经营杠杆影响企业创新吗

○ 朱 琳 江轩宇 伊志宏 潘 琦

引言

提升企业的创新能力，加快推进创新驱动发展战略，是适应当前经济发展新常态的重要抓手。但在推进创新驱动发展战略的过程中，企业的杠杆风险日益凸显。针对企业债务规模增长过快的问题，党中央、国务院积极稳妥地推进降低企业财务杠杆率的“去杠杆”进程，希望以此助推经济转型升级。学者们围绕财务杠杆与企业创新的关系展开了大量研究，普遍认为过高的财务杠杆不利于企业创新活动的开展。[1-3]

值得注意的是，企业的杠杆风险不仅来自财务杠杆，还源于经营杠杆。[4]特别是在世界经济环境复杂严峻、国内经济下行压力仍然较大的现实背景下，经营杠杆会扩大市场和生产等不确定因素对企业利润变动的影响，因此经营杠杆风险同样不可小觑。然而，现有研究在关注杠杆率对企业创新的影响时，却忽视了经营杠杆在其中扮演的角色，这不利于全面认识杠杆风险对于微观企业创新乃至宏观经济增长的影响。那么，企业的经营杠杆是否会对其创新能力产生影响呢？

本文以2007-2016年A 股上市公司为样本，基于经营成本对销售收入的回归系数估计企业的经营杠杆，[5]实证检验了经营杠杆对企业创新的影响。研究发现：（1）经营杠杆与企业创新之间存在显著的负向关系；（2）经营杠杆对企业创新的抑制作用仅在企业销售收入下滑时显著；（3）二者的负向关系只在企业面临更为激烈的产品市场竞争时显著，表明经营杠杆伴随的风险压力是其抑制企业创新的重要机制；（4）二者的负向关系只在企业资产的专用程度较高时显著，表明经营杠杆导致的高昂调整成本是其抑制企业创新的另一个重要机制；（5）经营杠杆对企业创新的负面作用仅在非国有企业及创新型企业中显著；（6）经营杠杆提高并未导致企业投资由原创程度较高、风险较大的创新项目向原创程度较低、风险较小的创新项目转移，促使企业减少了所有类型的创新活动。

本文潜在的研究贡献主要体现在三个方面：第一，丰富了企业创新影响因素领域的文献。现有研究在探讨企业杠杆率与创新之间的关系时主要关注了财务杠杆的影响，忽视了经营杠杆在其中发挥的作用。本研究结果表明，当财务杠杆等条件一定时，经营杠杆对企业创新具有显著的抑制作用，研究补充和拓展了对企业创新影响因素的认识。同时，与财务杠杆主要通过财务风险影响企业创新[3]的机制不同，本文发现经营杠杆既可以通过经营风险压力，也可以通过调整成本对企业创新产生作用，为经营杠杆影响企业创新的作用机理提供了相应的经验证据，有助于更为全面地理解经营杠杆与企业创新的关系。

第二，丰富了经营杠杆经济后果领域的文献。已有文献主要关注了经营杠杆对股票定价的影响，认为经营杠杆的攀升会增加企业的系统性风险，提高投资者对个股要求的必要报酬率。[6,7]C hen 等[8]则将其与企业的融资决策相联系，发现经营杠杆的提高将增加企业的破产风险，进而降低负债率。但经营杠杆是否会对企业的风险性投资行为产生影响，现有文献并未给出明确答案。基于此，本文率先将经营杠杆与企业创新相关联，拓展了经营杠杆经济后果的研究视角。

第三，本研究还具有一定的政策价值。一方面，在推动“去杠杆”政策实施的过程中，政府部门既要重视企业财务杠杠水平的控制，也要关注企业经营杠杆水平的变化，防止由于二者之间的替代关系导致去杠杆政策下经营杠杆过度增大，进而对企业创新能力产生不利影响；另一方面，在化解产能过剩，对生产设备进行更新换代的过程中，企业既要注重盘活存量资产，又要聚焦产品有效升级、适应市场需求，以此控制固定成本占息税前利润的比例，①降低经营杠杆，切实增强企业的创新发展能力。

一、文献综述与研究问题

1.经营杠杆领域文献

经营杠杆不仅可以体现企业的成本决策，也能反映企业的风险水平。[5]资产定价领域内的一系列文献认为，经营杠杆的攀升会增加企业的系统性风险，进而提高投资者对个股要求的必要报酬率；[6,7]K a l l a p u r 等[9]发现企业倾向于降低经营杠杆，以减少经济不确定性风险；Chen 等[8]指出经营杠杆与企业破产风险显著正相关；Aboody 等[5]发现，当股权激励强度下降时，经理人的风险承担倾向不足，会降低经营杠杆，以规避出现经营困境下企业利润加速下滑的风险。

