“两轮限购”政策是否降低了房地产企业的经营绩效*

曹 越，刘泽惠，蒋华玲

(1.湖南大学 工商管理学院，湖南 长沙 410082；2.中南大学 湘雅三医院，湖南 长沙 410013)

一 引 言

改革开放以来，住房制度与土地使用制度的改革为房地产行业的发展创造了良好的政策条件，打破了传统经济体制对房地产行业的束缚，促使房地产行业快速发展，为我国经济的持续增长作出了重要贡献。房地产行业在快速发展的同时，也暴露出供需不平衡、房价过高，以及上涨过快、投机型购房者所占比例过高等问题。控制房价过快上涨一直是我国宏观调控中的一个重点，这是关乎人民群众生活福祉的一个关键所在，而限购则是调节房价的重要政策。2009年政府工作报告指出，要采取更加积极、有效的措施促进房地产行业健康发展。2010年4月30日，北京率先推出了“国十条”的相关实施细则，全国的一线城市相继开始实施限购政策，截至2011年第三季度，已有46个城市陆续实施了限购政策。第一轮限购政策主要集中在“限购”，即持有本地户籍的人最多可购两套，且购买的时间需要间隔一年以上，外籍户口则只能购买一套。但是，自2014年9月26日珠海取消限购后，除了北上广深与三亚五个城市之外，全国41个城市均取消限购。2015年去库存政策使得房价出现“报复性增长”，因而从2016年初开始，中央经济工作会议提出“化解房地产库存”和“取消过时的限制性措施”等意见，并在当年的政府工作报告中强调加快推进供给侧结构性改革。2016年10月后，各个城市纷纷开启第二轮限购。与第一轮限购政策相比，第二轮限购政策是每个城市采取不同的措施，从“限购、限贷和限价”三个方面来控制房价：“限售”是指在取得不动产登记证后，必须持有两年或者三年以上才能再次进行交易；“限贷”是指对贷款购买的住宅严格执行首付款比例与贷款比率的规定；“限价”则是指政府与开发商提供限定价格及限定面积的商品房以满足中低收入家庭的住房需求。

房地产“两轮限购”政策的直接影响集中在限购政策对房价波动的效应，大致可分为四个方面：一是限购政策“有效论”，即限购政策能够抑制房价的过快上涨，有助于房地产市场的平稳发展。尹伯成和尹晨发现，无论从短期还是长期来看，限购政策对恢复住宅功能、引导理性消费、控制金融风险与经济风险、阻止贫富差距扩大，以及抑制通货膨胀和推进城市进程等方面都具有很大的意义与作用[1]，对控制房价、抑制投机型投资的效果也是很明显的，而且随着时间的推移，政策的效果会更加明显[2]。二是限购政策“短期有效但长期无效”，即限购政策虽然在短时期内能够遏制房价过快上涨，但是长期来看并不利于房地产市场的有效发展[3]。限购政策在短时期里会对新建住宅的价格产生影响，而对于二手房的价格及房价的长期影响的效果都是不明显的[4]。三是限购政策“效果不确定论”，即限购政策对房价的调控效果是不确定的。限购政策虽然是我国政府实施的房地产调控中最严格的数量管制政策[5]，但是在政策颁布后，可能会因为“假离婚”、虚构纳税证明及户口信息等行为而使得政策失效[6]。限购政策对于“房价上涨过快”的城市有一个额外的抑制作用，但这部分抑制作用并未体现在“房价过高”的城市中[2]。限购政策只不过是地方政府出于对中央追责的担忧而出的应景之策，是否有效还有待观察。四是限购政策“无效论”，即限购政策只是一个行政命令，而非市场调控手段，并不能显著影响房价[7]。李昱璇基于29个城市2008年至2014年月度数据的经验证据发现，限购政策及限贷政策效果都是不理想的[8]。

