[摘 要] 利用多期雙重差分模型（DID）檢驗了房地產(chǎn)“兩輪限購”政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的影響，本研究認為：第一輪限購政策在短期內(nèi)顯著降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效，長期則無明顯效果;第二輪限購政策卻顯著增加了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效。區(qū)分房地產(chǎn)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、規(guī)模和地區(qū)的進一步研究發(fā)現(xiàn)：第一輪限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的負向影響在非國有企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)、處于省會城市與非沿海城市中更顯著，而第二輪限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)的正向影響則在國有企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)、處于非省會城市與沿海城市中更為顯著。拓展性分析結(jié)果顯示，增加（緩解）融資約束水平是第一輪（第二輪）限購政策降低（增加）房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的一個渠道機制。

[關(guān)鍵詞] 兩輪限購;多期雙重差分;經(jīng)營績效;融資約束

[中圖分類號]F299.23 [文獻標識碼] A [文章編號] 1008—1763（2021）02—0057—12

Whether the Two Rounds of Purchase RestrictionPolicy has

Reduced the Business Performance of Real Estate Enterprises

CAO Yue1 ，LIU Zehui1 ，JIANG Hualing2

（1. Business School， Hunan University， Changsha 410082， China;

2.The Third Xiangya Hospital of Central South University， Changsha 410013，China）

Abstract：This paper uses the multi period double difference model （DID） to test the impact of the two rounds of purchase restriction policy on the business performance of realestate enterprises. The results show that the first round of purchase restriction policy significantly reduces the business performance of realestate enterprises in the short term， but has no obvious effect in the long term; the second round of purchase restriction policy has no significant impact on the business performance of enterprises in the short term， but significantly increases the business performance of real estate enterprises in the long term. Furtherresearch on the property right， scale and region of real estate enterprises shows that the first round of purchase restriction policy has a more significant negative impact on the business performance of real estate enterprises in nonstateowned enterprises， smallscale enterprises， provincial capital cities and noncoastal cities， while the positive impact of the second round of purchase restriction policies on real estateenterprises is in stateowned enterprises， largescale enterprises， nonprovincial capitals and coastal cities. The results of expansibility analysis show that increasing （easing） the level of financing constraints is a channel mechanism for the first （second） round of purchase restriction policy to reduce （increase） the operating performance of real estate enterprises.

Key words： two rounds of house purchase limit;multiperiod double difference;business performance;financing constraint

