1. 引言
自20世纪石油危机以来，西方各国的金融化趋势不断增强。2001年我国加入世界贸易组织，全球化步伐加快，金融创新和发展也逐步与国际接轨。我国实体企业也逐渐参与其中，加速了实体经济与虚拟经济的绑定，出现了实体企业金融化。一方面，“脱实向虚”为企业带来了新的利润增长点，增加资产流动性；另一方面，也带来了偏离主业和扩大金融风险的弊端。2023年10月中央金融工作会议指出“金融要为经济社会发展提供高质量服务”“坚持把金融服务实体经济作为根本宗旨”。2023年12月中央经济工作会议进一步指出：以科技创新引领现代化产业体系建设。通过以上阐述足以看出党和政府对以创新引领的实体经济发展的重视。那么，基于以上客观事实，我国企业不断将资金流入虚拟经济，会对我国经济造成什么影响，会对企业自身带来何种微观经济后果？在重视创新发展的背景下，会对企业创新带来什么影响？在监管层面和公司治理层面，应该如何更好帮助实体企业进一步健康发展？正逐渐成为重要的现实问题，这也是本文关注的焦点。
在学术理论层面，实体企业金融化也越来越受到关注，结合现有文献，不少学者从产权性质、行业和高管特征等方面着手，研究对企业金融化的影响(曹伟等，2023) [1]。在企业金融化的经济后果方面，学术界的研究主要涉及主业发展(杜勇等，2017) [2]，财务风险(黄环贤等，2018) [3]以及企业创新(王红建等，2017；段军山、庄旭东，2021) [4] [5]。但是在对企业创新的影响方面，学者之间意见不一，存在着“挤出”创新和“反哺”创新等不同观点(刘贯春，2017) [6]。此外，目前研究对实体金融化与创新之间的机制作用研究较为欠缺。同时，金融化对创新影响的关注点主要集中在创新投入与产出，对绿色创新关注较少。
基于此，本文以2012~2022年A股上市公司为样本，进一步探究企业金融化与创新的关系，以内部控制为调节变量考察两者之间的机制作用。研究发现，企业金融化会抑制企业的创新投入和创新产出。同时，良好的内部控制能有效缓解企业金融化对企业创新的抑制，为公司治理层面应对企业金融化提供一定的参考。此外，本文还考察了融资约束异质性所带来的差异以及对绿色创新的影响。相比较于已有文献，本文边际贡献可能在于：1) 关于研究企业金融化与创新关系的文献不多，且很少有文献从内部控制的角度进行进一步探究；2) 本文进一步探究了融资约束异质性的后果和对绿色创新的影响，具有一定的创新性，丰富了相关领域的实证研究。
2. 理论分析与假设
2.1. 企业金融化与企业创新的关系
实体企业金融化的概念由宏观经济的金融化衍生而来，是金融资产在经营中、运作中对企业实体生产的替代(Dore等，2002) [7]，包括筹资和投资两个渠道(Orhangaz，2007) [8]。具体地一般有两个维度定义企业金融化：行为维度体现为企业资产配置方式的改变，从实体资产偏向虚拟金融资产；从结果维度来看是利润偏向非主营业务的资本增值(蔡明荣、任世驰，2014) [9]。在企业金融化动因方面，学术界认为主要有两个动机：一是“风险平滑”动机，金融资产的高流动性和高利润能缓解企业的财务压力，增加收入，平滑风险；二是“替代”动机，金融行业的投资回报率普遍大于实体行业，投资金融资产替代实体资产可以带来多回报，增加利润(刘贯春，2017) [6]。企业金融化的动因不同，所导致的经济结果的也可能不同。在“替代”动机的驱使下，企业可能将自有资金用于投资回报率更高的金融产品。但企业的资金是有限的，因此这种行为可能会导致企业减少主业投资(王少华等，2020) [10]，研发资金被占用，从而抑制企业的创新研发。此外，根据委托代理理论，管理层和股东的利益并不相同，甚至存在冲突。尤其在是国内上市公司普遍采用股权激励制度的情况下，增强了管理层在决策时的套利动机。由于存在信息不对称的问题，管理层更倾向于投资收益率更高的金融资产，来提升甚至粉饰业绩以抬高公司股价，从而满足行权条件获取股权报酬。这种行为会造成决策上的短视，破坏企业的长期规划，损害企业的长期利益。而企业创新则是一种资金需求量大且周期长的投资行为。综上所述，在“替代”动机下，企业的套利行为会挤占创新投资，从而抑制企业创新，形成“挤出效应”(Orhangazi，2008) [8]。并且认为“替代”动机越强，则金融化的“挤出效应”越明显(王红建等，2017) [4]，而且过度金融化会使企业变得短视，进一步降低了创新投入的动机。
