曹 越，劉澤惠，蔣華玲

(1.湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410082；2.中南大學(xué) 湘雅三醫(yī)院，湖南 長(zhǎng)沙 410013)

一 引 言

改革開放以來(lái)，住房制度與土地使用制度的改革為房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了良好的政策條件，打破了傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)體制對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)的束縛，促使房地產(chǎn)行業(yè)快速發(fā)展，為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)作出了重要貢獻(xiàn)。房地產(chǎn)行業(yè)在快速發(fā)展的同時(shí)，也暴露出供需不平衡、房?jī)r(jià)過(guò)高，以及上漲過(guò)快、投機(jī)型購(gòu)房者所占比例過(guò)高等問(wèn)題?？刂品?jī)r(jià)過(guò)快上漲一直是我國(guó)宏觀調(diào)控中的一個(gè)重點(diǎn)，這是關(guān)乎人民群眾生活福祉的一個(gè)關(guān)鍵所在，而限購(gòu)則是調(diào)節(jié)房?jī)r(jià)的重要政策。2009年政府工作報(bào)告指出，要采取更加積極、有效的措施促進(jìn)房地產(chǎn)行業(yè)健康發(fā)展。2010年4月30日，北京率先推出了“國(guó)十條”的相關(guān)實(shí)施細(xì)則，全國(guó)的一線城市相繼開始實(shí)施限購(gòu)政策，截至2011年第三季度，已有46個(gè)城市陸續(xù)實(shí)施了限購(gòu)政策。第一輪限購(gòu)政策主要集中在“限購(gòu)”，即持有本地戶籍的人最多可購(gòu)兩套，且購(gòu)買的時(shí)間需要間隔一年以上，外籍戶口則只能購(gòu)買一套。但是，自2014年9月26日珠海取消限購(gòu)后，除了北上廣深與三亞五個(gè)城市之外，全國(guó)41個(gè)城市均取消限購(gòu)。2015年去庫(kù)存政策使得房?jī)r(jià)出現(xiàn)“報(bào)復(fù)性增長(zhǎng)”，因而從2016年初開始，中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議提出“化解房地產(chǎn)庫(kù)存”和“取消過(guò)時(shí)的限制性措施”等意見，并在當(dāng)年的政府工作報(bào)告中強(qiáng)調(diào)加快推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。2016年10月后，各個(gè)城市紛紛開啟第二輪限購(gòu)。與第一輪限購(gòu)政策相比，第二輪限購(gòu)政策是每個(gè)城市采取不同的措施，從“限購(gòu)、限貸和限價(jià)”三個(gè)方面來(lái)控制房?jī)r(jià)：“限售”是指在取得不動(dòng)產(chǎn)登記證后，必須持有兩年或者三年以上才能再次進(jìn)行交易；“限貸”是指對(duì)貸款購(gòu)買的住宅嚴(yán)格執(zhí)行首付款比例與貸款比率的規(guī)定；“限價(jià)”則是指政府與開發(fā)商提供限定價(jià)格及限定面積的商品房以滿足中低收入家庭的住房需求。

房地產(chǎn)“兩輪限購(gòu)”政策的直接影響集中在限購(gòu)政策對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的效應(yīng)，大致可分為四個(gè)方面：一是限購(gòu)政策“有效論”，即限購(gòu)政策能夠抑制房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲，有助于房地產(chǎn)市場(chǎng)的平穩(wěn)發(fā)展。尹伯成和尹晨發(fā)現(xiàn)，無(wú)論從短期還是長(zhǎng)期來(lái)看，限購(gòu)政策對(duì)恢復(fù)住宅功能、引導(dǎo)理性消費(fèi)、控制金融風(fēng)險(xiǎn)與經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)、阻止貧富差距擴(kuò)大，以及抑制通貨膨脹和推進(jìn)城市進(jìn)程等方面都具有很大的意義與作用[1]，對(duì)控制房?jī)r(jià)、抑制投機(jī)型投資的效果也是很明顯的，而且隨著時(shí)間的推移，政策的效果會(huì)更加明顯[2]。二是限購(gòu)政策“短期有效但長(zhǎng)期無(wú)效”，即限購(gòu)政策雖然在短時(shí)期內(nèi)能夠遏制房?jī)r(jià)過(guò)快上漲，但是長(zhǎng)期來(lái)看并不利于房地產(chǎn)市場(chǎng)的有效發(fā)展[3]。限購(gòu)政策在短時(shí)期里會(huì)對(duì)新建住宅的價(jià)格產(chǎn)生影響，而對(duì)于二手房的價(jià)格及房?jī)r(jià)的長(zhǎng)期影響的效果都是不明顯的[4]。三是限購(gòu)政策“效果不確定論”，即限購(gòu)政策對(duì)房?jī)r(jià)的調(diào)控效果是不確定的。限購(gòu)政策雖然是我國(guó)政府實(shí)施的房地產(chǎn)調(diào)控中最嚴(yán)格的數(shù)量管制政策[5]，但是在政策頒布后，可能會(huì)因?yàn)椤凹匐x婚”、虛構(gòu)納稅證明及戶口信息等行為而使得政策失效[6]。限購(gòu)政策對(duì)于“房?jī)r(jià)上漲過(guò)快”的城市有一個(gè)額外的抑制作用，但這部分抑制作用并未體現(xiàn)在“房?jī)r(jià)過(guò)高”的城市中[2]。限購(gòu)政策只不過(guò)是地方政府出于對(duì)中央追責(zé)的擔(dān)憂而出的應(yīng)景之策，是否有效還有待觀察。四是限購(gòu)政策“無(wú)效論”，即限購(gòu)政策只是一個(gè)行政命令，而非市場(chǎng)調(diào)控手段，并不能顯著影響房?jī)r(jià)[7]。李昱璇基于29個(gè)城市2008年至2014年月度數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)發(fā)現(xiàn)，限購(gòu)政策及限貸政策效果都是不理想的[8]。

