創新驅動政策抑制實體企業“脫實向虛”了嗎
——基于國家創新型城市試點政策的準自然實驗

張 博,謝家智,吳靜茹

(1.西南大學 經濟管理學院,重慶 400715;2.重慶理工大學 經濟金融學院,重慶 400054)

0 引言

黨和國家高度重視實體經濟發展問題,多個會議和文件強調要鞏固壯大實體經濟的根基。習近平總書記更是多次強調,實體經濟發展至關重要,任何時候都不能“脫實向虛”。在經濟轉型關鍵時期,探究影響實體企業金融化的因素,針對性地引導其理性回流實業,對防范和化解金融風險,提振實體經濟,實現國家治理體系與治理能力現代化具有理論和現實意義。值得注意的是,處于市場化改革情境的中國企業,其決策研判、投資偏向和行為預期很大程度上受外部政策環境影響。如何通過機制體制創新,營造良好的政策和制度環境,無疑是治理“脫實向虛”問題的關鍵。為此,本文試圖探索中國創新驅動政策對實體企業金融化產生何種影響,其作用機制又是什么?

與本文密切相關的文獻主要包括兩部分:一是創新驅動政策的效應評估。與專注于研發、產業、行政審批等單一類型的政策制度有所不同,創新驅動政策是指以創新為驅動,實現經濟新舊動能轉換的多元政策制度[1]。創新型城市試點政策作為國家推進創新驅動發展戰略的一項重要漸進式改革,是中國創新驅動政策的集中體現。因此,本文主要基于國家創新型城市試點政策實施視角,考察中國創新驅動政策的經濟效應。就宏觀層面而言,現有研究大多聚焦創新型城市試點政策對區域創新的影響,如Gao &Yuan[2]、Zhou &Li[3]研究發現,國家創新型城市試點政策能夠顯著提高城市創新水平,且存在顯著的地域差異。在微觀企業層面,楊仁發和李勝勝[4]、郭豐等[5]利用不同數據庫評估國家創新型城市對屬地企業創新的作用,認為試點政策對企業創新存在增量提質效果;李仁宇和鐘騰龍[6-7]研究發現,試點政策能夠顯著提高企業出口產品質量和勞動收入份額。二是企業金融化相關研究。在經濟后果方面,多數學者認為企業金融化將顯著降低實體投資及其效率,損害企業未來主營業績和經營利潤[8-9],也會增加股價崩盤風險[10],甚至造成虛擬經濟過度膨脹和實體產業空心化,誘發金融危機。在影響因素方面,部分研究從內部視角出發,探討管理層背景特征、內部控制等因素的作用;也有文獻基于外部視角,研究稅收、產業政策等宏觀經濟政策或社會信任等非正式制度對企業金融化的影響。

綜上,現有文獻缺乏對國家創新型城市試點政策與企業金融化關系的直接探討,對此問題的考察將直接關乎如何依靠創新驅動,實現經濟結構轉型和高質量發展。鑒于此,本文利用中國滬深A股非金融上市公司數據,實證檢驗國家創新型城市試點政策對實體企業金融化的影響及作用渠道。與已有文獻相比,本文邊際貢獻在于:第一,以國家創新型城市試點政策實施為契機,實證檢驗這一創新驅動政策對實體企業金融化的影響,有助于補充和豐富宏觀經濟政策與微觀企業行為的研究。第二,理論分析和實證檢驗試點政策對企業金融化的作用機制,有助于深化對創新驅動政策治理效應的認識,為實施因地、因企制宜的試點政策提供決策支持。第三,以創新型城市試點政策為準自然實驗,構建多期雙重差分模型,考察試點政策對企業金融化的影響,能較好地解決城市創新指標選取帶來的內生性問題,提高研究結果的可靠性。

1 機制分析與研究假設

諸多有關宏觀政策的微觀經濟效應研究表明,政策具有信號屬性(信號傳遞效應)和資源屬性(資源配置效應)。國家創新型城市試點政策作為創新驅動政策的集中體現,其信號屬性對企業創新具有激勵和引導作用,其資源屬性可以在成本端降低企業稅負和交易成本,如圖1所示。這些因素能有效推動企業專注于主業發展,削弱其金融化動機,抑制實體企業“脫實向虛”。

