曹 越，劉天倫，張文琪

(湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長沙 410082)*

一、引 言

創(chuàng)新是企業(yè)形成核心競爭力和確保可持續(xù)發(fā)展的重要因素。已有文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響因素研究主要集中在兩個(gè)層面：一是從企業(yè)內(nèi)部組織行為和個(gè)體特征維度展開，涉及稅收籌劃、戰(zhàn)略人力資源管理、員工學(xué)歷變化、員工持股和高管薪酬激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響；二是從企業(yè)所處的外部宏觀環(huán)境、行業(yè)內(nèi)市場環(huán)境和利益相關(guān)者維度展開，涉及法律環(huán)境和政府治理、銀行放松管制、區(qū)域化市場程度以及合作商、顧客、競爭對(duì)手等企業(yè)利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

隨著我國資本市場的不斷完善，眾多上市公司進(jìn)行資本投資時(shí)，傾向于將資金投資于種類豐富、收益穩(wěn)定、安全性較高的理財(cái)產(chǎn)品。根據(jù)上海證券交易所、深圳證券交易所及萬德(Wind)數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計(jì)，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品的數(shù)量、購買金額及購買理財(cái)產(chǎn)品公司占全部A股上市公司的比重均呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢：2011-2018年，A股上市公司由2342家增加至3584家，而購買了理財(cái)產(chǎn)品的上市公司由1家增長至1285家；上市公司理財(cái)產(chǎn)品的認(rèn)購金額逐年大幅增長，八年間年平均增長率高達(dá)44.82%。這說明上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品已經(jīng)成為資本市場中不可忽視的重要現(xiàn)象。

上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品最直接的目的，是獲得比其他投資更穩(wěn)健和更高的收益。若上市公司正處于競爭激烈、投資回報(bào)率低、融資約束高和經(jīng)營困難時(shí)期，通過購買理財(cái)產(chǎn)品能幫助公司提升資金的利用效率和管理水平，改善經(jīng)營業(yè)績，提高整體價(jià)值。然而，購買理財(cái)產(chǎn)品的投資行為能否明顯提高上市公司的資源利用效率，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，還有待檢驗(yàn)。上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品的經(jīng)濟(jì)后果研究主要涉及兩個(gè)方面：一方面，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品能夠提高自身的融資水平，豐富現(xiàn)有的自由現(xiàn)金流，從而對(duì)不同類型公司的績效水平產(chǎn)生異質(zhì)性影響并激勵(lì)管理者去實(shí)施避稅策略；另一方面，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)顯著提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)程度，降低其投資效率。以上研究尚未涉及購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系。購買理財(cái)產(chǎn)品作為上市公司配置金融資產(chǎn)的主要方式，學(xué)術(shù)界對(duì)此行為的評(píng)價(jià)并不一致：(1)蓄水池效應(yīng)(reservoir effect)觀，認(rèn)為該行為是一種靈活的資金管理方式，可以預(yù)防不確定的現(xiàn)金流影響，緩解融資約束，推動(dòng)實(shí)業(yè)投資；(2)擠出效應(yīng)(crowding out effect)觀，認(rèn)為該行為會(huì)造成上市公司脫實(shí)向虛，減少實(shí)體產(chǎn)業(yè)投資。

以往研究大多從金融資產(chǎn)這一大類出發(fā)，探討持有金融資產(chǎn)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，但尚未形成一致結(jié)論：(1)持有金融資產(chǎn)有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，因?yàn)榻鹑谫Y產(chǎn)具有流動(dòng)性較強(qiáng)、調(diào)整成本較低和變現(xiàn)能力較強(qiáng)的特點(diǎn)，持有這類資產(chǎn)有助于企業(yè)應(yīng)對(duì)現(xiàn)金流風(fēng)險(xiǎn)和外部融資約束，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新。(2)持有金融資產(chǎn)會(huì)阻礙企業(yè)創(chuàng)新，因?yàn)榻鹑谫Y產(chǎn)和企業(yè)創(chuàng)新之間存在替代效應(yīng)，當(dāng)企業(yè)的利潤過度投資于金融資產(chǎn)時(shí)，研發(fā)投入就會(huì)降低，從而不利于創(chuàng)新。理財(cái)產(chǎn)品是一類典型的金融資產(chǎn)。金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、持有至到期資產(chǎn)、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)等多個(gè)種類。企業(yè)持有這些金融資產(chǎn)的目的和動(dòng)機(jī)各不相同，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)理也可能不同。上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品的金額占金融資產(chǎn)總額的比重從2011年的0.25%增長至2017年的35.84%?？梢姡瑢ｉT研究上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品更具代表意義和針對(duì)性。

