邵文武， 楊進(jìn)程

(沈陽(yáng)航空航天大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 沈陽(yáng) 110136)

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，中小企業(yè)逐漸走進(jìn)人們的視野。雖然中小企業(yè)在規(guī)模上無(wú)法與主板上市公司相比，但該類公司多數(shù)在各自細(xì)分行業(yè)中處于龍頭引領(lǐng)地位且自主創(chuàng)新能力極強(qiáng)。其中擁有自主專利技術(shù)的接近90%，部分公司更是被列為國(guó)家火炬計(jì)劃重點(diǎn)高新技術(shù)企業(yè)和國(guó)家科技部認(rèn)定的全國(guó)重點(diǎn)高新技術(shù)企業(yè)。中小企業(yè)板設(shè)立的初衷就是為了鼓勵(lì)創(chuàng)新，而中小企業(yè)在自主創(chuàng)新領(lǐng)域有著得天獨(dú)厚的優(yōu)勢(shì)，已然成為我國(guó)科技創(chuàng)新發(fā)展的主力軍[1]。這也意味著R&D投入在中小企業(yè)的日常經(jīng)營(yíng)發(fā)展中占據(jù)著不可忽視的地位，故而對(duì)中小企業(yè)R&D投入的研究引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。

企業(yè)R&D投入作為一個(gè)持續(xù)性、積累性的長(zhǎng)期過(guò)程，信息不對(duì)稱問(wèn)題以及委托代理問(wèn)題的存在決定了企業(yè)R&D投入活動(dòng)比企業(yè)其他經(jīng)營(yíng)活動(dòng)更容易遭遇融資約束。而規(guī)模小風(fēng)險(xiǎn)高的中小企業(yè)受其自身特點(diǎn)的影響，在R&D投入過(guò)程乃至整個(gè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展過(guò)程中受到的融資約束更加顯著[2]，因此深入分析中小企業(yè)R&D投入所受融資約束的影響，有針對(duì)性的提出緩解其融資約束的對(duì)策十分具有現(xiàn)實(shí)意義。

較早開(kāi)始關(guān)注融資約束與R&D投入之間關(guān)系的是國(guó)外的學(xué)者，從基于完美資本市場(chǎng)條件下的MM理論認(rèn)為企業(yè)投資行為不會(huì)受到融資決策的影響，到后期對(duì)不完美市場(chǎng)條件下投資活動(dòng)中融資約束的存在性進(jìn)行的各種探究論證，國(guó)外學(xué)者在對(duì)兩者關(guān)系研究的問(wèn)題上已經(jīng)形成較為完善的理論體系，同時(shí)也普遍認(rèn)可了融資約束在R&D投入中的存在性[3]。與之相比，國(guó)內(nèi)對(duì)融資約束與R&D投入關(guān)系的探究起步較晚，且受我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，較多學(xué)者在對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行研究時(shí)多采用上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。隨著研究的不斷深入，也有人將上市公司各行業(yè)進(jìn)行細(xì)化分析，但是將關(guān)注點(diǎn)投入中小企業(yè)的相對(duì)較少。與此同時(shí)，現(xiàn)有的研究多是對(duì)于R&D投入中融資約束的存在性進(jìn)行驗(yàn)證，也有學(xué)者對(duì)不同融資渠道進(jìn)行分類對(duì)比研究其對(duì)R&D投入的影響。但是很少有人關(guān)注到R&D投入與融資約束間是否存在非線性的相關(guān)性,即針對(duì)中小企業(yè)融資約束對(duì)R&D投入的門限效應(yīng)進(jìn)行探究[4]。

本文采用深圳中小企業(yè)板上市公司2008-2017年間數(shù)據(jù)，采用多元分析方法構(gòu)建融資約束指標(biāo)以衡量融資約束，依據(jù)所構(gòu)建的融資約束指標(biāo)驗(yàn)證中小企業(yè)R&D投入活動(dòng)中融資約束的存在性，進(jìn)而檢驗(yàn)融資約束程度與中小企業(yè)R&D投入間是否存在非線性關(guān)系。在確定兩者非線性關(guān)系存在后，對(duì)中小企業(yè)融資約束對(duì)R&D投入的門限效應(yīng)進(jìn)行深入的分析。

