企業(yè)金融化提升創(chuàng)新持續(xù)性了嗎？
——兼論制度環(huán)境的影響

余 芬，樊 霞，李芷珊

（華南理工大學工商管理學院，廣州 510641）

為何市場中一些企業(yè)能持續(xù)創(chuàng)新而一些企業(yè)從不創(chuàng)新，是學界探討已久的話題。區(qū)別于持續(xù)性創(chuàng)新或漸進性創(chuàng)新（incremental innovation），創(chuàng)新持續(xù)性（innovation persistence）是指企業(yè)在技術、收益等方面具有反饋、積累及鎖定效應，具有使后續(xù)技術創(chuàng)新活動長期保持下去的性質和趨勢［1-4］。創(chuàng)新投入的“沉沒成本（sunk costs）”、知識資源方面的“動態(tài)收益遞增（dynamic increasing returns）”以及商業(yè)收益方面的“成功孕育成功（success breed success）”是企業(yè)后續(xù)創(chuàng)新的內在動因。保持創(chuàng)新活動的持續(xù)性，對于現(xiàn)階段中國解決“中等收入陷阱”問題、釋放增長動力尤為重要。中美貿易戰(zhàn)持續(xù)升溫，折射出中國核心技術仍存在受制于人的短板和卡脖子問題，因此企業(yè)培育核心競爭力以實現(xiàn)技術追趕和超越更是迫在眉睫。然而企業(yè)核心能力的培養(yǎng)并非一蹴而就，需要長期投入才能育成［5］，創(chuàng)新投入的時間壓縮不經濟性（dis?economies of time compression）也說明保證創(chuàng)新投入的持續(xù)性可能比投入強度和規(guī)模更為重要［6］。

大量研究表明，后續(xù)資金投入不足是導致企業(yè)創(chuàng)新難以持續(xù)進行的重要原因。與發(fā)達國家企業(yè)相比，我國創(chuàng)新企業(yè)面臨更為嚴重的融資約束。而在現(xiàn)實情況中，不少企業(yè)即使缺乏流動資金，卻仍將更多的資金投向金融領域。WIND 數據庫統(tǒng)計顯示，2017 年約有1 186 家上市公司購買金融產品，總金額達1.27萬億元。受監(jiān)管缺失［7］、行業(yè)高額利差收益［8］、融資約束、市場競爭以及政府干預［9］等因素影響，實體企業(yè)在資產配置方面表現(xiàn)出金融化趨勢，將更多的資源和精力投向金融業(yè)、房地產業(yè)。產業(yè)資本金融化拓寬了企業(yè)的融資渠道，為企業(yè)大規(guī)模創(chuàng)新投資提供了資金來源。但另一方面，金融資本占主導改變了傳統(tǒng)上企業(yè)“生產—留存—投資”的資產配置模式，在一定程度上影響主業(yè)的創(chuàng)新投入。以醫(yī)藥行業(yè)為例，2013年180家醫(yī)藥上市公司中有19家經營房地產，導致企業(yè)陷入資金泥淖，在藥品主業(yè)投入上分身乏術甚至荒廢主業(yè)，之后包括云南白藥在內的11家藥企不得不紛紛退出房地產市場①資料來源：http：//www.capitalweek.com.cn/2012-12-19/1235496558.html。。合理有效配置金融資產，提高創(chuàng)新活動的平穩(wěn)性與持續(xù)性，是傳統(tǒng)實體企業(yè)轉型升級的關鍵所在。那么，在當前背景下，實體企業(yè)日益膨脹的金融化投資趨勢是否提升了創(chuàng)新持續(xù)性？其影響過程或機理是什么？對這些問題的探究不僅有助于深入理解企業(yè)金融化的微觀經濟后果，而且對我國金融改革方向及實施創(chuàng)新驅動經濟高質量發(fā)展的路徑選擇具有重要的現(xiàn)實意義。