上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品究竟是提高了資金利用效率、改善了經(jīng)營業(yè)績，使得更多資本投入創(chuàng)新，還是使得資金過多流向虛擬經(jīng)濟(jì)，縮減了企業(yè)創(chuàng)新資本投入？這是值得深入研究的問題。為此，本文以中國A股上市公司2011-2018年的數(shù)據(jù)為研究樣本，探究上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的影響。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：(1)研究視角上，檢驗(yàn)上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的影響，以進(jìn)一步豐富購買理財(cái)產(chǎn)品的經(jīng)濟(jì)后果和企業(yè)創(chuàng)新影響因素的文獻(xiàn)。在企業(yè)創(chuàng)新的影響因素方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多將金融資產(chǎn)作為一個(gè)整體，探討持有金融資產(chǎn)與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，尚未關(guān)注持有金融資產(chǎn)中理財(cái)產(chǎn)品這類特定金融資產(chǎn)對(duì)創(chuàng)新績效的影響。同時(shí)，有關(guān)購買理財(cái)產(chǎn)品的經(jīng)濟(jì)后果文獻(xiàn)，也未從企業(yè)創(chuàng)新維度展開研究。(2)研究內(nèi)容上，厘清了上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的影響機(jī)理并提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。一是異質(zhì)性分析，從法律環(huán)境、投資收益率、行業(yè)性質(zhì)及高管持股比例等層面考察了購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的影響；二是渠道機(jī)制檢驗(yàn)，從研發(fā)投入維度考察了上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品是如何作用于創(chuàng)新績效的。(3)研究方法上，為了緩解購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效之間的內(nèi)生性問題，利用兩階段最小二乘法、最大似然法以及廣義矩估計(jì)法來控制反向因果關(guān)系對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響；同時(shí)，運(yùn)用三階段最小二乘法來控制二者的雙向因果關(guān)系。這些檢驗(yàn)進(jìn)一步提高了本文實(shí)證結(jié)果的科學(xué)性。

二、理論分析與研究假設(shè)

對(duì)于非金融上市公司持有金融資產(chǎn)這一現(xiàn)象，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要持兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為，企業(yè)配置金融資產(chǎn)是發(fā)揮類似“蓄水池”效應(yīng)的預(yù)防性手段，可以盤活資金，提高資產(chǎn)流動(dòng)性，實(shí)現(xiàn)資本的保值和增值，緩解企業(yè)的融資約束，從而促進(jìn)企業(yè)實(shí)業(yè)的發(fā)展；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，將資源過多地投入金融資產(chǎn)會(huì)使得企業(yè)缺乏足夠的資金進(jìn)行設(shè)備更新升級(jí)以及產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新，進(jìn)而抑制企業(yè)主業(yè)的發(fā)展，對(duì)企業(yè)實(shí)業(yè)投資產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)。兩類文獻(xiàn)的結(jié)論存在分歧。為此，本文基于以上兩種觀點(diǎn)進(jìn)行深入探討，分析購買理財(cái)產(chǎn)品如何對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

(一)上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新

首先，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品形成的蓄水池效應(yīng)有助于推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新。公司購買的理財(cái)產(chǎn)品具有蓄水池功能，能夠提高資產(chǎn)流動(dòng)性，實(shí)現(xiàn)資本的保值與增值，預(yù)防未來不確定的現(xiàn)金流沖擊，從而有助于企業(yè)創(chuàng)新。固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等非流動(dòng)資產(chǎn)具有期限長、變現(xiàn)能力差、不可逆等特征；相比之下，理財(cái)產(chǎn)品屬于流動(dòng)性強(qiáng)的金融資產(chǎn)，具有較強(qiáng)的變現(xiàn)能力和較低的調(diào)整成本。當(dāng)投資選擇面臨不確定性時(shí)，公司會(huì)傾向于流動(dòng)性較強(qiáng)的金融資產(chǎn)而不是非流動(dòng)資產(chǎn)，以避免因資金短缺而導(dǎo)致日常經(jīng)營與創(chuàng)新活動(dòng)受到限制。同時(shí)，當(dāng)未來主業(yè)投資缺乏資金時(shí)，公司可以出售流動(dòng)性較強(qiáng)的理財(cái)產(chǎn)品來獲取資金，從而減少對(duì)外部融資的依賴, 使得企業(yè)擁有更多的資金實(shí)施創(chuàng)新活動(dòng)。此外，購買理財(cái)產(chǎn)品還具有收益性。上市公司購買的理財(cái)產(chǎn)品主要為商業(yè)銀行發(fā)行的銀行理財(cái)產(chǎn)品，可以獲得相較于同期限的銀行存款或者短期國債更高的投資收益，從而通過收入效應(yīng)促進(jìn)公司創(chuàng)新。因此，上市公司根據(jù)自身生產(chǎn)經(jīng)營狀況和對(duì)資金的需求靈活購買不同類型的理財(cái)產(chǎn)品，實(shí)現(xiàn)了收益性、流動(dòng)性和安全性的結(jié)合，有助于滿足公司創(chuàng)新的資金需求。

其次，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品可以減少財(cái)務(wù)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的不利影響。不同于固定資產(chǎn)投資，創(chuàng)新活動(dòng)需要大量資金的持續(xù)投入，倘若中斷，將面臨較高的調(diào)整成本。高額的調(diào)整成本引發(fā)的財(cái)務(wù)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響，而購買理財(cái)產(chǎn)品有助于上市公司應(yīng)對(duì)財(cái)務(wù)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。理財(cái)產(chǎn)品種類豐富，不同的期限和保本性質(zhì)使得上市公司能夠根據(jù)自身財(cái)務(wù)需求和自由資金狀況選擇符合自身發(fā)展的理財(cái)產(chǎn)品，提高資金使用效率和財(cái)務(wù)管理水平，從而通過收益效應(yīng)與流動(dòng)性效應(yīng)促進(jìn)公司創(chuàng)新。具體而言，當(dāng)公司創(chuàng)新面臨資金或融資困難時(shí)，與固定資產(chǎn)、長期債權(quán)投資等期限較長的投資項(xiàng)目相比，流動(dòng)性較強(qiáng)的理財(cái)產(chǎn)品能夠及時(shí)變現(xiàn)，緩解財(cái)務(wù)困境，為公司創(chuàng)新提供及時(shí)的資金支持；與此同時(shí)，與股票、長期股權(quán)投資等風(fēng)險(xiǎn)較高的投資項(xiàng)目相比，理財(cái)產(chǎn)品具有相對(duì)穩(wěn)定和安全的收益以及較低的投資風(fēng)險(xiǎn)，能夠提高資金流入量、減少資金流出量，提升財(cái)務(wù)的流動(dòng)性和閑置資金的收益性，為公司推進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)提供資金支持。

