高科技企業金融化、高管激勵與研發強度

■王豪杰，馮苑，宋曉薇

一、引言

金融行業的快速發展和金融市場的日益成熟使得金融領域創造的利潤越來越高，但伴隨著實體經濟的結構性供需失衡，產能過剩導致實體經濟的投資回收期變長、回報率變低。在此背景下，越來越多的實體企業熱衷于配置金融資產?！敖鹑诨笔侵附鹑诠ぞ呋蚪鹑谫Y產在實體經濟中所占的比重。高科技企業作為國家創新體系的重要組成部分，科技創新活動需要大量資金投入。高科技企業的金融化行為是促進還是抑制了研發資金投入，便是一個需要研究的重點話題。尤其是在目前強調優化經濟增長方式、開展創新創業、培育經濟增長新動能、促進經濟高質量發展的背景下，更要探討高科技企業金融化行為對研發強度的影響。

已有文獻研究企業金融化與研發創新之間的關系，結論可概況為正面影響和負面影響兩類。徐珊和劉篤池（2019）認為，金融資產配置增加了企業金融收益，為企業技術創新帶來更多資金，能夠產生拉動效應。劉貫春（2017）認為金融化能夠緩解未來融資約束，有利于推動企業研發創新。但部分研究認為基于套利動機而非儲蓄動機配置金融資產，非金融企業增加了金融收益，通過融資約束中介變量，從而阻礙了企業創新發展?？梢?，學界對于金融化與研發創新之間關系仍未得出一致結論。王少華等（2020）認為企業金融化與研發強度之間存在的正負關系，主要源于資金儲備和資本套利兩種不同的金融化動機。另外，金融化與研發強度之間關系可能受高管激勵（包括薪酬激勵和股權激勵）的深刻影響，不同程度和不同類型的激勵對企業金融化與研發強度之間非線性關系的調節作用尚不清楚，有待深入探究。綜上所述，高科技企業金融化與研發強度之間是否存在非線性影響，不同動機主導下影響程度如何，以及高管激勵是否對二者之間的非線性關系存在調節作用，在現有研究中尚屬空缺。

全文貢獻有以下三方面：第一，深化了金融化與研發強度之間關系的相關研究。以往研究對金融化與研發創新之間關系的探討聚焦于線性層面，并且二者之間是存在促進作用還是抑制作用仍未得到統一結論。第二，為探討金融化與研發強度之間關系提供了來自新興市場的證據。已有大多數文獻考察的是上市企業金融化與創新之間的關系，較少涉及高科技企業的情形，上市公司中的高科技企業研發需求更高，對創新投入資金的依賴也更高。第三，考察了高管激勵的調節作用。創新決策不可避免會受到代理問題的影響，高管作為企業運作的實際執行者，對企業創新項目投資起著至關重要的作用。

二、理論分析與假設提出

（一）高科技企業金融化與研發強度

一般來講，由于信息不對稱和制度因素的存在，內部融資渠道要優于外部融資途徑，但較高的外部融資成本會使得企業面臨融資約束。金融化拓展了高科技企業內部資本市場，企業持有期限短、流動性高和可轉換性強的金融資產就成為主要的融資手段，企業可以通過調整金融資產配置水平來影響創新投入。

金融資產被視為預防宏觀沖擊的重要儲備，合理的金融資產配置是盤活存量資金、增加流動性的重要手段，降低公司融資成本，表現為“蓄水池效應”（鄧路等，2020）。已有文獻證實了金融化是促進研發投入的重要因素之一。第一，通過降低融資成本促進研發強度。融資約束程度越高，企業越傾向于分配更多的暫時性現金流用于增加現金儲備，以應對未來時期的融資約束。較高的融資約束意味著融資成本較高，企業在資金充裕時購買的金融資產能夠在企業面臨財務困境時快速變現，實現低成本融資，緩解研發強度資金不足的問題。高技術企業還可以通過參股金融機構等金融化方式減少銀企間信息不對稱和交易費用，從而幫助創新企業增加融資規模并降低融資成本（余芬等，2021）。第二，通過拓寬融資渠道促進研發強度。企業金融化的融資便利效應拓展了融資渠道，企業得以獲取更充裕的資金進行技術創新并持續改善經營業績。金融化降低了企業外源融資依賴程度，豐富了企業融資渠道，增強了企業風險抗性，提升了企業融資能力。研發資金投入的多少深受融資渠道影響，融資渠道的拓寬也為研發投入提供了資金支持。第三，通過改善企業盈利能力促進研發強度。金融資產價格上升能夠改善企業資產負債情況，通過金融渠道的獲利能夠增加企業盈利能力（張成思和張步曇，2016），資產負債結構的改善還將有利于提升企業的信用等級，融資能力的提升能夠為研發投入提供資金保障。

