劉宇杰 陽佳余
(南開大學(xué)金融學(xué)院 天津市 300350)
創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在促進(jìn)作用,為推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)長期增長、促進(jìn)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展并縮小與國際產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平間的差距,國家提出創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略。圍繞創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的戰(zhàn)略布局,企業(yè)積極響應(yīng),開啟了以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新篇章。對(duì)于企業(yè)發(fā)展而言,新興及中小企業(yè)需培養(yǎng)出獨(dú)特的競爭優(yōu)勢以立足市場,行業(yè)領(lǐng)軍者也需要通過不斷創(chuàng)新發(fā)展形成持久的吸引力來鞏固市場地位,因此大量研究探討企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效、企業(yè)價(jià)值的關(guān)系,認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)對(duì)企業(yè)績效具有促進(jìn)作用(戴志敏等,2021)。同時(shí),股票市場作為經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”,股票收益表現(xiàn)是宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直觀體現(xiàn),因此已有研究也進(jìn)一步探討企業(yè)創(chuàng)新與股票收益的關(guān)系,并發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)股票收益掛鉤(Lev 和Sougiannis,1996),企業(yè)研發(fā)投入越高,股票超額收益越大(李強(qiáng)等,2018)。
盡管創(chuàng)新活動(dòng)可以視作企業(yè)釋放利好,但創(chuàng)新活動(dòng)也存在著投資周期較長、資金需求量大、產(chǎn)出結(jié)果不確定性較強(qiáng)等特征,而且創(chuàng)新活動(dòng)存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱,致使企業(yè)更容易面臨融資約束,盡管創(chuàng)新本身會(huì)通過減輕金融套利交易來緩解融資約束(于博和楊潔,2020)。若企業(yè)無法為其開展的創(chuàng)新活動(dòng)籌集足夠的資金,將導(dǎo)致相關(guān)創(chuàng)新活動(dòng)的暫?;蚪K止。創(chuàng)新活動(dòng)的暫停和終止會(huì)產(chǎn)生多方面的后果:一是會(huì)顯著降低企業(yè)價(jià)值,二是會(huì)阻礙技術(shù)不確定性的解決,三是增加了企業(yè)競爭對(duì)手預(yù)先完成創(chuàng)新活動(dòng)的可能性。因此,融資約束對(duì)企業(yè)順利開展創(chuàng)新活動(dòng),以及對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出成果轉(zhuǎn)化為更高企業(yè)股票收益率兩方面,均具有重要影響。
近年資產(chǎn)定價(jià)領(lǐng)域?qū)τ诠善鳖A(yù)期超額收益的研究大多圍繞多因子的挖掘與檢驗(yàn)。自Fama 和French(1992)利用Fama Macbeth 橫截面回歸法驗(yàn)證了三因子模型可以較好解釋橫截面股票預(yù)期收益率后,Carhart(1997)分析了動(dòng)量因子,F(xiàn)ama 和French(2015)在三因子模型中加入盈利能力和投資風(fēng)格因子,認(rèn)為五因子模型能更好地預(yù)測股票市場收益率。此外,反轉(zhuǎn)因子和特質(zhì)波動(dòng)率(Jiang 等,2009)也被認(rèn)為具有顯著的解釋效力。但由于樣本范圍、因子構(gòu)造等諸多方面存在差異,各因子對(duì)于股票預(yù)期收益的解釋能力存在不同。國內(nèi)研究表明,我國A 股市場存在顯著的規(guī)模效應(yīng)和反轉(zhuǎn)效應(yīng),但動(dòng)量效應(yīng)不顯著(馬超群和張浩,2005),而在國外股票市場具有良好解釋力的五因子模型在我國A 股市場的表現(xiàn)卻不盡如意(趙勝民等,2016)。特質(zhì)波動(dòng)率效應(yīng)在中國股市存在,但在價(jià)格極差、最大日收益率和換手率的共同作用下,特質(zhì)波動(dòng)率與股票預(yù)期收益間的負(fù)向關(guān)系將不再顯著(Jiang 等,2009)。盡管目前已有多達(dá)百個(gè)因子被發(fā)現(xiàn)具有顯著預(yù)測性,但在得到學(xué)界和市場廣泛關(guān)注后,不少因子的預(yù)測能力消失(Harvey等,2016)。因此目前資產(chǎn)定價(jià)領(lǐng)域?qū)σ蜃油诰虻年P(guān)注有所降低,部分研究(Green 等,2016)開始借助機(jī)器學(xué)習(xí)等方法來預(yù)測股票收益率。
