信息透明度、商業信用融資與創新投入

張曉盈， 丁 萍

(江西師范大學 財政金融學院，江西 南昌 330022)

一、引言

當前，我國的經濟發展已經邁進了一個新的發展階段。經濟建設不再是執著于追求高速增長，而是轉為追求高質量發展。中共十九大報告中強調要堅定實施創新驅動發展戰略，將建設成為一個創新型國家作為我國目前的發展目標。由此可見，要想不斷提高我國經濟發展的創新力和競爭力并拓寬我國經濟發展的道路，就要促進企業開展創新活動，促進企業提升創新投入。因此，探尋影響企業創新投入的影響因素與相關路徑就具有重要理論意義與現實意義。

企業的創新活動與其他生產投資活動不同，涉及多方要素的前期投入，并且過程復雜，產生的結果也具有不可預測性，從而使得創新活動具有較大的風險(顧群和翟淑萍，2013)[1]。這些高額的前期投入和沉淀成本是企業創新活動的兩大特征，就意味著企業創新投入對資金的需求不能僅僅依靠內部融資，企業能否開展創新活動的關鍵因素是其能否獲得一定的外部融資(張杰，2012)[2]。但是由于外部投資者與企業之間不可避免地會存在信息不對稱的問題，會給企業帶來較為高昂的外部融資成本，從而形成相應的融資約束問題(Jensen，1999)[3]。當前，我國企業的外部融資方式有權益融資、債權融資以及商業信用融資。由于我國金融市場有待完善，權益融資往往伴隨著較高的門檻和資本成本；而債權融資雖然是多數企業的主要外部融資方式，但由于其不可避免地會疊加企業的財務風險，使得較高的籌資額度難以實現(馮南平等，2021)[4]。而隨著我國經濟的不斷發展，企業對商業信用融資的重視程度不斷提升，商業信用融資在企業的外部融資方式中的地位不斷提升(袁衛秋和汪立靜，2016)[5]。信息透明度作為衡量一個企業信息披露質量的主要工具，能緩解企業與外部相關者間的信息不對稱，及時傳達企業良好的財務情況，增強外部相關者信心，降低外部融資成本(陳莉，2017)[6]。因此，從企業的商業信用融資方式入手，探尋信息透明度能否通過商業信用融資這個路徑來影響企業創新投入，從而促進企業合理配置相應的資本來促進創新活動的開展。

運用2007—2020年中國深圳交易所上市公司的數據，基于上述問題進行實證分析，結果發現：(1)信息透明度與企業的創新投入顯著正相關；(2)商業信用融資是企業信息透明度促進創新投入的有效途徑；(3)區分不同的企業性質與負債程度，商業信用融資的中介作用顯著存在于民營企業，且擁有高負債率企業的商業信用融資更能發揮其在信息透明度與創新活動的中介作用。

本文的主要貢獻體現在兩個方面：首先，豐富了信息透明度與企業創新投入的相關研究，有助于促進企業開展創新活動；其次，從企業的商業信用融資的角度入手，探尋出信息透明度影響創新投入的新作用路徑，這有助于企業更好地發揮有效資本對企業創新活動的激勵作用，同時對建設成為創新型國家具有一定的啟示意義。

二、理論基礎與研究假設

(一)信息透明度與企業創新投入

創新是促進企業保持競爭力的必要手段，而創新投入無疑是企業創新的重要組成部分。投入大量的資金才能確保企業創新活動的正常運轉，而企業創新投入與產出均是不具有抵押價值的無形資產(孫宋芝和徐涵；2021)[7]。對此，外部相關者就會要求相應的風險溢價來達到保護自身利益的目的(Myers S C & Majluf N S，1984)[8]。這就使得企業創新活動的開展容易受到融資約束，而影響該問題的主要原因是資本市場存在信息不對稱的問題(徐良果，2020)[9]。信息披露則能夠視為一種與外部相關者相互關聯與溝通的方式。其可以降低外部相關者與企業內部的信息不對稱程度，幫助外部相關者提升對企業的正確估值，從而提升出資意愿，為企業開展創新活動提供資金支持(雷新途和溫卿云，2021)[10]。而且提升信息透明度可以有效降低外部資金流入企業的成本，從而在一定程度上能夠起到緩解企業創新投入不足的作用(袁東任和汪瑋，2015)[11]。故而，基于企業創新活動的資金來源角度，提升企業的信息透明度，有利于緩解企業與其外部相關者的信息不對稱問題，緩解企業的融資約束，保證企業創新投入的資金來源。

