張 遼，林鑫濤

（杭州電子科技大學 經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310018）

一、引 言

當前，我國經(jīng)濟已進入由要素驅(qū)動階段向創(chuàng)新驅(qū)動階段轉(zhuǎn)變的關鍵期，其經(jīng)濟結構和增長動能正發(fā)生深刻變化。科技創(chuàng)新作為驅(qū)動發(fā)展的第一動力因素，在建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系過程中的作用舉足輕重，對引領中國生產(chǎn)方式新變革、挖掘中國經(jīng)濟增長新動能意義重大。改革開放以來，得益于創(chuàng)新資源持續(xù)超常規(guī)投入，我國科技實力顯著增強，但是“中興事件”“華為事件”迫使我們不得不正視：建立真正意義上的科技強國須以關鍵領域核心技術不受制于人為前提，要將創(chuàng)新成果從“規(guī)模數(shù)量擴張”向“結構質(zhì)量躍升”轉(zhuǎn)變。企業(yè)作為我國創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的主要參與主體，提升創(chuàng)新質(zhì)量不僅是其自身擺脫技術“鎖定”和“俘獲”的有效途徑，更是一條技術自主內(nèi)生、產(chǎn)業(yè)不斷向高端攀升的發(fā)展道路。

從已有的研究文獻看，學術界關于創(chuàng)新質(zhì)量本質(zhì)內(nèi)涵的界定并不統(tǒng)一。如Fagerberg（2018）［1］認為，創(chuàng)新質(zhì)量涵蓋了創(chuàng)新成果的程度、數(shù)量、可靠性和價值績效等，屬于產(chǎn)品質(zhì)量、過程質(zhì)量和管理質(zhì)量的綜合體現(xiàn)。國內(nèi)學者楊立國等（2007）［2］基于質(zhì)量管理的視角，將創(chuàng)新質(zhì)量概括為產(chǎn)品或服務質(zhì)量、運作過程質(zhì)量以及經(jīng)營管理質(zhì)量三個領域的綜合。俞立平等（2019）［3］則認為，有別于創(chuàng)新數(shù)量與規(guī)模，創(chuàng)新質(zhì)量主要表征了企業(yè)創(chuàng)新水平和高度。單純從發(fā)明專利、科技論文等科技成果指標看，我國科技創(chuàng)新發(fā)展的基本指標總體令人滿意，但除了在量子通訊、航天、高鐵等少數(shù)領域位居世界先進水平外，大多數(shù)技術領域的創(chuàng)新質(zhì)量與發(fā)達國家相比還有較大差距［4］。究其原因，科技創(chuàng)新過程呈現(xiàn)了高度技術復雜性和市場需求不確定性等特征，巨大的創(chuàng)新投資成本和風險使企業(yè)追求實現(xiàn)高質(zhì)量創(chuàng)新并不容易。因此，在我國經(jīng)濟步入新常態(tài)背景下，進一步探討如何提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量對增強企業(yè)自身的市場競爭力、促進經(jīng)濟結構轉(zhuǎn)型升級都具有重要意義。

如何提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量？從理論上而言，企業(yè)主動開展技術創(chuàng)新的意愿及行動不僅取決于創(chuàng)新凈收益，還受到創(chuàng)新投入資源的約束。在創(chuàng)新收益低于創(chuàng)新成本情形下，企業(yè)主動開展技術創(chuàng)新的意愿相對淡薄。而當創(chuàng)新投入不足且外部融資得不到滿足，那么企業(yè)技術創(chuàng)新行動則面臨融資約束。我國金融體系依然面臨著政府過度干預和所有制歧視帶來的金融抑制問題，實體企業(yè)在金融資源非市場化配置問題突出的市場環(huán)境中很難完全擺脫融資約束［5］。以中國高新技術產(chǎn)業(yè)為例，2020年R&D內(nèi)部經(jīng)費支出中，企業(yè)自有資金占比93.38%，政府補助占比僅為5.75%，這足以表明我國企業(yè)的創(chuàng)新投資活動在金融抑制體制下普遍面臨融資約束難題，而嚴重依賴內(nèi)源性融資的實體企業(yè)很難有較高的創(chuàng)新質(zhì)量。

值得注意的是，隨著實體企業(yè)投資回報率不斷下滑，越來越多的企業(yè)在經(jīng)營過程中偏離主營業(yè)務而涉足金融領域，將原本投資實體產(chǎn)業(yè)的稀缺資源配置于金融資產(chǎn)。如今實體企業(yè)這種金融化行為已經(jīng)成為社會經(jīng)濟發(fā)展中的普遍現(xiàn)象，盡管實體企業(yè)傾向增加金融資產(chǎn)的配置而降低研發(fā)投資和固定資產(chǎn)投資，能夠在短期獲得利潤豐厚的虛擬經(jīng)濟回報，但企業(yè)金融化行為占用了原本應投資于實體產(chǎn)業(yè)的資源并抑制了企業(yè)的研發(fā)投入［6］，這無疑加劇了企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新需求與創(chuàng)新投入約束之間的矛盾，在很大程度上限制了企業(yè)創(chuàng)新投入水平和創(chuàng)新質(zhì)量提升。

