投资房地产能够提升企业资本效率吗？——来自中国上市公司的经验证据

米旭明 刘春雨 李 硕

一、引 言

作为重要的资本性支出，房地产在企业生产经营、投融资中扮演着重要的角色。美联储研究报告显示，美国非金融公司拥有的房地产市场价值高达13.15万亿美元，占企业全部资产的 31.82%(Federal Reserve System，2016)。英国、德国的情况也是如此(Schuur，2016)。近年来，受国际金融市场和各国货币政策的影响，企业增加配置房地产资产的趋势更加明显。

房地产投资可为企业带来诸多收益，比如获得税收利益(Wheaton，2005)、满足长期发展战略(Ali等，2008)、控制长期成本(Schuur，2016)、缓解融资约束(Ali等，2008)、疏解政治压力等。但其负面影响不容忽视：首先，它可能导致企业家精神的错配(Li和Wu，2014)，影响经济持续增长和社会发展。众所周知，如果将大部分企业家精神配置到生产性活动上，那么企业创新能力和国家竞争力就能够得到持续发展(周方召等，2013)；如果过多地配置到非生产性活动中，将造成社会福利损失与资源浪费(Wiseman，2015)。其次，房地产占用大量资金，客观上会挤压企业的创新投入(邓博文，2014；王文春等，2014)，阻碍技术进步与产业升级，导致“低技术锁定”(余静文等，2015)。再次，金融市场波动时，房地产资产将对企业经营产生巨大冲击。前美联储主席伯南克(Ben Shalom Bernanke)曾深入研究资产价格、企业投资与经济危机之间的作用机理(Bernanke，1983)。结果表明，房价大幅调整会导致企业负债能力直线下降，投资能力锐减，这将再次冲击资产价格，由此形成恶性循环，使经济雪上加霜。期间，持有较多房地产的企业更容易破产。房地产等融资抵押品的大幅贬值及其连锁反应被认为是造成美国“大萧条”的“最大元凶”(Bernanke和 Gertler，1995)。日本的研究也得到类似结论，即经济低迷时，房地产密集度较高的企业将遭受更严重的冲击(Gan，2007)。

目前，学术界对企业房地产投资的研究非常有限(Diop，2013)。Liow 和 Ooi(2014)、Du等(2014)证实房地产投资对公司价值产生负面影响；Rutherford 等(1988)却发现，当公司宣布成立房地产投资部门时，投资者往往给予正面评价；Yu等(2009)对国际零售业的研究表明，房地产密集度与较高的股票收益显著正相关。上述研究主要采用事件研究法围绕公司价值影响展开，相关结论存在一定的矛盾。事件研究法要求事件影响足够大，能够显著影响被研究变量，如果房地产交易行为的影响达不到要求，将影响实证结果。本文从资本效率的角度对企业房地产投资进行普遍和精确地估计，为理解其经济后果提供一个微观证据。研究表明：总体上，房地产投资与资本效率改进之间存在倒 U型关系，低投资密集度无法获得改进效应，高密集度使资本效率进一步恶化。投资不足的上市公司，任何水平的投资都无法改进资本效率；投资过度公司在中等密集度投资能够获得改进效应。不同产权背景分析表明，投资倾向方面，仅国有资产管理机构控制的上市公司显著为正。资本效率方面，在地方国企控制的上市公司中，房地产投资没有对资本效率产生任何正向影响。在中央国企和国有资产管理机构控制的公司中，房地产投资能够使投资过度程度短暂下降；在私有产权控制的公司中，房地产投资使投资不足程度持续下降。

本文的主要贡献为：第一，企业创新研究表明，企业家精神的差异化配置对企业竞争力和经济增长带来不同的影响。目前大多数文献聚焦于企业家精神在生产性活动的配置，缺乏对非生产性活动的考察(周方召等，2013)。本文以资本效率为视角，研究不同控制权背景下企业投资房地产的差异性和持续性影响，为理解企业家精神在非生产性活动中的配置提供一个微观证据。第二，囿于研究数据，现有文献使用全部 PPE(Property，Plant and Equipment)进行实证，难以清晰地考察投资性房地产的经济后果。本文以我国特有的《企业会计准则第 3号——投资性房地产》强制披露数据，考察对资本效率的即期、动态持续性以及差异化影响。该问题的研究不仅能丰富现有文献，也能为企业的投资决策提供理论支持。第三，研究方法上，本文采用了倾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM)和干预剂量匹配分析(Treatment Dosage Matching Analysis)。这两个方法不仅能够较好地解决选择性偏差和混合性偏差问题，而且可以全面考察因果效应与不同密集度的差异影响，使研究结论更为可信。

