企業(yè)金融化與上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入
——基于董事會治理與創(chuàng)新文化的 調(diào)節(jié)作用的實(shí)證分析

肖忠意 林 琳 陳志英 徐定寶

一、引 言

當(dāng)前主流經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本觀點(diǎn)認(rèn)為，企業(yè)的本質(zhì)是一個(gè)生產(chǎn)函數(shù)，它追求的是在既定生產(chǎn)函數(shù)的技術(shù)約束、既定投入產(chǎn)出價(jià)格的經(jīng)濟(jì)約束以及既定需求函數(shù)的市場約束下的利潤最大化(李偉陽，2010)。隨著我國“十三五”規(guī)劃推進(jìn)，以傳統(tǒng)的加工為主的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式面臨極為緊迫的轉(zhuǎn)型升級態(tài)勢，中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型進(jìn)入了關(guān)鍵時(shí)期。習(xí)近平總書記在黨的十九大報(bào)告中多次強(qiáng)調(diào)著力加強(qiáng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，要求發(fā)展模式要從“要素驅(qū)動型”向“創(chuàng)新驅(qū)動型”轉(zhuǎn)變，而隨著一系列政策的出臺，全國范圍內(nèi)掀起了創(chuàng)新轉(zhuǎn)型發(fā)展的熱潮。如今，我國經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵階段，實(shí)體企業(yè)利潤逐漸下滑，并且在金融資產(chǎn)高收益的利益誘惑下，更多的實(shí)體企業(yè)選擇了偏離主營業(yè)務(wù)的金融化，將更多的資本配置到利潤豐厚的金融與房地產(chǎn)行業(yè)。原本企業(yè)通過多元化分散投資對沖市場風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)行為，逐漸被犧牲長期發(fā)展投資、參與尋求資本收益的短期套利行為取代，而且令人擔(dān)心的是，企業(yè)金融化的套利機(jī)會可能對技術(shù)創(chuàng)新動力形成長期的負(fù)面影響(王紅建等，2017)。2017 年，我國有1221 家上市公司涉及購買理財(cái)產(chǎn)品和私募基金等金融產(chǎn)品，其總規(guī)模達(dá)到1.35 萬億元，較2016 年增加了84.9%，其中有1099 家上市公司購買金額甚至超過億元，可見當(dāng)前我國企業(yè)金融化不僅規(guī)模巨大，而且呈現(xiàn)顯著擴(kuò)張的態(tài)勢。

不管是一個(gè)企業(yè)，還是一個(gè)國家，創(chuàng)新研發(fā)投入對其競爭力增強(qiáng)都具有決定性的作用。國內(nèi)外學(xué)者對相關(guān)話題給予了較多關(guān)注?！百Y源依賴?yán)碚摗钡挠^點(diǎn)認(rèn)為，創(chuàng)新活動離不開企業(yè)內(nèi)外部的資本支持，尤其內(nèi)部資本是創(chuàng)新資金的主要來源。研發(fā)資金和創(chuàng)新投入的增加會直接促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和提升創(chuàng)新力水平；相反，融資約束會抑制企業(yè)自主研發(fā)能力(Brown 等，2009；鞠曉生等，2013)。國內(nèi)外許多學(xué)者和產(chǎn)業(yè)界人士也開始認(rèn)識到，企業(yè)一方面會出于最大化利潤和風(fēng)險(xiǎn)管理等方面的考慮而傾向于多元化資產(chǎn)配置，并提高金融投資的比重以尋求新的利潤點(diǎn)，另一方面會通過創(chuàng)新研發(fā)來扭轉(zhuǎn)技術(shù)與產(chǎn)品落后、銷售量萎縮的局面，以尋找重生機(jī)會。由此可見，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入是技術(shù)創(chuàng)新活動實(shí)現(xiàn)的“血液”，是實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力轉(zhuǎn)化的物質(zhì)基礎(chǔ)。那么，企業(yè)合理利用資本市場對資產(chǎn)進(jìn)行有效配置，適度減少企業(yè)對套利性金融資產(chǎn)的配置，緩解創(chuàng)新研發(fā)活動融資約束問題，以充足的創(chuàng)新研發(fā)投入來保證創(chuàng)新升級的順利進(jìn)行，是實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的關(guān)鍵所在。對于這個(gè)國內(nèi)外文獻(xiàn)中已有的理論觀點(diǎn)，我們很自然地關(guān)注以下三個(gè)新的學(xué)術(shù)問題：第一，企業(yè)金融化是否對中國非金融上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的變化具有解釋力？第二，不同情境下的企業(yè)金融化對中國非金融上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的變化是否存在差異？第三，如果企業(yè)金融化對中國非金融上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入表現(xiàn)出“擠出”效應(yīng)，那么是否存在能夠削弱這種抑制作用影響的有關(guān)機(jī)制路徑？這些問題是創(chuàng)新研究領(lǐng)域值得深入探討的重要問題。

基于我國企業(yè)參與金融投資水平不斷提高的事實(shí)，本文選擇2007—2017 年A 股非金融類上市公司作為分析樣本，將金融資產(chǎn)從資產(chǎn)負(fù)債表中剝離出來，實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)金融化在上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入變化中扮演的角色及可能存在的調(diào)節(jié)作用。本研究與王紅建等(2017)的研究相似之處在于均關(guān)注了企業(yè)金融化對非金融實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)行為的影響，但王紅建等(2017)是基于企業(yè)套利動機(jī)的視角，本研究主要是從董事會治理和企業(yè)創(chuàng)新文化的視角進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)節(jié)作用的研究?？傮w而言，本研究主要貢獻(xiàn)可能表現(xiàn)為：首先，本文在考慮內(nèi)生性影響的情境下驗(yàn)證了企業(yè)金融化對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入形成的“擠出”效應(yīng)，從而為解釋我國實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入不足的成因提供了較為準(zhǔn)確的研究證據(jù)；其次，本文將企業(yè)金融化調(diào)節(jié)作用的研究擴(kuò)展到企業(yè)董事會治理和企業(yè)創(chuàng)新文化兩個(gè)維度，即將研究視角拓展到了企業(yè)相關(guān)正式制度與非正式制度對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的影響并進(jìn)行比較。本文的一個(gè)重要研究結(jié)論認(rèn)為，董事會治理的優(yōu)化對創(chuàng)新活動有重要作用，但并不能對企業(yè)金融化行為產(chǎn)生抑制作用；而企業(yè)創(chuàng)新文化則不然，企業(yè)創(chuàng)新文化不僅對創(chuàng)新研發(fā)投入有促進(jìn)作用，而且能夠?qū)ζ髽I(yè)金融化產(chǎn)生抑制作用，從而能更好地促進(jìn)創(chuàng)新活動展開。本文結(jié)論認(rèn)同企業(yè)創(chuàng)新文化對于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要作用，進(jìn)一步豐富了創(chuàng)新研發(fā)投入的文獻(xiàn)。這為彰顯中國企業(yè)創(chuàng)新文化的作用并以之促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入和開拓創(chuàng)新升級的新型政策的制定與實(shí)施，提供了理論證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