基于上述背景分析，本文試圖實證檢驗實體企業(yè)金融化行為對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量造成的影響?？紤]實體企業(yè)之間不同所有制差異和行業(yè)異質(zhì)性及創(chuàng)新質(zhì)量提升過程可能存在的不同效果，本文主要從以下兩個方面進行分析：第一，考慮實體企業(yè)往往基于預防儲備抑或資本套利的不同動機配置金融資產(chǎn)，所以不同于多數(shù)文獻將實體企業(yè)金融化同質(zhì)化處理的做法，本文分別考察了實體企業(yè)不同動機下配置金融資產(chǎn)行為對創(chuàng)新質(zhì)量的異質(zhì)性影響；第二，考慮企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量不可避免地會受到金融生態(tài)環(huán)境及其自身融資約束程度的影響，本文將融資約束引入企業(yè)金融化的分析框架中，實證檢驗了金融化行為、融資約束以及兩者交互作用對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響，并利用門檻效應模型對金融化、融資約束與實體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間的非線性關系進行檢驗。

二、理論機制與研究假設

（一）金融化行為影響創(chuàng)新質(zhì)量的機理

實體企業(yè)金融化趨勢作為一種金融投資增長現(xiàn)象，已成為當前一項重要的研究課題。從表象上看，金融化行為反映了實體企業(yè)在資產(chǎn)負債表中增加了金融資產(chǎn)配置的比重［6］，但本質(zhì)上是金融動機、金融市場、金融參與者和金融機構在國內(nèi)及國際經(jīng)濟運行中的地位不斷提升。因而企業(yè)金融化行為在根本上是宏觀經(jīng)濟運行在微觀層面的表現(xiàn)，也折射了金融要素在實體企業(yè)經(jīng)營發(fā)展過程中日益凸顯的重要作用。實踐表明，企業(yè)創(chuàng)新活動既是一項周期長、投入高和風險大的投資活動，又是一個不斷累積、協(xié)同和優(yōu)化的過程，這一過程往往遭遇融資約束、技術限制、資源配置低效和商業(yè)化應用不足等諸多困擾。所以，持續(xù)的創(chuàng)新研發(fā)投入和有效的創(chuàng)新管理在很大程度上決定了企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。同時，實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的金融化行為本屬于追求經(jīng)濟利益驅(qū)動下的“理性”市場化行為，能夠在融資能力增進、外部資源獲取和創(chuàng)新網(wǎng)絡嵌入等方面為企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升創(chuàng)造便利條件，但是金融化行為對企業(yè)創(chuàng)新活動水平和質(zhì)量均具有不確定的影響。

目前，學術界普遍關注實體企業(yè)金融化行為的經(jīng)濟后果及其對企業(yè)造成的影響。就金融化趨勢在宏觀層面的經(jīng)濟后果而言，大多數(shù)研究對其持否定態(tài)度，認為金融化行為使社會資源從實體經(jīng)濟部門轉(zhuǎn)向虛擬經(jīng)濟部門，對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)升級、技術創(chuàng)新等都產(chǎn)生負面影響［7］。相比較而言，實體企業(yè)金融化行為在微觀層面的效應則存在較大爭議。一部分觀點認為，實體企業(yè)配置更多收益率高的金融資產(chǎn)，可以充分利用閑置資金以獲得金融投資帶來的收益，從而改善企業(yè)的投資效率［8］，降低企業(yè)的融資約束水平［9］，提升經(jīng)營業(yè)績水平［6］，實現(xiàn)反哺主業(yè)發(fā)展。另一部分觀點認為，企業(yè)將大量用于實體投資的資本配置于金融資產(chǎn)，勢必會降低企業(yè)經(jīng)營性業(yè)務的投資能力［10-11］、削弱技術創(chuàng)新能力［6］、抑制全要素生產(chǎn)率［10］等，因此，實體企業(yè)利用有限的資源配置于金融資產(chǎn)的金融化行為會對實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動造成負面影響。

企業(yè)參與金融市場行為對創(chuàng)新質(zhì)量可能存在“促進”和“抑制”兩種截然相反的效果。一方面，實體企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用突出表現(xiàn)在優(yōu)化企業(yè)不同經(jīng)營領域之間的資源配置，從而提升創(chuàng)新資源在組織內(nèi)的配置效率。如前所述，企業(yè)創(chuàng)新活動需要大量研發(fā)資本的持續(xù)投入，投入水平不足將直接導致創(chuàng)新質(zhì)量不高甚至失敗。所以實體企業(yè)選擇配置流動性較強的金融資產(chǎn)以獲取高額收益，直接拓寬了企業(yè)融資渠道從而緩解創(chuàng)新活動的融資約束困境［12］。因此，實體企業(yè)金融化行為無疑提高了組織內(nèi)部資本配置效率，減弱了創(chuàng)新投入對外部資源的依賴，改善了公司創(chuàng)新管理效能，有助于創(chuàng)新質(zhì)量提升。另一方面，實體企業(yè)參與金融市場活動抑制創(chuàng)新質(zhì)量提升主要表現(xiàn)在削弱企業(yè)從事創(chuàng)新投資的內(nèi)在動力。從表面上看，實體企業(yè)金融化使得原本捉襟見肘的資金投入金融市場，金融投資與創(chuàng)新投入之間的替代關系使企業(yè)對創(chuàng)新投資的資源配置大大減少，進而對技術創(chuàng)新直接形成“擠出效應”［13-14］。但究其根本，金融化行為本屬于企業(yè)管理層追求金融市場高額回報下的短期行為，一旦將資本從實體部門轉(zhuǎn)移至金融領域并獲得較高收益率，企業(yè)技術創(chuàng)新活動必然會受到投入不足的影響而難以產(chǎn)生高質(zhì)量創(chuàng)新績效。根據(jù)上述分析，本文提出假設1、假設2。

