王 慧 王 擎 徐 舒

（1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)金融研究中心 四川成都 611130）

（2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 四川成都 611130）

一、引 言

當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨的一個(gè)重要問(wèn)題是經(jīng)濟(jì)整體的“脫實(shí)向虛” 現(xiàn)象。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019 年我國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤(rùn)總額相比2006 年增長(zhǎng)2.3 倍，而同期金融業(yè)利潤(rùn)總額增幅為6.49 倍，增長(zhǎng)幅度為同期規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤(rùn)增幅的282%。從企業(yè)利潤(rùn)上看，2006 年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤(rùn)與金融業(yè)利潤(rùn)的比例是4.8 ∶1，而2019 年這一比例下降到2 ∶1，意味著工業(yè)企業(yè)利潤(rùn)在整個(gè)經(jīng)濟(jì)總量中占比逐漸萎縮、金融業(yè)利潤(rùn)占比大幅擴(kuò)大。與此同時(shí)，我國(guó)制造業(yè)固定資產(chǎn)投資自2011 年起增速持續(xù)放緩，近年來(lái)實(shí)體投資積極性顯著下降，而企業(yè)參與金融活動(dòng)愈發(fā)頻繁。據(jù)雷新途等（2020）的統(tǒng)計(jì)，中國(guó)上市企業(yè)持有金融資產(chǎn)的比例和金融投資現(xiàn)金流比重在近十年來(lái)呈倍數(shù)增長(zhǎng)。上述現(xiàn)象反映出我國(guó)經(jīng)濟(jì)整體的金融化傾向需要引起重視和警惕。

從宏觀上看，經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛” 會(huì)使得金融效率逐步下降，表現(xiàn)為單位貨幣和單位信貸創(chuàng)造的GDP 逐步降低。從2007 年到2018 年，我國(guó)的GDP/M2 由0.67 下降到0.49，GDP/人民幣信貸余額由1.03 下降到0.65。“脫實(shí)向虛” 還致使大量資金在金融體系內(nèi)循環(huán)空轉(zhuǎn)，難以流入實(shí)體經(jīng)濟(jì)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)下滑且金融風(fēng)險(xiǎn)增大（黃群慧，2017）。無(wú)論是第五次全國(guó)金融工作會(huì)議強(qiáng)調(diào)“金融要回歸本源”，還是十九大把防控金融風(fēng)險(xiǎn)列為三大攻堅(jiān)戰(zhàn)之首，都凸顯出國(guó)家對(duì)于金融風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題的重視。在此情形下，了解企業(yè)金融化的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，通過(guò)合理的引導(dǎo)和科學(xué)的制度設(shè)計(jì)，從微觀層面避免企業(yè)“脫實(shí)向虛” 成為重要研究課題。

然而，現(xiàn)有微觀視角對(duì)企業(yè)金融化動(dòng)機(jī)的討論往往從金融市場(chǎng)波動(dòng)出發(fā)，較少關(guān)注非金融資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)企業(yè)金融化行為的影響。本文從房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格上漲入手，討論非金融資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)是否會(huì)促使非金融企業(yè)配置更多金融資產(chǎn)，從而引發(fā)實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”。從數(shù)據(jù)本身來(lái)看，在2009—2017 年全國(guó)房屋平均銷(xiāo)售價(jià)格穩(wěn)步上漲的背景下，非金融企業(yè)的金融投資與住房?jī)r(jià)格呈現(xiàn)同步上漲趨勢(shì)（見(jiàn)圖1）。這不禁讓人思考：房?jī)r(jià)的不斷上漲是否誘導(dǎo)企業(yè)偏好金融投資? 該因果關(guān)系是否成立? 如果成立，房?jī)r(jià)助推企業(yè)金融投資的內(nèi)在機(jī)制是什么?

圖1 樣本期間平均房?jī)r(jià)與企業(yè)金融化趨勢(shì)圖

為此，本文結(jié)合2009—2017 年全國(guó)主要地級(jí)城市商品房銷(xiāo)售價(jià)格和上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證證實(shí)了房?jī)r(jià)上漲助推企業(yè)金融投資行為的因果關(guān)系。具體而言，房?jī)r(jià)每上漲1%，企業(yè)金融化程度上升0.043%，上升幅度為企業(yè)金融化指標(biāo)的0.78 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。從機(jī)制上看，融資約束和投資機(jī)會(huì)都在不同程度上成為房?jī)r(jià)促進(jìn)企業(yè)金融投資的主要作用渠道。一方面，房?jī)r(jià)上漲推高了企業(yè)相關(guān)住房資產(chǎn)的價(jià)格，進(jìn)而緩解融資約束，助推了企業(yè)的金融化行為。另一方面，房?jī)r(jià)上漲推高了金融與實(shí)體行業(yè)利差所營(yíng)造的投資機(jī)會(huì)，促進(jìn)了企業(yè)金融化行為，最終助推了企業(yè)的金融化投資。

本文的研究創(chuàng)新體現(xiàn)在以下四個(gè)方面：第一，本文較為全面地論證了房?jī)r(jià)上漲對(duì)企業(yè)金融投資的影響作用及影響機(jī)制。本文從住房?jī)r(jià)格上漲引發(fā)企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值變動(dòng)入手，識(shí)別出非金融資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)是企業(yè)金融化行為的重要原因，提供了房?jī)r(jià)影響企業(yè)金融化的新證據(jù)。第二，本文分別從融資約束和投資機(jī)會(huì)兩個(gè)角度，探討房?jī)r(jià)走勢(shì)對(duì)企業(yè)金融化的影響機(jī)制，對(duì)兩種渠道的不同影響提供了清晰證據(jù)。第三，本文進(jìn)一步從企業(yè)投資機(jī)會(huì)和金融投資收益率的角度，探討了房?jī)r(jià)走勢(shì)對(duì)企業(yè)金融化的影響。本文證明了住房?jī)r(jià)格上漲除了不利于企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)經(jīng)營(yíng)收益，還在很大程度上推高了金融投資收益率，這二者的聯(lián)合作用對(duì)企業(yè)金融化行為有重要的影響。上述機(jī)制在當(dāng)前企業(yè)實(shí)體投資行為的文獻(xiàn)中并未有明確討論。第四，本文利用房地產(chǎn)調(diào)控政策作為房?jī)r(jià)走勢(shì)的有效工具變量。

