黃大禹 謝獲寶 鄒夢婷

摘? ?要：當前，在產(chǎn)能過剩和消費不足的雙重擠壓下，企業(yè)實體業(yè)務(wù)利潤空間持續(xù)收窄，眾多企業(yè)開始調(diào)整資金投資方向。其中，以企業(yè)投資房地產(chǎn)領(lǐng)域最為突出，“脫實向虛”的現(xiàn)象初現(xiàn)端倪。本文針對“企業(yè)房地產(chǎn)投資—技術(shù)創(chuàng)新”的框架進行研究，得出如下結(jié)論：從整體上來看，企業(yè)的房地產(chǎn)投資行為的確對技術(shù)創(chuàng)新活動起到了明顯的抑制作用，且具有明顯的動態(tài)疊加特征。進一步地，企業(yè)的房地產(chǎn)投資具有明顯的差異化特征。當前針對企業(yè)房地產(chǎn)投資行為的治理，應遵循差異化的政策路線，才可以起到良好的實踐結(jié)果。

關(guān)鍵詞：企業(yè)房地產(chǎn)投資;技術(shù)創(chuàng)新;異質(zhì)性

中圖分類號：F830? 文獻標識碼：A? ?文章編號：1674-2265（2021）04-0016-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.04.003

一 、引言

企業(yè)房地產(chǎn)投資主要指企業(yè)將自身資源投入到房地產(chǎn)項目的行為，這種現(xiàn)象在當前經(jīng)濟大環(huán)境整體下行、實體部門盈利空間萎縮的大背景下變得愈加明顯。企業(yè)房地產(chǎn)投資可以分為兩種類型：第一種類型，是企業(yè)進入房地產(chǎn)領(lǐng)域成為房地產(chǎn)開發(fā)商，主要扮演的是房地產(chǎn)的賣方角色;第二種類型，是企業(yè)并不成為房地產(chǎn)開發(fā)商，而是購買不動產(chǎn)自持物業(yè)產(chǎn)生收益。本文所指的房地產(chǎn)投資主要是后者。Krippner（2011）[1]的研究中，就有企業(yè)“不務(wù)正業(yè)”從事金融投資活動，最后整個生產(chǎn)經(jīng)營活動都被金融左右的擔憂。中國企業(yè)的房地產(chǎn)投資活動，大多不是為了服務(wù)自用，而是關(guān)注房地產(chǎn)項目買賣活動中形成的高額利差。特別是在近些年，我國企業(yè)的房地產(chǎn)投資行為更是具有明顯的投資屬性而非實體商業(yè)屬性。然而，國外發(fā)達國家的實踐和理論文獻，并不能簡單作為解釋中國現(xiàn)實的依據(jù)，需要對我國企業(yè)房地產(chǎn)投資行為進行系統(tǒng)全面的分析，特別是對企業(yè)投資房地產(chǎn)活動所導致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型滯緩、技術(shù)創(chuàng)新活動低迷等現(xiàn)象引起全面重視。企業(yè)的房地產(chǎn)投資活動，會在很大程度上擠出企業(yè)正常的項目資源，甚至會干擾到企業(yè)正常的決策路徑。如若這種現(xiàn)象不斷深化，則會出現(xiàn)一定的“產(chǎn)業(yè)空心化”“主業(yè)空心化”特征，會在很大程度上對當前我國創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略的實現(xiàn)造成不利影響。但值得注意的是，當前針對企業(yè)房地產(chǎn)投資活動影響的研究尚不充分，這類問題不單有關(guān)當前企業(yè)的“脫實向虛”傾向，也與企業(yè)自身核心技術(shù)創(chuàng)新能力的形成有密切關(guān)聯(lián)，對此進行研究有著較高的學術(shù)和實踐價值。

本文研究內(nèi)容集中在如下幾個方面：第一，從整體上確認企業(yè)房地產(chǎn)投資活動對技術(shù)創(chuàng)新活動的影響。第二，考慮到企業(yè)多重屬性差異和我國的制度背景，從異質(zhì)性角度切入，充分探討了“企業(yè)房地產(chǎn)投資—技術(shù)創(chuàng)新”范式下可能存在的差異化特征事實，并進行了穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性檢驗，確保結(jié)論的可信性。

二? ?理論機制分析與研究假說提出

房地產(chǎn)投資蔚然成風，上市企業(yè)也難以逃脫這個“魔球”的引力，這源于房地產(chǎn)所具備的金融屬性。伴隨房價持續(xù)上漲，企業(yè)可從投資性房產(chǎn)中攝取巨額回報，獲得超越市場平均收益的利率，能在一定程度上補充企業(yè)現(xiàn)金流，助力企業(yè)發(fā)展，進而有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。一方面，企業(yè)持有的房產(chǎn)價格上漲可提升企業(yè)價值，充實企業(yè)內(nèi)源資金，延展企業(yè)可用資源邊界，這對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動而言尤為關(guān)鍵（王文春和榮昭，2014）[2]。另一方面，房地產(chǎn)是優(yōu)質(zhì)抵押品，企業(yè)持有房地產(chǎn)將有利于在信貸資源上提高議價能力，拓展企業(yè)融資渠道和融資規(guī)模（Chaney等，2012;Bleck和Liu，2017;張杰等，2016）[3-5]。技術(shù)創(chuàng)新活動作為資金密集型項目，企業(yè)會經(jīng)常被困在內(nèi)外部融資約束困境中。房地產(chǎn)投資可一定程度上削弱這種負面效果，進而激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

