摘要：強化企業(yè)科技創(chuàng)新主體地位，既是實現(xiàn)高質量發(fā)展的內在要求，也是構建新發(fā)展格局的迫切需要。本文以2015—2022年我國A股先進制造業(yè)行業(yè)上市公司為研究樣本，考察了股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響及其中的作用機制，并檢驗了不同性質的財務冗余如何調節(jié)兩者的關系。結果表明，股利平穩(wěn)性與創(chuàng)新產出負相關，現(xiàn)金股利波動性越大，創(chuàng)新產出越多，且這種作用在股利正向波動的企業(yè)中更加顯著；在股利正向波動的企業(yè)中，低平穩(wěn)性的股利通過緩解融資約束和增強投資者關注增加企業(yè)創(chuàng)新產出；相較于現(xiàn)金冗余，負債冗余更能夠強化非平穩(wěn)性股利對創(chuàng)新產出的促進作用。異質性分析表明，股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響在小規(guī)模企業(yè)、非國有企業(yè)和強競爭企業(yè)中更加顯著。本文豐富了股利平穩(wěn)性經濟后果和創(chuàng)新產出影響因素的相關研究，為企業(yè)優(yōu)化現(xiàn)金股利政策、提升創(chuàng)新產出提供了理論支持與實踐建議。

關鍵詞：股利平穩(wěn)性；創(chuàng)新產出；先進制造業(yè)；現(xiàn)金冗余；負債冗余；現(xiàn)金股利政策

中圖分類號：F275.5" " " " "文獻標識碼：A" " " " "文章編號：1007-0753（2024）07-0022-16

一、引言

股利分配政策是企業(yè)最受關注的財務決策之一，能夠向資本市場傳遞有關企業(yè)前景的一系列信息（Michaely和Moin，2022）。自Lintner（1956）首次提出股利平穩(wěn)性問題以來，這一議題一直受到國內外學者的廣泛關注，并成為股利信號理論框架的重要組成部分。從外部市場角度來看，股票價格無法成為反映企業(yè)價值與前景的完美集合體，但現(xiàn)金股利的平穩(wěn)性本身可以作為有效信號向市場傳遞企業(yè)內部信息（Easterbrook，1984）。已有研究表明，上市公司的現(xiàn)金股利政策可以作為附加信號向資本市場傳遞有關企業(yè)未來現(xiàn)金流波動的信息（Michaely等，2021），同時引起股價的相應波動（羅琦等，2019）。與西方發(fā)達國家的資本市場相比，我國資本市場尚未成熟，存在投資者保護機制不健全、交易制度不完善等問題，導致企業(yè)分紅政策不連續(xù)甚至不派發(fā)的分配“異象”普遍存在（譚偉榮，2023）。我國企業(yè)股利分配存在明顯的非平穩(wěn)特征。通過文獻回顧可以發(fā)現(xiàn)，針對股利平穩(wěn)性問題的文獻多為前因研究，且集中在企業(yè)內部因素方面，如所有權結構（Dong等，2024）、股權集中度（陳艷利等，2020）、管理者社會資本（García-Feijóo等，2021）等；企業(yè)外部因素方面，資本市場相關政策（謝知非，2019）、市場競爭程度（Balli等，2022）是影響企業(yè)股利平穩(wěn)性的重要因素。也有部分學者對股利平穩(wěn)性的經濟后果進行了研究（韓云和吳戰(zhàn)勇，2020；Aoki，2023），但相較于股利平穩(wěn)性的前因研究，仍然有較大的拓展空間。

在當前全球經濟面臨諸多不確定性和挑戰(zhàn)的背景下，企業(yè)創(chuàng)新是推動技術進步和經濟發(fā)展的核心動力。從黨的十九屆五中全會提出“堅持創(chuàng)新驅動發(fā)展”，到2023年中央經濟工作會議強調“以科技創(chuàng)新引領現(xiàn)代化產業(yè)體系建設”，都體現(xiàn)了創(chuàng)新作為我國重要基本國策的關鍵地位。黨的二十大報告明確指出，要堅持把發(fā)展經濟的著力點放在實體經濟上。制造業(yè)是立國之本、強國之基，是實體經濟的基礎。先進制造業(yè)作為經濟結構調整和產業(yè)轉型升級的核心領域，具有技術密集、資本密集和高附加值等特點，對技術創(chuàng)新有著更高的要求。越來越多的學者意識到，先進制造業(yè)可能是我國實現(xiàn)技術趕超和領先的關鍵選擇（Michaelis等，2020）。根據(jù)股利信號理論，企業(yè)股利政策所傳遞的信息直接影響外部市場和投資者對企業(yè)的印象，對企業(yè)在資本市場上的地位產生深刻的塑造作用。資本市場作為實體經濟發(fā)展的重要“孵化器”，會對企業(yè)創(chuàng)新產生深遠的影響（梁鵬，2023）。因此，深入探究企業(yè)股利特征對創(chuàng)新產出的影響，不僅有助于更好地理解資本市場對企業(yè)股利分配行為的反應機制，也對提升企業(yè)長期競爭力和創(chuàng)新驅動發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

基于上述背景，本文試圖研究先進制造業(yè)企業(yè)股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響及其作用機制，以優(yōu)化企業(yè)現(xiàn)金股利政策，促進企業(yè)創(chuàng)新?？紤]到財務冗余資源在企業(yè)應對內外部風險中發(fā)揮著“緩沖墊”的作用，本文特別關注了不同性質的財務冗余資源如何影響股利平穩(wěn)性與創(chuàng)新產出的關系。此外，本文還進一步研究了在不同規(guī)模、不同產權性質和不同競爭環(huán)境的企業(yè)中股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出影響的異質性，從而為企業(yè)優(yōu)化現(xiàn)金股利政策、促進企業(yè)創(chuàng)新提供更有針對性的理論支持和實踐建議。

