劉睿智（博士），寇祥增，王 京（副教授）

一、引言

實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展是國(guó)家實(shí)施新一輪科技革命、打造國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的主要?jiǎng)恿Γ奈逡?guī)劃也明確提出了依靠創(chuàng)新推動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)，因此實(shí)體經(jīng)濟(jì)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(shí)意義。然而近年來，實(shí)體經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出創(chuàng)新水平提高不足、實(shí)體投資回報(bào)率不斷下降的趨勢(shì)[1]。與之相反，金融投資與非金融投資的利潤(rùn)率差異不斷加大，大量資金開始流入虛擬經(jīng)濟(jì)，造成金融資產(chǎn)價(jià)格虛高：宏觀層面表現(xiàn)為逐漸積累的系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)；而微觀層面則引發(fā)了實(shí)體企業(yè)過度投資金融資產(chǎn)而產(chǎn)生的“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象，實(shí)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(shí)物投資的擠出[2]，弱化了企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能力、降低了企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入[3，4]，抑制了企業(yè)的長(zhǎng)期業(yè)績(jī)提升，進(jìn)而導(dǎo)致實(shí)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(hù)自身利益而延遲披露信息[8]，造成實(shí)體企業(yè)的信息環(huán)境惡化，產(chǎn)生更嚴(yán)重的代理問題，增加分析師的預(yù)測(cè)誤差[9]并刺激利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)的負(fù)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(fēng)險(xiǎn)提高、長(zhǎng)期發(fā)展停滯。面對(duì)上述問題，如何抑制企業(yè)的過度金融化趨勢(shì)，引導(dǎo)企業(yè)“脫虛返實(shí)”、促進(jìn)實(shí)業(yè)健康發(fā)展成為亟待解決的問題。

在意識(shí)到企業(yè)金融化“飲鴆止渴”的作用后，目前對(duì)金融化的研究已經(jīng)從如何緩解金融化的負(fù)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(qiáng)化產(chǎn)業(yè)支持政策[12]和降低經(jīng)濟(jì)政策不確定性[13]能夠顯著抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”；從微觀層面來看，基于高階梯隊(duì)理論，管理者的技術(shù)背景、金融背景以及高管團(tuán)隊(duì)的職能多樣性等都對(duì)企業(yè)金融化程度產(chǎn)生了影響[14-16]，為抑制實(shí)體企業(yè)的金融化提供了更開闊的思路。而從企業(yè)的長(zhǎng)期成長(zhǎng)性角度來看，更應(yīng)該注重企業(yè)創(chuàng)新實(shí)力的提升，進(jìn)而從根本上提升企業(yè)硬實(shí)力，弱化企業(yè)過度金融化的動(dòng)機(jī)。作為企業(yè)長(zhǎng)期積累形成的異質(zhì)性資源，技術(shù)創(chuàng)新在企業(yè)成長(zhǎng)中發(fā)揮著重要作用，在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)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(chǎng)準(zhǔn)入門檻，使企業(yè)獲得壟斷競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)和價(jià)值增值。企業(yè)價(jià)值的提升能夠反哺技術(shù)創(chuàng)新，形成相互促進(jìn)的良性循環(huán)，推動(dòng)企業(yè)長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)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(chǎng)績(jī)效以及企業(yè)價(jià)值[17，18]。全國(guó)人大十二屆五次會(huì)議中也著重強(qiáng)調(diào)通過創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略引導(dǎo)實(shí)體經(jīng)濟(jì)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(shí)”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(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的視角出發(fā)，研究了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為對(duì)金融化投資可能存在的抑制效用，并進(jìn)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(xiàn)在于：（1）基于內(nèi)生成長(zhǎng)理論和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)推動(dòng)企業(yè)成長(zhǎng)，研究研發(fā)投資對(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響，為治理企業(yè)“脫實(shí)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(shí)向虛”和“研發(fā)投資→市場(chǎng)勢(shì)力→脫實(shí)向虛”兩條作用路徑，探討了研發(fā)投資對(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的作用機(jī)制，同時(shí)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(jìn)一步證實(shí)了金融資產(chǎn)配置的投資替代動(dòng)機(jī)，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(jì)后果的研究，證實(shí)了研發(fā)投資對(duì)企業(yè)價(jià)值提升的積極意義，為進(jìn)一步實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)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(bǔ)、增益和壓制等各種簡(jiǎn)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(shí)情境下，各種投資活動(dòng)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(duì)金融資產(chǎn)配置的擠出。首先，由于企業(yè)研發(fā)活動(dòng)是一個(gè)“要素投入→技術(shù)研發(fā)→成果產(chǎn)出”的長(zhǎng)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(dòng)的開展必然造成對(duì)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(dòng)的開展，企業(yè)重新進(jìn)行資源配置轉(zhuǎn)而追逐金融收益的動(dòng)機(jī)越來越弱。研發(fā)投資具有長(zhǎng)周期性的特征，其計(jì)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(wú)疑會(huì)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(jī)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(zhǎng)期性與成果轉(zhuǎn)化的時(shí)滯性可能使企業(yè)錯(cuò)失金融投資的最佳機(jī)會(huì)，這使得互補(bǔ)關(guān)系難以實(shí)現(xiàn)。

