章雁　 王芳露

【摘要】? ?文章以滬深A(yù)股2011—2016年制造業(yè)上市公司為樣本，綜合考慮融資約束，研究企業(yè)金融化與創(chuàng)新投資對(duì)實(shí)體企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的影響。在當(dāng)前的政策背景下，融資約束問題在一定程度上抑制了我國制造企業(yè)的創(chuàng)新投資水平;在短期套利動(dòng)機(jī)下，制造企業(yè)金融化程度對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新投資存在擠出效應(yīng);產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同致使金融化程度對(duì)創(chuàng)新投資影響有所差別，非國有控股性質(zhì)使得金融化程度對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投資的負(fù)向影響被放大。

【關(guān)鍵詞】? ?制造企業(yè)金融化;融資約束;創(chuàng)新投資

【中圖分類號(hào)】? ?F275? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】? ?A? ?【文章編號(hào)】? ?1002-5812（2020）03-0057-06

一、引言

融資約束是企業(yè)在經(jīng)營過程中普遍面臨的一個(gè)問題，資本市場條件的限制導(dǎo)致企業(yè)獲取外部融資成本居高不下，致使企業(yè)無法進(jìn)行效率投資（Fazzari et al.，1988）。由此對(duì)企業(yè)產(chǎn)生一系列負(fù)面影響：使公司業(yè)績提升和經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到制約（李科，2011）;增大公司的創(chuàng)新投資風(fēng)險(xiǎn)（Li，2011），對(duì)該企業(yè)的創(chuàng)新投資具有明顯的負(fù)面效應(yīng)（康志勇，2013）等。韓劍和嚴(yán)兵（2013）根據(jù)企業(yè)的融資渠道分別研究表明，外源融資約束相對(duì)于內(nèi)部融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響更加深刻。這種影響在具有前瞻性的中小型民營企業(yè)中更加嚴(yán)重。鞠曉生、盧獲和虞義華（2013）另辟蹊徑，對(duì)非上市工業(yè)企業(yè)面臨的融資約束問題進(jìn)行探討，結(jié)果表明：創(chuàng)新投資具有一定的波動(dòng)性，營運(yùn)資本對(duì)其具有平滑效應(yīng)，融資約束作為調(diào)節(jié)因素，在這種平滑效應(yīng)中具有正向作用。謝家智等（2014）也發(fā)現(xiàn)，融資約束對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新投資具有明顯的抵消效應(yīng)。政治關(guān)聯(lián)的結(jié)構(gòu)差異在其中具有調(diào)節(jié)作用，對(duì)創(chuàng)新投資的抵消效應(yīng)有所差異。 水會(huì)莉和韓慶蘭（2016）通過進(jìn)一步研究證實(shí)，在融資約束困境下，我國制造企業(yè)的創(chuàng)新投資水平被顯著抑制，稅收優(yōu)惠政策給企業(yè)帶來了政策紅利，尤其是對(duì)于民營企業(yè)，稅制改革在一定程度上減輕了融資約束對(duì)創(chuàng)新投資水平的抵消效應(yīng)。

