研發(fā)投資能否抑制企業(yè)“脫實向虛”

劉睿智 寇祥增 王京

【摘要】近年來， 實體企業(yè)過度投資而產(chǎn)生的“脫實向虛”現(xiàn)象， 使得實體企業(yè)的發(fā)展陷入惡性循環(huán)。 如何抑制企業(yè)的過度金融化趨勢， 引導(dǎo)企業(yè)“脫虛返實”、促進實體企業(yè)健康發(fā)展成為亟待解決的問題。 本文基于2007 ～ 2020年A股非金融上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)， 從資源配置和市場競爭的視角出發(fā)， 研究企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為對金融化投資可能存在的抑制效用， 并進一步探討外部異質(zhì)性影響因素的作用。 研究結(jié)果表明， 研發(fā)投資與企業(yè)金融化水平顯著負相關(guān)， 即研發(fā)投資能夠在一定程度上抑制企業(yè)“脫實向虛”。 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 增加現(xiàn)金持有和提高市場勢力是研發(fā)投資抑制企業(yè)“脫實向虛”的兩種中介路徑。 異質(zhì)性分析表明， 在更低的環(huán)境不確定性、企業(yè)執(zhí)行多元化的發(fā)展戰(zhàn)略和限制管理者權(quán)力的條件下， 研發(fā)投資能夠更好地發(fā)揮對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用。

【關(guān)鍵詞】研發(fā)投資;金融資產(chǎn)配置;現(xiàn)金持有;市場勢力

【中圖分類號】F830 ? ? ?【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2022）16-0042-10

一、引言

實體經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展是國家實施新一輪科技革命、打造國際競爭優(yōu)勢的主要動力， 十四五規(guī)劃也明確提出了依靠創(chuàng)新推動實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的目標， 因此實體經(jīng)濟的發(fā)展壯大和持續(xù)的創(chuàng)新資源投入具有重要的現(xiàn)實意義。 然而近年來， 實體經(jīng)濟表現(xiàn)出創(chuàng)新水平提高不足、實體投資回報率不斷下降的趨勢[1] 。 與之相反， 金融投資與非金融投資的利潤率差異不斷加大， 大量資金開始流入虛擬經(jīng)濟， 造成金融資產(chǎn)價格虛高： 宏觀層面表現(xiàn)為逐漸積累的系統(tǒng)性金融風險; 而微觀層面則引發(fā)了實體企業(yè)過度投資金融資產(chǎn)而產(chǎn)生的“脫實向虛”現(xiàn)象， 實體企業(yè)為了持續(xù)的盈利能力加之企業(yè)間金融資產(chǎn)配置的同群效應(yīng)， 陷入了金融投資的惡性循環(huán)。 已有研究表明， 過度的金融化直接造成了實物投資的擠出[2] ， 弱化了企業(yè)的市場競爭能力、降低了企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入[3，4] ， 抑制了企業(yè)的長期業(yè)績提升， 進而導(dǎo)致實體企業(yè)的綜合效率和主業(yè)效率的雙重降低[5，6] ， 占用企業(yè)管理資源[7] ， 促使管理者為了保護自身利益而延遲披露信息[8] ， 造成實體企業(yè)的信息環(huán)境惡化， 產(chǎn)生更嚴重的代理問題， 增加分析師的預(yù)測誤差[9] 并刺激利益相關(guān)者對企業(yè)的負面預(yù)期， 推高企業(yè)的融資成本， 最終導(dǎo)致企業(yè)的破產(chǎn)風險提高、長期發(fā)展停滯。 面對上述問題， 如何抑制企業(yè)的過度金融化趨勢， 引導(dǎo)企業(yè)“脫虛返實”、促進實業(yè)健康發(fā)展成為亟待解決的問題。

在意識到企業(yè)金融化“飲鴆止渴”的作用后， 目前對金融化的研究已經(jīng)從如何緩解金融化的負面作用向抑制企業(yè)過度金融化的影響要素方向轉(zhuǎn)型。 從宏觀層面來看， 緊縮的貨幣政策[10] 、稅收減免政策[11] 、強化產(chǎn)業(yè)支持政策[12] 和降低經(jīng)濟政策不確定性[13] 能夠顯著抑制企業(yè)“脫實向虛”; 從微觀層面來看， 基于高階梯隊理論， 管理者的技術(shù)背景、金融背景以及高管團隊的職能多樣性等都對企業(yè)金融化程度產(chǎn)生了影響[14-16] ， 為抑制實體企業(yè)的金融化提供了更開闊的思路。 而從企業(yè)的長期成長性角度來看， 更應(yīng)該注重企業(yè)創(chuàng)新實力的提升， 進而從根本上提升企業(yè)硬實力， 弱化企業(yè)過度金融化的動機。 作為企業(yè)長期積累形成的異質(zhì)性資源， 技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)成長中發(fā)揮著重要作用， 在推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級和實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中的作用日益凸顯。 其產(chǎn)生的“創(chuàng)造性破壞”可以幫助企業(yè)形成資源定位壁壘， 提高產(chǎn)品市場準入門檻， 使企業(yè)獲得壟斷競爭優(yōu)勢， 促進企業(yè)成長和價值增值。 企業(yè)價值的提升能夠反哺技術(shù)創(chuàng)新， 形成相互促進的良性循環(huán)， 推動企業(yè)長期競爭優(yōu)勢的構(gòu)建。 已有研究也表明， 研發(fā)投資顯著提高了企業(yè)市場績效以及企業(yè)價值[17，18] 。 全國人大十二屆五次會議中也著重強調(diào)通過創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略引導(dǎo)實體經(jīng)濟轉(zhuǎn)型高質(zhì)量發(fā)展。 那么， 企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投資決策是否能夠顯著影響企業(yè)金融資產(chǎn)的配置決策， 從而引導(dǎo)企業(yè)“脫虛返實”呢？