二、理論分析與研究假設

（一）股利平穩(wěn)性與創(chuàng)新產出

首先，股利分配和創(chuàng)新活動之間存在現(xiàn)金流競爭的關系，股利穩(wěn)定性高意味著企業(yè)需要在較長時期內將一部分自由現(xiàn)金流優(yōu)先用于滿足股東回報，從而在一定程度上減少了可用于創(chuàng)新的資金，對企業(yè)創(chuàng)新產出產生不利影響。其次，根據(jù)“在手之鳥”理論，投資者更加注重當前的股利收入和股票價值。較高的股利平穩(wěn)性會增強投資者對企業(yè)的預期，使得上市公司不會輕易冒險去減少股利發(fā)放，進而增加管理層的資本分配決策壓力。這使得企業(yè)更傾向于保守的財務決策，避免采取可能影響短期盈利能力的冒險舉措，如不確定性較高的創(chuàng)新活動。此外，基于迎合理論（Stein，1996），管理層能夠通過調整對正外部性項目的投資來應對非平穩(wěn)股利信號可能帶來的負向沖擊。研發(fā)投資具有明顯的正外部性特點，并且回報不確定、估值主觀性較高，因此相對于其他投資項目，研發(fā)投資對企業(yè)價值的變動更加敏感，管理者也更傾向于通過調整研發(fā)創(chuàng)新項目投入來應對資本市場對企業(yè)價值的沖擊（Jensen，2005）。同時，股利波動性較大的企業(yè)往往更依賴于股權融資以降低融資成本。Titman（2013）指出，這類企業(yè)更傾向于投資研發(fā)創(chuàng)新等與資本市場關聯(lián)性較強的項目，從而增加在資本市場獲得支持的機會。董竹和金笑桐（2021）的研究表明，通過“理性迎合渠道”與“股權融資渠道”，非平穩(wěn)的現(xiàn)金股利政策會增加企業(yè)創(chuàng)新投資。先進制造業(yè)企業(yè)具有較強的創(chuàng)新需求，其創(chuàng)新投資更易受到股利政策的影響。從資源基礎理論的角度出發(fā)，創(chuàng)新投資是企業(yè)創(chuàng)新產出的先決條件，在其他條件不變時，更高的研發(fā)投入有利于提高企業(yè)專利產出（鄭江淮和張玉昌，2019），增加企業(yè)創(chuàng)新產出?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O：

H1：股利平穩(wěn)性與創(chuàng)新產出負相關，現(xiàn)金股利波動性越大，創(chuàng)新產出越多。

由于資本市場對現(xiàn)金股利的增減變化極為敏感，需要進一步對增加股利發(fā)放和減少股利發(fā)放的非平穩(wěn)性股利政策加以區(qū)分。一方面，當企業(yè)的股利正向波動時，通常意味著企業(yè)有穩(wěn)定且逐漸增強的盈利能力。企業(yè)在增加股利支付的同時，也獲取了更多能夠支持未來創(chuàng)新的資金，此時企業(yè)擁有較為充足的內部資金投資于創(chuàng)新項目，從而為股利平穩(wěn)性影響創(chuàng)新產出提供更為堅實的資源基礎。在較長時間內，保持穩(wěn)定的股利容易使投資者產生依賴心理，增強投資者預期。但不同于股利平穩(wěn)性的長期影響，正向波動的股利支付往往是階段性的，未要求股利在整個期間內始終保持正向增長，投資者對此有著更靈活的預期，而不會對企業(yè)形成持續(xù)的高股利支付壓力，因此企業(yè)可以在不顯著減少創(chuàng)新投資的情況下，合理增加股東回報。若企業(yè)的股利呈負向波動的趨勢，則表明其盈利能力不穩(wěn)定，甚至可能面臨財務困境。在這種情況下，企業(yè)優(yōu)先考慮的是財務穩(wěn)定和生存問題，需要保持充足的現(xiàn)金儲備以應對潛在的財務壓力，確保企業(yè)的基本運營不受影響。此時創(chuàng)新項目因高成本和高風險，在企業(yè)削減開支的過程中首當其沖。另一方面，股利的逐漸增加向市場傳遞出企業(yè)健康和持續(xù)發(fā)展的信號，增強了投資者的信心，這種市場信心反過來又進一步支持了企業(yè)的創(chuàng)新活動，因為投資者更愿意支持表現(xiàn)出強勁增長潛力和財務狀況穩(wěn)定向好的企業(yè)。股利減少則會挫傷投資者信心，投資者通常將股利的減少視為企業(yè)盈利能力下降或面臨潛在問題的信號，這種負面預期會對企業(yè)股價造成不利影響，使得企業(yè)融資成本上升，進而限制企業(yè)在資本市場獲得外部資金的能力。一旦沒有足夠的資金支持，企業(yè)在創(chuàng)新項目上的投入自然會受到抑制，從而不利于企業(yè)創(chuàng)新產出。因此，本文提出如下假設：

