企业金融化对创新活动的影响：作用机理与实证分析

■李健 刘容秀

一、引言

党的二十大报告提出：“要坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位”。目前，我国正在加快建设成为创新型国家，技术创新不仅能够成为企业实现可持续性发展的重要手段，增强企业产品的核心竞争力，还可以解决我国经济发展过程中的深层次矛盾和问题，引领我国经济实现高质量发展。

作为经济活动的参与主体，实体企业持续增强企业创新动力，能够有效保证企业长期效益的实现，稳步促进经济高质量发展[1]。近年来，金融市场发展速度十分迅猛，而实体经济却普遍“遇冷”，实体投资的回报远远不及金融投资的回报收益[2]。实体企业将本应该投入到实体经营中的资金投向能够获取超额回报的金融领域，借此获取短期利润[3，4]，这一过程被称为实体企业金融化。虽然金融化在短时间内解决了企业资金流动性问题，但是大量资金被投入到金融领域中，很大程度上会挤占企业的实业投资。

2021 年，国家再次强调要继续完成“三去一降一补”政策中的“降成本”这一重要任务，保证实体经济和虚拟经济发展之间的动态平衡，保持经济稳定健康增长。目前，我国正处于经济结构调整与转型的关键时期，预防实体企业“脱实向虚”，推动实体经济发展，是促使金融行业有效服务实体经济的关键。因此，深入研究企业金融化对创新活动的影响，能有效引导企业合理投资，缓解实体经济“脱实向虚”，对我国实体经济的稳定健康发展具有重要意义。

二、文献综述和理论假设

20 世纪初期，学术界对金融化行为展开了探讨。“金融化”概念最早由美国学者Baran 等[5]提出，此后围绕金融化的概念开始不断拓展延伸。实体企业作为经济活动的参与主体，其活动逐步被金融化所影响，一些学者开始探究金融化行为在微观层面的体现。翟连升[6]提出企业金融化行为的发生使得银行资金在企业内部资金中所占的比例逐步提升。Stockhammer[7]认为非金融企业参与金融交易，在金融市场上高度活跃的现象是企业金融化的主要体现。Demir[8]发现非金融实体企业逐渐依赖于通过金融投资获取收益，脱离了其实体产业的生产，金融化程度逐步加深。蔡明荣等[9]指出由于金融化行为的发生，企业逐渐改变了传统的以主营业务为主要利润来源的获利方式。刘贯春[10]提出资本开始偏离实体部门，绕开实体经济领域，转而不断循环于金融领域，逐渐远离实体经济领域。随着对金融化问题研究的不断加深，相关学者也开始探讨企业金融化对创新活动带来的影响，然而并没有形成一致的观点。

一些学者认为企业金融化会对创新活动产生负效应。目前，企业面临复杂多变的经营环境，实业经营成本不断上升，难以获得期望的投资回报。基于资本逐利的特性，部分企业放弃自身实业投资，转而投向金融领域。谢家智等[11]发现高额获利的金融领域投资导致企业管理层为追求短期绩效而产生短视行为，将企业从实体经营转向金融投资，这削弱了企业的研发创新能力。王红建等[12]发现大多企业是基于投机获利动机配置金融资产，企业将大量资金配置到金融领域，大大挤占了用于创新活动的资源。潘海英等[13]发现金融化对企业创新活动的能力和效率均会产生抑制作用。舒鑫[14]发现实体企业金融化行为削减了企业的风险承担能力，对企业创新投资产生抑制作用。

也有诸多学者认为企业金融化会对创新活动产生积极影响。马光荣等[15]发现金融资产投资可以充当企业研发过程中的资金“蓄水池”，改善企业研发环境，增强其研发创新能力。杜勇等[16]认为金融化行为能够给企业的创新活动带来长效激励，配置金融资产可以缓解企业在技术创新过程中资金不足的情况，避免企业高管局限于短期利益，促使其加大对研发创新活动的支持，提升企业的创新研发能力。彭俞超等[17]研究发现企业为了应对未来资金不足的风险，利用企业现有闲置资金，对金融领域进行短期投资，可以增加企业内部资金的流动性，实现企业资本的增值保值。徐珊等[18]认为企业金融化对创新活动的研发投入以及创新绩效都能产生促进作用，并且对非国有企业的促进作用更大。杨松令等[19]将金融化指标滞后两期发现，企业金融化行为在当期对企业研发投入的抑制影响会转变为促进作用。王少华等[20]发现低水平的企业金融化行为能够缓解企业在创新研发过程中引起的现金流约束问题，促进企业进行创新活动。李惠蓉等[21]发现企业的适度金融化行为能够有效提升企业的创新能力。