目前，學者多從宏觀視角研究金融化對經濟的影響，但對實體企業(yè)的影響少有關注，而為數不多的微觀層面的文獻仍分布在企業(yè)經營業(yè)績、實體投資、技術創(chuàng)新、全要素生產率等方面，認為金融化投資既可以發(fā)揮“蓄水池”的作用為企業(yè)發(fā)展提供資金支持，也可能產生替代效應擠占生產性投資［10-11］和無形資產投入［12］，對于企業(yè)金融化的影響仍未得出一致結論［13-15］。在創(chuàng)新領域，相關研究多考慮企業(yè)金融化與研發(fā)投入在當期的關系，而忽略了后期的創(chuàng)新投入持續(xù)過程和產出過程。由于金融化投資風險性與部分收益滯后性并存，其對企業(yè)創(chuàng)新的影響不應僅局限于當期效應，缺乏對創(chuàng)新活動長期效應的分析在一定程度上將弱化現(xiàn)有研究結論的解釋力。關于企業(yè)金融化的原因，一些研究甚至得出相反的結論，如行業(yè)利潤萎縮和盈利能力較高的企業(yè)均會增加金融投資比重。為了調和以上研究的矛盾，最新研究嘗試深入分析企業(yè)金融化動機，揭示企業(yè)金融化的動因及后果。胡奕明等［11］指出，企業(yè)風險金融投資具有“替代”動機，而由于金融資產配置總體上以“蓄水池”作為主要動機，因此并未導致實體投資被“擠出”。許罡和朱衛(wèi)東［16］認為，出于預防性需求配置的交易型金融資產能部分抵消投機性長期金融化資產所造成的研發(fā)投資擠占效應。楊箏等［13］直接證明了企業(yè)持有交易性金融資產是出于資金儲備目的，且顯著提升了企業(yè)研發(fā)支出的穩(wěn)定性。王紅建等［15］則指出，企業(yè)金融化行為是基于市場套利目的，從而抑制了研發(fā)投入。綜上可知，金融化異質性動機是一個重要的影響因素，大致可概括為儲蓄和套利兩種動機，且對企業(yè)產生不同的效應和后果。儲蓄動機下，企業(yè)為緩解融資約束、降低未來不確定性，配置更多金融資產，為實體經濟發(fā)展中可能面臨的資金不足進行儲蓄，在這種情況下，企業(yè)金融化有助于實體投資。套利動機下，企業(yè)為了獲取行業(yè)高額利差配置金融資產，由此對實體投資形成擠占和替代。另外，企業(yè)金融化動機和行為可能離不開外部環(huán)境的深刻影響，尤其是特殊發(fā)展階段形成的情境對于企業(yè)金融化產生的作用尚不清楚，有待深入探究。綜上所述，實體企業(yè)金融化與創(chuàng)新持續(xù)性的關系主要受哪類動機影響以及受到何種外部環(huán)境因素的影響，在現(xiàn)有研究中尚屬空缺。

鑒于此，本研究建立金融資產異質性配置動機下的計量模型，考察企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性的影響效應，識別造成以上影響更深層的情境制約因素。本文的貢獻有以下三方面。①深化了企業(yè)金融化的經濟后果研究。以往研究將企業(yè)經營業(yè)績視為企業(yè)金融化的短期經濟后果，或將企業(yè)當期研發(fā)投入等同于長期后果［15-16］，無法真實反映企業(yè)金融化行為的長期效應，本文關注金融化對研發(fā)投入的跨期影響，為企業(yè)金融化經濟后果的研究提供了一個新的視角。②豐富了創(chuàng)新持續(xù)性理論研究?，F(xiàn)有研究對創(chuàng)新持續(xù)性的影響因素進行了大量研究，但忽視了實體企業(yè)大量資金“脫實向虛”的現(xiàn)實背景，本文致力于金融化趨勢下企業(yè)投資行為與創(chuàng)新持續(xù)性的關系探討，提供了來自新興市場的證據。③考察兩類不同動機的企業(yè)金融化行為及其后果，進一步豐富了中國企業(yè)金融化套利動機的研究證據，并揭示出這一動機根源于制度環(huán)境影響，為引導資金“脫虛向實”的相關政策提供重要參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 文獻回顧

創(chuàng)新持續(xù)性對于構建企業(yè)動態(tài)競爭優(yōu)勢、提升區(qū)域創(chuàng)新能力具有重要價值［17-18］。熊彼特的“創(chuàng)造性積累”思想體現(xiàn)了創(chuàng)新是企業(yè)內部技術能力積累的結果。自GEROSKI等［1］明確提出創(chuàng)新持續(xù)性問題后，學者們基于各國創(chuàng)新調查CIS和專利數據，對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的內涵、動力機制、影響因素及其經濟后果開展了大量富有啟發(fā)意義的前期探索?，F(xiàn)有研究從不同角度理解創(chuàng)新持續(xù)性，但較為一致地指出其本質為當前創(chuàng)新正向促進后續(xù)創(chuàng)新［2］。研發(fā)投入的沉沒成本效應、“成功孕育成功”效應和“動態(tài)收益遞增”效應等驅動機制，導致創(chuàng)新行為具有很強的路徑依賴性（path dependence）［19-20］。同時，部分研究探討了創(chuàng)新持續(xù)性的經濟后果。何郁冰和張思［21］發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新持續(xù)性對企業(yè)績效的促進作用存在拐點。TRIGUERO等［22］的研究表明，企業(yè)工藝創(chuàng)新持續(xù)性而非產品創(chuàng)新持續(xù)性顯著促進就業(yè)。DESCHRYVERE［23］指出，持續(xù)創(chuàng)新企業(yè)中研發(fā)增長對成長性產生積極影響。關于創(chuàng)新持續(xù)性的影響因素，國內外學者分別從企業(yè)內部與外部開展了大量研究。其中，內部因素的探討多集中于企業(yè)規(guī)模、出口、技術多元化等［20，22，24］，外部因素則主要考慮市場競爭強度、外部資源、當地知識庫質量［25］。何郁冰等［24］實證發(fā)現(xiàn)技術多元化有利于企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性。TAVASSOLI和KARLSSON［25］基于瑞典的調查數據剖析了區(qū)域特征的作用，發(fā)現(xiàn)知識溢出水平更高的區(qū)域中企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性更強。隨著實體企業(yè)大量資金“脫實向虛”行為愈演愈烈，這種金融化將對企業(yè)創(chuàng)新產生深遠的影響。然而，企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性的影響尚未引起重視。

