舒 鑫，于 博

(天津財經(jīng)大學金融學院，天津 300222)

近年來，實體部門與金融部門之間的結(jié)構(gòu)性失衡明顯加劇、實體產(chǎn)業(yè)空心化風險不斷累積、經(jīng)濟“脫實向虛”現(xiàn)象日益顯現(xiàn)[1]。Wind數(shù)據(jù)顯示：截至2017年末，1 221家上市公司購買了銀行理財、證券理財、信托、私募等理財產(chǎn)品(較2016年增加59.2%)，總金額高達1.35萬億元[2]。由此引發(fā)的問題是：這些金融資產(chǎn)投資究竟會對實體企業(yè)“研發(fā)”產(chǎn)生怎樣的影響？已有文獻的研究結(jié)論主要有兩種：一是基于資源依賴理論，金融資產(chǎn)投資會“擠出”研發(fā)投資[3-4]；二是認為金融資產(chǎn)具有蓄水池功能[5-6]，即當企業(yè)面臨外部需求沖擊時，由于部分金融資產(chǎn)的流動性更強，有利于緩沖外生不確定性沖擊[7]，并且較低的調(diào)整成本有助于平滑調(diào)整成本更高的研發(fā)投資[8]，這使得金融資產(chǎn)投資對研發(fā)投資具有補償(擠入)效應。

由于存在上述判斷分歧，此次研究主要考察金融資產(chǎn)投資與研發(fā)投資之間的“擠出”關(guān)系是否存在。本研究與現(xiàn)有研究的不同之處在于：第一，本研究認為企業(yè)適度持有金融資產(chǎn)并不會對研發(fā)產(chǎn)生擠出效應，因為適度持有金融資產(chǎn)可視為一種“理性”的利益追求[9]，有助于企業(yè)分散風險[10]，這與現(xiàn)有文獻在研究金融化問題時不區(qū)分適度和過度從而導致結(jié)論上產(chǎn)生廣泛分歧構(gòu)成顯著區(qū)別。第二，研究方法方面，本研究將通過“理論模型”證明過度金融化對研發(fā)的擠出效應，并借助內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型來證明擠出效應的存在。現(xiàn)有文獻主要從現(xiàn)金流競爭機制解釋擠出的微觀邏輯，但除“現(xiàn)金流競爭效應”外，產(chǎn)品市場競爭效應也會引發(fā)擠出，因為產(chǎn)品市場競爭越激烈，越會引發(fā)經(jīng)營預期的不確定性、削弱企業(yè)家信心，從而抑制企業(yè)長期性的研發(fā)投資，而投資機會的下降又會抬升企業(yè)進行金融資產(chǎn)套利動機、提高金融資產(chǎn)投資，由此導致兩種投資出現(xiàn)擠出。換言之，擠出效應很可能并非現(xiàn)金流競爭的結(jié)果，而是產(chǎn)品市場競爭引發(fā)的投資結(jié)構(gòu)調(diào)整。第三，本研究考察哪類企業(yè)金融化對研發(fā)的擠出效應更強，并以此拓展有關(guān)擠出效應的異質(zhì)性分析。

一、理論分析與研究假設

1.文獻評述

現(xiàn)有研究通常認為金融化會削弱研發(fā)投資，原因在于：①企業(yè)研發(fā)投資具有不可逆性、較強的不確定性和周期長等特征，對企業(yè)內(nèi)部資本配置要求較高，因此高研發(fā)投資企業(yè)通常需要具有更強的優(yōu)化流動性管理，而金融資產(chǎn)投資會在一定程度上減少流動性儲備，從而降低企業(yè)長期研發(fā)的資金配置能力，進而擠出創(chuàng)新。②企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模通常較大，需要承擔較高的融資約束水平以及較高的調(diào)整成本，進而加劇企業(yè)對研發(fā)投資的謹慎態(tài)度。相比之下，金融資產(chǎn)投資憑借其較低的成本摩擦越來越受到企業(yè)青睞，而企業(yè)將資源配置更多地從生產(chǎn)部門轉(zhuǎn)移至金融領(lǐng)域時，必然會在更大程度上擠出企業(yè)研發(fā)投資[4]。③資源依賴理論下的現(xiàn)金流競爭導致擠出。企業(yè)的自主研發(fā)會受到投資不足的制約[4,10]，然而，可用于投資的資金(資源)是有限的，當更多資金被用于從事金融資產(chǎn)投資時，必然會在現(xiàn)金流競爭效應下導致研發(fā)投資的縮減。

