2006年8月27日，《中华人民共和国企业破产法》(后文简称《破产法》)在中华人民共和国第十届全国人民代表大会常务委员会上被通过^[1]，从2007年6月1日正式开始实施。作为供给侧结构性改革的重要途径，《破产法》的制定旨在规范企业破产程序，保护债务人有序退出市场，同时平衡债务人、债权人等各方利益。考虑到中国法律制度仍在不断完善中，《破产法》的实施是否以及如何对企业实体经济结果造成影响，是至关重要的问题。

一方面，创新是帮助濒临破产的企业走出困境、提高核心竞争力，从而谋求新的生存机会的重要利器。在更为宏观的层面，创新驱动了经济增长和社会发展。另一方面，创新作为一项投资活动，耗时较长、结果不确定性较高又是其本身所具有的较为普遍和典型的2个特点。对于陷入财务困境的企业，债权人和企业高管的利益冲突和目标分歧尤为突出^[2]，企业有可能“孤注一掷”，过度投资并降低投资效率^[3]，这会减少合理研发活动的资产配置，将使其更深地陷入破产泥淖。因此，财务困境中的企业，其创新行为反而更有可能被抑制。《破产法》的出台，一方面可能会提高债权人在破产清算上的控制权，对执行企业经营决策的高管产生更大的威胁，进一步打击企业整体的创新积极性，削弱创新激励；另一方面，也可能通过增加债权人保护，降低债权人对潜在破产损失的担忧，提高企业整体的风险承担水平，进而有利于企业创新。

那么《破产法》的实施将如何影响那些身处财务困境中的企业的创新行为呢？目前尚无相关的研究。本文以2007年6月1日实施的《破产法》为法律背景，研究对象涵盖了时间跨度2005—2010年间的中国公开上市的企业。基于准自然实验，本文建立双重差分模型。在进一步检验《破产法》实施前后各期的创新动态变化中使用多期的动态回归分析、并采用双重差分倾向得分匹配(propensity score matching)等办法解决内生性后，可以发现，《破产法》的实施显著提升了面临较重财务困境的企业的创新产出和创新质量。《破产法》的实施加强了债权人保护，进而提高了企业的整体风险承担水平，因此改变了企业的创新行为。在法治水平高的地区，在知识产权保护强度高的地区，《破产法》对企业创新的作用更显著。《破产法》的实施对行业中的先进企业、所属行业创新密集度较低的企业和治理水平高的企业，促进其创新更显著。

本文实证评估了困境企业的创新如何受《破产法》实施影响，研究了《破产法》的经济效应；系统分析了《破产法》对企业创新产出、创新质量的影响，从企业创新的角度，丰富了有关“法与金融”的研究，证实了有效的法律制度设计对企业创新的深刻作用；对比分析了不同外部环境、不同企业特征条件下，《破产法》实施效果的差异，为相关法律的进一步完善提供了启示。

1 文献综述与研究假设 1.1 相关文献 1.1.1 企业创新的影响因素

前人从多角度、多层面实证研究了对企业创新有影响的因子指标。从企业个体的角度来说，有产权性质^[4]、企业规模和资源禀赋^[5]以及知识管理水平^[6]等。从内外部治理水平的层面看，有分析师覆盖率^[7]、机构持股比例比率^[8]、流动性^[9]、高管过度自信的程度^[10]和高管的人力资本水平^[11]等。从更为宏观的社会视角来说，外部的宗教和文化环境也作用于企业创新，有研究表明，宗教信仰越虔诚的地区创新水平越低^[12]。

1.1.2 法与创新

经济体的法律制度会影响其金融组织与经济增长。例如，法律制度将影响企业外部融资^[13-14]、企业所有权结构^[15]等。

在此基础上，不少实证研究从微观角度探讨了法律制度对企业创新行为的影响。Brown等^[16]发现，当投资者权益被保护时，企业能从资本市场融得更多资金用以支持创新活动。Kerr等^[17]认为，由于创新活动本身具有长周期、溢出效应、高风险等特征，因而需要合理的法律制度，从2方面去保护和鼓励企业创新：保护投资者的权益和保护知识产权。越来越多的研究表明，知识产权保护将促进企业创新^[18]。倪骁然等^[19]发现，《劳动合同法》实施后，在劳动密集型企业中，以研发投入衡量的创新投入显著增强。潘越等^[20]则发现，企业创新的不利影响因素包含了司法的地方保护主义，因为它对诉讼等法律相关的活动有负面作用，会减少知识产权保护。温军^[21]发现，法律能够得以促进企业创新的一个原因是加强了对中小投资者的保护，这对提高专利产出有帮助。

然而，有关《破产法》的经济效果的文献较少，对《破产法》是如何影响企业创新的研究更少。姜军等^[22]的研究表明，债权人保护水平提高时，商业信用和借款等会随之增加，企业融资成本降低，企业创新增加；但对于《破产法》如何影响困境中企业的创新行为及风险承担等渠道没有给出解释。

1.1.3 债权人保护

在债权人保护水平较弱的国家，企业支付股息的意愿和概率更低^[23]，企业高管会在债权人的要求下，同意给股东支付更低的股息，以此补偿安抚债权人，降低融资成本；在债权人保护较弱的法律环境中，银行作为债权人会把资产中较低的比例用于放贷，这将减少私人部门的信用水平，不利于经济增长^[24]；而在债权人保护较强的国家，企业倾向于持有较低的杠杆水平并保持较低的现金流风险，且可追回资产较低的企业会有更高的倾向去并购可追回资产较高的企业，以缓冲潜在的财务危机带来的破产可能^[25]。