然而，也有學者持有相反的觀點，即企業(yè)參與房地產(chǎn)投資會給企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力帶來一定的沖擊。主要理由如下：

第一，企業(yè)參與房地產(chǎn)投資需要投入大量資金，對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)形成資源“擠占效應”（Bleck和Liu，2017）[4]，直接抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。房地產(chǎn)行業(yè)屬于資本密集型行業(yè)，和企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)一樣，需要投入大量且長期的資金，但在當前中國房地產(chǎn)市場發(fā)展現(xiàn)狀下，投資房地產(chǎn)行業(yè)相對于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新所獲的收益更加穩(wěn)定和豐厚，于是企業(yè)在進行投資資產(chǎn)配置時會對房地產(chǎn)投資更加傾斜，將原本用于技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)的資源轉(zhuǎn)而投入到房地產(chǎn)行業(yè)（何珊珊，2018）[6]，創(chuàng)新投入的減少勢必會抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，特別對于存在融資約束的企業(yè)，抑制影響會更嚴重。

第二，企業(yè)投資房地產(chǎn)行業(yè)能獲得比主業(yè)更高的回報率，出于資本逐利性，企業(yè)會更熱衷于投資房地產(chǎn)行業(yè)賺取“快錢”，創(chuàng)新研發(fā)積極性被削弱。房地產(chǎn)行業(yè)較高的投資回報率會引致企業(yè)跨行業(yè)套利行為，資本競相追逐并逃離實體經(jīng)濟，顧元媛和沈坤榮（2012）[7]、Miao和Wang（2012）[8]稱這種由房地產(chǎn)行業(yè)投機性泡沫導致資本在不同生產(chǎn)部門之間重新分配的現(xiàn)象為“資源重配效應”。隨著房地產(chǎn)泡沫持續(xù)膨脹，企業(yè)資本從房地產(chǎn)行業(yè)獲取的“快錢”會增加，企業(yè)進行創(chuàng)新研發(fā)的傾向會減弱，王文春和榮昭（2014）[2]利用中國規(guī)模以上企業(yè)數(shù)據(jù)驗證了房價上漲對企業(yè)開發(fā)新產(chǎn)品活動的負面影響效應。

第三，金融部門信貸資金偏好房地產(chǎn)行業(yè)，加劇了企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的資金短缺，間接抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。中國當前仍是以銀行業(yè)為主的間接金融市場，房地產(chǎn)和高新技術(shù)行業(yè)屬于資本密集型行業(yè)，對銀行信貸資金的依賴程度較高。由于房地產(chǎn)投資收益高于絕大部分的實體行業(yè)，同時其足值的抵押間接提升了銀行貸后風險管理能力，銀行出于對高利率的追逐會選擇優(yōu)先將有限的資金投入高風險承擔水平的房地產(chǎn)行業(yè)（陸嘉瑋等，2017）[9]。由此，資源錯配現(xiàn)象加劇，實體行業(yè)創(chuàng)新研發(fā)所需長期資金被擠占，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新被抑制。

第四，大量資金進入房地產(chǎn)行業(yè)會拉高房價，消費者購買力被透支，從而減少了對高附加值產(chǎn)品的消費，市場對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的需求會降低。當企業(yè)大規(guī)模資金進一步推高房價后，普通居民購房剛需支出會消耗其有限的購買力，其他產(chǎn)品的消費需求勢必被擠占（丁攀和胡宗義，2008）[10]，高技術(shù)含量產(chǎn)品的需求彈性較高，首當其沖會被移出家庭消費清單，市場對高技術(shù)含量產(chǎn)品的需求會減少，導致“內(nèi)需所引致的創(chuàng)新”功能失效，降低了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新動力。

基于以上分析，本文提出如下假說：

假說1：企業(yè)的房地產(chǎn)投資與技術(shù)創(chuàng)新活動之間呈現(xiàn)出負向相關(guān)關(guān)系，即房地產(chǎn)投資不利于技術(shù)創(chuàng)新。

值得注意的是，上述論證僅集中在了企業(yè)房地產(chǎn)投資影響技術(shù)創(chuàng)新的全景式概括上，這很容易忽略了企業(yè)內(nèi)外部屬性差異所帶來的異質(zhì)性問題。具體來看，不同屬性類別的企業(yè)，在面對房地產(chǎn)投資活動時有著差異性的需求，即便在持有同樣規(guī)模的房地產(chǎn)投資時，不同企業(yè)的承受、化解乃至利用的能力也有所不同，從而會對自身的經(jīng)營項目產(chǎn)生影響。如果忽略了對這部分問題的細化討論，則容易使本項研究的結(jié)論陷入鈍化陷阱之中。為此，本文針對企業(yè)屬性差異乃至地區(qū)差異進行了異質(zhì)性的討論和分析。

