企業金融化、融資約束與企業創新

顧海峰 張歡歡

摘要：選取2009—2018年中國2319家上市公司年度數據，從金融資產持有與金融渠道獲利雙重視角，對企業金融化對企業創新的影響以及融資約束的中介作用與貨幣政策的調節作用進行了實證分析。研究表明：（1）企業通過金融資產持有與金融渠道獲利雙重路徑實現金融化。企業金融化對企業創新存在抑制作用促使企業“脫實向虛”，降低無形資產研發創新投入，從而抑制企業創新。（2）金融資產持有下的企業金融化對具有高股權集中度、高資產負債率、高成長性等微觀特征企業創新的抑制作用更大。金融渠道獲利下的企業金融化僅對具有高股權集中度、高資產負債率、低成長性等微觀特征企業創新存在抑制作用。（3）融資約束在企業金融化抑制企業創新中的中介作用顯著。相對于企業從金融渠道獲利，融資約束在企業金融資產持有抑制企業創新中的中介作用更為明顯。相對于國有企業，融資約束在非國有企業金融化抑制企業創新中的中介作用更為明顯。（4）貨幣政策對企業金融化抑制企業創新中具有調節作用，寬松的貨幣政策會加劇企業金融化對企業創新的抑制作用。在企業金融化抑制企業創新的作用機制中，融資約束的中介作用部分對沖了貨幣政策的調節作用。

關鍵詞：企業金融化;融資約束;企業創新;貨幣政策;脫實向虛

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2020（05）-0074-16

金融市場的日益完善使得金融業發展迅猛，創造的利潤也越來越多。而20世紀80年代以來，市場需求空間日益萎靡，產能過剩導致實體經濟的投資回報率明顯下滑。因此，由于資本逐利的本性，金融業和房地產業等利潤率較高的行業吸引了大量資金，虛擬經濟的加速膨脹最終導致實體產業的“金融化”（financialization）現象。在微觀方面，金融化的一個重要表現形式就是企業配置金融資產的投資占據企業總投資的絕大部分，甚至部分企業依靠金融資產的利潤和金融資產的價格變動維持企業的基本盈利，這一現象稱為“企業金融化”。凱恩斯的“預防性儲蓄理論”（the precautionary saving theory）認為，企業持有現金是為了應對未來資金需求的不確定性。隨著金融市場的不斷完善和發展，金融產品的種類也越來越多。由于金融產品具有易流通、可逆轉、回收期短等特點，越來越多非金融類企業也傾向于投資金融產品。一些學者發現，大企業為了提高盈利水平而比小企業持有更多的金融資產[1]。部分企業為了降低稅負或者財務困境成本通過金融資產對沖部分交易[2]。企業金融化對經濟運行的影響不僅表現在微觀層面還表現在宏觀層面。有學者認為，2008年的全球金融危機也與企業金融化存在千絲萬縷的關系，它使全球經濟尤其是發達國家經濟狀況受到了巨大創傷，企業“脫實向虛”的金融化現象不利于全球經濟穩定發展[3]。

企業金融化在微觀層面的表現形式之一就是企業從金融渠道獲利占比越來越大，部分企業甚至依靠金融渠道獲利來維持企業基本盈利。Arrighi[1]提出的“從金融渠道獲取利潤逐漸成為企業盈利的主要方式”就是對企業金融化現象的客觀描述，即企業盈利方式逐漸依賴于金融市場而不是商品市場。此外，企業金融化的另一表現形式就是企業對金融資產的投資比例逐漸增大。Demir[4]對阿根廷、墨西哥、土耳其等新興市場實際投資情況研究之后發現，這些國家都存在“去工業化”現象，即相對于回收期長、不確定性高且不可逆的無形資產研發創新，企業可能更傾向于投資可逆的短期金融資產項目。在非金融企業可自由支配的內部資金中，有超過50%的資金來自從金融市場獲得的利息和股息收入[5]。企業金融化使我國經濟運行呈現“脫實向虛”的負面態勢。非金融類企業將大量資金投資金融市場和虛擬經濟的狀況導致我國的制造業出現了投資效率低迷、市場供需不足及企業創新匱乏等一系列問題。考慮到企業創新已成為我國經濟發展的內生動力，科學揭示企業金融化對企業創新的影響機理、融資約束在企業金融化對企業創新影響中的中介作用，以及貨幣政策在企業金融化對企業創新影響中的調節機制，對于引導我國經濟“脫虛向實”，實現經濟高質量發展具有非常重要的理論與現實意義[6]。

