郭怡然 渤海大學(xué)

一、引言

創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略是中國發(fā)展的核心戰(zhàn)略之一。黨的二十大報告提出，堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，加快實現(xiàn)高水平科技自立自強。企業(yè)作為促進創(chuàng)新生產(chǎn)的主要動力，落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略不但為其提高生產(chǎn)經(jīng)營效率、適應(yīng)環(huán)境變化、保持競爭優(yōu)勢提供了良好條件，還有利于提升國家在社會經(jīng)濟建設(shè)中的地位。《綱要》明確指出，“十四五”時期要激勵企業(yè)加大研發(fā)投入、支持產(chǎn)業(yè)共性基礎(chǔ)技術(shù)研發(fā)、完善企業(yè)創(chuàng)新服務(wù)體系。隨著國家相關(guān)鼓勵性政策的出臺，企業(yè)增加對創(chuàng)新活動的投入成為其科技創(chuàng)新實踐中的關(guān)鍵因素。由于企業(yè)進行技術(shù)、管理等創(chuàng)新活動具有諸多風(fēng)險且資金投入周期較長，其將面臨因內(nèi)部資金短缺導(dǎo)致的財務(wù)周轉(zhuǎn)問題，從而轉(zhuǎn)向?qū)ν獠抠Y金的融資需求。為達到合理評估與規(guī)避風(fēng)險、調(diào)整預(yù)算決策、優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)的目的，規(guī)范的內(nèi)部控制措施能夠使管理者及時獲取信息，以便通過尋求外部融資提高企業(yè)創(chuàng)新效率。因此，探究內(nèi)部控制質(zhì)量對企業(yè)債務(wù)融資成本和企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，在理論與實踐層面具有重要意義。

近年來，越來越多學(xué)者開始針對影響企業(yè)創(chuàng)新投入的內(nèi)外部因素展開探究。其中，大多數(shù)學(xué)者聚焦于政府補貼因素，但對其影響結(jié)果沒有得出較一致的結(jié)論。王德祥等認(rèn)為政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)；姜曉婧等認(rèn)為政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入呈現(xiàn)倒U 形影響。除此之外，融資約束往往在探究相關(guān)因素對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的過程中，起到中介或調(diào)節(jié)作用。部分學(xué)者研究過融資約束在大股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)系中的作用機制。還有學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提高能夠有效緩解融資約束，進而提高企業(yè)創(chuàng)新投入。少數(shù)研究以企業(yè)社會責(zé)任為調(diào)節(jié)變量，指出企業(yè)債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新存在負向影響。但盡管如此，以內(nèi)部控制質(zhì)量視角對債務(wù)融資成本和企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系展開深入討論的研究尚不多見。

鑒于此，本文利用2015—2021 年我國A 股上市公司的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建多元回歸模型和中介效應(yīng)模型，以債務(wù)融資成本為切入點，實證檢驗了債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響以及內(nèi)部控制質(zhì)量在二者之間的遮掩效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)債務(wù)融資成本的提高會顯著加大其對創(chuàng)新投入的強度。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制質(zhì)量減弱了債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新投入的正向影響，表現(xiàn)出遮掩效應(yīng)。分組回歸結(jié)果表明，國有企業(yè)的債務(wù)融資成本對其創(chuàng)新投入強度無顯著性，而非國有企業(yè)能夠顯著提升其債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新投入的增強作用。

本文的貢獻在于：第一，以內(nèi)部控制質(zhì)量為中介變量，豐富了已有文獻探究債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用機制。第二，圍繞債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新投入的正向影響展開論述，對管理者有效處理二者間關(guān)系、提升決策效率具有啟示作用。第三，以是否為國有企業(yè)為依據(jù)構(gòu)建分組回歸模型，分析不同類型企業(yè)的債務(wù)融資成本對其創(chuàng)新投入影響的差異，為企業(yè)更好地利用債務(wù)融資提高創(chuàng)新水平與企業(yè)價值提供理論依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.債務(wù)融資成本與企業(yè)創(chuàng)新投入

