莊丹妮

摘 要：隨著房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展?jié)摿Σ粩啾患ぐl(fā)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，作為推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的第三產(chǎn)業(yè)，本文選取了九家房地產(chǎn)公司作為研究對(duì)象，從行業(yè)內(nèi)部因素分析房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)價(jià)值的影響因素，以凈資產(chǎn)收益率作為衡量企業(yè)價(jià)值的指標(biāo)，考察了償債及資本結(jié)構(gòu)、營(yíng)運(yùn)能力和股權(quán)結(jié)構(gòu)三個(gè)方面因素，分別以資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和第一大股東持有比例作為衡量指標(biāo)，經(jīng)過建立模型、模型檢驗(yàn)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)，進(jìn)行實(shí)證研究。最后根據(jù)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響程度為房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展提出針對(duì)性的建議。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn);企業(yè)價(jià)值;凈資產(chǎn)收益率;回歸分析

房地產(chǎn)行業(yè)作為推動(dòng)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展起到了重要的促進(jìn)作用。雖然行業(yè)市場(chǎng)發(fā)展受到國(guó)家宏觀政策的調(diào)控，銷售額增幅存在著下降的趨勢(shì)，但是整體來說仍占據(jù)一定程度的市場(chǎng)規(guī)模。針對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展，本文選取了中航地產(chǎn)、萬(wàn)澤股份、順發(fā)恒業(yè)、光華控股、中弘股份、中天城投、華聯(lián)股份、世茂股份、城投控股共9家房地產(chǎn)企業(yè)作為研究對(duì)象，利用2012年的財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)及股本結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，從行業(yè)內(nèi)部因素分析房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)價(jià)值的影響因素。

一、建立模型

（一）相關(guān)分析

為了避免出現(xiàn)回歸結(jié)果不準(zhǔn)確的現(xiàn)象，需要對(duì)變量間進(jìn)行簡(jiǎn)單的兩兩相關(guān)性分析，但是相關(guān)性分析并不能夠確定變量間具體的影響關(guān)系，后面的分析還需要進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。根據(jù)表1的數(shù)據(jù)，可以計(jì)算出凈資產(chǎn)報(bào)酬率的均值Y為14.89111，資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和第一大股東持有比例的均值X分別為64.37889、0.24和45.84667。由樣本相關(guān)系數(shù)公式：

求得資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和第一大股東持有比例的

分別為0.5824、0.7069和0.7091。值得注意的是，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和第一大股東持有比例對(duì)凈資產(chǎn)報(bào)酬率的相關(guān)系數(shù)都大于0.7，說明了這兩個(gè)解釋變量和被解釋變量存在一定程度的相關(guān)關(guān)系。

本文還運(yùn)用了STATA軟件研究被解釋變量和解釋變量在5%的顯著性水平下的相關(guān)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)凈資產(chǎn)報(bào)酬率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、第一大股東持有比例在5%的顯著性水平下存在顯著的相關(guān)性。另外，本文也通過STATA軟件計(jì)算了解釋變量間的相關(guān)系數(shù)與在5%的顯著性水平下的相關(guān)性，結(jié)果顯示各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)均不超過0.5，變量?jī)蓛芍g不存在明顯的相關(guān)性。

（二）多元回歸分析

基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，根據(jù)變量現(xiàn)有的數(shù)據(jù)和關(guān)系，構(gòu)建以凈資產(chǎn)收益率Y為被解釋變量，以資產(chǎn)負(fù)債率X1，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率X2和第一大股東持有比例X3為解釋變量的模型。設(shè)定如下：

由公式? ? ? ? ? ? ?，可以計(jì)算出包含? ? ? ? ? 的矩陣。本文使用了STATA軟件將數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。

二、模型檢驗(yàn)

（一）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

在多元線性回歸模型中，可以同一元線性回歸模型一樣使用可決系數(shù)衡量樣本回歸線對(duì)樣本觀測(cè)值的擬合優(yōu)度。記? ? ? ? ? ? ? ?為離差平方和，? ? ? ? ? ? ? ?為回歸平方和，? ? ? ? ? ? ? ? ，可用回歸平方和占總離差平方和的比重來衡量樣本回歸線對(duì)樣本觀測(cè)值的擬合程度：

R2=■=1-■

根據(jù)方式計(jì)算出來的統(tǒng)計(jì)量為0.9123，該統(tǒng)計(jì)量接近于1，表示模型的擬合優(yōu)度很高。表示資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和第一大股東持有比例可以解釋凈資產(chǎn)報(bào)酬率91.23%的變動(dòng)。為了剔除變量個(gè)數(shù)對(duì)擬合優(yōu)度的影響，本文將殘差平方和與總離差平方和分別除以各自的自由度，記R2為調(diào)整后的可決系數(shù)，則根據(jù)公式：

