企業(yè)金融化、融資融券與技術(shù)創(chuàng)新

錢(qián)紅光, 朱文玉

(湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 湖北 武漢 430000)

融資融券制度是投資者向具有融資融券業(yè)務(wù)資格的證券公司提供擔(dān)保物,借入資金買(mǎi)入證券或借入證券并賣(mài)出的行為。倪驍然等[1](2017)發(fā)現(xiàn)融資融券會(huì)加劇企業(yè)股價(jià)被做空的風(fēng)險(xiǎn),給企業(yè)帶來(lái)股價(jià)壓力,使得管理層做出規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的行為。郝項(xiàng)超等[2](2018)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)在融資融券的賣(mài)空壓力下會(huì)縮減風(fēng)險(xiǎn)較高的研發(fā)投入。融資融券可能會(huì)導(dǎo)致管理層短視行為,以及關(guān)注金融資產(chǎn)等短期利益而忽視高風(fēng)險(xiǎn)的“創(chuàng)新”行為。企業(yè)金融化會(huì)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響,而目前國(guó)內(nèi)關(guān)于企業(yè)金融化、融資融券與技術(shù)創(chuàng)新這三者相關(guān)關(guān)系的研究較少,因此本文結(jié)合融資融券制度,研究金融化與企業(yè)創(chuàng)新之間的作用機(jī)制。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 企業(yè)金融化與技術(shù)創(chuàng)新

從資源擠占的角度分析,企業(yè)內(nèi)部的資源具有競(jìng)爭(zhēng)性,金融化會(huì)擠占創(chuàng)新資源。在創(chuàng)新投入方面,Cupertino[3](2019)認(rèn)為過(guò)多的金融投資使得企業(yè)缺乏足夠資金進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新。鐘華明[4](2021)指出企業(yè)管理層傾向于金融資產(chǎn)投資以實(shí)現(xiàn)資金增值,而對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)投資持謹(jǐn)慎態(tài)度。杜勇等[5](2017)發(fā)現(xiàn)金融投資收益越高,企業(yè)管理層越會(huì)短期逐利,進(jìn)而抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)。在創(chuàng)新產(chǎn)出方面,宋軍[6]等(2015)發(fā)現(xiàn)金融化會(huì)產(chǎn)生資源擠占效應(yīng),導(dǎo)致企業(yè)用于技術(shù)研發(fā)的資源減少,進(jìn)而抑制創(chuàng)新產(chǎn)出。段軍山等[7](2021)發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融投資行為是一種管理者短視行為與投機(jī)逐利手段,抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。因此,過(guò)多的金融資產(chǎn)配置會(huì)產(chǎn)生資源擠占效應(yīng),影響創(chuàng)新投入與產(chǎn)出。

綜上所述,本文提出

假設(shè)H1:企業(yè)金融化抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出。

1.2 企業(yè)金融化、融資融券與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

短視理論認(rèn)為,管理層的機(jī)會(huì)主義行為,抑制了企業(yè)創(chuàng)新等長(zhǎng)期投資。田利輝等[8](2019)發(fā)現(xiàn)融資融券給管理層帶來(lái)了股價(jià)壓力,使得企業(yè)管理層偏向于機(jī)會(huì)主義行為,忽視長(zhǎng)期利益。LI Yinghua[9](2015)認(rèn)為當(dāng)企業(yè)面對(duì)融資融券賣(mài)空壓力時(shí),有動(dòng)機(jī)采取短視的投資策略以維持和提升短期股價(jià)。劉偉等[10](2018)指出:研發(fā)投資期限長(zhǎng),不確定性較高,無(wú)法在短期維持股價(jià)中產(chǎn)生作用;相反,金融資產(chǎn)流動(dòng)性強(qiáng),收益較高,能夠迅速變現(xiàn)獲得較高投資收益,幫助企業(yè)粉飾財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)并維持股價(jià)穩(wěn)定。因此,融資融券機(jī)制作用于管理層時(shí),金融資產(chǎn)在管理者心中的優(yōu)先級(jí)會(huì)進(jìn)一步提升,而研發(fā)投資的地位會(huì)進(jìn)一步喪失。

