鄧 潔, 葉德珠, 潘 爽

一、引 言

自住房制度改革以來，房地產(chǎn)帶動國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，各地房價持續(xù)暴漲，出現(xiàn)了房地產(chǎn)市場秩序混亂、炒房炒地投機(jī)行為過甚、實體企業(yè)“房地產(chǎn)投資熱”等社會問題。大量實體企業(yè)通過參股、并購及聯(lián)營等方式涌入房地產(chǎn)市場，據(jù)統(tǒng)計，我國606家A股科技類企業(yè)中涉足房地產(chǎn)投資的數(shù)量由2013年的134家增至2018年的275家。我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，應(yīng)更加重視實體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，實體經(jīng)濟(jì)尤其是制造業(yè)既是技術(shù)創(chuàng)新的“主戰(zhàn)場”，也是供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革的核心產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域。然而，大量實體企業(yè)涌入房地產(chǎn)市場，撕裂了虛擬經(jīng)濟(jì)與實體經(jīng)濟(jì)的共生聯(lián)動關(guān)系，造成金融資源結(jié)構(gòu)性錯配，容易誘發(fā)系統(tǒng)性重大風(fēng)險(孫志紅和劉炳榮)。因此，研究我國實體企業(yè)房地產(chǎn)投資的內(nèi)在動機(jī)具有一定的現(xiàn)實必要性。

現(xiàn)有房地產(chǎn)投資研究主要集中于影響因素與經(jīng)濟(jì)后果兩方面。就房地產(chǎn)投資的影響因素而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從房地產(chǎn)抵押物價值(Stiglitz等Stiglitz, J. E., Weiss, A.， “Credit Rationing in Markets with Imperfect Information”, , Vol.71, No.3, 1981, pp.393-410. ；Hart 和 MooreHart, O.,Moore, J., “A Theory of Debt Based on the Inalienability of Human Capital”, , Vol.109, No.4, 1994, pp.841-879. ；GanGan, J., “Collateral,Debt Capacity, and Corporate Investment: Evidence from a Natural Experiment”, , Vol.85, No.3, 2007, pp.709-734. ；Chaney等Chaney,T., Sraer, D., Thesmar, D., “The Collateral Channel: How Real Estate Shocks Affect Corporate Investment”, , Vol.102, No.6, 2012, pp.2381-2409. )、房價上漲(王文春和榮昭；Rong等Rong,Z., Wang, W.C., Gong, Q., “Housing Price Appreciation, Investment Opportunity, and Firm Innovation: Evidence from China”, ,Vol.33,2016,pp.34-58. )、地方經(jīng)濟(jì)增長考核壓力(樂云和林洪波)等方面展開了探索。就房地產(chǎn)投資的經(jīng)濟(jì)后果而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)驗證了房地產(chǎn)投資對實體經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響，包括抑制國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展(羅知和張川川；Chen 和WenChen, T., “Institutions, Board Structure, and Corporate Performance: Evidence from Chinese Firms”, , Vol.32, 2015, pp.217-237. ；黃賢環(huán)等；李秋梅和梁權(quán)熙)、降低資產(chǎn)配置效率(彭俞超等；崔建軍和朱函語)和抑制企業(yè)創(chuàng)新(余靜文等；張杰)。甚少研究從微觀企業(yè)的角度討論中國背景下企業(yè)持有房地產(chǎn)的內(nèi)在動機(jī)及其影響機(jī)制。

為此，本文采用2005—2016年我國滬深A(yù)股上市公司樣本數(shù)據(jù)，重點考察實體企業(yè)持有房地產(chǎn)的內(nèi)在驅(qū)動因素——現(xiàn)金流不確定性的具體作用機(jī)理。企業(yè)的任何投資決策都受制于企業(yè)內(nèi)部因素：現(xiàn)金流的穩(wěn)定性。其不僅反映了企業(yè)現(xiàn)在的正常運營能力，還反映了企業(yè)未來的風(fēng)險防御能力與融資能力(劉波等)。由于我國房地產(chǎn)業(yè)屬于資本密集型行業(yè)，實體企業(yè)持有房地產(chǎn)本身就具有高系統(tǒng)性風(fēng)險與高持有成本的特點，而他們又多是通過加杠桿的方式購買土地和房屋，因此，相較于其他資產(chǎn)的投資，企業(yè)持有房地產(chǎn)更是高度依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流的穩(wěn)定性。現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有而言，既可能形成資助性效應(yīng)，有助于投資決策的靈活性和激勵性(Boyle和GuthrieBoyle, G. W., Guthrie, G. A., “Investment, Uncertainty, and Liquidity”, , Vol.58, 2003, pp.2143-2166. ；Hirth和ViswanathaHirth, S.,Viswanatha, M., “Financing Constraints, Cash-Flow Risk, and Corporate Investment”, , Vol.17,No.5, 2011, pp.1496-1509. )，又可能形成預(yù)防性效應(yīng)，使管理層的投資決策更傾向于保守謹(jǐn)慎(Almeida和CampelloAlmeida, H., Campello, M., “Financial Constraints, Asset Tangibility, and Corporate Investment”, , Vol.20, No.5, 2007, pp.1429-1460. ；Minton和SchrandMinton, B.A.,Schrand, C., “The Impact of Cash Flow Volatility on Discretionary Investment and the Costs of Debt and Equity Financing”, , Vol.54, 1999, pp.423-460. )。雖然Zhao和SingZhao, D., Sing, J.F., “Corporate Real Estate Ownership and Productivity Uncertainty”, , Vol.44, No.2, 2016, pp.521-547. 基于美國上市公司的數(shù)據(jù)首次探討了現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)所有權(quán)(CRE)的影響，但其并未闡釋清楚現(xiàn)金流不確定性影響企業(yè)房地產(chǎn)投資的具體作用機(jī)制，更未考慮對制造業(yè)企業(yè)房地產(chǎn)投資的不同動機(jī)、不同程度的現(xiàn)金流不確定性等自身特征和“行業(yè)利潤差”、“區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異”等市場特征的研究。因此，本文探索我國實體企業(yè)現(xiàn)金流不確定性影響其房地產(chǎn)持有的作用機(jī)制及其異質(zhì)特征，將對企業(yè)“脫實向虛”、房地產(chǎn)投資等領(lǐng)域的現(xiàn)有研究形成有價值的補充，產(chǎn)生新的理論貢獻(xiàn)。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：(1)基于企業(yè)“脫實向虛”的視角，以現(xiàn)金流不確定性作為切入點，深入考察了實體企業(yè)投資房地產(chǎn)內(nèi)在驅(qū)動因素的作用機(jī)理，有效補充了房地產(chǎn)投資的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)相關(guān)研究；(2)以“融資約束”和“現(xiàn)金持有”理論假說為支撐，整合了現(xiàn)金流不確定性對房地產(chǎn)持有的“資助效應(yīng)”和“預(yù)防效應(yīng)”兩種觀點，深入探究了現(xiàn)金流不確定性對不同動機(jī)房地產(chǎn)持有的影響及其內(nèi)在的傳導(dǎo)機(jī)制，豐富了企業(yè)現(xiàn)金流風(fēng)險與投資關(guān)系的相關(guān)研究；(3)立足于“穩(wěn)投資”、“穩(wěn)經(jīng)濟(jì)”的政策導(dǎo)向，將房地產(chǎn)調(diào)控政策的影響拓展至微觀層面，這有利于設(shè)計引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行房地產(chǎn)合理投資的前瞻性政策體系，促進(jìn)實體企業(yè)合理配置金融資源，進(jìn)而提升實體企業(yè)的投資效率。

