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1、第40卷第5期2023年9月Vol. 40 No. 5Sep. 2023经济经纬EeOnOmiCSUrVey市场竞争视角下的实体企业金融化与创新挤出胡秋阳，吴子豪(南开大学经济学院,天津300071)88888888888888888888888888888888888888888888888888摘要：以我国2009-2021年A股非金融上市公司为样本，研究实体企业金融资产持有行为对企业创新的影响，并重点对市场竞争在其中起到的调节作用进行了考察。结果表明:实体企业持有金融资产显著挤出了企业创新，而市场竞争在其中起到了正面的调节作用。随着竞争程度的提高,金融化对创新的挤出作用逐渐减弱，但随着竞
2、争程度超过适度竞争情形，金融化对创新的挤出作用逐渐增强，亦即相较于高竞争和高垄断情形，适度的市场竞争能够更好地减弱金融化对企业创新的挤出作用。机制分析表明，高竞争或高垄断情形均会加剧企业的金融逐利动机，从而使得金融化更显著地挤出创新。金融化对企业创新的挤出作用在国有企业、低盈利企业和低成长企业中更强，而市场竞争的调节作用则更明显地出现在非国有企业、高盈利企业和高成长企业.研究为从市场竞争角度治理实体企业的脱实向虚问题提供了政策思路关键词：市场竞争；金融化;研发创新;逐利动机；挤出效应；脱实向虚基金项目：国家自然科学基金面上项目(71874090)；教育部人文社会科学研究规划基金项目(18YJA
3、790034);中央高校基本科研业务费资助项目(63182009)作者简介:胡秋阳(1969)，男，吉林长春人，教授，博士生导师，主要从事产业经济学研究；吴子豪(1995)，男，福建泉州人，博士研究生，主要从事产业经济学研究。吴子豪为本文通信作者.中图分类号:F830;F062.9文献标识码:A文章编号:1006-1096(2023)05-0125-13收稿日期:2022-02-28企业金融化是指企业配置越来越多金融资产或越来越依靠金融渠道获利的现象o中国制造业上市公司配置金融资产的比例自2011年起逐年上升,到2015年已有近85%的制造业上市公司投资金融资产(刘丽娜等，2018),企业配置
4、金融资产的数量也不断上升。实体企业金融化究竟是促进还是抑制了企业的研发创新活动，目前学术界存在两种观点：一种观点认为实体企业持有金融资产有利于缓解企业面临的财务困境从而保障及促进企业创新(Smithetal,1985);另一种观点则认为实体企业持有金融资产会挤占企业进行创新活动的资源并加剧企业的金融逐利倾向，从而抑制企业创新(StOCkhammer,2004;谢家智等,2014)企业的金融资产持有行为以及所从事的创新活动，均为企业针对外部环境并结合自身情况而理性决策所采取的行动，并由此而令双方形成了协同抑或竞争性的关系，因此市场竞争成为影响双方及双方相互关系的一个重要方面o不同的市场竞争压力不
5、仅会导致实体企业对进行包括研发活动在内的业务投入意愿的差异(赵玉林等，2006),也会导致其持有金融资产动机或动机强弱的差异，进而导致实体企业的金融资产持有行为对企业创新活动影响的差异,并且这种差异会随着竞争压力的过强、过弱和适度而有所不同O为此，本文不仅以最新数据对实体企业金融化与企业创新活动之间的关系进行再检验，还进一步重点对市场竞争及其强度在其中的调节作用进行了分析及机制检验。结果发现，市场竞争在金融化对企业创新活动的膨响中起到正面调节作用，并且呈现倒U形特点：即相对于高竞争和高垄断环境，较为适度的市场竞争能够减弱实体企业持有金融资产对创新活动的挤出效应o机制分析表明，高竞争或高垄断情形
6、均会加剧企业的金融逐利动机，从而使得金融化更显著地挤出创新并且，金融化对企业创新的挤出作用在国有企业、低盈利企业和低成长企业中更强，而市场竞争的调节作用则更明显地体现在非国有企业、高盈利企业和高成长企业身上，从而进一步表明，市场竞争因素调节企业金融化与研发活动关系的上述机制因这些企业对市场上的竞争情况保持敏感而得以更显著地表现出来。本文的创新和贡献在于：第一，对于企业持有金融资产与其创新活动的关系研究而言，本文补充了着眼于来自市场竞争这一外部因素对双方关系的影响；对于市场竞争对企业创新活动的影响研究而言，本文则补充了着眼于企业金融资产持有与创新活动这一内部关系的竞争调节机制，因此本文可视为是对