二、制度背景与理论分析

（一）研究背景分析

近年来，房价持续攀升已成为众多经济体的共同特征，与之相伴的是企业房地产投资的持续增加(荣昭等，2014)。如今，我国拥有投资性房地产的企业数量不断增多，出售房地产实现盈利的案例也层出不穷。从图1和图2可以看出，伴随着房价上涨，拥有投资性房地产的企业比例不断上升。2007—2015年，其平均值由 37.62%升至42.2%(不含房地产和金融类公司)。分类统计显示：在国有资产管理机构和地方国企控制的上市公司中，上升态势更明显，分别由39.83%升至56.32%，33.78%升至53.13%。中央国企和私有产权控制的上市公司则呈现先降后升的趋势。

现有研究主要从以下三方面展开。第一，企业购买和持有房地产的动机。理论上，企业选择持有房地产资产可能基于以下原因：税收动机(Wheaton，2005)、发展战略(Ali等，2008)、政治考虑(Dong等，2012)、特殊生产模式和需求(Du等，2014)、委托代理问题(Liow和Ooi，2004)、管理层薪酬(Coles等，2006)等。第二，房地产资产对公司价值的影响。一些研究发现，持有过多的房地产将损害公司价值与创新能力(Brounen和 Eichholtz，2005；Du等，2014)。第三，房地产与公司战略的关系。一些研究认为，只有从公司战略的角度才能更好地理解这个问题。Nourse和 Roulac(1993)提出房地产对公司战略有八个方面的作用。Ali等(2008)进一步检验了这八种战略作用，发现其中两种对公司股价有积极影响。O′Mara等(1999)认为企业投资、持有和管理房地产由三个导向决定：市场导向、成本最优导向和战略导向。Lindholm 等(2006)发现企业通过房地产购买、持有和运营能够提高利润。总体上，目前的研究更多地集中于投资动机及其对公司价值的影响。

图1 我国30个大中城市住宅商品房销售价格指数

图2 我国非房地产上市公司投资房地产情况

囿于研究数据，大部分文献使用企业全部房地产资产进行分析，难以清晰地考察投资行为与影响。以美国为例，公认会计准则(Generally Accepted Accounting Practices，GAAPs)不要求企业对房地产资产进行分类披露，仅规定按照历史成本计量(Schuur，2016)。所以，美国企业仅披露土地、建筑物的历史成本及折旧，并不单列投资性资产。我国《企业会计准则第 3号——投资性房地产》(CAS3)明确规定，投资性房地产是指为赚取租金或资本增值以及两者兼有而持有的房地产，主要包括已出租的土地使用权、持有并准备增值后转让的土地使用权、已出租的建筑物。我国上市公司根据 CAS3披露的相关信息为深入理解企业房地产投资提供了绝佳的研究机会。

（二）房地产投资与产权性质

企业投资决策往往受到公司治理的影响。具体而言，信息不对称和代理问题都对企业投资决策产生重要影响。其中，投资项目的信息不对称程度决定了代理问题的影响与后果；而与代理问题相关的私人成本与私人收益影响着经理的自利决策(Aggarwal和 Samwick，2006)。由此，经理可能利用信息优势实施掏空行为，可能追求“平静生活”而消极工作或偷懒，可能通过无效投资进行“帝国构建”。房地产投资也受到信息不对称和代理问题的影响，例如一些公司宣称购买、投资房地产的目的是提升公司形象，改善全体员工的工作环境，以及满足公司长期扩张的需要(Gibler和Lindholm，2012；Du等，2014)。但是，这也可能是经理使用自由现金进行无效投资的结果。实践中，房地产投资可能成为经理满足私利、帝国构建与获取声誉的重要方式。

作为公司治理系统中的重要组成部分，产权性质也对投资活动产生重要影响(刘津宇等，2014；缪毅等，2014；潘红波等，2014；辛清泉等，2007)。具体而言，所有权实际行使主体的差异与最终控制人性质将对投资产生差异影响。这种差异不仅存在于国有和私有产权之间，也存在于不同的国有产权之间。例如，中央直属企业与地方所属企业均为国有产权控制，但出于不同的目标利益，在监督和管理方面会存在不同的利益诉求(孙晓华等，2016)。不同的利益诉求在不同的隶属关系与管理监督方式下，对企业的房地产投资产生差异化影响。

总体而言，一方面中央政府有动机对中央国企实施严格的监管，其业绩考核、问责和审计制度也比较规范。中央政府也更关注企业主营业务的增长和竞争力，更关注国有资产的保值增值。正因如此，近年来中央政府一直要求央企专注主业，退出房地产领域。另一方面，中央国企不仅能够从其控制的上市公司中获得相应股份的现金流权，也能够通过合并上市公司财务报表获得业绩考核所需的利润。这使得中央国企的管理层具有充足的积极性实施监管，约束其所控制的上市公司的房地产投资行为。

