企业金融化、盈余管理动机与异质性研发投资

成力为 许彪

摘 要： 基于实体产业低回报率导致实体经济虚拟化，研究企业金融化对研发投资的作用机理。研究发现：企业金融化对研发投资具有挤出效应;金融化对应用研究和试验发展的挤出效应显著，而对基础研究的影响并不显著。通过引入机制效应模型，发现盈余管理动机存在时，企业存在显著的减少应用研究和试验发展投资提高企业营收的动机，高盈余管理动机的企业进一步通过提高金融投资配置比例来挤出应用研究和试验发展投资资金。

关 键 词： 异质性研发投资;企业金融化;盈余管理

DOI： 10.16315/j.stm.2020.02.002

中图分类号： F626.21  文献标志码：  A

Corporate financialization， earnings management motivation and

heterogeneity R&D investment

CHENG Li-wei， XU Biao

（School of Economics and Management， Dalian University of Technology， Dalian 116024， China）

Abstract： Based on the virtualization of the real economy caused by the low return rate of the real economy， this paper studies the mechanism of corporate financialization on heterogeneous R&D investment. This paper finds that corporate financialization has a crowding-out effect on R&D investment. At the same time， the effect of corporate financialization on the application research and experimental development is significant， but the impact on basic research is not significant. By introducing the mediation effect model， we finding out that when the earnings management motive exists， the enterprise has significant motives to reduce the application research and experimental development investment to improve the revenue of the enterprise. Enterprises with high earnings management motives further squeeze out applied research and experimental development investment by increasing the proportion of financial investment allocation.

Keywords： heterogeneity; R&D investment; corporate financialization; earnings management

基礎研究不仅是显性信息的源泉，而且指明新的创新方向和国家的科技发展路线，对促进企业创新能动性和产业结构升级意义重大。卫平等[1]研究发现企业基础研究投入比例相对偏低，应用研究和试验发展短期技术效益明显。在此背景下，企业管理者对短期效益的追逐必将影响企业对异质性研发投资的决策。金融资产回报率持续走高和实体经济不景气导致实体企业涉足金融部门，导致金融化格局的形成。适度的金融资产投资有利于改善企业盈利状况，但金融资产投资占用企业过多创新资源时，将导致研发投资资金供给不足，不利于企业内部技术创新能力提升，甚至使实体企业衰落[2]。企业金融化对研发投资是平滑效应还是挤出效应;金融化对基础研究的影响是否显著;企业是否通过金融化进行盈余管理;面临不同市场化程度的企业是否在金融化和研发投资的选择上有所差异;研究这些问题，对于改善企业资本结构和突破企业转型困境具有重要意义。

2012年12月19日，中国证监会发布规定要求上市公司暂时闲置的募集资金可进行现金管理，其投资产品包括固定收益类国债以及其他投资产品，很大程度上导致非金融企业金融化程度自2012年第4季度开始的抬升趋势。2017年2月17日，为规范和引导上市公司理性融资，中国证监会规定上市公司申请再融资时，除金融类企业外，原则上最近一期末不得存在持有金额较大、期限较长的财务性投资的情形。这一政策的实施象征着对非金融企业金融化的严格监管，意味着对大量脱离实体经济资金强监管。本文基于外部政策冲击下上市公司金融化程度提高这一客观事实，选取政策期内（2012—2016年）我国沪深两市上市公司A股季度数据，通过依托于“准自然实验”的PSM-DID模型研究企业金融化对研发投资的影响，并阐明了如下问题：第一，我国上市公司研发投入与企业金融化之间是平滑效应还是挤出效应;第二，企业金融化对基础研究和应用开发研究有何影响;第三，高盈余管理动机的上市公司是否加剧了异质性研发投资的挤出效应;第四，将公司按照市场环境、现金流流动性分类以验证不同类型的公司异质性研发投资和金融化程度是否存在差异。

本文创新点与研究意义主要体现在：第一，本文基于企业金融化对研发投资影响关系的探索，不仅验证了上市公司企业金融化对企业研发投入的负向相关关系，而且从异质性研发投资的角度说明了企业金融化的影响，为企业配置投资资金提供了经验证据。第二，本文首次从政策评价的角度对企业金融化、研发投资和企业盈余管理的处理效应进行了实证检验填补了相关文献的空白，为未来企业金融资产配置、提高上市公司基础研发比重和提高上市公司经营审慎性提供了直接经验支持。第三，本文从企业面临的市场化程度和现金流约束入手，验证了不同类型研发投资和企业金融化情况是否存在差异，为企业的经营决策和政策制定者提供了经验证据。第四，从盈余管理动机这一新的视角研究企业金融化对异质性研发投资的影响，从而拓展企业研发投资的研究框架，丰富了这一领域的文献。

