非金融企業(yè)金融化、企業(yè)技術創(chuàng)新與企業(yè)績效

顧興月 毛軍權

摘 要：選取2015—2020年A股上市的1 500余家非金融企業(yè)作為研究樣本，探討非金融企業(yè)融資程度、企業(yè)技術創(chuàng)新與經(jīng)營績效的關系。實證結果表明，一是非金融企業(yè)金融化程度與企業(yè)績效之間呈現(xiàn)開口向下的拋物線型的關系;二是非金融企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)顯著的負相關關系，并且在制造業(yè)企業(yè)中，這一負相關關系更加明顯;三是企業(yè)創(chuàng)新在非金融企業(yè)金融化程度對企業(yè)績效的影響中起到部分中介作用。根據(jù)研究結果，提出相關建議，以利于我國非金融企業(yè)找準定位，帶動實體經(jīng)濟進一步發(fā)展。

關鍵詞：非金融企業(yè)金融化;企業(yè)技術創(chuàng)新;企業(yè)績效;實體經(jīng)濟

中圖分類號：F272? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2022）04-0004-04

一、研究背景

金融市場高回報短周期的特點使得越來越多的非金融企業(yè)參與其中。2005—2020年，我國非金融公司的金融化程度呈現(xiàn)逐年深化的趨勢。一方面，非金融企業(yè)的金融投資行為有利于擴大企業(yè)的利潤來源渠道，減輕企業(yè)的融資壓力。另一方面，不合理的金融投資活動則可能會導致非金融企業(yè)忽視主營業(yè)務核心競爭力的提高，最終限制企業(yè)實體經(jīng)濟的發(fā)展。此外，非金融企業(yè)金融化的動機大部分是出于獲取金融投資的短期利益，這可能導致企業(yè)過度“脫實向虛”，將更多的資金和精力投入到金融市場中，從而擠壓企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的投入和核心競爭力的培養(yǎng)。這種情況不利于構建適合我國國情的現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)結構，也與我國基于創(chuàng)新的發(fā)展戰(zhàn)略背道而馳。目前，我國非金融企業(yè)的金融化水平整體仍處于上升的階段，對非金融企業(yè)金融化、企業(yè)績效與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的探究非常必要。本文選取了2015—2020年非金融類的1 500多家上市公司作為研究樣本，旨在探討三者之間的關系，有助于非金融企業(yè)找準定位，帶動實體經(jīng)濟更上一層。

二、文獻綜述與研究假設

（一）非金融企業(yè)金融化與企業(yè)績效

李明玉（2020）提出，企業(yè)出于市場套利動機的金融投資行為會對企業(yè)價值產(chǎn)生抑制作用[1]。王茹（2020）的研究結果表明，非金融企業(yè)的金融化與企業(yè)主業(yè)業(yè)績之間是顯著的負相關關系[2]。許霜（2020）以北京君正為例，探究了實體企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)業(yè)績的影響，提出金融化會給企業(yè)帶來兩種效應：“蓄水池效應”“擠出效應”，而最終對該企業(yè)績效的影響表現(xiàn)為“擠出效應”[3]。黃大禹、謝獲寶（2021）通過研究2007—2018年的制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，提出金融化程度越深的制造業(yè)企業(yè)，績效則表現(xiàn)得越差;并且，投資效率高的企業(yè)可以緩解這一負面影響[4]。郭麗麗、徐珊（2021）從實體經(jīng)濟這一角度探究了金融化與企業(yè)績效之間的關系，結果表明，二者并不是簡單的線性關系，而是開口向下的拋物線型非線性關系，即對于非金融企業(yè)來說，不進行金融資產(chǎn)的配置和過度的金融化都不利于企業(yè)的長期發(fā)展[5]。因此，本文提出了研究假設H1。

H1：非金融企業(yè)金融化程度與企業(yè)績效呈倒“U”型。

（二）非金融企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新

何瑞雪（2020）通過研究表明，非金融企業(yè)金融化對技術創(chuàng)新具有“擠出”效應[6]。胡文利（2021）以非金融企業(yè)金融化水平為自變量，研發(fā)投入為因變量，探討二者的關系，結果表明金融水平與研發(fā)投入之間存在顯著的負相關性[7]。鐘華明（2021）利用托賓模型和系統(tǒng)GMM估計模型等方法探討了二者的關系，研究結論與何瑞雪的相一致，并從股東價值導向和金融化對創(chuàng)新投資的“擠出”效應這兩個角度來解釋影響途徑[8]。段軍山、莊旭東（2021）對非金融企業(yè)投資行為與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系進行了研究，研究結果顯示，非金融企業(yè)的金融投資行為對企業(yè)的研發(fā)投入和研發(fā)產(chǎn)出均存在消極影響;文章還提出非金融企業(yè)的金融投資行為實際上是高層管理者謀求短期利益與投機的手段，這個行為會侵占企業(yè)創(chuàng)新的相關資源，限制企業(yè)對技術創(chuàng)新的投入與產(chǎn)出[9]。據(jù)此，本文提出假設H2。

