现金流不确定性、管理者风险偏好和企业创新

双月刊总第２３７期

中南财经政法大学学报

JOURNALOFZHONGNANUNIVERSITYOFECONOMICSANDLAW

№．６．２０１９

BimonthlySerial№．２３７

现金流不确定性、管理者风险偏好和企业创新

张传奇１　孙　毅２　芦雪瑶３

(天津财经大学会计学院,天津３天津财经大学国际工商学院,天津３１．００２２２;２．００２２２;

)海南大学管理学院,海南海口５３．７０２２８

的影响以及管理者风险偏好的调节作用,研究发现:现金流不确定性对企业创新具有显著的抑制作用;相对于国有企业,现金流不确定性对非国有企业创新的抑制作用更加明显;在董事会规模较大和召开董事会会议次数较多的企业中,现金流不确定性对企业创新的抑制作用明显减弱.与此同时,管理者风险偏好能够产生正向的调节效应,即缓解现金流不确定性对企业创新的不利影响.本文的研究结论表明,管理者适度的风险偏好对企业创新具有积极的影响,而完善的公司治理制度同样有助于提高企业的创新水平.

关键词:现金流不确定性;管理者风险偏好;企业创新;融资约束;产权性质;董事会特征()中图分类号:F２７５　　文献标识码:A　　文章编号:１００３Ｇ５２３０２０１９０６Ｇ００７１Ｇ１１

摘要:文本选取２实证分析现金流不确定性对企业创新产生００９~２０１５年中国A股上市公司作为研究对象,

一、引言和文献综述

当前,我国国民经济已经进入重要的转型时期,传统的“以投资拉动经济”的增长模式难以为继,经济发展亟待找寻“新”的动能.党的十九大报告明确指出,创新是引领发展的第一动力,是建设现代化经济体系的战略支撑,中国经济正走上以创新驱动和创新发展为主导的创新强国之路.实际上,西方主流学者对于创新如何影响经济增长的探讨由来已久,其中以２０１８年诺贝尔经济学奖获得者保)罗􀅰罗默(提出的“内生增长理论”最为经典.内生增长理论表明,国民经济增长的PaulM．Romer动力主要来自对人力资本、创新和知识的投资.与此同时,企业是创新得以实施的重要微观主体.在数字经济时代,产品市场的竞争日益激烈,企业唯有通过创新才能维持或拓展自身的核心竞争力.因此,如何构建良好的企业运营环境、有效推动企业创新是我国目前亟待解决的重点问题,它对于我国

收稿日期:２０１９Ｇ０７Ｇ０９

(基金项目:天津市哲学社会科学规划项目“关系治理视角下PPP项目治理风险及其化解机制研究”TJGL１９XSXＧ

();天津市财政局、天津市会计学会重点会计科研项目“互联网背景下企业财务生态１８ZLZXZF００４６０()系统研究:作用机理与实现路径”Y１９０６０１

);天津科学技术委员会软科学项目“天津市创新生态系统演化机制与发展战略研究”０４６

,作者简介:张传奇(男,河南平顶山人,天津财经大学会计学院博士生;１９８４—)

,芦雪瑶(女,江苏南京人,海南大学管理学院博士生.１９９５—)

,孙　毅(男,河南平顶山人,天津财经大学国际工商学院副教授,博士;１９７９—)

７１

加快推进“创新型国家”建设意义重大.

近年来,企业创新这一主题日益重要,吸引了国内外学者的大量关注.主流文献集中于探讨两个核心问题:一是,如何更好地激励企业管理者进行创新投资;二是,如何有效地为企业创新项目融

１]

.影响企业创新投入的因素很多,资[现有文献主要从宏观层面(包括国家制度特征、政策的不确定

、性、资本市场发展状况)中观层面(行业前景、创新环境)和微观层面(企业的内部和外部特征)展开了细致的探讨.在微观层面的研究中,企业资金状况、盈利能力、内控水平、治理结构等内部因素则成为研究者关注的重点.

企业创新是一项长期投资行为,前期投入较大,收益却较为滞后,因此比其他投资项目具有更高的风险.这使得创新活动一方面不容易获取外部融资,另一方面又高度依赖于企业的现金流状况.当前,我国商品市场的需求波动逐渐加剧,国家与地方政府的政策变更较为频繁,企业依据所处的发展阶段、行业特点而制定的经营发展战略存在较大的变数.宏观与微观因素的综合变动所引起的不

２]

,(确定性最终都会体现为企业现金流的波动[即现金流不确定性.H进一irth和Viswanatha２０１１)

步指出,现金流不确定性是企业当前所处内外部环境的直观反映,并且是影响企业资金投放强度和项

]]３４

.因此,.一些学者认目选择的重要因素[现金流不确定性对企业创新研发投资具有重要的影响[

为,现金流不确定性对企业投资行为具有抑制作用,主要是因为:当前我国资本市场尚不完善,信息不对称问题普遍存在,投资者往往会通过增加风险溢价的方式保护自身利益.故此,现金流不确定性会增加企业面临的融资压力,使企业倾向于缩减投资规模,而具有高风险特征的创新投资通常会被优先减少.与此同时,现金流不确定性与宏观环境不确定性往往具有同步性,不确定性的增强会加大企业另一些学者则认为,现金流不确定性可以视为企业的一项看涨期权,代表了企业未来的成长性和发展通过理论建模指出,当面临现金流不确定性时,市场占有率较高的企业更加看重机遇,从而对创新投,资带来“资助效应”更敢于承担创新活动所带来的风险;而市场占有率较低的企业更加在意潜在风

]８

,.险,从而对创新投资带来“预防效应”使创新投资行为更加保守[

][]５６

.评估投资项目的难度,导致企业在进行创新投资时更加谨慎,从而在一定程度上抑制企业创新[７]

.此外,潜力,能够在一定程度上促使企业加大资金投放力度,提高研发投资积极性[刘波等(２０１７)

除现金流不确定性之外,管理者特质对企业创新的影响近年来也逐渐引起了国内外学者的重视.

