丁志國，張炎炎，任浩鋒，徐德財(cái)

(1.吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林長春，130012；2.吉林大學(xué)商學(xué)院，吉林長春，130012)

一、引言

房地產(chǎn)業(yè)是中國最重要的產(chǎn)業(yè)之一，其動(dòng)向受到政府部門和學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注，而房地產(chǎn)行業(yè)的過度投資和庫存積壓則是中國經(jīng)濟(jì)未來行穩(wěn)致遠(yuǎn)必須要解決的問題。房地產(chǎn)行業(yè)直接或間接關(guān)系到許多上下游行業(yè)的發(fā)展，尤其是鋼鐵、建筑、紡織以及家電等行業(yè)[1?2]，對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的影響舉足輕重[3?4]。房地產(chǎn)企業(yè)庫存的大量積壓，弱化了整個(gè)行業(yè)抗擊風(fēng)險(xiǎn)的能力[5]，擠占了過多的經(jīng)濟(jì)資源，甚至成為許多地方經(jīng)濟(jì)下行的主要影響因素。在房地產(chǎn)行業(yè)庫存嚴(yán)重高企的背景下，2015年中國啟動(dòng)了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，將房地產(chǎn)行業(yè)“去庫存”列為改革的五大任務(wù)之一，以期實(shí)現(xiàn)行業(yè)的健康發(fā)展，確保中國經(jīng)濟(jì)能夠順利實(shí)現(xiàn)量的合理增長和質(zhì)的穩(wěn)步提升。在現(xiàn)行“房住不炒”的政策原則下，對(duì)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策的效果進(jìn)行定量評(píng)價(jià)，以便未來能夠做到更加有的放矢和精準(zhǔn)施策，就變得十分重要。

房地產(chǎn)企業(yè)庫存的變動(dòng)在經(jīng)濟(jì)周期中發(fā)揮著重要的作用，庫存的增加或減少對(duì)于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的判斷具有非常重要的參考價(jià)值[6?7]。學(xué)術(shù)界關(guān)于房地產(chǎn)企業(yè)庫存調(diào)整的動(dòng)機(jī)給出了不同的解釋。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為房地產(chǎn)企業(yè)未來預(yù)期的變動(dòng)是庫存調(diào)整的主要?jiǎng)訖C(jī)，當(dāng)預(yù)期未來土地價(jià)格上升或者房屋需求增加時(shí)，會(huì)增加企業(yè)對(duì)土地和現(xiàn)房儲(chǔ)備的需求[8?9]。因此，房地產(chǎn)企業(yè)庫存調(diào)整具有順周期特征[10?13]。饒品貴等[14]認(rèn)為，企業(yè)保持存貨的目的在于應(yīng)對(duì)突然的經(jīng)濟(jì)沖擊，以降低企業(yè)的缺貨成本，尤其是當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，房地產(chǎn)企業(yè)會(huì)出于逐利動(dòng)機(jī)增加企業(yè)投資[15]。也有學(xué)者認(rèn)為房地產(chǎn)行業(yè)的庫存調(diào)整會(huì)受政策影響，地方政府能夠憑借政府權(quán)威追求政治目標(biāo)[16?18]。過去一段時(shí)間，房地產(chǎn)行業(yè)甚至已經(jīng)成為一些地方拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的支柱行業(yè)，在為地方政府創(chuàng)造豐厚財(cái)政收入的同時(shí)，也促進(jìn)了上下游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[19]。出于追求財(cái)政收入和實(shí)現(xiàn)個(gè)人晉升目標(biāo)[20?21]的動(dòng)機(jī)，地方政府會(huì)干預(yù)并扶持房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展，盡量防止房地產(chǎn)企業(yè)因去庫存而導(dǎo)致失業(yè)率水平上升和財(cái)政收入減少，進(jìn)而影響地方的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。

在房地產(chǎn)庫存壓力不斷增加的背景下，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的“去庫存”政策以棚改貨幣化安置為主要手段，配合稅收減免和信貸優(yōu)惠等政策，目的是要緩解房地產(chǎn)企業(yè)庫存嚴(yán)重滯銷的難題。棚改貨幣化安置政策將棚改規(guī)則由房屋安置調(diào)整為貨幣化安置棚改居民，因此為房地產(chǎn)市場提供了相當(dāng)數(shù)量的潛在需求者。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革初期，需求的正向沖擊明顯降低了房地產(chǎn)企業(yè)庫存[2]。然而，房地產(chǎn)兼具消費(fèi)屬性和金融屬性[22]。一方面，改革產(chǎn)生的潛在需求導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格上漲，引發(fā)了市場投機(jī)性動(dòng)機(jī)的增加，房地產(chǎn)企業(yè)也會(huì)調(diào)整對(duì)未來的預(yù)期，并因此產(chǎn)生新的投資沖動(dòng)；另一方面，市場需求增加帶來的房地產(chǎn)價(jià)格上漲，使房地產(chǎn)企業(yè)通過資產(chǎn)抵押獲得的銀行貸款因抵押品價(jià)值上升而增加，緩解了企業(yè)的融資約束問題[23?24]，企業(yè)融資規(guī)模的擴(kuò)大又進(jìn)一步激勵(lì)房地產(chǎn)企業(yè)的投資行為，進(jìn)而使供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革“去庫存”的政策效果大打折扣。