在數(shù)字經(jīng)濟助力企業(yè)創(chuàng)新的背景下，加大創(chuàng)新投入強度有利于實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。相比成熟期企業(yè)，成長期企業(yè)更需擴大融資范圍滿足創(chuàng)新需求，常見的融資方式分為股權(quán)融資和債務(wù)融資兩種。債務(wù)融資因具有減少稅收、避免稀釋股權(quán)、降低加權(quán)平均資本成本等優(yōu)勢，成為企業(yè)除股權(quán)融資外的重要外部融資渠道。目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)系的研究存在爭議。部分研究表明，合理的長期債務(wù)融資結(jié)構(gòu)有利于企業(yè)利用充足資金研發(fā)領(lǐng)先產(chǎn)品，形成競爭優(yōu)勢，進而提高營業(yè)收入，激勵企業(yè)再投資。還有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)與銀行之間的信息不對稱等問題會增加企業(yè)的債務(wù)融資成本，導(dǎo)致創(chuàng)新投入減少，而企業(yè)通過履行社會責(zé)任可以弱化二者的負向影響。

基于風(fēng)險角度分析，債務(wù)融資結(jié)構(gòu)不合理、融資規(guī)模與實際經(jīng)營不匹配、市場利率與匯率變動是債務(wù)融資風(fēng)險的主要成因。雖然過度的債務(wù)融資會使企業(yè)面臨破產(chǎn)風(fēng)險，導(dǎo)致創(chuàng)新意愿被削弱，但如果企業(yè)自身有足夠的償債能力，具備根據(jù)不同程度風(fēng)險及時調(diào)整融資結(jié)構(gòu)、保持與盈利狀況相符合的債務(wù)規(guī)模能力，那么企業(yè)的債務(wù)融資風(fēng)險會在很大程度上減少。因此，企業(yè)可通過合理規(guī)避風(fēng)險擴大債務(wù)融資規(guī)模，從而加大對創(chuàng)新的投入。另外，恰當(dāng)?shù)膫鶆?wù)融資方式也有利于創(chuàng)新投入的提高。企業(yè)籌資過程中出售的企業(yè)債、中期票據(jù)等債券融資使融資期限與投資期限匹配，起到改善融資約束、加快長期創(chuàng)新投入比例的作用。

基于上述分析，本文提出假設(shè) 1。

H1：在其他條件保持不變的情況下，債務(wù)融資成本越高，企業(yè)創(chuàng)新投入水平越高。

2.債務(wù)融資成本與內(nèi)部控制質(zhì)量

作為企業(yè)內(nèi)部管理者的一項重要融資決策，債務(wù)融資規(guī)模會對企業(yè)內(nèi)部控制產(chǎn)生一定影響。一方面，內(nèi)部控制是在保障企業(yè)獲得最大經(jīng)濟效益的同時對風(fēng)險的合理管控，如果債務(wù)融資規(guī)模的擴大使企業(yè)能夠利用更多資金來獲取總體經(jīng)濟效益的提升，那么企業(yè)為了匹配風(fēng)險可能會適當(dāng)降低內(nèi)部控制質(zhì)量來節(jié)省成本。另一方面，盡管較高的內(nèi)部控制質(zhì)量有降低債務(wù)融資成本的作用，但對于組織結(jié)構(gòu)本就較為龐大或復(fù)雜的企業(yè)來說，內(nèi)部控制質(zhì)量的提升很可能增加原有成本效益平衡被打破的風(fēng)險。而在現(xiàn)實中，企業(yè)為了在擴大融資的過程中最小化風(fēng)險，可能會降低內(nèi)部控制質(zhì)量，甚至做出虛構(gòu)交易、虛增業(yè)績等違法違規(guī)行為，導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營陷入惡性循環(huán)。