信息不對稱的問題同樣也廣泛存在于內部的委托代理關系中。由于現代企業實行兩權相分離的經營模式，一定程度上就形成代理問題。管理者并不一定會從股東的實際利益出發，去從事相應的活動來實現股東利益最大化，由于創新活動往往有著較高的失敗率，管理層往往不傾向于冒險性投資于具有長期性特征的創新研發項目(Holmstrom，1989；Visintin & Tylecote，2003)[12-13]。企業的創新活動具有前期投入的成本高、中間的生產周期長以及伴隨著相應的風險較高等特點，這些都會使得企業的管理者往往出于內外信息不對稱、研發項目的風險評估以及維護自身利益的考量，作出與出資人價值取向相背離的決策(胥朝陽和趙曉陽，2019)[14]。但信息透明度的提高能夠顯著提升管理層對風險的容忍程度，進而在一定程度上起到促進企業創新投資強度的作用(陳紅等，2021)[15]。同時，創新活動往往會伴隨著道德風險和逆向選擇的問題，研發產出存在一定的滯后性，其之后的市場收益也會存在不確定性，這就導致管理層有時會不傾向于開展創新活動(鐘宇翔等，2017)[16]。而提升信息透明度有利于緩解創新過程中的代理沖突，對經理人的創新行為進行有效監督，在一定程度上可以提高創新投入資本的配置效率(王可第，2021)[17]。由此可見，提升企業信息透明度，意味著在一定程度上加強了企業所有者對企業管理者的激勵和監管，促使企業管理者注重企業內在價值的提升，減少企業管理者在做出相關經營決策時僅追求個人私利而忽略企業長遠發展的行為。故而，提出假設1：

H1：企業的信息透明度可以有效促進企業創新投入。

(二)信息透明度、商業信用融資與創新投入

企業開展創新活動面臨的主要問題就是資金問題，而提升信息透明度可以緩解信息不對稱的問題，使得企業獲得更多的外部融資，促進企業開展創新活動。在我國，目前債權融資雖然是企業主要的外部融資來源，但是由于創新活動具有一定的風險性，從而相關的金融機構對于企業的研發資金的需求會表現得更加謹慎，會存在更為嚴重的信貸歧視(梅丹和程明，2021)[18]；而股權融資的門檻較高，企業創新活動與外部形成的信息不對稱問題會使得企業的權益融資成本上升(Li，2011)[19]。同時我國金融市場不夠完善，使得在證券市場和信貸市場上提供的融資無法滿足大多數企業的需求，就讓商業信用融資在我國企業的融資結構中占據一定的地位(劉慧芬，2017)[20]。商業信用融資可以看作是傳統信貸的有效補充，是一種緩解融資約束的有效途徑。大部分企業的內部資金都會被用于日常生產經營活動，商業信用融資則是存在于企業買賣商品之間，可以看作是基于商品形式而提供的信用借貸行為，對企業而言，其相當于一項短期融資(石曉軍和張順明，2010)[21]。企業商業信用涵蓋著來自于相關供應商的應付票據、應付賬款及包含著相關客戶的預收賬款。當企業面臨融資約束時，債券融資與權益融資因具有復雜的審批手續以及較長的批準周期，不能便利地構成企業的外部融資方式，所以商業信用融資則成為企業的主要資金來源(于波和崔永強2020)[22]。由于市場不是完全有效的，企業創新活動的開展，不可避免地會受到融資約束的影響，此時借助商業信用資源可以緩解一定的融資約束，為企業的創新活動提供相應的資金。企業在降低信息不對稱程度時，有助于上下游企業更好地識別企業發展的潛力及風險，加強雙方之間的信任程度，從而使得企業更容易與相關的供應商建立信任機制，獲取更多商業信用資源(袁衛秋和汪立靜(2016)[23]。基于以上分析，提出假設2：