基于上述分析，本文提出以下对立假设：

假设1a：企业金融化对创新活动具有显著的抑制作用。

假设1b：企业金融化对创新活动具有显著的促进作用。

企业持有的金融资产由于期限不同，可以分成短期金融资产和长期金融资产。短期金融资产主要出于流动储备目的配置，一般作为企业资金“蓄水池”。长期资产主要出于获取高额收益目的配置，一般作为企业投资逐利的主要方式[22]。本文依据期限差异，将企业持有的金融资产拆分为短期金融资产和长期金融资产，持有不同期限的金融资产对企业创新活动的影响可能存在着程度上的差异。为此，本文提出以下研究假设：

假设2：不同期限的金融资产持有对企业创新活动的影响程度不同。

进一步地，本文考虑企业的性质差异是否会对实证结果产生显著影响。第一，创新技术依赖程度不同的企业，金融化行为对企业创新活动的影响程度存在差异。创新技术依赖型企业会将较多资源投入到主业经营中，而较少涉及金融领域投资。同时，其拥有成熟的研发技术，主业投资效率更高，参与金融投资主要是为了平滑风险，为实业投资提高资金支持[19]。而创新技术依赖程度低的企业更多基于逐利动机进行金融投资活动。第二，成长性不同的企业，其金融化行为对企业创新活动的影响程度存在差异。对于高成长性企业来说，规模的快速扩张意味着企业需要投入更多的营运资本，在资源有限的情况下，会使其投入到创新活动中的资金受到一定程度的挤压。并且，当企业的短期绩效较好时，管理层可能会对企业的未来发展产生过于乐观的心理，从而忽视创新研发。相反，低成长性企业的控股股东更看重企业未来长期的发展，会严格监督企业管理层的投资行为，希望公司的资金投入到能给企业带来长期效益增长的研发投资活动中。第三，股权性质不同的企业，其金融化行为对企业创新活动的影响程度存在差异。不同股权性质的企业在政府支持力度、融资约束程度等方面均有显著差异[23]。同时，不同股权性质的企业参与金融领域投资的动机也并不相同[24]。国有企业通常规模较大，业绩稳定，融资成本相对较低，而且委托代理现象严重，其企业管理层考虑到短期业绩，更容易参与金融领域投资活动。非国有企业所面临的融资环境相对较差，获取外部融资的成本较高，其更容易出于预防储备动机配置金融资产，以此平滑创新活动带来的不确定性风险。第四，股权集中度不同的企业，其金融化行为对企业创新活动的影响程度存在差异。高股权集中度的企业，持股比例较高的大股东可能会为了满足自身利益，要求管理层持有较多的金融资产，削减创新活动的资金投入，侵害小股东利益，从而对企业实体投资带来影响[25]。但是，当股东持股比例达到一定程度时，也会对股东的监督效应产生激励和强化，从而改善企业业绩，进一步促进企业创新活动的产出效率[26]。第五，资本结构不同的企业，其金融化行为对企业创新活动的影响程度存在差异。高负债企业的资本结构以债务资本为主，企业管理者多为职业经理人，具有较大的短期偿债压力，高盈利、短期限的金融投资对其吸引力较大，管理者为了如期全额还款、取得高额薪酬，会将企业资源更多投向金融活动。反之，低负债企业没有较大的短期偿债压力，自有资金充足，对金融投资的依赖程度较低。基于此，本文提出如下假设：

