●毛佳欣 齊捧虎

據(jù)一項2017年化學制藥業(yè)的深度研究報告統(tǒng)計，截止2017年底，我國化學制藥業(yè)企業(yè)已突破3000家。作為支持醫(yī)藥行業(yè)發(fā)展的核心力量，化學制藥業(yè)的業(yè)務(wù)收入總額及利潤總額已達到整個醫(yī)藥制造業(yè)的50%以上?！笆濉币?guī)劃中多次強調(diào)發(fā)展化學制藥業(yè)的重要性，并將其列入國家重點培育發(fā)展的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，“中國制造2025”、“健康中國2030”等多項戰(zhàn)略規(guī)劃均對化學制藥業(yè)提出詳細的發(fā)展指導與要求。伴隨著國民經(jīng)濟持續(xù)增長、醫(yī)療保險的普及與人口老齡化等因素，我國化學制藥行業(yè)的市場需求進一步擴大。

對于化學制藥業(yè)企業(yè)而言，其研發(fā)創(chuàng)新不僅關(guān)乎市場經(jīng)濟發(fā)展與國家核心競爭力，更重要的是，醫(yī)藥行業(yè)與國民健康指數(shù)密切相關(guān)，是保障民生的必要條件。一方面，相較于其他高技術(shù)行業(yè)的創(chuàng)新活動，化學制藥業(yè)不僅具有技術(shù)密集性、高投入與高風險等特征，還面臨著從基礎(chǔ)研發(fā)到臨床試驗等一系列漫長的研發(fā)周期，導致新產(chǎn)品上市往往需要耗費10至15年。另一方面，與其他產(chǎn)品相比，醫(yī)藥行業(yè)的產(chǎn)品需求彈性小，大多數(shù)患者對藥物價格敏感程度不高，因此，一旦取得突破式創(chuàng)新，勢必為企業(yè)帶來長達數(shù)十年的壟斷利潤。

持續(xù)、巨額的資金投入是企業(yè)開展創(chuàng)新活動不可或缺的重要條件。為了鼓勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，提高我國核心競爭能力與獲得國際市場競爭優(yōu)勢，自2003年以來，我國政府逐步加強對醫(yī)藥行業(yè)的經(jīng)費投入與補貼，1999年至2015年，政府投入從4000多億元增長到41000多億元，政府直接補貼已經(jīng)成為化學制藥業(yè)研發(fā)投入的重要資金來源之一。與此同時，政府研發(fā)補助并不能完全滿足創(chuàng)新活動所需的全部資金，企業(yè)仍需通過自身融資活動籌集更多資金。考慮到不同渠道的資本成本不同，可能會對企業(yè)研發(fā)支出產(chǎn)生不同的影響，鑒于此，本文通過分析化學制藥業(yè)上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)，探討不同籌資渠道對化學制藥業(yè)研發(fā)投入的影響，以期實現(xiàn)研發(fā)投入效率的優(yōu)化。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）政府補助與研發(fā)投入

研發(fā)成果的外溢性與收益的不確定性，阻礙諸多企業(yè)尤其是中小企業(yè)的研發(fā)投入，在這種情況下，政府的激勵與引導就顯得十分重要。政府通過直接補貼與稅收優(yōu)惠等各項政策，能夠有效改善研發(fā)的外部性；與此同時，由信號傳遞理論可知，政府補貼行為能有效向外界傳遞“利好”信息，降低企業(yè)與外部投資者的信息不對稱，緩解研發(fā)活動的籌資約束，從而提高企業(yè)研發(fā)投入（楊洋、魏江、羅來軍，2015）。

此外，政府直接補貼能否被有效利用很可能與企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)存在較大的關(guān)聯(lián)，由“權(quán)衡理論”可知，隨著企業(yè)負債的增加，企業(yè)的財務(wù)風險也會逐步增高，經(jīng)營者為保證企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營，很可能會減少收益不確定性較大的研發(fā)活動，將政府補貼資金投資到收益風險較小的項目上，此時政府補貼的激勵效果被削弱。