自2008年金融危機(jī)以來，為了刺激經(jīng)濟(jì)，中國放松了房地產(chǎn)行業(yè)在信貸和稅收等方面的政策管制，房地產(chǎn)價(jià)格被不斷推高，過度投資現(xiàn)象非常嚴(yán)重。隨后，中國又陸續(xù)出臺(tái)了管控房地產(chǎn)投資和價(jià)格過快上漲的調(diào)控政策(“國十五條”和“國十六條”)，盡管短期取得了積極的效果，但從長期看沒有從根本上化解房地產(chǎn)企業(yè)的高庫存問題。2015年，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的“去庫存”政策，正是在房地產(chǎn)企業(yè)庫存嚴(yán)重高企且壓力不斷加大的背景下推出的。2016年和2017年，以棚改貨幣化安置作為主要的“去庫存”政策全面普及，但2018年實(shí)施范圍不斷縮小，甚至大多數(shù)地區(qū)已經(jīng)停止推進(jìn)該政策。在不斷調(diào)整供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革房地產(chǎn)行業(yè)“去庫存”政策之際，對(duì)改革的政策效果進(jìn)行定量評(píng)價(jià)，能夠?yàn)閷淼恼咧贫ㄌ峁┛茖W(xué)依據(jù)和數(shù)據(jù)支持。

本文構(gòu)建PSM-DID 模型，定量測度了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革“去庫存”的政策效果。文章的主要貢獻(xiàn)是：首次對(duì)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革“去庫存”的政策目標(biāo)進(jìn)行效果檢驗(yàn)，并對(duì)改革的政策效果給出科學(xué)的評(píng)價(jià)，豐富了關(guān)于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的研究；同時(shí)，測度了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)不同所有制企業(yè)和不同杠桿率企業(yè)的政策效果差異，對(duì)進(jìn)一步精準(zhǔn)施策給出有針對(duì)性的政策建議。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實(shí)施可以看作是一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。本文通過構(gòu)建雙重差分模型，采用PSM-DID 方法檢驗(yàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革“去庫存”的政策效果。雙重差分方法需要構(gòu)造合適的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，本文選擇供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革“去庫存”的目標(biāo)行業(yè)(房地產(chǎn)行業(yè))作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的實(shí)驗(yàn)組，并使用傾向匹配得分法進(jìn)行1∶2 近鄰匹配獲取實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本，以緩解樣本選擇偏差問題。基于2012—2018年上市公司數(shù)據(jù)，首先使用雙重差分法估計(jì)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)庫存調(diào)整行為的影響，模型(1)設(shè)定如下：

其中，DStock表示企業(yè)庫存調(diào)整的過程，雙重差分變量DID代表供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，Treat和After均為虛擬變量，Controls表示控制變量，δi為個(gè)體效應(yīng)，γt為時(shí)間效應(yīng)。同時(shí)，將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類在企業(yè)層面。雙重差分變量DID的系數(shù)β1是本文主要關(guān)注的估計(jì)結(jié)果，其能衡量供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革這一政策沖擊對(duì)企業(yè)庫存調(diào)整行為的影響。當(dāng)β1<0 時(shí)，說明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以后，企業(yè)表現(xiàn)出了明顯的去庫存特征。

進(jìn)一步考察供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)企業(yè)績效的影響。將雙重差分模型(2)設(shè)定如下：

其中，DROE表示企業(yè)績效的變動(dòng)率，雙重差分變量DID代表供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，Treat和After均為虛擬變量，Controls表示影響企業(yè)績效的其他變量。同時(shí)，模型(2)還控制了個(gè)體效應(yīng)(δi)和時(shí)間效應(yīng)(γt)，并將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類在企業(yè)層面。β1可衡量供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)企業(yè)績效的影響，當(dāng)β1>0 時(shí)，說明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提升了企業(yè)績效。

