企業金融化與創新投資：基于供應鏈視角

摘 要：創新是經濟發展第一動力，企業持有金融資產對創新投資具有重要影響。以2007—2021年A股上市公司為樣本，基于供應鏈視角，實證分析企業金融化對創新投資的微觀作用機制。結果發現，企業金融化顯著促進企業創新投資。機制分析表明，企業金融化通過緩解融資約束，對創新投資發揮促進作用。進一步基于供應鏈視角，考察商業信用對這一作用機制的影響，發現企業商業信用融資和商業信用供給對上述作用機制發揮調節作用，即企業商業信用融資水平越高，企業金融化對融資約束的緩解作用越顯著，相應地，對創新投資的促進作用也越顯著；企業商業信用供給程度越高，企業創新投資受融資約束的抑制作用越顯著。企業產權性質與年齡異質性分析結果顯示，對于非國有企業以及成立11～20年的企業而言，企業金融化對創新投資的促進作用更為顯著。由此，提出構建支持創新的金融服務體系、建立穩定的產業供應鏈聯盟、有效利用商業信用助力企業創新等政策建議。

關鍵詞：企業金融化；創新投資；融資約束；供應鏈；商業信用

DOI：10.6049/kjjbydc.2023020039 中圖分類號：F273.1 文獻標識碼：A 文章編號：1001-7348（2024）13-0101-12

0 引言

目前，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。隨著金融類資產投資利潤增長和實體經濟利潤下滑[1]，越來越多的實體企業選擇將部分生產經營資金投資于金融和房地產行業，以追求更高收益。創新對企業成長及可持續發展至關重要，被認為是促進實體經濟增長的“動力源”[2]。然而，創新需要大量、持續性資金投入，且創新產出明顯滯后于金融資產投資帶來的收益。因此，深入探討實體經濟企業金融資產投資行為對創新投資的影響及作用機制，有助于企業在面臨內外部資源雙重約束和宏微觀環境雙重壓力時突破創新發展瓶頸，對促進經濟高質量發展相關政策制定具有重要指導意義。

已有研究[3-5]基于馬克思的金融要素擁擠理論和資本循環理論，以投機套利動機和管理者短視行為為視角，解釋實體企業金融化對研發投入的擠占效應，認為實體企業出于投機套利動機和短期利潤最大化目標持有金融類資產，產業資本與金融資本之間存在替代關系是擠占效應產生的根本原因。然而，凱恩斯的預防性儲蓄理論認為，企業會為了應對未來資金需求的不確定性風險而持有現金。由于金融產品具有易流通、易變現、易流轉等特點，近年來越來越多的非金融類企業基于可持續發展理念，出于長期戰略決策需要和預防性儲蓄動機，逐漸傾向于投資金融類產品為自身創新活動儲備資金，以利用金融資產投資的蓄水池效應。彭龍等[6]認為，企業金融化對技術創新投入具有負向影響；陳洋林等[7]認為，企業金融化與創新投入呈現倒U型關系。綜上，從研究結論看，已有相關研究尚未形成統一結論；從金融資產定義看，已有相關研究尚未考慮2017年財政部修訂發布的3項金融工具會計準則對金融資產分類的影響，未將其它債權投資和權益工具投資納入金融資產核算范圍。本文按照最新會計準則規定，重新定義金融資產類型，并在此基礎上，進一步探討企業金融化對創新投資的影響，以彌補已有研究的不足。

商業信用是重要的短期融資工具。上游供應商、企業和下游客戶構成完整供應鏈，商業信用可以促使企業間產品市場勢力向融資領域延伸，實現產業供應鏈內部資金流動。實務中，企業普遍將商業信用作為重要經營戰略，以此應對產品市場競爭、獲得稀缺物質資源，從而促進企業銷售[8-9]。企業不僅利用上游供應商提供的商業信用獲得商業信用融資，而且向客戶提供商業信用，形成商業信用供給。商業信用融資與商業信用供給根植于供應鏈，能夠反映供應鏈企業間的業務關聯和融資依賴。可見，企業與供應鏈上下游企業間形成的商業信用，不僅對自身可持續發展具有重要影響，而且關系到自身是否具備通過配置流動性資源以應對未來沖擊的能力。然而，鮮有學者基于供應鏈視角，探討企業金融資產配置對創新投資的影響，也鮮有學者探討在商業信用環境下，融資約束在企業金融資產配置與創新投資間的傳導作用。

基于此，本文利用2007—2021年我國A股上市公司相關數據，探討企業金融化、融資約束與創新投資間的關系，并進一步從供應鏈角度，揭示從上游供應商獲得的商業信用融資和為下游客戶提供的商業信用供給對上述關系的差異化影響。本文的邊際貢獻如下：首先，創新性地從供應鏈角度切入，基于商業信用融資與商業信用供給兩個維度，探討在企業投資金融資產以獲取短期收益成為普遍現象的情景下，企業如何合理并充分利用商業信用支持創新活動這一問題，既能豐富企業金融化經濟后果相關研究，又可拓展創新投資影響因素研究。其次，本文基于金融資產投資的兩種動機，運用企業金融化效應理論，對企業金融化與創新投資關系、傳導途徑，以及調節機制進行系統性分析，嘗試解構企業金融化與創新投資關系邏輯。結論不僅有助于各方客觀認識企業金融資產投資行為，為企業金融化發揮蓄水池效應提供補充證據，而且可為支持供應鏈參與企業共同治理提供新的經驗證據。最后，異質性分析表明，在企業金融化通過緩解融資約束促進創新投資這一過程中，產權屬性、企業年齡特征表現出顯著差異性，可為不同特征企業制定相關戰略決策提供理論依據。