二、文獻(xiàn)回顧及研究假設(shè)

（一）房?jī)r(jià)上漲與企業(yè)投資決策

當(dāng)前學(xué)術(shù)界對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)企業(yè)投資決策影響的關(guān)注主要集中在兩個(gè)方面：投資擠出效應(yīng)和抵押擔(dān)保效應(yīng)。一方面，高房?jī)r(jià)對(duì)企業(yè)造成成本約束和投資擠出效應(yīng)。從投機(jī)擠出效應(yīng)看，大多數(shù)研究結(jié)果都認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)存在一定擠出作用。吳曉瑜等（2014）和陳斌開(kāi)等（2015）均發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)快速上漲會(huì)帶來(lái)高收益，導(dǎo)致與房地產(chǎn)相關(guān)的行業(yè)利潤(rùn)率上升，從而對(duì)實(shí)體行業(yè)投資資金形成擠占，資金從低利潤(rùn)行業(yè)流向高利潤(rùn)的房地產(chǎn)業(yè)。Miao 和Wang（2014）發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)變動(dòng)與非房地產(chǎn)私營(yíng)企業(yè)研發(fā)支出比重呈負(fù)向關(guān)系。王文春和榮昭（2014）發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲抑制制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的投入，不利于企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)的發(fā)展。

另一方面，在以間接融資為主的信用環(huán)境下，房?jī)r(jià)攀升引發(fā)的抵押物增值是企業(yè)信用擴(kuò)張的關(guān)鍵要素。Kiyotaki（1997）通過(guò)動(dòng)態(tài)的生產(chǎn)模型揭示了信貸限制與資產(chǎn)價(jià)格之間的相互作用機(jī)制，外部沖擊會(huì)導(dǎo)致抵押物估值波動(dòng)，從而傳遞到對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資。Liu 等（2013）通過(guò)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)理論模型，論證了房地產(chǎn)價(jià)格與企業(yè)投資間存在正向因果關(guān)系。Brunnermeier 等（2014）表明在房產(chǎn)價(jià)格上升時(shí)期，信貸總量增加，企業(yè)總體投資水平上升，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；但當(dāng)房產(chǎn)價(jià)格急劇下降時(shí)，信貸規(guī)模大幅縮減，企業(yè)投資陷入困境，造成經(jīng)濟(jì)危機(jī)。

上述圍繞房?jī)r(jià)與企業(yè)投資結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究為本文提供了重要的理論支撐。房?jī)r(jià)上升的抵押效應(yīng)會(huì)促進(jìn)企業(yè)投資（Gan，2007；Chaney 等，2012）。同時(shí)，房地產(chǎn)行業(yè)利潤(rùn)率上升將引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)入房地產(chǎn)相關(guān)行業(yè)（陳斌開(kāi)等，2015），企業(yè)資金流入房地產(chǎn)領(lǐng)域（王文春和榮昭，2014），降低企業(yè)實(shí)體資本投入。上述邏輯也適用于企業(yè)的金融投資決策。

受已證實(shí)觀點(diǎn)啟發(fā)，本文認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲有兩種途徑可能影響企業(yè)金融投資：一是由于抵押擔(dān)保效應(yīng)對(duì)資產(chǎn)價(jià)值升值帶來(lái)的信用緩釋?zhuān)髽I(yè)現(xiàn)金流動(dòng)性改善，企業(yè)投資包括金融性投資和經(jīng)營(yíng)性投資都可能上升；二是房?jī)r(jià)上升導(dǎo)致的經(jīng)營(yíng)成本約束（如人力成本、倉(cāng)儲(chǔ)成本上升），使得經(jīng)營(yíng)性投資產(chǎn)生的收益率下降。同時(shí)，房?jī)r(jià)上升帶來(lái)金融投資回報(bào)率的增加，使得金融投資和實(shí)體投資的利差增加，從而強(qiáng)化了企業(yè)進(jìn)行金融投資的激勵(lì)，這是房?jī)r(jià)上漲對(duì)實(shí)體投資的擠出效應(yīng)。由此看到，兩種效應(yīng)對(duì)企業(yè)金融化產(chǎn)生了相同的結(jié)果，本文提出假設(shè)1。

H1：房?jī)r(jià)上漲可以推動(dòng)企業(yè)金融化行為。

（二）房?jī)r(jià)上漲與企業(yè)金融化的機(jī)制

按照前文分析，房?jī)r(jià)上升會(huì)通過(guò)抵押效應(yīng)或擠出效應(yīng)，使企業(yè)偏好增加金融投資。在具體機(jī)制上，抵押效應(yīng)主要是緩解企業(yè)信用約束，而擠出效應(yīng)則增加了企業(yè)的替代投資機(jī)會(huì)。

一方面，融資約束強(qiáng)度影響企業(yè)投資行為已是學(xué)界的普遍共識(shí)。杜勇等（2019）發(fā)現(xiàn)，低融資約束企業(yè)出于預(yù)期收益和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)更傾向于增加金融資產(chǎn)投資減少實(shí)體資本性投資；委托代理問(wèn)題嚴(yán)重、融資約束低的國(guó)有企業(yè)較民營(yíng)企業(yè)更有可能配置金融資產(chǎn)。隨著金融深化與實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)界限逐漸模糊，以短期高流動(dòng)性金融資產(chǎn)配置的靈活性支持長(zhǎng)期資本性投資已成為企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展戰(zhàn)略（戚聿東和張任之，2018）。張成思和鄭寧（2019）通過(guò)構(gòu)建固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)組合理論模型，明確指出融資約束、現(xiàn)金流和杠桿是驅(qū)動(dòng)企業(yè)金融化的重要關(guān)聯(lián)因素。從房?jī)r(jià)的角度來(lái)看，房產(chǎn)價(jià)值的抵押效應(yīng)直接影響企業(yè)融資約束。在房?jī)r(jià)上漲時(shí)，抵押品增值可以緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而影響企業(yè)自由現(xiàn)金流，最終促進(jìn)企業(yè)投資（Gan，2007；Chaney 等，2012）。另外，Wang 等（2017）認(rèn)為，對(duì)于受融資約束較強(qiáng)的企業(yè)，通過(guò)抵押擔(dān)保渠道表現(xiàn)為增加投資的現(xiàn)象較普遍，而對(duì)于融資約束相對(duì)弱的企業(yè)則負(fù)面擠出效應(yīng)更為突出。銀行信貸是企業(yè)投資資金的重要來(lái)源，也是企業(yè)外部融資的主要來(lái)源。既有文獻(xiàn)指出，一方面，房?jī)r(jià)上漲，企業(yè)所持有的房產(chǎn)抵押物的價(jià)值會(huì)增加，從而企業(yè)的銀行借貸能力增強(qiáng)，外部資金的可得性緩釋了融資約束（Allen 等，2007）。另一方面，房?jī)r(jià)上漲，抵押擔(dān)保渠道促進(jìn)了企業(yè)投資（Gan，2007）。基于以上分析，本文認(rèn)為企業(yè)信貸可得性提高會(huì)緩釋融資約束的情況下，金融投資行為會(huì)獲得更多資金上支持，由此提出假設(shè)2。

