房地產上市公司經營績效關鍵性影響因素的實證研究

耿一楨

一、引言

隨著我國市場經濟體制改革的不斷深化以及住房制度的變革，我國房地產行業(yè)近年來獲得了突飛猛進的發(fā)展。2008年-2010年我國房地產業(yè)的發(fā)展主要歸因于政府對房地產行業(yè)的政策扶持。然而，從2010年起，受“國十條”和“限購令”的影響，房地產行業(yè)土地購置與投資逐漸減少，房地產開發(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，為了減弱國內經濟增長下行的壓力，限購政策逐漸放開，一時間房地產市場未來走勢眾說紛紜。在這機遇與威脅并存的關鍵時刻，房地產企業(yè)的經營績效到底如何？經營績效受哪些因素影響？如何改善企業(yè)經營績效已經成為亟需解決的問題。房地產上市公司作為房地產行業(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，伴隨著房地產業(yè)的迅猛發(fā)展以及房地產上市公司數(shù)量的不斷增加，學術界針對滬深兩市中房地產板塊企業(yè)的研究也逐漸增加。綜觀現(xiàn)有的房地產企業(yè)研究文獻，主要分為兩個階段。2000年以前，主要是針對房地產企業(yè)經營面臨的內外部威脅與機遇以及生命周期等問題做了相關研究。由于這一階段上市公司年報披露要求不嚴格，數(shù)據不易獲得，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)據的公開透明，研究也進入了實證階段。研究內容主要包括以下幾個方面：第一，針對房地產上市公司股權結構進行分析。金雪飛，許敏（2005）通過對51家房地產上市公司2003年的數(shù)據進行分析，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)房地產企業(yè)的股權集中度比所有企業(yè)的平均水平要低，并且認為股權集中度與經營績效正相關。[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)作為代表股權集中度的解釋變量得出結論。第二，對房地產上市公司融資結構影響進行分析。[2]楊衛(wèi)東,劉建國(2009)選取2004年-2008年房地產上市公司財務指標數(shù)據進行回歸分析，得出長期銀行信用融資和財政融資與經營績效正相關，股權融資率與經營績效負相關。[3]方茂揚（2009）選取1998年-2007年40家房地產上市公司數(shù)據進行分析，得出股權融資與長期債務對經營績效有正效應。第三，對房地產上市公司資本結構影響進行探討。[4]范意婷，梁秀萍（2011）運用回歸模型以2009年房地產上市公司數(shù)據為研究對象，將凈資產收益率（ROA）作為因變量，資產負債率作為自變量，得出資本結構與經營績效存在顯性正相關關系。[5]莫生紅（2007）選取2003年-2005年24家房地產上市公司數(shù)據進行相關與回歸的實證分析，得出資本結構與經營績效負相關的關系。第四，對房地產上市公司經營績效進行評價。[6]張敏，張旭（2009）運用DEA模型對26家深市房地產上市公司2008年經營績效進行評價，選取每股收益和凈資產收益率等作為指標，研究結果為投資者投資提供了依據。[7]張波（2006）選取了26家房地產上市公司基于兩階段DEA模型進行了實證研究，研究結果便于每個公司察覺各自在經營方面的薄弱環(huán)節(jié)。[8]

以往國內學者對房地產上市公司的研究有助于深化讀者對其經營和管理的認識，豐富了學術界對房地產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)有文獻對房地產上市公司的研究大多從單一視角進行分析，比如股權結構、融資結構或資本結構對其經營績效的影響，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上市公司某一年的財務數(shù)據進行分析，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)據的分析，使得對房地產上市公司發(fā)展狀況以及變動趨勢的研究較少。

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

三、研究設計

通過閱讀大量文獻和實踐觀察，影響我國房地產上市公司經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性、如何影響以及影響的程度。

（一）變量設計與定義

根據上述文獻，本文主要從股權結構、企業(yè)規(guī)模、資產結構和資本結構這三方面來設計指標（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]作為股權結構指標，將資產負債率（DTA）[5,6,14,15,16]作為資本結構指標，流動資產比率[5,17,18]、固定資產比率[17,18]作為資產結構指標，年末總資產的自然對數(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。同時選取總資產收益率（ROA）[5]作為衡量房地產上市企業(yè)經營績效的指標，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

1.股權結構與房地產上市公司經營績效

本文的股權結構是指股權集中度與制衡度。股權集中度不僅是反映公司股權分布狀態(tài)的指標，也是反映公司穩(wěn)定性好壞的指標，股權集中度會對公司治理產生影響，進而影響經營績效。Burkart（1997）等認為絕對控股降低了其他中小股東以及經營者的積極性，從而降低公司價值，因此得出股權集中度與公司經營績效存在負相關關系。[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，結果表明:CR1、CR5以及赫芬達爾5指數(shù)均與公司經營績效呈負相關關系。[11]股權集中度對經營績效產生的影響主要是通過公司治理機制實現(xiàn)的，如果股權過度集中，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。據此，本文提出以下假設：

H1-1:股權集中度（CR1）對經營績效（ROA）有顯著負向影響；

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

2.企業(yè)規(guī)模與房地產上市公司經營績效

關于企業(yè)規(guī)模，當作為企業(yè)經營績效影響因素研究時，學者們大多用年末總資產的自然對數(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關系。[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（總資產的自然對數(shù)）對經營績效有正向影響。[13]基于以上研究結論，本文提出以下假設：

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

3.資本結構與房地產上市公司經營績效

伴隨著資本結構理論的廣泛研究，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)據進行分析，并對資本結構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。[14]Hall，Hutchinson和Michaelas(2000)研究了英國中小企業(yè)的資產負債率與經營績效的關系，經過實證研究得出流動資產負債率與企業(yè)績效顯著負相關；長期資產負債率與公司績效沒有顯著的關系的結論。[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對其資本結構與經營績效的相關關系進行實證分析，發(fā)現(xiàn)資本結構與經營績效顯著負相關。[16]為此，本文提出如下假設：

