房價波動、資金重配與企業(yè)投資結構調整

徐 展，孟慶斌，盛思思

（1. 首都經濟貿易大學 會計學院，北京 100070；2. 中國人民大學 商學院，北京 100872；3. 清華大學 五道口金融學院，北京 100083）

一、引 言

我國房價的大幅上升吸引了大量的非房地產企業(yè)將巨額資金投入到了房地產中。為了扭轉這種“脫實向虛”的投資結構，驅動供給側改革，政府出臺了一系列調控政策來平抑房價，試圖引導企業(yè)將投入到房地產中的資金轉到實業(yè)當中。然而，企業(yè)的投資活動不僅僅是由經營性投資（如引入新設備和購買專利技術等）和房地產投資組成的，還包括金融投資（如債券和股票等）。那么，房價的上升是抑制了金融投資還是經營投資？房價的下降是否真的會引發(fā)房地產投資的下降？從房地產投資中釋放的資金究竟會流入金融投資繼續(xù)加劇投資結構的“虛化”，還是會流入經營投資起到“落實”投資的作用？研究這些房價與企業(yè)投資結構之間的調整關系問題是本文的中心內容。

此前，許多學者關注了宏觀環(huán)境對企業(yè)投資結構的影響（Greetham和Hartnett，2004；郭克莎，2015；羅知和張川川，2015；張永冀和孟慶斌，2016），但從房價入手討論該問題的研究并不多。已有研究認為，房價對企業(yè)投資結構的影響主要是通過擠出效應實現的。房產價格不斷上漲形成房價泡沫，而房價泡沫具有顯著的再分配效應，會吸引更多的資金投入到房地產部門，從而擠出對其他部門的投資（Mishkin，2008；Miao和Wang，2014）。在擠出效應理論的基礎上，學者們著重討論了房地產投資對企業(yè)創(chuàng)新投資的擠出作用。王文春和榮昭（2014）、Rong等（2016）、王紅建等（2017）以我國工業(yè)企業(yè)為研究對象，發(fā)現在房價上漲期間，工業(yè)企業(yè)對房地產的投入顯著增加，而對創(chuàng)新的投入顯著減少；劉行等（2016）對擠出創(chuàng)新投資的原因進行了解釋，認為當房價上升時，企業(yè)傾向于用房地產進行抵押貸款，高額的債務降低了企業(yè)的風險承擔能力，使其不愿將資金投入到風險較高的創(chuàng)新活動中去；孟慶璽等（2018）則以“限房令”為研究背景，發(fā)現“限房令”的出臺顯著促進了企業(yè)的創(chuàng)新行為，抑制了其對房地產的投資熱情。

但是，現有的研究忽略了兩個重要的問題：首先，現有的研究混淆了房價上升帶來的規(guī)模效應和結構效應的關系。房地產投資規(guī)模的上升并不能說明房地產投資擠出了其他投資，而可能是企業(yè)的總投資規(guī)模上升引起了各類投資規(guī)模的協(xié)同上升。只有房地產投資占比的上升才能說明房地產吸引了原本分配于其他部門的資金。其次，企業(yè)的投資活動除了房地產投資和創(chuàng)新投資以外，還有金融投資。這三類投資中的任何一類投資的變化都應該綜合考慮其他兩類投資的變動情況。創(chuàng)新投資的降低不一定是房地產投資增加的結果，也可能是金融投資增加的結果。因此，拋開金融投資來討論房地產投資與創(chuàng)新投資的關系是不全面的。

