房地產上市企業去庫存、去杠桿、降成本與盈利能力
——基于供給側結構性改革視角

嚴健隆 趙 宇（通訊作者）

（天津科技大學經濟與管理學院，天津 300457）

一、引言

2014 年，中國經濟進入新常態，經濟增速放緩。為預防經濟增速放緩而導致各行各業潛在的結構失衡，供需不均衡等風險，中央政府前瞻性地提出“三去一降一補”供給側結構性改革。隨著改革的不斷深入，各行各業更需要從戰略角度出發，將供給側結構性改革放在核心位置。黨的二十大報告明確指出，把實施擴大內需戰略同深化供給側結構性改革有機結合起來。在過去我國經濟高速發展情況下，房地產市場火爆，企業盲目擴大投資，從而加大杠桿，過度負債經營。但隨著市場降溫，行業內結構性問題開始凸顯，大量的庫存堆積，負債與成本居高不下。在此背景下，房地產企業進行供給側結構性改革迫在眉睫。

供給側結構性改革的主要任務是“三去一降一補”，即去庫存、去產能、去杠桿、降成本、補短板。受到行業特點影響，各行各業的改革的具體內容不同，改革的側重點也有所差異。對于房地產行業，去庫存，要求房地產企業處理房產庫存；去產能，要求房地產企業加強人力資源管理，精簡行政機構；去杠桿，要求房地產企業減少負債；降成本，要求降低房地產企業期間費用；補短板，要求產業創新升級，提高房地產企業運營服務創新能力。相較于去產能、補短板，去庫存、去杠桿、降成本對于當前房地產企業現金流產生影響較大，直接關系著企業的財務風險與盈利能力。因此，本文選擇從去庫存、去杠桿、降成本的角度切入，研究供給側結構性改革對于房地產上市企業盈利能力的影響。

目前國內學者對于供給側結構性改革與企業盈利能力之間的關系研究較少，并且研究范圍主要在重點進行供給側結構性改革的行業內。郭曉蓓（2017）運用因子實證檢驗，分析了鋼鐵行業產能過剩對于上市公司經營績效的影響，研究發現鋼鐵行業中產能過剩的上市公司經營績效較差，反映出去杠桿能有效提高企業的經營績效。陶雨萍等（2018）運用因子分析法，分析在供給側改革進行前后房地產上市企業盈利能力的變化，得到供給側結構性改革能夠提高房地產上市企業盈利能力，但其過程是曲折的。本文在前人研究的基礎上，深入供給側結構性改革的五項措施，以去庫存、去杠桿、降成本為主線，研究房地產上市企業供給側結構性改革對于盈利能力的影響。

二、研究假設與設計

1.研究假設

（1）去庫存與盈利能力

企業的庫存如果過度擠壓，則會導致現金流被大量占用，企業資產流動性下降。同時，隨著市場變化、技術進步等外部因素的影響，長時間被擠壓的庫存的質量與市場競爭力降低，造成存貨發生減值，形成惡性循環，最終給企業帶來損失。但同時，一味地清理庫存并非能獲得收益。企業清理庫存需要投入一定的資源，例如加大銷售費用的投入等，也可能降低價格，甚至虧本清理。基于此，可以作出以下兩種假設：

H1a：去庫存與企業盈利能力正相關，即去庫存程度越大，企業的盈利能力越強。

H1b：去庫存與企業盈利能力負相關，即去庫存程度越大，企業的盈利能力越差。

（2）去杠桿、降成本與盈利能力

去杠桿旨在降低企業的財務杠桿，從而降低企業的財務風險。一般來說，企業負債對于盈利能力的影響并非簡單的線性關系，而是呈現出倒“U”型關系。企業適度負債，能夠發揮財務杠桿的正效應，擴大生產規模，提高投資收益。但過度負債，則會導致企業財務風險增加，進而降低營運能力與盈利能力。受到房地產行業特征影響，房地產行業的杠桿率遠高于一般行業，因此對于房地產行業來說，去杠桿與盈利能力的提高密切相關。降成本，就是從成本入手，降低企業的各種酌量成本費用，從而提高企業的盈利能力。基于此，可以作出如下假設：