實(shí)體企業(yè)金融化給經(jīng)濟(jì)社會(huì)造成的影響方面，Manuel B.Aalbers（2008）認(rèn)為，由于產(chǎn)業(yè)資本的金融化為企業(yè)開拓了新的融資渠道，對(duì)制造企業(yè)的創(chuàng)新投資活動(dòng)具有正向促進(jìn)作用，成為上世紀(jì)80年代之后經(jīng)濟(jì)增長的新方式。當(dāng)然，也有研究認(rèn)為企業(yè)金融化對(duì)企業(yè)的實(shí)體投資產(chǎn)生了消極影響。非金融企業(yè)通過提高投資中金融資產(chǎn)的比重更容易在短期內(nèi)取得投資收益，從而對(duì)生產(chǎn)經(jīng)營的資金投入形成“擠出效應(yīng)”（Orhangazi，2008）。Krippner（2011）認(rèn)為，金融化進(jìn)程會(huì)不斷提升金融部門在經(jīng)濟(jì)社會(huì)中的地位，逐漸降低了金融投資的門檻，且豐厚的投資收益也誘惑著非金融部門將資金投向金融產(chǎn)業(yè)以使企業(yè)利潤激增。Hans-Martin Zademach（2009）和Arizala et al.（2013）等研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新本身對(duì)持續(xù)性的要求比較高，需要企業(yè)為其提供源源不斷的資金以支持創(chuàng)新活動(dòng)，而金融投資收益可以在短期內(nèi)為企業(yè)帶來較多收益，使企業(yè)資本擴(kuò)張，促使企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資。Tadesse（2012）認(rèn)為，處于健全金融市場中的企業(yè)通過金融投資，可以為企業(yè)籌集到大量資金以支持企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)，由此得出，經(jīng)營資本金融化可以促進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)的開展。謝家智等（2014）從國民經(jīng)濟(jì)角度出發(fā)，得出制造領(lǐng)域的過度金融化侵蝕了其發(fā)展的基礎(chǔ)，“去工業(yè)化”對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的影響加深，最終導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新能力的提高受到限制。宋軍（2015）等的研究結(jié)果表明，非貨幣金融資產(chǎn)與非金融企業(yè)的經(jīng)營收益率之間存在一種特殊的U形關(guān)系，也就是說，公司的業(yè)績能力影響著金融投資對(duì)經(jīng)營收益的作用效果。通過上述梳理可知，對(duì)企業(yè)金融化的微觀視角研究尚未取得統(tǒng)一意見。

通過對(duì)以往文獻(xiàn)的梳理，可以初步得出，對(duì)于融資約束的相關(guān)研究成果頗豐，基于企業(yè)金融化的相關(guān)研究大多集中在對(duì)行業(yè)影響的探討。創(chuàng)新成為近年來的發(fā)展熱詞，關(guān)于創(chuàng)新的社會(huì)研究成果豐碩，但大多研究集中于宏觀經(jīng)濟(jì)、微觀市場以及企業(yè)自身?xiàng)l件等因素，而鮮有研究涉及我國行業(yè)之中出現(xiàn)的金融化現(xiàn)象，因此本文將融資約束、企業(yè)金融化結(jié)合起來探討對(duì)創(chuàng)新投資的影響。制造業(yè)涵蓋范圍較廣，能夠概括非金融企業(yè)的金融化趨勢(shì)對(duì)其創(chuàng)新投資的效應(yīng)。針對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、不同細(xì)分行業(yè)的企業(yè)金融化對(duì)創(chuàng)新投資的影響研究對(duì)于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展而言更加具有針對(duì)性。

二、研究假設(shè)與模型設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)本身具有缺陷，調(diào)整成本很高（Himmelberg和Petersen，1994;Hall，2002）。在不完善的資本市場上，投融資雙方的信息不對(duì)稱使資本提供者無法對(duì)企業(yè)經(jīng)營效率與發(fā)展?jié)摿M(jìn)行辨別，所以對(duì)所有企業(yè)的收益率要求一致，產(chǎn)生與“劣幣驅(qū)逐良幣”相同的效果。因此，考慮到外源融資成本比內(nèi)源融資成本高，企業(yè)的融資約束問題應(yīng)運(yùn)而生，為避免支付高額融資成本，內(nèi)部控制人更傾向于舍棄NPV為正的項(xiàng)目，也就是我們常說的投資不足。因此本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：融資約束問題使我國的制造企業(yè)的研發(fā)投入受到制約，創(chuàng)新活動(dòng)受到影響，即融資約束程度越高，企業(yè)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)投資越少。

