技術(shù)市場發(fā)展、實(shí)體企業(yè)金融化與創(chuàng)新質(zhì)量

祝偉展， 王雪標(biāo),2

(1.東北財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院；2. 東北財經(jīng)大學(xué) 數(shù)據(jù)科學(xué)與人工智能學(xué)院，遼寧 大連 116025)

0 引言

日益完善的金融市場為金融業(yè)快速發(fā)展提供了良好的基礎(chǔ)條件，而實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資收益下降則與其形成鮮明對比，由此造成實(shí)體企業(yè)金融化現(xiàn)象，其影響效應(yīng)越來越受到關(guān)注。一方面，從金融市場獲得可觀收益能為提高創(chuàng)新質(zhì)量奠定堅實(shí)的物質(zhì)基礎(chǔ)；另一方面，以市場套利為目的的金融投資會擠出創(chuàng)新投入從而降低創(chuàng)新質(zhì)量。因此，檢驗(yàn)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)，對于在不確定性環(huán)境下提升金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)強(qiáng)度具有重要意義。另外，關(guān)注技術(shù)市場發(fā)展對實(shí)體企業(yè)金融化與創(chuàng)新質(zhì)量關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，能為控制實(shí)體企業(yè)金融化的不利影響提供理論參考。

關(guān)于創(chuàng)新影響因素的研究多關(guān)注相關(guān)因素對創(chuàng)新投入或產(chǎn)出的影響，如Zhou等[1]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高管薪酬和股權(quán)均以經(jīng)營風(fēng)險為影響機(jī)制作用于企業(yè)創(chuàng)新投入。此外，企業(yè)面臨的法律風(fēng)險同樣是無法忽略的因素，當(dāng)企業(yè)法律風(fēng)險顯著降低時，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出明顯增加[2]。嚴(yán)峻的環(huán)境問題使得綠色創(chuàng)新逐漸進(jìn)入學(xué)者視野，Huang等[3]研究發(fā)現(xiàn)，加強(qiáng)對環(huán)境問題的法律監(jiān)管能夠顯著正向影響企業(yè)綠色創(chuàng)新；Jiang等[4]發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)環(huán)境規(guī)制負(fù)向影響企業(yè)創(chuàng)新績效，區(qū)域環(huán)境規(guī)制正向影響企業(yè)創(chuàng)新績效；Hao&He[5]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責(zé)任對綠色專利申請和授權(quán)數(shù)量有顯著正向影響，當(dāng)企業(yè)信息更加透明時，這種效應(yīng)更加強(qiáng)烈；Luo等[6]研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境信息披露對企業(yè)創(chuàng)新具有正向影響效應(yīng)，而媒體關(guān)注作為提高企業(yè)信息透明度的重要方式，對信息披露的創(chuàng)新效應(yīng)呈倒U形的調(diào)節(jié)效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)不確定性逐漸增強(qiáng)時，企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險和融資約束隨之增加，使企業(yè)創(chuàng)新投資意愿降低[7-8]。經(jīng)濟(jì)不確定性會增強(qiáng)低創(chuàng)新強(qiáng)度的國有企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)金融化對漸進(jìn)式創(chuàng)新的抑制作用；對于高創(chuàng)新強(qiáng)度的非國有企業(yè)和高新技術(shù)企業(yè)而言，經(jīng)濟(jì)不確定性會增強(qiáng)企業(yè)金融化對突破式創(chuàng)新的抑制作用[9]。資金蓄水池效應(yīng)、資源擠占效應(yīng)是實(shí)體企業(yè)金融化影響創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的主要方式[10-11]。與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)的金融投資對創(chuàng)新投入的擠出效應(yīng)更強(qiáng)，而高管股權(quán)激勵能弱化金融化對創(chuàng)新投入的影響效應(yīng)[12]。隨著工業(yè)企業(yè)金融投資水平不斷提高，會對企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出形成顯著擠出效應(yīng)，較發(fā)達(dá)地區(qū)的擠出效應(yīng)更加強(qiáng)烈，而欠發(fā)達(dá)地區(qū)工業(yè)企業(yè)投資金融資產(chǎn)時，金融投資的蓄水池效應(yīng)會在一定程度上緩沖擠出效應(yīng)的影響[13]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)從不同視角對企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的影響因素進(jìn)行了探究，對于企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)研究具有重要意義。然而，關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量影響因素的研究相對較少，少數(shù)文獻(xiàn)主要集中在瞪羚企業(yè)認(rèn)定[14]、環(huán)境規(guī)制[15]、營商環(huán)境[16]等方面，面對逐漸顯現(xiàn)的實(shí)體企業(yè)金融化趨勢，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)、機(jī)制及其調(diào)節(jié)等問題。鑒于此，本文重點(diǎn)關(guān)注以下問題：①實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量存在怎樣的影響效應(yīng)，又有哪些影響機(jī)制？②技術(shù)市場發(fā)展作為提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的外部環(huán)境，其如何調(diào)節(jié)實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)和影響機(jī)制？③當(dāng)競爭強(qiáng)度、銀企關(guān)系等企業(yè)經(jīng)營重要特征存在差異時，實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)是否存在差異？

1 理論分析與研究假設(shè)

