錢子瑩,孟慶軍
(河海大學 商學院,南京 211100)
農(nóng)業(yè)是我國的基礎產(chǎn)業(yè),而過去六年內(nèi)農(nóng)業(yè)總市值只增長了26.4%(數(shù)據(jù)來自CCERDATA數(shù)據(jù)庫中農(nóng)林牧漁行業(yè)數(shù)據(jù)板塊),明顯低于其他產(chǎn)業(yè)。但隨著2018年3月中央一號文件《中共中央國務院關(guān)于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》的正式落地,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展將成為經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展新的增長點。根據(jù)《企業(yè)會計準則第16號——政府補助》的相關(guān)規(guī)定,政府補助作為財政政策與產(chǎn)業(yè)政策的重要構(gòu)成部分,是政府扶持企業(yè)發(fā)展的重要措施,體現(xiàn)了政府的政策導向性。與此同時,研發(fā)投入是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)“創(chuàng)新驅(qū)動”的重要保證,農(nóng)業(yè)科技研發(fā)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的結(jié)合也逐漸引起了政府和涉農(nóng)企業(yè)管理者的關(guān)注。
本文的創(chuàng)新點在于將政府補助、研發(fā)投入與企業(yè)價值三要素看作一個整體,同時基于“一帶一路”建設、“新時代”轉(zhuǎn)型期的特殊背景,選取農(nóng)業(yè)概念股作為研究對象。該板塊公司獲得的政府補助較多,且基本都有相應的研發(fā)支出,使得本文的研究具有可行性和現(xiàn)實性,也可為相關(guān)部門的決策提供理論依據(jù)。
在目前研究成果中,關(guān)于研發(fā)投入對于企業(yè)價值的影響效果尚未達成一致意見。部分學者明確提出研發(fā)投入能提升企業(yè)價值[1];也有學者認為,研發(fā)投入的積極影響具有滯后性和累積性[2]。我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)存在周期長、收益慢等特征,且尚以勞動力為重要生產(chǎn)力,研發(fā)結(jié)果的成功應用可促進生產(chǎn)效率的提高和農(nóng)業(yè)培育技術(shù)的完善。由此分析,提出假設H1a。
H1a:研發(fā)投入可以有效提高農(nóng)業(yè)概念股公司的企業(yè)價值。
其他觀點認為,研發(fā)投入會受管理者過度自信的心理影響,并最終與企業(yè)價值呈負相關(guān)關(guān)系[3]。甚至有學者認為,在特定行業(yè)里大量的研發(fā)投入會降低企業(yè)績效與市場價值[4]。高風險的投入若失敗或無法換取等值回報,必將形成沉沒成本和機會成本,而難以提高企業(yè)價值。針對以上分析,本文針對研發(fā)投入的影響提出競爭性假設H1b。
H1b:高成本的研發(fā)投入無法提高農(nóng)業(yè)概念股公司的整體價值。
關(guān)于二者的關(guān)系,目前主要存在兩種觀點。一種觀點表明,政府補助對于研發(fā)投入的影響存在“擠出效應”,即會相應減少企業(yè)的研發(fā)投入[5];也有學者認為,政府補助只“擠出”該年度的研發(fā)投入,而對于滯后期的影響是積極的。另一種觀點認為,政府補助的獲得具有“誘導效應”[6],能促進企業(yè)研發(fā),二者呈明顯的正相關(guān)。
對于農(nóng)業(yè)概念股板塊的企業(yè)而言,研發(fā)投入具有高不確定性,且農(nóng)產(chǎn)品對于研發(fā)結(jié)果的審核應用標準較高。由此本文認為,涉農(nóng)企業(yè)在獲得補助后傾向于減少對研發(fā)的投入,轉(zhuǎn)而從其他方面提升整體價值,因此提出假設H2。
H2:政府補助的增加會減少農(nóng)業(yè)概念股公司的研發(fā)投入。
根據(jù)信號傳遞理論,政府進行補助的行為本身作為一種信號,向社會傳遞利好信息,表明國家層面對企業(yè)發(fā)展預期的認可,能間接增加企業(yè)價值。此外,研發(fā)投入和政府補助都與企業(yè)價值的變動相關(guān),研發(fā)投入對于企業(yè)價值存在反向影響時,政府補助可在一定程度上抵消其影響,起到調(diào)節(jié)和優(yōu)化的作用,并最終實現(xiàn)公司價值的提高?;谏鲜龇治?,本文提出假設H3。
