實體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新能力

倪志良，張開志，宗亞輝

(南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071)

內(nèi)容提要：近年來，實體企業(yè)金融化趨勢日益凸顯，深刻沖擊企業(yè)資產(chǎn)配置決策，從而使企業(yè)創(chuàng)新能力提升面臨新的挑戰(zhàn)。本文基于微觀企業(yè)視角，構建演化博弈理論模型研究企業(yè)金融化過程及對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響機制，并基于我國非金融類A股上市公司數(shù)據(jù)，采用固定效應模型和IV-GMM估計方法對其進行檢驗，結(jié)果表明：金融化顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新能力，金融化程度越高，其創(chuàng)新能力越低。且該影響因企業(yè)的融資約束狀況不同而存在差異，融資約束嚴重的企業(yè)，金融化對其創(chuàng)新的抑制效應更顯著；融資約束寬松的企業(yè)，金融化對其創(chuàng)新的抑制效應相對弱化。進一步研究發(fā)現(xiàn)，金融化對企業(yè)主營業(yè)績具有負向沖擊，不利于其長期成長。因此，應優(yōu)化創(chuàng)新激勵政策以引導企業(yè)創(chuàng)新行為，完善金融監(jiān)管體系以防范系統(tǒng)性金融風險，緩解企業(yè)融資約束以避免企業(yè)過度金融化。

一、引言與文獻綜述

20世紀70年代以來，世界經(jīng)濟在新自由主義思潮與經(jīng)濟全球化趨勢影響下呈現(xiàn)顯著的“經(jīng)濟金融化”特征。隨著對外開放度的增加，中國經(jīng)濟也深受影響，經(jīng)濟金融化程度不斷加深[1]，深刻沖擊著企業(yè)的投資選擇行為。20世紀90年代初，深圳經(jīng)濟特區(qū)的實體企業(yè)最先突破主業(yè)、試水金融資產(chǎn)投資，分享金融行業(yè)高額利潤，隨后其他地區(qū)的實體企業(yè)相繼效仿，“經(jīng)濟金融化”現(xiàn)象初見端倪。尤其在2008年金融危機后，實體企業(yè)“脫實向虛”勢頭愈發(fā)凸顯，以至中國近幾年來的“經(jīng)濟金融化”趨勢持續(xù)加劇。

“經(jīng)濟金融化”在微觀層面表現(xiàn)為“企業(yè)金融化”。“企業(yè)金融化”這一概念自20世紀初被廣泛使用以來，尚未得以清晰界定，但至少具有兩方面內(nèi)涵：從行為角度，企業(yè)資產(chǎn)更多地配置于金融投資而非傳統(tǒng)生產(chǎn)性經(jīng)營活動；從結(jié)果角度，企業(yè)利潤更多來源于非生產(chǎn)性經(jīng)營業(yè)務投資和資本運作[2]。適當?shù)钠髽I(yè)金融化可能利于緩解企業(yè)融資約束，提升經(jīng)營質(zhì)量和運營能力，然而，金融投資一旦過度擠占有限的企業(yè)資源，勢必造成生產(chǎn)經(jīng)營性業(yè)務的投資不足，尤其可能引發(fā)企業(yè)創(chuàng)新能力“滑坡”[3]。實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟“冷熱不勻”之格局加大了實體企業(yè)技術創(chuàng)新和宏觀經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的困難[4]。深入分析實體企業(yè)金融化過程及對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響機制，并進行實證檢驗，有助于引導和激勵實體企業(yè)資本“理性回歸”主業(yè)、專注創(chuàng)新能力提升，同時為經(jīng)濟下行壓力下中國實體經(jīng)濟實現(xiàn)“脫虛向?qū)崱碧峁┪⒂^理論基礎和經(jīng)驗證據(jù)。

關于企業(yè)金融化問題的研究文獻，大致可分為三類。第一類文獻從企業(yè)金融化現(xiàn)象的特征、形式和演變等角度對企業(yè)金融化的概念和內(nèi)涵進行歸納，雖然在界定上有所區(qū)別，但存在以下共識：企業(yè)金融化伴隨著實體經(jīng)濟部門對金融投資活動的增加，且金融投資收益在企業(yè)利潤中占比提高[5]。第二類文獻研究企業(yè)金融化的動機，相關研究顯示企業(yè)金融化主要基于四類動機：企業(yè)或基于預防性動機，持有部分現(xiàn)金或短期金融資產(chǎn)以對沖價格風險和匯率風險，應對外部環(huán)境(如經(jīng)濟政策)不確定性等造成的負面沖擊[6]，這種行為引發(fā)了企業(yè)內(nèi)部金融資產(chǎn)總量和結(jié)構的變化[7]；或基于資本運作提升動機，借助金融市場和資本工具，降低融資成本，提升資本流動性和資本效率[8]；或基于“實體中介”動機，一些生產(chǎn)率低但容易獲得銀行貸款的企業(yè)，將其從銀行獲得的貸款轉(zhuǎn)貸給受到銀行融資“歧視”的企業(yè)，由此扮演了企業(yè)金融化現(xiàn)象中的媒介角色；或基于資本套利動機，實體企業(yè)普遍對投身金融投資活動充滿熱情，自然地偏離了企業(yè)主營業(yè)務，根源在于金融投資活動獲利周期相對較短的特征備受實體企業(yè)經(jīng)理人青睞[9]。進一步地，上述動機還可能因為企業(yè)業(yè)績不同而存在差異，高業(yè)績企業(yè)更容易表現(xiàn)為“富裕”動機，低業(yè)績企業(yè)則表現(xiàn)出“替代”動機[10]。多樣化的企業(yè)金融化動機一定程度上解釋了企業(yè)金融化現(xiàn)象的產(chǎn)生和變化，也有助于理解企業(yè)金融化導致的經(jīng)濟后果。相應地，部分學者從經(jīng)濟增長、經(jīng)濟結(jié)構、就業(yè)狀況、金融市場穩(wěn)定、產(chǎn)業(yè)布局、行業(yè)收入分配差距等宏觀層面，研究了企業(yè)金融化的經(jīng)濟后果，大多認為金融化具有一定的負面效應[11-12]。而微觀層面的探討，則主要聚焦于研究企業(yè)金融化對投資效率的影響，分析企業(yè)金融化與負債的關系，刻畫企業(yè)資產(chǎn)配置對金融化的反應等[13-14]。