而另一方面，与“替代”动机下的机会主义行为不同，在“风险平滑”动机下，企业持有金融资产目的并非是投机套利，而是预防经营过程中潜在的经营风险和财务风险。一些短期金融资产具有变现速度快、转换成本低的优点，使企业能够在需要资金时迅速变现，来偿还债务或者保障生产，增强了企业资产的流动性和偿债能力，降低了经营风险和财务风险，保持企业创新的连续性(陈洋林等，2023) [11]，为企业创新提供坚实的保障。此外，适度的投资金融资产能在一定程度上带来额外收益，反哺企业创新。体现为“蓄水池”效应(杜勇等，2017) [2]。
基于以上分析，为探究企业金融化是“挤出”效应占主导还是“蓄水池”效应占主导，本文提出竞争性假设：
H1a：企业金融化抑制企业创新，主要体现为“挤出”效应。
H1b：企业金融化促进企业创新，主要体现为“蓄水池”效应。
2.2. 内部控制的调节作用
内部控制一般认为是由企业管理层或其他相关人员设计、执行的规则和程序。美国COSO (Committee of Sponsoring Organizations of the Treadway Commission)又提出了内部控制五要素，丰富了内部控制的含义。如果内部控制能够设计合理有效的程序并执行，则可以降低代理成本，有效缓解、抑制代理问题和信息不对称(杨德明等，2010) [12]。相关研究发现，内部控制与企业金融化、企业创新和主业发展存在一定因果关系。良好内部控制可以抑制企业“脱实向虚”(王瑶、黄贤环，2020) [13]。此外，内部控制可以影响新兴产业金融化与创新的曲线关系(张秋实、张莉芳，2021) [14]。在内部控制的具体路径中，信息沟通和风险评估发挥的作用最为显著(董小红等，2022) [15]。结合以上分析，本文认为内部控制对企业金融化与企业创新关系的作用途径如下：第一，内部控制通过设计执行必要的制度和程序缓解信息不对称，降低代理成本，约束管理层的短视行为，减少权力寻租，使管理层回归理性，注重长期投资。从内部控制事前、事中、事后程序角度分析，内部控制同样能约束管理者的投机行为(董小红等，2022) [15]。对“替代”动机驱动下的企业，此路径的作用会更加显著，对“挤出”效应有负向调节作用。第二，内部控制是风险管理的重要一环(袁晓波，2010) [16]，内部控制的风险评估可以识别投资风险，控制投资金融资产项目风险和创新风险，降低企业经营风险，从而影响企业金融化与创新的关系。所以此路径同样具有调节作用。因此，基于以上分析提出假设：
H2：内部控制在企业金融化与企业创新之间具有调节作用。
3. 研究设计
本次研究选用2012~2022年沪深A股上市公司作为初始数据样本。为了减少极端值对回归结果的影响以及提高回归结果的说服力，本文对数据进行了筛选：1) 除去ST、ST*和PT类；2) 除去数据样本缺失等存在问题的样本，最终得到待分析样本数据19,400个。为减少极端值对实证结果的影响，本文对关键变量进行了1%和99%分位上的Winsorize处理。本文的数据来自于CSMAR数据库和迪博内部控制数据库。本文用Stata16数据分析软件对数据进行实证分析。
为探究企业金融化与企业创新的关系，借鉴杜勇等(2017)、刘贯春(2017)的研究，构建以下模型：
(1)
(2)
其中被解释变量为RD表示企业的创新投入；Fina表示企业金融化程度，本文参考杜勇等(2017)和黄环贤等(2018) [2] [3]的研究，用当期持有金融资产占总资产比值来衡量，其中包含长期股权投资这一广义上的金融资产但不包括经营性的应收账款和货币资金；IC表示企业内部控制，用迪博内部控制指数来衡量，指数越大表示内部控制质量越好；金融化与内部控制的交互项记为Inter；Control表示控制变量。同时，本文也考虑了行业固定效应与时间固定效应。具体变量如下表1所示：
Table 1. Variable definitions
表1. 变量定义
变量类型 |
变量名称 |
变量定义 |
被解释变量 |
RD |
研发投入占营业收入比值的自然对数 |
解释变量 |
Fina |
当期持有的金融资产占总资产比值 |
调节变量 |
IC |
来源于迪博·中国上市公司内部控制指数 |
控制变量 |
Size |
期末总资产的自然对数 |
Top1 |
第一大股东持股比例 |
ROA |
总资产净利率 |
Dbdbum |
独立董事人数 |
Tobin |
托宾Q |
Age |
上市年份 |
Growth |
