This study selects A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen as the research object, and takes 2012 as the starting research point. Considering the integrity of data and the lag effect of patent application, it takes 2019 is the ending time point. After screening the data, 15 352 sample data are obtained. By constructing a multiple linear regression model, this study tests the internal mechanism of strategic difference affecting innovation performance and the differential regulation effect of financial flexibility under stock-based compensation heterogeneity and property nature heterogeneity.
The results show that the strategic differentiation of listed companies has an inhibitory function on enterprise innovation performance, and the financial flexibility plays a moderating role. That is, the increase of strategic difference intensifies the financing constraints of enterprises, and the lack of financial resources causes the enterprises to fail to achieve the established innovation objectives and miss development opportunities. In this process, financial flexibility can alleviate the inhibitory function of strategic differentiation on enterprise innovation performance. From the perspective of financial flexibility, the preventive function of financial flexibility cushions the innovation risk. The utilization function of financial flexibility enables enterprises to find appropriate innovation opportunities and improve innovation performance. So, the cultivation of financial flexibility is the key factor in improving innovation performance in the process of improving strategic differentiation.
This study further analyzes the effective path for the company to enhance financial flexibility. It is found that stock-based compensation plans can enhance the moderating effect of financial flexibility in enterprise strategic differentiation and innovation. By reducing the first and second agency costs, the stock-based compensation plan alleviates the financing constraints of enterprises and makes the financial flexibility of enterprises play an efficient role. In enterprises different natures, there are obvious differences in the moderating effect of enterprise financial flexibility. For the political connection of state-owned enterprises, financing constraints have a weak impact on innovation performance. However, due to the phenomenon of "ownership discrimination", it is difficult for non-state-owned enterprises to obtain financial resources. In order to improve the degree of strategic difference, they need to cultivate their financial flexibility to change the inhibition of strategic difference on innovation activities.