根據(jù)上述分析,本文提出

假設(shè)H2:融資融券加劇了企業(yè)金融化對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的抑制效應(yīng)。

1.3 融資融券調(diào)節(jié)作用的異質(zhì)性

所有權(quán)性質(zhì)可能會(huì)影響企業(yè)的融資成本、創(chuàng)新投入等。據(jù)中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院調(diào)查結(jié)果,國(guó)有企業(yè)在創(chuàng)新方面的意愿明顯低于民營(yíng)企業(yè)。在外部融資融券壓力機(jī)制下,國(guó)有企業(yè)投資時(shí),更容易選擇金融資產(chǎn)投資,而減少用于創(chuàng)新的資源。

管理層持股可能會(huì)影響企業(yè)的投資決策和創(chuàng)新意愿。俞靜等[11](2021)發(fā)現(xiàn),管理層持股可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新,且股權(quán)激勵(lì)力度越大,企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出越多。針對(duì)管理層的股權(quán)激勵(lì)機(jī)制,能夠促進(jìn)其工作意愿和創(chuàng)新效率。而管理層持股比例低的企業(yè)創(chuàng)新意愿低,傾向于投資金融資產(chǎn),在外部融資融券壓力機(jī)制下,更偏向短期收益。

基于上述理論分析,本文提出以下假設(shè):

H3,相比于民營(yíng)企業(yè),融資融券的調(diào)節(jié)作用在國(guó)有企業(yè)中更顯著;

H4,相比于管理層持股比例高的企業(yè),融資融券的調(diào)節(jié)作用在管理層持股比例低的企業(yè)中更顯著。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

選取2007-2021年全部A股上市公司作為初始樣本,剔除金融行業(yè)上市公司、ST、PT公司、重要變量數(shù)據(jù)缺失的上市公司,最終獲得11970個(gè)觀測(cè)值。融資融券數(shù)據(jù)來(lái)源于滬深交易所,數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)總局專(zhuān)利查詢系統(tǒng)以及CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為消除極端值對(duì)研究的影響,對(duì)主要連續(xù)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行縮尾處理。

2.2 變量定義

1)被解釋變量:技術(shù)創(chuàng)新 本文采用創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)指標(biāo)衡量技術(shù)創(chuàng)新。參照段軍山等學(xué)者[7](2021)的做法,采用企業(yè)年報(bào)中披露的研發(fā)支出的自然對(duì)數(shù)衡量技術(shù)創(chuàng)新投入(Rd)。采用上市公司當(dāng)年申請(qǐng)專(zhuān)利總和的自然對(duì)數(shù)衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(Inn)。上市公司當(dāng)年申請(qǐng)專(zhuān)利包括發(fā)明型、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)型專(zhuān)利。將替換變量放入穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分。

2)解釋變量:企業(yè)金融化 參考杜勇等[5](2017)的研究,采用當(dāng)期金融資產(chǎn)占企業(yè)年末總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)金融化(Fin)。當(dāng)期金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額。

3)調(diào)節(jié)變量:融資融券 參考權(quán)小鋒等[12](2017)的研究,將我國(guó)融資融券看作一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),采用ListPost衡量融資融券實(shí)施情況。List表示若研究期間上市公司i進(jìn)入融資融券標(biāo)的股名單則取1,否則取0;Post表示上市公司股票進(jìn)入標(biāo)的股之后的年份取值為1,否則為0。ListPost表示若上市公司i在t年屬于融資融券標(biāo)的股,則取1,否則為0。

