馮南平，王之穎，魏芬芬

（合肥工業(yè)大學 管理學院，安徽 合肥230009）

一、引言

當前，國際經濟環(huán)境復雜多變，全球經濟增長不斷承壓；同時，國內經濟轉型持續(xù)推進，產能過剩、人力成本上升、有效需求不足等問題依然突出，致使企業(yè)的生存與發(fā)展愈發(fā)受到挑戰(zhàn)［1］。制造業(yè)作為驅動國民經濟增長的支柱性產業(yè)，其面臨的形勢尤其嚴峻。從國際來看，全球產業(yè)鏈和價值鏈加速重組，逆全球化思潮愈演愈烈，制造業(yè)競爭不斷加?。粡膰鴥葋砜?，制造業(yè)面臨著核心技術缺失和市場份額收縮的雙重壓力，“大而不強”“創(chuàng)新能力不足”等問題依然顯著［2］。由于創(chuàng)新可以有效提高企業(yè)的全要素生產率［3］，能夠顯著促進制造企業(yè)產業(yè)的轉型升級［4］、產品競爭力的增強以及管理和服務水平的提升［5］，從而為企業(yè)帶來豐厚的創(chuàng)新紅利和銷售利潤，維持企業(yè)的持續(xù)性競爭優(yōu)勢［6］。因此，提升創(chuàng)新能力已成為制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關鍵舉措。目前，學術界關于技術進步對企業(yè)經濟增長的長期推動作用已達成共識［7-8］。然而，隨著新一輪科技革命和產業(yè)變革的興起，新一代信息技術發(fā)展、融合與滲透不斷加快，技術創(chuàng)新日益趨同，導致非技術領域的管理創(chuàng)新日益成為企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的關鍵創(chuàng)新形式［9］。中國社會科學院管理創(chuàng)新報告明確指出，應將管理創(chuàng)新作為企業(yè)發(fā)揮軟實力的渠道，全面推動我國企業(yè)向“管理創(chuàng)新3.0”進階，從而實現(xiàn)我國企業(yè)的全面引領［10］。因此，探究企業(yè)技術創(chuàng)新與管理創(chuàng)新的影響因素，以有效推動制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新水平的提升具有重要的現(xiàn)實意義和戰(zhàn)略意義。

企業(yè)創(chuàng)新離不開金融資本的支持［11］，圍繞企業(yè)創(chuàng)新與融資方式、金融市場運行等關系的研究一直是學術界的重要研究課題。目前，我國金融發(fā)展不夠完善，企業(yè)外源融資障礙難除，根據(jù)中國人民銀行數(shù)據(jù)，2019年我國社會融資存量中有60%為人民幣貸款，企業(yè)債券融資占9%，企業(yè)股票融資僅占3%。加之股權融資較高的融資門檻和資本成本，使得債權融資成為多數(shù)企業(yè)的主要融資方式。然而，由于技術創(chuàng)新涉及產品或技術的顛覆性變革，從創(chuàng)新想法轉化為商業(yè)資產的漫長投資過程，往往伴隨較高的調整成本和研發(fā)風險［12］，故需要為其尋求匹配的融資方式，在滿足其持續(xù)性資金需求的同時平滑企業(yè)總體經營風險。而債權融資通常會疊加企業(yè)的財務風險，且通常難以獲得較高的籌資額度，而股權融資卻顯示出相反的特征，從而導致股權融資對技術創(chuàng)新顯著的促進效應［13-14］。然而，學術界對于企業(yè)創(chuàng)新融資方式決策問題的研究主要聚焦在技術創(chuàng)新領域，鮮有涉及管理創(chuàng)新領域。相比而言，管理創(chuàng)新的資本需求和風險特征表現(xiàn)出與技術創(chuàng)新強烈的差異性。由于管理創(chuàng)新多涉及企業(yè)流程、制度或方法等的漸進式變革，分散化、多維度、靈活性高的特點導致其并不具備高風險和穩(wěn)定的資金需求特征［15］，故在該情境下，其適用融資方式可能會發(fā)生變化。因此，為探討不同創(chuàng)新活動的適用融資方式，提高企業(yè)利用股權融資和債權融資的效率和質量，發(fā)揮不同資本對創(chuàng)新活動的激勵作用，并進一步促進金融市場服務實體經濟，本文綜合考慮技術創(chuàng)新與管理創(chuàng)新兩類企業(yè)創(chuàng)新活動，探討面向企業(yè)創(chuàng)新的融資方式決策問題。