基于上述分析， 本文選取2007 ～ 2020年A股非金融上市公司為樣本， 從資源配置和市場競爭的視角出發(fā)， 研究了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為對金融化投資可能存在的抑制效用， 并進一步探討了外部異質(zhì)性影響因素的作用。 本文可能的貢獻在于： （1）基于內(nèi)生成長理論和創(chuàng)新驅(qū)動推動企業(yè)成長， 研究研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的影響， 為治理企業(yè)“脫實向虛”提供了新的思路; （2）構(gòu)造“研發(fā)投資→現(xiàn)金持有→脫實向虛”和“研發(fā)投資→市場勢力→脫實向虛”兩條作用路徑， 探討了研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的作用機制， 同時分析了環(huán)境不確定性、發(fā)展戰(zhàn)略和管理者權(quán)力在其中的調(diào)節(jié)作用， 進一步證實了金融資產(chǎn)配置的投資替代動機， 豐富了金融化相關(guān)的研究; （3）豐富了研發(fā)投資及其經(jīng)濟后果的研究， 證實了研發(fā)投資對企業(yè)價值提升的積極意義， 為進一步實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略提供理論支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

從資源配置的角度來看， 企業(yè)所擁有的資源存在著替代、互補、增益和壓制等各種簡單或復(fù)雜的關(guān)系。 在企業(yè)資源有限和融資約束的現(xiàn)實情境下， 各種投資活動之間普遍存在著一定程度的替代關(guān)系， 企業(yè)研發(fā)投資的增加可能造成對金融資產(chǎn)配置的擠出。 首先， 由于企業(yè)研發(fā)活動是一個“要素投入→技術(shù)研發(fā)→成果產(chǎn)出”的長期且復(fù)雜的循環(huán)鏈條， 需要持續(xù)性的資金、人力等資源作為保證， 研發(fā)活動的開展必然造成對企業(yè)資源的大量占用和提前鎖定， 導(dǎo)致可用于金融資產(chǎn)投資的資源減少。 其次， 隨著研發(fā)活動的開展， 企業(yè)重新進行資源配置轉(zhuǎn)而追逐金融收益的動機越來越弱。 研發(fā)投資具有長周期性的特征， 其計劃的制定往往基于未來幾年甚至數(shù)十年， 研發(fā)投資的中斷無疑會給企業(yè)帶來高昂的調(diào)整成本[19] 。 最后， 雖然研發(fā)成功帶來的企業(yè)績效提升可以為金融資產(chǎn)配置提供資金支持， 但研發(fā)投資的長期性與成果轉(zhuǎn)化的時滯性可能使企業(yè)錯失金融投資的最佳機會， 這使得互補關(guān)系難以實現(xiàn)。

從市場競爭的角度來看， 企業(yè)所擁有的物理上的獨特性、路徑依賴性、因果含糊性等不可模仿特征的核心知識與能力能夠起到“隔離”作用， 限制其他企業(yè)的模仿行為， 構(gòu)建企業(yè)的核心競爭優(yōu)勢[20] 。 就技術(shù)創(chuàng)新而言， 其產(chǎn)生的“創(chuàng)造性破壞”能夠幫助企業(yè)形成資源定位壁壘， 提高產(chǎn)品市場準入門檻， 使企業(yè)獲得壟斷競爭優(yōu)勢， 促進企業(yè)成長和價值增值。 相關(guān)研究表明， 企業(yè)研發(fā)投資不僅提高了企業(yè)當期盈利能力， 還對未來期間企業(yè)績效的提升起到積極影響， 并且這種促進作用隨著研發(fā)投資的積累日益明顯[21，22] 。 具體來說， 企業(yè)研發(fā)成果通常是某種新產(chǎn)品或者新技術(shù)， 新產(chǎn)品的市場投放能夠直接增加企業(yè)盈利， 而新技術(shù)作為企業(yè)重要的無形資源在應(yīng)用到生產(chǎn)經(jīng)營的過程中能夠顯著提高產(chǎn)品的技術(shù)含量或者降低產(chǎn)品成本， 實現(xiàn)差異化或成本領(lǐng)先戰(zhàn)略， 在競爭對手進行模仿性創(chuàng)新之前形成壟斷性競爭優(yōu)勢， 增加市場份額， 獲取超額利潤[23，24] 。 同時， 持續(xù)性的研發(fā)產(chǎn)出所帶來的技術(shù)積累能夠?qū)⒏偁巸?yōu)勢和超額收益維持下去。 這種競爭優(yōu)勢的提升削弱了管理者因業(yè)績壓力或維持股價穩(wěn)定而追逐金融收益的動機， 從而抑制企業(yè)“脫實向虛”。

