汪 軍（博士）

一、引言

黨的十九大報告中明確指出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力”“創(chuàng)新是從根本上打開增長之鎖的鑰匙”。在強調(diào)“改革開放是決定當代中國命運的關(guān)鍵一招”的同時，習近平總書記把創(chuàng)新“擺在國家發(fā)展全局的核心位置”，強調(diào)“創(chuàng)新始終是一個國家、一個民族發(fā)展的重要力量，也是推動人類社會進步的重要力量”。企業(yè)創(chuàng)新，不僅有利于增強企業(yè)在全球化市場中的競爭力，而且對適應經(jīng)濟新常態(tài)、促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級有著深遠影響。衡量創(chuàng)新的重要指標是研究與試驗性發(fā)展（R&D）經(jīng)費支出，2016年我國R&D 支出總額為15676.7 億元，其中企業(yè)投資資金為11923.5 億元，占全部資金的76.06%，企業(yè)創(chuàng)新已經(jīng)成為國家創(chuàng)新的中堅力量，而中小企業(yè)創(chuàng)新更是占據(jù)著企業(yè)創(chuàng)新的主體地位。十九大報告指出，中小企業(yè)用了近40%的資源，創(chuàng)造了我國60%以上的GDP，繳納了50%以上的稅收，貢獻了70%以上的技術(shù)創(chuàng)新和新產(chǎn)品開發(fā)，提供了80%以上的就業(yè)崗位。

在引導企業(yè)創(chuàng)新中，創(chuàng)業(yè)板為高成長性、高科技型中小企業(yè)和新興公司提供了一條直接融資道路并取得了顯著成果，能為廣大中小企業(yè)解決創(chuàng)新融資問題提供寶貴經(jīng)驗。2017年12月底，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司總計710 家，涉及13 個行業(yè)，總發(fā)行股本達3258 億股，總市值達5.13 萬億元，與2009年10月創(chuàng)業(yè)板成立之初的市值1500 億元相比漲幅高達3320%，是全球服務創(chuàng)業(yè)歷史最短、成長最快的市場，具體情況如表1所示。在創(chuàng)業(yè)板公司中，有638家擁有高新技術(shù)企業(yè)資格，600家擁有核心專利技術(shù)，252家擁有國家火炬計劃項目，83家擁有國家863計劃項目，60家為國家創(chuàng)新試點企業(yè)。

我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的特征有：①行業(yè)相對集中，規(guī)模相對較小。從表1 中可看出，創(chuàng)業(yè)板上市公司高度集中在制造業(yè)與信息技術(shù)業(yè)，兩大行業(yè)上市公司占全部創(chuàng)業(yè)板上市公司的88.31%。創(chuàng)業(yè)板的制造業(yè)企業(yè)具有明顯的高科技特征，其市價總值及平均市價總值都是三板之中最低的，主要分布于專用設(shè)備和儀器儀表、電子元器件、計算機及相關(guān)設(shè)備、生物醫(yī)藥及文化、辦公用機械等領(lǐng)域。在深交所2017年12月底各市場基本指標中，創(chuàng)業(yè)板上市公司相對于主板和中小板來說，規(guī)模最小，具體見表2。②以高科技企業(yè)和快速成長的中小企業(yè)為主體。在表2中，中小企業(yè)板和主板的市盈率分別為42.41和26.43，創(chuàng)業(yè)板平均市盈率為49.15倍，是各市場中最高的，凸顯了創(chuàng)業(yè)板上市公司具有明顯的高成長性和高風險性等特征。

表1 創(chuàng)業(yè)板股票行業(yè)分布（2017.12）

表2 深交所各市場基本指標（2017.12）

因此，有效解決中小企業(yè)研發(fā)投入的融資問題，對國家來說是推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、促進產(chǎn)業(yè)升級的必克難關(guān)；對企業(yè)來說是獲得競爭優(yōu)勢、持續(xù)發(fā)展壯大的必經(jīng)考驗。創(chuàng)業(yè)板市場的良好發(fā)展勢頭，為廣大受研發(fā)投融資問題困擾的中小企業(yè)提供了一條可供選擇的道路。但創(chuàng)業(yè)板市場的融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入究竟有著怎樣的影響呢？本文選取2012～2016年創(chuàng)業(yè)板上市公司融資結(jié)構(gòu)與研發(fā)投入的相關(guān)數(shù)據(jù)，探索中小企業(yè)不同融資渠道來源的資金與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系，以期降低研發(fā)項目的融資成本，有效增加企業(yè)的研發(fā)投入。

二、文獻回顧與研究假說

融資結(jié)構(gòu)按資金的需求方和供給方是否為同一主體可以分為內(nèi)源融資和外源融資，其中外源融資可進一步分為股權(quán)融資和債權(quán)融資，政府補助可以看成一種特殊的外源融資。研發(fā)活動的融資水平限制了企業(yè)研發(fā)資金的投入，同時融資結(jié)構(gòu)又影響著創(chuàng)新項目的融資成本，尤其是研發(fā)投資收益的不確定性，使得企業(yè)在進行研發(fā)投資決策時，融資成本成為十分關(guān)鍵的考慮因素。融資成本過高會抑制研發(fā)投入，反之，融資成本降低則能促進研發(fā)投資增加。各類融資方式按照融資成本由低到高排序，依次是政府補助、內(nèi)源融資、股權(quán)融資和債權(quán)融資。目前學界對于不同融資方式對研發(fā)投入的影響并未達成一致看法，本文通過分析創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入的融資結(jié)構(gòu)來研究經(jīng)濟新常態(tài)背景下中小企業(yè)的融資方式對研發(fā)投入的影響。

