企業金融化對創新投入的影響研究
——以長三角高新技術企業為例

彭 英，劉文婷

（1.南京郵電大學 管理學院，江蘇 南京 210003；2.南京郵電大學 國際電聯經濟和政策問題研究中心，江蘇 南京 210003）

一、引言

創新對經濟發展具有深遠的影響。“十四五”時期中國要推動現代化建設，就應把科技創新放在核心位置。由于許多企業處于創新驅動轉型的關鍵時期，產品面臨競爭力不足的風險，實體經濟收益呈現不穩定趨勢。另一方面，金融業的興起使得企業將大量資金從生產線轉移到收益高、周期短的金融市場。資金投入重心轉移抑制了制造型企業的發展空間，使其無法從事產業上的創新活動。但同時，當實體經濟衰弱時，將資產配置在金融行業，可以為企業帶來持續的資金支持（Shannon 等，2015）[1]。那么，在當前中國的實體企業中，金融化會促進創新投入嗎？為了回答這個問題，本文在地域范圍上選擇高質量發展、經濟活躍的長三角地區，在企業類型上選擇研發費用比例相對高、核心技術較強的高新技術企業，以2014—2021 年數據為研究樣本，采用實證研究方式得出企業金融化對創新投入的影響效果，并且進一步研究代理成本和市場競爭在二者關系中的作用。

二、理論分析與研究假設

（一）企業金融化對創新投入的影響

現今，隨著制造業的市場份額逐漸飽和，過度“金融化”的問題越來越明顯。流向金融市場的投資出于兩類動機：一是企業在資金充足時，投資更多的金融資產，防止未來發生不利事件而確保資金流動性的“蓄水池”動機（胡奕明等，2017）[2]；二是企業為了追求高收益，在金融行業投入更多的“替代”動機（戚聿東和張任之，2018）[3]。近年來，關于金融化抑制企業創新的觀點越來越多，金融業擴張速度顯著，不少企業在金融市場上投入巨資。根據資源配置理論，在金融市場上投入超量資源的企業會削弱其對核心業務的投資，擠占最初投入到創新的資源。當企業的商品無法取得預期收入，機構投資者會將投資主體轉變為虛擬經濟。此外，創新行為需要足量的資金，但研發投資具有風險且成本高昂。因此，企業更加有意愿投資于金融行業。基于以上分析，提出假設：

H1：企業金融化會對創新投入產生抑制效應。

（二）代理成本的調節效應

企業管理者對于資源的調配是為了追求短期的利益，還是長期的創新投資，很大程度上決定著創新資金投入量以及金融化過程中產生的資金能否被合理用于創新。這表明公司治理因素可能會造成兩者之間的研究關系產生變化。由委托代理理論可知，企業高管追求的企業目標是改善盈利狀況，而研發創新活動本身的收益結果往往具有高度不確定性。在此情況下，管理層會做出有利于自身利益最大化的決定，如拒絕風險較高的創新項目，獲得高額的短期利潤（孫俊杰和張云，2019）[4]。會過多考慮金融資產的配置，傾向于進行短期的財務投資（Manso，2011）[5]，這導致了企業在發展過程中，忽視了公司的長期戰略目標和長期的企業創新。基于以上分析，提出假設：

H2：代理成本作為調節變量，會強化企業金融化對創新投入的負面影響。

（三）市場競爭的調節效應

在研究企業金融化與創新投入的關系時，不僅要考慮企業內部因素，還要考慮外部因素，例如市場競爭。現有研究對市場競爭對創新投入的影響結論主要分為兩種：市場競爭會抑制創新（宋清和劉奕惠，2021）[6]，以及市場競爭能夠促進創新（王遂昆和李菁，2021）[7]。為了建立和加強市場地位，企業需要在競爭環境下積極主動地開展研發創新活動，所以市場競爭對創新投入具有促進作用。一方面，在動蕩的市場環境下，信息的傳遞會對管理層的投資行為產生約束，減少管理層的短視投資行為，削弱金融化對創新投入的負面影響。另一方面，當市場競爭程度較高時，各行各業競爭激烈，企業面臨優勝劣汰會選擇創新，穩固市場地位（余得生和李星，2021）[8]。基于以上分析，提出假設：

H3：市場競爭可以提高企業創新投入，且會降低企業金融化對創新投入的負面影響。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取長三角地區上市高新技術企業，以2014—2021 年的數據為研究樣本，選取標準：剔除ST 和*ST 類以及金融行業上市公司；剔除數據缺失的企業樣本；對所有變量進行縮尾處理。最后共獲得來自664 家企業的3 183 個觀測值，所有數據都來源于國泰安CSMAR 數據庫。