H2：去杠桿、降成本與企業盈利能力正相關，即去杠桿、降成本程度越大，企業的盈利能力越強。

2.研究設計

（1）樣本選取與數據來源

本文研究對象為A 股房地產上市企業，選取數據均來源于國泰安。本次研究剔除部分數據殘缺與ST 的企業，最終選取98 家房地產上市企業2019—2021 年數據使用SPSS 26 進行分析。本次研究將每家企業每年的數據看作一個樣本，共獲得294 個樣本。

（2）被解釋變量

本文被解釋變量選取的盈利能力指標是凈資產收益率（ROE），凈資產收益率能夠反映企業所有者獲得的凈收益。同時凈資產收益率也是杜邦分析法的核心指標，該指標在盈利能力分析上運用相當普遍與成熟。

（3）解釋變量

解釋變量主要是調整庫存變動率（DStock）、資產負債率與期間費用率。去庫存指標借鑒了劉媛媛、劉斌的研究，使用調整庫存來反映企業庫存量，即“調整庫存=期末存貨-（預收賬款×營業成本÷營業收入）”；使用調整庫存變動率反映企業存貨的變化情況，調整庫存變動率等于本期調整庫存減上期調整庫存的差，除以上期調整庫存。當DStock ＞0 時，表示本期庫存增加；當DStock ＜0 時，表示本期庫存減少。去杠桿指標使用的是資產負債率，資產負債率越大，表示企業杠桿越大。降成本使用的是期間費用與營業收入的比值，比值越大，表明企業費用越高。

（4）控制變量

根據已有相關研究表明，企業成長性、營運能力與凈資產收益率密切相關，因此本次研究選擇所有者權益增長率與總資產周轉率作為控制變量加入模型。

表1 變量定義

3.模型構建

為了驗證上述假設，本文構建模型如下：

若β1＞0，則表示庫存調整變動率與盈利能力正相關，去庫存與盈利能力負相關，假設H1b 成立；若β1＜0，則表示去庫存與盈利能力正相關，假設H1a 成立；若β2＜0，β3＜0，則表示去杠桿、降成本與盈利能力正相關，假設H2 成立。

三、實證分析

1.描述性統計

如表2 所示，樣本中的房地產上市企業的凈資產收益率均值為3.72%，標準偏差為0.18，表明盈利能力普遍在3.72%左右浮動，并且企業之間的盈利能力相差較小，僅能獲得少量利潤。這反映出整個房地產行業盈利較為困難，未能發掘出新的利潤增長點。庫存調整變動率最大值與最小值在所有指標中相差最大，標準偏差0.56 也遠大于其他指標，反映出房地產企業去庫存程度差異較大。從平均值來看，房地產企業的平均庫存調整變動率在20.48%，說明大部分企業的庫存相較于去年增長，去庫存效果并不明顯。樣本中資產負債率的平均值為66.89%，反映出房地產企業杠桿較高，并且高于絕大部分行業。標準偏差為0.19，表明房地產企業的資產負債率在66.89%附近浮動，大部分房地產企業負債占據資產的六成以上。當房地產企業整體財務風險較高時，勢必會加劇整個行業的風險。期間費用比均值為17.09%，標準偏差為0.20，表明絕大部分房地產企業的期間費用在17%左右浮動。期間費用比最小值為-1.07%，反映出選取的294 個樣本中，有的樣本企業利息收入較高，已經超過銷售費用、管理費用與財務費用，該企業的杠桿較小，償債能力強。

表2 描述性統計分析

2.相關性分析

為了驗證解釋變量、控制變量與被解釋變量之間是否存在統計學上的相關性，需要在進行回歸分析前進行Pearson 相關性檢驗，表3 反映了相關性檢驗的結果。被解釋變量凈資產收益率與解釋變量庫存調整變動率、資產負債率、期間費用比都在1%水平上相關顯著，證明庫存調整變動率、資產負債率、期間費用比與凈資產收益率之間存在顯著關系。具體來看，凈資產收益率與庫存調整變動率相關系數為0.275，初步表明二者之間呈現出正相關關系。凈資產資產收益率與資產負債率、期間費用比都呈現負相關關系，相關系數分別為-0.181，-0.387。特別是期間費用比，與凈資產收益率更加負相關。