1.1 國家創新型城市試點政策的信號傳遞效應及作用

國家創新型城市試點政策的信號傳遞效應能夠激勵企業加大創新投入,發展實體經濟,進而抑制企業金融化。創新能夠加速技術進步,提高產品競爭力和市場占有率,對企業實體經營形成正向激勵[11]。由于創新活動周期長、資金需求大、風險高和外部性強,企業往往缺乏自主創新動力。特別是在需求收縮、供給沖擊和經濟持續承壓的背景下,企業創新預期持續轉低[12],易陷入內生發展困境。轉軌時期,創新能力弱化將影響企業全球價值鏈參與和轉型升級,由此引致市場競爭劣勢,從而對實體業務產生沖擊,降低企業實業投資效率和經營績效[13],并在很大程度上改變投資流向,使企業偏向持有金融資產“賺快錢”,實業投資意愿下降[14]。

圖1 國家創新型城市試點政策對企業金融化的作用機制Fig.1 Mechanism of the impact of the national innovative city pilot policies on enterprise financialization

國家創新型城市試點政策作為一項創新驅動的政策設計,傳遞的創新激勵信號對激發企業創新活力、引導企業價值投資具有重要作用[1, 11]。根據信號傳遞理論,國家創新型城市的政策利好信息能顯著增強企業對行業趨勢、市場前景的樂觀判斷和信心,提升企業對研發投資等生產性活動的包容性和收益預期。即使企業創新投入在短期內無法盈利,也會選擇繼續加大或保持此類投資,以降低未來獲利時的項目重置風險,維持競爭優勢[11]。同時,試點政策向外部投資者、金融機構傳遞出企業獲得政府認可與支持的信號,有利于緩解企業創新活動面臨的外部融資約束問題[15],為企業創新提供必要的資金支持。這有利于企業專注于主業經營,遏制其金融化傾向。鑒于此,本文提出如下研究假設:

H1:國家創新型城市試點政策能夠抑制企業金融化。

H2:國家創新型城市試點政策通過增加企業創新投入抑制企業金融化。

1.2 國家創新型城市試點政策的資源配置效應及作用

國家創新型城市試點政策的一系列具體措施和制度設計,可通過資源配置效應降低企業稅負成本,引導企業專注于主業經營,抑制企業金融化。企業稅負作為企業支出流維度的重要考量,能顯著影響企業利潤和經營活動現金流方向,并對企業經營策略產生作用[16]。實體企業稅負水平高意味著生產經營成本上升和稅后盈利減少,這為企業進一步找尋新的盈利增長點以平衡生產經營活動收益下降提供了動機[17]。在經濟下行周期,供給側產能過剩、生產要素成本上升、需求側萎縮等矛盾相互交織,企業稅負敏感性持續上升。以輕資產、短周期以及高投資回報率為特征的金融部門極易成為產業資本需求的新一輪增值渠道。金融創新產生的稅收規避也進一步加速企業向“低負擔—高回報預期”的金融領域流動,形成企業金融化蔓延態勢。創新型城市建設對企業減稅降費提出了明確要求,《建設創新型城市工作指引》提出全面落實研發經費加計扣除政策,鼓勵各試點城市依據自身資源稟賦、基礎條件和產業特色,給予區域內企業相應財稅支持[4]。試點政策的財稅支持將有效減輕企業稅收負擔,對企業要素配置產生結構效應[16]。一方面,稅負下降能夠直接緩解企業實體經營成本側的剛性約束,提高企業生產性利潤率,激勵企業加大對主業的資源配置[18]。另一方面,試點政策的減稅措施對企業具有現金節約效應,促使企業將多余現金用于創新投資和轉型升級,以形成新的競爭優勢和增長動力。隨著企業創新產出和研發能力提高,試點政策的財稅支持力度也會加大,有助于實現稅負降低和主業績效提升的良性循環,有效遏制企業金融化傾向。基于此,本文提出如下假設:

