周建軍　周雅婧　董丹亞

摘 要：依據(jù)我國(guó)2009—2020年微觀企業(yè)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型，考量房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果顯示，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比正向影響顯著，對(duì)企業(yè)實(shí)體資產(chǎn)投資占比負(fù)向影響顯著；房地產(chǎn)價(jià)格通過(guò)融資約束效應(yīng)、勞動(dòng)力成本效應(yīng)與套利動(dòng)機(jī)效應(yīng)對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。與西部地區(qū)企業(yè)相比，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)東部、中部地區(qū)的企業(yè)投資結(jié)構(gòu)影響更顯著；與非國(guó)有企業(yè)和中小型企業(yè)相比，房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)國(guó)有企業(yè)和大型企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比的促進(jìn)作用更弱。鑒于此，應(yīng)合理調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格，優(yōu)化企業(yè)融資環(huán)境和投資結(jié)構(gòu)，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞： 房地產(chǎn)價(jià)格；企業(yè)投資結(jié)構(gòu)；高質(zhì)量發(fā)展

中圖分類號(hào)：F293．33 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2023）06-0043-08

一、引 言

黨的二十大報(bào)告明確指出，要堅(jiān)持以推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展為主題，建立現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系，堅(jiān)持把發(fā)展經(jīng)濟(jì)的著力點(diǎn)放在實(shí)體經(jīng)濟(jì)上。我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵時(shí)期，企業(yè)作為建立現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系的主體，其高質(zhì)量發(fā)展是實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要基礎(chǔ)[1]。住房商品化促進(jìn)了房地產(chǎn)市場(chǎng)的迅速發(fā)展，商品房平均銷售價(jià)格從1998年的2063元/m2增長(zhǎng)至2022年的10139元/m2，其持續(xù)增長(zhǎng)使得房地產(chǎn)利潤(rùn)水平遠(yuǎn)高于其他行業(yè)；同時(shí)由于房地產(chǎn)業(yè)與金融體系高度關(guān)聯(lián)，資本的信用擴(kuò)張也提高了金融投資回報(bào)率[2]。在面臨需求緊縮、供給沖擊和預(yù)期轉(zhuǎn)弱多重壓力背景下[3]，企業(yè)更傾向于投資具有高回報(bào)率預(yù)期的產(chǎn)業(yè)，資金開始脫離實(shí)體逆向流入金融和房地產(chǎn)等領(lǐng)域，導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)和金融之間出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性失衡[3，4]。已有文獻(xiàn)大都認(rèn)為，非金融企業(yè)投資金融產(chǎn)業(yè)的普遍現(xiàn)象顯著抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入[5]，給資本投資效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)了負(fù)向影響[6，7]。由于房地產(chǎn)還具有抵押擔(dān)保品的作用，企業(yè)擁有的房產(chǎn)價(jià)值上升可能會(huì)緩解其融資約束。那么房地產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)是否會(huì)對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響？這是值得關(guān)注的問(wèn)題。為抑制經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”，更好地發(fā)揮企業(yè)投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要作用，本文研究房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響，有助于政府進(jìn)行合理調(diào)控，引導(dǎo)企業(yè)投資回流實(shí)體經(jīng)濟(jì)，暢通我國(guó)經(jīng)濟(jì)內(nèi)循環(huán)。