作为中央政府的代理人，地方政府对所属企业的监管比较松散。同时，基于公共治理目标和官员晋升的考虑，地方政府具有较强的动机影响企业经营(陈艳利等，2015)。地方政府的利益与房地产市场息息相关(王亚芬，2015)，使得干预动机进一步增强。这是因为，首先涉及房地产交易的地方税种较多，导致房地产市场的波动对地方税收产生较大影响；其次，土地财政收入占地方财政比重较大；最后，一些地区的产业布局与房地产业高度相关，相关企业利润和税收易受房地产投资的影响。

相对松散的监管与强烈的干预动机在不同的隶属关系与监管方式下，可能产生不同的影响与后果。具体而言，国有资产管理机构控制的上市公司大多属于地方国资委管理。地方国资委负责企业领导人员任命和管理、产权管理、财务监督等职责，却没有与股份对应的企业现金流权。企业现金流权的缺失，客观上会进一步削弱地方国资委监督的积极性，加剧代理问题，使企业的房地产投资增加。经理对政治前途的关注使其更可能受到地方官员政绩目标的影响，增加房地产投资。地方国企控制的公司虽然与地方政府有着一定的政治关联，但本质上是间接关联，其经理在政治升迁上的诉求也比较有限(辛清泉等，2007)。因此，地方官员的政绩目标对房地产投资决策的影响可能非常有限。

（三）房地产投资与企业资本效率

房地产投资既可能提高企业资本效率，又可能使其恶化，即存在改进与恶化两方面效应。改进效应表现为：首先，在信息不对称条件下，市场不完备导致融资约束的产生(Fazzari等，1988)。于是，企业无法对净现值大于零的项目进行投资，出现投资不足。相对于投资过度，投资不足对企业的伤害更大。作为一种优质的抵押资产，房地产能够在一定程度上缓解融资约束。2005年，世界银行投资环境调查对 58个新兴市场经济体的 28000家企业的跟踪调查显示，50%的企业融资抵押品是房地产。英国和德国的研究也得到类似结论(Franks和Davydenko，2008)。因此，房地产资产有助于企业缓解融资约束，改进资本效率。其次，当行业产能过剩时，将出现投资收益率低下和投资过度的窘境(孙晓华等，2016)。此时，企业经常面对“两难选择”，即投资净现值小于零的主业项目，抑或是利润可观的房地产。换言之，企业只能在过度投资与无关多元化之间选择。虽然，持续的主业投资有利于企业竞争力的构建，但将加重投资过度程度，进一步恶化资本效率。房地产投资虽然对长期竞争力产生负面影响，但短期可能改善投资过度。恶化效应包括：首先，房地产投资资金需求量大，客观上形成对其他项目的挤压。如果被挤压的项目关系着企业的竞争力，那么其长期资本效率将会恶化。其次，房地产会增加企业资本效率的波动性。尤其当房地产市场不景气时，企业投融资能力将随着房价的调整迅速下降，不断恶化资本效率。实践证明，在以银行为主导的金融体系中，其情况更加严重(Chaney等，2012)。上世纪90年代，日本房价大幅调整，土地价格每下降1%，企业投资下降0.08%(Gan，2007)。

基于上述分析，本文拟研究以下问题：房地产投资与公司资本效率改进之间是否存在因果效应？换言之，为优化资本效率的房地产投资能够实现其目的吗？不同的产权性质是否导致房地产投资对资本效率的经济后果出现差异？房地产投资对公司资本效率的影响是否具有动态持续效应？不同投资密集度是否导致差异化的效率结果？

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

CAS3于2007年1月1日正式实施，因此将2007年作为研究起点，选取2007—2015年 A股上市公司为样本。样本筛选步骤如下：(1)剔除金融行业公司样本；(2)剔除房地产行业公司样本；(3)剔除ST、*ST类公司样本；(4)考虑不同计量模式的影响，在计算新增房地产投资时剔除采用公允价值计量的35家公司样本。另外，根据实际控制人不同，将大股东股权性质分为国有资产管理机构控制(MB)、中央直属国有企业控制(CG)、地方所属国有企业控制(LG)和私有产权控制(PR)。其中，国有资产管理机构控制包括国务院和地方国有资产管理机构控制的上市公司。这是因为，中央和地方国有资产管理机构不仅在业务上具有统一的管理方式和流程，而且中央相关机构统一负责省级以上相关企业的财务监管和监督稽查工作，并定期公布监管与评价结果。研究数据均来自于WIND数据库和CSMAR数据库。

（二）资本效率计量模型与结果

借鉴 Richardson(2006)、辛清泉等(2007)的研究，估算企业理想状态下的投资水平。然后，使用实际投资水平与理想状态的资本投资水平之差(回归残差)衡量投资过度程度(εi，t大于 0)和投资不足程度(εi，t小于 0)。对εi，t取绝对值，命名为 eabs，表示企业总体非效率投资程度(辛清泉等，2007；刘行等，2013)，模型如下：

