Ha Minh Chi

一 引 言

中國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”，標志著粗放型高增長不可持續(xù)。國家“十三五”規(guī)劃中明確提出用改革的方法提高全要素生產(chǎn)率，十九大報告進一步強調經(jīng)濟高質量發(fā)展，生產(chǎn)效率提升成為更加重要的經(jīng)濟發(fā)展目標。因此，如何優(yōu)化資源配置、調整結構以提高微觀企業(yè)和宏觀經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率具有十分重要的研究意義。

全要素生產(chǎn)率及其影響因素已成為學界關注的重點。研發(fā)投入、企業(yè)的融資環(huán)境是影響全要素生產(chǎn)率的兩個方面。Gatti和Love(2008)[1]從信貸融資的角度分析表明，無法獲得有效信貸的企業(yè)通常具有更低的生產(chǎn)率，Bakke(2009)[2]的研究也表明信貸減少會導致企業(yè)生產(chǎn)率衰減。Ferrando和Ruggieri(2018)[3]從外部融資環(huán)境的角度對歐洲企業(yè)進行研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)外部金融摩擦增大會降低生產(chǎn)率水平，Beck et al.(2000)[4]從金融發(fā)展的角度證明地區(qū)金融發(fā)展會提升企業(yè)的生產(chǎn)率。國內(nèi)學者研究發(fā)現(xiàn)，在融資約束的情形下，金融發(fā)展(劉洪鐸，2014)[5]、政府補貼(任曙明和呂鐲，2014)[6]等能夠促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，張建華等(2018)[7]采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，股權和債務融資的增加都能夠促進全要素生產(chǎn)率的提高，王勇和張耀輝(2018)[8]研究認為，企業(yè)主體的內(nèi)部治理與外源融資協(xié)同對企業(yè)效率的提高至關重要。

根據(jù)“優(yōu)序融資理論”，企業(yè)的融資除了外部的債權和股權融資之外，內(nèi)源融資也是企業(yè)融資的重要來源(Myers和Majluf，1984)[9]，這種內(nèi)源融資就是企業(yè)內(nèi)部儲備的財務柔性(DeAngelo et al.，2006)[10]。2008年金融危機之后，為應對外部環(huán)境不確定性，越來越多的企業(yè)選擇低負債和高現(xiàn)金持有以保持一定的財務柔性水平(汪金祥等，2016[11]；Pinkowitz et al.，2016[12])，而對于財務柔性問題的研究也越來越豐富，集中于財務柔性對企業(yè)融資、投資和投資效率(曾愛民等，2013)[13]等經(jīng)營選擇影響方面。Shaikh et al.(2018)[14]指出財務柔性對于高科技企業(yè)的研發(fā)投入具有重要影響，財務柔性的存在能夠提升高科技企業(yè)的研發(fā)投入。本文關注的主要問題在于財務柔性對企業(yè)生產(chǎn)效率是否會產(chǎn)生影響？以及財務柔性是如何對其產(chǎn)生影響的？

對比現(xiàn)有研究，本文創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在三點：(1)從全要素生產(chǎn)率的角度研究財務柔性對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響，補充了財務柔性這一越發(fā)重要的財務概念與企業(yè)經(jīng)營活動間關系的研究；(2)分析研發(fā)投入在財務柔性與全要素生產(chǎn)率之間的中介作用，探究了財務柔性對于全要素生產(chǎn)率的影響機制；(3)本文研究結果與其他學者研究成果略有差異，說明財務柔性與全要素生產(chǎn)率之間關系的多樣性，從財務柔性的角度提升全要素生產(chǎn)率需要考慮多重因素。