从上述文献可知，与公司风险相联系分析经营杠杆经济后果的研究正在兴起，但探讨经营杠杆如何影响企业决策的研究却不多见。Chen 等[8]在这方面进行了有益尝试，将经营杠杆与企业的融资决策相联系，发现经营杠杆的提高将增加企业的破产风险，降低负债率。然而，经营杠杆是否会对企业的风险性投资行为产生影响，现有文献并未给出明确答案。基于此，本文率先将经营杠杆与企业创新相关联，不仅拓展了经营杠杆经济后果的研究视角，在加深理解经营杠杆对企业投资决策的影响方面也具有重要意义。

2.企业创新领域文献

与普通投资不同，创新项目的开展是一个不确定性高、失败风险大且周期长的过程。[10]因此，决策者的风险承担能力是影响企业创新的重要因素，吸引了大量研究者的关注。例如，有效的股权激励、[11,12]管理层过度自信、[13]高管的职业经历[14]及D&O 保险[15]等均会提升经理人的风险承担水平进而促进企业创新。而委托代理问题的存在，如经理人对安逸生活的追求[16]和职业忧虑[17]等则会削弱其风险承担意愿并抑制企业创新。

考虑到杠杆的存在不仅是企业风险的重要来源，也是实现企业经营目标的重要手段，一系列研究开始关注其与企业创新的关系。但现有文献主要关注了以债务融资为代表的财务杠杆对企业创新的影响，并未取得一致的研究结论。一批文献认为，负债融资的支付刚性使得企业面临着较高的破产风险，[18]以及创新活动形成的资产可抵押性较差[19]等原因，使得信贷市场的发展在一定程度上抑制了企业创新，[20]企业的负债比例越高，[2]其创新能力越差。但另一批文献却发现，随着银行业市场化改革的推进，[21]银行竞争的加剧、[22]债权人保护的加强[23]等能够显著促进企业创新活动的开展。

值得注意的是，企业杠杆既包括财务杠杆，也包括经营杠杆。但现有文献在探讨企业杠杆与创新之间的关系时，忽略了经营杠杆在其中可能发挥的作用。为此，本文尝试对经营杠杆与企业创新之间的关系展开研究，以期丰富企业创新影响因素的研究成果，为全面预防企业杠杆风险、实现创新驱动发展战略提供政策启示。

二、理论分析与研究假说

Chen 等[8]认为，企业的经营杠杆在很大程度上是由产业层面的生产技术外生决定的。因此，遵照Chen等的逻辑，[8]本文的理论分析建立在假设企业的经营杠杆主要由产业层面的生产技术外生决定的前提下，探讨企业如何根据经营杠杆改变创新决策。

1.经营杠杆对于企业创新的不利影响

已有文献认为，企业的风险容忍程度[11,24]和持续稳定的融资来源[25,26]是决定企业创新投资水平的关键因素。而经营杠杆不仅会增大企业潜在的经营失败风险，[5,8]还会提高调整成本，增大企业的成本粘性。[27]因此，本文认为经营杠杆可能会通过以下方式抑制企业创新。

第一，增加企业的风险敞口，降低企业开展高风险创新活动的动机。经营杠杆是指企业在生产经营中由于固定成本的存在，导致利润变动率大于销售收入变动率的规律。在较高的经营杠杆下，企业利润变化对于收入波动的敏感性将大大增强：当销售收入下滑时，企业利润下降的幅度将被经营杠杆显著放大；相反，当销售收入上升时，企业利润增加的幅度也会由于经营杠杆的存在而明显提升。故众多研究将经营杠杆的提高视为企业风险增加的一个重要表现。[5,8]虽然Chen 等[8]认为大多数情况下，企业的收入是增长的，平均而言经营杠杆的增大提高了企业的盈利能力，但对于每一个个体企业而言，收入增长的持续性却有着较强的不确定性。②Shust 等、[27]Aboody 等[5]指出，企业潜在的业绩大幅度下滑的效应（Potential Earnings-downside Effect）在高经营杠杆公司中更为明显。Chen 等[8]的经验证据也表明，经营杠杆的提高整体上增大了企业的破产风险。而当企业遭遇经营失败时，经理人将会承担包括被迫离职、财产损失及声誉受损等高昂的私人成本。由此增加了经理人的职业忧虑，诱发经理人在事前实施风险规避的短视行为。[15]企业创新活动不仅投资周期长，且整个过程充满了不确定性，面临很高的失败风险，10,28]因此要想促进企业更为积极地开展创新活动，往往要求其对失败风险表现出更高的容忍度。[11,24]但在特定时刻，决策者的风险偏好是一定的，通常会采取积极行动来平衡风险敞口。削减甚至放弃创新投资是企业平衡短期风险的一种常见手段，如He 等[17]发现经理人会减少创新活动以增加短期业绩，达到或者超过分析师的预期，平衡股价下跌风险；Fang 等[29]发现，企业会通过减少创新活动来平衡流动性增加伴随的敌意收购风险。因此，在其他条件一定的情况下，企业可能会因为经营杠杆增大伴随的经营风险增加而降低风险容忍程度，进而削减甚至放弃高风险的创新投资。

