賀立龍，李浩然

(四川大學 經濟學院，成都 610065)

一、引言

創(chuàng)新是引領經濟發(fā)展的第一動力。中國“十四五”規(guī)劃以及持續(xù)的發(fā)展對加快科技創(chuàng)新提出了更為迫切的要求，即發(fā)揮企業(yè)技術創(chuàng)新主體作用，推動創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚，促進產學研深度融合。制造業(yè)作為國民經濟支柱產業(yè)，是科技創(chuàng)新的主導力量。新一輪科技革命和產業(yè)變革方興未艾，中國制造企業(yè)進入全面轉型升級的歷史關口，以科技創(chuàng)新驅動制造業(yè)高質量發(fā)展，是中國建設社會主義現代化強國的必由之路。

但是，近年來實體經營利潤率下降、金融投資報酬率上升使不少制造業(yè)企業(yè)產生了“金融化”傾向，而過度投資金融資產使企業(yè)投資經營出現“脫實向虛”現象，降低了企業(yè)實體投資效率，影響企業(yè)主營業(yè)務發(fā)展。本文整理分析A股制造業(yè)上市公司投資支出變化趨勢發(fā)現(1)數據來源為Wind數據庫，經作者使用本文樣本數據計算所得。，制造業(yè)上市企業(yè)對金融資產偏好增強，金融資產配置總量不斷增加，并且占總資產比例也呈上升態(tài)勢，這說明企業(yè)金融化程度在持續(xù)加深。圖1為基于樣本數據繪制的上市公司2012—2018年金融化投資趨勢圖。

圖1 制造業(yè)上市公司金融化趨勢圖

制造業(yè)上市公司持有金融資產動機多元，有的是為了合理配置資產、推進資金周轉，有的則出于金融投機的考慮。但是，持有金融資產之后，對實體經營無論是產生替代效應，還是盈余效應(宋軍等，2015)[1]，都將給企業(yè)包括創(chuàng)新活動在內的實體投資經營帶來一定影響。長期以來，學界對上市公司金融化產生的實體投資“擠出效應”給予了較多關注，并對其企業(yè)經營特性方面的影響因素進行了較為全面的分析。但是，除了企業(yè)性質及治理、經營特征，企業(yè)高管團隊的專業(yè)背景與結構性特征也會對上市公司的金融化決策產生直接影響。也就是說，制造業(yè)上市公司金融化行為很可能與高管團隊特性存在相關聯系。一些文獻研究表明，高管特征會影響企業(yè)經營決策以及金融化或創(chuàng)新活動，但這些研究還未直接涉及高管團隊的專業(yè)特征因素。具備科學與工程教育、工作背景的高管能否影響上市公司的金融化決策，進而對企業(yè)創(chuàng)新活動形成一定支持作用？本文采集最新的樣本數據(2)因為相關文獻研究期間最新也在2015年之前(王紅建 等，2017)，而2017年來我國金融市場環(huán)境發(fā)生很大變化，有必要對此問題進行再審視。，基于高層梯隊理論、烙印理論，考察高管實業(yè)背景對上市公司金融化與創(chuàng)新活動關系的調節(jié)作用，從公司治理核心主體角度，探尋在金融化與企業(yè)創(chuàng)新關系間起到調節(jié)作用的功能機制。

本文在以下方面有邊際貢獻：第一，基于較新數據研究金融化之于企業(yè)創(chuàng)新的關系，得出與以往文獻略有不同的結論；第二，以高管實業(yè)背景為中介變量，考察了不同背景高管團隊對金融化與企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現高管團隊發(fā)揮調節(jié)作用具有“群聚效應”的特性；第三，立足于兩種金融資產持有動機，從理論分析與實證檢驗上證明高管實業(yè)背景發(fā)揮調節(jié)作用以儲備型金融資產為實現路徑，而不是投機型金融資產。該研究對企業(yè)合理經營與科學管理決策指導創(chuàng)新活動等具有現實意義，也對管理層選任選聘制度的完善具有一定啟示意義，同時為深入理解金融化問題提供了新的理解思路。

二、文獻綜述

(一)金融化問題研究現狀

金融化問題，實際上是在金融發(fā)展問題研究中產生的，過度提倡金融發(fā)展引發(fā)了經濟的金融化(Financialization)現象。與金融化相關理論可以追溯到馬克思的虛擬資本理論(馬克思，2004)[2]，認為金融化是以一定規(guī)模虛擬資本形成的虛擬經濟發(fā)展過程中出現的現象或趨勢。近代學者們的研究結果表明金融化具備多維內涵，已有文獻大致從三個角度描述金融化問題。從宏觀層次講，金融化通常指經濟體的利潤來源中金融行業(yè)(FIRE部門)所占比例持續(xù)增加(Krippner,2005;Epstein,2005;Palley,2008)[3-5]；從中觀層次講，金融化指的是商品出現金融化現象(張成思，2019)[6]；從微觀層次講，金融化的研究視角通常集中在企業(yè)上，指的是企業(yè)為實現某種目的(通常是實現股東利潤最大化)而增加對金融資產的配置(Zwan，2014)[7]。以往學者研究的結果表明，引致金融化現象出現涉及多種因素，可能與企業(yè)追求更高經營業(yè)績或高質量財務指標有關(Baud & Durand，2012；Da Luz et al.，2015；張瑾，2013；胡奕明等，2017)[8-11]，可能與企業(yè)面臨融資約束大小或可得信貸資源有關(Heitor，2002；張慕瀕和孫亞瓊，2014)[12][13]，可能與管理層特質有關(謝家智，2014；杜勇等，2019)[14][15]，還可能與宏觀經濟環(huán)境變化有關(鄧超,2017；彭俞超等,2018)[16-17]。