隨著企業金融化程度的加深，高杠桿、泡沫化風險加大，進而會危及研發資金投入。高技術企業由于存在高度技術依賴，鑒于研發存在的不確定性以及信息不對稱，高科技企業普遍存在資金緊張問題（張瑾華等，2016），且未受到產業政策支持的高科技企業進行實體投資較為困難，因此更傾向于通過金融資產配置來獲取短暫高收益（周雪峰和左靜靜，2018）。此外，委托代理問題的存在也會導致企業熱衷于投資金融資產。從企業經營角度看，企業投資于實體領域的資金如果不斷地流向金融領域，企業的經營策略和投資意愿也將隨之改變（馬凌遠和尤航，2022）。金融資產帶來的收益和現金流容易造成企業投資視野短期化（杜勇等，2017），在企業資產泡沫化的超額回報率吸引下，企業會放棄關注長期創新的動力。在此情形下，金融化的抑制作用將被放大，而“蓄水池”的作用無法有效發揮，技術改進、產品改良等一系列新增創新投資計劃將被擱淺，進而削弱創新企業研發熱情，惡化企業資本錯配程度，最終導致金融化擠出研發資金?？梢?，如果企業過度配置金融資產，在金融投資方面存在盲目性，將不利于企業研發創新的長遠發展?；诖?，提出研究假設1。

假設1：金融化與研發強度之間存在倒U型關系，隨著金融化程度的提高，研發強度呈上升趨勢；當金融化超過拐點水平后，研發強度開始下降。

已有研究認為企業金融化至少存在資金儲備和市場套利兩種動機。在資金儲備動機下，企業配置金融資產形成“流動性蓄水池”，即將剩余資金以金融資產形式儲備，在企業急需資金時，能夠迅速將金融資產進行變現以提高資產流動性并緩解企業融資約束。在市場套利動機下，企業追求金融資產的高額回報，加重資金空轉泡沫化程度，擠出企業主業經營和研發投入的動力，甚至導致企業放棄投資凈現值為正的研發項目?？梢娫诓煌膭訖C下，企業金融化行為對研發強度的影響存在一定差異。

資金儲備動機分析。較低的調整成本和較高的變現能力使得企業往往傾向于配置一定數量的金融資本作為流動性較強的資產類型，預防性的金融資產在應對企業現金流風險、緩解外部融資約束等方面能夠發揮“蓄水池”的作用。企業面臨的融資約束程度不同，基于儲蓄動機配置金融資產的動機強弱也不完全一致。創新投資在融資需求上具有模糊性，在產出上存在投資期限和收益的雙重不確定性，導致企業在創新過程中或多或少面臨融資約束問題。Han&Qiu（2007）發現融資約束在當前和未來投資之間產生的跨期權衡，為受約束的企業提供了預防性儲蓄激勵。面臨融資約束較大的企業預防性儲蓄動機更強（戴賾等，2018）。預防儲備動機下，企業會更傾向于將金融化收益用于研發投入。對融資約束程度高的企業而言，企業更能夠通過調整現金持有水平來平滑研發創新活動?？梢哉f，金融化獲得的經濟利益為研發投入提供了資金支持，有助于企業實現創新。因此對于融資約束較強的企業，當研發強度急需資金投入時，由于融資成本較高，其在配置金融資產時會更加謹慎，以期獲得金融收益的同時促進主業經營。

市場套利動機分析。研發創新活動通常具有周期長、風險高、不確定性大等特征。在相對收益率和相對風險程度的對比下，企業更可能將有限的資金投資于短期收益高的金融市場，表現出市場套利動機。委托代理問題的存在加劇了企業金融化的套利動機，在此動機影響下，受金融領域高額利潤的吸引，企業過多配置金融資產，在一定程度上偏離了企業主營業務目標，可見金融化的套利動機不能“反哺”主業發展。Tornell（1990）認為如果實物資產的回報率低于金融資產，那么金融資產回報率的提高可能導致對創新投資的替代。在企業金融資產配置的超額利潤誘導下，投資視野的短期化容易造成企業逐漸“空心化”，企業出于套利動機配置金融資產，不僅會擠出創新投入資源，而且容易對金融利潤渠道形成“路徑依賴”（余芬等，2021）?？梢娖髽I通過金融化渠道獲得的資源并不能緩解研發創新的資金約束，資產泡沫化帶來的短期利益使得企業以創新和研發為前提的集約化生產難以為繼，導致研發能力不能得到有效提升。所以企業過于追求金融資產短期超額收益會減少創新投資，長此以往會削弱研發動力，企業市場套利動機越強，其金融化對創新投入的損害效應越大。

