t8 .027 .280 .318 .376 .954 .096 -.081 1.000 .095 .484
t9 -.269 .000 .221 .128 -.032 .350 -.004 .095 1.000 .047
t10 .050 .208 .236 .504 .413 -.054 -.162 .484 .047 1.000
从影响盈利能力的各个指标间相关系数的计算结果看，拟作解释变量的 t1—t10 等 10 个变量间的相关系数除了 t5 和 t8 之间的相
表1
平均值 中位数 标准差 最小值 最大值
P .0000 .0469 .49949 -1.81
.67
t1 .5562 .5600 .15356
.15 .92
t2 .9210 .8500 .41956
（三）分析步骤 首先，对初步选定的反映盈利能力的 13 个指标进行主成分分析；其次，将公司盈利能力指标与可能影响公司
盈利能力的多个指标变量分别进行多元线性回归分析，得出公司盈利能力与各个影响因素之间的关系，以检验影响房地产上市公司
盈利能力的具体变量。
三、实证分析
（一）变量统计 根据以上指标变量，分别进行简单统计和变量间相关系数计算，从（表 1）和（表 2）可以发现，我国房地产上市
6 .043 .180 -.556 -.244 .029 .066 .208 .117 .573 .114 -.506 .103 .389
表5
Variable C T1 T2 T3 T4 T5 T6 T7 T9 T10 R2
D. W
盈利能力方程（1）的回归结果
Coefficient -0.402538 -0.157106 -0.159684 -0.484232 0.136091 0.040170 -0.004907 0.070820 9.867549 2.63E-05
x2
.180
.103
x3
.157
.132
x4
.198
.054
x5
.172
.036
x6
.062
Байду номын сангаас
.053
x7
.130
.096
x8
.193
.038
x9
.117 -.006
x10 -.072
.284
x11 -.043
.250
x12 -.123
.254
x13 -.056
.283
Component
3
4
.419
.461
t5 .013 .243 .336 .349 1.000 .040 -.112 .954 -.032 .413
t6 .000 .024 -.077 -.183 .040 1.000 .055 .096 .350 -.054
t7 -.200 .032 -.006 -.221 -.112 .055 1.000 -.081 -.004 -.162
12
财会通讯 ·综合（下）2009 年第 1 期
表2
P roximity Ma trix
Correlation between Vectors of Values
t1
t2
t3
t4
t5
t6
t7
t8
t9
t10
t1 1.000 -.180 -.220 -.123 .013 .000 -.200 .027 -.269 .050
成长性等方面选取可能影响盈利能力的 10 个指标变量：资产负债率（t1）、流动负债与负债的比率（t2）、第一大股东持股比例（t3）、 第一大股东性质（t4）、总资产的对数（t5）、主营业务收入增长率（t6）、经营净现金流比主营业务收入（t7）、主营业务收入的对数 （t8）、总资产周转率（t9）和董事会规模（t10）。
F1=- 0.036x1+0.180x2+0.157x3+0.198x4+0.172x5+0.062x6+0.130x7 +0.193x8+0.117x9- 0.072x10- 0.043x11- 0.123x12- 0.056x13
F2=0.010x1+0.103x2+0.132x3+0.054x4+0.036x5+0.053x6+0.096x7 +0.038x8- 0.006x9+0.284x10+0.250x11+0.254x12+0.283x13
局限，综合的评价房地产上市公司的盈利水平及从多个方面分析影响盈利能力的因素。
二、研究设计
（一）样本选取 本文按照 CSRC 产业分类指引的标准确定房地产类上市公司的范围，并根据中国证监会指定网站（巨潮资讯
网）公布的资料获得 2004 年到 2006 年房地产上市公司的数据，经过遴选得到适用于本文分析的房地产上市公司：对于分别在 A 股