(二)變量定義

被解釋變量：模型(1)的被解釋變量為企業(yè)庫存的變動(dòng)程度，參照劉媛媛和劉斌[25]、劉斌等[9]的研究，對(duì)庫存進(jìn)行調(diào)整，即調(diào)整庫存=存貨?(預(yù)收賬款×營業(yè)成本÷營業(yè)收入)。同時(shí)參照楊繼生等[13]的研究，將調(diào)整庫存進(jìn)行GDP 平減和對(duì)數(shù)化處理，則企業(yè)的庫存變動(dòng)程度(DStock)等于當(dāng)期庫存減去上一期庫存，當(dāng)DStock>0 時(shí)，企業(yè)的庫存增加，當(dāng)DStock<0 時(shí)，企業(yè)的庫存減少，即表現(xiàn)出去庫存特征。模型(2)的被解釋變量為企業(yè)績效的變動(dòng)率(DROE)，選取凈資產(chǎn)收益率(ROE)衡量企業(yè)績效，則DROE=(當(dāng)期凈資產(chǎn)收益率?上期凈資產(chǎn)收益率)/上期凈資產(chǎn)收益率×100%。

核心解釋變量：模型設(shè)置虛擬變量Treat，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)取1，對(duì)照組企業(yè)取0；設(shè)置虛擬變量After，2015年之后①，After=1，2015年之前，After=0。DID的估計(jì)系數(shù)衡量了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)企業(yè)庫存調(diào)整行為和績效變動(dòng)的影響。

控制變量：基于劉斌等[9]和饒品貴等[14]的研究，模型(1)選擇企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、總資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)、成長性(Growth)以及存貨跌價(jià)準(zhǔn)備計(jì)提比例(Inv)作為控制變量，除存貨跌價(jià)準(zhǔn)備計(jì)提比例以外的控制變量均進(jìn)行滯后一期處理。在模型(2)中，參照相關(guān)文獻(xiàn)[26?28]，選取如下變量作為控制變量：資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，市凈率(PB)，資本密集度(CI)，托賓Q 值(TobinQ)，第一大股東持股比例(Share)，固定資產(chǎn)比率(Fix)，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Tat)，并將控制變量進(jìn)行滯后一期處理。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

選取中國滬深A(yù) 股上市公司2012—2018年的數(shù)據(jù)作為初始樣本，數(shù)據(jù)來源于WIND 數(shù)據(jù)庫，并按照以下步驟進(jìn)行樣本篩選：剔除2014年以后上市的公司；剔除在樣本期被ST 和*ST的上市公司；剔除主要財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的觀測值；對(duì)公司層的連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理；根據(jù)中信行業(yè)分類，對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)與其他行業(yè)企業(yè)進(jìn)行1∶2 匹配，分別作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組。本文得到實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本共331 家公司，其中實(shí)驗(yàn)組企業(yè)100 家，對(duì)照組企業(yè)231 家。

表2列示了實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中Table A 為實(shí)驗(yàn)組企業(yè)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，Table B 為對(duì)照組企業(yè)統(tǒng)計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：實(shí)驗(yàn)組企業(yè)庫存均值為12.739，大于對(duì)照組企業(yè)庫存均值的10.237；與對(duì)照組企業(yè)相比，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)庫存調(diào)整(DStock)的均值為負(fù)，對(duì)照組企業(yè)庫存調(diào)整均值為正值，說明實(shí)驗(yàn)組企業(yè)去庫存行為較為明顯，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)與對(duì)照組企業(yè)去庫存行為存在較大差距。另外，在樣本期內(nèi)，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)與對(duì)照組企業(yè)業(yè)績調(diào)整變量(DROE)具有明顯差異，這也為后續(xù)的實(shí)證檢驗(yàn)提供了依據(jù)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)特征性事實(shí)分析

圖1給出了房地產(chǎn)企業(yè)庫存的變動(dòng)趨勢。顯然，房地產(chǎn)企業(yè)庫存在2015年前后有較為明顯的先上升后下降的“拐點(diǎn)”特征。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革“去庫存”的棚改貨幣化政策在2016—2018年均實(shí)現(xiàn)了近600 萬套的棚戶區(qū)住房改造，對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)向下調(diào)整庫存進(jìn)行直接的需求刺激。而與2016年相比，2017年和2018年企業(yè)庫存下降趨勢迅速減弱，2018年企業(yè)庫存變動(dòng)趨勢甚至已顯停滯。顯然，在通過刺激需求實(shí)現(xiàn)去庫存效果的同時(shí)，也導(dǎo)致了房地產(chǎn)價(jià)格上漲，致使市場投機(jī)性動(dòng)機(jī)增加，上調(diào)了企業(yè)未來價(jià)格預(yù)期，刺激企業(yè)增加投資行為，因而抵消了部分棚改貨幣化政策的去庫存效果。