房地產(chǎn)“兩輪限購(gòu)”政策的間接影響主要集中在：一是公司違約風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)所在城市實(shí)施的限購(gòu)政策越嚴(yán)格，企業(yè)存在的違約風(fēng)險(xiǎn)下降程度越大，且所在地區(qū)主要集中在一二線城市[9]；二是技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，城市房?jī)r(jià)的上漲會(huì)抑制整個(gè)地區(qū)與企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，限購(gòu)政策的實(shí)施并未顯著控制房?jī)r(jià)的上漲，而是通過(guò)抑制了房地產(chǎn)業(yè)過(guò)度投資，從而緩解了城市房?jī)r(jià)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響[7]；三是土地市場(chǎng)的溢出效應(yīng)，限購(gòu)政策打壓了房地產(chǎn)開發(fā)商的積極性，降低了土地的成交率[10]。

上述文獻(xiàn)為本文奠定了重要基礎(chǔ)，但尚無(wú)文獻(xiàn)專門從微觀層面檢驗(yàn)限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。有關(guān)限購(gòu)政策效果的爭(zhēng)論需要從微觀層面提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。因而，研究限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，顯得尤為迫切。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：一是選題上，以往文獻(xiàn)大多集中在限購(gòu)政策對(duì)宏觀層面房?jī)r(jià)或者某個(gè)房地產(chǎn)公司產(chǎn)生的影響，本文首次實(shí)證分析了限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，從微觀層面評(píng)估了“兩輪限購(gòu)”政策的效果，豐富了限購(gòu)政策的經(jīng)濟(jì)后果文獻(xiàn)；二是內(nèi)容上，本文檢驗(yàn)了“兩輪限購(gòu)”政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，并從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、地區(qū)和不同批次限購(gòu)等維度分析了這種影響存在的差異性，同時(shí)從融資約束視角檢驗(yàn)了“兩輪限購(gòu)”政策影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的渠道機(jī)制，拓展了限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)的影響研究；三是方法上，本文利用“兩輪限購(gòu)”政策提供的準(zhǔn)自然試驗(yàn)，采用面板多期雙重差分模型(以下簡(jiǎn)稱，多期DID)識(shí)別“兩輪限購(gòu)”政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的政策效應(yīng)，這種因果識(shí)別方法使得研究結(jié)果更加科學(xué)、穩(wěn)健。

二 理論分析與研究假設(shè)

2010年4月，北京開始了第一輪的限購(gòu)，隨后很多一二線城市紛紛開始實(shí)施限購(gòu)。2014年之后，除了北京、上海、廣州和深圳，其他城市陸續(xù)取消了限購(gòu)。自2016年10月起，各城市政府開始出臺(tái)新一輪限購(gòu)政策，北上廣深也頒布了更加嚴(yán)格的政策要求，各個(gè)城市的實(shí)施時(shí)間如表1所示。

表1 各城市實(shí)施限購(gòu)的時(shí)間

(一)第一輪限購(gòu)政策在短期內(nèi)可能降低房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，長(zhǎng)期則沒(méi)有效果

各級(jí)政府為了控制房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲，紛紛推出了限購(gòu)政策，希望能夠通過(guò)抑制房地產(chǎn)企業(yè)的投機(jī)與過(guò)度投資行為，從而控制房地產(chǎn)“泡沫”，確保房地產(chǎn)行業(yè)能夠平穩(wěn)、健康發(fā)展。政府依據(jù)住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部公布的40個(gè)城市名單實(shí)施統(tǒng)一的限購(gòu)令，基本內(nèi)容包括兩個(gè)方面：一是具有本市戶籍的居民家庭限購(gòu)兩套住房，能提供1年以上納稅證明或社保繳納證明的非本市居民家庭限購(gòu)一套；二是擁有兩套以上住房的本市居民家庭、擁有一套以上住房的非本市居民家庭，以及無(wú)法提供一年以上納稅證明或社保交納證明的非本市居民家庭不得購(gòu)買住房。本輪限購(gòu)實(shí)際上就是限制買房者或者投資者購(gòu)買房產(chǎn)的數(shù)量，本質(zhì)上屬于臨時(shí)凍結(jié)需求量，這會(huì)使得短時(shí)期內(nèi)各城市的房地產(chǎn)交易數(shù)量得到明顯遏制。從調(diào)控手段上看，限購(gòu)屬于行政命令，在投資投機(jī)者大量購(gòu)房的現(xiàn)實(shí)條件下，暫停購(gòu)房能起到立竿見影的效果。根據(jù)供需均衡理論，當(dāng)供求不發(fā)生改變時(shí)，需求的減少必然會(huì)引起均衡價(jià)格與均衡數(shù)量同時(shí)下降。經(jīng)統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，2010年83%以上的房地產(chǎn)企業(yè)的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)占利潤(rùn)總額90%以上。若交易價(jià)格或交易數(shù)量下降，則很可能導(dǎo)致房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效下降。此外，限購(gòu)政策對(duì)企業(yè)貸款額度與貸款利率的嚴(yán)格控制減少了企業(yè)的資金來(lái)源，不少非大型的房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)由于缺少開發(fā)資金而停止開發(fā)新樓盤，大大降低了其經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