再次，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品可以緩解融資約束，為推進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)提供資金保障。公司創(chuàng)新活動(dòng)需要穩(wěn)定的資金支持，而購買理財(cái)產(chǎn)品可以緩解融資約束，為企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)造有利條件。其一，購買理財(cái)產(chǎn)品帶來的相對(duì)穩(wěn)定的收益能夠改善經(jīng)營業(yè)績、降低盈余的波動(dòng)性和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，有助于緩解融資約束，可以為企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)造良好的融資條件。其二，上市公司購買的理財(cái)產(chǎn)品主要是銀行理財(cái)產(chǎn)品，有助于構(gòu)建良好的銀企關(guān)系。公司與銀行之間的良好互動(dòng)有助于降低后續(xù)融資成本，滿足企業(yè)創(chuàng)新的資金需求。其三，購買理財(cái)產(chǎn)品是衡量公司金融化程度的指標(biāo)之一，而金融化能夠拓寬公司的融資渠道和融資來源，增強(qiáng)公司的融資能力，為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的資金來源打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。

(二)上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品也可能會(huì)阻礙創(chuàng)新

首先，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)對(duì)實(shí)業(yè)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，從而減少企業(yè)對(duì)于創(chuàng)新的投入。第一，在資源有限的條件下，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)減少用于創(chuàng)新的資源。根據(jù)資源基礎(chǔ)理論，公司不同資源間存在替代及壓制關(guān)系。在資源總量一定的情況下，即外部融資和內(nèi)部資金是給定的條件下，實(shí)業(yè)投資和虛擬投資此消彼長。若公司對(duì)理財(cái)產(chǎn)品這類金融虛擬投資進(jìn)行更多的資源投入，則用于實(shí)體投資的資金將會(huì)減少，實(shí)體投資的資本被擠占，從而對(duì)實(shí)業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生嚴(yán)重的擠出效應(yīng)。第二，理財(cái)產(chǎn)品相對(duì)較高的回報(bào)率可能會(huì)抑制公司創(chuàng)新的動(dòng)力。相較于投資長期資產(chǎn)等實(shí)業(yè)投資，理財(cái)產(chǎn)品這類金融資產(chǎn)的收益率更高，能為公司帶來更多收入。企業(yè)創(chuàng)新具有投入大、周期長和不確定性的特點(diǎn)，創(chuàng)新活動(dòng)的調(diào)整成本和風(fēng)險(xiǎn)較大，一旦終止或失敗將對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績產(chǎn)生重大的不利影響。因此，企業(yè)創(chuàng)新面臨嚴(yán)重的融資約束問題。創(chuàng)新的資金來源主要依靠內(nèi)部積累，公司購置理財(cái)產(chǎn)品會(huì)減少自由資金流量，擠占創(chuàng)新投入的資源。第三，購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)加劇公司金融化程度。公司購買的理財(cái)產(chǎn)品越多，其收益對(duì)利潤貢獻(xiàn)的誘導(dǎo)效應(yīng)越大，使得關(guān)注短期業(yè)績的管理層將本屬于創(chuàng)新的資金用于金融項(xiàng)目的投資，這種逐利性行為促使公司更加關(guān)注短期利益，從而逐漸喪失開展長期創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力。一方面，對(duì)于業(yè)績較好、自由資本充裕的公司而言，將自由現(xiàn)金流量用于購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)削弱公司主營業(yè)務(wù)和創(chuàng)新發(fā)展的資源投入力度；另一方面，對(duì)于主營業(yè)績較差、內(nèi)部資金較為短缺的公司而言，購買理財(cái)產(chǎn)品獲得的短期收益可以支撐公司發(fā)展或扭虧為盈，從而達(dá)到粉飾業(yè)績的效果。這種對(duì)理財(cái)產(chǎn)品形成的依賴會(huì)減損公司發(fā)展主營業(yè)務(wù)和創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力。

其次，管理層可能會(huì)因?yàn)榇韱栴}而將大量資金用于購買理財(cái)產(chǎn)品，削減研發(fā)投資，從而降低創(chuàng)新績效。第一，公司創(chuàng)新投資活動(dòng)具有資金需求量大、周期長、調(diào)整成本高等特征，若投資失敗將對(duì)公司經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生重大不利影響，使得管理者的經(jīng)營能力受到質(zhì)疑，進(jìn)而減少管理層收入。相比之下，購買理財(cái)產(chǎn)品的調(diào)整成本低、可逆轉(zhuǎn)性強(qiáng)、投資收益較高和風(fēng)險(xiǎn)較低，即便投資失敗，一般也不會(huì)直接追責(zé)于管理層自身，因?yàn)榻鹑谕顿Y風(fēng)險(xiǎn)主要受到來自外部金融市場風(fēng)險(xiǎn)因素的影響，并非管理層自身可以控制。因此，管理層很可能出于自身利益的考慮，將閑置資金用于購買理財(cái)產(chǎn)品而非給予股東分紅，損害股東利益。同時(shí)，基于股東與管理者之間的委托代理關(guān)系，管理層將自由資金用于購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)向股東傳遞公司不務(wù)正業(yè)的信號(hào)。股東很可能會(huì)減少對(duì)公司的投資，從而減少公司創(chuàng)新的資金來源。第二，隨著購買理財(cái)產(chǎn)品規(guī)模的擴(kuò)大，理財(cái)產(chǎn)品收益對(duì)公司短期業(yè)績的促進(jìn)作用越明顯。管理層基于短期逐利等機(jī)會(huì)主義行為，會(huì)進(jìn)行更多的理財(cái)產(chǎn)品投資，引發(fā)嚴(yán)重的代理問題。因此，管理層的短期逐利行為會(huì)加劇理財(cái)產(chǎn)品投資對(duì)長期創(chuàng)新投資的替代效應(yīng)，從而導(dǎo)致公司減少對(duì)研發(fā)創(chuàng)新的投入，降低創(chuàng)新績效。