實體企業(yè)金融化是指企業(yè)資產配置中金融資產占比逐漸增加的過程，導致企業(yè)利潤更加依賴于金融領域而非生產領域［12，15］。現(xiàn)有關于虛擬經濟和實體經濟的研究大多從宏觀層面分析前者對后者的影響，微觀層面的研究主要關注企業(yè)金融化的動因與后果兩個方面。①企業(yè)金融化動因研究。目前主要從融資約束、行業(yè)高額利差收益、內外部監(jiān)管缺失、市場競爭、政策不確定性等方面進行探討。一方面，企業(yè)金融化可以成為一種資金管理方式或流動性儲蓄方式，以緩解資金困境，為企業(yè)未來的發(fā)展提供更多可支配的資金，從而提高投資效率和競爭力。胡奕明等［11］、楊箏等［13］、韓燕等［26］等發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化行為更多基于“蓄水池”目的，且這一動機在企業(yè)持有交易性金融資產等方面表現(xiàn)得尤為明顯。另一方面，實體經濟與金融行業(yè)之間存在“利潤鴻溝”，使得金融化成為實體企業(yè)獲取超額利潤的一種套利方式。市場競爭越激烈，企業(yè)套利動機越強，貸款利率下限管制放松［27］、經濟政策不確定性提高則會減少金融化投資的套利行為［28］。由于缺乏內外部監(jiān)管，內部控制質量較低、管理層過度自信和多元化的企業(yè)更可能進行金融化投資［29］。②企業(yè)金融化效應研究。部分研究從經營業(yè)績、實體投資、技術創(chuàng)新、全要素生產率等角度分析企業(yè)金融化對實體企業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化弱化了企業(yè)創(chuàng)新動力、擠占實體投資、損害主業(yè)發(fā)展和生產率提高，從而降低了企業(yè)價值［15，30-31］；還有研究從資源配置效率、經營風險、財務危機等方面證實企業(yè)金融化通過優(yōu)化資源配置、降低經營風險、緩解融資約束產生了積極影響［9，32-33］。

然而，這些研究仍存在以下不足。①鮮有研究關注日趨嚴重的企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新持續(xù)性的影響?，F(xiàn)有文獻主要關注企業(yè)金融化的當期效應以及現(xiàn)金持有平滑創(chuàng)新投入的作用，忽視了對創(chuàng)新活動長期效應的考察。事實上，企業(yè)金融化反映了企業(yè)資金投入方向上的取舍，在很大程度上將影響企業(yè)的融資能力和創(chuàng)新投資激勵。楊松令等［34］認為，企業(yè)金融化對創(chuàng)新的即期、滯后期效應存在差異，并較為創(chuàng)造性地探討金融化投資和創(chuàng)新投入的交互效應與創(chuàng)新投入持續(xù)性等之間的關系，但實體企業(yè)金融化這一行為本身對創(chuàng)新持續(xù)性有何影響不得而知。肖忠意和林琳［35］探討了企業(yè)金融化對持續(xù)性創(chuàng)新的影響，以無形資產增量占總資產的比重衡量持續(xù)性創(chuàng)新，但使用的仍是靜態(tài)投資模型。②企業(yè)金融化是否發(fā)揮了“蓄水池”效應，目前并未取得共識。企業(yè)金融化的影響取決于其配置金融資產的動機所在?，F(xiàn)有研究將兩者割裂開來，不能系統(tǒng)地認識企業(yè)金融化所產生的效應。企業(yè)競爭力的本質是通過創(chuàng)新推進和效率提升為需求市場創(chuàng)造更多價值的能力［36］，以調節(jié)企業(yè)資金水平為目的進行企業(yè)金融化時可以有效支撐企業(yè)競爭力，而依賴金融化等外在化手段謀取一時利益甚至坐享其成，企業(yè)很有可能由此形成虛假的競爭力，變得“富有而脆弱”。

1.2 研究假設

通過梳理不同觀點的研究，可將企業(yè)金融化的動機概括為儲蓄動機和市場套利動機兩類，而不同動機下金融化投資的經濟后果差別很大。前者是指企業(yè)持有可轉換性強的金融資產，在面對現(xiàn)金流沖擊等不確定性事件時，金融資產作為“蓄水池”解決資金短缺問題，避免出現(xiàn)劇烈的投資波動，或者能夠把握住可能出現(xiàn)的投資機會。市場套利動機則是指企業(yè)為獲取高收益，不惜犧牲部分主業(yè)投資和發(fā)展機會，跨行業(yè)投資風險較高的金融領域，將金融渠道獲利作為企業(yè)盈利的重要來源。因此，下面從儲蓄動機和套利動機兩個方面分析企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性的影響。