學(xué)術(shù)界關(guān)于影響企業(yè)投資因素的研究主要從經(jīng)濟(jì)政策、企業(yè)內(nèi)部特征與其面臨的融資約束展開。已有研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼[8]、信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[9]、固定資產(chǎn)加速折舊政策[10]、房地產(chǎn)稅和房地產(chǎn)限購(gòu)政策[11]的實(shí)施對(duì)企業(yè)投資規(guī)模均具有促進(jìn)作用。李成等（2021）[12]認(rèn)為貨幣政策對(duì)不同所有制的企業(yè)投資影響存在異質(zhì)性，寬松的貨幣政策會(huì)明顯導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)投資過(guò)度、非國(guó)有企業(yè)投資不足。郭婧（2016）[13]發(fā)現(xiàn)在非國(guó)有企業(yè)中，高管年齡、學(xué)歷、任期、是否變更等與研發(fā)投資存在顯著的正向關(guān)系，而在國(guó)有企業(yè)中，高管學(xué)歷對(duì)是否變更企業(yè)研發(fā)投資的影響不顯著。連玉君等（2010）[14]認(rèn)為企業(yè)面臨的融資約束會(huì)導(dǎo)致其更愿意持有現(xiàn)金流，實(shí)施積極的流動(dòng)性管理政策并減少對(duì)外投資。關(guān)于房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資的影響，大部分研究認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格上漲會(huì)使得實(shí)體企業(yè)將資金投入房地產(chǎn)行業(yè)[7，15]。徐展等（2019）[16]認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格通過(guò)抵押擔(dān)保效應(yīng)改變企業(yè)投資結(jié)構(gòu)。抵押擔(dān)保品價(jià)值上漲能夠帶來(lái)企業(yè)信貸擴(kuò)張，即通過(guò)影響融資能力進(jìn)而影響企業(yè)投資規(guī)模。劉行等（2016）[17]研究發(fā)現(xiàn)管理層為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，傾向于將房地產(chǎn)價(jià)格上漲帶來(lái)的抵押財(cái)產(chǎn)增值部分投入高利潤(rùn)行業(yè)。非房地產(chǎn)企業(yè)增加對(duì)房地產(chǎn)投資會(huì)擠出實(shí)體投資，降低企業(yè)投資效率，導(dǎo)致金融資源的錯(cuò)配。

綜上所述，部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)價(jià)格上漲會(huì)促使企業(yè)投資“脫實(shí)向虛”，但主要圍繞擠出效應(yīng)和抵押擔(dān)保效應(yīng)對(duì)上述影響進(jìn)行研究。房地產(chǎn)價(jià)格上漲帶來(lái)的主營(yíng)業(yè)務(wù)成本增加會(huì)導(dǎo)致企業(yè)抑制對(duì)實(shí)體資產(chǎn)的投資；企業(yè)為追求利潤(rùn)最大化將通過(guò)套利動(dòng)機(jī)增大對(duì)金融資產(chǎn)的投資。鑒于此，選取2009—2020年微觀企業(yè)面板數(shù)據(jù)，將房地產(chǎn)價(jià)格與企業(yè)注冊(cè)地進(jìn)行匹配，從融資約束、勞動(dòng)力成本和套利動(dòng)機(jī)三條路徑分析房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)，為我國(guó)房地產(chǎn)調(diào)控與優(yōu)化企業(yè)投資結(jié)構(gòu)提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）融資約束效應(yīng)

企業(yè)投資資金主要來(lái)源于內(nèi)部積累和外部融資。企業(yè)在籌集外部資金時(shí)存在信息不對(duì)稱，不對(duì)稱程度越高，其面臨的融資約束也越強(qiáng)[18]。而房地產(chǎn)價(jià)值的變動(dòng)會(huì)通過(guò)抵押擔(dān)保渠道影響信息不對(duì)稱程度，進(jìn)而影響企業(yè)融資約束和投資規(guī)模。當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)，企業(yè)擁有的抵押擔(dān)保品升值能夠?yàn)槠溥€款能力提供更強(qiáng)有力的保障，債務(wù)人與債權(quán)人之間的信息不對(duì)稱程度減輕，企業(yè)外部融資成本降低，融資約束隨之緩解，同時(shí)也會(huì)引發(fā)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的變動(dòng)。一方面，出于進(jìn)一步緩解融資約束、取得更多外部融資資金的目的，企業(yè)可能更傾向于投資房地產(chǎn)這類既可進(jìn)行抵押擔(dān)保又可保值增值的資產(chǎn)。另一方面，企業(yè)財(cái)務(wù)壓力的減輕使得經(jīng)營(yíng)投資不足的問(wèn)題得以解決，為擴(kuò)大生產(chǎn)、增強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力和知名度，從根本上緩解融資約束問(wèn)題，企業(yè)可能更傾向于擴(kuò)張主營(yíng)業(yè)務(wù)規(guī)模，對(duì)實(shí)體資產(chǎn)進(jìn)行投資。綜上，房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)會(huì)使企業(yè)投資結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，并通過(guò)融資約束效應(yīng)對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同影響。本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H1 房地產(chǎn)價(jià)格上漲通過(guò)融資約束效應(yīng)正向影響企業(yè)的實(shí)體資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資占比。