基于上述分析，本文提出假設(shè) 2。

H2：在其他條件保持不變的情況下，債務(wù)融資成本越高，內(nèi)部控制質(zhì)量越低。

3.債務(wù)融資成本、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入

創(chuàng)新活動的收入不確定性意味著企業(yè)在資金投入時可能面臨試錯風(fēng)險，而內(nèi)部控制質(zhì)量的提高可以避免研發(fā)環(huán)節(jié)過高投入，進一步提升資源配置效率。對于企業(yè)內(nèi)部存在的信息不對稱和委托代理等問題，良好的內(nèi)部控制便于真實可靠的信息在員工與管理層之間傳遞，使代理人和委托人之間達成一致的利益目標(biāo)，不僅能夠降低代理成本，還有利于管理者做出科學(xué)決策，從而優(yōu)化創(chuàng)新投資結(jié)構(gòu)。此外，完善的內(nèi)部控制機制可以及時評估創(chuàng)新投入過程中潛在的風(fēng)險，管理層在保證指令得到貫徹執(zhí)行的同時，還可對創(chuàng)新過程進行“監(jiān)控”，通過不斷評估和改善內(nèi)部控制體系，確保創(chuàng)新活動的高效實施。

根據(jù)以上分析可以進一步推論：隨著企業(yè)債務(wù)融資成本的提高，內(nèi)部控制質(zhì)量將會降低，進而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入減少?？傮w來說，內(nèi)部控制質(zhì)量影響企業(yè)創(chuàng)新投入的間接效應(yīng)，會抑制債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新投入造成的正面影響，而這種間接效應(yīng)可被具體歸為“遮掩效應(yīng)”。

基于上述分析，本文提出假設(shè) 3。

H3：在其他條件保持不變的情況下，內(nèi)部控制質(zhì)量可以緩解債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用，產(chǎn)生遮掩效應(yīng)。

4.債務(wù)融資成本、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系

從產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性角度來看，債務(wù)融資成本對創(chuàng)新投入的影響會因企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同而產(chǎn)生差異。相較于非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)在易受到政府監(jiān)管和支持的情況下，對于企業(yè)研發(fā)活動中利用相關(guān)優(yōu)惠政策緩解營利波動的動機不強，并且對創(chuàng)新稅收優(yōu)惠政策不夠敏感，導(dǎo)致其債務(wù)融資成本對創(chuàng)新投入的影響并不顯著。而非國有企業(yè)由于政治關(guān)聯(lián)性較弱，相對融資成本較高，因此更重視公司在創(chuàng)新投入過程中的風(fēng)險管理，導(dǎo)致其債務(wù)融資成本能夠顯著影響創(chuàng)新投入水平。

基于上述分析，本文提出假設(shè) 4。

H4：相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)能夠顯著提升其債務(wù)融資成本對創(chuàng)新投入的增強作用，而國有企業(yè)的債務(wù)融資成本對創(chuàng)新投入并無顯著影響。

三、研究設(shè)計

1.樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2015—2021 年A 股上市公司作為研究樣本，為保證數(shù)據(jù)更具有代表性，本文對數(shù)據(jù)進行如下處理：（1） 剔除金融類上市企業(yè)；（2） 剔除 ST、*ST 類有風(fēng)險警示的企業(yè)；（3） 剔除缺失數(shù)據(jù)及異常值；（4） 基于持續(xù)經(jīng)營原則，避免企業(yè)的進入和退出對研究結(jié)果的偏差影響，本文僅保留在2015—2021 年持續(xù)經(jīng)營的上市公司。經(jīng)過數(shù)據(jù)整理，最終獲得12745 個有效觀測值。為了避免極端值的干擾，本文對所有連續(xù)變量在1%水平上進行縮尾處理。本文的內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)來源于DIB 數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來源于CMSAR 數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)分析處理軟件為Stata17.0。

2.變量定義

（1） 被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新投入

多數(shù)研究者選擇研發(fā)投入/營業(yè)收入來衡量企業(yè)創(chuàng)新投入水平，由于營業(yè)收入易被盈余操縱影響并且有一定波動性，因此本文參照蒲柯竹與孫子惠的做法，以研發(fā)投入/資產(chǎn)總額作為企業(yè)創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)。

（2） 解釋變量：債務(wù)融資成本

現(xiàn)有研究以利息支出/年度有息負債均值、企業(yè)利息支出/總負債等方法測量債務(wù)融資成本，本文參考廖聯(lián)凱等學(xué)者的研究，以財務(wù)費用/總負債作為企業(yè)創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)。