1 文献综述与理论分析

1.1 文献综述

1.1.1 企业金融化对异质性研发投资的影响

企业金融化是指企业把更多的资源投资于金融资产的行为和趋势。近年来，金融化和研发投资一直是学界研究的热点，过往的研究主要以宏观层面角度阐述金融化对研发投资的影响，大多研究证实过度金融化将使得产业重心从实体经济部门转向虚拟经济部门，形成产业空心化进而削弱制造业技术创新基础[3]。微观层面的企业金融化主流观点认为企业金融化对研发投资表现出“挤出效益”。张成思等[4]指出经济金融化显著降低企业的实业投资率，并弱化了货币政策提振实体经济的效果;同时，金融资产的风险收益错配也抑制实业投资，这种抑制效应随着金融化程度的提升而增强。许罡等[5]发现公司金融化与研发投资强度显著负相关，且长期投资型金融化的研发投资挤占效应比短期投机型金融化更显著。

长期以来，基础研究的突破往往意味着重大技术创新机会。我国基础研究的开展以高校、研究与开发机构为绝对主导，企业进行基础研发的动机弱。基础研究投入巨大，周期漫长，且其成果具有公共物品的属性，进一步降低了企业基础研究的能动性。企业金融化具有提升短期业绩、平滑公司营业收入的优势，却在一定程度上抑制企业的生产经营活動和开展研发活动的能动性。应用研究和试验发展为企业带来当前或短期技术效益，短期内金融资产与应用研究和试验发展投入存在替代关系，企业金融化对应用研究和试验发展的挤出效应更明显[6]。

1.1.2 企业金融化对盈余管理动机的影响

盈余管理是企业管理层通过灵活运用会计方法或者调整真实交易来改善财务报表以改变利益相关者对公司营收的理解或影响以报告盈余为基础的合约[7]。实体企业金融化投资依托于极强的流动性和超额的收益率，加之金融资产在会计确认和计量上存在特殊性，管理层存在利用金融化便捷地实施盈余管理的动机[8]。吴战篪等[9]指出上市公司通过出售时机的选择对已实现证券投资收益存在进行盈余管理的动机。叶建芳等[10]的研究表明在持有期间，盈利情况不好的公司，会利用处置可供出售金融资产进行盈余管理;盈利情况好的公司，则倾向于将可供出售金融资产中含有的作为资本公积的未实现利润留存到以后年度实现。

1.1.3  基于盈余管理动机的企业金融化对异质性研发投资的影响

监管环境的变化在一定程度上诱导了公司盈余管理方式的转变。近年来，随着上市公司信息披露质量要求的提高以及公司治理状况的改善，企业通过会计方法进行盈余管理显著下降[11]。John等[12]对公司管理层的问卷调查结果显示为实现盈余目标，80%的财务总监会选择减少研发和广告支出。企业金融化导致的盈余管理动机的增加会导致企业通过减少研发投入实现管理层盈余目标和股东价值最大化。鲜有文献进一步将企业金融化拓展到盈余管理动机探寻企业金融化对异质性研发投资的影响，也没有将企业金融化与政府宏观政策联系起来验证政策的实施是否对其盈余管理动机产生影响。

1.2 研究假设

1.2.1 企业金融化与异质性研发投资

研发投资所需资金量大、周期性长和公共商品属性等特点，使企业面临着研发风险和财务风险等问题。高调整成本和不确定的融资来源制约着企业的创新活动，金融发展对企业研发投资具有重大的推动作用[13]。企业金融化作为金融发展的衍生产物，对创新发展存在显著地影响。目前学界普遍认为非金融部门企业进行金融化主要产生2种效应：挤出效应和平滑效应。战略动机观点基于企业的现金流约束角度，认为目前中国的上市公司在缺少债务融资的支持下，研发资金主要来源于内部现金流。企业倾向于通过金融化所得收益进行内部现金流平滑，通过金融部门收益反哺企业研发投入部门。这一动机下平滑效应起主导作用并弱化了企业短期业绩因素，通过企业金融化提高研发创新水平，并更加关注企业长期发展，提高对基础研究的支出，企业金融化对基础研究的促进作用更加显著，表现为“平滑效应”。委托—代理理论认为管理层存在利益最大化和股东价值最大化问题，金融化将使得企业的投资视野短期化。企业管理者和大股东出于降低私人成本的考虑，也不愿意将这些资金投资于主业，更可能选择继续投资到短期收益高的金融、房地产领域，以期获得管理权私利和控制权私利[14]。这一动机下挤出效应起主导作用并强化了企业短期业绩因素，通过企业金融化挤出研发投资资金，并更加关注企业短期业绩，提高具有短期技术效益的应用研究和试验发展投入，将管理层利益最大化，表现为“挤出效应”。基于以上分析，本文提出假设H1：

