信息透明度對創新投入與創新成果的促進機理
——來自上市公司的經驗證據

雷新途，溫卿云

（浙江工業大學 管理學院，浙江 杭州 310023）

一、引 言

現有文獻對信息透明度與企業創新之間的關系研究，只關注信息透明度客觀上能減少資金供需雙方的信息不對稱、降低融資成本［1-6］，以此提高企業創新投入資金保障的外部治理功能［7-9］，而忽略信息透明度的內部治理效應。事實上，企業創新活動是一個高度復雜的企業內部投資行為，蘊含很多尖銳的內部代理與沖突問題［10］，從而影響企業創新投入與產出。當企業面臨信息風險、資金風險均較高的創新活動時，其所面臨的失敗風險也極高，此時管理者自身的投資意愿是否足夠強烈，顯然也制約了企業創新投入。因為一旦研發失敗，管理者將面臨嚴重的職業危機，比如降薪或被迫離職等。那么，信息透明度是否能夠有效解決管理者出于自我保護而削弱研發投入的非效率行為，有待研究檢驗。

另外，現有文獻主要聚焦于信息透明度對創新投入的研究［11-12］，而對信息透明度是否也對創新產出具有積極影響，尚缺乏經驗證據予以支持。企業創新具有多階段性質，其包括創新投入與創新產出，在既定的研發投資強度下未必會有高效的創新產出。從產出的角度來看，創新成果的好壞對提升企業競爭能力至關重要，因此管理者對研發項目的抉擇和對其價值的考量（即資源的有效配置）尤為關鍵［13-14］。同樣，有自利傾向的管理者在監督不足的情況下，可能具有強烈的動機從創新活動中謀取私利。就邏輯而言，通過提供有關企業價值和管理者行為的可驗證信息，有助于在創新的實施過程中進行監管，由此可約束管理者的敗德行為，以確保研發資金用于最佳用途。這種治理作用表明，提高信息透明度亦可促進企業創新成果的產出。另外，雖然信息透明度理論上可以促進企業創新產出，但是信息透明度會面臨專有成本問題。研發涉及產品技術的專有戰略信息，當追求高信息透明度可能向競爭對手披露該重要信息，此時敏感信息的公布就很有可能損害創新價值［15-16］。因此，信息透明度對創新成果的激勵作用是否會受專有成本的影響，也有待研究揭示。

基于上述分析，本文利用2009—2018 年滬深兩市非平衡面板數據，并通過構建基于固定效應模型來實證檢驗信息透明度對創新投入與成果的促進機理和影響因素。檢驗結果發現，信息透明度的提高明顯刺激了管理者的研發投資，一方面信息透明度可以通過緩解融資約束增加企業研發投入資金，另一方面信息透明度可以保護處于高職業風險中的管理者，使其不因非自身因素導致的研發失敗承擔職業危機，從而加大管理者對創新活動的投資意愿；其次，研究發現增強信息透明度亦可顯著提高創新成果，究其原因該作用得益于研發投資對投資機會的敏感性，即資源的有效配置；同時也發現在信息專有成本相對較大的企業中這種促進效應將受抑制，表明信息透明度對創新成果的激勵作用確實受專有成本的影響。在采用傾向得分匹配法（PSM）、工具變量法和Heckman兩階段法緩解內生性問題以及采用其他穩健性檢驗后，上述檢驗結果也成立。

相較以往文獻，本文的貢獻在于不僅檢驗了信息透明度對企業創新投入和創新產出具有促進作用，更為重要的是揭示了信息透明度對企業創新投入和創新產出的促進機理和影響因素。尤其發現信息透明度不僅可以減少管理者的職業擔憂從而促進創新投入，也可以約束有自利傾向的管理者從而增加研發投入對投資機會的響應能力，以帶來更高的創新成果，并且還注意到信息專有成本的沖減作用。

二、理論分析與研究假設

（一）企業信息透明度對創新投入的激勵效應及其路徑

創新與固定資本投資不同，它是一種長期的無形資產投資，其具有高度的不確定性，因此投資者會通過要求風險溢價來保護自身利益。不僅如此，從事創新活動的管理者也將面臨更多風險。從創新投入的角度分析，研發投資是一個期限長、風險性大、不可預測的過程，會受到外部融資約束和內部管理者動機的共同影響［17-19］。而對于企業而言，信息透明度是企業向投資者和社會公眾反饋自身經營狀況的一條重要途徑，信息透明度越高對獲得有效的資金供給越有利［20-21］，即可為企業提供充足的資金開展創新活動。此外，當企業信息透明度較高時，其可以為委托人提供更多有關管理者行為的詳細信息，從而恰如其分地評定管理者的努力程度，降低管理者的職業擔憂，同時也能以此約束管理層的短視行為，進而提升管理者的投資意愿［22］。