從市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的角度來看，企業(yè)所擁有的物理上的獨(dú)特性、路徑依賴性、因果含糊性等不可模仿特征的核心知識(shí)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(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[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(chǎng)準(zhǔn)入門檻，使企業(yè)獲得壟斷競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)和價(jià)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(dāng)期盈利能力，還對(duì)未來期間企業(yè)績(jī)效的提升起到積極影響，并且這種促進(jìn)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(chǎng)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(wú)形資源在應(yīng)用到生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)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(shí)現(xiàn)差異化或成本領(lǐng)先戰(zhàn)略，在競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手進(jìn)行模仿性創(chuàng)新之前形成壟斷性競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，增加市場(chǎng)份額，獲取超額利潤(rùn)[23，24]。同時(shí)，持續(xù)性的研發(fā)產(chǎn)出所帶來的技術(shù)積累能夠?qū)⒏?jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和超額收益維持下去。這種競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的提升削弱了管理者因業(yè)績(jī)壓力或維持股價(jià)穩(wěn)定而追逐金融收益的動(dòng)機(jī)，從而抑制企業(yè)“脫實(shí)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(shí)向虛”。

三、研究設(shè)計(jì)

（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(jìn)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(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行1%水平上的Winsorize處理。經(jīng)過上述處理得到了20335 個(gè)觀察值。本文所使用的數(shù)據(jù)來源于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。

（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(yùn)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(rùn)積累的角度出發(fā)，將金融利潤(rùn)占比視為金融化程度的體現(xiàn)[27]。本文認(rèn)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(yùn)作行為，金融資產(chǎn)占比能直觀體現(xiàn)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的偏好性，而金融投資獲利水平作為企業(yè)“脫實(shí)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(shí)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(zhǎng)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(duì)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(yíng)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(duì)數(shù)化處理。相比于研發(fā)支出總量指標(biāo)，研發(fā)支出比例指標(biāo)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(dāng)期研發(fā)支出與當(dāng)期營(yíng)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(zhǎng)江和馬瀟涵[30]的做法，以現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)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(chǎng)勢(shì)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(chǎng)勢(shì)力的代理變量，具體計(jì)算方法為：市場(chǎng)勢(shì)力=（營(yíng)業(yè)收入-營(yíng)業(yè)成本-銷售費(fèi)用-管理費(fèi)用）/營(yíng)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(dòng)態(tài)變化對(duì)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(duì)某一個(gè)地區(qū)或者國(guó)家一定時(shí)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(jìn)行統(tǒng)計(jì)，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(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中的銷售收入的變動(dòng)偏差來進(jìn)行衡量[33，34]?？紤]到媒體報(bào)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(biāo)準(zhǔn)差，以標(biāo)準(zhǔn)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(yíng)業(yè)務(wù)單元的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入占總主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比重（pi）計(jì)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(biāo)，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(jì)算方法為：

dyh_entro=Σpiln（1/pi）

其中，pi為企業(yè)各經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)單位的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入占企業(yè)總主營(yíng)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(jī)制、外部環(huán)境等內(nèi)外部因素都會(huì)對(duì)企業(yè)“脫實(shí)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(jì)意見、資本密集度、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率、管理費(fèi)用率、現(xiàn)金流量、財(cái)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(huì)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。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)計(jì)