1 理論分析與研究假設

1.1 企業金融化與創新投資

企業金融化是實體企業不斷增加金融資產投資的過程[10]，采用金融資產在實體企業總資產中的占比衡量企業金融化程度，該比重越大，企業金融化水平越高[5]。產業經濟學理論認為，在產業資本超出一定規模后，隨著資本利潤率和投資報酬率降低，企業金融資本逐漸擴張[11]。企業金融化動機主要分為投機套利動機與預防性儲蓄動機[12]，相應地形成投資替代理論和蓄水池理論。投資替代理論認為，企業金融化的主要動機是追求利潤最大化；蓄水池理論認為，企業配置金融資產的主要動機是儲備流動資金。Schumpeter[2]的增長理論認為，研發和創新是企業獲取核心競爭力、實現可持續增長的重要內在因素。創新活動是高風險的長期投資[13]，基于資源依賴理論，創新投資是技術創新活動的基礎，企業將資源配置于金融資產，可能對創新投資具有兩種不同的影響[4]。一方面，如果企業金融化行為對創新投資活動發揮負向作用，則會形成擠出效應。這是因為企業金融化會影響整體資源配置情況[14]，根據資源有限性理論，如果企業將有限資源用于金融資產投資，其正常經營所需資金得不到有效保障，不僅會轉移企業經營重心，而且可能影響其創新能力與創新產出。上述情況下，企業配置金融資產會抑制其技術創新[3，5]。另一方面，如果企業金融化行為能夠滿足創新研發資金需求，則發揮蓄水池效應。換言之，企業金融化可能對技術創新發揮長效激勵作用，有助于企業技術創新能力提升[15]。通過金融資產配置并在需要創新投資資金時出售變現能力較強的金融資產，企業不僅能夠拓展內部融資來源，應對投資和生產經營活動資金不足的困境，而且可為自身持續性技術創新活動提供資金支持（杜勇等，2017）?？梢?，企業金融化對創新投資發揮擠出效應和蓄水池效應。綜上所述，本文提出以下假設：

H1a：隨著企業金融化水平提高，企業創新投資不斷減少，即企業金融化抑制創新投資；

H1b：隨著企業金融化水平提高，企業創新投資不斷增加，即企業金融化促進創新投資。

1.2 企業金融化對創新投資的作用機制

融資約束是企業在經營與發展過程中遇到的融資難題。我國資本市場發展尚不完善，企業融資約束問題較為嚴重。融資約束會嚴重影響企業經營業績，是制約企業成長與持續發展的主要障礙。信息不對稱和代理問題是導致企業融資約束的重要原因。資源依賴理論指出，企業維持競爭優勢離不開關鍵資源獲取。理論上，通過緩解企業與資金供給方信息不對稱問題，以及管理者與股東間、控股股東和中小股東間的代理問題，就能緩解企業融資約束問題。實踐中，企業可以從外部、內部融資渠道以更低成本獲得更多資金，以緩解融資約束問題，反之則會加劇融資約束。由于創新活動具有周期長、沉沒成本高和收益不確定等特征，加上受信息不對稱問題的影響，企業難以獲得外部融資，創新活動不可避免地遭遇融資困境。因此，基于企業金融化對創新投資的差異化影響，融資約束在二者間的作用機制也不同，具體表現在以下兩個方面：

企業金融化“擠出”創新投資。一方面，基于企業資源有限性的前提，企業將有限資金投資于金融市場，由于金融市場具有高風險、高收益特性，以銀行等金融機構為代表的債權人為了規避信貸風險，會降低企業信用額度，加大企業貸款獲批難度。另一方面，企業將部分流動資金投資于金融市場，由于短期內無法獲得外部融資，必然會降低對創新活動的重視程度，而企業研發活動具有長期特征，失敗風險與調整成本較高[16]，需要大量持續資金投入。因此，企業金融資產投資行為可能加大融資難度，進而阻礙其創新投資。

企業金融化為創新投資“儲備”資金。一方面，從金融資產特性看，金融資產具有變現能力強、交易便捷、調整成本低、流動性強等特征，企業將持有金融資產作為規避資金短缺風險的前瞻性策略，可以應對未來不確定性風險。換言之，企業可以通過出售變現能力較強的金融資產應對未來資金短缺困境，降低對外部融資的依賴程度。不僅如此，企業通過金融資產投資可以獲得投資收益以改善短期業績，顯著降低融資約束程度。另一方面，創新活動需要大量資金支持，而資金是企業創新活動最重要的資源，已有大量文獻驗證了企業資金與研發創新存在正相關關系。根據預防性儲蓄理論，企業可能出于長遠發展戰略考量進行金融資產投資，以滿足資金儲備需求，尤其是研發創新活動的資金需求[12]。從金融化的資源配置功能看，企業金融化有利于資源配置，為企業提供跨時間、跨地域資源轉移和支付結算的便利，提高資金流轉效率，優化資金配置，從而增強內部融資能力[11]。因此，企業金融資產投資可能通過減少外部融資依賴和增強內部融資能力，進而為創新活動提供資金支持。綜上所述，本文提出以下假設：

H2a：企業金融化通過加劇融資約束抑制創新投資；

H2b：企業金融化通過緩解融資約束促進創新投資。

1.3 商業信用融資的調節作用

商業信用融資根植于供應鏈，能夠反映供應鏈企業間的業務關聯和融資依賴情況。商業信用融資作為企業重要融資來源，主要來自供應鏈上游企業，即企業供應商端。企業賒購供應商產品形成的應付賬款、應付票據均是商業信用融資的具體表現形式。已有研究表明，商業信用融資是企業研發投入的重要來源，能夠支持企業創新[17]。

從宏觀角度看，不同于傳統銀行信貸，商業信用融資是供應鏈上下游企業基于融資契約形成的特殊信用提供機制，既有產品市場屬性，又有金融契約屬性（鐘凱等，2022），是產品市場勢力在融資領域的延伸，能夠實現產業供應鏈內部資金流動。從微觀角度看，商業信用融資是支持企業發展的重要融資來源，作為低成本、易獲得的非正式融資渠道和公司戰略的重要組成部分，能夠降低企業與資本市場的信息不對稱程度[18]，有效緩解融資約束，促進企業發展。公司金融理論認為，商業信用融資對企業金融化與創新投資行為發揮杠桿治理作用。這意味著企業商業信用融資水平不同，企業金融化對融資約束及創新投資的影響也有所不同，主要表現在以下兩個方面：