從儲蓄動機來看，企業(yè)金融化主要從以下方面促進創(chuàng)新持續(xù)性。①企業(yè)金融化可以降低企業(yè)創(chuàng)新的融資成本。企業(yè)創(chuàng)新活動面臨較大的不確定性和失敗風險，加之創(chuàng)新過程中的信息不對稱導致企業(yè)難以獲得外部融資［37］，轉而主要依靠企業(yè)內源融資。銀行信貸作為重要的外部融資渠道，依然存在偏好低創(chuàng)新企業(yè)等現(xiàn)象［38］。企業(yè)持有的投資性房地產具有抵押擔保功能，有利于提升企業(yè)獲得銀行貸款的信用［39-40］。資本投資是企業(yè)創(chuàng)新的內生變量，通過參股金融機構等金融化方式有利于減少銀企間信息不對稱和交易費用，從而幫助創(chuàng)新企業(yè)增加融資規(guī)模并降低融資成本。②企業(yè)金融化可以彌補資金短缺。創(chuàng)新活動調整成本高，需要企業(yè)長期大量投入資金以保證持續(xù)創(chuàng)新和避免調整活動帶來的損失。當企業(yè)為了防止資金短缺所帶來的不利影響而配置金融資產時，可以利用套期保值等金融工具合理運用閑置資金，提高資源配置效率和增加資金的流動性。這些流動資產的及時變現(xiàn)，既可以在企業(yè)面臨市場情況較差的情況下支撐企業(yè)保持創(chuàng)新投入且更快走出危機，也可以在企業(yè)遇到凈現(xiàn)值為正但風險較高的創(chuàng)新項目仍加大創(chuàng)新投入，從而緩解企業(yè)技術改進、產品改良等方面新增創(chuàng)新投資的壓力。因此，如果企業(yè)出于儲蓄目的配置金融資產，在金融投資方面反而更為理性，注意力更集中于企業(yè)主業(yè)長遠發(fā)展，而不是盲目增加金融領域的投資，其結果有利于企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性。企業(yè)融資約束程度不一，基于儲蓄動機配置金融資產的動機強弱具有很大的差異性?，F(xiàn)金流不確定、融資困難的企業(yè)，持有金融資產的主要目的是降低風險而不是提升利潤，其預防儲備意愿更高［41］。因此，對于融資約束越強的企業(yè)來說，金融化投資降低企業(yè)未來投資不足的作用更明顯，對創(chuàng)新持續(xù)性的促進作用更顯著?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O。

H1a 若企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性產生積極影響，則體現(xiàn)為儲蓄行為。

H1b 若企業(yè)基于儲蓄動機進行金融化投資，則融資約束越嚴重，企業(yè)金融化投資對其創(chuàng)新持續(xù)性的積極影響越強。

從市場套利動機來看，企業(yè)金融化將從以下方面抑制創(chuàng)新持續(xù)性。①從資源配置視角來看，在企業(yè)總資產恒定的情況下，金融資產的增加勢必會擠占原本用于創(chuàng)新投入的資金，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新。MIAO和WANG［42］通過理論推導指出資產泡沫誘使實體企業(yè)涉足房地產等領域，對其主業(yè)的創(chuàng)新投入產生消極影響。企業(yè)金融化甚至倒逼企業(yè)家的機會主義行為，因為企業(yè)金融化行為帶來高回報率，那么企業(yè)家就會有動力通過尋租等手段獲取資金強化金融領域投資［43］。而尋租支出擠占了研發(fā)資金，企業(yè)將縮減研發(fā)投入，導致產出無效率。②將企業(yè)金融投資用于盈余“粉飾”。彭俞超等［28］指出，上市公司為平滑收益、粉飾報表，將一些資金配置于“短平快”的金融投機活動，而非冒險創(chuàng)新，當企業(yè)經營業(yè)績變差時，其為了隱藏負面信息而持有金融資產的動機進一步增強。③企業(yè)金融化“資源詛咒效應”。企業(yè)通過金融投資獲得豐裕資源，并不意味著企業(yè)創(chuàng)新投入資金更多。相反，當企業(yè)通過金融化渠道獲取利潤后，短期內能獲利的“甜頭”可能削弱管理層持續(xù)高水平創(chuàng)新投入的動力和創(chuàng)新壓力，誘發(fā)企業(yè)“舍遠求近”、熱衷于金融投機而非能力建設，甚至放棄一些未來凈現(xiàn)值為正的研發(fā)項目。在這種情況下，企業(yè)以創(chuàng)新和技術進步為基礎的擴大再生產難以為繼，導致創(chuàng)新持續(xù)性無法得到有效提升。因此，如果企業(yè)出于套利動機配置金融資產，不僅擠占了創(chuàng)新投入資源，而且容易對金融利潤渠道形成“路徑依賴”，從而弱化了“研發(fā)創(chuàng)新—生產率—利潤—研發(fā)創(chuàng)新”的循環(huán)路徑，最終結果是企業(yè)持續(xù)技術改良、產品創(chuàng)新的動力有所削弱。在這一動機驅使下，套利動機較為強烈的企業(yè)更青睞金融投資所帶來的“熱錢”，而非“板凳要坐十年冷”的長期創(chuàng)新。因此，相對于套利較少的企業(yè)，套利更多的企業(yè)金融化投資對創(chuàng)新持續(xù)性的損害效應更為顯著?；诖?，本文提出以下假設。

