企業金融化影響技術創新的期限結構異質性研究
2020-04-20 11:16:54吳非向海凌
當代經濟管理 2020年2期
吳非 向海凌
[摘 要]基于中國經濟創新驅動轉型的現實要求，針對企業金融化對自身技術創新活動的影響，文章首先建構了企業投資活動的穩態模型，研究企業金融化與技術創新活動之間的關系，并將金融化期限結構差異視角引入了模型之中，得出了金融化期限結構差異可能存在的異質性影響。進一步地，借助2007—2016年中國滬深A股上市公司的數據集進行驗證。研究發現，企業長期金融化行為對技術創新活動的抑制作用并不足夠明顯，而短期金融化則有著明顯的創新減益效果，從而發現了金融化期限差異下的結構性表現，也進一步拓展了現有文獻對于“企業金融化-技術創新”的視角。有鑒于此，不能簡單對企業的金融化行為進行“一刀切”式的管理，應根據企業金融化的期限結構差異，制定具有精準導向的政策體系，才能有效中和乃至逆轉企業金融化對研發創新活動的抑制作用。
[關鍵詞]金融化;技術創新;期限結構;脫實向虛
[中圖分類號]F273.1;F275;F832[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0461（2020）02-0084-08
一、引 言
中國依賴有形生產要素驅動經濟的粗放模式雖曾有效實現經濟長期高位增長，然而，隨著物質資本投入逐步滑向邊際效益遞減區間，傳統增長模式所帶來的經濟福利逐漸消弭，同時還引致了資源緊缺、環境失衡、產業結構優化滯緩等一系列問題，使我國陷入了“貧困化增長”的泥潭之中。何以實現經濟二次騰飛？這需要技術進步的推動。這對于推動中國供給側結構性改革和提高經濟增長質量而言有著無可比擬的重要性。國家“十三五”規劃綱要明確指出，中國經濟的“發展動力要從主要依靠資本和低成本勞動力等要素投入轉向創新驅動”。2018年中央經濟工作會議更是強調，要“大力培育新動能、強化技術創新，推動重大技術創新取得新進展，促進大眾創業、萬眾創新上水平”。由此可見技術創新在國家戰略版圖中的核心地位。
何以推動技術創新？縱觀世界歷史上歷經技術突破而成長為全球經濟體的佼佼者（英、美等國），它們的騰飛都離不開金融的強力驅動[1]。Hicks（1969）[2]更是鮮明指出，英國的工業革命歸根結底是金融的革命，并斷言“工業革命不得不等候金融革命”。事實上，通過金融發展來推動技術創新的深刻洞見早已付諸中國的政策實踐。鑒于金融在經濟實踐中的地位，主流的新古典經濟學對其大加贊譽，認為其是“現代經濟學的核心”。隨著經濟進程的推移，金融業在整個經濟系統中所占據的權重越來越大，學者們歸結了相關的典型事實[3-6]，將這種現象提煉為“金融化（Financialization）”。
中國目前的金融化趨勢如何？是否真的抑制了實體經濟乃至是技術創新活動的開展？這一問題值得重點關注。為了說明問題，圖1給出了2007—2016年間中國A股市場非金融類企業的整體金融化程度以及企業專利創新活動的變化軌跡。從圖1中可以看到，我國上市企業的創新活動在2013年左右達到峰值之后，呈現出了一定下行勢頭。與企業創新活動先升后降的情況相反，我國企業的金融化水平一開始呈現下降趨勢（特別是在金融危機時期下降較快），進而在2012年出現由降轉升的拐點，并持續上升態勢。不難看出，金融化（FIN）的下行階段（2007—2012年）大致對應著企業創新活動的上升階段（2007—2013年）;而金融化的上升階段（2012—2016年）則與企業創新活動的下行時期（2013—2016年）有著很大的重合區間。由此可以發現，微觀企業層面的金融化現象，確實在很大程度上與自身的研發創新活動相背離，亟需政學企三界的關注。
習近平總書記在中國共產黨的十九大報告中明確指出，要“深化金融體制改革，增強金融服務于實體經濟的能力”。應當說，這是針對當前中國經濟出現的“脫實向虛”而提出的重要要求，也深刻切合了當前創新驅動轉型發展的戰略導向，具有極高的理論價值和實踐意義。有鑒于此，想要深刻認識到企業金融化行為的具體影響和作用機制（從創新角度而言），并在當前“脫實向虛”的整體經濟生態環境下尋求一個合意的治理路徑，引導金融回歸實體經濟，對于促進經濟健康可持續發展、契合國家創新驅動戰略導向而言尤為重要[7]。這需要從微觀層面對企業金融化的機制等方面進行深入挖掘。微觀討論的缺失不僅無益于企業創新活動的擴展，甚至可能會引致新的問題，而對上述問題進行分析討論，是本項研究的目的所在。