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

其中：FIN代表企業(yè)金融化程度，即企業(yè)“脫實(shí)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(jī)誤差項(xiàng)。若實(shí)證結(jié)果顯示RD的系數(shù)顯著為負(fù)，則表明研發(fā)投資顯著抑制了企業(yè)的“脫實(shí)向虛”傾向；反之，則表明研發(fā)投資顯著增強(qiáng)了企業(yè)的“脫實(shí)向虛”傾向。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差為0.045，其中位數(shù)小于研發(fā)能夠促進(jìn)企業(yè)績(jī)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(jì)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(huì)規(guī)模（Board）整體差異明顯，而企業(yè)年齡（Lnage）、審計(jì)意見（Opin）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）、現(xiàn)金流量（Cashflow）、財(cái)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。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3報(bào)告了模型（1）的基準(zhǔn)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(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”具有負(fù)向影響。即企業(yè)研發(fā)投資能夠?qū)ζ髽I(yè)“脫實(shí)向虛”起到抑制作用，是打破金融投資惡性循環(huán)、促進(jìn)企業(yè)投資回歸實(shí)業(yè)的重要因素，H1得到支持。

表3 研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”回歸結(jié)果

從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模（Lnsize）與企業(yè)“脫實(shí)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(zhǎng)的企業(yè)面臨的發(fā)展機(jī)會(huì)越少，越需要尋找新的增長(zhǎng)點(diǎn)，“脫實(shí)向虛”越嚴(yán)重。營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）與企業(yè)脫實(shí)向虛顯著負(fù)相關(guān)，說明高成長(zhǎng)性的企業(yè)脫實(shí)向虛的動(dòng)機(jī)較弱。財(cái)務(wù)杠桿（Lev）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明債權(quán)人治理在企業(yè)“脫實(shí)向虛”過程中發(fā)揮了約束作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。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(jìn)行回歸；其次，將金融資產(chǎn)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理（lnFIN）后進(jìn)行回歸。（2）改變樣本區(qū)間。受2007 年財(cái)政部新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則頒布的影響，當(dāng)年上市公司披露的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量參差不齊；此外，2008年金融危機(jī)的爆發(fā)對(duì)上市公司近兩年的投資決策產(chǎn)生較大沖擊?；诖耍蕹?007 ～2009年度的數(shù)據(jù)后進(jìn)行回歸。（3）企業(yè)層面聚類。由于企業(yè)發(fā)展進(jìn)程中不可避免地存在某些不隨個(gè)體變動(dòng)而變動(dòng)的因素，為降低這些因素可能對(duì)回歸結(jié)果造成的影響，本文在回歸時(shí)進(jìn)行了企業(yè)層面的聚類。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(hào)及顯著性沒有改變，研發(fā)投資對(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”仍具有非常顯著的負(fù)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(duì)企業(yè)“脫實(shí)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(zhǔn)回歸一致，仍支持H1，表明本文的研究結(jié)論基本穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文主要研究研發(fā)投資對(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響，但是企業(yè)的金融資產(chǎn)配置本身也可能對(duì)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(duì)企業(yè)當(dāng)期的金融化程度進(jìn)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(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)上期的研發(fā)投資會(huì)對(duì)當(dāng)期的“脫實(shí)向虛”產(chǎn)生抑制作用，基準(zhǔn)回歸的結(jié)論穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