另一方面,股票預(yù)期收益率也是企業(yè)未來發(fā)展?jié)摿屯顿Y者對(duì)企業(yè)經(jīng)營信心的體現(xiàn),受企業(yè)經(jīng)營狀況及企業(yè)特征的直接影響。部分學(xué)者嘗試從公司金融角度對(duì)股票預(yù)期收益率的影響因素進(jìn)行探討。研究發(fā)現(xiàn),基礎(chǔ)財(cái)務(wù)指標(biāo)較好的公司(Piotroski,2000)將獲得更高的預(yù)期超額收益。
企業(yè)創(chuàng)新作為公司金融領(lǐng)域的重要話題被廣泛研究?,F(xiàn)有研究側(cè)重于分析企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效、企業(yè)價(jià)值的關(guān)系,認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)對(duì)企業(yè)績效具有促進(jìn)作用(戴志敏等,2021)。部分研究借助Fama Macbeth 橫截面回歸法探討企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)股票預(yù)期收益之間的關(guān)系,并發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新能力對(duì)企業(yè)股票收益具有顯著的促進(jìn)作用(Hirshleifer等,2018)。而目前針對(duì)我國股票市場的研究相對(duì)較少,李強(qiáng)等(2018)研究發(fā)現(xiàn)滬深兩市企業(yè)的R&D 投資對(duì)股票預(yù)期收益具有顯著的正向影響。胡志強(qiáng)和裴開兵(2020)通過投資組合分類方法發(fā)現(xiàn)我國股票市場上高研發(fā)溢出吸收效應(yīng)組的企業(yè)比低研發(fā)溢出吸收效應(yīng)組能取得更高的股票超額收益。
就理論上而言,本文認(rèn)為創(chuàng)新與企業(yè)未來股票超額收益之間存在正向關(guān)系,作用機(jī)制有三:
一是投資者可能無法對(duì)創(chuàng)新信號(hào)做出及時(shí)和準(zhǔn)確反應(yīng),從而低估企業(yè)股票市場的表現(xiàn)。由于創(chuàng)新涉及到許多不確定性維度,通常需要廣泛的專業(yè)知識(shí)來評(píng)估。因此,投資者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新信號(hào)中所包含的利好信息的忽視或低估所導(dǎo)致的投資行為偏差,將造成對(duì)企業(yè)現(xiàn)時(shí)股價(jià)低估,從而形成企業(yè)股票市場的預(yù)期超額表現(xiàn)(Hirshleifer 等,2018)。二是根據(jù)Q 理論(Liu 等,2009),企業(yè)具備較高的創(chuàng)新能力往往意味著其有更高的盈利能力和預(yù)期收益水平。如果其為開展創(chuàng)新活動(dòng)而購買的資本具有較高風(fēng)險(xiǎn),那么作為風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償,將在其創(chuàng)新支出上獲得更高的預(yù)期回報(bào)。并且具有較高創(chuàng)新能力企業(yè)隨后在專利方面更具有生產(chǎn)力(Dierickx 和Cool,1989),且可以據(jù)此獲得更高的利潤和股票回報(bào)。三是隨著Berk 等(1999)開創(chuàng)性地將企業(yè)資產(chǎn)分解為在位資產(chǎn)和未來一系列的增長期權(quán),在位資產(chǎn)隨著增長期權(quán)的不斷執(zhí)行而逐漸積累,進(jìn)而導(dǎo)致增長期權(quán)在總資產(chǎn)構(gòu)成中的相對(duì)重要性和在位資產(chǎn)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)動(dòng)態(tài)變化,并因此影響資產(chǎn)總體的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)和股票預(yù)期收益率。企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)也是在“創(chuàng)造”新的增長機(jī)會(huì),而增長期權(quán)的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)通常遠(yuǎn)高于在位資產(chǎn),因此通過提高增長期權(quán)在企業(yè)資產(chǎn)構(gòu)成中的相對(duì)重要性而提高資產(chǎn)總體的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn),并最終使得企業(yè)創(chuàng)新與股票預(yù)期收益具有正向關(guān)系(李強(qiáng)等,2018)。綜上,本文提出假設(shè)1:
企業(yè)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)股票預(yù)期超額收益有正向影響。
關(guān)于企業(yè)融資能力的衡量,大多數(shù)文獻(xiàn)首先刻畫企業(yè)是否受到融資約束。Fazzari 等(1988)采用投資-現(xiàn)金流敏感度(Investment-Cashflow Sensitivity)對(duì)企業(yè)是否受到融資約束進(jìn)行識(shí)別。當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時(shí),企業(yè)的投資決策不僅取決于投資機(jī)會(huì),還受到自身財(cái)務(wù)狀況的影響。鑒于此,諸多研究以企業(yè)所面臨信息成本高低進(jìn)行分類,考慮不同樣本集企業(yè)的投資-現(xiàn)金流敏感程度可能存在差異(Whited,1992),常用企業(yè)特征變量包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年限、企業(yè)與產(chǎn)業(yè)集團(tuán)或金融集團(tuán)的聯(lián)系、企業(yè)的股利政策以及發(fā)行債券所屬等級(jí)等。但經(jīng)驗(yàn)證并未得出一致結(jié)論,因?yàn)楝F(xiàn)金流不僅包含財(cái)務(wù)信息,也包含關(guān)于投資機(jī)會(huì)的信息。即便企業(yè)沒有融資約束,其投資和現(xiàn)金流也可能存在正相關(guān)關(guān)系(Fazzari 等,1988)。因此,采用單一指標(biāo)很難同時(shí)反映資金供求的差異性信息?;诖?,Kaplan 和Zingales(1997)依據(jù)企業(yè)年報(bào)、股東信件、公司公告、債券條款等定性信息,將企業(yè)按融資約束程度不同分為5 大類,并構(gòu)造融資約束KZ 指標(biāo)。此外,Bellone 等(2010)直接根據(jù)企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)收益率、流動(dòng)性比率等財(cái)務(wù)指標(biāo),構(gòu)建總體評(píng)分指標(biāo)。
由于企業(yè)創(chuàng)新投資需要大量的資金支持,且具有高風(fēng)險(xiǎn)性、高不確定性以及信息不對(duì)稱等特征,企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)也面臨融資約束影響。從內(nèi)部融資來說,企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流情況會(huì)直接影響企業(yè)在創(chuàng)新活動(dòng)上的資金投入,改善企業(yè)內(nèi)部融資渠道,從而促進(jìn)創(chuàng)新投資活動(dòng)順利開展(Brown 和Petersen,2011)。從外部融資視角看,政府補(bǔ)助、股權(quán)融資、債權(quán)融資均會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生促進(jìn)作用(李匯東等,2013),外部融資渠道受限將會(huì)給企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)帶來負(fù)面影響。大量實(shí)證研究表明企業(yè)融資約束會(huì)抑制企業(yè)自身的創(chuàng)新研發(fā)(鞠曉生等,2013)。企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的順利推進(jìn)需要大量穩(wěn)定的資金支持,促進(jìn)形成有效的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(Qiu 和Wan,2015),從而推動(dòng)企業(yè)股票市場表現(xiàn)。據(jù)此,本文提出假設(shè)2:
融資約束會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新對(duì)股票預(yù)期超額收益的促進(jìn)作用。