（一）內(nèi)外源融資結(jié)構(gòu)與研發(fā)投入

研發(fā)投入有其特殊性：①研發(fā)投入風險高。由于研發(fā)投入是一種創(chuàng)新投資，研發(fā)活動需要反復多次的研究，這就需要投入大量人力、物力，但最終也不能保證能形成無形資產(chǎn)，因此企業(yè)較難就某項研發(fā)項目獲得外源融資。Myers[1]提出的優(yōu)序融資理論認為，企業(yè)為了避免因信息不對稱而引起的外界對企業(yè)市場價值錯誤估計的可能，會優(yōu)先選擇內(nèi)部權(quán)益融資。②研發(fā)投入成本高。一方面研發(fā)投入需要持續(xù)的資源投入，如相關(guān)的專利、固定資產(chǎn)等，另一方面研發(fā)人員相對剛性的工資需求[2]，導致研發(fā)投入成本高，而外源融資具有較高的資金成本，對利息和本金的償付無疑加重了企業(yè)的負擔，因此企業(yè)會優(yōu)先選擇資本成本最低的內(nèi)部融資。③研發(fā)投入收益難以估計。大部分研發(fā)投入用于培育企業(yè)的核心競爭力，其中很多信息涉及商業(yè)機密，信息不對稱程度的加劇導致企業(yè)進行外源融資更加困難。Hall[3]研究表明，由于研發(fā)投資的未來現(xiàn)金流難以估計且企業(yè)不愿意透露過多的研發(fā)信息，導致逆向選擇和道德風險的產(chǎn)生，使企業(yè)研發(fā)投資難以獲得充足的外源融資。段海艷[4]以2015年中小板上市公司為樣本進行實證研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)源融資能顯著促進企業(yè)的研發(fā)投入，這一情形在高成長性企業(yè)中尤為突出。而且，我國財政資金對研發(fā)經(jīng)費的投入相較于發(fā)達國家而言依然偏低。相關(guān)調(diào)查結(jié)果顯示，目前發(fā)達國家中企業(yè)的研發(fā)投入占銷售收入的比重均值為3%，而我國僅為1%左右。可見，基于研發(fā)投入的特殊性和中小企業(yè)所獲外源融資的有限性，企業(yè)的研發(fā)資金更偏向內(nèi)源融資?；谝陨戏治?，提出假設(shè)1：

H1：內(nèi)源融資比外源融資對研發(fā)投入的促進作用更顯著。

（二）股債權(quán)融資結(jié)構(gòu)與研發(fā)投入

在進一步對企業(yè)外源融資的研究中，比起債權(quán)融資，企業(yè)基于以下原因更傾向于通過股權(quán)融資來籌集研發(fā)資金：①研發(fā)投入的結(jié)果非實物化，企業(yè)的研發(fā)成果形成無形資產(chǎn)，而無實物化的無形資產(chǎn)不能夠用來為貸款提供抵押擔保，使企業(yè)較難獲取銀行貸款。李匯東、唐躍軍、左晶晶[5]研究發(fā)現(xiàn)，由于中小企業(yè)或者民營企業(yè)內(nèi)部資金積累制度不健全，所以股權(quán)融資對于這類企業(yè)意義重大。史小坤、董雪慧等[6]通過創(chuàng)業(yè)板上市公司發(fā)現(xiàn)高融資約束企業(yè)在進行R&D投入時更傾向于采用現(xiàn)金和注冊資本。②股權(quán)投資者更看重企業(yè)的成長性，創(chuàng)業(yè)板上市公司大多是快速成長中的中小企業(yè)或新興企業(yè)，規(guī)模小、風險高，相比于期望獲得穩(wěn)定投資收益的債權(quán)投資者來說，股權(quán)投資者會更看重研發(fā)投入為企業(yè)帶來的成長價值，因此也愿意承擔更高的風險。Rahhim、Pascal[7]認為，企業(yè)對于研發(fā)資金需求較大時更偏好股權(quán)融資，因為研發(fā)投入的收益不確定且風險高，但是企業(yè)償還借款本息需要穩(wěn)定的現(xiàn)金流，相比債權(quán)融資來說股權(quán)融資風險更低。王帆、劉帥等[8]基于2012～2015年87 家信息技術(shù)業(yè)企業(yè)的平衡面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對于研發(fā)投入而言，股權(quán)融資的推動效果顯著優(yōu)于債權(quán)融資。張憬、劉曉輝[9]基于2007～2015年上市公司經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，企業(yè)股權(quán)融資與研發(fā)投資強度顯著正相關(guān)。基于以上分析，提出假設(shè)2：

