□文/裴　培　蔣垠蘢

（同濟大學上海）

品牌價值對房地產企業(yè)績效的影響

□文/裴培蔣垠蘢

（同濟大學上海）

［提要］本文通過閱讀大量相關文獻，梳理房地產品牌價值及其評估方法、企業(yè)績效及其評估方法等相關理論研究。同時，本文采用回歸分析法，引入多個控制變量與中介變量，從多個角度出發(fā)，量化企業(yè)品牌價值與企業(yè)績效，構建數理模型。在理論研究的基礎上，提出提升品牌價值的意見。

品牌價值；房地產；企業(yè)績效；數學模型

收錄日期：2015年9月23日

房地產行業(yè)在最近的十幾年里發(fā)展迅猛，早已成為我國國民經濟的重要支撐之一，然而為防止地產行業(yè)的過度膨脹，政府的一系列政策有效迅速壓制了它的發(fā)展。與此同時，曾經的高收益吸引了越來越多的投資者的加入，然而高飽和的市場使開發(fā)商之間的競爭越發(fā)激烈。

品牌作為一種經濟現(xiàn)象，是企業(yè)資源的整合，是市場運營的焦點，是推動經濟發(fā)展的無形力量。在1995年，有位名叫奧格威的專業(yè)人士就曾指出，如今的廣告就應該是為了品牌形象服務的，廣告的存在是為了推銷自身的品牌。由此可見，在商品同化現(xiàn)象日趨嚴重的今天，作為企業(yè)無形資產的品牌，是企業(yè)加強核心競爭力的重要戰(zhàn)略手段。一個至今還無法意識到品牌建設重要性的企業(yè)，是無法適應千變萬化的市場，獲取一席之地的。鑒于國內相關研究的不足，本文采用了回歸分析法，引入多個控制變量與中介變量，量化企業(yè)品牌價值與企業(yè)績效，構建數理模型。在理論研究的基礎上，嘗試性地提出了提升品牌價值的意見和對策。

一、研究數據描述

本文選取了20家樣本公司相關變量，進行描述性統(tǒng)計分析。（本文所需要的數據主要來源于國泰安數據庫以及各大企業(yè)的年報，其他相關數據來自于百度百科，巨潮資訊網等）在SPSS軟件中，對樣本進行描述性分析，具體見表1。（表1）

表1　描述性分析統(tǒng)計表

描述性統(tǒng)計分析結果中可以看出，樣本中自變量品牌價值，因變量企業(yè)績效，中介變量銷售收入的樣本數量、平均值、方差和最大值、最小值。

通過方差的分析可以看到，企業(yè)績效的數據波動比較大，而品牌價值和銷售收入的數據波動則比較小。從數據的最大值和最小值中也可以看出，企業(yè)績效的數據波動比較大，而品牌價值和銷售收入的數據波動則比較小。

根據文章需要，本文對控制變量企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年限、企業(yè)地域進行了處理。因此，并未將控制變量的描述性分析列出。

二、研究假設檢驗

在本文的研究中，識別中介變量的步驟主要是依據Baron&Kenny（1986）識別中介變量的步驟，這兩位學者研究的識別中介變量的步驟和原則至今都被學術界采用。Baron&Kenny（1986）的中介變量識別和檢驗步驟主要分為三步：（1）驗證自變量引起了因變量的變化（圖1（a））；（2）驗證自變量引起了中介變量的變化（圖1（b））；（3）驗證自變量得到控制的情況下，中介變量引起了因變量的變化（圖1（c））。

圖1　中介變量的識別和檢驗步驟

圖1中，自變量是X，因變量是Y，X和Y兩個變量的中介變量是M，β1是自變量X對中介變量M的影響效應，β2是中介變量M對因變量Y的影響效應，β3是在不存在M時自變量X對因變量Y的影響效應，β4是存在M時自變量X對因變量Y的影響效應，αi（i=l，2，3）為常數項，εi（i=l，2，3）為殘差項。

Baron&Kenny（1986）的研究表明，在滿足上述三個中介變量識別步驟時，才能說明M是自變量X和因變量Y的中介變量，中介變量M的顯著性水平可以通過Z值得到檢驗。

12是自變量X對中介變量M的影響效應β1的標準差是中介變量M對因變量Y的影響效應β2的標準差。若是Z的值大于1.96，則說明模型在95%的水平下顯著，就可以推翻零假設，換句話講，就是M是自變量X和因變量Y的中介變量。