首先，信息透明度可以緩解融資約束對企業創新投入的制約。形成融資約束的根本原因是由于信息不對稱［23］，在資金配置過程中，外部投資者是信息的劣勢一方，他們決定是否投資需要通過收集較為全面的信息，由此便增加了外部投資者的投資成本。與此同時，他們在公開市場獲得的信息又是極其有限的，因此投資者會要求增加風險溢價。鑒于創新活動的特性，其帶來的資金風險所受到的外部融資約束就更為明顯，因此解決融資約束問題是增強企業研發投資力度的重要一步。汪煒和蔣高峰［4］研究發現，提高企業信息透明度可以為投資者提供有關企業更為高質量的信息，從而減少與外部投資者之間的信息不對稱和逆向選擇，由此可降低企業的資本成本，緩解企業的融資約束，進而為推動企業創新提供資金支持。從資金配置的角度分析其中影響路徑：首先，信息透明度有助于外部投資者將資金有效地投入企業，信息透明度可以降低內外部信息使用者之間的信息不對稱程度，有助于投資者更為準確地掌握企業內部信息并對其進行準確估值［24］，由此可以提高投資者提供資金的意愿，從而使企業具備充足資金投資創新活動；其次，信息透明度有助于提高管理者將資金配置給項目的有效性，可以幫助投資者對管理者實施更為有效的監控及制定更為完善的契約，使得管理者將資金合理地分配給有價值的投資項目，從而提高企業投資效率，由此也可提高投資者對企業的投資意愿，進而緩解企業融資約束問題［24］；最后，信息透明度可以直接提高投資者將資金配置給項目的有效性，可以幫助投資者直接且準確地識別企業有價值的投資機會［25］，因此也會使得投資者的投資意愿增強。

其次，信息透明度對職業風險與研發投入具有調節作用。企業的研發投資強度不僅受到資金是否充足的影響，內部管理者對研發的態度及動機也會影響企業的研發投資強度［26］。已有研究表明企業即使沒有財務約束，規避風險的管理者也會對創新項目存在理性的偏見，這些創新項目通常需要較長的投資期限以及具有較高的失敗率［17，26］。如果創新活動的失敗完全是由于隨機原因所導致的，管理者仍須承擔全部責任，如此將嚴重威脅其職業發展［18］。在一般的代理體系中，由于委托人不能直接觀察和約束代理人的所有行為，他們必須依靠事后可觀察的信號，例如通過項目產出來推斷管理者的能力。但是，基于產出的指標通常有較大的噪音影響，因此這些指標無法完全衡量為實現績效而采取的具體管理行為［27］。Bushman 和 Smith［25］研究發現，信息透明度可以為委托人提供關于管理者創新努力的詳細信息，從而降低管理者的職業擔憂，例如，詳細的公司特定財務信息（如利潤分析、費用比率和產品線細分區段）可以幫助委托人根據風險承受能力、戰略愿景、投資風格和努力來評估管理者的質量，從而更好理解管理者的行為，這也合理地降低了管理者的職業擔憂，從而加大管理者在創新方面的投資意向。而針對管理者是否存在職業擔憂本文以其是否處于較高職業風險來衡量，即管理者面臨的職業風險越高，表明其存在職業擔憂。

綜上所述，本文提出假設1至假設3。

H1：其他條件不變，企業信息透明度對研發投入有激勵效應；

H2：其他條件不變，企業信息透明度可通過緩解融資約束進而促進研發投入；

H3：其他條件不變，當管理者面臨更高的職業風險時，企業信息透明度與研發投入之間的激勵效應更為明顯。

（二）信息透明度對企業創新成果的促進機理和影響因素

在資源有限的條件下，企業會通過從既定水平的研發投入中獲得高效的創新產出來提升企業價值［28］。然而，大量的研發投入未必會有相應的創新產出。而實現投資高產出的關鍵一步在于對投資項目的選擇，即選擇一個好的研發項目是為達到高的創新產出的必要保障。但因其自身的復雜性及投資回報的高度不確定，使得管理者無法準確識別有價值的投資項目。已有的研究表明，研發項目選擇的成功關鍵在于可以量化多少相關信息并將其納入決策［29］。高質量的信息披露可以直接向管理者展現具有未來增長前景的項目，以及幫助管理者合理估計投資回報［30-31］。相反，信息透明度不夠甚至錯報就會給企業傳達不切實際的增長期望，并扭曲企業研發決策和資金投入［32］。總的來說，提高信息透明度可以有助于管理者識別有前景的投資機會，引導其將資源投向效率較高的項目進而影響企業創新產出。