基于以上分析， 本文提出如下假設(shè)：

H1： 在其他條件不變的情況下， 研發(fā)投資抑制了企業(yè)“脫實向虛”。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007 ～ 2020年A股上市公司為樣本， 并進行了如下篩選： （1）剔除金融類上市公司以及ST和?ST上市公司; （2）剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本值; （3）對樣本數(shù)據(jù)進行1%水平上的Winsorize處理。 經(jīng)過上述處理得到了20335個觀察值。 本文所使用的數(shù)據(jù)來源于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 金融化程度（FIN）。 已有研究通常從以下兩方面來度量金融化程度： 部分學(xué)者基于資產(chǎn)構(gòu)成的角度， 運用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量非金融企業(yè)的金融化程度[25，26] ; 部分學(xué)者從利潤積累的角度出發(fā)， 將金融利潤占比視為金融化程度的體現(xiàn)[27] 。 本文認為企業(yè)金融化是企業(yè)出于優(yōu)化資源配置目的的主觀性資本運作行為， 金融資產(chǎn)占比能直觀體現(xiàn)企業(yè)“脫實向虛”的偏好性， 而金融投資獲利水平作為企業(yè)“脫實向虛”的結(jié)果受內(nèi)外部多種因素的影響， 在衡量企業(yè)“脫實向虛”方面存在固有局限性。 因此， 本文借鑒許罡和朱衛(wèi)東[25] 以及徐珊和劉篤池[26] 的方法， 以交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資、可供出售金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)和長期股權(quán)投資的總和在總資產(chǎn)中所占比重來衡量金融化程度。

2. 解釋變量： 研發(fā)投資（RD）。 根據(jù)以往研究對研發(fā)的代理變量的設(shè)定來看， 往往選擇研發(fā)資源的投入量作為衡量研發(fā)投資行為的依據(jù)， 所使用的變量包括研發(fā)支出在營業(yè)收入中所占的比例或者在總資產(chǎn)中所占的比重， 并且采用對數(shù)化處理。 相比于研發(fā)支出總量指標， 研發(fā)支出比例指標更能反映與公司自身特征相適應(yīng)的創(chuàng)新投資水平， 提高公司之間技術(shù)創(chuàng)新可比性[28] 。 因此， 本文借鑒戴小勇和成力為[28] 及王紅建等[29] 的方法， 以公司當期研發(fā)支出與當期營業(yè)收入之比來衡量企業(yè)研發(fā)投資。

3. 中介變量。

（1）現(xiàn)金持有（Cashhold）。 參考王長江和馬瀟涵[30] 的做法， 以現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物期末余額與期末總資產(chǎn)之比來衡量企業(yè)現(xiàn)金持有水平。

（2）市場勢力（MPower）。 參考Peress[31] 和楊松令等[32] 的做法， 以勒納指數(shù)作為市場勢力的代理變量， 具體計算方法為： 市場勢力=（營業(yè)收入-營業(yè)成本-銷售費用-管理費用）/營業(yè)收入。

4. 調(diào)節(jié)變量。

（1）環(huán)境不確定性（EU）。 外部環(huán)境不確定性用以衡量企業(yè)外部環(huán)境的各類因素的動態(tài)變化對企業(yè)產(chǎn)生的影響， 其衡量方法主要分為兩類： 一類采用文本分析的方法， 通過對某一個地區(qū)或者國家一定時期內(nèi)主流媒體中所提及的涉及宏觀環(huán)境不確定性說法的次數(shù)進行統(tǒng)計， 從而展現(xiàn)不確定性的高低; 另一類方法則考慮使用企業(yè)在競爭環(huán)境中的銷售收入的變動偏差來進行衡量[33，34] 。 考慮到媒體報道的客觀性可能存在偏差， 故本文采用第二種衡量方法， 使用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的企業(yè)過去五年非正常銷售收入的標準差， 以標準差的大小衡量環(huán)境不確定性的高低。

（2）發(fā)展戰(zhàn)略（Dyh）。 參考曾春華和楊興全[35] 以及楊興全等[36] 的做法， 以依據(jù)企業(yè)各經(jīng)營業(yè)務(wù)單元的主營業(yè)務(wù)收入占總主營業(yè)務(wù)收入的比重（pi）計算出的收入熵指數(shù)（dyh_entro）作為企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的衡量指標， 收入熵指數(shù)越大， 表明企業(yè)越傾向于采取多元化戰(zhàn)略。 其具體計算方法為：

dyh_entro=piln（1/pi）

其中， pi為企業(yè)各經(jīng)營業(yè)務(wù)單位的主營業(yè)務(wù)收入占企業(yè)總主營業(yè)務(wù)收入的比重。

（3）管理者權(quán)力（Power）。 參考盧銳等[37] 以及孫健和盧闖[38] 的做法， 采用股權(quán)分散程度作為替代變量， 將前十大股東中后九位的股權(quán)比例與第一大股東股權(quán)比例相比較， 數(shù)值大于1則取1， 否則為0。