除了從以上視角研究企業(yè)金融化之外，第三類文獻研究了企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新的關系，但爭議尚存。關于企業(yè)金融化對其創(chuàng)新的影響，學術界所持觀點大致歸為三種：促進作用，抑制作用，促進作用或抑制作用具有不確定性①。第一種觀點認為，企業(yè)將資本合理配置于金融投資有利于技術創(chuàng)新。資本市場不僅可以為企業(yè)創(chuàng)新提供規(guī)模性融資，而且對企業(yè)創(chuàng)新具有長效性激勵并分散創(chuàng)新活動的風險[15]。一方面，企業(yè)金融化可在一定程度上促進企業(yè)資源流動，如果企業(yè)發(fā)現(xiàn)合適的實業(yè)投資機會，可以低成本將金融資產(chǎn)變現(xiàn)以補充實業(yè)投資[16]，換言之，企業(yè)金融化的融資便利效應拓展了融資渠道，企業(yè)得以獲取更充裕的資金進行技術創(chuàng)新并持續(xù)改善經(jīng)營業(yè)績[17]。另一方面，正因為金融投資活動使企業(yè)具有了資金流動性優(yōu)勢，從而平滑了企業(yè)經(jīng)營風險，間接地穩(wěn)定了經(jīng)理人對企業(yè)創(chuàng)新的預期，這對企業(yè)創(chuàng)新投入來講具有長效激勵[18]。第二種觀點認為，理論上金融資產(chǎn)和實體資產(chǎn)在既定資源約束條件下存在替代關系，本質(zhì)上屬于投機行為的實體企業(yè)金融投資活動對創(chuàng)新投入存在“擠出效應”。面對金融投資明顯的利差優(yōu)勢，實體企業(yè)管理層在高收益驅(qū)動下自然傾向于調(diào)整投資項目的優(yōu)先順序[19]，將資金大量用于金融投資，“擠出”創(chuàng)新投資，企業(yè)創(chuàng)新能力受到抑制[20]。甚至有學者將企業(yè)金融化比作可復制和強化的病毒，不斷占據(jù)企業(yè)內(nèi)部資源，導致實體業(yè)務由盛而衰、實體經(jīng)濟由高走低[21]。在長期來看，這種“擠出效應”和“抑制作用”更為嚴重，由于過度追逐短期回報而忽視對長期經(jīng)營有利的創(chuàng)新活動，實體企業(yè)的研發(fā)動力和研發(fā)能力將日益萎縮[3]。不僅如此，企業(yè)經(jīng)營目標也可能由規(guī)模擴張轉(zhuǎn)向追求短期利潤最大化，在該目標的激勵下，職業(yè)經(jīng)理人更有動機配置盈利周期較短的金融資產(chǎn)。同時，企業(yè)治理結(jié)構隨之變化，投資決策逐漸服從金融資產(chǎn)的流動性原則而非生產(chǎn)性資本的自主性原則，弱化對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的激勵[22]。關于企業(yè)金融化對其創(chuàng)新影響的研究似乎不僅局限于“非黑即白”的結(jié)論，第三種觀點認為實體企業(yè)金融化對其創(chuàng)新的影響具有不確定性。由于企業(yè)研發(fā)活動具有周期長、成本高和風險大等特征，企業(yè)通常具有平滑研發(fā)創(chuàng)新風險的動機[23]，反映在企業(yè)研發(fā)資金層面，企業(yè)不僅需要借助內(nèi)部現(xiàn)金流為創(chuàng)新活動提供資金[24]，也依賴金融市場這一外部融資環(huán)境[②,25]。但實體企業(yè)金融化行為能否在金融市場上獲利？這既取決于企業(yè)的金融資產(chǎn)配比，又受到金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)的盈利狀況影響[26]，可見，實體企業(yè)金融化能否影響創(chuàng)新需要視外部環(huán)境而定。即使在企業(yè)內(nèi)部，這種不確定性的影響因素依然有跡可循。相關研究發(fā)現(xiàn)實體企業(yè)存在最優(yōu)的金融化程度和金融化渠道，從這個角度看，企業(yè)金融化程度差異和路徑差異都使得實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新的影響存在不確定性[10]。這種不確定性還與企業(yè)自身投資效率有關，實體企業(yè)金融化對創(chuàng)新投資的“擠出效應”與投資效率存在非線性關系，企業(yè)所處的投資效率區(qū)間決定了這種影響方向是促進還是抑制[14]。也有學者驗證了多樣化的金融化動機對企業(yè)創(chuàng)新影響的不確定性，金融資產(chǎn)本身兼具投資屬性和流動性儲備屬性，若企業(yè)僅以調(diào)節(jié)資金為目的，在資金富裕時買入金融資產(chǎn)，在資金緊張時賣出金融資產(chǎn)，并不對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負面影響，相反地，若以犧牲實體經(jīng)營機會而追逐高收益為動機，負面影響出現(xiàn)的風險極大[27]。還有學者巧妙地從跨期角度驗證了企業(yè)金融化對創(chuàng)新能力影響的不確定性，發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)配置降低了當期的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，但助推了未來期的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，原因在于當企業(yè)將當期的資金更多配置于金融資產(chǎn)，雖然擠占了當期的創(chuàng)新投入，但金融資產(chǎn)在未來期的獲利又補充了未來期的創(chuàng)新投入[20]。

本文基于微觀企業(yè)視角，構建演化博弈理論模型以研究企業(yè)金融化過程及對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制，并基于我國非金融類A股上市公司數(shù)據(jù)，采用固定效應模型和IV-GMM估計方法，經(jīng)驗驗證實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

