创新驱动政策抑制实体企业“脱实向虚”了吗——基于国家创新型城市试点政策的准自然实验

张 博,谢家智,吴静茹

(1.西南大学 经济管理学院,重庆 400715;2.重庆理工大学 经济金融学院,重庆 400054)

0 引言

党和国家高度重视实体经济发展问题,多个会议和文件强调要巩固壮大实体经济的根基。习近平总书记更是多次强调,实体经济发展至关重要,任何时候都不能“脱实向虚”。在经济转型关键时期,探究影响实体企业金融化的因素,针对性地引导其理性回流实业,对防范和化解金融风险,提振实体经济,实现国家治理体系与治理能力现代化具有理论和现实意义。值得注意的是,处于市场化改革情境的中国企业,其决策研判、投资偏向和行为预期很大程度上受外部政策环境影响。如何通过机制体制创新,营造良好的政策和制度环境,无疑是治理“脱实向虚”问题的关键。为此,本文试图探索中国创新驱动政策对实体企业金融化产生何种影响,其作用机制又是什么?

与本文密切相关的文献主要包括两部分:一是创新驱动政策的效应评估。与专注于研发、产业、行政审批等单一类型的政策制度有所不同,创新驱动政策是指以创新为驱动,实现经济新旧动能转换的多元政策制度[1]。创新型城市试点政策作为国家推进创新驱动发展战略的一项重要渐进式改革,是中国创新驱动政策的集中体现。因此,本文主要基于国家创新型城市试点政策实施视角,考察中国创新驱动政策的经济效应。就宏观层面而言,现有研究大多聚焦创新型城市试点政策对区域创新的影响,如Gao &Yuan[2]、Zhou &Li[3]研究发现,国家创新型城市试点政策能够显著提高城市创新水平,且存在显著的地域差异。在微观企业层面,杨仁发和李胜胜[4]、郭丰等[5]利用不同数据库评估国家创新型城市对属地企业创新的作用,认为试点政策对企业创新存在增量提质效果;李仁宇和钟腾龙[6-7]研究发现,试点政策能够显著提高企业出口产品质量和劳动收入份额。二是企业金融化相关研究。在经济后果方面,多数学者认为企业金融化将显著降低实体投资及其效率,损害企业未来主营业绩和经营利润[8-9],也会增加股价崩盘风险[10],甚至造成虚拟经济过度膨胀和实体产业空心化,诱发金融危机。在影响因素方面,部分研究从内部视角出发,探讨管理层背景特征、内部控制等因素的作用;也有文献基于外部视角,研究税收、产业政策等宏观经济政策或社会信任等非正式制度对企业金融化的影响。

综上,现有文献缺乏对国家创新型城市试点政策与企业金融化关系的直接探讨,对此问题的考察将直接关乎如何依靠创新驱动,实现经济结构转型和高质量发展。鉴于此,本文利用中国沪深A股非金融上市公司数据,实证检验国家创新型城市试点政策对实体企业金融化的影响及作用渠道。与已有文献相比,本文边际贡献在于:第一,以国家创新型城市试点政策实施为契机,实证检验这一创新驱动政策对实体企业金融化的影响,有助于补充和丰富宏观经济政策与微观企业行为的研究。第二,理论分析和实证检验试点政策对企业金融化的作用机制,有助于深化对创新驱动政策治理效应的认识,为实施因地、因企制宜的试点政策提供决策支持。第三,以创新型城市试点政策为准自然实验,构建多期双重差分模型,考察试点政策对企业金融化的影响,能较好地解决城市创新指标选取带来的内生性问题,提高研究结果的可靠性。

1 机制分析与研究假设

诸多有关宏观政策的微观经济效应研究表明,政策具有信号属性(信号传递效应)和资源属性(资源配置效应)。国家创新型城市试点政策作为创新驱动政策的集中体现,其信号属性对企业创新具有激励和引导作用,其资源属性可以在成本端降低企业税负和交易成本,如图1所示。这些因素能有效推动企业专注于主业发展,削弱其金融化动机,抑制实体企业“脱实向虚”。