部分研究认为，债权人保护不利于创新。Fan等^[26]发现，在美国对创业者友好的破产条例对企业家更有利。破产时，所有者必须放弃高于固定豁免水平的资产。因为豁免水平是由美国各州规定的，所以差别很大。更高的破产豁免水平可以帮助所有者规避风险。随着豁免水平的提高，企业成功的概率增加。Acharya等^[25]的研究表明，当破产法规条例对债权人更友好时，债权人将在破产清算时拥有更大的话语权，这种潜在的清算风险将迫使企业高管降低企业的高风险创新行为，继而避免可能的项目失败造成的清算。相反，当债务人处于优势位置时，企业的创新动机更强。Manso等^[27]通过建模进一步支持了这一观点：即使委托人有权利在项目失败时终止对代理人的聘用，但非效率的持续经营有时有可能是保障和鼓励代理人去探索更好项目的最优解。因为来自委托人的终止项目的威胁，会使代理人减少对新的、未知办法的尝试探索。因此，较低的债权人保护和较好的债务人保护，可能会有利于企业创新。Seifert等^[28]也发现，在债权人保护较强的国家，企业高管更有动机降低现金流风险，从而限制研发支出，债权人保护强度和创新活动的投入成反比。此外，Acharya等^[29]认为，债权人保护将降低企业风险承担水平：较高的债权人保护水平将促使企业更倾向于投身于低价值的多元化并购活动中，促使企业购买那些在违约时资产对债权的偿付水平更高的目标企业，也将促使企业降低现金流风险。

也有部分研究认为，债权人保护有利于企业实现更高的风险承担水平，进而有利于经济增长。Djankov等^[30]通过对129个国家的为期25 a的研究发现，私人信贷与国内生产总值(GDP)的比率与债权人权利大小、法律保护力度正相关。Houston等^[31]则通过对69个国家近2 400家银行的抽样调查，发现债权人保护会促使银行承担更大的风险，而债权人保护水平也与经济增长率正相关。

1.2 研究假设

一般来说，债权人的现金流入由本金和利息2部分固定现金流组成，而企业参与高风险活动获得的额外利润并不参与分配。因此，债权人通常持风险规避态度，相比股东和高管，债权人对创新项目的支持更低。Houston等^[31]认为这将不利于企业从事高风险的创新活动。《破产法》的推出提高了债权人的合法权益。这将减少债权人对于企业经营收入不确定性的顾虑，为债权人在企业经营不当、债务违约时获得清偿的速度和程度提供强有力的保证，进而使得债权人对于企业可能陷入财务困境的态度将有较大改观。例如，《破产法》第二条规定，当债务人不能清偿到期债务，债权人可以向人民法院提出对债务人进行重整或者破产清算的申请。重整制度的设立，有助于企业在多方协调下渡过难关并更好的完成对债权人的债务清偿。《破产法》第一百零一条规定，和解债权人对债务人的保证人和其他连带债务人所享有的权利，不受和解协议的影响。这些规定都增加了债权人在企业陷入困境时的风险承担意愿。

《破产法》对于企业高管的影响有2方面：一方面，高管了解到债权人对风险的容忍度有所提高，将具有更高的动力去投资需要承受较高风险的创新项目；另一方面，Acharya等^[29]发现高管也有可能因担心企业在破产清算中控制权转移至债权人的手中，较高的债权人保护可能会降低高管的冒险行为，高管将不愿意主动在高风险的研发和专利活动上投入。但值得注意的是，中国企业的债权人中，银行所占比例比较高，面临财务困境时，银行一般更倾向于通过协商的方式和企业共渡难关，很少真正对企业进行破产清算^[21]。此外，《破产法》尚处于发展和探索初期，适当程度地增加债权人保护，可以增加债权人对企业投资高风险活动的容忍度。因此，鉴于《破产法》所处阶段的特点，和中国企业债权人的特殊性，高管对于财务困境中控制权转移的担忧更低，受此机制影响较小。总体上，《破产法》的实施更有助于高管去进行高风险的创新活动。

此外，Djankov等^[30]的研究结果显示，影响信贷市场的2项决定因素是“债权人权力”与“信息充分程度”，完善的担保制度是强化债权人权力的重要手段，强有力的法律保护是债权人权利和信息共享制度的重要决定因素。《破产法》第一百零九条明确指出，对破产人的特定财产享有担保权的权利人，对该特定财产享有优先受偿的权利，即明确指出债权人在破产清算中对担保财产有优先受偿权。因此，《破产法》对担保制度的完善和债权人的保护，将有助于提高企业能够得到的信贷供给，缓解其财务困境中的融资约束，进而增加企业创新投入，提高创新水平。综合风险承担与信贷水平2个角度，《破产法》均将提高企业的创新激励和创新能力。

更进一步地，陷入财务困境中的企业，亟需调整经营管理等策略更正行为，以化解生存危机，改善现金流、降低生产成本或优化资本结构等，提高市场竞争力。这其中，盈利能力的改善将为企业顺利脱困提供强有力的支持，是企业改善财务状况的首要目标之一；此外，发展能力是企业通过自身的生产经营活动不断扩大积累而形成的成长潜能。陷入财务困境的企业，若具有可观的成长性，也就为其未来获利争取了潜在能力。激发高质量创新活力，一方面将快速提高企业核心竞争力，改善产品或服务质量，对提高企业在市场中的价值有重要意义；另一方面，高质量创新也会促进企业组织形式的完善、管理效率的提高，帮助企业尽快摆脱财务困局，适应高质量发展的要求。因此，陷入财务困境中的企业，有较强动机从事高质量的创新活动。