二、模型建構與經濟分析
（一）基本模型的設定與推導
借鑒張成思、張步曇（2016）的研究方法，本文對企業的投資行為進行了簡化處理，將企業投資分為兩類：一類是涉及研發創新活動的投資;另一類則是涉及金融資產配置（即金融化）投資。在此假定下，企業面臨著一個選擇創新項目和金融化的投資組合（結構）問題。當然，針對此問題并非是一個“研發創新項目-金融化項目”非此即彼的選擇，而是這兩類項目組合的一個最優化問題。
在Demir（2009）的研究中，為了簡化研究過程，將投資行為的收益率標定在了一個固定的水平上（即收益率在分析期內是基本恒定的，此時的收益率指標往往省略了下標t）。但在實際中，無論是金融資產投資收益，抑或是實體業務（創新活動）等，其收益率都是時常波動的。該研究盡管在一定程度上便捷了數理推導的過程，但也造成該了模型與現實的（部分）脫節。
綜上所述，可以從式（8）中解讀出確切的經濟思維，TgtTt代表研發創新投資在企業總投資中所占據的比重，該比重越大，則意味著的投資行為更偏向實業（創新投資）活動，而對金融化偏好相對較弱，反之亦然。有鑒于此，TgtTt的最優比重受到如下因素影響。
企業金融化行為的相對風險程度。即企業金融化行為的波動性在金融化和研發創新資產總波動性中的占比強度（var（sjt）var（sjt）+var（sgt））?？梢灶A見，企業金融化的風險程度越高，則企業在投資決策時會更加偏向研發創新投資，反之則反是。但就當前的經濟發展狀況來看，實體經濟的收益率逐步走低，投資實體經濟特別是技術研發創新活動的風險正逐步提升。在此條件下，研發創新活動的風險較之于金融化風險更大，企業在進行投資最優結構的決策時，會更加偏向金融化的投資行為。由前述的資源基礎理論可知，在企業面臨一定的資源約束線的情況下，企業增加對金融化的投資行為，則必然會在一定程度上對企業的創新研發投資活動形成一定的“擠出效應”。更重要的是，企業的經營管理者更關注于如何擴張企業的規模、利潤，而對于企業價值最大化的項目關注有所減弱，這種“帝國構建”的沖動成為第一類委托代理問題的突出表征，往往會以股東的長期利益為代價來增加那些能夠兌現短期業績的投資決策，從而導致其他項目投資的資本不足。當企業的大小股東之間的利益函數差別較大時，大股東可能會通過金融投資活動來為自身獲取更大的收益：更偏好將企業資源投向房地產、金融資產配置等領域，通過較為冒進的資本運營策略來獲取更大的短期利益（第二類委托代理問題）。
（二）基于金融化期限結構的模型拓展
盡管上述的模型推演和經濟分析為理解“金融化如何影響企業研發創新”提供了豐富的經驗素材。但必須說明的是，上述分析仍有可以進一步優化的空間。具體來看，企業的投資行為（無論是企業金融化影響抑或是一般性固定資產投資）都有著明顯的期限結構的差異。對此，進一步細化對企業投資的期限結構探討，有助于更好地理解企業的金融化行為。
在前文中，假設Tgt為企業的研發創新投資，Tjt為金融資產投資，其收益率分別為sgt與sjt。在本部分中，則進一步細分了企業投資行為的風險和收益在不同期限結構下的差異性狀況：設研發投資長期投資收益為sgtL，短期投資收益為sgts，金融資產長期投資收益為sjtL，短期投資收益為sjtS。為研究簡便，此處假定長期投資與短期投資不存在相關性（即存在一定的獨立性），則，sjt=sjtL+sgtS，sgt=sgtL+sgtS。由此，式（8）可進一步擴展為：
經過上述分解后，企業的最優投資比重的重要影響因素進一步得以凸顯。決定企業最優投資結構的，還與企業金融化的收益和風險在期限上所展現出的結構差異有關。一般可以認為，長期性的金融資產投資項目較之于短期性的金融資產投資項目而言風險更小（則有var（sjtL）Ξ 從另一個角度來看，創新資產在不同期限下的收益表現與金融化資產的收益表現，在很大程度上也決定了企業的最優投資結構穩態，即要考慮企業最優投資結構，就必須考慮企業投資行為的期限結構。一般而言，長期性金融化投資的收益率較之于短期性的金融化的收益率更低（則有sjtL 三、研究設計 （一）數據來源與基本處理 為了更加全面評估特定經濟變量對企業研發創新活動的影響，本文將宏觀面板數據集和微觀面板數據集相結合，通過“宏觀-微觀”數據合并的大數據集來進行研究。宏觀層面，包括全國30個省、直轄市、自治區（西藏、港澳臺地區除外）的產業、財政、對外貿易等經濟數據，數據來源于各省的歷年統計年鑒。微觀層面，本文采納了2007—2016年上市公司數據。