第二，增加企业的调整成本，削弱企业开展创新活动的意愿。一般而言，企业的创新投资面临着较高的调整成本，投资中断可能导致创新的失败或者技术的落后，从而给企业造成巨大的损失。[26,28]鉴于风险高、投资周期长、可抵押性差等特征，创新投资往往面临着严重的融资约束，[30]内源现金流成为企业创新的主要支持渠道。[25,28]但内源现金流的一大特征是具有很强的不稳定性，容易受到外部冲击。[19]在这种情况下，企业需要积极地对内源资金进行跨期调整，降低内源资金的波动性，保证企业创新活动的平稳开展。[25,26]而经营杠杆产生的根本原因在于企业经营过程中固定成本的存在。在一定的期间和范围内，固定成本总额并不会随着企业业务量的变化而改变。如果经营杠杆较高，当销售收入上升时，固定成本在短期内保持不变，企业的盈利水平将显著提高，内源现金流也可能随之增大。由于企业经营是重复的博弈过程，企业通常不会明显增加对创新项目的投入力度。因为理性的经理人预期到一旦销售环节遇冷，固定成本较高的企业难以有效根据销售收入的下滑削减成本，将进一步降低企业的营业利润，减少内源现金流，使之前高水平的创新投资强度无法维系，导致创新项目中断甚至终止。可见经营杠杆会显著提高企业内源现金流的波动性，加大企业对内源资金进行跨期调整的难度，不利于保证企业创新投资行为的连续性和平滑性。因此，面对较高的经营杠杆，理性的经理人在事前减少调整成本高昂的创新投资，以防止事后创新活动中断风险的意愿可能更强。

2.经营杠杆对于企业创新的积极作用

经营杠杆可能会对企业创新产生积极的促进作用。首先当销售收入上涨时，由于经营杠杆较高的企业存在较大比例的固定或准固定属性的成本，使成本支出的增长幅度小于销售收入的增长幅度，进而实现提高企业盈利水平的效果。Chen 等[8]指出，多数企业大部分年销售收入都呈现增长状态，因此从整体上经营杠杆有助于提高企业的盈利能力。考虑到创新活动对企业内部资源有很强的依赖性，较高的经营杠杆对企业业绩的提升作用可能使得企业拥有更强的实力开展创新活动。

其次，较高的经营杠杆意味着相对于变动成本，企业投入了更多的固定成本，将限制经营的灵活性，降低企业的经营弹性，增加企业在经营过程中面临的不确定性。[31]而经营不确定性的增加，可能会激励企业在竞争压力下加速开展创新活动，提升核心竞争力，避免在竞争激烈的市场环境中被淘汰。[32]例如，高经营杠杆企业为了更好地克服需求不确定性对企业造成的潜在不利冲击，可能更有动力通过持续的高强度创新活动推动产品差异化，以满足甚至引导消费者需求、提高消费者忠诚度，进而保证销售收入实现稳定增长。

最后，虽然Chen 等[8]认为经营杠杆在很大程度上是由产业层面的生产技术外生决定的，但企业的创新活动也可能对经营杠杆产生重要的内生影响。因为创新活动具有很高的调整成本，只要出现短暂的支出中断就可能导致创新项目失败，这就意味着创新活动中的资源消耗更多地具有准固定成本的属性。在这种情况下，由创新需求引发的固定成本支出将推高企业的经营杠杆，而创新活动高昂的调整成本特征，又将使得企业在面临较高经营杠杆的情况下继续维持甚至加强创新强度。因此，经营杠杆对企业创新的影响是一个有待实证的话题。经营杠杆究竟降低还是提升了企业的创新水平，取决于上述哪一方面的力量占据主导地位。故本文提出一组互为竞争的研究假说：

H A：经营杠杆将显著抑制企业创新，二者呈负相关关系

H B：经营杠杆将显著促进企业创新，二者呈正相关关系

三、研究设计

1.样本选取与数据来源

本文选取2007-2016年③沪深两市A 股上市公司为研究对象。企业研发和机构持股数据来自WIND 数据库；媒体关注数据来自CNRDS 数据库；其他数据均来自CSMAR 数据库。考虑到WIND 数据库比较系统地提供了自2007年以来上市公司的研发投入数据，故本文的研究时间起点为2007年。

在具体的样本选择过程中，本文进行了如下处理：（1）剔除金融行业公司；（2）剔除构造变量所需数据不完整的样本。根据上述标准，最终得到20224 个公司—年观测值。同时，为减少变量异常值对研究结论的影响，对模型中的相关连续变量在1% 和99% 的水平上进行Winsorize 处理。

