智力資本、企業(yè)績效與股權性質——基于Public模型的房地產行業(yè)分析

黃齊樸

隨著上世紀末知識經濟理論的形成與發(fā)展，財務資本已不再被認為是唯一對企業(yè)創(chuàng)造價值發(fā)揮作用的因素，企業(yè)中人的能力與素質、企業(yè)客戶關系的好壞以及企業(yè)的創(chuàng)新能力等智力資本的地位日益凸顯。智力資本已被譽為繼財務資本和勞動資本之后，推動企業(yè)發(fā)展的“第三資源”。然而，智力資本是否與企業(yè)績效存在關聯(lián)關系以及它對企業(yè)績效的影響機制等問題，學術界并沒有得出相對一致的、明確的結論，必要的分行業(yè)的研究文獻尚待豐富。本文通過搜集我國2009年91家房地產上市公司的數(shù)據(jù)，利用Public模型對該行業(yè)智力資本與企業(yè)績效的關系進行了實證研究，并進一步對比研究了國有企業(yè)和非國有企業(yè)的智力資本對企業(yè)績效貢獻是否有顯著影響，以便為不同企業(yè)智力資本的管理和開發(fā)提供改革的思路。

一、文獻回顧與研究假設

美國經濟學家Galbraith在1969年最早提出了“智力資本”的概念，他認為智力資本不僅是純知識形態(tài)的靜態(tài)資本，更是一種智力性活動，是一種動態(tài)的資本和思想形態(tài)的過程。Stewart（1991）認為，智力資本是每個人能為企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢的知識、能力的加總，是一種智力形態(tài)的物質——知識、信息、知識產權和經驗，它的投入能夠為公司創(chuàng)造價值。Brooking（1996）認為智力資本就是將維系公司運行的一些無形資產——市場、知識產權、人力資本及基礎設施進行有機的整合。Edvinsson和Malone（1997）認為智力資本是知識企業(yè)物質資本和非物質資本的合成，能解釋企業(yè)市場價值與賬面價值的差距。由于智力資本定義上的差異，學者們對智力資本組成部分也有不同的劃分方式。Edvinsson和Malone（1997）將智力資本劃分為人力資本及結構資本兩大層面，而結構資本又細分為顧客資本和組織資本，Roos等人沿用了這種二維的劃分方式，但重新豐富了結構資本的內涵，將之細分為關系資本、組織資本、創(chuàng)新及發(fā)展資本。Stewart（1991）創(chuàng)建了著名的“H-S-C”結構，認為智力資本由人力資本、結構資本和客戶資本中三個維度構成。此外，AnnieBrooking（1996）、Bassi等（1999）分別提出了智力資本四元說與五元說理論。本文對智力資本采用二維劃分法，即認為智力資本由人力資本和結構資本構成。人力資本指的是員工的知識、經驗以及為客戶解決問題以及自主學習的能力，結構資本是指公司為人力資本提供的支持或者基礎設施。

（一）智力資本與企業(yè)績效

針對智力資本與企業(yè)績效的關系，國內外學者都開展了廣泛的研究。一些學者（Bornemann，1999）認為企業(yè)績效與智力資本存在相關性，并且，許多實證研究的結果表明，二者的相關關系顯著為正（Riahi-Belkaoui，2003；朱杏珍，2003；萬希，2006），企業(yè)績效的提高很大程度上依賴于智力資本的升級。然而，也有一部分學者認為企業(yè)績效與智力資本的關系模糊（Firer、Williams，2003），物質資本依然是企業(yè)績效的最重要的資源。對不同行業(yè)的對比研究表明，智力資本與企業(yè)績效在行業(yè)間存在差異（Bontis，2000；王新利、王凱，2008），而以往的研究多集中在銀行業(yè)（Mavrid 2004）、化工紡織業(yè)（白明、張暉，2005；王新利、王凱，2008）以及高新技術行業(yè)（陳勁，2004；李嘉明，2004），對房地產行業(yè)關注不夠。關乎民生的房地產行業(yè)是我國國民經濟的支柱行業(yè)，我國特殊的土地所有權制度使其相對其它行業(yè)具有一定的特殊性。盧馨、黃順（2009）的實證研究結果表明，在房地產行業(yè)，人力資本對企業(yè)績效有顯著影響，而結構資本對企業(yè)績效呈負相關。因此本文提出假設1和假設2：

H1：在房地產行業(yè)中，人力資本對企業(yè)績效存在正面的影響。

H2：在房地產行業(yè)中，結構資本與企業(yè)績效存在負面的影響。

為全面的衡量企業(yè)績效，本文借鑒Firer和Williams（2003）的研究，選取資產收益率（ROA）、資產周轉率（TAT）和市凈率（P/B）作為自變量，分別從盈利能力、運營效率和企業(yè)價值三個方面評價企業(yè)績效。