一 引 言

改革開放以來，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)濟體制對房地產(chǎn)行業(yè)的束縛，促使房地產(chǎn)行業(yè)快速發(fā)展，為我國經(jīng)濟的持續(xù)增長作出了重要貢獻。房地產(chǎn)行業(yè)在快速發(fā)展的同時，也暴露出供需不平衡、房價過高，以及上漲過快、投機型購房者所占比例過高等問題?？刂品績r過快上漲一直是我國宏觀調(diào)控中的一個重點，這是關(guān)乎人民群眾生活福祉的一個關(guān)鍵所在，而限購則是調(diào)節(jié)房價的重要政策。2009年政府工作報告指出，要采取更加積極、有效的措施促進房地產(chǎn)行業(yè)健康發(fā)展。2010年4月30日，北京率先推出了“國十條”的相關(guān)實施細則，全國的一線城市相繼開始實施限購政策，截至2011年第三季度，已有46個城市陸續(xù)實施了限購政策。第一輪限購政策主要集中在“限購”，即持有本地戶籍的人最多可購兩套，且購買的時間需要間隔一年以上，外籍戶口則只能購買一套。但是，自2014年9月26日珠海取消限購后，除了北上廣深與三亞五個城市之外，全國41個城市均取消限購。2015年去庫存政策使得房價出現(xiàn)“報復(fù)性增長”，因而從2016年初開始，中央經(jīng)濟工作會議提出“化解房地產(chǎn)庫存”和“取消過時的限制性措施”等意見，并在當(dāng)年的政府工作報告中強調(diào)加快推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。2016年10月后，各個城市紛紛開啟第二輪限購。與第一輪限購政策相比，第二輪限購政策是每個城市采取不同的措施，從“限購、限貸和限價”三個方面來控制房價：“限售”是指在取得不動產(chǎn)登記證后，必須持有兩年或者三年以上才能再次進行交易;“限貸”是指對貸款購買的住宅嚴格執(zhí)行首付款比例與貸款比率的規(guī)定;“限價”則是指政府與開發(fā)商提供限定價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”政策的直接影響集中在限購政策對房價波動的效應(yīng)，大致可分為四個方面：一是限購政策“有效論”，即限購政策能夠抑制房價的過快上漲，有助于房地產(chǎn)市場的平穩(wěn)發(fā)展。尹伯成和尹晨發(fā)現(xiàn)，無論從短期還是長期來看，限購政策對恢復(fù)住宅功能、引導(dǎo)理性消費、控制金融風(fēng)險與經(jīng)濟風(fēng)險、阻止貧富差距擴大，以及抑制通貨膨脹和推進城市進程等方面都具有很大的意義與作用[1]，對控制房價、抑制投機型投資的效果也是很明顯的，而且隨著時間的推移，政策的效果會更加明顯[2]。二是限購政策“短期有效但長期無效”，即限購政策雖然在短時期內(nèi)能夠遏制房價過快上漲，但是長期來看并不利于房地產(chǎn)市場的有效發(fā)展[3]。限購政策在短時期里會對新建住宅的價格產(chǎn)生影響，而對于二手房的價格及房價的長期影響的效果都是不明顯的[4]。三是限購政策“效果不確定論”，即限購政策對房價的調(diào)控效果是不確定的。限購政策雖然是我國政府實施的房地產(chǎn)調(diào)控中最嚴格的數(shù)量管制政策[5]，但是在政策頒布后，可能會因為“假離婚”、虛構(gòu)納稅證明及戶口信息等行為而使得政策失效[6]。限購政策對于“房價上漲過快”的城市有一個額外的抑制作用，但這部分抑制作用并未體現(xiàn)在“房價過高”的城市中[2]。限購政策只不過是地方政府出于對中央追責(zé)的擔(dān)憂而出的應(yīng)景之策，是否有效還有待觀察。四是限購政策“無效論”，即限購政策只是一個行政命令，而非市場調(diào)控手段，并不能顯著影響房價[7]。李昱璇基于29個城市2008年至2014年月度數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)發(fā)現(xiàn)，限購政策及限貸政策效果都是不理想的[8]。

房地產(chǎn)“兩輪限購”政策的間接影響主要集中在：一是公司違約風(fēng)險，企業(yè)所在城市實施的限購政策越嚴格，企業(yè)存在的違約風(fēng)險下降程度越大，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，城市房價的上漲會抑制整個地區(qū)與企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，限購政策的實施并未顯著控制房價的上漲，而是通過抑制了房地產(chǎn)業(yè)過度投資，從而緩解了城市房價對技術(shù)創(chuàng)新的負向影響[7];三是土地市場的溢出效應(yīng)，限購政策打壓了房地產(chǎn)開發(fā)商的積極性，降低了土地的成交率[10]。

上述文獻為本文奠定了重要基礎(chǔ)，但尚無文獻專門從微觀層面檢驗限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的影響。有關(guān)限購政策效果的爭論需要從微觀層面提供經(jīng)驗證據(jù)支持。因而，研究限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的影響，顯得尤為迫切。

本文的研究貢獻在于：一是選題上，以往文獻大多集中在限購政策對宏觀層面房價或者某個房地產(chǎn)公司產(chǎn)生的影響，本文首次實證分析了限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的影響，從微觀層面評估了“兩輪限購”政策的效果，豐富了限購政策的經(jīng)濟后果文獻;二是內(nèi)容上，本文檢驗了“兩輪限購”政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的影響，并從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、地區(qū)和不同批次限購等維度分析了這種影響存在的差異性，同時從融資約束視角檢驗了“兩輪限購”政策影響企業(yè)經(jīng)營績效的渠道機制，拓展了限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)的影響研究;三是方法上，本文利用“兩輪限購”政策提供的準自然試驗，采用面板多期雙重差分模型（以下簡稱，多期DID）識別“兩輪限購”政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的政策效應(yīng)，這種因果識別方法使得研究結(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，隨后很多一二線城市紛紛開始實施限購。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。自2016年10月起，各城市政府開始出臺新一輪限購政策，北上廣深也頒布了更加嚴格的政策要求，各個城市的實施時間如表1所示。