已有文獻大多從微觀、宏觀角度研究金融化的經濟影響。在宏觀經濟層次，目前學術界在金融化對整體經濟影響的意見相對統(tǒng)一，大都認為金融化程度加深對宏觀經濟的影響是不利的。如Dore(2008)[18]認為金融化的一個明顯結果是使食利階層壯大，讓龐大資本階層獲得更大支持從而對社會、政治等方面產生不利影響；Palley(2008)[5]認為金融化導致實體經濟增長放緩，使金融體系更加脆弱，加劇收入分配不平等；Dore(2008)[18]、任重道和朱貽庭(2010)[19]還認為金融化對真實世界支配作用愈加凸顯，干擾企業(yè)管理者正常決策，產生人力資源配置低效、社會信任缺失等問題。

在微觀企業(yè)層次，學者研究結果顯示企業(yè)金融化相對較為復雜的經濟影響后果，這部分研究多集中于實證。多數文獻發(fā)現企業(yè)金融化對生產經營與投資活動有負面影響。Demir(2009)[20]研究新興市場上企業(yè)金融化問題，發(fā)現企業(yè)往往選擇投資可逆的短期金融投資而并不鐘情于具有不可逆性的長期固定投資項目；Orhangazi(2008)[21]研究發(fā)現非金融公司的金融化程度和實體投資存在負相關關系，增加金融支出對公司實體投資產生擠出效應(Crowding-out Effect)；張成思(2016)[22]、晉盛武等(2017)[23]發(fā)現金融化對企業(yè)實體投資同樣具有一定擠出效應；劉篤池(2016)[24]發(fā)現在國有和非國有企業(yè)中，金融化對經營全要素生產率均有明顯抑制作用。但也有學者發(fā)現企業(yè)金融化會對企業(yè)產生積極影響。宋軍等(2015)[1]、鄧超(2017)等[16]將金融利潤從經營利潤中分離出來，發(fā)現企業(yè)金融化與其經營效益的U形關系，認為經營業(yè)績較好的企業(yè)有充足的剩余資金從事投資活動以最大化公司利潤；張昭(2018)[25]在前人研究基礎上還發(fā)現企業(yè)持有的金融資產可以彌補部分實體投資需求，金融化對企業(yè)實體投資效率實際具有非線性關系。

(二)企業(yè)創(chuàng)新與金融化

早期學者定義的創(chuàng)新內涵較為豐富，馬克思將創(chuàng)新分成制度創(chuàng)新、技術創(chuàng)新、科技創(chuàng)新三種類別，而熊彼特的創(chuàng)新理論將經濟創(chuàng)新活動與進化論聯系起來，將創(chuàng)新視為經濟發(fā)展產生“突變”的直接原因，認為經濟在創(chuàng)新活動的“創(chuàng)造性破壞”下不斷重塑與發(fā)展(熊彼特，1996)[26]。現代文獻中創(chuàng)新一般指企業(yè)創(chuàng)新，具體又可分成兩種內涵，一種特指企業(yè)的技術創(chuàng)新，在實證文獻中經常被使用；另一種指企業(yè)的綜合創(chuàng)新能力，該類相關文獻(如Amidon，1998；Guan & Ma，2006；張玉娟等，2017)[27-29]傾向于從多維角度描述、衡量企業(yè)創(chuàng)新能力，并通過一定技術方法構建企業(yè)創(chuàng)新能力的綜合指標。

創(chuàng)新活動具有投資金額大、回收周期長、產出不確定性大等特點，學者關于金融化對企業(yè)創(chuàng)新的影響效果也分為兩種看法。一種認為企業(yè)金融化的進程拓寬了企業(yè)融資渠道，提高了企業(yè)融資效率，有助于給創(chuàng)新活動提供更有力的資本支撐，因此金融化促進了企業(yè)技術創(chuàng)新(Tadesse, 2002;2010)[30][31]。另一種則認為，受到創(chuàng)新活動的不確定性、主營業(yè)務利潤的下降等情況影響，企業(yè)可能更青睞能帶來短期利潤的投機金融工具而放棄能給企業(yè)帶來長期利潤的投資項目(Demir，2009)[20]，投機行為的替代效應對企業(yè)創(chuàng)新具有明顯擠出作用。國內研究金融化對企業(yè)創(chuàng)新影響的文獻主要集中于實證研究，其結論基本一致，文獻大都驗證確認了金融化對企業(yè)創(chuàng)新活動的擠出作用。謝家智等(2014)[14]研究發(fā)現，創(chuàng)新能力的弱化會對制造業(yè)企業(yè)金融化起到推動作用，創(chuàng)新能力弱反過來成為企業(yè)金融化的推手。杜勇等(2017)[32]不僅發(fā)現了金融化能夠降低企業(yè)創(chuàng)新能力，還發(fā)現創(chuàng)新在金融化行為影響企業(yè)主營業(yè)務經營的機制中起到中介作用。王紅建等(2017)[33]研究發(fā)現，無論是套利動機更強還是盈利能力更強的企業(yè)，金融化對企業(yè)創(chuàng)新都有一定的擠出效應，但這種擠出效應在企業(yè)金融化水平比例達到23%后轉變成正向的促進效應。晉盛武等(2017)[23]研究發(fā)現企業(yè)持有投資性金融資產對研發(fā)投資有顯著的擠出效應，高管股權激勵則可以削弱這種擠出效應。

