投資房地產能夠提升企業資本效率嗎？
——來自中國上市公司的經驗證據

米旭明 劉春雨 李 碩

一、引 言

作為重要的資本性支出，房地產在企業生產經營、投融資中扮演著重要的角色。美聯儲研究報告顯示，美國非金融公司擁有的房地產市場價值高達13.15萬億美元，占企業全部資產的 31.82%(Federal Reserve System，2016)。英國、德國的情況也是如此(Schuur，2016)。近年來，受國際金融市場和各國貨幣政策的影響，企業增加配置房地產資產的趨勢更加明顯。

房地產投資可為企業帶來諸多收益，比如獲得稅收利益(Wheaton，2005)、滿足長期發展戰略(Ali等，2008)、控制長期成本(Schuur，2016)、緩解融資約束(Ali等，2008)、疏解政治壓力等。但其負面影響不容忽視：首先，它可能導致企業家精神的錯配(Li和Wu，2014)，影響經濟持續增長和社會發展。眾所周知，如果將大部分企業家精神配置到生產性活動上，那么企業創新能力和國家競爭力就能夠得到持續發展(周方召等，2013)；如果過多地配置到非生產性活動中，將造成社會福利損失與資源浪費(Wiseman，2015)。其次，房地產占用大量資金，客觀上會擠壓企業的創新投入(鄧博文，2014；王文春等，2014)，阻礙技術進步與產業升級，導致“低技術鎖定”(余靜文等，2015)。再次，金融市場波動時，房地產資產將對企業經營產生巨大沖擊。前美聯儲主席伯南克(Ben Shalom Bernanke)曾深入研究資產價格、企業投資與經濟危機之間的作用機理(Bernanke，1983)。結果表明，房價大幅調整會導致企業負債能力直線下降，投資能力銳減，這將再次沖擊資產價格，由此形成惡性循環，使經濟雪上加霜。期間，持有較多房地產的企業更容易破產。房地產等融資抵押品的大幅貶值及其連鎖反應被認為是造成美國“大蕭條”的“最大元兇”(Bernanke和 Gertler，1995)。日本的研究也得到類似結論，即經濟低迷時，房地產密集度較高的企業將遭受更嚴重的沖擊(Gan，2007)。

目前，學術界對企業房地產投資的研究非常有限(Diop，2013)。Liow 和 Ooi(2014)、Du等(2014)證實房地產投資對公司價值產生負面影響；Rutherford 等(1988)卻發現，當公司宣布成立房地產投資部門時，投資者往往給予正面評價；Yu等(2009)對國際零售業的研究表明，房地產密集度與較高的股票收益顯著正相關。上述研究主要采用事件研究法圍繞公司價值影響展開，相關結論存在一定的矛盾。事件研究法要求事件影響足夠大，能夠顯著影響被研究變量，如果房地產交易行為的影響達不到要求，將影響實證結果。本文從資本效率的角度對企業房地產投資進行普遍和精確地估計，為理解其經濟后果提供一個微觀證據。研究表明：總體上，房地產投資與資本效率改進之間存在倒 U型關系，低投資密集度無法獲得改進效應，高密集度使資本效率進一步惡化。投資不足的上市公司，任何水平的投資都無法改進資本效率；投資過度公司在中等密集度投資能夠獲得改進效應。不同產權背景分析表明，投資傾向方面，僅國有資產管理機構控制的上市公司顯著為正。資本效率方面，在地方國企控制的上市公司中，房地產投資沒有對資本效率產生任何正向影響。在中央國企和國有資產管理機構控制的公司中，房地產投資能夠使投資過度程度短暫下降；在私有產權控制的公司中，房地產投資使投資不足程度持續下降。

本文的主要貢獻為：第一，企業創新研究表明，企業家精神的差異化配置對企業競爭力和經濟增長帶來不同的影響。目前大多數文獻聚焦于企業家精神在生產性活動的配置，缺乏對非生產性活動的考察(周方召等，2013)。本文以資本效率為視角，研究不同控制權背景下企業投資房地產的差異性和持續性影響，為理解企業家精神在非生產性活動中的配置提供一個微觀證據。第二，囿于研究數據，現有文獻使用全部 PPE(Property，Plant and Equipment)進行實證，難以清晰地考察投資性房地產的經濟后果。本文以我國特有的《企業會計準則第 3號——投資性房地產》強制披露數據，考察對資本效率的即期、動態持續性以及差異化影響。該問題的研究不僅能豐富現有文獻，也能為企業的投資決策提供理論支持。第三，研究方法上，本文采用了傾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM)和干預劑量匹配分析(Treatment Dosage Matching Analysis)。這兩個方法不僅能夠較好地解決選擇性偏差和混合性偏差問題，而且可以全面考察因果效應與不同密集度的差異影響，使研究結論更為可信。

