中國(guó)制造業(yè)企業(yè)融資約束對(duì)研發(fā)投入的影響研究

[摘 要]文章利用中國(guó)制造業(yè)上市公司面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)制造業(yè)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的融資約束，并從融資結(jié)構(gòu)角度分析研發(fā)投入融資約束成因。研究發(fā)現(xiàn)：制造業(yè)上市公司的研發(fā)投入活動(dòng)普遍存在融資約束。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，外源融資渠道受阻是融資約束的重要成因，因此內(nèi)源融資成為企業(yè)研發(fā)投入的主要資金來(lái)源。聚焦到創(chuàng)新活躍的高技術(shù)領(lǐng)域，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的融資約束相對(duì)一般企業(yè)更嚴(yán)重，并呈現(xiàn)出明顯的外源融資依賴(lài)性。

[關(guān)鍵詞]融資約束;研發(fā)投入;融資結(jié)構(gòu);制造業(yè);高技術(shù)企業(yè)

[中圖分類(lèi)號(hào)]F273.1;F062.4[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]1673-0461（2020）10-0047-07

研發(fā)活動(dòng)是自主創(chuàng)新的源泉，企業(yè)是研發(fā)投入的主體。當(dāng)前我國(guó)研發(fā)投入規(guī)模和強(qiáng)度持續(xù)上升，《2018年全國(guó)科技經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，2018年我國(guó)R&D投入總量達(dá)到了1.9萬(wàn)億元，R&D投入強(qiáng)度穩(wěn)步提升至2.19%，連續(xù)5年超過(guò)2%;企業(yè)在研發(fā)投入中持續(xù)占主導(dǎo)地位，企業(yè)、政府屬研究機(jī)構(gòu)、高等學(xué)校R&D經(jīng)費(fèi)支出所占比重分別為77.4 %、13.7%和7.4%。盡管我國(guó)創(chuàng)新能力實(shí)現(xiàn)了跨越擴(kuò)越式提高，但與發(fā)達(dá)國(guó)家相比差距很大，制造業(yè)企業(yè)“大而不強(qiáng)”。2017年美國(guó)、日本和德國(guó)研發(fā)強(qiáng)度分別為2.79%、3.20%和3.02%，韓國(guó)更是高達(dá)4.55%，遠(yuǎn)高于中國(guó)（2.13%）。我國(guó)世界一流創(chuàng)新型企業(yè)遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后，2017年全球研發(fā)排名前100名企業(yè)，美國(guó)擁有36家高居榜首，中國(guó)僅有華為、阿里巴巴、中興等7家企業(yè)上榜[1]。學(xué)者利用世界101個(gè)國(guó)家1.8萬(wàn)多家企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)比研究發(fā)現(xiàn)，全球研發(fā)活動(dòng)是由發(fā)達(dá)國(guó)家跨國(guó)公司主導(dǎo)，中國(guó)頂級(jí)企業(yè)研發(fā)能力落后，缺乏核心創(chuàng)新型企業(yè)支撐[2]。

融資約束是制約我國(guó)制造業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要瓶頸之一。一方面，在自由競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)中研發(fā)融資本身就是個(gè)難題。這是由于創(chuàng)新活動(dòng)存在明顯溢出效應(yīng)，帶來(lái)外部性等市場(chǎng)失靈。加上技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)較高、收益不確定性大。研發(fā)成果難以快速商業(yè)化，缺乏穩(wěn)定現(xiàn)金流，往往需要數(shù)年持續(xù)投資等特點(diǎn)，因此內(nèi)源融資因?yàn)槠髽I(yè)經(jīng)營(yíng)而呈現(xiàn)波動(dòng)，難以為研發(fā)投入提供穩(wěn)定現(xiàn)金流[3]。另一方面，研發(fā)活動(dòng)是知識(shí)生產(chǎn)過(guò)程，難以形成有效貸款抵押物。加上外部金融體系不完善等因素，企業(yè)進(jìn)行外源融資面臨各種壁壘與歧視[4]。綜上，研發(fā)活動(dòng)面臨著較大融資約束，導(dǎo)致不得不放棄優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新項(xiàng)目，造成研發(fā)投資偏離最優(yōu)水平。

實(shí)施制造強(qiáng)國(guó)戰(zhàn)略與建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家是我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，金融發(fā)展基本矛盾轉(zhuǎn)變?yōu)榻鹑谟行Ч┙o不足的結(jié)構(gòu)性失衡[5] 。為增強(qiáng)制造業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)與創(chuàng)新能力，要從緩解制造業(yè)企業(yè)融資約束，提升金融服務(wù)創(chuàng)新能力著手。因此，本文在已有研究基礎(chǔ)上，關(guān)注制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新融資問(wèn)題，將在資本市場(chǎng)開(kāi)展融資活動(dòng)的上市公司作為研究對(duì)象，重點(diǎn)分析融資約束對(duì)研發(fā)投入的影響。

一、理論分析與研究假設(shè)