H2a 若企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性產生消極影響，則體現(xiàn)為套利行為。

H2b 若企業(yè)基于套利動機進行金融化投資，則套利越多，企業(yè)金融化投資對其創(chuàng)新持續(xù)性的消極影響越強。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

本文選取滬深兩市A股上市公司為研究樣本，時間跨度為2009—2016年，并參照相關研究對數據進行整理：①剔除金融行業(yè)、房地產行業(yè)上市公司；②刪除ST、*ST類的上市公司；③去除相關數據缺失的樣本。對除虛擬變量以外的變量進行上下1%的縮尾優(yōu)化處理，以規(guī)避離群值的干擾。最終保留了12 518個有效觀測值。數據主要取自CSMAR數據庫和WIND數據庫。

2.2 變量定義

創(chuàng)新活動不僅是指研發(fā)投入，還包括企業(yè)人力資本培養(yǎng)、技術獲取與利用等。借鑒鞠曉生等［44］的研究，采用企業(yè)無形資產測度衡量創(chuàng)新持續(xù)性Innoi，t，用Innoi，t-1以控制前一期創(chuàng)新投資對當期創(chuàng)新投資的持續(xù)影響，用控制創(chuàng)新投資的凸性調整成本。Fin為自變量金融化程度，參考杜勇等［12］的做法，用企業(yè)配置的金融資產比重來反映，即Fin=金融資產/總資產。金融資產涵蓋交易性金融資產、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資、投資性房地產凈額。鑒于貨幣資金的持有包含了企業(yè)的生產性需求，本文中的金融資產扣除了貨幣資金。企業(yè)融資約束程度Sa用SA 指數測度，公式為SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age，即根據不包含內生性特征的企業(yè)規(guī)模和年齡2個變量計算，結果相對穩(wěn)?。?5］，將Sa設為二元啞變量，大于企業(yè)觀測年度的SA指標中位數，則劃為高融資約束組，取值為1，否則為0。戚聿東和張任之［31］、劉貫春等［46］指出，金融渠道獲利是一個流量性質的指標，描述了企業(yè)為實現(xiàn)利潤最大化而采取的投機性行為，比重越大，表明企業(yè)利潤更加依賴金融投資回報。借鑒他們的做法，以金融資產收益占凈利潤的比重衡量企業(yè)的市場套利動因（Arbitr），Arbitr為二元啞變量，高于企業(yè)年度中位數，則劃為套利動機較強組。

本文對內外部融資渠道、公司治理水平及外部環(huán)境等變量進行了控制，包括現(xiàn)金流（Cash）、負債（Lev）、股權集中度（Oc）、董事會權力（Board）、兩職合一（Dceo）、企業(yè)規(guī)模（Size）、Age（企業(yè)年齡）、市場競爭（HHI）和貨幣政策（Tight）。此外，還控制了時間效應（Year）和行業(yè)效應（Industry）。

主要變量的定義及測算方法如表1所示。

表1 變量定義Tab.1 Variables definitions

2.3 檢驗模型

企業(yè)創(chuàng)新投資相關研究中，托賓Q模型和歐拉方程模型較為常見。由于托賓Q模型中的Q值受新興市場中不完善的資本市場影響，其真實性存在很大的爭議。加之創(chuàng)新投資是動態(tài)、連續(xù)的，用歐拉方程動態(tài)投資模型刻畫持續(xù)創(chuàng)新投資行為更為準確。鑒于此，本文在歐拉方程動態(tài)投資模型的基礎上納入相關因素，構建以下回歸方程。

根據H1，式（1）用來捕捉企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性的影響，若β3顯著為正，表明企業(yè)金融化程度越高，越有助于提升創(chuàng)新持續(xù)性，從而初步證明企業(yè)金融化投資是一種儲蓄行為，但是否完全支持企業(yè)是出于儲蓄動機配置金融資產，還須結合企業(yè)融資約束程度進行進一步檢驗。式（2）檢驗在不同融資約束程度下企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性的積極影響是否存在顯著差異，若β5顯著為正，說明對于融資約束程度越強的企業(yè)而言，其金融化程度與創(chuàng)新持續(xù)性之間的正相關關系越顯著，則支持儲蓄動機下的促進效應；若β5不顯著為正，則無法完全證明企業(yè)金融化是出于儲蓄動機以平滑創(chuàng)新。

根據H2，在式（1）中，若β3顯著為負，表明企業(yè)金融化程度越高，反而制約了企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性，企業(yè)金融化體現(xiàn)為一種套利行為，但是否完全支持企業(yè)是出于套利動機配置金融資產，仍須結合企業(yè)套利動機強弱程度進行進一步檢驗。式（3）檢驗企業(yè)在不同市場套利動機下企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性的消極影響是否存在顯著性差異，若β5為負，表示對于套利動機越強的企業(yè)而言，其金融化程度對創(chuàng)新持續(xù)性的消極影響更明顯；否則，無法完全證明企業(yè)金融化的套利動機。