企業財務數據來自Wind數據庫，企業專利數據則來自于國泰安的“中國上市公司與子公司專利研究數據庫”。 進一步地，本文刪除了微觀數據集中的金融企業樣本、ST類企業和期間退市的企業樣本，還剔除了企業的IPO效應。特別地，考慮到本文研究的特殊性（企業技術研發創新問題），使得這類研究往往需要一定的數據時限方得以展現效果。對此，本文對那些不滿足數據連續五年連貫的樣本進行了刪除，從而得到了15 164個“企業-年度”樣本觀測點。為了減輕奇異值的干擾，本文對微觀層面數據的所有連續變量進行了1%和99%的Winsor處理。最后，本文將“宏觀-微觀”層面的數據按照企業所屬地（省份）進行了匹配合并。 （二）變量設定 1.被解釋變量組 創新變量組（R&D和Pat）。本文以專利數量作為企業技術創新能力的衡量指標正逐步為眾多學者所青睞[8-9]。本文對統計數據的三個專利層次進行了適當調整，采用了三個變量：Patent、Pati、Patud，分別代表專利創新總數、實質性技術創新（發明專利）和非實質性技術創新（實用新型+外觀設計專利之和）。這種處理手法，既能考察企業的總技術專利創新水平，又能合理界分專利創新活動的層次差異，應是合適之選。當然，為了更加全面地刻畫企業創新能力的變化軌跡，本文采用與企業技術創新活動密切相關的“投入-產出”指標體系，即將“研發R&D投入-專利申請數”組作為本項研究的被解釋變量進行研究。 2.核心解釋變量組 金融化變量組。戚聿東和張任之（2018）[10]、鄧超、夏文珂和陳升萌（2019）[11]等學者采用企業特定時期內金融資產持有份額的方法來刻畫企業金融化（金融資產配置），具體來看，FIN=（交易性金融資產+衍生金融資產+發放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+長期股權投資凈額+投資性房地產凈額）/總資產。在劉貫春、張軍和劉媛媛（2018）[12]的研究中，強調了這類指標（如本文的FIN指標）是一個具有結構性質的金融化配置指標，這也就暗含著這類指標可以根據金融資產的具體性質進行二次的“結構性”細分。正如楊箏、劉放和王紅建（2017）[13]的研究，就專項地探討了“交易性金融資產”的金融化趨向及其影響路徑。該項指標的操作思路，就在于突出這類金融資產的流動性強，期限結構較短等特征，從而解析出了有增量價值的經濟解釋。應當說，上述思路為本文的研究提供了啟發性類推邏輯：可以進一步對整體的金融化指標（FIN）進行期限結構的分解，拆解成為長期金融化（FINL）和短期金融化（FINS），FINL=（長期股權投資凈額+投資性房地產凈額+持有至到期投資凈額）/總資產;FINS=（交易性金融資產+衍生金融資產+發放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產凈額）/總資產。 3.控制變量組 本文在參考了一系列文獻的基礎上加入了控制變量集，以盡可能解決核心解釋變量的內生性問題。微觀層面的數據，包括了企業年齡（Age）及其平方項（Age2）、企業資產負債率（Lev，負債總額/資產總額）、企業總資產（Asset）、股權集中度（Equity，第一大股東集中度）資本密集度（Capital，總資產與主營業務之比）、企業總收入（Income，主營業務與其他業務收入之和）、兩職合一（Mega，董事長與總經理兼任時取1，否則為0）與審計意見（Opin，審計單位出具標準無保留意見取0，否則為1）;宏觀層面的數據，則包括產業結構（Structure32，第三產業產值與第二產業產值的比值）、財政科技投入強度（TFI，地方財政科技投入總額與當地GDP的比值）與外商直接投資（FDI）等。 四、實證結果及經濟解釋 （一）基準回歸 在表1的基準回歸結果中，本文對“企業金融化-研發創新”的分析范式進行了實證檢驗。在之中，本文采取了逐層遞進的回歸方法：初始回歸中僅控制了時間和行業固定效應，進而再納入控制變量集，以確保實證結果的穩健。 具體來看，企業的金融化行為對企業的技術創新“投入-產出”體系都造成了較大的負面影響。指標L.FIN無論是在沒有納入控制變量集的模型抑或是納入了控制變量集的模型中，系數都為負值且均高度顯著（通過了1%的顯著性檢驗）。