表1 實體企業(yè)與金融企業(yè)非對稱博弈得益矩陣

二、理論分析與研究假設

(一)演化博弈模型假設與構建

實體企業(yè)金融化反映了企業(yè)從生產(chǎn)行為向非生產(chǎn)行為轉(zhuǎn)變并參與金融市場的過程，該過程中實體企業(yè)經(jīng)營決策既要參照自身資源稟賦、盈利能力等狀況，又不得忽略同類企業(yè)的參與度、房地產(chǎn)等金融類企業(yè)的反應以及市場的動態(tài)變化?？梢?，分析實體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新能力的關系問題需要在動態(tài)的市場情境和企業(yè)博弈關系框架下進行，演化博弈模型恰好為之提供理論基礎和分析工具。本文基于演化博弈理論，參考并拓展魯春義和丁曉欽(2016)[28]分析經(jīng)濟金融化的演化博弈模型，進一步將企業(yè)創(chuàng)新作為企業(yè)經(jīng)營性生產(chǎn)行為納入經(jīng)濟金融化的分析框架。

模型假定：第一，企業(yè)類型假定。市場中所有企業(yè)僅分為兩類：實體企業(yè)和金融企業(yè)，分別主要從事生產(chǎn)性經(jīng)營業(yè)務和金融監(jiān)管部門授權的金融業(yè)務。前者包括創(chuàng)新性生產(chǎn)經(jīng)營業(yè)務(主要指研發(fā)活動)和非創(chuàng)新性生產(chǎn)經(jīng)營業(yè)務，后者包括實體企業(yè)通過配置金融資產(chǎn)從而在金融市場上獲利的行為。實體企業(yè)金融化行為對于金融企業(yè)而言是一種競爭性分利，兩類企業(yè)的市場策略行為都受對方約束，具有博弈關系屬性，考慮雙方市場勢力不同，二者在長期符合非對稱演化博弈特征。第二，資源配置假定。實體企業(yè)資源既定，固定比例F的資金既可投資于企業(yè)創(chuàng)新，也可投資于金融行業(yè)，剩余比例資金(1-F)被用于實體企業(yè)非創(chuàng)新性生產(chǎn)經(jīng)營業(yè)務。為比較實體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新行為的關系，模型忽略(1-F)部分，而只比較實體企業(yè)資金在金融投資和創(chuàng)新投資間的分配。那么實體企業(yè)僅面臨兩種策略選擇：(參與金融投資，僅從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資)，金融企業(yè)也面臨兩種策略選擇：(僅從事金融投資，參與實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資)。第三，企業(yè)性質(zhì)固定假定。短期內(nèi)，實體企業(yè)能夠參與金融投資，但不能轉(zhuǎn)變?yōu)榻鹑谄髽I(yè)；金融企業(yè)可以參與實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資，但不能轉(zhuǎn)變?yōu)閷嶓w企業(yè)。第四，有限理性假定。實體企業(yè)和金融企業(yè)均為有限理性，同時期的策略選擇同時發(fā)生，后一時期的策略選擇依據(jù)上一期選擇結(jié)果進行適應性調(diào)整。第五，企業(yè)占比假定。實體企業(yè)中，參與金融投資的企業(yè)占比為p，僅從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資的企業(yè)占比為1-p；金融企業(yè)中，僅從事金融投資的企業(yè)占比為q，參與實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資的企業(yè)占比為1-q。第六，得益假定。社會初始稟賦為E，金融企業(yè)參與實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資的利息收益為R，市場中部分企業(yè)或全部企業(yè)從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資時社會財富倍增為θ1與θ2，實體企業(yè)和金融企業(yè)從事金融投資時，其對社會稟賦的分利水平分別為S1與S2，實體企業(yè)開展經(jīng)營性創(chuàng)新投資需要額外承擔成本φ，以代表創(chuàng)新行為面臨的不確定性成本。由上述假設可獲得實體企業(yè)和金融企業(yè)博弈收益矩陣(見表1)。

表1顯示四種收益狀況：實體企業(yè)與金融企業(yè)分別選擇參與金融投資和僅從事金融投資，雙方得益取決于社會初始稟賦和分利水平，分別為S1E與S2E；實體企業(yè)僅從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資，金融企業(yè)僅從事金融投資，那么金融企業(yè)得益為θ1S2E，實體企業(yè)得益為θ1E-θ1S2E-φ；實體企業(yè)參與金融投資，金融企業(yè)參與實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資，實體企業(yè)的得益為S1E，金融企業(yè)的利息得益為R；實體企業(yè)僅從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資，金融企業(yè)參與實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資，兩者得益分別為θ2E-θ2R-φ和θ2R。

實體企業(yè)參與金融投資的期望得益為：

B11=qS1E+(1-q)S1E=S1E

(1)

實體企業(yè)僅從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資時的期望得益為：

B12=q[θ1E(1-S2)-φ)]+(1-q)[θ2E-θ2R-φ]

(2)

從而所有實體企業(yè)的期望得益為：

B1=pB11+(1-p)B12=pS1E+(1-p){q[θ1E-θ1S2E-θ2E+θ2R]+θ2E-θ2R-φ}

(3)

考察不同策略選擇下實體企業(yè)和金融企業(yè)在同類企業(yè)中占比的動態(tài)變化：

實體企業(yè)金融投資行為的動態(tài)復制方程③為：

D(p)=dp/dt=p(B11-B1)=p(1-p)[(S1E-θ2E+θ2R+φ)-q(θ1E-θ1S2E-θ2E+θ2R)]

(4)

同理，金融企業(yè)僅從事金融投資的期望得益為：

B21=pS2E+(1-p)θ1S2E

(5)

金融企業(yè)僅參與實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資的期望得益為：

B22=pR+(1-p)θ2R

(6)

因此，所有金融企業(yè)的期望得益為：

B2=qB21+(1-q)B22=q[pS2E+(1-p)θ1S2E]+(1-q)[pR+(1-p)θ2R]

(7)

那么，金融企業(yè)金融投資行為的動態(tài)復制方程為：

D(q)=dq/dt=q(B21-B2)=q(1-q){[p(S2E-θ1S2E-R+θ2R]+(θ1S2E-θ2R)}

(8)

