楊松令，牛登云，劉亭立，王志華

北京工業(yè)大學 經濟與管理學院，北京 100124

引言

中國經濟正處于轉型關鍵階段，原料價格上漲、人口紅利削減、品牌競爭力不足和產能過剩等問題使實體經濟持續(xù)低迷，但虛擬經濟發(fā)展迅速，投資收益頗豐，其中金融業(yè)和房地產業(yè)被公認為是兩大“暴利”行業(yè)。伴隨金融類資產投資利潤的增長和實體經濟利潤的下降，實體經濟與虛擬經濟之間出現結構失衡問題[1]。作為中國微觀經濟主體的重要組成部分，實體企業(yè)將生產經營資金投資于金融和房地產行業(yè)享受高額收益的行為越來越常見。例如，柳州兩面針股份有限公司(以下簡稱“兩面針”)在20世紀80年代投入大量人力、資金和技術，成功研制出中國第一支含有中藥成分的牙膏，獲譽本土第一牙膏品牌，并于2004年成為中國A股市場日化行業(yè)的首家上市公司。但自2004年起，“兩面針”憑借“無資本運作不富”的理念，參股多家商業(yè)銀行，投資大量基金和證券產品。從公司的資產結構可以發(fā)現，對于一個實業(yè)型公司，“兩面針”持有的交易性金融資產和可供出售金融資產比重極高。反觀其利潤構成情況，截至2018年，“兩面針”自上市以來的13年間，扣除非經常性損益后的凈利潤均為虧損狀態(tài)，公司通過出售股票獲取的投資收益和取得的分紅累計超過20億元人民幣，但凈利潤卻不足4億元人民幣。此外，隨著市場細分化程度的加深，同行業(yè)其他牙膏企業(yè)均投入大量資金進行新產品的研發(fā)，但在2012年之前“兩面針”并沒有單獨列示企業(yè)的研發(fā)投入，2012年之后各年的研發(fā)投入占企業(yè)營業(yè)收入的比重也僅為2%左右?？梢园l(fā)現，作為一家實體企業(yè)，“兩面針”的主營產品缺乏創(chuàng)新性，利潤主要來自于投資收益，表現出“脫實向虛”的趨勢，且嚴重影響企業(yè)的技術創(chuàng)新活動。從“兩面針”的案例可以發(fā)現，實體企業(yè)金融化問題是存在于當前背景下的現實問題，且在一定程度上影響企業(yè)的研發(fā)投入和自身主營業(yè)務的可持續(xù)增長。

中國共產黨第十九次全國代表大會報告明確提出，中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，這意味著高質量發(fā)展成為當前乃至未來中國經濟發(fā)展的基礎性和關鍵性內容。而近年來，伴隨著技術革命的不斷推進和人口紅利的逐漸消失，傳統(tǒng)的要素驅動模式和投資驅動模式已難以持續(xù)[2]，創(chuàng)新驅動模式成為中國新常態(tài)下經濟高質量發(fā)展的主流模式[3]。已有研究多聚焦于專利產出等創(chuàng)新數量的增加，較少關注強調創(chuàng)新質量提升的創(chuàng)新驅動力。但對于企業(yè)來說，專利產出的增加并不一定能提升企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力，創(chuàng)新驅動力的提升才是傳統(tǒng)實體企業(yè)轉型升級的必經之路。因此，本研究在中國實體企業(yè)產能過剩、創(chuàng)新不足和“脫實向虛”等現實背景下，從驅動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關鍵引擎內部創(chuàng)新驅動力的角度出發(fā)，探討實體企業(yè)通過金融化投資克服資源約束進而影響其研發(fā)投入的作用路徑具有重要的理論和現實意義。

已有研究多基于馬克思的資本循環(huán)理論和金融要素擁擠理論解釋實體企業(yè)金融化對研發(fā)投入的擠占效應，認為實體企業(yè)出于投資動機持有金融類資產，且產業(yè)資本與金融資本之間存在替代效應，對企業(yè)持有金融類資產的預防性動機關注較少。鑒于此，本研究結合凱恩斯的預防性儲蓄理論，從內部創(chuàng)新驅動力視角，探究實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的關系，進而延伸至探討二者的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的影響機制。在此基礎上，研究分析師關注在其中發(fā)揮的調節(jié)效應，這對中國實體企業(yè)管理層的長短期投資決策以及監(jiān)管層對企業(yè)投資行為的管控都具有重要的意義。

1 相關研究評述

創(chuàng)新驅動概念最早由PORTER[4]提出，他將國家經濟發(fā)展劃分為要素驅動、投資驅動、創(chuàng)新驅動和財富驅動4個階段，認為創(chuàng)新是推動經濟增長的關鍵性要素。結合學術界的觀點可知，創(chuàng)新驅動力是指創(chuàng)新主體在物質欲望和非物質心理因素的作用下[5]，通過對知識和技術等創(chuàng)新要素的整合以及對現有的資本、勞動力和物質資源的分配[6-7]，使推動社會經濟發(fā)展和企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的動力向創(chuàng)新活動轉變的整個過程[8]。創(chuàng)新驅動力包含內部驅動力和外部驅動力兩個方面[9]。內部創(chuàng)新驅動力主要包括創(chuàng)新主體自身的資源投入[10]、企業(yè)家精神[11]、企業(yè)文化驅動[12]和組織因素[13]等方面，外部創(chuàng)新驅動力主要包括環(huán)境動態(tài)性的推動作用、競爭和外部反饋[14-15]。政府層面對創(chuàng)新驅動力概念的理解與學術界高度一致。2016年，中共中央、國務院印發(fā)的《國家創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》明確提出創(chuàng)新驅動的概念，即創(chuàng)新驅動就是創(chuàng)新成為引領發(fā)展的第一動力，推動發(fā)展方式向依靠持續(xù)的知識積累、技術進步和勞動力素質提升轉變，促進經濟向形態(tài)更高級、分工更精細、結構更合理的階段演進。