圖1 房地產(chǎn)企業(yè)平均庫存變動(dòng)趨勢

表3匯報(bào)了房地產(chǎn)行業(yè)不同所有制和不同杠桿率②企業(yè)的庫存特征。首先，56 家國有企業(yè)庫存和56 家非國有企業(yè)庫存均在2015年之前呈現(xiàn)較為明顯的上升趨勢，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革啟動(dòng)以來，國有企業(yè)庫存在2016年明顯下降，2017年上升，2018年較2017年小幅下降，而非國有企業(yè)庫存在2016年和2017年均呈現(xiàn)明顯下降的趨勢，在2018年庫存水平上升。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策實(shí)施截至2018年，國有企業(yè)庫存下降了3.718%，非國有企業(yè)庫存下降了11.482%。在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革“去庫存”政策推行過程中，與非國有企業(yè)相比，受地方政府控制的國有房地產(chǎn)企業(yè)庫存調(diào)整幅度更小。其次，高杠桿企業(yè)庫存水平明顯遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于低杠桿企業(yè)庫存水平。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革前，高杠桿企業(yè)庫存呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，受到2016年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革首年的政策沖擊，高杠桿企業(yè)庫存向下調(diào)整了3.545%，低杠桿企業(yè)庫存下調(diào)了18.197%；改革第二年，高杠桿企業(yè)庫存反而增加了1.605%，而低杠桿企業(yè)庫存繼續(xù)下降，下降幅度17.441%；改革第三年，高杠桿企業(yè)庫存增加0.510%，低杠桿企業(yè)庫存繼續(xù)下降，下降了3.459%。顯然，對(duì)于高杠桿企業(yè)，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的“去庫存”政策在第二年就已經(jīng)失效，甚至企業(yè)庫存開始轉(zhuǎn)增，而低杠桿企業(yè)庫存呈現(xiàn)逐年下降的趨勢。

表3 房地產(chǎn)行業(yè)庫存變化趨勢(億元)

(二)基本回歸結(jié)果

表4給出的是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與企業(yè)庫存調(diào)整決策的回歸結(jié)果。根據(jù)第(1)列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，雙重差分變量DID的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革之后房地產(chǎn)企業(yè)有顯著的去庫存行為。回歸(2)至回歸(4)依次加入控制變量、年度效應(yīng)以及個(gè)體效應(yīng)之后，結(jié)論依舊成立，即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在整體上實(shí)現(xiàn)了企業(yè)去庫存的政策目標(biāo)。

表4 供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)企業(yè)庫存調(diào)整行為影響的實(shí)證結(jié)果

為了揭示供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)企業(yè)庫存調(diào)整行為影響的時(shí)間趨勢特征，設(shè)置Year2016、Year2017和Year2018虛擬變量，在2016、2017和2018 分別取1，其他年份取值為0，再將Treat分別與三個(gè)虛擬變量做交乘項(xiàng)，生成Treat_2016、Treat_2017和Treat_2018變量，將所得交乘項(xiàng)一并放入模型(1)中，回歸結(jié)果見第(5)列和第(6)列。第(5)列回歸結(jié)果顯示，Treat_2016的估計(jì)系數(shù)為?0.2178，在1%水平上顯著；Treat_2017的估計(jì)系數(shù)為?0.131 1，在1%水平上顯著；2018年交乘項(xiàng)變量Treat_2018的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，但顯著性水平較低。在控制了企業(yè)特征變量、年度效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)以后發(fā)現(xiàn)，Treat_2016和Treat_2017的估計(jì)系數(shù)依舊顯著為負(fù)。即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的“去庫存”政策，在改革首年和第二年均取得了顯著的效果?？傊?015年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革取得了顯著的去庫存政策效果，但在改革第三年政策效果開始不顯著。

基于對(duì)模型(2)的估計(jì)，表5給出了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與企業(yè)績效的回歸結(jié)果?；貧w(1)結(jié)果顯示，雙重差分變量DID的估計(jì)系數(shù)為0.781 2，在10%水平上顯著。回歸(2)至回歸(4)依次加入控制變量、年度效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)之后發(fā)現(xiàn)，DID的估計(jì)系數(shù)為1.117 4，在5%水平上顯著為正。即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革顯著提升了房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營績效。為了考察政策效果的時(shí)間趨勢特征，在模型(2)中繼續(xù)引入Treat_2016、Treat_2017和Treat_2018變量，估計(jì)結(jié)果如第(5)列和第(6)列所示。根據(jù)回歸結(jié)果，只有Treat_2016的估計(jì)系數(shù)顯著，且在5%水平上顯著為正，而Treat_2017和Treat_2018的估計(jì)系數(shù)不顯著。即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革顯著提升了企業(yè)績效，但政策效果僅在改革的第一年顯著。

