企業集團現金分散配置能提升創新產出嗎？
——基于創新動機和創新效率的雙重視角

王亮亮 陳明儀 阮語

(東南大學經濟管理學院，江蘇 南京 211189)

一、引言

創新不僅是企業獲取競爭優勢的重要方式，更是推動經濟增長的重要內生變量。在面對新一輪科技革命和產業變革的新形勢下，黨的十九屆五中全會明確指出：“要深入實施創新驅動發展戰略，完善國家創新體系，提升企業技術創新能力，強化企業創新主體地位。”伴隨著經濟發展和貿易全球化，集團化經營的組織形式日益壯大，其創新能力逐漸成為國家創新體系中不可或缺的重要組成部分(Belenzon and Berkovitz，2010；譚洪濤和陳瑤，2019)[2][46]。

與實務界相比，學術界對企業集團創新水平的相關研究較為有限?，F有文獻主要從集團整體的視角對創新產出的影響機制展開研究，發現企業集團(整體)的特征、內部治理機制以及外部發展環境等均是影響企業集團創新產出的重要因素(Chang et al.，2006；Hsieh et al.，2010；黃俊和陳信元，2011；蔡衛星等，2019；賈婧等，2021)[5][11][33][23][34]。然而，卻鮮有文獻嘗試打開企業集團內部運作的“黑箱”，深入剖析企業集團內部資源配置情況等對其創新活動的影響。

現金作為企業集團內部資源配置的核心對象(張會麗和吳有紅，2011)[58]，是影響創新活動最直接的因素(Schroth and Szalay，2010)[21]。那么，企業集團內部的現金資源配置是否會影響創新產出？隨著現金資源的分散化配置，創新產出又會發生何種變化？以創業板上市公司湯姆貓(300459)為例，其2016―2020年母公司現金資產(貨幣資金與交易性金融資產之和)在企業集團(合并報表)現金資產的占比逐年下降，所有子公司的現金資產占比由2016年的33%上升至2020年的90%以上。在企業集團內現金資源分布逐漸分散的趨勢下，湯姆貓的創新產出(專利申請數量)并非線性增長或下降，而呈現先上升后下降的非線性變化趨勢。這在一定程度上說明，對于企業集團而言，過度集中或者過度分散的現金分布策略都未必有利，創新產出與現金分布的關系亟待理論和經驗揭示。然而，現有關于企業集團內部現金資源配置對公司行為影響的研究主要集中在對非效率投資、金融化等方面(張會麗和陸正飛，2012；程新生等，2020；王瑤等，2021)[57][31][52]，關于企業集團內部的現金資源配置如何影響創新產出的文獻較少。

鑒于此，本文利用中國資本市場“雙重披露制”(同時披露合并財務報表與母公司財務報表)下企業集團內部資源配置難得的場景和機會，以A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了現金資源在企業集團內部的分布情況對于創新產出的影響。檢驗結果表明，現金資源在企業集團內部母子公司間的分散程度升高時，企業集團整體的創新產出呈現先上升后下降的倒U型趨勢。機制檢驗表明，當現金資源在企業集團內部母子公司間逐漸分散時，一方面，企業集團的創新動機逐漸降低；另一方面，企業集團的創新效率逐漸提高；在兩方面因素的共同作用下，企業集團的創新產出呈現倒U型的變化趨勢。進一步的拓展性分析還表明：(1)上述倒U型關系同時存在于企業集團的母公司、子公司中，但極值點存在差異；(2)按照企業集團內部子公司的設立方式分組，上述倒U型關系僅存在于包含并購子公司的樣本中；(3)企業集團內部控制質量越高，上述倒U型關系越陡峭。

本文的貢獻包括如下幾個方面：其一，豐富了企業集團創新產出影響因素方面的相關文獻。現有關于企業集團創新產出影響因素的研究大多從企業集團整體的視角展開，本文打開了企業集團內部運作的“黑箱”，考察了企業集團內部資源配置對于創新產出的影響，在一定程度上彌補了已有文獻的不足。其二，區別于以往文獻發現的線性關系結論(婁祝坤等，2019)[42]，本文不僅發現企業集團內部現金的分散配置與創新產出呈倒U型關系，同時還借鑒了Haans et al.(2016)[6]的分析框架，針對倒U型關系背后的成因和邏輯機理展開檢驗，相關分析思路和檢驗方法在現有實證文獻中還較為少見，對其他學者開展類似研究具有借鑒價值。其三，從創新產出的視角出發，進一步豐富了企業集團內部資源配置及其經濟后果的相關研究，不僅為企業集團內部資源配置對管理層行為的影響提供了新的證據，同時對企業集團內部資源配置的管理實踐具有重要的啟示意義。

