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

肖忠意 林 琳 陳志英 徐定寶

一、引 言

當前主流經濟學的基本觀點認為，企業的本質是一個生產函數，它追求的是在既定生產函數的技術約束、既定投入產出價格的經濟約束以及既定需求函數的市場約束下的利潤最大化(李偉陽，2010)。隨著我國“十三五”規劃推進，以傳統的加工為主的產業發展模式面臨極為緊迫的轉型升級態勢，中國經濟結構轉型進入了關鍵時期。習近平總書記在黨的十九大報告中多次強調著力加強供給側結構性改革，要求發展模式要從“要素驅動型”向“創新驅動型”轉變，而隨著一系列政策的出臺，全國范圍內掀起了創新轉型發展的熱潮。如今，我國經濟正處于轉型的關鍵階段，實體企業利潤逐漸下滑，并且在金融資產高收益的利益誘惑下，更多的實體企業選擇了偏離主營業務的金融化，將更多的資本配置到利潤豐厚的金融與房地產行業。原本企業通過多元化分散投資對沖市場風險的經濟行為，逐漸被犧牲長期發展投資、參與尋求資本收益的短期套利行為取代，而且令人擔心的是，企業金融化的套利機會可能對技術創新動力形成長期的負面影響(王紅建等，2017)。2017 年，我國有1221 家上市公司涉及購買理財產品和私募基金等金融產品，其總規模達到1.35 萬億元，較2016 年增加了84.9%，其中有1099 家上市公司購買金額甚至超過億元，可見當前我國企業金融化不僅規模巨大，而且呈現顯著擴張的態勢。

不管是一個企業，還是一個國家，創新研發投入對其競爭力增強都具有決定性的作用。國內外學者對相關話題給予了較多關注。“資源依賴理論”的觀點認為，創新活動離不開企業內外部的資本支持，尤其內部資本是創新資金的主要來源。研發資金和創新投入的增加會直接促進技術進步和提升創新力水平；相反，融資約束會抑制企業自主研發能力(Brown 等，2009；鞠曉生等，2013)。國內外許多學者和產業界人士也開始認識到，企業一方面會出于最大化利潤和風險管理等方面的考慮而傾向于多元化資產配置，并提高金融投資的比重以尋求新的利潤點，另一方面會通過創新研發來扭轉技術與產品落后、銷售量萎縮的局面，以尋找重生機會。由此可見，企業創新研發投入是技術創新活動實現的“血液”，是實現技術創新能力轉化的物質基礎。那么，企業合理利用資本市場對資產進行有效配置，適度減少企業對套利性金融資產的配置，緩解創新研發活動融資約束問題，以充足的創新研發投入來保證創新升級的順利進行，是實現創新驅動的關鍵所在。對于這個國內外文獻中已有的理論觀點，我們很自然地關注以下三個新的學術問題：第一，企業金融化是否對中國非金融上市公司創新研發投入的變化具有解釋力？第二，不同情境下的企業金融化對中國非金融上市公司創新研發投入的變化是否存在差異？第三，如果企業金融化對中國非金融上市公司創新研發投入表現出“擠出”效應，那么是否存在能夠削弱這種抑制作用影響的有關機制路徑？這些問題是創新研究領域值得深入探討的重要問題。

基于我國企業參與金融投資水平不斷提高的事實，本文選擇2007—2017 年A 股非金融類上市公司作為分析樣本，將金融資產從資產負債表中剝離出來，實證檢驗了企業金融化在上市公司創新研發投入變化中扮演的角色及可能存在的調節作用。本研究與王紅建等(2017)的研究相似之處在于均關注了企業金融化對非金融實體企業創新研發行為的影響，但王紅建等(2017)是基于企業套利動機的視角，本研究主要是從董事會治理和企業創新文化的視角進行相應的調節作用的研究。總體而言，本研究主要貢獻可能表現為：首先，本文在考慮內生性影響的情境下驗證了企業金融化對上市公司創新研發投入形成的“擠出”效應，從而為解釋我國實體企業創新研發投入不足的成因提供了較為準確的研究證據；其次，本文將企業金融化調節作用的研究擴展到企業董事會治理和企業創新文化兩個維度，即將研究視角拓展到了企業相關正式制度與非正式制度對上市公司創新研發投入的影響并進行比較。本文的一個重要研究結論認為，董事會治理的優化對創新活動有重要作用，但并不能對企業金融化行為產生抑制作用；而企業創新文化則不然，企業創新文化不僅對創新研發投入有促進作用，而且能夠對企業金融化產生抑制作用，從而能更好地促進創新活動展開。本文結論認同企業創新文化對于企業創新發展的重要作用，進一步豐富了創新研發投入的文獻。這為彰顯中國企業創新文化的作用并以之促進企業創新研發投入和開拓創新升級的新型政策的制定與實施，提供了理論證據。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

