實體企業(yè)金融化對民企創(chuàng)新投資的影響

（副教授），

一、引言

改革開放30多年來，中國經(jīng)濟取得了舉世矚目的成就，逐步成為世界第二大經(jīng)濟體國家。而中國民營經(jīng)濟無疑是近些年來推動國民經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，民企的逐利性與本土市場反應的敏感性等特點，都是民營經(jīng)濟的發(fā)展活力在國有經(jīng)濟之上的原因[1]。截至2011年底，民企總數(shù)占全國企業(yè)總數(shù)的96%，對中國GDP的貢獻超過50%，就業(yè)人數(shù)占全國就業(yè)總?cè)藬?shù)的75%，民企在中國經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著舉足輕重的作用。根據(jù)經(jīng)濟內(nèi)生理論，技術創(chuàng)新是實現(xiàn)經(jīng)濟增長的決定性因素，而作為實體經(jīng)濟發(fā)展重要載體的企業(yè)是技術創(chuàng)新的主體[2]，因此企業(yè)創(chuàng)新對實體經(jīng)濟的發(fā)展發(fā)揮重要作用。但已有調(diào)查結果顯示，與國企相比，民企創(chuàng)新投資意愿相對不足，融資困難便是最主要的原因之一[3]。與國企相比，民企在籌集資金時沒有政府這一隱性擔保，難以獲得持續(xù)穩(wěn)定的現(xiàn)金流來維持創(chuàng)新投資。但近些年金融發(fā)展進程的逐步加快，無疑為民企籌集資金拓寬了渠道。越來越多的企業(yè)通過高息委托貸款、過橋貸款等形式配置金融資產(chǎn)獲取高額收益。先前關于金融化的研究，學者們主要從宏觀角度分析實體經(jīng)濟金融化的成因、作用和經(jīng)濟后果[4]，對企業(yè)的影響研究也僅僅局限在實體投資方面[5][6]，對創(chuàng)新投資的影響研究較少。就現(xiàn)有研究金融化對創(chuàng)新投資影響的文獻而言，學者往往將A股所有上市公司作為研究樣本或單獨將制造業(yè)作為研究樣本[7]，但本文認為行業(yè)本身具有異質(zhì)性，將不同行業(yè)的樣本放在一起分析容易產(chǎn)生混淆，同時不同產(chǎn)權性質(zhì)的企業(yè)在融資約束、政府管制、經(jīng)營目標等方面也存在本質(zhì)區(qū)別。

由于民企在融資過程中不可避免地受到一定的產(chǎn)權歧視[8]，使其面臨嚴重的融資約束進而會影響創(chuàng)新投資行為，因此通過配置金融資產(chǎn)獲取高額收益行為對于“融資難”問題較為突出的民企而言可能更為重要[9]。此外，技術創(chuàng)新對制造業(yè)最為重要[10]，因此研究民營制造業(yè)企業(yè)金融化對創(chuàng)新投資的影響具有很強的理論和現(xiàn)實意義。鑒于此，本文以2010～2015年A股民營制造業(yè)上市公司為研究樣本，深入分析實體企業(yè)金融化對民企創(chuàng)新投資的影響。本文的創(chuàng)新點在于專門結合民企特性分析金融化對創(chuàng)新投資的影響，以及高科技行業(yè)特征與產(chǎn)業(yè)政策對金融化與民企創(chuàng)新投資之間關系的調(diào)節(jié)作用。研究結論能夠為豐富和完善企業(yè)金融化理論和創(chuàng)新投資理論提供微觀經(jīng)濟基礎的實證支持，從而為政府如何在金融發(fā)展進程加快的情勢下制定監(jiān)管政策，以及指導民企如何正確運用金融化，進而優(yōu)化創(chuàng)新投資行為、提升創(chuàng)新投資效率提供政策建議。