二、制度背景與理論分析

（一）研究背景分析

近年來，房價持續攀升已成為眾多經濟體的共同特征，與之相伴的是企業房地產投資的持續增加(榮昭等，2014)。如今，我國擁有投資性房地產的企業數量不斷增多，出售房地產實現盈利的案例也層出不窮。從圖1和圖2可以看出，伴隨著房價上漲，擁有投資性房地產的企業比例不斷上升。2007—2015年，其平均值由 37.62%升至42.2%(不含房地產和金融類公司)。分類統計顯示：在國有資產管理機構和地方國企控制的上市公司中，上升態勢更明顯，分別由39.83%升至56.32%，33.78%升至53.13%。中央國企和私有產權控制的上市公司則呈現先降后升的趨勢。

現有研究主要從以下三方面展開。第一，企業購買和持有房地產的動機。理論上，企業選擇持有房地產資產可能基于以下原因：稅收動機(Wheaton，2005)、發展戰略(Ali等，2008)、政治考慮(Dong等，2012)、特殊生產模式和需求(Du等，2014)、委托代理問題(Liow和Ooi，2004)、管理層薪酬(Coles等，2006)等。第二，房地產資產對公司價值的影響。一些研究發現，持有過多的房地產將損害公司價值與創新能力(Brounen和 Eichholtz，2005；Du等，2014)。第三，房地產與公司戰略的關系。一些研究認為，只有從公司戰略的角度才能更好地理解這個問題。Nourse和 Roulac(1993)提出房地產對公司戰略有八個方面的作用。Ali等(2008)進一步檢驗了這八種戰略作用，發現其中兩種對公司股價有積極影響。O′Mara等(1999)認為企業投資、持有和管理房地產由三個導向決定：市場導向、成本最優導向和戰略導向。Lindholm 等(2006)發現企業通過房地產購買、持有和運營能夠提高利潤。總體上，目前的研究更多地集中于投資動機及其對公司價值的影響。

圖1 我國30個大中城市住宅商品房銷售價格指數

圖2 我國非房地產上市公司投資房地產情況

囿于研究數據，大部分文獻使用企業全部房地產資產進行分析，難以清晰地考察投資行為與影響。以美國為例，公認會計準則(Generally Accepted Accounting Practices，GAAPs)不要求企業對房地產資產進行分類披露，僅規定按照歷史成本計量(Schuur，2016)。所以，美國企業僅披露土地、建筑物的歷史成本及折舊，并不單列投資性資產。我國《企業會計準則第 3號——投資性房地產》(CAS3)明確規定，投資性房地產是指為賺取租金或資本增值以及兩者兼有而持有的房地產，主要包括已出租的土地使用權、持有并準備增值后轉讓的土地使用權、已出租的建筑物。我國上市公司根據 CAS3披露的相關信息為深入理解企業房地產投資提供了絕佳的研究機會。

（二）房地產投資與產權性質

企業投資決策往往受到公司治理的影響。具體而言，信息不對稱和代理問題都對企業投資決策產生重要影響。其中，投資項目的信息不對稱程度決定了代理問題的影響與后果；而與代理問題相關的私人成本與私人收益影響著經理的自利決策(Aggarwal和 Samwick，2006)。由此，經理可能利用信息優勢實施掏空行為，可能追求“平靜生活”而消極工作或偷懶，可能通過無效投資進行“帝國構建”。房地產投資也受到信息不對稱和代理問題的影響，例如一些公司宣稱購買、投資房地產的目的是提升公司形象，改善全體員工的工作環境，以及滿足公司長期擴張的需要(Gibler和Lindholm，2012；Du等，2014)。但是，這也可能是經理使用自由現金進行無效投資的結果。實踐中，房地產投資可能成為經理滿足私利、帝國構建與獲取聲譽的重要方式。

作為公司治理系統中的重要組成部分，產權性質也對投資活動產生重要影響(劉津宇等，2014；繆毅等，2014；潘紅波等，2014；辛清泉等，2007)。具體而言，所有權實際行使主體的差異與最終控制人性質將對投資產生差異影響。這種差異不僅存在于國有和私有產權之間，也存在于不同的國有產權之間。例如，中央直屬企業與地方所屬企業均為國有產權控制，但出于不同的目標利益，在監督和管理方面會存在不同的利益訴求(孫曉華等，2016)。不同的利益訴求在不同的隸屬關系與管理監督方式下，對企業的房地產投資產生差異化影響。

總體而言，一方面中央政府有動機對中央國企實施嚴格的監管，其業績考核、問責和審計制度也比較規范。中央政府也更關注企業主營業務的增長和競爭力，更關注國有資產的保值增值。正因如此，近年來中央政府一直要求央企專注主業，退出房地產領域。另一方面，中央國企不僅能夠從其控制的上市公司中獲得相應股份的現金流權，也能夠通過合并上市公司財務報表獲得業績考核所需的利潤。這使得中央國企的管理層具有充足的積極性實施監管，約束其所控制的上市公司的房地產投資行為。