H2：在股利正向波動的企業(yè)中，股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響更顯著。

（二）股利平穩(wěn)性影響創(chuàng)新產出的機制

基于前文的理論分析，在股利正向波動的企業(yè)中，低平穩(wěn)性的股利更能夠增加企業(yè)創(chuàng)新產出，本文試圖進一步對其中的影響機制進行分析。企業(yè)通常不會輕易改變其股利支付水平，除非管理層對未來收入有較高的信心（Lintner，1956），因此，當企業(yè)選擇增加股利支付時，尤其是以波動性較大的方式增加時，說明管理層對企業(yè)未來盈利能力具有良好預期，從而增強投資者的信心，為企業(yè)在資本市場上獲得融資提供便利。Nissim和Ziv（2001）研究發(fā)現(xiàn)，股利變化與股利變化后兩年內每年的盈利變化呈正相關。也就是說，正向波動的股利意味著企業(yè)未來將會有更好的盈利表現(xiàn)，這向資本市場傳遞出企業(yè)經營狀況良好的信息，有利于緩解企業(yè)融資約束，增加企業(yè)的潛在可用資金，在一定程度上分散和降低企業(yè)面臨的風險，為企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)造更有利的環(huán)境。

高波動的股利表明企業(yè)內部經營狀況可能發(fā)生了較大的變化，而股利增長的趨勢能夠向投資者傳遞企業(yè)經營向好的積極信號，增強投資者信心，吸引更多投資者注意。因此，股利正向波動的幅度越大，越能夠增強投資者關注。外部投資者出于監(jiān)督企業(yè)合規(guī)經營并獲取高額回報的目的，會對企業(yè)產生一定的“治理效應”，影響企業(yè)的財務和經營決策。對于關注企業(yè)長期價值的投資者而言，更希望企業(yè)投資于能夠增強企業(yè)競爭優(yōu)勢的高價值項目，即使這些項目可能需要耗費大量的資源和時間。出于迎合投資者的動機，企業(yè)更有可能在創(chuàng)新活動中投入更多精力，從而有利于企業(yè)創(chuàng)新產出。先進制造業(yè)處于技術變革的前沿，技術進步和創(chuàng)新是企業(yè)保持競爭優(yōu)勢的核心要素，投資者會對先進制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新活動給予特別關注。因此，企業(yè)一方面出于自身發(fā)展的需要，另一方面為了迎合投資者，將致力于創(chuàng)新產出方面有更好的表現(xiàn)?；谝陨戏治?，提出如下假設：

H3：在股利正向波動的企業(yè)中，低平穩(wěn)性的股利能夠緩解融資約束，從而增加創(chuàng)新產出。

H4：在股利正向波動的企業(yè)中，低平穩(wěn)性的股利能夠增強投資者關注，從而增加創(chuàng)新產出。

三、研究設計

（一）變量定義與測度

1. 被解釋變量：創(chuàng)新產出（Op）

專利申請數(shù)量直接反映創(chuàng)新產出水平，體現(xiàn)研發(fā)實力，具有較強代表性，且專利數(shù)據(jù)較為準確，因此企業(yè)專利申請數(shù)量作為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動產出的重要指標，已被學者們廣泛用于對企業(yè)創(chuàng)新產出的衡量。本文借鑒已有研究（Shen和Zhang，2018），以企業(yè)申請的發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利三種類型的專利數(shù)量之和加1取自然對數(shù)衡量創(chuàng)新產出。

2. 解釋變量：股利平穩(wěn)性（SOA）

考慮到相對于其他類型的股利，現(xiàn)金股利的數(shù)據(jù)在可獲取性和準確性方面更具優(yōu)勢，本文僅對現(xiàn)金股利的平穩(wěn)性進行測度，未包括股票股利或股票回購等股利類型。借鑒Leary和Michaely（2011）、Larkin等（2017）的做法，以股利調整速度作為股利平穩(wěn)性的代理變量，股利調整速度越快，意味著企業(yè)股利平穩(wěn)性越低。股利調整速度的具體計算方法為：第一步，利用企業(yè)近五年股利支付率的中位數(shù)，計算出目標股利支付水平的偏差；第二步，計算股利調整速度系數(shù)，以當期每股股利變化值和目標股利支付水平偏差值的回歸系數(shù)作為調整速度系數(shù)。具體計算模型如下：

Devi，t = TPRi × EPSi，t - Di，t-1" " " " " " " " " " " " " " （1）

?Di，t = α0 + α1Devi，t + εi，t" " " " " " " " " " " " " " " " " （2）

式（1）中，Devi，t表示目標股利支付水平的偏

差，TPRi表示近五年股利支付率的中位數(shù)，EPSi，t表示每股收益，Di，t-1表示上期每股現(xiàn)金股利；式（2）中，?Di，t表示當年每股現(xiàn)金股利變動值。最終通過回歸計算所得的系數(shù)α1為股利調整速度系數(shù)，該值越大，股利平穩(wěn)性越低。

此外，本文對增加股利發(fā)放和減少股利發(fā)放的非平穩(wěn)性股利政策進行了區(qū)分。具體地，以企業(yè)近五年股利支付水平為觀察期，若當期每股股利大于五年前的每股股利，則視為企業(yè)股利正波動，反之為股利負波動。

3. 中介變量：融資約束（SA）與投資者關注（Invest）

對于融資約束的衡量，常見指標有WW指數(shù)、KZ指數(shù)、SA指數(shù)等，由于SA指數(shù)中的企業(yè)規(guī)模（Size）和年齡（Age）兩個變量是外生的，易于計算且相對穩(wěn)健，本文采用SA指數(shù)衡量企業(yè)面臨的融資約束，計算公式為SA = -0.737 × Size + 0.043 × Size2 - 0.04 × Age。其中，Size用總資產（百萬元）的自然對數(shù)度量，Age代表企業(yè)年齡。SA為負且絕對值越大，說明企業(yè)受到的融資約束程度越嚴重（鞠曉生等，2013），即SA越大，企業(yè)所面臨的融資約束越小。投資者關注方面，由于機構投資者比普通投資者具有更強的信息關注及識別能力（饒育蕾等，2012），其行為會對資本市場產生重要影響，一直受到市場主體的密切關注，本文以機構投資者持股比例進行衡量，即機構投資者持股數(shù)量與企業(yè)總股數(shù)的比值。