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创新是企业发展的第一动力。对于企业而言,创新能力是其维持核心竞争力和长期竞争优势的关键[1]。当前,受新冠疫情和经济格局剧变的影响,全球市场萎缩、贸易保护主义抬头。因此,我国提出构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。新发展格局是适应国内外环境变化的重大战略调整。在此背景下,企业应顺势而为,积极推进战略调整与转型。战略平衡理论表明,企业战略应在合理化范围内尽可能地与行业常规战略保持差异化[2],因为在内部资源整合和重构过程中,企业不仅需要提升创新认识[3],而且需要增强革新动力[4]。虽然提高战略差异度在一定程度上能够强化企业创新动机[5],但也会导致企业经营风险、信息不对称程度和代理成本提升[6-7],带来会计信息质量价值相关性、年报披露及时性以及盈余预测准确性下降等问题[8-9]。上述问题会不同程度地加剧企业融资约束,导致企业差异化战略目标前功尽弃。因此,虽然学界普遍认同提升战略差异度能够促进企业创新活动,但提升战略差异度激发的创新意愿和动力能否转化为企业创新绩效?是否存在某些关键财务因素能够降低战略差异度带来的不确定性?上述问题值得进一步探讨。
本研究可能的贡献在于:第一,丰富战略差异、创新绩效与财务资源研究。通过实证分析战略差异度对创新绩效的影响,探讨战略差异度对企业长期绩效的作用机制,丰富战略管理与创新管理的交叉研究。同时,对拓展财务柔性理论研究具有一定的推动作用。第二,有利于解决当前企业转型升级面临的战略规划问题。结合实际情境,为企业通过培养和发挥财务柔性实现战略目标提供新思路。
企业差异化战略能够有效促进自身可持续性发展。Oliver[10]认为,高层管理者的差异化战略决策是促进企业发展的关键因素,企业最终的成功得益于战略前瞻性;张赤东[11]研究发现,战略类型和特征既能体现企业技术实力,又能体现企业未来市场预测能力,实现竞争优势锁定,对企业发展具有重要意义;Ettlie等[12]基于组织形式和企业文化等角度,解释差异化战略有利于企业突破与发展的原因;David&Deephouse[2]通过阐释采取常规战略面临的激烈竞争环境与有限的竞争优势,得出企业战略应在合理化范围内尽可能地与行业常规战略保持差异化的结论。
关于战略差异度对企业创新行为的影响,多数研究认为,提升战略差异度能够激发企业创新意愿,促进企业创新行为。Marsh&Stock[3]、Tang[4]发现,战略差异度提升是企业内部资源整合和重构的过程,这一过程激发了企业革新动力,提升了企业创新观念和意识,由此企业资源和能力得以升级,从而加快创新发展进程;Carpenter[13]、Frambach等[14]发现,战略差异化企业对科研创新的需求更为旺盛,战略差异度与研发投入、新产品开发活动显著正相关。对于创新行为能否转化为实际创新绩效,现有研究存在两类观点:一是认为存在促进机制。游达明等[15]分析认为,战略差异度提升可能激发企业更强的创新动机,促使企业释放内在创新力量。因此,战略差异度越高,企业创新绩效越高。二是认为存在抑制机制。孙洁等[16]发现,战略定位差异可能导致企业代理成本增加,管理层机会主义动机增强,由此对技术创新产生抑制作用。
在归纳、整理相关文献基础上,本文从融资机制角度就战略差异度对企业创新绩效的作用路径作进一步分析,发现战略差异度会提升企业经营风险、代理成本和信息不对称程度[6-7],由此加剧企业融资约束,导致财务资源无法向创新领域倾斜,进而对企业创新绩效产生负向影响。一方面,战略差异度提升会带来各类风险,导致企业外部融资难度提升。例如,Dimaggio等[17]、李志刚和施先旺[18]认为,银行在衡量是否借款时会关注企业战略差异度带来的经营风险,企业战略差异度越高,越难获取低利率、长期限、大金额的银行借款;Costas等[19]发现,企业对特定投资冲击的预期会影响企业杠杆率,从而加大企业融资难度。另一方面,战略差异度提升会提升代理成本和信息不对称程度,导致企业权益融资成本增加,资本结构动态调整速度放缓。王化成等[7]指出,战略差异度较高的上市公司所承担的权益资本成本较高;盛明泉等[20]认为,战略差异度越高,企业面临的市场风险越大,资本结构动态调整速度越慢。
综上,本文认为,战略差异度提升会加剧企业融资约束,造成财务困境,从而导致企业创新绩效目标难以实现。在缺乏资金支持的情况下,企业探索活动和创新尝试可能终止,半途而废的创新行为不但无法为企业转型升级保驾护航,反而会产生巨大的沉没成本。基于以上分析,本文提出以下研究假设:
H1:战略差异度负向影响企业创新绩效,融资约束在其中发挥中介作用。
Kuratko等[21]研究发现,财务柔性可为企业创新活动提供保障。这是由于企业财务柔性是财务资源配置与财务风险管理的长效机制,能够促进创新资源高效配置,助力企业实现战略目标[22]。
