黃誠(chéng)

摘要：房地產(chǎn)板塊能夠直接影響到我國(guó)股市的大盤(pán)走勢(shì)，關(guān)系到整個(gè)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速發(fā)展。因此，對(duì)房地產(chǎn)股票價(jià)格的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，能夠更好地把握和與預(yù)測(cè)房地產(chǎn)股票的價(jià)格走勢(shì)及波動(dòng)情況，作為房地產(chǎn)企業(yè)了解自身經(jīng)營(yíng)狀況的參考依據(jù)，對(duì)企業(yè)未來(lái)經(jīng)營(yíng)方向的選擇也有很好的參考價(jià)值。

本文以139家房地產(chǎn)公司作為研究對(duì)象，選取了資產(chǎn)總計(jì)、每股凈資產(chǎn)、流動(dòng)比率、產(chǎn)權(quán)比率、銷(xiāo)售凈利率、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)同比增長(zhǎng)率等十幾個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)在2014年的年度數(shù)據(jù)，采用KMO和Bartlett球度檢驗(yàn)對(duì)因子分析的可行性進(jìn)行分析，接著采用主成分分析法進(jìn)行因子分析，并進(jìn)行多元回歸，得出對(duì)房地產(chǎn)類(lèi)股票價(jià)格具有重要影響的因素。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)股票；影響因素；實(shí)證研究

一、選題背景和研究意義

（一）選題背景

房地產(chǎn)股票在整個(gè)股票市場(chǎng)上具有重要地位，其價(jià)格的波動(dòng)對(duì)股票市場(chǎng)會(huì)產(chǎn)生非常重要的影響。同時(shí)，股票市場(chǎng)與房地產(chǎn)兩者之間也有著千絲萬(wàn)縷的關(guān)系。當(dāng)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展時(shí)，房地產(chǎn)市場(chǎng)處于火熱狀態(tài)，樓價(jià)迅速上升，上市公司的資產(chǎn)市值不斷擴(kuò)大，股票價(jià)格也隨之上漲；在這種情況下，上市公司必然通過(guò)發(fā)售新股等方式拓展房地產(chǎn)業(yè)務(wù)，帶動(dòng)地產(chǎn)行業(yè)的進(jìn)一步火爆。當(dāng)經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，房地產(chǎn)市場(chǎng)處于低迷狀態(tài)，樓價(jià)迅速下跌，處于這種惡性循環(huán)之下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展更加慘淡?？梢哉f(shuō)，房地產(chǎn)股票價(jià)格的波動(dòng)直接關(guān)系到國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。然而，我國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)指導(dǎo)方式過(guò)于傳統(tǒng)，房地產(chǎn)股票處于比較復(fù)雜的狀態(tài)，其股票價(jià)格的波動(dòng)往往難以預(yù)測(cè)。所以，影響房地產(chǎn)股票價(jià)格的因素也具有很大的不確定性。此外，無(wú)論是對(duì)于股票投資者的投資決策，還是對(duì)于房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策，對(duì)房地產(chǎn)股票的研究都具有非常重要的意義。

（二）研究意義

（1）研究房地產(chǎn)股票價(jià)格的影響因素，為進(jìn)一步研究房地產(chǎn)股票價(jià)格的波動(dòng)規(guī)律打下了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

（2）研究房地產(chǎn)股票價(jià)格的影響因素，能夠更好的給股票進(jìn)行定價(jià)，使得股票價(jià)格能真實(shí)反映房地產(chǎn)公司的價(jià)值，充分發(fā)揮股市應(yīng)有的積極作用。

（3）研究房地產(chǎn)股票價(jià)格的影響因素，明確這些因素是如何影響股價(jià)的波動(dòng)，加深了人們對(duì)股票理論的認(rèn)識(shí)。

本文立足于國(guó)內(nèi)股票市場(chǎng)的現(xiàn)實(shí)情況，以139家房地產(chǎn)公司作為研究對(duì)象，采用主成分分析、回歸分析等方法，從微觀財(cái)務(wù)方面對(duì)房地產(chǎn)股票的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，以期對(duì)上市公司、政府機(jī)構(gòu)以及廣大證券投資者提供參考。

