制造業(yè)企業(yè)特征、融資約束和研發(fā)支出-基于系統(tǒng)GMM動態(tài)面板的估計

制造業(yè)企業(yè)特征、融資約束和研發(fā)支出*基于系統(tǒng)GMM動態(tài)面板的估計

鎮(zhèn)江高等?？茖W校王旭制造業(yè)企業(yè)特征、融資約束和研發(fā)支出*

——基于系統(tǒng)GMM動態(tài)面板的估計鎮(zhèn)江高等專科學校王旭本文選取2007-2014年的制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，以系統(tǒng)廣義矩方法分析了融資因素對研發(fā)支出的影響，結(jié)果顯示中國企業(yè)普遍存在研發(fā)支出融資約束，對于規(guī)模較小的企業(yè)、年輕企業(yè)以及民營企業(yè)研發(fā)融資約束程度更高，它們的研發(fā)支出資金主要來源于外部債權融資，同時發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)存在研發(fā)平滑。企業(yè)特征融資約束研發(fā)支出GMM一、引言創(chuàng)新是推動社會經(jīng)濟發(fā)展的源動力。企業(yè)作為創(chuàng)新主體，研發(fā)（R&D）活動對提高自主創(chuàng)新能力、維持競爭優(yōu)勢至關重要。但是企業(yè)開展研發(fā)活動意味著大量資金的投入，因此融資是影響研發(fā)支出的重要因素（Hall，1992）。由于研發(fā)活動產(chǎn)出不確定、研發(fā)信息的保密、缺乏抵押品使得其主要靠企業(yè)內(nèi)部資金的積累，較難從外部融得資金，面臨著不同程度融資約束。盡管研發(fā)對經(jīng)濟增長發(fā)揮了重要作用，但是對融資因素如何影響研發(fā)支出的研究仍不多，并且研究結(jié)論還不一致。一方面，Hall（1992）、Himmelberg和Petersen（1994）研究發(fā)現(xiàn)美國制造企業(yè)研發(fā)支出與現(xiàn)金流之間顯著正相關，Brown和Petersen（2009）認為對美國年輕上市公司來說研發(fā)支出與內(nèi)部和外部股權融資之間有著密切的聯(lián)系。另一方面，Bondetal.（2003）研究德國和英國公司卻沒有發(fā)現(xiàn)研發(fā)水平和現(xiàn)金流量之間的相關性。Bhagat和Welch（2006）研究認為沒有證據(jù)證明美國、加拿大、英國、歐洲大陸和日本企業(yè)之間存在正向研發(fā)現(xiàn)金流聯(lián)系。因此，Hall和Lerner（2010）認為融資約束對研發(fā)的影響仍然是一個未解決的問題。中國作為新興經(jīng)濟體，資本市場相比還不完善，面臨的融資約束情況與發(fā)達國家不盡相同。不少學者認為中國企業(yè)也普遍存在著融資約束現(xiàn)象，這種情況對小規(guī)?；蚍菄衅髽I(yè)更為突出（盧鑫等，2013），但是融資約束對企業(yè)研發(fā)支出影響也沒有定論。Brownetal（2012）認為研發(fā)融資約束的經(jīng)驗結(jié)論并不統(tǒng)一，原因可能是前期研究遺漏變量問題使得結(jié)果有偏。本文利用中國制造業(yè)上市公司2007-2014年的研發(fā)數(shù)據(jù)為樣本，在歐拉方程（Bond和Meghir，1994）中加入衡量內(nèi)部融資和外部融資的變量，以系統(tǒng)廣義矩估計方法控制動態(tài)面板的內(nèi)生性問題，檢驗融資約束對制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)支出影響，并比較不同規(guī)模、不同年齡和不同所有權性質(zhì)企業(yè)所面臨的融資約束程度，研發(fā)資金的內(nèi)部、外部籌資方式，為研發(fā)融資約束提供新的經(jīng)驗證據(jù)。