4. 控制變量

參考已有研究（劉冠辰等，2022），控制了企業(yè)規(guī)模等可能影響企業(yè)創(chuàng)新產出的因素。此外，還控制了企業(yè)固定效應（Firm）和年份固定效應（Year）。

各變量的具體說明見表1。

（二）模型構建

為檢驗H1和H2，構建如下模型以檢驗股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響：

Opi，t = δ0 + δ1 SOAi，t + ∑δk Controlsi，t + ∑ Firm +

∑ Year + εi，t" " " " nbsp; " " " " " " " " " " " " " " " " " （3）

其中，δ1若顯著為正，則股利調整速度越快的企業(yè)越具有更好的創(chuàng)新產出績效，H1通過驗證。此外，若在股利負波動的子樣本中δ1不顯著為正，而在股利正波動的子樣本中δ1顯著為正，則H2也通過驗證。

進行機制檢驗時，本文參考江艇（2022）的研究成果以及張涵鈺等（2023）的做法，在基準回歸模型的基礎上著重考察股利平穩(wěn)性對中介變量的影響，在模型（3）的基礎上，構建模型（4）、模型（5）檢驗融資約束和投資者關注的中介效應：

SAi，t = θ0 + θ1 SOAi，t + ∑θk Controlsi，t + ∑ Firm +

∑ Year + εi，t" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （4）

Investi，t = θ0 + θ1 SOAi，t + ∑θk Controlsi，t + ∑ Firm +

∑ Year + εi，t" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （5）

（三）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文研究的目標產業(yè)為先進制造業(yè)，但目前學術界對先進制造業(yè)尚未形成統(tǒng)一界定，故借鑒馬亮等（2023）的研究成果，確定以下17個先進制造行業(yè)：印刷和記錄媒介復制業(yè)（C23），石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)（C25），化學原料及化學制品制造業(yè)（C26），醫(yī)藥制造業(yè)（C27），化學纖維制造業(yè)（C28），非金屬礦物制品業(yè)（C30），黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)（C31），有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)（C32），金屬制品業(yè)（C33），通用設備制造業(yè)（C34），專用設備制造業(yè)（C35），汽車制造業(yè)（C36），鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業(yè)（C37），電氣機械及器材制造業(yè)（C38），計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)（C39），儀器儀表制造業(yè)（C40），廢棄資源綜合利用業(yè)（C42）。

研發(fā)人員是影響企業(yè)創(chuàng)新產出的重要因素，由于可獲取的企業(yè)研發(fā)人員數(shù)據(jù)的起始時間為2015年，故本文以2015—2022年我國A股先進制造業(yè)行業(yè)上市公司為研究樣本。對初始樣本進行如下處理：剔除ST或*ST的樣本、剔除關鍵指標數(shù)據(jù)缺失的樣本。在經過上述處理后，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)無有效觀測值，因此最終實際利用16個行業(yè)數(shù)據(jù)進行分析。為避免極端異常值影響回歸結果的準確性，對所有連續(xù)變量進行了1%水平的雙邊縮尾處理。企業(yè)財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，企業(yè)專利數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫。所運用的數(shù)據(jù)分析工具為Stata 17.0。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量描述性統(tǒng)計結果見表2。如表2所示，創(chuàng)新產出的最小值和最大值分別為0和7.296 4，說明不同樣本企業(yè)之間的創(chuàng)新產出存在較大差距，部分樣本企業(yè)沒有創(chuàng)新產出；平均值大于中位數(shù)，說明大多數(shù)樣本企業(yè)的創(chuàng)新產出沒有達到平均水平。股利平穩(wěn)性的最小值和最大值分別為-0.639 0和2.097 1，表明樣本企業(yè)間股利平穩(wěn)性特征存在較大差異；標準差略大于平均值，數(shù)據(jù)存在可接受范圍內的離散特征；中位數(shù)小于平均值，說明大部分樣本企業(yè)的股利調整速度低于平均水平。其他變量數(shù)據(jù)均在合理范圍內，且數(shù)據(jù)波動性較小，因此不再一一贅述。

（二）基準回歸

利用雙向固定效應模型估計企業(yè)股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響，具體回歸結果見表3。由表3列（1）的結果可知，在未加入控制變量、未控制個體和年份固定效應時，SOA的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，表明股利波動越大，即股利平穩(wěn)性越，企業(yè)創(chuàng)新產出越多。根據(jù)列（2）、列（3）的結果可知，在加入了控制變量并控制了個體和年份固定效應后，SOA的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，因此前述關系依然成立，假設H1得以驗證。

考慮到資本市場對股利增減變動的敏感性，本文進一步將樣本劃分為股利負波動組和股利正波動組，分別檢驗股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響，子樣本檢驗的結果如表3中的列（4）、列（5）所示。在負波動組中，SOA的系數(shù)為正但不顯著，說明股利平穩(wěn)性并不能對創(chuàng)新產出產生顯著影響；在正波動組中，SOA的系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說明非平穩(wěn)性股利能夠顯著增加企業(yè)創(chuàng)新產出。由此，本文的假設H2得以驗證，即在股利正向波動的企業(yè)中，股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響更顯著。