一、文獻回顧

（一）企業金融化

關于企業金融化的研究主要集中在導致企業金融化的影響因素，政府干預、貨幣政策等對企業金融化的調節作用，以及企業金融化對實體企業投資效率的影響情況等。然而，學術界關于企業金融化對實體主業投資的具體影響尚未形成統一的結論，即企業持有金融資產或從金融渠道獲利到底是為了獲得更多的流動資金以支持企業實業的發展，還是對企業實業的投資起到制約作用仍然是學術界的討論熱點。一方面，有學者認為，企業持有金融資產或從金融渠道獲利是為了以后發展實業奠定基礎[6-7]。從理論上來說，企業金融化對實業投資的支持效應主要通過以下兩個途徑實現：第一，企業盈利是實現企業長久穩定發展的關鍵保障，而充足的現金流支持是企業投資和經營發展的重要前提，因此企業持有金融資產獲得超額利潤以及出售金融資產獲得的現金支持，能夠增加企業的現金流并改善盈利狀況;第二，金融資產的持有能夠增加企業資產的流動性，當企業遇到財務困境時能夠及時變現以支持其實業發展。對此，杜勇等[7-8]證明了企業持有金融資產不僅能夠為企業帶來可觀的投資收益還能為其未來的發展起到“蓄水池”作用。黃小琳等[9]認為，非金融類企業持股金融機構導致的金融化能夠在一定程度上緩解融資約束，為企業實業投資獲得更多債務資金支持。另一方面，也有許多學者認為企業持有金融資產或從金融渠道獲得高額收益會讓管理層產生“短視”投資行為，金融資產的高盈利性會讓企業管理層陷入“投資金融資產—獲得高額收益—投資金融資產”的“炒錢”循環中，因此會抑制企業的實業投資[7]。企業金融化通過兩個渠道“擠出”企業對主業的投資[5]：第一，企業以股息和股票回購的方式向金融市場增加支付，減少了企業可用的內部資金，從而擠出實業投資，而且以“股東價值”為導向的公司治理機制使得企業控制權正在逐步轉移給股東，因此為了讓股東滿意，經理人必須維持最低的股本回報率，為此他們必須增加股息支付或股票回購。第二，公司可以將全部可用資金投資于有形資產、無形資產或金融資產。由于金融投資的回報比實體投資更快且風險相對較小，因此當金融市場比產品市場有更好的利潤機會，或管理層有增加短期回報的壓力時，公司可能更喜歡金融投資而不是實業投資，并且越來越多的股權激勵機制使得管理層有著和股東相同的目標，為滿足個人利益，管理層傾向于回報率高、回收期短且不確定性較小的金融資產投資。對此，Dallery[10]認為，以股東價值為導向的利潤最大化和以管理層利益為導向的實體現金流最大化構成的投資決策模型，為企業金融化創造了平臺和基礎。

（二）融資約束與影子銀行

企業金融化擠出實業投資的兩種渠道對企業的融資約束也有一定的影響。首先，以“股東價值”為導向的公司治理機制使得股東們向管理層施壓，要求管理層以股息和股票回購的方式向金融市場增加支付，減少了企業可用的內部資金，迫使企業不得不通過外部融資來滿足企業穩健發展的資金需求。外部借款的增加導致企業的財務風險增大，故企業的融資難度上升，融資約束增大。由于企業外部融資困難，同時內部也沒有足夠的資金支持企業發展，因此企業可能會尋求非銀行金融機構的幫助。如向資金充裕的大企業貸款，或者是求助于民間借貸，此時影響企業融資的另一個重要因素——“影子銀行”就出現了。

影子銀行是對銀行等傳統金融機構以外的非傳統金融渠道融資的活動總稱，它的三種主要形式是銀行提供理財產品、非銀行金融機構提供貸款和民間借貸。影子銀行的出現雖然能夠在一定程度上緩解企業的融資壓力，但是其不確定性高、期限短、不受銀行監管體系監管等本質特點使得其無法成為商業銀行放貸和企業融資的主要渠道。隨著企業向影子銀行的借款越來越多，企業承擔的經營風險和財務風險同時增大，這會使企業的信貸活動受到更加嚴重的制約。另一方面，由于金融資產相較于實物資產具有流動性強、回收期短等特點，企業持有金融資產能夠提高資產的流動性[11]，進而提高企業的短期償債能力，即企業能夠按時足額償還本金和利息，因此能夠獲得銀行更多的貸款，故企業的融資約束下降。此外，當企業持有銀行等金融機構的股份時，由于企業與銀行之間存在親密的商業關系，會更容易獲得貸款，故而提高企業的融資能力。黃小琳等[9]認為，非金融類企業持股金融機構導致的金融化能夠在一定程度上緩解融資約束，為企業實業投資獲得更多債務資金支持。

（三）企業創新

企業金融化與企業研發創新之間關系的研究并不充足，大多都是關于企業金融化對企業實體經濟投資的影響[6-7]。關于企業金融化對實體投資的影響主要有兩種表現：一種是企業金融化能夠為企業實業發展儲備資金的“蓄水池效應”，該效應認為企業持有金融資產獲得超額利潤以及出售金融資產獲得的現金支持是為了當企業遇到困境時能夠及時變現以支持企業的實業投資。對此，胡奕明等[8]認為企業之所以持有金融資產，是為了防止未來發展時的資金不足。Kliman等[12]也證明企業購買金融資產的支出可能來源于外部融資，因此并不一定會擠占企業的生產性投資。而另一種是企業金融化會“擠出”企業的實際投資。如Orhangazi[5]證明企業金融化與實際投資之間存在顯著的反向關系，即企業金融化會阻礙實際投資。Demir[4]通過對阿根廷、墨西哥和土耳其制造業的研究表明，金融投資機會的增多會使企業轉變專業化的模式，不再主要參加制造業活動，而是形成“去工業化”的現象。Stockhammer[13]認為，在新自由主義下，企業管理的優先次序發生了根本性的轉變，公司越來越像租賃公司，他們用獲得的利潤購買金融資產而不是生產性資產，這導致企業的資本積累越來越少。張成思等[14]研究發現，經濟金融化和企業金融資產的風險收益錯配均抑制了實業投資。還有學者發現，企業金融化與實體企業投資效率之間呈現出非線性的關系，即企業僅在一定程度內配置金融資產會為實業投資提供資金支持[11]。杜勇等[7]研究發現，金融化對企業未來主業業績的抑制作用大于促進作用，在總體上對企業未來的主業業績造成損害。