(二)實體企業(yè)與金融企業(yè)的演化穩(wěn)定策略分析

有限理性的實體企業(yè)和金融企業(yè)，對于社會初始稟賦約束、企業(yè)分利技術約束、企業(yè)占比情況等信息了解程度有限。兩類企業(yè)在實踐中重復博弈，根據(jù)當期既得利益追求自身邊際利益的改善，不斷用“較滿足的事態(tài)代替較不滿足的事態(tài)”，最終實現(xiàn)動態(tài)平衡。博弈雙方傾向于保持動態(tài)平衡狀態(tài)下的演化穩(wěn)定策略，沒有單獨改變自身策略的動機。探求實體企業(yè)金融化行為的演化穩(wěn)定與金融企業(yè)參與實體企業(yè)經(jīng)營性創(chuàng)新行為的演化穩(wěn)定可進一步刻畫二者長期博弈關系。

1.實體企業(yè)金融化行為的演化穩(wěn)定策略分析

由演化穩(wěn)定策略理論可知，令D(p)=0可求得實體企業(yè)演化博弈的潛在平衡點，即p*=0(實體企業(yè)全部從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資)和p*=1(實體企業(yè)全部參與金融投資)為兩個可能的穩(wěn)態(tài)點，此時D(p)不再隨時間發(fā)生變化。由(4)式可知，實體企業(yè)的演化進程同樣受q約束，且分界點為：

q*=1-{[θ1(1-S2)+S1]E+φ}/[θ1S2E-(θ1E-θ2E+θ2R)]

(9)

由于[θ1(1-S2)+S1]E+φ為正數(shù)，(9)式符號取決于[θ1S2E-(θ1E-θ2E+θ2R)]，易得零點為：

S2=(θ1E-θ2E+θ2R)/θ1E=S2*

(10)

金融企業(yè)分利水平S2影響q的符號從而實體企業(yè)動態(tài)復制方程變動方向，即實體企業(yè)參與金融化的程度?？疾旆纸琰cq*附近的演化趨勢：(1)在分界點q*處，D(p)=0，無論S2取何值，實體企業(yè)占比處于穩(wěn)定狀態(tài)，此時金融企業(yè)僅從事金融投資的比例為1-{[θ1(1-S2)+S1]E+φ}/[θ1S2E-(θ1E-θ2E+θ2R)]，實體企業(yè)僅從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資與參與金融投資的收益無差異。(2)在分界點q*的左側(cè)，必有q0，D′(1)<0，p在[0,1]上正向作用于動態(tài)復制方程，p=1是實體企業(yè)演化穩(wěn)定策略。此時，實體企業(yè)從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資的收益率相對低于某一既定水平，參與金融投資的實體企業(yè)比例相應低于穩(wěn)態(tài)臨界點，同時S2q*，同時S2>S2*，D′(0)<0，D′(1)>0，p在[0,1]上負向作用于動態(tài)復制方程，因此p=0是實體企業(yè)演化穩(wěn)定策略。此時，實體企業(yè)從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資的收益率相對高于某一水平，同時S2>S2*說明金融企業(yè)此時的分利水平也高于臨界值，實體企業(yè)進入金融市場面臨規(guī)模遞減的市場環(huán)境，將有更多的實體企業(yè)放棄金融投資，直至全部實體企業(yè)放棄金融投資(p=0)。上述分析可見，實體企業(yè)在決策是否參與金融投資時，需要考慮金融類企業(yè)的分利水平，在分利水平臨界值兩側(cè)，實體企業(yè)采取截然相反的策略。

2.金融企業(yè)參與實體企業(yè)經(jīng)營性創(chuàng)新行為的演化穩(wěn)定分析

由演化穩(wěn)定策略理論可知，令D(q)=0可求得演化博弈的潛在平衡點，即q*=0(金融企業(yè)均參與實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資)和q*=1(金融企業(yè)全部從事金融投資)為兩個潛在穩(wěn)態(tài)點。由(8)式知，金融企業(yè)的演化進程受p約束，且分界點為：

p*=1-(S2E-R)/(S2E-θ1S2E-R+θ2R)

(11)

考慮金融企業(yè)的主業(yè)為金融投資，本文假定(S2E-R)>0，金融企業(yè)僅從事金融投資的分利高于參與實體企業(yè)經(jīng)營性創(chuàng)新投資的得益水平，從而只需判斷(S2E-θ1S2E-R+θ2R)的符號。不難發(fā)現(xiàn)，金融企業(yè)的分利水平S2影響p的符號從而金融企業(yè)動態(tài)復制方程的變動方向，即金融企業(yè)參與實體企業(yè)經(jīng)營性創(chuàng)新投資程度?？紤]分界點p*附近的演化趨勢，(1)在分解點p*處，當p=p*時，D(q)=0，無論S2取何值，金融企業(yè)在兩種策略間的企業(yè)占比穩(wěn)定，實體企業(yè)參與金融投資比例為p*=1-(S2E-R)/(S2E-θ1S2E-R+θ2R)時，金融企業(yè)從事金融投資或參與實體企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的創(chuàng)新投資的收益無差異。(2)在分界點p*的左側(cè)，p[(1-θ2)R]/[(1-θ1)E]=S2*，同時，D(q)>0，因此q=1是金融企業(yè)演化穩(wěn)定策略。當金融類企業(yè)的分利水平高于某一臨界水平時，從事金融投資的金融企業(yè)比例低于穩(wěn)態(tài)臨界點，更多的金融企業(yè)參與金融投資。(3)在分界點p*的右側(cè)，p>p*時，S2<[(1-θ2)R]/[(1-θ1)E]=S2*，D(q)<0，因此q=0是金融企業(yè)演化穩(wěn)定策略。當金融企業(yè)的分利水平低于某一特定水平時，從事金融投資的金融企業(yè)比例高于穩(wěn)態(tài)臨界點，更多金融企業(yè)開始參與實體企業(yè)的經(jīng)營性創(chuàng)新活動。與實體企業(yè)決策依據(jù)不同，金融企業(yè)的核心決策變量是自身分利水平，如果自身分利水平高于臨界點，則會繼續(xù)擴大金融投資的參與活動，相反，在分利水平低于臨界點時，金融企業(yè)才轉(zhuǎn)而參與實體企業(yè)經(jīng)營性創(chuàng)新活動。

