動態風險視域下商業信用融資與研發投資邏輯關系

于 波，霍永強

(南京信息工程大學 商學院 江北新區研究院，江蘇 南京 210044)

0 引言

創新是引領發展的第一動力。黨的十九屆五中全會提出，力爭在關鍵核心技術領域實現重大突破，進入創新型國家前列。創新成為謀劃“十四五”的高頻詞。企業是技術創新的主體，創新是企業提升市場價值、獲取比較優勢和超額回報的重要路徑，對企業成長發展至關重要[1]。不同于一般投資，創新既存在信息不對稱[2]、風險系數高[3]和周期長[4]等特征，又對外部融資要求嚴苛，需要充足、持續的現金流支持[5]。債務期限結構理論認為，研發投資長周期性決定債務融資偏好長期借款，貸款期限結構與研發投資是否匹配決定創新能否成功[5-6]。目前，以銀行為主導的國內金融體系普遍存在信貸配給偏好和信貸歧視[7-9]，嚴重制約著企業創新與發展。作為銀行借款的替代性融資，商業信用在資本市場被廣泛運用，是緩解企業融資約束的重要手段[7-8,10]。那么，商業信用對企業研發投資具有哪些影響？

商業信用的存在，是供給與需求共同作用的結果[11]。學界對商業信用的討論始于動因和影響因素研究。替代性融資理論[7-8]、交易動機理論[12-13]解釋了商業信用盛行之因，交易成本理論揭示了商業信用融資隱含的顯性成本和隱性成本，認為其代價高昂[7,14]。學者關于商業信用融資經濟后果的研究主要集中在緩解融資約束[15]、提升資本配置效率[16-17]等方面。那么，商業信用的盛行究竟是隨行就市還是價值使然？對此，學者探討商業信用融資對企業績效的影響機理，結論莫衷一是[14,18]。西方學者較少討論商業信用融資對研發投資的影響，因為發達資本市場中商業信用融資成本高昂，僅作為緩解融資約束的臨時手段，對企業創新的影響甚微[19]。但是，在金融體系尚不完善的中國，商業信用的廣泛存在僅是交易合作的需要，還是另具其它價值？尤其是其對研發投資是否具有顯著影響？如有，其背后的作用機理如何？學術界對此討論較少。

在現有研究中，學者基于融資功能，認為商業信用融資具有成本低、無抵押、融資期限靈活等優勢，而且能夠幫助企業紓困，促進企業技術創新[20-22]。吳祖光和安佩[4]發現，作為短期債務融資，商業信用的過度使用會引發償債壓力，企業為保持流動性會擠占研發投資現金儲備，從而抑制企業研發投入；于波和霍永強[23]認為，商業信用與企業創新間并非簡單的線性關系，商業信用融資存在融資激勵效應和償債擠出效應。在低水平階段，融資功能占主導地位，商業信用總體上促進企業創新；在高水平階段，償債風險凸顯，當擠出效應超過激勵效應時，商業信用的使用反而抑制企業創新。理論上講，商業信用融資功能必然存在，但過度使用商業信用又會提高杠桿率，由此引發企業還本付息的償債壓力，加大企業系統風險，反而制約企業創新發展[1]。然而，已有研究未能就商業信用融資對企業創新的影響機理作進一步闡釋和驗證，尤其是針對杠桿率提升引發的一系列企業風險，揭示商業融資對企業研發投資非線性影響的直接動因，成為本文研究的價值所在。因此，本文基于動態風險視域，研究商業信用融資如何對企業風險產生影響，繼而作用于研發投資。

