股權再融資促進制造業企業創新了嗎
——基于競爭視角的解釋

○ 宋玉臣 任浩鋒 張炎炎

引言

創新是引領經濟高質量發展的核心動力。面對百年未有之大變局，黨的十九屆五中全會指出，要堅持創新在現代化建設全局中的核心地位，深入實施創新驅動發展戰略，完善國家創新體系，加快建設科技強國?！吨腥A人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》又進一步提出，完善技術創新市場導向機制，強化企業創新主體地位，促進各類創新要素向企業集聚。然而，企業的技術創新是一項高風險、長周期的投資活動，創新活動收益的不確定性難以滿足債權融資按期還本付息的要求，企業創新投資受到嚴重的融資約束。[1,2]股權再融資渠道為上市公司募集資金提供了天然便利，沒有還本付息的壓力，這一長期穩定的資金后盾為企業的創新活動提供了保障。中國證監會于2020年2月發布的《關于修改〈上市公司非公開發行股票實施細則〉的決定》，對非公開發行股票的鎖定期和定價規則進行調整，正是基于放松上市公司非公開發行股票的條件限制、降低科技類公司再融資門檻的考慮?！笆奈濉币巹澑敲鞔_提出了“完善金融支持技術創新、暢通科技型企業國內融資渠道”的政策指引。在此背景下，對上市公司股權再融資后的創新水平提升效果做出客觀評價，具有很強的研究價值和現實意義。

企業由競爭而起，因競爭而落。[3]企業的經營離不開市場，市場競爭便成為了企業決策的重要影響因素。而作為企業發展的核心動力，技術創新同樣也會受到市場競爭的影響，在市場競爭程度不斷變化的過程中，企業會調整創新投入，以期在提升企業競爭力與追逐營業利潤之間的平衡中做出最優決策。當前，中國經濟進入“新常態”，不僅不同企業之間的競爭能力強弱懸殊，不同行業之間的競爭程度也存在較大差異。那么，市場競爭是否也會影響企業的再融資決策及再融資后的創新投資決策？行業競爭在再融資與企業創新水平之間發揮著怎樣的作用？競爭能力不同的企業在股權再融資之后的創新水平變化是否存在差異？現有相關研究無法對上述問題做出回答。

基于此，本文以2006-2019年中國A股制造業上市公司為研究樣本，將上市公司的股權再融資行為視作準自然實驗，根據自然實驗原理，基于傾向得分匹配方法構建雙重差分模型（PSM-DID），實證研究制造業上市公司的股權再融資對企業創新水平的影響，并基于競爭視角對其影響機制進行解釋。

一、文獻回顧與研究假設

1.文獻回顧

（1）股權再融資動機。一般而言，上市公司進行股權再融資源于對投資優質項目的資金需求，在這種動機下，大股東不會放棄再融資參與權，同時其募集資金投向也不會發生變更，公司在再融資后的業績往往好于出于其他動機的公司。[4]然而，多數已有研究表明，存在大量的公司并非為了投資優質項目而進行股權再融資。倪敏等基于數理模型的理論分析表明，進行股權再融資的公司也存在時機性“圈錢”和無條件“圈錢”這兩種“圈錢”動機。[4]一方面，由于上市公司股權再融資有嚴格的條件限制，這些條件一般與企業經營績效有關，當公司面臨未來業績的不確定時，上市公司出于預防性儲備資金的目的會在達到再融資條件但沒有好的項目投資需求時依然選擇進行再融資，保留募集資金以備不時之需。另一方面，中國上市公司的股權相對較為集中，大股東與中小股東之間存在非常嚴重的委托代理沖突，控股股東為了控制權收益，將上市公司再融資募集到的資金挪用或無償占有。此外，還有學者從上市公司再融資時的盈余管理、[6,8,9]大股東參與定向增發與增發折價程度[10-12]及大股東參與定向增發后的現金股利派發[13,14]等方面證明了上市公司通過股權再融資向大股東利益輸送的動機。

（2）股權再融資的經濟后果?，F有關于股權再融資經濟后果的文獻中，除少數研究認為股權再融資對公司具有正向影響外，多數研究表明股權再融資對公司之后的表現產生了負向影響。Loughran等及Spiess等都發現了上市公司在股權再融資后出現了市場業績長期下滑的現象。[5,15]羅琦等基于市場擇時假說的研究表明，上市公司股權再融資前進行盈余管理導致了再融資后的業績下滑。[6]章衛東等以定向增發公司為樣本，并將定向增發對象分為關聯股東和非關聯股東、財務投資者與戰略投資者研究了股權再融資對公司治理的影響，結果表明向關聯股東增發新股降低了公司的治理水平，而向非關聯股東的定向增發提升了公司治理，向戰略投資者定向增發新股后公司治理的改善效果好于財務投資者。[7]章衛東等發現，無論是定向增發新股還是公開增發，上市公司在股權再融資后都出現了明顯過度投資現象，且公開增發新股融資之后的過度投資更嚴重。[16]劉超等基于定向增發樣本的研究也表明，上市公司股權再融資后非理性投資加劇，融資需求程度增加，導致更加嚴重的融資約束。[17]