本文選取2005-2019 年滬深兩市非金融業(yè)且未被ST 的A 股企業(yè)為樣本,剔除所有股票IPO 后6 個(gè)月內(nèi)的交易數(shù)據(jù)和賬面市值比為負(fù)的股票,并對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行Winsorize 縮尾處理。本文使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、股票收益率數(shù)據(jù)和無風(fēng)險(xiǎn)利率數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫,研發(fā)投資數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫,專利申請數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)的CIRD 數(shù)據(jù)庫。
為研究企業(yè)創(chuàng)新對(duì)股票預(yù)期超額收益的影響作用以及融資約束對(duì)此關(guān)系的影響,本文將分別使用投資組合分類法和Fama Macbeth 橫截面回歸進(jìn)行分析。本文參考Fama 和French(1992)的做法,將T 年6 月至T+1 年5 月視為一個(gè)投資周期,并將T-1年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)分別與T 年6 月至T+1 年5 月的股票超額收益數(shù)據(jù)相匹配;同時(shí)為了解決內(nèi)生性問題并預(yù)測收益率,將月度股票市值數(shù)據(jù)滯后一期,即將t-1 月股票市值數(shù)據(jù)與t月股票超額收益率數(shù)據(jù)匹配。
有部分學(xué)者采用無形資產(chǎn)凈額增量占總資產(chǎn)比重衡量企業(yè)創(chuàng)新。不過更多研究使用研發(fā)投資作為企業(yè)創(chuàng)新投入的代理變量,使用專利和引文情況來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出(丁重和鄧可斌,2014)。但是由于我國缺少專利引文數(shù)據(jù)庫,國內(nèi)研究企業(yè)創(chuàng)新能力文獻(xiàn)普遍使用專利申請數(shù)量來衡量產(chǎn)出情況(李婧等,2010)?;谝延醒芯炕A(chǔ),本文將分別從投入和產(chǎn)出雙口徑來衡量企業(yè)創(chuàng)新情況。為測度企業(yè)創(chuàng)新投入,本文參考既有研究選取了研發(fā)支出/營業(yè)收入額、研發(fā)支出/總資產(chǎn)兩個(gè)指標(biāo)(李強(qiáng)等,2018);而為了測度企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出,本文分別使用ln(1+發(fā)明專利申請+實(shí)用新型專利申請+外觀設(shè)計(jì)專利申請)、ln(1+發(fā)明專利申請)兩個(gè)指標(biāo)(郭癑,2018)。
本文采用多指標(biāo)定性回歸和多指標(biāo)定量評(píng)分方法分別構(gòu)建了KZ index 和FC score 指標(biāo)來衡量企業(yè)的融資約束情況。
1.KZ index。參 照Kaplan 和Zingales(1997)、李強(qiáng)等(2018)的做法,本文選取企業(yè)股利支付率(PR)、貨幣資金/總資產(chǎn)(CA)、經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)(CFA)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)以及托賓Q 值(Q)五個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo),利用線性組合方式構(gòu)建得到融資約束指標(biāo)KZ index。各指標(biāo)的線性組合系數(shù)計(jì)算方法為:首先,在每個(gè)財(cái)務(wù)年度末期,根據(jù)企業(yè)是否發(fā)放現(xiàn)金股利、貨幣資金/總資產(chǎn)、經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)和資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)分別對(duì)樣本企業(yè)進(jìn)行分組。具體地,如果企業(yè)當(dāng)期發(fā)放現(xiàn)金股利,則設(shè)虛擬變量KZ=0,否則KZ=1;如果企業(yè)貨幣資金/總資產(chǎn)指標(biāo)高于中位數(shù),則設(shè)虛擬變量KZ=0,否則KZ=1;如果企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資指標(biāo)產(chǎn)高于中位數(shù),則設(shè)虛擬變量KZ=0,否則KZ=1;如果企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率低于中位數(shù),則設(shè)置虛擬變量KZ=0,否則KZ=1。
