■王豪杰，冯苑，宋晓薇
金融行业的快速发展和金融市场的日益成熟使得金融领域创造的利润越来越高，但伴随着实体经济的结构性供需失衡，产能过剩导致实体经济的投资回收期变长、回报率变低。在此背景下，越来越多的实体企业热衷于配置金融资产。“金融化”是指金融工具或金融资产在实体经济中所占的比重。高科技企业作为国家创新体系的重要组成部分，科技创新活动需要大量资金投入。高科技企业的金融化行为是促进还是抑制了研发资金投入，便是一个需要研究的重点话题。尤其是在目前强调优化经济增长方式、开展创新创业、培育经济增长新动能、促进经济高质量发展的背景下，更要探讨高科技企业金融化行为对研发强度的影响。
已有文献研究企业金融化与研发创新之间的关系，结论可概况为正面影响和负面影响两类。徐珊和刘笃池（2019）认为，金融资产配置增加了企业金融收益，为企业技术创新带来更多资金，能够产生拉动效应。刘贯春（2017）认为金融化能够缓解未来融资约束，有利于推动企业研发创新。但部分研究认为基于套利动机而非储蓄动机配置金融资产，非金融企业增加了金融收益，通过融资约束中介变量，从而阻碍了企业创新发展。可见，学界对于金融化与研发创新之间关系仍未得出一致结论。王少华等（2020）认为企业金融化与研发强度之间存在的正负关系，主要源于资金储备和资本套利两种不同的金融化动机。另外，金融化与研发强度之间关系可能受高管激励（包括薪酬激励和股权激励）的深刻影响，不同程度和不同类型的激励对企业金融化与研发强度之间非线性关系的调节作用尚不清楚，有待深入探究。综上所述，高科技企业金融化与研发强度之间是否存在非线性影响，不同动机主导下影响程度如何，以及高管激励是否对二者之间的非线性关系存在调节作用，在现有研究中尚属空缺。
全文贡献有以下三方面：第一，深化了金融化与研发强度之间关系的相关研究。以往研究对金融化与研发创新之间关系的探讨聚焦于线性层面，并且二者之间是存在促进作用还是抑制作用仍未得到统一结论。第二，为探讨金融化与研发强度之间关系提供了来自新兴市场的证据。已有大多数文献考察的是上市企业金融化与创新之间的关系，较少涉及高科技企业的情形，上市公司中的高科技企业研发需求更高，对创新投入资金的依赖也更高。第三，考察了高管激励的调节作用。创新决策不可避免会受到代理问题的影响，高管作为企业运作的实际执行者，对企业创新项目投资起着至关重要的作用。
（一）高科技企业金融化与研发强度
一般来讲，由于信息不对称和制度因素的存在，内部融资渠道要优于外部融资途径，但较高的外部融资成本会使得企业面临融资约束。金融化拓展了高科技企业内部资本市场，企业持有期限短、流动性高和可转换性强的金融资产就成为主要的融资手段，企业可以通过调整金融资产配置水平来影响创新投入。
金融资产被视为预防宏观冲击的重要储备，合理的金融资产配置是盘活存量资金、增加流动性的重要手段，降低公司融资成本，表现为“蓄水池效应”（邓路等，2020）。已有文献证实了金融化是促进研发投入的重要因素之一。第一，通过降低融资成本促进研发强度。融资约束程度越高，企业越倾向于分配更多的暂时性现金流用于增加现金储备，以应对未来时期的融资约束。较高的融资约束意味着融资成本较高，企业在资金充裕时购买的金融资产能够在企业面临财务困境时快速变现，实现低成本融资，缓解研发强度资金不足的问题。高技术企业还可以通过参股金融机构等金融化方式减少银企间信息不对称和交易费用，从而帮助创新企业增加融资规模并降低融资成本（余芬等，2021）。第二，通过拓宽融资渠道促进研发强度。企业金融化的融资便利效应拓展了融资渠道，企业得以获取更充裕的资金进行技术创新并持续改善经营业绩。金融化降低了企业外源融资依赖程度，丰富了企业融资渠道，增强了企业风险抗性，提升了企业融资能力。研发资金投入的多少深受融资渠道影响，融资渠道的拓宽也为研发投入提供了资金支持。第三，通过改善企业盈利能力促进研发强度。金融资产价格上升能够改善企业资产负债情况，通过金融渠道的获利能够增加企业盈利能力（张成思和张步昙，2016），资产负债结构的改善还将有利于提升企业的信用等级，融资能力的提升能够为研发投入提供资金保障。
