肖忠意 林 琳 陳志英 徐定寶

一、引 言

當前主流經(jīng)濟學的基本觀點認為，企業(yè)的本質(zhì)是一個生產(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)出價格的經(jīng)濟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，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)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型進入了關(guān)鍵時期。習近平總書記在黨的十九大報告中多次強調(diào)著力加強供給側(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)濟正處于轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵階段，實體企業(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險的經(jīng)濟行為，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，而且令人擔心的是，企業(yè)金融化的套利機會可能對技術(shù)創(chuàng)新動力形成長期的負面影響(王紅建等，2017)。2017 年，我國有1221 家上市公司涉及購買理財產(chǎn)品和私募基金等金融產(chǎn)品，其總規(guī)模達到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，可見當前我國企業(yè)金融化不僅規(guī)模巨大，而且呈現(xiàn)顯著擴張的態(tài)勢。

不管是一個企業(yè)，還是一個國家，創(chuàng)新研發(fā)投入對其競爭力增強都具有決定性的作用。國內(nèi)外學者對相關(guān)話題給予了較多關(guān)注?！百Y源依賴理論”的觀點認為，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技術(shù)進步和提升創(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)外許多學者和產(chǎn)業(yè)界人士也開始認識到，企業(yè)一方面會出于最大化利潤和風險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，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)新活動實現(xiàn)的“血液”，是實現(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)新升級的順利進行，是實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的關(guān)鍵所在。對于這個國內(nèi)外文獻中已有的理論觀點，我們很自然地關(guān)注以下三個新的學術(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，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)負債表中剝離出來，實證檢驗了企業(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，本研究主要貢獻可能表現(xiàn)為：首先，本文在考慮內(nèi)生性影響的情境下驗證了企業(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)，從而為解釋我國實體企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入不足的成因提供了較為準確的研究證據(jù)；其次，本文將企業(yè)金融化調(diào)節(jié)作用的研究擴展到企業(yè)董事會治理和企業(yè)創(chuàng)新文化兩個維度，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)投入的影響并進行比較。本文的一個重要研究結(jié)論認為，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，從而能更好地促進創(chuàng)新活動展開。本文結(jié)論認同企業(yè)創(chuàng)新文化對于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要作用，進一步豐富了創(chuàng)新研發(fā)投入的文獻。這為彰顯中國企業(yè)創(chuàng)新文化的作用并以之促進企業(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施，提供了理論證據(jù)。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）文獻回顧

熊彼特在1912 年最早提出了創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展的理論，此后無論是索羅提出的新古典經(jīng)濟增長理論，還是羅默提出的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，都認為企業(yè)創(chuàng)新是經(jīng)濟持續(xù)增長的動力。圍繞著企業(yè)創(chuàng)新，國內(nèi)外文獻主要從兩個方面展開探討：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值觀和行為準則(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)濟后果。這些經(jīng)濟后果包括創(chuàng)新研發(fā)投入對經(jīng)濟增長以及企業(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，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間(鞠曉生等，2013)。資源依賴理論認為，一個組織最重要的存活目標是尋求一個可以影響資金、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)的資源整合來增強企業(yè)的核心競爭能力，從而實現(xiàn)整體利益最大化的目標。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入了快速金融化階段，資本市場運作和金融投資也成了企業(yè)擴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)實體經(jīng)營和企業(yè)價值之間的聯(lián)系，而這種“脫實向虛”的企業(yè)行為自然會對主營業(yè)務(wù)的經(jīng)營造成巨大的負面影響。