企業金融化“擠出”創新投資。一方面，企業獲得的商業信用融資主要表現形式為應付賬款和應付票據，二者均屬于企業流動負債，其增加會導致資產負債表的負債總額增加。企業資產負債率是銀行等金融機構在向企業授信貸款額度時的重要參考指標，高資產負債率會導致企業外部融資受到影響。此時，若企業進行金融資產投資，則會加劇其融資約束。另一方面，企業所欠應付賬款和應付票據在信用期限內要償付給供應商，由于企業資源總量一定，資金流向供應商越多，其它項目投資資金越少，在融資約束下，金融資產投資會導致創新投資缺乏資金支持。因此，企業商業信用融資水平越高，企業金融資產投資會使其融資越困難，進而抑制其創新投資。

企業金融化為創新投資“儲備”資金。一方面，依據最優契約理論，企業通過向供應商賒購交易與其建立商業契約關系。商業信用融資具有無抵押、低成本、期限靈活和安全便捷等特點。在不完全有效市場，企業創新投資必然會受到融資約束的影響。作為融資來源，商業信用融資能夠強化金融資產投資對實體投資的正向效應[19]。企業往往通過調整商業信用條件應對市場變化，商業信用融資既能夠彌補正規金融體系結構性供給缺口，也可以降低企業融資成本，從而促進企業創新發展。當銀行信貸供給不足時，商業信用融資就成為替代性融資渠道，能夠彌補企業創新融資缺口[20]。另一方面，基于金融配給視角與債務融資異質性特點，商業信用融資具有關系型債務特征，能夠顯著促進研發投資[21]?；谥袊刨J市場制度背景和商業信用融資功能，企業獲得的商業信用融資能夠促進其研發投入。從風險分散視角看，在創新投資項目中，企業傾向于使用從供應商獲得的商業信用融資，進而將部分創新不確定性風險轉嫁給供應商。不僅如此，二者間的商業信用契約關系對供應商具有一定約束作用。在創新項目上，雙方利益一致能夠有效降低企業研發信息泄露風險，弱化企業創新的正外部性。因此，企業商業信用融資水平越高，融資來源越多，金融資產投資越能緩解融資約束，進而強化對創新投資的促進作用。綜上所述，本文提出以下假設：

H3a：企業商業信用融資水平越高，企業金融化對融資約束的強化作用越顯著，對創新投資的抑制作用越顯著；

H3b：企業商業信用融資水平越高，企業金融化對融資約束的緩解作用越顯著，對創新投資的促進作用越顯著。

1.4 商業信用供給的調節作用

商業信用供給根植于供應鏈，能夠反映供應鏈企業間的業務關聯和融資依賴情況，是企業在賒銷交易過程中向下游企業（客戶）提供的短期信用資金，而賒銷客戶產品的應收賬款和應收票據均是企業商業信用供給的具體表現形式。從新制度經濟學視角看，企業銷售商品過程中使用的商業信用供給模式不同，代表其與下游客戶的交易成本不同[22]。從企業自身視角看，企業通過商業信用供給為客戶提供資金既是其吸引客戶的短期投資[23]，也是競爭手段。已有相關研究主要從買方市場理論和資源再配置理論兩個方面展開[23-29]。

根據資源再配置理論，一方面，作為資金配置非正式機制，商業信用供給是指企業主動將融資資金提供給供應鏈下游企業，此時商業信用供給本質上發揮融資替代作用。然而，應收賬款和應收票據不僅可能導致客戶債務支付延期或拖欠，增加企業經營與財務風險及再融資難度，而且可能對企業融資產生負向影響[30]。另一方面，商業信用供給促使企業代替銀行承擔二級信用中介職能，本質上是一種再配置行為，與通過自有資金進行商業信用供給相比，其成本更高。實務中，商業信用供給大多是企業被動讓利行為，特別是在誠信機制不健全背景下，多數商業信用供給實際上是客戶債務拖欠導致的強制性信用。大規模商業信用供給會導致企業財務費用和管理費用增加，進而阻礙企業創新投資[31]。因此，企業商業信用供給程度越高，越可能加大企業融資難度，進而抑制其創新投資。

根據買方市場理論，一方面，沒有競爭優勢的企業為確保客戶穩定或盡快銷售產品，被動與買方強勢、信用良好的下游客戶達成賒銷契約，向其提供商業信用供給[32]?；谧顑炂跫s理論，多數企業提供商業信用供給，總體上有助于抑制上下游企業間“敲竹杠”行為。上述兩種理論支持競爭假說，即當企業處于買方市場且存在較多同行業競爭者時，商業信用供給可以作為競爭手段鎖定客戶，企業通過維護市場份額、降低交易成本增加銷售收入，進而獲得更多利潤[9]。不僅如此，債權人可能由此判斷企業未來還款能力較強，進而增加企業授信額度，緩解企業融資約束。另一方面，企業與下游客戶以契約方式延遲收取貨款，由此形成商業信用供給?？梢?，商業信用供給具有金融聯結功能，可以延長供應鏈企業資金鏈條，為企業創新投資補充資金，從而促進創新投資。因此，企業商業信用供給程度越高，越能緩解融資約束問題，進而強化對創新投資的促進作用。綜上所述，本文提出以下假設：

H4a：企業商業信用供給程度越高，對融資約束的強化作用越顯著，對創新投資的抑制作用越顯著；

H4b：企業商業信用供給程度越高，對融資約束的緩解作用越顯著，對創新投資的促進作用越顯著。

2 數據、變量與統計分析

2.1 樣本選取與數據來源

本文選取2007—2021年A股上市公司作為樣本，并按照以下標準對樣本進行篩選：第一，剔除金融行業和房地產行業上市公司；第二，剔除ST和*ST上市公司；第三，剔除重要數據缺失和異常的上市公司。本文相關數據來源于CSMAR數據庫，對主要連續變量在1%和99%水平上進行縮尾處理，最終獲得20 709個年度樣本觀測值。此外，本文采用Stata 16.0軟件對數據進行處理和分析。