基于以上分析，本文提出了主要的研究假设：《破产法》的落地实施，将对财务困境中企业的创新活动有所改善。

2 研究设计 2.1 数据范围

本文研究的对象划定为中国在A股上市的企业。由于以《破产法》的实施为法律背景构建双重差分模型，而双重差分模型的窗口期选择一般为外生冲击年份的前后2~3 a内为佳，故时间区间为2005—2010年。在此基础上，本文的数据样本集里删除了金融业的企业，对于与本文研究有关的财务数据有缺损的企业做了剔除处理。并且，本文也从样本中删去了正处于特殊状态中的企业，包含了非正常营业状态的企业和样本期间内暂停上市、退市、ST以及*ST的企业。需要注意的是，在2007年或之后，有一些企业陆续上市，因为其进入公开市场的时间更晚，其所属的企业生命周期阶段更为年轻，因此这些企业可能有较强的创新意愿和承担风险的动力；而且有一些企业之所以寻求上市机会，正是为了更好地融资，进而更大程度投入研发活动，并推动专利产出的发生。考虑到这些，本文剔除了2007年或之后年份上市的企业。本文研究涉及的各类财务变量的原始数据、企业创新专利的申请数量、授权数量等，均取自国泰安数据库(CSMAR)(https://www.gtarsc.com/)。本文也对所有连续变量在前后1%的水平进行了缩尾(winsorize)处理，以便更好地排除潜在的极端值干扰。

2.2 变量定义 2.2.1 测度企业创新的方法

自2007年1月1日起，中国更新后的会计准则要求上市企业规范披露研发费用。因此较为连续、充分的研发费用数据从此之后才逐渐有办法获取。然而，上市企业对公开披露研发支出等信息依然存在顾虑，研发数据仍然有较大比例缺失，这样并不随机的数据缺失下进行回归等实证分析，更有可能给回归结果和系数带来偏差。而能最直观、直接衡量创新产出成果的变量——企业的专利申请数量和获得授权的专利申请数量则不存在上述隐患。因此，参照前人较为经典的做法^[32]，企业创新水平采用各专利数量的测度来表示。创新活动一般具有长周期的特征，从创新立意到研发投入，再到创新的直接成果专利的产出，通常需要若干年的时间。因此，参照文[7]，本文各个专利产出的度量均采用提前3年的专利信息。一般认为，申请专利的数量能够较为直接地代表创新水平^[33]。本文测量企业创新产出的主要变量采用专利申请的数量，同时辅以专利授权的数量作为补充，丰富创新测度的视角。专利量的分布由于专利活动固有的长周期属性，往往有右偏的性质，所以本文对其分别取对数：企业申请的专利数加1后的对数被记为NPA，到统计日时已经被授权的专利申请量加1后的对数被记为NPG。

根据专利的内容，可将专利细分为发明、实用新型和外观设计三大类。发明专利通常代表较高质量的创新活动。参照《中华人民共和国专利法》^[34]，发明专利的审查流程更为严格，对技术层面的要求更高^[34-35]。因此，为更好的衡量高质量创新活动，本文专门提取了发明专利这一类专利，并用这类专利的申请和被授权的数量构造了下面2个变量：企业发明专利的申请量加1后的对数值NPAI，截至统计日获得授权的发明专利申请数量加1后的对数值NPGI。相对应的，本文也引入代表企业较低质量的创新产出的2个变量：企业外观设计和实用新型专利的申请量加1后的对数NPAD，到统计日时已经被授权的外观设计和实用新型专利申请量加1后的对数NPGD。

2.2.2 财务困境的度量

参照文[36-38]，本文以Merton的期权定价理论^[39]为理论基础的信用监控模型(credit monitor model)为主要依据^[40]，计算企业的违约距离(distance to default)，以此度量企业所面临的财务困境程度，记做DD。基于Merton的期权定价理论^[39]可得：

$ V_{\mathrm{E}}=V_{\mathrm{A}} N\left(d_{1}\right)-\mathrm{e}^{-r(\theta / \mathrm{a})} D N\left(d_{2}\right), $

(1)

$ \sigma_{\mathrm{E}}=\frac{V_{\mathrm{A}}}{V_{\mathrm{E}}} N\left(d_{1}\right) \sigma_{\mathrm{A}}, $

(2)

$ d_{1}=\frac{\ln \left(\frac{V_{\mathrm{A}}}{D}\right)+\left(r+\frac{\sigma_{\mathrm{A}}^{2}}{2}\right)(\theta / \mathrm{a})}{\sigma_{\mathrm{A}} \sqrt{\theta / \mathrm{a}}}, $

(3)

$ d_{2}=d_{1}-\sigma_{\mathrm{A}} \sqrt{\theta / \mathrm{a}} . $

(4)

其中：V_E为当月市值；V_A是资产价格；N()为变量正态分布的累积概率分布函数；e为自然指数；r采用RESSET提供的无风险利率；θ为有效期，本文取为1 a；D为短期债务与0.5倍长期债务之和；σ_E为股票过去12个月月度收益率的波动率(至少有3个月有交易才计算)；σ_A是资产收益率的波动率。

对式(1)和(2)求解后得V_A和σ_A，并代入式(5)计算DD：

$ \mathrm{DD}=\frac{\ln \left(\frac{V_{\mathrm{A}}}{D}\right)+\left(\mu-\frac{\sigma_{\mathrm{A}}^{2}}{2}\right)(\theta / \mathrm{a})}{\sigma_{\mathrm{A}} \sqrt{\theta / \mathrm{a}}} . $

(5)

