股权结构的激励效应_基于公司价值的实证分析

经济评论　2007年第3期ECONOMIC　RE VIEW　No13　2007

股权结构的激励效应:

基于公司价值的实证分析

谢　军

摘要:法人股股东具有最强的积极性权益激励去改善公司绩效和提升公司价值,流

通股股东具有最弱或最消极的权益激励和治理权力,国家股股东的权益激励介于两者之

间(有消极的一面,也有积极的一面)。在缺乏有效投资者保护机制的环境下,分散化股权

结构不能成为有效的公司内部治理制度。国家股并非是最无效率的制度安排;较之分散

化的流通股,它具有一定的制度优势。另外,同为非流通股的国家股和法人股之间的显著

激励差异表明:股权的非流通性并不是影响公司价值及其成长性的根本性问题,股权持有

人的性质和身份才是影响股东治理激励的关键因素。

关键词:股权结构　权益激励　公司治理　公司价值

一、引言

上市公司的股权分置问题一直困扰着中国股票市场的发展,股东身份的多重性、产权市场的交易分割和国家股、法人股的非流通性不仅损害了资本市场的流动性和资源配置功能,更重要的是扭曲了公司治理的激励结构。目前,我国上市公司的股权分置改革已进入攻坚和收官阶段;截至2006年底,共有64批、1317家上市公司完成了全面股权分置的改革工作。①股权分置的改革计划无疑优化了中国资本市场的市场结构,并强化了原非流通股东的权益激励。但是,股权分置改革能否一劳永逸地解决中国股票市场的制度性问题,似乎还有待时间的检验。本文考察了股权分置改革前,股权结构对公司价值的影响度和解释力,试图计量不同类型股东的治理动机和激励强度,以此评估股权结构的激励效应。本文的研究发现,股权的非流通性并不是阻碍股权激励的唯一性根本因素。本文的实证研究有助于为上市公司股权分置的改革和股权激励制度的建立提供理论基础和经验依据。

二、文献回顾

分散持股会稀释小股东对公司管理层的监督激励,而大股东则有较强的动机和能力参与对管理绩效的评估和监督,因为他们可以从公司绩效的改善中获得更多的监督收益(G rossman and Hart,1980; Shleifer and Vishny,1986)。②股权持有对股东参与管理监督和控制的激励称为权益激励。关于股权结构对企业价值及公司绩效的实证影响一直是公司治理文献中的主要研究领域。Demsetz与Lehn(1985)没有观察到股权结构对公司绩效的显著性作用;他们声称,股权结构是公司生存和发展的自然结果。Xu 与Wang(1999)发现:中国上市公司的获利能力与法人股的份额呈正相关关系,而与国家股的份额和流通股的份额呈负相关关系。Sun与T ong

(2003)的研

究也得出相似的结论:国家股比例对公司绩效具有

负面效应,而法人股比例对公司绩效则具有积极效

应。陈晓和江东(2000)发现,在竞争性行业,国家股

比例具有负面影响,法人股比例和流通股比例具有

正面影响。陈小悦和徐晓东(2001)观察到,流通股

比例与公司业绩负相关,国家股比例和法人股比例

对公司业绩的影响不显著。徐晓东和陈小悦(2003)

的研究显示,第一大股东为非国家股股东的公司较

第一大股东为国家股股东的公司具有更高的价值和

更强的盈利能力。谢军(2006)发现,第一大股东对

公司绩效具有显著的积极作用;并且作为法人股股

东的第一大股东对公司价值具有更强的激励功能。

徐莉萍、辛宇和陈工孟(2006)的实证结果则显示,不

同股权性质的控股股东中均对公司绩效具有积极效

应。上述研究结果表明了法人股在公司治理中的积

极功能,但对国家股的非效率和流通股的消极性却

存在着不一致的结论。还有,上述研究多选用财务

指标作为公司业绩的衡量指标和被解释变量。财务

指标(如净资产收益率和经营利润率)无法反映风险

结构对投资回报率的影响,而且可能会因为公司管

理当局的盈余管理而丧失客观性和真实性。本文的221

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研究将选用代表企业成长性的价值指标作为公司治理绩效的评价指标。价值指标既考虑了风险因素,反映了投资者的市场意见,也减轻了会计操纵的影响。

