企業(yè)金融化抑制了低碳技術創(chuàng)新嗎？

李楠博 徐喆 李書

關鍵詞 金融化；低碳技術創(chuàng)新；“動機背景”；環(huán)境注意力轉移

以技術創(chuàng)新應對氣候變化，在降碳減排的同時推動經濟高質量發(fā)展，這一觀點已在世界范圍內達成共識［1］。碳達峰、碳中和承諾期的臨近，意味著中國大氣污染防治攻堅戰(zhàn)已經進入了緊要關頭，低碳技術創(chuàng)新無疑是打贏這場“降碳硬仗”的關鍵要素［2］。與非環(huán)境類技術創(chuàng)新相似，低碳技術創(chuàng)新也存在高投資及慢回報特征，故而充足的資金供給是企業(yè)開展低碳技術創(chuàng)新活動的基本前提。然而，當前實體企業(yè)中普遍存在的金融化趨勢使得大多數企業(yè)原本就緊張的研發(fā)資金供給變得更為拮據?！丁笆奈濉敝圃鞓I(yè)高質量發(fā)展與產業(yè)政策轉型白皮書》指出，要保障實體產業(yè)平穩(wěn)有序發(fā)展，就必須扭轉其金融化趨勢［3］。在此背景下，探討如何在保障實體企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的同時提升其低碳技術創(chuàng)新水平，對維護實體企業(yè)可持續(xù)發(fā)展、促進實體產業(yè)轉型升級、助力“雙碳”目標的達成及保障國家經濟安全均有重要意義。雖然部分研究已經證明，金融化對技術創(chuàng)新存在顯著影響，但具體影響機制尚未明確，影響效果也因動機差異不一而論?？紤]到低碳技術創(chuàng)新獨有的生態(tài)性特征，金融化對低碳技術創(chuàng)新的影響是否也具備獨特性？這是值得深思的。此外，企業(yè)金融化是否具有單純的固定動機？又是通過何種機制影響低碳技術創(chuàng)新？對于這些問題，現有研究無法充分解答。有鑒于此，該研究在考察企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新影響效果的基礎上，引入了“動機背景”概念，從多維度探究了企業(yè)金融化“動機背景”的系統(tǒng)性結構，并從理論和實證兩個角度驗證了“動機背景”在金融化影響低碳技術創(chuàng)新過程中的作用效果。

1 文獻回顧

企業(yè)金融化是企業(yè)投資和運營策略變化的反映［4］。隨著中國經濟體制改革的深化和資本市場的快速發(fā)展，企業(yè)的金融市場參與度正在迅速加深［5］，這一現象引起了學術界的高度關注。早期金融化動機研究認為，當金融市場套利收益超過固定資產投資收益過多時，實體企業(yè)出于套利動機，會傾向于配置更多金融資產，導致企業(yè)金融化現象出現［6］。后續(xù)研究逐漸發(fā)現，套利并非金融化的唯一動機，實體企業(yè)的股東價值導向也會誘導企業(yè)參與到高價值增值金融活動中［7］。此外，風險前瞻角度的研究指出，持有金融資產可應對未來不確定性事件，企業(yè)金融化顯然還存在著避險動機［8］。不僅如此，金融化行為還存在非理性動機，張軍等［9］指出，企業(yè)金融化存在非理性同伴效應，許莉等［10］也指出，行業(yè)平均金融化程度的提升將導致企業(yè)增加金融資產配置。以中國企業(yè)為對象的研究考察了中國發(fā)展情境下金融化引致的諸多影響。宏觀層面的研究發(fā)現，企業(yè)金融化能通過多種渠道抑制宏觀經濟長期增長［11］，典型的是通過減少企業(yè)家的創(chuàng)新性勞動，阻礙生產率參數提升［12］。立足后凱恩斯主義理論的研究則指出，企業(yè)金融化改變了金融資本實際回報率，故而阻礙經濟增長，但適度金融化則有利于加快資本循環(huán)，提升經濟增長率［13］。與宏觀層面研究相同，金融化在微觀層面的影響也存在爭議。郭麗麗等［14］研究發(fā)現，金融化與企業(yè)經營績效間呈倒U型關系，金融化對企業(yè)績效的影響依據金融化程度的不同而不同。陽旸等［15］研究發(fā)現，金融化能在短期內提升企業(yè)績效，但長期來看其對企業(yè)績效的負向影響是顯著的。

聚焦于企業(yè)金融化對技術創(chuàng)新影響的研究中，大部分研究均認為非金融企業(yè)的金融化會抑制企業(yè)技術創(chuàng)新。段軍山等［16］從企業(yè)財務視角入手，研究發(fā)現實體企業(yè)金融化對企業(yè)技術創(chuàng)新投入和產出均存在負影響。舒鑫［17］的研究進一步發(fā)現，金融化抑制技術創(chuàng)新的根源在于企業(yè)風險承擔能力的降低。著眼于創(chuàng)新動力學［18］、產業(yè)政策［19］、托賓投資理論［20］和新結構經濟學［21］的研究均得到了相似結論。相關研究中也偶現不同觀點，如基于非參數分位數的研究實證發(fā)現，金融化與企業(yè)創(chuàng)新投資間存在倒U型非線性關系，存在有利于技術創(chuàng)新的最優(yōu)金融化水平［22］。與這些研究中的技術創(chuàng)新不同，低碳技術創(chuàng)新存在其獨特之處。一方面，低碳技術創(chuàng)新具有生態(tài)前瞻性，這決定了它重要的社會價值。已有研究發(fā)現，低碳技術創(chuàng)新是對經濟社會、生態(tài)環(huán)境和企業(yè)可持續(xù)發(fā)展關系的協(xié)調，是實現“雙碳”目標的重要途徑［23］，也是提升產業(yè)碳全要素生產率的主要因素［24］。另一方面，低碳技術創(chuàng)新不僅有著廣義技術創(chuàng)新投入高、回報慢的投資吸引劣勢，其天然的雙重外部性也意味著其經濟與環(huán)境收益都存在回收障礙，這導致企業(yè)缺少開展低碳技術創(chuàng)新活動的意愿，因而傳統(tǒng)的技術創(chuàng)新五維動力結構并不能驅動低碳技術創(chuàng)新。過往研究充分證明，低碳技術創(chuàng)新的主要驅動力來自政府相關政策和制度［25-26］，這使得企業(yè)面對低碳技術創(chuàng)新與普通技術創(chuàng)新時有截然不同的投資決策過程。