2.2 變量測量與指標選取

2.2.1 被解釋變量

創新投資。在企業創新發展過程中，創新投資主要是指創新主體自身資源投入，而資金是測量企業在人力、財力、管理和技術等方面資源投入的重要指標。借鑒王紅建等[5]和楊松令等[11]的研究成果，本文采用研發投入與營業收入的比值（RD）度量創新投資。與絕對研發投入總量相比，相對值指標更能反映不同企業體量下的研發投入強度差異。在穩健性檢驗部分，借鑒劉惠好等[33]的做法，本文采用企業研發人員數量占比（Rdper）作為創新投資的代理指標進行分析。

2.2.2 解釋變量

企業金融化。在已有研究文獻基礎上，借鑒顧海峰等[3]、劉貫春[14]和劉惠好等[33]的研究成果，本文采用金融資產持有量（Fho）度量企業金融化水平。2017年3月，財政部修訂發布了《企業會計準則第22號——金融工具確認和計量》《企業會計準則第23號——金融資產轉移》《企業會計準則第24號——套期會計》。新修訂的金融工具確認和計量準則分別按照交易性金融資產、其它債權投資、其它權益工具投資等3個科目進行會計核算。因此，本文以交易性金融資產、衍生金融資產、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產凈額、長期股權投資凈額、其它債權投資和其它權益工具投資等8個科目之和與總資產的比值作為企業金融資產持有量（Fho），以此度量企業金融化水平。此外，根據新準則規定，以上3類金融資產在資產負債表日發生公允價值變動時，按公允價值變動增加或減少的金額，計入公允價值變動損益和其它綜合收益科目，處置時的收益或損失主要計入投資收益科目。因此，以公允價值變動損益、其它綜合收益、扣除對聯營及合營企業的投資收益等3項之和與營業收入的比值測量金融資產投資獲利（Fpr），以此作為企業金融化的代理指標進行穩健性檢驗。

2.2.3 中介變量

融資約束（KZ）?，F有文獻廣泛用Kapla ＆ Zingales［34］構建的KZ指數衡量企業的融資約束程度。KZ指數越大，表明企業融資約束越嚴重。首先，KZ＝K1+K2+K3+K4。其次，當企業資產負債率高于樣本企業年度資產負債率中位數時，K1取１，否則取0；當企業利息保障倍數低于樣本企業年度利息保障倍數中位數時，K2取1，否則取0；當企業期末現金及現金等價物余額與總資產的比值低于樣本企業該變量年度中位數時，K3取１，否則取0；當經營現金流與總資產的比值低于樣本企業該變量年度中位數時，K4?。?，否則取0。最后，使用Ordered Logit模型進行回歸，KZ指數采用估計模型系數構建。

2.2.4 調節變量

商業信用融資（Credit1）?，F有研究普遍采用應付賬款與應付票據之和衡量商業信用融資（陸正飛，楊德明，2011）。實務中，企業可能提前將部分采購價款以預付款項的形式支付給供應商。為了合理度量商業信用融資，參考梅丹等[17]、方紅星等（2019）和宋小保等[35]的做法，本文采用扣除預付款項的應付賬款與應付票據之和，再以總資產進行調整的相對指標衡量企業商業信用融資水平，即商業信用融資（Credit1）=（應付賬款-預付賬款+應付票據）/總資產。

商業信用供給（Credit2）。商業信用供給是指企業在賒銷交易過程中向客戶提供的短期信用資金[30]。根據以上定義并結合實務，參考陳勝藍等[23]的研究成果，本文對商業信用供給測度指標進行修正，具體如下：商業信用供給（Credit2）=（應收賬款凈額-預收款項+應收票據凈額）/總資產。

2.2.5 控制變量

借鑒已有研究，本文選取以下控制變量：企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、企業年齡（Age）、總資產凈利潤率（Roa）、應收賬款占比（Recin）、托賓Q值（TobinQ）、現金流比率（Cash）、第一大股東持股比例（Shar1）、股票流動性（Liqui）、股票回報率波動（Sdreturn）及產權性質（Soe）等。此外，為控制不同行業和年度的影響，本文加入行業和年度虛擬變量。所有變量名稱與計算方法如表1所示。

2.3 變量統計性分析

表2匯報了變量描述性統計結果。結果顯示，創新投資（RD）的均值為4.813，標準差為4.599，表明創新投資在不同企業間存在較大差距。企業金融化（Fho）的均值為0.066，標準差為0.097，最大值為0.554，表明不同企業金融化水平存在較大差距，投資金融資產較多的公司，金融資產持有量占總資產的一半以上。融資約束（KZ）的均值為1.020，標準差為2.471，表示各上市公司面臨的融資約束差異較大。此外，不同企業商業信用融資（Credit1）和商業信用供給（Credit2）差異較大。

3 研究設計與實證結果

3.1 基準回歸

為了檢驗假設H1a和H1b，本文構建模型如式（1）所示。模型中，RD代表創新投資，Fho代表企業金融化水平，Controls代表上述所有控制變量，Year、Industry分別代表年度虛擬變量和行業虛擬變量，α0為常數項，α1為回歸系數，ε為誤差項。

RD=α0+α1Fho+∑Controls+∑Year＋∑Industry＋ε（1）

表3報告了企業金融化（Fho）對創新投資（RD）影響的檢驗結果。列（1）僅加入解釋變量企業金融化，回歸結果顯示，企業金融化對創新投資具有顯著積極影響；列（2）加入解釋變量和控制變量，回歸結果顯示，企業金融化的估計系數為4.305，調整后的R2為0.247，較列（1）具有較大幅度提升；列（3）進一步控制年度和行業固定效應，回歸結果顯示，企業金融化的系數為2.533。以上估計系數均在1%水平上顯著，說明企業金融化水平提升對創新投資具有促進作用，即企業金融化促進創新投資。因此，假設H1b得到驗證。

