■ 李 莉 馬曉莉

一、引言

黨的二十大報告指出要加強企業(yè)主導的產(chǎn)學研深度融合，同時強化企業(yè)科技創(chuàng)新主體地位，提高科技成果轉(zhuǎn)化和產(chǎn)業(yè)化水平。當前我國科技競爭內(nèi)生動力不足，企業(yè)作為經(jīng)濟發(fā)展的主體，加大創(chuàng)新力度不僅僅是企業(yè)提升核心競爭力的內(nèi)在要求，同時也是我國經(jīng)濟持續(xù)增長，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的題中應(yīng)有之義。然而，盡管創(chuàng)新的積極作用已成為共識，但囿于創(chuàng)新前期投資大等，大多數(shù)企業(yè)缺乏自主創(chuàng)新的積極性。更有甚者，我國部分企業(yè)以盈余管理等手段來粉飾財務(wù)報表，獲取投資者資金，缺乏創(chuàng)新意愿和動力。這會導致企業(yè)與投資者間信息不對稱，經(jīng)營風險加大，不利于企業(yè)長期發(fā)展。

企業(yè)投資者的投資決策信息來源主要依靠以財務(wù)信息為基礎(chǔ)的企業(yè)年報，而財務(wù)信息的準確性、及時性及可理解性將會對投資者的選擇產(chǎn)生重大影響。高質(zhì)量的會計信息能夠幫助管理者了解企業(yè)的財務(wù)狀況，評估企業(yè)的盈利能力和償債能力，從而更容易獲得投資者的信任。過低的會計信息質(zhì)量將會惡化投資者及管理者信心，進而對企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的意愿產(chǎn)生影響。為此，本文從盈余管理的角度評估企業(yè)會計信息質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響及經(jīng)營風險對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并對該影響在不同企業(yè)所有制、不同區(qū)域是否存在差異等一系列問題展開研究，為幫助企業(yè)切實提升創(chuàng)新績效水平提出具有針對性、實用性和可行性的對策建議。

二、文獻梳理與研究假說

（一）企業(yè)會計信息質(zhì)量對創(chuàng)新績效的影響

高質(zhì)量的會計信息能夠為企業(yè)決策提供準確、可靠的依據(jù)，從而促進企業(yè)創(chuàng)新和發(fā)展?？v觀已有研究，多數(shù)學者肯定了高質(zhì)量會計信息對于企業(yè)創(chuàng)新的積極作用，如Dechow 等（2010）、梁彤纓等（2015）、Roychowdhury 等（2019）在研究會計信息質(zhì)量與研發(fā)效率之間的關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)各種交易摩擦帶來的交易成本成為了企業(yè)價值創(chuàng)造的一大掣肘，尤其是企業(yè)粉飾報表增加的交易成本阻礙了企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。

一方面，企業(yè)會計信息質(zhì)量的高低能夠影響投資者與企業(yè)間的信息不對稱程度。謝志華等（2014）、王嘉鑫等（2020）、楊金坤（2021）研究發(fā)現(xiàn)，政府強制企業(yè)進行信息披露有助于降低信息不對稱程度和代理成本，進而影響企業(yè)的創(chuàng)新績效。冷建飛和高云（2019）認為高質(zhì)量的信息披露可以提高投資者信心，為企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新帶來有效資金支持（Chen 等，2018）。此外，高質(zhì)量會計信息也能有效提高企業(yè)對投資者的保護力度（韓美妮和王福勝，2016），為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展帶來可持續(xù)的積極影響。另一方面，高質(zhì)量的企業(yè)會計信息是企業(yè)正常進行投資創(chuàng)新發(fā)展的保障。一般來說，管理者業(yè)績考核主要與企業(yè)整體績效掛鉤，創(chuàng)新作為一個較具風險的企業(yè)活動，短期內(nèi)并不能提高企業(yè)績效（張多蕾和鄒瑞，2021），管理者出于自身利益，更傾向于利用盈余管理來“提高”企業(yè)績效。高質(zhì)量的會計信息披露能夠抑制管理者的投機行為，倒逼管理者考慮股東及其他利益相關(guān)方的利益和目標，為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展爭取融資支持。據(jù)此，本文提出以下假說。