熊彼特在1912 年最早提出了創新與經濟發展的理論，此后無論是索羅提出的新古典經濟增長理論，還是羅默提出的內生經濟增長理論，都認為企業創新是經濟持續增長的動力。圍繞著企業創新，國內外文獻主要從兩個方面展開探討：一是考察影響創新行為的關鍵因素。首先，宏觀制度層面因素，包括財政政策(Semieniuk 和Mazzucato，2017)、產業激勵政策(李健等，2016)、環境政策(Fried，2018)以及國家區域文化等所形成的共同價值觀和行為準則(Hofstede，1988)等；其次，中觀層面因素，包括市場結構(寇宗來和高瓊，2013)和市場環境(袁建國等，2015)；最后，從微觀層面看，所有權結構(Choi 等，2011)、公司治理(石曉軍和王驁然，2017)、企業金融化(王紅建等，2017)、融資約束(鞠曉生等，2013)等對企業創新均有一定的解釋力。二是關于企業創新的經濟后果。這些經濟后果包括創新研發投入對經濟增長以及企業績效的影響、外部環境和內部特征對創新研發投入的產出結果的調節作用(蔡俊亞和黨興華，2015)、不同屬性企業創新效應的差異(欒強和羅守貴，2017)、創新在產業結構升級以及高級化進程中的作用(付宏等，2013)及其他方面影響(李后建和張劍，2017)等。縱觀國內外關于創新領域的研究文獻，關于企業創新研發投入的相關研究尚處于起步階段，仍缺乏一個完整和清晰的分析框架，對影響創新研發投入的調節機制的研究尚存在較大的研究空間。

（二）理論分析與研究假說的提出

1. 企業金融化對上市公司創新研發投入的影響

創新研發可以為企業發展提供驅動力，然而創新活動具有較高的財務不確定性且容易受到外部沖擊，“新知識”商業化往往需要很長的時間(鞠曉生等，2013)。資源依賴理論認為，一個組織最重要的存活目標是尋求一個可以影響資金、能供應組織關鍵資源并能夠穩定掌控的方法，由此可以通過動態的資源整合來增強企業的核心競爭能力，從而實現整體利益最大化的目標。企業資源以各種各樣的形式分散于企業的內部或外部，而且每種資源的用途也各不相同，要把這些現存的資源優勢轉化為企業的技術創新優勢，需要將企業的內外資源進行有效的、合理的整合，將資源的效用最大化，為企業的技術創新提供保障。近十年全球各主要市場基本都進入了快速金融化階段，資本市場運作和金融投資也成了企業擴張和盈利的重要途徑(劉篤池等，2016)。企業金融化是中國金融市場繁榮發展的必然趨勢，而企業選擇金融投資本身可視為是一種“理性”逐利的市場化行為，但如果企業過多地將資金配置到金融市場從事放貸和金融資產活動以獲取高額收益而脫離原有主營業務，這會在一定程度上改變企業實體經營和企業價值之間的聯系，而這種“脫實向虛”的企業行為自然會對主營業務的經營造成巨大的負面影響。

企業在一定時空范圍內可以配置的資本是有限的，管理者通常不得不在面臨融資約束的條件下進行投資組合最優化。在企業金融化對創新研發投入影響的問題上，國內外學者主要存在兩種不同的觀點：一方面，“蓄水池”效應觀點認為，基于長遠發展的戰略動機，企業通過配置金融資產提供流動性，以對沖企業未來可能遇到的不確定性或融資約束，即減弱技術創新對外部融資的依賴，降低財務成本，實現金融資產的“蓄水池”效應以反哺主業。在這種情況下，企業金融化有利于提升企業的資本效率，增加非金融企業創新研發投入，并獲得提升主營業務經營能力的新途徑(Soener，2015)。另一方面，“擠出”效應的觀點認為，金融投資和技術創新之間實際上是一種替代關系。在資源有限的約束下，自利的管理者出于實現短期項目的業績目標，將有限的資本從生產經營部門轉向金融部門，進而導致企業創新研發投入的減少，并最終會扭曲實體企業投資計劃。王紅建等(2017)的研究在市場套利分析框架下為企業金融化對中國制造業企業創新發展的抑制作用提供了新的證據。肖忠意和林琳(2019)認為，企業金融化對上市公司持續性創新行為具有顯著的“擠出”效應，而這種“擠出”效應對在成長期的企業的影響尤為強烈。總體而言，當前我國關于企業金融化與創新研發投入的研究仍處在起步階段，尚有較大的研究空間。

綜上所述，基于資源依賴理論，創新研發投入是技術創新活動實現的重要基礎，而企業將有限的資源配置到金融資產上，則可能對企業研發投入產生顯著的影響。對于中國上市公司而言，如果企業金融化增加能夠滿足創新研發相關活動所需的資金要求，則其可能形成 “蓄水池”效應，釋放正向的促進作用；反之，如果企業參與金融化投資對企業的研發形成負向的抑制作用，則可能形成“擠出”效應，造成負向調控的作用。鑒于此，本文提出待檢驗的研究假設H1a 和H1b。