已有研究表明，實體企業(yè)金融化對研發(fā)投入存在擠占效應。當產業(yè)資本積累超出一定規(guī)模后，投資所獲報酬開始逐漸減少，資本利潤率逐漸降低，金融資本擴張開始出現，因而金融化趨勢是經濟發(fā)展到一定程度后出現的必然結果。實體企業(yè)金融化是金融化概念在微觀層面的延伸，是指實業(yè)經營型企業(yè)經濟活動的重心逐漸從產業(yè)部門轉移到金融部門[16-17]。這提升了非金融企業(yè)對金融市場的參與程度，進而降低了對實體企業(yè)固定資產積累的再投資[18]。已有研究多基于企業(yè)資源有限性的前提，認為金融類資產持有與創(chuàng)新活動開展之間存在替代關系，即當資源總量一定的情況下，投資偏好的改變使實體企業(yè)將資源更多地投資于金融市場，降低對創(chuàng)新活動的重視程度[19]，縮減企業(yè)經營性投資和用于技術研發(fā)、生產改進、人才培養(yǎng)、管理改進等方面的經費投入，進而對研發(fā)投入產生擠占效應[20-21]。實體企業(yè)的套利動機越強，金融化對研發(fā)投入的抑制作用越明顯[22]。且相對于短期交易型金融類資產，長期穩(wěn)定型金融類資產對研發(fā)投入的擠占效應更顯著[23]。

綜合看，已有研究關注實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的關系，但較少從內部創(chuàng)新驅動力的視角展開研究。熊彼特增長理論認為，在企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力包含的眾多要素中，內生的研發(fā)和創(chuàng)新是推動技術進步和經濟增長的核心因素[24]，因而研發(fā)投入是提升企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力的必要條件，其不斷增加可以引導技術創(chuàng)新的產生和發(fā)展，有利于企業(yè)開發(fā)新產品，并利用創(chuàng)新產品增強競爭力，提高可持續(xù)發(fā)展程度[25-26]。另外，馬克思的資本循環(huán)理論和金融要素擁擠理論是分析實體企業(yè)金融化對研發(fā)投入擠占效應的基礎理論，這些理論認為在實體領域相對于金融領域疲軟的現實背景下，商品完成驚險跳躍(即商品轉化為貨幣的過程)的風險程度有可能高于投資金融類資產的風險，故而作為理性人的管理者遵循利益最大化原則進行投資決策，提高金融化程度以追求更高的利潤，而金融要素的過度集聚可能侵蝕企業(yè)用于生產的實業(yè)投資和研發(fā)投入[27]。但上述研究較少關注到實體企業(yè)持有金融類資產的預防性動機，本研究結合凱恩斯的預防性儲蓄理論，認為實體企業(yè)的創(chuàng)新活動需要大量的資金支持，存在較大的失敗和調整風險，且針對創(chuàng)新項目的融資約束使企業(yè)更多地依賴自有資金開展創(chuàng)新活動。在這一背景下，實體企業(yè)對金融類資產的投資可在一定程度上享受高回報率，提升自身積聚資本的能力，緩解創(chuàng)新活動的融資約束，充當企業(yè)資金的蓄水池[28-29]。鑒于此，本研究從企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力的視角出發(fā)，將實體企業(yè)金融化對研發(fā)投入的作用從已有研究的當期擠占效應擴展到跨期影響中，探究其是否在滯后期內發(fā)揮蓄水池效應；并進一步將研究的落腳點從研發(fā)投入本身推進深入到其持續(xù)過程和轉化過程，系統(tǒng)分析實體企業(yè)金融化、研發(fā)投入、研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率等因素之間的相互關系。

2 理論推導和假設提出

2.1 實體企業(yè)金融化對研發(fā)投入的蓄水池效應

已有研究驗證了實體企業(yè)金融化對研發(fā)投入的擠占效應，但從預防性動機看，凱恩斯提出預防性儲蓄理論，認為企業(yè)持有現金等貨幣性資產的目的在于防止現金流沖擊帶來的資金短缺對生產經營造成的不利影響，而企業(yè)持有金融類資產是現金持有理論的深化和延伸[30]。與其他投資項目相比，企業(yè)的研發(fā)活動需要大量、持續(xù)的資金投入，且是一個長期的、不確定的過程，具有高昂的失敗和調整成本[31]。持有金融類資產可以提升企業(yè)的風險應對能力和資本運作能力，平滑研發(fā)投入[32-33]，提高創(chuàng)新活動的平穩(wěn)性和連續(xù)性。具體來說，金融類資產具有較強的流動性和變現能力，當實體企業(yè)遭受現金流沖擊造成研發(fā)活動缺乏資金時，短期金融類資產可以作為現金資產的替代[34]，長期金融類資產獲得的投資收益也可以“反哺”研發(fā)活動，緩解財務困境[35]。因此，適度的實體企業(yè)金融化可以在一定程度上降低創(chuàng)新過程中的風險敞口，減緩現金流波動，平滑研發(fā)活動的資金需求，發(fā)揮蓄水池效應。

從緩解融資約束角度看，適度的金融投資為企業(yè)提供了跨時間、跨地域資源轉移和支付結算的便利通道，是企業(yè)化解融資約束、管控風險、提高現金流運作能力的重要途徑，在一定程度上緩解了企業(yè)在市場中面臨的信息不對稱問題[34,36]。具體來說，投資金額大、孵化周期長、調整成本和失敗風險高等原因使企業(yè)的創(chuàng)新活動面臨較高的創(chuàng)新資金約束[37]；同時，商業(yè)銀行對風險的考量相對嚴格，對企業(yè)的創(chuàng)新活動持有謹慎態(tài)度。因此，外部融資約束導致企業(yè)的創(chuàng)新活動更多地依賴企業(yè)內部融資渠道[31]。實體企業(yè)持有金融類資產可以保證內部資金滿足企業(yè)研發(fā)投入的需求，在滯后期實現資金供應，緩解外部融資約束[29,38]，并通過金融和房地產行業(yè)的高回報擴大自由資金池，緩解創(chuàng)新投資不足等問題，發(fā)揮蓄水池效應。因此，本研究提出假設。

