融资约束、企业金融化与创新投资关系研究

章雁　 王芳露

【摘要】   文章以沪深A股2011—2016年制造业上市公司为样本，综合考虑融资约束，研究企业金融化与创新投资对实体企业发展产生的影响。在当前的政策背景下，融资约束问题在一定程度上抑制了我国制造企业的创新投资水平;在短期套利动机下，制造企业金融化程度对企业的创新投资存在挤出效应;产权性质的不同致使金融化程度对创新投资影响有所差别，非国有控股性质使得金融化程度对技术创新投资的负向影响被放大。

【关键词】   制造企业金融化;融资约束;创新投资

【中图分类号】   F275   【文献标识码】   A   【文章编号】   1002-5812（2020）03-0057-06

一、引言

融资约束是企业在经营过程中普遍面临的一个问题，资本市场条件的限制导致企业获取外部融资成本居高不下，致使企业无法进行效率投资（Fazzari et al.，1988）。由此对企业产生一系列负面影响：使公司业绩提升和经济发展受到制约（李科，2011）;增大公司的创新投资风险（Li，2011），对该企业的创新投资具有明显的负面效应（康志勇，2013）等。韩剑和严兵（2013）根据企业的融资渠道分别研究表明，外源融资约束相对于内部融资约束对企业创新投资的影响更加深刻。这种影响在具有前瞻性的中小型民营企业中更加严重。鞠晓生、卢获和虞义华（2013）另辟蹊径，对非上市工业企业面临的融资约束问题进行探讨，结果表明：创新投资具有一定的波动性，营运资本对其具有平滑效应，融资约束作为调节因素，在这种平滑效应中具有正向作用。謝家智等（2014）也发现，融资约束对企业的创新投资具有明显的抵消效应。政治关联的结构差异在其中具有调节作用，对创新投资的抵消效应有所差异。 水会莉和韩庆兰（2016）通过进一步研究证实，在融资约束困境下，我国制造企业的创新投资水平被显著抑制，税收优惠政策给企业带来了政策红利，尤其是对于民营企业，税制改革在一定程度上减轻了融资约束对创新投资水平的抵消效应。

实体企业金融化给经济社会造成的影响方面，Manuel B.Aalbers（2008）认为，由于产业资本的金融化为企业开拓了新的融资渠道，对制造企业的创新投资活动具有正向促进作用，成为上世纪80年代之后经济增长的新方式。当然，也有研究认为企业金融化对企业的实体投资产生了消极影响。非金融企业通过提高投资中金融资产的比重更容易在短期内取得投资收益，从而对生产经营的资金投入形成“挤出效应”（Orhangazi，2008）。Krippner（2011）认为，金融化进程会不断提升金融部门在经济社会中的地位，逐渐降低了金融投资的门槛，且丰厚的投资收益也诱惑着非金融部门将资金投向金融产业以使企业利润激增。Hans-Martin Zademach（2009）和Arizala et al.（2013）等研究发现，技术创新本身对持续性的要求比较高，需要企业为其提供源源不断的资金以支持创新活动，而金融投资收益可以在短期内为企业带来较多收益，使企业资本扩张，促使企业进行创新投资。Tadesse（2012）认为，处于健全金融市场中的企业通过金融投资，可以为企业筹集到大量资金以支持企业的创新活动，由此得出，经营资本金融化可以促进创新活动的开展。谢家智等（2014）从国民经济角度出发，得出制造领域的过度金融化侵蚀了其发展的基础，“去工业化”对经济社会的影响加深，最终导致企业创新能力的提高受到限制。宋军（2015）等的研究结果表明，非货币金融资产与非金融企业的经营收益率之间存在一种特殊的U形关系，也就是说，公司的业绩能力影响着金融投资对经营收益的作用效果。通过上述梳理可知，对企业金融化的微观视角研究尚未取得统一意见。