就現有文獻來看，學術界關于企業金融化與企業創新的關系研究也沒有形成定論。一種觀點認為企業金融化能夠促進企業創新。該觀點認為企業持有金融資產會增加資產的流動性以及從金融渠道獲得高額的利潤能夠提高其盈利能力，進而對企業的融資約束起到一定的緩解效果，使企業有更多的資金用于創新研發。因此，企業能夠穩定地持有資金對其研發投入具有平滑作用[15]。劉貫春[16]以金融資產持有量和金融渠道獲利雙重視角出發，研究證明上市公司持有金融資產雖然會擠出當期的創新投資，但對未來期的創新研發具有推動作用。另一種觀點認為企業金融化會阻礙企業創新。在一定的資金約束下，企業當然愿意將有限的資金投入到不確定性小且收益率高的金融產品上。當企業管理層面臨短期盈利壓力時，他們也會將企業資金投資于短期見效的金融資產[17]。謝家智等[18]通過對制造業上市公司的研究指出，過度金融化會使制造業的技術創新受到重創，并且政府的調控行為會更加強化這種阻礙作用。王紅建等[19]研究發現，行業間的利潤率缺口導致的跨行業套利行為造成的企業金融化現象對實體企業的創新有顯著抑制作用，且該缺口越大對企業創新的擠出作用越強。高管的股權激勵形式也會影響金融化和創新的關系。晉盛武等[20]研究發現，企業持有非貨幣性金融資產的比例越高其創新能力越弱，并且該現象在國有企業中更加明顯。除此之外，還有學者發現企業金融化與企業創新及企業價值之間并非簡單的線性關系。蔡艷萍等[21]研究發現，出于市場套利動機，實體企業金融化與企業價值之間呈現“倒U型”關系，投資效率在實現這種關系中發揮著中介效應。王紅建等[22]通過市場套利分析框架，利用中國制造業上市公司的經驗證據實證檢驗了實體企業金融化與企業創新之間的“U型”關系，即金融化對企業創新可能具有先抑制后促進的作用。

本文的主要貢獻：第一，從企業持有金融資產和企業金融渠道獲利雙重視角來測度企業金融化，考察不同視角下企業金融化對企業創新的影響規律;第二，從企業股權集中度、資本結構、成長性等微觀特征差異層面，考察企業金融化對企業創新影響的異質性特征;第三，考察融資約束在企業金融化抑制企業創新中的整體中介作用機制，同時針對不同產權性質企業，進一步考察不同產權性質企業金融化抑制企業創新的中介作用差異;第四，考慮到融資約束中介作用的存在，將貨幣政策設定為“有中介的調節變量”，考察貨幣政策在企業金融化抑制企業創新中的調節作用機制。

二、理論分析與研究假設

資本逐利的本性使得當金融資產的回報率高于實體投資項目時，企業就會將更多資金配置于金融資產，從而導致企業用于實體經濟投資資金的減少。非金融類企業進行金融資產投資的主要原因在于固定資產投資風險占比較高[23]。因此，與不確定性高、回收期長且風險高的無形資產研發創新相比，企業更愿意持有收益率高及回收期短的金融資產。在企業自有資金有限的前提下，有限的資源被分配到金融領域，則企業用于研發創新的資金就會更少[5]。

企業金融化對公司的治理模式有著深遠影響，金融資產的高額獲利加上公司治理結構的變化導致管理的優先次序和激勵機制發生變化[13]，非金融類企業管理層更傾向于投資金融市場。管理層面臨的短期盈利壓力以及績效考核與短期股價波動密切聯系造就了其短視的投資行為，即管理層投資更注重的是短期投資回報而非企業長期增長。管理偏好的變化對企業創新投資會有負面效應，因為非金融類企業管理層現在很少把長期增長導向放在首位而是選擇增加公司的金融投資[5]。因此，本文認為非金融類企業持有過多的金融資產會產生流動性偏好，更加影響企業的創新研發。基于此，本文提出假設：

假設1：企業金融化對企業創新具有顯著的抑制作用。

上述研究只是從整體上考察企業金融化對企業創新造成的影響，尚未考慮企業異質性是否會對結果造成顯著差異。企業性質的差異，可能導致不同企業管理層對待金融資產的態度以及分配企業現金流的方式不盡相同。企業股權集中程度、資本結構以及企業發展方向都可能會影響這種差異。

第一，不同企業的股權集中程度使得股東對企業生產經營的參與程度以及管理層對企業的管理方式有所差異，因此企業的金融資產獲利能力和管理層對企業現金流的支配方式可能存在顯著差異。

第二，各個企業不同的資本結構使得企業即使投資了同一種金融資產也會導致企業從金融渠道獲利能力以及管理層的短期獲利壓力存在顯著差異。

第三，即便保持相同的資本結構并持有相同的金融資產，但由于企業發展方向的差異性，同樣會導致管理層對企業現金流的支配存在顯著差異。基于此，本文提出假設：

假設2：企業異質性促使企業金融化對企業創新的抑制作用存在顯著差異。

企業進行無形資產創新通常有兩個渠道：第一，企業通過并購將被并購方的無形資產納入本企業中形成本企業無形資產的增加;第二，企業通過自主研發取得專利技術、知識產權等形成無形資產。上述兩個渠道形成的無形資產對企業的資金需求都很大，企業僅依靠內部自有資金很可能不足以支持企業創新對資金的需求，因此不得不從外部獲取資金以支持企業創新活動。大量研究表明，企業受到的外部融資約束會顯著抑制企業的創新研發。由于企業的研發創新活動具有較高的風險性，且其成功與否具有高度的不確定性，因此相較于企業的其他活動，研發投資受到融資約束的作用更加明顯[24]。企業持有金融資產或者從金融渠道獲利導致的企業金融化現象是否會對企業融資約束產生影響呢？

