供給側背景下上市公司收益與資產結構的實證分析
——基于房地產公司A 股數(shù)據

石惠惠，喬 蕾

（安徽文達信息工程學院 會計學院，安徽 合肥 231201）

2015 年我國投資需求回升迅速，一二線城市出現(xiàn)持續(xù)旺盛的購房需求，而與此形成明顯反差的是，部分三、四線城市由于地區(qū)經濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化水平相匹配的需求量遠低于房地產投放量，導致房地產庫存加劇。2018 年12 月份，中央在經濟運行穩(wěn)中有變、變中有憂，外部環(huán)境復雜嚴峻，經濟面臨下行壓力的情況下提出了深化供給側結構性改革“去產能、去庫存、去杠桿”。在經濟發(fā)展中扮演重要角色的房地產企業(yè)2018 年年末待售商品房面積52414 萬平方米，房地產企業(yè)完成投資額120263.50 億元，資產負債率高達79%。上市房地產公司目前仍存在較高庫存、高負債比重、債務使用不夠合理的情況。

由圖1 可以看出商品房建設施工面積遠高于銷售面積，形成了大量的庫存。房地產公司為了獲取利潤，不斷加大商品房的建設。對于房地產公司收益的研究主要集中在資本結構與績效的關系，如柯葳提出合理的資產負債率有利于房地產上市公司的穩(wěn)健發(fā)展，高資產負債率意味著上市公司的投資風險增大，低資產負債率則表明上市公司經營能力不足。[1]121-124向榮福研究發(fā)現(xiàn)資本結構對房地產企業(yè)經營績效的影響存在不同的階段，提出可以通過完善房地產企業(yè)的上市機制、加快發(fā)展企業(yè)債券市場以及鼓勵房地產企業(yè)開展融資渠道的創(chuàng)新等方式優(yōu)化房地產公司資產負債結構，從而使得企業(yè)突破外部融資困境；也可以通過國有股逐步退出房地產企業(yè)、鼓勵外資入股房地產企業(yè)、建立完善的內部人持股制度以及鼓勵房地產資本與金融資本相結合等措施來優(yōu)化股權結構。[2]15-19這些研究基本集中在負債與收益之間的關系分析上，而對于短債長投對于收益的影響、房地產公司特有的較高存貨比重等對于收益的影響分析上較為缺乏。

圖1 商品房（商品住宅）施工面積和銷售面積對比①

一、數(shù)據來源和數(shù)據處理

選取2019 年發(fā)布的《2019 中國房地產上市公司測評研究報告》中發(fā)布的上市房地產公司綜合實力榜100強中滬深兩市入選的48家房地產上市企業(yè)。

表1 入選100 強A 股上市房地產公司名單

48 家房地產上市公司綜合實力較強，在2010年至2018 年年間，存貨占總資產比重平均高于50%，資產負債率平均65%以上，存貨比重的上升和負債比重的上升并沒有帶來凈資產收益率的提高，反而出現(xiàn)了下降。

圖2 48 家房地產上市公司部分財務指標②

（一）數(shù)據來源

數(shù)據來源于房地產上市公司綜合實力榜100 強中滬深兩市入選的48 家房地產上市企業(yè)2010-2018年財務數(shù)據，最終得到有效面板數(shù)據420 個，運用STATA 進行面板數(shù)據回歸分析。[3]52-55

（二）理論假設與模型

此文參考劉曉光研究的杠桿率和短債長用對企業(yè)績效影響的分析，結合房地產特有的高存貨比重特點，為了研究股東關注的收益情況選擇凈資產收益率被解釋變量，存貨占總資產比重為解釋變量，參考相關文獻做法[4]127-141,控制變量選擇資產負債率、存貨周轉率、營業(yè)利潤率、營業(yè)收入、流動負債與流動資產結構比、資產對數(shù)、經營活動現(xiàn)金質量比，由此對凈資產收益率和總資產收益率分別進行回歸分析。因為實證研究分析過程中衡量企業(yè)整體盈利水平的總資產收益率（ROA）與凈資產收益率（ROE）可能出現(xiàn)不同的結果，因此本文也將總資產收益率（ROA）作為被解釋變量，使用相同的解釋變量和控制變量進行回歸分析，便于進行對比分析。[3]52-55模型中的變量定義如表2。