雖然房?jī)r(jià)在短期內(nèi)得到控制，但是房地產(chǎn)市場(chǎng)的真實(shí)需求量并沒(méi)有發(fā)生變化，房地產(chǎn)企業(yè)也會(huì)采取措施以降低限購(gòu)政策帶來(lái)的影響。一方面，房地產(chǎn)企業(yè)會(huì)通過(guò)全款優(yōu)先、亂收費(fèi)、陰陽(yáng)合同、降低住宅質(zhì)量等措施去降低限購(gòu)政策所帶來(lái)的影響；另一方面，此輪限購(gòu)政策的實(shí)施區(qū)域主要集中在一線城市，而且主要針對(duì)的是住宅用房，房地產(chǎn)企業(yè)可以增加在二三線城市及商品房的投資，而非大型房地產(chǎn)企業(yè)可以選擇與大型房地產(chǎn)企業(yè)合作開發(fā)，從而降低自己的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)于沒(méi)有真正的住房需求的投機(jī)型購(gòu)房者來(lái)說(shuō)，限購(gòu)政策雖然在短期里能夠抑制他們的行為，但是它畢竟屬于一項(xiàng)臨時(shí)政策，隨著時(shí)間的推移，限購(gòu)難以持續(xù)。由于限購(gòu)政策在短期內(nèi)壓制了需求，一旦取消則房地產(chǎn)價(jià)格可能出現(xiàn)“報(bào)復(fù)性增長(zhǎng)”[11]，而投機(jī)型購(gòu)房者也會(huì)通過(guò)假離婚、假證明、住房贈(zèng)予等方式去規(guī)避限購(gòu)政策的限制[6,12]。值得注意的是，若房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)擁有充足的流動(dòng)資金，考慮到購(gòu)房需求僅在短期受到抑制而長(zhǎng)期仍保持強(qiáng)勁，它們有可能在短期需求減少的同時(shí)并不降低房?jī)r(jià)，同時(shí)為了長(zhǎng)期的強(qiáng)勁需求還可能提高交易價(jià)格。因而，不論是房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)本身還是購(gòu)房者，從長(zhǎng)期來(lái)看限購(gòu)政策對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響作用不大。基于以上分析，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：第一輪限購(gòu)政策在短期內(nèi)會(huì)降低房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，而在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效沒(méi)有實(shí)質(zhì)性影響。

(二)第二輪限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響具有不確定性

自2016年10月開始，各個(gè)城市紛紛開始實(shí)施第二輪限購(gòu)，目標(biāo)是穩(wěn)增長(zhǎng)與去庫(kù)存。這一輪限購(gòu)政策是一個(gè)“組合拳”，不僅僅是限購(gòu)，還有限價(jià)、限售和限貸等。與2010年第一輪全國(guó)性的城市限購(gòu)政策相比，本輪新政更偏向于“一城一策”，調(diào)控力度對(duì)比之下也更加嚴(yán)格。從2016年8月中國(guó)人民銀行公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看，7月份新增貸款4636億元，其中房貸占信貸的規(guī)模已超過(guò)100%。一旦限購(gòu)政策實(shí)施迫使資金轉(zhuǎn)向其他行業(yè)，房?jī)r(jià)也會(huì)隨之下降，居民的住房需求被暫時(shí)壓制。

但是，房地產(chǎn)的權(quán)屬性質(zhì)與產(chǎn)權(quán)狀態(tài)在長(zhǎng)期內(nèi)不會(huì)發(fā)生改變。盡管“房地產(chǎn)稅”已經(jīng)提上日程，但經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”后，“房地產(chǎn)稅”受減稅降費(fèi)(如“營(yíng)改增”、深化增值稅改革等)和供給側(cè)改革影響遲遲未出臺(tái)，加之“遺產(chǎn)稅”是否開征仍存在爭(zhēng)議，這使得房地產(chǎn)成為當(dāng)前居民投資保值與財(cái)富傳承的重要選擇。在此情況下，當(dāng)房屋的持有人預(yù)期未來(lái)房地產(chǎn)價(jià)格不會(huì)下降，房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)就不會(huì)過(guò)多地?fù)?dān)憂房屋的銷售及購(gòu)房者的心態(tài)，特別是經(jīng)過(guò)第一輪限購(gòu)政策后，投機(jī)型購(gòu)房者與房地產(chǎn)企業(yè)都找到了應(yīng)對(duì)策略，同時(shí)限購(gòu)引發(fā)的房?jī)r(jià)“報(bào)復(fù)性反彈”與多樣化趨勢(shì)使得第二輪限購(gòu)政策能否取得效果并不明朗。第一輪限購(gòu)政策的放開，強(qiáng)化了民眾對(duì)于住房作為資產(chǎn)積累工具的認(rèn)知，增強(qiáng)了民眾的購(gòu)房信心[4]。在重啟的第二輪限購(gòu)中，限購(gòu)最主要的任務(wù)是去庫(kù)存。從統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)看，截至2016年12月底，監(jiān)測(cè)的35個(gè)城市新建商品住宅庫(kù)存總量為23334萬(wàn)平方米，環(huán)比減少1.0%，同比減少10.6%。綜合全年度數(shù)據(jù)，全國(guó)35個(gè)城市新建商品住宅庫(kù)存總體處于下滑態(tài)勢(shì)。從同比增幅看，已出現(xiàn)連續(xù)17個(gè)月的庫(kù)存同比下跌。庫(kù)存下降，房地產(chǎn)銷量則增加。

基于上述分析，實(shí)施第二輪限購(gòu)政策后，短期內(nèi)房?jī)r(jià)下降，銷量增加，因而無(wú)法確定第二輪限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。據(jù)此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：第二輪限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效無(wú)顯著影響。

