信息透明度對企業創新的影響
——有調節的中介效應

吳日中，張鎮楷

（湖南工業大學 經濟與貿易學院，湖南 株洲 412007）

技術創新是我國經濟高質量發展的內在要求，也是我國企業保持市場競爭力的重要引擎，尤其在國際形勢動蕩、中國經濟轉型的背景下，技術創新已然成為推動經濟高質量發展的關鍵要素。企業是技術創新的微觀載體及創新驅動戰略的主要組成部分，技術創新對企業發展具有重要的現實意義。

學界主要從企業內部（如資本結構和管理層特征等[1-2]）和企業外部（如金融政策和市場環境等[3-4]）兩個方向來研究技術創新。技術創新相關信息具有保密要求，外部利益相關者無法獲知企業具體的創新情況，從而導致外源融資難、融資渠道單一[5]；同時，兩權分離下，股東較難掌握管理層的動向，這勢必會增加代理成本[6]；另外，管理層也面臨著創新失敗的風險，其創新意愿普遍不高[7]。信息透明度具有隱形的治理功能，能有效解決信息不對稱的問題，及時向外界傳遞企業的有利信號，緩解企業融資約束壓力，有利于企業開展技術創新。近年來，國家大力推動數字金融發展，鼓勵應用移動互聯網等數字技術拓展金融服務的廣度、深度和數字化服務程度[8-9]，優化市場資源配置效率[10]。

既有文獻主要關注資本結構、高管特征和國家政策等因素對企業創新的影響，而對信息透明度與企業創新關系的研究較少，從數字金融的宏觀視角來探究信息透明度對企業創新的影響機制更是鮮見。基于此，本文以A股上市企業為樣本，實證分析信息透明度對企業創新的影響機制，同時探究內部控制的中介作用和數字金融的調節作用，并進一步分析不同產權性質下信息透明度對雙元創新的異質性影響。

一、理論分析與研究假設

（一）信息透明度與技術創新

企業創新活動具有封閉性強、周期性長以及失敗風險高等特征，短期回報率一般較低[6-7]。技術創新的保密性會加劇企業與外部利益相關者的信息不對稱性，而信息的不透明和收益的不確定性會提高外部利益相關者獲取信息的成本和投資的風險溢價[11]。信息透明度的提高，意味著財務信息的可讀性增強，企業內外信息的不對稱性變弱，從而，外部利益相關者能從中得到更豐富的信息資源。相應地，通過信貸、發行債券和股票融資方式，企業能獲得低門檻的利率和必要報酬率[12-13]，增強其融資能力，使其有余力進行創新活動。技術創新的長周期性和高風險性，容易造成管理層的短視行為。在業績考核制度下，管理層為維持現有薪資待遇，逃避創新失敗帶來的利益損失，其決策會變得更加保守[11,14]。信息透明度的增強，有助于外部利益相關者了解企業運行情況，提高對企業創新失敗的包容度，激發企業管理層的創新積極性。據此，提出假設H1。

H1：信息透明度的提高能促進企業創新水平的提升。

（二）內部控制的中介作用

內部控制質量是衡量企業治理水平的重要標志。從委托代理角度來看，企業作為不同內部利益人依契約組成的集合體，容易出現信息不對稱、經營目標背離和代理成本高等問題[15-16]。在信息不對稱下，管理層只向股東匯報利己的信息[17]。在利益目標的偏差下，很可能出現“敗德行為”“逆向選擇”等現象，導致內部控制形同虛設[18]。為規避機會主義的產生，企業往往采取股權激勵、外聘審計人員等措施，這間接增加了代理成本。一方面，信息透明度的提升，能提高股東監控管理層決策動態的有效性，降低高管人員弄虛作假的可能性[19]，弱化管理層隱蔽行為帶來的負面影響[16]；另一方面，信息決策的透明化，迫使管理層與股東利益目標趨于一致，可減少代理成本，提高內部控制效率[20]。企業內部控制質量的提升有利于提高企業各部門間的溝通效率，保證信息傳遞的及時性，提高資源配置效率[21-22]，降低企業的資本成本，緩解籌資難的窘境[23]。據此，提出假設H2。

