企业金融化、社会责任与创新投入——基于金融渠道获利能力门槛效应的再审视

王立平，李蔓丽

（合肥工业大学 经济学院，安徽 合肥 230601）

一、引 言

“十四五”期间，我国经济建设面临着内部和外部的双重机遇和挑战。从国内来看，尽管经济高质量发展存在诸多优势条件，但发展不平衡不充分问题依旧非常突出，产业链竞争力薄弱，创新能力无法与高质量发展匹配，城乡发展差距和居民收入差距过大，国内有效需求还未得到充分释放（王一鸣，2020）［1］。从国际来看，世界正在经历一场百年未有之大变局。科技革命与产业革命已进入拓展期（谢伏瞻，2019）［2］，与此同时，国际力量暗流涌动，大国之间的博弈旨在争夺重塑世界格局的权力，而中美经贸摩擦暴露出我国高新技术产业由于缺乏核心技术依旧受制于人的问题。为改变核心技术“卡脖子”问题并走出经济增长疲软困境，中国企业应当聚焦于如何实施创新转型发展，实现技术创新上的追赶与超越。

近年来，我国实体经济不仅面临如何实现创新转型的问题，还面临着需求量下降、整体盈利下降等难题。由于企业经营利润不断下滑，金融部门、房地产部门成为众多实体企业眼中竞相追逐的利润高地。自2011年以来，我国实体经济中“脱实向虚”现象愈演愈烈（史学智和阳镇，2021）［3］，实体企业的金融投资行为逐渐活跃，产业资本脱离实体经济，进入金融、房地产等回报丰厚的领域，推高实体经济成本。从统计数据来看，2010—2020年，我国A股上市非金融企业的金融资产配置规模逐渐扩大，长期金融资产配置规模在2018年出现小幅下降，2020年之后恢复增长。如图1所示，2010年，A股上市非金融企业的金融资产配置总额为3 482亿元，而截至2020年，该统计数据值上升至28 487亿元。可见，在金融与房地产行业高额回报率的驱使下，非金融企业配置的金融资产大幅增长，已经逐渐成为我国实体企业发展的重要特征。

图1 2010—2020年A股上市非金融企业的金融资产配置情况

相关理论将企业金融化行为的两种影响效果概括为“蓄水池”效应和挤出效应。短期来看，金融投资的“蓄水池”效应将会为企业赢得可观的利润，可以理解为一种企业规避资金风险的权宜之策；但从长远来看，金融投资的挤出效应将对企业的持续发展造成不利影响。这是因为，由于创新的高投入性和高风险性，实体企业更倾向于通过投资金融资产而不是研发创新来提高企业市场价值。企业金融化的加深在提高短期收益的同时，也使其偏离主营业务，失去市场竞争力（雷新途等，2020）［4］。从宏观层面来看，“脱实向虚”现象的加剧会扩大收入差距，降低居民消费需求，加大金融危机爆发的风险，而这与跨越中等收入陷阱、释放增长动力的高质量发展要求不符（周游和张成思，2016）［5］。我国正处于产业链优化升级的关键阶段，政府应当积极振兴实体经济、防控金融风险，以实现经济高质量发展目标。

当前，在培育企业创新能力的同时，应提高企业的社会责任意识。在实体经济持续疲软的形势下，非金融企业必须履行企业社会责任，对供应商和消费者负责，对资源和环境负责，培育企业核心竞争力。然而，一些企业在享受政策红利的同时，却忽视对经济、社会和环境三重责任底线的坚守。关于企业是否应当承担并披露社会责任，学界有两种不同的意见：一部分学者认为，企业应当主动承担社会责任，这样能够使产品差异化增加（Albuquerque等，2013）［6］、缓解融资约束（Alhadi等，2019）［7］、增强消费者黏性（Habel，2016）［8］，有利于企业经营发展（张旋等，2019）［9］；另有一部分学者认为，企业承担社会责任会造成企业创新资源浪费（Barnett，2007）［10］、财务绩效表现受损（Azlan等，2014）［11］。

当前，学界关于企业金融化对创新投入影响的结论尚未统一，且现有研究大多聚焦于金融化对创新的直接影响，仅有少数文献从融资约束的视角，探索其影响的非线性关系，鲜有文献考察金融渠道获利能力的门槛效应和社会责任的调节效应。

