影響房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)價值的因素分析

1、    影響房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)價值的因素分析    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)，市場競爭加劇，作為推動國民經(jīng)濟(jì)增長的第三產(chǎn)業(yè)，本文選取了九家房地產(chǎn)公司作為研究對象，從行業(yè)內(nèi)部因素分析房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)價值的影響因素，以凈資產(chǎn)收益率作為衡量企業(yè)價值的指標(biāo)，考察了償債及資本結(jié)構(gòu)、營運(yùn)能力和股權(quán)結(jié)構(gòu)三個方面因素，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、模型檢驗和計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗，進(jìn)行實證研究。最后根據(jù)解釋變量對被解釋變量的影響程度為房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展提出針對性的建議。關(guān)鍵詞：房地產(chǎn);企業(yè)價值;凈資產(chǎn)收益率;回歸分析房

2、地產(chǎn)行業(yè)作為推動我國國民經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動力，對我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展起到了重要的促進(jìn)作用。雖然行業(yè)市場發(fā)展受到國家宏觀政策的調(diào)控，銷售額增幅存在著下降的趨勢，但是整體來說仍占據(jù)一定程度的市場規(guī)模。針對房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展，本文選取了中航地產(chǎn)、萬澤股份、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)作為研究對象，利用2012年的財務(wù)報表數(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，需要對變量間進(jìn)行簡單的兩兩相關(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

3、多重共線性檢驗。根據(jù)表1的數(shù)據(jù)，可以計算出凈資產(chǎn)報酬率的均值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凈資產(chǎn)報酬率的相關(guān)系數(shù)都大于0.7，說明了這兩個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

4、在顯著的相關(guān)性。另外，本文也通過stata軟件計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，變量兩兩之間不存在明顯的相關(guān)性。（二）多元回歸分析基于計量經(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             ，可以計算出包含          的矩陣。本文使用了stata軟件將數(shù)據(jù)進(jìn)行回

5、歸分析。二、模型檢驗（一）擬合優(yōu)度檢驗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)衡量樣本回歸線對樣本觀測值的擬合優(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樣本觀測值的擬合程度：r2=1-根據(jù)方式計算出來

6、的統(tǒng)計量為0.9123，該統(tǒng)計量接近于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)報酬率91.23%的變動。為了剔除變量個數(shù)對擬合優(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，檢驗?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：h0：1=0，2=0，3=0h1：j（j=1，2，3）不全

7、為零根據(jù)數(shù)理統(tǒng)計的知識，在原假設(shè)h0成立的條件下，統(tǒng)計量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)計值為17.33，計算過程為f=17.33因為f>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）變量的顯著性檢驗在上一節(jié)雖然驗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凈資產(chǎn)回報率的影響是顯著的，因此本文使用t檢驗對資產(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。1.t統(tǒng)計量因為參數(shù)估計量的方

8、差為                  ，以cj表示矩陣（x'x）-1主對角線上的第j個元素，于是參數(shù)估計量   的方差為，j=1，2，k其中2為隨機(jī)干擾項的方差，在實際計算時用   代替。因為   服從               的正態(tài)分布，因此可以構(gòu)建統(tǒng)計量2.t檢驗原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為：h0：  =0h1=  0給定顯著定水平0.

9、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檢驗的結(jié)果我們也可以得出總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對凈資產(chǎn)回報率的影響是顯著相關(guān)的，房地產(chǎn)企業(yè)的運(yùn)營能力越強(qiáng)，公司的盈利能力越強(qiáng)，企業(yè)價值就越高;第一大股東持有比例對凈資產(chǎn)回報率的影響也是顯著相關(guān)的，說明了相對集中的股權(quán)結(jié)

10、構(gòu)會提升房地產(chǎn)公司的業(yè)績。（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，所以從回歸計算中可以得到，1的置信區(qū)間為（-0.0223，0.509

11、8），2的置信區(qū)間為（11.73，81.79），3的置信區(qū)間為（0.08824，0.4373），顯然1和3的置信區(qū)間比2小很多，估計的結(jié)果會更精確。針對如何縮小2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值的分散度樣本觀測值越分散，cj越小。三、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗以上對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?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

12、用stata軟件，使用了懷特檢驗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原假設(shè)h0：a1=a9=0進(jìn)行檢驗，檢驗原模型是否存在異方差就相當(dāng)于檢驗輔助回歸模型的回歸參數(shù)除了常數(shù)項以外是否顯著為0。在stata完成回歸后進(jìn)行懷特檢驗。（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?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，則會導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)嚴(yán)重的偏

13、差問題，因此有必要檢驗?zāi)Ｐ偷亩嘀毓簿€性。在計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共線性的統(tǒng)計量有容忍度和方差膨脹因子，方差膨脹因子為vif，根據(jù)計算vif的公式：vif=1（1-r）r表示用其他自變量解釋第j個變量的多元相關(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，通過實證分析，本文得出了對房地產(chǎn)公司企業(yè)價值有顯著影響的因素是營運(yùn)能力和股權(quán)結(jié)構(gòu)，資本結(jié)構(gòu)對其影響不大。針對研究結(jié)果，本文對房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展提出了以下建議。（一）提高企業(yè)資產(chǎn)營運(yùn)能

14、力分析結(jié)果表明，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對凈資產(chǎn)報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)公司管理層對資金的管理，提高凈資產(chǎn)報酬率，才能在激烈的房地產(chǎn)市場競爭中占據(jù)一定的市場份額，取得效益。（二）優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)經(jīng)過論文的實證研究發(fā)現(xiàn)，第一大股東持有比例對凈資產(chǎn)報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)對股東的監(jiān)管能力會被弱化。因此在強(qiáng)化股權(quán)集中度的同時，也要注重對股東權(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，有可能會導(dǎo)致破產(chǎn)，因而企業(yè)有必要對融資結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化。企業(yè)在選擇融資渠道的時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)信托資金等項目拓展融資渠道。結(jié)束語：本文選取了九家房地產(chǎn)上市公司作為研究對象，以凈資產(chǎn)報酬率為被解釋變量，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