就國有企業(yè)而言，一方面，其憑借國家信譽鏈條的介入和一定的壟斷特權(quán)，技術(shù)創(chuàng)新的主觀能動性存在著一定的缺陷;另一方面，國有企業(yè)可以憑借國家信譽背景，在金融市場上獲取足夠的金融資源，國有企業(yè)介入房地產(chǎn)活動，會使得金融資源進一步在房地產(chǎn)領(lǐng)域內(nèi)“空轉(zhuǎn)”，從而加大了企業(yè)的“脫實向虛”特征，更加嚴重地擠出自身的技術(shù)創(chuàng)新活動。相比之下，在不進則退的市場大環(huán)境中，非國有企業(yè)較之于國有企業(yè)有著更為強烈的技術(shù)創(chuàng)新主觀意愿（何立勝，2003）[11]。但非國有企業(yè)在金融市場上往往面臨著排斥，以至于其只能“另辟蹊徑”來為自身籌集金融資源，此時非國有企業(yè)投資房地產(chǎn)項目，能夠在經(jīng)濟大環(huán)境下行的趨勢下盡可能地保有自身資源，甚至實現(xiàn)一定的“反哺”效應，從而在一定程度上激發(fā)非國有企業(yè)的活躍程度?；诖?，本文提出了假說2a。

假說2a：相對于非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)的房地產(chǎn)投資更不利于自身的技術(shù)創(chuàng)新活動。

就高新技術(shù)企業(yè)而言，以技術(shù)創(chuàng)新的手段來實現(xiàn)市場份額的占領(lǐng)是企業(yè)設(shè)立的重要核心目標。就這類企業(yè)而言，本身就承擔著較為沉重的研發(fā)支出負擔，針對技術(shù)創(chuàng)新的特殊性，還要維系企業(yè)內(nèi)部可用資源的長期穩(wěn)定。因此，如若高新技術(shù)企業(yè)從事房地產(chǎn)投資項目，則會對企業(yè)內(nèi)部的可用資源形成較強的占用，從而不得不以降低研發(fā)支出等方式來滿足對房地產(chǎn)項目的投資需求，這會對那些對資源可持續(xù)性要求較高的技術(shù)研發(fā)項目造成嚴重沖擊。進一步地，高技術(shù)企業(yè)自身經(jīng)營決策體系本身就在于研判技術(shù)創(chuàng)新演進走向以及相關(guān)的市場決策，而不在于如何在金融市場做出決策以攝取超額利潤。因此，如若高新技術(shù)企業(yè)進入房地產(chǎn)投資市場，則意味著在自身的決策體系內(nèi)會形成兩套截然不同的機制，這必然會造成一定程度的“威廉姆森型組織不經(jīng)濟”狀況，從而在一定程度上減損企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)決策的有效性和科學性。相比之下，非高新技術(shù)企業(yè)的立身之本就不在技術(shù)的研發(fā)創(chuàng)新上，即便從事房地產(chǎn)投資項目，也不會對技術(shù)創(chuàng)新活動造成過度的擠出。因此，本文提出了假說2b。

假說2b：相對于非高新技術(shù)企業(yè)而言，高新技術(shù)企業(yè)的房地產(chǎn)投資更不利于自身的技術(shù)創(chuàng)新活動。

進一步地，本文將研究轉(zhuǎn)向了“制造業(yè)—非制造業(yè)”的差異上。中國的制造業(yè)是當前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)乃至整個經(jīng)濟系統(tǒng)的中堅力量，其在推動技術(shù)創(chuàng)新上有著相當?shù)闹匾?。但另一方面，當前中國制造業(yè)面臨著很大的轉(zhuǎn)型壓力，在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、經(jīng)濟增長降速換擋的大背景下，制造業(yè)的生存形勢較為嚴峻，也面臨著更為緊張的資源約束邊界。因此，若制造業(yè)從事了與自身主業(yè)不相關(guān)的房地產(chǎn)投資，則會在很大程度上對自身的資源造成擠出，“掏空”企業(yè)內(nèi)部的主業(yè)競爭力，從而形成了諸如“產(chǎn)業(yè)空心化”“主業(yè)空心化”等問題。缺乏實體經(jīng)濟項目支撐的制造業(yè)，想要在技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新項目上有所突破顯然有著很大難度，更不用說房地產(chǎn)投資項目對其造成的不利沖擊了。