假說一：高質(zhì)量的會計信息能夠有效提升企業(yè)創(chuàng)新績效。

（二）企業(yè)經(jīng)營風險對創(chuàng)新績效的影響

經(jīng)營風險是企業(yè)運營活動所必須考慮的重要因素之一。喬建偉（2020）、熊愛華等（2021）在研究中發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高級管理層人員的風險偏好以及對風險的態(tài)度將會影響企業(yè)的研發(fā)支出額。王宏濤等（2022）指出在企業(yè)經(jīng)營風險過高的情況下，金融機構(gòu)往往不愿意為企業(yè)提供支持，這直接影響到企業(yè)創(chuàng)新投入，進而對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生負面影響。孫林杰等（2022）研究發(fā)現(xiàn)，部分企業(yè)為了規(guī)避在經(jīng)營過程中發(fā)生風險，會考慮減少創(chuàng)新方面的投入。另外，經(jīng)營風險管理能力的提升是企業(yè)緩解創(chuàng)新活動本身所帶來風險的關(guān)鍵保障，較低的企業(yè)風險管理能力將使得管理層無力應(yīng)對多種風險，從而忽略長期的創(chuàng)新和發(fā)展。

從上述文獻可以看出，企業(yè)經(jīng)營風險會負向影響企業(yè)創(chuàng)新。同時，其也可能導致會計信息質(zhì)量的創(chuàng)新推進效應(yīng)受到抑制。有研究認為，在面臨較大經(jīng)營風險壓力的情況下，企業(yè)可能會采取一些不當手段來美化財務(wù)報表，掩蓋實際經(jīng)營狀況，進而影響到會計信息質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新績效的作用（周明和吳翠青，2017）。同時，這種經(jīng)營性風險將會約束企業(yè)進行正常的拓展經(jīng)營，使得企業(yè)會計信息質(zhì)量無法很好地起到提振管理者創(chuàng)新意愿的作用（Reinhart 等，2011；史金艷等，2019），最終抑制企業(yè)創(chuàng)新績效水平的提升。曹偉等（2019）、鄭晟祺（2022）在研究我國上市企業(yè)經(jīng)營績效時發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)營風險的影響下，即使高質(zhì)量的會計信息能夠幫助企業(yè)積累創(chuàng)新成果，但受市場不確定性因素的影響，創(chuàng)新產(chǎn)品無法獲得較好的收益，這會抑制企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的積極性；最終這種不確定性因素也會影響到企業(yè)創(chuàng)新績效，降低會計信息質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新績效的正面影響效果。據(jù)此，本文提出以下假說。

假說二：企業(yè)經(jīng)營風險會對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生抑制效益。

假說三：企業(yè)經(jīng)營風險會抑制會計信息質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新績效的提升作用。

（三）企業(yè)會計信息質(zhì)量、經(jīng)營風險對創(chuàng)新績效的影響機制

高質(zhì)量的會計信息和低經(jīng)營風險可以增強投資者及金融機構(gòu)對企業(yè)的信心，紓解企業(yè)面臨的融資約束問題，進而提升企業(yè)創(chuàng)新能力。一方面，高質(zhì)量的會計信息能有效挖掘非標準化數(shù)據(jù)，降低信息不對稱程度，有助于外部投資者更好地識別優(yōu)質(zhì)企業(yè)，對投融資需求進行精準匹配（郭峰和王瑤佩，2020）。同時其有助于減少信貸違約，規(guī)避道德風險與逆向選擇等問題（Demertzis 等，2018）。雖然企業(yè)可以通過盈余管理粉飾報表，在一定程度上帶來投資，增加短期現(xiàn)金流，但長時間的盈余管理終會被市場發(fā)現(xiàn)，從而惡化長期現(xiàn)金流，加深融資約束程度（費揚文，2023）。

另一方面，穩(wěn)步上升的經(jīng)營活動可以幫助企業(yè)拓展融資渠道，降低融資門檻，為企業(yè)獲得信貸資金提供更多可能的方案。徐偉呈和范愛軍（2022）認為，在融資環(huán)境、成本效率等方面，企業(yè)高質(zhì)量的信息披露和穩(wěn)定的經(jīng)營活動在較長時間內(nèi)對紓解企業(yè)融資約束形成疊加效應(yīng)。此外，企業(yè)在長期的高風險經(jīng)營活動中容易出現(xiàn)管理層經(jīng)營不當導致的資金鏈斷裂現(xiàn)象（步丹璐和王鈺涵，2023；周立和馬建，2023）。在這種情況下，企業(yè)更愿意剝離一些資金占用量過高的業(yè)務(wù)，減少除主要經(jīng)營之外的投資業(yè)務(wù)，同時也會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響。據(jù)此，本文提出以下假說。

