房地產企業經營績效與股權集中度的實證分析
——基于主成分分析法

陳俊杰，潘傳快

（武漢紡織大學，武漢 430200）

0 引言

房地產行業作為影響國計民生的重要支柱性行業，歷來受到國家政策層面的高度關注，保障房地產行業合理平穩運行，抑制房價過快上漲是政府房地產調控的主要目標。隨著我國經濟進入高質量發展階段，房地產行業要想提質增效，除了政策調控，更重要的是優化公司治理。

股權集中度衡量了公司的股權分布狀態，也是衡量公司結構的重要指標之一，對企業績效的影響十分明顯。對相關理論進行總結后發現，股權集中度是一把雙刃劍：股權集中度較低時容易產生股東集體“搭便車”現象，弱化對管理層的監督，使公司經營目標分散化；股權集中度較高時，大股東對管理層的制約增強又會抑制管理層的積極性，同時容易導致“壕溝防御效應”，危害小股東的利益。針對這一問題，本文借助主成分分析法，對房地產企業的經營績效與股權集中度進行了實證分析。

總結相關文獻發現，現有研究大多從全行業角度探討股權結構與企業經營績效的關系，專門研究房地產企業的較少。姚德權和文丹煜（2020）指出，股權集中現象在房地產企業較為普遍，并基于股權集中度的調節效應分析了管理層權力對企業經營績效的影響；張力派等（2020）實證分析了房地產企業股權集中程度對企業融資約束的影響，結果表明提高股權集中度可以緩解融資約束問題；李榮錦和雷婷婷（2019）基于房地產上市公司數據研究了股權集中度對企業資本結構動態調整的影響。

1 房地產企業經營績效的評價

由于反映企業經營績效的財務指標眾多，為了進行較為全面合理的評價，本文以杜邦分析法為出發點，選取了反映盈利能力、償債能力和營運能力這3 大核心能力的9 個指標，其中盈利能力包括資產凈利率（X1）、凈資產收益率（X2）和營業凈利率（X3），償債能力包括流動比率（X4）、速動比率（X5）和資產負債率（X6），營運能力包括應收賬款周轉率（X7）、存貨周轉率（X8）和總資產周轉率（X9）。

1.1 樣本數據來源

本文在國泰安數據庫中依照證監會2012 版行業分類，選取了2019 年房地產業的全部142 個股票樣本，剔除ST 股以及相關數據缺失的企業，最終得到111 個有效樣本的財務數據和股權集中度數據，其中，股權集中度選取的是前5 位大股東持股比例之和。出于數據完整性考慮和內部交易抵消等問題，本文選取的財務數據均為合并報表數據。

1.2 主成分分析法

本文使用SPSS 統計軟件中因子分析下的主成分分析對上述用于評估經營績效的9 個變量指標進行處理，目的是使用主成分加權結果來表示企業的綜合經營績效得分Y。

主成分分析法的核心是降維，即在損失極少信息的前提下將多個變量轉化為幾個綜合變量。轉化生成的綜合變量被稱為主成分，每一個主成分都是原始變量的線性組合，且各個主成分之間互不相關，即協方差為0。通過這一方法可以一定程度上簡化多因素問題的分析過程。

1.2.1 標準化和適用性檢驗

由于原始數據中存在不同量綱，處理之前需使用Z－score法對原始數據進行標準化，再對生成的新變量進行適用性檢驗。

本文使用軟件中自帶的KMO 和Bartlett 檢驗程序進行適用性檢驗，其中KMO 檢驗度量變量之間的相關性是否較小，Bartlett 的球形度檢驗可檢驗相關矩陣是否為恒等矩陣，檢驗結果如表1 所示。一般而言，KMO 值應至少大于0.6，結果顯示為0.639，同時Bartlett 檢驗的P 值為0，顯著性較高，這些都說明變量數據是適用因子分析方法的，分析結果具有參考價值。

表1 KMO 和Bartlett 檢驗結果

1.2.2 提取主成分

由標準化變量Zscore（X1）、Zscore（X2）…Zscore（X9）組合而成的主成分，其對總方差的解釋結果如表2 所示，提取方法為主成分分析法。

表2 總方差解釋結果

由提取結果可知，主成分1 的特征值為3.179，方差為35.327%；主成分2 的特征值為2.181，方差為24.235%；主成分3 的特征值為1.431，方差為15.902%，其余主成分特征值均小于1，這3 個主成分累計解釋了總方差的75.465%。因此，將這3 個主成分作為計算得分的綜合變量。

1.2.3 計算綜合經營績效得分

根據因子負荷矩陣（如表3 所示）和抽取的3 個主成分各自的特征值可以分別計算各成分的因子得分系數，從而將這3個主成分表示出來，將其命名為F1、F2、F3，則：

表3 因子負荷矩陣

最后，根據這3 個主成分方差百分比占總解釋百分比的權重來計算綜合得分：

Y＝（35.327／75.465）F1＋（24.325／75.465）F2＋（15.902／75.465）F3

2 房地產企業經營績效與股權集中度的實證分析

2.1 相關性分析

首先對上文計算得出的綜合績效得分Y 與股權集中度X進行雙變量相關性分析，分析結果如表4 所示。

表4 相關性檢驗結果

由表4 可知，所選的房地產樣本企業經營績效綜合得分與股權集中度的相關系數為0.237，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明兩者之間存在顯著的正相關關系，但相關性較弱。

2.2 回歸分析

以經營績效為因變量，以股權集中度為自變量，采用最小二乘法對綜合績效得分Y 與股權集中度X 進行線性回歸，設定回歸模型為：

回歸結果如表5 所示。

表5 回歸結果

常數項為－0.869，自變量系數為1.536，且都通過了5%水平上的顯著性檢驗。房地產企業經營績效Y 與股權集中度X的線性回歸方程為：

3 結論分析

通過對所選取的111 家樣本企業2019 年的財務數據進行實證分析，可以發現房地產企業經營績效與股權集中度之間存在較弱的正相關關系，為房地產企業進行股權結構優化和改善公司治理提供了參考。

理論層面上，股權集中度的提高有助于緩解“搭便車”問題，更好地克服股東和管理層之間的委托代理問題。同時，股權集中時大股東自身利益與企業經營目標更加一致，從而更加注重企業未來發展，將更多精力和資源投入到企業經營決策，有助于企業價值提升。現實層面上，房地產業作為高資本投入型行業，近年來隨著國家調控政策收緊，企業獲取銀行信貸資金受阻，融資約束成為行業普遍面臨的困境，而在股權集中度高的企業里，大股東對公司績效的影響更多是正向激勵，而非負面影響，有較高外部融資需求的公司能爭取良好績效，緩解自身融資約束。

股權集中度并非越高越好，股權集中度過高也會導致股東內部制衡失效，給大股東提供謀取私人利益的機會，因此房地產企業也要完善股權監督和制衡機制，加強投資者保護。