1.1 国家创新型城市试点政策的信号传递效应及作用

国家创新型城市试点政策的信号传递效应能够激励企业加大创新投入,发展实体经济,进而抑制企业金融化。创新能够加速技术进步,提高产品竞争力和市场占有率,对企业实体经营形成正向激励[11]。由于创新活动周期长、资金需求大、风险高和外部性强,企业往往缺乏自主创新动力。特别是在需求收缩、供给冲击和经济持续承压的背景下,企业创新预期持续转低[12],易陷入内生发展困境。转轨时期,创新能力弱化将影响企业全球价值链参与和转型升级,由此引致市场竞争劣势,从而对实体业务产生冲击,降低企业实业投资效率和经营绩效[13],并在很大程度上改变投资流向,使企业偏向持有金融资产“赚快钱”,实业投资意愿下降[14]。

图1 国家创新型城市试点政策对企业金融化的作用机制Fig.1 Mechanism of the impact of the national innovative city pilot policies on enterprise financialization

国家创新型城市试点政策作为一项创新驱动的政策设计,传递的创新激励信号对激发企业创新活力、引导企业价值投资具有重要作用[1, 11]。根据信号传递理论,国家创新型城市的政策利好信息能显著增强企业对行业趋势、市场前景的乐观判断和信心,提升企业对研发投资等生产性活动的包容性和收益预期。即使企业创新投入在短期内无法盈利,也会选择继续加大或保持此类投资,以降低未来获利时的项目重置风险,维持竞争优势[11]。同时,试点政策向外部投资者、金融机构传递出企业获得政府认可与支持的信号,有利于缓解企业创新活动面临的外部融资约束问题[15],为企业创新提供必要的资金支持。这有利于企业专注于主业经营,遏制其金融化倾向。鉴于此,本文提出如下研究假设:

H1:国家创新型城市试点政策能够抑制企业金融化。

H2:国家创新型城市试点政策通过增加企业创新投入抑制企业金融化。

1.2 国家创新型城市试点政策的资源配置效应及作用

国家创新型城市试点政策的一系列具体措施和制度设计,可通过资源配置效应降低企业税负成本,引导企业专注于主业经营,抑制企业金融化。企业税负作为企业支出流维度的重要考量,能显著影响企业利润和经营活动现金流方向,并对企业经营策略产生作用[16]。实体企业税负水平高意味着生产经营成本上升和税后盈利减少,这为企业进一步找寻新的盈利增长点以平衡生产经营活动收益下降提供了动机[17]。在经济下行周期,供给侧产能过剩、生产要素成本上升、需求侧萎缩等矛盾相互交织,企业税负敏感性持续上升。以轻资产、短周期以及高投资回报率为特征的金融部门极易成为产业资本需求的新一轮增值渠道。金融创新产生的税收规避也进一步加速企业向“低负担—高回报预期”的金融领域流动,形成企业金融化蔓延态势。创新型城市建设对企业减税降费提出了明确要求,《建设创新型城市工作指引》提出全面落实研发经费加计扣除政策,鼓励各试点城市依据自身资源禀赋、基础条件和产业特色,给予区域内企业相应财税支持[4]。试点政策的财税支持将有效减轻企业税收负担,对企业要素配置产生结构效应[16]。一方面,税负下降能够直接缓解企业实体经营成本侧的刚性约束,提高企业生产性利润率,激励企业加大对主业的资源配置[18]。另一方面,试点政策的减税措施对企业具有现金节约效应,促使企业将多余现金用于创新投资和转型升级,以形成新的竞争优势和增长动力。随着企业创新产出和研发能力提高,试点政策的财税支持力度也会加大,有助于实现税负降低和主业绩效提升的良性循环,有效遏制企业金融化倾向。基于此,本文提出如下假设:

H3:国家创新型城市试点政策通过降低企业税负抑制企业金融化。

创新型城市试点政策的实施有利于降低企业交易成本进而抑制企业金融化。新制度经济学认为,交易成本源于市场中的信息不对称,是获取市场交易信息、进行谈判和签订契约等产生的费用[19]。国家创新型城市试点政策的实施从制度和物质层面降低交易成本,影响企业经营发展和投资策略选择。在制度层面,建设国家创新型城市的重点任务之一就是“抓政策改革的落地,降低各类制度性交易成本,形成激发创造力和注重开放性激励性的体制机制”。依据建设国家创新型城市指标体系和考核要求,试点城市深入开展以“行政审批制度改革,清理、减少和规范行政审批事项,建设法治政府和服务型政府”为内容的制度建设。这有利于完善市场交易制度,在提高政府办事效率的同时,有效降低交易的不确定性,规避制度缺位或无序造成的交易成本高涨,为企业市场进入和退出提供良好的运行机制[16]。在物质功能层面,为加快资源要素集聚和成果转化,试点城市积极营造有利于企业创新等实体经营活动的硬件环境,加强区域内交通、网络等基础设施建设,积极培育市场化中介和商事服务新业态。通过物质基础设施、专业化公共服务平台的规划和布局,有效提升市场交易顺畅度,降低市场信息搜寻成本、缔约成本和营商成本等交易成本[20]。随着交易成本下降,企业非生产性支出项目减少,有利于提升企业利润率和经营绩效[21],提高企业实体经营活动的稳定性和可持续性预期,弱化虚拟经济对资本的“虹吸效应”,从而抑制企业金融化行为[12]。基于上述分析,本文提出如下研究假设:

H4:国家创新型城市试点政策通过降低企业交易成本抑制企业金融化。

2 估计策略、数据说明与变量设定

2.1 多时点DID模型构建

国家创新型城市试点政策作为外生于企业金融化的政策冲击,可以将其视作一项创新驱动政策的准自然实验。由于试点政策是分批实施、逐步推进的,因此本文采用多期双重差分模型,将2018年及之前获批试点的78个城市(城区)样本作为处理组,其它作为对照组,建立如下回归模型:

FINi,j,t=α0+α1DIDi,t+∑Controlsi,j,t+vj+μt+εi,j,t

(1)

其中,i表示城市,j表示企业,t表示时间,FINijt表示城市i内企业j在第t年的金融化程度。DIDi,t=Treati×Periodi,t是核心解释变量,表示国家创新型城市试点政策,系数α1反映试点政策对企业金融化的平均影响效应。vj、μt分别表示企业个体固定效应和年份固定效应,用以排除公司个体层面和年度层面不变因素的干扰。Controli,j,t为控制变量组,α0为截距项,εi,j,t为随机误差项。

2.2 数据来源与处理

2001年底中国加入WTO,2002年社会主义市场经济体制初步确立,之后企业面临的内外部环境趋于一致,因而选择2002年作为样本时间起点。2022年科技部公布了最新一批国家创新型城市建设名单,但基于数据可得性、完整性以及入选时间太短对结果造成干扰等考虑,最终选择以2002—2021年数据作为样本周期,并将2022年获批的25个试点城市作为对照组处理。本文企业层面财务数据主要来自CSMAR和Wind数据库,城市层面数据来自各地区统计年鉴,运用Stata16.0进行数据分析。

在进行回归前,对原始数据作如下处理:第一,根据证监会《上市公司行业分类指引》(2012年修订版),剔除金融保险类和房地产企业;第二,剔除PT、ST类上市公司样本;第三,剔除缺失主要变量数据及数据异常的样本;第四,为消除极端值的影响,对微观层面连续变量进行1%和99%的双侧缩尾处理。

2.3 变量选取及说明

2.3.1 被解释变量

企业金融化(FIN)。对于企业金融化的衡量,已有研究多采用企业金融渠道获利或金融资产占总资产的比重测度。从金融资产占比角度刻画企业金融化仅能反映企业某一时点的金融化行为,不能准确反映企业全年的金融化行为,因此本文认为用金融渠道获利占比度量企业金融化较为合适。借鉴刘贯春等[14]的做法,采用投资收益与营业收入之比表示企业金融化,并剔除投资收益为负的企业样本。此外,本文还采用金融资产占总资产的比重进行稳健性检验。