营业收入增长率 |
Industry |
行业 |
Year |
年份 |
4. 实证分析
4.1. 描述性统计
根据描述性统计表2可以看出，我国上市公司对创新投入力度较大，超过50%的企业创新投入大于总体均值。同时，我国上市公司的金融化行为较为普遍，均值达到7.47%。也可以看出部分企业金融化策略比较激进，甚至有些企业的金融资产比重达到了夸张的58.9%。这部分企业很有可能已经偏离了原有的主营业务，转向了金融投资领域，值得引起关注。
Table 2. Descriptive statistics
表2. 描述性统计
|
RD |
Fina |
Size |
Age |
Tobin |
Top1 |
Dbdbum |
ROA |
Growth |
mean |
1.017 |
0.075 |
22.113 |
1.976 |
2.201 |
34.721 |
3.069 |
0.043 |
0.040 |
p50 |
1.292 |
0.028 |
21.916 |
2.197 |
1.594 |
32.620 |
3 |
0.039 |
0.001 |
sd |
1.295 |
0.115 |
1.394 |
0.950 |
12.216 |
15.192 |
0.472 |
0.647 |
3.845 |
min |
0 |
0 |
13.076 |
0 |
0.153 |
0.290 |
0 |
−8.463 |
−0.038 |
max |
4.923 |
0.589 |
30.041 |
3.497 |
1752.705 |
100 |
6 |
108.366 |
594.1 |
注：mean为均值；p50为中位数；sd为标准差。
4.2. 相关性分析
通过相关性表3分析可得，企业金融化与企业创新呈负相关，初步验证了假设H1a，说明我国实体企业金融化会抑制企业的创新。除此之外，其他变量的相关系数均保持在较低水平。同时，各变量的方差膨胀因子均小于2，平均值为1.20，这表明不存在显著的多重共线性问题。
Table 3. Correlation analysis
表3. 相关性分析
|
RD |
Fina |
Size |
Age |
Tobin |
Top1 |
Dbdbum |
ROA |
Growth |
RD |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
Fina |
−0.011 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
Size |
0.556*** |
0.190*** |
1 |
|
|
|
|
|
|
Age |
0.209*** |
0.245*** |
0.374*** |
1 |
|
|
|
|
|
Tobin |
−0.116*** |
−0.001 |
−0.105*** |
0.015** |
1 |
|
|
|
|
Top1 |
0.021*** |
−0.055*** |
0.169*** |
−0.082*** |
−0.023*** |
1 |
|
|
|
Dbdbum |
0.089*** |
0.009 |
0.182*** |
0.068*** |
−0.035*** |
−0.046*** |
1 |
|
|
ROA |
0.047*** |
−0.009 |
−0.034*** |
−0.008 |
0.071*** |
−0.002 |
0 |
1 |
|
Growth |
0.004 |
0.011* |
0.012* |
−0.001 |
−0.003 |
−0.005 |
−0.002 |
0 |
1 |
注：*p < 0.1，**p < 0.05，***p < 0.01。
4.3. 基本回归
在表4列(1) OLS模型中，企业金融化Fina系数为−0.305，在5%水平下显著为负，初步印证了企业金融化可能会抑制企业创新。同样在列(2)行业固定效应和时间固定效应模型中，企业金融化Fina的系数为−0.403，在1%的水平下显著为负，说明企业金融化确实会减少企业对创新的投入，从而抑制企业的创新，验证了假设H1a，否定了竞争性假设H1b。可以说在企业的金融资产配置过程中，主要展现为“挤出”效应，其造成的影响要远大于“蓄水池”效应。究其原因很有可能是企业金融化“替代”动机占了主导地位，而不是“风险平滑”动机。
