黄大禹，谢获宝，邹梦婷

（1.清华大学经济管理学院，北京 100084；2.武汉大学经济与管理学院，湖北武汉 430072；3.武汉理工大学经济学院，湖北武汉 430070）

1 研究背景

目前，中国经济已步入高质量发展阶段，依赖传统生产要素的经济增长模式已逐渐式微，驱动经济发展须需转变增长方式。毋庸置疑，技术创新理应成为中国经济发展的关键抓手。企业作为资源配置的基层组织，既是激发市场主体活力的基本载体，也是增强新动能的重要支撑。随着中国实体经济的不确定性日益增加［1］，中国企业的资本投资方向呈现出“脱实向虚”的趋势［2］。在众多表现中，实体企业对房地产投资的偏爱格外引人注意。

实体企业涉足房地产投资将不可避免地对企业的技术创新产生影响。技术创新具有高度不确定性以及回报周期较长的特点，这与房地产投资的金融属性有着较大差异，但两者均属于资金密集型业务。许多学者认为，实体企业热衷房地产投资会产生挤占效应，即在利润“剪刀差”作用下，实体企业对房地产投资的偏爱，会使其从研发创新中抽离资金用于地产投资。这显然会抑制企业研发创新的积极性［3］。不仅如此，挤出效应还会提前锁定大量可用资源，导致企业用于技术创新活动的投入受到更大限制［4］。

当然，也有部分学者认为，实体企业地产投资也有可能反哺技术创新。一般来说，企业技术创新对资金支持极度敏感，企业从事创新活动易陷入融资约束困境［5］。企业可以通过房地产投资性“窖藏”资金，亦能产生抵押效应从外部融资，平滑企业技术创新投入。此外，从房地产投资中获取的超额回报还可以延展企业可用资源边界，刺激实体企业技术创新的发展。上述观点可以被概括成挤入效应。

本文将依据“房地产投资—技术创新”的研究逻辑，讨论两个问题：第一，何种因素驱动了实体企业投资房地产，进而影响了技术创新；第二，实体企业房地产投资通过何种因素发生作用，进而对技术创新活动产生影响。为了验证挤入效应和挤占效应的真实性，本文构建了中介效应模型进行检验，试图厘清其中的运行机制。

2 文献综述与研究假说

尽管许多文献都强调实体企业投资地产不利于企业的技术创新活动，然而对于二者关系影响后效的考察不能够深刻地揭示出经济效应背后深层次的驱动机制以及发生作用的传导机制。本文深入研究了企业地产投资的动因，不再纠结于实体企业地产投资带来的负面影响，这种思路可以更加深入地考察到其中的本质。

目前，中国以地区生产总值（GDP）作为衡量考察及评价各级地方政府官员的主要依据，在地方GDP 较之标尺范围内其他可比地区增速明显的情境下，主政地方官员在之后时序中更有几率得到上级正面的评价［6］。然而在出现地方GDP 增长速度较之于标尺范围内其他地区显著缓慢情境下，对应该地主政官员获得进一步提升入场券的概率显著降低。面对规则明晰的中央政府所划定的基准且较为刚性的指标管理，各级地方政府以此为底线展开层层加码的竞夺，即“晋升锦标赛”激发了地方政府发展经济的热情。显然，地产行业是为数不多的能为地方经济快速注入“强心针”的行业。明确的中央政府意志以及地方官员为了向上级展现自身不俗能力所强加于自身的砝码使得地方政府在决策时，对于见效慢、影响效应较为长期的项目关注不多；对于能够较短时间、较大程度有效拉动地方GDP 的项目倾注更多关注。符合地方政府对于短期内能够实现GDP 有利拉升的项目将会得到政策资源惠及，地方政府辖域内微观企业为了得到政府更多资源的注入，有动机迎合地方政府诉求，进行房地产投资。因此，本文提出以下假说：

假说1：地方政府的经济考核压力将驱动企业投资房地产，从而抑制了企业的技术创新。

中国实行财政分权之后，地方政府在得到分权所带来一系列自由度的同时，预算内收入往往不能够全范围覆盖所在辖区各项财政支出。在预算内紧张的财务状况下，预算外收入比如土地财政及衍生地鼓励企业进行房地产投资成为青睐选项。在分税制下，增值税和所得税主要部分归中央政府，这加剧了地方政府的土地财政现象［7］。地方政府出让土地使用权及相关税费收入在“营改增”政策出台前所获得的收益较为可观，为了更为有效地充盈地方财政，继而在锦标赛下赢得进阶的入场券，地方政府往往出于财政收入的目的支持企业上马房地产投资业务，因此，本文提出以下假说：