（3）企業創新行為的影響因素。與一般投資活動不同，企業的研發創新活動具有投入產出周期長、投資失敗風險較高[18]及前期投入不可回收[19,20]等特點，因此企業的創新行為容易受到資金不足的約束。如何促進企業的創新水平，一直是學者們重點研究的學術問題，也是政策制定者和企業管理者關注的焦點。大量研究從外部環境、[21]公司治理、[22]資本結構、[23,24]融資約束、[25,26]企業并購[27,28]等方面對企業創新的影響因素展開討論，其中關于企業創新資金來源的研究是本文相關領域的重點與前沿，現有文獻按照“哪種渠道的資金能夠支持企業創新”可以分為股權融資論、債權融資論和其他。肖興志等研究發現，[29]與內部現金流和債權融資相比，股權融資相對更有利于企業創新。張嶺基于52個國家或地區的跨國樣本比較了股權融資和債權融資對技術創新績效的影響差異，[30]結果也表明，相比債權融資，股權融資在支持技術創新方面有著比債權融資更好的效果。優序融資論則為債權融資支持企業創新提供了理論支持。溫軍等研究發現，[31]以銀行貸款為主的債權融資有效提高了企業研發投入效率。王靖宇等基于《物權法》準自然實驗的研究也表明，[32]上市公司擴大債權融資規模后促進了創新效率的提升。此外，Allen等指出，[33]商業信貸對中國的中小企業發展起到了支持作用。張杰等認為，[34]商業信用也是中小企業創新投入的一個重要資金來源。郭園園等研究發現，[35]政府補貼對企業研發投資有著比金融部門資金更強的促進作用。

綜合上述文獻可以發現，盡管圍繞股權再融資及企業創新的研究已產生了大量成果，但關于股權再融資動機或經濟后果的實證研究尚不充分。以往研究多關注再融資后企業績效的變化，得出再融資行為導致業績下滑的結論并推論上市公司的股權再融資存在“圈錢”動機。然而，這些研究較少考慮再融資之后的企業創新行為，并檢驗業績下滑現象是否只是企業增加創新投資并將研發支出費用化之后體現在財務報表上的必然結果。近期與本文較為相似的是畢金玲等[36]和劉端等[37]的研究，但他們都只研究了定向增發股權單一再融資方式對企業創新的影響，且影響機制也僅局限于緩解融資約束渠道，缺乏對再融資動機的探討。本文綜合考慮定向增發、非定向增發、配股及發行可轉換債券等所有股權再融資方式，研究制造業上市公司股權再融資對創新水平的影響，并檢驗不同再融資方式對創新水平的影響差異，進一步基于競爭視角區分不同的再融資動機對其影響機制進行解釋，同時探討了股權再融資促進企業創新的成立條件。

2.理論分析與研究假設

（1）股權再融資與企業創新

作為上市公司最為便利的融資渠道之一，股權再融資與其他股權融資方式一樣，能夠緩解企業融資約束，為企業的創新活動提供資金支持。企業為了獲得更低的生產成本和更高效的生產技術，往往會尋求多種途徑提高自己的研發能力。[45]而企業的創新活動一般具有長周期、高投入和高風險等特征，需要長期的資金支持。[30]企業通常依賴債權融資和股權融資等外部融資方式緩解融資約束問題。然而，企業進行債權融資需要承擔高額的融資成本和償還壓力，很難通過債權融資為創新活動提供穩定支持。與債權融資形成鮮明對比，股權融資具有無需償還的特點，能為企業的研發投資提供長期的資金保障。[37]因此，股權再融資能夠對緩解上市公司研發活動中的資金短缺壓力起到至關重要的作用。

與上市公司的初始融資（IPO）不同，股權再融資具有發行門檻低、發行方式多樣等特點。一方面，IPO的發行條件更加嚴格，上市公司進行IPO的目的除了獲得融資之外，更大意義上是為了增加公司的股權流動性、便利內在價值的價格發現及獲取日后進行股權再融資資格的“門票”，這使成功進行IPO的公司獲得了很高的上市溢價。與此同時，由于創新項目的高風險性和高不確定性，股權投資者也會給創新水平高的公司較高的創新溢價。[30]一般而言，上市溢價遠高于創新溢價，使得多數公司IPO之后的上市溢價遮掩了創新溢價。沒有股權發行前后的上市溢價差異，股權再融資強化了股票市場對再融資公司創新溢價的發現功能。由于股票市值是多數上市公司考核企業管理層業績的指標之一，市場的價格發現功能變成了上市公司管理層進行決策的潛在外部監督機制。為了避免市場中的投資者“用腳投票”導致股價下跌，上市公司管理層在股權再融資后會規范自己的投資決策，積極增加創新投資。另一方面，區別于IPO單一的公開發行方式，股權再融資有更多的發行方式可供選擇。除了公開發行外，上市公司也可以定向選擇發行對象，以完善公司治理機制。當發行對象為原有股東時，股東所有權的增加使得股東持股更為集中，強化了股東和公司利益的一致性，進而激勵了股東對管理層決策的監督，[39]提高了再融資資金的利用效率。當股權再融資對象為新引入的機構投資者或者戰略投資者，新股東為了維護自身利益，會積極發揮其監督職能，對公司管理層和員工進行激勵和監督，提高公司治理效率，進而促進企業的創新投入。