其中μ参考文[36]按股票自身过去12个月的累计月度收益率计算。

2.2.3 控制变量

本文采用表 1中企业和高管层面的指标作为控制变量，这些变量都有可能对企业层面的创新水平产生各种影响。

2.3 研究模型

本文以《破产法》的实施作为债权人保护的外生冲击，研究《破产法》对企业创新水平的影响。引入虚拟变量P_k，在样本观测所处年份数k大于或等于2007年时取1，反之取0。以《破产法》实施前1年即2006年企业所面临财务困境的高低，按DD的年中位数进行分组；低的组破产风险更大，记做实验组；高的组破产风险更低，记控制组。针对第j个行业第i个企业构造虚拟变量T_{i, j}，企业属于实验组时取1，企业属于控制组时取0。

这样，本文将P_k和识别分组T_{i, j}相乘来创建新的交叉项，记作P_T_{i, j, k}。

具体的回归模型如下：

$ \begin{aligned} I_{i, j, k+3}= & \beta_{0}+\beta_{1} P_{-} T_{i, j, k}+\beta_{2} T_{i, j}+ \\ & \beta_{3} X_{i, j, k}+\varepsilon . \end{aligned} $

(6)

其中，I_{i, j, k+3}为第j个行业第i个企业第(k+3)年的创新度量指标。X_{i, j, k}是第j个行业第i个企业第k年的控制变量，其中也包含了年份固定效应和行业固定效应。β₀为常数项，β₁为P_T_{i, j, k}的系数，β₂为T_{i, j}的系数，β₃为X_{i, j, k}的系数，ε为残差，回归模型里采取了在企业层面聚类残差的做法。在进行实证回归检验后，本文主要关注β₁，如果β₁>0且统计意义上是显著的，则认为陷入财务困境的企业的创新活动将受益于《破产法》的实施。

2.4 企业样本的描述性统计

对本文涉及的主要研究变量进行描述性统计，并汇报如下。2005—2010年上市企业的2 121组观测值被涵盖在样本中。N_PA均值为3.516，中位数为3.401。N_PA、N_PG、N_PAI、N_PGI、N_PAD和N_PGD这6种创新产出变量的分布情况均类似。从财务困境的程度来看，DD均值为6.598，中位数为5.791。即至少在半数的观测值中，DD小于5.791；而高财务困境的企业其面临的破产风险则偏离中位数较多。

3 主要实证结果 3.1 《破产法》与企业创新

表 3为式(6)下《破产法》对企业创新行为的具体检验。其中，针对N_PA、N_PG、N_PAI、N_PGI这4个解释变量展开回归分析。式(6)的回归结果分别如表 3中第2—5列所示。第2和3列中，β₁分别为0.172和0.213，分别在5%和10%的水平上显著。相比控制组，实验组在《破产法》实施后，专利申请的数量增加了e^0.172-1即18.77%，获得授权的专利专利数量增加了e^0.213-1即23.74%。这表明在《破产法》实施后，企业专利活动有显著上升，说明《破产法》的实施对面临较高财务困境的企业有显著的帮助，这类企业的创新产出明显增加。第4和5列中，β₁分别为0.230和0.288，分别在5%和10%的水平上显著。相比控制组，实验组在《破产法》实施后，发明专利的申请量增加了e^0.230-1即25.86%，获得授权的发明专利数量增加了e^0.288-1即33.38%。这表明企业在发明类专利上有全面显著提升。由此可见，《破产法》的实施不仅改善了财务困境企业的创新产出，还改善了其创新质量。实施《破产法》后，陷入财务困境的企业其高质量创新产出的提高说明，财务困境中的企业积极进行创新活动的动机，并非一味追求形式上的专利高产以迎合某些内部绩效考核的短期目的，也并非为依靠提高专利数量去获取外部政策补贴的帮助等，而是致力于提高企业核心竞争力，用高质量创新盘活企业经营能力，以高质量创新谋求高质量发展，带企业走出困局。综上，双重差分的基本回归结果与研究假设一致。

财务困境可能是由于经营不善造成，也有可能是因经济周期波动和暂时的杠杆率过高造成。在本文的全部回归中，本文在控制变量中加入了变量杠杆率L，来控制由于暂时的杠杆率变化对财务困境差异带来的潜在影响；在固定效应的层面控制了年份固定效应，排除因经济周期波动带来的影响。基准回归中的系数显示，杠杆率的系数不显著。同时，本文也在回归的控制变量中包含了代表企业经营管理业绩能力的变量，如R_A反映了企业管理和盈利能力，回归系数均为正显著，证明当实验组也就是财务困境水平更高的企业是暂时而非长久性的因管理经营能力弱而陷入财务困境时，企业在《破产法》实施后迎来创新水平新增、专利产出增加的情况更显著。类似的，现金流的充裕度也对创新略有正面影响。相反的，若企业的总资产回报率较低，经营能力长期较差，那么在长期困于财务困境时，《破产法》的实施未必能有效提高企业创新水平。最后，规模较大的企业能够为创新提供可靠充足的资源，承担风险能力强，所以其创新水平也较高。控制变量回归系数的符号、经济含义等与预期结果以及对应的相关理论均一致，也确认了前人的发现^{[9-10, 41]}。需要说明的是，为了提高本文各表的可读性和简明性，同时考虑到篇幅的限制，在之后进行的各个实证回归分析中，本文不再重复给出控制变量的回归系数。