融資約束是指由于不對(duì)稱(chēng)信息、代理成本等市場(chǎng)不完備因素，企業(yè)內(nèi)部融資與外部融資成本存在差異，導(dǎo)致企業(yè)難以獲得足額融資。企業(yè)研發(fā)投入普遍面臨融資約束，這既包括外部市場(chǎng)失靈帶來(lái)的普遍性融資約束，也有研發(fā)特殊性所導(dǎo)致的融資約束，兩者疊加導(dǎo)致造成正凈現(xiàn)值的創(chuàng)新投資難以獲得充分資金支持。

（一） 研發(fā)投入的融資約束

相對(duì)于一般性的實(shí)物資產(chǎn)投資，研發(fā)投入具有以下特征：資產(chǎn)專(zhuān)用性與高調(diào)整成本、不確定性與高風(fēng)險(xiǎn)性、正外部性與弱獨(dú)占性、持續(xù)性高強(qiáng)度投入，并且受制于信息不對(duì)稱(chēng)與代理成本等市場(chǎng)失靈。

一是研發(fā)投入高風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)資金成本溢價(jià)。高風(fēng)險(xiǎn)貫穿創(chuàng)新投入整個(gè)過(guò)程包括技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、管理風(fēng)險(xiǎn)、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)以及經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)帶來(lái)的政策風(fēng)險(xiǎn)等。在項(xiàng)目或計(jì)劃開(kāi)始階段風(fēng)險(xiǎn)最高，往往“九死一生”，在隨后的樣品開(kāi)發(fā)或者產(chǎn)業(yè)化階段，成功率逐漸提高，“成三敗七”[6]。因此，投資者對(duì)研發(fā)活動(dòng)要求的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)相對(duì)較高，推高研發(fā)投入資金成本，導(dǎo)致研發(fā)投入的融資約束。二是研發(fā)項(xiàng)目信息不對(duì)稱(chēng)嚴(yán)重，代理成本較高。創(chuàng)新項(xiàng)目涉及大量復(fù)雜專(zhuān)業(yè)技術(shù)知識(shí)，投資者難以從中識(shí)別篩選出較好的項(xiàng)目，會(huì)出現(xiàn)逆向選擇行為，導(dǎo)致優(yōu)質(zhì)項(xiàng)目難以獲得融資。信息不對(duì)稱(chēng)嚴(yán)重會(huì)增加代理成本，導(dǎo)致投資者要求收益率較高，進(jìn)一步推高了資金使用成本，加劇了融資約束。三是研發(fā)成果具有弱獨(dú)占性，研發(fā)活動(dòng)成果是知識(shí)和技術(shù)，易于模仿和復(fù)制，正外部性明顯。實(shí)證研究表明，模仿創(chuàng)新成本只占初始創(chuàng)新成本的50%—75%，企業(yè)不能完全占有研發(fā)投資的收益[7]。研發(fā)項(xiàng)目的社會(huì)收益高于企業(yè)收益，造成投資不足。

由于研發(fā)投入的不確定性與風(fēng)險(xiǎn)較高，信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題極為普遍，導(dǎo)致研發(fā)資金成本較高。同時(shí)來(lái)自行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)者的模仿創(chuàng)新行為，使研發(fā)收益獨(dú)占性較弱，加上技術(shù)進(jìn)步周期縮短，進(jìn)一步推高研發(fā)資金成本，導(dǎo)致研發(fā)活動(dòng)的融資約束問(wèn)題較為普遍。因此，提出假設(shè)：制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入活動(dòng)普遍面臨融資約束（H1）。

（二） 融資結(jié)構(gòu)對(duì)研發(fā)投入的影響

資金是研發(fā)活動(dòng)投入的基本要素，資金獲取依靠融資活動(dòng)。企業(yè)融資方式分為依靠?jī)?nèi)部留存收益的內(nèi)源融資與依賴(lài)外部金融體系的外源融資。完美資本市場(chǎng)中，企業(yè)不同投資活動(dòng)的內(nèi)部與外源融資成本相同，能夠完全替代。但考慮金融體系不完善帶來(lái)信息不對(duì)稱(chēng)、代理問(wèn)題等現(xiàn)實(shí)市場(chǎng)摩擦以及研發(fā)活動(dòng)自身特征，研發(fā)活動(dòng)相對(duì)于一般投資的資金成本較高。相對(duì)外源融資，來(lái)源于企業(yè)自有資金的內(nèi)源融資作為研發(fā)投入資金成本更低、可得性更高。