熊彼特在1912 年最早提出了創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理論，此后無論是索羅提出的新古典經(jīng)濟(jì)增長理論，還是羅默提出的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，都認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的動力。圍繞著企業(yè)創(chuàng)新，國內(nèi)外文獻(xiàn)主要從兩個(gè)方面展開探討：一是考察影響創(chuàng)新行為的關(guān)鍵因素。首先，宏觀制度層面因素，包括財(cái)政政策(Semieniuk 和Mazzucato，2017)、產(chǎn)業(yè)激勵政策(李健等，2016)、環(huán)境政策(Fried，2018)以及國家區(qū)域文化等所形成的共同價(jià)值觀和行為準(zhǔn)則(Hofstede，1988)等；其次，中觀層面因素，包括市場結(jié)構(gòu)(寇宗來和高瓊，2013)和市場環(huán)境(袁建國等，2015)；最后，從微觀層面看，所有權(quán)結(jié)構(gòu)(Choi 等，2011)、公司治理(石曉軍和王驁然，2017)、企業(yè)金融化(王紅建等，2017)、融資約束(鞠曉生等，2013)等對企業(yè)創(chuàng)新均有一定的解釋力。二是關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)后果。這些經(jīng)濟(jì)后果包括創(chuàng)新研發(fā)投入對經(jīng)濟(jì)增長以及企業(yè)績效的影響、外部環(huán)境和內(nèi)部特征對創(chuàng)新研發(fā)投入的產(chǎn)出結(jié)果的調(diào)節(jié)作用(蔡俊亞和黨興華，2015)、不同屬性企業(yè)創(chuàng)新效應(yīng)的差異(欒強(qiáng)和羅守貴，2017)、創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及高級化進(jìn)程中的作用(付宏等，2013)及其他方面影響(李后建和張劍，2017)等。縱觀國內(nèi)外關(guān)于創(chuàng)新領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)，關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的相關(guān)研究尚處于起步階段，仍缺乏一個(gè)完整和清晰的分析框架，對影響創(chuàng)新研發(fā)投入的調(diào)節(jié)機(jī)制的研究尚存在較大的研究空間。

（二）理論分析與研究假說的提出

1. 企業(yè)金融化對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的影響

創(chuàng)新研發(fā)可以為企業(yè)發(fā)展提供驅(qū)動力，然而創(chuàng)新活動具有較高的財(cái)務(wù)不確定性且容易受到外部沖擊，“新知識”商業(yè)化往往需要很長的時(shí)間(鞠曉生等，2013)。資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為，一個(gè)組織最重要的存活目標(biāo)是尋求一個(gè)可以影響資金、能供應(yīng)組織關(guān)鍵資源并能夠穩(wěn)定掌控的方法，由此可以通過動態(tài)的資源整合來增強(qiáng)企業(yè)的核心競爭能力，從而實(shí)現(xiàn)整體利益最大化的目標(biāo)。企業(yè)資源以各種各樣的形式分散于企業(yè)的內(nèi)部或外部，而且每種資源的用途也各不相同，要把這些現(xiàn)存的資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)勢，需要將企業(yè)的內(nèi)外資源進(jìn)行有效的、合理的整合，將資源的效用最大化，為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新提供保障。近十年全球各主要市場基本都進(jìn)入了快速金融化階段，資本市場運(yùn)作和金融投資也成了企業(yè)擴(kuò)張和盈利的重要途徑(劉篤池等，2016)。企業(yè)金融化是中國金融市場繁榮發(fā)展的必然趨勢，而企業(yè)選擇金融投資本身可視為是一種“理性”逐利的市場化行為，但如果企業(yè)過多地將資金配置到金融市場從事放貸和金融資產(chǎn)活動以獲取高額收益而脫離原有主營業(yè)務(wù)，這會在一定程度上改變企業(yè)實(shí)體經(jīng)營和企業(yè)價(jià)值之間的聯(lián)系，而這種“脫實(shí)向虛”的企業(yè)行為自然會對主營業(yè)務(wù)的經(jīng)營造成巨大的負(fù)面影響。

企業(yè)在一定時(shí)空范圍內(nèi)可以配置的資本是有限的，管理者通常不得不在面臨融資約束的條件下進(jìn)行投資組合最優(yōu)化。在企業(yè)金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入影響的問題上，國內(nèi)外學(xué)者主要存在兩種不同的觀點(diǎn)：一方面，“蓄水池”效應(yīng)觀點(diǎn)認(rèn)為，基于長遠(yuǎn)發(fā)展的戰(zhàn)略動機(jī)，企業(yè)通過配置金融資產(chǎn)提供流動性，以對沖企業(yè)未來可能遇到的不確定性或融資約束，即減弱技術(shù)創(chuàng)新對外部融資的依賴，降低財(cái)務(wù)成本，實(shí)現(xiàn)金融資產(chǎn)的“蓄水池”效應(yīng)以反哺主業(yè)。在這種情況下，企業(yè)金融化有利于提升企業(yè)的資本效率，增加非金融企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入，并獲得提升主營業(yè)務(wù)經(jīng)營能力的新途徑(Soener，2015)。另一方面，“擠出”效應(yīng)的觀點(diǎn)認(rèn)為，金融投資和技術(shù)創(chuàng)新之間實(shí)際上是一種替代關(guān)系。在資源有限的約束下，自利的管理者出于實(shí)現(xiàn)短期項(xiàng)目的業(yè)績目標(biāo)，將有限的資本從生產(chǎn)經(jīng)營部門轉(zhuǎn)向金融部門，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的減少，并最終會扭曲實(shí)體企業(yè)投資計(jì)劃。王紅建等(2017)的研究在市場套利分析框架下為企業(yè)金融化對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的抑制作用提供了新的證據(jù)。肖忠意和林琳(2019)認(rèn)為，企業(yè)金融化對上市公司持續(xù)性創(chuàng)新行為具有顯著的“擠出”效應(yīng)，而這種“擠出”效應(yīng)對在成長期的企業(yè)的影響尤為強(qiáng)烈?？傮w而言，當(dāng)前我國關(guān)于企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入的研究仍處在起步階段，尚有較大的研究空間。

綜上所述，基于資源依賴?yán)碚?，?chuàng)新研發(fā)投入是技術(shù)創(chuàng)新活動實(shí)現(xiàn)的重要基礎(chǔ)，而企業(yè)將有限的資源配置到金融資產(chǎn)上，則可能對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生顯著的影響。對于中國上市公司而言，如果企業(yè)金融化增加能夠滿足創(chuàng)新研發(fā)相關(guān)活動所需的資金要求，則其可能形成 “蓄水池”效應(yīng)，釋放正向的促進(jìn)作用；反之，如果企業(yè)參與金融化投資對企業(yè)的研發(fā)形成負(fù)向的抑制作用，則可能形成“擠出”效應(yīng)，造成負(fù)向調(diào)控的作用。鑒于此，本文提出待檢驗(yàn)的研究假設(shè)H1a 和H1b。