假说2：地方政府的财政分权程度会驱动企业投资房地产项目，从而抑制了企业的技术创新。

无论企业想要从事何种经济活动，都受制于自身的资源边界。若企业面临较为宽松的资源边界，那么企业的投资活动强度可能会越大；若企业的资源边界约束较为紧张，则企业的投资活动力度可能会减小。上述推论，同样适用于企业的科技研发活动。实体企业自身的资源边界存在二重性，即科技创新活动的资源边界小于房地产投资的资源边界。当前，中国经济“降速换挡”，全球经济低迷，实体业务的发展空间被严重挤压，进一步拉大了房地产投资活动与技术创新活动之间的差距。故而，金融部门扩张抑或宽松的货币供给，都会驱动实体企业的房地产投资获取更多的资金支持，而科技创新活动却很难获得支持。基于前述分析，本文提出以下假说：

假说3：无论是金融部门扩张还是宽松的货币供给，都能为实体企业的房地产投资提供资源支持，而实体企业的技术创新活动依旧会受到资源约束。

实体企业地产投资影响技术创新的路径研究并不多。归纳现有文献，本文围绕以下两类渠道机制路径展开系统剖析与深入探讨：

技术创新投资与房地产投资同样具有周期长、投入大等内生特点，但是技术创新与房地产投资相对比下，转移成本高、不易作为优良信贷抵押品的固有劣势凸显。企业作为理性的决策主体，在投入企业物力以及人力时，会将前述两种投资类别纳入决策框架，出于风险与收益综合考量，更有可能选择房地产项目而非技术创新［8］，挤占效应因而产生。

企业主营业务外进行房地产投资为企业带来了快速且丰厚的收益，优化利润表的同时却逐步偏离主业，无益于企业核心竞争力培育，也放大了财务风险。具体而言，主业非房地产开发的企业投身于资金密集度高的涉房项目后，企业内部以及从外部融通而来的现金大比例出配置到房地产具体项目中，这无疑对于企业用来周转及经营的现金流造成冲击。进一步地，地产行业泡沫会加剧参与企业的财务风险。现金流吃紧、财务风险陡增的情境下，企业无意也无力投资于周期长且同样自己密集的技术创新项目。此外，地产投资持续时间开发周期直至交付需要一个完整的过程并配置相应管理人员及行政人员，企业自觉不自觉会将自身业务重心转移到房地产项目运营中，与技术创新的要求不兼容，削弱了企业内部的创新活动管理体制［9］。更重要的是，目前中国正处于经济结构转型阵痛期，实体企业在这种背景下会进一步削减实体项目乃至创新业务的投资，转入到房地产投资中。故提出以下假说：

假说4：实体企业房地产投资会挤占实体企业流动的资源，致使企业无意也无力开展关于技术创新项目投资，显著挤压缩减企业进行技术创新的投资活动。

实体企业投资房地产的目的，在于获取超额利润，弥补企业的亏损缺口，特别在企业面临融资困境时，这就是挤入效应的核心机制。在技术创新项目资源需求相对较小的时候，实体企业可以通过房地产投资积蓄资源。在需求相对较大的时候，房地产投资可以平滑需求缺口。在经济不景气时期，能在一定程度上对企业的技术创新活动起到显著裨益［10］。基于前述分析提出以下假说：

假说5：实体企业的房地产投资能够盘活现有源，缓解实体企业面临的融资约束状况，在充裕自身现金流后，为需要大量资源投入的技术创新活动的开展注入动力。

3 变量构造与模型设计

3.1 样本选择与基本处理

本文的时间窗口是2007—2018 年，样本来自A股市场。选择2007 年作为研究的起始年份，是因为该年度财务部颁布实施了新会计准则。此外，2007年之前，企业的研发投入和专利数据缺失情况较为严重。因此，本文借鉴唐松等［11］的处理思路。本文数据来源于万得数据库及国泰安数据库。本文剔除了金融企业、地产企业、ST 类企业以及退市企业的数据。