,随着所有权和经营权的“两权分离”管理者在企业经营活动中的地位逐步提高,对企业的各项经营行

][９１０]

;为都有很大的话语权[而管理者的个人特征作为一种客观因素,往往会从隐性层面作用于企业][]１１１２

.已有证据显示,的经营决策和资源配置方式的选择[管理者风险偏好是影响企业投资方向的重][１３１４]

.可以预计,要决定因素[作为一种高风险活动,管理者偏好对企业创新投资的影响会更大.

从现有文献来看,国内外学者关于现金流不确定性对企业创新的影响尚未得到一致性结论,其关

键在于如何看待企业现金持有的动机.当然,这也可能是由于所采用的研究方法、研究样本和变量衡量指标存在差异所导致.此外,鲜有学者深入探讨管理者风险偏好对企业创新行为的影响,尤其是忽实证检验现金流不确定性对企业创新的影响,以及管理者２０１５年我国A股上市公司数据作为样本,

风险偏好在企业创新决策过程中的调节效应,并区分不同的产权性质及董事会特征,进一步探讨企业()特征影响企业创新的异质性.本文的边际贡献可能在于:结合中国现实,综合考虑了现金流波动１(的两面性,对现金流不确定性隐含的机会与风险之间的博弈效果进行了理论探讨;将管理认知学２)派的观点融入创新决策研究领域,并将管理者风险偏好、现金流不确定性与企业创新置于同一框架进行分析,拓展了现金流不确定性和企业创新的研究范畴.

视了管理者风险偏好对现金流不确定性与企业创新之间关系的调节作用.基于此,本文选取２００９~

二、理论分析与研究假设

(一)现金流不确定性与企业创新７２

——内部积累和外部筹措.企业创新活动的前期投入资金较大,所需资金主要来源于两个渠道—

一方面,根据融资优序理论,并考虑到创新投资的高风险特征,企业在进行创新投资时通常会优先选择内部资金渠道,以避免向外部利益相关者支付过高的风险溢价.只有当内部资金出现短缺时,才

４]

.与此同时,会吸引外部资金来支持创新活动[创新投资具有长期性特征,这使得企业在开展研

发活动时,对资金的持续性具有更高的要求.现金流不确定性往往伴随着宏观环境不确定性,这使得企业对未来经营状况的预判难度加大,将直接对企业内部资金的长期性和持续性产生负面冲击,进而削弱企业依靠内部资金开展创新投资的能力.此外,基于流动性偏好理论,企业与个人情况类似,都具有预防性储蓄动机,即企业倾向于持有高于行业平均水平的现金以降低未来陷入财

[１５]１６]

.当企业面临不确定性时,务困境的可能性[出于规避风险的考虑,会进一步增加现金持有水

平,从而间接挤出一部分创新投资资金;并且,大量的现金持有也意味着企业整体经营效率的降低,更不利于企业开展创新活动.

另一方面,现金流不确定性还加剧了企业的外部融资约束.资本市场不完美导致企业内外部融资不能相互替代,一旦企业内部资金的波动增加,其对外部资金的依赖程度就会增加,即企业外部融资需求将会增加.基于信号理论,企业现金流不确定往往会向外界传递出企业经营风险偏高的信号,使投资者对企业未来的经营发展状况做出消极的判断.为了弥补企业高风险和信息不对称可能引发的投资损失,投资者会通过提高报酬率的方式获得风险收益,因此无论是股权投资者还是债权投资者,都会要求提高风险溢价.内外部融资成本的差异使得企业面临的外部融资压力持续增加,这无疑将进一步增加企业获取外部资金的难度.再加上企业创新活动本来就面临的外部融资困境,现金流.不确定性将使得企业通过外部融资进行创新投资“难上加难”

另外还要考虑到,现阶段我国存在诸多不利于企业创新的因素.例如,金融体系是以间接融“资为主导,股权融资的功能没有很好发挥;宽容失败”的创新环境尚未建立,破产退出机制并未形成;宏观政策的连贯性、稳定性、一致性较差,企业面临的政策不确定性依然较大.国内企业现金流不确定性的成因可能更主要来自环境、政策的不确定性,使得现金流不确定性很难像部分外文文献假定的那样,代表着企业未来的成长性和发展潜力.并且,即便企业真实地预计到未来的成长潜力,由于受限于外部融资约束,创新投资行为依然将受到较大的阻碍.这使得企业在面临现金流不确定性时,因看重机遇进而更加积极地开展创新活动的可能性极低,故“资助效应”在我国当前的制度背景下较难成立.

综合考虑现金流波动的两面性,其隐含的风险更加明显,而隐含的机会则难以被利用或根本不存在.现金流不确定性直接冲击了企业内部资金的长期性和持续性,导致企业获取内部资金的稳定性不足,难以保证企业创新的长期资金需求;基于预防性储蓄动机,现金流不确定性导致企业倾向于增加当期现金持有,间接挤出了投资资金,创新投资首当其冲;基于信号理论,现金流不确定性还通过传递风险信号加剧了企业的外部融资约束.这些路径都将对企业创新行为产生抑制作用.根据上述分析,本文提出如下假设:

假设１:现金流不确定性会对企业创新产生抑制作用.