H1a：企業(yè)金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入具有負(fù)向抑制作用，即呈現(xiàn)“擠出”效應(yīng)。

H1b：企業(yè)金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入具有正向促進(jìn)作用，即呈現(xiàn)“蓄水池”效應(yīng)。

2. 董事會治理與企業(yè)金融化對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的調(diào)節(jié)作用

董事會治理是董事會制定公司發(fā)展戰(zhàn)略，把握公司發(fā)展方向，并對經(jīng)營者進(jìn)行監(jiān)督、評價(jià)和激勵等重要事項(xiàng)的治理行為；而企業(yè)創(chuàng)新活動作為企業(yè)戰(zhàn)略決策的重點(diǎn)，自然與董事會治理之間存在密切的關(guān)系(王鋒正和陳方圓，2018)?？茖W(xué)合理的公司治理結(jié)構(gòu)不但直接影響企業(yè)能否沿著正確的發(fā)展軌道前進(jìn)，而且對促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的良性循環(huán)有著重要作用。代理理論認(rèn)為，在所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離的情況下，自利的經(jīng)營者容易過度規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，選擇風(fēng)險(xiǎn)較小的項(xiàng)目，導(dǎo)致投資不足。技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入具有高風(fēng)險(xiǎn)和高收益并存的內(nèi)在特征，具有風(fēng)險(xiǎn)延誤傾向的經(jīng)營者會自然地選擇降低創(chuàng)新活動的參與程度，造成代理問題。遵循代理理論的邏輯，現(xiàn)代組織理論認(rèn)為完善的董事會治理能夠保持企業(yè)經(jīng)營決策的獨(dú)立性和提高監(jiān)督效率。Pearce 和Zahra(1991)認(rèn)為，強(qiáng)化董事的獨(dú)立性可以有效地處理企業(yè)面臨的不確定性，幫助公司在很大程度上化解危機(jī)，并配置更多的資源參與創(chuàng)新活動。馮根福和溫軍(2008)認(rèn)為，獨(dú)立董事占比較高的企業(yè)，其技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入要顯著高于獨(dú)立董事占比較低的企業(yè)。王鋒正和陳方圓(2018)指出，董事會治理對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新呈正向顯著作用，且董事會治理在環(huán)境規(guī)制對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新影響中呈顯著正向調(diào)節(jié)作用。此外，也有部分學(xué)者提出了不同的觀點(diǎn)。Wu(2008)認(rèn)為董事長和總經(jīng)理雙職分離與企業(yè)創(chuàng)新不存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。此外，與高層梯隊(duì)理論相關(guān)的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，管理者的個(gè)體特征和經(jīng)歷會影響他們的認(rèn)知能力和價(jià)值觀，而這些因素會在企業(yè)金融化決策方面產(chǎn)生影響。杜勇等(2019)發(fā)現(xiàn)CEO 金融背景會提高企業(yè)參與金融化進(jìn)而影響企業(yè)經(jīng)營。這些研究雖然提供了許多研究思路和經(jīng)驗(yàn)結(jié)果，但大多是從單個(gè)指標(biāo)上進(jìn)行分析。企業(yè)金融化決策是一個(gè)重要的決策，其更可能是一個(gè)系統(tǒng)的決策，但國內(nèi)鮮有運(yùn)用綜合指標(biāo)思路進(jìn)行相關(guān)研究。本研究認(rèn)為，良好的董事會治理有助于企業(yè)制定長期發(fā)展策略，提高企業(yè)決策效率，從而使企業(yè)長期發(fā)展的研發(fā)投入有了保障。鑒于此，本文將董事會治理評價(jià)綜合指標(biāo)引入分析框架，并提出待檢驗(yàn)的研究假設(shè)H2a。

H2a：較好的董事會治理對創(chuàng)新研發(fā)投入具有正向促進(jìn)作用。

依據(jù)現(xiàn)代組織理論闡釋，董事會治理需要在外界環(huán)境變化的情境下對企業(yè)的長期發(fā)展做出“理性”的利益追求行為。在有限資源的約束下，合理的公司決策制定主要依靠以董事會相關(guān)制度制定的平衡短期金融投資和長期投資的決策。董事會作為股東利益的代理機(jī)構(gòu)，發(fā)揮著削弱兩權(quán)分離矛盾的作用，合理的董事會治理能制約經(jīng)營者在技術(shù)創(chuàng)新中的代理行為，督促經(jīng)營者開展技術(shù)創(chuàng)新活動。不難預(yù)期，合理的董事會結(jié)構(gòu)可能能夠削弱管理層進(jìn)行企業(yè)金融化的熱情，而將更多資源配置到主營業(yè)務(wù)的技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展上，用持續(xù)的技術(shù)創(chuàng)新促使企業(yè)獲得長期的成長機(jī)會。值得注意的是，董事會治理的有效性依賴于相互制衡的治理結(jié)構(gòu)，具有一定的組織規(guī)模和結(jié)構(gòu)復(fù)雜性。董事會的異質(zhì)性也可以為多元化企業(yè)戰(zhàn)略提供支持，外部董事的引入提高了企業(yè)與外部資本之間的信息對稱程度，矯正彼此之間的信息失衡格局，從而降低交易成本，并增加了企業(yè)參與資本市場的廣度和深度。由于多元化戰(zhàn)略因素的驅(qū)動以及財(cái)務(wù)約束等客觀事實(shí)，董事會在制定公司資本配置戰(zhàn)略決策時(shí)，更加容易產(chǎn)生“短視”投資策略，反而支持管理層參與金融投資，進(jìn)而提高企業(yè)金融化水平，如此，則可能產(chǎn)生企業(yè)降低對技術(shù)創(chuàng)新的投入水平的經(jīng)濟(jì)后果?；诂F(xiàn)代組織理論的預(yù)期，良好的董事會治理能夠提高企業(yè)決策的效率，企業(yè)在發(fā)展主營業(yè)務(wù)的過程中，董事會治理可能對企業(yè)在長期發(fā)展中的金融化形成有效的調(diào)節(jié)作用，從而避免企業(yè)將有限的資金配置到金融資產(chǎn)上，達(dá)到保障企業(yè)發(fā)展的研發(fā)投入的目標(biāo)。為此，本文提出待檢驗(yàn)的研究假設(shè)H2b。

H2b：企業(yè)金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入的“擠出”效應(yīng)受董事會治理調(diào)節(jié)作用的影響。

3. 企業(yè)創(chuàng)新文化與企業(yè)金融化對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的調(diào)節(jié)作用