3.2 主要变量构造

（1）因变量即被解释变量。刻度企业创新水平高低的因变量（Pat）。研发投入水平只能是企业技术创新能力塑成的“必要不充分条件”［12］。因此，研究考察企业技术创新水平的文献通过刻画构造企业专利数量以及质量用来表征微观企业技术创新水平及能力高低［13］。鉴于此，本文拟以企业专利数量表征刻画微观主体创新能力。

现有学者进行关于企业技术创新研究时，多以专利的申请数量或者微观企业专利授权的数量作为代理变量。对于发明专利设有实质性审查环节，审核的内容不仅包括文书是否规范，还会对发明专利能否带来实质性经济效应进行深入考核，因而从申请到授权时间跨度大。故而，本文采用专利申请数作为代理变量。

中国的专利类型分为三类，具有不同的经济效应以及所蕴含的技术量。学界将发明专利视为实质性创新，本文在回归时命名为Pati；将外观设计与实用新型视为非实质性创新，本文在回归时称之为Patud。本文还对上述两类变量进行了对数化处理（即Ln（1 ＋X）的方式），避免出现异方差的现象。

（2）核心解释变量。主业非房地产开发企业对于房地产的投资（REI）。宏观经济虚拟经济较之于实体经济膨胀的大背景下，诸多主业非地产开发的微观企业已经脱离自用目的，旨在套取房地产项目的增值利润。刘贯春等［14］从结构主义视角剖析了金融化指标可“降维细化”的可行性，探讨了交易性金融资产占比对企业实体业务的影响。因此，用经总资产标准化、量纲化处理后的企业房地产投资额度作为衡量REI 的刻画变量。

（3）控制可能影响到回归精度的变量。在企业房地产投资以外，仍然有一些会影响到企业技术创新因素的存在，为了尽可能控制住替代性解释、反向因果以及遗漏变量所造成的内生性问题。本文选择了一系列控制变量加入回归模型中，以期尽可能缓解内生性干扰，提高研究精度。

（4）动因机制——政府驱动变量组。经济考核压力（GDP-press）。在现有体制下，官员升迁考核与特定经济变量直接挂钩。GDP 增长状况是地方官员重点关注的指标。围绕GDP 进行竞争是当前区际间政府经济发展的重要制度激励。因此，本文借鉴了吴非等［15］的研究手法，重点关注特定省份GDP增长率的领先抑或是落后程度来判断当地是否有经济考核压力。在围绕GDP 增长速度标尺竞争中，参与竞夺地区往往以所属地域，比如东部、中部或是西部地域其他地区作为比较竞争对象。在规则既定的锦标赛中，如果特定地区自身GDP 增速较之所属地区其他竞争对手较快，则目标考核设定压力较小；如若出现相反情境，因对比竞争对手GDP 增速较慢所引起的增速目标考核压力陡增。

地区财政较之中央分权程度（FD）。现有文献基本遵循支出和收入两个视角进行计算，即采用特定省份的财政收支与全国（未含港澳台地区。下同）水平的财政收支的比值作为测度。显然，采用收入分权比支出分权更能真实反映地方财政力量。由于地方经济发展水平差距迥异，存在财政资源上的“先富带动后富”。落后地区财政收入经常处在低水平区间徘徊，但是它们经常接受中央及其他发达地区的财政转移支付，使得落后地区可以支出的财政资源远大于自身获得的体量。因此，本文采用收入分权的思路进行测度。

（5）动因机制——市场驱动变量。银行业发展（Bank）。为了全面刻画银行业的发展态势，本文研究借鉴了张成思等［16］的研究手法，综合考虑银行“存款＋贷款”的状况，并将存贷规模同GDP 生产总值的比值来反映该地区银行业发展的规模态势。

资本市场规模（Capital）。在资本市场的测度上，存在多种估算方法，如股票总市值估算法、股票流动市值估算法等。非流通股产生的市场效能相对较小，因而无法将其划定为有效股票供给。因此，采用股票总市值的方法来估算资本市场规模存在高估风险。本文借鉴Allen 等［17］的研究模式，以股票流动市值作为计算基数，统计了“省份-年度”的资本市场规模数据，并将这类数据与企业所在省份进行了匹配。

货币供应量增速（M2）。货币松紧程度在很大程度上影响到了企业决策。对此，本文将考察货币供给对企业房地产投资的影响。存量法在于测度当年度的货币供应量，增量法则着重关注货币供应量的增长率。陈创练等［18］认为货币供应增速更能反映货币供应当局政策态度。因此，本文采用货币供应量增速作为货币供给测度的代理变量。