2.主要实证模型与变量定义

本文主要通过如下模型检验经营杠杆对企业创新的影响。

模型（1）中变量的具体定义如下：

（1）企业创新

考虑到创新产出受外生因素的影响较大、较少受经理人控制，创新投入能够更好地反映经营者的决定等原因，[33]本文分别以研发支出与销售收入之比与100 的乘积R DSA、研发支出与总资产账面价值之比与100 的乘积RDTA，以及研发支出与1 之和的自然对数LN（1+RD）衡量企业创新。

（2）经营杠杆

借鉴已有研究，[5]本文主要基于经营成本对销售收入回归的系数来估计企业的经营杠杆，具体计量方式如下：

首先，利用8年的窗口期将经营成本的自然对数（LNOC）对销售收入的自然对数（LNREV）进行回归，得出LNREV 的回归系数β，回归模型如下：

其中，LNOC 表示企业经营成本OC 的自然对数，经营成本= 营业成本+ 管理费用+ 销售费用。同时，为避免估算的经营杠杆与研发投入之间产生机械的相关关系，本文在计算营业成本OC 时，对当期费用化的研发支出和摊销的无形资产金额进行了剔除。若研发支出数据或无形资产摊销数据缺失，令其为0。LNREV 表示企业销售收入的自然对数。

其次，经营杠杆的衡量指标OL 为1 减去模型（2）中的回归系数β。理由如下：已有研究[5,6]表明，经营成本自然对数对销售收入自然对数的回归系数β 能够体现企业变动成本占平均成本的比例，故1 减β 能够衡量企业固定成本占变动成本的比例，反映了企业经营杠杆的大小。④

（3）控制变量

根据以往文献，[17,34]主要控制如下变量：企业滞后一期的研发投入强度INNOVAT ION；分析师关注程度AF，AF=LN（1+ 分析师跟踪人数）；媒体关注程度MEDIA，MEDIA=LN（1+ 媒体总报道数量）；机构投资者持股比例I NS；企业总市值的自然对数SIZE；固定资产净值占总资产的比值PPETA；净资产利润率ROE；公司经营活动净现金流量占总资产的比值C FO；资产负债率LEV；托宾Q 值；管理层持股比例MHOLD；第一大股东持股比例TOP1；个股年换手率TURN；公司上市年限的自然对数AGE。此外，还分别控制了年度（Year）和公司（Firm）固定效应。

四、实证结果

1.描述性统计

表1 报告了主要变量的描述性统计结果，从中可见，RDSAt+1、RDTAt+1及LN(1+RDt+1) 的均值分别为2.480、1.260 和11.988，标准差依次为3.549、1.620和8.201，说明企业之间的创新水平差异较大。OL 的均值为0.071，表明平均来看，中国上市公司固定成本占总成本的比例为7.1%，企业的绝大部分成本属于变动成本，与Aboody 等[5]的发现相符。

表1 主要变量的描述性统计

2.主要实证结果

表2 列示了模型（1）的回归结果。从第（1）列可见，当因变量为R DSAi,t+1时，经营杠杆OL 的回归系数为-0.251，且在1% 的置信水平下显著。在第（2）和（3）列中，因变量分别为RDTAi,t+1和LN(1+RDi,t+1) 时，研究结论类似。除统计意义上显著外，经营杠杆对企业创新的影响还具有显著的经济意义。以第（1）列的结果为例，当经营杠杆增加一个标准差（0.299）时，R DSA 将减少0.075（0.251×0.299），高达样本中位数（1.059）的7.09%。这表明在其他影响因素相同的情形下，经营杠杆对企假设HA。

表2 经营杠杆与企业创新

3.稳健性检验⑤

（1）变更经营杠杆的衡量方式

在前文分析中，为避免估算的经营杠杆与研发投入之间产生机械的相关关系，在计算营业成本OC 时，对当期费用化的研发支出和摊销的无形资产金额进行了剔除。此外本文不进行剔除处理，重新估算企业的经营杠杆并对模型（1）进行回归，研究结论保持不变。

（2）变更企业创新的衡量方式

本文从创新产出的视角，分别利用企业未来1年、2年及3年的专利申请数量PAT（要求相关专利最终被授予）与1 之和的自然对数衡量企业创新，重新检验二者的关系。由于有相当部分观测值的专利申请数量为0，因变量是以0 为下限的拖尾变量，因此参考江轩宇[35]的方法，采用Tobit 模型进行估计，研究结论保持不变。

