企业财务柔性政策对创新产出水平的影响——基于创新投入的中介效应检验

刘子旭

（黑龙江八一农垦大学经济管理学院，大庆 163319）

经济“新常态”下，创新驱动业已成为经济增长的新动力。虽然现有文献对企业技术创新问题进行了大量的研究，然而从财务柔性政策视角对企业创新问题进行探讨的文献较少，这些文献大致可分为两类，一类主要研究财务柔性政策与企业创新投入之间关系[1-5]，但研究样本大多局限于高新技术行业，且在研究结论上并未取得完全一致的意见，例如，徐玲和冯巧根[1]指出负债柔性对研发投入具有抑制作用，而狄方馨[5]却发现负债柔性对研发投入的支持作用；另一类则探究财务柔性政策与企业创新产出之间关系[6]，此类研究文献较少，且并未深入分析二者关系背后的作用机制。

基于中介效应模型，将两类研究相融合构建新的分析框架，并将研究重点放在财务柔性政策对研发影响过程的分析上，深入探讨财务柔性政策对研发产出的作用路径和作用机理。通过建立企业财务柔性政策→企业创新投入→企业创新产出的作用路径，探究企业如何通过财务柔性政策的选择，提升企业的创新水平。同时，为了分析企业财务柔性政策对创新的作用机理，采用专利申请数量作为企业创新产出水平的衡量指标，选取企业研发投入作为中介变量，通过构建中介效应计量模型考察企业财务柔性政策对创新产出的作用过程。

1 理论分析与基本假设

Gamba 和Triantis[7]将财务柔性定义为企业低成本获取和调整融资的能力。Denis[8]认为财务柔性是企业对非预期的现金流变动和投资机会采取及时应对措施并实现价值最大化的能力。企业财务柔性政策对创新活动的影响可分为以下三个方面。

1.1 企业财务柔性政策与创新产出

Hall 和Lerner[9]指出，企业科技人员的薪酬支出占创新投资的50%甚至更高，因此保持长期持续稳定的资金投入才能最大限度保障对科研队伍的持续激励，继而避免因技术人员跳槽或辞退而导致技术秘密溢出，给企业造成损失。可见，企业创新投资具有较高的调整成本，要求比一般投资更加稳定的资金支持。企业财务柔性政策分为现金柔性政策和负债柔性政策，即财务柔性政策一方面通过运营累积现金及现金等价物来实现其现金柔性政策，另一方面通过当前的低财务杠杆保留未来负债能力实现负债柔性政策。上述两项政策及其综合运用既保证企业保持充足的低成本自有资金，又保证企业通过外部资本市场低成本地获取贷款的能力。这些都给企业创新项目的持续平稳推进提供资金保障。同时，企业创新本质上是人的创新，是科研人员主观能动性的调动，财务柔性政策提供的稳定资金环境，有利于提升研发人员的努力程度和激发科研能力，有助于提高企业创新的产出水平。因此，提出假设1。

H1：企业财务柔性政策对创新产出有正向促进作用。

1.2 企业财务柔性政策与创新投入

创新思想具有易于模仿的性质，企业若向资本市场披露创新信息，必将招致竞争对手模仿，从而极大损害创新项目未来商业价值[10]，因此企业极为忌惮对外披露创新项目，这必然导致创新融资市场存在难以调整的信息不对称问题。而创新项目本身技术上的不确定性远高于常规投资项目，再加上难以调整的信息不对称，导致投资者更难区分创新投资项目的好坏，因此会要求比一般投资项目更高的“柠檬溢价”，最终形成创新融资的“柠檬市场”格局。从创新投入的角度看，财务柔性政策能够一定程度上冲破融资“柠檬市场”格局对创新投入的桎梏，利用财务柔性政策现金和负债储备能力，缓解由于外部融资高成本而导致的创新投资不足，对企业创新投资及时补充，保证企业创新投资决策顺利执行。因此，提出假设2。

