企業金融化、外部監督與創新水平

李穎佳

（青島大學經濟學院，青島 266100）

創新活動一直以來都是企業增強市場競爭力的有效手段。不僅如此，企業創新也是一國經濟增長的主要驅動力。目前，我國經濟正處于從高速發展向高質量發展的轉型階段，這種轉型的成敗重點在于我國實體企業能否突破創新難關。然而，我國金融行業憑借特殊地位與利率管制政策一直擁有非常高的資本回報率，所以越來越多的非金融企業為獲取超額利潤，脫離其主營業務轉而將資金投向金融資產，致使我國經濟出現“脫實向虛”趨勢[1-2]。相比之下，實體投資卻持續處于低迷狀態，這種投資結構偏向會對企業創新活動產生直接影響。當金融投資獲利水平高于實體業務投資獲利水平時，企業將從事金融行業擠出實體經濟投資[3]。企業的這種短視行為會造成經濟風險急劇增長，給企業產品競爭和成長發展造成不良影響[4]。如何從根本上提高企業創新投資已經成為我國經濟發展亟待解決的重要問題。在現有文獻支撐的背景下，將進一步研究企業金融化對創新活動的影響機制及具體特征，有助于厘清我國創新水平發展緩慢的重要原因。

企業外部監督作為治理企業的一種重要手段，外部監督環境對企業行為決策具有一定的影響，當外部監督水平較低時，企業金融化程度更為顯著[5]。此外，分析師關注能夠在較大程度上緩解企業委托代理問題，提高企業內部治理從而促進企業長期價值的提升[6]，機構投資者能夠通過提升企業盈余管理水平，降低交易成本，從而提高企業的投資效率[7]。鑒于此，選取分析師關注度與外部機構投資者持股作為外部監督的衡量指標，進一步檢驗外部監督水平是否可以影響企業創新，進而考察其在企業金融化影響、企業創新過程中發揮作用的重要渠道及傳導機制。

1 機理分析與研究假說

伴隨著經濟全球化的發展，金融部門與實體企業的關系逐漸緊密，關于企業金融化對企業創新影響的研究層出不窮?，F有研究對企業金融化影響創新的渠道主要有兩種截然相反的觀點，其一，企業金融化在一定程度上抑制企業創新，我國目前正處于經濟轉型時期，勞動力成本顯著增加，外部需求減少，在此背景下，實體企業的經濟利潤逐步縮減，致使金融行業的收益超出實體企業，出于“利潤追逐”和“投資代替”目的，實體企業將更多的資金投入到金融行業，導致金融資產配置比例過高，在融資約束條件下會擠占實體投資并削弱企業創新，從而對企業創新具有“擠出效應”[8-9]。其二，企業配置金融資產可以促進實業投資，從而有利于企業創新，在金融行業可以獲取超額利潤的背景下，企業通過配置金融資產對資金進行“儲蓄”，從而降低外部融資成本，有助于平滑企業的創新投入[10-11]。而且通過對金融資產進行投資產生的收益會進一步改善企業的營業收入，通過“收入效應”增加企業創新投入資源，從而企業金融化對企業創新具有“促進效應”[11]。

從我國上市企業發展的現實情況來看，企業金融化不僅沒有提高創新水平，反而起到了一定的抑制作用?？紤]到原有模型中可能未納入金融資產的收益與風險問題，以及融資約束、貨幣政策等可以提振實體經濟等因素對企業金融化與企業創新之間的關系產生影響，張成思和張步曇[12]進一步構建適用于我國現實的企業跨期最優決策模型，不僅考察了企業金融化對實體投資的直接影響，而且考察了貨幣政策、融資約束等其他變量可能對實體投資產生的間接影響。結果表明，金融化程度提高能夠抑制企業實體投資，而且金融資產的風險收益錯配也會進一步降低企業實業投資傾向。此外，王紅建等[3]基于融資約束、資產負債率、企業規模等多個維度研究發現，企業配置金融資產屬于市場套利行為，長期來看，會顯著抑制企業進行技術創新的動力，對創新具有擠出效應?；诖?，提出如下研究假說：