實(shí)體企業(yè)金融化通過多種方式給企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量帶來不利影響。首先，資源稟賦的有限性使得實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新投資與金融投資的競爭關(guān)系無法避免，當(dāng)金融投資在回報率、投資周期等方面明顯優(yōu)于創(chuàng)新投資時，在資本逐利動機(jī)驅(qū)使下，實(shí)體企業(yè)會將本應(yīng)投入研發(fā)創(chuàng)新的流動資產(chǎn)轉(zhuǎn)移至金融市場[17]，企業(yè)金融投資地位提高將影響企業(yè)治理模式和激勵機(jī)制，短期盈利和績效考核壓力將誘發(fā)管理層的短視投資行為，從而加速資金從創(chuàng)新投資向金融投資轉(zhuǎn)移[18]。其次，金融投資收益的“短平快”特征使其具有平滑收益和粉飾報表功能，當(dāng)企業(yè)績效無法達(dá)到預(yù)期時，管理層通過獲取金融投資收益隱藏負(fù)面信息的動機(jī)將明顯增強(qiáng)，從而改變實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新投資偏好，并誘發(fā)對金融投資收益的依賴機(jī)制，使得本應(yīng)高度關(guān)注企業(yè)能力建設(shè)的管理層更加熱衷于金融投機(jī)[19]，最終影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。最后，高質(zhì)量創(chuàng)新投資的不可逆特征和高持續(xù)性要求，使得管理層對于創(chuàng)新投資的態(tài)度尤為謹(jǐn)慎[20]。金融投資和實(shí)業(yè)投資的收益差距是實(shí)體企業(yè)金融化的重要原因[10]，管理層基于委托代理職責(zé)，會優(yōu)先滿足股東利益，加之可以將投資失敗歸因于外部市場風(fēng)險[21]，在實(shí)業(yè)投資不確定性較高時，金融化會對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生顯著不利影響。

從技術(shù)市場發(fā)展視角看，創(chuàng)新產(chǎn)品或服務(wù)需求方和供給方通過技術(shù)市場相連接，良好的技術(shù)市場發(fā)展環(huán)境能有效降低研發(fā)創(chuàng)新的交易成本，促進(jìn)科技創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品或新生產(chǎn)工藝[22]，由此持續(xù)助力創(chuàng)新組織實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)價值和社會價值[23]。隨著技術(shù)市場不斷發(fā)展完善，創(chuàng)新交易越來越頻繁，從而為創(chuàng)新主體持續(xù)提供多元化和差異化的創(chuàng)新支持[24]，不斷提升創(chuàng)新在企業(yè)發(fā)展中的地位。因此，技術(shù)市場作為研發(fā)成果向現(xiàn)實(shí)轉(zhuǎn)化的關(guān)鍵性平臺，較高的技術(shù)市場發(fā)展水平能為企業(yè)創(chuàng)新提供必要的市場環(huán)境，使得企業(yè)發(fā)展更加依賴創(chuàng)新驅(qū)動，當(dāng)依賴創(chuàng)新的實(shí)體企業(yè)受金融化影響減少研發(fā)投入后，金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響將更加顯著。綜上，提出如下假設(shè)：

H1：實(shí)體企業(yè)金融化將顯著降低企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，而技術(shù)市場發(fā)展顯著調(diào)節(jié)實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)。

創(chuàng)新投資具有長周期、連續(xù)性等特點(diǎn)，越來越復(fù)雜的研發(fā)活動對資金的需求已超出內(nèi)源性資金承受范圍[20]，外源性融資在企業(yè)創(chuàng)新中的地位不斷提高[25]。創(chuàng)新項(xiàng)目的保密性和專業(yè)性特點(diǎn)造成實(shí)體企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間的信息不對稱，進(jìn)一步加劇創(chuàng)新項(xiàng)目的融資約束問題[7]，從而刺激企業(yè)資本從創(chuàng)新研發(fā)向金融市場轉(zhuǎn)移。金融資產(chǎn)的保值增值功能通過緩解企業(yè)融資約束為實(shí)體企業(yè)提供有效的資本儲備方式，文獻(xiàn)中通常將其定義為金融資產(chǎn)的蓄水池效應(yīng)[26]，以儲蓄為目的的金融資產(chǎn)配置具有提升實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的功能[19]。然而，實(shí)體企業(yè)金融化以企業(yè)不斷強(qiáng)化金融投資偏好為顯著特征[9]，當(dāng)越來越多的金融資產(chǎn)配置以市場套利為目的時，金融資產(chǎn)配置對實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新的影響將發(fā)生根本性改變[10]。此時，實(shí)體企業(yè)的金融投資不僅會擠占創(chuàng)新資源，而且考核壓力和投資短視行為的雙重影響將進(jìn)一步加快創(chuàng)新資源向金融市場轉(zhuǎn)移[7]。綜上，提出如下假設(shè)：

H2：融資約束是實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間的有效影響機(jī)制

實(shí)體企業(yè)出于投機(jī)動機(jī)配置的金融資產(chǎn)一方面會擠占實(shí)業(yè)投資和創(chuàng)新資源，通過阻礙技術(shù)進(jìn)步影響全要素生產(chǎn)率[27]；另一方面，對短期超額利潤的追逐容易使決策層忽視與金融資產(chǎn)收益緊密相關(guān)的金融風(fēng)險，當(dāng)實(shí)體企業(yè)受金融風(fēng)險沖擊造成資本大幅波動時，金融風(fēng)險在實(shí)體企業(yè)內(nèi)部的集聚和放大效應(yīng)將重創(chuàng)企業(yè)生產(chǎn)效率[28]。對企業(yè)生產(chǎn)效率提升具有促進(jìn)作用的金融投資主要是實(shí)體企業(yè)短期持有的金融資產(chǎn)，而長期持有的金融資產(chǎn)更多表現(xiàn)為市場套利行為，不僅使企業(yè)偏離主營業(yè)務(wù)，而且影響企業(yè)經(jīng)營投資決策[29]，從而通過加劇實(shí)體企業(yè)的資源錯配降低其資源配置效率，最終影響企業(yè)生產(chǎn)效率[30]。勞動和資本是企業(yè)生產(chǎn)過程中的重要投入要素，企業(yè)生產(chǎn)效率與勞動、資本配置效率息息相關(guān)，較高的要素配置效率不僅能夠激發(fā)有效競爭，而且通過加強(qiáng)信息共享與合作、提高創(chuàng)新資源投入效率等方式影響企業(yè)創(chuàng)新[31]。綜上，提出如下假設(shè)：