通過對高科技企業金融化動機的分析，發現企業配置一定比例金融資產時，有助于發揮金融化的資產儲備動機，進而有利于提高研發投入強度，但是過高的金融資產配置說明企業已經偏離主業經營，套利動機的驅使將擠出研發投資。因此，在不同金融化水平下，企業金融化的動機不同。整體而言，在金融化程度較低（即處于拐點左側）時，高科技企業利用金融化方式實現資金儲備的動機比市場套利動機更強烈，總體上表現出資金儲備動機。對于面臨較大融資約束的企業而言，其預防性資金儲備動機更強，所以金融化對企業主業發展和創新投入的正向影響也應該更大。即在金融化程度較低時，高科技企業主要出于資產儲備動機進行金融化，融資約束程度越強，金融化對企業研發投入強度的促進作用越大。但是隨著金融化程度的提升，高科技企業面臨金融領域的高額收益誘惑，套利動機逐漸凸顯。當金融化達到一定程度時（即位于拐點時），資金儲備動機等于套利動機，此時高科技企業研發投入強度最大。越過拐點值，隨著金融資產配置比例的進一步提高，對金融利潤的依賴使得套利動機超過資產儲備動機，整體呈現出套利動機占優。即在金融化程度較高時，高科技企業主要出于套利動機進行金融化，套利動機越強，金融化對企業研發投入強度的抑制作用越大?；诖?，提出如下研究假設。

假設2a：在金融化拐點值左側，企業出于資產儲備動機進行金融化，且融資約束程度越強，金融化對研發強度的促進作用越大。

假設2b：在金融化拐點值右側，企業出于市場套利動機進行金融化，且市場套利動機越強，金融化對研發強度的抑制作用越大。

（二）高科技企業金融化、高管激勵與研發強度

企業研發創新活動會受到企業內部和外部經營因素的共同影響，其中高層管理者是一種重要的內部影響因素。高管在企業的創新決策中發揮著重要作用，對研發方向、創新資源以及創新活動的監督負有重要責任（陳東和邢霂，2019）。在高管激勵下，經營者自身利益與企業未來發展績效實現同步捆綁，一方面有利于管理層更加關注企業主業經營狀況，另一方面會促使企業熱衷于從資本市場獲取超額投資收益。目前，上市企業高管人員的激勵手段主要是基于財務績效，高管人員的激勵類型主要有薪酬激勵和股權激勵兩種。作為上市公司常用的管理層顯性激勵方式，薪酬激勵和股權激勵在一定程度上降低了企業代理成本，影響了企業管理層的風險承擔意愿。不同的高管激勵方式在金融化影響研發強度關系中發揮的作用存在差異，有必要對此問題展開進一步的理論研究。

高管薪酬激勵方面，由于目前中國企業對管理層激勵以薪酬激勵等短期激勵為主。薪酬激勵能夠在一定程度上糾正創新項目風險承擔與金融資產投機收益的失衡問題。在企業的創新過程中，實施較高薪酬激勵的企業，更有助于發揮金融化對研發創新的資金蓄水池效應，具體體現在：其一，增強了研發失敗的風險承受能力。實行貨幣薪酬激勵是有利于提高企業研發效率水平的，但企業的研發創新行為具有資金沉沒成本高、周期長等特征。一些高風險的創新投資項目在短期內難以獲取利潤，而在較高的薪酬激勵下，高管利益與企業發展目標趨同，將提升企業對創新項目風險的承受能力。其二，強化了金融化的資金儲備動機。貨幣薪酬有助于提高企業研發創新中高管團隊的努力程度并降低無效率項。實施薪酬激勵能夠激發管理者的工作熱情，提升高管在工作中的責任感和使命感，有助于強化資金儲備動機并抑制市場套利動機，促進研發創新和主業長遠發展。在較高的薪酬激勵下，企業購買股票、債券、銀行理財產品等金融化行為所產生的收益會形成強大的蓄水池效應，提高管理人員開展創新項目的積極性，以期獲得創新活動帶來的高收益和高回報。在實施較高薪酬激勵的情形下，金融化的資金儲備動機被強化，短視化逐利投資減少，管理者更關注有利于企業長遠發展的創新研發。其三，吸引了高素質的管理人員加入。較高的薪酬激勵能夠吸引更高素質、更具創新精神的優秀管理人員加入企業，提高高管人員對創新投入的決策水平。隨著高管團隊創新意識的增強，將發揮企業金融化對研發投入的資金支持作用，努力提升創新產品的市場競爭力與份額，進而提高創新產品利潤率，使金融化真正成為企業提升創新價值的動力來源?；诖?，提出研究假設3a。