3.2 影響機制分析與中介效應檢驗

為了檢驗研究假設H2a和H2b，本文按照中介效應檢驗步驟，在模型（1）的基礎上，構建模型（2）和模型（3），如式（2）（3）所示。

KZ=β0+β1Fho+∑Controls+∑Year＋∑Industry＋ε（2）

RD=γ0+γ1Fho+γ2KZ+∑Controls+∑Year＋∑Industry＋ε（3）

表4報告了企業金融化（Fho）對創新投入（RD）影響過程中融資約束（KZ）的中介作用檢驗結果。列（1）在表3中已得到驗證，列（2）以融資約束（KZ）為被解釋變量并以企業金融化（Fho）為解釋變量，結果顯示，企業金融化的回歸系數為-0.699，且在1%水平上顯著，說明企業金融化能夠緩解融資約束。列（3）加入中介變量，企業金融化的回歸系數與融資約束的回歸系數分別為2.398和-0.194，均在1%水平上顯著。由此說明，融資約束是企業金融化影響創新投資的部分中介因子。以上結果符合假設H2b，即企業金融化通過緩解融資約束促進創新投資。為進一步檢驗該結論的穩健性，參考肖?。?6］的研究成果，本文采用企業現金流狀況（FC）衡量企業融資約束，即企業現金流狀況（FC）=（貨幣資金+交易性金融資產）/總資產。該指標越大，表明企業擁有的現金流越多，面臨的融資約束程度越低。列（4）（5）回歸結果表明，當采用企業現金流狀況（FC）替換融資約束時，假設H2b依然成立。

3.3 有調節的中介效應檢驗

3.3.1 商業信用融資

為了檢驗假設H3a和H3b，依據有調節的中介效應檢驗方法，本文構建模型如式（4）（5）所示。

KZ=b0+b1Fho+b2Credit1+b3Fho×Credit1+∑Controls+∑Year＋∑Industry＋ε（4）

RD=c0+c1Fho+c2KZ+c3Credit1×KZ+∑Controls+∑Year＋∑Industry＋ε（5）

表5報告了商業信用融資（Credit1）對融資約束（KZ）中介效應的調節作用檢驗結果。模型（4）檢驗結果顯示，企業金融化與商業信用融資的交互項（Fho×Credit1）系數為-4.279，且在1%水平上顯著，說明商業信用融資可以強化企業金融化對融資約束的緩解作用。由模型（5）可知，商業信用融資與融資約束的交互項（Credit1×KZ）系數0.309，且在1%水平上顯著，說明商業信用融資可以緩解融資約束對創新投資的抑制作用。由此說明，商業信用融資對中介效應模型的前后路徑均發揮調節作用。企業商業信用融資水平越高，企業金融化對融資約束的緩解作用越顯著，進而對創新投資的促進作用越顯著，故假設H3b得以驗證。實務中，企業需要提高與供應商談判的能力及自身商業信用等級以獲得更多賒購機會，通過提高商業信用融資水平，增強金融資產投資行為對融資約束的緩解作用，進而促進企業創新投資。

3.3.2 商業信用供給

為了檢驗假設H4a和H4b，本文構建模型如式（6）（7）所示。

KZ=θ0+θ1Fho+θ2Credit2+θ3Fho×Credit2+∑Controls+∑Year＋∑Industry＋ε（6）

RD=φ0+φ1Fho+φ2KZ+φ3Credit2×KZ+∑Controls+∑Year＋∑Industry＋ε（7）

表6報告了商業信用供給（Credit2）對融資約束（KZ）中介效應的調節作用檢驗結果。模型（6）檢驗結果顯示，企業金融化（Fho）的系數為-0.343，在5%水平上顯著，企業金融化與商業信用供給的交互項（Fho×Credit2）系數為-1.607，但不顯著，說明商業信用供給對中介效應的前半路徑并未發揮調節作用。模型（7）檢驗結果顯示，商業信用供給與融資約束的交互項（Credit2×KZ）系數為-0.819，且在1%水平上顯著。可見，有調節的中介效應成立且調節后半路徑，即商業信用供給強化融資約束對創新投資的抑制作用。由此說明，企業商業信用供給程度越高，融資約束對創新投資的抑制作用越顯著，假設H4a得以驗證。實務中，企業要謹慎使用商業信用供給和賒銷交易，向客戶提供商業信用供給時，應綜合考慮自身融資能力和客戶信用等級，從而降低客戶債務違約和拖欠風險。同時，要加強應收款項管理，及時催收到期應收款項，盡快回籠資金，以緩解企業因應收賬款占比過高對再融資能力產生的負面影響。

4 內生性問題及穩健性檢驗

4.1 內生性問題

盡管上文回歸結果顯示，企業金融化對創新投資具有顯著正向影響，但基準模型（1）可能存在的內生性問題會導致估計系數有偏或非一致，進而影響估計結果的準確性。本文核心解釋變量企業金融化與創新投資之間可能存在雙向因果關系。一方面，提高企業金融化水平能夠促進企業創新投資活動；另一方面，創新投資越多，創新產出越多，在一定程度上能夠促使企業投資更多金融資產，從而促進企業金融化。此外，基準模型（1）中可能存在遺漏變量和測量誤差。因此，本文采用兩階段最小二乘法（2SLS）對原有模型進行驗證，以緩解內生性問題。參照萬良勇等[37]的研究成果，本文將滯后一期企業金融化（L.Fho）和滯后兩期企業金融化（L2.Fho）作為企業金融化（Fho）的工具變量。LM統計量（Kleibergen-Paap rk LM statistic為1 315.35）滿足工具變量與內生變量相關條件，通過識別不足檢驗。F檢驗結果（Kleibergen-Paap rk Wald F statistic為3 719.20）表明，工具變量與內生變量具有較強的相關性，通過弱工具變量檢驗。Hansen J統計量檢驗過度識別問題，結果顯示，P值為0.140，大于0.1，說明本文選取的工具變量較為合理。

在此基礎上，表7匯報了兩階段回歸結果。第一階段回歸結果顯示，企業金融化（Fho）與工具變量高度相關，說明企業過去金融化水平對當期金融化水平具有較大影響。第二階段回歸結果顯示，企業金融化（Fho）系數為3.363，且在１％水平上顯著。上述結果表明，在考慮內生性問題后，假設H1b依然成立。