（三）內生性檢驗

1. 工具變量法

股利平穩(wěn)性特征和企業(yè)創(chuàng)新產出在很大程度上均取決于企業(yè)內部決策，因此本文的基準回歸結論可能存在一定的內生性問題。為緩解內生性問題，本文以同行業(yè)中除本企業(yè)外的其他企業(yè)平均股利調整速度作為工具變量（IV）進行兩階段最小二乘法（2SLS）回歸，結果如表4所示。首先，在全樣本和分樣本中，不可識別檢驗和弱識別檢驗均通過顯著性檢驗，因此所選擇的工具變量是有效的；其次，全樣本和分樣本中的第一階段回歸結果顯示，所選取的工具變量與解釋變量之間存在強相關性；最后，第二階段的回歸結果顯示，總體來看，SOA的系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，但在股利負波動組別中，股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響不再顯著，而在股利正波動組別中，較快的股利調整速度對企業(yè)創(chuàng)新產出有著顯著的積極影響。因此，本文的基準回歸結論仍然成立。

2. 關鍵變量跨期處理

考慮到企業(yè)創(chuàng)新產出具有一定的滯后性，同時為了緩解可能存在的反向因果問題，本文將當期的股利平穩(wěn)性與未來一期的創(chuàng)新產出（Op1）進行回歸，結果如表5所示。回歸結果依然支持前文的研究結論。

3. 傾向得分匹配

為克服樣本自選擇所帶來的內生性問題，運用傾向得分匹配方法（PSM），將樣本中股利不平穩(wěn)程度最高的前30%作為處理組，后70%作為控制組，建立虛擬變量SOA_dum。若為處理組，則SOA_dum取1，否則取0。選取前文的控制變量作為協(xié)變量，進行1：1近鄰匹配，消除兩組之間的系統(tǒng)差異后，重新進行回歸分析。由表6的PSM平衡性檢驗結果可知，匹配后處理組與控制組之間的差異均小于10%，且差異不顯著，各變量均通過平衡性檢驗。PSM匹配后的回歸結果見表7。在1：1匹配下，全樣本的估計結果顯示股利調整速度越快，企業(yè)創(chuàng)新產出越多；在股利負波動組中，這種關系不再顯著；但在股利正波動組中，該關系在10%的水平下顯著。由于1：1匹配損失了較多樣本，本文還進行了1：2匹配。回歸結果顯示，現(xiàn)金股利波動性對創(chuàng)新產出的正向影響僅存在于股利正波動的企業(yè)中。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換關鍵變量

（1）改變解釋變量的度量方法。本文借鑒劉星等（2016）的做法，采用企業(yè)股利支付水平變動與盈余變動的比值來測量股利平穩(wěn)性（SOA1），以近三年每股股利標準差衡量股利支付水平的變動，以近三年每股收益標準差衡量盈余的變動，SOA1越大，股利平穩(wěn)性越低，即股利波動性越大。替換解釋變量的回歸結果如表8的列（1）—（3）所示。在全樣本檢驗中，股利平穩(wěn)性越低，創(chuàng)新產出越多。子樣本檢驗的結果顯示，股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響在股利負波動組中不顯著，在股利正波動組中顯著，再次驗證了本文的假設H1和H2。

（2）改變被解釋變量的度量方法。前文的基準回歸中，創(chuàng)新產出的衡量方式為企業(yè)申請的所有專利數(shù)量之和加1取自然對數(shù)?？紤]到三種專利類型中，發(fā)明專利的原創(chuàng)性最高，最具創(chuàng)新價值，本文借鑒方先明和胡?。?023）的做法，采用發(fā)明專利的申請數(shù)量加1取自然對數(shù)（Op2）代替原被解釋變量，重新進行回歸分析。從表8列（4）—（6）的結果可以看出，回歸結果與上文保持一致。

2. 使用其他模型

由于本文的被解釋變量為企業(yè)專利申請數(shù)量，存在大量0值，所以重新采用Tobit回歸來驗證本文的假設，結果見表9中的列（1）—（3）。全樣本檢驗中，SOA的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，再次支持了本文的假設H1。子樣本檢驗結果顯示，非平穩(wěn)性股利對創(chuàng)新產出的促進作用僅存在于股利正波動的企業(yè)中，假設H2依然成立。

3. 調整樣本規(guī)模

2017年《國務院關于深化“互聯(lián)網+先進制造業(yè)”發(fā)展工業(yè)互聯(lián)網的指導意見》的發(fā)布，對先進制造業(yè)的發(fā)展產生了深遠影響，故本文將樣本窗口期縮短為2018—2022年。轉換為平衡面板數(shù)據(jù)后，樣本量變?yōu)? 370，即274家先進制造業(yè)企業(yè)的連續(xù)五年數(shù)據(jù)。從表9列（4）—（6）的回歸結果可以看出，由于樣本量的損失，關鍵變量的系數(shù)的顯著性有所下降，但仍然支持前文的研究結論。

綜合來看，一系列內生性分析與穩(wěn)健性檢驗結果表明本文的基準回歸結論是可靠的。

五、進一步分析

（一）機制檢驗

基于模型（4）、模型（5），本文對融資約束和投資者關注的機制作用進行了檢驗，回歸結果如表10所示。表10列（1）、（2）的結果顯示，當股利負波動時，股利平穩(wěn)性不能對融資約束產生顯著影響；當股利呈正向波動趨勢時，股利平穩(wěn)性越低，企業(yè)所受的融資約束越小。這說明了投資者更青睞于股利以波動性較大的方式增長的企業(yè)。出于穩(wěn)健性的考慮，本文還檢驗了融資約束對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響。表10列（3）的結果顯示，融資約束越小，越有利于增加企業(yè)創(chuàng)新產出。由此可見，在股利正向波動的企業(yè)中，低平穩(wěn)性的股利通過緩解融資約束增加企業(yè)創(chuàng)新產出，本文的假設H3得以驗證。表10中的列（4）—（6）展示了投資者關注機制的回歸結果。可以看出，只有在股利正向波動的企業(yè)中，非平穩(wěn)性股利才能夠顯著吸引投資者關注，并且投資者關注能夠在1%的顯著性水平下對創(chuàng)新產出產生正向影響，由此驗證了本文的假設H4，即在股利正向波動的企業(yè)中，非平穩(wěn)性股利通過增強投資者關注增加企業(yè)創(chuàng)新產出。