H2：信息透明度通過商業信用融資影響企業的創新投入。

三、研究設計

(一)樣本與數據

選自2007—2020年深圳交易所上市公司的財務數據，剔除了ST和ST*股、金融類以及數據缺失的樣本。手工收集了深交所的信息披露考評結果，其他相關的財務數據來自CSMAR數據庫，并且對所有的連續變量進行了縮尾處理(1%～99%)，所有數據均在Stata15.0中處理。

(二)主要變量的定義

1.被解釋變量。選取企業的創新投入為被解釋變量，參照解維敏和方紅星(2011)[24]，采用t+1年企業的研發投入與期末總資產的百分比來衡量。

2.解釋變量。參照辛清泉等(2014)提出的模型[25]，構造信息透明度綜合指標(Trans)。這項指標由盈余質量(DD)、信息透明度披露考評分(Dscore)、分析師人數(Analyst)、分析師預測準確性(Accuracy)、審計師(Big4)等5個方面構成。參照鄭軍等(2011)[26]，商業信用融資(TC)用應付賬款、應付票據和預收款項之和與期末總資產的百分比來衡量。

具體變量說明如表1。

表1 變量定義表

(三)構建模型

為了驗證信息透明度是否可以有效提升企業創新投入，即驗證假設1，構建模型(1)，如下所示：

RDi，t+1=α0+α1Transi，t+α2Roai，t+α3Sizei，t+α4Levi，t+α5Cashflowi，t+α6ListAgei，t+α7ARi，t+

α8Opei，t+α9Top1i，t+∑YEAR+∑Industry+ε

(1)

其中，RDi，t+1是衡量i企業在第t+1年的創新投入水平，Transi，t是衡量i企業在t年的信息透明度。如果假設1能夠成立，那么此時模型(1)中的α1應該是顯著為正。

為了驗證假設2，運用逐步因果法，建立模型(2)—(3)，如下所示：

TCi，t=α0+α1Transi，t+α2Roai，t+α3Sizei，t+α4Levi，t+α5Cashflowi，t+α6ListAgei，t+α7ARi，t+

α8Opei，t+α9Top1i，t+∑YEAR+∑Industry+ε

(2)

RDi，t+1=α0+α1Transi，t+α2TCi，t+α3Roai，t+α4Sizei，t+α5Levi，t+α6Cashflowi，t+α7ListAgei，t+

α8ARi，t+α9Opei，t+α9Top1i，t+∑YEAR+∑Industry+ε

(3)

采用逐步因果法來進行中介效應檢驗。回歸的結果在同時滿足模型(1)與模型(2)中的α1都是顯著的基礎上，當模型(3)中的α1與α2顯著，且模型(3)中的α1的值小于模型(1)中的α1，并通過Sobel 檢驗，此時為部分中介效應；當模型(3)中的α2顯著但α1不顯著，且通過Sobel 檢驗，此時為完全中介效應成立。

四、實證結果

(一)描述性統計與相關性分析

從表2中的描述性統計結果可知，企業的創新投入(RD)最大值為10.6%，而最小值只有0.03%，反映出不同企業間還是存在一定的差距，而其均值是2.48%，說明企業的創新投入水平整體是偏低的。信息透明度綜合指標(Trans)最大值是0.7240，最小值是0.0200，均值是0.3300，從其平均值來看，大部分企業都比較重視其信息披露的質量。商業信用融資(TC)的平均值為 14.9%，說明現階段TC已經為企業普遍使用。從盈利能力(ROA)與營業收入率(Ope)的兩個最值數據可以看出，不同企業之間資產盈利能力有較大的的差距。商業信用供給 AR 的平均值為 18.00%，在一定程度上反映了我國企業的商業信用供給在總資產中占據了一定比例。