H3:國家創新型城市試點政策通過降低企業稅負抑制企業金融化。

創新型城市試點政策的實施有利于降低企業交易成本進而抑制企業金融化。新制度經濟學認為,交易成本源于市場中的信息不對稱,是獲取市場交易信息、進行談判和簽訂契約等產生的費用[19]。國家創新型城市試點政策的實施從制度和物質層面降低交易成本,影響企業經營發展和投資策略選擇。在制度層面,建設國家創新型城市的重點任務之一就是“抓政策改革的落地,降低各類制度性交易成本,形成激發創造力和注重開放性激勵性的體制機制”。依據建設國家創新型城市指標體系和考核要求,試點城市深入開展以“行政審批制度改革,清理、減少和規范行政審批事項,建設法治政府和服務型政府”為內容的制度建設。這有利于完善市場交易制度,在提高政府辦事效率的同時,有效降低交易的不確定性,規避制度缺位或無序造成的交易成本高漲,為企業市場進入和退出提供良好的運行機制[16]。在物質功能層面,為加快資源要素集聚和成果轉化,試點城市積極營造有利于企業創新等實體經營活動的硬件環境,加強區域內交通、網絡等基礎設施建設,積極培育市場化中介和商事服務新業態。通過物質基礎設施、專業化公共服務平臺的規劃和布局,有效提升市場交易順暢度,降低市場信息搜尋成本、締約成本和營商成本等交易成本[20]。隨著交易成本下降,企業非生產性支出項目減少,有利于提升企業利潤率和經營績效[21],提高企業實體經營活動的穩定性和可持續性預期,弱化虛擬經濟對資本的“虹吸效應”,從而抑制企業金融化行為[12]。基于上述分析,本文提出如下研究假設:

H4:國家創新型城市試點政策通過降低企業交易成本抑制企業金融化。

2 估計策略、數據說明與變量設定

2.1 多時點DID模型構建

國家創新型城市試點政策作為外生于企業金融化的政策沖擊,可以將其視作一項創新驅動政策的準自然實驗。由于試點政策是分批實施、逐步推進的,因此本文采用多期雙重差分模型,將2018年及之前獲批試點的78個城市(城區)樣本作為處理組,其它作為對照組,建立如下回歸模型:

FINi,j,t=α0+α1DIDi,t+∑Controlsi,j,t+vj+μt+εi,j,t

(1)

其中,i表示城市,j表示企業,t表示時間,FINijt表示城市i內企業j在第t年的金融化程度。DIDi,t=Treati×Periodi,t是核心解釋變量,表示國家創新型城市試點政策,系數α1反映試點政策對企業金融化的平均影響效應。vj、μt分別表示企業個體固定效應和年份固定效應,用以排除公司個體層面和年度層面不變因素的干擾。Controli,j,t為控制變量組,α0為截距項,εi,j,t為隨機誤差項。

2.2 數據來源與處理

2001年底中國加入WTO,2002年社會主義市場經濟體制初步確立,之后企業面臨的內外部環境趨于一致,因而選擇2002年作為樣本時間起點。2022年科技部公布了最新一批國家創新型城市建設名單,但基于數據可得性、完整性以及入選時間太短對結果造成干擾等考慮,最終選擇以2002—2021年數據作為樣本周期,并將2022年獲批的25個試點城市作為對照組處理。本文企業層面財務數據主要來自CSMAR和Wind數據庫,城市層面數據來自各地區統計年鑒,運用Stata16.0進行數據分析。

在進行回歸前,對原始數據作如下處理:第一,根據證監會《上市公司行業分類指引》(2012年修訂版),剔除金融保險類和房地產企業;第二,剔除PT、ST類上市公司樣本;第三,剔除缺失主要變量數據及數據異常的樣本;第四,為消除極端值的影響,對微觀層面連續變量進行1%和99%的雙側縮尾處理。

2.3 變量選取及說明

2.3.1 被解釋變量

企業金融化(FIN)。對于企業金融化的衡量,已有研究多采用企業金融渠道獲利或金融資產占總資產的比重測度。從金融資產占比角度刻畫企業金融化僅能反映企業某一時點的金融化行為,不能準確反映企業全年的金融化行為,因此本文認為用金融渠道獲利占比度量企業金融化較為合適。借鑒劉貫春等[14]的做法,采用投資收益與營業收入之比表示企業金融化,并剔除投資收益為負的企業樣本。此外,本文還采用金融資產占總資產的比重進行穩健性檢驗。

