企業金融化與技術創新
——基于內外監管調節作用的實證研究

練 達

（青島科技大學）

一、引言

現階段，中國傳統的經濟增長仍面臨著過剩產能、高投資成本和缺乏核心技術等問題。這些問題導致了制造業投資回報不斷降低和市場需求下降。與傳統制造業相比，迅速發展的金融業憑借其較高的收益率和利潤率，吸引著傳統制造企業的不斷涉足，這使得非金融企業所進行的金融投資收益逐漸超過實體投資收益。同時，在資本逐利動機的驅使下，實業資本已逐步從實體經濟中撤出，并開始不斷涌入金融業，這使得企業的資產配置愈發呈現出不均衡的態勢，具體表現為金融資產占比逐漸擴大。而企業也忽視了主營業務的發展，最終導致了“脫實向虛”的現象，這種現象被稱為“企業金融化”[1]。

企業的技術創新能力是實體經濟高質量發展的重要推動力量。科技創新是實體企業實現高質量經濟發展的引擎。作為影響企業投資戰略的重要因素，企業金融化是否能夠影響其技術創新活動便成為了值得探討的問題。

本研究選取2010—2021 年中國A 股非金融上市公司作為研究樣本，深入研究了企業金融化是否會對企業的技術創新活動產生影響，本研究可能的邊際貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，本研究從企業創新產出視角出發，從專利申請數量入手，研究了企業金融化對于技術創新的影響，既從實際層面考慮到了技術創新的轉化情況，也在一定程度上拓寬了有關企業金融化研究的邊界。第二，本研究拓展了企業金融化經濟后果的研究鏈條，討論了監管與企業金融化的交互作用對技術創新的調節效果。

二、研究假設與理論分析

（一）技術創新與企業金融化

企業投資是指企業利用資金在一定時間內獲得與風險成正比的預期回報[2]。傳統金融學認為，投資者的投資行為是理性的，他們在做出投資決策時，會根據市場機制準確處理獲得的信息，并將實現效用最大化作為投資目標。然而，實際企業的投資行為可能與理論假設不一致。諸如投資市場信息的不對稱、政府財政政策的調整、金融市場需求的變化、企業自身的經營狀況以及資源配置能力等因素，都可能導致企業投資行為的異化。

一方面，根據代理理論，公司的所有者和經營者的利益在所有權和經營權分離的情況下并不完全一致[4]。由于高投資成本、缺乏核心技術等問題，實體經濟的利潤持續下降，而金融資產的收益呈現持續增長的趨勢。資本的利潤追求動機的存在使企業管理在宏觀經濟環境不確定性增加時，更多地將資本資源投入金融領域。這會擠占企業用于技術創新的資源，使企業在抑制技術創新水平之前對企業的技術創新投資明顯不足。

另一方面，從企業流動性管理的角度看，企業持有一定的流動性資產是保持正常生產和及時應對外部不確定沖擊的重要保障。企業需要承擔投資風險，但在流動性管理下，非金融企業往往會選擇金融資產進行投資。技術創新投資與金融資產投資之間存在明顯的擠出關系。

基于上述分析，本研究提出假設1：

H1：企業金融化對技術創新具有負向作用，即企業金融化程度越高，對其技術創新的抑制作用越強。

（二）內外監管的調節作用

適當的監管可以將企業的金融投資行為控制在較為合理的范圍內，因而，本文認為，企業的金融投資行為需要企業內部監管與外部市場監管來共同約束[5]。

從企業內部監管角度來看，實體企業的過度金融化反映了管理層利用金融資產獲取短期超額回報的投機心態，加劇了企業面臨的金融風險，而有效的內部控制傾向于更加關注企業的長期穩定性，可以約束管理層的權力，減少管理者的投機行為，從而倒逼企業管理層加大創新投資，提升企業的技術創新能力[6]。

從外部金融監管的角度來看，外部市場監管可以給企業管理層施加壓力，有效抑制其短視行為，從而降低企業金融化對技術創新的負向作用。而受到較多分析師團隊關注的企業，企業管理者將會面對股價市值、經理人聲譽和利益相關者的三重壓力，在這種壓力的作用下，管理者通過“走捷徑”的金融投資方式進行盈余管理的空間被有效壓縮[7]。