1 文獻(xiàn)回顧和研究假設(shè)提出

早在1958年Modigliani和Miller提出MM理論時(shí)，國(guó)外學(xué)者就已經(jīng)開(kāi)始將企業(yè)的R&D投入與融資約束問(wèn)題聯(lián)系到一起，但早期的研究多是停留在理論分析階段。最早開(kāi)始對(duì)融資約束問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證分析的是Fazzari等，他們提出了企業(yè)內(nèi)源融資與外源融資成本在不成熟的資本市場(chǎng)中是不對(duì)等的，且內(nèi)源融資成本較外源融資來(lái)說(shuō)會(huì)低很多，進(jìn)而提出了內(nèi)部現(xiàn)金流在企業(yè)投資活動(dòng)中的關(guān)鍵性[5]，至此開(kāi)啟了眾多學(xué)者依據(jù)“投資—現(xiàn)金流敏感性”來(lái)權(quán)衡融資約束展開(kāi)其存在性研究的序幕。隨后的學(xué)者們?cè)诖嘶A(chǔ)上構(gòu)建了眾多的融資約束指標(biāo)來(lái)多角度的量化融資約束，例如Kaplan、Zingales構(gòu)建的KZ指數(shù)、Whited、Wu為了年華企業(yè)外源融資而構(gòu)建的WW指數(shù)、Hadlock、Pierce在KZ指數(shù)的基礎(chǔ)上，以企業(yè)規(guī)模及創(chuàng)立年限為變量建立的SA指數(shù)[6]。

隨著實(shí)證分析方法在量化融資約束上逐步成熟，關(guān)于融資約束對(duì)企業(yè)R&D投入影響的研究順勢(shì)展開(kāi)。Opleretal運(yùn)用美國(guó)上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，驗(yàn)證得出企業(yè)R&D投入與現(xiàn)金持有量之間有著顯著的正相關(guān)性；Bougheasetal、Cartery通過(guò)對(duì)比分析愛(ài)爾蘭與丹麥兩國(guó)的企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，再次論證了企業(yè)R&D投入存在不同程度上的融資約束[7]；顧群、翟淑萍通過(guò)構(gòu)建高新技術(shù)企業(yè)融資約束指數(shù)證實(shí)了高新技術(shù)企業(yè)在進(jìn)行研究投入時(shí)更易選擇內(nèi)源融資，且其對(duì)內(nèi)源融資的依賴性與融資約束程度正相關(guān)[8]；林志軍等設(shè)定企業(yè)代理成本與融資約束為解釋變量，得出融資約束與企業(yè)R&D投入存在負(fù)相關(guān)性，而代理成本與企業(yè)R&D投入則為正相關(guān)的結(jié)論[9]；吳丹首先肯定了國(guó)內(nèi)企業(yè)R&D投入活動(dòng)中融資約束的存在性，并進(jìn)一步針對(duì)不同性質(zhì)的企業(yè)深入分析，結(jié)論證實(shí)非國(guó)有控股企業(yè)在企業(yè)R&D投入中受到的融資約束更為嚴(yán)重[10]。

