企业金融化与上市公司创新研发投入——基于董事会治理与创新文化的 调节作用的实证分析

肖忠意 林 琳 陈志英 徐定宝

一、引 言

当前主流经济学的基本观点认为，企业的本质是一个生产函数，它追求的是在既定生产函数的技术约束、既定投入产出价格的经济约束以及既定需求函数的市场约束下的利润最大化(李伟阳，2010)。随着我国“十三五”规划推进，以传统的加工为主的产业发展模式面临极为紧迫的转型升级态势，中国经济结构转型进入了关键时期。习近平总书记在党的十九大报告中多次强调着力加强供给侧结构性改革，要求发展模式要从“要素驱动型”向“创新驱动型”转变，而随着一系列政策的出台，全国范围内掀起了创新转型发展的热潮。如今，我国经济正处于转型的关键阶段，实体企业利润逐渐下滑，并且在金融资产高收益的利益诱惑下，更多的实体企业选择了偏离主营业务的金融化，将更多的资本配置到利润丰厚的金融与房地产行业。原本企业通过多元化分散投资对冲市场风险的经济行为，逐渐被牺牲长期发展投资、参与寻求资本收益的短期套利行为取代，而且令人担心的是，企业金融化的套利机会可能对技术创新动力形成长期的负面影响(王红建等，2017)。2017 年，我国有1221 家上市公司涉及购买理财产品和私募基金等金融产品，其总规模达到1.35 万亿元，较2016 年增加了84.9%，其中有1099 家上市公司购买金额甚至超过亿元，可见当前我国企业金融化不仅规模巨大，而且呈现显著扩张的态势。

不管是一个企业，还是一个国家，创新研发投入对其竞争力增强都具有决定性的作用。国内外学者对相关话题给予了较多关注。“资源依赖理论”的观点认为，创新活动离不开企业内外部的资本支持，尤其内部资本是创新资金的主要来源。研发资金和创新投入的增加会直接促进技术进步和提升创新力水平；相反，融资约束会抑制企业自主研发能力(Brown 等，2009；鞠晓生等，2013)。国内外许多学者和产业界人士也开始认识到，企业一方面会出于最大化利润和风险管理等方面的考虑而倾向于多元化资产配置，并提高金融投资的比重以寻求新的利润点，另一方面会通过创新研发来扭转技术与产品落后、销售量萎缩的局面，以寻找重生机会。由此可见，企业创新研发投入是技术创新活动实现的“血液”，是实现技术创新能力转化的物质基础。那么，企业合理利用资本市场对资产进行有效配置，适度减少企业对套利性金融资产的配置，缓解创新研发活动融资约束问题，以充足的创新研发投入来保证创新升级的顺利进行，是实现创新驱动的关键所在。对于这个国内外文献中已有的理论观点，我们很自然地关注以下三个新的学术问题：第一，企业金融化是否对中国非金融上市公司创新研发投入的变化具有解释力？第二，不同情境下的企业金融化对中国非金融上市公司创新研发投入的变化是否存在差异？第三，如果企业金融化对中国非金融上市公司创新研发投入表现出“挤出”效应，那么是否存在能够削弱这种抑制作用影响的有关机制路径？这些问题是创新研究领域值得深入探讨的重要问题。

基于我国企业参与金融投资水平不断提高的事实，本文选择2007—2017 年A 股非金融类上市公司作为分析样本，将金融资产从资产负债表中剥离出来，实证检验了企业金融化在上市公司创新研发投入变化中扮演的角色及可能存在的调节作用。本研究与王红建等(2017)的研究相似之处在于均关注了企业金融化对非金融实体企业创新研发行为的影响，但王红建等(2017)是基于企业套利动机的视角，本研究主要是从董事会治理和企业创新文化的视角进行相应的调节作用的研究。总体而言，本研究主要贡献可能表现为：首先，本文在考虑内生性影响的情境下验证了企业金融化对上市公司创新研发投入形成的“挤出”效应，从而为解释我国实体企业创新研发投入不足的成因提供了较为准确的研究证据；其次，本文将企业金融化调节作用的研究扩展到企业董事会治理和企业创新文化两个维度，即将研究视角拓展到了企业相关正式制度与非正式制度对上市公司创新研发投入的影响并进行比较。本文的一个重要研究结论认为，董事会治理的优化对创新活动有重要作用，但并不能对企业金融化行为产生抑制作用；而企业创新文化则不然，企业创新文化不仅对创新研发投入有促进作用，而且能够对企业金融化产生抑制作用，从而能更好地促进创新活动展开。本文结论认同企业创新文化对于企业创新发展的重要作用，进一步丰富了创新研发投入的文献。这为彰显中国企业创新文化的作用并以之促进企业创新研发投入和开拓创新升级的新型政策的制定与实施，提供了理论证据。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