2.4 估計方法

企業(yè)創(chuàng)新活動具有動態(tài)連續(xù)性，模型中采用因變量的滯后項弱化內生性的作用不大。在這種情況下，隨機效應估計方法通常會高估自回歸系數，固定效應估計方法一般會低估自回歸系數，從而導致統(tǒng)計推斷失效。鑒于本文使用的數據具有“大樣本小跨期”特征，故采用系統(tǒng)GMM 估計技術解決內生性和非時變個體效應問題。針對非平衡面板數據，若使用一階差分方法，會導致樣本數減少。為了充分利用樣本信息，用向前正交離差變換去除個體效應。本文將通過調用Stata 14.0 中嵌入的“xtabond2”程序完成GMM 估計。

3 實證檢驗

3.1 描述性統(tǒng)計

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果。創(chuàng)新持續(xù)性投資Inno的范圍在-0.038～0.193之間，均值為0.010。企業(yè)金融化程度Fin的取值范圍介于0～30.9%，均值為2.3%。這說明企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性投資活動與金融化程度均存在較大差異。

表2 主要變量的描述統(tǒng)計分析Tab.2 Descriptive statistics analysis of main variables

3.2 基于歐拉方程模型的實證分析

對于系統(tǒng)GMM模型估計有效性的檢驗，本文按照BOND等［47］的做法，嘗試同時使用固定效應、混合OLS和GMM三種估計方法對模型結果進行分析。其中，若GMM滯后項估計值大于固定效應而小于混合OLS滯后項估計值，則GMM估計模型是有效的。表3的估計結果顯示，創(chuàng)新持續(xù)性滯后項的混合OLS模型（1a）、固定效應FE 模型（1b）和系統(tǒng)GMM 模型（1c）的系數依次為0.055、0.041和0.051，GMM 的估計值確實介于其他兩個估計值之間。同時，模型（1c）中系統(tǒng)GMM估計的Arellano-Bond自相關檢驗統(tǒng)計量的p值顯示，AR（1）的p值為0.000，AR（2）的p值為0.604，表明模型中差分殘差項存在一階自相關，但排除了二階自相關的可能，說明不存在模型誤設。Hansen檢驗的p>0.1，通過了過度識別檢驗。以上檢驗結果表明選擇系統(tǒng)GMM估計模型具有一定合理性。與上述分析一致，模型（2）和模型（3）中的系統(tǒng)GMM估計結果也是有效的。因此，以下分析將以系統(tǒng)GMM估計結果為準。

表3 企業(yè)金融化、動機與創(chuàng)新持續(xù)性Tab.3 Impact of financialization on innovation persistence under different motivations

表3 模型（1c）的結果顯示，企業(yè)金融化（Fin）的系數顯著為負（β3=-0.019，p<0.01），企業(yè)金融化程度越高，越不利于企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)進行。模型（2）在模型（1c）的基礎上加入Sa、Sa×Fin變量，企業(yè)金融化（Fin）的估計系數仍顯著為負（β3=-0.035，p<0.01），而Sa和Sa×Fin的系數均不顯著。這說明融資約束較為嚴重的企業(yè)，金融化投資對其創(chuàng)新持續(xù)性仍未產生顯著的積極影響，企業(yè)金融化行為并未發(fā)揮緩解融資約束的作用，從而不能支持儲蓄動機下的促進效應，H1未得到驗證。模型（3）在模型（1c）的基礎上納入Arbitr、Arbitr×Fin以驗證套利動機是否起作用。結果顯示，企業(yè)金融化（Fin）的估計系數仍然顯著為負（β3= -0.024，p < 0.01），市場套利動機與企業(yè)金融化的交乘項Arbitr×Fin在1%的水平下顯著為負（β5=-0.004，p<0.01）。這說明企業(yè)市場套利越多，金融化行為對其創(chuàng)新持續(xù)性的抑制效應更大，導致企業(yè)通過“研發(fā)創(chuàng)新—生產率—利潤”鏈條增加企業(yè)價值的動力有所削弱，從而支持了市場套利動機下的擠出效應，H2得以驗證。以上結果證明了企業(yè)金融化的市場套利動機，同時闡明了我國實體企業(yè)金融化不利于創(chuàng)新持續(xù)性提升的具體作用機理。影響創(chuàng)新持續(xù)性的其他因素中，現(xiàn)金流（Cash）的估計系數為正，負債（Lev）的系數顯著為負，證實了創(chuàng)新投資主要依靠內源融資渠道而難以獲得外源融資支持；Tight的系數顯著為正，說明緊縮的貨幣政策有助于抑制管理者的投機心理，投資趨于理性，從而有利于創(chuàng)新持續(xù)性的提升；提高董事會權力（Board）可以在一定程度上抑制管理者盲目投資行為，進而提升創(chuàng)新持續(xù)性。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 變換模型 宋軍和陸旸［48］證明了企業(yè)金融化與經營收益率之間呈非線性關系。王紅健等［15］則發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新之間存在U形關系。因此，本文重新使用非線性模型進行估計，在回歸方程中加入企業(yè)金融化程度的平方項，檢驗企業(yè)金融化與創(chuàng)新持續(xù)性之間是否存在U形關系。如果存在，進一步加入融資約束程度和市場套利動機變量，檢驗二者對企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性之間的調節(jié)作用，以此增強模型結果的穩(wěn)定性。回歸結果如表4所示。①根據模型（1a）～（1c）的結果，以隨機效應和固定效應結果作為對照，系統(tǒng)GMM檢驗結果依然顯示有效，企業(yè)金融化與創(chuàng)新持續(xù)性表現(xiàn)為先負后正的U形關系。根據GMM結果求出拐點，當企業(yè)金融化程度低于16.84%時，企業(yè)金融化程度與創(chuàng)新持續(xù)性呈現(xiàn)負相關關系，而高于16.84%時，企業(yè)金融化程度與創(chuàng)新持續(xù)性呈現(xiàn)正相關關系。但在當前發(fā)展階段，中國企業(yè)的金融化程度與創(chuàng)新持續(xù)性在總體上仍為負相關關系。②引入調節(jié)變量后，模型（2）的結果顯示，企業(yè)金融化與融資約束程度的交乘項系數依然不顯著，企業(yè)金融化的估計系數顯著為負，從而未支持儲蓄動機條件下的促進效應；模型（3）的結果顯示，企業(yè)金融化的估計系數仍然顯著為負，市場套利動機與企業(yè)金融化的交乘項系數在1%的水平下顯著為負。這說明企業(yè)市場套利動機越強，其金融化行為對創(chuàng)新持續(xù)性的抑制效應更大，反映出企業(yè)更多是基于套利投機進行金融化投資。

