鄭 華，芮林仁，陳書婕

（安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036）

1 研究背景及現(xiàn)狀

中國目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及增長正逐漸發(fā)生質(zhì)的變化，從原來的高速增長方式轉(zhuǎn)化為可持續(xù)、高質(zhì)量以及健康的發(fā)展方式，其中房地產(chǎn)行業(yè)作為中國國民經(jīng)濟(jì)的支撐行業(yè)，在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長方面具備很大的貢獻(xiàn)作用。因此對(duì)于A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)股票價(jià)格與企業(yè)績效的關(guān)聯(lián)度研究就顯得尤為重要，因?yàn)檫@有助于投資者了解A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)的發(fā)展情況從而做出合理有效的投資決策。

關(guān)于研究企業(yè)績效對(duì)于股票價(jià)格究竟是否有影響一直是國內(nèi)眾多學(xué)者研究的熱門話題。鮮倩[1]等通過熵權(quán)法得出綜合財(cái)務(wù)績效得分對(duì)于股票價(jià)格影響不大。張勇[2]基于企業(yè)披露的會(huì)計(jì)信息角度出發(fā)，得出農(nóng)產(chǎn)品加工類上市企業(yè)的股票價(jià)格波動(dòng)由企業(yè)的盈利能力和發(fā)展能力決定，其中盈利能力對(duì)于股票價(jià)格影響最為顯著。李建軍[3]進(jìn)行研究分析得出每股收益顯著正向影響股票價(jià)格的上漲率，而其余財(cái)務(wù)比率對(duì)股票價(jià)格影響不大。朱冬元等[4]基于創(chuàng)業(yè)板4 大板塊上市企業(yè)視角，得出長期投資的創(chuàng)業(yè)板制造業(yè)上市企業(yè)與農(nóng)業(yè)上市企業(yè)獲利能力與股票價(jià)格有一定關(guān)聯(lián)度，但是成長能力影響不大。黃燕輝等[5]基于滬市A 股718 上市企業(yè)為樣本，得出盈利能力和現(xiàn)金流量對(duì)于股票價(jià)格的影響較大，短期償債能力對(duì)于股票價(jià)格產(chǎn)生一定的影響，且營運(yùn)能力和成長能力對(duì)于股票價(jià)格影響微乎其微。

但是關(guān)于A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)股票價(jià)格與企業(yè)績效關(guān)聯(lián)度的研究還比較少，而且以往大多數(shù)研究都是基于線性回歸模型分析研究股票價(jià)格對(duì)企業(yè)績效的影響程度，因此本文運(yùn)用因子分析與多元線性分析相結(jié)合的方法以此來探討企業(yè)績效對(duì)于A股房地產(chǎn)上市企業(yè)股票價(jià)格的影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文按照往常慣例以剔除以下數(shù)據(jù)：數(shù)據(jù)異常缺失的A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)；ST 以及*ST 標(biāo)記的A股房地產(chǎn)上市企業(yè)。最終得到102 家A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)2019 年度財(cái)務(wù)有效數(shù)據(jù)作為研究樣本，本文所選取數(shù)據(jù)來自于銳思金融股票數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

本文主要探究的是A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)股票價(jià)格與企業(yè)績效之間的關(guān)聯(lián)度，于是選用SP（2019年度4 個(gè)季度股票收盤的均價(jià)）作為被解釋變量。

2.2.2 解釋變量

企業(yè)績效即企業(yè)一定營業(yè)期間內(nèi)效益能力如何，如果能夠?qū)⑺崛〉呢?cái)務(wù)績效指標(biāo)降維處理成四個(gè)對(duì)應(yīng)的能力因子，那么本文就可以將Profit-Factor（獲利因子）、Solvency-Factor（償債因子）、Growth-Factor（成 長 因 子）以 及Operation-Factor（營運(yùn)因子）作為解釋變量。獲利因子由X1、X2、X3來考量；償債因子由X4、X5、X6來考量；成長因子由X7、X8、X9來考量；營運(yùn)因子由X10、X11、X12來考量。