（3）内生性问题的讨论

为缓解内生性问题对研究结论的干扰，本文将从以下三个方面进行分析：

① 为缓解高经营杠杆公司和低经营杠杆公司之间的系统性差异对研究结论的干扰，本文采用PSM 配对方法进行稳健性检验。

每年根据经营杠杆指标OL 的中位数，将全样本分为经营杠杆较高组及经营杠杆较低组；以经营杠杆较高组公司为处理组，经营杠杆较低组公司为控制组，基于RDSAi,t、RDTAi,t、LN（1+RDi,t）、AFi,t、MEDIAi,t、INSi,t、SIZEi,t、PPETAi,t、ROEi,t、CFOi,t、LEVi,t、Qi,t、MHOLDi,t、TOP1i,t、TURNi,t及AGEi,t，用PSM 最邻近匹配法进行1:1有放回匹配。为确保经营杠杆较高组和较低组在上述变量之间均不存在显著差异，参考姜军等[23]的做法，本文将两组之间Pscore 值的差异限定在0.001 之内。

从表3 的A 栏可见，所有配对变量的差异在处理组与控制组之间均不显著，说明配对效果较好。B 栏报告了未来一期企业创新投入强度的平均处理效应，可以发现无论在匹配前还是匹配后，高经营杠杆公司未来一期的创新投入强度均显著小于低经营杠杆公司，表明经营杠杆的确会对企业创新产生抑制作用，与H A 的预期相符。C 栏中，本文利用配对样本重新回归，OL 的回归系数均显著为负，研究结论保持不变。

表3 稳健性检验：PSM样本检验

② 本文选择每家企业样本初期的经营杠杆OLi,Initial与企业所在地区租赁行业税收收入占比变化（LEASERi,j,t/ LEASERi,j,Initial）的商作为工具变量IV，进行两阶段回归。

其中，OLi,initial为企业i 在样本初期的经营杠杆；LEASERi,j,t为上市公司i 所在省份j 在第t年租赁行业税收收入的占比，即LEASERi,j,t=（地区j 租赁行业的税收收入i,j,t/ 地区j 租赁行业的法人单位数i,j,t）/（地区j 的税收收入i,j,t/ 地区j 的法人单位数i,j,t）；LEASERi,j,initial为上市公司i 所在省份j 在样本初期租赁行业税收收入的占比，即LEASERi,j,initial=（地区j 在公司i 样本期初的租赁行业的税收收入i,j,initial/ 地区j 在公司i 样本期初的租赁行业的法人单位数i,j,initial）/（地区j 在公司i 样本期初的税收收入i,j,initial/ 地区j 在公司i 样本期初的法人单位数i,j,initial）。每家企业样本初期的经营杠杆OLi,initial为前定变量，是决定企业未来经营杠杆变化的起点。而（LEASERi,j,t/LEASERi,j,initial）在很大程度上反映了地区租赁行业的发展水平。从直觉上看，租赁行业越发达，行业产值越大，其创税能力应当越强。理论上，当地的租赁行业越发达，意味着企业可以更多地通过租赁方式组织生产经营，从而减少固定成本的占比，降低企业的经营杠杆。因此，工具变量I V 反映了企业i 在地区租赁行业发展的外生冲击下，经营杠杆的预期水平。这一预期的经营杠杆水平将正向预测企业的实际经营杠杆水平；但其是由前定的初始经营杠杆和地区租赁行业的发展水平联合决定的，在很大程度上并不直接受企业创新的影响，逻辑上满足相关性和排他性的要求。

根据未列示的回归结果：在第一阶段回归中，工具变量IV 的系数均显著为正，且弱工具变量Cragg-Donald F Statistic 的统计值介于221.274-224.622，与理论预期一致，表明预期的经营杠杆对企业实际经营杠杆有较强的预测能力；采用工具变量进行两阶段回归后，经营杠杆和企业创新依然显著负相关，研究结论保持不变。

③ 本文还利用2014年10月20日，财政部和国家税务总局联合发布的《关于完善固定资产加速折旧企业所得税政策的通知》（财税〔2014〕75 号）构建双重差分（DID）模型，进行稳健性检验。

本文认为，2014年政府出台的加速折旧政策为检验经营杠杆与企业创新的关系提供了一定的契机。首先，刘行等[36]及刘啟仁等[37]发现加速折旧政策显著扩大了企业固定资产的投资比例。在这种情况下，加速折旧政策一方面将导致企业固定资产的投资规模增大，增加固定资产计提折旧的基数；另一方面，采用加速折旧方法还会增加固定资产折旧计提的比例，由此增加企业固定成本的占比，增大企业的经营杠杆，即加速折旧政策将促进企业经营杠杆的外生增大。

其次，加速折旧政策对不同公司的影响存在差异。加速折旧政策规定，生物药品制造业等六大行业的企业可以对2014年1月1日以后新购进的固定资产享受加速折旧的所得税优惠政策，而对于其他行业的企业并未有此规定。由此，本文借助加速折旧政策构建DI D 模型分析，减轻研究存在的内生性问题。