表4 基于非線性模型的穩(wěn)健性檢驗結果Tab.4 Robust test results based on the non-linear model

3.3.2 替代變量 除了使用無形資產增量表征創(chuàng)新持續(xù)性以外，部分學者采用研發(fā)投入增量和持續(xù)專利產出反映創(chuàng)新的持續(xù)程度。借鑒已有研究［18，24］的做法，用研發(fā)投入增量占期初總資產的比重、專利申請量年度增長率作為企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的代理變量，重新使用系統(tǒng)GMM 方法對相關結果進行估計，結果如表5 中的模型（1）～模型（4）所示。此外，金融化程度是另一核心變量，為了保證行業(yè)間具備可比性，本文對金融化程度進行了行業(yè)調整，采用企業(yè)金融化程度與其行業(yè)均值的差值作為企業(yè)金融化的代理變量重新進行檢驗，結果如表5中的模型（5）和模型（6）所示。一般而言，融資約束越嚴重的企業(yè)預防儲蓄動機更強，企業(yè)出于儲蓄目的配置金融資產有利于創(chuàng)新發(fā)展。采用以上3種替代變量的檢驗結果表明，企業(yè)金融化與融資約束程度的交乘項系數均不顯著，而企業(yè)金融化的估計系數顯著為負，因此并未發(fā)現(xiàn)儲蓄動機下的促進效應；企業(yè)金融化與市場套利動機的交乘項系數顯著為負，說明本文結論穩(wěn)健，即實體企業(yè)金融化是出于套利動機，其結果損害了投入和產出維度的創(chuàng)新持續(xù)性。

表5 基于替代變量的穩(wěn)健性檢驗結果Tab.5 Robust test results with alternative variables

4 不同制度環(huán)境下的進一步解釋

實證結果表明，中國企業(yè)配置金融資產的動機主要是市場套利，且金融化程度越高，越不利于企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新。但已有研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)達國家企業(yè)主要是出于預防儲蓄動機進行金融化投資［49］。那么，為什么會造成企業(yè)金融化動機上的差異？相比發(fā)達國家成熟的市場，我國處于“三期疊加”時期，市場體系還不完備。一方面，在政府“隱性擔保”下，信貸配置對國有企業(yè)具有制度偏向，而大多創(chuàng)新效率較高的非國有企業(yè)難以獲得信貸支持。市場上大量資金流向國有企業(yè)，充裕的內部資金使之產生強烈的金融投資需求。信貸配置失衡不僅導致融資較難的企業(yè)對新技術、新產品等主業(yè)的投資意愿減弱，同時推高了影子銀行的收益率，誘使融資約束較少的企業(yè)充當“實體中介”，即以金融中介的角色從市場套利。另一方面，由于金融市場不完全，難以為企業(yè)提供大量可轉換性強、風險低、收益穩(wěn)定的金融工具，金融資產價格大幅波動，能夠起到分散風險作用的金融產品不全，加之在經濟政策不確定性提高的情況下，企業(yè)的金融化投資不足以發(fā)揮預防性儲蓄的功能。既然市場發(fā)展不成熟導致國有企業(yè)和非國有企業(yè)都具有強烈的市場套利動機，那么對產權性質不同的企業(yè)而言，金融化行為對其創(chuàng)新持續(xù)性是否均產生損害效應？又能否通過完善市場化程度緩解這種抑制效應？為解答這些問題，本文考察了國有企業(yè)與非國有企業(yè)金融化行為的創(chuàng)新持續(xù)性效應以及提高市場化程度對企業(yè)金融化后果的影響，結果如表6所示。首先，考察國有企業(yè)與非國有企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新持續(xù)性的影響。表6中的模型（1）和模型（2）的結果顯示，國有企業(yè)與非國有企業(yè)金融化行為均對創(chuàng)新持續(xù)性產生抑制效應，且金融化對非國有企業(yè)的長期創(chuàng)新投資損害效應更強。然后，在模型（1）的基礎上，以企業(yè)金融化（Fin）與市場化指數（Market）的交乘項考察市場化完善程度的影響。模型（3）結果表明，企業(yè)金融化（Fin）與市場化指數（Market）的交乘項系數顯著為正，說明市場化程度越高，企業(yè)投資金融資產的套利動機越趨削弱，企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新持續(xù)性的負面影響程度越小。因此，提高市場化程度有利于降低企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性的抑制效應。