基于此，本文试图回答以下三个问题：企业金融化是否会挤出创新投入？企业金融渠道获利能力又会引起企业金融化与创新投入的关系发生何种变化？企业承担社会责任能否弱化金融化对创新投入的挤出效应？针对这三个问题，本文将企业金融化、创新投入、社会责任纳入一个研究框架，以2010—2020年1 847家A股上市非金融企业为样本，实证检验金融化水平与企业创新投入之间的关系，探究企业金融渠道获利能力是否发挥门槛效应，并检验企业承担社会责任是否在金融化与创新投入之间发挥调节作用。在基准回归中，使用金融资产配置、短期金融资产配置、长期金融资产配置作为金融化的代理指标，以研发投入作为创新投入的代理指标，使用固定效应面板模型、非动态面板门槛模型进行检验。研究结果表明：企业金融化对创新投入产生显著的挤出效应，长期金融资产配置产生的挤出效应更强；金融化对创新投入的挤出效应存在企业所有权异质性和企业所属行业异质性；进一步分析表明，企业金融渠道获利能力发挥门槛效应，金融化与创新投入之间呈现非线性关系；企业社会责任能够有效缓解短期金融资产配置对企业创新投入产生的不利影响。

本文可能存在的边际贡献主要体现为以下三点：①对有关创新的研究进行了补充。目前关于金融投资行为与创新的研究尚处于起步阶段，本文基于企业“脱实向虚”的现实背景，探讨金融化、社会责任对创新投入的影响，在微观层面丰富了创新的相关研究。②拓展了企业金融化的理论和经验研究。以往的研究大多关注金融化与创新之间的线性关系，忽视了企业金融渠道获利能力的门槛效应。本文聚焦企业金融渠道获利能力，识别了金融化与创新投入之间的非线性关系，明确两者之间存在着以企业金融渠道获利能力为门槛变量的单门槛效应。③本文利用经验证据直观地揭示了企业社会责任的调节效应。现有文献大多从高管特征、税收政策等角度探究调节效应，并未考虑社会责任这一与企业发展战略息息相关的非财务因素的调节效应。本文突破现有研究局限，为研究企业“脱实向虚”、社会责任承担和创新发展提供了新角度。

二、文献回顾与假设提出

（一）文献回顾

创新是一种优质竞争手段，不仅能够提高企业的核心竞争力，还能够带动经济结构转型升级，实现“质量追赶”的目标。围绕企业创新的影响因素，已有文献主要从两个方面开展研究：一是企业内部因素，信贷寻租与融资租赁（张璇等，2017）［12］、所有权结构（陈林等，2019）［13］、高管激励（尹美群等，2018）［14］、组织学习能力（李辉，2019）［15］等因素会对企业创新产生影响；二是外部因素，政府的税收补贴政策（刘兰剑等，2021）［16］、营商环境（雷挺和栗继祖，2020）［17］、环境政策（Fried，2018）［18］、财政政策（Semieniuk和Mazzucato，2017）［19］、互联网发展水平（陈兵和王伟龙，2021）［20］等因素对企业创新具有一定的解释力。

“金融化”这一概念最早由Baran（1966）［21］提出，之后这一概念得到学界的广泛讨论。Stockhammer［22］对金融化进行了比较全面的阐述：金融化包括金融市场全球化、股东革命、金融收入增长。Céline和Cédric［23］提出区分金融化的三个维度：第一，从实体企业流向金融部门的资金数量和频率增长；第二，实体企业配置金融资产数额的扩张；第三，实体企业向客户或供应商所提供的金融活动支持，以期获得客户和供应商长久支持。本文聚焦微观层面金融化，即企业金融化。随着金融市场的日渐繁荣，企业金融化得到了学界的广泛研究并成为近几年的研究热点。根据对已有文献的梳理，可以将企业金融化产生的影响分为微观和宏观两个层级。从微观层面来说，关于金融化对企业所产生的影响可以从正面、负面两个方面来看。一部分学者认为，金融化对创新具有促进作用。企业配置金融资产能够盘活部分闲置资金，提高企业资产流动性的同时还能够增加企业收益，企业可以利用这部分收益减缓融资约束（黎文靖和李茫茫，2017）［24］，应对未来可能出现的财务危机，这种以预防性需求为出发点所产生的影响可以概括为“蓄水池”效应。另一部分学者则认为，金融投资行为会抑制企业实业投资和研发活动。企业将有限资产投入到金融活动中，就缺少足够的资金进行创新研发（Tori和Onaran，2017）［25］。从宏观层面来说，金融化对实体经济产生了复杂影响，造成了多种层面的冲击。首先，随着实体企业对金融部门的依附增强，传统商品会被赋予资本品属性，从而改变市场上传统的价格形成机制和资源配置方式，导致货币政策要考虑更多的市场因素；其次，金融化程度加深会造成社会整体有效需求不足，具体表现为经济增长率出现内生性下降、工人工资增速缓慢、收入分配差距过大（Roberts和Kwon，2017）［26］。