表2　樣本回歸結果

表3　樣本回歸結果

表4　樣本回歸結果

根據中介變量的識別步驟，可以看出在模型構建和模型分析操作中，首先是檢驗自變量品牌效應對因變量企業(yè)績效的直接效應；其次是檢驗自變量品牌效應對中介變量銷售收入的直接效應；最后是檢驗中介變量銷售收入的中介效應。將所有數據代入到面板數據模型，并且運用SPSS軟件進行回歸分析等相關分析，由最終的分析結果可以得出品牌價值與企業(yè)績效的關系，以及銷售收入是否起到了中介作用，并由此分析結果出現(xiàn)的原因。

（一）直接效應檢驗

1、品牌價值對企業(yè)績效的直接效應

（1）模型構建。對于研究樣本建立自變量房地產企業(yè)品牌價值對因變量房地產企業(yè)績效的直接效應，具體建立的數學模型可以表示為：

P=αTQ+βS+γY+δR+ε

其中，P是企業(yè)績效；TQ是企業(yè)品牌價值；S是企業(yè)規(guī)模；Y是企業(yè)年限；R是企業(yè)地域。

為了防止耦合效應，當P選取的是代表第t年的企業(yè)績效數據時，TQ則選取代表第t-1年的企業(yè)品牌價值的數據。

（2）回歸分析。表2為消除異方差影響后模型一的回歸結果。模型調整后的R方（擬合度）為0.666，說明模型在整體上擬合較好。方程總體在1%的顯著性水平下通過了F檢驗，說明被解釋變量和解釋變量間的總體線性關系是顯著成立的。Durbill-Watson值為2.465，說明模型不存在序列相關性。變量的容差均不接近于0，且各變量的方差膨脹因子VⅠF均小于10，說明模型不存在多重共線性。（表2）

在各變量的顯著性檢驗中可以得知，大部分變量在1%的顯著性水平上通過了t檢驗，說明這些自變量對因變量的影響是顯著成立的。

由表2分析可得：品牌價值與企業(yè)績效顯著正相關，直接影響效應為8.921，其他控制變量也都不同程度地與企業(yè)績效成正相關。這些滿足了中介變量檢驗的第一步。

2、品牌價值對銷售收入的直接效應

（1）模型構建。對于研究樣本建立自變量房地產企業(yè)品牌價值對中介變量銷售收入的直接效應，具體建立的數學模型可以表示為：

X=αTQ+βS+γY+δR+ε

其中，X是企業(yè)銷售收入；TQ是企業(yè)品牌價值；S是企業(yè)規(guī)模；Y是企業(yè)年限；R是企業(yè)地域。

為了防止耦合效應，當X選取的是代表第t年的企業(yè)銷售收入數據時，TQ則選取代表第t-1年的企業(yè)品牌價值的數據。

（2）回歸分析。表3為消除異方差影響后模型一的回歸結果。模型調整后的R方為0.687，說明模型在整體上擬合較好。方程總體在1%的顯著性水平下通過了F檢驗，說明被解釋變量和解釋變量間的總體線性關系是顯著成立的。Durbill-Watson值為2.147，說明模型不存在序列相關性。變量的容差均不接近于0，且各變量的方差膨脹因子VⅠF均小于10，說明模型不存在多重共線性。（表3）

在各變量的顯著性檢驗中可以得知，大部分變量在1%的顯著性水平上通過了t檢驗，說明這些自變量對因變量的影響是顯著成立的。

由表3分析可得：品牌價值與銷售收入顯著正相關，直接影響效應為10.136；其他控制變量也都不同程度地與銷售收入成正相關。這些滿足了中介變量檢驗的第二步。

（二）中介效應檢驗

1、模型構建。對于研究樣本建立自變量房地產企業(yè)品牌價值對中介變量銷售收入的直接效應，具體建立的數學模型可以表示為：

P=αTQ+βX+γS+δY+τR+ε

其中，P是企業(yè)績效；TQ是企業(yè)品牌價值；X是企業(yè)銷售收入；S是企業(yè)規(guī)模；Y是企業(yè)年限；R是企業(yè)地域。

為了防止耦合效應，當P和X選取的分別是代表第t年的企業(yè)績效和銷售收入的數據時，TQ則選取代表第t-1年的企業(yè)品牌價值的數據。

2、回歸分析。表4為消除異方差影響后模型一的回歸結果。模型調整后的R方為0.735，說明模型在整體上擬合較好。方程總體在1%的顯著性水平下通過了F檢驗，說明被解釋變量和解釋變量間的總體線性關系是顯著成立的。Durbill-Watson值為2.354，說明模型不存在序列相關性。變量的容差均不接近于0，且各變量的方差膨脹因子VⅠF均小于10，說明模型不存在多重共線性。（表4）

在各變量的顯著性檢驗中可以得知，大部分變量在1%的顯著性水平上通過了t檢驗，說明這些自變量對因變量的影響是顯著成立的。

由表4分析可得：品牌價值、銷售收入與企業(yè)績效之間的系數均為正數，表明品牌價值和銷售收入對企業(yè)績效會產生正向的影響，影響效應分別為8.921和8.798。