相關(guān)研究認(rèn)為，金融化進(jìn)程可以跨越實(shí)體產(chǎn)業(yè)與金融產(chǎn)業(yè)的鴻溝，使經(jīng)濟(jì)資源自由組合，減少交易費(fèi)用，促進(jìn)資本流動(dòng)，提高資源配置效率，優(yōu)化企業(yè)的要素選擇（支燕、吳河北，2011）。要對(duì)二者之間存在“擠出效應(yīng)”還是“平滑效應(yīng)”進(jìn)行區(qū)分，即制造企業(yè)金融化對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新投資起到促進(jìn)作用還是抑制作用，需要進(jìn)一步結(jié)合其金融化的動(dòng)機(jī)進(jìn)一步驗(yàn)證。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：在市場套利的短視動(dòng)機(jī)下，我國制造企業(yè)金融化水平對(duì)創(chuàng)新投資存在“擠出效應(yīng)”，即抑制了企業(yè)的創(chuàng)新投資。

已有研究表明，不同性質(zhì)企業(yè)的公司治理對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資決策會(huì)產(chǎn)生不同的影響，根據(jù)最終控制人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，國有企業(yè)對(duì)金融機(jī)構(gòu)的持股比例普遍更高，金融化程度更深，經(jīng)營資本與金融資本更容易融合，從而分得其經(jīng)營利潤，作為資金儲(chǔ)備，國企金融化對(duì)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用應(yīng)更加顯著。為此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：在控制其他因素影響的情況下，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會(huì)影響制造企業(yè)金融化程度與企業(yè)創(chuàng)新投資之間的關(guān)系。國有控股的性質(zhì)對(duì)制造企業(yè)金融化與創(chuàng)新投資之間的影響具有放大效應(yīng)。

近幾年，上市公司在證券市場上進(jìn)行股權(quán)融資愈發(fā)不易，我國資本市場對(duì)企業(yè)的財(cái)務(wù)指標(biāo)做出了更嚴(yán)格的限制，加上我國資本市場的發(fā)展尚未成熟，創(chuàng)新投資在資本市場上的信息摩擦致使大部分上市公司難以得到充足的資金以為創(chuàng)新投資提供支持。況且，股權(quán)融資也不能完全替代外部融資，信息不對(duì)稱所引起的“檸檬溢價(jià)”問題，使發(fā)行成本攀升。從委托代理理論角度，實(shí)體企業(yè)如果通過金融化演變來拓寬創(chuàng)新活動(dòng)的融資渠道，會(huì)受到金融機(jī)構(gòu)及眾多投資者對(duì)其經(jīng)營活動(dòng)的持續(xù)監(jiān)督，從而降低管理層借助創(chuàng)新之名侵吞公司資產(chǎn)的概率。與此同時(shí)，企業(yè)金融化會(huì)使企業(yè)管理者享受到金融企業(yè)為其帶來的超額利潤，降低企業(yè)管理者在任期內(nèi)可能由于創(chuàng)新活動(dòng)而造成經(jīng)營業(yè)績不穩(wěn)定的情況，促進(jìn)管理者進(jìn)行效率投資。

那么，融資約束與企業(yè)金融化相互碰撞摩擦，會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生何種影響？是企業(yè)金融化對(duì)創(chuàng)新投資作用更強(qiáng)，還是融資約束在博弈中更勝一籌？因此本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：在企業(yè)金融化與融資約束的共同作用下，企業(yè)的創(chuàng)新投資水平得到抑制。

（二）模型設(shè)計(jì)

（三）變量定義

本文的被解釋變量為“創(chuàng)新投資”，意為公司為從事創(chuàng)新活動(dòng)而進(jìn)行的資金投入，也可理解為研發(fā)投入。衡量企業(yè)R&D支出的指標(biāo)主要有兩種：一種是直接指標(biāo)，以往研究中對(duì)此的度量大多基于“研發(fā)費(fèi)用”，選擇計(jì)入現(xiàn)金流量表中的R&D支出額作為企業(yè)創(chuàng)新投資的替代變量（劉勝強(qiáng)，2016）;另一種是相對(duì)指標(biāo)，主要有三種，分別是運(yùn)用研發(fā)費(fèi)用與營業(yè)收入之比（蔡地、羅進(jìn)輝，2012;康志勇，2013）、R&D支出與總資產(chǎn)之比、R&D支出與企業(yè)市場價(jià)值之比。鞠曉生等（2013）認(rèn)為，研發(fā)支出并沒有將企業(yè)創(chuàng)新投資全部涵蓋，如引進(jìn)著作權(quán)、商標(biāo)權(quán)以及開發(fā)新技術(shù)等，因此，選擇無形資產(chǎn)的當(dāng)期增量對(duì)其進(jìn)行衡量顯得更加準(zhǔn)確。由于研發(fā)支出的口徑不一以及選擇數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)有所差異，而營業(yè)收入的變化較大且更容易被納入盈余管理，財(cái)務(wù)預(yù)算使期初資產(chǎn)規(guī)模對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新投資造成影響，因此本文借鑒鞠曉生的做法，采用無形資產(chǎn)與期初總資產(chǎn)之比來衡量樣本企業(yè)的創(chuàng)新投資水平，即Innovation=無形資產(chǎn)增量/期初總資產(chǎn)?；貧w模型中所涉及的全部研究變量見表1。