此外，本文進(jìn)一步采用工具變量法應(yīng)對(duì)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(bǔ)助金額作為研發(fā)投資的工具變量，采用廣義矩估計(jì)GMM 進(jìn)行檢驗(yàn)。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(bǔ)助中研發(fā)補(bǔ)貼占據(jù)較大比重，政府補(bǔ)助的高低無(wú)疑會(huì)對(duì)企業(yè)研發(fā)行為產(chǎn)生顯著影響，而政府補(bǔ)助難以直接影響企業(yè)“脫實(shí)向虛”的動(dòng)機(jī)。因此，企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量和政府補(bǔ)助金額在經(jīng)濟(jì)意義上滿足工具變量的條件。為驗(yàn)證工具變量的有效性，本文主要對(duì)其進(jìn)行了弱工具變量檢驗(yàn)和過度識(shí)別檢驗(yàn)。表5第（2）列列示了廣義矩估計(jì)GMM 的回歸結(jié)果，解釋變量研發(fā)投資的系數(shù)顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)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(jī)制分析

前文已經(jīng)證實(shí)了研發(fā)投資對(duì)企業(yè)“脫實(shí)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(rèn)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(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，削弱金融投機(jī)套利的動(dòng)機(jī)，從而抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”。而現(xiàn)金持有是企業(yè)重要的資源配置形式，市場(chǎng)勢(shì)力是企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(jìn)而抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”的中介變量，選取市場(chǎng)勢(shì)力作為研發(fā)投資增強(qiáng)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)而抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”的中介變量，構(gòu)造“研發(fā)投資→現(xiàn)金持有→脫實(shí)向虛”和“研發(fā)投資→市場(chǎng)勢(shì)力→脫實(shí)向虛”兩條作用路徑，并進(jìn)行相應(yīng)的理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)。

（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(yíng)活動(dòng)和投資活動(dòng)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(dòng)機(jī)和預(yù)防動(dòng)機(jī)，分別用以應(yīng)對(duì)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(yíng)狀況、投資機(jī)會(huì)和外部環(huán)境等因素的共同影響，當(dāng)企業(yè)在進(jìn)行一項(xiàng)長(zhǎng)期的投資活動(dòng)時(shí)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(zhǎng)周期的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，需要持續(xù)性的資金供給作為支持，對(duì)企業(yè)的融資能力提出了較高的要求。然而，創(chuàng)新活動(dòng)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(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，提高了企業(yè)資本成本[44]。同時(shí)，企業(yè)普遍對(duì)研發(fā)信息的對(duì)外披露較為保守，以防止過多披露引發(fā)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手進(jìn)行模仿性創(chuàng)新，喪失獲取超額收益的機(jī)會(huì)[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(duì)稱，使得企業(yè)面臨更嚴(yán)重的外部融資約束[46]。

考慮到創(chuàng)新活動(dòng)資金需求量高以及外部融資成本的增加，企業(yè)會(huì)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(dòng)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(dāng)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(chǔ)蓄功能，企業(yè)原本希望通過金融資產(chǎn)投資進(jìn)行資源儲(chǔ)蓄的“蓄水池”動(dòng)機(jī)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(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制了企業(yè)“脫實(shí)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(yàn)其在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間的中介效應(yīng)。具體模型如下所示：

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(duì)值小于模型（1）中研發(fā)投資的系數(shù)絕對(duì)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(shí)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(jìn)而抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

表6 企業(yè)現(xiàn)金持有作用機(jī)制檢驗(yàn)

（二）企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力的中介效應(yīng)

