實體企業金融化與企業創新能力

倪志良，張開志，宗亞輝

(南開大學 經濟學院，天津 300071)

內容提要：近年來，實體企業金融化趨勢日益凸顯，深刻沖擊企業資產配置決策，從而使企業創新能力提升面臨新的挑戰。本文基于微觀企業視角，構建演化博弈理論模型研究企業金融化過程及對企業創新能力的影響機制，并基于我國非金融類A股上市公司數據，采用固定效應模型和IV-GMM估計方法對其進行檢驗，結果表明：金融化顯著抑制企業創新能力，金融化程度越高，其創新能力越低。且該影響因企業的融資約束狀況不同而存在差異，融資約束嚴重的企業，金融化對其創新的抑制效應更顯著；融資約束寬松的企業，金融化對其創新的抑制效應相對弱化。進一步研究發現，金融化對企業主營業績具有負向沖擊，不利于其長期成長。因此，應優化創新激勵政策以引導企業創新行為，完善金融監管體系以防范系統性金融風險，緩解企業融資約束以避免企業過度金融化。

一、引言與文獻綜述

20世紀70年代以來，世界經濟在新自由主義思潮與經濟全球化趨勢影響下呈現顯著的“經濟金融化”特征。隨著對外開放度的增加，中國經濟也深受影響，經濟金融化程度不斷加深[1]，深刻沖擊著企業的投資選擇行為。20世紀90年代初，深圳經濟特區的實體企業最先突破主業、試水金融資產投資，分享金融行業高額利潤，隨后其他地區的實體企業相繼效仿，“經濟金融化”現象初見端倪。尤其在2008年金融危機后，實體企業“脫實向虛”勢頭愈發凸顯，以至中國近幾年來的“經濟金融化”趨勢持續加劇。

“經濟金融化”在微觀層面表現為“企業金融化”?！捌髽I金融化”這一概念自20世紀初被廣泛使用以來，尚未得以清晰界定，但至少具有兩方面內涵：從行為角度，企業資產更多地配置于金融投資而非傳統生產性經營活動；從結果角度，企業利潤更多來源于非生產性經營業務投資和資本運作[2]。適當的企業金融化可能利于緩解企業融資約束，提升經營質量和運營能力，然而，金融投資一旦過度擠占有限的企業資源，勢必造成生產經營性業務的投資不足，尤其可能引發企業創新能力“滑坡”[3]。實體經濟與虛擬經濟“冷熱不勻”之格局加大了實體企業技術創新和宏觀經濟高質量發展的困難[4]。深入分析實體企業金融化過程及對企業創新能力的影響機制，并進行實證檢驗，有助于引導和激勵實體企業資本“理性回歸”主業、專注創新能力提升，同時為經濟下行壓力下中國實體經濟實現“脫虛向實”提供微觀理論基礎和經驗證據。

關于企業金融化問題的研究文獻，大致可分為三類。第一類文獻從企業金融化現象的特征、形式和演變等角度對企業金融化的概念和內涵進行歸納，雖然在界定上有所區別，但存在以下共識：企業金融化伴隨著實體經濟部門對金融投資活動的增加，且金融投資收益在企業利潤中占比提高[5]。第二類文獻研究企業金融化的動機，相關研究顯示企業金融化主要基于四類動機：企業或基于預防性動機，持有部分現金或短期金融資產以對沖價格風險和匯率風險，應對外部環境(如經濟政策)不確定性等造成的負面沖擊[6]，這種行為引發了企業內部金融資產總量和結構的變化[7]；或基于資本運作提升動機，借助金融市場和資本工具，降低融資成本，提升資本流動性和資本效率[8]；或基于“實體中介”動機，一些生產率低但容易獲得銀行貸款的企業，將其從銀行獲得的貸款轉貸給受到銀行融資“歧視”的企業，由此扮演了企業金融化現象中的媒介角色；或基于資本套利動機，實體企業普遍對投身金融投資活動充滿熱情，自然地偏離了企業主營業務，根源在于金融投資活動獲利周期相對較短的特征備受實體企業經理人青睞[9]。進一步地，上述動機還可能因為企業業績不同而存在差異，高業績企業更容易表現為“富裕”動機，低業績企業則表現出“替代”動機[10]。多樣化的企業金融化動機一定程度上解釋了企業金融化現象的產生和變化，也有助于理解企業金融化導致的經濟后果。相應地，部分學者從經濟增長、經濟結構、就業狀況、金融市場穩定、產業布局、行業收入分配差距等宏觀層面，研究了企業金融化的經濟后果，大多認為金融化具有一定的負面效應[11-12]。而微觀層面的探討，則主要聚焦于研究企業金融化對投資效率的影響，分析企業金融化與負債的關系，刻畫企業資產配置對金融化的反應等[13-14]。