誠然，正是因為股權再融資方式的多樣性，并非所有股權再融資都能夠有效提升企業創新水平。按照發行方式，股權再融資可以分為公開發行和非公開發行，其中公開發行包括配股、公開發行可轉債及非定向增發新股，非公開發行則包括定向增發和非公開發行可轉債。公開發行的對象大多為中小投資者，很難對管理層做出有效監督，大股東侵占中小股東利益的可能性也更大；而非公開發行的對象為原有大股東、機構投資者或戰略投資者，能夠積極監督管理層的決策執行情況。因此，可能只有非公開發行的股權再融資能夠促進企業創新，公開發行對企業創新水平沒有顯著影響。從股權認購方的認購方式來看，股權再融資增發的股權可以使用現金認購，同時也能用資產認購。其中以資產認購的股權再融資通常表現為發行方通過發行股權的方式從外部收購資產，企業沒有得到能夠為創新項目提供保障的資金，而現金認購的股權再融資能夠有效滿足創新投資的資金需求。因此，只有以現金認購的再融資能夠提升創新水平，而資產認購對創新水平影響不顯著?；谝陨戏治?，提出如下研究假設：

H1a：上市公司股權再融資行為能夠顯著提升企業的創新水平

H1b：區分股權再融資方式，上市公司股權再融資行為對企業創新水平的提升效果在不同的分樣本中呈現出差異性

（2）市場競爭視角下的股權再融資與企業創新

從市場競爭程度來看，市場環境可能會影響企業股權再融資的行為動機，企業在競爭壓力下，尤其是面對較為激烈的市場競爭環境，加速研發活動的進行往往成為企業提升市場競爭實力的重要手段。[21,40]一方面，當市場競爭程度較高時，企業面臨著更敏感的產品價格和競爭者的資源擠占壓力，產品和生產技術的創新變成了剛需。在激烈的市場競爭壓力下，企業對投資機會的敏感度增加，[41]企業尋求股權再融資的方式，為其創新投入募集資金，以此提升自身的競爭能力。而且，由于創新活動周期長、投入高的特點，使得大多數企業在進行創新時面臨著融資約束的困境，行業競爭環境較為激烈時，企業的定價能力有限，利潤空間更小，企業的資金需求更為強烈，[42]企業通過再融資去緩解融資約束的動力更強，再融資對創新水平的正向效應更為明顯。同時，激烈的競爭環境使得外部投資者獲得的信息更為充分，降低了逆向選擇的可能性，[43]無形中強化了對企業的監督機制，增加了企業管理層的偷懶成本，防止管理層再融資后的“掏空”行為，提高了再融資后的創新投資水平。另一方面，當市場競爭程度較低時，企業的創新壓力較小，企業的再融資行為更多出于預防性動機，通過股權再融資募集資金以備不時之需，此時企業再融資后的創新投資提升效果可能并不顯著。因此，市場競爭因素是促進股權再融資后企業創新水平提升效果的重要影響機制?；诖?，提出研究假設：

H2：市場競爭程度加劇能夠促進上市公司股權再融資的創新水平提升效果

（3）外部競爭壓力異質性視角下的股權再融資與企業創新

面對激烈的市場競爭環境，具有不同競爭優勢的企業所感受到的外部競爭壓力大小不同，其加大創新力度以提升市場地位的動機強弱也會有所差別。一般而言，競爭優勢較弱的公司面臨的外部競爭壓力更大，具有更強的動力通過股權再融資提升創新水平，進而緩解競爭壓力。本文從議價能力和生命周期兩個方面衡量企業的競爭優勢，進一步分析外部競爭壓力不同的公司在股權再融資后提升創新水平效果的差異性。

在產品市場競爭中，企業的議價能力是公司縱向競爭優勢的重要表現。以供應鏈為基礎的凈商業信用衡量了企業相對于上游供應商及下游客戶的議價能力，是企業的縱向競爭能力的體現。對于議價能力不同的公司，股權再融資對企業創新水平的促進效果差異可以由競爭激勵效應和資金依賴效應解釋：一方面，議價能力較弱的公司意味著其在產品市場競爭中不具備競爭優勢，這些公司會通過股權再融資積極增加創新投資，提升產品創新水平，逐步獲得產品競爭優勢；另一方面，議價能力較弱的公司需要預先向上游供應商支付貨款且會延期收到下游客戶的貨款支付，這種情況使得企業的創新活動無法得到資金保障，股權再融資則能有效緩解資金周轉的約束。議價能力強的公司則因競爭優勢缺乏創新動力，并且其創新投資沒有資金限制，這些公司的股權再融資對創新水平的促進作用相比議價能力弱的公司不明顯。

生命周期則從發展視角對企業的競爭優勢做出判別。處于不同生命周期階段的企業，在市場地位、競爭力及發展目標上均存在顯著差異，其融資和投資決策也會隨之發生變化。初創期企業的產品尚處于雛形，其市場地位低且競爭力弱，外部競爭壓力巨大，“求生存”是該階段企業的首要目標，企業需要投入大量的創新投資以提升產品競爭力和市場地位。然而，受限于盈利能力和融資渠道，企業的創新活動無法得到資金保障，股權再融資成為企業獲取外部資金的重要方式。因此，初創期的企業在股權再融資后的創新水平將得到顯著提升。企業進入成長期時，其產品競爭力開始增強，面臨的外部競爭壓力有所緩解，但仍尚未形成穩定的盈利能力，企業在此階段的發展目標為進一步增強核心競爭力、提升市場地位。而囿于盈利能力不能為投資提供持續穩定的自由現金流，此時的企業仍然需要依賴外部融資進行創新投資活動，股權再融資正好滿足了創新活動的資金需求。當企業發展到成熟期時，外部競爭壓力減弱，企業的投資與融資需求都會因市場地位和競爭能力的顯著提高而發生調整。一方面，“謀發展”成為這個階段企業的目標，企業為了構建“帝國大廈”進行過度投資以擴大規模，從而減少了創新投資；另一方面，成熟期的企業盈利能力大幅提升，企業資金有了穩定的來源，管理層進行投資決策時有更多的自主性，委托代理問題加重，管理層會將自由現金用于獲取私利而不是進行創新，因此處于成熟期的企業進行股權再融資可能不會促進創新水平的提高。當企業步入衰退期后，盈利能力和市場競爭力不斷下滑，財務狀況持續惡化，管理層可能更多地關注自身職業規劃而不是企業的發展。這種情形下，他們在投資決策時更為謹慎，出于維護自身利益考慮往往會規避創新活動帶來的風險，即使進行再融資也不會用于技術創新投資。另一種情況是，處于衰退期的企業也可能會以獲取“重生”為目標，再次加大創新力度以實現技術改善與產品升級，股權再融資行為能夠提升創新力度。根據上述分析，提出研究假設：

