曹廷求 盛琨

一、引言

1998年7月，我國在《國務(wù)院關(guān)于進一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革加快住房建設(shè)的通知》中明確提出停止住房實物分配〔1〕，標(biāo)志著我國擁有40多年歷史的福利分房制度正式結(jié)束。近年來，伴隨著住房供給商品化的發(fā)展，商品房的市場需求已經(jīng)從單一的消費需求演變?yōu)橄M需求與投資需求共存的局面。同時，商品房銷售價格也呈不斷上漲趨勢，由2000年的2112元/平方米升至2020年的9860元/平方米，尤其是2010年以來，年均上漲接近10%，部分一線城市的漲幅甚至達到20%?！?〕

習(xí)近平總書記曾指出：“中國必須搞實體經(jīng)濟，制造業(yè)是實體經(jīng)濟的重要基礎(chǔ)。”〔3〕在我國房地產(chǎn)價格持續(xù)攀升的大背景下，房地產(chǎn)市場發(fā)展如何影響實體經(jīng)濟受到國內(nèi)外學(xué)者的高度關(guān)注。已有研究發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)價格變化主要通過抵押效應(yīng)和成本效應(yīng)兩個渠道影響企業(yè)的實體經(jīng)濟投資。其中，抵押效應(yīng)是指作為企業(yè)資產(chǎn)的土地與房產(chǎn)價格升高所帶來的抵押品價值改變會提升企業(yè)融資能力并促使其擴大生產(chǎn)投資；〔4〕而成本效應(yīng)是指房價上漲將在推高企業(yè)薪酬待遇的同時，增加土地、廠房以及辦公用房的租賃成本，從而抑制對成本上升較為“敏感”的企業(yè)的投資規(guī)模?！?〕可以看出，自2001年以來，我國企業(yè)的固定資產(chǎn)投資比重總體呈下降趨勢，與商品房平均銷售價格的持續(xù)上升形成鮮明對比。全國層面的數(shù)據(jù)使我們傾向于相信房價的上漲可能在一定程度上對企業(yè)的投資具有“擠出”效應(yīng)。

值得注意的是，盡管學(xué)術(shù)界對于房地產(chǎn)價格如何影響企業(yè)投資已進行了較為深入的探討，但追根溯源，消費者投資性購房這一掀起房地產(chǎn)市場熱潮并導(dǎo)致房價居高不下的根本性因素如何影響企業(yè)行為卻鮮受到關(guān)注。Mian和Sufi指出購房者對于未來房價的上漲預(yù)期促使其低估了貸款違約風(fēng)險，不斷擴張的投資性需求一方面導(dǎo)致了商品房價格持續(xù)攀升，另一方面也為系統(tǒng)性金融風(fēng)險的產(chǎn)生埋下伏筆?！?〕Gao、Sockin和Xiong認(rèn)為住房投資活動所推動的房價上漲不僅帶來了美國在2004—2006年間的經(jīng)濟繁榮，也導(dǎo)致了隨后2007—2009年間嚴(yán)重的經(jīng)濟衰退?！?〕美國的投資性購房對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的影響可見一斑。為抑制房地產(chǎn)泡沫，我國在2016年召開的中央經(jīng)濟工作會議中明確“房子是用來住的，不是用來炒的”的基本定位〔8〕，時隔五年，“房住不炒”仍是房地產(chǎn)調(diào)控的主基調(diào)。那么，當(dāng)前我國“炒房熱”處于何種水平？居民投資性購房如何影響企業(yè)的實體經(jīng)濟投資？房價高企的大背景下，實業(yè)企業(yè)的投資行為又會發(fā)生什么變化呢？

二、理論分析與假說提出

房地產(chǎn)市場發(fā)展如何影響實體經(jīng)濟是一個經(jīng)久不衰的話題。房價上升所產(chǎn)生的抵押效應(yīng)和成本效應(yīng)對實業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)投資可能存在交互作用，最終的影響方向取決于哪種效用占主導(dǎo)地位。這一領(lǐng)域代表性的文獻主要以日本和美國的房地產(chǎn)市場為研究對象。Gan研究發(fā)現(xiàn)，日本土地市場泡沫破裂后，資產(chǎn)抵押價值嚴(yán)重下降的企業(yè)由于受到融資約束而相應(yīng)減小了投資規(guī)模；〔9〕Chaney等人指出，金融危機之前的美國上市公司隨著其不動產(chǎn)價值的提升，更容易獲得貸款并隨之?dāng)U大生產(chǎn)投資?！?0〕國內(nèi)也有學(xué)者采用我國企業(yè)數(shù)據(jù)研究這一問題，但整體上對房地產(chǎn)市場發(fā)展與企業(yè)投資的關(guān)系莫衷一是。