二、理論分析與研究假設

不同于一般的投資行為，企業創新是一項投入大、周期長、不確定性強、失敗率高的戰略投資，正因為這些特點，如何提高企業的創新產出成為困擾理論界和實務界的共同難題?，F有研究表明，企業創新產出需要解決兩個關鍵難題：一是高風險、高投入等特性導致的管理層創新動機不足的問題(江軒宇等，2017)[35]，二是因缺乏與創新相關的知識與信息所造成的創新效率低下的困境(蔡衛星等，2019)[23]。這兩個問題不僅存在于獨立經營的企業中，也同樣存在于企業集團中，且在企業集團的場景下變得更加復雜。

作為現代企業的高級組織形式，企業集團通常由多個獨立法人組成，其內部關系錯綜復雜(Tarun and Yishay，2007)[22]，且集團中往往存在著內部資本市場，在強化內部資源配置方面發揮著重要作用(Alchian，1969)[1]。對于創新這種資金投入大、回報周期長的投資活動來說，如何高效配置企業集團內部的現金資源尤為重要。企業集團內部的現金分布狀況不僅直接決定了各成員企業財務資源的多寡程度，同時也體現了財務權力配置的集權/分權狀況(張會麗和吳有紅，2011)[58]，這些既關系到企業集團整體的創新(投入)動機，也會通過影響決策權與相關知識的匹配程度對創新效率產生影響。

其一，企業集團內部母子公司間的現金分布狀況直接影響創新動機的高低。企業集團內母子公司間通常存在委托代理關系，組織內向下授權會因為目標沖突而導致代理問題的出現(Jensen and Meckling，1995)[12]?，F金資源是一種極易被代理人隨意使用的資源(Myers and Rajan，1998)[20]，相比母公司，子公司受到的股東監督和社會監督更弱，因而在多層委托代理關系下，現金資源在子公司所產生的代理成本要高于母公司(王亮亮等，2021)[49]。當子公司持有較多現金資源時，其管理層財務自主權的提升可能導致企業集團整體表現出更為嚴重的機會主義行為，如在職消費、構建“商業帝國”等(Jensen and Meckling，1976)[13]。創新活動具有失敗率高、不確定性強等特點，往往難以迅速滿足管理層的私人利益(江軒宇等，2017)[35]。因此，相較于產品研發、技術升級等見效緩慢的競爭力投資，子公司管理層更傾向于在能夠快速獲得私人利益的項目上過度投資，如將大量資金配置在偏離主業經營、具有高收益的金融資產或房地產領域等(張會麗和陸正飛，2012；王瑤等，2021)[57][52]，這將大大減少企業集團可用于創新投入的財務資源，使得企業集團整體的創新動機被嚴重削弱。根據上述分析，本文提出如下研究假設：

H1a：企業集團內部母子公司間現金分布的分散程度越高，企業集團的創新動機越弱。

其二，企業集團內部母子公司間的現金分散程度也會對創新效率產生重要影響。Hayek(1945)[8]指出，組織的決策效率取決于決策權的分布與對決策起支撐作用的知識之間的匹配程度，當二者能夠有效結合時，組織效率能夠顯著提升。企業集團的創新活動是一項涉及大量專有知識的戰略決策，其高度不確定性等特征使得項目相關信息難以被解讀且傳遞成本較高，因此，創新效率的提升對于決策權配置有著更高的要求(Kumar and Langberg，2010)[15]。在企業集團內部，適應市場需求的創新活動對創新主體的專有知識要求較高，往往只有在業務一線的管理者才清楚地了解市場需求并知悉創新方向(譚洪濤和陳瑤，2019)[46]。因此，當企業集團內部母子公司間的現金分散程度越高時，子公司管理層的財務自主權越高，有助于進一步提升創新效率。一方面，他們距離市場更近并且掌握更多的專有知識，在面臨多種創新項目(路線)的選擇時，更有可能選擇最為有效的項目(路線)。相反，如果還需要將創新項目的信息反饋給更高層進行決策，由于專有知識與信息的傳遞存在摩擦，則有可能讓企業集團錯失掉“正確”的選擇。另一方面，對于好的創新投入項目，子公司管理層的財務自主權越高，可以越快速地把握住創新投資的時間點，從而“搶占先機”。由于創新活動往往要求管理層對市場環境變化具備快速識別和應變能力，在創新的戰場上率先將研發產品推向市場可以幫助企業享受“先行者優勢”(Laursen and Salter，2014)[16]，減少將創新項目的信息“向上”反映給更高層所導致的決策效率損失(Jensen and Meckling，1995；程德俊和孔繼紅，2002)[12][30]。因此，當企業集團內部母子公司間現金的分散程度越高時，創新活動的決策權與決策權所需的相關知識能夠更好地匹配，進而提升企業集團的創新效率。根據上述分析，本文提出如下假設：