5. 控制變量。 已有研究結(jié)果表明， 公司特征、治理機制、外部環(huán)境等內(nèi)外部因素都會對企業(yè)“脫實向虛”產(chǎn)生影響[39，40] 。 因此， 本文選取企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、審計意見、資本密集度、營業(yè)收入增長率、管理費用率、現(xiàn)金流量、財務(wù)杠桿、盈利能力、托賓Q、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度、董事會規(guī)模等作為控制變量。 此外， 本文還控制了年度和行業(yè)的影響。

具體的變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)計

基于上述理論分析， 本文構(gòu)建以下模型來檢驗研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的影響：

FINi，t=α0+α1RDi，t+λControl+ε ? ?（1）

其中： FIN代表企業(yè)金融化程度， 即企業(yè)“脫實向虛”的程度; RD代表企業(yè)研發(fā)投資; Control代表企業(yè)規(guī)模等控制變量; ε代表隨機誤差項。 若實證結(jié)果顯示RD的系數(shù)顯著為負， 則表明研發(fā)投資顯著抑制了企業(yè)的“脫實向虛”傾向; 反之， 則表明研發(fā)投資顯著增強了企業(yè)的“脫實向虛”傾向。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 樣本企業(yè)金融化程度（FIN）的均值為0.062， 中位數(shù)為0.027， 標準差為0.090， 最大值為0.465， 數(shù)據(jù)呈現(xiàn)右偏的特征， 說明樣本中部分企業(yè)持有過多的金融資產(chǎn)， 存在過度金融化的傾向; 樣本企業(yè)研發(fā)投資（RD）的均值為0.046， 中位數(shù)為0.036， 標準差為0.045， 其中位數(shù)小于研發(fā)能夠促進企業(yè)績效提升的門檻0.042①， 樣本中超過半數(shù)企業(yè)研發(fā)投資不足; 從控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看， 樣本企業(yè)中企業(yè)規(guī)模（Lnsize）、資本密集度（Fixed）、托賓Q（TobinQ）、股權(quán)集中度（Shrcr1）和董事會規(guī)模（Board）整體差異明顯， 而企業(yè)年齡（Lnage）、審計意見（Opin）、營業(yè)收入增長率（Growth）、現(xiàn)金流量（Cashflow）、財務(wù)杠桿（Lev）、盈利能力（Roe）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）在樣本企業(yè)中差異較小。

（二）基準回歸結(jié)果

表3報告了模型（1）的基準回歸結(jié)果。 由表3可知， 解釋變量RD的系數(shù)為-0.102， 且在1%的水平上顯著， 說明在控制了其他因素的影響后， 研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”具有負向影響。 即企業(yè)研發(fā)投資能夠?qū)ζ髽I(yè)“脫實向虛”起到抑制作用， 是打破金融投資惡性循環(huán)、促進企業(yè)投資回歸實業(yè)的重要因素， H1得到支持。

從控制變量來看， 企業(yè)規(guī)模（Lnsize）與企業(yè)“脫實向虛”的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 說明大規(guī)模的企業(yè)更傾向于配置金融資產(chǎn)。 企業(yè)年齡（Lnage）的系數(shù)顯著為正， 說明成立年限越長的企業(yè)面臨的發(fā)展機會越少， 越需要尋找新的增長點， “脫實向虛”越嚴重。 營業(yè)收入增長率（Growth）與企業(yè)脫實向虛顯著負相關(guān)， 說明高成長性的企業(yè)脫實向虛的動機較弱。 財務(wù)杠桿（Lev）的系數(shù)顯著為負， 表明債權(quán)人治理在企業(yè)“脫實向虛”過程中發(fā)揮了約束作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為確保檢驗結(jié)果的可靠性， 本文進行了穩(wěn)健性檢驗。 主要采用了以下三種方法： （1）替換關(guān)鍵變量。 首先， 本文使用研發(fā)支出占總資產(chǎn)比重（RDast）作為替代變量進行回歸; 其次， 將金融資產(chǎn)進行對數(shù)化處理（lnFIN）后進行回歸。 （2）改變樣本區(qū)間。 受2007年財政部新會計準則頒布的影響， 當年上市公司披露的會計信息質(zhì)量參差不齊; 此外， 2008年金融危機的爆發(fā)對上市公司近兩年的投資決策產(chǎn)生較大沖擊。 基于此， 剔除2007 ～ 2009年度的數(shù)據(jù)后進行回歸。 （3）企業(yè)層面聚類。 由于企業(yè)發(fā)展進程中不可避免地存在某些不隨個體變動而變動的因素， 為降低這些因素可能對回歸結(jié)果造成的影響， 本文在回歸時進行了企業(yè)層面的聚類。

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表4所示。 表4第（1）列和第（2）列分別列示了替換解釋變量和被解釋變量的回歸結(jié)果： 在替換變量后， 解釋變量的系數(shù)符號及顯著性沒有改變， 研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”仍具有非常顯著的負向影響。 表4第（3）列列示了改變樣本區(qū)間之后的回歸結(jié)果： 研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用并沒有因改變樣本區(qū)間而變化。 表4第（4）列列示了企業(yè)層面聚類之后的回歸結(jié)果： 回歸結(jié)果與基準回歸一致， 仍支持H1， 表明本文的研究結(jié)論基本穩(wěn)健。