(三)高管背景與企業(yè)決策

文獻表明，高管背景(3)按照高層梯隊理論，高管背景也可稱為高管人口統(tǒng)計特征。會對企業(yè)管理決策、戰(zhàn)略制定、生產計劃、資產配置等方面產生重要影響，不同類型背景特征的高管對指導企業(yè)生產活動產生一定的差異，進而影響企業(yè)經營。雷輝等(2013)[34]、余恕蓮等(2014)[35]、楊浩等(2015)[36]均發(fā)現高管專業(yè)技術背景不同會對企業(yè)生產經營產生明顯的差異影響。杜勇等(2017)[32]研究發(fā)現CEO金融背景對企業(yè)金融化有明顯的正向影響，并且這種影響主要通過提高CEO自信程度與降低融資約束實現，杜勇等(2019)[37]還發(fā)現高管具有學術背景能明顯抑制企業(yè)金融化程度。蔡俊亞等(2015)[38]對收集到的264份企業(yè)調查問卷數據進行分析，發(fā)現高管團隊異質性能進一步增強創(chuàng)業(yè)導向對創(chuàng)新績效的正向作用。賈建鋒等(2015)[39]使用調查問卷方式，比較系統(tǒng)地研究了高管多種勝任特征與所屬企業(yè)戰(zhàn)略導向匹配差異對績效實現的影響。易靖韜等(2015)[40]發(fā)現高管過度自信能顯著促進企業(yè)創(chuàng)新績效提升，并且這種促進作用在高新技術企業(yè)更明顯。劉鳳朝等(2017)[41]比較全面地研究了高管團隊海外背景包括比例、年齡、性別等方面的差異，發(fā)現海外背景給企業(yè)帶來明顯的先進知識溢出效應，顯著提升了企業(yè)創(chuàng)新績效。

綜上所述，國內研究金融化與企業(yè)創(chuàng)新關系的文獻并未涉及高管背景在其中可能存在的中介作用或差異影響研究。理論上講，由于高管背景存在差異，企業(yè)在金融化行為與創(chuàng)新活動的取舍中受到高管決策影響也可能存在差異。

三、理論分析與研究假設

企業(yè)持有金融資產的動機一般分為兩種，一種屬于為追求投資金融資產所享有超額報酬率而持有的套利動機，一種屬于為增強企業(yè)流動性而持有金融資產的儲備動機(宋軍和陸旸，2015[1]；王紅建等，2017[33]；張昭等，2018)[25]。從持有金融資產的套利動機來講，相比實業(yè)生產利潤率，我國金融市場存在明顯的超額回報(王紅建等，2017)[33]，這吸引了眾多投資者的目光，很多制造業(yè)企業(yè)紛紛加入購買金融資產的大軍，企業(yè)資本整體呈現明顯“脫實向虛”趨勢；從持有金融資產的儲備動機來講，企業(yè)配置金融資產是為了維持公司日常開支，提高公司資金流動性。在兩種動機的共同作用下，原本應用來支持企業(yè)從事創(chuàng)新活動的資金流向金融市場，這對研發(fā)部門進行創(chuàng)新活動產生明顯擠出效應?；谝陨侠碚摲治觯疚奶岢黾僭OH1：

H1：金融化行為對企業(yè)創(chuàng)新影響呈負相關關系，金融化水平越高，對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應越明顯。

現有文獻表明，不同類型的高管背景會對企業(yè)生產經營、戰(zhàn)略決策、投資融資等各方面產生明顯影響，有些理論嘗試對背后的影響邏輯進行解釋，其中比較典型的有高層梯隊理論與烙印理論。高層梯隊理論(Hambrick & Mason,1984)[42]通常用來解釋管理層異質性對企業(yè)績效的影響差異，該理論認為管理層無法全知全能，因此其心理結構包括既有認知能力、價值觀念等會影響企業(yè)戰(zhàn)略決策，而觀察人口統(tǒng)計特征可以一定程度上反映管理層難以直接測度的心理結構，進而解釋企業(yè)決策行為。而來源于生物學的烙印理論在經濟領域也有廣泛應用，它認為生物會經歷生理上的一段“敏感期”，敏感期內的經歷會令生物形成對抗環(huán)境變化的思維或行動慣性，這種慣性稱之為“烙印”或者“印記”，該理論在經濟管理領域中常用來解釋企業(yè)組織架構、職業(yè)研究調查等方面的問題(Marquis & Tilcsik, 2013)[43]。烙印理論表明，高管團隊人生經歷的烙印可能會影響他們的做事風格與思維模式，從而影響戰(zhàn)略決策與企業(yè)績效，杜勇等(2017)[32]進一步分析認為烙印理論應用于研究高管背景問題時是高層梯隊理論的一種具體化形式。