2.3.2 核心解释变量

创新驱动政策(DID)。综合现有研究,本文将创新驱动政策定义为政府为实现创新驱动发展,建设创新型国家,提高创新主体经济效益而采取的一系列创新型政策设计和安排。参考白俊红等[1]的做法,将科技部、国家发改委颁布的创新型城市试点政策作为一项准自然实验,表征创新驱动政策的政策处理效应。首先,生成组间虚拟变量(Treat),将在试点城市注册的企业样本视作处理组,赋值为1,其余为对照组,赋值为0。其次,生成时间虚拟变量(Period),依据获批国家创新型城市试点的时间,设置时间虚拟变量,将获批当年及以后的年份赋值为1,否则为0。最后,将组间虚拟变量和时间虚拟变量的交乘项作为国家创新型城市试点政策的虚拟变量。

2.3.3 控制变量

为提高研究的准确性,避免因遗漏变量带来的问题,参考谢家智等[22]的做法,进一步控制影响企业金融化的其它因素。在企业层面,控制企业固有特征变量员工人数(Worker)和公司规模(Size)、融资特征变量企业现金流(CFO)、公司股东特征变量股权集中度(Shrcr1)和机构投资者持股比例(IIS),并采用企业资产净利率(ROA)反映企业盈利能力对金融化的影响。同时,为反映实体投资对金融化的影响,纳入固定资产比率(FAR)。在宏观层面,地区产业发展、基础设施建设、经济发展水平和人口因素会对微观企业行为产生影响,本文进一步控制地区产业结构(Third)、公路里程数(Road)和地区人均生产总值(GDP)。具体变量测度方法如表1所示。

2.3.4 变量描述性统计

根据表2主要变量描述性统计可知,样本企业金融化程度的均值为0.022,中位数为0.004,最小值为0,最大值为0.434,标准差为0.057,表明企业金融化程度的个体差异较大。在控制变量方面,公司财务特征等指标与其他学者的研究基本一致,地区宏观层面变量也基本分布在合理区间内。

表3报告了国家创新型城市(处理组)与非创新型城市(对照组)的单变量统计分析结果。可以发现,相比对照组企业,处理组企业金融化程度明显更低,具体表现为处理组企业金融化指标均值和中位数明显低于对照组(均值检验与Wilcoxon秩和检验均在1%水平上显著),初步验证了H1,即国家创新型城市试点政策的实施可以降低企业金融化程度。此外,在其它特征变量方面,创新型城市与非创新型城市两组样本之间均存在显著差异。

表1 主要变量及测算方法Tab.1 Main variables and calculation methods

表2 变量描述性统计结果Tab.2 Descriptive statistics of the variables

表3 非创新型城市与创新型城市的单变量统计分析Tab.3 Univariate statistical analysis of non-innovative cities and innovative cities

3 实证结果与回归分析

3.1 共同趋势检验

采用双重差分法(DID)进行政策评估的前提是满足共同趋势假设。本文借鉴Beck等[23]的方法,采用事件研究法进行共同趋势检验,设定模型如下:

(2)

其中,Di,t+k是一系列虚拟变量,表示第t年城市i是否实施国家创新型城市试点政策;k表示企业j所在城市i获批为试点城市前后的k年。如果αk(k<0)不显著,表明处理组与控制组满足事前平行的假定,反之则表明处理组与对照组在政策执行之前就存在显著差异,不满足共同趋势的假定。本文参考郭丰等[5]的做法,在测算企业金融化水平的基础上,选取试点政策实施前后5年,共11期数据进行共同趋势检验。由图2检验结果可知,当k<0时,处理组城市与对照组城市并不存在明显差异,即满足事前共同趋势的假定。

图2 共同趋势检验Fig.2 Common trend test

3.2 基准回归结果与动态效应检验

本文采用多期双重差分法评估国家创新型城市试点政策对企业金融化的影响,基准回归结果如表4所示,其中,列(1)(2)均控制年度和公司固定效应,列(2)进一步纳入控制变量。结果显示,创新驱动政策的系数在1%的置信水平上显著为负,表明国家创新型城市试点政策的实施对企业金融化具有抑制作用,H1得到验证。