三、制度背景和研究目的

(一)制度背景分析

中国上市公司的股权类型典型地划分为国家股、法人股和流通股,其中,国家股和法人股在股改计划实施之前尚不能流通。③从制度安排和组织结构上来看,不同类型的股东具有不同的公司治理激励。

国家股(包括国家股和国有法人股)的产权主体多为各级政府和主管部门。当政府机关的各级官员作为国家股法定代表行使其控制权,会造成现金流权利和控制权利的严重不对称分布。因此,作为国家股代表的官员很难有利益驱动去监督和控制公司经理以提高公司的价值和经营绩效。另外,持有国家股的政府机构有着各自的行政目标,这些行政目标常常与股东价值最大化的目标不尽相同。但是,相对于分散化的流通股权而言,集中化的国家股权可能又具备一定的制度优势,因为国家股股东也会拥有一定的经济动机,并且有能力去改善公司绩效(由于其控股地位)。

法人股的产权主体多为盈利性企业或机构。法人股虽然不能在股市上流通,但可通过协议转让。法人进行股权投资的动机在于获得各种形式的投资收益以及其他兼并协同效应等。还有一部分法人股为上市公司发起人所持有,这些发起人往往是上市公司的创立者,或者是被创立者所控股的其他公司。因此,这部分法人股股东有特别强烈的动机关注公司价值。虽然法人股股东缺乏“用脚投票”的机制(由于法人股的非流通性),但是由于较集中的持股,他们能够更有力地通过“用手投票”在董事会中占有一席之地,直接参与公司的决策。由于法人股股东的政治动机较少,因此法人股股东具有更强的激励去监督和控制公司管理层,并引导企业追求股东价值最大化的目标。

流通股是股改之前三种股票中唯一可在公开股票市场上交易的股票。流通股股东可以直接从股票的升值中获得资本收益,因此他们是最有动机去密切关注公司价值和成长性的股东。从理论上讲,流通股股东可通过参加股东大会投票选举和更换董事会成员来对公司管理层实施监控。然而,在缺乏机构投资者的时期,大多数流通股股东为个人股东,个人股东的有限资金决定了流通股的分布较为分散。流通股权的分散性决定了小股东对“用手投票”机制的放弃,也导致了流通股股东在公司决策系统中的严重缺位。所以,尽管流通股股东具有很强的动机去改善公司业绩,但由于在公司治理体系中的弱势地位,他们往往无能为力。

(二)理论预期和研究目的

上述的制度背景分析表明,国家股股东、法人股股东和流通股股东具有不同的股权激励。法人股股东具有最强的积极性治理激励功能,并且有能力提升企业价值。国家股股东的治理激励具有“两面性”:一方面他们具有负向的治理激励,另一方面他们具有一定的正向治理激励。流通股股东具有最弱的治理激励和监督能力,而且流通股比例的增加可能导致法人股和国家股的激励减弱。本文的研究目的在于:检验上市公司股权结构的激励效应,比较国家股股东、法人股股东和流通股股东的治理激励方向和强度,分析股权多元化的治理激励结构。

四、研究设计:变量和模型

本文主要考察股权结构与公司治理绩效的计量关系。对公司治理绩效的评价指标,本文选择以成长性为基础的公司价值指标。成长性代表了企业未来投资机会,从其来源来看,是一种管理价值(Management Value),它体现了公司管理质量和公司治理的制度效率(Myers,1977)。而且,公司价值指标还代表了投资者对公司质量的市场意见,体现了公司治理机制的市场评分。经济学教科书通常用T obin’s Q衡量企业的成长性和投资价值。④传统上,学术研究在计算我国上市公司Q值时,将非流通的国家股和法人股定价为账面价值(徐晓东和陈小悦, 2003)。由于股票账面价值大多低于股票市场价格,因此,这样计算出来的Q值很可能会产生与国家股比例和法人股比例之间的伪回归关系(S purious Regression)。为了避免选用Q值所带来的计量性问题,本文选择市净率作为公司价值的量化指标。⑤本研究所采用的基本计量模型为:

Performance=α+Σβi X i+Σγi P i+ε(1)

……

Performance=α+βi(X i+X j)+β2X j+Σγi P i+ε

(2)

…………………………………………

Performance:公司治理绩效,选用市净率指标;X i:股权结构变量,选用国家股比例、法人股比例和流通股比例等指标;P i:一组企业特异性控制变量,涉及企业规模、资本结构(