H1b：企業集團內部母子公司間現金分布的分散程度越高，企業集團的創新效率越高。

企業集團的創新產出是由創新動機和創新效率二者共同決定的，即二者的乘積。在創新動機和創新效率兩種機制的共同作用下：當現金在母子公司間的分散性較低時，財務決策權高度集中在距離業務一線較遠的母公司手中，盡管這類資源配置策略可以防范子公司管理層機會主義動機導致的對創新投入積極性不高的問題，卻也同樣增加了企業集團內部信息傳遞的成本，導致創新活動決策權與所需專業知識之間匹配效率的損失(Hayek，1945；程德俊和孔繼紅，2002)[8][30]，最終使得企業集團面臨創新動機強烈但創新效率低下的問題；而當現金在母子公司間的分散性較高時，財務資源的分散配置提升了子公司管理層的財務自主權，可以減少企業集團內部信息傳遞過程中決策效率的損失，但這也進一步誘發了在多層次委托代理關系下子公司管理層的機會主義行為(Jensen and Meckling，1976)[13]，導致資源的扭曲配置與消耗，最終使得企業集團陷入創新效率高卻缺乏創新(投入)動機的困境。因此，企業集團內部母子公司間現金分布的過度集中或分散都將對企業集團的創新產出造成負面影響，而現金分布存在一個均衡點，采用適度的現金資源配置策略才能實現企業集團整體創新產出的最大化。另外，根據Haans et al.(2016)[6]的研究，倒U型關系的形成機制大致可以分為三類，其中一類主要關注兩種潛在關系的乘積作用，即變量Y由兩個因素A和B的乘積決定，即Y=A×B，此時，如果在自變量X的作用下，因素A、B分別與X呈現正向、負向的線性關系，那么Y與X將呈現先升后降的倒U型關系。根據該倒U型關系分析框架，企業集團內部現金分布的分散性與創新產出之間將呈現先上升后下降的倒U型關系，具體如圖1所示。根據上述分析，本文提出如下研究假設：

圖1 企業集團內部現金分散配置與創新產出的倒U型關系

H2：企業集團內部現金的分散配置與創新產出呈倒U型關系。

三、研究設計

(一)數據來源與樣本篩選

中國企業集團的內部資本市場具有層次性，包括企業集團總部與下屬上市公司之間，以及上市公司與其下屬子公司之間(魏明海和萬良勇，2006)[54]。考慮到本文的研究需要企業集團整體的創新產出數據和企業集團內部的現金分布數據，本文將研究的企業集團框定于上市公司及其控股子公司；在此基礎上，利用中國資本市場的“雙重披露制”提供的契機展開研究(陸正飛和張會麗，2010；Liu et al.，2018；王亮亮等，2021)[44][19][49]。2007年起中國上市公司執行新的《企業會計準則》，會計數據的口徑等由此發生了較大變化，與創新相關的研發會計處理及信息披露政策也出現了大幅調整，因此本文選擇2007年作為起始時間，實際利用的樣本區間為2007―2020年。由于專利申請等數據需要使用“未來一期”(t+1期)值，因此，初始樣本為2007―2019年A股所有上市公司。經過表1所示的篩選步驟，最終得到17850個“公司-年”觀測值。為了消除極端值的影響，對所有連續型變量分別在1%和99%水平上進行縮尾處理。本文所使用的專利申請數據來自于CNRDS數據庫，母公司報表數據及多元化數據來自于Wind數據庫，其余數據均來自于CSMAR數據庫。

表1 樣本選擇

(二)模型設計

為了檢驗假設H1a、H1b，即企業集團內部的現金分布對創新產出的內在影響機制，本文借鑒Branstetter(2006)[4]、魯桐和黨印(2014)[43]及譚洪濤和陳瑤(2019)[46]等研究的做法，構建如下模型(1)和(2)，分別檢驗子公司持現比例對企業集團創新動機和創新效率的影響：

為了進一步檢驗假設H2，即企業集團內部現金的分散配置對創新產出的影響，本文在機制檢驗模型(1)(2)的基礎上構建了如下模型(3)：

(三)變量定義

1.被解釋變量

一是創新動機(Rdi)。參考魯桐和黨印(2014)[43]等的做法，使用研發投入與銷售收入的比值進行衡量，數值越大代表創新動機越強。二是創新效率(Ie)。參考權小鋒和尹洪英(2017)[45]的做法，使用單位研發投入產生的專利申請數進行衡量，等于專利申請數加1后的自然對數與研發投入加1后的自然對數的比值，數值越大代表創新效率越高。三是創新產出(Apply)。遵循已有文獻的常用做法，使用專利申請總數作為創新產出的代理變量(Branstetter，2006；李云鶴等，2022)[4][40]；鑒于創新產出具有一定的時滯，使用t+1期的創新產出作為被解釋變量進行檢驗，相應地，模型(1)(2)中也使用第t+1期的創新動機和創新效率進行機制檢驗。另外，考慮到專利申請總數具有離散、非負的特征，且其方差與均值有明顯差異，因而針對模型(3)選擇負二項回歸進行檢驗(Hausman et al.，1984)[7]，模型(1)(2)為普通最小二乘法估計。