财务柔性的预防属性能够缓解企业融资压力,提升企业创新绩效。Yung[23]指出,企业财务柔性储备能够降低研发创新成本,平滑企业创新进程。此外,财务柔性的利用属性有助于企业调动财务资源以抓住机遇;Steensma等[24]提出,拥有丰富财务柔性储备的企业更有信心完成高投入、高风险的项目;Brown等[25]、曾爱民等[26]认为,财务柔性能显著提高公司研发能力,因而有必要选择事前财务柔性储备以加快企业研发投资进程;Annalisa等[27]认为,具备一定财务柔性的企业往往具有低杠杆经营的特点,可以获得高额度借款,具有良好的商业信誉,由于存在预防和利用属性,财务柔性能够在企业面临风险和不确定性时提升其创新绩效;肖忠意等[28]发现,财务柔性可显著提升企业创新效率;陈非等[29]发现,财务柔性能够通过降低环境不确定性促进企业创新绩效提升。
可见,财务柔性能够优化财务资源配置以支持差异化战略实施。借助财务柔性,企业能够在资源倾斜的情况下,兼顾正常经营需求,缓解因战略差异度提升带来的风险压力,降低创新绩效遭受冲击的风险。基于以上分析,本文提出以下假设:
H2: 财务柔性能够缓解战略差异度对创新绩效的抑制作用。
本文构建理论框架如图1所示。
图1 概念框架
Fig.1 conceptual framework
本文选取沪深A股上市公司为研究对象。中国证监会于2012年正式发布《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号——年度报告的内容与格式(2012年修订)》,自此上市公司年报需要增加战略性信息披露并附加企业研发数据说明,以提升数据的完整性和可信度。因此,本文以2012年作为研究起点,考虑到数据的完整性以及专利申请的滞后效应,以2019年作为研究终点。在进行一系列数据清洗工作后,得到15 352个样本数据。此外,对样本数据进行以下处理:第一,剔除研究期间被 ST 和 ST* 的企业;第二,剔除金融业上市企业;第三,剔除当年IPO企业。最终,得到15 352个样本数据。本文所有数据均来自万徳和国泰安数据库,采用 Stata15.1进行统计回归分析。为了消除样本中异常值对研究结果的影响,在回归时剔除异常值,并对主要连续变量进行上下1%分位数Winsorize处理。
(1)战略差异度指标(DS)。参考Tang等[4]、叶康涛等[8]的研究成果,分别从企业营销行为、创新意识、生产能力、扩张状态、管理水平以及资金管理6个维度描述企业战略模式,具体计算公式如下:
(1)
式中,SC/BI代表销售收入占营业收入的比值,NVIA/BI代表无形资产净值占营业收入的比值,FA/NS代表固定资产原值与员工人数的比例,GA/BI代表管理费用占营业收入的比例,NFA/OFA代表固定资产净值与原值的比例。SD、LP、BP 和 TE 分别是短期借款、长期借款、应付债券、权益账面价值,∂、σ分别对应行业平均值与行业标准差。一般而言,战略差异度越高,企业战略调整幅度越大。
(2)创新绩效指标(IP)。借鉴游达明等[15]、孙洁等[16]的研究成果,创新绩效计算公式如下:
IP=Ln(PAT+1)
(2)
其中,PAT表示发明专利申请数,加一取自然对数是为排除企业发明专利申请数过多和无专利申请数造成的干扰。
(3)融资约束指标(SA)。SA指数关注企业面临的融资约束,能够有效检验融资约束与创新绩效的关系。参考Hadlock&Pierce[30]的做法,本文采用SA指数的绝对值度量企业融资约束,具体计算公式如下:
SA=-0.373Size+0.043Size2-0.04Age
(3)
其中,Size、Age分别代表企业规模和企业年龄,一般而言,SA指数越大,企业面临的融资约束问题越严重。
(4)财务柔性指标(TFF)。根据曾爱民等[26]对财务柔性的定义和度量方法,将总财务柔性定义为现金柔性和负债柔性之和,具体计算公式如下:
TFF=(CashCompany-CashIndustry+MAX
(LEVIndustry—LEVC0mpany,0)
(4)
其中,CashCompany为企业现金持有率,CashIndustry为行业现金持有率,两者相减可以得到企业现金柔性。LEVIndustry为行业财务杠杆率,LEVC0mpany为企业财务杠杆率,两者相减可以得到企业债务柔性,若债务柔性为负值则代表企业不存在债务柔性,赋值为0。
(5)控制变量。通过整理相关文献发现,企业盈利能力、组织结构、公司治理水平等对创新绩效具有一定影响。基于此,本文选取具有代表性的资产收益率(ROA)、账面市值比(BM)、公司规模(Size)、公司年龄(Age)、两职合一(Dual)、独董比例(Rind)作为控制变量,同时设置年度(i.YEAR)与行业虚拟变量(i.INDUSTRY),具体见表1。
表1 变量名称与释义
Tab.1 variable names and definitions
变量属性变量名称变量含义及度量方法被解释变量创新绩效(IP)发明专利申请数加一取自然对数解释变量战略差异度(DS)6个方面战略度量指标标准化后的绝对值平均中介变量融资约束(SA)-0.737*Size+0.043*Size2-0.040*Age调节变量现金柔性(CFF)企业现金持有率-行业现金持有率债务柔性(DFF)Max(0,行业资产负债率-企业资产负债率)总财务柔性(TFF)现金柔性+债务柔性控制变量 资产收益率(ROA)净利润/年末资产总额账面市值比(BM)总资产/市值公司规模(Size)企业总资产取自然对数公司年龄(Age)企业成立年限两职合一(Dual)董事长与总经理兼任情况,同一人取1,非同一人取0独董比例(Rind)独立董事人数/董事总人数年份虚拟变量(i.Year)年度虚拟变量行业虚拟变量(i.Industry)行业虚拟变量
为了检验假设H1,参考方杰等[31]、孙洁等[16]的研究成果,由理论分析可知,战略差异度对企业创新绩效的影响路径并不单一,融资约束是在其它中介变量触发下发挥作用的,因而属于部分中介变量。为了更好地与完全中介变量进行区分并排除可能存在的遮掩效应,本文采用新中介效应检验的五步法进行回归。考虑到专利申请存在一定的时滞性,因而在研究中将所有解释变量作滞后一期处理。此外,对年份与行业进行控制,并进行稳健性检验以消除异方差对模型的干扰,如式(5)～(7)所示。