一是資產(chǎn)專(zhuān)用性與高調(diào)整成本。研發(fā)人員創(chuàng)造關(guān)于改進(jìn)產(chǎn)品和服務(wù)等知識(shí)，形成內(nèi)部特定的知識(shí)庫(kù)，這些無(wú)形資產(chǎn)難以固化，內(nèi)嵌于企業(yè)員工的人力資本中，具有高度的專(zhuān)用性。因此，研發(fā)活動(dòng)調(diào)整成本高，需要持續(xù)性的投入，加上創(chuàng)新周期較長(zhǎng)，期間如果因融資波動(dòng)而削減R&D投資，造成部分研發(fā)人員離職或被解雇，將會(huì)帶來(lái)巨大損失。內(nèi)源融資來(lái)源于企業(yè)自有留存收益，有利于及時(shí)為研發(fā)活動(dòng)提供資金。相比之下，外源融資尤其是債權(quán)融資有明確的償付期限要求，難以為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供穩(wěn)定的資金支持，在融資波動(dòng)時(shí)會(huì)影響研發(fā)投入的持續(xù)性，帶來(lái)額外調(diào)整成本。二是持續(xù)高強(qiáng)度投入與研發(fā)投資平滑。R&D投資的收益滯后性明顯，研發(fā)成果轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌?chǎng)化產(chǎn)品，過(guò)程需要長(zhǎng)達(dá)數(shù)年的時(shí)間，比如一種新藥開(kāi)發(fā)需要10年以上的時(shí)間。無(wú)論是前期的基礎(chǔ)實(shí)驗(yàn)還是后期開(kāi)發(fā)，以及研發(fā)成果最終轉(zhuǎn)化成現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，各個(gè)階段都需要大量的資金投入。一旦在某個(gè)環(huán)節(jié)中斷或者失敗，則前期的投資將變?yōu)槌翛](méi)成本。因此企業(yè)傾向保持相對(duì)平穩(wěn)的研發(fā)支出，通過(guò)現(xiàn)金流管理對(duì)研發(fā)投入進(jìn)行平滑。研究發(fā)現(xiàn)金融危機(jī)期間，現(xiàn)金流充裕的企業(yè)會(huì)選擇逆周期研發(fā)投入，僅22%企業(yè)選擇了順周期（減少研發(fā)投資）策略[8]。因此，相對(duì)于外源融資，內(nèi)源融資更符合研發(fā)活動(dòng)持續(xù)長(zhǎng)期性的投入特點(diǎn)。綜上，研發(fā)活動(dòng)的資產(chǎn)專(zhuān)用性導(dǎo)致了其具有較高的調(diào)整成本，研發(fā)過(guò)程需要較為長(zhǎng)期并且不間斷的高強(qiáng)度投入。內(nèi)源融資來(lái)自于企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營(yíng)成果，自主性靈活性高、使用成本低。相對(duì)于來(lái)源于外部金融體系的不穩(wěn)定且調(diào)整成本較高的外源融資，更有利于支持研發(fā)活動(dòng)。因此，提出假設(shè)：外源融資渠道受阻是制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入融資約束成因，內(nèi)源融資是研發(fā)投入的主要資金來(lái)源（H2）。

高技術(shù)企業(yè)是創(chuàng)新活動(dòng)的重要主體，研發(fā)活動(dòng)的主力軍。作為實(shí)施制造強(qiáng)國(guó)戰(zhàn)略與創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的先鋒隊(duì)與排頭兵，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度普遍較高，也面臨更高不確定性，對(duì)應(yīng)更高風(fēng)險(xiǎn)收益率。同時(shí)，其技術(shù)隱蔽性更強(qiáng)導(dǎo)致信息不對(duì)稱(chēng)更為嚴(yán)重，對(duì)應(yīng)逆向選擇與道德風(fēng)險(xiǎn)更大[9]。此外，高技術(shù)企業(yè)資產(chǎn)局限于特定技術(shù)與行業(yè)，專(zhuān)用性更為明顯，調(diào)整成本相對(duì)更高。因此，高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)的融資約束相對(duì)于一般制造業(yè)企業(yè)更為嚴(yán)重。

在融資結(jié)構(gòu)方面，多數(shù)高技術(shù)企業(yè)成立時(shí)間不長(zhǎng)，尚處在生命周期的成長(zhǎng)階段，留存收益經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)等未完全穩(wěn)定，因此，內(nèi)源融資難以保持穩(wěn)定持續(xù)性[10]。同時(shí)，高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度較一般企業(yè)更大，資金需求與融資意愿也更強(qiáng)。因此，在內(nèi)部留存收益難以為持續(xù)性高研發(fā)投入提供充足資金支持的情況下，高技術(shù)企業(yè)傾向于從多種外部渠道獲得融資，更依賴(lài)外部金融體系。由此，提出假設(shè)：相對(duì)于非高技術(shù)企業(yè)，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入融資約束更嚴(yán)重，并呈現(xiàn)外部融資依賴(lài)性（H3）。

二、 研究設(shè)計(jì)

（一） 實(shí)證模型設(shè)定

研發(fā)投入是一種特殊投資，研究其融資問(wèn)題可參照投資的融資約束測(cè)試模型。本文主要采用基于歐拉方程的投資模型。歐拉方程最早由Abel提出[11]，Bond和Meghir對(duì)企業(yè)凈收入方程進(jìn)行最大化求解，推導(dǎo)出不完全競(jìng)爭(zhēng)中企業(yè)投資的歐拉方程[12]。其基本假設(shè)是股東追求企業(yè)價(jià)值最大化時(shí)，受資本累積和外部融資約束影響。借鑒Brown等人的研究[13]，將基于歐拉方程的投資模型，應(yīng)用到研究融資結(jié)構(gòu)對(duì)研發(fā)投入的影響，得到基礎(chǔ)實(shí)證方程（1）：