7、这两方面研究进行了有机的融合，进而对双方分析框架均有一定扩展.第二，本文就不同程度竞争压力下的企业金融化与创新活动之间关系的深入考察，在丰富了既有研究结论的同时，其现实意义在于为抑制脱实向虚相关政策的制定有一定的参考价值。一、文献综述与研究假设（一）实体企业金融化、创新与市场竞争的文献综述1 .实体企业的金融化行为及后果关于金融化问题，最早的研究主要基于宏观层面金融部门相对于非金融部门日益膨胀的现象，聚焦于虚拟经济与实体经济之间的关系问题上.较多研究认为，虚拟经济过度发展将使得产业重心从实体经济部门转向虚拟经济部门，形成产业空心化,进而削弱实体经济的生产及研发创新的基础（EPStein,200
8、5）.沿着这一线索，既有研究进一步从微观层面对企业金融化问题进行了探讨o主要探讨实体企业持有金融资产是出于流动性储备动机”，即为了缓解融资约束、平滑资金使用等的动机;还是出于“逐利动机，即为了获取金融市场高额回报的动机，进而对有关后果进行探讨。一方面，金融资产具有高流动性，因而企业以持有金融资产的方式储备流动性，即反映其流动性储备动机，通过金融资产的高流动性及保值增值功能增强企业的资金保障能力，从而对实业投资发挥蓄水池效应（胡奕明等，2017）。另一方面，金融投资相对实业投资的高收益率也可能吸引企业为了获得高收益而持有金融资产，即反映其投机动机或逐利动机,从而对实业投资产生竞争性的挤出效应（S
9、tockhammer,2004）0许多研究发现实体企业持有金融资产具有逐利动机，从而降低了企业的实业投资率（张成思等，2016）,并加剧企业的股价崩盘风险（司登奎等，2021）。也有少部分研究发现了实体企业持有金融资产的流动性储备动机（韩燕等,2015）相效缓解了企业的融资约束（杨筝等,2017）,助益企业进行现金管理和利润平滑（韩燕等，2015）。还有研究发现企业经营收益率和产业政策等因素在其中起到调节性的影响（史学智等，2021;宋军等,2015）。2 .实体企业金融化对企业创新活动的影响实体企业金融化行为对创新是蓄水池效应还是挤出效应？一些文献认为实体企业配置金融资产可能通过必要时的出售
10、缓解企业的融资约束或财务困境，因而实体企业持有金融资产会对创新起到促进作用，表现为蓄水池效应（Smithetal,1985）另一些文献则认为实体企业持有金融资产会挤占企业进行创新活动的资源，对企业创新起到抑制作用，同时实体企业从金融投资中获得的高回报会进一步加剧企业的金融逐利行为,降低企业进行科研创新的动力,从而进一步加剧对企业创新的抑制作用，总体表现为挤出效应（Stockhammer,2004）o还有部分研究发现，当区分短期影响和长期影响时，金融化对研发投资的抑制性仅限于对当期研发活动，而对远期的研发投资则表现为促进作用（刘贯春，2017）。少数研究区分了金融资产的期限差异，发现长期投资型金
11、融化相较短期投机型金融化具有更显著的挤出效应（许罡等，2017）03 .市场竞争环境对企业创新活动的影响对企业创新活动的分析，受斯密传统和熊彼特传统的影响，对市场规模、企业规模以及市场竞争等因素保持了持续的关注。熊彼特认为企业市场力量越大越能够承受研发费用，消化创新的失败及获得更多的创新效益，由此开启了对市场竞争与企业创新之间关系的相关研究。具体包括两个方面：一是竞争的熊彼特效应表明垄断会增强企业进行创新研发的动力与能力（ConnolIyetal,1984;张杰等,2014）,竞争亦提高了企业创新的被模仿风险，而对创新产生阻碍作用（Aghionetall2005）二是竞争产生的逃离竞争效应，激
12、励企业为逃离行业竞争而进行创新（AlToW,1962）,因此市场竞争与企业创新之间存在倒U形关系。有研究认为，中国市场目前处于倒U形曲线左侧，也即竞争促进企业创新的一侧（张杰等，2014）.4 .简短述评一关于市场竞争、金融化与企业创新活动以上就企业金融化以及市场竞争环境对企业创新活动的影响所开展的两方面研究，分别为分析企业的创新活动提供了有益的参考，但也可以看出，双方视角有必要加以融合.首先,正如既有研究发现的那样，企-126业的金融资产持有行为和创新活动，均为企业针对外部环境并结合自身情况而采取的系列行动，双方共同服务于企业获取收益以及业务发展等目标，因此双方之间必然存在着有机的联系，形成