基于上述分析，本研究提出假設2 與假設3：

H2：內部控制能夠在企業金融化與技術創新之間發揮負向調節作用，即內部控制越高，越能抑制企業金融化對技術創新的負面作用。

H3：分析師關注能夠在企業金融化與技術創新之間發揮負向調節作用，即企業獲得的分析師關注越多，企業金融化對技術創新的抑制作用就越不明顯。

三、實證分析

（一）變量定義

1．自變量：企業金融化（FIN）

本研究借鑒劉姝雯等[8]、杜勇等[9]的做法。通過“（貨幣資金+應收利息+應收股利+交易性金融資產+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+長期股權投資+投資性房地產）/資產總額”來考量企業的金融化程度。

2．因變量：企業技術創新（TI）

本研究借鑒田軒與孟清揚[10]的做法，利用專利申請總數的自然對數來衡量企業的技術創新水平。

3．調節變量：內部控制（IC）

本研究借鑒王蕾與池國華的研究[11]，通過對內部控制指數取自然對數的方式進行處理，以衡量內部控制質量。該數值越高，說明公司內部控制的質量越高，反之就表明內部控制的質量就越低。

4．調節變量：分析師關注度（ANA）

借鑒臧秀清等的研究[12]，以一年內上市公司被分析師跟蹤的分析師數量來衡量企業的分析師關注度。

5．控制變量

參照王瑤[13]和關宇航[14]的研究，選取企業規模（SIZE）、董事會規模（BS）、兩權分離度（DUAL）、股權制衡（OC）、資產回報率（ROA）、營業凈利率（OPM）和資產負債率（LEV）。

具體的變量定義如表1 所示。

表1 變量定義表

（二）模型構建

為探究企業金融化與技術創新之間的關系，本研究首先構建基礎回歸模型：

式中，i 與t 分別代表公司與年份，Controlsit為影響企業技術創新的控制變量的集合，∑Year 和∑Company 分別代表年份固定效應和個體固定效應，εit代表隨機擾動項，下同。

進一步的，為了研究內外監管的調節作用，本研究借鑒溫忠麟[15]的調節效應模型，在模型（1）的基礎上，引入內部控制與分析師關注度，構建調節效應模型（2）。

式中，Mit代表企業i 在t 年的內部控制指數與分析師關注程度，FINit×Mit代表企業金融化與其內部控制指數和當年分析師關注度的交乘項。

（三）數據來源

由于2008 年爆發國際金融危機，2009 年上市公司的年報數據穩定性較弱，因而本研究決定采用2010—2021 年全部A 股上市公司作為研究樣本，同時為了保證樣本的合理性，按照如下方式對原始樣本進行處理：（1）剔除金融業、房地產業的樣本數據；（2）剔除ST 和* ST 樣本數據；（3）剔除財務數據和專利數據存在缺失的樣本。為了消除極端值的影響，本文對所有變量進行了縮尾處理，最終得到23 871 個有效樣本。

（四）描述性統計

表2 列示的是研究變量統計性特征描述結果。企業金融化（FIN）的均值為0.259，標準差為0.163，中位數為0.220，這說明我國上市企業的金融化具有差異性，與實際相符。并且，樣本公司的內部控制（IC）最大值為6.696，最小值為4.749，且標準差為0.156，這意味著我國的內部控制水平整體水平較高，且較為均衡。分析師關注度（ANA）最大值為47，最小值為1，且標準差為9.831，這意味著我國證券分析師具有明顯的分析偏好，因而產生的監管效果可能存在差異。企業規模（SIZE）、董事會規模（BS）、兩權分離度（DUAL）、股權制衡（OC）、資產回報率（ROA）、營業凈利率（OPM）和資產負債率（LEV）的描述性統計數值均比較合理。

表2 描述性統計

四、實證結果

（一）基礎模型的回歸結果

表3 是基準模型的回歸結果，其中列（1）是未加入控制變量的回歸的結果，可以發現，企業金融化（FIN）的系數為-0.184，且在5%的水平上顯著。進一步的，從列（2）可以看出，在加入控制變量后，企業金融化（FIN）的系數變為-0.295，且在1%的水平上顯著。根據回歸結果可以看出，在控制了年份與個體的固體效應并加入相關的控制變量后，金融資產配置行為能夠顯著抑制企業技術創新活動的開展，驗證了假設1。這證明，企業的金融投資對創新投資展現出了明顯的擠出效應，企業管理層為了在短期內獲得超額收益，從而將較大比例的流動性資金配置于金融資產至上，使得企業沒有充足的資金以支撐技術創新活動的開展，進而容易導致企業陷入“脫實向虛”的金融風險之中。