(三)研究假設

依據(jù)實體企業(yè)與金融企業(yè)行為的演化穩(wěn)定分析可知，實體企業(yè)在參與金融化與僅從事生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資之間的策略選擇呈現(xiàn)動態(tài)變化，其金融化動機取決于金融企業(yè)分利水平，金融化行為隨分利水平不同而變化。既定資源稟賦下，若實體企業(yè)將更多資本配置于金融投資，則用于生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資的實物資本投資相應縮減，實體企業(yè)金融化對創(chuàng)新投資難以避免地產(chǎn)生“擠出”效應[29]，從而可能在結(jié)果上抑制企業(yè)創(chuàng)新能力。但實體企業(yè)金融化也會增加企業(yè)資金的靈活性，相對于變現(xiàn)能力差、不可逆的實物資本，金融資本具有較強的變現(xiàn)能力及較低的調(diào)整成本，當生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資出現(xiàn)資金短缺時，實體企業(yè)可將流動性較強的金融資本變現(xiàn)，緩解融資約束，彌補創(chuàng)新投資[30]。本文基于實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力影響的不確定性，提出如下假設：(1)假設H1：實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力存在抑制效應，實體企業(yè)金融化程度越深，企業(yè)創(chuàng)新能力越低。(2)假設H2：實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響因融資約束不同而存在差異。融資約束寬松的實體企業(yè)，金融化對其企業(yè)創(chuàng)新能力的抑制效應相對較小，融資約束嚴重的實體企業(yè)，金融化對其企業(yè)創(chuàng)新能力的抑制效應相對較大。當實體企業(yè)面臨較低的融資約束時，企業(yè)資源不僅可以滿足生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資的需求，還可以部分用于金融投資，降低主營業(yè)務未來發(fā)展可能遇到的外部融資依賴。(3)假設H3：實體企業(yè)金融化對企業(yè)主營業(yè)績存在負向沖擊，制約企業(yè)的長期成長。

三、實證策略

(一)實證模型設定

1.基于理論分析和研究假設，本文設定面板計量模型檢驗實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，驗證假設H1：

RIit=α0+α1FINit+α2CONTROLjit+τt+ξi+εit

(12)

考慮本文使用的樣本包含所有截面單元，難以排除截距項與解釋變量的任意相關性，因而選擇固定效應模型。模型中被解釋變量RIit代表第i個行業(yè)的公司在第t年的創(chuàng)新能力，解釋變量FINit代表第i個行業(yè)的公司在第t年的企業(yè)金融化程度，CONTROLjit代表第i個行業(yè)的公司在第t年面臨的第j個控制變量，τt和ξi分別代表時間固定效應和行業(yè)固定效應，εit代表隨機擾動項。

2.進一步考察不同融資約束情況下，實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，驗證假設H2。在基準模型中加入實體企業(yè)金融化程度與融資約束④的交互項，改進的計量模型如下：

RIit=β0+β1FINit+β2FINit×SFit+β3CONTROLjit+τt+ξi+εit

(13)

SFit代表第i個行業(yè)的企業(yè)在第t年面臨的融資約束，當SFit取值為1時，代表企業(yè)面臨寬松的融資約束，SFit取值為0時相反。若FINit×SFit的系數(shù)β3為正，說明寬松的融資約束會弱化金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力的抑制效應，否則會加強實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力的抑制效應。

3.為考察實體企業(yè)金融化對企業(yè)主營業(yè)績的影響，驗證假設H3，構建計量模型如下：

MBit=θ0+θ1FINit+θ2CONTROLjit+ωt+ηi+εit

(14)

模型中被解釋變量MBit代表第i個行業(yè)的企業(yè)在第t年的主營業(yè)務收入，ωt和ηi分別代表時間固定效應和行業(yè)固定效應，其他變量的含義不變。

(二)變量選取及說明

1.實體企業(yè)創(chuàng)新能力。該變量的衡量標準較多，代表性觀點主要從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個角度進行衡量。從創(chuàng)新投入角度衡量的觀點通常采用研發(fā)密度即“企業(yè)當期研發(fā)投入與主營業(yè)務收入之比”作為創(chuàng)新指標。也有學者采用“企業(yè)無形資產(chǎn)占企業(yè)總資產(chǎn)的比重”進行衡量。還有學者采用“R&D投入費用與企業(yè)總資產(chǎn)的比值”衡量企業(yè)R&D的投入強度，這類觀點認為R&D投入對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有決定性作用。從創(chuàng)新產(chǎn)出角度衡量的觀點普遍將實體企業(yè)申請專利數(shù)量作為衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的標準。本文基于創(chuàng)新產(chǎn)出視角，選用企業(yè)申請專利數(shù)量對數(shù)(RIit)、企業(yè)外觀設計創(chuàng)新專利數(shù)量對數(shù)(RIOit)、企業(yè)發(fā)明專利數(shù)量對數(shù)(RIIit)衡量實體企業(yè)創(chuàng)新能力，這三類指標可反映三個不同層次的實體企業(yè)創(chuàng)新能力。

2.實體企業(yè)金融化程度?，F(xiàn)有研究關于企業(yè)金融化的衡量標準基本一致，采用企業(yè)期末各類非貨幣性金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重衡量，其中各類金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)，持有至到期投資凈額，發(fā)放貸款及墊款，投資性房地產(chǎn)凈額，可供出售金融資產(chǎn)凈額，應收股息，應計利息[10]。

3.實體企業(yè)主營業(yè)績。本文借鑒Jian & Wong(2015)[31]的研究，采用t年度公布的剔除金融投資收益的資產(chǎn)收益率來衡量企業(yè)t-1年的主營業(yè)務收入，計算公式為MBit=(營業(yè)利潤-投資收益-交易性金融資產(chǎn)+公允價值變動+對聯(lián)營企業(yè)與合營企業(yè)的投資收益)/總資產(chǎn)。