进一步地,本文对国家创新型城市试点政策的冲击效应进行逐年检验,以考察试点政策的实施对企业金融化的动态效应。具体地,将试点政策实施冲击当年及之后5年每年设置一个虚拟变量,分别为DID0、DID1、DID2、DID3、DID4、DID5,回归结果如表4中列(3)(4)所示。结果显示,DID0的估计系数显著为负,说明试点政策实施当年能显著抑制企业金融化。从趋势上看,试点政策对企业金融化的影响效应总体上呈现较为平稳的抑制趋势,且边际效应在政策实施第5年达到最大。以上结果表明,国家创新型城市试点政策对企业金融化的影响具有动态效应,不存在滞后效应,且具有持续抑制作用。

表4 基准回归与动态效应检验结果Tab.4 Benchmark regression results and dynamic effect test

3.3 稳健性检验

①PSM-DID检验:为减少样本选择偏误,参考Hainmueller[24]的做法,使用k近邻匹配法(k=1,2,3,4;半径为0.05)和熵平衡法进行估计;②安慰剂检验:基于反事实假设逻辑,将试点政策实施的时间向后推3年生成新的政策虚拟变量,代入主回归模型进行估计;③替换被解释变量:借鉴刘贯春等[25]的做法,用金融资产占比表征企业金融化;④使用制造业子样本:为避免样本中因纳入其它行业企业带来的选择偏误,用制造业企业样本表征实体企业进行估计;⑤调整城市范围:剔除直辖市、县级市以及位于深圳的企业样本,以排除区位、政治和经济因素的干扰。经上述稳健性检验后,估计结果依然符合预期。稳健性检验结果未列示,备索。

4 影响机制检验

4.1 增加创新投入

正如前文所述,国家创新型城市试点政策发挥的创新激励作用能够促进企业创新。企业对研发创新的关注和投入,将带动企业投资重心转移,进而降低对金融收益的依赖,抑制企业金融化趋势。专利数量能较好地反映企业实际创新投入和创新能力,借鉴闫昊生等[26]的研究,使用企业专利申请数衡量创新投入(Innovation),具体做法是将企业当年发明专利、实用新型专利和外观设计专利申请数加总再加1后取对数。参考李青原等[27]的做法,利用式(3)检验这一可能的机制。

Mechanismi,j,t=γ0+γ1DIDi,t+∑Controlsi,j,t+vj+μt+εi,j,t

(3)

式中,Mechanism为机制变量,包括创新投入(Innovation)、企业税负(Tax)和交易成本(Excost)。将创新投入(Innovation)代入式(3)进行回归,结果如表5中列(1)所示,DID的系数在1%水平上显著为正,H2得到验证,说明国家创新型城市试点政策的实施能够显著激励企业增加创新投入。在企业资源有限的情况下,若企业加大创新投入,则可以相应降低金融投资规模,从而对企业金融化产生反向挤出效应。

4.2 降低企业税负

为配合国家创新型城市试点政策的实施,地方政府会给予辖区内企业研发费用加计扣除等税收政策方面的激励。税收激励是影响企业投资结构的重要因素[28],有利于引导企业将更多资金配置到主业上,进而抑制企业金融化趋势。为检验这一传导路径,本文使用企业所得税费用与息税前利润的比值作为企业税负(Tax)的代理变量[11],Tax值越大,表明企业税收负担越重。 表5中列(2)汇报了将企业税负(Tax)作为机制变量代入式(3)的估计结果,DID的系数在1%的置信水平上显著为负,说明试点政策有利于减轻企业税收负担。这意味着降低企业税负是国家创新型城市试点政策抑制实体企业金融化的一种重要作用机制,H3得到验证。为此,政府要积极出台各种政策减轻企业税收负担,也要相应引导企业将税负节省的资源导入实体经济,防止金融化倾向。