表3 Pearson相關性檢驗

3.回歸分析

本文假設模型的回歸結果如表4 所示。回歸結果需要進一步的進行檢驗，判斷其有效性，再進行分析。該模型的各自變量的顯著性小于0.05，在5%的統計水平上顯著；模型中各解釋變量的VIF 值都小于5，證明解釋變量之間不存在多重線性關系；整個模型的德賓-沃森值為2.058，接近標準值2，反映出各樣本之間相互的獨立性極大，因此證明可以將同一企業不同年份的樣本視為是獨立的。調整后，R2=0.517 表示該模型選取的解釋變量能夠反映被解釋變量變化的51.7%。總的來說，該模型的回歸結果是有效的。因此，本文構建的模型公式如下：

表4 模型回歸分析結果

從表4 可以看出，庫存調整變動率與凈資產收益率之間的回歸系數為0.028，表明庫存增加與凈資產收益率之間正相關，庫存調整變動率的提高對凈資產收益率產生微弱的正效應，證明假設H1b 成立；資產負債率、期間費用比與凈資產收益率之間的回歸系數分別為-0.244 與-0.181，呈現出負相關，假設H2 成立。在三個解釋變量中，資產負債率回歸系數的絕對值最大，其次是期間費用比，最后是庫存調整變動率。表明去杠桿對于房地產企業提高盈利能力最重要，其次是降成本，去庫存短期內對于房地產企業盈利能力產生負效應。

4.穩健性檢驗

為驗證構建的回歸模型結果的穩健性，本文采用變量替代法進行穩健性檢驗，即選取與被解釋變量含義或作用相近的變量，代替被解釋變量重新進行回歸分析，從而判斷模型是否有效。本文構建模型的被解釋變量為凈資產收益率ROE，反映的是股東或所有者所享有的凈收益。在盈利能力指標中，與之含義、作用相近的指標選擇的是總資產凈利率ROA，該指標的計算公式為“ROA=凈利潤÷平均總資產”，反映的是債務人與股東所享有的凈收益。被解釋變量與解釋變量進行回歸分析的前提是二者具有相關關系，因此在使用ROA代替ROE進行穩健性檢驗前，應當對ROA 與其余解釋變量進行相關分析，相關性分析結果如表5 所示。

表5 相關性分析

如表5 所示，替換的被解釋變量總資產收益率與解釋變量庫存調整變動率、資產負債率、期間費用比都在1%水平上相關顯著，證明庫存調整變動率、資產負債率、期間費用比與總資產收益率之間存在顯著相關關系，因此可以構建以下模型進行穩健性檢驗。

穩健性檢驗結果如表6 所示，當被解釋變量替換為總資產收益率時，資產負債率、期間費用率、總資產周轉率與所有者權益增長率顯著性均小于0.05，僅有庫存調整變動率大于0.05，但增長幅度不大。因此，本文構建的模型通過穩健性檢驗。

表6 穩健性檢驗回歸分析結果

5.原因分析

去庫存與盈利能力產生負效應有以下原因。第一，當前房地產上市企業對外報告的成本核算方式是完全成本法，導致“增加產量，不增銷量，也能夠增加利潤”現象出現。這是因為隨著產量的增加，更多固定性制造費用被期末存貨吸收，將成本積壓在期末存貨中，沒有進入當期損益。如果清理庫存，就會使存貨吸收的固定性制造費用進入損益，從而影響會計利潤，造成盈利能力指標的降低。第二，受到技術進步、市場需求等因素影響，積壓的庫存會發生一定減值，清理庫存時需要降低銷售價格，甚至虧損處理。并且，清理庫存也需要花費成本費用，例如廣告宣傳成本、銷售傭金等，當去庫存的成本高于去庫存的利潤時，就會造成利潤的減少。但這只是短期的負效應，房地產企業應該更重視去庫存所帶來的長期正效應，即通過清理庫存釋放現金流，提高企業營運能力，減少財務風險，從而保證企業的正常經營，帶來更多的盈利空間。

