劉睿智（博士），寇祥增，王 京（副教授）

一、引言

實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展是國家實(shí)施新一輪科技革命、打造國際競爭優(yōu)勢的主要動力，十四五規(guī)劃也明確提出了依靠創(chuàng)新推動實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)，因此實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展壯大和持續(xù)的創(chuàng)新資源投入具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。然而近年來，實(shí)體經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出創(chuàng)新水平提高不足、實(shí)體投資回報率不斷下降的趨勢[1]。與之相反，金融投資與非金融投資的利潤率差異不斷加大，大量資金開始流入虛擬經(jīng)濟(jì)，造成金融資產(chǎn)價格虛高：宏觀層面表現(xiàn)為逐漸積累的系統(tǒng)性金融風(fēng)險；而微觀層面則引發(fā)了實(shí)體企業(yè)過度投資金融資產(chǎn)而產(chǎn)生的“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象，實(shí)體企業(yè)為了持續(xù)的盈利能力加之企業(yè)間金融資產(chǎn)配置的同群效應(yīng)，陷入了金融投資的惡性循環(huán)。已有研究表明，過度的金融化直接造成了實(shí)物投資的擠出[2]，弱化了企業(yè)的市場競爭能力、降低了企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入[3，4]，抑制了企業(yè)的長期業(yè)績提升，進(jìn)而導(dǎo)致實(shí)體企業(yè)的綜合效率和主業(yè)效率的雙重降低[5，6]，占用企業(yè)管理資源[7]，促使管理者為了保護(hù)自身利益而延遲披露信息[8]，造成實(shí)體企業(yè)的信息環(huán)境惡化，產(chǎn)生更嚴(yán)重的代理問題，增加分析師的預(yù)測誤差[9]并刺激利益相關(guān)者對企業(yè)的負(fù)面預(yù)期，推高企業(yè)的融資成本，最終導(dǎo)致企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險提高、長期發(fā)展停滯。面對上述問題，如何抑制企業(yè)的過度金融化趨勢，引導(dǎo)企業(yè)“脫虛返實(shí)”、促進(jìn)實(shí)業(yè)健康發(fā)展成為亟待解決的問題。

在意識到企業(yè)金融化“飲鴆止渴”的作用后，目前對金融化的研究已經(jīng)從如何緩解金融化的負(fù)面作用向抑制企業(yè)過度金融化的影響要素方向轉(zhuǎn)型。從宏觀層面來看，緊縮的貨幣政策[10]、稅收減免政策[11]、強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)支持政策[12]和降低經(jīng)濟(jì)政策不確定性[13]能夠顯著抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”；從微觀層面來看，基于高階梯隊理論，管理者的技術(shù)背景、金融背景以及高管團(tuán)隊的職能多樣性等都對企業(yè)金融化程度產(chǎn)生了影響[14-16]，為抑制實(shí)體企業(yè)的金融化提供了更開闊的思路。而從企業(yè)的長期成長性角度來看，更應(yīng)該注重企業(yè)創(chuàng)新實(shí)力的提升，進(jìn)而從根本上提升企業(yè)硬實(shí)力，弱化企業(yè)過度金融化的動機(jī)。作為企業(yè)長期積累形成的異質(zhì)性資源，技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)成長中發(fā)揮著重要作用，在推動經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級和實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中的作用日益凸顯。其產(chǎn)生的“創(chuàng)造性破壞”可以幫助企業(yè)形成資源定位壁壘，提高產(chǎn)品市場準(zhǔn)入門檻，使企業(yè)獲得壟斷競爭優(yōu)勢，促進(jìn)企業(yè)成長和價值增值。企業(yè)價值的提升能夠反哺技術(shù)創(chuàng)新，形成相互促進(jìn)的良性循環(huán)，推動企業(yè)長期競爭優(yōu)勢的構(gòu)建。已有研究也表明，研發(fā)投資顯著提高了企業(yè)市場績效以及企業(yè)價值[17，18]。全國人大十二屆五次會議中也著重強(qiáng)調(diào)通過創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略引導(dǎo)實(shí)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型高質(zhì)量發(fā)展。那么，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投資決策是否能夠顯著影響企業(yè)金融資產(chǎn)的配置決策，從而引導(dǎo)企業(yè)“脫虛返實(shí)”呢？

基于上述分析，本文選取2007 ～2020年A股非金融上市公司為樣本，從資源配置和市場競爭的視角出發(fā)，研究了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為對金融化投資可能存在的抑制效用，并進(jìn)一步探討了外部異質(zhì)性影響因素的作用。本文可能的貢獻(xiàn)在于：（1）基于內(nèi)生成長理論和創(chuàng)新驅(qū)動推動企業(yè)成長，研究研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響，為治理企業(yè)“脫實(shí)向虛”提供了新的思路；（2）構(gòu)造“研發(fā)投資→現(xiàn)金持有→脫實(shí)向虛”和“研發(fā)投資→市場勢力→脫實(shí)向虛”兩條作用路徑，探討了研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的作用機(jī)制，同時分析了環(huán)境不確定性、發(fā)展戰(zhàn)略和管理者權(quán)力在其中的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步證實(shí)了金融資產(chǎn)配置的投資替代動機(jī)，豐富了金融化相關(guān)的研究；（3）豐富了研發(fā)投資及其經(jīng)濟(jì)后果的研究，證實(shí)了研發(fā)投資對企業(yè)價值提升的積極意義，為進(jìn)一步實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略提供理論支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