基于上述分析，信息透明度對企業創新成果的促進機理在于信息透明度能夠識別研發投資機會，表現為信息透明度的治理作用。根據有效市場理論，股價在一個有效的股票市場中不僅可以反映公司內部的運營狀況，也能折射出外部投資者對公司的看法［33］，從而幫助管理者通過了解股價信息進而識別研發投資機會。其中原理在于外部投資者可能擁有獲得一些企業管理者所不知道的私有信息的渠道，從中掌握如產品需求、競爭對手以及宏觀政策等更為確切的情況，然后將其反映在自己的交易行為中，進而對股價產生影響［34］，而這種反饋效應對企業創新尤為重要。企業處于信息透明度高的環境，有助于提高股價在傳達此類信息方面的效率，從而提升管理者對投資機會的敏感性［35］。信息透明度越高越有利于研發信息與股價之間的密切結合，也可預防管理層內幕交易［36］。因為通過提高信息透明度可以識別出好的項目外，其還可以有助于管理人員的外部和內部治理，并可確保研發資本的有效使用。相較于其他投資，研發投資更容易受到管理層瀆職行為的影響。因此有自利傾向的管理者可能為獲得短期利潤偏向于高風險的研發項目，或者通過削減研發費用以獲得短期利潤［37］。鑒于研發的無形性質，外部投資者通常很難發現和審查管理者的短視行為。此時，信息透明度的治理作用表現為高質量的信息環境可以遏制管理層對研發資本的錯配［38］。簡而言之，信息透明度有助于管理者選擇有價值的研發項目，且有效促進資本優化配置，從而提高研發投資對投資機會的響應能力，并在實施過程中對其監督，進而提高創新成果。

另外，提高企業信息透明度一方面會降低企業與投資者之間的信息不對稱問題，另一方面也可能會向同業競爭對手泄露一些專有的戰略信息，以至于會損害創新的潛在價值［15］。雖然企業的會計信息并不會直接呈現技術細節，但它確實可以作為同行業公司獲取敏感戰略信息的一種方式［39］，因此會導致企業的研發產品在很大程度上被同行業企業所模仿，從而喪失競爭優勢，如此對企業技術創新活動的積極性產生極大程度地挫傷，對創新成果產生的影響是不可避免的。本文將由于信息透明度可能給企業帶來的負面影響定義為專有成本，在披露決策中這是必須考慮的重要抵減因素［40］，即由于存在專有成本，信息透明度對企業創新成果的正向效應受到抑制。

基于以上分析，本文提出假設4至假設6。

H4：在控制研發投資之后，信息透明度對創新成果有促進作用；

H5：其他條件不變，信息透明度會增加研發投資對投資機會的敏感性；

H6：其他條件不變，當企業處于較高的專有成本環境中時，信息透明度與創新成果之間的關系會受到影響。

三、研究設計

（一）樣本和數據來源

本文選取中國A 股上市公司數據作為樣本進行實證研究，此外，為了確保樣本的有效性，本文在選擇樣本時遵循以下幾個原則：①選取2009—2018 年具有正研發支出的企業，以便本文研究分析是基于創新是企業業務重要組成部分的公司；②選取非ST企業；③剔除金融行業；④剔除數據缺失的公司。另外，為了消除極端值的影響，本研究對所有連續變量進行前后各1%的Winsorize 縮尾處理。最終得到2 045 個樣本企業，共14 279 個觀測值。本文研發支出數據來源于Wind 數據庫，其余財務數據來自CSMAR 國泰安數據庫。本文使用Excel 對數據初步整理，運用stata15.1 進行數據分析。需要注意的是，由于本文考慮了時間序列和截面兩個維度，因此本文構建的是一個非平衡面板數據。所以在數據導入stata 后，須先運用xtset 命令將其定義為面板數據再進行數據分析。

（二）變量度量與定義

1.信息透明度的度量

對于信息透明度的度量，絕大多數學者只考慮了會計信息透明度［41-42］，難免偏頗。鑒于此，本文將組織結構復雜性納入衡量企業信息透明度的另一個維度，即組織結構透明度，使信息透明度能夠更加全面地得到反映。信息透明度的結構如圖1所示。

圖1 信息透明度的結構

本文借鑒Bhattacharya 的方法，即利用盈余激進度（EA）和盈余平滑度（ES）來綜合度量會計信息透明度。其中盈余激進度（EA）是指企業加快收入確認而延緩損失確認的傾向，比如通過多計應計利潤、少計應計損失等方式操縱利潤。本文將企業當年的總應計利潤作為盈余激進度的衡量指標，EA的值越大，可反映出企業可操控性應計利潤就越大，說明會計信息透明度就越低。而盈余平滑度（ES）是指企業盈余波動偏離正常水平的程度，本文以經營活動現金凈流量變異程度與企業利潤變異程度之比作為盈余平滑度的衡量指標，ES 的值越大，說明會計信息透明度越低。

而對于公司的組織結構透明度，本文參照游家興和李斌（2007）［43］的研究，從組織結構復雜性的視角進行度量。而組織結構復雜性可以通過組織單位的數量或單位之間的離散化程度進行度量［44］。就本文而言，組織結構復雜性將以上市公司多元化水平（Herf）和下屬子公司數（Subn）作為評價指標綜合考量。企業多元化的經營方式是影響企業結構復雜性的重要因素，Shleifer 和 Vishny（1989）［45］認為，企業經營范圍所涉及的行業數越多，表明外部投資者需要將更多的精力花費在信息收集、行業研究上，甚至結果仍是找不到類似的企業進行匹配比較，此時便很難對該企業作出合理的評價。不僅如此，當企業涉獵多個行業時，管理者欲蓋彌彰的可能性也加大，比如趁機掩蓋其謀利行為，致使企業內部與外部的信息不對稱程度加深［46］。鑒于此，本文采用企業前三大主營業務收入的赫芬達爾指數（Herfindahl）的倒數來衡量企業的多元化程度：