基于以上分析，提出如下研究假設(shè)：

上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品有助于提高創(chuàng)新績效。

上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)降低創(chuàng)新績效。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

考慮到2011年之前有關(guān)理財(cái)產(chǎn)品購買行為的披露較少，數(shù)據(jù)不具有代表性，本文以2011-2018年中國滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本，并進(jìn)行如下處理：(1)剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)樣本；(2)剔除ST、PT和已退市的公司樣本；(3)剔除總資產(chǎn)或所有者權(quán)益為負(fù)的公司樣本;(4)剔除變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終獲得19738個(gè)公司年度樣本。其中，購買理財(cái)產(chǎn)品的上市公司樣本數(shù)為4159個(gè)。上述篩選程序與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致。上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品的數(shù)據(jù)來自萬德(Wind)數(shù)據(jù)庫，市場化水平的數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)?2016)編制的市場化指數(shù)。其中2017-2018年的數(shù)據(jù)為按照平均增長率推算所得，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。并對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進(jìn)行縮尾處理。

(二)實(shí)證模型

為檢驗(yàn)上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系，構(gòu)建如下模型：

ln,ln,=+,+

,+,+,+

,+,+,+,+

,+1,+,+

,+,+,+

∑+ ∑+,

(1)

其中，被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新績效(ln與ln)，解釋變量為上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品的金額()，和分別表示年度和行業(yè)層面的固定效應(yīng)。若系數(shù)顯著為負(fù)(或正)，則說明上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)降低(或提高)創(chuàng)新績效。

(三)變量定義與度量

1. 上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品()。借鑒楊竹清(2017)的做法，采用“平均單個(gè)理財(cái)產(chǎn)品投資金額取自然對(duì)數(shù)”來度量上市公司理財(cái)產(chǎn)品的購買水平。該指標(biāo)越大，說明上市公司購買的理財(cái)產(chǎn)品越多。

2. 創(chuàng)新績效(ln和ln)。借鑒劉行和趙健宇(2019)的研究，從創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量兩個(gè)方面來衡量公司創(chuàng)新績效水平。其中，以專利產(chǎn)出量來衡量公司的創(chuàng)新數(shù)量，具體計(jì)算方式為企業(yè)當(dāng)年發(fā)明專利、實(shí)用新型專利與外觀專利申請(qǐng)數(shù)總數(shù)之和加1再取自然對(duì)數(shù)(ln)；以發(fā)明專利產(chǎn)出量來衡量公司的創(chuàng)新質(zhì)量，因?yàn)榘l(fā)明專利的技術(shù)含量最高，在一定程度上能夠體現(xiàn)公司的創(chuàng)新質(zhì)量，具體計(jì)算方式為企業(yè)當(dāng)年發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)總數(shù)之和加1再取自然對(duì)數(shù)(ln)?？紤]到理財(cái)產(chǎn)品的購買對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響可能存在較長的滯后期，因此，在實(shí)證檢驗(yàn)中分別對(duì)上市公司專利產(chǎn)出情況的期到+2期進(jìn)行考察。該指標(biāo)越大，說明企業(yè)的創(chuàng)新績效水平越高。

3. 控制變量。參考胡詩陽等(2019)的研究，控制如下可能影響企業(yè)創(chuàng)新績效的變量：托賓Q值()、資產(chǎn)負(fù)債率()、資產(chǎn)收益率()、盈利能力()、公司規(guī)模()、有形資產(chǎn)密度()、無形資產(chǎn)密度()、現(xiàn)金持有量()、股權(quán)集中度(1)、企業(yè)并購()、市場化水平()、獨(dú)立董事比例()和兩職合一()。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：ln的均值為2.654，說明研究樣本每年獲得批準(zhǔn)的專利數(shù)量約為14個(gè)；標(biāo)準(zhǔn)差為1.659，說明上市公司的創(chuàng)新產(chǎn)出情況存在較大差異。ln的均值為1.877，標(biāo)準(zhǔn)差為1.474，說明上市公司的專利質(zhì)量差異較數(shù)量差異小。的均值為17.936，說明樣本公司對(duì)理財(cái)產(chǎn)品的投資較大，這一分布與楊竹清(2017)的研究類似。其他變量結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本保持一致，不再贅述。