本文其余部分安排如下：第二節(jié)是理論分析與研究假設(shè)，第三節(jié)是研究設(shè)計，第四節(jié)是實證分析，第五節(jié)是穩(wěn)健性檢驗，最后是結(jié)論及建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)有文獻(xiàn)多采用“擔(dān)保渠道效應(yīng)”來解釋企業(yè)持有房地產(chǎn)的動機(jī)，即企業(yè)的外部財務(wù)能力通過擔(dān)保質(zhì)押而增強，擔(dān)保價值的差異顯著放大了企業(yè)投資的波動性。具體而言，企業(yè)在對外融資時，企業(yè)的凈資產(chǎn)價格會隨著抵押資產(chǎn)價格上漲而上漲，從而促進(jìn)社會整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，最后企業(yè)的抵押資產(chǎn)價格又會隨著企業(yè)市場價值的上升而上升(Stiglitz和WeissStiglitz, J., E., Weiss, A., “Credit Rationing in Markets with Imperfect Information”, , Vol.71, No.3, 1981, pp.393-410. ；Hart和MooreHart, O.,Moore, J., “A Theory of Debt Based on the Inalienability of Human Capital”, , Vol.109, No.4, 1994, pp.841-79. ；Chaney等Chaney,T., Sraer, D., Thesmar, D., “The Collateral Channel: How Real Estate Shocks Affect Corporate Investment”, , Vol.102, No.6, 2012, pp.2381-2409. ；GanGan, J., “Collateral, Debt Capacity, and Corporate Investment: Evidence from a Natural Experiment”, , Vol.85, No.3, 2007, pp.709-734. ；Liu等Liu, Z., Wang, P., Zha, T., “Land-Price Dynamics and Macroeconomic Fluctuations”,, Vol.81, No.3, 2013, pp.1147-1184. )。此外，資本市場借貸雙方信息不對稱導(dǎo)致的金融摩擦普遍存在，抵押擔(dān)保品的提供可有效傳遞信息信號，增加借貸的透明度，緩解雙方的信息不對稱問題，增強企業(yè)的融資能力并減少融資成本(BarroBarro, R., J., “The Loan Market, Collateral, and Rates of Interest”, , , Vol.8, No.4, 1976, pp.439-456. ；Chan和KanatasChan,Y.,Kanatas,G., “Asymmetric Valuations and the Role of Collateral in Loan Agreements”, , , Vol.17, No.1, 1985, pp.84-95. ；Kiyotaki和MooreKiyotaki, N.,Moore, J., “Credit Cycles”, , Vol.105, No.2, 1997, pp.0211-0248. )。

然而，企業(yè)的任何投資決策都受制于企業(yè)內(nèi)部因素：現(xiàn)金流的穩(wěn)定性?，F(xiàn)金流的穩(wěn)定性不僅反映了企業(yè)現(xiàn)在的正常運營能力，還反映了企業(yè)未來的風(fēng)險防御能力與融資能力(劉波等)。企業(yè)投資對其現(xiàn)金流不確定性會相當(dāng)敏感，而其他形式不可預(yù)知的風(fēng)險最終也會間接或直接地轉(zhuǎn)化為隨機(jī)現(xiàn)金流不確定性(HubbardHubbard, R.G.， “Capital Market Imperfections and Investment”, , Vol.36, No.1, 1998, pp.193-225. )。但是，已有研究關(guān)于現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)投資影響的結(jié)論并不一致。實物期權(quán)模型(Boyle和GuthrieBoyle, G. W., Guthrie, G. A.， “Investment, Uncertainty, and Liquidity”, , Vol.58, 2003, pp.2143-2166. ；Hirth和ViswanathaHirth, S., Viswanatha, M., “Financing Constraints, Cash-Flow Risk, and Corporate Investment”, , Vol.17, No.5, 2011, pp.1496-1509. )認(rèn)為，現(xiàn)金流不確定性較大時，為了規(guī)避融資成本，企業(yè)很有可能推遲投資，但是投資門檻又能減少現(xiàn)金流不確定性，因為當(dāng)期投資能幫助高現(xiàn)金流不確定性的企業(yè)規(guī)避未來更高的融資成本，這意味著現(xiàn)金流不確定性與當(dāng)期投資呈正向關(guān)系。財務(wù)柔性文獻(xiàn)認(rèn)為在融資約束企業(yè)中，現(xiàn)金流不確定性對投資有抑制作用(Almeida和CampelloAlmeida, H., Campello, M., “Financial Constraints, Asset Tangibility, and Corporate Investment”, , Vol.20, No.5, 2007, pp.1429-1460. ；Minton和SchrandMinton, B.A., Schrand, C., “The Impact of Cash Flow Volatility on Discretionary Investment and the Costs of Debt and Equity Financing”, , Vol.54, 1999, pp.423-460. )，即當(dāng)面臨高現(xiàn)金流不確定性時，融資約束企業(yè)會通過減少投資來節(jié)約現(xiàn)金。Zhao和SingZhao, D., Sing, J.F., “Corporate Real Estate Ownership and Productivity Uncertainty”, , Vol.44, No.2, 2016, pp.521-547. 基于美國上市公司的數(shù)據(jù)首次探討了現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)所有權(quán)(CRE)的影響，并發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流不確定性與房地產(chǎn)所有權(quán)之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，高風(fēng)險企業(yè)傾向于持有較少的CRE，以減少未來的潛在損失。基于上述理論，本文認(rèn)為，由于我國房地產(chǎn)業(yè)具有資本密集型、房價持續(xù)上漲的特點，我國企業(yè)多通過加杠桿的方式購買土地和房屋，因而較其他資產(chǎn)投資而言，我國企業(yè)持有房地產(chǎn)的成本與系統(tǒng)性風(fēng)險都很高，更容易形成預(yù)防效應(yīng)，增加資金短缺可能性，從而降低企業(yè)管理層持有成本高而流動性差的房地產(chǎn)資產(chǎn)的意愿。基于上述分析，提出如下假說：