二、理論分析與研究假設

（一）實體企業(yè)金融化與民企創(chuàng)新投資

創(chuàng)新投資具有周期長、風險高、收益滯后等特點，使得民企內(nèi)部很難具有持續(xù)的現(xiàn)金流來維持創(chuàng)新活動，因此民企創(chuàng)新投資無疑要靠外部融資。由于民企在融資過程中不可避免地受到一定的產(chǎn)權歧視，部分民企面臨嚴重的融資約束進而影響其創(chuàng)新投資行為。同時，創(chuàng)新活動涉及的信息具有一定的保密性，使得外界投資者不能很好地了解企業(yè)創(chuàng)新情況，加之我國資本市場的弱式有效性，導致已公布的關于企業(yè)進行創(chuàng)新投資的信息并不能在資本市場上引起應有的反應，進而使民企面臨更為嚴重的融資約束。而隨著我國金融發(fā)展水平的提高，民企向外部籌集資金具備理論上的可行性，一定程度上影響了民企創(chuàng)新投資行為。

已有研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生有利影響，如解維敏、方紅星[11]從研發(fā)投入的角度研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能夠通過緩解民企融資約束進而促進創(chuàng)新投資；賈俊生等[12]從上市公司專利的視角研究發(fā)現(xiàn)信貸市場可獲得性對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用。金融化作為金融發(fā)展的重要方式之一，同樣對民企創(chuàng)新投資具有重要作用。理想情況下，民企可以基于平滑動機運用閑置資金進行金融資產(chǎn)配置，以暫時獲取高額收益來更好地進行生產(chǎn)經(jīng)營。但事實上，民企管理者是復雜多變且逐利的個體，在利益的驅(qū)使下，更可能會基于投機動機將生產(chǎn)經(jīng)營資本投資于金融資產(chǎn)以獲取高額收益，對創(chuàng)新投資產(chǎn)生“擠出效應”。

根據(jù)資源有限理論，逐利特點更為鮮明的民企在資源有限的情況下，往往傾向于選擇效用最大的投資機會。而已有研究表明企業(yè)通過購買金融資產(chǎn)獲得的短期收益遠遠高于實體投資所帶來的收益，因此在金融發(fā)展進程日趨加快的情況下，民企無論是出于經(jīng)濟壓力還是獲利動機，選擇金融資產(chǎn)投資的可能性均大于進行創(chuàng)新投資的可能性。

民企金融化行為不只體現(xiàn)為購買金融產(chǎn)品，也可能是引入金融機構股東。而金融機構股東的效用函數(shù)與民企經(jīng)營目標不一致，因此基于自身利益的考慮，在制定關乎民企重要命脈的決策時，金融機構股東可能會做出不利于民企長期發(fā)展的行為，進而對民企創(chuàng)新投資產(chǎn)生不利影響。

根據(jù)后凱恩斯主義理論，民企股東價值導向本身易使管理者更看重短期收益，再加上金融資產(chǎn)投資的高收益性，更容易引發(fā)高管短視行為，最終使民企偏離主營業(yè)務，在競爭激烈的市場環(huán)境下難以長期盈利，降低創(chuàng)新投資動力。Graham等[13]以問卷調(diào)查的方法研究發(fā)現(xiàn)，78%的CFO愿意為了獲得短期收益而犧牲有利于企業(yè)獲得長期利益的投資機會。因此，金融化會降低民企創(chuàng)新投資的積極性，從而擠出創(chuàng)新投資。鑒于上述分析，本文提出假設：