（一）第一輪限購政策在短期內(nèi)可能降低房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效，長期則沒有效果

各級政府為了控制房價的過快上漲，紛紛推出了限購政策，希望能夠通過抑制房地產(chǎn)企業(yè)的投機與過度投資行為，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個城市名單實施統(tǒng)一的限購令，基本內(nèi)容包括兩個方面：一是具有本市戶籍的居民家庭限購兩套住房，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買住房。本輪限購實際上就是限制買房者或者投資者購買房產(chǎn)的數(shù)量，本質(zhì)上屬于臨時凍結(jié)需求量，這會使得短時期內(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，限購屬于行政命令，在投資投機者大量購房的現(xiàn)實條件下，暫停購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，需求的減少必然會引起均衡價格與均衡數(shù)量同時下降。經(jīng)統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，2010年83%以上的房地產(chǎn)企業(yè)的營業(yè)利潤占利潤總額90%以上。若交易價格或交易數(shù)量下降，則很可能導(dǎo)致房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效下降。此外，限購政策對企業(yè)貸款額度與貸款利率的嚴格控制減少了企業(yè)的資金來源，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)營績效。

雖然房價在短期內(nèi)得到控制，但是房地產(chǎn)市場的真實需求量并沒有發(fā)生變化，房地產(chǎn)企業(yè)也會采取措施以降低限購政策帶來的影響。一方面，房地產(chǎn)企業(yè)會通過全款優(yōu)先、亂收費、陰陽合同、降低住宅質(zhì)量等措施去降低限購政策所帶來的影響;另一方面，此輪限購政策的實施區(qū)域主要集中在一線城市，而且主要針對的是住宅用房，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)營風(fēng)險。對于沒有真正的住房需求的投機型購房者來說，限購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臨時政策，隨著時間的推移，限購難以持續(xù)。由于限購政策在短期內(nèi)壓制了需求，一旦取消則房地產(chǎn)價格可能出現(xiàn)“報復(fù)性增長”[11]，而投機型購房者也會通過假離婚、假證明、住房贈予等方式去規(guī)避限購政策的限制[6，12]。值得注意的是，若房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)擁有充足的流動資金，考慮到購房需求僅在短期受到抑制而長期仍保持強勁，它們有可能在短期需求減少的同時并不降低房價，同時為了長期的強勁需求還可能提高交易價格。因而，不論是房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)本身還是購房者，從長期來看限購政策對企業(yè)的經(jīng)營績效的影響作用不大?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：第一輪限購政策在短期內(nèi)會降低房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效，而在長期內(nèi)對房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效沒有實質(zhì)性影響。

（二）第二輪限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效的影響具有不確定性

自2016年10月開始，各個城市紛紛開始實施第二輪限購，目標是穩(wěn)增長與去庫存。這一輪限購政策是一個“組合拳”，不僅僅是限購，還有限價、限售和限貸等。與2010年第一輪全國性的城市限購政策相比，本輪新政更偏向于“一城一策”，調(diào)控力度對比之下也更加嚴格。從2016年8月中國人民銀行公布的統(tǒng)計數(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100%。一旦限購政策實施迫使資金轉(zhuǎn)向其他行業(yè)，房價也會隨之下降，居民的住房需求被暫時壓制。