三、實(shí)證分析與模型檢驗(yàn)

（一）樣本數(shù)據(jù)

本文選取滬深兩市A股制造業(yè)上市公司作為研究樣本，并將2011—2016年作為研究區(qū)間。為確保樣本的可靠性與針對(duì)性，按照下列標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行篩選以排除異常數(shù)據(jù)對(duì)實(shí)證結(jié)果的干擾，剔除處于*ST、ST或者PT狀態(tài)的企業(yè)、同時(shí)發(fā)行A股和H股的企業(yè)、數(shù)據(jù)明顯異常及相關(guān)指標(biāo)缺失的企業(yè)。最后，收集整理了640家樣本企業(yè)2011—2016年六年間共3 843個(gè)有效觀測值。此外，在進(jìn)一步對(duì)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在金融化程度與創(chuàng)新投資關(guān)系中的作用分析時(shí)，本文按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將總樣本分為兩組，作為驗(yàn)證假設(shè)3的樣本，其中，國有控股上市公司樣本數(shù)為1 340，非國有企業(yè)樣本數(shù)為2 503。本文數(shù)據(jù)主要來源于Wind數(shù)據(jù)庫，并用Excel 2010整理樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證分析采用Stata 11.0完成。為了避免異常值對(duì)實(shí)證結(jié)果的干擾，對(duì)所得數(shù)據(jù)按1%的水平進(jìn)行單邊截尾處理。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)

通過將統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)代入回歸分析模型，初步得出各個(gè)變量的基本特征，如表2所示。

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，制造企業(yè)的創(chuàng)新投資水平最小值僅為0，表明有些企業(yè)可能沒有開展創(chuàng)新投資相關(guān)活動(dòng)，最大值為0.317，表明企業(yè)對(duì)于創(chuàng)新投資熱情不盡相同。反觀企業(yè)金融化程度的數(shù)據(jù)，最小值為0，最大值為0.661，存在更大差異。

（三）相關(guān)性分析

表3描述的是解釋變量與被解釋變量之間的相關(guān)矩陣統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從主要變量相關(guān)矩陣中不難得到，解釋變量與被解釋變量相關(guān)性顯著，表示本文模型涉及到的解釋變量對(duì)被解釋變量來說解釋能力較強(qiáng)。

根據(jù)Lind et al.（2002）的經(jīng)典結(jié)論：相關(guān)系數(shù)等于0.7是判斷變量間是否存在共線性的門檻值。如表3所示，相關(guān)變量的皮爾遜相關(guān)系數(shù)絕大部分處于0.0—0.4之間，均小于0.7.故本文選擇的主要變量之間相關(guān)性很弱，回歸方程不存在多重共線性問題。與此同時(shí)，由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，企業(yè)金融化程度（Fin）與企業(yè)的創(chuàng)新投資（Innovation）在1%的顯著性水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。除自變量企業(yè)金融化水平（Fin）外，選取的控制變量中，現(xiàn)金流狀況（CF）、企業(yè)規(guī)模（Size）、財(cái)務(wù)杠桿（Leverage）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）也與被解釋變量創(chuàng)新投資（Innovation）存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