从已有文献看，关于企业创新、金融化的研究仍处于不断丰富的阶段，分析框架还未完全清晰，存在继续探索的空间。

（二）假设提出

1.企业金融化对创新投入的影响

企业金融化意味着企业利润对金融投资活动的依赖度逐渐增强。从金融化的“蓄水池”动机来看，金融投资能够给企业带来可观的利润流入，尤其是当企业面临较大的融资约束时，金融投资带来的超额回报率能够起到财务缓冲作用，短期金融资产能够以低成本迅速变现，帮助企业度过创新资金紧张时期（杜勇等，2017）［27］。企业如果能够有效利用金融资产流动性较强的特点为创新活动提供资金支持，那么就可能减少长周期、高风险的创新活动中出现的资金短缺问题（刘贯春等，2018）［28］。从金融化的“市场套利”动机来看，金融化会给企业创新带来不可忽视的负面影响：其一，从短期来看，企业从有限的资本中划分出更多比例用于金融投资，这就意味着一部分本该用于创新研发的资金被挪作他用（张成思和张步昙，2016）［29］；其二，从长期来看，资本市场的超额回报率会使企业家或管理层失去判断力，降低企业发展战略的贯彻执行力，使企业失去创新发展动力。鉴于当前学界还未形成关于企业金融化对创新投入影响的一致结论，本文提出假设1。

H1a：当金融投资动机以“蓄水池”动机为主导时，企业金融化会促进创新投入；

H1b：当金融投资动机以“市场套利”动机为主导时，企业金融化会挤出创新投入。

2.企业金融渠道获利能力的门槛效应

研究表明，企业金融化与创新投入之间并不是简单的线性关系（王昱等，2021）［30］。由于不同企业的资产管理能力和风险承担能力有强与弱的区别，不同企业通过金融渠道获得收益的能力存在差异，而企业金融渠道获利能力会影响企业金融资产配置和创新投入决策。对于金融渠道获利能力较强的企业而言，其能够承担金融投资风险的能力更强，能够有效整合投资信息，做出可靠的金融资产配置决策，并通过这一非主营业务达到改善企业资金结构、缓解创新研发资金压力的目的。此时，企业决策者会对未来财务状况产生更强的信心，免去对投资决策失误而陷入融资困境的担忧，进而表现出更强的投资研发意愿。而对于金融渠道获利能力较低的企业而言，其决策者由于缺乏对金融市场的认知，难以通过金融投资实现企业资产保值、增值的意愿，因此会变得更加保守，对于组织变革和创新的意愿会降低，具体表现为创新投入的减少（王晓燕，2021）［31］。此时，金融化对创新投入的挤出效应将更加强烈。

不论企业是出于资金“蓄水池”动机还是“市场套利”动机配置金融资产，其共同目的都是获得超额回报。只有适度进行金融投资并获得可观收益，才能使企业金融活动与主营业务实现良性互动。但是，当企业无法通过配置金融资产获得收益甚至无法回笼资金时，企业面临的沉没成本将进一步挤占创新投入。本文认为，当企业金融渠道获利能力较弱时，其配置金融资产不仅无法降低企业现金流压力，还会给企业造成经营风险，对企业创新产生不良影响，此时，企业金融化对创新投入的挤出效应较强。当金融渠道获利能力跨过门槛值，处于较高水平时，企业能够通过金融投资获得更多收益，减少融资压力，企业将更有信心开展创新活动，此时，企业金融化对创新投入的挤出效应较弱。

