孫冰

摘 ? 要：通過研究公司股權結構對房地產(chǎn)行業(yè)績效的影響，定義股權結構和公司績效的概念，選擇代表公司績效的指標以及數(shù)據(jù)形式的股票結構和公司，描述其性能狀態(tài)。在此基礎上，選取2015—2019年與113家房地產(chǎn)上市公司有關的財務數(shù)據(jù)進行了調(diào)查，并以房地產(chǎn)行業(yè)上市公司的各種股權結構比率作為自變量，以企業(yè)績效綜合指標按強維度將其用作變量，使用回歸分析方法進行實證分析。從實證分析中來看，國有股和法人股比例提高、股權相對集中以及資產(chǎn)規(guī)模更大，均對公司績效增加存在積極作用。最后在此結論的基礎上提出我國房地產(chǎn)企業(yè)適當提高國有股和法人股比例，以及引入機構投資者等建議。

關鍵詞：房地產(chǎn)上市公司;股權結構;公司績效

中圖分類號：F27 ? 文獻標志碼：A ? ? ? ?文章編號：1673-291X（2021）26-0107-03

引言

隨著現(xiàn)代科學技術的進步，中國市場經(jīng)濟不斷發(fā)展，國民經(jīng)濟發(fā)展水平穩(wěn)步提高。在這樣的經(jīng)濟環(huán)境下，公司逐漸發(fā)展成為現(xiàn)代市場經(jīng)濟的主體，而上市公司的業(yè)績直接決定著公司內(nèi)部的未來，乃至整個國家市場經(jīng)濟的發(fā)展。影響公司績效的基本和關鍵因素很多，尤其隨著近些年來公司規(guī)模不斷擴大，其內(nèi)部治理結構和治理環(huán)境也變得復雜。因此，如何改善公司治理結構，以何種股權結構能為公司帶來績效的最大化成為了當前必須要解決的問題。房地產(chǎn)業(yè)作為國家的基礎性行業(yè)，對我國的經(jīng)濟發(fā)展起著重大作用。目前來看，房地產(chǎn)行業(yè)對GDP的貢獻最大，其涉及的范圍較廣，與其他行業(yè)相關性很強。房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與建筑、水泥、建材等行業(yè)密不可分，其運作過程涉及大量的資金，與信貸、金融、銀行、保險等行業(yè)也密切相關。因此，中國經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量與房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展密切相關，國民經(jīng)濟的穩(wěn)定增長離不開房地產(chǎn)業(yè)的支持，而房地產(chǎn)業(yè)能否保持穩(wěn)定發(fā)展取決于其績效水平與前景。因此，研究房地產(chǎn)所有權結構具有現(xiàn)實意義。

一、實證研究

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于截至目前2019年年報尚未披露，因此本文選取在滬、深上市的房地產(chǎn)公司，以2015—2019年9月30日期間符合條件的上市公司為研究對象，來實證股權結構對公司績效的影響情況。在樣本選擇過程中遵循以下原則。

第一，剔除掉被ST和ST*的上市公司。由于此類公司財務數(shù)據(jù)存在異常波動，為保證研究的準確性，予以剔除。

第二，本文選取A股上市的公司為樣本。為避免匯率、政治等一系列因素的影響，本文剔除了上市公司發(fā)行的B股和H股。

第三，本文剔除了股權屬性、集中度以及所需相關財務數(shù)據(jù)披露不完整的上市公司。

第四，本文剔除了發(fā)生并購重組等一系列活動后在研究期間內(nèi)業(yè)務內(nèi)容不屬于房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司。

涉及房地產(chǎn)行業(yè)上市公司共計124家，經(jīng)上述剔除后，本文選取112家符合條件的上市公司。所用研究數(shù)據(jù)來自于上交所、深交所以及同花順ifind數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選取

1.解釋變量。本文所選解釋變量是股權結構的變量，具體包含股權性質(zhì)、股權集中度及股權制衡度。①股權性質(zhì)指標：國有股比例（G）、法人股比例（F）以及流通股比例（T）。②股權集中度指標：第一大股東持股比例（L1）、前五大股東持股比例（CR5）以及赫芬達爾指數(shù)（H）。

2.被解釋變量。選擇相關財務指標，通過因子分析提取公共要素作為評價企業(yè)績效的綜合指標。被解釋變量包括盈利能力（每股收益P1、凈資產(chǎn)收益率P2、主營業(yè)務資產(chǎn)收益率P3、總資產(chǎn)收益率P4、銷售凈利率P5）、償債能力（資產(chǎn)負債率P6、權益乘數(shù)P7、流動比率P8、速動比率P9）、營運能力（總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率P10、存貨周轉(zhuǎn)率P11）、發(fā)展能力（主營業(yè)務收入增長率P12、營業(yè)利潤增長率P13）構成，因子分析計算結果由于篇幅限制省略。

