劉子旭

（黑龍江八一農(nóng)墾大學經(jīng)濟管理學院，大慶 163319）

經(jīng)濟“新常態(tài)”下，創(chuàng)新驅動業(yè)已成為經(jīng)濟增長的新動力。雖然現(xiàn)有文獻對企業(yè)技術創(chuàng)新問題進行了大量的研究，然而從財務柔性政策視角對企業(yè)創(chuàng)新問題進行探討的文獻較少，這些文獻大致可分為兩類，一類主要研究財務柔性政策與企業(yè)創(chuàng)新投入之間關系[1-5]，但研究樣本大多局限于高新技術行業(yè)，且在研究結論上并未取得完全一致的意見，例如，徐玲和馮巧根[1]指出負債柔性對研發(fā)投入具有抑制作用，而狄方馨[5]卻發(fā)現(xiàn)負債柔性對研發(fā)投入的支持作用；另一類則探究財務柔性政策與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間關系[6]，此類研究文獻較少，且并未深入分析二者關系背后的作用機制。

基于中介效應模型，將兩類研究相融合構建新的分析框架，并將研究重點放在財務柔性政策對研發(fā)影響過程的分析上，深入探討財務柔性政策對研發(fā)產(chǎn)出的作用路徑和作用機理。通過建立企業(yè)財務柔性政策→企業(yè)創(chuàng)新投入→企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用路徑，探究企業(yè)如何通過財務柔性政策的選擇，提升企業(yè)的創(chuàng)新水平。同時，為了分析企業(yè)財務柔性政策對創(chuàng)新的作用機理，采用專利申請數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的衡量指標，選取企業(yè)研發(fā)投入作為中介變量，通過構建中介效應計量模型考察企業(yè)財務柔性政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的作用過程。

1 理論分析與基本假設

Gamba 和Triantis[7]將財務柔性定義為企業(yè)低成本獲取和調整融資的能力。Denis[8]認為財務柔性是企業(yè)對非預期的現(xiàn)金流變動和投資機會采取及時應對措施并實現(xiàn)價值最大化的能力。企業(yè)財務柔性政策對創(chuàng)新活動的影響可分為以下三個方面。

1.1 企業(yè)財務柔性政策與創(chuàng)新產(chǎn)出

Hall 和Lerner[9]指出，企業(yè)科技人員的薪酬支出占創(chuàng)新投資的50%甚至更高，因此保持長期持續(xù)穩(wěn)定的資金投入才能最大限度保障對科研隊伍的持續(xù)激勵，繼而避免因技術人員跳槽或辭退而導致技術秘密溢出，給企業(yè)造成損失?？梢?，企業(yè)創(chuàng)新投資具有較高的調整成本，要求比一般投資更加穩(wěn)定的資金支持。企業(yè)財務柔性政策分為現(xiàn)金柔性政策和負債柔性政策，即財務柔性政策一方面通過運營累積現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物來實現(xiàn)其現(xiàn)金柔性政策，另一方面通過當前的低財務杠桿保留未來負債能力實現(xiàn)負債柔性政策。上述兩項政策及其綜合運用既保證企業(yè)保持充足的低成本自有資金，又保證企業(yè)通過外部資本市場低成本地獲取貸款的能力。這些都給企業(yè)創(chuàng)新項目的持續(xù)平穩(wěn)推進提供資金保障。同時，企業(yè)創(chuàng)新本質上是人的創(chuàng)新，是科研人員主觀能動性的調動，財務柔性政策提供的穩(wěn)定資金環(huán)境，有利于提升研發(fā)人員的努力程度和激發(fā)科研能力，有助于提高企業(yè)創(chuàng)新的產(chǎn)出水平。因此，提出假設1。