作為中央政府的代理人，地方政府對所屬企業的監管比較松散。同時，基于公共治理目標和官員晉升的考慮，地方政府具有較強的動機影響企業經營(陳艷利等，2015)。地方政府的利益與房地產市場息息相關(王亞芬，2015)，使得干預動機進一步增強。這是因為，首先涉及房地產交易的地方稅種較多，導致房地產市場的波動對地方稅收產生較大影響；其次，土地財政收入占地方財政比重較大；最后，一些地區的產業布局與房地產業高度相關，相關企業利潤和稅收易受房地產投資的影響。

相對松散的監管與強烈的干預動機在不同的隸屬關系與監管方式下，可能產生不同的影響與后果。具體而言，國有資產管理機構控制的上市公司大多屬于地方國資委管理。地方國資委負責企業領導人員任命和管理、產權管理、財務監督等職責，卻沒有與股份對應的企業現金流權。企業現金流權的缺失，客觀上會進一步削弱地方國資委監督的積極性，加劇代理問題，使企業的房地產投資增加。經理對政治前途的關注使其更可能受到地方官員政績目標的影響，增加房地產投資。地方國企控制的公司雖然與地方政府有著一定的政治關聯，但本質上是間接關聯，其經理在政治升遷上的訴求也比較有限(辛清泉等，2007)。因此，地方官員的政績目標對房地產投資決策的影響可能非常有限。

（三）房地產投資與企業資本效率

房地產投資既可能提高企業資本效率，又可能使其惡化，即存在改進與惡化兩方面效應。改進效應表現為：首先，在信息不對稱條件下，市場不完備導致融資約束的產生(Fazzari等，1988)。于是，企業無法對凈現值大于零的項目進行投資，出現投資不足。相對于投資過度，投資不足對企業的傷害更大。作為一種優質的抵押資產，房地產能夠在一定程度上緩解融資約束。2005年，世界銀行投資環境調查對 58個新興市場經濟體的 28000家企業的跟蹤調查顯示，50%的企業融資抵押品是房地產。英國和德國的研究也得到類似結論(Franks和Davydenko，2008)。因此，房地產資產有助于企業緩解融資約束，改進資本效率。其次，當行業產能過剩時，將出現投資收益率低下和投資過度的窘境(孫曉華等，2016)。此時，企業經常面對“兩難選擇”，即投資凈現值小于零的主業項目，抑或是利潤可觀的房地產。換言之，企業只能在過度投資與無關多元化之間選擇。雖然，持續的主業投資有利于企業競爭力的構建，但將加重投資過度程度，進一步惡化資本效率。房地產投資雖然對長期競爭力產生負面影響，但短期可能改善投資過度。惡化效應包括：首先，房地產投資資金需求量大，客觀上形成對其他項目的擠壓。如果被擠壓的項目關系著企業的競爭力，那么其長期資本效率將會惡化。其次，房地產會增加企業資本效率的波動性。尤其當房地產市場不景氣時，企業投融資能力將隨著房價的調整迅速下降，不斷惡化資本效率。實踐證明，在以銀行為主導的金融體系中，其情況更加嚴重(Chaney等，2012)。上世紀90年代，日本房價大幅調整，土地價格每下降1%，企業投資下降0.08%(Gan，2007)。

基于上述分析，本文擬研究以下問題：房地產投資與公司資本效率改進之間是否存在因果效應？換言之，為優化資本效率的房地產投資能夠實現其目的嗎？不同的產權性質是否導致房地產投資對資本效率的經濟后果出現差異？房地產投資對公司資本效率的影響是否具有動態持續效應？不同投資密集度是否導致差異化的效率結果？

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

CAS3于2007年1月1日正式實施，因此將2007年作為研究起點，選取2007—2015年 A股上市公司為樣本。樣本篩選步驟如下：(1)剔除金融行業公司樣本；(2)剔除房地產行業公司樣本；(3)剔除ST、*ST類公司樣本；(4)考慮不同計量模式的影響，在計算新增房地產投資時剔除采用公允價值計量的35家公司樣本。另外，根據實際控制人不同，將大股東股權性質分為國有資產管理機構控制(MB)、中央直屬國有企業控制(CG)、地方所屬國有企業控制(LG)和私有產權控制(PR)。其中，國有資產管理機構控制包括國務院和地方國有資產管理機構控制的上市公司。這是因為，中央和地方國有資產管理機構不僅在業務上具有統一的管理方式和流程，而且中央相關機構統一負責省級以上相關企業的財務監管和監督稽查工作，并定期公布監管與評價結果。研究數據均來自于WIND數據庫和CSMAR數據庫。

（二）資本效率計量模型與結果

借鑒 Richardson(2006)、辛清泉等(2007)的研究，估算企業理想狀態下的投資水平。然后，使用實際投資水平與理想狀態的資本投資水平之差(回歸殘差)衡量投資過度程度(εi，t大于 0)和投資不足程度(εi，t小于 0)。對εi，t取絕對值，命名為 eabs，表示企業總體非效率投資程度(辛清泉等，2007；劉行等，2013)，模型如下：