假說1：現(xiàn)金流不確定性對實體企業(yè)房地產(chǎn)持有的預(yù)防效應(yīng)占主導(dǎo)。

現(xiàn)金持有具有預(yù)防性動機(jī)，企業(yè)可以通過策略性地持有現(xiàn)金來降低現(xiàn)金流不確定性帶來的風(fēng)險，以滿足企業(yè)投資的需要(Bates等Bates, T.W., Kahle, K.M., Stulz, R.M., “Why Do U.S. Firms Hold So Much More Cash than They Used to?”, , Vol.64, 2009, pp.1985-2021. ；Brown和PetersenBrown,J.R., Petersen, B.C., “Public Entrants, Public Equity Finance and Creative Destruction”, , Vol.34, No.5, 2010, pp.1077-1088.；Ma等；MalherbeMalherbe, F., “Self-Fulfilling Liquidity Dry-ups”, , Vol.69, No.2, 2014, pp.947-970. ；Opler等Opler, T., Pinkowitz, L.,Stulz, R., Willianmson, R., “The Determinants and Implications and Corporate Cash Holdings”, , Vol.52, No.1, 1999, pp.3-46. ；崔也光等)。Cleary等Cleary,S., Povel,P., Raith,M., “The U-Shaped Investment Curve: Theory and Evidence”, , Vol.42, No.1, 2007, pp.1-39 發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金嚴(yán)重不足時，由于對外融資成本很高，企業(yè)投資對企業(yè)現(xiàn)金流更加敏感；當(dāng)企業(yè)較容易獲得資金時，管理層可能會因為“代理成本”而產(chǎn)生過度投資。Acharya等Acharya, V., Almeida, H., Campello, M.C., “Is Cash Negative Debt? A Hedging Perspective on Corporate Financial Policies”, , Vol.16, No.4,2007,pp.515-554. 、Denis和SibilkovDenis, D.J., Sibilkov, V., “Financial Constraints, Investment, and the Value of Cash Holdings”, , Vol.23, 2010, pp.247-269. 認(rèn)為現(xiàn)金能對沖不完美產(chǎn)品市場與金融市場低迷的風(fēng)險。Opler等Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R.,Willianmson, R.,“The Determinants and Implications and Corporate Cash Holdings”, , Vol.52, No.1, 1999, pp.3-46. 提出，當(dāng)企業(yè)所處的行業(yè)現(xiàn)金流不確定性較高時，企業(yè)傾向于持有更多現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物。Keefe和TateKeefe, M.O’C., Tate, J., “Is the Relationship between Investment and Conditional Cash Flow Volatility Ambiguous, Asymmetric or Both?”, , Vol.53, No.4, 2013, pp.913-947. 發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金持有能緩解融資約束企業(yè)的現(xiàn)金流不確定性并降低限制企業(yè)投資能力的資金短缺可能性。具體而言，現(xiàn)金對現(xiàn)金流不確定性與投資的敏感度具有調(diào)節(jié)作用，當(dāng)面臨高現(xiàn)金流不確定性時，一定量的高現(xiàn)金持有仍能保證企業(yè)的投資活動。Ma等認(rèn)為企業(yè)持有大量現(xiàn)金可以促進(jìn)其新產(chǎn)品的研發(fā)，增加市場的競爭份額。財務(wù)柔性文獻(xiàn)(Almeida等Almeida, H., Campello, M., “Financial Constraints, Asset Tangibility, and Corporate Investment”, , Vol.20, No.5, 2007, pp.1429-1460. ；Bates等Bates, T.W., Kahle, K.M., Stulz, R.M., “Why Do U.S. Firms Hold So Much More Cash than They Used to?”, , Vol.64, 2009, pp.1985-2021. )和實務(wù)期權(quán)文獻(xiàn)(Boyle和GuthrieBoyle, G.W., Guthrie, G.A., “Investment, Uncertainty, and Liquidity”, , Vol.58, 2003, pp.2143-2166. ；Hirth和ViswanathaHirth, S.,Viswanatha, M., “Financing Constraints, Cash-Flow Risk, and Corporate Investment”, , Vol.17, No.5, 2011, pp.1496-1509. )都證實了現(xiàn)金持有會削弱現(xiàn)金流不確定性對投資的正向或負(fù)向影響。崔也光等的研究也發(fā)現(xiàn)了，現(xiàn)金流的正向流入會增加企業(yè)的現(xiàn)金持有量，為企業(yè)提供充裕的研發(fā)資金，促進(jìn)其投資?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僬f：

假說2：高現(xiàn)金持有和現(xiàn)金流正向流入可能緩解現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有的負(fù)向沖擊。

如上述分析，現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有的“資助效應(yīng)”和“預(yù)防效應(yīng)”可能同時存在，在不同的條件下，這兩種效應(yīng)的主導(dǎo)地位會發(fā)生轉(zhuǎn)換。我國區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和金融發(fā)展水平都具有較強的非平衡性，各地區(qū)的房地產(chǎn)投資情況也有顯著不同，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)作為人口流入主要方向，具有更高的土地和住房需求(彭俞超等)。王文春與榮昭的研究也證實了房地產(chǎn)投資者的“地域偏好”與房地產(chǎn)資產(chǎn)的不可移動性使房地產(chǎn)收益率存在非常大的區(qū)域性差異。本文數(shù)據(jù)顯示，我國一線城市企業(yè)的投資性房地產(chǎn)總占比高達(dá)61.46%，其中上海市的投資性房地產(chǎn)占比最高，這說明我國投資房地產(chǎn)的企業(yè)主要集中在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市。因此，不同地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、輻射帶動能力、信貸市場完善程度等方面的差異，可能會影響到非房地產(chǎn)上市公司進(jìn)入房地產(chǎn)市場的概率及程度?；谏鲜龇治?，提出如下假說：

假說3：區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異會加劇現(xiàn)金流不確定性對房地產(chǎn)持有的影響。

三、研究設(shè)計

(一)現(xiàn)金流不確定性的衡量指標(biāo)

為了衡量現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有的影響，本文必須構(gòu)建現(xiàn)金流不確定性指標(biāo)。參照Bates等Bates, T. W., Kahle, K. M., Stulz, R. M., “Why Do U.S. Firms Hold So Much More Cash than They Used to?”, , Vol.64, 2009, pp.1985-2021. ，Keefe和TateKeefe, M.O’C., Tate, J., “Is the Relationship between Investment and Conditional Cash Flow Volatility Ambiguous, Asymmetric or Both?”, , Vol.53, No.4, 2013, pp.913-947. 和Zhao和SingZhao, D., Sing, J.F., “Corporate Real Estate Ownership and Productivity Uncertainty”, , Vol.44, No.2, 2016, pp.521-547. 的方法，我們構(gòu)建了兩個風(fēng)險指標(biāo)：一個為，由企業(yè)經(jīng)營活動的現(xiàn)金流滾動標(biāo)準(zhǔn)差(≥6)計算而得，如公式(1)所示；另一個為2，由企業(yè)現(xiàn)金流不確定性與行業(yè)平均現(xiàn)金流的時變差值(≥6)計算而得，如公式(2)和(3)所示。

(1)

(2)

(3)

其中，，分別表示企業(yè)和年份，≥6表示大于6年的時間窗口，表示第年的同一行業(yè)的企業(yè)數(shù)量，,代表企業(yè)經(jīng)營活動的現(xiàn)金流率，由企業(yè)息稅前收入除以總資產(chǎn)賬面價值。

(二)企業(yè)房地產(chǎn)持有率的衡量指標(biāo)

本文在主回歸部分選用了兩個企業(yè)房地產(chǎn)持有的衡量指標(biāo)：(1)企業(yè)房地產(chǎn)資產(chǎn)的賬面價值(房屋建筑物、在建工程、土地使用權(quán)及投資性房地產(chǎn)的賬面價值之和)與總資產(chǎn)賬面價值的比值(Wu等Wu, J., Gyourko, J., Deng, Y.H., “Real Estate Collateral Value and Investment: The Case of China”, , Vol.86, 2015, pp.43-53. ；鐘騰)；(2)為了規(guī)避不同行業(yè)間房地產(chǎn)持有率的差異，本文參照Zhao和SingZhao, D., Sing, J.F., “Corporate Real Estate Ownership and Productivity Uncertainty”, , Vol.44, No.2, 2016, pp.521-547. 的方法構(gòu)建了房地產(chǎn)持有率的相對指標(biāo)，即計算第年，企業(yè)的房地產(chǎn)持有率與行業(yè)中個企業(yè)的平均房地產(chǎn)持有率之間的差值。

(4)

(三)過度負(fù)債的衡量指標(biāo)

本文基于Denis 和MckeonDenis, D.J., Mckeon,S.B.， “Debt Financing and Financial Flexibility Evidence from Proactive Leverage Increases”, , No.25, 2012, pp.1897-1929. 、陸正飛等、王紅建等的研究方法度量過度負(fù)債，以考察企業(yè)房地產(chǎn)持有與過度負(fù)債的關(guān)系。首先對公式(5)分年度進(jìn)行Tobit回歸，并將預(yù)測值作為企業(yè)目標(biāo)負(fù)債率，具體模型如下：

=+,-1+_,-1+,-1+,-1+,-1+,-1+,-1+++,

(5)