（四）全樣本回歸分析

由表4對(duì)模型（1）的回歸結(jié)果可以看出，企業(yè)融資約束程度（FC）與創(chuàng)新投資水平（Inn）在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)。在當(dāng)前的政策背景下，融資約束問題依然在很大程度上抑制著我國制造企業(yè)的創(chuàng)新投資水平。這與以往研究基本一致。在以往的研究中，融資約束問題嚴(yán)重阻礙了我國企業(yè)的研發(fā)投入，我國制造業(yè)長期以來創(chuàng)新不足的原因之一是企業(yè)面臨著融資約束，因?yàn)檠邪l(fā)活動(dòng)需要長期且持續(xù)的投入，而結(jié)果又有高度不確定性及風(fēng)險(xiǎn)性，融資困境阻礙著企業(yè)創(chuàng)新投資的熱情。而本文得出的研究結(jié)論從一定程度上對(duì)以往研究提供了新背景下的佐證。企業(yè)金融化程度（Fin）與創(chuàng)新投資水平（Inn）在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，但在國有控制組效果不顯著，說明產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同對(duì)兩者的作用效果會(huì)產(chǎn)生一定程度的差異。兩者的交互項(xiàng)對(duì)創(chuàng)新投資的作用效果在全樣本回歸分析中并不顯著。

由模型（4-2）的回歸結(jié)果表5可以看出，創(chuàng)新投資的滯后效應(yīng)對(duì)三者關(guān)系產(chǎn)生作用，因此加入滯后項(xiàng)之后的回歸結(jié)果顯著。金融化程度與融資約束程度的交乘項(xiàng)系數(shù)在三個(gè)模型中均為正，但只有在固定效應(yīng)模型中在1%水平上顯著，表明在融資約束與企業(yè)金融化的共同作用下與企業(yè)的創(chuàng)新投資水平正相關(guān)。而模型（4-1）交互項(xiàng)的回歸系數(shù)并不顯著。綜上，假設(shè)4得到反向驗(yàn)證。說明企業(yè)金融化傾向與融資約束都會(huì)使較多的營運(yùn)資金被保留在企業(yè)中，在國家出臺(tái)一系列鼓勵(lì)創(chuàng)新的政策之后，企業(yè)可能會(huì)用來開展創(chuàng)新活動(dòng)以享受政策紅利。

（五）劃分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸分析

為從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度觸發(fā)對(duì)金融化程度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響做出區(qū)分，將樣本按實(shí)際控制人的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同進(jìn)一步劃分為國有控股組和非國有控股組以便展開進(jìn)一步討論。對(duì)比樣本數(shù)量，國有控股企業(yè)這一組共有1 340個(gè)樣本，非國有控股企業(yè)這一組有2 503個(gè)樣本，得到結(jié)果如下頁表6。

在固定效應(yīng)模型中，國有控股組的金融化程度（Fin）與創(chuàng)新投資（Inn）在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān);在三種回歸方法下，非國有控股組的金融化程度（Fin）與創(chuàng)新投資（Inn）均在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，融資約束程度與前述實(shí)證結(jié)果相似，與創(chuàng)新投資水平呈負(fù)相關(guān)，且在1%的顯著性水平下顯著。金融化程度與融資約束程度的交互項(xiàng)（Fin*FC）在非國有控制組的固定效應(yīng)模型中與創(chuàng)新投資水平正相關(guān)，且在1%的水平上顯著。因此，非國有企業(yè)金融化水平與融資約束程度在創(chuàng)新投資活動(dòng)中更加敏感，更加不穩(wěn)定。在企業(yè)金融化與融資約束的共同作用下，兩者分別對(duì)于創(chuàng)新投資的負(fù)向作用效果變?yōu)檎蜃饔?，一定程度上說明，非國有企業(yè)自主性更強(qiáng)，對(duì)金融資產(chǎn)的合理配置能在一定程度上緩解融資約束壓力，并促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資。