4.實體企業(yè)融資約束。融資約束(SFit)是指相對于企業(yè)投資機會，企業(yè)獲得資金的難易程度。本文參考鞠曉生等(2013)[32]研究，采用SA指數(shù)(下文用SFit表示)衡量融資約束程度，該指數(shù)的明顯優(yōu)點在于不包含具有內(nèi)生性特征的融資變量，但與KZ指數(shù)和WW指數(shù)等得出的結(jié)果同樣穩(wěn)健。其計算公式如下：SFit=0.043×size2-0.737×size-0.04×term，其中SFit為企業(yè)面臨的融資約束，Size代表以企業(yè)總資產(chǎn)對數(shù)衡量的企業(yè)規(guī)模，term代表企業(yè)成立年限，即用當期時間減去企業(yè)注冊時間。該指標的含義是SFit負絕對值越大，融資約束越嚴重。本文將融資約束分為兩類，令SFit中位數(shù)以上樣本取值為1，代表融資約束嚴重，其他樣本取值為0，代表融資約束寬松。

5.其他控制變量。本文參照現(xiàn)有研究，在模型中控制了影響實體企業(yè)創(chuàng)新的其他因素，主要涉及外部環(huán)境企業(yè)治理、財務特征等層面的因素。其中，企業(yè)規(guī)模(Size)用總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；投資機會(Inv_opp)用(t年度主營業(yè)務收入-(t-1)年度主營業(yè)務收入)/(t-1)年度主業(yè)收入表示；產(chǎn)權性質(zhì)啞變量(Nat_pro)，如果企業(yè)屬于國有企業(yè)，該變量賦值為1，否則為0；領導權結(jié)構啞變量(Str_boa)，如果董事長和總經(jīng)理由同一人兼任，則賦值為1，否則為0；董事會規(guī)模(Boa_siz)，以董事會人數(shù)的自然對數(shù)值表示；股權集中度(Own_con)，用前三大股東的持股比例總和表示；獨立董事占比(Pro_ind)，用董事會中的獨立董事人數(shù)占比衡量；機構投資者持股比例(Ins_tow)，采用機構投資者持股份占總股份的比例表示；經(jīng)營者持股啞變量(Exe_sto)，若經(jīng)營者持股則賦值為1，否則為0；負債率(Lia_rat)，采用負債總額占資產(chǎn)總額的比例衡量。

(三)數(shù)據(jù)選擇及描述性統(tǒng)計

1.數(shù)據(jù)來源。由于企業(yè)金融化主要發(fā)生于大中型實體企業(yè)，上市公司是大中型企業(yè)的重要代表[33]，且2008年之后中國企業(yè)金融化趨勢明顯，本文選擇上海證券交易所和深圳證券交易所2008-2014年A股上市公司相關數(shù)據(jù)作為初始樣本。按照證監(jiān)會的分類標準⑤，篩選不含金融行業(yè)和房地行業(yè)公司的子樣本，并剔除缺少關鍵變量的樣本，剔除不符合邏輯關系的樣本以及財務數(shù)據(jù)、企業(yè)特征數(shù)據(jù)不完整的樣本，同時對所有連續(xù)變量采用Winsorize法作上下1%分位的縮尾處理，以此控制潛在異常值的影響，最終獲得9867個公司年度觀測值。本文實證數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，國泰安CSMAR(China Stock Market & Accounting Research Database)經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

2.變量的描述性統(tǒng)計。表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。被解釋變量企業(yè)申請專利數(shù)量的對數(shù)(RIit)，最小值為0，最大值為5.6204，可見樣本中上市公司的專利對數(shù)極值較大，其標準差為1.5427。進一步考察專利對數(shù)的非參數(shù)核密度分布，發(fā)現(xiàn)其在中位數(shù)附近呈現(xiàn)正態(tài)分布特征，對不同創(chuàng)新水平的企業(yè)樣本值具有連續(xù)覆蓋特征，具有可研究性。企業(yè)金融化程度(FINit)的最小值為0，最大值為0.3262，中位數(shù)為0.0013，表明仍有部分企業(yè)未進行金融資產(chǎn)配置，同時有超過50%的樣本企業(yè)存在金融資產(chǎn)配置行為，最大值0.3262表明部分企業(yè)的金融化程度較高，實體企業(yè)的金融化程度差別較大。融資約束程度(SFit)的均值和中位數(shù)比較接近，但是極端值差距較大。擬合企業(yè)的專利對數(shù)(RIit)對企業(yè)金融化程度(FINit)的相關系數(shù)，發(fā)現(xiàn)在1%顯著水平上為-0.1645，說明二者存在明顯的負相關關系。

表2 變量描述性統(tǒng)計

表3 實體企業(yè)金融化影響企業(yè)創(chuàng)新的固定效應模型驗證

注：t statistics in parentheses，*p<0.1,**p<0.05，***p<0.01(下同)。

四、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸結(jié)果

表3列示了實體企業(yè)金融化程度(FINit)對三類企業(yè)創(chuàng)新能力指標(RIit，RIOit，RIIit)影響的基準回歸結(jié)果，其中(1)、(3)、(5)列選取企業(yè)申請專利數(shù)量對數(shù)(RIit)、企業(yè)外觀設計創(chuàng)新專利對數(shù)(RIOit)以及企業(yè)發(fā)明專利數(shù)量對數(shù)(RIIit)作為被解釋變量，并進行單變量回歸，(2)、(4)、(6)列進一步納入了相應控制變量。(1)、(3)、(5)列顯示企業(yè)金融化程度(FINit)對三類企業(yè)創(chuàng)新能力的影響系數(shù)分別為-4.4319、-3.1008、-3.2366，均在1%的顯著水平上顯著?？紤]了控制變量后，盡管(2)、(4)、(6)列顯示企業(yè)金融化程度(FINit)對企業(yè)創(chuàng)新能力的邊際影響程度分別降低為-1.6341、-1.1759、-1.0537，但其抑制效應方向并未發(fā)生變化，實證結(jié)果驗證了H1，實體企業(yè)金融化程度越高，企業(yè)創(chuàng)新能力越低。