假說四：企業(yè)會計信息質(zhì)量的提高會通過降低融資約束來提高企業(yè)創(chuàng)新績效。

假說五：企業(yè)經(jīng)營風險的增加會通過提高融資約束來抑制企業(yè)創(chuàng)新績效。

三、模型設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)收集及來源說明

本文采用2010—2021 年全部A 股上市企業(yè)微觀面板經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行研究，并對所得原始數(shù)據(jù)進行以下處理：對ST、*ST 及金融行業(yè)企業(yè)進行剔除；為避免異常值影響，將所得經(jīng)濟數(shù)據(jù)在上下1%的范圍內(nèi)進行縮尾處理；利用費雪聯(lián)合式檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。企業(yè)創(chuàng)新績效數(shù)據(jù)來源于WIND 數(shù)據(jù)庫，資產(chǎn)規(guī)模、負債規(guī)模及控制變量數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并與RESSET 數(shù)據(jù)庫進行比對處理。

（二）變量設(shè)置

1.被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新績效（Patent）

關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新績效代理指標的選取，大部分文獻利用企業(yè)專利數(shù)來表示，也有部分研究利用研發(fā)投入來衡量企業(yè)創(chuàng)新績效?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性以及數(shù)理表征的嚴謹性，本文選取企業(yè)專利數(shù)加1的自然對數(shù)來衡量企業(yè)創(chuàng)新績效（Patent）。

2.解釋變量

（1）會計信息質(zhì)量（Infqu）：考慮到上市企業(yè)通常會通過盈余管理來粉飾企業(yè)財務(wù)信息，盈余管理的程度越高意味著會計信息失真越嚴重，本文利用企業(yè)的盈余管理程度來表示會計信息質(zhì)量。通過參考Dechow 等（2010）的做法，構(gòu)建如下測算應(yīng)計盈余管理的修正Jones 模型：

其中，TASi,t為企業(yè)的總應(yīng)計資產(chǎn)量；ASi,t-1為i企業(yè)t年滯后一期的資產(chǎn)量；PPEi,t為固定資產(chǎn)總量；ΔREVi,t為i企業(yè)t年營業(yè)收入總量與上年營業(yè)收入總量的差值，即增量；ΔRECi,t為i企業(yè)t年應(yīng)收賬款總額與上年應(yīng)收賬款總量的差值。通過該方程計算得到殘差絕對值，來度量會計信息質(zhì)量（Infqu）。Infqu數(shù)值越大，表明盈余管理程度越高，會計信息質(zhì)量越差。

（2）企業(yè)經(jīng)營風險（Busri）：本文參考史金艷等（2019）的做法，利用阿爾曼提出的Z值①來表示企業(yè)經(jīng)營風險。為方便分析，考慮將經(jīng)營風險Z值進行反向處理（乘以-1），即Z值越大則表明企業(yè)變動較為頻繁，存在較大的運營不確定性，經(jīng)營風險越大；Z值越小則表明企業(yè)運營較為平穩(wěn)，經(jīng)營風險較小。

3.控制變量

為確保結(jié)果的準確性，本文借鑒張多蕾和鄒瑞（2021）、孫林杰等（2022）的研究，將以下變量作為控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size），用企業(yè)資產(chǎn)總計的自然對數(shù)衡量；企業(yè)年齡（Age），用企業(yè)經(jīng)營年份與上市年份的差值來度量；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe），當企業(yè)為國有企業(yè)時設(shè)為1，否則設(shè)為0；股權(quán)集中度（Equco），用企業(yè)前十大股東持股比例之和衡量；利潤額（Profit），用企業(yè)當年息稅前利潤的自然對數(shù)衡量；資產(chǎn)負債率（Lev），用企業(yè)當年負債總計與資產(chǎn)總計的比值衡量。此外，本文還控制了年份和行業(yè)的固定效應(yīng)。主要變量名稱、符號及定義參見表1。