二、理論分析與研究假設由于資本市場信息不對稱以及代理問題存在（Stiglitz和Weiss，1981），企業(yè)會面臨著不同程度的融資約束。融資優(yōu)序理論（Mayers和Majluf，1984）認為企業(yè)對于內(nèi)部資金享有完全的自主權并且不需要支付額外的費用，內(nèi)部融資要優(yōu)于外部融資，用企業(yè)持有的現(xiàn)金進行對外投資是最優(yōu)選擇。Fazzari、Hubbard和Petersen（1998）首先使用投資－現(xiàn)金流敏感性證實企業(yè)的投資支出對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性很高，企業(yè)投資面臨融資約束。研發(fā)活動具有產(chǎn)出不確定性和缺乏融資抵押品、研發(fā)信息保密等特點，因而受融資約束影響更為明顯。Bondetal.（2006）、Czarnitzki（2006）、Ughetto（2008）、Martinsson（2010）等分別研究了愛爾蘭、法國、英國、荷蘭等國企業(yè)證實融資約束對研發(fā)支出有影響。國內(nèi)劉立（2003）、唐清泉等（2009）、顧群和宋舒然（2013）等研究認為中國企業(yè)也普遍存在研發(fā)融資約束。根據(jù)上述分析，提出假設：H1：我國制造業(yè)企業(yè)存在研發(fā)融資約束，即內(nèi)部現(xiàn)金流與研發(fā)支出正相關不同規(guī)模、年齡、產(chǎn)權性質(zhì)的企業(yè)面臨融資約束程度不同。規(guī)模較小的企業(yè)以及年輕企業(yè)和借款人之間存在信息不對稱，無法利用規(guī)模經(jīng)濟和有較少的實物資產(chǎn)可以作為抵押物（Hadlock和Pierce，2010），經(jīng)營風險高，投資者偏好較低，因此較難在外部資本市場籌到資金，企業(yè)融資約束程度高（遲憲良，2007）。相反大企業(yè)則更容易從外部資本市場籌集到資金。同時年輕企業(yè)往往還不能靠產(chǎn)品銷售帶來的現(xiàn)金流入形成的內(nèi)部資金積累為研發(fā)項目提供資金，面臨較高的違約風險，研發(fā)項目在銀行融資時可能會受到限制，較難獲得貸款（Fritschetal.，2006），融資約束影響也較大（Gompers和Lerner，1999）。企業(yè)所有權性質(zhì)對研發(fā)融資約束也有影響。林毅夫、李志赟（2004）認為國有企業(yè)與民營企業(yè)在資本市場的融資機會并不相同，國有企業(yè)在部分行業(yè)具有壟斷地位，經(jīng)濟實力較強受到地方政府的支持，銀行愿意給予貸款。民營企業(yè)往往要以更高的資本成本才能獲得相同資金，內(nèi)部資金成為支撐企業(yè)研發(fā)投資的主要來源。Alessandraetal.（2014）還認為中國企業(yè)的創(chuàng)新活動受到融資約束的影響，民營企業(yè)受限最為嚴重，其次為外資企業(yè)，國有控股企業(yè)受影響程度最小。根據(jù)上述分析，提出假設：H2：小企業(yè)、年輕企業(yè)、民營企業(yè)面臨的融資約束程度相比大企業(yè)、成熟企業(yè)、國有控股企業(yè)更高企業(yè)研發(fā)支出資金來源往往包括內(nèi)部資金積累和以債權與股權方式籌集的外部資金，不同特征的企業(yè)面臨的融資約束影響不同，導致使用融資方式也不相同。部分經(jīng)驗證據(jù)表明債務融資與研發(fā)支出之間負相關，企業(yè)能通過債務融資進行研發(fā)資金籌集，但是債務越高，企業(yè)負擔越大，這時相應投入研發(fā)的資金會減少。