其中，Investi，t為第 t年資本投資量；Investi，t-1為第 t-1年的新增資本投資量；Levi，t-1、Sizei，t-1、Cashi，t-1、Growthi，t-1、Agei，t-1和 Reti，t-1分別代表企業 i 第 t-1 年的資產負債率、公司規模、現金持有量、成長性、上市年齡和股票收益率。考慮行業、年度與宏觀經濟的影響，在模型中加入行業與年度虛擬變量。回歸結果顯示，各變量均在 5%及以下水平顯著，且回歸符號與預期一致。

表1 資本效率模型的回歸

（三）模型設計

1. 房地產投資與資本效率的基本檢驗模型

確定資本效率和房地產投資變量后，建立以下檢驗模型：

模型(2)和模型(3)中，因變量 Over、Under分別表示投資過度、投資不足程度，Inv_real表示是否存在房地產投資。考慮到代理問題是影響資本效率的主要因素，參考Richardson(2006)、鐘海燕等(2010)的研究，使用自由現金流(Fcash)、管理費用率(Adm)和大股東占款(Occupy)控制變量，并加入行業、年份和地區虛擬變量。

2. 控制權性質與房地產投資的Logit檢驗模型

在進行因果效應分析之前，我們進一步用 Logit模型考察不同控制權背景對企業房地產投資行為的影響，具體模型構建如下：

其中，下標 i和 t分別代表企業和年份；ηz、ηt、ηind分別代表地區、年份和行業的特定效應。Realinvi，t是企業房地產投資存量變量Inv_real與增量變量Real_inc，參見研究變量定義與說明。Corporatetypei，t是上市公司控制權類型，包括：中央直屬國有企業控制(CG)、地方所屬國有企業控制(LG)、國有資產管理機構控制(MB)、私有產權控制(PR)。影響企業資本投資決策的因素 Xi，t包括：公司規模(Size)、長期負債率(Ldebt)、公司成長性指標(Tobin′s Q)、赫芬達爾指數(Herfindahl-Hirschman Index，HHI)、管理層持股比例(Mhoding)、自由現金流(Fcash)；獨立董事比重(Compos)、第一大股東持股比例(Top1)、是否分紅(Divid)、總經理和董事長兩職合一(Duality)，具體變量定義見表2。

表2 變量定義表

3. PSM模型和方法

在經驗研究中，選擇性偏差與混合性偏差常常對檢驗結果帶來干擾。最理想的方法是采用完全控制協變量的隨機試驗，以此驗證變量間的因果關系(毛其淋等，2014)。但是，現實中難以做到這一點。這是因為研究者通常面對一種反事實框架(Counterfactual Framework)，即在原因不存在的情況下會發生的潛在結果或事實狀態(Guo和 Fraser，2015)。傾向得分匹配方法(PSM)是處理這類問題的有效工具(Heckman等，1997)。因此，本文選擇PSM方法考察因果效應。具體思路為：將觀測期內存在房地產投資的企業作為處理組，不存在房地產投資的企業作為對照組。將兩組企業配對，使其僅在是否存在房地產投資方面存在差異，其他方面無顯著差異，然后使用匹配后的對照組來最大限度地近似替代處理組的“反事實”。通過比較兩組的資本效率差異，確定因果效應。

首先，定義傾向得分值(Rosenbaum和Rubin，1983)，式(5)中D是一個指示變量，D＝1說明存在房地產投資，否則為 0。X是一系列影響房地產投資的因素，即匹配變量或共同影響變量。根據模型(5)，估計每個企業投資房地產的預測概率值，將預測概率值 p(X)相近的企業配對，匹配方法包括最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配。以最近鄰匹配為例，通常是為每個處理組企業(存在房地產投資)配對最相近的對照組企業(不存在房地產投資)。

進一步，計算處理組企業的平均處理效應(Average Effect of Treatment on the Treated，ATT)：

上式中，Y1i和 Y0i分別代表存在或不存在房地產投資時企業的資本效率。為了確保穩健性，本文先后使用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法。

4. 研究變量定義與說明

測度企業的房地產投資：(1)根據投資性房地產余額數據構建房地產投資虛擬變量 Inv_real。當投資性房地產余額不為 0時，Inv_real＝1，即存在投資性房地產，否則Inv_real＝0。(2)測度分年度房地產投資，即分年度新增投資性房地產 Real_inc，由當年投資性房地產原值減去上一年投資性房地產原值計算得出。

四、實證結果及分析

（一）描述性統計

為了消除極端值影響，對主要連續變量進行了1%的Winsorize處理。表3是主要變量的描述性統計。結果顯示，私有產權控制公司中存在房地產投資的比例最低，Inv_real均值為 0.339；國有資產管理機構控制公司比例最高，均值為 0.502。年均新增投資性房地產與總資產比例Inc_rate在地方國企控制的公司中最高，均值為0.005。是否存在房地產投資方面，私有產權控制的公司顯著低于國有資產管理機構控制的公司；中央與地方國企控制的公司并無較大差異。從投資性房地產原值增量的標準差可以看出，國有資產管理機構控制的公司標準差高達 24729.90萬元，大約是私有產權公司的5倍，這表明私有產權控制的公司增量彈性更小。在資本效率方面，投資不足的樣本觀察值(7008個)多于投資過度的觀察值數量(4507個)；投資不足變量的標準差遠小于投資過度變量的標準差。