從資源配置的角度來看，企業(yè)所擁有的資源存在著替代、互補(bǔ)、增益和壓制等各種簡單或復(fù)雜的關(guān)系。在企業(yè)資源有限和融資約束的現(xiàn)實(shí)情境下，各種投資活動之間普遍存在著一定程度的替代關(guān)系，企業(yè)研發(fā)投資的增加可能造成對金融資產(chǎn)配置的擠出。首先，由于企業(yè)研發(fā)活動是一個“要素投入→技術(shù)研發(fā)→成果產(chǎn)出”的長期且復(fù)雜的循環(huán)鏈條，需要持續(xù)性的資金、人力等資源作為保證，研發(fā)活動的開展必然造成對企業(yè)資源的大量占用和提前鎖定，導(dǎo)致可用于金融資產(chǎn)投資的資源減少。其次，隨著研發(fā)活動的開展，企業(yè)重新進(jìn)行資源配置轉(zhuǎn)而追逐金融收益的動機(jī)越來越弱。研發(fā)投資具有長周期性的特征，其計劃的制定往往基于未來幾年甚至數(shù)十年，研發(fā)投資的中斷無疑會給企業(yè)帶來高昂的調(diào)整成本[19]。最后，雖然研發(fā)成功帶來的企業(yè)績效提升可以為金融資產(chǎn)配置提供資金支持，但研發(fā)投資的長期性與成果轉(zhuǎn)化的時滯性可能使企業(yè)錯失金融投資的最佳機(jī)會，這使得互補(bǔ)關(guān)系難以實(shí)現(xiàn)。

從市場競爭的角度來看，企業(yè)所擁有的物理上的獨(dú)特性、路徑依賴性、因果含糊性等不可模仿特征的核心知識與能力能夠起到“隔離”作用，限制其他企業(yè)的模仿行為，構(gòu)建企業(yè)的核心競爭優(yōu)勢[20]。就技術(shù)創(chuàng)新而言，其產(chǎn)生的“創(chuàng)造性破壞”能夠幫助企業(yè)形成資源定位壁壘，提高產(chǎn)品市場準(zhǔn)入門檻，使企業(yè)獲得壟斷競爭優(yōu)勢，促進(jìn)企業(yè)成長和價值增值。相關(guān)研究表明，企業(yè)研發(fā)投資不僅提高了企業(yè)當(dāng)期盈利能力，還對未來期間企業(yè)績效的提升起到積極影響，并且這種促進(jìn)作用隨著研發(fā)投資的積累日益明顯[21，22]。具體來說，企業(yè)研發(fā)成果通常是某種新產(chǎn)品或者新技術(shù)，新產(chǎn)品的市場投放能夠直接增加企業(yè)盈利，而新技術(shù)作為企業(yè)重要的無形資源在應(yīng)用到生產(chǎn)經(jīng)營的過程中能夠顯著提高產(chǎn)品的技術(shù)含量或者降低產(chǎn)品成本，實(shí)現(xiàn)差異化或成本領(lǐng)先戰(zhàn)略，在競爭對手進(jìn)行模仿性創(chuàng)新之前形成壟斷性競爭優(yōu)勢，增加市場份額，獲取超額利潤[23，24]。同時，持續(xù)性的研發(fā)產(chǎn)出所帶來的技術(shù)積累能夠?qū)⒏偁巸?yōu)勢和超額收益維持下去。這種競爭優(yōu)勢的提升削弱了管理者因業(yè)績壓力或維持股價穩(wěn)定而追逐金融收益的動機(jī)，從而抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：在其他條件不變的情況下，研發(fā)投資抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007 ～2020 年A 股上市公司為樣本，并進(jìn)行了如下篩選：（1）剔除金融類上市公司以及ST 和?ST 上市公司；（2）剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本值；（3）對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行1%水平上的Winsorize處理。經(jīng)過上述處理得到了20335 個觀察值。本文所使用的數(shù)據(jù)來源于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：金融化程度（FIN）。已有研究通常從以下兩方面來度量金融化程度：部分學(xué)者基于資產(chǎn)構(gòu)成的角度，運(yùn)用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量非金融企業(yè)的金融化程度[25，26]；部分學(xué)者從利潤積累的角度出發(fā)，將金融利潤占比視為金融化程度的體現(xiàn)[27]。本文認(rèn)為企業(yè)金融化是企業(yè)出于優(yōu)化資源配置目的的主觀性資本運(yùn)作行為，金融資產(chǎn)占比能直觀體現(xiàn)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的偏好性，而金融投資獲利水平作為企業(yè)“脫實(shí)向虛”的結(jié)果受內(nèi)外部多種因素的影響，在衡量企業(yè)“脫實(shí)向虛”方面存在固有局限性。因此，本文借鑒許罡和朱衛(wèi)東[25]以及徐珊和劉篤池[26]的方法，以交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資、可供出售金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)和長期股權(quán)投資的總和在總資產(chǎn)中所占比重來衡量金融化程度。