H3a：相對于議價能力較強的公司，議價能力較弱的公司面對的外部競爭壓力更大，股權再融資對創新水平的提升效果更為顯著

H3b：處于不同企業生命周期的公司面對的外部競爭壓力不同，股權再融資對創新水平的影響具有顯著差異：初創期和成長期公司的競爭壓力較大，股權再融資對創新的促進效應顯著；成熟期公司的競爭壓力較小，股權再融資對創新水平的提升效果不顯著；衰退期公司的影響不確定

（4）股權再融資促進企業創新的內部條件

前文分析指出，競爭壓力是股權再融資促進企業創新的重要外部條件，外部競爭壓力越大的公司再融資后提升創新水平的效果越顯著。那么，企業內部因素是否也會影響股權再融資后企業創新水平的提升效果？本文從企業內在融資需求和管理層道德價值取向兩個方面進行討論。

內在融資需求可以間接判斷企業的股權再融資動機。確實具有融資需求的公司，創新項目出現資金缺口的可能性更大，在成功募集資金后，更有可能謹慎使用資金，將資金用在有利于公司長遠發展的創新項目上。對不具有融資需求的公司而言，其股權再融資動機可能更大程度上是惡意蓄資。特別是內部現金流已經非常充實的公司，依然進行再融資反映出嚴重的代理問題，多出的募集資金將會加劇過度投資，而不是提升創新水平。

管理層道德價值取向反映了管理層在執行決策時考慮股東利益的意愿。在現代公司制度中，兩權分離導致的委托代理問題成為股東與管理層之間發生利益分歧的重要原因。股東的目標為企業價值最大化，而管理層則追求自身利益最大化。委托代理問題的嚴重程度體現了管理層的道德價值取向，對于委托代理成本較低的企業而言，管理層的決策更大程度地與股東的目標保持一致。企業的創新投資決策更是如此，股權再融資之后，股東期望管理層積極增加創新投資以提升企業內在價值，與股東價值取向保持一致的管理層會遵循股東的意愿努力提升企業創新水平，而具有自利傾向的管理層更大可能會利用募集資金在職消費?；谏鲜龇治?，提出如下研究假設：

H4a：企業內在融資需求是股權再融資促進企業創新的一個內部條件：具有真正融資需求的公司再融資以后提升創新水平的效果顯著；沒有融資需求的公司進行股權再融資對創新水平的影響不顯著

H4b：管理層道德價值取向是股權再融資促進企業創新的另一個內部條件：管理層價值取向與股東一致的公司在股權再融資之后提升企業創新水平的效果顯著；管理層自利傾向更強的公司進行股權再融資對企業創新水平沒有顯著影響

二、研究設計

為了解決股權再融資與企業創新水平之間可能出現的內生性問題，將上市公司的股權再融資行為看作一次自然實驗，并依據自然實驗原理，使用傾向得分匹配方法構建嚴格的實驗樣本，①構建雙重差分模型評估股權再融資對企業創新水平影響的凈效應。

1.樣本選擇與數據來源

選取2006-2019年中國滬深A股制造業上市公司作為原始樣本，并按照如下步驟對數據進行篩選和處理：（1）剔除曾被特殊處理（ST、*ST）的公司樣本；（2）剔除相關數據缺失和異常的公司樣本；（3）提取所有再融資公司的再融資事件，與非再融資公司進行匹配，分別作為自然實驗的實驗組和對照組；（4）補充實驗樣本實驗前后各三年的數據；（5）對相關連續變量進行1%的縮尾處理，最終得到3329家實驗樣本公司②19242個公司—年度觀測值。本文的股權再融資和專利申請數據來自國泰安（CSMAR）數據庫，其他財務數據均來源于萬得（Wind）數據庫。

2.模型設計與變量定義

為了檢驗研究假設H1（H1a為全樣本假設，H1b為分樣本假設），基于已有關于企業創新相關的研究，[43,45,46]并參照饒品貴等和丁志國等的研究方法，[47,48]構建如下雙重差分模型：

（1）被解釋變量。企業進行創新活動需要大量的研發資金投入和技術人員聘用，在現有文獻中，多數用研發支出等研發投資數據來衡量企業的創新水平。[24,49]考慮到企業進行創新投資活動往往取決于營業收入水平，參考李慧云等和汪偉等的做法，[43,45]使用研發投入總額占主營業務收入的比重（RDi,t）來測度企業研發投資強度作為創新水平的衡量指標。此外，還從技術人員投入方面使用技術人員數占員工總人數的比例（RD_Pi,t）作為替代性變量。