基于以上不足，本文對前人的研究進行了補充和完善，從單一地討論房價與企業(yè)創(chuàng)新投資的關系推進到綜合地討論房價與企業(yè)各項投資占比（投資結構）的關系。企業(yè)的投資活動主要分為三個類型，即為了獲得房地產增值紅利的房地產投資，為了獲得股票債券紅利的金融投資，以及為了滿足企業(yè)日常經營需要的經營投資。那么，房價是如何影響企業(yè)資金在這三類投資活動中的分配的呢？抵押效應假說認為，當房價上升時，企業(yè)能比較容易地進行房地產抵押融資（Chaney等，2012；曾海艦，2012；羅時空和周亞虹，2013），并通過這種方式緩解信息不對稱所帶來的融資約束問題（Titman和Wessels，1988；Rajan和Zingales，1995；Mackay和Phillips，2005；Faulkender和Petersen，2006；Almeida和Campello，2007；Eisfeldt和Rampini，2007；Bharath等，2009；Rampini和Viswanathan，2010b；Rampini 和 Viswanathan，2013）。然而，房價不可能無限制地永遠走高，當房價回落時，融資約束問題可能會重新出現。為了應對未來房價回落引發(fā)的融資困難，企業(yè)有動機在此時盡可能多地進行抵押融資活動，以獲得充足的資金。然而，這些通過抵押貸款獲得的資金是有成本的，只有找到了有可能覆蓋融資成本的投資標的，企業(yè)才會真正采取融資行動，并將這筆資金以投資的方式持有。從這個角度來說，房地產投資和金融投資都是合適的投資類型。如果將我國2009-2017年全國70個大中城市新建住宅漲跌幅、上證380指數漲跌幅、AA企業(yè)債票面利率和銀行貸款利率之間進行對比，那么可以發(fā)現，除2011年、2012年、2014年和2015年外，在大多數的年份里，70個大中城市房地產新建住宅漲幅都高于銀行貸款利率。同時，除2016年外，其余年份的上證380投資回報率或債券投資回報率都高于銀行貸款利率。由此可見，房地產投資和金融投資基本上都可以覆蓋融資成本，且金融投資的覆蓋年份更長，優(yōu)于房地產投資。除了要考慮融資成本的問題，還要考慮流動性的問題。連玉君等（2010）認為，融資約束公司會保持更高的流動性來提高跨期投資的選擇權，即當企業(yè)面臨較嚴重的融資約束問題時，企業(yè)會優(yōu)先選擇流動性較高的資產，以便應對資金的短缺。從這個角度來說，金融投資是比房地產投資更優(yōu)的選擇。金融資產的變現往往在當天就能完成，而對房地產進行變現則需要經過較長的交易過程。基于以上兩點分析可以發(fā)現，當房價上升時，企業(yè)會通過房地產抵押的方式增加融資規(guī)模，并將這些資金投入到既能覆蓋成本又能保持流動性的金融資產中去；當房價下降時，企業(yè)難以繼續(xù)通過房地產抵押進行大規(guī)模融資，從而造成資金短缺 （Gan，2007）。此時，強烈的生存壓力會迫使企業(yè)不得不增加經營投資，以便維持持續(xù)經營（Bernstein和Nadiri，1982；Fazzari和Athey，1987）。因此，將房價上漲時融得的資金從金融投資轉移到經營投資是必然的選擇。

本文利用我國上市公司中非房地產企業(yè)2009-2017年的數據進行實證研究，發(fā)現在房價上漲期間，企業(yè)的金融投資占比顯著增加，但房地產投資占比對房價并不敏感。加入房價上漲率與金融市場回報率的交互項后發(fā)現，金融市場回報率對此時的金融投資占比有顯著的正向作用，從而驗證了企業(yè)增加金融投資的動機。在房價下跌期間，企業(yè)的金融投資占比顯著降低，同時，經營投資占比則顯著上升。這說明房價下跌導致的投資規(guī)模降低給企業(yè)帶來了強烈的生存壓力，使企業(yè)將房價上漲期融得的資金從金融投資轉移到了與持續(xù)經營密切相關的經營投資中。加入房價上漲率與金融市場回報率的交互項后發(fā)現，金融市場回報率對此時的金融投資占比沒有明顯的作用，從而排除了企業(yè)降低金融投資是因為金融市場不景氣的可能性。

本文與前人研究的聯(lián)系在于，本文的實證研究發(fā)現，房價上升的確引起了企業(yè)房地產投資規(guī)模的上升，這支持了Chaney等（2012）的相關研究；但除了房地產投資規(guī)模上升之外，企業(yè)的總投資規(guī)模也出現了上升，這說明房地產投資的增加可能并沒有擠出其他投資，而是總體投資規(guī)模出現了協(xié)同上升。對投資占比變化進行進一步分析證明，房地產投資占比對房價變化并不敏感，而對房價敏感的是金融投資占比，房價的上升引發(fā)了金融投資對經營投資的擠出效應。本文在前人研究的基礎上進一步明確了規(guī)模效應和結構效應的關系。

