胡蕓熙

(南京財經(jīng)大學公共管理學院，江蘇 南京 210023)

一、 問題提出

數(shù)據(jù)顯示，我國創(chuàng)新體系日趨成熟。 截至2019年底，全國R＆D 經(jīng)費支出達到了22143.60 億元，但占我國GDP 的比重僅為2.23%。 從企業(yè)來看，在規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)中，有 R＆D 活動的企業(yè)僅占34.20%，它們的R＆D 經(jīng)費支出與營業(yè)收入占比僅為1.32%，我國企業(yè)的創(chuàng)新水平亟待提高。 與此同時，房價不斷上漲，全國新開發(fā)房屋平均銷售價格也從1998 年的2063 元/平方米上漲到2019 年的9310元/平方米。 房價的持續(xù)上漲及房地產(chǎn)行業(yè)的快速發(fā)展可能會影響企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展以及我國長期目標中創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的實施。 房價上漲是否真的會對企業(yè)的創(chuàng)新水平及創(chuàng)新投資決策產(chǎn)生抑制作用?

二、 文獻述評

在房價對企業(yè)創(chuàng)新影響的理論機制上，本文參照王若蘭[1]的分類方式，將房價對企業(yè)創(chuàng)新的影響渠道分為四類。 其一，抵押借款渠道。 曾海艦[2]認為房價的過快跌落可能會導致企業(yè)尤其是中小企業(yè)的融資困難，從而降低了創(chuàng)新投資。 臧芝[3]提出房價上漲作為調(diào)節(jié)變量在一定程度上會緩解融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用。 其二，投機替代渠道。溫禮瑤[4]認為房價上漲會促進企業(yè)對房地產(chǎn)的投資，但當企業(yè)的融資約束較高時，這種刺激會逐漸減弱，但與研發(fā)強度仍有顯著的負相關關系。 王仁曾和劉程[5]認為房地產(chǎn)價格通過融資約束效應、經(jīng)營成本效應以及投資偏向效應影響企業(yè)投資行為，房價上漲對企業(yè)投資的抑制作用大于促進作用。 其三，投資擠出渠道。 Bleck 和 Liu[6]認為，房價上漲會促使銀行將信貸資源更多地放貸給房產(chǎn)持有企業(yè)，從而降低其他企業(yè)的借貸資金供給。 劉行等[7]、劉建江和羅雙成[8]研究得出房價上漲是通過顯著降低企業(yè)創(chuàng)新投入的方式進而抑制了制造業(yè)的創(chuàng)新升級。 劉程和王仁曾[9]認為房價上漲通過導致產(chǎn)業(yè)間資源錯配和擠占企業(yè)創(chuàng)新投入，進而不利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。 其四，成本推升渠道。陸銘等[10]認為房價上漲會導致居民的生活成本提高，從而推動企業(yè)員工工資的上升，進而導致企業(yè)的勞動力成本提高。

從企業(yè)財富角度來看，Schumpeter[11]在闡述創(chuàng)新理論時提到，企業(yè)的規(guī)模及其市場占有率與企業(yè)創(chuàng)新水平呈現(xiàn)正相關關系。 房價上漲會促使企業(yè)的固定資產(chǎn)升值，提高企業(yè)的負債能力，進而提高企業(yè)投資水平。 進一步考慮這種財富和優(yōu)化效應對企業(yè)的作用機制，房價上漲通過財富效應促進了企業(yè)的可支配資金的增加[12]，同時房價上漲可能對企業(yè)創(chuàng)新存在倒逼作用[13]，進而影響創(chuàng)新活動。 基于此，本文提出了第一組假設:

H1a:高房價自身不會抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動，反而對企業(yè)的創(chuàng)新活動起到激勵作用。

