負債水平對企業(yè)R&D投資的影響

摘 要：運用2012—2015年中國A股上市公司數據，對企業(yè)負債水平與R&D投資水平之間的關系進行實證檢驗，結果表明，二者之間存在顯著的倒“U”型關系。負債水平與R&D投資水平之間倒“U”型關系的轉折點過低，很大程度上是由于負債對R&D投資的抑制效應太強造成的。為減輕負債對R&D投資的抑制作用，企業(yè)應加大創(chuàng)新投入力度，政府應進行適度宏觀調控。

關鍵詞：負債水平；R&D投資；實證研究

中圖分類號：F83248 文獻標識碼：A 文章編號：

2095-3283（2016）09-0147-04

[作者簡介]鐘波（1994-），男，漢族，江西吉安人，本科生，研究方向：公司財務。

1912年，經濟學家Joseph Alois Schumpeter 提出“創(chuàng)新理論”后，“創(chuàng)新觀念”引起了社會的廣泛關注。在經濟全球化以及知識經濟崛起的大背景下，創(chuàng)新對于國家的發(fā)展至關重要，尤其是對處在經濟轉型期的中國。如何加大技術創(chuàng)新力度，讓創(chuàng)新成為經濟增長的驅動力，是當前亟待解決的問題之一。黨的“十八大”報告指出，“必須大力推進經濟結構戰(zhàn)略性調整，促進經濟與科技緊密結合，使經濟發(fā)展更多依靠科技進步?！逼髽I(yè)是全社會技術創(chuàng)新的中堅力量，要提高社會整體的技術創(chuàng)新水平，關鍵在于加大企業(yè)的R&D投資力度。厘清企業(yè)負債水平與R&D投資水平之間的關系，對于從資本結構的角度來促進企業(yè)的創(chuàng)新投資具有重要意義，有助于加快建設創(chuàng)新型社會。

一、文獻回顧

關于企業(yè)負債水平與R&D投資水平之間的關系，目前學術界還沒有統(tǒng)一的觀點。國外方面，Bhagat和Welch（1995）通過實證研究發(fā)現，美國企業(yè)的負債水平與R&D投資水平呈顯著負相關，而日本企業(yè)的負債水平與R&D投資水平卻是呈顯著正相關[1]；Billings和 Fried（1999）的研究表明，公司的債務比例與R&D投資水平呈顯著負相關[2]；國內方面，肖海蓮等（2014）認為，由于R&D投資的高風險性，加之企業(yè)主觀不希望向市場披露其R&D投資項目的詳細信息，導致資本市場為企業(yè)的R&D項目提供資金十分有限，造成負債水平與企業(yè)的R&D投資呈顯著負相關[3]；溫軍等（2011）的研究表明，債券類交易型融資抑制了R&D投資，但作為關系型債務的銀行借款，出于信息優(yōu)勢、不需要企業(yè)公開披露R&D項目信息等原因，能夠支持企業(yè)進行R&D投資[4]；趙自強等（2008）利用中國制造業(yè)上市公司2004—2005年間的數據實證檢驗了負債水平與R&D投資之間的關系，發(fā)現在非高科技產業(yè)中，公司負債與研發(fā)投資之間存在顯著的正臨界水平 “U”型關系[5]?？梢?，關于負債水平如何影響R&D投資的問題需要進一步深入研究。本文結合已有研究結果，提出負債水平和R&D投資之間呈倒“U”型關系的假設，并利用2012—2015年中國上市公司的數據對兩者之間的關系進行實證檢驗。

負債水平對于企業(yè)的R&D投資既存在促進作用，又存在抑制作用，同時考慮兩方面的作用，可以更全面認識負債水平對R&D投資的影響。研究表明，采用債務融資會產生資產替代問題，企業(yè)會把從債權人處獲得的資金投資到高風險、高收益的項目上。如果項目成功，負債融資的成本要低于與該高風險項目相匹配的資本成本，企業(yè)會獲得該項目帶來的超額收益。如果項目失敗，大部分的代價將由債權人承擔[6][7]。根據資產替代理論，負債越高的公司，越有可能去投資高風險、高收益項目，以獲得超額收益。R&D投資項目可以給企業(yè)帶來巨大的收益，因此高負債會激勵企業(yè)進行R&D投資，這是負債水平對R&D投資的促進效用。