H1實體企業(yè)金融化在滯后期發(fā)揮的蓄水池效應能夠顯著提升企業(yè)的研發(fā)投入。

2.2 實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的影響

企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力的提升并不僅僅依靠研發(fā)投入的增加就能實現[39]，持續(xù)的研發(fā)投入和較高的研發(fā)投入轉化率才是對企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力更高層面的要求[8,40]。一方面，從創(chuàng)新風險的角度看，創(chuàng)新活動存在高投入和高失敗風險等諸多問題，且研發(fā)投入獲得的創(chuàng)新收益可能被競爭者模仿而出現外部性等市場失靈現象[41]。另一方面，從資本市場的角度看，委托代理理論認為，所有權與經營權的分離滋生了管理者與投資者之間的代理問題，投資者更關注短期收益和市場價值，因而管理者面臨短期業(yè)績考核和股價波動的壓力。創(chuàng)新活動具有專業(yè)性強、不確定性程度高等特征，在短期內會降低企業(yè)的業(yè)績表現[42]。企業(yè)的研發(fā)投入越多，對短期業(yè)績表現的影響越大，投資者越傾向于低估其市場價值，這可能對管理者形成負向激勵，降低其進行研發(fā)投入的意愿。因此，盡管理論上研發(fā)投入的增加可以促進企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力的提升，但現實中出于規(guī)避風險和對自身利益的考量，管理者更傾向于保守的創(chuàng)新投資策略，這對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率造成不利影響。

實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用可以緩解創(chuàng)新過程中融資不足的問題，平衡創(chuàng)新知識轉化過程中的調整成本和失敗風險[24]，緩解管理者面對的短期業(yè)績壓力和股價波動壓力，提升企業(yè)研發(fā)投入的持續(xù)性和研發(fā)投入的轉化率，進而實現內部創(chuàng)新驅動力水平在更高層次的提升。具體來說，資源依賴理論認為，企業(yè)要保持競爭優(yōu)勢離不開關鍵資源的獲取。在激烈的市場競爭和政策激勵背景下，實體企業(yè)通過投資金融資產、金融股權和房地產，一方面可以實現市場進入、產業(yè)鏈整合、資源獲取等戰(zhàn)略目的，另一方面可以獲得金融和房地產行業(yè)的高回報，拓展信息、資源和資金的獲取途徑，打消管理者在研發(fā)投入時的種種顧慮。同時，從緩解業(yè)績和股價波動壓力的角度看，適度的實體企業(yè)金融化能在短期內為企業(yè)帶來超額收益[43-44]，使實體企業(yè)達到短期業(yè)績目標和盈利基準，向資本市場釋放有利信號[45]，維持當前股價，抵消管理者負向激勵。因此，實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用可以提升管理者持續(xù)進行研發(fā)投入的意愿和效率，并在整合各類資源的基礎上促進研發(fā)投入的轉化，切實提升企業(yè)的內部創(chuàng)新驅動力水平。

綜合看，研發(fā)投入是提升企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力的必要條件，但企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力的提升并不僅僅包括前期的研發(fā)投入過程，更重要的是后期的持續(xù)和轉化過程。由于存在一定的損失風險，研發(fā)投入的增加導致管理者傾向于實施保守的創(chuàng)新策略。但適度的實體企業(yè)金融化對研發(fā)投入存在蓄水池效應，能在增加創(chuàng)新資源的同時，緩解管理者在企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展過程中面對的內部壓力和外部壓力，提升企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率，實現企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力的進一步發(fā)展。因此，本研究提出假設。

H2a實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用能夠提升企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性；

H2b實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用能夠提升企業(yè)的研發(fā)投入轉化率。

2.3 分析師關注的調節(jié)效應

從上述理論分析中可知，實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用可以通過拓展創(chuàng)新資源的獲取途徑和緩解管理者在創(chuàng)新過程中的種種顧慮，切實提升企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率。但在利益相關者價值最大化的現代公司治理體制下，資本市場的表現影響企業(yè)管理者的投資動機和投資行為，因而分析師關注通過影響資本市場的反應對上述作用路徑發(fā)揮負向的調節(jié)效應。具體來說，分析師關注是指分析師通過實地調研和數據收集，發(fā)布對企業(yè)的盈余預測報告或投資評級報告。由于中國資本市場中個人投資者的比例較高，缺乏專業(yè)投資知識和經驗，對分析師信息和市場信息的解讀易受到環(huán)境和心理等因素的左右[46]，因此在中國的現實背景下，分析師關注主要發(fā)揮業(yè)績壓力作用。業(yè)績壓力假說認為，分析師出具的報告和預測通常只包含一個會計年度，這使管理者存在迎合傾向而出現短視效應。

因此，分析師關注越多，意味著實體企業(yè)的曝光水平越高，由于投資者和分析師更關注企業(yè)的短期業(yè)績，當企業(yè)沒有達到分析師預測的經營業(yè)績，或分析師因預測企業(yè)短期業(yè)績下滑而調整評級意見時，資本市場迅速做出負向反應[47]。在周期長、投入高、風險大的研發(fā)投入過程中，來自資本市場的壓力使管理者的長期目標動搖，管理者基于市場價值最大化和自身利益的考慮，以犧牲企業(yè)的長期成長為代價減少創(chuàng)新投資[48]，以達到分析師的業(yè)績預測[49]，這與企業(yè)創(chuàng)新驅動發(fā)展的長期戰(zhàn)略相沖突。綜合看，盡管分析師關注不會直接影響企業(yè)研發(fā)投入，但通過影響資本市場的反應傳導至管理者的投資決策，使管理者的投資動機在短期業(yè)績考核和資本市場股價波動的壓力下，由關注長期創(chuàng)新發(fā)展向迎合和追求短期利益傾斜，這在一定程度上減少了研發(fā)投入和金融化為企業(yè)創(chuàng)新驅動發(fā)展帶來的資金和信息等創(chuàng)新資源，同時擴大了二者對研發(fā)投入持續(xù)過程和轉化過程的不利影響，發(fā)揮著負向的調節(jié)效應。因此，本研究認為，分析師關注抑制了實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用對企業(yè)研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的積極影響，起負向的調節(jié)作用。因此，本研究提出假設。