其中，pi代表企業第i個行業收入占總收入的比重。該數值越大，表明企業多元化水平越高。

而下屬子公司數越多則表示企業的層級架構就越發復雜，因此，企業就需要傾注更多的精力去協調各部門及合理分配各類資源和信息，然而信息不免在傳遞過程中發生扭曲。此外，自利的管理者具有較大的可能性去操縱盈余，從而使外部投資者較難洞察企業的經營狀況，進而影響企業信息透明度。所以，本文以上市公司當年納入合并報表的子公司數（Subn）作為代理指標，即Subn值越大，組織的結構復雜性就越高。

最后利用百分位數賦值法構建一個綜合指標衡量信息透明度（TRANS），即對各指標進行預處理，將數據進行趨同化，使得評價體系中各子指標與綜合指標之間形成同向關系，并賦予其所在位次的百分位數值。就本文而言，各指標數值越高，表明企業信息透明度越低，此時排序則越小。因此，經過趨同化處理后，TRANS 越大表明會計信息越透明。

2.融資約束、職業風險與專有成本的度量

（1）融資約束度的度量。依據本文對信息透明度激勵企業創新投入的機理分析，融資約束的緩解在信息透明度與企業創新投入之間趁著重要的中介作用。現有文獻對融資約束的衡量可以概括為四種：一是采用模型回歸系數構建現金流敏感系數；二是如汪輝（2003）［47］所采用的債務融資率（DFA）類似的公司特征單個指標來衡量；三是基于企業融資狀況或者管理層融資約束自我感知調查的相關數據進行判別；四是構建相關指數（WW 指數、KZ 指數和SA 指數）。據吳秋生和黃賢環（2017）［48］的研究，對比各種測度方法，SA指數可以較為全面地反映企業的融資約束程度，并且SA 指數無內生性變量，可以較好地避免其他測度方法的偏差。本文參照翟淑萍等（2019）［49］的研究，以SA指數衡量企業融資約束程度。SA指數為負且其絕對值越大，表明企業面對的融資約束越嚴重［50］。

（2）職業風險的度量。以往研究表明，所有權結構是管理者創新傾向的關鍵因素之一［51-53］，因為所有權結構是企業內部結構的核心，可對企業內部人力和物質資源的分配方式產生影響。當企業管理層持股比例較高時，即權利集中，管理層具有較大的話語權；而當管理層的持股比例較低時，即內部所有權分散，他們在企業的地位就相應較低，其決策權與話語權均會被削弱，此時，管理者就很容易被取代，即其所處的職業風險越高［45］。因此當管理層處于地位較低的環境中時，其管理行為偏向于保守，會盡量避免承擔研發帶來的風險。而持股比例較低的管理層只有在委托人充分了解其在研發過程中的投資細節與努力程度時，才會放下顧忌，并基于對未來價值的判斷進行企業研發投入。簡言之，當管理者持股比例較低時，管理者將面臨更高的職業風險，而此時提升信息透明度就相當于為管理層增添安全感。因此，管理者持股比例可用來衡量其職業風險的大小。

（3）專有成本的度量。專有成本作為本文的調節變量影響著信息透明度對創新產出的激勵作用。本文以異常收益（Abnormal Profit，AP）來衡量企業的專有化成本，具體以上市公司年度總資產收益率（ROA）減去該年度同行業的ROA 的中位數來確定［54］。如果企業只是模仿成功經營者的行為，則不可能會獲得異常收益，那么獲得異常收益的上市公司一定有獨特之處，而競爭對手會通過信息披露去識別上市公司的異常收益的來源或客戶。Berger和Hann（2007）［55］認為，獲得異常收益的企業，信息披露的專有化成本高。因為當獲得異常收益的上市公司披露其客戶信息時，企業既有失去重要客戶的風險，又有泄露公司專有化信息的風險，此時其披露的專有化成本則越高。

3.其他重要變量

（1）創新投入與創新成果的度量。本文使用研發強度（R&D）衡量創新投入，由于企業盈余管理問題，考慮企業財務數據的真實性，選用企業當年研發支出占總資產的比重度量研發投入。而創新成果的衡量，本文借鑒鞠曉生等［50］的做法，采用無形資產增量（IA）來衡量，因為企業創新活動會密切影響企業的無形資產（已剔除土地資產使用權）。