例如Bah和Dumontier（2001）、Singh和Faireloth（2005）發(fā)現(xiàn)高科技企業(yè)研發(fā)強度與負債水平顯著負相關。Yasuhiro（2011）研究發(fā)現(xiàn)大企業(yè)部分研發(fā)資金來源于債務融資，對規(guī)模較小的企業(yè)來說,債務和研發(fā)支出負相關。同時也存在不同國家負債對企業(yè)投資表現(xiàn)出不同的影響結(jié)果，比如企業(yè)債務與研發(fā)支出存在非線性關系（GustavMartinsson，2009），當債務較低時，債務融資促進研發(fā)支出，而超過一定程度后，兩者成相反關系。研究也表明股權融資和研發(fā)支出之間存在相關關系。如在資本市場比較發(fā)達的美國，Carpenter和Petersen（2002）以高新企業(yè)為研究對象發(fā)現(xiàn)股權融資和研發(fā)支出顯著正相關。Brownetal.（2009）對美國高科技的上市企業(yè)研究結(jié)果表明，成立時間較短的年輕企業(yè)研發(fā)支出依賴于現(xiàn)金流或股票發(fā)行來籌集研發(fā)資金，相比之下對成熟企業(yè)研發(fā)支出的影響則較小。GustavMartinsson（2010）研究發(fā)現(xiàn)英國企業(yè)研發(fā)資金來源于內(nèi)部現(xiàn)金流和外部股權融資，而歐洲大陸國家僅依賴企業(yè)內(nèi)部資金。但是Subash（2014）使用新興市場印度制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)沒有發(fā)現(xiàn)外部權益融資與研發(fā)強度相關的證據(jù)。我國現(xiàn)階段融資市場機制不完善，研發(fā)支出的外部融資來源缺乏債權融資，僅限于股票市場的股權融資，單一融資來源限制了企業(yè)研發(fā)支出，這種影響在小企業(yè)或民營企業(yè)中更為突出（顧群和宋舒然，2013）。根據(jù)上述分析，提出假設：H3：融資約束較大的企業(yè)研發(fā)支出與債務融資負相關，與股權融資正相關三、研究設計（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源本文選取滬深A股2007-2014年連續(xù)披露研發(fā)支出的制造業(yè)企業(yè)為樣本。樣本處理過程如下：（1）剔除財務數(shù)據(jù)資料不全、財務狀況異常的企業(yè)；（2）剔除被ST和PT處理、暫停上市和退市的企業(yè)；（3）刪除未連續(xù)披露6年研發(fā)支出數(shù)據(jù)的企業(yè)，最終得到385家企業(yè)共計2698個觀察值的非平衡面板數(shù)據(jù)。為克服離群值的影響，對連續(xù)變量的每個年度上下1%分位值進行縮尾處理。本文所使用的企業(yè)研發(fā)支出數(shù)據(jù)主要從上市公司年報中手工收集，其他財務數(shù)據(jù)來源于國泰安經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。（二）變量定義與模型構(gòu)建以投資-現(xiàn)金流敏感性（ICFS）研究融資因素和投資之間的關系是常見方式，投資-現(xiàn)金流敏感度越高，融資約束越強。Fazzari、Hubbard和Petersen（1998）認為投資現(xiàn)金流敏感性可以作為融資約束的度量。然而，Kaplan和Zingales（1997）認為ICFS的經(jīng)驗有效性差，設計了基于財務指標綜合加權的KZ指數(shù)。Whited和Wu（2006）研究發(fā)現(xiàn)使用KZ指數(shù)衡量的融資約束較大的企業(yè)在銷售增長率、投資率、債券信用等級等方面反而是最高的，與事實相反。