H3:政府補助可提高企業(yè)價值,且這種影響是通過在一定程度上調(diào)節(jié)研發(fā)投入的消極作用而實現(xiàn)的。
綜上提出的三個假設,其間的邏輯關(guān)系表述如圖1所示。
圖1 假設邏輯圖
本文以2010—2013年農(nóng)業(yè)概念股上市公司數(shù)據(jù)作為研究對象。R&D和Tobin’s Q對應數(shù)據(jù)來自CCER數(shù)據(jù)庫,其他財務數(shù)據(jù)均采自CSMAR數(shù)據(jù)庫,并使用Stata 14.0、SPSS 24.0和Excel對數(shù)據(jù)進行分析和處理。
1.被解釋變量。研發(fā)投入(R&D)選用相對數(shù)以提高不同規(guī)模公司的可比性。本文認為,企業(yè)價值的計量應結(jié)合權(quán)益資本和負債價值,且區(qū)分流通股與非流通股,因此選用托賓Q(Tobin’s Q),該指標越大則表明企業(yè)價值越高。
2.解釋變量。政府補助(Sub)選用相對數(shù)表示,而研發(fā)投入(R&D)的選用同上。
3.控制變量。本文設股權(quán)結(jié)構(gòu)(Top1)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)性質(zhì)(State)、財務杠桿(Lev)、資產(chǎn)收益率(ROA)、企業(yè)發(fā)展能力(Growth)6個控制變量。與此同時,文中模型控制虛擬變量:年份(Year)。
各變量的具體說明如表1所示。
表1變量定義
根據(jù)假設H1,構(gòu)建回歸模型(1),檢驗研發(fā)投入對農(nóng)業(yè)概念股公司整體價值的影響:Tobin’s Qit=β0+β1R&Dit+β2Stateit+β3Sizeit+β4Levit+β5Top1it+β6Growthit+∑Year+ε
為檢驗 H2,設計回歸模型(2)進行分析:R&Dit=β0+β1Subit+β2Stateit+β3Sizeit+β4Levit+β5Top1it+β6ROAit+∑Year+ε
針對H3,本文在模型1的基礎上增加政府投入作為解釋變量,從而構(gòu)建如下混合數(shù)據(jù)回歸模型(3):Tobin’s Qit=β0+β1R&Dit+β2Subit+β3Stateit+β4Sizeit+β5Levit+β6Top1it+β7Growthit+∑Year+ε
其中,i,t表示第i個樣本公司在t期對應的數(shù)據(jù),ε為隨機擾動項。
表2 主要變量描述性統(tǒng)計
從表2的統(tǒng)計結(jié)果來看解釋變量,研發(fā)投入強度的極差和標準差較大,說明該板塊公司對研發(fā)投入的重視程度有所差異。但從整體來看,該樣本中公司的平均研發(fā)投入強度明顯大于平均的政府補助強度。對于政府補助而言,公司獲得的政府扶持強度的極差不大,標準差也很小,表明農(nóng)業(yè)概念股公司普遍獲得了政府補助,且受扶持強度相差不大。
通過比對其他變量的數(shù)據(jù)還可發(fā)現(xiàn),生態(tài)農(nóng)業(yè)板塊和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化板塊的涉農(nóng)企業(yè)多為國有企業(yè),且整體上具有較好的成長性;同時,較高的資產(chǎn)負債率體現(xiàn)企業(yè)普遍有較高的財務杠桿,公司規(guī)模上較低的極差和標準差表明該板塊農(nóng)業(yè)公司的規(guī)模相近,具有可比性。
本文運用SPSS24.0和Stata12.0對樣本數(shù)據(jù)進行分析,回歸結(jié)果和相應分析如下:
表3顯示,其他變量不變時,研發(fā)投入會導致企業(yè)總體價值降低,初步驗證假設H1b。政府補助與研發(fā)投入的相關(guān)系數(shù)為負,初步驗證二者間的反向關(guān)系,即假設H2。此外,政府補助與研發(fā)投入的負相關(guān)系數(shù)的絕對值高于對企業(yè)價值的影響系數(shù),說明對于研發(fā)投入為企業(yè)價值創(chuàng)造所造成的負面影響可通過當年政府補助強度的增加而得到一定程度的抵消,當然Pearson系數(shù)的判斷只是初步結(jié)果,關(guān)于假設和滯后性的具體檢驗還需通過下文的回歸驗證。
樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果如表4所示。其中,模型(1)檢驗H1。數(shù)據(jù)顯示,研發(fā)投入作為解釋變量,其標準化系數(shù)為-0.536,t絕對值超過2,具有顯著性,表明農(nóng)業(yè)概念股公司的研發(fā)投入對企業(yè)價值的影響是消極的,應接受假設H1b。此外,除去股權(quán)性質(zhì)的影響系數(shù)為正,其他控制變量系數(shù)均為負,表明農(nóng)業(yè)概念股公司整體企業(yè)價值的減少也與其負債比率、營業(yè) 收入增長率、自身規(guī)模和成長性有關(guān)。