H3：生產(chǎn)效率是實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間的有效影響機(jī)制。

2 研究設(shè)計

為有效刻畫實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)，考慮到企業(yè)個體特征和不同年份的宏觀不確定性沖擊差異對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的重要影響，本文采用雙向固定效應(yīng)模型實(shí)證分析兩者之間的關(guān)系。

inn_quai,t=β0+β1fini,t-1+β4com_coni,t-1+β5soc_conj,t-1+ηi+θt+εi,t

(1)

其中，inn_quai,t表示企業(yè)i在t年的創(chuàng)新質(zhì)量，fini,t表示企業(yè)i在t年的金融化水平，com_coni,t是企業(yè)層面的控制變量，soc_conj,t是以省級行政區(qū)域?yàn)閱挝坏暮暧^經(jīng)濟(jì)社會控制變量，ηi為企業(yè)個體效應(yīng)，θt為時間效應(yīng)，εi,t為隨機(jī)干擾項(xiàng)?？紤]到企業(yè)專利從申請到授權(quán)往往需要一定時間間隔，因此在實(shí)證分析過程中對主要解釋變量滯后一期。

考慮到技術(shù)市場發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的重要性，金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)在不同技術(shù)市場發(fā)展水平下應(yīng)存在明顯差異。為驗(yàn)證實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)隨技術(shù)市場發(fā)展水平變化而變化，在模型(1)基礎(chǔ)上進(jìn)行擴(kuò)展，通過引入技術(shù)市場發(fā)展水平與實(shí)體企業(yè)金融化水平的交互項(xiàng)，構(gòu)建技術(shù)市場發(fā)展水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。

inn_quai,t=β0+β1fini,t-1+β2fin_teci,t+β3teci,t-1+β4com_coni,t-1+β5soc_conj,t-1+ηi+θt+εi,t

(2)

其中，teci,t為上市實(shí)體企業(yè)所在省份的技術(shù)市場發(fā)展水平 ，fin_teci,t為上市實(shí)體企業(yè)金融化水平與技術(shù)市場發(fā)展水平的交互項(xiàng)，其系數(shù)β2是本文關(guān)注重點(diǎn)。在β2顯著的前提下，如果β2與β1系數(shù)符號一致，說明在技術(shù)市場發(fā)展水平較高的地區(qū)，金融化對實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量有更強(qiáng)的影響效應(yīng)，技術(shù)市場發(fā)展會在一定程度上強(qiáng)化金融化對實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響；如果β2與β1系數(shù)符號相反，說明在技術(shù)市場發(fā)展水平較高的地區(qū)，金融化對實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)相對較弱，技術(shù)市場發(fā)展會在一定程度上抑制金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響。如果β2系數(shù)不顯著，說明技術(shù)市場發(fā)展對實(shí)體企業(yè)金融化的創(chuàng)新質(zhì)量效應(yīng)沒有影響。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)是目前文獻(xiàn)中機(jī)制檢驗(yàn)的通行做法，將解釋變量對中介變量的影響定義為影響機(jī)制的前半路徑，將中介變量對被解釋變量的影響定義為影響機(jī)制的后半路徑。為進(jìn)一步探討技術(shù)市場發(fā)展對實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，構(gòu)建調(diào)節(jié)機(jī)制前半路徑的中介效應(yīng)模型。

Mi,t=a0+a1fini,t-1+a2teci,t-1+a3fin_teci,t+a4com_coni,t-1+a5soc_conj,t-1+ηi+θt+εi,t

(3)

其中，M為代表實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間作用機(jī)制的中介變量。根據(jù)技術(shù)市場發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)，對作用機(jī)制的后半路徑進(jìn)行建模。如果技術(shù)市場發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，則調(diào)節(jié)機(jī)制的后半路徑模型為：

inn_quai,t=c0+c1fini,t-1+c2teci,t-1+b1Mi,t-1+b2M_teci,t+b4com_coni,t-1+b5soc_conj,t-1+ηi+θt+εi,t

(4)

其中，M_teci,t為中介變量與技術(shù)市場發(fā)展水平的交互項(xiàng)。如果技術(shù)市場發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，則調(diào)節(jié)機(jī)制的后半路徑模型為：

inn_quai,t=c0+c1fini,t-1+c2teci,t-1+c3fin_teci,t+b1Mi,t-1+b2M_teci,t+b4com_coni,t-1+b5soc_conj,t-1+ηi+θt+εi,t

(5)

3 變量及描述性統(tǒng)計分析

3.1 變量說明

本文以中國A股上市企業(yè)為研究樣本，與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量相關(guān)的專利數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)，根據(jù)CNRDS數(shù)據(jù)庫提供的企業(yè)專利數(shù)據(jù)最新年份，將樣本時間區(qū)間界定為2005—2020年，企業(yè)其它財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟(jì)控制變量數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。為體現(xiàn)實(shí)體企業(yè)特征，首先剔除金融企業(yè)樣本，然后剔除ST類、資不抵債等經(jīng)營異常的企業(yè)樣本，在刪除關(guān)鍵變量存在缺失值的樣本后，按照上下1%進(jìn)行縮尾處理，共計得到18 946個有效觀測數(shù)據(jù)。