從高管個人角度看，成為上市公司高管的人才需要有深厚的專業(yè)知識儲備，尤其需要具備管理、經濟、金融等與公司經營運作相關的知識，攻讀MBA、參與經管類知識培訓逐漸成為企業(yè)高管的必修課程，這間接使企業(yè)忽視高管是否具備實業(yè)背景，很多企業(yè)高管團隊中具有實業(yè)背景的人員較少甚至為零。根據高層梯隊理論，高管人口統(tǒng)計特征會對企業(yè)戰(zhàn)略決策有明顯影響，企業(yè)高管團隊的實業(yè)背景不同，對企業(yè)創(chuàng)新的重視程度也就不同。具有相關領域科學與工程背景的高管團隊，會對企業(yè)創(chuàng)新保持更高關注度，即便金融市場存在超額收益，這類高管也依然將企業(yè)創(chuàng)新視為維持企業(yè)生存發(fā)展的根本決定力量，而不具備相關實業(yè)背景的高管團隊比前者更偏愛金融資產投資。結合企業(yè)持有金融資產的投機、儲備兩種動機，本文認為，在當期既定的金融化水平下，對于沒有實業(yè)背景或具有實業(yè)背景高管占比低的高管團隊而言，企業(yè)在金融投機中獲取的超額收益對他們更有吸引力。[44]這類高管進行決策時盡管兩種動機都存在，但他們受到套利動機的支配力量更大。而對于有實業(yè)背景或具有實業(yè)背景高管占比高的高管團隊而言，盡管企業(yè)能夠從事投機活動獲取更高利潤，但這并不是企業(yè)長久發(fā)展之道?；谕跫t建等(2017)[33]、杜勇等(2017)[32]、張昭等(2018)[25]的實證研究結果，本文進一步猜測具有以上特征的高管團隊所受到儲備動機力量影響的程度比不具有以上特征的高管團隊要大，可能會利用金融資產流動性填補企業(yè)創(chuàng)新活動的空缺，削弱了金融化對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應。據此本文提出假設H2和H3：

H2：同等金融化水平下，具有實業(yè)背景的高管團隊能夠削弱金融化對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應。

H3：同等金融化水平下，實業(yè)背景占比高的高管團隊能夠削弱金融化對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應。

四、研究設計

(一)變量選取與數據處理

本文研究對象選擇在我國A股市場上市的制造業(yè)企業(yè)，這基于以下兩點考慮：一方面，對制造業(yè)企業(yè)來說，高效生產技術與新型企業(yè)產品在企業(yè)競爭中的重要性不言而喻，因此制造業(yè)企業(yè)通常會將創(chuàng)新活動置于較高戰(zhàn)略地位，使用此類樣本可能會得到更顯著的回歸關系。另一方面，A股的非金融上市公司有很大部分是制造業(yè)企業(yè)，其研究結論具有一定的代表性。本文制造業(yè)行業(yè)分類依據中國證監(jiān)會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》屬于C門類，樣本企業(yè)涵蓋食品制造、醫(yī)藥制業(yè)、汽車制造等共31種大類。

1.變量選取

(1)企業(yè)創(chuàng)新變量的選擇

本文為方便研究與展示，企業(yè)創(chuàng)新指的是技術創(chuàng)新而非綜合創(chuàng)新能力，因此選取的變量應能合理衡量企業(yè)研發(fā)部門的創(chuàng)新產出成果。在使用單一變量對企業(yè)創(chuàng)新進行描述時，文獻一般使用與研發(fā)支出、企業(yè)專利數等相關的變量數據。本文參照王紅建等(2017)[33]的做法，選擇研發(fā)密度指標作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的變量，變量值取企業(yè)研發(fā)投入除以對應期間營業(yè)收入的百分數。研發(fā)密度含義為企業(yè)每元營業(yè)收入所耗用的研發(fā)投入額，可以比較理想地度量企業(yè)創(chuàng)新的投入產出比，從技術創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效兩個角度動態(tài)描述了企業(yè)創(chuàng)新狀況。而同樣被文獻較高頻率使用的企業(yè)專利申請數更傾向于衡量創(chuàng)新績效，它不僅受企業(yè)金融化擠出效應影響，還受到行業(yè)特征、企業(yè)周期等很多其他因素影響，并且專利產品的生產周期長，很難及時表現出擠出效應，而且創(chuàng)新產出還包括商標、版權等，使用企業(yè)專利申請數作為創(chuàng)新變量不夠嚴謹，因此不選擇其為本文因變量。研發(fā)密度變量名記作INV。