本文的貢獻可能在于：①將管理創(chuàng)新納入企業(yè)創(chuàng)新與融資方式關系的研究框架中，豐富了融資方式與創(chuàng)新這一領域的研究成果。本文通過構建企業(yè)管理創(chuàng)新投入指標，綜合考慮不同融資方式對企業(yè)不同創(chuàng)新活動的影響，為推動企業(yè)創(chuàng)新進步提供啟示；②考慮我國特殊的制度背景以及不同行業(yè)創(chuàng)新需求的差異性，本文將企業(yè)產權性質和科技類型考慮進來，將兩者作為調節(jié)變量以進一步探討其對融資方式與兩種創(chuàng)新之間關系的調節(jié)作用，為政府及相關部門制定與企業(yè)創(chuàng)新融資相關的政策提供參考。

二、理論分析與研究假設

關于融資方式與企業(yè)創(chuàng)新的研究，現(xiàn)有文獻在對其概念進行界定的基礎上，相關分析和探討主要從資金成本、時間成本以及融資和籌資風險等幾個維度進行展開。

融資方式一般分為債權融資和股權融資。債權融資包括銀行借款、發(fā)行債券等，固定的本息償付是其最基本的屬性，這就會導致企業(yè)財務風險的增加、債權人對資本用途限制條件的增多，但其資本成本和時間成本相對較低。股權融資包括發(fā)行股票等，其基本特點是清償順序劣后，沒有固定到期期限。因此，股權融資會增加財務穩(wěn)健，股東對資本用途通常不會施加過多限制，相應的其資本成本和時間成本較高。由于不同融資方式在風險和成本等方面存在差異，使得企業(yè)不同創(chuàng)新投資活動的適用融資方式也存在區(qū)別。

企業(yè)創(chuàng)新一般分為技術創(chuàng)新和管理創(chuàng)新。熊彼特最先提出技術創(chuàng)新的概念，即聚焦于技術和產品的更新升級。Damanpour and Evan［16］將技術創(chuàng)新的外延拓展到服務層面，其概念進一步得到拓展。Mary and Marina［17］在綜合前人研究的基礎上，認為技術創(chuàng)新是生產、學習、吸收和應用有價值的新穎性知識，從而使產品、服務、工藝和制度得到更新和升級的過程。然而，隨著經濟的發(fā)展，企業(yè)僅依賴這一種創(chuàng)新形式已難以獲得良好的創(chuàng)新績效，還必須依賴管理創(chuàng)新。Daft［18］首次提出管理創(chuàng)新涉及招聘、獎勵以及資源分配等方面政策的改進，但未給出其明確定義。20世紀80年代末，管理創(chuàng)新這一概念被正式提出，它指的是企業(yè)經營過程中產生的新的理念和想法［19］。實質上，管理創(chuàng)新著重于資源整合和過程優(yōu)化［20］，以一種更為靈活和敏捷的制度、方法或流程等［16］，減少經營管理摩擦，從而提高企業(yè)效益?，F(xiàn)有文獻基本從資源需求、風險和周期等方面對技術創(chuàng)新和管理創(chuàng)新投資活動進行界定。郭聯(lián)邦和王勇［21］認為技術創(chuàng)新需要穩(wěn)定的人力和資本投入，信貸資金供給是技術創(chuàng)新投資的重要來源；Miller等［22］基于風險承擔和技術創(chuàng)新的研究表明，企業(yè)需要更高的風險承擔水平才能承受技術創(chuàng)新投資失敗的風險，從而激發(fā)管理層和員工持續(xù)地進行技術創(chuàng)新。而管理創(chuàng)新則顯示出相反的特征：Thuriaux［15］認為管理創(chuàng)新投資多維度、分散化的特征降低了投資風險，同時注重資源優(yōu)化整合的流程和方法的更新升級，通常無需持續(xù)穩(wěn)定的資金投入；Mol and Birkinshaw［23］研究發(fā)現(xiàn)，相比技術創(chuàng)新的顛覆性變革，管理創(chuàng)新更多的是企業(yè)經營管理各層面的漸進式變革，其往往并不需要較長的投資周期。

綜上所述，融資方式和創(chuàng)新投資在風險、資本成本和時間成本等方面的屬性差異，要求企業(yè)在進行創(chuàng)新投資時，對于融資方式和創(chuàng)新投資進行更好的匹配，以有效地平衡企業(yè)投融資活動總體的風險、成本和收益。

（一）融資方式與技術創(chuàng)新、管理創(chuàng)新

近年來，國內外日益關注金融運行對實體投資的影響問題，其中，融資方式與創(chuàng)新投資關系的研究成為熱點。然而，相關研究多集中于技術創(chuàng)新領域，對于管理創(chuàng)新與融資方式關系的研究較少。

