制度迎合视域下融资约束与企业创新决策

马晶梅，赵雨薇，肖艳红，贾红宇

(哈尔滨理工大学经济与管理学院，黑龙江 哈尔滨 150080)

0 引言

制造业升级是中国经济实现高质量发展的重要环节，创新是制造企业提高生产技术水平，实现工艺升级、产品升级乃至价值链升级的根本动力和关键。由于创新资金投入巨大，创新成果及其价值难以预估，创新过程具有相当程度的不确定性，这些均需要企业拥有稳定、充足的资金来源作为保障。与此同时，国内资本市场不够完善，融资渠道相对单一，商业银行贷款是企业最为主要的融资来源，大部分企业尤其是私营企业和中小型企业自有资金和外部融资渠道均十分有限，普遍面临融资困难。因此，优化企业融资来源结构、缓解其面临的融资约束，对于降低融资成本及风险、提高企业创新积极性、推动中国向创新驱动型经济转型具有十分重要的现实意义。

经验研究表明，融资约束会显著抑制企业创新，同时，不同渠道融资对于企业创新决策、创新模式和创新绩效的影响有所差异[1-2]。较强的融资约束迫使企业在进行创新决策时更为谨慎，因而能够降低企业创新风险，提高创新效率[3]。根据融资优序理论，企业倾向于优先使用融资成本较低的内部资金，增加内源融资能够促进企业参与创新[4-5]。降低内源融资约束可以有效激励企业参与自主创新，但是，这种激励效应在中央及政府控股公司中没有体现[6]。 企业创新投资不取决于内源融资约束，而是主要受外源融资约束的影响[7]。通过减轻中小规模企业、民营企业以及高技术企业的外源融资约束，更能激励企业参与创新[8]。

为了鼓励创新，解决创新企业面临的融资问题，各国纷纷采取减税优惠或补贴的扶持政策。关于财税支持政策对创新影响的研究成果较多，但是没有形成一致结论。部分学者[9-11]认为减税优惠等财税支持政策对企业创新产生正向挤入效应，是政府促进企业创新的重要手段，并且对于技术密集型企业、国有企业和中小型企业创新投入的挤入效应更为明显。还有学者[12]以美国和法国企业为研究对象，得出财税支持政策对企业创新产生挤出效应的结论。郑春美等[13]以创业板331家高新技术企业为样本，同样发现税收优惠会抑制企业的创新投入。政府研发补贴会抑制高新技术企业的创新投入，并且对于非国有高新技术企业的负向影响更强[14]。

2008年，科技部、财政部、国家税务总局联合印发 《高新技术企业认定管理办法》，规定了高新技术企业的认定程序和条件，其中包括研发强度门槛的设定。然而， “门槛”会诱使企业采取迎合手段以满足政策要求，导致政策性道德风险[15]。研发强度在门槛值附近不连续，其原因是由于部分企业采取研发操纵方式以获取政策优惠，并且这一现象更容易发生在民营企业、盈利企业以及税收监管力度弱的区域[16]。由于采取研发操纵方式迎合制度的 “伪高新技术企业”创新绩效较差，影响了政策的创新激励效应[17]。研发操纵对高新技术企业认定与企业技术创新效率之间起到负向调节作用[18]。研发操纵仅增加了企业实用新型专利的数量，没有产生实质性的创新成果，还对企业市场绩效的提高起到抑制作用[19]。

融资约束与企业创新的研究成果主要集中在对创新绩效的影响，关于创新决策的研究相对较少。本文基于创新决策视角，分析融资约束对创新决策的影响，并进一步考察是否有企业出于制度迎合动机，采取操纵研发支出的行为开展创新活动，以及该行为对企业融资约束与创新决策之间的影响。

1 理论分析与研究假设

借鉴Gorodnichenko等[20]的模型，假设企业在垄断竞争条件下生产了产品ω，Ω为产品集合，Q为产品需求，σ为替代弹性，σ>1，消费者需求偏好符合CES效用函数：

(1)