除了從以上視角研究企業金融化之外，第三類文獻研究了企業金融化與企業創新的關系，但爭議尚存。關于企業金融化對其創新的影響，學術界所持觀點大致歸為三種：促進作用，抑制作用，促進作用或抑制作用具有不確定性①。第一種觀點認為，企業將資本合理配置于金融投資有利于技術創新。資本市場不僅可以為企業創新提供規模性融資，而且對企業創新具有長效性激勵并分散創新活動的風險[15]。一方面，企業金融化可在一定程度上促進企業資源流動，如果企業發現合適的實業投資機會，可以低成本將金融資產變現以補充實業投資[16]，換言之，企業金融化的融資便利效應拓展了融資渠道，企業得以獲取更充裕的資金進行技術創新并持續改善經營業績[17]。另一方面，正因為金融投資活動使企業具有了資金流動性優勢，從而平滑了企業經營風險，間接地穩定了經理人對企業創新的預期，這對企業創新投入來講具有長效激勵[18]。第二種觀點認為，理論上金融資產和實體資產在既定資源約束條件下存在替代關系，本質上屬于投機行為的實體企業金融投資活動對創新投入存在“擠出效應”。面對金融投資明顯的利差優勢，實體企業管理層在高收益驅動下自然傾向于調整投資項目的優先順序[19]，將資金大量用于金融投資，“擠出”創新投資，企業創新能力受到抑制[20]。甚至有學者將企業金融化比作可復制和強化的病毒，不斷占據企業內部資源，導致實體業務由盛而衰、實體經濟由高走低[21]。在長期來看，這種“擠出效應”和“抑制作用”更為嚴重，由于過度追逐短期回報而忽視對長期經營有利的創新活動，實體企業的研發動力和研發能力將日益萎縮[3]。不僅如此，企業經營目標也可能由規模擴張轉向追求短期利潤最大化，在該目標的激勵下，職業經理人更有動機配置盈利周期較短的金融資產。同時，企業治理結構隨之變化，投資決策逐漸服從金融資產的流動性原則而非生產性資本的自主性原則，弱化對企業創新研發的激勵[22]。關于企業金融化對其創新影響的研究似乎不僅局限于“非黑即白”的結論，第三種觀點認為實體企業金融化對其創新的影響具有不確定性。由于企業研發活動具有周期長、成本高和風險大等特征，企業通常具有平滑研發創新風險的動機[23]，反映在企業研發資金層面，企業不僅需要借助內部現金流為創新活動提供資金[24]，也依賴金融市場這一外部融資環境[②,25]。但實體企業金融化行為能否在金融市場上獲利？這既取決于企業的金融資產配比，又受到金融行業和房地產行業的盈利狀況影響[26]，可見，實體企業金融化能否影響創新需要視外部環境而定。即使在企業內部，這種不確定性的影響因素依然有跡可循。相關研究發現實體企業存在最優的金融化程度和金融化渠道，從這個角度看，企業金融化程度差異和路徑差異都使得實體企業金融化對企業創新的影響存在不確定性[10]。這種不確定性還與企業自身投資效率有關，實體企業金融化對創新投資的“擠出效應”與投資效率存在非線性關系，企業所處的投資效率區間決定了這種影響方向是促進還是抑制[14]。也有學者驗證了多樣化的金融化動機對企業創新影響的不確定性，金融資產本身兼具投資屬性和流動性儲備屬性，若企業僅以調節資金為目的，在資金富裕時買入金融資產，在資金緊張時賣出金融資產，并不對企業創新產生負面影響，相反地，若以犧牲實體經營機會而追逐高收益為動機，負面影響出現的風險極大[27]。還有學者巧妙地從跨期角度驗證了企業金融化對創新能力影響的不確定性，發現金融資產配置降低了當期的企業研發創新，但助推了未來期的企業研發創新，原因在于當企業將當期的資金更多配置于金融資產，雖然擠占了當期的創新投入，但金融資產在未來期的獲利又補充了未來期的創新投入[20]。

本文基于微觀企業視角，構建演化博弈理論模型以研究企業金融化過程及對企業創新的影響機制，并基于我國非金融類A股上市公司數據，采用固定效應模型和IV-GMM估計方法，經驗驗證實體企業金融化對企業創新的影響。

表1 實體企業與金融企業非對稱博弈得益矩陣

二、理論分析與研究假設

(一)演化博弈模型假設與構建

實體企業金融化反映了企業從生產行為向非生產行為轉變并參與金融市場的過程，該過程中實體企業經營決策既要參照自身資源稟賦、盈利能力等狀況，又不得忽略同類企業的參與度、房地產等金融類企業的反應以及市場的動態變化。可見，分析實體企業金融化與企業創新能力的關系問題需要在動態的市場情境和企業博弈關系框架下進行，演化博弈模型恰好為之提供理論基礎和分析工具。本文基于演化博弈理論，參考并拓展魯春義和丁曉欽(2016)[28]分析經濟金融化的演化博弈模型，進一步將企業創新作為企業經營性生產行為納入經濟金融化的分析框架。