表1 變量說明表

（三）模型設(shè)定

為了驗證企業(yè)會計信息質(zhì)量和經(jīng)營風險對創(chuàng)新績效的影響，本文參考韓美妮和王福勝（2016）的研究，構(gòu)建年份-行業(yè)雙向固定效應(yīng)模型：

式（2）中，i表示企業(yè)個體，t表示企業(yè)經(jīng)營年份，Patenti,t為企業(yè)創(chuàng)新績效，Infqui,t為會計信息質(zhì)量，controli,t為控制變量，μi和vt分別為行業(yè)和年份的固定效應(yīng)，εi,t為隨機擾動項。式（3）中，Busrii,t為企業(yè)經(jīng)營風險，其余變量與式（2）相同，不再贅述。

為了研究企業(yè)經(jīng)營風險對會計信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系的影響，本文在基準回歸模型的基礎(chǔ)上加入交互項，構(gòu)建如下模型：

式（4）中，Infqui,t × Busrii,t為會計信息質(zhì)量與企業(yè)經(jīng)營風險的交互項。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可知，企業(yè)創(chuàng)新績效的標準差為0.5，最大值為3.636、最小值為0.003，表明不同企業(yè)的專利申請數(shù)存在較大差異。同時，通過對比均值和第75 百分位數(shù)數(shù)值發(fā)現(xiàn)樣本中僅有25%左右的企業(yè)專利申請數(shù)高于樣本均值，說明當前大多數(shù)企業(yè)創(chuàng)新水平不高，需不斷加強提升。會計信息質(zhì)量的標準差為0.081，中位數(shù)為0.039，相比均值0.057而言，至少50%的企業(yè)會計信息質(zhì)量低于樣本企業(yè)平均水平，表明較多企業(yè)存在會計信息質(zhì)量較差的現(xiàn)象。企業(yè)經(jīng)營風險的最大值與最小值差異較大，說明不同企業(yè)之間的經(jīng)營風險存在著較大差異，企業(yè)應(yīng)進一步通過行業(yè)風險均值對比來調(diào)整當前運營方式。

（二）會計信息質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響

表3 列示了模型（2）的回歸結(jié)果，其中列（1）未固定年份和行業(yè)效應(yīng)，列（2）為雙向固定效應(yīng)模型的結(jié)果。列（1）中，會計信息質(zhì)量的系數(shù)為-0.137，且通過了1%的顯著性檢驗；列（2）中會計信息質(zhì)量的估計系數(shù)同樣在1%的統(tǒng)計水平下顯著為負。由于Infqu越大意味著會計信息質(zhì)量越差，回歸結(jié)果說明會計信息質(zhì)量的提升對企業(yè)創(chuàng)新績效具有促進作用，證實了本文提出的假說一。

表3 會計信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果

（三）企業(yè)經(jīng)營風險對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響

表4 報告了模型（3）的回歸結(jié)果。由列（1）可見，企業(yè)經(jīng)營風險與企業(yè)創(chuàng)新績效顯著負相關(guān)；列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上控制了年份和行業(yè)效應(yīng)，結(jié)果顯示企業(yè)經(jīng)營風險的估計系數(shù)為-0.173，且在1%的水平下顯著，說明企業(yè)經(jīng)營風險對其創(chuàng)新績效存在顯著的抑制效應(yīng)。其原因可能在于，隨著企業(yè)經(jīng)營風險的增加，其面臨更加嚴重的融資約束，進而無法獲得充裕的資金進行創(chuàng)新發(fā)展。假說二得到驗證。

表4 企業(yè)經(jīng)營風險與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果

（四）企業(yè)經(jīng)營風險的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

企業(yè)經(jīng)營風險對會計信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果見表5。由列（2）可知，采用雙向固定效應(yīng)后，會計信息質(zhì)量的系數(shù)依舊顯著為負；交互項Infqu×Busri的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正，這表明企業(yè)經(jīng)營風險對會計信息質(zhì)量與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系有著顯著的負向調(diào)節(jié)作用，即企業(yè)經(jīng)營風險會抑制會計信息質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新績效的提升作用，驗證了假說三。