熊彼特在1912 年最早提出了创新与经济发展的理论，此后无论是索罗提出的新古典经济增长理论，还是罗默提出的内生经济增长理论，都认为企业创新是经济持续增长的动力。围绕着企业创新，国内外文献主要从两个方面展开探讨：一是考察影响创新行为的关键因素。首先，宏观制度层面因素，包括财政政策(Semieniuk 和Mazzucato，2017)、产业激励政策(李健等，2016)、环境政策(Fried，2018)以及国家区域文化等所形成的共同价值观和行为准则(Hofstede，1988)等；其次，中观层面因素，包括市场结构(寇宗来和高琼，2013)和市场环境(袁建国等，2015)；最后，从微观层面看，所有权结构(Choi 等，2011)、公司治理(石晓军和王骜然，2017)、企业金融化(王红建等，2017)、融资约束(鞠晓生等，2013)等对企业创新均有一定的解释力。二是关于企业创新的经济后果。这些经济后果包括创新研发投入对经济增长以及企业绩效的影响、外部环境和内部特征对创新研发投入的产出结果的调节作用(蔡俊亚和党兴华，2015)、不同属性企业创新效应的差异(栾强和罗守贵，2017)、创新在产业结构升级以及高级化进程中的作用(付宏等，2013)及其他方面影响(李后建和张剑，2017)等。纵观国内外关于创新领域的研究文献，关于企业创新研发投入的相关研究尚处于起步阶段，仍缺乏一个完整和清晰的分析框架，对影响创新研发投入的调节机制的研究尚存在较大的研究空间。

（二）理论分析与研究假说的提出

1. 企业金融化对上市公司创新研发投入的影响

创新研发可以为企业发展提供驱动力，然而创新活动具有较高的财务不确定性且容易受到外部冲击，“新知识”商业化往往需要很长的时间(鞠晓生等，2013)。资源依赖理论认为，一个组织最重要的存活目标是寻求一个可以影响资金、能供应组织关键资源并能够稳定掌控的方法，由此可以通过动态的资源整合来增强企业的核心竞争能力，从而实现整体利益最大化的目标。企业资源以各种各样的形式分散于企业的内部或外部，而且每种资源的用途也各不相同，要把这些现存的资源优势转化为企业的技术创新优势，需要将企业的内外资源进行有效的、合理的整合，将资源的效用最大化，为企业的技术创新提供保障。近十年全球各主要市场基本都进入了快速金融化阶段，资本市场运作和金融投资也成了企业扩张和盈利的重要途径(刘笃池等，2016)。企业金融化是中国金融市场繁荣发展的必然趋势，而企业选择金融投资本身可视为是一种“理性”逐利的市场化行为，但如果企业过多地将资金配置到金融市场从事放贷和金融资产活动以获取高额收益而脱离原有主营业务，这会在一定程度上改变企业实体经营和企业价值之间的联系，而这种“脱实向虚”的企业行为自然会对主营业务的经营造成巨大的负面影响。

企业在一定时空范围内可以配置的资本是有限的，管理者通常不得不在面临融资约束的条件下进行投资组合最优化。在企业金融化对创新研发投入影响的问题上，国内外学者主要存在两种不同的观点：一方面，“蓄水池”效应观点认为，基于长远发展的战略动机，企业通过配置金融资产提供流动性，以对冲企业未来可能遇到的不确定性或融资约束，即减弱技术创新对外部融资的依赖，降低财务成本，实现金融资产的“蓄水池”效应以反哺主业。在这种情况下，企业金融化有利于提升企业的资本效率，增加非金融企业创新研发投入，并获得提升主营业务经营能力的新途径(Soener，2015)。另一方面，“挤出”效应的观点认为，金融投资和技术创新之间实际上是一种替代关系。在资源有限的约束下，自利的管理者出于实现短期项目的业绩目标，将有限的资本从生产经营部门转向金融部门，进而导致企业创新研发投入的减少，并最终会扭曲实体企业投资计划。王红建等(2017)的研究在市场套利分析框架下为企业金融化对中国制造业企业创新发展的抑制作用提供了新的证据。肖忠意和林琳(2019)认为，企业金融化对上市公司持续性创新行为具有显著的“挤出”效应，而这种“挤出”效应对在成长期的企业的影响尤为强烈。总体而言，当前我国关于企业金融化与创新研发投入的研究仍处在起步阶段，尚有较大的研究空间。

综上所述，基于资源依赖理论，创新研发投入是技术创新活动实现的重要基础，而企业将有限的资源配置到金融资产上，则可能对企业研发投入产生显著的影响。对于中国上市公司而言，如果企业金融化增加能够满足创新研发相关活动所需的资金要求，则其可能形成 “蓄水池”效应，释放正向的促进作用；反之，如果企业参与金融化投资对企业的研发形成负向的抑制作用，则可能形成“挤出”效应，造成负向调控的作用。鉴于此，本文提出待检验的研究假设H1a 和H1b。