H1a：企業金融化對創新研發投入具有負向抑制作用，即呈現“擠出”效應。

H1b：企業金融化對創新研發投入具有正向促進作用，即呈現“蓄水池”效應。

2. 董事會治理與企業金融化對上市公司創新研發投入的調節作用

董事會治理是董事會制定公司發展戰略，把握公司發展方向，并對經營者進行監督、評價和激勵等重要事項的治理行為；而企業創新活動作為企業戰略決策的重點，自然與董事會治理之間存在密切的關系(王鋒正和陳方圓，2018)。科學合理的公司治理結構不但直接影響企業能否沿著正確的發展軌道前進，而且對促進企業創新的良性循環有著重要作用。代理理論認為，在所有權和經營權分離的情況下，自利的經營者容易過度規避風險，選擇風險較小的項目，導致投資不足。技術創新研發投入具有高風險和高收益并存的內在特征，具有風險延誤傾向的經營者會自然地選擇降低創新活動的參與程度，造成代理問題。遵循代理理論的邏輯，現代組織理論認為完善的董事會治理能夠保持企業經營決策的獨立性和提高監督效率。Pearce 和Zahra(1991)認為，強化董事的獨立性可以有效地處理企業面臨的不確定性，幫助公司在很大程度上化解危機，并配置更多的資源參與創新活動。馮根福和溫軍(2008)認為，獨立董事占比較高的企業，其技術創新研發投入要顯著高于獨立董事占比較低的企業。王鋒正和陳方圓(2018)指出，董事會治理對企業綠色技術創新呈正向顯著作用，且董事會治理在環境規制對企業綠色技術創新影響中呈顯著正向調節作用。此外，也有部分學者提出了不同的觀點。Wu(2008)認為董事長和總經理雙職分離與企業創新不存在顯著的正相關關系。此外，與高層梯隊理論相關的實證研究也發現，管理者的個體特征和經歷會影響他們的認知能力和價值觀，而這些因素會在企業金融化決策方面產生影響。杜勇等(2019)發現CEO 金融背景會提高企業參與金融化進而影響企業經營。這些研究雖然提供了許多研究思路和經驗結果，但大多是從單個指標上進行分析。企業金融化決策是一個重要的決策，其更可能是一個系統的決策，但國內鮮有運用綜合指標思路進行相關研究。本研究認為，良好的董事會治理有助于企業制定長期發展策略，提高企業決策效率，從而使企業長期發展的研發投入有了保障。鑒于此，本文將董事會治理評價綜合指標引入分析框架，并提出待檢驗的研究假設H2a。

H2a：較好的董事會治理對創新研發投入具有正向促進作用。

依據現代組織理論闡釋，董事會治理需要在外界環境變化的情境下對企業的長期發展做出“理性”的利益追求行為。在有限資源的約束下，合理的公司決策制定主要依靠以董事會相關制度制定的平衡短期金融投資和長期投資的決策。董事會作為股東利益的代理機構，發揮著削弱兩權分離矛盾的作用，合理的董事會治理能制約經營者在技術創新中的代理行為，督促經營者開展技術創新活動。不難預期，合理的董事會結構可能能夠削弱管理層進行企業金融化的熱情，而將更多資源配置到主營業務的技術創新發展上，用持續的技術創新促使企業獲得長期的成長機會。值得注意的是，董事會治理的有效性依賴于相互制衡的治理結構，具有一定的組織規模和結構復雜性。董事會的異質性也可以為多元化企業戰略提供支持，外部董事的引入提高了企業與外部資本之間的信息對稱程度，矯正彼此之間的信息失衡格局，從而降低交易成本，并增加了企業參與資本市場的廣度和深度。由于多元化戰略因素的驅動以及財務約束等客觀事實，董事會在制定公司資本配置戰略決策時，更加容易產生“短視”投資策略，反而支持管理層參與金融投資，進而提高企業金融化水平，如此，則可能產生企業降低對技術創新的投入水平的經濟后果。基于現代組織理論的預期，良好的董事會治理能夠提高企業決策的效率，企業在發展主營業務的過程中，董事會治理可能對企業在長期發展中的金融化形成有效的調節作用，從而避免企業將有限的資金配置到金融資產上，達到保障企業發展的研發投入的目標。為此，本文提出待檢驗的研究假設H2b。

H2b：企業金融化對創新研發投入的“擠出”效應受董事會治理調節作用的影響。

3. 企業創新文化與企業金融化對上市公司創新研發投入的調節作用

現代管理學理論認為，企業文化是一種非正式制度因素，也是影響企業績效和可持續發展的關鍵和內核。然而，企業文化對企業經濟決策行為的影響并不像融資約束和公司結構一樣那么直接，通常是通過財務(溫素彬等，2018)等因素產生間接影響。Flamholtz 和Kannan-Narasimhan(2005)將企業文化劃分為六個要素，發現其中兩個要素沒有直接對企業績效產生影響，而是通過其他機制產生影響。Vigolo 等(2016)認為企業文化通過提高員工的積極性和工作滿意度，進而影響企業績效。陳巖等(2017)也認為，中國傳統文化中的中庸思想能對企業團隊成員行為整合程度產生影響，進而顯著提高創業團隊的決策效率。