H1a：人力資本與資產收益率正相關。

H1b：人力資本與資產周轉率正相關。

H1c：人力資本與市凈率正相關。

H2a：結構資本與資產收益率負相關。

H2b：結構資本與資產周轉率負相關。

H2c：結構資本與市凈率負相關。

（二）股權性質對智力資本發(fā)揮作用的影響

張?zhí)K串（2007）認為，國有企業(yè)的非合約性質導致了國有企業(yè)人力資本的產權缺失。國有企業(yè)人力資源的非個人自主性以及與此相適應的激勵機制的表面化，一方面導致了國有大中型企業(yè)大量富余人員的存在，另一方面使得一部分高質量的人力資源率先“退出”國有企業(yè)而流向與其競爭的非國有企業(yè)，出現(xiàn)“逆向選擇”的結局，并最終影響到企業(yè)的績效。相反，非國有企業(yè)由于人力資本產權制度的安排更為合理，能夠吸引并留住人才，使人力資本的經濟價值得到了較大程度的發(fā)揮和利用（石婷婷，2003）。因此，本文提出假設3和假設4。

H3：在房地產行業(yè)中，企業(yè)的國有性質降低了人力資本對企業(yè)績效的正面影響。

H4：在房地產行業(yè)中，企業(yè)的國有性質增加了結構資本對企業(yè)績效的負面影響。

二、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009年滬深兩市房地產行業(yè)上市公司為原始樣本并按以下原則進行篩選：（1）剔除ST公司；（2）剔除2009年退市的公司；（3）剔除所需數(shù)據(jù)缺失的公司。篩選后，得到91家房地產行業(yè)上市公司作為觀測樣本，其中，國有控股公司44個，占觀測樣本的48.35%，非國有控股公司47個，占觀測樣本的51.65%。本研究使用的數(shù)據(jù)來源于上海證券交易所和深圳證券交易所披露的上市公司年報。

（二）模型與變量設計

目前，對智力資本的測量和評價方法繁多，我國學者在研究智力資本和企業(yè)績效相關性時主要采用基于財務數(shù)據(jù)的智力資本增值模型法和組織行為學測度法兩種。由于前者在數(shù)據(jù)搜集上存在優(yōu)勢，故為本研究所采用。

智力資本增值模型（VAIC模型）是由奧地利智力資本研究中心的Public等人提出，該模型一經問世，便受到了國內外學者的青睞，許多基于它的實證研究結果表明了智力資本對企業(yè)績效有著重要的意義（Riahi_Belkaoui，2003；寧德保，李瑩，2007）。該模型可表述為：

其中，VAIC（Value Added Intellectual Coefficient）表示企業(yè)的智力增值系數(shù)，Public等人是從企業(yè)價值增加的角度來構建VAIC模型的，換言之，該模型采用企業(yè)價值增加作為衡量企業(yè)績效的變量。等式右邊的物質資本增值系數(shù)CEE（Capital Employed Efficient）、人力資本增值系數(shù)HCE（Human capital Efficient）和結構資本增值系數(shù)SCE（Structure capital Efficient）是模型的三個因素驅動指標。從表一的變量定義一欄中可以看出，CEE反映了公司物質資本素質，是每單位物質資本投資所創(chuàng)造的價值，同理HCE衡量人力資源素質，即每單位人力資本投資可以帶來的價值增加值。由于Public模型是建立在智力資本二維劃分法的基礎上的，當價值增加值一定的情況下，人力資本與結構資本存在此消彼長的關系，為避免人力資本效率與結構資本效率的反向關系，對結構資本系數(shù)采取了另一種定義。由于企業(yè)規(guī)模（SIZE）和財務杠桿系數(shù)（LEV）對企業(yè)績效有著重要影響，本文選取它們作為控制變量，最終確定模型公式如下：

基本模型：PERFORMi=β0+β1HCEi+β2SCEi+β3CCEi+β4SIZEi+β5LEVi+ui

在基本模型的基礎上，考慮股權性質對人力資本效率HCE和結構資本效率SCE的影響，將交叉項HCE*S_TOP1和SCE*S_TOP1分別加入模型，得到兩種模型的拓展式：PERFORMi=β0+β1HCEi+β2SCEi+β3CCEi+β4SIZEi+β5LEVi+β6S_TOP1i+β7HCEi*S_TOIPli+ui