H1：實體企業(yè)金融化不利于民企創(chuàng)新投資，產(chǎn)生了“擠出效應”。

（二）高科技行業(yè)特征的調(diào)節(jié)作用

本文認為行業(yè)本身具有異質(zhì)性，根據(jù)證監(jiān)會（2001）對制造業(yè)進行的分類可以看出，雖然同屬制造業(yè)，但結合國家統(tǒng)計局的行業(yè)分類標準（GB/T4754）可以發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)可以劃分為高科技行業(yè)與非高科技行業(yè)。一般而言，高科技行業(yè)本身為技術密集型企業(yè)，其長遠發(fā)展離不開企業(yè)核心競爭力的支撐，而創(chuàng)新投資則是高科技行業(yè)獲取核心競爭力的關鍵路徑之一，因此高科技企業(yè)本身的行業(yè)特性一定程度上決定了其具備較強的創(chuàng)新投資動力。但創(chuàng)新投資具有周期長、見效慢等特點，需要高科技民企源源不斷的現(xiàn)金流作為支撐。由于高科技行業(yè)有別于非高科技行業(yè)，其具有大量高新技術、知識產(chǎn)權、商業(yè)秘密等無形資產(chǎn)，這類資產(chǎn)的可抵押性較低。實體企業(yè)金融化的興起，無疑為高科技民企籌集大量資金提供了理論上的可行性，有利于增強民企創(chuàng)新投資能力，進而有利于其創(chuàng)新投資。而對于非高科技企業(yè)，其本身對創(chuàng)新的需求相對較低，創(chuàng)新投資的積極性明顯不高。同時創(chuàng)新投資周期長、見效慢、風險高的特點，使得非高科技企業(yè)在遵循效用最大化情形下有意規(guī)避創(chuàng)新投資。因此，在面臨激烈的市場競爭時，非高科技企業(yè)可能更多地在生產(chǎn)和銷售環(huán)節(jié)尋求突破，而非進行創(chuàng)新投資。隨著實體企業(yè)金融化逐步興起，非高科技企業(yè)更多地出于投機動機進行金融資產(chǎn)配置，對民企創(chuàng)新投資更多的是發(fā)揮“擠出效應”。

綜上所述，同等條件下民企的高科技行業(yè)特征會使得民企配置金融資產(chǎn)的動機產(chǎn)生差異，即民企的高科技行業(yè)特征使其本身具有較大的創(chuàng)新投資需求和意愿，隨著金融化的推進，其配置金融資產(chǎn)行為旨在通過獲取高額收益來維持長期發(fā)展，體現(xiàn)的是平滑動機，而非投機動機。鑒于此，本文認為高科技行業(yè)特征會弱化金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”。基于上述分析，本文提出假設：

H2：在其他條件不變的情況下，民企的高科技行業(yè)特征能夠弱化金融化對創(chuàng)新投資的“擠出效應”。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010～2015年A股民營制造業(yè)上市公司為研究樣本，借鑒李四海等[14]的做法對樣本數(shù)據(jù)進行篩選：①剔除未進行研發(fā)信息披露的樣本；②剔除ST等T類樣本；③剔除同時在A股與H股或A股與B股上市的樣本；④剔除所有者權益為負值或資產(chǎn)負債率大于1等異常樣本。最終得到833家樣本企業(yè)，共含有2755個觀測值。

本文財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其中“金融化”數(shù)據(jù)是通過手工提取傳統(tǒng)財務報表數(shù)據(jù)，得到不同形式的金融資產(chǎn)數(shù)據(jù)，然后進行加總得到。為進一步消除極端值對研究結果的影響，本文對所有連續(xù)型變量進行上下1%的Winsorize處理。

（二）變量定義與說明

1.被解釋變量——實體企業(yè)創(chuàng)新投資（Innovation）。本文用研發(fā)（R&D）投入作為創(chuàng)新投資的代理變量，并借鑒劉運國、劉雯[15]的研究對其進行期末總資產(chǎn)平減處理。同時，本文使用基于營業(yè)收入平減的研發(fā)投入指標對主檢驗進行穩(wěn)健性檢驗。

2.解釋變量——實體企業(yè)金融化（Financial）。本文借鑒Demir[16]的做法，以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例度量實體企業(yè)的金融化水平。同時采用Penman-Nissim分析框架[17]，重整2010～2015年中國A股非金融上市公司的會計報表，從公司資產(chǎn)中剝離出金融資產(chǎn)，具體包括交易類金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、長期金融股權投資以及委托理財與信托產(chǎn)品四類，其中，交易類金融資產(chǎn)主要包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、短期投資凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額和長期債權投資凈額等六類，然后將其加總并用總資產(chǎn)平減處理。

