文/李姝熠，上海大學(xué)

作為補(bǔ)充本文還進(jìn)行了非參數(shù)檢驗(yàn)，將樣本中所有的房地產(chǎn)投資信托基金按標(biāo)準(zhǔn)化運(yùn)營(yíng)效率比率（OER1和OER2）從小到大進(jìn)行排序并分成五組，求出每組REITs的相關(guān)被解釋變量的平均值和中位數(shù)，并對(duì)其第一五分位數(shù)和第五五分位數(shù)的被解釋變量的平均值（中值）的差值進(jìn)行雙樣本T檢驗(yàn)和雙樣本中位數(shù)差異檢驗(yàn)。

實(shí)證結(jié)果證明運(yùn)營(yíng)效率高的房地產(chǎn)投資信托公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)更好。

改革開(kāi)放以來(lái)，特別是過(guò)去的20年左右，中國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)取得了長(zhǎng)足的發(fā)展。隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程進(jìn)入中后期階段，中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)整體也將逐步步入以存量為主的時(shí)代，對(duì)存量資產(chǎn)的有效配置和經(jīng)營(yíng)的重要性日益凸顯。目前中國(guó)正在大力發(fā)展租賃市場(chǎng)，培育住房租賃機(jī)構(gòu)，大量建設(shè)公租房，這些都離不開(kāi)長(zhǎng)期資金的支持。而REITs所提供的正是房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展所需的長(zhǎng)期資金。

自REITs在美國(guó)創(chuàng)立以來(lái)，REITs已在世界眾多國(guó)家和地區(qū)開(kāi)花結(jié)果，幾乎已成為成熟市場(chǎng)的標(biāo)配。由于REITs特別適合作為投資并持續(xù)經(jīng)營(yíng)收益性物業(yè)的工具，REITs已經(jīng)成為世界范圍內(nèi)養(yǎng)老基金、保險(xiǎn)基金等機(jī)構(gòu)投資者和眾多中小投資者投資房地產(chǎn)的主要工具，在全球投資組合中占據(jù)重要地位。

創(chuàng)立和發(fā)展REITs，正是順應(yīng)中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)轉(zhuǎn)型和長(zhǎng)期發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要。作為世界上少數(shù)幾個(gè)存量資產(chǎn)多、市值規(guī)模大的房地產(chǎn)市場(chǎng)之一，未來(lái)REITs在中國(guó)的發(fā)展?jié)摿薮蟆?/p>

目前學(xué)者們對(duì)于房地產(chǎn)投資信托基金的研究大多集中在價(jià)值評(píng)估、治理結(jié)構(gòu)、收益與風(fēng)險(xiǎn)、法律制度和發(fā)展模式等，很少研究個(gè)體REIT的運(yùn)營(yíng)效率，忽視了運(yùn)營(yíng)效率對(duì)其經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的重要影響。

1 實(shí)證研究

1.1 變量描述

本文選取了在美國(guó)上市的權(quán)益型房地產(chǎn)投資信托公司在1995-2016年間的相關(guān)年度數(shù)據(jù)，包括總資產(chǎn)，總債務(wù)，總股本，總收入，總費(fèi)用，物業(yè)運(yùn)營(yíng)費(fèi)用償還金，房地產(chǎn)折舊和攤銷(xiāo)，租賃業(yè)務(wù)運(yùn)營(yíng)費(fèi)用，股價(jià)，已付股息總額，已發(fā)行普通股，市值，未計(jì)利息、稅項(xiàng)、折舊及攤銷(xiāo)前的利潤(rùn)，營(yíng)運(yùn)現(xiàn)金流（FFO），首次公開(kāi)發(fā)行的日期，房地產(chǎn)投資信托成立年份，所投資的房地產(chǎn)所在的大都市統(tǒng)計(jì)區(qū)（MSA）以及房地產(chǎn)類(lèi)型。