R&Dit=α0+α1R&Di，t-1+α2R&D2i，t-1+α3CFi，t-1+

α4SALEi，t-1+α5Ctrl+ui+λt+εit（1）

被解釋變量R&D是企業(yè)i在t期的研發(fā)投資，SALE為銷(xiāo)售收入，CF為內(nèi)部現(xiàn)金流，通常用稅后留存收益加上折舊額表示。所有變量都除以期初總資產(chǎn)進(jìn)行規(guī)?；幚怼i為個(gè)體效應(yīng)，控制不可觀測(cè)的其他公司內(nèi)生變量影響。λt為時(shí)間效應(yīng)，控制隨時(shí)間變化影響研發(fā)投資的因素如宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境。方程（1）中系數(shù)α3衡量研發(fā)投入融資約束程度。如果α3>0且顯著，表明研發(fā)投入對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性較高，依賴(lài)內(nèi)部現(xiàn)金流，存在融資約束現(xiàn)象。如果α3不顯著，則代表企業(yè)研發(fā)投入不受內(nèi)部現(xiàn)金流影響，不存在融資約束。

進(jìn)一步在基礎(chǔ)實(shí)證方程（1）中依次加入代表融資結(jié)構(gòu)的變量，用于研究融資結(jié)構(gòu)對(duì)研發(fā)投入的影響。引入內(nèi)源融資變量與外源融資變量，得到如下實(shí)證方程（2）：

R&Dit=α0+α1R&Di，t-1+α2R&D2i，t-1+α3INFi，t+

α4INFi，t-1+α5EXFit+α6EXFi，t-1+α7SALEit+α8SALEi，t-1+α9Ctrl+ui+λt+εit（2）

方程（2）中INF表示內(nèi)源融資，等價(jià)于基礎(chǔ)方程（1）中內(nèi)部現(xiàn)金流 CF。方程加入當(dāng)期INF代表內(nèi)源融資，當(dāng)期EXF代表外源融資。增加滯后一期外源融資作為控制變量。加入同期銷(xiāo)售收入SALE控制需求因素，避免由于銷(xiāo)售收入與內(nèi)源融資（內(nèi)部現(xiàn)金流）之間相關(guān)性，造成對(duì)估計(jì)的遺漏變量偏誤。同樣地，所有變量都除以期初總資產(chǎn)，控制企業(yè)規(guī)模的影響。內(nèi)源融資INF對(duì)R&D投資的影響體現(xiàn)在系數(shù)α3，外源融資EXF的影響體現(xiàn)在系數(shù)α5。如果系數(shù)符號(hào)為正且顯著，表明研發(fā)投入對(duì)該融資渠道有依賴(lài)性。系數(shù)越大表明企業(yè)對(duì)該融資渠道依賴(lài)性越強(qiáng)，該融資方式對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用越明顯。Ctrl控制變量包括資產(chǎn)負(fù)債率（roa）、企業(yè)年齡（age） 等。

（二） 樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇2007—2015年滬深兩市A股上市公司作為初始研究樣本①。在此基礎(chǔ)上，采取以下篩選過(guò)程：剔除金融類(lèi)上市公司，ST、PT類(lèi)股票。這是由于金融類(lèi)企業(yè)的財(cái)務(wù)標(biāo)準(zhǔn)不同于其他行業(yè)上市公司，股票異常企業(yè)的創(chuàng)新投入情況具有特殊性。本文研究集中在制造業(yè)企業(yè)，制造業(yè)上市公司是研發(fā)活動(dòng)最為活躍的重要主體。雖然近年來(lái)信息技術(shù)、軟件業(yè)等服務(wù)業(yè)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)發(fā)展較快，但服務(wù)業(yè)與制造業(yè)企業(yè)具有不同的研發(fā)活動(dòng)特征。后者對(duì)于我國(guó)建設(shè)制造業(yè)強(qiáng)國(guó)意義更為重要。因此，本文以制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，對(duì)其他行業(yè)樣本予以剔除。經(jīng)篩選，最終獲得1 673家企業(yè)、7 532個(gè)觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)。本文實(shí)證研究數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、巨潮網(wǎng)披露的上市公司年報(bào)等。主要涉及公司研究系列數(shù)據(jù)中的財(cái)務(wù)報(bào)表以及財(cái)務(wù)報(bào)表附注、上市公司研發(fā)創(chuàng)新等子庫(kù)。

（三） 估計(jì)方法

回歸方法的選擇，除了考慮模型設(shè)定，還要考慮數(shù)據(jù)類(lèi)型。本文數(shù)據(jù)類(lèi)型是動(dòng)態(tài)、非平衡短面板數(shù)據(jù)。研發(fā)投入活動(dòng)具有高調(diào)整成本，過(guò)去研發(fā)投入水平與未來(lái)研發(fā)投入水平高度關(guān)聯(lián)，表現(xiàn)出一定的持續(xù)性，具有動(dòng)態(tài)調(diào)整的特征。結(jié)合數(shù)據(jù)類(lèi)型，如果動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)采用固定效應(yīng)估計(jì)，會(huì)產(chǎn)生動(dòng)態(tài)面板偏差。對(duì)于長(zhǎng)面板，動(dòng)態(tài)面板偏差較小;對(duì)于短面板，將會(huì)產(chǎn)生較大動(dòng)態(tài)面板偏誤。因此，更適用于采用動(dòng)態(tài)面板廣義矩陣估計(jì)法（GMM）。本文采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法，系統(tǒng)GMM使用前提是隨機(jī)誤差項(xiàng)無(wú)序列自相關(guān)，以及工具變量有效識(shí)別，回歸時(shí)要進(jìn)行相關(guān)前提條件檢驗(yàn)。