其中，Investi，t为第 t年资本投资量；Investi，t-1为第 t-1年的新增资本投资量；Levi，t-1、Sizei，t-1、Cashi，t-1、Growthi，t-1、Agei，t-1和 Reti，t-1分别代表企业 i 第 t-1 年的资产负债率、公司规模、现金持有量、成长性、上市年龄和股票收益率。考虑行业、年度与宏观经济的影响，在模型中加入行业与年度虚拟变量。回归结果显示，各变量均在 5%及以下水平显著，且回归符号与预期一致。

表1 资本效率模型的回归

（三）模型设计

1. 房地产投资与资本效率的基本检验模型

确定资本效率和房地产投资变量后，建立以下检验模型：

模型(2)和模型(3)中，因变量 Over、Under分别表示投资过度、投资不足程度，Inv_real表示是否存在房地产投资。考虑到代理问题是影响资本效率的主要因素，参考Richardson(2006)、钟海燕等(2010)的研究，使用自由现金流(Fcash)、管理费用率(Adm)和大股东占款(Occupy)控制变量，并加入行业、年份和地区虚拟变量。

2. 控制权性质与房地产投资的Logit检验模型

在进行因果效应分析之前，我们进一步用 Logit模型考察不同控制权背景对企业房地产投资行为的影响，具体模型构建如下：

其中，下标 i和 t分别代表企业和年份；ηz、ηt、ηind分别代表地区、年份和行业的特定效应。Realinvi，t是企业房地产投资存量变量Inv_real与增量变量Real_inc，参见研究变量定义与说明。Corporatetypei，t是上市公司控制权类型，包括：中央直属国有企业控制(CG)、地方所属国有企业控制(LG)、国有资产管理机构控制(MB)、私有产权控制(PR)。影响企业资本投资决策的因素 Xi，t包括：公司规模(Size)、长期负债率(Ldebt)、公司成长性指标(Tobin′s Q)、赫芬达尔指数(Herfindahl-Hirschman Index，HHI)、管理层持股比例(Mhoding)、自由现金流(Fcash)；独立董事比重(Compos)、第一大股东持股比例(Top1)、是否分红(Divid)、总经理和董事长两职合一(Duality)，具体变量定义见表2。

表2 变量定义表

3. PSM模型和方法

在经验研究中，选择性偏差与混合性偏差常常对检验结果带来干扰。最理想的方法是采用完全控制协变量的随机试验，以此验证变量间的因果关系(毛其淋等，2014)。但是，现实中难以做到这一点。这是因为研究者通常面对一种反事实框架(Counterfactual Framework)，即在原因不存在的情况下会发生的潜在结果或事实状态(Guo和 Fraser，2015)。倾向得分匹配方法(PSM)是处理这类问题的有效工具(Heckman等，1997)。因此，本文选择PSM方法考察因果效应。具体思路为：将观测期内存在房地产投资的企业作为处理组，不存在房地产投资的企业作为对照组。将两组企业配对，使其仅在是否存在房地产投资方面存在差异，其他方面无显著差异，然后使用匹配后的对照组来最大限度地近似替代处理组的“反事实”。通过比较两组的资本效率差异，确定因果效应。

首先，定义倾向得分值(Rosenbaum和Rubin，1983)，式(5)中D是一个指示变量，D＝1说明存在房地产投资，否则为 0。X是一系列影响房地产投资的因素，即匹配变量或共同影响变量。根据模型(5)，估计每个企业投资房地产的预测概率值，将预测概率值 p(X)相近的企业配对，匹配方法包括最近邻匹配、半径匹配和核匹配。以最近邻匹配为例，通常是为每个处理组企业(存在房地产投资)配对最相近的对照组企业(不存在房地产投资)。

进一步，计算处理组企业的平均处理效应(Average Effect of Treatment on the Treated，ATT)：

上式中，Y1i和 Y0i分别代表存在或不存在房地产投资时企业的资本效率。为了确保稳健性，本文先后使用最近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方法。

4. 研究变量定义与说明

测度企业的房地产投资：(1)根据投资性房地产余额数据构建房地产投资虚拟变量 Inv_real。当投资性房地产余额不为 0时，Inv_real＝1，即存在投资性房地产，否则Inv_real＝0。(2)测度分年度房地产投资，即分年度新增投资性房地产 Real_inc，由当年投资性房地产原值减去上一年投资性房地产原值计算得出。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计

为了消除极端值影响，对主要连续变量进行了1%的Winsorize处理。表3是主要变量的描述性统计。结果显示，私有产权控制公司中存在房地产投资的比例最低，Inv_real均值为 0.339；国有资产管理机构控制公司比例最高，均值为 0.502。年均新增投资性房地产与总资产比例Inc_rate在地方国企控制的公司中最高，均值为0.005。是否存在房地产投资方面，私有产权控制的公司显著低于国有资产管理机构控制的公司；中央与地方国企控制的公司并无较大差异。从投资性房地产原值增量的标准差可以看出，国有资产管理机构控制的公司标准差高达 24729.90万元，大约是私有产权公司的5倍，这表明私有产权控制的公司增量弹性更小。在资本效率方面，投资不足的样本观察值(7008个)多于投资过度的观察值数量(4507个)；投资不足变量的标准差远小于投资过度变量的标准差。