H1a：企业金融化对创新研发投入具有负向抑制作用，即呈现“挤出”效应。

H1b：企业金融化对创新研发投入具有正向促进作用，即呈现“蓄水池”效应。

2. 董事会治理与企业金融化对上市公司创新研发投入的调节作用

董事会治理是董事会制定公司发展战略，把握公司发展方向，并对经营者进行监督、评价和激励等重要事项的治理行为；而企业创新活动作为企业战略决策的重点，自然与董事会治理之间存在密切的关系(王锋正和陈方圆，2018)。科学合理的公司治理结构不但直接影响企业能否沿着正确的发展轨道前进，而且对促进企业创新的良性循环有着重要作用。代理理论认为，在所有权和经营权分离的情况下，自利的经营者容易过度规避风险，选择风险较小的项目，导致投资不足。技术创新研发投入具有高风险和高收益并存的内在特征，具有风险延误倾向的经营者会自然地选择降低创新活动的参与程度，造成代理问题。遵循代理理论的逻辑，现代组织理论认为完善的董事会治理能够保持企业经营决策的独立性和提高监督效率。Pearce 和Zahra(1991)认为，强化董事的独立性可以有效地处理企业面临的不确定性，帮助公司在很大程度上化解危机，并配置更多的资源参与创新活动。冯根福和温军(2008)认为，独立董事占比较高的企业，其技术创新研发投入要显著高于独立董事占比较低的企业。王锋正和陈方圆(2018)指出，董事会治理对企业绿色技术创新呈正向显著作用，且董事会治理在环境规制对企业绿色技术创新影响中呈显著正向调节作用。此外，也有部分学者提出了不同的观点。Wu(2008)认为董事长和总经理双职分离与企业创新不存在显著的正相关关系。此外，与高层梯队理论相关的实证研究也发现，管理者的个体特征和经历会影响他们的认知能力和价值观，而这些因素会在企业金融化决策方面产生影响。杜勇等(2019)发现CEO 金融背景会提高企业参与金融化进而影响企业经营。这些研究虽然提供了许多研究思路和经验结果，但大多是从单个指标上进行分析。企业金融化决策是一个重要的决策，其更可能是一个系统的决策，但国内鲜有运用综合指标思路进行相关研究。本研究认为，良好的董事会治理有助于企业制定长期发展策略，提高企业决策效率，从而使企业长期发展的研发投入有了保障。鉴于此，本文将董事会治理评价综合指标引入分析框架，并提出待检验的研究假设H2a。

H2a：较好的董事会治理对创新研发投入具有正向促进作用。

依据现代组织理论阐释，董事会治理需要在外界环境变化的情境下对企业的长期发展做出“理性”的利益追求行为。在有限资源的约束下，合理的公司决策制定主要依靠以董事会相关制度制定的平衡短期金融投资和长期投资的决策。董事会作为股东利益的代理机构，发挥着削弱两权分离矛盾的作用，合理的董事会治理能制约经营者在技术创新中的代理行为，督促经营者开展技术创新活动。不难预期，合理的董事会结构可能能够削弱管理层进行企业金融化的热情，而将更多资源配置到主营业务的技术创新发展上，用持续的技术创新促使企业获得长期的成长机会。值得注意的是，董事会治理的有效性依赖于相互制衡的治理结构，具有一定的组织规模和结构复杂性。董事会的异质性也可以为多元化企业战略提供支持，外部董事的引入提高了企业与外部资本之间的信息对称程度，矫正彼此之间的信息失衡格局，从而降低交易成本，并增加了企业参与资本市场的广度和深度。由于多元化战略因素的驱动以及财务约束等客观事实，董事会在制定公司资本配置战略决策时，更加容易产生“短视”投资策略，反而支持管理层参与金融投资，进而提高企业金融化水平，如此，则可能产生企业降低对技术创新的投入水平的经济后果。基于现代组织理论的预期，良好的董事会治理能够提高企业决策的效率，企业在发展主营业务的过程中，董事会治理可能对企业在长期发展中的金融化形成有效的调节作用，从而避免企业将有限的资金配置到金融资产上，达到保障企业发展的研发投入的目标。为此，本文提出待检验的研究假设H2b。

H2b：企业金融化对创新研发投入的“挤出”效应受董事会治理调节作用的影响。

3. 企业创新文化与企业金融化对上市公司创新研发投入的调节作用

现代管理学理论认为，企业文化是一种非正式制度因素，也是影响企业绩效和可持续发展的关键和内核。然而，企业文化对企业经济决策行为的影响并不像融资约束和公司结构一样那么直接，通常是通过财务(温素彬等，2018)等因素产生间接影响。Flamholtz 和Kannan-Narasimhan(2005)将企业文化划分为六个要素，发现其中两个要素没有直接对企业绩效产生影响，而是通过其他机制产生影响。Vigolo 等(2016)认为企业文化通过提高员工的积极性和工作满意度，进而影响企业绩效。陈岩等(2017)也认为，中国传统文化中的中庸思想能对企业团队成员行为整合程度产生影响，进而显著提高创业团队的决策效率。