房地产“两轮限购”政策的间接影响主要集中在：一是公司违约风险，企业所在城市实施的限购政策越严格，企业存在的违约风险下降程度越大，且所在地区主要集中在一二线城市[9]；二是技术创新活动，城市房价的上涨会抑制整个地区与企业的创新产出，限购政策的实施并未显著控制房价的上涨，而是通过抑制了房地产业过度投资，从而缓解了城市房价对技术创新的负向影响[7]；三是土地市场的溢出效应，限购政策打压了房地产开发商的积极性，降低了土地的成交率[10]。

上述文献为本文奠定了重要基础，但尚无文献专门从微观层面检验限购政策对房地产企业经营绩效的影响。有关限购政策效果的争论需要从微观层面提供经验证据支持。因而，研究限购政策对房地产企业经营绩效的影响，显得尤为迫切。

本文的研究贡献在于：一是选题上，以往文献大多集中在限购政策对宏观层面房价或者某个房地产公司产生的影响，本文首次实证分析了限购政策对房地产企业经营绩效的影响，从微观层面评估了“两轮限购”政策的效果，丰富了限购政策的经济后果文献；二是内容上，本文检验了“两轮限购”政策对房地产企业经营绩效的影响，并从产权性质、企业规模、地区和不同批次限购等维度分析了这种影响存在的差异性，同时从融资约束视角检验了“两轮限购”政策影响企业经营绩效的渠道机制，拓展了限购政策对房地产企业的影响研究；三是方法上，本文利用“两轮限购”政策提供的准自然试验，采用面板多期双重差分模型(以下简称，多期DID)识别“两轮限购”政策对房地产企业经营绩效的政策效应，这种因果识别方法使得研究结果更加科学、稳健。

二 理论分析与研究假设

2010年4月，北京开始了第一轮的限购，随后很多一二线城市纷纷开始实施限购。2014年之后，除了北京、上海、广州和深圳，其他城市陆续取消了限购。自2016年10月起，各城市政府开始出台新一轮限购政策，北上广深也颁布了更加严格的政策要求，各个城市的实施时间如表1所示。

表1 各城市实施限购的时间

(一)第一轮限购政策在短期内可能降低房地产企业的经营绩效，长期则没有效果

各级政府为了控制房价的过快上涨，纷纷推出了限购政策，希望能够通过抑制房地产企业的投机与过度投资行为，从而控制房地产“泡沫”，确保房地产行业能够平稳、健康发展。政府依据住房和城乡建设部公布的40个城市名单实施统一的限购令，基本内容包括两个方面：一是具有本市户籍的居民家庭限购两套住房，能提供1年以上纳税证明或社保缴纳证明的非本市居民家庭限购一套；二是拥有两套以上住房的本市居民家庭、拥有一套以上住房的非本市居民家庭，以及无法提供一年以上纳税证明或社保交纳证明的非本市居民家庭不得购买住房。本轮限购实际上就是限制买房者或者投资者购买房产的数量，本质上属于临时冻结需求量，这会使得短时期内各城市的房地产交易数量得到明显遏制。从调控手段上看，限购属于行政命令，在投资投机者大量购房的现实条件下，暂停购房能起到立竿见影的效果。根据供需均衡理论，当供求不发生改变时，需求的减少必然会引起均衡价格与均衡数量同时下降。经统计发现，2010年83%以上的房地产企业的营业利润占利润总额90%以上。若交易价格或交易数量下降，则很可能导致房地产企业的经营绩效下降。此外，限购政策对企业贷款额度与贷款利率的严格控制减少了企业的资金来源，不少非大型的房地产开发企业由于缺少开发资金而停止开发新楼盘，大大降低了其经营绩效。