财务杠杆)、资产结构和行业属性

等指标,用于控制和筛除企业特异性(S pecification)的

影响;α:截距;ε:残差项。具体的变量说明见表1。模

型1用于估计股权比例(X i)对公司治理绩效的影响

力;模型2用于估计某一性质股权比例(X j)对公司治

理绩效的边际影响,可以比较各性质股权比例对公司

治理绩效影响力的差异度及其显著性。

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表1　　　变量说明表

变量(符号)性质描述备注

市净率(P B)因变量年末每股市价与年末每股净资产之比公司价值及成长性的衡量指标,删除净资产为负和股价缺损的观察值(因为净资产为负,市净率的计算没有经济意义)。

股权比例指标

国家股比例(SSP)法人股比例(LSP)流通股比例(PSP)解释变量

解释变量

解释变量

国家股占总股本比重

法人股占总股本比重

流通股占总股本比重

为了避免多重共线性问题,同一模型

中,股权结构的变量最多只能选择其

中两个。

企业特异性指标

企业规模(S ize)财务杠杆(Lever)资产结构(Fixed)控制变量

控制变量

控制变量

企业账面总资产的对数

企业资产负债率

固定资产比重

反映了公司负债水平

行业(I A、I B、IC、I D、

IE、IF、IG、IH、II、I J、IK、I L)控制变量

设置12个虚拟变量(I A、I B、IC、I D、IE、IF、IG、

IH、II、I J、IK、I L):如果该公司属于第i个行

业,I i=1;反之,I i=0

中国证监会将上市公司划分为13个

行业,本研究以综合业为基底,设置12

个虚拟变量

行业的受保护性(Protect)控制变量虚拟变量=1,当公司处于被保护行业;虚拟

变量=0,当公司处于竞争性行业。

本文将能源和公用事业界定为受保护

性产业

时间效应(Y ear)控制变量变量=1,当数据属2003年时;变量=0,当数

据属2004年时。

在混合样本的处理中,控制时间(年

份)的固定效应

本研究为2003年和2004年数据的横截面分析,所有变量的取值为2003年和2004年数据

五、样本和描述性统计

(一)样本和数据

本文以股权分置改革前的2003年和2004年的数据为基础,先分年度进行截面分析,再对混合样本进行固定效应截面分析(控制时间效应的影响)。样本公司为在上海证券交易所上市的A股上市公司(删除少量数据缺损的公司):2003年的观察样本为763家公司,2004年的观察样本为815家公司,共涉及所有13个大类产业。研究数据来源于中国证券监督委员会网站(w w w.csrc.g 9e7fcd3a376baf1ffc4fadb0)和Sinofin 中国金融数据库(w w 9e7fcd3a376baf1ffc4fadb0.)。

(二)描述性统计

表2的描述性统计显示:(1)上市公司股权结构在时间上不存在显著的差异性。这表明,我国上市公司股权结构的刚性程度较高,这可能是因为国家股和法人股的非流通性所导致的。(2)国家股、法人股和流通股三分天下的局面已有所改变,流通股比例已占总股本的40%以上。(3)尽管流通股在股权成分中的比重最大,但是大多数公司仍然为国家股股东和法人股股东所控制,为流通股股东所控制的公司仅占样本公司的2.62%(2003)和2.45% (2004)。这反映了流通股权的分散化程度以及流通股股东在公司治理结构中的弱势地位。

表2　　股权结构变量的描述性统计

研究变量(单位)

2003年数据2004年数据

均值中位值J-B test观察值均值中位值J-B test观察值

P B 3.155676 2.40711431281053748 2.478682 1.89424027375293794 SSP(%)39.6654747.1700068.74048376340.4176147.4900073.139363815

LSP(%)19.

792507.310000123.2097376317.80334 5.680000171.49523815

PSP(%)40.5434738.38000729.0564376341.7582538.97000664.70473815 SS0.663172 1.000000134.393437630.688344 1.000000150.68953815 LS0.3106160.000000141.437137630.2871170.000000162.47003815 PS0.0262120.00000039466.6737630.0245400.00000048593.103815　　注:Jarque-Bera(J-B)test用于检验样本数值统计分布的正态性;3代表在0.01水平上显著。