二 理論分析與研究假設

對財務柔性與企業(yè)投資和投資效率之間關系的討論存在著兩種截然相反的觀點：“預防性需求假說”認為財務柔性是對未來不確定性的一種應對，能夠提升企業(yè)把握未來投資機會的能力；“浪費支出假說”(Jensen，1986)[15]則認為財務柔性是一種資源浪費，會增加企業(yè)管理者的私利，導致代理成本的上升(John et al.，2016)[16]。國內(nèi)學者研究認為財務柔性與企業(yè)投資行為之間具有復雜關系。陳紅兵和連玉君(2013)[17]研究發(fā)現(xiàn)財務柔性能夠提升企業(yè)投資水平，但是由于委托代理問題的存在，財務柔性企業(yè)的投資效率顯著低于無財務柔性企業(yè)的投資效率。企業(yè)通過資本運作、現(xiàn)金流調控、利潤分配等途徑獲取財務柔性，全要素生產(chǎn)率作為衡量企業(yè)生產(chǎn)效率的重要指標，受到財務柔性獲取過程中各類經(jīng)營活動的影響。與財務柔性影響企業(yè)的投資效率相同，當企業(yè)的財務柔性水平較低時，隨著財務柔性水平的增加，企業(yè)的投資能力和研發(fā)支出有所增加，此時，財務柔性的增加對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率更多的是促進作用。但是，隨著全要素生產(chǎn)率的提升，一方面企業(yè)的邊際產(chǎn)出降低，邊際效率下降；另一方面，內(nèi)源資金相對于外部融資而言缺少了來自于債權人等方面的外部監(jiān)管，委托代理問題突出，此時，財務柔性的增加對全要素生產(chǎn)率可能會產(chǎn)生一種抑制作用。

由此提出研究假說1：財務柔性與全要素生產(chǎn)率之間呈倒“U”型關系，隨著財務柔性的增加，全要素生產(chǎn)率先升后降。

財務柔性對企業(yè)投資水平和研發(fā)投入具有重要影響，例如現(xiàn)金持有可以保障研發(fā)投入，影響研發(fā)水平。而全要素生產(chǎn)率與企業(yè)研發(fā)投入息息相關，研發(fā)投入帶來的技術進步是全要素生產(chǎn)率提升的重要動力(毛德鳳等，2013[18]；孫曉華和王昀，2014[19])，因此本文認為財務柔性主要通過影響研發(fā)投入進而影響全要素生產(chǎn)率。

企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新行為具有高風險特征，研發(fā)投入可能顆粒無收，因此研發(fā)支出過程中的代理問題也極為嚴重。陳巖等(2016)[20]研究指出，委托代理沖突是企業(yè)研發(fā)投入過程中高投入、低效率的重要原因。劉洪鐸(2014)[5]、任曙明和呂鐲(2014)[6]的研究表明金融發(fā)展和政府補貼等額外的金融資源對于面臨融資約束企業(yè)和非融資約束企業(yè)的全要素生產(chǎn)率具有明顯不同的效果。作為融資來源的重要渠道之一，財務柔性對于不同融資約束狀況的企業(yè)也具有不同效果。對于面臨融資約束的企業(yè)，財務柔性能夠為企業(yè)研發(fā)提供低成本、高度自主的內(nèi)源資金；對于不存在融資約束的企業(yè)，研發(fā)支出容易出現(xiàn)過度投資和低效率使用的現(xiàn)象，尤其是低成本和弱約束的財務柔性資源更加降低了研發(fā)支出的轉化效率。

因此，提出研究假說2：財務柔性通過影響研發(fā)投入進而影響到全要素生產(chǎn)率。(a)當企業(yè)面臨融資約束時，財務柔性和研發(fā)投入的交叉項與全要素生產(chǎn)率顯著正相關；(b)當企業(yè)不存在融資約束時，財務柔性和研發(fā)投入的交叉項與全要素生產(chǎn)率顯著負相關。

圖1 財務柔性與企業(yè)全要素生產(chǎn)率注：圖中O表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率最大時的財務柔性水平；P表示全要素生產(chǎn)率下降到0時的財務柔性水平，實際中難以出現(xiàn)。

三 樣本選擇、主要變量與模型設定

(一)樣本選擇

本文以2007-2017年我國A股上市制造業(yè)公司作為研究對象，考慮到數(shù)據(jù)樣本的科學性，對其進行如下處理：(1)剔除ST、*ST上市公司；(2)剔除數(shù)據(jù)缺失和數(shù)據(jù)明顯異常(如資產(chǎn)負債率大于1)的樣本；(3)由于采用OP方法計算全要素生產(chǎn)率時要求投資額為正，因此剔除投資為負的樣本；(4)為了避免極端值的影響，借鑒大多數(shù)學者的做法，對各模型中出現(xiàn)的連續(xù)變量進行1%水平縮尾處理。本文采用的數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫，最后得到1953家上市公司共計11754個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。