3.調(diào)節(jié)變量——高科技行業(yè)（Hightech）和產(chǎn)業(yè)政策（IP）。本文根據(jù)國家統(tǒng)計局的行業(yè)分類標準（GB/T4754），將通用設備、專用設備、交通運輸設備、電氣機械及器材、計算機及其他電子設備、通信設備、儀器儀表及文化、辦公用機械行業(yè)界定為高科技行業(yè)，定義Hightech=1，其他為非高科技行業(yè)，定義Hightech=0。另外，參照陳冬華等[18]、余明桂等[19]對產(chǎn)業(yè)政策的定義，本文按照如下標準選取受產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)：如果“十二五”規(guī)劃在具體行業(yè)前提到“支持”“鼓勵”“大力發(fā)展”“重點發(fā)展”等詞匯時，則認為該行業(yè)是受到產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)，定義IP=1，否則為0。

表1 變量定義與說明

4.控制變量。為了控制其他因素對金融化與民企創(chuàng)新投資二者關系的影響，本文控制了公司規(guī)模（Size）、償債能力（Lev）、股權集中度（Top1）、股權制衡度（H2～10）、兩職合一（Dual）、盈利能力（ROA）、成長性（Tobin's Q）、營運資本（WC）、經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量（OCF）、資本密集度（Tangibility）、貨幣資金（Currency）等因素。此外，為了控制時間趨勢以及行業(yè)特征對研究結果的影響，本文還在模型中設置了行業(yè)（Industry）與年度（Year）虛擬變量。具體變量定義與說明見表1。

（三）模型構建

為了考察實體企業(yè)金融化對民企創(chuàng)新投資的影響，本文借鑒姜付秀等[20]的研究設計回歸模型（1）：

為了研究高科技行業(yè)特征對金融化與民企創(chuàng)新投資之間關系的調(diào)節(jié)作用，本文在模型（1）的基礎上構建模型（2）：

模型（1）、（2）中，Controli，t-1為一系列控制變量，為了排除企業(yè)規(guī)模（Size）、盈利能力（ROA）、償債能力（Lev）等一系列控制變量與實體企業(yè)創(chuàng)新投資（Innovation）之間可能產(chǎn)生的雙向影響，本文選擇對控制變量進行滯后一期處理。εi，t為模型殘差項。

四、實證分析

（一）主要變量描述性統(tǒng)計與組間差異分析

表2列出了進行金融化樣本組（V1）與未進行金融化樣本組（V2）主要變量的描述性統(tǒng)計與組間差異分析結果。樣本企業(yè)的統(tǒng)計顯示：在金融化組中，Innovation的中位數(shù)為0.018，低于非金融化組的0.019，且兩組差異在1%的水平上顯著，初步表明金融化行為不利于民企創(chuàng)新投資。Financial的中位數(shù)在金融化組為0.023，遠高于非金融化組的0.000，組間差異在1%水平上顯著，表明本文對金融化與非金融化的分組較為合理。其他變量如Size、Lev、Tangibility、OCF在金融化組較高，且兩組差異均在1%的水平上顯著，表明金融化的樣本企業(yè)具有規(guī)模較大、負債水平高、固定資產(chǎn)支出較大、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額高等特征，可能是由于大規(guī)模企業(yè)實體投資支出較大，對外借款以及經(jīng)營活動現(xiàn)金流的增加也不能滿足資金需求，因此需要通過配置金融資產(chǎn)獲取收益。ROA、WC、Currency、Tobin's Q在金融化樣本企業(yè)中均顯著低于非金融化樣本企業(yè)，也間接表明了進行金融化的企業(yè)一般具有盈利能力較低、貨幣資金較少、成長性弱等特征。