假說2c：相對于非制造業(yè)而言，制造業(yè)企業(yè)的房地產(chǎn)投資更不利于自身的技術(shù)創(chuàng)新活動。

大規(guī)模企業(yè)更可能在金融市場中獲取足額乃至額外的資源，除了從事實體經(jīng)濟項目之外，還能夠?qū)⑷哂噘Y源投入金融領(lǐng)域，最大限度地提升自身的資金使用績效。相比之下，小規(guī)模企業(yè)本身的技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)條件較弱，可用資源往往面臨較強的約束邊界，在金融市場上的融資活動也往往步履維艱（李華民和吳非，2015）[12]。因此，如若小規(guī)模企業(yè)將資源投入到房地產(chǎn)領(lǐng)域，勢必會對其他項目造成一定的擠出。此外，小規(guī)模企業(yè)缺乏專業(yè)的金融財務(wù)人員，也不具備平滑風險的規(guī)模體量支撐，在從事金融領(lǐng)域的投資活動時，難以克服其中蘊藏的風險，房地產(chǎn)投資活動會在很大程度上有損其技術(shù)創(chuàng)新。綜上所述，本文提出了假說2d。

假說2d：相對于大規(guī)模企業(yè)而言，小規(guī)模企業(yè)的房地產(chǎn)投資更不利于自身的技術(shù)創(chuàng)新活動。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與基本處理

本文采用滬深A股上市公司2007—2018年的數(shù)據(jù)進行研究。相關(guān)的企業(yè)財務(wù)變量數(shù)據(jù)來自萬得數(shù)據(jù)庫，企業(yè)層面的各項專利數(shù)據(jù)從國泰安數(shù)據(jù)庫中的“中國上市公司與子公司專利研究數(shù)據(jù)庫”中抽取。根據(jù)研究慣例，本文剔除了金融企業(yè)樣本、ST類企業(yè)和期間退市的企業(yè)，剔除了在研究年限中進行IPO的企業(yè)，從而得到了18825個“企業(yè)—年度”樣本觀測數(shù)據(jù)。

（二）變量設(shè)定

1. 被解釋變量組：創(chuàng)新變量組（Pat）。在過往的經(jīng)典文獻中，都偏好將企業(yè)的研發(fā)投入水平作為企業(yè)創(chuàng)新活躍度的測度指標。但鑒于企業(yè)研發(fā)投入只能作為企業(yè)創(chuàng)新活動的“中間”指標，將其作為企業(yè)創(chuàng)新能力的“終極”測度可能會有較大的高估風險（吳非等，2018）[13]。近年來，以技術(shù)創(chuàng)新投入來測度的手段，逐步被技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出所替代，以企業(yè)專利創(chuàng)新數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新能力測度的研究文獻日益增多。本文擬借鑒這類文獻的處理手法，以企業(yè)專利數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新能力的代理變量。

進一步地，在企業(yè)專利體系中，可存在兩套數(shù)據(jù)：第一類為專利申請數(shù);第二類為專利授權(quán)數(shù)。龍小寧和林志帆（2018）[14]的研究認為，企業(yè)的專利授權(quán)數(shù)存在著極大的時滯問題，專利審批往往需要較長的審核期，企業(yè)在特定年份的專利授權(quán)，極有可能是多年前的創(chuàng)新研發(fā)成果。為避免核心解釋變量的滯后期處理減損樣本量，造成回歸結(jié)果的偏誤，以及由于不同類型專利授權(quán)周期不等，大一統(tǒng)式的滯后期處理無法體現(xiàn)出不同專利之間的具體差異，因此，采用企業(yè)專利的“申請數(shù)”可能較為適宜。盡管企業(yè)的專利申請數(shù)量可能也會存在一定的時滯特征，但較之于“授權(quán)數(shù)”而言，已經(jīng)有了很大的改善。對此，本文采用這類數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)進行研究。

值得一提的是，企業(yè)的專利創(chuàng)新也存在技術(shù)含金量上的層次差異，在我國的專利體系中，按照企業(yè)專利的技術(shù)含量，界分為三個檔次：第一為發(fā)明專利創(chuàng)新;第二為實用新型專利創(chuàng)新;第三為外觀設(shè)計專利創(chuàng)新。在黎文靖和鄭曼妮（2016）[15]的研究中，則進一步對這類數(shù)據(jù)進行了處理：首先計算出企業(yè)的整體專利創(chuàng)新狀況，進而采用分類的辦法，將企業(yè)創(chuàng)新活動分為實質(zhì)性技術(shù)創(chuàng)新活動與非實質(zhì)性技術(shù)創(chuàng)新活動。其中，實質(zhì)性技術(shù)創(chuàng)新活動以企業(yè)的發(fā)明專利創(chuàng)新來衡量，非實質(zhì)性技術(shù)創(chuàng)新活動則以其他兩檔專利創(chuàng)新之和來測度。本項研究借鑒其做法，并對上述變量均采取了對數(shù)化處理。