(二)主要變量的衡量

1.融資約束

現(xiàn)有衡量企業(yè)融資約束的方法較多，本文借鑒魏志華等(2014)[21]、劉宇堯和陸家騮(2018)[22]的做法，采用Kaplan和Zingales(1997)[23]基于負債水平、成長性、現(xiàn)金持有量、經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量和股利水平五個指標構建的“KZ指數(shù)”來衡量企業(yè)融資約束水平。首先對這五個財務指標分年度取中位數(shù)后分組賦值，其中資產(chǎn)負債率(DEBT)和成長性Tobin’Q大于中位數(shù)取值為1，小于中位數(shù)取值為0，而現(xiàn)金持有/上期總資產(chǎn)(Ct/At-1)、經(jīng)營性凈現(xiàn)金流/上期總資產(chǎn)(CFt/At-1)、現(xiàn)金股利/上期總資產(chǎn)(DIVt/At-1)三個指標則相反。然后對五個指標的賦值進行求和，并且將求和后的值對這五個財務指標的原始數(shù)值進行排序邏輯回歸。最后將回歸系數(shù)代入回歸模型估計每個上市公司每一年度的KZ指數(shù)，本文估計KZ指數(shù)的公式為：KZ=2.088DEBT+0.111TOBINQ-9.382C/A-3.86CF/A-0.423DIV/A，結果與Kaplan和Zingales(1997)[23]對美國上市公司進行研究和魏志華等(2018)[21]以中國上市公司進行研究得出的結論非常類似，估計模型較為合理。KZ值越大，代表融資約束程度越高，本文根據(jù)KZ指數(shù)的中位數(shù)和平均數(shù)分年度進行分組，高于中位數(shù)/平均數(shù)的上市公司歸類為融資約束組，反之則為非融資約束組。

2.財務柔性

財務柔性是指企業(yè)的剩余負債能力和現(xiàn)金持有水平，衡量難點在于對剩余負債能力的計算。根據(jù)財務柔性的定義，本文借鑒Hahn和Lee(2009)[24]、李青原和王紅建(2013)[25]的做法，采用企業(yè)抵押品價值與現(xiàn)有負債的差值來衡量企業(yè)的剩余負債能力。抵押品價值可以視為企業(yè)能夠獲得的債務融資上限(Gamba和Triantis，2008)[26]，與采用偏自回歸模型計算得到的目標資本結構相比，抵押品價值更少受到歷史負債率的影響，在理論上更加準確，也能夠在一定程度上降低內(nèi)生性的影響。因此本文借鑒劉宇堯和陸家騮(2018)[22]的方法，計算財務柔性的公式為：

(1)

此外，為檢驗結果的穩(wěn)健性，本文還借鑒曾愛民等(2013)[13]、王滿和劉子旭(2016)[27]的方法，采用企業(yè)的現(xiàn)金持有和負債率與行業(yè)均值的差值衡量財務柔性。

3.企業(yè)全要素生產(chǎn)率

計算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率有OLS、OP、LP、ACF等多種方法。本文以Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)為基礎，借鑒魯曉東和連玉君(2012)[28]、程晨和王萌萌(2016)[29]的估計方法，考慮到測量結果的穩(wěn)健性，同時采用LP半?yún)?shù)法(Levinsohn和Petrin，2003)[30]和OP半?yún)?shù)法(Olley 和 Pakes，1996)[31]估計全要素生產(chǎn)率。