表3 主要變量的描述性統計

（二）房地產投資與資本效率的基本檢驗

表4是房地產投資與資本效率的檢驗結果。Inv_real系數均在5%以上水平顯著，說明總體上房地產投資能夠顯著影響資本效率。Panel A中，房地產投資(Inv_real)與投資過度程度顯著負相關。可能的原因包括：首先，經營環境的變化和階段性波動導致主營業務的投資收益率顯著低于房地產投資，客觀上能夠提高投資收益。其次，房地產占用大量資金，為了避免外部融資帶來的額外監督和信息披露，經理可能選擇減少其他低效的資本投資(Myers和Majluf，1984)。Inv_real×Fcash交互項結果顯示，房地產投資與過度投資之間的負相關關系沒有改變，存在房地產投資的公司使用自由現金流量過度投資的程度較低。大股東占款(Occupy)與投資過度顯著負相關，可能由于大股東占款導致上市公司資金不足，使過度投資減少(鐘海燕等，2010)。Panel B中，房地產投資與投資不足顯著負相關。同時，投資不足與自由現金流顯著負相關，即自由現金流越少的公司投資不足越嚴重，這與 Richardson(2006)、辛清泉等(2007)和劉行等(2013)的研究一致。Inv_real×Fcash顯著為正，說明投資房地產的公司在面臨資金不足時，將經歷更嚴重的投資不足。大股東占款(Occupy)顯著為負，因為占款較多的大股東通過實物資產轉移來償付，導致公司投資不足程度下降。綜上所述，房地產投資會顯著影響資本效率。下文將分析企業控制權性質與房地產投資的關系。

表4 房地產投資與資本效率的檢驗結果

（三）企業控制權性質與房地產投資的Logit檢驗

進一步，我們從不同控制權性質出發，研究公司投資房地產傾向的差異。表5是投資性房地產存量與增量的Logit檢驗結果。

表5 控制權性質與房地產投資的Logit檢驗

Panel A考察了控制權性質與企業存量房地產投資關系的檢驗。結果顯示，僅國有資產管理機構控制的上市公司投資房地產傾向為正，且在1%的水平上顯著。中央國企控制、私有產權控制的上市公司房地產投資傾向為負，且在 5%的水平上顯著。地方國企控制的上市公司投資傾向為負，但不顯著。Panel B為控制權性質與是否新增房地產投資的檢驗。結果與Panel A基本一致，研究變量的符號均未改變，僅LG和PR的顯著性水平發生變化。可以發現，中央國企控制的上市公司新增房地產投資的傾向為負，且在 5%的水平上顯著。國有資產管理機構控制的上市公司投資傾向仍然在 1%的水平上顯著為正。地方國企控制的上市公司新增投資傾向變得在5%的水平上顯著，私有產權控制的公司投資傾向不顯著。

上述結果說明，私有產權控制公司可能更關注競爭力，其管理效率也更高。堅實的競爭力來自于執著的專業化，因此其對無關多元化的投資可能更加謹慎。我們更關心的是，雖然中央國企、地方國企、國有資產管理機構控制的上市公司均為國有產權控制，但不同的隸屬關系與監管方式對房地產投資決策產生的差異化影響。換言之，中央國企、地方國企和私有產權控制的上市公司并不傾向于擁有投資性房地產，僅國有資產管理機構控制的公司積極地從事房地產投資。

首先，國有資產管理機構控制的公司大多屬于地方國資委管理。根據相關規定，地方國資委主要的監督管理工作包括產權管理、財務監督、企業領導人員任命和管理、監督稽查、企業章程制定和修改的審核等工作。這往往使公司經理必須與政府官員保持更加緊密的聯系，在其政治前途的考量下，也更容易受到地方官員政績目標的影響。當地區經濟增長和財政狀況不佳時，這類企業更可能為了迎合官員需要，加大區域房地產投資，帶動關聯產業增長，改善地區經濟增長狀況。另一方面，與地方政府官員的密切聯系也為這類企業投資房地產帶來便利。其次，已有研究發現，相對于中央國企控制的上市公司，地方國企控制的上市公司受到的監督比較松散，業績也比較差(夏立軍等，2005)。加之地方政府在很大程度上需要依賴這些公司的支持，更有動機放松監管，這會進一步加劇代理問題，使經理的機會主義行為增加。最后，對于國有資產管理機構而言，雖然其直接監督與管理眾多國企，但與股權相對應股利一般直接返還財政部門或地方政府。由此，國有資產管理機構并沒有獲得公司的現金流權，這會在一定程度上削弱監督的積極性，導致比較嚴重的內部人控制。