H1a：企业金融化显著提高上市公司研发投资，金融化对基础研究投资的平滑效应显著，而应用研究和试验发展与企业金融化的关系并不显著;

H1b：企业金融化显著降低了上市公司研发投资，金融化对应用研究和试验发展投资的挤出效应显著，而基础研究与企业金融化的关系并不显著。

1.2.2 企业金融化与盈余管理动机

无论是亏损公司，还是盈利公司的盈余管理都相当倚重于非经常性损益。前者主要是为了实现扭亏和避免亏损等， 后者则是为了平滑利润和避免利润下降。企业管理层对可供出售金融资产相关损益对其利润的影响具有较强的控制能力。一方面，可以防止持有期间公允价值波动对企业利润的影响;另一方面，可以在需要时，动用可供出售金融资产这个利润蓄水池影响企业利润。市场环境和竞争压力导致了制造业企业利润下滑，通过技术创新进行产业结构升级也受到企业内外部融资约束的限制和企业面临高风险的制约。企业进入金融市场进行短期交易却能带来丰厚回报，当企业当期利润距离管理层奖金激励的目标盈余水平较近时，管理层可能通过企业金融化的方式增加盈余的方法和手段来达到目标盈余水平进而获得奖金。基于以上分析，本文提出假设H2：

H2：企业金融化显著提高其盈余管理的动机。

1.2.3  基于盈余管理动机中介效应的企业金融化对异质性研发投资的影响

管理层可能出于薪酬契约和利益最大化目的操纵经营活动来调整交易并影响报告盈余。企业金融化增加了操纵性应记利润，为管理者提供了更加灵活的利润操纵空间，提高了其盈余管理的动机。实体企业管理者通过不同部门回报率的比较，并审视研发投资对企业的影响与其利益最大化和股东权益最大化是否一致，削减研发投入以满足资本市场的需求和薪酬契约的约束[15]。同时，企业金融化这一短视行为增加了企业的投资回报率，迎合了企业高管的目标，导致其更加关注短期业绩和短期技术效益，当研发投资产出下降时，企业自发地降低短期技术创新投入，主动减少应用研究和试验发展投入以满足或最大化各关联集团的利益。短期内，应用研究和试验发展投入可以衡量企业研发投资，即企业的研发投资水平越高，在财务上可能表现为更高的应用研究和试验发展投入。通过公司经理的激励机制，将盈余管理、企业金融化和应用研究和试验发展投入的结合起来。基于以上分析，本文提出假设H3：

H3：盈余管理动机存在时，企业存在显著的减少应用研究和试验发展投资的来提高企业营收的动机。

1.2.4 市场化进程异质性

由于政策、地理、交通、历史等因素的影响，中国各地区的市场化进程存在明显的差异。在市场化进程低的地区，地区金融抑制性强，治理环境差，信贷配给行为更为严重，导致不同类型的企业面临着不同程度的融资约束。处于市场化程度高地区的企业能够从以商业银行为主体的金融体系中募集到生产经营所需的全部甚至超额资金，有较强的投资能力和较低的盈余管理动机，而市场化程度低地区的企低企业面临的不确定性更大，融资约束更强，投资能力相对不足，但企业高层有更大的动机去进行盈余管理以增加企业的融资能力。基于以上分析，本文提出假设H4：

H4：市场化程度高地区的企业相较于市场化程度低地区的企业，盈余管理动机存在时，基于应用研究和试验发展投资提高企业营收的动机越弱。

1.2.5 现金流约束异质性

目前中国的上市公司在缺少债务融资的支持，研发资金主要来源于内部现金流和股票融资。无论是现金持有的“预防性动机”还是大股东或管理层的“机会主义”掏空动机，研发投资受公司现金流流动性影响将更敏感。卢馨等[16]基于融资约束理论认为，较高的现金持有量有助于企业对那些增加公司价值的投资项目继续提供资金支持，从而避免因现金流不足而引起企业投资不足的发生。内源现金流流动性往往决定了企业的经营状况、资产的变现能力以及企业的偿债能力，流动性强的企业在创新时机和创新能力上有着巨大的主动性，对上市公司的研发投资有巨大的影响。内源现金流流动性可以降低企业面临的融资约束，低融资约束引发了企业盈余操控成本下降，从而对企业的盈余管理动机起到了促进作用[17]。基于以上分析，本文提出假设H5：

H5：内源现金流流动性高的企业相较于内源现金流流动性低的企业，盈余管理动机存在时，基于应用研究和试验发展投资提高企业营收的动机越强。

本文研究框架，如图1所示。

2 样本选择和研究设计

2.1 企业金融化的度量——Penman-Nissim框架

目前，学界公认的企业金融化度量方法为Penman和Nissim提出的财务分析框架，利用企业金融资产占总资产的比值表示企业金融化程度，根据Orhangazi[18]、Penman等[19]、宋军等[20]的做法，本文的金融资产包括3种类型，表示为