Table 4. Results of basic regression
表4. 基本回归结果
|
(1) |
(2) |
(3) |
|
RD |
RD |
RD |
Fina |
−0.305** |
−0.403*** |
−0.423*** |
|
(−2.417) |
(−3.705) |
(−3.808) |
Size |
−0.159*** |
−0.093*** |
−0.099*** |
|
(−13.094) |
(−8.648) |
(−9.023) |
Age |
−0.198*** |
−0.135*** |
−0.123*** |
|
(−13.405) |
(−10.487) |
(−9.282) |
Tobin |
0.099*** |
0.082*** |
0.081*** |
|
(13.759) |
(12.372) |
(11.763) |
Top1 |
−0.010*** |
−0.004*** |
−0.004*** |
|
(−13.481) |
(−6.267) |
(−6.507) |
Dbdbum |
−0.067*** |
−0.031* |
−0.024 |
|
(−3.043) |
(−1.659) |
(−1.283) |
ROA |
0.096 |
0.045 |
0.136 |
|
(0.882) |
(0.502) |
(1.063) |
Growth |
−0.001 |
−0.001** |
−0.001 |
|
(−0.903) |
(−2.401) |
(−0.766) |
IC |
|
|
0.001** |
|
|
|
(2.495) |
Inter |
|
|
0.002* |
|
|
|
(1.830) |
_Cons |
5.333*** |
3.575*** |
3.461*** |
|
(20.974) |
(15.879) |
(14.645) |
N |
19,400 |
19,400 |
10,764 |
Industry |
No |
Yes |
Yes |
Year |
No |
Yes |
Yes |
R2 |
0.108 |
0.405 |
0.403 |
注：括号内为t值；*p < 0.1，**p < 0.05，***p < 0.01。
在列(3)中企业金融化Fina的系数在1%的水平上显著为负，说明在考虑内部控制这一因素后前文所述的假设依然成立。内部控制质量IC的系数为正，说明良好的内部控制质量能在一定程度上促进企业创新投入。而企业金融化和内部控制的交互项Inter的系数为正，和解释变量的系数符号相反，说明内部控制削弱了主效应，能缓解企业金融化对企业创新的抑制，存在调节效应，验证了假设H2。证明了企业可以通过设计并执行良好的内部控制程序，加强内部治理，缓解管理中的信息不对称问题，降低在套利动机驱使下由企业金融化所带来的对创新的负面影响，具有一定的现实意义和实践意义。
4.4. 稳健性分析
4.4.1. 替代被解释变量
本文采用两种方法对被解释变量进行替代。第一，参考陈洋林等(2023) [11]的研究，采用研发投入占总资产比值的自然对数来衡量企业的创新投入，记为rd。结果如表5列(1)所示，可知金融化指标Fina的系数为−1.446并且显著，验证了假设H1a。第二，从企业创新产出的角度来衡量企业创新。参考王红建等(2017)的研究，采用国内专利申请数来衡量企业的创新产出，变量记为lnn。结果如表5列(2)所示，解释变量系数同样显著为负，进一步表明企业金融化会挤出企业创新。
4.4.2. 滞后一期回归
为在一定程度上确保因果关系正确，并且考虑到企业创新尤其是创新产出具有一定的滞后性，所以本文对解释变量进行滞后一期回归，将新的解释变量记为L.Fina，结果见表5列(3)列(4)。可以看到，无论是创新投入还是创新产出，经滞后一期回归后，结果与基本回归的一致，较好地解决了内生性问题。综上所述，经过各种稳健性检验后，基本回归的结论依然成立，假设H1a成立。
Table 5. Results of robustness test
表5. 稳健性检验结果
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
|
rd |
lnn |
RD |
lnn |
Fina |
−1.446*** |
−1.173** |
|
|
|
(−12.917) |