2. 解釋變量：研發(fā)投資（RD）。根據(jù)以往研究對研發(fā)的代理變量的設(shè)定來看，往往選擇研發(fā)資源的投入量作為衡量研發(fā)投資行為的依據(jù)，所使用的變量包括研發(fā)支出在營業(yè)收入中所占的比例或者在總資產(chǎn)中所占的比重，并且采用對數(shù)化處理。相比于研發(fā)支出總量指標(biāo)，研發(fā)支出比例指標(biāo)更能反映與公司自身特征相適應(yīng)的創(chuàng)新投資水平，提高公司之間技術(shù)創(chuàng)新可比性[28]。因此，本文借鑒戴小勇和成力為[28]及王紅建等[29]的方法，以公司當(dāng)期研發(fā)支出與當(dāng)期營業(yè)收入之比來衡量企業(yè)研發(fā)投資。

3. 中介變量。

（1）現(xiàn)金持有（Cashhold）。參考王長江和馬瀟涵[30]的做法，以現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物期末余額與期末總資產(chǎn)之比來衡量企業(yè)現(xiàn)金持有水平。

（2）市場勢力（MPower）。參考Peress[31]和楊松令等[32]的做法，以勒納指數(shù)作為市場勢力的代理變量，具體計算方法為：市場勢力=（營業(yè)收入-營業(yè)成本-銷售費(fèi)用-管理費(fèi)用）/營業(yè)收入。

4. 調(diào)節(jié)變量。

（1）環(huán)境不確定性（EU）。外部環(huán)境不確定性用以衡量企業(yè)外部環(huán)境的各類因素的動態(tài)變化對企業(yè)產(chǎn)生的影響，其衡量方法主要分為兩類：一類采用文本分析的方法，通過對某一個地區(qū)或者國家一定時期內(nèi)主流媒體中所提及的涉及宏觀環(huán)境不確定性說法的次數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計，從而展現(xiàn)不確定性的高低；另一類方法則考慮使用企業(yè)在競爭環(huán)境中的銷售收入的變動偏差來進(jìn)行衡量[33，34]?？紤]到媒體報道的客觀性可能存在偏差，故本文采用第二種衡量方法，使用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的企業(yè)過去五年非正常銷售收入的標(biāo)準(zhǔn)差，以標(biāo)準(zhǔn)差的大小衡量環(huán)境不確定性的高低。

（2）發(fā)展戰(zhàn)略（Dyh）。參考曾春華和楊興全[35]以及楊興全等[36]的做法，以依據(jù)企業(yè)各經(jīng)營業(yè)務(wù)單元的主營業(yè)務(wù)收入占總主營業(yè)務(wù)收入的比重（pi）計算出的收入熵指數(shù)（dyh_entro）作為企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的衡量指標(biāo)，收入熵指數(shù)越大，表明企業(yè)越傾向于采取多元化戰(zhàn)略。其具體計算方法為：

dyh_entro=Σpiln（1/pi）

其中，pi為企業(yè)各經(jīng)營業(yè)務(wù)單位的主營業(yè)務(wù)收入占企業(yè)總主營業(yè)務(wù)收入的比重。

（3）管理者權(quán)力（Power）。參考盧銳等[37]以及孫健和盧闖[38]的做法，采用股權(quán)分散程度作為替代變量，將前十大股東中后九位的股權(quán)比例與第一大股東股權(quán)比例相比較，數(shù)值大于1 則取1，否則為0。

5. 控制變量。已有研究結(jié)果表明，公司特征、治理機(jī)制、外部環(huán)境等內(nèi)外部因素都會對企業(yè)“脫實(shí)向虛”產(chǎn)生影響[39，40]。因此，本文選取企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、審計意見、資本密集度、營業(yè)收入增長率、管理費(fèi)用率、現(xiàn)金流量、財務(wù)杠桿、盈利能力、托賓Q、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模等作為控制變量。此外，本文還控制了年度和行業(yè)的影響。

具體的變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)計

基于上述理論分析，本文構(gòu)建以下模型來檢驗(yàn)研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響：