三 研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

第一輪限購(gòu)政策的實(shí)施時(shí)間從2010年第一季度(北京)開始，第二輪限購(gòu)政策的實(shí)施時(shí)間為2016年第四季度。為了區(qū)分限購(gòu)政策的短期與長(zhǎng)期效果，本文將樣本期間分為短窗口期與長(zhǎng)窗口期：第一輪限購(gòu)政策短窗口期的樣本區(qū)間為2010年第二季度至2011年第四季度，長(zhǎng)窗口期區(qū)間為2009年第三季度至2012年第一季度；第二輪限購(gòu)政策短窗口期的樣本區(qū)間為2016年第三季度至2017年第三季度，長(zhǎng)窗口期為2016年第一季度至2018年第四季度。本文研究的對(duì)象為房地產(chǎn)行業(yè)的所有境內(nèi)上市企業(yè)，劃分標(biāo)準(zhǔn)參照證監(jiān)會(huì)2012年版行業(yè)分類，剔除ST公司，得到房地產(chǎn)公司共138家，進(jìn)一步刪除缺失值之后，主回歸中第一輪限購(gòu)政策共包括1327個(gè)樣本值，第二輪限購(gòu)政策包括1008個(gè)樣本值。本文樣本公司上市日期來(lái)自于CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)，實(shí)施限購(gòu)時(shí)間來(lái)自于手工整理的相關(guān)網(wǎng)頁(yè)與各城市的政府網(wǎng)站，其他數(shù)據(jù)均來(lái)自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為了降低極端值對(duì)結(jié)果的影響，本文對(duì)所有的連續(xù)型變量均進(jìn)行了1%～99%的縮尾處理。

(二)模型構(gòu)建

限購(gòu)政策自2010年實(shí)施以來(lái)，每個(gè)城市的實(shí)施時(shí)間不盡相同，故本文采用多期DID估計(jì)限購(gòu)的政策效應(yīng)。由于房地產(chǎn)上市企業(yè)數(shù)量有限，而且樣本所包含的期間也有限，用以估計(jì)交乘項(xiàng)的數(shù)據(jù)較少，難以滿足固定效應(yīng)組間估計(jì)的要求，相比之下PooledOLS效率更高。因此，本文參照相關(guān)做法，構(gòu)建如下的多期DID模型來(lái)檢驗(yàn)限購(gòu)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響：

ROAi,t=α1+α2Treati×Afteri,t+α3Sizei,t+α4Levi,t+α5Lnagei,t+α6Duali,t+μi+λt+εi,t

(1)

其中，下標(biāo)i、t分別代表各個(gè)樣本企業(yè)、時(shí)間。被解釋變量為房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效(ROA)，解釋變量為企業(yè)i所在的城市是否在季度t內(nèi)實(shí)施了限購(gòu)(Treat×After)。μi表示個(gè)體固定效應(yīng)，λt表示時(shí)間固定效應(yīng)。若模型(1)中Treat×After的系數(shù)α2為負(fù)值，說(shuō)明限購(gòu)政策的實(shí)施會(huì)降低房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。同時(shí)，為了控制個(gè)體及時(shí)間效應(yīng)對(duì)結(jié)果的影響，模型中設(shè)置了個(gè)體虛擬變量與季度時(shí)間虛擬變量。

(三)變量定義與度量

1.企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效

以往關(guān)于企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)證研究中，涉及總資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、經(jīng)濟(jì)增加值(EVA)、托賓Q值等多個(gè)指標(biāo)。盡管托賓Q值也經(jīng)常作為衡量企業(yè)價(jià)值的指標(biāo)，但是該指標(biāo)的計(jì)算利用了受企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境影響較大的市價(jià)，無(wú)法準(zhǔn)確度量“兩輪限購(gòu)”政策對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。本文認(rèn)為，能夠科學(xué)度量“兩輪限購(gòu)”政策對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)影響的指標(biāo)應(yīng)該定位于最直接的會(huì)計(jì)指標(biāo)。參照張正堂、李百興等人的做法，本文采用ROA作為績(jī)效衡量的指標(biāo)，同時(shí)將ROE用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)[13-14]。其中，ROA等于凈利潤(rùn)除以期末總資產(chǎn)余額，ROE等于凈利潤(rùn)除以期末股東權(quán)益余額。

2.限購(gòu)政策

本文用Treat表示一個(gè)城市是否實(shí)施了限購(gòu)政策：若實(shí)施了限購(gòu)政策，則Treat為1，否則為0。用After表示這個(gè)季度及以后季度是否實(shí)施限購(gòu)政策：若該季度及以后季度實(shí)施了限購(gòu)政策，則After為1；反之，After為0。那么，Treat×After表示樣本企業(yè)所在城市在這個(gè)季度及以后季度實(shí)施了限購(gòu)政策。

3.控制變量

參照李百興等和吳有紅等的研究[14-15]，本文設(shè)置如下控制變量：1)公司規(guī)模(Size)，等于季度末資產(chǎn)總額的自然對(duì)數(shù)。房地產(chǎn)企業(yè)需要大量的資金投入，根據(jù)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的原理，大型房地產(chǎn)企業(yè)往往擁有更充裕的資金、更低的開發(fā)成本、更高的產(chǎn)品質(zhì)量、更多的目標(biāo)客戶和面臨更嚴(yán)格的監(jiān)督，從而限購(gòu)政策的出臺(tái)對(duì)于大企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響較小。因此，預(yù)測(cè)Size系數(shù)的符號(hào)為正。2)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，等于季度末負(fù)債總額除以季度末資產(chǎn)總額。根據(jù)資本結(jié)構(gòu)MM定理的稅盾效應(yīng)原理，若企業(yè)的投資報(bào)酬率高于資本成本，提高負(fù)債水平有助于提升企業(yè)盈利水平，即資產(chǎn)負(fù)債率越高，企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效可能越好；但是，資本結(jié)構(gòu)的權(quán)衡理論認(rèn)為，負(fù)債水平越高，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和破產(chǎn)成本也在增加，過(guò)度