1.股權融資與技術創(chuàng)新

Hall［24］刻畫了技術創(chuàng)新的兩個顯著特征，即較高的調整成本和不確定性，從而影響了企業(yè)融資方式決策。較高的調整成本意味著技術創(chuàng)新需要持續(xù)大量的研發(fā)投入，使得資金需求往往超出企業(yè)日?，F(xiàn)金流，故需要從外部籌集充足的資金［25］。不確定性會使債權人為信貸資金施加多種限制，包括資金用途和額度的限制，以保證持續(xù)獲取穩(wěn)定的收益，這就導致債權融資難以滿足技術創(chuàng)新的資金需求［26］。相比而言，權益資本的使用限制較少，且可以降低企業(yè)財務風險，能夠為技術創(chuàng)新創(chuàng)造寬松的財務環(huán)境，平滑企業(yè)總體經營風險，從而有利于企業(yè)技術創(chuàng)新的持續(xù)性和穩(wěn)健性。因此，股權融資對企業(yè)技術創(chuàng)新具有正向推動作用。這一判斷與現(xiàn)有的許多經驗研究相一致：Li and Simerly R［27］認為高杠桿會導致交易成本過高，限制其資本擴張，從而抑制企業(yè)的技術創(chuàng)新；Brown等［28］的研究表明，信貸市場和股票市場發(fā)展的不平衡性導致了企業(yè)的研發(fā)資金主要來源于權益資本；孫早和肖利平［29］認為風險和收益結構的不匹配會增加債權融資障礙，股權融資對自主創(chuàng)新有明顯的促進作用。綜上所述，提出假設1。

假設1：股權融資對于企業(yè)技術創(chuàng)新具有顯著的正向影響。

2.債權融資與管理創(chuàng)新

為了更有效地使企業(yè)的融資方式支持創(chuàng)新活動，除了技術創(chuàng)新外，本文同時考慮管理創(chuàng)新，分析不同類型創(chuàng)新活動與其資金供應方式之間的匹配性問題。相較于技術創(chuàng)新，管理創(chuàng)新資金需求相對較低且靈活而分散，一般情況下并不具有較長的開發(fā)周期，也無需承擔類似技術創(chuàng)新較高的研發(fā)風險［30］，因此與技術創(chuàng)新的最佳外部融資方式存在差異。首先，股權融資曠日持久的融資進程難以及時滿足管理創(chuàng)新的資金需求，相比而言債權融資在時間成本方面具有更大的優(yōu)勢。其次，一方面，管理創(chuàng)新的相對低風險、低成本特征并不會使企業(yè)面臨較高的債務資本融資約束，信貸資金能夠較好地滿足管理創(chuàng)新的資金需求；另一方面，根據(jù)公司治理理論，企業(yè)總體風險可分為經營風險和財務風險，且高風險一般意味著潛在的高收益，故為將企業(yè)總體風險水平控制在合理范圍內的同時盡可能提高收益，企業(yè)傾向于將經營風險和財務風險進行反向搭配組合［31］。因此，財務風險更高的債權融資更適用于投資風險較低的管理創(chuàng)新。此外，股權融資往往會優(yōu)先用于風險高、資金需求量大的投資項目，加上其自身的高資本成本屬性，使得股權融資對于管理創(chuàng)新并沒有較強的適用性。綜上所述，管理創(chuàng)新分散化、靈活性高以及投入較低的特點導致了資本成本和時間成本較高的股權融資并不適用，而融資彈性更高、資本成本更低的債權融資更加匹配。因此，債權融資對企業(yè)管理創(chuàng)新具有正向促進作用。綜上所述，提出假設2。

假設2：債權融資對于企業(yè)管理創(chuàng)新具有顯著的正向影響。

（二）產權性質和科技類型的調節(jié)作用

探討融資方式與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的問題，企業(yè)性質差異是不可忽略的考慮因素。因為不同性質企業(yè)的風險承擔和融資約束水平有所不同，可能會對結果產生影響。因此，根據(jù)文獻分析和直觀推論，本文將企業(yè)產權性質和科技類型納入研究框架，以探究兩者對融資方式與企業(yè)創(chuàng)新關系的調節(jié)作用。