表3 主要变量的描述性统计

（二）房地产投资与资本效率的基本检验

表4是房地产投资与资本效率的检验结果。Inv_real系数均在5%以上水平显著，说明总体上房地产投资能够显著影响资本效率。Panel A中，房地产投资(Inv_real)与投资过度程度显著负相关。可能的原因包括：首先，经营环境的变化和阶段性波动导致主营业务的投资收益率显著低于房地产投资，客观上能够提高投资收益。其次，房地产占用大量资金，为了避免外部融资带来的额外监督和信息披露，经理可能选择减少其他低效的资本投资(Myers和Majluf，1984)。Inv_real×Fcash交互项结果显示，房地产投资与过度投资之间的负相关关系没有改变，存在房地产投资的公司使用自由现金流量过度投资的程度较低。大股东占款(Occupy)与投资过度显著负相关，可能由于大股东占款导致上市公司资金不足，使过度投资减少(钟海燕等，2010)。Panel B中，房地产投资与投资不足显著负相关。同时，投资不足与自由现金流显著负相关，即自由现金流越少的公司投资不足越严重，这与 Richardson(2006)、辛清泉等(2007)和刘行等(2013)的研究一致。Inv_real×Fcash显著为正，说明投资房地产的公司在面临资金不足时，将经历更严重的投资不足。大股东占款(Occupy)显著为负，因为占款较多的大股东通过实物资产转移来偿付，导致公司投资不足程度下降。综上所述，房地产投资会显著影响资本效率。下文将分析企业控制权性质与房地产投资的关系。

表4 房地产投资与资本效率的检验结果

（三）企业控制权性质与房地产投资的Logit检验

进一步，我们从不同控制权性质出发，研究公司投资房地产倾向的差异。表5是投资性房地产存量与增量的Logit检验结果。

表5 控制权性质与房地产投资的Logit检验

Panel A考察了控制权性质与企业存量房地产投资关系的检验。结果显示，仅国有资产管理机构控制的上市公司投资房地产倾向为正，且在1%的水平上显著。中央国企控制、私有产权控制的上市公司房地产投资倾向为负，且在 5%的水平上显著。地方国企控制的上市公司投资倾向为负，但不显著。Panel B为控制权性质与是否新增房地产投资的检验。结果与Panel A基本一致，研究变量的符号均未改变，仅LG和PR的显著性水平发生变化。可以发现，中央国企控制的上市公司新增房地产投资的倾向为负，且在 5%的水平上显著。国有资产管理机构控制的上市公司投资倾向仍然在 1%的水平上显著为正。地方国企控制的上市公司新增投资倾向变得在5%的水平上显著，私有产权控制的公司投资倾向不显著。

上述结果说明，私有产权控制公司可能更关注竞争力，其管理效率也更高。坚实的竞争力来自于执着的专业化，因此其对无关多元化的投资可能更加谨慎。我们更关心的是，虽然中央国企、地方国企、国有资产管理机构控制的上市公司均为国有产权控制，但不同的隶属关系与监管方式对房地产投资决策产生的差异化影响。换言之，中央国企、地方国企和私有产权控制的上市公司并不倾向于拥有投资性房地产，仅国有资产管理机构控制的公司积极地从事房地产投资。

首先，国有资产管理机构控制的公司大多属于地方国资委管理。根据相关规定，地方国资委主要的监督管理工作包括产权管理、财务监督、企业领导人员任命和管理、监督稽查、企业章程制定和修改的审核等工作。这往往使公司经理必须与政府官员保持更加紧密的联系，在其政治前途的考量下，也更容易受到地方官员政绩目标的影响。当地区经济增长和财政状况不佳时，这类企业更可能为了迎合官员需要，加大区域房地产投资，带动关联产业增长，改善地区经济增长状况。另一方面，与地方政府官员的密切联系也为这类企业投资房地产带来便利。其次，已有研究发现，相对于中央国企控制的上市公司，地方国企控制的上市公司受到的监督比较松散，业绩也比较差(夏立军等，2005)。加之地方政府在很大程度上需要依赖这些公司的支持，更有动机放松监管，这会进一步加剧代理问题，使经理的机会主义行为增加。最后，对于国有资产管理机构而言，虽然其直接监督与管理众多国企，但与股权相对应股利一般直接返还财政部门或地方政府。由此，国有资产管理机构并没有获得公司的现金流权，这会在一定程度上削弱监督的积极性，导致比较严重的内部人控制。