其中：FIN代表企業(yè)金融化程度，即企業(yè)“脫實(shí)向虛”的程度；RD 代表企業(yè)研發(fā)投資；Control 代表企業(yè)規(guī)模等控制變量；ε 代表隨機(jī)誤差項。若實(shí)證結(jié)果顯示RD的系數(shù)顯著為負(fù)，則表明研發(fā)投資顯著抑制了企業(yè)的“脫實(shí)向虛”傾向；反之，則表明研發(fā)投資顯著增強(qiáng)了企業(yè)的“脫實(shí)向虛”傾向。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本企業(yè)金融化程度（FIN）的均值為0.062，中位數(shù)為0.027，標(biāo)準(zhǔn)差為0.090，最大值為0.465，數(shù)據(jù)呈現(xiàn)右偏的特征，說明樣本中部分企業(yè)持有過多的金融資產(chǎn)，存在過度金融化的傾向；樣本企業(yè)研發(fā)投資（RD）的均值為0.046，中位數(shù)為0.036，標(biāo)準(zhǔn)差為0.045，其中位數(shù)小于研發(fā)能夠促進(jìn)企業(yè)績效提升的門檻0.042①，樣本中超過半數(shù)企業(yè)研發(fā)投資不足；從控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，樣本企業(yè)中企業(yè)規(guī)模（Lnsize）、資本密集度（Fixed）、托賓Q（TobinQ）、股權(quán)集中度（Shrcr1）和董事會規(guī)模（Board）整體差異明顯，而企業(yè)年齡（Lnage）、審計意見（Opin）、營業(yè)收入增長率（Growth）、現(xiàn)金流量（Cashflow）、財務(wù)杠桿（Lev）、盈利能力（Roe）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）在樣本企業(yè)中差異較小。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3報告了模型（1）的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。由表3可知，解釋變量RD的系數(shù)為-0.102，且在1%的水平上顯著，說明在控制了其他因素的影響后，研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”具有負(fù)向影響。即企業(yè)研發(fā)投資能夠?qū)ζ髽I(yè)“脫實(shí)向虛”起到抑制作用，是打破金融投資惡性循環(huán)、促進(jìn)企業(yè)投資回歸實(shí)業(yè)的重要因素，H1得到支持。

表3 研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”回歸結(jié)果

從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模（Lnsize）與企業(yè)“脫實(shí)向虛”的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明大規(guī)模的企業(yè)更傾向于配置金融資產(chǎn)。企業(yè)年齡（Lnage）的系數(shù)顯著為正，說明成立年限越長的企業(yè)面臨的發(fā)展機(jī)會越少，越需要尋找新的增長點(diǎn)，“脫實(shí)向虛”越嚴(yán)重。營業(yè)收入增長率（Growth）與企業(yè)脫實(shí)向虛顯著負(fù)相關(guān)，說明高成長性的企業(yè)脫實(shí)向虛的動機(jī)較弱。財務(wù)杠桿（Lev）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明債權(quán)人治理在企業(yè)“脫實(shí)向虛”過程中發(fā)揮了約束作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。主要采用了以下三種方法：（1）替換關(guān)鍵變量。首先，本文使用研發(fā)支出占總資產(chǎn)比重（RDast）作為替代變量進(jìn)行回歸；其次，將金融資產(chǎn)進(jìn)行對數(shù)化處理（lnFIN）后進(jìn)行回歸。（2）改變樣本區(qū)間。受2007 年財政部新會計準(zhǔn)則頒布的影響，當(dāng)年上市公司披露的會計信息質(zhì)量參差不齊；此外，2008年金融危機(jī)的爆發(fā)對上市公司近兩年的投資決策產(chǎn)生較大沖擊。基于此，剔除2007 ～2009年度的數(shù)據(jù)后進(jìn)行回歸。（3）企業(yè)層面聚類。由于企業(yè)發(fā)展進(jìn)程中不可避免地存在某些不隨個體變動而變動的因素，為降低這些因素可能對回歸結(jié)果造成的影響，本文在回歸時進(jìn)行了企業(yè)層面的聚類。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。表4第（1）列和第（2）列分別列示了替換解釋變量和被解釋變量的回歸結(jié)果：在替換變量后，解釋變量的系數(shù)符號及顯著性沒有改變，研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”仍具有非常顯著的負(fù)向影響。表4 第（3）列列示了改變樣本區(qū)間之后的回歸結(jié)果：研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用并沒有因改變樣本區(qū)間而變化。表4第（4）列列示了企業(yè)層面聚類之后的回歸結(jié)果：回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致，仍支持H1，表明本文的研究結(jié)論基本穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文主要研究研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響，但是企業(yè)的金融資產(chǎn)配置本身也可能對企業(yè)的研發(fā)投資產(chǎn)生影響，從而產(chǎn)生反向因果的內(nèi)生性問題。為緩解反向因果問題，本文選取滯后一期的研發(fā)投資（LRD）作為解釋變量，對企業(yè)當(dāng)期的金融化程度進(jìn)行回歸，以控制潛在的內(nèi)生性問題。回歸結(jié)果如表5 第（1）列所示，研發(fā)投資的一階滯后項系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)上期的研發(fā)投資會對當(dāng)期的“脫實(shí)向虛”產(chǎn)生抑制作用，基準(zhǔn)回歸的結(jié)論穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