此外，需要特别说明的是，虽然加速折旧政策出台的动机是为了“促进企业技术改造、支持中小企业创业创新”，在一定程度上会对企业的创新活动产生影响，但本文认为这一动机并不会对DID 研究设计的有效性产生实质性影响。一方面，如果这一政策出台的动机之一是促进六大试点行业的企业加大创新投入。那么，这一动机将不利于本文发现政策出台之后，属于六大行业的上市公司相对于其他行业公司减少了创新投入。另一方面，加速折旧政策中对专门用于研发的仪器、设备的优惠条款是适用于所有行业企业的，⑥不会对本文的结论形成干扰。因此，本文构建如下DID 回归模型：

其中，哑变量TREAT代表企业是否受到加速折旧政策的影响：若企业属于生物药品制造业，专用设备制造业，铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业，计算机、通信和其他电子设备制造业，仪器仪表制造业，或者信息传输、软件和信息技术服务业， TREAT 取值为1；否则为0。POST 为时间维度哑变量：当样本区间位于2014年及之后年度时，POST 取值为1；否则为0。若HA 成立，β1应显著为负。

在具体的样本选择过程中，本文进行了如下处理。首先，参考刘行等[36]及刘啟仁等[37]的做法，仅将2014年固定资产加速折旧政策的出台作为外生冲击，将2015年固定资产加速折旧政策优惠范围扩大涉及的轻工、纺织、机械、汽车四个行业的企业从样本中删除，以减少政策的“混杂效应”。

其次，参考刘行等[36]的思路，为了最大限度地避免其他与加速折旧政策不相干的因素对研究结论的影响，仅采用首次推出加速折旧政策所在年份（2014）前后三年的数据进行研究。

最后，为了增加公司之间的可比性，在这一部分的分析中，仅保留了2011年之前上市的公司进行研究，涉及2011-2016年，共8118 个观测值。

从表4 模型（4）的结果可见，T R EAT×POST 的回归系数均为负数，且在第（2）和（3）列中显著异于0，进一步支持了HA。

表4 稳健性检验：DID检验

五、拓展性研究

1.经营杠杆、销售收入状况与企业创新

在研究假说推演的过程中，经营杠杆的存在将增大企业的经营风险敞口，并提高企业跨期调整内源资金的难度，进而抑制企业创新。而当企业销售收入处于下滑状态时，利润加速下降的风险将变得确定，高昂调整成本造成的负面现金流冲击也成为了事实。此时，经营杠杆对企业创新的不利影响可能更为显著。

具体来看，一方面，由于信息不对称，股东往往会将短期业绩不佳归因为经理人无能，从而引发经理人的职业忧虑。当销售收入下滑时，高经营杠杆的企业由于固定成本占比较高，无法及时、有效地削减成本，从而导致企业业绩加速下降，经理人面临的职业忧虑显著增强。为缓解短期业绩大幅下降的压力，经理人很可能削减甚至取消需要在财务报表中进行大量费用化的研发支出。[17]

另一方面，内源资金是支持企业创新的重要渠道。[25,28]当销售额出现下滑时，高经营杠杆企业的成本由于难以同比例降低，因而可能对企业内源现金流造成较大的负面冲击。随着内源资金的减少，企业可以选择直接削减计划的研发投入规模，当然也可以转向寻求外部资金的支持。但由于市场摩擦的存在，其通常无法以与风险相匹配的价格获得资金的使用权。特别对于高风险的创新投资，处于信息劣势的外部人难以对其收益和风险进行恰当评估，会要求比一般投资更高的风险溢价。融资成本的升高将降低企业投资的可行集，也将间接抑制企业创新活动的开展。

为了对上述逻辑进行验证，本文对企业销售收入的增长状况进行了区分，当销售收入增长率大于0 时，U P取值为1；否则为0。从表5 分组回归的结果可见，与前文逻辑一致，不论以何种方式衡量企业创新，经营杠杆OL 的回归系数均只在企业销售收入下滑时显著。

表5 经营杠杆、销售收入状况与企业创新

表5 结果表明，即使在销售收入上升的样本中，经营杠杆仍然对企业创新有一定的负面作用。本文认为，造成这一现象的原因可能在于企业收入的连续增长存在较大的不确定性。理性的经理人会预期到未来一旦销售环节遇冷，在经营杠杆的作用下企业利润会加速下滑，这将增大企业经营失败的风险及内源资金跨期调整的成本，进而导致经理人在事前降低高风险、高调整成本的创新投资。

那么，如果企业的销售收入持续增长，经营杠杆对企业创新又存在何种影响呢？为解答这一问题，若企业连续3年实现销售收入增长，本文将其认定为收入持续增长。利用收入持续增长子样本进行回归后，本文发现分别以RDSAi,t+1、RDTAi,t+1及LN(1+RDi,t+1) 衡量企业创新时，OL 的回归系数依次为0.004、0.009 和0.862；且在LN(1+R Di,t+1) 为因变量的情况下，OL 的影响在5%的置信水平下显著。可见，当企业销售收入保持持续增长时，经营杠杆的存在能为其利润带来稳定的正向冲击，进而在一定程度上抵消了经营杠杆通过风险压力及调整成本机制对企业创新造成的不利影响。