H2：信息透明度通過提升內部控制水平促進企業創新水平的提升。

（三）數字金融的調節效應

企業作為技術創新的載體，其內源融資通常不足以支撐完整的創新過程，外源融資則成為制約企業創新活動的關鍵因素[8-9]。數字金融主要從改善融資質量和內部控制兩個方面來提升創新水平[24]。首先，數字金融的普惠性模糊了金融邊界，降低了金融機構與企業間的信息不對稱性[25-26]，使企業能夠充分利用小規模投資者的資金，為創新提供新機遇；其次，數字金融基于大數據、云計算[27-28]，能快速整合企業與個人的“軟信息”[10]，建立有效的征信風險管控制度，減少金融資源錯配[29]，為創新實現可能性；再次，數字化服務程度的加深，補足了傳統金融業務模式的短板，降低了企業融資門檻，拓寬了企業融資渠道，為創新注入新活力；最后，數字金融還從公司內部控制出發，降低了股東質押率[24]，且能協調多方利益關系和穩定財務狀況，使企業利益相關者聚焦于企業的長遠發展[30-31]，為創新指明新方向。數字金融利用覆蓋廣度、使用深度和數字化服務程度三者的耦合，緩解了企業與外部相關利益者、內部兩權分離下的信息不對稱性，間接解決了企業融資約束難題。企業通過完善內部控制，可提高風險管控能力，遏制股權質押帶來的負面影響，從而促進企業技術創新水平的提升。據此，提出假設H3。

H3：數字金融對內部控制在信息透明度與企業創新關系中的中介效應具有調節作用。

根據上述理論假設，本文構建了如圖1所示的研究模型。

圖1 研究模型

二、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2011—2020年滬深A股上市企業作為初始樣本，并進行如下處理：一是剔除金融、保險類企業；二是剔除ST、*ST或PT企業；三是剔除數據缺失企業；四是對所有連續性變量進行1%水平縮尾處理。通過上述篩選處理，最終共計得到25 981個觀測值。本文數據來自CSMAR數據庫、迪博內部控制數據庫、CNRDS數據庫、北京大學數字金融研究中心編制的《數字普惠金融指數》以及交易所官網信息披露情況，并進行手工整理復核。數據處理使用Excel和Stata16.0完成。

（二）變量定義

1.因變量

學界一般采用研發投入水平、新產品工藝和專利申請數3個指標來衡量企業創新。其中，專利申請數指標受主觀影響小，測量準確性、可比性更強，因此，本文借鑒許瑜等人[22]的做法，以專利申請數衡量企業創新。

2.自變量

劉柏等人[5]研究認為，企業年報是否經過審計鑒定與創新的關聯性較弱。本文參考其研究結論，同時借鑒辛清泉等人[32]的做法，采用盈余質量、交易所考評分數、分析師跟蹤人數和分析師盈余預測準確性4個維度，去掉審計維度，構建信息透明度綜合指標。信息透明度為4個維度的樣本百分等級平均值，若有變量缺失，則為剩余變量百分等級的均值。

盈余質量使用修正的DD模型計算得到。

式中：TCA為營業利潤加上折舊和攤銷額，再減去經營現金流量凈額之差得到的總流動應計利潤；CFO為經營現金流量；ΔREV為營業收入改變量；PPE為年末固定資產賬面凈值；i為企業個體；t為時間；ε為隨機擾動項。

式中所有變量均除以平均總資產以進行平減，并按行業/年度分組進行回歸，得到殘差值ω；然后以t為起點，連續計算前4年的回歸殘差值ω及標準差，獲得盈余質量指標。為便于比較，將數值乘以-1。數值越大，表示信息透明度越高。

交易所考評分數以上交所、深交所的考評等級作為參照依據，將信息披露質量依據A、B、C、D 4個等級，賦值為4、3、2、1。得分越高，表示信息透明度越高。

分析師跟蹤人數為當年對企業年末盈余管理作出預測的分析師數量。證券分析師能對上市企業的信息披露進行監督，改善企業信息環境。其人數越多，表示信息透明度越高。

分析師盈余預測準確性為預測的每股盈余的中位數與盈余之差，再除以上年的股價，將計算結果取絕對值后并乘以-1。分析師盈余預測能捕捉到上市企業信息披露的內容，其預測越準確，表示信息透明度越高。

3.中介變量

本文借鑒李瑛玫等人[21]的做法，采用迪博公司發布的內部控制指數來衡量企業內部控制質量，該指數基于內部五要素的視角，科學反映了企業內控水平和風險管控能力。

4.調節變量

本文借鑒郭峰等人[33]的做法，采用北京大學編制的《數字普惠金融指數》衡量數字金融指數。指數越大，表示數字金融水平越高。在回歸時對數字金融指數均作歸一化處理。

5.控制變量

為了避免遺漏變量帶來的影響，本文借鑒已有文獻[1,4,22]，引入企業規模（Size）、杠桿比率（Lev）、現金流比率（Cashflow）、企業成長性（Growth）、股權集中度（Top1）、管理費用率（Mfee）和股東資金占用率（Occupy）作為控制變量，并加入年份虛擬變量（Year）。