假设3：企业金融化对创新活动的影响具有企业异质性特征。

企业金融化对创新活动的作用可以通过融资约束、现金持有、盈利能力这三个渠道实现。

第一，从融资约束的传导路径来看，企业通过并购和自主研发获取创新成果需要较多的资金投入，企业的自有资金难以支撑其创新研发活动，因此可以通过参与外部融资等方式为创新活动筹集资金。由于创新研发活动具有信息不对称性、不可逆性以及沉没性等特征，导致企业很难获得外部融资[27]。对于企业的创新研发活动来说，融资约束已经成为难以避免的掣肘[28]。一方面，企业的金融化行为能够预防未来经营过程中出现资金不足的风险，缓解企业面临的融资约束，最终提高企业的创新活动水平。基于声誉理论，企业也可以通过参与金融投资，短期高效地提升和改善企业的经营业绩，向社会公众释放利好消息，提升企业形象。这能够吸引社会媒体关注，获得大量正面报道和积极评价，改善企业的外部融资环境，提高企业的创新活动水平。另一方面，实体企业参与创新活动的周期长，预期收益不确定。在资本逐利的动机下，企业会将过多资源投入金融领域，使企业内部现金流减少，加重企业融资约束负担。企业无法供给创新活动足够的内部资金，就会忽视自身的实业投资，甚至会开始被动应付甚至很少关注。此时金融投资行为相当于企业的投资替代方式，对企业的创新活动研发带来一定挤占作用。而且企业进行信贷审批时，会被审查其贷款用途以及还款能力。企业过多参与金融投资，会使其受到的融资约束更大。

第二，从现金持有的传导路径来看，现金持有充足的企业具有较强的资金优势，能够轻松抢占市场资源，并且拥有大量闲置资金，可以全部投入到人才引进以及产品创新等各类创新活动中去，这将大大提升企业自身的竞争力[29]。企业金融化行为会通过现金持有渠道对创新活动带来影响。一方面，企业选择持有金融资产，是由于金融资产本身具有较强的流动性，企业能够根据自身情况随时对所持金融资产进行变现，这一特性承担了企业部分“预防性储蓄”的资金需求。另一方面，当企业面临金融领域的高额收益时，会选择扩大在金融领域的投资，相应减少现金持有，造成企业对创新活动的投资更加谨慎。

第三，从盈利能力的传导路径来看，由于金融行业的利润水平超过其他传统行业，具有逐利特性的资本在进行投资选择时会更加倾向于将资金从实体行业转向金融行业，借此获取短期高额的利润，从而对企业的创新活动产生一定影响。一方面，企业金融化后，资金逐步脱离实体，创新研发活动面临着资金短缺问题，由于没有足够的资金投入，实体行业的发展受到制约。企业的金融投资一旦发生风险，企业的盈利能力下降，会进一步对创新活动产生影响。另一方面，企业在面对持续低迷的实体经济市场时，也会选择参与金融领域投资以期望获取较多收益，改善企业的盈利能力，这会进一步的影响企业创新活动。因此，本文提出以下假设：

假设4：企业金融化通过融资约束、现金持有、盈利能力对创新活动产生影响。

三、实证模型构建与变量说明

（一）样本数据来源

本文选取2009—2020 年沪深A 股2462 家上市公司作为研究样本，并进行如下筛选：剔除金融行业企业样本；剔除部分数据缺失和数据异常的企业样本；剔除ST、*ST等特殊企业样本。为了克服异常值和极值对研究结论的影响，本文对连续变量做了上下1%水平的Winsor 处理。最终，得到2462 家上市公司，共16839 个观察值。本文上市公司原始数据均来源于国泰安数据库。

（二）变量说明

1.被解释变量：企业创新活动水平（inv）

本文借鉴鞠晓生等[30]的研究思路，选择无形资产增量占总资产的比例（inv）来衡量企业的创新活动水平。选取原因主要是：第一，无形资产包含更多代表企业创新活动的信息，包括企业的专利权、商标权、著作权、非专利技术等相关信息，能够较为全面地反映出企业真实的创新研发能力。第二，企业的无形资产和企业创新活动之间存在着密切的联系，企业前期对创新活动的投入最终会反映在企业无形资产的增加上，无形资产的增加可以看作企业创新活动的综合体现。