現(xiàn)代管理學(xué)理論認(rèn)為，企業(yè)文化是一種非正式制度因素，也是影響企業(yè)績效和可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵和內(nèi)核。然而，企業(yè)文化對企業(yè)經(jīng)濟(jì)決策行為的影響并不像融資約束和公司結(jié)構(gòu)一樣那么直接，通常是通過財(cái)務(wù)(溫素彬等，2018)等因素產(chǎn)生間接影響。Flamholtz 和Kannan-Narasimhan(2005)將企業(yè)文化劃分為六個(gè)要素，發(fā)現(xiàn)其中兩個(gè)要素沒有直接對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，而是通過其他機(jī)制產(chǎn)生影響。Vigolo 等(2016)認(rèn)為企業(yè)文化通過提高員工的積極性和工作滿意度，進(jìn)而影響企業(yè)績效。陳巖等(2017)也認(rèn)為，中國傳統(tǒng)文化中的中庸思想能對企業(yè)團(tuán)隊(duì)成員行為整合程度產(chǎn)生影響，進(jìn)而顯著提高創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)的決策效率。

社會文化促進(jìn)觀也提出，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對文化具有依賴性，相關(guān)理論強(qiáng)調(diào)了非正式制度因素對技術(shù)創(chuàng)新的影響和作用。創(chuàng)新文化是社會文化的一種，它并不是一個(gè)新創(chuàng)造的概念，而是隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展(如資源配置的加速、科學(xué)技術(shù)的提升和市場化腳步加快)而逐漸為人所重視的，但我國學(xué)術(shù)界關(guān)注創(chuàng)新文化的時(shí)間仍相對較晚。宋培林(2000)認(rèn)為，創(chuàng)新文化是在一系列創(chuàng)新活動中所形成的創(chuàng)新精神沉淀及其物質(zhì)形態(tài)的總和，具有長期性、多樣性、創(chuàng)造性的特點(diǎn)。Frohman(1998)認(rèn)為，創(chuàng)新文化作為技術(shù)和市場兩個(gè)維度之間的橋梁，可以促使企業(yè)形成技術(shù)創(chuàng)新成果，最終幫助組織實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略目標(biāo)。進(jìn)一步來講，企業(yè)是一個(gè)復(fù)雜的適應(yīng)性系統(tǒng)，營造積極創(chuàng)新的企業(yè)文化氛圍，可以增加技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境中的適應(yīng)性，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。劉元芳(2006)認(rèn)為，以企業(yè)文化精神、研發(fā)管理和組織創(chuàng)新為代表的企業(yè)文化與自主創(chuàng)新、合作創(chuàng)新、引進(jìn)創(chuàng)新為手段的技術(shù)創(chuàng)新的耦合，能夠在技術(shù)創(chuàng)新過程中產(chǎn)生正向的協(xié)同效應(yīng)。將社會文化促進(jìn)觀引入到企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入行為的分析框架中，不難得出如下推論，即企業(yè)創(chuàng)新文化能夠?yàn)槠髽I(yè)發(fā)展貢獻(xiàn)價(jià)值，重視創(chuàng)新文化的企業(yè)能夠通過創(chuàng)新文化這一非制度因素促使企業(yè)將形成核心競爭力作為重要的發(fā)展目標(biāo)，從而促進(jìn)創(chuàng)新研發(fā)投入的提高。鑒于此，本文提出待檢驗(yàn)的研究假設(shè)H3a。

H3a：企業(yè)創(chuàng)新文化對創(chuàng)新研發(fā)投入具有顯著的正向促進(jìn)作用。

現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)主要分析了企業(yè)文化增強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部協(xié)調(diào)和控制，降低代理人問題產(chǎn)生的負(fù)面影響，強(qiáng)化組織內(nèi)獎勵創(chuàng)新和鼓勵冒險(xiǎn)的文化，從而發(fā)揮創(chuàng)新激勵的作用。在企業(yè)中由于異質(zhì)性的價(jià)值觀、信念或目標(biāo)使管理層在行為選擇上會出現(xiàn)更多的投機(jī)行為，代理理論希望通過優(yōu)化公司治理來實(shí)現(xiàn)代理人和所有者利益的最大化。但是，傳統(tǒng)的委托-代理模型并沒有考慮企業(yè)文化及社會因素對代理人效用的影響。企業(yè)創(chuàng)新文化是企業(yè)管理決策和員工行為選擇的重要情境變量，它為經(jīng)濟(jì)主體提供了信息與技能，更為關(guān)鍵的是它促使經(jīng)濟(jì)主體的偏好內(nèi)生化(Hodgson，1996)，體現(xiàn)了每一個(gè)群體接受了企業(yè)信念與規(guī)范的普遍性，表現(xiàn)為其在信念和行為上的相似性。如此，從企業(yè)行為的角度看，強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新文化的企業(yè)更善于發(fā)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)以及市場環(huán)境中存在的機(jī)會和挑戰(zhàn)，協(xié)調(diào)整個(gè)組織的技術(shù)創(chuàng)新要素，傾向于將更多的資源投入到創(chuàng)新活動中以發(fā)展競爭優(yōu)勢。換言之，具有創(chuàng)新文化的企業(yè)更注重創(chuàng)新活動的廣度和深度，共同的信念能夠正向影響管理層選擇，將更多的企業(yè)資源投入到主營業(yè)務(wù)的創(chuàng)新研發(fā)中，以追求長期發(fā)展，并抑制金融投資參與動機(jī)，從而形成企業(yè)核心競爭力，使得企業(yè)在行業(yè)中能夠形成“可持續(xù)”的競爭優(yōu)勢。鑒于此，本文提出待檢驗(yàn)的研究假設(shè)H3b。

H3b：企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的擠出效應(yīng)會受企業(yè)創(chuàng)新文化調(diào)節(jié)作用的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2007—2017 年中國A 股上市公司為樣本。之所以選擇2007 年作為開始，是因?yàn)楸O(jiān)管層要求上市公司自2007 年起開始披露企業(yè)研發(fā)投入的相關(guān)信息。本文對微觀樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選和處理：第一，剔除財(cái)務(wù)報(bào)表觀測值缺失的樣本；第二，剔除ST 和PT 的樣本；第三，剔除2007 年后在中國A 股市場IPO 上市的樣本，以獲得平衡面板樣本；第四，剔除金融類上市公司。為了剔除異常值對回歸結(jié)果穩(wěn)健性可能產(chǎn)生的影響，對所有除虛擬變量外的連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize 截尾處理，最終獲得10774 個(gè)樣本用于計(jì)量分析。本文所使用微觀樣本數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫和RESSET 數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選取