Finit=Fin_trit+Fin_loit+Fin_prit。

其中：Fin_trit表示上市公司i的t时间季度报表披露的交易类金融资产，包括交易性金融资产、衍生金融资产、短期投资净值、可供出售金融资产、持有至到期投资、长期债权投资等;Fin_loit表示发放贷款及垫款净额;Fin_prit表示投資性房地产净额。

2.2 PSM倾向得分匹配法

倾向得分匹配法将影响异质性研发投资和企业金融化的主要因素转化为接受处理的条件概率，并据此为每个金融化的上市公司（实验组）匹配与之相似的未金融化的企业（对照组），因为实验组和对照组企业除了在是否金融化方面不同，在其他方面都最为接近，所以2组上市公司在当期进行金融化情况产生的研发投资差异就是企业金融化对企业研发投资的影响，同时也在一定程度上消除双重差分估计模型的内生性问题，能够有效地评估企业金融化与研发投资的相关关系。使用PSM法时，从样本上市公司中筛选成2类上市公司作为分析对象：实验组，上市公司当期金融化的公司;对照组，上市公司当期未金融化的公司。根据目前学术界对上市公司普遍的评价指标，考虑到上市公司进行金融化的动因，本文采用Rosenbaum等提出的PSM倾向得分匹配法，从固定资产净值率、公司规模、杠杆率、现金流约束、ROA、企业成长性等6个可观测指标对实验组和对照组上市公司进行匹配，可观测指标的数值时期为2012年第3季度。

PSM倾向得分匹配法思想源于匹配估计量，基本思路为在对照组未金融化的上市公司中找到某个企业k，使其与金融化的实验组上市公司i的可观测指标尽可能相似匹配，即xi=xk，当上市公司的个体特征对于是否金融化的作用完全取决于可观测的控制变量时，上市公司i和上市公司k金融化的概率相近。不过，直接匹配的方法可能遇到数据稀疏的问题，即很难找到与xi相近的xk与之匹配[21]。PSM倾向得分匹配法通过对可观测的控制变量进行倾向得分p的计算，并通过倾向得分将实验组和对照组上市公司相似程度高的两者进行匹配。值得注意的是，倾向得分p的取值是一组介于[0，1]之间的一维变量，克服了数据稀疏和匹配不成功等问题，更有效地计算匹配估计量并将上市公司进行匹配。

2.3 双重差分估计（DID）

将经过PSM倾向得分匹配法处理后的实验组上市公司赋值虚拟变量treated=1，将经过PSM倾向得分匹配法处理后的对照组上市公司赋值虚拟变量treated=0。同時建立时间虚拟变量t，令处于政策期的季度为t=1，其他季度为t=0。为了验证假设H1a、假设H1b，本文将建立如下模型：

Inn*it= α0+α1treatedit+α2tit+α3tit×treatedit+

βXit+∑quarter+∑industry+εit。 （1）

其中：Inn*it为被解释变量，衡量了上市公司i在t期的研发情况，包含以下3个维度：研发强度（Inn）是衡量企业研发投入的总体情况，表示了企业的创新能力，用研发投资与当期总资产之比来表示;基础研究强度（Innbasic）衡量了企业基础研发投入水平，代表企业基础研究的能力和水平，用开发支出与当期总资产之比表示;应用研究和试验发展强度（Innapplicaiton）代表了企业应用研究和试验发展的能力和水平，用无形资产与当期总资产之比。treatedit×tit为金融资产配置与时间虚拟变量交乘项，表示上市公司金融资产配置对研发投资边际价值的影响，其系数α3为研究假设H1的待检验系数，当系数值为正时表示金融资产配置会提升企业研发投资的边际价值，使企业加大研发投入;反之则降低企业研发投资的边际价值，使企业降低研发投入。X是一组可观测的影响上市公司研发投资的控制变量，根据大量研究的一般做法，X包括size为企业期末总资产的自然对数;lev为企业期末总负债与期末总资产之比;cfo为当期公司经营活动产生的现金流量净额与期末总资产之比;公司成长性用Tobin Q表示;liability为当期有息负债与股东权益合计之比;PPE为固定资产净额与期末总资产之比;还控制了行业（industry）与时间（quarter）效应，quarter为季度虚拟变量;industry为以证监会上市公司行业分类指引（2012）划分的行业虚拟变量。