社會文化促進觀也提出，企業技術創新對文化具有依賴性，相關理論強調了非正式制度因素對技術創新的影響和作用。創新文化是社會文化的一種，它并不是一個新創造的概念，而是隨著社會經濟的發展(如資源配置的加速、科學技術的提升和市場化腳步加快)而逐漸為人所重視的，但我國學術界關注創新文化的時間仍相對較晚。宋培林(2000)認為，創新文化是在一系列創新活動中所形成的創新精神沉淀及其物質形態的總和，具有長期性、多樣性、創造性的特點。Frohman(1998)認為，創新文化作為技術和市場兩個維度之間的橋梁，可以促使企業形成技術創新成果，最終幫助組織實現戰略目標。進一步來講，企業是一個復雜的適應性系統，營造積極創新的企業文化氛圍，可以增加技術創新在環境中的適應性，提高企業的創新能力。劉元芳(2006)認為，以企業文化精神、研發管理和組織創新為代表的企業文化與自主創新、合作創新、引進創新為手段的技術創新的耦合，能夠在技術創新過程中產生正向的協同效應。將社會文化促進觀引入到企業創新研發投入行為的分析框架中，不難得出如下推論，即企業創新文化能夠為企業發展貢獻價值，重視創新文化的企業能夠通過創新文化這一非制度因素促使企業將形成核心競爭力作為重要的發展目標，從而促進創新研發投入的提高。鑒于此，本文提出待檢驗的研究假設H3a。

H3a：企業創新文化對創新研發投入具有顯著的正向促進作用。

現有的經濟學文獻主要分析了企業文化增強企業內部協調和控制，降低代理人問題產生的負面影響，強化組織內獎勵創新和鼓勵冒險的文化，從而發揮創新激勵的作用。在企業中由于異質性的價值觀、信念或目標使管理層在行為選擇上會出現更多的投機行為，代理理論希望通過優化公司治理來實現代理人和所有者利益的最大化。但是，傳統的委托-代理模型并沒有考慮企業文化及社會因素對代理人效用的影響。企業創新文化是企業管理決策和員工行為選擇的重要情境變量，它為經濟主體提供了信息與技能，更為關鍵的是它促使經濟主體的偏好內生化(Hodgson，1996)，體現了每一個群體接受了企業信念與規范的普遍性，表現為其在信念和行為上的相似性。如此，從企業行為的角度看，強調創新文化的企業更善于發現企業生產以及市場環境中存在的機會和挑戰，協調整個組織的技術創新要素，傾向于將更多的資源投入到創新活動中以發展競爭優勢。換言之，具有創新文化的企業更注重創新活動的廣度和深度，共同的信念能夠正向影響管理層選擇，將更多的企業資源投入到主營業務的創新研發中，以追求長期發展，并抑制金融投資參與動機，從而形成企業核心競爭力，使得企業在行業中能夠形成“可持續”的競爭優勢。鑒于此，本文提出待檢驗的研究假設H3b。

H3b：企業金融化對企業創新研發投入的擠出效應會受企業創新文化調節作用的影響。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本文以2007—2017 年中國A 股上市公司為樣本。之所以選擇2007 年作為開始，是因為監管層要求上市公司自2007 年起開始披露企業研發投入的相關信息。本文對微觀樣本數據進行如下篩選和處理：第一，剔除財務報表觀測值缺失的樣本；第二，剔除ST 和PT 的樣本；第三，剔除2007 年后在中國A 股市場IPO 上市的樣本，以獲得平衡面板樣本；第四，剔除金融類上市公司。為了剔除異常值對回歸結果穩健性可能產生的影響，對所有除虛擬變量外的連續變量進行上下1%的Winsorize 截尾處理，最終獲得10774 個樣本用于計量分析。本文所使用微觀樣本數據來源于CSMAR 數據庫和RESSET 數據庫。

（二）變量選取

1. 創新研發投入

目前學術界對企業創新研發投入(RD)的衡量主要是從創新研發投入產出的角度入手，一般采用創新投入和創新產出兩個指標。其中，創新投入通常采用研發支出所占比重表示，而創新產出通常采用企業當年申請或授權專利數量表示。由于創新活動一般是一項長期的投資行為，直接使用專利數量難以直接反映企業當年創新研發投入，所以本文借鑒以往學者的研究成果，采用企業研發支出占總資產比重(RD1)和企業研發支出占營業收入比重(RD2)作為衡量企業創新研發投入的指標。

2. 企業金融化

為了更直接地反映企業在經營環節的金融化行為，本文采用當期金融資產占總資產的比重來衡量企業金融化程度(Fin)，即采用交易性金融資產、可供出售金融資產、衍生金融資產、持有至到期投資、長期股權投資和投資性房地產這六部分資產的價值總額占總資產的比重來衡量企業金融化程度。