1 理論分析與研究假設

1.1 商業信用融資與研發投資

學界關于商業信用融資與研發投資的探討較少，因為發達資本市場中商業信用的使用是增加資金流動性和緩解融資約束，而并非研發投資的主要來源。由于商業信用成本高昂，其并不是外部融資的首選[24]。但是，在欠發達的中國金融市場中，商業信用融資是銀行貸款的重要替代方式，其融資功能效應、信號傳遞效應、外部治理效應和債務風險效應等勢必對研發投資產生深刻影響。國內學者對此進行初步探討，但大多是基于商業信用的某一效應得出促進論或抑制論。于波和霍永強[23]納入商業信用融資的雙重效應，發現商業信用融資對企業創新的促進作用存在最優解，但未剖析不同階段商業信用融資究竟發揮何種效應，又是如何影響企業技術創新的。

本文認為，適度的商業信用有助于促進企業研發投資，其能夠產生以下3種效應：①融資功能效應。首先，供應商與企業通過長期合作獲取更多私有信息，更容易向融資約束企業提供資金支持[7]。其次，商業信用形成于商品交易，無需復雜手續即可實現，交易成本低，企業可以獲取無利息、無抵押的資金支持，以保障研發投資的順利進行[23]。最后，商業信用融資通過延期支付貨款、實現資金集中結算等方式降低企業資金管理成本、結算交易成本及外部融資成本，對研發投資有益[25]；②外部治理效應。其一，商業信用的使用使企業暴露在供應商的監控之下，約束管理層機會主義行為，激勵其提高代理效率，從而緩解股東與管理層間的代理問題[17-18]；其二，使用商業信用融資面臨短期償債壓力，迫使企業減少現金流支配，抑制企業過度投資[14,16]；③信號傳遞效應。供應商向企業提供商業信用，是對企業財務狀況和經營效果的正面評價，由此向外界傳遞積極信號[21]。供應鏈融資模式有助于減少企業內外部信息不對稱，降低外部投資者風險預期，有利于企業獲取更多低成本外部融資，促進研發投資[10]。

然而，過度的商業信用融資將產生財務風險效應、惡意拖欠效應和破產風險效應，抑制企業研發投資。①財務風險效應。過度依賴商業信用融資需要付出高昂代價，如財務風險成本、存置成本、信用管理成本等[7,14]。企業一旦逾期支付貨款，還會承擔一系列隱性成本(聲譽損失、損害合作關系等)和顯性成本(違約金和罰款)[4]。因此，過度的商業信用融資將會加大企業財務風險，迫使企業放棄高風險性創新投資；②惡意拖欠效應。商業信用融資規模過大，可能是企業較高的市場勢力和議價能力所致[4]，企業無償挪用商業信用的惡意拖欠行為，使正常的商業信用演變為強制性信用[12]。惡意拖欠行為不僅會使供應商資金被侵占從而導致其面臨融資約束，還會使供應鏈陷入流動性危機，降低資本運行效率[26]，導致供應商外部監督約束失效，加劇企業信息不對稱[27]，降低外部投資者信心，增加企業外部融資成本，從而抑制研發投資[28]；③破產風險效應。過高的商業信用融資規模還會抬高企業杠桿率，加劇財務危機和破產風險[1]，由此引發投資者恐慌，影響商業信用融資使用途徑，導致企業減少風險性投資[5]。此外，破產風險還會提高企業經營環境不確定性，加劇企業創新失敗風險。

理論上講，隨著商業信用融資規模遞增，研發投資先升后降。在初始階段，融資功能效應、外部治理效應和信號傳遞效應占據主導地位，商業信用融資的邊際收益大于邊際成本，邊際報酬增加，促進研發投資。但是，當商業信用融資超越臨界值后，財務風險效應、惡意拖欠效應和破產風險效應則會加劇商業信用使用成本，融資功能效應減弱，外部治理效應接近失效。另外，過度侵占商業信用融資還會向外界傳遞負面信號，當收益不足以抵消成本時，就會出現邊際報酬遞減，從而對研發投資產生負面影響。據此，本文提出如下假設：