4.3 降低交易成本

国家创新型城市试点政策的实施,能够改善企业面临的制度和物质环境。如在“放管服”方面,降低行业准入门槛、减少行政审批事项、降低技术应用许可申请条件,进而降低交易成本。同时,试点政策带动一系列物质基础设施如产业园区、高科技园区和公共服务平台的建立,可以提升企业交易顺畅度,使企业更专注于主业经营,弱化企业金融化趋向。为验证上述传导机制,本文使用销售费用与主营业务收入的比重作为企业交易成本(Excost)的代理变量[19],该值越大,表示企业交易成本越高。表5中列(3)汇报了以交易成本(Excost)作为机制变量的估计结果,DID的系数在1%的置信水平上显著为负,说明国家创新型城市试点政策有利于降低企业交易成本,H4得到验证。

5 进一步研究

根据上文理论分析与实证检验可知,国家创新型城市试点政策对企业金融化具有显著抑制作用,但这种抑制作用在不同情境下是否存在差异则需要进一步检验。基于此,本文基于管理者特征、企业所处地区以及企业自身特征视角,通过分组回归的方式进行异质性讨论。对于该问题的分析有助于进一步深化对国家创新型城市试点政策与企业金融化作用机制的理解。

表5 作用机制检验结果Tab.5 Action mechanism testing results

5.1 国家创新型城市试点政策、管理层语调与企业金融化

企业管理层是公司的灵魂和核心,管理层的情绪和语调能够反映其对公司前景的预期和判断,也会影响企业投资决策与发展战略选择。为此,本文参考loughran &Mcdonald[29]的做法,对上市公司年报MD&A(管理层讨论与分析)中出现的正面和负面词汇进行文本分析,构建MD&A净语调指标Tone,以反映管理层对公司发展前景所持态度。表6中列(1)(2)分别报告了管理层语调消极和积极分组样本的回归结果,在管理层语调消极的样本中,试点政策的估计系数在1%的水平上显著为负;在管理层语调积极的样本中,试点政策的估计系数为负但不显著。这说明国家创新型城市试点政策对企业金融化的抑制作用在管理层语调消极的企业中更加显著。可能的原因是,当管理层语调和情绪较为积极时,显示出管理者对企业经营前景和未来业绩充满信心,理性的决策者会继续保持公司当前的发展战略。管理层乐观语调也反映出公司具有较强的抗风险能力,企业愿意将更多内部资源投入到周期长、不确定性高的创新项目上,而不是一味地“玩资本”。当管理层语调较为消极时,暗示企业经营状况欠佳,对行业前景发展充满担忧,企业决策者会考虑寻求新的利润增长点,进入金融行业套利的意愿增强。在此情境下,国家创新型城市试点政策在管理层语调悲观的企业中更能发挥政策激励效应。

5.2 国家创新型城市试点政策、营商环境与企业金融化

实体企业发展状况与所处地区营商环境具有紧密联系。营商环境是地区经济发展软实力的主要体现,能发挥出资源配置效应、信息效应和内部治理效应。就资源配置效应与信息效应而言,高质量的营商环境具有更强的资源流向动力,能缓解市场与企业之间的信息不对称[30],极大改善企业面临的外部信用和商业条件,资金和政策支持的导向性更强,更多需要扶持的企业可优先获得外部资源,从而对企业实体经营形成正向激励。就内部治理效应而言,好的营商环境代表着完善的产权保护制度、契约的有效践行、政府权力的合理执行以及公正的司法制度[31],有助于缓解企业代理问题,同时意味着更严格的市场监督和企业监管,能够在一定程度上遏制管理层的短期逐利动机,降低金融套利的可能。因此,营商环境优化一定程度上可以代替国家创新型城市试点政策对企业金融化的治理作用。考虑到营商环境的重要性,参考郭飞等[11]的做法,本文以企业所处地区的经营环境指数作为营商环境的代理变量,进行分组回归检验,结果如表6所示。在列(3)营商环境较差的样本中,试点政策的回归系数在1%水平上显著为负,在列(4)营商环境较好的样本中,试点政策的系数不显著,表明试点政策对企业金融化的抑制作用在营商环境较差的地区更显著。这验证了前文理论分析,即营商环境与国家创新型城市试点政策对企业“脱实向虚”治理存在功能替代性。

表6 基于地区与企业特征的异质性分析结果Tab.6 Heterogeneity analysis based on regional and enterprise characteristics