由于本文研究對象是A股上市制造業(yè)企業(yè)，因此在估計全要素生產(chǎn)率時，工業(yè)增加值采用主營業(yè)務收入的自然對數(shù)衡量；勞動力采用員工總數(shù)的自然對數(shù)衡量；要素投入采用購入商品和勞務的金額的對數(shù)進行衡量；資本投入采用企業(yè)的資本性支出進行衡量。在采用OP法測量全要素生產(chǎn)率時還需要企業(yè)的退出數(shù)據(jù)，本文認為上市公司股權、業(yè)務等發(fā)生實質轉移可理解為原公司已退出，因此對樣本期間內(nèi)上市公司當年度所屬行業(yè)和公司名稱都發(fā)生改變的視為退出，該指標虛擬變量取值為1，否則為0。最后采用STATA分析軟件得到全要素生產(chǎn)率TFP_LP和TFP_OP。

(三)模型設定

本文主要研究財務柔性對于全要素生產(chǎn)率的影響，以及研發(fā)投入在其中所發(fā)揮的關鍵性作用，根據(jù)研究假設，構建如下兩個實證模型：

TFPit=β0+β1FF_SQit-1+β2FFit-1+β3RDit+β4ASSETit+β5DEBTit+β6TOBINQit+

β7FSHAREit+β8BSHAREit+β9DUALit+β10INDIREit+β11SOEit+∑indu+∑year+εit

(2)

TFPit=β0+β1FFit-1*RDit+β2FFit-1+β3RDit+β4ASSETit+β5DEBTit+β6TOBINQit+

β7FSHAREit+β8BSHAREit+β9DUALit+β10INDIREit+β11SOEit+∑indu+∑year+εit

(3)

模型(2)和模型(3)中TFPit表示全要素生產(chǎn)率，同時采用LP和OP方法估計，分別記為TFP_LPit和TFP_OPit；FFit-1是期初財務柔性指標，由式(1)計算得到；FF_SQit-1是財務柔性指標平方項；RDit表示當年度研發(fā)投入；FFit-1*RDit是財務柔性與研發(fā)投入交叉項。在控制變量方面，借鑒已有研究，對公司層面財務指標和公司治理因素進行了控制，其中ASSETit是總資產(chǎn)對數(shù)，衡量企業(yè)規(guī)模；DEBTit是資產(chǎn)負債率；TOBINQit衡量公司成長性；FSHAREit、BSHAREit和INDIREit是公司治理方面的指標，分別表示第一大股東持股比例、第二到第十大股東持股比例和獨立董事占董事會比例；DUALit是董事長和總經(jīng)理兩職合一虛擬變量，兩職合一取0，兩職分離則取1；SOEit是企業(yè)性質虛擬變量，國有企業(yè)取1，非國有企業(yè)取0。模型同時還對行業(yè)和年份效應進行控制。

四 實證檢驗

(一)描述性統(tǒng)計

表1為各變量的描述性統(tǒng)計結果。從表1中可以看出，本文采用LP和OP法得到的全要素生產(chǎn)率的均值分別是12.898和10.793，整體數(shù)值介于6～16之間，與趙靜梅等(2015)[32]利用A股上市公司數(shù)據(jù)、王杰和劉斌(2014)[33]利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計算得到的全要素生產(chǎn)率相當，表明本文測算得到的全要素生產(chǎn)率較為準確。主要解釋變量財務柔性的均值為0.105，表明A股上市制造業(yè)公司整體上儲備有一定水平的財務柔性，以備外源融資不足之需。同時，財務柔性指標最大值與最小值波動較大，表明不同企業(yè)間財務柔性水平存在著較大差異。

表2為自變量間的相關系數(shù)矩陣。表中顯示，除了財務柔性與資產(chǎn)負債率之間相關系數(shù)較高之外，其他變量間相關系數(shù)均較小。本文還對模型進行了VIF檢驗，模型(2)和模型(3)的VIF值均小于3，說明變量間不存在多重共線性，可以進行回歸分析。同時，本文還采用金融負債率作為資產(chǎn)負債率的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。

表1 各變量描述性統(tǒng)計結果

表2 自變量間相關性系數(shù)矩陣

(二)實證結果分析

本文使用的數(shù)據(jù)樣本為非平衡面板數(shù)據(jù)，進行回歸分析前對模型進行Hausman檢驗和F檢驗，檢驗結果支持固定效應模型，因此回歸分析選擇控制行業(yè)和年份的雙向固定效應模型。同時，固定效應模型可以在一定程度上緩解遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，使回歸分析結果更加穩(wěn)健。