(二)相關(guān)性分析

各變量Spearman和Pearson相關(guān)系數(shù)結(jié)果顯示：第一，購買理財(cái)產(chǎn)品()與公司創(chuàng)新數(shù)量(ln)在1%水平上顯著為正，與后文主回歸的實(shí)證結(jié)果不符?？赡艿脑蚴牵合嚓P(guān)性分析僅考慮兩個(gè)變量之間的簡單相關(guān)性，若要更準(zhǔn)確、深入地考察二者之間的關(guān)系，則需要在控制其他變量的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析。第二，選取的大多數(shù)控制變量與公司創(chuàng)新數(shù)量(ln)在1%的水平上顯著相關(guān)，說明選取的控制變量有較好的代表性。第三，鑒于托賓Q值()和資產(chǎn)負(fù)債率()、托賓Q值()和公司規(guī)模()、資產(chǎn)負(fù)債率()和公司規(guī)模()、公司規(guī)模()和理財(cái)產(chǎn)品()、資產(chǎn)收益率()和盈利能力()以及資產(chǎn)收益率()和現(xiàn)金持有量()之間的相關(guān)系數(shù)大于05，采用中心化處理的方式予以控制。此外，絕大部分控制變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于05，表明模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

(三)實(shí)證結(jié)果分析

表2列示了模型(1)的回歸結(jié)果，列(1)～(6)的被解釋變量分別為企業(yè)當(dāng)期與滯后1～2期的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量?；貧w分析結(jié)果顯示：無論對(duì)于創(chuàng)新數(shù)量還是創(chuàng)新質(zhì)量，購買理財(cái)產(chǎn)品()的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)顯著降低其創(chuàng)新績效，驗(yàn)證了假設(shè)1b。對(duì)于創(chuàng)新數(shù)量，雖然解釋變量的系數(shù)從滯后1期開始呈現(xiàn)逐漸下降趨勢，但仍然在1%的水平上顯著；對(duì)于創(chuàng)新質(zhì)量，雖然解釋變量的系數(shù)從滯后2期開始呈現(xiàn)不顯著，但仍與被解釋變量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)意義上，當(dāng)=0時(shí)，相比于購買理財(cái)產(chǎn)品較少的公司，購買理財(cái)產(chǎn)品較多的公司當(dāng)期創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量(ln)降低6.38%[-0.1082×(0.978/1.659)]個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。其中，-0.1082是的回歸系數(shù)，0978為描述性統(tǒng)計(jì)中的標(biāo)準(zhǔn)差，1.659為ln的標(biāo)準(zhǔn)差。即企業(yè)購買單個(gè)理財(cái)產(chǎn)品的平均金額()變動(dòng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，其當(dāng)期的創(chuàng)新數(shù)量(ln)降低6.38%個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義。表2中控制變量的結(jié)果與預(yù)期基本一致，不再贅述。

表2 上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效

(四)進(jìn)一步分析

公司所處市場環(huán)境、投資收益率、所處行業(yè)和高管持股比例會(huì)對(duì)公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)、委托代理問題等產(chǎn)生重要影響，從而影響公司創(chuàng)新績效。因此，進(jìn)一步考察上述因素對(duì)購買理財(cái)產(chǎn)品和公司創(chuàng)新績效之間關(guān)系的異質(zhì)性影響。采用當(dāng)期企業(yè)專利產(chǎn)出量(ln)來展開探討。

1. 法律環(huán)境。法律環(huán)境作為一種正式制度，能夠?qū)旧a(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)的各個(gè)方面產(chǎn)生影響。一方面，在市場化程度較高、法律環(huán)境較為完善的地區(qū)，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)所需的資源支持更容易從市場中獲得，其創(chuàng)新產(chǎn)出也更容易受到法律規(guī)章的保護(hù)，這會(huì)進(jìn)一步提高企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新的意愿和動(dòng)力。另一方面，法律環(huán)境越完善，政府的干預(yù)相對(duì)越少，有助于市場的自由競爭。企業(yè)為了保持自己的競爭優(yōu)勢，則會(huì)更加傾向于研發(fā)創(chuàng)新。因此，處在法律環(huán)境較好地區(qū)的公司，往往擁有更完善的法律制度保護(hù)和更強(qiáng)的競爭壓力，其創(chuàng)新績效受購買理財(cái)產(chǎn)品的擠出效應(yīng)低于處在法律環(huán)境較差地區(qū)的公司。

本文采用王小魯?shù)?2016)編制的市場化指數(shù)中的“市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”指數(shù)來衡量公司所處地區(qū)的法律環(huán)境，設(shè)置法律環(huán)境() 虛擬變量：高于法律環(huán)境指數(shù)年度行業(yè)中位數(shù)的公司設(shè)為1，即法律環(huán)境較好組；反之為 0，即法律環(huán)境較差組?；貧w分析結(jié)果見表3中的列(1)和列(2)。結(jié)果顯示：對(duì)于法律環(huán)境較好組，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的抑制效應(yīng)僅在10%的置信水平上顯著；對(duì)于法律環(huán)境較差組，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品的系數(shù)在1%的置信水平上顯著為負(fù)。組間系數(shù)差異檢驗(yàn)的值為0.0008。說明與處于法律環(huán)境較好地區(qū)的公司相比，處于法律環(huán)境較差地區(qū)的公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的擠出效應(yīng)更強(qiáng)。

2. 投資收益率。投資收益率是反映公司進(jìn)行各類投資產(chǎn)生的收益能力的指標(biāo)。當(dāng)公司的投資收益率較高時(shí)，會(huì)更加放大原本就存在較高盈利性的金融資產(chǎn)投資對(duì)企業(yè)的誘導(dǎo)性，導(dǎo)致企業(yè)購入理財(cái)產(chǎn)品的傾向增加，從而對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的擠出效應(yīng)加劇。同時(shí)，金融資產(chǎn)所帶來的超額短期投資收益率會(huì)加劇管理者的短視行為，最終也會(huì)導(dǎo)致更多的資源流向金融領(lǐng)域，使得利于企業(yè)長期發(fā)展的實(shí)業(yè)創(chuàng)新投資受到擠出。綜上所述，投資收益率水平高會(huì)加劇理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新投資的擠出效應(yīng)，不利于公司進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)和提高創(chuàng)新水平。