對此，Livdanetal.（2009）認為可能原因是KZ指數(shù)容易混淆融資約束與財務困境的緣故，因此融資約束的計量還沒有一種較好的方式。Brownetal.（2009）認為歐拉模型可以以更直接的方式來解釋未來的盈利預期對當期投資和融資變量的滯后項或當期估計系數(shù)的影響，因此本文使用由Bond和Meghir（1994）在資本投資的研究中提出的歐拉方程（Eulerequation）進行研發(fā)融資約束的估算，其優(yōu)點是考慮了融資摩擦的存在帶來的影響，適合我國不完善的資本市場，設定模型（1）。RDi，t為企業(yè)i在t期的研發(fā)支出，RDi，t-1和RD2i，t-1分別是研發(fā)支出和其平方項的滯后項，RDi，t-1系數(shù)預期為正，RD2i，t-1系數(shù)預期為負，在沒有融資摩擦時兩者系數(shù)絕對值都大于1，Si，t-1為銷售收入滯后項，系數(shù)應大于零，CFi，t-1為現(xiàn)金流滯后項表示內(nèi)部融資變量，在沒有融資約束的限制，該系數(shù)預計為負（Bond和Meghir，1994）。模型還包括時間效應（dt）和企業(yè)個體效應（αi），時間虛擬變量用于控制稅率和資本成本的變化。模型中所有回歸變量均除以企業(yè)資產(chǎn)期初數(shù)。為了考察融資約束對研發(fā)的影響，Brownetal（2009）擴充基準歐拉模型加入衡量內(nèi)部融資和外部融資的變量，即加入內(nèi)部現(xiàn)金流（CFi，t）和銷售收入（Si，t）當期項、權益融資（StkIssi，t）當期項和滯后項作為額外的控制變量，修改后的模型如式（2）所示。Brownetal（2012）認為需要通過加入現(xiàn)金持有變化（ΔCashhldi,t）和債務變動（DbtIssi,t）來控制研發(fā)平滑和債務融資。如果現(xiàn)金持有量變化系數(shù)顯著為負，則表明企業(yè)的現(xiàn)金持有存在研發(fā)平滑作用，如果不顯著或為0，則企業(yè)不存在利用持有現(xiàn)金來平滑研發(fā)的行為。在模型中加入現(xiàn)金流（CFi,t）當期項和滯后項，股票發(fā)行籌集資金（StkIssi,t）和債務融資（DbtIssi,t）、現(xiàn)金持有量的變化（ΔCashHldi,t），最終設定模型（3）。本文使用Blundell和Bond（1998）系統(tǒng)廣義矩法估計上述動態(tài)面板模型。系統(tǒng)GMM將差分方程和水平方程結(jié)合在一起，提高了估計效率，同時避免了差分GMM容易受弱工具變量影響產(chǎn)生有限樣本偏誤的后果。為了解決融資變量的潛在的內(nèi)生性問題，所有的自變量都被視為內(nèi)生變量，在估計模型時使用所有的自變量的滯后水平（t-3和t-4）作為差分方程的工具變量和差分的滯后項（t-2）為水平方程的工具變量，并通過Hansen和Sargan檢驗工具變量選擇的有效性。Arellano和Bond（1991）建議采用兩階段估計再執(zhí)行Sargan檢驗較為穩(wěn)妥，Windmeijer（2005）通過模擬分析表明，采用糾偏后的穩(wěn)健性，可以更好地進行統(tǒng)計推斷，因此本文采用兩階段－糾偏－穩(wěn)健型估計結(jié)果。四、實證分析（一）描述性統(tǒng)計各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示，所有變量均除以期初資產(chǎn)。從表1中可以看出樣本企業(yè)的研發(fā)支出占總資產(chǎn)的2.1%，低于歐州企業(yè)的8.5%，高于同為新興市場國家印度的1.5%和巴西的0.41%（Naik，2014）。