房地產(chǎn)上市公司經(jīng)營績效關(guān)鍵性影響因素的實證研究

耿一楨

一、引言

隨著我國市場經(jīng)濟體制改革的不斷深化以及住房制度的變革，我國房地產(chǎn)行業(yè)近年來獲得了突飛猛進的發(fā)展。2008年-2010年我國房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展主要歸因于政府對房地產(chǎn)行業(yè)的政策扶持。然而，從2010年起，受“國十條”和“限購令”的影響，房地產(chǎn)行業(yè)土地購置與投資逐漸減少，房地產(chǎn)開發(fā)投資額增速從2010年的33.2%降至2012年的19.8%，下降了14個百分點。但2013年，為了減弱國內(nèi)經(jīng)濟增長下行的壓力，限購政策逐漸放開，一時間房地產(chǎn)市場未來走勢眾說紛紜。在這機遇與威脅并存的關(guān)鍵時刻，房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效到底如何？經(jīng)營績效受哪些因素影響？如何改善企業(yè)經(jīng)營績效已經(jīng)成為亟需解決的問題。房地產(chǎn)上市公司作為房地產(chǎn)行業(yè)中的標桿企業(yè)，將它們作為研究對象具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧

21世紀90年代以來，伴隨著房地產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展以及房地產(chǎn)上市公司數(shù)量的不斷增加，學術(shù)界針對滬深兩市中房地產(chǎn)板塊企業(yè)的研究也逐漸增加。綜觀現(xiàn)有的房地產(chǎn)企業(yè)研究文獻，主要分為兩個階段。2000年以前，主要是針對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營面臨的內(nèi)外部威脅與機遇以及生命周期等問題做了相關(guān)研究。由于這一階段上市公司年報披露要求不嚴格，數(shù)據(jù)不易獲得，所以研究以理論分析為主。然而2000年以來，伴隨著研究方法的多樣化以及統(tǒng)計數(shù)據(jù)的公開透明，研究也進入了實證階段。研究內(nèi)容主要包括以下幾個方面：第一，針對房地產(chǎn)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)進行分析。金雪飛，許敏（2005）通過對51家房地產(chǎn)上市公司2003年的數(shù)據(jù)進行分析，以托賓Q值作為因變量，國有股比例、法人股比例、流通股比例作為自變量，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)企業(yè)的股權(quán)集中度比所有企業(yè)的平均水平要低，并且認為股權(quán)集中度與經(jīng)營績效正相關(guān)。[1]桑玥，林艷（2014）運用多元線性回歸模型和SPSS21.0統(tǒng)計軟件對2002年-2012年滬深股市105家房地產(chǎn)上市公司進行研究，選取第 CR1、CR5、CR10、H5、H10 以及 Z 指數(shù)作為代表股權(quán)集中度的解釋變量得出結(jié)論。第二，對房地產(chǎn)上市公司融資結(jié)構(gòu)影響進行分析。[2]楊衛(wèi)東,劉建國(2009)選取2004年-2008年房地產(chǎn)上市公司財務指標數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出長期銀行信用融資和財政融資與經(jīng)營績效正相關(guān)，股權(quán)融資率與經(jīng)營績效負相關(guān)。[3]方茂揚（2009）選取1998年-2007年40家房地產(chǎn)上市公司數(shù)據(jù)進行分析，得出股權(quán)融資與長期債務對經(jīng)營績效有正效應。第三，對房地產(chǎn)上市公司資本結(jié)構(gòu)影響進行探討。[4]范意婷，梁秀萍（2011）運用回歸模型以2009年房地產(chǎn)上市公司數(shù)據(jù)為研究對象，將凈資產(chǎn)收益率（ROA）作為因變量，資產(chǎn)負債率作為自變量，得出資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效存在顯性正相關(guān)關(guān)系。[5]莫生紅（2007）選取2003年-2005年24家房地產(chǎn)上市公司數(shù)據(jù)進行相關(guān)與回歸的實證分析，得出資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效負相關(guān)的關(guān)系。第四，對房地產(chǎn)上市公司經(jīng)營績效進行評價。[6]張敏，張旭（2009）運用DEA模型對26家深市房地產(chǎn)上市公司2008年經(jīng)營績效進行評價，選取每股收益和凈資產(chǎn)收益率等作為指標，研究結(jié)果為投資者投資提供了依據(jù)。[7]張波（2006）選取了26家房地產(chǎn)上市公司基于兩階段DEA模型進行了實證研究，研究結(jié)果便于每個公司察覺各自在經(jīng)營方面的薄弱環(huán)節(jié)。[8]