4)控制變量 參考劉貫春[13](2017)、段軍山等[7](2021)的做法,選擇企業(yè)規(guī)模、償債能力、凈資產(chǎn)收益率、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、兩職合一、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)規(guī)模、股權(quán)集中度、企業(yè)成長(zhǎng)性作為控制變量。此外,本文還對(duì)行業(yè)和年度進(jìn)行了控制。

2.3 模型設(shè)計(jì)

Rd(Inn)=α0+α1Fini,t+γControlsi,t+
∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

Rd(Inn)=α0+α1Fini,t+α2ListPosti,t+
α3Fini,t×ListPosti,t+γControlsi,t+
∑Industry+∑Year+εi,t

(2)

將創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出分別作為被解釋變量進(jìn)行回歸,構(gòu)建模型(1)和模型(2)。模型(2)是加入融資融券作為調(diào)節(jié)變量的模型,i表示企業(yè),t表示年份,Controlsi,t代表選取的控制變量,εi,t為殘差項(xiàng)。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2是變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?被解釋變量Rd均值為10.84,最大值和最小值分別為21.64和0,Inn均值為2.291, 最大值和最小值分別為6.888和0,說(shuō)明我國(guó)研發(fā)水平總體較低,且不同公司之間研發(fā)投入差別較大;從金融化Fin來(lái)看,我國(guó)非金融上市公司總資產(chǎn)中平均有4.5%的金融資產(chǎn),最大值為46%,表明上市公司存在金融資產(chǎn)投資過(guò)度現(xiàn)象;ListPost均值為0.382,表明我國(guó)融資融券分步擴(kuò)容的規(guī)模達(dá)到38.2%。

3.2 相關(guān)性分析

表3為主要變量相關(guān)系數(shù)矩陣。由表中結(jié)果可知,企業(yè)金融化與被解釋變量技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)顯著為負(fù),初步驗(yàn)證H1。融資融券對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有顯著影響,初步證明融資融券可能會(huì)影響企業(yè)資源配置,進(jìn)而影響創(chuàng)新。表中各項(xiàng)系數(shù)最大值不超過(guò)0.6,不存在多重共線性問(wèn)題。

3.3 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

3.3.1企業(yè)金融化與技術(shù)創(chuàng)新按照模型(1)進(jìn)行多元回歸(表4)。從列(1)和列(2)可以看出,控制相關(guān)控制變量前后,Fin的系數(shù)均為負(fù),且在1%水平上顯著,即企業(yè)配置越多金融資產(chǎn),投資于研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的資金越少。列(3)和列(4)采用創(chuàng)新產(chǎn)出Inn作為被解釋變量,回歸結(jié)果中Fin的系數(shù)分別為-1.596和-0.696,在1%水平上顯著,表明企業(yè)金融化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出也會(huì)產(chǎn)生擠占,由此驗(yàn)證了H1。

3.3.2企業(yè)金融化、融資融券與技術(shù)創(chuàng)新為進(jìn)一步探究外部融資融券的調(diào)節(jié)效應(yīng),加入融資融券的代理變量ListPost,并將之企業(yè)金融化變量Fin進(jìn)行交乘,構(gòu)建了模型(2)。對(duì)模型(2)的回歸結(jié)果見(jiàn)表5所示。列(1)和列(3)為不加控制變量的回歸結(jié)果,交互項(xiàng)Fin* ListPost系數(shù)顯著為負(fù)。列(2)和列(4)Fin的交互項(xiàng)系數(shù)分別為-2.819和-1.196,且分別在5%和1%水平上顯著,說(shuō)明我國(guó)資本市場(chǎng)融資融券加劇了企業(yè)金融化對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響,H2得到驗(yàn)證。

3.4 異質(zhì)性分析

依據(jù)所有權(quán)性質(zhì),將全部樣本按“國(guó)有企業(yè)”和“非國(guó)有企業(yè)”分組,分樣本進(jìn)行回歸,得到表6的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)為對(duì)創(chuàng)新投入分組回歸的結(jié)果:列(1)金融化和融資融券交乘項(xiàng)(Fin*ListPost)的系數(shù)為-4.585,且在5%的水平上顯著;列(2)中該項(xiàng)系數(shù)不顯著。列(3)和列(4)為對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出分組回歸的結(jié)果,驗(yàn)證了H3。