H2：房?jī)r(jià)上漲緩解了融資約束，并通過(guò)銀行信貸可得性促進(jìn)了企業(yè)金融化行為。

另一方面，房地產(chǎn)行業(yè)與金融體系存在高度關(guān)聯(lián)性，房地產(chǎn)的繁榮不僅帶來(lái)了資本的信用擴(kuò)張，也提高了房地產(chǎn)和金融行業(yè)的投資回報(bào)率。在房?jī)r(jià)上漲時(shí)期，金融行業(yè)較高的投資收益率是企業(yè)進(jìn)行金融投資的主要誘因。非金融企業(yè)出于改善盈利的動(dòng)機(jī)，將原本應(yīng)投向日常經(jīng)營(yíng)性業(yè)務(wù)的資源配置于金融資產(chǎn)，以尋求超實(shí)體行業(yè)運(yùn)營(yíng)的回報(bào)（劉篤池等，2016）。

此外，房地產(chǎn)業(yè)涉及上下游產(chǎn)業(yè)鏈條較長(zhǎng)、關(guān)聯(lián)行業(yè)多，房地產(chǎn)價(jià)格上升通過(guò)上下游產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)直接改變了關(guān)聯(lián)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成本和主營(yíng)業(yè)務(wù)收益。由此本文推測(cè)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)上游行業(yè)的積極帶動(dòng)效應(yīng)，增強(qiáng)了企業(yè)對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)的經(jīng)營(yíng)信心和投資規(guī)模，相對(duì)弱化了對(duì)金融的投資強(qiáng)度。從高房?jī)r(jià)成本效應(yīng)看，城市高房?jī)r(jià)阻礙了高技能勞動(dòng)者的自由流入（張莉等，2017），提高了企業(yè)的勞動(dòng)力成本支出。房地產(chǎn)市場(chǎng)的繁榮同樣拉動(dòng)了企業(yè)工業(yè)用地經(jīng)營(yíng)場(chǎng)所使用成本，提高了運(yùn)營(yíng)成本支出和倉(cāng)儲(chǔ)成本支出，進(jìn)一步壓縮了實(shí)體經(jīng)營(yíng)的利潤(rùn)空間，增加了金融投資和實(shí)體投資的利差。此效應(yīng)在房地產(chǎn)下游企業(yè)中更為明顯。

由此可見(jiàn)，對(duì)于和房地產(chǎn)上游關(guān)聯(lián)度高的企業(yè)，房?jī)r(jià)上漲提高了其主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)空間，企業(yè)可能面臨主營(yíng)業(yè)務(wù)投資機(jī)會(huì)和金融投資機(jī)會(huì)并存的情景，本文推測(cè)這類(lèi)企業(yè)相對(duì)于低上游關(guān)聯(lián)度企業(yè)，可能存在金融化行為弱化表現(xiàn)。對(duì)于高房?jī)r(jià)引致的成本效應(yīng)突出的企業(yè)，可能存在成本增加壓力，倒逼企業(yè)尋求高收益投資路徑以緩解財(cái)務(wù)困境，表現(xiàn)為偏好高收益的金融投資。綜合來(lái)看，高房?jī)r(jià)拉高了金融行業(yè)與實(shí)體行業(yè)的利差，營(yíng)造的金融投資機(jī)會(huì)促進(jìn)了企業(yè)金融化行為。據(jù)此，本文提出假設(shè)3。

H3：房?jī)r(jià)上漲通過(guò)投資機(jī)會(huì)促進(jìn)企業(yè)金融化行為。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

為排除房產(chǎn)泡沫引發(fā)的“次貸危機(jī)” 對(duì)研究結(jié)論的干擾，同時(shí)避免2017 年后“房住不炒” 政策對(duì)識(shí)別的影響，本文選取CEIC 宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)2009—2017 年全國(guó)主要地級(jí)城市商品房銷(xiāo)售價(jià)格來(lái)衡量房?jī)r(jià)走勢(shì)。本文企業(yè)金融化行為的測(cè)度來(lái)自上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。同時(shí)，我們還從CCER 中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)中匹配了各地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，并根據(jù)上市公司辦公地點(diǎn)所在城市與城市層面房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)做匹配。為符合研究需要，我們對(duì)樣本年度數(shù)據(jù)做了以下處理：（1）刪除數(shù)據(jù)缺失的樣本；（2）刪除異常值；（3）刪除資產(chǎn)負(fù)債率大于1 的樣本；（4）刪除ST 類(lèi)樣本；（5）刪除歸屬于金融和房地產(chǎn)關(guān)聯(lián)行業(yè)樣本；（6）剔除企業(yè)數(shù)據(jù)不滿(mǎn)足連續(xù)三年的樣本；（7）刪除無(wú)房產(chǎn)價(jià)值的觀測(cè)值。此外為了緩解數(shù)據(jù)極端值的影響，本文對(duì)相關(guān)連續(xù)型變量進(jìn)行上下1%縮尾處理，最后得到樣本上市公司1 642 家。