一、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

1.房地產(chǎn)企業(yè)的發(fā)展程度與股票價(jià)格成正比

2.房地產(chǎn)企業(yè)的償債能力與股票價(jià)格成正比

3.房地產(chǎn)企業(yè)的營(yíng)運(yùn)能力與股票價(jià)格成正比

4.房地產(chǎn)企業(yè)的盈利能力與股票價(jià)格成正比

5.房地產(chǎn)企業(yè)的成長(zhǎng)空間與股票價(jià)格成正比

（二）定義變量與設(shè)計(jì)

本文選取了139家房地產(chǎn)公司在企業(yè)發(fā)展程度、償債能力、營(yíng)運(yùn)能力、盈利能力、成長(zhǎng)空間等五個(gè)方面共13個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)作為變量，具體指標(biāo)見(jiàn)下表：

從企業(yè)的發(fā)展程度來(lái)看，本文選取了資產(chǎn)總計(jì)（X1）和每股凈資產(chǎn)（X2）這兩個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)。從企業(yè)的償債能力來(lái)看，本文選取了流動(dòng)比率（X3）、產(chǎn)權(quán)比率（X4）以及速動(dòng)比率（X5）這三個(gè)變量。從企業(yè)的營(yíng)運(yùn)能力來(lái)看，本文選取了應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率（X6）、營(yíng)運(yùn)資金周轉(zhuǎn)率（X7）以及總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（X8）這三個(gè)變量。從企業(yè)的盈利能力來(lái)看，本文選取了銷(xiāo)售凈利率（X9）、總資產(chǎn)報(bào)酬率（X10）這兩個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)。從企業(yè)的成長(zhǎng)空間來(lái)看，本文選取了營(yíng)業(yè)總收入增長(zhǎng)率（X11）、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)率（X12）以及凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率（X13）這三個(gè)變量。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文選取了滬深兩市139家房地產(chǎn)上市公司在2014年的年報(bào)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析。剔除了ST類(lèi)和財(cái)務(wù)信息缺失的股票，最終得到的樣本數(shù)合計(jì)1807。本文采用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)全部來(lái)自于同花順iFind數(shù)據(jù)庫(kù)，采用主成分分析法，分析軟件采用SPSS19.0。

二、實(shí)證分析

（一）KMO和Bartlett球度檢驗(yàn)

主成分分析的前置就是因子分析，為了判斷數(shù)據(jù)是否適合做因子分析，本文將運(yùn)用KMO和Bartlett球度檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢測(cè)。從表2可以看出，KMO值為0.692，一般來(lái)說(shuō)，當(dāng)KMO值大于0.6時(shí)，可以做因子分析。同時(shí)，Bartlett度檢驗(yàn)給出了相伴概率為0.000，小于顯著性水平0.05，對(duì)Bartlett球度檢驗(yàn)的零假設(shè)做出了拒絕，因此，是可以做因子分析的。

（二）因子分析

表4中的特征值是對(duì)因子重要程度的量化；方差貢獻(xiàn)率則是衡量該因子所描述的方差占原有變量總方差的比率。從計(jì)算結(jié)果可以看出，本文可以選取6個(gè)主成分來(lái)代替原來(lái)的13個(gè)指標(biāo)，這6個(gè)主成分包含原來(lái)所有指標(biāo)信息的81.802%，超過(guò)了80%，符合要求。