1. 創(chuàng)新研發(fā)投入

目前學(xué)術(shù)界對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入(RD)的衡量主要是從創(chuàng)新研發(fā)投入產(chǎn)出的角度入手，一般采用創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)指標(biāo)。其中，創(chuàng)新投入通常采用研發(fā)支出所占比重表示，而創(chuàng)新產(chǎn)出通常采用企業(yè)當(dāng)年申請或授權(quán)專利數(shù)量表示。由于創(chuàng)新活動一般是一項(xiàng)長期的投資行為，直接使用專利數(shù)量難以直接反映企業(yè)當(dāng)年創(chuàng)新研發(fā)投入，所以本文借鑒以往學(xué)者的研究成果，采用企業(yè)研發(fā)支出占總資產(chǎn)比重(RD1)和企業(yè)研發(fā)支出占營業(yè)收入比重(RD2)作為衡量企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的指標(biāo)。

2. 企業(yè)金融化

為了更直接地反映企業(yè)在經(jīng)營環(huán)節(jié)的金融化行為，本文采用當(dāng)期金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量企業(yè)金融化程度(Fin)，即采用交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)這六部分資產(chǎn)的價(jià)值總額占總資產(chǎn)的比重來衡量企業(yè)金融化程度。

3. 董事會治理

本文依據(jù)中國證監(jiān)發(fā)[2002]1 號文件《上市公司治理準(zhǔn)則》，從董事會構(gòu)成、董事會專業(yè)委員會、獨(dú)立董事獨(dú)立性和董事會運(yùn)作四個(gè)方面，采用27 個(gè)董事會治理指標(biāo)。董事會構(gòu)成包括董事會規(guī)模至少為6 人、獨(dú)立董事占比超1/3、雙職分離、無超60 周歲的董事、平均教育程度為本科、至少有一位職工董事；董事會專業(yè)委員會包括公司設(shè)立了戰(zhàn)略委員會、薪酬委員會、審計(jì)委員會、提名委員會、披露了各專業(yè)委員會召開會議和履職情況；獨(dú)立董事獨(dú)立性包括獨(dú)董津貼低于10 萬元、獨(dú)立董事兼職數(shù)、獨(dú)立董事財(cái)務(wù)背景、獨(dú)立董事法律背景、無60 周歲以上獨(dú)立董事、專業(yè)委員會構(gòu)成中有獨(dú)立董事；董事會運(yùn)作包括董事會人員出勤率、臨時(shí)董事會議人員出勤率、董事平均出勤率、獨(dú)立董事出勤率、年召開董事大會兩次以上、董事會會議記錄制度、董事年度內(nèi)無處罰記錄、公司制定了股權(quán)激勵計(jì)劃、董事會持股、獨(dú)立董事在年度內(nèi)發(fā)表了反對意見。關(guān)于公司董事會治理評估方法如下：首先，每一項(xiàng)董事會治理指標(biāo)都設(shè)定了門檻條件，按照評價(jià)體系進(jìn)行打分，當(dāng)滿足門檻條件時(shí)，得1 分，否則0 分；然后，將上述指標(biāo)加總，并按照規(guī)模法進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，取值范圍為[0，1]；最后，董事會治理評分越高，表明董事會治理質(zhì)量越好。

4. 企業(yè)創(chuàng)新文化

為了刻畫企業(yè)創(chuàng)新文化對創(chuàng)新研發(fā)投入的影響，需要解決企業(yè)文化的量化問題。本文認(rèn)為，如果一個(gè)企業(yè)在其核心價(jià)值觀、企業(yè)精神、經(jīng)營理念中倡導(dǎo)“創(chuàng)新”要素，則該企業(yè)就可能具有創(chuàng)新發(fā)展的企業(yè)文化。在此基礎(chǔ)上，本文采用內(nèi)容分析法分析上市公司的年度報(bào)告、社會責(zé)任報(bào)告、企業(yè)官網(wǎng)等公開信息，查詢企業(yè)文化描述中是否包含了“創(chuàng)新”文化要素的表述，如果存在“創(chuàng)新”“革新”“科技領(lǐng)先”“追求卓越”“求新”“科技為先”等字樣，則企業(yè)創(chuàng)新文化賦值為1，否則賦值為0。

5. 控制變量

本文控制變量包括企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、經(jīng)營性現(xiàn)金流(CFO)、盈利能力(Profit)、資本密集度(Tang)、上市年齡(Age)、股權(quán)集中度(HHI5)、股利分配(Div)、行業(yè)(Industry)和年份(Year)變量，具體變量設(shè)定見后文表1。

（三）計(jì)量模型

為了檢驗(yàn)企業(yè)金融化對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的影響，本文構(gòu)建了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?1)：

其中，i 表示上市公司個(gè)體；t 表示年度標(biāo)識；ε 表示隨機(jī)擾動項(xiàng)；被解釋變量RD表示上市公司的創(chuàng)新研發(fā)投入；解釋變量Fin 表示企業(yè)金融化程度；Control 表示控制變量。

為了檢驗(yàn)企業(yè)金融化與董事會治理之間調(diào)節(jié)作用對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的影響，本文構(gòu)建了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?2)：

其中，BGov 表示董事會治理的綜合指標(biāo)，F(xiàn)in×BGov 表示企業(yè)金融化與董事會治理的交互項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新文化之間調(diào)節(jié)作用對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的影響，本文構(gòu)建了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?3)：

其中，Cul 表示企業(yè)創(chuàng)新文化，F(xiàn)in×Cul 則表示企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新文化的交互項(xiàng)。

為了減少企業(yè)金融化與上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入之間可能的內(nèi)生性問題，本文借鑒前人的研究經(jīng)驗(yàn)對解釋變量和控制變量采用滯后一期處理，并在回歸分析時(shí)對穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行了聚類處理。

四、實(shí)證研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和單變量檢驗(yàn)

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1 所示。其結(jié)果顯示，上市公司以研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比值(即總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化)表示的創(chuàng)新研發(fā)投入的值為0.0013，其以研發(fā)支出占營業(yè)總收入的比值(即營業(yè)總收入)表示的創(chuàng)新研發(fā)投入的值為0.0027，相較發(fā)達(dá)國家企業(yè)這一水平還比較低。其結(jié)果還顯示，企業(yè)金融化的平均水平為0.0843。表2 進(jìn)一步區(qū)分是否金融化的分組T 檢驗(yàn)結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，非金融化的上市公司的創(chuàng)新研發(fā)投入較金融化上市公司更強(qiáng)。

此外，從表1 結(jié)果還可以看出，董事會治理標(biāo)準(zhǔn)化處理后的評分均值為0.6198，相對水平還比較低，而“創(chuàng)新”文化的樣本占總樣本的0.4937。在進(jìn)一步區(qū)分是否具有企業(yè)創(chuàng)新文化后的結(jié)果顯示(表2)，具有企業(yè)創(chuàng)新文化的上市公司以總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的創(chuàng)新研發(fā)投入和以營業(yè)收入準(zhǔn)化的創(chuàng)新研發(fā)投入分別為0.0015 和0.0036，而沒有創(chuàng)新文化的上市公司以總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的創(chuàng)新研發(fā)投入和以營業(yè)收入準(zhǔn)化的創(chuàng)新研發(fā)投入分別為0.0011 和0.0019，結(jié)合統(tǒng)計(jì)學(xué)T 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，相比沒有企業(yè)創(chuàng)新文化的上市公司，具有企業(yè)創(chuàng)新文化的上市公司的創(chuàng)新研發(fā)投入較多。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 單變量檢驗(yàn)結(jié)果