（二）主要變量定義

1.因變量：創新投入（Inn）。采用公司當年研發投入占營業收入比重作為被解釋變量。

2.自變量：企業金融化（Fin）。本文借鑒季小立和金潔（2021）[9]的衡量方法，選用非貨幣金融資產占總資產比作為解釋變量，企業的非貨幣金融資產包括交易性金融資產、可供出售金融資產、持有至到期金融資產、長期股權投資和投資性房地產。

3.調節變量：代理成本（Agent）、市場競爭（Com）。對于代理成本的度量，選取管理費用率來衡量。市場競爭采用銷售費用率來表示。

4.控制變量：本文引入企業規模、資產負債率、發展能力、盈利能力、經營活動現金流、管理層持股比例、董事會獨立性作為控制變量。此外，還加入了年度虛擬變量。具體的變量說明如表1 所示。

表1 變量說明

（三）模型構建

為了驗證研究假設，本文采用以下模型對研究假設進行檢驗：

式中，εi，t表示隨機誤差項，i代表不同公司，t代表不同年份，Year是年份固定效應。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

從表2 統計結果可以看出，企業平均在創新方面投入量占比2.4%，最少投入為0，最多投入占比24.1%，說明選取樣本中的企業的創新投入資金量存在不同，且普遍有待提高。金融資產平均占總資產的7.9%，最大占比約為82.5%，說明金融資產所占份額不斷增加。代理成本最多占營業收入的42.3%，最少占7.7%，說明企業支付不同程度的代理成本。市場競爭最多占比61.5%，最少為0，可看出不同企業面臨著不同程度的市場競爭。其他變量統計結果如表2 所示。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

表3 列示了變量的相關性分析結果。可以發現，Innovation與Fin之間的相關系數為-0.124，在1%的水平上顯著，說明金融資產的占比上升會擠出創新投入，支持了假設H1。絕大多數變量之間顯著水平為1%，且相關系數幾乎均在0.5 以下，說明變量的多重共線性問題并不嚴重，可以進行回歸分析。

表3 相關性分析

（三）回歸分析

表4 列（1）～列（3）列出了企業金融化對創新投入的影響以及代理成本和市場競爭在企業金融化與創新投入之間的調節作用。列（1）是企業金融化對企業創新投入影響的檢驗結果。金融化與創新投入之間回歸系數-1.394，且結果顯著。說明企業金融化會對創新投入產生抑制作用，驗證了假設H1 成立。列（2）的結果顯示了代理成本的調節作用。企業金融化與代理成本的交互項回歸系數為-24.710，在1%水平下顯著為負，表明代理成本具有調節作用，系數為負表示代理成本強化了企業金融化對創新投入的負面效應，假設H2 得到驗證。列（3）結果表示在加入市場競爭后的調節效應，其中交互項的系數為25.196，在1%水平下顯著，系數為正的結果說明市場競爭會弱化企業金融化對創新投入的負面影響。現階段我國行業競爭較弱，市場競爭的激勵效應會比較顯著。驗證了假設H3 成立。

（四）穩健性檢驗

1.更換被解釋變量。本文采用企業當期研發投入金額占總資產比值衡量創新投入，相關回歸結果如表4 列（4）～ 列（6），結果與前文所得出的結論一致，通過了顯著性檢驗。

2.內生性問題。考慮到創新投入可能會對金融持有水平造成影響，進而產生反向因果關系導致內生性問題，本文采用Fin的滯后一期Fin_1 作為工具變量進行兩階段回歸，結果如表5 所示。一階段回歸中工具變量Fin_1 與內生變量顯著正相關，且F值為70.80，大于10，說明Fin_1 不是弱工具變量。二階段企業金融化的回歸系數在且1%水平上顯著為負，與前文研究結果一致，說明在考慮了內生性之后，本文結論依然成立。

表5 兩階段最小二乘回歸結果

五、結論與建議

本文選取2014—2021 年664 家長三角高新技術企業作為樣本，引入代理成本和市場競爭調節變量，實證研究了企業金融化對創新投入產生的影響。研究發現：（1）長三角區域內高新技術企業金融化與創新投入呈負相關關系,金融化會抑制研發創新。（2）代理成本強化了企業金融化對創新投入的負面影響。代理成本越高，企業投資金融資產就越會擠出創新投入的資金。（3）市場競爭會促進創新資金的增加，弱化金融化對創新投入的負面效應。

基于本文研究結論，提出如下對策建議：第一，國家要營造健康的金融環境，維持金融市場穩定發展；完善市場競爭機制，提供公平的市場平臺，為企業創新增添動力；以實體經濟發展為中心，支持實體企業發展。第二，政府要制定激勵企業創新的政策，加大對研發活動的支持，為企業均衡前行提供良好的大環境，促進企業開展高質量的創新活動；引導上市公司避免“脫實向虛”，造成不利后果從而擠壓實體經濟。第三，企業要正確處理“虛實關系”，合理配置金融資產，以資金儲備為目的進行金融化；鼓勵管理層進行創新投資，重視企業長期發展，抑制過度金融化行為。