六、研究结果及其解释

(一)股权结构的激励效应:股权比例对公司价值的实证影响

本文分别以2003年横截面数据、2004年横截面数据和2003-2004混合数据为基础,根据计量模型(1)运用O LS法估计了国家股比例、法人股比例和流通股比例对公司价值的影响力;然后根据计量模型(2)估计各性质股权比例对公司价值的边际影响,并比较国家股比例、法人股比例和流通股比例对公司价值解释力的差异程度及其显著性(结果见表3和表4)。

表3和表4的回归结果显示,即使在控制了企业特异性影响之后,国家股比例和法人股比例对公司价值仍具有显著的正向效应,而流通股比例对公司价值则具有显著的负向效应。从表4的2003-2004年的混合截面分析来看:模型9和13表明,法人股比例和国家股比例对公司价值具有显著的积极

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影响,而且模型10和14表明,法人股比例对公司价值的正向影响力显著地大于国家股比例;模型11和15表明,流通股比例对公司价值具有显著的消极影响,而且模型12和16表明,国家股比例对公司价值的负向影响力显著地小于流通股比例。表3的2003

年和2004年截面分析也显示出相似的回归结果。⑥

上述结果显示了股权结构的激励强度顺序:法人股比例对公司价值具有最强的积极影响;流通股比例对公司具有最强的消极影响;国家股比例对公司价值具有显著的积极影响,但强度显著弱于法人股比例。

表3

股权比例与公司价值的回归结果(OLS):2003年和2004年的截面数据

截距和自变量

因变量:公司价值(市净率)

2003年数据(横截面分析)

2004数据(横截面分析)12345678截距15.60960315.609603

19.41126319.41126310.76252310.76252

13.27371313.273713SSP

0.0312073

-0.006814

0.0312103

0.015297333

-0.0099333

0.01538333

SSP +LSP 0.03120730.015297333SSP +PSP -0.0380243-0.0252523LSP 0.03801730.0068100.02511030.009814333PSP -0.0380243-0.0252523S ize -3.2314673-3.2314673-3.2314033-3.2314033-2.4781013-2.4781013-2.4769733-2.4769733Lever 0.08207630.08207630.08207730.08207730.06163430.06163430.06165830.0616583Fixed 0.008743330.008743330.008743330.008743330.01777330.01777330.01778730.0177873行业控制是是是是否否否否

A -R 20.15562830.15562830.15563330.15563330.15528430.15528430.1553673

0.1553673F -检验值9.09889639.09889639.09919239.099192330.15548330.15548330.17392330.173923P 值0.0000000.0000000.0000000.0000000.0000000.0000000.0000000.000000D.W. 2.057542 2.057542 2.057557 2.057557 1.726156 1.726156 1.726590 1.726590观察值(N )748748748748794794794794　　注:表内数字为截距和自变量的回归系数,对应P 值省略;3和333分别代表在0.01水平和0.10水平上显著。

表4

股权比例与公司价值的回归结果(OLS):2003-2004年的混合截面数据

截距和自变量因变量:公司价值(市净率)

2003年-2004年数据(混合截面分析)9

1011121314

1516截距11.72360311.723603

14.97218314.97218311.867693

11.86769315.06073315.060733SSP

0.0222303-0.01030330.02227730.0213373-0.01063333

0.021384

3

SSP +LSP 0.02223030.0213373

SP +PSP -0.0325733

-0.0320173

LSP 0.03249230.010262330.03193530.01059933

PSP -0.0325733

-0.0320173S ize -2.653013-2.653013-2.6521693-2.6521693-2.6761023-2.6761023-2.6752813-2.6752813Lever 0.07052530.07052530.07054030.07054030.07096930.07096930.07098530.0709853Fixed

0.0128453

0.0128453

0.01285030.01285030.01219930.0121993

0.0122043

0.0122043

行业控制否否否否是是

是是Y ear -0.710113-0.710113-0.7107813-0.7107813-0.7110243

-0.7110243-0.7116843-0.7116843A -R 2

0.15518630.15518630.15523130.15523130.15516630.15516630.15521230.1552123F -检验值48.17842348.17842348.19457348.19457341.43255341.43255341.44649341.446493P 值0.0000000.0000000.0000000.0000000.0000000.0000000.0000000.000000D.W. 1.777904 1.777904 1.778130 1.778130 1.777778 1.777778

1.778002

1.778002

观察值(N )