H1：企業金融化程度增加能夠降低企業創新水平。

根據我國企業的發展現狀，一方面，如盧馨等[13]研究指出以間接融資為主導的融資體系致使企業創新投入面臨較為嚴重的融資約束問題，而且企業創新周期較長、投資金額較大以及調整成本大等特征，使得企業創新存在高風險性與嚴重的信息不對稱性，因此，由于市場失靈與信息不對稱產生的融資約束又會進一步抑制企業創新投入，基于金融行業超額回報率的市場套利動機，企業選擇配置金融資產。另一方面，Brochet[14]研究提出，管理層短視會降低企業的研發投入和廣告支出。從這一角度而言，企業管理者為迎合投資者，避免被解雇會傾向于投資金融業以獲取超額短期利潤以提振企業財務狀況和股票價格[15]，這也是企業創新減少的主要因素之一。因此降低市場上的信息不對稱性、緩解企業管理層短視能夠提高企業創新投入。

隨著我國資本市場的發展證券分析師跟蹤、機構投資者持股等外部監督環境對企業的決策與發展，發揮著不可替代的重要作用。具體而言，由于市場上存在套利現象、交易成本等因素，市場上的信息具有不完全透明性，是不完全對稱的，證券分析師主要通過對企業財務進行專業的分析并發布研究報告，向市場提供富有價值的信息，推動信息的有效傳遞[16]。此外，分析師通過實地調研、與公司管理層接觸能夠有效挖掘市場上未公開的消息，進而增加信息的透明度，降低市場上的信息不對稱性[17]。不僅如此，吳武清等[18]研究發現較多的分析師關注，意味著企業會面臨不良信息披露的風險，在這種情況下高層管理者被監督，其采取機會主義的可能性降低[19]。此外，王琨和肖星[20]研究還指出，我國機構投資者對公司運營起到一定的監督作用，機構投資者能夠憑借專業的知識和經驗做出理性的判斷，當機構投資者持股比例達到一定程度時，能夠參與企業治理，通過對投資項目進行甄別從而推敲管理者做出的決策是否有利于企業發展，這大大降低了管理層短視效應[21]。此外，機構投資者持股比例較高的企業，通過削減研發支出而提高利潤的行為較少[15]?？傮w而言，外部監督不僅能夠降低市場上的信息不對稱性，而且緩解了管理層短視效應，這對企業減少短期金融投資，增加長期創新項目的投入發揮積極作用?；谏鲜龇治?，提出如下研究假說：

H2：企業外部監督能夠通過降低信息不對稱性、緩解管理層短視效應來弱化企業金融化對創新水平的抑制作用。

2 實證設計

2.1 模型設定

理論分析表明，非金融企業金融化會降低企業創新水平，外部監督會弱化企業金融化對企業創新的抑制作用。為驗證上述理論假說，以企業金融化為核心解釋變量，以企業創新水平為被解釋變量，構建模型如下：

同時，為考察外部監督在其中所發揮的作用，進一步在式（1）中納入外部監督與企業金融化的交乘項，構建模型如下：

其中，i代表非金融上市企業，時期由t 來表示；grant、finance和exterior分別代表企業創新水平、企業金融化程度和外部監督。Controls為控制變量，在此基礎上，還納入個體固定效應μi以及時間固定效應γi，分別控制僅隨個體和時間變化的因素，εi，t為隨機擾動項。α1和β2為關注的重點系數，其中，α1用來刻畫企業金融化程度對企業創新投入的影響，而β2則描述了外部監督如何影響企業金融化與企業創新投入的關系，依據前文理論分析，預期α1符號為負，β2符號為正。

2.2 數據來源及指標選取

基于數據可得性和研究的時效性，研究樣本為2005-2019 年中國非金融類上市企業。企業的主要財務數據來自CSMAR 中的經濟金融研究數據庫以及Wind 數據庫。

在實證研究中，對于企業創新水平（grant）的刻畫，由于專利申請數量是資源投入和使用效率的最終體現，借鑒陳思等[22]的研究，采用企業每年專利申請量加1 的對數值來衡量，值越大表明企業創新的實際成果越顯著。對于企業金融化程度（finance）的度量，借鑒許志勇等[23]方法，采用企業配置金融資產的數值與期末總資產之比進行衡量。選取證券分析師關注度（analyst）和機構投資者持股比例[24]（insthold）作為外部監督的替代變量，其中采用分析師跟蹤人數加1，取對數來衡量企業的分析師關注度（analyst）。此外，在控制變量的選取上，指標選取及度量方式如表1 所示。