地方國企控制的公司與地方政府有著一定的政治關聯，但本質上這種關系是間接的，其經理人在政治升遷上訴求也比較有限。因此，地方官員的政績目標對這類企業的房地產投資決策影響有限。中央國企本身受中央政府的直接領導和監督，其經理往往面對嚴格的審計、業績考核與問責，這使得中央國企的經理有動機加強對其控制的上市公司實施監督。同時，現金流權的控制、合并報表對業績考核的壓力緩解都促使中央國企管理層嚴格地約束其控制公司的房地產投資行為。

（四）房地產投資與資本效率的PSM檢驗

本文采用 Logit模型估計傾向得分值，根據得分值相近程度在處理組和對照組之間配對。為了準確估計傾向得分值，在模型中加入公司治理和財務相關變量(Du等，2014)，選出擬合效果最好的一組。變量包括：公司規模(Size)，用總資產的自然對數衡量；長期負債率(Ldebt)，用長期負債合計與總資產的比值衡量；公司成長性指標(Tobin′s Q)，用市場價值與賬面價值的比值衡量；赫芬達爾指數(Herfindahl-Hirschman Index，HHI)，即企業分行業銷售收入占總銷售收入比例的平方和，HHI越大說明業務集中度越高；管理層持股比例(Mhoding)，即管理層持股數與總股數的比值；自由現金流(Fcash)，即經營活動產生的現金流量凈額與當年理想狀態投資額之差除以平均總資產；獨立董事比重(Compos)，即獨立董事占董事會的比例；第一大股東持股比例(Top1)，即第一大股東持股數與總股數的比值。是否分紅(Divid)，衡量公司融資約束情況；總經理和董事長兩職合一(Duality)；外部機構持股比例(Instit)。配對結果顯示，處理組和對照組在可觀測特征中不存在顯著差異，所有觀察值都在共同取值范圍內，匹配變量和方法選取恰當。

表6 房地產投資與資本效率的PSM檢驗

表6考察了房地產投資對總體非效率投資程度 eabs、投資過度 Over和投資不足Under的因果效應。最近鄰、半徑和核三種匹配方法的結果基本一致，個別系數顯著性水平略有差異。房地產投資與企業總體非效率投資程度負相關，并且在 1%～5%的水平上顯著。這說明房地產投資使非效率投資程度降低，資本效率得到改進。在地方國企控制的上市公司中，對資本效率無顯著影響，在中央國企、國有資產管理機構、私有產權控制的公司中影響顯著。在中央國企和國有資產管理機構的上市公司中，影響主要集中在投資過度方面。尤其對于中央國企控制的公司，投資過度減少了 0.03～0.071，且估計系數均通過1%水平的顯著性檢驗。對于私有產權控制的公司，因果效應集中于投資不足方面，程度減少了0.002，顯著水平均達到10%以上。

（五）新增房地產投資與資本效率的PSM檢驗

進一步考察新增房地產投資對資本效率的影響，將投資性房地產原值做差分處理，計算分年度變化值Inv_ince。Inv_ince的取值范圍包括正值、0和負值，分別表示新增、無變化和減少。根據是否新增房地產投資，生成虛擬變量 Real_inc。其檢驗結果如表7所示。

Panel A中，新增投資對資本效率影響顯著，估計系數均通過 5%水平的顯著性檢驗。與表6一致，ATT均為負，說明資本效率在一定程度上得到改進。Panel B和C也是如此，在中央國企和國有資產管理機構控制的上市公司中，新增投資降低了投資過度程度。Panel D和E表明，在地方國企和私有產權控制的公司中，對資本效率無顯著影響。可以認為，對私有產權控制公司的資本效率影響主要集中在投資存量。可能的原因是，投資存量更有助于這類企業改善融資環境，降低融資約束。總之，增量房地產投資對資本效率的改進效應僅存在于中央國企和國有資產管理機構控制的上市公司中，對地方國企和私有產權控制的公司沒有影響。

表7 新增房地產投資與資本效率的PSM檢驗

綜合上述檢驗結果，可以得到如下結論。

第一，在投資傾向方面，中央國企、地方國企和私有產權控制的公司并不傾向于進行投資性房地產業務，僅國有資產管理機構控制的公司積極地從事房地產投資。雖然中央國企、地方國企、國有資產管理機構控制的上市公司均為國有產權控制，但不同的隸屬關系與管理監督方式對企業房地產投資傾向產生差異化后果。直接監管抑或代理監管、現金流權控制、合并上市公司財務報表利潤、上市公司管理層任命與管理、地方官員的政績目標等多種因素共同影響了上市公司的房地產投資決策，從而產生差異化的結果。在地方國企控制的公司中，房地產投資對資本效率沒有產生任何改進效應，即企業在這類投資中沒有獲得有效的經濟利益流入。大量投資房地產的事實與資本效率的負面后果說明，該類企業的投資決策可能更多地受到地方政府的經濟目標、地區產業布局、代理問題的影響。資本效率的殘酷后果、無關多元化的負向影響都將給這類企業帶來更大的風險。

