會計信息質量、經營風險與企業創新績效

■ 李 莉 馬曉莉

一、引言

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

企業投資者的投資決策信息來源主要依靠以財務信息為基礎的企業年報，而財務信息的準確性、及時性及可理解性將會對投資者的選擇產生重大影響。高質量的會計信息能夠幫助管理者了解企業的財務狀況，評估企業的盈利能力和償債能力，從而更容易獲得投資者的信任。過低的會計信息質量將會惡化投資者及管理者信心，進而對企業創新發展的意愿產生影響。為此，本文從盈余管理的角度評估企業會計信息質量對企業創新績效的影響及經營風險對二者關系的調節效應，并對該影響在不同企業所有制、不同區域是否存在差異等一系列問題展開研究，為幫助企業切實提升創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）企業會計信息質量對創新績效的影響

高質量的會計信息能夠為企業決策提供準確、可靠的依據，從而促進企業創新和發展。縱觀已有研究，多數學者肯定了高質量會計信息對于企業創新的積極作用，如Dechow 等（2010）、梁彤纓等（2015）、Roychowdhury 等（2019）在研究會計信息質量與研發效率之間的關系時，發現各種交易摩擦帶來的交易成本成為了企業價值創造的一大掣肘，尤其是企業粉飾報表增加的交易成本阻礙了企業創新發展。

一方面，企業會計信息質量的高低能夠影響投資者與企業間的信息不對稱程度。謝志華等（2014）、王嘉鑫等（2020）、楊金坤（2021）研究發現，政府強制企業進行信息披露有助于降低信息不對稱程度和代理成本，進而影響企業的創新績效。冷建飛和高云（2019）認為高質量的信息披露可以提高投資者信心，為企業產品創新帶來有效資金支持（Chen 等，2018）。此外，高質量會計信息也能有效提高企業對投資者的保護力度（韓美妮和王福勝，2016），為企業創新發展帶來可持續的積極影響。另一方面，高質量的企業會計信息是企業正常進行投資創新發展的保障。一般來說，管理者業績考核主要與企業整體績效掛鉤，創新作為一個較具風險的企業活動，短期內并不能提高企業績效（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”企業績效。高質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方的利益和目標，為企業創新發展爭取融資支持。據此，本文提出以下假說。

假說一：高質量的會計信息能夠有效提升企業創新績效。

（二）企業經營風險對創新績效的影響

經營風險是企業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）在研究中發現，企業高級管理層人員的風險偏好以及對風險的態度將會影響企業的研發支出額。王宏濤等（2022）指出在企業經營風險過高的情況下，金融機構往往不愿意為企業提供支持，這直接影響到企業創新投入，進而對企業創新績效產生負面影響。孫林杰等（2022）研究發現，部分企業為了規避在經營過程中發生風險，會考慮減少創新方面的投入。另外，經營風險管理能力的提升是企業緩解創新活動本身所帶來風險的關鍵保障，較低的企業風險管理能力將使得管理層無力應對多種風險，從而忽略長期的創新和發展。

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

假說二：企業經營風險會對企業創新績效產生抑制效益。

假說三：企業經營風險會抑制會計信息質量對企業創新績效的提升作用。

（三）企業會計信息質量、經營風險對創新績效的影響機制

高質量的會計信息和低經營風險可以增強投資者及金融機構對企業的信心，紓解企業面臨的融資約束問題，進而提升企業創新能力。一方面，高質量的會計信息能有效挖掘非標準化數據，降低信息不對稱程度，有助于外部投資者更好地識別優質企業，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，規避道德風險與逆向選擇等問題（Demertzis 等，2018）。雖然企業可以通過盈余管理粉飾報表，在一定程度上帶來投資，增加短期現金流，但長時間的盈余管理終會被市場發現，從而惡化長期現金流，加深融資約束程度（費揚文，2023）。

另一方面，穩步上升的經營活動可以幫助企業拓展融資渠道，降低融資門檻，為企業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，在融資環境、成本效率等方面，企業高質量的信息披露和穩定的經營活動在較長時間內對紓解企業融資約束形成疊加效應。此外，企業在長期的高風險經營活動中容易出現管理層經營不當導致的資金鏈斷裂現象（步丹璐和王鈺涵，2023；周立和馬建，2023）。在這種情況下，企業更愿意剝離一些資金占用量過高的業務，減少除主要經營之外的投資業務，同時也會對企業創新投入產生影響。據此，本文提出以下假說。

假說四：企業會計信息質量的提高會通過降低融資約束來提高企業創新績效。

假說五：企業經營風險的增加會通過提高融資約束來抑制企業創新績效。

三、模型設計

（一）數據收集及來源說明

本文采用2010—2021 年全部A 股上市企業微觀面板經濟數據進行研究，并對所得原始數據進行以下處理：對ST、*ST 及金融行業企業進行剔除；為避免異常值影響，將所得經濟數據在上下1%的范圍內進行縮尾處理；利用費雪聯合式檢驗數據的平穩性。企業創新績效數據來源于WIND 數據庫，資產規模、負債規模及控制變量數據均來源于CSMAR數據庫，并與RESSET 數據庫進行比對處理。