以往國內(nèi)學者對房地產(chǎn)上市公司的研究有助于深化讀者對其經(jīng)營和管理的認識，豐富了學術(shù)界對房地產(chǎn)上市公司的理論研究，對本文也有深刻的借鑒意義，但仍存在以下不足：

第一，現(xiàn)有文獻對房地產(chǎn)上市公司的研究大多從單一視角進行分析，比如股權(quán)結(jié)構(gòu)、融資結(jié)構(gòu)或資本結(jié)構(gòu)對其經(jīng)營績效的影響，沒有從綜合的視角出發(fā)分析其顯著性的影響因素。

第二，以往研究大多選取房地產(chǎn)上市公司某一年的財務數(shù)據(jù)進行分析，并且缺乏反映發(fā)展速度的指標，沒有考慮時間序列，缺少對多年面板數(shù)據(jù)的分析，使得對房地產(chǎn)上市公司發(fā)展狀況以及變動趨勢的研究較少。

本文將以房地產(chǎn)上市公司多年的面板數(shù)據(jù)為研究對象，通過回歸分析揭示其經(jīng)營績效的顯著性影響因素。

三、研究設(shè)計

通過閱讀大量文獻和實踐觀察，影響我國房地產(chǎn)上市公司經(jīng)營績效的因素有很多，因此本文采用多元回歸模型探討多種因素影響的相關(guān)性、如何影響以及影響的程度。

（一）變量設(shè)計與定義

根據(jù)上述文獻，本文主要從股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和資本結(jié)構(gòu)這三方面來設(shè)計指標（見表1），將第一大股東持股比例（CR1）[2,11]、第一大股東與第二大股東持股比例的比值（Z指數(shù)）[2,10]作為股權(quán)結(jié)構(gòu)指標，將資產(chǎn)負債率（DTA）[5,6,14,15,16]作為資本結(jié)構(gòu)指標，流動資產(chǎn)比率[5,17,18]、固定資產(chǎn)比率[17,18]作為資產(chǎn)結(jié)構(gòu)指標，年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)（TA）[5,12,13]作為企業(yè)規(guī)模指標，并將這6個指標作為多元回歸模型中的自變量。同時選取總資產(chǎn)收益率（ROA）[5]作為衡量房地產(chǎn)上市企業(yè)經(jīng)營績效的指標，作為回歸模型中的因變量。

表1 變量及定義

（二）理論分析與假設(shè)

1.股權(quán)結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)上市公司經(jīng)營績效

本文的股權(quán)結(jié)構(gòu)是指股權(quán)集中度與制衡度。股權(quán)集中度不僅是反映公司股權(quán)分布狀態(tài)的指標，也是反映公司穩(wěn)定性好壞的指標，股權(quán)集中度會對公司治理產(chǎn)生影響，進而影響經(jīng)營績效。Burkart（1997）等認為絕對控股降低了其他中小股東以及經(jīng)營者的積極性，從而降低公司價值，因此得出股權(quán)集中度與公司經(jīng)營績效存在負相關(guān)關(guān)系。[9]Edwards，weichenneder（1999）運用實證研究，將德國所有上市公司作為研究對象，得出第一大股東與第二大股東持股比例的比值（Z指數(shù)）越小，公司經(jīng)營績效越好。[10]胡國柳，蔣國洲（2004）以在滬深A股上市的585家非金融類為樣本的進行實證研究，結(jié)果表明:CR1、CR5以及赫芬達爾5指數(shù)均與公司經(jīng)營績效呈負相關(guān)關(guān)系。[11]股權(quán)集中度對經(jīng)營績效產(chǎn)生的影響主要是通過公司治理機制實現(xiàn)的，如果股權(quán)過度集中，形成絕對控制，則會影響到獨立董事、監(jiān)事會和中介機構(gòu)的獨立性，使得公司治理機制失靈，限制市場機制的作用，不利于公司發(fā)展，因此需要有幾個相互制衡的大股東的存在。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1-1:股權(quán)集中度（CR1）對經(jīng)營績效（ROA）有顯著負向影響；