內(nèi)部現(xiàn)金流和股權融資是樣本企業(yè)主要融資來源，且內(nèi)部現(xiàn)金流為0.109高于股權融資的0.065，債務融資的均值僅為0.03，低于內(nèi)部現(xiàn)金流和股權融資。本文使用企業(yè)規(guī)模、上市年限和所有權是否國有控股與融資約束相關的特征對企業(yè)進行分組。當年資產(chǎn)在均值以上的為大企業(yè)，否則為小企業(yè)；上市年限低于均值的為年輕企業(yè)，超過均值的則為成熟企業(yè)；按所有權性質(zhì)劃分為國有控股企業(yè)和民營企業(yè)。從企業(yè)分組來看，小企業(yè)比大企業(yè)研發(fā)支出不管是中位數(shù)還是均值都更高，成熟企業(yè)比年輕企業(yè)高，民營企業(yè)比國有企業(yè)高。現(xiàn)金流則是大企業(yè)、成熟企業(yè)、民營企業(yè)更高。各組企業(yè)均是內(nèi)部融資金額大于股權融資額，外部融資方式中股權融資比債務融資高，說明隨著我國股票市場的發(fā)展，股權融資己經(jīng)成為我國上市企業(yè)的重要資金來源。內(nèi)部融資方式上，成熟企業(yè)與年輕企業(yè)相差較大，大企業(yè)和小企業(yè)差距較?。淮笃髽I(yè)、成熟企業(yè)和民營企業(yè)容易獲得股權融資；債務融資中大企業(yè)最高，說明銀行貸款需要以資產(chǎn)擔保，融資與企業(yè)規(guī)模有很大關系。表1變量描述性統(tǒng)計（二）回歸分析（1）全樣本回歸結(jié)果分析。系統(tǒng)GMM估計的動態(tài)面板模型結(jié)果如表2所示。表中AR（1）P值顯著，AR（2）不顯著說明系統(tǒng)GMM估計量模型的干擾項不存在顯著的序列相關。Sargan和Hansen統(tǒng)計量檢驗結(jié)果均不能拒絕零假設，說明工具變量的選取是合理的。Roodman（2006）認為使用普通最小二乘（OLS）估計和固定效應（FE）估計動態(tài)面板模型分別上偏和下偏于其真實值，被解釋變量滯后一期真實估計值應界于兩者之間。GMM估計的研發(fā)滯后項系數(shù)均位于列（5）OLS估計和列（6）固定效應估計結(jié)果之間，說明模型設定是合理的。表2中列（1）為沒有融資變量的基本歐拉模型估計結(jié)果，列（2）、（3）、（4）分別在模型中加入當期現(xiàn)金流（衡量內(nèi)部資金來源）、股權籌資、現(xiàn)金持有變化三個控制變量。研發(fā)支出滯后項結(jié)果與預期符號方向一致，系數(shù)顯著為正小于1，平方滯后項系數(shù)為負并大于1但不顯著，現(xiàn)金流滯后項系數(shù)顯著為負與預期一致。在列（2）中當期現(xiàn)金流加入模型后，現(xiàn)金流系數(shù)和為0.072，顯著為正，隨著外部融資變量以及現(xiàn)金持有變化逐步加入模型，現(xiàn)金流系數(shù)和從列（2）的0.072上升到列（4）的0.093，說明我國制造業(yè)企業(yè)存在流動性約束，內(nèi)部融資影響研發(fā)支出，研究假設1得到證實。結(jié)果也支持Brown（2012）指出的不控制外部融資和現(xiàn)金流平滑可能導致低估研發(fā)支出現(xiàn)金流敏感性。列（4）結(jié)果表明，現(xiàn)金流系數(shù)和0.093顯著為正，債務融資和股權融資兩種外部融資方式系數(shù)和分別為-0.002和-0.004且不顯著，說明內(nèi)部融資是企業(yè)研發(fā)資金主要來源，外部融資因素和研發(fā)支出之間不相關?，F(xiàn)金持有變化（ΔCashHld）系數(shù)和為-0.014，也不顯著，因此沒有觀察到現(xiàn)金持有研發(fā)平滑的證據(jù)，原因可能是中國上市企業(yè)保持流動性水平較低，樣本企業(yè)的平均現(xiàn)金持有占總資產(chǎn)的比例僅為10.9%，遠低于歐洲公司的22.3%（Brownetal.,2012）。