H1：企業(yè)財務柔性政策對創(chuàng)新產(chǎn)出有正向促進作用。

1.2 企業(yè)財務柔性政策與創(chuàng)新投入

創(chuàng)新思想具有易于模仿的性質，企業(yè)若向資本市場披露創(chuàng)新信息，必將招致競爭對手模仿，從而極大損害創(chuàng)新項目未來商業(yè)價值[10]，因此企業(yè)極為忌憚對外披露創(chuàng)新項目，這必然導致創(chuàng)新融資市場存在難以調整的信息不對稱問題。而創(chuàng)新項目本身技術上的不確定性遠高于常規(guī)投資項目，再加上難以調整的信息不對稱，導致投資者更難區(qū)分創(chuàng)新投資項目的好壞，因此會要求比一般投資項目更高的“檸檬溢價”，最終形成創(chuàng)新融資的“檸檬市場”格局。從創(chuàng)新投入的角度看，財務柔性政策能夠一定程度上沖破融資“檸檬市場”格局對創(chuàng)新投入的桎梏，利用財務柔性政策現(xiàn)金和負債儲備能力，緩解由于外部融資高成本而導致的創(chuàng)新投資不足，對企業(yè)創(chuàng)新投資及時補充，保證企業(yè)創(chuàng)新投資決策順利執(zhí)行。因此，提出假設2。

H2：企業(yè)財務柔性政策對創(chuàng)新投入有正向促進作用。

1.3 企業(yè)財務柔性政策、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出

企業(yè)創(chuàng)新投入可以作為中介變量，即企業(yè)財務柔性政策可以通過影響創(chuàng)新投入，進而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生促進作用。Hall 等[11]對自20 世紀60 年代以來一百多篇關于創(chuàng)新產(chǎn)出的實證文獻分析統(tǒng)計指出，絕大多數(shù)文獻在衡量創(chuàng)新產(chǎn)出時均基于生產(chǎn)函數(shù)框架，在這個框架中企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出與研發(fā)資本或知識資本的投入存量相關，與企業(yè)外部獲得的研發(fā)資本存量以及其他研發(fā)投入相關，即企業(yè)創(chuàng)新投入是影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的決定性因素。為此提出假設3。

H3：財務柔性政策通過影響企業(yè)創(chuàng)新投入而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生促進作用，即創(chuàng)新投入在財務柔性政策影響創(chuàng)新產(chǎn)出的過程中起到了中介作用。

2 研究設計與模型設定

2.1 樣本和數(shù)據(jù)

2007 年是新會計準則實施的年份，為了避免研究數(shù)據(jù)受會計準則變更的影響，選取2007～2017 年滬深兩市A 股上市公司作為初始研究樣本，并剔除金融保險類企業(yè)及各年度ST、*ST 企業(yè)樣本，最后得到20174 個企業(yè)年度觀測樣本，并對所有的連續(xù)變量進行了1%的縮尾（winsorized）處理。數(shù)據(jù)來自于WIND 數(shù)據(jù)庫與CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

2.2 模型設定與變量說明

借鑒溫忠麟和葉寶娟等[12]提出的中介效應檢驗方法，構建以下模型來檢驗企業(yè)財務柔性政策是否通過創(chuàng)新投入的中介效應對創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生促進作用：

其中，Patent 代表創(chuàng)新產(chǎn)出，借鑒羅能生等[13]的度量方法，采用企業(yè)申請專利數(shù)量加1 再取自然對數(shù)。RDExpes 為創(chuàng)新投入，借鑒何婧和吳朦朦[14]的度量方法，采用企業(yè)研發(fā)支出與總資產(chǎn)之比衡量。FF 為企業(yè)財務柔性政策，借鑒曾愛民等[15]的做法，運用現(xiàn)金柔性和負債柔性兩個指標之和度量財務柔性水平，即財務柔性（FF）=現(xiàn)金柔性+負債柔性。其中現(xiàn)金柔性用企業(yè)的超額現(xiàn)金持有量度量，負債柔性用企業(yè)的剩余舉債能力度量。具體地，現(xiàn)金柔性等于企業(yè)現(xiàn)金持有比率減去行業(yè)現(xiàn)金比率均值，負債柔性等于行業(yè)負債比率均值減去企業(yè)負債比率?，F(xiàn)金持有比率是貨幣現(xiàn)金和以公允價值計量且其變動計入當期損益的金融資產(chǎn)之和與總資產(chǎn)的比值，即現(xiàn)金持有比率=（貨幣現(xiàn)金+金融資產(chǎn)）/總資產(chǎn)。負債比率是負債總額與總資產(chǎn)的比值，即負債比率=負債總額/總資產(chǎn)。模型中Control為一組控制變量，ε、ν、μ 為誤差項。考慮到財務柔性政策的滯后性，在所有包含F(xiàn)F變量的模型中均對其做滯后一期處理。采用混合OLS 回歸模型進行實證檢驗，為了消除隨機擾動項不服從正態(tài)分布的影響，對回歸系數(shù)的標準誤在企業(yè)層面進行聚類調整（Cluster）。具體變量定義見表1。