本文將房地產(chǎn)投資信托公司的運(yùn)營(yíng)效率比率（OER），即費(fèi)用除以收入，作為衡量其運(yùn)營(yíng)效率的指標(biāo)。因此意味著運(yùn)營(yíng)效率比率越高（越低），房地產(chǎn)投資信托公司的運(yùn)營(yíng)效率就越低（越高）。本文提出了兩種運(yùn)營(yíng)效率比率。a）非房地產(chǎn)折舊和攤銷(xiāo)費(fèi)用（定義為總費(fèi)用減房地產(chǎn)折舊和攤銷(xiāo)）占總收入的比率，以及b）非房地產(chǎn)折舊和攤銷(xiāo)費(fèi)用占減掉物業(yè)運(yùn)營(yíng)費(fèi)用償還金的總收入比例。這兩個(gè)運(yùn)營(yíng)效率比率充分考慮到了房地產(chǎn)折舊和攤銷(xiāo)費(fèi)用以及物業(yè)運(yùn)營(yíng)費(fèi)用償還金，所以能夠更好地反映房地產(chǎn)投資信托公司實(shí)際可控的現(xiàn)金流費(fèi)用。

本文將資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）作為評(píng)估房地產(chǎn)投資信托公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的指標(biāo)。

由于本文構(gòu)建的回歸方程包含滯后變量，因此剔除了缺少連續(xù)兩年股價(jià)和運(yùn)營(yíng)效率信息的公司。最終樣本由符合以上要求的317個(gè)REIT組成。

1.2 模型構(gòu)建

首先，構(gòu)建方程（1）來(lái)評(píng)估房地產(chǎn)投資信托公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)是否與其運(yùn)營(yíng)效率比率相關(guān)。 在控制房地產(chǎn)投資信托的其他特征的基礎(chǔ)上，將ROA作為被解釋變量對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化運(yùn)營(yíng)效率比率進(jìn)行了回歸分析。

方程（1）

其中ROAi,t為營(yíng)運(yùn)現(xiàn)金流除以房地產(chǎn)投資信托i第t年的年初總資產(chǎn)，其他變量與前文所定義的相同。

本文之所以使用滯后一期而不是當(dāng)期的相關(guān)變量作為解釋變量構(gòu)建回歸方程，是因?yàn)樵诜康禺a(chǎn)行業(yè)，相比于期末反而是期初的數(shù)據(jù)與當(dāng)年的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)更加相關(guān)。現(xiàn)金流量產(chǎn)生和支出在很大程度上與各期初持有的物業(yè)有關(guān)，有時(shí)也會(huì)受到中期的變化的影響，但往往與期末資產(chǎn)相關(guān)性不大。因此，通常來(lái)說(shuō)，評(píng)估當(dāng)期的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)時(shí)往往選擇期初的特征數(shù)據(jù)。

此外，除了構(gòu)建多元回歸方程。筆者還采用了非參數(shù)分析方法，將房地產(chǎn)投資信托基金根據(jù)每年的標(biāo)準(zhǔn)化運(yùn)營(yíng)效率比率從小到大分成五組，并對(duì)兩個(gè)極端組的ROA平均值和中位數(shù)的差異進(jìn)行雙樣本T檢驗(yàn)和雙樣本中位數(shù)差異檢驗(yàn)。

1.3 實(shí)證結(jié)果

方程（1）結(jié)果驗(yàn)證了房地產(chǎn)投資信托基金的運(yùn)營(yíng)效率比率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間的關(guān)系。具體而言，在控制其他變量的情況下，運(yùn)營(yíng)效率高的房地產(chǎn)投資信托擁有更高的資產(chǎn)回報(bào)率。

在表3-3（1）和（2）列中，采用物業(yè)類(lèi)型固定效應(yīng)模型，滯后一期的OER1和OER2的相關(guān)系數(shù)（分別為-5.27和-3.24）均在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著。這些結(jié)果表明運(yùn)營(yíng)更有效的房地產(chǎn)投資信托（較低的運(yùn)營(yíng)效率比率）能產(chǎn)生較高的投資回報(bào)。（3）和（4）列的統(tǒng)計(jì)結(jié)果（公司固定效應(yīng)模型）與（1）和（2）列一致，滯后一期的OER1和OER2的相關(guān)系數(shù)系數(shù)（分別為-2.97和-1.76）也在1%的顯著性水平下具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這充分證明了房地產(chǎn)投資信托的運(yùn)營(yíng)效率和ROA之間存在正相關(guān)關(guān)系。