但是，房地產(chǎn)的權(quán)屬性質(zhì)與產(chǎn)權(quán)狀態(tài)在長期內(nèi)不會發(fā)生改變。盡管“房地產(chǎn)稅”已經(jīng)提上日程，但經(jīng)濟進入“新常態(tài)”后，“房地產(chǎn)稅”受減稅降費（如“營改增”、深化增值稅改革等）和供給側(cè)改革影響遲遲未出臺，加之“遺產(chǎn)稅”是否開征仍存在爭議，這使得房地產(chǎn)成為當(dāng)前居民投資保值與財富傳承的重要選擇。在此情況下，當(dāng)房屋的持有人預(yù)期未來房地產(chǎn)價格不會下降，房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)就不會過多地擔(dān)憂房屋的銷售及購房者的心態(tài)，特別是經(jīng)過第一輪限購政策后，投機型購房者與房地產(chǎn)企業(yè)都找到了應(yīng)對策略，同時限購引發(fā)的房價“報復(fù)性反彈”與多樣化趨勢使得第二輪限購政策能否取得效果并不明朗。第一輪限購政策的放開，強化了民眾對于住房作為資產(chǎn)積累工具的認知，增強了民眾的購房信心[4]。在重啟的第二輪限購中，限購最主要的任務(wù)是去庫存。從統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)看，截至2016年12月底，監(jiān)測的35個城市新建商品住宅庫存總量為23334萬平方米，環(huán)比減少1.0%，同比減少10.6%。 綜合全年度數(shù)據(jù)，全國35個城市新建商品住宅庫存總體處于下滑態(tài)勢。從同比增幅看，已出現(xiàn)連續(xù)17個月的庫存同比下跌。庫存下降，房地產(chǎn)銷量則增加。

基于上述分析，實施第二輪限購政策后，短期內(nèi)房價下降，銷量增加，因而無法確定第二輪限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效的影響。據(jù)此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：第二輪限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效無顯著影響。

三 研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

第一輪限購政策的實施時間從2010年第一季度（北京）開始，第二輪限購政策的實施時間為2016年第四季度。為了區(qū)分限購政策的短期與長期效果，本文將樣本期間分為短窗口期與長窗口期：第一輪限購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，長窗口期為2016年第一季度至2018年第四季度。本文研究的對象為房地產(chǎn)行業(yè)的所有境內(nèi)上市企業(yè)，劃分標準參照證監(jiān)會2012年版行業(yè)分類，剔除ST公司，得到房地產(chǎn)公司共138家，進一步刪除缺失值之后，主回歸中第一輪限購政策共包括1327個樣本值，第二輪限購政策包括1008個樣本值。本文樣本公司上市日期來自于CNRDS數(shù)據(jù)庫，實施限購時間來自于手工整理的相關(guān)網(wǎng)頁與各城市的政府網(wǎng)站，其他數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了降低極端值對結(jié)果的影響，本文對所有的連續(xù)型變量均進行了1%～99%的縮尾處理。

（二）模型構(gòu)建

限購政策自2010年實施以來，每個城市的實施時間不盡相同，故本文采用多期DID估計限購的政策效應(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，用以估計交乘項的數(shù)據(jù)較少，難以滿足固定效應(yīng)組間估計的要求，相比之下Pooled OLS效率更高。因此，本文參照相關(guān)做法，構(gòu)建如下的多期DID模型來檢驗限購對企業(yè)經(jīng)營績效的影響：

ROA i，t =α 1 +α 2 Treat i ×After i，t +α 3 Size i，t +α 4 Lev i，t +α 5 Lnage i，t +α 6 Dual i，t +μ i +λ t +ε i，t （1）

其中，下標i、t分別代表各個樣本企業(yè)、時間。被解釋變量為房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效（ROA），解釋變量為企業(yè)i所在的城市是否在季度t內(nèi)實施了限購（Treat×After）。μ i 表示個體固定效應(yīng)，λ t 表示時間固定效應(yīng)。若模型（1）中Treat×After的系數(shù)α 2 為負值，說明限購政策的實施會降低房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效。同時，為了控制個體及時間效應(yīng)對結(jié)果的影響，模型中設(shè)置了個體虛擬變量與季度時間虛擬變量。

（三）變量定義與度量

1.企業(yè)經(jīng)營績效

以往關(guān)于企業(yè)經(jīng)營績效的實證研究中，涉及總資產(chǎn)報酬率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、經(jīng)濟增加值（EVA）、托賓Q值等多個指標。盡管托賓Q值也經(jīng)常作為衡量企業(yè)價值的指標，但是該指標的計算利用了受企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境影響較大的市價，無法準確度量“兩輪限購”政策對企業(yè)經(jīng)營績效的影響。本文認為，能夠科學(xué)度量“兩輪限購”政策對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績影響的指標應(yīng)該定位于最直接的會計指標。參照張正堂、李百興等人的做法，本文采用ROA作為績效衡量的指標，同時將ROE用于穩(wěn)健性檢驗[13-14]。其中，ROA等于凈利潤除以期末總資產(chǎn)余額，ROE等于凈利潤除以期末股東權(quán)益余額。