随着企业金融化程度的加深，高杠杆、泡沫化风险加大，进而会危及研发资金投入。高技术企业由于存在高度技术依赖，鉴于研发存在的不确定性以及信息不对称，高科技企业普遍存在资金紧张问题（张瑾华等，2016），且未受到产业政策支持的高科技企业进行实体投资较为困难，因此更倾向于通过金融资产配置来获取短暂高收益（周雪峰和左静静，2018）。此外，委托代理问题的存在也会导致企业热衷于投资金融资产。从企业经营角度看，企业投资于实体领域的资金如果不断地流向金融领域，企业的经营策略和投资意愿也将随之改变（马凌远和尤航，2022）。金融资产带来的收益和现金流容易造成企业投资视野短期化（杜勇等，2017），在企业资产泡沫化的超额回报率吸引下，企业会放弃关注长期创新的动力。在此情形下，金融化的抑制作用将被放大，而“蓄水池”的作用无法有效发挥，技术改进、产品改良等一系列新增创新投资计划将被搁浅，进而削弱创新企业研发热情，恶化企业资本错配程度，最终导致金融化挤出研发资金。可见，如果企业过度配置金融资产，在金融投资方面存在盲目性，将不利于企业研发创新的长远发展。基于此，提出研究假设1。
假设1：金融化与研发强度之间存在倒U型关系，随着金融化程度的提高，研发强度呈上升趋势；
当金融化超过拐点水平后，研发强度开始下降。
已有研究认为企业金融化至少存在资金储备和市场套利两种动机。在资金储备动机下，企业配置金融资产形成“流动性蓄水池”，即将剩余资金以金融资产形式储备，在企业急需资金时，能够迅速将金融资产进行变现以提高资产流动性并缓解企业融资约束。在市场套利动机下，企业追求金融资产的高额回报，加重资金空转泡沫化程度，挤出企业主业经营和研发投入的动力，甚至导致企业放弃投资净现值为正的研发项目。可见在不同的动机下，企业金融化行为对研发强度的影响存在一定差异。
资金储备动机分析。较低的调整成本和较高的变现能力使得企业往往倾向于配置一定数量的金融资本作为流动性较强的资产类型，预防性的金融资产在应对企业现金流风险、缓解外部融资约束等方面能够发挥“蓄水池”的作用。企业面临的融资约束程度不同，基于储蓄动机配置金融资产的动机强弱也不完全一致。创新投资在融资需求上具有模糊性，在产出上存在投资期限和收益的双重不确定性，导致企业在创新过程中或多或少面临融资约束问题。Han&Qiu（2007）发现融资约束在当前和未来投资之间产生的跨期权衡，为受约束的企业提供了预防性储蓄激励。面临融资约束较大的企业预防性储蓄动机更强（戴赜等，2018）。预防储备动机下，企业会更倾向于将金融化收益用于研发投入。对融资约束程度高的企业而言，企业更能够通过调整现金持有水平来平滑研发创新活动。可以说，金融化获得的经济利益为研发投入提供了资金支持，有助于企业实现创新。因此对于融资约束较强的企业，当研发强度急需资金投入时，由于融资成本较高，其在配置金融资产时会更加谨慎，以期获得金融收益的同时促进主业经营。
市场套利动机分析。研发创新活动通常具有周期长、风险高、不确定性大等特征。在相对收益率和相对风险程度的对比下，企业更可能将有限的资金投资于短期收益高的金融市场，表现出市场套利动机。委托代理问题的存在加剧了企业金融化的套利动机，在此动机影响下，受金融领域高额利润的吸引，企业过多配置金融资产，在一定程度上偏离了企业主营业务目标，可见金融化的套利动机不能“反哺”主业发展。Tornell（1990）认为如果实物资产的回报率低于金融资产，那么金融资产回报率的提高可能导致对创新投资的替代。在企业金融资产配置的超额利润诱导下，投资视野的短期化容易造成企业逐渐“空心化”，企业出于套利动机配置金融资产，不仅会挤出创新投入资源，而且容易对金融利润渠道形成“路径依赖”（余芬等，2021）。可见企业通过金融化渠道获得的资源并不能缓解研发创新的资金约束，资产泡沫化带来的短期利益使得企业以创新和研发为前提的集约化生产难以为继，导致研发能力不能得到有效提升。所以企业过于追求金融资产短期超额收益会减少创新投资，长此以往会削弱研发动力，企业市场套利动机越强，其金融化对创新投入的损害效应越大。