因此，本文在假设1的基础上提出假设2。

H2：企业金融化对创新投入的影响存在金融渠道获利能力的门槛效应。

3.企业社会责任的调节作用

1924年，Sheldon［32］首次提出“企业社会责任”这一概念，他认为企业社会责任是一种满足企业内、外部需求的责任。企业社会责任作为企业发展战略的一种，其深层价值导向是实现企业可持续发展，对企业发展起到支撑作用。一方面，企业在生产经营过程中履行并披露社会责任，会为其树立较高的社会声誉，降低融资约束（王秉鼎，2019）［33］、提高员工敬业度（Gao，2014）［34］、获得竞争优势（Porter和Kramer，2011）［35］；另一方面，企业积极履行社会责任能够吸引具有较强社会责任感的客户，获得消费者认同，提高品牌黏性（齐丽云等，2016）［36］。尤其在互联网与电商经济发达的时代，政治立场坚定、慈善捐赠等行为会让品牌瞬间脱颖而出，成为消费者青睐的对象。同时，社会责任不仅是企业与消费者之间的黏合剂，也促进了企业获得政治关系（罗津和贾兴平，2017）［37］。本文认为，企业承担并严格披露社会责任，能够为其争取到竞争优势，降低研发创新中的信息不对称性，提高企业创新意愿；同时，企业的良好社会责任将促进知识流动，激励企业员工的创新参与度。因此，本文提出假设3。

H3：企业社会责任会对企业金融化与创新投入之间的关系进行正向调节。

三、研究设计

（一）样本与数据来源

本文以2010—2020年中国1 847家沪深A股上市非金融企业作为研究样本，数据来源于CSMAR数据库、WIND数据库以及和讯网《上市公司社会责任报告》。

本文对原始数据做了如下处理：①剔除金融行业的公司样本；②剔除特殊处理公司（ST和*ST）样本；③剔除缺失关键指标数据的公司样本。最终，确定样本企业1 847家，共20 317个观测值。此外，本文实证中已对连续变量数据进行了上下1%的缩尾处理。对于控制变量部分缺失的数据，本文采用均值插补法进行补齐。

（二）变量说明

1.因变量：创新投入

本文选取企业研发投资作为创新投入的代理变量。参考段军山和庄旭东（2020）［38］的做法，在基准回归部分使用研发投入与总资产比值+1的自然对数作为代理指标。在稳健性检验中将使用研发投入与总资产比值的自然对数作为创新投入的代理指标。

2.自变量：企业金融化

根据金融资产的流动性，本文设置了三个企业金融化代理指标，分别是金融资产配置、短期金融资产配置、长期金融资产配置。其中：长期金融资产包括衍生金融资产、发放贷款以及垫款净额、持有至到期投资、投资性房地产、可供出售金融资产净额；短期金融资产包括交易性金融资产、其他流动资产中短期金融资产（谢家智等，2014）［39］。

3.门槛变量：金融渠道获利能力

本文选取金融收益占金融资产配置总额之比作为金融渠道获利能力的代理变量。其中，金融渠道获利包括利息收入、投资收益中与金融投资相关的部分以及公允价值中涵盖金融资产的部分（瞿真，2021）［40］。

4.调节变量：企业社会责任

本文参考顾雷雷等（2020）［41］的做法，选取和讯网《上市公司社会责任报告》中的社会责任评价总得分度量企业社会责任水平。该报告的评分体系根据A股上市公司披露的年报和社会责任报告内容测算，涵盖五个一级指标，分别是股东责任、员工责任、供应商、客户和消费者权益、环境与社会责任。该分值越高，则企业的社会责任履行和披露情况越好。

5.控制变量

本文参考余明桂等（2019）［42］、唐松等（2020）［43］的做法，选取以下几个企业特征变量作为控制变量，包括企业年龄（age）、净资产收益率（roe）、股权集中度（top1）、现金比率（ae）、货币资金持有（mc）、两权分离率（separate）、企业规模（size）、营业利润增长率（acpr），并控制行业效应（ind）和年度效应（year）。

变量符号、变量说明见表1所列。

表1 变量名称和变量说明

表2报告了主要变量的描述性统计结果。样本中，金融资产配置的均值为3.7%，中位数为0.7%；金融渠道获利能力的均值为3.5%，中位数为4%；企业社会责任的均值仅为24.708，反映出我国上市企业社会责任报告的披露水平较低。另外，本文进行了多重共线性检验，结果表明不存在多重共线性问题。