2.经营杠杆影响企业创新的作用机制验证

（1）风险压力机制

若增加风险敞口，降低企业开展高风险创新活动的动机是经营杠杆抑制企业创新的重要机制，可以预期当企业面临更高的风险压力时，二者的负向关系应更为明显。Aghion 等[38]指出，企业面临的产品市场竞争越激烈，经理人承担的经营压力越大。因此，本文以经行业均值调整的勒纳指数PCM_ADJ 衡量企业的经营风险。PCM_ADJ 的取值越大，代表企业面临的产品市场竞争压力越小，经营风险越低。在此基础上，每年根据PCM_ADJ 的中位数将全样本分为产品市场竞争程度较高组（HPCM =0）和较低组（HPCM =1），并利用模型（1）进行分组回归。

从表6 的结果可见，经营杠杆OL 的回归系数只在企业面临更为激烈的产品市场竞争时显著，与风险压力机制的预期相吻合。

表6 经营杠杆、产品市场竞争与企业创新

（2）调整成本机制

若经营杠杆伴随的高昂调整成本是其抑制企业创新的重要机制，则可以预期当企业本身面临的调整成本较大时，二者的负向关系将增强。现有文献认为，企业资产的专用程度对其调整成本具有重要影响。若企业资产的专用程度较高，意味着一旦改变资产用途，企业将承担巨大的交易成本，调整成本也随之增加。因此，参考许楠等[39]的做法，本文分别以企业向前五大供应商采购金额占采购总额之比与其行业中位数的差额SUP，及企业向前五大客户销售金额占销售总额之比与其行业中位数的差额BUY 来刻画企业资产的专用程度。SUP或BUY 的取值越大，意味着企业资产的专用程度越高，调整成本也越大。在此基础上，每年分别根据SUP 和BUY 的中位数将全样本分为调整成本较高组（HSUP=1或HBUY=1）和较低组（HSUP=0 或HBUY =0），并利用模型（1）进行分组回归。

从表7 的结果可见，无论以何种方式衡量企业资产的专用程度，经营杠杆OL 的回归系数均只在资产专用程度较高的样本中显著，与调整成本机制的预期相符。

表7 经营杠杆、资产专用程度与企业创新

3.经营杠杆、企业类型与企业创新

（1）基于企业产权性质视角的分析

中国转轨经济的一大特征就是存在大量政府控制的国有企业。而国有和非国有企业在公司经营的诸多方面大相径庭。那么，经营杠杆对不同产权性质企业创新活动的影响是否存在差异呢？

首先，从国有企业面临的经营风险来看。由于国有企业大部分都处于垄断行业，[40]面临的产品市场竞争压力小，[41]经营风险低。因此，经营杠杆通过风险压力机制抑制企业创新的作用在国有企业可能会被削弱。其次，从国有企业面临的融资约束程度来看。国有企业是我国国民经济的重要支柱，其重要的战略地位不仅使其更容易获得财政扶持，且在资本市场上更容易获取银行贷款融资和权益融资的倾斜，融资约束程度相对较低。[42]而较低的融资约束降低了国有企业在面临调整成本时所受的影响。在此背景下，经营杠杆通过增加调整成本抑制企业创新的作用在国有企业也可能被削弱。

因此，本文预期国有产权属性将会缓解经营杠杆对企业创新的不利影响。从表8 的结果中可以发现，经营杠杆对企业创新的负面作用只在非国有样本中显著，与前述逻辑相符。

表8 经营杠杆与企业创新：考虑企业产权性质的影响

（2）基于企业创新程度视角的分析

与一般企业相比，创新型企业对创新的需求更大，需要更加稳定、充足的内源资金或外部权益资金提供支持，[26,43]导致其创新活动对企业内外部环境的变化呈现出更强的敏感性。[44]而较高的经营杠杆，一方面会加剧企业内源资金的波动性，另一方面又会提高权益投资者要求的必要回报率，[6,7]这将增大创新型企业为创新活动提供持续、稳定资金支持的难度。因此当经营杠杆较高时，创新型企业可能会更加注重控制创新强度，以防止事后投资中断导致的创新失败。

为此，本文分别从企业层面和行业层面判断企业的创新程度。①企业层面判断标准：若上市公司处于高新技术企业评定的有效期内，视其为创新型企业，INNOV取值为1；否则为一般企业，INNOV 取值为0。②行业层面判断标准：参考江轩宇等[34]的做法，将制造业以及信息传输、软件和信息技术服务业所属企业认定为创新型企业，INNOV 取值为1；否则为一般企业，INNOV取值为0。