(−2.267) |
|
|
L.Fina |
|
|
−0.664*** |
−1.381** |
|
|
|
(−5.242) |
(−2.242) |
Size |
−0.083*** |
15.553*** |
−0.090*** |
16.256*** |
|
(−7.484) |
(12.166) |
(−8.068) |
(11.403) |
Age |
−0.113*** |
−2.236 |
−0.157*** |
−1.518 |
|
(−8.516) |
(−1.451) |
(−10.755) |
(−0.775) |
Tobin |
0.096*** |
2.894*** |
0.081*** |
2.880*** |
|
(14.091) |
(3.117) |
(11.837) |
(2.756) |
Top1 |
−0.001** |
−0.010 |
−0.004*** |
−0.043 |
|
(−2.291) |
(−0.139) |
(−5.878) |
(−0.538) |
Dbdbum |
−0.004 |
−1.454 |
−0.025 |
−2.216 |
|
(−0.199) |
(−0.622) |
(−1.284) |
(−0.818) |
ROA |
0.780*** |
−5.903 |
0.042 |
−6.218 |
|
(8.565) |
(−0.502) |
(0.460) |
(−0.486) |
Growth |
−0.001 |
1.377 |
−0.001** |
1.391 |
|
(−0.950) |
(0.752) |
(−2.347) |
(0.775) |
_Cons |
−2.214*** |
−327.947*** |
3.509*** |
−342.671*** |
|
(−9.526) |
(−12.093) |
(14.971) |
(−11.222) |
N |
18,967 |
9847 |
16,543 |
8879 |
Industry |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Year |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
R2 |
0.357 |
0.172 |
0.395 |
0.171 |
注：括号内为t值；**p < 0.05，***p < 0.01。
4.5. 进一步分析
4.5.1. 融资约束的异质性
企业的融资问题和融资渠道会影响企业对金融产品的投资行为(黄贤环等，2018) [3]，也可能影响企业金融化的动机，进而导致最终经济结果的不同。因此，本文进一步探究融资约束的异质性可能带来的后果。本文采用WW指数来衡量企业的融资约束程度，数值越大表明融资约束程度越高。参考黄贤环等(2018) [3]的研究，以中位数进行分组，分为融资约束较高组和融资约束较低组。结果表明，在融资约束程度较高一组中金融化Fina的系数虽然为负，但并不显著；而在融资约束较低组中其系数显著为负，说明在融资约束程度较轻的企业中，企业金融化会抑制企业创新。可能的原因是融资约束较轻的企业流动性约束小，财务状况良好，其投资金融产品用于平滑风险的动机较小，更有可能出于“替代”动机，其投资金融产品的行为会挤出企业创新。
4.5.2. 对绿色创新的影响
绿色创新是以环境、经济与社会的可持续发展为目标进行的创新活动。它可以在解决环保问题的同时，提高企业的生产效率。近年来，党和政府越来越注重生态文明建设，重点推进绿色低碳发展。而企业则是绿色创新的主力军，承担的责任重大。根据上文的分析，企业金融化会抑制企业创新，而绿色创新作为一种具有一定公共属性，更需要责任与投入的创新活动，是否同样会受到企业金融化的影响，本文将进一步探究。
本文参考张俊民、王晓祺(2020) [17]的研究，被解释变量采用企业当年申请绿色专利数加1之后再取自然对数来衡量企业的绿色创新水平，记为Green。实证结果如表6列(3)所示，解释变量Fina的系数为−0.195，并且在1%上显著，说明企业金融化同样也会挤出企业绿色创新。李青原、肖泽华(2020) [18]在环保补助的研究中发现，迎合政府和机会主义倾向挤出了绿色创新。本文以此推测，在金融化中企业的“替代”动机和管理层的机会主义也会挤出企业的绿色创新，具体的作用路径与对创新投入的挤出类似。