控制變量方面，企業(yè)的負債率(Delt)越高，三類創(chuàng)新能力指標越低，其中負債率對于申請專利數(shù)量的負影響程度要超過外觀設計創(chuàng)新和發(fā)明創(chuàng)新。債務融資對創(chuàng)新能力產(chǎn)生消極影響，因為債務融資在一定程度上體現(xiàn)了企業(yè)資源稟賦狀況，有限的企業(yè)資金在創(chuàng)新投入的分配上也相應受到限制，同時也說明外源資金并未支撐技術創(chuàng)新投入。投資機會(Inv_opp)也顯著負向影響三類創(chuàng)新指標，盡管這種影響的程度較小。投資機會越多，實體企業(yè)進行投機的動機越強。企業(yè)的規(guī)模(Size)對三類創(chuàng)新指標的影響均為正向，且對于三類的影響程度差異較小。從該角度看，實體企業(yè)的規(guī)模效應與創(chuàng)新效應相對匹配，實體企業(yè)規(guī)模越大，研發(fā)條件越完備，相對于小企業(yè)更具有技術創(chuàng)新優(yōu)勢，從而技術創(chuàng)新水平越高，這似乎與Lazonick(2005)[34]研究結(jié)果截然相反。股權集中度(Own_con)對于申請專利數(shù)量和發(fā)明專利的數(shù)量存在正向影響，但是并未顯著影響外觀設計創(chuàng)新。我國多數(shù)上市公司由國企改制而來，企業(yè)股權集中度普遍較高，經(jīng)理人的聘用依賴組織安排或行政提拔，能力難以充分發(fā)揮，企業(yè)經(jīng)營仍然依賴于股東。此外，股權集中度高的企業(yè)，技術創(chuàng)新動力和創(chuàng)新能力較強[35]。管理層持股(Exe_sto)對于三種創(chuàng)新指標的影響皆為正向，該指標通常被用于衡量股權激勵，結(jié)果顯示該變量與股權集中度對企業(yè)創(chuàng)新的影響同向，說明存在激勵相容。董事會規(guī)模(Boa_siz)和獨立董事占比(Pro_ind)對三類創(chuàng)新指標的影響并不穩(wěn)健，表現(xiàn)為只對其中某一類指標存在顯著影響。領導權結(jié)構(Str_boa)、產(chǎn)權性質(zhì)(Nat_pro)以及機構持股者比例(Ins_tow)也只對部分創(chuàng)新指標存在顯著影響。

(二)內(nèi)生性檢驗與穩(wěn)健性檢驗

本文采用IV-GMM方法考察內(nèi)生性問題，同時截取子樣本數(shù)據(jù)驗證回歸結(jié)果是否穩(wěn)健。

1. IV-GMM內(nèi)生性檢驗。為了檢驗面板數(shù)據(jù)中的內(nèi)生性問題，本文采用IV-GMM估計方法，選取企業(yè)金融化程度的滯后一期(FINit_1)和滯后二期(FINit_2)作為工具變量，本文分別驗證基準回歸中實體企業(yè)金融化程度(FINit)對企業(yè)申請專利數(shù)量對數(shù)、外觀設計創(chuàng)新專利對數(shù)、發(fā)明專利對數(shù)的影響并進行對比分析(見表4)。在考慮內(nèi)生性問題后，金融化程度(FINit)對三類企業(yè)創(chuàng)新指標的影響方向顯著且穩(wěn)定，影響程度有所提升，分別為-2.1577、-1.551、-1.4486?？刂谱兞糠矫?，模型中所選的控制變量在考慮了內(nèi)生性問題之后結(jié)果依然穩(wěn)健，其對于三類創(chuàng)新指標的影響方向、程度以及顯著性未出現(xiàn)明顯變化，假設H1仍然成立。

表4 實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力影響的

2.截取子樣本的穩(wěn)健性檢驗?？紤]到樣本結(jié)構和容量可能影響研究結(jié)論，本文為此進行如下穩(wěn)健性檢驗：從時間維度上壓縮樣本空間，僅保留2010年之后的樣本數(shù)據(jù)，模型中其他信息保持不變。表5匯報了企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新影響的子樣本回歸估計，結(jié)果顯示金融化程度(FINit)對三類企業(yè)創(chuàng)新指標的影響方向、程度及顯著性保持穩(wěn)健，佐證了假設H1。

表5 實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新影響的子樣本回歸

表5 (續(xù))

表6 基于實體企業(yè)融資約束的異質(zhì)性檢驗

(三)基于企業(yè)融資約束的異質(zhì)性檢驗

本文進一步考察實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力影響的異質(zhì)性，分析不同融資約束情況下實體企業(yè)金融化對創(chuàng)新能力的影響。我們選取不同融資約束的企業(yè)，構建企業(yè)金融化(FINit)與企業(yè)融資約束(SFit)的交互項，在全樣本中估計金融化程度(FINit)對三類企業(yè)創(chuàng)新指標的影響。表6回歸結(jié)果顯示，金融化程度(FINit)對三類企業(yè)創(chuàng)新指標的影響方向、程度及顯著性保持穩(wěn)健，佐證了假設H1。交互項系數(shù)分別為-1.3193、-0.9677、-1.2689，反映出實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力的抑制效應隨著融資約束程度的加深呈現(xiàn)加強趨勢。如果實體企業(yè)面臨嚴重的融資約束狀況，那么企業(yè)金融化對其創(chuàng)新能力的抑制效應較強，如果融資約束寬松，抑制效應減弱。一旦考慮了企業(yè)融資約束，實體企業(yè)金融化對其生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新指標的抑制效應與融資約束呈現(xiàn)反向變動關系，驗證了假設H2。同時，該結(jié)論也側(cè)面反映出，改善實體企業(yè)的融資約束或許可以調(diào)節(jié)企業(yè)的創(chuàng)新行為。