H3分析師關注越多，實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的提升作用越弱。

本研究理論模型見圖1。

圖1 理論模型Figure 1 Theoretical Model

3 研究設計

3.1 研究樣本和數據選擇

本研究樣本為實體企業(yè)，判斷企業(yè)是否是實體企業(yè)的關鍵標準在于其是否具有改變生活方式和生存發(fā)展質量并創(chuàng)造價值的能力[1]。具體說，金融類資產的投資回報本質上來自于實體經濟，其本身并不創(chuàng)造價值；同時在現有環(huán)境下，房地產業(yè)呈現出金融衍生品的投資特性，其實體經濟屬性體現在建筑業(yè)中。因此，借鑒黃群慧[1]的分類方法，將實體企業(yè)界定為除金融業(yè)和房地產業(yè)以外的其他行業(yè)中的企業(yè)，本研究選取2010年至2016年中國滬、深兩市A股非金融業(yè)和非房地產業(yè)上市企業(yè)為研究樣本。原因在于：①2007年起，中國會計準則發(fā)生較大變更，本研究涉及的金融類資產和研發(fā)投入等內容的披露規(guī)則發(fā)生較大變化，導致2007年前后的樣本數據和結果不可比[50]；②新準則實施初期，研發(fā)投入的數據存在大量缺失，本研究通過數據計算和清理發(fā)現，2007年和2008年所有樣本企業(yè)的數據均被剔除，2009年僅剩2家企業(yè)的數據，所以本研究將2010年作為研究起點，同時規(guī)避美國次貸危機對中國資本市場表現以及企業(yè)對金融和房地產類投資可能存在的沖擊。此外，考慮到中國上市企業(yè)的季報和半年報不需要經過外部審計，無法保證數據的真實性，本研究僅選取上市企業(yè)年報披露的數據。

根據研究需要，對樣本數據進行篩選：①剔除ST、*ST和PT等有特殊處理的研究樣本；②剔除所有數據缺失的研究樣本。最終得到4 952個有效樣本。本研究數據根據國泰安CSMAR數據庫和上市企業(yè)年度報表整理獲得，且為了控制極端值對模型的影響，對所有連續(xù)變量進行1%和99%水平的winsorize縮尾處理。

3.2 變量的測量和說明

3.2.1 被解釋變量

(1)研發(fā)投入

在企業(yè)創(chuàng)新驅動發(fā)展過程中，內部驅動力主要指創(chuàng)新主體自身的資源投入，而資金是測量企業(yè)在財力、人力和技術等方面投入內部資源的必要指標。財政部《會計準則第6號——無形資產》將企業(yè)研發(fā)項目的支出區(qū)分為研究階段支出和開發(fā)階段支出，兩階段的支出總額為企業(yè)的研發(fā)投入。且與研發(fā)資金投入總量相比，相對值指標更能反映不同企業(yè)體量下的研發(fā)投入差異。因此，借鑒BROWN et al.[51]的做法，本研究用上市企業(yè)當期研發(fā)投入金額與營業(yè)收入的比值測量研發(fā)投入強度。此外，借鑒袁建國等[52]的處理方法，將沒有披露研發(fā)投入的企業(yè)樣本作為缺失值處理。

(2)研發(fā)投入持續(xù)性

如果企業(yè)滿足于某一時刻技術創(chuàng)新的成功而缺乏持續(xù)的研發(fā)投入，則創(chuàng)新帶來的短期優(yōu)勢將快速消失[53]。研發(fā)投入持續(xù)性是企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力的重要組成部分，借鑒何郁冰等[54]的方法，本研究用研發(fā)投入年度增長率測量企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性。

(3)研發(fā)投入轉化率

通過查閱上市企業(yè)的財務報告和企業(yè)會計準則的相關內容發(fā)現，企業(yè)研究階段支出在發(fā)生時計入當期損益(費用化)，開發(fā)階段支出在滿足以下條件時予以資本化：①該生產工藝或產品的開發(fā)已經過技術團隊的充分論證；②管理層已批準該生產工藝或產品開發(fā)的預算；③已有前期市場調研證實該生產工藝或產品具有市場推廣能力；④有足夠的技術和資金支撐其進行后續(xù)的大規(guī)模生產；⑤該生產工藝或產品開發(fā)的支出能夠可靠地歸集。從以上標準可以看出，研發(fā)投入資本化表示企業(yè)已充分考察該研發(fā)項目所面對的資金、技術和市場等外部條件和需求，在證實其具有一定的研發(fā)可行性和技術轉化成功率后，才予以資本化處理。因此，研發(fā)投入能否資本化以及資本化的比例高低在一定程度上表明了實體企業(yè)研發(fā)投入的轉化能力。研發(fā)投入資本化率越高，研發(fā)投入切實轉化為生產力和產品的比例越高，即研發(fā)投入的轉化率越高。故本研究運用研發(fā)投入資本化率測量企業(yè)的研發(fā)投入轉化率。

3.2.2 解釋變量：實體企業(yè)金融化程度

從企業(yè)的資產構成角度看，資產可以分為經營性資產和金融類資產[55]。在傳統(tǒng)生產性行業(yè)利潤進入下行區(qū)間、原有資本積累渠道受阻等現實背景下，越來越多的非金融企業(yè)將原來的經營性資產轉投向金融類資產[44,56]。在企業(yè)的資產總量一定的前提下，金融類資產占總資產的比重越高，經營性資產所占的比例就相應越低，在一定程度上說明實業(yè)經營型企業(yè)經濟活動的重心從商品生產等產業(yè)部門向金融領域傾斜[22,32,57]，即其金融化程度也相應越高。借鑒DEMIR[17]、宋軍等[56]和杜勇等[34]的研究，本研究通過金融類資產之和占總資產的比重表征企業(yè)金融化程度，比值越大，表明該企業(yè)的金融化程度越高。