本文的貢獻在于以下四點：第一，現有研究僅分析了房地產投資與經營投資的關系，忽略了金融投資的存在，而本文系統(tǒng)地討論了房價對企業(yè)這三類投資活動占比的影響，發(fā)現擠出經營投資的并不是房地產投資而是金融投資。這一結論完善了房價與企業(yè)投資關系理論，明確了擠出效應和抵押效應對企業(yè)投資結構的影響方式。第二，現有研究主要以房價上升為研究背景，鮮有研究關注房價下降時企業(yè)投資結構的狀況，而本文對比研究了房價上升與房價下降時企業(yè)投資結構的變化，明確了不同時期企業(yè)的投資機制。房價上升時，企業(yè)通過增加金融投資來覆蓋房地產融資成本并保持資金的流動性；房價下降時，企業(yè)通過降低金融投資來增加經營投資，以維持企業(yè)持續(xù)經營。這一結論豐富了企業(yè)投資行為的相關研究，明確了企業(yè)在不同狀態(tài)下的不同投資邏輯。第三，現有研究主要關注了房價對企業(yè)投資規(guī)模以及部分投資類別（如創(chuàng)新投資）的影響，缺乏對各類投資行為的系統(tǒng)研究。本文從房價對企業(yè)投資規(guī)模的影響入手，系統(tǒng)探討了房價與企業(yè)不同投資類別占比的關系，全面描述了房價變動下企業(yè)投資行為的變化，明確了產生變化的機理，具有重要的理論意義。第四，文章的結論表明，企業(yè)增加房地產投資的根本動機在于緩解融資約束。因此，為了引導資金從房地產中流入實業(yè)，我們需要加快利率市場化進程，降低企業(yè)融資成本；同時堅持減稅降費，緩解企業(yè)融資壓力。

二、理論分析與研究假設

抵押效應理論認為房價與企業(yè)投資規(guī)模有顯著的正相關關系。企業(yè)的可投資金一部分來自內部積累，另一部分則來自外部融資。內部資本雖然成本較低，但往往難以滿足企業(yè)的全部投資需求。由于存在信息不對稱性，外部資本即使可以滿足企業(yè)的投資需求，但也需要企業(yè)付出高額的融資成本，讓企業(yè)望而卻步。而房地產抵押融資可以給債權人提供有力的償還保障，顯著緩解信息不對稱程度，降低企業(yè)的融資成本，提高企業(yè)的舉債能力。一般而言，房價越上升，企業(yè)的舉債能力則越強，投資規(guī)模也就越大（Barro，1976；Stiglitz和Weiss，1981；Bernanke和Gertler，1989；Hart和Moore，1994；Kiyotaki和Moore，1997）。Gan（2007）以1994-1998年日本房價大幅下跌為背景，首次對抵押效應進行了實證檢驗，發(fā)現房價的下跌降低了日本企業(yè)的投資規(guī)模，且抵押資產下降越多的企業(yè)，其投資規(guī)模下降得越明顯。隨后，Chaney等（2012）用美國企業(yè)數據證明，抵押效應也適用于房價上升時期，房價上升顯著緩解了企業(yè)的融資約束問題，促進了投資規(guī)模的提升。我國的學者也對抵押效應展開了研究，曾海艦（2012）、Chen等（2015）分別以我國上市公司和非上市公司為研究對象，發(fā)現房價每上漲1元，企業(yè)融資規(guī)模將增加0.04-0.09元，投資規(guī)模則增加0.04元。

投資規(guī)模的變化會改變企業(yè)的投資偏好，影響企業(yè)的投資結構。當房價上升時，企業(yè)通過房地產抵押方式顯著地增加了可投資金。一方面，這些通過抵押獲得的資金是有成本的，因此企業(yè)會偏好那些可以覆蓋成本的投資；在經營投資、金融投資和房地產投資中，房地產投資和金融投資都基本上能滿足這一偏好。我國房價上漲期間，房價年平均漲幅在6%，而同期的股票市場年平均漲幅為25%，①房價年平均漲幅使用70個大中城市新建住宅指數計算，股票市場年平均漲幅使用上證380指數漲跌幅計算。均超過了貸款利率。另一方面，企業(yè)的這部分可投資金除了滿足當下投資發(fā)展需求以外，還要為未來融資困難做儲備。房價上升緩解了企業(yè)的融資約束問題，但房價不可能無止境地上升，當房價回落時，融資約束問題可能再次出現。因此，企業(yè)需要保持一定的資產流動性以應對未來可能出現的融資約束問題。連玉君等（2010）發(fā)現，融資約束的企業(yè)更傾向于選擇流動性較高的資產來應對資金缺口。綜上所述，企業(yè)在房價上漲期會增加抵押融資規(guī)模，以便應對未來房價下跌造成的融資約束問題；同時，為了覆蓋這部分融資的成本并保持資產的流動性，企業(yè)傾向于選擇增加金融投資來持有這部分資金。據此，我們提出如下假設：