（二）基準(zhǔn)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)房?jī)r(jià)走勢(shì)對(duì)企業(yè)金融化程度的影響，本文的基準(zhǔn)回歸模型采用如下形式：

其中，被解釋變量Fin_n為企業(yè)所持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重；Houseprice是上市公司所在地商品房的對(duì)數(shù)平均價(jià)格。借鑒國(guó)內(nèi)外企業(yè)投資的相關(guān)文獻(xiàn)，我們?cè)诳刂谱兞恐屑尤肫髽I(yè)層面和宏觀層面控制變量。具體包括：企業(yè)盈利能力（Roa）、公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流量（Cashflow）、杠桿率（Lev）、有形資產(chǎn)比例（Tng）、上市年齡（Age）、公司成長(zhǎng)性（Growth）、地區(qū)人均GDP（GDP_P）、第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重（GDP_3）。μi、σt分別代表公司固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，εi，t為殘差項(xiàng)。本文首先采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型估計(jì)等式，進(jìn)而使用工具變量克服存在的內(nèi)生性問(wèn)題。

（三）關(guān)鍵變量構(gòu)造

（1）被解釋變量。本文首先選取金融資產(chǎn)持有率來(lái)衡量企業(yè)金融化程度。借鑒彭俞超等（2018），我們將交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款、衍生金融工具定義為金融資產(chǎn)。在基準(zhǔn)回歸中，我們定義的金融資產(chǎn)沒(méi)有包含投資性房地產(chǎn)凈額。一方面，投資性房地產(chǎn)凈額變化是房?jī)r(jià)波動(dòng)的內(nèi)生性結(jié)果，對(duì)本文企業(yè)金融化測(cè)度準(zhǔn)確性存在干擾；另一方面，如果在金融化指標(biāo)中納入投資性房地產(chǎn)，即使企業(yè)沒(méi)有其他金融化投資行為，房地產(chǎn)價(jià)格的上升本身也會(huì)直接推高企業(yè)大量存量投資性房地產(chǎn)價(jià)值，從而放大企業(yè)金融化程度。這意味著本文基準(zhǔn)回歸的金融化定義是一種相對(duì)保守的處理方法，該方法得到的是房地產(chǎn)對(duì)企業(yè)金融化行為影響的下界。

（2）核心解釋變量。本文選取CEIC 宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)2009—2017 年全國(guó)主要地級(jí)市年商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格，并與上市公司注冊(cè)地做匹配，最終獲得206 個(gè)城市房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)。

（3）控制變量。和現(xiàn)有文獻(xiàn)一致，本文從企業(yè)和地區(qū)兩個(gè)層面控制影響企業(yè)金融化行為的可能因素。其中，企業(yè)層面的變量包括公司規(guī)模、現(xiàn)金流量、企業(yè)盈利能力、公司成長(zhǎng)性、杠桿率等指標(biāo)，地區(qū)層面包括衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的人均GDP 和第三產(chǎn)業(yè)比重兩個(gè)指標(biāo)。①因篇幅所限，本文省略了全部變量的構(gòu)造方式和具體定義以及變量的描述統(tǒng)計(jì)，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)論文頁(yè)面“附錄與擴(kuò)展” 欄目下載。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

歸中的標(biāo)準(zhǔn)誤都聚類(lèi)到城市層面。從第（2）列結(jié)果來(lái)看，地區(qū)對(duì)數(shù)房?jī)r(jià)的系數(shù)為0.0118，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這表明房?jī)r(jià)上漲1%，企業(yè)持有金融資產(chǎn)比例提高0.0118 個(gè)百分點(diǎn)。在本文的數(shù)據(jù)區(qū)間內(nèi)，各地區(qū)平均住房?jī)r(jià)格的標(biāo)準(zhǔn)差為0.6659，而企業(yè)金融化程度的標(biāo)準(zhǔn)差為0.0556，這意味著地區(qū)住房?jī)r(jià)格差異能解釋企業(yè)金融化程度差異的比例約為14.13%。①14.13% ＝0.0118 ×0.6659 ÷0.0556 ×100%。

（二）內(nèi)生性與工具變量

式（1）采用的面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型沒(méi)有考慮住房?jī)r(jià)格可能存在的內(nèi)生性。在本文的研究環(huán)境中，地區(qū)住房?jī)r(jià)格的內(nèi)生性可能來(lái)自?xún)蓚€(gè)方面：一是逆向因果問(wèn)題。企業(yè)金融化程度上升表現(xiàn)為其配置的金融資產(chǎn)數(shù)量的上升，由于企業(yè)金融資產(chǎn)（尤其是投資性金融資產(chǎn)）的配置多通過(guò)金融機(jī)構(gòu)，而金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)配置行為會(huì)增加地區(qū)投資性住房需求，從而推高地區(qū)房?jī)r(jià)。二是遺漏變量問(wèn)題。地區(qū)金融發(fā)展水平，包括金融可得性、民間金融發(fā)達(dá)情況等不可觀測(cè)的因素，都會(huì)同時(shí)影響企業(yè)的金融化選擇和地區(qū)住房?jī)r(jià)格，而這些變量無(wú)法通過(guò)控制變量全部得以控制，從而會(huì)造成誤差項(xiàng)與關(guān)注變量地區(qū)住房?jī)r(jià)格存在相關(guān)性，帶來(lái)估計(jì)偏誤。

本文采用工具變量來(lái)克服上述內(nèi)生性問(wèn)題。與既有文獻(xiàn)多采用土地供給作為住房?jī)r(jià)格的工具變量不同，本文對(duì)房?jī)r(jià)的工具變量構(gòu)建思路基于樣本區(qū)間內(nèi)，尤其是2011—2014 年政府陸續(xù)出臺(tái)的限購(gòu)政策。為了遏制住房?jī)r(jià)格的不斷上升，先后有46 個(gè)城市實(shí)施了嚴(yán)格的住房限購(gòu)政策，并且政策的實(shí)施力度大，不同城市間的政策差異性相對(duì)較小。②具體限購(gòu)城市名單請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。2015 年開(kāi)始，這些城市又逐步取消了對(duì)應(yīng)的限購(gòu)政策。③2016 年開(kāi)始，又有部分城市開(kāi)始實(shí)施第二輪限購(gòu)。但此次限購(gòu)實(shí)行“一城一策”，政策力度不能與2011—2014 年的“一刀切” 同日而語(yǔ)。具體請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。限購(gòu)造成房?jī)r(jià)上漲趨緩，顯然會(huì)對(duì)地區(qū)住房?jī)r(jià)格產(chǎn)生直接影響。另外，由于地方政府出臺(tái)的限購(gòu)政策主要是依照其住房?jī)r(jià)格水平，而不會(huì)根據(jù)企業(yè)的金融化程度，因此可以認(rèn)為地方住房限購(gòu)政策與企業(yè)的金融化水平?jīng)]有直接關(guān)系，因而滿(mǎn)足外生性。