2.解釋變量

模型(1)(2)的解釋變量均為企業集團內部現金分布的分散性(Cashdis)，模型(3)的解釋變量為企業集團內部現金分布的分散性(Cashdis)及其平方項(sqCadis)。本文借鑒張會麗和陸正飛(2012)[57]的做法，使用子公司持現比例作為企業集團內部現金分布的分散性的代理變量，具體地：Cashdis=1-[母公司報表貨幣資金+母公司報表的交易性金融資產(包括衍生金融資產)]/[合并報表貨幣資金+合并報表交易性金融資產(包括衍生金融資產)]，數值越大，表示子公司的持現比例越高，即現金資源在企業集團內部的分布越分散；反之則越集中。

3.控制變量

參考張會麗和吳有紅(2011)[58]、曾春華和楊興全(2012)[24]、He and Tian(2013)[9]、吳偉偉和張天一(2021)[55]、譚洪濤和陳瑤(2019)[46]、焦躍華和孫源(2021)[36]等學者的做法，本文還選取企業集團的規模(Size)、資產負債率(Lev)、成長性(Growth)、經營活動現金流水平(Cf)、凈資產收益率(Roe)、資產有形性(Tang)、市場占有率(Ms)、多元化程度(Divsf)、年齡(Age)、董事會規模(Board)、獨立董事比例(Indep)、高管薪酬(Salary)、第一大股東持股比例(Top1)和產權性質虛擬變量(Soe)等作為控制變量。此外，模型(1)(2)和(3)均控制了年度(Year)和行業(Indus)固定效應。

具體的變量定義詳見表2。

表2 變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

變量的描述性統計結果如表3所示。企業集團的創新動機(Rdi)，即研發投入與銷售收入的比值最低接近于0，最高超過25%，可見企業集團的研發動機存在較為明顯的差異；創新效率(Ie)介于0～0.341，均值為0.175；企業集團的創新產出(Apply)，即專利申請總數最小值為0件，最大值達1185，標準差約為161，表明企業集團的專利申請總數存在較大差異，這為研究提供了一定的數據基礎。子公司持現比例(Cashdis)的均值為0.423，表明樣本中子公司持有的現金平均約占企業集團整體持有現金的42%左右，說明樣本中現金資源主要集中在母公司；子公司持現比例在不同樣本中也存在較大差異，最少占比不到1%，而最多則幾乎接近了100%。其余變量的均值和標準差均處于合理范圍內。

表3 變量的描述性統計結果

(二)多元回歸檢驗

1.企業集團內部現金分布的分散性對創新產出的影響機制

企業集團內部現金分布的分散性與創新產出的回歸結果如表4所示。列(1)中Cashdis的系數為負，且在10%水平下顯著，表明子公司持現比例的提高將顯著降低企業集團整體的創新動機，驗證了本文的假設H1a。而在列(3)中，Cashdis的系數為正，且在1%水平下顯著，表明子公司持現比例越高，企業集團整體的創新效率越強，驗證了本文的假設H1b。綜合上述結果可知，隨著企業集團內部母子公司間現金分布的逐漸分散，企業集團整體的創新動機不斷下降，而創新效率則不斷提升?；貧w結果與預期相符，為下文檢驗企業集團內部現金分散配置對創新產出的影響奠定了基礎。

表4 企業集團內部現金分布的分散性對創新產出的影響機制

2.企業集團內部現金分散配置對創新產出的影響

企業集團內部現金分散配置對創新產出影響的回歸結果如表5所示。其中被解釋變量為企業集團未來一期的創新產出(Apply)，列(1)(2)僅檢驗現金分布的分散性(Cashdis)的影響，列(3)(4)同時檢驗現金分布的分散性(Cashdis)和現金分布分散性的二次項(sqCadis)的影響。

表5 企業集團內部現金分散配置對創新產出的影響

列(1)中Cashdis的系數在1%水平下顯著為正，考慮sqCadis的影響后，列(3)中Cashdis的系數仍然在1%水平下顯著為正，而sqCadis的系數為負，且在1%水平下顯著，初步表明企業集團內部現金分散配置與創新產出呈倒U型關系。但Lind and Mehlum(2010)[18]指出僅僅依靠解釋變量的二次項顯著來判斷(倒)U型關系是不充分的，參考他們的方法，本文進一步測算發現子公司持現比例的極值點為0.672，95%置信水平的Fieller區間為[0.570, 0.936]，處在現金分布分散性變量的取值范圍內；此外，現金分布分散性變量的下限處計算的斜率為1.026，上限處計算的斜率為-0.496，且二者分別在1%和5%水平下顯著。由此，進一步說明企業集團內部現金分布的分散性與創新產出之間存在倒U型關系，驗證了本文的假設H2。