H1：商業信用融資與企業研發投資存在顯著倒U型關系。

1.2 商業信用融資對研發投資影響的內在機理

商業信用融資對企業研發投資的影響機理如圖1所示。從中可見，適度的商業信用融資有助于降低企業系統風險。融資功能效應能夠緩解企業融資約束，避免出現資金鏈斷裂引發的財務風險[7]；外部治理效應有助于約束管理層機會主義行為，提高經營效率，通過減少盈余操作動機和提升信息披露質量降低企業信息風險[14]；信號傳遞效應能夠向外界傳遞積極信號，增強外部投資者信心，維護市場經營環境穩定，幫助企業獲取更多融資機會，增加創新成功概率[21]。但是，過度的商業信用融資則會加劇企業短期償債壓力，增加企業財務風險和破產風險[4,23]。一方面，債臺高筑不利于企業自由支配資金流，導致企業喪失投資機會，損害企業價值；另一方面，企業過度侵占商業信用融資，一旦逾期支付，則會破壞企業與供應商之間的合作關系，損害企業聲譽質量，其背后的隱性成本十分巨大[7,14]。因此，過高的商業信用融資會提高企業杠桿率，隨著杠桿率的提升，企業財務風險陡增，甚至還會出現破產危機[1]。此外，惡意拖欠效應也會在過高的商業信用融資中出現[27-28]。惡意拖欠行為的破壞力更大，不僅會加劇企業破產風險，還會引發供應鏈產業危機的連鎖反應，使縱向產業鏈經營環境面臨巨大的不確定性[26]。

圖1 作用機理

本文認為，適度的商業信用融資收益大于成本，且能夠顯著降低企業風險。但是，過度的商業信用融資則會導致邊際收益減弱而邊際成本增加，當成本超過收益時，商業信用的使用將會引發一系列問題，加劇企業風險。在管理層風險偏好既定情境下，企業風險與研發投資創新風險相互矛盾[1]。創新項目周期長、投資回報率不確定導致創新的高風險屬性。企業風險越低，越能為創新提供安全穩定的投資環境，越能促使創新成功[29]。此外，企業風險低，還能改善市場融資環境，拓寬企業創新融資渠道，獲取低成本長期借款，實現融資期限的完美匹配，從而促進企業創新[5]。反之，企業風險系數過高則會使企業經營環境、融資狀況甚至內部治理出現巨大震蕩。在持續經營管理視角下，企業會采取“棄車保帥”的經營策略回流資金。退一步講，即使企業孤注一擲，缺乏穩定環境的投資項目也極易流產。因此，理性經濟人勢必作出符合股東利益最大化的最優決策，核減甚至放棄研發投資。據此，本文提出如下假設：

H2：在商業信用融資對研發投資的影響中，企業風險發揮中介效應。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

本文選取2010-2018年滬深A股上市公司作為樣本，研發費用和專利數據從國家知識產權局官網手工搜集并查詢上市公司年報進行核對和缺漏值填補，財務數據主要來源于國泰安數據庫(CSMAR)。行業分類指標以證監會發布的《上市公司行業分類索引(2012)》為準。為確保研究結論可靠，對樣本數據進行如下篩選：①剔除資不抵債、退市或暫停的上市公司；②剔除金融類上市公司；③剔除關鍵變量數據異常或缺失的樣本公司，最終得到有效樣本16 481個。為消除極端值對結果的影響，本文還對連續變量進行上下1%的縮尾處理。

2.2 變量選取與定義

(1)研發投資(RD)：用于衡量企業研發投入強度。吳祖光和安佩[4]以研發支出除以主營業務收入度量研發投入強度；于波和霍永強[23]以研發費用占企業總資產的比重衡量研發投入水平；王玉澤等[1]以研發支出的自然對數衡量企業創新投入。Chen & Miller[30]認為，相對值更能反映企業研發能力和水平。借鑒以上研究，本文將研發投資定義為年末研發費用占總資產的比重。在穩健性檢驗中，以研發費用除以主營業務收入作為研發投資的代理變量。

(2)商業信用融資(TCF)：借鑒Petersen & Rajan[7]、陸正飛和楊德明[10]的做法，本文用年末應付賬款、應付票據和預收賬款之和除以總資產衡量企業商業信用融資規模。