基于以上理論回顧，提出本文研究假設(shè)：

假設(shè)1：我國(guó)中小企業(yè)上市公司R&D投入存在融資約束。

假設(shè)2：中小企業(yè)上市公司不同融資渠道對(duì)其R&D投入的約束效應(yīng)不同。

現(xiàn)有的針對(duì)融資約束對(duì)企業(yè)R&D投入影響的研究多是基于投資—現(xiàn)金流敏感性模型，或者運(yùn)用前人構(gòu)建的各種融資約束指數(shù)，單方面展開(kāi)兩者相關(guān)性的論證[11]，也有將諸如企業(yè)規(guī)模、盈利水平、債務(wù)性質(zhì)等因素與融資約束共同進(jìn)行多元線性回歸，探究其對(duì)企業(yè)R&D投入的影響[12]。但簡(jiǎn)單的線性回歸模型，忽略了融資約束與企業(yè)R&D投入之間非線性關(guān)系存在的可能性。廖中舉在研究股權(quán)融資與企業(yè)R&D投入的關(guān)系時(shí)提出了兩者之間“單側(cè)U型”關(guān)系的存在[13]；趙自強(qiáng)等在將國(guó)內(nèi)制造業(yè)進(jìn)行細(xì)分研究時(shí)發(fā)現(xiàn)了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中企業(yè)R&D投入與負(fù)債之間存在著“正臨界水平U型”關(guān)系[14]。

基于以上理論回顧，提出本文研究假設(shè)：

假設(shè)3：中小企業(yè)上市公司融資約束對(duì)R&D投入的影響存在門限效應(yīng)。

假設(shè)4：在其他因素不變的情況下，隨著中小企業(yè)融資約束程度的增加，其R&D投入與內(nèi)部現(xiàn)金流之間表現(xiàn)為非線性關(guān)系。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本來(lái)源及變量定義

2.1.1 樣本來(lái)源

鑒于我國(guó)中小企業(yè)中只有上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)獲取性較高，故本文采用我國(guó)深圳證券交易所公開(kāi)上市的中小板數(shù)據(jù)，選用2012-2018年間的數(shù)據(jù)，借鑒陳希敏[15]對(duì)研究數(shù)據(jù)的處理方法，現(xiàn)按照以下原則對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選：①剔除掉樣本數(shù)據(jù)中未披露開(kāi)發(fā)支出數(shù)據(jù)的公司；②將樣本內(nèi)的金融企業(yè)以及ST和ST*的上市公司數(shù)據(jù)；③將樣本內(nèi)缺少相關(guān)數(shù)據(jù)的公司去除。最終得到411個(gè)有效樣本數(shù)據(jù)。對(duì)獲取的最終數(shù)據(jù)依據(jù)主要變量在1%的水平上做縮尾處理以消除異常值的影響。本文的數(shù)據(jù)來(lái)自銳思金融數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，運(yùn)用EXCLE和STATA15.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理及實(shí)證分析。

2.1.2 變量定義

本文相關(guān)變量的具體含義以及取值方法如下表1所示。

2.2 描述性統(tǒng)計(jì)

樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示，中小企業(yè)各融資渠道的均值存在差異，內(nèi)部現(xiàn)金流的均值為0.068 9,而股票融資的平均值為0.059 7，同時(shí)外部債務(wù)融資的均值為0.000 4，說(shuō)明我國(guó)中小企業(yè)上市公司在融資時(shí)優(yōu)先選擇的是內(nèi)部現(xiàn)金流，其次是股票融資，再之后才是債務(wù)融資，即對(duì)于我國(guó)中小企業(yè)來(lái)說(shuō)更加依賴于內(nèi)源融資。與此同時(shí)，樣本中現(xiàn)金持有量的均值為0.265 9，遠(yuǎn)大于其他融資渠道，表明中小企業(yè)持有的貨幣資金以及短期證券較多。

表1 變量定義表

表2 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表3所示。因各變量之間相關(guān)性均在0.5以下，故而各變量間并不存在共線性。

2.3 模型設(shè)計(jì)