第一，從資本市場融資方面來看，2017年中國證監會發布《發行監管問答——關于引導規范上市公司融資行為的監管要求》，明確指出“上市公司申請再融資時，除金融類企業外，原則上最近一期末不得存在持有金額較大、期限較長的交易性金融資產和可供出售的金融資產、借予他人款項、委托理財等財務性投資的情形”。該規定明確指出當企業持有大量金融資產時會受到一定的股權融資約束。

第二，從銀行信貸融資方面來看，銀行在進行信貸審批時往往會審查企業的還款能力和貸款用途，并且具有“專款專用”的特點，所以企業進行虛擬經濟投資受到的融資約束會比固定資產等實物投資更大[25]。然而，當企業從金融渠道獲利較高時，它可能會部分地緩解企業融資約束，因此融資約束在企業從金融渠道獲利抑制企業創新中的中介作用不明顯。基于此，本文提出假設：

假設3：企業金融化通過加大外部融資約束來阻礙企業研發創新投入，相對于企業金融渠道獲利而言，融資約束在企業金融資產持有抑制企業創新中的中介作用更強。

由于兩權分離的出現，國有企業的“代理型公司治理問題”更加嚴重，相比于非國有企業，該類企業的管理層對于企業的經營活動就更加不謹慎、不忠誠。因此，管理層為了完成股東要求的盈利目標，會更加偏好于流動性強、回收期短、利潤率高且不確定性相對較小的金融資產。而且，基于目標不一致和信息不對稱理論，管理層迫于短期盈利壓力就會出現“短視”問題，因此更加不愿意投資回收期長、不確定性高的無形資產。此外，政府與國有企業之間有著千絲萬縷的聯系。一方面，當國有企業遇到財務困難時，更容易得到政府的補助和財政撥款;另一方面，政府可以主動對銀行信貸進行干預使得國有企業更容易獲得銀行貸款。相比于非國有企業，該類企業更容易獲得融資，因此在國有企業中，融資約束在企業金融化抑制企業創新中的中介效應相對較弱。基于此，本文提出假設：

假設4：不同產權性質企業融資約束在企業金融化抑制企業創新中的中介作用存在顯著差異，相對于國有企業而言，融資約束在非國有企業金融化抑制企業創新中的中介作用更強。

貨幣政策主要通過貨幣渠道和信貸渠道影響經濟運行以使國家達到調控宏觀經濟的目的[27]。當市場上的貨幣量增多時，企業管理層的良好預期會使他們在選擇投資項目時更傾向于企業主動性投資策略，考慮到企業進行實體經濟投資活動時會面臨更加嚴格的融資約束[24]，當企業存在更多可支配的自有資金時，管理層自然會投資于不確定性低及收益高的金融資產，即寬松的貨幣政策會促使企業金融化“擠出”企業無形資產研發創新。當市場上的貨幣量減少時，管理層會以更加謹慎的態度選擇投資項目。貨幣政策緊縮時，萎靡的市場經濟環境會加劇“逆向選擇”和“道德風險”[27]，銀行在進行信貸審批時也會更加嚴格，這會加大企業融資約束，因此貨幣政策可能會通過影響企業融資約束來影響企業創新。基于此，本文提出假設：

假設5：寬松的貨幣政策會加劇企業金融化對企業創新的抑制作用，融資約束的中介作用部分對沖了貨幣政策的調節作用。

三、實證研究

（一）變量構造

1.企業金融化水平（Fin）

本文借鑒劉貫春等[28]的研究，分別用金融資產持有量（Fhold）和金融渠道獲利（Fprofit）兩個指標來表示“企業金融化”水平。按照狹義的金融資產和金融渠道獲利，本文將貨幣資金、交易性金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資、投資性房地產作為金融資產度量指標，以投資收益、公允價值變動損益、其他綜合收益、扣除對聯營及合營企業的投資收益作為從金融渠道的獲利，以此來衡量實體企業的金融化水平。

2.企業融資約束（SA）

SA指數作為中介變量，表示企業受到的外部融資約束。本文借鑒鞠曉生等[24]通過采用SA指數來測度企業融資約束，即SA指數越大，則企業融資約束就越小。該方法考慮了企業融資約束測度中的內生性問題，具有較好的說服力。

3.企業創新水平（Inno）

學術界關于企業創新水平的衡量方法也不盡相同，現有的大多數文獻對此的衡量方法主要有兩種：第一，選用專利數量來衡量企業的創新水平;第二，選用無形資產凈額增量占總資產的比重來度量[18]。關于本文采用無形資產凈額增量占總資產的比重作為企業創新的衡量指標主要有以下四點原因：

（1）企業無形資產可以較直接地從財務報表上獲取，比較簡單方便;

（2）企業的創新投資最后都會反映在無形資產的增加額上，它與企業創新有著密不可分的聯系，是企業創新成果的綜合反映;