H1b:房價變動會通過影響企業(yè)的融資約束和房產(chǎn)性投資的渠道影響企業(yè)的創(chuàng)新投入。

房價增速比房價自身更能反映房地產(chǎn)市場的價格走向，高房價增速往往會向企業(yè)傳達房地產(chǎn)市場發(fā)展繁榮、有機會獲得更高收益的信號。 對企業(yè)創(chuàng)新活動而言，房價增速上漲不一定會對其產(chǎn)出產(chǎn)生抑制作用，合理的房價增幅上漲可能通過財富效應對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生激勵作用。 李永樂等[14]認為在高房價城市，過大的房價漲幅會增大對創(chuàng)新水平的抑制效應。 房價增速與企業(yè)創(chuàng)新活動間可能存在著非線性關系[15]。 基于此，本文提出了第二組假設:

H2a:房價增速上升與創(chuàng)新活動呈現(xiàn)“倒U”型非線性關系，存在變化趨勢的拐點。

H2b:高房價增速對非國有、高負債的企業(yè)創(chuàng)新活動的擠出效應更顯著。

三、 實證數(shù)據(jù)與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取我國35 個大中城市的滬深A 股上市制造業(yè)企業(yè)作為研究對象，時間跨度為2013~2016年。 經(jīng)過篩選，本文共獲得了589 家上市公司共計2356 個有效樣本點。 其中，房價、人口及住宅開發(fā)投資額數(shù)據(jù)來自2014~2017 年?中國城市統(tǒng)計年鑒?，前一期建設用地出讓面積數(shù)據(jù)來自2013~2016年?中國國土資源統(tǒng)計年鑒?，企業(yè)年度取得的專利數(shù)量及投資性房產(chǎn)價值來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，研發(fā)投入及其余所有變量數(shù)據(jù)均來源于萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫。

(二)變量說明

1. 被解釋變量

①企業(yè)創(chuàng)新投入(RI)，用企業(yè)當年創(chuàng)新投入占總資產(chǎn)的比重表示；②企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(NOP)，用企業(yè)ln(滯后一期獲得專利的數(shù)量＋1)表示。

2. 解釋變量

①房價(HP)，用我國35 個大中城市當年房價表示。 ②房價增速(HPG)，用(當年房價－上一年房價)/上一年房價表示，用于表示房價的變化趨勢和幅度。 根據(jù)已有文獻，本研究還分別控制了企業(yè)特征和城市特征，具體計算方法和單位詳見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(三)描述性統(tǒng)計

由表1 可以看出，樣本數(shù)據(jù)中企業(yè)創(chuàng)新投入與總資產(chǎn)之比的最大值為13.80%，最小值為0.20%。此外，創(chuàng)新投入與企業(yè)總資產(chǎn)的比值的均值為0.027，企業(yè)創(chuàng)新投入尚有欠缺。 此外，2013~2016年我國35 個大中城市商品房均價為16070 元，且平均增速達到了10.9%，這說明我國35 個大中城市的房價總體上呈現(xiàn)上升的趨勢，且增速較快。

(四)計量模型

為了檢驗房價及房價增速與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，本文構(gòu)建了如下線性回歸模型:

式中，C為控制變量。

四、 實證結(jié)果與討論

(一)基準回歸結(jié)果

1. 房價與企業(yè)創(chuàng)新的關系

本部分將房價作為核心解釋變量，分別對企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出做固定效應回歸。 模型(1)回歸結(jié)果表明，高房價自身不僅不會抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動，反而在一定程度上促進了企業(yè)的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出。 一方面，企業(yè)擁有的房地產(chǎn)價格上升為企業(yè)帶來了財富效應[8]；另一方面，高房價意味著該地區(qū)擁有較強的經(jīng)濟集聚優(yōu)勢和發(fā)展?jié)摿10]。 假設1a 得證。

2. 房價增速與企業(yè)創(chuàng)新的關系

本部分將房價增速作為核心解釋變量，對創(chuàng)新投入和產(chǎn)出分別做固定效應回歸。 模型(3)(4)的回歸結(jié)果顯示(表2)，房價增速與創(chuàng)新投入、產(chǎn)出分別呈現(xiàn)“倒U”型關系。 這表明當房價增速在合理區(qū)間內(nèi)時會對企業(yè)的創(chuàng)新活動起到激勵作用[11]，而當房價增速超過合理范圍時，企業(yè)的創(chuàng)新活動受到抑制。 假設2a 得證。