(1)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。借鑒楊波和李波[32]的思路，用發(fā)明專利數(shù)量代表企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。從現(xiàn)實(shí)看，大企業(yè)專利數(shù)量一般多于中小企業(yè)，但大型企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量不一定高于中小企業(yè)。為有效克服這一問題，借鑒Hassan等[2]的思路，用企業(yè)當(dāng)年獲批專利數(shù)量加1的對數(shù)與資本支出對數(shù)的比值衡量企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。為消除研發(fā)成果與實(shí)際應(yīng)用的現(xiàn)實(shí)差距對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量測度造成的困擾，用企業(yè)專利被引用次數(shù)加1的對數(shù)與資本支出對數(shù)的比值作為企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)變量。

(2)企業(yè)金融化。參考張成思[33]的觀點(diǎn)，將金融投資占比不斷提升視為微觀企業(yè)金融化的關(guān)鍵性表現(xiàn)，本文用企業(yè)金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的比重描述實(shí)體企業(yè)金融化水平。關(guān)于實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)的定義，參考段軍山和莊旭東[10]的做法，將貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、衍生性金融資產(chǎn)等與金融有關(guān)的投資界定為實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)。鑒于貨幣資金除發(fā)揮金融投資相關(guān)功能外，同時也是實(shí)體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營不可或缺的重要資源，為檢驗(yàn)實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量影響結(jié)論的穩(wěn)健性，排除貨幣資金后重新構(gòu)建實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)變量，并據(jù)此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(3)技術(shù)市場發(fā)展。技術(shù)輸出和技術(shù)吸納是技術(shù)市場發(fā)展過程中的兩大主要功能[23]，技術(shù)市場成交額能有效反映技術(shù)輸出和技術(shù)吸納的活躍程度。在綜合考慮各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際后，用技術(shù)市場成交額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重測度企業(yè)所在省份的技術(shù)市場發(fā)展水平。

(4)控制變量。在企業(yè)層面，選取經(jīng)濟(jì)增加值、營業(yè)成本、財務(wù)投入、所得稅、稅后凈利潤和企業(yè)杠桿作為控制變量，所有變量均除以企業(yè)總資產(chǎn)后引入模型，以控制企業(yè)規(guī)模因素變化對實(shí)證結(jié)果的影響。在宏觀經(jīng)濟(jì)層面，以省級行政區(qū)域?yàn)閱挝唬x取通貨膨脹、產(chǎn)品價格變化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、預(yù)算支出為控制變量，其中通貨膨脹用消費(fèi)者價格指數(shù)表示，產(chǎn)品價格變化用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)的變化表示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展用地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)表示，預(yù)算支出用一般公共預(yù)算占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。變量定義及說明如表1所示。

表1 變量說明Tab.1 Variable definitions

3.2 描述性統(tǒng)計分析

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示，企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量最大值為0.439 3，最小值為0，均值為0.141 1，標(biāo)準(zhǔn)差為0.081 8，約68%的企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在0.059 3～0.222 9之間。假定以創(chuàng)新質(zhì)量的最大值代表實(shí)體企業(yè)最高創(chuàng)新質(zhì)量，則多數(shù)實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量仍有較大提升空間。實(shí)體企業(yè)金融化水平均值為0.241 8，標(biāo)準(zhǔn)差為0.148 2，多數(shù)實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)占比在39%以下，金融化水平的最大值為0.725 2，說明少部分實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)占比處于較高水平。由此可以看出，樣本數(shù)據(jù)能較好地反映當(dāng)前實(shí)體企業(yè)發(fā)展現(xiàn)實(shí)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.2 Descriptive statistics of main variables

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 基準(zhǔn)回歸

4.1.1 實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)

實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量影響效應(yīng)的回歸結(jié)果如表3所示。列(1)為未控制任何固定效應(yīng)、未添加控制變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.014 6，在1%的水平下顯著為負(fù)，表明提高實(shí)體企業(yè)金融化水平將顯著降低企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。在式(1)基礎(chǔ)引入個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，以控制相關(guān)不可測因素的影響，結(jié)果如表3中列(2)所示。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.020 1，在1%的水平下顯著為負(fù)，與列(1)結(jié)果基本相似。為緩解遺漏變量問題的影響，從企業(yè)層面和宏觀經(jīng)濟(jì)社會層面添加控制變量，結(jié)果如表3中列(3)所示。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.013 8，在1%的水平下顯著為負(fù)?？紤]到實(shí)體企業(yè)專利從申請到授權(quán)需要一定時間，對實(shí)體企業(yè)金融化和其它主要控制變量均滯后一期，回歸結(jié)果如表3中列(4)所示。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.018 2，在1%的水平下顯著為負(fù)。由此可知，實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量存在顯著負(fù)向影響效應(yīng)。