模型假定：第一，企業類型假定。市場中所有企業僅分為兩類：實體企業和金融企業，分別主要從事生產性經營業務和金融監管部門授權的金融業務。前者包括創新性生產經營業務(主要指研發活動)和非創新性生產經營業務，后者包括實體企業通過配置金融資產從而在金融市場上獲利的行為。實體企業金融化行為對于金融企業而言是一種競爭性分利，兩類企業的市場策略行為都受對方約束，具有博弈關系屬性，考慮雙方市場勢力不同，二者在長期符合非對稱演化博弈特征。第二，資源配置假定。實體企業資源既定，固定比例F的資金既可投資于企業創新，也可投資于金融行業，剩余比例資金(1-F)被用于實體企業非創新性生產經營業務。為比較實體企業金融化與企業創新行為的關系，模型忽略(1-F)部分，而只比較實體企業資金在金融投資和創新投資間的分配。那么實體企業僅面臨兩種策略選擇：(參與金融投資，僅從事生產經營性創新投資)，金融企業也面臨兩種策略選擇：(僅從事金融投資，參與實體企業生產經營性創新投資)。第三，企業性質固定假定。短期內，實體企業能夠參與金融投資，但不能轉變為金融企業；金融企業可以參與實體企業生產經營性創新投資，但不能轉變為實體企業。第四，有限理性假定。實體企業和金融企業均為有限理性，同時期的策略選擇同時發生，后一時期的策略選擇依據上一期選擇結果進行適應性調整。第五，企業占比假定。實體企業中，參與金融投資的企業占比為p，僅從事生產經營性創新投資的企業占比為1-p；金融企業中，僅從事金融投資的企業占比為q，參與實體企業生產經營性創新投資的企業占比為1-q。第六，得益假定。社會初始稟賦為E，金融企業參與實體企業生產經營性創新投資的利息收益為R，市場中部分企業或全部企業從事生產經營性創新投資時社會財富倍增為θ1與θ2，實體企業和金融企業從事金融投資時，其對社會稟賦的分利水平分別為S1與S2，實體企業開展經營性創新投資需要額外承擔成本φ，以代表創新行為面臨的不確定性成本。由上述假設可獲得實體企業和金融企業博弈收益矩陣(見表1)。

表1顯示四種收益狀況：實體企業與金融企業分別選擇參與金融投資和僅從事金融投資，雙方得益取決于社會初始稟賦和分利水平，分別為S1E與S2E；實體企業僅從事生產經營性創新投資，金融企業僅從事金融投資，那么金融企業得益為θ1S2E，實體企業得益為θ1E-θ1S2E-φ；實體企業參與金融投資，金融企業參與實體企業生產經營性創新投資，實體企業的得益為S1E，金融企業的利息得益為R；實體企業僅從事生產經營性創新投資，金融企業參與實體企業生產經營性創新投資，兩者得益分別為θ2E-θ2R-φ和θ2R。

實體企業參與金融投資的期望得益為：

B11=qS1E+(1-q)S1E=S1E

(1)

實體企業僅從事生產經營性創新投資時的期望得益為：

B12=q[θ1E(1-S2)-φ)]+(1-q)[θ2E-θ2R-φ]

(2)

從而所有實體企業的期望得益為：

B1=pB11+(1-p)B12=pS1E+(1-p){q[θ1E-θ1S2E-θ2E+θ2R]+θ2E-θ2R-φ}

(3)

考察不同策略選擇下實體企業和金融企業在同類企業中占比的動態變化：

實體企業金融投資行為的動態復制方程③為：

D(p)=dp/dt=p(B11-B1)=p(1-p)[(S1E-θ2E+θ2R+φ)-q(θ1E-θ1S2E-θ2E+θ2R)]

(4)

同理，金融企業僅從事金融投資的期望得益為：

B21=pS2E+(1-p)θ1S2E

(5)

金融企業僅參與實體企業生產經營性創新投資的期望得益為：

B22=pR+(1-p)θ2R

(6)

因此，所有金融企業的期望得益為：

B2=qB21+(1-q)B22=q[pS2E+(1-p)θ1S2E]+(1-q)[pR+(1-p)θ2R]

(7)

那么，金融企業金融投資行為的動態復制方程為：

D(q)=dq/dt=q(B21-B2)=q(1-q){[p(S2E-θ1S2E-R+θ2R]+(θ1S2E-θ2R)}

(8)

(二)實體企業與金融企業的演化穩定策略分析

有限理性的實體企業和金融企業，對于社會初始稟賦約束、企業分利技術約束、企業占比情況等信息了解程度有限。兩類企業在實踐中重復博弈，根據當期既得利益追求自身邊際利益的改善，不斷用“較滿足的事態代替較不滿足的事態”，最終實現動態平衡。博弈雙方傾向于保持動態平衡狀態下的演化穩定策略，沒有單獨改變自身策略的動機。探求實體企業金融化行為的演化穩定與金融企業參與實體企業經營性創新行為的演化穩定可進一步刻畫二者長期博弈關系。