具體財(cái)務(wù)指標(biāo)的選取與含義如表1 所示。

表1 財(cái)務(wù)指標(biāo)含義

2.3 假設(shè)提出

基于證券投資理論提出以下4 個(gè)假設(shè)：

獲利能力指的是企業(yè)獲取利益的能力。而獲利能力良好的企業(yè)之所以會(huì)吸引投資者對(duì)其進(jìn)行投資，是因?yàn)楂@利能力良好的企業(yè)對(duì)于投資者而言，所得到的投資收益是比較豐厚的，從而致使股價(jià)得到提升，基于上述分析，提出第1 個(gè)假設(shè)。

假設(shè)1A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)獲利能力正向影響股票價(jià)格。

償債能力通常指的是企業(yè)對(duì)于自身各種長短期債務(wù)進(jìn)行及時(shí)清償?shù)哪芰?。企業(yè)償債能力越好，企業(yè)經(jīng)營性越穩(wěn)定，企業(yè)獲得的資金越充足，股價(jià)自然而然會(huì)增高，基于上述分析，提出第2 個(gè)假設(shè)。

假設(shè)2A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)償債能力正向影響股票價(jià)格。

成長能力通常指的是企業(yè)利用自身的經(jīng)營生產(chǎn)活動(dòng)不斷的擴(kuò)展自身的規(guī)模，成長能力越好的企業(yè)其內(nèi)在價(jià)值也會(huì)不斷提升，所以投資者現(xiàn)在愿意投資成長能力良好的企業(yè)[6]，基于上述分析，提出第3 個(gè)假設(shè)。

假設(shè)3A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)成長能力正向影響股票價(jià)格。

營運(yùn)能力通常指的是企業(yè)對(duì)于自身資產(chǎn)運(yùn)營管理的效率。企業(yè)的營運(yùn)能力越好，象征著企業(yè)具備持久健康發(fā)展的能力，投資者自然也更愿意購買企業(yè)的股票從而推動(dòng)股價(jià)上漲，基于上述分析，提出第4 個(gè)假設(shè)。

假設(shè)4A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)營運(yùn)能力正向影響股票價(jià)格。

2.4 模型構(gòu)建

為了避免回歸分析可能出現(xiàn)的共線性問題，先采用因子分析降維處理之后再進(jìn)一步分析，首先因子F與財(cái)務(wù)指標(biāo)X之間的模型可表述為[7]：

其中，ai為成分得分系數(shù)，Xm為選取的財(cái)務(wù)績效指標(biāo)，F(xiàn)actori則為提取的因子。

若企業(yè)績效與股票價(jià)格之間存在顯著的關(guān)聯(lián)，則可以將股價(jià)SP與提取的因子Factor構(gòu)造多元回歸線性模型：

式中，kn為多元回歸線性模型的系數(shù)；ε為隨機(jī)誤差；SP為2019 年度4 個(gè)季度股票收盤的均價(jià)。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析檢驗(yàn)

首先對(duì)于選取的數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理，最常用方法是z-score 法[8]。從表2 可以看出SP極大值與極小值的差距還是比較明顯的，不過整體離散程度較為良好，即股價(jià)波動(dòng)程度不是很高。觀察代表獲利能力財(cái)務(wù)指標(biāo)統(tǒng)計(jì)量，可以發(fā)現(xiàn)均值都是大于0 的，說明獲利能力整體表現(xiàn)較為良好。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)量

觀察代表償債能力指標(biāo)統(tǒng)計(jì)量發(fā)現(xiàn)流動(dòng)比率與速動(dòng)比率的標(biāo)準(zhǔn)差較小，離散化程度較小，而現(xiàn)金比率離散程度相對(duì)較高。觀察代表成長能力指標(biāo)統(tǒng)計(jì)量可以看出凈資產(chǎn)增長率的離散程度較小，而營業(yè)利潤增長率和每股收益增長率的離散程度較大。觀察代表營運(yùn)能力指標(biāo)統(tǒng)計(jì)量可以得三者的均值是大于0，說明房地產(chǎn)上市企業(yè)整體營運(yùn)能力較強(qiáng)。

3.2 因子分析檢驗(yàn)

為了避免多重共線性問題，使得構(gòu)造出的模型不可用，于是可以采用因子分析進(jìn)行降維處理。因子分析一般都要經(jīng)過以下幾個(gè)步驟，即適應(yīng)性分析、因子提取分析、因子解釋分析、因子得分分析等[9]。

