实体企业金融化对民企创新投资的影响

（副教授），

一、引言

改革开放30多年来，中国经济取得了举世瞩目的成就，逐步成为世界第二大经济体国家。而中国民营经济无疑是近些年来推动国民经济发展的重要力量，民企的逐利性与本土市场反应的敏感性等特点，都是民营经济的发展活力在国有经济之上的原因[1]。截至2011年底，民企总数占全国企业总数的96%，对中国GDP的贡献超过50%，就业人数占全国就业总人数的75%，民企在中国经济发展中发挥着举足轻重的作用。根据经济内生理论，技术创新是实现经济增长的决定性因素，而作为实体经济发展重要载体的企业是技术创新的主体[2]，因此企业创新对实体经济的发展发挥重要作用。但已有调查结果显示，与国企相比，民企创新投资意愿相对不足，融资困难便是最主要的原因之一[3]。与国企相比，民企在筹集资金时没有政府这一隐性担保，难以获得持续稳定的现金流来维持创新投资。但近些年金融发展进程的逐步加快，无疑为民企筹集资金拓宽了渠道。越来越多的企业通过高息委托贷款、过桥贷款等形式配置金融资产获取高额收益。先前关于金融化的研究，学者们主要从宏观角度分析实体经济金融化的成因、作用和经济后果[4]，对企业的影响研究也仅仅局限在实体投资方面[5][6]，对创新投资的影响研究较少。就现有研究金融化对创新投资影响的文献而言，学者往往将A股所有上市公司作为研究样本或单独将制造业作为研究样本[7]，但本文认为行业本身具有异质性，将不同行业的样本放在一起分析容易产生混淆，同时不同产权性质的企业在融资约束、政府管制、经营目标等方面也存在本质区别。

由于民企在融资过程中不可避免地受到一定的产权歧视[8]，使其面临严重的融资约束进而会影响创新投资行为，因此通过配置金融资产获取高额收益行为对于“融资难”问题较为突出的民企而言可能更为重要[9]。此外，技术创新对制造业最为重要[10]，因此研究民营制造业企业金融化对创新投资的影响具有很强的理论和现实意义。鉴于此，本文以2010～2015年A股民营制造业上市公司为研究样本，深入分析实体企业金融化对民企创新投资的影响。本文的创新点在于专门结合民企特性分析金融化对创新投资的影响，以及高科技行业特征与产业政策对金融化与民企创新投资之间关系的调节作用。研究结论能够为丰富和完善企业金融化理论和创新投资理论提供微观经济基础的实证支持，从而为政府如何在金融发展进程加快的情势下制定监管政策，以及指导民企如何正确运用金融化，进而优化创新投资行为、提升创新投资效率提供政策建议。

二、理论分析与研究假设

（一）实体企业金融化与民企创新投资

创新投资具有周期长、风险高、收益滞后等特点，使得民企内部很难具有持续的现金流来维持创新活动，因此民企创新投资无疑要靠外部融资。由于民企在融资过程中不可避免地受到一定的产权歧视，部分民企面临严重的融资约束进而影响其创新投资行为。同时，创新活动涉及的信息具有一定的保密性，使得外界投资者不能很好地了解企业创新情况，加之我国资本市场的弱式有效性，导致已公布的关于企业进行创新投资的信息并不能在资本市场上引起应有的反应，进而使民企面临更为严重的融资约束。而随着我国金融发展水平的提高，民企向外部筹集资金具备理论上的可行性，一定程度上影响了民企创新投资行为。

已有研究发现金融发展对企业创新产生有利影响，如解维敏、方红星[11]从研发投入的角度研究发现金融发展能够通过缓解民企融资约束进而促进创新投资；贾俊生等[12]从上市公司专利的视角研究发现信贷市场可获得性对企业创新的促进作用。金融化作为金融发展的重要方式之一，同样对民企创新投资具有重要作用。理想情况下，民企可以基于平滑动机运用闲置资金进行金融资产配置，以暂时获取高额收益来更好地进行生产经营。但事实上，民企管理者是复杂多变且逐利的个体，在利益的驱使下，更可能会基于投机动机将生产经营资本投资于金融资产以获取高额收益，对创新投资产生“挤出效应”。