（二）財務冗余的調節(jié)效應檢驗

組織冗余是企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的重要資源，財務冗余是組織冗余的重要組成部分。國內外學者對于財務冗余與企業(yè)創(chuàng)新的關系進行了深入研究，但尚未形成較為一致的結論。從資源基礎理論出發(fā)，財務冗余能夠為企業(yè)提供資源支撐，從而促進企業(yè)創(chuàng)新（盧正文和張宇杰，2023）；從惰性理論出發(fā)，過多的資源會增強企業(yè)惰性，不利于企業(yè)進行風險性較大的創(chuàng)新活動（George，2005）。與現(xiàn)有研究不同，本文特別關注異質性財務冗余的不同影響。根據(jù)財務冗余在企業(yè)內部存在形式的不同，可分為現(xiàn)金冗余與負債冗余：現(xiàn)金冗余是企業(yè)所掌握的一種特殊的現(xiàn)金流，是能夠被企業(yè)直接利用的財務冗余資源；負債冗余體現(xiàn)的是企業(yè)潛在的從外部融資的能力。本文參考Dittmar和Mahrt-Smith（2007）的方法計算企業(yè)的現(xiàn)金冗余量和負債冗余量。根據(jù)模型（6）和模型（7）對研究樣本進行回歸，分別求得企業(yè)預期現(xiàn)金持有量和預期資產負債率。進一步根據(jù)模型（8）和模型（9）得出企業(yè)的現(xiàn)金冗余和負債冗余，其中現(xiàn)金冗余是企業(yè)實際現(xiàn)金持有量與預期值之差，負債冗余是預期值與企業(yè)實際資產負債率之差。

Cashholdi，t = β0 + β1CFOi，t + β2Sizei，t + β3Levi，t +

β4Growthi，t + β5CIi，t + β6Turnoveri，t +

μi + τt + εi，t" " " " " " " " " " " " " " " " " （6）

Levi，t = γ0 + γ1Cashholdi，t + γ2Sizei，t + γ3Growthi，t +

γ4CIi，t + γ5Devebiti，t + μi + τt + εi，t" " " " "（7）

Resicashi，t = Cashholdi，t - ExCashholdi，t" " " " "（8）

Debtcapi，t = ExLevi，t - Levi，t" " " " " " " " " " " " " " "（9）

其中，Cashhold表示企業(yè)現(xiàn)金資產比率，計算方式為期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額 / 總資產；CFO表示企業(yè)資產現(xiàn)金流回報率，計算方式為經營現(xiàn)金凈流量 / 資產總額；Size表示企業(yè)規(guī)模，衡量方式為企業(yè)總資產的自然對數(shù)；Lev表示企業(yè)資本結構，衡量方式為企業(yè)總負債 / 總資產；Growth表示企業(yè)成長能力，衡量指標為企業(yè)營業(yè)收入增長率；CI表示企業(yè)資本密集度，計算方式為企業(yè)固定資產凈額 / 總資產；Turnover表示總資產周轉率，計算方式為營業(yè)收入 / 期末總資產；Devebit表示企業(yè)的經營風險，即經營杠桿系數(shù)；Resicash表示現(xiàn)金冗余，Debtcap表示負債冗余，ExCashhold表示企業(yè)預期現(xiàn)金持有量，ExLev表示企業(yè)預期負債水平。

在檢驗現(xiàn)金冗余和負債冗余的調節(jié)作用時，為避免現(xiàn)金冗余與負債冗余之間的內生性對回歸結果的影響，將現(xiàn)金冗余和負債冗余作為兩個獨立變量參與回歸，構建如下模型：

Opi，t = σ0 + σ1SOAi，t + σ2SOAi，t × Resicashi，t +

σ3Resicashi，t + ∑σkControlsi，t + ∑Firm +

∑Year + εi，t" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（10）

Opi，t = φ0 + φ1SOAi，t +φ2SOAi，t × Debtcapi，t +

φ3Debtcapi，t + ∑φkControlsi，t + ∑Firm +

∑Year + εi，t" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （11）

由于負債冗余與企業(yè)負債水平高度相關，為避免多重共線性問題，式（11）中的控制變量未包含負債水平（Lev）。

表11展示了兩種財務冗余的調節(jié)效應檢驗結果。股利平穩(wěn)性與現(xiàn)金冗余交乘項的系數(shù)為0.784 8，但并不顯著；股利平穩(wěn)性與負債冗余交乘項的系數(shù)為0.910 8，且在10%的水平下顯著，說明相較于現(xiàn)金冗余，負債冗余更能強化非平穩(wěn)性股利對創(chuàng)新產出的促進作用，主要原因在于兩者在管理者行為和資源利用上存在差異?，F(xiàn)金冗余作為可實際支配的冗余資源，更容易導致企業(yè)自我滿足，產生“惰性”心理，缺乏創(chuàng)新動力，僅愿意利用現(xiàn)有的資源來維持盈利（Kraatz和Zajac，2001）。相反，作為一種潛在可用的資源，負債冗余越多，企業(yè)就具有越強的從外部融資的能力。這意味著企業(yè)可能擁有良好的信用記錄、穩(wěn)定的現(xiàn)金流和較低的財務風險，能夠更有效地發(fā)揮“緩沖墊”的作用，從而顯著增強非平穩(wěn)性股利對創(chuàng)新產出的促進作用。