假設3a：較高的薪酬激勵提高了金融化對研發強度的閾值效應。

高管股權激勵方面，較高股權激勵更容易發揮調節金融化與研發強度之間關系的強化作用。高管股權激勵是授予高層管理者一定股權的一種長期激勵方式，使高管與股東之間的利益趨于一致，進而在一定程度上緩解代理問題（呂長江和張海平，2011）。對高管來說，股權比薪酬更具有誘惑性。股權激勵被認為是將短期容忍創新失敗風險和長期給予激勵對象豐厚回報二者進行結合的較為理想的激勵方式（田軒和孟清揚，2018）。

金融化從較低的水平不斷提高時，占主導地位的資產儲備預防性動機能夠發揮蓄水池效應，為研發創新提供資金支持。在企業實施較高股權激勵情形下，高管收入取決于企業長期價值，股權激勵能克服管理者短視行為，高管投資策略將更有利于促進企業長期發展。對管理層實施股權激勵能夠激發管理層展開創新研發并維持企業持續經營的熱情和積極性，使得金融化獲得的收益更傾向于投入企業研發創新項目。因此，在相同金融化水平下，實施較高股權激勵的企業相對其他企業而言，金融化對研發強度的正向影響更大。

當金融化水平超過一定程度之后，面對金融領域高額收益的誘惑，在市場套利動機的驅使下，將促使企業高管的決策偏好進一步發生變化，表現為高管更偏好于進行擴張性金融投資而減少不確定性高、風險大的研發創新投入?？紤]到高管股權激勵的影響，企業高管決策偏好的改變程度可能會發生變化。一方面，在高管股權激勵較高的情境下，股票期權可能誘發“過度激勵”問題。在信息不對稱情況下，管理者為實現個人利益可能出現操縱股權激勵的行為（宗文龍等，2013）。并且上市公司的股權激勵計劃有可能為高管變相提供福利，使高管股權激勵難以發揮應有的激勵作用（呂長江等，2009）?？梢娺^高的股權激勵會影響管理層風險偏好，降低其投資研發項目的意愿。另一方面，當管理層持股比例較高時，在監督不嚴的情況下，管理層極有可能會最大化自身利益，放大金融化市場套利動機對研發創新的擠出效應。管理層股權激勵與股價直接掛鉤，當金融資產獲利較高時，管理層傾向于配置更多金融資產以獲取暴利，直接削弱了研發創新資金的投入。加之資本市場的壓力也會給企業高管帶來短期壓力，抑制企業的創新動力。

綜上分析，在倒U型曲線的上升階段，較高的股權激勵促進了金融化對研發強度的正向影響，使上升階段曲線形狀更加陡峭；在倒U型曲線的下降階段，較高的股權激勵加劇了金融化對研發強度的負向影響，使下降階段曲線形狀也更加陡峭?？梢娫诟吖芄蓹嗉钸^高時，加速了金融化市場套利動機的顯現，使得曲線的拐點左移?；诖?，提出研究假設3b。

假設3b：較高的股權激勵降低了金融化對研發強度的閾值效應。

三、數據、變量與模型

（一）樣本選取與數據處理

以2007—2019年在滬深兩市A股上市的高科技公司為研究樣本①所研究的高科技企業主要包含了國泰安數據庫中的化學原料和化學制品制造業（C26）、醫藥制造業（C27）、化學纖維制造業（C28）、計算機通信和其他電子設備制造業（C39）、儀器儀表制造業（C40）以及信息技術業（I）等行業的企業。。起始年份選擇2007年，是由于2006年財政部發布了新會計準則及考慮到指標的可比性，未將2006年及以前數據納入樣本。相關數據來源于CSMAR數據庫。對初始數據進行如下篩選和處理：（1）刪除ST、*ST類的上市公司；（2）剔除關鍵變量數據缺失及資產負債率大于1的樣本；（3）為避免數據極端值對回歸結果產生影響，對所有連續型變量采用上下1%的Winsorize截尾處理，最終得到9771個樣本。

（二）主要變量定義

1.研發強度

被解釋變量是研發強度（EI）。由于主要探討金融化程度對研發強度的影響，參考已有研究（李文貴和余明桂，2015），研發強度指標用年度研發費用與營業收入的比值衡量，從創新投入的角度進行考察。