模型（1）用于檢驗H1，若FF的系數(shù)a1顯著為正，則企業(yè)財務柔性政策對創(chuàng)新產(chǎn)出有正向促進作用；模型（2）用于檢驗H2，若FF的系數(shù)b1顯著為正，則企業(yè)財務柔性政策對創(chuàng)新投入有正向促進作用。

假設H3 的檢驗過程相對復雜，具體如下：若模型（3）中RDExpes的系數(shù)c2顯著為正，且模型（1）和模型（2）中FF的系數(shù)a1和b1顯著為正，則說明企業(yè)財務柔性政策（FF）通過中介變量創(chuàng)新投入（RDExpes）對被解釋變量創(chuàng)新產(chǎn)出（Patent）產(chǎn)生促進作用，存在中介效應。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表1 報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。被解釋變量Patent最大值為6.033 最小值為0，均值為2.210，說明在樣本范圍內企業(yè)申請專利數(shù)量差異很大；解釋變量FF均值為0.236，說明企業(yè)普遍持有一定財務柔性儲備，但是最大值1.027，最小值為-0.369，說明企業(yè)個體的差異性很大；中介變量RDExpes在樣本范圍內最大值達到占總資產(chǎn)的6.5%，最小值為0，平均研發(fā)支出占總資產(chǎn)1.3%。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計Table 1 Variable instruction and descriptive statistics

3.2 回歸分析

表2 為模型（1）、（2）和（3）的線性回歸的估計結果。從列（1）可知FF系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明企業(yè)財務柔性儲備越高，則創(chuàng)新產(chǎn)出水平越高，假設H1 得到驗證。從列（2）可知FF系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明企業(yè)財務柔性儲備越高，則創(chuàng)新投入水平越高，假設H2 得到驗證。在列（3）中，RDExpes的系數(shù)在1%水平上顯著為正，且列（1）和列（2）中FF的系數(shù)均顯著為正，說明創(chuàng)新投入能夠促進創(chuàng)新產(chǎn)出水平的提高，且財務柔性政策通過影響企業(yè)創(chuàng)新投入而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生促進作用，即創(chuàng)新投入在財務柔性政策影響創(chuàng)新產(chǎn)出的過程中起到了中介作用，假設H3 得到驗證。且中介效應在總效應中所占的比重為49.53%。

表2 財務柔性與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出：創(chuàng)新投入的中介效應Table 2 Financial flexibility and enterprise innovation output：intermediary effect of innovation input

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為增加結論的可靠性，更換被解釋變量創(chuàng)新產(chǎn)出的度量。考慮到不同類型的申請專利對企業(yè)貢獻比重不同，借鑒王文慧等[16]的做法，分別將發(fā)明、實用新型和外觀設計專利申請個數(shù)按照3∶2∶1 的權重計算加權總申請數(shù)，然后加權總申請數(shù)加1 取自然對數(shù)，構成新的創(chuàng)新產(chǎn)出替代變量Weighted_Patent。重新對模型（1）、（2）和（3）進行回歸，基本結論不變，具體見表3。