此外，本文進(jìn)一步采用工具變量法應(yīng)對潛在的內(nèi)生性問題，選取企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量和政府補(bǔ)助金額作為研發(fā)投資的工具變量，采用廣義矩估計GMM 進(jìn)行檢驗(yàn)。一方面，企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量和研發(fā)支出高度相關(guān)，而研發(fā)人員數(shù)量和企業(yè)的金融化程度難以直接聯(lián)系。另一方面，企業(yè)收到的政府補(bǔ)助中研發(fā)補(bǔ)貼占據(jù)較大比重，政府補(bǔ)助的高低無疑會對企業(yè)研發(fā)行為產(chǎn)生顯著影響，而政府補(bǔ)助難以直接影響企業(yè)“脫實(shí)向虛”的動機(jī)。因此，企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量和政府補(bǔ)助金額在經(jīng)濟(jì)意義上滿足工具變量的條件。為驗(yàn)證工具變量的有效性，本文主要對其進(jìn)行了弱工具變量檢驗(yàn)和過度識別檢驗(yàn)。表5第（2）列列示了廣義矩估計GMM 的回歸結(jié)果，解釋變量研發(fā)投資的系數(shù)顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸得出的結(jié)論一致，說明本文的結(jié)論在控制了內(nèi)生性問題后仍然成立。

五、作用機(jī)制分析

前文已經(jīng)證實(shí)了研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用，那么這種抑制作用的具體傳導(dǎo)路徑是怎樣的呢？本文認(rèn)為：一方面，研發(fā)投資可能通過優(yōu)化資源配置，減少可用于金融投資的資源，削減金融投資的推力，從而減少企業(yè)金融資產(chǎn)配置；另一方面，研發(fā)投資可能通過提高企業(yè)市場競爭力，削弱金融投機(jī)套利的動機(jī)，從而抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”。而現(xiàn)金持有是企業(yè)重要的資源配置形式，市場勢力是企業(yè)競爭力的直接體現(xiàn)，因此，本文選取現(xiàn)金持有作為研發(fā)投資優(yōu)化資源配置進(jìn)而抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”的中介變量，選取市場勢力作為研發(fā)投資增強(qiáng)企業(yè)競爭力進(jìn)而抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”的中介變量，構(gòu)造“研發(fā)投資→現(xiàn)金持有→脫實(shí)向虛”和“研發(fā)投資→市場勢力→脫實(shí)向虛”兩條作用路徑，并進(jìn)行相應(yīng)的理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)。

（一）企業(yè)現(xiàn)金持有的中介效應(yīng)

企業(yè)現(xiàn)金持有是企業(yè)資源配置中最典型的呈現(xiàn)方式，是企業(yè)開展經(jīng)營活動和投資活動的基礎(chǔ)，也是企業(yè)內(nèi)部融資的重要來源。企業(yè)現(xiàn)金持有具有交易動機(jī)和預(yù)防動機(jī)，分別用以應(yīng)對日?，F(xiàn)金支付和未來資金的支付需求[42]?，F(xiàn)金持有量的多少受企業(yè)經(jīng)營狀況、投資機(jī)會和外部環(huán)境等因素的共同影響，當(dāng)企業(yè)在進(jìn)行一項長期的投資活動時更傾向于增加現(xiàn)金持有以緩解潛在的融資約束[43]。

技術(shù)創(chuàng)新作為一種高投入、長周期的經(jīng)濟(jì)活動，需要持續(xù)性的資金供給作為支持，對企業(yè)的融資能力提出了較高的要求。然而，創(chuàng)新活動的高失敗率及創(chuàng)新收益的不確定性使得資金供給方要求更高的風(fēng)險溢價，提高了企業(yè)資本成本[44]。同時，企業(yè)普遍對研發(fā)信息的對外披露較為保守，以防止過多披露引發(fā)競爭對手進(jìn)行模仿性創(chuàng)新，喪失獲取超額收益的機(jī)會[45]。技術(shù)創(chuàng)新的這種私密性特征提升了企業(yè)與外部投資者和債權(quán)人之間的信息不對稱，使得企業(yè)面臨更嚴(yán)重的外部融資約束[46]。

考慮到創(chuàng)新活動資金需求量高以及外部融資成本的增加，企業(yè)會轉(zhuǎn)向成本較低的內(nèi)部融資，提高內(nèi)部留存比例，從而增加預(yù)防性現(xiàn)金持有，以保障研發(fā)活動的持續(xù)開展，避免資金鏈斷裂引起的創(chuàng)新失敗。預(yù)防性現(xiàn)金持有的增加，減少了當(dāng)期可用于金融資產(chǎn)配置的資源，降低了企業(yè)金融化程度。另外，由于企業(yè)的現(xiàn)金持有發(fā)揮了主要的資源儲蓄功能，企業(yè)原本希望通過金融資產(chǎn)投資進(jìn)行資源儲蓄的“蓄水池”動機(jī)有所削弱。即研發(fā)投資通過增加現(xiàn)金持有削弱了企業(yè)金融化的客觀資源條件和“蓄水池”動機(jī)，進(jìn)而抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