負(fù)債可能降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效。因而，Lev系數(shù)的符號(hào)無(wú)法預(yù)判。3)企業(yè)上市年齡(Lnage)，等于當(dāng)前時(shí)間減去企業(yè)上市年份的自然對(duì)數(shù)。企業(yè)上市時(shí)間越長(zhǎng)，運(yùn)營(yíng)方面的經(jīng)驗(yàn)及良好的信譽(yù)有助于提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效。4)兩職合一(Dual)，若該企業(yè)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩者由一人擔(dān)任時(shí)為1，否則為0。不同的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有重要影響。兩職合一提高了協(xié)同效應(yīng)，但降低了監(jiān)督效應(yīng)，這對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響具有不確定性。因此，Dual系數(shù)的符號(hào)也無(wú)法預(yù)計(jì)。

四 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。結(jié)果顯示：2010年，ROA最小值為-0.138，最大值為0.152，說(shuō)明房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平存在較大差異；Treat的平均值為0.818，說(shuō)明房地產(chǎn)企業(yè)所在的城市有為81.8%實(shí)施了限購(gòu)政策；Treat×After表示一個(gè)城市在這個(gè)季度及以后季度實(shí)施了限購(gòu)政策，其平均值為0.465，說(shuō)明樣本期間有46.5%的城市實(shí)施了限購(gòu)政策；2016年，Treat×After的平均值為0.408，說(shuō)明在樣本期間里共有40.8%的企業(yè)所在城市實(shí)施了限購(gòu)政策，其他的變量含義與2010年一致，不再贅述。

表2 房地產(chǎn)行業(yè)主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

表3-1和表3-2分別列示了第一輪限購(gòu)和第二輪限購(gòu)主要變量的Spearman和Pearson相關(guān)分析結(jié)果。結(jié)果顯示：“兩輪限購(gòu)”政策中，企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效(ROA)與企業(yè)規(guī)模(Size)、兩職合一(Dual)呈正相關(guān)關(guān)系，與資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、上市年齡(Lnage)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。第二輪限購(gòu)中，size與lev之間的相關(guān)系數(shù)大于0.5，本文采用中心化處理予以控制。此外，其他控制變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.5，表明本文模型不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。

表3-1 Spearman/Pearson相關(guān)系數(shù)表(第一輪限購(gòu))

表3-2 Spearman/Pearson相關(guān)系數(shù)表(第二輪限購(gòu))

(三)研究假說(shuō)的實(shí)證檢驗(yàn)

表4列示了“兩輪限購(gòu)”政策與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的多期雙重差分檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果。結(jié)果顯示：第一輪短窗口期限購(gòu)政策的系數(shù)(Treat×After)在5%的置信水平上顯著為負(fù)，長(zhǎng)窗口期限購(gòu)政策系數(shù)為負(fù)，但不顯著，說(shuō)明第一輪限購(gòu)政策的實(shí)施在短期顯著降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，而長(zhǎng)期卻沒(méi)有效果，驗(yàn)證了假設(shè)1。在控制個(gè)體與時(shí)間效應(yīng)后，Treat×After的系數(shù)為-0.0047，說(shuō)明相對(duì)于未實(shí)施限購(gòu)政策城市的房地產(chǎn)企業(yè)而言，限購(gòu)政策的實(shí)施使得房地產(chǎn)企業(yè)減少了0.0047個(gè)單位的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，這相當(dāng)于減少企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效平均值的24.7%(0.0047/0.019)，具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義。第二輪限購(gòu)政策的短窗口期不顯著，而長(zhǎng)窗口期與經(jīng)營(yíng)績(jī)效在1%的置信水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明第二輪限購(gòu)政策短期內(nèi)對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效無(wú)顯著影響，而長(zhǎng)期內(nèi)顯著增加了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，驗(yàn)證了假設(shè)2。其中，第二輪長(zhǎng)窗口期限購(gòu)政策(Treat×After)的系數(shù)為0.0057，說(shuō)明相對(duì)于未實(shí)施限購(gòu)政策城市的房地產(chǎn)企業(yè)而言，限購(gòu)政策的實(shí)施使得房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效增加了0.0057個(gè)單位，相當(dāng)于增加經(jīng)營(yíng)績(jī)效平均值的43.8%(0.0057/0.013)，具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義。因而在后續(xù)的分析中，本文主要針對(duì)第一輪限購(gòu)政策短窗口期，以及第二輪限購(gòu)政策長(zhǎng)窗口期進(jìn)一步地討論及分析。

表4 限購(gòu)政策與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效

五 進(jìn)一步研究

企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和規(guī)模大小代表其應(yīng)對(duì)限購(gòu)政策的承受能力，也可能會(huì)對(duì)限購(gòu)政策與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。另外，不同地域的限購(gòu)政策對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響也可能具有差異性。