第二，在資本效率方面，在地方國企控制的上市公司中，房地產投資沒有對資本效率產生任何正面影響，即企業在這類投資中沒有獲得有效的經濟利益流入。在中央國企和國有資產管理機構控制的公司中，房地產投資對資本效率存在一定的改進效應，主要表現為投資過度程度的下降。可能的原因是，這類企業的主營業務收益率較低，甚至為負。于是，將資金從主營業務轉移到房地產投資中自然能夠獲得更高的資本效率。特定時期內，受經濟形勢和行業產能過剩等多方面影響，企業可能面臨投資過度與無關多元化的兩難選擇。“兩害相權取其輕”，最終一些企業投資房地產以提升資本效率。但是，這些與戰略無關的房地產投資將在一定程度上損害公司競爭力。此外，房地產投資往往導致自由現金流量明顯下降。為了減少中央國企和國有資產管理機構的額外監督，經理也可能主動減少其他低效的資本投資(Myers和 Majluf，1984)，客觀上也能夠改進資本效率。

第三，對于私有產權控制的企業，投資存量對投資不足的改善可能與融資約束有著密切的關系。眾所周知，融資約束已成為我國民營企業發展的主要制約因素(鄧可斌等，2014)，其產生的原因是信息不對稱導致的市場不完備(Fazzari等，1988)。在以信貸為主要融資方式的金融體系中，這種問題更加嚴重(戰明華等，2013；李莉等，2015)。由于面臨較大的不確定性和信息不對稱，很多融資抵押物都難以獲得金融機構的青睞。這樣，房地產自然成為一種優質抵押品，受到金融機構的歡迎。擁有投資性房地產的企業往往更容易獲得貸款，使投資不足程度下降，尤其在房價不斷攀升的時期。

五、進一步研究：持續影響與干預劑量匹配

前述研究分析了投資存量與增量對資本效率的影響。結果顯示，不同產權背景下，房地產投資與資本效率的因果效應存在顯著差異。但是，這種效應是否具有持續性？另外，如果房地產投資能夠改進資本效率，那么這種改進效應存在的區間范圍是什么？換言之，房地產投資的邊際資本效率收益是如何變化的？進一步，本文將分析動態持續影響以及投資密集度的差異影響。

（一）房地產投資對企業資本效率的動態持續影響

為了避免可能出現的數據左側刪失(Left Censoring)問題(Khandker等，2010)，本文選取了2008—2015年出現的投資性房地產的樣本，共獲得1851家公司的11928個觀測數據。這是因為我們無法獲知 2007年之前的情況，如果包含 2007年存在房地產投資的樣本，就可能低估持續效應。動態持續影響檢驗結果如表8所示。

表8 房地產投資對企業資本效率的動態持續影響

表8第(1)、(2)、(3)列的結果顯示，房地產投資與總體非效率投資程度、投資過度和投資不足均呈現顯著的負向因果關系。隨著持續期的延長，顯著性水平基本一致，說明存在持續效應。第(4)列檢驗了對中央國有企業和國有資產管理機構控制企業投資過度的影響。隨著持續期的增加，改進效應基本消失，說明不具有持續效應。第(5)列是對私有產權控制企業的檢驗結果。可以發現，負向因果關系具有持續影響，且顯著性水平在持續期內有所增加。

（二）房地產投資密集度與企業資本效率

上文研究發現持續影響僅存在于私有產權控制的上市公司中。那么，投資密集度是否會對資本效率產生差異化影響？對該問題的深入考察有益于更全面系統地評估房地產投資的經濟后果，同時也具有重要的現實意義。本文將采用干預劑量匹配分析考察不同投資密集度對資本效率的影響。

通常，大多數PSM研究只涉及一個處理組和一個對照組，但在實際研究中可能出現多于兩種狀態的情況，這就需要采用干預劑量匹配分析(Guo和 Fraser，2015)。下文使用基于多分類 Logit模型的多平衡值劑量建模方法，利用傾向值匹配研究不同干預劑量狀態的影響。投資密集度(干預劑量)變量采用企業新增投資次數衡量。根據2007—2015年分年度投資性房地產原值，計算分年度新增投資數據，統計得到企業投資次數。依據樣本分布情況定義干預劑量變量，共分為四組：0、低、中、高。0組為 8年間沒有新增投資性房地產的公司，共1385家，樣本數量7689個，占總樣本68.19%。低劑量組由280家投資次數為1的公司組成，共1751個樣本。投資次數為2和3的公司組成中劑量組，共 175家公司，1231個樣本。投資次數為 4～8次的為高劑量組，共80家公司，605個樣本。