1.實體企業金融化行為的演化穩定策略分析

由演化穩定策略理論可知，令D(p)=0可求得實體企業演化博弈的潛在平衡點，即p*=0(實體企業全部從事生產經營性創新投資)和p*=1(實體企業全部參與金融投資)為兩個可能的穩態點，此時D(p)不再隨時間發生變化。由(4)式可知，實體企業的演化進程同樣受q約束，且分界點為：

q*=1-{[θ1(1-S2)+S1]E+φ}/[θ1S2E-(θ1E-θ2E+θ2R)]

(9)

由于[θ1(1-S2)+S1]E+φ為正數，(9)式符號取決于[θ1S2E-(θ1E-θ2E+θ2R)]，易得零點為：

S2=(θ1E-θ2E+θ2R)/θ1E=S2*

(10)

金融企業分利水平S2影響q的符號從而實體企業動態復制方程變動方向，即實體企業參與金融化的程度。考察分界點q*附近的演化趨勢：(1)在分界點q*處，D(p)=0，無論S2取何值，實體企業占比處于穩定狀態，此時金融企業僅從事金融投資的比例為1-{[θ1(1-S2)+S1]E+φ}/[θ1S2E-(θ1E-θ2E+θ2R)]，實體企業僅從事生產經營性創新投資與參與金融投資的收益無差異。(2)在分界點q*的左側，必有q0，D′(1)<0，p在[0,1]上正向作用于動態復制方程，p=1是實體企業演化穩定策略。此時，實體企業從事生產經營性創新投資的收益率相對低于某一既定水平，參與金融投資的實體企業比例相應低于穩態臨界點，同時S2q*，同時S2>S2*，D′(0)<0，D′(1)>0，p在[0,1]上負向作用于動態復制方程，因此p=0是實體企業演化穩定策略。此時，實體企業從事生產經營性創新投資的收益率相對高于某一水平，同時S2>S2*說明金融企業此時的分利水平也高于臨界值，實體企業進入金融市場面臨規模遞減的市場環境，將有更多的實體企業放棄金融投資，直至全部實體企業放棄金融投資(p=0)。上述分析可見，實體企業在決策是否參與金融投資時，需要考慮金融類企業的分利水平，在分利水平臨界值兩側，實體企業采取截然相反的策略。

2.金融企業參與實體企業經營性創新行為的演化穩定分析

由演化穩定策略理論可知，令D(q)=0可求得演化博弈的潛在平衡點，即q*=0(金融企業均參與實體企業生產經營性創新投資)和q*=1(金融企業全部從事金融投資)為兩個潛在穩態點。由(8)式知，金融企業的演化進程受p約束，且分界點為：

p*=1-(S2E-R)/(S2E-θ1S2E-R+θ2R)

(11)

考慮金融企業的主業為金融投資，本文假定(S2E-R)>0，金融企業僅從事金融投資的分利高于參與實體企業經營性創新投資的得益水平，從而只需判斷(S2E-θ1S2E-R+θ2R)的符號。不難發現，金融企業的分利水平S2影響p的符號從而金融企業動態復制方程的變動方向，即金融企業參與實體企業經營性創新投資程度?？紤]分界點p*附近的演化趨勢，(1)在分解點p*處，當p=p*時，D(q)=0，無論S2取何值，金融企業在兩種策略間的企業占比穩定，實體企業參與金融投資比例為p*=1-(S2E-R)/(S2E-θ1S2E-R+θ2R)時，金融企業從事金融投資或參與實體企業生產經營的創新投資的收益無差異。(2)在分界點p*的左側，p[(1-θ2)R]/[(1-θ1)E]=S2*，同時，D(q)>0，因此q=1是金融企業演化穩定策略。當金融類企業的分利水平高于某一臨界水平時，從事金融投資的金融企業比例低于穩態臨界點，更多的金融企業參與金融投資。(3)在分界點p*的右側，p>p*時，S2<[(1-θ2)R]/[(1-θ1)E]=S2*，D(q)<0，因此q=0是金融企業演化穩定策略。當金融企業的分利水平低于某一特定水平時，從事金融投資的金融企業比例高于穩態臨界點，更多金融企業開始參與實體企業的經營性創新活動。與實體企業決策依據不同，金融企業的核心決策變量是自身分利水平，如果自身分利水平高于臨界點，則會繼續擴大金融投資的參與活動，相反，在分利水平低于臨界點時，金融企業才轉而參與實體企業經營性創新活動。