2.限購政策

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

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、更多的目標客戶和面臨更嚴格的監(jiān)督，從而限購政策的出臺對于大企業(yè)的經(jīng)營績效影響較小。因此，預(yù)測Size系數(shù)的符號為正。2）資產(chǎn)負債率（Lev），等于季度末負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)的投資報酬率高于資本成本，提高負債水平有助于提升企業(yè)盈利水平，即資產(chǎn)負債率越高，企業(yè)經(jīng)營績效可能越好;但是，資本結(jié)構(gòu)的權(quán)衡理論認為，負債水平越高，企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險和破產(chǎn)成本也在增加，過度

負債可能降低企業(yè)經(jīng)營績效。因而，Lev系數(shù)的符號無法預(yù)判。3）企業(yè)上市年齡（Lnage），等于當(dāng)前時間減去企業(yè)上市年份的自然對數(shù)。企業(yè)上市時間越長，運營方面的經(jīng)驗及良好的信譽有助于提高企業(yè)經(jīng)營績效。4）兩職合一（Dual），若該企業(yè)董事長與總經(jīng)理兩者由一人擔(dān)任時為1，否則為0。不同的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)經(jīng)營績效具有重要影響。兩職合一提高了協(xié)同效應(yīng)，但降低了監(jiān)督效應(yīng)，這對企業(yè)經(jīng)營績效的影響具有不確定性。因此，Dual系數(shù)的符號也無法預(yù)計。

四 實證檢驗與分析

（一）描述性統(tǒng)計

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

（二）相關(guān)性分析

表3-1和表3-2分別列示了第一輪限購和第二輪限購主要變量的Spearman和Pearson相關(guān)分析結(jié)果。結(jié)果顯示：“兩輪限購”政策中，企業(yè)經(jīng)營績效（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)負債率（Lev）、上市年齡（Lnage）呈負相關(guān)關(guān)系。第二輪限購中，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重的共線性問題。

（三）研究假說的實證檢驗

表4列示了“兩輪限購”政策與企業(yè)經(jīng)營績效的多期雙重差分檢驗的實證結(jié)果。結(jié)果顯示：第一輪短窗口期限購政策的系數(shù)（Treat×After）在5%的置信水平上顯著為負，長窗口期限購政策系數(shù)為負，但不顯著，說明第一輪限購政策的實施在短期顯著降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效，而長期卻沒有效果，驗證了假設(shè)1。在控制個體與時間效應(yīng)后，Treat×After的系數(shù)為-0.0047，說明相對于未實施限購政策城市的房地產(chǎn)企業(yè)而言，限購政策的實施使得房地產(chǎn)企業(yè)減少了0.0047個單位的經(jīng)營績效，這相當(dāng)于減少企業(yè)經(jīng)營績效平均值的24.7%（0.0047/0.019），具有顯著的經(jīng)濟意義。第二輪限購政策的短窗口期不顯著，而長窗口期與經(jīng)營績效在1%的置信水平上顯著正相關(guān)，說明第二輪限購政策短期內(nèi)對企業(yè)的經(jīng)營績效無顯著影響，而長期內(nèi)顯著增加了企業(yè)的經(jīng)營績效，驗證了假設(shè)2。其中，第二輪長窗口期限購政策（Treat×After）的系數(shù)為0.0057， 說明相對于未實施限購政策城市的房地產(chǎn)企業(yè)而言，限購政策的實施使得房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效增加了0.0057個單位，相當(dāng)于增加經(jīng)營績效平均值的43.8%（0.0057/0.013），具有顯著的經(jīng)濟意義。因而在后續(xù)的分析中，本文主要針對第一輪限購政策短窗口期，以及第二輪限購政策長窗口期進一步地討論及分析。