IP=λ0+λ1l.DS+λ2l.ROA+λ3l.BM+λ4l.Size+λ5l.Age+λ6l.Dual+λ7l.Rind+ΣYear+ΣIndustry+ω
(5)
SA=λ0+λ1l.DS+λ2l.ROA+λ3l.BM+λ4l.Size+λ5l.Age+λ6l.Dual+λ7l.Rind+ΣYear+ΣIndustry+ω
(6)
IP=λ0+λ1l.DS+λ2l.SA+λ3l.ROA+λ4l.BM+λ5l.Size+λ6l.Age+λ7l.Dual+λ8l.Rind+ΣYear+ΣIndustry+ω
(7)
第一步,式(5)中,战略差异度(DS)的回归系数λ1若显著为负,则表明战略差异度对创新绩效具有负向影响。在接下来的融资约束中介效应检验中,也可按照中介效应而非遮掩效应立论。
第二步,依次检验式(6)的系数λ1和式(7)的系数λ2,如果两个均显著,则间接效应显著,转至第四步;如果至少有一个不显著,则进行第三步Bootstrap法。
第三步,Bootstrap法检验。
第四步,检验式(7)的系数λ1,如果不显著,则直接效应不显著,说明只有中介效应。如果显著,则直接效应显著,进行第五步。
第五步,比较式(6)的系数λ1和式(7)中的系数λ1、λ2,如果同号则属于部分中介效应;如果异号则属于遮掩效应。
参考刘名旭等[9]的研究模型,本文在式(8)～(10)中引入财务柔性CFF、DFF、TFF,构造DS×CFF、DS×DFF、DS×TFF的交叉项,若交叉项显著且与战略差异度对创新绩效影响的回归系数异号,则验证了假设H2,即财务柔性能够缓解战略差异度和创新绩效的抑制作用。
IP=λ0+λ1l.DS+λ2l.CFF+λ3l.CFF×l.DS+λ4l.ROA+λ5l.BM+λ6l.Size+λ7l.Age+λ8l.Dual+λ9l.Rind+ΣYear+ΣIndustry+ω
(8)
IP=λ0+λ1l.DS+λ2l.DFF+λ3l.DFF×l.DS+λ4l.ROA+λ5l.BM+λ6l.Size+λ7l.Age+λ8l.Dual+λ9l.Rind+ΣYear+ΣIndustry+ω
(9)
IP=λ0+λ1l.DS+λ2l.TFF+λ3l.TFF×l.DS+λ4l.ROA+λ5l.BM+λ6l.Size+λ7l.Age+λ8l.Dual+λ9l.Rind+ΣYear+ΣIndustry+ω
(10)
在式(8)～(10)中,若战略差异度(DS)的回归系数λ1显著为负且战略差异度与财务柔性的交互项DS×CFF、DS×DFF、DS×TFF的回归系数λ2显著为正,则表明财务柔性能够缓解战略差异度对创新绩效的抑制作用。
模型所有变量描述性统计结果归纳如下:从上市公司创新绩效看,样本公司平均创新绩效(IP)为1.91,而样本全距超过6,表明样本企业间创新绩效水平存在较大差距。战略差异度指标(DS)均值为0.61,标准差为0.30,最大值为1.86,最小值仅为0.21,说明我国企业在战略选择上存在不同偏好,不同类型的企业会选择不同类型战略模式,因而其战略调整程度不尽相同。融资约束指标(SA)的平均值和标准差分别为3.61、0.33,从财务柔性指标看,总财务柔性的均值为0.09,标准差为0.19,说明企业间确实存在较大的融资约束和财务柔性差异(见表2)。
表2 变量描述性统计结果
Tab.2 Descriptive statistics of variables
变量NMeanSdminmaxp25p50P75IP15 3521.911.560.006.110.691.793.00DS15 3520.610.300.211.860.410.530.73SA15 3523.610.332.794.273.403.663.84CFF15 352-0.010.11-0.220.40-0.08-0.030.05DFF15 3520.090.120.000.430.000.090.21TFF15 3520.090.19-0.220.73-0.030.080.22ROA15 3520.040.06-0.220.210.010.040.07BM15 3520.610.250.121.140.420.610.81Size15 35222.351.2819.9826.2221.4421.1723.08Age15 35217.875.395.0031.0014.0018.0022.00Dual15 3520.650.4801011Rind15 3520.380.050.330.570.330.360.43
本文对模型中全部变量进行皮尔逊相关系数、斯皮尔曼相关系数检验,结果发现,战略差异度与创新绩效的皮尔逊相关系数和斯皮尔曼相关系数分别为-0.09,-0.11且均在1%水平上显著,表明在不控制其余变量的情况下,战略差异度与创新绩效呈现负相关关系。由此,可以初步判断我国沪深A股上市公司战略差异度能够抑制企业创新绩效提升。融资约束与创新绩效的皮尔逊相关系数和斯皮尔曼相关系数分别-0.11、-0.09,初步表明融资约束对企业创新绩效具有负向影响,可能存在融资约束的中介效应。财务柔性与创新绩效的两种相关系数值均显著为负,表明在不控制其余变量的情况下,财务柔性与创新绩效呈负相关关系。至于财务柔性能否充当调节变量,需要在多元回归分析中将财务柔性与战略差异度进行交互,再进行观察。此外,大部分控制变量的相关性显著且与预期一致。利用方差膨胀因子(VIF)进行判定发现,所有数值均小于临界值10,由此可以排除模型中存在多重共线性问题,具体见表3。
表3 主要变量相关系数