H1：金融化會產(chǎn)生“蓄水池”效應，企業(yè)金融化程度的提高會提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

H2：金融化會產(chǎn)生“擠出”效應，實體企業(yè)金融化程度的提高會降低企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

（二）不同動機下金融化行為影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的異質(zhì)性

理論研究表明，實體企業(yè)基于不同動機下的金融化行為將產(chǎn)生截然不同的經(jīng)濟后果。一類是基于長遠發(fā)展的戰(zhàn)略目標和預防儲備目的將部分經(jīng)營性資產(chǎn)轉(zhuǎn)換為金融資產(chǎn)，不僅能夠規(guī)避企業(yè)經(jīng)營風險，還有助于企業(yè)利用金融化手段實現(xiàn)傳統(tǒng)經(jīng)營業(yè)務擴展和資源整合，從而通過配置金融資產(chǎn)所獲得的收益反哺主業(yè)［15］。另一類是基于短期利潤追逐和資本套利目的減少對實體經(jīng)濟的投資而選擇投資收益率更高的金融資產(chǎn)。持有該動機的實體企業(yè)金融化行為就其本質(zhì)而言是一種投機行為，會擠出企業(yè)創(chuàng)新投資［16］和實物投資［17］而最終損害企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績。因此，實體企業(yè)基于預防儲備抑或資本套利的不同動機配置金融資產(chǎn)，對創(chuàng)新質(zhì)量具有異質(zhì)性影響。

就預防儲備動機而言，實體企業(yè)參與短期的金融資產(chǎn)配置活動不僅能夠平滑未來的投資需求，借助金融資產(chǎn)的高流動性以降低融資約束對企業(yè)主業(yè)經(jīng)營的不利影響，有助于企業(yè)在外部融資成本高企的現(xiàn)實背景中擺脫創(chuàng)新投入短缺的困境，還可以利用金融資產(chǎn)的高收益率改善短期經(jīng)營業(yè)績，從而提升企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的可持續(xù)能力。相反，企業(yè)在資本套利動機下的金融化行為卻不利于企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的改善。究其原因，資本套利動機強化了企業(yè)投資金融市場的投機屬性，這種追求短期高額收益的行為不僅擠出實物資本投資并限制傳統(tǒng)主業(yè)的發(fā)展，使企業(yè)利潤來源更加依賴金融資產(chǎn)投資及資本市場運作，甚至出現(xiàn)簡單地追求資本增值而非經(jīng)營利潤的現(xiàn)象［18］。因此，本文認為實體企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響是促進還是抑制效應，取決于企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機是預防儲備抑或資本套利。根據(jù)上述分析，本文提出假設3、假設4。

H3：預防儲備動機為主導的實體企業(yè)金融化行為表現(xiàn)為“蓄水池”效應，即實體企業(yè)金融化程度的提高將會提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平。

H4：資本套利動機為主導的實體企業(yè)金融化行為表現(xiàn)為“擠出”效應，即實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置比重的提高必然會降低企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平。

（三）融資約束的調(diào)節(jié)作用

盡管中國金融市場近年來得到了快速發(fā)展，但是總體金融發(fā)展水平仍然滯后于經(jīng)濟發(fā)展，這使企業(yè)普遍面臨較大的融資約束［19］。所以，理論上實體企業(yè)金融化提高抑或降低創(chuàng)新質(zhì)量可能是由企業(yè)融資約束的異質(zhì)性所決定的。究其原因，技術研發(fā)過程本身所具有的不確定性、長周期性和信息不對稱性等重要特征，使企業(yè)創(chuàng)新過程中不可避免面臨融資約束的問題。此時，實體企業(yè)將資金應用于金融資產(chǎn)投資活動中，融資約束不僅使原本捉襟見肘的創(chuàng)新投入進一步減少，還在一定程度上限制企業(yè)外部融資能力，從而進一步放大企業(yè)創(chuàng)新活動面臨資金不足的困擾，通過影響與研發(fā)有關的人力、財力投入而影響創(chuàng)新質(zhì)量，甚至也會通過影響研發(fā)投入的要素配置效率來影響創(chuàng)新質(zhì)量。

相比較而言，融資約束小的企業(yè)本身資金較充足，可以靈活應對融資問題，企業(yè)擁有的各類資源既可以用于生產(chǎn)經(jīng)營活動中的創(chuàng)新投資，也可以用于資本市場的金融資產(chǎn)配置，其通過投資金融產(chǎn)品的目的是為了增加企業(yè)內(nèi)部的留存收益，確保企業(yè)有足夠的創(chuàng)新資本投入。而對于融資缺口較大的企業(yè)而言，融資約束很大程度上限制了他們的創(chuàng)新投資，更容易因為資金的缺乏等問題導致創(chuàng)新活動的中止［20］，此時這些企業(yè)增加短期投資使其金融化程度上升［21］，獲取高額投資收益緩解融資約束來保證企業(yè)正常的生產(chǎn)經(jīng)營活動，企業(yè)配置更多金融資產(chǎn)必將對創(chuàng)新投入產(chǎn)生抑制效果。因此，本文提出假設5、假設6。

H5：面臨融資約束缺口較大時，金融化行為對實體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生的“擠出”效應更加明顯。

H6：面臨融資約束缺口較小時，金融化行為對實體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生的“蓄水池”效應更加明顯。