2.4 盈余管理动机的度量

根据苏冬蔚等[22]的研究，通过Louis等[23]提出的修正Jones模型和Kotharie等[24]提出的KLW模型，前期的总应记利润可用于推测当期的总应记利润，求得操纵性应计利润DAt，即操纵性应计利润DAt越大，企业盈余管理动机越强。首先应用OLS最小二乘法，使用同季度同行业所有上市公司的数据，通过t季度公司j的总应记利润（TAt/At-1），对模型（2）进行回归，求α0，α1，α2，α3，α4，然后将该系数带入模型（3）中求得不可操纵的应记利润，最后将总应记利润和不可操纵的应记利润带入模型（4）求得可操纵性应记利润。

TAt At-1 = α0+α1 1 At-1 +α2 ΔREVt At-1 +α3 PPEt At-1 +

α4ROA+εt， （2）

NDAt= α0α1 1 At-1 +α2 ΔREVt-ΔRECt At-1 +

α3 PPEt At-1 +α4ROA， （3）

DAt= TAt At-1 -NDAt。  （4）

其中：TAt为总应记利润，用t期的营业利润与t期经营活动产生的净现金流之差表示;At-1为t-1期期末总资产;ΔREVt为第t+1期与t期主营业务收入的变化额，ΔRECt为第t+1期与t期应收账款的变化额;PPEt为t期期末固定资产净值;ROA为资产收益率，NDAt为经过t-1期期末总资产调整后的t期非操作性应记利润，DAt为t期的可操作性应记利润。上述指标数据来源于CSMAR数据库，分季度分行业计算由作者应用stata软件手工计算。

基于假设H2，建立如下模型：

DAit= ω0+ω1treatedit+ω2tit+ω3tit×treatedit+

χXit+∑quarter+∑industry+εit。 （5）

同时为了进一步验证假设H3等，本文引入DAt以及其与treated、t的两阶和三阶交互项，建立双重差分倾向得分匹配回归模型：

Innbasicit= α′0+α′1DAit+α′2tit+α′3treatedit+α′4tit×DAit+α′5treatedit×DAit

+α′6tit×treatedit+α′7tit×treatedit×DAit+β′Xit+∑quarter+∑industry+ε′it，  （6）

Innapplicationit= α″0+α″1DAit+α″2tit+α″3treatedit+α″4tit×DAit+α″5treatedit×DAit+α″6tit×

treatedit+α″7tit×treatedit×DAit+β″Xit+∑quarter+∑industry+ε″it。  （7）

根据现有文献的普遍做法，本文用操纵性应计盈余DAit来测度银行的盈余管理情况，如果政策的实施内，上市公司金融化导致的盈余管理动机增强进一步减弱了基础研究强度或应用研究和试验发展强度，则系数α′1预期为负。控制变量是除了盈余管理动机以外，影响Innia的无形资产投资管理动机以及其他因素的一组随季度变化的可观测控制变量。

本文以2012年3季度至2016年4季度中国A股非金融、非房地产行业上市公司季度数据为研究样本，原始数据来源于CSMAR数据库，市场化数据来自作者通过新浪财经公司简介中内容手工整理。为了保证样本期间的有效性，根据先前研究的做法，剔除了2012年之后上市的公司，并剔除了ST类上公司，同时根据证监会2012版行业分类，剔除金融行业、房地产行业上市公司最后删除资不抵债的公司，最终得到了2 125家共计36 313条非平衡面板数据。

3 实证结果

3.1 PSM倾向得分匹配处理

根据研究设计，本文进行PSM的处理组为2012年第3季度政策实施前实施金融化的1 071家上市公司，对照组为2012年第3季度政策实施前未实施金融化的1 063家上市公司。通过Probit模型来估计PS倾向得分，采用核匹配法确定权重，并施加了ties、common support条件。PSM倾向得分匹配的检验结果，如表1和图2所示。根据表1所示，经过PSM处理以后，ATT平均处理效应为-0.025 6，说明控制企业其他主要特征的影响后，金融化后企业的总研发投资水平比与之相匹配的未进行金融化企业平均降低了0.025 6，约为9.72%，意味着企业金融化对样本企业的研发投资存在着显著的挤出效应。ATT对应的t值的绝对值为2.91，大于临界值的绝对值1.96，说明PSM处理效果显著。这也就证明了通过PSM处理能够消除企业的其他特征变量对研发投资的影响，能够有效地解决模型内生性问题。

研究匹配后变量的标准偏差绝对值显著小于20即可以认为匹配估计的结果比较可靠，实验组和对照组变量企业规模、杠杆率、现金约束、ROA、成长性的平均值偏差的绝对值都小于10%，且表1所示的大多指标平均值偏差远远小于10%;同时，t统计量显示从企业规模、杠杆率、现金约束、成长性角度不存在显著差异，说明以上变量在实验组和对照组中均衡分布，符合DID方法使用的基本假设条件。图2中的左側图是匹配前实验组和对照组的倾向得分差异，右侧图是匹配后实验组和对照组的倾向得分差异，实验组PS最小值和对照组PS最大值的区间为共同支撑区域，匹配后共同支撑区域的占比超过90%，说明PSM倾向得分匹配的样本满足共同支撑假设要求。本文的PSM匹配效果良好，匹配后的实验组和对照组满足平行性假设条件，为下文的DID回归筛选出了较为理想的样本，有利于更真实地反映企业金融化对研发投资的影响效果。