Tab.3 Correlation coefficients of main variables
变量IPDSSACFFDFFTFF3ROABMSizeAgeDualRindIP-0.11***-0.09***-0.06***-0.11***-0.10***0.08***0.06***0.27***-0.07***0.010.00DS-0.09***-0.01*0.03***-0.05***-0.00-0.12***0.000.06***0.05***-0.02**0.05***SA-0.11***-0.02***-0.01-0.01**-0.010.01*-0.17***-0.01*0.40***-0.05***-0.06***CFF-0.07***0.03***-0.010.27***0.77***0.21***-0.04***-0.09***-0.03***0.02***0.01DFF-0.14***-0.000.000.33***0.78***0.30***-0.27***-0.46***-0.11***0.09***0.01TFF-0.13***0.02**-0.000.82***0.81***0.31***-0.19***-0.34***-0.08***0.06***0.02**ROA0.08***-0.17***0.05***0.21***0.22***0.26***-0.26***-0.07***-0.09***0.07***-0.02***BM0.08***-0.01-0.21***-0.07***-0.24***-0.19***-0.20***0.45***0.11***-0.11***-0.02***Size0.34***0.06***-0.12***-0.12***-0.42***-0.33***-0.010.57***0.18***-0.19***-0.02***Age-0.06***0.05***0.31***-0.04***-0.11***-0.09***-0.06***0.10***0.16***-0.10***-0.02**Dual-0.01-0.01**-0.02***0.03***0.09***0.08***0.05***-0.11***-0.18***-0.10***0.11***Rind0.02***0.04***-0.06***0.010.01**0.01**-0.01*-0.02***0.01-0.02**0.11***
注:下三角为皮尔逊相关性系数,上三角为斯皮尔曼相关性系数;*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1,下同
在控制时间效应和行业效应的基础上,战略差异度对创新绩效影响的回归系数为-0.542且在1%水平上显著,中介效应的第一步检验完成。据此,检验战略差异度对创新绩效的负向影响。
在第二步检验中,首先检验战略差异度对融资约束影响的回归系数,结果为-0.030(设为a),在1%水平上显著;其次检验融资约束对企业创新绩效影响的回归系数,结果为-0.294(设为b),在1%水平上显著。由于两个回归系数均显著,因而直接跳过第三步Bootstrap法,开始进行第四步检验。
第四步结果显示,在加入融资约束变量的模型中,战略差异度对创新绩效影响的回归系数为-0.550(设为c'),仍在1%水平上显著。该结果排除了融资约束是完全中介变量的可能性,说明融资约束的直接效应显著。
第五步结果显示,在加入融资约束变量的模型中,战略差异度对创新绩效影响的回归系数为-0.550且在1%水平上显著。此时,3个回归系数a、b、c'均为同号负值,排除了融资约束存在遮掩效应的可能性。由此可知,融资约束在战略差异度负向影响创新绩效的过程中充当部分中介。综上可知,战略差异度负向影响企业创新绩效,融资约束在其中作为部分中介,假设H1得到验证,具体见表4。
表4 多元回归结果
Tab.4 Multiple regression results
(1)(2)(3)(4)(5)(6)变量IPSAIPIPIPIPL.DS-0.542***-0.030***-0.550***-0.542***-0.554***-0.548***(-15.80)(-4.96)(-16.04)(-15.78)(-16.25)(-16.00)L.SA-0.294***(-5.14)L.c_CFF0.056(0.66)L.DS_CFF1.190***(4.65)L.c_DFF-0.015(-0.16)L.DS_DFF2.256***(9.21)L.c_TFF0.011(0.20)L.DS_TFF1.271***(8.38)L.Roa1.270***0.402***1.353***1.198***1.248***1.194***(6.88)(11.53)(7.29)(6.32)(6.49)(6.14)L.BM-1.048***0.101***-1.023***-1.052***-1.027***-1.039***(-16.76)(8.85)(-16.33)(-16.79)(-16.38)(-16.56)L.Size0.692***-0.057***0.678***0.695***0.695***0.697***(61.53)(-27.62)(59.60)(61.21)(56.47)(58.30)L.Age-0.010***0.028***-0.000-0.010***-0.010***-0.010***(-5.09)(71.11)(-0.10)(-5.09)(-4.91)(-4.98)L.Dual0.041*0.021***0.043*0.040*0.037*0.039*(1.84)(5.46)(1.94)(1.83)(1.69)(1.76)L.Rind0.454**-0.120***0.408**0.452**0.434**0.442**(2.42)(-3.77)(2.17)(2.41)(2.31)(2.35)Constant-13.247***4.528***-12.011***-13.315***-13.347***-13.377***(-54.21)(103.98)(-36.99)(-53.99)(-50.72)(-51.97)YEAR/INDYESYESYESYESYESYESObservations15 35215 35215 35215 35215 35215 352r2_a0.3160.8950.3170.3190.3190.320F376.7873.0372.1355.5361.5360.1
