客戶集中度、融資約束與研發(fā)投入

姚亞杰

摘要：本文以2016-2018年制造業(yè)上市公司為樣本，研究客戶集中度與研發(fā)投入的關(guān)系，及融資約束的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明，高客戶集中度抑制研發(fā)投入，融資約束小可緩解這種抑制作用。

關(guān)鍵詞：客戶集中度;研發(fā)投入;融資約束

引言

制造業(yè)從“中國制造”走向“中國創(chuàng)造”，創(chuàng)新能力的提升是至關(guān)重要的，企業(yè)應(yīng)當(dāng)加大研發(fā)投入。研發(fā)投入的影響因素眾多，肖利平（2016）研究了公司治理如股權(quán)激勵(lì)、股權(quán)集中度、董事會(huì)規(guī)模等對(duì)研發(fā)投入的作用;石俊國等（2019）、馬克和等（2019）研究了政府補(bǔ)助對(duì)研發(fā)投入的影響，得出政府補(bǔ)助促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的結(jié)論。

客戶是企業(yè)重要的利益相關(guān)者，客戶集中度越高，其議價(jià)能力越強(qiáng)。對(duì)企業(yè)來說，對(duì)客戶的銷售是收入的主要來源，盈利水平會(huì)受到客戶集中度的影響。研發(fā)投入具有投資周期長、不確定性高的特點(diǎn)，其資金來源主要依靠內(nèi)源融資，客戶集中度高時(shí)，企業(yè)要持有較多的現(xiàn)金流以滿足客戶的需求，可能會(huì)對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生抑制作用。

一、理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)波特的五力分析模型，客戶的集中程度高可以提高客戶討價(jià)還價(jià)的能力。李歡（2018）等研究得出客戶集中度越高的公司，經(jīng)營業(yè)績（ROA）越差，主要原因是毛利率和應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率低?？蛻艏卸仍礁?，會(huì)提高企業(yè)的交易成本，且企業(yè)需要保留更多的現(xiàn)金流來維持與客戶的關(guān)系。資源是有限的，研發(fā)投入依靠內(nèi)部融資，當(dāng)更多的資金用于維護(hù)客戶時(shí)，研發(fā)投入會(huì)受到抑制。根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)1：高客戶集中度抑制研發(fā)投入。

不同的企業(yè)受自身因素影響，面臨的融資約束程度不同。劉志雄（2020）提出融資約束越小，融資能力則越強(qiáng)。融資約束小的企業(yè)，其資金使用游刃有余，研發(fā)投入不會(huì)過多受到客戶集中的負(fù)向影響，進(jìn)行研發(fā)的資金需求更容易通過其他的融資渠道滿足。根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)2：融資約束小可緩解高客戶集中度對(duì)研發(fā)投入的抑制作用。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號(hào)—年度報(bào)告的內(nèi)容與格式》規(guī)定，上市公司應(yīng)披露公司前五大客戶和供應(yīng)商對(duì)應(yīng)的銷售額、采購金額及相應(yīng)占比情況。本文選取2016—2018年制造業(yè)上市公司作為研究樣本，并剔除以下樣本：2016—2018年曾被ST（或*ST）的公司;數(shù)據(jù)缺失的樣本，最后共得到5223個(gè)觀測(cè)值。本文使用的前五大客戶銷售額占比、研發(fā)投入等財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。為消除極端值的影響，本文對(duì)變量進(jìn)行縮尾處理。

（二）變量定義

本文的被解釋變量是研發(fā)投入RD，用研發(fā)支出/總資產(chǎn)這一相對(duì)數(shù)指標(biāo)來進(jìn)行衡量。解釋變量是客戶集中度CC，借鑒李丹蒙等（2020）和張曄等（2019）對(duì)客戶集中度的定義方式，用前五大客戶銷售總額占企業(yè)當(dāng)年銷售額的比例來衡量。調(diào)節(jié)變量為融資約束CF，用經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量/總資產(chǎn)衡量?？刂谱兞窟x取了企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、盈利能力、企業(yè)性質(zhì)等指標(biāo)，分別用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)SIZE、資產(chǎn)負(fù)債率LEV、第一大股東持股比例Sharehold、資產(chǎn)收益率ROA、國有/非國有企業(yè)SOE進(jìn)行衡量，為控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)，加入了行業(yè)和年度的啞變量作為控制變量。

