吳日中 馮倩雨
(湖南工業大學經濟與貿易學院 湖南株洲 412007)
當前我國乃至世界正經歷百年未有之大變局,中國正處于經濟的結構調整與轉型升級重要時點,實體經濟增強,避免“脫實向虛”是夯實中國經濟高質量發展的基礎所在。在國際形勢動蕩和中國經濟轉型的大背景下,中國經濟高質量發展的保障是創新,它也是推動中國企業在激烈的市場競爭中脫穎而出的關鍵原因。企業技術創新水平至關重要,對企業發展和國家創新建設具有重要的戰略價值。
梳理當前文獻,學術界主要是從以下兩個方面探討企業技術創新:企業內部,主要包括管理特征、資本結構和戰略決策等方面。企業外部,主要包括金融政策、稅收政策、產業政策類的國家政策與市場環境等方面[1]。因資金需求大、研發持續長、收益不穩定等企業技術創新的內在特征[2],及國際環境對中國企業技術創新抵制、壓制等外部不良因素的共同作用,導致外部利益相關者對企業技術創新成果及其給企業帶來的收益缺少信心,使得企業獲得外部融資困難,融資渠道單一,融資約束大[3]。
綜上所述,現有文獻從宏觀和微觀視角探究各因素對企業技術創新的影響關系,且大多是針對研發投入方面的創新[4][5],鮮有研究企業金融化與企業技術創新的相關關系,從戰略差異度的行業宏觀角度研究企業金融化如何影響企業技術創新的相關文獻存在空缺。所以,本文的研究基于我國上市非金融公司2008—2020年的數據,探尋企業金融化對企業技術創新的影響,分析戰略差異度的中介作用機理,并深入探究影響機制內部運行方式。以期為有關部門完善我國金融監管政策提供依據,并為企業管理者制定企業戰略提供一定文獻支持。
(一)企業金融化與技術創新。企業的金融化是指企業提高金融資產在企業總資產比例的過程。與實物資產相反的是,金融資產的流動性高。若當下大環境出現經濟蕭條的可能性增高時,穩定的企業經營無法有效保障,這可能導致企業現金流量斷裂。此時,企業持有金融資產,可以降低外部大環境不利影響,從而穩定現金流,正常周轉資本,保障企業各類生產經營活動有序進行。期貨期權是生產要素或期貨商品價格因為合同而固定的金融資產,持有此類金融資產,可以通過穩定購買價格的方式,降低企業生產活動面臨的不利影響,保證企業正常周轉。以上是企業提高金融資產在總資產占比的原因,但這也可能會導致實體經濟資金供給嚴重不足。企業提高金融資產占總資產比重的行為勢必減少企業忽視對技術創新的投入,進而影響產出規模,致使企業技術創新水平受到抑制。作為企業管理者,面對與短期業績考核掛鉤的報酬,通常都會選擇短期、高收益金融投資,忽略技術創新投入。并且因金融投資的高風險、穩定性差等固有特性,企業管理者可以將損失歸咎于此,逃避應有處罰。企業管理者面對短期業績考核可以通過金融投資活動緩解,這會加劇管理者對金融投資的偏好,減少投入企業主業的資源,進而減少投入企業技術創新,對企業技術創新帶來消極影響。據此,提出以下假設:
H1:企業金融化程度越高,會抑制企業技術創新能力。
(二)戰略差異度的中介作用。戰略能定義公司經營活動范圍和長期發展方向,以滿足利益相關者的期望,如債權人和股東。它能優化資源配置,適應當前環境,獲取競爭優勢。同行業內企業總是面臨著相似的總體環境與競爭環境,這就導致企業間相互模仿、學習和替代,使得在同一行業或不同行業具有相似核心經營業務的大多數公司掌握著類似的戰略資源,最終形成行業傳統戰略。戰略差異度表示企業戰略與行業傳統戰略的偏離程度,戰略差異度較大表示企業戰略與同行業傳統戰略大相徑庭。戰略差異度高的企業,管理層會優先考慮自身收益,可能選擇性忽視股東利益,犧牲企業長遠發展,美化公司的短期收益數據,為自己謀取最大化利益。管理層選擇將有限的資金和時間投入到投機性金融資產、房地產等回報周期短、利潤率超高的行業,因之提高企業金融化程度的同時,必然會減少企業技術創新的資金投入。此外創新成果的最終受益者是公司的股東,管理層只能在薪酬合同規定的范圍內獲得報酬。且創新活動的投資周期長,風險高。如果研發失敗,主要責任必須由管理者承擔,這甚至會影響他們的職業生涯。綜上所述,企業管理層為保證自身利益,選擇將企業有限的資金投入短周期、高回報的金融投資,加劇企業金融化程度,導致企業偏離行業傳統戰略,提高了戰略差異度。偏離傳統行業戰略的企業,會壓縮對實體主業的資金流出,間接性對企業技術創新投入產生影響。因此,提出第二個假設:
H2:戰略差異度在企業金融化與企業技術創新的關系中具有正向中介作用。
(一)樣本選擇與數據來源。本文選取2008—2020年滬深A 股上市企業作為初始樣本,并進行一系列處理:一是剔除金融、保險類企業;二是剔除ST、*ST或PT企業;三是剔除數據缺失企業;四是對所有連續性變量進行1%水平縮尾處理。通過上述篩選處理,最終共計獲得29119個觀測值。數據處理使用Excel和Stata16.0完成。
(二)變量定義。
1.被解釋變量。企業技術創新(Inpatent),從現有文獻來看,企業技術創新主要有三類衡量指標,研發投入水平、新產品工藝和專利申請。相較于其他兩個衡量指標,其中專利申請優勢較為明顯,比如更為客觀,測量結果更符合實際情況,利于比較等,所以,以專利申請數量做對數處理衡量企業技術創新。
2.解釋變量。企業金融化(FIN),金融化程度連續變量FIN=(投資性房地產+衍生金融資產+交易性金融資產+買入返售金融資產+發放貸款及墊款+可供出售金融資產+持有至到期投資)/總資產。
3.中介變量。戰略差異度(SD)的衡量方法,首先,獲取企業分配給不同戰略維度提供的資源的數據;將各指標減去同行業當年對應指標的平均值,取權重前六的戰略維度:SD1—SD6,計算取平均值,即可獲取企業戰略差異度的量化指標SD,即中介變量。該指數的數值越大,表明與同行集中度或主流趨勢相比的企業戰略差異較大。
4.控制變量。為了避免遺漏變量影響回歸分析的結果,本文 選 擇 公 司 規 模(Size)、財 務 杠 桿(Lev)、企 業 現 金 流(Cashflow)、成長能力(Growth)、董事會規模(Board)、兩職兼任(Dual)和企業價值(BM)為控制變量,同時引入年度(Year)、行業(Ind)和省份(Pro)三個虛擬變量。
(三)模型構建。為探究假設1是否成立,構建下列回歸模型,其中i和t分別代表企業和年份,j代表個體,ε代表誤差項,α、β、θ為回歸系數,公式(1)中企業金融化的系數α1是文章關注重點,用于度量企業金融化對企業技術創新的影響。若顯著且系數為負,則假設H1成立,即企業金融化抑制企業技術創新。公式(2)用于檢驗差異化戰略(SD)對企業金融化(FINRATIO)的影響,公式(3)在公式(1)基礎上檢驗中介變量戰略差異度(SD)加入模型后,對企業金融化和企業技術創新的影響。
(一)回歸分析結果。表1是企業金融化、戰略差異度與企業技術創新的回歸結果。企業金融化的回歸系數α1=-0.707,且在1%水平上顯著,假設H1成立。說明企業金融化程度的提高,抑制了企業技術創新,減弱企業技術創新活動的意愿,最終反映在創新水平的降低。企業金融化與戰略差異度的回歸系數β1=0.75,戰略差異度與企業技術創新的回歸系數θ2=-0.287,且均在1%水平上顯著正相關,說明假設2成立,戰略差異度是企業金融化抑制企業技術創新的中介因素,通過進一步計算可知,中介效應于總效應之比為30.45%。由于企業金融化程度的提高,致使企業將更多的時間和資金投入金融市場,減少對研發的投入,產生“擠出效應”,進而抑制了公司創新水平。隨著公司戰略差異明顯增大,融資成本隨之下降,最終導致了企業技術創新水平的下降。