(2)金融化水平的度量

衡量企業(yè)金融化水平時，已有文獻通常用企業(yè)持有的幾類金融資產之和除以總資產來計算。在選擇金融資產口徑時，幾乎所有文獻都會對此進行詳細的解釋和說明，基于不同的研究主題，文獻選擇的主要區(qū)別在于一些會計科目是否應計算進金融資產(4)顯然，此研究背景下的金融資產概念區(qū)別于會計所定義的概念。口徑。參照Demir(2009)[20]、謝家智等(2014)[14]、宋軍等(2015)[1]、杜勇等(2017)[32]、彭俞超等(2018)[17]等高引用文獻中的處理辦法，本文選擇交易性金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資、投資性房地產、衍生金融資產、買入返售金融資產、發(fā)放貸款及墊款、長期股權投資等八項之和計算金融資產，并以此得出企業(yè)各時期的金融化水平，變量名記為DF。需要說明的是，盡管關于金融資產劃分的新會計準則(5)見《企業(yè)會計準則第22號——金融工具確認和計量》，其于2018年1月1日正式實施。已經實施，但其對本文數據獲取不存在口徑前后不統(tǒng)一的影響。

(3)高管實業(yè)背景變量的定義

高管指的是企業(yè)高級管理人員，他們能夠直接參與公司經營決策，一般包括CEO、總經理、CFO、董事長秘書及其他高級管理人員。本文參照《公司法》關于高級管理人員的定義以及CSMAR的高管分類標準，首先將具有生產、研發(fā)、設計等三類實業(yè)背景高管團隊的虛擬變量數據定義為1，反之為0，以考察有無實業(yè)背景對金融化與企業(yè)創(chuàng)新關系的調節(jié)作用，變量名記為Bac；再將具有實業(yè)背景的高管占總高管人數比例定義為第二個高管變量，考察高管實業(yè)背景調節(jié)作用的影響大小，變量名記為Ratio。

(4)控制變量的選擇

根據以往文獻研究結果，本文最終選擇以下變量進行控制：使用總資產報酬率(ROA)、主營業(yè)務利潤率(OM)控制企業(yè)盈利能力影響，使用權益乘數(EM)、流動負債比(CBR)控制企業(yè)資產與負債結構影響，使用總資產周轉率(TAT)控制資產運營效率影響，使用機構投資者控制強度(ISR)控制大股東影響，使用總資產規(guī)模(LogA)、成立年限(ET)、產權性質(NPR)控制企業(yè)特征影響，使用一年期銀行活期存款利率(DR)、GDP增長率、M2增長率、EPU指數控制貨幣政策與經濟增長等宏觀經濟影響。其中設置產權變量時，本文將地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)統(tǒng)一劃分至國有企業(yè)范圍，其他類型企業(yè)(包括集體企業(yè))視作非國有企業(yè)(6)數據來源為Wind數據庫，樣本期間產權發(fā)生變化的企業(yè)按照眾數取值。。

2.數據來源、處理與匯總

本文研究期間為2012年1月1日至2018年12月31日，高管數據來源為CSMAR數據庫， EPU指數的數據從Baker等人專門編制并對外公布的網站獲取(7)指標獲取來源為http://www.policyuncertainty.com。，其他數據均從Wind數據庫獲得，所有變量均為年度數據。本文按照以下規(guī)則篩選樣本：將樣本中的所有B股、ST、ST*、科創(chuàng)板板塊類股票剔除，再將存在數據缺失的樣本剔除，最終本文篩選出2012—2018年983個制造業(yè)公司共6 881個數據樣本。高管數據根據每年會計期末持續(xù)更新，共篩選出2012—2018年983個樣本公司共50 911條高管個人信息，按包含實業(yè)背景關鍵字的標準使用python匯總數據至6 881個樣本中。考慮到極端值對回歸結果的影響，本文對所有連續(xù)變量的數據使用winsorize命令進行雙邊1%縮尾處理。我們將全部變量匯總，結果見表1，同時一些計算方法與注釋均在表中進行說明。

表1 變量匯總表

(二)模型設計

本文數據為面板數據類型，考慮使用固定效應面板模型回歸，為驗證H1假設，我們設計第一個模型為以下形式：

(1)

為驗證H2、H3假設，我們設計第二、第三個模型時均加入了交互項，其中Baci,t和Ratioi,t分別為虛擬變量和連續(xù)變量，模型方程為以下形式：

(2)

(3)

五、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

回歸之前，本文先對各變量數據的基本統(tǒng)計量進行分析整理，結果如表2所示：

表2 變量描述性統(tǒng)計表

統(tǒng)計結果顯示，創(chuàng)新密度與金融化水平的數據都存在明顯的左偏，并且都存在較大的極端值，說明不同企業(yè)的創(chuàng)新能力相差較大，企業(yè)持有金融資產的偏好也存在較大差異。高管團隊有無實業(yè)背景均值為0.860，四分之一位數為1，而實業(yè)背景比例的中位數為0.333，說明我國制造業(yè)企業(yè)高管團隊中具有實業(yè)背景的復合型人才在團隊中普遍存在，這符合重要生產部門由專業(yè)人士負責(如設置研發(fā)總監(jiān)、技術總監(jiān)等崗位)的客觀要求。但高管團隊中實業(yè)背景比例卻較低，高管團隊存在實業(yè)背景高管人員配置深度不足的現實。

為更直觀觀察樣本企業(yè)金融化數據分布情況，本文計算出每個樣本企業(yè)在樣本期間內的平均金融化水平，并繪制出金融化水平分布的頻率直方圖，如圖2所示。

圖2 樣本金融化水平頻率分布直方圖

頻率分布直方圖根據樣本調整組數為100組，統(tǒng)計圖直觀顯示出制造業(yè)企業(yè)金融化分布存在明顯左偏，表明企業(yè)間的金融化行為有很大差異。大部分樣本企業(yè)的金融化水平在40%以下，集中出現在20%以下，少數樣本企業(yè)具有40%以上的金融化水平，這也表明本文確有必要對數據進行縮尾處理。同時我們根據數據，計算出樣本中關于高管實業(yè)背景樣本企業(yè)的頻率分布情況如表3所示。

