（暨南大學經(jīng)濟學院 廣東廣州 510632）

一、引言

中國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”的發(fā)展階段，經(jīng)濟增長由要素驅動，投資驅動轉向創(chuàng)新驅動。但是，中國經(jīng)濟仍然存在產(chǎn)能過剩和技術水平落后等一系列問題，因而如何推動實體經(jīng)濟實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級成為經(jīng)濟發(fā)展的關鍵。隨著實體制造業(yè)利潤的下滑以及金融和房地產(chǎn)投資行業(yè)利潤的上升，實體產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)“脫實向虛”的情形。例如，眾多制造業(yè)企業(yè)進行房地產(chǎn)投資，非金融企業(yè)傾向于投資股票債券和信托基金等。這越來越影響到實體企業(yè)的主業(yè)投資行為，并且會導致制造業(yè)企業(yè)發(fā)展環(huán)境趨于惡化、主營業(yè)務萎縮，顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新能力和創(chuàng)新意愿（謝家智等，2014）。理解制造業(yè)企業(yè)“脫實向虛”的邏輯機理以及尋找引導制造業(yè)企業(yè)“脫虛向實”的有效政策成為推動實際經(jīng)濟轉型發(fā)展的重要研究話題。

產(chǎn)業(yè)政策是一系列對產(chǎn)業(yè)發(fā)展有重大影響的制度和安排的總和。宋凌云和王賢彬（2013）研究發(fā)現(xiàn)，中國實施的產(chǎn)業(yè)政策能夠彌補市場缺陷，有效推動要素積累與利用，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級及經(jīng)濟增長。但是也有一些研究認為，中國的產(chǎn)業(yè)政策未能提升生產(chǎn)效率及產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出，甚至出現(xiàn)投資效率受損和產(chǎn)能過剩等負面效應（黎文靖和鄭曼妮，2016；錢雪松等，2018）。產(chǎn)業(yè)政策作為我國推動產(chǎn)業(yè)結構轉型升級以及經(jīng)濟發(fā)展的重要手段，是否能夠引導制造業(yè)避免“脫實向虛”，特別是遏制制造業(yè)企業(yè)過度進行房地產(chǎn)投資及金融投資，值得進行專門的研究。

產(chǎn)業(yè)政策具有顯著的資源配置效應，能夠顯著改變企業(yè)經(jīng)營決策的約束條件，從而影響其投融資和生產(chǎn)交易等重大行為。如果產(chǎn)業(yè)政策導向具有科學性與精準度，受到產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)在獲得更充分的要素資源和更寬松的政策環(huán)境的基礎上，會進一步加大研發(fā)創(chuàng)新等制造業(yè)主營業(yè)務發(fā)展力度。但是，如果產(chǎn)業(yè)政策激勵出現(xiàn)偏差，由于資本的逐利性和實現(xiàn)企業(yè)多元化發(fā)展的需要，擁有產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)可能借助政策優(yōu)勢所獲得的額外資源進行房地產(chǎn)等非主營業(yè)務領域的投資，以分散企業(yè)經(jīng)營風險或者追逐更高利潤。

基于上述思路，本文利用中央政府“五年規(guī)劃”中支持鼓勵產(chǎn)業(yè)規(guī)劃的信息，采用2006—2015年制造業(yè)上市公司的房地產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，運用雙重差分法和中介效應模型實證檢驗了重點產(chǎn)業(yè)政策對制造業(yè)上市公司房地產(chǎn)投資的影響及其傳導機制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）重點產(chǎn)業(yè)政策刺激了制造業(yè)企業(yè)投資房地產(chǎn)。與對照組相比，重點產(chǎn)業(yè)政策這一沖擊導致實驗組企業(yè)的房地產(chǎn)投資水平顯著提高約2.7%。（2）重點產(chǎn)業(yè)政策沖擊對實驗組企業(yè)房地產(chǎn)投資水平具有企業(yè)所有制和規(guī)模大小的差異性。國有企業(yè)和規(guī)模較大企業(yè)受重點產(chǎn)業(yè)政策影響相對更大。（3）重點產(chǎn)業(yè)政策能夠通過銀行信貸、稅收優(yōu)惠和政府補貼等機制促進重點鼓勵行業(yè)企業(yè)的房地產(chǎn)投資水平，其中，政府補貼的中介效應最大，稅收優(yōu)惠次之，銀行信貸的中介效應最小。這表明信息效應與資源效應發(fā)揮了重要作用。