(二)产权性质对现金流不确定性与企业创新关系的影响

由前面的分析可知,现金流不确定性往往伴随着宏观政策、市场环境和企业经营策略的不确定

性,且现金流不确定性主要通过增加企业现金持有挤出创新投资、加剧企业外部融资约束等途径影响企业创新.在我国,不同产权性质的企业在经营发展过程中所面临的约束条件不同,外部环境对企业产生的影响也存在明显差异.一方面,我国银行信贷资金配置中存在着严重的所有制歧视问题,即商业银行更倾向于将贷款发放给国有企业.这导致在以间接融资体系为主导的金融市场环境下,非国有企业普遍存在“融资难、融资贵”问题,国有企业具有天然的融资优势.另一方面,各级政府在政策性贷款和财政补贴分配中占据主导地位.相对于非国有企业,国有企业与各级政府之间均具有更强的政治关联,更容易获得研发活动的补贴或减税优惠.这使得国有企业在进行创新投资时,自身实际承担的资金可能较少,外部融资约束相对较小,这在一定程度上缓解了国有企业在研发投入时的资金

７３

紧张,即部分抵消了现金流不确定性对企业创新的负面影响.

与此同时,非国有企业面临着巨大的市场竞争压力,且外部融资困难,因此非国有企业的创新活动对企业内部的现金流更加敏感,创新投资更加依赖于长期、稳定的现金流.并且,在我国大多数行)业中,国有企业的市场占有率要远远大于非国有企业.根据刘波等(的理论研究,市场占有率相２０１７对较小的非国有企业在面临现金流冲击时,会更加关注现金流不确定性带来的潜在风险,导致其在进

]８

.根据上述分析,行创新决策时更加保守,从而加剧了现金流不确定性对企业创新的负面影响[本文

提出如下假设:

(三)管理者风险偏好的调节作用

假设２:相对于国有企业,现金流不确定性对非国有企业创新活动的抑制作用更大.

)由熊彼特(提出的创新理论认为,企业创新在很大程度上依赖于决策者的判JosehSchumeterpp

断与认知能力.企业在进行创新投资决策的过程中,管理者是创新资源配置的关键力量,是推动研发创新活动的重要主体.当企业面临现金流不确定性时,管理者风险偏好的异质性会导致管理者对不确定性的解读产生差别,进而对创新行为产生不同的影响,主要表现在三个方面:

１７],的执行力度.已有研究表明,管理者风险偏好程度越高,风险承受能力越强[越具有风险吸引与危][１８１９]２０]

,,机识别特质[面对不利因素时预期会更加乐观[因此更愿意开展“高风险、高收益”类型的投

首先,风险偏好的异质性使得管理者对现金流不确定性形成差异化认知,进而影响企业创新决策

资项目.与风险厌恶型管理者相比,风险偏好型管理者往往更容易被创新活动的风险特质所吸引,更热衷于开发新产品、占领新市场.同时,当企业面临宏观不确定性时,风险偏好型管理者更容易在环境因素不利的情况下保障创新活动的持续进行,他们更善于捕捉风险背后的机会,从而与风险厌恶型管理者相比能保留相对更多的创新投入.

２１]

.与之类似,其次,已有研究发现风险偏好型个体具有更低的流动性偏好[风险偏好型管理者

在企业经营决策过程中的预防性储蓄动机也会有所弱化.这主要是因为,风险偏好型管理者在面临现金流不确定性时预期会更加乐观,对企业未来陷入财务困境的可能性持怀疑态度,相对于预防性储蓄,他们更加在意因放弃研发投资而带来的长期损失.因此,风险偏好型管理者能够在一定程度上降低因预防性现金持有而被挤出的创新投资.

２２]

,最后,风险偏好型管理者在企业经营和融资过程中风险承受能力较强[更倾向于做出并购、多

[]２３]２４

.元化经营等决策,实现拓展企业融资渠道、提高企业投资水平、构建高效内部资本市场的目标[

这将在一定程度上缓解因现金流不确定性所引发的企业融资危机.风险偏好型管理者对债务融资等外部融资方式的接受程度更高,会努力为企业创新活动提供更加多元的融资渠道,缓解企业创新投资

对内部现金流的依赖程度,从而减轻外部融资成本上升对企业研发投入的削弱程度.根据上述分析,本文提出如下假设:

假设３:管理者风险偏好程度能够正向调节现金流不确定性对企业创新的抑制作用.

三、研究设计

采用２２０１５年我国股票市场出现异常波动,０１５年以后的数据度量现金流不确定性的代表性和

可比性将大大降低,因此本文仅选取２００９~２０１５年我国沪深两市A股上市公司数据.另需说明的是,由于现金流不确定性需要通过近三年的数据来进行衡量,本文实际上选取了２００７~２０１５年的数据来计算该指标.全部样本数据均来自国泰安C考虑到行业和公司的特殊性,同时SMAR数据库,(为了避免干扰因素对实证结果可能产生的不利影响,本文对样本数据进行了如下筛选:剔除金融１)()()保险类企业;剔除S剔除有数据缺失或显著异常样本.此外,为避免极端值２T以及∗ST公司;３),的影响,对所有连续变量进行上下１％的缩尾处理(最终得到５winsorize０６２个数据样本.数据处理和分析在STATA１４．０软件中完成.７４

(一)样本选择与数据来源

创新行为.本文更加偏重于分析企业创新活动的投入过程,因此选择研发强度进行度量,即采用研发投入占总资产的比例度量企业创新情况.