表1 指標選取及度量方式Table 1 Index selection and measurement method

3 實證結果與分析

3.1 企業金融化對企業創新的影響

為考察企業金融化對創新水平的影響，首先對模型進行基準回歸，結果如表2 所示。從第（1）列結果可以發現，在不加入控制變量時，企業金融化（finance）的回歸系數為-0.361，且在1%的水平上顯著，表明在不考慮其他控制變量的情況下，企業金融化程度增加能夠顯著抑制企業創新水平。第（2）～（8）列為逐步增加控制變量后的參數估計結果，不難發現，在逐步納入控制變量后，企業金融化對企業創新投入的影響系數依然顯著，且符號未發生改變，這意味著企業金融化程度增加傾向于抑制企業創新活動的結論具有穩健性，假說1 得證。從經濟意義上而言，企業金融化每增加一個標準差（0.068），使得企業創新水平下降幅度相當于樣本標準差的0.09%（0.022*0.068/1.711）。

表2 企業金融化對企業創新的影響Table 2 The influence of enterprise financialization on innovation

3.2 外部監督的作用

為刻畫外部監督在企業金融化與企業創新關系中的重要性，在模型（2）中進一步納入企業金融化與外部監督的交乘項，需要指出的是，外部監督選擇證券分析師關注度與機構投資者持股比例進行衡量?；貧w結果如表3 所示，其中第（1）～（2）列加入分析師關注度與企業金融化的交乘項（fin×analyst），第（3）～（4）列為加入機構投資者持股比例與企業金融化交乘項（fin×inst）的回歸結果，可以發現無論是否加入控制變量，交乘項的系數顯著為正，這意味著外部監督能夠顯著弱化企業金融化對企業創新的抑制作用。換言之，隨著企業外部監督環境逐步完善，企業金融化對企業創新投入的擠出效應減弱。其潛在原因可概述為：諸如分析師、機構投資者等外部監督環境能夠對企業信息進行深入挖掘和專業解讀并公開，這能夠降低市場信息不對稱性，進而緩解企業創新投資所面臨的融資約束問題；機構投資者持有公司股份，不僅具有更強的信息解讀和專業化分析能力，幫助管理層做出有利于公司長遠發展的決策，而且能夠通過專業的認知直接對管理者進行監督，避免管理者為獲取短期利益，配置較多的金融資產，而忽視更有利于企業長期發展的研發投入。因此，外部監督能夠弱化企業金融化對企業創新水平的不利影響，有助于企業“脫虛向實”。

表3 外部監督的作用Table 3 The effect of external supervision

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 替換被解釋變量

為避免核心指標度量可能存在選擇性偏誤，對被解釋變量進行指標替換。前文主要以企業每年專利申請數量這一指標進行衡量，在該部分借鑒劉子旭[25]的研究，采用研發投資與總資產的比值（rd）來衡量企業創新，值越大表明企業創新水平越高。替換被解釋變量之后的結果如表4 所示。通過第（1）～（2）列結果不難發現，無論是否加入控制變量，企業金融化（finance）的系數均為負（-0.007 和-0.013），換言之，企業金融化對企業創新投入均存在擠出效應，與前文所得結論一致。第（3）～（4）列為加入分析師關注度與企業金融化交乘項的回歸結果，不難發現，在加入分析師關注度之后，企業金融化（finance）的系數仍然為負，而分析師關注度與企業金融化交乘項（fin×analyst）的系數為正，第（5）～（6）列進一步考慮了機構投資者持股比例的作用，所得結論依然與前文保持一致，即外部監督能夠弱化企業金融化對創新負面影響的結論具有穩健性。

表4 替換被解釋變量Table 4 Explained variable replacement

3.3.2 控制其他沖擊

為應對2008 年全球金融危機的不利沖擊，我國政府采取了一系列救助政策，包括實施“四萬億”刺激計劃、取消對商業銀行的信貸規模限制等措施，這無疑會緩解企業面臨的融資約束，可能會在一定程度上增加企業創新投入。因此，為排除金融危機對研究結果的影響，進一步剔除2008-2009 年的觀測值，重新進行參數估計，如表5 所示，結果與前文保持一致。