社会文化促进观也提出，企业技术创新对文化具有依赖性，相关理论强调了非正式制度因素对技术创新的影响和作用。创新文化是社会文化的一种，它并不是一个新创造的概念，而是随着社会经济的发展(如资源配置的加速、科学技术的提升和市场化脚步加快)而逐渐为人所重视的，但我国学术界关注创新文化的时间仍相对较晚。宋培林(2000)认为，创新文化是在一系列创新活动中所形成的创新精神沉淀及其物质形态的总和，具有长期性、多样性、创造性的特点。Frohman(1998)认为，创新文化作为技术和市场两个维度之间的桥梁，可以促使企业形成技术创新成果，最终帮助组织实现战略目标。进一步来讲，企业是一个复杂的适应性系统，营造积极创新的企业文化氛围，可以增加技术创新在环境中的适应性，提高企业的创新能力。刘元芳(2006)认为，以企业文化精神、研发管理和组织创新为代表的企业文化与自主创新、合作创新、引进创新为手段的技术创新的耦合，能够在技术创新过程中产生正向的协同效应。将社会文化促进观引入到企业创新研发投入行为的分析框架中，不难得出如下推论，即企业创新文化能够为企业发展贡献价值，重视创新文化的企业能够通过创新文化这一非制度因素促使企业将形成核心竞争力作为重要的发展目标，从而促进创新研发投入的提高。鉴于此，本文提出待检验的研究假设H3a。

H3a：企业创新文化对创新研发投入具有显著的正向促进作用。

现有的经济学文献主要分析了企业文化增强企业内部协调和控制，降低代理人问题产生的负面影响，强化组织内奖励创新和鼓励冒险的文化，从而发挥创新激励的作用。在企业中由于异质性的价值观、信念或目标使管理层在行为选择上会出现更多的投机行为，代理理论希望通过优化公司治理来实现代理人和所有者利益的最大化。但是，传统的委托-代理模型并没有考虑企业文化及社会因素对代理人效用的影响。企业创新文化是企业管理决策和员工行为选择的重要情境变量，它为经济主体提供了信息与技能，更为关键的是它促使经济主体的偏好内生化(Hodgson，1996)，体现了每一个群体接受了企业信念与规范的普遍性，表现为其在信念和行为上的相似性。如此，从企业行为的角度看，强调创新文化的企业更善于发现企业生产以及市场环境中存在的机会和挑战，协调整个组织的技术创新要素，倾向于将更多的资源投入到创新活动中以发展竞争优势。换言之，具有创新文化的企业更注重创新活动的广度和深度，共同的信念能够正向影响管理层选择，将更多的企业资源投入到主营业务的创新研发中，以追求长期发展，并抑制金融投资参与动机，从而形成企业核心竞争力，使得企业在行业中能够形成“可持续”的竞争优势。鉴于此，本文提出待检验的研究假设H3b。

H3b：企业金融化对企业创新研发投入的挤出效应会受企业创新文化调节作用的影响。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

本文以2007—2017 年中国A 股上市公司为样本。之所以选择2007 年作为开始，是因为监管层要求上市公司自2007 年起开始披露企业研发投入的相关信息。本文对微观样本数据进行如下筛选和处理：第一，剔除财务报表观测值缺失的样本；第二，剔除ST 和PT 的样本；第三，剔除2007 年后在中国A 股市场IPO 上市的样本，以获得平衡面板样本；第四，剔除金融类上市公司。为了剔除异常值对回归结果稳健性可能产生的影响，对所有除虚拟变量外的连续变量进行上下1%的Winsorize 截尾处理，最终获得10774 个样本用于计量分析。本文所使用微观样本数据来源于CSMAR 数据库和RESSET 数据库。

（二）变量选取

1. 创新研发投入

目前学术界对企业创新研发投入(RD)的衡量主要是从创新研发投入产出的角度入手，一般采用创新投入和创新产出两个指标。其中，创新投入通常采用研发支出所占比重表示，而创新产出通常采用企业当年申请或授权专利数量表示。由于创新活动一般是一项长期的投资行为，直接使用专利数量难以直接反映企业当年创新研发投入，所以本文借鉴以往学者的研究成果，采用企业研发支出占总资产比重(RD1)和企业研发支出占营业收入比重(RD2)作为衡量企业创新研发投入的指标。

2. 企业金融化

为了更直接地反映企业在经营环节的金融化行为，本文采用当期金融资产占总资产的比重来衡量企业金融化程度(Fin)，即采用交易性金融资产、可供出售金融资产、衍生金融资产、持有至到期投资、长期股权投资和投资性房地产这六部分资产的价值总额占总资产的比重来衡量企业金融化程度。