我國商品房按照用途可以分為住宅商品房、別墅和高檔公寓、辦公樓商品房以及商業(yè)營業(yè)用房四類，前兩類的消費群體主要為家庭部門，而第三、四類商品房主要用來滿足商業(yè)需求。在2010—2020年間，住宅商品房的平均銷售價格增長率高達95.94%，而辦公樓與商業(yè)營業(yè)用房的銷售價格漲幅則明顯較低，均在30%左右。〔11〕這一方面說明近年來我國消費者旺盛的“炒房”需求在較大程度上導(dǎo)致了商品房價格持續(xù)攀升，另一方面也反映出企業(yè)可用于抵押貸款的辦公樓及商業(yè)用房價格相對較低的漲幅可能無法有效緩解企業(yè)所面臨的融資約束。換言之，抵押效應(yīng)為企業(yè)帶來的紅利可能并未如預(yù)期所料。此外，較高的商品房價格還會使企業(yè)增加用工成本，即房價上漲會通過生活成本效應(yīng)和閑暇替代效應(yīng)兩個渠道提高當(dāng)?shù)鼐用竦钠骄べY水平?！?2〕本文據(jù)此提出有待檢驗的第一個假設(shè)：

假設(shè)1：2010年以來，我國居民投資性購房對企業(yè)實體經(jīng)濟投資整體呈抑制作用。

我國的土地出讓在較長一段時間內(nèi)都采取協(xié)議出讓的形式，這使得與地方政府有著天然密切聯(lián)系的國有企業(yè)更容易獲得土地的使用權(quán)。盡管從2004年開始施行的“招、拍、掛”制度在一定程度上有利于民營企業(yè)參與競爭，但根據(jù)Chen等學(xué)者整理的我國1998—2012年369個城市上市公司的土地交易數(shù)據(jù)可以看出，持有土地的企業(yè)仍然大多數(shù)為國有企業(yè)?！?3〕可以推斷，在家庭部門投資性購房需求的推動下，房地產(chǎn)價格越高，國有企業(yè)越有可能通過抵押渠道獲得融資，且當(dāng)?shù)盅盒?yīng)和成本效應(yīng)同時存在時，國有企業(yè)受到生產(chǎn)要素成本上升的影響可能越小。此外，房地產(chǎn)行業(yè)投資規(guī)模大、周期長，屬于資本密集型行業(yè)，而國有企業(yè)相較于民營企業(yè)更加寬松的融資環(huán)境使其更容易進入房地產(chǎn)市場〔14〕，從而享受房地產(chǎn)價格上漲所帶來的紅利。本文據(jù)此提出有待檢驗的第二個假設(shè)：

假設(shè)2：相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)實體經(jīng)濟投資受居民投資性購房增加的負(fù)面影響較小。

如果投資性購房將阻礙企業(yè)實體經(jīng)濟投資的假設(shè)成立，面臨房地產(chǎn)行業(yè)高企的進入門檻和持續(xù)下降的實體經(jīng)濟投資回報率，在利潤最大化動機的驅(qū)動下，部分從事實業(yè)生產(chǎn)的企業(yè)很有可能會減少生產(chǎn)投資轉(zhuǎn)而將資金投向收益率更高的行業(yè)。早在20世紀(jì)末期就有學(xué)者發(fā)現(xiàn)部分非金融企業(yè)在投資決策中越來越重視金融渠道的收益。〔15〕張成思和張步曇采用2006—2014年中國A股非金融部門上市公司的半年度數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國實業(yè)投資率在2007年左右達到峰值后持續(xù)下降，而與之相反的是，企業(yè)的金融化投資水平卻穩(wěn)步上行?！?6〕結(jié)合前文分析，我們傾向于認(rèn)為在居民投資性購房需求持續(xù)增加的影響下，我國實業(yè)企業(yè)投資方向會在一定程度上發(fā)生轉(zhuǎn)變?；诖耍疚奶岢鲇写龣z驗的第三個假設(shè)：

假設(shè)3：居民商品房投資性需求的增加將促使實業(yè)企業(yè)擴大金融渠道投資。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取