表3 高管信息統(tǒng)計表

其中，企業(yè)平均高管實業(yè)背景比例為所有企業(yè)的高管實業(yè)背景比例求算數平均值算得，表格統(tǒng)計顯示具有實業(yè)背景的高管數量約為不具備實業(yè)背景高管數量的50%，每個企業(yè)的高管團隊中具有實業(yè)背景的高管大約占30%。

(二)初步回歸分析

1.金融化與研發(fā)密度關系的實證分析

(1)整體樣本的回歸結果

為驗證金融化對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應，本文首先按照模型(1)對金融化與研發(fā)密度的關系進行實證分析，使用穩(wěn)健標準誤的固定效應模型進行回歸，并將隨機效應回歸結果一并展示，保證結果穩(wěn)健性，回歸過程控制年度效應。回歸結果如表4所示，FE1表示固定效應回歸結果，RE1表示隨機效應回歸結果。

表4 擠出效應的檢驗結果

回歸結果顯示，無論是固定效應模型還是隨機效應模型，結果均顯示企業(yè)金融化與研發(fā)密度呈較為顯著的負相關關系，并且在控制年度效應后結果依然顯著。表明制造業(yè)企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新活動產生了明顯的擠出效應，說明當企業(yè)用于投入研發(fā)部門的資金轉移至金融投資部門的程度越高，對企業(yè)創(chuàng)新的負面影響越大，不利于企業(yè)的長期發(fā)展。

(2)區(qū)分樣本產權屬性的回歸結果

為研究不同產權屬性下金融化對企業(yè)創(chuàng)新擠出影響的差異，我們將樣本分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)進行分類回歸，回歸依然使用穩(wěn)健標準誤的固定效應與隨機效應模型，僅展示控制年度效應后的回歸結果如表5所示。

表5 不同產權企業(yè)擠出效應回歸結果

N表示樣本個數，其中非國有企業(yè)樣本個數為4 774個，國有企業(yè)樣本個數為2 107個。表5顯示出非國有企業(yè)與國有企業(yè)迥然不同的回歸結果，非國有企業(yè)中金融化對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應非常明顯，兩種回歸都顯示出金融化對創(chuàng)新擠出在99%置信水平以上的顯著性，而國有企業(yè)中這種擠出效應檢驗結果十分不顯著，說明國企中這種擠出效應并不存在。這可能是整體樣本回歸中，以固定效應對DF變量進行回歸的顯著性較隨機效應有顯著下降的原因。

(3)非國有企業(yè)、國有企業(yè)擠出效應差異分析

國有企業(yè)并未表現出顯著的擠出效應，可能是源于其他外生因素影響了金融化或研發(fā)密度這兩個關鍵變量的變化。為分析差異產生的原因，通過整理樣本數據，繪制出非國有企業(yè)、國有企業(yè)在2012—2018年金融化、研發(fā)投入、營業(yè)收入、研發(fā)密度的變化趨勢，分別如圖3、圖4、圖5所示。

圖3 國有企業(yè)、非國有企業(yè)的金融化趨勢圖

圖4 國有企業(yè)、非國有企業(yè)的R&D與研發(fā)密度圖

圖5 國有企業(yè)、非國有企業(yè)的營業(yè)收入與研發(fā)密度圖

圖3—圖5顯示，無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，它們的金融化趨勢在不斷上升，R&D也在逐年增加，唯獨在營業(yè)收入指標上，國有企業(yè)與非國有企業(yè)表現明顯不同。非國有企業(yè)樣本在期間一直保持上升態(tài)勢，企業(yè)經營狀況良好，而國有企業(yè)在2012—2015年的營業(yè)收入基本維持零增長的水平趨勢，2015年營業(yè)收入甚至出現下降情況，2016年以后國有企業(yè)營業(yè)收入才開始正增長。2015年之前，我國國有企業(yè)正處于經營萎縮、投資低效的灰色時期，企業(yè)出現無效投資多、生產效率低、創(chuàng)新產出少、產能過剩等問題，同時也承擔了較多社會責任，這都使國有企業(yè)經營效益大不如前，很多國有企業(yè)尤其是僵尸企業(yè)只能依靠政府補貼勉強經營。2016年我國對國有企業(yè)進行大刀闊斧的混合所有制改革，給大量國有企業(yè)注入市場新活力，國有企業(yè)經營效益在2016年后重新有了起色。因此這段時期國有企業(yè)樣本的營業(yè)收入數據是嚴格外生的，導致研發(fā)密度數據也是嚴格外生的，企業(yè)金融化行為對這個時期的國有企業(yè)而言影響非常有限，這可能是國有企業(yè)金融化行為對研發(fā)密度的回歸結果不顯著的原因。根據以上分析，下文僅選擇非國有企業(yè)樣本進行回歸，剔除國有企業(yè)樣本共2 107個。

