企業地產投資對企業技術創新的影響
——基于政府和市場的雙重動機分析

黃大禹，謝獲寶，鄒夢婷

（1.清華大學經濟管理學院，北京 100084；2.武漢大學經濟與管理學院，湖北武漢 430072；3.武漢理工大學經濟學院，湖北武漢 430070）

1 研究背景

目前，中國經濟已步入高質量發展階段，依賴傳統生產要素的經濟增長模式已逐漸式微，驅動經濟發展須需轉變增長方式。毋庸置疑，技術創新理應成為中國經濟發展的關鍵抓手。企業作為資源配置的基層組織，既是激發市場主體活力的基本載體，也是增強新動能的重要支撐。隨著中國實體經濟的不確定性日益增加［1］，中國企業的資本投資方向呈現出“脫實向虛”的趨勢［2］。在眾多表現中，實體企業對房地產投資的偏愛格外引人注意。

實體企業涉足房地產投資將不可避免地對企業的技術創新產生影響。技術創新具有高度不確定性以及回報周期較長的特點，這與房地產投資的金融屬性有著較大差異，但兩者均屬于資金密集型業務。許多學者認為，實體企業熱衷房地產投資會產生擠占效應，即在利潤“剪刀差”作用下，實體企業對房地產投資的偏愛，會使其從研發創新中抽離資金用于地產投資。這顯然會抑制企業研發創新的積極性［3］。不僅如此，擠出效應還會提前鎖定大量可用資源，導致企業用于技術創新活動的投入受到更大限制［4］。

當然，也有部分學者認為，實體企業地產投資也有可能反哺技術創新。一般來說，企業技術創新對資金支持極度敏感，企業從事創新活動易陷入融資約束困境［5］。企業可以通過房地產投資性“窖藏”資金，亦能產生抵押效應從外部融資，平滑企業技術創新投入。此外，從房地產投資中獲取的超額回報還可以延展企業可用資源邊界，刺激實體企業技術創新的發展。上述觀點可以被概括成擠入效應。

本文將依據“房地產投資—技術創新”的研究邏輯，討論兩個問題：第一，何種因素驅動了實體企業投資房地產，進而影響了技術創新；第二，實體企業房地產投資通過何種因素發生作用，進而對技術創新活動產生影響。為了驗證擠入效應和擠占效應的真實性，本文構建了中介效應模型進行檢驗，試圖厘清其中的運行機制。

2 文獻綜述與研究假說

盡管許多文獻都強調實體企業投資地產不利于企業的技術創新活動，然而對于二者關系影響后效的考察不能夠深刻地揭示出經濟效應背后深層次的驅動機制以及發生作用的傳導機制。本文深入研究了企業地產投資的動因，不再糾結于實體企業地產投資帶來的負面影響，這種思路可以更加深入地考察到其中的本質。

目前，中國以地區生產總值（GDP）作為衡量考察及評價各級地方政府官員的主要依據，在地方GDP 較之標尺范圍內其他可比地區增速明顯的情境下，主政地方官員在之后時序中更有幾率得到上級正面的評價［6］。然而在出現地方GDP 增長速度較之于標尺范圍內其他地區顯著緩慢情境下，對應該地主政官員獲得進一步提升入場券的概率顯著降低。面對規則明晰的中央政府所劃定的基準且較為剛性的指標管理，各級地方政府以此為底線展開層層加碼的競奪，即“晉升錦標賽”激發了地方政府發展經濟的熱情。顯然，地產行業是為數不多的能為地方經濟快速注入“強心針”的行業。明確的中央政府意志以及地方官員為了向上級展現自身不俗能力所強加于自身的砝碼使得地方政府在決策時，對于見效慢、影響效應較為長期的項目關注不多；對于能夠較短時間、較大程度有效拉動地方GDP 的項目傾注更多關注。符合地方政府對于短期內能夠實現GDP 有利拉升的項目將會得到政策資源惠及，地方政府轄域內微觀企業為了得到政府更多資源的注入，有動機迎合地方政府訴求，進行房地產投資。因此，本文提出以下假說：

假說1：地方政府的經濟考核壓力將驅動企業投資房地產，從而抑制了企業的技術創新。

中國實行財政分權之后，地方政府在得到分權所帶來一系列自由度的同時，預算內收入往往不能夠全范圍覆蓋所在轄區各項財政支出。在預算內緊張的財務狀況下，預算外收入比如土地財政及衍生地鼓勵企業進行房地產投資成為青睞選項。在分稅制下，增值稅和所得稅主要部分歸中央政府，這加劇了地方政府的土地財政現象［7］。地方政府出讓土地使用權及相關稅費收入在“營改增”政策出臺前所獲得的收益較為可觀，為了更為有效地充盈地方財政，繼而在錦標賽下贏得進階的入場券，地方政府往往出于財政收入的目的支持企業上馬房地產投資業務，因此，本文提出以下假說：