13、了彼此间的相互协同抑或相互竞争关系。其次，正因为如此，作为企业决策时所要重点乃至核心考虑的外部因素，来自市场的竞争压力不能不成为影响企业所采取的系列行动以及这些系列行动之间相互关系的一个重要方面。其中也包括对企业的金融化行为和创新活动的影响进而对双方之间相互关系的影响。融合双方视角，本文从市场竞争的角度对实体企业的金融化与其创新活动之间的相互关系进行探究。与本文主题最为接近的研究是王红建等（2016）与许罡等（2017）。不过,这些文献默认市场竞争程度在其中的作用是线性的，忽略了关于市场竞争程度与企业创新行为之间存在非线性关系。既有发现采用线性模型得出了相反的结论：前者认为竞争程度越激烈，实体
14、企业跨金融行业套利的行为对创新的抑制作用越大，而后者则认为市场竞争减弱了实体企业持有金融资产对研发投资的挤出效应。结合既有相关研究，考虑了市场竞争所发挥的作用可能是非线性的，在理论分析的基础之上提出，市场竞争在金融化与企业创新的关系中起着倒U形的正面调节作用，这在一定程度上可视为对既有研究的融合,完善了双方的分析框架。（二）实体企业金融化、创新与市场竞争关系的理论分析1 .实体企业金融化与企业创新首先，企业是资源的集合体和配置单元，从资源基础理论角度看，资源的有限性决定了企业的创新活动和金融投资活动之间存在着资源竞夺的基本关系。尤以创新活动和金融投资均作为具有资金投资增值目的和一定风险性的投资
15、活动，在企业决策层面对资金、人力资本等的配置上具有更强的竞争性，更多的金融投资活动意味着更少的创新资源投入。其次，企业是生产组织单位，从委托代理关系角度看，随着企业所有权愈发分散化、社会化,企业高层管理者的薪酬愈发与企业的长期绩效脱钩，而与企业的短期表现建立了更加紧密的联系（谢家智等,2014）创新投资的周期长而产生回报较慢，金融投资则更易在短时间内就产生较大回报，出于满足投资者对绩效的要求和企业盈余管理的需要，管理层更易短视性地侵占长期创新投入的资源用于金融投资O另外，投资者对金融投资失败的容忍度高于创新，管理层更易将金融投资失败归咎于市场风险等外部因素O最后，从现实背景看，企业持有金融资产
16、的动机是影响金融资产作用发挥的关键因素，这又与现实中虚实经济收益差距和实业发展境况等息息相关。一方面，尽管我国金融市场不断发展完善，但融资困难问题依旧是制约企业创新发展的重要因素o另一方面，与低迷的实业投资收益率形成鲜明对比，金融市场上投机炒作之风盛行导致金融资产收益出现爆发增长，虚实经济收益差距扩大受到利益最大化的驱使，企业的金融逐利动机加剧,进行研发创新的动力下降,企业更加趋于侵占创新投入的资源用于金融投资,从金融渠道获利。基于以上分析,本文提出假设I0假设1：实体企业金融化抑制了企业创新，表现为挤出效应。2 .市场竞争的调节作用一方面，在不同的市场竞争状况下企业进行创新的动力及意愿往往不
17、同，具体而言，在较激烈的市场竞争下，企业往往由于创新成果被模仿的可能性较高、被替代的时间较短,创新收益较低，因而进行创新投入的意愿较低（赵玉林等，2006）；在市场竞争程度较低，甚至企业具有一定垄断势力的情形下，企业则往往由于缺乏竞争压力，存在创新动力不足的问题。相较之下，在较为适度的竞争下，企业往往会更显著地受到逃离竞争效应”的影响，具有较强的动机进行更多创新投入，以期从激烈的行业竞争中脱颖而出（徐晓萍等，2017）.另一方面，不同的市场竞争压力会导致企业持有金融资产动机及动机强弱的差异，并且这种差异会随竞争压力的过强、过弱和适度而有所不同。在高竞争情形下，企业往往面临较低的主营业务收益率，