首先，我國不同所有制企業(yè)面臨的創(chuàng)新融資約束和風險承擔存在差異。國有企業(yè)由于有政府的支撐，一般會享受更好的信貸政策，擁有更強的風險抵抗能力，進而影響企業(yè)創(chuàng)新的融資方式決策［25］。其次，國家對不同科技類型企業(yè)的扶持力度存在差異，一般而言高新技術企業(yè)在稅收、信貸政策方面能夠享受的優(yōu)惠力度更大，其面臨的融資約束相對較低，可能導致企業(yè)創(chuàng)新融資方式決策也存在差異。因此，企業(yè)產權性質和科技類型會對企業(yè)的創(chuàng)新融資方式決策造成影響，對融資方式和企業(yè)創(chuàng)新之間的關系產生調節(jié)作用。故本文將制造業(yè)企業(yè)區(qū)分為是否為國企、是否為高新技術產業(yè)，剖析產權性質和科技類型對融資方式與企業(yè)創(chuàng)新間關系的調節(jié)作用，并提出假設3和假設4。

假設3：產權性質對融資方式與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系具有調節(jié)作用；

假設4：科技類型對融資方式與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系具有調節(jié)作用。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文的研究視角為制造業(yè)，相關公司數(shù)據(jù)來源于國泰安、銳思等數(shù)據(jù)庫。為提高樣本質量，本文對樣本進行了如下處理：首先，由于財政部在2014年對會計準則做出大規(guī)模修訂，涉及財務報表列報等重大變更，為提高相關財務信息的可比性，本文將樣本期間設定為2015—2019年；其次，進一步對樣本進行如下篩選：①剔除ST、PT樣本，ST是指財務出現(xiàn)重大異常的公司，PT是指暫停上市的公司，這兩類樣本不具有代表性，會出現(xiàn)異常值和極端值；②剔除主要變量缺失的樣本。最后得到480家制造業(yè)上市公司的平衡面板數(shù)據(jù)。此外，為消除極端值的影響，本文對連續(xù)性變量在1%和99%水平下進行了縮尾處理。

（二）變量定義與度量

1.被解釋變量

（1）技術創(chuàng)新（TI）。技術創(chuàng)新的度量一般包括創(chuàng)新投入和產出兩個維度：創(chuàng)新投入主要用研發(fā)支出占總資產的比重、研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重來衡量［34-35］；創(chuàng)新產出一般使用企業(yè)專利申請量或授權量來衡量［36-37］。由于創(chuàng)新產出成果的可比性較差且存在一定的滯后性，且本文探討的是融資方式與不同類別創(chuàng)新活動的匹配性，因此基于投入角度選取研發(fā)支出占營業(yè)收入比重度量技術創(chuàng)新。

（2）管理創(chuàng)新（MI）。常用的管理創(chuàng)新的度量方法包括兩種：一種是基于量表對企業(yè)管理創(chuàng)新水平進行定性測評，測評維度涉及企業(yè)業(yè)務流程、工作方法、管理制度等；另一種則是直接采用定量指標對管理創(chuàng)新進行量化，即從企業(yè)的管理效率、運營效率和營銷效率三個維度評價企業(yè)的管理創(chuàng)新能力。第一種方法多依賴于專家打分，成本較高，且主觀性強。本文采用第二種方法度量管理創(chuàng)新，并依據(jù)楊春和于婷婷［32］構建的中國制造業(yè)企業(yè)管理創(chuàng)新能力評價指標體系，選取主營業(yè)務收入與管理費用的比值、總資產周轉率、主營業(yè)務收入與銷售費用的比值分別衡量企業(yè)的管理效率、運營效率和營銷效率，作為制造業(yè)企業(yè)管理創(chuàng)新的測度依據(jù)。為獲得企業(yè)管理創(chuàng)新的綜合評分，本文借鑒徐浩鳴等［33］的做法，運用相關系數(shù)矩陣法獲得指標權重，最終計算出三個指標的權重分別為0.391 1、0.265 7、0.343 2。

2.解釋變量

解釋變量包括債權融資（Debtf）和股權融資（Stockf）。本文借鑒楊帆和王滿倉［38］的研究，采用短期借款、長期借款、應付債券三者之和與資產總額的比值衡量債權融資；采用股本、資本公積兩者之和與資產總額的比重衡量股權融資。

3.控制變量

本文借鑒任曙明等［39］、周冬華等［40］的研究，加入相關變量來控制其他因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響，主要從企業(yè)經營狀況、財務狀況、公司治理三個方面選取指標，具體包括：企業(yè)規(guī)模（Size），用總資產的自然對數(shù)表示；成長能力（Growth），用營業(yè)收入增長率表示；資產流動性（liquidity），用流動資產減去存貨與總資產的比值表示；現(xiàn)金持有水平（Cash），用現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物之和的自然對數(shù)表示；盈利能力（Roa），用凈利潤與總資產的比值表示；股權集中度（Top1），用第一大股東持股比例表示；高管薪酬（Comp），用排名前三的高管薪酬之和的自然對數(shù)表示；董事長是否兼任總裁（Concur），是取1，否則取0。

