文/潘競鑫（武漢大學(xué)）

依靠房地產(chǎn)企業(yè)發(fā)展經(jīng)濟的模式曾助力我國經(jīng)濟的高速發(fā)展，但是這種發(fā)展模式的增長潛力正在不斷衰退。同時房價也隨著房地產(chǎn)企業(yè)的快速擴張而不斷攀升，房價中的泡沫因素更是使經(jīng)濟資源進一步聚集到房地產(chǎn)企業(yè)，這不僅繼續(xù)強化了經(jīng)濟對房地產(chǎn)的依賴，而且擠出了實體經(jīng)濟的資源。我國經(jīng)濟由此出現(xiàn)脫實向虛的趨勢，產(chǎn)出增速在這種背景下不斷下滑。

微觀層面上房地產(chǎn)企業(yè)膨脹和經(jīng)濟脫實向虛帶來的影響同樣引起關(guān)注，2021年上市公司年報披露共計持有上萬億元的投資性房地產(chǎn)，企業(yè)大規(guī)模持有非生產(chǎn)用途的投資性房地產(chǎn)，而不是進行生產(chǎn)性存貨和固定資產(chǎn)投資。另外，企業(yè)普遍面臨融資約束的問題，尤其是中小型企業(yè)或民營企業(yè)更是融資難融資貴。因此企業(yè)在承擔(dān)融資約束的情況下仍選擇持有投資性房地產(chǎn)而非進行生產(chǎn)經(jīng)營投資，這背后的因素值得深入研究。

一、理論研究與假說

本文將投資性房地產(chǎn)作為切入點觀察實體經(jīng)濟中的企業(yè)在房地產(chǎn)企業(yè)膨脹和經(jīng)濟脫實向虛背景下的行為。對于企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)的機制有兩類解釋:一是房地產(chǎn)作為資產(chǎn)“蓄水池”，持有投資性房地產(chǎn)可以保證流動性，緩解企業(yè)融資約束。一方面企業(yè)投資的房地產(chǎn)是銀行最為青睞的抵押資產(chǎn)，可以緩解因外部現(xiàn)金流沖擊所導(dǎo)致的資金短缺對企業(yè)經(jīng)營的不利影響，促進實物投資增加;另一方面，持有投資性房地產(chǎn)在房價上升階段可以提高企業(yè)的賬面價值，優(yōu)化企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表，從而有效緩解因生產(chǎn)狀況惡化引起的融資約束，降低企業(yè)的融資成本。二是進行跨行業(yè)套利，尤其在實體經(jīng)濟收益率下滑時套利活動更為活躍；王紅建等研究發(fā)現(xiàn)，市場競爭壓力是實體企業(yè)進行跨行業(yè)套利的主要驅(qū)動因素，而跨行業(yè)套利行為顯著降低了實體企業(yè)的創(chuàng)新活動，表現(xiàn)為創(chuàng)新抑制效應(yīng)。宋軍等使用2007-2012年A股上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，由于富余效應(yīng)與替代效應(yīng)，公司所持有的非貨幣性金融資產(chǎn)和公司的經(jīng)營收益率之間呈U形關(guān)系，而這種U形關(guān)系在理財信托類金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)和金融機構(gòu)股權(quán)投資方面比較顯著。

根據(jù)理論部分可以發(fā)現(xiàn)，融資約束對企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)有兩類影響，一方面融資約束大的企業(yè)會通過持有投資性房地產(chǎn)緩解約束；另一方面，融資約束小的企業(yè)可能通過加杠桿的方式持有投資性房地產(chǎn)進行套利。因此提出競爭性假設(shè)：