測量金融化程度的難點在于鑒別和剝離出有別于經營性投資行為的、投資于金融領域的資產。本研究基于Penman-Nissim分析框架對金融類資產進行界定：①現行會計準則將金融資產劃分為以公允價值計量且其變動計入當期損益的金融資產、持有至到期投資、貸款和應收款項、可供出售金融資產4類?？紤]到貸款和應收款項與實體企業(yè)的生產經營活動密切相關，是輔助和維持主營業(yè)務開展的重要組成部分，較難剝離出其中的金融類資產，故出于保守性原則，本研究對金融類資產的測量剔除貸款和應收款項。②由于投資性房地產、信托產品等各類新興金融資產和衍生金融資產也存在金融類資產屬性，能反映實體企業(yè)的金融投資偏好，借鑒張成思等[50]和宋軍等[56]的做法，本研究將投資性房地產、各類新興金融資產(在其他流動資產中列示)、衍生金融資產和長期金融股權投資納入金融類資產的研究范疇。綜合看，實體企業(yè)金融化程度的計算公式為

3.2.3 調節(jié)變量：分析師關注度

分析師對實體企業(yè)的關注主要表現為通過實地調研和數據收集撰寫分析報告，借鑒YU[58]和李春濤等[59]的研究，本研究將分析師關注度定義為對目標企業(yè)發(fā)布盈余預測或投資評級報告的分析師人數。只要分析師在過去一年發(fā)布過對該上市企業(yè)的一份預測或評級報告，就視作其關注了這家上市企業(yè)。

3.2.4 控制變量

考慮到企業(yè)規(guī)?？梢燥@著影響企業(yè)的創(chuàng)新活動，融資約束水平對企業(yè)研發(fā)投入的資金需求產生影響，盈利水平與企業(yè)資金池大小存在顯著關系，本研究加入財務和公司治理層面的相關控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、資產負債率、營業(yè)收入增長率、企業(yè)盈利水平、托賓Q值、現金流水平和產權性質等變量。此外，為了緩解行業(yè)差異和時期特征對研究的影響，本研究考慮行業(yè)固定效應和時間固定效應，以消除不隨時間變化的行業(yè)特征和隨時間變化的宏觀經濟環(huán)境的作用。上述變量的定義和計算方法見表1。

3.3 模型設計

為了驗證H1，考察實體企業(yè)金融化在滯后期對研發(fā)投入的影響，本研究構建多元線性回歸模型，即

RDi,t=α0+α1Fini,t+α2Fini,t-1+α3Fini,t-2+

∑αXi,t+εi,t

(1)

其中，i為實體上市企業(yè)；t為時間；Xi,t為控制變量；α0為常數項；α1～α3為變量的回歸系數；α為控制變量的回歸系數；εi,t為殘差項。本研究將滯后1期和滯后2期的金融化程度變量納入模型，考察實體企業(yè)金融化在滯后期間內對研發(fā)投入的蓄水池效應。α2和α3為本研究關注的重點，結合已有研究和相關理論分析，本研究預測α1顯著為負，α2和α3顯著為正。

本研究依次將研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率納入模型，檢驗H2a和H2b。研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率代表了更高層面的企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力，本研究在模型中將二者統(tǒng)一，命名為AIIDF。具體模型為

AIIDFi,t=β0+β1Fini,t+β2Fini,t-n+β3Fini,t·RDi,t+

∑βXi,t+μi,t

(2)

AIIDFi,t=γ0+γ1Fini,t+γ2Fini,t-n+γ3Fini,t-n·RDi,t+

∑γXi,t+ωi,t

(3)

其中，n為滯后期數，β0和γ0為常數項；β1～β3和γ1～γ3為變量的回歸系數；β和γ為控制變量的回歸系數；μi,t和ωi,t為殘差項。β3和γ3為考察的重點，根據上述分析，本研究預測二者顯著為正。

在H2的基礎上，本研究進一步將分析師關注度作為調節(jié)變量納入模型，檢驗H3。具體模型為

AIIDFi,t=δ0+δ1Anai,t+δ2Fini,t·RDi,t+

δ3Fini,t·RDi,t·Anai,t+∑δXi,t+υi,t

(4)

AIIDFi,t=θ0+θ1Anai,t+θ2Fini,t-n·RDi,t+

θ3Fini,t-n·RDi,t·Anai,t+∑θXi,t+σi,t

(5)

其中，δ0和θ0為常數項；δ1～δ3和θ1～θ3為變量的回歸系數；δ和θ為控制變量的回歸系數；υi,t和σi,t為殘差項。要探究分析師關注發(fā)揮的調節(jié)作用，δ3和θ3為考察的重點，根據上述分析，本研究預測二者顯著為負。

表1 變量定義和計算說明Table 1 Variables Definition and Calculation Description

表2 變量的描述性統(tǒng)計分析結果Table 2 Descriptive Statistical Analysis Resutls for Variables

4 實證檢驗和結果

4.1 描述性分析

表2給出變量的描述性統(tǒng)計結果。在整體樣本中，Fin的均值為0.053，中位數為0.015，均值大于中位數，說明存在一部分金融化程度較高的企業(yè)；同時，實體上市企業(yè)金融化程度的均值大于研發(fā)投入強度的均值，表明實體企業(yè)在金融類資產方面投入的資金超過在創(chuàng)新項目方面的投資。在企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力方面，RD的均值為0.035，標準差為0.036，在一定程度上表明中國實體上市企業(yè)研發(fā)投入的整體水平較低，且企業(yè)間差距較小。SRD的均值為0.437，表明企業(yè)的研發(fā)投入以較快的速度逐年增長，其第75百分位數的值為1，說明研究樣本中至少有25%的實體上市企業(yè)的研發(fā)投入年度增長率大于或等于100%。RDC的均值僅為0.130，即研發(fā)投入中僅有13%的企業(yè)予以資本化，且存在大量企業(yè)的研發(fā)投入資本化率為0，表明研發(fā)投入轉化為實際產出的水平相對較低。Lev的極小值為0.041，極大值為0.883，標準差為0.205，表明該指標在樣本企業(yè)間存在差異；但均值和中位數均在0.400附近，表明企業(yè)的資產約有40%來自于負債融資，負債結構良好。