4.2 替換被解釋變量

借鑒劉惠好等[33]的研究成果，本文使用企業研發人員數量占比（RDper）作為創新投資的代理變量，對中介效應模型進行估計。表 8列（1）～（3）匯報了替換被解釋變量后的回歸結果，估計系數均在1%水平上顯著。由此說明，當采用企業研發人員數量占比作為被解釋變量時，企業金融化通過緩解融資約束促進創新投資?；貧w結果證明假設H2b成立，前文研究結論具有穩健性。

4.3 剔除部分年度樣本

考慮到金融市場大幅波動可能導致中介效應模型估計偏誤，本文剔除2008年和2015年樣本重新進行估計。表 8列（4）～（6）匯報了剔除樣本后的回歸結果，估計系數均在1%水平上顯著。由此說明，剔除金融市場大幅波動年份樣本后，假設H2b依然成立，前文研究結論具有穩健性。

4.4 替換解釋變量

本文采用金融資產投資獲利（Fpr）作為企業金融化的代理指標，重新估計中介效應模型。表8列（7）～（9）匯報了替換被解釋變量后的回歸結果，估計系數均在1%水平上顯著。由此說明，當采用金融資產投資獲利（Fpr）作為解釋變量時，回歸結果證明假設H2b依然成立，前文研究結論具有穩健性。

5 進一步研究

根據企業產權性質，將樣本企業劃分為國有企業和非國有企業；根據企業年齡特征，分別以成立10年、成立20年為界限對樣本企業進行分組討論。

5.1 企業產權異質性

表9匯報了國有企業與非國有企業異質性檢驗結果。列（1）～（3）結果顯示，企業金融化（Fho）的估計系數均不顯著。由此表明，在國有企業中，企業金融化（Fho）對融資約束（KZ）的緩解作用和對創新投資（RD）的促進作用不顯著。列（4）～（6）結果顯示，各估計系數符號與前文一致，均在1%水平上顯著，中介效應模型通過檢驗。以上結果表明，企業金融化通過緩解融資約束促進創新投資這一作用機制在國有企業與非國有企業間存在顯著差異。原因在于，國有企業研發投資受政府決策影響較大，而金融資產持有量對研發投資影響較小，進而導致金融化的蓄水池效應不顯著。此外，相較于非國有企業，國有企業所受融資約束較小，投資金融資產對融資約束的緩解作用微乎其微。因此，在國有企業，企業金融化通過緩解融資約束促進創新投資的作用機制不顯著，而在非國有企業，這一作用機制顯著。

5.2 企業年齡異質性

表10匯報了企業年齡異質性檢驗結果。列（1）～（3）結果顯示（成立10年及以下企業組），企業金融化（Fho）對創新投資（RD）的促進作用不顯著，企業金融化反而會加劇融資約束。列（4）～（6）結果顯示（成立11～20年企業組），估計系數符號與前文一致，且均在1%水平上顯著，這與列（7）～（9）（成立20年以上企業組）結果一致。比較上述兩組估計系數的絕對值可以發現，相比于成立20年以上企業組，成立11～20年企業組對應系數估計值的絕對值較大，表明對成立11～20年企業而言，其金融化通過緩解融資約束促進創新投資的作用機制最為顯著。以上結果表明，企業年齡異質性檢驗結果呈現典型的“中部崛起”效應。

這可能是因為，與成立10年以上企業相比，成立10年及以下企業，其資金規模較小，金融資產持有量較少，其金融化行為會導致融資約束問題“雪上加霜”。成立11～20年企業處于成長期，可以通過持有金融資產獲得外部收益，為創新投資注入資金。相較于成長期企業，成立20年以上企業，其資金來源穩定，創新投資意愿并不強烈，企業金融化通過緩解融資約束促進創新投資這一機制的作用強度有所下降。

6 結語

6.1 研究結論

（1）企業金融化對創新投資具有促進作用，在考慮內生性問題后，這一結論依然穩健。

（2）企業金融化通過緩解融資約束促進企業創新投資，即融資約束在二者間發揮部分中介作用。在替換不同度量指標以及剔除特殊樣本后，上述結論依然成立。

（3）基于供應鏈視角，進一步探討商業信用對這一作用機制的影響，結果發現，企業商業信用融資水平越高，企業金融化對融資約束的緩解作用越顯著，相應地，對創新投資的促進作用越顯著；企業商業信用供給程度越高，企業金融化對融資約束的作用越不顯著，但融資約束對企業創新投資的抑制作用越顯著。一方面，企業要充分利用買方市場的競爭優勢，提升自身談判能力與商業信用等級以獲得更多商業信用融資，強化金融資產投資行為對融資約束的緩解作用，為創新投資儲備資金；另一方面，企業要謹慎采用賒銷交易，在與客戶簽訂賒銷合同前，要綜合考慮自身融資能力與客戶商業信用等級，減少商業信用供給，從而降低客戶拖欠貨款與債務違約風險。

（4）本文從產權屬性與企業年齡特征兩個角度進行異質性分析，結果發現，在非國有企業以及成立11年以上企業，其金融化通過緩解融資約束對創新投資的促進作用顯著。由此表明，企業持有金融資產能夠緩解融資約束，并對創新投資發揮蓄水池效應，但上述積極效應在不同特征企業存在差異。具體而言，在成立時間較短企業，其金融化行為會導致融資約束問題“雪上加霜”；在成立時間較長且創新積極性較高的成長期企業，其金融化行為可以發揮流動資金儲備作用。相較于國有企業，非國有企業可以更加充分地利用這一積極效應為創新投資儲備流動資金。

6.2 政策建議

（1）從金融服務體系看，可以通過改善投融資環境拓寬融資渠道、創新信貸方式和提高債務融資可得性等舉措優化金融資產投資環境，抑制機會主義投資行為，從而建立并完善科技創新金融服務體系。