假設(shè)1：出于信用緩釋動機，融資約束大的企業(yè)會持有更多的投資性房地產(chǎn)。

假設(shè)2：出于跨行業(yè)套利動機，融資約束小的企業(yè)會持有更多的投資性房地產(chǎn)。

套利動機下的投資性房地產(chǎn)持有，會受到企業(yè)投資主營業(yè)務(wù)收益率和持有房地產(chǎn)收益率的差異影響。由于企業(yè)可以通過抵押的方式避免處置房地產(chǎn)的成本，持有房地產(chǎn)的收益率主要體現(xiàn)在房價變動上。房價上漲幅度越大，企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)進行套利的動機就越強。因此融資約束較小的企業(yè)在全國房價快速上行時期，更有可能利用自有資金或者加杠桿的方式購入更多的投資性房地產(chǎn)，投資性房地產(chǎn)的余額增長速度較快。不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在投資性房地產(chǎn)持有上可能具有異質(zhì)性，我國國有企業(yè)由于隱形擔(dān)保和信息不對稱問題較民營企業(yè)更容易獲得商業(yè)銀行貸款；國有企業(yè)面臨融資約束小，對資金成本不敏感，更有可能進行過度投資；同時在實體投資收益率偏低缺少投資機會的環(huán)境下，國有企業(yè)所在部分行業(yè)產(chǎn)能過剩效率低下，與房地產(chǎn)業(yè)收益率相差甚遠，所以國有企業(yè)更有可能將資金配置到投資性房地產(chǎn)中。

由于我國城市房價分化特征明顯，一線城市房價水平遠高于二、三線城市，增速也存在較大差異。而且企業(yè)增持房地產(chǎn)可能受當(dāng)?shù)胤績r變動影響更大，更傾向于選擇當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)，因此企業(yè)增持房地產(chǎn)的決策可能與企業(yè)所在地房價變動關(guān)系同樣密切。因此提出假設(shè)3：在房價較快上行時期，融資約束較小的企業(yè)會加快購置投資性房地產(chǎn)。

二、研究設(shè)計

由于實體經(jīng)濟的主體是制造業(yè)，脫實向虛的趨勢也主要表現(xiàn)在制造業(yè)企業(yè)投資行為上，因此本研究將制造業(yè)企業(yè)作為研究對象。選取A股的制造業(yè)上市公司作為樣本并選擇2011-2019年區(qū)間獲得相關(guān)變量的年度面板數(shù)據(jù)，樣本中剔除投資性房地產(chǎn)數(shù)據(jù)多年缺失和標(biāo)注ST的企業(yè)，并且對除虛擬變量外的所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize截尾處理。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局和CSAMR數(shù)據(jù)庫。

被解釋變量為投資性房地產(chǎn)余額(Investment Real Estate)，通過年末投資性房地產(chǎn)余額占總資產(chǎn)的比例衡量。

解釋變量融資約束程度（kz）借鑒Kaplan and Zingales(1997)的做法，按以下步驟構(gòu)建KZ指數(shù)：對樣本上市公司各個年度都按經(jīng)營性凈現(xiàn)金流/上期總資產(chǎn)(CFit/Ait-1)、現(xiàn)金股利/上期總資產(chǎn)(DIVit/Ait-1)、現(xiàn)金持有/上期總資產(chǎn)(Cit/Ait-1)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEVit)和Tobin'sQ(Qit)進行分類。如果CFit/Ait-1低于中位數(shù)則kz1取1，否則取0，其他指標(biāo)進行相同處理；計算KZ指數(shù)，令KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5；采用Logit模型將KZ指數(shù)作為被解釋變量對 CFit/Ait-1、DIVit/Ait-1、Cit/Ait-1、LEVit和Qit進行回歸，估計出各變量的回歸系數(shù)；運用上述回歸模型的估計結(jié)果，我們可計算出每一家上市公司融資約束程度的KZ指數(shù)，KZ指數(shù)越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。

解釋變量房價上漲速度（ghp），采用商品房價格增速指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于35個大中型城市年度商品房平均銷售價格和各省級行政區(qū)年度商品房平均銷售價格。如果樣本中企業(yè)注冊地為35個大中型城市之一，則直接匹配該城市商品房價格數(shù)據(jù)；如果企業(yè)注冊地非35個大中型城市，則匹配注冊地所在省份平均商品房價格數(shù)據(jù)。

控制變量中產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Gov）根據(jù)披露的實際控制人屬性分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，此外還包括公司規(guī)模（Size）、杠桿水平（Lev）和資產(chǎn)收益率（Roe）等變量。