R2=1-■

可以得出調(diào)整后的可決系數(shù)為0.8597，可見模型的擬合優(yōu)度較高，有較強(qiáng)的說服力。

（二）方程總體線性的顯著性檢驗(yàn)

為了判斷模型中被解釋變量與解釋變量之間的線性關(guān)系在總體上是否顯著成立，本文使用了F檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械膮?shù)是否顯著不為零。原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為：

H0：β1=0，β2=0，β3=0

H1：βj（j=1，2，3）不全為零

根據(jù)數(shù)理統(tǒng)計(jì)的知識(shí)，在原假設(shè)H0成立的條件下，統(tǒng)計(jì)量

F=■

服從自由度為（3，5）的F分布。給定顯著性水平a =0.05，臨界值F0.05=（3，5）=5.41，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)可以求出F的統(tǒng)計(jì)值為17.33，計(jì)算過程為

F=■=■=17.33

因?yàn)镕>F（3，5），所以拒絕原假設(shè)H0，說明方程總體上的線性關(guān)系在5%的顯著性水平下顯著相關(guān)。

（三）變量的顯著性檢驗(yàn)

在上一節(jié)雖然驗(yàn)證了方程總體上的線性關(guān)系是顯著的，但是不能夠證明資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和第一大股東持有比例對(duì)凈資產(chǎn)回報(bào)率的影響是顯著的，因此本文使用t檢驗(yàn)對(duì)資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和第一大股東持有比例進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

1.t統(tǒng)計(jì)量

因?yàn)閰?shù)估計(jì)量的方差為? ? ? ? ? ? ? ? ? ，以cj表示矩陣（X'X）-1主對(duì)角線上的第j個(gè)元素，于是參數(shù)估計(jì)量? ?的方差為

，j=1，2，…，k

其中σ2為隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差，在實(shí)際計(jì)算時(shí)用? ?代替。因?yàn)? ?服從? ? ? ? ? ? ? ?的正態(tài)分布，因此可以構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量

2.t檢驗(yàn)

原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為：

H0：? =0

H1=? ≠0

給定顯著定水平0.05，得到臨界值t0.025（5）=2.571，根據(jù)圖2回歸分析結(jié)果得出了各個(gè)變量的t值，分別為t1=2.35，t2=3.43，t3=3.87，所以t1t0.025（5），t3>t0.025（5），由此可以得出，資產(chǎn)負(fù)債率的t值小于臨界值，因此接受原假設(shè)，表明資產(chǎn)負(fù)債率不應(yīng)包含在模型中?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和第一大股東持有比例的t值都大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)，從而判定應(yīng)該包含在模型中。從t檢驗(yàn)的結(jié)果我們也可以得出總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對(duì)凈資產(chǎn)回報(bào)率的影響是顯著相關(guān)的，房地產(chǎn)企業(yè)的運(yùn)營(yíng)能力越強(qiáng)，公司的盈利能力越強(qiáng)，企業(yè)價(jià)值就越高;第一大股東持有比例對(duì)凈資產(chǎn)回報(bào)率的影響也是顯著相關(guān)的，說明了相對(duì)集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)提升房地產(chǎn)公司的業(yè)績(jī)。

（四）參數(shù)的置信區(qū)間

為了考察通過回歸分析結(jié)果得到的參數(shù)值和真實(shí)值的差距，本文進(jìn)一步分析參數(shù)的置信區(qū)間。根據(jù)變量顯著性檢驗(yàn)中的公式：

給定顯著性水平0.05，則容易推出95%的置信度的置信區(qū)間是：

（? ? ? ? ? ? ? ?，? ? ? ? ? ? ? ?）

在上一節(jié)中，如果給定顯著性水平0.05，查表可得到臨界值t0.025（5）=2.571，所以從回歸計(jì)算中可以得到，β1的置信區(qū)間為（-0.0223，0.5098），β2的置信區(qū)間為（11.73，81.79），β3的置信區(qū)間為（0.08824，0.4373），顯然β1和β3的置信區(qū)間比β2小很多，估計(jì)的結(jié)果會(huì)更精確。針對(duì)如何縮小β2的置信區(qū)間，可以使用三種方法，第一種方法可以通過增大樣本容量，在同樣的置信度下，樣本容量越大，臨界值越小，一般情況下可使? ?減小。第二種方法是提高模型的擬合優(yōu)度，以減小殘差平方和。另外還有一種方法是提高樣本觀測(cè)值的分散度樣本觀測(cè)值越分散，cj越小。

三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

以上對(duì)多元線性回歸模型的分析是建立在提出若干基本假定成立的條件下，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谶`背基本假定的情況，本文討論了以下幾種情況。

（一）異方差性

本文利用STATA軟件，使用了懷特檢驗(yàn)回歸模型是否存在異方差。假設(shè)回歸模型為

先用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)上述模型的參數(shù)，并得到殘差平方序列? ?，然后做如下輔助回歸

