文/潘競(jìng)鑫（武漢大學(xué)）

依靠房地產(chǎn)企業(yè)發(fā)展經(jīng)濟(jì)的模式曾助力我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，但是這種發(fā)展模式的增長(zhǎng)潛力正在不斷衰退。同時(shí)房?jī)r(jià)也隨著房地產(chǎn)企業(yè)的快速擴(kuò)張而不斷攀升，房?jī)r(jià)中的泡沫因素更是使經(jīng)濟(jì)資源進(jìn)一步聚集到房地產(chǎn)企業(yè)，這不僅繼續(xù)強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)對(duì)房地產(chǎn)的依賴，而且擠出了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資源。我國(guó)經(jīng)濟(jì)由此出現(xiàn)脫實(shí)向虛的趨勢(shì)，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(jì)脫實(shí)向虛帶來的影響同樣引起關(guān)注，2021年上市公司年報(bào)披露共計(jì)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(jìn)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(yíng)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(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)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(diǎn)觀察實(shí)體經(jīng)濟(jì)中的企業(yè)在房地產(chǎn)企業(yè)膨脹和經(jīng)濟(jì)脫實(shí)向虛背景下的行為。對(duì)于企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)的機(jī)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(dòng)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(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)的不利影響，促進(jìn)實(shí)物投資增加;另一方面，持有投資性房地產(chǎn)在房?jī)r(jià)上升階段可以提高企業(yè)的賬面價(jià)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(jìn)行跨行業(yè)套利，尤其在實(shí)體經(jīng)濟(jì)收益率下滑時(shí)套利活動(dòng)更為活躍；王紅建等研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力是實(shí)體企業(yè)進(jìn)行跨行業(yè)套利的主要驅(qū)動(dòng)因素，而跨行業(yè)套利行為顯著降低了實(shí)體企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)，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(yíng)收益率之間呈U形關(guān)系，而這種U形關(guān)系在理財(cái)信托類金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)和金融機(jī)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(duì)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(huì)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(jìn)行套利。因此提出競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

假設(shè)1：出于信用緩釋動(dòng)機(jī)，融資約束大的企業(yè)會(huì)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(dòng)機(jī)，融資約束小的企業(yè)會(huì)持有更多的投資性房地產(chǎn)。

套利動(dòng)機(jī)下的投資性房地產(chǎn)持有，會(huì)受到企業(yè)投資主營(yíng)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?jī)r(jià)變動(dòng)上。房?jī)r(jià)上漲幅度越大，企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)進(jìn)行套利的動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)。因此融資約束較小的企業(yè)在全國(guó)房?jī)r(jià)快速上行時(shí)期，更有可能利用自有資金或者加杠桿的方式購(gòu)入更多的投資性房地產(chǎn)，投資性房地產(chǎn)的余額增長(zhǎng)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(guó)國(guó)有企業(yè)由于隱形擔(dān)保和信息不對(duì)稱問題較民營(yíng)企業(yè)更容易獲得商業(yè)銀行貸款；國(guó)有企業(yè)面臨融資約束小，對(duì)資金成本不敏感，更有可能進(jìn)行過度投資；同時(shí)在實(shí)體投資收益率偏低缺少投資機(jī)會(huì)的環(huán)境下，國(guó)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(yuǎn)，所以國(guó)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(guó)城市房?jī)r(jià)分化特征明顯，一線城市房?jī)r(jià)水平遠(yuǎn)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(jī)r(jià)變動(dòng)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?jī)r(jià)變動(dòng)關(guān)系同樣密切。因此提出假設(shè)3：在房?jī)r(jià)較快上行時(shí)期，融資約束較小的企業(yè)會(huì)加快購(gòu)置投資性房地產(chǎn)。

二、研究設(shè)計(jì)

由于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的主體是制造業(yè)，脫實(shí)向虛的趨勢(shì)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(duì)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(duì)除虛擬變量外的所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize截尾處理。數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和CSAMR數(shù)據(jù)庫(kù)。