（四）內(nèi)生性檢驗

本文主要研究研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的影響， 但是企業(yè)的金融資產(chǎn)配置本身也可能對企業(yè)的研發(fā)投資產(chǎn)生影響， 從而產(chǎn)生反向因果的內(nèi)生性問題。 為緩解反向因果問題， 本文選取滯后一期的研發(fā)投資（LRD）作為解釋變量， 對企業(yè)當期的金融化程度進行回歸， 以控制潛在的內(nèi)生性問題。 回歸結(jié)果如表5第（1）列所示， 研發(fā)投資的一階滯后項系數(shù)顯著為負， 說明企業(yè)上期的研發(fā)投資會對當期的“脫實向虛”產(chǎn)生抑制作用， 基準回歸的結(jié)論穩(wěn)健。

此外， 本文進一步采用工具變量法應(yīng)對潛在的內(nèi)生性問題， 選取企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量和政府補助金額作為研發(fā)投資的工具變量， 采用廣義矩估計GMM進行檢驗。 一方面， 企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量和研發(fā)支出高度相關(guān)， 而研發(fā)人員數(shù)量和企業(yè)的金融化程度難以直接聯(lián)系。 另一方面， 企業(yè)收到的政府補助中研發(fā)補貼占據(jù)較大比重， 政府補助的高低無疑會對企業(yè)研發(fā)行為產(chǎn)生顯著影響， 而政府補助難以直接影響企業(yè)“脫實向虛”的動機。 因此， 企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量和政府補助金額在經(jīng)濟意義上滿足工具變量的條件。 為驗證工具變量的有效性， 本文主要對其進行了弱工具變量檢驗和過度識別檢驗。 表5第（2）列列示了廣義矩估計GMM的回歸結(jié)果， 解釋變量研發(fā)投資的系數(shù)顯著為負， 與基準回歸得出的結(jié)論一致， 說明本文的結(jié)論在控制了內(nèi)生性問題后仍然成立。

五、作用機制分析

前文已經(jīng)證實了研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用， 那么這種抑制作用的具體傳導(dǎo)路徑是怎樣的呢？ 本文認為： 一方面， 研發(fā)投資可能通過優(yōu)化資源配置， 減少可用于金融投資的資源， 削減金融投資的推力， 從而減少企業(yè)金融資產(chǎn)配置; 另一方面， 研發(fā)投資可能通過提高企業(yè)市場競爭力， 削弱金融投機套利的動機， 從而抑制企業(yè)“脫實向虛”。 而現(xiàn)金持有是企業(yè)重要的資源配置形式， 市場勢力是企業(yè)競爭力的直接體現(xiàn)， 因此， 本文選取現(xiàn)金持有作為研發(fā)投資優(yōu)化資源配置進而抑制企業(yè)“脫實向虛”的中介變量， 選取市場勢力作為研發(fā)投資增強企業(yè)競爭力進而抑制企業(yè)“脫實向虛”的中介變量， 構(gòu)造“研發(fā)投資→現(xiàn)金持有→脫實向虛”和“研發(fā)投資→市場勢力→脫實向虛”兩條作用路徑， 并進行相應(yīng)的理論分析與實證檢驗。

（一）企業(yè)現(xiàn)金持有的中介效應(yīng)

企業(yè)現(xiàn)金持有是企業(yè)資源配置中最典型的呈現(xiàn)方式， 是企業(yè)開展經(jīng)營活動和投資活動的基礎(chǔ)， 也是企業(yè)內(nèi)部融資的重要來源。 企業(yè)現(xiàn)金持有具有交易動機和預(yù)防動機， 分別用以應(yīng)對日?，F(xiàn)金支付和未來資金的支付需求[42] 。 現(xiàn)金持有量的多少受企業(yè)經(jīng)營狀況、投資機會和外部環(huán)境等因素的共同影響， 當企業(yè)在進行一項長期的投資活動時更傾向于增加現(xiàn)金持有以緩解潛在的融資約束[43] 。

技術(shù)創(chuàng)新作為一種高投入、長周期的經(jīng)濟活動， 需要持續(xù)性的資金供給作為支持， 對企業(yè)的融資能力提出了較高的要求。 然而， 創(chuàng)新活動的高失敗率及創(chuàng)新收益的不確定性使得資金供給方要求更高的風險溢價， 提高了企業(yè)資本成本[44] 。 同時， 企業(yè)普遍對研發(fā)信息的對外披露較為保守， 以防止過多披露引發(fā)競爭對手進行模仿性創(chuàng)新， 喪失獲取超額收益的機會[45] 。 技術(shù)創(chuàng)新的這種私密性特征提升了企業(yè)與外部投資者和債權(quán)人之間的信息不對稱， 使得企業(yè)面臨更嚴重的外部融資約束[46] 。

考慮到創(chuàng)新活動資金需求量高以及外部融資成本的增加， 企業(yè)會轉(zhuǎn)向成本較低的內(nèi)部融資， 提高內(nèi)部留存比例， 從而增加預(yù)防性現(xiàn)金持有， 以保障研發(fā)活動的持續(xù)開展， 避免資金鏈斷裂引起的創(chuàng)新失敗。 預(yù)防性現(xiàn)金持有的增加， 減少了當期可用于金融資產(chǎn)配置的資源， 降低了企業(yè)金融化程度。 另外， 由于企業(yè)的現(xiàn)金持有發(fā)揮了主要的資源儲蓄功能， 企業(yè)原本希望通過金融資產(chǎn)投資進行資源儲蓄的“蓄水池”動機有所削弱。 即研發(fā)投資通過增加現(xiàn)金持有削弱了企業(yè)金融化的客觀資源條件和“蓄水池”動機， 進而抑制了企業(yè)“脫實向虛”。