具體而言，如果j城市在t時(shí)間實(shí)行了限購(gòu)政策，我們定義工具變量IVjt＝1，否則IVjt＝0。若j城市在2012 年實(shí)施了限購(gòu)政策，而在2016 年取消了限購(gòu)政策，則在2012—2016 年IVjt＝1，其他時(shí)期IVjt＝0。該工具變量的構(gòu)建基于現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)房?jī)r(jià)限購(gòu)政策對(duì)調(diào)控房?jī)r(jià)上漲有效性的結(jié)論（朱愷容等，2019），據(jù)此我們認(rèn)為其是住房?jī)r(jià)格的有效工具變量，可以克服房?jī)r(jià)的內(nèi)生性問(wèn)題。

表1 第（3）、（4）列為引入工具變量后采用兩階段最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。由第（3）列第一階段回歸的結(jié)果可以看出，工具變量的系數(shù)為-0.136，表明樣本區(qū)間內(nèi)限購(gòu)政策使住房?jī)r(jià)格的增幅下降了13.6%，此結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)直覺(jué)。同時(shí)，第一階段回歸弱工具變量的F統(tǒng)計(jì)量為14.7，大于10 的閾值，表明本文選擇的工具變量不存在弱工具變量問(wèn)題。表1 第（4）列工具變量第二階段估計(jì)的系數(shù)為0.043，較OLS 回歸有所增加，但仍處于同一數(shù)量級(jí)，表明本文工具變量回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。上述結(jié)果表明，在克服了內(nèi)生性偏誤后，房?jī)r(jià)的系數(shù)也在1%的水平上顯著為正，與固定效應(yīng)模型的結(jié)論相同，即房地產(chǎn)價(jià)格走勢(shì)對(duì)企業(yè)金融化具有正向因果效應(yīng)。④其他控制變量的回歸結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

表1 面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表1 的基準(zhǔn)結(jié)果建立了本文的回歸結(jié)論。在此基礎(chǔ)上，我們先充分檢驗(yàn)上述結(jié)論的穩(wěn)健性，以增強(qiáng)對(duì)該結(jié)論的信心，同時(shí)也為后文的異質(zhì)性分析和影響機(jī)制討論奠定基礎(chǔ)。本文從三個(gè)方面討論上述結(jié)論的穩(wěn)健性，一是采用不同口徑的企業(yè)金融化指標(biāo)，保證在不同測(cè)度下研究結(jié)論的穩(wěn)健性；二是對(duì)使用的工具變量進(jìn)行敏感度測(cè)試，進(jìn)一步論證基準(zhǔn)結(jié)果的有效性；三是在回歸中進(jìn)一步控制衡量企業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)。回歸結(jié)果均與表1 的基準(zhǔn)結(jié)果一致。①這部分穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

五、異質(zhì)性分析

前文的分析驗(yàn)證了本文基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。在此基礎(chǔ)上，本文從企業(yè)異質(zhì)性角度討論基準(zhǔn)研究結(jié)論的差異化影響。

（一）企業(yè)現(xiàn)金持有水平

現(xiàn)金持有與企業(yè)金融投資有密切關(guān)系，現(xiàn)金持有水平對(duì)企業(yè)投資戰(zhàn)略的影響可以從兩方面理解：一方面，根據(jù)股東價(jià)值最大化和公司治理理論，滿(mǎn)足日常運(yùn)營(yíng)后的超額現(xiàn)金在面臨謀利機(jī)會(huì)時(shí)，企業(yè)為提高現(xiàn)金使用效率傾向于將資金配置于高回報(bào)投資；另一方面，由于金融摩擦的存在，高現(xiàn)金持有水平意味著靈活的投資可支配性，可能導(dǎo)致企業(yè)金融化水平存在差異。為此，本文依照企業(yè)現(xiàn)金持有（采用貨幣資金占總資產(chǎn)比例衡量）中位數(shù)將樣本劃分為高低兩組，進(jìn)一步考察房?jī)r(jià)上漲在企業(yè)金融投資決策中的差異性影響。如表2 第（1）、（2）列所示，對(duì)高現(xiàn)金持有組企業(yè)而言，地區(qū)住房?jī)r(jià)格水平估計(jì)系數(shù)較基準(zhǔn)回歸更大，且在統(tǒng)計(jì)上顯著；而對(duì)于低現(xiàn)金持有企業(yè)而言，住房?jī)r(jià)格的系數(shù)并不顯著。形成該結(jié)論的可能原因是：一方面充足現(xiàn)金有助于企業(yè)及時(shí)把握投資機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)投資性需求，另一方面從企業(yè)現(xiàn)金儲(chǔ)備性動(dòng)機(jī)看，房?jī)r(jià)繁榮時(shí)期企業(yè)投資意愿強(qiáng)于預(yù)防性?xún)?chǔ)備，表現(xiàn)為將現(xiàn)金持有轉(zhuǎn)化為金融資產(chǎn)。

人才是公司發(fā)展過(guò)程中最具活力的要素，財(cái)務(wù)公司應(yīng)該認(rèn)識(shí)到外匯管理人才的價(jià)值，對(duì)外匯風(fēng)險(xiǎn)管理人才進(jìn)行儲(chǔ)備。一方面，財(cái)務(wù)公司應(yīng)該提升薪資待遇和福利待遇水平，吸引更多人才的注意力。另一方面，財(cái)務(wù)公司應(yīng)該對(duì)內(nèi)部外匯管理人員進(jìn)行定期培訓(xùn)教育，為管理人員介紹最新的國(guó)際金融理論知識(shí)，設(shè)定外匯風(fēng)險(xiǎn)管理的目標(biāo)。