(三)研究假設

依據實體企業與金融企業行為的演化穩定分析可知，實體企業在參與金融化與僅從事生產經營性創新投資之間的策略選擇呈現動態變化，其金融化動機取決于金融企業分利水平，金融化行為隨分利水平不同而變化。既定資源稟賦下，若實體企業將更多資本配置于金融投資，則用于生產經營性創新投資的實物資本投資相應縮減，實體企業金融化對創新投資難以避免地產生“擠出”效應[29]，從而可能在結果上抑制企業創新能力。但實體企業金融化也會增加企業資金的靈活性，相對于變現能力差、不可逆的實物資本，金融資本具有較強的變現能力及較低的調整成本，當生產經營性創新投資出現資金短缺時，實體企業可將流動性較強的金融資本變現，緩解融資約束，彌補創新投資[30]。本文基于實體企業金融化對企業創新能力影響的不確定性，提出如下假設：(1)假設H1：實體企業金融化對企業創新能力存在抑制效應，實體企業金融化程度越深，企業創新能力越低。(2)假設H2：實體企業金融化對企業創新能力的影響因融資約束不同而存在差異。融資約束寬松的實體企業，金融化對其企業創新能力的抑制效應相對較小，融資約束嚴重的實體企業，金融化對其企業創新能力的抑制效應相對較大。當實體企業面臨較低的融資約束時，企業資源不僅可以滿足生產經營性創新投資的需求，還可以部分用于金融投資，降低主營業務未來發展可能遇到的外部融資依賴。(3)假設H3：實體企業金融化對企業主營業績存在負向沖擊，制約企業的長期成長。

三、實證策略

(一)實證模型設定

1.基于理論分析和研究假設，本文設定面板計量模型檢驗實體企業金融化對企業創新能力的影響，驗證假設H1：

RIit=α0+α1FINit+α2CONTROLjit+τt+ξi+εit

(12)

考慮本文使用的樣本包含所有截面單元，難以排除截距項與解釋變量的任意相關性，因而選擇固定效應模型。模型中被解釋變量RIit代表第i個行業的公司在第t年的創新能力，解釋變量FINit代表第i個行業的公司在第t年的企業金融化程度，CONTROLjit代表第i個行業的公司在第t年面臨的第j個控制變量，τt和ξi分別代表時間固定效應和行業固定效應，εit代表隨機擾動項。

2.進一步考察不同融資約束情況下，實體企業金融化對企業創新能力的影響，驗證假設H2。在基準模型中加入實體企業金融化程度與融資約束④的交互項，改進的計量模型如下：

RIit=β0+β1FINit+β2FINit×SFit+β3CONTROLjit+τt+ξi+εit

(13)

SFit代表第i個行業的企業在第t年面臨的融資約束，當SFit取值為1時，代表企業面臨寬松的融資約束，SFit取值為0時相反。若FINit×SFit的系數β3為正，說明寬松的融資約束會弱化金融化對企業創新能力的抑制效應，否則會加強實體企業金融化對企業創新能力的抑制效應。

3.為考察實體企業金融化對企業主營業績的影響，驗證假設H3，構建計量模型如下：

MBit=θ0+θ1FINit+θ2CONTROLjit+ωt+ηi+εit

(14)

模型中被解釋變量MBit代表第i個行業的企業在第t年的主營業務收入，ωt和ηi分別代表時間固定效應和行業固定效應，其他變量的含義不變。

(二)變量選取及說明

1.實體企業創新能力。該變量的衡量標準較多，代表性觀點主要從創新投入和創新產出兩個角度進行衡量。從創新投入角度衡量的觀點通常采用研發密度即“企業當期研發投入與主營業務收入之比”作為創新指標。也有學者采用“企業無形資產占企業總資產的比重”進行衡量。還有學者采用“R&D投入費用與企業總資產的比值”衡量企業R&D的投入強度，這類觀點認為R&D投入對企業技術創新績效具有決定性作用。從創新產出角度衡量的觀點普遍將實體企業申請專利數量作為衡量企業創新能力的標準。本文基于創新產出視角，選用企業申請專利數量對數(RIit)、企業外觀設計創新專利數量對數(RIOit)、企業發明專利數量對數(RIIit)衡量實體企業創新能力，這三類指標可反映三個不同層次的實體企業創新能力。

2.實體企業金融化程度?，F有研究關于企業金融化的衡量標準基本一致，采用企業期末各類非貨幣性金融資產占總資產比重衡量，其中各類金融資產包括交易性金融資產，持有至到期投資凈額，發放貸款及墊款，投資性房地產凈額，可供出售金融資產凈額，應收股息，應計利息[10]。

3.實體企業主營業績。本文借鑒Jian & Wong(2015)[31]的研究，采用t年度公布的剔除金融投資收益的資產收益率來衡量企業t-1年的主營業務收入，計算公式為MBit=(營業利潤-投資收益-交易性金融資產+公允價值變動+對聯營企業與合營企業的投資收益)/總資產。