也有研究指出，企業(yè)持有較高比重的金融資產(chǎn)能夠減輕企業(yè)投資動力的不足，進而可以補償研發(fā)投資。原因在于：①“蓄水池”的反哺效應。此類研究認為，實體企業(yè)金融化實質(zhì)上是一種短期投資行為，企業(yè)將部分閑置資金投資于短期金融資產(chǎn)可以盤活資金，提升企業(yè)資產(chǎn)流動性，并有效緩解企業(yè)融資約束，進而在適當條件下，蓄水池會“反哺”主業(yè)與研發(fā)投資。②平滑效應。張慶君等基于調(diào)整成本視角指出，具有較高流動性的金融資產(chǎn)憑借調(diào)整成本低的優(yōu)勢，會在企業(yè)面臨外部需求沖擊時，平滑調(diào)整成本更高的固定資產(chǎn)或創(chuàng)新投資的波動，從而穩(wěn)定長期投資、減少調(diào)整成本損失[7]。因此，從這個角度看，金融資產(chǎn)投資對主業(yè)投資及研發(fā)投資均存在補償效應。

綜上，盡管大量文獻對金融化如何影響研發(fā)投入進行了廣泛研究，但仍未得到一致結(jié)論。并且，僅有個別文獻對企業(yè)金融化進行了“過度”與“非過度”的劃分[11]。企業(yè)持有一定規(guī)模的金融資產(chǎn)可以視為一種“理性”的利益追求的市場化行為，能緩解企業(yè)資金流不確定性等[9]，促進實體企業(yè)的發(fā)展。基于此，將從金融資產(chǎn)“超配”角度展開過度金融化與研發(fā)投入的關(guān)系研究，力爭以更為科學的視角來揭示企業(yè)金融化的真實影響。

2.理論分析與研究假設

在梳理相關(guān)文獻的基礎上，借鑒王全景等[12]的建模思路，構(gòu)建了一個簡單的數(shù)理推導模型，來分析過度金融化投資決策如何影響企業(yè)研發(fā)。模型設定如下：

假定，模型設定時期為兩期(時點1和時點2)，現(xiàn)有A1和A2兩個投資選擇，周期均為一期，且A1表示在現(xiàn)有技術(shù)水平上的正常投資項目，A2表示技術(shù)創(chuàng)新項目。假定，A1和A2項目有成功和失敗兩種可能性，并將其成功標記為S，記成功所得的收益為Rs，將失敗標記為F，記其對應收益Rf，為簡化計算，假定Rs=1，Rf=0，且貼現(xiàn)率為0。A1為正常項目投資，因而其成功概率每期均相同，設定其成功概率為p(p>0)；A2是技術(shù)創(chuàng)新項目，假定在時點1的成功概率為q(q>0)，而時點2的成功概率與時點1的結(jié)果有關(guān)，當時點1成功，則時點2成功的概率為E(q/S)，若時點1失敗，則時點2成功的概率為E(q/F)，且E(q/F)q，E[q|S]>p來消除A1?A2。為便于表達，設定λp=q，λ∈(0,1)，ηp=E[q|S]，η∈(1,1/p)。

若企業(yè)在兩個時期均選擇A1項目，則預期收益π1：

π1=pRs+(1-p)Rf+[pRs+(1-p)Rf]·p+

[pRs+(1-p)Rf]·(1-p)=2p

(1)

若企業(yè)時點1選擇A2并取得成功，則在時點2堅持投資A2。反之，在時點2選擇投資A1，則預期收益π2：

π2=qRs+(1-q)Rf+qE[q|S]·

Rs+q(1-E[q|S])·

Rf+(1-q)pRs+(1-q)(1-p)Rf

=q(1+E[q|S])+p(1-q)

(2)

只有當π2>π1時，企業(yè)選擇A2項目，即：

π2-π1=q(1+E[q|S])+p(1-q)-2p>0

π2-π1>0?λp(1+ηp)+p(1-λp)-2p>0?

λ(1-p+ηp)>1

(3)

當且僅當λ(1-p+ηp)>1時，企業(yè)選擇A2項目。

考慮過度金融化投資決策對該模型的影響。首先，企業(yè)所處環(huán)境的變化會影響企業(yè)投資決策，因此，企業(yè)在時點1做決策時，會對時點2的環(huán)境進行預判。假定企業(yè)預期時點2環(huán)境不發(fā)生變化的概率為θ，并且該概率是獨立于項目失敗與否的。其次，討論企業(yè)是否過度金融化。假設企業(yè)不發(fā)生過度金融化投資的概率為g(g>0)，則預測企業(yè)發(fā)生過度金融化投資的概率為(1-g)。a表示過度金融化決策后實行當期市場環(huán)境的概率。假定在時點2外部環(huán)境發(fā)生變化，則企業(yè)堅持基于時點1市場環(huán)境所投資的項目，則其投資就會發(fā)生損失，以c表示。當企業(yè)出現(xiàn)過度金融化時，可以準確預測市場環(huán)境的概率β為：

β=gθ+(1-g)a

(4)