在未納入控制變量集的模型中，L.FIN對研發投入R&D的回歸系數是-0.029，對三檔層次的技術創新產出活動（lnpatent、lnpati、lnpatud）的影響分別為-1.546、-1.021和-1.204;而在納入了控制變量集的模型中，企業金融化對研發投入R&D的抑制作用為-0.040，對專利總數（lnpatent）的影響系數為-1.182，對實質性專利創新——發明專利（lnpati）的影響系數為-0.851，對低端專利創新（lnpatud）的系數為-0.860。這說明在納入了控制變量后，金融化對企業創新有影響的因素被吸收，從而使得L.FIN的回歸結果更加準確有效，企業的金融化程度越高，則對研發創新活動的抑制越明顯。 本文認為，第一，根據基礎資源理論，不同資源之間存在互補、互代、增益和抵減的關系。在資源邊界約束下明晰的前提下，研發創新活動與金融化（金融資產配置）之間存在著一定程度的非此即彼的“替代效應”。如若企業更加偏好金融化行為，那么資源大量流入金融領域的代價便是流入研發創新領域的資源顯著減少。第二，在當前的金融業超額回報率和實體經濟低迷回報率的“利潤剪刀差”格局下，逐利動機將驅使企業將那些計劃投入到研發創新領域的資源轉移到金融投資領域中去，這種投資組合的重新配置將導致研發創新投資的減少和金融化程度的加深[14]。第三，過度的企業金融化會強化企業經營管理戰略的短視性特征，從而放棄了創新性資本流動的自主性原則，進而服從資產的獲益性流動偏向，企業的經營管理者的薪酬逐步與長期（創新活動）收益脫鉤，反而與短期的金融資產配置收益建立起更為緊密牢固的關聯[15]。如此一來，企業經營管理者自然會降低對那些具有長期性特征的創新活動的關注度，由此展現出典型的“擠出效應”。對此，謝家智、王文濤和江源（2014）[16]還總結道，企業的金融化行為會對內部的治理決策結構造成潛移默化的影響，使得企業的治理模式更加偏向短期金融投資而非長期創新決策，企業自身研發創新的主觀能動性不斷被削弱，降低了企業的“研發投入-創新產出”績效。 特別地，亞琨、羅福凱和李啟佳（2018）[17]的研究認為，研發創新活動的失敗責任與企業經營管理層直接相關，而金融投資的受損尚可歸咎至外部經濟環境的干擾[18]。因此，企業對金融化的風險容忍度較之于研發創新活動而言更高。在這種扭曲的風險容忍激勵下，推遲研發創新投資并轉向金融化戰略多成為企業的“理性之選”。本質上來說，企業進行金融化的目的就在于趨利避害。但這種對金融風險的過度容忍，使得企業一單位資源投入到金融領域中所承擔的風險甚至不亞于研發創新的風險，這對于當前經濟政策不確定性高，金融投資風險逐步高企的中國經濟而言，更是如此。由此，在企業金融投資風險逐步升高的情況下，勢必會影響到企業正常的生產狀態，從而進一步惡化了研發創新的內部環境。 （二）基于期限結構差異的檢驗 從實證結果來看，無論是短期金融化（FINS）抑或是長期金融化（FINL）指標，都對企業的研發創新展現出了負面抑制作用（表2），但從不同期限的影響力大小來看又有所不同。對于短期金融化而言，其對研發創新的抑制作用主要集中在短期，模型M（1）—M（4）中，L.FINS對研發投入（R&D）的系數為-0.041且高度顯著，對總專利產出和實質性專利活動的系數分別為-0.721和-0.665（均通過了5%的顯著性檢驗）;而L2.FINS對研發投入（R&D）的影響并沒有通過顯著性檢驗，對實質性專利產出的的影響的較弱（系數為-0.646，t值為1.80），對非實質性專利創新起到了邊緣顯著的抑制作用系數。對于長期金融化而言，其盡管在短期中會抑制研發投入（系數為-0.028，t值為-2.68），但并不會對創新產出活動造成阻礙;而L2.FINL在長期中則對研發創新產出展現出了一定強度的抑制作用，對總專利lnpatent的回歸系數為-0.856（1%水平統計顯著），對實質性專利創新lnpati回歸系數為-0.209（t值偏小，沒有通過顯著性檢驗），對非實質性專利創新lnpatud回歸系數為-0.556（5%水平統計顯著）。這也說明，盡管長期金融化會對企業的研發創新造成一定的減益效果，但這種對總創新活動的減益主要是依靠抑制非實質性發明專利來實現的，其對企業的核心技術競爭力的抑制作用并不足夠明顯。 從長短期金融化在時間序列上的疊加效應來看，短期金融化對研發投入（R&D）的有效影響為-0.041，而長期金融化為-0.028。從專利創新產出角度來看，短期金融化對總發明專利創新的有效作用為-1.367（=-0.721-0.646），對實質性專利創新活動的影響為-0.665，對非實質性專利創新活動的影響為-0.654，而長期金融化的疊加影響系數對專利創新總量和非實質性創新的影響分別為-0.856、-0.556，而對實質性專利創新活動的沖擊得不到經驗證據的支持。