在此基础上,加入战略差异度与财务柔性的交叉项并对财务柔性的调节作用加以检验。战略差异度与现金柔性、债务柔性、总柔性的交叉项回归系数分别为1.190、2.256、1.271,均在1%水平上显著,说明3类财务柔性均可缓解战略差异度对企业创新绩效的负向影响。
综上可知,财务柔性能够缓解战略差异度对企业创新绩效的抑制作用,假设H2得到验证。
股权激励计划作为高管激励机制,可促使其意识到财务柔性的重要性。在财务柔性培养方面,股票期权和限制性股票在行权时可以使企业获得数额较大的现金流入,从而成为企业缓解外部融资约束的有效替代途径。此外,授予股权方式能够促使高管行为暴露在公司层面的风险中,进而帮助企业维持较低水平的财务杠杆[32]。在财务柔性利用方面,股权激励能够有效降低企业代理成本,从而提高财务资源配置效率。在第一类代理成本层面,各种形式的股权激励计划作为反收购机制,能够通过对高管赋权降低企业被收购风险,进而缓解因高管短视行为和环境不确定性带来的无效投资问题(吕长江等,2009)。此外,股票期权形式的股权激励能够降低高管人员对风险的厌恶水平,帮助企业提高资金利用效率,使其专注于长期价值提升。在第二类代理成本层面,股权激励能够有效缓解“隧道挖掘”、侵蚀资产等问题,从而降低企业代理成本。高管人员通过持股加入公司中小股东的行列,在一定程度上可以代表中小股东的利益。因此,当大股东试图侵蚀公司利益时,高管与其合谋的意愿降低,有利于企业留存资金资源以开展研发活动。基于以上分析,本文认为,财务柔性的调节作用在股权激励水平较高的企业中更为显著。
由于控股股东治理机制差异,不同产权性质企业对财务柔性的需求程度与培育能力也有所不同。
(1)非国有企业财务柔性需求更为强烈。一方面,非国有企业不易获得政府背书,不具备天然融资优势;另一方面,出于资产安全性的考虑,银行倾向于借贷给规模和信用水平更高的国有企业,因而非国有企业易遭受“所有制歧视”。因此,对非国有企业而言,财务柔性培育至关重要。
(2)非国有企业对财务柔性的运用更为高效。相较于国有企业,由于存在融资约束,非国有企业必须更为合理地配置财务资源。首先,非国有企业对创新项目的选择更为谨慎、高效,可以将有限的资金高效配置到具有可行性的创新项目中,而国有企业由于存在所有者缺位和监管激励机制缺失等问题,其创新投资效率较低[33]。其次,非国有企业对创新投资机会的把握更为精准。在国有企业中,“政治关联身份”使其需要承担更多政策性任务。再次,非国有企业对于创新投资的风险控制更为敏感,危机意识更强。在成长期,非国有企业常常引入风险投资,由于自身意识更强,更有可能积极配合风险投资机构,从而有效实施既定创新绩效目标。因此,对变革期非国有企业而言,财务柔性培育和运用更为关键。本文认为,财务柔性的调节作用在非国有企业中更为显著。
为了检验以上假设,按照式(8)～(10)对总样本进行分组,以进一步检验财务柔性在股权激励异质性和产权异质性情景下对创新绩效的调节作用。结果显示:在高股权激励企业中,现金柔性、债务柔性、总柔性交叉项的回归系数分别为1.760、3.118、1.727,均在1%水平上显著;在低股权激励企业中,现金柔性交叉项的回归系数为0.516且不显著,债务柔性和总柔性交叉项的回归系数为1.468、0.783且均在1%水平上显著。由此可见,高股权激励下财务柔性的调节作用更为显著,而且其显著性差异主要表现在现金柔性方面(见表5)。
表5 多元回归结果进一步讨论
Tab.5 Further discussion of results of multiple regression
变量IP(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)(11)(12)L.DS-0.488***-0.591***-0.558***-0.569***-0.545***-0.547***-0.699***-0.643***-0.668***-0.475***-0.541***-0.519***(-9.23)(-10.97)(-10.46)(-12.51)(-12.07)(-12.04)(-12.41)(-11.43)(-11.76)(-10.93)(-12.15)(-11.77)L.DS_CFF1.760***0.516-0.1361.640***(4.99)(1.46)(-0.28)(5.45)L.DS_DFF3.118***1.468***1.446***2.525***(8.85)(4.27)(3.15)(8.62)L.DS_TFF1.727***0.783***0.509*1.486***(4.53)(3.60)(1.73)(8.30)CONTROLSYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYEAR/INDYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESYESObservations7 5667 5667 5667 7867 7867 7865 3785 3785 3789 9749 9749 974r2_a0.3460.3500.3490.5020.5020.5020.5480.5480.5480.3540.3570.357F136.9137.2137.2238.2241.7240.5227.9231.7229.3164.7168.0167.3