本文的研究主要涉及家庭部門投資性購房及A股上市公司財務(wù)兩方面數(shù)據(jù)。

綜合前文的分析，我們將商品房的投資性需求定義為消費者寄期于通過低買高賣商品房以賺取利差的購房需求，并將相關(guān)家庭一套以上的房產(chǎn)記為投資性購房。具體采用中國家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CFPS）中2010—2018年24個省份（直轄市、自治區(qū)）①由于CFPS數(shù)據(jù)庫中內(nèi)蒙古自治區(qū)、海南省、重慶市、西藏自治區(qū)、青海省、寧夏回族自治區(qū)及新疆維吾爾自治區(qū)七個地區(qū)的樣本數(shù)量較少，為確保實證結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文在測算人均投資性購房套數(shù)時未包含相關(guān)數(shù)據(jù)。的家庭問卷調(diào)查數(shù)據(jù)對投資性購房水平進行測算。我們首先統(tǒng)計出各區(qū)域符合要求的樣本家庭一套以上的商品房數(shù)量，進而采用地區(qū)總的受訪家庭數(shù)量進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，近似地得到戶均投資性購房套數(shù)Hinv。需要說明的是，由于CFPS數(shù)據(jù)庫每兩年進行一次追蹤調(diào)查，為確保數(shù)據(jù)的連貫性，文中采用前后兩年數(shù)據(jù)的平均值補齊中間間隔年份的缺失值。

在企業(yè)投資方面，本文采用國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）中2010—2018年我國A股上市公司（不含房地產(chǎn)業(yè)、建筑業(yè)和金融業(yè)）相關(guān)數(shù)據(jù)。此外，為保證數(shù)據(jù)的時間跨度和準(zhǔn)確性，刪除了2015年后上市以及帶有ST、*ST標(biāo)識的企業(yè)。通過以上處理，最終得到2044家企業(yè)的17388條數(shù)據(jù)。

（二）計量模型

為檢驗假設(shè)1，本文構(gòu)建以下回歸模型：

其中，Eninvi,t表示i地區(qū)第t期的企業(yè)實體經(jīng)濟投資水平，Hinvi,t表示i地區(qū)第t期的戶均投資性購房數(shù)量。α為常數(shù)項，εi,t為隨機誤差項，同時還控制了地區(qū)與年份固定效應(yīng)。

被解釋變量企業(yè)投資Eninv以當(dāng)期的固定資產(chǎn)、在建工程、工程物資三項之和來衡量〔17〕，并采用期初的總資產(chǎn)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。在設(shè)置控制變量Control時，本文根據(jù)領(lǐng)域內(nèi)的重要文獻，主要從企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模、融資約束、財務(wù)杠桿率以及成長能力四個方面加以控制〔18〕，各變量具體刻畫方式如下：

總資產(chǎn)規(guī)模（Asset）：總資產(chǎn)的自然對數(shù)；

融資約束（Constraint）：經(jīng)營性現(xiàn)金流量/總資產(chǎn)；

財務(wù)杠桿率（Leverage）：總負(fù)債/所有者權(quán)益；

成長能力（Growth）：營業(yè)收入的同比增長率。

此外，為緩解內(nèi)生性問題，本文參考王文春等的做法將解釋變量均進行滯后1期處理。〔19〕

（三）描述性統(tǒng)計

表1為本文主要變量的描述性統(tǒng)計。我們對所有的連續(xù)變量均進行了前后2.5%縮尾處理以排除異常值的影響。在2010—2018年間，樣本家庭戶均投資性購房套數(shù)的區(qū)域均值為0.22套，最大值接近0.5套。此外，幾乎所有企業(yè)在樣本區(qū)間內(nèi)均有投資性支出，且投資規(guī)模占總資產(chǎn)比重的均值為27%；樣本企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的平均對數(shù)值為22.07，實際約為37.31億元；經(jīng)營性現(xiàn)金流量和企業(yè)總資產(chǎn)比值的均值為3%，但從最大值與最小值的比較來看，企業(yè)受到的融資約束差異較大；財務(wù)杠桿率的均值為96%，說明大多數(shù)企業(yè)普遍面臨財務(wù)杠桿率較高的現(xiàn)實問題；營業(yè)收入同比增長率的平均值為17%。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗

（一）居民投資性購房對企業(yè)實體經(jīng)濟投資的影響

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)特點，我們通過Hausman檢驗確定采用面板固定效應(yīng)回歸模型。模型（1）的回歸結(jié)果如表2所示，其中，第（1）列僅控制了地區(qū)和年份，滯后1期的投資性購房Hinv的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)，隨著在第（2）—（5）列中依次添加控制變量，Hinv始終在5%的顯著性水平下與企業(yè)投資負(fù)相關(guān)。