相較于已有研究成果，本文的貢獻主要有三點：（1）本文豐富了有關產(chǎn)業(yè)政策以及資源配置的理論與實證文獻。以往的研究大多是單獨考察重點產(chǎn)業(yè)政策或者房地產(chǎn)投資行為，也有部分學者研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策能夠幫助企業(yè)獲得信貸資源或者補貼（羅知等，2015）。但是，較少文獻將這三者結合起來考察。本文將這三者結合起來考察，有助于理解重點產(chǎn)業(yè)政策是否使得要素資源配置偏離政策設計初衷，導致了非預期的經(jīng)濟后果。（2）本文嘗試采用雙重差分法和中介效應模型識別和檢驗重點產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的影響效應和機制，對于重新評估和審視重點產(chǎn)業(yè)政策、推動制造業(yè)企業(yè)“脫虛向實”，使產(chǎn)業(yè)政策更有益于制造業(yè)企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展提供一定的依據(jù)。（3）本文實證研究了信貸市場上存在的企業(yè)“所有制歧視”和“規(guī)模歧視”對企業(yè)房地產(chǎn)投資行為的影響，這為政府進一步深化金融市場改革，逐步消除民營企業(yè)和中小企業(yè)各種政策歧視，促進經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展提供了一定的依據(jù)。

本文其余部分的結構如下：第二部分是文獻綜述與研究假說；第三部分是研究設計；第四部分是實證分析；第五部分是異質性分析；第六部分為機制分析；最后是結論與啟示。

二、文獻綜述與研究假說

現(xiàn)今較少有文獻將重點產(chǎn)業(yè)政策、信貸稅收與補貼和房地產(chǎn)投資行為三者結合起來考察，國內外相關學者均單獨地探討了重點產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟效應和房地產(chǎn)投資行為。首先是研究“重點產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟效應”的文獻：關于重點產(chǎn)業(yè)政策的有效性，學界并未取得一致共識。一方面，有學者認為產(chǎn)業(yè)政策是有效的。Robinson（2009）認為產(chǎn)業(yè)政策是一種強大的工具，能促進經(jīng)濟增長，彌補市場失靈。Liu（2019）在一個投入產(chǎn)出的生產(chǎn)網(wǎng)絡框架中證明了偏向特定部門的產(chǎn)業(yè)政策能夠彌補市場失靈，增進資源配置效率，這種產(chǎn)業(yè)政策在發(fā)展中國家更為重要。另一方面，產(chǎn)業(yè)政策的實施效果經(jīng)常背離政府制定產(chǎn)業(yè)政策的初衷，導致許多扭曲現(xiàn)象（Krueger和Tuncer，1980）。祝繼高等（2015）指出，政府出臺相關的產(chǎn)業(yè)政策往往導致被扶持企業(yè)過度投資，使得企業(yè)價值有所降低。綜上可知，重點產(chǎn)業(yè)政策既發(fā)揮了促進產(chǎn)業(yè)投資及規(guī)模擴張等重要作用，也在一定程度上由于政策科學性與精準度的不足，導致了一些不可忽略的負面效應。

其次是研究“房地產(chǎn)投資行為”的文獻：中國城市房價的迅速上漲已經(jīng)被認為可能引發(fā)房地產(chǎn)泡沫，而中國是否會出現(xiàn)房地產(chǎn)泡沫破裂的局面，在很大程度上取決于中國政府采取的措施（Glaeser等，2017）。Chen等（2017）發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)泡沫降低了人們對于創(chuàng)新的動力，抑制了我國高科技產(chǎn)業(yè)研發(fā)投資，這在長期可能降低全要素生產(chǎn)率的增長。