表4 回歸結(jié)果
模型(2)用于檢驗H3,政府補助系數(shù)為-33.756,為最大的影響因素,且t檢驗為負值,表明政府補助與企業(yè)研發(fā)投入之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系,假設H2得到驗證。與此同時,財務杠桿作為控制變量,其系數(shù)也為負值,表明在農(nóng)業(yè)概念股公司面臨高負債所帶來的償債壓力時,更偏向于穩(wěn)定性的收益來源,這會減少在研發(fā)投入這項不確定極強的項目上的支出。
模型(3)用于驗證H3,即在模型(1)的基礎之上,加上政府補助這一解釋變量來進一步檢驗。數(shù)據(jù)顯示,政府補助對應系數(shù)為2.68,即當政府補助強度加大時,能促進公司整體價值的增長。而另一個解釋變量:研發(fā)投入對應系數(shù)為-0.521,較模型(1)降低了0.15,表明雖然研發(fā)投入仍對企業(yè)價值的增長有消極影響,但影響程度隨著政府補助強度的上升而下降,表明政府補助在其間起到了調(diào)節(jié)作用。
表5 Hierarchical Multiple Regression結(jié)果
表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)
此外,表5為模型(1)和模型(3)的分層回歸結(jié)果,數(shù)據(jù)顯示,在添加政府補助作為解釋變量后,模型對于樣本數(shù)據(jù)的擬合程度有所加強,可以更充分地解釋變量間的關(guān)系。至此,假設H3得到了驗證。
為確保文本研究結(jié)果的可靠性,而進行如下穩(wěn)健性檢驗:一是政府補助、研發(fā)投入相對應指標的計算使用主營業(yè)務收入來擴大數(shù)值。二是檢驗樣本中是否存在顯著的異常值,并檢驗觀測值之間的獨立性。三是由于研發(fā)投入也許存在滯后性影響,由此添加對研發(fā)投入的滯后檢驗。
通過檢驗發(fā)現(xiàn),改變分母來擴大政府補助和研發(fā)投入數(shù)據(jù)產(chǎn)生的結(jié)果與上述研究基本一致。本文用學生化刪除殘值(Studentized deleted residuals)得到的新增變量極值仍在3倍標準差內(nèi),由此判斷不存在明顯的離群值。此外,運用德賓-沃森值(Durbin-Watson)檢驗可能存在的相關(guān)性,得到3個模型對應的檢驗結(jié)果為2.362、2.155和1.568,都接近2,因此判定觀測值具有相互獨立性。通過對模型(1)的滯后兩期檢驗發(fā)現(xiàn)結(jié)果仍是負相關(guān),即不存在滯后現(xiàn)象。以上結(jié)果表明,本文的研究結(jié)果是基本穩(wěn)健的。
綜上所述,筆者做出以下結(jié)論。第一,對于農(nóng)業(yè)概念股公司而言,高成本的研發(fā)投入難以創(chuàng)造出足以彌補成本的收益,由此會降低企業(yè)價值。第二,政府對于農(nóng)業(yè)概念股公司所在行業(yè)的補助會減少該公司對研發(fā)活動的支持力度,具有“擠出效應”。第三,政府扶持力度的加大可以提高農(nóng)業(yè)概念股公司的整體價值,而這種影響是通過反向調(diào)節(jié)擠出研發(fā)投入力度而實現(xiàn)的,存在“負負得正”現(xiàn)象。
針對以上結(jié)論,本文結(jié)合當下農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展形勢,提出以下建議。第一,重視農(nóng)業(yè)人才的培養(yǎng),建立培訓體系,提高農(nóng)民的整體素質(zhì),間接降低科研和勞作成本。第二,政府部門應從稅收、補助、相關(guān)產(chǎn)業(yè)建設等多個維度加大對涉農(nóng)企業(yè)的扶持力度,同時通過更有針對性的政策優(yōu)惠和資金支援進一步完善新時代下農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。第三,涉農(nóng)企業(yè)應提高自身的經(jīng)營管理效率,并加強對農(nóng)業(yè)科技研發(fā)體系的監(jiān)管,在鼓勵創(chuàng)新的前提下,強調(diào)研發(fā)的質(zhì)量和效率,避免出現(xiàn)大量沉沒成本、機會成本與或有負債。