根据资源有限理论，逐利特点更为鲜明的民企在资源有限的情况下，往往倾向于选择效用最大的投资机会。而已有研究表明企业通过购买金融资产获得的短期收益远远高于实体投资所带来的收益，因此在金融发展进程日趋加快的情况下，民企无论是出于经济压力还是获利动机，选择金融资产投资的可能性均大于进行创新投资的可能性。

民企金融化行为不只体现为购买金融产品，也可能是引入金融机构股东。而金融机构股东的效用函数与民企经营目标不一致，因此基于自身利益的考虑，在制定关乎民企重要命脉的决策时，金融机构股东可能会做出不利于民企长期发展的行为，进而对民企创新投资产生不利影响。

根据后凯恩斯主义理论，民企股东价值导向本身易使管理者更看重短期收益，再加上金融资产投资的高收益性，更容易引发高管短视行为，最终使民企偏离主营业务，在竞争激烈的市场环境下难以长期盈利，降低创新投资动力。Graham等[13]以问卷调查的方法研究发现，78%的CFO愿意为了获得短期收益而牺牲有利于企业获得长期利益的投资机会。因此，金融化会降低民企创新投资的积极性，从而挤出创新投资。鉴于上述分析，本文提出假设：

H1：实体企业金融化不利于民企创新投资，产生了“挤出效应”。

（二）高科技行业特征的调节作用

本文认为行业本身具有异质性，根据证监会（2001）对制造业进行的分类可以看出，虽然同属制造业，但结合国家统计局的行业分类标准（GB/T4754）可以发现，制造业可以划分为高科技行业与非高科技行业。一般而言，高科技行业本身为技术密集型企业，其长远发展离不开企业核心竞争力的支撑，而创新投资则是高科技行业获取核心竞争力的关键路径之一，因此高科技企业本身的行业特性一定程度上决定了其具备较强的创新投资动力。但创新投资具有周期长、见效慢等特点，需要高科技民企源源不断的现金流作为支撑。由于高科技行业有别于非高科技行业，其具有大量高新技术、知识产权、商业秘密等无形资产，这类资产的可抵押性较低。实体企业金融化的兴起，无疑为高科技民企筹集大量资金提供了理论上的可行性，有利于增强民企创新投资能力，进而有利于其创新投资。而对于非高科技企业，其本身对创新的需求相对较低，创新投资的积极性明显不高。同时创新投资周期长、见效慢、风险高的特点，使得非高科技企业在遵循效用最大化情形下有意规避创新投资。因此，在面临激烈的市场竞争时，非高科技企业可能更多地在生产和销售环节寻求突破，而非进行创新投资。随着实体企业金融化逐步兴起，非高科技企业更多地出于投机动机进行金融资产配置，对民企创新投资更多的是发挥“挤出效应”。

综上所述，同等条件下民企的高科技行业特征会使得民企配置金融资产的动机产生差异，即民企的高科技行业特征使其本身具有较大的创新投资需求和意愿，随着金融化的推进，其配置金融资产行为旨在通过获取高额收益来维持长期发展，体现的是平滑动机，而非投机动机。鉴于此，本文认为高科技行业特征会弱化金融化对民企创新投资的“挤出效应”。基于上述分析，本文提出假设：

H2：在其他条件不变的情况下，民企的高科技行业特征能够弱化金融化对创新投资的“挤出效应”。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2010～2015年A股民营制造业上市公司为研究样本，借鉴李四海等[14]的做法对样本数据进行筛选：①剔除未进行研发信息披露的样本；②剔除ST等T类样本；③剔除同时在A股与H股或A股与B股上市的样本；④剔除所有者权益为负值或资产负债率大于1等异常样本。最终得到833家样本企业，共含有2755个观测值。

本文财务数据来源于CSMAR数据库，其中“金融化”数据是通过手工提取传统财务报表数据，得到不同形式的金融资产数据，然后进行加总得到。为进一步消除极端值对研究结果的影响，本文对所有连续型变量进行上下1%的Winsorize处理。