其中，,分別表示企業(yè)和年份，為財務(wù)杠桿率，控制變量：股權(quán)性質(zhì)()、行業(yè)負(fù)債率的中位數(shù)(_)、盈利能力()、總資產(chǎn)增長率()、固定資產(chǎn)占比()、公司規(guī)模()，以及股權(quán)結(jié)構(gòu)()，，分別代表行業(yè)和年份的固定效應(yīng)，,為隨機(jī)干擾項?；貧w模型的殘差表示過度負(fù)債()，對企業(yè)房地產(chǎn)持有進(jìn)行回歸，并分別控制公司變量：企業(yè)規(guī)模()，盈利能力()，公司市值賬面值比()，股權(quán)集中度()，企業(yè)營運現(xiàn)金流占總資產(chǎn)比例()，現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率()，以及宏觀變量：人均GDP ()， M2年增長率()，企業(yè)總部所在城市的房價指數(shù)()。為了避免內(nèi)生性問題，主要解釋變量都滯后一期。

(四)數(shù)據(jù)選取

本文使用的初始樣本為2005—2016年滬深A(yù)股上市公司，理由如下：(1)1997—2017年為我國房地產(chǎn)行業(yè)的20年黃金發(fā)展時期，在此期間，國家對該行業(yè)的政策監(jiān)管力度較弱，甚至鼓勵發(fā)展，故房地產(chǎn)企業(yè)的數(shù)量及規(guī)模都持續(xù)增加，尤其自2004年后房地產(chǎn)行業(yè)銷售毛利率及營業(yè)增長速度驚人。(2)2017年為房地產(chǎn)最嚴(yán)厲調(diào)控年，此后，國家一直采用“從緊”的房地產(chǎn)調(diào)控政策，并反復(fù)強調(diào)“房子是用來住的，不是用來炒的”，控制房地產(chǎn)金融風(fēng)險，至今各省房地產(chǎn)市場成交量普遍下降。故本文選取2005—2016年為樣本期，已包括2005年到2007年的商品房黃金時代及2008年到2016年的后黃金時代。未納入2016年以后的數(shù)據(jù)，是因為這部分?jǐn)?shù)據(jù)受到政策影響而波動較大，剔除之后本文的結(jié)論更具穩(wěn)健性。

上市公司主要財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計局與中經(jīng)網(wǎng)，同時對樣本作了以下處理：(1)剔除了金融行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司；(2)剔除了ST公司；(3)剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的公司；(4)為了排除極端值影響，對現(xiàn)金流不確定性、企業(yè)房地產(chǎn)持有率等連續(xù)變量在上下1%的水平上進(jìn)行了縮尾處理。最終確定樣本數(shù)為16 232個。

(五)變量設(shè)定

借鑒Keefe和TateKeefe, M.O’C., Tate, J., “Is the Relationship between Investment and Conditional Cash Flow Volatility Ambiguous, Asymmetric or Both?”, , Vol.53, No.4, 2013, pp.913-947. ，王文春和榮昭及Zhao和SingZhao, D., Sing, J.F., “Corporate Real Estate Ownership and Productivity Uncertainty”, , Vol.44, No.2, 2016, pp.521-547. 的研究設(shè)計，被解釋變量包括1，2，解釋變量包括現(xiàn)金流不確定性變量，2，以及現(xiàn)金持有變量_，_，控制變量為財務(wù)杠桿率，公司規(guī)模，公司市值賬面值比，除房地產(chǎn)以外的其他資產(chǎn)，_，人均GDP，，2增長率，2，城市房價指數(shù)，。為了避免內(nèi)生性問題，所有解釋變量都滯后一期。各指標(biāo)具體說明如表1所示。

表1 主要變量定義

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計，包括均值、標(biāo)準(zhǔn)差、25%分位、50%分位及75%分位。企業(yè)房地產(chǎn)持有率(1)均值為0.134，意味著非金融實體企業(yè)的房地產(chǎn)資產(chǎn)平均占總資產(chǎn)的13.4%。企業(yè)房地產(chǎn)相對持有率(2)均值為0.003，即企業(yè)房地產(chǎn)持有率與該行業(yè)的平均水平差值為0.3%。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(續(xù)上表)

四、實證分析

(一)企業(yè)房地產(chǎn)持有率與過度負(fù)債

Caskey等Caskey, J., Hughes, J., Liu, J.， “Leverage, Excess Leverage, and FutureReturns”, , No.17, 2012, pp.443-371. 認(rèn)為負(fù)債率被分為目標(biāo)負(fù)債率(最優(yōu)負(fù)債率)和過度負(fù)債率。不同的企業(yè)會有不同的目標(biāo)負(fù)債率，企業(yè)負(fù)債率是否合理主要看企業(yè)實際負(fù)債率偏離目標(biāo)負(fù)債率的程度(陸正飛等)。在金融資源短缺下，企業(yè)會通過加杠桿的方式增持房地產(chǎn)，從而導(dǎo)致企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的增加，甚至出現(xiàn)過度負(fù)債，進(jìn)而影響企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營。本文基于Denis和MckeonDenis, D.J., Mckeon,S.B., “Debt Financing and Financial Flexibility Evidence from Proactive Leverage Increases”, , No.25, 2012, pp.1897-1929. 、陸正飛等、王紅建等的研究方法考察了企業(yè)房地產(chǎn)持有率與過度負(fù)債的關(guān)系，結(jié)果如表3所示。1、2對的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，這說明實體企業(yè)持有房地產(chǎn)確實會明顯增加企業(yè)過度負(fù)債的概率和程度，可見內(nèi)部現(xiàn)金流的穩(wěn)定性對于房地產(chǎn)持有企業(yè)(尤其是房地產(chǎn)資產(chǎn)占比較高的企業(yè))非常重要。

表3 企業(yè)房地產(chǎn)持有率與過度負(fù)債

(續(xù)上表)

(二)現(xiàn)金流不確定性會影響實體企業(yè)房地產(chǎn)持有率嗎

1.現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)房地產(chǎn)持有率

為了檢驗假設(shè)1，現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)房地產(chǎn)持有率反向變動，本文構(gòu)建了如下模型：

,=+,-1+,-1+++,

(6)

其中，,分別表示企業(yè)和年份，,(1、2)表示企業(yè)的房地產(chǎn)持有率，,-1(_、2_)表示企業(yè)的現(xiàn)金流不確定性，,-1為企業(yè)因素與宏觀經(jīng)濟(jì)因素的控制變量，，分別代表行業(yè)和年份的固定效應(yīng)，,為隨機(jī)干擾項。為了避免內(nèi)生性問題，所有解釋變量都滯后一期。具體變量的介紹請見表1，此處不再贅言。

在表4中，本文重點考察了現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有率的影響。第(1)、(2)列分別考察了現(xiàn)金流不確定性_、2_與企業(yè)房地產(chǎn)持有率(1)的關(guān)系，而第(3)、(4)列分別考察了現(xiàn)金流不確定性_、2_與企業(yè)房地產(chǎn)持有(2)的關(guān)系。結(jié)果表明，_、2_的系數(shù)項皆在5%的水平上顯著為負(fù)，即企業(yè)所面臨的現(xiàn)金流不確定性越大，越會減持房地產(chǎn)資產(chǎn)。如每增加一單位的現(xiàn)金流不確定性1(_),就會相對于1均值減少22.16%(-0.029 7/0.134)的企業(yè)房地產(chǎn)持有率；而每增加一單位的現(xiàn)金流不確定性2(2_),則會相對減少22.61%(-0.030 3/0.134)的企業(yè)房地產(chǎn)持有率。在5%的水平上對企業(yè)房地產(chǎn)相對持有率(2)有顯著負(fù)向影響，這意味著高風(fēng)險的企業(yè)傾向于持有更少的房地產(chǎn)資產(chǎn)?？刂谱兞康慕Y(jié)果與早期文獻(xiàn)的實證結(jié)果基本一致。表4 的實證結(jié)果支持了假說1，現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有率有顯著負(fù)向影響。即對于我國實體企業(yè)而言，現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有的預(yù)防效應(yīng)占主導(dǎo)。我國實體企業(yè)多通過加杠桿的方式購買土地和房屋，因而較其他資產(chǎn)投資而言，當(dāng)面對較高現(xiàn)金流風(fēng)險時，這些持有房地產(chǎn)的實體企業(yè)更容易形成預(yù)防效應(yīng)，增加資金短缺可能性，降低企業(yè)管理層持有房地產(chǎn)資產(chǎn)的意愿。此外，_與企業(yè)房地產(chǎn)持有程度1、2在1%的水平上顯著為正，進(jìn)一步證實了，企業(yè)可能會通過增加債務(wù)的方式增持房地產(chǎn)資產(chǎn)，進(jìn)而提高企業(yè)的債務(wù)風(fēng)險。