當企業(yè)存在過度金融化投資決策時，則企業(yè)在時點1和時點2均選擇A1，其預期收益π1*：

π1*=pβRs+pβpRs+p(1-β)Rs+p(1-β)pRs-

p(1-β)c+(1-p)βRf+pβ(1-p)·

Rs+p(1-β)Rf+p(1-β)(1-p)Rs-

(1-p)(1-β)c=2p-c+βc

(5)

而當企業(yè)存在過度金融化投資決策時，若時點1選擇A2，而時點2環(huán)境發(fā)生變化，則時點1創(chuàng)新對時點2投資的價值消失，那么企業(yè)時點2選擇A1。則，預期收益π2*：

π2*=qRs+qβRs·E[q|S]+(1-q)βpRs-(1-β)Rs·c=q(1+βE[q|S])+(1-q)βp

(6)

根據(jù)式(4)(5)和(6)可得：

π2*-π1*=[q(1+βE[q|S])+

(1-q)βp]-(2p-c+βc)

(7)

(π2*-π1*)-(π2-π1)=[q(1+βE[q|S])+(1-q)βp]-(2p-c+βc)-[q(1+E[q|S])+p(1-q)-2p]=qβE[q|S](β-1)+(1-q)(βp-p)=p(β-1)(ληp-λp+1)

(8)

在式(3)成立的情況下，(ληp-λp+1)>0，(π2*-π1*)-(π2-π1)<0。由此可知，當企業(yè)存在過度金融化投資時，(π2*-π1*)相較于不存在過度金融化投資時的(π2-π1)變小，而且極大可能變成負數(shù)。基于此，提出假設1。

假設1：企業(yè)過度金融化投資決策抑制(擠出)了企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)支出。

3.微觀機制分析與研究假設

“擠出”源于現(xiàn)金流競爭效應。現(xiàn)金流競爭效應是指由于企業(yè)資源的有限性，不同投資項目選擇存在現(xiàn)金流的競爭，進而實體投資與金融投資自然形成一種替代關(guān)系?；谫Y源依賴理論，不同投資項目之間存在現(xiàn)金流競爭，即企業(yè)若將更多的資源投資金融資產(chǎn)而非研發(fā)投入，則在資源總量一定的情況下，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新必然會降低，從而產(chǎn)生兩種投資行為出現(xiàn)擠出的現(xiàn)象。在權(quán)衡如何平衡兩種投資時，由于企業(yè)研發(fā)本身具有較高的不確定性和較強的融資約束，而金融資產(chǎn)具有較高的流動性，因此，在融資約束和逐利動機雙重驅(qū)動下，管理層更傾向于持有短期的金融資產(chǎn)，從而對長期研發(fā)投資持更加謹慎的態(tài)度，導致研發(fā)投資會被金融資產(chǎn)投資擠出。提出的假設如下：

假設2A：現(xiàn)金流競爭會加劇過度金融化對研發(fā)投資的擠出作用，即擠出受現(xiàn)金流競爭驅(qū)動。

“擠出”源于產(chǎn)品市場競爭效應。考慮到企業(yè)配置金融資產(chǎn)的一個潛在動機是資本投機，尤其是在實體經(jīng)濟下行階段，主營業(yè)務利潤率下滑通常會導致企業(yè)更傾向金融資產(chǎn)投資，即主營業(yè)務上的競爭意愿(創(chuàng)新意愿)下降會推動企業(yè)增加金融資產(chǎn)投資，從而產(chǎn)生擠出。考慮到主營業(yè)務發(fā)展與產(chǎn)品市場競爭緊密相關(guān)，以產(chǎn)品市場競爭的強弱為視角展開機制分析。首先，李健等指出，隨著產(chǎn)品市場競爭環(huán)境的加劇，企業(yè)紛紛實施低價競爭策略來穩(wěn)定其市場占有率，但這會削弱企業(yè)銷售收入、增加經(jīng)營風險、提升企業(yè)面臨破產(chǎn)清算及兼并威脅的概率[13]。由于實體企業(yè)主營收益率水平會隨市場競爭程度的加劇而不斷惡化，實體投資收益率與金融投資收益率之間的落差會被進一步放大，此時，企業(yè)投資偏好便會從長期性研發(fā)投資轉(zhuǎn)向短期金融投資[14]。換言之，產(chǎn)品市場競爭越激烈，企業(yè)彌補主業(yè)盈利損失的欲望越強，越有可能持有金融資產(chǎn)，以實現(xiàn)短期內(nèi)企業(yè)利潤最大化。其次，隨著產(chǎn)品市場競爭環(huán)境的惡化，企業(yè)盈利空間會受到侵蝕，而未來經(jīng)營不確定性預期的上升會打擊企業(yè)家信心，這將抑制企業(yè)進行長期創(chuàng)新研發(fā)的意愿與能力[9]。綜上所述，產(chǎn)品市場競爭越是惡化，則越有可能通過增加主業(yè)發(fā)展的競爭難度來加劇投機，從而產(chǎn)生顯著的擠出效應?；谝陨戏治?，提出的假設如下：