（3）本文后面會用企業的“研發支出占總資產的比例”作為衡量企業創新的指標進行穩健性檢驗;

（4）專利數量雖然能夠較好地衡量企業創新水平，但是專利申請時間間隔較長，并且它受到政治關系、計算口徑不統一等多種外部因素的影響。

4.控制變量

在基本模型中加入企業特征、經營成果、現金流狀況以及股權結構等作為控制變量。具體包括企業規模（Size）、總資產凈利率（ROA）、負債情況（Lev）、經營活動現金流量（CFO）、企業年齡（Age）、前十大股東持股比例（Shrcr）、企業成長性（Growth）、資本密集度（Fixed）。此外，本文還固定了個體效應和時間效應以控制不可觀測因素對模型的擾亂，ε為隨機誤差項。具體變量構造及測度方法見表1。

（二）模型構建

為檢驗假設1，本文構建以下模型考察企業金融化對企業創新的影響。若假設1成立，預計Fin的回歸系數（β1）顯著小于0，表明無論是企業持有金融資產還是從金融渠道獲利導致的金融化均會顯著抑制企業無形資產的研發創新。為統一比較基礎，本文均以總資產作為標準化基礎。

為考察企業異質性是否會對金融化與企業融資約束之間關系產生顯著影響，本文構建以下模型，即在式（1）的基礎上依次分別去掉Shrcr、Lev、Growth。本文重點關注不同子樣本中Fin的系數是否會有顯著差異，如果假設2成立，則不同子樣本中Fin的系數β1會有顯著差異。

本文利用Baron等[30]的“中介效應三步法”檢驗程序以驗證企業金融化是否通過抑制融資約束的路徑影響企業無形資產的研發創新。

式（5）—（7）用于檢驗“企業金融化—融資約束—企業無形資產研發創新”這一路徑，具體檢驗過程如下：

（1）檢驗企業金融化是否對無形資產研發創新有顯著影響，觀察式（5）中Fin的回歸系數α1;

（2）檢驗企業金融化是否對融資約束有顯著影響，觀察式（6）中Fin的回歸系數β1;

（3）同時檢驗企業金融化、融資約束是否對實體企業無形資產研發創新有顯著影響，觀察式（7）中Fin的回歸系數γ1。中介效應需要滿足以下條件：

（1）α1在統計上應當顯著為負，否則因變量與自變量之間無顯著關系更無需考慮中介變量的顯著性。

（2）在β1、γ2都顯著為負的情況下，若γ1顯著且滿足Fin的回歸系數絕對值變小，則存在部分中介效應;若γ1不顯著，則表示存在完全中介效應;若β1、γ2至少有一個不顯著，則需要通過Sobel檢驗判斷中介效應（β1×γ2）的顯著性。如果假設3成立，在滿足上述中介效應條件的同時，還需要滿足當自變量為Fhlod時融資約束的中介效應占比大于當自變量為Fprofit時的中介效應占比。即企業金融化會通過增加外部融資約束阻礙研發投資，且融資約束在金融資產持有量抑制企業創新中的中介作用更加明顯。

當自變量為Fprofit時，融資約束在企業金融化抑制企業創新中的中介作用非常微弱，接下來僅討論融資約束在企業持有金融資產抑制無形資產研發創新中的中介作用。為了檢驗假設4，本文按照Private的取值將所有樣本分成國有企業和非國有企業兩個子樣本，按照僅考慮當自變量為Fhlod時式（5）—（7）來驗證融資約束在兩個子樣本中的中介作用。如果式（5）的β1在兩個子樣本中均顯著小于0，且其在國有企業中的絕對值顯著大于非國有企業，則說明國有企業的金融化現象對企業創新的抑制作用更加明顯。除此之外，為進一步說明國有企業中融資約束在企業金融化抑制企業創新中的中介效應相對較弱，還需要比較兩個子樣本中融資約束的中介效應占比，如果國有企業中的中介效應占比大于非國有企業，則說明假設4成立。

假設5中除了自變量、因變量和控制變量以外，還有調節變量和中介變量，其中調節變量為貨幣政策ΔM，中介變量為融資約束SA。Fhold×ΔM為調節效應項，而該效應又會影響融資約束，進而影響企業創新，此時將調節變量ΔM稱為“有中介的調節變量”。本文借鑒溫忠麟等[31]針對有中介的調節變量的檢驗程序，考察貨幣政策是否增強企業持有金融資產對企業創新的抑制作用，且通過影響融資約束起作用。為檢驗假設5，本文構建式（8）—（10）。具體檢驗過程與式（5）—（7）類似，本文不再贅述。

（三）數據選取及描述性統計

1.樣本數據選取

本文選取2009—2018年中國滬深A股上市公司為研究樣本，并按照以下原則進行樣本篩選：剔除金融、保險類以及房地產行業上市企業，剔除ST上市企業，剔除總資產缺失的企業。最終，本文共得到2319家上市公司的年度觀測值，共計23190個樣本。研究中所使用的財務數據均來自CSMAR數據庫和Wind數據庫，貨幣政策相關指標來自國家統計局數據庫，部分數據經手工計算而得。為克服極端值的影響，本文對模型中部分連續變量進行了1%和99%分位的縮尾（Winsorize）處理。

