企業投資性房地產持有的動因研究
——基于融資約束的視角

文/潘競鑫（武漢大學）

依靠房地產企業發展經濟的模式曾助力我國經濟的高速發展，但是這種發展模式的增長潛力正在不斷衰退。同時房價也隨著房地產企業的快速擴張而不斷攀升，房價中的泡沫因素更是使經濟資源進一步聚集到房地產企業，這不僅繼續強化了經濟對房地產的依賴，而且擠出了實體經濟的資源。我國經濟由此出現脫實向虛的趨勢，產出增速在這種背景下不斷下滑。

微觀層面上房地產企業膨脹和經濟脫實向虛帶來的影響同樣引起關注，2021年上市公司年報披露共計持有上萬億元的投資性房地產，企業大規模持有非生產用途的投資性房地產，而不是進行生產性存貨和固定資產投資。另外，企業普遍面臨融資約束的問題，尤其是中小型企業或民營企業更是融資難融資貴。因此企業在承擔融資約束的情況下仍選擇持有投資性房地產而非進行生產經營投資，這背后的因素值得深入研究。

一、理論研究與假說

本文將投資性房地產作為切入點觀察實體經濟中的企業在房地產企業膨脹和經濟脫實向虛背景下的行為。對于企業持有投資性房地產的機制有兩類解釋:一是房地產作為資產“蓄水池”，持有投資性房地產可以保證流動性，緩解企業融資約束。一方面企業投資的房地產是銀行最為青睞的抵押資產，可以緩解因外部現金流沖擊所導致的資金短缺對企業經營的不利影響，促進實物投資增加;另一方面，持有投資性房地產在房價上升階段可以提高企業的賬面價值，優化企業的資產負債表，從而有效緩解因生產狀況惡化引起的融資約束，降低企業的融資成本。二是進行跨行業套利，尤其在實體經濟收益率下滑時套利活動更為活躍；王紅建等研究發現，市場競爭壓力是實體企業進行跨行業套利的主要驅動因素，而跨行業套利行為顯著降低了實體企業的創新活動，表現為創新抑制效應。宋軍等使用2007-2012年A股上市公司數據研究發現，由于富余效應與替代效應，公司所持有的非貨幣性金融資產和公司的經營收益率之間呈U形關系，而這種U形關系在理財信托類金融資產、投資性房地產和金融機構股權投資方面比較顯著。

根據理論部分可以發現，融資約束對企業持有投資性房地產有兩類影響，一方面融資約束大的企業會通過持有投資性房地產緩解約束；另一方面，融資約束小的企業可能通過加杠桿的方式持有投資性房地產進行套利。因此提出競爭性假設：

假設1：出于信用緩釋動機，融資約束大的企業會持有更多的投資性房地產。

假設2：出于跨行業套利動機，融資約束小的企業會持有更多的投資性房地產。

套利動機下的投資性房地產持有，會受到企業投資主營業務收益率和持有房地產收益率的差異影響。由于企業可以通過抵押的方式避免處置房地產的成本，持有房地產的收益率主要體現在房價變動上。房價上漲幅度越大，企業持有投資性房地產進行套利的動機就越強。因此融資約束較小的企業在全國房價快速上行時期，更有可能利用自有資金或者加杠桿的方式購入更多的投資性房地產，投資性房地產的余額增長速度較快。不同所有權性質的企業在投資性房地產持有上可能具有異質性，我國國有企業由于隱形擔保和信息不對稱問題較民營企業更容易獲得商業銀行貸款；國有企業面臨融資約束小，對資金成本不敏感，更有可能進行過度投資；同時在實體投資收益率偏低缺少投資機會的環境下，國有企業所在部分行業產能過剩效率低下，與房地產業收益率相差甚遠，所以國有企業更有可能將資金配置到投資性房地產中。

由于我國城市房價分化特征明顯，一線城市房價水平遠高于二、三線城市，增速也存在較大差異。而且企業增持房地產可能受當地房價變動影響更大，更傾向于選擇當地房地產，因此企業增持房地產的決策可能與企業所在地房價變動關系同樣密切。因此提出假設3：在房價較快上行時期，融資約束較小的企業會加快購置投資性房地產。

二、研究設計

由于實體經濟的主體是制造業，脫實向虛的趨勢也主要表現在制造業企業投資行為上，因此本研究將制造業企業作為研究對象。選取A股的制造業上市公司作為樣本并選擇2011-2019年區間獲得相關變量的年度面板數據，樣本中剔除投資性房地產數據多年缺失和標注ST的企業，并且對除虛擬變量外的所有連續變量進行上下1%的Winsorize截尾處理。數據來源于國家統計局和CSAMR數據庫。