通过对高科技企业金融化动机的分析，发现企业配置一定比例金融资产时，有助于发挥金融化的资产储备动机，进而有利于提高研发投入强度，但是过高的金融资产配置说明企业已经偏离主业经营，套利动机的驱使将挤出研发投资。因此，在不同金融化水平下，企业金融化的动机不同。整体而言，在金融化程度较低（即处于拐点左侧）时，高科技企业利用金融化方式实现资金储备的动机比市场套利动机更强烈，总体上表现出资金储备动机。对于面临较大融资约束的企业而言，其预防性资金储备动机更强，所以金融化对企业主业发展和创新投入的正向影响也应该更大。即在金融化程度较低时，高科技企业主要出于资产储备动机进行金融化，融资约束程度越强，金融化对企业研发投入强度的促进作用越大。但是随着金融化程度的提升，高科技企业面临金融领域的高额收益诱惑，套利动机逐渐凸显。当金融化达到一定程度时（即位于拐点时），资金储备动机等于套利动机，此时高科技企业研发投入强度最大。越过拐点值，随着金融资产配置比例的进一步提高，对金融利润的依赖使得套利动机超过资产储备动机，整体呈现出套利动机占优。即在金融化程度较高时，高科技企业主要出于套利动机进行金融化，套利动机越强，金融化对企业研发投入强度的抑制作用越大。基于此，提出如下研究假设。
假设2a：在金融化拐点值左侧，企业出于资产储备动机进行金融化，且融资约束程度越强，金融化对研发强度的促进作用越大。
假设2b：在金融化拐点值右侧，企业出于市场套利动机进行金融化，且市场套利动机越强，金融化对研发强度的抑制作用越大。
（二）高科技企业金融化、高管激励与研发强度
企业研发创新活动会受到企业内部和外部经营因素的共同影响，其中高层管理者是一种重要的内部影响因素。高管在企业的创新决策中发挥着重要作用，对研发方向、创新资源以及创新活动的监督负有重要责任（陈东和邢霂，2019）。在高管激励下，经营者自身利益与企业未来发展绩效实现同步捆绑，一方面有利于管理层更加关注企业主业经营状况，另一方面会促使企业热衷于从资本市场获取超额投资收益。目前，上市企业高管人员的激励手段主要是基于财务绩效，高管人员的激励类型主要有薪酬激励和股权激励两种。作为上市公司常用的管理层显性激励方式，薪酬激励和股权激励在一定程度上降低了企业代理成本，影响了企业管理层的风险承担意愿。不同的高管激励方式在金融化影响研发强度关系中发挥的作用存在差异，有必要对此问题展开进一步的理论研究。
高管薪酬激励方面，由于目前中国企业对管理层激励以薪酬激励等短期激励为主。薪酬激励能够在一定程度上纠正创新项目风险承担与金融资产投机收益的失衡问题。在企业的创新过程中，实施较高薪酬激励的企业，更有助于发挥金融化对研发创新的资金蓄水池效应，具体体现在：其一，增强了研发失败的风险承受能力。实行货币薪酬激励是有利于提高企业研发效率水平的，但企业的研发创新行为具有资金沉没成本高、周期长等特征。一些高风险的创新投资项目在短期内难以获取利润，而在较高的薪酬激励下，高管利益与企业发展目标趋同，将提升企业对创新项目风险的承受能力。其二，强化了金融化的资金储备动机。货币薪酬有助于提高企业研发创新中高管团队的努力程度并降低无效率项。实施薪酬激励能够激发管理者的工作热情，提升高管在工作中的责任感和使命感，有助于强化资金储备动机并抑制市场套利动机，促进研发创新和主业长远发展。在较高的薪酬激励下，企业购买股票、债券、银行理财产品等金融化行为所产生的收益会形成强大的蓄水池效应，提高管理人员开展创新项目的积极性，以期获得创新活动带来的高收益和高回报。在实施较高薪酬激励的情形下，金融化的资金储备动机被强化，短视化逐利投资减少，管理者更关注有利于企业长远发展的创新研发。其三，吸引了高素质的管理人员加入。较高的薪酬激励能够吸引更高素质、更具创新精神的优秀管理人员加入企业，提高高管人员对创新投入的决策水平。随着高管团队创新意识的增强，将发挥企业金融化对研发投入的资金支持作用，努力提升创新产品的市场竞争力与份额，进而提高创新产品利润率，使金融化真正成为企业提升创新价值的动力来源。基于此，提出研究假设3a。