有鑒于此，本文以企業(yè)現(xiàn)金持有（Cashhold）作為中介變量，在模型（1）的基礎(chǔ)之上構(gòu)建模型（2）和模型（3），檢驗(yàn)其在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間的中介效應(yīng)。具體模型如下所示：

由表6 可知，模型（2）中研發(fā)投資的系數(shù)為0.256，在1%的水平上顯著；模型（3）中研發(fā)投資的系數(shù)為-0.069，其絕對值小于模型（1）中研發(fā)投資的系數(shù)絕對值，且在1%的水平上顯著。這說明現(xiàn)金持有在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間發(fā)揮部分中介作用：研發(fā)投資通過增加現(xiàn)金持有進(jìn)而抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

表6 企業(yè)現(xiàn)金持有作用機(jī)制檢驗(yàn)

（二）企業(yè)市場勢力的中介效應(yīng)

根據(jù)新產(chǎn)業(yè)組織理論，企業(yè)市場勢力來源于面對動態(tài)競爭所采取的各種策略性行為，而研發(fā)創(chuàng)新作為企業(yè)重要的投資決策自然成為影響企業(yè)市場勢力的關(guān)鍵因素。首先，研發(fā)投資產(chǎn)出的重要成果——專利，具有階段排他性，能夠給企業(yè)帶來技術(shù)先導(dǎo)優(yōu)勢并形成技術(shù)壁壘，在專利保護(hù)期到期前保持較強(qiáng)的市場勢力；其次，研發(fā)投資能夠提高產(chǎn)品的技術(shù)含量和差異化程度，減少現(xiàn)有競爭者和潛在替代品的威脅，使企業(yè)避免陷入價格競爭的“紅?！?，在產(chǎn)品市場中獲得獨(dú)特的競爭優(yōu)勢；最后，因研發(fā)投資而帶來的新工藝能夠降低生產(chǎn)成本并形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，淘汰高生產(chǎn)成本的競爭對手并震懾潛在進(jìn)入者，擴(kuò)大市場份額，增強(qiáng)市場勢力[47]。較高的市場勢力增強(qiáng)了企業(yè)主營業(yè)務(wù)盈利能力的穩(wěn)定性和持續(xù)性[31，48]，使企業(yè)能夠獲得更多來自主業(yè)的利潤，形成一種對良性利潤的依靠，促進(jìn)企業(yè)成長和價值增值，企業(yè)價值的提升又能夠反哺技術(shù)創(chuàng)新，形成相互促進(jìn)的良性循環(huán)，推動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，從而降低企業(yè)對非主業(yè)領(lǐng)域的利潤需求，削弱了金融投機(jī)套利動機(jī)。此外，較高的市場勢力也會產(chǎn)生組織惰性，降低企業(yè)風(fēng)險承受能力[49]，相比于高風(fēng)險的金融資產(chǎn)配置，企業(yè)更傾向于利用已有市場優(yōu)勢以市場滲透的穩(wěn)健方式獲取規(guī)模經(jīng)濟(jì)和壟斷利潤[32]。因此，研發(fā)投資通過增強(qiáng)市場勢力弱化了企業(yè)金融化的主觀投資意愿，進(jìn)而抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

有鑒于此，本文以市場勢力（MPower）作為中介變量，在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（4）和模型（5），檢驗(yàn)其在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間的中介效應(yīng)。具體模型如下所示：

由表7 可知，模型（4）中研發(fā)投資的系數(shù)為0.355，在1%的水平上顯著；模型（5）中研發(fā)投資的系數(shù)為-0.074，其絕對值小于模型（1）中研發(fā)投資的系數(shù)絕對值，且在1%的水平上顯著。這說明市場勢力在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間發(fā)揮部分中介作用，研發(fā)投資通過增強(qiáng)市場勢力進(jìn)而抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

表7 市場勢力作用機(jī)制檢驗(yàn)