3. 董事会治理

本文依据中国证监发[2002]1 号文件《上市公司治理准则》，从董事会构成、董事会专业委员会、独立董事独立性和董事会运作四个方面，采用27 个董事会治理指标。董事会构成包括董事会规模至少为6 人、独立董事占比超1/3、双职分离、无超60 周岁的董事、平均教育程度为本科、至少有一位职工董事；董事会专业委员会包括公司设立了战略委员会、薪酬委员会、审计委员会、提名委员会、披露了各专业委员会召开会议和履职情况；独立董事独立性包括独董津贴低于10 万元、独立董事兼职数、独立董事财务背景、独立董事法律背景、无60 周岁以上独立董事、专业委员会构成中有独立董事；董事会运作包括董事会人员出勤率、临时董事会议人员出勤率、董事平均出勤率、独立董事出勤率、年召开董事大会两次以上、董事会会议记录制度、董事年度内无处罚记录、公司制定了股权激励计划、董事会持股、独立董事在年度内发表了反对意见。关于公司董事会治理评估方法如下：首先，每一项董事会治理指标都设定了门槛条件，按照评价体系进行打分，当满足门槛条件时，得1 分，否则0 分；然后，将上述指标加总，并按照规模法进行标准化处理，取值范围为[0，1]；最后，董事会治理评分越高，表明董事会治理质量越好。

4. 企业创新文化

为了刻画企业创新文化对创新研发投入的影响，需要解决企业文化的量化问题。本文认为，如果一个企业在其核心价值观、企业精神、经营理念中倡导“创新”要素，则该企业就可能具有创新发展的企业文化。在此基础上，本文采用内容分析法分析上市公司的年度报告、社会责任报告、企业官网等公开信息，查询企业文化描述中是否包含了“创新”文化要素的表述，如果存在“创新”“革新”“科技领先”“追求卓越”“求新”“科技为先”等字样，则企业创新文化赋值为1，否则赋值为0。

5. 控制变量

本文控制变量包括企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、经营性现金流(CFO)、盈利能力(Profit)、资本密集度(Tang)、上市年龄(Age)、股权集中度(HHI5)、股利分配(Div)、行业(Industry)和年份(Year)变量，具体变量设定见后文表1。

（三）计量模型

为了检验企业金融化对上市公司创新研发投入的影响，本文构建了检验模型(1)：

其中，i 表示上市公司个体；t 表示年度标识；ε 表示随机扰动项；被解释变量RD表示上市公司的创新研发投入；解释变量Fin 表示企业金融化程度；Control 表示控制变量。

为了检验企业金融化与董事会治理之间调节作用对上市公司创新研发投入的影响，本文构建了检验模型(2)：

其中，BGov 表示董事会治理的综合指标，Fin×BGov 表示企业金融化与董事会治理的交互项。

为了检验企业金融化与企业创新文化之间调节作用对上市公司创新研发投入的影响，本文构建了检验模型(3)：

其中，Cul 表示企业创新文化，Fin×Cul 则表示企业金融化与企业创新文化的交互项。

为了减少企业金融化与上市公司创新研发投入之间可能的内生性问题，本文借鉴前人的研究经验对解释变量和控制变量采用滞后一期处理，并在回归分析时对稳健性标准差进行了聚类处理。

四、实证研究结果

（一）描述性统计和单变量检验

本文主要变量的描述性统计结果如表1 所示。其结果显示，上市公司以研发支出占总资产的比值(即总资产标准化)表示的创新研发投入的值为0.0013，其以研发支出占营业总收入的比值(即营业总收入)表示的创新研发投入的值为0.0027，相较发达国家企业这一水平还比较低。其结果还显示，企业金融化的平均水平为0.0843。表2 进一步区分是否金融化的分组T 检验结果也发现，非金融化的上市公司的创新研发投入较金融化上市公司更强。

此外，从表1 结果还可以看出，董事会治理标准化处理后的评分均值为0.6198，相对水平还比较低，而“创新”文化的样本占总样本的0.4937。在进一步区分是否具有企业创新文化后的结果显示(表2)，具有企业创新文化的上市公司以总资产标准化的创新研发投入和以营业收入准化的创新研发投入分别为0.0015 和0.0036，而没有创新文化的上市公司以总资产标准化的创新研发投入和以营业收入准化的创新研发投入分别为0.0011 和0.0019，结合统计学T 检验结果显示，相比没有企业创新文化的上市公司，具有企业创新文化的上市公司的创新研发投入较多。