（二）变量定义与说明

1.被解释变量——实体企业创新投资（Innovation）。本文用研发（R&D）投入作为创新投资的代理变量，并借鉴刘运国、刘雯[15]的研究对其进行期末总资产平减处理。同时，本文使用基于营业收入平减的研发投入指标对主检验进行稳健性检验。

2.解释变量——实体企业金融化（Financial）。本文借鉴Demir[16]的做法，以金融资产占总资产的比例度量实体企业的金融化水平。同时采用Penman-Nissim分析框架[17]，重整2010～2015年中国A股非金融上市公司的会计报表，从公司资产中剥离出金融资产，具体包括交易类金融资产、投资性房地产、长期金融股权投资以及委托理财与信托产品四类，其中，交易类金融资产主要包括交易性金融资产、衍生金融资产、短期投资净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额和长期债权投资净额等六类，然后将其加总并用总资产平减处理。

3.调节变量——高科技行业（Hightech）和产业政策（IP）。本文根据国家统计局的行业分类标准（GB/T4754），将通用设备、专用设备、交通运输设备、电气机械及器材、计算机及其他电子设备、通信设备、仪器仪表及文化、办公用机械行业界定为高科技行业，定义Hightech=1，其他为非高科技行业，定义Hightech=0。另外，参照陈冬华等[18]、余明桂等[19]对产业政策的定义，本文按照如下标准选取受产业政策支持的行业：如果“十二五”规划在具体行业前提到“支持”“鼓励”“大力发展”“重点发展”等词汇时，则认为该行业是受到产业政策支持的行业，定义IP=1，否则为0。

表1 变量定义与说明

4.控制变量。为了控制其他因素对金融化与民企创新投资二者关系的影响，本文控制了公司规模（Size）、偿债能力（Lev）、股权集中度（Top1）、股权制衡度（H2～10）、两职合一（Dual）、盈利能力（ROA）、成长性（Tobin's Q）、营运资本（WC）、经营活动现金净流量（OCF）、资本密集度（Tangibility）、货币资金（Currency）等因素。此外，为了控制时间趋势以及行业特征对研究结果的影响，本文还在模型中设置了行业（Industry）与年度（Year）虚拟变量。具体变量定义与说明见表1。

（三）模型构建

为了考察实体企业金融化对民企创新投资的影响，本文借鉴姜付秀等[20]的研究设计回归模型（1）：

为了研究高科技行业特征对金融化与民企创新投资之间关系的调节作用，本文在模型（1）的基础上构建模型（2）：

模型（1）、（2）中，Controli，t-1为一系列控制变量，为了排除企业规模（Size）、盈利能力（ROA）、偿债能力（Lev）等一系列控制变量与实体企业创新投资（Innovation）之间可能产生的双向影响，本文选择对控制变量进行滞后一期处理。εi，t为模型残差项。

四、实证分析

（一）主要变量描述性统计与组间差异分析

表2列出了进行金融化样本组（V1）与未进行金融化样本组（V2）主要变量的描述性统计与组间差异分析结果。样本企业的统计显示：在金融化组中，Innovation的中位数为0.018，低于非金融化组的0.019，且两组差异在1%的水平上显著，初步表明金融化行为不利于民企创新投资。Financial的中位数在金融化组为0.023，远高于非金融化组的0.000，组间差异在1%水平上显著，表明本文对金融化与非金融化的分组较为合理。其他变量如Size、Lev、Tangibility、OCF在金融化组较高，且两组差异均在1%的水平上显著，表明金融化的样本企业具有规模较大、负债水平高、固定资产支出较大、经营活动现金流量净额高等特征，可能是由于大规模企业实体投资支出较大，对外借款以及经营活动现金流的增加也不能满足资金需求，因此需要通过配置金融资产获取收益。ROA、WC、Currency、Tobin's Q在金融化样本企业中均显著低于非金融化样本企业，也间接表明了进行金融化的企业一般具有盈利能力较低、货币资金较少、成长性弱等特征。