綜上所述，過往研究雖然已經對企業(yè)金融化行為及其對技術創(chuàng)新的影響進行了多角度分析，但低碳技術創(chuàng)新與廣義技術創(chuàng)新在驅動要素、影響條件及實踐機制上存在的較大差異，致使企業(yè)金融化對廣義技術創(chuàng)新的影響并不能全面代表其對低碳技術創(chuàng)新的影響。此外，以往研究多為結果導向型的金融化動機研究，更深層次上金融化背景特征的研究亟待展開。

2 理論分析與研究假設

2. 1 金融化行為對低碳技術創(chuàng)新的影響

實體企業(yè)金融化是抽象力量對實務環(huán)節(jié)的支配［27］，意味著企業(yè)金融投資偏好與投資行為的轉變［28］，已有研究已經發(fā)現，這一轉變源于三方面需求，分別是儲蓄、謀利和委托-代理需求［29］，金融化行為通過這些需求引致“擠出效應”和“蓄水池效應”作用于企業(yè)技術創(chuàng)新?！皵D出效應”下，金融化導致實體經濟運行資金短缺，進而抑制了企業(yè)技術創(chuàng)新；“蓄水池效應”下，金融化行為使企業(yè)保持了良好的流動性，充分滿足企業(yè)的短時資金需求，保障了技術創(chuàng)新投入的連續(xù)性，進而促進了技術創(chuàng)新。

當前公認的低碳技術創(chuàng)新定義為：針對可再生能源技術、替代能源供給技術、節(jié)約能源技術和溫室氣體捕捉與過濾技術等一系列以緩解氣候變化為核心的技術創(chuàng)新［30］。金融化對低碳技術創(chuàng)新的影響作用集中體現在兩個方面，一方面，低碳技術創(chuàng)新與廣義技術創(chuàng)新中的非生態(tài)型技術創(chuàng)新相比，其公共物品屬性引致了嚴重的市場失靈、外部性以及更高的風險，導致“蓄水池效應”難以發(fā)揮作用，甚至在企業(yè)經營實踐中，廣義技術創(chuàng)新對低碳技術創(chuàng)新也存在著的“二次擠出效應”，這就導致金融化幾乎無法為低碳技術創(chuàng)新帶來正向影響。另一方面，企業(yè)金融化屬于持續(xù)行為，低碳技術創(chuàng)新的投入產出間也存在著滯后性，這說明金融化對技術創(chuàng)新投入的“擠出”也存在著時滯效果，這就導致其對企業(yè)低碳技術創(chuàng)新投入不僅存在當期影響，也存在著滯后影響。即企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新存在負向影響，且該影響存在滯后性。據此，提出研究的基本假設H1a和H1b。

H1a：整體而言，企業(yè)金融化程度的加深會抑制低碳技術創(chuàng)新。

H1b：企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新投入和產出的影響存在著滯后性。

2. 2 異質性金融化“動機背景”在金融化影響低碳技術創(chuàng)新中的作用

心理學研究中，動機與背景是緊密相關的概念［31］。相關研究已經發(fā)現，相似的背景未必必然導致相似的動機，但在其他條件不變的情況下，相似的動機卻有極大概率產生于相似的背景之下，而相似背景下的行為，其結果同一性往往較高［32］。受此啟示，為突破傳統(tǒng)金融化研究中動機模擬的難題，摒棄對動機的單一考察，轉向考察導致金融化動機產生的背景，進而研究中引入了“動機背景”這一概念，專門描述使企業(yè)產生金融化動機的特定背景。以對具化“動機背景”的刻畫替代傳統(tǒng)研究中簡單分解或模糊剝離的金融化動機，在“動機背景-行為-結果”這一全新邏輯框架下對金融化問題展開研究。企業(yè)金融化過程中，金融化行為背后蘊藏的是交錯存在且相機變化的金融化動機，對動機的考察和模擬因而存在著識別和時變兩個重要障礙。但金融化“動機背景”的一致性遠高于動機一致性，因而考察“動機背景”對行為結果的影響更具理論和現實價值。

企業(yè)金融化“動機背景”特指潛藏于企業(yè)金融化動機之下的主要背景要素的集合。相似的金融化行為往往處于相似的“動機背景”之下，且“動機背景”能夠影響企業(yè)金融化行為對結果的作用效果。值得注意的是，“動機背景”和行為結果間存在非雙向影響關系，因而脫離結果的“動機背景”識別是無意義的。進一步地，企業(yè)既有內部各部門間的復雜網絡關系，又有不同企業(yè)所處的差異性外部生境，因此有必要從內、外部兩個角度綜合考察企業(yè)的金融化“動機背景”。管理者對企業(yè)未來盈利預期的樂觀程度是企業(yè)金融化內部“動機背景”在主觀層面的核心體現。高階梯隊理論已經指出，企業(yè)管理者的認知和行為直接影響著企業(yè)的戰(zhàn)略決策，委托-代理理論則發(fā)現，企業(yè)實際管理者為了獲取股東信任，博得自身利益最大化，對企業(yè)的短期盈利有較高要求。這一情況在企業(yè)運營實踐中主要表現為采取短期增加利潤手段提升企業(yè)賬面盈利能力的企業(yè)，往往處于管理者對企業(yè)未來一期盈利能力較為悲觀的情境下；而減少金融投資規(guī)模，更多地關注企業(yè)長期可持續(xù)性發(fā)展的企業(yè)，往往處于管理者對企業(yè)短期盈利能力信心較高的情境下。事實上，管理者盈利樂觀程度較低時，可選擇的盈利改善方案較多，未必一定導致企業(yè)產生金融化行為，隨著管理者盈利樂觀程度的提升，“利潤焦慮”被逐漸緩解，此時進行的金融化行為往往以儲蓄、提升業(yè)務多元化結構及應對短期資金流動性需求為目標，低碳技術創(chuàng)新投入的持續(xù)性因此得到了增強。有鑒于此，提出研究假設H2a。