五 進一步研究

企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和規(guī)模大小代表其應(yīng)對限購政策的承受能力，也可能會對限購政策與企業(yè)經(jīng)營績效之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。另外，不同地域的限購政策對企業(yè)經(jīng)營績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)對公司業(yè)績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)濟效益并無必然聯(lián)系[16]，考慮行業(yè)競爭、市場結(jié)構(gòu)和社會福利等因素后，國有企業(yè)與私有企業(yè)之間的績效無差異[17];但大部分學(xué)者認為，非國有產(chǎn)權(quán)對企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生積極的作用，而國有產(chǎn)權(quán)則會帶來顯著的負向影響[18]。為了檢驗短期內(nèi)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對限購政策與企業(yè)經(jīng)營績效之間關(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)為國有企業(yè)，則Soe=1，否則Soe=0。表5報告了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效影響的差異性。結(jié)果顯示：第一輪限購中國有企業(yè)的限購系數(shù)在5%的置信水平上顯著負相關(guān)，說明第一輪限購政策的實施顯著降低了國有房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效，而非國有房地產(chǎn)企業(yè)結(jié)果為正但不顯著，原因可能是國有房地產(chǎn)企業(yè)執(zhí)行限購政策更加嚴格，而非國有房地產(chǎn)企業(yè)采取其他措施規(guī)避限購政策對自身的不利影響;第二輪限購中國有房地產(chǎn)企業(yè)的限購系數(shù)在1%置信水平上顯著正相關(guān)，說明第二輪限購政策的實施提高了國有房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效，但是限購政策對非國有房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響并不顯著，可能的原因是在第二輪限購中，限購與“限價、限售和限貸”形成“組合拳”使得國有房地產(chǎn)企業(yè)在招投標、高質(zhì)量控制、風(fēng)險承受能力等方面更具優(yōu)勢，獲得了更高的市場份額。

（二）企業(yè)規(guī)模

企業(yè)規(guī)模對經(jīng)營績效具有重要影響：隨著企業(yè)規(guī)模的擴大，企業(yè)利潤會增加[19];隨著企業(yè)規(guī)模的不斷擴大，企業(yè)的實力也隨之增強[20]，更有能力應(yīng)對外界政策及環(huán)境的變化。但是也有文獻研究指出，中小企業(yè)的經(jīng)營績效與總資產(chǎn)的對數(shù)、營業(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)營績效無相關(guān)關(guān)系[21]。為了驗證企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)作用，本文參照龍小寧和萬威的做法，將員工人數(shù)的自然對數(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報告了在不同規(guī)模下限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效影響的差異性。結(jié)果顯示：第一輪限購政策對大規(guī)模房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績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)營績效顯著負相關(guān)，說明第一輪限購政策顯著降低了小規(guī)模房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效;第二輪限購政策對不同規(guī)模房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效均具有正向影響，但僅對大規(guī)模的房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的提升作用在5%的置信水平上顯著正相關(guān)，說明第二輪限購政策顯著增加了大規(guī)模房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效。

（三）省會與沿海城市

為了探究不同地域的限購政策對企業(yè)經(jīng)營績效影響的差異性，本文分別檢驗了省會城市和沿海城市限購政策對于企業(yè)經(jīng)營績效的影響程度?？紤]到福州、廣州、?？谌齻€城市既屬于省會城市又屬于（近）沿海城市，本文在進一步檢驗中剔除這三個城市，以保證結(jié)果更加穩(wěn)健。表7報告了不同地域情境下限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效影響的差異性。結(jié)果顯示：第一輪限購中，非省會城市與非沿海城市組的限購政策系數(shù)分別在5%與10%的置信水平上顯著為負，表明第一輪限購政策實施對非省會城市與非沿海城市的企業(yè)經(jīng)營績效有顯著的負向影響;第二輪限購中，非省會城市組的限購政策系數(shù)在5%的置信水平上顯著正相關(guān)，沿海城市組的限購政策系數(shù)在10%的置信水平上顯著正相關(guān)，說明第二輪限購政策顯著提升了非省會城市與沿海城市企業(yè)的經(jīng)營績效。