重點產(chǎn)業(yè)政策具有信息效應和資源效應。信息效應是指受到重點產(chǎn)業(yè)政策覆蓋和鼓勵的企業(yè)會被其他經(jīng)濟主體視為與其他企業(yè)不同的企業(yè)，即重點產(chǎn)業(yè)政策被其他經(jīng)濟主體視為一種信息，以調整自身與相關企業(yè)的關聯(lián)。資源效應是指重點產(chǎn)業(yè)政策往往會給受到重點產(chǎn)業(yè)政策覆蓋的企業(yè)帶來直接的資源，而政府補貼和擔保等是常見的產(chǎn)業(yè)政策衍生資源。產(chǎn)業(yè)政策的信息效應與資源效應能緩解企業(yè)融資約束（車嘉麗和薛瑞，2017），使企業(yè)獲得更多外部資金。而企業(yè)現(xiàn)金流的增加會提高其固定資產(chǎn)投資（付文林和趙永輝，2014）。

中國房地產(chǎn)企業(yè)的利潤率遠遠高于制造業(yè)企業(yè)的利潤率，這使得制造業(yè)企業(yè)具備了向房地產(chǎn)投資的動機。吳海民（2012）指出，房地產(chǎn)行業(yè)的高利潤與制造業(yè)的低利潤形成強烈對比，在利潤的誘惑下，制造業(yè)企業(yè)會抽離實體行業(yè)的資金進入房地產(chǎn)市場進行套利，導致制造業(yè)企業(yè)喪失創(chuàng)新升級的動力。企業(yè)進入房地產(chǎn)是對房地產(chǎn)高回報率的理性反應。在過去的十多年里，房地產(chǎn)投資屬于資產(chǎn)持續(xù)增值的有效途徑之一。在“場外資金多，投資渠道少”的背景下，房地產(chǎn)的超額回報率會驅使越來越多的制造業(yè)企業(yè)進入房地產(chǎn)行業(yè)“分一杯羹”。由上可知，中國房地產(chǎn)行業(yè)的高額利潤率刺激了制造業(yè)企業(yè)進行房地產(chǎn)投資，而重點產(chǎn)業(yè)政策則通過信息效應與資源效應給予了重點行業(yè)的制造業(yè)企業(yè)更加充裕的外部資金現(xiàn)金流，使其具備了將房地產(chǎn)投資動機轉化為實際行動的能力?；诖耍疚奶岢鲆韵吕碚摷僬f。

假說1：相比不屬于重點產(chǎn)業(yè)政策支持行業(yè)的制造業(yè)上市公司，屬于重點產(chǎn)業(yè)政策支持行業(yè)的制造業(yè)上市公司可能更多地進行房地產(chǎn)投資，即重點產(chǎn)業(yè)政策刺激了制造業(yè)企業(yè)投資房地產(chǎn)行業(yè)。

重點產(chǎn)業(yè)政策之所以能夠刺激制造業(yè)企業(yè)投資房地產(chǎn)，在于其改變了制造業(yè)企業(yè)的資源約束。余明桂等（2016）認為產(chǎn)業(yè)政策干預經(jīng)濟的手段很多，具體包括政府補貼、信貸、稅收以及市場行政堡壘等手段。曲彤和卜偉（2019）發(fā)現(xiàn)獲得產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)，能夠獲得大量來自各級政府的財政補貼、優(yōu)惠的稅收政策，更容易獲得項目審批以及地方政府提供的廉價土地，這些政策能夠給企業(yè)帶來直接的現(xiàn)金收益并降低相關投入成本，幫助其實現(xiàn)“以收抵支”。企業(yè)基本面得以改善，有利于進一步進行風險投資和債務融資。當產(chǎn)業(yè)政策鼓勵和支持某個行業(yè)時，會較大程度降低該行業(yè)的進入門檻，項目投資審批更容易通過，從而促進和加快企業(yè)投資。產(chǎn)業(yè)政策的扶持往往使得企業(yè)（包括民營企業(yè)）迅速獲得投資所需資金。基于眾多的相關文獻，本文提出以下理論假說。

假說2：重點產(chǎn)業(yè)政策會通過銀行信貸機制、稅收機制和政府補貼機制將更多的資源引導到屬于重點產(chǎn)業(yè)的企業(yè)，使受扶持企業(yè)產(chǎn)生房地產(chǎn)投資傾向，改變企業(yè)資源配置進而顯著地提高房地產(chǎn)投資水平。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)樣本