（二）回归分析

表2 主要变量描述性统计与组间差异检验

1.实体企业金融化与民企创新投资。表3列示了金融化与民企创新投资的回归结果。从中可以看出，当以金融资产整体作为金融化的衡量指标时，金融化（Financial）的系数为-0.0216，在1%水平上显著，表明金融化对民企创新投资具有“挤出效应”，验证了本文的H1。此外，由于本文的金融资产包括交易类金融资产、投资性房地产、长期金融股权投资、委托理财与信托产品等四类，而金融资产本身具有异质性，因此不同形式下的金融化对民企创新投资可能产生不同程度的影响。为进一步分析金融化对民企创新投资的影响机理，本文分别用交易类金融资产、投资性房地产、长期金融股权投资、委

托理财与信托产品作为金融化（Financial）的衡量指标重新对模型（1）回归，深入研究不同类型金融化对民企创新投资产生何种影响。表3后四列为具体回归结果，从中可以看出，分别用不同形式的金融资产作为金融化的衡量指标时，金融化（Financial）系数符号和显著性均未发生实质性变化，进一步验证了H1。

2.高科技行业特征的调节作用。表4列示了高科技行业特征对金融化与民企创新投资之间关系的调节作用的回归结果。从中可以看出，在用金融资产之和衡量金融化的回归结果中，金融化（Financial）系数为负，在1%的水平上显著，进一步表明金融化不利于民企创新投资。高科技行业（Hightech）系数在1%的水平上为正，表明高科技企业的行业特征本身有利于民企创新投资。金融化与高科技行业的交乘项（Financial×Hightech）在1%的水平上显著为正，表明高科技行业特征弱化了金融化对民企创新投资的“挤出效应”，从而验证了H2。由于金融资产包括交易类金融资产、投资性房地产、长期金融股权投资以及委托理财与信托产品等四种形式，而金融资产本身具有异质性，在用不同形式金融资产衡量金融化进行回归后发现，在交易类金融资产样本组以及委托理财与信托产品样本组中，金融化与高科技行业的交乘项（Financial×Hightech）系数仍显著为正，即高科技行业特征能够弱化“挤出效应”的结论未发生变化。而在以投资性房地产以及以长期金融股权投资衡量金融化的回归结果中，金融化（Financial）系数均显著为负，高科技企业（Hightech）系数均在1%的水平上显著为正，而金融化与高科技行业的交乘项（Financial×Hightech）系数均不显著，表明单独配置投资性房地产或长期金融股权投资时，高科技企业的行业特征并未弱化金融化对企业创新投资的不利影响。一种可能的原因是高科技企业行业特征使得民企配置金融资产行为并非完全是出于投机动机，也可能是平滑动机，而相比交易类金融资产、委托理财与信托产品形式的金融资产，投资性房地产与长期金融股权投资的长期性特征导致民企进行金融资产配置具有很强的投机动机，即使高科技企业也难以缓解金融化对民企创新投资的“挤出效应”。

表3 实体企业金融化与民企创新投资

（三）进一步分析

进一步分析产业政策对高科技行业特征调节作用的影响。经济发展离不开政府相关政策的引导，其中产业政策便是最为有效的政策之一。当前中国经济低速发展，资源与环境的约束、国内外竞争加剧等均要求粗放式发展逐步向集约式发展转变，从而使得创新成为当前最热的主题之一，“创新”这一词汇也频频出现在产业政策中。因此在探究金融化对民企创新投资的影响以及高科技行业特征对金融化与民企创新投资之间关系的调节作用时，有必要考察产业政策这一宏观因素的影响。由于中国当前处于“三期”叠加时期（“三期”叠加是指十八大以后，以习近平总书记为核心的党中央对中国经济形势所做的判断，具体包括增长速度换档期、结构调整阵痛期、前期刺激政策消化期三个阶段），更需要政府制定一系列产业政策对经济发展进行干预。中国产业政策主要体现在每隔五年颁布一次的“五年规划”中，根据“十二五规划”具体内容可知，产业政策涉及各行业的各个方面，对微观企业投融资决策产生重要影响。因此，在研究金融化对民企创新投资的影响时，考虑产业政策这一重要宏观因素显得十分必要。处于产业政策支持下的企业，更容易获得来自政府的税收优惠与补助以及融资优惠等，这些企业往往拥有较好的融资环境与平台。这意味着受到产业政策支持的高科技企业本身具有较大创新投资需求的同时又具有较弱的金融资产投机动机，即高科技企业金融化对创新投资的“挤出效应”较弱。而未受到产业政策支持的高科技企业，其投资、筹资、运营等均受到在一定程度的限制，企业进行实体投资有一定困难，于是更倾向于通过金融资产配置来获取短暂高收益。且未受到产业政策支持的高科技企业投机动机更强，即使是高科技行业特征也不能缓解金融化对创新投资的“挤出效应”。