被解釋變量為投資性房地產余額(Investment Real Estate)，通過年末投資性房地產余額占總資產的比例衡量。

解釋變量融資約束程度（kz）借鑒Kaplan and Zingales(1997)的做法，按以下步驟構建KZ指數：對樣本上市公司各個年度都按經營性凈現金流/上期總資產(CFit/Ait-1)、現金股利/上期總資產(DIVit/Ait-1)、現金持有/上期總資產(Cit/Ait-1)、資產負債率(LEVit)和Tobin'sQ(Qit)進行分類。如果CFit/Ait-1低于中位數則kz1取1，否則取0，其他指標進行相同處理；計算KZ指數，令KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5；采用Logit模型將KZ指數作為被解釋變量對 CFit/Ait-1、DIVit/Ait-1、Cit/Ait-1、LEVit和Qit進行回歸，估計出各變量的回歸系數；運用上述回歸模型的估計結果，我們可計算出每一家上市公司融資約束程度的KZ指數，KZ指數越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。

解釋變量房價上漲速度（ghp），采用商品房價格增速指標，數據來源于35個大中型城市年度商品房平均銷售價格和各省級行政區年度商品房平均銷售價格。如果樣本中企業注冊地為35個大中型城市之一，則直接匹配該城市商品房價格數據；如果企業注冊地非35個大中型城市，則匹配注冊地所在省份平均商品房價格數據。

控制變量中產權性質（Gov）根據披露的實際控制人屬性分為國有企業和非國有企業，此外還包括公司規模（Size）、杠桿水平（Lev）和資產收益率（Roe）等變量。

對于假設1和2，本研究建立固定效應模型和隨機效應模型

reit=αi+β1kzit+govi+β2assetit+β3roeit+β4levit+uit

對于假設3，可以加入融資約束程度和房價增長率的交乘項建立模型

reit=αi+β1kzit+β2ghpit+β3kzit*ghpit+β4 assetit+β5roeit+β6levit+uit

模型使用固定效應模型回歸。Kzit*Pit為上市公司融資約束程度和當期房價上漲幅度的交乘項，該項系數β3表示房價上漲對處于融資約束上市公司的投資性房地產增持行為產生的影響。β3顯著小于0時，表明房價上漲時，相對于融資約束較大的上市公司難以獲得足夠資金購置投資性房地產，融資約束小的上市公司會采取更為激進的行為，加快投資性房地產的購置。各變量具體定義見表1。

表1 主要變量的具體定義

三、實證結果

表2中（1）（3）分別為固定效應模型和隨機效應模型下企業融資約束水平對投資性房地產持有量的影響，（2）（4）分別是在（1）（3）的基礎上加入企業層面和宏觀層面控制變量后的結果，實證結果已控制行業變量和年份變量。本文發現，融資約束水平對于企業投資性房地產持有量具有顯著的正向影響，企業受到融資約束程度越嚴重，越有改善自身融資約束的動機，同時由于房地產具有較好的抵押屬性，企業持有投資性房地產可以提高自身融資能力，進而緩解融資約束程度，符合緩解融資約束的假說。

表2 企業融資約束程度對投資性房地產持有水平的影響

控制變量上，本文發現凈資產收益率越高的企業持有的投資性房地產越少，這是因為企業盈利能力強會將更多資金投資于生產性項目以獲得更多利潤，同時較好的盈利能力也更容易獲得融資機會；規模越大的企業持有的投資性房地產越少，這是因為大規模企業往往本身可抵押資產規模較大，不需要再通過持有投資性房地產的形式緩解自身融資約束。

表3中（1）（3）分別為固定效應模型和隨機效應模型下企業融資約束水平對投資性房地產持有量的影響，（2）（4）分別是在（1）（3）的基礎上加入企業層面和宏觀層面控制變量后的結果。加入房價以及融資約束程度和房價的交乘項后，本文發現融資約束程度對于企業持有投資性房地產的影響仍然顯著，但是融資約束程度和房價的交乘項系數顯著為正，說明在房價上漲越快的地區，融資約束程度對于企業持有房地產的影響會變大，可能是因為在房價上漲和房地產收益率提高的驅使下，融資約束程度較小的企業也開始持有投資性房地產以獲得更高的收益。

表3 企業融資約束程度、當地房價增長率對投資性房地產持有水平的影響

四、研究結論

本文基于融資約束的視角研究企業持有投資性房地產的動因，利用A股2011-2020年間上市公司的財務數據、公司注冊地房價數據和測算的公司融資約束數據進行固定效應和隨機效應的面板數據回歸，檢驗企業融資約束程度對持有投資性房地產水平的影響，以及考慮住房價格上漲是否會對這種關系產生影響，主要得出以下結論。

第一，融資約束程度較大的企業會傾向于持有更多的投資性房地產，因為房地產會通過抵押擔保渠道作用于企業的融資能力，而原本融資約束程度較大的企業中房地產的抵押擔保效應更加顯著，因此信用緩釋的動機是部分企業持有投資性房地產的動因。第二，加入房價上漲幅度和融資約束水平的交乘項后，本文發現房價上漲時，融資約束較大企業的投資性房地產持有比例會提高，進一步說明了企業是通過房地產抵押價值的提升改善自身融資能力，緩解自身融資約束。