(3)企業風險(RISK)：在邏輯推演中，不同階段商業信用融資帶來的效應最終會引發企業風險系數動態變化，而結合內部風險管控與創新高風險間的矛盾關系，企業風險動態變化可能影響創新投資規模。因此，企業風險是探尋商業信用融資對研發投資影響機理的關鍵變量。本文基于理論分析，將企業風險細分為財務風險(ORISK)、信息風險(IRISK)和破產風險(BRISK)3種，探究商業信用融資通過何種風險的動態變化影響創新投資。

財務風險(ORISK)：本文借鑒余明桂等[31]、孫艷梅等[32]的做法，以企業過去3年凈資產收益率的標準差衡量盈利能力波動性。通常情況下，標準差越大，企業財務風險越大。

ORISK=

(1)

(2)

式(1)中，盈利能力(ROA)用當年稅息折舊攤銷前利潤(EBITDA)與年末總資產(ASSET)之比得出，X代表企業所處行業的個體總數。

信息風險(IRISK)：Francis等[33]采用修正的DD模型估計信息風險，具體衡量標準如下：

WCAi,t=α0+α1CFOi,t-1+α2CFOi,t+α3CFOi,t+1+α4ΔREVi,t+α5PPEi,t+εi,t

(3)

式(3)中，WCA=△CA-△CL-△CASH-△STDEBT，△CA、△CL、△CASH、△STDEBT分別代表流動資產、流動負債、貨幣資金和短期借款的變動額，WCA代表企業營運資本變化，△REV是主營業務收入的變動額，PPE為固定資產凈額，模型中所有變量均除以年末總資產。最后，對模型進行回歸，將估計的殘差絕對值作為信息風險衡量指標。

破產風險(BRISK)：本文借鑒Altman[34]構建的Z值模型衡量破產風險。模型為：Z=X1+X2+X3+X4+X5(X1：營運資本/總資產，營運資本=期末流動資產-期末流動負債；X2：留存收益/總資產；X3：息稅前利潤/總資產；X4：股東權益市場價值/負債賬面價值；X5：營業收入/總資產)，Z值越大，說明破產風險越小。為便于數據分析，本文將破產風險定義為BRISK=1/Z，BRISK數值越大，表示企業破產風險系數越大。

(5)控制變量。參考于波和霍永強[23]、張良和馬永強[14]的做法，在回歸模型中加入企業規模(SIZE)、財務杠桿(LEV)、盈利能力(ROA)、成長性(GRO)、自由現金流(FCF)、償債能力(MORT)、企業價值(TQ)、股權制衡度(BAL)、兩職兼任(DUAL)、產權性質(STATE)等一系列影響企業研發創新的變量，此外還包括年度行業啞變量。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

2.3 模型設定

為檢驗商業信用融資與研發投資的關系，構建如下模型：

RD=β0+β1TCF+β2TCF2+β3∑Controls+ε

(4)

為檢驗商業信用融資對研發投資的影響機理，本文借鑒溫忠麟等[35]的依次檢驗法，通過構建模型5和模型6檢驗企業風險是否在商業信用融資與研發投資之間發揮中介效應。

RISK=δ0+δ1TCF+δ2TCF2+δ3∑Controls+ε

(5)

RD=λ0+λ1TCF+λ2TCF2+λ3RISK+λ4∑Controls+ε

(6)

其中，RISK代表企業風險，用財務風險(ORISK)、信息風險(IRISK)和破產風險(BRISK)衡量。模型(5)中的δ2用來檢驗企業風險是否存在中介效應，如果δ2顯著為正，則說明商業信用融資與企業風險之間存在“U型”關系，也即企業風險(經營風險、信息風險、破產風險)存在中介效應；模型(6)中的λ2用來檢驗商業信用融資對企業研發投資的直接效應，如果λ2顯著為負，且λ3不顯著，則說明企業風險存在完全中介效應，如果λ2、λ3皆顯著，且λ2系數的絕對值變小，則認為企業風險存在部分中介效應。