表1 主要变量的描述性统计

表2 单变量检验结果

（二）基准模型估计

表3 报告了检验企业金融化与创新研发投入的滞后一期的基准回归结果。首先，以总资产标准化的创新研发投入作为被解释变量进行回归，第(2)列结果显示，企业金融化的回归系数为-0.0044，在1%的统计水平上显著，这表明企业金融化对于上市公司创新研发投入具有抑制作用，即企业金融化水平越高，上市公司创新趋势越弱，二者之间表现为“挤出”效应。该实证估计所得结果也表明实证结果接受了研究假设H1a，拒绝了研究假设H1b。其次，以营业总收入标准化的创新研发投入作为被解释变量进行回归，第(4)列结果显示，企业金融化的回归系数为-0.0074，在1%的统计水平上显著，该结果与以总资产标准化的创新研发投入作为被解释变量的结果基本一致，不仅表明二者之间存在明显的“挤出”效应，而且表明结果稳健。

表3 企业金融化与创新研发投入

（三）内生性检验

企业金融化与创新研发投入之间的关系可能受到内生性干扰。为了进一步排除内生性问题对回归结果的影响，本文借鉴王红建等(2017)的方法，利用投资收益占净利润之比作为工具变量，分别以2SLS、两步最优GMM、LIML 的回归分析进行内生性检验。采用投资收益占净利润之比作为工具变量的合理解释为：(1)投资收益属于企业非主营业务所产生的收益，不可能作为企业创新活动的资金来源渠道；(2)投资收益与企业金融资产的配置收益显著正相关，所以满足工具变量选择的基本条件。

表4 汇报了利用工具变量的内生性检验结果。首先，本文检验了以投资收益占利润之比作为企业金融化的工具变量的可行性。Kleibergen-Paap rk LM 统计量为31.732，在1%统计水平上显著，强烈拒绝不可识别的原假设。Cragg-Donald Wald F 统计量值为134.758，在1%统计水平上显著，可以拒绝弱工具变量的原假设，所以投资收益占利润之比并非弱工具变量。为了稳健起见，本文以对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然法LIML 进行计量分析，LIML 的系数估计结果与2SLS 非常接近，这样从侧面印证了不存在弱工具变量问题。本文还利用了两步最优GMM 计量方法进行内生性检验，结果相差无几。此外，工具变量的内生性检验结果表明，本文选择以投资收益占利润之比作为工具变量是合理的。表4 的工具变量检验结果表明，企业金融化与上市公司的创新研发投入显著负相关，这与前文的检验结果基本一致，支持研究假设H1a，即表明控制内生性后，企业金融化与创新研发投入之间呈现的“挤出”效应的负相关关系依然是稳健可靠的。

表4 内生性检验

五、调节作用检验

（一）董事会治理的调节作用检验

表5 显示了从董事会治理和企业创新文化两个方面分别进行回归的计量结果。表5 第(1)列回归结果显示，董事会治理的估计系数为正，在5%统计水平上显著，表明董事会治理水平的提高对企业创新研发投入的增加具有显著的促进作用，而第(3)列回归结果也得到了类似的结果，上述结果表明所得结论支持研究假设H2a，且结果稳健。此外，第(1)列和第(3)列检验企业金融化与董事会治理的交互项的估计结果，发现所得估计系数均为负，但是不显著，这表明虽然提升董事会治理水平对上市公司创新研发投入增加具有显著促进作用，但是在影响上市公司的创新投入方面，董事会治理与企业金融化行为之间不能形成显著的调节作用，该结论拒绝研究假设H2b。其可能的经济学解释为，董事会治理水平的提升可以使其对创新有利于企业长期发展的认识更明确，但是企业价值最大化的目标会强化“逐利”这一经济学理性特征，而导致企业在决策过程中反而更关注“短视”的金融收益，而扭曲其长期目标。因此，董事会治理与金融化的调节作用难以削弱金融化对创新研发投入的挤出效应。换言之，虽然董事会治理水平的提升有利于企业创新，但是其难以与企业金融化之间发挥调节作用，进而难以抵消金融化对创新研发投入产生的挤出效应的负向影响。

表5 董事会治理与企业创新文化

（二）企业创新文化的调节作用检验

表5 第(2)列和第(4)列回归结果显示，企业创新文化的估计系数为正，且在1%统计水平上显著，表明企业创新文化是促进企业创新研发投入增加的重要因素，即主动将创新发展作为公司文化的上市公司会将创新明确表述为公司的工作方向和目标，这对公司在实际决策中贯彻企业文化，增加和保障创新研发投入有积极的促进作用。进一步，第(2)列结果显示企业金融化与企业创新文化的交互项的估计系数为-0.0027，在10%统计水平上显著，而第(4)列企业金融化与企业创新文化的交互项的估计系数为-0.0048，在5%统计水平上显著。这些结果一方面显示交互项结果稳健，上述所得结论支持研究假设H3a；另一方面显示企业金融化与企业创新文化之间能够形成显著的“替代”效应，进而影响创新研发投入，上述所得结论支持研究假设H3b。究其原因，企业创新文化是企业在长期发展过程中形成的一种文化基因，是一种规导和约束企业的长期发展策略的“习惯法”，其中蕴含了丰富的“长期”经济决策的思想。因此，企业创新文化作为非正式制度能够帮助企业坚持着眼长期的发展策略，可以削弱金融化短视行为的负面影响，对上市公司增加研发投入形成有效的促进作用。