假說2：地方政府的財政分權程度會驅動企業投資房地產項目，從而抑制了企業的技術創新。

無論企業想要從事何種經濟活動，都受制于自身的資源邊界。若企業面臨較為寬松的資源邊界，那么企業的投資活動強度可能會越大；若企業的資源邊界約束較為緊張，則企業的投資活動力度可能會減小。上述推論，同樣適用于企業的科技研發活動。實體企業自身的資源邊界存在二重性，即科技創新活動的資源邊界小于房地產投資的資源邊界。當前，中國經濟“降速換擋”，全球經濟低迷，實體業務的發展空間被嚴重擠壓，進一步拉大了房地產投資活動與技術創新活動之間的差距。故而，金融部門擴張抑或寬松的貨幣供給，都會驅動實體企業的房地產投資獲取更多的資金支持，而科技創新活動卻很難獲得支持。基于前述分析，本文提出以下假說：

假說3：無論是金融部門擴張還是寬松的貨幣供給，都能為實體企業的房地產投資提供資源支持，而實體企業的技術創新活動依舊會受到資源約束。

實體企業地產投資影響技術創新的路徑研究并不多。歸納現有文獻，本文圍繞以下兩類渠道機制路徑展開系統剖析與深入探討：

技術創新投資與房地產投資同樣具有周期長、投入大等內生特點，但是技術創新與房地產投資相對比下，轉移成本高、不易作為優良信貸抵押品的固有劣勢凸顯。企業作為理性的決策主體，在投入企業物力以及人力時，會將前述兩種投資類別納入決策框架，出于風險與收益綜合考量，更有可能選擇房地產項目而非技術創新［8］，擠占效應因而產生。

企業主營業務外進行房地產投資為企業帶來了快速且豐厚的收益，優化利潤表的同時卻逐步偏離主業，無益于企業核心競爭力培育，也放大了財務風險。具體而言，主業非房地產開發的企業投身于資金密集度高的涉房項目后，企業內部以及從外部融通而來的現金大比例出配置到房地產具體項目中，這無疑對于企業用來周轉及經營的現金流造成沖擊。進一步地，地產行業泡沫會加劇參與企業的財務風險。現金流吃緊、財務風險陡增的情境下，企業無意也無力投資于周期長且同樣自己密集的技術創新項目。此外，地產投資持續時間開發周期直至交付需要一個完整的過程并配置相應管理人員及行政人員，企業自覺不自覺會將自身業務重心轉移到房地產項目運營中，與技術創新的要求不兼容，削弱了企業內部的創新活動管理體制［9］。更重要的是，目前中國正處于經濟結構轉型陣痛期，實體企業在這種背景下會進一步削減實體項目乃至創新業務的投資，轉入到房地產投資中。故提出以下假說：

假說4：實體企業房地產投資會擠占實體企業流動的資源，致使企業無意也無力開展關于技術創新項目投資，顯著擠壓縮減企業進行技術創新的投資活動。

實體企業投資房地產的目的，在于獲取超額利潤，彌補企業的虧損缺口，特別在企業面臨融資困境時，這就是擠入效應的核心機制。在技術創新項目資源需求相對較小的時候，實體企業可以通過房地產投資積蓄資源。在需求相對較大的時候，房地產投資可以平滑需求缺口。在經濟不景氣時期，能在一定程度上對企業的技術創新活動起到顯著裨益［10］。基于前述分析提出以下假說：

假說5：實體企業的房地產投資能夠盤活現有源，緩解實體企業面臨的融資約束狀況，在充裕自身現金流后，為需要大量資源投入的技術創新活動的開展注入動力。

3 變量構造與模型設計

3.1 樣本選擇與基本處理

本文的時間窗口是2007—2018 年，樣本來自A股市場。選擇2007 年作為研究的起始年份，是因為該年度財務部頒布實施了新會計準則。此外，2007年之前，企業的研發投入和專利數據缺失情況較為嚴重。因此，本文借鑒唐松等［11］的處理思路。本文數據來源于萬得數據庫及國泰安數據庫。本文剔除了金融企業、地產企業、ST 類企業以及退市企業的數據。