4.調節(jié)變量

本文將企業(yè)產權性質（Mod1）、科技類型（Mod2）作為調節(jié)變量納入研究中以探討其對結論的影響。

上述各變量定義見表1所列。

表1 變量定義

（三）模型構建

在對變量進行定義之后，接下來進行模型構建。為確定最佳擬合模型，根據(jù)面板數(shù)據(jù)的一般處理方法，首先，本文進行了豪斯曼檢驗，結果表明應使用固定效應模型；其次，為控制年份和行業(yè)的影響，本文在模型中加入了行業(yè)固定效應和時間固定效應；最后，為控制自相關和異方差的影響，本文采用公司層面聚類穩(wěn)健標準誤進行回歸。具體模型構建如下所示：

其中：TI和MI為被解釋變量，分別代表技術創(chuàng)新和管理創(chuàng)新；Stockf和Debtf為解釋變量，分別代表股權融資和債權融資；Year代表年份固定效應；Industry代表行業(yè)固定效應；下標i代表企業(yè)，t代表年份；ε為隨機擾動項；其余為控制變量。

四、實證結果

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2 為各變量的描述性統(tǒng)計結果。從表2可以看出技術創(chuàng)新最大值為25.250 0，最小值為0.120 0，標準差為4.033 5，企業(yè)間技術創(chuàng)新水平差距較大，平均值為4.919 4，說明大多數(shù)公司的技術創(chuàng)新水平較低；管理創(chuàng)新數(shù)值最高為4.441 1，最低為0.969 2，標準差為0.682 2，均值為2.353 6，企業(yè)間管理創(chuàng)新水平差異明顯；債權融資最小值為0，最大值為0.457 5，平均值為0.135 0，企業(yè)間債權融資水平存在差異；股權融資最小值為0.046 1，最大值為0.749 6，標準差為0.157 4，不同企業(yè)股權融資水平顯著不同；控制變量方面，盈利能力、成長能力、資產流動性差異明顯，公司間規(guī)模穩(wěn)定，股權集中度較高。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）回歸結果分析

為驗證融資方式如何影響企業(yè)創(chuàng)新，以及企業(yè)產權性質和科技類型起到怎樣的調節(jié)作用，本部分主要分為兩步：一是開展全樣本估計，對假設1和假設2進行驗證；二是對企業(yè)按照產權性質和科技類型進行劃分，進行子樣本回歸，對假設3和假設4進行驗證，并予以進一步的分析和討論。

1.基準回歸

表3 展示了全樣本回歸結果。從模型（1）中不難看出，股權融資的回歸系數(shù)為2.921 2，且在1%的水平下顯著，即股權融資對技術創(chuàng)新具有顯著的正向影響，股權融資增加，會促進企業(yè)的技術創(chuàng)新，假設1的合理性得到了證實。這是因為企業(yè)的技術創(chuàng)新在一定程度上會受到高杠桿的制約，而股權融資能夠為技術創(chuàng)新創(chuàng)造寬松的財務環(huán)境，易于一次性募集大額資金，平滑企業(yè)總體經營風險，從而有利于企業(yè)技術創(chuàng)新的持續(xù)性和穩(wěn)健性。因此，股權融資對于融資約束和研發(fā)風險的有效降低是其成為技術創(chuàng)新驅動力的重要原因。這一解釋與多數(shù)研究的基本立場相符合：如張志敏和俞成森［41］、張一林等［14］認為，權益融資工具能夠增強企業(yè)風險承擔的意愿和能力，從而促進企業(yè)技術創(chuàng)新活動的開展；同時，股權融資可以規(guī)避企業(yè)現(xiàn)金流的不確定性，有利于研發(fā)投入的平穩(wěn)性和持續(xù)性［42］。然而，也有少數(shù)研究得出不同的結論，如錢燕等［43］基于創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的研究表明，債權融資能夠降低代理成本，且債務利息的稅盾作用有效減少了企業(yè)現(xiàn)金流出，從而導致債權融資對于技術創(chuàng)新的正向促進效應。產生這一差異的原因可能在于：創(chuàng)業(yè)板企業(yè)大多屬于中小成長性企業(yè)，規(guī)模制約和較高的增長率需求限制了其研發(fā)投入體量、增強了其風險承擔意愿，使得信貸資金能夠較好地保障其研發(fā)活動的進行，而資本成本較高的股權融資適用性大大降低。綜上所述，股權融資對于技術創(chuàng)新的促進作用成立。控制變量方面，企業(yè)規(guī)模對企業(yè)技術創(chuàng)新具有顯著負向影響，原因可能是規(guī)模過大或發(fā)展過快容易導致企業(yè)資源吃緊，無法持續(xù)投入研發(fā)創(chuàng)新；股權集中度對技術創(chuàng)新具有顯著抑制作用，原因可能是大股東持股比例過高損害了管理層進行技術創(chuàng)新的積極性和主動權，從而阻礙企業(yè)技術創(chuàng)新的發(fā)展；高管薪酬、現(xiàn)金持有水平與企業(yè)技術創(chuàng)新顯著正相關，符合一般預期；成長能力、董事長是否兼任總裁變量系數(shù)均不顯著。