（2）投資機會的度量。本文參考Aghion 等（2013）［56］的研究，以托賓Q作為代理變量衡量投資機會。

（3）控制變量的度量。參考在信息披露、企業創新等方面已有的實證研究［57-63］，本文控制了總銷售額（Sales）、總資產（Size）、企業上市年齡（Age）、資本與勞動力之比（K/L）、年度（Year）和行業（Industry）等變量；以資產利潤率（ROA）、總資產周轉率（TAT）、股票支付率（DIV）和銷售增長率（Growth）反映企業盈利能力和成長機會；以資產負債率（LEV）和內部現金流（CF）反映資本結構；以銷售費用與營業收入之比（COMP）反映產品市場競爭；以第一大股東持股百分比（LHR）作為所有權結構的代理變量。各變量具體定義見表1所列。

表1 變量定義

（三）模型構建

本文通過企業層面非平衡面板數據檢驗以上6個假設。檢驗H1的實證模型為：

其中：RDit+1是衡量企業i第t+1年的研發投資強度，即創新投入的一個指標；TRANSit是衡量企業i第t年的信息透明度的一個綜合指標。如果β1顯著為正，表明企業信息透明度越高，企業研發投資強度越大。上述模型亦用來檢驗假設3，以管理層持股比例的中位數將樣本拆分成高和低兩個子樣本，對子樣本分別進行模型（1）回歸。按職業風險程度高低分組的目的是分析在存在這一差異的情況下，信息透明度對企業創新投入的影響。

為了研究信息透明度通過緩解企業外部融資約束從而激勵企業加大研發投入強度，驗證H2 是否成立，構建以下中介效應檢驗模型：

根據理論模型和H4，本文構建模型（4）來考察信息透明度與企業創新成果之間的關系。

其中，IAit+1（無形資產增量）是作為創新成果的替代變量。如果β1顯著為正，表明信息透明度越高，企業創新成果越好。

檢驗H5的模型為（5），該模型的目的是為了分析信息透明度是否會增加企業研發投資對投資機會的響應能力。

其中，Qit是衡量投資機會的一個指標。HIGHTRANS為設置的一個虛擬變量，以TRANS的中位數為界，如果TRANS 高于其樣本中位數，則HIGHTRANS等于1，否則為0。該模型預期β3顯著為正，表明信息透明度增加了研發投資對投資機會的敏感性。

另外，為了對H6 進行檢驗，本文利用企業層面異常收益的橫截面變化來分析。首先以異常收益的中位數為分界點，將樣本分為專有化成本高的子樣本及專有化成本低的子樣本，然后分別對其進行模型（4）的回歸。預期專有化成本低的一組β1的系數會大于高的一組，即專有化成本低的子樣本的顯著性更為明顯。

四、實證分析

（一）描述性統計與相關性分析

由表2 可以看出，我國上市公司的研發投入強度（R&D）均值為1.6%，這與《國家中長期科學和技術發展規劃綱要（2006—2020 年）》中提出的在2020 年實現2.5%的水平相差較遠，由此表明我國上市公司在創新投入的力度上整體還處于較低水平。相比于創新投入的均值而言，創新成果（IA）均值為0.004 8，處于較低水平，這表明既定的創新投入不一定能創造出同等水平的成果。表2顯示，衡量信息透明度綜合指標TRANS 的最大值為3.23，最小值為0.15，均值為1.667 4，說明部分企業較為注重企業信息的披露質量，甚至有公司的信息透明度指標可以達到3.23。Hold 是職業風險的代理變量，其最小值為0%，表明有些企業管理層的決策權極小，一旦研發失敗，其極有可能被替代，甚至被迫離職。另外，異常收益AP 的最大值為0.179 9，說明有些企業的年度總資產收益率高于該年度同行業的總資產收益率的中位數，表明其存在異常收益。其余變量的描述性結果此處不再贅述。

表2 變量的描述性統計結果

續表2

Pearson 相關性分析結果見表3所列。從Pearson 檢驗結果可以看出，所有變量之間的絕大部分相關系數均小于0.8，因此不會產生嚴重的共線性問題。衡量信息透明度的盈余平滑度ES、子公司數Subn、多元化水平Multi 三個指標與研發投入均在1%水平上顯著負相關，相關系數分別為-0.060、-0.117、-0.099，這與H1 相符。信息透明度綜合指標與創新成果之間相關系數為0.069，且兩者呈顯著正相關，初步檢驗H4成立。