有鑒于此， 本文以企業(yè)現(xiàn)金持有（Cashhold）作為中介變量， 在模型（1）的基礎(chǔ)之上構(gòu)建模型（2）和模型（3）， 檢驗其在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實向虛”之間的中介效應(yīng)。 具體模型如下所示：

Cashholdi，t=α0+α1RDi，t+λControl+ε ? （2）

FINi，t=α0+α1RDi，t+α2Cashholdi，t+λControl+ε ?（3）

由表6可知， 模型（2）中研發(fā)投資的系數(shù)為0.256， 在1%的水平上顯著; 模型（3）中研發(fā)投資的系數(shù)為-0.069， 其絕對值小于模型（1）中研發(fā)投資的系數(shù)絕對值， 且在1%的水平上顯著。 這說明現(xiàn)金持有在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實向虛”之間發(fā)揮部分中介作用： 研發(fā)投資通過增加現(xiàn)金持有進而抑制了企業(yè)“脫實向虛”。

（二）企業(yè)市場勢力的中介效應(yīng)

根據(jù)新產(chǎn)業(yè)組織理論， 企業(yè)市場勢力來源于面對動態(tài)競爭所采取的各種策略性行為， 而研發(fā)創(chuàng)新作為企業(yè)重要的投資決策自然成為影響企業(yè)市場勢力的關(guān)鍵因素。 首先， 研發(fā)投資產(chǎn)出的重要成果——專利， 具有階段排他性， 能夠給企業(yè)帶來技術(shù)先導(dǎo)優(yōu)勢并形成技術(shù)壁壘， 在專利保護期到期前保持較強的市場勢力; 其次， 研發(fā)投資能夠提高產(chǎn)品的技術(shù)含量和差異化程度， 減少現(xiàn)有競爭者和潛在替代品的威脅， 使企業(yè)避免陷入價格競爭的“紅海”， 在產(chǎn)品市場中獲得獨特的競爭優(yōu)勢; 最后， 因研發(fā)投資而帶來的新工藝能夠降低生產(chǎn)成本并形成規(guī)模經(jīng)濟， 淘汰高生產(chǎn)成本的競爭對手并震懾潛在進入者， 擴大市場份額， 增強市場勢力[47] 。 較高的市場勢力增強了企業(yè)主營業(yè)務(wù)盈利能力的穩(wěn)定性和持續(xù)性[31，48] ， 使企業(yè)能夠獲得更多來自主業(yè)的利潤， 形成一種對良性利潤的依靠， 促進企業(yè)成長和價值增值， 企業(yè)價值的提升又能夠反哺技術(shù)創(chuàng)新， 形成相互促進的良性循環(huán)， 推動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展， 從而降低企業(yè)對非主業(yè)領(lǐng)域的利潤需求， 削弱了金融投機套利動機。 此外， 較高的市場勢力也會產(chǎn)生組織惰性， 降低企業(yè)風險承受能力[49] ， 相比于高風險的金融資產(chǎn)配置， 企業(yè)更傾向于利用已有市場優(yōu)勢以市場滲透的穩(wěn)健方式獲取規(guī)模經(jīng)濟和壟斷利潤[32] 。 因此， 研發(fā)投資通過增強市場勢力弱化了企業(yè)金融化的主觀投資意愿， 進而抑制了企業(yè)“脫實向虛”。

有鑒于此， 本文以市場勢力（MPower）作為中介變量， 在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型（4）和模型（5）， 檢驗其在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實向虛”之間的中介效應(yīng)。 具體模型如下所示：

MPoweri，t=α0+α1RDi，t+λControl+ε ? （4）

FINi，t=α0+α1RDi，t+α2MPoweri，t+λControl+ε ? （5）

由表7可知， 模型（4）中研發(fā)投資的系數(shù)為0.355， 在1%的水平上顯著; 模型（5）中研發(fā)投資的系數(shù)為-0.074， 其絕對值小于模型（1）中研發(fā)投資的系數(shù)絕對值， 且在1%的水平上顯著。 這說明市場勢力在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實向虛”之間發(fā)揮部分中介作用， 研發(fā)投資通過增強市場勢力進而抑制了企業(yè)“脫實向虛”。