3.2 双重差分回归结果分析

3.2.1  企业金融化影响上市公司研发投资的平均处理效应

PSM倾向得分匹配基础上，本文对式（1）进行DID检验，通过面板数据的双重差分模型进行估计，检验结果，如表2所示。由表2可知，无论是否加入控制变量，列（1）、列（2）中企业金融化交叉项t*treated的系数均显著为负，说明政策期内，相对于未进行金融化的公司，企业金融化显著降低了上市公司研发投资，证实了研究假设H1b，即企业金融化对研发投资具有挤出效应;同时，根据研发投资异质性结果，金融化对应用研究和试验发展投资的挤出效应显著，而基础研究与企业金融化的关系并不显著。控制变量中，固定资产投资、企业杠杆率和内源性现金流与企业创新显著正相关关系，而其他控制变量均与企业研发投资负相关，与已有研究结果一致。

3.2.2  企业金融化影响上市公司盈余管理动机的平均处理效应

研究假设H2的回归结果，如表3所示。模型（5）检验了上市公司金融化对其盈余管理动机的影响，表3列示了使用操纵性应计盈余DA作为被解释变量不加入控制变量和加入控制变量进行回归的结果。列（7）和列（8）的检验结果表明无论否加入控制变量，t*treated的系数均显著为正，控制变量的结果均没有实质性的变化，说明政策期内，企业金融化显著提高了其盈余管理的动机。

3.2.3   盈余管理动机影响上市公司异质性研发投资 的平均处理效应

本文进一步利用模型（5）、模型（6）对假设H3进行检验，回归结果，如表4所示。根据应用研究和试验发展投资的回归结果，可以看到DA的系数显著为负，可以说明盈余管理动机存在时，企业存在显著的、减少应用研究和试验发展投资的来提高企业营收的动机。交叉项t*treated*DA的系数显著为负，说明政策实施期间内高盈余管理动机的企业进一步通过提高金融投资配置比例来挤出应用研究和试验发展投资资金。基础研究结果显示上市公司盈余管理与基础研究强度之间不存在显著关系。这一结果的可能原因是由于大部分企业基础研发支出比例很低，同时基础研究的特点决定了企业无法通过其进行短期盈余管理，管理层更加关注的是短期技术效益，所以相对于基础研究，支出比例巨大且具有短期技术效益的应用研究和试验发展投资挤出效应更显著。

3.2.4  盈余管理动机影响上市公司研发投资的分样本平均处理效应

根据程新生等[25]的做法，本文以2010—2014年（《中国分省份市场化指数报告（2016）》仅仅披露了2008—2014年的市场化总指数排序）连续5年排名前六位的北京、天津、上海、江苏、浙江、广东6个省份和直辖市作为市场化进程较高的地区，设置虚拟变量为1，其他省份为0，重新进行分组回归。根据上述方法方法重新进行回归，回归结果，如表5所示。由表5第2、3列所示，可以看到市场化程度低的企业DA的系数显著为负。这一结果说明盈余管理动机存在时，低市场化程度的企业存在显著的、减少应用研究和试验发展投资提高企业营收的动机。同时低市场化程度的上市公司的交叉项t*treated *DA的系数显著为负，说明政策实施期间内盈余管理动机越高，市场化程度对公司的影响越显著，进一步通过提高金融投资配置比例来挤出应用研究和试验发展投资资金的动机越大，这与表4的估计结果相一致。验证了假设H4。将样本以内源现金流流动性高低进行划分：企业期末现金流大于中位数为内源现金流流动性高的企业，小于中位数为内源现金流流动性低的企业，并重新进行回归检验。由表5第4、5列所示，内源现金流流动性高的企业DA比流动性低的企业更加显著，说明内源现金流流动性高的企业存在显著的、基于盈余管理动机减少应用研究和试验发展投资以提高企业营收;同时，内源现金流流动性高的上市公司的交叉项t*treated*DA的系数显著为负，说明政策实施期间内盈余管理动机越高，内源现金流流动性对公司的影响越显著，进一步通过提高金融投资配置比例来挤出应用研究和试验发展投资资金的动机越大，这与表4的估计结果相一致。而低流动性的企业没有积极地通过企业金融化挤出研发投资的动机，且其交叉项t*treated*DA的系数不显著，说明政策期内企业金融化的实施对低流动性的企业应用研究和试验发展投入几乎没有影响。验证了假设H5。