（二）勞動(dòng)力成本效應(yīng)

房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)企業(yè)勞動(dòng)力成本會(huì)產(chǎn)生直接影響。一方面，房地產(chǎn)價(jià)格上漲使得勞動(dòng)力居住成本增加，同時(shí)推動(dòng)物價(jià)水平升高進(jìn)而導(dǎo)致工資水平提高。另一方面，房地產(chǎn)價(jià)格上漲又會(huì)促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)和建筑業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，更為豐厚的薪資水平可能會(huì)吸引勞動(dòng)力流入房地產(chǎn)業(yè)和建筑業(yè)，迫使企業(yè)提高工資水平[19]。企業(yè)勞動(dòng)力成本不僅直接影響生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本，還會(huì)改變投資實(shí)體資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的相對(duì)成本，進(jìn)而影響企業(yè)投資結(jié)構(gòu)。具體而言，企業(yè)勞動(dòng)力成本升高導(dǎo)致生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本相應(yīng)升高，若擴(kuò)大再生產(chǎn)，企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力需求的增加會(huì)進(jìn)一步抬高生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本，此時(shí)，企業(yè)投資實(shí)體資產(chǎn)的成本相對(duì)更高，為控制成本會(huì)縮減生產(chǎn)規(guī)模，減少對(duì)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的投資，降低實(shí)體資產(chǎn)投資占比。同時(shí)，為緩解勞動(dòng)力成本提高帶來(lái)的壓力，維持或提升利潤(rùn)空間，企業(yè)可能會(huì)傾向于投資擁有較高回報(bào)率的金融資產(chǎn)，從而提高金融資產(chǎn)投資占比。本文據(jù)此提出以下假設(shè)：

假設(shè)H2 房地產(chǎn)價(jià)格上漲通過(guò)勞動(dòng)力成本效應(yīng)正向促進(jìn)企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比，抑制實(shí)體資產(chǎn)投資占比。

（三）套利動(dòng)機(jī)效應(yīng)

套利動(dòng)機(jī)指當(dāng)不同資產(chǎn)的投資收益率存在差別時(shí)，企業(yè)管理層為追求利潤(rùn)最大化，會(huì)傾向于投資收益率更高的資產(chǎn)。近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)下行壓力持續(xù)增大，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資本利潤(rùn)率呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但房地產(chǎn)行業(yè)的利潤(rùn)率逐年升高。企業(yè)為改善盈利狀況、維持利潤(rùn)水平，投機(jī)套利動(dòng)機(jī)促使其增加對(duì)房地產(chǎn)的投資，減少對(duì)實(shí)體資產(chǎn)的投資。同時(shí)由于房地產(chǎn)行業(yè)與金融體系之間存在較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性[15]，當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)，資本信用擴(kuò)張，金融行業(yè)的投資回報(bào)率升高，企業(yè)的套利動(dòng)機(jī)可能促使其增加金融資產(chǎn)的投資占比。本文據(jù)此提出以下假設(shè)：

假設(shè)H3 房地產(chǎn)價(jià)格上漲通過(guò)套利動(dòng)機(jī)效應(yīng)正向促進(jìn)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資占比，抑制實(shí)體資產(chǎn)投資占比。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