H2：對創(chuàng)業(yè)板上市公司來說，股權(quán)融資比債權(quán)融資對研發(fā)投入的促進作用更大。

（三）政府補助與研發(fā)投入

企業(yè)獲得政府補助證明了企業(yè)的研發(fā)項目具有價值，形成市場聲譽，因此能夠吸引更多的投資者參與進來，眾多研究肯定了政府補助對研發(fā)投入的積極作用[5，10]。一方面，研發(fā)投入具有正外部性。由于企業(yè)研發(fā)投入需要付出成本但獲得的私人收益卻小于社會總收益，引發(fā)其他企業(yè)“搭便車”的行為，從而導致“市場失靈”，因此需要政府補助來增加企業(yè)收益或降低企業(yè)成本，提高企業(yè)對研發(fā)投入的積極性。Arrow[11]認為由于研發(fā)支出具有正外部性，導致企業(yè)研發(fā)投資水平低于社會最佳投資水平，從而需要政府干預。李匯東、唐躍軍、左晶晶[5]以我國上市公司為樣本研究后發(fā)現(xiàn)，對企業(yè)創(chuàng)新投資影響最大的是政府補助。另一方面，政府補助對研發(fā)投入具有明顯的“刺激效應”。喻青松、舒建玲[12]運用門檻回歸模型分析了在企業(yè)不同成長階段政府補助對研發(fā)投入的作用，結(jié)果表明企業(yè)融資需求大且創(chuàng)新潛力大時，政府補助對公司研發(fā)投入的正向影響相對顯著，有明顯的門檻效應。段海艷[4]針對中小板市場的研究發(fā)現(xiàn)，政府補助不僅本身可以用于研發(fā)支出，其傳遞出的企業(yè)創(chuàng)新項目有競爭力的利好信號還可以進一步幫助企業(yè)獲得外源融資，因此政府補助與企業(yè)研發(fā)支出顯著正相關(guān)。饒萍[10]運用我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的面板數(shù)據(jù)研究表明，政府應加大對創(chuàng)業(yè)板的補助，促進研發(fā)投資增加。大量文獻表明，政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)支出具有顯著的正向促進作用[13-15]?；谝陨戏治?，提出假設(shè)3：

H3：政府補助對企業(yè)研發(fā)投入具有明顯的促進作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2012年前在創(chuàng)業(yè)板上市的公司為研究樣本，研究的時間跨度為2012～2016年，總計5年。本文的主要數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫、創(chuàng)業(yè)板上市公司年報，由于金融保險業(yè)采用的會計科目與其他行業(yè)有明顯區(qū)別，故剔除了金融保險業(yè)公司樣本和數(shù)據(jù)缺失樣本，最終得到274個樣本，總共1370個觀察值。為了避免極端值的影響，本文對所有連續(xù)型變量都進行了1%和99%分位的Winsorize處理，并運用Stata 14進行實證分析。

（二）研究變量設(shè)定

1.被解釋變量。研發(fā)投入，本文用研發(fā)支出占年初總資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)的研發(fā)投入強度。在研發(fā)支出的會計處理上，我國在2006年頒布的《企業(yè)會計準則第6號——無形資產(chǎn)》中規(guī)定，上市公司披露內(nèi)部研究開發(fā)項目的支出，應當具體劃分為研究階段支出和開發(fā)階段支出，開發(fā)階段支出進行有條件的資本化。本文采用資本化和費用化的總和來計算研發(fā)支出，同時為了方便不同企業(yè)之間進行對比，將該值除以企業(yè)年初總資產(chǎn)（下同），融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)支出的滯后效應在穩(wěn)健性檢驗中加以討論。

2.解釋變量。

（1）內(nèi)源融資，本文用“經(jīng)營活動現(xiàn)金流量/年初總資產(chǎn)”來衡量企業(yè)的內(nèi)源融資。以往文獻研究表明現(xiàn)金持有水平是企業(yè)研發(fā)投入的現(xiàn)實財務因素，研發(fā)投入會更加依賴現(xiàn)金流中較為持久的部分，而由經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量明顯更為持久，且相比基于未分配利潤加上折舊、攤銷費用等的計算方法，可操縱空間更小[5]。

（2）外源融資，本文用“籌資活動現(xiàn)金流量/年初總資產(chǎn)”來衡量企業(yè)的外源融資。企業(yè)內(nèi)源融資資金來源于經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流，而企業(yè)的外源融資資金來源于籌資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流，包括股權(quán)和債權(quán)融資等多種外源融資方式[16]。

（3）股權(quán)融資，本文用“股本與資本公積變動額/年初總資產(chǎn)”來衡量股權(quán)融資。創(chuàng)業(yè)板上市公司可以通過增發(fā)股票的方式吸引投資，資本溢價部分則計入資本公積，股本與資本公積的變動額即為公司投入資本增減數(shù)。

（4）債權(quán)融資，本文用“銀行借款變動額/年初總資產(chǎn)”來衡量企業(yè)的債權(quán)融資。由于公司債券的發(fā)行有嚴格的市場準入制度，雖然2005年《證券法》將發(fā)行債券由審批制改為核準制，但國家對于公司債券的發(fā)行還是存在諸多干預。在這一背景下，銀行借貸始終是我國中小企業(yè)進行債權(quán)融資的主要方式。因此，在對創(chuàng)業(yè)板上市公司融資偏好的后續(xù)研究中，本文僅考慮銀行借款這一債權(quán)融資方式。