（6）传导影响机制——挤占效应检验变量。资本投资强度（Invest）。无论是一般性经营项目还是创新性项目，都离不开企业的基础支撑，这种支撑同企业的设备、固定资产等有密切关联［19］。企业的房地产投资与这类投资可能存在一定的互斥关系。在资源总量存在边界的情况下，企业想要投资房地产，就不得不以减少投资为代价。因此，本文构建了衡量资本投资强度的指标：

科学技术研究开发所投入的资金（R&D）。之所以采用研究与开发支出作为传导途径，是考虑充足数量的研发资金是企业创新产出的基础条件。参考刘胜强等［20］的研究手法，用企业研发投入/营业收入作为测度。

（7）传导影响机制——挤入效应检验变量。融资约束变量（SA）。在融资约束测度上，本文没采用KZ法进行计算，因为该指标包含了内生性变量［21］。因此，本文借鉴了Hadlock 等［22］的研究方法，采用SA 指数法来测定企业的融资约束状况：

现金流强度（Cash）。现金作为企业的重要资源，在支持企业投资上有着重要作用。同时，企业内部现金资源的充裕程度，也会受到投融资活动的影响。如若企业投资房地产项目的资源过多，势必会在一定程度上挤占现金资源。若企业能合理经营房地产项目，使得房地产的收益能够有效回流至企业中，则能够起到充裕现金流的作用。本文参考了杨兴全等［23］的研究，设置了现金流强度作为机制传导变量，具体的关于每一个变量的含义如表1 所示。

表1 渠道机制路径传导变量定义

表1 （续）

3.3 模型建构与实证策略

本文理论及逻辑的起点在于非地产主业企业热衷于投资房地产业务，对自身内部资源造成了显著挤占，继而挤出了用来进行技术创新的资源。因此，探究实体企业不偏爱实体业务（创新项目）的原因十分有必要。

如果想要理解实体企业的投资逻辑，探讨实体企业房地产投资的源头十分有必要。本文将研究实体企业房地产投资影响技术创新的机制，从挤入效应和挤占效应两类视角出发，作为驱动因素（Driv）对其中的传导机制进行详尽检验。本文采用了递归方程温忠麟等［24］的技术处理手段，首先对企业房地产投资的驱动机制进行了研究。

本文从政府与市场两个视角，全面探讨了企业房地产投资的动机。在政府驱动的视角中，黄大禹等［25］强调政府利益推动企业投资房地产。另一组则从市场驱动的角度，对市场金融资源供给企业，以进一步投资房地产行为的路径进行识别。在政府驱动组别中，本文以表征地方官员考核压力的经济增长目标及体现预算内财政压力的预算支出与预算收入缺口作为分析切入点。对于多层次资本市场的考察，则选取了两类金融部门发展（银行业部门、资本市场部门）同货币供应状况（M2增速）三类指标。

为了打开企业房地产投资是促进还是抑制企业技术创新，并在此基础上打开影响效应背后的机制“黑箱”，运用中介效应模型展开实证检验，公式如下：

Mediator 为传导变量。本文选取了那些与企业房地产投资有关联且能够作用于技术创新的因素。本文主要针对房地产投资可能存在的两种重要效应进行了检验，即挤入效应和挤占效应。在挤入效应上，本文选取了企业现金流强度和融资约束进行了检验。在挤占效应上，本文选取了资本投资和研发投资两类投入指标进行检验。

综上所述，本文的研究思路，是从“驱动-传导”机制上，分层次、双维度进行渠道检验。借助递归方程的拆解和检验，从多个角度论证本文研究的确当性。有关变量的描述性统计见表2 所示。