3.2.1 適用性分析

由表3 可以看出sig.值為0.000，小于0.01，而且近似卡方值為942.155 是比較大的，說明通過了巴特利特球度檢驗(yàn)測(cè)試。由表3 可以看出KMO 值為0.638，說明除股價(jià)之外的房地產(chǎn)上市企業(yè)2019年度其余財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)選取尚在接受范圍之內(nèi)，通過了KMO 檢驗(yàn)測(cè)試。

表3 KMO 和巴特利球度檢驗(yàn)

3.2.2 因子提取分析

由表4 可以看出所提取的4 個(gè)因子的特征值均大于1，符合因子提取的原則，而且可以看出提取的 4 個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率分別為 35.691%、18.321%、15.913%和9.496%，累積貢獻(xiàn)率達(dá)到79.420%，同時(shí)觀察可以得到旋轉(zhuǎn)后4 個(gè)因子的方差解釋度分別為25.422%、19.334%、18.537%和16.127%，累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到79.420%，說明提取出的4 個(gè)因子能較好的解釋大部分財(cái)務(wù)指標(biāo)。

表4 解釋總方差表

3.2.3 因子解釋分析

由表5 可以看出提取出的第1 個(gè)因子Factor1在代表償債能力的流動(dòng)比率（0.923）、速動(dòng)比率(0.951)以及現(xiàn)金比率（0.966）表現(xiàn)出極高的載荷值，所以將第 1 個(gè)因子Factor1命名解釋為Solvency-Factor；對(duì)于提取出的第2 個(gè)因子Factor2而言，其在表示營運(yùn)能力的存貨周轉(zhuǎn)率（0.907）以及應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率（0.893）呈現(xiàn)出較高的載荷值，故將第2 個(gè)因子Factor2命名為Operation-Factor；而提取出的第3 個(gè)因子Factor3則在凈資產(chǎn)收益率（0.840）、資產(chǎn)凈利率（0.611）以及每股收益（0.882）解釋出相對(duì)較高的載荷，所以將第3 個(gè)因子Factor3解釋為Profit-Factor；最后提取出的第4 個(gè)因子Factor4在營業(yè)利潤增長率（0.885）和每股收益增長率（0.909）上凸顯出比較大的載荷值，故將提取出的第 4 個(gè)因子Factor4命名解釋為Growth-Factor[10]。

表5 旋轉(zhuǎn)成分系數(shù)矩陣表

3.2.4 因子得分分析

由表6 可以得到以下4 個(gè)因子得分系數(shù)函數(shù)表達(dá)式：

表6 因子得分系數(shù)矩陣表

根據(jù)式（3）、（4）、（5）、（6）4 個(gè)得分系數(shù)函數(shù)表達(dá)式分別計(jì)算102 家A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)關(guān)于償債因子、營運(yùn)因子、獲利因子以及成長因子的得分，然后與股價(jià)SP 進(jìn)行多元回歸分析檢驗(yàn)。

3.3 相關(guān)性分析檢驗(yàn)

由表7 可以看出SP與Operation-Factor以及Profit-Factor在 0.01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)，Pearson相關(guān)系數(shù)分別達(dá)到了0.547 和0.537，因此SP與Operation-Factor以及Profit-Factor呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)關(guān)系。而SP與Solvency-Factor以及Growth-Factor的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的概率p值分別為0.602 和0.121，而且Pearson 相關(guān)系數(shù)只有0.052和-0.154，說明SP與Solvency-Factor以及Growth-Factor 之間不存在顯著的相關(guān)性，表明在后續(xù)回歸分析檢驗(yàn)中需要消除掉Solvency-Factor以及Growth-Factor這兩個(gè)解釋變量，而只保留Operation-Factor和Profit-Factor這兩個(gè)解釋變量與SP進(jìn)一步做回歸分析檢驗(yàn)。

表7 SP 與解釋變量間相關(guān)性分析表

3.4 回歸分析檢驗(yàn)

3.4.1 回歸方程擬合優(yōu)度分析檢驗(yàn)

通過表8 可以得知R為0.767，而R＞0.5 時(shí)即說明擬合優(yōu)度較為良好。同時(shí)可以看出R2的大小為0.588，而調(diào)整后的R2為0.579，表明此多元回歸模型解釋變量對(duì)于被解釋變量的解釋程度可以達(dá)到57.9%，而且可以看出DW值為1.608，說明此回歸模型的建立是有意義的。