解释变量和调节变量２．

().目前,现金流不确定性(国内外学术界广泛采用三类指标衡量现金流不确定性:财１CFVOL)

被解释变量１．

企业创新(是本文的被解释变量.已有研究主要通过投入和产出两类指标来度量企业的R&D)

(二)变量说明

务指标、波动性指标和在险值指标.考虑到数据的可得性和技术的可行性,本文采用波动性指标度量现金流不确定性.企业经营活动产生的现金流是企业日常现金流的主要来源,能够体现企业的持续经营能力,并且对企业创新活动产生重要影响.因此,本文同时采用企业近三年经营活动净现金流量标准差(和企业近三年净现金流量标准差(作为现金流不确定性的衡量指标.OCFVOL)NCFVOL)().已有研究主要通过四类方法度量管理者风险偏好,管理者风险偏好(包括风险厌恶２MRIP)

２５]

,系数、量表法、风险偏好影响因素和自定义变量法.借鉴龚光明和曾照存(的研究方法[本文２０１３)采用企业风险资产占总资产的比重来衡量管理者风险偏好.其中,企业风险资产包括交易性金融资产、应收账款、债权投资、其他债权投资、其他权益投资工具和投资性房地产.

控制变量３．

(根据已有研究成果,本文加入了其他可能影响企业创新的控制变量,具体包括:企业规模１)

(,(,用企业员工总人数的自然对数表示;资产负债率(等于年末总负债与年末总资产SIZE)２)LEV)

(),(,的比值;总资产收益率(等于净利润与总资产的比值;总资产周转率(等于营３ROA)４)TURN)(,业收入与总资产的比值;托宾Q值(等于市值与总资产的比值,用以表示企业未来发展潜５)TQ)(),(,力;股权集中度(以第一大股东持股比例表示;资本密集度(等于固定资产净额６FIRST)７)FIX)(),占总资产的比值;分析师关注度(以对公司进行过跟踪分析的分析师(团队)个数的自然８ANST)对数表示.此外,为了控制年度固定效应和行业固定效应,本文还加入了年度虚拟变量和行业虚拟变量,以上各变量的具体定义如表１所示.

　表１

变量类型被解释变量解释变量

变量符号R&DOCFVOLNCFVOLMRIPSIZELEVROATQ

变量名称

企业创新现金流不确定性

研发投入/总资产

企业t－２年至t年经营活动净现金流量标准差

(交易性金融资产＋应收账款＋债权投资＋其他债权投资＋其他权益

/资产总额投资工具＋投资性房地产)企业员工总人数的自然对数年末总负债/年末总资产净利润/总资产营业收入/总资产市值/总资产第一大股东持股比例固定资产净额/总资产

对公司进行过跟踪分析的分析师(团队)个数的自然对数

当企业处于该行业时,取值为１;否则取值为０１２个行业虚拟变量,

当企业处于该年度时,取值为１;否则取值为０企业t－２年至t年净现金流量标准差

变量定义表

变量定义

调节变量管理者风险偏好企业规模资产负债率总资产收益率总资产周转率托宾Q值股权集中度资本密集度分析师关注度年度虚拟变量行业虚拟变量

TURN

控制变量

FIRSTFIXANST

IND

YEAR

三)模型设定　　(

本文构建多元线性回归模型(来验证假设１.此外,按照产权性质进行分组,对国有企业和非１))国有企业子样本分别用模型(进行回归,并对比回归系数的差异,用来检验假设２.模型的具体形１式如下:

７５

()FIRSTFIXNSTEAR＋􀰑IND＋ε１７it＋８it＋９Ait＋􀰑Yitβββ

))在模型(的基础上,加入管理者风险偏好变量,建立回归模型(以检验管理者风险偏好的调节１２

效应,具体形式如下:

R&DCFVOLRIPCFVOLRIPSIZELEVOAit＝０＋１it＋２Mit＋３it×Mit＋４it＋５it＋６Rit＋βββββββ

()URNQFIRSTFIXNSTEAR＋􀰑IND＋ε２７Tit＋８Tit＋９it＋１０it＋１１Ait＋􀰑Yitβββββ

R&DCFVOLSIZELEVOAURNQit＝０＋１it＋２it＋３it＋４Rit＋５Tit＋６Tit＋βββββββ

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

本文主要变量的描述性统计结果见表２.由表２可知,企业研发投入占总资产比重的均值为

中位数为１．说明研发强度总体上还比较小,且在不同企业之间存在明显差异.企业经营２．３％,８％,

活动净现金流不确定性(的平均水平为０．中位数为０．标准差为１．说明企业经OCFVOL)３７７,１,２７９,营活动净现金流普遍存在波动,且波动程度呈现较大的差异,企业净现金流不确定性(也NCFVOL)呈现出相似的特征.

的相关系数分别为Pearson相关性检验的结果显示,OCFVOL、NCFVOL与企业创新(R&D)

且均在１％的水平上显著;而管理者风险偏好(与企业创新(的相关－０．０８１和－０．０６７,MRIP)R&D)

系数为０．并在１％的水平上显著,初步说明现金流不确定性对企业创新投入具有显著的抑制作１６２,用,而企业管理者风险偏好对企业研发具有显著的促进作用.限于篇幅,本文未报告变量的相关系数结果.