根據(jù)新產(chǎn)業(yè)組織理論，企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力來源于面對(duì)動(dòng)態(tài)競(jìng)爭(zhēng)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(chǎng)勢(shì)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(shì)并形成技術(shù)壁壘，在專利保護(hù)期到期前保持較強(qiáng)的市場(chǎng)勢(shì)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(jìng)爭(zhēng)者和潛在替代品的威脅，使企業(yè)避免陷入價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)的“紅?！?，在產(chǎn)品市場(chǎng)中獲得獨(dú)特的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)；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(jì)，淘汰高生產(chǎn)成本的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手并震懾潛在進(jìn)入者，擴(kuò)大市場(chǎng)份額，增強(qiáng)市場(chǎng)勢(shì)力[47]。較高的市場(chǎng)勢(shì)力增強(qiáng)了企業(yè)主營(yíng)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(rùn)，形成一種對(duì)良性利潤(rùn)的依靠，促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)和價(jià)值增值，企業(yè)價(jià)值的提升又能夠反哺技術(shù)創(chuàng)新，形成相互促進(jìn)的良性循環(huán)，推動(dòng)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，從而降低企業(yè)對(duì)非主業(yè)領(lǐng)域的利潤(rùn)需求，削弱了金融投機(jī)套利動(dòng)機(jī)。此外，較高的市場(chǎng)勢(shì)力也會(huì)產(chǎn)生組織惰性，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承受能力[49]，相比于高風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)配置，企業(yè)更傾向于利用已有市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)以市場(chǎng)滲透的穩(wěn)健方式獲取規(guī)模經(jīng)濟(jì)和壟斷利潤(rùn)[32]。因此，研發(fā)投資通過增強(qiáng)市場(chǎng)勢(shì)力弱化了企業(yè)金融化的主觀投資意愿，進(jìn)而抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

有鑒于此，本文以市場(chǎng)勢(shì)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(yàn)其在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間的中介效應(yīng)。具體模型如下所示：

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(duì)值小于模型（1）中研發(fā)投資的系數(shù)絕對(duì)值，且在1%的水平上顯著。這說明市場(chǎng)勢(shì)力在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間發(fā)揮部分中介作用，研發(fā)投資通過增強(qiáng)市場(chǎng)勢(shì)力進(jìn)而抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

表7 市場(chǎng)勢(shì)力作用機(jī)制檢驗(yàn)

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(dòng)通過影響決策成本、資源約束、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)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(dāng)投資決策的難度，出于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的考慮，管理層往往會(huì)放棄一些高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)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(qiáng)的融資約束，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)和生存壓力成為管理層進(jìn)行投融資決策時(shí)首先考慮的問題。此時(shí)，管理層的投資決策會(huì)更加謹(jǐn)慎，傾向于暫緩甚至放棄部分現(xiàn)金流為正的投資項(xiàng)目，轉(zhuǎn)而儲(chǔ)備更多的現(xiàn)金資產(chǎn)以備不時(shí)之需，導(dǎo)致投資規(guī)模減小[34，50]。研發(fā)投資雖能促進(jìn)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(zhǎng)、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(shí)宜，在企業(yè)削減投資規(guī)模時(shí)研發(fā)投資往往首當(dāng)其沖。與研發(fā)投資相比，部分金融資產(chǎn)流動(dòng)性較強(qiáng)、變現(xiàn)速度快，天然具有資金儲(chǔ)蓄功能，可以一定程度上替代現(xiàn)金來應(yīng)對(duì)環(huán)境變動(dòng)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(dòng)性金融資產(chǎn)持有，在兼顧流動(dòng)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(shí)對(duì)創(chuàng)新投資未來結(jié)果的預(yù)測(cè)也更加精確，能夠增強(qiáng)企業(yè)對(duì)通過研發(fā)投入建立企業(yè)長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)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(duì)企業(yè)“脫實(shí)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(duì)企業(yè)“脫實(shí)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(yàn)。這說明環(huán)境不確定性確實(shí)在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)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(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用更顯著。

表8 異質(zhì)性分析——環(huán)境不確定性的分組檢驗(yàn)