然后對(duì)原假設(shè)H0：a1=…=a9=0進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)原模型是否存在異方差就相當(dāng)于檢驗(yàn)輔助回歸模型的回歸參數(shù)除了常數(shù)項(xiàng)以外是否顯著為0。在STATA完成回歸后進(jìn)行懷特檢驗(yàn)。

（二）序列相關(guān)性

本文分析的是2012年9家房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)，屬于截面數(shù)據(jù)，因而一般不存在序列相關(guān)性問題，所以本文沒有檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷男蛄邢嚓P(guān)性。

（三）多重共線性

多元回歸線性模型中普遍存在多重共線性問題，如果多重共線性的程度較高，則會(huì)導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)嚴(yán)重的偏差問題，因此有必要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷亩嘀毓簿€性。在計(jì)算并檢查了解釋變量之間的兩兩相關(guān)系數(shù)的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步進(jìn)行多重共線性診斷， 使用方差膨脹因子判別法用于檢驗(yàn)共線性的統(tǒng)計(jì)量有容忍度和方差膨脹因子，方差膨脹因子為VIF，根據(jù)計(jì)算VIF的公式：

VIF=1（1-R■■）

R■■表示用其他自變量解釋第j個(gè)變量的多元相關(guān)系數(shù)，即以Xj為被解釋變量，以其他解釋變量為解釋變量做輔助回歸的R2。

四、房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展建議

從房地產(chǎn)企業(yè)的內(nèi)部因素分析來看，通過實(shí)證分析，本文得出了對(duì)房地產(chǎn)公司企業(yè)價(jià)值有顯著影響的因素是營(yíng)運(yùn)能力和股權(quán)結(jié)構(gòu)，資本結(jié)構(gòu)對(duì)其影響不大。針對(duì)研究結(jié)果，本文對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展提出了以下建議。

（一）提高企業(yè)資產(chǎn)營(yíng)運(yùn)能力

分析結(jié)果表明，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對(duì)凈資產(chǎn)報(bào)酬率的影響是顯著的，因此房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)應(yīng)該加快資產(chǎn)的周轉(zhuǎn)速度，提高資金的使用效率，這同樣也需要加強(qiáng)公司管理層對(duì)資金的管理，提高凈資產(chǎn)報(bào)酬率，才能在激烈的房地產(chǎn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)一定的市場(chǎng)份額，取得效益。

（二）優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)

經(jīng)過論文的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，第一大股東持有比例對(duì)凈資產(chǎn)報(bào)酬率的影響也是顯著的，公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)越集中，企業(yè)的盈利效果更好。反之，如果企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)過于分散，則不利于企業(yè)發(fā)展，企業(yè)對(duì)股東的監(jiān)管能力會(huì)被弱化。因此在強(qiáng)化股權(quán)集中度的同時(shí)，也要注重對(duì)股東權(quán)益的監(jiān)管，提高企業(yè)的治理水平。

（三）拓展融資渠道

企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)周期較長(zhǎng)的原因除了企業(yè)內(nèi)部的管理問題，也和融資渠道較少有關(guān)。從房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀來看，企業(yè)的債務(wù)性融資比例是比較高的，這也給企業(yè)帶來了風(fēng)險(xiǎn)，有可能會(huì)導(dǎo)致破產(chǎn)，因而企業(yè)有必要對(duì)融資結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化。企業(yè)在選擇融資渠道的時(shí)候要考慮自身的收益，合理判斷融資渠道的成本和自由度，此外企業(yè)也可以通過地產(chǎn)信托資金等項(xiàng)目拓展融資渠道。

結(jié)束語(yǔ)：

本文選取了九家房地產(chǎn)上市公司作為研究對(duì)象，以凈資產(chǎn)報(bào)酬率為被解釋變量，資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和第一大股東持有比例為解釋變量，分析影響房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)價(jià)值的因素，通過建立模型、模型檢驗(yàn)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)等實(shí)證研究，得出了對(duì)房地產(chǎn)公司企業(yè)價(jià)值有顯著影響的因素是營(yíng)運(yùn)能力和股權(quán)結(jié)構(gòu)，資本結(jié)構(gòu)對(duì)其影響不大的結(jié)論。最后針對(duì)營(yíng)運(yùn)能力和股權(quán)結(jié)構(gòu)，為房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展提出了提高企業(yè)資產(chǎn)營(yíng)運(yùn)能力、拓展融資渠道和優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)的建議。

參考文獻(xiàn)：

[1]周葉葉.房地產(chǎn)上市公司業(yè)績(jī)影響因素研究.湖北理工大學(xué)，2014.

[2]王歡.企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、治理水平與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系研究——以房地產(chǎn)行業(yè)為例.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院，2019（06）.