通过对以往文献的梳理，可以初步得出，对于融资约束的相关研究成果颇丰，基于企业金融化的相关研究大多集中在对行业影响的探讨。创新成为近年来的发展热词，关于创新的社会研究成果丰硕，但大多研究集中于宏观经济、微观市场以及企业自身条件等因素，而鲜有研究涉及我国行业之中出现的金融化现象，因此本文将融资约束、企业金融化结合起来探讨对创新投资的影响。制造业涵盖范围较广，能够概括非金融企业的金融化趋势对其创新投资的效应。针对不同产权性质、不同细分行业的企业金融化对创新投资的影响研究对于企业的可持续发展而言更加具有针对性。

二、研究假设与模型设计

（一）研究假设

技术创新活动本身具有缺陷，调整成本很高（Himmelberg和Petersen，1994;Hall，2002）。在不完善的资本市场上，投融资双方的信息不对称使资本提供者无法对企业经营效率与发展潜力进行辨别，所以对所有企业的收益率要求一致，产生与“劣币驱逐良币”相同的效果。因此，考虑到外源融资成本比内源融资成本高，企业的融资约束问题应运而生，为避免支付高额融资成本，内部控制人更倾向于舍弃NPV为正的项目，也就是我们常说的投资不足。因此本文提出以下假设：

假设1：融资约束问题使我国的制造企业的研发投入受到制约，创新活动受到影响，即融资约束程度越高，企业对创新活动投资越少。

相关研究认为，金融化进程可以跨越实体产业与金融产业的鸿沟，使经济资源自由组合，减少交易费用，促进资本流动，提高资源配置效率，优化企业的要素选择（支燕、吴河北，2011）。要对二者之间存在“挤出效应”还是“平滑效应”进行区分，即制造企业金融化对企业的创新投资起到促进作用还是抑制作用，需要进一步结合其金融化的动机进一步验证。据此，本文提出以下假设：

假设2：在市场套利的短视动机下，我国制造企业金融化水平对创新投资存在“挤出效应”，即抑制了企业的创新投资。

已有研究表明，不同性质企业的公司治理对企业创新投资决策会产生不同的影响，根据最终控制人产权性质的不同，国有企业对金融机构的持股比例普遍更高，金融化程度更深，经营资本与金融资本更容易融合，从而分得其经营利润，作为资金储备，国企金融化对创新投入的促进作用应更加显著。为此，本文提出以下假设：

假设3：在控制其他因素影响的情况下，产权性质会影响制造企业金融化程度与企业创新投资之间的关系。国有控股的性质对制造企业金融化与创新投资之间的影响具有放大效应。

近几年，上市公司在证券市场上进行股权融资愈发不易，我国资本市场对企业的财务指标做出了更严格的限制，加上我国资本市场的发展尚未成熟，创新投资在资本市场上的信息摩擦致使大部分上市公司难以得到充足的资金以为创新投资提供支持。况且，股权融资也不能完全替代外部融资，信息不对称所引起的“柠檬溢价”问题，使发行成本攀升。从委托代理理论角度，实体企业如果通过金融化演变来拓宽创新活动的融资渠道，会受到金融机构及众多投资者对其经营活动的持续监督，从而降低管理层借助创新之名侵吞公司资产的概率。与此同时，企业金融化会使企业管理者享受到金融企业为其带来的超额利润，降低企业管理者在任期内可能由于创新活动而造成经营业绩不稳定的情况，促进管理者进行效率投资。