六、異質(zhì)性分析

（一）環(huán)境不確定性的影響

企業(yè)的投資決策內(nèi)生于其所處的內(nèi)外部環(huán)境， 環(huán)境的變動通過影響決策成本、資源約束、風險承擔等限制企業(yè)的投資行為。 首先， 環(huán)境不確定性增加了企業(yè)管理層獲取內(nèi)外部有效信息的成本以及據(jù)此作出恰當投資決策的難度， 出于風險規(guī)避的考慮， 管理層往往會放棄一些高風險的投資項目[33] 。 其次， 環(huán)境不確定性減少了外部資金供給， 導(dǎo)致企業(yè)面臨較強的融資約束， 流動性風險和生存壓力成為管理層進行投融資決策時首先考慮的問題。 此時， 管理層的投資決策會更加謹慎， 傾向于暫緩甚至放棄部分現(xiàn)金流為正的投資項目， 轉(zhuǎn)而儲備更多的現(xiàn)金資產(chǎn)以備不時之需， 導(dǎo)致投資規(guī)模減小[34，50] 。 研發(fā)投資雖能促進企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展， 但在高環(huán)境不確定性的條件下， 投資周期長、資金需求量大和收益不確定性高的特征使得優(yōu)先保障研發(fā)投資變得不合時宜， 在企業(yè)削減投資規(guī)模時研發(fā)投資往往首當其沖。 與研發(fā)投資相比， 部分金融資產(chǎn)流動性較強、變現(xiàn)速度快， 天然具有資金儲蓄功能， 可以一定程度上替代現(xiàn)金來應(yīng)對環(huán)境變動的沖擊[13] 。 因此， 在高環(huán)境不確定性的條件下， 部分企業(yè)可能增加流動性金融資產(chǎn)持有， 在兼顧流動性需求的情況下獲取一定的投資收益。 而在環(huán)境不確定性較低的情況下， 企業(yè)面臨較為確定的資源獲取渠道， 更容易獲得各種持續(xù)創(chuàng)新所需的資源; 同時對創(chuàng)新投資未來結(jié)果的預(yù)測也更加精確， 能夠增強企業(yè)對通過研發(fā)投入建立企業(yè)長期競爭優(yōu)勢的信心， 從而削弱金融資產(chǎn)配置意愿。 綜上所述， 相比于高環(huán)境不確定性， 在低環(huán)境不確定性下， 研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用可能更顯著。

有鑒于此， 本文以環(huán)境不確定性（EU）為調(diào)節(jié)變量， 將樣本區(qū)分為高環(huán)境不確定性組和低環(huán)境不確定性組， 考察不同環(huán)境不確定性條件下， 研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的影響是否存在異質(zhì)性。

由表8可知， 在高環(huán)境不確定性組和低環(huán)境不確定性組中， 研發(fā)投資均能顯著抑制金融投資; 但是在低環(huán)境不確定性組中， 研發(fā)投資的影響更大， 且通過了5%水平上的組間系數(shù)差異檢驗。 這說明環(huán)境不確定性確實在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實向虛”之間存在調(diào)節(jié)作用： 相比于高環(huán)境不確定性， 在低環(huán)境不確定性下研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用更顯著。

（二）發(fā)展戰(zhàn)略的影響

從企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略角度來看， 多元化戰(zhàn)略作為一種重要戰(zhàn)略模式被眾多企業(yè)青睞， 其優(yōu)勢在于不僅能夠分散經(jīng)營風險、平滑收益波動， 而且通過業(yè)務(wù)間的相互協(xié)調(diào)（如技術(shù)協(xié)同、財務(wù)協(xié)同）可以獲得協(xié)同效應(yīng)， 實現(xiàn)“1+1>2”的效果。 就技術(shù)創(chuàng)新而言， 因其具有明顯的外溢性特征[51] ， 極易引發(fā)競爭對手的模仿行為， 導(dǎo)致溢出企業(yè)潛在超額收益的減少， 無形中削弱了溢出企業(yè)的研發(fā)積極性。 而在多元化經(jīng)營的企業(yè)中， 創(chuàng)新成果能夠在不同的產(chǎn)品或業(yè)務(wù)之間流轉(zhuǎn)與應(yīng)用[52] ， 且各部門之間對技術(shù)創(chuàng)新的交流與合作能夠產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)[36] ， 最大限度地將創(chuàng)新所帶來的價值提升鎖定在企業(yè)內(nèi)部， 減少研發(fā)溢出。 特別是在實施相關(guān)多元化的企業(yè)中， 企業(yè)可以根據(jù)市場需求的變化及時優(yōu)化研發(fā)資源配置， 放大研發(fā)的效應(yīng)乘數(shù)[53] 。 因此， 多元化程度高的企業(yè)可能因技術(shù)協(xié)同而具有更強的研發(fā)動機。 此外， 多元化經(jīng)營形成的內(nèi)部資本市場以及帶來的外部融資環(huán)境的改善能夠為研發(fā)活動提供更加穩(wěn)定的資金支持[36，54] 。 綜上所述， 相比于多元化程度低的企業(yè)， 在多元化程度高的企業(yè)中研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用可能更顯著。

有鑒于此， 本文以發(fā)展戰(zhàn)略（Dyh）為調(diào)節(jié)變量， 根據(jù)收入熵指數(shù)的中位數(shù)將樣本分為多元化戰(zhàn)略組與專業(yè)化戰(zhàn)略組， 檢驗發(fā)展戰(zhàn)略的差異對研發(fā)投資與企業(yè)“脫實向虛”關(guān)系的影響。

由表9可知， 多元化戰(zhàn)略組研發(fā)投資的系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 而專業(yè)化戰(zhàn)略組中研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的影響不顯著。 這說明發(fā)展戰(zhàn)略確實在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實向虛”之間起到調(diào)節(jié)作用： 研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用主要存在于實施多元化戰(zhàn)略的企業(yè)中。