H2：非金融企業(yè)金融化抑制企業(yè)創(chuàng)新。

（三）企業(yè)創(chuàng)新的中介效應

蘇皚、康鵬勝、肖櫻丹（2021）研究發(fā)現(xiàn)，高創(chuàng)新型企業(yè)更容易取得更高的財務績效[10]。王茹（2021）的研究結果表明，技術創(chuàng)新是企業(yè)實現(xiàn)差異化戰(zhàn)略以及提升企業(yè)核心競爭力的有效手段，而企業(yè)金融化可能將企業(yè)創(chuàng)新的動機和資金投入“擠出”，導致企業(yè)喪失長期發(fā)展的內在驅動力，從而抑制企業(yè)績效。據(jù)此，本文提出假設H3。

H3：企業(yè)創(chuàng)新在企業(yè)金融化對企業(yè)績效的影響中起到部分中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為了減小2008年金融危機的影響，本文選取了2015—2020年在A股市場上市的公司作為研究對象，剔除了證監(jiān)會2012年版行業(yè)分類中的金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、租賃和商務服務業(yè)、ST、*ST等企業(yè)以及相關數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)，最終得到了1 544個非金融企業(yè)的研究樣本（數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫）。

（二）模型構建

為了檢驗本文的假設H1和假設H2，提出模型（1）和模型（2）：

進一步檢驗企業(yè)創(chuàng)新是否在非金融企業(yè)金融化影響企業(yè)績效這一機制中起中介效用，提出模型（3）：

（三）變量選擇以及定義

1.企業(yè)績效（ROA）。本文借鑒前人的研究，用ROA來表示企業(yè)績效，ROA=凈利潤/期末總資產(chǎn)。

2.非金融企業(yè)金融化程度（Lagfin）。金融化程度=金融資產(chǎn)/期末總資產(chǎn)。其中，金融資產(chǎn)=交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款以及墊款+長期債權投資。

3.企業(yè)創(chuàng)新（R&D）。本文中創(chuàng)新水平是通過研發(fā)投入與營業(yè)收入的比來衡量的。在現(xiàn)有研究中，企業(yè)的創(chuàng)新是通過研發(fā)的投入和產(chǎn)出兩個方面來衡量的。本文只選取了研發(fā)支出這一個角度，這是因為本文研究的自變量是金融化，這主要影響的是企業(yè)的研發(fā)支出，再加上企業(yè)想要得到研發(fā)產(chǎn)出就必然需要研發(fā)投入，充足的研發(fā)支出是企業(yè)取得創(chuàng)新結果的保障，故本文不考慮研發(fā)支出是否得到相應的研發(fā)產(chǎn)出。DD2A8199-C6B8-4EBA-8408-C2B09E3C8B85

4.控制變量（Controls）。結合前人的研究，本文的控制變量有企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)股權集中程度（Con）、企業(yè)資本結構（Leve）。由于企業(yè)規(guī)模的數(shù)據(jù)太大，對企業(yè)規(guī)模數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。

各變量具體信息見表1。

四、實證結果與分析

（一）描述性分析

為了減少極端值對回歸效果產(chǎn)生影響，對數(shù)據(jù)進行了10%的結尾處理。解釋變量非金融企業(yè)金融化（Lagfin）的平均值為5.6%，最小值為0.453%，最大值為18.9%。被解釋變量企業(yè)績效（ROA）的平均值為0.0378，最小值為-0.00638，最大值為0.0981，詳細數(shù)據(jù)見表2。