H3:資本結構（DTA）對經營績效（ROA）有顯著負向影響。

4.資產結構與房地產上市公司經營績效

逯全玲（2004）選取滬深412家上市公司作為研究對象，將資產結構和資本結構作為解釋變量進行實證研究，認為流動資產比率對經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)流動資產比率與經營績效顯著正相關，固定資產比率與經營績效之間則沒有顯著相關關系。[18]固定資產越多，企業(yè)的生產規(guī)模也就越大，需要的流動資產也就越多，要想保證企業(yè)盈利增加，就必須盡量減少企業(yè)閑置的固定資產和流動資產。因此，本文提出以下假設：

H4-1：資產結構（LR）對經營績效（ROA）有顯著正向影響；

H4-2：資產結構（FR）對經營績效（ROA）有顯著正向影響。

四、實證分析

（一）樣本選取與數(shù)據來源

本文的樣本主要選自滬深兩市房地產上市公司，為保證數(shù)據的有效性，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)據進行分析，2007年以后上市的房地產上市公司予以剔除；（4）剔除主營業(yè)務變更后不再屬于房地產類上市公司的企業(yè)。經過篩選，最終選取了87家房地產上市公司作為研究對象。

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

（二）數(shù)據描述

根據上述數(shù)據來源，經過簡單的收集和處理，獲取的變量的主要數(shù)據資料如下：

總資產收益率從格力地產2008年最低-43.94%到中弘股份2009年最高35.85%不等，7年87家房地產上市公司的總資產收益率均值僅為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2008年最高83.8%不等，7年87家房地產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家房地產上市公司的Z指數(shù)的均值為14.4。資產負債率從金科股份2007年最低1.45%到中弘股份2008年最高179.1%不等，7年87家房地產上市公司的資產負債率均值為61.85%。流動資產比重從銀潤投資2010年最低11.9%到華麗家族2009年最高99.9%不等，7年87家房地產上市公司的流動資產比重均值高達80.8%。固定資產比重從華麗家族2010年最低0.1%到魯商置業(yè)2007年最高72.8%不等，7年87家房地產上市公司的固定資產比重均值為4.5%。年末總資產的自然對數(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家房地產上市公司的年末總資產的自然對數(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系，并檢驗上述研究假設是否成立，本文建立如下線性回歸模型：

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

表2 自變量相關系數(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系數(shù)，從而判斷各假設成立與否。

各因素對房地產上市公司經營績效的影響程度見表3。

表3 經營績效關鍵性影響因素多元回歸分析結果

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）實證分析結果

根據回歸分析結果，我們可以發(fā)現(xiàn)：第一大股東持股比例（CR1）在0.05水平上與經營績效顯著正相關，這與假設H1-1相悖，也就是說對于房地產上市公司，第一大股東持股比例越高其經營績效越好，主要原因可能在于企業(yè)的經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水平上對經營績效有顯著負向影響，這說明在股權相對集中情況下，保持集中部分的股權相對平衡有利于公司績效提高。這與大部分學者研究結論一致，假設H1-2成立。股權相對集中使得大股東獲得的收益與承擔的風險與公司經營成果緊密相連，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，較高的股權制衡度對經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水平上與經營績效顯著正相關，假設H2得到驗證。這說明企業(yè)規(guī)模越大的房地產上市公司，其經營業(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。

資本結構（DTA）在0.01水平上對經營績效有顯著負向影響。即房地產上市公司負債比例的增加會降低經營績效。房地產行業(yè)是一個資金密集型的行業(yè)，需要大量的資金周轉，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H3成立。相對于其他行業(yè)來說，房地產行業(yè)的資產負債率偏高，高負債一方面會帶來高收益，但隱藏的危害也是極大的。高負債導致經營成本增加，尤其是長期負債，會直接降低企業(yè)的經營績效。因此，為了降低資金成本，必須適當?shù)恼{整資本結構，拓展融資渠道，房地產行業(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)網金融平臺申請融資、積極開展房地產基金建設等。

流動資產比重（LR）在0.1水平上與經營績效顯著正相關。這說明對房地產上市公司來說，較高的流動資產比率優(yōu)于較低的流動資產比率，支持了H4-1的假設。固定資產比重（FR）對經營績效的影響是負相關的，但并不顯著。這主要是因為一方面固定資產的投資效率比較低，大量的購置固定資產卻沒有配合必要流動的資產和生產力，則會導致大量固定資產閑置，降低企業(yè)收益。另一方面，由于房地產行業(yè)的固定資產比重較小，對流動資產的需求更大，因此固定資產比重對企業(yè)績效的影響相對較小。假設H4-2未得到驗證。房地產行業(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，在確定流動資產的比例時，還要充分考慮固定資產，必須針對固定資產配以一定的流動資產占用量，保證固定資產不能閑置，提高資產運營效率。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系，銷售渠道較廣的房地產企業(yè)，其流動資產的比重可以小一些；而對于那些債務沉重，籌資能力較差，經營業(yè)績不良的企業(yè)來說，應該防患于未然，增加流動資產尤其是速動資產的比重。

五、結語

房地產作為國民經濟的支柱產業(yè)，其經營績效的提高對帶動我國國民經濟的發(fā)展有著深遠的影響。本文經過實證分析房地產企業(yè)的關鍵性影響因素對其經營績效的影響，得出了與大部分學者一致的結論，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企業(yè)經營績效的影響，還需擴大時間序列。同時，本文僅以總資產收益率作為經營績效的衡量指標，過于單一，沒有能夠構建一套合乎房地產企業(yè)經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。

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