本文選取的相關變量及具體描述如表1所示。

表1 相關變量及含義

（三）模型構建

豪斯曼檢驗結果表明隨機效應模型不適合用于本研究，所以本文使用固定效應模型，并使用聚類穩健標準誤消除異方差的影響。

為驗證假設H1，即信息透明度的提高會促進企業創新水平的提升，構建模型1。

為驗證假設H2，即內部控制是否在信息透明度與企業創新之間存在中介效應，本文借鑒溫忠麟等人[34]的做法，構建模型2。由于在驗證假設H1時已完成逐步回歸的第一步，在模型2中不再贅述。

為驗證假設H3，即數字金融的調節中介作用，借鑒溫忠麟等人[35]的做法，構建模型3。

模型1～3中：controls表示所有的控制變量；Year和δ為年份和個體效應；i、t和j分別為個體、年份和控制變量；α、β、π、ψ、γ和ρ為回歸系數；θ為誤差項。

如果α1、β1和π2均顯著，且π1也顯著，為部分中介效應，若π1不顯著則為完全中介效應。再比較β1π2與π1的符號，如果兩者同號為部分中介效應，異號則為遮掩效應。如果ψ1和ψ3顯著，則數字金融對信息透明度與技術創新的直接效應受到調節效應影響，再驗證γ1、γ3、ρ1和ρ4是否顯著，若均顯著，則證明調節前半路徑的中介效應成立。

三、實證分析

（一）描述性統計與相關分析

表2為描述性統計結果。由表2可知，技術創新的最大值為6.269，最小值為0，平均值和中位數均在2.5左右，這表明我國上市企業技術創新水平有待提高。信息透明度的最大值為0.918，中位數為0.473，說明超過50%的企業信息透明度較高。內部控制的平均值和中位數較高，但標準差為1.117，表明我國上市企業內部控制普遍較好，但不同企業之間仍有差距。從數字金融指數的極大極小值和標準差能看出地區間的差異較大。

表2 描述性統計結果

表3為相關系數矩陣。由表3分析可知，各變量之間系數的絕對值均小于0.503，通過VIF檢驗；各膨脹因子最大值為1.88，均小于2，表明變量間不存在多重共線性，符合線性回歸基本條件。從表3可知，信息透明度與企業技術創新的相關系數為0.220，且通過了1%的顯著性水平測試，初步驗證假設H1成立。除股權集中度以外，其余變量均對企業創新呈顯著關系，內部控制、數字金融、企業規模、杠桿比例、經營現金流比率、企業成長性與技術創新呈正相關，管理費用率和股東資金占用率對技術創新呈負相關，也符合經濟學常識，為后續回歸分析奠定了基礎。

表3 相關系數矩陣

（二）回歸分析結果

表4為信息透明度、內部控制與技術創新的回歸結果。由表4可知，信息透明度的回歸系數α1為0.185，且在1%水平上顯著，說明企業信息透明度的提高緩解了企業的融資約束，增強了其創新意愿，從而使其創新水平得以提升，假設H1成立。信息透明度與內部控制的回歸系數β1為0.546，內部控制與技術創新的回歸系數π2為0.021，且均在1%水平上顯著正相關，說明內部控制是信息透明度促進企業技術創新的部分中介因素，假設H2成立。進一步計算得知，中介效應占總效應的6.2%。信息透明度的提高，有利于股東與管理層目標統一，能有效減少監督和激勵管理層的成本；同時內部控制的完善，進一步降低了融資成本，促使技術創新水平提升。

表4 信息透明度、內部控制與技術創新的回歸結果

表5為數字金融的調節效應結果。由表5可知，數字金融與信息透明度的交互項（Trans×Index）系數分別為0.875和0.582，內部控制系數為0.020，均在1%水平上顯著正相關，說明企業信息透明度對技術創新的直接效應受到數字金融的調節作用影響，調節前半段路徑的中介效應成立，假設H3成立。一方面，數字金融建設的推進改善了金融市場環境，有助于投資者、債權人和股東監督管理層的經營，從而吸引投資者資金投入，通過資金成本的路徑提高了創新水平；另一方面，數字金融有效降低了兩權分離下的代理成本，提高了管理層決策效率，通過內部控制的路徑提高了創新水平。

表5 數字金融的調節作用

（三）穩健性檢驗

為確保結果的可信度，解決可能存在的反向因果問題，本文借鑒王亞男等人[36]的做法，將企業是否違規作為工具變量；企業當年有違規行為取1，否則為0。表6為穩健性檢驗結果。由表6可知，一階段回歸結果顯示，企業違規與信息透明度顯著負相關；二階段回歸結果顯示，信息透明度與技術創新顯著正相關，這與前文結果保持一致。本文還對工具變量進行了不可識別檢驗、弱工具變量檢驗，檢驗結果良好，證明本文選取的工具變量是合適的。從檢驗結果可知，在考慮內生性后，假設H1依然成立。表7為信息透明度滯后1期的回歸結果，其結果再次驗證假設H1、H2成立。