（二）基準(zhǔn)模型估計(jì)

表3 報(bào)告了檢驗(yàn)企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入的滯后一期的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。首先，以總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的創(chuàng)新研發(fā)投入作為被解釋變量進(jìn)行回歸，第(2)列結(jié)果顯示，企業(yè)金融化的回歸系數(shù)為-0.0044，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明企業(yè)金融化對于上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入具有抑制作用，即企業(yè)金融化水平越高，上市公司創(chuàng)新趨勢越弱，二者之間表現(xiàn)為“擠出”效應(yīng)。該實(shí)證估計(jì)所得結(jié)果也表明實(shí)證結(jié)果接受了研究假設(shè)H1a，拒絕了研究假設(shè)H1b。其次，以營業(yè)總收入標(biāo)準(zhǔn)化的創(chuàng)新研發(fā)投入作為被解釋變量進(jìn)行回歸，第(4)列結(jié)果顯示，企業(yè)金融化的回歸系數(shù)為-0.0074，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，該結(jié)果與以總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的創(chuàng)新研發(fā)投入作為被解釋變量的結(jié)果基本一致，不僅表明二者之間存在明顯的“擠出”效應(yīng)，而且表明結(jié)果穩(wěn)健。

表3 企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入之間的關(guān)系可能受到內(nèi)生性干擾。為了進(jìn)一步排除內(nèi)生性問題對回歸結(jié)果的影響，本文借鑒王紅建等(2017)的方法，利用投資收益占凈利潤之比作為工具變量，分別以2SLS、兩步最優(yōu)GMM、LIML 的回歸分析進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。采用投資收益占凈利潤之比作為工具變量的合理解釋為：(1)投資收益屬于企業(yè)非主營業(yè)務(wù)所產(chǎn)生的收益，不可能作為企業(yè)創(chuàng)新活動的資金來源渠道；(2)投資收益與企業(yè)金融資產(chǎn)的配置收益顯著正相關(guān)，所以滿足工具變量選擇的基本條件。

表4 匯報(bào)了利用工具變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果。首先，本文檢驗(yàn)了以投資收益占利潤之比作為企業(yè)金融化的工具變量的可行性。Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量為31.732，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，強(qiáng)烈拒絕不可識別的原假設(shè)。Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計(jì)量值為134.758，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，可以拒絕弱工具變量的原假設(shè)，所以投資收益占利潤之比并非弱工具變量。為了穩(wěn)健起見，本文以對弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法LIML 進(jìn)行計(jì)量分析，LIML 的系數(shù)估計(jì)結(jié)果與2SLS 非常接近，這樣從側(cè)面印證了不存在弱工具變量問題。本文還利用了兩步最優(yōu)GMM 計(jì)量方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果相差無幾。此外，工具變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文選擇以投資收益占利潤之比作為工具變量是合理的。表4 的工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明，企業(yè)金融化與上市公司的創(chuàng)新研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)，這與前文的檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，支持研究假設(shè)H1a，即表明控制內(nèi)生性后，企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入之間呈現(xiàn)的“擠出”效應(yīng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系依然是穩(wěn)健可靠的。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

五、調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

（一）董事會治理的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

表5 顯示了從董事會治理和企業(yè)創(chuàng)新文化兩個(gè)方面分別進(jìn)行回歸的計(jì)量結(jié)果。表5 第(1)列回歸結(jié)果顯示，董事會治理的估計(jì)系數(shù)為正，在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明董事會治理水平的提高對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的增加具有顯著的促進(jìn)作用，而第(3)列回歸結(jié)果也得到了類似的結(jié)果，上述結(jié)果表明所得結(jié)論支持研究假設(shè)H2a，且結(jié)果穩(wěn)健。此外，第(1)列和第(3)列檢驗(yàn)企業(yè)金融化與董事會治理的交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)所得估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，但是不顯著，這表明雖然提升董事會治理水平對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入增加具有顯著促進(jìn)作用，但是在影響上市公司的創(chuàng)新投入方面，董事會治理與企業(yè)金融化行為之間不能形成顯著的調(diào)節(jié)作用，該結(jié)論拒絕研究假設(shè)H2b。其可能的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋為，董事會治理水平的提升可以使其對創(chuàng)新有利于企業(yè)長期發(fā)展的認(rèn)識更明確，但是企業(yè)價(jià)值最大化的目標(biāo)會強(qiáng)化“逐利”這一經(jīng)濟(jì)學(xué)理性特征，而導(dǎo)致企業(yè)在決策過程中反而更關(guān)注“短視”的金融收益，而扭曲其長期目標(biāo)。因此，董事會治理與金融化的調(diào)節(jié)作用難以削弱金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入的擠出效應(yīng)。換言之，雖然董事會治理水平的提升有利于企業(yè)創(chuàng)新，但是其難以與企業(yè)金融化之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，進(jìn)而難以抵消金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入產(chǎn)生的擠出效應(yīng)的負(fù)向影響。

表5 董事會治理與企業(yè)創(chuàng)新文化

（二）企業(yè)創(chuàng)新文化的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

表5 第(2)列和第(4)列回歸結(jié)果顯示，企業(yè)創(chuàng)新文化的估計(jì)系數(shù)為正，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明企業(yè)創(chuàng)新文化是促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入增加的重要因素，即主動將創(chuàng)新發(fā)展作為公司文化的上市公司會將創(chuàng)新明確表述為公司的工作方向和目標(biāo)，這對公司在實(shí)際決策中貫徹企業(yè)文化，增加和保障創(chuàng)新研發(fā)投入有積極的促進(jìn)作用。進(jìn)一步，第(2)列結(jié)果顯示企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新文化的交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為-0.0027，在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而第(4)列企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新文化的交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為-0.0048，在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這些結(jié)果一方面顯示交互項(xiàng)結(jié)果穩(wěn)健，上述所得結(jié)論支持研究假設(shè)H3a；另一方面顯示企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新文化之間能夠形成顯著的“替代”效應(yīng)，進(jìn)而影響創(chuàng)新研發(fā)投入，上述所得結(jié)論支持研究假設(shè)H3b。究其原因，企業(yè)創(chuàng)新文化是企業(yè)在長期發(fā)展過程中形成的一種文化基因，是一種規(guī)導(dǎo)和約束企業(yè)的長期發(fā)展策略的“習(xí)慣法”，其中蘊(yùn)含了豐富的“長期”經(jīng)濟(jì)決策的思想。因此，企業(yè)創(chuàng)新文化作為非正式制度能夠幫助企業(yè)堅(jiān)持著眼長期的發(fā)展策略，可以削弱金融化短視行為的負(fù)面影響，對上市公司增加研發(fā)投入形成有效的促進(jìn)作用。