表5給出了每個(gè)因子對(duì)主成分的貢獻(xiàn)系數(shù)。首先分析主成分U1，X11、X12、X13的因子載荷量大于其他因子的載荷量。因此，本文用營(yíng)業(yè)總收入增長(zhǎng)率、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)率、凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率解釋U1，它表示房地產(chǎn)公司的成長(zhǎng)能力；其次分析主成分U2，X3、X5的因子載荷量大于其他因子的載荷量。因此，本文用流動(dòng)比率、速動(dòng)比率解釋U2，它表示房地產(chǎn)公司的償債能力；再者分析主成分U3，X8的因子載荷量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他因子的載荷量。因此，本文用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率解釋U3，它表示房地產(chǎn)的營(yíng)運(yùn)能力；接著分析主成分U4，X6、X7的因子載荷量大于其他因子的載荷量。因此，本文用應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)率和營(yíng)運(yùn)資金周轉(zhuǎn)率解釋U4，它表示房地產(chǎn)公司的營(yíng)運(yùn)能力；再接著分析主成分U5，X9、X10的因子載荷量大于其他因子的載荷量。因此，本文用銷(xiāo)售凈利率和ROA解釋U5，它表示房地產(chǎn)公司的盈利能力；最后分析主成分U6，X1、X2、X9的因子載荷量大于其他因子的載荷量。因此，本文用資產(chǎn)總計(jì)、BPS、銷(xiāo)售凈利率解釋U6，它表示房地產(chǎn)公司的規(guī)模。下面給出相應(yīng)的因子得分函數(shù)：

U1=0.126X1+0.122X2+…+0.225X13

U2=0.257X1+0.185X2+…-0.108X13

U3=-0.184X1-0.297X2+…-0.063X13

U4=-0.110X1-0.106X2+…+0.170X13

U5=0.101X1+0.285X2+…-0.198X13

U6=0.389X1+0.359X2+…+0.107X13

（三）回歸分析

將主成分U1、U2、U3、U4、U5、U6與房地產(chǎn)股票在2014年末的收盤(pán)價(jià)Y進(jìn)行多元回歸（由于各項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)均選取2014年末的數(shù)據(jù)，因此收盤(pán)價(jià)也選取2014年末的數(shù)據(jù)），分析結(jié)果如下：

從表6可以看出，R=0.763，R平方=0.527，調(diào)整后的R平方=0.518，表明模型擬合度較優(yōu)，有76.3%的預(yù)測(cè)可以用這個(gè)模型來(lái)預(yù)測(cè)，因子的解釋力為52.7%，屬于較強(qiáng)級(jí)別；

從表7可以看出，F(xiàn)值為10.599>2，符合要求；Sig=0.000<0.005，說(shuō)明該模型顯著，可信；

從表8可以看出，多元回歸模型為：Y=15.336+0.239U1-0.555U2-1.208U3-0.550U4+0.509U5+0.162U6

由于U3、U4均代表營(yíng)運(yùn)能力，因此將上式繼續(xù)整合，得到：

Y=15.336+0.239成長(zhǎng)能力-0.555償債能力-1.758營(yíng)運(yùn)能力+0.509盈利能力+0.162公司規(guī)模。

三、結(jié)論與建議

通過(guò)以上對(duì)房地產(chǎn)股票在2014年年末的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，我們可以得出以下結(jié)論：

（1）營(yíng)運(yùn)能力對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)股票的影響能力最大，但為負(fù)。說(shuō)明營(yíng)運(yùn)能力對(duì)房地產(chǎn)股價(jià)有消極的影響作用，且相關(guān)性很強(qiáng)；

（2）償債能力對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)股票的影響能力較大，但為負(fù)。說(shuō)明償債能力對(duì)房地產(chǎn)股價(jià)有消極的影響作用，且相關(guān)性較強(qiáng)；

（3）盈利能力對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)股票的影響能力一般，且為正。說(shuō)明償債能力對(duì)房地產(chǎn)股價(jià)有積極的影響作用，且相關(guān)性一般；

（4）成長(zhǎng)能力對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)股票的影響能力較小，且為正。說(shuō)明成長(zhǎng)能力對(duì)房地產(chǎn)股價(jià)有積極的影響作用，且相關(guān)性較弱；

（5）企業(yè)規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)股票的影響能力最小，且為正。說(shuō)明企業(yè)規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)股價(jià)有積極的影響作用，且相關(guān)性最弱。

綜上所述，財(cái)務(wù)指標(biāo)的確成為了房地產(chǎn)股票價(jià)格的重要影響因素，但各類(lèi)財(cái)務(wù)指標(biāo)對(duì)其股價(jià)的影響程度差別很大，說(shuō)明我國(guó)房地產(chǎn)企業(yè)市場(chǎng)還需要繼續(xù)發(fā)展與完善。

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