3.控制變量。本文采用總資產(chǎn)為上市公司的資產(chǎn)規(guī)模，由于資產(chǎn)規(guī)模過大，采用總資產(chǎn)的對數(shù)作為代表。

（三）回歸結果分析

本文采用回歸分析方法，依據(jù)前面所提到的理論基礎與現(xiàn)狀分析，以及變量選取和研究假設，建立回歸模型。依據(jù)前文所選各指標代表符號，其中G、F、T、CR5、H5以及Z值與公司績效的關系假設是線性的，由此建立多元線性回歸方程;假設L1與公司績效的關系是曲線的，由此建立二次函數(shù)回歸方程。

1.多元線性回歸模型：

F=a+β1×G+β2×F+β3×T+β4×L1+β5×Cr5+β6×H5+

β7×Z+β8×SIZE+ε

2.二次函數(shù)回歸模型：

F=a+β1×G2+β2×F2+β3×T2+β4×L12+β5×Cr52+β6×H52+β7×Z2+β8×SIZE+ε

其中，F(xiàn)是公司績效綜合指標，G為國有股比例，F(xiàn)為法人股比例，T為流通股比例，L1為一大股東的股份，Cr5為五大股東的股份，H5為五大股東股份的平方和，Z為第一大股東持股比例與第二至第五大股東持股比例和的比值。SIZE為總資產(chǎn)的自然對數(shù)，為常數(shù)項;1、2、3是解釋變量的系數(shù)，為隨機誤差項。

由表1和2可知，多元線性模型和二次函數(shù)模型的F值分別為6.246 0和5.693 2，均大于F0.05=2.092 0，說明兩個方程不存在所有自變量回歸系數(shù)為0的情況，均通過了顯著性檢驗。同時，兩個模型的R2分別為0.705 2和0.705 9，均在70%以上，說明擬合度較高。并且兩個模型的D-W統(tǒng)計量分別為2.277 1、2.257 3，說明兩個模型的殘差滿足正態(tài)分布。

從實證結果中可以得出：（1）由實證數(shù)據(jù)來看，G（國有股比例）與公司業(yè)績成正比，顯著水平為0.05，說明中國房地產(chǎn)業(yè)在一定程度上依賴于國家政策。作為一家國有控股公司，與其他類型的公司相比，在市場競爭中具有比較優(yōu)勢。（2）在回歸分析結果中，線性模型的顯著性水平明顯高于二次函數(shù)模型的顯著性水平，回歸系數(shù)為0.003 8，F(xiàn)與公司績效在0.05的顯著水平上正相關，說明法人股股東與企業(yè)的目標是一致的，他們通過公司績效的增加來提高股利收入，從而提高自己的盈利水平，因此他們會盡可能地促進企業(yè)利益最大化，從而更好實現(xiàn)股東利益最大化。（3）由表中實證結果可以看出，H5指數(shù)（五大股東股份的平方和）更好反映了股權相對集中對公司績效的提高具有積極作用。（4）由實證分析結果可知，控制變量SIZE（總資產(chǎn)的自然對數(shù)）在0.05的顯著水平上與公司績效呈正相關。房地產(chǎn)行業(yè)是資本密集型行業(yè)，資產(chǎn)規(guī)模決定了公司的發(fā)展，規(guī)模的擴大可以吸引更多的投資者。（5）根據(jù)實證分析結果，二次函數(shù)的顯著性水平更高，可以明顯看出T（流通股比例）與公司績效呈倒“U”型關系。若流通股比例較低，限售股股東權力較大，為實現(xiàn)自身利益最大化會嚴重威脅流通股股東利益;隨著流通股比例增加，他們會在二級市場對經(jīng)營者形成良好的監(jiān)督;但流通股比例太高，他們在二級市場的投機活動將導致股票價格的波動，這不利于公司的穩(wěn)定。（6）在兩個模型中，L1（一大股東的股份）與公司績效之間的關系均通過了顯著性檢驗，但是二次函數(shù)模型的顯著性水平高于線性模型的顯著性水平，并且回歸系數(shù)為負，所以認為一大股東的股份與公司績效的關系是倒“U”型的。（7）在二次函數(shù)模型中，CR5（五大股東的股份）與公司績效之間的關系未通過顯著性檢驗。對于上市公司而言，由多個大股東持有的股份集中可以更好形成對大股東的有效監(jiān)督機制，同時通過鼓勵更多股東參與公司的決策管理來提高經(jīng)營績效。（8）Z（指數(shù)第一大股東持股比例與第二至第五大股東持股比例和的比值）未通過二次函數(shù)模型的顯著性檢驗，并且在0.05顯著水平上呈負相關。