虽然房价在短期内得到控制，但是房地产市场的真实需求量并没有发生变化，房地产企业也会采取措施以降低限购政策带来的影响。一方面，房地产企业会通过全款优先、乱收费、阴阳合同、降低住宅质量等措施去降低限购政策所带来的影响；另一方面，此轮限购政策的实施区域主要集中在一线城市，而且主要针对的是住宅用房，房地产企业可以增加在二三线城市及商品房的投资，而非大型房地产企业可以选择与大型房地产企业合作开发，从而降低自己的经营风险。对于没有真正的住房需求的投机型购房者来说，限购政策虽然在短期里能够抑制他们的行为，但是它毕竟属于一项临时政策，随着时间的推移，限购难以持续。由于限购政策在短期内压制了需求，一旦取消则房地产价格可能出现“报复性增长”[11]，而投机型购房者也会通过假离婚、假证明、住房赠予等方式去规避限购政策的限制[6,12]。值得注意的是，若房地产开发企业拥有充足的流动资金，考虑到购房需求仅在短期受到抑制而长期仍保持强劲，它们有可能在短期需求减少的同时并不降低房价，同时为了长期的强劲需求还可能提高交易价格。因而，不论是房地产开发企业本身还是购房者，从长期来看限购政策对企业的经营绩效的影响作用不大。基于以上分析，本文提出假设1。

假设1：第一轮限购政策在短期内会降低房地产企业的经营绩效，而在长期内对房地产企业的经营绩效没有实质性影响。

(二)第二轮限购政策对房地产企业的经营绩效的影响具有不确定性

自2016年10月开始，各个城市纷纷开始实施第二轮限购，目标是稳增长与去库存。这一轮限购政策是一个“组合拳”，不仅仅是限购，还有限价、限售和限贷等。与2010年第一轮全国性的城市限购政策相比，本轮新政更偏向于“一城一策”，调控力度对比之下也更加严格。从2016年8月中国人民银行公布的统计数据看，7月份新增贷款4636亿元，其中房贷占信贷的规模已超过100%。一旦限购政策实施迫使资金转向其他行业，房价也会随之下降，居民的住房需求被暂时压制。

但是，房地产的权属性质与产权状态在长期内不会发生改变。尽管“房地产税”已经提上日程，但经济进入“新常态”后，“房地产税”受减税降费(如“营改增”、深化增值税改革等)和供给侧改革影响迟迟未出台，加之“遗产税”是否开征仍存在争议，这使得房地产成为当前居民投资保值与财富传承的重要选择。在此情况下，当房屋的持有人预期未来房地产价格不会下降，房地产开发企业就不会过多地担忧房屋的销售及购房者的心态，特别是经过第一轮限购政策后，投机型购房者与房地产企业都找到了应对策略，同时限购引发的房价“报复性反弹”与多样化趋势使得第二轮限购政策能否取得效果并不明朗。第一轮限购政策的放开，强化了民众对于住房作为资产积累工具的认知，增强了民众的购房信心[4]。在重启的第二轮限购中，限购最主要的任务是去库存。从统计局的数据看，截至2016年12月底，监测的35个城市新建商品住宅库存总量为23334万平方米，环比减少1.0%，同比减少10.6%。综合全年度数据，全国35个城市新建商品住宅库存总体处于下滑态势。从同比增幅看，已出现连续17个月的库存同比下跌。库存下降，房地产销量则增加。

基于上述分析，实施第二轮限购政策后，短期内房价下降，销量增加，因而无法确定第二轮限购政策对房地产企业的经营绩效的影响。据此，提出假设2。

假设2：第二轮限购政策对房地产企业的经营绩效无显著影响。

三 研究设计

(一)样本选择与数据来源

第一轮限购政策的实施时间从2010年第一季度(北京)开始，第二轮限购政策的实施时间为2016年第四季度。为了区分限购政策的短期与长期效果，本文将样本期间分为短窗口期与长窗口期：第一轮限购政策短窗口期的样本区间为2010年第二季度至2011年第四季度，长窗口期区间为2009年第三季度至2012年第一季度；第二轮限购政策短窗口期的样本区间为2016年第三季度至2017年第三季度，长窗口期为2016年第一季度至2018年第四季度。本文研究的对象为房地产行业的所有境内上市企业，划分标准参照证监会2012年版行业分类，剔除ST公司，得到房地产公司共138家，进一步删除缺失值之后，主回归中第一轮限购政策共包括1327个样本值，第二轮限购政策包括1008个样本值。本文样本公司上市日期来自于CNRDS数据库，实施限购时间来自于手工整理的相关网页与各城市的政府网站，其他数据均来自于CSMAR数据库。为了降低极端值对结果的影响，本文对所有的连续型变量均进行了1%～99%的缩尾处理。