3 實證檢驗

3.1 描述性統計分析

表2統計結果表明，研發投資均值僅為0.02，極大值為0.097，最小值為0，說明中國上市企業整體研發投資偏低，與歐美發達國家差距明顯，且樣本企業研發投資存在較大差異。商業信用融資的均值為0.162，最大值為0.535，最小值僅為0.01，說明企業商業信用融資占比差異明顯。此外，不同樣本企業財務風險、信息風險和破產風險均存在不同程度差異，企業風險管控情況迥異。控制變量的均值和中位數接近，標準差較小，樣本數據總體呈正態分布。

表2 變量描述性統計結果

為考察商業信用融資與企業研發投資的關系，對樣本數據進行分組檢驗。以商業信用融資的33%、66%分位數進行分組，對每組樣本均值進行差異化檢驗。從中發現，中等水平組(MED_TCF)研發投資均值顯著高于低水平組(LOW_TCF)和高水平組(HIGH_TCF)；與此同時，財務風險、信息風險和破產風險的均值在中等水平組最低。這初步說明，伴隨著商業信用融資的遞增，研發投資先增后減，企業風險先降后升(見表3)。

表3 主要變量組間系數檢驗結果

3.2 回歸結果分析

(1)商業信用融資對研發投資的影響。本文借鑒Haans等[36]的研究，變量間存在倒U型關系需滿足3個前提：①自變量的平方項系數顯著為負；②自變量取最小值時曲線斜率顯著為正，自變量取最大值時曲線斜率為負；③曲線拐點在自變量取值范圍內。

表4列(1)結果顯示，TCF回歸系數顯著為正(0.026)，TCF2回歸系數顯著為負(-0.050)，均在1%水平上顯著，滿足前提①。對模型(2)中的TCF進行一階求導，得到曲線斜率為RD'=β1+2β2TCF。根據列(2)結果可知，β1=0.026，β2=-0.050，則當TCF取最小值0.010時，RD'=0.025，曲線斜率為正；當TCF取最大值0.535時，RD'=-0.028，曲線斜率為負，滿足前提②。曲線拐點出現在曲線斜率為0處。因此，令函數RD'=β1+2β2TCF為0，得到TCF*=-β1/2β2，再將β1、β2的值代入，得到TCF*=0.26，位于TCF取值區間，滿足前提③。綜上所述，商業信用融資與研發投資的倒U型關系存在，假設H1得到驗證。

此外，商業信用融資的閾值超過均值和75%分位數(0.162/0.221)，表明商業信用融資與研發投資曲線呈現左低右高、先升后降的倒U型關系，商業信用融資經歷漫長爬坡階段。由于信用成本的存在，企業需要支付部分專項資本維護與供應商的合作關系，商業信用融資激勵效應在抵減專項資本成本后對企業創新的促進作用甚微。但是，隨著商業信用融資的遞增，規模效應顯現，邊際成本減小，邊際報酬增加，對企業研發投資的促進作用越來越大。學界得出的商業信用融資促進論，大致都是基于上述邏輯推演得到的。但是，商業信用融資與研發投資之所以出現拐點，是因為過度使用商業信用還會引發企業系統風險激增，這才是最終抑制研發投資的直接動因。理論邏輯是，既有專項資本可視為前期固定成本，隨著商業信用融資的遞增，邊際成本遞減，而融資促進效應增加，導致邊際報酬遞增，商業信用融資與研發投資理應正相關。但實際上，過高的商業信用融資還會引發一系列風險，導致企業面臨巨大的風險危機，在創新高風險投資不可避免、但管理層風險承擔能力既定的前提下，企業只能核減創新投資，保障產業鏈、資金鏈穩定，避免出現財務風險甚至破產。