高負債也會抑制企業(yè)的R&D投資。盧馨等（2013）以及肖海蓮等（2014）的研究均表明，我國企業(yè)的R&D投資存在明顯的負債融資約束[3] [8]，若債權人不愿借錢給企業(yè)進行R&D項目投資，必然會對借款企業(yè)進行監(jiān)督，防止其將資金用于R&D投資。隨著負債的增加，企業(yè)面臨的債權人監(jiān)督會更加嚴格，R&D投資會相應的減少。從馬如飛、何涌（2015）的研究來看，債權人監(jiān)督客觀上嚴重抑制了企業(yè)的R&D投資[9]。一方面，債權人為了保證資金的安全性，在貸款時會同借款人簽訂一系列的限制性條款，防止企業(yè)濫用資金。隨著債權人監(jiān)督的加強，企業(yè)將很難違背這些條款將資金用于高風險的R&D投資項目。另一方面，債權人希望企業(yè)盡可能披露詳細的投資項目信息，而該信息一旦披露，很容易被競爭對手模仿，造成R&D項目收益大幅降低，從而迫使企業(yè)不會主動進行R&D投資。

綜合負債水平對R&D投資的促進與抑制兩方面的作用，二者之間應呈現倒“U”型關系，即當負債水平處于轉折點以下時，由于促進作用占主導地位，R&D投資水平隨負債水平的增加而增加；當負債水平高于轉折點時，抑制作用占主導地位，R&D投資水平隨負債水平的增加而減少。基于以上分析，提出假設：隨負債水平的提高，企業(yè)R&D投資水平先增加后減少。

二、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本文的樣本為2012-2015年中國A股上市公司，剔除了金融行業(yè)公司以及相關數據缺失的公司，共7670個樣本。數據來源方面，R&D投資費用、機構持股比例、公司的性質（是否國企，是否高新技術企業(yè)）這些數據來源于WIND數據庫，其它數據均來源于CSMAR數據庫。為消除極端值的影響，增加結果的可靠性，本文中所有的連續(xù)型變量均進行了上下1%的winsorize處理。

（二）變量定義

1被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)R&D投資水平，參考肖海蓮等（2014）的做法，用企業(yè)R&D投資費用的自然對數來衡量[3]。

2解釋變量

選取企業(yè)的負債水平作為被解釋變量，用總負債除以總資產來衡量。同時，為消除被解釋變量與解釋變量互為因果的影響，選擇滯后一期的負債水平進行回歸分析。

3控制變量

根據其他文獻，還有很多因素對企業(yè)R&D投資有影響。易靖韜等（2015）發(fā)現企業(yè)規(guī)模對R&D投資有正向影響[10]。文芳（2008），任海云（2010）等學者發(fā)現股權集中度對R&D投資有影響[11][12]，但沒有得到一致結論?？等A等（2011）發(fā)現CEO的股權報酬和企業(yè)研發(fā)呈顯著正相關[13]。還有文獻表明機構投資者持股比例[14]（王宇峰等，2012）、企業(yè)是否是國企[15]（唐躍軍、左晶晶2014）、是否是高新技術企業(yè)[16]（易靖韜等，2015）都會影響到企業(yè)的R&D投資水平。故選取公司規(guī)模、股權集中度、管理層持股比例、機構持股比例、是否為國企、是否為高新技術企業(yè)作為控制變量，同時加入roa、營業(yè)收入增長率來控制公司的盈利性與成長性。為增加結果的可靠性，設置了年份、行業(yè)兩個虛擬變量。