三、 實(shí)證結(jié)果與分析

（一） 變量定義與指標(biāo)選擇

首先，本文研究對(duì)象是企業(yè)研發(fā)投入活動(dòng)，被解釋變量用研發(fā)投入強(qiáng)度表示。指單位時(shí)間內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中研發(fā)投入活動(dòng)的比重，等于企業(yè)總研發(fā)投入除以總資產(chǎn)或總營(yíng)業(yè)收入等企業(yè)規(guī)模變量，這里采用企業(yè)總資產(chǎn)作為規(guī)模變量。其次，核心解釋變量為融資變量。內(nèi)部現(xiàn)金流或內(nèi)源融資來(lái)源于經(jīng)營(yíng)成果，表示企業(yè)以自身盈利為資金來(lái)源獲得的內(nèi)部資金。通常內(nèi)部現(xiàn)金流用企業(yè)未扣除非經(jīng)常損益與折舊的收入減去現(xiàn)金股利的值表示[14-15]。因此：內(nèi)部現(xiàn)金流或內(nèi)源融資（CF或INF）=凈利潤(rùn)+固定資產(chǎn)折舊+無(wú)形資產(chǎn)攤銷(xiāo)+長(zhǎng)期待攤費(fèi)用-分配股利、利潤(rùn)和償付利息支付的現(xiàn)金。外源融資（EXF）是企業(yè)通過(guò)籌資（融資）活動(dòng)獲得的現(xiàn)金流凈額。外源融資用企業(yè)籌資活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額表示，籌資產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額為籌資活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流入與籌資活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流出之差額，具體包括：吸收權(quán)益性投資收到的現(xiàn)金、發(fā)行債券收到的現(xiàn)金、取得借款收到的現(xiàn)金等內(nèi)容。因此：外源融資（EXF）=籌資活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~?；I資活動(dòng)現(xiàn)金流越大，意味著企業(yè)從銀行、資本市場(chǎng)籌資的能力越強(qiáng)。

此外，根據(jù)回歸方程設(shè)定，變量還包括企業(yè)銷(xiāo)售收入（SALE）、資產(chǎn)負(fù)債率（roa）、企業(yè)年齡（age）。年度變量（year），用以控制不同年份宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)公司投資的影響。同時(shí)，考慮異質(zhì)性企業(yè)特征的調(diào)節(jié)作用，本文依次加入企業(yè)所在行業(yè)等刻畫(huà)企業(yè)特征的變量。企業(yè)行業(yè)類(lèi)型 （industry）：按照所屬行業(yè)技術(shù)密集程度，將企業(yè)分為高技術(shù)企業(yè)與非高技術(shù)企業(yè)。這里通過(guò)對(duì)比證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類(lèi)（2012）與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類(lèi)（2013），將樣本中的制造業(yè)企業(yè)，分為高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)。經(jīng)分類(lèi)，最終得到高技術(shù)企業(yè)940家，非高技術(shù)企業(yè)549家。

（二） 描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)模型設(shè)定，融資變量均除以期初總資產(chǎn)，排除企業(yè)規(guī)模因素影響。表1描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，上市企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度與融資結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出以下特點(diǎn)：一是全部樣本企業(yè)的平均研發(fā)強(qiáng)度為0.026。按行業(yè)分類(lèi)時(shí)，高技術(shù)企業(yè)平均研發(fā)投入強(qiáng)度為0.03，大于非高技術(shù)企業(yè)0.021的水平。二是對(duì)于融資變量，全樣本企業(yè)內(nèi)源融資（或內(nèi)部現(xiàn)金流水平）高于外源融資，初步反映內(nèi)源融資對(duì)于企業(yè)發(fā)展更為重要。按行業(yè)分類(lèi)，高技術(shù)企業(yè)的內(nèi)源融資平均水平大于非高技術(shù)企業(yè)，外源融資平均水平也大于非高技術(shù)企業(yè)，反映出高技術(shù)企業(yè)融資能力更強(qiáng)、資金需求更大。三是銷(xiāo)售收入方面，高技術(shù)企業(yè)平均銷(xiāo)售收入小于非高技術(shù)企業(yè)。這是由于高技術(shù)企業(yè)大多處于生命周期的成長(zhǎng)期，市場(chǎng)地位和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)尚未完全穩(wěn)定，因此銷(xiāo)售收入相對(duì)較小，而非高技術(shù)企業(yè)相對(duì)成熟，經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與銷(xiāo)售收入較為穩(wěn)定，這與理論分析吻合。