（5）政府補助，本文采用“與收益相關(guān)的政府補助/年初總資產(chǎn)”來衡量企業(yè)獲得的政府補助金額。公司獲得的政府補助在披露時可以劃分為與資產(chǎn)相關(guān)和與收益相關(guān)兩部分，但從長遠來看，政府補助將根據(jù)是否與公司日?；顒佑嘘P(guān)分別計入其他收益和營業(yè)外收入。

3.控制變量。

（1）企業(yè)規(guī)模，眾多學者的研究表明企業(yè)規(guī)模對研發(fā)投入存在顯著影響。通常來說，企業(yè)規(guī)模越大，研發(fā)投入越高，本文采用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量企業(yè)規(guī)模。

（2）財務杠桿，通常由資產(chǎn)負債率表示[17]，這也是資本結(jié)構(gòu)中最重要的部分。財務杠桿越高，企業(yè)需要承擔的財務風險越大，導致企業(yè)對研發(fā)投資采取更加保守的策略，因此本文采用“負債總額/資產(chǎn)總額”來衡量財務杠桿。

（3）股權(quán)結(jié)構(gòu)，股權(quán)的集中程度越高，企業(yè)的大股東對研發(fā)投資決策的決定權(quán)越大，因此需要對第一大股東持股比例加以控制，具體表示為“第一大股東持股總數(shù)/公司總股數(shù)”。

（4）產(chǎn)品競爭力，反映了企業(yè)對產(chǎn)品宣傳的力度，產(chǎn)品宣傳力度大，能加大消費者對企業(yè)產(chǎn)品的熟悉度，從而企業(yè)具有更強的市場競爭力[16]，企業(yè)研發(fā)動力增強，本文以“銷售費用/營業(yè)收入”即銷售費用率來衡量產(chǎn)品競爭力。

（5）產(chǎn)品需求，企業(yè)產(chǎn)品需求旺盛時，營業(yè)收入往往會增加，企業(yè)為了保持市場對產(chǎn)品的需求，會加大研發(fā)投資，故本文采用“營業(yè)收入/年初總資產(chǎn)”來衡量產(chǎn)品需求[18]。

（6）虛擬變量，本文根據(jù)創(chuàng)業(yè)板特征將行業(yè)分成三類：制造業(yè)、信息技術(shù)業(yè)、其他行業(yè)。以其他行業(yè)為基準，增加了2個行業(yè)虛擬變量。同時為控制外部經(jīng)濟環(huán)境對研發(fā)投入的影響，以2012年為基期設(shè)置了4 個年度虛擬變量。具體的變量設(shè)定及定義如表3所示。

（三）研究模型構(gòu)建

為了檢驗創(chuàng)業(yè)板上市公司融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入的影響，本文借鑒李匯東等[5]、韓雙江[19]的做法，建立多元線性回歸模型，其中：針對H1 構(gòu)建模型（a），解釋變量為內(nèi)源融資（Endo）和外源融資（Exog）；針對H2 構(gòu)建模型（b），解釋變量為內(nèi)源融資（Endo）、股權(quán)融資（Equity）和債權(quán)融資（Debt）；針對H3構(gòu)建模型（c），在模型（b）中再加入政府補助（Gov）作為解釋變量。三個模型的控制變量均為企業(yè)規(guī)模（Size）、財務杠杠（Dta）、產(chǎn)品競爭力（SFIN）、產(chǎn)品需求（REV）、第一大股東持股比例（CGBL）。

表3 主要變量定義

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

1.總樣本描述性統(tǒng)計?？倶颖镜拿枋鲂越y(tǒng)計結(jié)果如表4所示。

表4 總樣本描述性統(tǒng)計

從表4 可以看出，研發(fā)投入的均值為3.28%，中位數(shù)為2.61%，所處區(qū)間范圍為0～17.64%，可見大部分創(chuàng)業(yè)板上市公司對研發(fā)投入較為重視，少數(shù)公司研發(fā)投入占比極高?？傮w來說，企業(yè)獲得的外源融資規(guī)模大于內(nèi)源融資規(guī)模，最高的外源融資額可達期初總資產(chǎn)的3.5 倍。而企業(yè)股權(quán)融資平均占比是債權(quán)融資平均占比的2.4 倍，證明外源融資中最主要的資金來源還是股權(quán)融資。政府對于創(chuàng)業(yè)板上市公司的補助平均占比為0.92%。從相關(guān)控制變量描述中可看出：創(chuàng)業(yè)板上市公司多為中小企業(yè)且體量相當；股權(quán)相對集中，第一大股東持股比例均值達31.21%；資產(chǎn)負債率總體較低，但跨度較大；市場對產(chǎn)品的需求較高，營業(yè)收入占總資產(chǎn)的比例超過50%。由此可以推斷，創(chuàng)業(yè)板上市公司發(fā)展前景較好。

2.分年度描述性統(tǒng)計。從表5和表6可以看出，企業(yè)研發(fā)投入的變化趨勢相對平穩(wěn)，先略有上升后微有下降，而企業(yè)規(guī)模從2012年度的20.82 增長到2016年度的21.70，可見總體來說研發(fā)投入總額隨著公司總資產(chǎn)的上升也略有升高。