2. 核心解釋變量組：企業(yè)房地產(chǎn)投資（REI）。在當前背景下，許多企業(yè)在房地產(chǎn)領(lǐng)域的投資行為，已經(jīng)脫離了自商用目的，而旨在套取房地產(chǎn)項目的增值利潤。從這個角度來看，企業(yè)房地產(chǎn)投資行為在很大程度上已經(jīng)具有了明顯的“投資屬性”。本文擬采用“投資性房地產(chǎn)凈額/總資產(chǎn)”作為企業(yè)房地產(chǎn)投資行為強度的代理變量。雖然許多企業(yè)會將投資房地產(chǎn)的經(jīng)濟行為隱藏到固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)以及在建工程等其他科目中，單一使用投資性房地產(chǎn)科目并不能全面反映企業(yè)房地產(chǎn)投資情況，但固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)以及在建工程等科目余額有可能是經(jīng)營用途，也有可能是投資增值用途，因而無法進行有效區(qū)分，所以本文僅使用投資性房地產(chǎn)科目來核算。

3. 控制變量。為了更加準確地判定“企業(yè)房地產(chǎn)投資—技術(shù)創(chuàng)新”范式之間的關(guān)系，必須盡可能地解決遺漏變量所造成的內(nèi)生性問題，對此，本文進一步在回歸檢驗中納入了控制變量組，包括企業(yè)年齡、資產(chǎn)負債率、股權(quán)集中度、總資產(chǎn)、總收入、資本密集度、凈利潤增長、兩職合一與審計意見等。

（三）模型建構(gòu)與實證策略

為了分析企業(yè)房地產(chǎn)投資活動對技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文設(shè)定了模型（1）以驗證。

在式（1）中，被解釋變量為Lnpat，以企業(yè)的專利申請數(shù)作為替代的衡量指標。REI為本項研究的核心解釋變量——企業(yè)房地產(chǎn)投資強度。在控制變量組中，包括了前述的控制變量。?為模型隨機誤差項。

在進行模型檢驗前，本文進行了如下的技術(shù)處理：第一，對所有數(shù)據(jù)進行1%和99%分位數(shù)的Winsor縮尾處理，并對所有非比值型變量進行了加1并對數(shù)化處理;第二，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是長期的過程，企業(yè)任何經(jīng)營決策想要影響到企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，必須要經(jīng)過較長時間方能實現(xiàn)，對此，本文對核心解釋變量進行了滯后一期處理;第三，為了盡可能消除不隨時間變化卻又無法觀測的某些特征，本文通過固定效應模型進行了剔除，并進一步控制了相關(guān)的時間趨勢，二者合并即為“雙向固定效應模型”;第四，為減輕異方差干擾，本文采用了聚類穩(wěn)健標準誤的方式進行了調(diào)整。

如前文所述，簡單就企業(yè)房地產(chǎn)投資如何影響技術(shù)創(chuàng)新活動進行全覆蓋式的回歸檢驗，會在很大程度上抹殺企業(yè)必然存在的差異化特征。對此，基于企業(yè)屬性差異的檢驗，可能是導出精準導向的政策建議的重要一環(huán)，對此，本文設(shè)定了公式（2）進行研究。

在公式（2）中，采用交互項的方式提煉出異質(zhì)性特征下的創(chuàng)新產(chǎn)出差異效果，即通過企業(yè)屬性虛擬變量與企業(yè)房地產(chǎn)投資變量的交互項進行處理。針對企業(yè)的內(nèi)部屬性差異進行了劃分，考察“國有企業(yè)—非國有企業(yè)”“制造業(yè)—非制造業(yè)”“高技術(shù)企業(yè)—非高技術(shù)企業(yè)”“大規(guī)模企業(yè)—小規(guī)模企業(yè)”。

四、實證結(jié)果與經(jīng)濟解釋

（一）基準回歸結(jié)果：企業(yè)房地產(chǎn)投資與技術(shù)創(chuàng)新

在表3中，本文對“企業(yè)房地產(chǎn)投資—技術(shù)創(chuàng)新”的基本范式進行了檢驗。模型（1）—（3）中，僅控制了時間和行業(yè)固定效應;模型（4）—（6）中，進一步納入了相關(guān)的控制變量。

從實證結(jié)果來看，無論是沒有納入控制變量的回歸模型，抑或是納入了控制變量的回歸模型，都展現(xiàn)出了高度一致的回歸結(jié)果：房地產(chǎn)投資的回歸系數(shù)為負且高度顯著。在納入了控制變量后，L.REI的回歸系數(shù)有所縮小，這可能是因為在考慮了多種控制變量因素后，L.REI的影響在一定程度上被吸收了。即便如此，相關(guān)的實證結(jié)論依舊保持著高度的穩(wěn)健，企業(yè)的房地產(chǎn)投資活動越多，則會對技術(shù)創(chuàng)新活動產(chǎn)生明顯的抑制作用，為假說1提供了經(jīng)驗證據(jù)支持。