2.3.2 核心解釋變量

創新驅動政策(DID)。綜合現有研究,本文將創新驅動政策定義為政府為實現創新驅動發展,建設創新型國家,提高創新主體經濟效益而采取的一系列創新型政策設計和安排。參考白俊紅等[1]的做法,將科技部、國家發改委頒布的創新型城市試點政策作為一項準自然實驗,表征創新驅動政策的政策處理效應。首先,生成組間虛擬變量(Treat),將在試點城市注冊的企業樣本視作處理組,賦值為1,其余為對照組,賦值為0。其次,生成時間虛擬變量(Period),依據獲批國家創新型城市試點的時間,設置時間虛擬變量,將獲批當年及以后的年份賦值為1,否則為0。最后,將組間虛擬變量和時間虛擬變量的交乘項作為國家創新型城市試點政策的虛擬變量。

2.3.3 控制變量

為提高研究的準確性,避免因遺漏變量帶來的問題,參考謝家智等[22]的做法,進一步控制影響企業金融化的其它因素。在企業層面,控制企業固有特征變量員工人數(Worker)和公司規模(Size)、融資特征變量企業現金流(CFO)、公司股東特征變量股權集中度(Shrcr1)和機構投資者持股比例(IIS),并采用企業資產凈利率(ROA)反映企業盈利能力對金融化的影響。同時,為反映實體投資對金融化的影響,納入固定資產比率(FAR)。在宏觀層面,地區產業發展、基礎設施建設、經濟發展水平和人口因素會對微觀企業行為產生影響,本文進一步控制地區產業結構(Third)、公路里程數(Road)和地區人均生產總值(GDP)。具體變量測度方法如表1所示。

2.3.4 變量描述性統計

根據表2主要變量描述性統計可知,樣本企業金融化程度的均值為0.022,中位數為0.004,最小值為0,最大值為0.434,標準差為0.057,表明企業金融化程度的個體差異較大。在控制變量方面,公司財務特征等指標與其他學者的研究基本一致,地區宏觀層面變量也基本分布在合理區間內。

表3報告了國家創新型城市(處理組)與非創新型城市(對照組)的單變量統計分析結果。可以發現,相比對照組企業,處理組企業金融化程度明顯更低,具體表現為處理組企業金融化指標均值和中位數明顯低于對照組(均值檢驗與Wilcoxon秩和檢驗均在1%水平上顯著),初步驗證了H1,即國家創新型城市試點政策的實施可以降低企業金融化程度。此外,在其它特征變量方面,創新型城市與非創新型城市兩組樣本之間均存在顯著差異。

表1 主要變量及測算方法Tab.1 Main variables and calculation methods

表2 變量描述性統計結果Tab.2 Descriptive statistics of the variables

表3 非創新型城市與創新型城市的單變量統計分析Tab.3 Univariate statistical analysis of non-innovative cities and innovative cities

3 實證結果與回歸分析

3.1 共同趨勢檢驗

采用雙重差分法(DID)進行政策評估的前提是滿足共同趨勢假設。本文借鑒Beck等[23]的方法,采用事件研究法進行共同趨勢檢驗,設定模型如下:

(2)

其中,Di,t+k是一系列虛擬變量,表示第t年城市i是否實施國家創新型城市試點政策;k表示企業j所在城市i獲批為試點城市前后的k年。如果αk(k<0)不顯著,表明處理組與控制組滿足事前平行的假定,反之則表明處理組與對照組在政策執行之前就存在顯著差異,不滿足共同趨勢的假定。本文參考郭豐等[5]的做法,在測算企業金融化水平的基礎上,選取試點政策實施前后5年,共11期數據進行共同趨勢檢驗。由圖2檢驗結果可知,當k<0時,處理組城市與對照組城市并不存在明顯差異,即滿足事前共同趨勢的假定。

圖2 共同趨勢檢驗Fig.2 Common trend test

3.2 基準回歸結果與動態效應檢驗

本文采用多期雙重差分法評估國家創新型城市試點政策對企業金融化的影響,基準回歸結果如表4所示,其中,列(1)(2)均控制年度和公司固定效應,列(2)進一步納入控制變量。結果顯示,創新驅動政策的系數在1%的置信水平上顯著為負,表明國家創新型城市試點政策的實施對企業金融化具有抑制作用,H1得到驗證。