令Y为消费者产品总支出，p、P分别为产品价格和价格指数，基于效用最大化对式 (1)求解，得到需求函数Q=YPσ-1p-1。对其求导，并假设企业边际成本c不变，利润函数可表示为π0=pQ-cQ。根据利润最大化条件，得到产品最优价格p=cσ/ (σ-1)，最优利润函数可表示为：

(2)

创新往往需要企业在相当长时期内进行较大规模的资金投入，主要是由于：第一，创新结果具有较高程度的不确定性和风险，雄厚的资金可以防止企业由于创新失败而陷入经营困境；第二，创新是一个动态过程，充足且持续投入的资金能够保证企业不断开发新工艺和新产品，以保持和获取其市场优势。从创新所需资金来源看，主要分为外源融资和内源融资两种渠道。由于外部市场不完全，企业通过外源融资开展创新活动的生产边际成本高于内源融资的边际成本。假设外源融资条件下c增至φc，有φ>1；产品价格增至φp，企业利润可表示为πφ=φ1-σπ0。由于创新后企业生产效率提升，假设边际成本由c降为μc，有μ<1；产品价格下降为μp，利润为πφI= (μφ)1-σπ0。企业采用外源融资条件下创新前后的利润差为：

(3)

由于Δπ>0，式 (3)表明，通过外源融资渠道获取资金并开展创新活动后，企业利润得以提升。对φ求导，得到：

dΔπ/dφ=(1-σ)φ-σ(μ1-σ-1)π0

(4)

可以看出，dΔπ/dφ<0，外源融资成本越高，增加的利润越少，企业创新激励越弱。由于外源融资成本往往与其融资约束程度密切相关，受到的融资约束越强，企业融资成本越高。据此提出假设1：企业创新决策与外源融资约束负相关。

一般而言，企业在创新初期资金投入规模相对较小，内源资金可以满足投资需求。假设利用内源融资进行创新的概率为q,内部流动性冲击概率为δL，企业创新前利润期望值为：

E(π)= (q-δL)π0+ (1-q+δL)πφ

(5)

随着创新资金投入规模不断扩大，单纯依靠内源融资难以支撑，需要引入外源融资弥补资金缺口。假设通过外源融资渠道筹集创新资金使企业利用内源融资进行创新的概率下降δI，内源融资和外源融资条件下企业创新概率分别为q-δL-δI、1-q+δL+δI，创新后的利润期望为：

(6)

由式 (5) (6)得到企业创新前后预期利润差ΔπI，假设企业内源融资约束主要以内部流动性冲击形式存在，并对创新后企业增长的预期利润产生影响，可以得到：

(7)

dΔπI/dδL<0，表明内源融资约束越强，创新后增加的预期利润越少。据此提出假设2：企业创新决策与内源融资约束负相关。

2 研究设计

本文构建区分外源融资和内源融资的融资约束对创新决策影响的基准模型：

IDit=Cit+α1lnOCit+α2lnICit+χControlsit+μit+εit

(8)

式中，ID为企业创新决策，OC、IC分别为外源融资约束和内源融资约束。控制变量包括全要素生产率、利润率、物质资本投入和人力资本水平。

在式 (8)的基础上，引入制度迎合因素，构建制度迎合影响下融资约束与企业创新决策的扩展模型：

ID_Ait=Cit+α1lnOCit+α2lnICit+χControlsit+

μit+εit

(9)

式中，ID_A为制度迎合影响下的企业创新决策。

本文选用工业企业数据库 (2005—2007年)和上市公司数据库 (2008—2019年)的企业样本，由于：① 《认定办法》于2008年颁布，以其作为时间分界点有利于考察其对企业创新决策的影响；②工业企业数据库仅提供2005—2007年的研发费用数据，而上市公司数据库仅提供2007年以后的研发支出数据，两个数据库均无法提供同时涵盖 《认定办法》颁布前和颁布后的企业研发数据。此外，剔除两个企业数据库关键指标缺失及存在异常值的样本企业，工业企业数据库共得到594746个样本，上市公司数据库共得到12628个样本。变量的描述见表1。

