企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響研究

張 遼，林鑫濤

（杭州電子科技大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，浙江 杭州 310018）

一、引 言

當(dāng)前，我國經(jīng)濟已進(jìn)入由要素驅(qū)動階段向創(chuàng)新驅(qū)動階段轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵期，其經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和增長動能正發(fā)生深刻變化?？萍紕?chuàng)新作為驅(qū)動發(fā)展的第一動力因素，在建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系過程中的作用舉足輕重，對引領(lǐng)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(guān)鍵領(lǐng)域核心技術(shù)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(jié)構(gòu)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(shù)“鎖定”和“俘獲”的有效途徑，更是一條技術(shù)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(xiàn)看，學(xué)術(shù)界關(guān)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(rèn)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(xué)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(wù)質(zhì)量、運作過程質(zhì)量以及經(jīng)營管理質(zhì)量三個領(lǐng)域的綜合。俞立平等（2019）［3］則認(rèn)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(biāo)看，我國科技創(chuàng)新發(fā)展的基本指標(biāo)總體令人滿意，但除了在量子通訊、航天、高鐵等少數(shù)領(lǐng)域位居世界先進(jìn)水平外，大多數(shù)技術(shù)領(lǐng)域的創(chuàng)新質(zhì)量與發(fā)達(dá)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(shù)復(fù)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(fēng)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(jìn)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(jìn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)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(shù)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(shù)創(chuàng)新的意愿相對淡薄。而當(dāng)創(chuàng)新投入不足且外部融資得不到滿足，那么企業(yè)技術(shù)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(yù)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(shù)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(yán)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(wù)而涉足金融領(lǐng)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(yīng)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(jìn)行分析：第一，考慮實體企業(yè)往往基于預(yù)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(xiàn)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(yīng)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(guān)系進(jìn)行檢驗。

二、理論機制與研究假設(shè)

（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(dāng)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(fù)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(gòu)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(fēng)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(shù)限制、資源配置低效和商業(yè)化應(yīng)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(jìn)、外部資源獲取和創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)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(xué)術(shù)界普遍關(guān)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(rèn)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(shù)創(chuàng)新等都產(chǎn)生負(fù)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(yīng)則存在較大爭議。一部分觀點認(rèn)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(rèn)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(wù)的投資能力［10-11］、削弱技術(shù)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(fù)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(jìn)”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(jìn)作用突出表現(xiàn)在優(yōu)化企業(yè)不同經(jīng)營領(lǐng)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(dǎo)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(guān)系使企業(yè)對創(chuàng)新投資的資源配置大大減少，進(jìn)而對技術(shù)創(chuàng)新直接形成“擠出效應(yīng)”［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(lǐng)域并獲得較高收益率，企業(yè)技術(shù)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(shè)1、假設(shè)2。

H1：金融化會產(chǎn)生“蓄水池”效應(yīng)，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(yīng)，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(yuǎn)發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)和預(yù)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(fēng)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(wù)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(yù)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(yù)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(rèn)為實體企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響是促進(jìn)還是抑制效應(yīng)，取決于企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機是預(yù)防儲備抑或資本套利。根據(jù)上述分析，本文提出假設(shè)3、假設(shè)4。

H3：預(yù)防儲備動機為主導(dǎo)的實體企業(yè)金融化行為表現(xiàn)為“蓄水池”效應(yīng)，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(dǎo)的實體企業(yè)金融化行為表現(xiàn)為“擠出”效應(yīng)，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(shù)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(yīng)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(jìn)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(jìn)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(guān)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(yīng)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(dǎo)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(shè)5、假設(shè)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(yīng)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(yīng)更加明顯。

綜合上述分析，國內(nèi)外研究普遍認(rèn)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(yuǎn)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(shù)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(guān)系在不同金融化動機下顯著不同。因此，本文基于預(yù)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(jìn)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(gòu)