2.核心解释变量：企业金融化（fin和fep）

本文使用金融资产持有量（fin）和企业金融渠道获利（fep）来综合衡量企业金融化水平。本文在张成思等[3]、杜勇等[16]研究的基础上，选择使用货币资金、持有至到期投资、交易性金融资产、投资性房地产、可供出售金融资产、长期股权投资、应收利息之和来表示企业持有的金融资产总量，再除以总资产进行标准化处理，衡量企业金融资产持有量（fin）指标。本文参考刘贯春等[31]的方法，使用广义层面的金融渠道获利指标，用投资收益、公允价值变动损益以及其他综合收益代表企业从金融渠道获利总量，再以息税前利润进行标准化处理，衡量企业金融渠道获利（fep）指标。根据前文假设分析，企业持有不同期限的金融资产可能会对企业创新活动产生不同程度的影响。本文依据其期限差异，将企业持有的金融资产拆分为短期金融资产指标（find）和长期金融资产指标（finc）。具体来说，选择使用货币资金、交易性金融资产之和，再用总资产进行标准化处理来测度短期金融资产指标；选择使用持有至到期投资、投资性房地产、可供出售金融资产、长期股权投资、应收利息之和，再用总资产进行标准化处理来测度长期金融资产指标。

3.中介变量

企业融资约束（SA）。本文参考鞠晓生等[30]对融资约束的测度方法，使用SA指数来衡量企业受到的外部融资约束。

现金持有（cash）。本文参考付文林等[32]对现金持有的衡量方式，采用现金及其等价物与总资产的比值进行衡量。

盈利能力（roe）。本文借鉴陈德萍等[33]的研究，采用净资产收益率来衡量企业的盈利能力。

4.控制变量

为缓解变量遗漏带来内生性问题，本文参考杜勇等[16]、顾夏铭等[34]的研究，引入如下控制变量：企业规模（size）、企业资本结构（lev）、企业资本密集度（fixed）、公司年龄（la）、股权集中度（share）、企业成长性（grow）、董事会结构（board）。本文主要变量与测度方法见表1。

表1 主要变量与测度

5.描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果如表2 所示。企业创新活动水平均值为0.0057，最小值为-0.0306，最大值为0.0930，说明我国上市企业的创新活动水平有待进一步提高，且不同企业的创新活动水平之间存在较大差异。企业金融资产持有指标均值为0.2489，最小值为0.0373，最大值为0.7351，表明各上市企业之间的金融资产持有情况存在较大差距，上市企业的金融资产持有量较大，金融资产持有越多，对其他资产投资产生的挤占作用越强。企业金融渠道获利指标为-0.6753，最小值为-1.5681，最大值为2.6548，表明不同企业从金融渠道获利水平不同，差距较大。

表2 描述性统计结果

（三）模型设计

1.基准模型

为了研究企业金融化行为对企业创新活动的影响，根据以上理论分析和研究假设，本文构建如下计量模型：

其中，下标i 表示企业；下标t 表示年份；Invit代表企业创新活动水平；finit和fepit代表企业金融化水平。controlit表示控制变量的集合。yeari表示时间固定效应；cpi表示个体固定效应；εit为随机扰动项。本文重点关注基准模型中系数α1的统计特征，若回归检验结果α1为负，同时在统计水平下为显著，则证明企业金融化行为对企业创新活动的影响具有负向抑制作用，支持本文所提出的假设1a；反之，支持本文所提出的假设1b。

2.中介效应模型

本文对企业创新活动可能存在的影响路径构建如下中介效应模型进行检验：

其中，Yit代表本文的被解释变量，为企业创新活动水平（inv）；Xit代表本文的核心解释变量，包括金融资产持有量（fin）和企业金融渠道利润（fep）；Mit为本文的中介变量，包括融资约束（SA）、现金持有（cash）、盈利能力（roe）。本文利用温忠麟等[35]的中介效应逐步检验程序依次检验方程（3）至（5）中主要变量的回归系数，检验企业金融化行为与企业创新活动之间的作用渠道。