4.1.2 技術(shù)市場發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)及機(jī)制分析

技術(shù)市場發(fā)展調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果如表4中列(1)所示。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.012 1，在1%的水平下顯著為負(fù)，實(shí)體企業(yè)金融化與技術(shù)市場交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.052 2，在1%的水平下顯著為負(fù)。二者系數(shù)符號與顯著性一致，說明在技術(shù)市場發(fā)展較快的地區(qū)，實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的負(fù)向影響效應(yīng)更強(qiáng)，技術(shù)市場發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)會強(qiáng)化金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的負(fù)向影響效應(yīng)，這與H1一致?？赡艿脑蚴牵瑒?chuàng)新實(shí)力強(qiáng)、創(chuàng)新水平高的企業(yè)往往位于技術(shù)市場發(fā)展較快的區(qū)域，大量關(guān)鍵性技術(shù)創(chuàng)新由這些企業(yè)完成，較好的資源稟賦決定企業(yè)創(chuàng)新層次明顯高于技術(shù)市場欠發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)。此外，在經(jīng)濟(jì)不確定性沖擊下，企業(yè)創(chuàng)新投入偏好受到影響，資本由生產(chǎn)研發(fā)向金融市場轉(zhuǎn)移，這對發(fā)達(dá)技術(shù)市場地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響更大。

表3 實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)Tab.3 Impact effect of finacialization of entity enterprises on innovation quality

由表4中列(1)結(jié)果可知，技術(shù)市場的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著存在。根據(jù)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型構(gòu)建思路，利用式(3)和式(5)實(shí)證分析實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間的作用機(jī)制以及技術(shù)市場在其中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。依據(jù)前文理論分析，選取融資約束和全要素生產(chǎn)率作為實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間影響機(jī)制檢驗(yàn)的中介變量。其中，實(shí)體企業(yè)融資約束用SA指數(shù)測量，為進(jìn)一步驗(yàn)證融資約束的機(jī)制效應(yīng)，根據(jù)融資約束越嚴(yán)重的企業(yè)，越傾向于提高流動資產(chǎn)獲利能力的現(xiàn)實(shí)，用流動資產(chǎn)凈利潤率作為融資約束機(jī)制的穩(wěn)健性檢驗(yàn)變量；采用OP方法測量實(shí)體企業(yè)全要素生產(chǎn)率，在測量過程中用員工人數(shù)代表勞動投入，用企業(yè)總資產(chǎn)代表企業(yè)資本，用企業(yè)期末總投資額代表企業(yè)投資，以企業(yè)年齡、企業(yè)經(jīng)濟(jì)增加值等變量作為控制變量。

融資約束機(jī)制有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表4中列(2)(3)所示。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為0.058 5，在1%的水平下顯著為正，表明實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)從生產(chǎn)研發(fā)向金融市場轉(zhuǎn)移能夠明顯緩解企業(yè)融資約束。實(shí)體企業(yè)金融化與技術(shù)市場發(fā)展交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.057 5，在1%的水平下顯著為負(fù)，其符號與實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)相反，說明在技術(shù)市場發(fā)展較快的地區(qū)，實(shí)體企業(yè)金融化對融資約束的緩解效應(yīng)較弱。在技術(shù)市場發(fā)展水平較高的地區(qū)，企業(yè)發(fā)展對技術(shù)創(chuàng)新的依賴程度明顯高于技術(shù)市場欠發(fā)達(dá)地區(qū)，雖然實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)從生產(chǎn)研發(fā)向金融市場轉(zhuǎn)移能在短期內(nèi)幫助實(shí)體企業(yè)獲取豐厚利潤，在一定程度上緩解企業(yè)短期融資約束，但是生產(chǎn)研發(fā)資金投入的減少將極大削弱企業(yè)研發(fā)實(shí)力，從而明顯削弱企業(yè)長期競爭力，而企業(yè)競爭力下降將明顯改變投資者偏好，從而改變企業(yè)融資約束狀況。融資約束的系數(shù)為0.015 1，在5%的水平下顯著為正，說明融資約束是實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間的有效影響機(jī)制，這與H2一致。融資約束與技術(shù)市場交互項(xiàng)的系數(shù)為0.002 8，但不顯著?？梢钥闯?，技術(shù)市場發(fā)展主要調(diào)節(jié)融資約束機(jī)制的前半路徑，即技術(shù)市場發(fā)展主要通過調(diào)節(jié)實(shí)體企業(yè)金融化對融資約束的影響，對實(shí)體企業(yè)金融化與創(chuàng)新質(zhì)量之間的融資約束機(jī)制發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。

在融資難、融資貴的背景下，實(shí)體企業(yè)為緩解資金困境，會努力提高流動資產(chǎn)獲利能力。為驗(yàn)證融資約束機(jī)制的有效性，以流動資產(chǎn)凈利潤率作為中介變量，有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表4中列(4)(5)所示。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為0.078 6，在1%的水平下顯著為正，表明實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)從生產(chǎn)研發(fā)向金融市場轉(zhuǎn)移能顯著提升單位流動資產(chǎn)獲利能力。流動資產(chǎn)凈利潤率的系數(shù)為0.004 6，在10%的水平下顯著為正，表明流動資產(chǎn)凈利潤率是實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間的有效影響機(jī)制，從而驗(yàn)證了融資約束機(jī)制的有效性。在實(shí)體企業(yè)通過配置金融資產(chǎn)顯著提高流動資產(chǎn)獲利能力的情形下，考慮到融資難、融資貴和金融化的雙重影響，實(shí)體企業(yè)往往會提高流動資產(chǎn)配置比例,從而通過創(chuàng)新投入影響創(chuàng)新質(zhì)量。為進(jìn)一步檢驗(yàn)其有效性，借助有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型(3)，以流動資產(chǎn)比例為因變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4中列(6)所示。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為0.061 6，在1%的水平下顯著為正，表明實(shí)體企業(yè)金融化能顯著提高流動資產(chǎn)占比。由此說明企業(yè)融資約束機(jī)制是實(shí)體企業(yè)金融化與創(chuàng)新質(zhì)量之間的有效影響機(jī)制。