表4 高科技行业特征的调节作用

表5为具体回归结果，通过将金融资产之和作为金融化的衡量指标进行回归发现：当IP=1时，Financial×Hightech系数在1%的水平上显著为正；当IP=0时，Financial×Hightech系数为正，但不显著。这表明受到产业政策支持的高科技行业特征能够弱化金融化对民企创新投资的“挤出效应”，而未受到产业政策支持的高科技行业特征并不能发挥对金融化与民企创新投资的调节作用。具体地，本文分别用四种不同形式的金融资产衡量金融化，发现当金融资产变量为交易类金融资产、投资性房地产、委托理财与信托产品形式时：①若IP=1，则Financial×Hightech系数分别在5%、10%与10%的水平上显著；②若IP=0，则Financial×Hightech系数均不显著。这表明受到产业政策支持的高科技行业特征能够弱化金融化对民企创新投资的“挤出效应”，而未受到产业政策支持的高科技行业特征并不能发挥金融化对企业创新投资的调节作用，与全样本回归结果一致。但是当金融资产为长期金融股权投资形式时，受到产业政策支持的样本组，Financial×Hightech系数为负但不显著，表明企业的高科技行业特征未能缓解长期金融股权投资形式的金融化对民企创新投资的“挤出效应”；而在未受到产业政策支持的样本组中，Financial×Hightech系数显著为负，表明企业的高科技行业特征加剧了长期金融股权投资形式的金融化对民企创新投资的“挤出效应”。一种可能的解释是高科技企业本身具有较强的创新动机，由于未受到产业政策支持，缺乏良好的融资环境与经营环境，其对于长期金融资产的配置更是减弱了民企短期内变现的能力，更容易使民企在创新投资过程中出现资金短缺的问题，进而对创新投资产生“挤出效应”。

（四）稳健性检验

表5 产业政策对高科技行业特征调节作用的影响

1.替换指标。为确保研究结论更加稳健，本文将货币资金包括在金融资产内，对模型（1）重新回归。此外，在前文回归分析中，本文用经总资产平减后的R&D支出作为实体企业创新投资（Innovation）的衡量指标，下面用基于营业收入平减的R&D支出作为实体企业创新投资（Innovation）的衡量指标，对模型（1）重新回归，具体回归结果见表6。回归结果并未发生实质性变化，表明本文研究结论具有稳健性。

表6 稳健性回归结果（一）

2.样本选择偏误。通过上述对H1的检验，本文研究结论支持了金融化对民企创新投资的“挤出效应”，但进行金融化的民企可能本身研发动力与能力都不足，其创新投资不足可能并非因为进行金融化的缘故。为了进一步解决样本选择偏误可能对本研究结果造成的干扰，本文选择采用处理效应模型对H1进行检验。处理效应模型的第一阶段采用Probit回归，在第一阶段控制了投资收益（ROI）、公司规模（Size）、偿债能力（Lev）、盈利能力（ROA）、资本密集度（Tangibility）、股权集中度（TOP1）、股权制衡度（H2～10）、营运资本（WC）、经营活动现金净流量（OCF）、成长性（Tobin's Q）、货币资金（Currency）、两职合一（Dual）以及行业（Industry）和年度（Year），得到内生选择偏差调整项（lambda）。在第二阶段回归中，本文在原控制变量的基础上，对lambda加以控制，去掉了不与Innovation直接相关的控制变量ROI，表7为具体回归结果。从中可以看出第二阶段回归结果中是否进行金融化（DuFinancial）系数在1%的水平上显著为负，表明控制样本自选择偏误对本研究可能造成的偏差后，金融化对民企创新投资的“挤出效应”仍然存在，进一步验证了本文研究结果的稳健性。