表3 基礎模型的回歸結果

表4 穩健性檢驗結果

（二）穩健性檢驗

為了保障基礎回歸模型結果的合理性，本研究通過替換自變量來進行穩健性檢驗。具體而言，參照王瑤的做法，剔除投資性房地產和貨幣資金，然后利用“（應收利息+應收股利+交易性金融資產+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+長期股權投資）/資產總額”來重新計算企業的金融化程度，并將其命名為FIN_WJ，利用基礎模型進行回歸。回歸結果與基礎模型回歸結果一致，支撐了基礎模型回歸結果的穩健性。

（三）內外監管的調節作用

表5 是內外監管的調節效應的檢驗結果。通過列（1）可以發現，內部控制與企業金融化的交乘項（FIN×IC）系數為0.248，且在1%的水平上顯著，同時企業金融化的系數為-0.225，且在5%的水平上顯著，這表明內部控制可以負向調節企業金融化對技術創新的影響作用，即可以削弱企業金融化對技術創新的消極影響。通過列（2）可以看出，分析師關注和公司金融化的交叉乘數項（FIN×ANA）的系數為0.022，在5%的水平上顯著。這表明，分析師關注度也能夠削弱企業金融化對技術創新的負向影響。根據結果可以看出，在內部控制水平較高的企業中，企業管理層配置金融資產的逐利動機較低，因而會將更多的資源來支撐技術創新活動的開展，同樣，在分析師關注度較高的企業中，企業管理層面臨來自外部利益相關者等多方壓力，因而也會更加謹慎的投資金融資產，并加大對于技術創新的投資力度。

表5 內外監管的調節效應

五、研究結論與政策建議

本研究以2011—2020 年中國A 股非金融類的上市公司為樣本，從內外監管的視角探討了內部控制和分析師關注在其中所起到的調節作用。基于此，本研究得出了以下結論：

第一，企業金融化會對技術創新產生負向作用。一方面由于代理問題的存在，在逐利動機的驅使下，企業管理層會將大部分資金投入到金融資產之中。另一方面，由于金融資產的高回報率和高收益率，為了能夠在短期內顯著改善績效，企業管理層也會選擇投資金融資產。由于企業的流動資金是有限的，過度投資金融資產勢必會對技術創新投資產生擠出效應，不利于企業的長期發展。

第二，內部監管會減少企業金融化對技術創新的負面影響。企業內部的信息不對稱程度較低，能夠很好地抑制企業管理者的逐利動機，促使其將資金更多地用于企業的長期發展的產業中，從而為企業技術創新活動的開展作出有力支撐。

第三，外部監管也可以在企業金融化與技術創新之間發揮負向的調節作用。企業所面臨的外部監管主要來源于證券市場中的分析師，因而在分析師關注度較高的企業中，企業的管理層面臨來自于政府、外部利益相關者等多方壓力，在此情形下，管理層也會壓縮金融投資的額度。

基于上述結論，本研究提出以下政策建議：

一是政府應深化金融行業體系改革，以服務實體經濟發展為目標。金融行業的高利潤是中國實體企業涌入金融行業的重要原因，金融業的發展應該服務于實體經濟的發展，而不是擠占實體投資。政府應進一步推動供給側結構性改革，優化金融發展環境，促進有效市場與效能政府相結合，充分發揮金融市場的支撐作用。

二是在企業內部監管層面，企業應不斷加強內部控制對于企業投資決策的影響作用。通過提升內部控制質量，來緩解企業內部所存在的代理沖突，減少企業管理者為構建“商業帝國”而產生的逐利行為。同時，政府可以在制定技術創新的相應政策時，將企業的內部控制建設考慮在內，通過加強企業內控質量來輔助技術創新水平的提升。

三是在外部市場監管層面，政府可以進一步發揮證券分析師等市場監管作用，利用市場來激發企業的創新意識，利用競爭來激發企業的創新動力。但值得注意的是，由于分析師出具的報告也具有一定的導向作用，政府也需要加強分析師職業道德等培訓工作，盡可能讓企業處于公平的市場競爭之中。