目前，國內(nèi)外關(guān)于政府補貼與企業(yè)研發(fā)投入的研究內(nèi)容十分廣泛，但兩者間究竟會產(chǎn)生“擠入效應(yīng)”還是“擠出效應(yīng)”仍無一致定論。多數(shù)學者研究結(jié)果表明政府補貼能夠有效促進企業(yè)研發(fā)投入，如Lee（2011）從技術(shù)提升、需求創(chuàng)造、研發(fā)成本與項目重疊四個方面分析了6個國家9個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，在市場競爭激烈的環(huán)境下，高技術(shù)行業(yè)的政府補助與企業(yè)私人研發(fā)具有促進效益；Lach(2002)發(fā)現(xiàn)，政府補貼能夠激勵企業(yè)的自主研發(fā)支出，并且這種激勵作用對小型企業(yè)更加顯著；陳玲 （2016）等運用傾向分值匹配法分析了1256家上市公司，同樣證實了政府補貼的擠入效應(yīng)。另一部分學者則對政府補助的效果提出質(zhì)疑，如Gonzalez（2008）對西班牙制造業(yè)分析指出政府補助與技術(shù)創(chuàng)新投入直接不存在正向關(guān)系；Lerner（1996）通過考察美國小型企業(yè)創(chuàng)新研究項目發(fā)現(xiàn)，政府補助在證明企業(yè)創(chuàng)新能力方面發(fā)揮重要作用，但補貼在一定程度上扭曲市場，從而導致政策效果不佳；劉楠（2005）從博弈論的思想出發(fā)構(gòu)建政府補助模型，分析表明由于技術(shù)創(chuàng)新的外部性使得政府補助的激勵效果并不明顯，直接補助不會有效提高企業(yè)自身研發(fā)投入。王一卉（2013）通過分析中國高技術(shù)行業(yè)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)性質(zhì)的不同會影響政府補助利用效率，非國有制企業(yè)中政府現(xiàn)金補助與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新正向相關(guān)，國有企業(yè)則相反。

綜上，本文提出假設(shè)1：

H1：政府對企業(yè)研發(fā)的現(xiàn)金補貼能夠發(fā)揮促進或抑制作用，兩者關(guān)系具有非線性特征。

（二）融資結(jié)構(gòu)與研發(fā)投入

由Myers與Majluf的“優(yōu)序融資”理論可知，由于交易成本的存在，內(nèi)源融資的成本最低且不存在稀釋股東權(quán)益的風險，而外源融資會降低企業(yè)價值。因此，企業(yè)在為研發(fā)項目籌集資金的時候，應(yīng)該考慮首先利用內(nèi)部盈余，債務(wù)融資次之，最后通過股權(quán)融資。然而，對于化學制藥業(yè)這類技術(shù)密集型行業(yè)，僅僅依靠內(nèi)部融資無法支撐企業(yè)龐大的研發(fā)支出，所以，企業(yè)必須借助外部資本來實現(xiàn)研發(fā)創(chuàng)新。

目前國內(nèi)外大多數(shù)學者研究認為，企業(yè)債權(quán)融資會對研發(fā)活動產(chǎn)生一定的約束作用，而內(nèi)源融資與股權(quán)融資能有效促進研發(fā)投入。如孫早等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的企業(yè)股權(quán)融資對研發(fā)支出具有顯著的促進作用。Brown等（2011）研究發(fā)現(xiàn)權(quán)益性融資能夠在金融市場動蕩的情況下保障企業(yè)研發(fā)投入的穩(wěn)定。Svensson（2007）通過研究瑞士中小型企業(yè)發(fā)現(xiàn)較低負債率有利于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動。Jensen（1964）等通過考察外部董事比例發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中對企業(yè)研發(fā)投入出有積極影響，而企業(yè)負債率與研發(fā)支出負向相關(guān)。Wang（2010）等通過研究石油公司不同融資工具對研發(fā)投入的影響發(fā)現(xiàn)，普通股比例與研發(fā)支出表現(xiàn)為正向關(guān)系，而債務(wù)融資與研發(fā)支出表現(xiàn)為負向關(guān)系。當然，也部分學者研究得出了其他結(jié)論，Williamson（1963）指出，對于企業(yè)負債和研發(fā)投入之間存在著最佳的融資結(jié)構(gòu)，即兩者之間表現(xiàn)為倒U型關(guān)系。Chiao（2002）通過對不同行業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，債務(wù)融資會增加非科技型企業(yè)的研發(fā)投資與實物投資，但對于科技型企業(yè)而言，債務(wù)融資會降低企業(yè)研發(fā)支出。王新紅（2012）、李匯東等（2013）研究表明，資本結(jié)構(gòu)與研發(fā)投入強度并沒有明顯關(guān)系。陳紫晴（2015）通過研究236家中小板上市公司發(fā)現(xiàn)，內(nèi)源融資、股權(quán)融資與企業(yè)研發(fā)投入均無明顯影響。