表4 現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)房地產(chǎn)持有率

2.現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)融資約束

表4已證實，現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)投資會形成預(yù)防效應(yīng)，使管理層的投資決策更傾向于保守謹(jǐn)慎。早期文獻(xiàn)還指出，現(xiàn)金流不確定性會因為未來資金來源的不確定性而形成融資約束，同時加大管理層對未來狀況的預(yù)測難度，企業(yè)會減少當(dāng)前投資(Almeida和CampelloAlmeida, H., Campello, M., “Financial Constraints, Asset Tangibility, and Corporate Investment”, , Vol.20, No.5, 2007, pp.1429-1460. ；Minton和SchrandMinton, B.A.,Schrand, C., “The Impact of Cash Flow Volatility on Discretionary Investment and the Costs of Debt and Equity Financing”, , Vol.54, 1999, pp.423-460. )。為了厘清現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)投資的具體作用機(jī)制，本文將于表5中進(jìn)一步驗證：現(xiàn)金流不確定性是否會加劇企業(yè)的融資約束程度?；贖adlock和PierceHadlock, C.J.,Pierce, J.R., “New Evidence on Measuring Financial Constraints: Moving Beyond the KZ Index”, , Vol.23, No.5, 2010, pp.1909-1940. 的方法，本文采用了作為企業(yè)融資約束的代理變量，當(dāng)融資約束程度為最高的1/3時，取1，否則為0。在表5中，本文重點考察了現(xiàn)金流不確定性是否會加劇企業(yè)的融資約束程度。結(jié)果表明，無論是否加入控制變量，_、2_始終在1%水平上對企業(yè)融資約束有顯著正向影響，這進(jìn)一步證實，現(xiàn)金流不確定性會通過形成融資約束來抑制企業(yè)房地產(chǎn)投資。

表5 現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)融資約束

(續(xù)上表)

3不同的現(xiàn)金流不確定性程度與企業(yè)房地產(chǎn)持有

本文進(jìn)一步檢測了不同現(xiàn)金流不確定性程度的影響。我們首先構(gòu)建了高現(xiàn)金流不確定性的變量_，即如果企業(yè)的現(xiàn)金流不確定性1大于且等于其中位數(shù)，則_取1，否則為0。其次將總樣本分成高現(xiàn)金流不確定性企業(yè)與低現(xiàn)金不確定性企業(yè)樣本兩組，分別考察現(xiàn)金流不確定對企業(yè)房地產(chǎn)持有的影響。結(jié)果如表6所示。

表6顯示了高現(xiàn)金流不確定性與低現(xiàn)金流不確定性的分組檢驗結(jié)果。在第(1)、(3)、(5)、(7)列的高現(xiàn)金流不確定性樣本組中，_、2_的系數(shù)皆在1%的水平上顯著為負(fù)，而在第(2)、(4)、(6)、(8)列的低現(xiàn)金流不確定性樣本組中，現(xiàn)金流不確定性(_、2_)對企業(yè)房地產(chǎn)持有率(1、2)具有不顯著正向影響。如表6的第(1)、(2)列示，當(dāng)面對高現(xiàn)金流不確定性時，企業(yè)每增加一單位的現(xiàn)金流不確定性1(_)，就會顯著減少30.30%(-0.040 6/0.134)的企業(yè)房地產(chǎn)持有率1；而當(dāng)面對低現(xiàn)金流不確定性時，企業(yè)每增加一單位的現(xiàn)金流不確定性1(_)，則會不顯著增加10.97%(0.014 7/0.134)的企業(yè)房地產(chǎn)持有率1?？梢姡?的實證結(jié)果進(jìn)一步支持了假說1：現(xiàn)金流不確定性會顯著抑制企業(yè)房地產(chǎn)持有率，現(xiàn)金流不確定性程度越高，企業(yè)房地產(chǎn)持有率越低。此外，當(dāng)企業(yè)面對低現(xiàn)金流不確定性時，現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)投資的資助效應(yīng)可能會占主導(dǎo)，即會鼓勵實體企業(yè)管理層大膽采用更靈活的多元投資策略，譬如進(jìn)入房地產(chǎn)領(lǐng)域或投資更多房地產(chǎn)資產(chǎn)。

表6 高現(xiàn)金流不確定性與低現(xiàn)金流不確定性的分組檢驗

(續(xù)上表)

4.現(xiàn)金流不確定性與不同動機(jī)的企業(yè)房地產(chǎn)持有率

企業(yè)持有房地產(chǎn)出于三種目的：自用房、對外租賃賺取租金、對外出售獲得資本增值。第一種為非投資性房地產(chǎn)，后兩種為投資性房地產(chǎn)，非投資性房地產(chǎn)與投資性房地產(chǎn)在一定條件下可以互相轉(zhuǎn)換。由于中國會計準(zhǔn)則自2006年起才設(shè)置“投資性房地產(chǎn)”會計科目，其定義為：為賺取租金或資本增值，或兩者兼有而持有的房地產(chǎn)?！巴顿Y性房地產(chǎn)”是從2007年起開始統(tǒng)計數(shù)據(jù)，前期數(shù)據(jù)質(zhì)量不太好，因此本文并未將投資性房地產(chǎn)3作為主要的被解釋變量，而是作為企業(yè)房地產(chǎn)持有的替代變量用于進(jìn)一步測試。考慮到企業(yè)持有房地產(chǎn)的兩種主要目的，表7進(jìn)一步考察了現(xiàn)金流不確定性對投資性房地產(chǎn)持有與非投資性房地產(chǎn)持有的影響。在表7中，第(1)、(2)列考察了現(xiàn)金流不確定性對投資性房地產(chǎn)持有3的影響，而第(3)、(4)列考察了現(xiàn)金流不確定性對非投資性房地產(chǎn)持有4的影響。表7結(jié)果顯示，現(xiàn)金流不確定性的系數(shù)皆顯著為負(fù)，這意味著無論以什么方式衡量企業(yè)的房地產(chǎn)投資比例，現(xiàn)金流不確定性都會顯著抑制企業(yè)房地產(chǎn)持有率。

表7 企業(yè)投資性房地產(chǎn)與非投資性房地產(chǎn)

(續(xù)上表)

(三)現(xiàn)金持有會緩解現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有率的負(fù)向沖擊嗎

為了檢驗假設(shè)2，現(xiàn)金持有會緩解現(xiàn)金流不確定對實體企業(yè)房地產(chǎn)持有的負(fù)向沖擊。本文參照Keefe和TateKeefe, M.O’C., Tate, J.， “Is the Relationship between Investment and Conditional Cash Flow Volatility Ambiguous, Asymmetric or Both?”, , Vol.53, No.4, 2013, pp.913-947. 的方法構(gòu)建了如下模型：

(7)