表3 模型(2)回歸分析結果

注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1，括號內(nèi)為系數(shù)的穩(wěn)健標準誤。列(1)和列(2)是不加入控制變量的回歸分析結果，列(3)和列(4)是加入控制變量的回歸分析結果。

表3為模型(2)回歸分析的結果。財務柔性的二次項與TFP_LP和TFP_OP均在1%水平顯著負相關，回歸分析擬合所得函數(shù)的中軸線大致在FF=0.179處，與表1中FF的描述性結果對比可以發(fā)現(xiàn)，中軸線在中位數(shù)和75%分位數(shù)之間，表明財務柔性與全要素生產(chǎn)率之間呈倒“U”型關系，隨著財務柔性水平的上升，全要素生產(chǎn)率先升后降，驗證了研究假說1。在控制變量方面，研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率在1%水平顯著正相關，與現(xiàn)有研究結論相一致，研發(fā)投入越高，企業(yè)創(chuàng)新能力越強，全要素生產(chǎn)率越高；資產(chǎn)規(guī)模和TOBINQ與全要素生產(chǎn)率顯著正相關，企業(yè)規(guī)模越大，生產(chǎn)要素投入能力越強，全要素生產(chǎn)率越高，而成長性越高意味著企業(yè)技術積累和生產(chǎn)能力越強，因此全要素生產(chǎn)率也越高。對于公司治理因素方面的控制變量，第一大股東持股比例與全要素生產(chǎn)率顯著正相關，股權制衡度和兩職分離與全要素生產(chǎn)率顯著負相關，表明上市制造業(yè)企業(yè)的權利越集中，全要素生產(chǎn)率越高，這與孫兆斌(2006)[34]的研究結論一致，證明上市制造業(yè)企業(yè)中大股東存在明顯的“支持效應”。

表4和表5為模型(3)的回歸結果，其中表4被解釋變量是采用LP方法得到的全要素生產(chǎn)率TFP_LP，表5被解釋變量是采用OP方法得到的全要素生產(chǎn)率TFP_OP。表4和表5中列(1)為對全樣本進行回歸分析，列(2)、列(3)和列(4)、列(5)分別按照衡量融資約束的KZ指數(shù)的中位數(shù)和平均數(shù)劃分為融資約束組和非融資約束組進行回歸。

模型(3)主要分析財務柔性與研發(fā)投入的交叉項對于全要素生產(chǎn)率的影響，從表4和表5可以看出，在全樣本中，交叉項與TFP_LP和TFP_OP都不存在顯著的相關關系，表明財務柔性通過研發(fā)投入對于全要素生產(chǎn)率的影響并不是簡單的線性關系。根據(jù)前文的理論分析，財務柔性對于面臨融資約束和非融資約束的企業(yè)會產(chǎn)生不同影響，因此進一步地，以融資約束情況作為依據(jù)對全樣本進行分組，從分組的角度證明本文模型較為穩(wěn)健。

結果表明，不論是按照中位數(shù)還是平均數(shù)進行分組，在融資約束組中，F(xiàn)F*RD與TFP_LP和TFP_OP顯著正相關，表明當企業(yè)存在融資約束時，財務柔性儲備越高，增加研發(fā)投入會提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，驗證了假說2(a)。然而，在非融資約束組中，F(xiàn)F*RD與TFP_LP和TFP_OP顯著負相關，表明當企業(yè)不存在融資約束時，企業(yè)的財務柔性水平越高，增加研發(fā)投入反而會降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，驗證了假說2(b)。值得關注的是，不論是在全樣本還是在分組樣本中，財務柔性與全要素生產(chǎn)率之間不存在顯著的相關關系，而研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率均是顯著的正相關關系，表明財務柔性確實是通過影響研發(fā)投入進而對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，而研發(fā)投入增加本身有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，但是當財務資源過于寬松時會產(chǎn)生反向影響?？刂谱兞康慕Y果基本上與表3一致。

表4 模型(3)分組回歸結果(被解釋變量：TFP_LP)