因此，可以得出結論，企業的長期金融化水平對研發創新的抑制作用相對較小（主要體現在非實質性創新活動中），而短期金融化對研發創新的不利擾動則較為明顯（主要是靠抑制實質性創新活動來實現的）。 [7] 韓江波.創新驅動經濟高質量發展：要素配置機理與戰略選擇[J].當代經濟管理，2019（8）：6-14. 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Abstract： Based on the practical requirements of China's economic innovation-driven transformation， this paper studies the impact of enterprise financialization on its own technological innovation activities. Firstly， this study constructs a steady-state model of enterprise investment activities to study the relationship between enterprise financialization and technological innovation activities， introduces the perspective of financial term structure differences into the model， and obtains the possible heterogeneous effects of financial term structure differences. Further， this paper validates the data set of Shanghai and Shenzhen A-share listed companies from 2007 to 2016. The study finds that the long-term financial behavior of enterprises does not inhibit technological innovation activities significantly， while the short-term financialization has obvious effect of reducing innovation profit， thus discovering the structural performance under the term difference of financialization， and further expanding the view of the existing literature on "enterprise financialization-technological innovation". In view of this， we cannot simply manage enterprise's financialization behaviors in a "one-size-fits-all" way. We should formulate a policy system with precise orientation according to the differences of the term structure of enterprise's financialization， in order to effectively neutralize and even reverse the restraints of enterprise's financialization on R&D innovation activities. Key words： financialization; technological innovation; term structure;being distracted from their intended purpose （責任編輯：蔡曉芹）