其中，,分別表示企業(yè)和年份,,表示企業(yè)的房地產(chǎn)持有率，,-1表示企業(yè)的現(xiàn)金流不確定性?，F(xiàn)金持有的代理變量包括：_,-1，高現(xiàn)金持有，_,-1，現(xiàn)金流正向流動。,為是否為融資約束企業(yè)的啞變量，當(dāng)該企業(yè)為融資約束企業(yè)時，,等于1，否則為0。,-1×_,-1為現(xiàn)金流不確定性與高現(xiàn)金持有的交互項，,-1×_,-1為現(xiàn)金流不確定性與現(xiàn)金流正向流動的交互項，,-1×,為現(xiàn)金流不確定性與融資約束的交互項。為了減少共線性問題，本文對現(xiàn)金流不確定性、高現(xiàn)金持有與現(xiàn)金流正向流動三個變量的交互項進(jìn)行了去中心化計算。,-1為控制變量，，分別代表行業(yè)和年份的固定效應(yīng)，,為隨機(jī)干擾項。為了避免內(nèi)生性問題，所有解釋變量都滯后一期。具體變量的介紹請見于表1，此處不再贅言。

表8呈現(xiàn)了公式(7)的結(jié)果。本文在表8中分別加入了_,-1，_,-1，,，考察現(xiàn)金持有對現(xiàn)金流不確定性(_、2_)與企業(yè)房地產(chǎn)持有(1)關(guān)系的影響。Panel A結(jié)果顯示，_與2_的系數(shù)項均顯著為負(fù)，表明面臨高現(xiàn)金流不確定性的企業(yè)可能持有更少的房地產(chǎn)資產(chǎn)。由第(3)、(4)列可見，_與2_的系數(shù)都在10%的水平上顯著為正，表明當(dāng)面臨現(xiàn)金流不確定性的企業(yè)上一年的現(xiàn)金流呈正向流動時，企業(yè)會持有更多的房地產(chǎn)資產(chǎn)。在第(7)、(8)列中，_與2_的系數(shù)都在10%的水平上顯著為正，而__、2__的系數(shù)不顯著為正，意味著現(xiàn)金持有可能會削弱現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有的預(yù)防效應(yīng)。這與Almeida等Almeida, H., Campello, M., Weisbach. M.S., “The Cash Flow Sensitivity of Cash”, , Vol.59,2004,pp.1777-1804. ，Minton和SchrandMinton, B.A.,Schrand, C.， “The Impact of Cash Flow Volatility on Discretionary Investment and the Costs of Debt and Equity Financing”, , Vol.54, 1999, pp.423-460. ，Bates等Bates, T. W., Kahle, K. M., Stulz, R. M., “Why Do U.S. Firms Hold So Much More Cash than They Used to?”, , Vol.64, 2009, pp.1985-2021. ，Boyle和GuthrieBoyle, G. W., Guthrie, G. A., “Investment, Uncertainty, and Liquidity”, , Vol.58, 2003, pp.2143-2166. ，Hirth和ViswanathaHirth, S.,Viswanatha, M., “Financing Constraints, Cash-Flow Risk, and Corporate Investment”, , Vol.17, No.5, 2011, pp.1496-1509. ，Keefe 和 TateKeefe, M.O’C., Tate, J.， “Is the Relationship between Investment and Conditional Cash Flow Volatility Ambiguous, Asymmetric or Both?”, , Vol.53, No.4, 2013, pp.913-947. 的實證結(jié)果一致，當(dāng)面臨高現(xiàn)金流不確定性時，一定量的高現(xiàn)金持有仍能保證企業(yè)的投資活動。本文還用聯(lián)合系數(shù)法檢驗了當(dāng)現(xiàn)金流不確定性增加時，高現(xiàn)金持有率與現(xiàn)金流正向流動的企業(yè)會如何改變對房地產(chǎn)資產(chǎn)的投資。第(5)、(6)列中的+=-0031 5與+=-0032 2表明了融資約束企業(yè)在前一年面臨高現(xiàn)金流不確定性時，會持有更少的房地產(chǎn)資產(chǎn)，并都在10%水平上顯著。如果_,-1，_,-1設(shè)為1，=++, 表示高現(xiàn)金持有現(xiàn)金流正向流動低現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有的影響。若_，_,-1，_,-1，設(shè)為1，則=+++++代表高現(xiàn)金持有現(xiàn)金流正向流動高現(xiàn)金流不確定性對融資約束企業(yè)的房地產(chǎn)持有的影響，所以，高現(xiàn)金持有現(xiàn)金流正向流動企業(yè)從低現(xiàn)金流不確定性到高現(xiàn)金流不確定性的房地產(chǎn)持有的變化為-=++，第(7)列中的聯(lián)合系數(shù)為0.109 3，接近顯著為正。同樣地，在第(8)列中，-=++，聯(lián)合系數(shù)為0.111 5，顯著為正。這意味著當(dāng)面臨現(xiàn)金流不確定性時，策略地持有現(xiàn)金能緩解融資約束企業(yè)的投資需要。Panel B考察了現(xiàn)金持有對現(xiàn)金流不確定性(_、2_)與企業(yè)房地產(chǎn)持有(2)關(guān)系的影響，其結(jié)論與Panel A一致。

表8 現(xiàn)金持有對現(xiàn)金流不確定性—企業(yè)房地產(chǎn)持有率的調(diào)解效應(yīng)

(續(xù)上表)

(續(xù)上表)

(續(xù)上表)

(四)進(jìn)一步的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步研究現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有影響的具體作用機(jī)理，本文還分別做了以下的檢驗。

1.“區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異”的影響

一線城市與非一線城市之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、輻射帶動能力、信貸市場完善程度等方面的差異，也可能會影響到非房地產(chǎn)上市公司進(jìn)入房地產(chǎn)市場的程度。王文春與榮昭的研究證實了房地產(chǎn)投資者的“地域偏好”與房地產(chǎn)資產(chǎn)的不可移動性使房地產(chǎn)收益率存在非常大的區(qū)域性差異。因此，本文將總樣本分為了一線城市(北上廣深)與非一線城市兩組，考察了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異對現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)房地產(chǎn)持有關(guān)系的影響。表9結(jié)果表明，相較于非一線城市, 現(xiàn)金流不確定性對一線城市企業(yè)房地產(chǎn)持有的預(yù)防效應(yīng)更明顯，這可能是因為一線城市的房地產(chǎn)持有成本更高。由此，假說3得以驗證。這表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度會加劇現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有的預(yù)防效應(yīng)。

表9 區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異對現(xiàn)金流不確定性—企業(yè)房地產(chǎn)持有率的影響

2.行業(yè)間利潤距離差的影響

工業(yè)組織理論的利潤驅(qū)動假說認(rèn)為，資本總是會從低利潤的地方流向高利潤的地方，若某行業(yè)的利潤高于社會平均水平, 就會有新的企業(yè)進(jìn)入這一行業(yè)。隨著生產(chǎn)能力與資本集聚能力快速擴(kuò)張，實體企業(yè)會出現(xiàn)產(chǎn)能過剩、主營業(yè)務(wù)利潤及資本邊際投資收益率下降等問題，當(dāng)實體企業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)利潤率差距變大時，受跨界套利驅(qū)動，企業(yè)管理層更傾向于轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)資本至房地產(chǎn)業(yè)(Brenner；HarmanHarman,C., : , Chicago:Haymarket Books, 2010. ；謝家智等)。王文春和榮昭也指出, 當(dāng)企業(yè)的現(xiàn)有投資收益率與預(yù)期的房地產(chǎn)收益率差距越大時，企業(yè)放棄原項目的機(jī)會成本越低，企業(yè)越愿意進(jìn)入房地產(chǎn)業(yè)。因此，本文參照王紅建等的方法考察了行業(yè)間利潤距離差對現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)房地產(chǎn)持有關(guān)系的影響。表10結(jié)果表明，_、2_的系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)，這意味著在控制了行業(yè)間利潤距離差因素后，現(xiàn)金流不確定性仍顯著抑制企業(yè)房地產(chǎn)持有率。在10%顯著水平上促進(jìn)1，說明行業(yè)間利潤差越大，實體企業(yè)越愿意投資房地產(chǎn)，即超額收益率確實會驅(qū)動實體企業(yè)跨界投資。然而，_1、_2系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，暗示著考慮了實體企業(yè)與其他行業(yè)利潤距離，現(xiàn)金流不確定性仍對企業(yè)房地產(chǎn)持有率具有顯著負(fù)向影響。