（2）從產業供應鏈看，可以通過制定產業供應鏈政策，確保供應鏈基本穩定。供應鏈上下游企業要充分利用商業信用融資，謹慎提供商業信用供給，實現信息共享、相互信任，從而構建關系型治理體系與戰略聯盟。

（3）從企業自身看，一是抑制短視行為和投機套利動機，貫徹可持續發展理念，客觀評估金融資產風險并積極開展創新投資活動以獲取更多創新產出，從而提升企業整體價值；二是增強與供應商談判的能力，提高自身商業信用等級以獲得更多商業信用融資；三是謹慎確定商業信用供給程度，避免盲目賒銷行為，加強應收賬款管理，防范潛在風險。

6.3 不足與展望

本文存在以下不足：第一，基于供應鏈視角，探討企業金融資產配置對創新投資的影響，僅選擇商業信用融資與商業信用供給兩個維度展開，未針對供應商集中度、客戶集中度等更深層次供應鏈關系進行分析，未來可以拓展此方面的研究。第二，金融資產范圍廣、種類多，不同類型金融資產對創新投資的影響可能存在差異。未來可以進一步區分金融資產類型，對研究問題進行深入分析。

參考文獻：

[1]黃群慧.論新時期中國實體經濟的發展[J].中國工業經濟，2017，34（9）：5-24.

[2]SCHUMPETER J A.The theory of economic development： an inquiry into profits， capital，credit， interest，and the business cycle[M]. Cambridge， MA： Harvard University Press，1934.

[3]顧海峰，張歡歡.企業金融化、融資約束與企業創新——貨幣政策的調節作用[J].當代經濟科學，2020，42（5）：74-89.

[4]肖忠意，林琳，陳志英，等.企業金融化與上市公司創新研發投入——基于董事會治理與創新文化的調節作用的實證分析[J].南開經濟研究，2021，37（1）：143-163.

[5]王紅建，曹瑜強，楊慶，等.實體企業金融化促進還是抑制了企業創新——基于中國制造業上市公司的經驗研究[J].南開管理評論，2017，20（1）：155-166.

[6]彭龍，詹惠蓉，文文.實體企業金融化與企業技術創新——來自非金融上市公司的經驗證據[J].經濟學家，2022，280（4）：58-69.

[7]陳洋林，蔣旭航，張長全.實體企業金融化與創新投入的非線性效應研究[J].中央財經大學學報，2023，43（1）：69-80.

[8]BOUGHEAS S， MATEUT S， MIZEN P. Corporate trade credit and inventories： new evidence of a trade-off from accounts payable and receivable[J]. Journal of Banking amp; Finance， 2009，33（2）：300-307.

[9]余明桂，潘紅波.金融發展、商業信用與產品市場競爭[J].管理世界，2010，26（8）：117-129.

[10]KRIPPNER G R.Capitalizing on crisis：the political origins of the rise of finance[M].Cambridge，MA：Harvard University Press，2011.

[11]楊松令，牛登云，劉亭立，等.實體企業金融化、分析師關注與內部創新驅動力[J].管理科學，2019，32（2）：3-18.

[12]ALMEIDA H，CAMPELLO M，WEISBACH M S.The cash flow sensitivity of cash[J].The Journal of Finance，2004， 59（4）：1777-1804.

[13]ABOODY D， LEV B.Information asymmetry，Ramp;D and insider gains[J].The Journal of Finance，2000， 55（6）：2747-2766.

[14]劉貫春.金融資產配置與企業研發創新：“擠出”還是“擠入”[J].統計研究，2017，34（7）：49-61.

[15]趙芮，曹廷貴.實體企業金融化對技術創新的影響研究[J].經濟與管理研究，2021，42（9）：62-76.

[16]HALL B H，JAFFE A，TRAJTENBERG M.Market value and patent citations[J]. Rand Journal of Economics， 2005， 36（1）：16-38．

[17]梅丹，程明.商業信用融資、客戶集中度與企業研發投入[J].經濟與管理評論，2021，37（5）：139-149.

[18]修宗峰，劉然.企業財務重述、供應鏈關系與商業信用融資[J].管理工程學報，2022，36（4）：86-107.

[19]郭麗麗，徐珊.金融化、融資約束與企業經營績效——基于中國非金融企業的實證研究[J].管理評論，2021，33（6）：53-64.

[20]王鳳榮，鄭志全.銀行貸款會擠出商業信用嗎——基于研發投入視角[J].現代經濟探討，2021，40（1）：39-50.

[21]莊芹芹，司登奎.異質債務、金融配給與研發投入——基于金融供給側結構性改革視角[J].當代經濟科學，2021，43（1）：91-104.

[22]李澤廣，覃家琦.融資約束與商業信用渠道的流動性提供——基于企業異質性視角的研究[J].南開學報（哲學社會科學版），2020，66（6）：59-70.

[23]陳勝藍，劉曉玲.經濟政策不確定性與公司商業信用供給[J].金融研究，2018，61（5）：172-190.

[24]LOVE I， PREVE L A，SARRIA A V.Trade credit and bank credit：evidence from recent financial crises[J]. Journal of Financial Economics，2007，83（2）：453-469.

[25]GIANNETTI M， BURKART M， ELLINGSEN T.What you sell is what you lend？ explaining trade credit contracts[J]. Review of Financial Studies，2011，24（4）：1261-1298.

[26]DAVIS A M，HYNDMAN K. An Experimental investigation of managing quality through monetary and relational incentives[J]. Management Science，2018，64（5）：2345-2365.

[27]PETERSEN M A， RAJAN R G. Trade credit：theories and evidence[J]. Review of Financial Studies， 1997，10（3）： 661-691.

[28]SHENOY J， WILLIAMS R.Trade credit and the joint effects of supplier and customer financial characteristics[J]. Journal of Financial Intermediation，2017，29：68-80.

[29]ALTUNOK F， MITCHELL K，PEARCE D K. The trade credit channel and monetary policy transmission： empirical evidence from U.S. panel data[J]. Quarterly Review of Economics and Finance，2020，78：226-250.