選取2009—2020年滬深A(yù)股上市公司的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)。為滿足研究條件，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下篩選：（1）刪除樣本期間數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的上市公司樣本；（2）刪除樣本期間資產(chǎn)負(fù)債率大于1的上市公司樣本；（3）刪除樣本期間呈現(xiàn)ST類的上市公司樣本；（4）刪除歸類于建筑業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)及綜合類的上市公司樣本；（5）刪除樣本期間新成立并上市的公司樣本；（6）為避免極端值對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，對(duì)企業(yè)層面的連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理。同時(shí)，依據(jù)上市公司樣本的注冊(cè)地將企業(yè)數(shù)據(jù)與房地產(chǎn)價(jià)格數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為金融資產(chǎn)投資占比（FI_ratio）和實(shí)體資產(chǎn)投資占比（PI_ratio）。其中，借鑒杜勇等（2017）[20]的做法，將交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額、發(fā)放貸款及墊款凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額和衍生金融資產(chǎn)定義為金融資產(chǎn)，并將其用總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化，得到企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比（FI_ratio）。借鑒胡寧等（2019）[21]的做法，將固定資產(chǎn)凈額、在建工程凈額、工程物資、生產(chǎn)性生物資產(chǎn)凈額、油氣資產(chǎn)凈額和開發(fā)支出定義為實(shí)體資產(chǎn)，并用總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化，得到企業(yè)實(shí)體資產(chǎn)投資占比（PI_ratio）。兩個(gè)指標(biāo)的計(jì)算公式分別為：

FI_ratio=（交易性金融資產(chǎn)+持有至到期投資凈額+發(fā)放貸款及墊款凈額+投資性房地產(chǎn)凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+衍生金融資產(chǎn)）/總資產(chǎn)

PI_ratio=（固定資產(chǎn)凈額+在建工程凈額+工程物資+生產(chǎn)性生物資產(chǎn)凈額+油氣資產(chǎn)凈額+開發(fā)支出）/總資產(chǎn)

2.核心解釋變量。核心解釋變量為房地產(chǎn)價(jià)格（ln Hprice），采用各地級(jí)市商品房平均銷售價(jià)格來(lái)衡量，并對(duì)其采取對(duì)數(shù)化處理。

3.控制變量。參考已有文獻(xiàn)，引入以下企業(yè)層面的變量作為控制變量：（1）企業(yè)盈利能力（Roa）：凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比值。（2）企業(yè)規(guī)模（ln Size）：企業(yè)的總資產(chǎn)取自然對(duì)數(shù)。（3）現(xiàn)金流量（Cashflow）：企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~與總資產(chǎn)的比值。（4）資產(chǎn)負(fù)債比（Lev）：企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值。（5）企業(yè)上市年齡（ln Age）：樣本年份與企業(yè)上市年份的差值取自然對(duì)數(shù)。（6）企業(yè)成長(zhǎng)性（Growth）：營(yíng)業(yè)收入年增長(zhǎng)率。（7）第一大股東持股比例（Top）：期末第一大股東持股數(shù)與總股本數(shù)之比。（8）市值賬面值比（Mca）：市值與總資產(chǎn)的比值。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。企業(yè)金融資產(chǎn)投資平均占比為0.057，實(shí)體資產(chǎn)投資平均占比為0.260，表明實(shí)體資產(chǎn)在企業(yè)總投資中占有更大份額。企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比的最小值為0，最大值為0.476，實(shí)體資產(chǎn)投資占比的最小值為0.006，最大值為0.800，說(shuō)明不同企業(yè)間的投資結(jié)構(gòu)存在較大差異。

（三）模型設(shè)定

構(gòu)建固定效應(yīng)模型來(lái)分析房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響，計(jì)量模型設(shè)定如下：

FI_ratioit=β0+β1ln Hpriceit+δControlsit+dumt+dumind+uit? （1）

PI_ratioit=β0+β1ln Hpriceit+δControlsit+dumt+dumind+uit? （2）

其中，F(xiàn)I_ratioit和PI_ratioit表示企業(yè)i在t年度的金融資產(chǎn)投資占比和實(shí)體資產(chǎn)投資占比，ln Hpriceit表示企業(yè)i的注冊(cè)地t年度的房地產(chǎn)價(jià)格的對(duì)數(shù)，Controlsit為控制變量，dumt為年份固定效應(yīng)，dumind為行業(yè)固定效應(yīng)，uit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報(bào)告了房地產(chǎn)價(jià)格影響企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（1）和列（2）是分別以企業(yè)的金融資產(chǎn)投資占比（FI_ratio）和實(shí)體資產(chǎn)投資占比（PI_ratio）為被解釋變量，未加入控制變量的回歸結(jié)果，列（3）和列（4）是加入了控制變量的回歸結(jié)果。由表2可知，列（1）和列（3）的系數(shù)均顯著為正，列（2）和列（4）的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)會(huì)對(duì)企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著影響。其中，房地產(chǎn)價(jià)格與企業(yè)的金融資產(chǎn)投資占比呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，與企業(yè)的實(shí)體資產(chǎn)投資占比呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。加入其他控制變量后，房地產(chǎn)價(jià)格每上漲1%，金融資產(chǎn)投資占比升高0.000125，實(shí)體資產(chǎn)投資占比降低0.000482，該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H1。表明房地產(chǎn)價(jià)格上升會(huì)導(dǎo)致我國(guó)實(shí)體企業(yè)投資出現(xiàn)“脫實(shí)向虛”傾向，可能會(huì)通過(guò)緩解融資約束、提高勞動(dòng)力成本和套利動(dòng)機(jī)效應(yīng)提高企業(yè)的金融資產(chǎn)投資占比。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.工具變量。