表10 行業(yè)間利潤距離差對現(xiàn)金流不確定性—企業(yè)房地產(chǎn)持有率的影響

3.企業(yè)成熟度的影響

一些早期文獻(xiàn)認(rèn)為企業(yè)年齡與信息不對稱問題緊密相關(guān)，且可以作為融資摩擦的代理變量(Brown等Brown, J.R., Fazzari, S.M.,Petersen, B.C., “Financing Innovation and Growth: Cash Flow, External Equity and the 1990s R&D Boom”, , Vol.64, No.1, 2009, pp.151-185. ；Fee等Fee, C.E., Hadlock, C.J.,Pierce, J.R., “Investment, Financing Constraints, and Internal Capital Markets: Evidence from the Advertising Expenditures of Multinational Firms”, , Vol.22, 2009, pp.2361-2392. ；Hadlock和PierceHadlock, C.J.,Pierce, J.R., “New Evidence on Measuring Financial Constraints: Moving beyond the KZ Index”, , Vol.23, No.5, 2010, pp.1909-1940. ；Brown和PetersenBrown,J.R., Petersen, B.C., “Public Entrants, Public Equity Finance and Creative Destruction”, , Vol.34, No.5, 2010, pp.1077-1088. )。借鑒這些文獻(xiàn)的方法，我們首先構(gòu)建了成熟企業(yè)的變量，即如果企業(yè)年齡超過15年，則取1，否則取0；其次將總樣本分成成熟企業(yè)與年輕企業(yè)樣本兩組，分別考察現(xiàn)金流不確定對企業(yè)房地產(chǎn)持有的預(yù)防效應(yīng)。表11結(jié)果顯示，在控制了企業(yè)年齡因素后，現(xiàn)金流不確定性仍顯著抑制企業(yè)房地產(chǎn)持有率。此外，年輕企業(yè)樣本中現(xiàn)金流不確定性系數(shù)皆在1%水平上顯著為負(fù)，而成熟企業(yè)樣本中現(xiàn)金流不確定性的系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)。由于現(xiàn)金流不確定性變量在兩組回歸中均顯著，因此本文進(jìn)一步基于SUR估計進(jìn)行組間系數(shù)差異檢驗。表12結(jié)果顯示，現(xiàn)金流不確定性_、2_在兩組之間存在顯著差異，值均為0.000 0。上述結(jié)果證實，現(xiàn)金流不確定性對年輕企業(yè)的預(yù)防效應(yīng)更明顯，可能是因為成熟企業(yè)更有能力抵御現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)持有房地產(chǎn)的負(fù)向沖擊。

表11 企業(yè)成熟度對現(xiàn)金流不確定性—企業(yè)房地產(chǎn)持有率的影響

(續(xù)上表)

表12 組間系數(shù)差異檢驗

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)內(nèi)生性問題

雖然我們的假設(shè)與前期相關(guān)文獻(xiàn)的結(jié)論一致(GanGan, J., “Collateral,Debt Capacity, and Corporate Investment: Evidence from a Natural Experiment”, , Vol.85, No.3, 2007, pp.709-734. ；Chaney等Chaney,T., Sraer, D., Thesmar, D., “The Collateral Channel: How Real Estate Shocks Affect Corporate Investment”, , Vol.102, No.6, 2012, pp.2381-2409. ；Keefe和TateKeefe, M.O’C., Tate, J., “Is the Relationship between Investment and Conditional Cash Flow Volatility Ambiguous, Asymmetric or Both?”, , Vol.53, No.4, 2013, pp.913-947. ；Zhao和SingZhao, D., Sing, J.F., “Corporate Real Estate Ownership and Productivity Uncertainty”, , Vol.44, No.2, 2016, pp.521-547. )，并且我們使用了行業(yè)、年份啞變量去控制可能的企業(yè)房地產(chǎn)持有影響因素，但是我們的結(jié)論仍在一定程度上面臨遺漏變量的挑戰(zhàn)。為了緩解遺漏變量對我們結(jié)論的影響，我們借鑒ChenChen, T., “Institutions, Board Structure, and Corporate Performance: Evidence from Chinese Firms”, , Vol.32, 2015, pp.217-237. 、An等An, Z., Li, D.H., Yu, J., “Earnings Management, Capital Structure, and the Role of Institutional Environments”, , Vol.68, 2016, pp.131-152. 、Adhikari和AgrawalAdhikari, B.K., Agrawal, A., “Peer Influence on Payout Policies”, , Vol.48, 2018, pp.615-637. 的方法，使用行業(yè)—年度—城市平均經(jīng)營活動中的現(xiàn)金流占比()作為單個企業(yè)現(xiàn)金流不確定性的工具變量。因為行業(yè)—年度—城市平均經(jīng)營活動中的現(xiàn)金流占比能對所在城市、所在行業(yè)單個公司的現(xiàn)金流不確定性產(chǎn)生直接影響，卻不能直接影響到單個公司的房地產(chǎn)持有率。這種方法能在一定程度上緩解這種不隨時間變化的遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題對本文基本結(jié)論的影響。我們使用了the two-stage least squares(2SLS)與 the generalized method of moment estimation(GMM)方法進(jìn)行回歸檢測。表13的結(jié)果表明了，對_、2_在10%的水平具有顯著正向影響，意味著應(yīng)該是一個有效的工具變量。此外，表13顯示現(xiàn)金流不確定性_顯著抑制企業(yè)房地產(chǎn)持有率，且現(xiàn)金流不確定性的系數(shù)項在2SLS與GMM中并無明顯差異。這說明，雖然本文結(jié)果可能仍受到遺漏變量影響，但我們的基本結(jié)論是穩(wěn)健的。

表13 內(nèi)生性問題之遺漏變量：2SLS and GMM

我們借鑒Zhao和SingZhao, D., Sing, J.F., “Corporate Real Estate Ownership and Productivity Uncertainty”, , Vol.44, No.2, 2016, pp.521-547. 的方法進(jìn)一步測試了企業(yè)房地產(chǎn)持有率隨著現(xiàn)金流變化的動態(tài)調(diào)整，以房地產(chǎn)持有率的同比變動率_1來衡量房地產(chǎn)持有率的調(diào)整值，分別以_、2_的同比變動率_、_2作為其替代變量。表14列示了企業(yè)房地產(chǎn)持有率的動態(tài)變化結(jié)果，現(xiàn)金流不確定性變化的系數(shù)項都是顯著為負(fù)，意味著隨著企業(yè)現(xiàn)金流不確定性的增長，企業(yè)會減少持有房地產(chǎn)資產(chǎn)。這再次證實我們的基本結(jié)論是穩(wěn)健的。