（三）进一步检验

除了上文中发现的董事会治理或企业创新文化可能与金融化形成交互作用进而对企业创新研发投入产生影响之外，本文试图更进一步了解董事会治理与企业创新文化对企业参与金融化的概率和深度的影响。鉴于此，本文采用Probit 模型检验董事会治理或企业创新文化对企业金融化参与概率的影响，采用Tobit 模型检验董事会治理或企业创新文化对企业金融化参与深度的影响。表6 显示了回归结果，第(1)列结果显示，董事会治理对于降低企业参与金融化的概率仅在10%水平上显著，而第(3)列结果显示董事会治理水平的提升对企业金融化程度的影响虽然为负，但是不显著，这表明董事会治理对于企业金融化的影响作用十分有限，这与表5 所得结论基本一致，即二者之间难以存在调节作用。然而，第(2)列和第(4)列回归结果显示，企业创新文化不仅能够降低企业参与金融化的概率，而且能够降低企业金融化的程度，这与表5 结论基本一致，表明企业创新文化能够与企业金融化形成调节作用，进而发挥协同效应，促进企业增加创新研发活动。

表6 董事会治理与企业创新文化对企业金融化的影响

由上述结果不难总结出，正式制度因素董事会治理和非正式制度因素企业创新文化对企业创新均有正向的促进作用，但是它们与金融化短视行为的调节作用则存在差异。相较之下，非正式制度因素企业创新文化更能对持续性研发投入产生正面的影响，创新文化因素在中国企业创新研发上的正向作用值得关注。这表明搭建创新文化融合与企业经营决策的理论框架，深入研究中国特色文化对经济行为后果的影响是非常重要和必要的。

六、拓展性检验：不同情境下的企业金融化与创新研发投入

在以上研究基础上，本文考虑不同企业性质与行业特征，进一步研究不同情境下企业金融化对创新研发投入的影响。本文采用“自抽样法(Bootstrap)”计算出经验p值，以检验组间差异的显著性，即表示实际观察到的组间系数差异可能出现的概率。

（一）区分企业性质下的企业金融化与创新研发投入

本文考察了国有控股企业和民营控股企业中企业金融化对创新研发投入的影响。表7 的第(1)列和第(2)列结果显示，以总资产标准化的创新研发投入为被解释变量，企业金融化的回归系数均显著为负，同时，第(3)列和第(4)列结果也显示了类似的情形。此外，第(1)列和第(2)列组间系数差异分析结果显示，经自抽样法得到的经验p 值为0.511，在10%统计水平上不显著，第(3)列和第(4)列的组间系数差异分析结果也基本一致。上述结果表明无论是国有控股企业还是民营控股企业，企业金融化对创新研发投入所产生的挤出效应基本一致，且这种影响在统计上无显著差异。

表7 企业金融化、产权性质与创新研发投入

（二）区分制造业特征下的企业金融化与创新研发投入

行业本身具有异质性，已有多项研究关注行业间创新活动的差异，认为行业性质不同，其对创新研发投入的要求也不同。因此，企业相应所做出的金融资产配置行为的经济后果也可能产生差异。本文认为，制造业企业发展需要大量的资本，制造业企业过度金融化将加快“去工业化”进程，削弱制造业发展基础，从而抑制企业创新研发投入，且这种抑制作用可能较其他行业更强。表8 第(1)列和第(2)列结果显示，企业金融化对制造业和非制造业上市公司的创新研发投入的影响显著为负，且其组间系数差异分析的经验p 值为0.059，在10%统计水平上显著，表明企业金融化对制造业企业和非制造业企业的负向影响存在显著差异。该结果在一定程度上表明，相较于非制造业企业，制造业企业金融化行为对其创新研发投入的挤出效应更显著，即制造业企业选择增加金融资产会更显著降低其创新研发的投入水平。本文结论与王红建等(2017)的研究结论类似，其可能的解释是制造业企业参与金融化的市场行为所形成的套利动机对于制造业企业的影响尤为强烈。