本文研究的樣本為2006—2015年中國A股制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)。財務數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫，重點產(chǎn)業(yè)政策數(shù)據(jù)來自國家層面“十一五”和“十二五”規(guī)劃信息的手工整理。本文對A股制造業(yè)上市公司樣本數(shù)據(jù)作了如下處理：（1）剔除財務數(shù)據(jù)不全或資料嚴重缺失的樣本；（2）刪除ST企業(yè)樣本；（3）剔除財務指標明顯有誤或者不符合常理的樣本。為了消除極端異常值的影響，本文針對連續(xù)變量進行1%和99%百分位的縮尾處理。

（二）識別策略與模型設定

本文采用雙重差分法估計重點產(chǎn)業(yè)政策對A股制造業(yè)企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的影響。在控制其他因素不變的基礎上，雙重差分法可以檢驗重點產(chǎn)業(yè)政策沖擊前后，處理組和對照組房地產(chǎn)投資水平是否存在顯著差異。借鑒張莉等（2017）的做法，設定模型形式如下：

在該模型中，下標i表示企業(yè)，下標t表示年份。investhousei,t是被解釋變量企業(yè)房地產(chǎn)投資水平，用企業(yè)財務報表中投資性房地產(chǎn)凈額科目與固定資產(chǎn)凈額科目的比率來衡量①需要說明的是，我國在2007年1月1日開始施行新會計準則，要求上市公司披露投資性房地產(chǎn)信息，因而該變量2006年數(shù)據(jù)存在缺失。；DIDi,t為核心解釋變量，DIDi,t=treat i*postt。其中，treati為分組變量，依據(jù)如下方法構建處理組和對照組：若該產(chǎn)業(yè)在“十一五”規(guī)劃中未提及，而在“十二五”規(guī)劃中提及，則treati為處理組，賦值為1。若該產(chǎn)業(yè)在“十一五”和“十二五”規(guī)劃中均未提及，則treati為對照組，賦值為0。變量postt表示政策沖擊的年份，如果年份在2010年及以前，postt=0；如果年份在2011年及以后，則postt=1。

Controli,t為控制變量，選取了涵蓋企業(yè)層面和地區(qū)層面的特征變量：企業(yè)規(guī)模（size），以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；資產(chǎn)負債率（lev），以總負債與總資產(chǎn)的比率表示；資產(chǎn)收益率（roa），以企業(yè)凈利潤和總資產(chǎn)的比率表示；企業(yè)資本性支出（capital），以公司年度資本性支出與企業(yè)總資產(chǎn)的比率表示；企業(yè)固定資產(chǎn)規(guī)模（ppe），以企業(yè)固定資產(chǎn)與企業(yè)總資產(chǎn)的比率表示；企業(yè)年齡（age），以企業(yè)上市年限表示；企業(yè)現(xiàn)金量（cash），以貨幣資金除以總資產(chǎn)的比率表示；第一大股東持股比例（block）；企業(yè)所在省份GDP增長率（gdpr）。μi為企業(yè)個體固定效應，γt為時間固定效應。本文主要關注的系數(shù)是β1，它衡量了五年規(guī)劃中的重點產(chǎn)業(yè)政策對制造業(yè)企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的影響效應。

（三）描述性統(tǒng)計

表1是對以上主要變量的描述性統(tǒng)計。在樣本期內，房地產(chǎn)投資水平均值為0.0433，標準差為0.159，表示制造業(yè)上市公司之間的房地產(chǎn)投資水平存在較大的差異。由于投資性房地產(chǎn)科目于2007年新準則頒布后開始使用，因此房地產(chǎn)投資水平變量的觀測值為10 375，存在部分數(shù)據(jù)缺失。DID變量是重點產(chǎn)業(yè)政策交互項，DID=treat*post，為虛擬變量，最大值為1，最小值為0。這為考察重點產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的影響提供了研究基礎。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）平行趨勢檢驗