（2）解釋變量。本文使用傾向得分匹配雙重差分（PSM-DID）方法檢驗制造業上市公司股權再融資對創新水平的影響，因此雙重差分變量（DIDi,t）為重點關注的核心解釋變量。SEOi,t為企業是否為實驗組的虛擬變量，在樣本期內進行了股權再融資的企業為本文的實驗組，取值為1；在樣本期內未進行股權再融資的企業為對照組，取值為0。Afteri,t為實驗前后的虛擬變量，③企業股權再融資之后的年份取值為1，否則取值為0。雙重差分變量（DIDi,t）是實驗組虛擬變量（SEOi,t）與實驗前后虛擬變量（Afteri,t）的交乘項，其系數β1為排除其他因素之后上市公司的股權再融資行為對創新水平帶來的凈效應，若模型（1）中的系數β1顯著為正，則表明上市公司進行股權再融資之后顯著提升了創新水平。

（3）控制變量。參考李慧云等、汪偉等及解維敏等關于企業創新投入的研究，[43,45,46]在模型（1）中加入總資產收益率（ROAi,t）、企業規模（Sizei,t）、企業年齡（Agei,t）、固定資產比率（FARi,t）、杠桿率（Levi,t）和管理費用率（MFi,t）等反映公司經營狀況的變量作為控制變量。其中，總資產收益率為企業的凈利潤與總資產之比，企業規模為總資產的對數值，企業年齡為上市年限的對數值，固定資產比率為固定資產在總資產中的占比，杠桿率為企業負債占總資產的比率，管理費用率為管理費用與營業總收入的比值。此外，為避免宏觀環境的變化及行業特征差異對估計結果造成干擾，對年份固定效應（∑Yeart）和行業固定效應（∑Induj）進行控制。為了檢驗假設H2，構建了如下三重差分模型：

其中，Compi,t為企業所在行業競爭程度的虛擬變量，行業競爭程度高時取1，否則取0?，F有文獻大多使用上市公司同行業所有公司營業收入的赫芬達爾指數衡量行業競爭程度，[43,46]但考慮到赫芬達爾指數是基于行業內所有公司的一個計算指標，用于上市公司會存在嚴重偏差，[50]本文參考李匯東等和李曜等的研究，[51,52]使用銷售費用與主營業務收入之比作為公司所在行業競爭程度的代理變量，并基于逐年的中位數將所有公司分為競爭程度高與低兩組。模型（2）中的三重差分交乘項DIDi,t×Compi,t是重點關注的變量，其系數β1表示行業競爭程度對股權再融資與企業創新水平關系的影響，若β1顯著為正則意味著對于行業競爭程度更高的公司，股權再融資對企業創新水平的促進效果更顯著。

為了驗證假設H3和H4，在模型（1）的基礎上對所有公司分別按照再融資當年的議價能力、所處的企業生命周期階段、內在融資需求程度及管理層道德價值取向進行分組，判別股權再融資對企業創新水平產生促進作用的成立條件。

議價能力。對于企業議價能力的衡量，參考魏志華等的研究，[53]使用企業從供應商和客戶處獲得的凈商業信用（NTC）作為企業議價能力的代理變量。其計算方法為：凈商業信用（NTC）=（應付賬款-預付賬款+預收賬款-應收賬款）/營業總收入。（應付賬款-預付賬款）代表了企業對上游供應商的議價能力，（預收賬款-應收賬款）則體現了企業對下游客戶的議價能力，凈商業信用這一指標從產品供應視角全面反映了一個企業在產業鏈上的縱向競爭優勢，即凈商業信用越大表示企業的議價能力越強，其競爭優勢越明顯。本文根據企業再融資當年的凈商業信用在所有企業中的排序標定該次再融資行為發生時的企業議價能力屬性，若高于中位數定義在本次再融資時企業議價能力較強，否則定義為企業議價能力弱。

企業生命周期。關于企業生命周期的定義，基于Dickinson的方法，使用現金流量符號法對企業生命周期進行劃分，并借鑒黃宏斌等的研究將生命周期調整為四個階段，具體如表1所示。[54,55]

表1 企業生命周期階段劃分

企業內在融資需求。企業是否具有融資需求在財務上表現為資金短缺，[56]只有企業內部現金流無法滿足投資需求時，企業才有真正的融資需求。借鑒覃家琦等的研究，[56]基于Richardson的投資預期模型及吳超鵬等的資金差額模型判別企業的融資需求程度：[57,58]

其中，除前文已經介紹過的變量之外，其他變量定義為：Invi,t為新增投資支出占營業收入的比重，Qi,t-1為上一期的托賓Q值，Levi,t-1為上期負債水平，Cashi,t-1為貨幣資金在總資產中的比例，Cflowi,t為經營活動現金流量凈值與營業收入之比，Inv_Pi,t是由模型（3）得到的新增投資預期值，Inv_Mi,t為累計折舊和攤銷，代表了企業每年的維持性投資，Diffi,t則為企業凈現金流與預期投資的差值。若企業再融資當年Diffi,t＜0則表示該企業內部現金流無法滿足正常的投資支出，融資需求程度高，否則表示融資需求程度低。