地方国企控制的公司与地方政府有着一定的政治关联，但本质上这种关系是间接的，其经理人在政治升迁上诉求也比较有限。因此，地方官员的政绩目标对这类企业的房地产投资决策影响有限。中央国企本身受中央政府的直接领导和监督，其经理往往面对严格的审计、业绩考核与问责，这使得中央国企的经理有动机加强对其控制的上市公司实施监督。同时，现金流权的控制、合并报表对业绩考核的压力缓解都促使中央国企管理层严格地约束其控制公司的房地产投资行为。

（四）房地产投资与资本效率的PSM检验

本文采用 Logit模型估计倾向得分值，根据得分值相近程度在处理组和对照组之间配对。为了准确估计倾向得分值，在模型中加入公司治理和财务相关变量(Du等，2014)，选出拟合效果最好的一组。变量包括：公司规模(Size)，用总资产的自然对数衡量；长期负债率(Ldebt)，用长期负债合计与总资产的比值衡量；公司成长性指标(Tobin′s Q)，用市场价值与账面价值的比值衡量；赫芬达尔指数(Herfindahl-Hirschman Index，HHI)，即企业分行业销售收入占总销售收入比例的平方和，HHI越大说明业务集中度越高；管理层持股比例(Mhoding)，即管理层持股数与总股数的比值；自由现金流(Fcash)，即经营活动产生的现金流量净额与当年理想状态投资额之差除以平均总资产；独立董事比重(Compos)，即独立董事占董事会的比例；第一大股东持股比例(Top1)，即第一大股东持股数与总股数的比值。是否分红(Divid)，衡量公司融资约束情况；总经理和董事长两职合一(Duality)；外部机构持股比例(Instit)。配对结果显示，处理组和对照组在可观测特征中不存在显著差异，所有观察值都在共同取值范围内，匹配变量和方法选取恰当。

表6 房地产投资与资本效率的PSM检验

表6考察了房地产投资对总体非效率投资程度 eabs、投资过度 Over和投资不足Under的因果效应。最近邻、半径和核三种匹配方法的结果基本一致，个别系数显著性水平略有差异。房地产投资与企业总体非效率投资程度负相关，并且在 1%～5%的水平上显著。这说明房地产投资使非效率投资程度降低，资本效率得到改进。在地方国企控制的上市公司中，对资本效率无显著影响，在中央国企、国有资产管理机构、私有产权控制的公司中影响显著。在中央国企和国有资产管理机构的上市公司中，影响主要集中在投资过度方面。尤其对于中央国企控制的公司，投资过度减少了 0.03～0.071，且估计系数均通过1%水平的显著性检验。对于私有产权控制的公司，因果效应集中于投资不足方面，程度减少了0.002，显著水平均达到10%以上。

（五）新增房地产投资与资本效率的PSM检验

进一步考察新增房地产投资对资本效率的影响，将投资性房地产原值做差分处理，计算分年度变化值Inv_ince。Inv_ince的取值范围包括正值、0和负值，分别表示新增、无变化和减少。根据是否新增房地产投资，生成虚拟变量 Real_inc。其检验结果如表7所示。

Panel A中，新增投资对资本效率影响显著，估计系数均通过 5%水平的显著性检验。与表6一致，ATT均为负，说明资本效率在一定程度上得到改进。Panel B和C也是如此，在中央国企和国有资产管理机构控制的上市公司中，新增投资降低了投资过度程度。Panel D和E表明，在地方国企和私有产权控制的公司中，对资本效率无显著影响。可以认为，对私有产权控制公司的资本效率影响主要集中在投资存量。可能的原因是，投资存量更有助于这类企业改善融资环境，降低融资约束。总之，增量房地产投资对资本效率的改进效应仅存在于中央国企和国有资产管理机构控制的上市公司中，对地方国企和私有产权控制的公司没有影响。

表7 新增房地产投资与资本效率的PSM检验

综合上述检验结果，可以得到如下结论。

第一，在投资倾向方面，中央国企、地方国企和私有产权控制的公司并不倾向于进行投资性房地产业务，仅国有资产管理机构控制的公司积极地从事房地产投资。虽然中央国企、地方国企、国有资产管理机构控制的上市公司均为国有产权控制，但不同的隶属关系与管理监督方式对企业房地产投资倾向产生差异化后果。直接监管抑或代理监管、现金流权控制、合并上市公司财务报表利润、上市公司管理层任命与管理、地方官员的政绩目标等多种因素共同影响了上市公司的房地产投资决策，从而产生差异化的结果。在地方国企控制的公司中，房地产投资对资本效率没有产生任何改进效应，即企业在这类投资中没有获得有效的经济利益流入。大量投资房地产的事实与资本效率的负面后果说明，该类企业的投资决策可能更多地受到地方政府的经济目标、地区产业布局、代理问题的影响。资本效率的残酷后果、无关多元化的负向影响都将给这类企业带来更大的风险。