18、经理人面临更大的业绩考核压力，从而更容易受到金融资产高收益率的驱使，追求金融高收益以改善企业业绩，从而在更强的投机逐利动机下挤出创新活动。在高垄断情形下，企业在主业上进一步盈利及拓展的空间更小，而可能表现出更强的资金富余效应投资更多金融资产（宋军等，2015）,此时企业可能具有更强的金融逐利动机，追求富余资金的金融高收益，甚至缩减创新投入用于金融投机.相较之下，较为适度的竞争压力下企业不存在过大的经营业绩压力，同时业务上的发展空间较大，因而从事金融投机活动的积极性较低，更能专注于主营业务活动中，通过研发创新促进企业经营发展。综合起来看，市场竞争将缓解企业金融化对其研发活动的不利影响，并且，相对
19、于市场竞争程度较高或较低的情形，在较为适度的竞争压力下，实体企业更可能会利用金融资产的蓄水池效应以对创新活动起到更多的润泽作用，其金融资产持有行为对企业创新的挤出效应可能会有更明显的缓解。因此本文进一步提出假设2以考察市场竞争在实体企业金融化对企业创新的挤出效应中起到的调节作用。假设2:市场竞争在实体企业金融化对创新的挤出效应中起到倒U形的正面调节作用，即相对于高竞争和高垄断环境，较为适度的市场竞争下实体企业金融化对创新的挤出效应会更为减弱。3 .异质性讨论企业持有金融资产会因企业所有权性质、盈利性及成长性等因素的不同而具有一定的异质性，市场竞争的调节作用也会因不同企业对竞争的敏感性不同而呈现
20、不同的表现.在中国的制度背景下，国有企业与非国有企业在外部资源、市场势力及公司治理等方面存在较大的差异性，国有企业所有者缺位往往导致更严重的委托代理问题，经理人构筑庞大商业帝国”的动机更加强烈（徐晓萍等,2017）,加之国企往往处于垄断地位因而创新动力不足（田利辉等，2022）,因而企业持有金融资产的逐利动机更强，相对非国有企业存在更显著的挤出创新效应。同时，国企在信贷资源、产业政策等方面享有的特殊优势及资源红利会使其对市场竞争更不敏感，而非国有企业处于市场化环境中，面临随时退出的竞争压力，因而相对国有企业，其持有金融资产的动机及作用将更显著地受到竞争的调节性影响，这意味着在适度竞争情形下，非
21、国有企业将更加注重发挥金融资产对创新活动的支持促进作用。从企业自身盈利性和成长性角度看，低盈利企业和低成长企业由于主业发展成效不佳，因而研发创新动力不足，而更积极进行金融投机活动，从而企业金融化对创新的挤出作用在其身上会有更显著的体现.进一步从企业的竞争敏感性角度看，不同于低盈利和低成长企业更多依赖金融逐利改善企业绩效因而对市场竞争较不敏感，高盈利和高成长企业由于具有主营业务优势，在适度的竞争下将更有动力发挥主业优势进行创新，从而金融化对创新的影响将更明显地受到市场竞争的调节性影响。基于以上分析,本文提出假设3和4假设3:企业金融化对创新的挤出效应在国有企业、低盈利企业和低成长企业中更强。假设
22、4:市场竞争对企业金融化与创新关系的调节作用在非国有企业、高盈利企业和高成长企业中有更明显的体现。二、研究设计（一）模型设定与变量设计参照许罡等（2017）的研究,本文的模型设定如下：Innovation,t=（0+1Finance,t-1+Controls,l1+11（1）Innovation,t=+1Finance.11+2FinanceitCompeterl+3FinancejtiXCbmPetdtl+ComPeteitI+5Compett+Controls,t1+t（2）模型（1）和（2）分别对应于前文的假设1和2。模型（1）检验实体企业金融资产持有（Finance）对企业创（Inno
23、vation）的挤出效应，模型（2）进一步加入金融资产（FinanCe）和市场竞争（ComPete）及其平方项（Compete2）的交乘项，检验市场竞争对实体企业金融化和创新关系的非线性调节作用。对于模型（1）,重点关注系数一若其显著为负，则说明企业金融化挤出了企业创新；对于模型（2）,重点关注交乘项系数2和3,其中3揭示了市场竞争的非线性调节作用（钟昌标等,2015）,2进一步约束了拐点位置。若市场竞争在企业金融化与创新的关系中起到倒U形的正面调节作用，则3应该显著为负，而2显著为正，说明企业金融化对创新的总系数关于市场竞争呈一条倒U形曲线，也即在较为适度的市场竞争下企业金融化对创新的挤出作