然后,定義KZ=KZ+KZ+KZ+KZ。用KZ 對(duì)每股現(xiàn)金股利、貨幣資金/總資產(chǎn)、經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率以及托賓Q 值進(jìn)行有序Logit 回歸,得到回歸結(jié)果見表1。最后,回歸后各解釋變量回歸系數(shù)作為各指標(biāo)的線性參數(shù),估算得到企業(yè)的融資約束指標(biāo)KZ index。KZ index 越大,意味著企業(yè)受到的融資約束越強(qiáng)。
表1 KZ index 構(gòu)建的有序Logit 回歸結(jié)果
根據(jù)以上各指標(biāo)的回歸系數(shù)結(jié)果,本文構(gòu)建的KZ index 的線性公式如下:
2.FC score。參照陽佳余(2015)的方法,本文從企業(yè)是否受到內(nèi)源資金約束、外源資金約束及企業(yè)的盈利能力三方面選取指標(biāo)對(duì)企業(yè)融資能力進(jìn)行衡量,構(gòu)建得到本文的第二個(gè)融資約束指標(biāo)FC score。選取的指標(biāo)包括:(1)貨幣資金比率,即企業(yè)貨幣資金占總資產(chǎn)的比率,反映企業(yè)內(nèi)源資金的相對(duì)充裕程度。該比率越高,說明企業(yè)內(nèi)源融資能力越強(qiáng),受到的融資約束越弱。(2)經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn),反映企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)狀況及營業(yè)活動(dòng)的盈利能力,相應(yīng)的盈利可用于滿足企業(yè)的投資需求。該值越大,表示融資約束越弱。(3)銷售凈利率,即企業(yè)息稅后利潤占銷售收入的比率。該比率越高,企業(yè)融資能力越強(qiáng),融資約束越弱。(4)清償比率,即企業(yè)所有者權(quán)益占總負(fù)債比率,側(cè)重于揭示財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健程度以及自有資金對(duì)償債風(fēng)險(xiǎn)的承受能力。該指標(biāo)越高,企業(yè)償債能力越強(qiáng),融資約束越弱。(5)企業(yè)規(guī)模,采用企業(yè)總資產(chǎn)對(duì)數(shù)值進(jìn)行衡量。由于企業(yè)總資產(chǎn)通常是銀行考慮企業(yè)信用質(zhì)量的重要依據(jù),企業(yè)規(guī)模越大,企業(yè)獲得金融機(jī)構(gòu)貸款的可能性越高。同時(shí)大規(guī)模企業(yè)往往具有更充裕的現(xiàn)金流,小規(guī)模企業(yè)更容易受到融資約束。(6)有形資產(chǎn)凈值比率,即企業(yè)有形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比率。企業(yè)有形資產(chǎn)可以作為獲取銀行信貸的抵押資產(chǎn),因此有形資產(chǎn)比重越高,越容易獲得銀行信貸支持,融資約束越弱。
在指標(biāo)可加性問題上,借鑒Bellone 等(2010)的構(gòu)建方法,對(duì)每個(gè)指標(biāo)定義變量值1-5,分別表示該企業(yè)位于同年同行業(yè)中的80%-100%、60%-80%、40%-60%、20%-40%、0%-20%,判斷每個(gè)企業(yè)每一年度的指標(biāo)分類分屬于何種情況并獲得對(duì)應(yīng)值,并加總構(gòu)造得到綜合得分情況FC score。FC score值越高,企業(yè)受到的融資約束越強(qiáng),融資環(huán)境越差。
在Fama Macbeth 橫截面回歸中,為了更好地探討創(chuàng)新—預(yù)期超額收益關(guān)系,本文參考以往使用Fama Macbeth 回歸法研究股票收益的文獻(xiàn)(Hirshleifer 等,2018),選取市場組合溢價(jià)(EM)、規(guī)模因子(SIZE)、賬面市值 比(BTM)、動(dòng)量因子(MOM)、反轉(zhuǎn)因子(REV)等常見的因子變量,以及企業(yè)主要特征變量,包括權(quán)益凈利率(ROE)、資產(chǎn)增長率(AG)、一般資本支出(IA)作為控制變量,具體的變量符號(hào)及定義見表2。表3 是本文變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。
表2 經(jīng)驗(yàn)研究變量說明
表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)
通過對(duì)主要變量進(jìn)行相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn),除企業(yè)股票預(yù)期超額收益與市場組合溢價(jià)的相關(guān)性系數(shù)為0.52 之外,其余表中所有相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值都遠(yuǎn)低于0.5,排除了變量間存在多重共線性的可能。