H2：企业财务柔性政策对创新投入有正向促进作用。

1.3 企业财务柔性政策、创新投入与创新产出

企业创新投入可以作为中介变量，即企业财务柔性政策可以通过影响创新投入，进而对企业创新产出产生促进作用。Hall 等[11]对自20 世纪60 年代以来一百多篇关于创新产出的实证文献分析统计指出，绝大多数文献在衡量创新产出时均基于生产函数框架，在这个框架中企业的创新产出与研发资本或知识资本的投入存量相关，与企业外部获得的研发资本存量以及其他研发投入相关，即企业创新投入是影响企业创新产出的决定性因素。为此提出假设3。

H3：财务柔性政策通过影响企业创新投入而对企业创新产出产生促进作用，即创新投入在财务柔性政策影响创新产出的过程中起到了中介作用。

2 研究设计与模型设定

2.1 样本和数据

2007 年是新会计准则实施的年份，为了避免研究数据受会计准则变更的影响，选取2007～2017 年沪深两市A 股上市公司作为初始研究样本，并剔除金融保险类企业及各年度ST、*ST 企业样本，最后得到20174 个企业年度观测样本，并对所有的连续变量进行了1%的缩尾（winsorized）处理。数据来自于WIND 数据库与CSMAR 数据库。

2.2 模型设定与变量说明

借鉴温忠麟和叶宝娟等[12]提出的中介效应检验方法，构建以下模型来检验企业财务柔性政策是否通过创新投入的中介效应对创新产出产生促进作用：

其中，Patent 代表创新产出，借鉴罗能生等[13]的度量方法，采用企业申请专利数量加1 再取自然对数。RDExpes 为创新投入，借鉴何婧和吴朦朦[14]的度量方法，采用企业研发支出与总资产之比衡量。FF 为企业财务柔性政策，借鉴曾爱民等[15]的做法，运用现金柔性和负债柔性两个指标之和度量财务柔性水平，即财务柔性（FF）=现金柔性+负债柔性。其中现金柔性用企业的超额现金持有量度量，负债柔性用企业的剩余举债能力度量。具体地，现金柔性等于企业现金持有比率减去行业现金比率均值，负债柔性等于行业负债比率均值减去企业负债比率。现金持有比率是货币现金和以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融资产之和与总资产的比值，即现金持有比率=（货币现金+金融资产）/总资产。负债比率是负债总额与总资产的比值，即负债比率=负债总额/总资产。模型中Control为一组控制变量，ε、ν、μ 为误差项。考虑到财务柔性政策的滞后性，在所有包含FF变量的模型中均对其做滞后一期处理。采用混合OLS 回归模型进行实证检验，为了消除随机扰动项不服从正态分布的影响，对回归系数的标准误在企业层面进行聚类调整（Cluster）。具体变量定义见表1。

模型（1）用于检验H1，若FF的系数a1显著为正，则企业财务柔性政策对创新产出有正向促进作用；模型（2）用于检验H2，若FF的系数b1显著为正，则企业财务柔性政策对创新投入有正向促进作用。

假设H3 的检验过程相对复杂，具体如下：若模型（3）中RDExpes的系数c2显著为正，且模型（1）和模型（2）中FF的系数a1和b1显著为正，则说明企业财务柔性政策（FF）通过中介变量创新投入（RDExpes）对被解释变量创新产出（Patent）产生促进作用，存在中介效应。

3 实证结果与分析

3.1 描述性统计

表1 报告了主要变量的描述性统计结果。被解释变量Patent最大值为6.033 最小值为0，均值为2.210，说明在样本范围内企业申请专利数量差异很大；解释变量FF均值为0.236，说明企业普遍持有一定财务柔性储备，但是最大值1.027，最小值为-0.369，说明企业个体的差异性很大；中介变量RDExpes在样本范围内最大值达到占总资产的6.5%，最小值为0，平均研发支出占总资产1.3%。

表1 变量说明与描述性统计Table 1 Variable instruction and descriptive statistics

3.2 回归分析

表2 为模型（1）、（2）和（3）的线性回归的估计结果。从列（1）可知FF系数在1%水平上显著为正，说明企业财务柔性储备越高，则创新产出水平越高，假设H1 得到验证。从列（2）可知FF系数在1%水平上显著为正，说明企业财务柔性储备越高，则创新投入水平越高，假设H2 得到验证。在列（3）中，RDExpes的系数在1%水平上显著为正，且列（1）和列（2）中FF的系数均显著为正，说明创新投入能够促进创新产出水平的提高，且财务柔性政策通过影响企业创新投入而对企业创新产出产生促进作用，即创新投入在财务柔性政策影响创新产出的过程中起到了中介作用，假设H3 得到验证。且中介效应在总效应中所占的比重为49.53%。