表2 中介及调节变量的描述性统计

4 实证结果

4.1 企业房地产投资与技术创新：政府驱动

本研究着重从政府的视角，研究企业房地产投资活动的驱动因素（见表3、表4）。在表3 中，本文就企业房地产的GDP 考核驱动机制进行了讨论。研究发现，地方政府的GDP 竞争压力较强时，有着不利于企业技术创新的特征事实：经济考核压力（L.GDP-press）对技术创新活动（F.Lnpatent）的回归系数为负值，且通过了10%的显著性检验。进一步细分企业技术创新活动的结构发现，L.GDP-press对实质性技术创新活动（F.Lnpati）的抑制作用更为明显，系数值为-0.929 且通过了5%的显著性检验，而对非实质性技术创新活动（F.Lnpatud）的影响并不明显（t 值仅为-1.18）。这可能归因为，地方政府过于注重短期的GDP 绩效，以至于这种偏好会逐步渗入到企业的经营决策行为之中。在模型（2）中，L.GDP-press 的回归系数为0.052 且呈现出高度显著状态（t值为3.52），而企业的房地产投资对企业各类技术创新活动而言都有强烈负面效应。由此，形成了对于假设1 理论预期的经验证据。

表3 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新：基于政府经济考核压力的驱动机制检验

在表4 中，本文从地方政府的财政激励角度出发，探讨了其中的驱动机制。研究发现，地方政府的财政分权水平越大，则越有利于企业技术创新活动。这是因为，地方的分权水平越大，意味着地方政府有着较为丰厚的财政力量，能够为企业提供补贴。当然，地方的财政分权也有着一定的代价。在表4 中，财政分权指标（L.FD）在模型（2）中的回归系数为0.062，通过了1%的显著性检验。地方的财政力量，必须依靠从企业上收缴税收才能得以形成，而企业的房地产投资活动，对地方政府而言是一个重要渠道，地方政府必然会对其重点关注。地方财政分权水平越高，驱动了企业房地产投资水平的提升。由此，形成了地方财政分权水平驱动企业房地产投资，进而抑制了技术创新活动的路径，验证了假说2。

表4 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新：基于地方财政状况的驱动机制检验

表4 （续）

4.2 企业房地产投资与技术创新：市场驱动

本文接下来就银行业驱动企业房地产投资活动进行了研究。结果发现，地区银行业部门发展越大，越不利于企业技术创新活动。这可能归因为间接融资模式无法克服信息不对称并有效激励企业创新活动有关。进一步地，地区银行业部门发展越大，则显著地促进了企业的房地产投资活动（模型（2）中，L.Bank 的回归系数为正且高度显著），而企业的房地产投资活动依旧对企业的创新（特别是实质性专利创新活动）有着显著的负面冲击效应。由此，形成了地方银行业部门因信贷配给等原因在期限结构以及授信规模上对微观企业投资没项目选择所产生的压力。

诚如理论分析所阐明的，驱动企业进行房地产投资既有来自政府的因素，也有基于市场的原因。接下来，本文对驱动企业进行房地产投资的市场因素进行分析检验，（见表5、表6、表7），着重检验了资本市场发展驱动企业房地产投资活动的机制。其中，资本市场在促进企业创新上与银行业部门相比展现出了明显的差异效果：资本市场变量（L.Capital）对企业的整体技术创新活动有着显著的促进作用（系数为正且t值为3.85）。这说明，资本市场较之于银行业部门而言对企业技术创新活动有着更好的驱动作用。确实，资本市场的发展能够很好地克服信息不对称，并能提高对企业技术创新潜力的甄别能力。特别地，直接融资方式能够减轻企业的利息负担，从而展现出了较强的创新驱动效用。但即便如此，资本市场的发展依旧有着一定的负面作用：在表6 的模型（2）中，资本市场的发展促进了企业的房地产投资活动，从而展现出了资本市场发展驱动企业房地产投资，进而不利于技术创新活动的特征事实。这说明，尽管资本市场有着较强的创新驱动作用，但这种驱动作用的效力提升仍有着较大的空间，如若能够引导资本市场合理运作，降低其对企业房地产投资活动的推波助澜，则更能够契合国家的创新驱动转型战略导向。在表7 中，本文重点研究了货币供应对企业房地产投资活动的驱动机制。在之中，货币供应量对企业的技术创新活动展现出了十分强烈的抑制作用。货币供应增加，理应能够提升货币资金的可获性，从而为企业的技术创新活动提供助益。然而，实证检验的结果并不支持上述判断。本文认为，货币供应量的增加和经济大环境下行的双重叠加，使得企业手握大量资金却又无法有效投入到实体项目中来，从而衍生出了投机套利的动机，进而引发了“资产泡沫”，从而不利于技术创新活动。在表7 的模型（2）中，货币供应量指标（L.M2）对企业房地产投资活动有着十分显著的促进作用（系数为0.037，且通过了1%的显著性检验），并由此对企业技术创新活动产生了明显的抑制作用。从上述结果可知，本文对于假设3 所做的理论预期具有经验证据的支撑。