H1-2:股權(quán)制衡度（Z指數(shù)）對經(jīng)營績效(ROA)有顯著負向影響。

2.企業(yè)規(guī)模與房地產(chǎn)上市公司經(jīng)營績效

關(guān)于企業(yè)規(guī)模，當作為企業(yè)經(jīng)營績效影響因素研究時，學者們大多用年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)這一指標來衡量。杜瑩，劉立國（2002）選取了1998年上市的106家公司作為研究對象，將公司規(guī)模（總資產(chǎn)的自然對數(shù)）作為控制變量，得出公司規(guī)模與公司績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。[12]陳共榮（2005）等選取2000年-2002年所有滬深上市公司作為樣本，也認為公司規(guī)模（總資產(chǎn)的自然對數(shù)）對經(jīng)營績效有正向影響。[13]基于以上研究結(jié)論，本文提出以下假設(shè)：

H2:企業(yè)規(guī)模（TA）對經(jīng)營績效（ROA）有顯著正向影響。

3.資本結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)上市公司經(jīng)營績效

伴隨著資本結(jié)構(gòu)理論的廣泛研究，不少學者也開始用該理論來研究企業(yè)的經(jīng)營績效。Titman，Wessels(1988)對1972-1982年469家美國制造業(yè)上市公司的樣本數(shù)據(jù)進行分析，并對資本結(jié)構(gòu)的決定因素進行了較為全面地研究，發(fā)現(xiàn)了盈利能力越高，負債比率越低，即盈利性與負債比率具有顯著的負相關(guān)。[14]Hall，Hutchinson和Michaelas(2000)研究了英國中小企業(yè)的資產(chǎn)負債率與經(jīng)營績效的關(guān)系，經(jīng)過實證研究得出流動資產(chǎn)負債率與企業(yè)績效顯著負相關(guān)；長期資產(chǎn)負債率與公司績效沒有顯著的關(guān)系的結(jié)論。[15]毛英，趙紅(2010)選取2004-2006年滬市制造業(yè)648家上市公司為研究對象，基于EVA對其資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效的相關(guān)關(guān)系進行實證分析，發(fā)現(xiàn)資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效顯著負相關(guān)。[16]為此，本文提出如下假設(shè)：

H3:資本結(jié)構(gòu)（DTA）對經(jīng)營績效（ROA）有顯著負向影響。

4.資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)上市公司經(jīng)營績效

逯全玲（2004）選取滬深412家上市公司作為研究對象，將資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和資本結(jié)構(gòu)作為解釋變量進行實證研究，認為流動資產(chǎn)比率對經(jīng)營績效有顯著正向影響。[17]然而，白喜波（2007）將滬深兩市非金融上市公司作為研究對象，發(fā)現(xiàn)流動資產(chǎn)比率與經(jīng)營績效顯著正相關(guān)，固定資產(chǎn)比率與經(jīng)營績效之間則沒有顯著相關(guān)關(guān)系。[18]固定資產(chǎn)越多，企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模也就越大，需要的流動資產(chǎn)也就越多，要想保證企業(yè)盈利增加，就必須盡量減少企業(yè)閑置的固定資產(chǎn)和流動資產(chǎn)。因此，本文提出以下假設(shè)：

H4-1：資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（LR）對經(jīng)營績效（ROA）有顯著正向影響；

H4-2：資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（FR）對經(jīng)營績效（ROA）有顯著正向影響。

四、實證分析

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文的樣本主要選自滬深兩市房地產(chǎn)上市公司，為保證數(shù)據(jù)的有效性，本文對樣本的選取遵循以下原則：（1）由于ST和*ST公司財務數(shù)據(jù)受非正常因素干擾，波動較大，不具有代表性，予以剔除；（2）剔除以外幣認購和交易的B股；（3）本文是對2007年-2013年近7年的數(shù)據(jù)進行分析，2007年以后上市的房地產(chǎn)上市公司予以剔除；（4）剔除主營業(yè)務變更后不再屬于房地產(chǎn)類上市公司的企業(yè)。經(jīng)過篩選，最終選取了87家房地產(chǎn)上市公司作為研究對象。

本文所用數(shù)據(jù)主要源于Wind數(shù)據(jù)庫,本文以87家房地產(chǎn)上市公司2007年-2013年的數(shù)據(jù)進行研究，共計609個觀測量。