表3給出變量各年度的均值表現，可以看出，2010年至2016年，樣本企業(yè)的金融化程度呈現波動式上升趨勢，從2010年的0.016逐年遞增至2016年的0.081，且從2013年開始，樣本企業(yè)在金融類資產方面的投入都高于對創(chuàng)新項目的投入，差距逐年擴大。研發(fā)投入強度變化不大，始終保持在0.035附近；但其他指標各年度有所波動，研發(fā)投入轉化率存在較明顯的下降趨勢，這與近年來研發(fā)投入大幅增加但創(chuàng)新成果轉化率仍相對較低有很大的關系。

表3 變量各年度的均值Table 3 Annual Means of Variables

表4 金融化程度、研發(fā)投入與研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的實證檢驗結果Table 4 Empirical Test Results for the Degree of Financialization, R&D Investment, Sustainability of R&D Investment and Conversion Rate of R&D Investment

注：***為在1%水平上顯著，**為在5%水平上顯著，*為在10%水平上顯著；括號內數據為t值。下同。

4.2 回歸結果分析

表4給出H1、H2a和H2b的檢驗結果，即在內部創(chuàng)新驅動視角下，實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的關系，以及二者交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的影響。表4第2列為H1的檢驗結果，在加入控制變量并控制行業(yè)和年度差異后，實體企業(yè)當期金融化程度與研發(fā)投入強度在5%水平上顯著負相關，證實了已有研究提出的擠占效應。對滯后1期和滯后2期的金融化程度變量檢驗結果表明，當金融化程度滯后1期時，其與研發(fā)投入強度變?yōu)椴伙@著的正相關關系，說明其擠占效應已轉化為蓄水池效應，但并不顯著；在滯后2期時，金融化程度對研發(fā)投入強度的關系在1%水平上呈顯著正相關，即金融化對研發(fā)投入的當期擠占效應在未來兩期后轉化為蓄水池效應，H1得到驗證。滯后1期的金融化程度雖已表現出一定的蓄水池效應，但并不顯著，故后文僅保留滯后2期的金融化程度進行進一步的檢驗，即模型(2)式～模型(5)式中的n取值為2。

在此基礎上，進一步檢驗實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用是否影響企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率。表4第3列和第4列檢驗金融化與研發(fā)投入的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性的影響，第5列和第6列檢驗金融化與研發(fā)投入的交互作用對研發(fā)投入轉化率的影響。檢驗結果表明，金融化程度與研發(fā)投入強度的交互項系數均在10%及以上水平上呈顯著正相關，說明金融化與研發(fā)投入的交互作用對企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率產生積極作用，且當期的擠占效應和滯后2期的蓄水池效應都在檢驗中發(fā)揮著較為積極的作用。因此，H2a和H2b均得到驗證，即實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用顯著增強企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率。

表5給出檢驗分析師關注在實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的影響過程中發(fā)揮的調節(jié)作用的結果。表5第2列和第3列給出因變量為研發(fā)投入持續(xù)性的檢驗結果，第4和第5列給出因變量為研發(fā)投入轉化率的檢驗結果?？梢钥闯?，分析師關注度、金融化程度、研發(fā)投入強度三者的交互項系數均在10%及以上水平上顯著為負，表明分析師關注給管理者帶來的短期業(yè)績壓力削弱了金融化程度與研發(fā)投入強度的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的正向影響，也進一步說明金融化程度與研發(fā)投入強度的交互作用對內部創(chuàng)新驅動力的提升作用存在一定的條件。具體來說，分析師關注通過影響資本市場表現給實體企業(yè)管理者帶來短期壓力，當管理者因業(yè)績壓力產生短期投資需求時，會削弱研發(fā)投入和金融化在企業(yè)創(chuàng)新驅動發(fā)展過程中可能帶來的創(chuàng)新資源，擴大二者對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的不利影響，發(fā)揮負向的調節(jié)效應。H3得到驗證。

表5 分析師關注的調節(jié)效應檢驗結果Table 5 Moderating Effect Test Results for Analyst Coverage

4.3 進一步檢驗

近年來，中國政府針對高新技術企業(yè)頒布了一系列支持政策，并對部分企業(yè)進行資格資質認定，在此基礎上給予資金和政策支持。擁有資格資質認定的實體企業(yè)可以獲得高額的政府補貼進行研發(fā)投入，這在一定程度上緩解了創(chuàng)新活動的融資約束問題，降低了創(chuàng)新項目對內部資金的依賴程度。因此本研究認為，盡管擁有資格資質認定的實體企業(yè)的創(chuàng)新意愿更強，但其在創(chuàng)新過程中對金融化的高回報依賴度也相對較低。

結合上述分析，本研究引入資格資質認定展開進一步檢驗，檢驗結果見表6，第2列～第5列給出有資格資質認定實體企業(yè)的分組檢驗結果，第6列～第9列給出無資格資質認定企業(yè)的分組檢驗結果。由表6可知，對于擁有資格資質認定的實體企業(yè)，其金融化程度與研發(fā)投入強度的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的影響與原結果相反，而無資格資質認定子樣本的檢驗結果與原結果基本保持一致。說明在獲得資格資質認定后，政府給予的資金和政策支持成為該類實體企業(yè)進行持續(xù)研發(fā)投入和推進研發(fā)投入轉化的主要因素，降低了其對金融和房地產行業(yè)高回報的依賴度。而相對于有資格資質認定的實體企業(yè)，無資格資質認定實體企業(yè)的創(chuàng)新活動依然面臨較高的外部融資約束，其更加依賴金融和房地產項目帶來的高回報反哺企業(yè)的創(chuàng)新活動，因而金融化與研發(fā)投入的交互作用能顯著提升該類企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率。

表6 資格資質認定企業(yè)的進一步檢驗結果Table 6 Further Test Results for Qualification Recognition Enterprises

注：本研究對實體企業(yè)資格資質認定的篩選范圍包括：高新技術企業(yè)、技術先進型服務企業(yè)、國家規(guī)劃布局內重點企業(yè)、軟件企業(yè)、企業(yè)技術中心、創(chuàng)新型企業(yè)、火炬計劃、863計劃、資源綜合利用、科技企業(yè)孵化器、集成電路設計企業(yè)、龍頭企業(yè)、戰(zhàn)略性新興產業(yè)骨干企業(yè)等。