本文首先采用投資組合分類法來分析企業(yè)創(chuàng)新和股票預(yù)期超額收益的關(guān)系,較高水平的創(chuàng)新活動(dòng)可能與未來的超額收益有關(guān)。
為檢驗(yàn)這一假設(shè),首先需要進(jìn)行單變量投資組合排序,以觀察超額收益的變化趨勢。本文將樣本企業(yè)等分為5 組,組別1-5分別為T-1 年創(chuàng)新指標(biāo)0-20%、20%-40%、40%-60%、60%-80%、80%-100%區(qū)間內(nèi)的企業(yè)組合,組別1 為創(chuàng)新投入/產(chǎn)出最低的企業(yè)組合,組別5 為創(chuàng)新投入/產(chǎn)出最高的企業(yè)組合;為了更好地檢驗(yàn)創(chuàng)新—預(yù)期超額收益關(guān)系,本文構(gòu)建了一個(gè)零成本的對(duì)沖投資組合(Hedge portfolio),即買入高創(chuàng)新投資組合(80%-100%分位),賣空低創(chuàng)新投資組合(0-20%分位)。假定在接下來的12 個(gè)月(T 年6月至T+1 年5 月)持有這些投資組合,并計(jì)算它們市值加權(quán)后的月平均超額收益。
表4 的Panel A 反映了創(chuàng)新投入口徑分組下各投資組合的月平均超額收益,以及Newey-West調(diào)整后的t值,Panel B反映了創(chuàng)新產(chǎn)出口徑下的分組結(jié)果。Panel A 的結(jié)果顯示,以創(chuàng)新投入指標(biāo)RDTS 分組后的企業(yè)投資組合1-5 的預(yù)期超額收益率從0.68%逐步增加至1.43%,對(duì)沖組合獲得0.75%的預(yù)期超額收益且在5%的水平下顯著;同時(shí),以創(chuàng)新投入指標(biāo)RDTA 分組下的企業(yè)投資組合1-5 的預(yù)期超額收益從0.68%逐漸增大到1.41%,并且對(duì)沖組合在1%的顯著性水平下獲得0.73%的超額收益。這些結(jié)果表明隨著創(chuàng)新投入強(qiáng)度增大,投資組合的平均超額收益呈顯著增大態(tài)勢。而創(chuàng)新產(chǎn)出口徑下,隨著創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)PAT 的增大,組別1 到組別2 的月平均超額收益從0.96%增加至1.2%,之后平均超額收益逐步下降至0.93%,且對(duì)沖組合并未能獲得顯著的正超額收益;這種組合超額收益先增長后下降的現(xiàn)象在PATM 分組下同樣存在,即隨著投資組合創(chuàng)新產(chǎn)出強(qiáng)度增加,各組別平均超額收益的增長趨勢不一致。
表4 單變量分組結(jié)果
為檢驗(yàn)創(chuàng)新和融資約束對(duì)股票預(yù)期超額收益的交互影響,本文利用獨(dú)立雙變量投資組合分組觀察這一作用機(jī)制。具體而言,本文在T 年5 月底對(duì)創(chuàng)新指標(biāo)和融資約束指標(biāo)進(jìn)行5×5 的雙重分組排序,即在T 年5月底依據(jù)創(chuàng)新指標(biāo)和融資約束指標(biāo)分別將樣本企業(yè)等分為5 組,組別1-5 分別對(duì)應(yīng)指標(biāo)0-20%、20%-40%、40%-60%、60%-80%、80%-100%區(qū)間內(nèi)企業(yè)形成的投資組合,則創(chuàng)新指標(biāo)分組下的組別1 為同年創(chuàng)新能力最低的企業(yè)組合,組別5 為同年創(chuàng)新能力最高的企業(yè)組合;而融資約束指標(biāo)分組下的組別1 為同年融資能力最好的企業(yè)組合,組別5 為同年融資受限最強(qiáng)、融資能力最差的企業(yè)組合。然后將兩個(gè)指標(biāo)分類下的組合交叉,共形成25 個(gè)投資組合。同時(shí),模型在每個(gè)融資約束分組中構(gòu)建了一個(gè)創(chuàng)新指標(biāo)對(duì)沖組合(即買入高創(chuàng)新指標(biāo)投資組合5,賣空低創(chuàng)新指標(biāo)投資組合1),在每個(gè)創(chuàng)新分組中構(gòu)建了融資約束指標(biāo)對(duì)沖組合(即買入低融資約束投資組合1,賣空高融資約束投資組合5)。假定在未來12 個(gè)月(T 年6 月至T+1年5 月)持有這些投資組合,并計(jì)算所有投資組合市值加權(quán)后的月平均超額收益。表5報(bào)告了創(chuàng)新投入的RDTS、RDTA 指標(biāo)與融資約束指標(biāo)KZ index、FC score 之間的獨(dú)立雙變量分組下各投資組合的月平均超額收益,以及Newey-West 調(diào)整后的t 值。
表5 創(chuàng)新投入與融資約束獨(dú)立雙變量投資組合分類結(jié)果