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

為了檢驗理論分析中所提出的相關(guān)假說，本文借鑒王紅建等（2017）［6］、顧海峰和張歡歡（2020）［22］等學(xué)者的做法，構(gòu)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(yīng)；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(dāng)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(guān)系。為了捕捉這種持續(xù)性特征，本文將基準(zhǔn)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(xué)術(shù)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(xiàn)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(biāo)。其中，專利指標(biāo)通常包括專利申請或授權(quán)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(guān)研究可以發(fā)現(xiàn)，國外主流文獻(xiàn)在度量創(chuàng)新質(zhì)量時多數(shù)使用授權(quán)專利的引用次數(shù)或新專利新技術(shù)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(wù)報表信息披露中也沒有明確的因新專利、新技術(shù)而取得的銷售收入數(shù)據(jù)。所以國內(nèi)文獻(xiàn)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(quán)量等創(chuàng)新投入產(chǎn)出指標(biāo)?？紤]專利所含知識的復(fù)雜性越高，其被模仿和改進(jìn)的難度越大，對應(yīng)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(jié)果，進(jìn)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(jìn)一步區(qū)分預(yù)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(jié)構(gòu)性”差異，本文將樣本企業(yè)按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行細(xì)分：當(dāng)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(yù)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(biāo)有KZ指數(shù)、WW指數(shù)、SA指數(shù)等。其中，SA指數(shù)的計算結(jié)果只與企業(yè)的年齡、規(guī)模相關(guān)，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(yīng)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(yán)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(xué)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(jié)構(gòu)（Lev）、資本密集度（Fixed）、經(jīng)營現(xiàn)金流（Cfo）、股權(quán)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(shè)置了年份、行業(yè)虛擬變量以控制相關(guān)的固定效應(yīng)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(yù)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(biāo)準(zhǔn)對總體樣本進(jìn)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(wù)、股權(quán)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(jié)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(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表3所列。從樣本總體回歸結(jié)果看（Panel A）：在控制了行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)后，無論是靜態(tài)模型的OLS估計，還是固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)估計結(jié)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(fù)相關(guān)關(guān)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(dǎo)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(shù)創(chuàng)新活動。實證結(jié)果初步驗證了H2，但是并不支持H1。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采取廣義矩估計（GMM）方法對動態(tài)面板模型進(jìn)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(guān)進(jìn)行檢驗。結(jié)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(shè)，即工具變量的選擇是有效的。殘差序列相關(guān)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(rèn)為模型不存在過度識別問題，擾動項也不存在序列自相關(guān)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(jié)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(jié)果。

從不同金融化行為動機的分類回歸結(jié)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(yīng)呈現(xiàn)明顯差異。其中，預(yù)防儲備動機為子樣本的回歸結(jié)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(dǎo)的企業(yè)投資金融資產(chǎn)對創(chuàng)新質(zhì)量的影響高達(dá)-0.850 8。很顯然，預(yù)防儲備動機為主導(dǎo)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(yīng)，即配置金融資產(chǎn)活動顯著增強了企業(yè)在未來技術(shù)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(dǎo)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(yīng)，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(jié)果中其他控制變量的符號也基本符合理論預(yù)期。

（二）內(nèi)生性問題處理

基準(zhǔn)回歸能夠在一定程度上消除異方差及自相關(guān)問題對估計結(jié)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(jié)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(guān)聯(lián)，企業(yè)當(dāng)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(guān)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(guān)系，都有可能破壞基準(zhǔn)回歸中參數(shù)結(jié)果的一致性。為此，本文采用理論上較為嚴(yán)謹(jǐn)?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(guān)性問題，結(jié)果見表4所列。

表4 內(nèi)生性檢驗結(jié)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(jié)果與兩階段最小二乘法（2SLS）估計結(jié)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(guān)性，可不必?fù)?dān)心弱工具變量問題。在此基礎(chǔ)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(jìn)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?zāi)Ｐ突貧w結(jié)果是否隨著參數(shù)設(shè)定的變化而保持適當(dāng)?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(quán)異質(zhì)性以及行業(yè)技術(shù)密集度的差異等五個方面來進(jìn)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(jié)果的穩(wěn)健性，需要重新測度創(chuàng)新質(zhì)量（Ri）并做進(jìn)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(jié)果見表5所列。全樣本回歸結(jié)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(zhǔn)回歸結(jié)論依然成立。進(jìn)一步區(qū)分不同金融化動機發(fā)現(xiàn)，無論是對于預(yù)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(jìn)一步佐證了實體企業(yè)基于預(yù)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(jié)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(dá)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(lǐng)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(xué)術(shù)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(zhǔn)回歸結(jié)果的不準(zhǔn)確。因此，本文借鑒Richardson（2006）［33］構(gòu)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(jié)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(jié)果見表6所列?？梢姾诵慕忉屪兞浚‵in）的估計結(jié)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(zhǔn)結(jié)論較為穩(wěn)健。