4.實體企業融資約束。融資約束(SFit)是指相對于企業投資機會，企業獲得資金的難易程度。本文參考鞠曉生等(2013)[32]研究，采用SA指數(下文用SFit表示)衡量融資約束程度，該指數的明顯優點在于不包含具有內生性特征的融資變量，但與KZ指數和WW指數等得出的結果同樣穩健。其計算公式如下：SFit=0.043×size2-0.737×size-0.04×term，其中SFit為企業面臨的融資約束，Size代表以企業總資產對數衡量的企業規模，term代表企業成立年限，即用當期時間減去企業注冊時間。該指標的含義是SFit負絕對值越大，融資約束越嚴重。本文將融資約束分為兩類，令SFit中位數以上樣本取值為1，代表融資約束嚴重，其他樣本取值為0，代表融資約束寬松。

5.其他控制變量。本文參照現有研究，在模型中控制了影響實體企業創新的其他因素，主要涉及外部環境企業治理、財務特征等層面的因素。其中，企業規模(Size)用總資產的自然對數衡量；投資機會(Inv_opp)用(t年度主營業務收入-(t-1)年度主營業務收入)/(t-1)年度主業收入表示；產權性質啞變量(Nat_pro)，如果企業屬于國有企業，該變量賦值為1，否則為0；領導權結構啞變量(Str_boa)，如果董事長和總經理由同一人兼任，則賦值為1，否則為0；董事會規模(Boa_siz)，以董事會人數的自然對數值表示；股權集中度(Own_con)，用前三大股東的持股比例總和表示；獨立董事占比(Pro_ind)，用董事會中的獨立董事人數占比衡量；機構投資者持股比例(Ins_tow)，采用機構投資者持股份占總股份的比例表示；經營者持股啞變量(Exe_sto)，若經營者持股則賦值為1，否則為0；負債率(Lia_rat)，采用負債總額占資產總額的比例衡量。

(三)數據選擇及描述性統計

1.數據來源。由于企業金融化主要發生于大中型實體企業，上市公司是大中型企業的重要代表[33]，且2008年之后中國企業金融化趨勢明顯，本文選擇上海證券交易所和深圳證券交易所2008-2014年A股上市公司相關數據作為初始樣本。按照證監會的分類標準⑤，篩選不含金融行業和房地行業公司的子樣本，并剔除缺少關鍵變量的樣本，剔除不符合邏輯關系的樣本以及財務數據、企業特征數據不完整的樣本，同時對所有連續變量采用Winsorize法作上下1%分位的縮尾處理，以此控制潛在異常值的影響，最終獲得9867個公司年度觀測值。本文實證數據來源于Wind數據庫，國泰安CSMAR(China Stock Market & Accounting Research Database)經濟金融研究數據庫以及中經網統計數據庫。

2.變量的描述性統計。表2報告了各變量的描述性統計結果。被解釋變量企業申請專利數量的對數(RIit)，最小值為0，最大值為5.6204，可見樣本中上市公司的專利對數極值較大，其標準差為1.5427。進一步考察專利對數的非參數核密度分布，發現其在中位數附近呈現正態分布特征，對不同創新水平的企業樣本值具有連續覆蓋特征，具有可研究性。企業金融化程度(FINit)的最小值為0，最大值為0.3262，中位數為0.0013，表明仍有部分企業未進行金融資產配置，同時有超過50%的樣本企業存在金融資產配置行為，最大值0.3262表明部分企業的金融化程度較高，實體企業的金融化程度差別較大。融資約束程度(SFit)的均值和中位數比較接近，但是極端值差距較大。擬合企業的專利對數(RIit)對企業金融化程度(FINit)的相關系數，發現在1%顯著水平上為-0.1645，說明二者存在明顯的負相關關系。

表2 變量描述性統計

表3 實體企業金融化影響企業創新的固定效應模型驗證

注：t statistics in parentheses，*p<0.1,**p<0.05，***p<0.01(下同)。

四、實證結果分析

(一)基準回歸結果

表3列示了實體企業金融化程度(FINit)對三類企業創新能力指標(RIit，RIOit，RIIit)影響的基準回歸結果，其中(1)、(3)、(5)列選取企業申請專利數量對數(RIit)、企業外觀設計創新專利對數(RIOit)以及企業發明專利數量對數(RIIit)作為被解釋變量，并進行單變量回歸，(2)、(4)、(6)列進一步納入了相應控制變量。(1)、(3)、(5)列顯示企業金融化程度(FINit)對三類企業創新能力的影響系數分別為-4.4319、-3.1008、-3.2366，均在1%的顯著水平上顯著?？紤]了控制變量后，盡管(2)、(4)、(6)列顯示企業金融化程度(FINit)對企業創新能力的邊際影響程度分別降低為-1.6341、-1.1759、-1.0537，但其抑制效應方向并未發生變化，實證結果驗證了H1，實體企業金融化程度越高，企業創新能力越低。