1542

1542

1542

1542

1542

1542

1542

1542

注:表内数字为截距和自变量的回归系数,对应P 值省略;行业影响通过设置行业的受保护性虚拟变量来加以控制;3和33分别代表在0.01水平和0.05水平上显著。

(二)回归结果的有效性讨论

本文计量模型的回归参数主要是运用普通最小二乘法进行估计的,而序列自相关、异方差和多重共线性是影响O LS 方法有效性的主要问题。文中大多数模型的Durbin -Wats on 检验值均在1.75～2.20之间(部分模型在1.70～1.75之间),所以模型不存在较显著的序列自相关问题。影响横截面分析的另一个主要问题是异方差问题。异方差的存在会导致自变量回归系数的标准误差估计偏大,并会产生偏小的t 检验值,可能会接受应该拒绝的原假设(H 0:回归系数=0),从而导致对回归系数显著性的误判(否认实际显著的回归系数的显著性)。但是,本文中所有回归模型主要自变量(尤其是解释变量)的回归系数大多显著地异于“0”,所以显著的回归系数被错误否认的问题应该较为轻微。另外,本研究的所有模型均未显现出多重共线性的显著特征,⑦因此,

5

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回归结果受多重共线性的影响应该不大。

(三)股权结构激励效应的制度解释

从回归结果来看,我国上市公司股权激励结构次序:法人股股东的权益激励最积极,流通股股东的权益激励最消极,而国家股股东的权益激励介于两者之间(有消极的一面,也有积极的一面)。该研究结果验证了作者的理论假设。由于法人股的持有者多为盈利性企业,其中有相当部分控股股东是上市公司的创始人,因此法人股的持有人和控制人具有很强的激励去提高和保持公司的成长性。并且,这些公司创始人所具有的专业能力和管理经验使得他们能够有效地把握公司的未来投资机会。国家股持有人多为政府机关和政府控股企业,其权益激励较法人股股东弱;但是,由于政府的扶持措施及融资动机,国家股股东有时又具有一定的激励去提高公司股票价值和成长性。流通股股东具有较强的激励相容性,因为他们可以直接从公司股票的升值中获得资本收益;但由于流通股的股权结构较为分散,流通股股东多为少数股东,少有控股股东或大股东;因此,流通股东在公司治理体系中权力较弱,并难以有所作为。

流通股的股权分散性所导致的消极价值效应表明,分散化的流通股股东难以制约公司经理的管理选择(Managerial Discretion)和机会主义。这意味着,分散化股权结构对于中国上市公司而言,并非像LLS V(2000)所声称的那样是一个有效的公司治理机制。流通股股东的权利弱化反映了中小股东的弱势地位和较弱的投资者保护。国家股比例的权益激励效应则显示,国家股并非是最无效率的制度安排,它具有比分散化流通股更强的积极性治理激励。另外,同为非流通股的国家股和法人股之间的显著激励差异表明:股权的非流通性并不是影响权益激励强度的根本性问题,股权持有人的身份和性质才是影响治理激励的关键因素。

七、结论及政策意义

本文计量了股权结构与公司价值的经验关系,考察了我国上市公司股权结构的激励效应。研究发现,法人股股东具有最强的积极性权益激励去改善公司绩效和提升公司价值,流通股股东具有最弱或最消极的权益激励和治理权力,国家股股东的权益激励介于两者之间(有消极的一面,也有积极的一面)。本文的实证研究结果反映了股权结构的激励强度顺序:法人股比例对公司价值具有最强的积极影响;流通股比例对公司具有最强的消极影响;国家股比例对公司价值具有积极影响,但强度显著弱于法人股比例。文章的结论表明,在缺乏有效投资者保护机制的环境下,分散化股权结构不能成为有效的公司内部治理制度。⑧我们的结论还表明,国家股并非是最无效率的制度安排;较之分散化的流通股,它具有一定的制度优势。另外,同为非流通股的国家股和法人股之间的显著激励差异表明:股权的非流通性并不是影响公司价值及其成长性的根本性问题,股权持有人的性质和身份才是影响股东治理激励的关键因素。

本文的政策意义在于:(1)股权的全流通政策并不是改善我国上市公司的激励结构和治理机制的充分条件;但是股权分置的改革有助于促成大股东的形成和控股股东性质和身份的改变,而这将有利于生成公司治理改善的市场机制;(2)国家股的适度减持和法人股的增加有助于公司绩效的提高和公司价值的提升;(3)稳健推进股权激励制度,优化公司治理体系的激励结构;(4)大力培育积极的机构投资者,填补流通股股权过度分散所导致的治理权力空缺,改变流通股所产生的消极结果;(5)进一步完善外部投资者的利益保护机制,建立强有力的投资者保护制度。

注释:

①沪、深两市仅余40家公司尚未进行股权分置改革工作。

②G rossman,S.and Hart,O.,1980.“T akeover Bids,the Free-rider Problem,and the Theory of the C orporation.”Bell Journal of Economics,11,pp.42-64.Shleifer,A.and Vishny, R.,1986.“Large Shareholders and C orporate C ontrol.”Journal of P olitical Economy,94,pp.461-488.