表5 研發(fā)投入分年度描述性統(tǒng)計

從表6 可以看出，研發(fā)投入與政府補助較為平穩(wěn)，并未隨時間的變化出現(xiàn)較大的波動。外源融資先隨著股權(quán)融資和債權(quán)融資的大幅度上升而快速升高，后來上升速度減慢。股權(quán)融資和債權(quán)融資從2013年后有一個快速增長的過程，推測可能與2014年起我國創(chuàng)業(yè)板上市公司不再局限于九大行業(yè)有關(guān)，上市條件放寬使得更多的公司有機會在創(chuàng)業(yè)板進行股權(quán)和債權(quán)融資，但隨著創(chuàng)業(yè)板市場進入、退出及交易等規(guī)則的逐漸完善，股權(quán)融資和債權(quán)融資平均占比下降，結(jié)構(gòu)趨于合理?？傮w上變化趨勢如圖1所示。

表6 解釋變量與控制變量分年度描述性統(tǒng)計

圖1 被解釋變量與解釋變量均值變化趨勢

圖2 被解釋變量與部分控制變量均值變化趨勢

由表6可知，企業(yè)的資產(chǎn)負債率逐漸上升，與此同時第一大股東持股比例逐漸下降，表明企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)漸漸趨向合理。企業(yè)產(chǎn)品需求由營業(yè)收入占年初總資產(chǎn)的比例計算，根據(jù)產(chǎn)品需求的年度變化可看出企業(yè)營業(yè)收入一直保持穩(wěn)步上升，2016年略有下降，表明創(chuàng)業(yè)板公司具有較好的成長性，同時企業(yè)的產(chǎn)品需求指標在5年來一直保持上升，到2016年升至66%，然而在擴大產(chǎn)品的市場競爭力方面還略有下降?？傮w來說創(chuàng)業(yè)板上市公司整體發(fā)展良好，具體的變化趨勢如圖2所示。

3.分行業(yè)描述性統(tǒng)計。由表7可知，信息技術(shù)業(yè)的研發(fā)投入最高，均值為5.61%，其次是制造業(yè)，研發(fā)投入均值為2.95%，仍舊高于其他行業(yè)2.15%的研發(fā)投入，對比表4 總樣本描述性統(tǒng)計中研發(fā)投入的中位數(shù)2.61%，可見信息技術(shù)業(yè)與制造業(yè)研發(fā)投入均高于全行業(yè)中位數(shù)，而其他行業(yè)的研發(fā)投入低于全行業(yè)中位數(shù)，可見行業(yè)背景對企業(yè)研發(fā)投入的影響非常明顯，創(chuàng)業(yè)板市場的主體是科技含量高的制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)等上市公司。

表7 分行業(yè)研發(fā)投入描述性統(tǒng)計

由表8 可以看出，制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)融資規(guī)模最大的融資方式是股權(quán)融資，然后是內(nèi)源融資和債權(quán)融資，而其他行業(yè)的排序則是首先股權(quán)融資，然后債權(quán)融資，最后才是內(nèi)源融資，可見其他行業(yè)內(nèi)源融資不足，需要依靠外源融資。而對于政府補助規(guī)模來說，獲得政府補助平均占比最高的是信息技術(shù)業(yè)，接下來是制造業(yè)，最后才是其他行業(yè)。三類行業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模相當，而資產(chǎn)負債率最高的是其他行業(yè)，產(chǎn)品競爭力和市場需求最高的都是信息技術(shù)業(yè)。

（二）相關(guān)性分析

為了檢驗模型各變量是否存在多重共線性以及對相關(guān)關(guān)系進行初步分析，下面對各變量進行Pearson相關(guān)性分析，相關(guān)系數(shù)如表9所示。

從表9 的相關(guān)性分析結(jié)果中可看出，任意兩個變量的相關(guān)系數(shù)r 都非常小，最大的是股權(quán)融資和外源融資（r為0.67），但兩個變量并不在同一個模型中。張爽[20]研究認為，即使變量間存在著顯著的相關(guān)關(guān)系，只要相關(guān)系數(shù)沒有超過0.8，就可以認為沒有多重共線性。因此，雖然本文的部分變量間存在一定的相關(guān)關(guān)系，但依舊可認為解釋變量與控制變量兩兩之間不存在多重共線性。

表8 解釋變量與控制變量分行業(yè)描述性統(tǒng)計

表9 變量間的相關(guān)系數(shù)

從表9 可以初步看出，內(nèi)源融資與研發(fā)投入的相關(guān)系數(shù)大于外源融資與研發(fā)投入的相關(guān)系數(shù)，股權(quán)融資的相關(guān)系數(shù)大于債權(quán)融資的相關(guān)系數(shù)。所有變量中只有財務杠桿和股權(quán)結(jié)構(gòu)與研發(fā)支出在5%的顯著性水平上呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，可以推測為資產(chǎn)負債率更高時企業(yè)可利用的自由現(xiàn)金流更少，從而不利于研發(fā)投入。而股權(quán)更集中時大股東有更大的操縱公司的能力，其可能會出于股東個人利益最大化而不是企業(yè)價值最大化的目的減少研發(fā)支出或者采取更保守的投資策略。變量間具體的相關(guān)關(guān)系需要進一步進行回歸分析加以驗證。