根據上文所述，財務杠桿對于企業盈利能力產生倒“U”型效應，但本文模型中杠桿率對房地產上市企業盈利能力呈現出線性負相關，這是因為樣本選取的房地產上市企業資產平均資產負債率較高，超過該行業最優值。根據國資委出版的《企業績效評價標準值》的規定，房地產行業資產負債率最優值為48.4%，而樣本中資產負債率平均值為66.89%。該樣本的資產負債率絕大部分都高于行業最優值，處于倒“U”型效應的右方，即資產負債率越高，盈利能力越差。去杠桿對房地產企業盈利能力的正效應體現在以下方面：去杠桿能夠進一步提高企業信用水平、降低財務風險，使企業的債務籌資能力增強，保證房地產企業資金鏈穩定。去杠桿也能夠有效降低企業的債務籌資費用，減少利息支出，從而達到降成本目的。同時，房地產企業降低杠桿水平能增加股票投資者投資信心，從而獲得更多股權投資，為企業盈利提供充足的資金支持。

降成本主要是通過降低房地產企業的管理費用、財務費用等，因為這些是酌量成本，可以通過優化房地產企業管理、經營模式與籌資方式等方面降低費用。當收入不變，成本費用降低時，凈利潤增加，從而提高房地產企業盈利能力。

四、結論與對策

1.結論

通過構建回歸模型對去庫存、去杠桿、降成本與盈利能力的相關關系進行分析，發現去庫存會對房地產上市企業短期盈利能力造成微弱的負面影響。但經過分析可知，該效應是短期的，是去庫存必須經歷的痛苦；去杠桿與降成本對其產生較強的正效應，因此房地產上市企業應該調整策略，減少負債并降低成本。總的來說，供給側結構性改革是企業提高盈利能力的“制勝法寶”，房地產上市企業應當響應國家號召，繼續堅定不移地貫徹落實供給側結構性改革。

2.對策

（1）改進銷售策略，優化庫存結構

房地產企業去庫存需要從銷售策略與庫存結構發力。因此需要改進銷售策略，根據各樓盤的實際情況，適當加大廣告宣傳力度。加強對房地產企業的咨詢，對銷售人員進行專業化的培訓，提高員工素質與親和力，增加購房者的信任度。并且，房地產企業需要優先清理數量少、質量高的樓盤。一二線城市的樓盤相較于三四線城市開發成本高、庫存相對較少，并且這些樓盤利潤較高，因此需要優先對一二線城市的樓盤進行清理，進一步優化庫存結構。

（2）拓寬融資渠道，合理利用杠桿

房地產企業去杠桿不僅是當務之急，更需要長期堅持。當前去杠桿策略應當著重于減少杠桿，未來去杠桿策略應著重于控制杠桿。房地產上市企業高杠桿的原因是融資方式單一，過度依賴銀行信貸進行融資。信貸融資成本雖低，但也產生大量負債。因此房地產上市企業應適當拓寬融資渠道，采用低風險的債務融資與股權融資方式，從而減少負債。在未來，房地產企業使用杠桿應服務于其所達到的戰略目標，與行業市場情況、融資環境相匹配，加強對杠桿使用的控制，從而到達預防杠桿過高的目的。

（3）控制酌量成本，精簡行政機構

房地產企業降成本的方向應當是在降低管理費用與財務費用上。管理費用與財務費用屬于酌量成本，可以通過決策優化。在降低管理費用上，房地產企業適度精簡多余部門，降低管理支出。同時應當完善業績考核淘汰機制，進行適當裁員。并且要構建合理的激勵機制，提高剩余員工積極性。在降低財務費用上，應當優化融資結構，減少債務融資。銷售費用屬于房地產企業的約束成本，去庫存的進行依靠廣告宣傳活動的開展。當銷售費用難以降低時，需要盡可能提高銷售費用的使用效率。