（二）回歸分析

表2 主要變量描述性統(tǒng)計與組間差異檢驗

1.實體企業(yè)金融化與民企創(chuàng)新投資。表3列示了金融化與民企創(chuàng)新投資的回歸結果。從中可以看出，當以金融資產(chǎn)整體作為金融化的衡量指標時，金融化（Financial）的系數(shù)為-0.0216，在1%水平上顯著，表明金融化對民企創(chuàng)新投資具有“擠出效應”，驗證了本文的H1。此外，由于本文的金融資產(chǎn)包括交易類金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、長期金融股權投資、委托理財與信托產(chǎn)品等四類，而金融資產(chǎn)本身具有異質(zhì)性，因此不同形式下的金融化對民企創(chuàng)新投資可能產(chǎn)生不同程度的影響。為進一步分析金融化對民企創(chuàng)新投資的影響機理，本文分別用交易類金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、長期金融股權投資、委

托理財與信托產(chǎn)品作為金融化（Financial）的衡量指標重新對模型（1）回歸，深入研究不同類型金融化對民企創(chuàng)新投資產(chǎn)生何種影響。表3后四列為具體回歸結果，從中可以看出，分別用不同形式的金融資產(chǎn)作為金融化的衡量指標時，金融化（Financial）系數(shù)符號和顯著性均未發(fā)生實質(zhì)性變化，進一步驗證了H1。

2.高科技行業(yè)特征的調(diào)節(jié)作用。表4列示了高科技行業(yè)特征對金融化與民企創(chuàng)新投資之間關系的調(diào)節(jié)作用的回歸結果。從中可以看出，在用金融資產(chǎn)之和衡量金融化的回歸結果中，金融化（Financial）系數(shù)為負，在1%的水平上顯著，進一步表明金融化不利于民企創(chuàng)新投資。高科技行業(yè)（Hightech）系數(shù)在1%的水平上為正，表明高科技企業(yè)的行業(yè)特征本身有利于民企創(chuàng)新投資。金融化與高科技行業(yè)的交乘項（Financial×Hightech）在1%的水平上顯著為正，表明高科技行業(yè)特征弱化了金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”，從而驗證了H2。由于金融資產(chǎn)包括交易類金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、長期金融股權投資以及委托理財與信托產(chǎn)品等四種形式，而金融資產(chǎn)本身具有異質(zhì)性，在用不同形式金融資產(chǎn)衡量金融化進行回歸后發(fā)現(xiàn)，在交易類金融資產(chǎn)樣本組以及委托理財與信托產(chǎn)品樣本組中，金融化與高科技行業(yè)的交乘項（Financial×Hightech）系數(shù)仍顯著為正，即高科技行業(yè)特征能夠弱化“擠出效應”的結論未發(fā)生變化。而在以投資性房地產(chǎn)以及以長期金融股權投資衡量金融化的回歸結果中，金融化（Financial）系數(shù)均顯著為負，高科技企業(yè)（Hightech）系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，而金融化與高科技行業(yè)的交乘項（Financial×Hightech）系數(shù)均不顯著，表明單獨配置投資性房地產(chǎn)或長期金融股權投資時，高科技企業(yè)的行業(yè)特征并未弱化金融化對企業(yè)創(chuàng)新投資的不利影響。一種可能的原因是高科技企業(yè)行業(yè)特征使得民企配置金融資產(chǎn)行為并非完全是出于投機動機，也可能是平滑動機，而相比交易類金融資產(chǎn)、委托理財與信托產(chǎn)品形式的金融資產(chǎn)，投資性房地產(chǎn)與長期金融股權投資的長期性特征導致民企進行金融資產(chǎn)配置具有很強的投機動機，即使高科技企業(yè)也難以緩解金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”。