六、異質(zhì)性分析

（一）環(huán)境不確定性的影響

企業(yè)的投資決策內(nèi)生于其所處的內(nèi)外部環(huán)境，環(huán)境的變動通過影響決策成本、資源約束、風(fēng)險承擔(dān)等限制企業(yè)的投資行為。首先，環(huán)境不確定性增加了企業(yè)管理層獲取內(nèi)外部有效信息的成本以及據(jù)此作出恰當(dāng)投資決策的難度，出于風(fēng)險規(guī)避的考慮，管理層往往會放棄一些高風(fēng)險的投資項目[33]。其次，環(huán)境不確定性減少了外部資金供給，導(dǎo)致企業(yè)面臨較強(qiáng)的融資約束，流動性風(fēng)險和生存壓力成為管理層進(jìn)行投融資決策時首先考慮的問題。此時，管理層的投資決策會更加謹(jǐn)慎，傾向于暫緩甚至放棄部分現(xiàn)金流為正的投資項目，轉(zhuǎn)而儲備更多的現(xiàn)金資產(chǎn)以備不時之需，導(dǎo)致投資規(guī)模減小[34，50]。研發(fā)投資雖能促進(jìn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，但在高環(huán)境不確定性的條件下，投資周期長、資金需求量大和收益不確定性高的特征使得優(yōu)先保障研發(fā)投資變得不合時宜，在企業(yè)削減投資規(guī)模時研發(fā)投資往往首當(dāng)其沖。與研發(fā)投資相比，部分金融資產(chǎn)流動性較強(qiáng)、變現(xiàn)速度快，天然具有資金儲蓄功能，可以一定程度上替代現(xiàn)金來應(yīng)對環(huán)境變動的沖擊[13]。因此，在高環(huán)境不確定性的條件下，部分企業(yè)可能增加流動性金融資產(chǎn)持有，在兼顧流動性需求的情況下獲取一定的投資收益。而在環(huán)境不確定性較低的情況下，企業(yè)面臨較為確定的資源獲取渠道，更容易獲得各種持續(xù)創(chuàng)新所需的資源；同時對創(chuàng)新投資未來結(jié)果的預(yù)測也更加精確，能夠增強(qiáng)企業(yè)對通過研發(fā)投入建立企業(yè)長期競爭優(yōu)勢的信心，從而削弱金融資產(chǎn)配置意愿。綜上所述，相比于高環(huán)境不確定性，在低環(huán)境不確定性下，研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用可能更顯著。

有鑒于此，本文以環(huán)境不確定性（EU）為調(diào)節(jié)變量，將樣本區(qū)分為高環(huán)境不確定性組和低環(huán)境不確定性組，考察不同環(huán)境不確定性條件下，研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響是否存在異質(zhì)性。

由表8可知，在高環(huán)境不確定性組和低環(huán)境不確定性組中，研發(fā)投資均能顯著抑制金融投資；但是在低環(huán)境不確定性組中，研發(fā)投資的影響更大，且通過了5%水平上的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)。這說明環(huán)境不確定性確實(shí)在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間存在調(diào)節(jié)作用：相比于高環(huán)境不確定性，在低環(huán)境不確定性下研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用更顯著。

表8 異質(zhì)性分析——環(huán)境不確定性的分組檢驗(yàn)

（二）發(fā)展戰(zhàn)略的影響

從企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略角度來看，多元化戰(zhàn)略作為一種重要戰(zhàn)略模式被眾多企業(yè)青睞，其優(yōu)勢在于不僅能夠分散經(jīng)營風(fēng)險、平滑收益波動，而且通過業(yè)務(wù)間的相互協(xié)調(diào)（如技術(shù)協(xié)同、財務(wù)協(xié)同）可以獲得協(xié)同效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)“1+1＞2”的效果。就技術(shù)創(chuàng)新而言，因其具有明顯的外溢性特征[51]，極易引發(fā)競爭對手的模仿行為，導(dǎo)致溢出企業(yè)潛在超額收益的減少，無形中削弱了溢出企業(yè)的研發(fā)積極性。而在多元化經(jīng)營的企業(yè)中，創(chuàng)新成果能夠在不同的產(chǎn)品或業(yè)務(wù)之間流轉(zhuǎn)與應(yīng)用[52]，且各部門之間對技術(shù)創(chuàng)新的交流與合作能夠產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)[36]，最大限度地將創(chuàng)新所帶來的價值提升鎖定在企業(yè)內(nèi)部，減少研發(fā)溢出。特別是在實(shí)施相關(guān)多元化的企業(yè)中，企業(yè)可以根據(jù)市場需求的變化及時優(yōu)化研發(fā)資源配置，放大研發(fā)的效應(yīng)乘數(shù)[53]。因此，多元化程度高的企業(yè)可能因技術(shù)協(xié)同而具有更強(qiáng)的研發(fā)動機(jī)。此外，多元化經(jīng)營形成的內(nèi)部資本市場以及帶來的外部融資環(huán)境的改善能夠?yàn)檠邪l(fā)活動提供更加穩(wěn)定的資金支持[36，54]。綜上所述，相比于多元化程度低的企業(yè)，在多元化程度高的企業(yè)中研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用可能更顯著。

有鑒于此，本文以發(fā)展戰(zhàn)略（Dyh）為調(diào)節(jié)變量，根據(jù)收入熵指數(shù)的中位數(shù)將樣本分為多元化戰(zhàn)略組與專業(yè)化戰(zhàn)略組，檢驗(yàn)發(fā)展戰(zhàn)略的差異對研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”關(guān)系的影響。

由表9可知，多元化戰(zhàn)略組研發(fā)投資的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，而專業(yè)化戰(zhàn)略組中研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響不顯著。這說明發(fā)展戰(zhàn)略確實(shí)在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間起到調(diào)節(jié)作用：研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用主要存在于實(shí)施多元化戰(zhàn)略的企業(yè)中。

表9 異質(zhì)性分析——發(fā)展戰(zhàn)略的分組檢驗(yàn)