3.2 《破产法》实施前后企业创新的动态变化

从《破产法》第一章第一条可以看出，中国制定《破产法》动机亦或目标均与企业创新无关。相对企业创新行为来说，《破产法》的实施是外生的。但是，仍然有如下2点担忧：1) 虽然《破产法》是2007年6月1日实施的，但颁布时间为2006年8月27日。那么，企业在2006年后半年，有可能已预期到未来债权人保护程度的变化，进而提前调整企业创新相关的决策和项目计划。若“预期效应”存在，那么在《破产法》具体实施前，企业创新行为即有可能发生变化，造成反向因果，干扰研究结果；2) 虽然可能性极低，但仍不能排除法律制定本身反映了实体经济的需求的情况，这也会带来潜在的反向因果问题。为了应对以上2种反向因果担忧，参照过往的双重差分模型的研究^[41]，采用平行趋势检验。构造3个时间虚拟变量：B_k，若k小于2007则取1，反之取0；C_k，若k等于2007则取1，反之取0；A_k，若k大于2007则取1，反之取0。

将上述3个变量分别与T_{i, j}相乘，得到表 4中回归的核心变量B_T_{i, j, k}、C_T_{i, j, k}和A_T_{i, j, k}。

$ \begin{aligned} I_{i, j, k+3}= & \lambda_{0}+\lambda_{1} \cdot B_{-} T_{i, j, k}+\lambda_{2} \cdot C_{-} T_{i, j, k}+ \\ & \lambda_{3} \cdot A_{-} T_{i, j, k}+\lambda_{4} X_{i, j, k}+\varepsilon . \end{aligned} $

(7)

平行趋势检验结果如表 4所示。在第2至4列中λ₁均不显著，说明《破产法》的颁布本身对企业创新并无显著影响。尤其是第2至4列中λ₂分别为0.127、0.133和0.159，均为正；对应的t统计量分别为1.69、1.708和1.855，即这3列回归都在10%的水平上显著。而第2至4列中，λ₁均远小于λ₂。这进一步排除了“预期效应”的担忧，说明《破产法》在实施当年才开始对企业创新有一定程度的影响。最后，λ₃的t值从第2至4列分别为2.785、2.865和2.437，至少在5%水平显著，第2和3列里则已在1%的水平显著。这进一步验证了本文的核心研究假设，即《破产法》的实际落地为企业创新产出活动带来了显著的正向影响。

3.3 采用倾向得分匹配处理遗漏变量问题

在前述的双重差分模型中，按照样本观测财务困境的高低，将企业分为实验组和对照组。然而，高财务困境的企业通常也与低财务困境的企业存在其他企业特征层面的差异，这会带来潜在的遗漏变量问题。虽然式(6)中加入利润企业层面的各个控制变量，也无法保证一定没有遗漏变量。为更好地消除这种顾虑，本文在差分模型基础上引入倾向得分匹配的办法，为样本中每家实验组企业选取4家属于同一行业、且倾向得分最为接近的原控制组企业作为本节的对照组。运用逻辑回归进行倾向匹配打分估计，进而用可放回的最邻近配对形成样本集；该样本集通过了平衡性检验。在剔除没有进入对照组的样本点后，观测值共2 084组。按式(6)的双重差分回归方法进行检验，若检验结果与原始的双重差分模型回归结果不存在显著差异，则基本可以排除遗漏变量的问题。表 5为双重差分倾向得分匹配的结果。第3至5列中β₁均在1%的水平上显著为正，第2列中β₁也在5%的水平显著为正。以上结果与表 3的回归结果基本一致，且比表 3的回归结果显著性更强。由此可知，潜在的遗漏变量问题有可能会造成《破产法》对企业创新影响的部分低估。在控制了潜在的遗漏变量问题后，显示《破产法》对企业创新有显著的正面作用。

3.4 稳健性检验

考虑多种情况，通过改变样本所覆盖的时间区间、改变财务困境的具体定义等，对上述研究结论进行稳健性检验，结果如表 6和7所示。

首先，全国各地在实施《破产法》的相关规定方面有可能存在具体时间上的差别。区分2007年的样本观测值属于《破产法》实施之前或之后有一定难度。为进一步验证结果的准确性，从样本中剔除2007年的样本，重新进行式(6)的回归。表 6的面板A的第3至6列汇报了回归效果。在剔除2007年的样本后，β₁仍然为正，且在1%或5%的水平上显著，本文的基本研究结论仍然成立。

其次，3.1节中样本时间区间起始于2005年，终止于2010年；《破产法》2007年实施。因此，在双重差分模型中，落于事件前时间区间的样本覆盖了2005—2006两年，而位于事件后时间区间的样本则覆盖了2008—2010三年，时间区间长度不完全对称。为充分检验本文研究结果的稳定性，将样本的起始年份扩展到2003年。这样，如果不剔除2007年的观测，那么事件前区间为2003—2006年，事件后区间为2007—2010年，样本观测在事件前后的数据量大小更为对称和相似。基于此样本，重新进行式(6)中的回归，结果见表 6中面板B的第3至6列，基本结果并不改变。此外，本文也尝试将双重差分模型的窗口年份扩展为2003—2012年，重新进行基准回归的检验，实证结果不变。限于篇幅，相关结果不再详述。

在企业陷入财务困境后，政府更可能对企业予以救助，以帮助企业走出困境；因此，仅采用财务困境进行双重差分实验的分组，研究结果有可能会混淆政府救助行为的影响。本文的研究对象包含国有企业和非国有企业。一般来说，有一定国有股权背景的企业或许能得到一定的政府救助；另一方面，不少大型民企也在困境中得到了政府救助。为了更好地排除政府救助的影响，本文在控制变量中加入代表企业股权性质的二元变量S_OE(国有企业取1，反之取0)以及衡量政府补助水平的变量S_B重新进行基准回归的检验，作为稳健性的补充。以企业获得由政府无偿提供的货币性及非货币性资产作为政府补助。在计算政府补助占总资产的比例时，考虑到政府补助数值较小，因此将总资产除以106后再求比值S_B。回归结果如表 6面板C，β₁依旧显著为正，而S_OE和S_B的回归系数虽为正，但均在统计意义上不显著。这样，较好地排除了政府救助对基准回归结果的潜在影响。