表5 供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)企業(yè)績效影響的實(shí)證結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)平行趨勢檢驗(yàn)。雙重差分模型適用的前提是實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)庫存調(diào)整和企業(yè)績效變動(dòng)在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革之前具有平行趨勢。分別在模型(1)和模型(2)中引入Treat變量和所有年份虛擬變量的交乘項(xiàng)，在回歸中將供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提出的時(shí)點(diǎn)(2015年)觀測值剔除?；貧w結(jié)果如表6所示，其中Panel A 是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與企業(yè)庫存調(diào)整程度的回歸結(jié)果，Panel B 是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與企業(yè)績效變動(dòng)的回歸結(jié)果。Panel A 結(jié)果顯示，在控制了企業(yè)特征變量、年度效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)后，Treat_2012、Treat_2013和Treat_2014估計(jì)系數(shù)不顯著，表明在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革開始之前，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)與對(duì)照組企業(yè)庫存調(diào)整行為無顯著差異。即模型(1)的估計(jì)結(jié)果滿足雙重差分模型平行趨勢假設(shè)。Panel B 的回歸(4)估計(jì)結(jié)果表明，交乘項(xiàng)Treat_2012、Treat_2013和Treat_2014變量的估計(jì)系數(shù)均不顯著，而交乘項(xiàng)Treat_2016變量的估計(jì)系數(shù)在10%水平上顯著為正。說明在2012—2014年實(shí)驗(yàn)組企業(yè)績效與對(duì)照組無顯著差異，而在2015年以后，由于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策的沖擊，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的績效有顯著的提升效應(yīng)，但政策效果僅維持了一年。綜上，模型(2)的估計(jì)結(jié)果同樣滿足雙重差分模型平行趨勢假設(shè)，且實(shí)證結(jié)果與前文一致，研究結(jié)論具有非常好的穩(wěn)健性。

表6 平行趨勢檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

(2)安慰劑檢驗(yàn)。為了排除實(shí)驗(yàn)組企業(yè)與對(duì)照組企業(yè)固有特征差異的影響，基于2012—2016年樣本區(qū)間，分別將2014年、2013年和2012年作為假定的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的開始年份，即假設(shè)政策時(shí)間分別向前提前一年、兩年和三年，重新對(duì)雙重差分模型(1)和模型(2)進(jìn)行估計(jì)。如果實(shí)驗(yàn)組企業(yè)庫存調(diào)整和績效變動(dòng)確實(shí)是由于受到供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革而非其他因素的影響，那么改變供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的起始年份，DID的估計(jì)系數(shù)將不再顯著。安慰劑檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果如表7所示，Panel A 和Panel B 分別為模型(1)和模型(2)重新估計(jì)的回歸結(jié)果。Panel A 和Panel B 結(jié)果顯示，DID的估計(jì)系數(shù)均不顯著，即當(dāng)假設(shè)改變供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的發(fā)生年份時(shí)，企業(yè)庫存調(diào)整行為和企業(yè)績效并無顯著變化。安慰劑檢驗(yàn)進(jìn)一步印證了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)企業(yè)庫存調(diào)整和績效變動(dòng)有影響的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 安慰劑檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

(3)變換被解釋變量衡量方法。為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，重新更改被解釋變量衡量方法，再次對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表8。首先，參照楊繼生等的研究[13]，將模型(1)的被解釋變量替換為存貨的變動(dòng)，將企業(yè)存貨基于GDP 平減后取對(duì)數(shù)并差分，存貨的變動(dòng)為負(fù)，說明企業(yè)實(shí)現(xiàn)了去庫存。其次，基于綦好東等[27]的研究，采用總資產(chǎn)利潤率(凈利潤除以總資產(chǎn))衡量企業(yè)績效，將模型(2)的被解釋變量替換為總資產(chǎn)利潤率的變動(dòng)率。表8的Panel A 和Panel B分別給出了變換模型(1)和模型(2)被解釋變量衡量方法的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)Panel A，雙重差分變量DID的系數(shù)估計(jì)為?0.1399，在1%水平上顯著，同時(shí)Treat_2016和Treat_2017均在1%水平上顯著為負(fù)，即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實(shí)現(xiàn)了企業(yè)去庫存效果，在變換庫存調(diào)整的衡量方法之后仍然成立。Panel B 雙重差分變量DID的系數(shù)在5%水平上顯著為正，即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與企業(yè)績效存在顯著正相關(guān)關(guān)系?；貧w(4)結(jié)果中，只有Treat_2016變量的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為正，即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革僅在第一年提升了企業(yè)績效。變換被解釋變量衡量方法后的估計(jì)結(jié)果，也再次證明本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果：更改被解釋變量衡量方法

(4)對(duì)照組選擇?？紤]到房地產(chǎn)企業(yè)的行業(yè)帶動(dòng)效應(yīng)[29?30]，在重新選取對(duì)照組樣本時(shí)，參照中信行業(yè)分類，仔細(xì)比對(duì)上下游行業(yè)，按照不屬于房地產(chǎn)上下游行業(yè)原則選擇對(duì)照組，以剔除房地產(chǎn)相關(guān)行業(yè)的干擾，手動(dòng)挑選汽車行業(yè)和醫(yī)藥行業(yè)分別作為對(duì)照組，重新對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行估計(jì)，以此保證結(jié)果的可靠性，估計(jì)結(jié)果如表9。Panel A 結(jié)果顯示，重新篩選對(duì)照組樣本后，雙重差分變量DID均在1%水平上顯著為負(fù)，即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實(shí)現(xiàn)了企業(yè)去庫存的結(jié)論是穩(wěn)健的。Panel B 結(jié)果顯示，雙重差分變量DID均在10%水平上顯著為正，即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革顯著提升企業(yè)績效的結(jié)論依舊成立。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果：更改對(duì)照組設(shè)定方式