表3 實體企業(yè)金融化與民企創(chuàng)新投資

（三）進一步分析

進一步分析產(chǎn)業(yè)政策對高科技行業(yè)特征調(diào)節(jié)作用的影響。經(jīng)濟發(fā)展離不開政府相關政策的引導，其中產(chǎn)業(yè)政策便是最為有效的政策之一。當前中國經(jīng)濟低速發(fā)展，資源與環(huán)境的約束、國內(nèi)外競爭加劇等均要求粗放式發(fā)展逐步向集約式發(fā)展轉(zhuǎn)變，從而使得創(chuàng)新成為當前最熱的主題之一，“創(chuàng)新”這一詞匯也頻頻出現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)政策中。因此在探究金融化對民企創(chuàng)新投資的影響以及高科技行業(yè)特征對金融化與民企創(chuàng)新投資之間關系的調(diào)節(jié)作用時，有必要考察產(chǎn)業(yè)政策這一宏觀因素的影響。由于中國當前處于“三期”疊加時期（“三期”疊加是指十八大以后，以習近平總書記為核心的黨中央對中國經(jīng)濟形勢所做的判斷，具體包括增長速度換檔期、結構調(diào)整陣痛期、前期刺激政策消化期三個階段），更需要政府制定一系列產(chǎn)業(yè)政策對經(jīng)濟發(fā)展進行干預。中國產(chǎn)業(yè)政策主要體現(xiàn)在每隔五年頒布一次的“五年規(guī)劃”中，根據(jù)“十二五規(guī)劃”具體內(nèi)容可知，產(chǎn)業(yè)政策涉及各行業(yè)的各個方面，對微觀企業(yè)投融資決策產(chǎn)生重要影響。因此，在研究金融化對民企創(chuàng)新投資的影響時，考慮產(chǎn)業(yè)政策這一重要宏觀因素顯得十分必要。處于產(chǎn)業(yè)政策支持下的企業(yè)，更容易獲得來自政府的稅收優(yōu)惠與補助以及融資優(yōu)惠等，這些企業(yè)往往擁有較好的融資環(huán)境與平臺。這意味著受到產(chǎn)業(yè)政策支持的高科技企業(yè)本身具有較大創(chuàng)新投資需求的同時又具有較弱的金融資產(chǎn)投機動機，即高科技企業(yè)金融化對創(chuàng)新投資的“擠出效應”較弱。而未受到產(chǎn)業(yè)政策支持的高科技企業(yè)，其投資、籌資、運營等均受到在一定程度的限制，企業(yè)進行實體投資有一定困難，于是更傾向于通過金融資產(chǎn)配置來獲取短暫高收益。且未受到產(chǎn)業(yè)政策支持的高科技企業(yè)投機動機更強，即使是高科技行業(yè)特征也不能緩解金融化對創(chuàng)新投資的“擠出效應”。

表4 高科技行業(yè)特征的調(diào)節(jié)作用

表5為具體回歸結果，通過將金融資產(chǎn)之和作為金融化的衡量指標進行回歸發(fā)現(xiàn)：當IP=1時，F(xiàn)inancial×Hightech系數(shù)在1%的水平上顯著為正；當IP=0時，F(xiàn)inancial×Hightech系數(shù)為正，但不顯著。這表明受到產(chǎn)業(yè)政策支持的高科技行業(yè)特征能夠弱化金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”，而未受到產(chǎn)業(yè)政策支持的高科技行業(yè)特征并不能發(fā)揮對金融化與民企創(chuàng)新投資的調(diào)節(jié)作用。具體地，本文分別用四種不同形式的金融資產(chǎn)衡量金融化，發(fā)現(xiàn)當金融資產(chǎn)變量為交易類金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、委托理財與信托產(chǎn)品形式時：①若IP=1，則Financial×Hightech系數(shù)分別在5%、10%與10%的水平上顯著；②若IP=0，則Financial×Hightech系數(shù)均不顯著。這表明受到產(chǎn)業(yè)政策支持的高科技行業(yè)特征能夠弱化金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”，而未受到產(chǎn)業(yè)政策支持的高科技行業(yè)特征并不能發(fā)揮金融化對企業(yè)創(chuàng)新投資的調(diào)節(jié)作用，與全樣本回歸結果一致。但是當金融資產(chǎn)為長期金融股權投資形式時，受到產(chǎn)業(yè)政策支持的樣本組，F(xiàn)inancial×Hightech系數(shù)為負但不顯著，表明企業(yè)的高科技行業(yè)特征未能緩解長期金融股權投資形式的金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”；而在未受到產(chǎn)業(yè)政策支持的樣本組中，F(xiàn)inancial×Hightech系數(shù)顯著為負，表明企業(yè)的高科技行業(yè)特征加劇了長期金融股權投資形式的金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”。一種可能的解釋是高科技企業(yè)本身具有較強的創(chuàng)新動機，由于未受到產(chǎn)業(yè)政策支持，缺乏良好的融資環(huán)境與經(jīng)營環(huán)境，其對于長期金融資產(chǎn)的配置更是減弱了民企短期內(nèi)變現(xiàn)的能力，更容易使民企在創(chuàng)新投資過程中出現(xiàn)資金短缺的問題，進而對創(chuàng)新投資產(chǎn)生“擠出效應”。