表8 回歸方程擬合優(yōu)度分析檢驗(yàn)表

3.4.2 回歸方程顯著性分析檢驗(yàn)

由表9 可以得知F 的統(tǒng)計(jì)量為70.535，而且關(guān)于F檢驗(yàn)的顯著性Sig.近似為0，說明回歸方程的構(gòu)建是合理的。

表9 回歸方程顯著性分析檢驗(yàn)表

3.4.3 回歸系數(shù)顯著性分析檢驗(yàn)

通過表10 可以看出Operation-Factor的sig.值近似于 0，遠(yuǎn)小于 0.05 的顯著性水平，表明Operation-Factor在0.05 的顯著性水平上與SP相關(guān)；而Profit-Factor的sig.值同樣接近于0，小于0.05 的顯著性水平，說明可以對(duì)SP產(chǎn)生顯著的影響。

表10 回歸系數(shù)顯著性分析檢驗(yàn)表

3.5 實(shí)證分析結(jié)論

根據(jù)回歸分析檢驗(yàn)可以得知Profit-Factor與SP有線性相關(guān)關(guān)系，而且Profit-Factor的系數(shù)為正數(shù)，表明A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)獲利能力正向影響股票價(jià)格，即假設(shè) 1 成立；同時(shí)可以得出Operation-Factor與SP也有線性相關(guān)關(guān)系，且Operation-Factor的系數(shù)也為正數(shù)，則表明A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)營運(yùn)能力正向影響股票價(jià)格，即假設(shè)4 成立；但是償債能力提取出的Solvency-Factor和成長能力提取出的Growth-Factor與股價(jià)SP（2019年股票收盤均價(jià)）相關(guān)性都微乎其微，即假設(shè)2 與假設(shè)3 不成立。據(jù)此，可以得出多元回歸線性方程，如下所示：

4 結(jié)論

進(jìn)行實(shí)證分析研究可以得到，A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)的Solvency-Factor和Growth-Factor并沒有進(jìn)入到多元線性回歸模型中作為解釋變量，即表明A股102 家房地產(chǎn)上市企業(yè)償債能力與成長能力與股票價(jià)格幾乎不相關(guān)，究其原因，可能是A 股投資者都不大重視房地產(chǎn)上市企業(yè)的成長能力以及償債能力，而且本文選取的財(cái)務(wù)指標(biāo)、樣本容量以及行業(yè)板塊等因素都可能對(duì)實(shí)證分析結(jié)果產(chǎn)生一定差異影響。

而A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)的Operation-Factor和Profit-Factor進(jìn)入到多元線性回歸模型中作為解釋變量，且通過了回歸檢驗(yàn)分析，以及Operation-Factor和Profit-Factor這兩個(gè)解釋變量的系數(shù)都為正數(shù)，則表明A 股102 家房地產(chǎn)上市企業(yè)營運(yùn)能力和獲利能力與股票價(jià)格呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，因?yàn)槠髽I(yè)只有高效的利用自有資產(chǎn)獲得高收入才會(huì)為投資者帶來高利益，所以這在一定程度上影響股票價(jià)格，這表明A 股房地產(chǎn)投資市場(chǎng)投資者更注重關(guān)注企業(yè)的營運(yùn)能力與獲利能力。

不過綜合來看，雖然A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)的Solvency-Factor和Growth-Factor與SP關(guān)聯(lián)度不大，但這并不意味A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)償債能力與成長能力不重要，對(duì)于A 股房地產(chǎn)板塊投資者而言，重點(diǎn)關(guān)注A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)的獲利能力和營運(yùn)能力的同時(shí)，也要應(yīng)對(duì)于企業(yè)各個(gè)方面綜合考量，提高自身綜合分析投資能力，使自身收益最大化。此外由于本文僅是選取2019 年度A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)研究對(duì)于股票價(jià)格的影響，雖然能在一定程度上獲取關(guān)于A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)股票價(jià)格與企業(yè)績效關(guān)聯(lián)度最新信息，但免不了產(chǎn)生一些誤差，因此對(duì)于A 股房地產(chǎn)上市企業(yè)股票價(jià)格與企業(yè)績效關(guān)聯(lián)度研究，還應(yīng)從非財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以及面板數(shù)據(jù)這些方面切入進(jìn)行綜合分析。