表7 稳健性回归结果（二）

3.工具变量法。本文在研究金融化对民企创新投资的影响过程中，也可能存在双向影响的问题，或存在遗漏重要变量的情形。因此，本文借鉴王红建等[7]的研究，采用投资收益与净利润的比值（ROI）作为金融化的工具变量。从理论上讲，本文选取的工具变量应与金融化密切相关，而与创新投资不能直接相关。本文分别采用两阶段最小二乘法（2SLS）与GMM估计法进行回归，具体回归结果见表8。在进行2SLS回归过程中，第一阶段的回归结果显示，工具变量与金融化程度显著正相关，F值为19.00，在1%的水平上显著，表明工具变量的选择具有合理性。第二阶段的回归结果显示Financial系数在1%的水平上显著为负，表明本文研究结果具有稳健性。在用GMM方法估计的结果中，Financial系数为负且在1%的水平上显著，与前文结果基本一致，进一步表明本文研究结果的稳健性。

4.倾向得分匹配法。由于本文所选样本中既有进行金融化的样本，也有未进行金融化的样本，为了消除金融化的民企与非金融化的民企之间存在系统性的差别对本文研究可能造成的干扰，本文将企业是否进行金融化（DuFinancial）作为处理变量，使用Logit估计倾向得分，采用PSM一对一配对方法，得到控制组样本。其中，控制组样本选取规则如下：以企业规模（Size）、偿债能力（Lev）、经营活动现金净流量（OCF）、盈利能力（ROA）、成长性（Tobin's Q）、营运资本（WC）、货币资金（Currency）为特征变量。表9为具体处理结果。从中可以看出平均处理效应（ATT）对应的T值为-2.11，在5%的水平上显著，表明金融化挤出民企创新投资的结论是稳健的。

表8 稳健性回归结果（三）

表9 稳健性回归结果（四）

五、研究结论及政策建议

创新是突破经济发展新常态的重要因素，企业作为创新的重要载体无疑扮演着重要角色。而融资难是企业创新投资的一大障碍，尤其是民营制造业企业，因此需要金融部门的进一步支持。近些年我国金融发展水平逐步提高，越来越多的实体企业出现了通过配置金融资产来获取高额收益的行为。理论上金融化改善了民企融资环境，有利于民企进行实体投资。随着国家对技术创新的日益重视，究竟金融化对民企创新投资产生何种影响值得进行深入研究。本文以2010～2015年民营制造业企业为样本，实证分析了金融化对民企创新投资的影响。研究发现，民营制造业企业金融化对创新投资具有“挤出效应”，但高科技行业特征能够弱化金融化对民企的“挤出效应”。进一步研究发现，产业政策也会影响高科技行业特征对金融化与民企创新投资二者关系的负向调节作用。即在产业政策支持下，高科技行业特征会弱化金融化对民企创新投资的“挤出效应”。而未受到产业政策支持时，高科技行业特征对金融化与民企创新投资二者关系的影响并不显著。

鉴于上述研究结论，本文提出如下政策建议：①政府部门应该科学制定产业政策并完善既有的产业政策。由于经济发展离不开微观企业，而企业经营效果是高管决策的复杂函数，因此政府在金融发展水平逐步提高的情形下，应着眼于长远发展目标，科学地制定与完善相关产业政策，为更好地引导企业进行创新投资奠定坚实基础；②民企在经营过程中要认真分析国家制定的产业政策与配套的优惠政策，合理利用优惠政策，促进企业创新投资；③监管部门要做好后期民企创新投资的监督与核查工作。产业政策支持能够帮助民企获得更多的政府补助与税收优惠，但由于信息不对称，民企也可能通过向政府释放进行创新投资的虚假信号以骗取政府政策扶持，因此后期政府部门的监督与核查工作显得尤为重要。

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