表2 房價、房價增速與企業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出的基本回歸結(jié)果

(二)作用機制分析

1. 融資約束作為中介變量

本文認為高房價自身通過影響融資約束進而影響企業(yè)的創(chuàng)新活動。 本文借鑒溫忠麟等[16]所述中介效應檢驗方法，對融資約束在高房價對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響過程中起到的中介作用進行了檢驗。 中介效應回歸結(jié)果表明(表3)，房價上漲緩解了企業(yè)的融資約束。 房價上漲提升了企業(yè)可用于貸款抵押的土地、廠房等資產(chǎn)的價值，有助于緩解上市公司所面臨的融資約束[5]。 進而促進了企業(yè)的創(chuàng)新投入。

表3 融資約束的中介效應檢驗

2. 房產(chǎn)性投資作為中介變量

本文認為房價自身通過影響企業(yè)的房產(chǎn)性投資影響企業(yè)的創(chuàng)新活動，企業(yè)受資產(chǎn)泡沫的吸引，會將有限的資金投入有泡沫的生產(chǎn)部門，其主業(yè)的創(chuàng)新投入因此受到抑制[17]。

表4 房產(chǎn)性投資的中介效應檢驗

(三)異質(zhì)性分析

1. 企業(yè)權(quán)屬

表5 回歸結(jié)果顯示，房價及其增速在四個模型中均只在非國有企業(yè)樣本中顯著。 這是由于國有企業(yè)往往擁有更為穩(wěn)定的經(jīng)營方式、更廣闊的融資渠道、更明確的投資動機，以及更保守的管理者理念。 因此，在房地產(chǎn)市場波動時，國有企業(yè)做出的投資決策往往更具全局性，創(chuàng)新活動受到房價波動的影響較小[18]。

表5 按企業(yè)權(quán)屬分類回歸結(jié)果

2. 資產(chǎn)負債率

如表6 結(jié)果顯示，高負債企業(yè)對房價變動更為敏感，原因是投機效應在資產(chǎn)負債率高的企業(yè)中更強，由此引發(fā)的對企業(yè)創(chuàng)新活動的資源擠出效應更為顯著。 企業(yè)負債水平的提高可能向投資者傳遞信號效應[19]。 綜上，假設 2b 得證。

表6 按企業(yè)資產(chǎn)負債率分類回歸結(jié)果

五、 主要結(jié)論與政策啟示

(一)主要結(jié)論

本研究使用我國35 個大中城市滬深A 股上市制造業(yè)企業(yè)2013~2016 年的數(shù)據(jù)，對房價及其增速與企業(yè)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出進行了固定效應回歸分析，得到如下結(jié)論:①房價上漲帶來的財富集聚效應和地區(qū)優(yōu)化效應會為企業(yè)創(chuàng)新活動帶來正向激勵效應，且這一激勵效應存在異質(zhì)性。 ②房價增速對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響為“倒U”型關系。 ③高房價通過緩解企業(yè)的融資約束，進而促進了企業(yè)的創(chuàng)新投入。 與此同時，高房價也會通過增加企業(yè)的房產(chǎn)性投資渠道對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響，房價對企業(yè)創(chuàng)新投入仍呈現(xiàn)出整體的正向激勵效應。

(二)政策啟示

基于前文的實證研究，本文提出了以下政策建議。 對政府而言:①政府應控制房價穩(wěn)步上漲，促進房地產(chǎn)市場健康發(fā)展。 政府應制定合理的房地產(chǎn)市場調(diào)控政策，保持房地產(chǎn)市場的平穩(wěn)發(fā)展更有利于企業(yè)創(chuàng)新水平的提升。 ②靈活運用產(chǎn)業(yè)政策，大力支持企業(yè)創(chuàng)新。 對企業(yè)而言:①企業(yè)應加強自身管理，優(yōu)化企業(yè)投資結(jié)構(gòu)。 企業(yè)在做出資金分配決策時不僅應考慮自身短期收益水平，更應該考慮技術創(chuàng)新帶來的長期收益。 ②樹立長遠創(chuàng)新目標，合理分配房地產(chǎn)投資占比在專注于主營業(yè)務的同時兼顧創(chuàng)新活動。