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        研發(fā)投資能否抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”
        ——基于資源配置和市場競爭視角

        2022-08-09 02:06:54劉睿智博士寇祥增副教授
        財會月刊 2022年16期
        關(guān)鍵詞:脫實(shí)向虛金融企業(yè)

        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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