假設2B：產(chǎn)品市場競爭會加劇過度金融化對研發(fā)的擠出作用，即擠出受產(chǎn)品市場競爭驅(qū)動。

二、模型設計與樣本選擇

1.擠出效應的存在性檢驗

將“是否過度金融化”視為企業(yè)的一種內(nèi)生選擇行為，因此，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型進行估計。樣本研究對象分為過度金融化的企業(yè)和非過度金融化的企業(yè)，基準模型包含以下兩個方程：

選擇方程：

(9)

結(jié)果方程：

(10)

若將“是否過度金融化”視為處理效應，那么由于數(shù)據(jù)的缺失，無法同時得到同一家企業(yè)在過度金融化與非過度金融化狀態(tài)下的研發(fā)投入強度，因此，根據(jù)李雪松等[15]的做法，構(gòu)建過度金融化與非過度金融化的反事實狀態(tài)來解決這一問題。反事實狀態(tài)下，企業(yè)研發(fā)的條件期望分別表示為(13)(14)式。

條件期望：

E(RD1i|DFini=1)=

β1Xi+σ1ρ1f(γZi)/F(γZi)

(11)

E(RD0i|DFini=0)=

β0Xi-σ0ρ0f(γZi)/(1-F(γZi))

(12)

E(RD0i|DFini=1)=

β0Xi+σ0ρ0f(γZi)/F(γZi)

(13)

E(RD1i|DFini=0)=

β1Xi-σ1ρ1f(γZi)/(1-F(γZi))

(14)

基于(11)～(14)式，全樣本下企業(yè)過度金融化的研發(fā)投入平均處理效應(ATE)、過度金融化企業(yè)的平均處理效應(ATT)與非過度金融化企業(yè)的平均處理效應(ATU)可以表述為：

(15)

(σ1ρ1-σ0ρ0)f(γZi)/F(γZi)]

(16)

(σ0ρ0-σ1ρ1)f(γZi)/(1-F(γZi))]

(17)

根據(jù)假設1，預期ATT顯著為負，即過度金融化將抑制企業(yè)的研發(fā)投資，而ATU顯著為負且ATU的絕對值大于ATT的絕對值，間接說明非過度金融化企業(yè)若選擇過度金融化決策將會對研發(fā)投資產(chǎn)生更強的擠出效應。

2.擠出效應的微觀驅(qū)動機制檢驗

為檢驗假設2A和2B，加入了交互項DFin×U_Cfo和DFin×Compt，分別構(gòu)建如下模型：

RDit=β0+β1DFinit+β2U_Cfoit×DFinit+β3U_Cfoit+β4Controlsit+∑Firmfe+∑Yearfe+εit

(18)

RDit=β0+β1DFinit+β2Comptit×DFinit+β3Comptit+β4Controlsit+∑Firmfe+∑Yearfe+εit

(19)

若假設2A成立，則DFin×U_Cfo的系數(shù)應顯著為負，即現(xiàn)金流競爭能促進過度金融化對研發(fā)的抑制效應；若假設2B成立，則DFin×Compt的系數(shù)應顯著為負，即產(chǎn)品市場競爭能促進過度金融化對研發(fā)的抑制效應。

3.樣本選取和數(shù)據(jù)來源

選取2008—2017年A股上市制造業(yè)為研究對象。根據(jù)研究需要對樣本做如下處理：剔除金融、房地產(chǎn)類公司；剔除相關(guān)財務數(shù)據(jù)缺失的公司；為消除極端值對實證分析的干擾，對所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize縮尾處理，最終得到1 102家企業(yè)的11 020個觀測值。其中，高管的背景數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。

4.變量定義與描述性統(tǒng)計

(1)企業(yè)過度金融化衡量(DFin)

參考已有研究，以金融資產(chǎn)占比來測量實際金融化水平[16]。其中，金融資產(chǎn)Fin包含貨幣資金、持有至到期投資、交易性金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資和應收利息。構(gòu)建以下模型并采用OLS方法擬合出企業(yè)目標金融化水平。實際金融化水平與目標水平的差值大于0時為過度金融化，記DFin取1，否則取值為0。

Finit=α0+α1Finit-1+α2Growit-1+α3Levit-1+α4Cfoit-1+α5Sizeit-1+α6Ageit-1+α7Roait-1+∑Firmfe+∑Yearfe+εit

(20)

(2)企業(yè)研發(fā)投資指標衡量(RD)

已有研究對企業(yè)創(chuàng)新能力評價做了共性選擇，通常選用企業(yè)專利數(shù)量和研發(fā)支出來衡量，但由于專利在國內(nèi)的授權(quán)審批等流程相對復雜，因此，參考大多數(shù)學者的度量方式，采取研發(fā)投入強度來進行衡量，并用總資產(chǎn)進行標準化處理[9-10]。