綜合上述分析，國內(nèi)外研究普遍認為實體企業(yè)在金融市場的資產(chǎn)配置行為所產(chǎn)生的投資收益要遠高于傳統(tǒng)生產(chǎn)經(jīng)營活動帶來的收益，但是也給企業(yè)高質(zhì)量開展技術創(chuàng)新活動帶來不利影響，金融化行為與創(chuàng)新質(zhì)量之間的關系在不同金融化動機下顯著不同。因此，本文基于預防儲備動機和資本套利動機的區(qū)分，深入分析了金融化行為影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的內(nèi)在機理，進一步分析處于不同融資約束狀態(tài)區(qū)間所具有的差異化調(diào)節(jié)作用，力求為新時代背景下實體企業(yè)做出正確的投資決策提供依據(jù)。本文的邏輯框架如圖1所示。

圖1 理論邏輯架構

三、研究設計

（一）模型設定

為了檢驗理論分析中所提出的相關假說，本文借鑒王紅建等（2017）［6］、顧海峰和張歡歡（2020）［22］等學者的做法，構建金融化行為對實體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平影響的面板數(shù)據(jù)模型：

其中：被解釋變量Riit代表企業(yè)i在第t期的創(chuàng)新質(zhì)量水平；解釋變量Finit代表企業(yè)i在第t期的金融化程度；為控制變量群組；λt、ηi分別代表時間和行業(yè)固定效應；εit為隨機擾動項。

考慮企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在本質(zhì)上是一個逐漸積累演化的動態(tài)過程，即不僅受到當前各種經(jīng)濟因素的影響，也與企業(yè)歷史創(chuàng)新質(zhì)量水平有密切關系。為了捕捉這種持續(xù)性特征，本文將基準回歸模型擴展為如下形式的動態(tài)面板模型：

（二）變量選取

1.創(chuàng)新質(zhì)量（Ri）

學術界對于創(chuàng)新質(zhì)量的概念界定及其本質(zhì)內(nèi)涵尚未形成統(tǒng)一觀點。就企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的測度方法而言，現(xiàn)有文獻一般是從創(chuàng)新產(chǎn)出角度選擇企業(yè)新產(chǎn)品數(shù)量或產(chǎn)值［23］和專利數(shù)量［24］兩類指標。其中，專利指標通常包括專利申請或授權數(shù)量、專利引用次數(shù)以及利用專利獲得銷售收入。比較國內(nèi)外相關研究可以發(fā)現(xiàn)，國外主流文獻在度量創(chuàng)新質(zhì)量時多數(shù)使用授權專利的引用次數(shù)或新專利新技術而取得的銷售收入來表示創(chuàng)新質(zhì)量，但中國專利數(shù)據(jù)庫并未提供引用次數(shù)信息，企業(yè)財務報表信息披露中也沒有明確的因新專利、新技術而取得的銷售收入數(shù)據(jù)。所以國內(nèi)文獻在度量創(chuàng)新質(zhì)量時一般使用R&D投入、專利申請量和專利授權量等創(chuàng)新投入產(chǎn)出指標?？紤]專利所含知識的復雜性越高，其被模仿和改進的難度越大，對應于企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量也越高。本文借鑒白旭云等（2019）［25］的做法，將發(fā)明申請專利數(shù)量作為高質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量，并用其衡量實體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平。為了更精確地估計實體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，本文參考蔡紹洪、俞立平（2017）［26］的做法，以發(fā)明申請專利量與所有專利申請量的比值衡量創(chuàng)新質(zhì)量的結果，進行穩(wěn)健性檢驗。

2.企業(yè)金融化（Fin）

所謂的金融化程度本質(zhì)上體現(xiàn)了實體企業(yè)參與金融市場投資的程度，并主要表現(xiàn)為金融資產(chǎn)配置比重的高低。本文參照王紅建等（2017）［6］、杜勇等（2017）［14］、張成思和張步曇（2016）［17］、彭俞超等（2018）［27］的做法，采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來反映實體企業(yè)的金融化水平（Fin）。具體的計算如下式：

為了進一步區(qū)分預防儲備動機下金融化行為和資本套利動機下金融化行為的“結構性”差異，本文將樣本企業(yè)按照如下標準進行細分：當企業(yè)i持有長期金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重在樣本期限內(nèi)的平均值高于短期金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重的平均值，則將該企業(yè)的金融化行為視為資本套利動機；反之，定性為預防儲備動機下的金融化行為。

3.融資約束（Rzys）

衡量融資約束（Rzys）的常見指標有KZ指數(shù)、WW指數(shù)、SA指數(shù)等。其中，SA指數(shù)的計算結果只與企業(yè)的年齡、規(guī)模相關，具有較強的外生性，克服了KZ指數(shù)、WW指數(shù)存在的一些弊端并在實證研究中得到了廣泛應用［28］。因此，本文借鑒Hadlock and Pierce（2010）［29］的計算方法：SA=0.043Size2-0.737Size-0.04Age。其中：Age為企業(yè)年齡；Size為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)。SA值越小，則企業(yè)融資約束越嚴重，反之越寬松［30］。

4.控制變量

根據(jù)方芳和蔡衛(wèi)星（2016）［31］、肖忠意和林琳（2019）［32］等學者的研究，本文在回歸模型中選取企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)資本結構（Lev）、資本密集度（Fixed）、經(jīng)營現(xiàn)金流（Cfo）、股權集中度（Ebd）、現(xiàn)金存量（Cash）、資本積累率（Rca）作為模型的控制變量。此外，為了控制年度變化和行業(yè)間發(fā)展水平差異對企業(yè)行為決策的影響，本文還設置了年份、行業(yè)虛擬變量以控制相關的固定效應影響。主要變量定義及計算方法見表1所列。