表5 企業(yè)經(jīng)營風險的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

（五）內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

會計信息質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新績效之間可能會存在反向因果問題，比如企業(yè)當年的創(chuàng)新績效可能會成為下一年度信息披露的參考，影響管理者對盈余管理的調(diào)控；另外，企業(yè)經(jīng)營風險與企業(yè)創(chuàng)新績效之間也會存在反向因果問題，比如較低的企業(yè)創(chuàng)新績效可能會使其喪失較多的資金來源，進而增加企業(yè)經(jīng)營風險，導致可能的內(nèi)生性偏誤。故本文借鑒Bartik（2009）的做法分別為會計信息質(zhì)量、企業(yè)經(jīng)營風險構(gòu)建工具變量IV1、IV2②，最終分別為會計信息質(zhì)量、企業(yè)經(jīng)營風險建立IV1和被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新績效滯后項、IV2和被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新績效滯后項的工具變量組。由于全樣本的會計信息質(zhì)量和經(jīng)營風險來自1 000 多個企業(yè)樣本，會計信息質(zhì)量和經(jīng)營風險不會明顯地受到某個企業(yè)該變量變化的影響，全樣本的會計信息質(zhì)量和經(jīng)營風險的變化對具體某企業(yè)而言也是相對外生的；企業(yè)層面除會計信息質(zhì)量和經(jīng)營風險外的沖擊也可能導致估計偏誤，但是單個企業(yè)并沒有重要到其內(nèi)部沖擊會影響整個樣本的會計信息質(zhì)量和經(jīng)營風險，工具變量有效。

工具變量法檢驗結(jié)果如表6 所示，列（1）、（2）中Kleibergen-Paaprk Wald F 分 別 為11.628、12.548，大于經(jīng)驗值10,驗證了本文工具變量的合理性，不存在弱工具變量的問題；Hansen 檢驗統(tǒng)計量的p 值分別為0.205 7、0.508 6，無法拒絕“不存在過度識別”的原假設(shè)，表明不存在過度識別問題，即工具變量有效。由列（1）可知，采用工具變量法后會計信息質(zhì)量的系數(shù)依舊顯著為負；列（2）中經(jīng)營風險的系數(shù)依舊顯著為負，且均在1%的統(tǒng)計水平下顯著，這表明在使用工具變量緩解了內(nèi)生性后，結(jié)論與基準回歸結(jié)果相一致，支持了基準回歸結(jié)果的可靠性。

表6 工具變量法檢驗結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗

為驗證本文實證結(jié)果的穩(wěn)健性，采用替換變量的方式進行穩(wěn)健性檢驗，參照吳昊旻等（2023）的做法利用真實盈余管理（REM）代替解釋變量會計信息質(zhì)量，并參考唐要家等（2022）的做法利用企業(yè)發(fā)明專利數(shù)的自然對數(shù)（Lninvention）來代替被解釋變量。替換變量后的回歸結(jié)果見表7，通過觀察發(fā)現(xiàn)替換變量后的實證結(jié)果與基準回歸結(jié)果基本一致，說明前文結(jié)論穩(wěn)健。

表7 替換變量法檢驗結(jié)果

（六）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)所有制異質(zhì)性

不同所有制企業(yè)在國民經(jīng)濟中發(fā)揮著不同的作用，國有企業(yè)作為我國國民經(jīng)濟的支柱，承擔著與非國有企業(yè)不同的經(jīng)濟發(fā)展責任，企業(yè)會計信息質(zhì)量及經(jīng)營風險對不同所有制企業(yè)可能有著影響差異。本文將樣本企業(yè)按照所有制分為兩組分別進行回歸，檢驗結(jié)果見表8。由列（1）、（2）可知，非國有企業(yè)中會計信息質(zhì)量的系數(shù)為-0.137，在1%的水平下顯著，而國有企業(yè)系數(shù)不顯著，說明會計信息質(zhì)量并不能很好地推動國有企業(yè)創(chuàng)新績效提升。列（4）中非國有企業(yè)經(jīng)營風險的系數(shù)為-0.153，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，較國有企業(yè)估計系數(shù)的絕對值更大，表明經(jīng)營風險對非國有企業(yè)創(chuàng)新績效的抑制作用更明顯。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是，非國有企業(yè)資源相對于國有企業(yè)匱乏，且國有企業(yè)有政府隱性擔保，投資者更愿意相信國有企業(yè)。