考慮到管理層持股比例的差異性,單獨(dú)列出管理層持股比例分組回歸的結(jié)果(表7)。通過(guò)觀察金融化和融資融券交乘項(xiàng)(Fin*ListPost)的系數(shù)可以看出,融資融券的調(diào)節(jié)作用在管理層持股比例低的企業(yè)中顯著為負(fù),而在管理層持股比例高的企業(yè)中不顯著,H4得到驗(yàn)證。

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.5.1替換主要變量為驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性,對(duì)創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和企業(yè)金融化的變量進(jìn)行了替換。將研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比重(Rd1)作為創(chuàng)新投入的替代變量,采用企業(yè)申請(qǐng)發(fā)明專(zhuān)利的自然對(duì)數(shù)(Inn1)作為創(chuàng)新產(chǎn)出的替換變量,參考張成思等[14](2016)將金融渠道獲利加總占營(yíng)業(yè)利潤(rùn)的比例(Fin1)作為企業(yè)金融化的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)表8前三列,回歸系數(shù)均顯著為負(fù),與前文結(jié)論一致,說(shuō)明本文結(jié)論比較穩(wěn)健。

3.5.2固定效應(yīng)模型使用固定效應(yīng)模型,固定個(gè)體和時(shí)間效應(yīng),檢驗(yàn)企業(yè)金融化對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。因行業(yè)虛擬變量為不隨時(shí)間變化的特征,為防止共線性,剔除行業(yè)啞變量影響?；貧w結(jié)果如表8的(4)和(5)列所示,Fin的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),在使用固定效應(yīng)模型后,企業(yè)金融化依然顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新,結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.5.3內(nèi)生性檢驗(yàn)為修正金融化與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題,本文選用工具變量法(IV-GMM)與PSM傾向得分匹配法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。參考杜勇等[5](2017)的做法,選用滯后一期與滯后兩期的金融資產(chǎn)占比(LFin與LFin1)作為工具變量。工具變量法結(jié)果與主效應(yīng)結(jié)論一致,且工具變量通過(guò)不可識(shí)別檢驗(yàn)及弱工具變量檢驗(yàn)。表9的(3)和(4)列為PSM傾向得分匹配法的結(jié)果,本文選擇Size、Lev、Roa和Soe為協(xié)變量進(jìn)行1∶2的不放回匹配,結(jié)果與前文回歸一致,內(nèi)生性問(wèn)題得到較好的解決。

4 機(jī)制檢驗(yàn)

從融資約束角度分析,企業(yè)過(guò)度持有金融資產(chǎn)會(huì)受到融資約束。而企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新需要大量資金支持,受到外部融資約束會(huì)抑制研發(fā)創(chuàng)新,且相較于企業(yè)的其他活動(dòng),技術(shù)創(chuàng)新受到融資約束的作用更加明顯。

從盈余持續(xù)性角度分析,企業(yè)過(guò)度投資金融資產(chǎn)將導(dǎo)致實(shí)體資本比率中核心業(yè)務(wù)和金融資產(chǎn)之間的不平衡。實(shí)體企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入是技術(shù)創(chuàng)新投入的基礎(chǔ),主營(yíng)業(yè)務(wù)盈余的持續(xù)穩(wěn)定,有助于企業(yè)制定長(zhǎng)遠(yuǎn)的創(chuàng)新戰(zhàn)略與合理規(guī)劃創(chuàng)新資源。企業(yè)的大部分資金流向投機(jī)業(yè)務(wù),其主營(yíng)業(yè)務(wù)的收益受到影響,從而影響用于技術(shù)創(chuàng)新的資金投入。