為了檢驗事前的平行趨勢，本文借鑒Qian（2008）的研究方法，生成年份虛擬變量YEAR與處理組虛擬變量treat的交互項，加入模型（1a）中進行回歸。為了避免出現(xiàn)完全共線性問題，本文以政策沖擊前的2010年作為基準年。交互項treat i*YEARj的系數(shù)δj衡量的就是第j期處理組和控制組之間的差異。如果政策實施之前系數(shù)為0，說明政策實施之前處理組和對照組之間不存在顯著差異，即平行趨勢假設成立。

圖1匯報了重點產(chǎn)業(yè)政策平行趨勢檢驗情況。由圖1可知，政策實施之前系數(shù)估計值的95%置信區(qū)間包含了0值，這說明政策實施之前的系數(shù)是不顯著的，而政策實施之后系數(shù)估計值基本通過了5%水平的顯著性檢驗。這表明政策沖擊前處理組和對照組之間不存在顯著差異，符合平行趨勢檢驗。

圖1 平行趨勢檢驗圖

（二）雙重差分回歸結果

表2第（1）列和第（2）列是雙重差分回歸結果。第（1）列顯示，在控制年份固定效應和企業(yè)個體固定效應、不加入任何控制變量的情況下，DID的系數(shù)在1%的水平下顯著為正；第（2）列顯示，在控制年份和企業(yè)個體固定、引入企業(yè)層面和地區(qū)層面特征控制變量之后，DID的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正。這說明與對照組相比，重點產(chǎn)業(yè)政策沖擊顯著提高了處理組企業(yè)的房地產(chǎn)投資水平。具體而言，重點產(chǎn)業(yè)政策使處理組房地產(chǎn)投資水平比對照組平均提高了2.7%左右。

表2 雙重差分檢驗與傾向得分匹配估計結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.雙重差分法分析前進行傾向得分匹配

為了確保上述回歸結果的穩(wěn)健性，本文進一步采用了傾向得分匹配（PSM-DID）方法分析重點產(chǎn)業(yè)政策的政策效果。具體來說：第一，為了便于比較，利用前面使用的控制變量預測一個行業(yè)可能成為重點發(fā)展行業(yè)的概率（采用logit回歸），再分別采用近鄰匹配、半徑匹配和核匹配方法給處理組匹配對照組，使得處理組和對照組在政策沖擊前盡可能沒有顯著差異，減少內生性。第二，利用DID方法識別出重點產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的凈影響。傾向得分匹配和雙重差分法的結合能夠在解決可觀測協(xié)變量偏差問題的同時，消除隨時間不變和隨時間同步變化等未觀測到的變量影響，能夠更好地識別政策效應。回歸結果如表2所示，第（3）至第（5）列分別為半徑匹配、核匹配和近鄰匹配的估計結果。結果表明，無論采取何種匹配方式，估計的系數(shù)符號和顯著性水平與表2第（1）、（2）列結果基本一致。這說明了本文發(fā)現(xiàn)的重點產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的顯著正向影響是比較穩(wěn)健的。

2.控制變量滯后一期

為了減少潛在的內生性問題，減弱所選變量與重點產(chǎn)業(yè)政策之間可能產(chǎn)生的反向影響，本部分將前文提及的控制變量滯后一期進行回歸，所得結果如表3第（1）、（2）列所示。其中，第（1）列未加入控制變量，第（2）列加入控制變量進行回歸。從中可以看出，系數(shù)符號和顯著性與表2雙重差分回歸結果基本一致，這再次驗證了本文結論的穩(wěn)健性。

3.剔除可能影響統(tǒng)計結果的樣本

為了避免2008年金融危機對企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的影響，本文剔除了2008年和2009年的樣本，重新進行回歸?；貧w結果如表3第（3）、（4）列所示。其中，第（3）列未加入控制變量，第（4）列加入控制變量進行回歸。從表中可以看出，剔除2008年和2009年樣本后的回歸結果依然是顯著的，這表明本文結論是穩(wěn)健的。

表3 控制變量滯后一期與剔除2008年和2009年樣本的穩(wěn)健性檢驗

五、異質性分析

在驗證重點產(chǎn)業(yè)政策的企業(yè)房地產(chǎn)投資效應的基礎上，本節(jié)從企業(yè)所有制以及企業(yè)規(guī)模兩個維度考察效應的異質性。