（三）管理者權(quán)力的影響

企業(yè)投資決策最終由管理者來制定與執(zhí)行， 管理者是否恰當行使權(quán)力且履行忠誠勤勉義務(wù)直接影響到企業(yè)的投資效果。 而代理問題的存在會使得管理者可能通過尋租的方式濫用公司資源、盲目投資， 片面強調(diào)投資規(guī)模和經(jīng)營業(yè)務(wù)的多元化， 一味地盲目擴張來進行“帝國建設(shè)”， 由此誘發(fā)了過度投資行為， 造成了對企業(yè)資源的浪費。 尤其是在股權(quán)分散的所有制結(jié)構(gòu)中， 眾多中小股東難以形成對管理者的有效監(jiān)督， 容易產(chǎn)生實際控制權(quán)落入管理者手中的內(nèi)部人控制問題[55] 。 此時， 管理者傾向于利用自身較大權(quán)力通過自定薪酬、在職消費等方式謀求私利， 從而引發(fā)損害企業(yè)價值的非理性投資行為。

具體而言， 研發(fā)投資能夠給企業(yè)帶來獨特競爭優(yōu)勢、提升企業(yè)價值， 但其投資周期長、不確定性高的特征使得管理者的薪酬目標難以實現(xiàn)， 降低了管理者進行研發(fā)投資的熱情。 權(quán)力較大的管理者可能自定薪酬契約， 以短期績效指標替代股東價值最大化目標， 降低薪酬目標的實現(xiàn)難度， 從而通過短期績效的提升來獲得私有收益[56] 。 而金融資產(chǎn)配置為管理者提供了投機套利的機會[29] ， 權(quán)力較大的管理者可能會背離價值投資的理念， 轉(zhuǎn)而追求金融收益。 綜上所述， 相比于管理者權(quán)力高的企業(yè)， 管理者權(quán)力低的企業(yè)中研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用可能更顯著。

有鑒于此， 本文以管理者權(quán)力（Power）為調(diào)節(jié)變量， 分組檢驗了管理者權(quán)力對研發(fā)投資與企業(yè)“脫實向虛”之間關(guān)系的影響。

由表10可知， 在低管理者權(quán)力組中， 研發(fā)投資的系數(shù)顯著為負; 而在高管理者權(quán)力組中， 研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的影響不顯著。 這說明管理者權(quán)力在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實向虛”之間確實起到調(diào)節(jié)作用： 相比于高管理者權(quán)力， 低管理者權(quán)力下研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用更顯著。

七、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文基于2007 ～ 2020年A股非金融上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)， 從資源配置和市場競爭的視角出發(fā)， 實證檢驗了研發(fā)投資對企業(yè)“脫實向虛”的影響， 探討了兩者間潛在的作用機制以及在環(huán)境不確定性、發(fā)展戰(zhàn)略和高管權(quán)力異質(zhì)性情景下兩者關(guān)系的差異。 研究結(jié)果表明： 研發(fā)投資與企業(yè)金融化水平顯著負相關(guān)， 即研發(fā)投資能抑制企業(yè)“脫實向虛”; 作用機制檢驗結(jié)果表明， 研發(fā)投資主要通過增加現(xiàn)金持有和提高市場勢力兩種路徑來抑制企業(yè)“脫實向虛”; 異質(zhì)性分析結(jié)果表明， 在更低的環(huán)境不確定性、企業(yè)執(zhí)行多元化的發(fā)展戰(zhàn)略和限制管理者權(quán)力的條件下， 研發(fā)投資能夠更好地發(fā)揮對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用。

（二）建議

根據(jù)上述結(jié)論， 本文提出以下建議：

第一， 繼續(xù)深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革， 增強實體經(jīng)濟活力。 我國供給側(cè)出現(xiàn)的低端產(chǎn)能過剩等結(jié)構(gòu)性問題是導(dǎo)致當前實業(yè)投資利潤低下的重要推手。 要針對需求側(cè)有針對性地改變供給， 堅決淘汰落后產(chǎn)能， 鼓勵精密制造等高端制造業(yè)的發(fā)展， 以適應(yīng)高端化、多樣化需求。 另外， 要持續(xù)推進減稅降費， 擴大直接融資比例， 降低企業(yè)經(jīng)營成本， 為實體企業(yè)創(chuàng)造良好的營商環(huán)境。

第二， 進一步推動創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略實施， 提升企業(yè)在創(chuàng)新中的主體作用。 要注重產(chǎn)學(xué)研結(jié)合以及關(guān)鍵核心技術(shù)的積累， 提高創(chuàng)新質(zhì)量， 推動創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為高質(zhì)量生產(chǎn)力， 提高企業(yè)盈利能力， 讓創(chuàng)新成果真正惠及實體經(jīng)濟， 實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新與實業(yè)發(fā)展的良性循環(huán)。 從政策層面給予企業(yè)創(chuàng)新支持， 一定程度上承擔企業(yè)創(chuàng)新的風險， 從而驅(qū)動企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新， 以創(chuàng)新驅(qū)動治理企業(yè)“脫實向虛”。

【 注 釋 】

① 焦然等[41] 研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投資與企業(yè)績效之間存在U型關(guān)系，其拐點為RD=0.042。

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