(二)模型构建

限购政策自2010年实施以来，每个城市的实施时间不尽相同，故本文采用多期DID估计限购的政策效应。由于房地产上市企业数量有限，而且样本所包含的期间也有限，用以估计交乘项的数据较少，难以满足固定效应组间估计的要求，相比之下PooledOLS效率更高。因此，本文参照相关做法，构建如下的多期DID模型来检验限购对企业经营绩效的影响：

ROAi,t=α1+α2Treati×Afteri,t+α3Sizei,t+α4Levi,t+α5Lnagei,t+α6Duali,t+μi+λt+εi,t

(1)

其中，下标i、t分别代表各个样本企业、时间。被解释变量为房地产企业的经营绩效(ROA)，解释变量为企业i所在的城市是否在季度t内实施了限购(Treat×After)。μi表示个体固定效应，λt表示时间固定效应。若模型(1)中Treat×After的系数α2为负值，说明限购政策的实施会降低房地产企业的经营绩效。同时，为了控制个体及时间效应对结果的影响，模型中设置了个体虚拟变量与季度时间虚拟变量。

(三)变量定义与度量

1.企业经营绩效

以往关于企业经营绩效的实证研究中，涉及总资产报酬率(ROA)、净资产收益率(ROE)、经济增加值(EVA)、托宾Q值等多个指标。尽管托宾Q值也经常作为衡量企业价值的指标，但是该指标的计算利用了受企业内外部环境影响较大的市价，无法准确度量“两轮限购”政策对企业经营绩效的影响。本文认为，能够科学度量“两轮限购”政策对企业经营业绩影响的指标应该定位于最直接的会计指标。参照张正堂、李百兴等人的做法，本文采用ROA作为绩效衡量的指标，同时将ROE用于稳健性检验[13-14]。其中，ROA等于净利润除以期末总资产余额，ROE等于净利润除以期末股东权益余额。

2.限购政策

本文用Treat表示一个城市是否实施了限购政策：若实施了限购政策，则Treat为1，否则为0。用After表示这个季度及以后季度是否实施限购政策：若该季度及以后季度实施了限购政策，则After为1；反之，After为0。那么，Treat×After表示样本企业所在城市在这个季度及以后季度实施了限购政策。

3.控制变量

参照李百兴等和吴有红等的研究[14-15]，本文设置如下控制变量：1)公司规模(Size)，等于季度末资产总额的自然对数。房地产企业需要大量的资金投入，根据规模经济效应的原理，大型房地产企业往往拥有更充裕的资金、更低的开发成本、更高的产品质量、更多的目标客户和面临更严格的监督，从而限购政策的出台对于大企业的经营绩效影响较小。因此，预测Size系数的符号为正。2)资产负债率(Lev)，等于季度末负债总额除以季度末资产总额。根据资本结构MM定理的税盾效应原理，若企业的投资报酬率高于资本成本，提高负债水平有助于提升企业盈利水平，即资产负债率越高，企业经营绩效可能越好；但是，资本结构的权衡理论认为，负债水平越高，企业的经营风险和破产成本也在增加，过度

负债可能降低企业经营绩效。因而，Lev系数的符号无法预判。3)企业上市年龄(Lnage)，等于当前时间减去企业上市年份的自然对数。企业上市时间越长，运营方面的经验及良好的信誉有助于提高企业经营绩效。4)两职合一(Dual)，若该企业董事长与总经理两者由一人担任时为1，否则为0。不同的领导权结构对企业经营绩效具有重要影响。两职合一提高了协同效应，但降低了监督效应，这对企业经营绩效的影响具有不确定性。因此，Dual系数的符号也无法预计。

四 实证检验与分析

(一)描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计。结果显示：2010年，ROA最小值为-0.138，最大值为0.152，说明房地产企业的经营绩效水平存在较大差异；Treat的平均值为0.818，说明房地产企业所在的城市有为81.8%实施了限购政策；Treat×After表示一个城市在这个季度及以后季度实施了限购政策，其平均值为0.465，说明样本期间有46.5%的城市实施了限购政策；2016年，Treat×After的平均值为0.408，说明在样本期间里共有40.8%的企业所在城市实施了限购政策，其他的变量含义与2010年一致，不再赘述。