表1 企業金融化、戰略差異度與企業創新
(二)穩健性檢驗。
1.內生性檢驗。考慮到內生性問題可能干擾企業金融化與企業技術創新投入的數據組與回歸結果。因此尋找內生性測試所需要的相關數據綜合計算構建工具變量。在工具變量的選取中,本文使用GMM 方法,以企業金融化進行的一階、二階滯后,構建企業金融化減企業金融化滯后值的三次方G.FIN。作為工具變量。使用工具變量后回歸結果顯示如表2(1),企業金融化與企業技術創新顯著負相關,與前文結果保持一致。

表2 工具變量法、Tobit模型檢驗
2.替換模型。表2(2)(3)(4)為替換回歸模型分析。替換Tobit模型結果。企業金融化與企業技術創新呈1%水平上負相關,戰略差異度中介效應依舊存在,且顯著程度和回歸方向沒有發生變化。
3.替換被解釋變量。考慮被解釋變量可能存在遺漏問題,且單一的變量衡量方式可能存在偏差誤解問題,為確保回歸結果的穩健性,本文選用研發投入強度的相對數指標(lnpatent1)、研發投入強度的相對數指標(lnpatent2),替代原解釋變量企業技術創新(lnpatent),進行替代變量模型回歸分析,回歸結果如表3所示,顯著程度和回歸方向仍不變,結果穩健。

表3 穩健性檢驗
本文以2008—2020 年滬深A 股上市非金融企業為研究對象,探究企業金融化影響企業技術創新的路徑,并站在戰略差異度的視角探索其對企業金融化與企業技術創新的作用。結果發現,高度企業金融化對企業技術創新具有抑制作用,而戰略差異度在其中起著中介作用。這說明當金融化程度提高時,企業戰略定位與傳統行業戰略的差異越大,即戰略差異度越高,企業技術創新水平越低,“擠出效應”越強。
本文的啟示如下:根據以上實證結果,企業金融化會導致企業的戰略定位偏離行業傳統戰略,從而降低企業的創新能力。建議監管部門要繼續加強對非金融上市企業金融化的管控,營造有序的市場環境。非金融上市企業必須重視并努力控制自身資產的金融化程度,同時控制公司戰略遵循行業傳統戰略,謹慎實施戰略變革。