表2 变量描述性统计

续表2

（三）模型设定

为了验证企业金融化对创新投入的直接影响，即检验假设1，本文设定如下固定效应模型：

其中：rdi，t为因变量，在基准回归中所使用的指标是企业研发投入；fini，t为自变量，本文使用三个金融化代理指标，分别是金融资产配置、短期金融资产配置、长期金融资产配置；Xi，t表示控制变量集，本文的控制变量包括企业年龄（age）、净资产收益率（roe）、股权集中度（top1）、现金比率（ae）、货币资金持有（mc）、两权分离率（separate）、企业规模（size）、营业利润增长率（acpr）；ind和year分别表示行业和年份虚拟变量；ε为随机扰动项。

考虑金融化与创新投入之间可能存在非线性影响，本文参考Hansen（1999）［44］提出的非动态面板门槛回归模型，以考察企业金融渠道获利能力是否对金融化与创新投入的关系产生门槛效应。

首先，建立关于金融渠道获利能力的单一门槛面板模型如下：

其中：q为门槛变量金融渠道获利能力（per）的代理变量；γ为待估计门槛值；I（·）为指示函数，当指示函数条件得到满足时，I取值为1，否则取0。

其次，设立双重门槛面板模型，如模型（3）所示：

四、实证结果分析

（一）金融化对企业创新投入的直接影响

为检验假设1，先进行固定效应模型回归，检验结果见表3所列。无论是以长期金融资产配置还是短期金融资产配置表示的金融化，其回归系数均显著为负，验证了H1b成立，H1a不成立。这说明，非金融企业金融投资行为以“市场套利”动机为主导，对创新投入产生显著的挤出效应，使企业创新投入水平下降。另外，从回归系数的对比中可以看出，长期金融资产配置的挤出效应强于短期金融资产配置的挤出效应。

表3 基础回归结果

（二）稳健性检验

1.内生性检验

企业创新投入可能会对金融投资行为产生影响，从而导致内生性问题出现。为了控制金融化与创新投入之间的逆向因果关系，本文参考彭俞超（2018）［45］的做法，引入同一城市其他企业金融投资均值（cityfin）作为工具变量，采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行回归。同一城市其他企业金融投资均值反映出一个城市企业金融投资环境，与该城市企业金融投资水平相关，但是不会直接影响企业创新投入。因此，同一城市其他企业金融投资均值符合工具变量的基本要求。2SLS回归结果见表4所列，第一阶段的回归结果中，工具变量同一城市其他企业金融投资均值的系数均为正，在1%的水平上显著，且F统计值显著大于10，不存在弱工具变量问题；第二阶段回归结果见表4的（4）—（6）列，金融化对企业创新投入产生显著的抑制作用。从而证实了在控制内生性因素之后，基准回归结果依旧稳健。

表4 稳健性检验1

2.更换被解释变量

不同规模企业的研发规模存在较大差异，因此，更换被解释变量代理指标为企业研发投入与总资产之比的自然对数。回归结果见表5的（1）—（3）列，金融资产配置、长期金融资产配置对企业研发投入强度的影响为负，并且都在1%水平上显著。

3.加入省份固定效应

考虑不同省份的资源禀赋、政策力度和金融市场发展程度存在差异，可能会导致不同省份的企业金融化程度不同，采用在固定效应模型中加入省份固定效应进行稳健性检验。回归结果见表5的（4）—（6）列，加入省份固定效应后，金融化对企业研发投入依旧产生显著的抑制作用，再次验证了H1b。

4.解释变量滞后一期

采用金融化滞后一期的方法对模型进行稳健性检验。由表5的（7）—（9）列可知，在金融化滞后一期之后，金融资产配置、长期金融资产配置对创新投入产生显著的挤出效应，与基准回归结果基本保持一致。

表5 稳健性检验2

（三）异质性检验

1.所有权异质性

国有企业肩负一部分政府职能，承担着推动供给侧结构性改革、发展动力转换的重要责任，应当发挥其在经济建设中的引领作用，聚焦实体经济主营业务发展，为经济高质量发展注入创新活力。近几年，国有企业开始广泛涉足非主业板块，超过70%的央企在房地产板块、金融板块配置资产。由于我国金融市场发展有待完善，金融产品类别较少，不足以分散风险，国有企业的金融投资对创新所产生的影响值得重视。那么，对不同所有权性质的企业而言，企业金融化对创新投入是否产生差异化影响是一个值得研究的问题。因此，本文将讨论企业所有权异质性带来的影响。