（二）企業(yè)屬性

為存在顯著性正向作用。另一方面，地區(qū)住房?jī)r(jià)格對(duì)兩類(lèi)企業(yè)金融化行為影響的系數(shù)非常接近，不存在顯著區(qū)別。因此可以認(rèn)為，在企業(yè)金融化受住房?jī)r(jià)格的影響程度上，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)不存在顯著差別。

（三）企業(yè)融資成本

企業(yè)投資水平不僅依賴(lài)于其外源融資可得性，也取決于其資金成本。本文進(jìn)一步借鑒馬晶梅等（2020）對(duì)外源融資成本的測(cè)度方式，采用利息支出與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比值衡量企業(yè)外源融資成本，并按照企業(yè)所在行業(yè)融資成本水平中位數(shù)，將企業(yè)分為低融資成本和高融資成本兩類(lèi)，分別考察住房?jī)r(jià)格對(duì)這兩類(lèi)企業(yè)金融化的影響。表2 第（5）、（6）列分別展示了對(duì)這兩類(lèi)企業(yè)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯?dāng)住房?jī)r(jià)格上升時(shí)，低外源融資成本的企業(yè)較高外源融資成本企業(yè)，其金融化水平顯著上升比重更高。

表2 企業(yè)異質(zhì)性

六、影響機(jī)制檢驗(yàn)

基于前文分析，企業(yè)金融投資受住房?jī)r(jià)格上漲的影響存在兩面性：正面效應(yīng)主要源于房?jī)r(jià)上升帶來(lái)的抵押擔(dān)保效應(yīng)；負(fù)面擠出效應(yīng)則指高房?jī)r(jià)增加企業(yè)運(yùn)營(yíng)成本與主營(yíng)業(yè)務(wù)經(jīng)營(yíng)壓力，引起金融投資與實(shí)體經(jīng)營(yíng)利差擴(kuò)大，金融投資擠出實(shí)體投資。同時(shí)高房?jī)r(jià)營(yíng)造的投機(jī)氛圍，誘導(dǎo)企業(yè)在資本逐利性下將資金投向高收益行業(yè)。顯然，不同企業(yè)在面臨高房?jī)r(jià)產(chǎn)生的抵押擔(dān)保效應(yīng)、成本效應(yīng)和投資擠出效應(yīng)時(shí)，可能存在不同的機(jī)制路徑，最終投資決策是多重效應(yīng)疊加的后果。基于該分析，本文主要從融資擔(dān)保效應(yīng)和投資機(jī)會(huì)引發(fā)的擠出效應(yīng)兩個(gè)角度驗(yàn)證上述機(jī)制。

（一）房?jī)r(jià)對(duì)融資約束的緩釋效應(yīng)

本文首先采用Hadlock 和Pierce（2010）的SA①SA ＝-0.737 ×size ＋0.04 ×size2 -0.04 ×age。指數(shù)來(lái)測(cè)度企業(yè)融資約束，該指數(shù)依據(jù)外生性較強(qiáng)的兩項(xiàng)指標(biāo)（公司規(guī)模、年齡）構(gòu)建，避免了內(nèi)生性干擾。SA 指數(shù)是一個(gè)逆向指標(biāo)，其數(shù)值越大，企業(yè)融資約束越小。另外，現(xiàn)有研究對(duì)于融資約束的衡量存在多種替代方式。為提高融資約束路徑檢驗(yàn)的穩(wěn)健性并確保融資約束的量化方式契合中國(guó)企業(yè)情形，本文進(jìn)一步借鑒張杰（2015）的做法，采用運(yùn)營(yíng)資本敏感性指標(biāo)WKS②WKS 具體測(cè)算方式請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。作為融資約束的測(cè)度。該指標(biāo)在考慮外部金融市場(chǎng)環(huán)境和企業(yè)資產(chǎn)財(cái)務(wù)的條件下，測(cè)算企業(yè)的運(yùn)營(yíng)資本投資變化率是否與企業(yè)現(xiàn)金流存在顯著性差異。企業(yè)的WKS 也是一個(gè)逆向指標(biāo)，其數(shù)值越大，表明企業(yè)融資約束程度越低。如果房?jī)r(jià)對(duì)企業(yè)的抵押擔(dān)保效應(yīng)存在，應(yīng)該能觀察到上述指標(biāo)上升（融資約束程度下降）。表3 第（1）、（2）列報(bào)告了針對(duì)上述融資約束指標(biāo)的二階段工具變量估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯》?jī)r(jià)格對(duì)兩種融資約束測(cè)度的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明房?jī)r(jià)上漲緩釋了企業(yè)融資約束。

另外，假定企業(yè)所持有的抵押資產(chǎn)集中在企業(yè)注冊(cè)地，當(dāng)所處城市房地產(chǎn)價(jià)格上升時(shí)，企業(yè)所持有的房產(chǎn)抵押物價(jià)值相應(yīng)增加，也會(huì)緩解企業(yè)融資約束。對(duì)于抵押擔(dān)保效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文選取企業(yè)房產(chǎn)價(jià)值占企業(yè)總資產(chǎn)來(lái)衡量可抵押不動(dòng)產(chǎn)水平。表3 第（3）列估計(jì)系數(shù)表明，房?jī)r(jià)上漲顯著提高了企業(yè)抵押房產(chǎn)水平。綜合上述檢驗(yàn)分析結(jié)果可以認(rèn)為，房?jī)r(jià)上漲確實(shí)通過(guò)抵押房產(chǎn)增值渠道緩釋了企業(yè)融資約束。