表1 变量描述

(1)因变量。企业创新决策采用二元离散变量形式。在基准模型中，将研发支出进而研发强度等于零的企业视为非创新企业；研发强度大于零的企业为开展创新活动的企业。在扩展模型中，将研发强度超过 《认定办法》门槛值0.5%区间内企业的创新决策作为因变量。

(2)自变量。①外源融资约束。采用外源融资能力 (利息支出占主营业务收入比重)衡量外源融资约束，由于外源融资成本和约束与外源融资能力负相关，假设1可改写为假设1A：创新决策与企业外源融资能力正相关。②内源融资约束。采用内源融资能力 (净现金流占总资产比重)衡量内源融资约束。由于内源融资约束与内源融资能力负相关，假设2可改写为假设2A：创新决策与企业内源融资能力正相关。③控制变量。使用LP法对企业全要素生产率 (TFP)进行测算。在测算上市公司数据库样本企业的TFP时，由于缺乏工业产值以及中间投入数据，借鉴胡育蓉等[21]的替代方法，以营业收入表示工业产值，以企业购买商品和接受劳务的支付金额表示中间投入。

3 实证分析

3.1 描述性统计

工业企业数据库和上市公司数据库样本企业的变量描述性统计结果见表2。

表2 描述性统计

3.2 总样本回归

采用logit回归方法对模型 (8) (9)进行检验，结果见表3。

(1)基准模型。工业企业数据库 (2005—2007年)样本企业的回归结果显示，OC、IC系数均显著为正，证实了假设1A和假设2A，即内源融资能力与外源融资能力与创新决策正相关。通过提升内外源融资能力，缓解企业面临的内外源融资约束，能够对企业参与创新起到显著的激励作用。同时，降低外源融资约束对于激励企业创新决策的边际效应更强。所有控制变量系数均显著为正，这意味着全要素生产率、利润率、人力资本水平及物质资本投入越高，企业参与创新所受激励越大。上市公司数据库 (2008—2019年)样本企业的回归结果显示，OC、IC变量系数均显著为负，与假设1A、2A正好相反。表明融资约束的提高不仅没有抑制上市制造企业的创新决策，反而对其创新决策起到激励作用，证实了企业制度迎合行为的存在。此外，HK、PK系数显著为负，与工业企业数据库回归结果相反，表明在制度迎合行为影响下，人力资本水平和物质资本投入对企业创新决策起到抑制作用。

(2)扩展模型。引入制度迎合因素后，上市公司数据库样本企业的回归结果显示，OC、IC的系数显著为负，与基准模型系数的符号相同。一方面再次验证了内外源融资约束激励上市制造企业的创新决策；另一方面证实了制度迎合行为的存在，即一些企业采用操控研发支出手段获得的税收优惠及政府补贴在较大程度上缓解了融资约束，从而扭曲了内外源融资约束对其创新决策的抑制作用。此外，扩展模型内外源融资约束的边际效应明显大于基准模型，表明融资约束程度较高，企业受制度迎合驱动开展创新活动的动机更强。

表3 总样本回归

在控制变量中，TFP系数为负但不显著；PR系数显著为正，与基准模型符号相同；HK、PK系数显著为负，与基准模型相同，且系数 (绝对值)更大，表明人力资本及物质资本水平较高企业由于技术水平较高、生产规模较大、融资能力较强，通过制度迎合缓解其融资约束的动机相对较弱。

3.3 分组样本回归

(1)基于行业要素密集度分组。根据行业生产要素的密集度类型，将样本企业进行劳动密集型、资本密集型和技术密集型分组回归 (见表4)。工业企业数据库各类样本企业基准回归中的OC、IC系数均显著为正，技术密集型企业融资约束的边际效应明显高于其他企业，劳动密集型企业边际效应最低，表明相对于其他两类企业，技术密集型企业需要的创新资金投入规模较大，创新所受融资约束较强，进而缓解融资约束对于激励企业创新决策的正向效应更大。在上市公司数据库各类样本企业的基准回归结果中，劳动密集型企业OC、IC系数不显著；资本密集型、技术密集型企业OC、IC系数均显著为负，且资本密集型企业系数 (绝对值)大于技术密集型企业，即资本密集型企业内外源融资约束激励创新决策的作用更强。