1)中小企業(yè)R&D投入融資約束檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。在現(xiàn)有的關(guān)于融資約束的研究中，F(xiàn)HP提出的依據(jù)投資-現(xiàn)金流敏感性檢驗(yàn)融資約束的方法被多數(shù)學(xué)者所借鑒。該方法主要是在投資模型中引入內(nèi)部現(xiàn)金流為變量，進(jìn)而根據(jù)投資對(duì)于當(dāng)期內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性來(lái)判別融資約束是否存在[16]。與此同時(shí)，托賓Q投資模型中認(rèn)為潛在的投資機(jī)會(huì)以及未來(lái)的市場(chǎng)價(jià)值都將影響企業(yè)的資本支出，故而本文在模型的控制變量中加入滯后一期的托賓Q值和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率[17]。而由于負(fù)債杠桿率的高低可以對(duì)于企業(yè)是否陷入財(cái)務(wù)困境的參考性因素，所以在模型中加入資產(chǎn)負(fù)債率做為控制變量。同時(shí)，為了控制時(shí)間對(duì)融資的影響，模型中加入了年間效應(yīng)。綜上，得到本文的基礎(chǔ)模型1。

表3 自變量相關(guān)系數(shù)

注：*表示10%水平顯著。

RDi,t=α0+β1CFi,t+β2Si,t+β3Qi,t-1+β4LEVi,t+β5Yeari,t+εi,t

(1)

其中i和t分別表示第i企業(yè)的第t期。

考慮到中小企業(yè)在進(jìn)行R&D投入的過(guò)程中，也會(huì)存在外部融資，所以進(jìn)一步在模型1中加入債務(wù)融資(DEBT)和外部股權(quán)融資(EQU),得到本文的模型2。

RDi,t=α0+β1CFi,t+β2DEBTi,t+β3EQUi,t+β4Si,t+β5Yeari,t+β6LEVi,t+β7Yeari,t+εi,t

(2)

2)中小企業(yè)融資約束對(duì)R&D投入的門限效應(yīng)模型。況學(xué)文依據(jù)企業(yè)每年利息保障倍數(shù)和企業(yè)規(guī)模將樣本分為高融資約束與低融資約束兩組，通過(guò)Logistich回歸構(gòu)建出融資約束指數(shù)以反映企業(yè)所受融資約束的程度[18]。本文借鑒他的方法構(gòu)建中小企業(yè)融資約束指數(shù)如下：

FCIi,t=-4.11-0.0133ROEi,t+1.2381LBDi,t+0.0055DIVi,t+0.0179Qi,t+0.0169LEVi,t

(3)

通過(guò)對(duì)我國(guó)中小企業(yè)的投資融資現(xiàn)狀分析，融資約束是企在R&D投資過(guò)程中普遍存在的問(wèn)題。在借鑒況學(xué)文構(gòu)建的我國(guó)中小企業(yè)所受融資約束指數(shù)(3)的基礎(chǔ)上，建立中小企業(yè)R&D投入規(guī)模與融資約束之間的關(guān)系模型4。

RDi,t=α0+β1FCIi,t+β2Si,t+β3Qi,t-1+β4CFi,t+εi,t

(4)

基于前文的分析，中小企業(yè)融資約束與R&D投入之間存在非線性的相關(guān)關(guān)系，根據(jù)Hansen(1999)，提出的門限效應(yīng)模型，現(xiàn)構(gòu)建以融資約束指數(shù)為門限變量的回歸模型(5)如下：

RDi,t=α0+β1CFi,t(FCIi,t≤Y)+β2CFi,t(FCIi,t>Y)+β3Si,t+β4Qi,t-1+εi,t

(5)

3 實(shí)證結(jié)果分析

1)中小企業(yè)R&D投入中融資約束檢驗(yàn)。本文利用模型1及模型2對(duì)中小企業(yè)R&D投入中融資約束的存在性進(jìn)行檢驗(yàn)，得到回歸結(jié)果如表4所示。由回歸結(jié)果可知，中小企業(yè)的內(nèi)部現(xiàn)金流對(duì)其R&D投入具有正向作用，且在控制年間效應(yīng)的情況下更為顯著。根據(jù)Fazzari等提出的依據(jù)投資-現(xiàn)金流敏感性判別融資約束存在性的理論，本文模型1的回歸結(jié)果證明了中小企業(yè)的R&D投入活動(dòng)中存在融資約束，繼而證明了本文的假設(shè)1。從模型2的回歸結(jié)果可以看出，中小企業(yè)的股權(quán)融資對(duì)其R&D投入同樣成正向作用，而債務(wù)融資則與R&D投入成反向作用，說(shuō)明我國(guó)中小企業(yè)的R&D投入并沒(méi)有得到債務(wù)融資的有利支持[19]，進(jìn)而驗(yàn)證了本文的假設(shè)2，中小企業(yè)不同融資渠道對(duì)R&D投入的影響不同。