（三）模型設(shè)計(jì)

本文用模型1驗(yàn)證假設(shè)1，若客戶集中度的系數(shù)a1顯著為負(fù)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

RDi，t=a0+a1CCi，t+∑aiControli，t+ε

用模型2驗(yàn)證假設(shè)2，若交乘項(xiàng)的系數(shù)為正，即符號(hào)與模型1中解釋變量的符號(hào)相反，則假設(shè)2得到驗(yàn)證。

RDi，t=β0+β1CCi，t+β2CFi，t+β3CCi，t×CFi，t+∑βiControli，t+γ

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中研發(fā)投入RD的最小值和最大值分別為0和0.088，標(biāo)準(zhǔn)差為0.016，說明樣本中各公司間的研發(fā)投入差異較大，制造業(yè)上市公司的研發(fā)投入占總資產(chǎn)比例的均值為2.3%?？蛻艏卸菴C的最小值和最大值分別為0.035和0.920，前五大客戶的銷售額占比最大值高達(dá)92%，均值和中位數(shù)分別為31.3%和26.1%，反映了我國制造業(yè)企業(yè)的銷售額對(duì)大客戶的依賴程度較高，且客戶集中度差異較大。融資約束CF的最小值為-0.130，最大值為0.230，均值和中位數(shù)分別為0.047和0.045。

（二）多元回歸結(jié)果分析

表2報(bào)告了研發(fā)投入對(duì)客戶集中度的回歸結(jié)果，表中（1）列CC即客戶集中度的估計(jì)系數(shù)為-0.005，且在1%的水平上顯著，回歸結(jié)果表明，客戶集中度對(duì)研發(fā)投入有顯著負(fù)向影響，說明客戶集中度越高，研發(fā)投入越低，驗(yàn)證了假設(shè)1，即其他條件保持不變，高客戶集中度抑制研發(fā)投入。為了進(jìn)一步研究融資約束對(duì)客戶集中度與研發(fā)投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，在模型1中加入了交乘項(xiàng)，回歸結(jié)果如表中（2）列所示，CC的系數(shù)為-0.007，交乘項(xiàng)CC×CF的系數(shù)為0.054，且在5%的水平上顯著，客戶集中度變量的系數(shù)為負(fù)，而交乘項(xiàng)系數(shù)為正，說明較小的融資約束弱化了客戶集中度與研發(fā)投入的關(guān)系，假設(shè)2得以驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性測(cè)試

為了緩解內(nèi)生性問題，本文將研發(fā)投入滯后一期對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用公司前五大客戶銷售比例的平方和作為替代變量，對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。經(jīng)以上驗(yàn)證，結(jié)果依然顯著。

結(jié)語

本文以2016—2018年制造業(yè)上市公司為樣本，研究了客戶集中度與研發(fā)投入的關(guān)系，結(jié)果表明：高客戶集中度會(huì)抑制企業(yè)的研發(fā)投入，融資約束小可以緩解這一抑制作用。客戶集中能給企業(yè)帶來高效的銷售，但制造業(yè)企業(yè)也應(yīng)關(guān)注客戶集中給公司的發(fā)展帶來的不利影響，避免過度依賴現(xiàn)有客戶，努力開拓銷售渠道，拓寬銷售市場(chǎng)，增強(qiáng)自身議價(jià)能力和融資能力。另一方面，提高研發(fā)水平，增強(qiáng)創(chuàng)新能力，走向“中國創(chuàng)造”。

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