管理層道德價值取向。參考方明浩等的研究，[59]使用在職消費水平反映與委托代理成本相關的管理層道德價值傾向：在職消費水平越高，股東與管理層之間的委托代理問題越嚴重，意味著管理層的自利傾向越強；在職消費水平越低，股東與管理層之間的委托代理成本越低，則表示管理層的價值傾向與股東的一致性越高。

三、實證結果分析

1.描述性統計

首先對主要變量做了描述性統計。根據表2中列示的統計結果，RD均值為0.036，標準差為0.035，最小值和最大值分別為0和0.196，RD_P的均值為0.151，標準差為0.133，最小值和最大值分別為0和0.626，表明不同制造業上市公司的創新水平存在較大的差異，而平均來看，企業研發投入占營業收入的比重為3.6%，企業技術人員比例為15.1%。另外，SEO均值為0.521，說明本文構建的實驗樣本中再融資公司樣本與非再融資公司樣本接近1:1，這為后續的實證檢驗結果增加了對比的可靠性。

表2 描述性統計

為了更直觀地展現上市公司股權再融資對創新水平的影響，在圖1中繪制了再融資企業與非再融資企業在再融資前后的研發投入情況對比。圖1表明，在再融資之前，再融資企業和非再融資企業均以相當的增速增加研發資金投入及研發人員投入，但在再融資之后，非再融資企業由于缺乏資金支持，研發資金投入急劇減少，研發人員比例也維持在再融資時點的水平不再增加，而再融資企業無論是資金投入還是人員投入在再融資之后均保持再融資前的斜率繼續增加，這初步驗證了本文的假設H1a。

圖1 上市公司股權再融資與研發投入

2.基準回歸結果分析

假設H1a預期制造業上市公司進行股權再融資后會提升企業創新水平，實證檢驗基于回歸模型（1），結果如表3所示。列（1）的結果顯示，在控制了會影響企業創新投入的相關變量及行業特性因素和宏觀環境因素的情況下，股權再融資雙重差分變量DID對企業研發資金投入的回歸系數為0.0023，并且在1%的顯著性水平下顯著（t值為3.835），這表明上市公司股權再融資之后，企業創新水平提升了6.22%。④第（2）列的回歸結果表明，股權再融資雙重差分變量DID對企業研發人員投入水平的回歸系數為0.01，同時也在1%的顯著性水平下顯著（t值為3.841），即股權再融資之后，再融資企業平均意義上增加了6.67%的研發人員投入。因此，無論是從研發資金投入還是從研發人員占比來看，上市公司的股權再融資行為顯著促進了創新水平，假設H1a得到了實證支持。

表3 股權再融資與企業創新

3.平行趨勢檢驗

模型（1）運用雙重差分方法估計無偏的一個重要前提是實驗組與對照組之間滿足平行趨勢，即在上市公司股權再融資之前，兩組樣本的創新水平應呈現出相同的變化趨勢，否則，雙重差分模型估計出來的股權再融資對創新水平的凈提升效應將會是有偏的。圖1關于研發水平的變化趨勢已初步驗證了這一假定，為增加論證過程的嚴謹性，參考饒品貴等的做法，[47]構建如下回歸模型對該假定進行檢驗：

其中，βt為本文重點關注的系數，分別表示股權再融資之前三年、前兩年、前一年、后一年、后兩年、后三年是否進行再融資對企業創新水平的影響情況。表4呈現了對上述模型的實證檢驗結果。無論是基于研發資金投入水平還是人員投入的檢驗結果均顯示，上市公司股權再融資對再融資之前三年內的創新水平都沒有顯著影響，而在再融資后的一年、后兩年、后三年的系數均在1%的顯著性水平顯著為正（除再融資后三年對研發資金投入的系數顯著性水平為5%），這表明，本文構建的實驗組和對照組在再融資之前的創新水平沒有顯著的差異，而在再融資之后，上市公司的股權再融資行為對創新水平有著非常顯著的影響，且這種影響在時間上具有持續性。上述檢驗結果表明本文的研究設計滿足平行趨勢假定，這為應用雙重差分法估計股權再融資對企業創新水平的凈提升效應提供了有效性支持。

表4 平行趨勢檢驗

4.穩健性檢驗

為了驗證實驗組的創新水平提升確實是由進行股權再融資引起而不是源于其他不可觀察因素，參考呂越等的研究，[60]采用隨機抽樣的方法進行安慰劑檢驗。本文進行了500次隨機抽樣得到實驗組對模型（1）重復估計，表5呈現了其中一次的估計結果，500次隨機抽樣估計結果的核密度分布如圖2所示。由表5可見，無論是對研發資金投入還是研發人員投入，隨機抽樣得到的雙重差分變量的系數均不顯著，此外，同表3中基準回歸的估計系數分別為0.0023和0.0100相比，圖2中500次隨機抽樣的估計系數呈現出均值接近于0（分別為-0.0004和-0.0011）的正態分布，且500次回歸的估計系數均小于上述基準回歸的系數（在圖2中用實線標出），從而表明上市公司的股權再融資行為對創新水平的凈提升效應確實不是來源于其他因素，證明了研究結論的有效性。

表5 安慰劑檢驗

圖2 安慰劑檢驗（500次隨機抽樣）估計系數分布

此外，為了排除指標衡量偏誤、樣本選擇偏差、異常值干擾等因素對檢驗結果的影響，本文以創新產出替代創新投入、剔除實驗組中的高研發樣本數據、采用5%雙側縮尾處理等方式進行穩健性檢驗。上述穩健性檢驗結果均表明（限于篇幅，數據略去備索），本文的研究結論具有較強的穩健性。