（二）數(shù)據(jù)描述

根據(jù)上述數(shù)據(jù)來源，經(jīng)過簡單的收集和處理，獲取的變量的主要數(shù)據(jù)資料如下：

總資產(chǎn)收益率從格力地產(chǎn)2008年最低-43.94%到中弘股份2009年最高35.85%不等，7年87家房地產(chǎn)上市公司的總資產(chǎn)收益率均值僅為3.42%。第一大股東持股比例從嘉凱城2008年2.4%最低到棲霞建設(shè)2008年最高83.8%不等，7年87家房地產(chǎn)上市公司的第一大股東持股比例均值為35.1%。Z指數(shù)從銀潤投資2007年最低1.02到上海新梅2007年最高151.64不等，7年87家房地產(chǎn)上市公司的Z指數(shù)的均值為14.4。資產(chǎn)負債率從金科股份2007年最低1.45%到中弘股份2008年最高179.1%不等，7年87家房地產(chǎn)上市公司的資產(chǎn)負債率均值為61.85%。流動資產(chǎn)比重從銀潤投資2010年最低11.9%到華麗家族2009年最高99.9%不等，7年87家房地產(chǎn)上市公司的流動資產(chǎn)比重均值高達80.8%。固定資產(chǎn)比重從華麗家族2010年最低0.1%到魯商置業(yè)2007年最高72.8%不等，7年87家房地產(chǎn)上市公司的固定資產(chǎn)比重均值為4.5%。年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)從銀潤投資2008年最低9.81到萬科A2013年最高17.68不等，7年87家房地產(chǎn)上市公司的年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)均值為13.2。

（三）多元回歸模型與檢驗分析

為了分析因變量與自變量之間的多元線性關(guān)系，并檢驗上述研究假設(shè)是否成立，本文建立如下線性回歸模型：

表2是自變量之間的相關(guān)性，第一大股東持股比例與Z指數(shù)顯著正相關(guān)，表明在我國房地產(chǎn)上市公司中，第一大股東持股比例越高，第一大股東的持股比例往往與第二大股東的持股比例越懸殊。固定資產(chǎn)比重與流動資產(chǎn)比重顯著負相關(guān)。然而流動資產(chǎn)比重與資產(chǎn)負債率顯著正相關(guān)，說明在房地產(chǎn)上市企業(yè)中，資產(chǎn)的流動性與舉債經(jīng)營是相互促進的。同時，資產(chǎn)負債率與總資產(chǎn)的規(guī)模也是顯著正相關(guān)。盡管部分自變量之間相關(guān)性顯著，但經(jīng)VIF檢驗，回歸方程并不存在多重共線性。

表2 自變量相關(guān)系數(shù)

本文通過Eviews6.0軟件進行多元線性回歸，計算自變量與因變量之間的相關(guān)系數(shù)，從而判斷各假設(shè)成立與否。

各因素對房地產(chǎn)上市公司經(jīng)營績效的影響程度見表3。

表3 經(jīng)營績效關(guān)鍵性影響因素多元回歸分析結(jié)果

由表3所示，回歸模型的擬合優(yōu)度R2=0.526，擬合優(yōu)度較好。

（四）實證分析結(jié)果

根據(jù)回歸分析結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)：第一大股東持股比例（CR1）在0.05水平上與經(jīng)營績效顯著正相關(guān)，這與假設(shè)H1-1相悖，也就是說對于房地產(chǎn)上市公司，第一大股東持股比例越高其經(jīng)營績效越好，主要原因可能在于企業(yè)的經(jīng)營風險大部分的集中在了大股東身上，為了搞好公司，大股東會積極的進行監(jiān)督和激勵，不斷改善經(jīng)營者的行為，從而促使公司更好的發(fā)展。第一大股東與第二大股東持股比例的比值（Z指數(shù)）在0.1水平上對經(jīng)營績效有顯著負向影響，這說明在股權(quán)相對集中情況下，保持集中部分的股權(quán)相對平衡有利于公司績效提高。這與大部分學者研究結(jié)論一致，假設(shè)H1-2成立。股權(quán)相對集中使得大股東獲得的收益與承擔的風險與公司經(jīng)營成果緊密相連，從而促使大股東更加積極主動地加強對公司管理層的監(jiān)督和激勵，減少了代理成本和信息不對稱的情況，進而提高企業(yè)績效。同時，較高的股權(quán)制衡度對經(jīng)營績效也有促進作用，其他股東對第一大股東的制衡也非常必要。如果股權(quán)過度集中，形成完全控股的局面，則不利于決策的制定和對管理層的監(jiān)督，會影響公司績效。因此，應該保持股權(quán)的適度集中，使大股東間保持多元平衡的狀態(tài)，才能保證相互制約和監(jiān)督，從而提高公司績效。

企業(yè)規(guī)模（TA）在0.05水平上與經(jīng)營績效顯著正相關(guān)，假設(shè)H2得到驗證。這說明企業(yè)規(guī)模越大的房地產(chǎn)上市公司，其經(jīng)營業(yè)績也相對較好。這可能是因為企業(yè)規(guī)模越大，其在廣告與宣傳部分的投資也越多，知名度與口碑更好，這不僅吸引了大量顧客，也吸引了大量投資者，從而促使企業(yè)績效得到提高。