③即使到目前为止,对于很多完成股改的公司而言,国有股和法人股仍处于封闭期,尚不能够在二级市场自由流通。

④Q=

企业价值

企业重置成本

=

股票价值+债务价值

企业重置成本

⑤宋剑峰(2000)的经验研究表明:对于中国股票市场,市净率是一个能良好预示公司未来成长性的重要指标。

⑥在2004年的截面分析中,当控制了行业属性的影响,法人股比例和流通股比例对公司价值的影响力及其显著性没有发生明显的变化,但是国家股比例对公司价值的影响力的显著性有轻微减弱。

⑦多重共线性往往表现为判定系数(R2)较高,而回归系数的t检验值较小。还有,VIF(方差膨胀因子)法的结果也没有反映出显著的多重共线性。

⑧缺乏有效的投资者保护制度会导致分散化的股权结构坠入“强管理者,弱所有者”的公司治理陷阱。

参考文献:

11陈小悦、徐晓东.:《股权结构、企业绩效和投资者利益保护》,载《经济研究》,2001(11),第3～11页。

21陈晓、江东:《股权多元化、公司业绩与行业竞争性》,载《经济研究》,2000(8),第28～35页。

31宋剑峰:《净资产倍率、市盈率与公司的成长性》,

载

《经济研究.》,2000(8),第36～45页。

41谢军:《第一大股东、股权集中度和公司绩效》,载《经

济评论》,2006(1),第70～75页。

51徐莉萍、辛宇和陈工孟:《股权集中度和股权制衡及

其对公司经营绩效的影响》,载《经济研究》,2006(1),第90～

100页。

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? 1994-2007 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 9e7fcd3a376baf1ffc4fadb0

61徐晓东、陈小悦:《第一大股东对公司治理、企业业绩的影响分析》,载《经济研究》,2003(2),第64～74页。

71Demsetz,H.,and K.Lehn,1985.“The S tructure of C orporate Ownership:Causes and C onsequences.”Journal of P olitical Economy,93,pp.1155-1177.

81G rossman,S.and Hart,O.,1980.“T akeover Bids,the Free-rider Problem,and the Theory of the C orporation.”Bell Journal of Economics,11,pp.42-64.

9e7fcd3a376baf1ffc4fadb0-P orta,R.;Lopez-de-S ilanes,F.;Shleifer,A. and Vishny,R.,20001“Investor Protection and C orporate G overnance.”Journal of Financial Economics,58,pp.3-27.

101Shleifer,A.and Vishny,R.,1986.“Large Shareholders and C orporate C ontrol.”Journal of P olitical Economy,94, pp.461-488.

111Sun,Qian,and T ong,H.S.,2003.“China Share Issue Privatization:the Extent of Its Success.”Journal of Financial Economics,70,pp.183-222.

121Xu,X iaonian and Wang,Y an,1999.“Ownership S tructure and C orporate G overnance in Chinese S tock C ompanies.”China Economic Review,10,pp.75-98.

(作者单位:华南师范大学经济与管理学院　广州　510006)

(责任编辑:Q)

(上接第115页)点又决定了企业在退出房地产市场时也存在一定的障碍。有学者对反映房地产市场垄断程度的勒纳指数进行的测算表明,我国房地产市场勒纳指数为0.5左右(况伟大,2003,2004;李宏瑾, 2005)。最近几年国内的知名企业,都是先忙于国内并购,有的则是傍大款或抓土地。现在则都忙于和外资联姻,先后有首创、万科、顺驰、富力、万达、万通、金地等等,以基金、上市等方式直接对接海外资本。如最近上海绿地集团由德国国际房地产投资集团(HY PO)融资8800万美元,创单笔融资最高案例。⑥在这样的不完全市场结构下,作为市场供给方的房地产企业所提供的房地产数量必然无法满足广大居民的实际需求,房价的持续居高不下也就不足为奇了。