H2a：企業(yè)管理者盈利樂觀度是主觀層面的內部“動機背景”，樂觀度的提升能夠降低金融化對低碳技術創(chuàng)新的抑制效果。

融資約束是企業(yè)金融化內部“動機背景”在客觀層面的核心體現。部分基于金融化動機角度的研究指出，融資約束是企業(yè)金融化的根本動機，二者間存在顯著的傳染效應［33］。企業(yè)面臨融資約束時，金融資產的短期性、高流動性特征使其成為企業(yè)資金不足情況下緩解資金壓力的選擇之一，盡管融資約束并不一定直接導致企業(yè)金融化行為，但融資約束高時，企業(yè)傾向于持有更多現金和其他金融資產以應對可能出現的資金鏈和現金流斷裂危機，由此產生的“擠出效應”會顯著抑制企業(yè)技術創(chuàng)新尤其是低碳技術創(chuàng)新；融資約束低時，企業(yè)的金融化注重社會責任的提升，傾向于配置更多金融收益到研發(fā)創(chuàng)新類項目中，低碳技術創(chuàng)新水平也會因此得到提升。顯然，與融資約束較為寬松的企業(yè)相比，嚴苛融資約束背景下的企業(yè)有更迫切的資金需求，金融化對企業(yè)低碳技術創(chuàng)新的抑制效果更加顯著。據此，提出研究假設H2b。

H2b：融資約束是客觀層面的內部“動機背景”，融資約束嚴格程度的提升會加劇企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新的抑制作用。

外部環(huán)境競爭的劇烈程度是影響企業(yè)金融化行為選擇的最重要因素。一方面，相對于競爭程度較低的企業(yè)而言，高競爭度使企業(yè)迫于被市場淘汰的壓力，更為專注于企業(yè)主營業(yè)務的發(fā)展，注重核心競爭力的塑造。由于高效低耗節(jié)能生產模式是企業(yè)長遠發(fā)展的基礎，故而企業(yè)會增加對低碳類技術創(chuàng)新的投資力度。另一方面，高競爭度的行業(yè)中，競爭環(huán)境倒逼企業(yè)提升社會責任感，企業(yè)為避免喪失競爭優(yōu)勢，謀求長期可持續(xù)發(fā)展，會主動地增強對環(huán)境類問題的關注度，促使低碳技術創(chuàng)新能力和績效有所提升。據此，提出研究假設H2c。

H2c：市場競爭度作為外部“動機背景”，競爭度的提升能夠緩解企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新的抑制作用。

2. 3 “動機背景”影響低碳技術創(chuàng)新的非金融化實現機制

企業(yè)金融化的“動機背景”不僅能夠調節(jié)金融化對低碳技術創(chuàng)新的影響，其自身對低碳技術創(chuàng)新也存在著非金融化影響機制。與綠色技術創(chuàng)新類似，企業(yè)低碳技術創(chuàng)新對企業(yè)管理者環(huán)境意識依賴度高，而管理者環(huán)境注意力是其對于環(huán)境相關問題關注程度的集中體現，因此，管理者的環(huán)境注意力是低碳技術創(chuàng)新過程中不容忽視的影響因素。環(huán)境注意力概念析出于注意力基礎觀理論，該理論指出，組織注意力與組織內其他資源一樣，是有限且稀缺的，它代表了組織的關注議題，決定了組織的戰(zhàn)略抉擇。管理者的環(huán)境注意力會受到金融化“動機背景”的影響而發(fā)生轉移，這一轉移必然影響企業(yè)低碳技術創(chuàng)新。為了進一步表征管理者環(huán)境注意力在“動機背景”對結果影響中的動態(tài)傳遞效果，在管理者環(huán)境注意力的基礎上，進一步衍生出管理者“環(huán)境注意力轉移”概念，專指企業(yè)管理者配置于生態(tài)環(huán)境問題注意力的變化程度。

具體來看，首先，作為金融化的內部主觀“動機背景”的盈利樂觀度，其本身就源自管理者對企業(yè)運營情況的判斷，帶有一定主觀性，一旦盈利樂觀度下降，管理者注意力往往會被能夠獲取更高利潤的議題所吸引，環(huán)境注意力因此發(fā)生轉出，進而抑制企業(yè)的低碳技術創(chuàng)新，反之亦然。其次，作為企業(yè)金融化內部客觀“動機背景”的融資約束，在約束強度較高時，企業(yè)面臨著研發(fā)投入不足的困境，此時管理者的注意力往往會集中于那些回報周期更短、風險更小的非生態(tài)類技術創(chuàng)新項目，導致環(huán)境注意力轉出，低碳技術創(chuàng)新則會因非生態(tài)類項目的“擠出效應”受到抑制。第三，作為企業(yè)金融化外部“動機背景”的行業(yè)競爭度同樣通過轉移管理者環(huán)境注意力而影響企業(yè)低碳技術創(chuàng)新?；谖?代理理論的研究已經表明，競爭較為激烈的行業(yè)中，管理者更為關注如何在短期內提升企業(yè)財務績效、分散經營風險及降低融資成本，進而達到盡快提升競爭地位的目的［34］，配置于環(huán)境的注意力因而被減少。而競爭度較低的行業(yè)中，管理者財務業(yè)績壓力較小，有更多的注意力能夠配置于環(huán)境問題，進而促進低碳技術創(chuàng)新。綜上，提出研究假設H3。