(2)商業信用融資對研發投資的影響機理。表4列(2)～(7)用以檢驗企業風險在商業信用融資對研發投資的影響中是否存在中介效應。結果顯示，在列(2)、(4)、(6)中，TCF系數顯著為負(分別為-0.229，-0.166，-0.173)，TCF2系數顯著為正(分別為0.363，0.002，0.433)，說明商業信用融資與企業各類風險存在U型關系，意味著商業信用融資遞增會導致企業風險系數先降后升。而ORISK、BRISK和IRISK在RD方程中的回歸系數均顯著為負，說明企業風險與創新高風險之間互為矛盾，過高的企業風險不利于研發投資的順利進行。

表4 回歸分析結果

從各列系數值及顯著性可以發現，企業財務風險、破產風險和信息風險在商業信用融資與研發投資間發揮部分中介效應。以企業財務風險為例，列(2)中ORISK對TCF2的回歸系數顯著為正(0.363)，列(3)中RD對ORISK的回歸系數顯著為負(-0.010)，兩者的乘積為負，與列(3)中TCF2的系數(-0.042)符號一致。結合列(1)中TCF2回歸系數絕對值(|-0.050|)可以發現，在加入ORISK之后，TCF2系數絕對值有所下降，這正是部分中介效應的體現。其中，財務風險的中介效應占比為7.26%，破產風險的中介效應占比為0.07%，信息風險的中介效應占比為6.06%。可以看出，財務風險和信息風險發揮的中介作用更大，在持續經營理念中，管理層不會任由企業陷入破產危機。在已有研究中，學者未能就過度使用商業信用融資引發的償債風險進行深入探討，而大多是基于商業信用具有緩解融資約束的作用，得出商業信用融資促進論。而于波和霍永強[23]認為，商業信用融資同時存在融資激勵效應和償債風險擠出效應，發現商業信用融資與企業創新間存在倒U型關系，但未能揭示其背后的影響機理。

當前，在中國市場環境下，創新企業面臨的融資約束是造成研發投資效率低下的主要原因。不可否認，商業信用融資的使用，對企業補充創新融資資金、增加創新投資額大有裨益，從滯后的拐點值也可以看出商業信用融資的促進效應在較長區間存在。但是，研發創新不僅依賴充足穩定的資金流，還需要安全的孵化器，由此對企業內部風險管控提出更高要求。過度的商業信用融資超出風險承擔范疇，勢必加大創新失敗概率，企業只能被迫割舍研發項目投資。

3.3 穩健性檢驗

本文進行如下穩健性檢驗：①考慮到研發創新與企業經營狀況密切相關，在穩健性檢驗中以研發費用除以主營業務收入作為研發投資的代理變量(見表5)；②商業信用融資與研發投資間存在互為因果的內生性問題，本文對模型中所有自變量滯后一期處理(見表6)；③考慮到模型設定中存在測量誤差和遺漏變量的內生性問題，本文使用控制個體差異的固定效應和隨機效應模型重新進行檢驗；④研發費用屬于自愿信息披露，在樣本企業間存在較大差異，導致數據缺失嚴重。為緩解樣本選擇偏誤，本文采用2SLS、SGMM估計法，以行業商業信用融資均值和樊綱等編制的市場化指數作為外生工具變量，對模型重新進行估計(見表7)。在進行上述測試后，研究結論基本不變。

表5 替換變量的穩健性檢驗結果

表6 滯后一期動態模型穩健性檢驗結果

表7 變更估計方法的穩健性檢驗結果

3.4 拓展性分析

商業信用是供應商向企業提供的信貸融資。那么，供應商特征對商業信用融資與研發投資的倒U型關系是否存在影響？學術界研究供應商特征主要關注供應商集中度。理論上講，供應商集中度對企業商業信用融資具有雙向效應。其中，正面效應體現在：①發揮外部監督作用，實現負債治理效應，約束管理層機會主義行為，提高代理效率；②減少專項資本投入，信息不對稱較輕，信任度高，可降低交易成本和延長償債周期；③產生“體恤效應”，實現資源共享、信息互通，提高創新產出[37-38]。負面效應體現在：①產生“掠奪效應”，發生“敲竹杠”行為，交易成本較高且償債周期縮短[38]；②過度監督導致企業決策效率下降；③企業變更供應商成本較高，商業信用融資違約隱性風險抬高。那么，供應商集中度對商業信用融資與研發投資的關系是否存在差異化影響？此外，研發投資的直接導向是增加創新產出，提高創新能力，形成市場競爭優勢，最終實現績效提升。因此，商業信用融資能夠對創新能力、財務績效和市場績效產生何種效應？