四、实证结果分析

（一）基础回归结果

如表3（1）列所示，选择金融资产持有作为度量企业金融化行为的指标时，变量系数在1%的统计水平上显著为负，说明企业金融化对创新活动产生了显著的负面影响。从表3（2）列的回归结果可以看出，选择金融渠道获利作为度量企业金融化行为的指标时，变量系数在1%的统计水平上显著为负，说明企业金融化行为对企业创新活动产生了显著的负面影响。以上结果表明，无论是从金融资产持有角度还是从金融渠道获利角度来衡量企业金融化，均发现企业金融化对创新活动产生了显著的抑制作用。结果证实了研究假说1a。企业金融渠道获利指标系数的绝对值远小于企业金融资产持有指标系数的绝对值，说明企业金融资产持有对企业创新活动所产生抑制作用明显强于金融渠道获利所带来的抑制作用。由于企业金融资产持有指标对企业创新活动所产生的阻碍作用较强，本文进一步研究不同期限结构的金融资产持有指标对企业创新活动的影响，结果如表3（3）和（4）列所示，短期金融投资和长期金融投资均会抑制企业创新活动。根据数据结构可以看出，相对于短期金融资产持有，长期金融资产的持有对企业创新活动带来的抑制程度更强。结果证实了研究假说2。

表3 基础回归估计结果

（二）稳健性检验回归结果

1.替代解释变量

由于企业在经营过程中也会产生货币流动，企业的货币资金可以看成一类金融资产。此外，房地产开始具有虚拟化特征，逐步脱离实体经济部门。因此，针对核心解释变量fin，本文剔除fin 里的货币资金，加入投资性房地产净额得到指标fin1。同时，按照狭义层面的金融渠道获利指标，将投资收益、公允价值变动损益、其他综合收益的总和扣除对联营及合营企业的投资收益得到指标fep1。本文选用fin1 和fep1 衡量企业金融化行为，替代原核心解释变量fin 和fep 进行回归，如表4的（1）和（2）列所示，得到的估计结果与原模型基本一致，证明了原模型估计结果的稳健性。

表4 替代解释变量模型估计结果

2.替代被解释变量

考虑到测量误差与缺失变量的相关问题，本文以企业研发投入金额的自然对数值（rd）替代原被解释变量（inv）来衡量企业创新活动水平，进行替代模型估计，结果见表4（3）和（4）列。所得到的变量统计性特征与表3（1）和（2）列的回归结果保持一致，这表明前文得到的回归结果是可靠的。

考虑到2008 年全球金融危机的影响，剔除2009—2011 年的数据，检验样本子区间估计结果。结果如表5（1）和（2）列所示，与之前的结论保持一致，进一步表明前文回归估计结果的可靠性。

表5 缩短样本区间以及缩小样本范围的估计结果

4.缩小样本范围

近年来，由于创业板企业主要经营与高科技相关的业务活动，平均研发水平和研发能力均远高于其他普通类企业。为了检验创业板企业自身存在的特殊性是否会对前文回归估计结果产生影响，本文通过剔除创业板企业缩小样本范围，进行替代模型估计，结果如表5（3）和（4）列所示。所得结果与前文回归估计结果保持一致，证明前文回归估计结果的稳健性。

5.工具变量模型估计

考虑到企业创新活动和企业金融化之间可能存在着双向因果关系，同时计量回归模型还可能存在遗漏变量，以上情况均会导致核心解释变量（企业金融化行为）存在内生性问题。针对以上问题，本文选择面板工具变量回归方法对计量模型进行估计。本文参考王红建等[12]的研究，选用企业投资收益水平（return）作为工具变量进行两阶段最小二乘法估计，检验结果如表6 所示。可以发现，该工具变量的F值大于10，不存在弱工具变量问题，进行第二阶段的回归检验结果见（2）和（4）列，无论采用金融资产持有还是金融渠道获利来衡量企业金融化水平，均发现企业金融化显著抑制了创新活动，进一步证实了本文研究结论的稳健性。