（四）不同批次的限購政策

無論是第一輪限購政策還是第二輪限購政策，不同批次限購內(nèi)容有所不同，對企業(yè)經(jīng)營績效的影響也有所不同。本文設(shè)置Treat×Afteri 檢驗不同批次的限購政策對企業(yè)經(jīng)營績效的影響效果，如Treat×After1 代表了第一輪限購中第一批實施限購的城市（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)都僅在第一批時顯著正相關(guān)或是負相關(guān)，且系數(shù)的絕對值不斷減小，由此可以看出限購政策具有一定的局限性，僅在剛出臺時對于房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效具有顯著的影響，進一步驗證了本文的結(jié)論。

六 拓展性分析：渠道機制檢驗

限購政策是如何影響房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效呢？本文進一步探尋限購政策在短期內(nèi)影響房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的渠道機制。前文已述，若房地產(chǎn)企業(yè)資金充裕時，它可以暫時不降低房價，同時將資金用于開發(fā)不限購的產(chǎn)品（如寫字樓、公寓等），這樣限購政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的影響很小;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，它很可能降低銷售價格，挖掘不限購的客戶需求，這種情形下限購政策會降低房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效。因此，限購政策可能通過融資約束而影響房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效。

根據(jù)Hadlock和Pierce、鞠曉生等的做法，本文采用如下的SA指數(shù)來檢驗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)總計除以1000000，然后進行上下1%的縮尾處理，并取自然對數(shù);age為企業(yè)的上市年齡。SA指數(shù)取絕對值，SA指數(shù)越大，表明企業(yè)的融資約束程度越高。

為了驗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 +γ1 Treati ×Afteri ，t +γ2 Treati+γ3 Controlsi ，t+εi ， t （3）

ROAi ，t =μi +θ1 Treat×Afteri ，t +θ2 Treati +θ3 Mediai ，t +θ3 Controlsi ，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)的對數(shù);2）資產(chǎn)負債率（Lev），等于企業(yè)總負債除以總資產(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）流動負債變動（DStd），等于企業(yè)當(dāng)期流動負債增加額除以季初總資產(chǎn);5）企業(yè)投資機會（Growth），等于當(dāng)期主營業(yè)務(wù)收入增長額除以上一季度主營業(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)的檢驗原理如下：首先，要估計模型（1），如果β2 顯著小于0，說明了限購政策降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效;其次，要估計模型（3）與模型（4），如果γ1 與θ2 都顯著小于0，說明限購政策通過融資約束降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效;最后，如果θ2 顯著但是θ1 不顯著，說明了融資約束作為中介變量發(fā)揮了完全中介作用。另需要說明一點，如果θ1 與θ2 中有一個不顯著，需要通過Sobel檢驗去驗證中介變量的作用。表9列示了中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果：第（1）（2）列提供了第一輪限購中融資約束作為中介變量的回歸結(jié)果，第（3）（4）列則是第二輪限購中融資約束為中介變量的檢驗結(jié)果。表8中第（1）列限購的系數(shù)在1%的置信水平上顯著大于0，說明第一輪限購顯著增加了房地產(chǎn)企業(yè)的融資約束水平;第（2）列Media的系數(shù)顯著，限購的系數(shù)不顯著，說明融資約束具有完全的中介效應(yīng)。表9中第（3）列限購的系數(shù)在5%的置信水平上顯著大于0，說明第二輪限購顯著增加了企業(yè)的融資約束水平;第（4）列Media的系數(shù)與限購系數(shù)均顯著，說明融資約束具有部分的中介效應(yīng)。上述結(jié)果表明，第一輪限購政策通過增加融資約束程度進而降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效，而第二輪限購政策則通過緩解融資約束進而提高企業(yè)的經(jīng)營績效，原因可能是限購政策并沒有達到抑制資產(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

為了確保結(jié)論真實可靠，本文從以下方面進行穩(wěn)健性檢驗：

（一）改變度量方法

本文改變總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）的計算方法（具體方法為凈利潤除以期初總資產(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）來度量企業(yè)經(jīng)營績效，結(jié)果如表12-1與表12-2的第（1）（2）列所示，在短期內(nèi)第一輪限購政策與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效仍顯著負相關(guān)，第二輪限購政策與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效顯著正相關(guān)，本文結(jié)論成立。