表4 基于行业要素密集度分组的回归结果

扩展模型回归结果表明，劳动密集型、资本密集型企业OC、IC系数不显著；技术密集型企业OC、IC系数显著为负，且系数 (绝对值)远高于基准模型。进一步证实了制造企业尤其是技术密集型企业出于制度迎合目的进行创新，严重扭曲了融资约束对创新决策的抑制效应。

(2)基于企业所有制分组。根据所有制不同，将样本企业分为国有企业和非国有企业 (见表5)。工业企业数据库样本企业基准回归结果表明，国有企业OC、IC系数均显著为负，非国有企业均显著为正，意味着由于国有企业资金实力雄厚，外部融资渠道便利，融资约束不仅没有抑制企业创新决策，反而对其产生刺激作用。上市公司数据库各类样本企业回归结果显示，国有企业IC系数显著为负，OC系数不显著；非国有企业OC系数显著为负，IC系数不显著。表明国有企业和非国有企业的创新决策受到不同渠道融资约束激励，国有企业创新决策的激励主要来自内源融资约束，非国有企业则来自外源融资约束。

表5 基于企业所有制分组的回归结果

扩展模型的回归结果与基准模型相似，国有企业IC系数和非国有企业OC系数显著为负，但边际效应 (绝对值)大于基准模型的回归结果，再次验证了制造企业出于制度迎合动机，扭曲了融资约束对创新决策的抑制作用。国有企业在内源融资约束下制度迎合动机较强，非国有企业制度迎合受外源融资约束的激励作用较强。

(3)基于企业所在地区分组。根据企业所在地区，将样本企业分为内陆企业和沿海企业 (见表6)。工业企业数据库样本企业基准回归结果表明，沿海企业OC、IC系数均为正；内陆企业OC系数为负，IC系数为正。表明不同于内源融资约束，外源融资约束程度减弱反而抑制了内陆企业的创新决策。究其原因，可能是由于相当部分内陆企业生产技术及研发水平较低，为了规避创新风险，企业更倾向于将通过外部融资获取的资金投入到风险较小、投资周期较短的传统生产经营活动中，从而降低了企业参与创新的概率。上市公司数据库样本企业回归结果显示，内陆企业和沿海企业IC、OC系数均显著为负，内陆企业边际效应 (绝对值)大于沿海企业。

表6 基于企业所在地区分组的回归结果

扩展模型回归结果显示，内陆企业OC、IC系数显著为负，显示出内陆企业融资约束越强，制度迎合动机越强；沿海企业OC、IC系数为负但不显著，表明沿海企业在融资约束条件下为了获取政策补贴而采取制度迎合的倾向不明显。体现出在进口及外资的双重竞争压力下，沿海企业更需要加快技术创新步伐，以保持和提升其市场竞争力。通过操控研发支出获取政策优惠和补贴虽然可以在一定时期和程度上缓解融资约束，弥补创新资金缺口，但是出于制度迎合目的的研发支出难以产生实质性的创新成果，因此企业创新活动的制度迎合动机不强。

3.4 “制度迎合”的直观识别

本文通过观察2008—2019年上市公司的研发强度集聚区间变化，对企业是否存在制度迎合行为进行直观判断。可以看出，在 《认定办法》颁布初期的2008—2011年，企业研发强度主要分布在[0，0.05]区间，其中，[0，0.005]区间的聚集现象十分突出。2012年以后，研发强度分布在[0.03，0.04]区间的企业骤然增加，并且集聚趋势日益明显，0.03恰好是 《认定办法》中对于近一年销售收入在2亿元及以上高新技术企业研发强度的门槛值。因此，可以认为，上市公司研发强度集聚区间的突变可能与 《认定办法》密切相关，一些企业为了迎合该办法，通过大幅度提高研发强度，以套取政府给予高新技术企业的政策性优惠。此外，由于信息不对称，上市公司从政策获取到调整研发投入、制定创新决策以满足 《认定办法》对于高新技术企业研发强度门槛规定平均需要3年左右时间，即企业对于该政策的吸收时滞为3年。