表6 工具变量回归估计结果

（三）中介效应检验回归结果

表7 至表9 中的（1）和（4）列回归结果对应的是表1 中（1）和（2）列的回归结果。在此基础上，本文采用中介效应模型进行分析。此实证结果证实了研究假说4。

表7 融资约束中介效应模型估计结果

1.融资约束的中介效应模型估计结果分析

表7 报告了融资约束中介效应的回归结果，其中（2）和（5）列为解释变量对中介变量的回归结果。（2）列中，fin 对SA 的系数显著为正，说明企业持有金融资产所导致的金融化程度越高，SA 越大，即企业的融资约束越低。（5）列中，fep 对SA 的系数显著为负，说明企业金融渠道获利导致的金融化程度越高，SA 越小，企业的融资约束越高。（3）列在加入中介变量之后，SA 对inv 的系数显著为正，同时fin 对inv的系数也显著为负，β1γ2与γ1异号，说明融资约束在企业金融资产持有和创新活动之间存在遮掩效应。（6）列中，SA对inv的系数为正但不显著，本文对此进行Bootstrap 检验，发现间接效应显著，同时fep对inv 的系数显著为负，直接效应显著，β1γ2与γ1同号，说明融资约束在企业金融渠道获利和创新活动之间存在中介效应。

中国在参与国际分工进程中，由于积累了巨额贸易顺差，也成为世界上遭遇贸易诉讼最多的国家之一。因此，在分工演化的背景下，对贸易利益争议的研究进行重新梳理是极其有必要的。

2.现金持有的中介效应模型估计结果分析

表8 报告了现金持有中介效应的回归结果，其中（2）和（5）列为解释变量对中介变量的回归结果。（2）列中，fin对cash的系数显著为正，说明企业持有金融资产所导致的金融化程度越高，企业的现金持有越多。（3）列在加入中介变量后，cash对inv的系数显著为正，β1γ2与γ1异号，说明现金持有在企业金融资产持有和创新活动之间存在遮掩效应。（5）列中，fep对cash的系数为负但不显著，本文对此进行Bootstrap 检验，发现间接效应显著，且（6）列中，cash 对inv的系数显著为负，β1γ2与γ1异号，说明现金持有在企业金融渠道获利和创新活动之间存在遮掩效应。

3.盈利能力的中介效应模型估计结果分析

表9 报告了盈利能力中介效应的回归结果，其中（2）和（5）列为解释变量对中介变量的回归结果。（2）列中，fin 对roe 的系数为负但不显著，本文对此进行Bootstrap检验，发现间接效应显著，且（3）列中，fin 对inv 的系数显著为负，直接效应显著，β1γ2与γ1同号，说明盈利能力在企业金融资产持有和创新活动之间存在中介效应。（5）列中，fep 对roe 的系数显著为负，说明企业金融渠道获利导致的金融化行为对企业的盈利能力有显著的抑制作用。（6）列中，roe对inv 的系数显著为正，fep 对inv 的系数显著为负，直接效应显著，β1γ2与γ1同号，说明盈利能力在企业金融渠道获利和创新活动之间存在中介效应。

表9 盈利能力中介效应模型估计结果

（四）异质性检验回归结果

为了考察企业金融化与创新活动之间的关系是否会受到企业特征差异的影响，本文根据前文设计对子样本进行分组回归，回归结果分别见表10—表12。实证结果证实了前文的研究假说3。

表10 按企业创新技术依赖程度以及企业成长性分类模型估计结果

1.按创新技术依赖程度分类

从表10（1）至（4）列回归结果可以看出，无论是在创新技术依赖程度高还是低的企业中，企业金融资产持有fin和企业金融渠道获利fep 对企业创新活动的回归系数均显著为负，说明企业金融化对企业创新活动的抑制作用并没有随着创新技术依赖程度的高低呈显著差异性，但抑制作用程度随着依赖程度变化有所不同。从金融资产持有角度来看，创新技术依赖程度低的企业，其金融化行为对企业创新活动的抑制作用更强。原因可能在于，创新技术依赖程度低的企业并不依赖于自身的创新资源，认为持有金融资产会比实体投资更容易获取高额收益，更多基于逐利动机进行金融投资活动，因此其金融资产持有对企业创新活动的负效应更强。从金融渠道获利角度来看，创新技术依赖程度高的企业，其金融化行为对创新活动的抑制作用更强。原因可能在于，创新技术依赖程度高的企业在研发过程中对资金量的需求较高，企业往往会选择参与金融领域投资，从中获取短期高额利润，这会对企业创新活动产生一定的挤出效应。