在表3的控制變量回歸組別中，傳遞出了一些有趣的實證結(jié)果。其中，企業(yè)的杠桿率水平（LEV）對企業(yè)各層次的技術(shù)創(chuàng)新活動都產(chǎn)生了一定的負面作用。本文認為，企業(yè)的杠桿率越高，則意味著內(nèi)部的現(xiàn)金流充裕程度越低，會在一定程度上對企業(yè)內(nèi)部資源造成擠出效果。企業(yè)內(nèi)部的股權(quán)集中度（Equity）越高，在一股獨大的情況下，可能難以做出對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動有利的生產(chǎn)決策。企業(yè)的總資產(chǎn)規(guī)模（Lnasset）越高，則意味著企業(yè)可能會有足夠的資源用以支撐企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動。然而，企業(yè)的營業(yè)收入水平卻展現(xiàn)出了一定的負面效果。本文認為，企業(yè)的營業(yè)收入越高，則企業(yè)可能存在一定的動機將資源集中在多快好省的經(jīng)濟項目中，以便在后續(xù)的時間序列中獲取更多的收入，這在一定程度上降低了企業(yè)長期投資活動的關(guān)注力。如若企業(yè)的財務(wù)報告被出具了非標意見，則多意味著企業(yè)的財務(wù)狀況出現(xiàn)了一定未知的風險，這很可能會在一定程度上降低企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活力。在回歸檢驗中，Opin的回歸系數(shù)均為負值且至少通過了5%的顯著性檢驗便是明證。

為進一步考察企業(yè)房地產(chǎn)投資對技術(shù)創(chuàng)新的負面作用的可持續(xù)性，本文分析了企業(yè)房地產(chǎn)投資變量的滯后2期、3期、4期對企業(yè)三種層次的技術(shù)創(chuàng)新活動的影響，結(jié)果見表4。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，滯后2期的企業(yè)房地產(chǎn)投資對企業(yè)三種層次技術(shù)創(chuàng)新活動的影響均為負值，且均通過了1%的顯著性檢驗，滯后3期和滯后4期的指標結(jié)果均與之類似。由此可見，房地產(chǎn)投資活動對技術(shù)創(chuàng)新活動的影響是負面且持久的，在較長的時間序列中有著明顯的疊加效應，房地產(chǎn)投資活動對于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的損害是非常明顯的。從表3滯后1期回歸結(jié)果，到表4動態(tài)效應的回歸結(jié)果，REI回歸系數(shù)的絕對值隨著滯后期增加而逐步增大，更是確證了上述結(jié)論，這也從側(cè)面為本文的研究假說1提供了進一步的實證支持。

本文認為，盡管當前的房地產(chǎn)投資活動有著明顯的“脫實向虛”偏向，甚至被賦予一定的“金融化”特征，但其實踐操作與金融化業(yè)務(wù)又稍有不同，以至于房地產(chǎn)投資有著更為明顯的負面效果。具體來看，一方面，房地產(chǎn)投資是一項長周期的投資活動，其投資周期基本都在1年以上，由于其特殊的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，企業(yè)所投資的房地產(chǎn)項目想要迅速變現(xiàn)十分困難，而一般類型的金融化項目，都可以實現(xiàn)快速變現(xiàn)，以至于企業(yè)在出現(xiàn)經(jīng)營困難，或是創(chuàng)新項目亟須新的現(xiàn)金流補充時，這類金融化投資項目能夠及時實現(xiàn)補充。另一方面，一般類型的金融化業(yè)務(wù)，投資規(guī)模具有較高的靈活性，而房地產(chǎn)投資項目一般對資金規(guī)模的需求較大，這種大規(guī)模的資金投資項目，勢必會對企業(yè)的正常項目產(chǎn)生更大的擠占效應。

（二）企業(yè)房地產(chǎn)投資與技術(shù)創(chuàng)新：企業(yè)屬性異質(zhì)性視角

在表5中，本文基于企業(yè)的產(chǎn)權(quán)屬性差異進行了異質(zhì)性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)而言，能夠更好地運用房地產(chǎn)投資活動來輔助企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動。L.REI×L.State的回歸系數(shù)均為正值，且均通過了1%的顯著性檢驗。這與本文“國有企業(yè)房地產(chǎn)投資更不利于技術(shù)創(chuàng)新活動”的研究假說有所不符。本文認為，國有企業(yè)歷經(jīng)長期改革，其內(nèi)在的治理機制和模式已經(jīng)得到了較大的改善，具有相當?shù)囊?guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟，也有著專業(yè)的投資人員來配置現(xiàn)有的投資活動。在這種情況下，國有企業(yè)較之非國有企業(yè)，能夠更好地調(diào)配自身的資源用于激發(fā)技術(shù)創(chuàng)新的活力。非國有企業(yè)因技術(shù)研發(fā)基礎(chǔ)薄弱，且不具備足夠的風險化解基礎(chǔ)條件和金融人才配置，無法有效地利用這類投資業(yè)務(wù)實現(xiàn)“反哺”。