表2 房地产行业主要变量描述性统计

(二)相关性分析

表3-1和表3-2分别列示了第一轮限购和第二轮限购主要变量的Spearman和Pearson相关分析结果。结果显示：“两轮限购”政策中，企业经营绩效(ROA)与企业规模(Size)、两职合一(Dual)呈正相关关系，与资产负债率(Lev)、上市年龄(Lnage)呈负相关关系。第二轮限购中，size与lev之间的相关系数大于0.5，本文采用中心化处理予以控制。此外，其他控制变量之间的相关系数都小于0.5，表明本文模型不存在严重的共线性问题。

表3-1 Spearman/Pearson相关系数表(第一轮限购)

表3-2 Spearman/Pearson相关系数表(第二轮限购)

(三)研究假说的实证检验

表4列示了“两轮限购”政策与企业经营绩效的多期双重差分检验的实证结果。结果显示：第一轮短窗口期限购政策的系数(Treat×After)在5%的置信水平上显著为负，长窗口期限购政策系数为负，但不显著，说明第一轮限购政策的实施在短期显著降低了房地产企业的经营绩效，而长期却没有效果，验证了假设1。在控制个体与时间效应后，Treat×After的系数为-0.0047，说明相对于未实施限购政策城市的房地产企业而言，限购政策的实施使得房地产企业减少了0.0047个单位的经营绩效，这相当于减少企业经营绩效平均值的24.7%(0.0047/0.019)，具有显著的经济意义。第二轮限购政策的短窗口期不显著，而长窗口期与经营绩效在1%的置信水平上显著正相关，说明第二轮限购政策短期内对企业的经营绩效无显著影响，而长期内显著增加了企业的经营绩效，验证了假设2。其中，第二轮长窗口期限购政策(Treat×After)的系数为0.0057，说明相对于未实施限购政策城市的房地产企业而言，限购政策的实施使得房地产企业经营绩效增加了0.0057个单位，相当于增加经营绩效平均值的43.8%(0.0057/0.013)，具有显著的经济意义。因而在后续的分析中，本文主要针对第一轮限购政策短窗口期，以及第二轮限购政策长窗口期进一步地讨论及分析。

表4 限购政策与房地产企业经营绩效

五 进一步研究

企业的产权性质和规模大小代表其应对限购政策的承受能力，也可能会对限购政策与企业经营绩效之间的关系产生影响。另外，不同地域的限购政策对企业经营绩效的影响也可能具有差异性。

(一)产权性质

产权性质对公司业绩的影响并未形成一致意见：部分学者发现，产权性质与公司的盈利能力和经济效益并无必然联系[16]，考虑行业竞争、市场结构和社会福利等因素后，国有企业与私有企业之间的绩效无差异[17]；但大部分学者认为，非国有产权对企业经营绩效产生积极的作用，而国有产权则会带来显著的负向影响[18]。为了检验短期内产权性质对限购政策与企业经营绩效之间关系的影响，本文设置产权性质的虚拟变量(Soe)，若该房地产企业为国有企业，则Soe=1，否则Soe=0。表5报告了不同产权性质的限购政策对房地产企业经营绩效影响的差异性。结果显示：第一轮限购中国有企业的限购系数在5%的置信水平上显著负相关，说明第一轮限购政策的实施显著降低了国有房地产企业的经营绩效，而非国有房地产企业结果为正但不显著，原因可能是国有房地产企业执行限购政策更加严格，而非国有房地产企业采取其他措施规避限购政策对自身的不利影响；第二轮限购中国有房地产企业的限购系数在1%置信水平上显著正相关，说明第二轮限购政策的实施提高了国有房地产企业的经营绩效，但是限购政策对非国有房地产企业经营业绩的影响并不显著，可能的原因是在第二轮限购中，限购与“限价、限售和限贷”形成“组合拳”使得国有房地产企业在招投标、高质量控制、风险承受能力等方面更具优势，获得了更高的市场份额。