综上分析可见,从长期来看,房地产宏观调控对土地管理和维护金融稳定具有积极的作用,但由于受一些因素和条件的制约,宏观调控政策对市场供给的抑制效应要大于对市场需求的调节作用,房地产市场的供求矛盾不但没有得到缓解,反而进一步加剧。令人欣慰的是,政策制定当局显然意识到了这个问题。事实上,中国人民银行早在房地产调控之初就已经对房地产供求矛盾的加剧表示了担忧;⑦2006年5月国务院各部委出台的“国六条”实施细则及陆续出台的相关措施也体现了区别对待、有保有压的原则。今后只有及时跟踪市场供求的变化,加强动态决策管理能力,并尽可能地发挥市场机制在化解泡沫形成中的作用,才能确保房地产市场的持续和健康发展。

注释:

①在不做特殊说明的情况下,本文数据均来自于中经网、中国人民银行、中国经济统计数据库。

②2003年2月,国土资源部发布《关于清理各类园区用地加强土地供应调控的紧急通知》,纠正以建设开发区为名的大量“圈地”行为;2003年3月,国土资源部、监察部联合发出《关于继续开展经营性土地使用权招标拍卖挂牌出让情况执法监察工作的通知》,明确在2004年8月31日前将历史遗留问题界定并处理完毕;2004年4月,国务院发布《国务院关于做好省级以下国土资源管理体制改革有关问题的通知》,正式明确省以下土地垂直管理的具体目标;2004年4月底,国务院办公厅发出《关于深入开展土地市场治理整顿严格土

地管理的紧急通知》,明确进行为期半年的土地专项治理整顿;2004年10月,国务院出台《国务院关于深化改革严格土地管理的决定》,对土地管理法律法规和土地规划管理等方面进行了明确;随即国土资源部随后于当年11月修订通过了《土地利用年度计划管理办法》和《建设项目用地预审管理办法》,对国家计划年度和建设项目的审批、核准、备案等工作执行新的标准,并印发《关于征地补偿安置制度的指导意见的通知》,进一步加强和改进征地补偿安置工作。

③2005年北京住宅用地供应约为900公顷,仍不到计划供地的40%(数据来源:《土地难形成有效供应京房价难逆转》,载《中经网》,2006-03-27)。

④例如,开发商可以将大量土地分切成小块和一期一期的项目进行开发,导致政府回收的困难,而这样分割的地块也很少有开发商愿意开发。参见《“地荒”幕后博弈》,载《财经》,2006(7)。

⑤如加强房地产开发贷款管理、引导规范贷款投向,严格控制土地储备贷款的发放,规范建筑施工企业流动资金贷款用途,规定商业银行不得向房地产开发企业发放用于缴交土地出让金的贷款、防止施工企业使用贷款垫资房地产开发项目、规范房地产开发贷款科目等等。

⑥聂海生:《房地产宏观调控催生了什么》,载《中经网》, 2006-03-31。

⑦中国人民银行2004年第二季度货币政策执行报告指出,“房地产宏观调控效果显著,但随着房地产业开发投资、新开工面积增速的持续回落,可能导致供需矛盾进一步加剧的预期,推动价格上涨。”

参考文献:

1.况伟大:《垄断、竞争与管制———北京市住宅业市场结构研究》,北京,经济管理出版社,2003。

2.况伟大:《空间竞争、房价收入比与房价》,载《财贸经济》,2004(7)。

3.平新乔、陈敏彦:《融资、地价与楼盘价格趋势》,载《世界经济》,2004(7)。

4.易丹辉:《数据分析与Eviews应用》,北京,中国统计出版社,2002。

5.中国人民银行营业管理部课题组:《北京市房地产市场研究》,北京,中国经济出版社,2004。

6.中国人民银行营业管理部课题组:《房地产泡沫与房地产价格问题》,载《研究报告》,2005(12)。

7.中国人民银行研究局分析小组:《房地产金融报告》,载《研究报告》,2005(8)。

8.李宏瑾:《我国房地产市场垄断程度研究———勒纳指数的测算》,载《财经问题研究》,2005(3)。

(作者单位:吉林大学经济学院　长春　130012中国人民银行营业管理部　北京　100045中国人民大学财政金融学院　北京　100871)

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