表1 變量及定義

PERFORMi=β0+β1HCEi+β2SCEi+β3CCEi+β4SIZEi+β5LEVi+β6S_TOP1i+β7HCEi*S_TOIPli+ui

三、實證檢驗結果

（一）描述性統(tǒng)計

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計。表2顯示，非國有控股公司的資產收益率的均值和中位數(shù)分別為0.0688和0.0668，高于國有控股公司的0.0560和0.0559。表3的進一步統(tǒng)計檢驗結果表明國有與非國有控股公司的資產收益率均值差異檢驗的t統(tǒng)計量為-1.676，在10%的水平下顯著，說明在房地產行業(yè)里，存在著某種驅動因素致使國有與非國有控股公司的盈利能力存在差別。再則，非國有控股公司的總資產周轉率的均值和中位數(shù)分別為0.5215和0.3300，仍然高于國有控股公司的0.3200和0.2950，表3顯示總資產周轉率均值差異檢驗的t統(tǒng)計量為-1.753，中位數(shù)Wilcoxon秩和檢驗Z值為-1.722，兩個統(tǒng)計量均在10%的水平下顯著，說明國有與非國有控股房地產公司的經營效率存在差別。在公司價值方面，國有控股公司的市凈率均值5.1810略高于非國有控股公司的4.9400，但表3顯示差異并不顯著。再看人力資本

表2 變量及定義

變量 樣本 樣本數(shù) 均值 中位數(shù) 最大值 最小值 標準差 偏度 峰度全部樣本 91 0.0627 0.0600 0.2400-0.0500 0.0375 1.1211 ROA 7.9545國有樣本 44 0.0560 0.0559 0.1257 0.0058 0.0247 0.4044 3.1637非國有樣本 47 0.0688 0.0668 0.2414-0.0473 0.0458 0.8941 6.2346全部樣本 91 0.4241 0.3200 5.2900 0.0100 0.5707 6.9882 5 TAT .2741非國有樣本 47 0.5215 0.3300 5.2900 0.0200 0.7675 5.2761 3 9.5411國有樣本 44 0.3200 0.2950 0.7700 0.0100 0.1729 0.68093 3.1524全部樣本 91 5.0566 3.9836 28.6222 1.2668 4.0931 3.3744 PB 16.6610國有樣本 44 5.181 3.5349 28.6222 1.2668 5.3716 2.8983 11.2538非國有樣本 47 4.9400 4.3077 15.4835 2.1531 2.4037 1.9695 8.9551全部樣本 91 7.6838 5.53 33.27-1.100 6.1619 1.7737 6.66 HCE 96國有樣本 44 6.4744 4.6459 19.8329 1.3630 4.3581 1.1831 3.7410非國有樣本 47 8.8157 6.8468 33.2721-1.1037 7.3365 1.5325 5.1230全部樣本 91 0.7960 0.8249 1.9100 0.2663 0.2002 1.0272 1 SCE 3.0186國有樣本 44 0.7672 0.7844 0.9496 0.2663 0.1538-1.3355 4.6895非國有樣本 47 0.8228 0.8569 1.9061 0.2906 0.2340 1.3897 11.8836全部樣本 91 0.4421 0.22090 14.2500-0.0700 1.5006 8.74 CCE 23 80.6031國有樣本 44 0.2834 0.2213 1.3772 0.0314 0.2318 2.8053 13.0377非國有樣本 47 0.5905 0.2131 14.2477-0.0676 2.0755 6.2775 41.6690全部樣本 91 20.7856 20.7800 24.6127 16.5 1.3498-0.380 SIZE 7 4.1105國有樣本 44 21.2465 21.3012 24.6127 19.0639 1.1552 0.7373 3.4779非國有樣本 47 20.3545 20.4800 22.5763 16.4981 1.3872-0.8023 3.1299全部樣本 91 59.5330 62.8100 94.3100 16.1300 15.6667-0 LEV.7256 3.3034國有樣本 44 64.2739 67.3850 94.3100 25.5500 12.9657-0.6398 4.2504非國有樣本 47 55.0947 57.6300 81.8600 16.1300 16.7763-0.5652 2.5484

注：（1）平均值的檢驗方法是獨立樣本t檢驗，中位數(shù)的檢驗方法是Wilcoxon秩檢驗。（2）*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平（雙尾檢驗）。

表3 國有控股與非國有控股公司的主要變量差異檢驗HCE，非國有控股公司的均值與中位數(shù)8.8157和6.8468在數(shù)值上明顯高于國有控股公司的6.4744和4.6459，表3的進一步檢驗也證實了這種差異在統(tǒng)計上的顯著性。相比HCE而言，兩類公司SCE的差別就不那么明顯了，在均值上雖然非國有控股公司略高，但均值差異檢驗并不顯著。這是否意味著兩類公司HCE的差異是導致公司績效存在差異的推動因素？這正是本文提出的研究假設H3所要研究的問題。