（三） 研發(fā)投入融資約束檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)前文分析，利用基礎(chǔ)實(shí)證方程（1）檢驗(yàn)研發(fā)投入的融資約束。回歸方程中所有變量均除以期初總資產(chǎn)控制企業(yè)規(guī)模影響。表2報(bào)告了全樣本和分行業(yè)的回歸結(jié)果。

分別使用系統(tǒng)GMM、固定效應(yīng)FE與混合OLS三種方式對(duì)全部樣本進(jìn)行估計(jì)。實(shí)證結(jié)果顯示，這三種方法所估計(jì)的現(xiàn)金流系數(shù)雖然不完全相同，但都為正值，其中系統(tǒng)GMM估計(jì)系數(shù)在0.1%水平上顯著為正。這說(shuō)明企業(yè)研發(fā)投入表現(xiàn)出現(xiàn)金流敏感性，依賴(lài)于內(nèi)部現(xiàn)金流，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)面臨融資約束，從而驗(yàn)證了假設(shè)H1。這是由于研發(fā)投入活動(dòng)的不確定性、信息不對(duì)稱(chēng)與收益弱獨(dú)占性，導(dǎo)致研發(fā)資金的成本高于一般投資，難以從外部活動(dòng)獲得足額資金，因此面臨融資約束。此外，滯后期研發(fā)投入對(duì)研發(fā)投入有顯著正向影響，系統(tǒng)GMM估計(jì)系數(shù)在1附近，反映出研發(fā)投入活動(dòng)具有持續(xù)性、慣性較大。這是由于研發(fā)項(xiàng)目一般分多期開(kāi)展，前一期研發(fā)投入會(huì)顯著影響后一期，反映出企業(yè)研發(fā)投入調(diào)整成本較高。R&Dt-12系數(shù)為負(fù)，這與模型設(shè)定的預(yù)期一致，間接說(shuō)明該估計(jì)方法有效。

為驗(yàn)證不同行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的融資約束差異，將樣本分為高技術(shù)與非高技術(shù)兩組，表2最右兩列報(bào)告了回歸結(jié)果。高技術(shù)企業(yè)組觀測(cè)值為3 599個(gè)，非高技術(shù)企業(yè)為1 962個(gè)，觀測(cè)值數(shù)量差異可能來(lái)源于高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)較為活躍，并且對(duì)創(chuàng)新信息的披露較為充分等原因。實(shí)證結(jié)果顯示：非高技術(shù)企業(yè)現(xiàn)金流系數(shù)為正且較小，僅在10%水平上顯著。這表明非高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的融資約束相對(duì)較小。高技術(shù)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流系數(shù)則在0.1%水平上顯著為正，且系數(shù)大于非高技術(shù)企業(yè)。這說(shuō)明高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入更依賴(lài)內(nèi)部現(xiàn)金流，面臨融資約束更嚴(yán)重，從而部分驗(yàn)證了假設(shè)H3。這是由于高技術(shù)企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度較高，創(chuàng)新活動(dòng)面臨的不確定性與風(fēng)險(xiǎn)性較高、信息不對(duì)稱(chēng)更為嚴(yán)重。由于技術(shù)復(fù)雜度高、資產(chǎn)專(zhuān)用性與調(diào)整成本更大。因此，相對(duì)于非高技術(shù)企業(yè)，高技術(shù)企業(yè)研發(fā)資金成本相對(duì)更高，融資約束更為嚴(yán)重。

為驗(yàn)證模型有效性，系統(tǒng)GMM估計(jì)方法使用要滿(mǎn)足隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在二階序列自相關(guān)，以及工具變量能夠有效識(shí)別條件。因此，回歸時(shí)要進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)（見(jiàn)表3）。一是對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)。對(duì)全部樣本，一階自相關(guān)檢驗(yàn)AR（1）未通過(guò)，檢驗(yàn)P值為0.037，顯著拒絕原假設(shè)。二階自相關(guān)檢驗(yàn)通過(guò)，AR（2）檢驗(yàn)P值為0.554，接受原假設(shè)。這說(shuō)明隨機(jī)干擾項(xiàng)不存在二階或更高階自相關(guān)。同樣地，高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)的子樣本呈現(xiàn)出類(lèi)似結(jié)果，自相關(guān)檢驗(yàn)通過(guò)。二是對(duì)工具變量有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。為驗(yàn)證工具變量不存在過(guò)度識(shí)別，采用Sargan test或Hansen test，數(shù)據(jù)顯示檢驗(yàn)結(jié)果P值。對(duì)于全部樣本均在5%的顯著性水平上接受原假設(shè)，即所有工具變量均有效，說(shuō)明工具變量均能夠有效識(shí)別。同樣地，高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)的子樣本呈現(xiàn)出類(lèi)似結(jié)果，工具變量均能夠有效識(shí)別。綜上，使用系統(tǒng)GMM估計(jì)的條件滿(mǎn)足，估計(jì)結(jié)果有效。