（一）基于企業(yè)所有制屬性的檢驗

基于企業(yè)所有制屬性的分組檢驗結果如表4所示。表4第（1）列結果顯示，DID的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，而第（2）列結果顯示，DID的系數(shù)在10%的顯著性水平下顯著為正。①因篇幅所限，本文省略了分組回歸后組間系數(shù)差異的檢驗，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。這表明重點產(chǎn)業(yè)政策沖擊導致處理組企業(yè)房地產(chǎn)投資水平相對于對照組企業(yè)而言顯著上升，特別是與非國有企業(yè)相比，這一影響對于國有企業(yè)而言更為明顯。

國有經(jīng)濟是我國經(jīng)濟的中流砥柱，受到政府大力扶持，能夠獲得更多的銀行貸款、稅收優(yōu)惠和財政補貼，因而資金鏈條不易中斷。擁有較為充足的資金來源是企業(yè)進行房地產(chǎn)投資的基礎，重點產(chǎn)業(yè)政策沖擊能夠通過信貸機制、稅收機制和政府補貼機制來促進企業(yè)房地產(chǎn)投資水平提高。非國有經(jīng)濟雖然是我國國民經(jīng)濟的重要組成部分，但其債務違約風險和資質評價成本較高、與銀行的聯(lián)系較少，在金融市場上容易遭受“信貸歧視”。這導致非國有企業(yè)信貸資源相對不足。曲彤和卜偉（2019）研究發(fā)現(xiàn)國有和非國有企業(yè)在資源基礎方面存在顯著差異，國有企業(yè)具有預算軟約束的特征，即中央或地方政府主要控制并經(jīng)營國有企業(yè)，當其面臨損失時會給予其額外的補償金等幫扶措施；而且國有企業(yè)在外部融資方面具有天然優(yōu)勢，能夠以更低的利率獲取銀行貸款等財務資源。重點產(chǎn)業(yè)政策沖擊使得信貸補貼優(yōu)惠資源偏向國有企業(yè)，非國有企業(yè)信貸資源的“相對緊缺”促使其房地產(chǎn)投資水平增長相對國有企業(yè)而言更不明顯。非國有企業(yè)往往面臨更加激烈的市場競爭與生存壓力，即使有重點產(chǎn)業(yè)政策的支持從而能夠獲得更多的外部融資，也更可能首先將其用于發(fā)展主營業(yè)務，而并非激進地大幅增加房地產(chǎn)領域的投資。

表4 異質性分析檢驗結果

（二）基于企業(yè)規(guī)模大小的檢驗

本文采用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)值表示企業(yè)規(guī)模，然后按照中位數(shù)將樣本分為規(guī)模較小企業(yè)和規(guī)模較大企業(yè)，在此基礎上進行分組檢驗?；貧w結果如表4所示。第（3）列中DID的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正，第（4）列中DID的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正。這表明相對于規(guī)模較小的企業(yè)而言，重點產(chǎn)業(yè)政策對規(guī)模較大的企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的正向影響更為明顯。

聯(lián)系前文可知，規(guī)模較大的企業(yè)擁有更多的總資產(chǎn)，其抵御風險的能力更強，實力較為雄厚。而規(guī)模較小的企業(yè)擁有的總資產(chǎn)更少，抵御風險的能力較弱，實力較為薄弱。在融資市場上，除了前文提到的“所有制歧視”，還存在“規(guī)模歧視”。這是由于借款者以及借貸雙方的規(guī)模差異產(chǎn)生的各種融資偏差。規(guī)模較大的企業(yè)容易獲得更多的信貸資金，在滿足自身創(chuàng)新發(fā)展的需要后仍然有閑余資金進行房地產(chǎn)投資。而規(guī)模較小企業(yè)獲取的信貸資金相對較少，因而與規(guī)模較大企業(yè)相比，其房地產(chǎn)投資水平相對較低。

六、機制分析

如前文理論分析所述，重點產(chǎn)業(yè)政策具有信息效應和資源效應，具體表現(xiàn)形式為銀行信貸、稅收優(yōu)惠和政府補貼等。為了更為全面地驗證這三種機制，本文參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的中介效應模型來進行具體分析。