表2 投資性購房與企業(yè)投資回歸結(jié)果

上述回歸結(jié)果說明，家庭部門對商品房的投資性需求的確在一定程度上擠出了企業(yè)的實體經(jīng)濟投資，這可能是因為在成本效應(yīng)與抵押效應(yīng)的共同作用下，生產(chǎn)成本增加帶來的負(fù)面影響占主導(dǎo)地位，即在如工資水平、廠房以及商業(yè)用地的租賃價格等相關(guān)費用支出不斷提高的背景下，企業(yè)減少了實體經(jīng)濟投資。此外，各列中企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)顯著為正，說明規(guī)模越大的企業(yè)生產(chǎn)投資越多，反映融資約束以及財務(wù)杠桿率水平的變量的回歸系數(shù)方向也基本符合直覺。值得注意的是，企業(yè)的營業(yè)收入增長率與生產(chǎn)投資負(fù)相關(guān)，這可能與企業(yè)的投資方向轉(zhuǎn)變有密切聯(lián)系，我們將在后文詳細(xì)探討這一現(xiàn)象。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了確保上述結(jié)論的準(zhǔn)確性，本文分別通過更換解釋變量、更換被解釋變量、將解釋變量滯后2期以及工具變量法四種方法進行穩(wěn)健性檢驗。首先，在界定是否具有投資性購房傾向方面，由于現(xiàn)實中不乏家庭將二套房作為子女的婚房或改善型住房等情況，為了降低這部分干擾，我們假定具有金融產(chǎn)品投資的家庭在房價持續(xù)攀升的大背景下更有可能通過投資于房地產(chǎn)賺取利差。通過對調(diào)查問卷中同時擁有多套房以及金融產(chǎn)品投資的樣本進行篩選，得到縮小范圍后的核心解釋變量Hinv—Fin。在表3第（1）列匯報的結(jié)果中，Hinv—Fin在1%的水平下顯著為負(fù)，回歸結(jié)果的穩(wěn)健性得到驗證。其次，考慮到企業(yè)的長期貸款多用于固定資產(chǎn)或研發(fā)創(chuàng)新支出，在一定程度上能夠反映企業(yè)的生產(chǎn)投資規(guī)模，我們將模型（1）中的被解釋變量更換為企業(yè)長期借款Ldebt，相關(guān)數(shù)據(jù)采用我國A股上市公司當(dāng)年長期貸款金額的自然對數(shù)。第（2）列中Hinv的回歸系數(shù)仍在5%的水平下顯著為負(fù)。此外，盡管采用滯后1期的解釋變量能夠部分緩解內(nèi)生性問題，但非嚴(yán)格外生的解釋變量仍會使回歸結(jié)果有偏。本文繼而采用將解釋變量滯后2期以及將總撫養(yǎng)比的倒數(shù)作為工具變量兩種方法進一步減少內(nèi)生性帶來的影響。在工具變量的選擇方面，考慮到人口結(jié)構(gòu)會對住房需求產(chǎn)生影響，尤其是20—50歲的人群購房需求最高〔20〕，如果人口撫養(yǎng)比增加，則意味著這部分人群所占比例降低，反之亦然。因此，當(dāng)總撫養(yǎng)比的倒數(shù)增加時，社會中的購房需求也會增加，且撫養(yǎng)比并不會直接對企業(yè)生產(chǎn)投資產(chǎn)生影響。第（3）列的回歸結(jié)果顯示，滯后2期的投資性購房對企業(yè)實體經(jīng)濟投資的抑制效應(yīng)較滯后1期時更加明顯。第（4）列為采用面板固定效應(yīng)的IV工具變量法得到的回歸結(jié)果，當(dāng)把總撫養(yǎng)比倒數(shù)的滯后1期和滯后2期作為工具變量時，Hansen J統(tǒng)計量的p值大于0.1，且核心解釋變量的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，驗證了投資性購房對實業(yè)企業(yè)生產(chǎn)投資的“擠出”效應(yīng)。