（三）回歸分析

1.內(nèi)外源融資與研發(fā)投入的回歸分析。本文先對模型（a）進行標準的OLS 回歸，估計結(jié)果如表10 中第2 列所示，可以看到方程中多個變量顯著，但由于樣本是面板數(shù)據(jù)，可能存在異方差，因此在Stata 14中進行懷特檢驗，觀察模型中的殘差。結(jié)果顯示拒絕同方差的原假設(shè)，模型存在異方差。因此本文接下來用穩(wěn)健標準誤的方法修正模型的異方差，最終回歸結(jié)果見表10，其中第3 列為修正異方差后的總樣本結(jié)果，第4～6列為分行業(yè)回歸結(jié)果。

從表10 中可以看出，總樣本回歸方程中R2為0.251，使用面板數(shù)據(jù)的模型擬合效果較好，模型均通過F 檢驗，表明方程整體顯著。通過進一步分析可以發(fā)現(xiàn)，在全樣本方程中內(nèi)源融資和外源融資在1%的水平上與研發(fā)投入顯著正相關(guān)，并且內(nèi)源融資的回歸系數(shù)0.035 大于外源融資的回歸系數(shù)0.024，證明H1成立，在同等條件下，內(nèi)源融資對研發(fā)投入的影響大于外源融資對研發(fā)投入的影響。同時回歸結(jié)果表明，市場競爭力與研發(fā)投入正相關(guān)，企業(yè)加大產(chǎn)品宣傳力度可以提高產(chǎn)品知名度，加深消費者對品牌的熟悉感，競爭力的提升促使企業(yè)更有意愿進行產(chǎn)品研發(fā)。而股權(quán)集中度越高越不利于企業(yè)的研發(fā)投入，與描述性統(tǒng)計中的結(jié)論一致，股東可能出于對風險的規(guī)避而抑制了研發(fā)投資。創(chuàng)業(yè)板企業(yè)大多是股權(quán)相對集中的民營企業(yè)，因此更應該適當?shù)胤稚⒐蓹?quán)，從而分散風險、加大創(chuàng)新力度。最后，表10中Industry1代表制造業(yè)，Industry2代表信息技術(shù)業(yè)，可看出行業(yè)背景對研發(fā)投入有十分顯著的影響，而年度虛擬變量不顯著說明宏觀經(jīng)濟變化對研發(fā)投入的影響不明顯。

從分行業(yè)的回歸結(jié)果看，信息技術(shù)業(yè)內(nèi)源融資的系數(shù)大于外源融資的系數(shù)，說明在信息技術(shù)業(yè)企業(yè)內(nèi)源融資對研發(fā)投入的促進作用更明顯，而其他行業(yè)企業(yè)則是外源融資系數(shù)（0.29）略大于內(nèi)源融資系數(shù)（0.28），表明這些企業(yè)更依賴外源融資，與描述性統(tǒng)計結(jié)果相符。而在制造業(yè)中融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入的影響并不顯著，甚至體現(xiàn)出內(nèi)源融資對研發(fā)投入有不顯著的負向影響，可能的原因是制造業(yè)的融資資金主要用于實物投資，對研發(fā)投入有“擠出效應”，使內(nèi)外源融資結(jié)構(gòu)與研發(fā)投入的關(guān)系變?nèi)鮗21]。

表10 內(nèi)外源融資多元回歸分析（OLS）

2.股債權(quán)融資與研發(fā)投入的回歸分析。在模型（a）的基礎(chǔ)上將外源融資進一步劃分成股權(quán)融資和債權(quán)融資，即得到股權(quán)債權(quán)融資結(jié)構(gòu)模型（b），進行回歸得到如表11所示結(jié)果。模型總體的擬合優(yōu)度為0.26，擬合效果較好，并且方程在1%的顯著性水平上通過了F 檢驗。從表11 中可以看出，股權(quán)融資和債權(quán)融資同樣顯著，但債權(quán)融資可以在1%的顯著性水平上成立，而且相比股權(quán)融資的回歸系數(shù)（0.005），債權(quán)融資的回歸系數(shù)（0.031）更大，證明在創(chuàng)業(yè)板市場，總體上債權(quán)融資比股權(quán)融資對研發(fā)投入的影響更顯著，這與H2的設(shè)想并不相符。需進一步進行分行業(yè)回歸分析。

從表11中的分行業(yè)回歸結(jié)果中可以看出，不同行業(yè)的股權(quán)和債權(quán)融資結(jié)構(gòu)存在十分明顯的差異，對創(chuàng)業(yè)板中制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)等與高新技術(shù)聯(lián)系緊密的產(chǎn)業(yè)來說，債權(quán)融資在5%的顯著性水平上通過t 檢驗，股權(quán)融資的系數(shù)不顯著?？赡艿睦碛墒牵瑒?chuàng)業(yè)板市場上的制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)企業(yè)屬于高科技集中企業(yè)，本身就具有較高的研發(fā)能力，有相對成熟的研發(fā)投資項目，也有專門的投資者參與，因此能夠更方便地獲取債權(quán)融資，從而導致債權(quán)融資對研發(fā)投入的作用更加明顯。同時較高的研發(fā)能力也在一定程度上保證了未來收益的穩(wěn)定性，企業(yè)有能力償付債務本息，因此可以選擇較低成本的債權(quán)融資，最終創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投資的融資順序符合優(yōu)序融資理論。而創(chuàng)業(yè)板中的其他行業(yè)相對來說研發(fā)能力更少為市場所知或由于商業(yè)機密而不愿向市場過多透露，又缺乏固定資產(chǎn)等資源進行抵押貸款，導致較難獲得債權(quán)融資，因此其他行業(yè)企業(yè)一般通過轉(zhuǎn)讓企業(yè)所有權(quán)來吸收資金。