（二）回歸檢驗

表4是本研究的數(shù)據(jù)回歸結果匯總表。從擬合優(yōu)度來看，當公司績效選取反映盈利能力的指標——資產收益率ROA時，模型修正的可決系數(shù)可以達到50%左右，但當衡量公司績效的指標變?yōu)榭傎Y產收益率和市凈率時，模型的擬合優(yōu)度非常低。這與陳曉紅等人（2010）以上海和深圳證券交易所上市的所有上市公司為樣本進行類似研究時所得出的結論不符。對其原因進行推斷，可能是由于房地產行業(yè)，固定資產和在建工程數(shù)額巨大，導致資產運營效率有其特殊性，加之我國近兩年房地產市場波動巨大，對公司價值也造成了影響。回歸結果也表明，在房地產行業(yè)利用Public模型計量智力資本，智力資本的兩要素并沒有顯示出與總資產周轉率和市凈率有明顯的相關關系，因此假設H1b、H1c、H2b、H2c不成立。

從單個回歸系數(shù)的顯著性來看，在研究盈利能力時，HCE在三個模型中都具有1%的顯著性水平。說明不論在整個房地產行業(yè)，還是在國有控股或者非國有控股的房地產公司中，人力資本系數(shù)與企業(yè)盈利能力顯著正相關，這證實了從描述性統(tǒng)計結果中的推斷，也證明研究假設H1a成立。SCE在基本模型、拓展模型1、拓展模型2中分別具有10%、5%和1%的顯著性水平，并且系數(shù)為負，說明不論在整個房地產行業(yè)，還是在國有控股或者非國有控股的房地產公司中，結構資本系數(shù)與企業(yè)盈利能力顯著負相關，H2a成立。以上兩個結論與盧馨、黃順（2009）的研究結果相符。在加入股權性質與智力資本交叉項的進一步研究中發(fā)現(xiàn)，盈利能力的拓展模型1中HCE*S_TOP1的系數(shù)為正，并且t統(tǒng)計量值并不顯著，說明國有股權性質并沒有阻礙人力資本對企業(yè)盈利的正推動效應，H3不成立。而在拓展模型2中SCE*S_TOP1的系數(shù)為正，t檢驗值具有10%的顯著性水平，說明國有股權性質緩解了結構資本對企業(yè)盈利造成的負面影響，H4不成立。表4 企業(yè)績效與智力資本Public模型回歸結果

注：括號中的數(shù)字為t檢驗值，***表示1%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，*表示10%的顯著性水平。

四、研究結論

本文以2009年上海和深圳證券交易所上市的所有房地產上市公司的數(shù)據(jù)作為樣本，借鑒Public模型進行回歸分析，研究房地產行業(yè)智力資本與企業(yè)績效的關系，得出以下結論：

第一，無論是國有控股的房地產公司還是非國有控股的房地產公司，物質資本和智力資本對企業(yè)盈利能力都具有顯著的影響。具體來說物質資本和人力資本對企業(yè)盈利能力有顯著的推動作用，而結構資本對企業(yè)的盈利能力有負面影響。

第二，在房地產行業(yè)中，智力資本與企業(yè)運營效率及企業(yè)價值的關系并不顯著。

第三，房地產公司股權的國有性質降低了結構資本對公司盈利能力的負面影響，這是國有企業(yè)曾經存在的機構繁多、人員冗雜等現(xiàn)象正在逐步改善的一個信號。

本文存在以下不足之處：（1）對智力資本的測量學術界存在多種方法，本文基于數(shù)據(jù)獲取的便利性選取了Public模型進行多元回歸分析，但并沒有論證Public模型在房地產行業(yè)的適用性優(yōu)于一些學者采用的結構方程模型、條件分位數(shù)回歸模型，不同評估方法得出的結果可能相差很大。（2）本文只考察了樣本2009年的截面數(shù)據(jù)，未使用更為先進的面板數(shù)據(jù)對模型進行估計。并且，受國內上市公司信息披露的限制，對智力資本的測量主要是通過財務報表附注中“應付職工薪酬”下的“工資、獎金、津貼和補貼”、“職工福利費”和現(xiàn)金流量表的“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”三項之和來近似表示的，其準確性不如國外學者使用的量表測量法。（3）本文構建的是靜態(tài)模型，沒有考慮智力資本對企業(yè)績效影響的時間滯后性以及智力資本對企業(yè)績效的持續(xù)動態(tài)影響。這些不足之處也是后續(xù)研究中需要考慮和克服的問題。

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