（三）異質性分析

1. 企業(yè)規(guī)模的異質性

本文以企業(yè)規(guī)模的行業(yè)平均水平為分界線，將研究樣本劃分為小規(guī)模企業(yè)組和大規(guī)模企業(yè)組，分別進行雙向固定效應回歸分析（表12）。如表12中的列（1）、（2）所示，在小規(guī)模企業(yè)中，股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響系數(shù)為0.286 7且在1%水平下顯著；在大規(guī)模企業(yè)中，SOA的系數(shù)大小與小規(guī)模企業(yè)的無顯著差異，但顯著性水平明顯降低。由此可見，股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響存在企業(yè)規(guī)模的異質性，且這種影響在小規(guī)模企業(yè)中更為顯著。小規(guī)模企業(yè)通常具備更加靈活的管理結構和決策流程，在涉及股利分配等現(xiàn)金方面的決策時，能夠根據(jù)市場變化和業(yè)務需要做出相應調整，現(xiàn)金股利波動性影響創(chuàng)新產出的前導機制更加靈活。在大規(guī)模企業(yè)中，治理結構更為復雜，管理層決策時需要關注更多利益相關方的訴求，股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響會受到更多不確定因素的作用，從而與小規(guī)模企業(yè)存在明顯差異。

2. 產權性質的異質性

股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響在不同產權性質的企業(yè)中可能存在一定差別，主要包括以下兩個方面的原因。首先，在公眾期望方面，相較于非國有企業(yè)，投資者對國有企業(yè)的穩(wěn)定經營有著更高的預期，因此保持平穩(wěn)的股利更有利于增強投資者信心，而非平穩(wěn)性股利可能被投資者理解為消極信號，不利于企業(yè)創(chuàng)新。其次，在創(chuàng)新意愿方面，國有企業(yè)更加注重穩(wěn)定和社會責任的履行，而非純粹的市場競爭和創(chuàng)新，因此會更加關注提供公共服務、保持穩(wěn)定和就業(yè)等方面（Shleifer和Vishny，1994），并不追求快速變革和市場領導地位；非國有企業(yè)通常以盈利為目標，追求市場份額和利潤最大化，這就驅使其不斷創(chuàng)新，改善產品和服務。此外，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)更易獲得政府的扶持，資源獲取能力受到的限制較少，生存壓力較小，缺乏動力去推動創(chuàng)新，而非國有企業(yè)必須通過自主創(chuàng)新獲取差異化資源以維持自己的競爭優(yōu)勢并獲得生存。考慮到不同產權性質的企業(yè)在公眾期望與創(chuàng)新意愿兩方面的差異，本文按產權性質進行分組回歸，結果如表12中的列（3）、（4）所示。在非國有企業(yè)中，SOA的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，這與本文基準回歸的結論是一致的；而在國有企業(yè)中，SOA的系數(shù)在10%的水平下顯著為負，且兩組之間的系數(shù)大小差異在1%的水平下顯著。這表明相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)實施非平穩(wěn)性股利政策能夠對創(chuàng)新產出產生更顯著的積極影響。

3. 競爭環(huán)境的異質性

競爭環(huán)境對企業(yè)的股利政策和創(chuàng)新行為有著重要的影響，在不同的市場競爭程度下，企業(yè)股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響可能存在顯著差異。一方面，現(xiàn)金股利的波動反映了企業(yè)財務政策的靈活性，尤其在激烈的競爭環(huán)境中，這種靈活性顯得尤為重要。企業(yè)必須具備迅速調整財務策略的能力，以應對市場環(huán)境的快速變化，從而在競爭中保持優(yōu)勢。非平穩(wěn)的股利政策能夠增強企業(yè)在資金配置上的自由度，使其可以在必要時優(yōu)先考慮創(chuàng)新投資。另一方面，激烈的競爭環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新提出了更高的要求，不僅促使企業(yè)不斷改進現(xiàn)有產品和服務，還激勵其進行突破性創(chuàng)新，以增強競爭優(yōu)勢?；诖?，本文選取赫芬達爾指數(shù)衡量企業(yè)所處競爭環(huán)境的激烈程度，具體計算方式為行業(yè)內所有企業(yè)的營業(yè)收入占比的平方和。進一步地，以赫芬達爾指數(shù)的平均值為基準，將樣本企業(yè)劃分為弱競爭企業(yè)組和強競爭企業(yè)組，分組回歸的結果如表12中的列（5）、（6）所示。結果顯示，在弱競爭企業(yè)組別中，SOA的系數(shù)為正但不顯著；在強競爭企業(yè)組別中，SOA的系數(shù)為0.304 0且在1%的水平下顯著。由此可知，相比處于弱競爭環(huán)境中的企業(yè)，非平穩(wěn)性股利對處于強競爭環(huán)境中企業(yè)的創(chuàng)新產出的提升作用更顯著。