3.2 主要變量構造

（1）因變量即被解釋變量。刻度企業創新水平高低的因變量（Pat）。研發投入水平只能是企業技術創新能力塑成的“必要不充分條件”［12］。因此，研究考察企業技術創新水平的文獻通過刻畫構造企業專利數量以及質量用來表征微觀企業技術創新水平及能力高低［13］。鑒于此，本文擬以企業專利數量表征刻畫微觀主體創新能力。

現有學者進行關于企業技術創新研究時，多以專利的申請數量或者微觀企業專利授權的數量作為代理變量。對于發明專利設有實質性審查環節，審核的內容不僅包括文書是否規范，還會對發明專利能否帶來實質性經濟效應進行深入考核，因而從申請到授權時間跨度大。故而，本文采用專利申請數作為代理變量。

中國的專利類型分為三類，具有不同的經濟效應以及所蘊含的技術量。學界將發明專利視為實質性創新，本文在回歸時命名為Pati；將外觀設計與實用新型視為非實質性創新，本文在回歸時稱之為Patud。本文還對上述兩類變量進行了對數化處理（即Ln（1 ＋X）的方式），避免出現異方差的現象。

（2）核心解釋變量。主業非房地產開發企業對于房地產的投資（REI）。宏觀經濟虛擬經濟較之于實體經濟膨脹的大背景下，諸多主業非地產開發的微觀企業已經脫離自用目的，旨在套取房地產項目的增值利潤。劉貫春等［14］從結構主義視角剖析了金融化指標可“降維細化”的可行性，探討了交易性金融資產占比對企業實體業務的影響。因此，用經總資產標準化、量綱化處理后的企業房地產投資額度作為衡量REI 的刻畫變量。

（3）控制可能影響到回歸精度的變量。在企業房地產投資以外，仍然有一些會影響到企業技術創新因素的存在，為了盡可能控制住替代性解釋、反向因果以及遺漏變量所造成的內生性問題。本文選擇了一系列控制變量加入回歸模型中，以期盡可能緩解內生性干擾，提高研究精度。

（4）動因機制——政府驅動變量組。經濟考核壓力（GDP-press）。在現有體制下，官員升遷考核與特定經濟變量直接掛鉤。GDP 增長狀況是地方官員重點關注的指標。圍繞GDP 進行競爭是當前區際間政府經濟發展的重要制度激勵。因此，本文借鑒了吳非等［15］的研究手法，重點關注特定省份GDP增長率的領先抑或是落后程度來判斷當地是否有經濟考核壓力。在圍繞GDP 增長速度標尺競爭中，參與競奪地區往往以所屬地域，比如東部、中部或是西部地域其他地區作為比較競爭對象。在規則既定的錦標賽中，如果特定地區自身GDP 增速較之所屬地區其他競爭對手較快，則目標考核設定壓力較小；如若出現相反情境，因對比競爭對手GDP 增速較慢所引起的增速目標考核壓力陡增。

地區財政較之中央分權程度（FD）。現有文獻基本遵循支出和收入兩個視角進行計算，即采用特定省份的財政收支與全國（未含港澳臺地區。下同）水平的財政收支的比值作為測度。顯然，采用收入分權比支出分權更能真實反映地方財政力量。由于地方經濟發展水平差距迥異，存在財政資源上的“先富帶動后富”。落后地區財政收入經常處在低水平區間徘徊，但是它們經常接受中央及其他發達地區的財政轉移支付，使得落后地區可以支出的財政資源遠大于自身獲得的體量。因此，本文采用收入分權的思路進行測度。

（5）動因機制——市場驅動變量。銀行業發展（Bank）。為了全面刻畫銀行業的發展態勢，本文研究借鑒了張成思等［16］的研究手法，綜合考慮銀行“存款＋貸款”的狀況，并將存貸規模同GDP 生產總值的比值來反映該地區銀行業發展的規模態勢。

資本市場規模（Capital）。在資本市場的測度上，存在多種估算方法，如股票總市值估算法、股票流動市值估算法等。非流通股產生的市場效能相對較小，因而無法將其劃定為有效股票供給。因此，采用股票總市值的方法來估算資本市場規模存在高估風險。本文借鑒Allen 等［17］的研究模式，以股票流動市值作為計算基數，統計了“省份-年度”的資本市場規模數據，并將這類數據與企業所在省份進行了匹配。

貨幣供應量增速（M2）。貨幣松緊程度在很大程度上影響到了企業決策。對此，本文將考察貨幣供給對企業房地產投資的影響。存量法在于測度當年度的貨幣供應量，增量法則著重關注貨幣供應量的增長率。陳創練等［18］認為貨幣供應增速更能反映貨幣供應當局政策態度。因此，本文采用貨幣供應量增速作為貨幣供給測度的代理變量。