借鑒張成思和張步曇(2016)的方法，采用“(投資凈收益+公允價(jià)值變動(dòng)損益+匯兌凈收益-對(duì)聯(lián)營和合營企業(yè)的投資凈收益+利息收入-利息支出)/(貨幣資金+持有至到期投資+交易性金融資產(chǎn)+投資性房地產(chǎn)+可供出售的金融資產(chǎn)+長期股權(quán)投資+應(yīng)收股利+應(yīng)收利息)”來衡量公司的投資收益率，若公司投資收益率比例大于等于年度行業(yè)中位數(shù)，定義為投資收益率水平高組(=1)，反之為投資收益率水平低組(=0)。回歸分析結(jié)果見表3中的列(3)和列(4)。結(jié)果顯示，只有在公司投資收益率較高時(shí)，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)才在1%的置信水平上顯著為負(fù)；反之，則不顯著。上述結(jié)果表明，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的抑制效應(yīng)在投資收益率水平高的公司更明顯。

3. 高新技術(shù)企業(yè)。處于不同行業(yè)的企業(yè)，其在創(chuàng)新模式等方面存在區(qū)別。相較于非高新技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)擁有知識(shí)、技術(shù)、員工等優(yōu)勢條件，更有利于企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的開展，產(chǎn)生更為可觀的創(chuàng)新效率。并且，高新技術(shù)企業(yè)的行業(yè)競爭激烈，技術(shù)升級(jí)更新頻率高，創(chuàng)新投資需求大，企業(yè)創(chuàng)新成為其生存和發(fā)展的關(guān)鍵所在。相比之下，非高新技術(shù)企業(yè)對(duì)科研技術(shù)水平的要求較低，企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)需求較小，創(chuàng)新資金受到約束的可能性也較低，在面臨融資約束等不利事件時(shí)，更傾向于購買理財(cái)產(chǎn)品這類具有相對(duì)穩(wěn)定收益的金融資產(chǎn)，而降低對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的投入?；谝陨戏治觯捎谘邪l(fā)創(chuàng)新投入能直接影響企業(yè)的創(chuàng)新績效水平，非高新技術(shù)企業(yè)理財(cái)產(chǎn)品的購入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應(yīng)強(qiáng)于高新技術(shù)企業(yè)，理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效二者的負(fù)向關(guān)系應(yīng)當(dāng)更為明顯。

對(duì)高新技術(shù)企業(yè)與非高新技術(shù)企業(yè)進(jìn)行分組回歸分析時(shí)，參照李連燕和張東廷(2017)的研究，將計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)，軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)等四類行業(yè)作為高新技術(shù)企業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，屬于高新技術(shù)企業(yè)的=1；反之，=0。結(jié)果見表3中的列(5)和列(6)。高新技術(shù)企業(yè)購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效在10%的水平上顯著，而非高新技術(shù)企業(yè)購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效則在1%的水平上顯著，二者顯著性具有明顯差異；組間系數(shù)差異檢驗(yàn)的值為0.0000。以上結(jié)果均說明，非高新技術(shù)企業(yè)購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效之間具有更顯著的負(fù)向關(guān)系。

4. 高管持股比例。隨著上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)日益復(fù)雜，委托代理問題也日趨嚴(yán)重，高管與所有者利益不一致的加劇使得管理層越發(fā)自利和短視，從而忽視對(duì)企業(yè)長期發(fā)展有利的創(chuàng)新投資。高管持股計(jì)劃是有效解決代理問題的方式之一。高管持有公司股份使其能夠在公司治理中擁有更多的話語權(quán)。與此同時(shí)，簽訂高管薪酬與其經(jīng)營業(yè)績掛鉤的契約，可以促使管理層為增加自身報(bào)酬而努力，進(jìn)而為公司業(yè)績做貢獻(xiàn)。高管持股比例越高，其與股東的利益越可能趨向一致，從而用更加長遠(yuǎn)的眼光來進(jìn)行投資決策。因此，高管持股比例較高的公司能夠在一定程度上緩解委托代理沖突，使管理層更加注重創(chuàng)新等長期投資，降低理財(cái)產(chǎn)品這類金融投資的擠出效應(yīng)。

采用“公司年末高管持股總數(shù)除以年末總股數(shù)”來衡量高管持股比例()。當(dāng)公司高管持股比例大于等于年度行業(yè)中位數(shù)時(shí)，取值為1；否則，取值為0。表3中的列(7)和列(8)顯示：無論高管持股比例高低，購買理財(cái)產(chǎn)品()與公司創(chuàng)新績效(ln)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)；組間系數(shù)差異檢驗(yàn)的值為0.0006。說明高管持股比例較低的公司購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效之間有更強(qiáng)的負(fù)向關(guān)系。

表3 進(jìn)一步分析

(五)拓展性分析：渠道機(jī)制檢驗(yàn)

購買理財(cái)產(chǎn)品可能會(huì)通過擠出研發(fā)投入這一途徑來降低公司創(chuàng)新績效。因此，根據(jù)“公司購買理財(cái)產(chǎn)品()→研發(fā)投入(ln)減少→創(chuàng)新績效(ln)降低”這一路徑，檢驗(yàn)研發(fā)投入的中介效應(yīng)。借鑒溫忠麟等(2004)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，在模型(1)的基礎(chǔ)上設(shè)定如下遞歸方程模型：

ln,=+,+

∑,+∑+∑+

,

(2)

ln,=++ln,+

∑,+∑+∑+

,

(3)