(3)選擇方程中的識別變量(SA和DL)

為了保證結(jié)果方程具有識別能力，ESRM模型要求(9)式的解釋變量至少有一個不在(10)式中。由于金融化是一種短期投資，而研發(fā)支出屬于長期戰(zhàn)略性投資，因此，兩種投資對外生流動性沖擊的敏感性存在較大差異，現(xiàn)有文獻也證明了研發(fā)投資具有極強的穩(wěn)定性[8]，營運資本平滑效應的存在使其受外部融資約束沖擊和流動性沖擊的影響極弱。相比之下，金融資產(chǎn)投資本身具有強流動性特征，對流動性沖擊和融資約束程度具有較強的敏感性?；谶@一差異，在(9)式中增加了兩個用于識別的輔助變量：融資約束(SA)和去杠桿政策沖擊(DL)。

(4)調(diào)節(jié)變量選取(U_Cfo和Compt)

對于現(xiàn)金流競爭U_Cfo指標的測算，借鑒張成思等[1]的衡量方法，以六期企業(yè)經(jīng)營性現(xiàn)金流為滑動窗口計算其標準差并將其視為現(xiàn)金流競爭的測量指標。產(chǎn)品市場競爭Compt采用HHI來度量，鑒于HHI指數(shù)是一個反向指標，即該值越大，產(chǎn)品市場集中程度越高，競爭越弱。因此，以HHI指數(shù)的中位數(shù)為臨界值，若某行業(yè)HHI指數(shù)高于中位數(shù)，則其屬于低競爭行業(yè)，記Compt=0；反之，Compt=1。

(5)控制變量選取(Controls)

控制變量包括：企業(yè)規(guī)模Size、企業(yè)年齡Age、杠桿率Lev、成長性Grow、現(xiàn)金流Cfo、盈利能力Roa、營商環(huán)境Market、市場競爭力HHI、高管金融背景FB、二職合一Dual、高管政治背景EB、股權(quán)質(zhì)押Pledge、董事會規(guī)模Board和獨董占比Indep。具體變量定義及口徑詳見表1。

表1 變量定義與方差分析

表3 內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型的估計結(jié)果

根據(jù)表1可知，過度金融化企業(yè)的研發(fā)投資占比為36.4%，而非過度金融化的研發(fā)投資占比為50.8%，二者均值差異為14.5%。但是，過度金融化企業(yè)的成長性更高、現(xiàn)金流更高、盈利能力更強。這似乎暗示出，那些成長性更好、盈利能力更好、現(xiàn)金流更充裕的企業(yè)更傾向于實施過度金融化策略，即企業(yè)在金融化進程中更為激進的背后，是出于一種錦上添花的目的。從杠桿率、股權(quán)質(zhì)押看，過度金融化企業(yè)的均值水平更低，這再次暗示過度金融化企業(yè)現(xiàn)金流供應相對更加充裕，意味著企業(yè)很可能并非出于預防性動機進行金融資產(chǎn)配置。從公司治理因素看，獨董占比和董事會規(guī)模在一定程度上能夠抑制企業(yè)過度金融化，而高管的金融背景能促進金融資產(chǎn)配置，這為反思過度金融化(脫實向虛)在公司治理層面的激勵因素提供了一定的參考。

三、實證分析

1.內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的估計結(jié)果與分析

表2第(1)列表示全樣本下金融化(Fin)對研發(fā)投資的影響。其中，F(xiàn)in的系數(shù)顯著為負，意味著金融化對企業(yè)研發(fā)存在擠出作用。在“適度”金融化范圍內(nèi)(設定制造業(yè)各子行業(yè)均值上下浮動10%、15%和20%)，各個樣本下Fin的系數(shù)均顯著為正。這或許與金融資產(chǎn)的蓄水池效應有關(guān)，也意味著持有一定規(guī)模的金融資產(chǎn)并不會對企業(yè)研發(fā)產(chǎn)生擠出，也反映出研究“過度”金融化的經(jīng)濟后果更具實踐價值和政策意義。

表2 “適度”金融化與企業(yè)研發(fā)投資

表3進一步聚焦“過度”金融化企業(yè)，檢驗了過度金融化對研發(fā)的抑制效應的存在性。首先，不考慮過度金融化的自選擇問題，采用固定效應估計，結(jié)果見第(1)列。其中，DFin的系數(shù)顯著為負。其次，考慮“是否”過度金融化存在自選擇效應，并由此導致估計偏差，因此采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型重新進行估計，結(jié)果見第(2)～(4)列。其中，第(2)(3)列為內(nèi)生轉(zhuǎn)換估計，相關(guān)系數(shù)ρ1和ρ2在1%的水平下顯著為正，表明存在自選擇效應。同時，回歸方程誤差項的獨立似然比(LRtest)顯著，表明選擇方程的因變量和結(jié)果方程的因變量相互依賴。由此可知，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型評估過度金融化投資決策的效果更為合適。表3第(4)列為選擇方程估計結(jié)果。SA和DL在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且一階段估計的F統(tǒng)計量值為11.947，明顯大于10，表明不存在弱工具變量問題。