5.3 国家创新型城市试点政策、生命周期与企业金融化

企业不同生命周期阶段的资本配置动机、融资方式、研发投入和分红政策等存在差异[32]。在分析创新驱动政策对企业金融化的影响时,若忽视对企业不同发展阶段的动态考察,可能影响分析结果的准确性。基于此,借鉴Dickinson[33]的现金流划分方法,本文将企业生命周期划分为成长、成熟和衰退期3个阶段,以检验国家创新型城市试点政策对企业金融化在企业不同生命周期阶段的异质性影响效果。表6中列(5)～(7)分别展示了成长期、成熟期和衰退期样本的回归结果,结果显示,试点政策在1%的置信水平上显著抑制衰退期企业金融化,但对成长期和成熟期企业的影响效果并不明显。这可能是由于,与成长期和成熟期企业相比,衰退期企业产品和服务逐渐同质化,竞争力下降,导致其经营绩效和盈利能力弱化,自身财务和经营风险增加。此时,为维持生存,避免走向衰亡,企业有较强的动机挖掘新的市场、开辟新的经营方向。对于各种资源匮乏的衰退期企业而言,开辟新的生产经营领域相对困难,进入金融行业获利却相对容易,因而衰退期企业具有较强的金融逐利动机,其金融化程度也会提高。根据信号传递理论,国家创新型城市试点政策的实施,向衰退期企业传递未来产业发展趋势等信号,从而引导企业寻找面向未来的项目,加大创新创业投资。同时,试点政策的资源配置效应能够缓解企业资源约束,改变外部投资者对企业的判断和预期,增强企业通过实体投资获利的信心。因此,试点政策能够显著抑制衰退期实体企业的金融化趋势。

6 结论与启示

6.1 研究结论

实体经济是构筑未来发展战略优势的重要支撑,发展实体经济,需要“有为政府”和“有效市场”有机结合。在此背景下,考察创新驱动政策对实体企业“脱实向虚”的影响效应,对实现国家治理体系和治理能力现代化,推动实体经济高质量发展具有重要意义。本文使用2002—2021年中国沪深A股上市公司面板数据,构建多期双重差分模型,评估国家创新型城市试点政策对企业金融化的作用,得出以下主要结论:国家创新型城市试点政策能够显著抑制企业金融化,采用倾向得分匹配法、更换变量、安慰剂检验等方法进行稳健性检验后,这一结论依然成立。机制检验表明,试点政策主要通过创新激励作用和成本抑制作用,增加企业创新投入,降低企业税负和交易成本,进而抑制企业金融化。进一步研究发现,试点政策对企业金融化的作用效果因企业内外部特征不同而存在显著差异,试点政策对企业金融化的抑制作用在管理层语调悲观、地区营商环境较差和处于衰退期的企业中更加显著。

6.2 政策启示

基于研究结论,本文得到如下政策启示:首先,持续推进国家创新型城市建设,引导实体企业“脱虚向实”。对国家创新型城市的空间分布进行合理统筹,进一步加大对中小城市的倾斜和支持力度(仅两个中小城市获批国家创新型城市),逐步落实和细化国家创新型城市建设评价体系和实施方案,对其进行动态调整和评估,以促进政策持续有效发挥作用。其次,进一步畅通国家创新型城市试点政策抑制企业金融化的作用渠道。一方面,要充分发挥试点政策的创新激励作用,健全支持企业从创新投入到创新产出全过程的政策安排和制度设计,打破企业创新创业壁垒和障碍,让企业专注于主业经营。另一方面,增强试点政策的成本抑制作用,提高政策实施的协同度和精准度。通过政策协同和配合,有效降低企业税负和交易成本,削弱企业“脱实向虚”的动机和意愿。最后,在试点政策实施过程中,需要充分考虑企业内外部环境差异,以提高政策的针对性。通过政策激励,优化营商环境,改善管理层对企业未来发展前景的判断和预期;将“脱实向虚”的治理重点放在衰退期企业上,引导此类企业由金融领域转向实业经营,以实现企业长远发展。