（二）變量設置

1.被解釋變量：企業創新績效（Patent）

關于企業創新績效代理指標的選取，大部分文獻利用企業專利數來表示，也有部分研究利用研發投入來衡量企業創新績效。考慮到數據的可獲得性以及數理表征的嚴謹性，本文選取企業專利數加1的自然對數來衡量企業創新績效（Patent）。

2.解釋變量

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

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

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

3.控制變量

為確保結果的準確性，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：企業規模（Size），用企業資產總計的自然對數衡量；企業年齡（Age），用企業經營年份與上市年份的差值來度量；產權性質（Soe），當企業為國有企業時設為1，否則設為0；股權集中度（Equco），用企業前十大股東持股比例之和衡量；利潤額（Profit），用企業當年息稅前利潤的自然對數衡量；資產負債率（Lev），用企業當年負債總計與資產總計的比值衡量。此外，本文還控制了年份和行業的固定效應。主要變量名稱、符號及定義參見表1。

表1 變量說明表

（三）模型設定

為了驗證企業會計信息質量和經營風險對創新績效的影響，本文參考韓美妮和王福勝（2016）的研究，構建年份-行業雙向固定效應模型：

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

為了研究企業經營風險對會計信息質量與企業創新績效關系的影響，本文在基準回歸模型的基礎上加入交互項，構建如下模型：

式（4）中，Infqui,t × Busrii,t為會計信息質量與企業經營風險的交互項。

四、實證結果及分析

（一）描述性統計

表2 列示了本文主要變量的描述性統計結果。從中可知，企業創新績效的標準差為0.5，最大值為3.636、最小值為0.003，表明不同企業的專利申請數存在較大差異。同時，通過對比均值和第75 百分位數數值發現樣本中僅有25%左右的企業專利申請數高于樣本均值，說明當前大多數企業創新水平不高，需不斷加強提升。會計信息質量的標準差為0.081，中位數為0.039，相比均值0.057而言，至少50%的企業會計信息質量低于樣本企業平均水平，表明較多企業存在會計信息質量較差的現象。企業經營風險的最大值與最小值差異較大，說明不同企業之間的經營風險存在著較大差異，企業應進一步通過行業風險均值對比來調整當前運營方式。

（二）會計信息質量對企業創新績效的影響

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

表3 會計信息質量與企業創新績效的回歸結果

（三）企業經營風險對企業創新績效的影響

表4 報告了模型（3）的回歸結果。由列（1）可見，企業經營風險與企業創新績效顯著負相關；列（2）在列（1）的基礎上控制了年份和行業效應，結果顯示企業經營風險的估計系數為-0.173，且在1%的水平下顯著，說明企業經營風險對其創新績效存在顯著的抑制效應。其原因可能在于，隨著企業經營風險的增加，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新發展。假說二得到驗證。

表4 企業經營風險與企業創新績效的回歸結果

（四）企業經營風險的調節效應檢驗

企業經營風險對會計信息質量與企業創新績效關系的調節效應檢驗結果見表5。由列（2）可知，采用雙向固定效應后，會計信息質量的系數依舊顯著為負；交互項Infqu×Busri的估計系數在1%的統計水平下顯著為正，這表明企業經營風險對會計信息質量與創新績效之間的關系有著顯著的負向調節作用，即企業經營風險會抑制會計信息質量對企業創新績效的提升作用，驗證了假說三。

表5 企業經營風險的調節效應檢驗結果

（五）內生性檢驗和穩健性檢驗

1.內生性檢驗

會計信息質量與企業創新績效之間可能會存在反向因果問題，比如企業當年的創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控；另外，企業經營風險與企業創新績效之間也會存在反向因果問題，比如較低的企業創新績效可能會使其喪失較多的資金來源，進而增加企業經營風險，導致可能的內生性偏誤。故本文借鑒Bartik（2009）的做法分別為會計信息質量、企業經營風險構建工具變量IV1、IV2②，最終分別為會計信息質量、企業經營風險建立IV1和被解釋變量企業創新績效滯后項、IV2和被解釋變量企業創新績效滯后項的工具變量組。由于全樣本的會計信息質量和經營風險來自1 000 多個企業樣本，會計信息質量和經營風險不會明顯地受到某個企業該變量變化的影響，全樣本的會計信息質量和經營風險的變化對具體某企業而言也是相對外生的；企業層面除會計信息質量和經營風險外的沖擊也可能導致估計偏誤，但是單個企業并沒有重要到其內部沖擊會影響整個樣本的會計信息質量和經營風險，工具變量有效。