表3 融資方式對企業(yè)創(chuàng)新的回歸結果

模型（2）的結果顯示，債權融資的回歸系數(shù)為0.589 5，且在1%的水平下顯著，即債權融資對管理創(chuàng)新具有顯著的正向影響，債權融資增加，會促進企業(yè)的管理創(chuàng)新，假設2成立。原因可能是管理創(chuàng)新分散化、靈活性高以及投入低的特點，使其并不具備較高的融資約束，也不會顯著加劇企業(yè)投資風險。根據(jù)風險和收益相匹配的原則，在該情境下，資本成本和時間成本較高的股權融資并不適用，而融資彈性較高、資本成本較低的債權融資更加匹配。相關理論可以間接佐證上述論斷：公司治理理論認為，企業(yè)總體風險可分為經營風險和財務風險，且高風險一般與高收益高度相關，故為將企業(yè)總體風險水平控制在合理范圍內的同時盡可能提高收益，企業(yè)一般會將經營風險和財務風險進行反向搭配組合［31］。因此，財務風險更高的債權融資更適用于投資風險較低的管理創(chuàng)新，即債權融資對管理創(chuàng)新具有顯著的正向推動作用，假設2的合理性再一次得到了證實。控制變量方面，董事長是否兼任總裁對企業(yè)管理創(chuàng)新具有顯著負向影響，即董事長兼任總裁會降低企業(yè)的管理創(chuàng)新能力，其原因可能是：兩職合一加強了企業(yè)家個人因素在管理創(chuàng)新中所起的先導和核心作用，人治痕跡嚴重，從而會阻礙管理創(chuàng)新的發(fā)展；高管薪酬對企業(yè)管理創(chuàng)新具有顯著抑制作用，原因可能是高管薪酬水平越高，越傾向于保持穩(wěn)定和安于現(xiàn)狀，故不利于企業(yè)進行管理創(chuàng)新；盈利能力、公司規(guī)模與企業(yè)的管理創(chuàng)新顯著正相關，符合一般預期；成長能力、股權集中度變量系數(shù)均不顯著。

2.調節(jié)效應回歸

由于不同性質企業(yè)的融資約束和風險承擔水平存在差異，為進一步探究該差異對融資方式與企業(yè)創(chuàng)新關系的影響，本文按照是否為國企、是否為高新技術企業(yè)（1）對樣本進行分組回歸，探究產權性質和科技類型的調節(jié)效應。

不同產權性質企業(yè)的回歸結果見表4所列。從國有企業(yè)來看，股權融資的回歸系數(shù)為2.679 4，未通過顯著性檢驗，即國有企業(yè)股權融資對于企業(yè)的技術創(chuàng)新無顯著影響。原因可能是國有企業(yè)與政府存在天然聯(lián)系，故更容易獲得長期信貸資金促進技術創(chuàng)新，因此該情境下股權融資的優(yōu)越性并不明顯，導致兩者之間無顯著相關關系。該結論與楊帆和王滿倉［44］的研究成果也形成了相互驗證，其認為政府對企業(yè)生產經營的直接參與有效提升了企業(yè)能夠獲得的金融市場支持力度，增加了銀行等金融機構對國有企業(yè)的放貸規(guī)模和頻率，從而降低了企業(yè)的債權融資約束，使得股權融資對技術創(chuàng)新并無明顯的促進效應。而債權融資的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，與基準回歸結論一致。從非國有企業(yè)來看，其股權融資和債權融資回歸系數(shù)均顯示了較高程度的正向顯著性，再次驗證了基準回歸的結論。即相比國有企業(yè)，非國有企業(yè)的經營和財務環(huán)境并沒有那么樂觀，在這種情況下股權融資對其技術創(chuàng)新的適用性較為明顯。因此，企業(yè)是否為國企對股權融資與技術創(chuàng)新之間的關系產生了顯著的調節(jié)作用，假設3成立。