綜上，本文提出假設(shè)2：

H2a：內(nèi)源融資促進企業(yè)研發(fā)投入；

H2b：股權(quán)融資促進企業(yè)研發(fā)投入；

H2c：債務(wù)融資抑制企業(yè)研發(fā)投入。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選取

本文選取2015年前公開上市，并于2015-2017年持續(xù)經(jīng)營的化學制藥業(yè)為研究樣本，通過上海、深圳證券交易所及國泰安數(shù)據(jù)庫等網(wǎng)站收集相關(guān)企業(yè)年報并進行手工整理。在此基礎(chǔ)上，剔除PT、PT*、ST等有特殊變故的企業(yè)、剔除相關(guān)信息不完善的企業(yè)、剔除某些嚴重虧損的公司，以減少極端數(shù)據(jù)對實證分析的影響，經(jīng)過篩選最終得到67家符合研究條件的化學制藥企業(yè)。

（二）變量定義

本文旨在研究不同籌資渠道獲得的資本對企業(yè)研發(fā)支出的影響，考慮到企業(yè)間資產(chǎn)規(guī)模的差異較大，因此選用相對指標來衡量文中主要變量。具體衡量方法見表1。

表1 相關(guān)變量及定義

（三）模型構(gòu)建

1、固定效應(yīng)模型。根據(jù)上文分析，利用如下固定效應(yīng)模型，初步分析政府補貼、內(nèi)源融資率、股權(quán)融資率及債務(wù)融資率對研發(fā)投入強度的影響：

其中，Cit表示控制變量，i表示公司個體，t表示年份，ε表示誤差項。

2、門檻回歸模型。進一步考察政府補助與研發(fā)支出是否會隨著企業(yè)負債水平的不同而發(fā)生非線性的分段效應(yīng)。為了有效分析三者之間的影響機理，避免由于人為劃分資本結(jié)構(gòu)區(qū)間而產(chǎn)生的誤差，本文參考Hansen（1999）的面板門檻分析模型，利用樣本的內(nèi)生性將其劃分為多個區(qū)間，進而研究政府資金補貼與研發(fā)投入的關(guān)系。構(gòu)建單一門檻模型如下：

其中I為指標函數(shù)，rit代表門檻變量即資產(chǎn)負債率，而γ代表未知門檻，類似的，可以將模型擴充為雙重門檻等多重門檻模型。

在得到γ的估計值后，本文需要進一步檢驗門檻模型的可靠性：門檻效應(yīng)是否存在？估計值是否具有準確性？由于門檻效應(yīng)顯著的原假設(shè)為 H0:φ1=φ2,備選假設(shè)為 H1:φ1≠φ2，對應(yīng)統(tǒng)計量為：

其中S0、S1分別表示H0與H1假設(shè)條件下的殘差平方和，由于F統(tǒng)計量是非標準分布，為了確定拒絕原假設(shè)的P值，Hansen推薦使用Bootstrap自抽樣法，構(gòu)造似然比統(tǒng)計量：

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

由表2對各統(tǒng)計量的基本描述可以看出，化學制藥業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入水平相對較高，平均投入強度達到5.121%，但標準差高達3.02%，證明不同企業(yè)間的研發(fā)支出差異巨大，此外，樣本企業(yè)的政府補貼、融資結(jié)構(gòu)等多項指標都存在較大差異，因此有必要進一步分析，探究不同資本來源與企業(yè)研發(fā)的關(guān)系。由變量間的相關(guān)性分析結(jié)果可知，研發(fā)投入與政府補現(xiàn)金貼、融資結(jié)構(gòu)等均存在顯著相關(guān)關(guān)系。其中研發(fā)投入強度與政府補助、內(nèi)源融資率及企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模顯著正相關(guān)，與股權(quán)融資率、債務(wù)融資率負向相關(guān)，與企業(yè)年齡負相關(guān)但并不顯著。