假设3a：较高的薪酬激励提高了金融化对研发强度的阈值效应。
高管股权激励方面，较高股权激励更容易发挥调节金融化与研发强度之间关系的强化作用。高管股权激励是授予高层管理者一定股权的一种长期激励方式，使高管与股东之间的利益趋于一致，进而在一定程度上缓解代理问题（吕长江和张海平，2011）。对高管来说，股权比薪酬更具有诱惑性。股权激励被认为是将短期容忍创新失败风险和长期给予激励对象丰厚回报二者进行结合的较为理想的激励方式（田轩和孟清扬，2018）。
金融化从较低的水平不断提高时，占主导地位的资产储备预防性动机能够发挥蓄水池效应，为研发创新提供资金支持。在企业实施较高股权激励情形下，高管收入取决于企业长期价值，股权激励能克服管理者短视行为，高管投资策略将更有利于促进企业长期发展。对管理层实施股权激励能够激发管理层展开创新研发并维持企业持续经营的热情和积极性，使得金融化获得的收益更倾向于投入企业研发创新项目。因此，在相同金融化水平下，实施较高股权激励的企业相对其他企业而言，金融化对研发强度的正向影响更大。
当金融化水平超过一定程度之后，面对金融领域高额收益的诱惑，在市场套利动机的驱使下，将促使企业高管的决策偏好进一步发生变化，表现为高管更偏好于进行扩张性金融投资而减少不确定性高、风险大的研发创新投入。考虑到高管股权激励的影响，企业高管决策偏好的改变程度可能会发生变化。一方面，在高管股权激励较高的情境下，股票期权可能诱发“过度激励”问题。在信息不对称情况下，管理者为实现个人利益可能出现操纵股权激励的行为（宗文龙等，2013）。并且上市公司的股权激励计划有可能为高管变相提供福利，使高管股权激励难以发挥应有的激励作用（吕长江等，2009）。可见过高的股权激励会影响管理层风险偏好，降低其投资研发项目的意愿。另一方面，当管理层持股比例较高时，在监督不严的情况下，管理层极有可能会最大化自身利益，放大金融化市场套利动机对研发创新的挤出效应。管理层股权激励与股价直接挂钩，当金融资产获利较高时，管理层倾向于配置更多金融资产以获取暴利，直接削弱了研发创新资金的投入。加之资本市场的压力也会给企业高管带来短期压力，抑制企业的创新动力。
综上分析，在倒U型曲线的上升阶段，较高的股权激励促进了金融化对研发强度的正向影响，使上升阶段曲线形状更加陡峭；
在倒U型曲线的下降阶段，较高的股权激励加剧了金融化对研发强度的负向影响，使下降阶段曲线形状也更加陡峭。可见在高管股权激励过高时，加速了金融化市场套利动机的显现，使得曲线的拐点左移。基于此，提出研究假设3b。
假设3b：较高的股权激励降低了金融化对研发强度的阈值效应。
（一）样本选取与数据处理
以2007—2019年在沪深两市A股上市的高科技公司为研究样本①所研究的高科技企业主要包含了国泰安数据库中的化学原料和化学制品制造业（C26）、医药制造业（C27）、化学纤维制造业（C28）、计算机通信和其他电子设备制造业（C39）、仪器仪表制造业（C40）以及信息技术业（I）等行业的企业。。起始年份选择2007年，是由于2006年财政部发布了新会计准则及考虑到指标的可比性，未将2006年及以前数据纳入样本。相关数据来源于CSMAR数据库。对初始数据进行如下筛选和处理：（1）删除ST、*ST类的上市公司；
（2）剔除关键变量数据缺失及资产负债率大于1的样本；
（3）为避免数据极端值对回归结果产生影响，对所有连续型变量采用上下1%的Winsorize截尾处理，最终得到9771个样本。
（二）主要变量定义
1.研发强度
被解释变量是研发强度（EI）。由于主要探讨金融化程度对研发强度的影响，参考已有研究（李文贵和余明桂，2015），研发强度指标用年度研发费用与营业收入的比值衡量，从创新投入的角度进行考察。
2.金融化程度