(一)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響并未形成一致意見：部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與公司的盈利能力和經(jīng)濟(jì)效益并無(wú)必然聯(lián)系[16]，考慮行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和社會(huì)福利等因素后，國(guó)有企業(yè)與私有企業(yè)之間的績(jī)效無(wú)差異[17]；但大部分學(xué)者認(rèn)為，非國(guó)有產(chǎn)權(quán)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極的作用，而國(guó)有產(chǎn)權(quán)則會(huì)帶來(lái)顯著的負(fù)向影響[18]。為了檢驗(yàn)短期內(nèi)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)限購(gòu)政策與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間關(guān)系的影響，本文設(shè)置產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的虛擬變量(Soe)，若該房地產(chǎn)企業(yè)為國(guó)有企業(yè)，則Soe=1，否則Soe=0。表5報(bào)告了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的差異性。結(jié)果顯示：第一輪限購(gòu)中國(guó)有企業(yè)的限購(gòu)系數(shù)在5%的置信水平上顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明第一輪限購(gòu)政策的實(shí)施顯著降低了國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，而非國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)結(jié)果為正但不顯著，原因可能是國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)執(zhí)行限購(gòu)政策更加嚴(yán)格，而非國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)采取其他措施規(guī)避限購(gòu)政策對(duì)自身的不利影響；第二輪限購(gòu)中國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)的限購(gòu)系數(shù)在1%置信水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明第二輪限購(gòu)政策的實(shí)施提高了國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，但是限購(gòu)政策對(duì)非國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的影響并不顯著，可能的原因是在第二輪限購(gòu)中，限購(gòu)與“限價(jià)、限售和限貸”形成“組合拳”使得國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)在招投標(biāo)、高質(zhì)量控制、風(fēng)險(xiǎn)承受能力等方面更具優(yōu)勢(shì)，獲得了更高的市場(chǎng)份額。

(二)企業(yè)規(guī)模

企業(yè)規(guī)模對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有重要影響：隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，企業(yè)利潤(rùn)會(huì)增加[19]；隨著企業(yè)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，企業(yè)的實(shí)力也隨之增強(qiáng)[20]，更有能力應(yīng)對(duì)外界政策及環(huán)境的變化。但是也有文獻(xiàn)研究指出，中小企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效與總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)、營(yíng)業(yè)收入呈正相關(guān)，與員工數(shù)呈弱相關(guān)關(guān)系，而大型企業(yè)規(guī)模與經(jīng)營(yíng)績(jī)效無(wú)相關(guān)關(guān)系[21]。為了驗(yàn)證企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)作用，本文參照龍小寧和萬(wàn)威的做法，將員工人數(shù)的自然對(duì)數(shù)(Employee)作為衡量企業(yè)規(guī)模的代理變量，如果大于中位數(shù)，則Employee等于1，否則等于0[22]。表6報(bào)告了在不同規(guī)模下限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的差異性。結(jié)果顯示：第一輪限購(gòu)政策對(duì)大規(guī)模房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有顯著的正向影響，但與小規(guī)模房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明第一輪限購(gòu)政策顯著降低了小規(guī)模房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效；第二輪限購(gòu)政策對(duì)不同規(guī)模房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效均具有正向影響，但僅對(duì)大規(guī)模的房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升作用在5%的置信水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明第二輪限購(gòu)政策顯著增加了大規(guī)模房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、限購(gòu)政策與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效

表6 企業(yè)規(guī)模、限購(gòu)政策與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效

(三)省會(huì)與沿海城市

為了探究不同地域的限購(gòu)政策對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的差異性，本文分別檢驗(yàn)了省會(huì)城市和沿海城市限購(gòu)政策對(duì)于企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響程度。考慮到福州、廣州、海口三個(gè)城市既屬于省會(huì)城市又屬于(近)沿海城市，本文在進(jìn)一步檢驗(yàn)中剔除這三個(gè)城市，以保證結(jié)果更加穩(wěn)健。表7報(bào)告了不同地域情境下限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的差異性。結(jié)果顯示：第一輪限購(gòu)中，非省會(huì)城市與非沿海城市組的限購(gòu)政策系數(shù)分別在5%與10%的置信水平上顯著為負(fù)，表明第一輪限購(gòu)政策實(shí)施對(duì)非省會(huì)城市與非沿海城市的企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有顯著的負(fù)向影響；第二輪限購(gòu)中，非省會(huì)城市組的限購(gòu)政策系數(shù)在5%的置信水平上顯著正相關(guān)，沿海城市組的限購(gòu)政策系數(shù)在10%的置信水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明第二輪限購(gòu)政策顯著提升了非省會(huì)城市與沿海城市企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

表7 地域、限購(gòu)政策與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效

(四)不同批次的限購(gòu)政策

無(wú)論是第一輪限購(gòu)政策還是第二輪限購(gòu)政策，不同批次限購(gòu)內(nèi)容有所不同，對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響也有所不同。本文設(shè)置Treat×Afteri檢驗(yàn)不同批次的限購(gòu)政策對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響效果，如Treat×After1代表了第一輪限購(gòu)中第一批實(shí)施限購(gòu)的城市(北京)的政策效果，結(jié)果列示于表8。結(jié)果顯示，Treat×After的系數(shù)都僅在第一批時(shí)顯著正相關(guān)或是負(fù)相關(guān)，且系數(shù)的絕對(duì)值不斷減小，由此可以看出限購(gòu)政策具有一定的局限性，僅在剛出臺(tái)時(shí)對(duì)于房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有顯著的影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的結(jié)論。

表8 不同批次的限購(gòu)政策與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效

六 拓展性分析：渠道機(jī)制檢驗(yàn)