那么，融资约束与企业金融化相互碰撞摩擦，会对企业创新投资产生何种影响？是企业金融化对创新投资作用更强，还是融资约束在博弈中更胜一筹？因此本文提出以下假设：

假设4：在企业金融化与融资约束的共同作用下，企业的创新投资水平得到抑制。

（二）模型设计

（三）变量定义

本文的被解释变量为“创新投资”，意为公司为从事创新活动而进行的资金投入，也可理解为研发投入。衡量企业R&D支出的指標主要有两种：一种是直接指标，以往研究中对此的度量大多基于“研发费用”，选择计入现金流量表中的R&D支出额作为企业创新投资的替代变量（刘胜强，2016）;另一种是相对指标，主要有三种，分别是运用研发费用与营业收入之比（蔡地、罗进辉，2012;康志勇，2013）、R&D支出与总资产之比、R&D支出与企业市场价值之比。鞠晓生等（2013）认为，研发支出并没有将企业创新投资全部涵盖，如引进著作权、商标权以及开发新技术等，因此，选择无形资产的当期增量对其进行衡量显得更加准确。由于研发支出的口径不一以及选择数据的标准有所差异，而营业收入的变化较大且更容易被纳入盈余管理，财务预算使期初资产规模对企业的创新投资造成影响，因此本文借鉴鞠晓生的做法，采用无形资产与期初总资产之比来衡量样本企业的创新投资水平，即Innovation=无形资产增量/期初总资产。回归模型中所涉及的全部研究变量见表1。

三、实证分析与模型检验

（一）样本数据

本文选取沪深两市A股制造业上市公司作为研究样本，并将2011—2016年作为研究区间。为确保样本的可靠性与针对性，按照下列标准对样本进行筛选以排除异常数据对实证结果的干扰，剔除处于*ST、ST或者PT状态的企业、同时发行A股和H股的企业、数据明显异常及相关指标缺失的企业。最后，收集整理了640家样本企业2011—2016年六年间共3 843个有效观测值。此外，在进一步对产权性质在金融化程度与创新投资关系中的作用分析时，本文按产权性质将总样本分为两组，作为验证假设3的样本，其中，国有控股上市公司样本数为1 340，非国有企业样本数为2 503。本文数据主要来源于Wind数据库，并用Excel 2010整理样本数据，实证分析采用Stata 11.0完成。为了避免异常值对实证结果的干扰，对所得数据按1%的水平进行单边截尾处理。

（二）描述性统计

通过将统计数据代入回归分析模型，初步得出各个变量的基本特征，如表2所示。

根据描述性统计结果显示，制造企业的创新投资水平最小值仅为0，表明有些企业可能没有开展创新投资相关活动，最大值为0.317，表明企业对于创新投资热情不尽相同。反观企业金融化程度的数据，最小值为0，最大值为0.661，存在更大差异。

（三）相关性分析

表3描述的是解释变量与被解释变量之间的相关矩阵统计结果。从主要变量相关矩阵中不难得到，解释变量与被解释变量相关性显著，表示本文模型涉及到的解释变量对被解释变量来说解释能力较强。

根据Lind et al.（2002）的经典结论：相关系数等于0.7是判断变量间是否存在共线性的门槛值。如表3所示，相关变量的皮尔逊相关系数绝大部分处于0.0—0.4之间，均小于0.7.故本文选择的主要变量之间相关性很弱，回归方程不存在多重共线性问题。与此同时，由检验结果可以看出，企业金融化程度（Fin）与企业的创新投资（Innovation）在1%的显著性水平上呈负相关关系，初步验证了本文的假设1。除自变量企业金融化水平（Fin）外，选取的控制变量中，现金流状况（CF）、企业规模（Size）、财务杠杆（Leverage）、产权性质（SOE）也与被解释变量创新投资（Innovation）存在显著的相关关系。

（四）全样本回归分析

由表4对模型（1）的回归结果可以看出，企业融资约束程度（FC）与创新投资水平（Inn）在1%的显著性水平上负相关。在当前的政策背景下，融资约束问题依然在很大程度上抑制着我国制造企业的创新投资水平。这与以往研究基本一致。在以往的研究中，融资约束问题严重阻碍了我国企业的研发投入，我国制造业长期以来创新不足的原因之一是企业面临着融资约束，因为研发活动需要长期且持续的投入，而结果又有高度不确定性及风险性，融资困境阻碍着企业创新投资的热情。而本文得出的研究结论从一定程度上对以往研究提供了新背景下的佐证。企业金融化程度（Fin）与创新投资水平（Inn）在1%的显著性水平上负相关，但在国有控制组效果不显著，说明产权性质不同对两者的作用效果会产生一定程度的差异。两者的交互项对创新投资的作用效果在全样本回归分析中并不显著。