表4 中小企業(yè)R&D投入融資約束存在性回歸結(jié)果

注：*表示顯著水平 10%，**表示顯著水平 5%，***表示顯著水平 1%。

2)中小企業(yè)融資約束對(duì)R&D投入的門限效應(yīng)檢驗(yàn)。對(duì)樣本進(jìn)行門限效應(yīng)存在性檢驗(yàn)，得到檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。在以融資約束為門限變量時(shí)，拒絕了三重門限的存在，但雙重門限結(jié)果十分顯著，說(shuō)明模型5存在雙重門限，故而本文繼續(xù)對(duì)雙重門限進(jìn)行分析。

表5 中小企業(yè)門限效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)

基于前文分析，進(jìn)一步對(duì)模型5的雙重門限值進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表6所示，雙重門限值分別為10.320 9和11.074 4。

表6 中小企業(yè)融資約束門限值

表7為對(duì)雙重門限模型進(jìn)行回歸后得到的結(jié)果。在不同融資約束的程度下，小企業(yè)內(nèi)源融資對(duì)其R&D投入的影響存在結(jié)構(gòu)化差異。中小企業(yè)因其自身的特點(diǎn)，外部融資的獲取難度大且成本較高，企業(yè)的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)更多的是源自其內(nèi)部資金的支持。在低融資約束(FCI≤10.3209)以及中度融資約束(10.3209

表7 中小企業(yè)門限模型回歸結(jié)果

4 結(jié)論與啟示

本文實(shí)證研究結(jié)果顯示中小企業(yè)R&D投入存在顯著的現(xiàn)金流敏感性，說(shuō)明我國(guó)中小企業(yè)R&D投入存在融資約束問(wèn)題。同時(shí)對(duì)比中小企業(yè)R&D投入與其債務(wù)融資及股權(quán)融資的相關(guān)程度，發(fā)現(xiàn)中小企業(yè)的R&D投入過(guò)于依賴內(nèi)部資金，這將嚴(yán)重制約中小企業(yè)自身的發(fā)展。同時(shí)，通過(guò)建立回歸模型檢驗(yàn)證明了中小企業(yè)融資約束對(duì)R&D投入的影響存在雙重門限效應(yīng)，在低融資約束程度和中度融資約束程度時(shí)，中小企業(yè)內(nèi)部資金尚能支持企業(yè)進(jìn)行R&D投入,但當(dāng)企業(yè)面臨高度融資約束時(shí)，融資約束對(duì)企業(yè)R&D投入產(chǎn)生了嚴(yán)重的制約作用。

通過(guò)本文的研究，融資約束制約了我國(guó)中小企業(yè)的R&D投入，致使目前我國(guó)中小企業(yè)R&D投入嚴(yán)重不足，同時(shí)中小企業(yè)自身特點(diǎn)決定了其外部融資成本高、難度大，所以企業(yè)內(nèi)部資金的持有量對(duì)其融資約束存在一定的對(duì)沖作用。故而中小企業(yè)想要得到更好的發(fā)展，應(yīng)該更加注重內(nèi)部現(xiàn)金管理水平的提升，完善企業(yè)的現(xiàn)金準(zhǔn)備機(jī)制。同時(shí)加強(qiáng)企業(yè)R&D投入相關(guān)信息的披露，助力企業(yè)獲取更多外部融資。