第二，在资本效率方面，在地方国企控制的上市公司中，房地产投资没有对资本效率产生任何正面影响，即企业在这类投资中没有获得有效的经济利益流入。在中央国企和国有资产管理机构控制的公司中，房地产投资对资本效率存在一定的改进效应，主要表现为投资过度程度的下降。可能的原因是，这类企业的主营业务收益率较低，甚至为负。于是，将资金从主营业务转移到房地产投资中自然能够获得更高的资本效率。特定时期内，受经济形势和行业产能过剩等多方面影响，企业可能面临投资过度与无关多元化的两难选择。“两害相权取其轻”，最终一些企业投资房地产以提升资本效率。但是，这些与战略无关的房地产投资将在一定程度上损害公司竞争力。此外，房地产投资往往导致自由现金流量明显下降。为了减少中央国企和国有资产管理机构的额外监督，经理也可能主动减少其他低效的资本投资(Myers和 Majluf，1984)，客观上也能够改进资本效率。

第三，对于私有产权控制的企业，投资存量对投资不足的改善可能与融资约束有着密切的关系。众所周知，融资约束已成为我国民营企业发展的主要制约因素(邓可斌等，2014)，其产生的原因是信息不对称导致的市场不完备(Fazzari等，1988)。在以信贷为主要融资方式的金融体系中，这种问题更加严重(战明华等，2013；李莉等，2015)。由于面临较大的不确定性和信息不对称，很多融资抵押物都难以获得金融机构的青睐。这样，房地产自然成为一种优质抵押品，受到金融机构的欢迎。拥有投资性房地产的企业往往更容易获得贷款，使投资不足程度下降，尤其在房价不断攀升的时期。

五、进一步研究：持续影响与干预剂量匹配

前述研究分析了投资存量与增量对资本效率的影响。结果显示，不同产权背景下，房地产投资与资本效率的因果效应存在显著差异。但是，这种效应是否具有持续性？另外，如果房地产投资能够改进资本效率，那么这种改进效应存在的区间范围是什么？换言之，房地产投资的边际资本效率收益是如何变化的？进一步，本文将分析动态持续影响以及投资密集度的差异影响。

（一）房地产投资对企业资本效率的动态持续影响

为了避免可能出现的数据左侧删失(Left Censoring)问题(Khandker等，2010)，本文选取了2008—2015年出现的投资性房地产的样本，共获得1851家公司的11928个观测数据。这是因为我们无法获知 2007年之前的情况，如果包含 2007年存在房地产投资的样本，就可能低估持续效应。动态持续影响检验结果如表8所示。

表8 房地产投资对企业资本效率的动态持续影响

表8第(1)、(2)、(3)列的结果显示，房地产投资与总体非效率投资程度、投资过度和投资不足均呈现显著的负向因果关系。随着持续期的延长，显著性水平基本一致，说明存在持续效应。第(4)列检验了对中央国有企业和国有资产管理机构控制企业投资过度的影响。随着持续期的增加，改进效应基本消失，说明不具有持续效应。第(5)列是对私有产权控制企业的检验结果。可以发现，负向因果关系具有持续影响，且显著性水平在持续期内有所增加。

（二）房地产投资密集度与企业资本效率

上文研究发现持续影响仅存在于私有产权控制的上市公司中。那么，投资密集度是否会对资本效率产生差异化影响？对该问题的深入考察有益于更全面系统地评估房地产投资的经济后果，同时也具有重要的现实意义。本文将采用干预剂量匹配分析考察不同投资密集度对资本效率的影响。

通常，大多数PSM研究只涉及一个处理组和一个对照组，但在实际研究中可能出现多于两种状态的情况，这就需要采用干预剂量匹配分析(Guo和 Fraser，2015)。下文使用基于多分类 Logit模型的多平衡值剂量建模方法，利用倾向值匹配研究不同干预剂量状态的影响。投资密集度(干预剂量)变量采用企业新增投资次数衡量。根据2007—2015年分年度投资性房地产原值，计算分年度新增投资数据，统计得到企业投资次数。依据样本分布情况定义干预剂量变量，共分为四组：0、低、中、高。0组为 8年间没有新增投资性房地产的公司，共1385家，样本数量7689个，占总样本68.19%。低剂量组由280家投资次数为1的公司组成，共1751个样本。投资次数为2和3的公司组成中剂量组，共 175家公司，1231个样本。投资次数为 4～8次的为高剂量组，共80家公司，605个样本。