5.進一步分析：分樣本檢驗

為了檢驗不同的股權再融資方式對企業創新的影響差異，按照再融資的發行方式將其分為公開發行和非公開發行、按股份購買方的支付方式分為資產認購和現金認購，分別研究再融資異質性條件下對創新水平的影響差異。

首先，按照發行方式將研究樣本分為僅有公開發行和有非公開發行兩組進行分樣本檢驗，由系數估計結果可知（數據略去備索），僅進行公開發行的公司，其再融資行為對企業創新水平沒有顯著影響，而對進行了非公開發行的公司而言，無論從資金投入還是從技術人員比例來看，其創新水平在股權再融資之后都得到了顯著提升。其次，按照認購方式將研究樣本分為僅有資產認購和有現金認購兩組進行檢驗，結果表明（數據略去備索），以資產認購的股權再融資行為對研發資金投入沒有顯著影響，但顯著增加了再融資后的技術人員比例，而以現金認購的再融資同時促進了研發資金投入和研發人員比例的增加。

四、基于外部競爭視角的影響機制檢驗

以上研究結果表明，上市公司進行股權再融資確實能夠促進企業提升創新水平，且該結論在一系列穩健性檢驗后依然成立。此外，分樣本檢驗發現，并非所有的股權再融資行為都能有效提升企業創新水平。那么，股權再融資通過什么渠道作用于創新行為？其影響機制如何？考慮到企業在市場經濟環境下的行為決策都無法脫離競爭的影響，進一步基于外部競爭壓力對上述問題做出回答。

1.市場競爭環境的調節效應

根據研究假設H2的分析，市場競爭程度加劇將會促進上市公司股權再融資對創新水平的提升效果，基于模型（2）對假設H2的檢驗結果如表6所示?；貧w結果顯示，三重差分變量對研發資金投入水平及研發人員投入的回歸系數均在10%的顯著性水平下顯著為正，回歸結果中的三重差分變量系數符號與前文中的預期相符，假設H2也得到了實證支持，即行業競爭程度高的上市公司進行股權再融資后，與行業競爭程度低的公司相比，投入了更多的研發資金和研發人員，企業創新水平的提升效果更為顯著。

表6 市場競爭環境的調節效應

2.企業外部競爭壓力的異質性影響

面對激烈的外部競爭壓力，企業會積極應對以提升自身的競爭能力。企業之間的競爭優勢差別是否會影響其再融資動機，進而產生不同的創新水平提升效應差異？本文從議價能力和企業生命周期兩個方面作為企業競爭優勢的判別依據，檢驗企業外部競爭壓力不同的條件下，股權再融資對企業創新水平促進效應的差異。

基于議價能力的異質性檢驗結果顯示，無論是基于研發資金投入還是研發人員投入，議價能力較弱的上市公司進行股權再融資對創新水平具有顯著的提升效果，而議價能力強的公司股權再融資對研發資金投入和研發人員投入的影響均不顯著?；谄髽I生命周期的檢驗結果顯示，初創期和成長期企業的股權再融資顯著提升了企業研發資金投入及人員投入，成熟期企業的再融資對研發投入水平沒有顯著影響，而衰退期企業的再融資僅提升了研發資金投入。

上述研究結果均表明，企業競爭優勢的差異的確能夠使企業在股權再融資之后產生不同的創新水平提升效果。無論是從企業在供應鏈中的議價能力還是從企業發展階段來看，議價能力弱及處于初創期和成長期等外部競爭壓力大的企業提升其競爭優勢的動機更強，這些企業通過股權再融資為創新活動提供資金支持，顯著促進了企業創新水平。

五、拓展性研究：內部因素的影響

前文研究表明，外部競爭壓力是股權再融資對企業創新產生促進作用的外部條件。本文在理論分析部分指出，企業創新水平的提升效果除了受競爭壓力這一外部因素的調節之外，可能還受到企業自身及管理層特征等內部因素的影響。鑒于此，本文進一步基于企業內在融資需求和管理層道德取向探討股權再融資提升企業創新水平的內部條件。

1.企業內在融資需求

表7呈現了對內在融資需求程度進行分組的回歸結果。結果顯示，對于缺乏內在融資需求的公司，股權再融資對企業的研發資金投入和研發人員投入均無顯著影響，即上市公司在沒有融資需求時的股權再融資不會提升企業創新水平。而對內在融資需求程度較高的上市公司，股權再融資顯著提升了創新水平，其中對研發資金投入的凈提升效應為7.84%，對研發人員投入的凈提升效應為8.67%。這表明，股權再融資對企業創新水平的提升作用主要存在于具有內在融資需求的公司中。

表7 股權再融資與企業創新：企業內在融資需求的影響

2.管理層道德價值取向

表8根據在職消費水平的高低進行分組回歸，結果表明，在管理層與股東之間價值取向更一致的樣本中，雙重差分變量的系數均在1%的水平下顯著，其中股權再融資對企業研發資金投入的凈提升效應為6.22%，對企業研發資金投入的凈提升效應為6.2%。而在管理層自利傾向更強的樣本中，該系數不顯著或僅在10%水平下顯著，說明股權再融資對企業創新的提升作用主要體現在股東與管理層之間委托代理成本較低的企業中，即管理層的道德價值取向確實是影響股權再融資提升企業創新水平效果的內部條件。