表3 穩(wěn)健性檢驗

五、影響機制研究

通過前文的研究發(fā)現(xiàn)，居民投資性購房對企業(yè)的生產(chǎn)投資會產(chǎn)生抑制作用，那么這種作用是如何傳導(dǎo)的呢？通常情況下，消費者投資性購房需求的增加會對商品房價格上升起到較大的助推作用〔21〕，隨著購房支出成為家庭部門最主要的支出項目，相應(yīng)增長的社會工資水平會導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本持續(xù)增加，最終使其實體經(jīng)濟投資意愿低迷。我們將這一影響機制總結(jié)為“居民投資性購房增加—房價上升—工資水平上升—企業(yè)實體經(jīng)濟投資減少”。本文采用Baron等的中介效應(yīng)檢驗法來考察投資性購房對于企業(yè)生產(chǎn)投資的抑制路徑〔22〕，并將這一路徑分為兩階段進行檢驗。

模型（2）—（4）用于檢驗“居民投資性購房增加—房價上升—工資水平上升”這一路徑，具體步驟如下：首先，檢驗投資性購房對工資水平的影響，觀察模型（2）中的回歸系數(shù)β1；其次，檢驗投資性購房對商品房價格的影響，觀察模型（3）中的回歸系數(shù)β2；最后，同時檢驗投資性購房和房價對工資水平的影響，觀察模型（4）中的回歸系數(shù)β3和η3。其中，房價變量Hprice采用國家統(tǒng)計局公布的各地區(qū)商品房平均銷售價格的對數(shù)值，工資水平Wage為人均職工薪酬，具體計算方式為我國A股上市公司當(dāng)年的應(yīng)付職工薪酬與員工人數(shù)之比的自然對數(shù)。①數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

需要特別說明的是，由于回歸方程中的被解釋變量較方程（1）發(fā)生了變化，本文相應(yīng)的調(diào)整了控制變量。在對工資水平進行回歸時，參考王曉魯?shù)淖龇?，采用地區(qū)生產(chǎn)總值的增長率GDPrate、地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎豒rban、人口受教育水平Edu以及地區(qū)進出口額占生產(chǎn)總值的比重Open作為控制變量；〔23〕在對房價水平進行回歸時，參考相關(guān)領(lǐng)域內(nèi)重要文獻，將金融機構(gòu)人民幣貸款加權(quán)利率Debtrate、人均實際利用外資額PFDI、地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎豒rban以及人均購買住房面積Psquare設(shè)置為控制變量?！?4〕

表4中第（1）列和第（2）列Hinv的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，意味著投資性購房對房價與工資均存在正向的拉動作用。第（3）列中Hinv與Hprice的系數(shù)也均顯著為正，且Hinv的系數(shù)0.512小于第（1）列中的0.530，說明確實存在部分中介效應(yīng)，驗證了商品房投資性需求在一定程度上通過推高房價進而使企業(yè)員工報酬提高的假設(shè)。為穩(wěn)健起見，我們在第（4）列采用Sobel檢驗判斷中介效應(yīng)的顯著性，結(jié)果顯示Z統(tǒng)計量高度顯著，中介效應(yīng)占比31.318%。

表4 投資性購房、商品房價格與工資水平回歸結(jié)果

接下來，我們進一步采用上述方法驗證了“房價上升—工資水平上升—企業(yè)實體經(jīng)濟投資減少”的影響路徑，回歸結(jié)果如表5所示。

表5 商品房價格、工資水平與企業(yè)投資回歸結(jié)果

六、進一步討論

（一）居民投資性購房對企業(yè)實體經(jīng)濟投資影響的異質(zhì)性

已有研究表明，在房地產(chǎn)價格上漲的同時，無地企業(yè)的融資能力會明顯降低。〔25〕然而，在我國特殊的歷史背景下，國有企業(yè)比民營企業(yè)更容易獲得土地資源，這意味著在抵押效應(yīng)與成本效應(yīng)共同作用于企業(yè)投資時，國有企業(yè)更可能通過抵押土地降低融資約束，即商品房投資性需求對民營企業(yè)投資的“擠出”效應(yīng)更加明顯。為了驗證這一假設(shè)，我們分別對國有企業(yè)與民營企業(yè)進行檢驗?；貧w結(jié)果如表6所示。

表6 企業(yè)性質(zhì)、投資性購房與企業(yè)投資回歸結(jié)果

在第（1）列中，Hinv的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)，說明即便是對于固定資產(chǎn)較多的國有企業(yè)，用工成本的增加仍然在總體上抑制了企業(yè)的生產(chǎn)投資。此外，該回歸系數(shù)的絕對值小于第（2）列中的相應(yīng)數(shù)值的絕對值，即同樣面臨消費者高漲的購房熱情，民營企業(yè)的生產(chǎn)投資受到的負(fù)面影響比國有企業(yè)更大，假設(shè)2得到驗證。