(5)調(diào)整時(shí)間窗口。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在2015年啟動(dòng)，2016年開始實(shí)施政策，樣本的時(shí)間區(qū)間過長會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論可能受到改革前后的其他事件的干擾。為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，將樣本的時(shí)間區(qū)間分別調(diào)整為2013—2018年、2013—2017年及2014—2017年，針對(duì)不同的樣本范圍重新對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果(如表10)顯示，在調(diào)整時(shí)間窗口以后，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實(shí)現(xiàn)了去庫存效果和提升了企業(yè)績效的研究結(jié)論依舊成立。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果：調(diào)整時(shí)間窗口

四、拓展性研究：政策效果的差異性檢驗(yàn)

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的政策效果因企業(yè)所有制和杠桿率水平的不同可能存在差異。一方面，與非國有企業(yè)不同，國有企業(yè)的實(shí)際控制人為各級(jí)政府，承擔(dān)了政府的多重目標(biāo)[31?33]，具有較強(qiáng)的政治關(guān)聯(lián)[34?35]，能獲得更多的金融資源和政策扶持。這可能會(huì)刺激國有房地產(chǎn)企業(yè)的投資擴(kuò)張沖動(dòng)，弱化企業(yè)去庫存的動(dòng)力。同時(shí)，地方政府出于對(duì)地方財(cái)政收入和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的追求，具有干預(yù)房地產(chǎn)企業(yè)去庫存的動(dòng)機(jī)[9]。另一方面，在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和棚改貨幣化政策背景下，不同杠桿率水平的企業(yè)選擇的投資策略不同。與低杠桿企業(yè)相比，高杠桿企業(yè)的管理者出于追求股東財(cái)富最大化的動(dòng)機(jī)，具有選擇高風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目的偏好[27]，在棚改政策帶來的需求刺激下，企業(yè)過度投資行為可能更為嚴(yán)重。因此，本文在實(shí)證分析中基于所有制和企業(yè)杠桿水平進(jìn)行分組，分別討論供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策效果的異質(zhì)性差異。

(一)基于企業(yè)所有制的政策效果差異性檢驗(yàn)

表11報(bào)告了針對(duì)國有企業(yè)和非國有企業(yè)的分組檢驗(yàn)結(jié)果。其中，Panel A 為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與企業(yè)庫存調(diào)整的回歸結(jié)果，回歸(1)和回歸(3)為國有企業(yè)和非國有企業(yè)基于模型(1)的估計(jì)結(jié)果，而回歸(2)和回歸(4)針對(duì)企業(yè)所有制屬性分組檢驗(yàn)政策效果的時(shí)間趨勢特征。結(jié)果表明，回歸(1)的雙重差分變量DID的估計(jì)系數(shù)為?0.1542，且在5%水平上顯著，回歸(3)的雙重差分變量DID的估計(jì)系數(shù)為?0.1689，在1%水平上顯著，即國有企業(yè)和非國有企業(yè)均實(shí)現(xiàn)了顯著的去庫存效果。對(duì)比國有企業(yè)和非國有企業(yè)DID的估計(jì)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值更大，即供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)非國有企業(yè)去庫存效果更明顯。根據(jù)回歸(2)可知，只有交乘項(xiàng)Treat_2018的估計(jì)系數(shù)顯著，說明對(duì)于國有房地產(chǎn)企業(yè)而言，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革僅在2018年取得了顯著的去庫存效果，而改革前兩年無顯著效果?；貧w(4)中，交乘項(xiàng)Treat_2016的估計(jì)系數(shù)為?0.216 7，且在1%水平上顯著；交乘項(xiàng)Treat_2017的估計(jì)系數(shù)為?0.267 0，在1%水平上顯著；而Treat_2018的估計(jì)系數(shù)不顯著，說明對(duì)于非國有房地產(chǎn)企業(yè)而言，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在2016年和2017年均取得了顯著的去庫存效果，而在2018年政策效果不顯著。Panel B 給出了模型(2)的估計(jì)結(jié)果，回歸(1)和回歸(3)列示了國有企業(yè)和非國有企業(yè)的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與企業(yè)績效變動(dòng)的回歸結(jié)果，回歸(2)和回歸(4)為趨勢項(xiàng)系數(shù)估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：國有企業(yè)組DID的估計(jì)系數(shù)不顯著，同時(shí)時(shí)間趨勢項(xiàng)各年份系數(shù)也不顯著。即對(duì)于國有房地產(chǎn)企業(yè)而言，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在2016—2018年每一年均無顯著績效提升效果。非國有企業(yè)組DID的估計(jì)系數(shù)為1.588 6，在10%水平上顯著，交乘項(xiàng)Treat_2016在5%水平上顯著為正，說明對(duì)于非國有房地產(chǎn)企業(yè)，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革僅在2016年提升了企業(yè)績效。