（二）回歸分析

1.總樣本回歸分析。通過回歸系數(shù)表的第一列可以看出，ROA與Lagfin2在5%水平上顯著為-0.396，與Lagfin在1%水平上顯著為0.083。表明企業(yè)經(jīng)營績效與金融化程度的關系類似于開口向下的拋物線型關系，驗證了假設H1。在對模型（2）進行回歸時，為防止極端的數(shù)據(jù)對結果產(chǎn)生影響，對數(shù)據(jù)進行了截尾處理。回歸結果顯示在1%水平上，R&D與Lagfin的相關系數(shù)顯著為-0.009，為負相關。為進一步驗證假設H3，對模型（3）進行回歸，回歸系數(shù)結果顯示，R&D與ROA的相關性系數(shù)在10%水平上顯著為0.038，為正相關關系。同時，在企業(yè)創(chuàng)新變量的影響下，企業(yè)績效與企業(yè)金融化的平方的相關系數(shù)在5%水平下為-0.526，企業(yè)金融化程度的相關系數(shù)在1%水平下顯著為0.103，驗證了假設H3，即企業(yè)創(chuàng)新在非金融企業(yè)金融化水平對企業(yè)績效的影響中起部分中介作用，具體的回歸系數(shù)見表3。

2.子樣本回歸分析。制造業(yè)是我國實體經(jīng)濟的主體，也是推動技術發(fā)展的主要動力。鑒于其特殊地位，本文進一步對制造業(yè)的企業(yè)單獨進行了回歸分析。

從回歸系數(shù)結果可以看出，制造業(yè)企業(yè)金融化程度與企業(yè)績效同樣是呈現(xiàn)開口向下的拋物線型關系。同時，企業(yè)的金融化程度與企業(yè)創(chuàng)新的相關系數(shù)在1%水平上顯著為-0.016，負相關性比總樣本的還要強。并且企業(yè)技術創(chuàng)新在企業(yè)金融化水平對企業(yè)績效表現(xiàn)的影響中起中介作用的結論仍然是成立的。

五、研究結論與啟示

本文以2015—2020年的1 500余家非金融行業(yè)的公司為研究對象，研究結論表明，非金融企業(yè)的金融化水平與經(jīng)營績效之間的關系是一種非線性的倒“U”型關系，即企業(yè)的金融化程度較低或者較高都不利于非金融企業(yè)的績效。在我國目前的市場環(huán)境下，非金融企業(yè)適當開展金融投資活動可以更好地為核心業(yè)務積累資金，但過度的金融化則可能使企業(yè)走向深淵。同時，企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新具有一定的負面影響，在制造業(yè)中，這一消極影響被體現(xiàn)得更為明顯。主要表現(xiàn)為：首先，金融資產(chǎn)對研發(fā)資金投入和動機的擠出效應;其次，企業(yè)高管對金融投資的短期利益的追求，導致忽視實體創(chuàng)新。另外，回歸結果顯示，企業(yè)創(chuàng)新在非金融企業(yè)金融化水平對企業(yè)績效表現(xiàn)的影響中起中介作用。

研究啟示：第一，非金融企業(yè)應合理并專業(yè)地進行金融投資，拒絕盲目進入金融領域。對于非金融企業(yè)來說，適當?shù)慕鹑诨欣跀U寬獲取利潤的渠道，企業(yè)可以根據(jù)自身狀況，合理配置金融資產(chǎn)，讓金融投資為企業(yè)核心業(yè)務積累資金。企業(yè)還應設立專門的風控部門，盡量避免金融投資活動對核心業(yè)務產(chǎn)生大的負面影響。第二，我國非金融行業(yè)的企業(yè)，尤其是制造業(yè)企業(yè)，應找準自己的定位，重視企業(yè)技術創(chuàng)新提高企業(yè)整體競爭力。目前，我國非金融企業(yè)金融化程度整體還在加深，非金融企業(yè)要時刻保持清醒，切勿過度“脫實向虛”，深耕核心業(yè)務，追求企業(yè)長遠發(fā)展。第三，提高研發(fā)經(jīng)費和研發(fā)人員的投入，增強企業(yè)核心業(yè)務發(fā)展的內在動力。首先，企業(yè)應加大技術創(chuàng)新的資金以及人員的投入，設立專門的研發(fā)部門，與高校、相關科研機構保持密切的合作關系，積極整合外部資源。同時，注重企業(yè)內外部研發(fā)人員的培養(yǎng)與吸收，對于創(chuàng)新人才，還要給出完善的激勵機制。其次，研發(fā)活動在資金和人員都充足的條件下，還要重視企業(yè)創(chuàng)新的效率。最后，企業(yè)還應重視對研發(fā)成果的保護，避免產(chǎn)生侵權行為。

參考文獻：

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收稿日期：2021-05-16

作者簡介：顧興月（1997-），女，四川達州人，碩士研究生，從事企業(yè)管理研究;毛軍權（1972-），男，江西進賢人，教授，碩士生導師，從事人力資源管理與領導科學、行業(yè)系統(tǒng)管理及制度設計研究。DD2A8199-C6B8-4EBA-8408-C2B09E3C8B85