控制變量方面，列(1)和列(3)中的檢驗結果比較接近：企業集團的規模(Size)、凈資產收益率(Roe)、市場占有率(Ms)、高管薪酬(Salary)、成長性(Growth)、經營活動現金流水平(Cf)的系數均顯著為正，表明規模越大、盈利能力越強、市場占有率越高、成長能力越高、現金流創造能力越強、高管薪酬越高的企業集團往往也具有更高的創新產出，這與吳偉偉和張天一(2021)[55]、李云鶴等(2022)[40]的發現基本一致。企業集團的資產負債率(Lev)、企業年齡(Age)、多元化程度(Divsf)、資產有形性(Tang)的系數均顯著為負，表明債務水平、固定資產占比、多元化程度、企業年齡對企業集團的創新產出具有顯著的抑制作用，這與江軒宇等(2017)[35]、楊興全等(2019)[56]的發現基本一致。另外，企業集團的獨立董事比例(Indep)、第一大股東持股比例(Top1)、產權性質虛擬變量(Soe)、董事會規模(Board)的系數均不顯著，這與其他一些文獻的研究結果較為類似(江軒宇等，2017；程博等，2021)[35][29]。

五、穩健性檢驗

(一)解釋變量替代性衡量方法

本文參考張會麗和陸正飛(2012)[57]的方法，通過變更解釋變量的衡量方法進行檢驗。具體地：Cashdis2=1-母公司報表貨幣資金/合并報表貨幣資金；Cashdis1b=1-[母公司報表貨幣資金期初數+母公司報表交易性金融資產期初數(包括衍生金融資產)]/[合并報表貨幣資金期初數+合并報表交易性金融資產期初數(包括衍生金融資產)]。檢驗結果如表6所示，列(1)(2)的被解釋變量為創新動機(Rdit+1)，列(3)(4)的被解釋變量為創新效率(Iet+1)，列(5)(6)的被解釋變量為創新產出(Applyt+1)，從各列中解釋變量的系數可以看出，前文的研究結論并未改變。

表6 解釋變量替代性衡量方法的檢驗結果

(二)Heckman兩階段檢驗

本文以上市公司披露的專利申請數據測度創新產出。由于專利申請數據缺失導致的樣本耗損較大，而缺失專利申請數據的樣本既可能確實沒有申請專利，也可能源自信息披露不充分等原因，由此可能導致樣本存在選擇性偏誤。為了減少該問題對結果可能造成的不利影響，本文遵循Heckman(1979)[10]兩階段模型的程序和方法，構建如下的檢驗專利申請信息披露決策模型(Probit模型)：

其中，dis_Applyt+1為標識企業集團t+1年是否披露專利申請信息的虛擬變量，披露的定義為1，否則為0。模型(4)除了加入模型(3)中所有的控制變量之外，還參考Lennox et al.(2012)[17]、Kim and Zhang(2015)[14]、王亮亮等(2021)[50]等加入了滿足“排他性約束”(exclusion restrictions)的Zt變量：企業集團所處行業中披露專利申請信息的比例(Inddis_Applyt+1)。

模型(4)的估計結果如表7中列(1)所示，模型整體的偽R2為34.6%，排他性約束變量Inddis_Applyt+1的系數顯著為正。根據第一階段模型的估計結果，計算得出逆米爾斯比率Imr，并將其作為控制變量分別加入模型(1)～(3)并重新進行檢驗，結果如表7中列(2)～(4)所示。列(2)～(4)中Imr的系數顯著為正，表明披露專利申請信息的決策與創新動機、創新效率以及創新產出之間均顯著正相關，說明控制樣本選擇性偏誤很有必要?？刂茦颖具x擇性偏誤后，模型(1)～(3)中解釋變量的估計結果都與前文基本一致，并未改變研究結論。

表7 Heckman 兩階段模型的檢驗結果

(三)替換回歸方法

前文在估計模型(3)時，使用了負二項回歸方法進行檢驗。為了保證結果的可靠性，本文還分別采用了泊松分布回歸(Poisson)和普通最小二乘法(OLS)等方法重新進行了檢驗。需要說明的是，考慮到專利申請數據的右偏問題，普通最小二乘法下，被解釋變量為下一期專利申請總數加1后的自然對數(lnApplyt+1)(孔東民等，2017)[38]。上述兩種回歸方法的結果如表8所示，列(1)(2)展示了泊松分布回歸的檢驗結果；列(3)(4)報告了普通最小二乘法的檢驗結果。表8顯示，替換回歸方法后，模型(3)的回歸結果同樣驗證了前文的研究結論。