接下來檢驗中介變量銷售收入的中介效應是否顯著，即計算Z值的大小。

通過計算得出Z值為3.643，大于1.96，也就表示中介變量企業(yè)利潤在95%水平下顯著，并且在對房地產企業(yè)績效和房地產企業(yè)銷售收入的檢驗過程中發(fā)現(xiàn)，房地產企業(yè)品牌價值與房地產企業(yè)績效的影響系數以及房地產企業(yè)品牌價值對房地產企業(yè)銷售收入的影響系數都是正數，并且在中介效應檢驗過程中發(fā)現(xiàn)房地產企業(yè)品牌價值、房地產企業(yè)銷售收入對房地產企業(yè)績效的影響系數也均為正。在檢驗中介效應時發(fā)現(xiàn)，房地產企業(yè)銷售收入的影響效應顯著（P值為0.001），但房地產企業(yè)品牌價值的影響效應顯著（P值為0.038），說明房地產企業(yè)銷售收入不能完全中介房地產企業(yè)品牌價值對房地產企業(yè)績效的影響，也就是房地產企業(yè)品牌價值會通過增加企業(yè)銷售收入來影響企業(yè)績效，但也會通過其他因素或變量影響企業(yè)績效。

表5　假設檢驗結果匯總表

三、實證結果討論

（一）結果匯總。（表5）

（二）結果討論

1、直接效應。從對研究假設中直接影響效應的檢驗結果來看，房地產企業(yè)品牌價值對企業(yè)績效的直接影響效應通過了顯著性檢驗β=8.921，P＜0.001；房地產企業(yè)品牌價值對企業(yè)銷售收入的直接影響效應通過了顯著性檢驗β=10.136，P＜0.001。

關于房地產企業(yè)品牌價值對企業(yè)績效的影響的研究一直是理論界研究的熱點。由于房地產這種商品的特殊性，它的品牌效應不易度量。因此，之前關于這方面的研究相對來說就比較少。本文通過一種比較新的衡量房地產企業(yè)品牌價值的變量托賓Q來進行分析，得到了較為滿意的結果。

在房地產企業(yè)中，房地產品牌的效應已經越來越明顯。人們也逐漸像認識其他產品的品牌一樣，來關注、信任以及依賴房地產的品牌了。由于大品牌房地產公司的樓盤質量比較高，物業(yè)服務比較好，人們甘愿付出高一點的價格來購買這些品牌樓盤。因此，房地產企業(yè)的品牌價值可以直接影響企業(yè)的銷售收入，也可以直接影響房地產企業(yè)的企業(yè)績效。

2、中介效應。從對研究假設中的中介影響效應的檢驗結果來看，房地產企業(yè)銷售收入在品牌價值對企業(yè)績效的影響作用中起到了部分中介效應。其中，房地產企業(yè)品牌價值和銷售收入的回歸系數分別為8.921和8.798。

關于房地產企業(yè)銷售收入在品牌價值對企業(yè)績效的影響作用中的中介效應問題，很久以來都沒有相關的研究。因此，本文填補了這個空白。從前文的分析中我們可以看到，像購買服裝一樣，人們越來越依賴品牌效應了。因此，房地產品牌對企業(yè)績效和企業(yè)銷售收入的影響在與日俱增。

然而在這其中，我們不難發(fā)現(xiàn)，房地產企業(yè)的銷售收入與房地產企業(yè)的績效中也有著一定的關聯(lián)。銷售收入可以直接地促進企業(yè)績效的提升。因此，我們可以得到這樣的結論：房地產的品牌價值可以直接影響房地產的企業(yè)績效；然而，房地產的品牌價值還可以通過影響銷售收入進而影響房地產企業(yè)績效。這也就是本文中做的假設3，即房地產企業(yè)收入在品牌價值與企業(yè)績效關系中有顯著的中介作用。

主要參考文獻：

［1］Tauber.Brand Leverage.Strategy for Grow th in a Cost Control World［J］.Journalof Advertising Research，1988.8.

［2］W illiams，J.The Theory of Investment Value.Cambridge，MA，Harvard University Press，1994.

［3］Yoo.An exam ination of selected marketingm ix Clements and brand equity［Z］.2000.

［4］AakerD.A.管理品牌資產［M］.北京：機械工業(yè)出版社，2005.

［5］Paulstobat.品牌的力量［M］.中信出版社，2000.

［6］Upshaw L.B.建立品牌特點［M］.北京：清華大學出版社，2001.

［7］蔡永紅，林崇德.績效評估研究的現(xiàn)狀及其反思［N］.北京師范大學學報，2001.4.

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