（6）傳導影響機制——擠占效應檢驗變量。資本投資強度（Invest）。無論是一般性經營項目還是創新性項目，都離不開企業的基礎支撐，這種支撐同企業的設備、固定資產等有密切關聯［19］。企業的房地產投資與這類投資可能存在一定的互斥關系。在資源總量存在邊界的情況下，企業想要投資房地產，就不得不以減少投資為代價。因此，本文構建了衡量資本投資強度的指標：

科學技術研究開發所投入的資金（R&D）。之所以采用研究與開發支出作為傳導途徑，是考慮充足數量的研發資金是企業創新產出的基礎條件。參考劉勝強等［20］的研究手法，用企業研發投入/營業收入作為測度。

（7）傳導影響機制——擠入效應檢驗變量。融資約束變量（SA）。在融資約束測度上，本文沒采用KZ法進行計算，因為該指標包含了內生性變量［21］。因此，本文借鑒了Hadlock 等［22］的研究方法，采用SA 指數法來測定企業的融資約束狀況：

現金流強度（Cash）。現金作為企業的重要資源，在支持企業投資上有著重要作用。同時，企業內部現金資源的充裕程度，也會受到投融資活動的影響。如若企業投資房地產項目的資源過多，勢必會在一定程度上擠占現金資源。若企業能合理經營房地產項目，使得房地產的收益能夠有效回流至企業中，則能夠起到充裕現金流的作用。本文參考了楊興全等［23］的研究，設置了現金流強度作為機制傳導變量，具體的關于每一個變量的含義如表1 所示。

表1 渠道機制路徑傳導變量定義

表1 （續）

3.3 模型建構與實證策略

本文理論及邏輯的起點在于非地產主業企業熱衷于投資房地產業務，對自身內部資源造成了顯著擠占，繼而擠出了用來進行技術創新的資源。因此，探究實體企業不偏愛實體業務（創新項目）的原因十分有必要。

如果想要理解實體企業的投資邏輯，探討實體企業房地產投資的源頭十分有必要。本文將研究實體企業房地產投資影響技術創新的機制，從擠入效應和擠占效應兩類視角出發，作為驅動因素（Driv）對其中的傳導機制進行詳盡檢驗。本文采用了遞歸方程溫忠麟等［24］的技術處理手段，首先對企業房地產投資的驅動機制進行了研究。

本文從政府與市場兩個視角，全面探討了企業房地產投資的動機。在政府驅動的視角中，黃大禹等［25］強調政府利益推動企業投資房地產。另一組則從市場驅動的角度，對市場金融資源供給企業，以進一步投資房地產行為的路徑進行識別。在政府驅動組別中，本文以表征地方官員考核壓力的經濟增長目標及體現預算內財政壓力的預算支出與預算收入缺口作為分析切入點。對于多層次資本市場的考察，則選取了兩類金融部門發展（銀行業部門、資本市場部門）同貨幣供應狀況（M2增速）三類指標。

為了打開企業房地產投資是促進還是抑制企業技術創新，并在此基礎上打開影響效應背后的機制“黑箱”，運用中介效應模型展開實證檢驗，公式如下：

Mediator 為傳導變量。本文選取了那些與企業房地產投資有關聯且能夠作用于技術創新的因素。本文主要針對房地產投資可能存在的兩種重要效應進行了檢驗，即擠入效應和擠占效應。在擠入效應上，本文選取了企業現金流強度和融資約束進行了檢驗。在擠占效應上，本文選取了資本投資和研發投資兩類投入指標進行檢驗。

綜上所述，本文的研究思路，是從“驅動-傳導”機制上，分層次、雙維度進行渠道檢驗。借助遞歸方程的拆解和檢驗，從多個角度論證本文研究的確當性。有關變量的描述性統計見表2 所示。