根據(jù)投資組合分類后的月平均超額收益結(jié)果可以看出,在RDTS 和KZ index 雙重分類下,隨著各投資組合的RDTS 值增大即企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度增大,各投資組合的月平均超額收益基本呈現(xiàn)不斷增大的趨勢。除KZ index 組別3 和5,RDTS 各分組的變化趨勢不一致外,其余KZ index 組別1、2、4 下RDTS 分組體現(xiàn)的增長趨勢均明顯,且對(duì)應(yīng)的對(duì)沖組合均獲得正超額收益。具體地,在KZ index 組別1 中,RDTS 組別1-5 的月平均超額收益從0.71%逐步上升至1.54%,其對(duì)沖組合的超額收益在10%的顯著性水平下為0.83%;組別2 中,RDTS 組別1-5 的月平均超額收益從0.64%逐漸上升至1.57%,其對(duì)沖組合的超額收益在5%的顯著性水平下為0.93%;KZ index 組別4 中,RDTS 組別1-5 的月平均超額收益從0.48%逐步上升至1.26%,其對(duì)應(yīng)對(duì)沖組合的超額收益為0.78%。在不同融資約束情況下,隨著創(chuàng)新投入強(qiáng)度增大、企業(yè)投資組合月平均超額收益增長的趨勢在更換了創(chuàng)新投入指標(biāo)(RDTA)
和融資約束指標(biāo)(FC score)后依舊清晰存在。這充分說明,考慮了融資約束影響機(jī)制,企業(yè)創(chuàng)新和企業(yè)股票預(yù)期超額收益間依舊存在穩(wěn)健的正向關(guān)系。
為了更清晰地分析融資約束對(duì)預(yù)期超額收益的影響,本文使用Fama-Macbeth 橫截面回歸來進(jìn)一步檢測創(chuàng)新對(duì)股票收益率的預(yù)測關(guān)系。同時(shí),為確保投資者可以獲得財(cái)務(wù)數(shù)據(jù),假定允許年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和月度股票超額收益率數(shù)據(jù)之間存在至少六個(gè)月的滯后。具體地,本文將T 年6 月至T+1 年5月的月度股票超額收益率與最新可獲取的T-1 年的企業(yè)年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)相匹配,然后在每個(gè)月時(shí)點(diǎn)t 對(duì)所有樣本企業(yè)進(jìn)行OLS 橫截面回歸(式(2)中Innov表示創(chuàng)新投入及創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo),controls表示控制變量),最后針對(duì)所有月份橫截面回歸得到的回歸系數(shù)進(jìn)行Newey-west 時(shí)間序列回歸調(diào)整,得到最終的回歸系數(shù)和調(diào)整后t 值。得到的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出雙口徑下的的Fama-Macbeth 回歸結(jié)果見表6。
表6 創(chuàng)新投入對(duì)股票預(yù)期超額收益的Fama-Macbeth 回歸結(jié)果
回歸結(jié)果顯示,在創(chuàng)新投入口徑下,在控制了市場組合溢價(jià)(EM)、規(guī)模因子(SIZE)、賬面市值比(BTM)、動(dòng)量因子(MOM)及反轉(zhuǎn)因子(REV)后,RDTS 對(duì)股票預(yù)期超額收益回歸系數(shù)在5%的顯著性水平下為0.0205,RDTA 對(duì)股票預(yù)期超額收益的回歸系數(shù)在1%顯著性水平下為0.0218;考慮企業(yè)主要特征變量(資產(chǎn)增長率AG、權(quán)益凈利率ROE及一般資本支出IA)影響后的RDTS 對(duì)股票預(yù)期超額收益的回歸系數(shù)為0.0233,RDTA為0.0211,且均在5%的水平下顯著。將解釋變量更換為創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)PAT、PATM 后,這種顯著的正向影響依舊存在。在僅控制市場組合溢價(jià)(EM)、規(guī)模因子(SIZE)、賬面市值比(BTM)、動(dòng)量因子(MOM)及反轉(zhuǎn)因子(REV)下的回歸結(jié)果中,PAT、PATM 對(duì)股票預(yù)期超額收益的回歸系數(shù)分別為0.0113、0.0157;納入其他企業(yè)主要特征變量后的回歸系數(shù)分別為0.0110、0.0165,且所有結(jié)果均在5%水平下顯著。以上結(jié)果表明,在控制了企業(yè)其他特征和行業(yè)影響后,企業(yè)創(chuàng)新能力越強(qiáng),企業(yè)股票預(yù)期超額收益率越高,即企業(yè)創(chuàng)新能力對(duì)企業(yè)股票預(yù)期收益具有穩(wěn)健的正向影響,很好地支持了假設(shè)1。
為進(jìn)一步探討融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新—預(yù)期超額收益關(guān)系的影響,本文將融資約束指標(biāo)與創(chuàng)新指標(biāo)交互項(xiàng)引入Fama-Macbeth回歸中以考察其調(diào)節(jié)作用,具體的回歸公式如下:
引入交互項(xiàng)的回歸結(jié)果如表7 所示。其中,回歸模型(1)-(4)為創(chuàng)新投入口徑下的回歸結(jié)果,(5)-(8)為創(chuàng)新產(chǎn)出口徑下的回歸結(jié)果,(1)、(2)、(5)、(6)是納入創(chuàng)新指標(biāo)與KZ index 交互項(xiàng)的回歸結(jié)果,(3)、(4)、(7)、(8)是納入對(duì)應(yīng)創(chuàng)新指標(biāo)與FC score 交互項(xiàng)的回歸結(jié)果??梢园l(fā)現(xiàn),創(chuàng)新投入指標(biāo)RDTS、RDTA 均對(duì)股票預(yù)期超額收益有顯著的正向作用,而RDTS×KZ index、RDTS×FC score 對(duì)股票預(yù)期超額收益的回歸系數(shù)分別為-0.0150、-0.0426,且均在10%的水平下顯著;RDTA×KZ index、RDTA×FC score 的回歸系數(shù)均在5%顯著性水平下為-0.0124、-0.0336,說明創(chuàng)新投入口徑下融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新—預(yù)期超額收益關(guān)系具有顯著且穩(wěn)健的抑制作用。創(chuàng)新產(chǎn)出方面,PAT、PATM對(duì)預(yù)期超額收益的影響在1%水平下為正,納入融資約束影響后的交互項(xiàng)PAT×KZ index、PAT×FC score、PATM×KZ index 及PATM×FC score 的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),分別是-0.0114、-0.0314、-0.0109 及-0.0374,即企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出對(duì)企業(yè)股票預(yù)期超額收益有正向影響,但會(huì)受到融資約束的顯著抑制。因此,創(chuàng)新雙口徑下的回歸結(jié)果表明,無論是投入或者產(chǎn)出口徑衡量下的企業(yè)創(chuàng)新都對(duì)股票預(yù)期超額收益有顯著的促進(jìn)作用,但融資約束會(huì)顯著抑制創(chuàng)新對(duì)預(yù)期超額收益的促進(jìn)作用。
表7 考慮創(chuàng)新與融資約束交互項(xiàng)下的Fama-Macbeth 回歸結(jié)果
續(xù)表7 考慮創(chuàng)新與融資約束交互項(xiàng)下的Fama-Macbeth 回歸結(jié)果
融資約束之所以會(huì)削弱創(chuàng)新對(duì)預(yù)期收益的促進(jìn)作用,其原因在于,一旦企業(yè)面臨融資約束,企業(yè)通常會(huì)中斷、停止或放棄創(chuàng)新項(xiàng)目;而且融資約束嚴(yán)重情況下,企業(yè)更可能因某個(gè)或某些創(chuàng)新研發(fā)項(xiàng)目的失敗而陷入嚴(yán)重危機(jī)。此外,回歸中其他企業(yè)變量,如市值規(guī)模SIZE、權(quán)益凈利率ROE、反轉(zhuǎn)因子REV 對(duì)企業(yè)股票預(yù)期超額收益率的顯著影響與前文一致,也進(jìn)一步體現(xiàn)了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。
本文分別依據(jù)創(chuàng)新指標(biāo)和融資約束指標(biāo)對(duì)我國滬深兩市A 股上市企業(yè)進(jìn)行了單變量和獨(dú)立雙變量投資組合分類,發(fā)現(xiàn)隨著各投資組合創(chuàng)新強(qiáng)度的提高,投資組合預(yù)期超額收益出現(xiàn)增長趨勢,這一結(jié)論即使考慮了融資約束機(jī)制也依然存在。此外,本文進(jìn)行了Fama-Macbeth 橫截面回歸。在考慮創(chuàng)新投入和產(chǎn)出雙口徑、變換創(chuàng)新指標(biāo)、融資約束指標(biāo)及采用交互項(xiàng)后,研究表明,企業(yè)創(chuàng)新可以顯著促進(jìn)企業(yè)股票出現(xiàn)預(yù)期超額收益,但這一促進(jìn)作用會(huì)受到融資約束的抑制?;诒疚牡难芯拷Y(jié)果,企業(yè)加大創(chuàng)新研發(fā)力度將有效改善企業(yè)股票市場表現(xiàn),助推我國經(jīng)濟(jì)增長。因此,企業(yè)應(yīng)積極響應(yīng)國家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略,以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。同時(shí),國家應(yīng)不斷完善資本市場體系、提高金融發(fā)展水平,以緩解企業(yè)融資約束,保障企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)順利開展,促進(jìn)創(chuàng)新—預(yù)期超額收益轉(zhuǎn)化機(jī)制的有效運(yùn)行。