進一步地,本文對國家創新型城市試點政策的沖擊效應進行逐年檢驗,以考察試點政策的實施對企業金融化的動態效應。具體地,將試點政策實施沖擊當年及之后5年每年設置一個虛擬變量,分別為DID0、DID1、DID2、DID3、DID4、DID5,回歸結果如表4中列(3)(4)所示。結果顯示,DID0的估計系數顯著為負,說明試點政策實施當年能顯著抑制企業金融化。從趨勢上看,試點政策對企業金融化的影響效應總體上呈現較為平穩的抑制趨勢,且邊際效應在政策實施第5年達到最大。以上結果表明,國家創新型城市試點政策對企業金融化的影響具有動態效應,不存在滯后效應,且具有持續抑制作用。

表4 基準回歸與動態效應檢驗結果Tab.4 Benchmark regression results and dynamic effect test

3.3 穩健性檢驗

①PSM-DID檢驗:為減少樣本選擇偏誤,參考Hainmueller[24]的做法,使用k近鄰匹配法(k=1,2,3,4;半徑為0.05)和熵平衡法進行估計;②安慰劑檢驗:基于反事實假設邏輯,將試點政策實施的時間向后推3年生成新的政策虛擬變量,代入主回歸模型進行估計;③替換被解釋變量:借鑒劉貫春等[25]的做法,用金融資產占比表征企業金融化;④使用制造業子樣本:為避免樣本中因納入其它行業企業帶來的選擇偏誤,用制造業企業樣本表征實體企業進行估計;⑤調整城市范圍:剔除直轄市、縣級市以及位于深圳的企業樣本,以排除區位、政治和經濟因素的干擾。經上述穩健性檢驗后,估計結果依然符合預期。穩健性檢驗結果未列示,備索。

4 影響機制檢驗

4.1 增加創新投入

正如前文所述,國家創新型城市試點政策發揮的創新激勵作用能夠促進企業創新。企業對研發創新的關注和投入,將帶動企業投資重心轉移,進而降低對金融收益的依賴,抑制企業金融化趨勢。專利數量能較好地反映企業實際創新投入和創新能力,借鑒閆昊生等[26]的研究,使用企業專利申請數衡量創新投入(Innovation),具體做法是將企業當年發明專利、實用新型專利和外觀設計專利申請數加總再加1后取對數。參考李青原等[27]的做法,利用式(3)檢驗這一可能的機制。

Mechanismi,j,t=γ0+γ1DIDi,t+∑Controlsi,j,t+vj+μt+εi,j,t

(3)

式中,Mechanism為機制變量,包括創新投入(Innovation)、企業稅負(Tax)和交易成本(Excost)。將創新投入(Innovation)代入式(3)進行回歸,結果如表5中列(1)所示,DID的系數在1%水平上顯著為正,H2得到驗證,說明國家創新型城市試點政策的實施能夠顯著激勵企業增加創新投入。在企業資源有限的情況下,若企業加大創新投入,則可以相應降低金融投資規模,從而對企業金融化產生反向擠出效應。

4.2 降低企業稅負

為配合國家創新型城市試點政策的實施,地方政府會給予轄區內企業研發費用加計扣除等稅收政策方面的激勵。稅收激勵是影響企業投資結構的重要因素[28],有利于引導企業將更多資金配置到主業上,進而抑制企業金融化趨勢。為檢驗這一傳導路徑,本文使用企業所得稅費用與息稅前利潤的比值作為企業稅負(Tax)的代理變量[11],Tax值越大,表明企業稅收負擔越重。 表5中列(2)匯報了將企業稅負(Tax)作為機制變量代入式(3)的估計結果,DID的系數在1%的置信水平上顯著為負,說明試點政策有利于減輕企業稅收負擔。這意味著降低企業稅負是國家創新型城市試點政策抑制實體企業金融化的一種重要作用機制,H3得到驗證。為此,政府要積極出臺各種政策減輕企業稅收負擔,也要相應引導企業將稅負節省的資源導入實體經濟,防止金融化傾向。