24、用更弱（或促进作用更强）0被解释变量为企业创新活动的水平（InnoVation）,参照大多数文献用企业的研发投入与总资产之比表示（许罡等,2017）。解释变量为企业金融资产持有水平（Finance）,用企业的金融资产与总资产之比表示，其中金融资产具体包括企业资产负债表中的交易性金融资产、衍生金融资产、买入返售金融资产净额、发放贷128款及垫款净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额、长期股权投资净额以及投资性房地产净额。需要特别说明的是，由于房地产投资与一般的金融投资在性质上类似，都是实体企业脱离实业活动的一种金融化行为，因而将其纳入金融资产的范畴内。调节变量为市场竞争程度（ComPet
25、e）,目前较多的文献使用赫芬达尔指数（HHl）或者行业集中率（CR4、CR8）来表示，考虑到这两种指标体现的是行业层面的竞争程度，而实际上同一行业内头部企业与其他小企业所面临的市场竞争状况往往是不同的，因而该指标并不能十分准确地体现企业所面临的市场竞争状况。由于两种指标的计算较为依赖对企业所处行业的精确判别，现实中有许多企业往往跨行业经营多种业务，因而该指标对企业所面临市场竞争程度测度的准确性也值得商榷。本文借鉴聂辉华等（2008）的研究，采用企业的销售费用与营业收入之比来衡量企业面临的市场竞争程度。该指标越高，说明企业单位营业收入所消耗的销售费用越高，企业所面临的市场竞争程度越大。控制变量（
26、Controls）参考相关文献（鞠晓生等,2013）,具体包括：企业盈利水平（Roa）用总资产收益率表示;企业规模（SiZe）用企业总资产的自然对数表示；企业年龄（Age）用企业成立年限表示;企业成长性（Growth）用企业的营业收入增长率表示；杠杆率（Lev）用企业的总负债与总资产之比表示；现金流（Cfo）用企业经营活动产生的净现金流与总资产之比表示；股权集中度（Shrcrl）用第一大股东持股比例表示；高管薪酬激励（IP）用董事、监事及高管的人均年薪衡量。另外，为了控制内生性，本文将所有解释变量都滞后一期。变量的详细定义见表E表1变量定义变量类型变量名称变量定义被解释变量InnOVation
27、企业的研发投入与总资产之比，表示企业的创新活动水平解释变量Finance企业的金融资产与总资产之比，表示企业的金密资产持有水平调节变量Compete企业的销售费用与营业收入之比，表示企业面临的市场竞争程度控制变量Roa企业的总资产收益率，等于企业的净利润除以总资产Size企业总资产取自然对数，表示企业规模Age样本年份减去企业成立年份加1,表示企业年龄Growth企业营业收入的增长率，等于当期营业收入减去上期营业收入后除以上期营业收入Lev企业总负债与总资产之比，表示企业的杠杆率Shrcrl第一大股东持股比例，表示股权集中度Cfo企业经营活动产生的净现金流与总资产之比，表示企业的经营现金流ip
28、击事、监事及高管的年薪总额/击事、监事及商管人数，表示高管薪酬激励IndustryDummy设置行业虚拟变量，当企业位于该行业时,取值为1,否则取值为0,以控制行业效应YearDummy设置年度虚拟变量，当企业位于该年度时，取值为1,否则取值为0,以控制年度效应（二）研究样本与数据来源考虑到2007年新会计准则变革了研发投入的会计处理方式，基于数据一致性及可得性，本文选取20092021年中国沪、深两市所有A股上市公司作为初始研究样本。根据研究需要,本文依据以下原则进行样本筛选：（1）剔除金融、保险、房地产行业上市公司样本；（2）剔除有数据缺失的样本；（3）剔除ST、PT的上市公司样本；（4）
29、为保证足够长的样本连续性，保留含连续4年及以上数据的公司样本。经过上述筛选后最终得到2203家公司的19222个观测值。为了减轻极端值对回归结果的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize处理。所有公司研发及财务数据均来源于国泰安（CSMAR）数据库。（三）变量描述性统计表2报告了主要变量的描述性统计结果o企业创新（InnoVation）的均值为0.0222,说明样本公司研发投入占总资产的比重平均为2.22%,可以看出中国实体企业整体上已较为注重对研发创新的投入。企业金融资产持有水平（FinanCe）的中位数为0.0253,表明有将近半数的实体企业金融资产占总资产的比重在2.5