表2 變量描述

現(xiàn)假設建立如下模型：

上述公式中αe0和αa0表示常量，系數(shù)βe1和βa1分別表示存貨占總資產的比重對上市房地產公司凈資產收益率和總資產收益率的影響程度，βe2和βa2分別表示營業(yè)收入對上市房地產公司凈資產收益率和總資產收益率影響程度，βe3和βa3分別表示資產負債率對上市房地產公司凈資產收益率和總資產收益率的影響程度，βe4和βa4分別表示存貨周轉率對上市房地產公司凈資產收益率和總資產收益率的影響程度，βe5和βa5分別表示流動負債與流動資產結構比對上市房地產公司凈資產收益率和總資產收益率的影響程度，βe6和βa6分別表示總資產對上市房地產公司凈資產收益率和總資產收益率的影響程度，βe7和βa7分別表示資產負債率與流動負債與流動資產結構比的交乘項對上市房地產公司凈資產收益率和總資產收益率的影響程度，βe8和βa8分別表示營業(yè)利潤率對上市房地產公司凈資產收益率和總資產收益率的影響程度，?1和?2表示殘差，其他英文縮寫分別代表各經濟變量。[5]186-192

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

以總樣本分析對主要變量進行的統(tǒng)計性描述結果如表3 所示，被解釋變量凈資產收益率（ROE）最小值是-0.6377，最大值是0.6649，平均值是0.1368，標準差是0.0977，表明48 家上市房地產公司股東收益相差不大?？傎Y產收益率（ROA）最小值是-0.1521，最大值是0.2111 ，平均值是0.0344，標準差是0.0258，表明48 家上市公司收益有一定的差異。存貨占總資產比重（IR）最小值0.0031，最大值0.9151，平均值0.5694，標準差0.1813，表明48 家上市房地產公司存貨比重較高，但是不同的企業(yè)差異也較大。營業(yè)收入（Income）最小值是1.6420，最大值是3484.2650，平均值是239.0211，標準差為468.2833，48 家上市房地產企業(yè)業(yè)績均比較優(yōu)秀。資產負債率（DAR）最小值為0.1073，最大值為0.9409，平均值為0.7555，標準差為0.1210，說明房地產上市公司普遍負債比率較高，舉債經營，獲取利潤是房地產企業(yè)普遍的操作手段。存貨周轉率（IT）最小值為-0.0038，最大值為68.7900，平均值為1.2705，標準差為6.3075，意味著業(yè)績優(yōu)秀的上市房地產公司的資產管理水平較高，但是企業(yè)之間差異也比較明顯。流動負債與流動資產結構比（CLCAR）最小值為0.3594，最大值為5.5960，均值為0.9373，標準差為0.5332，表明即使業(yè)績優(yōu)秀的企業(yè)也存在部分企業(yè)短債長用的情況，增加了企業(yè)的財務風險。營業(yè)利潤率（OPR）最小值為-0.5481，最大值為1.5670，平均值為0.1747，標準差為0.1381，表明不同企業(yè)經營業(yè)績差異也較為明顯。

表3 上市房地產公司研究變量的描述性統(tǒng)計表

（二）相關性分析

在進行回歸分析之前，為了檢驗各變量之間是否存在相關關系，對主要變量做了相關性分析，便于對變量的選取及模型構建的合理性做出初步的判斷。由表4、表5 可知，凈資產收益率（ROE）與存貨占總資產比重是正相關關系，相關系數(shù)為0.121，在5%的水平上顯著，說明存貨比重越高，凈資產收益率越高，顯示股東收益率較好的上市房地產企業(yè)存貨比重都較高?？傎Y產收益率（ROA）與存貨占總資產比重是負相關關系，相關系數(shù)為0.121，在5%的水平上顯著，說明存貨比重越高，總資產收益率越低，顯示上市房地產企業(yè)存貨比重高會影響企業(yè)的整體營利性。

表4 ROE 樣本模型主要變量之間的相關系數(shù)③

表5 ROA 樣本模型主要變量之間的相關系數(shù)