核心解释变量是金融化程度（FD），利用金融资产与总资产的比值衡量。鉴于目前学界对于企业金融资产的构成内容并未达成共识，借鉴黄贤环等（2018）的做法，将交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额、长期股权投资及具有金融资产属性的投资性房地产净额纳入金融资产考察范畴。企业总资产中金融资产占比越高，说明企业金融化程度越高。为检验金融化程度与研发强度之间是否存在非线性关系，还设置了金融化程度的平方项（FD2）。还将进一步改变金融化的计量方式，以此进行稳健性检验。
3.高管激励
调节变量是企业高管激励，包括高管薪酬激励（SW）和高管股权激励（SH）。其中，高管薪酬激励和高管股权激励分别为根据高管前三名薪酬的均值和根据管理层持股数均值设计的哑变量，大于均值表示为1，否则取值为0。
4.控制变量
借鉴多数文献的做法，从公司特征、财务和治理层面引入相关控制变量，包括资产规模（Ass）、成长能力（Gro）、盈利能力（PF）、财务杠杆（Lev）、企业资本密集度（Eci）、两职合一（Post）、董事会规模（BS）和董事会结构（DRER）等。同时加入年度虚拟变量（Year）和行业虚拟变量（Ind），用以降低行业异质性和不可观测时间因素的影响。
（三）研究模型
针对假说1，为验证金融化对研发强度的非线性影响，构建了基础模型（1）：
其中，α0是常数项，αi是系数，εit是随机扰动项，Controlsit是指可能影响到研发强度的前文所述一系列控制变量。为进一步探讨高管激励对金融化与研发强度关系的调节作用，在模型（1）基础上加入交互项构建了模型（2）：
Z是调节变量——高管激励，包括高管薪酬激励（SW）和高管股权激励（SH），其他设定同模型（1）。需要说明的是由于被解释变量，即研发强度（EI）为0～1之间的受限变量，因此主要采用Tobit模型对上述两个模型进行估计。
表1 变量定义及其计算公式
（一）主要变量描述性统计
从被解释变量研发强度的描述性统计结果能够看到，高科技上市公司的研发强度水平差距较大，最低值为0，而最高值达到18.8%，样本均值为1.4%，说明近年来高科技上市公司整体研发投入水平仍然偏低。核心解释变量金融化程度介于0～47%之间，平均值为5.8%，表明金融资产在部分高科技上市公司总资产中占比相对较高且公司之间差异显著。高于均值的高管薪酬激励和高管股权激励样本分别占高科技上市公司总数的34.1%和29.1%。
（二）金融化与研发强度
表2报告了金融化与研发强度的回归结果。列（1）为只加入金融化和金融化平方的回归结果，列（2）为只加入控制变量且未加入金融化及其平方项的回归结果，列（3）为同时加入了金融化及其平方项和控制变量的估计结果。从列（1）和列（3）可以看出，FD的系数在1%水平上显著为正，FD2的系数在1%水平上显著为负，说明金融化与研发强度之间并非线性关系。按照Haans et al.（2016）的观点，金融化与研发强度之间需要满足以下三个条件，才可以被认为存在倒U型关系：第一，平方项系数α2显著小于0。在列（3）中，FD2系数为-0.8311，并且在1%水平下显著，满足此条件。第二，倒U型曲线拐点值位于样本期间内。在列（3）中，倒U型曲线的拐点值为0.2375，位于金融化0～0.47的取值范围，满足此条件。第三，当核心解释变量取最小值时，该处的线性斜率为正；
当核心解释变量取最大值时，该处的线性斜率为负。列（3）中，线性斜率为0.3947-2×0.8311×FD，当FD取最小值0时，斜率为0.3947，即金融化取最小值时线性斜率为正，当FD取最大值0.47时，斜率为-0.3865，即金融化取最大值时线性斜率为负，故满足此条件。因此。金融化与研发强度之间存在显著的倒U型关系，假设1得到验证。整体来看，在样本区间内，中国多数高科技上市企业金融化程度尚处于倒U型曲线的前半段，对研发强度存在促进作用，但边际效率有所下降。
表2 金融化与研发强度基准回归
（三）稳健性检验
1.内生性问题
考虑到企业自身创新情况可能会对企业金融化程度带来一定影响，进而会产生反向因果关系的内生性问题，而2SLS及GMM估计虽然能够在一定程度上解决该问题，但所选工具变量的弱相关性将对估计结果造成一定偏误，因此接下来采用PSM倾向得分匹配和PSM+固定效应来解决这一内生性问题。