4.3 降低交易成本

國家創新型城市試點政策的實施,能夠改善企業面臨的制度和物質環境。如在“放管服”方面,降低行業準入門檻、減少行政審批事項、降低技術應用許可申請條件,進而降低交易成本。同時,試點政策帶動一系列物質基礎設施如產業園區、高科技園區和公共服務平臺的建立,可以提升企業交易順暢度,使企業更專注于主業經營,弱化企業金融化趨向。為驗證上述傳導機制,本文使用銷售費用與主營業務收入的比重作為企業交易成本(Excost)的代理變量[19],該值越大,表示企業交易成本越高。表5中列(3)匯報了以交易成本(Excost)作為機制變量的估計結果,DID的系數在1%的置信水平上顯著為負,說明國家創新型城市試點政策有利于降低企業交易成本,H4得到驗證。

5 進一步研究

根據上文理論分析與實證檢驗可知,國家創新型城市試點政策對企業金融化具有顯著抑制作用,但這種抑制作用在不同情境下是否存在差異則需要進一步檢驗。基于此,本文基于管理者特征、企業所處地區以及企業自身特征視角,通過分組回歸的方式進行異質性討論。對于該問題的分析有助于進一步深化對國家創新型城市試點政策與企業金融化作用機制的理解。

表5 作用機制檢驗結果Tab.5 Action mechanism testing results

5.1 國家創新型城市試點政策、管理層語調與企業金融化

企業管理層是公司的靈魂和核心,管理層的情緒和語調能夠反映其對公司前景的預期和判斷,也會影響企業投資決策與發展戰略選擇。為此,本文參考loughran &Mcdonald[29]的做法,對上市公司年報MD&A(管理層討論與分析)中出現的正面和負面詞匯進行文本分析,構建MD&A凈語調指標Tone,以反映管理層對公司發展前景所持態度。表6中列(1)(2)分別報告了管理層語調消極和積極分組樣本的回歸結果,在管理層語調消極的樣本中,試點政策的估計系數在1%的水平上顯著為負;在管理層語調積極的樣本中,試點政策的估計系數為負但不顯著。這說明國家創新型城市試點政策對企業金融化的抑制作用在管理層語調消極的企業中更加顯著。可能的原因是,當管理層語調和情緒較為積極時,顯示出管理者對企業經營前景和未來業績充滿信心,理性的決策者會繼續保持公司當前的發展戰略。管理層樂觀語調也反映出公司具有較強的抗風險能力,企業愿意將更多內部資源投入到周期長、不確定性高的創新項目上,而不是一味地“玩資本”。當管理層語調較為消極時,暗示企業經營狀況欠佳,對行業前景發展充滿擔憂,企業決策者會考慮尋求新的利潤增長點,進入金融行業套利的意愿增強。在此情境下,國家創新型城市試點政策在管理層語調悲觀的企業中更能發揮政策激勵效應。

5.2 國家創新型城市試點政策、營商環境與企業金融化

實體企業發展狀況與所處地區營商環境具有緊密聯系。營商環境是地區經濟發展軟實力的主要體現,能發揮出資源配置效應、信息效應和內部治理效應。就資源配置效應與信息效應而言,高質量的營商環境具有更強的資源流向動力,能緩解市場與企業之間的信息不對稱[30],極大改善企業面臨的外部信用和商業條件,資金和政策支持的導向性更強,更多需要扶持的企業可優先獲得外部資源,從而對企業實體經營形成正向激勵。就內部治理效應而言,好的營商環境代表著完善的產權保護制度、契約的有效踐行、政府權力的合理執行以及公正的司法制度[31],有助于緩解企業代理問題,同時意味著更嚴格的市場監督和企業監管,能夠在一定程度上遏制管理層的短期逐利動機,降低金融套利的可能。因此,營商環境優化一定程度上可以代替國家創新型城市試點政策對企業金融化的治理作用。考慮到營商環境的重要性,參考郭飛等[11]的做法,本文以企業所處地區的經營環境指數作為營商環境的代理變量,進行分組回歸檢驗,結果如表6所示。在列(3)營商環境較差的樣本中,試點政策的回歸系數在1%水平上顯著為負,在列(4)營商環境較好的樣本中,試點政策的系數不顯著,表明試點政策對企業金融化的抑制作用在營商環境較差的地區更顯著。這驗證了前文理論分析,即營商環境與國家創新型城市試點政策對企業“脫實向虛”治理存在功能替代性。