2.金融化程度

核心解釋變量是金融化程度（FD），利用金融資產與總資產的比值衡量。鑒于目前學界對于企業金融資產的構成內容并未達成共識，借鑒黃賢環等（2018）的做法，將交易性金融資產、衍生金融資產、發放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額、長期股權投資及具有金融資產屬性的投資性房地產凈額納入金融資產考察范疇。企業總資產中金融資產占比越高，說明企業金融化程度越高。為檢驗金融化程度與研發強度之間是否存在非線性關系，還設置了金融化程度的平方項（FD2）。還將進一步改變金融化的計量方式，以此進行穩健性檢驗。

3.高管激勵

調節變量是企業高管激勵，包括高管薪酬激勵（SW）和高管股權激勵（SH）。其中，高管薪酬激勵和高管股權激勵分別為根據高管前三名薪酬的均值和根據管理層持股數均值設計的啞變量，大于均值表示為1，否則取值為0。

4.控制變量

借鑒多數文獻的做法，從公司特征、財務和治理層面引入相關控制變量，包括資產規模（Ass）、成長能力（Gro）、盈利能力（PF）、財務杠桿（Lev）、企業資本密集度（Eci）、兩職合一（Post）、董事會規模（BS）和董事會結構（DRER）等。同時加入年度虛擬變量（Year）和行業虛擬變量（Ind），用以降低行業異質性和不可觀測時間因素的影響。

（三）研究模型

針對假說1，為驗證金融化對研發強度的非線性影響，構建了基礎模型（1）：

其中，α0是常數項，αi是系數，εit是隨機擾動項，Controlsit是指可能影響到研發強度的前文所述一系列控制變量。為進一步探討高管激勵對金融化與研發強度關系的調節作用，在模型（1）基礎上加入交互項構建了模型（2）：

Z是調節變量——高管激勵，包括高管薪酬激勵（SW）和高管股權激勵（SH），其他設定同模型（1）。需要說明的是由于被解釋變量，即研發強度（EI）為0～1之間的受限變量，因此主要采用Tobit模型對上述兩個模型進行估計。

表1 變量定義及其計算公式

四、實證分析

（一）主要變量描述性統計

從被解釋變量研發強度的描述性統計結果能夠看到，高科技上市公司的研發強度水平差距較大，最低值為0，而最高值達到18.8%，樣本均值為1.4%，說明近年來高科技上市公司整體研發投入水平仍然偏低。核心解釋變量金融化程度介于0～47%之間，平均值為5.8%，表明金融資產在部分高科技上市公司總資產中占比相對較高且公司之間差異顯著。高于均值的高管薪酬激勵和高管股權激勵樣本分別占高科技上市公司總數的34.1%和29.1%。

（二）金融化與研發強度

表2報告了金融化與研發強度的回歸結果。列（1）為只加入金融化和金融化平方的回歸結果，列（2）為只加入控制變量且未加入金融化及其平方項的回歸結果，列（3）為同時加入了金融化及其平方項和控制變量的估計結果。從列（1）和列（3）可以看出，FD的系數在1%水平上顯著為正，FD2的系數在1%水平上顯著為負，說明金融化與研發強度之間并非線性關系。按照Haans et al.（2016）的觀點，金融化與研發強度之間需要滿足以下三個條件，才可以被認為存在倒U型關系：第一，平方項系數α2顯著小于0。在列（3）中，FD2系數為-0.8311，并且在1%水平下顯著，滿足此條件。第二，倒U型曲線拐點值位于樣本期間內。在列（3）中，倒U型曲線的拐點值為0.2375，位于金融化0～0.47的取值范圍，滿足此條件。第三，當核心解釋變量取最小值時，該處的線性斜率為正；當核心解釋變量取最大值時，該處的線性斜率為負。列（3）中，線性斜率為0.3947-2×0.8311×FD，當FD取最小值0時，斜率為0.3947，即金融化取最小值時線性斜率為正，當FD取最大值0.47時，斜率為-0.3865，即金融化取最大值時線性斜率為負，故滿足此條件。因此。金融化與研發強度之間存在顯著的倒U型關系，假設1得到驗證。整體來看，在樣本區間內，中國多數高科技上市企業金融化程度尚處于倒U型曲線的前半段，對研發強度存在促進作用，但邊際效率有所下降。

表2 金融化與研發強度基準回歸

（三）穩健性檢驗

1.內生性問題

考慮到企業自身創新情況可能會對企業金融化程度帶來一定影響，進而會產生反向因果關系的內生性問題，而2SLS及GMM估計雖然能夠在一定程度上解決該問題，但所選工具變量的弱相關性將對估計結果造成一定偏誤，因此接下來采用PSM傾向得分匹配和PSM+固定效應來解決這一內生性問題。