表3所展示的是Person系數矩陣。從該矩陣中所展示的結果可見：絕大部分變量之間的相關系數都小于0.8，說明這些變量之間不存在多重共線性問題。企業信息透明度的綜合性指標(Trans)與企業創新投入(RD)之間顯著正相關，相關系數是0.136，且信息透明度的綜合性指標的5個構成指標與創新投入(RD)之間也是正相關關系，以上的相關系數結果可以初步支持研究假設1。

表3 相關系數矩陣

(二)相關研究假設的檢驗

1.研究假設H1的檢驗。表4的結果顯示了對H1的檢驗結果。列(1)是信息透明度綜合指標(Trans)對于企業的創新投入(RD)的回歸結果。而列(2)—(6)是5個相關的信息透明度指標分別關于RD的回歸結果。列(1)的Trans的回歸系數是0.0196，顯著為正。列(2)—(6)的5個相關的信息透明度指標與都與企業的創新投入之間呈顯著的正相關關系。綜合以上的分析可知，信息透明度對企業的創新投入有顯著的促進作用，支持假設1。

表4 信息透明度對企業創新投入的影響研究

2.研究假設H2的檢驗。表5的結果顯示了對H2的檢驗結果。列(1)是模型(2)的回歸結果，其Trans前的系數(0.0231)顯著為正；列(2)是模型(3)的回歸結果，其TC前的系數(0.0181)顯著為正，Trans前的系數(0.0192)顯著為正。結合模型(1)的回歸結果，此處Trans前的系數(0.0192)小于模型(1)中的Trans的系數(0.0196)，說明商業信用融資起到了部分中介的作用。

表5 信息透明度通過商業信用融資影響創新投入

同時表6顯示了sobel檢驗，其所對應的P值小于0.05，說明該模型通過了sobel檢驗，也即中介效應成立。根據以上分析，可以得到信息透明度可以通過商業信用融資的路徑來提升企業的創新投入，符合H2的假設。

表6 sobel 檢驗結果

(三)進一步研究

不同企業之間會存在一定的異質性，這就可能會導致商業信用融資在企業信息透明度影響創新投入發揮的中介效應存在差異。

1.從不同的所有權出發，國有上市企業能從金融機構獲得更多的融資幫助(江偉和李斌，2006)[27]。因此，商業信用融資在民營企業中能發揮更大的作用，更能緩解其中的融資約束問題。

2.從不同的負債水平出發，企業的負債水平較高意味著其財務風險也較高，使得企業較難獲得相應銀行信貸的幫助，此時就更能凸顯企業的商業信用資源的重要性。

因此，本文按照以上差異對企業進行了相應的分組，得到的回歸分析結果如表7與表8所示。

表7 不同產權性質企業商業信用融資的中介作用

如表7的回歸結果所示，企業的信息透明度(Trans)對創新投入(RD)的促進作用在兩種產權性質的企業中都是顯著正相關。進一步觀測商業信用融資(TC)的中介作用，發現在民營企業中，TC與Trans之間的回歸系數是0.0266，是顯著存在；但在國有企業中，TC與Trans之間的回歸系數并不顯著存在。因此，基于上文采用的中介效應檢驗原理，表明在民營企業中，商業信用融資能夠在企業的信息透明度與創新投入之間發揮顯著的中介作用。

如表8的回歸結果所示，企業的信息透明度(Trans)對創新投入(RD)的促進作用在高資產負債率企業和低資產負債率企業中都顯著存在，但是商業信用融資(TC)在兩者中的中介效果存在差異。在高于平均負債水平企業的樣本組中，TC與Trans之間的系數為0.0530，在1%的水平下顯著；在低于平均負債水平企業的樣本組中，TC與信息透明度Trans之間的系數為0.0109，在5%的水平下顯著。因此，在高負債率的企業中，商業信用融資(TC)可以發揮更加顯著的中介作用。

表8 不同負債水平下企業商業信用融資的中介作用

五、穩健性檢驗

(一)內生性問題

內生性問題主要是由于雙向因果偏差、遺漏變量偏差以及樣本選擇偏差。在回歸模型中選取的被解釋變量是t+1年的企業創新投入以及回歸模型使用了固定效應，在一定程度上可以緩解前兩種原因帶來的問題。故而本文接下來采用psm(傾向匹配得分)來規避在樣本選擇上會存在偏差的問題。