表6 基于地區與企業特征的異質性分析結果Tab.6 Heterogeneity analysis based on regional and enterprise characteristics

5.3 國家創新型城市試點政策、生命周期與企業金融化

企業不同生命周期階段的資本配置動機、融資方式、研發投入和分紅政策等存在差異[32]。在分析創新驅動政策對企業金融化的影響時,若忽視對企業不同發展階段的動態考察,可能影響分析結果的準確性。基于此,借鑒Dickinson[33]的現金流劃分方法,本文將企業生命周期劃分為成長、成熟和衰退期3個階段,以檢驗國家創新型城市試點政策對企業金融化在企業不同生命周期階段的異質性影響效果。表6中列(5)～(7)分別展示了成長期、成熟期和衰退期樣本的回歸結果,結果顯示,試點政策在1%的置信水平上顯著抑制衰退期企業金融化,但對成長期和成熟期企業的影響效果并不明顯。這可能是由于,與成長期和成熟期企業相比,衰退期企業產品和服務逐漸同質化,競爭力下降,導致其經營績效和盈利能力弱化,自身財務和經營風險增加。此時,為維持生存,避免走向衰亡,企業有較強的動機挖掘新的市場、開辟新的經營方向。對于各種資源匱乏的衰退期企業而言,開辟新的生產經營領域相對困難,進入金融行業獲利卻相對容易,因而衰退期企業具有較強的金融逐利動機,其金融化程度也會提高。根據信號傳遞理論,國家創新型城市試點政策的實施,向衰退期企業傳遞未來產業發展趨勢等信號,從而引導企業尋找面向未來的項目,加大創新創業投資。同時,試點政策的資源配置效應能夠緩解企業資源約束,改變外部投資者對企業的判斷和預期,增強企業通過實體投資獲利的信心。因此,試點政策能夠顯著抑制衰退期實體企業的金融化趨勢。

6 結論與啟示

6.1 研究結論

實體經濟是構筑未來發展戰略優勢的重要支撐,發展實體經濟,需要“有為政府”和“有效市場”有機結合。在此背景下,考察創新驅動政策對實體企業“脫實向虛”的影響效應,對實現國家治理體系和治理能力現代化,推動實體經濟高質量發展具有重要意義。本文使用2002—2021年中國滬深A股上市公司面板數據,構建多期雙重差分模型,評估國家創新型城市試點政策對企業金融化的作用,得出以下主要結論:國家創新型城市試點政策能夠顯著抑制企業金融化,采用傾向得分匹配法、更換變量、安慰劑檢驗等方法進行穩健性檢驗后,這一結論依然成立。機制檢驗表明,試點政策主要通過創新激勵作用和成本抑制作用,增加企業創新投入,降低企業稅負和交易成本,進而抑制企業金融化。進一步研究發現,試點政策對企業金融化的作用效果因企業內外部特征不同而存在顯著差異,試點政策對企業金融化的抑制作用在管理層語調悲觀、地區營商環境較差和處于衰退期的企業中更加顯著。

6.2 政策啟示

基于研究結論,本文得到如下政策啟示:首先,持續推進國家創新型城市建設,引導實體企業“脫虛向實”。對國家創新型城市的空間分布進行合理統籌,進一步加大對中小城市的傾斜和支持力度(僅兩個中小城市獲批國家創新型城市),逐步落實和細化國家創新型城市建設評價體系和實施方案,對其進行動態調整和評估,以促進政策持續有效發揮作用。其次,進一步暢通國家創新型城市試點政策抑制企業金融化的作用渠道。一方面,要充分發揮試點政策的創新激勵作用,健全支持企業從創新投入到創新產出全過程的政策安排和制度設計,打破企業創新創業壁壘和障礙,讓企業專注于主業經營。另一方面,增強試點政策的成本抑制作用,提高政策實施的協同度和精準度。通過政策協同和配合,有效降低企業稅負和交易成本,削弱企業“脫實向虛”的動機和意愿。最后,在試點政策實施過程中,需要充分考慮企業內外部環境差異,以提高政策的針對性。通過政策激勵,優化營商環境,改善管理層對企業未來發展前景的判斷和預期;將“脫實向虛”的治理重點放在衰退期企業上,引導此類企業由金融領域轉向實業經營,以實現企業長遠發展。