3. 董事會治理

本文依據中國證監發[2002]1 號文件《上市公司治理準則》，從董事會構成、董事會專業委員會、獨立董事獨立性和董事會運作四個方面，采用27 個董事會治理指標。董事會構成包括董事會規模至少為6 人、獨立董事占比超1/3、雙職分離、無超60 周歲的董事、平均教育程度為本科、至少有一位職工董事；董事會專業委員會包括公司設立了戰略委員會、薪酬委員會、審計委員會、提名委員會、披露了各專業委員會召開會議和履職情況；獨立董事獨立性包括獨董津貼低于10 萬元、獨立董事兼職數、獨立董事財務背景、獨立董事法律背景、無60 周歲以上獨立董事、專業委員會構成中有獨立董事；董事會運作包括董事會人員出勤率、臨時董事會議人員出勤率、董事平均出勤率、獨立董事出勤率、年召開董事大會兩次以上、董事會會議記錄制度、董事年度內無處罰記錄、公司制定了股權激勵計劃、董事會持股、獨立董事在年度內發表了反對意見。關于公司董事會治理評估方法如下：首先，每一項董事會治理指標都設定了門檻條件，按照評價體系進行打分，當滿足門檻條件時，得1 分，否則0 分；然后，將上述指標加總，并按照規模法進行標準化處理，取值范圍為[0，1]；最后，董事會治理評分越高，表明董事會治理質量越好。

4. 企業創新文化

為了刻畫企業創新文化對創新研發投入的影響，需要解決企業文化的量化問題。本文認為，如果一個企業在其核心價值觀、企業精神、經營理念中倡導“創新”要素，則該企業就可能具有創新發展的企業文化。在此基礎上，本文采用內容分析法分析上市公司的年度報告、社會責任報告、企業官網等公開信息，查詢企業文化描述中是否包含了“創新”文化要素的表述，如果存在“創新”“革新”“科技領先”“追求卓越”“求新”“科技為先”等字樣，則企業創新文化賦值為1，否則賦值為0。

5. 控制變量

本文控制變量包括企業規模(Size)、資產負債率(Lev)、經營性現金流(CFO)、盈利能力(Profit)、資本密集度(Tang)、上市年齡(Age)、股權集中度(HHI5)、股利分配(Div)、行業(Industry)和年份(Year)變量，具體變量設定見后文表1。

（三）計量模型

為了檢驗企業金融化對上市公司創新研發投入的影響，本文構建了檢驗模型(1)：

其中，i 表示上市公司個體；t 表示年度標識；ε 表示隨機擾動項；被解釋變量RD表示上市公司的創新研發投入；解釋變量Fin 表示企業金融化程度；Control 表示控制變量。

為了檢驗企業金融化與董事會治理之間調節作用對上市公司創新研發投入的影響，本文構建了檢驗模型(2)：

其中，BGov 表示董事會治理的綜合指標，Fin×BGov 表示企業金融化與董事會治理的交互項。

為了檢驗企業金融化與企業創新文化之間調節作用對上市公司創新研發投入的影響，本文構建了檢驗模型(3)：

其中，Cul 表示企業創新文化，Fin×Cul 則表示企業金融化與企業創新文化的交互項。

為了減少企業金融化與上市公司創新研發投入之間可能的內生性問題，本文借鑒前人的研究經驗對解釋變量和控制變量采用滯后一期處理，并在回歸分析時對穩健性標準差進行了聚類處理。

四、實證研究結果

（一）描述性統計和單變量檢驗

本文主要變量的描述性統計結果如表1 所示。其結果顯示，上市公司以研發支出占總資產的比值(即總資產標準化)表示的創新研發投入的值為0.0013，其以研發支出占營業總收入的比值(即營業總收入)表示的創新研發投入的值為0.0027，相較發達國家企業這一水平還比較低。其結果還顯示，企業金融化的平均水平為0.0843。表2 進一步區分是否金融化的分組T 檢驗結果也發現，非金融化的上市公司的創新研發投入較金融化上市公司更強。

此外，從表1 結果還可以看出，董事會治理標準化處理后的評分均值為0.6198，相對水平還比較低，而“創新”文化的樣本占總樣本的0.4937。在進一步區分是否具有企業創新文化后的結果顯示(表2)，具有企業創新文化的上市公司以總資產標準化的創新研發投入和以營業收入準化的創新研發投入分別為0.0015 和0.0036，而沒有創新文化的上市公司以總資產標準化的創新研發投入和以營業收入準化的創新研發投入分別為0.0011 和0.0019，結合統計學T 檢驗結果顯示，相比沒有企業創新文化的上市公司，具有企業創新文化的上市公司的創新研發投入較多。

表1 主要變量的描述性統計

表2 單變量檢驗結果

（二）基準模型估計

表3 報告了檢驗企業金融化與創新研發投入的滯后一期的基準回歸結果。首先，以總資產標準化的創新研發投入作為被解釋變量進行回歸，第(2)列結果顯示，企業金融化的回歸系數為-0.0044，在1%的統計水平上顯著，這表明企業金融化對于上市公司創新研發投入具有抑制作用，即企業金融化水平越高，上市公司創新趨勢越弱，二者之間表現為“擠出”效應。該實證估計所得結果也表明實證結果接受了研究假設H1a，拒絕了研究假設H1b。其次，以營業總收入標準化的創新研發投入作為被解釋變量進行回歸，第(4)列結果顯示，企業金融化的回歸系數為-0.0074，在1%的統計水平上顯著，該結果與以總資產標準化的創新研發投入作為被解釋變量的結果基本一致，不僅表明二者之間存在明顯的“擠出”效應，而且表明結果穩健。