（六）細(xì)分行業(yè)的回歸分析

按照經(jīng)營特征的不同，本文按要素密集度將行業(yè)具體分為勞動(dòng)密集型、技術(shù)密集型和資本密集型三類。

從表7可以看出，各細(xì)分行業(yè)的創(chuàng)新投資滯后項(xiàng)（Inni，t-1）的系數(shù)介于固定效應(yīng)估計(jì)值與混合OLS估計(jì)值之間，說明GMM估計(jì)結(jié)果是有效的。細(xì)分行業(yè)分析回歸顯示，三種行業(yè)面臨的融資約束都在一定程度上抑制了企業(yè)的創(chuàng)新投資活動(dòng)。勞動(dòng)密集型制造企業(yè)金融化程度（Fin）的估計(jì)系數(shù)為-0.0137，卻不顯著，說明金融化程度對(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投資的作用效果不太可觀，可能是樣本量太小所致，也可能是由于勞動(dòng)密集型企業(yè)具有人口紅利優(yōu)勢(shì)，對(duì)產(chǎn)品的技術(shù)創(chuàng)新投入較少，創(chuàng)新投資資金較為匱乏，因而企業(yè)進(jìn)行金融化投資產(chǎn)生的收益對(duì)創(chuàng)新投資活動(dòng)的影響也較弱。在資本密集型企業(yè)和技術(shù)密集型企業(yè)中，金融化水平對(duì)創(chuàng)新投資水平的作用效果的估計(jì)系數(shù)分別為? ? ? -0.0211、-0.0208，且在1%的水平上顯著，說明金融化程度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的作用效果為負(fù)。金融工程的創(chuàng)新比產(chǎn)品創(chuàng)新的調(diào)整成本低，獲利速度快，且風(fēng)險(xiǎn)小。企業(yè)經(jīng)營都是被利潤所驅(qū)使的，快速獲利的愿望越強(qiáng)烈，企業(yè)創(chuàng)新投資的熱情越小。在這種利益的誘導(dǎo)下，經(jīng)營資本被用于尋找新的投資方向，企業(yè)創(chuàng)新投資沒有了資金支持，企業(yè)家精神被淡化，企業(yè)更難擁有核心競爭力，從而在可持續(xù)發(fā)展的道路上步履維艱。融資約束與金融化水平的交乘項(xiàng)系數(shù)為正，但不顯著，未得出有效的結(jié)論。

（七）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到實(shí)證研究應(yīng)兼具嚴(yán)謹(jǐn)性和可靠性，本文在進(jìn)行了基本分析后又從四個(gè)方向、三個(gè)角度進(jìn)行了多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。采用SA融資約束指數(shù)使用順序邏輯回歸模型（Ordered Logit Model）執(zhí)行擬合并將結(jié)果用于大樣本中進(jìn)行檢驗(yàn)。由于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展地域差異較大，各地區(qū)之間存在宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境與政策差異，為避免其他因素對(duì)企業(yè)開展創(chuàng)新投資活動(dòng)的影響造成干擾，按照注冊(cè)地址、工業(yè)屬性、實(shí)際控制人性質(zhì)三個(gè)維度將樣本企業(yè)初步劃分為東部、中西部兩對(duì)照組、重工業(yè)和輕工業(yè)兩對(duì)照組以及國有控股制造企業(yè)和非國有制造企業(yè)兩對(duì)照組，然后各自展開回歸，并據(jù)此進(jìn)行穩(wěn)健性分析，再次區(qū)分金融化程度對(duì)創(chuàng)新投資的作用效果。