H3：企業(yè)金融化“動機背景”促使管理者環(huán)境注意力轉移進而影響企業(yè)低碳技術創(chuàng)新。

3 研究設計

3. 1 樣本選擇與數據來源

制造業(yè)是經濟增長的主導部門，也是“雙碳”目標能否順利達成的決定性部門。以證監(jiān)會2012版行業(yè)分類標準為準則，采用2011—2021年滬深A股上市的制造業(yè)企業(yè)為樣本考察企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新的影響，提取初始樣本3 258個。依據以下規(guī)則篩選樣本：首先，剔除樣本期內出現ST與*ST的上市企業(yè)，得到剩余樣本3 171個；其次，剔除了樣本期內首次上市不滿1年的企業(yè)，得到剩余樣本2 861個；繼而，剔除了關鍵變量數據缺失嚴重且無法補齊的企業(yè)，得到最終樣本2 487個，包含核心觀測值61 261個。

上市公司財務數據均來自國泰安數據庫（CSMAR），區(qū)域環(huán)境規(guī)制數據來自地方統(tǒng)計年鑒和CnOpenData數據庫，專利數據來自INCOPAT數據庫。為避免極端值的影響，對所有連續(xù)變量均進行雙側1%縮尾處理。

3. 2 模型設定

構建基準回歸模型（1）檢驗假設H1a。考慮到金融化對低碳技術創(chuàng)新可能存在的滯后影響，進一步構建模型（2）檢驗滯后效應，對應于研究假設H1b。

其中：TEi，t 表示i 企業(yè)在t 時期的低碳技術創(chuàng)新投入（或產出）規(guī)模；FINi，t 表示 i 企業(yè)在t 時期的金融化水平；FINi，t - 1 表示i 企業(yè)在t - 1時期的金融化水平；Controlji，t 表示控制變量。為避免估計結果受到宏觀環(huán)境變化或產業(yè)特征差異帶來的影響，兩個模型均控制了年份固定效應（Year）和行業(yè)固定效應（Industry）；εi，t 為殘差項。

3. 3 變量定義

3. 3. 1 被解釋變量

不同企業(yè)存在低碳技術創(chuàng)新知識生產投入和成果轉化能力上的差異，這意味著低碳技術創(chuàng)新過程中投入和產出可能出現非一致性。據此構建了低碳技術創(chuàng)新投入（TE_I）和低碳技術創(chuàng)新產出（TE_O）兩個變量，從低碳技術創(chuàng)新的投入、產出兩端加以分析。

從投入角度來看，企業(yè)創(chuàng)新活動需要大量研發(fā)人員的參與，以研發(fā)人員數量衡量企業(yè)技術創(chuàng)新投入是現有研究的普遍做法。制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新雖然并非全部為低碳技術創(chuàng)新，但提升生產效率和降低能源消耗是管理創(chuàng)新、流程創(chuàng)新、工藝創(chuàng)新和技術創(chuàng)新的一致目標，因而，參照宋玉臣等［35］的研究，選擇以全體研發(fā)人員數量占總員工比例作為企業(yè)低碳技術創(chuàng)新投入指標的代理變量。

從產出角度來看，專利情況的穩(wěn)定性和客觀性是對技術創(chuàng)新產出的良好反映，參照文獻［36］的研究方法，采用美國專利局和歐洲專利局聯合頒布的聯合專利分類體系（Cooperative Patent Classification，CPC）中Y02分類下的專利授權數量衡量企業(yè)低碳技術創(chuàng)新產出，CPC-Y02是緩解氣候變化技術或應用專利的專門分類，文中所用專利數據僅保留中國公民于中國大陸境內授權的無爭議專利。由于制造業(yè)企業(yè)低碳技術創(chuàng)新專利數據0值較多，存在明顯厚尾現象，為避免對后續(xù)研究的干擾，借鑒文獻［37］的做法，采用將專利數據加1取對數方法處理企業(yè)低碳技術創(chuàng)新數據。

3. 3. 2 核心解釋變量

常見的企業(yè)金融化行為測度方式主要有兩種，分別是資產測度和收益測度。由于金融收益受到金融風險的影響較大，可能對企業(yè)真實金融化水平存在遮蔽，因此選擇以金融資產測度企業(yè)金融化水平（FIN）。以文獻［6］的研究為開端，資產視角量化金融化水平的方式已經基本達成了一致，即以企業(yè)金融資產在總資產中的占比表征企業(yè)金融化水平［38］，其中金融資產包括貨幣資金總額、交易性金融資產、應收利息凈額、應收股利凈額、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額及投資性房地產凈額。

3. 3. 3 控制變量

依據謝家智等［39］及吳偉偉等［40］的研究，為模型（1）和模型（2）構建了包含四個層面的控制變量組。企業(yè)基本情況控制組包括企業(yè)年齡和企業(yè)資產規(guī)模，企業(yè)的財務情況控制組包括資產負債率和營業(yè)收入增長率，管理層內部情況控制組包括股權制衡度和董事會規(guī)模，生態(tài)治理情況的控制變量為企業(yè)環(huán)保投資。

4 實證結果與分析

4. 1 描述性統(tǒng)計分析

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計分析結果。核心解釋變量FIN 的均值為0. 230，標準差為0. 151，這與已有研究中制造業(yè)企業(yè)的金融化水平基本一致，說明所選擇的測度方法和提取的樣本是合理的。低碳技術創(chuàng)新投入的均值為13. 160，標準差為10. 120，最大值與最小值之差為55. 990，說明不同企業(yè)低碳研發(fā)投入差距較大，低碳技術創(chuàng)新產出指標的情況與之類似。對比當前已有的制造業(yè)技術創(chuàng)新相關研究［41］，發(fā)現企業(yè)在低碳技術創(chuàng)新上的差異遠大于其在廣義技術創(chuàng)新中的差異，這一方面說明制造業(yè)企業(yè)對生態(tài)環(huán)境問題的關注度差別較大，另一方面也表明了低碳技術創(chuàng)新區(qū)別于廣義技術創(chuàng)新的特殊性。