(二)企业规模

企业规模对经营绩效具有重要影响：随着企业规模的扩大，企业利润会增加[19]；随着企业规模的不断扩大，企业的实力也随之增强[20]，更有能力应对外界政策及环境的变化。但是也有文献研究指出，中小企业的经营绩效与总资产的对数、营业收入呈正相关，与员工数呈弱相关关系，而大型企业规模与经营绩效无相关关系[21]。为了验证企业规模的调节作用，本文参照龙小宁和万威的做法，将员工人数的自然对数(Employee)作为衡量企业规模的代理变量，如果大于中位数，则Employee等于1，否则等于0[22]。表6报告了在不同规模下限购政策对房地产企业经营绩效影响的差异性。结果显示：第一轮限购政策对大规模房地产企业的经营绩效具有显著的正向影响，但与小规模房地产企业的经营绩效显著负相关，说明第一轮限购政策显著降低了小规模房地产企业的经营绩效；第二轮限购政策对不同规模房地产企业的经营绩效均具有正向影响，但仅对大规模的房地产企业经营绩效的提升作用在5%的置信水平上显著正相关，说明第二轮限购政策显著增加了大规模房地产企业的经营绩效。

表5 产权性质、限购政策与企业经营绩效

表6 企业规模、限购政策与企业经营绩效

(三)省会与沿海城市

为了探究不同地域的限购政策对企业经营绩效影响的差异性，本文分别检验了省会城市和沿海城市限购政策对于企业经营绩效的影响程度。考虑到福州、广州、海口三个城市既属于省会城市又属于(近)沿海城市，本文在进一步检验中剔除这三个城市，以保证结果更加稳健。表7报告了不同地域情境下限购政策对房地产企业经营绩效影响的差异性。结果显示：第一轮限购中，非省会城市与非沿海城市组的限购政策系数分别在5%与10%的置信水平上显著为负，表明第一轮限购政策实施对非省会城市与非沿海城市的企业经营绩效有显著的负向影响；第二轮限购中，非省会城市组的限购政策系数在5%的置信水平上显著正相关，沿海城市组的限购政策系数在10%的置信水平上显著正相关，说明第二轮限购政策显著提升了非省会城市与沿海城市企业的经营绩效。

表7 地域、限购政策与企业经营绩效

(四)不同批次的限购政策

无论是第一轮限购政策还是第二轮限购政策，不同批次限购内容有所不同，对企业经营绩效的影响也有所不同。本文设置Treat×Afteri检验不同批次的限购政策对企业经营绩效的影响效果，如Treat×After1代表了第一轮限购中第一批实施限购的城市(北京)的政策效果，结果列示于表8。结果显示，Treat×After的系数都仅在第一批时显著正相关或是负相关，且系数的绝对值不断减小，由此可以看出限购政策具有一定的局限性，仅在刚出台时对于房地产企业的经营绩效具有显著的影响，进一步验证了本文的结论。

表8 不同批次的限购政策与企业经营绩效

六 拓展性分析：渠道机制检验

限购政策是如何影响房地产企业的经营绩效呢？本文进一步探寻限购政策在短期内影响房地产企业经营绩效的渠道机制。前文已述，若房地产企业资金充裕时，它可以暂时不降低房价，同时将资金用于开发不限购的产品(如写字楼、公寓等)，这样限购政策对房地产企业经营绩效的影响很小；反之，若房地产企业面临较高的融资约束，为了使资金尽快回笼，预防资金断裂风险，它很可能降低销售价格，挖掘不限购的客户需求，这种情形下限购政策会降低房地产企业的经营绩效。因此，限购政策可能通过融资约束而影响房地产企业的经营绩效。

根据Hadlock和Pierce、鞠晓生等的做法，本文采用如下的SA指数来检验融资约束的中介效应[23-24]：

SA=-0.737×size+0.043×

size2-0.04×age

(2)