（三）管理者權(quán)力的影響

企業(yè)投資決策最終由管理者來制定與執(zhí)行，管理者是否恰當(dāng)行使權(quán)力且履行忠誠勤勉義務(wù)直接影響到企業(yè)的投資效果。而代理問題的存在會使得管理者可能通過尋租的方式濫用公司資源、盲目投資，片面強(qiáng)調(diào)投資規(guī)模和經(jīng)營業(yè)務(wù)的多元化，一味地盲目擴(kuò)張來進(jìn)行“帝國建設(shè)”，由此誘發(fā)了過度投資行為，造成了對企業(yè)資源的浪費(fèi)。尤其是在股權(quán)分散的所有制結(jié)構(gòu)中，眾多中小股東難以形成對管理者的有效監(jiān)督，容易產(chǎn)生實(shí)際控制權(quán)落入管理者手中的內(nèi)部人控制問題[55]。此時，管理者傾向于利用自身較大權(quán)力通過自定薪酬、在職消費(fèi)等方式謀求私利，從而引發(fā)損害企業(yè)價值的非理性投資行為。

具體而言，研發(fā)投資能夠給企業(yè)帶來獨(dú)特競爭優(yōu)勢、提升企業(yè)價值，但其投資周期長、不確定性高的特征使得管理者的薪酬目標(biāo)難以實(shí)現(xiàn)，降低了管理者進(jìn)行研發(fā)投資的熱情。權(quán)力較大的管理者可能自定薪酬契約，以短期績效指標(biāo)替代股東價值最大化目標(biāo)，降低薪酬目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)難度，從而通過短期績效的提升來獲得私有收益[56]。而金融資產(chǎn)配置為管理者提供了投機(jī)套利的機(jī)會[29]，權(quán)力較大的管理者可能會背離價值投資的理念，轉(zhuǎn)而追求金融收益。綜上所述，相比于管理者權(quán)力高的企業(yè)，管理者權(quán)力低的企業(yè)中研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用可能更顯著。

有鑒于此，本文以管理者權(quán)力（Power）為調(diào)節(jié)變量，分組檢驗(yàn)了管理者權(quán)力對研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間關(guān)系的影響。

由表10可知，在低管理者權(quán)力組中，研發(fā)投資的系數(shù)顯著為負(fù)；而在高管理者權(quán)力組中，研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響不顯著。這說明管理者權(quán)力在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間確實(shí)起到調(diào)節(jié)作用：相比于高管理者權(quán)力，低管理者權(quán)力下研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用更顯著。

表10 異質(zhì)性分析——管理者權(quán)力的分組檢驗(yàn)

七、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文基于2007 ～2020年A股非金融上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)，從資源配置和市場競爭的視角出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)了研發(fā)投資對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響，探討了兩者間潛在的作用機(jī)制以及在環(huán)境不確定性、發(fā)展戰(zhàn)略和高管權(quán)力異質(zhì)性情景下兩者關(guān)系的差異。研究結(jié)果表明：研發(fā)投資與企業(yè)金融化水平顯著負(fù)相關(guān)，即研發(fā)投資能抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”；作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，研發(fā)投資主要通過增加現(xiàn)金持有和提高市場勢力兩種路徑來抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”；異質(zhì)性分析結(jié)果表明，在更低的環(huán)境不確定性、企業(yè)執(zhí)行多元化的發(fā)展戰(zhàn)略和限制管理者權(quán)力的條件下，研發(fā)投資能夠更好地發(fā)揮對企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用。

（二）建議

根據(jù)上述結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，繼續(xù)深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，增強(qiáng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)活力。我國供給側(cè)出現(xiàn)的低端產(chǎn)能過剩等結(jié)構(gòu)性問題是導(dǎo)致當(dāng)前實(shí)業(yè)投資利潤低下的重要推手。要針對需求側(cè)有針對性地改變供給，堅決淘汰落后產(chǎn)能，鼓勵精密制造等高端制造業(yè)的發(fā)展，以適應(yīng)高端化、多樣化需求。另外，要持續(xù)推進(jìn)減稅降費(fèi)，擴(kuò)大直接融資比例，降低企業(yè)經(jīng)營成本，為實(shí)體企業(yè)創(chuàng)造良好的營商環(huán)境。

第二，進(jìn)一步推動創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略實(shí)施，提升企業(yè)在創(chuàng)新中的主體作用。要注重產(chǎn)學(xué)研結(jié)合以及關(guān)鍵核心技術(shù)的積累，提高創(chuàng)新質(zhì)量，推動創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為高質(zhì)量生產(chǎn)力，提高企業(yè)盈利能力，讓創(chuàng)新成果真正惠及實(shí)體經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新與實(shí)業(yè)發(fā)展的良性循環(huán)。從政策層面給予企業(yè)創(chuàng)新支持，一定程度上承擔(dān)企業(yè)創(chuàng)新的風(fēng)險，從而驅(qū)動企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新，以創(chuàng)新驅(qū)動治理企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

【注 釋】

①焦然等[41]研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投資與企業(yè)績效之間存在U 型關(guān)系，其拐點(diǎn)為RD=0.042。

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