倾向得分匹配方法（PSM）。将全样本根据是否进行金融化分为两组。具体选取金融化的前一年作为实验组，对照组是从未进行金融化的公司，用控制变量对企业是否进行金融化进行Logit回归，计算出每个样本的倾向得分值，然后采用1∶4近邻匹配法筛选出配对样本。为保证匹配结果的有效性，进行了平衡性检验，匹配后各协变量的标准偏差绝对值均小于10%，满足平衡性假设。根据PSM配对后的估计结果，金融化一次项的系数为正，金融化二次项的系数为负，二者均在1%水平下显著，说明金融化与研发强度之间存在倒U型关系，与前文基准回归结果一致。
PSM+固定效应。考虑到每个公司在各自发展中会存在不随时间变化的遗漏变量，因此在倾向得分匹配方法基础上加入公司固定效应。结果显示，金融化一次项系数为0.1314，在1%水平下显著，金融化二次项系数为-0.1872，同样在1%水平下显著，验证了金融化与研发强度之间的倒U型关系存在，进一步验证了假设1成立。
2.其他稳健性检验
替换金融化指标。根据研究设计，将交易性金融资产从企业金融资产中剔除，使用重新测算得到的金融化指标进行回归分析，结果显示，回归结果仍与前文保持一致，金融化与研发强度之间呈倒U型关系这一研究结论稳健。
改变估计方法。考虑到个体效应，接下来采用双向固定效应模型对基准回归进行重新估计，回归结果显示，金融化一次项指标显著为正，金融化二次项指标显著为负，回归结果与前文保持一致。
使用制造业样本。样本数据行业主要以制造业为主，远高于信息技术业，为了避免行业有偏分布对于结果的影响，接下来将选取制造业样本数据共6982个对前文研究假设进行稳健性检验，使用制造业样本数据进行回归分析。结果显示，制造业样本回归结果依然与前文保持一致，即金融化与研发强度之间呈倒U型关系仍然成立。
改变样本区间。考虑到2008年全球金融危机对经济造成的巨大影响，中国政府在此之后出台了包括降率免税在内的一系列救市政策，这些政策在某种程度上会对企业金融资产配置造成影响。为避免这一政府行为影响金融化与研发强度之间关系，删除2007年和2008年的研究样本重新进行回归。结果显示，金融化与研发强度之间仍然呈显著的倒U型关系，再次证实研究结论稳健。
增加控制变量。市场竞争程度的高低与企业的创新动力存在直接联系，在激烈的市场竞争中获取核心技术资源有利于高科技企业敏锐捕捉市场需求、提升企业发展质量。技术趋同、投入成本高、不确定性强等因素加剧了高科技企业的市场竞争程度，只有具备竞争优势的企业才能从容应对创新风险，进而通过技术创新和新产品研发抢占市场先机。遗漏市场竞争这一关键变量可能导致回归结果失真，参考蒋樟生（2021）的方法计算市场竞争（Mar）变量，计算公式为：1-企业营业总收入占高科技企业营业收入总额的比重。将市场竞争要素纳入控制变量重新进行回归，回归结果与基准回归结论一致。
（四）动机识别
1.资金储备动机
已有研究表明企业配置金融资产部分是出于缓解融资约束、应对资金不足的目的（王红建等，2017）。在金融资产配置水平较低时，在资金储备动机主导下，企业通过提前配置流动性强的金融资产，能够平滑企业资金需求，以备不时之需。如果高科技企业获取外界资金的成本越高且融资约束越大，那么企业越倾向于谨慎投资，并处理好金融资产配置与主业发展的关系（蔡艳萍和陈浩琦，2019），因此融资约束程度增加有助于强化企业金融化的资金储备动机，从而促进企业研发投资强度。参考徐榕和赵勇（2015）的研究，用固定资产净值占总资产的比率衡量融资约束程度，企业通常可以通过抵押或者担保固定资产获得融资，因此该指标的上升说明企业面临的融资约束程度得到了缓解。在金融化水平小于倒U型曲线拐点值（0.2375）的金融化较低样本中，根据固定资产净值占总资产的比率均值进行分组，确定出融资约束程度较低组和融资约束程度较高组。回归结果如表3列（1）和列（2）所示，在倒U型曲线的左侧样本中，融资约束较低组中金融化程度的系数为0.2464，而融资约束较高组中系数为0.3487，均在1%的水平下显著，表明企业融资约束越大，金融化行为对其研发强度的促进作用就越大。利用融资约束进行分组检验的结果表明，在融资约束较为严重的企业中，较高的融资约束有利于企业金融化的资金储备动机，支持了储蓄动机下的促进效应，研究假设2a得以验证。