表8 企業(yè)所有制異質(zhì)性檢驗結(jié)果

2.區(qū)域經(jīng)濟異質(zhì)性

為了研究不同區(qū)域經(jīng)濟下會計信息質(zhì)量、經(jīng)營風險對我國上市企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響，本文將樣本企業(yè)按所屬區(qū)域劃分為東、中、西三組③進行異質(zhì)性研究。具體檢驗結(jié)果見表9，列（3）中，西部地區(qū)會計信息質(zhì)量的系數(shù)為-0.501，而中部、東部這一系數(shù)分別為-0.098、-0.188，通過對比結(jié)果發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)企業(yè)會計信息質(zhì)量的提升更能提高企業(yè)創(chuàng)新績效水平；列（4）中，東部地區(qū)經(jīng)營風險的系數(shù)為-0.105，其絕對值明顯小于中部、西部地區(qū)，表明東部地區(qū)企業(yè)經(jīng)營風險對創(chuàng)新績效水平的抑制影響要小于中部、西部地區(qū)。這主要是因為東部地區(qū)企業(yè)具有相對理想的市場地位和良好的市值管理能力，同時東部地區(qū)企業(yè)外部法制建設(shè)較為健全，能夠及時矯正且緩解經(jīng)營風險對企業(yè)的負面影響。

表9 區(qū)域經(jīng)濟異質(zhì)性檢驗結(jié)果

五、影響機制分析

（一）機制檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)計

為檢驗會計信息質(zhì)量及經(jīng)營風險對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響的作用機制，本文從企業(yè)融資約束出發(fā)，參考溫忠麟和葉寶娟（2014）及曾之明等（2023）的中介效應(yīng)分析方法，設(shè)計如下模型。

其中，F(xiàn)Ci,t為i企業(yè)在t年的融資約束指數(shù)，參考顧雷雷等（2020）的做法，使用KZ 指數(shù)表示企業(yè)受到的融資約束程度。該指數(shù)為正向指標，數(shù)值越大則表明融資約束程度越高。其余變量與前文相同，不再贅述。

（二）機制檢驗結(jié)果

本文利用逐步回歸法分析融資約束在企業(yè)會計信息質(zhì)量與創(chuàng)新績效間的作用機制，具體如表10 所示。列（2）中會計信息質(zhì)量對企業(yè)融資約束的系數(shù)為0.132，且在1%的水平下顯著，表明企業(yè)會計信息質(zhì)量的提升將會降低融資約束程度。列（3）中融資約束對企業(yè)創(chuàng)新績效的系數(shù)為-0.378，會計信息質(zhì)量的系數(shù)為-0.168，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，并通過bootstrap 檢驗，表明企業(yè)融資約束在會計信息質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響中起到部分中介作用。這說明會計信息質(zhì)量的提高緩解了企業(yè)與投資者之間的信息不對稱。這會降低投資者的交易成本，同時對企業(yè)來說能夠降低融資成本，從而有更多的資金投入企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和研發(fā)，實現(xiàn)創(chuàng)新績效的提升。

表10 企業(yè)會計信息質(zhì)量影響創(chuàng)新績效的機制檢驗結(jié)果

融資約束在企業(yè)經(jīng)營風險與創(chuàng)新績效間的作用機制檢驗結(jié)果如表11 所示。列（2）中企業(yè)經(jīng)營風險系數(shù)為0.019，在1%的水平下顯著為正，表明企業(yè)經(jīng)營的不確定性的上升將會加劇其融資約束；列（3）中融資約束的系數(shù)為-0.403，企業(yè)經(jīng)營風險的系數(shù)為-0.077，均在1%的水平下顯著，且通過bootstrap 檢驗，可知企業(yè)融資約束在企業(yè)經(jīng)營風險對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響中起到部分中介作用。這說明較高的企業(yè)經(jīng)營不確定性易導致社會投資者失去投資信心，由此帶來資金投入不足問題，進而降低企業(yè)經(jīng)營活動中的創(chuàng)新意愿。