表8 替換回歸方法的檢驗結果

(四)替換被解釋變量的衡量方法

為了驗證研究結論的可靠性，本文借鑒鞠曉生等(2013)[37]的做法，采用未來一期(t+1期)的無形資產增量(Innovt+1)來衡量創新產出，并重新對模型(3)進行檢驗。其中，無形資產增量的計算方式為t+1期無形資產“本年增加額”加1后的自然對數?；貧w結果如表9所示，替換被解釋變量后，模型(3)的回歸結果同樣驗證了企業集團內部現金的分散配置與創新產出之間存在倒U型關系，表明研究結論具有較好的穩健性。

表9 替換被解釋變量衡量方法的檢驗結果

(五)考慮創新產出時滯

考慮到創新產出具有一定的時滯，本文還使用了t+2期的創新產出(Applyt+2)、t+3期的創新產出(Applyt+3)作為被解釋變量，對模型(3)進行檢驗，結果如表10所示。企業集團內部現金分布的分散性與t+2期、t+3期的創新產出也呈現顯著的倒U型關系，說明現金分布的分散性對企業集團創新產出的影響具有一定的持續性，前文結論較為穩健。

表10 考慮創新產出時滯的檢驗結果

六、拓展性分析

(一)基于企業集團內部母子公司的進一步檢驗

本文將企業集團的邊界限定于上市公司及其子公司的范圍內。如果進一步打開企業集團內部運作的“黑箱”，前文結論在上市公司(母公司)、子公司中是否同時存在？若存在，上述倒U型關系在母子公司之間又有何差異？為了檢驗該問題，本文分別使用t+1期的母公司專利申請總數(PApplyt+1)、子公司專利申請總數(SApplyt+1)代替模型(3)中的專利申請總數(A p p l yt+1)作為被解釋變量，并重新對模型(3)進行檢驗，相關結果如表11所示。

表11 企業集團內部現金分散配置與創新產出：基于母公司、子公司的進一步檢驗

無論被解釋變量為PApplyt+1還是SApplyt+1，子公司持現比例(Cashdis)的回歸系數均顯著為正，而子公司持現比例二次項(sqCadis)的回歸系數均顯著為負。另外，根據Lind and Mehlum(2010)[18]方法檢驗的結果也都驗證了子公司持現比例與母公司專利申請總數、子公司專利申請總數之間存在倒U型關系。導致上述結果的原因可能是：對于母公司的創新活動而言，子公司也扮演了一定的角色，如向其反饋市場需求、提供決策所需信息等(陳志軍和鄭麗，2016)[28]。因此，相較于企業集團內部現金高度集中在母公司的情況，當更加靠近市場一線的子公司享有一定的財務自主權時，能花費在了解市場需求、競爭形勢與創新方向上的資源也更多(陳志軍和劉錫祿，2021)[27]；相應地，母公司能夠掌握的與創新決策相關的信息也就更為充裕，從而能夠更好地提升創新效率。與此同時，母公司創新(投入)的動機還不會受到顯著影響。因此，伴隨企業集團內部現金分布由高度集中到分散的初期階段，母公司的創新產出會不斷增加。但是，當現金資源過度集中在子公司時，母公司可用于創新投入的資源將大幅減少，創新動機隨之被嚴重削弱，而創新效率的提升作用卻“杯水車薪”，最終導致母公司的創新產出呈下降態勢。因此，企業集團內部現金分布的分散性與母公司創新產出間呈現倒U型關系。對于子公司而言，在其持現比例從極低開始升高的過程中，創新(投入)動機的增強將促進子公司創新產出的提升。然而，當子公司持現比例超過一定閾值后，現金資源將在子公司導致較高的代理成本(王亮亮等，2021)[49]。此時，由于缺乏有效的外部監督，子公司管理層財務決策權的提升將導致更為嚴重的機會主義行為，如將大量資金配置在偏離主業經營的金融資產或房地產領域(張會麗和陸正飛，2012；王瑤等，2021)[57][52]，這些都將導致子公司的創新動機被大大削弱，創新產出也將隨之下降。因此，企業集團內部現金分布的分散性與子公司創新產出間同樣呈現倒U型關系。

進一步觀察發現，母公司、子公司專利申請總數的倒U型曲線中，Cashdis的極值點分別為0.227、0.851，而前文結果表明企業集團專利申請總數的倒U型曲線中，Cashdis的極值點為0.672。綜合上述三條倒U型曲線極值點之間的關系可以發現，當Cashdis小于0.227時，伴隨子公司持現比例提高，母子公司及企業集團整體的創新產出均呈現上升趨勢；當Cashdis介于0.227～0.672時，伴隨子公司持現比例提高，母公司的創新產出開始下降，而子公司的創新產出仍在上升，且子公司創新產出的上升幅度大于母公司的下降幅度，因此企業集團整體的創新產出仍在上升；當Cashdis介于0.672～0.851時，隨著子公司持現比例提高，母公司的創新產出繼續下降，而子公司的創新產出仍然上升，但子公司創新產出的上升幅度開始小于母公司創新產出的下降幅度，因此企業集團整體的創新產出開始下降；當Cashdis大于0.851之后，隨著子公司持現比例提高，母子公司及企業集團整體的創新產出均呈現下降趨勢。