从表6来看，当金融化的代理指标是短期金融资产配置时，非国有企业金融化对创新投入的挤出效应更加显著。这可能是因为国有企业与政府关联性更强，更容易拿到创新补贴，即使将大量资金用于金融投资，也能有充裕的资金支持短期内的企业研发、中试。而当金融化的代理指标是长期金融资产配置或金融资产配置时，国有企业金融化对创新投入的挤出效应更强。这表明，国有企业应当慎重进行长期金融资产配置，不应在金融市场利润高地中舍本逐末、迷失自我。国家也应当严格把控国有企业长期金融资产配置的决策，以防重要产业创新驱动力不足。

表6 企业产权性质的异质性检验

2.行业异质性

不同行业之间的金融活动和创新活动具有异质性，已有多项研究关注行业性质的不同引起金融投资行为、创新研发行为的差异。通常来说，制造业是实体经济的关键，制造业企业的持续发展对创新研发的依赖程度更高。而制造业企业的金融投资行为究竟会服务主营业务发展还是助推其脱离创新发展，成为一个值得深入思考的问题。基于此，本文将讨论企业所属行业对金融化与创新投入关系的影响。

分组回归结果见表7所列，制造业企业配置长期金融资产会对创新投入产生更显著的挤出效应，而非制造业企业配置短期金融资产会更显著地降低企业创新投入水平。当前，我国制造业尤其是高新技术制造业持续受到发达国家的技术封锁，难以在短期内实现核心技术突破。为早日实现制造业强国目标，制造业企业应当适度进行长期金融投资，将注意力集中于创新主营产品，培养核心竞争力。

表7 企业行业性质的异质性检验

续表7

五、进一步分析

（一）金融渠道获利能力的门槛效应

为了进一步检验企业金融化与创新投入之间的非线性关系，本文应用门槛回归模型考察企业金融化对创新投入的影响。

依次运用模型（2）和模型（3）对企业金融渠道获利能力进行门槛检验和门槛值估计，使用Bootstrap自抽样法，反复抽样300次，结果见表8、表9所列。当自变量的代理指标为金融资产配置和长期金融资产配置时，单门槛检验的F统计值分别为16.03和13.38，均通过显著性检验，说明存在单门槛效应，两者均未通过双重门槛效应的显著性检验；当自变量的代理指标为短期金融资产配置时，金融渠道获利能力不存在门槛效应。

表8 门槛效应显著性检验结果

表9 门槛值真实性检验结果

由表9可知，当自变量的代理指标为金融资产配置时，单一门槛值为0.067，95%的置信区间为［0.055，0.068］；当自变量的代理指标为长期金融资产配置时，单一门槛值也为0.067，95%的置信区间为［0.055，0.068］。因此，采用单一门槛回归进行下一步分析。

表10的门槛效应结果表明：当企业金融渠道获利能力小于0.067时，金融资产配置对创新投入的影响系数为-5.966；当金融渠道获利能力大于0.067时，金融资产配置对创新投入的影响系数为-2.970，两者均在1%的水平上显著。当金融渠道获利能力小于0.067时，长期金融资产配置对创新投入的影响系数为-6.976；当金融渠道获利能力大于0.067时，影响系数为-3.074，两者均通过1%水平的显著性检验，H2得到验证。这说明，当企业通过金融渠道获利的能力较低时，企业配置金融资产对创新投入的挤出效应更强。企业应当优化金融资产配置结构，提高金融资产运营能力和金融风险应对能力，谨慎持有长期金融资产。

表10 金融化的门槛效应分析

（二）社会责任的调节效应

本文检验了企业社会责任对“金融化-创新投入”这一关系的调节作用，参考李井林和阳镇（2019）［46］的做法，在模型（1）的基础上依次加入企业社会责任、企业社会责任与金融化的交互项得到模型（4）、模型（5）：