盈利能力指数构造。为消除房地产上市公司盈利能力指标 x1～ x13 等变量间的相关性，利用 SPSS 中的主成分分析法进行分析，剔 除重叠信息，综合评价上市公司的盈利能力，得到主成分方差贡献 率（表 3）。前六个标准化主成分累计贡献率达到 88.844%，已经满 足了 85%的基本要求，保留特征值大于 0.6 的主成分。当选取六个 主因子的时候，主因子变量共同率分别达到了 0.85 左右（从 Communalities 的结果中可以看出），这说明所选取的六个主因子保持 了比较完整的信息量。
Prob. 0.6080 0.7017 0.2700 0.2830 0.3363 0.6589 0.1066 0.1181 0.0000 0.9990 5.729163 0.000144
关系数（0.954）较大，在建模时作特殊处理外，余变量之间的相关 系数都较小。
（二）主成分分析 在进行主成分分析之前，首先检验数据是 否适合作主成分分析。将原始数据带入 SPSS13.0 做检验，得到 KMO 值为 0.716（>0.7），巴利特（Bartlett’s）球体检验的显著水平 达到 0.000，该原始数据适合作主成分分析。
从载荷矩阵通过方差极大旋转得到的结果，就容易理解各个 主因子含义。第一个主因子主要通过每股现金含量、净利润现金保 证比率、净资产现金回收率和现金毛利率来体现的，因为第一个主 因子在这四个指标中的载荷系数最大，分别为 0.928、0.737、0.917 和 0.883。同理第二个主因子代表了净利润增长率、净资产收益率、 资本保值增值率和每股收益,第三个因子代表了销售净利率和成本 费用利润率，第四个主因子通过每股净资产体现，第五个主因子代 表着总资产报酬率，第六个主因子代表着销售毛利率。可根据（表 4）得到：
和 B 股同时上市的公司,以及以转债形式上市的公司，只保留其 A 股上市公司；为避免异常数据对研究的影响，从样本中剔除了 3
年中曾经或正处于 PT 和 ST 状态的公司。最终得到适用于本文分析的房地产类上市公司 39 家。
（二）指标选取 在指标的选取上，主要参考有关盈利能力的研究成果，首先选取代表盈利能力指标，从销售盈利能力、投资回
公司盈利能力指数 P 的平均值为 2.846725704167e-017，近似为 0，最大值为 0.67，最小值为 - 1.81，说明我国房地产上市公司的盈利能
力并不高，且公司间的差距不大（较小的标准差也说明了此问题）。从反映房地产上市公司成长性和治理结构的 t6 和 t10 指标的统计 结果，表明了房地产上市公司治理结构和公司成长性的巨大差距。
.46 3.05
t3 .3654 .3500 .14358
.14 .67
S ta tis tics
t4 .5128 1.0000 .50637
.00 1.00
t5 9.1851 9.4000 .74268
6.30 9.89
t6 3.9846 .2600 21.4417
-.46 134.13
t7 -.0667 .0300 1.3367
-7.61 2.04
t8 8.5633 8.6500 .71009
6.01 9.49
t9 .0405 .0400 .04052
-.09 .13
t10 16.74 17.00 3.416
11 26
作者简介： 赵选民（1955- ），男，陕西西安人，西安石油大学经济管理学院院长，教授 张晓阳（1983- ），女，陕西咸阳人，西安石油大学经济管理学院硕士研究生
-.158
-.067
.010
.214
.037
.069
.287
-.248
-.599
.411
-.169
-.438
.250
-.013
.111
.434
.037
.089
.017
.069
.116
-.126
-.023
-.026
5 .739 .202 -.071 .059 -.233 .107 .429 .015 -.493 -.177 -.130 -.104 .160
赵选民 张晓阳：房地产上市公司盈利能力影响因素实证分析
房地产上市公司盈利能力影响因素实证分析
赵选民 张晓阳
（西安石油大学经济管理学院 陕西 西安 710065）
摘要：本文以上海和深圳交易所 39 家房地产上市公司 2004 年到 2006 年的财务数据为样本,从资本结 构、股权结构、公司规模、公司风险、公司治理结构、营运效率和成长性多个方面，选取了可能影响盈利能力的 多个指标变量进行了实证分析，结果证明：较高的资产负债率和较慢的总资产周转率抑制了公司的盈利能 力，在此基础上提出了改进房地产上市公司盈利能力的若干建议。
关键词：盈利能力 主成分分析 线性回归