表1 主要變量定義

（三）數(shù)據(jù)來源及樣本選取

鑒于上市公司具有經(jīng)營狀況和信息披露透明度高的優(yōu)點，本文選擇2007—2019年我國滬深A股上市公司年度數(shù)據(jù)為研究樣本，上市公司數(shù)據(jù)均來源于CSMAR和CNRDS數(shù)據(jù)庫。參考已有研究，本文根據(jù)以下標準對總體樣本進行篩選：①剔除ST、*ST、PT等處于異常交易狀態(tài)的公司。②因為本文主要考察實體企業(yè)金融化行為，因此剔除金融業(yè)、保險業(yè)及房地產(chǎn)業(yè)上市公司。③剔除公司財務、股權等特征數(shù)據(jù)存在缺失或異常的觀測值。同時，本文保留了856個上市公司的11 128個公司年度觀測值。為消除極端值的影響，對于連續(xù)變量均做了上下各1%的Winsorize縮尾處理。變量的描述性統(tǒng)計結果見表2所列。

表2 變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表2

四、實證分析

（一）基準回歸結果

基準回歸結果見表3所列。從樣本總體回歸結果看（Panel A）：在控制了行業(yè)和地區(qū)固定效應后，無論是靜態(tài)模型的OLS估計，還是固定效應和隨機效應估計結果，金融化程度與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量之間均呈現(xiàn)顯著負相關關系，即企業(yè)配置金融資產(chǎn)比重提高一個百分點客觀上導致企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量下降0.496 7%，這表明實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)水平顯著干擾了企業(yè)技術創(chuàng)新活動。實證結果初步驗證了H2，但是并不支持H1。

表3 基準回歸結果

本文采取廣義矩估計（GMM）方法對動態(tài)面板模型進行估計。為了檢驗GMM估計的一致性，運用Sargan檢驗以判斷模型是否存在過度識別，以及對擾動項是否存在一階與二階自相關進行檢驗。結果表明：Sargan統(tǒng)計量的P值大于0.1，表明不能拒絕工具變量為過度識別的原假設，即工具變量的選擇是有效的。殘差序列相關性檢驗顯示AR（1）的統(tǒng)計量均小于0.1，且AR（2）的統(tǒng)計量大于0.1，可以認為模型不存在過度識別問題，擾動項也不存在序列自相關問題，因而模型具有一定的合理性（1）。從動態(tài)面板的估計結果可以看出，滯后1期創(chuàng)新質(zhì)量水平的系數(shù)在1%水平上顯著大于零，表明企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升過程在一定程度上是慣性特征驅(qū)動的結果。

從不同金融化行為動機的分類回歸結果看（Panel B）：企業(yè)金融化行為動機不同對創(chuàng)新質(zhì)量的邊際效應呈現(xiàn)明顯差異。其中，預防儲備動機為子樣本的回歸結果表明，實體企業(yè)金融化程度（Fin）對創(chuàng)新質(zhì)量的邊際影響為0.325 8，而資本套利動機占據(jù)主導的企業(yè)投資金融資產(chǎn)對創(chuàng)新質(zhì)量的影響高達-0.850 8。很顯然，預防儲備動機為主導的實體企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響主要表現(xiàn)為“蓄水池”效應，即配置金融資產(chǎn)活動顯著增強了企業(yè)在未來技術創(chuàng)新過程中資源投入的能力和水平；基于資本套利動機為主導的實體企業(yè)金融化行為對于實體企業(yè)經(jīng)營產(chǎn)生的影響主要表現(xiàn)為資源“擠出”效應，即企業(yè)金融化程度提高必然會降低企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。由此，H3和H4得以基本證實。另外，回歸結果中其他控制變量的符號也基本符合理論預期。

（二）內(nèi)生性問題處理

基準回歸能夠在一定程度上消除異方差及自相關問題對估計結果有效性的不利影響，但是基于以下兩個方面的原因仍然需要對估計結果存在的內(nèi)生性問題繼續(xù)探討。一是由于企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量具有內(nèi)在持續(xù)性特征且與諸多因素之間存在相互關聯(lián)，企業(yè)當前的創(chuàng)新質(zhì)量水平可能影響以后若干時期的創(chuàng)新質(zhì)量水平；二是金融投資決策本身與企業(yè)創(chuàng)新投入之間關系的客觀存在，致使企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平的差異直接影響企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機差異。上述兩個方面的逆向因果關系，都有可能破壞基準回歸中參數(shù)結果的一致性。為此，本文采用理論上較為嚴謹?shù)墓ぞ咦兞糠ǎ↖V）解決可能存在的雙向因果問題。具體借鑒杜勇等（2017）［14］的做法，選擇金融化Fin的滯后一期（Fint-1）和滯后二期（Fint-2）作為工具變量，以討論工具變量是否存在識別不足及相關性問題，結果見表4所列。

表4 內(nèi)生性檢驗結果

Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明工具變量不存在過度識別的問題；有限信息極大似然方法（LIML）估計結果與兩階段最小二乘法（2SLS）估計結果高度一致，說明工具變量與發(fā)生變量之間有足夠的相關性，可不必擔心弱工具變量問題。在此基礎上，本文分別選擇了兩步最優(yōu)GMM和迭代GMM估計方法對模型進行估計，企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量影響在考慮內(nèi)生性后顯著且穩(wěn)定，再次支持了H1的觀點。