表4 不同產權性質企業(yè)的模型回歸結果

不同科技類型企業(yè)的回歸結果見表5所列。從高新技術企業(yè)來看，其相關結果與整個行業(yè)一致；從非高新技術企業(yè)來看，股權融資的回歸系數(shù)并不顯著，即非高新技術企業(yè)股權融資對于技術創(chuàng)新無顯著的影響。這一結果與現(xiàn)有相關研究結論產生了差異，如楊帆和王滿倉［44］基于A股全部上市公司的實證研究表明，非高新技術企業(yè)的股權融資對技術創(chuàng)新存在正向促進效應。產生這種差異的原因可能在于制造業(yè)的行業(yè)特征：第一，制造業(yè)非高新技術企業(yè)，一般并不需要頻繁的產品、技術和服務的更新?lián)Q代，技術創(chuàng)新需求較低；第二，相比創(chuàng)新驅動，制造業(yè)非高新技術企業(yè)，更可能通過低成本戰(zhàn)略獲取競爭優(yōu)勢。這兩點導致制造業(yè)非高新技術企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的股權融資相對于債權融資的優(yōu)勢并不明顯，故使得股權融資對技術創(chuàng)新并無顯著影響。因此，企業(yè)是否為高新技術企業(yè)對股權融資與技術創(chuàng)新之間的關系產生了顯著的調節(jié)作用，假設4成立。

表5 不同科技類型企業(yè)的模型回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為加強結論的準確性和可信性，排除回歸結果的偶然性，有必要進行穩(wěn)健性檢驗。本文的穩(wěn)健性檢驗包括三種：一是變量替換檢驗，即對相關變量進行重新度量，以驗證回歸結果是否仍與基準回歸一致；二是內生性檢驗，主要控制內生性問題對結果造成的影響；三是Bootstrap法檢驗，主要解決樣本量可能不夠充分而對結果產生的影響。

1.變量替換

僅通過一種方法對核心變量進行度量并得出結論顯然不具備較高的說服性，因此需要更換相關變量的度量方法重新進行回歸，以驗證結果是否穩(wěn)健。本文借鑒楊松令等［12］、楊帆和王滿倉［44］的做法，用（短期借款+長期借款+應付債券+商業(yè)信用融資）/總資產衡量債權融資，用（1-內源融資率-資產負債率）衡量股權融資，其中，內源融資率是指留存收益、折舊攤銷兩者之和與總資產的比重，再將兩者（分別用Debtf1和Stockf1表示）作為替代變量進行重新回歸，結果見表6、表7所列。

表6 的結果顯示，股權融資對技術創(chuàng)新的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為2.987 4，債權融資對管理創(chuàng)新的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為0.966 1，即股權融資對技術創(chuàng)新的推動作用以及債權融資對管理創(chuàng)新的推動作用成立，假設1和假設2再次得到了驗證。

表6 融資方式對企業(yè)創(chuàng)新的變量替換回歸結果

表7 的結果顯示：國有企業(yè)股權融資對技術創(chuàng)新的促進效應并不顯著，債權融資對管理創(chuàng)新則具有顯著正向影響；非國有企業(yè)的股權融資對技術創(chuàng)新、債權融資對管理創(chuàng)新均表現(xiàn)出較高程度的正向顯著性。假設3的合理性再次得到驗證。高新技術企業(yè)的股權融資與技術創(chuàng)新、債權融資與管理創(chuàng)新均顯著正相關；而非高新技術企業(yè)股權融資對技術創(chuàng)新的促進效應并不顯著。假設4的合理性再次得到驗證，相關結果較為穩(wěn)健。

表7 不同產權性質和科技類型企業(yè)的變量替換回歸結果

2.內生性問題

企業(yè)融資方式會通過一系列因素影響企業(yè)創(chuàng)新，而同時企業(yè)創(chuàng)新水平的提高也可能影響企業(yè)的融資需求和決策，從而反作用于融資方式，即兩者存在互為因果關系，再加上可能存在的遺漏變量和測量誤差等問題，使得模型存在較高的內生性可能。此外，豪斯曼檢驗的結果也證實了上述判斷。因此，為解決模型（1）和模型（2）中存在的內生性問題，本文選取融資方式的滯后一期變量（Stockf_1）、（Debtf_1）和滯后兩期變量（Stockf_2）、（Debtf_2）作為工具變量進行兩階段最小二乘回歸，回歸結果見表8所列。