（二）安慰劑檢驗

本文通過虛構(gòu)實驗組的方法進行安慰劑檢驗，即擬通過隨機分配限購政策處理組來檢驗限購政策對企業(yè)經(jīng)營績效的影響結(jié)果是否穩(wěn)健。具體方法是：對“兩輪限購”政策的樣本進行1000次隨機抽樣指定為實施限購政策的實驗組，之后按模型（1）進行回歸，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t值的分布情況。結(jié)果表示，真實t值在1000次隨機測試中是較明顯的異常值，即說明1000次安慰劑樣本幾乎不具有顯著的處理效應(yīng)，進一步驗證了本文的結(jié)論。

（三）傾向得分匹配（PSM）

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

債率、企業(yè)上市年齡、董事長與總經(jīng)理兼任情況、董事會規(guī)模和獨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”的方法進行1∶4匹配，同時采用“核匹配”的方法進行配對。PSM分析的

前提是需滿足共同支撐檢驗與平行趨勢假設(shè)，在未報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）兩組之間的標準化偏差都在10%以下，并且其組間均值差異均不顯著，驗證了平行趨勢假設(shè)，說明匹配后處理組與控制組的公司特征無顯著差異。本文重新對匹配之后的樣本運用多期DID方法檢驗限購政策對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，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)第一輪限購政策仍然顯著降低了企業(yè)的經(jīng)營績效，第二輪則無論是長期或是短期都顯著增加了企業(yè)的經(jīng)營績效。

（四）控制宏觀因素影響

各個地區(qū)的限購政策對企業(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，控制了公司個體和時間與地區(qū)的交互項，弱化地區(qū)的不同所帶來的影響，結(jié)果分別列示于表12-1、12-2的第（5）列。結(jié)果顯示，控制了時間與地區(qū)的交互影響后，結(jié)果與前文保持一致，進一步驗證了本文的結(jié)論。

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）檢驗了“兩輪限購”政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的影響，并從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模與地區(qū)的維度檢驗限購政策對房地產(chǎn)經(jīng)營績效影響的差異性，同時探尋了限購政策影響房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的渠道機制。實證結(jié)果表明：1）第一輪限購政策的實施在短期內(nèi)顯著降低了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效，而在長期內(nèi)對企業(yè)經(jīng)營績效則無顯著影響;第二輪限購政策的實施短期內(nèi)對企業(yè)經(jīng)營績效無顯著影響，而在長期內(nèi)顯著增加了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效。2）與非國有房地產(chǎn)企業(yè)相比，第一輪限購政策顯著降低了國有房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效，第二輪限購政策則顯著增加了國有房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效。3）第一輪限購政策中，限購對規(guī)模較小的房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效具有顯著的負向影響;第二輪限購政策則顯著增加了規(guī)模較大的房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效。4）非省會城市與非沿海城市對第一輪限購政策與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效之間負向影響更顯著，沿海城市與非省會城市對第二輪限購政策與房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效之間正向作用更顯著。5）渠道機制檢驗結(jié)果表明，增加（緩解）融資約束是第一輪（第二輪）限購政策與企業(yè)經(jīng)營績效之間的一個渠道。另外，經(jīng)過改變解釋變量、安慰劑檢驗、PSM、控制宏觀因素影響等一系列穩(wěn)健性檢驗后，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”政策對房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效的影響存在差異性，第二輪限購的效果遠不如第一輪，因而在新一輪限購中要注意政策的變化及因城施策實施限購，避免企業(yè)采取相同的手段規(guī)避政策所帶來的影響;2）企業(yè)規(guī)模會影響限購政策與房地產(chǎn)企業(yè)經(jīng)營績效之間的關(guān)系，因而未來限購時建議對不同規(guī)模的房地產(chǎn)公司實施有針對性的限購措施，從而達到精準調(diào)控的目的;3）限購政策會通過融資約束而對房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效產(chǎn)生重要影響，因而未來實施限購時，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買與限制融資“雙管齊下”的政策來達成調(diào)控目標。

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