表6 穩健性檢驗結果

表7 滯后1期的回歸結果

因為樣本中專利申請有21.05%的觀測值為0，為避免固定效應模型估計的偏差，本文借鑒黃秀女等人[1,4]的做法，采用面板Tobit模型進行再次回歸。因面板Tobit模型無法找到個體的充分統計量，而直接加入面板單位的虛擬變量估計也存在偏差，故僅考慮隨機效應的Tobit模型[37]，引入行業（Industry）和省份（Province）代替控制個體，回歸結果如表8所示。由回歸結果分析可知，信息透明度與技術創新在1%水平上呈正相關，內部控制部分中介效應依舊存在，且顯著程度和回歸方向沒有發生變化。LR檢驗也拒絕了不存在個體隨機效應的假設，故應使用隨機效應的面板Tobit回歸。

表8 Tobit模型回歸結果

替換解釋變量。本文借鑒王亞平等人[38]的做法，以修正瓊斯模型計算操縱性應計項目的絕對值（AbsDA）作為衡量信息透明度的代理變量。操控性應計項目絕對值越大，操縱盈余程度越高，表明信息越不透明。

替換被解釋變量。本文參考黃秀女等人[1]的做法，以上市企業的聯合發明數、實用新型數和外觀設計數的三者總計數量作為技術創新的衡量指標，回歸結果如表9所示。結果顯示，顯著程度和回歸方向仍然不變，結果穩健。

表9 替換變量的回歸結果

本文還參考溫忠麟等人[35]的做法，使用boostrap在95%置信區間下對樣本重復抽樣1000次，對“信息透明度—內部控制—技術創新”中介作用機制進行檢驗。如果95%置信區間不包括0，則表明中介效應存在，其檢驗結果如表10所示。結果顯示，95%置信區間均不包括0，內部控制的間接效應和信息透明度與技術創新的直接效應均顯著成立，再次支持假設H1、H2成立。

表10 boostrap檢驗結果

四、異質性分析

為研究不同產權性質下信息透明度對雙元創新的異質性影響，本文借鑒黎文靖等人[3]的做法，以創新動機衡量雙元創新，用專利發明申請數衡量實質性創新（Lnpatent1），用專利實用、外觀申請數之和衡量策略性創新（Lnpatent2），并按產權性質劃分樣本企業。國有企業為1，否則為0，回歸結果如表11所示。從表11可知，信息透明度對實質性創新均具有促進作用，在非國有組中，信息透明度與策略性創新的系數在1%水平上顯著正相關，而在國有組中并不顯著。原因可能是在實質性創新中，信息透明度的提高緩解了第一類代理問題，股東能看到管理層創新的努力程度，從而有效激發了管理層的創新熱情，提高了技術創新的“質”。在策略性創新中，信息透明度的提升雖然降低了信息不對稱性，使企業的創新情況能夠被外部利益相關者清楚地感知，緩解資金約束；但是國有企業背后本身有政府的隱形資源支持，可能不會迎合市場去單純追求技術創新的“量”。依據資源約束理論，非國有企業會面臨較激烈的市場競爭，在緊張的資源分配下，融資約束的緩解對非國有企業效果更明顯。

表11 異質性回歸結果

五、研究結論與啟示

本文以2011—2020滬深A股上市企業為研究樣本，實證分析信息透明度對企業創新的影響機制，同時探究內部控制的中介作用和數字金融的調節作用，并進一步分析不同產權性質下信息透明度對雙元創新的異質性影響。研究發現，較高的信息透明度對技術創新具有促進作用，且內部控制在其中發揮了部分中介作用。這說明信息透明度的提高能促使企業加強內部控制治理，最終實現創新水平的提升。數字金融在內部控制方面能強化企業的治理水平，在創新方面能提高企業資金利用效率，其對內部控制和技術創新都有拉動效應。進一步分析發現，無論在國有企業還是非國有企業，信息透明度均對實質性創新有促進作用；但在策略性創新中，信息透明度的提高在非國有企業中發揮了更積極的作用。

基于上述實證結果，監管部門應繼續加強對上市企業信息透明度的監管，創造有序的市場環境；上市企業須重視并努力提高財務信息透明度，將完善信息透明度作為內部控制治理手段，從源頭改善融資約束、信息不對稱等問題；政府需加強數字金融的覆蓋廣度、使用深度，并加強數字化服務建設，解決“尾部”企業的資金需求，提高資源配置效率，推動我國上市企業創新水平的提升。