表11 股債權(quán)融資多元回歸分析（OLS+穩(wěn)健標準誤）

制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)企業(yè)能夠獲得外源融資時，傾向于選擇債權(quán)融資，可能的原因還有：①企業(yè)的控制權(quán)偏好。韓雙江[19]認為中小企業(yè)少數(shù)股東掌握了企業(yè)的控制權(quán)，為了保持控制權(quán)的穩(wěn)定，股東不會考慮外源性的權(quán)益融資，即使這與企業(yè)的發(fā)展相矛盾。②出于對商業(yè)秘密的保護。蕭端[22]認為上市公司嚴格的信息披露制度導致企業(yè)的重要事項、戰(zhàn)略意圖被競爭對手獲知，從而可能導致計劃的失敗，因此企業(yè)出于對商業(yè)秘密的保護，不愿意選擇權(quán)益融資。

3.政府補助與研發(fā)投入的回歸分析。政府補助與研發(fā)投入融資結(jié)構(gòu)的關(guān)系模型（c）是在模型（b）的基礎(chǔ)上增加了政府補助作為解釋變量，政府補助與研發(fā)投入的回歸分析結(jié)果如表12所示。

表12 政府補助多元回歸分析（OLS+穩(wěn)健標準誤）

從表12的回歸結(jié)果中看出，總樣本回歸方程的擬合優(yōu)度為0.3134，證明模型的擬合效果較好，并且模型在1%的顯著性水平上通過了F檢驗，模型顯著成立。政府補助的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著，與此同時，內(nèi)源融資和債權(quán)融資的系數(shù)均非常顯著。并且可以看出，政府補助是所有融資渠道中系數(shù)最大的，達到了0.606，其次是內(nèi)源融資、債權(quán)融資，最后才是股權(quán)融資，證明H3成立，表明政府補助對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)研發(fā)投入有非常明顯的促進作用。在分行業(yè)回歸分析中制造業(yè)與信息技術(shù)業(yè)企業(yè)的政府補助對研發(fā)投入的影響均十分顯著，然而其他行業(yè)的政府補助系數(shù)不顯著，說明政府補助對制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)企業(yè)的研發(fā)活動能夠發(fā)揮有效的推動作用。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)源融資變量的設(shè)定調(diào)整

由于學界對企業(yè)內(nèi)源融資的定義存在爭議，有些學者認為內(nèi)源融資的衡量應該以經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流為基礎(chǔ)，減去必要的股利、利息支出[5，17]，因此本文將內(nèi)源融資重新定義為：（t 期經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額減去t 期所分配股利、利潤和償付利息所支付的現(xiàn)金）/總資產(chǎn)。內(nèi)源融資與研發(fā)投入重新回歸后的結(jié)果表明，除部分控制變量的顯著性水平有所改變外，前文的內(nèi)外源融資方式對研發(fā)投入的影響結(jié)果未變，因此回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（二）依次加入控制變量的逐項回歸

表13 依次加入控制變量的股債權(quán)融資模型多元回歸分析

由于模型（c）是建立在模型（b）的基礎(chǔ)上的，所以在模型（b）中依次加入控制變量的回歸結(jié)果也是對模型（c）的穩(wěn)健性檢驗，模型（b）進行OLS+穩(wěn)健標準誤檢驗后依次加入控制變量的回歸結(jié)果如表13所示。觀察表中控制變量的系數(shù)及其t值的變化，可以看出大部分變量的系數(shù)都是極為顯著的，而且隨著控制變量的依次加入，變量的顯著性水平都較為穩(wěn)定，基本沒有發(fā)生變化，表明模型（b）和模型（c）的回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

（三）政府補助與研發(fā)投入的滯后分析

對企業(yè)而言政府補助事項通常屬于事后獎勵，具有滯后性，即由于以前年度的政府補助行為可促進企業(yè)后期的研發(fā)活動，因此以前年度的政府補助也可能對當期的研發(fā)投入產(chǎn)生影響，因此將政府補助滯后一期的變量［（t-1）期政府補助/（t-1）期總資產(chǎn)］引入模型中探究不同時期政府補助對研發(fā)投入的影響。進行多元線性回歸的結(jié)果表明除個別指標的顯著性水平有變化外，其他指標都較為穩(wěn)定，證明雖然政府補助存在滯后性，但政府補助對研發(fā)投入的實證研究結(jié)論是顯著的。

六、研究結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

本文選取創(chuàng)業(yè)板274家上市公司2012～2016年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)探討了不同融資結(jié)構(gòu)對研發(fā)投入的影響，并且根據(jù)創(chuàng)業(yè)板市場特征對行業(yè)進行了進一步劃分以探究融資結(jié)構(gòu)對不同行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的影響，最終發(fā)現(xiàn)政府補助對研發(fā)投入的促進作用最明顯，制造業(yè)與信息技術(shù)業(yè)更偏好內(nèi)源融資和債權(quán)融資，而其他行業(yè)企業(yè)由于內(nèi)部資金不足更偏好股權(quán)融資。具體得到以下結(jié)論：