其中，size为企业当期的资产总计除以1000000，然后进行上下1%的缩尾处理，并取自然对数；age为企业的上市年龄。SA指数取绝对值，SA指数越大，表明企业的融资约束程度越高。

为了验证融资约束的中介作用，借鉴温忠麟等的方法[25]，本文设定以下递归方程模型：

Mediai,t=μi+γ1Treati×Afteri,t+γ2Treati+γ3Controlsi,t+εi,t

(3)

ROAi,t=μi+θ1Treat×Afteri,t+θ2Treati+θ3Mediai,t+θ3Controlsi,t+ξi,t

(4)

其中，在模型(3)中，参照黄宏斌等的做法[26]，设置以下控制变量：1)企业规模(Size)，等于企业总资产的对数；2)资产负债率(Lev)，等于企业总负债除以总资产；3)资产有形性(Ppe)，等于存货净值与固定资产净值之和除以季初总资产；4)流动负债变动(DStd)，等于企业当期流动负债增加额除以季初总资产；5)企业投资机会(Growth)，等于当期主营业务收入增长额除以上一季度主营业务收入。模型(4)则是在模型(1)的基础上加入了中介变量。中介效应的检验原理如下：首先，要估计模型(1)，如果β2显著小于0，说明了限购政策降低了房地产企业的经营绩效；其次，要估计模型(3)与模型(4)，如果γ1与θ2都显著小于0，说明限购政策通过融资约束降低了房地产企业的经营绩效；最后，如果θ2显著但是θ1不显著，说明了融资约束作为中介变量发挥了完全中介作用。另需要说明一点，如果θ1与θ2中有一个不显著，需要通过Sobel检验去验证中介变量的作用。表9列示了中介效应的检验结果：第(1)(2)列提供了第一轮限购中融资约束作为中介变量的回归结果，第(3)(4)列则是第二轮限购中融资约束为中介变量的检验结果。表8中第(1)列限购的系数在1%的置信水平上显著大于0，说明第一轮限购显著增加了房地产企业的融资约束水平；第(2)列Media的系数显著，限购的系数不显著，说明融资约束具有完全的中介效应。表9中第(3)列限购的系数在5%的置信水平上显著大于0，说明第二轮限购显著增加了企业的融资约束水平；第(4)列Media的系数与限购系数均显著，说明融资约束具有部分的中介效应。上述结果表明，第一轮限购政策通过增加融资约束程度进而降低了房地产企业的经营绩效，而第二轮限购政策则通过缓解融资约束进而提高企业的经营绩效，原因可能是限购政策并没有达到抑制资产泡沫的效果，而资产泡沫在一定程度上能够缓解企业的融资约束程度[27]。

七 稳健性检验

为了确保结论真实可靠，本文从以下方面进行稳健性检验：

(一)改变度量方法

本文改变总资产净利润率(ROA)的计算方法(具体方法为净利润除以期初总资产与期末总资产余额的平均值)，并采用净资产收益率(ROE)来度量企业经营绩效，结果如表12-1与表12-2的第(1)(2)列所示，在短期内第一轮限购政策与房地产企业经营绩效仍显著负相关，第二轮限购政策与房地产企业经营绩效显著正相关，本文结论成立。

表9 渠道机制检验

(二)安慰剂检验

本文通过虚构实验组的方法进行安慰剂检验，即拟通过随机分配限购政策处理组来检验限购政策对企业经营绩效的影响结果是否稳健。具体方法是：对“两轮限购”政策的样本进行1000次随机抽样指定为实施限购政策的实验组，之后按模型(1)进行回归，并观察1000次回归的t值分布。图1和图2列示了t值分布情况，图中虚线表示了真实t值的分布情况。结果表示，真实t值在1000次随机测试中是较明显的异常值，即说明1000次安慰剂样本几乎不具有显著的处理效应，进一步验证了本文的结论。

图1 安慰剂测试t值分布(第一轮)

(三)倾向得分匹配(PSM)

由于DID很难满足共同趋势假设检验，因而为了克服样本选择性偏差的问题，本文继续用“PSM+DID”的方法对限购的政策效应进行检验。借鉴黄灿和李善民的研究[28]，以公司规模、资产负