傾向得分匹配方法（PSM）。將全樣本根據是否進行金融化分為兩組。具體選取金融化的前一年作為實驗組，對照組是從未進行金融化的公司，用控制變量對企業是否進行金融化進行Logit回歸，計算出每個樣本的傾向得分值，然后采用1∶4近鄰匹配法篩選出配對樣本。為保證匹配結果的有效性，進行了平衡性檢驗，匹配后各協變量的標準偏差絕對值均小于10%，滿足平衡性假設。根據PSM配對后的估計結果，金融化一次項的系數為正，金融化二次項的系數為負，二者均在1%水平下顯著，說明金融化與研發強度之間存在倒U型關系，與前文基準回歸結果一致。

PSM+固定效應?？紤]到每個公司在各自發展中會存在不隨時間變化的遺漏變量，因此在傾向得分匹配方法基礎上加入公司固定效應。結果顯示，金融化一次項系數為0.1314，在1%水平下顯著，金融化二次項系數為-0.1872，同樣在1%水平下顯著，驗證了金融化與研發強度之間的倒U型關系存在，進一步驗證了假設1成立。

2.其他穩健性檢驗

替換金融化指標。根據研究設計，將交易性金融資產從企業金融資產中剔除，使用重新測算得到的金融化指標進行回歸分析，結果顯示，回歸結果仍與前文保持一致，金融化與研發強度之間呈倒U型關系這一研究結論穩健。

改變估計方法?？紤]到個體效應，接下來采用雙向固定效應模型對基準回歸進行重新估計，回歸結果顯示，金融化一次項指標顯著為正，金融化二次項指標顯著為負，回歸結果與前文保持一致。

使用制造業樣本。樣本數據行業主要以制造業為主，遠高于信息技術業，為了避免行業有偏分布對于結果的影響，接下來將選取制造業樣本數據共6982個對前文研究假設進行穩健性檢驗，使用制造業樣本數據進行回歸分析。結果顯示，制造業樣本回歸結果依然與前文保持一致，即金融化與研發強度之間呈倒U型關系仍然成立。

改變樣本區間?？紤]到2008年全球金融危機對經濟造成的巨大影響，中國政府在此之后出臺了包括降率免稅在內的一系列救市政策，這些政策在某種程度上會對企業金融資產配置造成影響。為避免這一政府行為影響金融化與研發強度之間關系，刪除2007年和2008年的研究樣本重新進行回歸。結果顯示，金融化與研發強度之間仍然呈顯著的倒U型關系，再次證實研究結論穩健。

增加控制變量。市場競爭程度的高低與企業的創新動力存在直接聯系，在激烈的市場競爭中獲取核心技術資源有利于高科技企業敏銳捕捉市場需求、提升企業發展質量。技術趨同、投入成本高、不確定性強等因素加劇了高科技企業的市場競爭程度，只有具備競爭優勢的企業才能從容應對創新風險，進而通過技術創新和新產品研發搶占市場先機。遺漏市場競爭這一關鍵變量可能導致回歸結果失真，參考蔣樟生（2021）的方法計算市場競爭（Mar）變量，計算公式為：1-企業營業總收入占高科技企業營業收入總額的比重。將市場競爭要素納入控制變量重新進行回歸，回歸結果與基準回歸結論一致。

（四）動機識別

1.資金儲備動機

已有研究表明企業配置金融資產部分是出于緩解融資約束、應對資金不足的目的（王紅建等，2017）。在金融資產配置水平較低時，在資金儲備動機主導下，企業通過提前配置流動性強的金融資產，能夠平滑企業資金需求，以備不時之需。如果高科技企業獲取外界資金的成本越高且融資約束越大，那么企業越傾向于謹慎投資，并處理好金融資產配置與主業發展的關系（蔡艷萍和陳浩琦，2019），因此融資約束程度增加有助于強化企業金融化的資金儲備動機，從而促進企業研發投資強度。參考徐榕和趙勇（2015）的研究，用固定資產凈值占總資產的比率衡量融資約束程度，企業通?？梢酝ㄟ^抵押或者擔保固定資產獲得融資，因此該指標的上升說明企業面臨的融資約束程度得到了緩解。在金融化水平小于倒U型曲線拐點值（0.2375）的金融化較低樣本中，根據固定資產凈值占總資產的比率均值進行分組，確定出融資約束程度較低組和融資約束程度較高組?；貧w結果如表3列（1）和列（2）所示，在倒U型曲線的左側樣本中，融資約束較低組中金融化程度的系數為0.2464，而融資約束較高組中系數為0.3487，均在1%的水平下顯著，表明企業融資約束越大，金融化行為對其研發強度的促進作用就越大。利用融資約束進行分組檢驗的結果表明，在融資約束較為嚴重的企業中，較高的融資約束有利于企業金融化的資金儲備動機，支持了儲蓄動機下的促進效應，研究假設2a得以驗證。