控制變量方面：①過度金融化組下，Roa與Cfo對RD的影響顯著為正，意味著經(jīng)營績效越好、現(xiàn)金流越好時，過度金融化企業(yè)并沒有因為金融化過程而忽視研發(fā)，這暗示此類企業(yè)實施金融化的目的似乎并非完全出于資本投機，而是希望平衡資產(chǎn)風險。②股權(quán)質(zhì)押對過度金融化投資的影響并不顯著，但能顯著促進企業(yè)研發(fā)投入，表明企業(yè)控股股東實施股權(quán)質(zhì)押行為可能向資本市場傳遞出負面信息，從而會進一步惡化企業(yè)的融資環(huán)境[17]。因此，企業(yè)開展高風險性金融資產(chǎn)投資活動的意愿降低，但通過提升企業(yè)研發(fā)可以提升未來競爭力，實現(xiàn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。③董事會規(guī)模對非過度組的研發(fā)投資具有顯著的負向影響，同時，對DFin具有顯著的正向影響，這表明從公司治理層面看，董事會規(guī)模越大，高管層代理問題越明顯加劇，從而越容易激發(fā)企業(yè)短視行為。

2.反事實分析：過度金融化決策的凈效應估計

內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型回歸結(jié)果并未直接估算出過度金融化投資的凈處理效應?；诒?的輔助參數(shù)，采用反事實分析方法，估算了兩類企業(yè)在假想情況下的研發(fā)投資期望，結(jié)果見表4第(1)(2)列。進一步地，可計算得到過度金融化企業(yè)的ATT(-0.035 7***)，表明過度金融化企業(yè)的研發(fā)投資期望低于其不從事過度金融化時研發(fā)投資期望，即過度金融化顯著降低了企業(yè)研發(fā)強度，其帶來的研發(fā)投資擠出率為189.39%。非過度金融化企業(yè)的ATU顯著為負(-0.055 3***)，表明非過度金融化企業(yè)若從事過度金融化的研發(fā)投資期望顯著低于其不從事過度金融化所獲得的研發(fā)投資期望，帶來的研發(fā)投資的損失率為221.47%。通過ESRM模型估計平均處理效應的結(jié)果ATT和ATU，發(fā)現(xiàn)過度金融化投資顯著降低了企業(yè)研發(fā)投入強度。

表4 條件期望和平均處理效應

3.對擠出效應的微觀機制檢驗結(jié)果與分析

盡管內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型揭示出過度金融化會抑制企業(yè)研發(fā)投資，但是，實體企業(yè)過度金融化究竟通過何種路徑來對研發(fā)投資產(chǎn)生影響？中間的驅(qū)動機制如何？圍繞這些問題，嘗試從現(xiàn)金流競爭驅(qū)動、產(chǎn)品市場競爭驅(qū)動兩條路徑出發(fā)，以期打開企業(yè)過度金融化作用于研發(fā)投資的“黑箱”。

首先，驗證假設2A。在表5第(1)列中，DFin×U_Cfo的系數(shù)為-0.001***，表明現(xiàn)金流不確定性越高的企業(yè)，其過度金融化對企業(yè)研發(fā)的擠出效應越明顯，符合預期，即現(xiàn)金流不確定性的提升加劇了過度金融化對企業(yè)研發(fā)的負向作用。其次，驗證假設2B。在第(2)列中，DFin×Compt為負，但不顯著，表明產(chǎn)品市場競爭促進了過度金融化對研發(fā)投資的擠出，但并不是主要驅(qū)動力。綜上，過度金融化對研發(fā)的抑制效應源于二者之間存在現(xiàn)金流競爭，而非源于產(chǎn)品市場競爭壓力上升導致的研發(fā)退出和金融化情緒攀升。

表5 現(xiàn)金流競爭、產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)效應

四、穩(wěn)健性檢驗

1.替換過度金融化分組方式

①從行業(yè)均值來劃分企業(yè)是否過度金融化。將企業(yè)金融化大于行業(yè)均值視為過度金融化企業(yè)，記DFin=1；反之記DFin=0。樣本的ATT(ATU)詳見表6第(1)(2)列。②基準模型定義金融資產(chǎn)時，將貨幣資金考慮其中，鑒于貨幣資金的投資既可能是企業(yè)為維持正常經(jīng)營的生產(chǎn)性需求，也有可能是企業(yè)參與金融活動的投資性需求，因此，將貨幣資金剔除，重新根據(jù)基準模型計算殘差并進行分組，重新估計ATT(ATU)，相關(guān)結(jié)果詳見表6第(3)(4)列。③由于基準模型在生成DFin時，存在時間上的跳躍，如某企業(yè)在個別年度會出現(xiàn)DFin取值上的不穩(wěn)定性。因此在穩(wěn)健性檢驗中，進一步篩選出時間上無跳躍的樣本，即2008—2017年DFin全為0或全為1的樣本，或是將個體在10年內(nèi)為1的頻數(shù)，按照四舍五入方式進行分組。上述考慮頻數(shù)非穩(wěn)定后的穩(wěn)健性結(jié)果詳見表7第(1)～(4)列。