四、結(jié)論

本文的實(shí)證研究以企業(yè)對(duì)金融投資活動(dòng)的熱情日益高漲為切入點(diǎn)，回顧相關(guān)領(lǐng)域的研究經(jīng)驗(yàn)成果，從制造業(yè)整體、細(xì)分行業(yè)、實(shí)際控制人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)三種角度探討制造企業(yè)金融化對(duì)創(chuàng)新投資活動(dòng)的作用效果。本文選取了制造業(yè)上市公司作為樣本企業(yè)，截取2011—2016年期間樣本企業(yè)的歷史數(shù)據(jù)形成4 638個(gè)有效樣本，進(jìn)行各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析等基本分析之后，分別采用混合最小二乘法、一階段系統(tǒng)廣義矩估計(jì)及固定效應(yīng)這三種方法得出比較可靠的研究結(jié)果，并得出以下主要結(jié)論：（1）在當(dāng)前的政策背景下，融資約束問題仍在一定程度上抑制著我國制造企業(yè)的創(chuàng)新投資水平，這與過去的相關(guān)研究基本一致。在以往的研究中，我國制造業(yè)缺乏核心競爭力的根源在于缺乏創(chuàng)新已是不爭的事實(shí)，究其深層原因發(fā)現(xiàn)：制造企業(yè)普遍面臨融資約束，嚴(yán)重阻礙了我國企業(yè)在技術(shù)上有所突破，融資困境阻礙著企業(yè)創(chuàng)新投資的熱情。而本文得出的研究結(jié)論從一定程度上印證了在當(dāng)前的政策背景下，融資約束問題對(duì)我國企業(yè)的創(chuàng)新投資活動(dòng)還存在制約。（2）制造企業(yè)金融化程度對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新投資存在擠出效應(yīng)。經(jīng)過對(duì)微觀企業(yè)的實(shí)證研究，從整體回歸結(jié)果中可以看出，金融化程度對(duì)創(chuàng)新投資的作用效果顯著為負(fù)，在后期的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中也得到了印證。通過對(duì)投入要素屬性進(jìn)行行業(yè)細(xì)分，資本密集型企業(yè)與技術(shù)密集型企業(yè)金融化對(duì)創(chuàng)新投資的影響顯著為負(fù)，表明制造企業(yè)金融化對(duì)創(chuàng)新投資的作用效果為負(fù)這一結(jié)論與企業(yè)區(qū)位、工業(yè)屬性和實(shí)際控制人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)無明顯聯(lián)系。（3）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同致使金融化程度對(duì)創(chuàng)新投資影響有所差別，非國有控股性質(zhì)使得金融化程度對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投資的作用效果為負(fù)這一觀點(diǎn)被放大。在前期的基本模型分析部分和后期的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，按照實(shí)際控制人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同將樣本進(jìn)行區(qū)分，最終得出，非國有控股的這一組企業(yè)金融化程度的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，且絕對(duì)值相較于國有控股這一組的企業(yè)更高，在一定程度上反映了企業(yè)的自主性越強(qiáng)，企業(yè)金融化對(duì)創(chuàng)新投資的負(fù)向作用效果越強(qiáng)。（4）融資約束與企業(yè)金融化兩者的共同作用對(duì)非國有企業(yè)的創(chuàng)新投資具有正向作用效果。在加入創(chuàng)新投資的滯后項(xiàng)后，得到的結(jié)論表明，非國有企業(yè)的創(chuàng)新投資水平與制造企業(yè)金融化與融資約束表現(xiàn)出正相關(guān)?；谄髽I(yè)金融投資的短期套利動(dòng)機(jī)，管理者未能著眼于利用金融投資所得收益助推主營業(yè)務(wù)發(fā)展。

根據(jù)上述實(shí)證研究結(jié)論本文提出以下建議：（1）拓寬企業(yè)研發(fā)投資融資渠道，提供更多研發(fā)支持，使企業(yè)融資約束從壓力轉(zhuǎn)變?yōu)檠邪l(fā)動(dòng)力，以享受更多的政策紅利;（2）加強(qiáng)金融市場監(jiān)管，打擊金融市場亂象，建立健全金融市場體系，激發(fā)金融市場活力;（3）調(diào)整股權(quán)結(jié)構(gòu)，降低第一大股東持股比例，推行混合所有制改革;（4）完善技術(shù)創(chuàng)新資金投入機(jī)制，引導(dǎo)企業(yè)合理多元化經(jīng)營，在融資約束與企業(yè)金融化處理中尋找平衡點(diǎn)。

【主要參考文獻(xiàn)】

[ 1 ] Fazzari S M，Hubbard R G，Petersen B C，et al.Financial constraints and corporate investment [J].Brookings Papers on Economic Activity，1988，（1）：141-206.

[ 2 ] 李科，徐龍炳.融資約束、債務(wù)能力與公司業(yè)績[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，46（05）：61-73.