30、3%以下,整体上看中国企业金融化的现象还不算严重；但Finance的最大值达到0.4470,均值也上升到了0.0591,说明部分实体企业脱离主业大搞金融投资的现象十分突出，有些企业持有金融资产的数量达到了总资产的44.70%o与之相似,市场竞争（Compete）同样在企业之间表现出较大的差异性,尽管企业销售费用占营业收入比重的中位数仅为4.61%,但最大值达到了47.12%,标准差达到8.91%,说明不同企业面临的生存竞争状况差异较大。表2主要变量的描述性统计结果变量观测值均值最小值中位数最大值标准差Innovation192220.02220.00010.01860.10460.0192Fi
31、nance192220.059100.02530.44700.0853Compete192220.07710.00070.04610.47120.0891Roa192220.0364-0.29340.03700.19670.0659Size1922222.149719.888921.968026.15031.2664Age1922218.9134319465.7178Growth192220.1676-0.50190.10822.41400.3815Lev192220.41660.05250.40920.90730.2018Shrcrl1922233.88168.630831.886072.1
32、14614.5015Cfo192220.0477-0.14520.04610.23580.0659P192220.00520.00080.00420.02360.0039三、模型结果及分析(一)实体企业金融化与企业创新活动采用稳健标准误对模型进行OLS估计,估计时行业效应依中国证监会出台的2012年行业分类标准进行控制。模型(1)的回归结果如表3所示，列(1)不加入控制变量也不控制行业年度效应，列(2)只加入控制变量，列(3)同时加入控制变量并控制了行业年度效应。三个回归结果调整的R2逐渐增大.列(3)具有较高的拟合优度.说明模型具备较强的解释力。表3企业金融化与创新活动的OLS回归结果(1)
33、(2)(3)-Ooo71-0.OiOO-00088-Finance(-3.77)(-5.53)(-5.86)0.0087-0.0185E(3.04)(7.23)Size-0.0030o-0.0020-(-22.57)(-15.05)-0.OOOI-00002w*Ag(-4.63)(-8.53)0.00160.0005,Growth(4.66)(1.81)-0.0093,-0.0023-(-11.20)(-2.86)-0,OoOI-0.OOOOShrcrl(-12.04)(-2.95)0.0111*4*0.0227-Cfo(4.89)(10.96)1.1656-0.7192mip(24.48)(
34、17.79)0.0226E0.09290.0493EConstant(137.56)(34.90)(16.68)行业效应否否是年度效应否否是adj.R20.0010.1150.369F14.252245.70”.180.59*N192221922219222注*、*、*分别表示在IK5%和10%水平下显著，括号内为t值。下同。实体企业持有金融资产的水平在回归结果表3(1)(2)(3)列中均以1%的显著性与企业创新活动负相关，表明实体企业持有金融资产的水平越高，则企业的创新活动水平越低，实体企业持有金融资产对企业创新活动存在明显的挤出效应，这一结论与前人的研究一致(谢家智等，2014),由此证实
35、了本文的假设1o这-130一结果也初步说明了现阶段中国实体企业可能更多地将持有的金融资产视为一种逐利工具，而非支持主业活动的辅助性资源,金融资产成为挤占、分散实体企业主业及其技术发展的不利因素。其他控制变量方面，盈利水平(Roa)、现金流水平(Cfo)与企业研发投入水平在M水平下显著正相关.符合一般的经济学直觉，说明企业的研发投入明显受到企业内部资金水平的影响,高盈利企业也更有动力及能力进行创新。企业规模(SiZe)、年龄(Age)与企业创新在1$的水平下显著负相关，说明随着企业规模的扩张及年龄的增长,盈利模式更趋成熟.企业可能更倾向于利用长时期积累下来的无形资产以及各种资源维持其发展，而进行