2.高管實業(yè)背景的中介作用檢驗

為檢驗高管實業(yè)背景能否削弱金融化對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應，本文按照模型(2)(3)進行實證分析，同樣分別展示固定、隨機效應模型回歸結果，控制年度效應?；貧w結果如表6所示。

表6 整體樣本回歸結果

其中列FE3和列RE3分別為根據模型(2)進行固定效應和隨機效應回歸的結果，列FE4、列FE4_R和列RE4、列RE4_R同理，R表示使用穩(wěn)健標準誤回歸。根據模型(2)回歸的結果顯示，代表有無高管實業(yè)背景的虛擬變量與金融化水平組成的交叉項回歸結果并不顯著，說明高管團隊有無實業(yè)背景在調節(jié)擠出效應上的能力并不明顯。本文認為，具有實業(yè)背景的高管需要具備一定規(guī)模才能足夠發(fā)揮調節(jié)作用，少數實業(yè)背景高管在整個團隊中并沒有較大話語權，其意見容易被忽視，僅僅讓高管團隊具備專業(yè)元素，并不能改變企業(yè)短期投機決策的傾向。而模型(3)回歸結果可能(8)使用“可能”二字因使用robust固定效應回歸結果p值稍微大于0.1。顯示，代表實業(yè)背景高管占比的連續(xù)變量與金融化水平組成的交叉項對研發(fā)密度回歸結果顯示出95%置信水平上的正相關關系，表明企業(yè)在既定的金融化水平下，具備實業(yè)背景的高管數量在團隊中比重越高，他們的話語權越大，提出的建議更易被整個團隊乃至管理層接受，對金融化擠出企業(yè)創(chuàng)新的削弱能力越強，但是這種正向回歸關系在使用穩(wěn)健標準誤報告時略低于90%顯著性水平。綜合模型(2)(3)的回歸結果，高管實業(yè)背景表現出對這種擠出效應削弱作用的“群聚效應”，發(fā)揮實業(yè)背景在重視企業(yè)創(chuàng)新上的決策作用，需要賦予實業(yè)背景高管更多的話語權，讓他們的聲音真正被團隊采納，而不是僅僅滿足企業(yè)某些選聘規(guī)定，象征性地在團隊中加入專業(yè)元素。

六、進一步分析

前文分析認為，因儲備動機持有的金融資產是高管實業(yè)背景調節(jié)金融化對企業(yè)創(chuàng)新負面影響的主要路徑。換言之，儲備型金融資產的持有主要是為保障企業(yè)投資流動性。當創(chuàng)新活動重新受到重視時，儲備型金融資產將發(fā)揮其“蓄水池”功能，企業(yè)將通過交易減持這類金融資產來獲取投資流動性，而不是放棄更高收益、變現靈活的投機型金融資產來彌補創(chuàng)新所需的這部分資金。本部分用來驗證調節(jié)作用發(fā)揮的路徑是否與本文假設相同，并提出假設H4：

H4：高管實業(yè)背景調節(jié)作用的實現路徑為通過減少儲備型金融資產來創(chuàng)新必要流動性，實業(yè)背景高管占比越高，對擠出效應的調節(jié)作用越大。

參照晉盛武等(2017)[23]、胡奕明等(2017)[11]、彭俞超等(2018)[17]、杜勇等(2019)[15]對投機、儲備兩種動機下持有金融資產的分類標準，本文將交易性金融資產與可供出售金融資產視作投機型金融資產(或稱短期金融資產)，這類資產企業(yè)持有時間較短，交易較為頻繁，通常出于投機目的而購買；剩余的其他金融資產均列為儲備型金融資產(或稱長期金融資產)，相對投機型而言，這類資產企業(yè)傾向于長期持有，除了為實現某些戰(zhàn)略決策外，一般不會有較為頻繁的交易。本文根據上述分類計算出第i個樣本t時期的投機型、儲備型金融資產占總資產比例，并分別記變量名為DF_Ii,t、DF_Si,t，有DFi,t=DF_Ii,t+DF_Si,t，因此可將模型(3)改寫成帶有兩個交叉項的方程，如下所示：

(4)

FE7、FE7_R分別為未使用、使用穩(wěn)健標準誤的回歸結果。表7顯示，投機型金融資產與高管比例交互項的回歸結果不顯著，說明以“投機”作用持有的金融資產并未起到補足流動性的作用。而儲備型金融資產與高管比例交互項的回歸結果顯著為正，說明高管實業(yè)背景變量調節(jié)金融化擠出企業(yè)創(chuàng)新時，一般選擇發(fā)揮儲備性金融資產的“蓄水池”效應來提供企業(yè)創(chuàng)新活動所需更多的投資流動性，高管團隊中實業(yè)背景人員越多，“蓄水池”效應發(fā)揮程度越高。

表7 中介效應實現路徑檢驗

七、結論與政策建議

(一)研究結論

本文以制造業(yè)上市公司為研究對象，選擇2012—2018年的年度數據，基于兩種金融資產持有動機與高層梯隊理論，研究金融化、企業(yè)創(chuàng)新與高管實業(yè)背景之間的關系，研究結論主要有以下三個。

