新舊動能轉(zhuǎn)換背景下會計信息質(zhì)量對R&D融資約束的影響

左偉令于硯淼薛建輝

（1山東商務(wù)職業(yè)學(xué)院山東煙臺264670 2山東中醫(yī)藥大學(xué)財務(wù)處山東濟南250014）

一、引言

近年來，我國經(jīng)濟增速放緩，傳統(tǒng)動能對經(jīng)濟的促進作用正在逐步減弱，經(jīng)濟增長進入了“S型曲線”的頂端。為了實現(xiàn)經(jīng)濟的再次跨越增長，勢必要尋找新的動力支撐，通過新舊動能轉(zhuǎn)換，實現(xiàn)經(jīng)濟的再次騰飛。新動能主要是指經(jīng)濟發(fā)展的新動力，分布在新技術(shù)、新業(yè)態(tài)、新產(chǎn)業(yè)、新模式四大領(lǐng)域，包括云計算、物聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、移動互聯(lián)網(wǎng)、新能源、新材料、現(xiàn)代海洋共享經(jīng)濟、云智造等。這些高精尖的行業(yè)技術(shù)領(lǐng)域都需要企業(yè)提高研發(fā)水平，投入更多的創(chuàng)新性研究與開發(fā)資金支持。在新舊動能轉(zhuǎn)換的時代背景下，急需解決企業(yè)科學(xué)技術(shù)與產(chǎn)品的創(chuàng)新性研究與開發(fā)（Researchand Development，簡稱R&D）的融資約束問題，而R&D投資一般具有風(fēng)險高、投資期比較長、未來不確定的特點，籌資相對來說比較困難［1］。

會計信息在企業(yè)經(jīng)濟活動中扮演著重要角色，反映了企業(yè)的資產(chǎn)狀況、經(jīng)營成果等，對企業(yè)內(nèi)部投資者做出經(jīng)營決策起著至關(guān)重要的作用。對于企業(yè)外部投資者及債權(quán)人來說，企業(yè)的會計信息能夠幫助投資者衡量是否投資以及投資的額度。由于會計信息是在企業(yè)的經(jīng)營活動中產(chǎn)生的，需要經(jīng)過財務(wù)人員的加工，加之會計準(zhǔn)則本身要求作出會計估計判斷，使得不同企業(yè)“生產(chǎn)”的會計信息質(zhì)量參差不齊。一方面，企業(yè)外部投資者及債權(quán)人希望獲得高質(zhì)量的會計信息，以幫助其做出投資決策，另一方面，根據(jù)企業(yè)信息不對稱理論，外部投資者與企業(yè)管理層的信息不對稱，外部投資者無法對企業(yè)的經(jīng)營狀況作出評估，可能導(dǎo)致投資者、債權(quán)人要求更多的融資成本作為補償，或者提供較少的融資幫助。所以高質(zhì)量的會計信息能夠幫助企業(yè)解決融資約束問題。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）會計信息質(zhì)量對R&D融資約束的影響

信息不對稱理論認為，在市場經(jīng)濟活動中，掌握信息比較充分的一方具有較為有利的地位，而信息貧乏的一方會處于不利地位。據(jù)此，相較于企業(yè)管理層，企業(yè)外部投資者和債權(quán)人處于信息貧乏的地位，僅能通過企業(yè)對外披露的會計信息了解企業(yè)的經(jīng)營狀況。Diamond和Verrichia（1991）認為增加會計信息披露數(shù)量和提高會計信息質(zhì)量，可以吸引來自大投資者的投資，通過降低與投資者之間的信息不對稱程度，可以增強股票流動性，降低融資成本。Biddle和Hilary（2006）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的會計信息能夠有效降低企業(yè)債權(quán)人的融資約束影響［2］。劉樹海等（2015）通過研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的會計信息能顯著降低融資約束［3］。王琨（2016）的研究表明償債風(fēng)險低的企業(yè)提高會計信息質(zhì)量能夠更有效地緩解企業(yè)的融資約束。黎來芳等（2018）通過對民營企業(yè)債務(wù)融資的研究發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量較高的企業(yè)，在貨幣政策趨緊時，受到的沖擊更小。會計信息是外部投資者和債權(quán)人對企業(yè)的衡量標(biāo)準(zhǔn)的主要信息來源，如果債權(quán)人和投資者認為企業(yè)會計信息質(zhì)量較低，會增加企業(yè)的融資難度，同時為了規(guī)避信息缺失所帶來的風(fēng)險，還會提高融資成本，以彌補資金提供者相應(yīng)增大的風(fēng)險成本。所以企業(yè)會計信息質(zhì)量的提高，可以提高企業(yè)的R&D融資能力，降低R&D融資約束。由此本文提出以下假設(shè)：