2.變量描述性統計

變量描述性統計結果見表2。非金融類上市公司持有金融資產的平均水平為22.6%，約占企業總資產的1/5之多，最大值已經接近企業總資產的100%，說明從事金融資產交易已經成為上市公司一項重要的活動，企業金融化現象越來越嚴重。從企業金融渠道獲利方面來看，企業金融渠道獲利占企業總資產比例的平均水平約為0.7%，企業金融渠道獲利水平占企業總體獲利水平的比例可能會更高，這也進一步說明了企業金融渠道獲利在企業盈利方面的重要作用，即企業金融化程度日益突出。2009年以來，上市公司每年對于無形資產的投入增加額占總資產的平均水平僅為0.6%，還不足金融資產持有額的3%，說明中國上市企業無形資產研發投入嚴重不足，企業“脫實向虛”現象嚴重。

四、實證檢驗與結果分析

（一）全樣本回歸分析

下面從企業金融資產持有和企業金融渠道獲利雙重視角，對企業金融化對企業創新的整體影響進行全樣本回歸分析，結果見表3。

1.企業金融資產持有與企業創新

從表3第（1）列可以看出，金融資產持有量的回歸系數在1%的水平上顯著為負，說明企業持有金融資產會嚴重阻礙企業對無形資產的研發投入。換言之，企業持有的金融資產份額越多，企業的創新發展速度越慢，即企業持有金融資產導致企業金融化程度越高對企業創新投入的抑制作用越強。具體來說，企業每增加1個百分點的金融資產持有量，就會相應地阻礙0.0309個百分點的無形資產增加，對企業的創新發展極為不利。

2.企業金融渠道獲利與企業創新

從表3第（2）列可以看出，金融渠道獲利的回歸系數依然在1%的水平上顯著為負，且其回歸系數的絕對值（0.1040）遠大于金融資產持有量的回歸系數絕對值（0.0309），說明企業從金融渠道獲利對企業創新發展的阻礙作用會更加明顯。換言之，當企業更多地依賴從金融渠道獲利時，管理層就會忽略對企業創新的發展。假設1得到驗證。這可能是因為企業從金融渠道獲得高額收益會讓管理層產生“短視”的投資行為，他們更愿意將資金投入到短期內能夠給企業帶來高額收益的金融產品，而不愿意將資金投入到回收期較長的研發創新中。劉貫春等[28]研究企業配置金融資產與企業創新之間的關系時很好地證明了這一點，他發現企業從金融領域獲得的利潤占比提高會導致企業研發創新活動的減少，進一步地，企業從金融渠道獲利不僅會擠出當期創新投入，還會對后期研發創新形成阻礙。

3.控制變量對企業創新的影響

企業規模（lnsize）、經營活動產生的現金流量（CFO）、企業成長性（Growth）、股權集中度（Shrcr）與企業創新（Inno）均存在顯著的正相關關系，企業年齡（lnage）和資本密集度（Fixed）與企業創新呈現負相關關系。此外，雖然企業總資產凈利率（ROA）和資產負債率（Lev）與企業創新之間不存在顯著的相關關系，但綜合考慮企業金融資產持有量和金融渠道獲利后發現，總資產凈利率與企業無形資產的研發創新之間呈現正相關關系，資產負債率與企業創新研發之間呈現負相關關系。這與劉貫春[16]的回歸結果基本一致，并且下文關于控制變量的回歸結果基本不變，因此本文不再贅述。

（二）分樣本回歸分析

為考察企業金融化與企業創新的關系是否會受到企業微觀特征差異的影響，本文從企業股權集中度、資本結構、成長性等微觀特征差異層面，考察企業金融化對企業創新的異質性影響。本文以股權集中度、資本結構、成長性等變量的樣本均值為劃分標準，將大于樣本均值的劃分為高特征企業，小于樣本均值的劃分為低特征企業，然后對每個子樣本進行分樣本回歸分析。不同子樣本下企業金融資產持有和企業金融渠道獲利對企業創新的回歸結果分別見表4和表5。

1.企業金融資產持有與企業創新

由表4的回歸結果容易看出，企業金融資產持有（Fhold）的回歸系數在不同子樣本中均顯著為負，說明企業金融資產持有對不同微觀特征企業創新均具有顯著的抑制作用，結果與表2的回歸結果相一致，這也充分說明企業金融資產持有對企業創新的抑制作用在不同子樣本中均成立。將不同子樣本的回歸結果進行對比發現，股權集中度和企業成長性的高低會顯著影響企業金融資產持有對企業創新的抑制作用強度，企業股權集中度越高，企業成長性越高，則企業金融資產持有對企業創新的抑制作用就越強。但是，對于資產負債率不同的兩組樣本企業，回歸系數分別為高顯著程度及低系數絕對值和低顯著程度及高系數絕對值，具體由表4的第（3）（4）列給出。在上述回歸模型基礎上，采用SUEST檢驗中的似無相關模型（SUR），檢驗不同資產負債率的兩組樣本企業的組間系數是否存在顯著性差異。SUEST檢驗結果表明，資產負債率水平的高低會在10%的水平上顯著影響金融資產持有對企業創新的抑制作用，即企業資產負債率越高，企業持有金融資產對企業創新的抑制作用就越強。究其原因可能是：

第一，對于高股權集中度的企業來說，其“剝奪性公司治理問題”比較嚴重，大股東很有可能為了自身利益而侵占小股東利益，當金融資產獲利較高時，大股東會要求管理層配置更多金融資產以獲取暴利，而不是將資金投入到無形資產研發創新中，因此高股權集中度的企業持有金融資產會更加抑制企業創新。