全要素生產(chǎn)率有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表4中列(7)(8)所示。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.246 4，在1%的水平下顯著為負(fù)，表明實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)從生產(chǎn)研發(fā)向金融市場轉(zhuǎn)移會顯著降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率。實(shí)體企業(yè)金融化與技術(shù)市場發(fā)展交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.138 5，在1%的水平下顯著為負(fù)，其符號與實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)一致，說明在技術(shù)市場發(fā)展較快的地區(qū)，實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)向影響效應(yīng)更強(qiáng)。從國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)看，在技術(shù)市場發(fā)展水平較高的地區(qū)，技術(shù)進(jìn)步對企業(yè)生產(chǎn)效率具有更強(qiáng)的正向激勵作用，當(dāng)實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量受企業(yè)金融化影響時，技術(shù)進(jìn)步對實(shí)體企業(yè)生產(chǎn)效率的負(fù)向影響同樣更加強(qiáng)烈。全要素生產(chǎn)率的系數(shù)為0.013 2，在1%的水平下顯著為正，表明提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率能顯著提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，企業(yè)全要素生產(chǎn)率是實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間的有效影響機(jī)制，這與H3一致。全要素生產(chǎn)率與技術(shù)市場發(fā)展交互項(xiàng)的系數(shù)為0.000 8，但不顯著?？梢钥闯?，技術(shù)市場發(fā)展主要調(diào)節(jié)全要素生產(chǎn)率機(jī)制的前半路徑，即技術(shù)市場發(fā)展主要通過調(diào)節(jié)實(shí)體企業(yè)金融化對全要素生產(chǎn)率的影響，對實(shí)體企業(yè)金融化與創(chuàng)新質(zhì)量之間的全要素生產(chǎn)率機(jī)制發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表4 技術(shù)市場發(fā)展調(diào)節(jié)效應(yīng)及機(jī)制分析的回歸結(jié)果Tab.4 Regression results of mechanism test and the moderating effect of technology market development

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.2.1 替換被解釋變量

隨著經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展，理論創(chuàng)新成果向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化逐漸引起社會和學(xué)者的廣泛關(guān)注，專利在企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量評價中的地位越來越重要。為緩解理論與實(shí)際應(yīng)用差別對實(shí)證結(jié)果的干擾，將企業(yè)獲批專利數(shù)量替換為專利引用次數(shù)，采用相同邏輯衡量企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，替換被解釋變量后的回歸結(jié)果如表5所示。列(1)結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.013 2，在1%的水平下顯著為負(fù)，這一結(jié)果與前文基本一致。列(2)結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.009 0，在5%的水平下顯著為負(fù)；實(shí)體企業(yè)金融化與技術(shù)市場發(fā)展交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.035 9，在1%的水平下顯著為負(fù)，實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的負(fù)向影響效應(yīng)在技術(shù)市場發(fā)展較快地區(qū)更加強(qiáng)烈的回歸結(jié)果與前文基本一致，表明實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4.2.2 替換解釋變量

考慮到貨幣資金在企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中的重要作用，將貨幣資金從實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)中剔除后重新計算實(shí)體企業(yè)金融化水平，回歸結(jié)果如表5中列(3)(4)所示。可以看出，實(shí)體企業(yè)金融化及其與技術(shù)市場發(fā)展交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量有顯著負(fù)向影響，而且這種負(fù)向影響效應(yīng)在技術(shù)市場發(fā)展較快地區(qū)更加顯著，這一結(jié)論與前文分析結(jié)果基本一致。

4.2.3 內(nèi)生性處理

由以上分析可知，實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量存在顯著負(fù)向影響效應(yīng)。從國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)看，創(chuàng)新質(zhì)量不高的企業(yè)往往對自身發(fā)展前景缺乏足夠信心，加之實(shí)體經(jīng)濟(jì)與金融投資收益差距的社會現(xiàn)實(shí)，存在創(chuàng)新困境的企業(yè)會大幅提高金融投資比例。因此，實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間可能存在內(nèi)生性問題。為緩解內(nèi)生性問題對實(shí)證結(jié)果的影響，參考宮汝凱[34]對內(nèi)生性問題的處理邏輯，采用如下3種方法構(gòu)建實(shí)體企業(yè)金融化的工具變量：首先，以實(shí)體企業(yè)金融化的滯后變量作為實(shí)體企業(yè)金融化的工具變量，實(shí)體企業(yè)金融化的滯后變量與實(shí)體企業(yè)金融化相關(guān)，同時滿足與未控制因素不相關(guān)的假定。其次，根據(jù)上市企業(yè)所屬地級市，采用相同城市、相同年份的企業(yè)(排除企業(yè)自身后的其它企業(yè))金融化水平均值作為實(shí)體企業(yè)金融化水平的工具變量。參考張軍[35]的觀點(diǎn)，實(shí)體企業(yè)金融化存在明顯的同伴效應(yīng)，這有效保證了相同城市、相同年份的其它企業(yè)金融化水平與實(shí)體企業(yè)金融化水平相關(guān)，同時實(shí)體企業(yè)的金融投資決策往往根據(jù)自身經(jīng)營情況制定，這保證了工具變量的外生性假定。最后，采用企業(yè)所在地級市所有實(shí)體企業(yè)金融化水平均值的滯后值作為實(shí)體企業(yè)金融化水平的預(yù)測值，并以此作為實(shí)體企業(yè)金融化的工具變量。