限購(gòu)政策是如何影響房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效呢？本文進(jìn)一步探尋限購(gòu)政策在短期內(nèi)影響房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的渠道機(jī)制。前文已述，若房地產(chǎn)企業(yè)資金充裕時(shí)，它可以暫時(shí)不降低房?jī)r(jià)，同時(shí)將資金用于開發(fā)不限購(gòu)的產(chǎn)品(如寫字樓、公寓等)，這樣限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響很小；反之，若房地產(chǎn)企業(yè)面臨較高的融資約束，為了使資金盡快回籠，預(yù)防資金斷裂風(fēng)險(xiǎn)，它很可能降低銷售價(jià)格，挖掘不限購(gòu)的客戶需求，這種情形下限購(gòu)政策會(huì)降低房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。因此，限購(gòu)政策可能通過(guò)融資約束而影響房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

根據(jù)Hadlock和Pierce、鞠曉生等的做法，本文采用如下的SA指數(shù)來(lái)檢驗(yàn)融資約束的中介效應(yīng)[23-24]：

SA=-0.737×size+0.043×

size2-0.04×age

(2)

其中，size為企業(yè)當(dāng)期的資產(chǎn)總計(jì)除以1000000，然后進(jìn)行上下1%的縮尾處理，并取自然對(duì)數(shù)；age為企業(yè)的上市年齡。SA指數(shù)取絕對(duì)值，SA指數(shù)越大，表明企業(yè)的融資約束程度越高。

為了驗(yàn)證融資約束的中介作用，借鑒溫忠麟等的方法[25]，本文設(shè)定以下遞歸方程模型：

Mediai,t=μi+γ1Treati×Afteri,t+γ2Treati+γ3Controlsi,t+εi,t

(3)

ROAi,t=μi+θ1Treat×Afteri,t+θ2Treati+θ3Mediai,t+θ3Controlsi,t+ξi,t

(4)

其中，在模型(3)中，參照黃宏斌等的做法[26]，設(shè)置以下控制變量：1)企業(yè)規(guī)模(Size)，等于企業(yè)總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)；2)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，等于企業(yè)總負(fù)債除以總資產(chǎn)；3)資產(chǎn)有形性(Ppe)，等于存貨凈值與固定資產(chǎn)凈值之和除以季初總資產(chǎn)；4)流動(dòng)負(fù)債變動(dòng)(DStd)，等于企業(yè)當(dāng)期流動(dòng)負(fù)債增加額除以季初總資產(chǎn)；5)企業(yè)投資機(jī)會(huì)(Growth)，等于當(dāng)期主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)額除以上一季度主營(yíng)業(yè)務(wù)收入。模型(4)則是在模型(1)的基礎(chǔ)上加入了中介變量。中介效應(yīng)的檢驗(yàn)原理如下：首先，要估計(jì)模型(1)，如果β2顯著小于0，說(shuō)明了限購(gòu)政策降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效；其次，要估計(jì)模型(3)與模型(4)，如果γ1與θ2都顯著小于0，說(shuō)明限購(gòu)政策通過(guò)融資約束降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效；最后，如果θ2顯著但是θ1不顯著，說(shuō)明了融資約束作為中介變量發(fā)揮了完全中介作用。另需要說(shuō)明一點(diǎn)，如果θ1與θ2中有一個(gè)不顯著，需要通過(guò)Sobel檢驗(yàn)去驗(yàn)證中介變量的作用。表9列示了中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果：第(1)(2)列提供了第一輪限購(gòu)中融資約束作為中介變量的回歸結(jié)果，第(3)(4)列則是第二輪限購(gòu)中融資約束為中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果。表8中第(1)列限購(gòu)的系數(shù)在1%的置信水平上顯著大于0，說(shuō)明第一輪限購(gòu)顯著增加了房地產(chǎn)企業(yè)的融資約束水平；第(2)列Media的系數(shù)顯著，限購(gòu)的系數(shù)不顯著，說(shuō)明融資約束具有完全的中介效應(yīng)。表9中第(3)列限購(gòu)的系數(shù)在5%的置信水平上顯著大于0，說(shuō)明第二輪限購(gòu)顯著增加了企業(yè)的融資約束水平；第(4)列Media的系數(shù)與限購(gòu)系數(shù)均顯著，說(shuō)明融資約束具有部分的中介效應(yīng)。上述結(jié)果表明，第一輪限購(gòu)政策通過(guò)增加融資約束程度進(jìn)而降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，而第二輪限購(gòu)政策則通過(guò)緩解融資約束進(jìn)而提高企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，原因可能是限購(gòu)政策并沒(méi)有達(dá)到抑制資產(chǎn)泡沫的效果，而資產(chǎn)泡沫在一定程度上能夠緩解企業(yè)的融資約束程度[27]。

七 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保結(jié)論真實(shí)可靠，本文從以下方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

(一)改變度量方法

本文改變總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率(ROA)的計(jì)算方法(具體方法為凈利潤(rùn)除以期初總資產(chǎn)與期末總資產(chǎn)余額的平均值)，并采用凈資產(chǎn)收益率(ROE)來(lái)度量企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，結(jié)果如表12-1與表12-2的第(1)(2)列所示，在短期內(nèi)第一輪限購(gòu)政策與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效仍顯著負(fù)相關(guān)，第二輪限購(gòu)政策與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效顯著正相關(guān)，本文結(jié)論成立。

表9 渠道機(jī)制檢驗(yàn)

(二)安慰劑檢驗(yàn)

本文通過(guò)虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，即擬通過(guò)隨機(jī)分配限購(gòu)政策處理組來(lái)檢驗(yàn)限購(gòu)政策對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響結(jié)果是否穩(wěn)健。具體方法是：對(duì)“兩輪限購(gòu)”政策的樣本進(jìn)行1000次隨機(jī)抽樣指定為實(shí)施限購(gòu)政策的實(shí)驗(yàn)組，之后按模型(1)進(jìn)行回歸，并觀察1000次回歸的t值分布。圖1和圖2列示了t值分布情況，圖中虛線表示了真實(shí)t值的分布情況。結(jié)果表示，真實(shí)t值在1000次隨機(jī)測(cè)試中是較明顯的異常值，即說(shuō)明1000次安慰劑樣本幾乎不具有顯著的處理效應(yīng)，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的結(jié)論。