表5 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新有关驱动因素检验：地方银行间接融资视角

表5 （续）

表6 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新：基于资本市场发展的驱动机制检验

表7 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新：基于货币供应的驱动机制检验

表7 （续）

4.3 企业房地产投资与技术创新：挤占效应的传导路径检验

本文着重从政府和市场两大视角对企业的房地产投资动因进行了分析，详尽解读了企业房地产投资的驱动因素和具体的影响机制。本文着重对企业房地产投资如何影响技术创新的具体机制进行分析，从而将驱动机制的研究转向了传导机制的解读。为了更为清晰地刻画解读并厘清企业房地产投资通过哪些路径渠道途径作用于自身技术创新，本文对于其中的传导途径经行识别剖析（见表8、表9），着重对挤占效应进行了刻画分析。

在表8 中，本文将企业的研发投入指标（R&D）作为中介变量进行考察。研究发现，企业房地产投资活动对企业的研发投入（R&D）有着高度的抑制作用（系数为-0.074，t值为-6.78）。企业的研发投入水平在三种层次的技术创新活动中都有着高度的正向促进作用，这也展现出企业的研发投入的结构性创新驱动作用，对于企业的核心竞争力而言有着无可替代的作用。但企业的房地产投资活动严重挤出了高效能的创新驱动资源，对于企业进行技术创新活动形成了负面挤压。

为了细致刻画房地产业务对于不同维度创新资源的挤出效应，在表8 中以专用性技术创新资源的挤出作用作为分析焦点，在表9 中，则着重分析了企业的房地产投资活动对非专用性技术创新资源是否也有着类似的挤出效果。实物资本投资可以刺激技术创新，具体表现在模型（7）中的Invest 变量并不显著。这表明，企业的实物资本投资的对技术创新的驱动作用更加具有针对性，能够将有限的资源集中在实质性技术创新活动上。尽管这种驱动作用同表5-8 的研发投入（R&D）相比影响力有不小差距，但依旧不可否认实物等配套性投资对于纯技术研发的支撑辅助功能。但是，在微观企业将内外部资源大量配置在房地产相关项目后对实物资本投资有着高度显著的负向影响（系数为-0.017，t值为-1.97）。实证检验表明企业房地产相关项目与为创新提供配套的实物投资是两两替代、此消彼增的替代关系，进而不利于企业的技术创新活动。研发投入以及实物资本传导渠道一致性表明企业的房地产投资活动会对企业的资源起到明显的挤出效果，从而对企业的技术创新活动产生不利影响。上述实证结果为验证了理论预期部分对于假设4 的判断。

表8 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新有关路径渠道测试：研发投入强度传导机制检验（挤占效应）

表8 （续）

4.4 企业房地产投资与技术创新：挤入效应的传导路径检验

本文针对房地产投资活动可能存在的挤占效应进行了检验。在本文中则对挤入效应进行分析。在挤入效应的中介效应检验中，本文选取了内部现金流强度和企业融资约束两个变量进行检验。

为了检验并明晰企业房地产投资能否为自身技术创新注入动力，本文对积极的挤入效应进行机制检验（见表10、表11），企业的房地产投资变量对企业的现金流强度指标（Cash）的影响系数为负且高度显著（系数值为-0.057 且t值为-2.17）。这意味着，企业的房地产投资活动强度越大，则企业内部可用的现金流强度越低。这似乎同本文的假说5有所不同，企业房地产投资活动并没有对企业的金融（现金）资源产生反哺效应，反而是对这类资源造成了明显的挤出。本文认为，房地产投资同一般性的金融资产配置活动有明显差异。一般性的金融资产配置活动，具有较高的可变现能力，在企业面临计划外的经营困境时，能够相对便捷地出售进而对企业进行资源补充。但就房地产投资项目而言，这种活动尽管在当前的经济大环境和实践中具备了一定的金融化特征，但这种投资活动的一个最突出的特点就在于投资较长的投资周期和较差的即时变现能力，以至于企业在面临现金流冲击时不能及时进行补充，由此房地产投资活动无法对企业的现金流起到明显的增益效果。但值得注意的是，上述理论分析并不能确证房地产投资活动抑制现金流的事实。本文认为，在当前经济大环境下行的背景下，房地产投资活动的收益水平较之于一般的经营项目乃至创新性研发项目而言，有着更高的稳定性和收益水平，以至于企业在投资于房地产活动后，会进一步追加相应的投资，从而进一步挤占了企业现金资源，加之房地产投资活动的变现能力较差，从而锁定房地产投资活动对金融资源的挤占效应。这种现金资源的减少，势必会对企业技术创新能力产生冲击。