表2 财务柔性与企业创新产出：创新投入的中介效应Table 2 Financial flexibility and enterprise innovation output：intermediary effect of innovation input

3.3 稳健性检验

为增加结论的可靠性，更换被解释变量创新产出的度量。考虑到不同类型的申请专利对企业贡献比重不同，借鉴王文慧等[16]的做法，分别将发明、实用新型和外观设计专利申请个数按照3∶2∶1 的权重计算加权总申请数，然后加权总申请数加1 取自然对数，构成新的创新产出替代变量Weighted_Patent。重新对模型（1）、（2）和（3）进行回归，基本结论不变，具体见表3。

4 拓展性研究：产权性质的调节效应

已有文献表明，相对于非国有企业，在政府的“父爱效应”下国有企业更容易获得政府和商业银行的贷款[17-18]，而产权性质的异质性会对企业创新活动产生直接或间接影响[19-20]。为了考察产权性质在财务柔性政策、创新投入和创新产出三者间的调节效应，借鉴温忠麟和叶宝娟[21]的方法构建有调节的中介模型：

表3 稳健性检验Table 3 Robustness test

其中，SOE 代表调节变量产权性质，当样本为国有企业时取值为1，否则取值为0。表4 列示了产权性质对财务柔性、创新投入和创新产出三者之间的调节作用。列（1）中交互项SOE×FF 系数d3不显著，说明财务柔性对创新产出影响的直接路径并没有受到产权性质的调节。列（2）中FF 的系数e1和交互项SOE×FF 的系数e3均在1%水平上显著，且系数e1为正，系数e3为负，表明SOE 对中介过程的前半路径存在调节作用，说明国有企业与其他产权性质企业相比，更容易获得资本市场的投资，创新投入对财务柔性的依赖程度更低。列（3）RDExpes 的系数f3和交互项SOE×RDExpes 的系数f4均为正值，且在1%水平上显著，表明SOE 对中介过程的后半路径存在调节作用，说明国有企业的宽松融资环境及更强资源获取能力有利于创新产出的提高。

表4 产权性质（SOE）的调节作用Table 4 Moderating effect of state-owned enterprises

上述分析说明，SOE 对中介过程的前后路径均具有显著的调节作用。然而，中介效应值将如何随SOE的调节而变动？作为二值虚拟变量，当SOE 取值为0时中介效应值为0.188，当SOE 取值为1 时中介效应值为0.043（根据表4 中介效应表达式计算所得）。可见，当企业产权性质为国有时，减弱了创新投入对企业财务柔性政策和创新产出关系的中介效应。

5 研究结论与政策启示

通过构建中介效应模型，研究了企业财务柔性政策对创新产出的影响，研究发现：（1）企业财务柔性政策对创新产出有促进作用；（2）企业财务柔性政策会提高企业创新投入水平；（3）创新投入是财务柔性政策和创新产出之间的中介变量，即企业财务柔性政策通过提高创新投入，从而增强其与创新产出之间的正相关关系。进一步，构建有调节的中介效应模型，考察产权性质的调节作用，发现产权性质则会减弱创新投入在财务柔性和创新产出之间的中介作用，即和非国有企业相比国有企业的中介效应值更小。

基于结论得到如下政策启示：首先，企业要充分重视财务柔性政策对创新的促进作用，尤其在融资约束严重、融资渠道不畅的情况下，财务柔性政策的运用可以支持企业持续平稳的创新投入；其次，财务柔性政策应该适应企业融资环境，企业制定财务柔性政策时要充分考虑企业自身特点及融资环境，以提高财务柔性政策对创新产出的促进效用；最后，政府可建立创新技术交流平台，用于缓解创新融资市场的严重信息不对称问题，以政府信誉做担保为相关企业进行技术信息匹配，为投资者与创新企业牵线搭桥。