2.按企业成长性分类

从表10（5）至（8）列回归结果可以看出，无论是在成长性高还是成长性低的企业中，企业金融资产持有fin和企业金融渠道获利fep对企业创新活动的回归系数均显著为负，说明企业金融化对创新活动的抑制作用并没有随着企业成长规模发生变化，但抑制作用程度随着企业成长规模变化有所不同。无论在金融资产持有角度还是金融渠道获利角度，高成长性企业的金融化行为对创新活动的抑制作用更强。原因可能在于，对于高成长性企业来说，企业规模的快速增长意味着企业需要投入较多的营运资本，这会在一定程度上压缩创新研发活动的资金投入。而且当企业的成长性较高时，企业的短期绩效会相对较好，管理层可能会对企业的未来发展过于乐观，从而忽视创新研发活动。

3.按股权性质分类

从表11（1）至（4）列回归结果可以看出，企业金融资产持有fin的回归系数在子样本中均显著为负，这说明企业金融资产持有对创新活动的抑制作用并没有随着企业的股权性质发生变化，但抑制作用程度随着企业股权性质的不同发生变化。从金融资产持有角度来看，国有企业的金融化行为对创新活动的抑制作用更强。原因可能在于，一方面，国有企业通常规模较大、业绩稳定，因而融资难度较小、融资成本较低，不用考虑资金短缺的问题，当企业存在闲置资金时，更容易参与金融领域投资活动；另一方面，国有企业的委托代理现象严重，企业管理层更关注短期业绩，内部资金配置不合理，致使其创新能力不足，而倾向于从金融领域获取短期高额利润，对企业创新活动带来较强的挤出效应。但本文也发现，企业金融渠道获利fep 对非国有企业的创新活动产生显著的抑制作用，而对国有企业的创新活动没有产生显著影响。

表11 按股权性质以及股权集中度分类模型估计结果

4.按股权集中度分类

从表11（5）至（8）列回归结果可以看出，企业金融资产持有fin的回归系数在子样本中均显著为负，说明企业金融资产持有对不同股权集中度的企业创新活动均具有显著的抑制作用。相比低股权集中度企业，高股权集中度企业的金融资产持有行为对创新活动的抑制作用更强。原因可能在于，高股权集中度企业的大股东可能会为了满足自身利益，要求管理层持有较多的金融资产，削减创新活动的资金投入。但本文也发现，企业金融渠道获利fep对低股权集中度企业的创新活动产生显著的抑制作用，而对高股权集中度企业的创新活动没有产生显著影响。

5.按资本结构分类

从表12的回归结果可以看出，企业金融资产持有fin和企业金融渠道获利fep对企业创新活动的回归系数在不同资本结构的样本中均显著为负，说明企业金融化对企业创新活动的抑制作用并没有随着资本结构的变化呈显著差异性，但抑制作用程度随着企业资本结构变化有所不同。无论在金融资产持有角度还是金融渠道获利角度，高负债型企业相比于低负债型企业的金融化行为对企业创新活动的抑制更强。原因可能在于，对于高负债型企业来说，企业管理层为了实现短期的高额盈利，更愿意持有回收期较短、风险较低且收益更高的金融资产，从而对企业创新活动的资金投入产生一定的挤出作用。

表12 按资本负债率分类模型估计结果

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文从企业金融资产持有和企业金融渠道获利双重视角实证检验了我国企业金融化对创新活动的影响以及这种影响是否具有异质性特征，并得出如下结论：

第一，企业金融化对创新活动产生了显著的抑制作用。本文发现无论从金融资产持有还是金融渠道获利角度，企业金融化对创新活动均产生了显著的抑制作用。本文采用替换被解释变量、替换解释变量、缩短样本区间、缩小样本范围以及考虑核心解释变量内生性问题等一系列稳健性检验方法，均发现企业金融化对创新活动产生显著抑制作用的实证结果具有稳健性。