　表２

变量R&DOCFVOLNCFVOLSIZELEVMRIP

样本量５０６２５０６２５０６２５０６２５０６２５０６２５０６２５０６２５０６２５０６２５０６２５０６２

平均值０．０２３０．３７７０．５０９０．１５０７．８９４０．４０１０．０５３０．６５３２．５５５０．３７２０．２２４２．０８６

标准差０．０２９１．２７９１．２８４０．１０７１．２１１０．１９８０．０５６０．４８７２．３６１０．０５４０．１４５０．８４３

描述性统计表

最小值０．００００．００１０．００２０．０００３．６６３－０．３７７０．０２７０．０９００．０９００．００１０．６９３０．００８

２５％分位０．００１０．０４３０．０９６０．０６９７．０５８０．２４００．０２００．３８６１．１０７０．３３３０．１１４１．３８６

中位数０．０１８０．１０００．２０３０．１３３７．７６１０．３９２０．０４７０．５５２１．９１４０．３３３０．１９６２．０７９

７５％分位０．０３１０．２５９０．４４９０．２０８８．６０７０．５５５０．０８００．７８２３．２３４０．４２８０．３１２２．７７２

最大值４９．０１３２９．７８５１３．１６４０．９７８０．４５９０．７５６１．０４１

ROATQ

TURN１１．４１６３３．４７９０．８０００．８７１４．１８９

FIRSTFIXANST

二)多元回归结果　　(

现金流不确定性与企业创新１．

)),中(见表３第(列和第(列)现金流不确定性(的回归系数均为负数,并且１２OCFVOL和NCFVOL)分别在１％和５％的水平上显著.该结果表明,现金流不确定性对我国上市公司的创新行为具有消极,的影响.尽管现金流不确定性可能蕴含着一定的潜在机遇,并对创新投资带来“资助效应”但在现阶段当我国上市公司面临现金流不确定性时,更多地表现出潜在风险,并给外部投资者释放了消极的信.总体而言,号,对创新投资带来“预防效应”企业经营活动现金流的过度波动为我国上市公司的创新决策敲响了警钟,抑制了企业的创新投资,本文的假设１得到验证.

)):与此同时,子样本分组回归结果显示(见表３第(列)在非国有企业中,现金流不确定性３~(６

)表３列示了模型(全样本以及按照产权性质分组后子样本的回归结果.在全样本的回归结果１

(与企业创新(的回归系数均在５％的水平上显著负相关;而在国有企OCFVOL和NCFVOL)R&D)

业中,两者之间的相关系数均不显著.为了进一步分析不同子样本中回归系数之间的差异,本文还进７６

行了c在非国有企业和国有企业子样本中,现金流不确定性对企业创新的影响how检验.结果显示,.该实证结果表明,存在显著差异(由于篇幅所限,不再披露具体的回归参数)现金流不确定性对非国有企业创新活动的抑制作用更大,这与现实直觉较为一致.国有企业由于更具信息优势,受到政策不确定性的冲击相对较小,且更容易获得各级政府的财政补贴和税收优惠.更为重要的是,国有企业面临相对宽松的外部融资约束,因此现金流不确定性对企业创新的抑制作用明显削弱(甚至不存在显著,的抑制影响)本文的假设２得到验证.

此外,从全样本其他控制变量的回归系数来看,企业规模、总资产周转率、托宾Q值、分析师关注

度等会对企业创新产生不同显著性水平上的正向影响;而资产负债率、资本密集度等会对企业创新产生不同显著性水平上的负向影响,这基本与已有文献的结论保持一致.