（一）銀行信貸機制檢驗

其中，loanzi,t為表示銀行信貸的中介變量。loanzi,t=(短期借款+長期借款+一年內到期的非流動負債)/年初總資產(chǎn)。政策的總效應為α1，直接效應為α7，變量loanz的間接效應，即中介效應為α4α8。依次回歸后可以得到表5的回歸結果。由表5可知，α1、α4、α7和α8均在1%的顯著性水平上顯著為正。這表明直接效應顯著，可能存在其他中介。進一步地，α4α8與α7同號，這說明銀行信貸變量為部分中介，其中介效應占總效應的比值為,盡管占比較小，但是中介效應顯著。這意味著在重點產(chǎn)業(yè)政策刺激制造業(yè)企業(yè)投資房地產(chǎn)的過程中，有7%是由于銀行信貸發(fā)揮了中介作用。

表5 銀行信貸機制分析

（二）稅收優(yōu)惠機制檢驗

將（3）、（4）式中的loanzi,t替換為Taxpi,t。其中，Taxpi,t=收到的稅收返還/(支付的各項稅費+收到的稅收返還)。稅收優(yōu)惠機制回歸結果如表6所示。由表6可知，第（1）列展示了重點產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的影響，回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，這說明了重點產(chǎn)業(yè)政策有利于提升企業(yè)房地產(chǎn)投資水平，中介效應檢驗第一步通過。第（2）列檢驗了重點產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)稅收優(yōu)惠的影響，回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為正。，這說明了重點產(chǎn)業(yè)政策能夠增加政府對企業(yè)的稅收優(yōu)惠，企業(yè)能夠收到更多的稅收返還，這顯著地減輕了企業(yè)的稅收負擔。第（3）列中，α7在1%的顯著性水平上為正，且系數(shù)小于第（1）列的α1，但是α8不顯著。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014），當α4和α8至少有一個不顯著時，可以采用Sobel檢驗法或Bootstrap檢驗法。

由于Sobel法具有一定的局限性（溫忠麟和葉寶娟，2014），本文用Bootstrap法來替代Sobel法。用Bootstrap法檢驗中介效應應當看中介效應的95%置信區(qū)間，如果置信區(qū)間包含0（區(qū)間上下限符號不同），等同于統(tǒng)計不顯著；不包含0，等同于統(tǒng)計顯著。在表7中，由于稅收優(yōu)惠間接效應的置信區(qū)間不包含0，因而稅收優(yōu)惠機制發(fā)揮了部分中介效應。結合表6與表7的內容來看，中介效應占總效應比值為0.0068829/0.0277≈25%。這說明了在重點產(chǎn)業(yè)政策刺激制造業(yè)企業(yè)投資房地產(chǎn)的過程中，有25%的部分是由于稅收優(yōu)惠發(fā)揮了中介作用。

表6 稅收優(yōu)惠與政府補貼機制檢驗

續(xù)表6

（三）政府補貼機制檢驗

借鑒張杰等（2015），中介變量政府補貼subi,t=政府補貼/固定資產(chǎn)凈額。將（3）、（4）式中的loanzi,t替換為subi,t。依次對方程（2）、（3）和（4）進行回歸，得到表6中第（4）、（5）、（6）列的回歸結果。與稅收優(yōu)惠機制一樣，前兩列系數(shù)是顯著的，但第（6）列的α8不顯著。同樣，為了驗證中介效應是否存在，本文采用Bootstrap檢驗法，進行政府補貼的中介效應檢驗，檢驗結果如表7所示。由于間接效應的置信區(qū)間不包含0，這說明政府補貼在重點產(chǎn)業(yè)政策和企業(yè)房地產(chǎn)投資水平之間同樣發(fā)揮著部分中介的作用。根據(jù)表6和表7的內容，中介效應占總效應比值為0.009578/0.0276≈35%。這表明了在重點產(chǎn)業(yè)政策刺激制造業(yè)企業(yè)投資房地產(chǎn)的過程中，有35%是由于政府補貼發(fā)揮了中介作用。受重點產(chǎn)業(yè)政策扶持的企業(yè)能夠獲得較多的政府補貼，從而擁有更為充足的資金流來進行房地產(chǎn)投資，以獲得更多的其他業(yè)務收入。