表2 中介及調節變量的描述性統計

4 實證結果

4.1 企業房地產投資與技術創新：政府驅動

本研究著重從政府的視角，研究企業房地產投資活動的驅動因素（見表3、表4）。在表3 中，本文就企業房地產的GDP 考核驅動機制進行了討論。研究發現，地方政府的GDP 競爭壓力較強時，有著不利于企業技術創新的特征事實：經濟考核壓力（L.GDP-press）對技術創新活動（F.Lnpatent）的回歸系數為負值，且通過了10%的顯著性檢驗。進一步細分企業技術創新活動的結構發現，L.GDP-press對實質性技術創新活動（F.Lnpati）的抑制作用更為明顯，系數值為-0.929 且通過了5%的顯著性檢驗，而對非實質性技術創新活動（F.Lnpatud）的影響并不明顯（t 值僅為-1.18）。這可能歸因為，地方政府過于注重短期的GDP 績效，以至于這種偏好會逐步滲入到企業的經營決策行為之中。在模型（2）中，L.GDP-press 的回歸系數為0.052 且呈現出高度顯著狀態（t值為3.52），而企業的房地產投資對企業各類技術創新活動而言都有強烈負面效應。由此，形成了對于假設1 理論預期的經驗證據。

表3 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新：基于政府經濟考核壓力的驅動機制檢驗

在表4 中，本文從地方政府的財政激勵角度出發，探討了其中的驅動機制。研究發現，地方政府的財政分權水平越大，則越有利于企業技術創新活動。這是因為，地方的分權水平越大，意味著地方政府有著較為豐厚的財政力量，能夠為企業提供補貼。當然，地方的財政分權也有著一定的代價。在表4 中，財政分權指標（L.FD）在模型（2）中的回歸系數為0.062，通過了1%的顯著性檢驗。地方的財政力量，必須依靠從企業上收繳稅收才能得以形成，而企業的房地產投資活動，對地方政府而言是一個重要渠道，地方政府必然會對其重點關注。地方財政分權水平越高，驅動了企業房地產投資水平的提升。由此，形成了地方財政分權水平驅動企業房地產投資，進而抑制了技術創新活動的路徑，驗證了假說2。

表4 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新：基于地方財政狀況的驅動機制檢驗

表4 （續）

4.2 企業房地產投資與技術創新：市場驅動

本文接下來就銀行業驅動企業房地產投資活動進行了研究。結果發現，地區銀行業部門發展越大，越不利于企業技術創新活動。這可能歸因為間接融資模式無法克服信息不對稱并有效激勵企業創新活動有關。進一步地，地區銀行業部門發展越大，則顯著地促進了企業的房地產投資活動（模型（2）中，L.Bank 的回歸系數為正且高度顯著），而企業的房地產投資活動依舊對企業的創新（特別是實質性專利創新活動）有著顯著的負面沖擊效應。由此，形成了地方銀行業部門因信貸配給等原因在期限結構以及授信規模上對微觀企業投資沒項目選擇所產生的壓力。

誠如理論分析所闡明的，驅動企業進行房地產投資既有來自政府的因素，也有基于市場的原因。接下來，本文對驅動企業進行房地產投資的市場因素進行分析檢驗，（見表5、表6、表7），著重檢驗了資本市場發展驅動企業房地產投資活動的機制。其中，資本市場在促進企業創新上與銀行業部門相比展現出了明顯的差異效果：資本市場變量（L.Capital）對企業的整體技術創新活動有著顯著的促進作用（系數為正且t值為3.85）。這說明，資本市場較之于銀行業部門而言對企業技術創新活動有著更好的驅動作用。確實，資本市場的發展能夠很好地克服信息不對稱，并能提高對企業技術創新潛力的甄別能力。特別地，直接融資方式能夠減輕企業的利息負擔，從而展現出了較強的創新驅動效用。但即便如此，資本市場的發展依舊有著一定的負面作用：在表6 的模型（2）中，資本市場的發展促進了企業的房地產投資活動，從而展現出了資本市場發展驅動企業房地產投資，進而不利于技術創新活動的特征事實。這說明，盡管資本市場有著較強的創新驅動作用，但這種驅動作用的效力提升仍有著較大的空間，如若能夠引導資本市場合理運作，降低其對企業房地產投資活動的推波助瀾，則更能夠契合國家的創新驅動轉型戰略導向。在表7 中，本文重點研究了貨幣供應對企業房地產投資活動的驅動機制。在之中，貨幣供應量對企業的技術創新活動展現出了十分強烈的抑制作用。貨幣供應增加，理應能夠提升貨幣資金的可獲性，從而為企業的技術創新活動提供助益。然而，實證檢驗的結果并不支持上述判斷。本文認為，貨幣供應量的增加和經濟大環境下行的雙重疊加，使得企業手握大量資金卻又無法有效投入到實體項目中來，從而衍生出了投機套利的動機，進而引發了“資產泡沫”，從而不利于技術創新活動。在表7 的模型（2）中，貨幣供應量指標（L.M2）對企業房地產投資活動有著十分顯著的促進作用（系數為0.037，且通過了1%的顯著性檢驗），并由此對企業技術創新活動產生了明顯的抑制作用。從上述結果可知，本文對于假設3 所做的理論預期具有經驗證據的支撐。