(續(xù)上表)

變量(1)全樣本KZ中位數(shù)分組(2)融資約束(3)非融資約束KZ平均數(shù)分組(4)融資約束(5)非融資約束DEBT-0.195??-0.291?0.151-0.267?0.148(0.082)(0.169)(0.113)(0.155)(0.120)TOBINQ0.044???0.037???0.045???0.041???0.044???(0.007)(0.014)(0.008)(0.013)(0.009)FSHARE0.756???1.331???0.440??1.210???0.502???(0.138)(0.242)(0.182)(0.227)(0.193)BSHARE-0.002??-0.001-0.003??-0.001-0.003??(0.001)(0.002)(0.001)(0.002)(0.001)DUAL-0.053??-0.097?-0.021-0.085?-0.009(0.026)(0.051)(0.029)(0.047)(0.031)INDIRE-0.1010.458-0.461?0.441-0.567??(0.207)(0.377)(0.248)(0.353)(0.257)SOE-0.0580.152-0.372???0.119-0.390???(0.066)(0.102)(0.092)(0.096)(0.102)行業(yè)控制控制控制控制控制年份控制控制控制控制控制N117545118663656286126R20.2480.2690.2650.2650.264

注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1。

表5 模型(3)回歸結果(被解釋變量：TFP_OP)

(續(xù)上表)

變量(1)全樣本KZ中位數(shù)分組(2)融資約束(3)非融資約束KZ平均數(shù)分組(4)融資約束(5)非融資約束TOBINQ0.047???0.045???0.041???0.049???0.040???(0.006)(0.013)(0.008)(0.013)(0.008)FSHARE0.649???1.124???0.367??0.993???0.454??(0.134)(0.239)(0.176)(0.225)(0.187)BSHARE-0.003??-0.001-0.003??-0.001-0.003???(0.001)(0.002)(0.001)(0.002)(0.001)DUAL-0.061??-0.113??-0.021-0.103??-0.009(0.025)(0.051)(0.028)(0.047)(0.029)INDIRE-0.1200.478-0.487??0.425-0.574??(0.202)(0.372)(0.241)(0.349)(0.248)SOE-0.0690.043-0.260???0.057-0.306???(0.064)(0.101)(0.089)(0.095)(0.098)行業(yè)控制控制控制控制控制年份控制控制控制控制控制N117545118663656286126R20.331 0.344 0.344 0.342 0.339

注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1。

五 穩(wěn)健性檢驗

(一)更換財務柔性衡量指標

上文采用企業(yè)抵押品價值與負債率的差值衡量財務柔性中的負債柔性，一些學者采用行業(yè)負債率和行業(yè)現(xiàn)金持有水平作為目標資產(chǎn)負債率和目標現(xiàn)金持有水平，因此本文以行業(yè)平均負債率和現(xiàn)金持有水平與企業(yè)的現(xiàn)金負債率和現(xiàn)金持有水平的差值作為財務柔性的衡量指標進行穩(wěn)健性檢驗。

表6為模型(2)的穩(wěn)健性檢驗結果?？梢钥闯?，采用新的財務柔性指標之后，財務柔性指標的二次項與全要素生產(chǎn)率顯著負相關，其他變量的符號和顯著性水平也基本上與表3一致，支持假說1，結果穩(wěn)健。表7為在KZ中位數(shù)分組情況下，財務柔性與研發(fā)投入對于全要素生產(chǎn)率的影響，可以看出對于非融資約束組，財務柔性與研發(fā)投入的交叉項與全要素生產(chǎn)率顯著負相關，支持假說2(b)。但是在融資約束組中，交叉項與全要素生產(chǎn)率之間不存在顯著的相關關系。在采用平均數(shù)進行分組時，得到了相同的結果，支持了假說2(b)，但是假說2(a)沒有得到驗證，相關結果受限于篇幅沒有報告。因此，整體來說，更換財務柔性衡量指標之后一定程度上仍然能夠驗證假說1和假說2(b)，研究結論較為穩(wěn)健，不能驗證假說2(a)的原因可能在于財務柔性的衡量方法不同。