由模型（4-2）的回归结果表5可以看出，创新投资的滞后效应对三者关系产生作用，因此加入滞后项之后的回归结果显著。金融化程度与融资约束程度的交乘项系数在三个模型中均为正，但只有在固定效应模型中在1%水平上显著，表明在融资约束与企业金融化的共同作用下与企业的创新投资水平正相关。而模型（4-1）交互项的回归系数并不显著。综上，假设4得到反向验证。说明企业金融化倾向与融资约束都会使较多的营运资金被保留在企业中，在国家出台一系列鼓励创新的政策之后，企业可能会用来开展创新活动以享受政策红利。

（五）划分产权性质的回归分析

为从产权性质角度触发对金融化程度对企业创新投资的影响做出区分，将样本按实际控制人的产权性质不同进一步划分为国有控股组和非国有控股组以便展开进一步讨论。对比样本数量，国有控股企业这一组共有1 340个样本，非国有控股企业这一组有2 503个样本，得到结果如下页表6。

在固定效应模型中，国有控股组的金融化程度（Fin）与创新投资（Inn）在1%的显著性水平上负相关;在三种回归方法下，非国有控股组的金融化程度（Fin）与创新投资（Inn）均在1%的显著性水平上负相关，融资约束程度与前述实证结果相似，与创新投资水平呈负相关，且在1%的显著性水平下显著。金融化程度与融资约束程度的交互项（Fin*FC）在非国有控制组的固定效应模型中与创新投资水平正相关，且在1%的水平上显著。因此，非国有企业金融化水平与融资约束程度在创新投资活动中更加敏感，更加不稳定。在企业金融化与融资约束的共同作用下，两者分别对于创新投资的负向作用效果变为正向作用，一定程度上说明，非国有企业自主性更强，对金融资产的合理配置能在一定程度上缓解融资约束压力，并促进企业进行创新投资。

（六）细分行业的回归分析

按照经营特征的不同，本文按要素密集度将行业具体分为劳动密集型、技术密集型和资本密集型三类。

从表7可以看出，各细分行业的创新投资滞后项（Inni，t-1）的系数介于固定效应估计值与混合OLS估计值之间，说明GMM估计结果是有效的。细分行业分析回归显示，三种行业面临的融资约束都在一定程度上抑制了企业的创新投资活动。劳动密集型制造企业金融化程度（Fin）的估计系数为-0.0137，却不显著，说明金融化程度对劳动密集型行业企业的创新投资的作用效果不太可观，可能是样本量太小所致，也可能是由于劳动密集型企业具有人口红利优势，对产品的技术创新投入较少，创新投资资金较为匮乏，因而企业进行金融化投资产生的收益对创新投资活动的影响也较弱。在资本密集型企业和技术密集型企业中，金融化水平对创新投资水平的作用效果的估计系数分别为      -0.0211、-0.0208，且在1%的水平上显著，说明金融化程度对企业创新投资的作用效果为负。金融工程的创新比产品创新的调整成本低，获利速度快，且风险小。企业经营都是被利润所驱使的，快速获利的愿望越强烈，企业创新投资的热情越小。在这种利益的诱导下，经营资本被用于寻找新的投资方向，企业创新投资没有了资金支持，企业家精神被淡化，企业更难拥有核心竞争力，从而在可持续发展的道路上步履维艰。融资约束与金融化水平的交乘项系数为正，但不显著，未得出有效的结论。