表5中列(5)為工具變量法的回歸結(jié)果，不可識別檢驗(yàn)明顯拒絕工具變量未識別的原假設(shè)，弱工具變量檢驗(yàn)F值遠(yuǎn)大于Cragg-Donald臨界值，表明工具變量不存在弱工具變量問題，Hansen J統(tǒng)計量對應(yīng)的概率值為0.909 0，表明不存在工具變量過度識別問題，內(nèi)生性問題處理有效。在有效緩解內(nèi)生性問題后，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.037 1，在1%的水平下顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。列(6)為技術(shù)市場調(diào)節(jié)效應(yīng)的工具變量法回歸結(jié)果，不可識別檢驗(yàn)明顯拒絕工具變量未識別的原假設(shè)，弱工具變量檢驗(yàn)F值遠(yuǎn)大于Cragg-Donald臨界值，表明工具變量不存在弱工具變量問題，Hansen J統(tǒng)計量對應(yīng)的概率值為0.466 9，表明不存在工具變量過度識別問題，內(nèi)生性問題處理有效。在有效緩解內(nèi)生性問題后，實(shí)體企業(yè)金融化的系數(shù)為-0.022 1，在5%的水平下顯著為負(fù)，實(shí)體企業(yè)金融化與技術(shù)市場發(fā)展交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.039 3，在1%的水平下顯著為負(fù)，回歸結(jié)果與前文基本一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 Results of robustness test

5 異質(zhì)性分析

5.1 產(chǎn)品市場競爭

為分析不同產(chǎn)品市場競爭強(qiáng)度下實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)以及技術(shù)市場調(diào)節(jié)效應(yīng)的差異，利用相同行業(yè)、相同年份的實(shí)體企業(yè)營業(yè)總收入計算赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)(HHI)，并以此作為實(shí)體企業(yè)產(chǎn)品市場競爭強(qiáng)度的代理變量。根據(jù)HHI指數(shù)越小，企業(yè)面臨產(chǎn)品市場競爭強(qiáng)度越大的特點(diǎn)，當(dāng)企業(yè)HHI指數(shù)小于中位數(shù)時，企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭強(qiáng)度較大，競爭強(qiáng)度變量賦值為1，否則賦值為0。競爭強(qiáng)度變量取值為1或0時，實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)以及技術(shù)市場調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果如表6中列(1)(2)所示。可以看出，競爭強(qiáng)度取值為1時實(shí)體企業(yè)金融化系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，而競爭強(qiáng)度取值為0時實(shí)體企業(yè)金融化系數(shù)并不顯著，說明當(dāng)產(chǎn)品市場競爭更加激烈時，實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的負(fù)向影響效應(yīng)更加顯著。出于維護(hù)市場競爭優(yōu)勢的需求，產(chǎn)品市場競爭越激烈，創(chuàng)新在企業(yè)發(fā)展中的地位就越高。因此，當(dāng)企業(yè)創(chuàng)新投入受到其它沖擊影響而減少時，實(shí)體企業(yè)金融化在激烈的產(chǎn)品市場競爭情形下對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響更顯著。

5.2 家族企業(yè)

根據(jù)中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)家族企業(yè)研究數(shù)據(jù)庫中的上市家族企業(yè)名單，將實(shí)體企業(yè)分為家族企業(yè)和非家族企業(yè)，將家族企業(yè)變量賦值為1，否則為0，據(jù)此研究家族企業(yè)在實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量影響效應(yīng)中的異質(zhì)性，回歸結(jié)果如表6中列(3)(4)所示。結(jié)果顯示，非家族企業(yè)金融化系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，家族企業(yè)金融化系數(shù)不顯著，說明非家族企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的負(fù)向影響比家族企業(yè)更加顯著。與非家族企業(yè)相比，家族企業(yè)明顯更關(guān)注維系家族控制、保全家族社會資本等問題，社會情感財富是家族企業(yè)經(jīng)營的重要價值導(dǎo)向。因此，家族企業(yè)受金融化影響較小。此外，家族企業(yè)之間的代際傳承在一定程度上緩沖了管理風(fēng)格激烈變化對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

5.3 銀企關(guān)系

參考Yeh&Liao[36]的思路，用長期借款在企業(yè)負(fù)債合計中所占比例衡量銀行與企業(yè)的關(guān)系，一般而言，銀企關(guān)系較好的企業(yè)獲得長期借款的概率更高。將長期借款在企業(yè)負(fù)債合計中占比高于均值的企業(yè)定義為銀企關(guān)系較好的企業(yè)，賦值為1，否則為0，回歸結(jié)果如表6中列(5)(6)所示。當(dāng)銀企關(guān)系較差時，實(shí)體企業(yè)金融化系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)；當(dāng)銀企關(guān)系較好時，實(shí)體企業(yè)金融化系數(shù)不顯著，說明較好的銀企關(guān)系會顯著弱化實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的負(fù)向影響效應(yīng)。銀行和企業(yè)在創(chuàng)新項(xiàng)目上的信息不對稱是影響創(chuàng)新項(xiàng)目融資的重要因素，當(dāng)銀企關(guān)系較好時，長期且全方位的溝通和接觸不僅能有效降低雙方的信息不對稱，而且可以促使銀行為企業(yè)針對性設(shè)計與企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目風(fēng)險相匹配的貸款條件，在有效緩解企業(yè)融資約束的情形下，實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新投入受金融化沖擊明顯減小，從而弱化實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的負(fù)向影響效應(yīng)。