H1：企業(yè)會計信息質(zhì)量提高，企業(yè)R&D融資約束的程度會降低。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對R&D融資約束的影響

由于我國特殊的制度背景，國有企業(yè)相對來說能夠獲得更多的政策支持，具有更多的融資渠道，能夠籌集到更多資金。股東和債權(quán)人等資本提供者對國有企業(yè)更加青睞，國有企業(yè)的資金使用風(fēng)險相對較小。胡杰、秦璐（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，非國有高新技術(shù)上市公司的R&D投資更依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流量［4］。成力為等（2017）研究發(fā)現(xiàn)由于資本市場的不完善，企業(yè)受外部融資約束，非國有企業(yè)受融資約束的程度比國有企業(yè)嚴重［5］。由此本文提出以下假設(shè)：

H2：與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的R&D融資約束程度相對較低。

（三）獨立董事比例對R&D融資約束的影響

獨立董事制度是指上市公司在董事會中設(shè)立獨立董事成員，形成對董事會的權(quán)力制衡與監(jiān)督。獨立董事與企業(yè)或者企業(yè)股東通常沒有業(yè)務(wù)往來，因此可以對企業(yè)的經(jīng)營決策進行獨立的判斷，督促企業(yè)對外提供高質(zhì)量的會計信息，提高管理水平。如果董事會中獨立董事的比例較小，話語權(quán)相對較弱，很可能起不到相應(yīng)的有效監(jiān)督作用，降低對會計信息質(zhì)量的要求，外部資金的提供者難以了解企業(yè)真實的經(jīng)營情況，融資約束程度會提高。由此本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：獨立董事比例較高的上市公司，R&D融資約束程度相對較低。

三、變量設(shè)計

本文涉及的主要變量的定義及計算方法如表1所示。

表1 主要變量定義和計算方法

四、模型構(gòu)建

（一）會計信息質(zhì)量的度量

本文采用修正的瓊斯模型（Modified Jones Model）計算得出的操縱性應(yīng)計的絕對值DAit衡量企業(yè)的會計信息質(zhì)量［6］，該模型的思想是應(yīng)計項目的變化應(yīng)該與企業(yè)的基礎(chǔ)經(jīng)濟變量即收入變化和股東資產(chǎn)的金額變化保持同步，總應(yīng)計項目（TA）包括兩部分，即非操控性應(yīng)計項目（DA）和操控性應(yīng)計項目（NDA），其中NDA表示能被基礎(chǔ)變量所解釋的部分，|DA|越大，企業(yè)的盈余管理程度越高，企業(yè)的會計信息質(zhì)量越低［7］。其計算過程為：通過分年度、行業(yè)進行回歸計算出（a）的系數(shù)，并代入（a）（b），計算得出（c），即為會計信息質(zhì)量。

其中，TA為總應(yīng)計項，等于營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額；Asset為企業(yè)資產(chǎn)總額；ΔRev為銷售收入變動額；ΔRec為應(yīng)收賬款變動額；PPE為固定資產(chǎn)原值；DA為可操縱應(yīng)計項的絕對值。

（二）R&D融資約束的定義

R&D融資約束的度量通常采用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度方法，常用的有歐拉方程模型和托賓Q模型，鑒于杜曉榮等（2016）［8］對歐拉方程和托賓Q擬合程度的研究，本文選取歐拉方程作為研究模型。該方程由Abel在1980年提出，主要用來分析企業(yè)的最優(yōu)投資行為。此后Bond對模型作出進一步改進，本文以Bond（2012）［9］改進的歐拉方程為基礎(chǔ)做進一步研究。原模型構(gòu)建如下：