表3 动机识别—资金储备动机
2.市场套利动机
随着高科技企业金融化程度逐渐加深，市场套利动机下的过高金融资产配置将不利于企业研发创新。一方面，金融资产配置过多使得上市公司利润来源发生本质性改变，高盈利更容易实现股东利益和企业短期经营目标。另一方面，随着生产成本的上升，实体经营利润空间被逐渐压缩，企业逐步丧失技术创新动力。在二者共同作用下，套利动机将驱使资本不断从实体部门转向金融虚拟领域，继而对企业研发投入产生挤出作用。因此，当金融化水平过高时，基于企业市场套利动机，对于套利程度越高的企业，金融化水平提高对研发投入强度的负面影响越大。以利息收益占净利润之比表示企业金融化的套利动机，该指标衡量了金融资产对企业净利润的贡献程度，利息收益占比越高说明企业配置金融资产的套利动机越强。为检验企业在金融化水平较高的情况下是否存在市场套利动机，根据利息收益占净利润之比的均值对金融化程度较高样本（即金融化水平大于倒U型曲线拐点值的右侧样本）进行分组检验，回归结果如表4列（1）和列（2）所示，在倒U型曲线的右侧样本中，市场套利较低组中金融化程度的系数不显著，而市场套利较高组中系数为-0.6267，在5%的水平下显著，表明企业套利动机越大，金融化行为对其创新投入的抑制作用就越大。利用市场套利程度进行分组检验的结果表明，金融化程度较高的情况下，企业金融化在市场套利动机主导下抑制了研发强度，支持了套利动机下的抑制效应，研究假设2b得以验证。
表4 动机识别—市场套利动机
（五）高管激励的调节作用分析
根据Haans et al.（2016）的研究，引入调节变量Z后，考察倒U型关系的调节效应方程为：Y=α0+α1X+α2X2+α3XZ+α4X2Z+α5Z，如果平方交互项系数α4显著，则Z的调节作用显著。具体地，倒U型关系的调节作用可以分为两类：一是改变倒U型关系曲线的形状。若α4显著为正，则调节变量会使曲线更平缓，若α4显著为负，则调节变量会使曲线更陡峭。表5列（1）为全样本薪酬激励的调节作用回归结果，可以看出平方交互项（FD2×SW）的回归系数不显著，因此高管薪酬激励不会让金融化与研发强度关系曲线变得更为平缓或陡峭。二是倒U型关系曲线的拐点值移动。当回归系数α1α4-α2α3＞0时，拐点值右移；
当回归系数α1α4—α2α3＜0时，拐点值左移。根据表5列（1）的回归结果，α1α4—α2α3=0.0207，大于0，因此拐点会向右移动，即向金融化程度较高的方向移动，说明在高管薪酬激励的调节作用下，金融化程度增加对研发强度的影响作用为正向的区间范围扩大，从而弱化了金融化对研发强度的负向影响。在较高薪酬激励下，高科技企业可以充分发挥其资金储备的蓄水池作用，提高金融化对研发强度的阈值，假设3a得证。
为验证高管股权激励的调节作用，在基准模型基础上分别引入高管股权激励及其与金融化的一次方和二次方的交互项。表5列（2）为全样本股权激励的调节作用回归结果，平方交互项（FD2×SH）的系数显著为负，说明股权激励的调节作用使得金融化与研发强度关系曲线更为紧凑陡峭，即股权激励的调节强化了倒U型曲线前半段的正向促进作用和倒U型曲线后半段的负向抑制作用。这说明高管股权激励具有“两面性”，既能与适度的金融化形成互补效应，也能恶化因过度金融化而导致的研发投入挤出效应，其有效性与金融化程度密切相关。从拐点值移动方面看，根据表5列（2）的回归结果，α1α4—α2α3=-0.0008，小于0，因此拐点值会向左小幅移动，说明在高管股权激励的调节作用下，实施较高股权激励的企业如果降低金融化程度，则能够明显提升研发投入。相比于实施较低股权激励的企业而言，较高股权激励更容易发挥调节金融化与研发强度之间关系的强化作用，会降低金融化对研发强度影响的阈值效应，假设3b成立。