在表6中，本文基于企業(yè)的科技屬性進行了異質(zhì)性檢驗。為了更加全面地刻畫這種異質(zhì)性效應，本文采取了兩種不同的劃分方法，一是將企業(yè)劃分為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)（SEI）;二是劃分為高科技產(chǎn)業(yè)（HT）。研究發(fā)現(xiàn)，無論是戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)抑或是高科技產(chǎn)業(yè)，其同房地產(chǎn)投資變量的交互項均為負且高度顯著，基本確證了本文的假說3b，即高技術(shù)企業(yè)的房地產(chǎn)投資活動更不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動。

在表7中，本文基于企業(yè)的制造業(yè)屬性進行了異質(zhì)性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，L.REI×L.Manuf系數(shù)在三種層次的專利創(chuàng)新活動中都為負值，且均通過了1%的顯著性檢驗，驗證了假說3c，說明制造業(yè)企業(yè)房地產(chǎn)投資活動會顯著地抑制自身的技術(shù)創(chuàng)新活動。

在表8中，本文基于企業(yè)的規(guī)模屬性進行了異質(zhì)性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模企業(yè)的房地產(chǎn)投資有著一定助益企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的特征：L.REI×L.Large的回歸系數(shù)均為正值且顯著，而小規(guī)模企業(yè)房地產(chǎn)投資則嚴重降低了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平。由此，不同規(guī)模企業(yè)對房地產(chǎn)投資的運用效果產(chǎn)生了明顯差異，這很可能歸因為大規(guī)模企業(yè)有著更大的規(guī)模經(jīng)濟，能夠在一定程度上化解房地產(chǎn)投資活動的風險，并能夠充分調(diào)配相關(guān)資源用以補充技術(shù)創(chuàng)新活動的資源缺口，而小規(guī)模企業(yè)由于規(guī)模體量的限制無法達到上述要求，由此確證了本文的假說3d。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）被解釋變量的口徑變更——考慮專利數(shù)據(jù)中子公司、聯(lián)營、合營的情形

前述回歸中的被解釋變量，均以上市公司自身的專利數(shù)為企業(yè)創(chuàng)新能力的代理變量。但就具體實踐來看，上市公司普遍具有子公司、聯(lián)營、合營公司等各種形式。一方面，子公司、聯(lián)營、合營公司自身也有著技術(shù)創(chuàng)新活動;另一方面，母公司的房地產(chǎn)投資活動勢必也會對這些公司產(chǎn)生一定的影響。對此，在本小節(jié)的穩(wěn)健性檢驗中，本文著重變更了原有被解釋變量的統(tǒng)計口徑，將子公司、聯(lián)營、合營公司的專利數(shù)一并納入，從而得到了全新的專利數(shù)據(jù)，并重新按照本文的基準回歸進行再檢驗，詳見表9。

（二）回歸技術(shù)的更替——基于歸并數(shù)據(jù)與計數(shù)特征的回歸

應當說，專利數(shù)量同傳統(tǒng)的財務(wù)變量之間稍有差異。第一，這類專利數(shù)量有著明顯的非負整數(shù)特征。除了進行對數(shù)化處理之外，還可以采用泊松回歸的方法。對此，本文采用了“負二項回歸”重新進行了實證檢驗，詳見表10。第二，這類數(shù)據(jù)有著十分明顯的左側(cè)截斷特征，對于這類典型的歸并數(shù)據(jù)，傳統(tǒng)的OLS回歸可能會造成一定的偏誤。對此，本文采用tobit模型進行重新檢驗，詳見表11。最后，為了盡可能地對原有主線實證進行充分檢驗，在表12中，本文還同時考慮了“Tobit模型+雙向固定效應+專利變量測度更替”的方法進行檢驗。

（三）固定效應模式的更替

Nunn和Qian（2014）[16]提出了另一種固定效應控制辦法，其將樣本中的亞非國家界分為6大板塊區(qū)域，并控制了區(qū)域和年度的聯(lián)合固定效應以規(guī)避遺漏偏誤造成的干擾，旨在控制區(qū)域中某些要素變化的時間趨勢。Moser和Voena（2012）[17]則從“時間—行業(yè)”的微觀聯(lián)合固定效應出發(fā)進行研究。對此，本文在表12中采用了“時間—行業(yè)”“時間—省份”的聯(lián)合固定效應檢驗，以盡可能地消除內(nèi)生性的干擾。

將表9到12的實證檢驗同前文進行對比發(fā)現(xiàn)，企業(yè)房地產(chǎn)投資變量依舊顯著為負，其方向和顯著性沒有發(fā)生變化，因此，本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