36、创新的动力往往不足,这一结果与许罡等(2017)的结果一致。企业的杠杆率(Lev)与企业创新活动水平在1$的水平下显著负相关，这一结果也与相关文献(许罡等，2017)的发现一致。这主要是由于杠杆率较高的企业往往面临着较高的利息负担和较重的融资约束，从而不利于企业进行持久性的创新投入。股权集中度(ShrCrI)与企业创新活动水平在1%的水平下显著负相关，说明股权集中度越高，企业的经营决策越容易受到少数大股东的影响,企业的发展更加服从于资本对短期盈利的要求甚至可能出现大股东“掏空”现象(GrOSSmanetal.1980),从而不利于企业的创新活动。高管薪酬激励(IP)在1$水平下对企业创新产生了
37、显著的促进作用，与较多文献的发现一致(田轩等，2018),说明高管激励对于企业创新具有重要作用。(一)市场竞争的调节作用在模型(D中进一步加入市场竞争(Compete)及市场竞争与金融资产的交乘项.对市场竞争在实体企业金融化与创新关系中的调节作用进行检验，模型(2)的回归结果见表4。其中表4(1)(2)(3)列只加入市场竞争及其平方项，(4)(5)(6)列进一步加入金融化与市场竞争的交乘项。控制变量方面，(1)-(3)列、(4)-(6)列分别逐步加入控制变量并控制行业年度效应。从调整的R2看，(6)列显示当控制了所有效应后，模型具有较高的拟合优度，说明模型具备较强的解释力。表4市场竞争调节作用
38、的回归结果(1)(2)(3)(4)(5)(6)Finance-0.010840-0.0I15m-0,0105-0.0260*-0.0259-0.0178(-5.92)(-6.43)(-7.08)(-9.78)(-10.12)(-7.92)FinanceCompete0.3280”.(5.75)0.3212(6.00)0.1922-(4.36)FinanceCompete2-0.7807(-5.65)-0.7990o(-6.08)-0.5450o(-5.02)Compete0.09350.05010.0669,0.0723o0.02900.0540o(19.64)(10.70)(14.76)(1
39、2.44)(5.05)(10.02)Compete2-01579-0.0854-0.0834-0.1067*-0.032044-0.0457*4(-12.09)(-6.74)(-7.18)(-6.63)(-2.04)(-3.20)控制变量否是是否是是行业效应否否是否否是年度效应否否是否否是adj.R20.0390.1240.3870.0420.1260.38F217.932218.08189.63-140.45189.53”，184.54”.N192221922219222192221922219222回归结果表4(1)-(6)列中，金融资产的系数仍显著为负，且市场竞争的一次项和二次项均在1$
40、的水平下显著，其中一次项的系数为正，二次项的系数为负，说明企业创新与市场竞争程度之间存在倒U形关系。相对于高竞争和高垄断情形,较为适度的市场竞争更有利于企业创新,这与相关研究领域中企业创新与市场竞争关系的倒U形假说一致(Scherer.1965)o回归结果表4(4)-(6)列中，市场竞争的一次项和二次项与金融资产的交乘项均在K的水平下显著，且市场竞争二次项与金融资产的交乘项系数为负，而一次项与金融资产的交乘项系数为正.说明市场竞争在实体企业金融化对创新的挤出效应中起到了倒U形的正面调节作用。相较高竞争和高垄断情形，较为适度的市场竞争更能够减弱实体企业金融化对创新的挤出效应,由此证实了本文的假设
41、20基于金融资产（Finance）相关项的回归系数，绘制企业金融化（Finance）对创新活动的总作用系数关于市场竞争程度（Compete）的函数图像，见图Is）0图1表明，金融化对创新活动的系数随市场竞争程度的增大呈现出倒U形，由负转为正，之后又转为负。这说明过度竞争抑或是高度垄断情形下，企业金融化都表现出对创新活动的抑制作用；而在相对适度的竞争环境下，金融化则对创新活动表现出促进作用0金融化（FinanCe）系数市场竞争程度（mpet）图1金融化系数与市场竞争的关系上述结果印证了较为适度的市场竞争相较高竞争或高垄断环境，能够使实体企业更加专注于主业及其技术的发展,此时企业持有的金融资产也更