（三）模型設計

使用最小二乘法進行回歸，回歸模型為：

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結果。R&D的均值為17453，方差為2415，數值略大，最大值與最小值之間的差距也很明顯，表明不同企業(yè)間R&D投資水平有很大的差別。Lever的均值為0407，變動范圍在0039-0904之間，由此可知，我國企業(yè)整體負債水平分布較為廣泛，低負債水平的企業(yè)相對較多，整體負債水平不高。樣本中是否為高新技術企業(yè)這一變量的均值為0641，有些偏高。這主要是因為相對于高新技術企業(yè)，非高新技術企業(yè)更少披露R&D費用信息，導致選擇的樣本中高新技術企業(yè)占比較大。

（二）相關性分析

表3列出了各個變量之間的相關性。R&D與lever之間的pearson相關系數為0079，spearman相關系數為0133，由此可看出來二者之間的線性相關程度不大，這在一定程度上為兩者之間的倒“U”型關系提供了證明?？刂谱兞颗c解釋變量之間的各相關系數都不是很大，這在一定程度上說明了多重共線性問題不是很嚴重，提高了回歸模型的穩(wěn)健性。同時可以觀察到，各控制變量與被解釋變量之間的相關系數相對較小，它們之間不存在明顯的線性相關關系。但考慮到相關分析只是簡單的對兩個變量進行分析，并未控制其他變量的水平保持不變，結果并不可靠。尋求控制變量與被解釋變量之間究竟存在何種關系，還是要根據回歸結果來分析。

（三）回歸結果

表4列出了模型（1）的回歸結果?？梢钥闯鰈ever^2的回歸系數為-20559，其t統(tǒng)計量的值為-79849，對應的顯著性水平為1%顯著。Lever的回歸系數為10875，t統(tǒng)計量的值為45954，對應的顯著性水平為1%。這些特征說明了負債水平與R&D投資水平之間確實存在著倒“U”型曲線的關系，研究假設得到驗證。具體來看，026為負債水平與R&D投資水平之間的轉折點；當負債水平小于026時，R&D投資水平隨負債水平的增加而增加；當負債水平超過026時，R&D投資水平隨負債水平的增加而減少。對比我國企業(yè)負債平均值04，凸顯026這一轉折數值略低，反映出當前負債對R&D投資的抑制作用強勁，遠超對R&D投資的促進作用，證明了許多學者研究發(fā)現的兩者之間負相關關系?？刂谱兞糠矫?，大多數控制變量回歸系數顯著性水平均很高，回歸系數的符號也與文獻研究的結果相一致。回歸方程的R2為05167，調整后的R2為05148，F值為272，這些數據表明回歸方程的擬合效果還是真實合理的，模型是有效的。

四、結論

本文利用2012—2015年我國上市公司的數據，對負債水平對企業(yè)R&D投資水平的影響進行了分析，實證結果表明，負債水平對企業(yè)R&D投資同時存在促進與抑制效應，在這兩種效應的共同作用下，企業(yè)負債水平與R&D投資水平兩者之間表現出一種倒“U”型的關系。同時，實證結果也表明，負債水平與R&D投資水平之間倒“U”型關系的轉折點過低，很大程度上是由于負債對R&D投資的抑制效應太強造成的。為減輕負債對R&D投資的抑制作用，加大企業(yè)創(chuàng)新投資力度，政府有必要進行適度宏觀調控。首先，完善知識產權保護法律法規(guī)，加大執(zhí)法力度。減少企業(yè)因披露R&D項目信息受到損失，提高企業(yè)R&D項目信息披露水平，從而減少債權人與企業(yè)之間的信息不對稱情況，減輕逆向選擇，降低道德風險，債權人主觀上更支持企業(yè)的R&D項目。其次，加快銀行業(yè)的市場化進程，加強銀行業(yè)之間的競爭。隨著銀行業(yè)的競爭加劇，為獲得利潤，銀行會愿意為企業(yè)的R&D項目提供貸款，這將會降低負債對R&D投資的抑制程度。

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（責任編輯：郭麗春 藍亮）