（三）進(jìn)一步檢驗(yàn)

除了上文中發(fā)現(xiàn)的董事會治理或企業(yè)創(chuàng)新文化可能與金融化形成交互作用進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入產(chǎn)生影響之外，本文試圖更進(jìn)一步了解董事會治理與企業(yè)創(chuàng)新文化對企業(yè)參與金融化的概率和深度的影響。鑒于此，本文采用Probit 模型檢驗(yàn)董事會治理或企業(yè)創(chuàng)新文化對企業(yè)金融化參與概率的影響，采用Tobit 模型檢驗(yàn)董事會治理或企業(yè)創(chuàng)新文化對企業(yè)金融化參與深度的影響。表6 顯示了回歸結(jié)果，第(1)列結(jié)果顯示，董事會治理對于降低企業(yè)參與金融化的概率僅在10%水平上顯著，而第(3)列結(jié)果顯示董事會治理水平的提升對企業(yè)金融化程度的影響雖然為負(fù)，但是不顯著，這表明董事會治理對于企業(yè)金融化的影響作用十分有限，這與表5 所得結(jié)論基本一致，即二者之間難以存在調(diào)節(jié)作用。然而，第(2)列和第(4)列回歸結(jié)果顯示，企業(yè)創(chuàng)新文化不僅能夠降低企業(yè)參與金融化的概率，而且能夠降低企業(yè)金融化的程度，這與表5 結(jié)論基本一致，表明企業(yè)創(chuàng)新文化能夠與企業(yè)金融化形成調(diào)節(jié)作用，進(jìn)而發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)增加創(chuàng)新研發(fā)活動。

表6 董事會治理與企業(yè)創(chuàng)新文化對企業(yè)金融化的影響

由上述結(jié)果不難總結(jié)出，正式制度因素董事會治理和非正式制度因素企業(yè)創(chuàng)新文化對企業(yè)創(chuàng)新均有正向的促進(jìn)作用，但是它們與金融化短視行為的調(diào)節(jié)作用則存在差異。相較之下，非正式制度因素企業(yè)創(chuàng)新文化更能對持續(xù)性研發(fā)投入產(chǎn)生正面的影響，創(chuàng)新文化因素在中國企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)上的正向作用值得關(guān)注。這表明搭建創(chuàng)新文化融合與企業(yè)經(jīng)營決策的理論框架，深入研究中國特色文化對經(jīng)濟(jì)行為后果的影響是非常重要和必要的。

六、拓展性檢驗(yàn)：不同情境下的企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入

在以上研究基礎(chǔ)上，本文考慮不同企業(yè)性質(zhì)與行業(yè)特征，進(jìn)一步研究不同情境下企業(yè)金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入的影響。本文采用“自抽樣法(Bootstrap)”計(jì)算出經(jīng)驗(yàn)p值，以檢驗(yàn)組間差異的顯著性，即表示實(shí)際觀察到的組間系數(shù)差異可能出現(xiàn)的概率。

（一）區(qū)分企業(yè)性質(zhì)下的企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入

本文考察了國有控股企業(yè)和民營控股企業(yè)中企業(yè)金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入的影響。表7 的第(1)列和第(2)列結(jié)果顯示，以總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的創(chuàng)新研發(fā)投入為被解釋變量，企業(yè)金融化的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，同時(shí)，第(3)列和第(4)列結(jié)果也顯示了類似的情形。此外，第(1)列和第(2)列組間系數(shù)差異分析結(jié)果顯示，經(jīng)自抽樣法得到的經(jīng)驗(yàn)p 值為0.511，在10%統(tǒng)計(jì)水平上不顯著，第(3)列和第(4)列的組間系數(shù)差異分析結(jié)果也基本一致。上述結(jié)果表明無論是國有控股企業(yè)還是民營控股企業(yè)，企業(yè)金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入所產(chǎn)生的擠出效應(yīng)基本一致，且這種影響在統(tǒng)計(jì)上無顯著差異。

表7 企業(yè)金融化、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與創(chuàng)新研發(fā)投入

（二）區(qū)分制造業(yè)特征下的企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入

行業(yè)本身具有異質(zhì)性，已有多項(xiàng)研究關(guān)注行業(yè)間創(chuàng)新活動的差異，認(rèn)為行業(yè)性質(zhì)不同，其對創(chuàng)新研發(fā)投入的要求也不同。因此，企業(yè)相應(yīng)所做出的金融資產(chǎn)配置行為的經(jīng)濟(jì)后果也可能產(chǎn)生差異。本文認(rèn)為，制造業(yè)企業(yè)發(fā)展需要大量的資本，制造業(yè)企業(yè)過度金融化將加快“去工業(yè)化”進(jìn)程，削弱制造業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入，且這種抑制作用可能較其他行業(yè)更強(qiáng)。表8 第(1)列和第(2)列結(jié)果顯示，企業(yè)金融化對制造業(yè)和非制造業(yè)上市公司的創(chuàng)新研發(fā)投入的影響顯著為負(fù)，且其組間系數(shù)差異分析的經(jīng)驗(yàn)p 值為0.059，在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明企業(yè)金融化對制造業(yè)企業(yè)和非制造業(yè)企業(yè)的負(fù)向影響存在顯著差異。該結(jié)果在一定程度上表明，相較于非制造業(yè)企業(yè)，制造業(yè)企業(yè)金融化行為對其創(chuàng)新研發(fā)投入的擠出效應(yīng)更顯著，即制造業(yè)企業(yè)選擇增加金融資產(chǎn)會更顯著降低其創(chuàng)新研發(fā)的投入水平。本文結(jié)論與王紅建等(2017)的研究結(jié)論類似，其可能的解釋是制造業(yè)企業(yè)參與金融化的市場行為所形成的套利動機(jī)對于制造業(yè)企業(yè)的影響尤為強(qiáng)烈。