企業(yè)在一定時空范圍內(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)外學者主要存在兩種不同的觀點：一方面，“蓄水池”效應(yīng)觀點認為，基于長遠發(fā)展的戰(zhàn)略動機，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，降低財務(wù)成本，實現(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)的觀點認為，金融投資和技術(shù)創(chuàng)新之間實際上是一種替代關(guān)系。在資源有限的約束下，自利的管理者出于實現(xiàn)短期項目的業(yè)績目標，將有限的資本從生產(chǎn)經(jīng)營部門轉(zhuǎn)向金融部門，進而導致企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的減少，并最終會扭曲實體企業(yè)投資計劃。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)的影響尤為強烈。總體而言，當前我國關(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，基于資源依賴理論，創(chuàng)新研發(fā)投入是技術(shù)創(chuàng)新活動實現(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)形成負向的抑制作用，則可能形成“擠出”效應(yīng)，造成負向調(diào)控的作用。鑒于此，本文提出待檢驗的研究假設(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)營者進行監(jiān)督、評價和激勵等重要事項的治理行為；而企業(yè)創(chuàng)新活動作為企業(yè)戰(zhàn)略決策的重點，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，而且對促進企業(yè)創(chuàng)新的良性循環(huán)有著重要作用。代理理論認為，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)避風險，選擇風險較小的項目，導致投資不足。技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投入具有高風險和高收益并存的內(nèi)在特征，具有風險延誤傾向的經(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)代組織理論認為完善的董事會治理能夠保持企業(yè)經(jīng)營決策的獨立性和提高監(jiān)督效率。Pearce 和Zahra(1991)認為，強化董事的獨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，并配置更多的資源參與創(chuàng)新活動。馮根福和溫軍(2008)認為，獨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，也有部分學者提出了不同的觀點。Wu(2008)認為董事長和總經(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，與高層梯隊理論相關(guān)的實證研究也發(fā)現(xiàn)，管理者的個體特征和經(jīng)歷會影響他們的認知能力和價值觀，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)驗結(jié)果，但大多是從單個指標上進行分析。企業(yè)金融化決策是一個重要的決策，其更可能是一個系統(tǒng)的決策，但國內(nèi)鮮有運用綜合指標思路進行相關(guān)研究。本研究認為，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綜合指標引入分析框架，并提出待檢驗的研究假設(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。不難預期，合理的董事會結(jié)構(gòu)可能能夠削弱管理層進行企業(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)動以及財務(wù)約束等客觀事實，董事會在制定公司資本配置戰(zhàn)略決策時，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)濟后果?；诂F(xiàn)代組織理論的預期，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，達到保障企業(yè)發(fā)展的研發(fā)投入的目標。為此，本文提出待檢驗的研究假設(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)代管理學理論認為，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)文化劃分為六個要素，發(fā)現(xiàn)其中兩個要素沒有直接對企業(yè)績效產(chǎn)生影響，而是通過其他機制產(chǎn)生影響。Vigolo 等(2016)認為企業(yè)文化通過提高員工的積極性和工作滿意度，進而影響企業(yè)績效。陳巖等(2017)也認為，中國傳統(tǒng)文化中的中庸思想能對企業(yè)團隊成員行為整合程度產(chǎn)生影響，進而顯著提高創(chuàng)業(yè)團隊的決策效率。

社會文化促進觀也提出，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，它并不是一個新創(chuàng)造的概念，而是隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展(如資源配置的加速、科學技術(shù)的提升和市場化腳步加快)而逐漸為人所重視的，但我國學術(shù)界關(guān)注創(chuàng)新文化的時間仍相對較晚。宋培林(2000)認為，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。Frohman(1998)認為，創(chuàng)新文化作為技術(shù)和市場兩個維度之間的橋梁，可以促使企業(yè)形成技術(shù)創(chuàng)新成果，最終幫助組織實現(xiàn)戰(zhàn)略目標。進一步來講，企業(yè)是一個復雜的適應(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)新文化能夠為企業(yè)發(fā)展貢獻價值，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，從而促進創(chuàng)新研發(fā)投入的提高。鑒于此，本文提出待檢驗的研究假設(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作用。

現(xiàn)有的經(jīng)濟學文獻主要分析了企業(yè)文化增強企業(yè)內(nèi)部協(xié)調(diào)和控制，降低代理人問題產(chǎn)生的負面影響，強化組織內(nèi)獎勵創(chuàng)新和鼓勵冒險的文化，從而發(fā)揮創(chuàng)新激勵的作用。在企業(yè)中由于異質(zhì)性的價值觀、信念或目標使管理層在行為選擇上會出現(xiàn)更多的投機行為，代理理論希望通過優(yōu)化公司治理來實現(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)濟主體提供了信息與技能，更為關(guān)鍵的是它促使經(jīng)濟主體的偏好內(nèi)生化(Hodgson，1996)，體現(xiàn)了每一個群體接受了企業(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)境中存在的機會和挑戰(zhàn)，協(xié)調(diào)整個組織的技術(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，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