第二，對于高資產負債率的企業來說，管理層面臨的最大壓力就是及時償還貸款及利息，出于改善短期盈利壓力動機，管理層更愿意選擇收益率高、回收期短且不確定性較低的金融資產持有，由此引發企業無形資產研發創新投入的降低，從而降低企業創新水平。

第三，對于高成長性的企業來說，控股股東可能更期望管理層注重能夠給企業帶來銷售增長的固定資產而非見效期長的研發創新，導致管理層減弱對無形資產研發創新投入意愿，從而降低企業創新水平。

2.企業金融渠道獲利與企業創新

由表5的回歸結果不難看出，企業金融渠道獲利對企業創新的抑制作用在股權集中度高、資產負債率高和成長性低的企業中通過顯著性檢驗，但在股權集中度低、資產負債率低和成長性高的企業中未通過顯著性檢驗。究其原因可能是，成長性低的企業增長緩慢，管理層對企業未來發展空間持有悲觀態度，因此即便企業具有可支配資金，管理層也不愿意將資金投資于企業無形資產研發創新。事實上，全樣本回歸結果已表明，企業的高成長性對企業創新具有顯著的促進作用，這也間接驗證了上述結論。

（三）中介作用檢驗

1.融資約束中介作用的全樣本檢驗

融資約束中介作用的全樣本檢驗結果見表6。第（1）（4）列為不納入中介變量的回歸結果，Fhold和Fprofi的回歸系數均顯著為負，進一步驗證了假設1。表6第（2）（5）列為自變量對中介變量的回歸結果，且Fhold和Fprofi的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，這說明企業金融化確實對企業融資約束具有顯著影響，SA越大導致企業融資約束越小，說明企業金融化程度越高，企業面臨的融資約束就越嚴重。融資約束在企業金融化與企業無形資產研發創新之間是否起到中介作用，需要關注表6的第（3）（5）列。在加入中介變量之后，SA的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明企業融資約束越小（即SA值越大），企業無形資產研發創新就越好。此外，自變量Fhold和Fprofi的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，且回歸系數的絕對值較第（1）（4）列都有所下降，即|γ1|<|α1|，說明融資約束是企業金融化抑制企業創新的部分中介因子。

當自變量為Fhold時，其中介效應占比為9.40%;當自變量為Fprofi時，中介效應占比為2.34%，因此融資約束在金融資產持有抑制企業創新中的中介作用更加明顯，假設3得到驗證。為驗證結果的穩健性，本文還進行了Sobel檢驗，其結果是Sobel檢驗的Z統計量分別在5%和1%的水平上通過了顯著性檢驗，進一步說明在企業金融化抑制企業創新時，融資約束起到了中介作用。考慮到融資約束在金融渠道獲利與企業創新關系中的中介作用并不特別明顯，接下來只需考察融資約束在金融資產持有抑制企業創新中的中介作用。

2.不同產權性質企業融資約束中介作用的分樣本檢驗

為檢驗假設4，本文按照Private的取值將全樣本劃分為國有企業和非國有企業兩個子樣本，針對不同產權性質企業融資約束的中介作用進行分樣本檢驗，結果見表7。從表7的第（1）（4）列回歸結果可以看出，在不同子樣本中企業持有金融資產均顯著抑制企業無形資產研發創新，并且該抑制作用在國有企業中更為顯著。此外，從表7的回歸結果還可以看出，在用普通的“三步法”檢驗中介效應時，僅國有企業樣本通過了顯著性檢驗，在非國有企業樣本中的β1并不顯著，因此本文進行了Sobel檢驗，以驗證β1×φ2的顯著性。由回歸結果可以看出，融資約束在企業金融化抑制無形資產研發創新中的中介作用在不同子樣本中均通過了Sobel檢驗，說明不論是國有企業還是非國有企業，融資約束的中介作用均存在。Sobel檢驗結果還顯示，國有企業融資約束的中介效應占比為5.81%;在非國有企業中，融資約束的中介效應占比10.94%。因此，不同產權性質企業融資約束在企業金融化抑制企業創新中的中介作用存在顯著差異。相對于國有企業而言，融資約束在非國有企業金融化抑制企業創新中的中介作用更為明顯。假設4得到驗證。

（四）調節作用檢驗

貨幣政策調節作用的檢驗結果見表8。由表8第（1）列回歸結果可知，Fhold×ΔM的回歸系數在5%的水平上顯著為負，說明貨幣政策對企業金融化抑制企業創新具有顯著的調節作用，且寬松的貨幣政策會加劇企業金融化對企業創新的抑制作用。在此基礎上，檢驗調節項Fhold×ΔM是否通過融資約束SA來抑制企業創新。通過觀察表8的回歸結果發現，該模型雖然沒有通過普通的三步法檢驗中介效應，但Sobel檢驗結果非常顯著，且中介效應占比為11.90%。結合表8的第（1）（3）列的Fhold×ΔM回歸系數發現，在企業金融化抑制企業創新的作用機制中，融資約束的中介作用部分對沖了貨幣政策的調節作用。假設5得到驗證。