資本結(jié)構(gòu)（DTA）在0.01水平上對經(jīng)營績效有顯著負向影響。即房地產(chǎn)上市公司負債比例的增加會降低經(jīng)營績效。房地產(chǎn)行業(yè)是一個資金密集型的行業(yè)，需要大量的資金周轉(zhuǎn)，但許多消費者選擇按揭付款，資金回籠速度較慢，對于一些處于成長期的房地產(chǎn)上市公司來說，如果負債過多，融資成本會增加，從而降低企業(yè)績效。假設(shè)H3成立。相對于其他行業(yè)來說，房地產(chǎn)行業(yè)的資產(chǎn)負債率偏高，高負債一方面會帶來高收益，但隱藏的危害也是極大的。高負債導致經(jīng)營成本增加，尤其是長期負債，會直接降低企業(yè)的經(jīng)營績效。因此，為了降低資金成本，必須適當?shù)恼{(diào)整資本結(jié)構(gòu)，拓展融資渠道，房地產(chǎn)行業(yè)的融資渠道相對還是比較單一的，對于資本雄厚的龍頭企業(yè)來說，獲取銀行貸款或者募集資金都相對簡單，但對于發(fā)展中的企業(yè)來說，僅僅依靠單一的融資方式是遠遠不夠的，應該創(chuàng)造更多的融資方式，比如通過愛投資互聯(lián)網(wǎng)金融平臺申請融資、積極開展房地產(chǎn)基金建設(shè)等。

流動資產(chǎn)比重（LR）在0.1水平上與經(jīng)營績效顯著正相關(guān)。這說明對房地產(chǎn)上市公司來說，較高的流動資產(chǎn)比率優(yōu)于較低的流動資產(chǎn)比率，支持了H4-1的假設(shè)。固定資產(chǎn)比重（FR）對經(jīng)營績效的影響是負相關(guān)的，但并不顯著。這主要是因為一方面固定資產(chǎn)的投資效率比較低，大量的購置固定資產(chǎn)卻沒有配合必要流動的資產(chǎn)和生產(chǎn)力，則會導致大量固定資產(chǎn)閑置，降低企業(yè)收益。另一方面，由于房地產(chǎn)行業(yè)的固定資產(chǎn)比重較小，對流動資產(chǎn)的需求更大，因此固定資產(chǎn)比重對企業(yè)績效的影響相對較小。假設(shè)H4-2未得到驗證。房地產(chǎn)行業(yè)是資金密集型行業(yè)，對流動資金的需求非常大，因此一定要保證一定比例的流動資產(chǎn)，在確定流動資產(chǎn)的比例時，還要充分考慮固定資產(chǎn)，必須針對固定資產(chǎn)配以一定的流動資產(chǎn)占用量，保證固定資產(chǎn)不能閑置，提高資產(chǎn)運營效率。一般情況下，對于那些企業(yè)規(guī)模很大，與銀行保持著較好的信貸關(guān)系，銷售渠道較廣的房地產(chǎn)企業(yè)，其流動資產(chǎn)的比重可以小一些；而對于那些債務沉重，籌資能力較差，經(jīng)營業(yè)績不良的企業(yè)來說，應該防患于未然，增加流動資產(chǎn)尤其是速動資產(chǎn)的比重。

五、結(jié)語

房地產(chǎn)作為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，其經(jīng)營績效的提高對帶動我國國民經(jīng)濟的發(fā)展有著深遠的影響。本文經(jīng)過實證分析房地產(chǎn)企業(yè)的關(guān)鍵性影響因素對其經(jīng)營績效的影響，得出了與大部分學者一致的結(jié)論，并有針對性的提出了改善建議。本文的研究樣本時間范圍較短，如果要更全面的了解各種因素對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的影響，還需擴大時間序列。同時，本文僅以總資產(chǎn)收益率作為經(jīng)營績效的衡量指標，過于單一，沒有能夠構(gòu)建一套合乎房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營特點的專用指標體系。在研究方法的選擇上也較為片面，還有待于其他學者更深入的探究。

［1］金雪飛,許敏.房地產(chǎn)類上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效關(guān)系的實證分析[J].經(jīng)濟師,2005,(3):117-119.

［2］桑玥,林艷.房地產(chǎn)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對EVA影響的實證研究[J].中國商貿(mào),2014,(13):54.

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