假設1：房價上升時，金融投資占比上升，金融市場回報率對企業(yè)提高金融投資占比有促進作用。

不同性質的企業(yè)在房價上升期的投資表現可能有所不同。雖然企業(yè)在房價上漲時增加金融資產投資占比的目的之一是低成本地儲備資金以備不時之需，但是在我國，國有企業(yè)普遍不存在融資難的問題，因此并不一定有動機在房價上升時通過房地產抵押來增加資金儲備。而非國有企業(yè)長期受到融資難、融資貴的困擾，當房價上漲時，它們有強烈的意愿通過房地產抵押方式緩解融資困境。另外，即使國有企業(yè)通過房地產抵押方式獲得了資金，但它們也并不愿意將其投入到金融資產中。對于不同所有權性質的企業(yè)，其風險承擔水平存在差異，國有企業(yè)的風險承擔能力更弱，更偏好風險低的投資標的（李文貴和余明桂，2012）。因此，管理者沒有足夠的動機去投資高風險的金融資產。據此我們推測，所有權性質會削弱企業(yè)投資金融資產的傾向，當房價上漲時，國有企業(yè)的金融資產投資占比增加顯著低于非國有企業(yè)。據此，本文提出假設2：

假設2：房價上升時，國有企業(yè)的金融投資占比增加顯著低于非國有企業(yè)。

當房價下降時，抵押房地產給企業(yè)帶來的資金量會隨之減少，企業(yè)投資規(guī)模也會顯著下降（Gan，2007），而投資規(guī)模的下降會改變企業(yè)的投資邏輯。Bernstein和Nadiri（1982）、Fazzari和Athey（1987）認為，當企業(yè)的資金有限時，其第一要務是保持持續(xù)經營，因此會將有限的資金投入到與生產經營相關的活動中去，縮減其他不必要的投資；而房價上升時，通過房地產抵押獲得的資金正好可以作為經營投資的補充。據此，本文提出假設3：

假設3：房價下降時，企業(yè)的經營投資占比會上升，而金融投資占比則會下降。

相比國有企業(yè)，非國有企業(yè)面臨更嚴峻的生存環(huán)境，有更大的破產風險。因此當房價下降引發(fā)可投資金減少時，非國有企業(yè)比國有企業(yè)有更強的危機意識，會顯著減少金融投資的占比，轉而增加經營投資的占比來緩解生存壓力。而在房地產投資方面，國有企業(yè)受到更大的政策限制。例如，為了抑制房價的上漲，2010年3月18日，國資委要求78家不以房地產為主業(yè)的央企清退房地產業(yè)務。非國有企業(yè)則不同，非國有企業(yè)沒有政策上的壓力，無需立刻停止對房地產的相關投資；同時，由于房地產投資回報一直持續(xù)為正，因此非國有企業(yè)對房地產投資可能抱有觀望或抄底的心理，不會大幅度地降低該投資。因此，非國有企業(yè)可能采取的策略是通過降低金融投資占比來提升經營投資占比，而不會大幅改變房地產投資占比。據此，本文提出假設4：

假設4：房價下降時，非國有企業(yè)會降低金融投資占比，提高經營投資占比，且其金融投資占比下降得比國有企業(yè)更加顯著。

三、數據與變量

（一）數據

本文以我國上市的非房地產企業(yè)為研究對象，研究期間為2009-2017年。①之所以以2009年為研究的起點，主要是因為財政部于2006年10月印發(fā)新會計準則，將原來在固定資產科目中披露的以投資為目的房地產剝離出來，于新設置的投資性房地產科目中披露。該準則于2007年1月1日起首先在上市公司范圍內執(zhí)行，鼓勵其他企業(yè)執(zhí)行。新會計準則的全面規(guī)范施行需要一個過程，因此本文將2007-2008年準則施行過渡期的數據剔除，從2009年開始收集數據。我們對數據執(zhí)行了如下篩選程序：（1）剔除房地產行業(yè)、建筑行業(yè)與金融行業(yè)的樣本；（2）剔除研究所需數據缺失的樣本；（3）對所有變量進行縮尾處理。最終我們得到的研究樣本為3 007家上市公司。以上所有宏觀數據和微觀數據均來自于Wind數據庫。