六、結論與啟示

（一）研究結論

本文以2015—2022年我國A股先進制造業(yè)行業(yè)上市公司為研究樣本，實證檢驗了股利平穩(wěn)性對創(chuàng)新產出的影響及其作用機制，特別關注了異質性財務冗余的調節(jié)作用，并進行了一系列異質性分析，最終得出以下研究結論：第一，股利平穩(wěn)性負向影響創(chuàng)新產出，現(xiàn)金股利波動性越大，創(chuàng)新產出越多，且這種作用在股利正向波動的企業(yè)中更加顯著；第二，在股利正向波動的企業(yè)中，低平穩(wěn)性的股利通過緩解融資約束和增強投資者關注增加企業(yè)創(chuàng)新產出；第三，相較于現(xiàn)金冗余，負債冗余更能夠強化非平穩(wěn)性股利對創(chuàng)新產出的促進作用；第四，在小規(guī)模企業(yè)、非國有企業(yè)和強競爭企業(yè)中，股利波動對創(chuàng)新產出的促進作用更加顯著。

（二）研究啟示

第一，對于先進制造業(yè)企業(yè)而言，需要以促進企業(yè)創(chuàng)新的視角優(yōu)化現(xiàn)金股利政策。高平穩(wěn)性的現(xiàn)金股利政策會將企業(yè)一部分自由現(xiàn)金流鎖定在股東回報上，使得可用于創(chuàng)新的資金減少，同時出于投資者預期管理的目標而采取保守的財務策略，避免高風險的創(chuàng)新項目。相比之下，適度的現(xiàn)金股利波動能夠通過“理性迎合渠道”與“股權融資渠道”使企業(yè)增加創(chuàng)新投資，最終有利于創(chuàng)新產出。規(guī)模較小的、非國有的、處于激烈競爭環(huán)境中的先進制造業(yè)企業(yè)，更應該靈活調整股利政策，通過適度提高股利的波動性，特別是增加正向波動，以緩解融資約束和增強投資者關注，進而將更多資源投入創(chuàng)新項目，提升企業(yè)的創(chuàng)新能力，增加創(chuàng)新產出。此外，企業(yè)需要重視財務結構管理，優(yōu)化財務冗余資源配置以支持現(xiàn)金股利政策的實施和研發(fā)創(chuàng)新活動的開展?？紤]到負債冗余更能強化非平穩(wěn)性股利對創(chuàng)新產出的促進作用，企業(yè)應優(yōu)化財務結構，充分發(fā)揮負債冗余的“緩沖墊”作用，以增強非平穩(wěn)性股利政策的創(chuàng)新效應。

第二，對于政府部門而言，一方面可以通過政策引導，鼓勵先進制造業(yè)企業(yè)采用靈活的股利分配政策，避免過度追求股利平穩(wěn)性，促使企業(yè)將更多的資源投入創(chuàng)新活動，提升整體創(chuàng)新能力；另一方面，政府應進一步優(yōu)化金融市場環(huán)境，鼓勵金融機構為先進制造業(yè)企業(yè)提供更多的融資渠道和優(yōu)惠利率，如成立專門支持先進制造業(yè)的基金，構建有利于創(chuàng)新的金融生態(tài)系統(tǒng)，以支持企業(yè)利用負債冗余來增加創(chuàng)新產出，推動先進制造業(yè)企業(yè)在技術創(chuàng)新方面取得更大的突破，從而促進整個行業(yè)的進步和升級。

第三，對于先進制造業(yè)企業(yè)的投資者而言，不必過度追求現(xiàn)金股利的平穩(wěn)性。先進制造業(yè)企業(yè)面臨著較高的創(chuàng)新需求，良好的創(chuàng)新能力對塑造企業(yè)競爭優(yōu)勢、提升企業(yè)長期價值至關重要，如果企業(yè)一味追求穩(wěn)定的股利分配，可能會限制其在創(chuàng)新方面的投入，進而影響企業(yè)的長期發(fā)展。因此，投資者不應局限于短期內通過現(xiàn)金分紅獲得收益，而應當理解和支持企業(yè)在創(chuàng)新方面的資金需求，更多關注企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動及其潛在回報。非平穩(wěn)性股利策略雖然可能導致企業(yè)股利在短期內波動較大，但從長期來看，企業(yè)在創(chuàng)新產出方面的表現(xiàn)將更加優(yōu)異，從而有助于提升企業(yè)市場價值和競爭力，為投資者帶來更高的投資回報。關注企業(yè)創(chuàng)新的長期投資理念不僅能夠促使企業(yè)在技術創(chuàng)新和市場競爭中持續(xù)進步，還有助于投資者獲得更高的長期回報，最終達成雙贏的局面。

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（責任編輯：張艷妮）

The Impact of Dividend Stability on Innovation Output in Advanced Manufacturing Enterprises

HU Jiali， YAO Qian

（School of Management， Shanghai University of Engineering Science）

Abstract： Strengthening the leading role of enterprises in technological innovation is both an intrinsic requirement for achieving high-quality development and an urgent need for building a new development pattern. This paper uses data from A-share listed companies in China's advanced manufacturing industry from 2015 to 2022 to investigate the impact of dividend stability on innovation output and the mechanisms involved. It also examines how different types of financial slack modulate this relationship. The results indicate a negative correlation between dividend stability and innovation output： the greater the volatility of cash dividends， the higher the innovation output， and this effect is more pronounced in companies with positive dividend fluctuations. In companies with positive dividend fluctuations， low stability dividends promote corporate innovation output by alleviating financing constraints and enhancing investor attention. Compared to cash slack， debt slack more effectively strengthens the promotion effect of non-stable dividends on innovation output. Heterogeneity analysis reveals that the impact of dividend stability on innovation output is more significant in small-scale enterprises， non-state-owned enterprises， and highly competitive enterprises. The research conclusions enrich the literature on the economic consequences of dividend stability and the influencing factors of innovation output， providing theoretical support and practical suggestions for enterprises to optimize cash dividend policies and enhance innovation output.

Keywords： Dividend stability; Innovation output; Advanced manufacturing; Cash slack; Debt slack; Cash dividend policy