再次，从会计信息指标重新度量财务困境。构造通过Z计分法构造财务困境指标如下：

$ Z=1.2 X_1+1.4 X_2+3.3 X_3+0.6 X_4+0.999 X_5 . $

(8)

其中：X₁代表营运资金除以总资产，反映资产的流动性、变现能力和规模特征；X₂为留存收益除以总资产，反映企业的累积盈利能力；X₃代表息税前收益除以总资产，反映资产的盈利能力；X₄为权益的市场价值除以总负债的账面价值，是衡量一家企业财务结构、表明所有者权益和债权人权益相对关系的比率，可以反映一家企业的偿债能力；X₅等于营业收入除以总资产，反映企业资产周转情况，用来衡量企业利用资产的效率情况。这样，基于会计信息，在Z这一个指标中综合考虑了流动性、债务情况等关键性维度。根据Z计分法，以3作为临界值计算样本得分所处的范围，Z小于3为财务困境，或潜伏着破产危机，划分为实验组；Z大于3为财务状况良好，发生破产的可能性较小，划分为控制组。基于以上分组，重新进行基准回归，如表 7的面板A，β₁系数基本均显著为正，支持本文研究结论。

此外，参照文[42]构造了指标O如下：

$ \begin{gathered} O=-1.32-0.407 S+6.03 T_{\mathrm{L}}-1.43 W_{\mathrm{C}}+ \\ 0.0757 C_{\mathrm{L}}-2.37 N_{\mathrm{T}}-1.83 F_{\mathrm{U}}+0.285 I_{\mathrm{W}}- \\ 1.72 O_{\mathrm{E}}-0.521 C_{\mathrm{H}} . \end{gathered} $

(9)

其中：S为总资产除以单位“元”之后的对数；T_L是总负债除以总资产；W_C是营运资金除以总资产；C_L是流动负债除以流动资产；N_T是净利润除以总资产；F_U等于经营性净现金流除以总负债；I_W若过去两年净利润均为负数则取1，否则为0；O_E如果总负债大于总资产则取1，否则为0；C_H=(N_k-N_k-1)/(|N_k|+|N_k-1|)，N_k、N_k-1表示第k年、第(k-1)年的净利润。这样，在O这一个指标中综合考虑了流动性、债务情况等关键性维度，将O代入Logit函数计算得到介于0至1之间的风险系数，并按其取值为0.5作截点，将样本划分为控制组和实验组，重新进行基准回归，结果表 7的面板B所示。

最后，为了进一步说明《破产法》主要改善了高质量的创新活动，下面更改创新度量维度进行考察。对N_PAD和N_PGD重新进行式(6)中的回归，结果见表 8。可以看到，第2至3列中，β₁均不显著，且β₁绝对值远小于表 3的第2至5列中β₁绝对值；《破产法》的实施对较低质量的创新产出并没有显著影响。结合表 3主回归的结果以及上述其他检验的稳健效果，充分说明：《破产法》的实施主要对高质量的创新产出有积极作用，主要影响是促进企业去推进高质量创新。

除此以外，以获得授权的专利申请数量与专利申请数量的比值I_E来衡量企业创新效率。当然，专利产出并不是创新产出的全部，参照文[43]，将每家企业的平均每项专利的被引用量除以同一行业当年各企业平均每项专利的被引用量的均值，来代表专利的相对被引用强度R_C。如果专利的相对被引用强度大于1，则意味着某企业的专利被引用量超过了同一行业同一年内专利的平均被引用量。本文参照文[44]，结合中文自然语言处理的方法，对上市企业财务报告中的“主营业务描述”和“董事会报告”进行文本分析，通过对财务报表中企业主营业务与竞争对手企业(参照文[44]，从相似的产品措辞来看，如果今年产品措辞的相似性高于整个市场企业的1.325%，可将企业归类为同一产品竞争组，并称其为竞争对手企业)的负相似性程度，来衡量产品的独特性，记为U_Q。表 8的第4至6列中，β₁在5%或10%的统计水平上均显著为正。如此，本文从创新效率、专利实用度、最终进入市场的产品的独特性等进一步证明，《破产法》提高了财务困境中企业的高质量创新能力, 在经济金融活动中起到了正面影响。

4 异质性讨论

第3章探讨了《破产法》对企业创新的基本影响，并探讨了影响的渠道机制，主要结论通过了稳健性等检验。本章从异质性的角度进行分析，研究在不同环境和企业中，《破产法》对企业创新行为的影响是否有区别。

首先，从企业外部的法律环境角度出发分析。法律在资本市场发展方面具有重要意义^[14]。当一个地区法制水平较高时，法律的执行效率较高，《破产法》的实施将更加明显地增强债权人保护程度。在这样的地区，债权人对于企业从事创新一类的高风险活动将更加宽容，企业整体风险承担水平更高，因此创新水平应当更高。相反，若一个地区法制水平较低，那么债权人的风险态度不会因《破产法》的实施有明显改变，企业的创新水平变化也会较小。参照文[19]，采用《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》^[45]中“市场中介组织的发育和法律制度环境”这一指标作为各地区法治水平的衡量依据。限于该指数的可得性，采用最接近《破产法》实施年份的数据，也就是2008年该指数作为分组依据，以该年该指数的中位数为界限，将样本分为高低两组。分别进行式(6)的回归，结果见表 9。第2行第3至6列汇报了高组的结果，β₁均在5%或1%的置信水平上显著为正；第4行第3至6列汇报了低组的结果，β₁均不显著。以上结果说明，在法制水平高的地区，《破产法》的实施显著改善了企业的创新能力。

