)質量的特點，選取有代表性的指標， 利用因子分析法得到資產(chǎn)質量綜合得分。 錢愛民、張新民（2009）從總體質量、結構質量、個體質量三個層次對資產(chǎn)質量特征加以構建。 本文從有效性、營利性、安全性、發(fā)展性四個方面入手，用總資產(chǎn)報酬率、存貨周轉率、固定資產(chǎn)周轉率、應收賬款周轉率、流動比率、速動比率、產(chǎn)權比率、固定資產(chǎn)增長率8 個指標建立指標體系，如表2 所示。

表2 中介變量指標體系

（2）因子分析

本文采用SPSS 21 對所選資產(chǎn)質量評價指標進行降維處理，結果如表3 所示。

表3 總方差解釋

表3 中顯示，前4 個特征值大于1，主成分中的載荷平方和累計方差64.312%， 保留了8 個指標的大部分信息， 所以采用前4 個指標作為主成分替代所選擇的8 個指標，用以評價資產(chǎn)質量。 本文根據(jù)四個主成分的方差平方和得到資產(chǎn)質量的綜合表達式：

4.控制變量的選擇

對財務績效產(chǎn)生影響的因素有很多， 資產(chǎn)結構只是其中的一個方面，還可能受到公司規(guī)模、市盈率、資產(chǎn)負債率等因素的影響，因此，本文以公司規(guī)模、市盈率、資產(chǎn)負債率三項指標作為控制變量，如表4 所示。

表4 控制變量指標

（三）模型構建

1.為了驗證之前的假設H1a、H1b、H1c、H1d、H1e，分別建立模型（1）、（2）、（3）、（4）、（5）。 這些模型用來檢驗資產(chǎn)結構對財務績效的影響。

2.為了驗證假設H2，建立模型（6），用來檢驗資產(chǎn)質量對財務績效的影響。

3.為了驗證之前的假設H3a、H3b、H3c、H3d、H3e，分別建立模型（7）、（8）、（9）、（10）、（11）。 這些模型用來檢驗資產(chǎn)質量的中介效應。

α0為常數(shù)項，b、c、α1、α2、α3、α4為各變量的回歸系數(shù)，ε0為殘差項。

三、實證結果分析

（一）資產(chǎn)結構與財務績效回歸結果分析

通過對模型（1）、（2）、（3）、（4）、（5）的回歸檢驗，結果顯示貨幣資金占比與財務績效的回歸系數(shù)是0.481，在1%置信度水平是顯著正向影響，假設H1a 成立。 說明貨幣資金的比例提高， 能更好地滿足企業(yè)對貨幣資金的需求以適應市場的變化，滿足企業(yè)正常的運營需求，從而提高企業(yè)財務績效。 固定資產(chǎn)占比與財務績效的回歸系數(shù)是0.213，在5%置信度水平是顯著正向影響，假設H1b 成立。 房地產(chǎn)企業(yè)固定資產(chǎn)種類繁多，占用資金較大，所以提高固定資產(chǎn)的利用效率會提高企業(yè)的財務績效。 存貨占比與財務績效的回歸系數(shù)是0.160， 在5%置信度水平是顯著正向影響，假設H1c 成立。 在房地產(chǎn)行業(yè)，存貨主要是正在建設的商品房和建設完畢的商品房， 企業(yè)可以通過預售等方式實現(xiàn)資金回籠，大大提高存貨的流動性，從而提高企業(yè)的償債能力或者創(chuàng)造更多的利潤， 提高企業(yè)的財務績效。 流動資產(chǎn)占比與財務績效的回歸系數(shù)是0.140，在1%置信度水平是顯著正向影響，假設H1d 不成立。 無形資產(chǎn)與財務績效的回歸系數(shù)是-0.006，結果不顯著，假設H1e 不成立。 說明無形資產(chǎn)對財務績效的影響較弱。 既然無形資產(chǎn)的回歸結果不顯著，那么在中介效應檢驗環(huán)節(jié)， 就不再對資產(chǎn)質量在無形資產(chǎn)與財務績效的關系中進行中介效應檢驗。 所以假設H3e 不成立。

（二）資產(chǎn)質量與財務績效回歸結果分析

通過對資產(chǎn)質量與財務績效的回歸檢驗，結果如表5顯示資產(chǎn)質量對財務績效的回歸系數(shù)是16.613，在1%置信度水平是顯著正向影響。 說明資產(chǎn)質量的提高對企業(yè)財務績效起到促進作用，假設H2 成立。

表5 資產(chǎn)質量與財務績效回歸結果

（三）資產(chǎn)質量中介效應回歸結果分析

在資產(chǎn)結構與財務績效回歸檢驗的基礎上， 進行資產(chǎn)質量中介效應的檢驗。 結果如表6 顯示，在加入了資產(chǎn)質量后，貨幣占比與財務績效的回歸系數(shù)-0.024，沒有通過顯著性檢驗。 這也說明資產(chǎn)質量對貨幣占比與財務績效的關系中產(chǎn)生了完全中介效應，假設H3a 成立。 固定資產(chǎn)與財務績效的回歸系數(shù)是0.295， 且在1%置信度水平顯著，大于固定資產(chǎn)與財務績效的回歸系數(shù)0.213，這說明資產(chǎn)質量在固定資產(chǎn)占比與財務績效的關系中起著抑制作用，假設H3b 不成立。流動占比與財務績效的回歸系數(shù)是-0.001，這說明資產(chǎn)質量在流動資產(chǎn)占比與財務績效的關系中起著抑制作用，假設H3c 不成立。 存貨占比與財務績效的回歸系數(shù)是0.062，結果不顯著，這說明資產(chǎn)質量在存貨占比與財務績效的關系中起著完全中介效應，假設H3d 成立。

表6 資產(chǎn)質量中介效應結果

四、結語

實證研究結果表明，房地產(chǎn)企業(yè)的貨幣資金占比、固定資產(chǎn)占比、流動資產(chǎn)占比、存貨占比對財務績效起促進作用。 中介效應分析結果表明，資產(chǎn)質量對貨幣資金占比和存貨占比起到了完全中介作用， 對固定資產(chǎn)占比和流動資產(chǎn)占比起到了抑制作用。 這也說明房地產(chǎn)企業(yè)應該在提高貨幣資金占比的前提下， 提高貨幣資金的利用效率，從而更好地促進企業(yè)財務績效的提高。 在提高存貨占比的同時，積極消化存貨量，提高企業(yè)存貨管理效率，提升周轉速度，盡可能縮短存貨周期，避免存貨大量積壓所帶來的資金壓力，從而提升企業(yè)的財務績效。