其中，I/K為企業(yè)資本支出與資本存量，代表企業(yè)的總投資額。C/K為企業(yè)現(xiàn)金流與企業(yè)資本存量的比值，代表企業(yè)的現(xiàn)金流，Y/K為企業(yè)營業(yè)收入與企業(yè)資本存量的比值。νi代表企業(yè)固定效應(yīng)，ηi代表時間的固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項?，F(xiàn)金流的系數(shù)大于0，企業(yè)的現(xiàn)金流增加使企業(yè)的當(dāng)期投資增加，表明企業(yè)使用自籌資金進行投資的成本相對較低，外部融資存在溢價，意味著存在外部融資約束。

本文在上述方程的基礎(chǔ)上，引入企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負債比率、股票收益率、行業(yè)、年限等控制變量，構(gòu)建模型（2）：

其中，RD為企業(yè)當(dāng)期研發(fā)支出，Rev為企業(yè)的營業(yè)收入，CF為企業(yè)的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額。系數(shù)α4表示企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感度，衡量企業(yè)融資約束的大小。如果α4顯著為正，表明企業(yè)的R&D投資顯著依賴于企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流，即企業(yè)R&D融資受到了約束。

為衡量企業(yè)會計信息質(zhì)量對企業(yè)R&D融資約束的影響，本文在模型（2）的基礎(chǔ)上，引入企業(yè)現(xiàn)金流與會計信息質(zhì)量的交叉項，構(gòu)建模型（3）：

其中，DA是經(jīng)過修正的瓊斯模型回歸計算出的企業(yè)會計信息質(zhì)量，交叉項CF/Asset*DA的系數(shù)表示企業(yè)會計信息質(zhì)量對R&D融資約束的影響。如果系數(shù)α5顯著為負，表明企業(yè)會計信息質(zhì)量的提高有利于降低企業(yè)R&D融資約束的影響。

為進一步考慮獨立董事比例對企業(yè)會計信息質(zhì)量、R&D融資約束的影響，本文將獨立董事占比與會計信息質(zhì)量的交叉項CF/Asset*DA*ID引入上述模型，構(gòu)建模型（4）：

其中，CF/Asset*DA*ID的系數(shù)表示獨立董事比例影響企業(yè)會計信息質(zhì)量對R&D的融資約束。如果該系數(shù)顯著為負，表明獨立董事比例可以督促企業(yè)提高會計信息質(zhì)量，降低R&D融資約束。

鑒于我國企業(yè)不同的所有權(quán)性質(zhì)，會影響企業(yè)會計信息質(zhì)量對R&D融資約束的影響程度，本文以所有權(quán)性質(zhì)為依據(jù)，對樣本數(shù)據(jù)進行了分組回歸，檢驗不同所有權(quán)性質(zhì)對會計信息質(zhì)量融資約束的影響，國有企業(yè)賦值為1，非國有企業(yè)賦值為0。

（三）其他控制變量

本文選擇的控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Year）、股票收益率（Rce）、資產(chǎn)負債率（Lev）、固定行業(yè)和年度回歸。企業(yè)規(guī)模用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)表示，企業(yè)年齡是指上市公司成立至2017年的年限。

五、實證分析

（一）樣本篩選與數(shù)據(jù)來源

本文選擇我國滬深A(yù)股上市公司2013—2017年數(shù)據(jù)為樣本，并做如下處理：（1）剔除金融行業(yè)樣本；（2）剔除變量缺失的樣本；（3）剔除ST類公司；（3）剔除2017年、2016年上市的公司，因這兩類公司的上市時間較短，不適宜修正的瓊斯模型的計算。本文數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并采用Excel 2010和Stata 12.0進行整理、統(tǒng)計分析。

研發(fā)支出數(shù)據(jù)選自CSMAR研發(fā)投入情況數(shù)據(jù)表，對于部分數(shù)據(jù)不全的樣本公司，本文搜集了其資產(chǎn)負債表中的“開發(fā)支出”加上損益項目“管理費用”之和，最后考慮“支付其他與經(jīng)營活動相關(guān)的現(xiàn)金流”項目下的有關(guān)研發(fā)費用、科研費用、研制開發(fā)費、科研費等相關(guān)費用作為研發(fā)支出。