(二)基于企業集團并購行為的進一步檢驗

作為企業(集團)獲取創新資源的重要途徑之一，并購活動對于企業集團內部現金的分散配置與創新產出間的關系也具有重要影響。一方面，并購是企業集團最迅速的成長戰略，能夠發揮資源協同效應，幫助企業集團快速獲得與創新相關的技術與知識(佟巖等，2020)[48]，這將影響現金資源分散對創新效率的促進作用；另一方面，并購過程往往面臨著復雜的內外部環境，會進一步加劇企業(集團)內部的信息不對稱性并放大代理問題(王喆和蔣殿春，2021)[53]，這勢必會影響現金資源分散對創新動機的削弱效應。因此，為了檢驗該問題，本文按照企業集團內部子公司的設立方式，將樣本分為并購組(企業集團當年包含并購子公司)與非并購組(企業集團當年不包含并購子公司)，并重新對模型(3)進行檢驗，結果如表12所示。

表12 企業集團內部現金分散配置與創新產出：基于并購行為的進一步檢驗

列(1)為并購組的回歸結果，列(2)(3)為非并購組的回歸結果。列(1)中，子公司持現比例(Cashdis)的系數顯著為正；而子公司持現比例二次項(sqCadis)的系數顯著為負。另外，根據Lind and Mehlum(2010)[18]方法檢驗的結果，也進一步驗證了在并購組中子公司持現比例與企業集團專利申請總數之間存在倒U型關系。列(2)中，Cashdis的系數顯著為正；而sqCadis的系數不再顯著，表明在非并購組中，子公司持現比例與專利申請總數間不存在倒U型關系。進一步地，列(3)中僅考慮Cashdis的影響，結果顯示Cashdis的系數顯著為正，表明在非并購組中，子公司持現比例與專利申請總數正相關。

導致上述結果的原因可能是：一方面，盡管企業集團內部母子公司間存在委托代理關系，但相較于非并購組而言，存在并購子公司的企業集團往往面臨著更為復雜和嚴重的代理問題，此時，子公司管理層更有動機和能力轉移資源和利益，以謀求更多的私利(唐清泉和韓宏穩，2018)[47]。因此，當現金資源在企業集團內部逐漸分散時，存在并購子公司的企業集團的創新動機將被大大削弱，而非并購組的企業集團的創新動機受影響程度較小。另一方面，無論企業集團是否包含并購子公司，現金資源的逐漸分散都能提高創新活動決策權與專業知識的匹配程度，進而提升創新效率。但相較于非并購組而言，并購組的企業集團能夠通過并購快速獲取不同標的公司的技術知識，彌補自身創新資源的匱乏，而這類資源整合效應能夠節約創新時間，進一步加強現金資源的分散對企業集團創新效率的提升效應(劉斌斌和黃小勇，2021；陳冬等，2021)[41][25]。綜合上述兩方面的影響可知，伴隨企業集團內部現金分布的逐漸分散，包含并購子公司的企業集團的創新產出將呈現先上升后下降的倒U型變化趨勢，而不包含并購子公司的企業集團的創新產出將持續增加。

(三)基于企業集團內部控制質量的進一步檢驗

內部控制作為重要的內部治理機制，能夠通過一系列制度安排達到控制企業(集團)風險、規范企業集團經營與投資活動的目的(方紅星和金玉娜，2011)[32]。在企業集團的研究場景下，高質量的內部控制體系不僅有助于降低組織內部信息不對稱程度，緩解委托代理問題(Bertrand and Mullainathan，2003)[3]，進而影響現金資源分散對創新動機的削弱作用；而且能夠及時識別與分析企業集團各項活動中的風險，為決策提供更為及時、準確的信息和知識，提高決策的效率(張會麗和吳有紅，2014)[59]，這也將影響現金資源分散對創新效率的促進效應。因此，在這兩方面路徑的共同作用下，內部控制質量也勢必會影響現金分布的分散性與創新產出的關系。為了檢驗該問題，本文構建如下的回歸模型：