表2 描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析

（二）回歸分析

首先通過固定效應(yīng)模型初步分析各統(tǒng)計量之間的關(guān)系，模型1對因變量與被自變量進行回歸分析，模型2加入企業(yè)年齡、規(guī)模等控制變量。由表3回歸分析結(jié)果可以看出，大部分變量之間具有顯著的相關(guān)性，在加入控制變量后系數(shù)變化不大，證明結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。政府補貼與研發(fā)投入的相關(guān)系數(shù)為0.394,且兩者表現(xiàn)為正向相關(guān)；內(nèi)源融資率的相關(guān)系數(shù)為0.056，與研發(fā)投入顯著正相關(guān)，假設(shè)H2a成立；股權(quán)融資率的相關(guān)系數(shù)為-0.013，與研發(fā)投入負相關(guān)，未證實假設(shè)H2b，造成該結(jié)果的原因可能是，股東與企業(yè)經(jīng)營者之間的利益并不完全一致，經(jīng)營者往往更加關(guān)注其在任期間的短期利益，隨著企業(yè)股權(quán)融資的增加，委托代理矛盾會進一步激化，從而不利于增加企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新；債務(wù)融資率與研發(fā)投入的相關(guān)系數(shù)為-0.016，與研發(fā)投入顯著負相關(guān)，假設(shè)H2c成立。

表3 回歸分析結(jié)果

（三）門檻分析

利用Stata13.0進行門檻回歸分析，得到估計的門檻值及P值（借鑒連玉軍教授編寫的xtthres命令）。由表4可知，模型通過單一門檻檢驗，對應(yīng)門檻值為61.515%，且在95%的置信區(qū)間顯著，證明結(jié)果具有可靠性，而雙重門檻與三重門檻不顯著。為了更清楚反映單一門檻估計值對應(yīng)的置信區(qū)間，圖1繪制了DFR的似然比函數(shù)圖。

表4 門檻分析檢驗

圖1 LR函數(shù)圖

根據(jù)表4得到的估計值，進一步檢驗變量系數(shù)，結(jié)果見表5。

表5 參數(shù)估計結(jié)果

綜合以上分析，可看出在企業(yè)長期負債的調(diào)節(jié)下，政府補貼與研發(fā)投入之間的關(guān)系為倒U型，支持假設(shè)H1。當企業(yè)的資產(chǎn)負債率小于61.515%時，兩者之間存在著正向關(guān)系，此時的影響系數(shù)為0.461，證明政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入有著正向的激勵作用；當資產(chǎn)負債率超過61.515%時，兩者之間的影響關(guān)系變?yōu)樨撓?，影響系?shù)為-0.895，說明在企業(yè)當負債率過高的情況下，政府補貼反而會降低企業(yè)研發(fā)支出。產(chǎn)生這種結(jié)果的原因可能是，在企業(yè)杠桿過高的情況下，還款壓力的增加會使企業(yè)陷入財務(wù)困境，此時政府資金的直接補助可能會被用于企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的其他方面。

四、研究結(jié)論

多年以來，歐美等發(fā)達國家醫(yī)藥企業(yè)憑借著雄厚的資金、先進的研發(fā)能力及銷售管理模式，始終占據(jù)著國際醫(yī)藥市場的主導地位。相比之下，我國化學制藥業(yè)仍處于發(fā)展的初期階段，行業(yè)創(chuàng)新主要以仿制為主，整體規(guī)模較小，創(chuàng)新能力與國際領(lǐng)先水平仍存在較大差距?？紤]到醫(yī)藥行業(yè)對保障國民身體健康及群眾切身利益的重要作用，促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，提高我國醫(yī)藥企業(yè)自主研發(fā)能力十分有必要。

本文通過探究化學制藥業(yè)企業(yè)不同籌資渠道獲得的資本對企業(yè)研發(fā)支出的影響，實證分析得出以下結(jié)論：（1）企業(yè)內(nèi)源融資能有效提高研發(fā)投入；長期負債比例的增加會減少研發(fā)支出；股權(quán)融資與研發(fā)投入負相關(guān)，但作用不強；（2）政府補貼與企業(yè)研發(fā)支出呈現(xiàn)非線性關(guān)系，當企業(yè)長期負債率小于61.515%，兩者之間有明顯的促進作用，當其大于61.515%時，兩者之間出現(xiàn)負向相關(guān)關(guān)系。

由此可見，為了有效提升政府補貼的利用效率，政府在給與直接補助時需要更加謹慎，對于杠桿過高、面臨財務(wù)困境的企業(yè)適當減少現(xiàn)金補貼，通過稅收優(yōu)惠等其他獎勵方式激勵企業(yè)創(chuàng)新。與此同時，企業(yè)為保障研發(fā)活動的持續(xù)性，必須將負債率控制在合理的范圍內(nèi)，積極擴展研發(fā)籌資的其他渠道?！?/p>