4. 2 基準回歸結果與分析

表2報告了制造業(yè)企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新影響的基準回歸結果。模型（1）的回歸結果見列（1）和列（2），該結果顯示，在控制了宏觀環(huán)境變化、行業(yè)差異及其他相關變量后，企業(yè)金融化對企業(yè)低碳技術創(chuàng)新投入當期影響的回歸系數為-0. 136，t 統(tǒng)計量為-2. 420，即在5%顯著性水平下，企業(yè)的金融化對同期低碳技術創(chuàng)新投入存在顯著的負向線性影響。與之相似的是，金融化水平至少在10%顯著性水平下也負向影響了企業(yè)低碳技術創(chuàng)新產出（系數為-0. 091，t 統(tǒng)計量為-1. 932）。即依據模型（1）估計得到的回歸結果顯示，企業(yè)金融化對企業(yè)低碳技術創(chuàng)新的投入和產出均存在顯著的負向影響，假設H1a得到驗證。

模型（2）考察的是滯后1期的金融化水平對低碳技術創(chuàng)新投入和產出的影響，其結果見表2 列（3）和列（4）。L. FIN 為滯后1期的企業(yè)金融化水平，估計結果顯示，滯后1期的金融化水平同樣能夠顯著影響當期低碳技術創(chuàng)新投入（t 統(tǒng)計量為-2. 651）與產出（t 統(tǒng)計量為-3. 541），假設H1b得到了驗證。對比列（1）和列（3）發(fā)現，滯后1期的金融化水平對低碳技術創(chuàng)新投入和產出的影響均大于當期金融化水平對二者產生的影響，結合金融化對低碳技術創(chuàng)新產出的當期和滯后影響結果，能夠看出，制造業(yè)企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新水平的影響不僅存在滯后性，還同時具有黏性效果。對比樣本區(qū)間和研究范圍接近的金融化影響廣義技術創(chuàng)新的研究［42］，發(fā)現金融化對低碳技術創(chuàng)新投入產出的抑制效應及滯后抑制效應均大于廣義技術創(chuàng)新，佐證了理論分析中金融化視角下廣義技術創(chuàng)新對低碳技術創(chuàng)新存在的“二次擠出效應”。

4. 3 穩(wěn)健性檢驗

4. 3. 1 主要變量間關系的穩(wěn)健性考察

為保障實證結果穩(wěn)定性，更換主要變量的測度方式。首先，參照徐云松等［43］的研究，著眼于利潤視角，將企業(yè)金融化水平的衡量方式轉變?yōu)榻鹑诨顒永麧櫿伎偫麧櫛戎兀黄浯?，參照王衛(wèi)東等［44］的研究，將低碳技術創(chuàng)新投入的代理變量更換為研發(fā)投入金額占營業(yè)收入的比重；最后，利用CPC?Y02分類下的專利申請數量重新測度低碳技術創(chuàng)新產出。再次估計，結果見表3。表3表明，在10%顯著性水平下，金融化對低碳技術創(chuàng)新投入和產出的抑制作用顯著且存在滯后性，與前文結論相符。

4. 3. 2 聯立因果的內生性克服

低碳技術創(chuàng)新水平和金融化間可能存在聯立因果關系，因此應處理由此引致的內生性問題。由于企業(yè)低碳技術創(chuàng)新受創(chuàng)新基礎、創(chuàng)新文化和創(chuàng)新能力的影響，可能會表現出一定程度的慣性，因此引入低碳技術創(chuàng)新投入和產出變量的滯后項，構建動態(tài)面板模型，采用系統(tǒng)廣義矩估計（System?GMM）方法再次進行估計，估計結果見表4。動態(tài)面板估計方法下，企業(yè)低碳技術創(chuàng)新投入及產出的滯后變量（L. TE_I 和L. TE_O）系數均在1%顯著性水平下顯著，說明企業(yè)技術創(chuàng)新的投入和產出確實存在著慣性。金融化變量在兩個模型中均至少在10%顯著性水平上為負，表明企業(yè)金融化確實對低碳技術創(chuàng)新的投入和產出有抑制作用，這與基準回歸結果一致。

4. 3. 3 遺漏解釋變量的內生性解決

學術界對低碳技術創(chuàng)新的研究仍處于初始階段，現階段探索的局限導致模型在較大概率上存在遺漏解釋變量問題。參照程富等［45］的研究，引入區(qū)域變量用以控制區(qū)域經濟發(fā)展（GDP）和區(qū)域環(huán)境規(guī)制強度（ER）?？紤]到低碳技術創(chuàng)新所受到的金融化影響可能因為金融化結構差異而不同，因而參照沈悅等［46］的研究，將企業(yè)持有的金融資產分為有風險金融資產（FIN_R）和無風險金融資產（FIN_RF），再次進行估計，估計結果見表5。在控制區(qū)域和金融化類型差異后，基準回歸結論依然成立。此外，持有無風險金融資產對企業(yè)低碳技術創(chuàng)新并不存在顯著線性影響，持有風險型金融資產則顯著負向影響企業(yè)低碳技術創(chuàng)新，這與前文理論分析的結論是一致的。

4. 3. 4 樣本選擇偏誤的內生性處理

使用傾向匹配得分法（PSM）緩解樣本選擇性偏誤帶來的內生性問題。為保證研究一致性，將基準回歸中的控制變量作為協(xié)變量，利用最近鄰匹配法進行得分匹配。匹配后，各變量標準化偏差絕對值均在10%以內，P 值均大于0. 05，說明匹配效果較好，且變量呈組間均衡，樣本選擇偏差帶來的內生性問題因此得以解決（平衡性檢驗結果留存?zhèn)渌鳎?。對經過PSM匹配后的樣本再次進行估計，結果見表6。表明基準回歸結論仍被支持。

4. 3. 5 異常值敏感性檢驗

基準回歸中已經對連續(xù)數據進行了雙側1%縮尾處理，但由于部分數據厚尾性較強，為排除異常值對估計結果的影響，參照吳堯等［47］的研究，再次對連續(xù)數據進行了雙側5%縮尾處理，縮尾處理后的回歸結果見表6，研究結論不變。