（3） 中介變量：內(nèi)部控制質(zhì)量

參考李建軍學(xué)者的研究，采用迪博（DIB）數(shù)據(jù)庫中的內(nèi)部控制指數(shù)衡量內(nèi)部控制質(zhì)量，并將其除以100，予以標(biāo)準(zhǔn)化。內(nèi)部控制指數(shù)值越大，代表企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

（4） 控制變量

借鑒倪靜潔等、孫剛等學(xué)者的做法，選取以下變量為控制變量：企業(yè)創(chuàng)新投入、債務(wù)融資成本、內(nèi)部控制質(zhì)量、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、有形資產(chǎn)比重、現(xiàn)金持有量、托賓Q、資產(chǎn)負債率、盈利能力、政府補助、行業(yè)、年度。各變量定義如表1。

表1 變量定義與說明

2.模型設(shè)定

（1） 基準(zhǔn)模型

為了檢驗債務(wù)融資成本與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，構(gòu)建回歸模型（1）：

（2） 中介效應(yīng)模型

為了檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量是否能夠在債務(wù)融資成本與企業(yè)創(chuàng)新投入之間起到中介效應(yīng)作用，構(gòu)建模型（2）和模型（3）：

根據(jù)溫忠麟等學(xué)者的研究，若內(nèi)部控制質(zhì)量在債務(wù)融資成本與企業(yè)創(chuàng)新投入之間起到遮掩效應(yīng)，則債務(wù)融資成本在模型（1）中的系數(shù)α1顯著（總效應(yīng)），在模型（2）中的系數(shù)β1顯著，且模型（3）中債務(wù)融資成本的系數(shù)μ1和內(nèi)部控制質(zhì)量的系數(shù)μ2均顯著。與此同時，模型（3）中債務(wù)融資成本系數(shù)μ1的符號與模型（2）中債務(wù)融資成本系數(shù)β1和模型（3）中內(nèi)部控制質(zhì)量系數(shù)μ2的乘積（即β1μ2）的符號相反。

四、實證分析

1.描述性統(tǒng)計

表2 為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。被解釋變量RD的均值為0.0215，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0187，最小值為0.0001，最大值為0.0994，表明樣本中部分公司的研發(fā)投入水平較弱。解釋變量COST的最小值為-0.1146，最大值為0.0610，表明樣本中存在財務(wù)費用為負值的公司，且公司間債務(wù)融資成本差異較大。中介變量IC的均值為6.2592，中位數(shù)為6.5686，標(biāo)準(zhǔn)差為1.4207，表明樣本公司現(xiàn)階段的內(nèi)部控制質(zhì)量參差不齊，但大部分都處在合格水平。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

2.回歸分析

表3 報告了實證分析結(jié)果。其中，列（1） 為只包含解釋變量債務(wù)融資成本和被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸。從結(jié)果可以看出，債務(wù)融資成本的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明債務(wù)融資成本可以顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新投入水平。列（2） 顯示了在逐步加入控制變量后，債務(wù)融資成本與企業(yè)創(chuàng)新投入仍在1%的水平上呈顯著正相關(guān)，使H1 得到初步驗證。列（3） 顯示了債務(wù)融資成本對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響，結(jié)果表明，債務(wù)融資成本的系數(shù)為-1.6920，與內(nèi)部控制質(zhì)量在5%的水平上顯著負相關(guān)，H2 得到驗證。列（4） 為中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果，其中債務(wù)融資成本的系數(shù)為0.0156，并在1%的水平上顯著為正，內(nèi)部控制質(zhì)量的系數(shù)為0.0002，并在5%的水平上顯著為正，表明內(nèi)部控制質(zhì)量可以在債務(wù)融資成本與企業(yè)創(chuàng)新投入之間起到中介作用。在此基礎(chǔ)上對系數(shù)符號進行分析，列（4） 中債務(wù)融資成本的系數(shù)（0.0156）為正，而列（3） 中債務(wù)融資成本的系數(shù)（-1.6920）與列（4） 中內(nèi)部控制質(zhì)量系數(shù)（0.0002）的乘積為負，與前者符號相反，則表明內(nèi)部控制質(zhì)量的中介作用為遮掩效應(yīng)，驗證了H3。