由表9 的结果可见，不论以RDSAi,t+1、RDTAi,t+1还是LN(1+RDi,t+1) 衡量企业创新，也不论采用何种方式界定创新型企业I N NOV，经营杠杆OL 的回归系数均只在创新型企业样本显著，与前文逻辑相符。

表9 经营杠杆与企业创新：考虑企业创新程度的影响

4.经营杠杆对企业不同类型创新活动的影响

在前文研究中发现，经营杠杆的提高对于企业未来的研发投入强度和专利产出数量均存在显著的不利作用。那么，经营杠杆对企业不同类型创新活动的影响是否存在差异？经营杠杆较高的企业是否削减了原创程度较高、风险较大的创新投资，更多地转向了原创程度较小、风险较低的创新项目？

为了对这一问题进行回答，本文分别检验了经营杠杆对企业外观设计专利（PAT_D）、实用新型专利（PAT_U）及发明专利（PAT_I）产出数量的影响。三类专利的创新程度依次提高，创新风险也逐渐增大。由表10 可见，OL 对三类专利产出数量的回归系数均显著为负，说明经营杠杆的提高并未导致企业投资由原创程度较高、风险较大的创新项目向原创程度较小、风险较低的创新项目转移，而是促使企业减少了所有类型的创新活动。

表10 经营杠杆对三类专利申请数量的影响

六、研究结论与启示

化解企业杠杆风险、实施创新驱动发展战略，是我国适应经济发展新常态、实现经济转型升级的关键。然而现有研究主要关注了财务杠杆对企业创新的影响，忽视了经营杠杆在其中可能发挥的作用。那么，经营杠杆是否会对企业创新产生影响？如果有影响，其作用机理是什么？现有文献未能对此进行解答。基于此，本文以2007-2016年A 股上市公司为样本，研究发现经营杠杆与企业创新显著负相关。进一步的研究结果表明：（1）经营杠杆对企业创新的抑制作用仅在企业销售收入下滑时显著；（2）经营杠杆伴随的风险压力及高昂的调整成本是其抑制企业创新的重要机制；（3）经营杠杆与企业创新的负向关系仅在非国有企业及创新型企业中显著；（4）经营杠杆的提高并未导致企业投资在创新项目内部转移，而是促使其减少了所有类型的创新活动。

本研究具有重要的理论与现实意义。在理论上，丰富了企业创新影响因素、经营杠杆经济后果领域的相关文献。在政策启示上，本文的研究结论说明：（1）政府在化解企业杠杆风险的过程中不仅要重视以债务形式存在的财务杠杆的去除，还要加强对企业经营杠杆的控制，引导企业全方位地化解经营风险，树立规范的经营理念。（2）在我国经济发展进入新常态的背景下，企业已经难以继续通过经营杠杆效应享受经济高速增长红利，实现利润迅速积累的目的。而创新是企业维持竞争优势、提升企业价值的根本驱动力。因此，企业应当利用外包非核心业务、提高绩效薪酬占比等方式有效控制经营杠杆水平，以提高创新能力，应对我国经济增速放缓、企业转型升级迫在眉睫的巨大挑战。（3）民营企业和创新型企业的经营杠杆对企业创新造成的负面影响更大，需要予以更多关注。这样有利于进一步提升企业的创新能力，以推进创新驱动发展战略，促进我国经济持续健康地发展。

注释

① 经典教科书中，经营杠杆OL 的计算公式为：OL=贡献毛益TCM/息税前利润P=（息税前利润P+固定成本a）/息税前利润P=1+（固定成本a/息税前利润P）。可见，固定成本占息税前利润的比例越大，企业的经营杠杆越高。

② 从本文的研究样本来看，当年销售收入增长的公司占比高达70.22%，连续两年销售收入增长的公司占比下降到了52.32%，连续三年销售收入增长的公司占比更是下降到了40.21%。可见对于企业个体而言，实现销售收入的连续增长具有一定的不确定性。

③ 2007-2016年为自变量对应的研究期间。由于因变量企业创新领先右手变量一期，故因变量对应的研究期间为2008-2017年。

④ 具体可以参见Aboody 等[5]的推导过程，其通过举例，对（1-β）衡量经营杠杆的恰当性做出了说明。

⑤ 为节约篇幅，部分稳健性检验的结果未在正文列示，如有需要，可向作者索取。

⑥ 2014年加速折旧政策规定，“对所有行业企业2014年1月1日后新购进的专门用于研发的仪器、设备，单位价值不超过100万元的，允许一次性计入当期成本费用在计算应纳税所得额时扣除，不再分年度计算折旧；单位价值超过100 万元的，可缩短折旧年限或采取加速折旧的方法”。

⑦ 由于模型（5）控制了公司固定效应和年度固定效应，单独项TREAT 及POST 的影响分别被公司固定效应和年度固定效应吸收。