（四）內(nèi)生性處理

在前述的實證檢驗中，針對回歸模型中的內(nèi)生性處理有一定的涉及：第一，在回歸時，對核心解釋變量進行了滯后一期處理，而被解釋變量保持當期的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。這么處理的意義在于，在實踐上，考慮到了企業(yè)房地產(chǎn)投資活動從發(fā)生進而傳遞至企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動所需要的時滯;在實證技術(shù)上，又能適當減輕反向因果問題的擾動。第二，采用了 “雙向固定效應”模型，控制了“時間—行業(yè)”，并進一步控制了“時間—行業(yè)聯(lián)合固定效應”“時間—省份聯(lián)合固定效應”，從而盡可能地剔除內(nèi)生性的干擾。但仍必須注意到：第一，反向因果干擾僅是內(nèi)生性問題的一種。其中，遺漏變量問題的存在乃是內(nèi)生性中更普遍和突出的問題。如果某些變量同企業(yè)的房地產(chǎn)投資行為有關(guān)，又與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動有關(guān)，而這類變量出于種種考慮被遺漏，那么此時的內(nèi)生性問題是較為嚴重的。盡管在前文中本文參照經(jīng)典文獻對許多變量進行了控制，但依舊沒有辦法窮盡所有的相關(guān)因素。因此，內(nèi)生性問題需要進一步解決。對此，本小節(jié)采用了工具變量法和傾向得分匹配來克服回歸中的內(nèi)生性問題。

1. 2SLS工具變量法。選取“特定行業(yè)中除本行業(yè)之外所有企業(yè)的房地產(chǎn)投資強度的均值”作為工具變量。這么處理的原因在于：第一，相關(guān)性，特定企業(yè)的房地產(chǎn)投資在同行業(yè)內(nèi)具有較高的關(guān)聯(lián)度。第二，外生性，行業(yè)外的企業(yè)的房地產(chǎn)投資行為，無法影響本企業(yè)內(nèi)部的技術(shù)創(chuàng)新活動，符合工具變量外生性的要求。從表13來看，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量均大于10，從而拒絕了“工具變量和內(nèi)生變量無關(guān)”的原假設(shè)，相關(guān)性條件得到滿足。

結(jié)果表明，“企業(yè)房地產(chǎn)投資—技術(shù)創(chuàng)新”之間的負相關(guān)依舊顯著成立，說明經(jīng)過工具變量的調(diào)整，在剔除了內(nèi)生性干擾后，相關(guān)的研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。當然，從另一個角度來看，進行了工具變量調(diào)整后，L.REI的回歸系數(shù)大幅增加，這可能表明經(jīng)過內(nèi)生性校準后，實際的房地產(chǎn)投資活動負面沖擊的真實效應可能被低估了。

2. 傾向得分匹配法。房地產(chǎn)投資活動強度是一個連續(xù)變量，需要降維成虛擬變量才能實現(xiàn)相應的PSM配對處理。對此，本文將房地產(chǎn)投資活動高于均值的企業(yè)設(shè)定為treat=1，否則為0。為了避免樣本選擇偏誤，本文采用了傾向性得分匹配來篩選、平衡全樣本。根據(jù)Logit模型估計了樣本中的傾向得分數(shù)據(jù)后，采用了半徑匹配法進行配對。在配對完成之后，檢驗高房地產(chǎn)投資組和控制組企業(yè)各變量在匹配前后的差異，可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過匹配后的數(shù)據(jù)基本都是“平行”的，兩個組別之間的差異大多不具備統(tǒng)計學顯著特征，表明本文的匹配狀況較好。

由表14可知，在經(jīng)過有效匹配控制了樣本選擇的偏誤影響后，發(fā)現(xiàn)了一致性較高的實證結(jié)果。由實證結(jié)果可知，樣本無論是否經(jīng)過匹配，其平均處理效應均為負值，且這種差異均得到了t檢驗的支撐。上述結(jié)果表明，企業(yè)的房地產(chǎn)投資活動顯著地降低了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出效果。綜上，在通過了穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性處理之后，本文的結(jié)論穩(wěn)健、可靠。

六、結(jié)論與政策建議

當前，企業(yè)投資呈現(xiàn)出了明顯的“脫實向虛”偏向，在很大程度上造成了“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)空心化”等現(xiàn)象。本文借助上市企業(yè)2007—2018年的數(shù)據(jù)，針對“企業(yè)房地產(chǎn)投資—技術(shù)創(chuàng)新”范式進行了初步的檢驗，考察二者的整體影響效應以及異質(zhì)性差異。

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)房地產(chǎn)投資嚴重抑制了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動，并且這種抑制效應在一個較長的時間序列中都存在，有著明顯的動態(tài)疊加特征。上述研究結(jié)論在歷經(jīng)多重穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性處理后依舊成立，說明本項研究的核心結(jié)論是穩(wěn)健的。進一步地，就異質(zhì)性來看，不同企業(yè)屬性差異下的企業(yè)，在房地產(chǎn)投資的創(chuàng)新抑制效應上有所差異。本文的研究一方面確證了企業(yè)房地產(chǎn)投資行為存在的不利影響;另一方面指出了針對企業(yè)房地產(chǎn)投資行為的治理，應精準制定政策，不能以一套政策治理體系來針對所有類別的企業(yè)。

必須指出的是，本文主要就“企業(yè)房地產(chǎn)投資—技術(shù)創(chuàng)新”的范式進行了一個整體判斷，但二者之間的具體影響機制尚未得到梳理和證明，需要更深入的討論。

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