4. 4 異質性檢驗

為檢驗不同產權性質的企業(yè)是否在金融化影響低碳技術創(chuàng)新的過程中存在差異，依據樣本會計期間內實際控股人性質分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組，分別對組內企業(yè)進行回歸。繼而，為了檢驗不同企業(yè)規(guī)模是否在金融化影響低碳技術創(chuàng)新的過程中存在差異，參考Camp?bell等［48］的研究，將樣本企業(yè)按年末總資產分為大規(guī)模企業(yè)組和小規(guī)模企業(yè)組，分別對兩種規(guī)模的企業(yè)進行回歸。兩種異質性分析的回歸結果見表7。

從產權性質異質性維度看，非國有企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新投入和產出的抑制效果均大于國有企業(yè)，且這一抑制作用的傳導時效較短，多為同期影響。從企業(yè)規(guī)模異質性維度看，相比大規(guī)模企業(yè)，小規(guī)模企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新的投入有更強的抑制效果，但小規(guī)模企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新產出的影響不顯著。因此，企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新的抑制作用并不因企業(yè)產權性質或企業(yè)規(guī)模的不同而改變，再次驗證了假設H1。

5 “動機背景”在金融化影響低碳技術創(chuàng)新中的作用分析

5. 1 內部主觀“動機背景”的調節(jié)效應

企業(yè)管理者的盈利樂觀度是企業(yè)金融化的內部主觀“動機背景”，以上市企業(yè)年報中的情感語調（ET）衡量。其中情感語調=（正面詞匯數量—負面詞匯數量）（/ 正面詞匯數量+負面詞匯數量），情感語調數值越大，說明管理者對盈利預期的樂觀程度越高。對基本假設H2a的檢驗結果見表8。以當期低碳技術創(chuàng)新為因變量時，交乘項系數符號均為正，且至少在10%顯著性水平下顯著，說明盈利樂觀度在金融化對低碳技術創(chuàng)新影響中的反向調節(jié)效應成立，這與假設H2a的預期相符。就滯后性影響而言，在10%顯著性水平下，交互項系數均顯著為正，說明盈利預期的樂觀程度也能反向調節(jié)滯后一期的金融化對當期低碳技術創(chuàng)新產出的影響，這與前文研究中金融化對低碳技術創(chuàng)新影響的滯后性和黏性特征相符?？傮w而言，管理者的盈利樂觀度在金融化對低碳技術創(chuàng)新投入的負向影響中起到顯著的反向調節(jié)作用，即管理者對未來盈利的樂觀程度越高，越能夠緩解金融化對低碳技術創(chuàng)新投入的抑制作用，假設H2a得到驗證。

5. 2 內部客觀“動機背景”的調節(jié)效應

為了考察企業(yè)金融化內部客觀“動機背景”在金融化影響低碳技術創(chuàng)新過程中的調節(jié)作用，參考劉惠好等［49］的研究，運用融資約束的KZ 指數測度企業(yè)融資約束強度。KZ 指數具體計算方法參考魏志華等［50］的研究，KZ 指數越大，說明企業(yè)所面臨的融資約束程度越高。內部客觀動機背景對金融化和低碳技術創(chuàng)新影響的回歸結果見表9。FIN × KZ 和L. FIN × KZ 是回歸中的核心觀測變量，以低碳技術創(chuàng)新投入為因變量時，融資約束的KZ 指數與金融化當期和滯后期的交叉相乘項符號均為負，在5%顯著性水平下顯著，即融資約束在金融化對低碳技術創(chuàng)新投入影響中的同向調節(jié)效應顯著成立，但這一調節(jié)效應對低碳技術創(chuàng)新產出的當期和滯后期均無顯著影響，說明金融化對低碳技術創(chuàng)新產出的抑制作用并未受到融資約束的影響，融資約束只在低碳技術創(chuàng)新投入端發(fā)揮調節(jié)作用，融資約束強度的增加會加劇企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新投入的抑制作用，假設H2b得到驗證。

5. 3 外部“動機背景”的調節(jié)效應

行業(yè)競爭水平是企業(yè)金融化的外部“動機背景”，為檢驗行業(yè)競爭水平在企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新抑制影響中的調節(jié)作用，參照江曙霞等［51］的研究，引入行業(yè)勒納指數（ILN）變量表征行業(yè)競爭程度。行業(yè)勒納指數由個股勒納指數加權而得，其中個股勒納指數=（營業(yè)收入-營業(yè)成本-銷售費用-管理費用）/營業(yè)收入，行業(yè)勒納指數=單個公司營業(yè)收入/行業(yè)內營業(yè)收入合計×個股勒納指數累計，估計結果見表10?；貧w結果顯示，無論是對金融化當期或滯后期進行回歸，金融化與行業(yè)勒納指數的交乘項至少在10%顯著性水平下顯著，說明行業(yè)競爭度在金融化對企業(yè)低碳技術創(chuàng)新投入和產出的抑制作用中都起到反向調節(jié)效果，即外部“動機背景”不僅調節(jié)低碳技術創(chuàng)新的投入端，也調節(jié)低碳技術創(chuàng)新的產出端，隨著行業(yè)競爭水平的提升，企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新投入和產出的抑制作用都能夠得到一定程度的緩解。

6 拓展研究：“動機背景”影響低碳技術創(chuàng)新的非金融化實現機制

上述實證分析驗證了動機背景在企業(yè)金融化對低碳技術創(chuàng)新影響中的調節(jié)效應。依據前文的理論分析能夠發(fā)現，除了基于金融化角度的影響，金融化“動機背景”對低碳技術創(chuàng)新還存在非金融影響渠道，其實現機制為：內、外部“動機背景”均能夠通過轉移企業(yè)管理者的環(huán)境注意力而影響低碳技術創(chuàng)新。因此，進一步基于管理者的環(huán)境注意力轉移角度，探討金融化“動機背景”對低碳技術創(chuàng)新的非金融影響渠道。