（二）描述性統(tǒng)計分析

∣DA∣表示樣本公司的盈余管理程度，其絕對值越小，會計信息質(zhì)量越高。從表2可以看出，樣本公司會計信息質(zhì)量的中位數(shù)為0.072，最大值為7.355，最小值為1.73×10-6，樣本公司整體會計信息質(zhì)量比較高。RD研發(fā)支出項目，最大值為25.02515，最小值為5.09375，表明不同樣本公司之間的研發(fā)投入具有較大差別。按照《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》規(guī)定，上市公司的董事會成員中至少有三分之一的獨立董事，從表2可以看出，ID的最小值為0.25，部分樣本公司在某些年份沒有達到三分之一的要求。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

表3 相關(guān)性分析

（三）相關(guān)性分析

本文對模型涉及的相關(guān)自變量進行了多重共線性檢驗，模型中主要變量之間的Pearson系數(shù)小于0.8，即不存在多重共線性問題。如表3所示。

（四）回歸分析

模型（2）、模型（3）、模型（4）的回歸結(jié)果如表4所示（本結(jié)果經(jīng)過異方差調(diào)整），從模型（2）整體樣本回歸結(jié)果可知，樣本公司的R&D投資顯著依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，結(jié)果在1%的水平上顯著為正，CF/Asset的系數(shù)為0.01637，t檢驗值為4.91，根據(jù)Bond歐拉方程思想，表明樣本公司外部R&D存在融資約束，并且R&D投資額對樣本公司內(nèi)部現(xiàn)金流具有較強的敏感性。在引入會計信息質(zhì)量與現(xiàn)金流的交叉項后，再在模型（3）和模型（4）中依次引入會計信息質(zhì)量、獨立董事比例，CF/Asset的系數(shù)顯著為正，系數(shù)值分別為0.01825、0.04990，呈遞增趨勢，即會計信息質(zhì)量、獨立董事比例對樣本公司R&D融資約束存在影響，影響比重隨著引入的因子而增加，R&D投資對現(xiàn)金流的影響越來越敏感。

模型（3）中會計信息質(zhì)量的交叉項CF/Asset*DA的系數(shù)顯著為負，值為0.0110，t值為-1.92，表明在10%的顯著性水平上，企業(yè)會計信息質(zhì)量的提高可以有效緩解企業(yè)R&D融資約束，會計信息質(zhì)量每提高1%，R&D融資約束將降低1.1%。這與假設(shè)1預(yù)期一致，也與盧馨等的研究結(jié)論一致［10-13］。根據(jù)修正的瓊斯模型原理，DA表示企業(yè)盈余管理的絕對值，其值越小，說明企業(yè)會計信息質(zhì)量越高。模型（4）在引入獨立董事比例后，CF/Asset*DA的系數(shù)在10%的水平上顯著為負，會計信息質(zhì)量的系數(shù)降至0.0108，反映出樣本公司的會計信息質(zhì)量提高，獨立董事制度降低了管理層與外部信息使用者之間的信息不對稱性，緩解了樣本公司的R&D融資約束。

模型（4）中CF/Asset*DA*ID的系數(shù)顯著為負，值為0.0843，表明在10%的顯著性水平上，獨立董事比例的提高可以敦促企業(yè)為外部提供更加可靠的會計信息，進而籌集更多的資金來緩解企業(yè)的R&D融資約束。這也說明獨立董事對我國上市公司的經(jīng)營決策確實起到了監(jiān)督作用，能夠督促企業(yè)對外提供高質(zhì)量的會計信息。這與假設(shè)3預(yù)期一致。

表4 整體樣本回歸結(jié)果

其他控制變量的研究結(jié)果與以往研究基本一致。從表4可以看出，規(guī)模較大的樣本公司以及成立時間較長的樣本公司由于具有一定的資本積累，相對于規(guī)模較小、上市時間較短的樣本公司來說，R&D融資約束較小，回歸系數(shù)為負。