（四） 融資結(jié)構(gòu)對(duì)研發(fā)投入的影響分析

根據(jù)前文分析，為研究融資結(jié)構(gòu)對(duì)研發(fā)投入的影響，引入內(nèi)源融資（INF）與外源融資變量（EXF）得到實(shí)證方程（2）?；貧w方程中所有變量均除以期初總資產(chǎn)，以控制企業(yè)規(guī)模影響。表4、表5分別報(bào)告了全樣本和分行業(yè)樣本回歸結(jié)果。

全部樣本回歸結(jié)果顯示，內(nèi)源與外源融資系數(shù)均在0.1%水平上顯著并且為正。這說(shuō)明無(wú)論是內(nèi)源融資還是外源融資，均能夠促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度提高。數(shù)量上，單獨(dú)加入內(nèi)源融資變量，系數(shù)為0.088，大于單獨(dú)加入外源融資變量的系數(shù)0.032，說(shuō)明內(nèi)源融資的作用大于外源融資。同時(shí)加入內(nèi)源與外源融資變量，系數(shù)仍是前者更大。這說(shuō)明內(nèi)源融資對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的促進(jìn)作用更大，外源融資對(duì)研發(fā)投入作用相對(duì)較弱，從而驗(yàn)證了假設(shè)H2。這是由于內(nèi)源融資作為企業(yè)自有資金，自主性與靈活度高而資金成本較低，能夠滿(mǎn)足研發(fā)投入高強(qiáng)度且不間斷的長(zhǎng)期投入。而外源融資受制于外部金融體系，易受制于信息不對(duì)稱(chēng)、調(diào)整成本，難以為研發(fā)投入提供穩(wěn)定資金支持。因此，內(nèi)源融資更適于作為研發(fā)資金，外源融資渠道受阻是制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入融資約束的重要成因。

進(jìn)一步將樣本分為高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)兩組，分行業(yè)回歸結(jié)果見(jiàn)表5。實(shí)證結(jié)果顯示：無(wú)論高技術(shù)還是非高技術(shù)企業(yè)，內(nèi)源融資系數(shù)均顯著大于外源融資，說(shuō)明內(nèi)源融資仍是企業(yè)研發(fā)最為理想的融資方式，這與上文結(jié)論一致。細(xì)分來(lái)看，對(duì)于內(nèi)源融資，高技術(shù)企業(yè)與非高技術(shù)系數(shù)均為正且在0.1%水平上顯著，這印證了內(nèi)源融資在研發(fā)投入中的重要作用。但絕對(duì)值上，非高技術(shù)企業(yè)的內(nèi)源融資系數(shù)更大，說(shuō)明非高技術(shù)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)更依賴(lài)內(nèi)源融資。對(duì)于外源融資，只有高技術(shù)企業(yè)的外源融資系數(shù)顯著為正，非高技術(shù)企業(yè)外源融資系數(shù)不顯著。這說(shuō)明相對(duì)于非高技術(shù)企業(yè)，外源融資對(duì)高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入活動(dòng)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，從而驗(yàn)證了假設(shè)H3的后半部分，假設(shè)3成立。

這是由于比較成熟的非高技術(shù)企業(yè)業(yè)績(jī)較為穩(wěn)定、經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)較小，內(nèi)源融資相對(duì)充足，可以用作研發(fā)資金。相比之下，多數(shù)高技術(shù)企業(yè)存續(xù)時(shí)間不長(zhǎng)，經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)尚未完全穩(wěn)定，內(nèi)源融資不足、持續(xù)性難以保證。高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度大于一般企業(yè)，單靠?jī)?nèi)源融資難以滿(mǎn)足研發(fā)需求，對(duì)外源融資有較強(qiáng)依賴(lài)性。因此，推動(dòng)高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，要高度重視外部金融體系的完善，為高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入提供有效資金支持。

為保證回歸結(jié)果有效性，進(jìn)行隨機(jī)誤差項(xiàng)二階序列自相關(guān)，以及工具變量有效識(shí)別檢驗(yàn)（見(jiàn)表6）。結(jié)果顯示，隨機(jī)干擾項(xiàng)不存在二階或更高階自相關(guān)。高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)的子樣本呈現(xiàn)出類(lèi)似結(jié)果，自相關(guān)檢驗(yàn)通過(guò)。根據(jù)Sargan test結(jié)果，能夠接受原假設(shè)，工具變量能夠有效識(shí)別。同樣地，高技術(shù)與非高技術(shù)企業(yè)的子樣本呈現(xiàn)出類(lèi)似結(jié)果，工具變量均能夠有效識(shí)別。按照Hansen test結(jié)果，基本接受工具變量能夠有效識(shí)別的假設(shè)。除了在所有樣本企業(yè)中Hansen test只在1%的顯著性水平上接受原檢驗(yàn)，其他兩組均能夠接受工具變量能夠有效識(shí)別的假設(shè)。綜上，系統(tǒng)GMM估計(jì)相關(guān)條件滿(mǎn)足，估計(jì)結(jié)果有效。