6. 1 管理者環(huán)境注意力轉移的測度

依據前文對管理者環(huán)境注意力轉移的定義，采用文本分析法測度管理者環(huán)境注意力。在文本詞匯選擇上，國外文獻對企業(yè)管理者認知和態(tài)度測度時的主體通常是“致股東的信”［52］，國內研究大多采用企業(yè)年報和董事會報告［53］。為了使變量兼具客觀性和代表性，選擇包含詞匯量最大、具體性最強的企業(yè)年報作為文本分析載體。管理者環(huán)境注意力的測度參照吳建祖等［54］的研究，具體步驟為：首先，大量隨機閱讀相關企業(yè)年報，抽取生態(tài)環(huán)境相關詞匯，構建低碳技術創(chuàng)新相關關鍵詞詞匯表，以低碳相關的低碳、生態(tài)、污染治理和節(jié)能指向層為基準，建立關鍵詞詞匯表。其次，利用Python軟件計算年報中關鍵詞詞頻，提取其中的高頻環(huán)境關鍵詞，進一步充實詞匯表。最后，求得關鍵詞詞頻在總詞頻中所占比例，該比值即為企業(yè)管理者環(huán)境注意力配置強度。進一步地，受到相關研究的啟發(fā)，將管理者環(huán)境注意力數據的一階差分值與其滯后1期值相比，利用得到的比值測度企業(yè)管理者環(huán)境注意力轉移的強度。若該比值為負，說明管理者對生態(tài)環(huán)境問題的關注度在下降，環(huán)境注意力正在轉出；若該比值為正，說明管理者對生態(tài)環(huán)境問題的關注度在上升，環(huán)境注意力正在轉入；該比值的絕對值越大，說明管理者環(huán)境注意力轉出或轉入的強度越高。

6. 2 實證結果分析

表11中報告了以企業(yè)管理者的環(huán)境注意力轉移為中介變量的模型估計結果。Panel A報告了基于內部主觀“動機背景”視角的中介作用檢驗結果。根據該結果可以判定，環(huán)境注意力轉移在盈利樂觀度與低碳技術創(chuàng)新投入間起到完全中介作用，即管理者對未來盈利的樂觀預期會導致企業(yè)增加技術創(chuàng)新投入。值得注意的是，這一影響是由于管理者對未來盈利的樂觀預期使其環(huán)境注意力轉入，進而導致企業(yè)創(chuàng)新投入增加而間接實現的，并不存在直接作用機制。進一步觀察盈利樂觀度對低碳技術創(chuàng)新產出的作用機制，發(fā)現管理者的環(huán)境注意力轉移對企業(yè)低碳技術創(chuàng)新產出并無顯著影響。為避免可能被掩蓋的中介效果，對模型進行Bootstrap敏感性檢驗，檢驗結果如Panel A中的“ET→TEA→TE_O”路徑所示，由于區(qū)間內包含0值，因此判定中介效應不顯著。即金融化的內部主觀“動機背景”雖然對低碳技術創(chuàng)新產出存在微弱影響，但該影響為直接影響，并不通過驅動管理者環(huán)境注意力轉移而對低碳技術創(chuàng)新產出產生影響，研究假設H3得到部分驗證。

Panel B報告了基于內部客觀“動機背景”視角中介作用檢驗結果。該結果顯示，融資約束與低碳技術創(chuàng)新投入間顯著負相關，說明融資約束越嚴格，就越是抑制企業(yè)低碳技術創(chuàng)新投入，直接影響成立。觀察融資約束對低碳技術創(chuàng)新投入的影響發(fā)現，融資約束對低碳技術創(chuàng)新還存在間接影響，融資約束通過轉出管理者環(huán)境注意力導致企業(yè)低碳技術創(chuàng)新投入減少，Bootstrap抽樣結果也顯示部分中介效應顯著成立。進一步觀察融資約束對低碳技術創(chuàng)新產出的影響，發(fā)現融資約束的提升通過直接和間接兩個渠道促進了企業(yè)低碳技術創(chuàng)新產出。產生這一現象的原因在于，一方面，融資約束的提高增強了企業(yè)對有限研發(fā)資金的利用效率，繼而提升了創(chuàng)新行為的產出績效。另一方面，由于低碳技術創(chuàng)新產出的滯后性，故而導致當期融資約束對當期低碳技術創(chuàng)新產出的影響可能存在一定的時滯偏差。Bootstrap抽樣結果同樣顯示部分中介效應顯著成立，假設H3得到部分佐證。

Panel C報告了基于外部“動機背景”視角的中介作用檢驗結果。該結果顯示，行業(yè)競爭度越高，企業(yè)低碳技術創(chuàng)新的投入和產出越高，主效應顯著。但行業(yè)競爭度高會使企業(yè)管理者的環(huán)境注意力轉出，只是轉出程度較低?？紤]到低碳技術創(chuàng)新投入為因變量的檢驗中雖然主效應顯著，但與間接效應符號相反，且由于Bootstrap抽樣區(qū)間不包含0值，因而綜合判定以管理者環(huán)境注意力轉移為中介的金融化外部“動機背景”對低碳技術創(chuàng)新投入影響機制中的遮掩效應成立。進一步觀測外部“動機背景”對低碳技術創(chuàng)新產出的影響機制，由于主效應和間接效應均顯著，說明中介效應成立，考慮到對低碳技術創(chuàng)新產出中介效應檢驗中的回歸系數均顯著，因此部分中介效應顯著成立，即管理者環(huán)境注意力轉移在行業(yè)競爭度與低碳技術創(chuàng)新產出間起中介作用。至此，假設H3的全部機制驗證完畢，假設H3成立。