　表３

变量OCFVOLNCFVOLSIZELEVROATURNTQFIRSTFIXANST截距项行业和年度

２

AdＧRj

现金流不确定性与企业创新的回归结果

全样本

()１

()２

()３

国有企业

()４

()５

非国有企业

()６

()－２．７２０．００２６

∗∗∗

∗∗

－０．０００９∗

()５．７３

∗∗

－０．００８９∗()－３．４７－０．０００７

()－２．４０

∗∗

０．００２６∗

－０．０００８

∗∗

()－１．０９０．０００１

－０．０００５

()５．６４

∗∗

－０．００９２∗()－３．５６－０．０００８

()０．１０

∗∗

－０．０１５０∗()－２．７５－０．０１４５

()－０．９９

０．０００１

－０．０００５

()－２．０６０．００４３

∗∗∗

∗

－０．００２６∗

()０．０８

∗∗

－０．０１５２∗()－２．７８－０．０１４１

()－０．０８

∗∗

０．００７３∗()８．２８

∗∗

０．００２２∗()１０．３１－０．００６４

()－０．０９

∗∗

０．００７３∗()８．２０

∗∗

０．００２２∗()１０．２１－０．００６０

()－０．７６

∗∗

０．００６８∗()３．４００．０００５()０．７００．００１４

()－０．７４

∗∗

０．００６８∗()３．３７０．０００４()０．６６０．００２４

()－４．０５

０．００３０()０．３５

∗∗

０．００６８∗()８．０４

∗∗

０．００２７∗()１４．３８－０．００４３

()８．６１

∗∗

－０．０１０６∗

()－２．３４

∗∗

０．００４３∗

∗－０．００１９∗

()－４．３８０．００１８()０．２１

∗∗

０．００６７∗()７．８５

∗∗

０．００２７∗()１４．２９－０．００４６

()８．６９

∗∗

－０．０１１４∗

()－１．７５

０．００１０∗

()－０．９２－０．００５７∗

()１．８４

∗

－０．０１４４∗()－２．１０控制

()－１．８６０．００１０∗

()－０．８７－０．００６１∗

()１．９６

∗

－０．０１４２∗()－２．０７控制

()－０．５６

∗

０．００２３∗()２．１６－０．００２２

()０．１０－０．００３６

()－０．５７

∗

０．００２４∗()２．２１－０．００２４

()０．１７－０．００３７

()－１．３４

０．０００６

()－０．６３－０．００４６

()－０．１５

控制０．１７０３１９８０

()－０．１６

控制０．１７０３１９８０

()１．２０

∗∗

－０．０２００∗()－２．９２控制

()－１．５１０．０００７

()－０．６７－０．００５２

()１．３９

∗∗

－０．０１９６∗()－２．８９控制

括号内为T值.下表同.　　注:∗∗∗、∗∗、∗分别表示在１％、５％和１０％的水平上显著,

N

０．２１９０５０６２

０．２１８８５０６２

０．３２１２３０８２

０．３２１５３０８２

管理者风险偏好的调节作用　　２．

:列)管理者风险偏好(的回归系数分别在１％和１而管理者风险偏好与MRIP)０％的水平上显著为正,现金流不确定性的交乘项(的回归系数也分别在１OCFVOL×MRIP和NCFVOL×MRIP)０％和１％的水平上显著为正.这表明,风险偏好型管理者不仅在决策过程中更倾向于投资企业创新;而且当企业面临现金流波动时,不确定性对企业创新的抑制程度也明显缓解.相对乐观的认知、更低的流动性偏好以及多元化经营战略都可能是形成上述现象的重要原因,尽管本文无法进一步验证原因形成的机制,但现有证据足以支持假设３的成立.

:子样本回归结果显示(见表４第(列)管理者风险偏好(的回归系数在非国有企３)~(６)MRIP)

７７

表４列示了管理者风险偏好调节作用的回归结果.全样本回归结果显示(见表４第(１)~(２)

业中显著,在国有企业中并不显著,这表明相对于国有企业,非国有企业的管理者风险偏好更有利于

企业创新.此外,管理者风险偏好与企业净现金流量标准差的交乘项(的回归系NCFVOL×MRIP)数分别在５％和１表明无论在国有企业还是非国有企业中,现金流不确定性对０％的水平上显著为正,企业创新的抑制程度都明显缓解.管理者风险偏好与企业经营活动净现金流量标准差的交乘项(的回归系数并不显著.一个可能的原因是,管理者风险偏好更主要的是通过左OCFVOL×MRIP)

右公司投资决策来影响企业创新,而通过左右经营决策影响企业创新并不明显.总体而言,虽然管理者风险偏好对企业创新的直接影响在不同所有权性质的企业中明显不同,但管理者风险偏好的调节作用在两类企业中一致表现为正向调节,假设３进一步得到验证.