表11 基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗(yàn)結(jié)果

綜上，在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革之后，國有企業(yè)和非國有企業(yè)均實(shí)現(xiàn)了去庫存的政策目標(biāo)，而國有企業(yè)去庫存效果僅在改革第三年顯著，非國有企業(yè)在改革第一年和第二年均取得了顯著去庫存效果。同時(shí)，非國有企業(yè)在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革之后表現(xiàn)出明顯的績效提升效果。

(二)基于企業(yè)杠桿水平的政策效果差異性檢驗(yàn)

表12匯報(bào)了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)不同杠桿水平企業(yè)的調(diào)控效果。Panel A 為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)不同債務(wù)特征企業(yè)庫存調(diào)整行為的影響。根據(jù)回歸(1)和回歸(3)估計(jì)結(jié)果，高杠桿企業(yè)和低杠桿企業(yè)DID的估計(jì)系數(shù)分別為?0.1392 和?0.1369，且均在5%水平上顯著，說明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革讓高杠桿企業(yè)和低杠桿企業(yè)均取得了顯著的去庫存效果。回歸(2)和回歸(4)分別匯報(bào)了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策效果的時(shí)間趨勢特征。根據(jù)回歸(2)估計(jì)結(jié)果，Treat_2016的估計(jì)系數(shù)為?0.258 3，且在1%水平上顯著，而Treat_2017和Treat_2018的估計(jì)系數(shù)均不顯著。說明對(duì)于高杠桿房地產(chǎn)企業(yè)而言，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革僅在2016年取得了顯著的去庫存效果，而在2017年和2018年政策效果不顯著?；貧w(4)估計(jì)結(jié)果顯示，Treat_2016的估計(jì)系數(shù)為?0.121 5，但不顯著；Treat_2017的估計(jì)系數(shù)為?0.264 4，在1%水平上顯著，且大于Treat_2016的估計(jì)系數(shù)；而Treat_2018的估計(jì)系數(shù)不顯著。說明對(duì)于低杠桿房地產(chǎn)企業(yè)而言，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在2017年實(shí)現(xiàn)了去庫存效果。Panel B 為針對(duì)模型(2)的分組回歸結(jié)果。根據(jù)回歸(1)和回歸(3)估計(jì)結(jié)果，高杠桿企業(yè)DID的估計(jì)系數(shù)不顯著，而低杠桿企業(yè)的估計(jì)系數(shù)為2.1827，且在5%水平上顯著。即高杠桿房地產(chǎn)企業(yè)績效在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革后沒有顯著變化，而低杠桿企業(yè)表現(xiàn)出了顯著的績效提升效果。同時(shí)根據(jù)回歸(4)估計(jì)結(jié)果，低杠桿房地產(chǎn)企業(yè)在2016年和2017年均取得了顯著的績效提升效果。

表12 基于企業(yè)杠桿水平的分組檢驗(yàn)結(jié)果

因此，對(duì)于高杠桿企業(yè)和低杠桿企業(yè)而言，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革都實(shí)現(xiàn)了去庫存的政策目標(biāo)。但是，基于政策時(shí)間趨勢效果的檢驗(yàn)結(jié)果則表明，高杠桿房地產(chǎn)企業(yè)僅在2016年實(shí)現(xiàn)了去庫存效果，低杠桿房地產(chǎn)企業(yè)在2017年實(shí)現(xiàn)了去庫存效果。同時(shí)，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革僅提升了低杠桿企業(yè)的績效。顯然，在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策的影響下，無論是高杠桿企業(yè)還是低杠桿企業(yè)的去庫存政策效果均只維持了一年。