表3 動機識別—資金儲備動機

2.市場套利動機

隨著高科技企業金融化程度逐漸加深，市場套利動機下的過高金融資產配置將不利于企業研發創新。一方面，金融資產配置過多使得上市公司利潤來源發生本質性改變，高盈利更容易實現股東利益和企業短期經營目標。另一方面，隨著生產成本的上升，實體經營利潤空間被逐漸壓縮，企業逐步喪失技術創新動力。在二者共同作用下，套利動機將驅使資本不斷從實體部門轉向金融虛擬領域，繼而對企業研發投入產生擠出作用。因此，當金融化水平過高時，基于企業市場套利動機，對于套利程度越高的企業，金融化水平提高對研發投入強度的負面影響越大。以利息收益占凈利潤之比表示企業金融化的套利動機，該指標衡量了金融資產對企業凈利潤的貢獻程度，利息收益占比越高說明企業配置金融資產的套利動機越強。為檢驗企業在金融化水平較高的情況下是否存在市場套利動機，根據利息收益占凈利潤之比的均值對金融化程度較高樣本（即金融化水平大于倒U型曲線拐點值的右側樣本）進行分組檢驗，回歸結果如表4列（1）和列（2）所示，在倒U型曲線的右側樣本中，市場套利較低組中金融化程度的系數不顯著，而市場套利較高組中系數為-0.6267，在5%的水平下顯著，表明企業套利動機越大，金融化行為對其創新投入的抑制作用就越大。利用市場套利程度進行分組檢驗的結果表明，金融化程度較高的情況下，企業金融化在市場套利動機主導下抑制了研發強度，支持了套利動機下的抑制效應，研究假設2b得以驗證。

表4 動機識別—市場套利動機

（五）高管激勵的調節作用分析

根據Haans et al.（2016）的研究，引入調節變量Z后，考察倒U型關系的調節效應方程為：Y=α0+α1X+α2X2+α3XZ+α4X2Z+α5Z，如果平方交互項系數α4顯著，則Z的調節作用顯著。具體地，倒U型關系的調節作用可以分為兩類：一是改變倒U型關系曲線的形狀。若α4顯著為正，則調節變量會使曲線更平緩，若α4顯著為負，則調節變量會使曲線更陡峭。表5列（1）為全樣本薪酬激勵的調節作用回歸結果，可以看出平方交互項（FD2×SW）的回歸系數不顯著，因此高管薪酬激勵不會讓金融化與研發強度關系曲線變得更為平緩或陡峭。二是倒U型關系曲線的拐點值移動。當回歸系數α1α4-α2α3＞0時，拐點值右移；當回歸系數α1α4—α2α3＜0時，拐點值左移。根據表5列（1）的回歸結果，α1α4—α2α3=0.0207，大于0，因此拐點會向右移動，即向金融化程度較高的方向移動，說明在高管薪酬激勵的調節作用下，金融化程度增加對研發強度的影響作用為正向的區間范圍擴大，從而弱化了金融化對研發強度的負向影響。在較高薪酬激勵下，高科技企業可以充分發揮其資金儲備的蓄水池作用，提高金融化對研發強度的閾值，假設3a得證。

為驗證高管股權激勵的調節作用，在基準模型基礎上分別引入高管股權激勵及其與金融化的一次方和二次方的交互項。表5列（2）為全樣本股權激勵的調節作用回歸結果，平方交互項（FD2×SH）的系數顯著為負，說明股權激勵的調節作用使得金融化與研發強度關系曲線更為緊湊陡峭，即股權激勵的調節強化了倒U型曲線前半段的正向促進作用和倒U型曲線后半段的負向抑制作用。這說明高管股權激勵具有“兩面性”，既能與適度的金融化形成互補效應，也能惡化因過度金融化而導致的研發投入擠出效應，其有效性與金融化程度密切相關。從拐點值移動方面看，根據表5列（2）的回歸結果，α1α4—α2α3=-0.0008，小于0，因此拐點值會向左小幅移動，說明在高管股權激勵的調節作用下，實施較高股權激勵的企業如果降低金融化程度，則能夠明顯提升研發投入。相比于實施較低股權激勵的企業而言，較高股權激勵更容易發揮調節金融化與研發強度之間關系的強化作用，會降低金融化對研發強度影響的閾值效應，假設3b成立。