表10 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新有关路径渠道测试：现金强度检验（挤入效应）

为确保上述研究结论的稳健，本文进一步对企业的融资约束变量进行了中介效应检验。从表11 可知，企业融资境遇的恶化（SA 指数变大），会对技术创新活动产生不可忽视的负面冲击。

表11 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新：基于融资约束的传导机制检验（挤入效应）

综上所述，本文实证结果并不支持房地产投资活动具有挤入效应，反而是进一步确证了挤占效应的存在。因此，企业房地产投资活动对企业技术创新活动必然会产生显著抑制作用，这与之前基准回归检验结果相吻合。

5 稳健性检验

5.1 动因驱动机制的稳健性检验

以下着重对上述“驱动-传导”机制的结果进行检验。现有的实证技术尚未实现对递归方程的内生性和稳健性检验，但为了确保结论的确当性，本文拆解了“驱动-传导”机制的逻辑链条，进行分步骤的稳健性检验。

首先针对驱动机制进行了检验。虽然通过对于行业及时间层面维度固定效应进行了一定程度控制，为了进一步保障研究结论的可靠稳定，将行业与时间同时控制，以减缓随时间变化的却又无法有效观测到的行业效应对于结果的扰动（见表12）。其中，地方的GDP 考核压力（L.GDP-press）的回归系数为0.021，通过了5%的统计显著性检验。地方的财政分权水平越高（L.FD），同样对企业的房地产投资活动有正向影响（系数为0.066，t值为7.01）。从政府驱动来看，在控制了“时间-行业”联合固定效应后，地方政府行为驱动企业房地产投资的机制依旧稳健成立。

表12 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新：驱动机制的稳健性检验

表12 （续）

进一步地，本文转向市场驱动机制的稳健性检验。在模型（3）中，地方银行业发展水平（L.Bank）的回归系数为0.002，呈现出高度显著状态（t值为7.64）。地方资本市场发展水平（L.Capital）同样对企业房地产投资活动有明显促进作用。从这个角度而言，金融部门扩张，同样对企业房地产投资有一定的推波助澜作用。驱动机制稳健性的实证检验，与前文实证检验保持着高度一致性。

由此不难发现，在变更了回归的固定效应模式之后，结果通过了稳健性检验。本文着重对“驱动因素→房地产投资”的逻辑链条进行检验，而“房地产投资→企业技术创新”的逻辑链条在前文已经进行了充分的讨论和检验，故不再对其重复检验和论述。

5.2 传导影响机制的稳健性检验

本文针对驱动机制进行了稳健性检验，着重对“房地产投资→传导因素”和“传导因素→企业技术创新”的逻辑线分别进行了检验。

在变换刻画传导机制变量的稳健性检验中，本文延续了表12 的处理手法，采用“时间-行业”联合固定效应进行稳健性检验（见表13）。结果发现：企业房地产投资活动抑制了企业现金流（系数为-0.091），提高了企业融资约束程度（系数为0.446），降低了研发投入和实物资本投资（系数分别为-0.054 和-0.029）。上述系数均通过了1%的稳健性检验。同前文的实证结论保持高度一致。

表13 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新：传导机制的稳健性检验

然而本文将会面临内生性的挑战，为了缓解内生性，本文对这种传导机制进行了内生性处理（见表14）。采用企业房地产投资活动的除了本行业之外其余行业房地产投资活动的均值作为工具变量处理。结果发现，回归结果满足工具变量有效性的条件，并且房地产投资活动变量对传导因素的影响方向和显著性并没有发生本质改变。

表14 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新有关传导机制的内生性处理

表14 （续）

表14 （续）

企业对于专利申请的一个明显的特征是，其数值取值区间为非负整数，经对数化处理后，必然会呈现出［0，+∞）的数据结构。对此，采用截尾数据回归可能效率更高（见表15）。为了尽可能冲击原有的回归模式，本文采用了Tobit 模型和联合固定效应模型进行检验。研究发现，企业现金流水平越高，越有利于提升企业技术创新活动产出（L.Cash 对三个层次的技术创新活动都为正值且高度显著）。与之类似的，企业融资约束越大，越难以形成企业进行技术创新的促进动力。