表3 企業金融化與創新研發投入

（三）內生性檢驗

企業金融化與創新研發投入之間的關系可能受到內生性干擾。為了進一步排除內生性問題對回歸結果的影響，本文借鑒王紅建等(2017)的方法，利用投資收益占凈利潤之比作為工具變量，分別以2SLS、兩步最優GMM、LIML 的回歸分析進行內生性檢驗。采用投資收益占凈利潤之比作為工具變量的合理解釋為：(1)投資收益屬于企業非主營業務所產生的收益，不可能作為企業創新活動的資金來源渠道；(2)投資收益與企業金融資產的配置收益顯著正相關，所以滿足工具變量選擇的基本條件。

表4 匯報了利用工具變量的內生性檢驗結果。首先，本文檢驗了以投資收益占利潤之比作為企業金融化的工具變量的可行性。Kleibergen-Paap rk LM 統計量為31.732，在1%統計水平上顯著，強烈拒絕不可識別的原假設。Cragg-Donald Wald F 統計量值為134.758，在1%統計水平上顯著，可以拒絕弱工具變量的原假設，所以投資收益占利潤之比并非弱工具變量。為了穩健起見，本文以對弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法LIML 進行計量分析，LIML 的系數估計結果與2SLS 非常接近，這樣從側面印證了不存在弱工具變量問題。本文還利用了兩步最優GMM 計量方法進行內生性檢驗，結果相差無幾。此外，工具變量的內生性檢驗結果表明，本文選擇以投資收益占利潤之比作為工具變量是合理的。表4 的工具變量檢驗結果表明，企業金融化與上市公司的創新研發投入顯著負相關，這與前文的檢驗結果基本一致，支持研究假設H1a，即表明控制內生性后，企業金融化與創新研發投入之間呈現的“擠出”效應的負相關關系依然是穩健可靠的。

表4 內生性檢驗

五、調節作用檢驗

（一）董事會治理的調節作用檢驗

表5 顯示了從董事會治理和企業創新文化兩個方面分別進行回歸的計量結果。表5 第(1)列回歸結果顯示，董事會治理的估計系數為正，在5%統計水平上顯著，表明董事會治理水平的提高對企業創新研發投入的增加具有顯著的促進作用，而第(3)列回歸結果也得到了類似的結果，上述結果表明所得結論支持研究假設H2a，且結果穩健。此外，第(1)列和第(3)列檢驗企業金融化與董事會治理的交互項的估計結果，發現所得估計系數均為負，但是不顯著，這表明雖然提升董事會治理水平對上市公司創新研發投入增加具有顯著促進作用，但是在影響上市公司的創新投入方面，董事會治理與企業金融化行為之間不能形成顯著的調節作用，該結論拒絕研究假設H2b。其可能的經濟學解釋為，董事會治理水平的提升可以使其對創新有利于企業長期發展的認識更明確，但是企業價值最大化的目標會強化“逐利”這一經濟學理性特征，而導致企業在決策過程中反而更關注“短視”的金融收益，而扭曲其長期目標。因此，董事會治理與金融化的調節作用難以削弱金融化對創新研發投入的擠出效應。換言之，雖然董事會治理水平的提升有利于企業創新，但是其難以與企業金融化之間發揮調節作用，進而難以抵消金融化對創新研發投入產生的擠出效應的負向影響。

表5 董事會治理與企業創新文化

（二）企業創新文化的調節作用檢驗

表5 第(2)列和第(4)列回歸結果顯示，企業創新文化的估計系數為正，且在1%統計水平上顯著，表明企業創新文化是促進企業創新研發投入增加的重要因素，即主動將創新發展作為公司文化的上市公司會將創新明確表述為公司的工作方向和目標，這對公司在實際決策中貫徹企業文化，增加和保障創新研發投入有積極的促進作用。進一步，第(2)列結果顯示企業金融化與企業創新文化的交互項的估計系數為-0.0027，在10%統計水平上顯著，而第(4)列企業金融化與企業創新文化的交互項的估計系數為-0.0048，在5%統計水平上顯著。這些結果一方面顯示交互項結果穩健，上述所得結論支持研究假設H3a；另一方面顯示企業金融化與企業創新文化之間能夠形成顯著的“替代”效應，進而影響創新研發投入，上述所得結論支持研究假設H3b。究其原因，企業創新文化是企業在長期發展過程中形成的一種文化基因，是一種規導和約束企業的長期發展策略的“習慣法”，其中蘊含了豐富的“長期”經濟決策的思想。因此，企業創新文化作為非正式制度能夠幫助企業堅持著眼長期的發展策略，可以削弱金融化短視行為的負面影響，對上市公司增加研發投入形成有效的促進作用。