（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(shì)在于不僅能夠分散經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、平滑收益波動(dòng)，而且通過業(yè)務(wù)間的相互協(xié)調(diào)（如技術(shù)協(xié)同、財(cái)務(wù)協(xié)同）可以獲得協(xié)同效應(yīng)，實(shí)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(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的模仿行為，導(dǎo)致溢出企業(yè)潛在超額收益的減少，無(wú)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(yíng)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(duì)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(jià)值提升鎖定在企業(yè)內(nèi)部，減少研發(fā)溢出。特別是在實(shí)施相關(guān)多元化的企業(yè)中，企業(yè)可以根據(jù)市場(chǎng)需求的變化及時(shí)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(qiáng)的研發(fā)動(dòng)機(jī)。此外，多元化經(jīng)營(yíng)形成的內(nèi)部資本市場(chǎng)以及帶來的外部融資環(huán)境的改善能夠?yàn)檠邪l(fā)活動(dòng)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(duì)企業(yè)“脫實(shí)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(yàn)發(fā)展戰(zhàn)略的差異對(duì)研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)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(fù)，而專業(yè)化戰(zhàn)略組中研發(fā)投資對(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響不顯著。這說明發(fā)展戰(zhàn)略確實(shí)在研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)向虛”之間起到調(diào)節(jié)作用：研發(fā)投資對(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用主要存在于實(shí)施多元化戰(zhàn)略的企業(yè)中。

表9 異質(zhì)性分析——發(fā)展戰(zhàn)略的分組檢驗(yàn)

（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(dāng)行使權(quán)力且履行忠誠(chéng)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(huì)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(qiáng)調(diào)投資規(guī)模和經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)的多元化，一味地盲目擴(kuò)張來進(jìn)行“帝國(guó)建設(shè)”，由此誘發(fā)了過度投資行為，造成了對(duì)企業(yè)資源的浪費(fèi)。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(duì)管理者的有效監(jiān)督，容易產(chǎn)生實(shí)際控制權(quán)落入管理者手中的內(nèi)部人控制問題[55]。此時(shí)，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(fèi)等方式謀求私利，從而引發(fā)損害企業(yè)價(jià)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(dú)特競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)、提升企業(yè)價(jià)值，但其投資周期長(zhǎng)、不確定性高的特征使得管理者的薪酬目標(biāo)難以實(shí)現(xiàn)，降低了管理者進(jìn)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(jī)效指標(biāo)替代股東價(jià)值最大化目標(biāo)，降低薪酬目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)難度，從而通過短期績(jī)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(jī)套利的機(jī)會(huì)[29]，權(quán)力較大的管理者可能會(huì)背離價(jià)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(duì)企業(yè)“脫實(shí)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(yàn)了管理者權(quán)力對(duì)研發(fā)投資與企業(yè)“脫實(shí)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(fù)；而在高管理者權(quán)力組中，研發(fā)投資對(duì)企業(yè)“脫實(shí)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(shí)向虛”之間確實(shí)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(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的抑制作用更顯著。

表10 異質(zhì)性分析——管理者權(quán)力的分組檢驗(yàn)

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(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，從資源配置和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的視角出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)了研發(fā)投資對(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響，探討了兩者間潛在的作用機(jī)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(fù)相關(guān)，即研發(fā)投資能抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”；作用機(jī)制檢驗(yàn)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(chǎng)勢(shì)力兩種路徑來抑制企業(yè)“脫實(shí)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(duì)企業(yè)“脫實(shí)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(qiáng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)活力。我國(guó)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(dāng)前實(shí)業(yè)投資利潤(rùn)低下的重要推手。要針對(duì)需求側(cè)有針對(duì)性地改變供給，堅(jiān)決淘汰落后產(chǎn)能，鼓勵(lì)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(jìn)減稅降費(fèi)，擴(kuò)大直接融資比例，降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本，為實(shí)體企業(yè)創(chuàng)造良好的營(yíng)商環(huán)境。

第二，進(jìn)一步推動(dòng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略實(shí)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(dòng)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(shí)體經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新與實(shí)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(dān)企業(yè)創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)，從而驅(qū)動(dòng)企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新，以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)治理企業(yè)“脫實(shí)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(jī)效之間存在U 型關(guān)系，其拐點(diǎn)為RD=0.042。

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