表3 變量相關性分析

續表3

（二）信息透明度與企業創新投入

下文所有回歸均進行了Hausman檢驗，且P值都小于1%，表明采用固定效應模型是合理的。

表4報告了對H1的檢驗結果，其中第（1）列到第（4）列為各個信息透明度指標與企業研發投入支出的回歸結果，第（5）列為信息透明度綜合指標的回歸結果。與H1一致，在控制一系列相關變量后，其中第（1）列ES 和第（2）列EA 與研發投入強度在1%水平上顯著負相關，回歸系數分別為-0.000 3、-0.006 0，t值分別為-2.74、-3.95，可以反映出企業在財務報告中所體現的管理層對企業盈余的操控力度，說明盈余平滑度和盈余激進度均對企業創新有抑制作用。而第（3）列Subn和第（4）列Multi與研發投入強度也與前面分析一致，在1%水平上顯著負相關，兩者的回歸系數分別為-0.000 0、-0.000 5，t值分別為-2.88、-2.95，表明當企業子公司數越多、多元化水平越高時，即組織結構復雜程度越高，對企業創新投入阻礙作用也越明顯。綜合信息透明度TRANS 前的系數為 0.001 0，t值為 7.52，且在 1%的水平下顯著為正，說明信息透明度對創新投入具有正向刺激作用，這與本文的預期相符。由此可見，無論是單個信息透明度代理變量指標還是綜合信息透明度指標均對創新投入強度有顯著影響，回歸結果支持了H1。

表4 信息透明度與研發投入回歸結果

續表4

根據模型（2）和（3）對H2 進行檢驗，即檢驗融資約束在信息透明度與創新投入之間的中介作用，檢驗結果見表5 所列。表中第（1）列為信息透明度與融資約束之間的回歸結果，結果顯示，信息透明度指標TRANS 與融資約束SA 的回歸系數是-0.006 3，t值為-1.99，在5%水平上顯著負相關，說明企業信息透明度越高，企業受融資約束的束縛程度越低，表明提高企業信息透明度有利于緩解企業的融資約束。而第（2）列為信息透明度、融資約束與研發投入強度的回歸結果，可以看出，當模型中同時加入融資約束指標和信息透明度時，SA 的回歸系數為-0.002 1，且在1%水平上顯著，說明企業面臨的融資約束水平越高，其對企業創新投入的抑制效應越加明顯。此外，在控制融資約束后，信息透明度與研發投入在1%水平上顯著正相關，回歸系數為 0.001 0、t值為 7.42。結合表4 第（5）列結果，即企業信息透明度與研發投入在1%水平上顯著正相關，說明融資約束具有顯著的中介效應。因此，該回歸結果支持了H2。

表5 信息透明度、融資約束與研發投入回歸結果

表6是對H3的檢驗，即檢驗企業信息透明度對職業風險與研發投入的調節作用。本文按管理層持股比例將總樣本分為兩個子樣本，HIGH組代表管理層持股比例高的一組，表明其話語權較高，即管理層處于職業風險較小的環境中；反之LOW組代表管理層處于職業風險較高的環境中。檢驗結果表明，LOW組中的信息透明度與研發投入之間的回歸系數在1%水平上顯著為正，兩者之間的回歸系數為0.001 9，t值為10.28，說明當管理層面臨較高的職業風險時，信息透明度依舊對創新投入具有積極影響。這是由于信息透明度可以幫助管理層被委托人恰當地了解，使其不被誤解，從而增強管理者的安全感。而HIGH組中的信息透明度與研發投入的回歸系數為0.000 1，并不顯著，表明此時信息透明度對研發投資雖仍具有正向影響，但相比于管理層面臨高職業風險時這種積極效應有所減輕。由此說明當管理者處于職業風險較高的環境中，信息透明度對研發投資強度的作用更為明顯，表明信息透明度可以緩解管理層的職業擔憂對研發投入的影響，體現了信息透明度的調節作用，即本文提出的H3得以支持。

表6 在管理層面臨不同職業風險時信息透明度與研發投入回歸結果

（三）信息透明度與企業創新成果

為了驗證H4，本文采用剔除土地使用權的無形資產增量（IA）作為創新成果的衡量，與前文一致，做固定效應回歸之前，先做Hausman檢驗，檢驗結果p值為0.000 0，表明采用固定效應模型檢驗也是恰當的。實證數據見表7第（1）-（4）列所列，無論如何衡量信息透明度，在控制研發投入后，盈余平滑度（ES）、盈余激進度（EA）、子公司數（Subn）和多元化程度（Multi）與創新產出均負相關，且分別在10%、5%、10%、1%水平上顯著，表明信息透明度對創新產出具有積極的激勵作用。此外，第（5）列顯示，信息透明度綜合指標TRANS 的β值為0.001 3，t值為5.39，且在1%水平上顯著。如此意味著檢驗結果支持了H4，表明信息透明度對企業創新成果的作用是正向的，即更高的信息透明度可以提升企業的創新產出水平。另外，模型（4）增加了研發投入作為其中一個控制變量，表中第（1）-（5）列顯示創新投入與創新產出的系數均為正且顯著，回歸系數分別為0.104 0、0.103 1、0.103 6、0.103 5、0.100 4，說明研發投入強度越大時，提升企業信息透明度有利于企業創新產出。