表8 股權再融資與企業創新：管理層道德價值取向的影響

六、研究結論與啟示

1.研究結論

本文以2006-2019年中國A股制造業上市公司數據為研究樣本，實證分析了上市公司股權再融資行為對企業創新水平的影響，并檢驗了不同再融資方式的影響差異；進一步，基于競爭視角對其影響機制進行分析，判別外部競爭壓力對創新水平促進效果的影響；此外，從企業內部特征討論了股權再融資促進企業創新水平成立的內部條件。研究發現：第一，從整體上看，企業進行股權再融資以后，其創新投資行為顯著增加，這說明股權再融資為企業的創新投資提供了明顯的資金支持，股票市場為企業提供的權益融資便利轉化為企業的增長動力。第二，基于不同再融資方式的分樣本檢驗表明，只有非公開發行和以現金認購的再融資能夠促進企業創新。再融資方式的差異意味著企業再融資動機的不同，以公開發行進行的再融資有更大的可能侵害小股東的利益，以資產認購的再融資則是企業進行資本運作的表現。第三，行業競爭環境越激烈，企業股權再融資以后，創新投入的提升效果越明顯。激烈的行業競爭成為進行股權再融資公司的外部治理機制，加大企業的外部競爭壓力，約束企業的行為決策，進而增強企業股權再融資后的創新投資動力。第四，面對競爭壓力，企業對自我競爭優勢的追求顯著提高了股權再融資后的創新水平。無論由于議價能力劣勢亟需建立自身優勢的企業，還是處于初創期和成熟期創新需求較強的企業，股權再融資對其創新水平的提升效果都比外部競爭壓力較小的企業顯著。第五，企業的內在融資需求而且管理層的道德價值傾向是股權再融資促進企業創新的重要內部條件。只有融資需求較強和管理層道德價值取向與股東一致的公司，股權再融資后的企業創新水平才得到了顯著提升。

2.主要貢獻

（1）基于競爭視角，理論分析并實證檢驗了股權再融資對企業創新水平產生影響的機制，已有文獻大多從股權再融資的動機和股權再融資的經濟后果[4,5-7]展開研究，本文結合市場競爭環境，揭示了行業競爭環境對企業戰略決策后果的影響，豐富了股權再融資經濟后果相關研究。（2）既討論了市場競爭程度對股權再融資與企業創新水平關系的調節效應，還考慮了股權再融資提升企業創新水平的內外部條件，理論分析了企業外部競爭壓力、內在融資需求及管理層道德價值取向在股權再融資對企業創新水平促進效應中的作用并給出實證證據，拓展了企業特征對決策效果影響的研究，同時為股權再融資對創新水平的影響研究提供一個更寬泛的視角。（3）將上市公司的股權再融資行為視作準自然實驗，并根據自然實驗原理使用標準的自然實驗模型研究了股權再融資對企業創新水平的影響，本文的研究范式為后續此類問題的研究提供了方法參考。（4）研究結論為監管部門加強對股權再融資資格審查監管以及上市公司再融資動機識別提供了一個新的視角，在實踐應用上為監管部門完善現有再融資體制機制提供經驗證據和數據支持。

3.政策啟示

首先，具有創新需求的上市公司可以有效利用資本市場提供的股權再融資平臺。對于有創新意愿的公司，尤其是對資金短缺程度高、議價能力弱及處于初創期和成長期等競爭能力較弱的公司而言，在面臨激烈的市場競爭環境時，管理層可以合理制定股權再融資計劃，提高企業創新水平，提升公司在市場中的競爭優勢。其次，市場投資者應該理性看待上市公司的股權再融資行為。事實證明，只有出于競爭優勢獲取動機而進行的再融資行為才能夠提升企業的創新水平，因此，投資者應當理性甄別已持有的或將買入的公司進行股權再融資行為的真實動機，有效避免因管理層掏空造成的損失。最后，監管部門應當在放松股權再融資門檻的同時加強事前和事后監管。此時，監管部門應當在事前認真審核申請再融資公司的財務狀況，有效識別其真正的再融資動機，避免沒有真實融資需求的公司到市場中“圈錢”，提高金融資源的配置效率；同時，在上市公司獲得再融資資金之后，定期或不定期地查驗其資金的真實去向，防止管理層對股東的“掏空”，有效保護市場中的投資者。

注釋

① 本文使用傾向得分匹配方法對實驗組和對照組樣本進行近似匹配模擬隨機分組過程，將發生在不同時點的再融資事件通過樣本截取的方式構建實驗長度一致且在同一時點進行處理的實驗樣本。

② 這里的樣本公司與真實公司不同，樣本期間內存在同一家公司進行過多次再融資的情況，本文在保留同一家公司的多次再融資事件樣本時，將其當作多個實驗樣本處理。同理，受限于真實對照樣本的數量，對多個實驗樣本匹配到同一個對照樣本的情形，本文亦將其作多個對照樣本處理。

③ 本文根據進行股權再融資企業再融資當年的數據與未進行再融資公司傾向得分匹配得到與之對應的對照組公司，并作為實驗當年的數據，因此對照組公司也有實驗前后之分。

④ 該百分數由DID的系數除以再融資公司再融資前的研發支出水平的均值得到，即0.0023÷0.037×100%=6.22%。下同，不再贅述。