（2）樣本分組回歸結(jié)果分析。為了進一步研究融資因素對研發(fā)支出的影響，按樣本企業(yè)的規(guī)模大小和年齡、是否國有控股等特征進行分組回歸。表3為樣本分組回歸結(jié)果，為簡便起見，本文僅報告融資因素系數(shù)和。與同組企業(yè)相比，小企業(yè)、年輕企業(yè)、民營企業(yè)的研發(fā)支出滯后項（RDt-1）（分別為0.526、0.654、0.288）和二次項滯后項（RD2t-1）系數(shù)絕對值（分別為1.167、1.363、2.481）相對更小，現(xiàn)金流（CF）估計系數(shù)和（分別為0.059、0.105、0.094）更大，與預期一致，現(xiàn)金流指標的系數(shù)越大（符號為正）且顯著，說明這三類企業(yè)研發(fā)投資對現(xiàn)金流的敏感度更高，面臨的研發(fā)融資約束程度更大，研究假設2得到證實。同時股權融資（StkIss）系數(shù)較小且不顯著，而債務融資（DbtIss）系數(shù)和均在10%水平顯著為負，研究假設3中融資約束較大的企業(yè)研發(fā)支出與債務融資負相關得到證實，而與權益融資正相關沒有得到證實。說明這部分企業(yè)研發(fā)支出的資金來源與歐美企業(yè)不同，不是通過發(fā)行股票來籌集的，而是以債權方式進行融資。原因可能是中國資本市場對融資約束較高的企業(yè)因為缺乏抵押資產(chǎn)或未來利潤的不確定性，要求較高使得其面臨的資本成本更高。同時顯示國有控股企業(yè)現(xiàn)金持有變化（ΔCashHld）的系數(shù)和為-0.035，在5%水平顯著為負，表現(xiàn)出研發(fā)平滑，與歐洲企業(yè)-0.14（Brownetal.，2012）相比較小。原因可能是國有企業(yè)比民營企業(yè)資金較充足，融資約束較小能通過管理內(nèi)部流動性儲備，有足夠的資金控制現(xiàn)金流來平滑研發(fā)活動。表2全樣本回歸結(jié)果表3樣本分組回歸結(jié)果五、結(jié)論本文以2007-2014年的制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)用修改后的歐拉方程檢驗了融資因素對研發(fā)支出的影響。結(jié)果顯示中國企業(yè)普通存在研發(fā)支出融資約束，對規(guī)模較小的企業(yè)、年輕企業(yè)和民營企業(yè)往往影響更大。本文還發(fā)現(xiàn)這部分企業(yè)與歐美國家相反，股權方式不是它們采用的主要研發(fā)融資方式，大部分是通過銀行借債方式完成資金的籌集。研究結(jié)果表明我國企業(yè)研發(fā)支出不足，研發(fā)活動存在不同程度的融資約束，因此，未來資本市場還應該加強改革，為企業(yè)研發(fā)資金的籌集提供方便。從政府層面來看，應該不斷改革資本市場降低進入壁壘，提高市場透明度減少信息不對稱程度，改進股票公開發(fā)行制度，提升融資的公平性，解決企業(yè)研發(fā)資金的來源。在政策上應當向規(guī)模較小的企業(yè)和新設立企業(yè)民營企業(yè)更多的傾斜，加大扶持力度。更重要的是企業(yè)應認識研發(fā)和創(chuàng)新的重要性，提高研發(fā)信息的共享和披露，降低研發(fā)風險，敢于創(chuàng)造和實踐新穎的融資形式，開拓多層次的融資渠道。*本文系江蘇高校哲學社會科學研究項目（項目編號：2015SJD776）；2016年江蘇省高職院校教師專業(yè)帶頭人高端研修項目（項目編號：2016GRFX070）的階段性研究成果。［1］盧鑫、鄭陽飛、李建明：《融資約束對企業(yè)R