5 內生性和穩(wěn)健性檢驗

5.1 內生性檢驗

由于實體企業(yè)的研發(fā)投入強度與金融化程度存在此消彼長的關系，且企業(yè)實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略也可能對其金融化決策產生影響，所以變量間可能存在反向因果關系。本研究借鑒許罡等[23]的方法，選取宏觀貨幣政策(M2增長率)和通貨膨脹水平(CPI)作為實體企業(yè)金融化程度的工具變量，通過兩階段最小二乘估計方法(2SLS)檢驗內生性問題，檢驗結果見表7。A欄給出工具變量的相關檢驗，Sargan檢驗和Basmann檢驗均不顯著，說明至少有一個工具變量是外生的；Hausman檢驗和Durbin-Wu-Hausman檢驗在1%水平上顯著，說明實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入確實存在內生性問題。同時，第1階段F統(tǒng)計量大于10，表明弱工具變量問題得到了有效控制，一系列檢驗證明本研究所選的工具變量是有效的。B欄給出2SLS的檢驗結果，由第1階段回歸結果可知，工具變量對金融化程度有較好的解釋力度，第2階段回歸結果與主檢驗保持一致，表明控制內生性問題后本研究結果依然穩(wěn)健。

5.2 替換實體企業(yè)金融化程度的測量變量

部分研究成果認為長期金融股權投資是實體企業(yè)經營戰(zhàn)略的一部分，并非企業(yè)的短期行為[60]，所以本研究將剔除長期金融股權投資后的金融類資產占總資產的比重作為實體企業(yè)金融化程度的替代變量(FinN)進行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結果見表8。第2列為H1的檢驗結果，第3列和第4列為H2a的檢驗結果，第5列和第6列為H2b的檢驗結果。除第6列中滯后2期金融化程度與研發(fā)投入強度交互項的系數正向不顯著外，其他檢驗結果與主檢驗結果完全一致，即在替換了被解釋變量的測量變量后，回歸結果仍然支持本研究假設，證實本研究結果具有穩(wěn)健性。

表7 金融化程度與研發(fā)投入的 內生性檢驗結果(2SLS)Table 7 Endogenous Test Results for the Degree of Financialization and R&D Investment (2SLS)

表8 替換金融化程度測量變量后的穩(wěn)健性檢驗結果Table 8 Robust Test Results for Replacing the Measurement Variables of the Degree of Financialization

5.3 替換分析師關注度的測量變量

本研究借鑒陳偉宏等[61]的做法，將主檢驗中的分析師人數更換為對目標企業(yè)發(fā)布的分析報告數，得到分析師關注度的替代變量(AnaR)，穩(wěn)健性檢驗結果見表9?？梢钥闯?，分析師關注度替代變量、金融化程度、研發(fā)投入強度三者之間的交互項系數均顯著為負，且系數的絕對值大于原檢驗，進一步證實分析師關注改變管理者的決策動機，且替換分析師關注度變量后，穩(wěn)健性結果與原結果保持一致，對假設仍具有充足的解釋力度。

5.4 縮小實體企業(yè)的研究范疇

作為實體經濟的核心部分，制造業(yè)的創(chuàng)新驅動力對其能否保持長期可持續(xù)發(fā)展至關重要。因此，本研究借鑒黃群慧[1]對實體企業(yè)概念界定的分層框架，在穩(wěn)健性檢驗中將實體企業(yè)的界定縮小至狹義范疇，僅包含制造業(yè)企業(yè)，以證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年修訂)中制造業(yè)行業(yè)分類的第1位數字為行業(yè)控制標準，縮小后的樣本量為4 055。檢驗結果見表10，可以看出，主檢驗的影響路徑在制造業(yè)樣本中仍然成立，且在對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的正向作用中，制造業(yè)上市企業(yè)子樣本的顯著性要強于主檢驗中非金融業(yè)和非房地產業(yè)上市企業(yè)的結果。因此，縮小實體企業(yè)的研究范疇后，穩(wěn)健性檢驗結果與原結果仍保持一致，對原假設仍然有充足的解釋力。

表9 替換分析師關注度 測量變量后的穩(wěn)健性檢驗結果Table 9 Robust Test Results for Replacing the Measurement Variables of Analyst Coverage

表10 縮小實體企業(yè)研究范疇后的穩(wěn)健性檢驗結果Table 10 Robust Test Results for Narrowing the Research Scope of Entity Enterprises

6 結論

中國宏觀經濟增長進入新常態(tài)時期，市場競爭日益激烈，實體企業(yè)多元化投資和經營策略盛行，金融類資產以其期限短、收益高等特點成為上市企業(yè)的重點投資項目之一。本研究以2010年至2016年非金融業(yè)和非房地產業(yè)上市企業(yè)為研究樣本，建立實體上市企業(yè)金融化程度指標，從企業(yè)內部創(chuàng)新驅動力的角度出發(fā)，考察實體企業(yè)金融化對研發(fā)投入的影響以及二者的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的作用，并進一步深入探討分析師關注和實體企業(yè)的異質性特征對結果的差異性影響。