4 稳健性检验

首先对处理组样本进一步筛选。前文使用数据，企业配置金融资产的3个类型分别为交易类金融资产、发放贷款及垫款和投资性房地产，发放贷款及垫款类金融资产配置可能是基于委托融资、信托融资和房地产使用性等配置意图，与交易类金融资产可能存在效果和机制的差异。这里进一步剔除了发放贷款及垫款后的样本做标准DID回归。稳健性检验结果，如表6所示。结果表明本文核心结论没有发生实质变化。

然后进行安慰剂检验：DID回归结果有效的前提是平行趋势假设成立，即若控制了由X引起的差异后，则政策实施前后的变化趋势是平行的。检验平行趋势假设通常使用安慰剂检验，即通过替换处理组或假设政策起作用的虚拟时间加以实现[26]。假设进行企业金融化的公司没有配置金融资产，或变动企业金融化发挥作用的时间。在全样本中保留了全部控制样本，然后对2012年第3季度之前的样本做标准DID回归。假设平行趋势假设成立，那么对虚拟的企业金融化时间进行DID回归，交叉项系数应不显著，回归结果，如表7、8、9所示。由表7、表8、表9可知，该假设得到了安慰剂检验结果的验证，表明上市公司金融化前的控制组样本研发投资变化满足平行趋势假设。

5 研究结论与对策建议

本文基于上市公司盈余管理视角，利用依托于“准自然实验”的PSM-DID方法，利用 沪深两市A股非金融行业上市公司2012年第3季度至2016年第4季度的数据，检验了企业金融化是否会降低上市公司的基础研究投入和应用研究和试验发展投入，并进而检验了政策期内企业金融化增加的盈余管理动机是否显著降低了企业的基础研究投入和应用研究和试验发展投入。结果发现：企业金融化显著挤出了其研发投资的支出总额。从结构上看，金融化对应用研究和试验发展投资的挤出效应显著，而基础研究与企业金融化的关系并不显著;政策期内，企业金融化显著提高了其盈余管理的动机;盈余管理动机存在时，企业存在显著的、减少应用研究和试验发展投资的来提高企业营收的动机。高盈余管理动机的企业进一步通过提高金融投资配置比例来挤出应用研究和试验发展投入;处于不同市场化程度的企业，其企业金融化导致的盈余管理动机上升导致应用研究和试验发展投资下降的敏感性存在较大的差异。市场化程度高地区的企业相较于市场化程度低地区的企业，盈余管理动机存在时，基于应用研究和试验发展投资提高企业营收的动机越弱;面临不同内源现金流约束的企业，其企业金融化导致的盈余管理动机上升导致应用研究和试验发展投资下降的敏感性存在较大的差异。内源现金流流动性高的企业相较于内源现金流流动性低的企业，盈余管理动机存在时，基于应用研究和试验发展投资提高企业营收的动机越强。多种模型设定和变量的度量均不改变上述结论。

本文的研究结论对于重新审视和解决我国实体经济发展效率和效益不高、企业研发投资效率低下等问题提供了新的思路。企业金融化程度上升并非是中国上市公司研发投资效率下降的全部动因，也并为对企业研发投资造成剧烈影响。但本文最大的启示在于：企业金融化并不是简单地通过会计处理进行盈余管理，而且通过干预管理层决策、调整真实交易来实现盈余调控，这种短视行为切实改变企业操纵性利润的变化同时导致了高管对短期业绩的关注和短期技术绩效的追求，进而影响了企业研发投资内部结构并进一步加剧了企业金融化对企业异质性研发投资的替代效应。盈余管理的手段和方法在监管环境的变化在一定程度上发生了转变，同时管理层具有很强的企业内部控制能力，这种变化就决定了在分析企业金融化的经济后果时，有必要从管理层盈余控制角度去考察其对研发投资结构的影响。从管理层代理问题内部分析，主要体现在管理者的薪酬契约和债务契约上，管理者为获得更多的薪酬或留任机会、避免违反债务契约，从而虚增公司的业绩。为了降低管理层通过企业金融化过度盈余管理影响企业创新能力和研发投资能动性，应进一步完善高管薪酬契约，控制其薪酬增幅空间，应用多种激励方式抑制其通过财务信息调节自身薪酬的能力，完善相关法律法规，提高企业研发财务信息的透明度，规范研发投入资本化的准则，降低通过研发投入信息进行盈余管理的动机，鼓励企业创新投资，精准调控政府研发补贴，使研发补贴成为促进企业研发的利器而非企业寻租的方法。加强基础研究的鼓励政策，完善产学研合作机制，进一步探索更加合理的研发结构与企业的合作和共赢，促进研究成果转化效率提高。

参考文献：

[1]  卫平，杨宏呈，蔡宇飞.基础研究与企业技术绩效：来自我国大中型工业企业的经验证据[J].中国软科学，2013（2）：123.