（二）變量

本部分對下文使用到的各個變量進行簡要說明：（1）投資性房地產占比（PI ratio），等于（當期期末房地產投資原值-當期期初房地產投資原值）/當期投資活動現金流出小計。（2）金融投資占比（FI ratio），等于當期投資支付的現金/投資活動現金流出小計。②根據會計準則的規(guī)定，當期投資支付的現金主要指用于投資交易性金融資產、持有至到期投資、可供出售金融資產、長期股權投資的現金。本文借鑒這一概念，將金融投資定義為交易性金融資產、持有至到期投資、可供出售金融資產和長期股權投資。（3）經營投資占比（OI ratio），等于（當期購建固定資產、無形資產及其他長期資產的投資-當期期末房地產投資原值+當期期初房地產投資原值）/當期投資活動現金流出小計。（4）新房價格年度變化率（House1），等于本期12月份的新房價格指數同比。（5）二手房價格年度變化率（House2），等于本期12月份的二手房價格指數同比。③新房價格指數=（本年新房價格-去年新房價格）/去年新房價格；二手房價格指數=（本年二手房價格-去年二手房價格）/去年二手房價格。（6）現金流量（Cash Flow），等于當期現金及現金等價物凈增加額的自然對數。（7）資產負債比（Leverage），等于當期負債總額/當期總資產。（8）公司規(guī)模（Size），等于當期營業(yè)總收入的自然對數。（9）資產收益率（ROA），等于當期凈利潤/當期總資產。（10）市值賬面值比（Tobin’Q），等于人民幣普通股×今收盤價當期值+境內上市的外資股B股×今收盤價當期值×當日匯率+（總股數-人民幣普通股-境內上市的外資股B股）×（所有者權益合計期末值/實收資本本期期末值）+負債合計本期期末值。（11）第一大股東持股比例（First-Holder），等于財報中披露的大股東持股量。（12）公司性質（Holder），若公司為中央國有企業(yè)或地方國有企業(yè)則公司性質變量等于1，否則等于0。（13）公司經營年限（Age），等于2017-公司創(chuàng)立起始年度。（14）利率（Interest Rate），等于人民幣中長期貸款一年至三年期基準利率。（15）對數人民幣貸款（Lnloan），為金融機構人民幣貸款總量的自然對數。（16）A股上證指數回報率（Index），等于（本期A股上證指數-上一期A股上證指數）/上一期A股上證指數。（17）物業(yè)費價格（Wy-price），等于國家統(tǒng)計局公布的各省市物業(yè)價格指數。

（三）描述統(tǒng)計

根據描述統(tǒng)計結果可以看到，④限于篇幅，本文沒有給出詳細的描述性統(tǒng)計結果。在投資占比方面，房地產投資占比、金融投資占比和經營投資占比的均值分別為0.02、0.41和0.43，說明企業(yè)的主要投資集中在經營投資和金融投資上，而房地產投資占比并沒有因為房價高漲而增大。進一步觀察各個投資占比的變化范圍后發(fā)現，企業(yè)的房地產投資占比的最大值為0.97，最小值為-0.28，說明在2009-2017年間，我國非房地產企業(yè)對投資性房地產的投入變化較大，波動明顯；金融投資占比的最大值為0.99，最小值為0，說明企業(yè)對金融投資的調整也比較劇烈；經營投資占比的最大值為0.95，最小值為-0.46，說明企業(yè)對經營性投資的投入也有較大的彈性。在房價波動方面，新房的價格指數最大值為0.468，最小值為-0.181，二手房的價格指數最大值為0.489，最小值為-0.187，說明新房和二手房的變動幅度幾乎相同。同時，在2009-2017年間，房價上升期的漲幅要顯著高于房價下降期的跌幅，說明房價有一定的粘性。其他變量為企業(yè)特征控制變量，這里不再逐一闡述。

四、實證檢驗與分析

（一）計量模型

為了檢驗房價波動與企業(yè)投資結構之間的關系，本文構建了如下線性回歸模型：

其中，PI ratioi,t、FI ratioi,t以及OI ratioi,t分別代表i企業(yè)在t期的房地產投資占比、金融投資占比以及經營投資占比；Housen,t-1代表House1,t-1和House2,t-1，其中，House1,t-1為滯后一期的新房價格年度變化率，House2,t-1為滯后一期的二手房價格年度變化率；α2是本文關注的系數，度量了房價變動對企業(yè)投資結構產生影響的數量效應。方程中余下的變量為一組控制變量。