其中，ln表示中介變量。參考亞琨等(2018)和郝項(xiàng)超(2020)的做法，采用“研發(fā)支出總額取自然對(duì)數(shù)”(ln)來衡量公司的研發(fā)投入水平。另外，基于以往學(xué)者的研究，在模型(2)中控制可能影響公司資本支出的其他變量：、、、、、、1、、、等。此外，還引入了行業(yè)、年度虛擬變量來控制行業(yè)以及年度固定效應(yīng)。

檢驗(yàn)原理如下：第一步，估計(jì)模型(1)。若系數(shù)顯著小于0，說明購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)降低公司創(chuàng)新績效。第二步，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?2)與模型(3)。若和均顯著異于0，且||顯著小于模型(1)中解釋變量()的系數(shù)||，說明購買理財(cái)產(chǎn)品通過影響中介變量降低公司創(chuàng)新績效；若顯著但不顯著，說明中介變量發(fā)揮了完全中介作用。第三步，若和中至少有一個(gè)不顯著，則須通過Sobel檢驗(yàn)來判斷中介變量的中介效應(yīng)。

由于第一步已做檢驗(yàn)(見表2)，因此，這里僅針對(duì)第二步和第三步進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4：列(1)中的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，回歸系數(shù)為-0.0730，說明購買理財(cái)產(chǎn)品顯著降低了公司的研發(fā)投入水平。列(2)中l(wèi)n的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，回歸系數(shù)為-0.0489，其絕對(duì)值小于|-0.0730|；同時(shí)，在進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)時(shí)，中介效應(yīng)檢驗(yàn)的值為-3.495，值為0.0005，在1%的水平上顯著異于0，表明理財(cái)產(chǎn)品購買越多，公司研發(fā)投入越少。而研發(fā)投入的減少進(jìn)一步制約了公司創(chuàng)新的發(fā)展，說明研發(fā)投入具有部分中介效應(yīng)。上述結(jié)果均表明，研發(fā)投入的減少是上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品降低企業(yè)創(chuàng)新績效的渠道機(jī)制。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)：研發(fā)投入

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 內(nèi)生性檢驗(yàn)。上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)降低其創(chuàng)新績效，但這一結(jié)論可能存在內(nèi)生性問題(反向因果或雙向因果)。首先，可能存在不可觀測的潛變量，既影響公司購買理財(cái)產(chǎn)品，又影響其創(chuàng)新績效。如金融環(huán)境一方面會(huì)通過影響公司主要融資形式而影響理財(cái)產(chǎn)品的購買；另一方面，可能通過影響公司融資的難易程度和現(xiàn)金持有水平而作用于創(chuàng)新績效。其次，購買理財(cái)產(chǎn)品與創(chuàng)新績效之間可能存在反向因果關(guān)系，如公司可能由于支持創(chuàng)新活動(dòng)的資金出現(xiàn)困難，從而選擇通過投資理財(cái)產(chǎn)品來獲取超額收益。最后，具有特定特征如閑置資金冗余的公司，可能更傾向于購買理財(cái)產(chǎn)品，而這些公司本身的創(chuàng)新績效可能就偏低，即本文可能存在選擇性偏差。因此，采用工具變量法(IV)和聯(lián)立方程法(3SLS)降低可能存在的內(nèi)生性問題對(duì)本文結(jié)論的影響。

首先，參考陳孝明和張可欣(2020)的研究，以滯后一期的上市公司購買單個(gè)理財(cái)產(chǎn)品的平均金額()和滯后兩期的上市公司購買單個(gè)理財(cái)產(chǎn)品的平均金額(2)作為工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)。為了更穩(wěn)健地驗(yàn)證公司創(chuàng)新對(duì)購買理財(cái)產(chǎn)品的反向因果關(guān)系，采用以下三種方法來進(jìn)行檢驗(yàn)：條件同方差假定下的兩階段最小二乘法(2SLS)、對(duì)弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法(LIML)和存在異方差時(shí)的廣義矩估計(jì)法(GMM)?；貧w分析結(jié)果顯示：DWH統(tǒng)計(jì)量為9.40884，在5%的水平上顯著，說明上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品()為內(nèi)生解釋變量；Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計(jì)量為511.579，值為0.000，表明不存在不可識(shí)別問題；對(duì)工具變量進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)Hansen J統(tǒng)計(jì)量為0.416174(= 0.5189)，證明至少有一個(gè)工具變量是外生的；第一階段的統(tǒng)計(jì)量為475.324，大于10，且統(tǒng)計(jì)量的值為 0.000，表明不存在弱工具變量問題。2SLS、LIML和 GMM結(jié)果均表明(見表5)，在控制了反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，購買理財(cái)產(chǎn)品顯著降低了公司創(chuàng)新績效的結(jié)論依然成立。

其次，為了進(jìn)一步控制購買理財(cái)產(chǎn)品與公司創(chuàng)新之間可能存在的雙向因果這一內(nèi)生性問題，借鑒曹越等(2018)的做法，運(yùn)用三階段最小二乘法(3SLS)進(jìn)行估計(jì)，構(gòu)建聯(lián)立方程模型(4)和(5)。

ln,=+,+,+

,+,+,+,+

,+,+,+

1,+,+,+

,+,+∑+

∑+,

(4)

,=+ln,+,+

,+,+,+,+

,+,+,+

1,+,+,+

,+,+,+

2,+∑+∑+,

(5)