表3 債務(wù)融資成本、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入

表4 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性檢驗結(jié)果

3.異質(zhì)性分析

考慮到不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的債務(wù)融資成本對創(chuàng)新投入的影響存在差異，本文將全部樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組進行檢驗。其中，國有企業(yè)樣本為4913 個，約占總樣本量的39%，非國有企業(yè)樣本為7832 個，約占總樣本量的61%。從分組回歸的結(jié)果來看，國有企業(yè)的債務(wù)融資成本與創(chuàng)新投入并無顯著性，而非國有企業(yè)債務(wù)融資成本的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明非國有企業(yè)的債務(wù)融資成本與創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)，而國有企業(yè)的債務(wù)融資成本對創(chuàng)新投入并無顯著影響，符合H4 的預(yù)期。

4.穩(wěn)健性檢驗

為對研究結(jié)果進行進一步檢驗，本文采取下列穩(wěn)健性檢驗方法。

（1） Sobel 和Bootstrap 法

回歸結(jié)果中的β1、μ2均與內(nèi)部控制質(zhì)量顯著相關(guān)，其可靠性還需進一步檢驗，因此本文采用Sobel 法和偏差校正的百分位Bootstrap 法檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量中介效應(yīng)的顯著性。檢驗結(jié)果如表5 所示。Sobel 檢驗中IC 的系數(shù)為-0.0026，且在1%水平上顯著；通過Bootstrap 法進行1000 次抽樣，得到的置信區(qū)間不包含0，則IC 的中介效應(yīng)顯著。

表5 更換研究樣本回歸結(jié)果

（2） 更換研究樣本

為使結(jié)論更加可靠，本文在原有數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上增加了2014 年數(shù)據(jù)，將實證檢驗對象更換為2014—2021 年的研究樣本?；貧w結(jié)果如表5 所示，COST與RD顯著正相關(guān)且IC 在其中的遮掩效應(yīng)依然顯著存在，加強了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

（3） 改變縮尾比例

由于極端值可能會對研究結(jié)果造成干擾，在基準(zhǔn)回歸中，本文對所有連續(xù)變量在1%水平上進行縮尾處理，為使結(jié)果更加穩(wěn)健，此部分采用0.1%和2%的縮尾程度對原連續(xù)變量重新回歸。從表6 和表7 來看，兩種縮尾檢驗后的結(jié)果與原結(jié)論均一致，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表6 縮尾0.1%回歸結(jié)果

表7 縮尾2%回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文采用2015—2021 年我國A 股上市公司的數(shù)據(jù)，探究債務(wù)融資成本、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系。結(jié)果表明：第一，債務(wù)融資成本與企業(yè)創(chuàng)新投入正相關(guān)；第二，內(nèi)部控制質(zhì)量在債務(wù)融資成本與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在遮掩效應(yīng)，即內(nèi)部控制質(zhì)量抑制了債務(wù)融資成本對企業(yè)創(chuàng)新投入的正向影響；第三，非國有企業(yè)的債務(wù)融資成本與創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)，國有企業(yè)的債務(wù)融資成本對創(chuàng)新投入無顯著影響。

基于上述結(jié)論，本文得到如下啟示：（1） 企業(yè)應(yīng)保持對技術(shù)創(chuàng)新的積極性，嘗試將內(nèi)部控制質(zhì)量與經(jīng)營能力相匹配，從而在風(fēng)險可控的范圍內(nèi)適度擴大融資規(guī)模，提升自身創(chuàng)新水平。（2） 加強內(nèi)部控制監(jiān)管，為債務(wù)融資提供良好環(huán)境。上文研究發(fā)現(xiàn)，在債務(wù)融資范圍擴大的同時，企業(yè)仍存在內(nèi)部控制質(zhì)量降低的現(xiàn)象，但從理論層面來說，企業(yè)應(yīng)通過加強內(nèi)部控制來減少融資約束，從而避免融資風(fēng)險帶給企業(yè)的不良后果。（3） 根據(jù)自身產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，制定合理發(fā)展戰(zhàn)略。上述研究指出，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的債務(wù)融資對創(chuàng)新投入影響存在差異，因此不同企業(yè)應(yīng)實施差異化管理，從而實現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展目標(biāo)。