（三）進一步檢驗

除了上文中發現的董事會治理或企業創新文化可能與金融化形成交互作用進而對企業創新研發投入產生影響之外，本文試圖更進一步了解董事會治理與企業創新文化對企業參與金融化的概率和深度的影響。鑒于此，本文采用Probit 模型檢驗董事會治理或企業創新文化對企業金融化參與概率的影響，采用Tobit 模型檢驗董事會治理或企業創新文化對企業金融化參與深度的影響。表6 顯示了回歸結果，第(1)列結果顯示，董事會治理對于降低企業參與金融化的概率僅在10%水平上顯著，而第(3)列結果顯示董事會治理水平的提升對企業金融化程度的影響雖然為負，但是不顯著，這表明董事會治理對于企業金融化的影響作用十分有限，這與表5 所得結論基本一致，即二者之間難以存在調節作用。然而，第(2)列和第(4)列回歸結果顯示，企業創新文化不僅能夠降低企業參與金融化的概率，而且能夠降低企業金融化的程度，這與表5 結論基本一致，表明企業創新文化能夠與企業金融化形成調節作用，進而發揮協同效應，促進企業增加創新研發活動。

表6 董事會治理與企業創新文化對企業金融化的影響

由上述結果不難總結出，正式制度因素董事會治理和非正式制度因素企業創新文化對企業創新均有正向的促進作用，但是它們與金融化短視行為的調節作用則存在差異。相較之下，非正式制度因素企業創新文化更能對持續性研發投入產生正面的影響，創新文化因素在中國企業創新研發上的正向作用值得關注。這表明搭建創新文化融合與企業經營決策的理論框架，深入研究中國特色文化對經濟行為后果的影響是非常重要和必要的。

六、拓展性檢驗：不同情境下的企業金融化與創新研發投入

在以上研究基礎上，本文考慮不同企業性質與行業特征，進一步研究不同情境下企業金融化對創新研發投入的影響。本文采用“自抽樣法(Bootstrap)”計算出經驗p值，以檢驗組間差異的顯著性，即表示實際觀察到的組間系數差異可能出現的概率。

（一）區分企業性質下的企業金融化與創新研發投入

本文考察了國有控股企業和民營控股企業中企業金融化對創新研發投入的影響。表7 的第(1)列和第(2)列結果顯示，以總資產標準化的創新研發投入為被解釋變量，企業金融化的回歸系數均顯著為負，同時，第(3)列和第(4)列結果也顯示了類似的情形。此外，第(1)列和第(2)列組間系數差異分析結果顯示，經自抽樣法得到的經驗p 值為0.511，在10%統計水平上不顯著，第(3)列和第(4)列的組間系數差異分析結果也基本一致。上述結果表明無論是國有控股企業還是民營控股企業，企業金融化對創新研發投入所產生的擠出效應基本一致，且這種影響在統計上無顯著差異。

表7 企業金融化、產權性質與創新研發投入

（二）區分制造業特征下的企業金融化與創新研發投入

行業本身具有異質性，已有多項研究關注行業間創新活動的差異，認為行業性質不同，其對創新研發投入的要求也不同。因此，企業相應所做出的金融資產配置行為的經濟后果也可能產生差異。本文認為，制造業企業發展需要大量的資本，制造業企業過度金融化將加快“去工業化”進程，削弱制造業發展基礎，從而抑制企業創新研發投入，且這種抑制作用可能較其他行業更強。表8 第(1)列和第(2)列結果顯示，企業金融化對制造業和非制造業上市公司的創新研發投入的影響顯著為負，且其組間系數差異分析的經驗p 值為0.059，在10%統計水平上顯著，表明企業金融化對制造業企業和非制造業企業的負向影響存在顯著差異。該結果在一定程度上表明，相較于非制造業企業，制造業企業金融化行為對其創新研發投入的擠出效應更顯著，即制造業企業選擇增加金融資產會更顯著降低其創新研發的投入水平。本文結論與王紅建等(2017)的研究結論類似，其可能的解釋是制造業企業參與金融化的市場行為所形成的套利動機對于制造業企業的影響尤為強烈。