6. 3 內生性問題的處理

表征外部“動機背景”的行業(yè)競爭度在先驗和理論分析中均被看作是嚴格外生變量，但內部“動機背景”所包含的預期樂觀度和融資約束極有可能與低碳技術創(chuàng)新間存在聯立因果關系，因而有必要對內部“動機背景”的中介效應檢驗部分進行內生性問題的處理。當前，部分研究已經開始關注中介效應檢驗中的內生性問題，如Markus等［55］利用工具變量法，為每一個懷疑有內生性的核心變量尋找到工具變量，試圖借此克服模型的內生性問題。后續(xù)跟進的研究進一步發(fā)現，只選用一個工具變量同樣能夠處理因果中介效應，且能夠克服多工具變量的分配隨機性問題。考慮到單獨工具變量法的優(yōu)勢，參考Pinto等［56］的研究，利用單獨工具變量聯合兩階段最小二乘法處理上述模型內生性問題。

工具變量的選擇參考Raymond等［57］的研究，利用行業(yè)內其他企業(yè)預期樂觀度和融資約束的均值作為內部“動機背景”的工具變量。對于處于相同行業(yè)內的企業(yè)，由于技術環(huán)境和宏觀經濟環(huán)境較為相似，因此其余企業(yè)的預期樂觀度及融資約束平均度往往與目標企業(yè)存在較高相關性。進一步考慮到該研究為典型的大樣本研究，因此單一企業(yè)的低碳技術創(chuàng)新難以對行業(yè)內其他企業(yè)的管理者認知以及財務狀況產生影響，而行業(yè)內其他企業(yè)的管理者認知以及財務狀況雖然可能對行業(yè)市場產生影響，但與目標企業(yè)低碳技術創(chuàng)新間的影響鏈條過長，因而二者間不存在嚴格共線關系。表12報告了克服內生性后的中介效應結果，對比內生性處理前后結果能夠看出，盈利樂觀度對低碳技術創(chuàng)新投入的總效應和間接效應均有所增大，其結果仍為完全中介效應，而其對低碳技術創(chuàng)新產出的中介效應在內生性處理前和處理后均不存在。類似地，融資約束的中介效應結論同樣未發(fā)生實質改變，說明前文所得實證結果是可靠的。

7 結論與啟示

結論與啟示以制造業(yè)2011—2021年滬深A股上市公司為研究樣本，考察金融化對低碳技術創(chuàng)新的影響，揭示金融化“動機背景”和金融化行為對低碳技術創(chuàng)新的作用機制，得到以下主要結論：①整體來看，企業(yè)金融化顯著抑制了企業(yè)低碳技術創(chuàng)新，并具備滯后性和黏性兩方面特征。滯后性表現為當期金融化對低碳技術創(chuàng)新的投入產出均有抑制作用，且對未來一期的投入和產出仍然存在抑制效果；黏性表現為金融化對當期低碳技術創(chuàng)新投入和產出的影響均小于滯后一期金融化帶來的影響。在經過一系列穩(wěn)健性和內生性檢驗后，該結論依然成立。②基于產權性質和企業(yè)規(guī)模異質性的檢驗表明，金融化對國有企業(yè)低碳技術創(chuàng)新投入和產出的抑制作用要小于非國有企業(yè)，對大規(guī)模企業(yè)的抑制效果要小于小規(guī)模企業(yè)，在非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)中，金融化抑制低碳技術創(chuàng)新的滯后性和黏性更為突出。③金融化的差異性“動機背景”對低碳技術創(chuàng)新存在異質性調節(jié)作用，盈利樂觀度和行業(yè)競爭度的增強能夠緩解對金融化抑制低碳技術創(chuàng)新的效果，融資約束的增強則會加劇這一抑制效應。④金融化的“動機背景”還對企業(yè)低碳技術創(chuàng)新存在著非金融化影響機制，不同的“動機背景”均能夠通過轉移企業(yè)管理者環(huán)境注意力進而影響企業(yè)低碳技術創(chuàng)新，盈利樂觀度的提升能夠轉入管理者環(huán)境注意力，融資約束和行業(yè)競爭激烈程度的增強則會轉出管理者的環(huán)境注意力，經過內生性檢驗后，該結論依然成立。

以上研究分析蘊含著如下政策啟示：首先，對于低碳技術創(chuàng)新而言，企業(yè)金融化所起到的抑制效果不可忽視。金融化對低碳技術創(chuàng)新的抑制作用兼具滯后性和黏性，這意味著隨著金融化程度的加深，其對低碳技術創(chuàng)新的抑制效果會愈發(fā)明顯。據此，監(jiān)管部門應設立專職機構，實時追蹤實體企業(yè)“脫實向虛”水平，立足企業(yè)規(guī)模和所有權性質等維度，設置“脫實”紅線，及時控制企業(yè)金融化行為，防范可能出現的由金融化帶來的低碳技術創(chuàng)新抑制效應。其次，異質性分析中發(fā)現，非國有及小規(guī)模企業(yè)的低碳技術創(chuàng)新受到的金融化抑制效果更明顯，這提示政府部門在監(jiān)管企業(yè)金融化問題時，應增加對小規(guī)模及非國有企業(yè)的監(jiān)測力度，并遵循不同類型企業(yè)的運營規(guī)律，建立健全差異性的實體企業(yè)金融化風險防范制度體系。第三，“動機背景”是企業(yè)產生金融化動機的根源，在金融化影響低碳技術創(chuàng)新的過程中扮演了重要角色，因而平衡金融化與低碳技術創(chuàng)新的關系應以此為基點。一方面，引導企業(yè)設置長期可持續(xù)發(fā)展目標，避免短視化認知引發(fā)的悲觀性預期，同時保障金融監(jiān)管約束和金融生態(tài)優(yōu)化共進，緩解企業(yè)融資壓力。另一方面，還要維護行業(yè)競爭秩序，充分發(fā)揮行業(yè)良性競爭對金融化抑制低碳技術創(chuàng)新的緩解效果。最后，通過前文結論能夠看出，管理者的生態(tài)環(huán)境意識對企業(yè)低碳技術創(chuàng)新水平的改善具有重要影響。因此管理部門應著重關注對企業(yè)管理者和管理團隊社會責任意識的培養(yǎng)，監(jiān)督企業(yè)社會責任報告披露數量和質量，倒逼企業(yè)管理者社會責任感和低碳高質量發(fā)展意識的提升。