(1)供應商集中度的調節作用。本文按照供應商集中度的中位數，將觀測值分為兩組子樣本。由表8結果可知，TCF系數值均顯著為正，TCF2系數值均顯著為負，表明供應商集中度高低并不會改變商業信用融資與企業研發投資的倒U型關系。進一步考察倒U型曲線拐點是否在不同分組間存在差異，結果發現在供應商集中度高組中，拐點值TCF=0.224，低于供應商集中度低組(0.321)。觀察曲線形態發現，列(1)中TCF2系數絕對值為0.058，高于列(4)中TCF2系數絕對值(|-0.042|)，表明供應商集中度高組的倒U型曲線更加陡峭。

此外，表8列(4)～(6)結果顯示，雖然RISK作為中介變量與TCF顯著負相關、與TCF2顯著正相關，但RD對RISK的回歸系數并不顯著。Sobel和Boostrap均未通過聯合檢驗，表明在供應商集中度低組，企業風險的中介效應不顯著。而在供應商集中度高組，RISK均通過中介效應檢驗，且中介效應比例達到14.4%，高于全樣本(7.26%)和供應商集中度低組(4.81%)。上述結果表明，供應商集中度越高，商業信用融資對研發投資的倒U型影響越大。因此，企業需要加強風險管控，避免過早觸及閾值。

表8 供應商集中度下商業信用融資對投資的差異化影響結果

(2)經濟后果分析。前文提到，債務期限結構與研發投資匹配度是影響創新持續性的重要因素，也是決定創新成功與否的關鍵。本文借鑒已有研究，以無形資產增量衡量創新持續性。表9結果表明，創新持續性與商業信用融資的一次項系數顯著為負(-0.019)，但商業信用融資二次項系數不顯著。這說明，商業信用融資與創新持續性之間負相關，商業信用融資作為短期債務融資與研發投資不匹配，不利于創新的持續進行。以專利申請數衡量的創新成果和專利申請類型衡量的創新質量均與商業信用融資存在倒U型關系。

表9 經濟后果分析結果

觀察系數值發現，商業信用融資初始階段對于實用新型和外觀設計類非實質創新投資的促進效果更加明顯(3.173>2.052)，但拐點也提前到來(0.194<0.312)。這說明，企業本身傾向于將商業信用融資與風險系數值較低的非發明類創新投資相匹配，但該類型創新項目對創新能力的提升作用有限，無法為企業確立競爭優勢，反而還會因為資金流短缺而加大企業風險。以資產收益率(ROA)和基本每股收益(EPS)衡量的財務績效、市場績效皆與商業信用融資呈現倒U型關系，商業信用的激勵效應和擠出效應對財務績效與市場績效同樣適用。因此，企業需要合理把控融資結構，實現雙維績效提升。

4 結論與建議

4.1 研究結論

本文以2010-2018年A股上市公司為研究樣本，從動態風險視域切入，探究商業信用融資對企業研發投資的影響機理。結果發現：商業信用融資與研發投資之間存在倒U型關系。適度合理的商業信用融資可以發揮融資功能效應、外部治理效應和信號傳遞效應，通過降低企業風險系數促進研發投資；過度濫用的商業信用融資則會導致財務風險效應、惡意拖欠效應甚至破產風險效應，加劇企業風險承擔，倒逼企業降低研發投資。此外，供應商集中度在商業信用融資與研發投資間發揮調節效應，通過增強企業風險中介效應，可以強化兩者之間的影響。整體而言，商業信用融資會加劇企業“短貸長投”，不利于創新可持續性，且在研發產出、創新質量和雙維績效中，倒U型關系依舊存在。