[ 3 ] Li S X，Greenwood R.The effect of within-industry diversification on firm performance： synergy creation，multi-market contact and market structuration[J].Strategic Management Journal，2004，25（12）：1131-1153.

[ 4 ] 康志勇.融資約束、政府支持與中國本土企業(yè)研發(fā)投入[J].南開管理評(píng)論，2013，16（5）：61-70.

[ 5 ] 韓劍，嚴(yán)兵.中國企業(yè)為什么缺乏創(chuàng)造性破壞——基于融資約束的解釋[J].南開管理評(píng)論，2013，（1）：4-16.

[ 6 ] 鞠曉生，盧荻，虞義華.融資約束、營運(yùn)資本管理與企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013，48（01）：4-16.

[ 7 ] 謝家智，江源，王文濤.什么驅(qū)動(dòng)了制造業(yè)金融化投資行為——基于A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].湖南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2014，28（04）：23-29.

[ 8 ] 水會(huì)莉，韓慶蘭.融資約束、稅收激勵(lì)與企業(yè)研發(fā)投入——來自中國制造業(yè)上市公司的證據(jù)[J].科技管理研究，2016，36（7）：30-36.

[ 9 ] Manuel B.Aalbers.The Financialization of Home And The Mortgage Market Crisis[J].Competition & Change，2008，（2）：148-166.

[ 10 ] Orhangazi，O.Financialization and Capital Accumulation in the Non-financial Corporate Sector：A Theoretical and Empirical Investigation on the US Economy：1973-2003[J].Cambridge Journal of Economics，2008，32（6）：863-886.

[ 11 ] Krippner，Greta，R.The Financialization of the American Economy[J].Socio-Economic Review， 2005，3（2）：173-208.

[ 12 ] Hans-Martin Zademach.Global Finance and the development of regional clusters：tracing paths in Munichs Film and TV industry[J].Journal of Economic Geography，2009，（9）：697-722.

[ 13 ] Arizala，F(xiàn).，E.Cavallo and A. Galindo. Financial Development and TFP Growth：Cross-country and Industry-level Evidence[J].Applied Financial Economics，2013，23（6）：433-448.

[ 14 ] Tadesse，S.Financial Architecture and Economic Performance：International Evidence[J]. Journal of Financial Intermediation，2002，11，（4）：429-454.

[ 15 ] 謝家智，王文濤，江源.制造業(yè)金融化、政府控制與技術(shù)創(chuàng)新[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2014，（11）：78-88.

[ 16 ] 宋軍，陸旸.非貨幣金融資產(chǎn)和經(jīng)營收益率的U形關(guān)系——來自我國上市非金融公司的金融化證據(jù)[J].金融研究，2015，（6）：111-127. （下轉(zhuǎn)第100頁）

[ 17 ] Hall B H.The financing of research and development[J].Oxford Review of Economic Policy，2002，18（1）：35-51.

[ 18 ] 支燕，吳河北.動(dòng)態(tài)競爭環(huán)境下的產(chǎn)融結(jié)合動(dòng)因——基于競爭優(yōu)勢(shì)內(nèi)生論的視角[J].會(huì)計(jì)研究，2011，（11）：72-77.

[ 19 ] 劉勝強(qiáng)，林志軍，孫芳城，陳漢文.融資約束、代理成本對(duì)企業(yè)R&D投資的影響——基于我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].會(huì)計(jì)研究，2015，（11）：62-68+97.

[ 20 ] 蔡地，萬迪昉，羅進(jìn)輝.產(chǎn)權(quán)保護(hù)、融資約束與民營企業(yè)研發(fā)投入[J].研究與發(fā)展管理，2012，24（02）：85-93.

【作者簡介】

章雁，男，會(huì)計(jì)學(xué)博士后，博士，上海海事大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，研究生導(dǎo)師;研究方向：財(cái)務(wù)與管理會(huì)計(jì)、技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理。

王芳露，女，上海海事大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院財(cái)務(wù)管理研究生;研究方向：資本市場財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)。