表5 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新有關驅動因素檢驗：地方銀行間接融資視角

表5 （續）

表6 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新：基于資本市場發展的驅動機制檢驗

表7 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新：基于貨幣供應的驅動機制檢驗

表7 （續）

4.3 企業房地產投資與技術創新：擠占效應的傳導路徑檢驗

本文著重從政府和市場兩大視角對企業的房地產投資動因進行了分析，詳盡解讀了企業房地產投資的驅動因素和具體的影響機制。本文著重對企業房地產投資如何影響技術創新的具體機制進行分析，從而將驅動機制的研究轉向了傳導機制的解讀。為了更為清晰地刻畫解讀并厘清企業房地產投資通過哪些路徑渠道途徑作用于自身技術創新，本文對于其中的傳導途徑經行識別剖析（見表8、表9），著重對擠占效應進行了刻畫分析。

在表8 中，本文將企業的研發投入指標（R&D）作為中介變量進行考察。研究發現，企業房地產投資活動對企業的研發投入（R&D）有著高度的抑制作用（系數為-0.074，t值為-6.78）。企業的研發投入水平在三種層次的技術創新活動中都有著高度的正向促進作用，這也展現出企業的研發投入的結構性創新驅動作用，對于企業的核心競爭力而言有著無可替代的作用。但企業的房地產投資活動嚴重擠出了高效能的創新驅動資源，對于企業進行技術創新活動形成了負面擠壓。

為了細致刻畫房地產業務對于不同維度創新資源的擠出效應，在表8 中以專用性技術創新資源的擠出作用作為分析焦點，在表9 中，則著重分析了企業的房地產投資活動對非專用性技術創新資源是否也有著類似的擠出效果。實物資本投資可以刺激技術創新，具體表現在模型（7）中的Invest 變量并不顯著。這表明，企業的實物資本投資的對技術創新的驅動作用更加具有針對性，能夠將有限的資源集中在實質性技術創新活動上。盡管這種驅動作用同表5-8 的研發投入（R&D）相比影響力有不小差距，但依舊不可否認實物等配套性投資對于純技術研發的支撐輔助功能。但是，在微觀企業將內外部資源大量配置在房地產相關項目后對實物資本投資有著高度顯著的負向影響（系數為-0.017，t值為-1.97）。實證檢驗表明企業房地產相關項目與為創新提供配套的實物投資是兩兩替代、此消彼增的替代關系，進而不利于企業的技術創新活動。研發投入以及實物資本傳導渠道一致性表明企業的房地產投資活動會對企業的資源起到明顯的擠出效果，從而對企業的技術創新活動產生不利影響。上述實證結果為驗證了理論預期部分對于假設4 的判斷。

表8 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新有關路徑渠道測試：研發投入強度傳導機制檢驗（擠占效應）

表8 （續）

4.4 企業房地產投資與技術創新：擠入效應的傳導路徑檢驗

本文針對房地產投資活動可能存在的擠占效應進行了檢驗。在本文中則對擠入效應進行分析。在擠入效應的中介效應檢驗中，本文選取了內部現金流強度和企業融資約束兩個變量進行檢驗。

為了檢驗并明晰企業房地產投資能否為自身技術創新注入動力，本文對積極的擠入效應進行機制檢驗（見表10、表11），企業的房地產投資變量對企業的現金流強度指標（Cash）的影響系數為負且高度顯著（系數值為-0.057 且t值為-2.17）。這意味著，企業的房地產投資活動強度越大，則企業內部可用的現金流強度越低。這似乎同本文的假說5有所不同，企業房地產投資活動并沒有對企業的金融（現金）資源產生反哺效應，反而是對這類資源造成了明顯的擠出。本文認為，房地產投資同一般性的金融資產配置活動有明顯差異。一般性的金融資產配置活動，具有較高的可變現能力，在企業面臨計劃外的經營困境時，能夠相對便捷地出售進而對企業進行資源補充。但就房地產投資項目而言，這種活動盡管在當前的經濟大環境和實踐中具備了一定的金融化特征，但這種投資活動的一個最突出的特點就在于投資較長的投資周期和較差的即時變現能力，以至于企業在面臨現金流沖擊時不能及時進行補充，由此房地產投資活動無法對企業的現金流起到明顯的增益效果。但值得注意的是，上述理論分析并不能確證房地產投資活動抑制現金流的事實。本文認為，在當前經濟大環境下行的背景下，房地產投資活動的收益水平較之于一般的經營項目乃至創新性研發項目而言，有著更高的穩定性和收益水平，以至于企業在投資于房地產活動后，會進一步追加相應的投資，從而進一步擠占了企業現金資源，加之房地產投資活動的變現能力較差，從而鎖定房地產投資活動對金融資源的擠占效應。這種現金資源的減少，勢必會對企業技術創新能力產生沖擊。