根據房價影響企業(yè)投資的相關文獻，本文在回歸方程中加入現金流量（Cashflow）、資產負債比（Leverage）、公司規(guī)模（Size）、資產收益率（ROA）、市值賬面值比（Tobin’Q）、第一大股東持股比例（First-Holder）、公司性質（Holder）和公司經營年限（Age）等變量來控制企業(yè)特征對回歸結果的影響。除此之外，還加入了利率（Interest Rate）、對數形式的人民幣貸款（Lnloan）以及A股上證指數回報率（Index）來控制宏觀環(huán)境對回歸結果的影響。同時，所有的回歸都控制了行業(yè)效應和年度效應。

（二）回歸結果

1. 房價上升與企業(yè)投資結構的關系。表1列示了房價上升時模型（1）、模型（2）、模型（3）和模型（4）的回歸結果。①本文依照房價年度變化指數定義房價上升和下降。指數大于0，則表示本年度房價上升；指數小于0，則表示本年度房價下降。下文關于房價上升和下降的表述均采用此標準。從表中可以發(fā)現，當因變量為PI ratio時，House1和House2在三個置信水平上均不顯著；當因變量為FI ratio時，House1和House2則在1%的置信水平上顯著，且影響方向均為正向；當因變量為OI ratio時，House1和House2在10%置信水平上顯著，且影響方向為負向。該回歸結果說明，無論是新房還是二手房的價格上升都沒有引起企業(yè)房地產投資占比的增加，而引起了企業(yè)金融投資占比的顯著增加。產生這一現象的原因在于，金融投資比房地產投資有更好的流動性，因而促使企業(yè)選擇增加金融投資占比。但是，如果金融市場沒有足夠繁榮，那么增加金融投資則會損害企業(yè)的利益。為了檢驗金融市場在房價上漲期對企業(yè)金融投資占比的作用，本文在模型（2）的基礎上加入了房價漲跌幅與股票市場指數的交互項生成模型（4），結果顯示，該交互項的系數在1%的置信水平上顯著為正。這一結果說明，金融市場的繁榮對企業(yè)的金融投資占比增加有促進作用。綜上所述，表1的回歸結果支持了本文的假設1。

表1 房價上升對企業(yè)投資結構的影響

表2列示了房價上升時國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本對模型（2）的分組回歸結果。從表中可以發(fā)現，當回歸樣本為國企時，House1和House2在三個置信水平上對FI ratio的影響均不顯著；當回歸樣本為非國企時，House1和House2在1%的置信水平上對FI ratio有顯著正向的影響。該回歸結果說明，新房和二手房的價格上升都沒有引起國有企業(yè)金融投資占比的變化，但非國有企業(yè)的金融投資占比卻和房價之間有著明顯的正相關關系。

表2 房價上升對國有企業(yè)和非國有企業(yè)投資結構的影響

2. 房價下降與企業(yè)投資結構的關系。表3列示了房價下降時模型（1）、模型（2）和模型（3）的回歸結果。從表中可以發(fā)現，當因變量為PI ratio時，House1和House2在三個置信水平上均不顯著；當因變量為FI ratio時，House1和House2則分別在5%和1%的置信水平上顯著，且影響方向均為正向；當因變量為OI ratio時，House1和House2同樣也在1%的置信水平上顯著，但影響方向均為負向。該回歸結果表明，房價下降引起企業(yè)金融投資占比的顯著降低，引起經營投資占比的顯著提高。

表3 房價下降對企業(yè)投資結構的影響

同時，與房價上升相同，房價下降也不會引起企業(yè)房地產投資占比的明顯變化。為了排除企業(yè)降低金融投資占比是受金融市場的影響，本文在模型（2）的基礎上加入了房價漲跌幅與金融市場漲跌幅的交互項生成模型（4），結果顯示，該交互項的系數僅在10%的置信水平上顯著，說明市場景氣程度對企業(yè)降低金融投資的影響十分微弱。該結論支持了本文的假設3。

表4列示了房價下降時國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本對模型（2）和模型（3）的分組回歸結果。從表中可以發(fā)現，當回歸樣本為國企時，House1和House2在三個置信水平上對FI ratio都無顯著影響；當回歸樣本為非國企時，House1和House2分別在5%和1%的置信水平上對FI ratio有顯著的正向影響。該回歸結果說明，當房價下降時，非國有企業(yè)金融投資占比的下降比國有企業(yè)更明顯。再來看房價與OI ratio之間的關系。當回歸樣本為國企時，House1和House2在5%的置信水平上對OI ratio有顯著的負向影響；當回歸樣本為非國企時，House1和House2在1%的置信水平上對OI ratio有顯著的負向影響。該回歸結果說明，當房價下降時，非國有企業(yè)和國有企業(yè)的經營投資占比均有增加，但兩者沒有顯著差異。這支持了本文的假設4。