表6 基于樣本進(jìn)一步篩選的穩(wěn)健性檢驗結(jié)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。考慮金融危機對企業(yè)金融資源配置及投資行為的影響，本文進(jìn)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果見表6所列。解釋變量（Fin）的回歸系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果在系數(shù)大小、顯著性水平上都非常接近，再次表明基準(zhǔn)結(jié)論較為穩(wěn)健。

（4）考慮企業(yè)產(chǎn)權(quán)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(jìn)行回歸，估計結(jié)果見表7所列。

表7 考慮產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和技術(shù)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(jié)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(shù)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(chǔ)，借鑒聶輝華等（2012）［35］學(xué)者的處理思路，本文將全部樣本企業(yè)細(xì)分為低技術(shù)型、中技術(shù)型、高技術(shù)型三個子樣本分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7所列。估計結(jié)果表明，高技術(shù)密集型企業(yè)金融化程度（Fin）每提高1%，導(dǎo)致相關(guān)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(shù)密集型行業(yè)中的影響僅為-0.456 7。其原因在于技術(shù)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(shù)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(shù)創(chuàng)新能力，但是中低技術(shù)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(fēng)險的金融資產(chǎn)投資。不難理解，高技術(shù)密集型企業(yè)傾向于在技術(shù)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(jìn)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(guān)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(guān)系的研究，本文理論分析認(rèn)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(yīng)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(shù)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(gòu)建如下調(diào)節(jié)效應(yīng)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(jié)果見表8所列。全樣本估計結(jié)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(zhǔn)回歸結(jié)果完全吻合。

表8 考慮融資約束調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果

由表8可知，融資約束變量為負(fù)向指標(biāo)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(jié)果相比，企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的邊際效應(yīng)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(fù)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(yīng)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(yán)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(yīng)較強；如果面臨寬松的融資約束，則抑制效應(yīng)較弱。總之，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(yīng)與融資約束呈現(xiàn)正向變動關(guān)系的結(jié)論，驗證了H5和H6。

（二）融資約束門檻效應(yīng)檢驗

上述的實證回歸結(jié)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(jié)構(gòu)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(guān)系。門檻模型設(shè)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(yīng)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(jié)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(chǔ)上，控制時間效應(yīng)和個體效應(yīng)并對該門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計。為使本文的研究結(jié)果更加穩(wěn)健和合理，本文采用Engle等（1983）［38］的檢驗方法進(jìn)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(yīng)檢驗結(jié)果

金融化與創(chuàng)新質(zhì)量關(guān)系的門限回歸結(jié)果見表10所列，結(jié)果顯示，當(dāng)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(dāng)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(fù)變正，變成了2.786 5且顯著；當(dāng)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(dāng)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(fù)變正，呈現(xiàn)“U”型趨勢。總之，以上分析證實了H5和H6，并得出一致結(jié)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(yīng)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(guān)系的門限回歸

續(xù)表10

六、結(jié)論與啟示

當(dāng)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(dāng)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(yīng)。結(jié)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(jìn)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(jié)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(yīng)，即實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的抑制效應(yīng)隨著融資約束程度的變小呈現(xiàn)減弱趨勢。④進(jìn)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(jié)論有以下啟示：①如何客觀辯證地看待當(dāng)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(dǎo)致金融資源“脫實向虛”的狀況，從而嚴(yán)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(dǎo)致其自身經(jīng)營風(fēng)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(dǎo)的過度投資行為，鼓勵以資金管理動機為主導(dǎo)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(yán)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(jìn)。一方面，嚴(yán)格控制企業(yè)資本套利動機下的投資，引導(dǎo)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(shù)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(fēng)險收益率的差異性規(guī)律，還需要擁有完善的風(fēng)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(jié)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(jié)構(gòu)。

注 釋：

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