按照产权性质在对总样本进行分组检验后,结果显示:在国有企业中,现金柔性交叉项的回归系数为-0.316且不显著,债务柔性交叉项的回归系数为1.466且在1%水平上显著,总柔性交叉项的回归系数为0.509且在10%水平上显著;在非国有企业中,现金柔性、债务柔性、总柔性交叉项的回归系数分别为1.640、2.525、1.486,均在1%水平上显著。由此可见,财务柔性的调节作用在非国有企业中更显著(见表5)。
为了验证实证结果的稳健性,本文采用替换研究模型、被解释变量、调节变量,以及将模型滞后两期处理等方式进行检验。
(1)替换研究模型。在发明专利申请数加1的基础上取自然对数对创新绩效加以衡量,在对被解释变量进行统计分析时发现,超过10%的被解释变量数值为零。因此,采用Tobit模型替换原有模型进行稳健性检验。结果显示:在克服截取数据对实验的影响后,战略差异度对创新绩效影响的回归系数为-0.768,在1%水平上显著;战略差异度与总柔性的交叉项系数为1.554且在1%水平上显著;高股权激励组财务柔性的调节效应在1%水平上显著,而低股权激励组仅在5%水平上显著;财务柔性在国有企业组的调节作用并不显著,而在非国有企业组在1%水平上显著。综上,本文全部结论仍然成立(见表6)。
表6 替换研究模型的稳健性检验结果
Tab.6 Regression results of substituted model's robustness test
(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)变量IPSAIPIPIPIPIPIPL.DS-0.768***-0.030***-0.775***-0.776***-0.698***-0.869***-1.002***-0.740***(-17.72)(-5.16)(-17.88)(-17.86)(-11.31)(-13.19)(-11.70)(-14.03)L.SA-0.291***(-4.08)L.DS_TFF1.554***2.003***0.805**-0.1071.893***(7.83)(8.02)(2.36)(-0.22)(8.62)CONTROLSYESYESYESYESYESYESYESYESYEAR/INDYESYESYESYESYESYESYESYESObservations15 35215 35215 35215 3527 5667 7865 3789 974
(2)替换被解释变量。在发明专利申请数的基础上加入实用新型专利申请数与外观设计专利申请数对创新绩效进行衡量(记作IP1)。结果显示:战略差异度对创新绩效影响的回归系数为-0.736且在1%水平上显著;战略差异度与总柔性的交叉项回归系数为1.251且在1%水平上显著;低股权激励组的现金柔性显著性水平远低于高股权激励组;财务柔性在国有企业组的调节作用仅在10%水平上显著,而在非国有企业组在1%水平上显著。综上,本文全部结论依然成立(见表7)。
表7 替换被解释变量的稳健性检验结果
Tab.7 Robustness test regression results of substituted dependent variables
(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)变量IP1SAIP1IP1IP1IP1IP1IP1L.DS-0.736***-0.030***-0.745***-0.736***-0.720***-0.718***-0.803***-0.730***(-19.93)(-4.96)(-20.16)(-19.76)(-12.51)(-14.30)(-13.12)(-15.16)L.SA-0.315***(-5.43)L.DS_CFF1.020***0.740*(2.71)(1.90)L.DS_TFF1.251***0.605*1.200***(5.75)(1.90)(6.25)CONTROLSYESYESYESYESYESYESYESYESYEAR/INDYESYESYESYESYESYESYESYESObservations15 35215 35215 35215 3527 5667 7865 3789 974r2_a0.4830.6110.4840.4840.4150.5370.5790.424F461.2873.0454.6438.9186.4289.0261.5220.9
(3)为解决部分内生性问题,将所用解释变量作滞后两期处理,以避免时间效应的影响。结果显示:战略差异度对创新绩效影响的回归系数为-0.481且在1%水平上显著;战略差异度与总柔性的交叉项回归系数为1.214且在1%水平上显著;高股权激励组的财务柔性均在1%水平上显著,而低股权激励组的现金柔性不显著;财务柔性在国有企业组的调节作用并不显著,而非国有企业组在1%水平上显著。综上,结果仍与原模型保持一致(见表8)。
表8 滞后两期的稳健性检验结果
Tab.8 Regression results of robustness test with two lag periods