表3 房?jī)r(jià)走勢(shì)與融資約束

上述檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲引起的房產(chǎn)抵押物增值緩解了企業(yè)融資約束。那么，融資約束效應(yīng)是否可以解釋企業(yè)金融化行為? 對(duì)該問(wèn)題的回答有助于厘清房?jī)r(jià)上漲引起企業(yè)融資約束緩解，再助推企業(yè)金融投資的全鏈條作用機(jī)制。中國(guó)企業(yè)的外部融資主要來(lái)源于商業(yè)銀行信貸，并且以抵押信貸為主。因此房?jī)r(jià)上升使得企業(yè)所持有的房產(chǎn)抵押品價(jià)值上升，從而增強(qiáng)企業(yè)的借貸能力，緩解其融資約束（Allen 等，2007）。同時(shí)，抵押品增值可以促進(jìn)企業(yè)的投資行為（Gan，2007）。當(dāng)企業(yè)所持有的房產(chǎn)受房?jī)r(jià)上漲影響產(chǎn)生抵押物增值效應(yīng)時(shí)，這種效應(yīng)表現(xiàn)為企業(yè)在銀行抵押貸款增加（王慧和王擎，2021）。

按照上述分析邏輯，對(duì)于這部分融資約束緩解的企業(yè)其金融化程度應(yīng)有所上升。鑒于房?jī)r(jià)升高與企業(yè)抵押借貸能力和獲取信貸規(guī)模有高度關(guān)聯(lián)性，融資約束水平可以較直觀地用銀行信貸效應(yīng)衡量。為此，本文通過(guò)對(duì)企業(yè)銀行借款分組作進(jìn)一步驗(yàn)證。本文分別選取抵押借款占比和銀行借款占比兩個(gè)指標(biāo)，以中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)劃分子樣本。表4 的估計(jì)結(jié)果顯示，抵押借款占比和銀行借款占比高的低融資約束企業(yè)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)企業(yè)金融化行為存在顯著促進(jìn)作用。反之，在高融資約束企業(yè)樣本中，估計(jì)系數(shù)不存在顯著作用。上述分析驗(yàn)證了本文的假設(shè)2，即房?jī)r(jià)上漲通過(guò)緩解融資約束促進(jìn)了企業(yè)金融化行為。

表4 房?jī)r(jià)走勢(shì)、融資約束與企業(yè)金融化

（二）投資機(jī)會(huì)與企業(yè)金融化

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，經(jīng)營(yíng)收益率較低的企業(yè)往往會(huì)尋求高收益的金融投資（宋軍和陸旸，2015），行業(yè)收益率差異會(huì)導(dǎo)致資本由收益率較低的行業(yè)流向收益率較高的行業(yè)。企業(yè)的金融資產(chǎn)持有決策也會(huì)受到自身行業(yè)和金融業(yè)相對(duì)投資收益率的影響。從本質(zhì)上看，金融資本的投資收益來(lái)源于實(shí)體行業(yè)的投資回報(bào)（黃群慧，2017），這表明實(shí)體行業(yè)與金融業(yè)收益率應(yīng)該呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。而房地產(chǎn)市場(chǎng)的繁榮導(dǎo)致大量資本流入房地產(chǎn)領(lǐng)域（王文春和榮昭，2014），考慮到房地產(chǎn)價(jià)格與金融業(yè)收益率往往呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，這意味著房地產(chǎn)價(jià)格與金融行業(yè)相對(duì)實(shí)體行業(yè)的投資收益率正相關(guān)。表5 第（1）列估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了這一推測(cè)，房?jī)r(jià)上漲提高了金融行業(yè)與實(shí)體行業(yè)的利差（采用金融行業(yè)收益率與企業(yè)個(gè)體收益率之差衡量），這意味著在房地產(chǎn)市場(chǎng)繁榮時(shí)期，金融行業(yè)較實(shí)體行業(yè)而言存在較大套利空間和投資機(jī)會(huì)。

除受客觀外界因素變化影響外，企業(yè)投資能力還與其自身經(jīng)營(yíng)績(jī)效密切相關(guān)。如前文所述，一方面實(shí)體行業(yè)與金融行業(yè)差異性利差會(huì)使得企業(yè)偏好金融資產(chǎn)，另一方面房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的成本上漲會(huì)壓縮企業(yè)的經(jīng)營(yíng)收益，對(duì)實(shí)體投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。為此，本文借鑒謝富勝和匡曉璐（2020）構(gòu)建的企業(yè)經(jīng)營(yíng)收益指標(biāo)（經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈收益/（固定資產(chǎn)＋存貨）），來(lái)檢驗(yàn)房?jī)r(jià)上漲對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)盈利能力的影響，回歸結(jié)果如表5 第（2）列所示?？梢钥闯觯》?jī)r(jià)格上升顯著降低了企業(yè)的盈利能力，意味著房?jī)r(jià)上漲對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)存在抑制效應(yīng)。與此同時(shí)，本文納入金融化收益指標(biāo)（張成思，2019）進(jìn)行考量，以說(shuō)明房?jī)r(jià)對(duì)行業(yè)利差的促進(jìn)作用是企業(yè)經(jīng)營(yíng)收益降低與金融化收益升高的疊加后果。

表5 房?jī)r(jià)走勢(shì)與企業(yè)投資機(jī)會(huì)

當(dāng)房?jī)r(jià)上升時(shí)，企業(yè)投資機(jī)會(huì)的變化還反映在其與房地產(chǎn)行業(yè)的關(guān)聯(lián)度上。直觀上說(shuō)，如果一個(gè)企業(yè)處于房地產(chǎn)行業(yè)的上游，在房?jī)r(jià)上升時(shí)期，房地產(chǎn)行業(yè)的繁榮會(huì)拉動(dòng)對(duì)該企業(yè)的經(jīng)營(yíng)性需求。在此情況下，企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入上升，企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)投資收益率的增加可能在一定程度上降低與金融行業(yè)的利差，從而減少企業(yè)金融投資機(jī)會(huì)。反之，對(duì)于處于房地產(chǎn)行業(yè)下游的企業(yè)而言，其更多受到高房?jī)r(jià)引致的成本效應(yīng)的影響。因此，房?jī)r(jià)上升帶來(lái)的經(jīng)營(yíng)投入成本（企業(yè)將房地產(chǎn)作為其投入要素的比重）增加，利潤(rùn)空間減小，主營(yíng)投資收益的減少會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大行業(yè)利差的套利空間，增加企業(yè)金融投資機(jī)會(huì)。