表6和表7回歸結(jié)果表明，ATT和ATU依然顯著為負，且ATU的絕對值大于ATT的絕對值，這說明假設1的預期進一步得證。

表6 替換過度金融化分組方式Ⅰ

表7 替換過度金融化分組方式Ⅱ

2.采用傾向得分匹配法

采用PSM法考察過度金融化企業(yè)與非過度金融化企業(yè)在研發(fā)投入中的凈差異。按照1∶2近鄰匹配的原則和核匹配原則對平均處理效應進行分析，見表8。表8結(jié)果顯示，ATT顯著為負，即假設1依然穩(wěn)健。

表8 采用傾向得分匹配法穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.更換周期

考慮經(jīng)濟劇烈波動背景下企業(yè)金融投資傾向的不穩(wěn)定性，尤其是2012年，我國經(jīng)濟增速進入換擋期。因此，將樣本周期縮至2012—2017年、2013—2017年，在宏觀經(jīng)濟發(fā)展趨緩的背景下探究企業(yè)過度金融資產(chǎn)配置對研發(fā)投資的影響更具有穩(wěn)健性，回歸結(jié)果見表9。表9結(jié)果顯示，ATT值均顯著為負，說明假設1穩(wěn)健。

表9 更換周期穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4.對擠出機制的穩(wěn)健性檢驗

利用企業(yè)經(jīng)營性現(xiàn)金流與總負債的比值代理現(xiàn)金流競爭程度(表10第(1)列)、利用前五大客戶占比來代理產(chǎn)品市場競爭度(表10第(2)列)、利用前三大客戶占比來代理產(chǎn)品市場競爭度(表10第(3)列)，從而再次識別微觀驅(qū)動機制。結(jié)果表明，DFin×U_Cfo的系數(shù)依然顯著為負，而DFin×Compt為負但不顯著，說明機制識別結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表10 擠出機制穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、進一步研究——異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與調(diào)整成本異質(zhì)性

產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性：相較非國有企業(yè)，國企存在預算“軟約束”，因此在規(guī)避資金困境方面更具優(yōu)勢。即便國企將大量資金投資于金融，出現(xiàn)過度金融化現(xiàn)象，資金優(yōu)勢導致研發(fā)投資受資金約束的程度更低，而民企則沒有這一天然優(yōu)勢，從而導致創(chuàng)新更容易受融資約束的制約。由此可以預期，國企過度金融化對研發(fā)的抑制作用很可能比非國有企業(yè)更弱。將產(chǎn)權(quán)屬性State與過度金融化DFin進行聯(lián)乘，結(jié)果見表11第(1)列，DFin×State的系數(shù)顯著為正，說明國有企業(yè)過度金融化的研發(fā)抑制強度更弱。

表12 行業(yè)特征與擠出效應

調(diào)整成本異質(zhì)性：企業(yè)投資決策的權(quán)衡不僅會考慮直接成本，還會考慮不同資產(chǎn)調(diào)整成本。研發(fā)投資具有較高的調(diào)整成本。鞠曉生等對比1996—2010年企業(yè)創(chuàng)新投資、固定資產(chǎn)投資和利潤的運行趨勢，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投資的波動最具有調(diào)整惰性，波動水平甚至低于固定資產(chǎn)投資[8]，這暗示研發(fā)投資具有極高的調(diào)整成本，即調(diào)整成本提高會減輕過度金融化對研發(fā)的負向影響。為此，表11第(2)列中加入了調(diào)整成本TC(1)參考Summers的測算方法，即使用(a/2)(Ii,t/Ri,t)2Ri,t來度量企業(yè)的調(diào)整成本。其中Ii,t為企業(yè)研發(fā)費用，Ri,t為企業(yè)研發(fā)費用存量，通過對Ii,t/Ri,t=c+(1/a)(TobinQi,t-1)+εi,t進行參數(shù)估計，可得a為30，借此進一步計算得到調(diào)整成本指標。與過度金融化DFin的交互項，回歸結(jié)果表明交叉項系數(shù)顯著為正，說明調(diào)整成本越高的企業(yè)，過度金融化對研發(fā)支出的抑制作用越弱。