表11 企業(yè)經(jīng)營風險影響創(chuàng)新績效的機制檢驗結(jié)果

六、結(jié)論與建議

本文基于2010—2021 年我國上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，實證分析了企業(yè)會計信息質(zhì)量及經(jīng)營風險對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生的影響，并探討其作用機制，得出以下結(jié)論：第一，企業(yè)會計信息質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新績效具有正向影響，而企業(yè)經(jīng)營風險將會抑制企業(yè)創(chuàng)新績效。其中，會計信息質(zhì)量、企業(yè)經(jīng)營風險在非國有企業(yè)和中西部地區(qū)中對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響更為顯著。第二，企業(yè)經(jīng)營風險將抑制會計信息質(zhì)量對企業(yè)創(chuàng)新績效的積極效應(yīng)，起到負向的調(diào)節(jié)作用。第三，機制分析表明，會計信息質(zhì)量和經(jīng)營風險均通過融資約束渠道來影響企業(yè)創(chuàng)新績效。

為更好地推動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，降低會計信息質(zhì)量及經(jīng)營風險對企業(yè)創(chuàng)新績效的負面影響，本文提出以下政策建議。

第一，完善企業(yè)內(nèi)外部管理制度，提升企業(yè)信息披露質(zhì)量。一方面，企業(yè)自身應(yīng)不斷完善管理層獎懲制度，提高高管考核與企業(yè)長期績效的掛鉤程度，約束企業(yè)管理者的過度盈余管理行為，有效降低投資者交易成本。另一方面，對于不按規(guī)定披露信息的企業(yè)，政府部門應(yīng)當依法進行處罰，促使企業(yè)履行信息披露義務(wù)。同時，政府部門還應(yīng)當加強對企業(yè)信息披露的培訓和宣傳，提高企業(yè)和投資者對信息披露重要性的認識，提高監(jiān)管效率，進而推動企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。

第二，建立經(jīng)營風險預警機制，提升企業(yè)應(yīng)對風險的能力。企業(yè)應(yīng)建立一個專門的風險管理團隊或部門，負責監(jiān)測和評估各種潛在風險，加強風險研判；基于自身經(jīng)營情況，并借鑒行業(yè)巨頭的管理方式，建立企業(yè)風險管理預警制度；定期提供員工培訓，最大程度地降低經(jīng)營風險給企業(yè)帶來的損失。同時，地方政府管理者應(yīng)該加強對企業(yè)經(jīng)營活動的規(guī)范性的監(jiān)管，培育健康營商環(huán)境，有效提升企業(yè)創(chuàng)新的意愿。

第三，加快國有企業(yè)改革進度，推動東西部地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展。應(yīng)不斷提高政府的管理能力，減少不必要的市場干預。在非必要行業(yè)，降低政府對國有企業(yè)的隱性擔保程度，加強對非國有企業(yè)的扶持力度，通過政府補貼等措施提高企業(yè)經(jīng)營風險應(yīng)對能力。另外，在建立健全中西部地區(qū)企業(yè)地方法規(guī)制度的同時，政府可以給予企業(yè)適當?shù)亩愂諆?yōu)惠，并通過設(shè)立專門的產(chǎn)業(yè)園區(qū)，為企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)的土地資源和基礎(chǔ)設(shè)施支持，進一步降低企業(yè)運營成本，從而提升企業(yè)的市場競爭力，最終實現(xiàn)創(chuàng)新績效水平的提升。

注釋：

①Z=0.012X1+0.014X2+0.033X3+0.006X4+0.999X5。其中，X1=凈營運資本/總資產(chǎn)；X2=留存收益/總資產(chǎn)；X3=息稅前利潤/總資產(chǎn)；X4=股權(quán)市場價值總額/總負債；X5=營業(yè)收入/總資產(chǎn)。

② 工具變量為：IV1=Infqui,t-1×ΔInfqut,t-1；IV2=Busrii,t-1×ΔBusrit,t-1。其中Infqui,t-1為滯后一階的會計信息質(zhì)量，ΔInfqut,t-1為會計信息質(zhì)量在時間上的一階差分；Busrii,t-1為滯后一階的經(jīng)營風險，ΔBusrit,t-1為經(jīng)營風險在時間上的一階差分。

③ 按照國家統(tǒng)計局的劃分將樣本企業(yè)分為三組，具體有東部地區(qū)：北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南?。恢胁康貐^(qū)：山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南?。晃鞑康貐^(qū)：內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)。其中西藏自治區(qū)因為企業(yè)特殊性進行剔除。