5. 结论与启示
5.1. 结论
本文选择2012~2022年我国A股非金融类上市公司作为研究对象，在实体经济“脱实向虚”的背景下，基于不同的金融化动机，探究非金融企业金融化是否会影响企业创新。实证结果显示，我国实体企业金融化的动机以“替代”动机占主导，并且会显著抑制企业的创新投入、创新产出和绿色创新；内部控制具有调节作用，良好的内部控制可以缓解主效应，也就是说良好的内部控制可以缓解企业金融化对
Table 6. Results of further analysis
表6. 进一步分析结果
|
(1) |
(2) |
(3) |
|
融资约束高 |
融资约束低 |
Green |
Fina |
−0.003 |
−1.128*** |
−0.195*** |
|
(−0.025) |
(−5.915) |
(−2.676) |
Size |
−0.081*** |
−0.108*** |
0.183*** |
|
(−5.117) |
(−5.469) |
(24.174) |
Age |
−0.175*** |
−0.069*** |
−0.122*** |
|
(−11.465) |
(−2.890) |
(−13.229) |
Tobin |
0.070*** |
0.089*** |
0.013*** |
|
(9.146) |
(6.261) |
(4.951) |
Top1 |
−0.004*** |
−0.005*** |
−0.001** |
|
(−4.820) |
(−4.188) |
(−2.147) |
Dbdbum |
−0.020 |
−0.033 |
0.035** |
|
(−0.871) |
(−1.023) |
(2.509) |
ROA |
−0.078 |
0.992*** |
0.156*** |
|
(−0.865) |
(2.785) |
(2.676) |
Growth |
−0.001 |
−0.001** |
−0.001 |
|
(−0.718) |
(−2.221) |
(−1.085) |
_Cons |
3.361*** |
3.650*** |
−3.489*** |
|
(10.073) |
(8.635) |
(−22.052) |
N |
7325 |
7326 |
13,453 |
Industry |
Yes |
Yes |
Yes |
Year |
Yes |
Yes |
Yes |
R2 |
0.405 |
0.431 |
0.162 |
注：括号内为t值；**p < 0.05，***p < 0.01。
企业创新的挤出；此外，融资约束程度低的企业，拥有更强的“替代”动机，其金融化对创新的挤出更明显。以上研究对宏观政策层面和微观企业层面均有一定的参考意义。
5.2. 建议和启示
基于我国实体企业存在一定程度金融化的客观事实和本文的实证分析，提出以下建议和启示：
在宏观政府层面：1) 进一步将加强金融监管，限制金融市场不合理的超额利润，避免资本无序发展。我国实体金融化的动机主要为“替代”动机，投机套利行为较为普遍。其原因是金融行业利润过高，已经偏离了金融行业服务实体经济的初衷。因此，国家应该出台相关政策引导金融行业健康合理发展，避免金融化泡沫化，避免经济脱实向虚。2) 鼓励企业创新发展，为企业发展提供良好环境。企业之所以会出现金融化、不重视创新，一部分原因是创新风险高回报低，知识产权得不到保障。因此，政府应该鼓励企业进行科技创新，给予资金、人才等要素的支持，对于绿色创新更应该进一步出台相关激励措施和政策，引导企业重视绿色创新发展，增强社会责任。同时，应该进一步优化营商环境，尊重保护企业知识产权，为企业成长提供良好的土壤。3) 证监会等金融机构应该加强对上市企业金融投资行为的监管，必要时可以对其进行问询，以降低系统性金融风险，保护中小投资者利益。
在微观企业层面：1) 加强公司内部治理，建立良好有效的内部控制制度。本文的实证研究已知，良好的内部控制可以缓解金融化对创新的挤出。同时良好的内部控制还可以加强信息沟通、降低代理成本，有效控制创新带来的风险和增强投资者对企业的信心，可谓一举多得。2) 企业管理层应该重视创新，增强社会责任，关注长期利益，保证企业可持续发展。创新是企业长远发展的重要保障，而绿色创新则可以提升企业形象和价值，在强调绿色低碳的政策环境下帮助企业获得额外的竞争优势。