表10 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新有關路徑渠道測試：現金強度檢驗（擠入效應）

為確保上述研究結論的穩健，本文進一步對企業的融資約束變量進行了中介效應檢驗。從表11 可知，企業融資境遇的惡化（SA 指數變大），會對技術創新活動產生不可忽視的負面沖擊。

表11 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新：基于融資約束的傳導機制檢驗（擠入效應）

綜上所述，本文實證結果并不支持房地產投資活動具有擠入效應，反而是進一步確證了擠占效應的存在。因此，企業房地產投資活動對企業技術創新活動必然會產生顯著抑制作用，這與之前基準回歸檢驗結果相吻合。

5 穩健性檢驗

5.1 動因驅動機制的穩健性檢驗

以下著重對上述“驅動-傳導”機制的結果進行檢驗。現有的實證技術尚未實現對遞歸方程的內生性和穩健性檢驗，但為了確保結論的確當性，本文拆解了“驅動-傳導”機制的邏輯鏈條，進行分步驟的穩健性檢驗。

首先針對驅動機制進行了檢驗。雖然通過對于行業及時間層面維度固定效應進行了一定程度控制，為了進一步保障研究結論的可靠穩定，將行業與時間同時控制，以減緩隨時間變化的卻又無法有效觀測到的行業效應對于結果的擾動（見表12）。其中，地方的GDP 考核壓力（L.GDP-press）的回歸系數為0.021，通過了5%的統計顯著性檢驗。地方的財政分權水平越高（L.FD），同樣對企業的房地產投資活動有正向影響（系數為0.066，t值為7.01）。從政府驅動來看，在控制了“時間-行業”聯合固定效應后，地方政府行為驅動企業房地產投資的機制依舊穩健成立。

表12 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新：驅動機制的穩健性檢驗

表12 （續）

進一步地，本文轉向市場驅動機制的穩健性檢驗。在模型（3）中，地方銀行業發展水平（L.Bank）的回歸系數為0.002，呈現出高度顯著狀態（t值為7.64）。地方資本市場發展水平（L.Capital）同樣對企業房地產投資活動有明顯促進作用。從這個角度而言，金融部門擴張，同樣對企業房地產投資有一定的推波助瀾作用。驅動機制穩健性的實證檢驗，與前文實證檢驗保持著高度一致性。

由此不難發現，在變更了回歸的固定效應模式之后，結果通過了穩健性檢驗。本文著重對“驅動因素→房地產投資”的邏輯鏈條進行檢驗，而“房地產投資→企業技術創新”的邏輯鏈條在前文已經進行了充分的討論和檢驗，故不再對其重復檢驗和論述。

5.2 傳導影響機制的穩健性檢驗

本文針對驅動機制進行了穩健性檢驗，著重對“房地產投資→傳導因素”和“傳導因素→企業技術創新”的邏輯線分別進行了檢驗。

在變換刻畫傳導機制變量的穩健性檢驗中，本文延續了表12 的處理手法，采用“時間-行業”聯合固定效應進行穩健性檢驗（見表13）。結果發現：企業房地產投資活動抑制了企業現金流（系數為-0.091），提高了企業融資約束程度（系數為0.446），降低了研發投入和實物資本投資（系數分別為-0.054 和-0.029）。上述系數均通過了1%的穩健性檢驗。同前文的實證結論保持高度一致。

表13 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新：傳導機制的穩健性檢驗

然而本文將會面臨內生性的挑戰，為了緩解內生性，本文對這種傳導機制進行了內生性處理（見表14）。采用企業房地產投資活動的除了本行業之外其余行業房地產投資活動的均值作為工具變量處理。結果發現，回歸結果滿足工具變量有效性的條件，并且房地產投資活動變量對傳導因素的影響方向和顯著性并沒有發生本質改變。