表14 企業(yè)房地產(chǎn)持有率的同比變動率

此外，我們考慮到融資政策對現(xiàn)金流不確定負(fù)向沖擊的影響，于是采用了雙重差分模型(Difference-in-Differences Model)考察了2007年3月頒布的《物權(quán)法》如何通過現(xiàn)金流風(fēng)險影響企業(yè)房地產(chǎn)持有，以進(jìn)一步解決遺漏變量問題。已有文獻(xiàn)提出，在《物權(quán)法》出臺后，擔(dān)保物權(quán)制度改革能提高商業(yè)銀行等金融機(jī)構(gòu)為企業(yè)提供抵押貸款的意愿,增強企業(yè)的融資能力，緩解企業(yè)的融資約束程度。具體而言，《物權(quán)法》能促進(jìn)我國金融信貸發(fā)展，擴(kuò)大抵押物范圍，加強對抵押資產(chǎn)及債權(quán)人權(quán)利的保護(hù)，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)的外部融資(錢雪松和方勝；祁懷錦和萬瀅霖)。本文根據(jù)是否為融資約束企業(yè)設(shè)置處理組和控制組。若企業(yè)為融資約束企業(yè)，則列為處理組樣本, 其余為控制組樣本，為2007，以考察物權(quán)法帶來的外生性沖擊，實證結(jié)果如表15所示。結(jié)果顯示，_1，_2的回歸系數(shù)均在10%水平上顯著為正，這意味著擔(dān)保物權(quán)制度改革有利于提升融資約束企業(yè)的融資能力，降低現(xiàn)金流風(fēng)險對其的負(fù)向沖擊。

表15 物權(quán)法的DID測試

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.改變樣本

為了避免樣本選擇偏誤，除了剔除“金融業(yè)”、“房地產(chǎn)業(yè)”以外，我們還進(jìn)一步剔除了“農(nóng)、林、牧、漁業(yè)”、“采礦業(yè)”、“科學(xué)研究與技術(shù)服務(wù)業(yè)”、“水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)”等行業(yè)。剔除原因如下：“農(nóng)、林、牧、漁業(yè)”、“采礦業(yè)”的企業(yè)會將大量的土地作為生產(chǎn)要素投入生產(chǎn)中；“科學(xué)研究與技術(shù)服務(wù)業(yè)”和“水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)”的企業(yè)多是事業(yè)單位或國有控股企業(yè)?！敖鹑跇I(yè)”與“房地產(chǎn)業(yè)”企業(yè)通常都會被剔除于樣本之外，因為“金融業(yè)”企業(yè)多利用房地產(chǎn)作為經(jīng)營租賃的方式而不體現(xiàn)在金融報表中，而“房地產(chǎn)業(yè)”企業(yè)本身的主營業(yè)務(wù)內(nèi)容就是經(jīng)營房地產(chǎn)。結(jié)果表明，本文的基本結(jié)論是穩(wěn)健的。受限于本文篇幅，實證結(jié)果請見于附錄中表1。

2.改變被解釋變量：ln5

考慮到財務(wù)報表中的歷史成本可能無法反映出房地產(chǎn)資產(chǎn)的市場價值，為了更全面地度量企業(yè)所持有的房地產(chǎn)首次的價值，本文借鑒Chaney等Chaney,T., Sraer, D., Thesmar, D., “The Collateral Channel: How Real Estate Shocks Affect Corporate Investment”, , Vol.102, No.6, 2012, pp.2381-2409. ，Wu等Wu, J., Gyourko, J., Deng, Y.H., “Real Estate Collateral Value and Investment: The Case of China”, , Vol.86, 2015, pp.43-53. 與鐘騰的方法，將房地產(chǎn)資產(chǎn)的賬面價值調(diào)整為市場價值，利用房地產(chǎn)資產(chǎn)的市場價值變量ln5來替代1，代入回歸模型中進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果表明本文的基本結(jié)論是穩(wěn)健的。受限于本文篇幅，實證結(jié)果請見于附錄中表2。

3.改變解釋變量：3_

現(xiàn)金流的劇烈波動于投資者而言，意味著企業(yè)的高風(fēng)險，現(xiàn)金流不確定性與未來現(xiàn)金流折現(xiàn)一樣，會反映在公司的股票價格上。因此，本章借鑒崔也光等的方法，采用最近三個會計年度的標(biāo)準(zhǔn)差做_、2_的替代變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，3_系數(shù)都在1%的水平上顯著為負(fù)，說明現(xiàn)金流不確定性會顯著抑制企業(yè)房地產(chǎn)持有率，支持了本文的結(jié)論。受限于本文篇幅，實證結(jié)果請見于附錄中表3。

六、結(jié)論及建議

現(xiàn)有房地產(chǎn)研究主要圍繞房價上漲與消費、房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長、房價上漲與企業(yè)投資的關(guān)系展開，甚少研究從微觀企業(yè)的角度討論實體企業(yè)持有房地產(chǎn)的內(nèi)在動機(jī)。本文基于我國實體企業(yè)房地產(chǎn)投資熱的背景，較全面地考察了實體企業(yè)持有房地產(chǎn)的內(nèi)在決定因素——現(xiàn)金流不確定性的作用機(jī)理，并進(jìn)一步考慮了高現(xiàn)金持有的預(yù)防性動機(jī)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異等因素的影響。期望厘清房地產(chǎn)行業(yè)與實體行業(yè)之間的關(guān)系，為我國未來的經(jīng)濟(jì)體制改革提供理論依據(jù)。

本文采用2005—2016年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)對現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)房地產(chǎn)持有的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，得到如下結(jié)論。第一，總體上，現(xiàn)金流不確定性對實體企業(yè)持有房地產(chǎn)的預(yù)防效應(yīng)占主導(dǎo)。第二，面對較高現(xiàn)金流風(fēng)險時，持有房地產(chǎn)的實體企業(yè)會增加資金短缺可能性，形成融資約束，因此現(xiàn)金流不確定性的預(yù)防效應(yīng)占主導(dǎo)。而當(dāng)企業(yè)面對低現(xiàn)金流不確定性時，現(xiàn)金流不確定性的資助效應(yīng)可能占主導(dǎo)，它會鼓勵企業(yè)管理層大膽采用更靈活的多元投資策略，譬如進(jìn)入房地產(chǎn)領(lǐng)域或持有更多房地產(chǎn)資產(chǎn)。第三，前一年高現(xiàn)金持有及現(xiàn)金流正向流動會緩解現(xiàn)金流不確定性的預(yù)防效應(yīng)，即策略性持有現(xiàn)金具有一定正向調(diào)節(jié)作用，削弱現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)投資的抑制影響。第四，在一線城市或融資約束企業(yè)中，現(xiàn)金流不確定性與企業(yè)房地產(chǎn)持有行為的關(guān)系可能更為敏感。最后，成熟企業(yè)也能在一定程度上緩解現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)房地產(chǎn)持有率的抑制影響。

根據(jù)本文發(fā)現(xiàn)，我們提出以下建議：對企業(yè)而言，尤其是先進(jìn)制造業(yè)企業(yè)，應(yīng)降低房地產(chǎn)業(yè)務(wù)的債務(wù)負(fù)擔(dān)與經(jīng)營風(fēng)險，將有限的金融資源集中于技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)金融資本和產(chǎn)業(yè)資本的有效融合；應(yīng)客觀地應(yīng)對現(xiàn)金流不確定性的沖擊，管理好現(xiàn)金流不確定性，密切關(guān)注不同城市的金融財政政策和房地產(chǎn)調(diào)控政策，合理規(guī)避“風(fēng)險”；應(yīng)出于預(yù)防性動機(jī)保證合理的現(xiàn)金持有，緩解現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)的合理投資與穩(wěn)健運營帶來的負(fù)向沖擊。對政府及相關(guān)部門而言,應(yīng)促進(jìn)金融資源的合理配置，使行業(yè)間利潤趨于均等化，穩(wěn)定房價，鼓勵企業(yè)從“要素型”向“技術(shù)型”轉(zhuǎn)型，不要盲目跨界投資；應(yīng)繼續(xù)實行“從緊”的房地產(chǎn)調(diào)控政策，但對不同城市應(yīng)實行差別化調(diào)控；應(yīng)制定促進(jìn)高質(zhì)量投資切實可行的各類政策，引導(dǎo)實體企業(yè)合理健康地投資房地產(chǎn)，以推動我國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。