（三）其他穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗模型回歸結果是否隨著參數(shù)設定的變化而保持適當?shù)姆€(wěn)健性，本文主要通過替換被解釋變量、剔除過度金融化樣本、改變樣本容量、考慮產(chǎn)權異質(zhì)性以及行業(yè)技術密集度的差異等五個方面來進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的重新衡量。為檢驗上述估計結果的穩(wěn)健性，需要重新測度創(chuàng)新質(zhì)量（Ri）并做進一步驗證。具體參考蔡紹洪、俞立平（2017）［26］的做法，以發(fā)明專利與申請專利的比值衡量企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，估計結果見表5所列。全樣本回歸結果中核心解釋變量Fin的系數(shù)估計值分別為-0.113 8、-0.044 7和-0.061 7，均通過了顯著性檢驗，說明在改變企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的衡量方法后，基準回歸結論依然成立。進一步區(qū)分不同金融化動機發(fā)現(xiàn)，無論是對于預防儲備動機的企業(yè)還是資本套利動機的企業(yè)，核心解釋變量金融化（Fin）的系數(shù)估計值均通過了顯著性檢驗，說明金融化行為對不同類型的實體企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量均具有顯著的作用，同時進一步佐證了實體企業(yè)基于預防儲備抑或資本套利的不同動機配置金融資產(chǎn)對創(chuàng)新質(zhì)量具有異質(zhì)性影響。

表5 基于創(chuàng)新質(zhì)量重新衡量的穩(wěn)健性檢驗結果

（2）控制過度金融化帶來的影響。一直以來，中國乃至世界主要發(fā)達國家都經(jīng)歷了金融行業(yè)規(guī)模擴張、實體企業(yè)投資金融領域的過程，尤其是在金融創(chuàng)新不斷加速和金融跨界經(jīng)營大行其道的現(xiàn)實背景下，學術界也普遍意識到實體企業(yè)存在“過度金融化”跡象。所以將實體企業(yè)金融化行為的性質(zhì)不加區(qū)分的做法，可能造成基準回歸結果的不準確。因此，本文借鑒Richardson（2006）［33］構建非效率投資的思想，并參考黃賢環(huán)等（2019）［34］的變量處理方法，利用以下方程擬合出實體企業(yè)適宜金融化水平：

依據(jù)上述擬合方程的參數(shù)估計結果可以得到實體企業(yè)適宜金融化水平Fin*，然后比較實際金融化水平與適宜金融化水平的大小，倘若，則表明企業(yè)i在時期t不存在過度金融化傾向；反之，企業(yè)則具有過度金融化行為。經(jīng)過計算，共計有253家企業(yè)在樣本期間出現(xiàn)適宜金融化水平高于實際金融化水平。剔除過度金融化樣本企業(yè)后的實證回歸結果見表6所列。可見核心解釋變量（Fin）的估計結果在數(shù)值大小、方向以及顯著性水平上均沒有實質(zhì)性變化，再次驗證了實體企業(yè)金融化行為降低了企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平，基準結論較為穩(wěn)健。

表6 基于樣本進一步篩選的穩(wěn)健性檢驗結果

（3）壓縮樣本。2008年爆發(fā)的全球性金融危機不僅對宏觀經(jīng)濟增長造成沖擊，而且對資本市場及宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)整產(chǎn)生重大影響。出于穩(wěn)定經(jīng)濟增長和就業(yè)的需要，2008年金融危機發(fā)生后實體企業(yè)普遍獲得規(guī)模較大的金融資源?？紤]金融危機對企業(yè)金融資源配置及投資行為的影響，本文進一步壓縮了實證分析樣本的時間期限，采用2010—2019年的數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果見表6所列。解釋變量（Fin）的回歸系數(shù)與基準回歸結果在系數(shù)大小、顯著性水平上都非常接近，再次表明基準結論較為穩(wěn)健。

（4）考慮企業(yè)產(chǎn)權屬性的影響。為了考察企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響是否在國有企業(yè)與民營企業(yè)之間存在顯著差異，本文將樣本企業(yè)根據(jù)所有制類型分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類子樣本并分別進行回歸，估計結果見表7所列。

表7 考慮產(chǎn)權結構和技術密集度差異的穩(wěn)健性檢驗

可以看出，企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量抑制作用的結論依舊沒有改變。但值得注意的是，國有企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量抑制作用的顯著性和效果都明顯弱于非國有企業(yè)，說明金融化對非國有企業(yè)的影響大于對國有企業(yè)的影響。這可能是由于國有企業(yè)擁有資源優(yōu)勢、雄厚的綜合實力以及全面的專業(yè)制造能力，金融化對其創(chuàng)新質(zhì)量的影響效果并不明顯；而非國有企業(yè)在交易成本、資源稟賦、融資便利度等方面與國有企業(yè)相比有著明顯差距，通過企業(yè)金融化緩解資金約束的偏好十分強烈，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入，也降低了創(chuàng)新質(zhì)量。