42、多地成为一种支持创新活动的辅助性资源，而非单纯的逐利工具。（三）内生性及稳健性检验由于企业创新活动与金融化水平之间可能存在互为因果的内生性问题，企业作为投资决策主体在不同投资间权衡取舍的内在逻辑也可能导致二者间此消彼长的内生关系，因而有必要采用合适的工具变量检验上述结论。对此,本文参考彭俞超等（2018）,采用相同年份内上市公司同一省份、同一行业内其他企业金融化水平的平均值作为企业金融化水平的工具变量。同一省份同一行业内其他企业持有金融资产的水平一定程度上反映了相关地区的金融市场发达程度、政策监管等情况，企业金融投资在同伴企业间具有一定的跟风性和模仿性（张军等，2021）,因而同一省份同一行业
43、内其他企业的金融化平均水平与企业自身的金融化水平往往相关。其他企业的金融化平均水平往往难以直接影响企业的研发创新决策，而只能借助于企业自身的金融化产生影响，因而满足工具变量的相关性及外生性假定。因此,本文将企业金融化水平Finance及其相关交乘项（FinanCeXCompete.FinanceCompete2）作为内生变量,采用其工具变量RegionaLFinance及相应交乘项对模型（1）（2）重新进行2SLS估计的结果见表50在模型（1）的第一阶段回归中，同省份同行业内其他企业的金融化平均水平RegionaLFinance在1%的水平下显著提高了企业的金融化水平,弱工具变量检验的两个Fd
44、（Cragg-DonaldFStatiStiC和KIeibergen-PaaPrkWaldFStatiStic）均远大于10%临界值水平16.38,说明不存在弱工具变量问题，同时也不存在识别不足问题。在模型（D第二阶段的回归中，基于工具变量估计得到的解释变量企业金融化水平（Finanee）系数为负，说明企业金融化会挤出企业创新。第二阶段回归结果显示，企业金融化（Finance）对企业创新（Innovation）的挤出作用受到市场竞争（ComPete）极其显著的倒U形调节影响，相对适度的市场竞争能够有效降低企业金融化对创新的负面效应。其相关检验值同样表明不存在弱工具变量和识别不足问题，从而说明前
45、文结果的稳健性。本文在以下几方面对前述结论进行了稳健性检验。首先是对市场竞争调节作用的再检验。考虑到从企业个体的销售费用角度衡量竞争程度也可能与研发投资之间存在互为因果的内生性问题，因此进一步采用行业层面指标以增强该指标的外生性，本文从行业市场势力角度采用行业勒纳指数代替原有的个体销售费用变量，表6第1列和第2列分别显示了模型（1）和模型（2）的回归结果，从行业角度衡量的竞争依然在1%水平下以倒U形作用正面调节企业金融化对研发投资的挤出关系以企业研发投入金额的自然对数值替换原有比例型被解释变量，表6第3列和第4列显示模型（1）和模型（2）的结果依然在1%水平下显著0考虑到企业持有的衍生金融资产
46、、买入返售金融资产、持有至到期投资净额等金融资产在2018年后披露状况不佳，缺失值较多，因此转而以样本期内披露一直较为完整的交易性金融资产、长期股权投资净额、投资性房地产净额作为代表性金融资产进行回归，表6第1列和第2列显示模型（1）和模型（2）的结果依然在1%水平下稳健o考虑到2007年新会计准则变革了研发投入的会计处理方式后最初几年企业的研发投入数据132.缺失值较多，自2012年开始有明显改善，因此采用2012-2021年的企业观测值进行回归，表6第3列和第4列结果显示原有结果依然在1$水平下显著。表5工具变量回归模型(I)模型(2)第一阶段Finance第二阶段Innovation第二阶段InnovationFinance-0.0290(-1.47)-0.06812(-2.58)FinanceCompete0.9704(3.62)FinancexCompete2-2.1602F(-2.7