表6 異質(zhì)性分析結(jié)果Tab.6 Results of heterogeneity analysis

6 結(jié)論與啟示

6.1 結(jié)論

本文利用中國A股上市企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證研究實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)以及技術(shù)市場發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得出以下主要結(jié)論：第一，實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量具有負(fù)向影響效應(yīng)，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)占比提升會顯著降低企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。第二，技術(shù)市場發(fā)展能調(diào)節(jié)實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響效應(yīng)，在技術(shù)市場發(fā)展較快的地區(qū)，實(shí)體企業(yè)金融化造成的創(chuàng)新質(zhì)量損失更大，技術(shù)市場發(fā)展的調(diào)節(jié)作用能夠強(qiáng)化實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的負(fù)面影響效應(yīng)。第三，融資約束是實(shí)體企業(yè)金融化影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的重要機(jī)制，實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)從生產(chǎn)研發(fā)向金融市場轉(zhuǎn)移能夠顯著緩解企業(yè)融資約束，雖然緩解融資約束能提高企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，但是資產(chǎn)從生產(chǎn)研發(fā)向金融市場轉(zhuǎn)移的綜合效應(yīng)導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量顯著降低，而且在技術(shù)市場發(fā)展較快的地區(qū)，實(shí)體企業(yè)金融化對融資約束的緩解效應(yīng)較弱，技術(shù)市場發(fā)展主要通過影響融資約束的前半路徑發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。第四，全要素生產(chǎn)率是實(shí)體企業(yè)金融化影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的重要機(jī)制，在技術(shù)市場發(fā)展較快的地區(qū)，實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)向影響更加強(qiáng)烈，技術(shù)市場發(fā)展主要通過影響全要素生產(chǎn)率機(jī)制的前半路徑發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。第五，實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響在產(chǎn)品市場競爭強(qiáng)度、是否為家族企業(yè)和銀企關(guān)系方面存在異質(zhì)性。當(dāng)產(chǎn)品市場競爭更激烈、實(shí)體企業(yè)為非家族企業(yè)和銀企關(guān)系較差時，實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的負(fù)向影響更顯著。

本文邊際貢獻(xiàn)主要有：首先，與已有文獻(xiàn)不同，本文以企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量為視角研究實(shí)體企業(yè)金融化的影響效應(yīng)，以獲批專利數(shù)量和專利引用數(shù)量為基準(zhǔn)構(gòu)建的評價指標(biāo)更加貼近企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量發(fā)展現(xiàn)實(shí)，同時關(guān)注技術(shù)市場發(fā)展在實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量影響效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用，為提高實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提供了理論依據(jù)。其次，本文研究了企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響機(jī)制，并借助有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，深入探討技術(shù)市場發(fā)展對影響機(jī)制路徑的調(diào)節(jié)效應(yīng)。最后，根據(jù)實(shí)體企業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)，從產(chǎn)品市場競爭、是否為家族企業(yè)和銀企關(guān)系視角，探討不同情境下實(shí)體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量影響效應(yīng)的差異性，為提高實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提供了政策指引。

6.2 政策啟示

第一，提高金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)強(qiáng)度。當(dāng)前銀行仍然是最主要的金融機(jī)構(gòu)，在金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中有著不可替代的重要作用。為進(jìn)一步提高金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)強(qiáng)度，銀行業(yè)應(yīng)以深入推進(jìn)市場化為前提，通過強(qiáng)化銀行業(yè)的良性競爭持續(xù)提升銀行業(yè)競爭力，同時不斷完善相關(guān)法律法規(guī)，加大對金融市場的監(jiān)管力度，通過持續(xù)提升銀行服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，為實(shí)體企業(yè)創(chuàng)新提供充足的資金保障。

第二，重視創(chuàng)新的作用，構(gòu)建防范外部沖擊的屏障。創(chuàng)新對實(shí)體企業(yè)發(fā)展活力的影響不容忽視，當(dāng)實(shí)體企業(yè)發(fā)展受不確定性沖擊影響較大時，政府部門應(yīng)著力改善實(shí)體企業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境，引導(dǎo)企業(yè)重視創(chuàng)新質(zhì)量，對實(shí)體企業(yè)金融化現(xiàn)象保持高度關(guān)注，與實(shí)體企業(yè)一道共同構(gòu)筑防范外部不確定性沖擊風(fēng)險的有效屏障。

第三，拓寬融資渠道，加強(qiáng)資金使用監(jiān)管。融資約束是實(shí)體企業(yè)金融化影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的重要機(jī)制，為有效抑制實(shí)體企業(yè)金融化傾向，政府部門應(yīng)多渠道、全方位為實(shí)體企業(yè)拓寬融資渠道和提升融資效率提供必要公共服務(wù)，同時加強(qiáng)對資金使用的監(jiān)管，通過制定合理的政策引導(dǎo)實(shí)體企業(yè)不斷提升對創(chuàng)新質(zhì)量的關(guān)注程度。

6.3 不足與展望

本文仍存在一定不足：首先，中介效應(yīng)在判定融資約束和全要素生產(chǎn)率是否是實(shí)體企業(yè)金融化影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響機(jī)制方面具有良好的實(shí)證檢驗(yàn)效果，但是中介效應(yīng)模型在測度中介效應(yīng)大小時面臨實(shí)證檢驗(yàn)的有效性問題，對于融資約束機(jī)制和全要素生產(chǎn)率機(jī)制中介效應(yīng)的定量測度有待進(jìn)一步研究。其次，限于篇幅和數(shù)據(jù)原因，在異質(zhì)性檢驗(yàn)時未詳細(xì)探討技術(shù)市場發(fā)展調(diào)節(jié)效應(yīng)的異質(zhì)性問題。