（5）考慮行業(yè)技術密集度的差異。以證監(jiān)會公告〔2012〕31號《上市公司行業(yè)分類指引》為基礎，借鑒聶輝華等（2012）［35］學者的處理思路，本文將全部樣本企業(yè)細分為低技術型、中技術型、高技術型三個子樣本分別進行回歸，結果見表7所列。估計結果表明，高技術密集型企業(yè)金融化程度（Fin）每提高1%，導致相關企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平發(fā)生0.866 0%的下降幅度，而在中度技術密集型行業(yè)中的影響僅為-0.456 7。其原因在于技術密集程度不同的行業(yè)或企業(yè)的投資偏好存在較大差異，譬如高新技術企業(yè)市場競爭優(yōu)勢和較高的盈利水平主要依賴于自身較強的技術創(chuàng)新能力，但是中低技術密集型企業(yè)為了獲取可觀的經(jīng)濟收益可能更偏好于具有較高風險的金融資產(chǎn)投資。不難理解，高技術密集型企業(yè)傾向于在技術研發(fā)活動中投入更多的資源，故而金融市場的投資行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響被進一步弱化。

五、擴展研究：融資約束的調(diào)節(jié)作用

基于已有關于實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)活動與創(chuàng)新質(zhì)量之間關系的研究，本文理論分析認為，企業(yè)融資約束異質(zhì)性特征作為金融化影響創(chuàng)新質(zhì)量的重要調(diào)節(jié)變量?；诖耍静糠謱嵶C檢驗實體企業(yè)融資約束異質(zhì)性特征是否可以有效調(diào)節(jié)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的抑制作用。

（一）融資約束調(diào)節(jié)效應檢驗

企業(yè)融資約束的存在不僅顯著降低了企業(yè)主動參與創(chuàng)新的意愿，甚至廣泛影響企業(yè)金融資源配置效率、技術創(chuàng)新投入水平、創(chuàng)新行為成本。為了研究實體企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新之路的影響是否受到融資約束的調(diào)節(jié)作用，本文借鑒彭俞超等（2018）［27］、翟光宇等（2021）［36］的做法，引入融資約束（Rzys）作為調(diào)節(jié)變量并構建如下調(diào)節(jié)效應模型：

其中：Rzysit代表企業(yè)i在第t期面臨的融資約束大??；Finit×Rzysit為金融化程度與融資約束的交乘項。融資約束調(diào)節(jié)作用的回歸結果見表8所列。全樣本估計結果（Panel C）表明金融化程度對創(chuàng)新質(zhì)量的影響方向、程度及顯著性保持穩(wěn)健，這與基準回歸結果完全吻合。

表8 考慮融資約束調(diào)節(jié)作用的回歸結果

由表8可知，融資約束變量為負向指標且系數(shù)為0.353 6，說明融資約束抑制了企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。接著在模型（Ⅱ）中引入交互項Fin×Rzys，發(fā)現(xiàn)企業(yè)融資約束缺口的緩解能夠明顯改善企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，而且與模型（Ⅰ）估計結果相比，企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的邊際效應大幅度下降，F(xiàn)in的系數(shù)由-0.446 3變?yōu)?0.476 5，表明融資約束在實體企業(yè)金融化行為影響創(chuàng)新質(zhì)量過程中具有明顯的調(diào)節(jié)作用。由此可以推斷，企業(yè)面臨的融資約束在很大程度上決定了實體企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量水平的影響，可能是由企業(yè)面臨的融資約束程度決定的。交互項系數(shù)顯著為負恰好印證了這一點，即實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的抑制效應隨著融資約束程度的變小呈現(xiàn)減弱趨勢。如果實體企業(yè)面臨嚴重的融資約束缺口，那么企業(yè)金融化對其創(chuàng)新質(zhì)量的抑制效應較強；如果面臨寬松的融資約束，則抑制效應較弱?？傊?，通過引入企業(yè)融資約束，得出實體企業(yè)利用有限的資源配置金融資產(chǎn)對其創(chuàng)新質(zhì)量的抑制效應與融資約束呈現(xiàn)正向變動關系的結論，驗證了H5和H6。

（二）融資約束門檻效應檢驗

上述的實證回歸結果初步驗證了實體企業(yè)金融化提高抑或降低創(chuàng)新質(zhì)量可能是由企業(yè)融資約束的異質(zhì)性所決定的，但是隨著融資約束缺口的變化，企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響可能發(fā)生結構性改變，或者說處于不同融資約束狀態(tài)區(qū)間所具有的調(diào)節(jié)作用存在較大差異。因此，本文采用門限面板回歸模型分析實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)與創(chuàng)新質(zhì)量之間的非線性關系。門檻模型設定如下：

其中：Rzysit是門限變量；γ為特定的門限值；ω1、ω2分別為門限變量在Rzysit≤γ和Rzysit＞γ時企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的影響系數(shù)；I(·)為示性函數(shù)，滿足括號內(nèi)條件取值為1，否則取值為0；εit～iid(0,σ2)為隨機誤差項。

本文選用融資約束作為門檻變量，首先檢驗門檻效應的存在性，再參考連玉君、程建（2006）［37］的方法確定門檻個數(shù)和門檻值，結果見表9所列。檢驗發(fā)現(xiàn)，融資約束的單一門檻和雙重門檻分別通過了1%和10%水平的顯著性檢驗，但三重門檻并沒有通過檢驗。由此可知，融資約束存在雙重門檻值，適用雙重門限模型。在此基礎上，控制時間效應和個體效應并對該門檻模型進行參數(shù)估計。為使本文的研究結果更加穩(wěn)健和合理，本文采用Engle等（1983）［38］的檢驗方法進行弱外生性檢驗。由于F統(tǒng)計量的值為1.581，P值為0.074，故融資約束水平（Rzys）具有弱外生性。