（五）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

為檢驗是否存在內生性問題，參照王紅建等[19]的研究，本文引入企業投資收益水平（Return）作為工具變量（IV），企業投資收益水平以投資收益與總資產的比值來衡量。運用二階段最小二乘法（2SLS）對基準模型進行內生性檢驗。考慮到企業投資收益是企業非營業利潤的主要來源之一，同時也是企業金融化的重要體現，其與企業金融資產持有及企業金融渠道獲利具有密切關系，但又不可能成為企業研發創新投入的主要資金來源，該變量滿足工具變量的基本條件，能夠用于內生性檢驗，內生性檢驗結果見表9。從第一階段回歸結果可以發現，該工具變量的F統計值顯著大于10，說明它不存在弱工具變量問題，可以進行第二階段的回歸檢驗。第二階段的回歸檢驗結果見表9第（3）（4）列。第二階段回歸結果顯示，金融資產持有下的企業金融化與金融渠道獲利下的企業金融化均會顯著抑制企業創新，這與前文結論完全一致，因此基準模型不存在內生性問題。

2.替換被解釋變量

為驗證結果的穩健性，本文采用企業研發支出（RD）作為企業創新水平的代理變量，并對總資產進行標準化處理，進行穩健性檢驗，結果見表10。反映企業金融化水平的企業金融資產持有量（Fhold）與企業金融渠道獲利（Fprofit）的回歸系數均顯著為負，說明企業金融化對企業創新存在顯著的抑制作用，這與前文結論完全一致，說明本文結論具有較好的穩健性及可靠性。

3.控制行業及年份

在上述主效應和控制效應檢驗中，本文一直使用的是固定效應模型，即分別固定個體和時間效應進行回歸分析，來檢驗企業金融化對企業創新的影響。為使得自變量對因變量的作用結果更具穩健性，本文又分別控制了行業及年份，以考察在不受行業及年份影響下企業金融資產持有與企業金融渠道獲利對企業創新的影響問題，結果見表11。由第（1）（2）列結果可以看出，企業金融資產持有（Fhold）與企業金融渠道獲利（Fprofit）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，說明在控制了行業及年份后，企業金融化依然顯著抑制企業創新，這與前文的主效應結論完全一致，從而進一步說明本文結論具有較好的穩健性及可靠性。

五、結論與建議

本文選取2009—2018年中國2319家上市公司年度數據，從企業金融資產持有與金融渠道獲利雙重視角，對企業金融化對企業創新的影響以及融資約束的中介作用與貨幣政策的調節作用機制進行了實證分析。本文主要結論如下：

（1）企業通過金融資產持有與金融渠道獲利雙重路徑來實現企業金融化。企業金融化對企業創新存在顯著的抑制作用，促使企業“脫實向虛”，降低了企業無形資產研發創新投入，從而抑制了企業創新水平。

（2）對于不同微觀特征企業，企業金融化對企業創新存在顯著的異質性影響，主要表現為：在企業金融資產持有層面，企業股權集中度、資產負債率和企業成長性的高低會顯著影響企業金融化對企業創新的抑制作用強度，企業股權集中度越高、資產負債率越高、企業成長性越高，則企業金融化對企業創新的抑制作用就越強。在企業金融渠道獲利層面，企業金融化對企業創新的抑制作用僅表現在高股權集中度、高資產負債率、低成長性的企業層面，但是針對低股權集中度、低資產負債率、高成長性的企業，企業金融化對企業創新的影響不顯著。

（3）企業金融化通過加大外部融資約束來阻礙企業研發創新投入，融資約束在企業金融化抑制企業創新中的中介作用顯著。相對于企業金融渠道獲利而言，融資約束在企業金融資產持有抑制企業創新中的中介作用更為明顯。

（4）不同產權性質企業融資約束在企業金融化抑制企業創新中的中介作用存在顯著差異。相對于國有企業而言，融資約束在非國有企業金融化抑制企業創新中的中介作用更為明顯。

（5）貨幣政策對企業金融化抑制企業創新具有顯著的調節作用，寬松的貨幣政策會加劇企業金融化對企業創新的抑制作用。在企業金融化抑制企業創新的作用機制中，融資約束的中介作用部分對沖了貨幣政策的調節作用。

基于上述結論，本文提出如下政策建議：

（1）嚴格控制非金融類企業持有金融資產的份額，應當鼓勵企業將可支配資金用于能夠給企業帶來長遠發展的研發創新上。在企業申請再融資時，應當加強對企業持有大額金融資產份額的嚴格約束，明確企業進行再融資時持有金融資產的最大額度。

（2）管理層不愿意投資創新研發的原因一方面來自無形資產等創新研發回收期長、不確定性高等特點，另一方面是因為管理層的“短視”投資動機。企業在調整對管理層長期績效激勵的同時，政府應該加大對企業研發創新的獎勵和扶持力度，讓企業更有動力進行研發創新和實業投資。

（3）企業融資約束是導致其缺乏創新的重要原因之一，但是不控制企業融資行為又很可能導致企業過多地虛擬投資，對此，政府應當在提高企業融資效率的同時，加強對企業貸款或募集資金使用情況的監督，鼓勵其將資金投入到研發創新領域。

（4）政府應當妥善運用激勵機制減緩國有企業的代理型公司治理問題，調節不同產權性質企業的融資約束程度，以此來縮小不同產權性質企業因融資約束差異而導致的對企業創新抑制作用的強度差異。

（5）政府加大貨幣資金投放市場的目的在于刺激實體經濟的發展而不是將其流向資本市場，對此，政府在營造寬松貨幣政策環境的同時，還應當密切監控貨幣資金在企業中的流向，防范實體企業將過多資金投放到金融市場而陷入過度金融化傾向。

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責任編輯、校對： 高原