對于假設(shè)1和2，本研究建立固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型

reit=αi+β1kzit+govi+β2assetit+β3roeit+β4levit+uit

對于假設(shè)3，可以加入融資約束程度和房價增長率的交乘項建立模型

reit=αi+β1kzit+β2ghpit+β3kzit*ghpit+β4 assetit+β5roeit+β6levit+uit

模型使用固定效應(yīng)模型回歸。Kzit*Pit為上市公司融資約束程度和當(dāng)期房價上漲幅度的交乘項，該項系數(shù)β3表示房價上漲對處于融資約束上市公司的投資性房地產(chǎn)增持行為產(chǎn)生的影響。β3顯著小于0時，表明房價上漲時，相對于融資約束較大的上市公司難以獲得足夠資金購置投資性房地產(chǎn)，融資約束小的上市公司會采取更為激進的行為，加快投資性房地產(chǎn)的購置。各變量具體定義見表1。

表1 主要變量的具體定義

三、實證結(jié)果

表2中（1）（3）分別為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型下企業(yè)融資約束水平對投資性房地產(chǎn)持有量的影響，（2）（4）分別是在（1）（3）的基礎(chǔ)上加入企業(yè)層面和宏觀層面控制變量后的結(jié)果，實證結(jié)果已控制行業(yè)變量和年份變量。本文發(fā)現(xiàn)，融資約束水平對于企業(yè)投資性房地產(chǎn)持有量具有顯著的正向影響，企業(yè)受到融資約束程度越嚴(yán)重，越有改善自身融資約束的動機，同時由于房地產(chǎn)具有較好的抵押屬性，企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)可以提高自身融資能力，進而緩解融資約束程度，符合緩解融資約束的假說。

表2 企業(yè)融資約束程度對投資性房地產(chǎn)持有水平的影響

控制變量上，本文發(fā)現(xiàn)凈資產(chǎn)收益率越高的企業(yè)持有的投資性房地產(chǎn)越少，這是因為企業(yè)盈利能力強會將更多資金投資于生產(chǎn)性項目以獲得更多利潤，同時較好的盈利能力也更容易獲得融資機會；規(guī)模越大的企業(yè)持有的投資性房地產(chǎn)越少，這是因為大規(guī)模企業(yè)往往本身可抵押資產(chǎn)規(guī)模較大，不需要再通過持有投資性房地產(chǎn)的形式緩解自身融資約束。

表3中（1）（3）分別為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型下企業(yè)融資約束水平對投資性房地產(chǎn)持有量的影響，（2）（4）分別是在（1）（3）的基礎(chǔ)上加入企業(yè)層面和宏觀層面控制變量后的結(jié)果。加入房價以及融資約束程度和房價的交乘項后，本文發(fā)現(xiàn)融資約束程度對于企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)的影響仍然顯著，但是融資約束程度和房價的交乘項系數(shù)顯著為正，說明在房價上漲越快的地區(qū)，融資約束程度對于企業(yè)持有房地產(chǎn)的影響會變大，可能是因為在房價上漲和房地產(chǎn)收益率提高的驅(qū)使下，融資約束程度較小的企業(yè)也開始持有投資性房地產(chǎn)以獲得更高的收益。

表3 企業(yè)融資約束程度、當(dāng)?shù)胤績r增長率對投資性房地產(chǎn)持有水平的影響

四、研究結(jié)論

本文基于融資約束的視角研究企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)的動因，利用A股2011-2020年間上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)、公司注冊地房價數(shù)據(jù)和測算的公司融資約束數(shù)據(jù)進行固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)回歸，檢驗企業(yè)融資約束程度對持有投資性房地產(chǎn)水平的影響，以及考慮住房價格上漲是否會對這種關(guān)系產(chǎn)生影響，主要得出以下結(jié)論。

第一，融資約束程度較大的企業(yè)會傾向于持有更多的投資性房地產(chǎn)，因為房地產(chǎn)會通過抵押擔(dān)保渠道作用于企業(yè)的融資能力，而原本融資約束程度較大的企業(yè)中房地產(chǎn)的抵押擔(dān)保效應(yīng)更加顯著，因此信用緩釋的動機是部分企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)的動因。第二，加入房價上漲幅度和融資約束水平的交乘項后，本文發(fā)現(xiàn)房價上漲時，融資約束較大企業(yè)的投資性房地產(chǎn)持有比例會提高，進一步說明了企業(yè)是通過房地產(chǎn)抵押價值的提升改善自身融資能力，緩解自身融資約束。