第二，从金融资产持有角度来衡量企业金融化行为时，发现不同期限金融资产持有对企业创新活动均产生显著的抑制作用，但具有程度上的差异。企业短期金融资产持有和长期金融资产持有均会抑制企业创新活动，且长期金融资产持有对企业创新活动的抑制作用要强于短期金融资产持有。

第三，通过中介效应检验企业金融化影响创新活动的作用机制时，发现融资约束、现金持有在企业金融资产持有和企业创新活动之间存在遮掩效应，现金持有在企业金融渠道获利和企业创新活动之间存在遮掩效应。融资约束、盈利能力在企业金融渠道获利和企业创新活动之间存在中介效应，盈利能力在企业金融资产持有和企业创新活动之间存在中介效应。

第四，企业金融化对创新活动产生显著的异质性特征。从企业的创新技术依赖程度来看，在金融资产持有角度，低创新技术依赖型企业的金融化行为对企业创新活动的抑制作用更强。从金融渠道获利角度来看，高创新技术依赖型企业的金融化行为对创新活动的抑制作用更强。从企业的成长性来看，无论在金融资产持有角度还是金融渠道获利角度，高成长性企业的金融化行为对创新活动的抑制作用更强。从企业的股权性质来看，在金融资产持有角度，国有企业的金融化行为对创新活动的抑制作用更强。但本文也发现，企业金融渠道获利对非国有企业的创新活动产生显著的抑制作用，而对国有企业的创新活动没有产生显著影响。从企业的股权集中度来看，在金融资产持有角度，高股权集中度的企业的金融化行为对创新活动的抑制作用更强。但本文也发现，企业金融渠道获利对低股权集中度企业的创新活动产生显著的抑制作用，而对高股权集中度企业的创新活动没有产生显著影响。从企业的资本结构来看，无论在金融资产持有角度还是金融渠道获利角度，高负债型企业的金融化行为对创新活动的抑制作用更强。

（二）政策建议

本文发现企业金融化对创新活动的影响主要表现为抑制作用，其根源在于企业金融化行为产生的背后存在着企业的投机行为和代理问题，可能会使企业陷入“通过金融领域投资大量获利—将所得到的收益再次投入金融领域”的循环行为中，从而对企业的创新研发活动一再搁置，影响企业的长久发展。此外，本文依据不同企业特征发现企业金融化对创新活动影响之间存在着较大差异。为了利用创新活动提高实体企业的经济效益，带动主营业务升级发展，保证实体经济和虚拟经济发展之间的动态平衡，真正缓解实体经济“脱实向虚”现象的发生，本文依据上述结论提出如下政策建议：

第一，创造良好的实业投资环境，加强金融市场的监管力度。形成合理且规范的市场价格，缩小实体行业和金融领域之间的利润率差距，从而弱化企业的投机动机。同时，也可以利用技术补贴、降税等方式，逐步改善企业当前的投资环境，降低企业的生产成本，增强实体投资对企业的吸引力，引导资金回到实体行业。此外，应该加强对金融市场的监管力度，有效甄别企业的金融投机行为，预防企业违规套利以及杠杆行为的发生，防范资产泡沫现象。

第二，构建新型企业治理体系，防止代理冲突问题发生。企业金融化行为发生的背后存在着严重的代理问题，企业应该强化主业业绩在企业管理层绩效考核中的重要性。同时，要不断完善企业内部的股权结构，健全监督机制，从制度层面逐步引导企业管理层注重企业的创新活动，增强企业的核心竞争力，防止股权过度集中带来的金融领域投机获利行为，实现企业持续高质量发展。

第三，制定有针对性的扶持政策，实行差异化经营举措。首先，政府在面对具有不同特征的企业时，应该制定具有针对性的政策，并逐步完善多层次的资本市场现状，为我国的实体企业融资提供更加多元化的渠道。其次，金融机构应该综合运用大数据以及金融科技等相关技术，准确了解我国各大实体企业的信用状况以及资金需求情况，针对实体企业的不同情况开发出对应的信贷产品，为实体企业的创新活动研发提供可靠的资金来源。最后，企业应该根据自身的实际情况，协调好金融领域投资和实业投资之间的资金占比，使得企业的金融化行为不仅能够防范企业现金流不足带来的风险又能够促进企业自身的长期发展。