圖1 安慰劑測(cè)試t值分布(第一輪)

(三)傾向得分匹配(PSM)

由于DID很難滿足共同趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)，因而為了克服樣本選擇性偏差的問(wèn)題，本文繼續(xù)用“PSM+DID”的方法對(duì)限購(gòu)的政策效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。借鑒黃燦和李善民的研究[28]，以公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)

圖2 安慰劑測(cè)試t值分布(第二輪)

債率、企業(yè)上市年齡、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼任情況、董事會(huì)規(guī)模和獨(dú)立董事比例等公司特征的因素作為匹配變量，采用“最近鄰匹配”的方法進(jìn)行1∶4匹配，同時(shí)采用“核匹配”的方法進(jìn)行配對(duì)。PSM分析的前提是需滿足共同支撐檢驗(yàn)與平行趨勢(shì)假設(shè)，在未報(bào)告的匹配前后的核密度分布圖顯示，匹配后的處理組與控制組的PS值在(0.3，0.7)兩組之間的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都在10%以下，并且其組間均值差異均不顯著，驗(yàn)證了平行趨勢(shì)假設(shè)，說(shuō)明匹配后處理組與控制組的公司特征無(wú)顯著差異。本文重新對(duì)匹配之后的樣本運(yùn)用多期DID方法檢驗(yàn)限購(gòu)政策對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，結(jié)果列于表12-1與表12-2的第(3)(4)列。經(jīng)PSM匹配后的回歸結(jié)果顯示，在短期內(nèi)第一輪限購(gòu)政策仍然顯著降低了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，第二輪則無(wú)論是長(zhǎng)期或是短期都顯著增加了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

表10-1 傾向得分匹配的平行趨勢(shì)假設(shè)(第一輪)

表10-2 總體傾向得分匹配

表11-1 傾向得分匹配的平行趨勢(shì)假設(shè)(第二輪)

表11-2 總體傾向得分匹配

(四)控制宏觀因素影響

各個(gè)地區(qū)的限購(gòu)政策對(duì)企業(yè)產(chǎn)生的影響各有不同。為了控制不同地區(qū)之間的差異對(duì)本文結(jié)果的影響，本文參照盧盛峰和陳思霞[29]的做法，控制了公司個(gè)體和時(shí)間與地區(qū)的交互項(xiàng)，弱化地區(qū)的不同所帶來(lái)的影響，結(jié)果分別列示于表12-1、12-2的第(5)列。結(jié)果顯示，控制了時(shí)間與地區(qū)的交互影響后，結(jié)果與前文保持一致，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的結(jié)論。

表12-1 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表12-2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

八 研究結(jié)論與政策建議

本文以2009-2012年與2016-2017年全部房地產(chǎn)上市公司為研究樣本，利用面板多期雙重差分模型(DID)檢驗(yàn)了“兩輪限購(gòu)”政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，并從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模與地區(qū)的維度檢驗(yàn)限購(gòu)政策對(duì)房地產(chǎn)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的差異性，同時(shí)探尋了限購(gòu)政策影響房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的渠道機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明：1)第一輪限購(gòu)政策的實(shí)施在短期內(nèi)顯著降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，而在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效則無(wú)顯著影響；第二輪限購(gòu)政策的實(shí)施短期內(nèi)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效無(wú)顯著影響，而在長(zhǎng)期內(nèi)顯著增加了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。2)與非國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)相比，第一輪限購(gòu)政策顯著降低了國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，第二輪限購(gòu)政策則顯著增加了國(guó)有房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。3)第一輪限購(gòu)政策中，限購(gòu)對(duì)規(guī)模較小的房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有顯著的負(fù)向影響；第二輪限購(gòu)政策則顯著增加了規(guī)模較大的房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。4)非省會(huì)城市與非沿海城市對(duì)第一輪限購(gòu)政策與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間負(fù)向影響更顯著，沿海城市與非省會(huì)城市對(duì)第二輪限購(gòu)政策與房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間正向作用更顯著。5)渠道機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，增加(緩解)融資約束是第一輪(第二輪)限購(gòu)政策與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的一個(gè)渠道。另外，經(jīng)過(guò)改變解釋變量、安慰劑檢驗(yàn)、PSM、控制宏觀因素影響等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文的結(jié)論依舊成立。

本文的政策建議和啟示有：1)整體而言，“兩輪限購(gòu)”政策對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響存在差異性，第二輪限購(gòu)的效果遠(yuǎn)不如第一輪，因而在新一輪限購(gòu)中要注意政策的變化及因城施策實(shí)施限購(gòu)，避免企業(yè)采取相同的手段規(guī)避政策所帶來(lái)的影響；2)企業(yè)規(guī)模會(huì)影響限購(gòu)政策與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系，因而未來(lái)限購(gòu)時(shí)建議對(duì)不同規(guī)模的房地產(chǎn)公司實(shí)施有針對(duì)性的限購(gòu)措施，從而達(dá)到精準(zhǔn)調(diào)控的目的；3)限購(gòu)政策會(huì)通過(guò)融資約束而對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生重要影響，因而未來(lái)實(shí)施限購(gòu)時(shí)，要密切關(guān)注房地產(chǎn)企業(yè)的融資能力，可以考慮采取限制購(gòu)買與限制融資“雙管齊下”的政策來(lái)達(dá)成調(diào)控目標(biāo)。