对模型（1）、模型（4）、模型（5）依次进行回归，所得结果见表11所列。从表11列（4）可以看出，短期金融资产配置与企业社会责任的交互项为正，并在10%的水平上显著，这一结果证实了企业承担社会责任将会正向调节短期金融资产配置与创新投入之间的负向关系，H3得到验证。企业承担社会责任，意味着企业在制定战略和决策时对企业未来发展有着清醒的认知，不会以企业创新发展换取当前利益。同时，企业承担社会责任会对社会释放出积极信号，有助于企业与股东、债权人保持良好的信任关系，对企业资金链的稳定性具有积极意义。此外，企业在履行对社会、环境、消费者、合作伙伴的责任时，会提高企业声誉，增强企业员工的凝聚力，激励员工的创造性，提高企业创新绩效。从对企业社会责任调节作用的实证分析来看，政府应当建立激励机制，促进企业树立良好的社会责任意识，在遏制企业逃避社会责任的同时，还能够弱化短期金融资产配置对创新投入的挤出效应。

表11 企业社会责任的调节作用

六、研究结论与政策启示

本文基于2010—2020年沪深A股1 847家上市非金融企业样本，对企业金融化与创新投入之间的关系进行了理论分析与实证检验，重点关注在金融渠道获利能力影响下，企业金融化对创新投入的门槛效应，并进一步考察社会责任的调节效应。研究结果表明：①企业金融投资行为对创新投入产生显著负向影响，通过细化金融化的代理指标发现，长期金融资产配置对创新投入的挤出效应更强。经过一系列稳健性检验后，该结论依然成立。②企业金融渠道获利能力发挥了门槛效应：当企业金融渠道获利能力较强时，决策者对未来财务状况的乐观预期将产生更强烈的创新意愿，表现为金融投资对创新投入的挤出效应较弱；而当企业金融渠道获利能力较低时，决策者对于不确定性高、风险大的创新活动的态度将更为保守，表现为金融投资对创新投入的挤出效应较强。③进一步分析企业社会责任的调节作用发现，企业社会责任有效发挥了调节作用，即当企业承担更多社会责任时，短期金融资产配置对创新投入的挤出效应较弱。

基于上述结论，本文得到如下政策启示：

一是建立并完善金融市场体系，为非金融企业科技创新提供资金支持。以发展实体经济为重点，积极引导金融市场服务实体经济，从股票、债券、期货、产权等多方面健全金融品类，增强金融产品的功能属性，引导金融市场全面发展。为企业提供正规化、多样化的金融投资渠道，提高企业金融渠道获利，促进实体企业与金融机构良性互动。

二是加强对国有企业、制造业企业金融投资的监管，引导其回归主业。一方面，要进一步构建并完善实体企业金融大数据平台，实时掌控国有企业、制造业企业参与金融投资的动向，严格监控该类型企业金融投资的资金来源和收益；另一方面，要提高政府资金配置效率，为企业提供更平等的金融服务，消除正规金融体系对不同所有权企业的信贷歧视，缓解信贷配给失衡问题，这样才能进一步抑制国有企业由于融资优势引致的过度金融投资，防范“脱实向虚”给实体经济创新转型造成不利影响。

三是进一步完善企业社会责任信息披露政策，发挥企业社会责任价值，推动共同富裕。一方面，对接国际标准，制定并完善企业社会责任披露报告准则，引导企业进行真实的社会责任信息披露；另一方面，制定监管细则，建立审核制度，对披露报告的真实性进行核实，并对不披露、虚假披露的企业采取惩罚措施。可考虑引入第三方机构对企业社会责任披露报告进行审核，配合政府对企业社会责任履行情况进行监管。建立社会责任动态考核体系，开展对企业社会责任动机、可持续性的监督管理，并对社会责任长期表现良好的企业给予资金奖励或政策支持。

四是积极引导企业进行技术革命，优化升级产品，提高产品在国际市场中的竞争力。我国正处于转型发展的重要阶段，企业偏离主营业务而过度配置金融资产，是一种无视企业未来发展且不利于国家产业结构升级的短视行为。国家应积极引导企业适度进行金融投资，采取税收政策激励企业科研创新意愿，为企业创新提供补贴，为企业自主创新活动的可持续开展提供保障。同时，创新信贷模式，例如打造面向有发展潜力企业的“助保贷”信贷产品，提高企业开展创新活动的风险承担能力。