（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，是因為監(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)進行如下篩選和處理：第一，剔除財務(wù)報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)變量進行上下1%的Winsorize 截尾處理，最終獲得10774 個樣本用于計量分析。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)出兩個指標。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)當年創(chuàng)新研發(fā)投入，所以本文借鑒以往學者的研究成果，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。

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《上市公司治理準則》，從董事會構(gòu)成、董事會專業(yè)委員會、獨立董事獨立性和董事會運作四個方面，采用27 個董事會治理指標。董事會構(gòu)成包括董事會規(guī)模至少為6 人、獨立董事占比超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；獨立董事獨立性包括獨董津貼低于10 萬元、獨立董事兼職數(shù)、獨立董事財務(wù)背景、獨立董事法律背景、無60 周歲以上獨立董事、專業(yè)委員會構(gòu)成中有獨立董事；董事會運作包括董事會人員出勤率、臨時董事會議人員出勤率、董事平均出勤率、獨立董事出勤率、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)激勵計劃、董事會持股、獨立董事在年度內(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，每一項董事會治理指標都設(shè)定了門檻條件，按照評價體系進行打分，當滿足門檻條件時，得1 分，否則0 分；然后，將上述指標加總，并按照規(guī)模法進行標準化處理，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。本文認為，如果一個企業(yè)在其核心價值觀、企業(yè)精神、經(jīng)營理念中倡導“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告、社會責任報告、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）計量模型

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

其中，i 表示上市公司個體；t 表示年度標識；ε 表示隨機擾動項；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)建了檢驗模型(2)：

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

為了檢驗企業(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)建了檢驗模型(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。

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，并在回歸分析時對穩(wěn)健性標準差進行了聚類處理。

四、實證研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計和單變量檢驗

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(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)標準化)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 進一步區(qū)分是否金融化的分組T 檢驗結(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。

此外，從表1 結(jié)果還可以看出，董事會治理標準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)標準化的創(chuàng)新研發(fā)投入和以營業(yè)收入準化的創(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)標準化的創(chuàng)新研發(fā)投入和以營業(yè)收入準化的創(chuàng)新研發(fā)投入分別為0.0011 和0.0019，結(jié)合統(tǒng)計學T 檢驗結(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

表2 單變量檢驗結(jié)果

（二）基準模型估計

表3 報告了檢驗企業(yè)金融化與創(chuàng)新研發(fā)投入的滯后一期的基準回歸結(jié)果。首先，以總資產(chǎn)標準化的創(chuàng)新研發(fā)投入作為被解釋變量進行回歸，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)。該實證估計所得結(jié)果也表明實證結(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)總收入標準化的創(chuàng)新研發(fā)投入作為被解釋變量進行回歸，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)計水平上顯著，該結(jié)果與以總資產(chǎn)標準化的創(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

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 的回歸分析進行內(nèi)生性檢驗。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 匯報了利用工具變量的內(nèi)生性檢驗結(jié)果。首先，本文檢驗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)計量為31.732，在1%統(tǒng)計水平上顯著，強烈拒絕不可識別的原假設(shè)。Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量值為134.758，在1%統(tǒng)計水平上顯著，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 進行計量分析，LIML 的系數(shù)估計結(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 計量方法進行內(nèi)生性檢驗，結(jié)果相差無幾。此外，工具變量的內(nèi)生性檢驗結(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)投入顯著負相關(guān)，這與前文的檢驗結(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)的負相關(guān)關(guān)系依然是穩(wěn)健可靠的。