表5 高管激励的调节作用
进一步地，绘制调节效应图以验证不同高管激励程度下的调节作用。根据调节效应图所示，在不同程度高管薪酬激励调节下，倒U型曲线形态虽然未发生显著变化，但拐点值变大；
在较高的股权激励调节作用下，倒U型曲线形态更为紧凑陡峭，再次说明股权激励强化了金融化与研发强度之间的倒U型关系。
由于不同规模企业的金融化动机、研发投入及高管激励效果等方面存在较大差异，这些差异可能会影响研究结论。为此，将全样本划分为规模大企业组和规模小企业组，并进行分组回归，回归结果见表5列（3）—列（6）。首先，从列（3）和列（5）的比较看，规模大企业与规模小企业金融化一次项的系数均显著为正，二次项的系数显著为负，说明无论是规模大企业还是规模小企业，金融化对研发强度均存在倒U型的影响。其次，从列（3）和列（5）看，金融化平方与高管薪酬激励的交互项（FD2×SW）在规模大企业和规模小企业样本组中均不显著，与表5中列（1）的结果一致。从拐点值移动方面看，拐点值右移现象仅存在于规模大企业中，说明在较高的高管薪酬激励下，规模大企业更能够发挥金融化的蓄水池效应，提高了金融化对研发强度影响的阈值效应。从列（4）和列（6）的比较看，只有在规模大企业样本组中，金融化平方与高管股权激励的交互项（FD2×SH）显著为负并且拐点值左移，降低了金融化对研发强度影响的阈值效应，产生这一差异的原因可能在于：一是与规模小企业相比，规模大企业股东更注重自己在资本市场上的声誉。当股权激励过高时，相同金融化程度下的规模大企业更倾向于迎合投资者情绪，致使企业研发决策偏离企业价值最大化目标。因为高管可能会受到巨额股份价值的吸引，不愿意承担创新风险从而不利于创新决策实施，这在一定程度上抑制了规模大公司的研发投入。二是规模大公司存在行业垄断特征，资源优势的存在使得研发动力不足，股权激励能使管理层产生趋同效应。当股权激励过高时，高管的个人利益与企业未来发展息息相关，将极力减少对所持股票的或有损失，转而热衷实现“确定性收益”，进而诱发过度投资金融资产并降低创新研发投入行为。
研究发现：金融化与研发强度呈倒U型关系，即金融化和研发强度之间存在一个拐点值，当金融化在拐点值左侧时，高科技企业出于金融化资金储备动机会促使企业增加企业研发创新投入；
当金融化水平位于拐点值右侧时，高科技企业在金融化市场套利动机的诱导下会促使企业降低创新投入进而抑制研发强度。在进行内生性检验和一系列稳健性检验后，该结论仍然成立。在金融化动机检验中，基于融资约束程度与市场套利程度进一步识别了高科技企业金融化行为下的资金储备动机与市场套利动机。在高管激励的调节作用中发现，较高的高管薪酬激励更能使高科技企业发挥资金储备功能，提高金融化对研发强度的阈值，较高的高管股权激励能够更容易发挥调节金融化与研发强度之间关系的强化作用，降低金融化对研发强度影响的阈值效应。按照企业规模大小进行分组的结果显示，较高的薪酬激励提高了金融化对研发强度的阈值效应和较高的股权激励降低了金融化对研发强度的阈值效应，仅存在于规模大企业中。
研究结论具有一定启示意义：第一，降低金融资产泡沫化程度。政府应高度重视高科技企业脱实向虚的不良现象，提高金融资本空转套利成本，改善金融效率，有效缩小金融投资与实业投资利差，提升实业投资回报率，引导高科技企业回归本源业务投资。挤出金融资本泡沫能够降低企业金融投资的动力和预期，进而缓解金融化对研发活动的挤出效应。第二，防范高科技企业金融资产配置套利动机。在严格监管制度下，加强企业投融资用途的审核与管理能够预防金融化的盲目套利行为。第三，优化高管激励制度。高科技企业尤其是大规模高科技企业，应该以高管薪酬激励为主要路径，实施差异化的高管激励措施。高科技企业还应该实施以创新投入为导向的激励考核机制，充分激发企业家精神并降低创新投资短视行为，从而推动创新活动。
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