表6 企業(yè)金融化對創(chuàng)新持續(xù)性的影響：按產權性質分組、市場化指數調節(jié)作用Tab.6 Impact of financialization on innovation persistence：sub-groups on ownership and moderation role of market index

5 結論與啟示

5.1 研究結論

為了回答實體企業(yè)日益活躍的金融投資行為是否與其長期創(chuàng)新能力投資相背離這一問題，本文依據“動機—行為—經濟后果”的邏輯思路，建立異質性配置動機下的計量模型，系統(tǒng)考察了中國經濟轉型背景下企業(yè)配置金融資產的動機、金融化行為以及創(chuàng)新持續(xù)性效應，主要結論如下?？傮w上，企業(yè)金融化顯著遏制了創(chuàng)新持續(xù)性。受融資約束更強的企業(yè)，其金融化行為對創(chuàng)新持續(xù)性的影響系數為正但不顯著，企業(yè)金融化行為并未發(fā)揮緩解融資約束的作用，即未發(fā)現(xiàn)儲蓄動機下的促進效應；企業(yè)市場套利越多，其金融化行為對創(chuàng)新持續(xù)性的抑制效應更大，反映出企業(yè)更多是基于套利投機進行金融化投資。以上結果表明企業(yè)出于套利動機而非儲蓄動機配置金融資產，由此弱化了企業(yè)“研發(fā)創(chuàng)新—生產率—利潤”的動力，其結果是不利于企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，中國企業(yè)金融化的套利動機與市場發(fā)展不成熟有關，主要體現(xiàn)在信貸配置失衡、金融市場的不完備性等方面，金融化行為對產權性質不同的企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性均產生損害效應，而提高市場化程度有助于抑制企業(yè)金融化的不利后果。變換模型和替換關鍵變量檢驗后發(fā)現(xiàn)，以上結論依舊穩(wěn)健。

5.2 實踐啟示

根據研究結果，得出以下實踐啟示。①在當前階段企業(yè)基于套利動機配置金融資產，不僅擠占了創(chuàng)新活動資金，且抑制了企業(yè)的長期能力投資，這種負面影響對于非國有企業(yè)更為明顯，將不利于實體經濟轉型升級。由此，有必要加強政策管制，防范金融投機行為，在金融監(jiān)管過程中著重關注非國有企業(yè)金融投資行為，密切關注企業(yè)“隔行取利”的投資行為，強化企業(yè)投融資用途的審核與管理，預防盲目追加投資。②企業(yè)套利實則是市場發(fā)展相對滯后的結果。在經濟轉型背景下，市場上信貸資源初次分配失衡誘發(fā)企業(yè)之間資金的二次分配，使得企業(yè)為追逐利潤產生強烈的金融投資需求，加快推進市場化進程有助于抑制投機需求和不良后果。一方面，應不斷完善金融市場，增強金融產品的功能屬性，擠出資產泡沫，從而抑制實體企業(yè)獲取暴利的投機活動；堅持金融市場改革，通過培育成熟的市場價格機制、健全金融投資品類，改善金融工具的流動性和穩(wěn)定性。另一方面，糾正信貸資源配置的非市場化機制。推進非國有銀行的發(fā)展，通過強化銀行業(yè)競爭，充分匹配企業(yè)創(chuàng)新活動的信貸需求。同時，提高知識產權的保護，激勵企業(yè)專注于主業(yè)技術與創(chuàng)新發(fā)展。

5.3 研究局限與展望

本文雖證明了總體金融資產的投機動機及其損害效應，但未對金融資產類型進行細致區(qū)分，而不同金融投資方式的驅動機制和戰(zhàn)略意圖可能存在較大差異，未來可以繼續(xù)探索異質性金融化方式與企業(yè)創(chuàng)新之間的長短期效應。此外，本文未考慮企業(yè)內部控制等治理機制對企業(yè)金融化影響的強化或弱化效應，后續(xù)可進一步探討相關因素對金融化消極后果的治理效應。