研究結果表明，雖然實體企業(yè)金融化在當期對研發(fā)投入造成擠占效應，但從長遠看，金融化在滯后2期逐漸顯現出蓄水池效應，且其與研發(fā)投入的交互作用能在一定條件下顯著提升企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率。具體來說，當實體企業(yè)獲得金融和房地產業(yè)的高回報后，能在一定程度上緩解其創(chuàng)新過程中面臨的融資約束問題，為企業(yè)開展創(chuàng)新活動提供更充足的內部資金支持。此外，在創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略背景下，實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用可以在一定程度上擴展企業(yè)創(chuàng)新資源，打消管理者在創(chuàng)新過程中的種種顧慮，進而切實提升企業(yè)的研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率，有益于內部創(chuàng)新驅動力水平在更高層面的提升。但分析師關注通過資本市場影響管理者的投資決策，使管理者的投資動機從關注長期創(chuàng)新發(fā)展向追求短期利益傾斜，進而發(fā)揮負向的調節(jié)效應。即分析師關注越多，實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的提升作用越弱。進一步，與獲得高科技等資格資質認定的實體企業(yè)相比，無資格資質認定的企業(yè)更依賴金融化高收益帶來的內部融資渠道，金融化與研發(fā)投入的交互作用對研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的推動作用在該類子樣本中更加顯著。本研究結果在不同情景下具有一致的適用性，具體來說，本研究主要聚焦于管理者的投資動機是否在長期創(chuàng)新發(fā)展與短期利益決策間發(fā)生傾斜，金融類投資的高風險低收益或是高收益低風險僅能決定管理者是否持有金融類資產以及持有的比例高低，并不會影響本研究各路徑的作用關系。因此，當金融類資產的風險和收益發(fā)生變化時，本研究結果仍然成立。

與已有研究相比，本研究的理論貢獻主要體現在3個方面。①已有研究證實了實體企業(yè)金融化對研發(fā)投入在當期主要發(fā)揮擠占效應，但忽視了管理者的投資決策是一個復雜的過程。本研究基于凱恩斯的預防性儲蓄理論，以金融類資產收益滯后為切入點，從金融化發(fā)揮蓄水池效應的角度豐富了實體企業(yè)金融化的經濟后果研究。②已有研究多關注企業(yè)的創(chuàng)新績效和創(chuàng)新能力等創(chuàng)新產出問題，本研究從內部創(chuàng)新驅動力的角度出發(fā)，將研究落腳點從前期的研發(fā)投入過程進一步推進至后期的研發(fā)投入持續(xù)過程和轉化過程，深化了微觀視角下實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入各個方面的關系。③考慮到管理者的長短期投資決策受到外部因素的影響，本研究將管理者面對的資本市場壓力和企業(yè)的異質性特征納入研究框架，分析不同情景下管理者進行金融化投資的初衷和對研發(fā)投入作用的差異。綜合看，本研究明確了企業(yè)的長期與短期投資行為決策之間既存在矛盾關系，又存在互補關系，豐富了實體企業(yè)金融化與創(chuàng)新活動之間關系的相關研究，揭示了資本市場沖擊和企業(yè)異質性特征的間接影響，有助于更深刻地理解實體企業(yè)金融化現象背后折射的投資決策和戰(zhàn)略意圖。

上述發(fā)現的政策意義在于：①實體企業(yè)的金融化行為存在擠占效應和蓄水池效應兩種作用機制。政府應加強金融化監(jiān)管，避免過多地聚焦于金融化為企業(yè)帶來的經營風險和實業(yè)擠占作用，而忽略管理者在進行金融化決策時背后的動機和目的。應在不同行業(yè)、不同地域有針對性地監(jiān)督和激勵，抑制資產泡沫，著重甄別實體企業(yè)金融類投資行為的動機。②實體企業(yè)金融化與研發(fā)投入的交互作用可以顯著提升企業(yè)的內部創(chuàng)新驅動力。在現有條件下，創(chuàng)新驅動發(fā)展是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展最重要的途徑，適度進行金融類資產投資以支持主業(yè)和創(chuàng)新活動是值得提倡的。因此，企業(yè)應完善董事會和其他治理機制對金融類投資事項的審核和監(jiān)督過程，抑制管理者金融類資產投資的投機傾向。③分析師關注的增加使企業(yè)的投資動機從關注長期創(chuàng)新發(fā)展向追求短期利益傾斜，企業(yè)應正確看待、合理利用分析師關注發(fā)揮的負向調節(jié)作用。首先，企業(yè)應以長遠發(fā)展為導向，修正管理者激勵機制，加強創(chuàng)新業(yè)績與管理者激勵之間的聯系，削弱市場價值表現在管理者激勵體系中所占的比例，進而降低分析師關注給管理者帶來的市場壓力；其次，企業(yè)應加強信息披露，尤其是與創(chuàng)新相關信息的披露，降低與分析師之間的信息不對稱程度，使分析師更多地了解企業(yè)創(chuàng)新驅動發(fā)展的信心和決心，進而給出客觀合理的評估報告；最后，企業(yè)應當正確看待分析師的解讀和預測，不論是正面關注還是負面關注，都應清醒地認識到概念炒作帶來的虛假繁榮和股票下跌的壓力都是暫時的，應明確并堅持“創(chuàng)新驅動力是企業(yè)獲得長期收益和可持續(xù)發(fā)展的主要力量”這一觀點。此外，投資者要清晰辨別投資企業(yè)的風險和潛力，認識到短期業(yè)績較好但過度金融化的實體企業(yè)，存在較大的不確定性和風險；反之，短期業(yè)績表現一般但努力進行創(chuàng)新活動和主業(yè)經營的企業(yè)，本質上具有相對更高的可持續(xù)發(fā)展能力，投資者應避免劣幣驅逐良幣的現象發(fā)生。

本研究還存在不足之處。①新時代背景下，中國經濟發(fā)展已由高速增長階段向高質量發(fā)展階段轉變，而要推動高質量發(fā)展，必須堅持創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略。但截至目前，在微觀企業(yè)層面還沒有形成創(chuàng)新驅動力的科學測量體系。雖然本研究從內部創(chuàng)新驅動力的角度出發(fā)，研究實體企業(yè)金融化、研發(fā)投入強度、研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率等因素間的關系，但仍無法全面測量實體企業(yè)的內部創(chuàng)新驅動力水平，這是后續(xù)需要努力探索的方向之一。②在金融化與研發(fā)投入的交互作用提升研發(fā)投入持續(xù)性和研發(fā)投入轉化率的作用鏈條中，本研究已關注到企業(yè)外部的分析師發(fā)揮的調節(jié)效應，并在內生性檢驗中選取M2增長率和通貨膨脹水平等宏觀因素作為工具變量，但仍有一些宏觀環(huán)境因素沒有納入考慮，未來可以對此問題繼續(xù)深入探討。