模型(5)在模型(3)的基礎上加入衡量內部控制質量的虛擬變量(Dict)及其與子公司持現比例、子公司持現比例二次項的交互項(Cashdist×Dict、sqCadist×Dict)。其中，Dict為標識企業集團內部控制質量高低的虛擬變量：依據深圳迪博內部控制與風險管理數據庫中的內部控制指數進行分組，高于中位數為內部控制質量較高的組(Dict=1)，否則為內部控制質量較低的組(Dict=0)。模型(5)中其余變量的定義與前文一致。

模型(5)的檢驗結果如表13所示。子公司持現比例二次項與內部控制質量的交乘項(sqCadis×Dic)的系數顯著為負，表明在內部控制質量較高的情況下，企業集團內部現金分布的分散性與創新產出的倒U型關系更加陡峭。導致上述結果的原因可能是：一方面，相較于質量較低的內部控制而言，高質量的內部控制體系能夠促使企業集團加強對創新方案的可行性研究(陳紅等，2018)[26]，幫助管理層在面臨多種創新項目時選擇最有效的創新路線。此外，良好的內部控制體系也能提高企業集團內部的信息傳遞效率，降低決策各方(各部門)間的信息不對稱程度(張會麗和吳有紅，2014)[59]，使得創新主體在市場環境發生變化時具備更快速的識別和應變能力，從而搶占創新投資的先機。此種情形下，當財務資源大量分散在子公司時，在內部控制質量更高的企業集團中，創新活動決策權與專業知識的匹配能夠更好地發揮作用，現金資源分散對企業集團整體創新效率的提升效應也會更強。另一方面，盡管高質量的內部控制能夠緩解母子公司間的代理問題，抑制管理層謀取私利、規避風險的行為(李萬福等，2011)[39]，進而影響現金資源分散對創新動機的削弱效應，但內部控制質量的提升也對企業集團創新過程中成本與收益的權衡提出了更高要求，考慮到創新活動失敗率高、不確定性強等特點，理性的管理層時常會因為無法合理權衡成本與收益而放棄創新投入(王亞男和戴文濤，2019)[51]。

表13 企業集團內部現金分散配置與創新產出：內部控制質量的調節作用

綜合上述分析，相較于內部控制質量較低的企業集團而言，當企業集團內部控制質量較高時，現金資源分散對創新效率的提升作用將更加明顯，而現金資源分散對創新動機的削弱效應同時受到多重因素的共同影響，產生的變化相對不明顯。因此，根據Haans et al.(2016)[6]的分析框架，在兩方面影響的(交乘)作用下，現金分布的分散性與創新產出之間的倒U型關系將更為陡峭。

七、結論與啟示

基于中國資本市場“雙重披露制”提供的研究契機，本文以A股上市公司為樣本，實證檢驗了企業集團(母子公司之間)現金的分散配置對創新產出的影響，并從創新動機與創新效率兩個角度對其內在影響機制進行分析；同時，還進一步考察了企業集團成員公司分類(母公司與子公司)、企業集團是否包含并購子公司以及內部控制質量的影響。檢驗結果表明：第一，企業集團內部現金分布的分散性與創新產出間呈倒U型關系，即子公司持現比例升高時，企業集團的創新產出呈現先上升后下降的趨勢；且在替換關鍵變量、改變回歸方法、修正樣本選擇性偏誤等多種穩健性檢驗下，上述結論依舊成立。第二，機制檢驗表明，企業集團內部子公司的持現比例與創新動機顯著負相關，與創新效率顯著正相關，在兩種關系的共同作用下，企業集團內部現金分布的分散性與創新產出呈倒U型關系。第三，拓展性分析結果表明：(1)隨著子公司持現比例的提升，企業集團母公司、子公司的創新產出都呈現先上升后下降的倒U型趨勢，但相較于子公司而言，母公司的極值點更小；(2)按照企業集團內部子公司的設立方式分組，企業集團內部現金分散性升高時，包含并購子公司的企業集團的創新產出呈現倒U型變化趨勢，而不包含并購子公司的企業集團的創新產出持續增加；(3)企業集團內部控制質量越高時，企業集團現金的分散性與創新產出之間的倒U型關系越陡峭。

本文的研究結論對企業集團的財務管理實踐具有啟示意義，提醒企業集團管理層在制定現金資源的配置策略時，需要意識到過度分散或者過度集中的現金分布策略對于集團整體的創新產出都是不利的。當現金分布策略體現較為分散的特征時，需要格外防范子公司管理層機會主義動機下引發的對創新投入積極性不高的問題，減少資源的扭曲配置與消耗，并要極力避免因子公司管理層謀取私利或規避風險導致錯失重要的創新投資機會；而當現金分布策略集中度較高時，則需要著重降低內部信息傳遞的成本，減少傳遞過程中決策效率的損失，以增強創新活動決策與所需專業知識之間的匹配程度，更快速高效地進行創新投資決策。當然，更重要的是，企業集團的管理層需平衡好創新效率提升與創新動機不足之間的關系，以實現創新產出最大化。 ■