表9 投資密集度描述性統計

使用多分類Logit模型估計一般化傾向值(Guo和Fraser，2015)。針對4種處理狀態，對每個樣本生成 4個一般化傾向值。計算特定傾向值的倒數，將其作為劑量分析中的抽樣權重。也就是，e(Xk,d) = pr(D = d|X =x)為具有觀測協變量x下成員k接受d劑量干預的一般化傾向值；1 /e(Xk,d)為成員k的抽樣權重。然后，使用多元回歸分析檢驗差異。表10結果顯示，低劑量組第(1)和(2)列中，估計系數為負，第(3)列中系數為正，但均不顯著。中劑量組中，第(1)和(2)列的估計系數均為負，顯著水平達到 1%以上；第(3)列系數為負，不顯著。高劑量組中，第(1)列估計系數為正，不顯著；第(2)和(3)列顯著為正。為確保穩健性，以新增房地產投資價值占總資產價值比例衡量投資密集度，重復上述檢驗，得到了另外一組結果，與表9基本一致。綜合上述結果，可得到以下結論：房地產資產的交易特征與稅費結構使得低投資密集度難以獲得顯著收益，無法改進資本效率。對于投資過度的企業，中等密集度的投資可以改進資本效率，但隨著投資的增加，改進效應不僅消失而且迅速轉為惡化。對于投資不足的企業而言，任何密集度的投資均無法改進資本效率，同時高強度投資的惡化效應非常顯著。總體上，房地產投資與企業資本效率改進之間存在倒U型關系，改進效應僅存在于投資過度企業的中等密集度投資。

表10 投資密集度與資本效率的檢驗

六、研究結論與建議

一直以來，非房地產企業的房地產投資行為受到普遍擔憂和廣泛批評。本文的目的在于就房地產投資對企業資本效率的影響進行研究。歸納起來，主要結論如下。

第一，在投資傾向方面，中央國企、地方國企和私有產權控制的公司并不傾向于開展投資性房地產業務，僅國有資產管理機構控制的公司積極地從事房地產投資。中央國企、地方國企、國有資產管理機構控制的上市公司均為國有產權控制，但不同的隸屬關系與管理監督方式對企業房地產投資傾向產生差異化后果。直接監管抑或代理監管、現金流權控制、合并上市公司財務報表利潤、上市公司管理層任命與管理、地方官員的政績目標等因素共同影響了上市公司的房地產投資決策，從而產生差異化結果。

第二，在資本效率方面，在地方國企控制的上市公司中，房地產投資沒有對資本效率產生任何正面影響，即企業在這類投資中沒有獲得有效的經濟利益流入。在中央國企和國有資產管理機構控制的公司中，房地產投資對資本效率存在一定的改進效應，主要表現為投資過度程度的下降。但是，這種改進效應不具有持續性。可能的原因是，與房地產投資相比，這類企業的主營業務收益率較低，甚至為負。將資金從主營業務轉移到房地產投資中自然能夠獲得更高的資本效率。但是，將資金投入與主業無關的房地產中，在一定程度上損害了公司競爭力，因此無法獲得持續的改進效應。私有產權控制的公司中，房地產投資能夠持續降低投資不足的程度，但僅局限于存量投資。作為一種優質抵押品，存量房地產可能更受金融機構的青睞。伴隨著近年來房價的持續攀升，存量投資能夠不斷緩解這類企業的融資約束，改善融資環境。

第三，總體上，房地產投資與企業資本效率改進之間存在倒 U型關系，改進效應僅存在于投資過度企業的中等密集度投資。低投資密集度無法獲得效率改進，高密集度又將使資本效率更加惡化。尤其對于投資不足的企業，任何密集度的投資都無法提升資本效率，且高密集度投資的惡化效應非常顯著。

因此本文提出以下建議。首先，眾多企業投資房地產的典型事實與資本效率的經濟后果表明，通過房地產投資改進資本效率的行為往往事與愿違，還將承受無關多元化和代理問題帶來的負面影響。故要積極引導企業認真審視房地產投資蘊含的風險與經濟后果，充分重視房地產市場的波動性影響，根據市場環境和自身情況優化投資結構。

其次，融資約束已成為制約眾多私營企業發展的主要障礙，同時也很可能是眾多民營企業投資房地產的初衷。這就要求堅持金融市場化的改革，充分發揮金融市場在資源配置過程中的決定性作用，消除金融體系中的資源錯配，從根本上解決金融抑制問題。通過建立健全多層次資本市場，改變投融資過度依賴信貸體系的現狀，鼓勵和支持各類金融機構、風險投資機構和民間資本對企業的投資力度，為企業投資實業提供良好的金融環境。

最后，一定時期內，行業產能過剩、主營業務投資機會匱乏、融資約束都可能促使企業投資房地產。但是，能否獲得資本效率的改進與投資密集度、資產價格息息相關。長期而言，企業房地產投資熱潮引發的企業家精神錯配，將抑制企業的技術發展，甚至產生“低技術鎖定”效應，影響行業技術進步和產業升級。所以，有必要加快改善企業投資環境，通過優化經濟增長方式和調整市場結構等多種措施，扭轉產能過剩行業的投資現狀，引導企業家精神更多地配置到生產性活動中，最終實現企業自發驅動型地投資主業，深耕主業。