為保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，對(duì)上述估計(jì)采用系統(tǒng)GMM、固定效應(yīng)FE與混合OLS三種估計(jì)方式，并按照行業(yè)分組，可近似認(rèn)為是對(duì)研究結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。此外，表4與表5回歸結(jié)果中，R&D2t-1系數(shù)均為負(fù)，與模型設(shè)定預(yù)期一致，也側(cè)面說(shuō)明了估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。進(jìn)一步，通過(guò)替換被解釋變量方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將研發(fā)投入強(qiáng)度改為企業(yè)總研發(fā)投入除以主營(yíng)業(yè)務(wù)收入作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果仍然穩(wěn)健。

四、 結(jié)論與政策建議

本文采用上市公司面板數(shù)據(jù)，利用動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì)和固定效應(yīng)估計(jì)等方法，分析了中國(guó)制造業(yè)上市公司融資約束對(duì)研發(fā)投入的影響。研究結(jié)論如下：一是制造業(yè)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)普遍面臨融資約束。二是從融資結(jié)構(gòu)角度分析發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)企業(yè)融資約束的成因是外源融資渠道受阻，導(dǎo)致研發(fā)投入依賴(lài)內(nèi)源融資。三是拓展到不同行業(yè)，高技術(shù)領(lǐng)域研發(fā)投入的融資約束相對(duì)非高技術(shù)領(lǐng)域更為嚴(yán)重，同時(shí)高技術(shù)企業(yè)呈現(xiàn)較強(qiáng)外源融資依賴(lài)性。因此，融資約束是制約當(dāng)前制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的重要因素。直接融資發(fā)展不足、金融市場(chǎng)不完善等外部金融體系制約，導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)難以獲得有效外源融資。尤其是作為創(chuàng)新主體的高技術(shù)企業(yè)，在內(nèi)源融資難以為研發(fā)活動(dòng)提供穩(wěn)定資金支持時(shí)，外部金融體系不健全加劇了高技術(shù)企業(yè)面臨的融資約束，制約了創(chuàng)新的活躍程度。

為緩解制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新融資約束，推動(dòng)金融領(lǐng)域供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，本文從企業(yè)自身與創(chuàng)新融資體系兩個(gè)方面提出政策建議：一是從企業(yè)層面，融資結(jié)構(gòu)是影響企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的重要因素。企業(yè)為保證創(chuàng)新投入持續(xù)穩(wěn)定，要立足自身特點(diǎn)，優(yōu)化調(diào)整融資結(jié)構(gòu)，制定合理的研發(fā)投入戰(zhàn)略決策。由于研發(fā)投入普遍存在融資約束，企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理者要作好長(zhǎng)期創(chuàng)新現(xiàn)金流規(guī)劃，保證內(nèi)部現(xiàn)金流充足，充分發(fā)揮內(nèi)源融資的支持作用。在內(nèi)源融資有限的情況下，要積極拓寬外源融資渠道。二是從金融體系改革方面，當(dāng)前我國(guó)融資體系難以適應(yīng)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)要求，間接融資比重過(guò)高、直接融資渠道不通暢，科技金融服務(wù)滯后。因此，要通過(guò)金融領(lǐng)域供給側(cè)改革，推動(dòng)資金投向創(chuàng)新領(lǐng)域，拓寬資本市場(chǎng)服務(wù)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)功能與范圍，緩解制造業(yè)外源融資約束，提高企業(yè)研發(fā)投入水平與創(chuàng)新能力。

[注 釋]

①選擇2007作為研究的開(kāi)始，是因?yàn)?007年開(kāi)始采用新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，新準(zhǔn)則對(duì)上市公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)的披露作出了全新規(guī)定，并且在這之后上市公司對(duì)研發(fā)活動(dòng)的信息披露才開(kāi)始增多。

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The Effect of Financing Constraints on the R&D Investment

of Chinese Manufacturing Enterprises

Zhuang Qinqin

（Institute of Quantitative & Technical Economics， Chinese Academy of Social Sciences， Beijing 100732，China）

Abstract：

Using the panel data of China s manufacturing listed companies， the effect of financing constraints on R&D investment is examined， and the causes of financing constraints are analyzed from the perspective of financing structure. The following conclusions are obtained： financing constraints are common in R&D investment activities; blocked external financing channels are the main causes of financing constraints， so internal financing has become the main source of R&D investment. Furthermore， the financing constraints of hightech companies are more serious， and it shows obvious dependence on external financing.

Key words： financial constraints;R&D investment;financial structure;manufacturing industry;hightech enterprises

（責(zé)任編輯：張積慧）

收稿日期：2020-02-18

網(wǎng)絡(luò)出版網(wǎng)址：https：//kns.cnki.net/kcms/detail/13.1356.F.20200317.1456.002.html網(wǎng)絡(luò)出版時(shí)間：2020-03-1717：24：18

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目《推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展的質(zhì)量治理體系與政策研究》（18ZDA079）;中國(guó)社會(huì)科學(xué)院青年科研啟動(dòng)項(xiàng)目《面向高質(zhì)量發(fā)展的多層次資本市場(chǎng)支持企業(yè)創(chuàng)新研究》（IQTE2019QNXM）。

作者簡(jiǎn)介：莊芹芹（1991—），女，安徽淮北人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所助理研究員，主要研究方向?yàn)閯?chuàng)新經(jīng)濟(jì)學(xué)。