表7 信息透明度與創新產出回歸結果

根據模型（5）檢驗H5，這部分主要是對信息透明度影響企業創新成果作用機制的分析。前文理論分析提到創新成果的增加是源于信息透明度提高了管理層對研發項目的識別能力，從而使資源得到有效配置，進而提高了創新產出水平。回歸結果見表8 所列，其中第（1）欄結果表明，Q的回歸系數為0.000 5，t值為5.42，且在1%水平上顯著，表明投資機會與研發投資確實存在正向影響。而在第（2）欄中，添加了信息透明度及其與投資機會Q的交互項QHIGHTRANS，交互項回歸系數為正，即0.000 4，且在10%水平上顯著，表明具有更高信息透明度水平的企業會表現出研發投資對投資機會的強烈響應力，即信息透明度會提高研發投入對投資機會的敏感性，因此結果支持H5。該回歸結果也說明提高企業信息透明度有利于企業加強監督力度，進而促使創新投入的高效率產出，即促使創新產出的提高。

表8 信息透明度對研發投入的投資機會的敏感性回歸結果

本文進一步運用模型（4）檢驗H6，在不同專有成本環境下，信息透明度與創新產出之間的回歸結果見表9 所列。本文按異常收益（AP）衡量專有成本，以其中位數將全部樣本分為兩組并進行分組回歸。在異常收益更小的一組，即企業處于專有成本較低的環境中，信息透明度與創新產出之間的回歸系數為0.002 1，t值為6.05，且在1%水平上顯著，說明在專有成本較低的環境中，提高企業的信息透明度仍然可以促進企業的創新產出；而在異常收益較高的一組，信息透明度與創新產出之間的回歸系數為正，t值為1.31，但回歸結果不顯著，表明信息透明度在專有成本較高時對創新產出的影響不明顯。分析指出，兩組顯著性水平的差異是由于競爭對手可以通過深入地分析各種信息內容從而獲取戰略提示進行模仿，這樣提高信息透明度反而會削弱對創新產出的促進作用。該檢驗結果支持H6，當企業異常收益較高時，表明其專有成本較高，此時信息透明度對創新成果的激勵作用受影響。

表9 在不同專有成本環境中信息透明度與創新產出回歸結果

五、穩健性檢驗

（一）內生性問題

內生性常見的來源主要有三個方面，即互為因果、遺漏變量、樣本選擇。首先，本文模型中的被解釋變量均采用的是滯后一期，這在一定程度上緩解了互為因果的問題；其次，本文的回歸模型采用的是固定效應模型，控制了個體效應，這在一定程度上緩解了遺漏變量的問題；最后，樣本選擇帶來的內生性問題本文采用傾向得分匹配法（PSM）和Heckman兩階段回歸來克服。

1.度量誤差：工具變量法

雖然本文的模型設計在一定程度上緩解了反向因果、遺漏變量等導致的內生性問題，但由于度量誤差導致的內生性問題仍然存在。鑒于此，本文通過工具變量法來解決這一問題，工具變量法檢驗結果見表 10 所列。王艷艷和陳漢文（2006）［42］指出，被“四大”審計的財務相關信息更為可靠，而企業進行創新活動與企業是否聘用“四大”沒有太大的關聯性，因此本文將企業是否被“四大”審計（Big4）作為信息透明度的工具變量，即當企業聘用“四大”時，Big4 為1，否則為0，從而進行內生性分析。檢驗結果見表10所列，數據顯示，此時的信息透明度依然對創新投入與創新成果有顯著的激勵效應，與前文檢驗的結果一致。

表10 工具變量法檢驗結果

2.樣本選擇偏差：傾向得分匹配法（PSM）

由于在理想的假設中，樣本選擇具備隨機性，而實際的觀測數據往往缺乏隨機性，因此在檢驗分析時可能存在樣本選擇偏差，為了更好地排除這種有偏，可使用PSM 以盡可能加以規避。故本文以信息透明度（TRANS）的中位數將樣本進行分組，即 HIGHTRANS=1 為處理組，HIGHTRANS=0為控制組，隨即進行傾向得分匹配檢驗。而在進行傾向得分匹配檢驗之前，需檢驗傾向匹配的有效性，在Stata 中使用pstest 命令進行平衡性檢驗，檢驗結果見表11 所列。表11 的因變量為創新投入（R&D），匹配后協變量的標準化偏差均小于10%，根據 Rosenbaum 和 Rubin（1985）［64］的研究，通常認為標準偏差的絕對值小于20%可以認定為匹配有效，可見，本文的傾向匹配估計較為可靠。因變量為創新產出時結果亦是如此，此處不再贅述。

表11 處理組和控制組平衡性檢驗假設（RD）

傾向得分匹配的處理效應見表12所列。最近鄰匹配方法下，ATT 的平均處理效應是0.000 4，T值為2.98，在1%水平上顯著，表明提高企業信息透明度度確實有助于促進企業加大研發投資力度。本文還采用半徑匹配和核匹配的方法重新檢驗，結論趨于一致。再由表13可見，以創新產出為因變量，采用最近鄰匹配方法下，ATT 的平均處理效應是0.000 3，T值為6.18，在1%水平上顯著，由此可以看出該傾向得分匹配估計結果與基準模型接近。同樣，采用其他兩種方法得到相似結果，說明提升企業信息透明度確實有利于企業創新產出。因此，表12 和表13 均表明本文主效應的研究結論穩健。