[2] 杜勇，张欢，陈建英.金融化对实体企业未来主业发展的影响：促进还是抑制[J].中国工业经济，2017（12）：113.

[3] 王红建，曹瑜强，杨庆，等.实体企业金融化促进还是抑制了企业创新：基于中国制造业上市公司的经验研究[J].南开管理评论，2017，20（1）：155.

[4] 张成思，张步昙.再论金融与实体经济：经济金融化视角[J].经济学动态，2015（6）：56.

[5] 许罡，朱卫东.金融化方式、市场竞争与研发投资挤占：来自非金融上市公司的经验证据[J].科学学研究，2017，35（5）：709.

[6] 谢家智，江源，王文涛.什么驱动了制造业金融化投资行为：基于A股上市公司的经验证据[J].湖南大学学报（社会科学版），2014（4）：23.

[7] PAUL M H， JAMES M W. A review of the earnings management literature and its implications for standard setting[J].Accounting Horizons，1999，13（4）：365.

[8] 惠丽丽，郭方醇，谢获宝.基于實体企业金融化投资的盈余管理研究[J].财会通讯，2018（15）：3.

[9] 吴战篪，罗绍德，王伟.证券投资收益的价值相关性与盈余管理研究[J].会计研究，2009（6）：43.

[10]  叶建芳，周兰，李丹蒙.管理层动机、会计政策选择与盈余管理：基于新会计准则下上市公司金融资产分类的实证研究[J].会计研究，2009（3）：25.

[11] 朱红军，王迪，李挺.真实盈余管理动机下的研发投资决策后果：基于创新和税收的分析视角[J].南开管理评论，2016，19（4）：36.

[12] JOHN R G，CAMPBELL R H，SHIVA R.The economic implications of corporate financial reporting[J].Journal of Accounting and Economics，2005，40（1/3）：3.

[13] 鞠晓生，卢荻，虞义华.融资约束、营运资本管理与企业创新可持续性[J].经济研究，2013（1）：4.

[14] 文春晖，任国良.虚拟经济与实体经济分离发展研究：来自中国上市公司2006—2013年的证据[J].中国工业经济，2015（12）：115.

[15] 修国义，于丽萍.信息披露质量对企业研发投入的影响研究：基于创业板上市公司的实证检验[J].科技与管理，2018，20（5）：21.

[16] 卢馨，郑阳飞，李建明.融资约束对企业R&D投资的影响研究：来自中国高新技术上市公司的经验证据[J].会计研究，2013（5）：51.

[17] 卢太平，张东旭.融资需求、融资约束与盈余管理[J].会计研究，2014（1）：35.

[18] ORHANGAZI .Financialization and capital accumulation in the non-financial corporate sector：A theoretical and empirical investigation of the U.S. economy：1973—2003[J].Cambridge Journal of Economics，2008，32（6）：863.

[19] PENMAN，STEPHEN H，NISSIM D.Ratio analysis and equity valuation：From research to practice[J].Review of Accounting Studies，2001，6（1）：109.

[20] 宋军，陆旸.非货币金融资产和经营收益率的U形关系：来自我国上市非金融公司的金融化证据[J].金融研究，2015（6）：111.

[21] 何靖.延付高管薪酬对银行风险承担的政策效应：基于银行盈余管理动机视角的PSM-DID分析[J].中国工业经济，2016（11）：126.

[22] 苏冬蔚，林大庞.股权激励、盈余管理与公司治理[J].经济研究，2010（11）：88.

[23] LOUIS H，ROBINSON D，SBARAGLIA A.An integrated analysis of the association between accrual disclosure and the abnormal accrual anomaly[J].Review of Accounting Studies，2008，13（1）：23.

[24] KOTHARI S P，ANDREW J L，CHARLES E W.Performance matched discretionary accrual measures[J].Journal of Accounting and Economics，2005，39（1）：163.

[25] 程新生，谭有超，许垒.公司价值、自愿披露与市场化进程：基于定性信息的披露[J].金融研究，2011（8）：111.

[26] 周玉龙，杨继东，黄阳华.高铁对城市地价的影响及其机制研究：来自微观土地交易的证据[J].中国工业经济，2018（5）：118.

[编辑：厉艳飞]

收稿日期：  2019-11-03

基金項目：   国家自然科学基金项目（71974026）;辽宁省经济社会发展研究课题项目（2019lslktyb-007）;大连理工大学基本业务费项目（DUT17RW217）

作者简介：   成力为（1960—），女，教授，博士，博士生导师;

许 彪（1994—），男，硕士研究生.