（四）穩(wěn)健性檢驗

表5 產(chǎn)業(yè)政策對高科技行業(yè)特征調(diào)節(jié)作用的影響

1.替換指標。為確保研究結論更加穩(wěn)健，本文將貨幣資金包括在金融資產(chǎn)內(nèi)，對模型（1）重新回歸。此外，在前文回歸分析中，本文用經(jīng)總資產(chǎn)平減后的R&D支出作為實體企業(yè)創(chuàng)新投資（Innovation）的衡量指標，下面用基于營業(yè)收入平減的R&D支出作為實體企業(yè)創(chuàng)新投資（Innovation）的衡量指標，對模型（1）重新回歸，具體回歸結果見表6。回歸結果并未發(fā)生實質(zhì)性變化，表明本文研究結論具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性回歸結果（一）

2.樣本選擇偏誤。通過上述對H1的檢驗，本文研究結論支持了金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”，但進行金融化的民企可能本身研發(fā)動力與能力都不足，其創(chuàng)新投資不足可能并非因為進行金融化的緣故。為了進一步解決樣本選擇偏誤可能對本研究結果造成的干擾，本文選擇采用處理效應模型對H1進行檢驗。處理效應模型的第一階段采用Probit回歸，在第一階段控制了投資收益（ROI）、公司規(guī)模（Size）、償債能力（Lev）、盈利能力（ROA）、資本密集度（Tangibility）、股權集中度（TOP1）、股權制衡度（H2～10）、營運資本（WC）、經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量（OCF）、成長性（Tobin's Q）、貨幣資金（Currency）、兩職合一（Dual）以及行業(yè)（Industry）和年度（Year），得到內(nèi)生選擇偏差調(diào)整項（lambda）。在第二階段回歸中，本文在原控制變量的基礎上，對lambda加以控制，去掉了不與Innovation直接相關的控制變量ROI，表7為具體回歸結果。從中可以看出第二階段回歸結果中是否進行金融化（DuFinancial）系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明控制樣本自選擇偏誤對本研究可能造成的偏差后，金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”仍然存在，進一步驗證了本文研究結果的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性回歸結果（二）

3.工具變量法。本文在研究金融化對民企創(chuàng)新投資的影響過程中，也可能存在雙向影響的問題，或存在遺漏重要變量的情形。因此，本文借鑒王紅建等[7]的研究，采用投資收益與凈利潤的比值（ROI）作為金融化的工具變量。從理論上講，本文選取的工具變量應與金融化密切相關，而與創(chuàng)新投資不能直接相關。本文分別采用兩階段最小二乘法（2SLS）與GMM估計法進行回歸，具體回歸結果見表8。在進行2SLS回歸過程中，第一階段的回歸結果顯示，工具變量與金融化程度顯著正相關，F(xiàn)值為19.00，在1%的水平上顯著，表明工具變量的選擇具有合理性。第二階段的回歸結果顯示Financial系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明本文研究結果具有穩(wěn)健性。在用GMM方法估計的結果中，F(xiàn)inancial系數(shù)為負且在1%的水平上顯著，與前文結果基本一致，進一步表明本文研究結果的穩(wěn)健性。