表8 企业金融化、行业属性与创新研发投入

（三）区分行业管制特征下的企业金融化与创新研发投入

从行业准入的角度来看，我国对“管制行业”①参考罗党论和唐清泉(2009)的研究，本文界定的非金融企业的管制行业包括：能源设备与服务、电力与燃气、公路与铁路运输及交通基础设施、航天与国防、电信邮政、海运与航空、有色金属、烟草等。的准入管理一般比较严格，要受到政府审批和法律法规的限制，但要指出的是，也正是这种较高的进入壁垒使得进入管制行业的企业能够得到国家经济政策的扶持且具有一定的垄断性。垄断行业的企业有可能而且也有条件将资源更多用于创新，使得市场化策略行为的动力被削弱(罗党论和刘晓龙，2009)。表9 报告了管制行业上市公司的企业金融化行为对其创新研发投入的影响。分组回归结果发现，金融化对管制行业和非管制行业上市公司的影响均为负。同时，经由组间系数显著性分析的经验p 值检验结果还发现，第(1)列和第(2)列估计系数经由自抽样法的组间系数差异检验，所得经验p 值为0.017，在5%统计水平上显著，而第(3)列和第(4)列的组间系数差异分析也得到了类似的结果。这些结果显示，企业金融化对管制行业上市公司创新研发投入的影响较小，该结论与理论预期基本一致。究其原因，可能是因为企业一旦突破壁垒进入市场后，就会获得垄断经营的稀缺资源，从而大大降低融资约束程度，因而企业金融化对创新研发投入的负向影响不突出。但是，非管制行业由于其本身进入门槛低，企业间竞争激烈，所以其面临的融资约束的力度更大。与管制行业企业相比，非管制行业企业提高金融化水平则会使创新研发投入所形成的挤出效应更加凸显。

表9 企业金融化、管制行业与创新研发投入

七、稳健性检验

首先，本研究从替代变量、样本窗口期调整和样本选择偏误等三个方法对研究假设H1 进行了稳健性检验。

1. 使用替代变量

本文采用当期金融资产占营业收入的比重作为企业金融化的替代指标，即企业金融化*(Fin*)，来衡量企业金融化水平，表10 第(1)列和第(2)列所得回归结果与前文基本一致，即表明研究假设H1 的检验结果稳健。

表10 稳健性检验结果

2. 调整样本窗口期

考虑到2008 年国际金融危机可能带来的影响，本文剔除2007 年和2008 年的观测样本，采用2009—2017 年的子样本进行稳健性回归，表10 第(3)列和第(4)列所得结论不变，即表明研究假设H1 的检验结果稳健。

3. 控制样本选择偏误

考虑到采用样本可能存在选择偏误，本研究进一步构建企业参与金融化的哑变量作为工具变量，并采用Heckman 两阶段模型进行回归检验。第一阶段采用Probit 模型估计公司选择参与金融化的概率的逆米尔斯率，构建如下Heckman 两阶段模型：

其中，FinD 表示企业金融化的哑变量，即上市公司i 的金融化水平高于行业年平均金融化水平，赋值为1，否则赋值为0；LAMBDA 表示基于式(4)计算所得的样本公司逆米尔斯率；其他变量定义与前文一致。

表10 第(5)列和第(6)列报告了基于Heckman 两阶段模型的检验结果。从其中可以看出，在控制样本选择偏误后，企业金融化与创新研发投入的回归系数分别为-0.0294 和-0.0055，且均在1%统计水平上显著负相关，此结果依然表明企业金融化对上市公司创新研发投入有显著的挤出效应，即表明研究假设H1 的检验结果稳健。

此外，本文还依据上述稳健性检验方法分别对研究假设H2 和研究假设H3 进行了回归分析。稳健性检验结果显示，所得结论依然稳健。

八、结论与政策启示

本文以我国2007—2017 年沪深A 股非金融上市公司为研究样本，实证研究了企业金融化对创新研发投入的影响，并检验了董事会治理和企业创新文化与企业金融化的调节作用对创新研发投入的影响。结果表明，企业金融化对非金融上市公司的创新研发投入具有显著的“挤出”效应，并且在不同情境下这种企业金融化行为对创新研发投入负向调节作用表现明显；正式制度层面的董事会治理和非正式制度层面的企业创新文化均对非金融上市公司的创新研发投入有显著的正向促进作用，但是二者在与企业金融化的调节作用方面存在差异：董事会治理与企业金融化不存在交互作用，而企业创新文化与企业金融化之间对创新研发投入的调节作用表现出协同效应。

本文的研究结论可以得出三点政策启示。第一，中国企业创新发展还存在很大的提升空间，应激发企业的创新活力，鼓励企业加大自主创新研发投入力度，并重视引导企业避免盲目的金融化短视行为，转而强化创新发展意识，积极将长期的自主创新作为企业发展路径。第二，积极培育适合中国企业的创新文化，加强企业创新文化建设，发挥非正式制度文化对正式制度董事会治理的补充作用，强化企业管理层和员工在企业创新发展上的文化共识，并将其落实到实体企业创新发展决策之中，以促进非金融企业的持续健康发展。第三，激励企业创新发展也离不开外部制度环境的优化，因而我国应进一步优化创新企业的金融环境，最大限度发挥金融市场的积极作用：一方面，保障企业创新研发的融资需求，打消创新企业有关融资约束的顾虑；另一方面，为防止企业过度参与金融化，将企业参与金融化的程度纳入银行等金融机构授信参考依据，通过“放管结合”培育良好的市场环境，不断释放中国企业的创新动能。