表4 內(nèi)生性檢驗

五、調(diào)節(jié)作用檢驗

（一）董事會治理的調(diào)節(jié)作用檢驗

表5 顯示了從董事會治理和企業(yè)創(chuàng)新文化兩個方面分別進行回歸的計量結(jié)果。表5 第(1)列回歸結(jié)果顯示，董事會治理的估計系數(shù)為正，在5%統(tǒng)計水平上顯著，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)列檢驗企業(yè)金融化與董事會治理的交互項的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)所得估計系數(shù)均為負，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)濟學解釋為，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)展的認識更明確，但是企業(yè)價值最大化的目標會強化“逐利”這一經(jīng)濟學理性特征，而導致企業(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。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

表5 第(2)列和第(4)列回歸結(jié)果顯示，企業(yè)創(chuàng)新文化的估計系數(shù)為正，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，表明企業(yè)創(chuàng)新文化是促進企業(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，這對公司在實際決策中貫徹企業(yè)文化，增加和保障創(chuàng)新研發(fā)投入有積極的促進作用。進一步，第(2)列結(jié)果顯示企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新文化的交互項的估計系數(shù)為-0.0027，在10%統(tǒng)計水平上顯著，而第(4)列企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新文化的交互項的估計系數(shù)為-0.0048，在5%統(tǒng)計水平上顯著。這些結(jié)果一方面顯示交互項結(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)導和約束企業(yè)的長期發(fā)展策略的“習慣法”，其中蘊含了豐富的“長期”經(jīng)濟決策的思想。因此，企業(yè)創(chuàng)新文化作為非正式制度能夠幫助企業(yè)堅持著眼長期的發(fā)展策略，可以削弱金融化短視行為的負面影響，對上市公司增加研發(fā)投入形成有效的促進作用。

（三）進一步檢驗

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，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，進而發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，促進企業(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)濟行為后果的影響是非常重要和必要的。

六、拓展性檢驗：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)”計算出經(jīng)驗p值，以檢驗組間差異的顯著性，即表示實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)標準化的創(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，同時，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p 值為0.511，在10%統(tǒng)計水平上不顯著，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，已有多項研究關(guān)注行業(yè)間創(chuàng)新活動的差異，認為行業(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)濟后果也可能產(chǎn)生差異。本文認為，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。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，且其組間系數(shù)差異分析的經(jīng)驗p 值為0.059，在10%統(tǒng)計水平上顯著，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對于制造業(yè)企業(yè)的影響尤為強烈。

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)、電力與燃氣、公路與鐵路運輸及交通基礎(chǔ)設(shè)施、航天與國防、電信郵政、海運與航空、有色金屬、煙草等。的準入管理一般比較嚴格，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入壁壘使得進入管制行業(yè)的企業(yè)能夠得到國家經(jīng)濟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。同時，經(jīng)由組間系數(shù)顯著性分析的經(jīng)驗p 值檢驗結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，第(1)列和第(2)列估計系數(shù)經(jīng)由自抽樣法的組間系數(shù)差異檢驗，所得經(jīng)驗p 值為0.017，在5%統(tǒng)計水平上顯著，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)論與理論預期基本一致。究其原因，可能是因為企業(yè)一旦突破壁壘進入市場后，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)投入的負向影響不突出。但是，非管制行業(yè)由于其本身進入門檻低，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

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方法對研究假設(shè)H1 進行了穩(wěn)健性檢驗。

1. 使用替代變量

本文采用當期金融資產(chǎn)占營業(yè)收入的比重作為企業(yè)金融化的替代指標，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 的檢驗結(jié)果穩(wěn)健。

表10 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2. 調(diào)整樣本窗口期

考慮到2008 年國際金融危機可能帶來的影響，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 兩階段模型進行回歸檢驗。第一階段采用Probit 模型估計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)列報告了基于Heckman 兩階段模型的檢驗結(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)計水平上顯著負相關(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 的檢驗結(jié)果穩(wěn)健。

此外，本文還依據(jù)上述穩(wěn)健性檢驗方法分別對研究假設(shè)H2 和研究假設(shè)H3 進行了回歸分析。穩(wěn)健性檢驗結(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 股非金融上市公司為研究樣本，實證研究了企業(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，并重視引導企業(yè)避免盲目的金融化短視行為，轉(zhuǎn)而強化創(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充作用，強化企業(yè)管理層和員工在企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展上的文化共識，并將其落實到實體企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展決策之中，以促進非金融企業(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。