表8 企業(yè)金融化、行業(yè)屬性與創(chuàng)新研發(fā)投入

（三）區(qū)分行業(yè)管制特征下的企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入

從行業(yè)準(zhǔn)入的角度來看，我國對“管制行業(yè)”①參考羅黨論和唐清泉(2009)的研究，本文界定的非金融企業(yè)的管制行業(yè)包括：能源設(shè)備與服務(wù)、電力與燃?xì)狻⒐放c鐵路運(yùn)輸及交通基礎(chǔ)設(shè)施、航天與國防、電信郵政、海運(yùn)與航空、有色金屬、煙草等。的準(zhǔn)入管理一般比較嚴(yán)格，要受到政府審批和法律法規(guī)的限制，但要指出的是，也正是這種較高的進(jìn)入壁壘使得進(jìn)入管制行業(yè)的企業(yè)能夠得到國家經(jīng)濟(jì)政策的扶持且具有一定的壟斷性。壟斷行業(yè)的企業(yè)有可能而且也有條件將資源更多用于創(chuàng)新，使得市場化策略行為的動力被削弱(羅黨論和劉曉龍，2009)。表9 報(bào)告了管制行業(yè)上市公司的企業(yè)金融化行為對其創(chuàng)新研發(fā)投入的影響。分組回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融化對管制行業(yè)和非管制行業(yè)上市公司的影響均為負(fù)。同時(shí)，經(jīng)由組間系數(shù)顯著性分析的經(jīng)驗(yàn)p 值檢驗(yàn)結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，第(1)列和第(2)列估計(jì)系數(shù)經(jīng)由自抽樣法的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)，所得經(jīng)驗(yàn)p 值為0.017，在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而第(3)列和第(4)列的組間系數(shù)差異分析也得到了類似的結(jié)果。這些結(jié)果顯示，企業(yè)金融化對管制行業(yè)上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入的影響較小，該結(jié)論與理論預(yù)期基本一致。究其原因，可能是因?yàn)槠髽I(yè)一旦突破壁壘進(jìn)入市場后，就會獲得壟斷經(jīng)營的稀缺資源，從而大大降低融資約束程度，因而企業(yè)金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入的負(fù)向影響不突出。但是，非管制行業(yè)由于其本身進(jìn)入門檻低，企業(yè)間競爭激烈，所以其面臨的融資約束的力度更大。與管制行業(yè)企業(yè)相比，非管制行業(yè)企業(yè)提高金融化水平則會使創(chuàng)新研發(fā)投入所形成的擠出效應(yīng)更加凸顯。

表9 企業(yè)金融化、管制行業(yè)與創(chuàng)新研發(fā)投入

七、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，本研究從替代變量、樣本窗口期調(diào)整和樣本選擇偏誤等三個(gè)方法對研究假設(shè)H1 進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1. 使用替代變量

本文采用當(dāng)期金融資產(chǎn)占營業(yè)收入的比重作為企業(yè)金融化的替代指標(biāo)，即企業(yè)金融化*(Fin*)，來衡量企業(yè)金融化水平，表10 第(1)列和第(2)列所得回歸結(jié)果與前文基本一致，即表明研究假設(shè)H1 的檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2. 調(diào)整樣本窗口期

考慮到2008 年國際金融危機(jī)可能帶來的影響，本文剔除2007 年和2008 年的觀測樣本，采用2009—2017 年的子樣本進(jìn)行穩(wěn)健性回歸，表10 第(3)列和第(4)列所得結(jié)論不變，即表明研究假設(shè)H1 的檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健。

3. 控制樣本選擇偏誤

考慮到采用樣本可能存在選擇偏誤，本研究進(jìn)一步構(gòu)建企業(yè)參與金融化的啞變量作為工具變量，并采用Heckman 兩階段模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。第一階段采用Probit 模型估計(jì)公司選擇參與金融化的概率的逆米爾斯率，構(gòu)建如下Heckman 兩階段模型：

其中，F(xiàn)inD 表示企業(yè)金融化的啞變量，即上市公司i 的金融化水平高于行業(yè)年平均金融化水平，賦值為1，否則賦值為0；LAMBDA 表示基于式(4)計(jì)算所得的樣本公司逆米爾斯率；其他變量定義與前文一致。

表10 第(5)列和第(6)列報(bào)告了基于Heckman 兩階段模型的檢驗(yàn)結(jié)果。從其中可以看出，在控制樣本選擇偏誤后，企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入的回歸系數(shù)分別為-0.0294 和-0.0055，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著負(fù)相關(guān)，此結(jié)果依然表明企業(yè)金融化對上市公司創(chuàng)新研發(fā)投入有顯著的擠出效應(yīng)，即表明研究假設(shè)H1 的檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健。

此外，本文還依據(jù)上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法分別對研究假設(shè)H2 和研究假設(shè)H3 進(jìn)行了回歸分析。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所得結(jié)論依然穩(wěn)健。

八、結(jié)論與政策啟示

本文以我國2007—2017 年滬深A(yù) 股非金融上市公司為研究樣本，實(shí)證研究了企業(yè)金融化對創(chuàng)新研發(fā)投入的影響，并檢驗(yàn)了董事會治理和企業(yè)創(chuàng)新文化與企業(yè)金融化的調(diào)節(jié)作用對創(chuàng)新研發(fā)投入的影響。結(jié)果表明，企業(yè)金融化對非金融上市公司的創(chuàng)新研發(fā)投入具有顯著的“擠出”效應(yīng)，并且在不同情境下這種企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新研發(fā)投入負(fù)向調(diào)節(jié)作用表現(xiàn)明顯；正式制度層面的董事會治理和非正式制度層面的企業(yè)創(chuàng)新文化均對非金融上市公司的創(chuàng)新研發(fā)投入有顯著的正向促進(jìn)作用，但是二者在與企業(yè)金融化的調(diào)節(jié)作用方面存在差異：董事會治理與企業(yè)金融化不存在交互作用，而企業(yè)創(chuàng)新文化與企業(yè)金融化之間對創(chuàng)新研發(fā)投入的調(diào)節(jié)作用表現(xiàn)出協(xié)同效應(yīng)。

本文的研究結(jié)論可以得出三點(diǎn)政策啟示。第一，中國企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展還存在很大的提升空間，應(yīng)激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活力，鼓勵企業(yè)加大自主創(chuàng)新研發(fā)投入力度，并重視引導(dǎo)企業(yè)避免盲目的金融化短視行為，轉(zhuǎn)而強(qiáng)化創(chuàng)新發(fā)展意識，積極將長期的自主創(chuàng)新作為企業(yè)發(fā)展路徑。第二，積極培育適合中國企業(yè)的創(chuàng)新文化，加強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新文化建設(shè)，發(fā)揮非正式制度文化對正式制度董事會治理的補(bǔ)充作用，強(qiáng)化企業(yè)管理層和員工在企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展上的文化共識，并將其落實(shí)到實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展決策之中，以促進(jìn)非金融企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展。第三，激勵企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展也離不開外部制度環(huán)境的優(yōu)化，因而我國應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化創(chuàng)新企業(yè)的金融環(huán)境，最大限度發(fā)揮金融市場的積極作用：一方面，保障企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的融資需求，打消創(chuàng)新企業(yè)有關(guān)融資約束的顧慮；另一方面，為防止企業(yè)過度參與金融化，將企業(yè)參與金融化的程度納入銀行等金融機(jī)構(gòu)授信參考依據(jù)，通過“放管結(jié)合”培育良好的市場環(huán)境，不斷釋放中國企業(yè)的創(chuàng)新動能。