4 機制檢驗

4.1 緩解管理層短視效應

外部監督增強會降低企業配置金融資產的動機，企業會面臨不良信息披露的風險。在這種情況下，高層管理者被監督，采取機會主義的可能性會大大降低[19]。此外，機構投資者憑借專業的知識和經驗做出理性的判斷，直接參與企業治理，也大大沖擊了管理層短視。所以，管理層會降低其短期金融資產投資，增加長期創新投資，為了證明上述機制的存在，借鑒虞義華等[26]研究方法，采用企業當期短期投資占期初總資產的比值（ds）作為企業管理層短視的代理指標進行實證檢驗，結果如表6 所示。

表6 管理層短視效應Table 6 The effect of management myopia

中介效應模型機制分析表明，外部監督程度提高會通過降低企業管理層短視效應，減弱企業金融化對企業創新的負面影響。前文結果顯示，企業金融化與外部監督代理變量之間的交乘項系數為正，說明外部監督提高會降低企業金融化對企業創新的擠出作用。表6 中第（1）～（2）列表示用分析師關注度作為外部監督衡量指標的回歸結果，第（3）～（4）列為用機構投資者持股比例作為外部監督衡量指標的回歸結果。第（1）列和第（3）列對外部監督與管理層短視程度（ds）進行實證檢驗，結果表明，企業外部監督增加會導致企業管理層短視程度降低（-1.328 和-2.246），即企業外部監督能夠在一定程度上緩解管理層短視效應。第（2）列和第（4）列加入外部監督與管理層短視代理變量的交乘項進行識別，不難發現二者交乘項（ds×analyst和ds×insthold）的系數顯著為正（0.078 和0.270），中介效應成立，即外部監督會通過降低管理層短視效應，進而降低企業金融化對企業創新的抑制作用。

4.2 降低信息不對稱性機制

外部監督能夠充分對企業財務報表進行專業分析，使企業負面消息的披露更為及時，所以外部監督程度提高有利于降低企業內外部信息不對稱性，進而對企業金融化與企業創新之間的關系產生影響。鑒于此，使用DD 模型[27]計算的盈余質量作為會計信息披露質量的代理變量，其數值越大表明企業的會計信息質量越差，信息不對稱程度越高。

表7 為信息不對稱性的中介效應檢驗結果。第（1）～（2）列表示用分析師關注度作為外部監督衡量指標的回歸結果，第（3）～（4）列為用機構投資者持股比例作為外部監督衡量指標的回歸結果。第（1）列和第（3）列對外部監督與信息不對稱程度（res）進行實證檢驗，結果表明，外部監督會導致信息不對稱程度降低（-0.011 和-0.060）。第（2）列和第（4）列加入外部監督與管理層短視代理變量的交乘項進行識別，發現二者交乘項（res×analyst和res×insthold）的系數均顯著為正（0.038 和0.017），其經濟學含義為外部監督會通過降低信息不對稱程度，進而降低企業金融化對企業創新的抑制作用。

表7 信息不對稱性機制Table 7 Information asymmetry mechanism

5 結論與政策啟示

基于我國經濟“脫實向虛”的發展現狀，選擇2005-2019 年中國非金融類上市企業作為研究樣本，重點研究企業金融化對創新水平的影響，并探究外部監督在其中所發揮的積極作用，實證結果表明，企業金融化能夠抑制創新水平，但是良好的外部監督環境能夠弱化企業金融化對創新水平的負向作用，并且其結果在替換創新水平的衡量指標、排除外生沖擊等穩健性檢驗之后仍保持不變。此外，緩解管理層短視效應以及降低信息不對稱性是外部監督影響企業金融化與創新水平關系的重要傳導機制。

結合理論分析和研究結論，提出如下政策建議：第一，完善企業外部監督機制，良好的外部監督環境有利于企業治理，相關部門應該積極鼓勵機構投資者參與企業決策制定，提升對分析師行業的扶持力度。第二，完善實體投資環境，積極引導經濟活力中心從“虛擬經濟”向“實體經濟”轉移，增加對制造行業的技術補貼與資金扶持，釋放大力發展實體經濟的積極信號，這對促進實體經濟發展具有重要作用。第三，非金融企業自身應主動避免從事高風險的地下金融投資活動，將有限的資本配置到具有長遠發展意義上的實體業務，避免陷入成本與風險并高的不良循環，這對于促進實體企業健康、有序及高質量發展具有帕累托改進效應，具有非常重要的實踐指導意義。