(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)变量IPSAIPIPIPIPIPIPL2.DS-0.481***-0.024***-0.500***-0.490***-0.529***-0.482***-0.573***-0.494***(-12.48)(-3.49)(-13.00)(-12.62)(-8.60)(-9.45)(-8.65)(-9.92)L2.SA-0.872***(-7.90)L2.DS_CFF2.640***0.399(5.58)(0.97)L2.DS_TFF1.214***0.5072.184***(7.27)(1.54)(4.89)CONTROLSYESYESYESYESYESYESYESYESYEAR/INDYESYESYESYESYESYESYESYESObservations12 31512 31512 31512 3155 9016 4144 2517 871r2_a0.4240.6530.4270.4260.3310.4960.5530.347F309.7862.4317.8294.6123.1209.1196.5135.2
本文基于2012-2019年中国A股上市公司数据,考察战略差异度对企业创新绩效的影响。结果表明,上市公司战略差异度负向影响企业创新绩效。进一步分析发现,可能成因是战略差异度提升会加剧企业融资约束,而财务资源匮乏会导致企业无法实现既定创新目标,错失发展机遇。这一过程中,财务柔性能够缓解战略差异度对企业创新绩效的抑制作用。进一步研究发现,财务柔性的预防功能可以帮助企业抵御创新风险;财务柔性的利用功能可以帮助企业觅得合适的创新机会,从而提高自身创新绩效。因此,财务柔性是创新绩效提高的关键。
作为财务柔性培育的有效路径,股权激励计划能够强化财务柔性在企业战略差异度与创新绩效关系中的调节作用。股权激励计划通过降低第一、二类代理成本,缓解企业融资约束,使企业财务柔性的作用得以高效发挥。在企业产权性质存在差异的情境下,企业财务柔性的调节效果也会有所不同。由于国有企业存在政治关联,融资约束对其创新绩效的影响较弱。由于存在“所有制歧视”等融资约束,非国有企业获取财务资源的难度较大。因此,非国有企业若想提升战略差异度,则需要培育财务柔性,从而缓解战略差异度提升对创新活动的抑制作用。
(1)企业要适时对战略进行动态调整以缓解战略与内外部风险间的冲突。本文实证结果显示,提升战略差异度会带来风险和不确定性,导致融资约束加剧,从而抑制企业创新绩效水平提升。首先,企业要准确评估自身风险,对内外部环境进行全方位、多角度分析,选择与现有发展水平相匹配的战略目标。其次,在战略目标制定后,细化战略信息评价指标体系,制定阶段化战略实施考察表,定期向利益相关各方报告企业战略实施情况,并向社会公众披露有关信息,以降低战略差异度带来的经营风险,从而缓解信息不对称和代理成本问题。最后,企业应综合考察既定战略目标实施情况与当期经营绩效水平[9],建立战略—经营预警机制,并根据实际情况确定战略—经营承受点。当企业战略实施情况较差或短期业绩下降显著时,应及时对战略目标进行动态调整,在确保正常经营的情况下,循序渐进地调整战略目标并定期监控,实现战略行为与创新能力协调共进。
(2)企业要积极培养财务柔性,平稳提升自身创新绩效。财务柔性能够缓解战略差异度对企业创新绩效的负向影响。首先,企业内部要提高财务柔性储备意识,认识到财务柔性的重要性,通过树立良好的商业信誉、拓展融资渠道、加强集团内部资本市场建设等方式,有意识地培养和提升企业财务柔性。其次,企业可以推行股权激励计划,进一步释放财务柔性的潜力。实施股权激励计划能够有效缓解企业代理成本问题,增强企业财务柔性。实证研究发现,高股权激励企业,其现金柔性水平高于低股权激励企业,说明运用股权激励在一定程度上能够提升企业留存资金的运用效率。通过对企业高管发放股票期权、限制性股票、现金股票增值权等方式可以降低代理成本,增强高管对企业的归属感,从而提升企业资金利用效率。值得注意的是,如果股权激励以有偿行权的形式发放,那么在行权日企业可以对内出售股票,从而短时间内一次性获取大量现金流入。最后,企业可以通过提升综合治理水平,提高自身财务柔性水平。在此方面,完善内部控制制度、提高被关注度、提升会计信息质量以及采取高质量外部审计不失为有效的选择。
(3)国有企业和非国有企业在提升战略差异度方面采取的策略应有所差别。实证结果显示,财务柔性对国有企业的调节作用并不显著,可能是由于银行等金融机构对国有企业的借贷条件较为宽松所致。因此,财务资源丰富的国有企业在战略决策时会更加激进,不断扩展产业边界,实现跨越式发展。为了实现财务资源高效配置,国有企业在战略实施期间应格外关注资金流向并对其加强监管。合理地利用财务资源可以有效解决长期困扰国有企业的所有者缺位和资源冗余问题。对于非国有企业而言,其在制定战略决策目标时,需要充分考虑融资约束对企业经营的影响。为了缓解资金对非国有企业发展的约束,政府在制定相关政策时可以进行如下考虑:一方面,各级政府应有序推进市场化改革和资本市场开放,放宽市场准入标准,构建多层次资本市场体系,为非国有企业提供长效融资支持;另一方面,政府可以通过设立民企技术创新专用贷款风险补偿基金[33]、完善创新项目融资担保机制、发放政府补贴、放宽传统金融机构对非国有企业的借贷条件、一定期限内降低非国有企业所得税和员工个人所得税等方式,缓解非国有企业短期融资压力。
(1)本文仅从融资约束角度研究战略差异度对企业创新绩效的作用机制和路径,而企业内部控制情况、战略设计的科学性、企业家精神等因素均可能是影响战略差异度与企业创新绩效间关系的重要路径,因而需要对其作进一步研究。
(2)本文仅就代理成本中的股权激励异质性、财务风险中的产权异质性对财务柔性的调节作用进行分析,但信息不对称也是影响财务柔性调节效果的重要因素,不同企业的信息传播、受众感知等方面都是值得进一步研究的领域。
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