表3 -1 方程（1）的回歸結(jié)果

表3-3展示了房地產(chǎn)投資信托基金的資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）對(duì)其滯后標(biāo)準(zhǔn)化運(yùn)營(yíng)效率比率（分別為OER1和OER2）的多元回歸結(jié)果?！?、**、***”分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著。

除了相關(guān)系數(shù)之外，回歸結(jié)果還表明，具有較高市值，較低杠桿比率和持有房地產(chǎn)的地理位置分散程度較小的房地產(chǎn)投資信托與較高的資產(chǎn)回報(bào)率相關(guān)。這符合預(yù)期也與其他文獻(xiàn)的研究結(jié)果一致。Berger等（1993）和Ambrose等（2005）證明了市值更大的房地產(chǎn)投資信托基金通常表現(xiàn)更好；Fama和French（2002）證明了公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和杠桿比率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系； Ro和Ziobrowski（2011）、Hartzell等（2014年）都認(rèn)為經(jīng)營(yíng)的多元化會(huì)損害公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。

另外，值得注意的是，在資產(chǎn)密集型產(chǎn)業(yè)如權(quán)益型REITs中很難獲得較高的資產(chǎn)回報(bào)率。這也進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了REITs的運(yùn)營(yíng)效率對(duì)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的重要性。

圖3 -1 ROA與OER1和OER2的散點(diǎn)圖和關(guān)系曲線

為了更加直觀地展示運(yùn)營(yíng)效率與運(yùn)營(yíng)績(jī)效之間的正相關(guān)關(guān)系，筆者還繪制了ROA與滯后一期運(yùn)營(yíng)效率比率（OER1和OER2）的散點(diǎn)圖和關(guān)系曲線。圖上明顯的負(fù)斜率清晰地展示了兩者的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

作為補(bǔ)充本文還進(jìn)行了非參數(shù)檢驗(yàn)，將樣本中所有的房地產(chǎn)投資信托基金按標(biāo)準(zhǔn)化運(yùn)營(yíng)效率比率（OER1和OER2）從小到大進(jìn)行排序并分成五組，求出每組REITs的ROA的平均值和中位數(shù)。結(jié)果（如表3-4）顯示，無(wú)論是根據(jù)OER1還是OER2進(jìn)行排序，房地產(chǎn)投資信托的資產(chǎn)回報(bào)率的平均值和中值都是從第一五分位數(shù)（最低運(yùn)營(yíng)效率比率組）單調(diào)下降到第五五分位（最高運(yùn)營(yíng)效率比率組）。第一五分位數(shù)和第五五分位數(shù)的ROA平均值（中值）的差值分別為4.74%（4.27%）（按OER1排序）和4.29%（3.73%）（按OER2排序）。對(duì)差值進(jìn)行雙樣本T檢驗(yàn)和雙樣本中位數(shù)差異檢驗(yàn)，結(jié)果均證明了差值在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著。支持了多元回歸結(jié)果，更進(jìn)一步表明了，資產(chǎn)回報(bào)率與運(yùn)營(yíng)效率之間不僅存在正相關(guān)關(guān)系，而且這種關(guān)系是單調(diào)和連續(xù)的。

表3 -2 ROA非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

總的來(lái)說(shuō)，本文的研究結(jié)果證明了正確衡量和核算房地產(chǎn)投資信托運(yùn)營(yíng)效率的重要性。這項(xiàng)工作對(duì)于房地產(chǎn)投資信托基金的管理，股東關(guān)系，估值和投資組合分配決策均存在潛在影響。另外，投資者也可以通過(guò)考察房地產(chǎn)投資信托基金的運(yùn)營(yíng)效率而做出更加正確的投資決策。