控制變量方面，企業的負債率(Delt)越高，三類創新能力指標越低，其中負債率對于申請專利數量的負影響程度要超過外觀設計創新和發明創新。債務融資對創新能力產生消極影響，因為債務融資在一定程度上體現了企業資源稟賦狀況，有限的企業資金在創新投入的分配上也相應受到限制，同時也說明外源資金并未支撐技術創新投入。投資機會(Inv_opp)也顯著負向影響三類創新指標，盡管這種影響的程度較小。投資機會越多，實體企業進行投機的動機越強。企業的規模(Size)對三類創新指標的影響均為正向，且對于三類的影響程度差異較小。從該角度看，實體企業的規模效應與創新效應相對匹配，實體企業規模越大，研發條件越完備，相對于小企業更具有技術創新優勢，從而技術創新水平越高，這似乎與Lazonick(2005)[34]研究結果截然相反。股權集中度(Own_con)對于申請專利數量和發明專利的數量存在正向影響，但是并未顯著影響外觀設計創新。我國多數上市公司由國企改制而來，企業股權集中度普遍較高，經理人的聘用依賴組織安排或行政提拔，能力難以充分發揮，企業經營仍然依賴于股東。此外，股權集中度高的企業，技術創新動力和創新能力較強[35]。管理層持股(Exe_sto)對于三種創新指標的影響皆為正向，該指標通常被用于衡量股權激勵，結果顯示該變量與股權集中度對企業創新的影響同向，說明存在激勵相容。董事會規模(Boa_siz)和獨立董事占比(Pro_ind)對三類創新指標的影響并不穩健，表現為只對其中某一類指標存在顯著影響。領導權結構(Str_boa)、產權性質(Nat_pro)以及機構持股者比例(Ins_tow)也只對部分創新指標存在顯著影響。

(二)內生性檢驗與穩健性檢驗

本文采用IV-GMM方法考察內生性問題，同時截取子樣本數據驗證回歸結果是否穩健。

1. IV-GMM內生性檢驗。為了檢驗面板數據中的內生性問題，本文采用IV-GMM估計方法，選取企業金融化程度的滯后一期(FINit_1)和滯后二期(FINit_2)作為工具變量，本文分別驗證基準回歸中實體企業金融化程度(FINit)對企業申請專利數量對數、外觀設計創新專利對數、發明專利對數的影響并進行對比分析(見表4)。在考慮內生性問題后，金融化程度(FINit)對三類企業創新指標的影響方向顯著且穩定，影響程度有所提升，分別為-2.1577、-1.551、-1.4486?？刂谱兞糠矫?，模型中所選的控制變量在考慮了內生性問題之后結果依然穩健，其對于三類創新指標的影響方向、程度以及顯著性未出現明顯變化，假設H1仍然成立。

表4 實體企業金融化對企業創新能力影響的

2.截取子樣本的穩健性檢驗。考慮到樣本結構和容量可能影響研究結論，本文為此進行如下穩健性檢驗：從時間維度上壓縮樣本空間，僅保留2010年之后的樣本數據，模型中其他信息保持不變。表5匯報了企業金融化對企業創新影響的子樣本回歸估計，結果顯示金融化程度(FINit)對三類企業創新指標的影響方向、程度及顯著性保持穩健，佐證了假設H1。

表5 實體企業金融化對企業創新影響的子樣本回歸

表5 (續)

表6 基于實體企業融資約束的異質性檢驗

(三)基于企業融資約束的異質性檢驗

本文進一步考察實體企業金融化對企業創新能力影響的異質性，分析不同融資約束情況下實體企業金融化對創新能力的影響。我們選取不同融資約束的企業，構建企業金融化(FINit)與企業融資約束(SFit)的交互項，在全樣本中估計金融化程度(FINit)對三類企業創新指標的影響。表6回歸結果顯示，金融化程度(FINit)對三類企業創新指標的影響方向、程度及顯著性保持穩健，佐證了假設H1。交互項系數分別為-1.3193、-0.9677、-1.2689，反映出實體企業金融化對企業創新能力的抑制效應隨著融資約束程度的加深呈現加強趨勢。如果實體企業面臨嚴重的融資約束狀況，那么企業金融化對其創新能力的抑制效應較強，如果融資約束寬松，抑制效應減弱。一旦考慮了企業融資約束，實體企業金融化對其生產經營性創新指標的抑制效應與融資約束呈現反向變動關系，驗證了假設H2。同時，該結論也側面反映出，改善實體企業的融資約束或許可以調節企業的創新行為。