表9 投资密集度描述性统计

使用多分类Logit模型估计一般化倾向值(Guo和Fraser，2015)。针对4种处理状态，对每个样本生成 4个一般化倾向值。计算特定倾向值的倒数，将其作为剂量分析中的抽样权重。也就是，e(Xk,d) = pr(D = d|X =x)为具有观测协变量x下成员k接受d剂量干预的一般化倾向值；1 /e(Xk,d)为成员k的抽样权重。然后，使用多元回归分析检验差异。表10结果显示，低剂量组第(1)和(2)列中，估计系数为负，第(3)列中系数为正，但均不显著。中剂量组中，第(1)和(2)列的估计系数均为负，显著水平达到 1%以上；第(3)列系数为负，不显著。高剂量组中，第(1)列估计系数为正，不显著；第(2)和(3)列显著为正。为确保稳健性，以新增房地产投资价值占总资产价值比例衡量投资密集度，重复上述检验，得到了另外一组结果，与表9基本一致。综合上述结果，可得到以下结论：房地产资产的交易特征与税费结构使得低投资密集度难以获得显著收益，无法改进资本效率。对于投资过度的企业，中等密集度的投资可以改进资本效率，但随着投资的增加，改进效应不仅消失而且迅速转为恶化。对于投资不足的企业而言，任何密集度的投资均无法改进资本效率，同时高强度投资的恶化效应非常显著。总体上，房地产投资与企业资本效率改进之间存在倒U型关系，改进效应仅存在于投资过度企业的中等密集度投资。

表10 投资密集度与资本效率的检验

六、研究结论与建议

一直以来，非房地产企业的房地产投资行为受到普遍担忧和广泛批评。本文的目的在于就房地产投资对企业资本效率的影响进行研究。归纳起来，主要结论如下。

第一，在投资倾向方面，中央国企、地方国企和私有产权控制的公司并不倾向于开展投资性房地产业务，仅国有资产管理机构控制的公司积极地从事房地产投资。中央国企、地方国企、国有资产管理机构控制的上市公司均为国有产权控制，但不同的隶属关系与管理监督方式对企业房地产投资倾向产生差异化后果。直接监管抑或代理监管、现金流权控制、合并上市公司财务报表利润、上市公司管理层任命与管理、地方官员的政绩目标等因素共同影响了上市公司的房地产投资决策，从而产生差异化结果。

第二，在资本效率方面，在地方国企控制的上市公司中，房地产投资没有对资本效率产生任何正面影响，即企业在这类投资中没有获得有效的经济利益流入。在中央国企和国有资产管理机构控制的公司中，房地产投资对资本效率存在一定的改进效应，主要表现为投资过度程度的下降。但是，这种改进效应不具有持续性。可能的原因是，与房地产投资相比，这类企业的主营业务收益率较低，甚至为负。将资金从主营业务转移到房地产投资中自然能够获得更高的资本效率。但是，将资金投入与主业无关的房地产中，在一定程度上损害了公司竞争力，因此无法获得持续的改进效应。私有产权控制的公司中，房地产投资能够持续降低投资不足的程度，但仅局限于存量投资。作为一种优质抵押品，存量房地产可能更受金融机构的青睐。伴随着近年来房价的持续攀升，存量投资能够不断缓解这类企业的融资约束，改善融资环境。

第三，总体上，房地产投资与企业资本效率改进之间存在倒 U型关系，改进效应仅存在于投资过度企业的中等密集度投资。低投资密集度无法获得效率改进，高密集度又将使资本效率更加恶化。尤其对于投资不足的企业，任何密集度的投资都无法提升资本效率，且高密集度投资的恶化效应非常显著。

因此本文提出以下建议。首先，众多企业投资房地产的典型事实与资本效率的经济后果表明，通过房地产投资改进资本效率的行为往往事与愿违，还将承受无关多元化和代理问题带来的负面影响。故要积极引导企业认真审视房地产投资蕴含的风险与经济后果，充分重视房地产市场的波动性影响，根据市场环境和自身情况优化投资结构。

其次，融资约束已成为制约众多私营企业发展的主要障碍，同时也很可能是众多民营企业投资房地产的初衷。这就要求坚持金融市场化的改革，充分发挥金融市场在资源配置过程中的决定性作用，消除金融体系中的资源错配，从根本上解决金融抑制问题。通过建立健全多层次资本市场，改变投融资过度依赖信贷体系的现状，鼓励和支持各类金融机构、风险投资机构和民间资本对企业的投资力度，为企业投资实业提供良好的金融环境。

最后，一定时期内，行业产能过剩、主营业务投资机会匮乏、融资约束都可能促使企业投资房地产。但是，能否获得资本效率的改进与投资密集度、资产价格息息相关。长期而言，企业房地产投资热潮引发的企业家精神错配，将抑制企业的技术发展，甚至产生“低技术锁定”效应，影响行业技术进步和产业升级。所以，有必要加快改善企业投资环境，通过优化经济增长方式和调整市场结构等多种措施，扭转产能过剩行业的投资现状，引导企业家精神更多地配置到生产性活动中，最终实现企业自发驱动型地投资主业，深耕主业。