第一，金融化對企業(yè)創(chuàng)新存在擠出效應，但這種擠出效應只在非國有企業(yè)中顯著存在，國有企業(yè)因研發(fā)密度變量受外生因素影響大而得出不顯著結果。第二，高管實業(yè)背景可以顯著調節(jié)金融化對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應，其中高管團隊有無實業(yè)背景回歸結果不顯著，實業(yè)背景高管占比回歸結果則較為顯著，說明高管團隊僅通過改善有無實業(yè)背景并不能有效遏制金融投機行為，只有實業(yè)背景高管在團隊中具有一定規(guī)模和話語權，才能讓整個團隊重視企業(yè)創(chuàng)新并更好地發(fā)揮這種調節(jié)作用。第三，高管實業(yè)背景發(fā)揮調節(jié)作用通過交易儲備型金融資產實現，“蓄水池”作用在創(chuàng)新投資的流動性補足中起到主要作用，投機型金融資產仍扮演“投機”角色。

(二)政策與建議

針對以上研究結論，本文有以下幾點建議。

首先，企業(yè)應當適度金融化，重視創(chuàng)新發(fā)展，還原金融原本功能。近年來企業(yè)頻繁涉足金融市場，內生增長動力嚴重不足。盡管適度金融化行為可以降低企業(yè)經營風險和財務風險，實現資源在空間和時間上的合理配置，但企業(yè)如果過度追求金融資產的高額投資回報，將產生明顯的“脫實向虛”傾向，降低企業(yè)創(chuàng)新能力與可持續(xù)發(fā)展能力，不利于企業(yè)長期發(fā)展和社會良好競爭氛圍的形成。因此，企業(yè)應樹立正確的金融觀念，通過合理戰(zhàn)略決策、適度配置金融資產，讓金融服務于企業(yè)實體與創(chuàng)新投資，杜絕頻繁、過度投機現象，還原金融市場對企業(yè)的初始功能。同時企業(yè)還應樹立正確的經營理念，重視創(chuàng)新在企業(yè)競爭中的核心作用，以創(chuàng)新保障企業(yè)高質量、可持續(xù)發(fā)展。

其次，企業(yè)選任選聘高管時應考慮吸納更多復合型人才，強化團隊分工協(xié)作建設，創(chuàng)造高管團隊工作的和諧健康環(huán)境。由于高級管理人員的特定職業(yè)要求，很多企業(yè)高管團隊中都是清一色的經管金融類背景人才，具有相關實體實業(yè)背景的人才較少，而前者在企業(yè)專業(yè)領域如投資新項目、開發(fā)新市場、引入新技術等方面缺乏一定經驗與專業(yè)見解，從而使某些戰(zhàn)略決策成果低效。這一方面是由于復合型人才市場供給少，企業(yè)付出成本高；另一方面是企業(yè)未重視實業(yè)背景人才在高管團隊中的作用，選聘高管時更考慮財力資源優(yōu)先，如社會資源、經管金融背景、政治關聯等因素。高管團隊的組建與協(xié)作，很大程度上影響企業(yè)未來的發(fā)展方向。企業(yè)在重視高管經管金融背景與個人資源的同時，也應充分重視實體實業(yè)背景人才的選任選聘，給高管團隊增添專業(yè)元素、提供專業(yè)建議，同時強化高管團隊分工協(xié)作與團隊建設，提高團隊的凝聚力與執(zhí)行力。

再者，高級管理人員應提高相關專業(yè)知識素養(yǎng)，實現有深度、有廣度的學習。企業(yè)對人力資源尤其是高素質人才越來越重視，但市場往往供不應求。高管僅具備經管金融類方面的知識并不能滿足企業(yè)，尤其是實體企業(yè)的生產發(fā)展要求，復合型人才在未來會有更大的需求。高管團隊的成員應自覺加強相關專業(yè)領域的學習研究，必要時深入一線參與工作，避免出現“身居高位不知百姓苦”的情況。有深度有廣度的學習專業(yè)與非專業(yè)知識，在面對企業(yè)決策時能夠提供更加全面、理性的長期發(fā)展建議，引導企業(yè)健康發(fā)展。

最后，政府部門應加強對金融行業(yè)的監(jiān)管力度與監(jiān)管效率。我國經濟金融化趨勢不斷加深，很大程度是由金融壟斷利潤所致。金融市場發(fā)展歷經數十年，時至今日，企業(yè)金融投機盛行、資源配置低效現象依然存在，說明相關部門對金融市場的監(jiān)管效果并不理想。近幾年，市場開始識別金融化問題并有所調整，我國企業(yè)金融化趨勢開始放緩甚至下降，如上市公司理財產品購買量從2018年的1.77億元下降到2019年的1.34億元，制造業(yè)企業(yè)金融化水平在2017、2018年分別為8.12%和8.18%，幾乎維持不變，這都意味著金融市場上的超額收益有所下降。但這種現象很可能卷土重來，如何根據中國實際研究中國對策，給政府提出了更高要求。因此，相關部門應適當借鑒發(fā)達國家金融市場的管理經驗與措施，推動因地制宜的高效監(jiān)管與有力懲戒并行措施，從根本上抑制市場過度金融投機現象，促進金融行業(yè)的健康發(fā)展，充分發(fā)揮金融市場作為我國經濟的緩沖墊作用，實現金融市場高效資源配置的功能。