表4 房價下降對國有企業(yè)和非國有企業(yè)投資結構的影響

3. 抵押效應的機制作用。Miao和Wang（ 2012）、劉行等（2016）證明，當房價上升的時候，大量非房地產企業(yè)增加了房地產的投資規(guī)模，且這些投資并不是為企業(yè)日常生產服務的，而是為了享受房地產價格的增長紅利。這種紅利不僅僅來自于買賣的差價，還來自于房地產價格上升所帶來的抵押價值增加。因此，企業(yè)之所以增加這類投資性房地產并持有這些房地產的一個重要原因是，它們希望在房價上升過程中，通過抵押的方式獲得更多資金來緩解融資約束，即企業(yè)之所以在房價上升時期大量增加投資性質的房地產，是為了發(fā)揮房地產的抵押效應。

在這樣的邏輯下，本文認為，房價對投資結構的影響會因企業(yè)房地產投資規(guī)模的不同而不同?；诖?，本文將樣本按照房地產投資規(guī)模進行分組，進一步檢驗房價波動對企業(yè)投資結構的影響，結果如表5所示。從表中可以發(fā)現，房地產投資規(guī)模大的組別，其投資結構對房價更為敏感，House1和House2在5%置信水平上與FI ratio顯著正相關，在1%的置信水平上與OI ratio顯著負相關，這說明房價上漲時企業(yè)的金融投資占比上升，房價下跌時企業(yè)的經營投資占比上升。而對于房地產投資規(guī)模小的組別，其投資結構與房價之間沒有顯著相關性。這一結果說明，房價與企業(yè)投資結構的相關關系的確是由抵押效應引發(fā)的。

表5 房地產投資規(guī)模與企業(yè)投資結構

（三）工具變量檢驗

由于房價與企業(yè)投資之間可能存在內生性問題，因此本文用物業(yè)費（Wy-Price）作為工具變量來進行相關檢驗。一般來說，新房價格越高，物業(yè)費也會越高，但物業(yè)費與投資額比起來金額太小，因此企業(yè)不會因為物業(yè)費的高低而改變投資決策。表6給出了物業(yè)費作為工具變量的一階段回歸結果。

表6 工具變量一階回歸結果

工具變量Wy-Price的回歸系數全部在1%的顯著水平上顯著為正，說明工具變量的選取是基本合理的。表7列出了第二階段工具變量的回歸結果，House1和House2均在1%的置信水平上顯著影響了FI ratio和OI ratio，且影響方向與前文的回歸結果相同。這說明即使考慮了內生性之后，房價對非房地產企業(yè)的投資結構的影響依然存在。

表7 工具變量檢驗

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 考慮地區(qū)層面的聚類調整。同地區(qū)的樣本擁有同樣的房地產價格指數，使得這些樣本具有一定的區(qū)域共性。因此，我們按照地區(qū)層面對標準誤做cluster調整，并進行穩(wěn)健性檢驗，結果仍然支持本文的結論。

2. 考慮利率市場化。利率市場化實施的重要目的就是降低企業(yè)的融資成本，因此利率市場化進程的加快會抑制企業(yè)金融投資占比對房地產價格的敏感度。我們以2012年為界，進一步將樣本分為利率市場化之前和利率市場化之后，發(fā)現進一步擴大利率市場化之后，企業(yè)金融投資對房價的敏感度有所降低。

3. 考慮固定資產中的房地產增加。我們進一步考慮企業(yè)將其中為生產經營服務的房地產計入固定資產科目的情況。盡管計入固定資產科目的房地產主要用于企業(yè)日常生產經營，但并不能完全排除企業(yè)持有這些資產的投資意圖。為了排除這一可能的影響，我們將計入固定資產的房地產投資與投資性房地產累加進行穩(wěn)健性檢驗，結果依然支持本文的結論。