(四)基于企業(yè)成長能力的拓展性分析

實體企業(yè)金融化除了抑制企業(yè)創(chuàng)新能力，也可能對企業(yè)主營業(yè)績存在沖擊。表7匯報了在考慮三類創(chuàng)新指標的情況下，金融化對實體企業(yè)主營業(yè)務收入影響的回歸結(jié)果。(1)列作為基準回歸，顯示實體企業(yè)金融化(FINit)對企業(yè)主營業(yè)績(MBit)的影響系數(shù)為-0.0526，且在1%的顯著水平上顯著。對于(2)和(3)列、(4)和(5)列、(6)和(7)列三組回歸而言，組內(nèi)分別將創(chuàng)新水平與企業(yè)主營業(yè)績(MBit)作為被解釋變量。(2)列與(3)列回歸結(jié)果顯示，在引入企業(yè)申請專利數(shù)量(RIit)指標之后，實體企業(yè)金融化對企業(yè)主營業(yè)績的負向影響程度有所減弱，同時企業(yè)申請專利數(shù)量本身對企業(yè)主營業(yè)績存在正向影響，系數(shù)為0.0042。(4)列與(5)列結(jié)果顯示，在加入企業(yè)外觀設計創(chuàng)新專利(RIOit)指標之后，金融化對企業(yè)主營業(yè)績的負向影響程度有所減弱，企業(yè)外觀設計創(chuàng)新專利(RIOit)對企業(yè)主營業(yè)績的影響系數(shù)為0.0049。(6)列與(7)列在引入企業(yè)發(fā)明專利數(shù)量的對數(shù)(RIIit)后也呈現(xiàn)相似特征?？梢?，若實體企業(yè)更傾向于將資產(chǎn)配置于流動性強、回報周期短的金融資產(chǎn)，而非回報周期長、不可逆但有利于企業(yè)長期發(fā)展的生產(chǎn)經(jīng)營性創(chuàng)新投資，企業(yè)的主營業(yè)績受到負向沖擊，驗證了研究假設H3。

五、結(jié)論與建議

隨著我國金融行業(yè)的繁榮發(fā)展，實體企業(yè)金融化趨勢明顯。金融化為實體企業(yè)開辟新的盈利渠道和融資渠道，裨益良多，同時也對企業(yè)創(chuàng)新能力和企業(yè)主營業(yè)績存在“擠出效應”。本文基于微觀視角，構建演化博弈理論模型分析企業(yè)金融化過程及其對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響機理，并基于我國A股上市公司數(shù)據(jù)，采用固定效應模型和IV-GMM估計方法，經(jīng)驗驗證實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力的抑制效應，并進一步考察實體企業(yè)金融化是否影響企業(yè)主營業(yè)績。研究發(fā)現(xiàn)：(1)實體企業(yè)金融化顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新能力，實體企業(yè)金融化程度越高，其創(chuàng)新能力越低。本文選取三類創(chuàng)新能力的衡量指標，均驗證了企業(yè)金融化對其創(chuàng)新的抑制效應，該效應在不同樣本中也保持穩(wěn)健，說明以生產(chǎn)經(jīng)營為主的實體企業(yè)在配置金融資產(chǎn)，參與金融投資的過程中，確實擠出企業(yè)創(chuàng)新投入，并最終抑制實體企業(yè)創(chuàng)新能力。(2)實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新的抑制效應因?qū)嶓w企業(yè)的融資約束狀況不同而存在差異。嚴重的融資約束會強化企業(yè)短視行為，加劇實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力的抑制效應；融資約束寬松的實體企業(yè)，其金融化對企業(yè)創(chuàng)新的抑制效應相對弱化。(3)實體企業(yè)金融化對企業(yè)主營業(yè)績具有負向沖擊，不利于企業(yè)長期成長。企業(yè)創(chuàng)新能力和企業(yè)主營業(yè)績是衡量企業(yè)長期發(fā)展的兩個重要指標，在考慮企業(yè)創(chuàng)新因素條件下，企業(yè)主營業(yè)績同樣受到企業(yè)金融化的抑制，這說明實體企業(yè)金融化對企業(yè)長期成長存在負向沖擊。

表7 實體企業(yè)金融化對企業(yè)主營業(yè)績的影響

依據(jù)研究結(jié)論，本文給出如下建議：(1)優(yōu)化創(chuàng)新激勵政策以引導實體企業(yè)創(chuàng)新。建議持續(xù)加大對實體企業(yè)技術創(chuàng)新行為的支持力度，出臺并優(yōu)化相關財政稅收政策，對創(chuàng)新投入予以補貼，對創(chuàng)新結(jié)果予以獎勵，引導和激勵實體企業(yè)投資方向，提升實體企業(yè)整體創(chuàng)新。(2)完善金融監(jiān)管體系以防范系統(tǒng)性金融風險。我國金融行業(yè)的快速發(fā)展為實體企業(yè)參與金融化提供了市場環(huán)境，但該行業(yè)還處于持續(xù)發(fā)展階段，實體企業(yè)資金的大量涌入可能會增加金融風險。建議完善現(xiàn)行金融監(jiān)管制度和監(jiān)管體系，對金融化套利的短視行為、實體企業(yè)金融化的規(guī)模和趨勢等實施有效監(jiān)督，抑制金融投機，防范系統(tǒng)性金融風險。(3)緩解融資約束以避免過度金融化。融資約束是企業(yè)投資選擇的關鍵影響因素，融資難、融資貴是企業(yè)發(fā)展面臨的瓶頸。金融部門應為實體企業(yè)提供及時的信貸信息和信貸服務，避免實體企業(yè)采取過度金融化手段從而加劇企業(yè)金融化的負面影響，阻礙實體企業(yè)和實體經(jīng)濟創(chuàng)新。

注釋：

① 實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新能力的作用方向和程度需視實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置比例、實體企業(yè)參與金融投資活動的盈利狀況、金融市場的外部環(huán)境等具體情況而定。

② 主要表現(xiàn)為實體企業(yè)通過金融化行為在金融市場上“分一杯羹”。

③ 復制動態(tài)即在有限理性博弈方組成的群體中，得益高于平均得益的策略會逐漸被策略雙方采用，從而使總體中選擇不同策略的個體占比隨時間發(fā)生變化，動態(tài)復制方程刻畫了這種占比隨時間的變化情況。

④ 本文選擇融資約束衡量企業(yè)異質(zhì)性有兩點原因：實體企業(yè)的融資約束問題是企業(yè)發(fā)展的主要障礙，也是制約經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的主要瓶頸之一；緩解融資約束構成企業(yè)金融化的動機之一。

⑤ 資料來源：中國證券監(jiān)督管理委員會，上市公司行業(yè)分類標準http://www.csrc.gov.cn/pub/newsite/scb/ssgshyfljg/201902/W020190212597710861504.pdf