创新产出具有较强的正的外部性。恰当的知识产权保护，将有效保护产权所有者在一定时间内的产权相关收益，因此可以为其投身于创新研发提供正向激励。知识产权保护对企业创新具有促进作用^[18]。当一个地区知识产权保护水平较高时，产权所有者即创新活动的参与者未来的收益将得到保障；那么，《破产法》实施之下，该地区的创新活动应该受到更为明显的激励。采用《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》中“知识产权保护指数”(即3种专利申请受理量与科技人员数的比率和3种专利申请批准量与科技人员数的比率两者的平均值)这一指标为依据^[45]。限于该指标的可得性，采用2008年该指数的中位数为界限，将样本分为高低两组。式(6)的回归结果见表 10。在知识产权保护水平高的地区，β₁在5%或1%的置信水平上均显著为正；而在知识产权保护水平低的地区，β₁均不显著。并且，第2行第3至6列的β₁绝对值均远大于第4行第3至6列中β₁绝对值。以上结果说明，在知识产权保护水平高的地区，《破产法》的实施更为显著地提高了企业的创新水平。

其次，从企业层面的特征即企业治理水平来分析。企业治理水平是影响企业经营业绩的重要因素之一。在《破产法》实施的大背景下，那些治理水平高的企业资产和财务的情况较为稳健，债权人的风险承担意愿较高；且由于良好的企业治理环境降低了债权人对于企业经营收入不确定性的担忧，一旦债务违约，债权人实际将获得的清偿将得到更为充分的保障。因此，对治理水平高的企业，《破产法》的实施将更为明显和有效地提高债权人实际被保护的程度，有利于企业创新。对于企业治理水平较差的企业，即使实施了《破产法》，由于其债权人对企业现金流和经营业绩抱有较大的顾虑，债权人不能减少有关企业破产和债务违约时或有损失的担忧，故而债权人并不鼓励企业从事高风险的创新活动。本文采用股权制衡度(第二至第十大股东持股比例之和除以第一大股东持股比例)和企业治理指数衡量企业的治理水平。

在表 11中，将样本按照股权制衡度的年中位数分组，分别进行式(6)的回归。第2行第3至6列是高组的结果，第4行第3至6列汇报则是低组的结果。可以看到，《破产法》实施对股权制衡度高的企业创新的正向影响更为显著。

在表 12中，参考文[46]的办法，采用CEO是否兼任董事长、独立董事所占比例、管理层持股数量、第一大股东持股数量、第二至第十大股东持股数量，利用主成分分析法提取以上变量的第一大主成分，记为企业治理指数。那么，企业治理指数越高，企业治理水平越好。以企业治理指数的年中位数高度对样本进行分组，再对高组、低组分别进行式(6)的回归，结果见表 12。第2行第4至6列中β₁均在5%的水平显著为正，第3列中β₁也在10%水平显著为正；而第4行第3至6列中β₁不显著，且其绝对值也远小于第2行第3至6列中β₁绝对值。可以明显看到，《破产法》实施对治理指数高的企业创新的促进效果更好。

最后，从企业所处的行业特征来分析。按企业净资产收益率的行业年中位数进行分组，高组称为先进企业。行业中的先进企业由于所面临的生存压力更小，更不容易被行业淘汰，因此投身创新这类高风险活动的意愿和能力相对较弱。在债权人保护不充分时，这类企业更倾向于选择较为保守和低风险的投资活动。《破产法》的实施增强了债权人保护，将显著提高这类企业的创新意愿。回归结果见表 13。第2行第3至6列中，β₁的t统计值分别为2.070、2.509、1.655和2.135，全部显著；而行业中的后进企业一组，也就是第4行第3至6列中，对应变量的回归系数中却有3项都不显著。也就是说，《破产法》的实施将显著促进行业中先进企业的创新活动。

本文也参照文[25]的办法，以上一年行业内企业专利数量的中位数衡量行业创新密集度，并采用2005年行业创新密集度年中位数分组，回归结果见表 14。无论债权人保护强弱，创新密集度高的行业创新活动都较为频繁，受《破产法》实施的影响较小，因此第2行第3至6列中β₁均不显著。创新活动不是创新密集度低的行业的必要或重要活动，在债权人保护水平较弱时，企业倾向于维持较少的创新活动以规避不必要的风险。《破产法》的实施加强了债权人保护，提高了企业风险承担水平，故而创新密集度低的行业的创新活动在《破产法》实施后显著上升。

5 《破产法》对财务困境企业创新的影响渠道

本章主要探讨《破产法》对财务困境企业的创新影响的可能机制和渠道。参照文[47]的办法，把式(6)中的因变量更换为其他可能受《破产法》影响而改变、且对企业创新活动有影响的指标变量，进行回归。已经了解到，债权人保护可能改变企业的风险态度和风险承担水平^[31]。创新是高风险活动，较高的风险承担能力和意愿都将有利于企业投身于创新活动、进而促进创新产出^[48]。因此，本文考察《破产法》对企业风险承担水平的影响。股票收益率的波动率通常被看作企业风险度量的指标之一^[49-50]；且与财务性的企业指标相比，股票收益率的波动率通常不受财务报表的局限和约束，能够相对较好地代表企业的风险承担水平。特质波动率代表了企业自有风险，计算方法众多，包含早期资本资产定价模型(capital asset pricing model, CAPM)的回归残差标准差方法，也有文[51]三因子模型下回归残差的标准差等。三因子模型是后续被广泛使用的办法，因此本文也应用该模型计算股票的特质波动率。参考文[52]，具体做法如下：