考慮房地產(chǎn)價(jià)格與企業(yè)投資結(jié)構(gòu)之間可能存在逆向因果關(guān)系，為避免內(nèi)生性情況對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾，借鑒余泳澤[22]的做法，將城市人均建設(shè)用地面積（City_P）作為房地產(chǎn)價(jià)格的工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘法回歸?；貧w結(jié)果如表3所示，列（1）為第一階段的回歸結(jié)果，表示城市人均建設(shè)用地面積與房地產(chǎn)價(jià)格有較強(qiáng)的相關(guān)性，弱工具變量識(shí)別Cragg-Donald Wald與Kleibergen-Paap rk Wald的F值分別為2085.062與1151.657，遠(yuǎn)大于在10%偏誤標(biāo)準(zhǔn)下的16.38的F臨界值，強(qiáng)烈拒絕弱工具變量原假設(shè)。列（2）和列（3）為第二階段的回歸結(jié)果，顯示房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響顯著為正，對(duì)企業(yè)實(shí)體資產(chǎn)投資的影響顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相吻合，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性和可靠性。

2.替換解釋變量。

將商品房住宅銷售價(jià)格（ln Hprice_Z）作為房地產(chǎn)價(jià)格的替換指標(biāo)，對(duì)模型（1）和模型（2）重新估計(jì)，結(jié)果如表4所示。商品房住宅銷售價(jià)格對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比存在顯著的正向影響，對(duì)企業(yè)實(shí)體資產(chǎn)投資占比存在顯著的負(fù)向影響，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性和可靠性。

（三）異質(zhì)性分析

1.區(qū)域異質(zhì)性分析。由于我國(guó)不同地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展水平與金融市場(chǎng)發(fā)展程度等各方面存在著較大的差異，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響可能存在區(qū)域差異性。將樣本分為東、中、西部城市進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性分析，結(jié)果如表5所示。其中，列（1）和列（4）是東部地區(qū)企業(yè)的回歸結(jié)果，列（2）和列（5）是中部地區(qū)企業(yè)的回歸結(jié)果，列（3）和列（6）是西部地區(qū)企業(yè)的回歸結(jié)果。對(duì)于東、中部地區(qū)的企業(yè)，結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致，且由于東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加完善，對(duì)人才的吸引力更強(qiáng)，使得中部地區(qū)勞動(dòng)力成本相對(duì)更高，故中部地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響更為明顯；對(duì)于西部地區(qū)的企業(yè)，房地產(chǎn)價(jià)格上漲幅度非常小，對(duì)其金融資產(chǎn)和實(shí)體資產(chǎn)投資占比的影響均不顯著。