表14 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新有關傳導機制的內生性處理

表14 （續）

表14 （續）

企業對于專利申請的一個明顯的特征是，其數值取值區間為非負整數，經對數化處理后，必然會呈現出［0，+∞）的數據結構。對此，采用截尾數據回歸可能效率更高（見表15）。為了盡可能沖擊原有的回歸模式，本文采用了Tobit 模型和聯合固定效應模型進行檢驗。研究發現，企業現金流水平越高，越有利于提升企業技術創新活動產出（L.Cash 對三個層次的技術創新活動都為正值且高度顯著）。與之類似的，企業融資約束越大，越難以形成企業進行技術創新的促進動力。

表15 2007—2018 年我國企業房地產投資與技術創新有關作用渠道的穩健性測試II（Tobit 模型+聯合固定效應）

為了進一步檢驗影響企業技術創新兩種傳導機制是否暢通，針對企業研發投入（R&D）和實物資本投資（Invest）進行了檢驗（見表16）。研究發現，企業研發投入在各層次上都會促進企業技術創新活動產出的增加，而實物資本投資則能夠促進企業的實質性技術創新能力。上述結論，均在1%的統計顯著水平上高度顯著。

表16 企業房地產投資與技術創新：傳導機制的穩健性檢驗III（Tobit 模型+聯合固定效應）

表16 （續）

綜上所述，在經過了固定效應替換、回歸模型變更和內生性檢驗后，本文研究的“驅動-傳導”機制所得出的研究結論均有著高度的一致性和穩健性，即本文的研究結論可靠。

6 研究結論與政策啟示

本文從何種因素能夠驅動房地產投資的視角出發，從政府驅動和市場驅動兩個角度對其進行了研究；其次，按照傳統的研究路徑，對企業房地產投資如何影響企業技術創新進行了剖析，主要從擠入效應和擠占效應兩類路徑出發進行了研究，從而豐富了現有研究。通過溯因結構性、體制性制度特征后，本文發現地方政府績效考核壓力越大，則注重短期經濟績效而非長期技術創新活動的偏好便會從政府機構逐步向微觀企業主體擴散，從而導致企業更加偏好獲利較大的房地產投資活動；地方政府的財政分權水平越高，表明政府會更加關注如何獲取更多的有效財力。因此，通過房地產投資活動，地方政府能夠有效地攝取足夠規模的財政資源。于是，地方政府在財政分權水平較大的情況下，更愿意驅動企業進一步投資房地產。通過對于引致企業偏愛地產業務而非技術創新投資各層次資本市場考察后發現，現階段以間接融資為特征的銀行業部門仍在我國多層次資本市場發展結構中居于主導核心地位。銀行業部門出于安全性以及流動性的考量，在配置信貸資金投放時往往存在不同程度的信貸配給，在結構期限以及規模上傾向于對抵押物充足的借方發放貸款，從側面鼓勵企業做出偏向房地產相關項目投資決策。此外股票市場尚未完全建立健全，暫未能為中國企業技術創新注入充足的動力。最后本文檢驗了學界尚存的對于企業房地產相關業務投資是促進還是抑制了自身技術創新投入這一分歧與爭論，發現沒有證據表明企業房地產投資能夠起到預防性儲蓄等積極作用，顯著抑制擠壓了企業的技術創新投入及產出。

本文具有以下三點政策啟示：

第一，地方政府的政績考核壓力結構性、深層次地驅動了非房地產實體企業熱衷于投資房地產業務。中央政府設定經濟增長目標后，各級地方政府主政官員以此為準繩，以所屬經濟發展程度相當地區為競爭對手，層層加碼設定并力爭完成地方經濟增長目標。在增長壓力約束下，地方主政官員決策視域短期化，不確定性大且回報周期頗長的技術創新往往難以被納入地方政策資源扶持框架中。因此，呼吁并提請決策層出臺制定有利于微觀企業技術創新的官員激勵政策。

第二，當前多層次的資本市場建設尚待進一步健全，以銀行業為代表的間接融資機構結構上存在對于長期貸款的信貸配給，規模總量上往往偏好于投放在能夠提供足額抵押的項目及企業中，這與技術創新的內生屬性存在背離，實踐中往往難以發揮有效支持企業技術創新活動賦能的效能。因此，建議下大力氣建立健全多層次資本市場，充分發揮銀行貸款、股票市場、債券市場等不同金融工具異質性優勢。

第三，貨幣政策寬松為企業投資房地產提供豐富的資源，但這類資源并沒有流入實體經濟以及創新項目中，反而流向了以房地產投資為代表的金融化項目中。對此，金融部門應當加強對金融資源的引導和管理，避免過多金融資源進入金融領域空轉。此外，還應大力推動貨幣政策結構性改革，以貨幣供給的“精準滴灌”取代過往“大水漫灌”的貨幣供給模式，提高資源使用效率。