五、研究結論與政策建議

伴隨著房價的上漲，非房地產企業(yè)斥巨資投資房地產的新聞屢見不鮮，造成了房地產才是企業(yè)投資重點的幻象。然而實際上，房地產投資規(guī)模的增加并不代表房地產投資成為企業(yè)投資的重心，分析企業(yè)投資結構的變化才能更深刻地理解企業(yè)的投資行為。本文使用我國上市公司2009-2017年的數據進行實證研究后發(fā)現，隨著房價的上漲，企業(yè)的金融投資占比顯著增加，而房地產投資占比并沒有顯著的變化。原因在于，企業(yè)在房價上漲期利用寬松的融資環(huán)境進行抵押融資，以便緩解未來房價下跌時出現的融資約束問題；而金融投資不僅有極大可能覆蓋融資成本，還能保持一定的流動性，比房地產投資更能滿足企業(yè)的需求。伴隨著房價的下降，企業(yè)的金融投資占比顯著降低，經營投資占比顯著增加，房地產投資占比依然變化不明顯。原因在于，企業(yè)在房價下降期的融資環(huán)境惡化，只有將金融投資中儲備的資金轉移到經營投資中來，才能緩解生存壓力。

進一步地，這種房價對企業(yè)投資結構的影響會因為企業(yè)性質的不同而產生一些差異。一方面，非國有企業(yè)比國有企業(yè)面臨更嚴峻的融資約束，因此當房價上漲時，非國有企業(yè)對金融投資占比的增加要顯著高于國有企業(yè)。另一方面，非國有企業(yè)比國有企業(yè)面臨更嚴峻的生存壓力，因此當房價下跌時，非國有企業(yè)的經營投資占比的增加要顯著高于國有企業(yè)。

以上結論的成立需要一個前提，即企業(yè)持有足夠多的房地產進行抵押融資。因此，本文進一步將樣本按照房地產投資規(guī)模劃分，比較房價變動對這兩類企業(yè)的影響。結果顯示，房地產投資規(guī)模大的公司，抵押資產充足，其金融投資和經營投資對房價的反應較敏感；而房地產投資規(guī)模小的公司，抵押資產較少，其金融投資和經營投資對房價的反應不敏感。該結論進一步證明了企業(yè)在房價上漲期間購買房地產的主要目的是發(fā)揮房地產的抵押效應，以緩解企業(yè)的融資約束。除此之外，企業(yè)在房地產下降期間降低金融投資還存在另外一種解釋，即金融市場收益率下降，金融投資回報率不能滿足企業(yè)的需求。為了排除這一可能的影響，我們加入金融市場收益率交互項對結果進行檢驗，發(fā)現金融市場收益率與企業(yè)降低金融市場投資行為的相關性較弱。

本文的研究結論補充并完善了宏觀環(huán)境與企業(yè)投資行為的相關研究。從理論意義來說，本文的研究結論證明，房價在我國引發(fā)的抵押效應要遠高于擠出效應，而產生這一現象的主要原因是融資約束問題。從現實意義來說，本文的研究結論也有較強的政策啟示。企業(yè)熱衷于房地產投資是房價上升的因素之一，而本文發(fā)現其投資房地產的主要目的是借助房地產的抵押效應產生可投資金，并將這些資金儲備在金融投資中以應對未來的融資困難。因此，想要引導企業(yè)將資金從房地產中釋放出來，抑制房價的過快增長，調整企業(yè)“脫實向虛”的投資結構，需要從以下幾個方面入手：第一，優(yōu)化融資環(huán)境。融資難、融資貴一直是我國企業(yè)面臨的重要問題之一，這一問題在非國有企業(yè)中顯得尤為突出。由于非國有企業(yè)面臨較高的信息不對稱問題，因此利用房地產抵押融資是非國有企業(yè)化解信息不對稱，緩解融資約束的重要手段。據此，我們應該出臺相關政策，建立健全企業(yè)的征信制度，完善企業(yè)的信息披露，加強企業(yè)信貸資金流向的監(jiān)管。第二，緩解費用壓力。企業(yè)之所以面臨融資約束問題，一方面是開源困難，另一方面是節(jié)流不易。據此，我們需要堅定地支持利率市場化改革，加快利率市場化進程，降低企業(yè)的財務成本；同時，堅持減稅降費，進一步降低企業(yè)的相關費用，為企業(yè)的內部融資提供空間。第三，加強金融市場監(jiān)管。企業(yè)將從房地產抵押中獲得的資金大量投入到了金融資產而不是經營資產中，說明金融投資收益仍然要遠高于經營投資。因此，想要引導資金流入實業(yè)，還需要加強金融市場的監(jiān)管，降低金融風險，從而降低套利空間；同時，還要提高投資門檻，平穩(wěn)投資收益。