4.傾向得分匹配法。由于本文所選樣本中既有進行金融化的樣本，也有未進行金融化的樣本，為了消除金融化的民企與非金融化的民企之間存在系統(tǒng)性的差別對本文研究可能造成的干擾，本文將企業(yè)是否進行金融化（DuFinancial）作為處理變量，使用Logit估計傾向得分，采用PSM一對一配對方法，得到控制組樣本。其中，控制組樣本選取規(guī)則如下：以企業(yè)規(guī)模（Size）、償債能力（Lev）、經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量（OCF）、盈利能力（ROA）、成長性（Tobin's Q）、營運資本（WC）、貨幣資金（Currency）為特征變量。表9為具體處理結果。從中可以看出平均處理效應（ATT）對應的T值為-2.11，在5%的水平上顯著，表明金融化擠出民企創(chuàng)新投資的結論是穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性回歸結果（三）

表9 穩(wěn)健性回歸結果（四）

五、研究結論及政策建議

創(chuàng)新是突破經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)的重要因素，企業(yè)作為創(chuàng)新的重要載體無疑扮演著重要角色。而融資難是企業(yè)創(chuàng)新投資的一大障礙，尤其是民營制造業(yè)企業(yè)，因此需要金融部門的進一步支持。近些年我國金融發(fā)展水平逐步提高，越來越多的實體企業(yè)出現(xiàn)了通過配置金融資產(chǎn)來獲取高額收益的行為。理論上金融化改善了民企融資環(huán)境，有利于民企進行實體投資。隨著國家對技術創(chuàng)新的日益重視，究竟金融化對民企創(chuàng)新投資產(chǎn)生何種影響值得進行深入研究。本文以2010～2015年民營制造業(yè)企業(yè)為樣本，實證分析了金融化對民企創(chuàng)新投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，民營制造業(yè)企業(yè)金融化對創(chuàng)新投資具有“擠出效應”，但高科技行業(yè)特征能夠弱化金融化對民企的“擠出效應”。進一步研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策也會影響高科技行業(yè)特征對金融化與民企創(chuàng)新投資二者關系的負向調(diào)節(jié)作用。即在產(chǎn)業(yè)政策支持下，高科技行業(yè)特征會弱化金融化對民企創(chuàng)新投資的“擠出效應”。而未受到產(chǎn)業(yè)政策支持時，高科技行業(yè)特征對金融化與民企創(chuàng)新投資二者關系的影響并不顯著。

鑒于上述研究結論，本文提出如下政策建議：①政府部門應該科學制定產(chǎn)業(yè)政策并完善既有的產(chǎn)業(yè)政策。由于經(jīng)濟發(fā)展離不開微觀企業(yè)，而企業(yè)經(jīng)營效果是高管決策的復雜函數(shù)，因此政府在金融發(fā)展水平逐步提高的情形下，應著眼于長遠發(fā)展目標，科學地制定與完善相關產(chǎn)業(yè)政策，為更好地引導企業(yè)進行創(chuàng)新投資奠定堅實基礎；②民企在經(jīng)營過程中要認真分析國家制定的產(chǎn)業(yè)政策與配套的優(yōu)惠政策，合理利用優(yōu)惠政策，促進企業(yè)創(chuàng)新投資；③監(jiān)管部門要做好后期民企創(chuàng)新投資的監(jiān)督與核查工作。產(chǎn)業(yè)政策支持能夠幫助民企獲得更多的政府補助與稅收優(yōu)惠，但由于信息不對稱，民企也可能通過向政府釋放進行創(chuàng)新投資的虛假信號以騙取政府政策扶持，因此后期政府部門的監(jiān)督與核查工作顯得尤為重要。

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