2.企業(yè)異質(zhì)性分析?？紤]國(guó)有企業(yè)擁有的融資渠道更為廣泛、信貸可獲得性更高，以及企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)和資產(chǎn)規(guī)模進(jìn)行異質(zhì)性分析。首先，將樣本分為國(guó)有企業(yè)（SOE=1）和非國(guó)有企業(yè)（SOE=0），在基準(zhǔn)模型中加入代表企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的啞變量SOE、房地產(chǎn)價(jià)格和企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的交叉項(xiàng)ln Hprice×SOE?；貧w結(jié)果如表6列（1）和列（2）所示，變量ln Hprice對(duì)FI_ratio、PI_ratio的回歸系數(shù)和符號(hào)方向的顯著性水平與基準(zhǔn)回歸結(jié)果高度一致。房地產(chǎn)價(jià)格和企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的交叉項(xiàng)（ln Hprice×SOE）對(duì)金融投資占比（FI_ratio）的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明企業(yè)的國(guó)有產(chǎn)權(quán)屬性有助于減弱房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)企業(yè)金融投資占比的促進(jìn)作用。與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)在房地產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)，一方面可以通過(guò)將其擁有的房產(chǎn)進(jìn)行抵押獲得更多貸款，另一方面房地產(chǎn)的升值能夠?yàn)槠髽I(yè)還款能力提供更強(qiáng)有力的保障，從而會(huì)大幅增加金融投資占比并減少實(shí)體投資占比。其次，根據(jù)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的大小進(jìn)行劃分，將資產(chǎn)規(guī)模大于樣本均值的視為大型企業(yè)（Scale=1）；將資產(chǎn)規(guī)模小于樣本均值的視為中小型企業(yè)（Scale=0），在基準(zhǔn)回歸中引入規(guī)模啞變量（Scale）、房地產(chǎn)價(jià)格與規(guī)模的交叉項(xiàng)（ln Hprice×Scale）?；貧w結(jié)果如表8列（3）和列（4）所示，房地產(chǎn)價(jià)格與企業(yè)規(guī)模的交叉項(xiàng)（ln Hprice×Scale）對(duì)金融投資占比（FI_ratio）的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)。結(jié)果表明，大型企業(yè)所面臨的由房地產(chǎn)價(jià)格上漲帶來(lái)對(duì)金融資產(chǎn)占比的促進(jìn)作用要明顯低于中小型企業(yè)。房地產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)，資產(chǎn)規(guī)模大的企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力、信貸可獲得性往往比中小型企業(yè)更強(qiáng)；而中小型企業(yè)出于追求高利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)，相較于大型企業(yè)更傾向于提高金融資產(chǎn)投資占比。

（四）機(jī)制檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸中已證實(shí)房地產(chǎn)價(jià)格上漲會(huì)提高企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比，降低企業(yè)實(shí)體資產(chǎn)投資占比，驗(yàn)證了假設(shè)H1，但其中的影響機(jī)制還需進(jìn)一步研究論證。因此，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[23]的中介效應(yīng)分析過(guò)程，構(gòu)建中介變量，對(duì)理論機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。中介效應(yīng)模型的設(shè)定如下：

FIratioit（PIratioit）=β0+β1ln Hpriceit+δControlit+dumt+dumind+uit （3）

Mit=α0+α1ln Hpriceit+δControlit+dumt+dumind+uit （4）

FIratioit（PIratioit）=γ0+γ1ln Hpriceit+γ2Mit+δControlit+dumt+dumind+uit? （5）

其中，Mi，t為中介變量，其余變量與基準(zhǔn)回歸一致。

1.基于融資約束的中介效應(yīng)分析。為檢驗(yàn)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)是否會(huì)通過(guò)融資約束影響企業(yè)投資結(jié)構(gòu)，本文借鑒Hadlock和Pierce（2010）[24]的測(cè)度方法，構(gòu)建SA數(shù)來(lái)衡量企業(yè)的融資約束水平，計(jì)算公式為：SA=-0.737×（ln size）+0.043×（ln size）2-0.04×age。SA的值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束水平越低。該指標(biāo)根據(jù)公司規(guī)模與年齡構(gòu)建，具有較強(qiáng)的外生性。結(jié)果如表7所示，列（1）和列（2）為模型（3）的估計(jì)結(jié)果，列（3）為模型（4）的估計(jì)結(jié)果，列（4）和列（5）為模型（5）的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)融資約束的影響顯著為正，表明房地產(chǎn)價(jià)格上漲會(huì)緩解企業(yè)面臨的融資約束。企業(yè)的融資約束水平對(duì)金融資產(chǎn)和實(shí)體資產(chǎn)投資占比均具有顯著的正向影響，表明融資約束水平在房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比的影響中具有中介效應(yīng)，即房地產(chǎn)價(jià)格上漲會(huì)通過(guò)緩解企業(yè)融資約束從而促進(jìn)企業(yè)提高金融資產(chǎn)投資占比；融資約束水平在房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)的實(shí)體資產(chǎn)投資占比中則具有遮掩效應(yīng)，即房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)企業(yè)實(shí)體資產(chǎn)投資占比的直接負(fù)向總效應(yīng)，超過(guò)了融資約束對(duì)實(shí)體資產(chǎn)占比的間接正向效應(yīng)，最終表現(xiàn)為：房地產(chǎn)價(jià)格上漲正向促進(jìn)了企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比，負(fù)向抑制了企業(yè)實(shí)體資產(chǎn)投資占比。該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H1。