1.創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入的融資順序符合優(yōu)序融資理論。企業(yè)優(yōu)先使用內(nèi)源融資進行研發(fā)投入，在內(nèi)源融資不足時，先考慮債權(quán)融資，然后才是股權(quán)融資。內(nèi)外源融資順序與假設(shè)一致，而外源融資中股權(quán)融資與債權(quán)融資的順序與假設(shè)相反。在對分行業(yè)的進一步研究中發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)板上市公司的主體即高科技制造業(yè)與信息技術(shù)業(yè)企業(yè)所開展的業(yè)務本身就需要不斷地進行研發(fā)創(chuàng)新，對于研發(fā)活動十分熟悉，具有較強的研發(fā)實力，在一定程度上保證了未來收益的穩(wěn)定性。同時研發(fā)投資直接與產(chǎn)品掛鉤，研發(fā)價值更易獲得市場的認可，能夠吸引投資者參與，因此企業(yè)能夠較容易地獲得外源融資，而不是由于難以獲取債權(quán)融資才被動地選擇股權(quán)融資。

2.政府補助對研發(fā)投入的促進作用最明顯。一方面，政府對企業(yè)的研發(fā)投入解決了研發(fā)結(jié)果存在“正外部性”而造成企業(yè)研發(fā)投資動力不足的問題。通過增加企業(yè)收益或減少企業(yè)成本的方式，糾正企業(yè)私人收益小于社會總收益而造成“市場失靈”的現(xiàn)象。另一方面，政府補助對企業(yè)研發(fā)活動的支持，傳遞出了肯定企業(yè)研發(fā)投入價值的積極信號，減少了許多潛在的外部投資者對企業(yè)研發(fā)投資風險的顧慮，減輕了企業(yè)研發(fā)投入的財務約束，企業(yè)融資金額的增多，將促使企業(yè)加大研發(fā)投入。

3.研發(fā)投入的融資結(jié)構(gòu)具有明顯的行業(yè)差異。對于自主創(chuàng)新能力高的行業(yè)如高科技制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)，企業(yè)的研發(fā)融資結(jié)構(gòu)更接近優(yōu)序融資理論，而對于自主創(chuàng)新能力低的行業(yè)，企業(yè)的外源融資往往更多地選擇資金成本低但分散企業(yè)控制權(quán)的股權(quán)融資。由于在創(chuàng)新能力強的行業(yè)，企業(yè)的研發(fā)價值更容易獲得市場的認可，一定程度上彌補了由于信息不對稱造成的逆向選擇和道德風險，從而吸引了更多外部投資者的參與。而在創(chuàng)新能力低的行業(yè)，企業(yè)的研發(fā)投資價值不易被市場認可，且基于對研發(fā)內(nèi)容的保密企業(yè)多選擇股權(quán)融資。創(chuàng)業(yè)板市場正是因為以高科技中小企業(yè)和新興企業(yè)等高成長性的企業(yè)為主體，所以在研發(fā)活動融資方式的選擇上才有了更大的空間。

（二）政策建議

本文從國家層面和企業(yè)層面分別提出促進創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入的相應對策，期望能為廣大中小企業(yè)解決自身的研發(fā)融資問題提供一定的借鑒，并為政府制定促進企業(yè)科技創(chuàng)新的相關(guān)政策提供參考，為有關(guān)部門解決中小企業(yè)創(chuàng)新融資問題提供合理建議。

1.整體創(chuàng)新能力較弱的行業(yè)企業(yè)，應該努力提高自身的科研能力。根據(jù)企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，找準適合企業(yè)的創(chuàng)新項目，逐漸提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。整理企業(yè)創(chuàng)新項目資料，在報表中詳細披露企業(yè)的研發(fā)項目、研發(fā)進程等信息，以獲得市場對企業(yè)研發(fā)投資的認可，吸引外部投資者，如風險投資、私募基金等的投資，保證企業(yè)股權(quán)融資和債權(quán)融資的合理安排，從而有效降低風險。

2.整體創(chuàng)新能力較強的行業(yè)企業(yè)，應依托行業(yè)優(yōu)勢，保持及增強自己的科研能力。通過提高研發(fā)投資成功率，以成熟的研發(fā)投資項目來獲得外源融資，進而再加大研發(fā)投入、提高科研能力，實現(xiàn)良性循環(huán)。過多地重視債務融資會造成企業(yè)財務杠桿過高，財務風險加劇，企業(yè)要保持適當?shù)墓蓹?quán)融資占比，在企業(yè)股東控制權(quán)和權(quán)益融資間達到平衡。同時應該拓展債權(quán)融資渠道，不應該單純依靠銀行短期借款來進行融資。

3.政府應該加大對中小企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的扶持力度。通過建立健全科技創(chuàng)新政府補助評價體系和風險評判指標，政府對市場上各式各樣的企業(yè)研發(fā)投資做到認真審核、嚴格監(jiān)督，防止企業(yè)渾水摸魚，篩選出真正的創(chuàng)新能力強、有發(fā)展前景、對研發(fā)資金需求高的企業(yè)，真正發(fā)揮政府補助對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用。同時增強政府公信力，為其他的機構(gòu)投資者樹立投資風向標，引導社會資本對中小企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的積極投入，將政府補助對研發(fā)投入的促進作用最大化。