表8 企業金融化、行業屬性與創新研發投入

（三）區分行業管制特征下的企業金融化與創新研發投入

從行業準入的角度來看，我國對“管制行業”①參考羅黨論和唐清泉(2009)的研究，本文界定的非金融企業的管制行業包括：能源設備與服務、電力與燃氣、公路與鐵路運輸及交通基礎設施、航天與國防、電信郵政、海運與航空、有色金屬、煙草等。的準入管理一般比較嚴格，要受到政府審批和法律法規的限制，但要指出的是，也正是這種較高的進入壁壘使得進入管制行業的企業能夠得到國家經濟政策的扶持且具有一定的壟斷性。壟斷行業的企業有可能而且也有條件將資源更多用于創新，使得市場化策略行為的動力被削弱(羅黨論和劉曉龍，2009)。表9 報告了管制行業上市公司的企業金融化行為對其創新研發投入的影響。分組回歸結果發現，金融化對管制行業和非管制行業上市公司的影響均為負。同時，經由組間系數顯著性分析的經驗p 值檢驗結果還發現，第(1)列和第(2)列估計系數經由自抽樣法的組間系數差異檢驗，所得經驗p 值為0.017，在5%統計水平上顯著，而第(3)列和第(4)列的組間系數差異分析也得到了類似的結果。這些結果顯示，企業金融化對管制行業上市公司創新研發投入的影響較小，該結論與理論預期基本一致。究其原因，可能是因為企業一旦突破壁壘進入市場后，就會獲得壟斷經營的稀缺資源，從而大大降低融資約束程度，因而企業金融化對創新研發投入的負向影響不突出。但是，非管制行業由于其本身進入門檻低，企業間競爭激烈，所以其面臨的融資約束的力度更大。與管制行業企業相比，非管制行業企業提高金融化水平則會使創新研發投入所形成的擠出效應更加凸顯。

表9 企業金融化、管制行業與創新研發投入

七、穩健性檢驗

首先，本研究從替代變量、樣本窗口期調整和樣本選擇偏誤等三個方法對研究假設H1 進行了穩健性檢驗。

1. 使用替代變量

本文采用當期金融資產占營業收入的比重作為企業金融化的替代指標，即企業金融化*(Fin*)，來衡量企業金融化水平，表10 第(1)列和第(2)列所得回歸結果與前文基本一致，即表明研究假設H1 的檢驗結果穩健。

表10 穩健性檢驗結果

2. 調整樣本窗口期

考慮到2008 年國際金融危機可能帶來的影響，本文剔除2007 年和2008 年的觀測樣本，采用2009—2017 年的子樣本進行穩健性回歸，表10 第(3)列和第(4)列所得結論不變，即表明研究假設H1 的檢驗結果穩健。

3. 控制樣本選擇偏誤

考慮到采用樣本可能存在選擇偏誤，本研究進一步構建企業參與金融化的啞變量作為工具變量，并采用Heckman 兩階段模型進行回歸檢驗。第一階段采用Probit 模型估計公司選擇參與金融化的概率的逆米爾斯率，構建如下Heckman 兩階段模型：

其中，FinD 表示企業金融化的啞變量，即上市公司i 的金融化水平高于行業年平均金融化水平，賦值為1，否則賦值為0；LAMBDA 表示基于式(4)計算所得的樣本公司逆米爾斯率；其他變量定義與前文一致。

表10 第(5)列和第(6)列報告了基于Heckman 兩階段模型的檢驗結果。從其中可以看出，在控制樣本選擇偏誤后，企業金融化與創新研發投入的回歸系數分別為-0.0294 和-0.0055，且均在1%統計水平上顯著負相關，此結果依然表明企業金融化對上市公司創新研發投入有顯著的擠出效應，即表明研究假設H1 的檢驗結果穩健。

此外，本文還依據上述穩健性檢驗方法分別對研究假設H2 和研究假設H3 進行了回歸分析。穩健性檢驗結果顯示，所得結論依然穩健。

八、結論與政策啟示

本文以我國2007—2017 年滬深A 股非金融上市公司為研究樣本，實證研究了企業金融化對創新研發投入的影響，并檢驗了董事會治理和企業創新文化與企業金融化的調節作用對創新研發投入的影響。結果表明，企業金融化對非金融上市公司的創新研發投入具有顯著的“擠出”效應，并且在不同情境下這種企業金融化行為對創新研發投入負向調節作用表現明顯；正式制度層面的董事會治理和非正式制度層面的企業創新文化均對非金融上市公司的創新研發投入有顯著的正向促進作用，但是二者在與企業金融化的調節作用方面存在差異：董事會治理與企業金融化不存在交互作用，而企業創新文化與企業金融化之間對創新研發投入的調節作用表現出協同效應。

本文的研究結論可以得出三點政策啟示。第一，中國企業創新發展還存在很大的提升空間，應激發企業的創新活力，鼓勵企業加大自主創新研發投入力度，并重視引導企業避免盲目的金融化短視行為，轉而強化創新發展意識，積極將長期的自主創新作為企業發展路徑。第二，積極培育適合中國企業的創新文化，加強企業創新文化建設，發揮非正式制度文化對正式制度董事會治理的補充作用，強化企業管理層和員工在企業創新發展上的文化共識，并將其落實到實體企業創新發展決策之中，以促進非金融企業的持續健康發展。第三，激勵企業創新發展也離不開外部制度環境的優化，因而我國應進一步優化創新企業的金融環境，最大限度發揮金融市場的積極作用：一方面，保障企業創新研發的融資需求，打消創新企業有關融資約束的顧慮；另一方面，為防止企業過度參與金融化，將企業參與金融化的程度納入銀行等金融機構授信參考依據，通過“放管結合”培育良好的市場環境，不斷釋放中國企業的創新動能。