表6 模型(2)更換財務柔性指標的穩(wěn)健性檢驗結果

注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1。

表7 模型(3)更換財務柔性指標的穩(wěn)健性檢驗結果

(續(xù)上表)

變量TFP_LP(1)融資約束(2)非融資約束TFP_OP(3)融資約束(4)非融資約束FF-0.0880.001-0.1500.016(0.145)(0.070)(0.147)(0.069)RD5.014???5.574???5.061???3.675???(1.643)(1.006)(1.667)(0.992)控制變量控制控制控制控制行業(yè)控制控制控制控制年份控制控制控制控制N3270519532705195R2 0.1780.212 0.2650.287

注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1。

(二)調整控制變量

在相關性系數(shù)矩陣分析中可以看到，財務柔性指標與資產(chǎn)負債率之間存在著較高的相關性，達到了-0.7左右，因此為了檢驗結果的穩(wěn)健性，采用金融負債率作為資產(chǎn)負債率的替代指標。模型(2)中采用金融負債率替代資產(chǎn)負債率后，財務柔性的二次項與全要素生產(chǎn)率顯著負相關，一次項正相關，與表3結果完全一致，本文不再報告相關結果。表8為更改資產(chǎn)負債率指標后按照KZ指標中位數(shù)分組情況下財務柔性與研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率影響的回歸結果，可以看到與表4和表5基本一致，采用平均數(shù)分組時的回歸結果與此相同(受限于篇幅，文中未報告)，證明在調整了相關系數(shù)較高的控制變量后本文回歸結果依然穩(wěn)健。

表8 模型(3)更改控制變量的穩(wěn)健性檢驗結果

(續(xù)上表)

變量TFP_LP(1)融資約束(2)非融資約束TFP_OP(3)融資約束(4)非融資約束N5118663651186636R20.269 0.2680.3430.347

注：***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1。

六 研究結論及其啟示

在不確定性明顯增強的外部經(jīng)濟環(huán)境下，研究企業(yè)全要素生產(chǎn)率與研發(fā)和財務結構資源關系對驅動經(jīng)濟高質量發(fā)展有重要意義。本文采用2007-2016年我國A股上市制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，實證研究財務柔性對全要素生產(chǎn)率的影響，以及研發(fā)投入的中介作用。結果表明，隨著企業(yè)財務柔性水平的增加，企業(yè)全要素生產(chǎn)率先升后降，財務柔性與全要素生產(chǎn)率之間存在著倒“U”型關系，對于企業(yè)生產(chǎn)效率而言，財務柔性并不是越高越好。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，財務柔性與全要素生產(chǎn)率之間的倒“U”型關系主要是通過影響研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率之間的關系產(chǎn)生的，當企業(yè)面臨融資約束時，財務柔性的存在發(fā)揮了“預防性假說”的作用，作為外部融資的重要替代，增強了研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率之間的正向關系；但是當企業(yè)不存在融資約束時，財務柔性更多的是發(fā)揮“浪費支出假說”的作用，削弱了研發(fā)投入對于全要素生產(chǎn)率的正向影響。

財務柔性作為重要的財務結構資源，正為越來越多的企業(yè)所重視，儲備財務柔性以備不時之需，但本文的研究表明，從提升企業(yè)生產(chǎn)效率的角度來說，財務柔性并不是越高越好。對于面臨融資約束的企業(yè)來說，需要儲備一定的財務柔性資源以保障研發(fā)支出，進而促進全要素生產(chǎn)率的提高；而對于不存在融資約束的企業(yè)，則需要降低企業(yè)的財務柔性水平，減弱財務柔性水平過高而帶來的委托代理問題，以提升全要素生產(chǎn)率。本文研究結論對于政府補貼選擇同樣具有一定的指導性意義，政府選擇補貼對象和補貼金額時應該對企業(yè)的融資約束狀況加以甄別，對具有融資約束的企業(yè)進行補貼能夠增加全要素生產(chǎn)率，而對不存在融資約束的企業(yè)進行補貼時可能適得其反，這一建議與任曙明和呂鐲(2014)[6]研究結論相似。