[30]HERTZEL M G， LI Z，OFFICER M S，et al.Interfirm linkages and the wealth effects of financial distress along the supply chain[J].Journal of Financial Economics，2008，87（2） ： 374-387.

[31]JAIN B A.Predictors of performance of venture capitalist-backed organizations[J].Journal of Business Research，2001，52（3）：223-233.

[32]張會麗，王開顏.行業競爭影響企業商業信用提供嗎——來自中國A股資本市場的經驗證據[J].中央財經大學學報，2019，39（2）：64-73.

[33]劉惠好，焦文妞.銀行業競爭、融資約束與企業創新投入——基于實體企業金融化的視角[J].山西財經大學學報，2021，43（10）：56-67.

[34]KAPIAN S N， ZINGALES L. Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints[J]. The Quarterly Journal of Economics， 1997，112（1）：169-215.

[35]宋小保，郭春.供應商集中度、市場地位與商業信用融資——關聯性的異質作用研究[J].現代財經（天津財經大學學報），2022，42（3）：66-85.

[36]肖健.貨幣政策、信貸資源配置與企業融資約束問題的實證研究[J].預測，2020，39（3）：35-41．

[37]萬良勇，查媛媛，饒靜.實體企業金融化與企業創新產出——有調節的中介效應[J].會計研究，2020，41（11）：98-111.

（責任編輯：張 悅）

Enterprise Financialization and Innovative Investment：The Perspective of Supply Chain

Hu Haiqing1 ， Wu Yongxia ， Wang Xianzhu3

（1.School of Economics and Management，Xi'an University of Technology，Xi'an 710054， China; 2. School of Business，Gansu University of Political Science And Law， Lanzhou 730070，China;3.School of Business，Anhui University of Technology， Ma'anshan 243032 ，China）

Abstract：In recent years， more and more attention has been paid to the behavior of financial asset investment in China's real economy. Innovation is vital to the growth and sustainable development of enterprises and is considered the \"power source\" for promoting the growth of the real economy. But innovation requires a large amount of continuous capital investment， and innovation output lags significantly behind the returns brought by financial asset investment.

Thus， this paper analyzes the issue from the following four aspects. First of all， the financialization of real enterprises is a process in which the impact of financial investment on the economic activities of real enterprises continues to deepen. In terms of specific performance， \"financialization\" refers to the proportion of financial instruments or financial assets in the assets of the enterprise. The higher the proportion， the deeper the financialization of the enterprise. Second， Schumpeter's growth theory believes that endogenous Ramp;D and innovation are important internal factors for enterprises to obtain core competitiveness and achieve sustainable growth， and innovation is a high-risk long-term investment. Third， financing constraints are common financing problems encountered by enterprises in the process of operation and development. The financing constraints of enterprises are serious， and the capital market in China is in need of improvement. Finally， upstream suppliers， enterprises， and downstream customers form a complete supply chain. Commercial credit extends the product market power among enterprises to the financing field and realizes the internal capital flow of the industrial supply chain.

In practice， enterprises generally use commercial credit as an important business strategy to respond to product market competition， access scarce material resources， and promote enterprise sales. Enterprises will not only use the commercial credit provided by upstream suppliers to form commercial credit financing， but also provide commercial credit to customers to form commercial credit supply. Commercial credit financing and commercial credit supply are rooted in the supply chain， reflecting the business relationships and financing dependence among enterprises in the supply chain. Therefore， this paper aims to study the relationship among enterprise financialization， financing constraints and innovation investment， and further from the perspective of supply chain， examine the different regulatory effects of financing constraints on the mediating effect of enterprise financialization and innovative investment by examining the level of commercial credit financing obtained from upstream suppliers and the degree of commercial credit supply provided to downstream customers.

In this paper， from the perspective of the supply chain， A-share listed companies from 2007 to 2021 are taken as samples. The study empirically analyzes the micro mechanism of enterprise financialization on innovation investment. The results show that enterprise financialization significantly promotes enterprise investment in innovation， and this conclusion remains robust after accounting for endogeneity. The mechanism analysis shows that financialization promotes innovative investment by alleviating financing constraints. This conclusion is robust even after replacing different measures and excluding special samples. Further considering the moderating effect of commercial credit financing and commercial credit supply， it is found that when the level of enterprise commercial credit financing is higher， the role of enterprise financialization in alleviating financing constraints is stronger， and the corresponding role in promoting innovation investment is stronger. When the degree of commercial credit supply is higher， the inhibition of enterprise financing constraints on innovation investment is stronger. Further， the heterogeneity analysis is carried out from two perspectives： property rights and the age characteristics of enterprises. It is found that for non-state-owned enterprises and enterprises with 11–20 years of history， the financialization of enterprises has played a more significant role in promoting innovative investment by alleviating financing constraints.

Finally， policy suggestions are put forward to help enterprises achieve innovation， such as establishing a financial service system to support innovation， forming a stable industrial supply chain alliance， and making effective use of commercial credit， that is， improving the level of commercial credit financing from the upstream of the supply chain， and reducing the degree of commercial credit supply to the downstream of the supply chain.

Key Words：Enterprise Financialization；Innovative Investment；Financing Constraints；Supply Chain；Commercial Credit

收稿日期：2023-02-02 修回日期：2023-05-04

基金項目：國家自然科學基金項目（72072144，71672144，71372173，70972053）；陜西省創新能力支撐計劃軟科學研究計劃項目（2021KRM183，2019KRZ007）；西安市科技局軟科學研究計劃重點項目（21RKYJ0009）；甘肅省社會科學規劃項目（20YB070）

作者簡介：胡海青（1971-），男，陜西西安人，博士，西安理工大學經濟與管理學院教授、博士生導師，研究方向為創新管理與投融資管理；武永霞（1983-），女，甘肅靖遠人，西安理工大學經濟與管理學院博士研究生，甘肅政法大學商學院副教授、碩士生導師，研究方向為創新管理與投融資管理；王先柱（1980-），男，安徽岳西人，博士，安徽工業大學商學院教授、博士生導師，研究方向為房地產金融。本文通訊作者：武永霞。