图2 安慰剂测试t值分布(第二轮)

债率、企业上市年龄、董事长与总经理兼任情况、董事会规模和独立董事比例等公司特征的因素作为匹配变量，采用“最近邻匹配”的方法进行1∶4匹配，同时采用“核匹配”的方法进行配对。PSM分析的前提是需满足共同支撑检验与平行趋势假设，在未报告的匹配前后的核密度分布图显示，匹配后的处理组与控制组的PS值在(0.3，0.7)两组之间的标准化偏差都在10%以下，并且其组间均值差异均不显著，验证了平行趋势假设，说明匹配后处理组与控制组的公司特征无显著差异。本文重新对匹配之后的样本运用多期DID方法检验限购政策对企业经营绩效的影响，结果列于表12-1与表12-2的第(3)(4)列。经PSM匹配后的回归结果显示，在短期内第一轮限购政策仍然显著降低了企业的经营绩效，第二轮则无论是长期或是短期都显著增加了企业的经营绩效。

表10-1 倾向得分匹配的平行趋势假设(第一轮)

表10-2 总体倾向得分匹配

表11-1 倾向得分匹配的平行趋势假设(第二轮)

表11-2 总体倾向得分匹配

(四)控制宏观因素影响

各个地区的限购政策对企业产生的影响各有不同。为了控制不同地区之间的差异对本文结果的影响，本文参照卢盛峰和陈思霞[29]的做法，控制了公司个体和时间与地区的交互项，弱化地区的不同所带来的影响，结果分别列示于表12-1、12-2的第(5)列。结果显示，控制了时间与地区的交互影响后，结果与前文保持一致，进一步验证了本文的结论。

表12-1 稳健性检验

表12-2 稳健性检验

八 研究结论与政策建议

本文以2009-2012年与2016-2017年全部房地产上市公司为研究样本，利用面板多期双重差分模型(DID)检验了“两轮限购”政策对房地产企业经营绩效的影响，并从产权性质、企业规模与地区的维度检验限购政策对房地产经营绩效影响的差异性，同时探寻了限购政策影响房地产企业经营绩效的渠道机制。实证结果表明：1)第一轮限购政策的实施在短期内显著降低了房地产企业的经营绩效，而在长期内对企业经营绩效则无显著影响；第二轮限购政策的实施短期内对企业经营绩效无显著影响，而在长期内显著增加了房地产企业的经营绩效。2)与非国有房地产企业相比，第一轮限购政策显著降低了国有房地产企业的经营绩效，第二轮限购政策则显著增加了国有房地产企业的经营绩效。3)第一轮限购政策中，限购对规模较小的房地产企业的经营绩效具有显著的负向影响；第二轮限购政策则显著增加了规模较大的房地产企业的经营绩效。4)非省会城市与非沿海城市对第一轮限购政策与房地产企业经营绩效之间负向影响更显著，沿海城市与非省会城市对第二轮限购政策与房地产企业的经营绩效之间正向作用更显著。5)渠道机制检验结果表明，增加(缓解)融资约束是第一轮(第二轮)限购政策与企业经营绩效之间的一个渠道。另外，经过改变解释变量、安慰剂检验、PSM、控制宏观因素影响等一系列稳健性检验后，本文的结论依旧成立。

本文的政策建议和启示有：1)整体而言，“两轮限购”政策对房地产企业经营绩效的影响存在差异性，第二轮限购的效果远不如第一轮，因而在新一轮限购中要注意政策的变化及因城施策实施限购，避免企业采取相同的手段规避政策所带来的影响；2)企业规模会影响限购政策与房地产企业经营绩效之间的关系，因而未来限购时建议对不同规模的房地产公司实施有针对性的限购措施，从而达到精准调控的目的；3)限购政策会通过融资约束而对房地产企业的经营绩效产生重要影响，因而未来实施限购时，要密切关注房地产企业的融资能力，可以考虑采取限制购买与限制融资“双管齐下”的政策来达成调控目标。