在樣本選擇時，實際采用的數據往往會缺乏隨機性，這樣就會造成樣本選擇上有一定的偏差，故選用psm來克服這種問題。將信息透明度(Trans)平均數作為分組依據，生成信息透明度(Trans)在平均數以上的PSMTrans=1為處理組，生成信息透明度(Trans)在平均數以下的PSMTrans=0為控制組，然后隨機抽取樣本，進行傾向匹配得分處理。由于psm要求匹配后的兩組企業在匹配變量上不存在顯著差異。故而，在stata中用pstest進行相關的平衡性檢驗，來查看匹配效果是否較好地平衡了數據，同時繪制相關的圖表。

表9表明因變量(RD)、處理變量(PSMTrans)以及匹配后各項協變量的標準誤差的絕對值都小于10%(小于20%)，通過了平衡性檢驗。圖1以散點圖的形式展現了絕大部分數據標準誤差的絕對值變小了，圖2以直方圖的形式展現了絕大多數樣本都匹配了，以上結果均說明說明匹配的結果較好。

表9 平衡性檢驗

圖1 平衡性檢驗散點圖 圖2 平衡性檢驗直方圖

表10是psm的處理效應的結果。通過最近鄰匹配，可以看出其ATT的平均處理效應是0.000507971，對應的T值是10.2，在1%的水平下顯著，故而信息透明度的提升可以有效促進企業創新投入。此外，同時采用半徑匹配和核匹配來驗證，得到的結果一致。

表10 傾向匹配得分處理效應

(二)其他穩健性檢驗

為了進一步提升回歸結果的穩健性，對主回歸又進行了進一步檢驗，主要包括對企業的創新投入進行重新定義以及進一步增加相應的控制變量。

不同度量方式可能會對結論造成一定的影響，因此將企業的創新投入用企業t+1年的研發投入除以營業收入來衡量，再一次研究信息透明度對創新投入的影響，回歸結果見表11。

表11 穩健性檢驗回歸

最后，在本文已經控制公司規模、財務杠桿等干擾因素的基礎上，進一步增加總資產周轉率(Ato)、兩職合一(Indep)、大股東資金占用(Occupy)等相關影響因素，得到表12，其得到的結論與本文的主回歸結果是一致的。

表12 穩健性回歸

六、結論與啟示

創新作為一個國家經濟發展的重要驅動力，一定離不開企業對創新活動的積極投入，而信息披露作為企業與外部相關者的重要溝通方式，在一定程度上可以幫助企業緩解信息不對稱問題，同時促進市場優化相應的資源配置。利用2007—2020年深圳交易所上市公司的財務數據，實證研究了企業信息透明度與創新投入的相關性，并且將企業的商業信用融資引入，從中揭示信息透明度促進創新投入的新路徑。本文得出的主要結論是：(1)企業的信息透明度對創新投入具有顯著的促進作用；(2)商業信用融資是信息透明度影響創新投入的影響路徑；(3)商業信用融資在民營企業和高資產負債率的企業中發揮更加顯著的中介效應。

目前我國經濟轉型在不斷地推進，本文的研究結論對企業管理者以及政策制定者具有一定啟示作用。首先，伴隨著外部相關者對企業信息披露質量越來越重視，企業應該更加注重提升企業信息透明度，發揮出其對企業創新活動的促進作用。其次，商業信用融資作為對傳統信貸模式的有效補充，可以為企業的創新活動提供一定資金，企業要重視合理分配商業信用資源，發揮其對企業創新活動的促進作用，尤其是針對民營企業和高負債率的企業開展創新活動，能發揮更大的效用。再次，對于監管機構來說，要繼續優化信息披露制度，合理優化相關法律法規，進一步促進企業提升其信息透明度，同時也要注重對商業信用市場的規范，激發其最大的資源配置效率，助力企業的創新活動。