綜上所述，重點產(chǎn)業(yè)政策的確發(fā)揮了信息效應與資源效應，分別通過銀行信貸、稅收優(yōu)惠與政府補貼三個渠道刺激制造業(yè)上市企業(yè)投資房地產(chǎn)，其中，政府補貼的中介效應較大，稅收優(yōu)惠次之，銀行信貸的中介效應最小，即相較于銀行信貸而言，政府補貼和稅收優(yōu)惠發(fā)揮了較為顯著的作用。

表7 稅收優(yōu)惠與政府補貼Bootstrap檢驗結果

七、結論與啟示

實體經(jīng)濟是國家競爭力之本，是強國之根基。如何推動實體制造業(yè)“脫虛向實”是經(jīng)濟學者和國家政府共同關注的焦點問題。在房地產(chǎn)行業(yè)利潤高漲而制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級困難的背景下，重點產(chǎn)業(yè)政策是否以及如何影響企業(yè)房地產(chǎn)投資水平呢？本文利用2006—2015年A股制造業(yè)上市公司房地產(chǎn)投資數(shù)據(jù)和手工收集整理的重點產(chǎn)業(yè)政策信息，采用雙重差分法和中介效應模型識別了該政策對企業(yè)房地產(chǎn)投資水平的因果效應。結果顯示：（1）與對照組企業(yè)相比，重點產(chǎn)業(yè)政策導致實驗組企業(yè)的房地產(chǎn)投資水平顯著提高約2.7%。此結論通過了多種穩(wěn)健性檢驗，具有可靠性。（2）重點產(chǎn)業(yè)政策沖擊對實驗組企業(yè)房地產(chǎn)投資水平具有企業(yè)特征維度差異性，主要表現(xiàn)在企業(yè)所有制和規(guī)模維度。其中，國有企業(yè)和規(guī)模較大的企業(yè)受重點產(chǎn)業(yè)政策影響相對更大。（3）重點產(chǎn)業(yè)政策能夠通過銀行信貸、稅收優(yōu)惠和政府補貼等渠道促進重點鼓勵行業(yè)企業(yè)的房地產(chǎn)投資水平，其中，政府補貼的中介效應最大，稅收優(yōu)惠次之，銀行信貸的中介效應最小。這表明重點產(chǎn)業(yè)政策的信息機制與資源機制發(fā)揮了重要作用。

本文研究發(fā)現(xiàn)要推動制造業(yè)企業(yè)“脫虛向實”，應當重新評估和審視重點產(chǎn)業(yè)政策，使產(chǎn)業(yè)政策朝有益于制造業(yè)企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的方向推進?；谘芯拷Y論以及制造業(yè)企業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，本文提出以下幾點政策建議：（1）政府在制定重點產(chǎn)業(yè)政策時，應當充分引導重點產(chǎn)業(yè)政策鼓勵企業(yè)創(chuàng)新，提高發(fā)明專利申請和實用新型專利申請數(shù)量。強調企業(yè)應當加快轉變經(jīng)濟增長方式、促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、尋找經(jīng)濟增長新動力。（2）在具體落實重點產(chǎn)業(yè)政策時，應當關注該政策對制造業(yè)企業(yè)經(jīng)營行為和戰(zhàn)略決策的影響，既要充分發(fā)揮銀行信貸、稅收優(yōu)惠和政府補貼等為實體經(jīng)濟提供資金的中介作用，也要強化和完善資金流向的監(jiān)管措施，防范資金從實體經(jīng)濟中脫離，盲目向房地產(chǎn)行業(yè)擴張，影響制造業(yè)實體經(jīng)濟的長期發(fā)展。（3）政府應當積極推進產(chǎn)業(yè)政策轉型，減少直接干預手段，深化金融市場化改革。政府應盡量避免過度干預銀行的信貸決策，減輕融資市場上的“所有制歧視”和“規(guī)模歧視”，著力推進混合所有制改革，逐步消除非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)在信貸、稅收和補貼方面的劣勢。