工具變量法檢驗結果如表6 所示，列（1）、（2）中Kleibergen-Paaprk Wald F 分 別 為11.628、12.548，大于經驗值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，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量的系數依舊顯著為負；列（2）中經營風險的系數依舊顯著為負，且均在1%的統計水平下顯著，這表明在使用工具變量緩解了內生性后，結論與基準回歸結果相一致，支持了基準回歸結果的可靠性。

表6 工具變量法檢驗結果

2.穩健性檢驗

為驗證本文實證結果的穩健性，采用替換變量的方式進行穩健性檢驗，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量，并參考唐要家等（2022）的做法利用企業發明專利數的自然對數（Lninvention）來代替被解釋變量。替換變量后的回歸結果見表7，通過觀察發現替換變量后的實證結果與基準回歸結果基本一致，說明前文結論穩健。

表7 替換變量法檢驗結果

（六）異質性分析

1.企業所有制異質性

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

表8 企業所有制異質性檢驗結果

2.區域經濟異質性

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

表9 區域經濟異質性檢驗結果

五、影響機制分析

（一）機制檢驗模型設計

為檢驗會計信息質量及經營風險對企業創新績效產生影響的作用機制，本文從企業融資約束出發，參考溫忠麟和葉寶娟（2014）及曾之明等（2023）的中介效應分析方法，設計如下模型。

其中，FCi,t為i企業在t年的融資約束指數，參考顧雷雷等（2020）的做法，使用KZ 指數表示企業受到的融資約束程度。該指數為正向指標，數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）機制檢驗結果

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

表10 企業會計信息質量影響創新績效的機制檢驗結果

融資約束在企業經營風險與創新績效間的作用機制檢驗結果如表11 所示。列（2）中企業經營風險系數為0.019，在1%的水平下顯著為正，表明企業經營的不確定性的上升將會加劇其融資約束；列（3）中融資約束的系數為-0.403，企業經營風險的系數為-0.077，均在1%的水平下顯著，且通過bootstrap 檢驗，可知企業融資約束在企業經營風險對企業創新績效的影響中起到部分中介作用。這說明較高的企業經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，進而降低企業經營活動中的創新意愿。

表11 企業經營風險影響創新績效的機制檢驗結果

六、結論與建議

本文基于2010—2021 年我國上市企業的面板數據，實證分析了企業會計信息質量及經營風險對企業創新績效產生的影響，并探討其作用機制，得出以下結論：第一，企業會計信息質量對企業創新績效具有正向影響，而企業經營風險將會抑制企業創新績效。其中，會計信息質量、企業經營風險在非國有企業和中西部地區中對企業創新績效的影響更為顯著。第二，企業經營風險將抑制會計信息質量對企業創新績效的積極效應，起到負向的調節作用。第三，機制分析表明，會計信息質量和經營風險均通過融資約束渠道來影響企業創新績效。

為更好地推動企業可持續發展，降低會計信息質量及經營風險對企業創新績效的負面影響，本文提出以下政策建議。

第一，完善企業內外部管理制度，提升企業信息披露質量。一方面，企業自身應不斷完善管理層獎懲制度，提高高管考核與企業長期績效的掛鉤程度，約束企業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，對于不按規定披露信息的企業，政府部門應當依法進行處罰，促使企業履行信息披露義務。同時，政府部門還應當加強對企業信息披露的培訓和宣傳，提高企業和投資者對信息披露重要性的認識，提高監管效率，進而推動企業創新績效的提升。

第二，建立經營風險預警機制，提升企業應對風險的能力。企業應建立一個專門的風險管理團隊或部門，負責監測和評估各種潛在風險，加強風險研判；基于自身經營情況，并借鑒行業巨頭的管理方式，建立企業風險管理預警制度；定期提供員工培訓，最大程度地降低經營風險給企業帶來的損失。同時，地方政府管理者應該加強對企業經營活動的規范性的監管，培育健康營商環境，有效提升企業創新的意愿。

第三，加快國有企業改革進度，推動東西部地區協調發展。應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，降低政府對國有企業的隱性擔保程度，加強對非國有企業的扶持力度，通過政府補貼等措施提高企業經營風險應對能力。另外，在建立健全中西部地區企業地方法規制度的同時，政府可以給予企業適當的稅收優惠，并通過設立專門的產業園區，為企業提供優質的土地資源和基礎設施支持，進一步降低企業運營成本，從而提升企業的市場競爭力，最終實現創新績效水平的提升。

注釋：

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

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量，ΔInfqut,t-1為會計信息質量在時間上的一階差分；Busrii,t-1為滯后一階的經營風險，ΔBusrit,t-1為經營風險在時間上的一階差分。

③ 按照國家統計局的劃分將樣本企業分為三組，具體有東部地區：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、海南省；中部地區：山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省；西部地區：內蒙古自治區、廣西壯族自治區、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區、新疆維吾爾自治區。其中西藏自治區因為企業特殊性進行剔除。