表12 傾向得分匹配的處理效應分析（RD）

表13 傾向得分匹配的處理效應分析（IA）

3.樣本選擇偏差：Heckman兩階段法

企業研發是一個自我選擇的問題，如果企業不選擇研發，那么企業的研發無法被觀測。因此，研發企業與不選擇研發的企業相比，兩者之間可能存在系統性偏差，即樣本選擇偏差，回歸結果也可能由于此種偏差而存在偏誤，鑒于此，本文采用Heckman 兩階段回歸來克服由于樣本選擇偏差導致的估計偏誤，檢驗結果見表14 所列。Heckman 兩階段的第一階段的模型是用來計算企業研發概率的模型，由此計算得到的逆米爾斯比率（IMR）在第二階段的結果中是顯著的，說明樣本選擇偏差的確影響了模型（1）的估計，這正表明了使用Heckman 兩階段法糾正樣本選擇偏差的必要性。但信息透明度（TRANS）對創新投入的影響依然顯著，說明結果穩健。

表14 Heckman兩階段法檢驗結果

（二）其他穩健性檢驗

為了提高實證結果的可靠性，本文對主檢驗的回歸結果還嘗試如下穩健性檢驗，包括對信息透明度重新定義及采用平衡面板數據等方法。

首先，將衡量信息透明度的指標由盈余激進度、盈余平滑度代表的會計信息透明度和多元化程度及子公司數代表的組織結構透明度的綜合指標替換成盈余激進度、子公司數代表的內部信息透明度和分析師跟蹤數代表的外部信息透明度的綜合指標，再次考察企業信息透明度對研發投入與創新產出的影響，回歸結果見表15、表16 所列。從表15、表16可以看出，信息透明度代理變量之一的分析師跟蹤和綜合信息透明度指標與創新投入和創新產出的回歸系數均為正，且均顯著。實證結果再次說明信息透明度的提高可以顯著提升企業的創新水平，驗證了前文的實證結果，說明本文的主效應結論具有較好的穩健性。

表15 穩健性檢驗回歸結果

續表15

表16 穩健性檢驗回歸結果

續表16

此外，為了降低本文采用的數據可能帶來的樣本選擇性偏差，本文將樣本從非平衡數據轉化為平衡數據做穩健性檢驗，回歸分析的結果見表17 所列。由表17 可知，信息透明度的回歸系數依然顯著為正，這表明在平衡面板中結論依舊穩健。

表17 穩健性檢驗回歸結果

續表17

六、結論與啟示

創新投入與產出的高低不僅影響著我國經濟的增長速度與質量，與企業的價值創造及可持續發展也息息相關，而信息透明度是促進市場資源配置的重要推動力，因此優化信息供給與其信息需求充分匹配顯得尤為重要。本文利用中國A 股上市公司2009—2018 年的相關數據為研究樣本，采用固定效應模型檢驗了我國上市公司信息透明度對企業創新投入與創新成果的影響，并且探討了兩者間可能存在的影響渠道。本文得出的主要研究結論有：第一，信息透明度有助于企業加大研發投資力度，究其影響路徑主要為：其一，融資約束的中介作用，即可以通過緩解企業融資約束問題使企業有足夠的資金投入創新活動；其二，信息透明度具有調節作用，本文以管理者面臨的不同職業風險為分類標準，將樣本進行分組回歸，回歸結果表明信息透明度可以降低管理者的職業風險對創新投入的影響，從而促進企業投資于具備高風險特質的研發項目。第二，本文的研究拓寬了信息透明度經濟后果的研究，信息透明度可以提升企業創新產出水平，而其中的促進機理在于信息透明度的治理效果，即可以幫助管理層識別好的投資機會，使資源得到有效配置，進而影響企業創新成果。第三，本文還突出了專有成本對信息透明度與創新成果的影響，研究表明當企業受到專有成本的制約時，信息透明度對創新成果的影響被削弱。此外，本文還進行了系列內生性檢驗及穩定性檢驗，檢驗結果均進一步驗證了本文的結論。

近年來，企業信息披露的關注度越來越高，本文的研究結論肯定了信息透明度對創新投入與產出的積極影響，該研究結果對學術界與實務界均具有一定的啟示作用。一方面，本文揭示了信息透明度影響企業創新投入的新路徑，即不僅可以依賴于融資約束的中介效應，還可以得益于信息透明度的調節作用，其可以為全心全意以企業發展為導向的管理者提供一把保護傘，使其被委托人恰當地理解信任，隨即降低其所面臨的職業危機，從而促進企業研發投入；另一方面，本文實證檢驗揭示了信息透明度對研發投資強度的有效性還表現為高效識別優質項目，使企業進一步獲取高水平的創新成果。