3.5 稳健性检验

在生产经营现实中，达到 《认定办法》研发强度门槛值的企业有可能是制度迎合动机下的选择，也可能是企业创新活动的自主性选择。为了排除这一竞争性解释，本文进一步考察创新决策与企业价值二者之间的关系，以判断企业制度迎合动机的合理性。在没有制度迎合动机驱动条件下，参与创新往往能够提高企业价值，即企业价值 (TbQ)能够反映出企业创新结果。当企业存在制度迎合倾向，操控其研发支出时，创新成果无法真实体现企业的研发能力，进而企业价值难以得到有效提升。为了考察这一效应是否存在，构建以下模型：

lnTbQit=αit+β1IDit+β2lnTFPit+β3lnPRit+β4lnHKit+β5lnPKit+μit+εit

(10)

lnTbQit=αit+β1ID_Ait+β2lnTFPit+β3lnPRit+β4lnHKit+β5lnPKit+μit+εit

(11)

式中，TbQ为企业市值与账面价值的比值。

表7所示为稳健性检验的回归结果，可见ID、ID_A系数显著为负，且ID_A系数绝对值大于ID。

表7 稳健性检验的回归结果

表明对于刚好超过 《认定办法》研发强度门槛的企业而言，开展创新活动不仅没有促使企业价值的提高，反而对其起到抑制作用，进一步验证了企业制度迎合行为的存在。

3.6 内生性检验

本文采用IVprobit模型，选用滞后一期内外源融资约束变量OCi,t-1、ICi,t-1作为工具变量，对基准模型和扩展模型进行内生性检验，结果见表8。工业企业数据库样本企业基准回归结果表明，OC、IC系数显著为正，融资约束程度提升对企业创新决策起到显著阻碍作用。从上市公司数据库样本企业基准模型和扩展模型回归结果看，OC、IC系数均显著为负，证实在制度迎合动机驱动下，内外源融资约束均对创新决策产生激励作用，从而扭曲了正常市场条件下融资约束对企业创新决策的抑制作用。可以看出，内生性检验的回归结果与上文结论基本一致。

表8 内生性检验的回归结果

4 结论与建议

本文以 《认定办法》颁布的2008年作为分界点，采用不同阶段数据库，分析内外源融资约束对企业创新决策的影响，并进一步考察制度迎合行为在这一过程中的作用。研究发现：

(1) 《认定办法》颁布之前，内外源融资约束均对企业创新决策起到显著抑制作用，并且外源融资约束的抑制效应更强。 《认定办法》颁布之后，内外源融资约束反而对企业创新决策起到显著激励作用。 《认定办法》颁布前后融资约束对于企业创新决策影响完全相反的结论证实了制度迎合行为的存在，即一些制造企业为了缓解融资约束，采取操控手段使其研发强度达到 《认定办法》的规定标准，进而获得政策优惠。

(2)制度迎合动机扭曲了内外源融资约束对企业创新决策的抑制作用，使得较高的融资约束水平不仅没有阻碍企业创新，反而激励企业出于制度迎合动机，通过研发操控开展创新活动，其主要目的是获取政策优惠，以缓解企业融资约束压力。

(3)技术密集型企业、内陆企业具有较强的制度迎合倾向，因而融资约束对于企业创新决策的激励作用也更为明显。此外，非国有企业主要受外源融资约束激励产生制度迎合倾向，而国有企业受内源融资约束激励更为明显。

根据本文结论，可以得出促进制造企业创新，以及促使 《认定办法》进一步充分发挥其政策效果的措施建议：第一，加快国内金融体制改革，改善融资环境，拓宽融资渠道，为企业尤其是中小企业和民营企业提供融资便利，缓解融资约束给这些企业生产经营及创新活动带来的压力；第二，改变现有根据企业销售规模和研发强度的 “一刀切”的硬性标准，结合企业行业特征，并采用弹性激励与软性约束相结合的办法，构建更为科学、合理的高新技术企业认定标准；第三，建立相关机制，加强对制度迎合倾向较高的企业研发操控行为的监督和管理，积极引导企业合理利用政策红利开展创新行为，以有效鼓励和促进高新制造企业创新，推动中国向高质量发展的创新型经济转化。