(四)基于企業成長能力的拓展性分析

實體企業金融化除了抑制企業創新能力，也可能對企業主營業績存在沖擊。表7匯報了在考慮三類創新指標的情況下，金融化對實體企業主營業務收入影響的回歸結果。(1)列作為基準回歸，顯示實體企業金融化(FINit)對企業主營業績(MBit)的影響系數為-0.0526，且在1%的顯著水平上顯著。對于(2)和(3)列、(4)和(5)列、(6)和(7)列三組回歸而言，組內分別將創新水平與企業主營業績(MBit)作為被解釋變量。(2)列與(3)列回歸結果顯示，在引入企業申請專利數量(RIit)指標之后，實體企業金融化對企業主營業績的負向影響程度有所減弱，同時企業申請專利數量本身對企業主營業績存在正向影響，系數為0.0042。(4)列與(5)列結果顯示，在加入企業外觀設計創新專利(RIOit)指標之后，金融化對企業主營業績的負向影響程度有所減弱，企業外觀設計創新專利(RIOit)對企業主營業績的影響系數為0.0049。(6)列與(7)列在引入企業發明專利數量的對數(RIIit)后也呈現相似特征?？梢姡魧嶓w企業更傾向于將資產配置于流動性強、回報周期短的金融資產，而非回報周期長、不可逆但有利于企業長期發展的生產經營性創新投資，企業的主營業績受到負向沖擊，驗證了研究假設H3。

五、結論與建議

隨著我國金融行業的繁榮發展，實體企業金融化趨勢明顯。金融化為實體企業開辟新的盈利渠道和融資渠道，裨益良多，同時也對企業創新能力和企業主營業績存在“擠出效應”。本文基于微觀視角，構建演化博弈理論模型分析企業金融化過程及其對企業創新能力的影響機理，并基于我國A股上市公司數據，采用固定效應模型和IV-GMM估計方法，經驗驗證實體企業金融化對企業創新能力的抑制效應，并進一步考察實體企業金融化是否影響企業主營業績。研究發現：(1)實體企業金融化顯著抑制企業創新能力，實體企業金融化程度越高，其創新能力越低。本文選取三類創新能力的衡量指標，均驗證了企業金融化對其創新的抑制效應，該效應在不同樣本中也保持穩健，說明以生產經營為主的實體企業在配置金融資產，參與金融投資的過程中，確實擠出企業創新投入，并最終抑制實體企業創新能力。(2)實體企業金融化對企業創新的抑制效應因實體企業的融資約束狀況不同而存在差異。嚴重的融資約束會強化企業短視行為，加劇實體企業金融化對企業創新能力的抑制效應；融資約束寬松的實體企業，其金融化對企業創新的抑制效應相對弱化。(3)實體企業金融化對企業主營業績具有負向沖擊，不利于企業長期成長。企業創新能力和企業主營業績是衡量企業長期發展的兩個重要指標，在考慮企業創新因素條件下，企業主營業績同樣受到企業金融化的抑制，這說明實體企業金融化對企業長期成長存在負向沖擊。

表7 實體企業金融化對企業主營業績的影響

依據研究結論，本文給出如下建議：(1)優化創新激勵政策以引導實體企業創新。建議持續加大對實體企業技術創新行為的支持力度，出臺并優化相關財政稅收政策，對創新投入予以補貼，對創新結果予以獎勵，引導和激勵實體企業投資方向，提升實體企業整體創新。(2)完善金融監管體系以防范系統性金融風險。我國金融行業的快速發展為實體企業參與金融化提供了市場環境，但該行業還處于持續發展階段，實體企業資金的大量涌入可能會增加金融風險。建議完善現行金融監管制度和監管體系，對金融化套利的短視行為、實體企業金融化的規模和趨勢等實施有效監督，抑制金融投機，防范系統性金融風險。(3)緩解融資約束以避免過度金融化。融資約束是企業投資選擇的關鍵影響因素，融資難、融資貴是企業發展面臨的瓶頸。金融部門應為實體企業提供及時的信貸信息和信貸服務，避免實體企業采取過度金融化手段從而加劇企業金融化的負面影響，阻礙實體企業和實體經濟創新。

注釋：

① 實體企業金融化對企業創新能力的作用方向和程度需視實體企業金融資產配置比例、實體企業參與金融投資活動的盈利狀況、金融市場的外部環境等具體情況而定。

② 主要表現為實體企業通過金融化行為在金融市場上“分一杯羹”。

③ 復制動態即在有限理性博弈方組成的群體中，得益高于平均得益的策略會逐漸被策略雙方采用，從而使總體中選擇不同策略的個體占比隨時間發生變化，動態復制方程刻畫了這種占比隨時間的變化情況。

④ 本文選擇融資約束衡量企業異質性有兩點原因：實體企業的融資約束問題是企業發展的主要障礙，也是制約經濟轉型的主要瓶頸之一；緩解融資約束構成企業金融化的動機之一。

⑤ 資料來源：中國證券監督管理委員會，上市公司行業分類標準http://www.csrc.gov.cn/pub/newsite/scb/ssgshyfljg/201902/W020190212597710861504.pdf