4 拓展性研究：產(chǎn)權性質的調節(jié)效應

已有文獻表明，相對于非國有企業(yè)，在政府的“父愛效應”下國有企業(yè)更容易獲得政府和商業(yè)銀行的貸款[17-18]，而產(chǎn)權性質的異質性會對企業(yè)創(chuàng)新活動產(chǎn)生直接或間接影響[19-20]。為了考察產(chǎn)權性質在財務柔性政策、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出三者間的調節(jié)效應，借鑒溫忠麟和葉寶娟[21]的方法構建有調節(jié)的中介模型：

表3 穩(wěn)健性檢驗Table 3 Robustness test

其中，SOE 代表調節(jié)變量產(chǎn)權性質，當樣本為國有企業(yè)時取值為1，否則取值為0。表4 列示了產(chǎn)權性質對財務柔性、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出三者之間的調節(jié)作用。列（1）中交互項SOE×FF 系數(shù)d3不顯著，說明財務柔性對創(chuàng)新產(chǎn)出影響的直接路徑并沒有受到產(chǎn)權性質的調節(jié)。列（2）中FF 的系數(shù)e1和交互項SOE×FF 的系數(shù)e3均在1%水平上顯著，且系數(shù)e1為正，系數(shù)e3為負，表明SOE 對中介過程的前半路徑存在調節(jié)作用，說明國有企業(yè)與其他產(chǎn)權性質企業(yè)相比，更容易獲得資本市場的投資，創(chuàng)新投入對財務柔性的依賴程度更低。列（3）RDExpes 的系數(shù)f3和交互項SOE×RDExpes 的系數(shù)f4均為正值，且在1%水平上顯著，表明SOE 對中介過程的后半路徑存在調節(jié)作用，說明國有企業(yè)的寬松融資環(huán)境及更強資源獲取能力有利于創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。

表4 產(chǎn)權性質（SOE）的調節(jié)作用Table 4 Moderating effect of state-owned enterprises

上述分析說明，SOE 對中介過程的前后路徑均具有顯著的調節(jié)作用。然而，中介效應值將如何隨SOE的調節(jié)而變動？作為二值虛擬變量，當SOE 取值為0時中介效應值為0.188，當SOE 取值為1 時中介效應值為0.043（根據(jù)表4 中介效應表達式計算所得）?？梢姡斊髽I(yè)產(chǎn)權性質為國有時，減弱了創(chuàng)新投入對企業(yè)財務柔性政策和創(chuàng)新產(chǎn)出關系的中介效應。

5 研究結論與政策啟示

通過構建中介效應模型，研究了企業(yè)財務柔性政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)財務柔性政策對創(chuàng)新產(chǎn)出有促進作用；（2）企業(yè)財務柔性政策會提高企業(yè)創(chuàng)新投入水平；（3）創(chuàng)新投入是財務柔性政策和創(chuàng)新產(chǎn)出之間的中介變量，即企業(yè)財務柔性政策通過提高創(chuàng)新投入，從而增強其與創(chuàng)新產(chǎn)出之間的正相關關系。進一步，構建有調節(jié)的中介效應模型，考察產(chǎn)權性質的調節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權性質則會減弱創(chuàng)新投入在財務柔性和創(chuàng)新產(chǎn)出之間的中介作用，即和非國有企業(yè)相比國有企業(yè)的中介效應值更小。

基于結論得到如下政策啟示：首先，企業(yè)要充分重視財務柔性政策對創(chuàng)新的促進作用，尤其在融資約束嚴重、融資渠道不暢的情況下，財務柔性政策的運用可以支持企業(yè)持續(xù)平穩(wěn)的創(chuàng)新投入；其次，財務柔性政策應該適應企業(yè)融資環(huán)境，企業(yè)制定財務柔性政策時要充分考慮企業(yè)自身特點及融資環(huán)境，以提高財務柔性政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效用；最后，政府可建立創(chuàng)新技術交流平臺，用于緩解創(chuàng)新融資市場的嚴重信息不對稱問題，以政府信譽做擔保為相關企業(yè)進行技術信息匹配，為投資者與創(chuàng)新企業(yè)牽線搭橋。