首先，用个股年内的日数据进行式(10)的回归:

$ \begin{gathered} r_{i, k, w}-r_{f, k, w}=\pi_0+\pi_1\left(M_{k, w}-r_{f, k, w}\right)+ \\ \pi_2 \cdot S_{k, w}+\pi_3 \cdot H_{k, w}+\varepsilon . \end{gathered} $

(10)

其中：r_{i, k, w}是股票i在第k年第w日的收益率；r_{f, k, w}是第k年第w日的无风险利率；M_{k, w}、S_{k, w}和H_{k, w}分别代表市场投资组合收益率、基于企业规模的投资组合收益率和基于账面市值比的投资组合收益率；π₀为常数项，π₁为(M_{k, w}-r_{f, k, w})的系数，π₂为S_{k, w}的系数，π₃为H_{k, w}的系数，ε为残差。计算该残差的年标准差，即可得企业在该年的特质波动率。为了统一数量级和便于阅读，将该波动性指标乘以该股票当年交易日的平方根，得到年化的特质波动率，记作I_V。

其次，作为稳健性的补充，参考文[53]采用企业每年的日个股收益率的年标准差代表股票收益率的波动性，与I_V计算一致，将该波动率指标乘以该股票当年交易日的平方根并记作V_L，代表年化的企业风险承担，再次进行式(6)的回归，回归结果见表 15第3列。

再次，参照文[50]分别采用企业资产收益率和净资产收益率的标准差度量企业风险承担水平。主要使用移动年份窗口的方法，分别计算每个企业每年在最近3年的时间窗口即[t-1，t+1]中企业资产收益率的标准差和净资产收益率的标准差，均可作为盈余波动率，分别记作S_ROE和S_ROA，代表企业风险承担，并重新进行式(6)回归，结果见表 15的第4至5列。可以看到，当采取不同方法衡量企业风险承担水平时，双重差分的回归结果表明，《破产法》的实施确实有效显著地提高了企业的风险承担水平，第2至5列中β₁均在5%的水平上正显著，t值分别为0.020、0.019、0.010和0.005。《破产法》确实通过加强债权人保护，提高了企业的风险承担水平，进而正面影响了企业创新。

此外，《破产法》也可能通过改变债权人保护水平，改变了债权人的出资意愿，进而改变了企业的融资渠道及对应份额，或改变企业融资的难易程度；而企业融资的难易程度也对企业创新有影响。因此，参照文[22]分别采用长期借款比例L_L(行业—年均值调整的长期借款占短期借款与长期借款之和的比例)和商业信用T_AR(行业—年均值调整的应付账款周转率)作为双重差分回归模型中的因变量，回归结果见表 15中第6至7列，β₁均不显著。这说明《破产法》的实施并不显著差异性地影响面对不同财务困境的企业的融资能力。

最后，本文从锐思数据库(http://www.resset.cn/databases)获取银行授信信息，按照文[54]分别采用银行是否授信的哑变量B_D和银行授信占总资产比例B_L作为研究对象，进行基准回归检验。结果如表 15的第8至9列所示，β₁均不显著。更进一步证明：《破产法》实施后银行对企业的作用没有显著变化；《破产法》对财务困境中企业创新的影响，并非通过改变其银行授信行为的渠道而实现。需要注意的是，并非所有获得银行授信的企业都会进行公告，获得银行授信的样本或有遗漏，对研究结果应持谨慎的态度。

综合上述分析，《破产法》主要通过提高企业整体的风险承担能力来影响财务困境中的企业的创新行为。

6 结论

本文采用双重差分模型，以上市企业为研究对象，研究了《破产法》对企业创新行为的影响。实证结果发现：在控制了行业和年份因素、以及各个可能影响企业创新的企业特征变量后，《破产法》的实施显著提高了陷入财务困境的企业的创新产出和创新质量；《破产法》主要通过提高对债权人的保护来提高企业整体风险承担水平，进而促进企业创新。分样本的检验表明：当企业所处地区法治水平较高、企业所处地区知识产权保护水平较高、企业治理水平较高、企业属于创新密集度较低的行业、企业在行业中的盈利能力较高时，《破产法》对企业创新的正面影响更加明显。

本文充分验证了债权人保护对企业创新的影响，为中国破产保护相关后续法律法规的制定提供了参考，也揭示了法律制度对实体经济的深远影响。这些源自于中国经济实践的丰富经验证据，帮助甄别出了加强债权人保护的法律改革与企业创新水平提高之间的因果关系，不仅丰富了“法与金融”领域的研究，也增加了对法律制度如何影响企业创新进一步的认识和理解。

本文的局限主要有以下几点：1) 囿于政策冲击事件即《破产法》实施发生于2007年，使本文围绕2007年政策变更年展开，因此样本范围不可能包含近期年份的数据，陈列的样本年份相对有限；2) 没有将新旧《破产法》进行联合研究；3) 没有开展关于银行层面的研究；4) 本文研究创新行为时，目前主要围绕企业的专利产出活动展开，受数据的限制，没有研究创新投入等；5) 本文研究主要围绕上市企业展开，未包含非上市企业。下一步将针对这些局限进行改进。

致谢

感谢清华大学博士研究生刘士达对本文的启发、数据支持和后续帮助。