表6 的結(jié)果證實(shí)了上述邏輯。我們使用2007 年投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)，基于直接消耗系數(shù)度量了不同行業(yè)與房地產(chǎn)行業(yè)的上下游關(guān)聯(lián)度（以企業(yè)所在行業(yè)產(chǎn)出作為房地產(chǎn)行業(yè)投入的比重衡量）。其中，變量Upstream是企業(yè)所在行業(yè)與房地產(chǎn)行業(yè)上游關(guān)聯(lián)度的連續(xù)測(cè)度，Downstream是企業(yè)與房地產(chǎn)行業(yè)下游關(guān)聯(lián)度的連續(xù)測(cè)度。第（1）列的交互項(xiàng)系數(shù)表明：對(duì)于房地產(chǎn)行業(yè)上游關(guān)聯(lián)企業(yè)，房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的主營(yíng)業(yè)務(wù)投資機(jī)會(huì)增加并未對(duì)企業(yè)金融化行為產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。這可能是因?yàn)榉績(jī)r(jià)上升在給企業(yè)帶來(lái)更多主營(yíng)業(yè)務(wù)投資機(jī)會(huì)的同時(shí)，也會(huì)產(chǎn)生一定的成本擠壓效應(yīng)。第（2）列的交互項(xiàng)系數(shù)表明，對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)下游關(guān)聯(lián)企業(yè)而言，房?jī)r(jià)上漲的成本效應(yīng)擠壓了企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入，表現(xiàn)為與下游的關(guān)聯(lián)度越高，企業(yè)受房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的成本制約越嚴(yán)重，主營(yíng)業(yè)務(wù)投資回報(bào)越低。受到投資機(jī)會(huì)驅(qū)動(dòng)，企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)投資回報(bào)越低，更大的利差回報(bào)率驅(qū)動(dòng)企業(yè)進(jìn)行更多的金融投資，從而表現(xiàn)為企業(yè)金融化趨勢(shì)更加明顯。

綜合表5 與表6 的結(jié)果可以認(rèn)為，房?jī)r(jià)上升導(dǎo)致的金融業(yè)投資利差機(jī)會(huì)與成本效應(yīng)對(duì)房地產(chǎn)上下游關(guān)聯(lián)企業(yè)差異性經(jīng)營(yíng)影響，是房?jī)r(jià)上漲助推企業(yè)金融化行為的重要作用渠道。

表6 企業(yè)與房地產(chǎn)行業(yè)上下游的關(guān)聯(lián)度對(duì)企業(yè)金融化的影響

七、結(jié)論與政策建議

從2007 年到2017 年，中央政府為抑制房?jī)r(jià)過(guò)快增長(zhǎng)，先后兩次主動(dòng)調(diào)控房?jī)r(jià)，但房?jī)r(jià)并沒(méi)有受調(diào)控影響而繼續(xù)上漲。與此同時(shí)，我國(guó)企業(yè)金融化程度不斷加強(qiáng)。由于房地產(chǎn)相關(guān)資產(chǎn)在上市企業(yè)資產(chǎn)中占據(jù)了較大比重，房?jī)r(jià)波動(dòng)無(wú)疑會(huì)對(duì)企業(yè)金融投資決策有重要影響。對(duì)此，本文利用我國(guó)2009—2017 年206 個(gè)城市房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)匹配非金融、非房地產(chǎn)上市公司財(cái)務(wù)面板數(shù)據(jù)，通過(guò)各城市出臺(tái)住房調(diào)控政策這一外生沖擊，揭示了房?jī)r(jià)與企業(yè)金融化行為之間的因果關(guān)系及其作用機(jī)制，從政策外部性視角檢驗(yàn)了調(diào)控房?jī)r(jià)是否降低了企業(yè)金融投資熱度這一問(wèn)題，拓展了房地產(chǎn)調(diào)控政策后果的相關(guān)研究。

本文主要發(fā)現(xiàn)如下：第一，房?jī)r(jià)走勢(shì)對(duì)企業(yè)金融化行為存在顯著正向因果關(guān)系，房?jī)r(jià)每上漲1%，企業(yè)金融化程度上升0.043%，上升幅度為企業(yè)金融化指標(biāo)的0.78 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。第二，融資約束和投資機(jī)會(huì)都在不同程度上成為房?jī)r(jià)促進(jìn)企業(yè)金融投資的作用渠道。一方面，房?jī)r(jià)上漲推高了企業(yè)相關(guān)資產(chǎn)的價(jià)格，進(jìn)而緩解了融資約束，助推了企業(yè)的金融化行為。另一方面，房?jī)r(jià)上漲推高了金融行業(yè)與實(shí)體行業(yè)的利差，其所營(yíng)造的投資機(jī)會(huì)促進(jìn)了企業(yè)金融化行為，最終助推了企業(yè)的金融化投資。從企業(yè)特征看，高現(xiàn)金持有和低融資成本企業(yè)金融化受房?jī)r(jià)影響更為顯著。

現(xiàn)有研究認(rèn)為，房?jī)r(jià)持續(xù)上漲會(huì)使得大量資金進(jìn)入房地產(chǎn)領(lǐng)域，由此擠出對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資。本文的研究則表明，房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)社會(huì)投資資金流向不僅具有直接效應(yīng)，還具有不可忽略的間接效應(yīng)。房?jī)r(jià)走勢(shì)與企業(yè)金融化之間存在密切關(guān)聯(lián)，房?jī)r(jià)上漲引發(fā)的金融投資收益率上升，還易導(dǎo)致企業(yè)金融投資過(guò)度膨脹，加重企業(yè)“脫實(shí)向虛” 的趨勢(shì)。本文的政策啟示在于：為緩解企業(yè)“脫實(shí)向虛” 問(wèn)題，要繼續(xù)堅(jiān)持房地產(chǎn)調(diào)控政策不動(dòng)搖，避免房地產(chǎn)價(jià)格快速上漲從而加劇企業(yè)過(guò)度金融化；同時(shí)，要積極關(guān)注企業(yè)金融化行為，避免企業(yè)過(guò)度投機(jī)，引導(dǎo)企業(yè)“脫虛向?qū)崱薄?/p>