表15 2007—2018 年我国企业房地产投资与技术创新有关作用渠道的稳健性测试II（Tobit 模型+联合固定效应）

为了进一步检验影响企业技术创新两种传导机制是否畅通，针对企业研发投入（R&D）和实物资本投资（Invest）进行了检验（见表16）。研究发现，企业研发投入在各层次上都会促进企业技术创新活动产出的增加，而实物资本投资则能够促进企业的实质性技术创新能力。上述结论，均在1%的统计显著水平上高度显著。

表16 企业房地产投资与技术创新：传导机制的稳健性检验III（Tobit 模型+联合固定效应）

表16 （续）

综上所述，在经过了固定效应替换、回归模型变更和内生性检验后，本文研究的“驱动-传导”机制所得出的研究结论均有着高度的一致性和稳健性，即本文的研究结论可靠。

6 研究结论与政策启示

本文从何种因素能够驱动房地产投资的视角出发，从政府驱动和市场驱动两个角度对其进行了研究；其次，按照传统的研究路径，对企业房地产投资如何影响企业技术创新进行了剖析，主要从挤入效应和挤占效应两类路径出发进行了研究，从而丰富了现有研究。通过溯因结构性、体制性制度特征后，本文发现地方政府绩效考核压力越大，则注重短期经济绩效而非长期技术创新活动的偏好便会从政府机构逐步向微观企业主体扩散，从而导致企业更加偏好获利较大的房地产投资活动；地方政府的财政分权水平越高，表明政府会更加关注如何获取更多的有效财力。因此，通过房地产投资活动，地方政府能够有效地摄取足够规模的财政资源。于是，地方政府在财政分权水平较大的情况下，更愿意驱动企业进一步投资房地产。通过对于引致企业偏爱地产业务而非技术创新投资各层次资本市场考察后发现，现阶段以间接融资为特征的银行业部门仍在我国多层次资本市场发展结构中居于主导核心地位。银行业部门出于安全性以及流动性的考量，在配置信贷资金投放时往往存在不同程度的信贷配给，在结构期限以及规模上倾向于对抵押物充足的借方发放贷款，从侧面鼓励企业做出偏向房地产相关项目投资决策。此外股票市场尚未完全建立健全，暂未能为中国企业技术创新注入充足的动力。最后本文检验了学界尚存的对于企业房地产相关业务投资是促进还是抑制了自身技术创新投入这一分歧与争论，发现没有证据表明企业房地产投资能够起到预防性储蓄等积极作用，显著抑制挤压了企业的技术创新投入及产出。

本文具有以下三点政策启示：

第一，地方政府的政绩考核压力结构性、深层次地驱动了非房地产实体企业热衷于投资房地产业务。中央政府设定经济增长目标后，各级地方政府主政官员以此为准绳，以所属经济发展程度相当地区为竞争对手，层层加码设定并力争完成地方经济增长目标。在增长压力约束下，地方主政官员决策视域短期化，不确定性大且回报周期颇长的技术创新往往难以被纳入地方政策资源扶持框架中。因此，呼吁并提请决策层出台制定有利于微观企业技术创新的官员激励政策。

第二，当前多层次的资本市场建设尚待进一步健全，以银行业为代表的间接融资机构结构上存在对于长期贷款的信贷配给，规模总量上往往偏好于投放在能够提供足额抵押的项目及企业中，这与技术创新的内生属性存在背离，实践中往往难以发挥有效支持企业技术创新活动赋能的效能。因此，建议下大力气建立健全多层次资本市场，充分发挥银行贷款、股票市场、债券市场等不同金融工具异质性优势。

第三，货币政策宽松为企业投资房地产提供丰富的资源，但这类资源并没有流入实体经济以及创新项目中，反而流向了以房地产投资为代表的金融化项目中。对此，金融部门应当加强对金融资源的引导和管理，避免过多金融资源进入金融领域空转。此外，还应大力推动货币政策结构性改革，以货币供给的“精准滴灌”取代过往“大水漫灌”的货币供给模式，提高资源使用效率。