4.1 中介效應(yīng)模型構(gòu)建

4.1.1變量設(shè)定構(gòu)建中介效應(yīng)模型,采用融資約束和盈余持續(xù)性作為中介變量,研究金融化影響企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制。變量定義如下:1)融資約束(SA),參考鞠曉生等[15](2013)的公式——SA=-0.737 * Size+0.043 * Size2-0.040 * Age衡量融資約束;2)盈余持續(xù)性(Ep),參考彭龍等[16](2022)的公式——銷(xiāo)售收入/(期初總資產(chǎn)+期末總資產(chǎn))*2衡量。

4.1.2模型構(gòu)建本文中介效應(yīng)模型采用逐步回歸法,具體設(shè)計(jì)如下:

Rd(Inn)=δ0+δ1Fini,t+γControlsi,t+
∑Industry+∑Year+εi,t

(3)

SA(Ep)=φ0+φ1Fini,t+γControlsi,t+
∑Industry+∑Year+εi,t

(4)

Rd(Inn)=ξ0+ξ1Fini,t+ξ2SAi,t(Epi,t)+
γControlsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(5)

其中:Y為被解釋變量,包括企業(yè)創(chuàng)新投入(Rd)與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(Inn);X為解釋變量,表示企業(yè)金融化(Fin);M為中介變量,包括融資約束(SA)和盈余持續(xù)性(Ep)。依據(jù)溫忠麟和葉寶娟[17](2013)提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程:當(dāng)系數(shù)δ1顯著時(shí),若系數(shù)φ1和ζ2都顯著,則存在間接效應(yīng),此時(shí),若ζ1不顯著,則存在完全中介效應(yīng);若ζ1顯著,當(dāng)φ1ζ2與ζ1同號(hào),存在部分中介效應(yīng)。

4.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表10為中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果,可以看出融資約束和盈余持續(xù)性均在金融化影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的路徑中產(chǎn)生了顯著的中介效應(yīng),且均通過(guò)了Sobel檢驗(yàn),即企業(yè)金融化通過(guò)融資約束和主營(yíng)業(yè)務(wù)盈余持續(xù)性,對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響。

表1 變量定義

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

表3 相關(guān)性分析

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸

表7 管理層持股比例分組回歸

表8 替換變量與固定效應(yīng)檢驗(yàn)

表9 工具變量與PSM檢驗(yàn)

表10 中介效應(yīng)模型

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

1)實(shí)體企業(yè)金融化抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出;

2)融資融券能夠加劇企業(yè)金融化對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的抑制效應(yīng);

3)融資融券的調(diào)節(jié)作用在國(guó)有企業(yè)和管理層持股比例低的企業(yè)更顯著;

4)融資約束和盈余持續(xù)性均在金融化影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中產(chǎn)生顯著的中介效應(yīng)。

5.2 建議

政府方面:1)完善企業(yè)披露金融資產(chǎn)相關(guān)制度規(guī)定,要求企業(yè)定期披露持有金融資產(chǎn)的信息,促進(jìn)企業(yè)科學(xué)合理配置金融資產(chǎn);2)加強(qiáng)對(duì)企業(yè)研發(fā)成果的保護(hù)力度,制定相應(yīng)的法律法規(guī)完善我國(guó)專(zhuān)利保護(hù)法律體系;3)促進(jìn)我國(guó)融資融券平衡發(fā)展,加強(qiáng)對(duì)證券公司的監(jiān)管,規(guī)范融資融券制度,平衡企業(yè)資源配置。

企業(yè)方面:1)建立和完善企業(yè)內(nèi)部控制,形成良好的控制環(huán)境,合理配置資金,防止管理層盲目追求短期利益,提升企業(yè)投資收益同時(shí)增加創(chuàng)新投入與產(chǎn)出;2)建立合理的激勵(lì)機(jī)制,增加管理層持股比例和創(chuàng)新成果獎(jiǎng)勵(lì)。