表11 擠出效應的異質(zhì)性分析

2.行業(yè)特征與擠出效應

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有較高創(chuàng)新能力，需要充足的資金支持，因此，其對競爭性資產(chǎn)(金融資產(chǎn)投資)的變動會更為敏感。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為成熟，且在某種程度上來看，未來發(fā)展不確定性更低。因此，過度金融化對研發(fā)的抑制效應在傳統(tǒng)行業(yè)表現(xiàn)不明顯，而在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中抑制效應更加顯著。根據(jù)國家統(tǒng)計局對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)(含醫(yī)藥制造業(yè)、計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)、通用設備制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)、專用設備制造業(yè)、電氣機械和器材制造業(yè)、鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業(yè))的分類，將樣本分為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)(Ind=1)和傳統(tǒng)行業(yè)(Ind=0)，并將行業(yè)類型與過度金融化進行聯(lián)乘，回歸結(jié)果見表12第(1)列。DFin×Ind的系數(shù)在10%的置信水平上顯著為負，即在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中過度金融化對研發(fā)的抑制效應加強。相關(guān)分組回歸結(jié)果見第(2)(3)列。其中，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)下的擠出顯著，而傳統(tǒng)行業(yè)下的擠出并不顯著。為驗證高新產(chǎn)業(yè)對研發(fā)的依賴性以及對現(xiàn)金流的敏感性，將現(xiàn)金流Cfo引入模型之中，回歸結(jié)果見第(4)～(6)列。在第(4)列中，Ind的系數(shù)顯著為正，表明創(chuàng)新型行業(yè)對研發(fā)具有較強的依賴性，第(5)(6)列中，Cfo的系數(shù)均顯著，而DFin×Cfo的回歸系數(shù)在高新行業(yè)中顯著為負，在傳統(tǒng)行業(yè)中不顯著，說明高新產(chǎn)業(yè)屬創(chuàng)新依賴型，現(xiàn)金流配置對研發(fā)更重要，當該行業(yè)出現(xiàn)過度金融化時，對創(chuàng)新的擠出會更強。

六、結(jié)論與對策建議

基于適度與過度視角，考察企業(yè)金融資產(chǎn)配置對研發(fā)投入的影響。研究結(jié)果表明：①適度金融資產(chǎn)配置并不會對研發(fā)投資產(chǎn)生擠出效應，反而能促進研發(fā)投資。但過度金融化與企業(yè)研發(fā)表現(xiàn)出顯著的負相關(guān)關(guān)系?；鶞誓Ｐ偷墓烙嫿Y(jié)果在一系列穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論依然成立。②過度金融化對研發(fā)投入的抑制效應源于二者之間存在現(xiàn)金流競爭，而非源于產(chǎn)品市場競爭。③非國有企業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和研發(fā)投資調(diào)整成本低的企業(yè)，過度金融化與研發(fā)投資的負向關(guān)系更為顯著。

根據(jù)相關(guān)研究結(jié)論，提出以下政策建議：首先，過度金融化對企業(yè)研發(fā)的擠出效應隨著融資約束增強表現(xiàn)更明顯。一方面，需要從融資約束程度上進行松綁，尤其是針對中小企業(yè)，其作為創(chuàng)新研發(fā)的主體，在創(chuàng)新動力、能力、活力上表現(xiàn)更為突出；另一方面，政府采取綜合施策，出臺相關(guān)政策著力提高實體投資的回報率，并對實體企業(yè)投資金融資產(chǎn)的資質(zhì)進行嚴格監(jiān)管，引導社會資金流向?qū)嶓w經(jīng)濟。其次，增加實體經(jīng)濟的投資機會。我國實體經(jīng)濟的投資機會并不平等，對于壟斷型、高收益型企業(yè)，市場競爭程度偏低，創(chuàng)新能力并不高。因此，可以放低這類行業(yè)的準入門檻，通過引入創(chuàng)新研發(fā)活力更強的中小企業(yè)，提升該行業(yè)的競爭程度，促進企業(yè)研發(fā)投資。再次，研發(fā)投資調(diào)整成本的提升能夠緩解過度金融化擠出效應的實證結(jié)果表明，研發(fā)投資存量規(guī)模越大，其帶來的創(chuàng)新投入自我穩(wěn)定的慣性就會越強。因此，國家應鼓勵各類企業(yè)加大創(chuàng)新力度，尤其是針對初始研發(fā)投資為零的企業(yè)，通過營造良好的營商環(huán)境推進創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的實施。最后，過度金融化對研發(fā)依賴性較高企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用更強，這在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中表現(xiàn)得更加明顯，說明研發(fā)依賴性較高企業(yè)的研發(fā)投入對其現(xiàn)金流競爭更為敏感。政府應加大對創(chuàng)新成果的激勵效應，通過差異化的創(chuàng)新扶持來鼓勵高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)堅定創(chuàng)新研發(fā)的發(fā)展理念。