（二）居民投資性購房對企業(yè)投資方向的影響

早在20世紀(jì)90年代，關(guān)于美國實業(yè)企業(yè)“脫實向虛”的討論便已引起了廣泛關(guān)注。經(jīng)濟新常態(tài)下，我國經(jīng)濟發(fā)展的基本特征之一是大部分實體經(jīng)濟尚未找到新的發(fā)展方向，投資收益不斷下滑并導(dǎo)致投資率下行?！?6〕其中，部分因高房價受成本效應(yīng)沖擊的實業(yè)企業(yè)為實現(xiàn)盈利目標(biāo)可能會轉(zhuǎn)而將資金投入回報又高又快的金融業(yè)?！?7〕我們分別從企業(yè)的金融投資規(guī)模以及金融投資收益兩個角度考察企業(yè)的金融領(lǐng)域投資情況。在投資規(guī)模方面，本文采用A股上市公司的交易性金融資產(chǎn)與固定資產(chǎn)凈額的比值進行刻畫，記為Fininv1，以企業(yè)金融渠道所獲利潤占營業(yè)利潤的比例來衡量投資收益Fininv2?！?8〕

表7的回歸結(jié)果顯示，第（1）列和第（2）列中Hinv的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明商品房投資性需求的增加在一定程度上促使了實業(yè)企業(yè)增加金融渠道投資，假設(shè)3得到驗證。

表7 投資性購房與企業(yè)金融投資回歸結(jié)果

七、結(jié)論與啟示

本文利用CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)對我國2010—2018年24個省份（自治區(qū)、直轄市）的家庭部門投資性購房水平進行了測算，并結(jié)合A股上市公司數(shù)據(jù)研究了商品房投資性需求對企業(yè)實體經(jīng)濟投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，居民投資性購房需求越高，企業(yè)的實體經(jīng)濟投資傾向越弱，這主要來自房價上漲進而推動工資水平提升所造成的成本效應(yīng)渠道的影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)，相較于民營企業(yè)，居民投資性購房的增加對國有企業(yè)投資的抑制作用較小。此外，高房價將促使企業(yè)投資由實體經(jīng)濟轉(zhuǎn)向金融渠道。

房地產(chǎn)行業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)在福利房向商品房過渡期間對經(jīng)濟發(fā)展起到了重要的推動作用，但近年來居民投資性購房需求的持續(xù)攀升對經(jīng)濟增長的負(fù)面影響開始顯現(xiàn)。中國人民銀行黨委書記、中國銀保監(jiān)會主席郭樹清曾指出：當(dāng)前房地產(chǎn)市場的核心問題是金融化、泡沫化傾向比較強，很多人通過買房投資，對經(jīng)濟發(fā)展是非常危險的。〔29〕這一方面體現(xiàn)在個人房屋抵押貸款違約風(fēng)險的不斷提升為金融體系穩(wěn)定運行帶來了巨大挑戰(zhàn)，另一方面則表現(xiàn)在商品房金融化程度加深對實業(yè)企業(yè)投資產(chǎn)生的抑制作用。面對被“炒房”不斷推高的職工薪酬和廠房、商業(yè)用地租賃價格，企業(yè)生產(chǎn)投資被嚴(yán)重“擠出”。解決這一問題的關(guān)鍵在于有效地控制家庭部門的商品房投資需求，避免房地產(chǎn)企業(yè)對“地王”和“樓王”等概念炒作向消費者傳遞的錯誤預(yù)期，把維持商品房價格的相對穩(wěn)定作為長期經(jīng)濟增長的重要前提。

同時需要指出，面對房地產(chǎn)行業(yè)的高進入門檻以及實體經(jīng)濟生產(chǎn)的高成本，實業(yè)企業(yè)投資金融化是其面臨融資約束下的理性反應(yīng)，尤其是難以從抵押效應(yīng)中獲益的民營企業(yè)更容易“脫實向虛”。然而，個體的理性選擇并不總意味著整體資源的最優(yōu)配置。從這一角度來看，需要加大力度控制相關(guān)生產(chǎn)要素價格的持續(xù)上漲，深化要素市場化配置改革，掃除要素自由流動的各類障礙，并在此基礎(chǔ)上通過放松對相關(guān)企業(yè)的融資約束為其擴大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模提供必要的政策支持。