根據(jù)表8的結果，F(xiàn)統(tǒng)計量和J統(tǒng)計量均大于臨界值，即弱工具變量檢驗和過度識別檢驗表明工具變量的選取是合適的，二階段結果顯示股權融資對技術創(chuàng)新具有顯著正向影響、債權融資對管理創(chuàng)新具有顯著正向影響，與基準回歸結論一致，結果較為穩(wěn)健。

表8 模型（1）和模型（2）的兩階段最小二乘工具變量回歸結果

3.Bootstrap法檢驗

由于本文樣本數(shù)據(jù)量并不算大，在進行調節(jié)效應的分組回歸時，樣本量被進一步壓縮，故為解決樣本量可能不夠充分而對結果產生的影響，本文借鑒張國興等［45］的方法，采用Bootstrap法再次進行檢驗，即將樣本看作一個總體，進行“有放回”地抽樣以獲得自助樣本，再利用這些自助樣本對總體進行統(tǒng)計推斷，得到更加漸進有效的估計量。檢驗結果顯示與基準回歸部分基本一致，限于文章篇幅，此處未做報告。

五、結論與啟示

隨著全球經濟的深度衰退、國內經濟轉型的持續(xù)推進，企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展愈發(fā)受到挑戰(zhàn)。而全球產業(yè)鏈和價值鏈的加速重組，供應鏈穩(wěn)定不確定性的增加，使得制造業(yè)企業(yè)面臨的形勢更加嚴峻。在這種情況下，通過創(chuàng)新獲取競爭優(yōu)勢已成為制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關鍵舉措。為給企業(yè)不同創(chuàng)新活動的融資方式決策提供借鑒，促進制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，本文以2015—2019年A股制造業(yè)上市公司為樣本，探究了不同融資方式對不同創(chuàng)新投資的影響，以及企業(yè)產權性質和科技類型的調節(jié)作用，得出以下結論：

第一，企業(yè)的股權融資對技術創(chuàng)新具有顯著的正向影響，股權融資更加適用于技術創(chuàng)新；企業(yè)的債權融資對管理創(chuàng)新有顯著的正向影響，債權融資更加適用于管理創(chuàng)新。

第二，就產權性質而言，制造業(yè)國有企業(yè)的股權融資對技術創(chuàng)新無顯著影響，而非國有企業(yè)的實證結果與整個行業(yè)一致。國有企業(yè)面臨的債權融資約束相對較小，在進行技術創(chuàng)新時股權融資的優(yōu)勢并不明顯，故兩者并未顯示出顯著相關性。就科技類型而言，高新技術企業(yè)的實證結果與整個制造業(yè)的實證結果相同，而非高新技術企業(yè)的實證結果則出現(xiàn)了差異，股權融資對企業(yè)的技術創(chuàng)新無顯著影響。非高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新需求較低，且相比于創(chuàng)新驅動更可能通過低成本戰(zhàn)略獲取競爭優(yōu)勢，故在進行技術創(chuàng)新時股權融資的優(yōu)越性并不明顯，因此也未顯示出兩者之間的顯著相關性。

上述結論對于企業(yè)管理者和政策制定者具有如下啟示：

第一，不同企業(yè)的創(chuàng)新需求、融資約束和風險容忍度存在差異，企業(yè)在進行融資方式決策時應深入考察企業(yè)創(chuàng)新與融資方式之間的匹配性問題，以充分發(fā)揮不同資本的激勵、監(jiān)督和控制作用。制造業(yè)企業(yè)應當積極探索不同的融資渠道，緊隨政策導向，如研究證監(jiān)會、國務院金融穩(wěn)定委員會等發(fā)布的創(chuàng)新金融工具的相關政策法規(guī)，并充分考慮其風險和收益特征，以更具針對性地為企業(yè)不同的創(chuàng)新活動提供資金支持。

第二，銀行等金融機構應加大對制造業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新的融資支持，避免股權融資條件制約而降低了企業(yè)的創(chuàng)新績效；同時，政府應繼續(xù)深化金融體制改革，大力發(fā)展多層次的資本市場（中小板、科創(chuàng)板、全國中小企業(yè)股份轉讓系統(tǒng)、區(qū)域性股權交易市場等），不斷完善股權融資的制度環(huán)境和運行機制，以有效保障企業(yè)創(chuàng)新的資金需求。此外，政策制定者應考慮不同所有制企業(yè)、科技類型企業(yè)的差異，國有企業(yè)和高新技術企業(yè)由于政府扶持從而更易融得資金，故應適度緩和對非國有企業(yè)的信貸政策歧視、加強非高新技術企業(yè)的長期信貸支持等。

注釋：

（1）企業(yè)是否為國企、是否為高新技術企業(yè)的信息來自國泰安數(shù)據(jù)庫。