　表４

管理者风险偏好调节作用的回归结果

国有企业

()２

()３

()４

()５

全样本

()１

非国有企业

()６

变量

OCFVOLNCFVOLMRIP

OCFVOL×MRIPNCFVOL×MRIPSIZELEVROATURNTQFIRSTFIXANST截距项行业和年度

２AdＧRj

()－３．０７

∗∗

０．０１２５∗

∗∗－０．００１５∗

()２．８８０．００７０∗()１．８１

()－４．１７

０．００８１∗()１．７９

∗∗－０．００２７∗

()－１．７５０．００８４

－０．００１１∗

()０．８９

０．００６８()１．２９

()－２．４８

０．００３１()０．３２

∗－０．００２３∗

()－２．０７

∗∗

０．０１３８∗

∗－０．００３７∗

()３．０４０．１４７０()１．２９

()－２．６５

∗

０．０１１５∗()２．４０

∗∗－０．００３５∗

０．０１６３

∗∗∗

０．００２７

∗∗∗

()５．８６

∗∗

－０．０１０４∗()－４．０１－０．００２０

()３．５９

∗∗

０．００２６∗

０．０１５９

∗∗

()－０．２３

∗∗

０．００７１∗()８．０２

∗∗

０．００２２∗()１０．３８－０．００７６

()－３．９９

０．００１８()０．２０

∗∗

０．００７０∗()７．９０

∗∗

０．００２２∗()１０．３３－０．００７７

()５．７０

∗∗

－０．０１０４∗

０．０００２

()０．１７

∗∗

－０．０１５９∗()－２．８８－０．０１５５

()２．４８

０．０００１

０．０１６４∗

()０．１５

∗∗

－０．０１５７∗()－２．８５－０．０１４４

０．００４４

∗∗∗

()－０．８２

∗∗

０．００６６∗()３．２８０．０００５

()－０．７６

∗∗

０．００６４∗()３．２００．０００５

()－４．７７

０．００１７()０．２０

∗∗

０．００６６∗()７．８２

∗∗

０．００２７∗()１４．４５－０．００３７

()８．７１

∗∗

－０．０１２７∗

()１．８９

∗∗

０．００４３∗

()－５．０００．０００８()０．１０

∗∗

０．００６５∗()７．６６

∗∗

０．００２７∗()１４．３８－０．００４０

()８．６３

∗∗

－０．０１３２∗

()－０．６６

∗

０．００１０

()－１．１０－０．００２２

()１．９０

∗∗

－０．０１５４∗()－２．２３控制

()－０．６８

∗

０．００１０

()－１．１２－０．００２３()－０．１１

０．０００９()－０．１３

∗∗

０．００２４()２．２０－０．００２５

()０．７４－０．００１６()０．７２

－０．００２１

()１．９６

∗

－０．０１４２∗()－２．０６控制

()－０．１０

∗∗

０．００２４()２．２０－０．００１３

()－０．１４－０．０００７

()－０．２３

０．０００６

()－０．５４－０．０００８

()－０．１７

控制０．１７０８１９８０

()－０．０９

控制０．１７２７１９８０

()１．１６

∗∗

－０．０２０８∗()－３．０３控制

()－０．３７０．０００７

()－０．５９－０．００１３

()１．２７

∗∗

－０．０１９８∗()－２．８９控制

N

０．２２１０５０６２

０．２２２２５０６２

０．３２４７３０８２

０．３２５４３０８２

三)进一步分析　　(

除了管理者特质外,大量文献表明,公司治理状况同样会显著影响企业决策,这也可能使得现金

流不确定性与企业创新之间的关系发生异质性变化.公司治理机制一般包含合理的股权结构、董事会与监事会监督、高层管理人员的有效激励等等.良好的公司内部治理机制一方面能够拓宽决策人员的视野,有效提高企业投资决策的科学性与合理性,减少投资短视行为,使企业更愿意为长远的发展承担适度的风险.另一方面,能够增强外部投资者信心,缓解外部投资者因企业现金流波动而产生的消极情绪.此外,还能够降低董事会成员之间的信息不对称程度,并向外界释放出企业积极经营的信号,这对企业创新投资的提高大有裨益.因此本文认为,现金流不确定性对企业创新产生的消极影７８

响在公司治理情况较好的企业中会有所削弱.

代理变量,并以上述两个特征在全部样本中的平均值为标准进行分组,分别按照模型(对各子样本１)进行回归.其中,董事会规模以董事会实际人数衡量;召开董事会会议的次数用董事会一年之内召开的会议总数衡量.分组检验结果如表５所示,结果显示:在董事会规模较小的企业中,现金流不确定性(对企业创新的影响分别在５％和１而在董事会规模OCFVOL和NCFVOL)０％水平上显著为负;较大的企业中,现金流不确定性对企业创新的影响均不显著.与此同时,在召开董事会会议次数较少的企业中,现金流不确定性(对企业创新的影响均在１％水平上显著为负;而OCFVOL和NCFVOL)在召开董事会会议次数较多的企业中,现金流不确定性对企业创新的影响同样均不显著.这表明,适度的董事会规模和董事会会议频率能够有效减缓现金流不确定性对企业创新的抑制作用,甚至使得现金流不确定性对企业创新不再具有明显的负面影响.除了上文分析提到的原因之外,还有一种可能性在于,董事会成员本身具备广泛的社会关系网络,这有助于进一步拓宽企业的外部融资渠道,降低外部交易成本,提高资源配置的效率,为企业创新活动筹集更加充足的外部资金.

　表５

变量OCFVOLNCFVOLSIZELEVROATURNTQFIRSTFIXANST截距项行业和年度

２AdＧRj

∗∗

０．００２４∗()３．２８

本文将董事会规模(和召开董事会会议的次数(作为衡量企业内部治理的BOARD)MEETING)