2.基于勞動(dòng)力成本的中介效應(yīng)分析。為檢驗(yàn)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)是否會(huì)通過(guò)勞動(dòng)力成本影響企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)，本文借鑒沈永建等（2019）[25]的做法，用對(duì)數(shù)化的職工平均薪酬衡量勞動(dòng)力成本（LC），計(jì)算公式為：職工平均薪酬=（支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金-董事、監(jiān)事以及高級(jí)管理人員薪酬總額）/（職工總?cè)藬?shù)-監(jiān)管層總?cè)藬?shù)）。由于企業(yè)監(jiān)管層薪資水平普遍較高，房地產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)企業(yè)監(jiān)管層薪資的影響較小，本文主要關(guān)注企業(yè)普通職工的勞動(dòng)力成本，結(jié)果如表8所示。列（1）為模型（3）的估計(jì)結(jié)果，列（2）為模型（4）的估計(jì)結(jié)果，列（3）為模型（5）的估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)價(jià)格上漲會(huì)顯著增加企業(yè)勞動(dòng)力成本，企業(yè)勞動(dòng)力成本上升又會(huì)顯著降低企業(yè)實(shí)體資產(chǎn)投資占比，結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H2。

3.基于套利動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)分析。為檢驗(yàn)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)是否會(huì)通過(guò)套利動(dòng)機(jī)影響企業(yè)投資結(jié)構(gòu)，本文借鑒王紅建等（2016）[26]的方法，用行業(yè)之間的利潤(rùn)差來(lái)衡量企業(yè)套利動(dòng)機(jī)（Diff_P），計(jì)算公式為：行業(yè)利潤(rùn)差=（金融收益-主營(yíng)業(yè)務(wù)收益）/總資產(chǎn)。其中，企業(yè)金融收益是指實(shí)體企業(yè)投資收益、公允價(jià)值變動(dòng)損益、凈匯兌收益扣除對(duì)聯(lián)營(yíng)和合營(yíng)企業(yè)的投資收益，主營(yíng)業(yè)務(wù)收益是指營(yíng)業(yè)利潤(rùn)與金融收益之差，估計(jì)結(jié)果如表9所示。列（1）和列（2）為模型（3）的估計(jì)結(jié)果，列（3）為模型（4）的估計(jì)結(jié)果，列（4）和列（5）為模型（5）的估計(jì)結(jié)果。列（3）顯示房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)套利動(dòng)機(jī)的影響顯著為正，表明房地產(chǎn)價(jià)格上漲會(huì)提升企業(yè)套利動(dòng)機(jī)。列（4）和列（5）顯示，企業(yè)套利動(dòng)機(jī)對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比具有顯著的正向影響，對(duì)企業(yè)的實(shí)體資產(chǎn)投資占比具有顯著的負(fù)向影響。這表明套利動(dòng)機(jī)在房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響中具有中介效應(yīng)，即房地產(chǎn)價(jià)格上漲會(huì)通過(guò)提升企業(yè)套利動(dòng)機(jī)促進(jìn)企業(yè)提高金融資產(chǎn)投資占比，降低實(shí)體資產(chǎn)投資占比，結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H3。