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(duì)樣本上市公司各個(gè)年度都按經(jīng)營(yíng)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(jìn)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(jìn)行相同處理；計(jì)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(duì) CFit/Ait-1、DIVit/Ait-1、Cit/Ait-1、LEVit和Qit進(jìn)行回歸，估計(jì)出各變量的回歸系數(shù)；運(yùn)用上述回歸模型的估計(jì)結(jié)果，我們可計(jì)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?jī)r(jià)上漲速度（ghp），采用商品房?jī)r(jià)格增速指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于35個(gè)大中型城市年度商品房平均銷售價(jià)格和各省級(jí)行政區(qū)年度商品房平均銷售價(jià)格。如果樣本中企業(yè)注冊(cè)地為35個(gè)大中型城市之一，則直接匹配該城市商品房?jī)r(jià)格數(shù)據(jù)；如果企業(yè)注冊(cè)地非35個(gè)大中型城市，則匹配注冊(cè)地所在省份平均商品房?jī)r(jià)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(shí)際控制人屬性分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)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(duì)于假設(shè)1和2，本研究建立固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型

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

對(duì)于假設(shè)3，可以加入融資約束程度和房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的交乘項(xiàng)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?jī)r(jià)上漲幅度的交乘項(xiàng)，該項(xiàng)系數(shù)β3表示房?jī)r(jià)上漲對(duì)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(shí)，表明房?jī)r(jià)上漲時(shí)，相對(duì)于融資約束較大的上市公司難以獲得足夠資金購(gòu)置投資性房地產(chǎn)，融資約束小的上市公司會(huì)采取更為激進(jìn)的行為，加快投資性房地產(chǎn)的購(gòu)置。各變量具體定義見表1。

表1 主要變量的具體定義

三、實(shí)證結(jié)果

表2中（1）（3）分別為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型下企業(yè)融資約束水平對(duì)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(shí)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(duì)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(dòng)機(jī)，同時(shí)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(jìn)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(duì)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?yàn)槠髽I(yè)盈利能力強(qiáng)會(huì)將更多資金投資于生產(chǎn)性項(xiàng)目以獲得更多利潤(rùn)，同時(shí)較好的盈利能力也更容易獲得融資機(jī)會(huì)；規(guī)模越大的企業(yè)持有的投資性房地產(chǎn)越少，這是因?yàn)榇笠?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(jī)效應(yīng)模型下企業(yè)融資約束水平對(duì)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?jī)r(jià)以及融資約束程度和房?jī)r(jià)的交乘項(xiàng)后，本文發(fā)現(xiàn)融資約束程度對(duì)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?jī)r(jià)的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明在房?jī)r(jià)上漲越快的地區(qū)，融資約束程度對(duì)于企業(yè)持有房地產(chǎn)的影響會(huì)變大，可能是因?yàn)樵诜績(jī)r(jià)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(jī)r(jià)增長(zhǎng)率對(duì)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(dòng)因，利用A股2011-2020年間上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、公司注冊(cè)地房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)和測(cè)算的公司融資約束數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)回歸，檢驗(yàn)企業(yè)融資約束程度對(duì)持有投資性房地產(chǎn)水平的影響，以及考慮住房?jī)r(jià)格上漲是否會(huì)對(duì)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(huì)傾向于持有更多的投資性房地產(chǎn)，因?yàn)榉康禺a(chǎn)會(huì)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(dòng)機(jī)是部分企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)的動(dòng)因。第二，加入房?jī)r(jià)上漲幅度和融資約束水平的交乘項(xiàng)后，本文發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，融資約束較大企業(yè)的投資性房地產(chǎn)持有比例會(huì)提高，進(jìn)一步說明了企業(yè)是通過房地產(chǎn)抵押價(jià)值的提升改善自身融資能力，緩解自身融資約束。