4.2 邊際貢獻

本文的邊際貢獻在于：①從企業動態風險視角切入，追蹤商業信用融資在不同水平下究竟發揮何種效應以及對企業風險系數產生何種影響，以創新高風險與企業系統風險的矛盾屬性，探究商業信用融資與研發投資的邏輯關系；②充分揭示多寡情境下商業信用融資如何影響研發投資，對長久以來實務界對商業信用融資經濟后果的理論訴求進行有效回應，對已有研究關于商業信用融資與研發創新關系莫衷一是的結論進行回溯和反饋；③拓展企業風險在投融資決策中的新視角，對進一步探究非正規金融背后的經濟后果提供了理論支撐。

4.3 對策建議

(1)企業應合理配置商業信用融資。研究表明：商業信用融資與研發投資存在倒U型關系。因此，企業對商業信用融資的使用并非多多益善，而是適可而止。商業信用雖為無抵押、無利息的短期債務融資，但其交易成本和融資規模有賴于供應商對企業的信任，這意味著商業信用的使用存在高昂的隱性成本，一旦違約將會使企業聲譽受損。因此，商業信用融資的初衷并非為研發投資提供資金支持，企業如果過度占用，極易出現流動性危機而導致無法償還欠款。因此，企業應當根據自身資金流運營狀況及與供應商間的合作關系，因企制宜，配置合理的商業信用融資。

(2)企業應有效管控商業信用融資風險。研究表明：商業信用融資的使用會引發企業風險動態變化，進而作用于研發投資。因此，企業需加強內部風險管控，通過有效配比內部融資、股權融資和債權融資，將杠桿率控制在合理區間，既規避投資不足又防范投資過度，實現資金的合理配置。具體而言，一定份額的商業信用融資既不會使企業陷入流動性危機，還能有效提升代理效率和市值，但過高的商業信用融資則會加劇企業短期償債壓力，引發一系列財務風險、信息風險和破產風險，不僅使企業面臨違約風險，也不利于創造安全穩定的研發創新環境。因此，針對財務風險，管理者可從資產負債表中的財務杠桿系數值制定財務柔性策略；針對信息風險，股東、外部利益相關者應密切關注管理層盈余操縱動機和痕跡，以會計信息披露質量、審計意見、媒體披露和分析師預測等綜合考量企業信息質量及隱藏風險；針對破產風險，企業的違法違規行為、重大交易事項及關聯方交易行為等都有可能成為破產風險預警，債權人需密切關注。

(3)不斷深化中國金融體系改革。首先，以銀行為主導的正規金融仍是企業創新融資的首選。因此，政府亟需出臺政策規范正規金融體系，矯正正規金融的國有信貸配給偏好，減少政府的不正當干預，充分發揮市場對資源的合理配置作用；其次，以商業信用為首的非正規金融支撐著中小民營企業健康發展，因此政府應當保障非正規金融的合法權益，充分肯定非正規金融對創新驅動發展的作用，鼓勵受融資約束企業多用、善用商業信用融資拓寬融資渠道，通過出臺相關法律法規，督促企業建立健全信息披露機制，防范壟斷勢力企業對供應鏈弱勢方商業信用的惡意侵占。最終，通過破解正規金融信貸配給和非正規金融制度缺失問題，充分發揮金融服務實體經濟的作用。

4.4 不足與展望

本文在探析商業信用融資對研發投資的影響機理時，以企業內部風險動態變化為切入點，研究其發揮的中介傳導效應，未將外部風險(貨幣政策、貿易政策、市場環境、行業競爭等)納入評價體系。理論上講，商業信用融資對研發投資的影響應是企業內外部風險共同作用的結果。因此，后續量化外部風險的影響將成為研究重點。