表5 高管激勵的調節作用

進一步地，繪制調節效應圖以驗證不同高管激勵程度下的調節作用。根據調節效應圖所示，在不同程度高管薪酬激勵調節下，倒U型曲線形態雖然未發生顯著變化，但拐點值變大；在較高的股權激勵調節作用下，倒U型曲線形態更為緊湊陡峭，再次說明股權激勵強化了金融化與研發強度之間的倒U型關系。

由于不同規模企業的金融化動機、研發投入及高管激勵效果等方面存在較大差異，這些差異可能會影響研究結論。為此，將全樣本劃分為規模大企業組和規模小企業組，并進行分組回歸，回歸結果見表5列（3）—列（6）。首先，從列（3）和列（5）的比較看，規模大企業與規模小企業金融化一次項的系數均顯著為正，二次項的系數顯著為負，說明無論是規模大企業還是規模小企業，金融化對研發強度均存在倒U型的影響。其次，從列（3）和列（5）看，金融化平方與高管薪酬激勵的交互項（FD2×SW）在規模大企業和規模小企業樣本組中均不顯著，與表5中列（1）的結果一致。從拐點值移動方面看，拐點值右移現象僅存在于規模大企業中，說明在較高的高管薪酬激勵下，規模大企業更能夠發揮金融化的蓄水池效應，提高了金融化對研發強度影響的閾值效應。從列（4）和列（6）的比較看，只有在規模大企業樣本組中，金融化平方與高管股權激勵的交互項（FD2×SH）顯著為負并且拐點值左移，降低了金融化對研發強度影響的閾值效應，產生這一差異的原因可能在于：一是與規模小企業相比，規模大企業股東更注重自己在資本市場上的聲譽。當股權激勵過高時，相同金融化程度下的規模大企業更傾向于迎合投資者情緒，致使企業研發決策偏離企業價值最大化目標。因為高管可能會受到巨額股份價值的吸引，不愿意承擔創新風險從而不利于創新決策實施，這在一定程度上抑制了規模大公司的研發投入。二是規模大公司存在行業壟斷特征，資源優勢的存在使得研發動力不足，股權激勵能使管理層產生趨同效應。當股權激勵過高時，高管的個人利益與企業未來發展息息相關，將極力減少對所持股票的或有損失，轉而熱衷實現“確定性收益”，進而誘發過度投資金融資產并降低創新研發投入行為。

五、結論與建議

研究發現：金融化與研發強度呈倒U型關系，即金融化和研發強度之間存在一個拐點值，當金融化在拐點值左側時，高科技企業出于金融化資金儲備動機會促使企業增加企業研發創新投入；當金融化水平位于拐點值右側時，高科技企業在金融化市場套利動機的誘導下會促使企業降低創新投入進而抑制研發強度。在進行內生性檢驗和一系列穩健性檢驗后，該結論仍然成立。在金融化動機檢驗中，基于融資約束程度與市場套利程度進一步識別了高科技企業金融化行為下的資金儲備動機與市場套利動機。在高管激勵的調節作用中發現，較高的高管薪酬激勵更能使高科技企業發揮資金儲備功能，提高金融化對研發強度的閾值，較高的高管股權激勵能夠更容易發揮調節金融化與研發強度之間關系的強化作用，降低金融化對研發強度影響的閾值效應。按照企業規模大小進行分組的結果顯示，較高的薪酬激勵提高了金融化對研發強度的閾值效應和較高的股權激勵降低了金融化對研發強度的閾值效應，僅存在于規模大企業中。

研究結論具有一定啟示意義：第一，降低金融資產泡沫化程度。政府應高度重視高科技企業脫實向虛的不良現象，提高金融資本空轉套利成本，改善金融效率，有效縮小金融投資與實業投資利差，提升實業投資回報率，引導高科技企業回歸本源業務投資。擠出金融資本泡沫能夠降低企業金融投資的動力和預期，進而緩解金融化對研發活動的擠出效應。第二，防范高科技企業金融資產配置套利動機。在嚴格監管制度下，加強企業投融資用途的審核與管理能夠預防金融化的盲目套利行為。第三，優化高管激勵制度。高科技企業尤其是大規模高科技企業，應該以高管薪酬激勵為主要路徑，實施差異化的高管激勵措施。高科技企業還應該實施以創新投入為導向的激勵考核機制，充分激發企業家精神并降低創新投資短視行為，從而推動創新活動。