為了保證聯(lián)立方程能夠識(shí)別，在模型(5)中加入外生工具變量與2。3SLS回歸分析結(jié)果見表5中的列(4)和列(5)：購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)公司創(chuàng)新績效具有顯著的負(fù)向影響，而公司創(chuàng)新績效并沒有對(duì)其購買理財(cái)產(chǎn)品具有顯著的作用，即購買理財(cái)產(chǎn)品降低公司創(chuàng)新績效是一種單向的顯著關(guān)系，支持了本文的結(jié)論。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

2. 分位數(shù)回歸。分位數(shù)回歸模型對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的分布不存在任何假設(shè)，回歸分析結(jié)果具有更強(qiáng)的穩(wěn)健性和說服力。為了反映上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品金額對(duì)創(chuàng)新績效條件分布的全面信息，采用分位數(shù)回歸檢驗(yàn)上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效(ln)的影響。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示：在任意分位點(diǎn)上(0.1→0.3→0.5→0.7→0.9)，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效(ln)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)(-0.1366→-0.1274→-0.1397→-0.1082→-0.0695)，且隨著分位點(diǎn)的增加，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的影響系數(shù)大體呈下降趨勢，說明創(chuàng)新績效越高的公司越重視研發(fā)投入，購買理財(cái)產(chǎn)品的金額越少。這一結(jié)論與上述假設(shè)1b相吻合。

3. 刪除當(dāng)年上市及當(dāng)年增發(fā)新股的樣本。由于企業(yè)首次公開募股(IPO)后，管理層會(huì)受到來自資本市場的巨大壓力，從而加劇短視，不利于企業(yè)創(chuàng)新水平的提高；同時(shí)，企業(yè)購買理財(cái)產(chǎn)品的資金可能正好來自募集的資本。因此，為了控制融資等因素的影響造成的購買理財(cái)產(chǎn)品與上市公司創(chuàng)新之間的偶然因果關(guān)系，將當(dāng)年進(jìn)行了IPO和定向增發(fā)的上市公司樣本刪除，更改研究樣本進(jìn)一步進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w分析結(jié)果顯示：無論是創(chuàng)新數(shù)量還是創(chuàng)新質(zhì)量，均會(huì)受到來自購買理財(cái)產(chǎn)品的顯著抑制，與前文結(jié)果保持一致。

4. 改變變量度量方法。替換上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品()的衡量方式。參考段云先(2020)的做法，采用“上市公司理財(cái)產(chǎn)品投資總金額并取自然對(duì)數(shù)”()進(jìn)行度量，同時(shí)，采用“上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品的總金額所占總資產(chǎn)的比重”()來度量?；貧w分析結(jié)果顯示，購買理財(cái)產(chǎn)品會(huì)顯著降低公司創(chuàng)新績效，與前文假設(shè)1b的檢驗(yàn)結(jié)果基本保持一致。

綜上可見，經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，說明本文的研究結(jié)論具有較高的可信度。

五、研究結(jié)論與政策建議

以上研究表明：(1)上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效具有顯著的抑制作用，并對(duì)公司后續(xù)年份的創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生持續(xù)性影響。分位數(shù)回歸分析結(jié)果顯示，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的影響系數(shù)大體呈下降趨勢，說明創(chuàng)新績效越高的公司越重視研發(fā)投入，購買理財(cái)產(chǎn)品的金額越少。(2)上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的抑制作用在處于法律環(huán)境較差地區(qū)、投資收益較高、非高新技術(shù)行業(yè)以及高管持股比例較低的公司中更為明顯。(3)研發(fā)投入減少是上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品降低創(chuàng)新績效的重要渠道機(jī)制。以上結(jié)論在控制內(nèi)生性問題、分位數(shù)回歸和替換變量等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍成立。上述經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，購買理財(cái)產(chǎn)品這一行為是影響公司創(chuàng)新績效的重要因素。

針對(duì)研究結(jié)論提出如下政策建議：第一，上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效具有抑制作用，說明購買理財(cái)產(chǎn)品擠占了公司的研發(fā)投入。上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品，一是利用自有資金購買理財(cái)產(chǎn)品，二是為了幫銀行完成放貸任務(wù)而將所貸資金用于購買理財(cái)產(chǎn)品。前者會(huì)擠占公司研發(fā)投入，降低創(chuàng)新績效。因此，投資者應(yīng)關(guān)注上市公司購買理財(cái)產(chǎn)品的公告，識(shí)別該行為對(duì)公司未來創(chuàng)新績效的不利影響，防范投資損失。后者盡管不會(huì)直接影響當(dāng)期創(chuàng)新績效，但對(duì)未來研發(fā)投入會(huì)產(chǎn)生消極影響，因?yàn)殂y行的借款利率一般高于購買理財(cái)產(chǎn)品的收益率。該行為會(huì)減損公司利潤和投資者利益，長期將不利于公司創(chuàng)新。這就要求監(jiān)管部門尤其要關(guān)注公司“借款多、購買理財(cái)產(chǎn)品多”的異象，出臺(tái)相關(guān)規(guī)制措施，維護(hù)投資者權(quán)益。第二，非高新技術(shù)企業(yè)購買理財(cái)產(chǎn)品對(duì)創(chuàng)新績效的抑制作用更大。因此，監(jiān)管部門可以通過問詢函的形式關(guān)注非高新技術(shù)企業(yè)購買理財(cái)產(chǎn)品的合理性，引導(dǎo)其將資金用于研發(fā)投入或其他實(shí)業(yè)投資，實(shí)現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)型和利潤增加，助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。