五、結(jié)論與建議

利用我國(guó)2009—2020年微觀企業(yè)面板數(shù)據(jù)，建立固定效應(yīng)模型研究了房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)論如下：第一，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比存在顯著的正向影響，對(duì)企業(yè)實(shí)體資產(chǎn)投資占比存在顯著的負(fù)向影響，研究結(jié)果穩(wěn)健。第二，房地產(chǎn)價(jià)格通過(guò)融資約束、勞動(dòng)力成本與套利動(dòng)機(jī)三種渠道影響企業(yè)投資結(jié)構(gòu)。其中，勞動(dòng)力成本與套利動(dòng)機(jī)在房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響中表現(xiàn)為中介效應(yīng)，融資約束對(duì)金融資產(chǎn)投資占比表現(xiàn)為中介效應(yīng)，對(duì)實(shí)體資產(chǎn)投資占比表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)。第三，東部地區(qū)與中部地區(qū)的房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)均存在顯著影響，其中中部地區(qū)的影響程度顯著大于東部地區(qū)，而西部地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的影響不顯著。第四，房地產(chǎn)價(jià)格上升時(shí)，企業(yè)的國(guó)有屬性能弱化其對(duì)金融資產(chǎn)投資占比的促進(jìn)作用；與中小企業(yè)相比，資產(chǎn)規(guī)模大的企業(yè)金融資產(chǎn)投資占比的提高幅度較小。

建議：第一，加強(qiáng)宏觀調(diào)控，避免房地產(chǎn)過(guò)熱。政府應(yīng)加大租購(gòu)?fù)瑱?quán)的實(shí)施力度，抑制房?jī)r(jià)過(guò)度上漲；重視長(zhǎng)租房建設(shè)以滿足現(xiàn)有住房需求；堅(jiān)持“房住不炒”政策，促進(jìn)資本回歸主營(yíng)業(yè)務(wù)。第二，優(yōu)化企業(yè)融資環(huán)境，完善我國(guó)金融市場(chǎng)。拓寬企業(yè)融資渠道并改善外部融資環(huán)境，完善我國(guó)信貸市場(chǎng)以滿足融資需求，提高資本配置效率，優(yōu)化企業(yè)投資結(jié)構(gòu)。第三，降低企業(yè)成本，促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。引導(dǎo)勞動(dòng)力合理流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，同時(shí)讓就業(yè)信息透明化以降低勞動(dòng)力成本。進(jìn)一步完善減稅降費(fèi)政策以降低財(cái)務(wù)成本，促進(jìn)企業(yè)對(duì)實(shí)體產(chǎn)業(yè)的投資。第四，加強(qiáng)金融市場(chǎng)監(jiān)管，避免企業(yè)偏離主營(yíng)業(yè)務(wù)。降低企業(yè)面臨的金融風(fēng)險(xiǎn)和套利空間，引導(dǎo)投資進(jìn)入實(shí)體經(jīng)濟(jì)；提高金融投資門檻，促進(jìn)投資收益平穩(wěn)化。

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（責(zé)任編輯：鐘 瑤）

Study of the Impact of Real Estate Prices on the Investment Structure of Enterprises

ZHOU Jianjun1，2， ZHOU Yajing1， DONG Danya1

Abstract：Based on China’s micro enterprise panel data from 2009 to 2020， the fixed effect model is applied to consider the impact of real estate price on enterprise investment structure. The results show that real estate prices have a significant positive impact on the proportion of corporate financial asset investment and a significant negative impact on the proportion of corporate physical asset investment. Real estate prices have an impact on the investment structure of enterprises through financing constraints， labor cost effects， and arbitrage motivation effects. Compared to enterprises in the western region， real estate prices have a more significant impact on the investment structure of enterprises in the eastern and central regions. Compared to non-state-owned enterprises and SMEs， the promotion effect of rising real estate prices on the proportion of financial asset investment by state-owned enterprises and large enterprises is weaker. In view of the research results， real estate prices should be reasonably regulated to optimize the financing environment and investment structure of enterprises and to promote high-quality development of enterprises.

Key words：real estate prices; investment structure of enterprises; high-quality development

收稿日期： 2023-09-23

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（23AJL013）；湖南省社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（1718ZDBM03）

作者簡(jiǎn)介： 周建軍（1974—），男，湖南桃江人，湘潭大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，湖南大學(xué)新型城鎮(zhèn)化與不動(dòng)產(chǎn)研究中心、湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：城市房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)、房地產(chǎn)金融學(xué)。