五、結(jié)論和政策建議

(一)結(jié)論

基于2015年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，定量測度供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)去庫存行為和經(jīng)營績效的具體影響及其時(shí)變特征。結(jié)果表明：(1)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實(shí)施以來，房地產(chǎn)企業(yè)整體庫存明顯下降，初步實(shí)現(xiàn)了去庫存的政策目標(biāo)，但去庫存政策僅在改革前兩年取得了顯著的效果，到2018年，改革的政策效果已經(jīng)不明顯；(2)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革也在短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)了提升企業(yè)績效的政策目標(biāo)，但僅在改革第一年表現(xiàn)出顯著的績效提升效果；(3)國有企業(yè)和非國有企業(yè)在去庫存方面均取得了顯著效果，但國有企業(yè)的績效提升效果不顯著，并且政策效果的時(shí)間特征顯示，國有企業(yè)在改革的前兩年去庫存效果并不顯著，而非國有企業(yè)前兩年有明顯的去庫存效果，第三年開始政策開始失效；(4)高杠桿企業(yè)與低杠桿企業(yè)同樣實(shí)現(xiàn)了去庫存和績效提升的政策目標(biāo)，高杠桿企業(yè)僅在2016年實(shí)現(xiàn)了去庫存，而績效提升效果不顯著，低杠桿企業(yè)在2017年取得了去庫存效果，在2016年和2018年實(shí)現(xiàn)了企業(yè)績效提升。因此，繼續(xù)深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革已經(jīng)刻不容緩，并且新的政策制定必須做到有的放矢和精準(zhǔn)施策，才能夠全面實(shí)現(xiàn)改革的既定目標(biāo)，保證中國經(jīng)濟(jì)真正完成由數(shù)量型發(fā)展向質(zhì)量型發(fā)展的轉(zhuǎn)化。

(二)政策建議

毋庸置疑，始于2015年的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革初步實(shí)現(xiàn)了去庫存和提升企業(yè)經(jīng)營績效的政策目標(biāo)，但政策效果現(xiàn)已不明顯。同時(shí)，中國經(jīng)濟(jì)面臨的內(nèi)外部環(huán)境都出現(xiàn)了一些新的情況，尤其是房地產(chǎn)市場也出現(xiàn)了一些明顯的變化。房地產(chǎn)企業(yè)新的庫存開始重新積累，市場銷售形勢有所轉(zhuǎn)差，房地產(chǎn)價(jià)格也出現(xiàn)了明顯的松動(dòng)。因此，在科學(xué)評(píng)價(jià)現(xiàn)有改革政策效果的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步的改革政策制定和實(shí)施必須具有前瞻性、有效性和針對(duì)性。

首先，當(dāng)前經(jīng)濟(jì)下行壓力加大，居民住房短缺問題已經(jīng)基本解決，繼續(xù)深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革應(yīng)該從最大效率地實(shí)現(xiàn)資源要素的優(yōu)化配置出發(fā)，保證中國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長。過去政策調(diào)控的重點(diǎn)是釋放被房地產(chǎn)過度擠占的資源要素，而現(xiàn)階段政策制定則要更加兼顧“穩(wěn)”的重要性。穩(wěn)定房地產(chǎn)市場，避免大起大落，為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)創(chuàng)造穩(wěn)定的行業(yè)環(huán)境。過去房地產(chǎn)市場的“穩(wěn)”主要是防范房價(jià)和地價(jià)大幅上升，當(dāng)前全國房地產(chǎn)市場總體平穩(wěn)，但部分地區(qū)市場下行壓力較大。因此，現(xiàn)階段的“穩(wěn)”將主要是防止房地產(chǎn)市場大幅下行，避免對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和地方財(cái)政收入造成劇烈沖擊。

其次，進(jìn)一步深化改革的政策制定，應(yīng)該明確中央政府和地方政府的角色定位。在長效管控機(jī)制下，中央政府不再是政策調(diào)控的主體，而是主要通過完善市場監(jiān)測預(yù)警和考核評(píng)價(jià)機(jī)制，加強(qiáng)對(duì)地方政府的目標(biāo)管理，由地方政府承擔(dān)房地產(chǎn)市場調(diào)控的主體責(zé)任，使其擁有更大的政策主動(dòng)權(quán)和更自由的政策工具選擇，提升地方政府制定和實(shí)施政策的精準(zhǔn)性、針對(duì)性和靈活性。

最后，未來房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展方向是滿足居民剛需改善型住宅需求，必須保證房地產(chǎn)業(yè)回歸解決居民住房問題的本源。在深化改革的政策制定過程中，避免將房地產(chǎn)作為刺激經(jīng)濟(jì)的短期手段，而應(yīng)該使其專注居民住房改善，堅(jiān)持房住不炒原則，實(shí)現(xiàn)居民自用住房的消費(fèi)升級(jí)。在此基礎(chǔ)上，全面落實(shí)因城施策，建立穩(wěn)地價(jià)、穩(wěn)房價(jià)和穩(wěn)預(yù)期的長效調(diào)控機(jī)制，保證房地產(chǎn)市場平穩(wěn)健康發(fā)展。

注釋：

① 2015年11月，中央提出供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，改革的具體措施在2016年開始實(shí)行，因此定義2015年以后After=1。

② 參照章之旺和吳世農(nóng)研究，根據(jù)各行業(yè)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率的中位數(shù)，將研究樣本劃分為高杠桿企業(yè)和低杠桿企業(yè)。