（七）稳健性检验

考虑到实证研究应兼具严谨性和可靠性，本文在进行了基本分析后又从四个方向、三个角度进行了多项稳健性检验。采用SA融资约束指数使用顺序逻辑回归模型（Ordered Logit Model）执行拟合并将结果用于大样本中进行检验。由于我国经济发展地域差异较大，各地区之间存在宏观经济环境与政策差异，为避免其他因素对企业开展创新投资活动的影响造成干扰，按照注册地址、工业属性、实际控制人性质三个维度将样本企业初步划分为东部、中西部两对照组、重工业和轻工业两对照组以及国有控股制造企业和非国有制造企业两对照组，然后各自展开回归，并据此进行稳健性分析，再次区分金融化程度对创新投资的作用效果。

四、结论

本文的实证研究以企业对金融投资活动的热情日益高涨为切入点，回顾相关领域的研究经驗成果，从制造业整体、细分行业、实际控制人产权性质三种角度探讨制造企业金融化对创新投资活动的作用效果。本文选取了制造业上市公司作为样本企业，截取2011—2016年期间样本企业的历史数据形成4 638个有效样本，进行各主要变量的描述性统计与相关性分析等基本分析之后，分别采用混合最小二乘法、一阶段系统广义矩估计及固定效应这三种方法得出比较可靠的研究结果，并得出以下主要结论：（1）在当前的政策背景下，融资约束问题仍在一定程度上抑制着我国制造企业的创新投资水平，这与过去的相关研究基本一致。在以往的研究中，我国制造业缺乏核心竞争力的根源在于缺乏创新已是不争的事实，究其深层原因发现：制造企业普遍面临融资约束，严重阻碍了我国企业在技术上有所突破，融资困境阻碍着企业创新投资的热情。而本文得出的研究结论从一定程度上印证了在当前的政策背景下，融资约束问题对我国企业的创新投资活动还存在制约。（2）制造企业金融化程度对企业的创新投资存在挤出效应。经过对微观企业的实证研究，从整体回归结果中可以看出，金融化程度对创新投资的作用效果显著为负，在后期的稳健性检验中也得到了印证。通过对投入要素属性进行行业细分，资本密集型企业与技术密集型企业金融化对创新投资的影响显著为负，表明制造企业金融化对创新投资的作用效果为负这一结论与企业区位、工业属性和实际控制人产权性质无明显联系。（3）产权性质的不同致使金融化程度对创新投资影响有所差别，非国有控股性质使得金融化程度对技术创新投资的作用效果为负这一观点被放大。在前期的基本模型分析部分和后期的稳健性检验中，按照实际控制人产权性质的不同将样本进行区分，最终得出，非国有控股的这一组企业金融化程度的估计系数显著为负，且绝对值相较于国有控股这一组的企业更高，在一定程度上反映了企业的自主性越强，企业金融化对创新投资的负向作用效果越强。（4）融资约束与企业金融化两者的共同作用对非国有企业的创新投资具有正向作用效果。在加入创新投资的滞后项后，得到的结论表明，非国有企业的创新投资水平与制造企业金融化与融资约束表现出正相关。基于企业金融投资的短期套利动机，管理者未能着眼于利用金融投资所得收益助推主营业务发展。

根据上述实证研究结论本文提出以下建议：（1）拓宽企业研发投资融资渠道，提供更多研发支持，使企业融资约束从压力转变为研发动力，以享受更多的政策红利;（2）加强金融市场监管，打击金融市场乱象，建立健全金融市场体系，激发金融市场活力;（3）调整股权结构，降低第一大股东持股比例，推行混合所有制改革;（4）完善技术创新资金投入机制，引导企业合理多元化经营，在融资约束与企业金融化处理中寻找平衡点。

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【作者简介】

章雁，男，会计学博士后，博士，上海海事大学经济管理学院副教授，研究生导师;研究方向：财务与管理会计、技术经济与管理。

王芳露，女，上海海事大学经济管理学院财务管理研究生;研究方向：资本市场财务与会计。