表9 門檻效應檢驗結果

金融化與創(chuàng)新質(zhì)量關系的門限回歸結果見表10所列，結果顯示，當融資約束水平（Rzys）低于門檻值6.700 9，企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的回歸系數(shù)為-0.369 0，且在1%的水平上顯著；當融資約束水平（Rzys）高于6.700 9但低于8.544 7時，融資約束逐漸寬松，金融化的回歸系數(shù)由負變正，變成了2.786 5且顯著；當融資約束水平（Rzys）高于門檻值8.544 7時，此時融資約束極小，金融化的系數(shù)一下子跳躍到了15.324 9。由此可見，當實體企業(yè)融資約束缺口跳躍過某個門檻值時，其在金融市場上增加金融資產(chǎn)配置比重的行為對自身創(chuàng)新質(zhì)量的影響會發(fā)生實質(zhì)性的改變，甚至影響方向由負變正，呈現(xiàn)“U”型趨勢?？傊陨戏治鲎C實了H5和H6，并得出一致結論：企業(yè)自身面臨的融資約束缺口越大，其金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的抑制作用就越發(fā)明顯，但要發(fā)揮融資約束疊加效應還需要將其控制在合理的區(qū)間范圍。

表10 金融化與創(chuàng)新質(zhì)量關系的門限回歸

續(xù)表10

六、結論與啟示

當前，創(chuàng)新已經(jīng)成為國家經(jīng)濟增長的主要驅(qū)動力和企業(yè)贏得市場競爭的重要法寶。作為國家創(chuàng)新體系的主體，實體企業(yè)已然是影響國家和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要因素。當企業(yè)的創(chuàng)新活動面臨融資約束難題時，實體企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響必然是企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展研究的重要議題。本文以2007—2019年A股非金融上市公司作為研究對象，實證檢驗了企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響以及融資約束在兩者之間所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應。結果顯示：①金融化與實體企業(yè)長期的創(chuàng)新績效之間存在不匹配的特點，即實體企業(yè)以配置金融資產(chǎn)的方式進行金融投資活動，顯著擠出企業(yè)創(chuàng)新資源投入水平并抑制企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。②從不同動機的分類回歸結果看，實體企業(yè)在不同金融化動機下配置金融資產(chǎn)的行為對創(chuàng)新質(zhì)量的邊際影響呈現(xiàn)了顯著差異。③融資約束在實體企業(yè)金融化行為影響創(chuàng)新質(zhì)量過程中顯現(xiàn)了調(diào)節(jié)效應，即實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的抑制效應隨著融資約束程度的變小呈現(xiàn)減弱趨勢。④進一步討論發(fā)現(xiàn)，實體企業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的抑制效果在非國有企業(yè)比國有企業(yè)更明顯，不同要素密集度的行業(yè)金融化對創(chuàng)新質(zhì)量的抑制作用也存在差異。

本文的研究結論有以下啟示：①如何客觀辯證地看待當前我國越來越多實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的行為。在寬松穩(wěn)健的貨幣政策下，過剩的流動性問題不斷凸顯且未能得到有效的監(jiān)管，必然導致金融資源“脫實向虛”的狀況，從而嚴重影響我國金融資源向?qū)嶓w經(jīng)濟的供給。事實上，實體企業(yè)持續(xù)的過度投資行為不可避免地會擠占實業(yè)投資并導致其自身經(jīng)營風險驟增。然而，金融資產(chǎn)的適度配置恰恰有利于閑置資金的合理利用，能夠有效提升企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量。因此，要抵制實體企業(yè)以資本套利動機為主導的過度投資行為，鼓勵以資金管理動機為主導的適度投資行為，以優(yōu)化資源的配置。②政府監(jiān)管部門要對實體企業(yè)資本套利動機下金融化行為給予嚴格的制度約束，尤其是重點監(jiān)督融資約束程度較大的實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)行為，同時注重營造健康的金融生態(tài)環(huán)境以鼓勵理性的金融化行為。③政府監(jiān)管部門要保障金融監(jiān)管體制約束和金融生態(tài)環(huán)境優(yōu)化激勵的共同推進。一方面，嚴格控制企業(yè)資本套利動機下的投資，引導實體企業(yè)減少金融化套利短視化行為，重新回歸實體產(chǎn)業(yè)。通過給予開展持續(xù)創(chuàng)新企業(yè)更大力度的政策扶持以增強企業(yè)內(nèi)部技術創(chuàng)新能力和市場競爭力，提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量并從實體經(jīng)濟中獲得較高的收益。另一方面，需要實施有效的政策以保障金融生態(tài)環(huán)境的良性發(fā)展，鼓勵有資金管理需求的實體企業(yè)通過合理的金融化活動盤活內(nèi)部資源以提升利用效率，避免實體企業(yè)采取過度金融化手段追逐高度不確定性的金融投資收益。④實體企業(yè)不僅要尊重不同類型金融資產(chǎn)風險收益率的差異性規(guī)律，還需要擁有完善的風險防范機制體系。究其原因，實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的行為顯著影響創(chuàng)新活動的水平和質(zhì)量，需要結合金融資產(chǎn)短期收益和企業(yè)長期發(fā)展戰(zhàn)略合理配置不同種類金融資產(chǎn)的比重，以優(yōu)化金融化資產(chǎn)結構。

注 釋：

（1）Hansen統(tǒng)計量等于1，一般可以認定模型的隨機誤差項不存在序列相關的原假設。