與此同時，凈資產收益率與營業(yè)收入（Income）在1%的水平上顯著性正相關，代表營業(yè)收入還是企業(yè)凈資產收益率的積極影響因素。資產負債率（DAR）與凈資產收益率在5%的水平上顯著正相關，系數(shù)為0.121，說明資產負債率越高，導致凈資產收益率越高。因此股東比較傾向于債務融資。但是資產負債率與總資產收益率成負相關關系，在1%的水平上顯著，系數(shù)為-0.387 表明資產負債率越高越影響企業(yè)的整體營利性。總資產對數(shù)（LNP）與凈資產收益率在1%的水平上顯著正相關，系數(shù)為0.168，表明上市房地產企業(yè)資產規(guī)模越大，凈資產收益率越高。結合存貨占總資產比重計資產負債率指標，可以看出股東比較關心凈資產收益率，所以會通過大量負債融資來增加存貨，擴大資產規(guī)模提高股東收益。營業(yè)利潤率（OPR）與凈資產收益率成正相關關系，系數(shù)為0.281，在1%的水平上顯著。從相關系數(shù)表上，我們也可以看到，存貨占總資產比重與存貨周轉率（IT）是負相關，系數(shù)為-0.379，在1%的水平上顯著相關，說明過高的存貨比重會降低資產的周轉效率，過渡占用企業(yè)的資金。資產負債率與營業(yè)利潤率在1%的顯著水平上負相關，系數(shù)是-0.29，說明過高的資產負債率會降低企業(yè)的經營效益。存貨占總資產比重與營業(yè)利潤率在5%的顯著水平上成負相關，系數(shù)是-0.121，說明過高的存貨比重會導致企業(yè)的營業(yè)利潤率下降，降低上市房地產企業(yè)的盈利能力。

（三）多元回歸分析

由于被解釋變量凈資產收益率（ROE）與解釋變量存貨占總資產比重（IR）是正相關關系，加入了其他控制變量之后，凈資產收益率與存貨占總資產比重之間的回歸關系如表5 所示，可以看出被解釋變量凈資產收益率（ROE）與解釋變量存貨占總資產比重（IR）

表6 隨機效應多元回歸結果

從隨機檢驗的結果可以看出存貨占總資產比重（IR）與凈資產收益率（ROE）在1%的水平上顯著正相關，模型1 得到驗證，調整的R2為16.54%，說明模型擬合效果基本理想?；貧w分析結果表明主要解釋變量存貨占總資產比重（IR）與被解釋變量凈資產收益率（ROE）在1%的水平上顯著正相關，系數(shù)為0.1025，說明存貨占總資產比重越高，股東收益越高?？刂谱兞繝I業(yè)利潤率（OPR）與被解釋變量凈資產收益率（ROE）在5%的水平上顯著正相關，系數(shù)為0.2576，充分驗證了正常的經營性利潤會導致股東收益增加。

（四）穩(wěn)健性檢驗

因為上市房地產公司營業(yè)收入與存貨是正向關系，為了檢驗上述結果的可靠性和穩(wěn)健性，以樣本上市房地產公司的營業(yè)收入作為存貨占總資產比重的替代量進行穩(wěn)健性檢驗。采用模型如下：

以“營業(yè)收入”為新的解釋變量對原模型進行穩(wěn)健性檢驗，控制變量基本保持不變。得出檢驗結果如下表7 所示。

表7 穩(wěn)健性檢驗結果

以營業(yè)收入（Income）為新的解釋變量與被解釋變量凈資產收益率（ROE）進行多元回歸之后，營業(yè)收入（Income）與凈資產收益率（ROE）在5%的水平上顯著正相關，系數(shù)為0.0001，說明原來的模型（1）穩(wěn)健性和可靠性較好。存貨周轉率（IT）與凈資產收益率（ROE）在5%的水平上顯著正相關，系數(shù)為0.2340。流動負債與流動資產結構比（CLCAR）與凈資產收益率（ROE）在5%的水平上顯著負相關，系數(shù)為-0.0653。負債率與流動負債與流動資產結構比綜合結果（DARCLCAR）與凈資產收益率（ROE）在1%的水平上顯著正相關，系數(shù)為0.1223。資產對數(shù)（LNP）與營業(yè)利潤率（OPR）兩個控制變量與凈資產收益率（ROE）之間的顯著性沒有得到驗證，但是總體上與原檢驗結果基本相同。

三、結論與建議

通過前文的實證分析，存貨比重的增加能提高股東的收益率，但是卻降低了企業(yè)的總資產收益率，同時增加了企業(yè)的負債比重，加大了財務風險。因此銷售狀況良好的企業(yè)，因為資金較為充?？梢赃m度提高存貨的比重，增加股東收益，但是銷售狀況不佳的企業(yè)為了片面追求股東收益率而增加存貨的比重，會導致負債比重的上升，財務風險不斷提高。在深化供給側結構性改革的背景下，上市房地產公司應綜合考慮市場環(huán)境，開發(fā)滿足市場的差異化需求的產品，例如小戶型；也可以多角度增加商品的附加值例如“軌道+物業(yè)”，進而提高存貨的周轉率，適度減少庫存，減輕負債壓力，降低財務風險，實現(xiàn)長期良性運轉。

注 釋：

①數(shù)據來自國家統(tǒng)計局。

②數(shù)據來源于公開數(shù)據整理。

③表4-7 中，★、★★、★★★分別表示顯著性水平 10% 、5% 、1% 。