本文除了對整體樣本進行了回歸分析，還考慮到我國特殊的制度背景和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對上市公司R&D融資約束產(chǎn)生的影響，進一步將樣本公司分為國有控股公司和非國有控股公司兩組進行回歸，以驗證產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)R&D融資約束產(chǎn)生的影響。分析結(jié)果見下頁表5。

在整體樣本回歸中，樣本公司現(xiàn)金流顯著依賴于內(nèi)部現(xiàn)金，并存在融資約束，而在國有企業(yè)組的回歸結(jié)果中，CF/Asset的系數(shù)為正，表明國有企業(yè)R&D存在融資約束，但無論是企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流（CF/Asset系數(shù)）還是會計信息質(zhì)量對現(xiàn)金流（CF/Asset*DA系數(shù)）的影響都不顯著，表明國有企業(yè)會計信息質(zhì)量對R&D融資約束程度較低。對比國有企業(yè)樣本組，非國有企業(yè)樣本組在模型（2）的回歸結(jié)果中，CF/Asset的系數(shù)顯著為正，值為0.0252，表明在1%的顯著性水平上，企業(yè)的R&D投資顯著依賴于企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流，非國有企業(yè)存在融資約束，并且R&D投資額的現(xiàn)金流敏感度比較高，說明非國有企業(yè)面臨著更高的R&D融資約束。模型（2）中CF/Asset*DA的系數(shù)為0.0155，顯著為負，表明在5%的顯著性水平上，會計信息質(zhì)量提高能夠有效緩解非國有企業(yè)的R&D融資約束。在模型（4）的回歸結(jié)果中，CF/Asset的系數(shù)顯著為正，在1%的顯著性水平上，非國有企業(yè)存在比較嚴重的R&D融資約束。引入交叉項CF/Asset*DA*ID，在10%的顯著性水平上系數(shù)為0.0994，實證結(jié)果表明，非國有企業(yè)獨立董事比例的提高可以緩解企業(yè)的R&D融資約束，對非國有企業(yè)的會計信息質(zhì)量起到監(jiān)督促進作用。以上實證分析結(jié)果與假設(shè)2一致。

表5 國有企業(yè)、非國有企業(yè)分組回歸結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗

類似研究一般采用變換樣本、變換變量指標(biāo)、變換計量模型進行穩(wěn)健性檢驗，本文通過變換樣本數(shù)據(jù)的形式，檢驗其他年份的會計信息質(zhì)量、獨立董事比例對R&D融資約束的影響，結(jié)果與本文所述結(jié)果一致。

六、結(jié)論與啟示

實現(xiàn)新舊動能轉(zhuǎn)換離不開企業(yè)投入大量的科研資金以及研發(fā)人才的參與，而我國大多數(shù)上市公司的R&D投資額還主要依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，R&D的外部籌資存在一定困難。一些成長型的上市公司，內(nèi)部的留存收益積累有限，大大限制了其投資科研創(chuàng)新的程度。上市公司的外部資金提供者，通常以上市公司對外提供的會計信息為主要參考依據(jù)，衡量是否提供資金支持。經(jīng)過本文的實證研究發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量的提高，可以降低資金供給方的信息不對稱，有效緩解企業(yè)R&D融資約束。此外，提高董事會中獨立董事的比例能夠督促企業(yè)會計信息質(zhì)量的提高，進而緩解企業(yè)的R&D融資約束。通過分組回歸分析可知，非國有企業(yè)相對于國有企業(yè)的現(xiàn)金流敏感度更高，非國有企業(yè)R&D資金的外部籌集面臨著更多的困難，只能更多地依賴于內(nèi)部資金流，對于規(guī)模較小、內(nèi)部積累相對較少的非國有企業(yè)來說，研發(fā)創(chuàng)新就顯得更為困難［15-19］。如果企業(yè)依靠市場不能有效取得R&D資金投入，就需要政府提供一定的政策支持，以幫助企業(yè)投入更多的創(chuàng)新資源，實現(xiàn)企業(yè)的新舊動能轉(zhuǎn)換。同時企業(yè)還應(yīng)自覺地提高對外輸出的會計信息質(zhì)量，配合第三方監(jiān)管，如會計師事務(wù)所審計等，為會計信息的外部使用者提供高質(zhì)量的信息，使資金提供者更了解企業(yè)。