基于董事会规模及董事会会议次数的分组检验结果

董事会规模较小()１

()２

董事会规模较大()３

()４

会议次数较少()５

()６

会议次数较多()７

()８

∗－０．０００９∗()－１．９７

∗∗∗∗－０．０１３１∗－０．０１３２∗()()－３．０６－３．１０

∗∗

０．００２４∗()３．２９

－０．０００９∗()－１．９５

－０．０００８

()－１．４６

∗∗０．００３３∗()５．４３

∗∗

０．００９０∗()６．２５∗∗０．００１９∗()６．０７

－０．００２４()－０．１８

∗∗

０．００９∗()６．２４

－０．００２５()－０．１９

∗∗∗∗

－０．０１００∗－０．０１０２∗－０．００７４∗()()()－３．０１－３．０７－１．８９

∗∗

０．００３１∗()５．１５

－０．０００４()－０．７１

∗∗

－０．００１４∗()－２．８５

∗∗０．００２８∗()４．１４∗∗

０．００２９∗()４．１９

∗∗－０．００１５∗()－２．９２

－０．０００３

()－０．６４

０．００１２

()０．２３０．０００１()０．１４

－０．０１５６()－１．４１

∗∗

０．００１９∗()６．０２

∗∗

０．００６５∗()５．７１∗∗０．００２３∗()７．４０

－０．０００２()－０．０１

∗∗

０．００６５∗()５．６６∗∗０．００２２∗()７．３５

－０．０００１()－０．０１０．００４０

()０．３１

∗∗０．００８０∗()５．９８∗∗０．００２２∗()７．１３

０．００４５

()０．３４

∗－０．００７９∗()－２．０２

∗∗

０．００２５∗()４．１９

０．０００１

()０．１５

∗∗

－０．００９１∗()－２．６２

∗∗

０．００２３∗()３．８７

∗∗

０．００７９∗()５．９５７７∗∗０．００２２∗()７．０１

∗∗

０．００５８∗()４．９５∗∗０．００２１∗()７．３９

－０．００７３()－０．６３

∗∗

－０．００９０∗()－２．５９

∗∗０．００５９∗()４．９６∗∗０．００２１∗()７．４０

－０．００７０()－０．６０

０．０００４

()０．０７０．０００２()０．２５

－０．０１４５()－１．３００．０１１９

()０．９１

－０．００９６

()－０．９６控制

－０．００９８

()－０．９９控制

∗∗

０．００１８∗()２．７０

∗∗∗∗

－０．００５２－０．０１１１∗－０．０１０９∗

()()()－１．０９－２．７４－２．６８

∗∗

０．００１８∗()２．７１

０．０１１２()０．８５－０．００３４

()－１．６０－０．００１７

()－０．１６－０．００５９()－１．２２

－０．００９０

()－１．０２

∗

－０．０２３２∗()－２．２０

控制

∗

－０．０２２１∗()－２．１０

０．０００１

()０．０８

控制

－０．０１８３∗()－１．８４控制

０．０００２

()０．２４

－０．０１８９∗()－１．８９控制

∗∗

０．００２７∗()３．８８

∗－０．０１１１∗()－２．４８

－０．０１００

()－１．１２

－０．０１０１

()－１．０９控制

∗∗

０．００２７∗()３．８６

∗－０．０１０９∗()－２．４３

－０．００８５()－０．９２控制

N

０．１７２１２３４１

０．１７２１２３４１

０．２７０７２６３４

０．２７０２２６３４

０．２１１１２８３４

０．２１１２２８３４

０．２３４６２１４１

０．２３４５２１４１

五、稳健性检验

)()现金等价物净增加额的标准差(作为现金流不确定性的替代变量;选取专利申请数量的CFVOL２２()自然对数作为企业创新的替代变量;在风险资产中加入长期股权投资,作为管理者风险偏好的替３),(代变量(并加入企业成长性(这一控制变量;为进一步消除被解释变量与解MRIP２GROWTH)４)释变量之间可能存在的内生性问题,选取滞后一期的现金流不确定性重新进行回归,具体实证结果见

７９

(为了进一步验证研究结论的可靠性,本文还进行了如下稳健性检验:选取企业近三年现金及１)

表６.由回归结果可知,本文的主要研究假设依然成立,限于篇幅,本文只列示了关键变量的回归结果.

　表６

变量

OCFVOLNCFVOLCFVOL２MRIP

CFVOL２×MRIPMRIP２

CFVOL２×MRIP２GROWTH其他变量行业和年度

２AdＧRj

∗∗

－０．０６８０∗()－２．６８

∗∗

－０．０００８()－２．４８

∗∗∗

－０．００２７()－４．１２

∗∗

－２．２６９０∗()－３．９８

∗∗∗

－３．７５８０()－３．７６

稳健性检验的回归结果

替换现金流不确定性()１

()２

替换企业创新及管理者风险偏好变量

()３

()４

将解释变量滞后一期()５

()６

∗∗∗

－０．０００９()－２．７２

∗∗

－０．０００８()－２．４１

∗

０．００８７()１．９０

∗∗∗０．０１６１()３．４８

０．０７９０

()０．３４

８．９０５０∗()１．８７

控制控制０．２１８８５０６２

控制控制０．２２２２５０６２

控制控制

∗∗－０．０６５０()－２．５８

控制控制

控制控制０．２１９０４９７５

控制控制０．２１８７４９７５

N

０．４３３３４３５１

０．４３４７４３５１

六、研究结论与启示

(一)研究结论

本文以我国沪深A股上市公司２就现金流不确定性对企业创新００９~２０１５年数据为研究样本,

行为的影响进行深入分析.通过理论分析与实证检验,本文得出如下结论:首先,现金流不确定性对企业创新具有显著的抑制作用,即现金流不确定性越大,企业越倾向于削减创新投入.其次,按照企业产权性质分组后发现,现金流不确定性对企业创新的抑制作用在非国有企业中更为显著,而在国有企业中,现金流不确定性对企业创新的负面影响不显著.再次,在加入管理者风险偏好后,现金流不确定性对企业创新的抑制作用明显缓解,且在不同产权性质的企业分组中,该结论依然成立.最后,本文进一步检验了董事会公司治理特征对现金流不确定性与企业创新关系的异质性影响,发现在董事会规模较大和召开董事会会议次数较多的企业中,现金流不确定性对企业创新的抑制作用明显缓解.

(二)研究启示与不足

本文的研究结论具有如下启示:其一,由内外部环境变化所引起的现金流不确定性对企业创新具

有显著的抑制作用.企业要想维持甚至提高自身的创新水平,不仅要对内部资金进行严密监控和风险管控,还要加强自身的声誉建设,提高媒体报道的信息正能量,密切关注所属行业的发展前沿,适应金融市场环境变化和宏观政策的新动向,维持较高的投资者信心,保证健康的现金流波动水平.其二,管理者风险偏好和完善的公司治理制度可以有效缓解现金流不确定性对企业创新的抑制作用.企业应该重视管理层在企业创新过程中所发挥的重要作用,适度扩大董事会规模,增加董事会会议召开的次数,以充分保障管理层决策的合理性和有效性.其三,在政府层面上,应积极推进市场化进程,深化金融体制改革,全面评估企业经营环境,加大对具有长期收益前景的研发项目的资助力度,帮助企业实现流动性与创新投资的有效平衡.８０

当然,本文仍存在一些局限性和不足:一方面,本文主要以企业创新投资作为切入点,在实证分析中重点关注了企业的研发投入,并在稳健性检验中补充了创新产出,但文章并未对企业创新投入与产出之间的转换情况进行深入研究;另一方面,本文采用企业风险资产占比来衡量管理者风险偏好,数据的可得性较高,但这一指标的计算方法相对简单,并且企业的财务指标可能受到多个复杂因素的影响,不能完全代表管理者风险偏好这一个人特征.以上局限和不足,也为未来进一步研究指明了方向.

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(责任编辑:胡浩志)

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